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    債務(wù)融資與制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入
    ——基于銀行借貸與商業(yè)信用比較的視角

    2020-09-22 06:30:22婁巖峰田也壯
    關(guān)鍵詞:借貸債務(wù)商業(yè)

    婁巖峰,田也壯

    (哈爾濱工業(yè)大學 經(jīng)濟與管理學院,哈爾濱150001)

    引 言

    經(jīng)濟增長最持久的源泉在于知識生產(chǎn)和人力資本積累,通過研發(fā)創(chuàng)新實現(xiàn)技術(shù)進步是一個國家經(jīng)濟發(fā)展的核心推動力。當前中國經(jīng)濟增長動力不足,增長模式面臨由要素驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動的轉(zhuǎn)變,創(chuàng)新正日益成為推動中國經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展的核心力量。創(chuàng)新作為一個過程區(qū)分為前端(即投入端)和后端(即產(chǎn)出端),投入端是產(chǎn)出端的物質(zhì)基礎(chǔ)。從國別層面比較,①數(shù)據(jù)來源:http://www.wipo.int/edocs/pubdocs/en/wipo_pub_gii_2018-chapter14.pdf.創(chuàng)新投入強度越大的國家(如美國、日本、德國等)往往是創(chuàng)新產(chǎn)出水平越高的國家,提升創(chuàng)新投入規(guī)模推動經(jīng)濟創(chuàng)新發(fā)展已成為實踐領(lǐng)域的共識。近年來,中國研發(fā)投入強度(R&D投入經(jīng)費支出占當年GDP的比重)持續(xù)攀升,從2000年的0.90%已上升至2018年2.19%,超越歐盟15國的平均水平。②數(shù)據(jù)來源:https://data.worldbank.org.cn/但與經(jīng)濟體量相比,中國的研發(fā)投入規(guī)模仍存在明顯不足。世界知識產(chǎn)權(quán)組織2019年發(fā)布的報告顯示,中國的創(chuàng)新指數(shù)目前僅在全球排名14位,其中薄弱之處就在于研發(fā)投入規(guī)模不足。

    事實上,企業(yè)研發(fā)投入對于全面提升國家層面的創(chuàng)新投入至關(guān)重要。中國政府于2013年頒布了《關(guān)于強化企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新主體地位全面提升企業(yè)創(chuàng)新能力的意見》,將提升企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力作為實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略以及建設(shè)創(chuàng)新型國家的核心目標。學界研究企業(yè)研發(fā)投入的影響機制,主要訴諸兩個研究方向:其一,理解研發(fā)投入決策的“壓力機制”,如市場競爭[1][2]和出口[3][4];其二,理解研發(fā)投入決策的“動力機制”,如政府補貼[5][6],如企業(yè)現(xiàn)金流、內(nèi)源融資、營運資本等[7][8]。當然,也不乏討論“壓力機制”和“動力機制”交互作用的研究[9]。本文的研究沿襲第二支文獻的脈絡(luò),拓展至金融環(huán)境理解制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入的“動力機制”。剔除利潤計提和政府補貼支持外,企業(yè)研發(fā)投入的資金支持主要來自于金融市場且大致分為兩類,即股權(quán)融資和債務(wù)融資[10]。但是,中國情境下股票市場提供的股權(quán)融資機會對于大多數(shù)企業(yè)而言是遙不可及的,從覆蓋面的角度看債權(quán)融資與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的關(guān)系更具研究價值。

    中國的銀行業(yè)競爭結(jié)構(gòu)的變革大大提升了銀行借貸資金的配置效率[11],進而作用于企業(yè)的研發(fā)投入[12]。究其本質(zhì),企業(yè)的研發(fā)投入依賴于外部獲得的資金支持。但是既有文獻對銀行借貸融資影響企業(yè)研發(fā)投入方向的結(jié)論并不一致[13]-[15]。除了樣本差異造成的干擾外,銀行借貸特征可能是產(chǎn)生研究結(jié)論分歧的重要因素:銀行借款一方面能夠緩解企業(yè)研發(fā)的資金壓力(稱為“融資效應(yīng)”,正向),另一方面償債壓力又制約著企業(yè)研發(fā)投入(稱為“債務(wù)效應(yīng)”,反向)。以銀行借貸規(guī)模切入,考慮銀行借貸對企業(yè)研發(fā)投入“正、反”兩種效應(yīng)在規(guī)模上的邊界條件,能夠調(diào)和既有實證研究的矛盾。從“融資效應(yīng)”和“債務(wù)效應(yīng)”理解債務(wù)融資對企業(yè)研發(fā)投入影響,可以自然地遷移到分析商業(yè)信用對研發(fā)投入的影響上。商業(yè)信用作為典型的非正式金融元素,有效地補充了正式金融的不足[16][17],作用于企業(yè)的研發(fā)投入決策亦是如此[18]。債務(wù)融資與股權(quán)融資一樣,能夠帶來資金支持,即“融資效應(yīng)”;但有著顯著的不同,債務(wù)融資具有到期償債的剛性壓力,即“債務(wù)效應(yīng)”。這會制約債務(wù)融資對企業(yè)研發(fā)投入作用的發(fā)揮,也是理解債務(wù)融資與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系的關(guān)鍵。

    本文以此為切入點,選取銀行借貸和商業(yè)信用兩種最具代表性的債務(wù)融資方式為研究對象,在理論層面分析二者的“融資效應(yīng)”和“債務(wù)效應(yīng)”差異,推演出二者作用于企業(yè)研發(fā)投入存在不同的邊界條件,并基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)(2003—2013)進行實證檢驗。本文研究可以提供兩個認知貢獻:其一,驗證“融資效應(yīng)—債務(wù)效應(yīng)”分析框架,對于理解債務(wù)融資與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系的適用性;其二,給出銀行借貸、商業(yè)信用兩種債務(wù)融資方式作用于企業(yè)研發(fā)投入的邊界條件差異。尤其后者,有助于在促進企業(yè)創(chuàng)新的視角下進一步深化中國債務(wù)融資體系的改革。

    一、機制分析與研究假說

    制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新具備較高的不確定性(包括過程、結(jié)果和研發(fā)人員等不確定性),依賴于高額且持續(xù)的資金投入。內(nèi)源融資和股權(quán)融資難以在資金規(guī)?;蛘咂髽I(yè)覆蓋面上對制造業(yè)的研發(fā)投入產(chǎn)生較大的影響,債務(wù)融資是中國情境下企業(yè)研發(fā)投入融資最重要的來源,尤其是關(guān)系型債務(wù)融資(指銀行借貸、商業(yè)信用),企業(yè)債券融資作用甚微[19][20]?,F(xiàn)實情境下,銀行借貸和商業(yè)信用是企業(yè)債務(wù)融資的兩種主要方式:根據(jù)制造業(yè)企業(yè)樣本數(shù)據(jù),銀行借貸的平均覆蓋率為13.6%,商業(yè)信用的覆蓋率為80.2%,商業(yè)信用的覆蓋面更廣;對于同時獲得銀行借貸和商業(yè)信用的企業(yè)樣本,銀行借貸在債務(wù)融資中的占比為61.749%,銀行借貸的資金規(guī)模更大。

    但是,兩種方式的債務(wù)融資對企業(yè)研發(fā)投入的影響可能不同,取決于二者的生成機制差異。從融資的角度看,項目導(dǎo)向的銀行借貸規(guī)模較大、還款周期長,利于緩解企業(yè)研發(fā)資金壓力;商業(yè)信用是生產(chǎn)運營的“副產(chǎn)品”,在融資規(guī)模較小時難以作用于企業(yè)研發(fā)決策。顯然,債務(wù)融資作用于企業(yè)研發(fā)投入的“融資效應(yīng)”方向為正,但是強度上銀行借貸和商業(yè)信用之間存在差異。規(guī)模達到一定程度的商業(yè)信用會沉淀出資金,騰出資金用于企業(yè)研發(fā)投入,即商業(yè)信用的“融資效應(yīng)”隨融資規(guī)模上升而顯現(xiàn);受制于項目化運行規(guī)則,銀行借貸的“融資效應(yīng)”不存在類似的變異。

    從償債的角度看,銀行借貸的債務(wù)壓力表現(xiàn)為“到期還本付息”;商業(yè)信用是由在供應(yīng)鏈中的議價能力決定,“付息”壓力小,甚至只“還本”。到期償債的剛性壓力,會抑制債務(wù)融資對企業(yè)研發(fā)投入作用的發(fā)揮,稱之為“債務(wù)效應(yīng)”,方向為負。銀行借貸是到期一次性“還本付息”,且利息規(guī)模隨債務(wù)規(guī)模上升,預(yù)期債務(wù)規(guī)模越大銀行借貸的“債務(wù)效應(yīng)”越強。但是,商業(yè)信用融資伴生于生產(chǎn)運營過程,且不是到期一次性償還。據(jù)此,商業(yè)信用不存在“債務(wù)效應(yīng)”隨融資規(guī)模的變異。

    將上述機制分析整理成表1(見下頁),可以給出理論預(yù)判:第一,銀行借貸、商業(yè)信用對企業(yè)研發(fā)投入影響,均存在“融資效應(yīng)”(正向)和“債務(wù)效應(yīng)”(負向)兩種作用方向;第二,銀行借貸的“融資效應(yīng)”一直存在且較強,但是商業(yè)信用的“融資效應(yīng)”隨著融資規(guī)模上升才會顯現(xiàn)或者變強;第三,銀行借貸的“債務(wù)效應(yīng)”隨著融資規(guī)模上升會從弱轉(zhuǎn)強,但是商業(yè)信用的“債務(wù)效應(yīng)”不會隨融資規(guī)模產(chǎn)生突然的或者巨大的變異。根據(jù)上述分析框架,推演出3個待檢驗的假說:

    表1 機制分析的定性表述

    假說1:銀行借貸具備規(guī)模和專用性的優(yōu)勢,相較于商業(yè)信用,其作用于企業(yè)研發(fā)投入的“融資效應(yīng)”更強,因而銀行借貸更能促進企業(yè)研發(fā)投入。

    假說2:隨著銀行借貸的資金規(guī)模上升,累積的償債資金壓力迅速上升,其作用于企業(yè)研發(fā)投入的“債務(wù)效應(yīng)”逐步抵消“融資效應(yīng)”,引起銀行借貸對企業(yè)研發(fā)投入的作用呈現(xiàn)邊際遞減。

    假說3:商業(yè)信用作為生產(chǎn)運營的“副產(chǎn)品”,其資金規(guī)模上升不會引致償債壓力的飆升,但是沉淀的資金規(guī)模較大時,其作用于企業(yè)研發(fā)投入的“融資效應(yīng)”凸顯,因此超過一定資金規(guī)模的商業(yè)信用才能夠促進企業(yè)研發(fā)投入。

    假說1-3是“融資效應(yīng)—債務(wù)效應(yīng)”分析框架具體應(yīng)用的體現(xiàn),提供了比較銀行借貸、商業(yè)信用作用于企業(yè)研發(fā)投入決策差異的理論基礎(chǔ),同時給出了可供實證檢驗的命題。

    二、研究設(shè)計

    (一)計量模型設(shè)定與識別

    本文設(shè)計計量方程(1)檢驗假說1。有兩個維度來認識企業(yè)研發(fā)投入決策,是否做研發(fā)投入(廣延邊際)和做多少投入(集約邊際)。區(qū)域或行業(yè)層面的研發(fā)投入規(guī)模同時取決于企業(yè)研發(fā)的廣延邊際和集約邊際。故區(qū)分廣延邊際和集約邊際刻畫企業(yè)研發(fā)投入特征。

    其中,下標i、j、k和t分別表示企業(yè)、行業(yè)、省份和年份;R&D表示企業(yè)研發(fā)決策,根據(jù)數(shù)據(jù)庫中企業(yè)的研發(fā)投入信息,構(gòu)造有無研發(fā)投入的“0-1型”啞變量(RD)和研發(fā)投入除以產(chǎn)值的研發(fā)強度變量(RDI);Bank表示企業(yè)獲得的銀行借款,用長期借款除以銷售額度量;Credit表示企業(yè)獲得的商業(yè)信用,以“應(yīng)付賬款”除以銷售額度量;Controls表示一系列控制變量(詳見變量描述)。假說1成立的判定標準是系數(shù)α1顯著地大于0且系數(shù)α2比系數(shù)α1小。

    構(gòu)造計量方程(2)檢驗假說2和假說3,下標含義和Controls與方程(1)完全一致。引入銀行借款和商業(yè)信用的平方項,檢驗兩種類型債務(wù)融資對企業(yè)研發(fā)投入的非線性影響:

    如果假說2和假說3成立,將捕捉到系數(shù)α1顯著大于0、系數(shù)α2顯著小于0,還將捕捉到系數(shù)β1顯著小于0、系數(shù)β2顯著大于0。同樣地,本文區(qū)分了研發(fā)投入廣延邊際和集約邊際對假說2和假說3進行檢驗。

    (二)數(shù)據(jù)來源與處理

    本文使用的《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(2000—2013)》是研究中國工業(yè)生產(chǎn)最具代表性的微觀數(shù)據(jù)庫[21]。該數(shù)據(jù)庫由國家統(tǒng)計局維護,包含的工業(yè)企業(yè)樣本豐富,其中近九成為制造業(yè)企業(yè)。樣本中只有2005—2007年和2010—2012年報告了研發(fā)數(shù)據(jù),故實證分析中剔除其余年份樣本。數(shù)據(jù)預(yù)處理包括:第一,只保留制造業(yè)企業(yè)樣本;第二,剔除主要變量缺失的企業(yè)樣本,如工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值、雇傭人數(shù)、應(yīng)付工資、補貼收入、應(yīng)付賬款、長期借款、出口交貨值、銷售收入;第三,西藏的企業(yè)樣本極少,剔除。

    參考Cai和Liu(2009)[22]作進一步清洗:(1)每一年企業(yè)代碼存在且唯一,否則刪除;(2)企業(yè)成立年份必須小于等于報告年,創(chuàng)立月必須介于1和12之間,否則刪除;(3)非國企的年銷售收入不得低于500萬元(2005—2007、2010年樣本)或2000萬元(2011年樣本),否則刪除;(4)雇傭人數(shù)不得低于8人,否則刪除;(5)總資產(chǎn)不得小于流動資產(chǎn)和固定資產(chǎn),否則刪除;(6)長期借款年末余額不得為負,否則刪除;(7)應(yīng)付賬款年末余額不得為負,否則刪除。最終的有效觀測值為773202個。

    (三)變量定義與估算

    被解釋變量:研發(fā)投入廣延邊際(RD)是利用企業(yè)報告的研發(fā)數(shù)據(jù)進行界定的0-1變量,研發(fā)投入大于0則RD取1,否則取0;研發(fā)決策集約邊際(RDI)是利用研發(fā)投入數(shù)據(jù)經(jīng)過固定資產(chǎn)投資價值指數(shù)調(diào)整后,(加1)取自然對數(shù)值進行測度。關(guān)鍵解釋變量:以長期借款除以當年的銷售額作為銀行借款(Bank)的度量、以應(yīng)付賬款除以當年的銷售額作為商業(yè)信用(Credit)的度量,并進行上下5%的縮尾處理降低異常值的干擾。

