劉 暢 薛 昭

一、引言

隨著國家和企業(yè)對于研發(fā)的持續(xù)高度重視，眾多企業(yè)都在不斷思考如何籌集資金以增強(qiáng)研發(fā)力度。投資和融資是企業(yè)的兩項(xiàng)基本資金流動方式，這兩項(xiàng)財務(wù)活動之間存在密切的關(guān)系，負(fù)債融資水平會影響到企業(yè)的研發(fā)投資行為。國外學(xué)者對于企業(yè)負(fù)債融資與研發(fā)投入之間的關(guān)系的研究并沒有得到一致的結(jié)論。我國學(xué)者對企業(yè)負(fù)債融資與研發(fā)投入之間的關(guān)系也進(jìn)行了研究，同樣沒有得到一致結(jié)論。部分學(xué)者認(rèn)為企業(yè)負(fù)債率越高，研發(fā)投入就會越少，呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系（馬紅、王元月，2016）。同時有學(xué)者認(rèn)為對于高新技術(shù)上市企業(yè)，R＆D支出與企業(yè)資本結(jié)構(gòu)是非線性的U型關(guān)系（曾蕾，2011）。由此，企業(yè)負(fù)債融資與研發(fā)投入之間的關(guān)系還需要進(jìn)一步探討。同時，管理層特征影響著企業(yè)在負(fù)債融資和研發(fā)投入的關(guān)系。社會心理學(xué)認(rèn)為，人們的成長環(huán)境對其決策產(chǎn)生重要的影響。實(shí)際控制人往往掌握著企業(yè)的最終決策權(quán)，現(xiàn)有文獻(xiàn)較少分析實(shí)際控制人特征對企業(yè)負(fù)債融資和研發(fā)投入的關(guān)系的影響。由此本文進(jìn)一步探討實(shí)際控制人籍貫特征對于企業(yè)負(fù)債融資和研發(fā)投入關(guān)系的影響。

二、理論分析與研究假設(shè)

隨著國家和企業(yè)對于研發(fā)的持續(xù)高度重視，眾多企業(yè)都在不斷思考如何籌集資金以增強(qiáng)研發(fā)力度。國內(nèi)外眾多學(xué)者認(rèn)為企業(yè)負(fù)債融資水平會影響到企業(yè)的研發(fā)投入。美國企業(yè)財務(wù)杠桿比率與無形投資比率呈現(xiàn)出顯著負(fù)相關(guān)（bester，1985;huhhard ，1998）。Myers 1977發(fā)現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)面臨這高風(fēng)險時，可能的預(yù)期收益會被債權(quán)人占有，此時股東會消極對待有助于增加企業(yè)市值的投資項(xiàng)目。研發(fā)投入的投資周期較長、結(jié)果不可逆且不確定（Hall，1992），這些特點(diǎn)不適合債務(wù)融資結(jié)構(gòu)的企業(yè)（Stiglitz，1985）。由此做出假設(shè)1：

H1：負(fù)債融資與企業(yè)的研發(fā)投入之間呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系

我國實(shí)際控制人在企業(yè)中擁有較高的話語權(quán)，企業(yè)在獲得債務(wù)融資和進(jìn)行研發(fā)投入時，實(shí)際控制人的態(tài)度十分關(guān)鍵。我國籍貫政策是政府治理國家的基本政策，這種政策的指引，使得人們會自我定位進(jìn)行角色分類。大城市籍貫帶來的自我歸因使得來其自我效能感更強(qiáng)，實(shí)際控制人對于研發(fā)的態(tài)度更加謹(jǐn)慎。相反來自小城市的實(shí)際控制人對于研發(fā)投入擁有更樂觀的態(tài)度。由此做出假設(shè)2

H2：來自小城市的實(shí)際控制人可以緩解負(fù)債融資對研發(fā)投入的抑制作用

年紀(jì)較小的實(shí)際控制人更容易因?yàn)槭艿缴鐣ㄎ坏挠绊戇M(jìn)行自我地位和自我歸因，自我效能感受到籍貫影響呈現(xiàn)較大差別。此時當(dāng)企業(yè)面臨較高負(fù)債融資時來自大城市實(shí)際控制人對于研發(fā)投入風(fēng)險更加謹(jǐn)慎，而來自小城市的實(shí)際控制人則更期待研發(fā)帶來的利益。由此做出假設(shè)3：

H3：相對于年齡較大一組，年齡較小一組來自小地方的實(shí)際控制人對于負(fù)債融資和研發(fā)投入的抑制作用更加顯著。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選用2007-2016年全部A股上市企業(yè)為研究樣本。共獲得1607家企業(yè)的8916條樣本數(shù)據(jù)，剔除研發(fā)投入（rdj,t）缺失數(shù)據(jù)2754條和滯后一期研發(fā)投入（rdj,t-1）缺失數(shù)據(jù)1354條，剔除企業(yè)資本密集度（Capital）缺失數(shù)據(jù)10條，剔除主營業(yè)務(wù)收入增長率（Grow）缺失數(shù)據(jù)595條，剔除金融行業(yè)數(shù)據(jù)6條，最終獲的1093家企業(yè)的4196條有效樣本數(shù)據(jù)。為保證研究結(jié)果不受異常值的影響，本文對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了1%水平的縮尾處理（winsorize）。文章數(shù)據(jù)主要來自于國泰安數(shù)據(jù)庫，實(shí)際控制人信息均為手工整理獲得。

（二）模型構(gòu)建與變量定義

參考修正“歐拉方程”模型，在模型中加入解釋變量lev構(gòu)建模型（1），分析企業(yè)負(fù)債比例對于研發(fā)投入的影響作用。研發(fā)的高風(fēng)險使得企業(yè)面臨逆向選擇問題，因此當(dāng)企業(yè)存在較高的負(fù)債比例時，企業(yè)會謹(jǐn)慎的選擇創(chuàng)新研發(fā)。參考林鐘高（2011）、肖海蓮（2014）對于負(fù)債融資和研發(fā)投入關(guān)系的研究，本文lev采用資產(chǎn)負(fù)債率滯后一期作為解釋變量，由此預(yù)測α3符號為負(fù)。

為分析實(shí)際控制人籍貫來自小城市（或相反）是否可以緩解企業(yè)負(fù)債比例對于研發(fā)投入的抑制作用，本文在模型（1）的基礎(chǔ)上加入實(shí)際控制人等級變量level5及其交互項(xiàng)level5*lev構(gòu)建模型（2），考慮到研發(fā)投入的滯后性，實(shí)際控制人等級變量也采用滯后一期作為解釋變量。

為檢驗(yàn)假設(shè)3年齡較小一組來自小地方的實(shí)際控制人對于負(fù)債融資和研發(fā)投入的抑制作用是否更加顯著。本文使用模型（2）進(jìn)行分組回歸，對比分析年齡較小一組與年齡較大一組之間來自小地方的實(shí)際控制人對于負(fù)債融資和研發(fā)投入的抑制作用。借鑒眾多學(xué)者對于研發(fā)投入的研究，本文選取企業(yè)規(guī)模、盈利能力、企業(yè)成長性、企業(yè)資本密集度、企業(yè)年齡作為控制變量。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1 變量描述性統(tǒng)計分析

表1報告了主要變量描述性統(tǒng)計，從樣本分析看研發(fā)投入的平均值為5.0217，最大值為27.59，最小值為0.06，我國企業(yè)在研發(fā)投入上存在較大差別；關(guān)鍵解釋變量企業(yè)財務(wù)杠桿的平均值為0.3638，最大值和最小值分別為0.8444和0.0351，存在較大差異，這為本文研究企業(yè)負(fù)債融資對研發(fā)投入的影響提供了條件。企業(yè)實(shí)際控制人年齡的平均值為51.6396，最大值和最小值分別為93和19，差異十分明顯，因此考慮年齡對于檢驗(yàn)來自小城市的實(shí)際控制人可以緩解負(fù)債融資對研發(fā)投入的抑制作用是十分必要的。

