經濟周期、企業(yè)異質性與研發(fā)投入融資約束*

□ 袁佳煜 文 武 程惠芳

內容提要 利用中國工業(yè)企業(yè)數據庫，分階段研究異質性企業(yè)研發(fā)投入融資約束對經濟周期的非線性調整，得到的主要結論有：工業(yè)企業(yè)研發(fā)投入融資約束呈現出“緊縮期高于擴張期”的特征，在當前經濟波動加劇且下行壓力加大的背景下，不利于研發(fā)投入穩(wěn)提升；區(qū)分企業(yè)所有制研究后發(fā)現，集體企業(yè)研發(fā)投入融資約束會在經濟緊縮期大幅提高，而私有企業(yè)在經濟周期各階段持續(xù)面臨較高融資約束；該特征在小規(guī)模企業(yè)中更為突出，相反，大規(guī)模企業(yè)研發(fā)投入在經濟擴張期均不面臨顯著的融資約束，但在經濟緊縮期，由于大規(guī)模私有與外商投資企業(yè)研發(fā)投入增幅較大，且金融體系對其支持不足，導致此類企業(yè)面臨極高融資約束。上述結論為構建匹配經濟周期階段及企業(yè)特征的動態(tài)科技金融政策體系提供了事實依據。

一、引言與文獻綜述

以科技金融推動研發(fā)投入是國家創(chuàng)新體系的重要特征，也是我國加快建成創(chuàng)新型國家的根本保障。該政策的初衷是加強金融體系對創(chuàng)新活動的支持，以實現研發(fā)投入穩(wěn)提升。然而，我國科技金融理論及方法尚處于發(fā)展階段 （寇明婷等，2018），政策體系構建未考慮經濟周期階段與企業(yè)異質性特征，“一刀切” 的政策思路弱化了調控效果，導致金融體系對企業(yè)研發(fā)活動的支持“苦樂不均”（康志勇，2013）。要優(yōu)化科技金融政策實施成效，則須深入探討異質性企業(yè)研發(fā)投入融資約束的階段性差異，據此構建匹配經濟周期階段與企業(yè)特征的動態(tài)科技金融政策體系，遺憾的是，現有文獻尚未對上述問題進行深入探討。

在較早的研究中，學者們發(fā)現，研發(fā)投資不確定性與信息不對稱問題相對于其他投資活動更為嚴重，很難獲得外部融資支持（Hall，2002），導致企業(yè)研發(fā)投入嚴重依賴內部現金流 （Himmelberg 和Petersen，1994），從而表現出較高的現金流敏感性（Mulkay 等，2000）；同時，研發(fā)活動回報周期較長，需持續(xù)投入并占用大量資金（Aghion 等，2012），而企業(yè)現金流又相對稀缺，難以滿足投資需求，因此，研發(fā)投入普遍面臨融資約束，外部資金可獲得性成為研發(fā)投入水平的關鍵決定因素（謝維敏和方紅星，2011）。此后，大量研究發(fā)現研發(fā)投入融資約束與企業(yè)所有制、規(guī)模等特征密切相關。其中，國有企業(yè)與大規(guī)模企業(yè)在銀行金融機構的偏向性支持下（Boyreau-Debray 和Wei，2005），較易獲得外部債務融資，研發(fā)投入融資約束顯著低于私有企業(yè)（鞠曉生，2013）；同時，資本密集度較高的企業(yè)擁有更多抵押物，研發(fā)投入融資約束也較低（康志勇，2013）。

已有研究發(fā)現異質性企業(yè)研發(fā)投入融資約束存在明顯差異，但忽視了融資約束的階段性差異。近年來，創(chuàng)新周期論相關研究基于研發(fā)投入的順周期行為提出一項重要推論，即創(chuàng)新活動在經濟擴張期較易獲得融資（Aghion 等，2012; 成力為等，2017）。但遺憾的是，后續(xù)少有研究對該推論提供直接的證據，更是未區(qū)分企業(yè)特征考察研發(fā)投入融資約束的階段性差異。鑒于此，本文將利用中國工業(yè)企業(yè)數據，區(qū)分企業(yè)所有制、規(guī)模差異研究研發(fā)投入融資約束對經濟周期的非線性調整，揭示異質性企業(yè)研發(fā)投入融資約束的階段性差異及成因，為構建匹配經濟周期階段及企業(yè)特征的動態(tài)科技金融政策體系提供經驗支持。

二、理論假說

（一）企業(yè)研發(fā)投入融資約束的階段性差異

相比而言，研發(fā)投資的不確定性與信息不對稱程度顯著高于其他投資活動，在金融市場不完善時，研發(fā)投入將取決于企業(yè)內部現金流水平與外部融資可得性兩項因素。宏觀經濟周期性波動將引起該兩項因素的動態(tài)調整，從而使得研發(fā)投入融資約束存在階段性差異。具體而言：第一，在經濟擴張期，良好的經營狀況為企業(yè)帶來豐裕現金流，其可用于抵押擔保的固定資產數量也較多，加之在強勁的市場需求下，金融機構會對研發(fā)項目預期收益與企業(yè)債務償付能力產生樂觀的預期，從而愿意降低貸款條件為其提供金融支持（陳元，2010），此時，研發(fā)投入融資約束放松。第二，當經濟步入緊縮期后，市場需求疲軟，企業(yè)營業(yè)利潤下滑，可用于研發(fā)投入的現金流非常有限，同時，這也會導致企業(yè)資產負債表惡化，降低銀行授信額度（昌忠澤和曹沁，2017），銀行也會因負向沖擊而緊縮信貸，企業(yè)研發(fā)投入的內、外部融資約束同時增強。據此，本文提出假說1。

假說1：企業(yè)研發(fā)投入融資約束存在“緊縮期高于擴張期”的階段性差異。

（二）企業(yè)所有制與研發(fā)投入融資約束的階段性差異

所有制差異是企業(yè)異質性的具體表現之一。國有企業(yè)、集體企業(yè)、外商投資企業(yè)、法人企業(yè)與私有企業(yè)等五類所有制企業(yè)在政企關系、融資渠道、銀企間信息不對稱程度等諸多方面存在較大差別，導致其面臨不同程度的融資約束。第一，國有企業(yè)與地方政府存在較多利益關聯，出于父愛主義動機，地方政府會利用行政手段為其提供偏向性金融支持（Kornai 等，2003），從而減弱國有企業(yè)研發(fā)投入在經濟周期各階段所面臨的融資約束。第二，地方政府為吸引FDI，會對外商投資企業(yè)提供各項貸款優(yōu)惠措施，外商投資企業(yè)也可以從母公司尋求融資支持（張杰，2012），從而弱化此類企業(yè)研發(fā)投入的融資約束。第三，法人企業(yè)產權相對明晰且治理體系較為完善，與金融中介之間的信息不對稱程度低（Allen 和Gale，2000），較易獲得銀行貸款；同時，法人企業(yè)也可進入股權市場籌資以滿足研發(fā)項目的大規(guī)模資金需求，因此，研發(fā)投入融資約束較低。相反，集體與私有企業(yè)既不能向外部披露完善的貸款信息，也無法獲得政府支持，在金融機構的所有制歧視下，其研發(fā)投入嚴重依賴自身現金流，從而面臨較高融資約束。根據以上分析可知，在經濟周期各階段，集體和私有企業(yè)研發(fā)投入融資約束要高于國有、法人與外商投資企業(yè)。

集體企業(yè)融資途徑有限，研發(fā)投入嚴重依賴于自有資金（張杰，2012），而本文計算發(fā)現，集體企業(yè)經營過程中產生的現金流遠遠低于其他企業(yè)，因此，當宏觀經濟步入緊縮期后，集體企業(yè)現金流會更加匱乏，可能導致研發(fā)投入融資約束大幅提高。同時，私有企業(yè)規(guī)模相對較小，信息透明度差（陳爽英等，2010），長期以來遭受了金融機構較為嚴重的所有制歧視，投資活動難以獲得銀行貸款支持（陳斌等，2008），使得私有企業(yè)研發(fā)投入在經濟周期各階段持續(xù)面臨較高融資約束。根據以上討論，本文提出假說2。

假說2： 集體和私有企業(yè)研發(fā)投入融資約束高于其他企業(yè)。其中，集體企業(yè)研發(fā)投入融資約束會在經濟緊縮期大幅提升，而私有企業(yè)在經濟周期各階段持續(xù)面臨較高融資約束。

（三）企業(yè)規(guī)模與研發(fā)投入融資約束的階段性差異

規(guī)模差異是企業(yè)異質性的又一重要體現。當經濟處于擴張期時，大規(guī)模企業(yè)現金流充裕，還款能力強，可用于抵押擔保的實物資產較多（康志勇，2013），加之銀行金融機構在經濟擴張期放松信貸，使得大規(guī)模企業(yè)能夠較為容易地獲取銀行貸款，研發(fā)投入對現金流并不敏感。因此，大規(guī)模企業(yè)研發(fā)投入在經濟擴張期不會面臨顯著融資約束。此外，大規(guī)模企業(yè)擁有更為完善的會計制度與信息披露制度，與銀行之間的信息不對稱程度較低，因此，在經濟緊縮期，大規(guī)模企業(yè)研發(fā)項目仍較易獲得銀行融資支持。據此，本文提出假說3。

假說3： 大規(guī)模企業(yè)研發(fā)投入在經濟周期各階段均不面臨顯著的融資約束。

雖然金融機構在經濟擴張期放松信貸，但小規(guī)模企業(yè)可用于貸款抵押的有形資產較少（逯宇鐸等，2014），其還貸能力與大企業(yè)相比有一定差距，尤其是小規(guī)模企業(yè)為不確定性較大的研發(fā)活動申請貸款時，銀行的貸款條件會更高，因此，小規(guī)模企業(yè)在擴張期仍會面臨研發(fā)投入融資約束。當經濟下行時，小規(guī)模企業(yè)貸款可用抵押資產更加有限，加之銀行緊縮信貸，金融機構的規(guī)模歧視會更強，使其面臨更高融資約束。其中，小規(guī)模集體企業(yè)因經營規(guī)模與資產規(guī)模限制，在經濟緊縮期可能出現非常嚴重的現金流匱乏困境，研發(fā)投入融資約束會大幅上升。同時，小規(guī)模私有企業(yè)會因金融機構的所有制和規(guī)模歧視，在經濟周期各階段持續(xù)面臨較高的研發(fā)投入融資約束。據此，本文提出假說4。

假說4： 小規(guī)模企業(yè)研發(fā)投入在經濟周期各階段持續(xù)面臨融資約束，其中，小規(guī)模集體企業(yè)研發(fā)投入融資約束會在經濟緊縮期大幅上升，而小規(guī)模私有企業(yè)在經濟周期各階段持續(xù)面臨較高融資約束。

三、研究設計

（一）計量模型建立

為研究工業(yè)企業(yè)研發(fā)投入融資約束對經濟周期的非線性調整，本文在計量模型中做了兩項處理：第一，根據孫曉華等（2015）、劉淑蓮和吳世飛（2017）的做法，利用研發(fā)投入對現金流的敏感程度來度量研發(fā)投入融資約束水平，若研發(fā)投入對現金流的敏感程度越高，則說明融資約束越強。第二，借鑒文武等（2018）的研究，引入兩個周期階段虛擬變量，便于分階段研究研發(fā)投入對現金流的敏感程度差異?；鶞誓Ｐ驮O定如下：

其中，R＆Dit為i 企業(yè)t 時期的研發(fā)投入水平，采用兩個指標對其度量，一是以對數化的研發(fā)經費支出LnR＆D 體現企業(yè)研發(fā)投入的絕對量，二是以研發(fā)經費支出占總資產的比重R＆DI 體現企業(yè)研發(fā)投入強度，后者將被用于穩(wěn)健性檢驗。Cashit代表i 企業(yè)t 時期的現金流水平，Exit與Reit分別為“擴張期”與“緊縮期”周期階段虛擬變量。根據以上討論，計量模型中β1與β2的系數大小則分別反映了研發(fā)投入在擴張期與緊縮期所面臨的融資約束程度。Contrlit為其他控制變量，εit是隨機誤差項。

（二）變量度量方法

1.企業(yè)現金流

本文根據王雅琦和盧冰（2018）的研究，采用兩種方法度量企業(yè)現金流水平Cashit：一是Cashit=（Profitit-Depretit）/Assetit，其中，Profitit和Depretit分別代表企業(yè)營業(yè)凈利潤與當期折舊額，Assetit是企業(yè)總資產；二是Cfit=（CashInit-CashOutit）/Assetit，其中，CashInit與CashOutit分別代表經營活動產生的現金流入和流出，兩者之差為現金流量凈額，該指標將被用于穩(wěn)健性檢驗。

2.經濟周期階段

若使用各?。ㄊ?、區(qū)）產出數據刻畫經濟周期，則無法體現各企業(yè)所面臨的真實外部環(huán)境，原因是：企業(yè)現金流水平與營業(yè)利潤密切相關，在企業(yè)產品與服務銷售目的地多樣化的情況下，其所屬地區(qū)經濟周期并不能準確反映企業(yè)的外部需求環(huán)境，因此，本文利用工業(yè)產出缺口來度量企業(yè)所面臨的實際經濟周期。具體做法是：使用消除趨勢法中較為流行的HP 濾波法，通過最小化（T 為樣本期）：

從企業(yè)產出Yit中分解長期趨勢成分Y*it，并利用Gapit=InYit-InY*it=（Yit-Y*it）/Y*it計算工業(yè)產出缺口Gapit，據此對兩個周期階段虛擬變量Exit與Reit分別賦值，賦值方法是：若Gapt＞0，則令Exit=1、Reit=0，反之，則令Exit=0、Reit=1。

3.其余控制變量

根據已有創(chuàng)新投入理論與實證文獻，本文選取企業(yè)規(guī)模（Scale）、企業(yè)年齡（Age）、資本密集度（Capital）、人力資本（H）、投資機會（Q）、廣告投入強度 （Adv） 等企業(yè)特征變量，以及出口強度（Trade）、政府資助（Gov）兩個外部環(huán)境變量作為控制變量。各變量定義方法與選取原因如下：①企業(yè)規(guī)模（log（固定資產總值））：長期以來，學者們持續(xù)關注企業(yè)規(guī)模與研發(fā)投入之間的關聯，但結論不一；②企業(yè)年齡（樣本期最后一年減去企業(yè)成立年份）：是否年輕企業(yè)有更高研發(fā)投入，也是學者不斷爭論的問題之一；③資本密集度（log（固定資產總值/員工人數））：資本更為密集的企業(yè)更加傾向于投入更多資源進入研發(fā)領域；④人力資本（log（1+教育培訓費用/員工人數））： 人力資本越豐裕的企業(yè)越傾向于從事研發(fā)活動；⑤投資機會（營業(yè)收入/總資產），當企業(yè)有投資機會時，投資于研發(fā)活動的概率更高；⑥廣告投入強度（廣告支出/銷售產值）：創(chuàng)新企業(yè)依賴廣告向消費者傳遞新產品信息，廣告投入越大的企業(yè)會有更高概率從事產品改進或新產品研發(fā)活動；⑦出口強度（出口交貨值/銷售產值）： 從事出口貿易的企業(yè)進行創(chuàng)新的概率更高，同時，出口帶來的競爭效應也會倒逼企業(yè)投入創(chuàng)新以提高競爭力；⑧政府支持（若獲得政府補貼則Gov=1，否則，Gov=0）：獲得政府支持的企業(yè)預期有更多資源與激勵投入研發(fā)活動。

（三）數據說明

本文利用中國工業(yè)企業(yè)數據庫對計量模型進行回歸，回歸之前，參考聶輝華等（2012）的做法對原始數據進行如下處理： ①利用企業(yè)代碼與名稱對不同年份數據進行匹配；②刪除主要變量賦值明顯不合理的樣本，如剔除研發(fā)投入、工業(yè)總產值、實收資本為負值或者統(tǒng)計缺失的樣本，剔除工業(yè)總產值小于或等于零、員工人數少于8 人的樣本，剔除1949年之前、2007年之后成立的企業(yè)等；③刪除關鍵變量首尾各1%的觀測值；④只保留有連續(xù)三年觀測值的企業(yè)。工業(yè)企業(yè)數據庫部分年份現已更新，但更新后的數據庫指標與樣本缺失較多，現有研究仍普遍采用2000-2007年的數據為樣本。然而，2004年之前的樣本中，本文所需關鍵變量數據缺失較多，2004年的樣本又缺失了研發(fā)投入、工業(yè)總產值等重要信息，僅有2005-2007年三年的數據較為完整，因此，本文使用該時間段的微觀數據進行實證研究。經過上述處理步驟之后，留存25773 個觀測值，足以滿足實證研究所需。

四、回歸結果及分析

（一）基準模型回歸結果及分析

我們使用最小二乘法對計量模型逐步回歸，結果如表1 所示。首先，我們未區(qū)分經濟周期階段考察了工業(yè)企業(yè)研發(fā)投入對現金流的敏感程度，根據第（1）列回歸結果可知，研發(fā)投入對現金流較為敏感，現金流占總資產的比重提升1 個單位，對數化的研發(fā)投入提高達1.9727 個單位，表明研發(fā)投入面臨顯著的融資約束。其次，我們區(qū)分經濟周期階段考察了工業(yè)企業(yè)研發(fā)投入對現金流的敏感性，回歸結果如第（2）、（3）、（4）列所示?？芍诮洕芷诟麟A段，工業(yè)企業(yè)研發(fā)投入持續(xù)面臨融資約束，融資約束程度在經濟緊縮期較高，而在經濟擴張期較低，在當前經濟波動加劇且下行壓力增大的局面下，這將阻礙企業(yè)研發(fā)投入的持續(xù)性與提高動力，由此，假說1 得到驗證。因此，為促進研發(fā)投入穩(wěn)提升，我國應加大科技金融政策在經濟緊縮期的實施力度，以抵消融資約束大幅提高對研發(fā)投入產生的不利影響。

其余控制變量的回歸結果表明，第一，初創(chuàng)的大規(guī)模企業(yè)研發(fā)投入更高，這是因為，大規(guī)模企業(yè)資本存量與現金流均更加豐裕，更有能力投入研發(fā)活動，但隨著企業(yè)年齡增加，其組織結構與管理逐漸僵化，創(chuàng)新動力下降，阻礙研發(fā)投入。第二，資本集中度、出口強度與投資機會對企業(yè)研發(fā)投入有負向影響，原因可能是，首先，長期以來，中國企業(yè)發(fā)展“重量輕質”，資本密集度提高的過程中會形成“資本投資對研發(fā)投入的擠占效應”，使得資本密集度與研發(fā)投入負相關；其次，在樣本期內，我國加工貿易占比過高，高出口強度企業(yè)往往采用標準化或模塊化生產方式，導致此類企業(yè)普遍缺乏創(chuàng)新動力（張杰，2012）；最后，當企業(yè)獲得投資機會時，往往會傾向于將有限資金投入短期投資活動以快速獲取高收益，擠壓研發(fā)投入資金來源（文武和許月麗，2018）。第三，我們還發(fā)現，人力資本水平與廣告投入越高的企業(yè)，研發(fā)投入也較高，同時，政府支持顯著地提高了研發(fā)投入，與已有研究結論一致，此處不做贅述。

表1 基準模型回歸結果

（二）區(qū)分所有制考察結果

在區(qū)分企業(yè)所有制考察時，我們在計量模型中引入五個所有制虛擬變量，與現金流、經濟周期階段虛擬變量進行交互，考察各所有制企業(yè)研發(fā)投入融資約束對經濟周期的非線性調整。計量模型回歸結果如表2 所示，SOE、COE、LOE、POE 分別代表國有企業(yè)、集體企業(yè)、法人企業(yè)與私有企業(yè)，以對應來源注冊資本占企業(yè)實收資本比重大于或等于50%對其定義，FOE 為外商投資企業(yè)，以外商投資資本占企業(yè)實收資本大于或等于25%對其定義①。根據回歸結果可以發(fā)現，無論是否區(qū)分經濟周期階段考察，各所有制企業(yè)研發(fā)投入對現金流的敏感程度較為一致，同時，各所有制企業(yè)研發(fā)投入對現金流的敏感程度均在擴張期較低，而在緊縮期較高，與前文回歸結果相一致，這均證實了本文回歸結果是穩(wěn)健可靠的。

如表2 第（2）、（3）列回歸結果所示，在經濟周期各階段，集體和私有企業(yè)研發(fā)投入所面臨的融資約束水平最高，外商投資和國有企業(yè)次之，而法人企業(yè)研發(fā)投入融資約束最低。值得注意的是，我國金融機構存在嚴重的國有企業(yè)偏向，國有企業(yè)研發(fā)投入融資約束應弱于其他企業(yè)，但本文研究發(fā)現，法人企業(yè)研發(fā)投入融資約束要低于國有企業(yè)。這是因為：國有企業(yè)研發(fā)效率遠低于法人企業(yè)（張秀峰等，2016；張玉昌，2019），雖然銀行金融機構有國有企業(yè)偏向，但為了減少貸款風險，其為國有企業(yè)研發(fā)項目提供貸款的意愿較弱，而更加偏向于產權更明晰，研發(fā)效率更高的法人企業(yè)。

