淺析融資約束和投資效率

　　20 世紀(jì) 30 年代熊彼特(1934)在《經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論》中論述了創(chuàng)新不僅有助于提升自主創(chuàng)新競(jìng)爭(zhēng)力，也有利于推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變。然而相對(duì)于企業(yè)來說，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)需要大量資金。傳統(tǒng)的融資約束理論認(rèn)為，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中存在的信息不對(duì)稱、道德風(fēng)險(xiǎn)、逆向選擇等問題，使得企業(yè)特別是成長(zhǎng)中的中小企業(yè)難以獲得研發(fā)投資所需的資金，普遍面臨融資約束困境，并且融資約束程度越高，企業(yè)投資決策偏離其最優(yōu)決策程度也就越高，導(dǎo)致企業(yè) RD 效率降低，阻礙企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。中小企業(yè)面臨融資約束的困境下，如何提高 RD 效率，培育其創(chuàng)新能力?本文針對(duì)這一問題展開深入探究，選取我國(guó)中小板上市公司 622 家企業(yè)數(shù)據(jù)，運(yùn)用隨機(jī)邊界分析方法，測(cè)算我國(guó)中小企業(yè) RD 支出的效率;同時(shí)，采用股利支付次數(shù)以及構(gòu)造 KZ 指數(shù)來探究融資與 RD 之間關(guān)系以及融資約束對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入效率的影響。

　　一、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

　　(一)文獻(xiàn)綜述

　　1.融資約束與企業(yè) RD 投資行為

　　從國(guó)外研究成果看，F(xiàn)azzar(i1988)首次提出融資約束理論，并通過融資約束理論發(fā)現(xiàn)融資約束會(huì)降低企業(yè)的投資支出，影響企業(yè) RD 投資效率;Hal(l1992)運(yùn)用美國(guó)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn) RD 與現(xiàn)金流之間存在很強(qiáng)的相關(guān)性，并認(rèn)為RD 投資比一般投資面臨更嚴(yán)重的融資約束;Himmel-berg petersen(1994)通過對(duì)美國(guó)高新技術(shù)企業(yè)研究分析，認(rèn)為高新技術(shù)企業(yè)更容易存在 RD 的融資約束;Mulkay Bondcta(l2003)對(duì)英國(guó)與德國(guó)的企業(yè) RD 投資進(jìn)行對(duì)比研究發(fā)現(xiàn)，英國(guó)面臨更顯著的 RD 融資約束。

　　國(guó)內(nèi)學(xué)者大部分支持 RD 支出的融資約束假說，劉立(2003)基于資源觀對(duì)企業(yè) RD 投資進(jìn)行的分析表明，金融資源狀況會(huì)影響企業(yè)從事 RD 活動(dòng)的傾向，內(nèi)部金融資源的匱乏會(huì)制約企業(yè)支持活動(dòng)的能力;連玉君和程建(2007)在克服 Tobins Q 衡量偏誤的情況下發(fā)現(xiàn)，融資約束輕的公司表現(xiàn)出更強(qiáng)的投資現(xiàn)金流敏感性;顧群和翟淑萍(2011)以 20062009 年滬深兩市的 112 家高科技企業(yè)為樣本進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)融資約束程度與 RD 投資之間有明顯的規(guī)律，即融資約束程度高的企業(yè) RD 投資對(duì)內(nèi)源融資的依賴程度相對(duì)較高，而融資約束程度低的企業(yè)RD 投資對(duì)內(nèi)源融資的依賴性相對(duì)較低。

　　2.融資約束因素對(duì)企業(yè) RD 投資效率的影響

　　不同的融資因素對(duì)企業(yè) RD 投資行為也會(huì)產(chǎn)生差異。國(guó)內(nèi)外學(xué)者主要從現(xiàn)金流、股權(quán)融資、債務(wù)融資、自由現(xiàn)金流四個(gè)因素入手，研究其對(duì) RD 投資效率產(chǎn)生的影響。

