柯東昌 李連華

摘要：文章以我國2007年～2011年中國中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究樣本，實證檢驗了企業(yè)的債務(wù)資本成本和權(quán)益資本成本與企業(yè)R&D投入強(qiáng)度的之間的互動關(guān)系。文章的實證研究結(jié)果表明，企業(yè)的債務(wù)資本成本和權(quán)益資本成本越低，會促進(jìn)企業(yè)提高研發(fā)投入強(qiáng)度；同時，通過構(gòu)建聯(lián)立方程模型的方法來考察控制內(nèi)生性后的實證結(jié)果表明另一個重要的具有啟示性的結(jié)論：企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度對企業(yè)的權(quán)益資本成本也有顯著的負(fù)向影響，而且這一結(jié)論在多個回歸結(jié)果中也非常穩(wěn)健。

關(guān)鍵詞：資本成本；投資；R&D；強(qiáng)度.

一、 理論分析與假設(shè)發(fā)展

投資與利率之間的這種反方向變動關(guān)系稱為投資函數(shù)，并且，利率的高低會影響投資需求的解釋，其實質(zhì)是從投資使用的資金成本角度來探討對投資需求的影響。具體考慮到研究與開發(fā)投資的特殊性，這種負(fù)向影響會更加明顯。美國FASB于1974年出臺的第2號財務(wù)會計準(zhǔn)則公告（SFAS N0.2）就指出每個研究開發(fā)項目的未來經(jīng)濟(jì)利益存在著高度不確定性，甚至當(dāng)一項目到達(dá)研發(fā)階段以后，其新產(chǎn)品或新工序正在達(dá)到市場化或已經(jīng)采用時，其失敗率也是很高的，其失敗的估計可能性大小因?qū)κ〉亩x不同而不同，范圍可達(dá)30%到90%。FASB認(rèn)為有研究表明每三個來自研發(fā)部門認(rèn)為技術(shù)上成功的新產(chǎn)品，平均僅有一個獲得商業(yè)上的成功。因此，企業(yè)研究開發(fā)的投資必然要求其企業(yè)較低的資本成本，否則由于較高的資本成本，加上企業(yè)研究與開發(fā)投資的高風(fēng)險性（失敗率很高）和長期性，會導(dǎo)致企業(yè)更大的財務(wù)負(fù)擔(dān)。因此，企業(yè)資本成本的高低對企業(yè)的研發(fā)投資的進(jìn)行尤為重要，進(jìn)而提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：限定其他條件，企業(yè)債務(wù)資本成本與該企業(yè)的R&D投入強(qiáng)度負(fù)相關(guān)相關(guān)；

假設(shè)2：限定其他條件，企業(yè)權(quán)益資本成本與該企業(yè)的R&D投入強(qiáng)度負(fù)相關(guān)相關(guān)。

二、 研究設(shè)計

1. 研究模型與變量定義。本文主要借鑒了Levin et al. （1985）的模型，構(gòu)建基本模型（1）如下：

RDIINC=？琢0+？琢1KB+？琢2KPEG+？琢3HHI+？琢4EDU+？琢5COMPENSA+？琢6CEOAGE+？琢7CEOGEND+？琢8UNIFY+？琢9MARKETTYPE+？琢10LISTAGE+？琢11INDEPENCEI+？琢12STATEDU+？琢13OWNOER+？琢14ROA+？琢15ASSET+？琢16LEV+？琢17TURNOVER+？琢18CASHI+？琢19ENVIRN+？琢20INDUS+？琢21YEAR+？著模型（1）

（1）被解釋變量和解釋變量的度量。本文采用企業(yè)該年度的研發(fā)支出總額與本期營業(yè)總收入的比率來度量企業(yè)該年度的研發(fā)投入強(qiáng)度（RDIINC）， 該變量的數(shù)值越大表示企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度越大。

考慮到數(shù)據(jù)的可得性和研究結(jié)論的穩(wěn)健性，借鑒前述文獻(xiàn)的的度量方法，本文將分別采用兩種方法來度量債務(wù)資本成本：①財務(wù)費用/期末債務(wù)總額，這種方法計算的債務(wù)資本成本變量用KB1來表示；②財務(wù)費用/（長期借款+短期借款），這種方法計算的債務(wù)資本成本變量用KB2來表示。

本文采用Easton （2004）提出的PEG模型計量權(quán)益資本成本。具體而言，Easton （2004）的PEG模型簡化如下：

Ki，t=■（公式1）

其中Ki，t為公司i在t期的權(quán)益資本成本；FEPSi，t+2為證券分析師預(yù)測的公司i在t+2期末的每股凈收益均值，同理，F(xiàn)EPSi，t+1為證券分析師預(yù)測的公司i在t+1期末的每股凈收益均值；Pi，t為公司i在t期末的股票價格。