此外，如第（4）列回歸結果所示，與經濟擴張期相比，集體企業(yè)研發(fā)投入對現金流的敏感程度在經濟緊縮期提高了1.1047 個單位，遠高于外商投資、國有與法人企業(yè)，而私有企業(yè)的提高幅度最小，這表明：第一，集體企業(yè)研發(fā)投入融資約束會在經濟緊縮期大幅增強，這會嚴重阻礙企業(yè)家研發(fā)投入的積極性。研發(fā)活動需要大量資金持續(xù)投入，資金鏈斷裂時會導致研發(fā)項目中斷、甚至失?。抵居?，2013），若企業(yè)家預期研發(fā)投入融資約束會在經濟緊縮期大幅增強，為減少損失，其會在經濟擴張期就主動減少研發(fā)投入，或停止開展新研發(fā)項目，在長期中，阻礙研發(fā)投入穩(wěn)提升。第二，私有企業(yè)研發(fā)投入在經濟周期各階段持續(xù)面臨較強融資約束，程度高于國有、外商投資與法人企業(yè)。大量研究表明，民營經濟是吸納就業(yè)的主要渠道，也是我國技術創(chuàng)新的主力軍和經濟增長的重要動力來源，但私有性質的民營企業(yè)在長期中遭受了較為嚴重的所有制歧視（陳斌等，2008），其所享受的金融支持政策與其在宏觀經濟中的地位不相匹配。由此，假說2 得到驗證。上述回歸結果表明，在經濟緊縮期，科技金融政策應著力提高對集體及私有企業(yè)研發(fā)活動的融資支持。

表2 區(qū)分企業(yè)所有制考察結果

（三）區(qū)分企業(yè)規(guī)模與所有制考察結果

我們進一步區(qū)分企業(yè)規(guī)?？疾炝烁魉兄破髽I(yè)研發(fā)投入融資約束對經濟周期的非線性調整，為實現該目的，本文再次引入大規(guī)模企業(yè)Big 與小規(guī)模企業(yè)Small 兩個規(guī)模虛擬變量③，采用張杰（2012）的做法，將固定資產大于樣本期內均值的企業(yè)定義為大規(guī)模企業(yè)，反之定義為小規(guī)模企業(yè)，據此對兩個虛擬變量分別賦值，具體方法是：若該企業(yè)為大規(guī)模企業(yè)，則令Big=1，且Small=0，反之則令Big=0，且Small=1。表3 報告了相應的回歸結果。

根據第（1）、（2）列回歸結果可知：第一，在經濟擴張期，大規(guī)模各所有制企業(yè)研發(fā)投入均不面臨顯著的融資約束，而在經濟緊縮期，僅有大規(guī)模外商投資和私有企業(yè)研發(fā)投入才面臨融資約束，且程度遠高于小規(guī)模企業(yè)，與假說3 的理論預期相反，我們將在后文中討論該結果的成因。第二，小規(guī)模各所有制企業(yè)研發(fā)投入在經濟周期各階段均面臨融資約束，這再次體現出金融機構的規(guī)模歧視。隨后，我們在同一個計量模型中同時區(qū)分企業(yè)所有制與規(guī)?？疾炝搜邪l(fā)投入融資約束的階段性差異，如第（3）列回歸所示。不難發(fā)現，相對于經濟擴張期，小規(guī)模集體企業(yè)研發(fā)投入對現金流的敏感程度在經濟緊縮期提高了1.1452 個單位，提高幅度遠遠大于其他企業(yè)，而小規(guī)模私有企業(yè)的提高幅度非常有限，即表明小規(guī)模集體企業(yè)研發(fā)投入融資約束會在緊縮期大幅提高，而小規(guī)模私有企業(yè)研發(fā)投入在經濟周期各階段持續(xù)面臨較高融資約束，由此，假說4 得到驗證。除此之外，我們還發(fā)現小規(guī)模國有企業(yè)研發(fā)投入融資約束在經濟緊縮期也出現了較大幅度提高，根據以上討論，我們認為這可能是此類企業(yè)研發(fā)效率低與貸款抵押財產有限兩項因素所致。上述結論意味著，在經濟擴張期，金融體系應加強對小規(guī)模企業(yè)研發(fā)活動的融資支持，而在經濟緊縮期，科技金融政策應著力降低小規(guī)模集體企業(yè)的研發(fā)投入融資約束，同時，小規(guī)模國有企業(yè)應著力通過提高研發(fā)效率，使其研發(fā)項目獲得更多外部融資支持。

