吳衛(wèi)華 萬迪昉

（1.中南財經(jīng)政法大學(xué)會計學(xué)院，湖北 武漢 430073；2.西安交通大學(xué)管理學(xué)院，陜西 西安 710049）

引言

高新技術(shù)中小企業(yè)作為創(chuàng)新主體，是我國經(jīng)濟發(fā)展的重要動力，在實現(xiàn)創(chuàng)新型國家戰(zhàn)略的過程中扮演至關(guān)重要的作用。然而，由于面臨信息不透明、缺乏有效抵押物、信用基礎(chