嚴(yán)嘉瑩

本文以2011- 2016年披露了研發(fā)投入的全部A股制造上市公司為研究樣本，結(jié)合產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，實證檢驗了我國制造企業(yè)的研發(fā)活動是否存在融資約束以及高管薪酬的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國上市制造企業(yè)研發(fā)活動存在融資約束；且這種情況在非國有制造企業(yè)中更嚴(yán)重。高管薪酬對我國制造企業(yè)研發(fā)投入s內(nèi)部現(xiàn)金流的關(guān)系具有負(fù)向的調(diào)節(jié)作用；且這種調(diào)節(jié)作用在非國有企業(yè)中更有效。

研發(fā)投入 融資約束 高管薪酬

引言

宏觀來說，科技發(fā)明和創(chuàng)新活動對一國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展有重要作用；微觀來說，其推動一個企業(yè)的成長。然而，企業(yè)創(chuàng)新活動需要投入大量的資金，企業(yè)的創(chuàng)新過程的不確定性和信息不對稱又使得企業(yè)外源融資成本增大，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)的創(chuàng)新活動可能面臨融資約束。

融資約束對企業(yè)研發(fā)支出的影響受公司內(nèi)部治理能力的影響，其中高管薪酬是公司內(nèi)部治理中一個很重要的方面。我國已有對融資約束和企業(yè)創(chuàng)新投入的相關(guān)研究不多，更鮮有學(xué)者探究高管薪酬在融資約束和企業(yè)創(chuàng)新活動中的調(diào)節(jié)作用，相關(guān)證據(jù)有待繼續(xù)發(fā)掘。

本文貢獻(xiàn)在于，一是，從產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性視角下對我國制造研發(fā)投入融資約束的存在性進(jìn)行驗證，擴(kuò)充已有關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新活動存在融資約束的理論；二是，考慮了研發(fā)投入受企業(yè)現(xiàn)金流和其他變量影響的滯后性，自變量和所有控制變量均采用滯后一期的數(shù)據(jù)。三是，考察了高管薪酬這一公司治理因素對企業(yè)研發(fā)投入融資約束的調(diào)節(jié)作用，為企業(yè)緩解研發(fā)活動融資約束提供了新思路。

文獻(xiàn)回顧與假設(shè)推導(dǎo)

研發(fā)投資具有投資金額大、周期長、變現(xiàn)速度慢等特點(diǎn)。加之資本市場不完美和信息不對稱會引發(fā)外部融資約束和代理問題，所以企業(yè)研發(fā)投資往往面臨著較大的融資約束?；谌谫Y優(yōu)序理論，F(xiàn)HP（ 1988）率先使用投資現(xiàn)金流敏感性方程對融資約束存在性進(jìn)行檢驗。其認(rèn)為如果企業(yè)存在融資約束，外部融資成本便會顯著高于內(nèi)源融資成本，當(dāng)其內(nèi)部現(xiàn)金流出現(xiàn)減少，企業(yè)就會通過削減投資額、減少庫存積壓等行為作出反應(yīng)，進(jìn)而表現(xiàn)為現(xiàn)金流變動與投資額同向關(guān)聯(lián)的顯著性。該方法后被學(xué)者們廣泛借鑒。另外，我國現(xiàn)行制度安排對國有企業(yè)貸款和補(bǔ)貼方面存在政策性支持，而非國有企業(yè)在融資上則受到“排擠”，這可能使得非國有企業(yè)的創(chuàng)新活動受到更加嚴(yán)重的融資約束。綜上所述，本文提出：

假設(shè)1：我國制造業(yè)上市公司研發(fā)投入面臨融資約束，即研發(fā)投入與內(nèi)部現(xiàn)金流顯著正相關(guān)；且非國有制造企業(yè)比國有制造企業(yè)研發(fā)投入面臨的融資約束更為嚴(yán)重。

