胡一君，王 飛，孟慶軍

(河海大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 211100)

?

機構(gòu)投資者對R&D融資約束的影響研究

胡一君，王 飛，孟慶軍

(河海大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 211100)

運用廣義矩估計(GMM)研究機構(gòu)投資者對企業(yè)R&D投資的融資約束影響，并探究處在不同生命周期的企業(yè)，機構(gòu)投資者影響R&D融資約束是否存在差異。研究表明，機構(gòu)投資者有利于降低企業(yè)R&D融資約束水平；不同生命周期企業(yè)所面臨的R&D融資約束程度不同，成長期企業(yè)R&D融資約束程度最嚴(yán)重，衰退期企業(yè)次之。機構(gòu)投資者緩解成長期企業(yè)的R&D融資約束效果最顯著，其次為衰退期企業(yè)。

機構(gòu)投資者；R&D融資約束；生命周期；GMM估計

我國技術(shù)創(chuàng)新調(diào)查報告表明，阻礙企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新最主要的因素是研發(fā)資金的缺乏。R&D投資的特性使得其比規(guī)模投資面臨更高的融資約束。因此降低企業(yè)R&D融資約束將是解決企業(yè)資金需求的重要途徑。降低企業(yè)R&D融資約束，需要解決信息不對稱和委托代理問題。現(xiàn)有研究表明，改善公司治理能夠降低融資約束，而機構(gòu)投資者作為影響公司治理的重要方面，能否降低企業(yè)R&D融資約束的問題值得深究。

目前我國關(guān)于機構(gòu)投資者的研究還不全面。另外，不同生命周期的企業(yè)所面臨的R&D投資融資約束也存在差異，機構(gòu)投資者對融資約束的緩解效果是否相同，也同樣值得探討。

1 文獻回顧與研究假設(shè)

范海峰等[1]發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者中比例最高的是證券投資基金，其能夠有效監(jiān)督管理層,降低代理成本,其持股比例與股權(quán)融資成本高度顯著負(fù)相關(guān)。傅強等[2]發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者持股能夠顯著提高公司績效。BERGER等[3]研究發(fā)現(xiàn)受限于企業(yè)規(guī)模、抵押信譽、缺乏合作基礎(chǔ)等，年輕企業(yè)的債權(quán)融資渠道狹隘。MULLER等[4]研究表明R&D投資所表現(xiàn)的高風(fēng)險性使得中小企業(yè)的R&D投資資金來源主要為內(nèi)部資金。王山慧[5]對公司治理緩解R&D融資約束的研究表明，獨立董事比例能夠降低R&D融資約束水平。顧群等[6]發(fā)現(xiàn)隨著信息透明度的提高，企業(yè)信息不對稱程度減輕，提高信息披露質(zhì)量是減輕企業(yè)融資約束的重要途徑。

現(xiàn)有文獻多數(shù)從企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、信息披露等角度研究企業(yè)融資約束的問題，忽略了機構(gòu)投資者與R&D融資約束的關(guān)系。并且R&D融資約束程度會隨企業(yè)生命周期曲線變化，往往在成長階段表現(xiàn)為面臨較強的融資約束，成熟期有所下降。針對不同生命周期的企業(yè)，機構(gòu)投資者在緩解R&D融資約束上也會存在差異?；谝陨戏治觯岢鋈缦录僭O(shè)：

H1 機構(gòu)投資者持股比例越高，企業(yè)R&D融資約束程度越小。

H2 機構(gòu)投資者對成長階段企業(yè)R&D融資約束緩解效果最為顯著。

2 研究設(shè)計

2.1 模型選擇

采用歐拉方程衡量企業(yè)R&D融資約束，在此基礎(chǔ)上，加入機構(gòu)投資者與現(xiàn)金流交叉項來檢驗機構(gòu)投資者對緩解企業(yè)R&D融資約束的影響，構(gòu)建的實證模型如下：

式中：R/K為研發(fā)強度；Y為營業(yè)收入；CF為內(nèi)部現(xiàn)金流；INST為機構(gòu)投資者持股比例。根據(jù)BOND等[7]的研究，CF/K的系數(shù)β4體現(xiàn)了R&D融資約束情況，如果β4符號為正且顯著，表明企業(yè)R&D存在融資約束，如果β5為負(fù)值且顯著，表明機構(gòu)投資者有利于緩解企業(yè)R&D對內(nèi)源資金的依賴性。

