融資約束，研發(fā)支出資本化對企業(yè)創(chuàng)新的影響機(jī)制研究

晏幫沛

摘 要：本文研究融資約束及企業(yè)研發(fā)支出資本化對企業(yè)創(chuàng)新的影響機(jī)制，以2008-2020年我國A股上市公司為研究樣本，運(yùn)用“中介效應(yīng)”因果分析模型，實(shí)證檢驗(yàn)了融資約束對企業(yè)研發(fā)支出的作用機(jī)制，并分析了研發(fā)支出資本化在其中發(fā)揮的中介效用。本文發(fā)現(xiàn)，受到融資約束影響越大的企業(yè)，會(huì)有更高的研發(fā)支出，同時(shí)也會(huì)通過提高研發(fā)支出資本化而間接提高研發(fā)支出;進(jìn)一步，融資約束對研發(fā)支出的作用呈倒“U”形，但樣本企業(yè)都在融資約束程度與研發(fā)投入正相關(guān)的區(qū)間。本文提出從融資約束和企業(yè)研發(fā)資本化的新角度來研究其對企業(yè)創(chuàng)新的影響機(jī)制，詳細(xì)闡述了融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的部分作用機(jī)制，豐富了企業(yè)創(chuàng)新的研究成果。

關(guān)鍵詞：融資約束;企業(yè)創(chuàng)新;中介效用;研發(fā)支出資本化

一、引言

現(xiàn)有文獻(xiàn)基于發(fā)達(dá)國家市場上的研究，已經(jīng)多方面證明了緩解融資約束對企業(yè)研發(fā)投入有著正面效果，如Brown et al. （2012）、Hall&Lerner（2010）、Pellegrino&Savona（2016）等。國內(nèi)也有文獻(xiàn)認(rèn)為融資約束限制了企業(yè)創(chuàng)新投入，如張璇（2017）使用2005年、盧馨（2013）使用2007-2009年的部分中國企業(yè)為樣本得到了類似的結(jié)論。但這些基于發(fā)達(dá)國家、或是較長時(shí)間之前的數(shù)據(jù)還能適用于今天的中國嗎？如今中國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，市場競爭愈加激烈。任希麗（2021）使用2004-2018年的部分中國企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，該時(shí)間段內(nèi)，市場競爭程度不斷提高，企業(yè)為了長期競爭優(yōu)勢，會(huì)更傾向于增加研發(fā)投入，提高技術(shù)水平來“逃離”市場競爭。國外也有類似發(fā)現(xiàn)，Archeret al.（2020）通過對越南的部分企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，由于發(fā)展中國家同發(fā)達(dá)國家在經(jīng)濟(jì)環(huán)境的某些方面有明顯不同，融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的作用并不必然是負(fù)面的。而這些與過去在發(fā)達(dá)國家的研究結(jié)論不同的原因，也許正是因?yàn)槭袌龈偁?，融資約束使得受其影響更大的企業(yè)為了生存發(fā)展空間，更加積極的進(jìn)行創(chuàng)新。

我國研發(fā)支出資本化于2006年在新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則中被允許，即允許開發(fā)階段支出在滿足確認(rèn)條件后計(jì)入無形資產(chǎn)。美國要求研發(fā)支出全部作費(fèi)用化處理，Grahamet al. （2005）和Osmaet al. （2009）等學(xué)者發(fā)現(xiàn)，很多企業(yè)管理者面臨盈余壓力時(shí)會(huì)考慮削減研發(fā)投入。而中國允許一定條件的資本化處理則緩解了盈余管理壓力，使研發(fā)投入更穩(wěn)定（王亮亮，2012）。同時(shí)，部分資本化減少了對企業(yè)營業(yè)收入的沖擊，減少了研發(fā)投入對公司短期效益的負(fù)面影響。

可見，融資約束對于當(dāng)今的中國市場上的企業(yè)而言，是進(jìn)行創(chuàng)新的刺激或阻礙尚不可知，本文將引入研發(fā)支出資本化這一中介指標(biāo)，使用2008-2020年中國A股上市公司為研究樣本，使用“中介效用”因果分析策略，實(shí)證檢驗(yàn)了融資約束和企業(yè)創(chuàng)新之間的作用關(guān)系，并分析了研發(fā)支出資本化在其中發(fā)揮的中介效用。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：（1）基于當(dāng)今中國市場競爭愈加激烈的事實(shí)，提出研究融資約束與企業(yè)創(chuàng)新的新視角;（2）運(yùn)用“中介效用”模型，識別了融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的研發(fā)支出資本化中介效應(yīng)，解釋了融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的部分作用機(jī)制，豐富了企業(yè)創(chuàng)新的研究成果;（3）從政策建議上，促進(jìn)創(chuàng)新的政策不止是扶持創(chuàng)新資源貧乏的企業(yè)，同時(shí)應(yīng)該刺激占有資源優(yōu)勢的企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新，提高社會(huì)的總體創(chuàng)新效率。

