資本成本與研發(fā)投入的互動關系研究

柯東昌 李連華

摘要：文章以我國2007年～2011年中國中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究樣本，實證檢驗了企業(yè)的債務資本成本和權益資本成本與企業(yè)R&D投入強度的之間的互動關系。文章的實證研究結果表明，企業(yè)的債務資本成本和權益資本成本越低，會促進企業(yè)提高研發(fā)投入強度；同時，通過構建聯(lián)立方程模型的方法來考察控制內(nèi)生性后的實證結果表明另一個重要的具有啟示性的結論：企業(yè)的研發(fā)投入強度對企業(yè)的權益資本成本也有顯著的負向影響，而且這一結論在多個回歸結果中也非常穩(wěn)健。

關鍵詞：資本成本；投資；R&D；強度.

一、 理論分析與假設發(fā)展

投資與利率之間的這種反方向變動關系稱為投資函數(shù)，并且，利率的高低會影響投資需求的解釋，其實質(zhì)是從投資使用的資金成本角度來探討對投資需求的影響。具體考慮到研究與開發(fā)投資的特殊性，這種負向影響會更加明顯。美國FASB于1974年出臺的第2號財務會計準則公告（SFAS N0.2）就指出每個研究開發(fā)項目的未來經(jīng)濟利益存在著高度不確定性，甚至當一項目到達研發(fā)階段以后，其新產(chǎn)品或新工序正在達到市場化或已經(jīng)采用時，其失敗率也是很高的，其失敗的估計可能性大小因?qū)κ〉亩x不同而不同，范圍可達30%到90%。FASB認為有研究表明每三個來自研發(fā)部門認為技術上成功的新產(chǎn)品，平均僅有一個獲得商業(yè)上的成功。因此，企業(yè)研究開發(fā)的投資必然要求其企業(yè)較低的資本成本，否則由于較高的資本成本，加上企業(yè)研究與開發(fā)投資的高風險性（失敗率很高）和長期性，會導致企業(yè)更大的財務負擔。因此，企業(yè)資本成本的高低對企業(yè)的研發(fā)投資的進行尤為重要，進而提出以下假設：

假設1：限定其他條件，企業(yè)債務資本成本與該企業(yè)的R&D投入強度負相關相關；

假設2：限定其他條件，企業(yè)權益資本成本與該企業(yè)的R&D投入強度負相關相關。

二、 研究設計

1. 研究模型與變量定義。本文主要借鑒了Levin et al. （1985）的模型，構建基本模型（1）如下：

RDIINC=？琢0+？琢1KB+？琢2KPEG+？琢3HHI+？琢4EDU+？琢5COMPENSA+？琢6CEOAGE+？琢7CEOGEND+？琢8UNIFY+？琢9MARKETTYPE+？琢10LISTAGE+？琢11INDEPENCEI+？琢12STATEDU+？琢13OWNOER+？琢14ROA+？琢15ASSET+？琢16LEV+？琢17TURNOVER+？琢18CASHI+？琢19ENVIRN+？琢20INDUS+？琢21YEAR+？著模型（1）

（1）被解釋變量和解釋變量的度量。本文采用企業(yè)該年度的研發(fā)支出總額與本期營業(yè)總收入的比率來度量企業(yè)該年度的研發(fā)投入強度（RDIINC）， 該變量的數(shù)值越大表示企業(yè)的研發(fā)投入強度越大。

考慮到數(shù)據(jù)的可得性和研究結論的穩(wěn)健性，借鑒前述文獻的的度量方法，本文將分別采用兩種方法來度量債務資本成本：①財務費用/期末債務總額，這種方法計算的債務資本成本變量用KB1來表示；②財務費用/（長期借款+短期借款），這種方法計算的債務資本成本變量用KB2來表示。

本文采用Easton （2004）提出的PEG模型計量權益資本成本。具體而言，Easton （2004）的PEG模型簡化如下：

Ki，t=■（公式1）

其中Ki，t為公司i在t期的權益資本成本；FEPSi，t+2為證券分析師預測的公司i在t+2期末的每股凈收益均值，同理，F(xiàn)EPSi，t+1為證券分析師預測的公司i在t+1期末的每股凈收益均值；Pi，t為公司i在t期末的股票價格。

為了研究結論的穩(wěn)健性，本文模型中公司i在t期末的股票價格用兩種方法來度量：①直接用該公司該年末的收盤價，這種方法計算的股權資本成本變量用KERG1來表示；②為了排除年末收盤價的異常波動帶來的影響，本文用該年度12 月份股票日收盤價的均值，這種方法計算的股權資本成本變量用KERG2來表示。

