融資約束、研發(fā)投資與現(xiàn)金持有

邢毅 王振山

(1.東北財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，遼寧 大連 116025；2.華北水利水電大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院，河南 鄭州 450046)

引言

根據(jù)新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，知識(shí)生產(chǎn)和人力資本積累是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最持久的源泉。由研發(fā)投資驅(qū)動(dòng)的創(chuàng)新是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的核心力量(Solow,1957)[1]。而研發(fā)投入資金來(lái)源的平穩(wěn)性是保障企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)得以順利進(jìn)行的重要因素(徐進(jìn)，2017)[13]。這是因?yàn)檠邪l(fā)活動(dòng)的典型特征之一是調(diào)整成本高昂(Himmelberg and Petersen，1994)[2]。若研發(fā)過(guò)程中的資金供給出現(xiàn)問(wèn)題，造成研發(fā)投入的削減，將有可能導(dǎo)致技術(shù)人員流失，關(guān)鍵信息泄露，創(chuàng)新效率下降等一系列問(wèn)題?；诖?，保證研發(fā)投資的平滑，避免高昂的調(diào)整成本，就成了企業(yè)創(chuàng)新政策的一個(gè)重要方面(Shin and Kim,2011)[3]。然而，由于缺乏抵押擔(dān)保品，信息不對(duì)稱，以及周期長(zhǎng)、風(fēng)險(xiǎn)大等原因，研發(fā)活動(dòng)的融資較一般融資更為困難，會(huì)受到更高程度的融資約束(盧馨，2013)[14]。唐清泉等( 2009)[15]通過(guò)研究企業(yè)研發(fā)投資與內(nèi)部資金的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投資因其特殊性造成企業(yè)與外界嚴(yán)重的信息不對(duì)稱，進(jìn)而更多依賴于企業(yè)內(nèi)部資金進(jìn)行支持。

因此，建立和運(yùn)用預(yù)防性現(xiàn)金持有儲(chǔ)備，就成了保持研發(fā)投資平滑的重要方式之一。Schroth and Szalay(2010)[4]認(rèn)為在技術(shù)創(chuàng)新中，第一件事情就是儲(chǔ)備現(xiàn)金。出于預(yù)防動(dòng)機(jī)，企業(yè)為保障研發(fā)計(jì)劃的順利進(jìn)行和延續(xù)而預(yù)留現(xiàn)金，研發(fā)投入越多的企業(yè)會(huì)在期末保留更多現(xiàn)金。Bates(2009)[5]通過(guò)對(duì)美國(guó)工業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)金持有增加最重要的原因是研發(fā)投入的不斷增加。連玉君和彭方平(2010)[16]通過(guò)考察融資約束對(duì)上市公司流動(dòng)性管理的影響發(fā)現(xiàn)，融資約束會(huì)使企業(yè)出于預(yù)防性動(dòng)機(jī)，而將更多的現(xiàn)金流以現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物的方式留存企業(yè)內(nèi)部。He(2016)[6]研究了1980～2012年間美國(guó)工業(yè)企業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投資的增加能夠解釋美國(guó)企業(yè)平均現(xiàn)金持有水平的上升。

本文通過(guò)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，在2008～2017年的十年間，我國(guó)非金融類上市公司的平均現(xiàn)金持有水平達(dá)到23.2%，這意味著超過(guò)五分之一的賬面資產(chǎn)表現(xiàn)為現(xiàn)金及其等價(jià)物。高額現(xiàn)金持有會(huì)給企業(yè)帶來(lái)高昂的管理成本與機(jī)會(huì)成本。那么，企業(yè)保持如此高水平的現(xiàn)金持有原因何在？研發(fā)投資是否可以解釋我國(guó)上市企業(yè)這一高比例的現(xiàn)金持有？融資約束是否會(huì)影響企業(yè)的現(xiàn)金持有策略？創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施能否通過(guò)改善外部融資環(huán)境，調(diào)節(jié)企業(yè)由于研發(fā)投資而增加的現(xiàn)金持有？

