企業(yè)創(chuàng)新對(duì)股票預(yù)期收益的影響
——融資約束存在嗎？

劉宇杰 陽佳余

（南開大學(xué)金融學(xué)院 天津市 300350）

一、引言

創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在促進(jìn)作用，為推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)、促進(jìn)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展并縮小與國(guó)際產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平間的差距，國(guó)家提出創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略。圍繞創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的戰(zhàn)略布局，企業(yè)積極響應(yīng)，開啟了以創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的新篇章。對(duì)于企業(yè)發(fā)展而言，新興及中小企業(yè)需培養(yǎng)出獨(dú)特的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)以立足市場(chǎng)，行業(yè)領(lǐng)軍者也需要通過不斷創(chuàng)新發(fā)展形成持久的吸引力來鞏固市場(chǎng)地位，因此大量研究探討企業(yè)創(chuàng)新與企業(yè)績(jī)效、企業(yè)價(jià)值的關(guān)系，認(rèn)為企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)對(duì)企業(yè)績(jī)效具有促進(jìn)作用（戴志敏等，2021）。同時(shí)，股票市場(chǎng)作為經(jīng)濟(jì)的“晴雨表”，股票收益表現(xiàn)是宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直觀體現(xiàn)，因此已有研究也進(jìn)一步探討企業(yè)創(chuàng)新與股票收益的關(guān)系，并發(fā)現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新與企業(yè)股票收益掛鉤（Lev 和Sougiannis，1996），企業(yè)研發(fā)投入越高，股票超額收益越大（李強(qiáng)等，2018）。

盡管創(chuàng)新活動(dòng)可以視作企業(yè)釋放利好，但創(chuàng)新活動(dòng)也存在著投資周期較長(zhǎng)、資金需求量大、產(chǎn)出結(jié)果不確定性較強(qiáng)等特征，而且創(chuàng)新活動(dòng)存在嚴(yán)重的信息不對(duì)稱，致使企業(yè)更容易面臨融資約束，盡管創(chuàng)新本身會(huì)通過減輕金融套利交易來緩解融資約束（于博和楊潔，2020）。若企業(yè)無法為其開展的創(chuàng)新活動(dòng)籌集足夠的資金，將導(dǎo)致相關(guān)創(chuàng)新活動(dòng)的暫停或終止。創(chuàng)新活動(dòng)的暫停和終止會(huì)產(chǎn)生多方面的后果：一是會(huì)顯著降低企業(yè)價(jià)值，二是會(huì)阻礙技術(shù)不確定性的解決，三是增加了企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手預(yù)先完成創(chuàng)新活動(dòng)的可能性。因此，融資約束對(duì)企業(yè)順利開展創(chuàng)新活動(dòng)，以及對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出成果轉(zhuǎn)化為更高企業(yè)股票收益率兩方面，均具有重要影響。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）企業(yè)創(chuàng)新與預(yù)期超額收益

近年資產(chǎn)定價(jià)領(lǐng)域?qū)τ诠善鳖A(yù)期超額收益的研究大多圍繞多因子的挖掘與檢驗(yàn)。自Fama 和French（1992）利用Fama Macbeth 橫截面回歸法驗(yàn)證了三因子模型可以較好解釋橫截面股票預(yù)期收益率后，Carhart（1997）分析了動(dòng)量因子，F(xiàn)ama 和French（2015）在三因子模型中加入盈利能力和投資風(fēng)格因子，認(rèn)為五因子模型能更好地預(yù)測(cè)股票市場(chǎng)收益率。此外，反轉(zhuǎn)因子和特質(zhì)波動(dòng)率（Jiang 等，2009）也被認(rèn)為具有顯著的解釋效力。但由于樣本范圍、因子構(gòu)造等諸多方面存在差異，各因子對(duì)于股票預(yù)期收益的解釋能力存在不同。國(guó)內(nèi)研究表明，我國(guó)A 股市場(chǎng)存在顯著的規(guī)模效應(yīng)和反轉(zhuǎn)效應(yīng)，但動(dòng)量效應(yīng)不顯著（馬超群和張浩，2005），而在國(guó)外股票市場(chǎng)具有良好解釋力的五因子模型在我國(guó)A 股市場(chǎng)的表現(xiàn)卻不盡如意（趙勝民等，2016）。特質(zhì)波動(dòng)率效應(yīng)在中國(guó)股市存在，但在價(jià)格極差、最大日收益率和換手率的共同作用下，特質(zhì)波動(dòng)率與股票預(yù)期收益間的負(fù)向關(guān)系將不再顯著（Jiang 等，2009）。盡管目前已有多達(dá)百個(gè)因子被發(fā)現(xiàn)具有顯著預(yù)測(cè)性，但在得到學(xué)界和市場(chǎng)廣泛關(guān)注后，不少因子的預(yù)測(cè)能力消失（Harvey等，2016）。因此目前資產(chǎn)定價(jià)領(lǐng)域?qū)σ蜃油诰虻年P(guān)注有所降低，部分研究（Green 等，2016）開始借助機(jī)器學(xué)習(xí)等方法來預(yù)測(cè)股票收益率。

另一方面，股票預(yù)期收益率也是企業(yè)未來發(fā)展?jié)摿屯顿Y者對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)信心的體現(xiàn)，受企業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況及企業(yè)特征的直接影響。部分學(xué)者嘗試從公司金融角度對(duì)股票預(yù)期收益率的影響因素進(jìn)行探討。研究發(fā)現(xiàn)，基礎(chǔ)財(cái)務(wù)指標(biāo)較好的公司（Piotroski，2000）將獲得更高的預(yù)期超額收益。

企業(yè)創(chuàng)新作為公司金融領(lǐng)域的重要話題被廣泛研究?，F(xiàn)有研究側(cè)重于分析企業(yè)創(chuàng)新與企業(yè)績(jī)效、企業(yè)價(jià)值的關(guān)系，認(rèn)為企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)對(duì)企業(yè)績(jī)效具有促進(jìn)作用（戴志敏等，2021）。部分研究借助Fama Macbeth 橫截面回歸法探討企業(yè)創(chuàng)新與企業(yè)股票預(yù)期收益之間的關(guān)系，并發(fā)現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新能力對(duì)企業(yè)股票收益具有顯著的促進(jìn)作用（Hirshleifer等，2018）。而目前針對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)的研究相對(duì)較少，李強(qiáng)等（2018）研究發(fā)現(xiàn)滬深兩市企業(yè)的R&D 投資對(duì)股票預(yù)期收益具有顯著的正向影響。胡志強(qiáng)和裴開兵（2020）通過投資組合分類方法發(fā)現(xiàn)我國(guó)股票市場(chǎng)上高研發(fā)溢出吸收效應(yīng)組的企業(yè)比低研發(fā)溢出吸收效應(yīng)組能取得更高的股票超額收益。

就理論上而言，本文認(rèn)為創(chuàng)新與企業(yè)未來股票超額收益之間存在正向關(guān)系，作用機(jī)制有三：

一是投資者可能無法對(duì)創(chuàng)新信號(hào)做出及時(shí)和準(zhǔn)確反應(yīng)，從而低估企業(yè)股票市場(chǎng)的表現(xiàn)。由于創(chuàng)新涉及到許多不確定性維度，通常需要廣泛的專業(yè)知識(shí)來評(píng)估。因此，投資者對(duì)企業(yè)創(chuàng)新信號(hào)中所包含的利好信息的忽視或低估所導(dǎo)致的投資行為偏差，將造成對(duì)企業(yè)現(xiàn)時(shí)股價(jià)低估，從而形成企業(yè)股票市場(chǎng)的預(yù)期超額表現(xiàn)（Hirshleifer 等，2018）。二是根據(jù)Q 理論（Liu 等，2009），企業(yè)具備較高的創(chuàng)新能力往往意味著其有更高的盈利能力和預(yù)期收益水平。如果其為開展創(chuàng)新活動(dòng)而購(gòu)買的資本具有較高風(fēng)險(xiǎn)，那么作為風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償，將在其創(chuàng)新支出上獲得更高的預(yù)期回報(bào)。并且具有較高創(chuàng)新能力企業(yè)隨后在專利方面更具有生產(chǎn)力（Dierickx 和Cool，1989），且可以據(jù)此獲得更高的利潤(rùn)和股票回報(bào)。三是隨著Berk 等（1999）開創(chuàng)性地將企業(yè)資產(chǎn)分解為在位資產(chǎn)和未來一系列的增長(zhǎng)期權(quán)，在位資產(chǎn)隨著增長(zhǎng)期權(quán)的不斷執(zhí)行而逐漸積累，進(jìn)而導(dǎo)致增長(zhǎng)期權(quán)在總資產(chǎn)構(gòu)成中的相對(duì)重要性和在位資產(chǎn)的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)動(dòng)態(tài)變化，并因此影響資產(chǎn)總體的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)和股票預(yù)期收益率。企業(yè)開展創(chuàng)新活動(dòng)也是在“創(chuàng)造”新的增長(zhǎng)機(jī)會(huì)，而增長(zhǎng)期權(quán)的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)通常遠(yuǎn)高于在位資產(chǎn)，因此通過提高增長(zhǎng)期權(quán)在企業(yè)資產(chǎn)構(gòu)成中的相對(duì)重要性而提高資產(chǎn)總體的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)，并最終使得企業(yè)創(chuàng)新與股票預(yù)期收益具有正向關(guān)系（李強(qiáng)等，2018）。綜上，本文提出假設(shè)1：

企業(yè)創(chuàng)新對(duì)企業(yè)股票預(yù)期超額收益有正向影響。

（二）融資約束渠道的影響機(jī)制

關(guān)于企業(yè)融資能力的衡量，大多數(shù)文獻(xiàn)首先刻畫企業(yè)是否受到融資約束。Fazzari 等（1988）采用投資－現(xiàn)金流敏感度（Investment-Cashflow Sensitivity）對(duì)企業(yè)是否受到融資約束進(jìn)行識(shí)別。當(dāng)企業(yè)面臨融資約束時(shí)，企業(yè)的投資決策不僅取決于投資機(jī)會(huì)，還受到自身財(cái)務(wù)狀況的影響。鑒于此，諸多研究以企業(yè)所面臨信息成本高低進(jìn)行分類，考慮不同樣本集企業(yè)的投資－現(xiàn)金流敏感程度可能存在差異（Whited，1992），常用企業(yè)特征變量包括企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年限、企業(yè)與產(chǎn)業(yè)集團(tuán)或金融集團(tuán)的聯(lián)系、企業(yè)的股利政策以及發(fā)行債券所屬等級(jí)等。但經(jīng)驗(yàn)證并未得出一致結(jié)論，因?yàn)楝F(xiàn)金流不僅包含財(cái)務(wù)信息，也包含關(guān)于投資機(jī)會(huì)的信息。即便企業(yè)沒有融資約束，其投資和現(xiàn)金流也可能存在正相關(guān)關(guān)系（Fazzari 等，1988）。因此，采用單一指標(biāo)很難同時(shí)反映資金供求的差異性信息。基于此，Kaplan 和Zingales（1997）依據(jù)企業(yè)年報(bào)、股東信件、公司公告、債券條款等定性信息，將企業(yè)按融資約束程度不同分為5 大類，并構(gòu)造融資約束KZ 指標(biāo)。此外，Bellone 等（2010）直接根據(jù)企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)收益率、流動(dòng)性比率等財(cái)務(wù)指標(biāo)，構(gòu)建總體評(píng)分指標(biāo)。

由于企業(yè)創(chuàng)新投資需要大量的資金支持，且具有高風(fēng)險(xiǎn)性、高不確定性以及信息不對(duì)稱等特征，企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)也面臨融資約束影響。從內(nèi)部融資來說，企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流情況會(huì)直接影響企業(yè)在創(chuàng)新活動(dòng)上的資金投入，改善企業(yè)內(nèi)部融資渠道，從而促進(jìn)創(chuàng)新投資活動(dòng)順利開展（Brown 和Petersen，2011）。從外部融資視角看，政府補(bǔ)助、股權(quán)融資、債權(quán)融資均會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生促進(jìn)作用（李匯東等，2013），外部融資渠道受限將會(huì)給企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)帶來負(fù)面影響。大量實(shí)證研究表明企業(yè)融資約束會(huì)抑制企業(yè)自身的創(chuàng)新研發(fā)（鞠曉生等，2013）。企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的順利推進(jìn)需要大量穩(wěn)定的資金支持，促進(jìn)形成有效的企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出（Qiu 和Wan，2015），從而推動(dòng)企業(yè)股票市場(chǎng)表現(xiàn)。據(jù)此，本文提出假設(shè)2：

融資約束會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新對(duì)股票預(yù)期超額收益的促進(jìn)作用。

三、數(shù)據(jù)來源與變量選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選取2005-2019 年滬深兩市非金融業(yè)且未被ST 的A 股企業(yè)為樣本，剔除所有股票IPO 后6 個(gè)月內(nèi)的交易數(shù)據(jù)和賬面市值比為負(fù)的股票，并對(duì)所有連續(xù)變量在1%和99%的水平上進(jìn)行Winsorize 縮尾處理。本文使用的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)、股票收益率數(shù)據(jù)和無風(fēng)險(xiǎn)利率數(shù)據(jù)來源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，研發(fā)投資數(shù)據(jù)來自Wind 數(shù)據(jù)庫(kù)，專利申請(qǐng)數(shù)據(jù)來自中國(guó)研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)的CIRD 數(shù)據(jù)庫(kù)。

為研究企業(yè)創(chuàng)新對(duì)股票預(yù)期超額收益的影響作用以及融資約束對(duì)此關(guān)系的影響，本文將分別使用投資組合分類法和Fama Macbeth 橫截面回歸進(jìn)行分析。本文參考Fama 和French（1992）的做法，將T 年6 月至T+1 年5 月視為一個(gè)投資周期，并將T-1年財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)分別與T 年6 月至T+1 年5 月的股票超額收益數(shù)據(jù)相匹配；同時(shí)為了解決內(nèi)生性問題并預(yù)測(cè)收益率，將月度股票市值數(shù)據(jù)滯后一期，即將t-1 月股票市值數(shù)據(jù)與t月股票超額收益率數(shù)據(jù)匹配。

