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淺析融資約束和投資效率
20 世紀 30 年代熊彼特(1934)在《經(jīng)濟發(fā)展理論》中論述了創(chuàng )新不僅有助于提升自主創(chuàng )新競爭力，也有利于推動(dòng)經(jīng)濟發(fā)展，促進(jìn)經(jīng)濟發(fā)展方式的轉變。然而相對于企業(yè)來(lái)說(shuō)，企業(yè)研發(fā)創(chuàng )新活動(dòng)需要大量資金。傳統的融資約束理論認為，市場(chǎng)競爭中存在的信息不對稱(chēng)、道德風(fēng)險、逆向選擇等問(wèn)題，使得企業(yè)特別是成長(cháng)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，導致企業(yè) RD 效率降低，阻礙企業(yè)可持續發(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?本文針對這一問(wèn)題展開(kāi)深入探究，選取我國中小板上市公司 622 家企業(yè)數據，運用隨機邊界分析方法，測算我國中小企業(yè) RD 支出的效率;同時(shí)，采用股利支付次數以及構造 KZ 指數來(lái)探究融資與 RD 之間關(guān)系以及融資約束對企業(yè)創(chuàng )新投入效率的影響。
一、文獻綜述與研究假設
(一)文獻綜述
1.融資約束與企業(yè) RD 投資行為
從國外研究成果看，Fazzar(i1988)首次提出融資約束理論，并通過(guò)融資約束理論發(fā)現融資約束會(huì )降低企業(yè)的投資支出，影響企業(yè) RD 投資效率;Hal(l1992)運用美國數據發(fā)現 RD 與現金流之間存在很強的相關(guān)性，并認為RD 投資比一般投資面臨更嚴重的融資約束;Himmel-berg petersen(1994)通過(guò)對美國高新技術(shù)企業(yè)研究分析，認為高新技術(shù)企業(yè)更容易存在 RD 的融資約束;Mulkay Bondcta(l2003)對英國與德國的企業(yè) RD 投資進(jìn)行對比研究發(fā)現，英國面臨更顯著(zhù)的 RD 融資約束。
國內學(xué)者大部分支持 RD 支出的融資約束假說(shuō)，劉立(2003)基于資源觀(guān)對企業(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，融資約束輕的公司表現出更強的投資現金流敏感性;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)現融資約束程度與 RD 投資之間有明顯的規律，即融資約束程度高的企業(yè) RD 投資對內源融資的依賴(lài)程度相對較高，而融資約束程度低的企業(yè)RD 投資對內源融資的依賴(lài)性相對較低。
2.融資約束因素對企業(yè) RD 投資效率的影響
不同的融資因素對企業(yè) RD 投資行為也會(huì )產(chǎn)生差異。國內外學(xué)者主要從現金流、股權融資、債務(wù)融資、自由現金流四個(gè)因素入手，研究其對 RD 投資效率產(chǎn)生的影響。
Stulz(1990)認為，當企業(yè)擁有高現金流與高質(zhì)量投資機會(huì )時(shí)，就不會(huì )存在自由現金流問(wèn)題，但當企業(yè)擁有高的現金流卻具有低的投資機會(huì )則會(huì )產(chǎn)生自由現金流問(wèn)題;Hubbard and Petersen(1998)認為，資本市場(chǎng)的不完善、外部融資成本大大高于內部融資成本，企業(yè)會(huì )通過(guò)內部產(chǎn)生的現金流量擴大投資支出來(lái)緩解融資約束;Hal(l1992)以美國 19731987 年期間的制造企業(yè)為研究對象，發(fā)現RD 投資與現金流的彈性顯著(zhù)正相關(guān)，并認為此證據支持流動(dòng)性約束，而非需求效應;Brown 等(2007)發(fā)現外部股權融資對于此類(lèi)公司起著(zhù)相當重要的作用，外部股權融資的波動(dòng)直接影響其 RD 的投資量。
張功富(2007)對我國 434 家工業(yè)類(lèi)上市公司進(jìn)行研究，發(fā)現擁有較多自由現金流的企業(yè)更傾向于投資過(guò)度;楊棉之(2011)從債務(wù)融資、自由現金流相互關(guān)系方面分析民營(yíng)上市公司過(guò)度投資行為，發(fā)現過(guò)度投資行為與自由現金流之間呈顯著(zhù)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)現研發(fā)投資強度高的企業(yè)具有低財務(wù)杠桿的特性，即企業(yè)負債水平與研發(fā)投資強度呈現出負相關(guān)的關(guān)系;劉振(2011)以 20062008 年的高新技術(shù)類(lèi)上市公司為研究樣本，分析了企業(yè)融資來(lái)源的差異對 RD 投資的影響，證明了高新技術(shù)企業(yè)的內源融資和股權融資水平與企業(yè) RD 投資顯著(zhù)正相關(guān)，負債融資與企業(yè) RD 投資顯著(zhù)負相關(guān)。
3.小結