高管激勵會對經(jīng)理層決策行為產(chǎn)生重要影響，企業(yè)管理層的持股比例及高管薪酬越高，高管積極進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新活動的可能性越大。然而，企業(yè)的研發(fā)投入是一項高風(fēng)險的投資活動，且研究階段R&D投入計人當(dāng)期的管理費(fèi)用導(dǎo)致當(dāng)期利潤減少。這使管理層可能采取風(fēng)險規(guī)避的態(tài)度，或者高管為了保證自己的薪酬回報而減少本期的研發(fā)投入。因此，若所有者采取有效行為保障經(jīng)理層的正常利益，解除其對于研發(fā)風(fēng)險帶來的憂慮，通過增加高管薪酬來激勵經(jīng)理層努力去尋找成本更低的融資渠道，就能減輕研發(fā)支出所面臨的融資約束。綜上所述，提出：

假設(shè)2：高管薪酬對制造企業(yè)研發(fā)投入與內(nèi)部現(xiàn)金流的關(guān)系具有負(fù)向的調(diào)節(jié)作用；且這種調(diào)節(jié)作用在非國有企業(yè)中更有效。

研究設(shè)計

（1）數(shù)據(jù)來源與變量選擇

本文以2011-2016年披露了研發(fā)投入的全部A股制造業(yè)上市公司為研究對象，剔除了ST及*ST類公司及相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的公司?？紤]到研發(fā)投入受企業(yè)現(xiàn)金流和其他變量影響的滯后性，自變量和所有控制變量均采用滯后一期的數(shù)據(jù)，最終得到A股制造業(yè)上市公司5年共4732個觀測值，數(shù)據(jù)進(jìn)行了1%和99%的縮尾處理。本文使用的數(shù)據(jù)來自CSMAR，數(shù)據(jù)處理軟件為stata13.0。

本文相關(guān)變量說明如下表1：

（2）模型構(gòu)建

本文參考FHP（ 1988）投資模型來檢驗中國制造業(yè)上市公司研發(fā)投入與內(nèi)部現(xiàn)金流的關(guān)系，以判斷中國制造業(yè)上市公司研發(fā)投入是否面臨融資約束。本文首先構(gòu)建模型（1）用以檢驗假設(shè)1，即企業(yè)創(chuàng)新活動是否面臨融資約束。然后加入調(diào)節(jié)變量Salary和Salary與Cfo的交乘項構(gòu)建模型（2）用以檢驗假設(shè)2，驗證高管薪酬的調(diào)節(jié)效應(yīng)?？紤]到研發(fā)投入受企業(yè)現(xiàn)金流和其他變量影響的滯后性，自變量和所有控制變量均采用滯后一期的數(shù)據(jù)。具體如下：

RDi，t=β0+βlCfoi， t-l+β4Levi，t=l+β5Growthi， t-l+β 6sizei， t-l+β7Topli， t-l+β 8Roei， t-l+β 9year+δ i，t一1

（1）

RDi，t=β 0+βlCfoi，t-l+β2Salaryi， t-1+β 3Salaryi， t-l*Cfoi， t-l+ β4Levi， t-1+β5Growthi， t-1+β 6sizei，t-l+β 7Topli， t-l+β8Roei， t-l+β9year+δ1， t-l

（ 2 ）

實證結(jié)果與分析

（1）描述性統(tǒng)計結(jié)果與分析

表2表3列出了幾項關(guān)鍵指標(biāo)的描述性統(tǒng)計結(jié)果。根據(jù)表2的描述性統(tǒng)計結(jié)果，從全樣本來看，我國制造業(yè)上市公司研發(fā)投入總體強(qiáng)度不高，平均值為2.1%；而中位數(shù)為1.8%，小于平均值，表明超過半數(shù)公司的研發(fā)投資水平低于平均值。資產(chǎn)負(fù)債率均值為38.5%，處于低水平，說明我國制造業(yè)上市公司可能面臨著外部融資約束。根據(jù)表3的描述性統(tǒng)計結(jié)果，根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分別來看，我國國有制造企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度平均值為2%，而非國有為2.1%，國有大于非國有。國有制造企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率為49%，非國有為33.8%，說明我國國有制造企業(yè)比非國有企業(yè)的融資能力強(qiáng)。

在進(jìn)行多元線性回歸前，以VIF檢驗多重共線性的值都不大于10，表明回歸模型中不存在多重共線性的問題。

（2）對假設(shè)1的回歸結(jié)果分析

注：料*為1%水

制造企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流系數(shù)為0.006，但并不顯著。說明我國非國有制造企業(yè)比國有制造企業(yè)面臨著更為嚴(yán)重的融資約束。綜上，假設(shè)2得到支持，即我國制造業(yè)上市公司研發(fā)投入面臨融資約束，且非國有控股平上顯著，**為5%水平上顯著，*為10%水平上顯著