后文行文結(jié)構(gòu)安排是：第二節(jié)，對本文所分析的問題做文獻(xiàn)綜述，并做出理論假設(shè);第三節(jié)，對研究設(shè)計(jì)進(jìn)行說明，包括描述性統(tǒng)計(jì);第四節(jié)，對實(shí)證結(jié)果進(jìn)行分析;第五節(jié)為結(jié)論。

二、文獻(xiàn)綜述與研究設(shè)計(jì)

國內(nèi)外有較多文獻(xiàn)都認(rèn)為緩解融資約束可以促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。但是Silvia&Carreira（2012）以葡萄牙的企業(yè)為樣本，發(fā)現(xiàn)融資約束水平和企業(yè)研發(fā)投入有明顯的負(fù)相關(guān);另外，Madrid-Guijarroetal.（2016）和Canepaetal.（2007）分別以西班牙和英國的企業(yè)為樣本，也得出了相近的結(jié)論。國內(nèi)文獻(xiàn)也有相似結(jié)論，解維敏（2011）同樣認(rèn)為融資約束限制了企業(yè)研發(fā)投入; 張杰（2012）以國內(nèi)民營企業(yè)為樣本研究發(fā)現(xiàn)，融資約束對企業(yè)研發(fā)投入有較為明顯的負(fù)面作用;張璇（2017）進(jìn)一步分析了融資約束對不同類型的企業(yè)在研發(fā)投入上不同程度的負(fù)面影響。

但也有基于市場競爭角度得出相反結(jié)論的文獻(xiàn)。在市場競爭假說中認(rèn)為市場競爭越激烈，那些融資約束水平越高的企業(yè)并不會(huì)減少研發(fā)投入，反而更有創(chuàng)新的傾向，更會(huì)注重創(chuàng)新以獲取競爭優(yōu)勢，減少融資約束對企業(yè)發(fā)展的阻礙;而創(chuàng)新資源更豐富的企業(yè)可能會(huì)產(chǎn)生“資源詛咒效應(yīng)”：融資約束程度較小的企業(yè)會(huì)更傾向于利用已有的資源優(yōu)勢、而非選擇高風(fēng)險(xiǎn)的研發(fā)創(chuàng)新保持競爭優(yōu)勢。Sasidharanetal.（2015）在印度的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的研發(fā)支出水平與外部融資（包括債權(quán)和股權(quán)）沒有任何明顯的聯(lián)系;進(jìn)一步，KimWJetal. （2019）以越南企業(yè)為樣本研究發(fā)現(xiàn)，受融資約束影響越大的企業(yè)并不會(huì)去削減他的研發(fā)支出水平，甚至使得企業(yè)更加傾向于創(chuàng)新;Hewitt-Dundasetal.（2006）在愛爾蘭的市場發(fā)現(xiàn)，財(cái)務(wù)約束甚至成為一些企業(yè)創(chuàng)新的驅(qū)動(dòng)力。綜上，本文提出假設(shè)：

H1：融資約束水平越高的企業(yè)，研發(fā)支出水平更高。

我國于2006年發(fā)布《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第6號——無形資產(chǎn)》，允許企業(yè)將符合一定條件的研發(fā)支出轉(zhuǎn)入無形資產(chǎn)，做資本化處理。程新生（2016）認(rèn)為，研發(fā)支出有條件的資本化，會(huì)在一定程度上消除管理者因創(chuàng)新活動(dòng)的高風(fēng)險(xiǎn)性而產(chǎn)生短視行為，刺激管理者對創(chuàng)新活動(dòng)進(jìn)行投資。研發(fā)費(fèi)用資本化處理還會(huì)降低管理者盈余管理壓力，有利于增加企業(yè)的研發(fā)投入（王亮亮，2011）。由此，本文提出假設(shè)：