（二）企業(yè)創(chuàng)新的衡量

有部分學(xué)者采用無形資產(chǎn)凈額增量占總資產(chǎn)比重衡量企業(yè)創(chuàng)新。不過更多研究使用研發(fā)投資作為企業(yè)創(chuàng)新投入的代理變量，使用專利和引文情況來衡量創(chuàng)新產(chǎn)出（丁重和鄧可斌，2014）。但是由于我國(guó)缺少專利引文數(shù)據(jù)庫(kù)，國(guó)內(nèi)研究企業(yè)創(chuàng)新能力文獻(xiàn)普遍使用專利申請(qǐng)數(shù)量來衡量產(chǎn)出情況（李婧等，2010）?；谝延醒芯炕A(chǔ)，本文將分別從投入和產(chǎn)出雙口徑來衡量企業(yè)創(chuàng)新情況。為測(cè)度企業(yè)創(chuàng)新投入，本文參考既有研究選取了研發(fā)支出/營(yíng)業(yè)收入額、研發(fā)支出/總資產(chǎn)兩個(gè)指標(biāo)（李強(qiáng)等，2018）；而為了測(cè)度企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，本文分別使用ln（1+發(fā)明專利申請(qǐng)+實(shí)用新型專利申請(qǐng)+外觀設(shè)計(jì)專利申請(qǐng)）、ln（1+發(fā)明專利申請(qǐng)）兩個(gè)指標(biāo)（郭癑，2018）。

（三）融資約束的衡量

本文采用多指標(biāo)定性回歸和多指標(biāo)定量評(píng)分方法分別構(gòu)建了KZ index 和FC score 指標(biāo)來衡量企業(yè)的融資約束情況。

1.KZ index。參 照Kaplan 和Zingales（1997）、李強(qiáng)等（2018）的做法，本文選取企業(yè)股利支付率（PR）、貨幣資金/總資產(chǎn)（CA）、經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流凈額/總資產(chǎn)（CFA）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）以及托賓Q 值（Q）五個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)，利用線性組合方式構(gòu)建得到融資約束指標(biāo)KZ index。各指標(biāo)的線性組合系數(shù)計(jì)算方法為：首先，在每個(gè)財(cái)務(wù)年度末期，根據(jù)企業(yè)是否發(fā)放現(xiàn)金股利、貨幣資金/總資產(chǎn)、經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流凈額/總資產(chǎn)和資產(chǎn)負(fù)債率指標(biāo)分別對(duì)樣本企業(yè)進(jìn)行分組。具體地，如果企業(yè)當(dāng)期發(fā)放現(xiàn)金股利，則設(shè)虛擬變量KZ=0，否則KZ=1；如果企業(yè)貨幣資金/總資產(chǎn)指標(biāo)高于中位數(shù)，則設(shè)虛擬變量KZ=0，否則KZ=1；如果企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流凈額/總資指標(biāo)產(chǎn)高于中位數(shù)，則設(shè)虛擬變量KZ=0，否則KZ=1；如果企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率低于中位數(shù)，則設(shè)置虛擬變量KZ=0，否則KZ=1。

然后，定義KZ=KZ+KZ+KZ+KZ。用KZ 對(duì)每股現(xiàn)金股利、貨幣資金/總資產(chǎn)、經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流凈額/總資產(chǎn)、資產(chǎn)負(fù)債率以及托賓Q 值進(jìn)行有序Logit 回歸，得到回歸結(jié)果見表1。最后，回歸后各解釋變量回歸系數(shù)作為各指標(biāo)的線性參數(shù)，估算得到企業(yè)的融資約束指標(biāo)KZ index。KZ index 越大，意味著企業(yè)受到的融資約束越強(qiáng)。

表1 KZ index 構(gòu)建的有序Logit 回歸結(jié)果

根據(jù)以上各指標(biāo)的回歸系數(shù)結(jié)果，本文構(gòu)建的KZ index 的線性公式如下：

2.FC score。參照陽佳余（2015）的方法，本文從企業(yè)是否受到內(nèi)源資金約束、外源資金約束及企業(yè)的盈利能力三方面選取指標(biāo)對(duì)企業(yè)融資能力進(jìn)行衡量，構(gòu)建得到本文的第二個(gè)融資約束指標(biāo)FC score。選取的指標(biāo)包括：（1）貨幣資金比率，即企業(yè)貨幣資金占總資產(chǎn)的比率，反映企業(yè)內(nèi)源資金的相對(duì)充裕程度。該比率越高，說明企業(yè)內(nèi)源融資能力越強(qiáng)，受到的融資約束越弱。（2）經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流凈額/總資產(chǎn)，反映企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)狀況及營(yíng)業(yè)活動(dòng)的盈利能力，相應(yīng)的盈利可用于滿足企業(yè)的投資需求。該值越大，表示融資約束越弱。（3）銷售凈利率，即企業(yè)息稅后利潤(rùn)占銷售收入的比率。該比率越高，企業(yè)融資能力越強(qiáng)，融資約束越弱。（4）清償比率，即企業(yè)所有者權(quán)益占總負(fù)債比率，側(cè)重于揭示財(cái)務(wù)結(jié)構(gòu)的穩(wěn)健程度以及自有資金對(duì)償債風(fēng)險(xiǎn)的承受能力。該指標(biāo)越高，企業(yè)償債能力越強(qiáng)，融資約束越弱。（5）企業(yè)規(guī)模，采用企業(yè)總資產(chǎn)對(duì)數(shù)值進(jìn)行衡量。由于企業(yè)總資產(chǎn)通常是銀行考慮企業(yè)信用質(zhì)量的重要依據(jù)，企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)獲得金融機(jī)構(gòu)貸款的可能性越高。同時(shí)大規(guī)模企業(yè)往往具有更充裕的現(xiàn)金流，小規(guī)模企業(yè)更容易受到融資約束。（6）有形資產(chǎn)凈值比率，即企業(yè)有形資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比率。企業(yè)有形資產(chǎn)可以作為獲取銀行信貸的抵押資產(chǎn)，因此有形資產(chǎn)比重越高，越容易獲得銀行信貸支持，融資約束越弱。

在指標(biāo)可加性問題上，借鑒Bellone 等（2010）的構(gòu)建方法，對(duì)每個(gè)指標(biāo)定義變量值1-5，分別表示該企業(yè)位于同年同行業(yè)中的80%-100%、60%-80%、40%-60%、20%-40%、0%-20%，判斷每個(gè)企業(yè)每一年度的指標(biāo)分類分屬于何種情況并獲得對(duì)應(yīng)值，并加總構(gòu)造得到綜合得分情況FC score。FC score值越高，企業(yè)受到的融資約束越強(qiáng)，融資環(huán)境越差。

（四）描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析

在Fama Macbeth 橫截面回歸中，為了更好地探討創(chuàng)新—預(yù)期超額收益關(guān)系，本文參考以往使用Fama Macbeth 回歸法研究股票收益的文獻(xiàn)（Hirshleifer 等，2018），選取市場(chǎng)組合溢價(jià)（EM）、規(guī)模因子（SIZE）、賬面市值 比（BTM）、動(dòng)量因子（MOM）、反轉(zhuǎn)因子（REV）等常見的因子變量，以及企業(yè)主要特征變量，包括權(quán)益凈利率（ROE）、資產(chǎn)增長(zhǎng)率（AG）、一般資本支出（IA）作為控制變量，具體的變量符號(hào)及定義見表2。表3 是本文變量的描述性統(tǒng)計(jì)情況。

表2 經(jīng)驗(yàn)研究變量說明

表3 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

通過對(duì)主要變量進(jìn)行相關(guān)性分析發(fā)現(xiàn)，除企業(yè)股票預(yù)期超額收益與市場(chǎng)組合溢價(jià)的相關(guān)性系數(shù)為0.52 之外，其余表中所有相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值都遠(yuǎn)低于0.5，排除了變量間存在多重共線性的可能。

四、投資組合分類結(jié)果及分析

本文首先采用投資組合分類法來分析企業(yè)創(chuàng)新和股票預(yù)期超額收益的關(guān)系，較高水平的創(chuàng)新活動(dòng)可能與未來的超額收益有關(guān)。

（一）單變量投資組合分類估計(jì)

為檢驗(yàn)這一假設(shè)，首先需要進(jìn)行單變量投資組合排序，以觀察超額收益的變化趨勢(shì)。本文將樣本企業(yè)等分為5 組，組別1-5分別為T-1 年創(chuàng)新指標(biāo)0-20%、20%-40%、40%-60%、60%-80%、80%-100%區(qū)間內(nèi)的企業(yè)組合，組別1 為創(chuàng)新投入/產(chǎn)出最低的企業(yè)組合，組別5 為創(chuàng)新投入/產(chǎn)出最高的企業(yè)組合；為了更好地檢驗(yàn)創(chuàng)新—預(yù)期超額收益關(guān)系，本文構(gòu)建了一個(gè)零成本的對(duì)沖投資組合（Hedge portfolio），即買入高創(chuàng)新投資組合（80%-100%分位），賣空低創(chuàng)新投資組合（0-20%分位）。假定在接下來的12 個(gè)月（T 年6月至T+1 年5 月）持有這些投資組合，并計(jì)算它們市值加權(quán)后的月平均超額收益。