表4是模型（1）的回歸結(jié)果，第二列為全樣本的回歸結(jié)果，第三、四列為根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組回歸的結(jié)果。在控制了影響企業(yè)研發(fā)投入的其他因素后，本文發(fā)現(xiàn)：在全樣本狀態(tài)下，Cfo系數(shù)為正，且在1%水平上顯著。根據(jù)Fazzari et al.（ 1988）判斷企業(yè)是否存在融資約束的原理，本文回歸結(jié)果顯示我國上市制造企業(yè)研發(fā)投資存在融資約束，從而引起研發(fā)投入與內(nèi)部現(xiàn)金流之間具有敏感性，兩者呈顯著正相關(guān)關(guān)系，從而驗證了本文的假設(shè)1的前半部分，即我國制造企業(yè)的研發(fā)投資存在融資約束。

根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進(jìn)行分組回歸的結(jié)果顯示，國有和非國有組的Cfo系數(shù)均為正，說明我國制造業(yè)上市公司均面臨著融資約束。分別來看，非國有制造企業(yè)為0.013，且在1%水平上顯著；而國有企業(yè)研發(fā)投入比國有控股企業(yè)面臨的融資約束更為嚴(yán)重。

（3）對假設(shè)2的回歸結(jié)果分析

表5是模型（2）的回歸結(jié)果，第二列為全樣本的回歸結(jié)果，第三、四列為根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組回歸的結(jié)果。根據(jù)第二列全樣本的回歸結(jié)果，可以看出高管薪酬和融資約束的交互項系數(shù)為負(fù)，且在5%的水平下顯著。這說明高管薪酬負(fù)向調(diào)節(jié)了研發(fā)支出與內(nèi)部現(xiàn)金流之間的相關(guān)關(guān)系，即高管薪酬越高，企業(yè)研發(fā)投入面臨的融資約束越小。其原因可能是當(dāng)高管薪酬增加時，會激勵高層管理者從長遠(yuǎn)考慮企業(yè)的持續(xù)發(fā)展，重視企業(yè)研發(fā)投入，減輕其對研發(fā)投入的風(fēng)險規(guī)避行為。另一方面，當(dāng)高管薪酬增加，會激勵企業(yè)高層管理者努力提高企業(yè)績效，外部融資能力也因此提高，從而使其研發(fā)投入面臨的融資約束變小。

根據(jù)第三、四列的回歸結(jié)果，非國有企業(yè)Salary*C fo的系數(shù)為-0.141，在5%水平上顯著，國有企業(yè)Salary*Cfo的系數(shù)雖為負(fù)數(shù)，但卻不顯著，說明高管薪酬對于制造企業(yè)研發(fā)投入的融資約束的緩和作用在非國有制造企業(yè)中更有效，而在國有企業(yè)中卻沒有發(fā)揮出很好的效果。綜上，假設(shè)2得到支持，即高管薪酬對制造企業(yè)研發(fā)投入與內(nèi)部現(xiàn)金流的關(guān)系具有負(fù)向的調(diào)節(jié)作用；且這種調(diào)節(jié)作用在非國有企業(yè)中更有效。

結(jié)論

本文以2011 - 2016年披露了研發(fā)投入的全部A股制造業(yè)上市公司為研究樣本，結(jié)合產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，實證檢驗了我國制造企業(yè)的研發(fā)活動是否存在融資約束以及高管薪酬的調(diào)節(jié)作用。實證結(jié)果表明：一是總體上，我國上市制造企業(yè)研發(fā)活動面臨融資約束，其研發(fā)投入和內(nèi)部現(xiàn)金流存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系。將樣本根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組研究對比發(fā)現(xiàn)，與非國有制造企業(yè)相比，國有制造企業(yè)所面臨的融資約束較弱。二是通過將高管薪酬作為調(diào)節(jié)變量進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，高管薪酬對我國制造企業(yè)研發(fā)投入與內(nèi)部現(xiàn)金流之間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用，即高管薪酬越高企業(yè)研發(fā)投入面臨的融資約束越小；并且這種調(diào)節(jié)作用在非國有企業(yè)中更為有效。