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    企業(yè)創(chuàng)新投入要素對融資結(jié)構(gòu)的影響

    2017-11-07 07:02齊琪琪
    現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè) 2017年33期
    關(guān)鍵詞:融資結(jié)構(gòu)科技型中小企業(yè)

    齊琪琪

    摘要:采用2014-2015年新三板掛牌公司中的科技型企業(yè)的數(shù)據(jù),對創(chuàng)新因素對資產(chǎn)負(fù)債率之間的進(jìn)行研究,分析科技型中小企業(yè)的創(chuàng)新投入及其融資結(jié)構(gòu)的特征并證明兩者之間的關(guān)系,結(jié)果表明創(chuàng)新資產(chǎn)對融資結(jié)構(gòu)具有明顯的負(fù)相關(guān)。

    關(guān)鍵詞:科技型中小企業(yè);融資結(jié)構(gòu);創(chuàng)新投入要素

    中圖分類號:F425文獻(xiàn)標(biāo)識碼:Adoi:10.19311/j.cnki.16723198.2017.33.040

    1引言

    創(chuàng)新,這一動力支撐著企業(yè)奮力前進(jìn),自從創(chuàng)新的概念提出來以后,圍繞創(chuàng)新的研究不斷涌現(xiàn),這些研究對中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出非常重要的貢獻(xiàn)。改革開放以來,我國經(jīng)濟(jì)呈高速增長態(tài)勢,并取得十分矚目的成績?;仡欉^去的發(fā)展歷程,創(chuàng)新為經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出了不可替代的貢獻(xiàn)。為此國家十分重視創(chuàng)新,認(rèn)為企業(yè)的創(chuàng)新能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。由此,一大批科技型中小企業(yè)登上了歷史的舞臺。為了進(jìn)一步支持中小企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動,使其更好的為國民經(jīng)濟(jì)服務(wù),了解科技型中小企業(yè)創(chuàng)新投入要素對融資結(jié)構(gòu)選擇的影響以及探討企業(yè)最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)顯得尤為重要。本文將解決這個問題,進(jìn)一步促進(jìn)此類企業(yè)的發(fā)展壯大。

    企業(yè)要想持續(xù)經(jīng)營并擁有一定的競爭力就要不斷的進(jìn)行創(chuàng)新,現(xiàn)有的研究大多是對企業(yè)外在市場因素對其融資結(jié)構(gòu)的選擇,比較少的人能看到企業(yè)內(nèi)部的因素的影響,但是企業(yè)內(nèi)部因素恰恰是企業(yè)取得競爭優(yōu)勢的決定力量。

    因為我國正處于金融體制改革與經(jīng)濟(jì)增長方式的新時期,單從企業(yè)外部研究要素與融資結(jié)構(gòu)的關(guān)系還不夠。近幾年,我國科技中小型企業(yè)不斷涌現(xiàn),并對我國的創(chuàng)新戰(zhàn)略的實施產(chǎn)生了巨大作用,全國中小企業(yè)股份轉(zhuǎn)讓系統(tǒng)的成立為中小型企業(yè)提供了融資平臺。本文希望通過現(xiàn)有的融資結(jié)構(gòu)理論和創(chuàng)新投入要素的理論,利用新三板中科技型掛牌公司的數(shù)據(jù),有效發(fā)揮負(fù)債融資的治理作用,尋求有效服務(wù)于科技型中小企業(yè)創(chuàng)新、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的融資結(jié)構(gòu)。這對于尋求適合的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策,尋找更多的投資渠道,減少企業(yè)融資的壓力,從而提升技企業(yè)創(chuàng)新能力,都具有巨大的價值和意義。

    2文獻(xiàn)綜述及研究假說

    科技型中小企業(yè)的主要管理者一般情況下不會是風(fēng)險投資者。所以每一位擁有生產(chǎn)要素的人都能管理他人,同時他們也受別人的管理。那么擁有創(chuàng)新能力的人力資源也一樣,可以找他人使其代理行使創(chuàng)新職能。因此,這些創(chuàng)新人力資源會取得團(tuán)隊的控制權(quán)。同時為了保持這些需要依賴的創(chuàng)新人力資源一直存在,擁有的創(chuàng)新要素的人會提供一定的股權(quán)給他們保證自己的權(quán)益。當(dāng)企業(yè)破產(chǎn)時,他們的利益可能會極大程度的受損。為保證實現(xiàn)他們的利益,完成之前的承諾,企業(yè)會選擇股權(quán)融資來解決其融資需求。