　　Stulz(1990)認(rèn)為，當(dāng)企業(yè)擁有高現(xiàn)金流與高質(zhì)量投資機(jī)會(huì)時(shí)，就不會(huì)存在自由現(xiàn)金流問題，但當(dāng)企業(yè)擁有高的現(xiàn)金流卻具有低的投資機(jī)會(huì)則會(huì)產(chǎn)生自由現(xiàn)金流問題;Hubbard and Petersen(1998)認(rèn)為，資本市場(chǎng)的不完善、外部融資成本大大高于內(nèi)部融資成本，企業(yè)會(huì)通過內(nèi)部產(chǎn)生的現(xiàn)金流量擴(kuò)大投資支出來緩解融資約束;Hal(l1992)以美國(guó) 19731987 年期間的制造企業(yè)為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)RD 投資與現(xiàn)金流的彈性顯著正相關(guān)，并認(rèn)為此證據(jù)支持流動(dòng)性約束，而非需求效應(yīng);Brown 等(2007)發(fā)現(xiàn)外部股權(quán)融資對(duì)于此類公司起著相當(dāng)重要的作用，外部股權(quán)融資的波動(dòng)直接影響其 RD 的投資量。

　　張功富(2007)對(duì)我國(guó) 434 家工業(yè)類上市公司進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)擁有較多自由現(xiàn)金流的企業(yè)更傾向于投資過度;楊棉之(2011)從債務(wù)融資、自由現(xiàn)金流相互關(guān)系方面分析民營(yíng)上市公司過度投資行為，發(fā)現(xiàn)過度投資行為與自由現(xiàn)金流之間呈顯著正向相關(guān)關(guān)系;李麗青(2008)以 2006 年披露研發(fā)信息的 85 家上市公司為研究樣本，對(duì)企業(yè)融資決策和研發(fā)投資之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投資強(qiáng)度高的企業(yè)具有低財(cái)務(wù)杠桿的特性，即企業(yè)負(fù)債水平與研發(fā)投資強(qiáng)度呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)的關(guān)系;劉振(2011)以 20062008 年的高新技術(shù)類上市公司為研究樣本，分析了企業(yè)融資來源的差異對(duì) RD 投資的影響，證明了高新技術(shù)企業(yè)的內(nèi)源融資和股權(quán)融資水平與企業(yè) RD 投資顯著正相關(guān)，負(fù)債融資與企業(yè) RD 投資顯著負(fù)相關(guān)。

　　3.小結(jié)

　　國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于企業(yè) RD 投資行為的研究大多集中在大中型企業(yè)或者高新技術(shù)企業(yè)的投資不足與投資過度，而對(duì)企業(yè)投資效率的研究較為缺乏，且很少對(duì)企業(yè) RD投資效率進(jìn)行定量的研究。對(duì)于企業(yè)融資約束與 RD 投資行為的研究，大多只是集中在某一個(gè)融資因素對(duì)企業(yè)RD 投資行為的影響，忽視企業(yè)存在融資約束的情況下，現(xiàn)金流、股權(quán)融資、債務(wù)融資、自由現(xiàn)金流融合在一起，會(huì)對(duì)企業(yè) RD 投資效率產(chǎn)生如何影響。

　　因此，本文側(cè)重于從微觀視角，定量測(cè)算企業(yè)研發(fā)投資效率，并對(duì)我國(guó)中小板上市公司存在融資約束的情況下，不同的融資因素如何影響企業(yè) RD 投資效率進(jìn)行實(shí)證分析。

　　(二)研究假設(shè)

　　從國(guó)內(nèi)外的文獻(xiàn)梳理中發(fā)現(xiàn)，大部分學(xué)者認(rèn)為企業(yè)RD 投資與融資約束之間存在密切的關(guān)系，并且企業(yè)融資來源的差異會(huì)對(duì) RD 投資效率產(chǎn)生不同的影響。因此，本文在定量測(cè)算我國(guó)中小板上市公司的研發(fā)投資效率時(shí)，提出三個(gè)研究假設(shè)：