（二）回歸結(jié)果分析

1.全樣本回歸結(jié)果

表2報告了假設(shè)1和假設(shè)2的回歸結(jié)果，“歐拉方程”的理論預(yù)期認(rèn)為研發(fā)投入具有滯后性特征，與預(yù)期結(jié)果一致。第（1）列中rdj,t-1系數(shù)顯著為正，rd2j,t-1系數(shù)顯著為負(fù)，說明我國研發(fā)投入具有一定的滯后性特征，結(jié)果與“歐拉方程”的理論預(yù)期結(jié)果一致。為驗(yàn)證假設(shè)1，利用模型（1）對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析得到表2第（2）列回歸結(jié)果回歸結(jié)果。第（2）列中rdj,t-1系數(shù)顯著為正，rd2j,t-1系數(shù)顯著為負(fù)，lev系數(shù)顯著為負(fù)，這表明我國企業(yè)的負(fù)債比例與研發(fā)投入呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，較高的負(fù)債比例對于企業(yè)研發(fā)支出有明顯的抑制作用。假設(shè)1得到驗(yàn)證。為驗(yàn)證假設(shè)2，利用模型（2）對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析得到表2第（2）列回歸結(jié)果。第（3）列中rdj,t-1系數(shù)顯著為正，rd2j,t-1系數(shù)顯著為負(fù)，lev系數(shù)顯著為負(fù)。加入實(shí)際控制人等級level5及其與企業(yè)負(fù)債比例交互項(xiàng)level5*lev回歸結(jié)果顯示level5*lev系數(shù)顯著為正。這表明實(shí)際控制人籍貫等級的提高緩解了企業(yè)負(fù)債比例對于研發(fā)投入的抑制作用，來自小地方的實(shí)際控制人可以緩解企業(yè)負(fù)債比例對于研發(fā)投入的抑制作用。假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表2 全樣本回歸結(jié)果

2.年齡分組回歸結(jié)果

年紀(jì)較小的實(shí)際控制人更容易因?yàn)槭艿缴鐣ㄎ坏挠绊戇M(jìn)行自我地位和自我歸因，自我效能感受到籍貫影響呈現(xiàn)較大差別。此時當(dāng)企業(yè)面臨較高負(fù)債融資時來自大城市實(shí)際控制人對于研發(fā)投入風(fēng)險更加謹(jǐn)慎。為驗(yàn)證假設(shè)3，將實(shí)際控制人按照年齡進(jìn)行分組，年齡高于平均值為一組，年齡低于平均值為一組，分別利用模型（2）進(jìn)行回歸分析得到表3回歸結(jié)果。年齡較小一組回歸結(jié)果為表3第（2）列，level5*lev估計系數(shù)顯著為正表明年齡較小一組來自小地方的實(shí)際控制人可以緩解企業(yè)負(fù)債比例對研發(fā)投入的抑制作用；年齡較大一組回歸結(jié)果為表3第（3）列，level5*lev估計系數(shù)顯著為正表明年齡較大一組來自小地方的實(shí)際控制人不能明顯緩解企業(yè)負(fù)債比例對研發(fā)投入的抑制作用。通過分組回歸假設(shè)3得到驗(yàn)證。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證文章實(shí)際控制人籍貫、企業(yè)負(fù)債比例和研發(fā)投入之間關(guān)系的穩(wěn)健性，檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)定性，確保文章結(jié)論具有普遍意義。文章對實(shí)際控制人籍貫進(jìn)行了重新劃分，將實(shí)際控制人籍貫簡化劃分為三級（level3）分別利用模型（1）和模型（2）進(jìn)行回歸分析。將實(shí)際控制人籍貫細(xì)分為七級（level7）分別利用模型（1）和模型（2）進(jìn)行回歸分析。結(jié)果依然支持文章假設(shè)，企業(yè)負(fù)債比例較高對于研發(fā)投入具有抑制作用，來自小城市的實(shí)際控制人可以緩解企業(yè)負(fù)債比例對于研發(fā)投入的抑制作用，這種緩解作用在年齡較小的實(shí)際控制人組更加更加明顯。通過以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)表明，文章實(shí)證分析結(jié)論具有穩(wěn)定性，結(jié)果存在普遍意義。

表3 年齡分組回歸結(jié)果

五、結(jié)論

我國股權(quán)較為集中，企業(yè)的決策會受到實(shí)際控制人的影響，分析實(shí)際控制人特征如何影響企業(yè)負(fù)債融資和研發(fā)投入之間關(guān)系是十分必要的。本文研究結(jié)論發(fā)現(xiàn)我國企業(yè)負(fù)債融資對于研發(fā)投入有抑制作用；來自小地方的實(shí)際控制人可以緩解企業(yè)負(fù)債融資對研發(fā)投入的抑制作用，這種作用在實(shí)際控制人年齡較小一組更加明顯。

隨著國家“一帶一路”政策的展開，科技創(chuàng)新更成為了國家發(fā)展的要求。企業(yè)研發(fā)受到了各界的高度重視，本文通過研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)負(fù)債融資會抑制研發(fā)投入，而來自小地方的實(shí)際控制人可以緩解企業(yè)負(fù)債融資對于研發(fā)投入的抑制作用。企業(yè)在負(fù)債融資和研發(fā)投入決策時可以思考實(shí)際控制人籍貫特征對于企業(yè)的影響。