研发融资约束（精选九篇）
研发融资约束 篇1
当前,中国企业研发实力较为欠缺,投入较少。2012年,中国只有1.8%的研发投入强度。在西方国家,这一数值为3%左右。在研发投入方面,我国和西方国家之间尚且存在着较为巨大的差距。我国的研究力量分布于多个领域,其中最主要的还是企业的研发。相对于企业在其他方面的投入,研发投入显得十分不足。实际上,一个企业想要发展壮大,必然离不开不间断的研发的。只有增加在研发方面的投入,不断的提升企业核心竞争力,才可能在未来的竞争当中占得一席之地。事实上,一些企业之所以在研发方面的投入较少,是因为受到了融资的约束。相关领域学者在企业的研发和其面临的融资约束之间的关联性做了大量的分析研究,重点研究了融资渠道、政府资助、集团融资、地区金融水平等与研发投入之间的关系,并且取得了显著成果。在进行融资约束对企业研发所造成影响的研究时,学者们常常会忽视一个因素,那就是代理冲突。此处的冲突所代指的不仅仅是股东和企业管理人员间存在的股权代理冲突,还包括控股股东与其他利益人之间的控制权代理冲突。站在股东和企业管理人员之间的冲突来看,进行企业研发将会占用企业相当一部分资金,是否研发成功还具有不确定性。从这一点来说,研发对于企业目前的业绩提升没有明显作用。管理人员出于自身利益,在企业研发方面不愿投入太多的资金。实际上,一个企业想要长远发展是离不开大量及时的研发。只有增大在研发方面的投入,才能保证在未来市场中立于不败之地。此外,研发对于股东来说,是有效扩大化其财富价值的手段。所以说,从长远考虑,不管是对股东还是企业本身而言,不间断的进行研发对于企业来说是十分必要的。这时候就会发生股东和企业管理人员之间的代理冲突。站在控股股东和其他利益人之间的冲突来看,在企业中,控股股东除了具有企业所有权,还拥有着企业的控制权。这一点更多的表现在大股东借助于自身优势对小股东的利益进行侵占,将公司的公共财产转移到自己名下。所以说,在这种情况下的大股东对于企业研发活动也是持有不支持的态度。但是进行企业研发对于小股东和企业本身来说是具有很大好处的。这就导致了大股东和其他利益人之间发生一定程度的冲突。在对企业研发和融资约束关系进行分析时,将代理冲突这一要素考虑在内,具有其必要性。所以说,以代理冲突为切入点对企业研发投入和其融资约束之间的关系进行分析,是本文的研究重点。
二、文献综述
(一)国外文献
Dietmar Harhoff(1998)指出,现金流会对企业的R&D投入造成一定的影响,但是这种影响相对而言比较微弱。Bond et al.(1999)将英联邦和德意志制造行业的大型企业进行了比较分析后发现,对英国来说其国内企业R&D投入有着较为明显的融资约束。现金流对R&D所造成的影响在于项目方面而不是其投入水平。Martinsson(2009)指出,企业拥有适当的负债可以使其与银行之间搭建起一定的关系,从某种程度来说这种关系有利于破除信息不对等情况和降低代理成本,进而使得企业可以从银行那里得到更多的研发融资。企业研发投入和其负债率之间呈现一种倒“U”型关系。如果某个企业的负债率为60%,其负债率将呈现出与研发投入之间的正向关联。然后,拥有太高或者是太低的负债率都会降低企业在研发方面的投入。Bhagat等(1995)指出,在美国市场当中企业的研发投入和财务杠杆之间有着负向关联,而在日本这两者却存在着正向关联。Bougheas(2004)指出,在英联邦、美联邦和加拿大这几个国家当中的小规模企业想要获得外部融资相对来说具有一定的困难性。企业研发较多的依赖于企业自身积累。而在德意志、法国和日本这些国家来说小规模企业就可以相对容易取得银行融资。Mueller(2009)指出,如果企业资历尚浅或者是成立时间不长,通常其用于研发的资源来源就较为稀少。由于要承担的风险较大,因此这些企业通常很难得到银行在研发方面的融资贷款,较常使用的融资方式为风险融资。然而,如果当地市场风险市场并不发达,就会限制这种融资的可能性,进而将研发重任重新放回企业自身资本身上。针对那些刚刚成立的科技企业来说,权益比率将会对企业R&D造成一定融资约束。Himmelberg等(1991)指出,企业研发投入和其内部融资之间存在明显的正向关联特性。
除此之外,西方国家学者对企业进行实际情况分析后证实,对于企业来说,融资约束将会对其研发造成不良的影响。Savignac(2006)指出,有大约17.25%的企业R&D投入受到融资约束问题的影响。尤其是在电子电气设备制造领域的企业,有大约三成的企业都存在这一问题。如果企业受到融资约束,那么其开发新项目建设的可能性就将下降接近22%。伴随着企业规模的不断扩大,融资约束造成的企业创新方面的消极影响效果将会不断降低。此外,资本结构和经济绩效等其他因素的作用将会有更大的影响占比。Mohnen et al.(2007)指出,如果企业受到某种程度上的融资约束,将使得其R&D投入受到不利影响。此外,在所有阻碍企业研发投入的因素当中,融资约束还起到主要作用。
(二)国内文献
与西方国家相同,我国研究者也对融资来源等将会对企业形成融资约束的因素进行了分析,重点研究其和企业研发之间的关系。翟艳等(2011)借助于格兰杰因果检验看到,股票筹资有助于企业研发投入的增长,在贡献度方面这一因素的贡献超过了金融机构贷款。孙杨等(2009)指出,由于创新存在着一定的投资失败风险,金融机构在这方面的投入是远远小于政府和企业本身的投入的。此外,风险投资作为一个非常重要的渠道,对于企业研发投入有着十分重要的作用。解维敏等(2011)指出,R&D投入的持续需要大量资金的支持,而从外部得到资金支持则是企业不间断研发的关键。相关学者指出,促进银行市场化、推动当地金融发展对于企业研发投入有着十分重要的帮助。除此之外,企业规模扩大将会使得企业组织结构也发生变化,从企业向集团发生转变。这时候就形成了所谓的企业内部资本市场。这一市场对破除信息不对等情况有着十分重要的作用,可以切实降低企业资本成本,缓和企业面临的融资约束,并且获得更多的研发项目融资。黄俊等(2011)提出,受研发效应乘数提升和成本下降的影响,集团将会增加其研发投入。集团化企业在研发方面的投入是远远超过非集团企业的。
三、理论分析和研究假设
Jensen and Meckling(1976)曾经指出,股份制形式下管理层持有的股份增大,分红也同时增长,利益关系越是厉害,他们的管理责任意识也越强,经营决策越是接近股东的角度,这样只关注个人利益而偏离股东利益的行为倾向会减轻。Wyatt(2002)经过长期研究证实,一个企业的业绩与管理层持有股份比例的大小存在较大的联系,股权报酬随着管理层持股比例的提高而提高,且高于平均水平,随着管理层持股的降低呈现有所降低的趋势且低于平均水平。相关研究对比研究显示,公司的盈利能力与管理层持股比例也出现正相关的形式,随着管理层持有股份的比例增高,公司的盈利能力增长速度越快,这就说明管理界的一个普遍现象,当公司管理层获得股权激励后,能够带动其所在公司的业绩大幅度增长。我国学者刘国亮、王加胜对国内上市企业的前五名中的高级管理者持股比例进行了分析对比,也得出了与Jensen and Meckling(1976)、Wyatt(2002)两位学者相似的结论。同时,刘运国、刘雯(2007)对于管理层与研发投入关系进行了具体研究,研究表明:高层管理者关心并支持促进企业进步利润增长,显著提高了研发投入比例。因此提出假设1:
假设1:企业研发投入具受到融资约束的抑制作用,高管持股率可以促进企业研发投入程度,因此高管持股率的提高能减少融资约束对研发投入的抑制作用
研究发现管理层对于风险规避比较厉害,因此对风险比较高的研发投资是起抵触作用的,但是如果股权比较集中,股东就有能力站在公司战略高度推动各项创新研究,相对于管理层,股东对于研发投入起到积极作用,所以说,股权集中程度的提高能够起到缓解股东与管理者在研发风险上面的互斥程度,增大企业研发投资力度。因此提出假设2:
假设2:企业研发投入具受到融资约束的抑制作用,股权集中可以促进企业研发投入程度,因此随着股权集中度的不断提高,能减少融资约束对研发投入的抑制作用
假如公司的第一大股东想要侵占公司和其他股东利益的时候,不再关注公司的长期发展,不希望企业有太多的研发投入,这时候,第一股东与其他股东产生了代理冲突,其他股东就会对第一大股东起到制衡的作用,而其他股东对第一股东的的抑制约束就成了缓解研发投入被大股东抑制的因素,因此,股权制衡程度越高企业的研发投入可能性越大。因此提出假设3:
假设3:企业研发投入具受到融资约束的抑制作用,股权制衡度可以促进企业研发投入程度,随着股权制衡度的提高,能减少融资约束对研发投入的抑制作用
一般研究发现公司研发投入受第一股东持股比率的影响机理与第一股东对企业价值的影响机理相同。在公司存在第一大股东,但是其持股率不能独立占据公司主导权时,会关心企业的长期发展,在公司重大决策和经营管理时会减少私有化心理,支持扩大研发投入;但是其持股率能够独立占据公司主导权时容易产生私有化心里,容易利用优势权利随机扩大私人占有欲望,并通过侵害其他股东的权益来实现,不再关注长期投资,会削弱企业的研发支出,但是当第一大股东的持股比率进一步增大时,私有利益受到满足,因其本身利益发展又开始对公司的长远发展产生重视,并且超过股份分裂时期,同时对研发投入产生了高度重视。因此提出假设4:
假设4:企业研发投入具受到融资约束的抑制作用,第一大股东持股比例与该抑制作用呈倒U型关系
四、研究设计
(一)样本选取和数据来源
和主板相较而言,创业板的企业更愿意进行企业开发,并且其信息透明度也较高。所以本文将研究对象设置为创业板企业。2009年是创业板启动首年。当年在此板块上市的企业较少,所以笔者选取的研究对象是2012年至2014年间的。此外剔除了数据缺失的企业。筛选后共有151家企业和453个样本数据。数据来源恒生聚源数据库与企业年报。处理软件为Eviews7.0。
(二)变量定义
(1)因变量。研发投入强度(IRD)。无论是在西方国家还是我国,本领域都已对此概念的解释达成共识。IRD=R&D投入金额/总资产或IRD=R&D投入金额/营业收入。本文使用的计算方式为前者。(2)自变量。第一,股利支付率(DPR)。在现有文献当中用以衡量融资约束程度的最为普遍的指标有如下几类:股利支付率、公司规模、综合财务状况、利息保障倍数、和Whited&Wu Index等。在以上几个指标当中,使用最为广泛的是股利支付率。本文选用股利支付率衡量企业融资约束程度。DPR=本年每股现金股利/本年每股收益。一般来说,DPR越高,代表着企业的内部资金越多,企业受到的融资约束就越弱。相反,这个企业就会受到更强的融资约束越强。根据广大研究者的研究内容来看,对于企业研发投入而言,融资约束将会极大的抑制其在此方面的进展。所以说预期变量系数符号为正。第二,代理冲突变量(AC)。AC实际上涵盖了两个方面的冲突。一方面是股东和管理人员之间的代理冲突。其中包含股权集中度(OC)、管理层持股(SHR);另一方面是控股股东和其他利益人之间的冲突,也就是变量股权制衡度(BAL)。第三,管理层持股(SHR)。SHR代表的是股东与企业管理人员之间的冲突。Meckling(1976)指出,如果管理人员自己也购买了公司股票,那么其利益就将和股东利益趋近。企业加大在研发方面的投资对于企业长远发展有着重要作用。所以说如果企业管理人员购买了公司股票,就有利于企业在R&D方面加大投入。本文将管理层持股的代表变量系数预估为正。第四,股权集中度(OC)。OC代表的是股东和企业管理人员之间的冲突。Means(1932)指出,如果企业股权不集中,那么企业的股东就不能对企业管理人员实现有效的监督。同时就比较容易造成管理人员操纵企业的现象。在进行企业决策的时候,企业管理人员通常最先考虑的是其自身利益,而非股东利益。Shleifer(1986)在自己的研究中指出,只有股权集中,大股东才会对企业治理产生兴趣,进而强化对管理人员的监督,提升企业研发投入。Sheehan(1988)指出,企业有越高的股权集中度,其研发投入越大。本文选用公司前五大股东持股比例合计作为股权集中度,所以说,本文对股权集中度系数的预期为正。第五,权制衡度(BAL)。BAL代表控股股东与其他利益人之间的冲突。如果企业第二股东拥有较高的股份,那么其就可以对第一股东的决策进行一定的影响从而使得小股东利益得到保护。从这一点来说其将会增加企业在研发方面的投入。本文在此次研究中对其作了如下定义:如果第二股东占有的企业股份大于10%,就可以起到制约效果,变量=1,反之=0。股权制衡度符号预期为正。第六,第一大股东持股比例(PLS)。PLS代表控股股东和其他利益人之间的冲突。一般来讲,如果PLS较小,随着这一值得增加,其对于企业的掌控也会提升。也就是说逐渐具备了侵害其他利益人的可能性。与此同时,其占有的现金流较少,有着充分动力中饱私囊,这就是其不愿增大R&D投入的原因;如果第一大股东股份占比增大,则反而会对这回总情况进行抑制,增加研发投入。(3)控制变量。本文选用控制变量资产负债率、公司规模、成长性、产权性质、行业和年份作为控制变量。变量具体定义如表1所示。
(三)模型构建
基于以往研究者所建立的模型和得出的结论,本文建立起了如下模型,用来对上述两种代理冲突对于企业R&D投入造成的影响进行研究:
模型1验证假设1、假设2、假设3,模型2验证假设4。上述模型共同验证了代理冲突对于企业受到融资约束和其R&D投入之间的影响作用。笔者为进行变量控制,对代理冲突和融资约束方面的交互项进行了分别设置。模型2的作用在于验证假设4中所说的第一大股东持股比例(PLS)将会对企业所面临融资约束和其R&D投入倒U型关系的调节作用。本文在此设置了二次项,因此模型2当中具有交互二次项。
五、实证分析
(一)描述性统计
从2012-2014年,样本公司的研发投入强度逐年增大,反映出企业对研发投入越来越重视。这背后主要的原因是,一方面创业板公司上市以后,通过获得募集资金,可动用的研发资金变得宽裕,加之很多企业本身上市时的募投项目即为研发类项目,随着时间的推移,这部分资本开始逐渐兑现;另一方面,我国企业的整体研发强度也在提高。从最大值和最小值的比例来看,这一指标近年来逐渐减小,说明样本公司中研发投入强度间的差距也在不断变小,较低研发投入的公司也在不断加大对研发活动的投入,说明样本公司整体的研发投入强度确在真实地上升。
(二)相关性分析
为避免偏差的产生,提高研究结果精准性,本文对管理层持股比例(SHR)、第一大股东持股比例(PLS)、股权集中度(OC)、股权制衡度(BAL)、股利支付(DPR)等变量实行了中心化处理。相关交互项的构成也是使用的处理后数据。完成处理后,上述共线性问题得以解决,表3是检验结果。由表3可知,处在5%水平时,企业R&D投入和当年当期股利支付率呈现正向关联。这表示融资约束将制约企业R&D投入。管理人员持股占比和股权集中度之间有着正向相关关系。股东和管理人员之间的冲突和企业R&D之间也显现出正向相关关系。这表示如果企业代理冲突得到缓解,企业R&D投入有望增加。以上两者和股利支付率之间的交互项系数大于零,且在10%水平呈现显著性。这表明代理问题的改善有望缓和融资约束抑制企业R&D投入的情况。第一大股东持股占比和企业R&D之间呈现负向相关关系。这表明企业R&D投入将会随其股票占比增大而缩减。股权制衡度和企业R&D投入之间有一定的正向关系但是并不明显。除以上变量以外,资产负债率和企业规模也和企业R&D之间存在不明显的负向相关关系。当处于5%水平时,企业成长性与企业R&d之间有明显的正向相关关系。产权性质和企业R&D投入之间无明显关系。
(三)回归分析
(1)股东与管理层代理冲突对企业融资约束与研发投入关系的影响。表4使用模型1回归结果。首先,对股利支付率进行回归分析用以探寻融资约束和企业R&D投入的关联性。由回归(1)结果可知,当处于1%水平时,股利支付率系数呈现正向显著性,这表明企业所受融资约束越大,其在R&D方面的投入就越小。这一结果实际上已被大量学者证明。其次,在上述结果基础上对股东与企业管理人员代理冲突、管理人员持股占比和股权集中度进行回归,也就是回归(2)和(4)。从结果中可知,管理人员持股占比与股权集中度这两者对于企业R&D来说都有着明显的正向作用。基于此,将股权集中度与股利支付率交互项、管理人员持股占比和股利支付率交互项分别放入回归(2)和(4)中,也就是回归(3)和(5)。由结果可知,上述变量的作用并未发生改变。此外交互项系数有着明显的正向关联,股利支付率系数稍有增长。这表明管理人员持股占比与股权集中度的增加将会缓和融资约束对于R&D投入的遏制影响。也就是说,股东和管理人员的冲突情况得到改观将使企业R&D投入增长。此外,对上述回归进行调整以后,其R^2系数全部大于0.5.并且在1%水平时,模型整体显著性F值呈现显著性。也就是说模型的拟合度很好。假设1和假设2的正确性得到有力支持。由表4可知,各变量系数的符号符合预期设想。其中,资产负债率和企业R&D投入强度之间有着明显的负向关联。企业负债率和企业R&D投入强度之间有着明显负向关系。在5%水平时,企业规模和R&D投入强度之间有着明显负向关系。也就是说,企业规模上升反而将导致R&D投入减少。回归(3)(4)(5)结果表明,在10%水平时营业收入增速和企业R&D之间有着明显负向关联。此结果不符合预期设想。这种情况不能因为初创期公司不具有进行在研发方面投入大量资金的能力。产权性质虽未负数,但和R&D投入之间并无明显关系。