　　假設(shè) 1：基于中小企業(yè)規(guī)模小且缺乏資產(chǎn)抵押、外部融資環(huán)境較差，研發(fā)投資時(shí)會(huì)受到更大的融資約束，融資約束組企業(yè) RD 效率小于非融資約束組企業(yè)。

　　假設(shè) 2：股權(quán)融資、企業(yè)現(xiàn)金流與 RD 投資效率呈正相關(guān)關(guān)系，自由現(xiàn)金流、債務(wù)融資與 RD 投資效率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

　　假設(shè) 3：當(dāng)企業(yè)存在融資約束的情況下，股權(quán)融資的RD 投資效率最高，即股權(quán)融資融資約束組的 RD 投資效率比非融資約束組高，債務(wù)融資和現(xiàn)金持有量融資約束組的 RD 投資效率比非融資約束組低。

　　二、研究設(shè)計(jì)

　　(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

　　本文數(shù)據(jù)通過對(duì)中小板上市公司年度報(bào)告整理獲得，所得選取數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間為 20072012 年，其中，RD支出數(shù)據(jù)來自于巨潮資訊網(wǎng)站，其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)與 RSSET 數(shù)據(jù)庫(kù)。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行如下篩選：(1)保留交易狀態(tài)為正常的公司;(2)剔除金融類上市公司;(3)剔除 RD 支出、現(xiàn)金流、現(xiàn)金持有量、投資機(jī)會(huì)等指標(biāo)缺失的觀測(cè)值;(4)對(duì)有關(guān)變量在 1 分位和 99 分位進(jìn)行 winsor縮尾處理。最終選擇 612 家上市公司，共 1 966 個(gè)觀測(cè)值。本文數(shù)據(jù)處理與實(shí)證分析均使用軟件 stata12 與 spss18.0完成。

　　(二)融資約束分組方法

　　由于我國(guó)資本市場(chǎng)尚不完善，按股利支付率分組不能很好地區(qū)分融資約束組與非融資約束組，因此，本文通過每家公司股利支付次數(shù)將樣本進(jìn)行預(yù)分組，采用多元判別分析來構(gòu)建融資約束指數(shù)。第一組是現(xiàn)金股利支付不大于1 次的公司，為融資約束組(FC);第二組是現(xiàn)金股利支付大于 3 次的公司，為非融資約束組(NFC);第三組是現(xiàn)金股利為 2 次和 3 次的公司，為部分融資約束組，并通過一系列變量來構(gòu)建 ZFC 指數(shù)，預(yù)測(cè)企業(yè)在融資約束組還是非融資約束組。

　　其中：流動(dòng)比率(Current)等于流動(dòng)資產(chǎn) / 流動(dòng)負(fù)債;主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率(Sgr)為主營(yíng)業(yè)務(wù)收入變化率;營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率(Profit)等于營(yíng)業(yè)利潤(rùn) / 營(yíng)業(yè)收入;總負(fù)債率(TL)等于總負(fù)債 / 總資產(chǎn);企業(yè)規(guī)模(Size)等于總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù);松弛系數(shù)(Slack)等于(現(xiàn)金 + 短期投資 +0.5 存貨+0.7 應(yīng)收賬款 - 短期銀行借款)/ 總資產(chǎn)。

　　判別指數(shù)與模型的錯(cuò)判矩陣。融資約束組 Z 指數(shù)均值較大，非融資約束組 Z 指數(shù)均值較小，反映融資約束程度與 Z 指數(shù)之間呈正向關(guān)系，即隨著融資約束程度的提高，Z 指數(shù)不斷增加。另外，在融資約束組有 260 個(gè)觀測(cè)值被正確地預(yù)測(cè)，占融資約束組的 56.64%;在部分融資約束組中有 267 個(gè)觀測(cè)值被正確地預(yù)測(cè)，占部分融資約束組的 37.45%;在非融資約束組有 244 個(gè)觀測(cè)值被正確預(yù)測(cè)，占非融資約束組的55.96%。