國內外學(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(guò)度，而對企業(yè)投資效率的研究較為缺乏，且很少對企業(yè) RD投資效率進(jìn)行定量的研究。對于企業(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，現金流、股權融資、債務(wù)融資、自由現金流融合在一起，會(huì )對企業(yè) RD 投資效率產(chǎn)生如何影響。
因此，本文側重于從微觀(guān)視角，定量測算企業(yè)研發(fā)投資效率，并對我國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
從國內外的文獻梳理中發(fā)現，大部分學(xué)者認為企業(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(lái)源的差異會(huì )對 RD 投資效率產(chǎn)生不同的影響。因此，本文在定量測算我國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：
假設 1：基于中小企業(yè)規模小且缺乏資產(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 2：股權融資、企業(yè)現金流與 RD 投資效率呈正相關(guān)關(guān)系，自由現金流、債務(wù)融資與 RD 投資效率呈負相關(guān)關(guān)系。
假設 3：當企業(yè)存在融資約束的情況下，股權融資的RD 投資效率最高，即股權融資融資約束組的 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、研究設計
(一)樣本選取與數據來(lái)源
本文數據通過(guò)對中小板上市公司年度報告整理獲得，所得選取數據的樣本區間為 20072012 年，其中，RD支出數據來(lái)自于巨潮資訊網(wǎng)站，其他財務(wù)數據來(lái)源于國泰安數據庫與 RSSET 數據庫。對數據進(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(lèi)上市公司;(3)剔除 RD 支出、現金流、現金持有量、投資機會(huì )等指標缺失的觀(guān)測值;(4)對有關(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(guān)測值。本文數據處理與實(shí)證分析均使用軟件 stata12 與 spss18.0完成。
(二)融資約束分組方法
由于我國資本市場(chǎng)尚不完善，按股利支付率分組不能很好地區分融資約束組與非融資約束組，因此，本文通過(guò)每家公司股利支付次數將樣本進(jìn)行預分組，采用多元判別分析來(lái)構建融資約束指數。第一組是現金股利支付不大于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);第三組是現金股利為 2 次和 3 次的公司，為部分融資約束組，并通過(guò)一系列變量來(lái)構建 ZFC 指數，預測企業(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)負債;主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(cháng)率(Sgr)為主營(yíng)業(yè)務(wù)收入變化率;營(yíng)業(yè)利潤率(Profit)等于營(yíng)業(yè)利潤 / 營(yíng)業(yè)收入;總負債率(TL)等于總負債 / 總資產(chǎn);企業(yè)規模(Size)等于總資產(chǎn)的自然對數;松弛系數(Slack)等于(現金 + 短期投資 +0.5 存貨+0.7 應收賬款 - 短期銀行借款)/ 總資產(chǎn)。
判別指數與模型的錯判矩陣。融資約束組 Z 指數均值較大，非融資約束組 Z 指數均值較小，反映融資約束程度與 Z 指數之間呈正向關(guān)系，即隨著(zhù)融資約束程度的提高，Z 指數不斷增加。另外，在融資約束組有 260 個(gè)觀(guān)測值被正確地預測，占融資約束組的 56.64%;在部分融資約束組中有 267 個(gè)觀(guān)測值被正確地預測，占部分融資約束組的 37.45%;在非融資約束組有 244 個(gè)觀(guān)測值被正確預測，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模型
1.投資效率的衡量
以往文獻對投資效率的衡量基本是采用數據包絡(luò )分析(DEA)或隨機邊界分析(SFA)來(lái)測算，對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.融資約束檢驗模型
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) 的模型基礎上，解釋變量中引入滯后一期的 RD 支出，并引入現金流、股權融資與債務(wù)融資來(lái)衡量融資約束，使用現金持有作為控制變量來(lái)平滑 RD 投資;另外，加入企業(yè)規模與投資機會(huì )來(lái)控制分析;考慮到時(shí)間因素與行業(yè)因素對模型的影響，本文把行業(yè)效應與時(shí)間效應作為控制變量。
三、實(shí)證分析
(一)描述性分析