本文同時(shí)采用多元混合OLS模型與固定效應(yīng)回歸模型，對(duì)2008～2017年滬深A(yù)股非金融類上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)：研發(fā)投資顯著提高了企業(yè)下一期的現(xiàn)金持有水平；融資約束程度越強(qiáng)，研發(fā)投資對(duì)未來(lái)現(xiàn)金持有的要求越高；“十八大”之后創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施，通過(guò)緩解外部融資約束，降低了企業(yè)由于研發(fā)投資而增加的現(xiàn)金持有。在采用超額現(xiàn)金持有替代原現(xiàn)金持有水平，更改樣本以及研發(fā)投資的度量指標(biāo)，先后采用Change模型、工具變量法以及傾向得分匹配法控制多重共線性和內(nèi)生性問(wèn)題后，這一結(jié)論依然成立。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，金融背景高管的聘任，也可以通過(guò)緩解企業(yè)外部融資約束，降低企業(yè)由于研發(fā)投資而提高的現(xiàn)金持有水平，減弱研發(fā)投資對(duì)未來(lái)現(xiàn)金持有的依賴。

本文的創(chuàng)新之處在于，第一，當(dāng)前文獻(xiàn)大多關(guān)注了現(xiàn)金持有水平如何影響企業(yè)的研發(fā)投資，卻鮮有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)研發(fā)投資同樣會(huì)影響企業(yè)的現(xiàn)金持有策略；第二，黨的“十八大”報(bào)告提出的“創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略”實(shí)施五年來(lái)，少有文獻(xiàn)直接從數(shù)據(jù)出發(fā)，證明這一戰(zhàn)略有效改善了企業(yè)研發(fā)投資的外部融資環(huán)境。本文通過(guò)構(gòu)建研發(fā)投資與“十八大”之后的交互項(xiàng)，證實(shí)在創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施下，企業(yè)顯著減少了由于研發(fā)投資而增加的現(xiàn)金持有，減弱了研發(fā)投資對(duì)未來(lái)現(xiàn)金持有的需要；第三，已有文獻(xiàn)關(guān)注了高管的專業(yè)技術(shù)背景對(duì)企業(yè)研發(fā)活動(dòng)的影響，卻還未有文獻(xiàn)關(guān)注高管的金融背景怎樣通過(guò)緩解融資約束，影響企業(yè)的研發(fā)投資與現(xiàn)金持有水平。本文通過(guò)引入研發(fā)投資與金融背景高管的交互項(xiàng)，證實(shí)金融背景高管能夠顯著減少企業(yè)由于研發(fā)投資而增加的現(xiàn)金持有。

文獻(xiàn)綜述與假設(shè)提出

研發(fā)活動(dòng)最重要的特征是高昂的調(diào)整成本(Himmelberg and Petersen，1994)[2]。這是因?yàn)檠邪l(fā)投資的重要支出之一用于支付技術(shù)人員薪酬，若財(cái)務(wù)沖擊造成資金供給出現(xiàn)問(wèn)題，勢(shì)必需要解雇相關(guān)技術(shù)人員。這樣一方面導(dǎo)致前期的經(jīng)濟(jì)投入變成沉沒(méi)成本無(wú)法收回，另一方面遭遇解聘的技術(shù)人員有可能將關(guān)鍵技術(shù)泄露，造成企業(yè)在市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)劣勢(shì)。Zander and Kogut(1995)[7]指出，被解雇者會(huì)采用直接或間接的方式將這些信息和技術(shù)散播給競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手，從而減弱企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，降低企業(yè)正在開(kāi)展的創(chuàng)新項(xiàng)目的價(jià)值。倘若財(cái)務(wù)沖擊是暫時(shí)的，后期新人的聘用與培訓(xùn)會(huì)帶來(lái)更高成本。而且，研發(fā)團(tuán)隊(duì)的成員變動(dòng)也會(huì)打破之前穩(wěn)定的研究路線，破壞團(tuán)隊(duì)成員合作的默契性，降低企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的效率。因此，平滑研發(fā)投資，保證研發(fā)支出的持續(xù)性，避免高昂的調(diào)整成本，就成了企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)需要考慮的主要問(wèn)題。而充足的現(xiàn)金持有水平，一直被認(rèn)為是平滑研發(fā)的重要方式。He(2016)[6]通過(guò)對(duì)1980～2012年美國(guó)工業(yè)企業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投資的增加可以解釋美國(guó)企業(yè)近30年來(lái)現(xiàn)金持有水平的持續(xù)上升。正是由于高水平的現(xiàn)金持有，即便在遭受金融危機(jī)時(shí)，美國(guó)總體R&D投資依然保持了平滑與持續(xù)的增長(zhǎng)。

基于以上分析，本文提出假設(shè)1：

H1：企業(yè)研發(fā)投資會(huì)顯著增加未來(lái)現(xiàn)金持有。研發(fā)投資越多，企業(yè)下一期的現(xiàn)金持有水平越高。