2.2 變量定義

主要變量及定義如表1所示。

表1 變量定義

2.3 樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

以2009—2013年滬深兩市上市公司為初始研究對象，探究機構(gòu)投資者對緩解R&D融資約束的影響。為避免異樣數(shù)據(jù)對研究結(jié)果的影響，剔除不符合條件的樣本，以確保數(shù)據(jù)的完整性、客觀性，最終得到171家公司。數(shù)據(jù)來源為國泰君安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)、WIND數(shù)據(jù)庫，運用Stata12.0進行實證分析。

2.4 企業(yè)生命周期階段劃分

借鑒勞倫斯·斯坦梅茨階段理論,考慮到企業(yè)已上市表明已經(jīng)度過初創(chuàng)期的實際情況，將樣本劃分為成長期、成熟期和衰退期。

基于文獻[8]的研究，采用多指標(biāo)劃分法，以營業(yè)收入增長率、股利分配率、資本投資率和企業(yè)年齡綜合得分劃分企業(yè)生命周期。首先計算樣本的變量值，對不同分組條件下的樣本采用三分位數(shù)法分組，分別賦予相應(yīng)組別等級值并求和。將等級值處于0～3分的認(rèn)定為成長期企業(yè)，4～6分的認(rèn)定為成熟期企業(yè)，7～8分的認(rèn)定為衰退期企業(yè)。具體賦值標(biāo)準(zhǔn)如表2所示。

根據(jù)上述分析，成長期的公司為66家，成熟期的公司為90家，衰退期的公司為15家，分別占總樣本公司的38.60%、52.63%、 8.77%。符合我國市場成長期和成熟期公司比例大的實際情況。

3 實證分析

模型采用被解釋變量的滯后項作為解釋變量，可能導(dǎo)致解釋變量與隨機擾動項相關(guān)，無法通過固定效應(yīng)或隨機效應(yīng)模型進行準(zhǔn)確估計。因此，采用ARELLANO等提出的廣義矩估計(GMM)來解決內(nèi)生性問題?？紤]到二階GMM估計存在標(biāo)準(zhǔn)差向下偏倚的問題，而一階差分GMM容易受弱工具變量及小樣本的偏誤影響,故選擇一階系統(tǒng)GMM估計，一階系統(tǒng)GMM估計需要對GMM估計量的有效性進行檢驗。通過以下4個方面判斷模型是否有效：①進行Sargan檢驗來判斷新增的工具變量是否有效；②進行殘差序列相關(guān)性檢驗；③進行Hansen檢驗，判斷模型是否存在過度識別問題；④是否能通過GMM估計量有效性檢驗的簡易方法。

表2 企業(yè)生命周期賦值標(biāo)準(zhǔn)

3.1 機構(gòu)投資者與R&D融資約束

機構(gòu)投資者緩解R&D的融資約束估計結(jié)果如表3所示。

表3 機構(gòu)投資者緩解R&D的融資約束估計結(jié)果

注：***、**、*分別表示在0.1%、1%、5%的置信水平上顯著；( )中為參數(shù)的t值；AR(1)、AR(2)、Sargon、Hansen后()中的值表示統(tǒng)計量所對應(yīng)的p值

從表3結(jié)果可知，GMM估計Sargon的p值為0.282，表明選取的工具及其滯后階數(shù)是有效的。Hansen值為22.380，p值為0.320，表明工具變量聯(lián)合有效。殘差自相關(guān)AR(1)的值為-1.890，p值為0.059；AR(2)的值為0.200，p值為0.841，表明殘差的差分系列不存在二階自相關(guān)，模型設(shè)定合理。被解釋變量的滯后項(R/K)t-1的GMM估計值恰好處于OLS與FE估計值之間，表明一階系統(tǒng)GMM估計有效。分組估計的結(jié)果與此類似，不再對一階系統(tǒng)GMM估計有效性做分析。

表3反映的是引入機構(gòu)投資者持股與現(xiàn)金流交叉項后得到的估計結(jié)果。(CF/K)t-1×INST估計系數(shù)為-0.126，處于OLS和FE估計系數(shù)之間，并且這 3種估計方法系數(shù)均為負(fù)值，并在0.1%或5%的水平上顯著，表明機構(gòu)投資者對企業(yè)R&D投資產(chǎn)生積極的效應(yīng)，有利于緩解企業(yè)R&D的融資約束，證實了假設(shè)1的成立。