（2）控制變量。HHI是產(chǎn)品市場競爭程度變量，采用Herfindahl指數(shù)來測量，其值越大表示產(chǎn)品市場競爭程度越低；EDU 為CEO的教育層級，按照CEO的學歷層次分別賦值：中專及中專以下的賦值=1，大專的賦值=2，本科的賦值=3，碩士研究生的賦值=4，博士研究生的賦值=5；COMPENSA 為CEO的貨幣薪酬的自然對數(shù)；CEOAGE為CEO的年齡；CEOGEND 為CEO的性別（為男時取1，否則為0）；UNIFY 為CEO和董事長是否合一（合一時取1，否則為0）；MARKETTYPE為市場類型（若為創(chuàng)業(yè)板上市公司取1，否則取0）；LISTAGE 為公司已上市的年數(shù)；INDEPENCEI為獨立董事比重等；STATEDU為實際控制人性質(zhì)（若上市公司的實際控制人為政府機構取1，否則取0）；OWNOER為股權集中度；ROA為資產(chǎn)收益率；ASSET取本期期末資產(chǎn)總額的自然對數(shù)；LEV為資產(chǎn)負債率；TURNOVER為資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率；CASHI為本期經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額/期末資產(chǎn)總額；ENVIRN為企業(yè)經(jīng)營環(huán)境指數(shù)總體評分（王小魯、樊綱、李飛躍，2012）；INDUS為行業(yè)控制變量；YEAR為年度虛擬變量。

2. 樣本選擇及數(shù)據(jù)來源。由于筆者在搜集R&D數(shù)據(jù)的過程發(fā)現(xiàn)，絕大部分的中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司年報都披露了R&D金額的數(shù)據(jù)，且披露的形式比較類似。而在主板上市公司中，絕大部分上市公司沒有披露R&D具體金額的信息。因此，本文選取中國深市的中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究對象而沒有選擇主板上市公司，通過手工逐一翻閱2007年～2011五年期間中國中小板創(chuàng)業(yè)板上市公司的年報，篩選出了年報中披露了研究開發(fā)投入金額的上市公司樣本，最后又刪除了其他變量數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終本文得到1 241個觀測值。其中，2007年～2011年各年的觀測值個數(shù)分別為67個、144個、198個、372個和460個。需要說明的是：本文的研究開發(fā)費用是指廣義的研究開發(fā)費用，不僅包括研發(fā)投入，而且包括技術開發(fā)費、新產(chǎn)品開發(fā)費、研究發(fā)展費和科研開發(fā)費等；其中債務資本成本和股權資本成本的估算所需要的財務數(shù)據(jù)全部來自深圳國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫；其他變量有關高管特征、公司的財務數(shù)據(jù)和業(yè)績等數(shù)據(jù)，若沒有特別說明，均來源于深圳國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。

為了克服極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量在1%和99%分位均進行了Winsorize處理，即令1% （99%）分位以外的數(shù)值等于1% （99%）分位數(shù)。

三、 實證研究結果及分析

1. 變量間的相關性分析。本文對模型涉及的變量之間的相關性進行了Pearson檢驗。其結果顯示，企業(yè)研發(fā)投入強度（RDIINC）與衡量企業(yè)債務資本成本的兩個變量（KB1和KB2）的均在1%的顯著水平以上負相關，相關系數(shù)分別為-0.262 4和-0.135 6。企業(yè)研發(fā)投入強度（RDIINC）與衡量企業(yè)權益資本成本的兩個變量（KPEG1和KPEG2）也均在1%的顯著水平以上負相關，相關系數(shù)分別為-0.088 0和-0.087 7。上述結果初步支持了前文所提出的兩個假設。進一步的有關結論需要下述多元回歸來進行檢驗。

2. 多元回歸分析。表1 報告了模型的多元回歸（OLS）結果，債務資本成本和權益資本成本分別用兩種不同的度量方式，按其不同的組合分別進行了4個回歸?；貧w結果顯示，模型F值的顯著性水平均為0.000 0，說明模型整體顯著。在債務資本成本的兩種衡量方式下，KB1和KB2的系數(shù)均在 1%的顯著性水平上顯著為負，說明控制其他因素后，企業(yè)的債務資本成本越低，其研發(fā)投入強度（RDIINC）越大，從而支持了本文的假設1；權益資本成本的兩種度量方式下，KPEG1和KPEG2的系數(shù)分別在 1%和5%的顯著性水平上顯著為負，說明控制其他因素后，企業(yè)的權益資本成本越低，其研發(fā)投入強度（RDIINC）越大，從而本文的假設2也得到了支持。