為了研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文模型中公司i在t期末的股票價格用兩種方法來度量：①直接用該公司該年末的收盤價，這種方法計算的股權(quán)資本成本變量用KERG1來表示；②為了排除年末收盤價的異常波動帶來的影響，本文用該年度12 月份股票日收盤價的均值，這種方法計算的股權(quán)資本成本變量用KERG2來表示。

（2）控制變量。HHI是產(chǎn)品市場競爭程度變量，采用Herfindahl指數(shù)來測量，其值越大表示產(chǎn)品市場競爭程度越低；EDU 為CEO的教育層級，按照CEO的學(xué)歷層次分別賦值：中專及中專以下的賦值=1，大專的賦值=2，本科的賦值=3，碩士研究生的賦值=4，博士研究生的賦值=5；COMPENSA 為CEO的貨幣薪酬的自然對數(shù)；CEOAGE為CEO的年齡；CEOGEND 為CEO的性別（為男時取1，否則為0）；UNIFY 為CEO和董事長是否合一（合一時取1，否則為0）；MARKETTYPE為市場類型（若為創(chuàng)業(yè)板上市公司取1，否則取0）；LISTAGE 為公司已上市的年數(shù)；INDEPENCEI為獨立董事比重等；STATEDU為實際控制人性質(zhì)（若上市公司的實際控制人為政府機(jī)構(gòu)取1，否則取0）；OWNOER為股權(quán)集中度；ROA為資產(chǎn)收益率；ASSET取本期期末資產(chǎn)總額的自然對數(shù)；LEV為資產(chǎn)負(fù)債率；TURNOVER為資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率；CASHI為本期經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額/期末資產(chǎn)總額；ENVIRN為企業(yè)經(jīng)營環(huán)境指數(shù)總體評分（王小魯、樊綱、李飛躍，2012）；INDUS為行業(yè)控制變量；YEAR為年度虛擬變量。

2. 樣本選擇及數(shù)據(jù)來源。由于筆者在搜集R&D數(shù)據(jù)的過程發(fā)現(xiàn)，絕大部分的中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司年報都披露了R&D金額的數(shù)據(jù)，且披露的形式比較類似。而在主板上市公司中，絕大部分上市公司沒有披露R&D具體金額的信息。因此，本文選取中國深市的中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究對象而沒有選擇主板上市公司，通過手工逐一翻閱2007年～2011五年期間中國中小板創(chuàng)業(yè)板上市公司的年報，篩選出了年報中披露了研究開發(fā)投入金額的上市公司樣本，最后又刪除了其他變量數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終本文得到1 241個觀測值。其中，2007年～2011年各年的觀測值個數(shù)分別為67個、144個、198個、372個和460個。需要說明的是：本文的研究開發(fā)費用是指廣義的研究開發(fā)費用，不僅包括研發(fā)投入，而且包括技術(shù)開發(fā)費、新產(chǎn)品開發(fā)費、研究發(fā)展費和科研開發(fā)費等；其中債務(wù)資本成本和股權(quán)資本成本的估算所需要的財務(wù)數(shù)據(jù)全部來自深圳國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫；其他變量有關(guān)高管特征、公司的財務(wù)數(shù)據(jù)和業(yè)績等數(shù)據(jù)，若沒有特別說明，均來源于深圳國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。

為了克服極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量在1%和99%分位均進(jìn)行了Winsorize處理，即令1% （99%）分位以外的數(shù)值等于1% （99%）分位數(shù)。

三、 實證研究結(jié)果及分析

1. 變量間的相關(guān)性分析。本文對模型涉及的變量之間的相關(guān)性進(jìn)行了Pearson檢驗。其結(jié)果顯示，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度（RDIINC）與衡量企業(yè)債務(wù)資本成本的兩個變量（KB1和KB2）的均在1%的顯著水平以上負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為-0.262 4和-0.135 6。企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度（RDIINC）與衡量企業(yè)權(quán)益資本成本的兩個變量（KPEG1和KPEG2）也均在1%的顯著水平以上負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為-0.088 0和-0.087 7。上述結(jié)果初步支持了前文所提出的兩個假設(shè)。進(jìn)一步的有關(guān)結(jié)論需要下述多元回歸來進(jìn)行檢驗。