凱恩斯的貨幣需求理論認(rèn)為，人們持有貨幣是出于交易動(dòng)機(jī)、預(yù)防動(dòng)機(jī)以及投機(jī)動(dòng)機(jī)。受到融資約束的企業(yè)更傾向于儲(chǔ)存現(xiàn)金(He,2016)[6]。Arrow(1962)[8]發(fā)現(xiàn)由于產(chǎn)出的不確定與信息不對(duì)稱，R&D驅(qū)動(dòng)的創(chuàng)新活動(dòng)難以獲得外部融資支持(尤其是債務(wù)資金)。Wang(2012)[9]的研究也發(fā)現(xiàn)與一般的資本支出相比，R&D投資更易于遭受融資約束，外部融資更具有挑戰(zhàn)性。Himmelberg andPetersen (1994)[2]以美國(guó)高新技術(shù)行業(yè)179家小型企業(yè)為研究對(duì)象得出結(jié)論，受到外部融資約束的影響，內(nèi)部資金是R&D投資決策的重要決定因素。劉立(2003)[17]的分析也表明，內(nèi)部金融資源的匱乏，會(huì)制約企業(yè)支持研發(fā)活動(dòng)的能力。盧馨等(2013)[14]證實(shí)現(xiàn)金持有量對(duì)企業(yè)R&D投資——現(xiàn)金流敏感性存在“對(duì)沖效應(yīng)”，能夠緩解融資約束，從而降低財(cái)務(wù)沖擊對(duì)研發(fā)投資的影響。劉振( 2009)[18]則發(fā)現(xiàn)高新技術(shù)企業(yè)R&D投資的主要融資方式是內(nèi)源融資和股票融資，負(fù)債不適宜R&D投資。同時(shí)，高昂的調(diào)整成本促使企業(yè)在面臨融資約束時(shí)，更多地依賴預(yù)防性的現(xiàn)金持有，來(lái)平滑研發(fā)投資(Brown and Petersen，2011)[10]。由以上分析，本文提出假設(shè)2：

H2：融資約束強(qiáng)化了研發(fā)投資對(duì)現(xiàn)金持有的依賴。融資約束程度越強(qiáng)，企業(yè)研發(fā)投資對(duì)未來(lái)現(xiàn)金持有要求越高。

黨的“十八大”明確提出“科技創(chuàng)新是提高社會(huì)生產(chǎn)力和綜合國(guó)力的戰(zhàn)略支撐，必須擺在國(guó)家發(fā)展全局的核心位置。”強(qiáng)調(diào)要堅(jiān)持走中國(guó)特色自主創(chuàng)新道路、實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略。高校、研發(fā)機(jī)構(gòu)、中介機(jī)構(gòu)以及政府、金融機(jī)構(gòu)等應(yīng)與企業(yè)一起構(gòu)建分工協(xié)作、有機(jī)結(jié)合的創(chuàng)新鏈，形成有中國(guó)特色的協(xié)同創(chuàng)新體系。隨后科技部發(fā)布了《關(guān)于進(jìn)一步推動(dòng)科技型中小企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的若干意見(jiàn)》。明確指出要完善多層次資本市場(chǎng)，拓寬科技型中小企業(yè)的融資渠道，同時(shí)加大財(cái)政支持力度，落實(shí)稅收優(yōu)惠政策?？紤]到這一制度環(huán)境的影響，本文認(rèn)為“十八大”之后創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施，能夠改善企業(yè)研發(fā)的外部環(huán)境，緩解融資約束，從而降低研發(fā)投資帶來(lái)的現(xiàn)金持有水平的上升。為此本文提出假設(shè)3：

H3：創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施，能夠通過(guò)緩解融資約束，降低企業(yè)研發(fā)投資對(duì)未來(lái)現(xiàn)金持有的依賴。

研究設(shè)計(jì)及描述性統(tǒng)計(jì)

一、數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本篩選

本文的初始研究樣本為我國(guó)滬、深兩市2008～2017年間的全部A股上市公司。所使用的研發(fā)費(fèi)用數(shù)據(jù)來(lái)源于WIND數(shù)據(jù)庫(kù)。公司治理數(shù)據(jù)、財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)與WIND數(shù)據(jù)庫(kù)。按照學(xué)術(shù)慣例與研究需要，本文對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行如下篩選：(1)剔除金融、保險(xiǎn)類上市公司；(2)剔除ST公司樣本；(3)剔除在樣本期間未披露研發(fā)費(fèi)用的上市公司。經(jīng)過(guò)上述篩選，最終得到2333家企業(yè)的14646個(gè)公司—年度觀測(cè)值。同時(shí)，為了控制極端值對(duì)研究結(jié)果的影響，本文對(duì)連續(xù)變量均進(jìn)行了1%與99%分位上的winsorize處理。