    因此提出假設(shè)1:創(chuàng)新投入的人力資源要素與其負(fù)債水平具有負(fù)相關(guān)關(guān)系。

    正如Bottazzi和Dosi(2001)的研究指出,企業(yè)創(chuàng)新資金投入要素,從某種意義上看是一種比較高風(fēng)險的投資行為,具有發(fā)展、追逐利潤、節(jié)省稅費等動機(jī)。R&D投入所能獲得的價值對于未來是具有不確定性的。創(chuàng)新投入的產(chǎn)出一般是難以抵押且風(fēng)險性較高無形資產(chǎn)。債權(quán)投資者相對于創(chuàng)新投入的項目更偏向于固定資產(chǎn)投資項目,所以企業(yè)創(chuàng)新投資較難從債權(quán)中獲得資金的支持。

    因此提出假設(shè)2:創(chuàng)新投入資金與其負(fù)債水平負(fù)相關(guān)。

    創(chuàng)新投入的資產(chǎn)相對于企業(yè)的其他資產(chǎn)而言,其使用范圍非常小,適用面較窄,加之債權(quán)人對這些資產(chǎn)不能做出完全正確的評價,也不知道其未來能不能創(chuàng)造價值,到底能創(chuàng)造多少價值?這樣的情況下企業(yè)的各種風(fēng)險就會變得很大。所以企業(yè)一般會選擇減少負(fù)債融資,增加債權(quán)融資。

    因此提出假設(shè)3:創(chuàng)新投入資產(chǎn)與其負(fù)債水平負(fù)相關(guān)。

    Myers(1984)提出優(yōu)序融資理論,認(rèn)為外部投資者會高估企業(yè)項目融資的風(fēng)險,要求更高的風(fēng)險溢價。在研究中,企業(yè)股權(quán)融資的多少可能會受到企業(yè)內(nèi)部的現(xiàn)金流的影響,我們發(fā)現(xiàn)當(dāng)企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流相對穩(wěn)定時,企業(yè)將獲得較多的股權(quán)融資,而企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流不穩(wěn)定時,企業(yè)將獲得較少股權(quán)融資。

    因此提出假設(shè)4:現(xiàn)金流與其負(fù)債水平負(fù)相關(guān)。

    3研究方法

    3.1樣本選取及數(shù)據(jù)來源

    對于創(chuàng)新要素本文選取企業(yè)的研發(fā)支出,研發(fā)人員和無形資產(chǎn)作為代表來進(jìn)行研究。本文選取新三板市場具有代表性的100家新科技企業(yè)作為研究樣本。篩選剔除缺少無形資產(chǎn),現(xiàn)金流等變量的樣本,最終選取93家企業(yè)進(jìn)行分析研究。

    本文數(shù)據(jù)小部分來源于WIND數(shù)據(jù)庫中的數(shù)據(jù)披露,大部分?jǐn)?shù)據(jù)是來手工收集,由于全國中小企業(yè)股份轉(zhuǎn)讓系統(tǒng)于2013年1月6日才正式揭牌運營,由于研究需要,所以本文選取2014-2015年具有代表性的新科技企業(yè)進(jìn)行收集作為研究的數(shù)據(jù)。

    3.2研究模型

    為了檢驗本文的假設(shè),參考本領(lǐng)域的常見做法,本文采用理論與數(shù)據(jù)相結(jié)合的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法,客觀科學(xué)的反映新三板掛牌科技型中小微企業(yè)的多元線性回歸。

    3.3模型設(shè)定

    3.3.1計量模型

    本文基于93家新三板科技型中小微企業(yè)2013年-2014年的創(chuàng)新投入及資產(chǎn)負(fù)債率的短面板數(shù)據(jù)而進(jìn)行的。采用短面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行分析有利于控制不可觀察的個體異質(zhì)性,增加了自由度且有利于分析動態(tài)調(diào)整。

    對于面板數(shù)據(jù)的研究模我們一般會選擇靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型或動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型兩種。由高敏(2014)對新三板掛牌企業(yè)研發(fā)投入對績效影響的研究中發(fā)現(xiàn)企業(yè)當(dāng)期的創(chuàng)新投入對當(dāng)期的產(chǎn)出具有顯著的影響,所以本文不考慮滯后性問題。結(jié)合本文研究的需求,本人選用靜態(tài)數(shù)據(jù)模型中的固定效應(yīng)模型。

    作出如下模型:yi=αilt+xiβ+εit(1)

    其中,(i=1,2,3…;t=1,2,3…)

    固定效應(yīng)模型中每個個體間都存在顯著差異,但對于特定的某個體而言,在時間序列上組內(nèi)又不存在差異,所以我們可以得出如果個體間的差異不明顯,則可以采用OLS對混合數(shù)據(jù)進(jìn)行估計。那么在個體效應(yīng)不顯著的原假設(shè)下,H0:α1=α2=…αn是成立的。本文采用F統(tǒng)計量來檢驗以上假設(shè)是否成立。endprint