2. 多元回歸分析。表1 報告了模型的多元回歸（OLS）結(jié)果，債務(wù)資本成本和權(quán)益資本成本分別用兩種不同的度量方式，按其不同的組合分別進(jìn)行了4個回歸?；貧w結(jié)果顯示，模型F值的顯著性水平均為0.000 0，說明模型整體顯著。在債務(wù)資本成本的兩種衡量方式下，KB1和KB2的系數(shù)均在 1%的顯著性水平上顯著為負(fù)，說明控制其他因素后，企業(yè)的債務(wù)資本成本越低，其研發(fā)投入強(qiáng)度（RDIINC）越大，從而支持了本文的假設(shè)1；權(quán)益資本成本的兩種度量方式下，KPEG1和KPEG2的系數(shù)分別在 1%和5%的顯著性水平上顯著為負(fù)，說明控制其他因素后，企業(yè)的權(quán)益資本成本越低，其研發(fā)投入強(qiáng)度（RDIINC）越大，從而本文的假設(shè)2也得到了支持。

本文考慮到樣本中R&D投入強(qiáng)度變量（RDIINC）中有15個觀測值為零，所以該變量是以0為下限的拖尾變量（Censored Varible），即存在一定的角點解問題。為此本文進(jìn)行了Tobit回歸，其結(jié)果容易發(fā)現(xiàn)解釋變量和控制變量的回歸系數(shù)和顯著水平均比較接近。進(jìn)一步，從變量的描述性統(tǒng)計表可以發(fā)現(xiàn)債務(wù)資本成本KB1和KB2都存在一定的觀測值小于0的情況，這仍然能反映出各企業(yè)間債務(wù)資本成本的大小差異。但是，考慮到現(xiàn)實中債務(wù)資本成本一般不會小于0，因此，為了本文的研究結(jié)論穩(wěn)健，本文令這些小于0的債務(wù)資本成本等于0 （樣本中共有283個觀測值為負(fù)的情況），形成對應(yīng)的調(diào)整后的兩個債務(wù)資本成本變量KBADJ1和KBADJ2，進(jìn)行回歸的結(jié)果容易發(fā)現(xiàn)，調(diào)整后的債務(wù)資本成本與企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度仍然在1%或5%的顯著水平上顯著負(fù)相關(guān)。為了節(jié)省篇幅，本文并沒有將這些回歸結(jié)果一一進(jìn)行呈報。

3. 內(nèi)生性的控制。

（1）控制內(nèi)生性的理論分析。根據(jù)Merton （1987）構(gòu)建的資本市場均衡模型顯示，企業(yè)的投資者的數(shù)量增加，導(dǎo)致該企業(yè)的更低資本成本和和更高的市場價值。類似地，Heinkel et al. （2001）構(gòu)建的均衡模型顯示，更少的投資者持有該企業(yè)的股票，導(dǎo)致風(fēng)險分散的機(jī)會降低了，從而導(dǎo)致企業(yè)的資本成本更高。結(jié)合已有的大量文獻(xiàn)已經(jīng)表明企業(yè)R&D強(qiáng)度較高，對企業(yè)的價值和增長均有明顯的正向作用，因此會吸引更多的投資者，企業(yè)所被感知到的風(fēng)險會降低。綜合上述這些分析可知，企業(yè)R&D投入強(qiáng)度的不同，必然會對企業(yè)的資本成本產(chǎn)生影響。

因此，不僅企業(yè)資本成本會影響企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的高低，而且，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的高低也會對企業(yè)的資本成本產(chǎn)生影響。即認(rèn)為企業(yè)資本成本與R&D投入強(qiáng)度之間會存在互為因果關(guān)系的內(nèi)生性問題。為此，本文下面將通過構(gòu)建聯(lián)立方程的方法來考察控制內(nèi)生性后的實證結(jié)果。

（2）聯(lián)立方程模型及其實證結(jié)果。本文參照了Zou and Adams（2008）、程智榮（2012）等很多文獻(xiàn)的研究成果，采用了比較常用的影響債務(wù)資本成本的變量，構(gòu)建影響債務(wù)資本成本的基本模型如下：

KB=？茁0+？茁1RDIINC+？茁2DEBT+？茁3FIXPERT+？茁4LIQUIT+？茁5STATEDU+？茁6ROA+？茁7ASSET+？茁8LEV+？茁9CASHI+？茁10ENVIRA+？茁11INDUS+？茁12YEAR+？準(zhǔn)模型（2）

根據(jù) Ogneva 等（2007），張然、王會娟和許超（2012）等相關(guān)文獻(xiàn)的研究成果，本文采用比較常用的影響權(quán)益資本成本的變量，構(gòu)建權(quán)益資本成本的影響因素模型如下：

KPEG=？酌0+？酌1RDIINC+？酌2EPS+？酌3BIM+？酌4TBETA+？酌5STATEDU+？酌6ROA+？酌7ASSET+？酌8LEV+？酌9CASHI+？酌10ENVIRN+？酌11INDUS+？酌12YEAR+？漬模型（3）

這兩個模型中新增的變量分別如下：DEBT為本期期末負(fù)債總額的自然對數(shù)；FIXPERT為固定資產(chǎn)比重；LIQUIT為流動比率；EPS為每股收益；BIM為賬面市值比；BETA為風(fēng)險因子，來自銳思數(shù)據(jù)庫。