3.2 不同生命周期下機構(gòu)投資者對R&D融資約束的影響

為探究機構(gòu)投資者對不同生命周期企業(yè)R&D融資約束的影響，依據(jù)上述分類標(biāo)準(zhǔn)，將全部樣本分為成長期、成熟期及衰退期公司，將分組的GMM估計結(jié)果列示在表4中。

表4 不同生命周期企業(yè)機構(gòu)投資者對R&D融資約束的影響

通過表4中(CF/K)t-1系數(shù)可以看出，成長期企業(yè)的R&D融資約束最嚴(yán)重，其次為衰退期企業(yè)，成熟期企業(yè)表現(xiàn)出較弱的R&D融資約束。實證結(jié)果驗證了該理論分析。成長階段的企業(yè)信息披露不規(guī)范，且受規(guī)模歧視影響，投資者很難判斷企業(yè)的成長空間，信息不對稱的程度較高，使得其面臨較高的融資約束。成熟階段的企業(yè)，(CF/K)t-1系數(shù)的絕對值最小，說明成熟階段企業(yè)R&D投資受融資約束程度相對較小，可能是因為企業(yè)進入成熟階段后，內(nèi)部管理者和信息的透明度提高，現(xiàn)金流比較穩(wěn)定，企業(yè)自身在市場有明確的定位，外部融資條件有所改善，R&D融資約束得到緩解。當(dāng)企業(yè)進入衰退期后，往往會通過戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型、技術(shù)創(chuàng)新和研發(fā)投資來擺脫困境。但此時的R&D投資面臨的風(fēng)險很大，會導(dǎo)致企業(yè)融資渠道受阻，已有的融資渠道也會因為企業(yè)經(jīng)營問題的暴露而終止新一輪融資，因此衰退期的企業(yè)此時外部研發(fā)融資的可獲得性很低。

從現(xiàn)金流與機構(gòu)投資者持股的交叉項系數(shù)來看，成長期企業(yè)的(CF/K)t-1×INST的系數(shù)為-0.074，并在5%的水平上顯著，表明機構(gòu)投資者對成長階段的企業(yè)緩解R&D融資約束發(fā)揮了積極的作用。成熟期企業(yè)的(CF/K)t-1×INST的系數(shù)為負(fù)，未通過顯著性檢驗，說明機構(gòu)投資者未減輕成熟企業(yè)研發(fā)投資對內(nèi)部資金的依賴，即機構(gòu)投資者不能緩解成熟階段企業(yè)R&D融資約束。衰退期企業(yè)的(CF/K)t-1×INST的系數(shù)為-0.015，且在1%的水平上顯著，表明機構(gòu)投資者也有利于衰退階段的企業(yè)降低R&D融資成本，拓寬融資渠道。對于成長期企業(yè)而言，機構(gòu)投資者介入公司治理，并憑借其持有股份而擁有的話語權(quán)，增強被持股公司的信息流動，提高企業(yè)信息透明度；機構(gòu)投資者參與成長期企業(yè)公司治理，抑制管理層代理行為更有效，提高信息披露水平效果更為顯著；相對于成熟期及衰退期企業(yè)，成長期企業(yè)R&D投資資金需求規(guī)模較小，機構(gòu)投資者能有效緩解R&D融資約束。而成熟階段的企業(yè)，公司治理及信息披露等方面已逐步完善，與投資者的合作關(guān)系較穩(wěn)定，機構(gòu)投資者持股比例相較于成長階段也有所下降，此時機構(gòu)投資者對成熟階段企業(yè)R&D融資約束的緩解效果并不顯著。對于衰退階段的企業(yè)，成長性大幅下降，R&D投資機會減少，該階段管理層代理問題最為嚴(yán)重；同時，機構(gòu)投資者持股能夠向市場傳遞良好信號，增強市場對衰退企業(yè)的投資信心，有利于緩解R&D融資約束。從(CF/K)t-1×INST的交叉項系數(shù)來看，機構(gòu)投資者對于成長階段企業(yè)R&D融資約束緩解效果最為顯著，證實了假設(shè)2，其次是衰退階段企業(yè)，而對于成熟階段企業(yè)，機構(gòu)投資者并未改變其R&D項目依賴于內(nèi)源資金的狀況。