表4 的Panel A 反映了創(chuàng)新投入口徑分組下各投資組合的月平均超額收益，以及Newey-West調(diào)整后的t值，Panel B反映了創(chuàng)新產(chǎn)出口徑下的分組結(jié)果。Panel A 的結(jié)果顯示，以創(chuàng)新投入指標(biāo)RDTS 分組后的企業(yè)投資組合1-5 的預(yù)期超額收益率從0.68%逐步增加至1.43%，對(duì)沖組合獲得0.75%的預(yù)期超額收益且在5%的水平下顯著；同時(shí)，以創(chuàng)新投入指標(biāo)RDTA 分組下的企業(yè)投資組合1-5 的預(yù)期超額收益從0.68%逐漸增大到1.41%，并且對(duì)沖組合在1%的顯著性水平下獲得0.73%的超額收益。這些結(jié)果表明隨著創(chuàng)新投入強(qiáng)度增大，投資組合的平均超額收益呈顯著增大態(tài)勢(shì)。而創(chuàng)新產(chǎn)出口徑下，隨著創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)PAT 的增大，組別1 到組別2 的月平均超額收益從0.96%增加至1.2%，之后平均超額收益逐步下降至0.93%，且對(duì)沖組合并未能獲得顯著的正超額收益；這種組合超額收益先增長(zhǎng)后下降的現(xiàn)象在PATM 分組下同樣存在，即隨著投資組合創(chuàng)新產(chǎn)出強(qiáng)度增加，各組別平均超額收益的增長(zhǎng)趨勢(shì)不一致。

表4 單變量分組結(jié)果

（二）獨(dú)立雙變量投資組合分類

為檢驗(yàn)創(chuàng)新和融資約束對(duì)股票預(yù)期超額收益的交互影響，本文利用獨(dú)立雙變量投資組合分組觀察這一作用機(jī)制。具體而言，本文在T 年5 月底對(duì)創(chuàng)新指標(biāo)和融資約束指標(biāo)進(jìn)行5×5 的雙重分組排序，即在T 年5月底依據(jù)創(chuàng)新指標(biāo)和融資約束指標(biāo)分別將樣本企業(yè)等分為5 組，組別1-5 分別對(duì)應(yīng)指標(biāo)0-20%、20%-40%、40%-60%、60%-80%、80%-100%區(qū)間內(nèi)企業(yè)形成的投資組合，則創(chuàng)新指標(biāo)分組下的組別1 為同年創(chuàng)新能力最低的企業(yè)組合，組別5 為同年創(chuàng)新能力最高的企業(yè)組合；而融資約束指標(biāo)分組下的組別1 為同年融資能力最好的企業(yè)組合，組別5 為同年融資受限最強(qiáng)、融資能力最差的企業(yè)組合。然后將兩個(gè)指標(biāo)分類下的組合交叉，共形成25 個(gè)投資組合。同時(shí)，模型在每個(gè)融資約束分組中構(gòu)建了一個(gè)創(chuàng)新指標(biāo)對(duì)沖組合（即買入高創(chuàng)新指標(biāo)投資組合5，賣空低創(chuàng)新指標(biāo)投資組合1），在每個(gè)創(chuàng)新分組中構(gòu)建了融資約束指標(biāo)對(duì)沖組合（即買入低融資約束投資組合1，賣空高融資約束投資組合5）。假定在未來12 個(gè)月（T 年6 月至T+1年5 月）持有這些投資組合，并計(jì)算所有投資組合市值加權(quán)后的月平均超額收益。表5報(bào)告了創(chuàng)新投入的RDTS、RDTA 指標(biāo)與融資約束指標(biāo)KZ index、FC score 之間的獨(dú)立雙變量分組下各投資組合的月平均超額收益，以及Newey-West 調(diào)整后的t 值。