(2)控股股东与其他股东代理冲突对企业融资约束与研发投入关系的影响。首先,沿用模型2,对其他变量和公司特征变量加以控制以后,逐步对股权制衡度及其交互项、将股利支付率进行回归,结果如表5。表5中回归(1)中结果和前述股东和管理人员之间的冲突结果一致。其后将控股股东与其他利益人之间的变量引入,形成回归(2)。由回归(2)结果得知,股权制衡度和企业R&D投入之间有着明显的正向相关关联,如果企业股权被制衡,那么就很难增加其R&D投入强度。在此基础上引入股权制衡度与股利支付率交互项,就形成了回归(3)。从回归(3)的结果来看,上文中所得结论正确性得到进一步支持。此外,这一变量显著为正,并且股利支付率系数有一定增加。这表明企业受到股权制衡将会环节融资约束与对R&D投入的抑制作用,有利于企业R&D投入的增长。假设3正确性得以验证。此外,对上述回归进行调整以后,其可决系数(Adj.R2)全部大于0.5,并且在1%水平时,模型整体显著性F值呈现显著性。也就是说模型的拟合度很好。从控制变量上来看,只有企业收入增速和R&D的负向关关系强度有一定的降低,另外的变量基本保持和之前所做检验结果一致。
此后,本文使用模型2,对其他变量和公司特征变量加以控制以后,基于回归(1)的结果,引入股利支付率与第一大股东持股占比交互项、第一大股东持股占比、股利支付率和第一大股东持股占比二次项交互项等变量,结果如表6。基于回归(1)的结果,引入控股股东和其他利益人发生冲突的因素之一———第一大股东持股占比,就形成了回归(4)。由回归(4)的结果来看,这一因素和企业R&D之间有着明显的负向关联性。也就是说,第一大股东持股占比越大,R&D投入强度越低。此后引入第一大股东持股占比和股利支付率交互项,也就是回归(5)。由回归(5)的结果可知,上文中所得结论仍然成立。此外,这一交互项系数存在明显的负向关联性。这表明第一大股东占有股份越多,融资约束将会对企业R&D造成更加严重的遏制。为深入探究其和融资约束对企业R&D投入的抑制现象之间是不是为倒U型,急于回归(5),本文引入了第一大股东持股比例二次项和股利支付率交互项这一因素来构架回归(6)。由回归(6)结果得知,这一系数小于零并且不呈现显著性。这和假设4的预期是不一致的。这表明在创业板企业当中,第一大股东持有股份的增长将会促进融资约束抑制企业研发投入,第一大股东股票占比增加不会使其更加关心企业研发,反而会加强对于研发的限制。笔者觉得,之所以产生这种情况是因为我国市场监管力度不够,监管机制不够细化导致对于中小投资人的保护力度不够。总的来讲,从以上结果中可以看到代理冲突有所缓解。这表明控股股东和其他利益人之间冲突的减弱可以缓和融资约束对于企业R&D投入的消极作用。
(四)稳健性检验
为了使得本文结论更具可信度,本文检验稳健性的时候使用了变量交替方式。因为对于代理冲突来说,本文对所有代理冲突都进行了分析,所以说不需要对其进行替换。需要进行替换的只有股支付率,将其换成利息保障倍数(IC)就可以。就检验结果来看,进行替换以后,对于主要变量来说,其系数符号与显著性都未发生明显变化,相互项系数略有增势。这一结果表明本文研究结果具有较好稳健性。
六、结论与建议
(一)结论
本文得出如下结论:(1)在我国创业板企业当中,融资约束将会对企业R&D投入进行一定的遏制;(2)股东与企业管理人员之间的冲突缓和可以假若融资约束对于R&D投入的负向影响。具体来说就是,不管是增加管理人员持有企业股票占比或者是提升股权集中度都可以对代理冲突问题起到一定的缓和作用,从而使得R&D投入强度得到提升。
(二)建议
(1)增加企业进行R&D融资的方法,建立起完善的融资体系。就政府来说,应该尽快细化监管政策,完善我国市场制度。构架多层次的融资系统。尤其是在创业板方面,要促进企业进行债务融资,引导企业从更多渠道得到R&D支持。当企业刚开始进行项目研发的时候,应对其提供一定的专项基金支持。在建设研发资助体系上,虽然说政府已有一定的政策,但是仍只是杯水车薪。从企业研发投入和受到资助的差值来看,仍然有着很大的提升可能性。在此方面,政府可以在加大补贴和扩大补贴范围两个方面加以考虑。对于企业进行研发的税收,企业应该对其采取更加优惠的税收方式,构架起细致全面的补贴和优惠机制。站在企业的视角来讲,当其进行研发的时候,要从更多渠道对政策信息进行搜集,在制定研发投入方案的时候,最大化利用政府的优惠政策,进而减少研发成本。此外,要增强对研发信息的公开化,使得投资人看到研究资金的流向和研发的成果、对于企业业绩的良好作用。进而使得投资人更多地在此方面对企业进行支持,降低企业研发成本。(2)改进考核管理人员的方法,增强在研发方面对其进行的考核。一般来说,企业管理人员的工作都是以当年业绩作为唯一导向的。然而,企业的研发对面企业来说有着长远的意义。因此,当对管理人员进行考核的时候,不仅要考核其在本年度的业绩,还应该对其在任职期间在研发方面的工作加以考核。比如说,在进行企业经济增长考核的时候就可以将用来研发的资金进行补缺计算,防止因为企业进行研发而拉低企业管理人员的业绩。这种做法可以有效避免管理人员将研发投入当作一种拉低业绩的行为。相应的,还可以对管理人员所做出的有重要作用的研发进行一定的奖励。(3)通过让管理人员持有企业股份的方法缓解其与股东之间的代理冲突有着一定的作用。只有当管理人员自己持有企业股票的时候,其在做出决策的时候才可能和股东站在同一立场,在进行企业治理的时候才会从股东利益角度出发。现如今我国创业板上市企业的管理人员大多数都是企业股票的持有者。一部分管理人员是在上市之前就持有了企业股票,一部分则是企业上市以后经由股权激励计划获得的企业股权。实际上,股权激励计划对于企业来说有着十分重要的有益作用。这一行为将会有效促进管理人员拥有较为持久的工作热情,在进行企业治理和发展策略制定方面都将投入更多的精力。此外,如果企业管理人员得到企业一定股权,立刻将自身股票抛售套现,这种情况反而将会有损于企业发展。针对这一问题,企业可以采取延长其股票锁定期的方法加以避免。
摘要：本文以2012年至2014年创业板上市公司为样本,以代理冲突为切入点对企业研发投入和其融资约束之间的关系进行分析。研究表明:在我国创业板企业当中,融资约束将会对企业R&D投入进行一定的遏制;股东与企业管理人员之间的冲突缓和可以减弱融资约束对于R&D投入的负向影响。
关键词：融资约束,股权结构,研发投入
参考文献
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政府内源融资：增税的经济约束 篇2
一、中国政府内源融资规模有多大：税收快速增长剖析
改革开放以来，中国政府并没有实施明确的“增税”政策，只是对税制进行过局部性调整。在不同经济发展阶段，根据实际情况开征或停止征收某些小税种。1994年新税制规范了增值税的内容、计税依据和标准，这不属于增税，而是对原流转税税种的调整。税收增长出现良好势头，国务院据此向税务系统下达了税收增收1000亿元的任务。在外部需求下降的经济增长速度减缓的背景下，税务系统勉强完成了任务。和税务系统继续加强征管，同时由于开征了利息税，以及证券市场从195月开始进入空前的繁荣时期，交易规模大增，使证券交易印花税快速增长，所以这两年税收增长幅度超过了19。加强征管的做法导致一些地方出现税收“寅吃卯粮”现象，征了“过头税”，也有些地方出现“税收贮藏”，为以后年度完成指标做准备。
那么，税收的正常增长应该怎样评判呢?税收是政府参与国民收入分配的主要手段，税收增长的基础是经济增长。税收增长与经济增长之间的关系可以用弹性系数来描述。如果税收可以完全征管，不存在流失的前提下，税收弹性系数的大小主要取决于税制结构。如果一个国家实行的是以累进所得税为主体的税制，那么，税收弹性系数一般会大于1，税收增长快于经济增长是正常的。如果一个国家实行的是以流转税为主体的税制，税收的弹性系数一般不会大于1，税收增长等于或略高于经济增长是正常的。中国的税制结构属于后一种，税收弹性系数应该在1左右。从实际情况看，1979年―中国税收名义增长速度为15.31%，税收的名义增长速度为15.84%，平均弹性系数为1.035。近的情况也是如此，1991年―20GDP的名义增长速度是16.11%，税收的名义增长速度为16.61%，税收弹性系数为1.031。19以来，税收增长速度大大超过了GDP的名义增长速度，平均弹性系数达到2.41。如果考虑近年来证券市场交易规模扩大，居民储蓄存款增长较快，使印花税、利息税增加较多的因素，税收对经济增长的弹性系数应高于1.035。运用移动平均法剔除随机干扰因素后，本文测算出年―年税收的弹性系数为1.48。税收弹性系数1.48可以作为判断政府是否实施增税融资的标准。研究表明，最近5年中国政府加强征管带来的税收增长占税收年度增长的比重在25%-54%之间(见表1)。
表1 中国税收增长因素
1997 2001
名义GDP增长9.7 5.2 4.8 8.9 7.3
税收名义增长 19.2 12.5 15.3 17.7 21.5
GDP增长带来税收增长 14.4 7.7 7.1 13.2 10.8
其他因素引起税收增长 4.8 4.8 8.2 4.5 10.7
非经济增长因素的比重 25 38 54 25 50
二、政府增税内源融资规模的经济约束
政府依靠增加税收的内源融资途径受到经济增长的约束是比较强的，这可以从税收与经济增长之间的关系角度分析。一般认为，税收具有负的经济增长效应，政府做出增加税收的决策时必须谨慎。不过，增加税收的负效应是从私人部门经济出发的，税收强制分配国民收入，使私人部门可支配收入减少，降低了私人投资的积极性(负激励效应)，从而影响经济增长。而政府通过税收收入来维持公共部门的运转，在政府支出中，购买性支出对经济增长会产生直接的推动作用，如政府消费和政府投资;转移性支出虽然不能直接形成政府部门的消费或投资，但是能形成私人部门的收入，从而影响社会总需求，对社会经济发展能够起到稳定作用。因此，政府支出对经济增长的正效应有可能抵消税收对私人部门的负效应，对经济增长的净效应有可能出现正的情况。
从实证角度研究的得出的结论也存在两种情况。国外学者，如Peden(1991)、Sculley(1995)等通过经验分析得出经济增长与税收是负相关关系;而Garrison&lee(1992)研究得出平均税率、边际税率对经济增长没有影响。国内学者马拴友(2001)通过对我国1985年―1999年税收、政府支出与GDP的回归分析得出：税收每增加1元，就会使GDP减少2.4元，而政府购买性支出增长1%，会促进GDP增长0.36%。按照马拴友的推算标准，20税收比上年增加1898.93亿元，使GDP减少4557.43亿元，而政府购买性支出增加935.6亿元，比上年实际增长9.69%。将增加的购买性支出的资金看作是全部来自税收增长，那么，政府购买性支出可以带动GDP实际增长3.49%，名义增长4.39%，换算成绝对数为3602.76亿元。政府通过增加税收与增加购买性支出对经济增长的净效应是使GDP减少954.67亿元，也就是使2000年经济名义增长速度下降1.16%，实际增长速度下降0.26%。
当然，政府支出对GDP增长的促进作用也不是稳定的，政府支出占GDP的比重达到一定水平后，对经济增长的作用就会减弱。Peden(1991)测算了美国1929年―1986年的经济生产率与政府支出的关系，发现政府支出占GDP的比重达到17%前促进生产率提升，大于17%后反而会降低生产率。如果政府预算是平衡的，那么，财政收入占GDP比重(即宏观税率)不超过17%，对经济影响是积极的。
中国的情况是当政府预算能够实现基本平衡时，广义宏观税负介于14%-24%之间经济是可以承受的，但由于政府预算在绝大多数年份是赤字，所以对应的宏观税负为22.9%，宏观税负低于22.9%时，税收对经济增长的负效应小于政府支出对经济增长的正效应。中国GDP增长对税收融资的总量约束基本上是宏观税率不超过22.9%为宜，但也不能太低。宏观税负与政府支出占GDP比重的差不应超过3个百分点，否则会影响政府支出水平。
三、政府境税内源融资结构的经济约束
除了总量约束外，政府增加税收的结构也受到经济增长的约束，不同性质的`税种受到的经济约束程度是有差异的。按照征税对经济增长要素的影响，可以将税种划分为三类：资本收入税类、劳动所得税类和消费支出税类。目前我国开征的税种当中属于资本收入税类的税种有企业所得税、耕地占用税、土地使用税和土地增值税、印花税、房产税、契税、车船税、资源税、城建税以及资本性的流转税;属于劳动所得税类的税种有个人所得税和农牧业税，另外社会保障基金收入也属于劳动税类性质的财政收入(目前还未纳入
预算管理，只进行财政专户管理);属于消费支出税类的税种有筵席税、屠宰税、特产税、流转税以及1994年前的盐税、集市税和特别税。这三类税收的实际有效税率是对各要素征税总额分别与资本收入、劳动所得和最终消费的比率。资本征税的有效税率用Ktar表示，劳动征税的有效税率用Ltar表示，消费支出征税的有效税率用Ctar表示。
经济增长决定因素主要是投资、劳动投入和全要素(含技术进步等)的贡献。另外，经济开放度、货币和财政政策因素也影响经济增长。GDP增长与投资率(Invr)或资本形成率、劳动力供给增长率(Lo-br)和经济开放度(Openr)直接相关。货币供给因素可以从物价变动中反映出来，将通货膨胀(Infr)纳入经济增长决定模型中，经济增长速度采用名义增长率(Ngdpr)，这样就可以建立起经济增长与各要素以及三种税收之间的关系：
Ngdpr=β0+β1Invr+β2Openr+β3Lobr+β4Infr+β5Ktar+β6Ltar+β7Ctar
各变量的样本数据见表2，本文采用最小二乘法对模型进行估算，结果如下：
Ngdpr=-1.693+0.142Invr+0.07Openr-0.399Lobr+1.118Infr-0.109Ktar-0.471Ltar+1.029Ctar
(-0.095)(0.317) (0.374) (-1.734)
(5.574) (-0.562) (-0.380) (0.967)
表2 经济增长与税收融资回归数据 单位：%
附图
说明：GDP增长为名义增长率，投资率用资本形成率代替，开放度为贸易口径，通货膨胀是GDP平减指数的变化。1979-1984年资本税收额中包括财政来自企业的收入以及能源交通和重点建设基金收入。
资料来源：1985-1999年的资本税率、劳动税率和消费税费转引自马拴友(2001,P285、P288、P290)，其余年份由作者根据《中国统计年鉴》有关数据推算。
表3 中国与西方国家有效税率比较 单位：%
美国 德国 日本 英国 法国 加拿大 意大利 中国
资本征税 42.7 26.9 34.1 57.3 24.1 40.9 26.7 28.35
劳动征税 25.4 36.8 21.3 25.5 39.7 23.3 39.1 2.39
消费征税 5.6 15.7 5.2 14.6 20.9 12.5 12.3 8.14
说明：西方国家为1965-1991年平均的平均有效税率，德国是指原西德。中国为1979-2000年的平均税率。
资料来源：西方国家的数据引自mandozaRazin&Tesar(1994),MendozaMlesi-Ferretti&Asea(1997).中国的数据根据表1推算。
R=0.958,R2=0.917,Adi-R2=0.879,D.W.=1.704,F=23.78
从估算结果看，样本数据的总体相关系数高达0.958，有91.7%名义GDP增长可以被解释。统计检验中，除了T检验值稍差外，其他统计检验都可以接受，说明该估计参数的解释功能较强，可信度较高。从表2中看，GDP增长与投资率、贸易衡量的开放度、通货膨胀之间是正相关关系，其中，投资和通货膨胀的作用比较大，与劳动力供给负相关似乎不符合经济增长原理，这可能与中国人口众多，素质较低有关，低素质劳动力供给越多，越不利于提高经济效率。三种有效税率与名义GDP的增长之间的相关性不同，对劳动征税和对资本征税与经济增长之间是负相关的，且对劳动征税的负经济影响大，而对消费支出征税的经济影响是正的。本文还测算了三种有效税率分别与资本形成率、劳动力供给增长率和最终消费率之间的相关系数，资本有效税率与资本形成率的相关系数为-0.633，劳动有效税率与劳动力供给增长率的相关系数为-0.302，消费有效税率与最终消费率之间的相关系数为0.886。表明，对资本征税的经济约束度较强，资本有效税率提高1个百分点，GDP增长下降0.1个百分点;对劳动所得征税的经济约束度也相对较强，劳动有效税率提高1个百分点，经济增长下降0.55个百分点;提高消费征税的有效税率不会抑制消费，因此消费征税的经济约束度最弱。
通过增加消费税类或提高消费税率融资是有一定空间的。1999年消费征税额占税收总额的比重为31.7%，有效税率为6.8%，与发达国家相比，略高于美国和日本的水平，但不及英国、加拿大的一半，法国的三分之一。以消费支出为税基增加税收是今后内源融资的最主要政策选择。尽管对劳动所得征税的有效税率很低，是最有潜力增税的领域，但是，由于广大居民的平均收入水平还不高，个人所得税增长是一个自然发展过程，而不是靠调整税率或税基就可以实现大幅度增长的。农村居民的农牧业税税率不高，但除了农牧业税外还要负担各种集体收费，实际负担并不轻。最具潜力的社会保障基金收入由于社会保障制度还很不完善，将社保基金缴款改为社保税收纳入预算统一管理还需要一段时间。我国的特殊国情决定了目前社保收入只能专户管理，专款专用，而不能作为统一的预算内资金与其他支出调剂使用。可见，对劳动征税融资空间非常有限。
【参考文献】
[1] JohnC.GurleyandEdwardS.Shaw“FinancialDevelopmentandEeonomic
Development”,EconomicDevelopmentandCulturalChange,Vol,15No.3,April1967.