4 結(jié)論

研究結(jié)果表明：①機構(gòu)投資者有利于降低企業(yè)R&D融資約束；②所處不同生命周期的企業(yè)R&D受融資約束程度存在差異，成長期企業(yè)R&D融資約束最嚴(yán)重，其次為衰退期企業(yè)，成熟期企業(yè)R&D受融資約束影響最??；③機構(gòu)投資者能夠顯著降低成長期及衰退期企業(yè)R&D融資約束，對成長階段企業(yè)R&D融資約束緩解效果最為顯著。

此外，研究還發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者能夠通過介入公司治理，提高信息透明度，對管理層進行有效監(jiān)督，在市場上發(fā)揮積極作用。但企業(yè)所處生命周期會影響機構(gòu)投資者治理效益，機構(gòu)投資者介入成長期企業(yè)公司治理效果更好。因此，從市場角度來說，我國應(yīng)進一步培育機構(gòu)投資者，在有效監(jiān)管的前提下，證券監(jiān)管部門可以適當(dāng)放寬對機構(gòu)投資者持股的限定，以鼓勵機構(gòu)投資者進行投資，將有資質(zhì)的投資者培育成專業(yè)的機構(gòu)投資者。同時，應(yīng)健全機構(gòu)投資者市場操作的法律法規(guī)，將機構(gòu)投資者向有效監(jiān)督角色發(fā)展，改變短期逐利的投資理念為長期戰(zhàn)略投資共贏。從企業(yè)角度來說，機構(gòu)投資者可以改善公司治理機制，提高信息透明度，有效監(jiān)督管理層，緩解企業(yè)R&D融資約束。尤其對于成長期企業(yè)來說，機構(gòu)投資者持股能夠有力消除規(guī)模限制所帶來的融資困境，企業(yè)應(yīng)當(dāng)提高自身業(yè)績，注重與機構(gòu)投資者的有效溝通，將機構(gòu)投資者發(fā)展成長期戰(zhàn)略投資合作伙伴，促進公司長遠(yuǎn)發(fā)展。

[1] 范海峰,胡玉明.機構(gòu)投資者持股與公司股權(quán)融資成本的實證研究[J].經(jīng)濟與管理研究,2010(2):44-50.

[2] 傅強,邱建華.機構(gòu)投資者對上市公司治理的影響[J].商業(yè)研究,2010(2):169-173.

[3] BERGER A, UDELL G. Small business credit availability and relationship lending: the importance of bank organizational structure[J]. Economic Journal,2002(112):32-53.

[4] MULLER E, ZIMMERMANN V. The importance of equity finance for R&D activity[J].Small Business Economics,2009,33(3):303-318.

[5] 王山慧.中國上市公司R&D投資的融資約束研究[D].武漢：華中科技大學(xué),2013.

[6] 顧群,翟淑萍.信息披露質(zhì)量、代理成本與企業(yè)融資約束：來自深圳證券市場的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟與管理研究,2013(5):43-48.

[7] BOND S, MEGHIR C. Dynamic investment models and the firm’s financial policy[J].The Review of Economic Studies,1994,61(2):197-222.

[8] ANTHONY J, RAMESH K. Association between accounting performance measures and stock prices[J].Journal of Accounting and Economics,1992,15(2-3):203-227.

HU Yijun:Postgraduate; School of Business, Hohai University, Nanjing 211100, China.

[編輯：王志全]

Impact of Institutional Investors on Financial Constraints of R&D Investment

HUYijun,WANGFei,MENGQingjun

GMM methods were used to estimate the impact of institutional investors on the financing constraints of R&D investment. The different influence of institutional investors' effect on financing constraints was investigated when the companies were at their different life cycles. Research shows that institutional investors were helpful to reduce R&D financing constraints level; different life-cycle businesses were facing different degree of financing constraints; the financing constraints of corporate in the growing stage were the most serious one. Institutional investors' effect of financing constraints for the growing companies was most significant; followed by corporate in the recession stage.

institutional investors; financial constraints of R&D; lifecycle; GMM estimate

2015-06-05.

胡一君(1991-)，女，江蘇無錫人，河海大學(xué)商學(xué)院碩士研究生.

江蘇省教育廳高校哲學(xué)社會科學(xué)研究基金資助項目(2010ZDIXM004).

2095-3852(2015)06-0812-04

A

F275.5

10.3963/j.issn.2095-3852.2015.06.033