二、變量設(shè)計(jì)

參照已有研究，文中變量的定義與計(jì)算方式如表1所示。

三、實(shí)證模型

為了檢驗(yàn)上文提出的研究假設(shè)1與假設(shè)2，本文構(gòu)建多元回歸模型如下：

由于本文關(guān)注的是研發(fā)投資對(duì)未來(lái)現(xiàn)金持有水平的影響，同時(shí)出于控制內(nèi)生性問(wèn)題的考慮，模型中的解釋變量R&D與控制變量均采用滯后一期處理。被解釋變量Cashhold為現(xiàn)金持有水平的代理變量。R&D為我們關(guān)注的核心變量，用來(lái)度量企業(yè)研發(fā)投資。參照已有研究，本文選取的控制變量包括：(1)企業(yè)規(guī)模(Size)；(2)成長(zhǎng)性(Growth)；(3)現(xiàn)金流量(Cashflow)；(4)資本投資(Capex)；(5)銀行借款(Bankdebt)；(6)凈營(yíng)運(yùn)資本(NWC)；(7)資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)；(8)董事會(huì)規(guī)模(Board)；(9)獨(dú)立董事比例(Indep)；(10)第一大股東持股比例(Top1)；(11)所有權(quán)性質(zhì)(State)；(12)兩職合一啞變量(Dual)；(13)股利支付啞變量(Divi)。變量定義與計(jì)算方法可參看表1。除此之外，在混合OLS模型中加入了年度與行業(yè)虛擬變量，以控制年度與行業(yè)固定效應(yīng)?？紤]到面板模型可能存在的序列相關(guān)與異方差等問(wèn)題，為了保證估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文在進(jìn)行面板模型的回歸過(guò)程中，通過(guò)計(jì)算穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤來(lái)確定參數(shù)的顯著性水平(姜付秀，2013)[19]。

表1 變量定義說(shuō)明

為了檢驗(yàn)研究假設(shè)3，本文構(gòu)建雙重差分回歸模型如下：

其中，2012年及之前年度定義為“十八大”之前，Post取值為0；2013年及之后年度定義為“十八大”之后，Post取值為1。通過(guò)引入研發(fā)投資與“十八大”前后的交乘項(xiàng)，檢驗(yàn)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施，能否影響企業(yè)研發(fā)投資對(duì)未來(lái)現(xiàn)金持有的依賴。交乘項(xiàng)RD*Post的回歸系數(shù)δ3的方向、大小與顯著性水平，是研究關(guān)注的重點(diǎn)。

四、描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。其中，非金融類上市公司現(xiàn)金持有水平(Cashhold)的均值(中位數(shù))為0.232(0.165)，說(shuō)明超過(guò)五分之一的賬面總資產(chǎn)以現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物的方式存在；R&D衡量企業(yè)研發(fā)投資水平，其均值(中位數(shù))為0.020(0.014)；Size為企業(yè)資產(chǎn)總額的自然對(duì)數(shù)，用來(lái)衡量企業(yè)規(guī)模，其均值(中位數(shù))為21.881(21.696)；其余變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果請(qǐng)參照表2，此處不再贅述。

實(shí)證結(jié)果與分析

一、初步回歸結(jié)果

本文首先根據(jù)模型(1)采用混合OLS模型對(duì)全樣本進(jìn)行回歸。由于HAUSMAN檢驗(yàn)以0.01的水平拒絕了隨機(jī)效應(yīng)假設(shè)，因此同時(shí)采用面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸，以消除不可觀測(cè)因素造成的影響，保證結(jié)果的穩(wěn)健性。