表3 區(qū)分企業(yè)規(guī)模與所有制考察結果

（四）估計結果的討論與進一步檢驗

上文研究發(fā)現，在經濟緊縮期，大規(guī)模企業(yè)中僅有私有與外商投資企業(yè)研發(fā)投入面臨融資約束，且融資約束程度高于相同所有制的小規(guī)模企業(yè)，與假說3 的預期不符。我們認為該現象的成因是：在經濟緊縮期，大規(guī)模私有與外商投資企業(yè)研發(fā)投入增幅較大，而在銀行緊縮信貸，且存在嚴重所有制歧視的情況下，金融體系無法滿足這兩類企業(yè)龐大的研發(fā)資金需求，使得大規(guī)模私有和外商投資企業(yè)研發(fā)投入嚴重依賴現金流，從而表現出非常高的融資約束。根據本文計算，經濟緊縮期大規(guī)模私有和外商投資企業(yè)持續(xù)大幅提高研發(fā)投入，研發(fā)投入增幅的均值分別為643.3315 與273.6615 萬元，且研發(fā)投入占總資產的比重分別達到1.17%與1.28%，高于所有企業(yè)的均值1.14%，而這兩類企業(yè)在經濟緊縮期獲得的銀行貸款又遠低于相同規(guī)模的其他所有制企業(yè)④。因此，大規(guī)模增加研發(fā)投入，在金融體系無法滿足其外部融資需求時，會使其面臨極高融資約束。相比而言，外商投資企業(yè)可以從其母公司獲得融資支持，且政府會向其提供諸如貸款利率優(yōu)惠等支持政策，從而使其融資約束低于私有企業(yè)。

鑒于此，本文在計量模型中加入對數化研發(fā)投入的增幅d.LnR＆D，以交互項的形式檢驗上述成因的真實性，回歸結果如表4 所示。不難發(fā)現，第（1）列與第（2）列回歸結果中，Cash×Re×POE×Big×d.LnR＆D 與Cash×Re×FOE×Big×d.LnR＆D 的系數顯著為正，表明在經濟緊縮期，大幅增加研發(fā)投入確實會增強大規(guī)模私有企業(yè)和外商投資企業(yè)研發(fā)投入對現金流的敏感程度，提高融資約束。同時，第（3）列回歸結果表明，在經濟緊縮期，對數化的研發(fā)投入增加一個單位，大規(guī)模私有企業(yè)和外商投資企業(yè)研發(fā)投入對現金流的敏感程度將分別增加5.287 與1.997 個單位，即在經濟緊縮期增加研發(fā)投入，將更大幅度地加強私有企業(yè)研發(fā)投入融資約束，由此可知，上述成因真實有效。大規(guī)模私有企業(yè)是我國技術創(chuàng)新體系不可或缺的重要力量，外商投資企業(yè)又是我國技術創(chuàng)新體系的良好補充，但兩者在經濟緊縮期面臨極高融資約束，對我國研發(fā)投入穩(wěn)提升形成了很大阻礙。要避免該阻礙，科技金融政策須在經濟緊縮期加強對這兩類企業(yè)的融資支持。

表4 進一步檢驗結果

?變量 （1） （2） （3）Train 1.2381***(-27.32) 1.2396***(23.95) 1.2360***(23.89)Trade -0.3265***(-6.80) -0.3244***(-6.76) -0.3249***(-6.77)Gov 0.4012***(13.26) 0.4016***(13.27) 0.4016***(13.28)Q-0.0357***(-2.88) -0.0358***(-2.89) -0.0359***(-2.90)Adv 2.1168***(3.07) 2.0905***(3.03) 2.0892***(3.03)常數項 1.2148***(15.01) 1.2079***(14.93) 1.2125***(14.99)樣本數 17182 17182 17182 R-squared 0.2978 0.2975 0.2983 Prob＞F 0.0000 0.0000 0.0000