根據前文的判別分析構造 Zscore 指數。對 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，然而他們根據各年度 Zscore值大小進(jìn)行平均分組的方法可能導致界定標準的不統一，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 指數均值較大，非融資約束組 Z 指數均值較小，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)強度融資約束組均小于非融資約束組;從融資來(lái)源方面看，融資約束組現金流均值為 0.17，股權融資均值為 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(lái)自?xún)炔窟�是外部原因都會(huì )影響企業(yè) RD 支出;從現金持有量看，融資約束組現金持有量為 0.35，高于非融資約束組的 0.25，反映了融資約束組企業(yè)出于預防性動(dòng)機，使用貨幣資金來(lái)平滑 RD 支出，導致企業(yè)現金持有量的增加。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 1 得到支持。
(二)Pearson 相關(guān)性分析
在線(xiàn)性回歸中，若解釋變量之間存在高度相關(guān)關(guān)系將使模型估計失真，各變量之間的 Pearson相關(guān)性分析結果。模型中解釋變量相關(guān)系數最大值為 0.61，表明不存在嚴重多重共線(xiàn)性問(wèn)題。
(三)RD 投資效率分析
隨機邊界分析結果
本文使用 stata12軟件 xtfrontier 程序 進(jìn)行面板隨機效應估計�？刂屏四甓刃c行業(yè)效應兩個(gè)變量，對 RD 支出進(jìn)行效率評價(jià)，除債務(wù)融資外均在 5%水平上顯著(zhù);而對 RD 強度進(jìn)行效率評價(jià)，大多數變量并不顯著(zhù)。從融資因素看，企業(yè)現金流與股權融資對 RD 投資顯著(zhù)正相關(guān)，表明其能夠緩解企業(yè)的融資約束，其對 RD 投資具有顯著(zhù)的正向作用;而債務(wù)融資對 RD 支出的影響不顯著(zhù)，對 RD 強度的影響為負相關(guān)，可能由于進(jìn)行 RD 支出的企業(yè)風(fēng)險較大，且企業(yè)通過(guò)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(cháng)期的 RD 投資，所以，債務(wù)的增加會(huì )使企業(yè)后續融資更加困難，使企業(yè)的 RD 強度降低。從現金持有量上看，自由現金流與 RD 支出與 RD 強度呈顯著(zhù)負相關(guān)，表明代理問(wèn)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(cháng)期的 RD 投資。通過(guò)以上實(shí)證分析，假設 2 得到充分驗證。
四、結論與政策建議
企業(yè)競爭力的提高離不開(kāi) RD 投入，提高 RD 投資效率是企業(yè)在競爭激烈的市場(chǎng)環(huán)境中生存下來(lái)的關(guān)鍵。本文在對融資約束與 RD 投資相關(guān)理論進(jìn)行梳理的基礎上，對中小板上市企業(yè)進(jìn)行實(shí)證分析，研究結果發(fā)現：
1.從不同的融資約束組來(lái)看，根據 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中小企業(yè) RD 投資效率。
2.從整體上看，股權融資、企業(yè)現金流與 RD 投資效率呈正相關(guān)關(guān)系，自由現金流、債務(wù)融資與 RD 投資效率呈負相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明我國中小企業(yè) RD 投資對內源融資依賴(lài)程度較高，同時(shí)企業(yè)因 RD 投資而向外融資時(shí)，更傾向于股權融資，而不是債務(wù)融資。
3.從融資約束因子對 RD 支出效率影響的 Tobit 分析看，融資約束組中的股權融資對 RD 支出效率影響更大，原因可能為股權融資更能反映企業(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 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;融資約束組中的現金持有量對 RD 支出效率影響較小，解釋了現金持有量在一定程度上能夠緩解融資約束對 RD 支出效率的影響。
鑒于本文研究結論，我國中小企業(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，應該發(fā)揮股權融資的積極作用，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)險較大且重置成本較高，債務(wù)融資會(huì )加劇融資困境，應降低融資門(mén)檻，引導商業(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)險控制方式。另一方面，針對現金持有量能夠緩解融資約束，應建立現金儲備，同時(shí)改善公司現金流管理狀況。最后，完善 RD 信息披露，降低信息不對稱(chēng)性。如完善研發(fā)支出信息的對外公告，降低股權融資產(chǎn)生的信息不對稱(chēng)成本，鼓勵銀行等金融機構發(fā)展專(zhuān)門(mén)部門(mén)為中小企業(yè)提供研發(fā)支出貸款，解決信息不對稱(chēng)問(wèn)題。
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