[2] Peden,E.A,,1991:“ProductivityintheUni
tedStatesandItsRelationshiptoGovernment
Activity:AnAnalysisof57years,1929-1986”PublicChoiee69:pp153-173.
[3] Sculley,GW,1995;“TheGrowthTaxintheUnitedStates”,PublicChoice85:pp71-80.
[4] Carrison,CharlesB.,lee,Feng-Yao,1992:“Taxation,AggregateActivityandEconomicGrowth:FurtherCrossCountryEvi-denceonsomeSupply-SideHypotheses”,EeonomicInquiry30:pp172-176.
研发融资约束 篇3
关键词：中小企业 融资约束 供应链融资
中图分类号：F276.3 文献标识码：A
自20世纪末期以来，新的科技革命使社会分工变得越来越细，富于灵活性和创造性的中小企业也获得了更加广阔的生存和发展空间，无论在发达国家还是在发展中国家，中小企业在经济生活中的作用正变得日趋重要，从中国中小企业国际合作协会第三次会员代表大会上获悉, 我国中小企业目前占全国企业总数的99.6％，中小企业创造的最终产品和服务价值已占国内生产总值的58.5％，生产的商品占社会销售额的59％，上缴税收占48.2％，提供的城镇就业岗位已占到75％。然而，据中国人民大学社会学系所做的“五城市中小企业融资调查”显示，44.7%的中小企业认为融资比较困难，超过七成的中小企业获得贷款必须以高于基准的利率水平借贷，超过七成的企业认为竞争太过激烈和资金缺乏是遇到的最大困难。由此可见，虽然经济结构变化给中小企业带来了巨大的历史机遇，但由于其在市场经济中的弱势地位，使其发展面临着融资方面的诸多障碍和约束。
一、我国中小企业的融资约束及产生根源
（一）内源融资能力匮乏。内源融资是中小企业长期融资的重要来源，在企业初创时期，企业难以获得外部充裕资金，也难以支付高昂的资金成本，一般选择内源融资。在西方发达国家，中小企业的内源融资占其融资总额的50％以上，美国甚至达到80％以上，并且比例不断上升。而我国中小企业中，国有、集体和民营三种类型中小企业的自有资金比率都不到30％，可见其自我“主动积累、自我约束”意识不高，再受到产品、规模、市场、产业等因素的影响，从而使得内源融资能力匮乏，制约着中小企业的发展。
（二）间接融资不受政府和金融机构支持。间接融资在我国主要表现为借贷型融资，通常随着企业生存期的增加、生产规模的扩张，企业对外源融资特别是银行贷款的依赖程度会越来越高。然而在我国，据中国人民银行统计资料显示，截止到2002年底，金融机构共发放短期贷款74247.9亿元，其中私营企业及个体贷款1058.8亿元，占比1.43％。从有效需求来看，占全国企业总数99%以上的中小企业占有的金融资源不超过20%。究其根源在于政府和金融部门对中小企业融资存在着明显的规模歧视， “四大”国有银行实行“集约化经营”，使最了解中小企业经营情况的分行、支行无法为中小企业提供充足有效的信贷支持；信用中介服务体系与信用担保体系发展的相对滞后，使可以为中小企业提供担保的担保公司很少；而中小企业由于可作为信用担保物的实物资产相对较少，银行出于风险与成本的考虑，极易出现“逆向选择”。因此，中小企业即使有好的项目也难以获得银行支持取得贷款。
（三）企业债券融资门槛高、比例低。我国在整个发债结构中，长期以国债、政府债券及有政府信用的金边债券为主，企业债的发行是审批制而非核准制；国内目前的相关政策法规对发债主体资格的要求十分严格，由于中小企业自身缺乏信用等级，缺乏发行债券担保等原因，无法进行债券融资。在美国及欧洲发达国家，企业债券占整个证券市场比重的65％以上，而我国到2001年底，企业债券占整个证券市场比重仅为4％。
（四）股票融资受到政策限制。我国的资本市场（尤其是股票市场）建立的初衷是保证国有企业改革（重点是股份制改造）和筹集资金，行政干预现象突出。这种政府对股票市场的隐性担保方式在资本市场建立初期起到重要作用，但也出现了“逆向选择”现象，这种现象被描述为“绩劣国有企业驱逐了绩优的中小企业”即：能进入股票市场，筹集到大量资金的是绩效很差的国有企业，而资产、绩效优良的中小企业却迫于某些政策性的人为限制，无法进入股票市场筹集发展资金。截至2006年11月，中小企业板上市公司89家，总市值1636亿元，加上已公开招股的11家企业，累计总数才100家，在2006年11个月中，中小企业板共融资141亿元，仅占证券市场全部融资总额的8.9％，这与中小企业对国民经济的贡献相比，极不匹配，资本市场配置于中小企业的资源比例仍然过低。
（五）高成本的无序的民间融资不规范。民间借贷属非正规借贷渠道,不受国家规定利率制约,是中小企业在创业初期常用的直接融资方式。借贷利率一般均高于银行贷款利率，据调查,民间借贷的月利率平均为8‰-15‰，最高的甚至达30‰。与正规金融机构贷款相比,其规模较小，利率较高，融资成本高昂，容易造成公司破产，扰乱金融秩序。而且民间借贷融资是不受我国现行法律保护的行为，甚至有可能被认定为非法集资而受到惩罚。因此，民间融资的无序性和不规范性使得民间的资金难以大量地转化为资本，难以保证中小企业持续发展。
我国的中小企业正处于规模扩张时期，仅靠初创时期原始积累、民间借贷以及集资入股等方式的资本投入已无法满足其资金需求，资金供需双方的极度不对称，造成了融资结构与潜在经济增长结构的不对称性，最终将限制我国的长期经济增长速度和质量。所以，我们必须拓宽融资渠道，改善中小企业融资环境。
二、缓解中小企业融资约束的对策
面对融资方面的诸多障碍和约束,笔者认为要改变中小企业融资现状应借鉴国际经验，从以下几方面入手,内外兼修、共谋发展。
1.全面提升中小企业素质，培育内源融资能力。为使中小企业获得广泛、持续的金融支持，中小企业自身素质的提高十分重要。首先，通过培育员工、引进先进人才、更新技术与管理理念、研究市场需求和资金运作方式、以诚信为本、打造企业的信用形象和信用品牌等方式来大力提升企业的整体信用等级。其次，对于初具规模的中小企业，应努力规范自己的生产、经营、管理行为，逐步提高在国内外金融市场的知名度和信誉度，以增强筹集资金的能力；第三，应强化信用意识，积极努力在融资活动中树立起诚实、守信的企业形象。总之，提升中小企业素质要结合实际,因地制宜,采取有力措施,以提高中小企业的内源融资能力。
2.建设多层次资本市场，拓宽直接融资渠道。单一资本市场已不能满足不同企业的融资需求，而解决中小企业融资是发展多层次资本市场体系的出发点和落脚点。所以，当务之急是建设和完善多层次的资本市场体系。其一，适时开放中小企业债券市场，启动债券的融资功能。债券融资有利于中小企业提高诚信意识，完善公司治理结构；降低权益资本在资本结构中的比重，有助于降低公司的加权资本成本；增强中小企业持续融资的能力。一方面希望能降低债券发行的门槛，逐步放宽限制,允许盈利能力强、发展前景好的中小企业通过发行企业、公司债券进行融资；另一方面通过项目组合，扩大规模，来启动债券的融资功能；其二，推动中小板创新与发展，吸引更多的中小企业发行上市。目前中小板市场规模不断壮大，已上市公司89家，待发行11家，据有关资料显示，中小板公司主营收入平均增长35%，净利润增长13%，可见中小企业板已经催生了一批快速成长、自主创新突出的中小企业。但在中小企业板的未来发展中，仍应注重监管制度的创新，扩大信息披露范围，加强对保荐机构的监督等措施，以倾力打造诚信之板，吸引更多的中小企业发行上市，增强自主创新能力，促进国民经济的增长。
3.规范“民间融资”行为“民间融资”虽然不受法律保护，但目前在中小企业中普遍存在是不争的事实。在一些经济发达的沿海城市，2000年以来，全国企业间直接拆借或借贷的金额每年不低于1000亿元。在这些城市的中小企业资金来源总额中，80％左右来自民间融资。据中央财经大学的调查表明，民间金融的规模在7400亿元至8300亿元之间，相当于正规金融机构贷款业务增加额的近30%；花旗银行则估计，仅在2004年5月到10月期间，银行居民存款流失额在9000亿元左右，这些资金都用于自己投资或民间融资；中国人民银行公布的部分官方数据也表明，民间金融的规模相当于被调查各省当年融资增量的15%至25%。对于这部分资金，一方面通过法律、法规来规范民间借贷市场，保证民间金融有合理的生存和发展空间，并对贷款利率进行政策限定，引导民间融资向健康有益的方向发展；另一方面利用商业银行的委托贷款业务，由商业银行充当中介机构，开展针对具体企业、具体项目的多方委托贷款，为出资方、资金使用方服务。
4.开辟融资新途径——供应链融资供应链融资是指银行通过审查整条供应链，在对供应链管理程度和核心企业信用实力掌握的基础上，对其核心企业和上下游多个企业提供灵活运用的金融产品和服务的一种融资模式。作为一种新的融资模式，供应链融资从整个产业链角度开展综合授信，并将针对单个企业的风险管理变为产业链风险管理，在帮助整个产业链发展的同时，为中小企业提供了一种新的融资途径。通过这种模式融资，银行可以灵活评估企业运作过程中的各个步骤，推出原材料融资、存货融资、装船前/后融资、进出口保理和信用保证等多种产品来解决公司的不同需求。据有关资料显示：中国2005年23%以上的中小企业遭遇现金流困扰，但全国中小企业却有近11万亿元的存货和应收账款。供应链融资的作用就是把这些闲置资源盘活，帮助中小企业解决融资难问题。
作者单位：德州学院经济管理系
参考文献：
[1]符戈.中国民营经济融资问题研究[M].北京：经济科学出版社，2003.17-36,64-130.
[2]“构建民营经济的金融支持体系”课题组“我国民营企业融资问题研究”[J].特区经济,2003, 7:27-30.
内部控制、融资约束与企业研发效率 篇4
创新驱动发展战略的内涵是加快经济发展方式向技术进步和效率提高驱动转变。技术创新是企业研发活动的成果,是保持企业持续竞争力的必要途径,而研发效率决定了研发活动的成败。国家统计局数据显示:2013年全国共投入研发经费11847亿元,比2012年增长了15%;作为技术创新的主体,企业研发经费占全国研发经费总量的76.6%。尽管研发投入规模逐年扩大,但我国企业研发效率普遍偏低。在此背景下,研究研发效率的影响因素是解决问题的关键。
首先,由效率的经济学内涵(即:一定时间内,组织各种投入与产出之间的比例关系)可知,研发投入是影响企业研发效率的因素之一。研发的投入来源于企业融资。当前,我国处于经济转型时期,资本市场发育不完善,金融机构对企业提供债权融资时更倾向于有形资产抵押,而研发活动以无形资产为主,更难获得融资。研发活动具有资金需求量大、需求周期长、保密性和收益不确定性等特征,这些特征加大了企业进行外部融资的难度,从而提高了资本成本。由此可见,研发活动面临更高程度的融资约束。因此,研究融资约束对研发活动的影响具有重要的理论意义。
其次,内部控制是组织为实现战略目标进行的制度安排,其主要目的是实现高效率的经营并防止舞弊。企业研发活动存在着收益与风险的权衡,风险是十分重要的因素,而内部控制作为一项防范企业风险、实现企业资源有效配置的重要制度安排,在企业内部形成有效的权责利制衡机制,进而对治理结构形同虚设风险、内部机构运行低效风险、企业经营和战略失败风险进行控制和防范。内部控制贯穿企业研发活动的全流程和成果转化过程,能够保证投资活动目标和结果的一致性,减少研发活动过程中的资源浪费,提高投入资金的使用效率。那么,内部控制能否有效治理企业研发活动从而提高研发效率?已有研究多认为融资约束在企业运营中可以起到一定的治理作用,那么当内部控制和融资约束共同作用于研发效率时,二者有着什么样的关系?
为此,本文首先研究了内部控制对企业研发效率的影响,并在此基础上引入融资约束条件,进一步探究了二者对研发效率的影响机理和内在关系,并进行了实证检验。
二、文献回顾
国外的文献集中于内部控制的经济后果和投资效率关系的探讨。Biddle等认为,提高财务报告质量能降低股东和管理层的道德风险,同时减少逆向选择带来的资本市场摩擦,从而提高投资效率;Cheng等发现,内部控制存在缺陷的企业具有较低的投资效率,披露内部控制重大缺陷有助于提高其财务报告质量,进而改善投资效率。
在国内,学者们主要从内部控制与投资行为间的关系和内部控制对投资行为的影响这两个角度针对内部控制对投资效率的治理作用进行研究。李万福等分别考察了内部控制与过度投资和投资不足等异常投资行为的关系,认为内部控制水平低的企业发生非效率投资行为的概率高于内部控制水平高的企业,且和最优投资水平的差距更大;方红星等以非效率投资行为发生缘由的视角分别考察了内部控制与意愿性非效率投资和操作性非效率投资的关系,发现内部控制的实施对企业非效率投资行为起到了有效的治理作用,尤其是能够抑制操作性非效率投资。
但在国内外相关研究中,很少有学者研究内部控制对研发效率的影响,主要有王运陈等从流程控制和治理层控制两个层面分析了内部控制提高研发效率的作用机理,他们认为高质量的内部控制有助于提高企业研发效率。
从国内外相关文献中发现,关于内部控制和投资效率的关系已经有了一定程度的研究。但本文认为,在两个方面还有待继续研究:第一,从非效率投资的角度研究内部控制对研发效率的影响,此研发效率仅指研发投入的规模效率,并未涵盖研发纯技术效率。由已有文献可知,内部控制从投资行为决策和风险控制两方面影响企业的研发效率,使用综合效率展开研究,是对已有研究的有益补充。第二,Stiglitz和Weiss指出,即便是在资本市场高度发达的国家,相对于资金的需求,资金供给也是有限的。研发活动属于企业投资活动,需要资金支撑,研究内部控制对研发效率的影响必须引入融资约束条件,否则就无法直接证明研发效率的提高来源于企业内部控制质量的提升。故本文将引入融资约束条件考察内部控制对企业研发综合效率的作用。
三、理论分析
(一)内部控制与研发效率
因研发活动资金的投入和使用比企业其他投资活动具有更大的不确定性,所以其存在的风险种类更多且风险敞口更大。研发活动中存在操作层风险和代理风险,所以企业内部控制活动的基本内容是根据企业内、外部风险的评估结果以及风险应对的策略进行控制活动,以达到防范和降低风险的效果。
1. 内部控制对操作层风险的控制。
企业研发活动流程存在以下风险:①项目缺少全面论证致使创新不足或项目取消,造成资源浪费;②研发成员和进度的管理不规范致使研发支出显著高于预算,导致研发延误或失败;③对研发成果的应用和保护管理不善,致使无法达到研发目的,影响企业发展战略。为防范以上风险,《企业内部控制基本规范》规定了以下内容:①在立项与研究阶段,企业应开展全面的项目可行性分析并进行评估论证,规范并严格落实审批制度,研究过程中应落实岗位责任制,跟踪项目进展,研究完成后应执行成果验收制度;②在开发与保护阶段,企业应加强研发活动的绩效管理,建立保护制度,在开发完成后应进行研发评估,形成科研、生产、市场一体化机制。
2. 内部控制对代理风险的控制。
根据委托代理理论,委托人和代理人都是理性经济人,在企业经营决策过程中均以个人效用最大化为目的。故代理人在投资活动中会存在因追求在职消费或建立“商业帝国”的愿景进行过度投资、为逃避监管责任导致投资不足、倾向于过度增资于没有价值的研发活动以逃避放弃项目带来的声誉损失和影响晋升的恶性增资等非效率投资行为的动机。此外,研发活动具有很大的不确定性,对研发支出进行确认和计量违背了会计信息质量的可靠性和谨慎性要求,给研发活动的会计确认、计量和披露带来较多阻碍,导致研发活动的会计信息承载量不足,产生一种另类的信息不对称。在采用两权分离公司治理结构的企业中,这种信息不对称阻碍了监管制度的实施,削弱了投资者和政府相关部门的监管效果,使管理者更容易操纵研发活动来获取个人利益。就委托人而言,大股东有通过控制管理层来使企业投资有利于自身利益最大化的研发项目以侵占小股东利益的动机,且研发活动开始后大股东能够继续投资有利于其自身利益最大化的研发项目,而不是投资对企业最有价值的研发项目,从而降低了研发效率。
高水平的内部控制可以缓解代理问题:一方面,治理层面的内部控制安排是内部控制制度设计的基本内容。治理层面设计可以削弱管理层投机动机并限制其发生的条件:代理人股权激励可以减少股东和代理人的利益分歧,使两者对风险的态度趋同,进而降低代理成本;而企业的实际控制人更注重企业的长期回报,更能接受研发活动的价值性和长期性,股权集中使所有者的利益诉求由短期盈利转向长期回报,降低了研发活动的战略风险。另一方面,内部控制通过反舞弊机制和内部审计制度来缓解企业内部信息不对称。反舞弊机制对内部非法行为具有防止、发现和纠正的功能,能够保证企业信息通畅,而及时、高效的信息沟通能有效降低所有者和经理人之间的信息不对称程度;内部审计可增强会计信息的可信程度,保证其他控制子系统的高效运转,同时也可改善受托责任环境并保障受托责任的履行,最终降低代理成本。
由此,本文提出如下假设:
H1:高质量的内部控制对企业研发效率有正向影响。
(二)融资约束与研发效率