表3第(1)列和第(2)列報(bào)告了企業(yè)研發(fā)投資(R&D)對(duì)下一期現(xiàn)金持有水平(Cashhold)的回歸結(jié)果，分別采用了OLS回歸模型與固定效應(yīng)回歸模型。結(jié)果顯示，R&D的回歸系數(shù)都在1%的水平上顯著為正。這一結(jié)果表明企業(yè)研發(fā)投資顯著提高了下一期的現(xiàn)金持有水平。企業(yè)出于預(yù)防動(dòng)機(jī)，會(huì)在未來(lái)預(yù)留更多現(xiàn)金以平滑研發(fā)投資。假設(shè)H1經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)成立。在控制變量中，企業(yè)規(guī)模(Size)對(duì)現(xiàn)金持有水平(Cashhold)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明小規(guī)模企業(yè)由于受到更強(qiáng)的外部融資約束，以及易于遭受財(cái)務(wù)沖擊等原因，而選擇持有更多貨幣以保證正常的生產(chǎn)和經(jīng)營(yíng)活動(dòng)；資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，主要原因是企業(yè)償還借款本息會(huì)造成下一期現(xiàn)金持有水平的下降。成長(zhǎng)性(Growth)對(duì)現(xiàn)金持有水平(Cashhold)的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明企業(yè)會(huì)留存更多現(xiàn)金以把握成長(zhǎng)機(jī)會(huì)?，F(xiàn)金流量(Cashflow)的回歸系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)當(dāng)期的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金凈流量可以直接充實(shí)下一期的現(xiàn)金持有。

表3 回歸估計(jì)與分組檢驗(yàn)結(jié)果

二、分組檢驗(yàn)結(jié)果

為檢驗(yàn)在不同融資約束程度下，研發(fā)投資對(duì)未來(lái)現(xiàn)金持有的影響，本文先后選擇企業(yè)屬性、企業(yè)規(guī)模、是否發(fā)放股利三個(gè)代理變量，衡量企業(yè)受到的融資約束程度，把樣本分為強(qiáng)融資約束組與弱融資約束組。首先，與國(guó)有企業(yè)相比，民營(yíng)企業(yè)普遍受到更高程度的融資約束(羅琦、肖文翀和夏新平，2007； 李增泉、辛顯剛和于旭輝，2008)[20][21]；其次，小規(guī)模企業(yè)由于經(jīng)營(yíng)狀況不穩(wěn)定，缺乏抵押擔(dān)保品，信息不對(duì)稱等原因，與大規(guī)模企業(yè)相比有更高的融資約束。此處本文按照企業(yè)規(guī)模(Size)的年度行業(yè)中位數(shù)進(jìn)行分類，把規(guī)模高于中位數(shù)的歸為弱融資約束組，低于中位數(shù)的歸為強(qiáng)融資約束組(Kadapakkam, 1998)[11]；最后，本文依據(jù)是否發(fā)放股利進(jìn)行分類，不分配股利的公司與分配股利的公司相比，一般被認(rèn)為面臨更高程度的融資約束(盧馨，2013)[14]。進(jìn)而分組檢驗(yàn)在不同融資約束程度下，研發(fā)投資對(duì)未來(lái)現(xiàn)金持有，以及外部融資水平的影響。

表3第(3)列至第(8)列報(bào)告了企業(yè)研發(fā)投資(R&D)影響下一期現(xiàn)金持有水平(Cashhold)的分組檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，在強(qiáng)融資約束組(民營(yíng)企業(yè)、小規(guī)模企業(yè)、不分配股利企業(yè))，R&D的回歸系數(shù)更大，作用更顯著，這一結(jié)果表明企業(yè)受到的融資約束程度越強(qiáng)，研發(fā)投資對(duì)未來(lái)現(xiàn)金持有的要求越高。企業(yè)在面對(duì)較強(qiáng)的融資約束時(shí)，會(huì)選擇留存更多現(xiàn)金以平滑研發(fā)投資，避免高昂的調(diào)整成本。假設(shè)H2經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)成立。

三、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的影響

為了考察創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施對(duì)企業(yè)研發(fā)投資與現(xiàn)金持有水平的影響，模型(2)中交乘項(xiàng)RD*Post的回歸系數(shù)δ3的方向、大小與顯著性水平，是研究關(guān)注的重點(diǎn)。進(jìn)一步地，為了檢驗(yàn)戰(zhàn)略實(shí)施對(duì)不同樣本的影響強(qiáng)弱，本文同樣按照所受融資約束的程度差異，將樣本先后分為國(guó)有企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)，以及大規(guī)模企業(yè)、小規(guī)模企業(yè)，然后依次進(jìn)行分組檢驗(yàn)。回歸結(jié)果如表4所示。