本文考慮到樣本中R&D投入強度變量（RDIINC）中有15個觀測值為零，所以該變量是以0為下限的拖尾變量（Censored Varible），即存在一定的角點解問題。為此本文進行了Tobit回歸，其結果容易發(fā)現(xiàn)解釋變量和控制變量的回歸系數(shù)和顯著水平均比較接近。進一步，從變量的描述性統(tǒng)計表可以發(fā)現(xiàn)債務資本成本KB1和KB2都存在一定的觀測值小于0的情況，這仍然能反映出各企業(yè)間債務資本成本的大小差異。但是，考慮到現(xiàn)實中債務資本成本一般不會小于0，因此，為了本文的研究結論穩(wěn)健，本文令這些小于0的債務資本成本等于0 （樣本中共有283個觀測值為負的情況），形成對應的調(diào)整后的兩個債務資本成本變量KBADJ1和KBADJ2，進行回歸的結果容易發(fā)現(xiàn)，調(diào)整后的債務資本成本與企業(yè)研發(fā)投入強度仍然在1%或5%的顯著水平上顯著負相關。為了節(jié)省篇幅，本文并沒有將這些回歸結果一一進行呈報。

3. 內(nèi)生性的控制。

（1）控制內(nèi)生性的理論分析。根據(jù)Merton （1987）構建的資本市場均衡模型顯示，企業(yè)的投資者的數(shù)量增加，導致該企業(yè)的更低資本成本和和更高的市場價值。類似地，Heinkel et al. （2001）構建的均衡模型顯示，更少的投資者持有該企業(yè)的股票，導致風險分散的機會降低了，從而導致企業(yè)的資本成本更高。結合已有的大量文獻已經(jīng)表明企業(yè)R&D強度較高，對企業(yè)的價值和增長均有明顯的正向作用，因此會吸引更多的投資者，企業(yè)所被感知到的風險會降低。綜合上述這些分析可知，企業(yè)R&D投入強度的不同，必然會對企業(yè)的資本成本產(chǎn)生影響。

因此，不僅企業(yè)資本成本會影響企業(yè)研發(fā)投入強度的高低，而且，企業(yè)研發(fā)投入強度的高低也會對企業(yè)的資本成本產(chǎn)生影響。即認為企業(yè)資本成本與R&D投入強度之間會存在互為因果關系的內(nèi)生性問題。為此，本文下面將通過構建聯(lián)立方程的方法來考察控制內(nèi)生性后的實證結果。

（2）聯(lián)立方程模型及其實證結果。本文參照了Zou and Adams（2008）、程智榮（2012）等很多文獻的研究成果，采用了比較常用的影響債務資本成本的變量，構建影響債務資本成本的基本模型如下：

KB=？茁0+？茁1RDIINC+？茁2DEBT+？茁3FIXPERT+？茁4LIQUIT+？茁5STATEDU+？茁6ROA+？茁7ASSET+？茁8LEV+？茁9CASHI+？茁10ENVIRA+？茁11INDUS+？茁12YEAR+？準模型（2）

根據(jù) Ogneva 等（2007），張然、王會娟和許超（2012）等相關文獻的研究成果，本文采用比較常用的影響權益資本成本的變量，構建權益資本成本的影響因素模型如下：

KPEG=？酌0+？酌1RDIINC+？酌2EPS+？酌3BIM+？酌4TBETA+？酌5STATEDU+？酌6ROA+？酌7ASSET+？酌8LEV+？酌9CASHI+？酌10ENVIRN+？酌11INDUS+？酌12YEAR+？漬模型（3）

這兩個模型中新增的變量分別如下：DEBT為本期期末負債總額的自然對數(shù)；FIXPERT為固定資產(chǎn)比重；LIQUIT為流動比率；EPS為每股收益；BIM為賬面市值比；BETA為風險因子，來自銳思數(shù)據(jù)庫。

模型（1）、模型（2）和模型（3）組成聯(lián)立方程，采用三階段最小二乘法（3sls）對其進行回歸。從這表2的回歸結果可以看出：在模型（1）中，債務資本成本（KB1）的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，相關系數(shù)分別為-0.151 6，這說明債務資本成本與企業(yè)研發(fā)投入強度顯著負相關，企業(yè)的債務資本成本越低，越能提高企業(yè)的研發(fā)投入強度，這進一步支持了本文提出的假設1；權益資本成（下轉(zhuǎn)第117頁）本（KPEG1）的系數(shù)在1%水平上顯著為負，相關系數(shù)分別為-1.429 7，這說明權益資本成本與企業(yè)的研發(fā)投入強度顯著負相關，企業(yè)的權益資本成本越低，越能提高企業(yè)的研發(fā)投入強度，這進一步支持了本文提出的的假設2。