当融资约束程度低时,企业会存在过度投资行为。将之拓展到研发活动,企业的研发费用、资本支出及人员投入越高,企业价值越低,可能是由于这些企业有充裕的资本支持,从而导致了过度投资行为的产生,并且其产生的概率和现金流之间显著正相关。此外,当企业进行研发活动时,管理层为了保证研发投入的资金需求,会倾向于更高的现金持有量。对于融资约束程度较低的企业,这种倾向会增加管理层的投机风险,提高了代理成本。
而企业面临高融资约束的情况时,由于可用于研发的资金较少,从资金来源上抑制了其过度投资行为。另外,管理层会更有针对性地选择具有高投资收益的研发项目,放弃低投资收益的研发项目,而且此时管理层会受到更严格的监督和反向激励,降低了代理成本,增加了现金边际价值,降低了管理层的投机风险,最终提升了企业价值。
由此,本文提出如下假设:
H2:融资约束程度越高,企业研发效率越高。
(三)内部控制与融资约束
高质量的内部控制能够通过降低融资成本来缓解企业面临的融资约束:一方面,高质量内部控制企业的信息披露质量更好,能有效缓解信息不对称问题,有利于投资者了解更准确的企业盈利和成长机会信息,有效降低了因外部投资者逆向选择带来的过高融资成本;另一方面,高质量内部控制企业的权益成本、系统风险和特质风险明显低于低质量内部控制企业。
融资成本的降低不仅减轻了企业面临的融资约束程度,支持企业分配更多的资金进行研发投入,还扩大了企业的盈利空间,使原本亏损、需要放弃的项目转为盈利,从而进一步提升了企业的研发效率。行为科学理论认为,对于同一种行为,行为主体主动承担责任得到的效果优于被动承担。据此推论:内部控制是企业为实现经营目标而主动进行的制度安排,高质量的内部控制提升的企业研发效率应该高于融资约束导致管理者被动的行为选择提升的研发效率。
由此,我们做出以下推论:当面临高融资约束程度时,企业可能会通过高效的监督和内部审计即提升企业内部控制质量来提升研发效率;而当企业面临的融资约束程度较低且能够筹集到大量资金进行研发投入时,高质量的内部控制能够通过对研发活动的全流程风险控制来提升研发效率。
依据以上分析,本文提出如下假设:
H3:就对企业研发效率的影响而言,内部控制对融资约束具有替代效应。
H4:融资约束正向调节内部控制与企业研发效率之间的关系。
四、研究设计
(一)样本选择和数据来源
本文选取2012~2014年沪、深两市A股主板上市公司作为研究样本,剔除样本中在此期间被ST处理的公司、缺失必要数据的公司和出现非正常交易状态的公司,最终得到3246个样本。
上市公司财务数据来源于国泰安数据库和锐思数据库,其中部分研发支出数据从公司年报中摘取。内部控制质量指数数据来源于DIB内部控制和风险管理数据库。
(二)变量确定与测量方法
1. 被解释变量。
已有研究常使用随机前沿分析法(SFA)、回归分析法、数据包络分析法(DEA)来评价企业的研发效率。本文采用DEA对企业研发效率进行综合评价,理由如下:①SFA和回归分析法作为参数化分析法,对效率进行测度时需要事先设立生产函数并进行误差项估计,所以对数据的要求比较高。而DEA作为非参数化分析法不需要设立生产函数,规避了错误函数导致的评估结果偏差;②DEA可用于多投入、多产出的效率评价,一般用于对存在复杂生产关系的DMU进行效率评估,而且能够保证评估有效性;③投入产出数据的单位改变对DEA的评价结果不产生影响,而且DEA可以同时分析不同属性及不同单位的数据。
已有文献进行企业研发效率评价时,一般选取研发强度和研发人员强度作为研发投入指标,选取专利授权量和新产品产值作为研发产出指标。但专利授权量受到机会、申请难度、决策者对专利申请好处的判断的影响,且不是所有的研发成果都会被注册为专利;另外,研发项目不仅包括新产品的研发,还包括能够降低企业生产成本的技术研发,所以将专利授权量和新产品产值作为研发产出指标具有一定的缺陷。为涵盖研发产出的表现形式,本文借鉴顾群使用DEA衡量企业研发效率时采用的指标体系,并在研发产出指标中添加能够反映资本利润的经济增加值率(REAV)这一指标。评价指标体系如表1所示。
相关研究显示,研发投入并不能在当年产生明显效益,一般具有1~2年的滞后期,故本文选择的投入指标数据为2011~2013年的数据,产出指标数据为2012~2014年的数据,将其标准化后代入C2R模型。
2. 解释变量。
(1)内部控制变量。迪博企业风险管理技术有限公司发布的中国上市公司内部控制指数,是将内部控制合规、报告、资产安全、经营和战略五大标准的完成程度通过多指标量化进行构建、再对内部控制缺陷进行修正得到的,能够全面地评价上市公司内部控制质量,获得学术界的广泛认可。所以,本文选用该指数度量内部控制水平。
(2)融资约束变量。利息保障倍数为企业息税前利润与利息费用的比率,不仅衡量了企业支付负债利息的能力,同时还反映了企业的盈利能力。利息保障倍数大的企业支付利息的能力强,能够履行对债权人的责任,说明公司有足够的自由现金流且面临的融资约束程度较低;利息保障倍数越小,企业利润越少,表现为企业更依赖于外部融资且面临的融资约束程度更高。为此,本文剔除样本中利息保障倍数异常值并做负向处理后,将其作为融资约束程度的代理变量。
3. 控制变量。
由上文分析可知,高质量的内部控制和高程度的融资约束均能有效抑制第一类和第二类代理问题。根据已有研究,选取管理费用率为第一类代理问题的代理变量,大股东占款为第二类代理问题的代理变量。根据激励理论,对高管进行薪酬激励能提高高管的工作积极性和创造性,并能增强其归属感,进而影响研发效率,故选取高管薪酬为管理层薪酬激励的代理变量。已有文献指出,企业规模影响企业获取外部融资的难度,故选取企业规模作为控制变量。另外,以年度和行业作为哑变量。
各变量及其定义如表2所示。
(三)模型的建立
为验证H1和H2,分别设立以下多元回归模型:
其中:Control为年度和行业控制变量。
为验证H3,设立以下多元回归模型:
如果H3成立,即内部控制质量对融资约束具有替代作用,则需要使用模型来度量内部控制替代融资约束前后内部控制对企业研发效率影响的变化程度。若将全样本根据解释变量分组后分别进行回归拟合并比较系数来获得结果,则无法获得这两个回归系数的联合标准误差,导致不能进行比较,所以本文使用以下模型进行度量:
其中:首先以FC的中位数把样本分为低融资约束组和高融资约束组;然后将FC转换为虚拟变量,高融资约束组为1,低融资约束组为0;最后加入IC与FC'的交互项。如果δ2显著,则表明FC高组比FC低组的IC在RDE上的截距高δ2个单位;如果δ3显著,则表明FC高组的IC斜率比FC低组的IC斜率高δ3个单位。
五、实证分析
(一)描述性统计与相关性分析
注:∗、∗∗分别表示在5%、1%的水平(双侧)上显著。下同。
由表3可知,我国上市公司面临的融资约束程度普遍较高,虽然FC(利息保障倍数的负数)的中位数为-1.674,但是均值为正,而且该变量的标准差很大,说明上市公司之间在融资约束程度上的差异较大。也可以看出:内部控制(r=0.043,p<0.05)、融资约束程度(r=0.052,p<0.01)、管理费用率(r=0.296,p<0.05)、薪酬对数(r=0.093,p<0.05)与企业研发效率显著正相关;公司规模(r=-0.119,p<0.01)与企业研发效率显著负相关;IC与FC(r=-0.044,p<0.05)显著负相关,即公司内部控制质量越高,其面临的融资约束程度一般会越小;MFR和IC显著负相关,说明内部控制质量越低,公司的第一类代理问题越严重;BSO与IC显著负相关,说明高水平内部控制有利于抑制第二类代理问题。
(二)实证结果分析
1. H1的实证结果分析。
为了验证H1,以上文选取的3246个观测值对模型(1)进行了多元回归,回归结果如表4中Panel A列所示。可以看出:内部控制质量对企业研发效率有显著的正向影响;管理费用率对企业研发效率有显著的负向影响,说明内部控制质量越高的公司研发效率越高,H1得到数据支持。
2. H2的实证结果分析。
本文以模型(2)来验证H2,回归结果见表4中Panel B列。可以看出,融资约束程度、管理费用率对研发效率有显著的负向影响,表明面临融资约束程度越高的企业研发效率越高,H2得到数据支持。
3. H3的实证结果分析。
模型(3)是在模型(2)的基础上加入变量内部控制质量所得,模型结果见表4中Panel C列。在模型(2)中,融资约束程度对企业研发效率有显著的正向影响(β1=0.040,p<0.05)。但在模型(3)中,加入变量内部控制质量后,发现融资约束程度对研发效率的边际影响降低且不再显著(β1=0.032,p>0.05)。考虑融资约束程度与内部控制质量的相关系数显著(r=-0.044,p<0.05),因此,就对企业研发效率的影响而言,内部控制对融资约束具有替代效应。可能是因为随着内部控制质量的提高,企业信息透明度提高,降低了投资者所需承担的未知风险,从而在一定程度上缓解了企业所面临的融资约束。而两个变量均和研发效率有显著的正相关关系,所以高程度的融资约束保证了企业研发活动的高效率,在企业提高内部控制质量的同时也降低了其面临的融资约束程度,此时高质量的内部控制替代融资约束成为保证研发高效率的主要因素。
在以上三个模型中,高管薪酬对企业研发效率均有显著正向影响,可能是高管薪酬抑制了管理层机会主义行为,缓解了第一类代理冲突;公司规模与企业研发效率均呈显著的负相关关系,表明我国上市公司规模越大,研发效率越低,这可能是由于大公司比小公司更容易获得银行贷款和外部投资,使其面临较低的融资约束程度所致。
模型(4)测算了内部控制替代融资约束前后内部控制质量对企业研发效率促进作用的变化。回归结果如表5所示。
由表5可知,融资约束(哑变量)的系数不显著,说明FC高组与FC低组的IC在RDE上的截距没有明显区别;内部控制与融资约束哑变量的交互项系数为0.055且比较显著,表明FC高组的IC斜率比FC低组的IC斜率高0.055个单位。这个结果表明,当企业面临的融资约束程度较高时,内部控制对企业研发效率的促进作用更加明显,即融资约束正向调节内部控制与企业研发效率之间的关系。
六、研究结论
在“大众创新”的大趋势下,企业如何保证研发高效率具有重大意义。本文以2012~2014年我国沪深两市主板上市公司为研究样本,首先对高水平的内部控制是否有利于提高研发效率进行了分析和实证检验;然后引入了融资约束条件,进一步研究了不同融资约束状态下,内部控制与研发效率的关系以及两者是否具有替代性。研究发现,高质量内部控制有利于提高企业研发效率,高融资约束程度也能保证较高的企业研发效率;就对企业研发效率的影响而言,内部控制对融资约束具有替代效应;融资约束正向调节内部控制与企业研发效率之间的关系。因此,企业研发活动不应只注重提高研发资金和人员的投入,更应该注重研发活动的制度建设与风险控制。而且,企业在融资约束程度高的情况下主动提升内部控制水平,既能显著提高企业研发效率的贡献,又能降低融资约束程度。在当前我国上市公司普遍面临融资约束的情况下,将企业部分资源应用于内部控制建设会带来更大的经济价值。
本文丰富了关于内部控制经济后果方面的研究,对进一步完善内部控制理论具有一定理论意义;同时,为管理者认识研发效率和内部控制提供了一个新的视角,还为企业提高研发效率提供了可参考路径。
参考文献
顾群,翟淑萍,苑泽明.融资约束与研发效率的相关性研究--基于我国上市高新技术企业的经验证据[J].科技进步与对策,2012(24).
卢馨,郑阳飞,李建明.融资约束对企业R&D投资的影响研究--来自中国高新技术上市公司的经验证据[J].会计研究,2013(5).
肖海莲,唐清泉,周美华.负债对企业创新投资模式的影响--基于R&D异质性的实证研究[J].科研管理,201(10).
研发融资约束 篇5
由于研发活动成果大多是知识和技术, 容易外溢, 被模仿和窃取, 所以企业不能完全占有自己的研发投资收益。恰好也是这个原因, 研发投资者不愿意向外界透漏更多的研发信息, 造成信息不对称。再加上研发具有高风险、不确定性的特点, 使得企业很难从外部获得资金, 这就是研发投入融资约束。以前, 关于研发融资约束问题、研发绩效问题, 都有所研究, 但是, 大多数因为实证的研究, 本文在之前研究的基础上, 具体分析融资约束下, 研发投入是怎样影响企业绩效的。
二、文献回顾
1998年, Fazzari第一次提出投资存在融资约束问题, 他指出由于市场不完善, 企业内部融资和外部融资之间出现融资成本差异, 内部融资成本比外部融资成本低, 这使得企业投资依赖于企业的内部资金。自投资融资约束问题提出之后, 得到了学术界的关注。
1969年, George Libik就发现企业科技研发与企业价值的增加存在明显的线性关系, 特别是在电子、航空和化工等技术密集的行业中。1999年, Amir在研究财务分析师提供的盈利预测信息绩效的时候, 发现研发投入的公司做出的贡献要比投入小的公司小。2007年, U-dayangani Kulatunga研究了建筑行业的研发绩效, 详细论述了研发费用的界定、研究范围、研究基础以及存在的问题, 并明确表明建筑行业的研发投入对企业绩效非常重要, 具有正向积极作用。
对于这一问题, 国内也有很多研究。2006年, 程宏伟等对选取96家高新技术企业为研究样本, 研究在我国高新技术企业中, 研发投入对企业绩效的影响, 通过实证发现在我国高新技术企业的研发投入和企业绩效呈现正相关关系。2009年, 罗婷以2002-2006年的177家上市公司的数据为样本, 研究研发投入的市场估值效应, 结果表明研发支出与和当期的股价不存在相关关系, 但是和未来一年的股价呈现正相关关系, 这表示研发投资随市场价值的影响具有滞后性。
三、融资约束下研发投入对企业绩效的影响路径
企业通过内外部融资, 给予研发投入以充足的资金, 保障研发活动的顺利进行, 研发一旦成功, 最直接的成果就是新技术。随着经济发展, 市场对企业产生新的更高要求的需求, 此时企业需要, 在原有技术的基础上进行新的研发, 使技术不断得到发展, 通过多次研发, 技术不断成熟, 逐渐形成企业的自主知识产权, 这就研发投入的技术绩效, 增强企业的软实力。
当企业将研发成果运用到生产经营中, 就会产生财务绩效, 从而增强企业价值, 形成价值绩效。这一过程最直接的体现就是:利润=收入-成本。一、提高生产效率, 降低生产成本。通过研发投资, 一方面可以改变产品加工的原材料, 使用便宜原材料代替昂贵原材料, 降低生产成本, 另一方面, 通过改善工艺, 节约、提高原材料利用率, 节约生产成本;通过研发投资, 可以节省能源, 提高能源利用率;通过研发投资, 提高机械性能, 节约人工, 提高生产效率, 增加生产产量。二、维持巩固原有市场, 开拓新市场, 增加销售收入。通过研发投资, 产生新技术、新产品、新工艺, 新产品可以开辟新市场, 成为企业新的利润增长点;新技术的应用, 可以提高产品质量, 提高产品竞争力, 使该产品在维持原有市场的同时扩大市场份额;新工艺的应用, 可以提高生产效率, 提高产品产量, 促进销售收入的增加。
通过销售环节, 企业获得利润, 内部资金增加, 为企业研发提供资金保障, 另一方面, 增加企业价值, 为企业外部融资减少了阻碍。总之, 整个过程形成良性循环, 不断促进企业的稳定健康发展。
此外, 融资约束对研发投资绩效具有重要影响。在研发投资融资约束下, 我国企业往往依赖于大量现金, 以应对巨额的研发投入和资金需求, 由于所需资金紧张, 内部研发投资资金的机会成本较高, 风险较大, 这就导致管理层有较强的意识“钱要用在刀刃上”, 否则, 一旦研发达不到预期的目标或者研发失败, 他们可能会面临降薪降职甚至解聘的压力, 就是这种危机感激励管理层合理利用资金, 提高资金利用率, 提高研发效率, 无形中起到了监督他们的效果, 从而最终提升企业的绩效。
影响路径如下图所示
四、结论与建议
融资约束的存在一方面阻碍了研发资金的获取, 影响研发投入, 另一方面, 促使管理者更加有效地利用资金利用, 提高研发成功率。研发一旦成功, 可以提高企业技术水平, 形成自主知识产权, 增加企业竞争力, 提升企业价值。但是, 并不是所有的研发只要有投入, 就会有结果, 就会产生企业绩效。研发只有在研发顺利完成的情况下, 才能对企业绩效产生积极影响。怎样才能提高研发成功率, 针对这一问题, 提几点建议。
第一, 提高资金利用率。之所以有些企业研发投入总额很大, 研发产出却与之有很大的差距, 其中一个重要的原因就是, 资金没有得到有效利用。资金的有效利用也是研发成功以及提高研发成功率的重要因素。
第二, 制定正确的研发战略。研发周期长、投入大、高风险、高收益, 要制定正确的研发战略。首先要明确研发方向, 增加企业新的利润增长点;其次, 制定员工激励政策, 提高员工研发积极性, 防止人员离职带来的高调整成本;最后, 要制定相关研发制度, 提高研发效率。
第三, 引进先进技术。研发一方面需要资金投入, 另一方面, 需要技术支持, 技术的积累对研发的成功具有重要作用。通过收购、合资建厂等方式引进先进技术可以节约企业时间、人力、物力、财力, 通过研发, 形成自主知识产权。
参考文献
[1]George libik, The Economic Assessment of Reasearch and Development, Management Science[J], 1969 (1) .
