（中國海洋大學財務處 中國海洋大學管理學院 山東青島 266100）

一、引言

后經(jīng)濟危機時代，各國經(jīng)濟復蘇緩慢，世界經(jīng)濟形勢日趨嚴峻。受其影響，我國經(jīng)濟的增長速度也逐步放緩，經(jīng)濟發(fā)展的可持續(xù)性令人擔憂。為保障經(jīng)濟的平穩(wěn)快速發(fā)展，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，已成為不容忽視的重大戰(zhàn)略選擇；而自主創(chuàng)新，尤其是技術創(chuàng)新正逐漸成為實現(xiàn)這一戰(zhàn)略目標的重要選擇。當前，在巨大的市場競爭壓力下，企業(yè)已逐步認識到創(chuàng)新的重要性，紛紛加大對技術創(chuàng)新的投入，技術創(chuàng)新能力和市場競爭能力不斷增強。

企業(yè)技術創(chuàng)新的影響因素較多，不僅涉及市場勢力和行業(yè)競爭程度等（袁鋒、陳曉劍、吳開亞，2004；溫軍、馮根福、劉志勇，2011）外部要素；而且包括盈利能力、資本結構和企業(yè)規(guī)模等（Balakrishnan、Fox，1993；戴躍強、達慶利，2007；柴斌峰，2011）內(nèi)部因素。實踐表明，企業(yè)進行技術創(chuàng)新的R&D投入具有投資數(shù)額大、占用期限長及高收益和高風險并存的顯著特征，這通常使得相應的籌資和投資活動面臨較高的財務風險；而企業(yè)盈利能力的增強則有利于自身現(xiàn)金流量的積累，有助于企業(yè)采取風險較小的內(nèi)源融資。

因此，在經(jīng)營過程中關注企業(yè)盈利能力、資本結構和R&D投入之間的相互影響和內(nèi)在的動態(tài)聯(lián)系，構建合理的資本結構，在提高盈利能力和市場競爭力的同時，努力控制和降低財務風險，對企業(yè)具有重要的現(xiàn)實意義。

二、文獻述評與研究假設

（一）文獻述評

在現(xiàn)實中，學者們從不同的領域，以不同的思維方式聚焦于對盈利能力、資本結構與企業(yè)R&D投入的研究，已有文獻的研究成果歸納起來主要包括以下幾個方面：

1.R&D投入與資本結構。關于R&D投入與資本結構的關系，學術界主要有以下幾種觀點：（1）企業(yè)R&D投入與資本結構負相關。Mueller和Zimmermann（2009）以德國6000家中小型企業(yè)為樣本，對企業(yè)R&D支出和權益籌資的關系進行實證檢驗后指出，企業(yè)的R&D支出與其股權比例正相關，與負債比例負相關。柴斌峰（2011）選取2004-2008年間滬深兩市342家民營上市企業(yè)為研究對象，對企業(yè)資本結果與其R&D投入的相互影響進行實證分析后認為，資本結構與R&D投入顯著負相關。Hall（2005）及戴躍強、達慶利（2007）等也持有同樣的觀點。（2）企業(yè) R&D投入與資本結構正相關。Davidson和Brooks（2004）在研究企業(yè)R&D投入強度、代理成本和企業(yè)價值之間的關系時指出，企業(yè)的研發(fā)投入與其資本結構正相關。劉運國和劉雯（2007）以2001-2004年間持續(xù)披露R&D投入的454家上市企業(yè)為樣本進行實證檢驗后發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的R&D投入與其資產(chǎn)負債率顯著正相關。（3）企業(yè)R&D投入與資本結構不相關。張信東和姜小麗（2008）利用山西省40家高新企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)進行實證分析后指出，企業(yè)的研發(fā)投入與其負債比例之間不存在顯著關系。趙自強和趙湘蓮（2008）等的研究結論也與此基本一致。（4）其他觀點。例如：Casson，Martin和Nisar（2008）就指出，企業(yè)的R&D投入與其負債比例不存在線性關系。

2.盈利能力的調(diào)節(jié)作用。良好的盈利能力通常是企業(yè)R&D投入穩(wěn)定增加和技術能力持續(xù)進步的重要保障。根據(jù)優(yōu)序融資理論，當需要進行籌資時，企業(yè)應盡量采取內(nèi)部留存收益、債務籌資、權益籌資的籌資順序。因此，從理論上講，盈利能力較強企業(yè)的財務杠桿水平可能會比較低。此外，Titman和Wessels（1988）研究表明，企業(yè)的盈利能力與其負債比率顯著負相關；而鑒于R&D投入高風險的特性，企業(yè)的負債比例較高時，為降低財務風險和潛在的破產(chǎn)威脅，企業(yè)往往不愿意進行R&D投入。顯然，當企業(yè)的盈利能力較高時，根據(jù)優(yōu)序融資理論，企業(yè)往往采取內(nèi)源性融資，從而降低自身財務風險，這也為企業(yè)R&D投入的提高提供了契機。

縱觀國內(nèi)外研究動態(tài)，學者們往往分別探討企業(yè)R&D投入與資本結構之間的關系及盈利能力的調(diào)節(jié)作用，并未做出一致性論述，研究結論尚存在分歧?；诖?，本文試圖將盈利能力、資本結構和企業(yè)R&D投入聯(lián)系起來進行研究，以期為企業(yè)在R&D投入科學決策方面提供些許有益參考。

（二）研究假設

要素資本理論指出，企業(yè)的研發(fā)投入經(jīng)過一定的技術路徑將最終轉(zhuǎn)化為專利技術、專有技術等專用性較強的技術資產(chǎn)。而交易成本經(jīng)濟學的企業(yè)籌資理論認為，企業(yè)的債務資本價值與其資產(chǎn)的專用性程度負相關，企業(yè)的權益資本價值與其資產(chǎn)的專用性程度正相關。換言之，企業(yè)在進行研發(fā)等專用性水平很高的投資時，應更多的采用權益籌資?；诖苏撌?，本文提出假設1：

H1：企業(yè)R&D投入與其資本結構負相關。

根據(jù)企業(yè)資源理論，異質(zhì)性、專用性的資源能夠提升企業(yè)的市場競爭能力，維持其競爭優(yōu)勢。Collis和Montgomery（1997）認為，企業(yè)進行研發(fā)投入等專用性資產(chǎn)的投資，可使其獲取更高的投資報酬率。同時，優(yōu)序融資理論業(yè)已指出，盈利能力與企業(yè)資本結構負相關。因此，我們推斷，盈利能力會影響企業(yè)R&D投入和資本結構之間的內(nèi)在聯(lián)系?；诖?，本文提出假設2：

H2：盈利能力和資本結構對企業(yè)R&D投入具有交互影響。

三、變量選取與樣本選擇

（一）變量選取

1.R&D投入。借鑒國內(nèi)外相關研究成果（Hansen、Hill，1991；溫軍、馮根福、劉志勇，2011），我們選取研發(fā)投入與企業(yè)銷售收入的比值作為衡量企業(yè)R&D投入強度的指標。

2.盈利能力。梁萊歆、張煥鳳（2005）指出，與凈利潤相比，主營業(yè)務利潤受其他業(yè)務收入、偶然性收入等影響較小，能夠更好地評價企業(yè)盈利能力。因此，在評價企業(yè)盈利能力時，本文采用主營業(yè)務利潤率。

3.資本結構。與國內(nèi)外大部分相關文獻一樣，本文采用資產(chǎn)負債率作為衡量資本結構的指標。

4.控制變量。結合相關文獻和研究結論，本文以企業(yè)規(guī)模、成長性、營運能力、資產(chǎn)結構、市場勢力和實際所得稅率為控制變量。其中，企業(yè)規(guī)模以樣本企業(yè)年末資產(chǎn)的自然對數(shù)來測算；企業(yè)成長性以主營業(yè)務增長率來衡量；資產(chǎn)結構以企業(yè)期末固定資產(chǎn)與期末總資產(chǎn)的比值測算；對于市場勢力，由于實際計算過程中難以獲得邊際成本的相關數(shù)據(jù)，本文并未采用勒納指數(shù)作為市場勢力的代理變量，而是選用了總資產(chǎn)貢獻率[（利稅總額+利息支出）/平均資產(chǎn)總額]來測算這一變量；最后，實際所得稅率為企業(yè)所得稅費用與其利潤總額比值。而且，若樣本企業(yè)當年的利潤為負，則視其企業(yè)所得稅為零。此外，為控制盈利能力、資本結構之間的年度差異，本文以2007年度為參照系，設置了年度虛擬變量Year08、Year09、Year10和Year11。以Year08為例，對于2008年的樣本，Year08取值為1，在其他年度下Year08取值為0，其他年度虛擬變量以此類推。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取在滬深兩市發(fā)行A股的山東省高新技術制造企業(yè)為研究樣本，以其2007-2011年存續(xù)的樣本企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)為基礎對研究假設進行實證檢驗。在數(shù)據(jù)搜集過程中剔除了ST類、數(shù)據(jù)異常和數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)，整理后共得到121個符合條件的有效樣本。樣本的R&D投入相關數(shù)據(jù)主要根據(jù)上市企業(yè)年度財務報告手工整理而得，其他數(shù)據(jù)主要來自CCERTM中國證券市場數(shù)據(jù)庫系統(tǒng)。