在模型（2）中，債務資本成本采用KB1度量時，企業(yè)研發(fā)投入強度（RDIINC）的系數(shù)在5%的水平上顯著為負，相關系數(shù)分別為-0.173 1。因此這說明企業(yè)研發(fā)投入強度對企業(yè)債務資本成本的影響是否顯著，這一結論還不夠穩(wěn)健。

在模型（3）中，權益資本成本采用KPEG1度量時，企業(yè)研發(fā)投入強度（RDIINC）的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，相關系數(shù)為-0.263 9。因此，從這可以說明，企業(yè)研發(fā)投入強度對企業(yè)資本成本有顯著影響，即企業(yè)研發(fā)投入強度越大，企業(yè)的權益資本成本越低，而且結果非常穩(wěn)健。

當采用KB2或KPEG2度量時所得到的另外三個回歸結果（由于篇幅所限，未能列示）也表明，企業(yè)的債務資本成本或權益資本成本越低，越能提高企業(yè)的研發(fā)投入強度；同時，企業(yè)的研發(fā)投入強度對企業(yè)的權益資本成本也有顯著的負向影響。但是，企業(yè)研發(fā)投入強度對企業(yè)債務資本成本的影響是否顯著，這一結論還不夠穩(wěn)健。

四、 主要研究結論

本文利用我國2007年～2011年中國中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司年報中披露R&D投入金額的的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，構建了多元線性回歸模型，采用OLS和Tobit等多種回歸方法實證檢驗了企業(yè)的債務資本成本和權益資本成本對企業(yè)R&D投入強度的影響情況。實證研究結果表明，企業(yè)的債務資本成本和權益資本成本均與企業(yè)R&D投入強度顯著負相關，即企業(yè)的債務資本成本和權益資本成本越低，越促進企業(yè)提高研發(fā)投入強度。

同時考慮到，不僅企業(yè)資本成本會影響企業(yè)研發(fā)投入強度的高低，而且，企業(yè)研發(fā)投入強度的高低也會對企業(yè)的資本成本產(chǎn)生影響。即認為企業(yè)資本成本與R&D投入強度之間會存在互為因果關系的內(nèi)生性問題。為此，本文通過構建聯(lián)立方程模型的方法來考察控制內(nèi)生性后的實證結果。其聯(lián)立方程模型的實證報告結果表明，企業(yè)的債務資本成本和權益資本成本仍然與企業(yè)的研發(fā)投入強度顯著負相關，即企業(yè)的資本成本對企業(yè)的研發(fā)投入強度有顯著的負向影響。此外，聯(lián)立方程模型的實證結果還表明另一個重要的具有啟示性的結論，企業(yè)的研發(fā)投入強度對企業(yè)的權益資本成本也有顯著的負向影響，即企業(yè)的研發(fā)投入強度越高，會導致企業(yè)的權益資本成本越低，而且這一結論在多個回歸中也比較穩(wěn)健。但是，企業(yè)的研發(fā)投入強度對企業(yè)的債務資本成本的負向影響情況在不同的債務資本成本度量方式中有不同的顯著水平，因此，企業(yè)的研發(fā)投入強度對債務資本成本的顯著影響這一結論還不夠穩(wěn)健。

參考文獻：

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2. 張然，王會娟，許超.披露內(nèi)部控制自我評價與鑒證報告會降低資本成本嗎？——來自中國 A 股上市公司的經(jīng)驗證據(jù).審計研究，2012，（1）：96-102.

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5. Ogneva， M.， K.R.Subramanaam， K.Raghu- nandan.Internal Control Weakness and Cost of Equity： Evidence from SOX Section 404 Disc- losures.The Accounting Review，2007，82（5）：1255- 1297.

6. Zou， H.， M.B.Adams.Debt Capacity， Cost of Debt， and Corporate Insurance.Journal of Financial and Quantitative Analysis，2008，43 （2）：433-466.

基金項目：廈門大學基礎創(chuàng)新科研基金項目“研發(fā)投入、制度環(huán)境與企業(yè)轉(zhuǎn)型”（項目號：201122G014）。

作者簡介：李連華，浙江財經(jīng)大學金融學院院長、教授，中南財經(jīng)政法大學合作博士生導師，中南財經(jīng)政法大學管理學博士；柯東昌，浙江財經(jīng)大學會計學院講師，廈門大學管理學（會計學專業(yè)）博士。

收稿日期：2014-08-20。