[2]程宏伟, 张永海.公司R&D投入与业绩相关性的实证研究[J].科学管理研究.2006 (3)
研发融资约束 篇6
新经济增长理论认为,技术创新和人力资本积累是经济增长最持久的源泉。Romer(1994)和Lucas(1988)均指出,企业层面的研发投入是技术进步和经济增长的关键所在。随着全球知识经济时代的到来,创新已经成为推动现代经济发展的首要因素,研究与开发是创新的主要来源。企业研发作为一种持续性的活动,需要大量的资金做支撑,对企业资金量有着强烈的需求。一旦企业的现金流出现断裂,研发活动则可能会中途夭折。相关研究表明,资金短缺是制约我国创业板上市公司研发创新的重要因素,同时,我国大型商业银行等金融机构都偏向于对大企业提供信贷支持。然而,我国创业板上市公司规模相对较小、成长性高,企业经营发展的资金需求量大,但融资渠道较窄。那么,我国创业板上市公司研发投资是否受到其融资约束的限制?以高风险、高成长的创业企业为投资目标的风险投资作为一种新兴的融资渠道,为我国资本市场带来了新的活力。由于风险投资在新兴技术产业中的活跃表现,人们普遍将风险投资与技术创新、企业研发活动联系在一起。那么,风险投资是否可以缓解创业板上市公司研发支出的融资约束?在现有文献中尚无研究文献直接探讨风险投资、融资约束与企业研发支出之间的关系。基于2011年至2013年我国创业板上市公司的平衡面板数据,本文从风险投资的角度,探讨风险投资、融资约束与研发支出之间的作用机理,并用上市公司的经验数据进行实证检验。
二、理论分析与研究假设
研发活动是一个长期持续性投资过程,需要持续稳定的现金流做支撑。融资渠道是影响企业研发投资的关键因素,相关学者的研究主要集中在企业研发支出与内部资金约束的角度。从资源观的角度来看,企业拥有的资源越多,就会有更多的资源可以投入到研发活动中。大多数研究表明,企业研发支出与经营现金流量呈正相关关系,即研发支出受到融资约束的“限制”。刘立(2003)探讨了企业资源对研发的影响,并认为企业自有资金与研发投入正相关,但作者只进行了理论阐述。卢馨(2013)研究发现,中国的高新技术上市公司研发资金主要来源于内部现金流和股票融资,充足的资金流具有一定的缓解融资约束的对冲效应。同时,周月书(2013)研究表明有充足现金流支持的中小企业对企业的研发投入更高。
根据产业组织理论,研发投资具有周期长、风险高、转换成本高的特征,造成企业研发活动成果的价值具有高度的不确定性,甚至会因新技术的出现而发生贬值,给投资者的收益带来很大的不确定性,增加了企业融资的困难。另外,我国创业板上市公司规模相对较小、成长性高,企业经营发展的资金需求量大,但融资渠道较窄,其研发投资可能也存在融资约束。基于以上分析,提出假设1:
假设1:创业板上市公司的研发支出存在显著的融资约束,即创业板上市公司研发支出与经营现金流量正相关
在我国,风险投资能够有效地推动技术创新的发展;相比于传统研发投资, 相同金额的风险投资具有更高的推动效率。焦跃华(2014)研究发现,创业板上市公司拥有风险投资背景对公司创新具有显著影响。风险投资的出现,一方面给被投资上市公司提供了资金上的支持。吴超鹏(2012)研究发现,风险投资机构可以帮助企业获得外部的债务融资和权益融资,从而弥补了企业在投资过程中资金的不足。黄广福(2009)研究表明,与有风险资本参股的公司相比,无风险资本参股公司的投资支出-现金流敏感性更高,公司所受的融资约束更为严重。谈毅(2012)研究表明,风险投资对大中型工业企业的研发投入具有促进作用。另一方面,风险投资还将基于自身的资源和能力深度介入被投资创业企业的经营管理,由此形成风险投资机构与被投资创业板公司之间的紧密关系。Gorman和Shalman(1989)研究认为,风险投资参股到企业中,既可以对企业起到监督的作用,又可以减小企业与投资者之间的信息不对称,通过声誉机制来改善被投资上市公司的经营活动状况,提升被投资企业的研发活动。陈伟(2013)认为风险投资提供的非资本增值服务可能对企业的技术创新资源的获取、技术创新成果的取得以及提高技术创新效益等方面产生影响。同时,苟燕楠(2014)研究发现,无论从研发投入还是从专利数量上来看,有风险投资参与的企业在技术创新上的表现要显著好于无风险投资参与的企业,风险投资机构的经验越丰富对企业研发投入的影响越积极。基于绝大多数学者的研究结论,对于创业板上市公司提出以下假设:
假设2a:风险投资看缓解公司研发支出的融资约束
假设2b:风险投资比例越高,风险投资对公司研发支出的融资约束缓解效应越强
本着风险分散的原则,单家风险投资机构对单一公司的持股比例较低,通常会联合两家或两家以上的风险投资机构对同一家企业进行联合投资。对被投资上市公司来说,一方面,联合风险投资扩大了企业的资金来源,获得的资金规模也比单一风险投资更大,另一方面,不同风险投资机构对企业进行投资,有助于促进企业发展方面的声誉,提升企业在行业中的地位。根据声誉理论,风险投资自身的声誉作为一个信号,可向市场传递其所投资公司经营的潜力情况,从而引致银行等金融机构向其提供资金,拓宽了被投资企业的融资渠道,有助于缓解其融资约束。据此,可提出假设3:
假设3:联合风险投资对公司研发支出的融资约束缓解效应更强
三、研究设计
(一)样本选择与数据来源
本文以2011-2013年创业板上市公司为研究对象,按照以下标准对初始样本做了剔除:(1)剔除连续亏损以及经营状况波动较大的ST、*ST公司;(2)剔除数据缺失的公司样本,即2011-2013年在国泰安数据库中未连续披露企业研发支出的公司。经过筛选,最终形成68家企业204个公司年度平衡面板数据,并查阅这些企业连续三年的年报,手工整理得出其前十大股东中风险投资持股情况。本文所用上市公司数据均来自国泰安(CSMAR)数据库以及巨潮咨询网的年报。所有数据运用Excel和Eviews7.2软件处理。
(二)模型构建
为了实现研究目标,本文分别构建如下模型:
(三)变量定义
本文的变量定义见表1。企业研发支出以研发支出总额与年初总资产的比值衡量。经营活动现金净额的系数β1即为企业研发支出对经营活动现金净额的敏感度,数值越大表明企业研发支出受其融资约束的“限制”越强大。风险投资,借鉴了吴超鹏(2012)的做法,如果年报中企业前十大股东名称中包含“风险投资”、“创业投资”、“创业资本投资”则直接认定为企业存在风险投资持股;如果企业前十大股东名称中包含“投资”、“产业投资”或者“技术投资”,则通过以下两种间接途径进行确认:第一、通过查阅投资界收录的风险投资公司名称来确定;第二、通过网络搜索该股东的主营业务是否与“投资”、“创业投资”等相关以确定其是否为风险投资。风险投资持股比例,通过直接和间接方法,将年报中企业前十大股东确认为风险投资股东所持有的公司股权比例进行加总,即可得到风险投资持股比例。联合风险投资,本文以创业板上市公司前十大股东中风险投资的个数之和为衡量标准。若风险投资个数大于等于2,则认为该企业存在联合风险投资。
四、实证分析
(一)描述性统计
表2列示了主要变量的描述性统计结果。从表2可知,我国创业板上市公司研发支出R&D的均值为2.20%,最小值为0.03%,最大值为21.94%,说明不同创业板上市公司之间企业研发支出差异比较大;公司经营现金流量Cash-flow的均值为2.95%,最大值为34.04%,最小值为-24.98%,说明不同创业板上市企业之间的差异较大。公司风险投资的均值为0.41,表明41%创业板上市公司存在风险投资持股,同时,公司风险投资持股平均比例约为3.54%,最大值为26.06%,说明创业板公司风险投资持股比例差异比较大;此外,联合风险投资VC-syndicate的均值为0.17,表明存在风险投资持股的公司中有17%的创业板公司存在联合风险投资现象。
(二)回归分析
本文采用Eviws7.2对数据进行回归和分析,模型为面板数据的固定效应模型,并经White异方差修正,以消除异方差的影响。本文的多元回归结果如表3所示。由表3中模型1的回归结果可知,经营现金流量(Cash-flow)的系数在1%的水平显著为正,证明创业板上市公司的研发支出存在显著的融资约束,该结果支持了假设1。说明创业板上市公司的研发支出受到融资约束的显著“限制”。从模型2的回归结果可知,风险投资系数在1%的水平上显著为正,证明风险投资对创业板上市公司的研发支出产生了显著正影响;交互项Cash-flow*VC的系数在1%的水平上显著为负,意味着有风险投资的创业板上市公司其现金流与研发支出的敏感系数有所下降,这表明风险投资可缓解公司的研发投资的融资约束,证实了假设2a。从模型3的回归结果可知,风险投资比例VC-hold的系数在1%的水平上显著为正,风险投资提高1个百分点,研发支出将提高0.03个百分点,即风险投资持股比例越高,公司研发支出越大;交叉项Cash-flow*VC-hold的系数在1%的水平上显著为负,这表明创业板上市公司风险投资比例的提高,减弱了融资约束对企业研发支出的“限制”,进而缓解了企业的融资约束,验证了假设2b,即风险投资比例越高,创业板上市公司研发支出的融资约束越弱。从模型4的回归结果可知,交叉项Cash-flow*VC-syndicate的系数在1%的水平上显著为负,这表明相对于没有联合风险投资的公司,存在联合风险投资的企业融资约束对其研发支出的“限制”较弱,验证了假设3,即具有联合风险投资的创业板企业,其融资约束对研发支出的“限制”小于无联合风险投资的企业。此外,创业板上市公司规模(Size)越大,其研发支出越大,成长性(Growth)越高,财务杠杆(LEV)越大,其研发支出越少;公司投资机会(Tobin's Q)与企业研发支出相关关系并不稳定。
注:括号内为t统计量。*、**、*** 代表1%、5%、10%水平上显著。
五、结论与建议
本文基于2011年至2013年创业板上市公司平衡面板数据,实证研究了风险投资、融资约束对企业研发支出的影响。分析结果表明:创业板上市公司的研发支出存在明显的融资约束,有风险投资的创业板上市公司的融资约束小于无风险投资的企业。同时,进一步研究了风险投资比例差异和风险投资联合差异对企业研发支出与其融资约束的影响,结果显示,风险投资比例越高,融资约束对企业研发支出的“限制”越弱;存在联合风险投资的创业板上市公司,融资约束对其研发支出的“限制”不明显。
发展科技经济、实现科技发展是大势所趋。通过全面有效的宣传,促使企业管理者改变固有发展模式的束缚,提升企业注重自主研发、积极加大研发支出的意识,有利于创业板公司的长远发展。融资渠道是影响企业研发投资的关键因素,政府可以扩大创业板上市公司税收优惠或资金支持的规模,为企业开展研发活动、进行自主研发提供政策上的支持。本文的研究结果表明,引入风险投资有助于降低创业板上市公司经营现金流量对企业研发支出的“限制”,能够缓解创业板上市公司研发支出的融资约束。因此,对于政策制定以及政府部门而言,在加强和完善企业自主研发、风险投资机制的建设过程中,应充分考虑风险投资比例以及联合风险投资现象等因素,完善创业板上市公司的风险投资机制,以确保企业研发活动的顺利开展和相关政策的有效执行。
参考文献
[1]卢馨、郑阳飞、李建明:《融资约束对企业R&D投资的影响研究》,《会计研究》2013年第5期。
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[3]白艺昕、刘星、安灵:《所有权结构对R&D投资决策的影响》,《统计与决策》2008年第5期。
[4]周月书、陈晨:《融资约束与县域中小企业R&D投入》,《软科学》2013年第11期。
[5]焦跃华、黄永安:《风险投资与公司创新绩效》,《科技进步与对策》2014年第10期。
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[7]黄广福、李西文:《风险资本对中小企业融资约束的影响研究》,《山西财经大学学报》2009年第10期。
[8]谈毅、杨晔、邵同尧:《风险投资、有效需求和研发投入》,《财政研究》2012年第9期。
研发融资约束 篇7
自2008 年全球金融危机以来,世界各国都开始反思过去经济发展中存在的根本性问题,进而逐渐意识到培育和发展创新技术和新兴产业是促进经济长期发展的根本动力,对国家未来的竞争力具有至关重要的作用,因此越来越重视创新技术及新兴产业的培育和发展。中国自2009 年提出培育和发展战略性新兴产业的规划以来,关于战略性新兴产业的研究也越来越多。由于创新技术是战略性新兴产业发展的基础,技术创新性是战略性新兴产业的根本特性之一,所以研究企业的研发投资的规律也就成了当前经济和产业发展领域的重要课题。
资金是研发活动的基本投入要素之一。根据国家统计局 《2013 年全国科技经费投入统计公报》披露的数据,2013 年中国共投入研发经费1. 18 万亿元,比上年增加15% ,研发投资强度( 指研发经费占GDP的比例) 达到2. 08% ,首次超过2% 。
但这个水平远低于西方发达国家,甚至低于西方10 年前的水平。Hall等[1]报告了西方一些国家企业的研发投资强度,其中美国为4. 9% ,德国为4. 5% ,法国为4. 2% , 意大利为3. 3% , 英国为2. 9% 。更重要的是,企业的研发投资并不是总能及时得到所需要的资金,融资约束是企业投资经常面临的问题。因为研发活动需要投入大量的资金,因而资金的充裕程度是研发活动能否顺利进行并持续下去的关键因素之一。而且,由于研发活动没有形成最终产品,短期内不可能在市场上实现市场最终价值,也就不能像一般的投资项目那样形成 “投资—盈利—再投资”的自我造血的机制,因而现金流投入的可持续性和投资风险都是研发投入需要考虑的重要问题。
自从Fazzari等[2]开创性地提出融资约束的概念之后,有关融资约束的研究也越来越多。融资约束是指在资本市场不完善的情况下,企业由于外部融资渠道的成本太高、无法支付过高的外源融资成本而导致融资不足,从而使得投资无法达到最优水平、企业投资决策更多依赖于内部融资。Brown等[3]指出,内源融资比外源融资更易于得到,因为不需要抵押、没有形成逆向选择问题、也没有放大与财务危机相关的问题,所以内源融资是研发投资的一个主要资金来源。
但是,如果企业的研发创新只依赖于内部融资,就会造成以下问题:( 1) 资金积累较少的小规模企业很难在自己内部融到足够多的资金来支持其研发活动;( 2) 市场波动、商业周期波动等带来的风险使得内源融资的资金供应不稳定、难以持续。因此企业需要通过外源融资来对企业的研发投资形成支持。而良好的金融制度可以使市场能够迅速达成资金和项目的配对,从而有效缓解融资约束的问题。Greenwood等[4]认为金融中介可以降低收集信息和处理信息的成本,向更有前景的企业提供资金,因此带来更有效率的资本配置。Rajan等[5]和Demirguc - Kurt等[6]的研究发现,金融深化对企业融资渠道具有积极影响,从而可以促进外部融资依赖型企业的成长。Tadesse[7]认为良好的金融体系应该可以向技术创新体系提供所需的资金,缓解企业的融资约束。Claessens等[8]认为金融发展水平影响了企业的外部融资渠道,决定了投资可获得的资源, 因而影响企业的成长。 Gorodnichenko等[9]的研究表明发展中国家的金融发展水平较低,制约了企业的融资和创新活动。张杰等[10]研究发现融资约束对民营企业R&D投入造成了显著抑制效应,企业R&D投入的融资渠道主要来源于自身现金流、注册资本增加和商业信用,而银行贷款对企业R&D投入有负面影响。
为了适应不同类型企业的融资需要,中国已经逐渐形成了多层次资本市场的格局,沪深主板市场、创业板市场和场外市场都已经进入良性发展的轨道。目前,中国的资本市场包括场内市场和场外市场两大部分。其中,场内市场包括主板市场和创业板市场,在深圳主板市场内还设有中小板市场①; 场外市场目前主要是代办股份转让系统。此外,交易所债券市场也已经成为多层次资本市场的重要组成部分。如图1 所示。
资本市场是企业重要的融资渠道。在 《国务院关于加快培育和发展战略性新兴产业的决定》 ( 国发 【2010】32 号) 文件中对战略性新兴产业发展的资本市场环境建设目标和要求已经有了比较明确的指示,要求 “积极发挥多层次资本市场的融资功能。进一步完善创业板市场制度,支持符合条件的企业上市融资。推进场外证券交易市场的建设,满足处于不同发展阶段创业企业的需求”。那么,经过这些年的发展,多层次资本市场的建设是否真的改善了企业的融资约束状况、促进了研发投资呢? 中小板和创业板企业在融资约束和融资渠道特征方面与主板市场是否存在差异呢? 根据深圳证券交易所的研究报告[11],中小板和创业板是战略性新兴产业企业的主要上市板块,承担着战略性新兴产业上市融资、实现经济创新驱动的重要任务。因此,本文以中小板和创业板的战略性新兴企业为主要研究对象,与主板市场的战略性新兴企业研发投资的融资约束和融资渠道特征进行比较研究。
2 研究设计
2. 1 样本选择与数据来源
根据 《国务院关于加快培育和发展战略性新兴产业的决定》 ( 国发 【2010】32 号) 精神,中国将大力发展节能环保、新一代信息技术、生物、高端装备制造、新能源、新材料和新能源汽车等战略性新兴产业。考虑到数据的可得性和可比性,本文对我国多层次资本市场环境的研究主要集中于沪深主板市场、中小板市场和创业板市场,比较分析上市公司的研发投资特征。根据官方确定的战略性新兴产业的行业领域,本文从沪深两市A股中选取了战略性新兴产业企业数据作为研究对象。