H2：企業(yè)提高研發(fā)支出資本化率，會(huì)增加企業(yè)的研發(fā)投入。

綜上所述，企業(yè)在行業(yè)內(nèi)把握資源優(yōu)勢時(shí)，會(huì)更為保守的利用已有資源來獲取穩(wěn)定利潤;而那些融資約束水平更高的企業(yè)，則可能更傾向于以創(chuàng)新的方式獲得長期競爭優(yōu)勢;提高研發(fā)支出的資本化率，降低了研發(fā)風(fēng)險(xiǎn)和盈余管理壓力，進(jìn)而促進(jìn)管理者進(jìn)行創(chuàng)新。所以，提高研發(fā)支出資本化率可能是企業(yè)面臨融資約束時(shí)增加研發(fā)投入的渠道之一。故此，本文提出假設(shè)：

H3：企業(yè)面臨的融資約束水平越大，更傾向于提高研發(fā)支出資本化率，進(jìn)而增加研發(fā)投入。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2008-2020年我國A股上市公司為研究樣本。本文所有數(shù)據(jù)都來自CCER數(shù)據(jù)庫和CSMAR數(shù)據(jù)庫。歸集數(shù)據(jù)之后，對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下篩選：（1）剔除金融行業(yè)的上市公司;（2）剔除ST、*ST和PT的上市公司。此外，本文為了控制極端值對回歸結(jié)果的異常影響，對回歸模型中所有的連續(xù)性變量進(jìn)行了1%和99%水平的winsorize縮尾處理。最終，本文得到15519個(gè)企業(yè)年度觀測值。

表1是本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。研發(fā)支出資本化率（RDr）在75%的分位數(shù)上仍0，表明我國企業(yè)較多的將研發(fā)支出費(fèi)用化處理;研發(fā)支出（lnRD）最大值為21.48，最小值為0，標(biāo)準(zhǔn)差為8.881，可見我國企業(yè)研發(fā)支出差異較大。

（二）變量選擇和相關(guān)指標(biāo)

（1）研發(fā)支出（lnRD）、研發(fā)支出資本化率（RDr）

本文對研發(fā)支出進(jìn)行加1取對數(shù)處理后作為被解釋變量研發(fā)支出（lnRD）;研發(fā)支出資本化率（RDr）由研發(fā)支出資本化的金額與研發(fā)支出總額的比值來衡量;研發(fā)產(chǎn)出（Invent）用企業(yè)本年度獲得專利數(shù)加1取對數(shù)衡量。同時(shí)，本文引入SA的平方項(xiàng)SA2、RDr的平方項(xiàng)RDr2，進(jìn)一步討論研融資約束對企業(yè)研發(fā)支出的影響。

（2）融資約束指標(biāo)——SA指數(shù)（SA）

本文選擇SA指數(shù)度量企業(yè)的融資約束水平。融資約束的度量指標(biāo)有單變量指標(biāo)和復(fù)合指標(biāo)。單變量指標(biāo)利用單個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)如資產(chǎn)負(fù)債率來衡量企業(yè)的融資約束水平，但這些指標(biāo)在度量企業(yè)整體融資約束水平時(shí)存在欠缺（彭華濤，2021）。主流的復(fù)合指標(biāo)有KZ指數(shù)（Lamont et al.，2001）、WW指數(shù)（Whited&Wu，2006）等。但這些指標(biāo)計(jì)算含有如財(cái)務(wù)杠桿率、現(xiàn)金流等內(nèi)生性問題。為此，Hadlock&Pierce（ 2009）借鑒KZ指數(shù)的構(gòu)建方法，構(gòu)建了SA指數(shù)。

由于SA指數(shù)避免了內(nèi)生性問題，本文參考鞠曉生（2013）的做法，以SA指數(shù)來衡量融資約束水平，計(jì)算公式如下：

SA=0.043*size2-0.737*size-0.04*age

其中，size為企業(yè)總資產(chǎn)以百萬元為單位取對數(shù)的值;age是企業(yè)成立年限。SA指數(shù)均為負(fù)，且取值越小，企業(yè)面臨的融資約束水平越高。

（3）控制變量

本文控制了公司的特征變量、公司的股權(quán)變量和公司的金融市場波動(dòng)的變量。公司的特征變量有資產(chǎn)回報(bào)率（ROA）、凈資產(chǎn)回報(bào)率（ROE）、資產(chǎn)負(fù)債率（leverage）和現(xiàn)金持有增長率（RCF），現(xiàn)金持有增長率用現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物余額的增長率衡量;公司的股權(quán)變量有最大股東持股比（TOP1）和前十大股東持股比（TOP10）;此外，用換手率（Tr）和托賓Q值（TobingQ）衡量公司的金融市場波動(dòng)。