    3.3.2研究模型

    為了研究證明本文假設(shè),本人借鑒前人的經(jīng)驗,本文從新三板科技型中小企業(yè)掛牌公司年報中選取資產(chǎn)負(fù)債率(DAR)作為被解釋變量;選取研發(fā)人員占比(EMPLOYEES),創(chuàng)新資金即研發(fā)支出(IF),創(chuàng)新資產(chǎn)即無形資產(chǎn)(IA),現(xiàn)金流(CF)作為解釋變量,建立模型如下:

    DAR= α0+β1*EMPLOYEESt+β2*IFt+β3*IAt+β4*CFt+ε(2)

    3.4變量選取

    3.4.1被解釋變量

    企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率(DAR)是指負(fù)債總額與資產(chǎn)總額的比例關(guān)系??梢杂脕砗饬科髽I(yè)債權(quán)融資的多少。也就是說,資產(chǎn)負(fù)債率越高說明企業(yè)的債權(quán)融資越多。

    3.4.2解釋變量

    人力資源(EMPLOYEES)指研發(fā)人員占公司所有員工的比重。研究人員是企業(yè)重要的創(chuàng)新投入要素之一。我們可以用研發(fā)人員投入占比來分析企業(yè)創(chuàng)新頭的多少。一般情況,企業(yè)的研發(fā)人員占比越多,企業(yè)的創(chuàng)新成果越多,帶來的創(chuàng)新受益越多。創(chuàng)新資金(IF)即研發(fā)支出占營業(yè)收入的比重。它是衡量企業(yè)創(chuàng)新投入程度的重要指標(biāo)。亦可能影響創(chuàng)新成果,帶來創(chuàng)新受益。創(chuàng)新資產(chǎn)(IA)即無形資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重,無形資產(chǎn)中的技術(shù)創(chuàng)新因素,也是企業(yè)創(chuàng)新投入的重要部分。所以無形資產(chǎn)也具有前兩個變量一樣的影響效果?,F(xiàn)金流(CF)本文的現(xiàn)金流選用籌資活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流占總資產(chǎn)的比重。

    4實證分析

    4.1描述性統(tǒng)計

    對新三板掛牌企業(yè)2014年,2015年和全樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行的描述性統(tǒng)計分析。在不考慮統(tǒng)計樣本發(fā)生變化的前提下,2014年各企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率平均數(shù)為5045%,而2015年各企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率平均數(shù)為 4123%,從統(tǒng)計數(shù)據(jù)上可以看出2015年的平均資產(chǎn)負(fù)債率要小于2014年的平均資產(chǎn)負(fù)債率,說明新三板掛牌科技型中小企業(yè)在整體上資產(chǎn)負(fù)債率有所下降,債權(quán)融資減少。此外,人力資源投入和創(chuàng)新資產(chǎn)的投入均有增加,但創(chuàng)新資金和現(xiàn)金流有所減少。根據(jù)描述性統(tǒng)計分析僅可以分析出以上結(jié)論。但也為下文進(jìn)行的回歸分析做了準(zhǔn)備。

    4.2回歸分析

    4.2.1模型的篩選和檢驗

    本文對數(shù)據(jù)進(jìn)行Hausman檢驗,判斷采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析是不是最好的選擇。根據(jù)檢驗結(jié)果可以看出P=0.0175<0.0500,故本文采用固定效應(yīng)模型對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析處理是可行的。

    4.2.2固定效應(yīng)模型回歸分析

    本文借助Stata12軟件,利用前文所構(gòu)建的固定效應(yīng)模型,對前文的假設(shè)進(jìn)行檢驗。我們選定在1%顯著水平,當(dāng)P<0.01時,表示自變量對因變量有顯著影響。當(dāng)P>0.01的時候,則自變量對因變量沒有顯著影響。

    表1中的分析結(jié)果表明人力資源對資產(chǎn)負(fù)債率的影響的顯著性P=0218>0100,說明企業(yè)的創(chuàng)新投入人力資源對資產(chǎn)負(fù)債水平的影響在1%、5%、10%的水平上均不顯著,假設(shè)1不成立;創(chuàng)新資金對資產(chǎn)負(fù)債率的影響的顯著性的P=0876>0100,說明創(chuàng)新資金投入對資產(chǎn)負(fù)債率的影響在1%、5%、10%的水平上均不顯著,故假設(shè)2不成立;創(chuàng)新資產(chǎn)對資產(chǎn)負(fù)債率P=0001<0010,系數(shù)為負(fù)值,說明創(chuàng)新資產(chǎn)對資產(chǎn)負(fù)債率在1%、5%、10%的水平上均具有顯著的負(fù)相關(guān)效應(yīng),故假設(shè)3成立;現(xiàn)金流對資產(chǎn)負(fù)債率的影響的顯著性的P=075>0010, 說明現(xiàn)金流對資產(chǎn)負(fù)債率的影響在1%、5%、10%的水平上均不顯著,故假設(shè)4不成立。