模型（1）、模型（2）和模型（3）組成聯(lián)立方程，采用三階段最小二乘法（3sls）對其進(jìn)行回歸。從這表2的回歸結(jié)果可以看出：在模型（1）中，債務(wù)資本成本（KB1）的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，相關(guān)系數(shù)分別為-0.151 6，這說明債務(wù)資本成本與企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度顯著負(fù)相關(guān)，企業(yè)的債務(wù)資本成本越低，越能提高企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度，這進(jìn)一步支持了本文提出的假設(shè)1；權(quán)益資本成（下轉(zhuǎn)第117頁）本（KPEG1）的系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，相關(guān)系數(shù)分別為-1.429 7，這說明權(quán)益資本成本與企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度顯著負(fù)相關(guān)，企業(yè)的權(quán)益資本成本越低，越能提高企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度，這進(jìn)一步支持了本文提出的的假設(shè)2。

在模型（2）中，債務(wù)資本成本采用KB1度量時，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度（RDIINC）的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，相關(guān)系數(shù)分別為-0.173 1。因此這說明企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對企業(yè)債務(wù)資本成本的影響是否顯著，這一結(jié)論還不夠穩(wěn)健。

在模型（3）中，權(quán)益資本成本采用KPEG1度量時，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度（RDIINC）的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，相關(guān)系數(shù)為-0.263 9。因此，從這可以說明，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對企業(yè)資本成本有顯著影響，即企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度越大，企業(yè)的權(quán)益資本成本越低，而且結(jié)果非常穩(wěn)健。

當(dāng)采用KB2或KPEG2度量時所得到的另外三個回歸結(jié)果（由于篇幅所限，未能列示）也表明，企業(yè)的債務(wù)資本成本或權(quán)益資本成本越低，越能提高企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度；同時，企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度對企業(yè)的權(quán)益資本成本也有顯著的負(fù)向影響。但是，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對企業(yè)債務(wù)資本成本的影響是否顯著，這一結(jié)論還不夠穩(wěn)健。

四、 主要研究結(jié)論

本文利用我國2007年～2011年中國中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司年報中披露R&D投入金額的的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，構(gòu)建了多元線性回歸模型，采用OLS和Tobit等多種回歸方法實證檢驗了企業(yè)的債務(wù)資本成本和權(quán)益資本成本對企業(yè)R&D投入強(qiáng)度的影響情況。實證研究結(jié)果表明，企業(yè)的債務(wù)資本成本和權(quán)益資本成本均與企業(yè)R&D投入強(qiáng)度顯著負(fù)相關(guān)，即企業(yè)的債務(wù)資本成本和權(quán)益資本成本越低，越促進(jìn)企業(yè)提高研發(fā)投入強(qiáng)度。

同時考慮到，不僅企業(yè)資本成本會影響企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的高低，而且，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的高低也會對企業(yè)的資本成本產(chǎn)生影響。即認(rèn)為企業(yè)資本成本與R&D投入強(qiáng)度之間會存在互為因果關(guān)系的內(nèi)生性問題。為此，本文通過構(gòu)建聯(lián)立方程模型的方法來考察控制內(nèi)生性后的實證結(jié)果。其聯(lián)立方程模型的實證報告結(jié)果表明，企業(yè)的債務(wù)資本成本和權(quán)益資本成本仍然與企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度顯著負(fù)相關(guān)，即企業(yè)的資本成本對企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度有顯著的負(fù)向影響。此外，聯(lián)立方程模型的實證結(jié)果還表明另一個重要的具有啟示性的結(jié)論，企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度對企業(yè)的權(quán)益資本成本也有顯著的負(fù)向影響，即企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度越高，會導(dǎo)致企業(yè)的權(quán)益資本成本越低，而且這一結(jié)論在多個回歸中也比較穩(wěn)健。但是，企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度對企業(yè)的債務(wù)資本成本的負(fù)向影響情況在不同的債務(wù)資本成本度量方式中有不同的顯著水平，因此，企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度對債務(wù)資本成本的顯著影響這一結(jié)論還不夠穩(wěn)健。

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基金項目：廈門大學(xué)基礎(chǔ)創(chuàng)新科研基金項目“研發(fā)投入、制度環(huán)境與企業(yè)轉(zhuǎn)型”（項目號：201122G014）。

作者簡介：李連華，浙江財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院院長、教授，中南財經(jīng)政法大學(xué)合作博士生導(dǎo)師，中南財經(jīng)政法大學(xué)管理學(xué)博士；柯東昌，浙江財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院講師，廈門大學(xué)管理學(xué)（會計學(xué)專業(yè)）博士。

收稿日期：2014-08-20。