表4的回歸結(jié)果顯示，R&D的回歸系數(shù)在所有樣本組中都顯著為正，交互項(xiàng)RD*Post的回歸系數(shù)都在1%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明“十八大”之后創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施，通過(guò)改善外部環(huán)境，減少了企業(yè)為平滑研發(fā)投資而增加的現(xiàn)金持有，幫助企業(yè)有效節(jié)約了持有現(xiàn)金的機(jī)會(huì)成本與管理成本。分組檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)交互項(xiàng)的回歸系數(shù)δ3，在融資約束強(qiáng)的樣本組中(民營(yíng)企業(yè)與小規(guī)模企業(yè))，下降幅度更大。這進(jìn)一步驗(yàn)證了創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略通過(guò)緩解融資約束，減少了企業(yè)為應(yīng)對(duì)融資風(fēng)險(xiǎn)，平滑研發(fā)投資而增加的現(xiàn)金持有，降低了企業(yè)研發(fā)投資對(duì)未來(lái)現(xiàn)金持有的依賴。假設(shè)H3經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)成立。

表4 創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略對(duì)現(xiàn)金持有水平的影響

穩(wěn)健性檢驗(yàn)

一、替換度量指標(biāo)

為保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行了如下檢驗(yàn)：第一，用超額現(xiàn)金持有替代原回歸方程中的現(xiàn)金持有水平。超額現(xiàn)金持有的計(jì)算方法為：參考楊興全等(2009)[22]、盧馨等(2013)[14]的研究，首先采用全樣本數(shù)據(jù)，通過(guò)模型(3)估計(jì)正常現(xiàn)金持有水平：

當(dāng)公司的實(shí)際現(xiàn)金持有水平超過(guò)該正常值時(shí)，超出部分即為超額現(xiàn)金持有水平，記為ΔCashhold。然后，用ΔCashhold作為被解釋變量進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。全樣本回歸結(jié)果見(jiàn)表5第(1)列與第(2)列。采用OLS估計(jì)模型與固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果都表明，研發(fā)投資顯著提高了企業(yè)下一期的超額現(xiàn)金持有水平。分組檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5第(3)列至第(8)列。企業(yè)受到的融資約束程度越強(qiáng)，就會(huì)在下一期選擇持有越多的現(xiàn)金以平滑研發(fā)投資。所得結(jié)論與前文保持一致，假設(shè)H1，H2得到驗(yàn)證。

表6雙重差分模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，當(dāng)被解釋變量更換為超額現(xiàn)金持有時(shí)，交互項(xiàng)RD*Post的回歸系數(shù)依然顯著為負(fù)，并且在融資約束強(qiáng)的樣本組中(民營(yíng)企業(yè)與小規(guī)模企業(yè))顯著性更強(qiáng)，下降幅度更大。這一結(jié)果表明創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施通過(guò)緩解融資約束，顯著降低了企業(yè)由于研發(fā)投資而增加的超額現(xiàn)金持有，假設(shè)H3得到驗(yàn)證。

二、更改樣本，區(qū)分研發(fā)投資可能性高低

本文在初始回歸分析中剔除了未披露研發(fā)費(fèi)用的上市公司。為了對(duì)該問(wèn)題有一個(gè)更加全面完整的把握，我們?cè)诜€(wěn)健性檢驗(yàn)中將樣本擴(kuò)大至2008～2017年滬深A(yù)股上市的所有非金融非ST類企業(yè)。重新進(jìn)行混合OLS與固定效應(yīng)回歸，結(jié)果如表7第1列與第2列所示，結(jié)論與前文保持一致。

表5 采用超額現(xiàn)金持有的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表6 創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略對(duì)超額現(xiàn)金持有水平的影響

進(jìn)一步地，本文采用高研發(fā)可能和低研發(fā)可能啞變量替換前文回歸中的研發(fā)投資解釋變量。若上市公司隸屬于高科技產(chǎn)業(yè)，則被認(rèn)為具有更高的研發(fā)可能，Hightec=1；若不屬于高科技產(chǎn)業(yè)，則Hightec=0。經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織(OECD)規(guī)定的高科技產(chǎn)業(yè)包括五個(gè)行業(yè)：計(jì)算機(jī)相關(guān)行業(yè)、電子行業(yè)、信息技術(shù)行業(yè)、生物制藥行業(yè)、通訊行業(yè)；三個(gè)門類：制造業(yè)(C)，信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)(I)，科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)(M)；19個(gè)大類：C25、C26、C27、C28、C29、C31、C32、C34、C35、C36、C37、C38、C39、C40、C41、I63、I64、I65和M73。以Hightec作為解釋變量進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，表7第3列與第4列的檢驗(yàn)結(jié)果顯示：若企業(yè)隸屬于高科技產(chǎn)業(yè)，則出于平滑研發(fā)投資的考慮，會(huì)在下一期選擇持有更多現(xiàn)金，所得結(jié)論與前文保持一致。