表5 穩(wěn)健性檢驗結果

（五）穩(wěn)健性檢驗

我們做了三組穩(wěn)健性檢驗，以確保變量選取的合理性與估計結果的可靠性，表5 報告了相應回歸結果。第一組穩(wěn)健性檢驗如第（1）、（2）列回歸結果所示，我們替換了現金流的度量方法，即利用經營活動現金流量凈額占企業(yè)總資產的比重Cf度量企業(yè)現金流；第二組穩(wěn)健性檢驗如第（3）、（4）列回歸結果所示，在替換現金流度量方法的基礎上，我們進一步將因變量替換為研發(fā)投入強度R＆DI（研發(fā)投入占企業(yè)總資產的比重）；第三組穩(wěn)健性檢驗如第（5）、（6）列回歸結果所示，我們僅將因變量替換為研發(fā)投入強度R＆DI，但仍然使用原有現金流度量方法。另外，對于每列回歸結果，本文均引入了一個新控制變量Outsource（企業(yè)中間產品投入占銷售產值的比重），以度量企業(yè)的外包程度。不難發(fā)現，三組穩(wěn)健性檢驗均表明，研發(fā)投入對企業(yè)現金流均具有顯著的敏感性，且擴張期的敏感性低于緊縮期，與基準回歸結果相一致，再次證實本文回歸結果是穩(wěn)健可靠的。

五、結論及政策建議

本文利用中國工業(yè)企業(yè)數據庫，區(qū)分經濟周期階段研究了異質性企業(yè)研發(fā)投入融資約束對經濟周期的非線性調整，厘清了不同特征企業(yè)研發(fā)投入融資約束在經濟周期各階段的差異及成因，得出以下主要結論：

第一，工業(yè)企業(yè)研發(fā)投入融資約束在經濟周期各階段存在顯著差異，研發(fā)投入融資約束在經濟擴張期放松，但在經濟緊縮期加強，在當前經濟波動加劇且下行壓力增大的背景下，會嚴重阻礙研發(fā)投入穩(wěn)提升。第二，區(qū)分企業(yè)所有制研究發(fā)現，集體企業(yè)研發(fā)投入融資約束會在經濟緊縮期大幅上升，上升幅度高于其他企業(yè)，而私有企業(yè)研發(fā)投入在經濟周期各階段持續(xù)面臨較高融資約束。第三，上述特征在小規(guī)模企業(yè)中更加突出，大規(guī)模企業(yè)研發(fā)投入在經濟擴張期并不面臨顯著的融資約束，但在經濟緊縮期，大規(guī)模私有、外商投資企業(yè)會面臨極高融資約束。進一步檢驗后發(fā)現，這是因為該類企業(yè)在經濟緊縮期大幅提高研發(fā)投入，而金融體系無法滿足其外部融資需求，使得其研發(fā)投入嚴重依賴現金流。

因此，要促進我國研發(fā)投入穩(wěn)提升，科技金融政策應匹配經濟周期階段及企業(yè)異質性特征：首先，在經濟擴張期，應通過適當降低抵押物標準的方法，緩解小規(guī)模企業(yè)研發(fā)投入融資約束；其次，在經濟緊縮期，應加大科技金融政策實施力度，通過設立創(chuàng)新專項貸款、貸款政府貼息等手段，降低企業(yè)研發(fā)項目的外部融資成本，以集體企業(yè)為重點實施對象，避免因其融資約束大幅提高而阻礙研發(fā)投入積極性；同時，通過創(chuàng)新專項基金等方式加強金融體系對大規(guī)模私有及外商投資企業(yè)研發(fā)活動的融資支持，并探索以政府擔保創(chuàng)新貸款的方式加強對小規(guī)模企業(yè)的融資支持。最后，在長期中，應不斷降低金融機構的所有制歧視和大企業(yè)偏向，扭轉私有企業(yè)（尤其是小規(guī)模私有企業(yè)）在經濟周期各階段持續(xù)面臨較高研發(fā)投入融資約束的不利局面。

注釋：

①根據外商投資企業(yè)法，外方合營者或外方合作者出資應占注冊資本的25%以上。

②Cash×COE×Ex 系數反映了集體企業(yè)研發(fā)投入在經濟擴張期對現金流的敏感程度，其余以此類推。

③本文在計量模型中將企業(yè)規(guī)模作為控制變量，以控制其對研發(fā)投入的影響，與之不同，我們在此處引入企業(yè)規(guī)模虛擬變量用以區(qū)分企業(yè)規(guī)?？疾煅邪l(fā)投入對現金流的敏感程度差異，與控制變量并不沖突。

④樣本期內，在經濟緊縮期，大規(guī)模私有企業(yè)和外商投資企業(yè)應付利息均值分別僅為3721.19 萬元、2295.13 萬元，遠遠低于大規(guī)模國有和集體企業(yè)的6758.145 萬元、8232.85 萬元，可見，金融體系對這兩類企業(yè)提供的貸款非常有限。