对于如何判定一个样本公司是否属于战略性新兴产业,在佘坚[11]以及殷红等[12]的研究中都采用了以下标准: 企业的第一主营业务必须属于国家规划的七大战略性新兴产业之一,且相应的主营业务收入占比超过50% 。本文也沿用这一标准,以2013年年报数据为基准选择样本企业,从上海主板、深圳主板( 含中小板) 、深圳创业板市场中挑选出715家战略性新兴企业,然后剔除3 年间出现ST和PT状态的样本,进而收集样本企业在2011—2013 年间的面板数据。样本的资料和数据均来源于上市公司的历年年报和国泰安数据库。
本文所用的研发投入数据采用手工收集的方式,从上市公司的年报中摘取。一般来说,很多上市公司都会在 “董事会报告” 中公布研发投入的情况,也有的在资产负债表或者财务报表附注中披露 “开发支出”,但是这个开发支出是企业开发无形资产过程中能够资本化形成无形资产成本的支出部分,与“董事会报告” 中的研发投入的统计口径不同,为了保证本文研究数据的一致性,本文全部采用 “董事会报告”中的研发投入数据。经过手工摘取,共获得649 家公司在2011 年—2013 年3 年的研发投入数据。
2. 2 不同板块资本市场企业的研发投资比较
企业研发投资的衡量指标一般有绝对指标和相对指标两类。其中,绝对指标是以货币计量的研发投资金额,记为RD; 相对指标一般采用研发投资金额与企业总资产的比值,称为研发投资强度,记为RDI,即:
式中,RDI即为研发投资强度,RD是以货币计量的研发投资金额,Asset是公司的总资产。由于研发投资的绝对指标RD通常受资产规模的影响,因而不适于在不同层次市场板块之间进行比较,所以本文采用研发投资强度RDI作为研发投资的衡量指标。
比较不同市场板块企业的研发投资强度,最简单的是采用均值比较法,通过2 组独立样本的均值差构造T值,采用T检验判断两组样本之间的差异是否在统计意义上表现显著。但是,T检验需要假设样本满足正态分布特征,而实际上各板块企业研发投资强度的分布并不满足正态分布,所以本文采用更为稳健的非参数Mann - Whitney U检验。Mann- Whitney U检验是基于样本观测值的秩和来进行的,对于2 组样本观测值xi,i = 1,2,…,m和yj,j = 1,2,…,n,将2 组样本观测值混合排序得到各自的秩,进而计算各组样本的秩和,记为Rx和Ry。为了判断2 组样本观测值的中位数是否相同,建立原假设H0: 2 组总体分布的中位数相同; H1: 2组总体分布的中位数不同。于是Mann - Whitney U统计量为U = Rx- m ( m + 1) /2,近似服从正态分布,进一步可以计算标准正态分布统计量,进而可以进行统计学显著性检验。计算公式为:
本文对上海主板、深圳主板、深圳中小板和创业板的战略性新兴产业的企业研发投入的3 年混合观测值进行两两对比,判别各组对比差异是否显著。计算结果及显著性检验如表1 所示。
注: **表示在p = 0. 01 的水平上差异显著
由表1 可以看到,从企业的研发投资特征看,上海主板和深圳主板企业之间的差异不显著,中小板和创业板企业之间的差异也不显著,但上海主板、深圳主板与中小板、创业板之间的差异是非常显著的( P < 0. 01) 。这与我们的常识也是一致的: 沪深两市主板企业具有一定的共同性,而2004 年在深圳主板内推出中小板,实际上是作为创业板的试点,因而两个板块的企业特征有一定相似性。因此,本文的研究将沪深主板并为一类,称为 “主板市场”,将中小板和创业板并为一类,称为 “新兴市场板块”,进而对比两者之间的研发投资特征。
2. 3 研究假设
有关企业投资活动的融资约束情况,Fazzari等[2]提出了一种度量方法,他认为企业的投资活动不仅受到托宾Q值的影响,而且会受到企业经营现金流充足程度的影响: 如果投资活动对企业的现金流依赖性很高,则说明企业的投资活动更多地受到现金流状况的约束,因而企业从外部融资所受的融资约束就较大; 反之,如果企业的投资活动较少受现金流的影响,则说明企业可以轻易地从外部融资,因而融资约束就会较小。Fazzari的融资约束模型为:
式中,I表示企业的投资额; K表示企业的总资产; X表示影响企业投资的其他因素; cf表示企业的经营净现金流量。因为市场投资机会是引导企业投资的重要因素之一,所以Fazzari在研究中同时引入了托宾Q值到这个模型中,于是有融资约束经验分析的基本模型:
式中的Q表示托宾Q值,是企业的市场价值与企业总资产的比值; 回归系数 β1和 β2分别描述了企业投资的市场机会导向作用和融资约束作用。
为了研究企业研发投资的融资约束情况,本文参照上述Fazzari的模型设计如下融资约束模型:
式中,RDI表示研发投资强度,即研发投资额与企业总资产的比值; CF表示净现金流量与企业总资产的比值; X表示其他影响因素。考虑到资金短缺应该是企业经营面临的普遍现象,我们可以预料β2应该是正的。因此,提出假设1:
假设1: 经营性现金流充足的企业有更高的研发投资强度。
考虑多层次资本市场设立的初衷,正是为了更有效地服务于科技型中小企业、服务于战略性新兴产业,相比于主板市场,我们希望看到新兴板块的设立使得战略性新兴产业企业所面临的融资约束比主板市场有所缓解。因此,提出假设2:
假设2: 在新兴市场板块上,研发投资对现金流的依赖程度比主板市场小。也即新兴市场板块上的融资约束比主板市场小。
研究多层次资本市场环境下战略性新兴产业企业研发投资的融资渠道依赖特征,主要是考察企业的研发投资资金主要从哪里来。这可以通过研发投资对不同融资渠道的依赖程度来分析。如果把融资渠道分为内源融资、股权融资和债权融资三类,就可以分别讨论各融资渠道对研发投资的影响。考虑到中国目前企业的融资渠道不畅,总体来说,研发投资的资金来源应该主要依赖于内源融资,因而与内源融资率正相关。因此,提出假设3:
假设3: 内源融资充足的企业有更高的研发投资强度。
研发投资强度与内源融资的相关性实际上也从另一个角度给出了融资约束程度的度量: 如果企业的研发投资非常依赖于内源资金积累,则其面临着较大的融资约束。与前述假设2 类似,我们也期望看到新兴板块的设立使得战略性新兴产业企业所面临的融资约束比主板市场有所缓解。因此,提出假设4:
假设4: 在新兴市场板块上,研发投资对内源融资的依赖性比主板市场小。
2. 4 变量选择与定义
根据研究假设,本文的模型以研发投资强度为因变量,以融资渠道、现金流量作为自变量,同时引入企业规模、托宾Q值和销售利润率3 个指标作为控制变量。其中,融资渠道以内源融资率、股权融资率、债权融资率3 个融资比率作为衡量指标,其定义分别为:
内源融资率( INT) :( 期末盈余公积+ 期末未分配利润- 期初盈余公积- 期初未分配利润) /期末总资产,描述了企业以自身盈利为资金来源渠道获得的资金所占比例;
股权融资率( EQT) : ( 期末股本+ 期末资本公积- 期初股本- 期初资本公积) /期末总资产,描述了企业以股权融资为渠道获得的资金所占比例;
债权融资率( Debt) : ( 期末非流动负债- 期初非流动负债) /期末总资产,描述了企业通过非流动负债渠道获得的资金所占的比例。
此外,由于企业的研发投资应该会具有业绩依赖性和市场机会导向性,而且与企业的资产规模也有关系,所以本文引入企业规模( Size) 、托宾Q值( Q) 和销售利润率( Profit) 3 个指标作为控制变量,从而考察以上假设是否成立。本文引入的各变量具体如表2 所示。
通过对样本各变量进行描述统计,得到结果如表3 所示。
2. 5 模型设计
为了研究企业研发投资面临的融资约束情况以及融资渠道对研发投资强度的影响,本文采用混合面板数据回归考察两个模型: 不变截距和不变斜率的混合数据面板模型( 模型1) ,以及按市场板块分组的变截距和变斜率面板模型( 模型2) 。
对于全部样本企业,在不考虑截距和斜率差异的情况下,有模型1:
其中,controlkit表示第k个控制变量第i个样本的第t个观测,3 个控制变量分别为Size ( 企业规模) 、Q ( 托宾Q值) 、Profit ( 销售利润率) 。
为了考察多层次资本市场上企业的研发投资对融资渠道和现金流的依赖性,本文建立的第2个模型中引入市场板块哑变量MD。如果企业是新兴市场板块( 中小板或创业板) 的上市公司则取1; 否则取0。假定新兴市场板块企业在模型中表现出的截距和斜率系数的表现都是不同的,有模型2:
其中,β0表示主板市场上的截距,β0+α0MD表示新兴板块市场上的截距;βj和βj+αjMD分别表示主板和新兴板块市场上自变量的系数,表现了研发投资强度对融资渠道和现金流的依赖情况; δk和 δk+γkMD分别表示主板和新兴板块市场上控制变量的系数,反映了控制变量对研发投资强度的影响情况。通过验证各 α 和 γ 是否显著为0,可以判断新兴板块市场的企业行为特征是否与主板市场有显著差异。
3 回归检验
在做模型回归前,首先对变量的多重共线性、异方差和序列相关情况进行诊断。本文计算所得的各变量两两间的Pearson相关系数矩阵以及各自的方差膨胀因子分别如表4、表5 所示。
由表4和表5可以看到,各变量之间的相关性不大,而且方差膨胀因子也比较小,因此可以认为没有严重的多重共线性干扰。
经过White异方差检验和D.W.序列相关检验,发现本文所用的数据具有显著的异方差现象,但没有序列相关情况。
4回归结果及解释
4.1对模型1的加权最小二乘回归
为了消除回归模型中的异方差性,本文采用加权最小二乘法(Weighted Least Squares,WLS)来估计模型,以普通最小二乘法得到的残差的绝对值的倒数为权重,即:
对模型1实施加权最小二乘法,得到回归结果。回归模型的F统计检验如表6所示。
可以看到,F检验结果显示模型的整体回归解释效应是显著的。进而对各变量的系数进行检验,结果如表7 所示。
由表7 可以看到:
( 1) 研发投资强度具有很强的现金流依赖性。这显示企业的研发投资具有融资约束效应,而且检验结果显示融资约束效应非常显著( P < 0. 01) ,则假设1 得到了验证。
(2)企业的研发投资强度具有很强的内源融资依赖性,当企业的研发投资强度增加时,通常伴随着较高的内源融资率。这说明企业的研发投资很大程度上是依靠内部资金的积累,则假设3得到了验证。
(3)3个控制变量对研发投资强度的影响都是非常显著的。说明本文采用这3个变量作为控制变量是合理的,回归模型有效地控制了这3个变量的影响,所得的结论是剔除了这3个影响因素之后的“净效应”。
4.2对模型2的加权最小二乘回归
为了研究多层次资本市场上企业的行为特征差异,在模型2中引入了新兴市场板块虚拟变量(MD),以此来对比主板市场的企业特征。估计方法依然采用加权最小二乘法,以普通最小二乘法得到的残差的绝对值的倒数为权重。回归分析F检验结果如表8所示。
F检验显示,模型的整体回归解释效应是显著的。进而对各变量的系数进行检验,结果如表9所示。
由表9可以看到:
(1)企业的研发投资对现金流的依赖性进一步得到证实,融资约束效应是存在的;而新兴市场板块企业所面临的融资约束看起来比主板市场更大(CF*MD的系数>0),但是系数的显著性不高。这说明,不同层次资本市场板块的融资约束差异可能是抽样误差造成的,新兴市场板块和主板市场之间的差异并不显著,因而假设2没有通过显著性验证。
(2)企业研发投资强度的内源融资依赖性得到了进一步证实。这说明企业的研发投资很大程度上是依靠内部资金的积累,但新兴市场板块的内源融资依赖性小于主板市场(在P=0.1的显著水平上),从而假设4得到了验证。
从控制变量的系数差异也可以得到几个颇有深意的结论,让我们看到了不同层次资本市场的企业行为特征是有差异的:
(1)从企业规模对研发投资的影响来看,规模越大的企业,研发投资强度会越小,产生研发投资强度的“规模惰性”;而且,新兴市场板块上的这种规模惰性效应显著大于主板市场。
(2)市场机会对企业的研发投资强度具有正向影响,企业研发投资具有“市场机会导向作用”,这与本文前述结论是一致的;而且,新兴市场板块上企业研发投资的市场机会导向作用表现得更为明显,与主板市场有显著差异(在P=0.05的水平上)。
(3)企业的销售利润率对研发投资的负向作用显示,较高的销售利润率并没有带来更高的研发投资强度,反而使研发投资强度降低了。对这个现象的解释是,由于我们采用混合面板数据,模型主要反映了企业的当期研发投资和当期利润率的关系,显然当期销售利润率的提升对当期的研发投资是有“挤出效应”的,这种“挤出效应”在新兴市场板块上表现得比主板市场上更为明显(Profit*MD的系数<0,而且在P=0.01的水平上非常显著)。
5小结
从本文的研究结果来看,在中国多层次资本市场环境下,战略性新兴企业的研发投资行为表现出明显的融资渠道依赖性和现金流依赖性,融资约束效应明显;而新兴市场板块上的研发投资行为与主板市场上的表现也有明显差异。
(1)在企业研发投资的融资约束方面,可以发现研发投资对现金流的确具有依赖性,企业面临融资约束效应;而新兴市场板块企业所面临的融资约束看起来比主板市场更大(CF*MD的系数>0),但是系数的显著性不高。这表明新兴市场板块和主板市场之间的融资约束效应差异并不显著。
(2)在融资渠道依赖性方面,内源融资率越高的企业,同时也表现出越高的研发投资强度,因而可以认为研发投资是具有内源融资渠道依赖的:内源资金越充足的企业,越能有更多的资金投向研发活动。相对于主板市场企业来说,新兴板块企业的这种内源融资渠道依赖性要略小一些,可见外部融资渠道对他们的研发投资也起到了相当大的作用,从这个角度定义的融资约束状况是有所缓解的。对外源融资的进一步解析可以看到,研发投资强度与外源融资率都呈现负相关,可见外源融资的资金更多的还是用于其他投资项目,而不是用于研发投资项目上。这与研发投资本身的特征是相符的:研发投资具有较大的不确定性,通过股权融资和债权融资来筹资具有较大困难,所以企业的外源融资资金只会有很小的比例用于研发投资,这些外源融资资金可能更多地使用在了生产、销售等其他领域,而较少地使用在研发活动中。
(3)3个控制变量对研发投资强度的影响系数情况说明:
第一,企业的研发投资具有“规模惰性”,即规模越大的企业,其研发投资强度会越小。这种规模惰性现象是合理的,体现了研发活动的“轻资产”特性:越是资产巨大的企业,其研发投资占资产的比例就会越小。而新兴市场板块上的这种规模惰性效应显著大于主板市场,研发活动的“轻资产”特性表现得更明显。
第二,企业研发投资具有“市场机会导向”效应。当资本市场认可企业的未来发展潜力、对企业的市场价值评估提高时,企业会加大研发投资力度。和主板市场相比,新兴市场板块上企业研发投资的市场机会导向作用表现得更为明显,市场估值对新兴市场板块企业的研发投资有着重要影响。
第三,企业的销售利润率对研发投资有着“挤出效应”。当企业提高当期销售利润率时,就会同时降低研发投资强度。这种“挤出效应”在新兴市场板块上表现得比主板市场上更为明显。结合前文融资渠道和融资约束方面的结论,可以推测,这种差异是由于新兴市场板块企业的内源资金不够充足、面临更多的融资约束造成的。
参考文献
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研发融资约束 篇8
企业研发行为是一种创新行为。按照熊彼特的定义,即创造性破坏,只有创造性破坏为主要特征的创新行为才能推动经济发展。欧美经济发达国家无不重视研发投入强度,我国和其他新兴经济国家也越来越重视打造国家创新体系[1]。作为国家创新体系主要力量之一的企业,对于研发活动的投入,一方面有利于企业利润增长,另一方面也有利于获取长期竞争优势,是一种对于未来的投资行为。然而从企业研发投入强度的现状来看,我国企业研发投入不足,由于缺少自主知识产权,企业发展缺少动力,往往受制于西方发达国家,在国家分工中处于制造加工的低端价值链的位置,新产品开发绩效和技术升级迟缓。由于研发投入强度需要耗费大量的经济与人力资源,韩剑等[2]认为,企业内部融资约束和外部融资约束对于企业研发的影响是不同的,主要是外部融资约束影响了企业研发投入强度。由于我国现有的金融体系仍是银行将大量的贷款投放到国有企业,而中小企业难以得到大量银行贷款从事研发活动,同时内部融资又难以筹集到足够的资金。
知识基础观认为,企业的知识来源于企业的边界内部和外部,而研发投入强度可以在更大的范围内整合来源于不同领域的知识,进而不同的异质化知识可以促发灵感,使企业可以在新产品开发中获取竞争优势[3]。而研发投入强度的知识深度与知识广度对于企业绩效而言都有积极的作用,对于企业内部的知识,其知识整合的强度可以提升创新能力,进而影响企业绩效; 同样,企业的外部知识整合,如产学研合作和企业间研发投入强度,对于企业发展也有重要的意义。
现有关于企业研发投入对于新产品开发绩效的直接影响的研究文献并不多,对于企业研发投入强度的知识强度与绩效的研究也不多见。我们认为,企业研发行为作为企业重要的战略行为,是一种具有高度风险的投资行为,在这投资行为中存在着高度的不确定性,可以对企业的绩效产生重要的影响,而仅把企业研发投入强度作为一种自变量分析其对于企业绩效的影响,由于存在着不同的维度,如强度,为了寻求竞争优势和研发效率,企业需要更好地将自已的内部知识与组织外部的知识进行有效整合,而整合是具有不同的深度和广度的,而现有的文献并没有给我们提供现成的答案。因此,这种与现有文献存在的鸿沟促成了我们提出这样的研究问题,即企业研发投入强度的知识强度是否促进企业绩效? 以及两者关系中是否存在着调节效应? 换句话说,即企业在何种情况下其知识深度与知识广度会产生差异?