四、模型設計與實證檢驗

（一）模型設計

根據(jù)上述理論分析，本文通過構建如下實證檢驗模型來驗證相關假設：

為驗證 H1，構建模型（1）：

為驗證H2，在模型（1）的基礎上加入盈利能力及其和資本結構指標的交互變量（PROR×LEV），并構建模型（2）：

其中，R&DInt表示企業(yè)R&D投入強度，PROR表示企業(yè)盈利能力，LEV表示企業(yè)資本結構，αi為模型的回歸系數(shù)，i=0，1，2，3；（PROR×LEV） 表示盈利能力和資本結構的交互變量；β為控制變量的系數(shù)，Ctrl Variable代表控制變量，包括企業(yè)規(guī)模（SIZE）、企業(yè)成長性（GROW）、資產(chǎn)結構（TAR）、市場勢力（MPOW）和實際所得稅率（TAX）及年度虛擬變量 （YEAR08、YEAR09、YEAR10 和 YEAR11），μ 和 λ為各模型的殘差。

（二）實證檢驗及分析

本文運用橫截面多元線性回歸對樣本數(shù)據(jù)進行實證檢驗。

1.描述性統(tǒng)計和Pearson相關性分析。

（1）描述性統(tǒng)計。首先，我們對樣本數(shù)據(jù)進行了不分年度的描述性統(tǒng)計，其結果見表1。由表1可知，山東省高新技術制造業(yè)企業(yè)樣本研發(fā)投入強度的最大值為16.5%，最小值僅為0.0017%，平均值為1.7%；其標準差為0.025，因此研發(fā)投入強度波動不大，這說明樣本企業(yè)的總體研發(fā)投入水平較差。按國際公認標準，研發(fā)投入通常要達到企業(yè)銷售收入的2%，才能維持其生存，達到銷售收入的5%，才可使企業(yè)更具競爭優(yōu)勢，由此可知，樣本企業(yè)的研發(fā)投入嚴重不足。而且，企業(yè)盈利能力和資本結構的平均值分別為28.6%和40.2%，其標準差為0.151和0.187，說明樣本企業(yè)盈利能力和資本結構的差異并不是很大，除個別企業(yè)外，基本保持在一定范圍內(nèi)。

表1 描述性統(tǒng)計表

但是，樣本企業(yè)的規(guī)模、成長性、資產(chǎn)結構的最大值與最小值之間的差距均較大，表明樣本企業(yè)在規(guī)模、成長性和資產(chǎn)結構方面存在較明顯的差異。此外，描述性統(tǒng)計的結果還顯示，樣本企業(yè)的市場勢力差異較小，實際稅負水平的差異也不大。

（2）Pearson相關性分析。本文對相關變量進行了不分年度的Pearson相關性檢驗，檢驗結果見表2。

從表2可以得出，研發(fā)投入強度（R&DInt）與盈利能力（PROR）在1%的水平上顯著正相關，與資本結構 （LEV）在1%水平上顯著負相關；盈利能力 （PROR）與企業(yè)資本結構（LEV）在1%的水平上顯著負相關；并且，檢驗結果顯示，企業(yè)規(guī)模（SIZE）、成長性（GROW）和實際稅負水平（TAX）不但可以影響企業(yè)的資本機構 （LEV），而且皆在1%水平上與企業(yè)研發(fā)投入強度顯著負相關，意味著企業(yè)規(guī)模、成長性和稅負水平對其研發(fā)投入具有重要影響。顯然，根據(jù)Pearson檢驗，樣本企業(yè)的研發(fā)投入水平、盈利能力和資本結構存在內(nèi)在聯(lián)系。當然，更準確的結論還有待于對回歸模型的檢驗。

2.模型回歸檢驗與分析。本文運用最小二乘法進行回歸分析，并對回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗。我們發(fā)現(xiàn)，在回歸過程中，年度虛擬變量的系數(shù)并不顯著，這意味著年度差異對回歸模型的被解釋變量影響較小，因此，我們直接對研究樣本五年的數(shù)據(jù)進行分析，不再考慮年度差異。