表5 創(chuàng)新投入與融資約束獨(dú)立雙變量投資組合分類結(jié)果

根據(jù)投資組合分類后的月平均超額收益結(jié)果可以看出，在RDTS 和KZ index 雙重分類下，隨著各投資組合的RDTS 值增大即企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度增大，各投資組合的月平均超額收益基本呈現(xiàn)不斷增大的趨勢(shì)。除KZ index 組別3 和5，RDTS 各分組的變化趨勢(shì)不一致外，其余KZ index 組別1、2、4 下RDTS 分組體現(xiàn)的增長(zhǎng)趨勢(shì)均明顯，且對(duì)應(yīng)的對(duì)沖組合均獲得正超額收益。具體地，在KZ index 組別1 中，RDTS 組別1-5 的月平均超額收益從0.71%逐步上升至1.54%，其對(duì)沖組合的超額收益在10%的顯著性水平下為0.83%；組別2 中，RDTS 組別1-5 的月平均超額收益從0.64%逐漸上升至1.57%，其對(duì)沖組合的超額收益在5%的顯著性水平下為0.93%；KZ index 組別4 中，RDTS 組別1-5 的月平均超額收益從0.48%逐步上升至1.26%，其對(duì)應(yīng)對(duì)沖組合的超額收益為0.78%。在不同融資約束情況下，隨著創(chuàng)新投入強(qiáng)度增大、企業(yè)投資組合月平均超額收益增長(zhǎng)的趨勢(shì)在更換了創(chuàng)新投入指標(biāo)（RDTA）

和融資約束指標(biāo)（FC score）后依舊清晰存在。這充分說明，考慮了融資約束影響機(jī)制，企業(yè)創(chuàng)新和企業(yè)股票預(yù)期超額收益間依舊存在穩(wěn)健的正向關(guān)系。

五、Fama-Macbeth 回歸結(jié)果及分析

（一）創(chuàng)新—預(yù)期超額收益的Fama-Macbeth回歸

為了更清晰地分析融資約束對(duì)預(yù)期超額收益的影響，本文使用Fama-Macbeth 橫截面回歸來進(jìn)一步檢測(cè)創(chuàng)新對(duì)股票收益率的預(yù)測(cè)關(guān)系。同時(shí)，為確保投資者可以獲得財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，假定允許年度財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和月度股票超額收益率數(shù)據(jù)之間存在至少六個(gè)月的滯后。具體地，本文將T 年6 月至T+1 年5月的月度股票超額收益率與最新可獲取的T-1 年的企業(yè)年度財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)相匹配，然后在每個(gè)月時(shí)點(diǎn)t 對(duì)所有樣本企業(yè)進(jìn)行OLS 橫截面回歸（式（2）中Innov表示創(chuàng)新投入及創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)，controls表示控制變量），最后針對(duì)所有月份橫截面回歸得到的回歸系數(shù)進(jìn)行Newey-west 時(shí)間序列回歸調(diào)整，得到最終的回歸系數(shù)和調(diào)整后t 值。得到的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出雙口徑下的的Fama-Macbeth 回歸結(jié)果見表6。

表6 創(chuàng)新投入對(duì)股票預(yù)期超額收益的Fama-Macbeth 回歸結(jié)果

回歸結(jié)果顯示，在創(chuàng)新投入口徑下，在控制了市場(chǎng)組合溢價(jià)（EM）、規(guī)模因子（SIZE）、賬面市值比（BTM）、動(dòng)量因子（MOM）及反轉(zhuǎn)因子（REV）后，RDTS 對(duì)股票預(yù)期超額收益回歸系數(shù)在5%的顯著性水平下為0.0205，RDTA 對(duì)股票預(yù)期超額收益的回歸系數(shù)在1%顯著性水平下為0.0218；考慮企業(yè)主要特征變量（資產(chǎn)增長(zhǎng)率AG、權(quán)益凈利率ROE及一般資本支出IA）影響后的RDTS 對(duì)股票預(yù)期超額收益的回歸系數(shù)為0.0233，RDTA為0.0211，且均在5%的水平下顯著。將解釋變量更換為創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)PAT、PATM 后，這種顯著的正向影響依舊存在。在僅控制市場(chǎng)組合溢價(jià)（EM）、規(guī)模因子（SIZE）、賬面市值比（BTM）、動(dòng)量因子（MOM）及反轉(zhuǎn)因子（REV）下的回歸結(jié)果中，PAT、PATM 對(duì)股票預(yù)期超額收益的回歸系數(shù)分別為0.0113、0.0157；納入其他企業(yè)主要特征變量后的回歸系數(shù)分別為0.0110、0.0165，且所有結(jié)果均在5%水平下顯著。以上結(jié)果表明，在控制了企業(yè)其他特征和行業(yè)影響后，企業(yè)創(chuàng)新能力越強(qiáng)，企業(yè)股票預(yù)期超額收益率越高，即企業(yè)創(chuàng)新能力對(duì)企業(yè)股票預(yù)期收益具有穩(wěn)健的正向影響，很好地支持了假設(shè)1。

（二）融資約束對(duì)創(chuàng)新—預(yù)期超額收益關(guān)系的影響

為進(jìn)一步探討融資約束對(duì)企業(yè)創(chuàng)新—預(yù)期超額收益關(guān)系的影響，本文將融資約束指標(biāo)與創(chuàng)新指標(biāo)交互項(xiàng)引入Fama-Macbeth回歸中以考察其調(diào)節(jié)作用，具體的回歸公式如下：