（三）模型設(shè)定及估計(jì)方法

本文基于15519個(gè)“公司-年份”的面板數(shù)據(jù)，使用固定效應(yīng)面板模型，建立了表達(dá)式（1）。為了避免內(nèi)生性問題，解釋變量和控制變量都滯后一期，同時(shí)對回歸模型的標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行公司層面的聚類調(diào)整。

借鑒李波（2020）和溫忠麟（2014）等學(xué)者的方法，結(jié)合模型（1）—（3），構(gòu)建中介效應(yīng)檢驗(yàn)三步法，檢驗(yàn)研發(fā)支出資本化在融資約束影響企業(yè)研發(fā)支出投入過程中的作用：首先檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）中的系數(shù)b1;再檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）中的系數(shù)c2;最后檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）中的系數(shù)a2和a3。如果系數(shù)b2、c2和a3顯著，則中介效應(yīng)顯著。

其中，方程（2）中的系數(shù)b1代表融資約束水平（SA）對研發(fā)投入（lnRD）的總效用;方程（3）的系數(shù)代c1表融資約束水平（SA）對中介變量研發(fā)支出資本化率（RDr）的效用;方程（1）的系數(shù)a2是在控制了研發(fā)支出資本化率（RDr）的影響后，融資約束（SA）對研發(fā)投入（lnRD）的效用，系數(shù)a3是在控制了融資約束（SA）的影響后中介變量研發(fā)支出資本化率（RDr）對研發(fā)投入（lnRD）的效用。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）實(shí)證分析

通過三步回歸（模型（1）至模型（3））的檢驗(yàn)邏輯，逐步回歸檢驗(yàn)融資約束對研發(fā)支出的總效應(yīng)，以及融資約束對研發(fā)支出資本化產(chǎn)生的影響進(jìn)而作用于研發(fā)支出的間接效用。模型（2）檢驗(yàn)了融資約束（SA）對企業(yè)研發(fā)支出（lnRD）的總效用。如表2所示，SA對lnRD的回歸系數(shù)為-10.424，且在1%的顯著性水平下顯著。表明融資約束的提高一定程度上可以提高下一年的研發(fā)支出，支持了假設(shè)H1。這一結(jié)果與張璇（2017）使用2005年和盧馨（2013）使用2007-2009年的樣本研究得到的結(jié)果不同，原因可能在于選擇樣本的時(shí)間區(qū)間不同，研究時(shí)期不同而市場競爭程度和創(chuàng)新的戰(zhàn)略地位不同，過去的市場環(huán)境可能更少的受到“市場競爭假說”的影響，也即企業(yè)更不傾向于用創(chuàng)新來獲得未來競爭力、打破融資約束的對自身發(fā)展的影響。

進(jìn)一步分析研發(fā)融資約束（SA）對研發(fā)支出資本化率（RDr）的作用機(jī)制。研發(fā)支出資本化可以調(diào)整企業(yè)報(bào)表的費(fèi)用化支出，減少企業(yè)的盈余管理壓力，降低研發(fā)風(fēng)險(xiǎn)。因此，企業(yè)在受到緩解融資約束時(shí)提高研發(fā)支出資本化率。表2中，模型（2）檢驗(yàn)了融資約束（SA）對研發(fā)支出資本化率（RDr）的效用，SA對RDr的回歸系數(shù)為-0.146，且在1%的顯著性水平下顯著。SA指數(shù)一般總為負(fù)數(shù)，且與企業(yè)的融資約束程度為反相關(guān)，結(jié)果表明受到融資約束的程度加劇會(huì)使企業(yè)提高研發(fā)支出資本化率，證實(shí)了假設(shè)H2。

表2中，模型（3）中引入了中介變量研發(fā)支出資本化率（RDr）。RDr對lnRD的回歸系數(shù)為2.253，且在1%的顯著水平下顯著，表明資本化率的提高會(huì)增加研發(fā)支出。在加入中介變量RDr后，SA對lnRD在1%的顯著水平下系數(shù)從-10.424下降到-10.034，表明融資約束（SA）通過研發(fā)支出資本化率（RDr）影響企業(yè)研發(fā)支出強(qiáng)度的間接傳導(dǎo)渠道是存在的，證實(shí)了假設(shè)H3。

通過sobel檢驗(yàn)，中介效用成立，中介效用占總效用的16.9%，即在融資約束（SA）直接影響企業(yè)研發(fā)支出的總效用中，融資約束（SA）通過研發(fā)支出資本化率（RDr）影響企業(yè)研發(fā)支出的中介效應(yīng)在總效用中占比16.9%。