三、采用Change模型的穩(wěn)健檢驗(yàn)

為了控制變量間的多重共線性，此處采用Change模型進(jìn)行穩(wěn)健檢驗(yàn)。對(duì)模型中所有變量取一階差分，形成新的變量面板，然后進(jìn)行混合OLS回歸。因?yàn)樵姘鍞?shù)據(jù)包含時(shí)間維度，一階差分的處理可以消除因共同時(shí)間趨勢(shì)導(dǎo)致的相關(guān)性，削弱變量之間的多重共線性?；貧w結(jié)果如表8所示：雖然核心變量的系數(shù)大小有變化，但是符號(hào)方向與顯著性水平依然與前文保持一致。

表7 采用全部上市公司與區(qū)分研發(fā)投資可能性的穩(wěn)健檢驗(yàn)

四、工具變量法

考慮到企業(yè)研發(fā)投資與現(xiàn)金持有水平之間可能存在的互為因果的內(nèi)生性問(wèn)題，本文采用Heckman兩階段估計(jì)來(lái)對(duì)結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)。選擇同行業(yè)中其他企業(yè)在同一年份研發(fā)投資的平均值R&D_ind，做R&D的工具變量，進(jìn)行第一階段的估計(jì)。然后，將第一階段得到的結(jié)果加入到第二階段的回歸方程中進(jìn)行估計(jì)。

表9顯示了Heckman兩階段的估計(jì)結(jié)果。在第一階段估計(jì)中，R&D_ind的估計(jì)系數(shù)顯著為正(0.794***)，表明同行業(yè)其他公司同一年度研發(fā)投資的平均水平，的確顯著影響了本公司的研發(fā)投資水平。第二階段的估計(jì)結(jié)果顯示，研發(fā)投資對(duì)現(xiàn)金持有水平的估計(jì)系數(shù)為0.853，對(duì)外部融資水平的估計(jì)系數(shù)為0.285，并且均在1%的水平上顯著為正。說(shuō)明在初步排除了內(nèi)生性問(wèn)題的干擾后，研發(fā)投資依然顯著提高了企業(yè)下一期的現(xiàn)金持有與外部融資水平。假設(shè)H1與H2得到驗(yàn)證。

表8 Change模型估計(jì)結(jié)果

表9 Heckman兩階段估計(jì)結(jié)果

五、傾向得分匹配法

本文進(jìn)一步采用傾向得分匹配法(PSM)排除由于樣本選擇性偏誤對(duì)本文研究結(jié)論造成的影響。此處樣本擴(kuò)大至2008～2017年滬深A(yù)股上市的所有非金融非ST類企業(yè)。報(bào)告了研發(fā)費(fèi)用的企業(yè)歸為處理組，未報(bào)告研發(fā)費(fèi)用的歸為控制組。由于企業(yè)現(xiàn)金流、成長(zhǎng)性、投資機(jī)會(huì)、負(fù)債率均對(duì)企業(yè)研發(fā)投資有一定影響(盧馨，2013)[14]，本文基于以上變量構(gòu)建傾向得分匹配模型，并計(jì)算出傾向得分值。然后按照最近鄰匹配原則，為有研發(fā)投資企業(yè)一比一配對(duì)出無(wú)研發(fā)投資企業(yè)。通過(guò)配對(duì)分析發(fā)現(xiàn)，報(bào)告了研發(fā)投資企業(yè)的平均現(xiàn)金持有水平(Cashhold)在1%的顯著性水平上高于未報(bào)告企業(yè)的平均值(表10)，本文的研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