　　(三)投資效率的衡量與融資約束檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/strong>

　　1.投資效率的衡量

　　以往文獻(xiàn)對(duì)投資效率的衡量基本是采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)或隨機(jī)邊界分析(SFA)來測(cè)算，對(duì)投資效率較少有明確的定義。本文模型中的投資效率含義是指企業(yè)的實(shí)際投資額與最優(yōu)投資額之間的偏離程度(連玉君，2009)。

　　2.融資約束檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

　　考慮到企業(yè) RD 投資效率影響因素的多樣性，本文在 Brown Martinsson and Peterson(2012) 的模型基礎(chǔ)上，解釋變量中引入滯后一期的 RD 支出，并引入現(xiàn)金流、股權(quán)融資與債務(wù)融資來衡量融資約束，使用現(xiàn)金持有作為控制變量來平滑 RD 投資;另外，加入企業(yè)規(guī)模與投資機(jī)會(huì)來控制分析;考慮到時(shí)間因素與行業(yè)因素對(duì)模型的影響，本文把行業(yè)效應(yīng)與時(shí)間效應(yīng)作為控制變量。

　　三、實(shí)證分析

　　(一)描述性分析

　　根據(jù)前文的判別分析構(gòu)造 Zscore 指數(shù)。對(duì) Zscore 進(jìn)行分組是一種非常重要的融資約束界定方法，如 Cleary(1999)、連玉君(2007)等，然而他們根據(jù)各年度 Zscore值大小進(jìn)行平均分組的方法可能導(dǎo)致界定標(biāo)準(zhǔn)的不統(tǒng)一，所以本文總體 Zscore 值的大小平均分為三組。由于融資約束組 Z 指數(shù)均值較大，非融資約束組 Z 指數(shù)均值較小，所以本文將 Zscore 值最小的三分之一的樣本界定為非融資約束組，Zscore 值最大的三分之一的樣本界定為融資約束組，其他部分為部分融資約束組。

　　企業(yè)的研發(fā)支出與研發(fā)強(qiáng)度融資約束組均小于非融資約束組;從融資來源方面看，融資約束組現(xiàn)金流均值為 0.17，股權(quán)融資均值為 0.14，債務(wù)融資均值為 0.31，均低于非融資約束組，反映融資約束不管是來自內(nèi)部還是外部原因都會(huì)影響企業(yè) RD 支出;從現(xiàn)金持有量看，融資約束組現(xiàn)金持有量為 0.35，高于非融資約束組的 0.25，反映了融資約束組企業(yè)出于預(yù)防性動(dòng)機(jī)，使用貨幣資金來平滑 RD 支出，導(dǎo)致企業(yè)現(xiàn)金持有量的增加。因此，融資約束組企業(yè) RD 效率均小于非融資約束組，本文假設(shè) 1 得到支持。

　　(二)Pearson 相關(guān)性分析

　　在線性回歸中，若解釋變量之間存在高度相關(guān)關(guān)系將使模型估計(jì)失真，各變量之間的 Pearson相關(guān)性分析結(jié)果。模型中解釋變量相關(guān)系數(shù)最大值為 0.61，表明不存在嚴(yán)重多重共線性問題。

　　(三)RD 投資效率分析

　　隨機(jī)邊界分析結(jié)果

　　本文使用 stata12軟件 xtfrontier 程序 進(jìn)行面板隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)�？刂屏四甓刃�應(yīng)與行業(yè)效應(yīng)兩個(gè)變量，對(duì) RD 支出進(jìn)行效率評(píng)價(jià)，除債務(wù)融資外均在 5%水平上顯著;而對(duì) RD 強(qiáng)度進(jìn)行效率評(píng)價(jià)，大多數(shù)變量并不顯著。從融資因素看，企業(yè)現(xiàn)金流與股權(quán)融資對(duì) RD 投資顯著正相關(guān)，表明其能夠緩解企業(yè)的融資約束，其對(duì) RD 投資具有顯著的正向作用;而債務(wù)融資對(duì) RD 支出的影響不顯著，對(duì) RD 強(qiáng)度的影響為負(fù)相關(guān)，可能由于進(jìn)行 RD 支出的企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)較大，且企業(yè)通過債務(wù)融資主要是為了擺脫經(jīng)營(yíng)困境發(fā)生的，而非長(zhǎng)期的 RD 投資，所以，債務(wù)的增加會(huì)使企業(yè)后續(xù)融資更加困難，使企業(yè)的 RD 強(qiáng)度降低。從現(xiàn)金持有量上看，自由現(xiàn)金流與 RD 支出與 RD 強(qiáng)度呈顯著負(fù)相關(guān)，表明代理問題的存在，代理人更注重的是自己的利益與短期的利益，而非進(jìn)行長(zhǎng)期的 RD 投資。通過以上實(shí)證分析，假設(shè) 2 得到充分驗(yàn)證。