    控制變量:企業(yè)的技術(shù)水平(Tech),以工業(yè)品出廠價格指數(shù)平減后的工業(yè)增加值除以雇傭人數(shù),取自然對數(shù),度量技術(shù)水平;企業(yè)規(guī)模(Size),以雇傭人數(shù)取自然對數(shù)度量;政府補貼(Sub),根據(jù)補貼收入信息界定0-1變量,有補貼取值為1,否則取0;出口特征(EX),根據(jù)企業(yè)的出口交貨值信息界定0-1型出口特征變量,有出口交貨值為正,EX取1,否則EX取0;企業(yè)年齡(Age),以觀測年份減去企業(yè)的創(chuàng)建年份作為度量;行業(yè)競爭(HHI),分年度以4分位行業(yè)中銷售額分布的赫芬達爾指數(shù)作為度量;產(chǎn)權(quán)特征(NZ),根據(jù)企業(yè)注冊類型編碼識別產(chǎn)權(quán)特征,區(qū)分為內(nèi)資和外資兩類,構(gòu)造0-1變量,外資取0,非外資取1。除了上述控制變量,還存有其他不可觀測因素影響實證分析結(jié)論,如行業(yè)差異、省際或國家層面的經(jīng)濟沖擊、宏觀經(jīng)濟形勢等,根據(jù)2分位行業(yè)、所屬省份和年份信息等,構(gòu)造一組啞變量進行控制。主要變量描述性統(tǒng)計見表2。

    表2 主要變量的界定與描述性統(tǒng)計

    三、實證分析

    (一)基準回歸分析:假說1

    針對方程(1)的回歸結(jié)果整理成表3(見下頁),可以發(fā)現(xiàn):(1)銀行借款對企業(yè)研發(fā)廣延邊際有顯著的正向影響,Bank系數(shù)0.028且0.1%水平顯著;(2)商業(yè)信用對企業(yè)研發(fā)廣延邊際有顯著的負向影響,Credit系數(shù)-0.104且0.1%水平顯著;(3)銀行借款對企業(yè)研發(fā)集約邊際有顯著正向作用,Bank系數(shù)0.238,顯著大于0;(4)商業(yè)信用對企業(yè)研發(fā)集約邊際的影響依然為負值,Credit系數(shù)-0.954,顯著小于0。據(jù)此,研發(fā)投入二元邊際下均驗證了假說1成立。即,相較于商業(yè)信用,銀行借貸對企業(yè)研發(fā)投入有促進作用。

    表3 債務(wù)融資對研發(fā)投入二元邊際的影響:債務(wù)融資類型

    此外,控制變量的回歸結(jié)果如下:(1)技術(shù)水平(Tech)越高,企業(yè)研發(fā)投入的可能性和規(guī)模都更大;(2)規(guī)模(Size)對企業(yè)研發(fā)投入有顯著的正向作用;(3)政府補貼(Sub)能促進企業(yè)研發(fā)投入;(4)出口經(jīng)驗(EX)會刺激企業(yè)增加研發(fā)投入;(5)企業(yè)年齡(Age)對研發(fā)投入有正向影響,但程度有限;(6)行業(yè)競爭(HHI)系數(shù)顯著大于0,說明競爭不利于企業(yè)研發(fā)投入;(6)內(nèi)資產(chǎn)權(quán)特征(NZ)系數(shù)顯著小于0,內(nèi)資企業(yè)研發(fā)動力不足。

    (二)基準回歸分析:假說2和假說3

    方程(2)引入Bank和Credit平方項,回歸結(jié)果整理成表4(見下頁)。第1列回歸結(jié)果中Bank系數(shù)顯著大于0,Bank2的系數(shù)不顯著。即,隨著銀行借款規(guī)模上升,其對企業(yè)研發(fā)傾向影響穩(wěn)健地為正,沒有出現(xiàn)邊際遞減。第1列中Credit系數(shù)為-0.215,變量Credit2的系數(shù)為0.196,均非常顯著,即企業(yè)研發(fā)傾向與商業(yè)信用呈“U形”關(guān)系。第2列回歸結(jié)果,Bank系數(shù)顯著大于0,Bank2系數(shù)顯著小于0,即銀行借貸對企業(yè)研發(fā)投入規(guī)模影響邊際遞減。但是,Credit系數(shù)顯著小于0,Credit2的系數(shù)顯著大于0,即商業(yè)信用對企業(yè)研發(fā)投入影響呈“U”形關(guān)系。據(jù)此,判定假說2和假說3基本成立。