進(jìn)一步研究——金融背景高管的作用

鄧建平(2011)[23]發(fā)現(xiàn)，金融關(guān)聯(lián)可以通過(guò)降低信息不對(duì)稱水平，有效緩解民營(yíng)企業(yè)的融資約束。本文認(rèn)為，如果融資約束程度影響了研發(fā)投資對(duì)未來(lái)現(xiàn)金持有的要求，那么金融背景高管可以通過(guò)緩解融資約束，減少企業(yè)由于研發(fā)投資而增加的未來(lái)現(xiàn)金持有，降低研發(fā)投資對(duì)現(xiàn)金持有的依賴性，并且在融資約束強(qiáng)的樣本組中作用更顯著。用Finance表示是否聘請(qǐng)金融背景高管的虛擬變量，當(dāng)企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)內(nèi)有成員具有金融背景時(shí)，F(xiàn)inance=1，否則Finance=0。高管團(tuán)隊(duì)指董事會(huì)及監(jiān)事會(huì)成員之外的直接參與企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策的高級(jí)管理人員，包括企業(yè)的首席執(zhí)行官、總經(jīng)理、執(zhí)行總經(jīng)理、副總經(jīng)理、執(zhí)行副總經(jīng)理、總會(huì)計(jì)師、財(cái)務(wù)負(fù)責(zé)人( Bamber et al., 2010；周楷唐，2017)[12][24]。金融背景指高管有金融監(jiān)管部門，政策性銀行，商業(yè)銀行，保險(xiǎn)公司，證券公司，基金管理公司，證券登記結(jié)算公司，期貨公司，投資銀行，信托公司，投資管理公司，交易所等金融機(jī)構(gòu)的任職經(jīng)歷。通過(guò)引入金融背景高管(Finance)與研發(fā)投資(R&D)的交互項(xiàng)(Fin*RD)，觀察金融背景高管是否可以通過(guò)緩解融資約束，降低企業(yè)研發(fā)投資對(duì)于未來(lái)現(xiàn)金持有的要求(模型3)。

表10 傾向得分匹配結(jié)果

Fin*RD的回歸系數(shù)β3是研究關(guān)注的重點(diǎn)。在全樣本檢驗(yàn)中，這一系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)(-0.288*)。同時(shí)R&D的回歸系數(shù)在所有樣本中都以1%的水平顯著為正。這一結(jié)果表明研發(fā)投資顯著增加了企業(yè)下一期的現(xiàn)金持有，但是金融背景高管能夠通過(guò)緩解融資約束，減少企業(yè)研發(fā)投資帶來(lái)的現(xiàn)金持有的增長(zhǎng)，降低研發(fā)投資對(duì)未來(lái)現(xiàn)金持有的依賴。分組檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，金融背景高管的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，只在融資約束強(qiáng)的樣本組中(民營(yíng)企業(yè)、小規(guī)模企業(yè))顯著，融資約束程度影響了企業(yè)研發(fā)投資對(duì)未來(lái)現(xiàn)金持有的需要。這也進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的研究假設(shè)H1、H2。

研究結(jié)論與啟示

本文以2008～2017年全部非金融類上市企業(yè)為研究樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了在不同融資約束程度下，企業(yè)研發(fā)投資對(duì)未來(lái)現(xiàn)金持有水平的影響。結(jié)果表明，研發(fā)投資會(huì)顯著提高企業(yè)下一期的現(xiàn)金持有水平；融資約束程度越強(qiáng)，研發(fā)投資對(duì)未來(lái)現(xiàn)金持有要求越高；“十八大”之后創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施，通過(guò)改善外部環(huán)境，顯著削弱了企業(yè)研發(fā)投資對(duì)未來(lái)現(xiàn)金持有的依賴。本文進(jìn)一步通過(guò)雙重差分模型檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，金融背景高管的聘任，也能夠通過(guò)緩解融資約束，降低企業(yè)研發(fā)投資對(duì)未來(lái)現(xiàn)金持有的要求。融資約束程度越強(qiáng)，作用越顯著。

表11 金融背景高管與研發(fā)投資對(duì)現(xiàn)金持有水平的影響

本文不僅豐富了研發(fā)投資和現(xiàn)金持有的相關(guān)研究，探討在不同融資約束程度下，研發(fā)投資對(duì)未來(lái)現(xiàn)金持有的依賴，考察了公司創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)企業(yè)融資決策造成的影響。同時(shí)證實(shí)了創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施，通過(guò)改善企業(yè)融資環(huán)境，顯著降低了研發(fā)投資對(duì)現(xiàn)金持有的依賴，幫助企業(yè)有效節(jié)約現(xiàn)金持有的機(jī)會(huì)成本與管理成本。這提示我們可通過(guò)進(jìn)一步完善我國(guó)資本市場(chǎng)，更大力度地滿足企業(yè)的融資需求，有效助力企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。本文進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)金融背景高管也可以通過(guò)緩解融資約束，負(fù)向調(diào)節(jié)研發(fā)投資對(duì)未來(lái)現(xiàn)金持有的要求，從而幫助企業(yè)節(jié)約成本。這提示相關(guān)企業(yè)在人才選聘時(shí)，除了考慮其專業(yè)技術(shù)背景，其金融背景也可以幫助企業(yè)拓寬融資渠道，節(jié)約現(xiàn)金成本。