為了進(jìn)一步分析融資約束（SA）對企業(yè)創(chuàng)新的影響，本文將SA的平方項(xiàng)SA2引入模型（1），構(gòu)建成模型（4）;同時(shí)，將RDr的平方項(xiàng)RDr2引入模型（1），構(gòu)建模型（5），進(jìn)一步分析研發(fā)支出資本化率對企業(yè)創(chuàng)新的影響，如下：

表3中，模型（4）的回歸結(jié)果顯示SA和其平方項(xiàng)SA2在1%的顯著水平下分別為29.47和5.256。結(jié)果表明SA與lnRD的作用呈“U形”結(jié)構(gòu)，即融資約束水平和企業(yè)研發(fā)投入呈倒“U形”關(guān)系，頂點(diǎn)處SA值為-2.8，即當(dāng)SA小于-2.8時(shí)，融資約束水平越大（SA指數(shù)越?。髽I(yè)研發(fā)投入越大。本文選取樣本的SA指數(shù)最小值為-3.034，都符合融資約束水平和企業(yè)研發(fā)投入正相關(guān)的結(jié)論。

模型（5）的回歸結(jié)果顯示RDr在1%的顯著水平下系數(shù)為11.531，RDr2在1%的顯著水平下系數(shù)為-10.594，。表明研發(fā)支出資本化（RDr）對研發(fā)支出（lnRD）的作用同樣呈倒“U形”結(jié)構(gòu)，頂點(diǎn)處RDr值為0.544。本文選取樣本中，只有6.4%的樣本RDr值大于0.544，即我國大部分企業(yè)都在該頂點(diǎn)左側(cè)，受到研發(fā)支出資本化率的提高而增加研發(fā)支出的影響。

（二）穩(wěn)健性分析

本文用兩種方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：（1）替換研發(fā)支出資本化率指標(biāo)。借鑒宋建波（2020）的方法構(gòu)建度量研發(fā)支出資本化指標(biāo)：當(dāng)且僅當(dāng)本年研發(fā)支出賬戶年末余額大于0，或研發(fā)支出資本化金額大于0時(shí)，虛擬變量RDr1等于1，否則為0;為避免資本化賬戶年初余額干擾，使用虛擬變量RDr2，當(dāng)且僅當(dāng)本年研發(fā)支出資本化金額大于0時(shí)，RDr2極為1，否則為0;（2）更換初試樣本。剔除無研發(fā)投入的樣本，僅使用存在研發(fā)支出的樣本。兩種方式的檢驗(yàn)結(jié)果與前文分析的結(jié)論一致。

五、結(jié)論

本文以2008-2020年的中國A股上市公司為研究樣本，使用固定效應(yīng)面板模型，實(shí)證檢驗(yàn)了融資約束、研發(fā)支出資本化和企業(yè)創(chuàng)新之間的作用關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：（1）與經(jīng)驗(yàn)直覺不同，受到融資約束影響越大的企業(yè)，越傾向于進(jìn)行創(chuàng)新;（2）研發(fā)支出資本化在融資約束影響研發(fā)投入中存在中介作用，即融資約束水平提高會(huì)增加研發(fā)支出資本化率，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入;（3）研發(fā)支出資本化率的提高可以促進(jìn)研發(fā)支出的增加，但提高到一定程度后，研發(fā)支出資本化的提高不再具有有促進(jìn)作用。

本文的研究價(jià)值在于：（1）本文在市場競爭理論的基礎(chǔ)上，分析了融資約束與企業(yè)創(chuàng)新之間的作用關(guān)系。與融資約束限制企業(yè)創(chuàng)新的普遍觀點(diǎn)不同，本文認(rèn)為融資約束一定程度上可以促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，為企業(yè)創(chuàng)新的研究提供了新視角。（2）面臨融資約束的企業(yè)更愿意進(jìn)行創(chuàng)新，以求在未來獲得競爭優(yōu)勢，這值得占有資源優(yōu)勢的企業(yè)的管理者引起重視;同時(shí)政府應(yīng)該刺激占有資源優(yōu)勢的企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新，提高社會(huì)的總體創(chuàng)新效率;（3）本文研究證明了研發(fā)投入資本化在融資約束與研發(fā)投入之間的中介作用，并且發(fā)現(xiàn)不同程度的資本化對企業(yè)的研發(fā)產(chǎn)出有不同影響，為企業(yè)進(jìn)行研發(fā)支出資本化處理提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

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