本研究的理论价值在于丰富了知识管理理论,可能的理论贡献在于: 其一,基于知识基础观提出企业研发投入强度的强度与绩效间并不是简单的线性关系,而是一种非线性关系; 然后这种调节效应变量是什么,即度的问题一直没有得到理论上的说明和解释,例如,企业在何种程度上存在该特征。只有在达到一定的值时,企业研发投入强度的深度和广度才能对企业绩效产生促进作用,否则只能起消弱的影响。其二,以往对于上述研究一般基于宏观经济数据,而从工业企业数据库这一微观数据进行实证研究,可以提升研究的稳健性,而且样本量较大。
本研究的实践意义在于,由于企业出于自利的考虑,往往更乐于吸收其他组织的知识而不愿意分享其内部知识,往往这种研发投入强度是缺乏强度的,而在新常态下中国企业要提升自主创新能力,单纯靠企业的单打独斗是不可能取得巨大成功的,需要企业将自身的内部知识与组织外的外部知识进行有效整合与分享。
2文献回顾与研究假设
2.1文献回顾
2. 1. 1 研发投入强度与新产品开发绩效的相关性检验
Wang[4]分析了开放式创新可以提高新产品开发绩效,然而企业研发投入强度又可能对于新产品开发绩效产生负面影响,因为过度的研发投入强度会使用企业竞争对手产生模仿,其核心知识可能会发生泄漏。Hanel等[5]、Frenz等[6]均得出企业研发投入强度对于新产品开发绩效是正的影响,在产学研合作以及企业间合作中对于新产品开发绩效,无论是否是竞争性的合作均有正向的影响。
对于信息的搜寻强度,Ahu Ja等[7]认为其与绩效是倒U型关系; Kang等[8]从强度验证了企业开放度与新产品开发绩效的关系; 韵江等[9]从开放度与企业创新绩效出发进行了实证分析。然而这类研究在变量设计上只采用0 ~ 1 变量或采用Likert量表,从而忽视了其他重要信息。马艳艳等[10]则通过工业企业数据库和国家知识产权局的企业专利申请数据,对于企业专利合作强度和强度的变量进行了有效测度,得出研发投入强度与新产品开发绩效正相关,且合作强度存在最佳规模的结论,认为存在着线性关系[1]。
以上研究丰富了对于研发投入强度与新产品开发绩效的理解,但是研究结论的争议也说明了两者间存在着较为复杂的关系。本研究认为,得出正向和负向的结果可能是由于存在着调节效应的结果,基于新产品研发的文献提出企业的内部知识强度与强度可以直接影响企业的研发能力[11]。在这里,界定知识强度是指企业可以重复地使用其内部知识,反映了企业对于内部知识的深刻理解; 而知识广度则是指企业可以将知识内部化的程度,反映企业对于涉及本企业可使用知识的获取范围。企业知识的强度和广度离不开融资能力的提高,因为强化强度都需要有较为通畅的融资渠道提供源源不断的资金支撑。
2. 1. 2 企业内部知识强度与研究投入的相关影响机制
随着企业对于内部知识强度的增强,在企业研发投入强度中企业往往并不会自觉地将企业内部知识整合到研发投入强度之中,同时对于知识整合效率的考虑也是其中的一个原因。具体而言,在选择是深化企业自身知识还是将组织外部知识整合到研发投入强度中时,企业往往会选择前者,因为相比较而言,前者的效率更高,企业对于自身专业知识的深化更彻底和成功,企业就越会被现有的知识体系所 “锁定”。企业加深对于内部知识掌控的强度,一方面可以使其知识具有更强的专业化水平,在进一步增强研发投入强度中形成自身的独特知识背景,从而在切分新产品开发绩效利益时更有话语权; 同时,对自身知识的深化对于进一步的合作沟通也有是一定的帮助。第二个强化内部知识深化的理由是企业作为知识产权保护的目的要预防在合作中的投机主义行为。在研发投入强度中强化内部知识的行为也会限制企业与外部共享知识的行为,因为这容易产生所谓的 “搭便车行为”,会产生知识外溢效应。研发投入强度强者可以无偿地使用企业经过长期努力积累的知识成果,这对于企业而言是一种资源的损失; 而强化内部知识,将企业自身的技术知识进行再创新和开发,可以不与外界打交道,避免了知识的外溢。因此,企业内部知识的强度增加,一方面可以规避知识外溢,同时也会对新产品开发绩效产生正向的影响并产生新的创新组合。
除了前述的研发投入强度中的机会主义行为的出现,可以解释为何会出现强化企业内部知识强度情况,因为 “搭便车行为” 的多次出现,企业分享自身内部知识将其与企业外部知识进行整合是存在着一定的风险的,因此企业更愿意在内部知识的深化和泛化方面下功夫,以求得规避企业研发投入强度所带来的不确定性风险与败德行为的出现。企业的内部知识强度的提升可以增加企业的知识库的范围,企业当与外部实现研发投入强度增强时,企业内部知识强度可以增加新产品开发绩效的种类和范围; 同时由于知识强度的增加可以促发更多的灵感与创新,可以搜寻到更多的研发投入强度者,也容易受到更多研发投入强度者的青睐。对于高新科技企业,如生物医药企业而言,由于处于一个动荡的竞争环境之中,迫于资源稀缺和产品周期较短,企业在增强研发投入强度中强化内部知识的强度而不是充分利用外部知识,可以更快地适应新产品开发绩效中问题解决机制和适应现有的规则与规范,
基于知识管理中的因果模糊性的原理,企业内部知识强度的增加可以替代企业与外部组织的知识共享行为,因为随着企业内部知识强度的增加,企业与外部组织增强研发投入强度时其技术知识获取是否实现了新产品开发绩效,这其中存在的因果联系较弱,企业会认为是企自身而不是对方的外部知识对于新产品开发绩效起到了决定性的作用; 同时,由于企业在增强研发投入强度中不得不接受对方的游戏规则和制度安排,不得不放弃企业已有的行为规范,这样企业本身的知识强度和宽度会削弱其寻求外部知识源泉的动力,而采用自力更生的方式解决新产品开发绩效的难题。
2. 1. 3 新产品开发绩效
企业需要不断地解决技术难题,而企业研发投入强度体现了企业能够搜寻解决问题答案的能力。根据Grant[12]的观点,研发知识的强度表现为可以通过重复性地使用企业内部的知识,用于解决企业在新产品开发绩效中所遇到的难题,从企业现有的知识库中提取,有利于企业内部团队中的知识转移和沟通交流。企业通过反复使用内部知识体系中的知识,可以加深对于现有知识的理解,学会用更加智慧的方式解决技术难题,形成一套既定的知识管理的规则和规范。而研发投入强度也表现为通过从外部获取知识以丰富企业自已的知识仓库,通过整合外部的知识资源以共同解决新产品开发绩效中的问题[13]。只有不断地将外部知识整合进企业,企业才能建立新的知识管理规则和规范,从而进一步加强企业的研发投入强度。另一种理解是从知识分享视角入手来理解研发投入强度。研发投入强度一方面是在企业内部分享知识,另一方面也是与企业外部的组织,如高校和科研机构甚至其他企业分享知识,从而企业可以在内外部更好地分享知识,从而导入更高水平的新产品开发绩效水平。
企业研发投入强度可以增加技术创新知识的可及性,我们可以把这种研发合作创新看作是一种知识的交易系统。企业通过将自己独特的知识纳入到知识交易中,从而有利于新产品开发绩效和自主创新的实现,这种知识整合活动可以增加企业间和产学研进一步合作行为的发生。我们可以把企业研发投入强度视同为战略联盟,为了应对外部市场与非市场的高度的不确定性与风险的发生,内部外知识整合可以借用实物期权的思想来解释。知识的深化与获取可以在不同程度上提升知识强度与强度,不同主体间进行知识共享和知识整合的行为可以视为一项投资,而这种投资的回报不是立即实现的,而是类似于实物期权在未来的一定时期得以回报。
2. 2 研究假设
由于新产品开发绩效本身的复杂性和多因多果性,使得企业不愿将自身的知识与组织外知识进行强度整合,不愿意在研发投入强度中投入过多资金和时间及人力,从而导致新产品开发绩效的失败。本文基于前人理论文献和理论分析,在中国工业企业数据库和相关年鉴数据采集的基础上,对2005—2007 年我国工业企业数据进行了整理和分类,运用面板回归模型,对于企业跨组织研发合作与技术创新绩效的关系有了新的理解。
以往对于上述研究认为两者是一种线性的关系,然而实证研究的结果存在着争议,本研究认为这种差异甚至对立的结论可能存着着非线性关系,是由于没有考虑相应的调节变量的结果。基于此,我们提出了假设1。
假设1: 企业研发投入强度与新产品开发绩效存在倒U型关系。
企业内部融资约束构成了研发投入强度与新产品开发绩效的调节变量。企业内部融资一般是企业研发投入时首先考虑的融资手段,因为其易得且融资成本较低,企业研发项目信息也不易被外部掌握。但企业内部融资也存在一定的不利因素,如对于中小企业,内部融资难以保证足够的资金支撑,容易受到企业日常资金需求的挤压; 对于快速发展期的企业,往往把资金投入到开拓市场,但是不足额投入研发资金又会影响企业的长期发展并使企业缺乏后劲。总体而言,企业的研发投入强度动机不强受制于融资约束的影响。
依照经典的MM理论,在市场完备的情况下,企业内部融资与外部融资对于研发投资并不存在差别; 而在信息不对称的情况下,企业在进行研发投入强度时,内部融资与外部融资将会产生不同的影响,企业一般会优先选择内部融资渠道解决资金缺口。这是由于知识创新所产生的成果是无形资产,而现有金融政策对于无形资产往往是采用稳健和保守的政策,因此外部融资渠道不畅且隐性成本较高也不易得; 同时,采用外部融资、寻求与外部合作将有可能产生知识外溢,被竞争对手抢占先机。因此,在研发投入强度合作中采用股权融资方式的往往较少。基于此,我们提出了假设2。
假设2: 企业内部融资约束是研发投入强度与新产品开发绩效的调节变量。
针对不同的企业规模、行业差异,企业的融资约束对于两者关系的影响也不尽相同,因为不同规模的企业,其融资约束的程度不同。较大规模的企业,由于从前期积累中获得了大量的现金流量,因此可以较为便利地将盈余投入到研发投入强度之中;而中小企业尤其是刚成立的小型企业则没有这种实力。同时,由于较大规模的企业在银行贷款评级中处于优势地位,而中小民营企业则相对处于劣势,在这种竞争格局中能否吸收更多的研发投入强度资金投入,其外部融资约束也不相同[2]。基于此,我们提出了假设3。
假设3: 企业外部融资约束是是研发投入强度与新产品开发绩效的调节变量。
3 实证研究设计
3. 1 样本选择与数据来源
本文选择中国工业企业数据库2005—2007 年的大样本数据,主要原因在于该数据库由国家统计局发布,涵盖了国有企业和500 万元年收入以上的民营工业企业,是目前除上市公司数据库以外最为权威的企业微观数据库之一。选择2005—2007 年的数据,主要由于只有这3 年提供了研发投入强度的指标,而其他年份均未提供。选择这1 年份区间是参照了较为经典的做法[14],主要原因是在这个时间区间提供了变量的关键指标。同时对于选择的数据进行了一定的筛选和整理,主要基于以下原则:( 1)剔除非正常经营企业; ( 2) 剔除了数据缺失严重或出现异常明显变化的企业; ( 3) 剔除经营时间不足3 年的企业,同时对于缺失数据的企业由2 名研究人员进行判断。经过以上处理,剔除了接近10% 的样本,数据整理通过excel和stata12. 0 完成,构造了平衡面板数据,最终获得了20 余万家工业公司的3 年数据。
3. 2 模型设定
本研究通过面板回归模型分析因变量新产品开发绩效的影响因素,新产品开发绩效细分为新产品总值、销售增长率和总资产增长率3 个变量。相对于截面数据和时间序列数据而言,面板数据能够反映时空特征等优势,面板回归模型可以划分为固定效应模型和随机效应模型2 种主要形式。下面根据因变量和自变量的不同情况构建本文的面板回归模型:
结合各具体的解释变量与被解释变量,由于使用工业企业数据2005—2007 年的20 余家企业的3年数据属于n大而t小的短面板数据,因此采用短面板回归模型进行建模:
式( 1) 中,i为企业代码,t = 1,2,3 分别对应2005—2007 年,我们运用连玉君[15]开发的平衡面板转换为平衡面板的代码,将原来数据转化为平衡面板数据; B代表各自变量和控制变量对应的待估计系数; uji代表个体的截距项,ejit代表随个体与时间变化的随机扰动项。对于公式( 1) 的短面板估计方法有多种,我们根据陈强[16]和张莉[17]的建议,可以运用固定效应估计、随机效应分析、MLE估计和FGLS估计、组间估计等。运行Hausman检验以判断固定效应模型还是随机效应模型拟合得更好。若Hausman检验拒绝原假设H0,则选择固定效应模型更佳; 否则,则在随机效应模型中进行再筛选。
3. 3 变量设计
根据Atuahene - Gim等[18]的文献,新产品开发绩效主要包括以下选项,即相对于竞争对手的新产品收入、新产品赢利性、新产品销售量和新产品销售增长。根据数据的可得性,我们选取了新产品产值作为新产品开发绩效的测度变量[3,4]。
企业研发投入强度作为企业研发投入增量,是以往的企业研发投入强度的概念,采用研发投入与销售收入的比率作为企业研发投入强度的指标。采用销售收入的目标是为了抹平由于企业规模和市场占有率的差异所造成的指标不具有可比性。研发投入强度指数反映企业研发投入强度。
将融资约束这一变量进行了内部和外部的划分。对于内部融资约束而言,企业的现金流量与内部融资约束是一种反向的关系,即企业现金流量越小,则内部融资约束越大。按照认为经营活动产生的现金流量要比净利润为基础推算出来的指标存在波动性小和人为操控小的优点的观点,因此内部融资约束采用 “经营活动产生的现金流量/总资产” 来表示; 而外部融资约束则采用 “利息支出/总资产”来表示。本研究课题组讨论认为,基于企业财务管理的相关知识,外部融资约束宜采用 “利息支出/总资产” ( 经营活动产生的现金流量+ 投资活动产生的现金流量) /总资产”来进行统计核算[5]。
按常规做法,列示了以下企业规模等控制变量。除此之外,我们认为,无形资产占总资产的比例也在一定程度上反映了研发投入强度的存量,而年研发投入只是反映了其每年的增量,因此在这里采纳“无形资产比率” 来表示。除表1 所列的控制变量外,我们还对所有制和地区加入了虚拟变量。在实证分析中以新产品开发绩效为因变量,本文主要基于财务指标作为新产品开发绩效的测量变量。企业规模是研发投入强度与新产品开发绩效的控制变量,行业差异也构成了研发投入强度与新产品开发绩效的控制变量,因为不同的行业对于研发投入强度的重视程度不同。对于高技术产业和战略性新兴产业而言,政府会有较多的补帖和优惠政策投入,而对于传统制造业和社会服务业等,则无此优势。因此,行业也构成了研发投入强度与新产品开发绩效的控制变量。企业的新产品开发绩效往往伴随着销售收入的增加或利润的增长,从以往的实证研究看,大部分学者如赵驰等[19]采用了年销售增长率作为该关系的控制变量,因此销售增长率是研发投入强度与新产品开发绩效的控制变量[6]。
4 计量结果与分析
实证检验的各变量的描述性统计结果具体如表2 所示。
从表2 可以看出,销售增长率在统计上并不显著,但是研发投入强度指标除了FE_ robust估计以外均在统计上显著,而研发投入强度的平方项在所有的估计方式上统计上均显著,且均为负值,从- 4. 290 ( p = 0. 001) 到- 0. 338 ( p = 0. 001) 不等。研发投入强度对于新产品开发绩效的影响系数为0. 259 ( p = 0. 001) ,说明研发投入强度越大,则对于新产品产值的影响是较大的。
在控制变量回归系数方面,政府补贴的系数在OLS估计方式和BE组间方式下是显著的,但系数接近于0,反映出对于大多数工业企业而言,政府补贴的影响并不非常大,尤其对于传统制造行业而言是较为符合实际情况。而企业规模的影响较为显著,系数在0. 01 左右,且统计上基本上是显著的,说明企业规模会影响企业的新产品开发力度,企业规模较大的企业创新能力由于资源和实力的原因也会较强。
在杠杆率方面,我们用资产负债率来表示,在大多数估计方式下均为显著,且系统在- 0. 022 9( p = 0. 001) 到- 0. 015 2 ( p = 0. 001) ,作为财务杠杆,适度借贷可以拓宽促进研发投入的资金获取渠道,但是从现实的情况看,企业一般不会在内部负债率较高的情况下通过外部融资来从事新品开发等高风险的经济活动,因此可以通过这种分析判断负值出现的原因。
人力资本的影响在系数估计上显著的数字接近于万分之6 到万分之3,说明影响的作用也是微弱的。而广告开支则较为显著,最高达到了0. 082 0( p = 0. 05) ,说明广告支出对于新产品开发绩效具有较大的相关性,因为前期的新产品产值的提高在一定程度上来源于前期广告费用的投入; 同时因为企业有大量的新产品产值,在一定程度上也推动了企业必须投入大量的资金进行广告,以推动后期的新产品市场营销。
在融资约束的影响上,经过数据分析,表3 显示,依据融资约束理论成果,发现内部融资并不直接对于新产品开发绩效产生较大的影响,在回归系统上并不显著且数值较小; 而外部资直接对于新产品开发绩效产生较大的影响,在OLS、RE、BE和MLE3. 2 效果均显著, 数据分别为- 0. 016 7 ( p =0. 001) 、0. 010 4 ( p = 0. 001 ) 、- 0. 019 1 ( p = 0. 001 )和- 0. 010 4( p = 0. 001) 。说明外部融资方式对于新产品开发绩效的影响为负向的关系,且影响并不特别的大,对此主要原因我们经过讨论认为,主要是融资方式的选择方面。对于新产品开发这种创新行为,企业难以调动外部金融机构的贷款,且手续复杂需要抵押担保物等限制导致交易成本过高,从而形成了这种负向的关系[20,21]。
注: 1) t统计量在括号中; 2)*p < 0. 05,** p < 0. 01,*** p < 0. 001