    表4 債務(wù)融資對研發(fā)決策二元邊際影響:債務(wù)融資規(guī)模

    (三)穩(wěn)健性檢驗與拓展分析

    上述計量方程設(shè)定中,可能存在內(nèi)生性問題:第一,可能存在反向因果;第二,存在不可觀測的混雜因素的干擾??紤]將方程(1)和方程(2)的債務(wù)融資變量調(diào)整為滯后1期,削弱反向因果;考慮引入企業(yè)研發(fā)決策的滯后1期,控制混雜因素干擾。相應(yīng)的回歸結(jié)果如表5所示:(1)銀行借貸對研發(fā)投入傾向和規(guī)模的影響依然為正,且顯著;(2)商業(yè)信用對研發(fā)投入的負向影響仍然成立,但影響程度和顯著性均下降;(2)研發(fā)投入規(guī)模與銀行借貸的“倒U形”關(guān)系,與商業(yè)信用的“U形”關(guān)系,仍然穩(wěn)健成立。研發(fā)滯后1期對當期研發(fā)決策解釋力很強,佐證了研發(fā)活動的慣性特征。

    表5 削弱內(nèi)生性的回歸結(jié)果

    進一步利用數(shù)據(jù)庫中的行業(yè)、區(qū)域和產(chǎn)權(quán)信息,區(qū)分不同的子樣本檢驗結(jié)論的穩(wěn)健性和異質(zhì)性(限于篇幅從略):(1)東部和中部省份的企業(yè)樣本能夠佐證研究結(jié)論,西部樣本不成立;(2)研究結(jié)論在國企、民企和外企三類子樣本中均穩(wěn)健成立;(3)勞動密集和資本密集行業(yè)適用本文研究結(jié)論,技術(shù)密集行業(yè)不完全適用。

    四、結(jié)論與政策啟示

    在國家創(chuàng)新發(fā)展和金融深化改革的雙重背景下,理解間接融資體系對創(chuàng)新的影響頗具研究意義。本文提煉“融資效應(yīng)—債務(wù)效應(yīng)”框架作為分析債務(wù)融資對制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入影響的理論基礎(chǔ),基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(2000—2013)實證比較銀行借貸和商業(yè)信用影響企業(yè)研發(fā)投入的異質(zhì)性:一是銀行借貸能促進企業(yè)研發(fā)投入傾向和規(guī)模,但是存在著規(guī)模邊界,超越臨界值后轉(zhuǎn)向“抑制”作用;二是商業(yè)信用抑制企業(yè)研發(fā)投入,也存在著規(guī)模邊界,超越臨界值后轉(zhuǎn)向“促進”作用。更為具體的實證結(jié)論總結(jié)為表6。這些結(jié)論驗證了“融資效應(yīng)—債務(wù)效應(yīng)”分析框架對理解債務(wù)融資與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的適用性,同時定量地給出了銀行借貸和商業(yè)信用影響企業(yè)研發(fā)決策的差異。

    表6 實證分析主要結(jié)論

    研究結(jié)論提供的政策啟示如下:一是制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展,離不開債務(wù)融資體系的支持;二是只有適度規(guī)模的銀行借款能夠有效地轉(zhuǎn)化為企業(yè)研發(fā)投入,需謹防以創(chuàng)新發(fā)展為名的過度債務(wù)融資;三是供應(yīng)鏈上的商業(yè)信用融資對于企業(yè)研發(fā)投入的作用可能有限;四是少數(shù)“能大規(guī)模占據(jù)上下游資金”的企業(yè)才能從商業(yè)信用中汲取研發(fā)投入資金;五是商業(yè)信用引致的債務(wù)壓力是企業(yè)研發(fā)投入的阻力,立足于行業(yè)制定相應(yīng)制度規(guī)范企業(yè)“三角債”,會有助于提升行業(yè)的研發(fā)投入水平。

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