引入交互項(xiàng)的回歸結(jié)果如表7 所示。其中，回歸模型（1）-（4）為創(chuàng)新投入口徑下的回歸結(jié)果，（5）-（8）為創(chuàng)新產(chǎn)出口徑下的回歸結(jié)果，（1）、（2）、（5）、（6）是納入創(chuàng)新指標(biāo)與KZ index 交互項(xiàng)的回歸結(jié)果，（3）、（4）、（7）、（8）是納入對(duì)應(yīng)創(chuàng)新指標(biāo)與FC score 交互項(xiàng)的回歸結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新投入指標(biāo)RDTS、RDTA 均對(duì)股票預(yù)期超額收益有顯著的正向作用，而RDTS×KZ index、RDTS×FC score 對(duì)股票預(yù)期超額收益的回歸系數(shù)分別為-0.0150、-0.0426，且均在10%的水平下顯著；RDTA×KZ index、RDTA×FC score 的回歸系數(shù)均在5%顯著性水平下為-0.0124、-0.0336，說明創(chuàng)新投入口徑下融資約束對(duì)企業(yè)創(chuàng)新—預(yù)期超額收益關(guān)系具有顯著且穩(wěn)健的抑制作用。創(chuàng)新產(chǎn)出方面，PAT、PATM對(duì)預(yù)期超額收益的影響在1%水平下為正，納入融資約束影響后的交互項(xiàng)PAT×KZ index、PAT×FC score、PATM×KZ index 及PATM×FC score 的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，分別是-0.0114、-0.0314、-0.0109 及-0.0374，即企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)企業(yè)股票預(yù)期超額收益有正向影響，但會(huì)受到融資約束的顯著抑制。因此，創(chuàng)新雙口徑下的回歸結(jié)果表明，無論是投入或者產(chǎn)出口徑衡量下的企業(yè)創(chuàng)新都對(duì)股票預(yù)期超額收益有顯著的促進(jìn)作用，但融資約束會(huì)顯著抑制創(chuàng)新對(duì)預(yù)期超額收益的促進(jìn)作用。

表7 考慮創(chuàng)新與融資約束交互項(xiàng)下的Fama-Macbeth 回歸結(jié)果

續(xù)表7 考慮創(chuàng)新與融資約束交互項(xiàng)下的Fama-Macbeth 回歸結(jié)果

融資約束之所以會(huì)削弱創(chuàng)新對(duì)預(yù)期收益的促進(jìn)作用，其原因在于，一旦企業(yè)面臨融資約束，企業(yè)通常會(huì)中斷、停止或放棄創(chuàng)新項(xiàng)目；而且融資約束嚴(yán)重情況下，企業(yè)更可能因某個(gè)或某些創(chuàng)新研發(fā)項(xiàng)目的失敗而陷入嚴(yán)重危機(jī)。此外，回歸中其他企業(yè)變量，如市值規(guī)模SIZE、權(quán)益凈利率ROE、反轉(zhuǎn)因子REV 對(duì)企業(yè)股票預(yù)期超額收益率的顯著影響與前文一致，也進(jìn)一步體現(xiàn)了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

六、結(jié)論與啟示

本文分別依據(jù)創(chuàng)新指標(biāo)和融資約束指標(biāo)對(duì)我國(guó)滬深兩市A 股上市企業(yè)進(jìn)行了單變量和獨(dú)立雙變量投資組合分類，發(fā)現(xiàn)隨著各投資組合創(chuàng)新強(qiáng)度的提高，投資組合預(yù)期超額收益出現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì)，這一結(jié)論即使考慮了融資約束機(jī)制也依然存在。此外，本文進(jìn)行了Fama-Macbeth 橫截面回歸。在考慮創(chuàng)新投入和產(chǎn)出雙口徑、變換創(chuàng)新指標(biāo)、融資約束指標(biāo)及采用交互項(xiàng)后，研究表明，企業(yè)創(chuàng)新可以顯著促進(jìn)企業(yè)股票出現(xiàn)預(yù)期超額收益，但這一促進(jìn)作用會(huì)受到融資約束的抑制?；诒疚牡难芯拷Y(jié)果，企業(yè)加大創(chuàng)新研發(fā)力度將有效改善企業(yè)股票市場(chǎng)表現(xiàn)，助推我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此，企業(yè)應(yīng)積極響應(yīng)國(guó)家創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略，以創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)。同時(shí)，國(guó)家應(yīng)不斷完善資本市場(chǎng)體系、提高金融發(fā)展水平，以緩解企業(yè)融資約束，保障企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)順利開展，促進(jìn)創(chuàng)新—預(yù)期超額收益轉(zhuǎn)化機(jī)制的有效運(yùn)行。