我們對H1和H2進行了多元線性回歸檢驗，回歸結果見表3。由表3可知，在模型 （1）中，研發(fā)投入指標（R&DInt）與資本結構（LEV）顯著負相關，并且，模型（1）的Adj-R2值為 0.209，其 F 值為 6.300，P 值（Sig.）小于 0.01，即F值檢驗在1%的水平上顯著，這表明模型（1）的擬合效果較好。此外，模型的D.W檢驗值為1.838，各變量的VIF值皆小于2，表明模型（1）的各解釋變量之間基本不存在顯著的一階自相關和多重共線性。因此，模型（1）較好地驗證了假設H1，即企業(yè)的研發(fā)投入與其資本結構呈負相關關系。

此外，本文通過模型（2）對企業(yè)盈利能力、資本結構和研發(fā)投入之間的內(nèi)在聯(lián)系進行驗證。由表3可知，在考慮了盈利能力與資本結構對研發(fā)投入的交互影響后，研發(fā)投入指標（R&DInt）與盈利能力（PROR）在 1%的水平上顯著正相關，與資產(chǎn)負債率（LEV）在5%水平上顯著正相關，與盈利能力（PROR）和資本結構（LEV）的交互項（PROR×LEV）在1%水平上顯著正相關；而且，模型（2）的Adj-R2值為0.282，其 F 值為 6.906，P 值（Sig.）小于 0.01，即 F 值檢驗在1%的水平上顯著，這表明模型（2）的擬合效果較好。此外，模型的D.W檢驗值為1.780，各變量的VIF值皆小于10，表明模型（2）的各解釋變量之間基本不存在顯著一階自相關和多重共線性。因此，模型（2）較好地驗證了H2，上述結論意味著盈利能力和資本結構的確會共同影響企業(yè)的研發(fā)投入水平。

表2 Pearson相關性分析表

表3 模型多元回歸表

五、研究結論與啟示

本文從后經(jīng)濟危機時代企業(yè)轉(zhuǎn)變發(fā)展方式的背景出發(fā)，以2007-2011年山東省高新技術制造業(yè)上市企業(yè)為樣本，通過構建多元線性回歸模型檢驗了企業(yè)盈利能力、資本結構和R&D投入之間的關系，其結論如下：

結論一：R&D投入水平與企業(yè)的資本結構負相關。

實證結果表明，企業(yè)資本結構能夠?qū)ζ銻&D投入水平產(chǎn)生負向影響。企業(yè)的無形資產(chǎn)具有增強其盈利能力，提升企業(yè)舉債能力的功能。顯然，加大R&D投入，提升企業(yè)技術資產(chǎn)的比重，不僅可以優(yōu)化高新技術企業(yè)的資產(chǎn)結構，還可以降低其財務風險。由于高新技術產(chǎn)業(yè)普遍存在技術更新?lián)Q代周期短、產(chǎn)品淘汰速度快和財務風險高等特點，這就要求高新技術企業(yè)的管理者在做出財務決策時必須關注收益和風險的匹配問題，謹慎、合理地運用財務杠桿，努力降低企業(yè)財務風險。

結論二：盈利能力和資本結構對企業(yè)R&D投入水平存在交互影響。

綜合考慮了盈利能力與資本結構的交互作用后，模型（2）的檢驗結果顯示，盈利能力與資本結構的交互項（PROR×LEV）與企業(yè)研發(fā)投入水平存在顯著的線性關系，即企業(yè)的盈利能力與資本結構能夠?qū)ζ銻&D投入水平產(chǎn)生交互影響。

綜上所述，企業(yè)為提高其市場競爭能力和經(jīng)營業(yè)績而進行R&D投入時，應充分重視資本結構的影響：一方面，負債的存在可能導致企業(yè)財務風險的提高，使得債權人要求更高的風險報酬并對企業(yè)的研發(fā)決策進行限制；另一方面，當企業(yè)的負債比例較高、財務風險較大時，企業(yè)可能面臨較高的償債壓力，從而導致其現(xiàn)金大量流出，產(chǎn)生資金鏈斷裂的風險，最終影響自身的R&D投入。而較強的盈利能力可以為企業(yè)帶來充足的現(xiàn)金流入，不僅可以反映企業(yè)的經(jīng)營前景，而且可以緩解企業(yè)的財務壓力，并保證企業(yè)的R&D投入。因此，在企業(yè)經(jīng)營過程中，不僅應分別考慮盈利能力、資本結構和市場競爭程度對自身R&D投入水平的影響，還應著重考慮它們之間的內(nèi)在聯(lián)系及其與R&D投入之間的協(xié)調(diào)關系，從而科學決策，選擇合理的籌資方式，努力做到風險與收益的均衡，以真正提高企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績和市場競爭能力，最終實現(xiàn)企業(yè)價值最大化的經(jīng)營目標。