    由表1可以看出F檢驗結(jié)果ui=0, F(92, 89) = 328Prob > F = 0,表明強(qiáng)烈拒絕原假,故選擇固定效應(yīng)模型明顯優(yōu)于混合回歸。因為短面板數(shù)據(jù)不是時間序列其T較小,n 較大,尤其本文T=2,年數(shù)較少,故容易產(chǎn)生R2的值較小。模型分析結(jié)果表明R2=0140,說明模型擬合度在合理的范圍內(nèi)。

    4.2.3多重共線檢驗

    多重共線性包括嚴(yán)重多重共線性和近似多重共線性兩種情況。如果數(shù)據(jù)存在多重共線的問題,可能造成系數(shù)的估計值不準(zhǔn)確,還可能影響系數(shù)的顯著性,使其變?nèi)?,容易分不清自變量對因變量的影響程度。因此,本文先對?shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性分析再進(jìn)行多重共線檢驗,從而判斷變量選取是否正確。

    本文對數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性分析,探究數(shù)據(jù)之間是否存在多重共線的問題。根據(jù)分析結(jié)果看出大部分變量之間的相關(guān)關(guān)系不大,只有創(chuàng)新資產(chǎn)和現(xiàn)金流之間有一個偏大。所以存在嚴(yán)重的多重共線的情況機(jī)率不高,下文對變量進(jìn)行多重共線檢驗,進(jìn)一步排除數(shù)據(jù)多重共線的可能性。最大VIF=1.42,遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于合理值10,所以模型的多重共線得到完全程度得改善。數(shù)據(jù)之間的多重共線問題可以不加以考慮。數(shù)據(jù)較為合理。

    5研究結(jié)論及原因

    5.1研究結(jié)論

    本文分析企業(yè)創(chuàng)新投入要素與融資結(jié)構(gòu)的關(guān)系,以新三板掛牌公司中的科技型中小企業(yè)為樣本。利用其2014-2015年的資產(chǎn)負(fù)債率、研發(fā)人員,研發(fā)支出、無形資產(chǎn)、籌資現(xiàn)金流、營業(yè)收入以及總資產(chǎn)的相關(guān)數(shù)據(jù),對創(chuàng)新投入各要素和融資結(jié)構(gòu)進(jìn)行固定效應(yīng)模型回歸分析。以資產(chǎn)負(fù)債率作為因變量,人力資源、創(chuàng)新資金、創(chuàng)新資產(chǎn)、現(xiàn)金流作為自變量。分析創(chuàng)新投入要素是否對融資結(jié)構(gòu)具顯著影響,結(jié)果表明,只有創(chuàng)新資產(chǎn)對融資結(jié)構(gòu)具有明顯的負(fù)相關(guān)。其他自變量對融資結(jié)構(gòu)均沒有顯著影響。

    5.2原因分析

    出現(xiàn)以上研究結(jié)果的原因可能有以下四個:第一,新三板科技型中小企業(yè)要在市場中占據(jù)重要的地位,必須突出其自身的特點,所以企業(yè)會增加研發(fā)資金與研發(fā)人員的投入,甚至出現(xiàn)盲目的增加研發(fā)資金和引進(jìn)研發(fā)人員。造成企業(yè)資源配置不合理。從而容易企業(yè)的創(chuàng)新投入高,但企業(yè)績效卻沒有提高,創(chuàng)新投入產(chǎn)出率低。使投資者看不到企業(yè)發(fā)展的潛力,以至于其股債權(quán)融資不受影響。所以創(chuàng)新投入對融資結(jié)構(gòu)的影響并不明顯。第二,新三板中的企業(yè)發(fā)展不夠穩(wěn)定,投資者會認(rèn)為對其投資的風(fēng)險較大,所以可能不會考慮其他創(chuàng)新投入因素,所以企業(yè)的股債權(quán)融資并未受影響。第三,由于全國中小企業(yè)股份轉(zhuǎn)讓系統(tǒng)與2013年1月16日才揭牌,運行時間短,投資者對其不夠了解所以投資者的意愿可能暫時不受創(chuàng)新投入多少的影響。以至于創(chuàng)新投入暫時未對融資結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。第四,本文模型擬合度雖然處于合理范圍,但是仍較低,又因為R2越大說明解釋變量對被解釋變量的解釋程度越高。所以可能存在未考慮到的對被解釋變量有影響的變量。

    參考文獻(xiàn)

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