在调节变量方面,我们认为主要存在着2 种调节效应: 一种是外部融资方式与研发投入强度的调节效应,另一种为内部融资方式与研发投入强度的调节效应。外部融资方式与研发投入强度的调节效应在统计上显著的主要是FE _ robust,系数为0. 504***,在BE估计方式下为0. 687***,在MLE方式下则为0. 347***,说明研发投入强度与外部融资存在着较强的交互作用,研发投入与外部融资的相互作用可以强化对于新产品开发的实力和信心。需要说明的是,外部融资的变量设计上,我们没有采用利息支付率或股利支付率等指标,因为投资- 现金敏感的指标被认为存在着分类方面的问题,同时利息支付率或股利支付率等指标与研发投入强度存在着一定的内生关系,因此我们遵遁了万小勇等人观点,采用更为客观的担保资产占总资产比率来表征外部融资水平,因为在现实的经济环境下,金融机构对于企业的授信主要来源于对于企业可抵押实物资产的评估上,因为实物资产作为可抵押物可以获得更多的融资资源。
而内部融资方式与研发投入强度的调节效应在统计上并不显著。我们对于内部融的指标设计认为是经营性的现金流入流出的差额,企业来自经营的现金流越大,可以动用的研发投入资金往往也较多,但是数据分析结果与当初我们的理论假设刚刚相反,我们认为主要原因在于工业企业数据库在研发投入强度上只有3 年的数据,难以反映整体情况。从融资理论方面认为内部融资与研发投入的交互效应应该是存在的,并且内部融资也往往对于研发投入产生较为重要的影响。对这种问题的检验需要后续的数据库建设和新的数据集的验证分析。
5研究结论与政策启示
5.1主要研究结论
首先,融资约束的存在对于研发投入强度与新产品开发绩效存在着较大的影响,具体表现为外部融资约束的增强会影响研发投入转换为新产品开发绩效的水平。因为新产品开发存在着巨大的风险和不确定性,容易失败,当融资约束较大时,企业难以提供研发所急需的资金,或者难以把多余内部资金投入到存货和固定资产等常规项目上。
然后,通过实证分析,进一步为研发投入强度与新产品开发绩效的关系是一种倒U型的关系提供了论据。当研发投入强度达到一定水平后,即拐点后,新产品开发绩效并不会得到提升,反而是下降的关系。
最后,企业的内部融资约束与外部融资约束对于研发投入强度与新产品开发绩效倒U型影响关系的作用机制是不同的。我们认为,基于研发投入和新产品开发的文献,可以将研发与营销、财务等企业职能相结合,打通研发与营销与财务等职能,形成相互一种平台和界面。一方面通过营销部门,研发部门可以获得更多的消费者的体验,可以优先新产品开发绩效的前端概念生成; 同时也要与财务部门沟通,了解更多有关企业融资方面以及企业现金流的情况,实时进行新产品研发。从现实情况看,企业内部融资约束比外部融资约束对于企业新产品研发创新的影响更大,这在一定程度上也符合经典的融资约束理论的假定。在中国经济新常态下,外部融资要比内部融资更适于投入风险较高的新产品领域,企业战略层应结合企业内部外的情况,对于这种新产品研发要提前做好融资上的准备,为企业长远发展奠定坚实的基础。
5. 2 政策启示
第一,对于企业微观主体,尤其是新产品研发部门而言,需要得到企业战略层和高管团队的政策支持。因为当融资约束较高时,企业从战略的角度投入新产品研发活动是需要慎重考虑的,尤其是当内部融资约束也较高时,这种研发战略决策会对研发投入转化为新产品绩效产生较严重的影响。因此,企业需要选择时机,适时研发新品。
第二,对于政府经济管理部门,应该加大研发政策补贴,同时对于研发人员的教育培训也应强化针对性,给予一定的政策扶持。因为企业存在着融资约束,尤其对于高新科技企业而言,中小企业占了很大的比例,这部分企业规模小但创业创新的动机强烈,但其资金融通渠道并不多,因此从区域发展的角度,提供地方性的分行业的研发政策补贴和人才培训,将有利于改善企业研发投入的实效性,将研发成果转换为市场所接受的新产品。
第三,对于银行金融服务机构而言,首先应破除对于中小科技企业资产抵押物不足不予以融资的政策限制。对于中小科技创业企业,具有无形资产和创业成功后的巨大财富和高风险并存的特征,作为银行等金融机构可以开发相应的金融增值产品以应对这类贷款需要,也可以通过对于新产品开发绩效的比例将银行风险进行事后补贴。
企业提升内部研发知识的强度、不断自主创新,还是通过加大新产品研发投入与合作,主要是依据知识基础观的思想和交易费用的视角进行分析。我们认为,当企业的研发知识强度均不足时,通过跨组织研发合作及时获取外部知识,或者通过研发外包的方式也可以快速获取技术创新所需要的资源。这样做的好处有两方面: 一是企业自身的知识优势不足,需要借助于外力实现技术创新。由于其本身技术能力弱,仍处于技术学习和模仿的阶段,只能依靠研发外包和其他合作方式; 同时也由于自身技术水平弱因而也没有需要技术诀窍保密或担心合作方的搭便车行为。二是通过与外部组织的研发合作,无论是高校还是其他企业,可以在合作中提升自身的知识强度,也就是 “干中学”,可以低成本或无成本地获得技术溢出的利益[7,8]。
然而,当企业达到了一定的知识强度之后,通过自主研发独立完成技术创新的意愿更强烈,主要是基于以下考虑: 一是合作需要产生交易成本和容忍 “搭便车”的行为; 二是技术创新的成果可以独享; 三是由于技术创新与知识贡献之间存在着因果模糊性,也就是倒底是哪些因素决定了技术创新有时说不清楚,这就给界定和计量双方或多方的知识贡献带来了麻烦,使得有的企业在研发合作中由于回报不足或者主观上认为公平性不足而最终退出了跨组织研发合作。
我们也要看到,企业跨组织研发合作与企业自身的知识深度和广度之间也存在着相辅相成的关系。在技术研发投入强度中,企业与其他组织的知识进行共享与转移,在这个过程中企业的吸收能力高低与企业自身的技术知识水平密切相关。一个企业如果没有较深厚的知识内涵,一味依靠外部知识获取,将很难吸收与消化、转化外部获取的技术知识,也难以在此基础上形成自己的知识根基。也就是说,只有企业的知识达到一定的质与量之后,企业才能实现对于技术创新问题的深刻理解。
摘要：以往研究对于企业研发投入强度与新产品开发绩效之间的互动关系存在着正向影响与负向影响的不同结论,原因之一在于未考虑融资约束等情境因素的影响。从融资约束的视角研究企业研发投入强度与新产品开发绩效之间的影响关系,基于构建面板回归模型的方法和中国工业企业数据,实证结果表明:(1)进一步验证了研发投入强度与新产品开发绩效之间的正向关系的存在;(2)研发投入强度与新产品开发绩效存在着非线性倒U型关系;(3)检验了融资约束存在的调节效应,内部融资约束与外部融资约束对于上述关系的影响不同。研究结果可以为企业、政府和金融机构共同促进形成新产品研究提供理论与政策指引。
研发融资约束 篇9
地震波在地层中的传播通常采用深度的函数速度来加以描述。相较测井记录而言,地震资料给出的是一种间接地速度测量方法。基于这两种类型的信息,勘探地震学家推导了许多不同的速度[1],其中层速度的求取一般采用基于水平层位的Dix公式转换均方根速度得到[2],但Dix公式存在适用范围小和近似计算的局限[3,4];后来Landa等[5]又相继发展了相干反演计算层速度初步解决了Dix不适用于速度横向变化的问题[6],但相干反演相对Dix公式而言得到的速度计算是局部性的,没有考虑分析位置之外的部分[1],Hurbal等[7]还提出了利用最小二乘自适应方法为垂直速度函数求出全局最优解,但该方法不能适应垂直方向突变的速度体[6]。三维约束层速度反演方法基于指数渐进边界速度趋势,结合输入的实际均方根速度谱及层位资料,以阻尼因子加以全局约束,较好的解决了纵向连续及横向变速的问题。基于广泛应用及运行稳定的Windows操作系统,结合c++图形用户界面库Qt的跨平台特性,使用c/c++和fortran语言混合编程,完成了三维约束层速度反演模块的研发。
1 反演方法基本原理
Ravve等[8,9,10]首创了指数渐进边界形式的速度模型后,Koren[3,4]于2006年提出了约束Dix反演方法,即从拾取的均方根速度中创建指数渐进形式的约束速度趋势模型,通过对每一个点位的均方根速度函数进行逐一反演,得到初步平滑的瞬时速度场。三维约束层速度反演则在此基础上结合层位数据建立网络构架、井资料,旁道数据等参与联合约束,引入阻尼因子寻求全局最优解,通过褶积定义平滑层速度,最终得到准确的层速度场。
1.1 指数渐进边界速度趋势模型
描述瞬时速度垂直变化的趋势速度模型被近似成单调增加、指数渐进边界分布的:
式(1)中Va(x,y)为海底、地表或人为指定的基准面瞬时速度,k0(x,y)为在相同层里的速度垂直梯度,ΔV是瞬时速度范围—定义为边界速度值v∞和指定界面速度Va之差。相对的深度满足0≤z≤Δzn,这里的Δzn为层位厚度。
转换为时间域速度趋势函数与单层旅行时的关系可用下式描述:
在每一个初始网格节点的速度趋势参数通过最小二乘拟合确定的。
1.2 影响半径
引入的影响半径R将决定参与该点位联合约束的井资料和旁道资料;横向上落入给定半径内R(d≤R)的实际采集资料或拟合的垂直速度函数都将影响趋势参数。目标函数为:
式(3)中i,j分别为CDP点号和速度网格节点号,通过预先设定一个极小的权值wL=ξ=10-2使α=-lnξ。显然,一个较大的半径值能提高稳定性,但会影响其精度。
1.3 权重因子
V
式(4)中,内部求和表示对某个固定第i个垂直速度函数的所有Ni+1个拾取节点的累加,外围求和累加了以横向节点j为中心节点落在影响半径之内的全部Mj个垂直速度函数。其中,w
1.4 反演函数
构建全局反演公式:
为了压制反演速度的垂直震荡,引入阻尼项,以保证梯度的跳跃最小:
C是拾取的均方根函数进行约束的部分:
反演的瞬时速度函数应当尽可能的接近趋势函数:
式(7)中U
2 三维约束层速度反演模块设计
地震资料处理软件模块的设计应主要考虑计算效率,并结合优秀的交互和显示技术,并兼顾易研发性和可扩展性等[11]。基于Qt的SIGNAL/SLOT技术避免了使用回调函数来创建用户的交互界面,类型完全安全,不会产生运行错误[12];利用Qt包含的大量item view类来使用MODEL/VIEW(模型/视图)结构管理数据与表示层的关系,能使数据存储与数据表示进行分离;这种功能给予开发人员定制数据项表示方面更多的空间[13]。输入接口、处理方法和输出接口组成模块,多个不同功能的模块合理组合便成为不同的处理流程。根据三维约束层速度反演方法原理和上述思想,设计了技术流程(图1),主要包括层速度反演网格构架建立、指数渐进边界速度趋势模型的建立、以及三维约束层速度反演和相关的辅助功能。
每个处理流程都是按照组成模块的输入接口、处理方法和输出接口来设计的。基于这种思想,建立了三维约束层速度反演方法模块的处理流程(图2)。处理流程分为四个子流程三大模块,四个子流程为指数渐进边界速度趋势模型建立、初始基准面建立、时间网格建立和反演参数设定(图2)。三个模块(图3)分别为input/output(输入/输出)模块(图3a),规范输入输出速度文件的数据格式和数据范围;process(数据处理)模块(图3b),进行三维约束层速度反演方法的参数因子定义及层速度的约束反演计算;velocity cube(插值成体)模块(图3c),在得到准确的速度场的情况下插值成层速度体。
其中,process(数据处理)模块无疑是核心模块;在该模块中,Redatuming(重置基准面)分别可选择(First picked point)首拾取点、Reference horizon(特定层位)、和A fixed T0 value(划定的T0层位),海上资料和陆上资料设置基准面不同,前者一般做了枪深与缆深的校正后从海平面0s起算;EAB Trend Model(指数渐进边界速度趋势模型)中,va,ka,v∞三参数可以任意设置初始值或均设为待求值,设定约束半径会影响参与反演的旁道资料,从而影响反演结果;Inversion Parameters(反演常数因子设定)主要包括影响因子的权重配比和迭代最大次数的设定,前者主要根据所提供原始速度谱资料品质的好坏来确定速度数据、趋势模型及反震荡阻尼三者因子的配比关系以获得好的层速度,后者则通过设定迭代次数来观测实际迭代次数与最大迭代次数的关系,并以此来判断原始速度谱资料的品质,当速度谱资料品质较差迭代次数达到最大迭代次数时,绝对阻尼因子将会加以强行约束以减少计算时间,提高数据处理的效率。
3 Qt开发主要运用技术
3.1 Qt图形用户界面库
Qt是Trolltech提供的一个用于跨平台c++ GUI(图形用户界面)应用程序开发的工具包。它主要具有面向对象、易于扩展、跨平台等特性,Qt支持几乎所有主流的操作系统:MS-Windows、UNIX/X11-Linux、Sun Solaris、HP-UX、Digital Unix、IBM AIX、SGI IRIX; Qt Embedded则支持采用framebuffer接口的Linux平台[13]。
其优点主要有:
1),良好的可移植性。Qt支持所有Linux和Unix操作系统,同时还支持Vista/XP/WinNT/2k等主流操作系统;
2),良好的封装性。Qt的良好封装机制使得它的模块化程度非常高,其提供的SIGNAL/SLOT技术避免了使用回调函数易产生的运行错误;
3),丰富的c++类。Qt包括250个以上的c++类,以及丰富的应用程序接口;
4),支持2D/3D图形构建,图形化显示模块主要使用Qwt-plotcurve类完成曲线类的绘制。
在该系统的开发中,通过对Qt中的Qthread类实现了多线程的处理;集成开发环境‘Designer’可方便的为界面开发提供可视化支持;总体上,GUI实现了用户、项目、数据、和流程管理的“高内聚”,而信号和槽机制则调用独立的功能模块,系统各个模块之间具有“低耦合”的特点,系统的效率[13]。
3.2 Qfile类创建选项记录保留
Qfile类是一个操作文件的输入/输出设备,可用来进行对二进制文件和文本文件的操作。结合QDataStream或QTextStream来进行读写数据,创建PAR文件default.par来记录进行反演的参数,在反演影响因子权重配比中提供方便,使用户能很快依据规律找到最合适的权重配比。
3.3 混合编程技术
面向对象(object-orientation)的概念起源于20世纪60年代的计算机语言simula,其基本特征是封装、泛化和继承以及多态。其中泛化和继承机制为软件的重用性和可维护性提供了可靠的保证[14]。Qt的面向对象特性对该处理系统以后的维护和拓展有很大的作用,其中该处理系统的算法相关程序大部分用Fortran编程语言编写,再用c++语言调用Fortran的函数接口,通过Fortran和c++两种编程语言之间的内存地址传递来完成的,使用时注意调用约定一致、命名约定一致和参数传递一致[15]。
4 实际应用效果
根据三维约束层速度反演技术流程(图1)开发的数据处理系统(图3)是基于Windows xp操作系统,采用Qt4.2.2图形用户界面库,采用了c++及Fortran编程语言混合编程;读入数据包括标准的seg-y格式也兼容通用的速度谱文件格式,数据输入输出模块(图3a)兼顾了多种数据格式的处理,输入数据可以是动校正或偏移以后的,时间可以根据实际资料的规范选择s或者ms、双程还是单程旅行时,并引入了一般正规地震数据处理软件的速度谱扫描技术。层速度场插值成层速度体模块(图3c)则根据三维约束层速度反演模块(图3b)计算出的层速度场的不同类型而产生四种速度体:指数线性瞬时速度体、梯度线性瞬时速度体、层速度体、平均速度体;与数据输入输出模块(图3a)相似,也可以通过选择线道号的范围来控制输出速度体的范围。
BD三维地震工区位于琼东南盆地东区块松涛凸起东倾伏端,南临宝岛凹陷,北靠松东凹陷[16],海底趋势为北西-南东向深度降低,海底时间差约270 ms,深度差约为200 m。工区覆盖面积为342 km2,记录长度为6s,采样率为2 ms,工区中烃源岩表现为低幅度向斜和复合型圈闭[17]。该处理系统的应用对于落实区域构造及储层预测非常关键。经过三维约束层速度反演方法处理系统的相应处理后,我们分别得到了层速度场(图4b),加井位的层速度体(图5b)以及经过插值得到的三维层速度体(图6)。层速度场(图4)中,三维约束层速度反演方法得到的层速度场(图4b)相较常规反演得到的(图4a),纵横向速度变化均匀,贴合层位曲线,具有明显的分层,更能描绘构造细节。而在经过后期处理得到的层速度体剖面(图5)中,为了能更直观的观察,我们加入了过剖面的井资料,图中上部蓝色小叉和下部的红色小叉分别表示T40和T70层位,采用该文方法计算出来的层速度体剖面反映构造基地更加清楚,层位剖分符合井资料反映的地质规律。层速度场插值生成的三维层速度体(图6)包含75条纵测线和98条横测线,从图中可看出清晰、明显的分层及大陆架斜坡带的海底构造。
5 结束语
三维约束层速度反演方法基于指数渐进边界速度趋势模型,结合实际均方根或者叠加速度谱及层位资料,以约束半径及阻尼因子加以全局约束,较好的解决了纵向连续及横向变速的问题。利用包含丰富类的跨平台c++图形用户界面库Qt,结合混合编程及多线程技术开发的处理模块可用于少井无井的低幅构造海底区域,处理得到的层速度场及层速度体剖面皆贴合层位,能更清晰的反映构造;对后期的储层预测相关工作有促进作用,对深水区海洋油气勘探有一定的建设性意义。
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