　　四、結(jié)論與政策建議

　　企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的提高離不開 RD 投入，提高 RD 投資效率是企業(yè)在競(jìng)爭(zhēng)激烈的市場(chǎng)環(huán)境中生存下來的關(guān)鍵。本文在對(duì)融資約束與 RD 投資相關(guān)理論進(jìn)行梳理的基礎(chǔ)上，對(duì)中小板上市企業(yè)進(jìn)行實(shí)證分析，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

　　1.從不同的融資約束組來看，根據(jù) Zscore 值分組定義融資約束，融資約束組企業(yè) RD 效率均小于非融資約束組，即融資約束的存在影響我國(guó)中小企業(yè) RD 投資效率。

　　2.從整體上看，股權(quán)融資、企業(yè)現(xiàn)金流與 RD 投資效率呈正相關(guān)關(guān)系，自由現(xiàn)金流、債務(wù)融資與 RD 投資效率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明我國(guó)中小企業(yè) RD 投資對(duì)內(nèi)源融資依賴程度較高，同時(shí)企業(yè)因 RD 投資而向外融資時(shí)，更傾向于股權(quán)融資，而不是債務(wù)融資。

　　3.從融資約束因子對(duì) RD 支出效率影響的 Tobit 分析看，融資約束組中的股權(quán)融資對(duì) RD 支出效率影響更大，原因可能為股權(quán)融資更能反映企業(yè)的融資約束水平，融資約束水平越大，RD 支出效率與融資約束水平敏感性越大;融資約束組中的債務(wù)融資對(duì) RD 支出效率影響較小，原因可能為進(jìn)行 RD 支出的企業(yè)采用債務(wù)融資的較少，債務(wù)融資不能很好地反映融資約束水平;融資約束組中的現(xiàn)金持有量對(duì) RD 支出效率影響較小，解釋了現(xiàn)金持有量在一定程度上能夠緩解融資約束對(duì) RD 支出效率的影響。

　　鑒于本文研究結(jié)論，我國(guó)中小企業(yè)普遍面臨融資約束的困境，如何解決融資約束造成的投資不足，提升中小企業(yè) RD 投資效率?首先，應(yīng)該發(fā)揮股權(quán)融資的積極作用，大力完善股票市場(chǎng)，拓寬中小企業(yè)融資渠道。其次，一方面，由于 RD 支出風(fēng)險(xiǎn)較大且重置成本較高，債務(wù)融資會(huì)加劇融資困境，應(yīng)降低融資門檻，引導(dǎo)商業(yè)銀行支持自主創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)化，建立多層次資本市場(chǎng)，改變銀行注重抵押的商業(yè)模式與風(fēng)險(xiǎn)控制方式。另一方面，針對(duì)現(xiàn)金持有量能夠緩解融資約束，應(yīng)建立現(xiàn)金儲(chǔ)備，同時(shí)改善公司現(xiàn)金流管理狀況。最后，完善 RD 信息披露，降低信息不對(duì)稱性。如完善研發(fā)支出信息的對(duì)外公告，降低股權(quán)融資產(chǎn)生的信息不對(duì)稱成本，鼓勵(lì)銀行等金融機(jī)構(gòu)發(fā)展專門部門為中小企業(yè)提供研發(fā)支出貸款，解決信息不對(duì)稱問題。

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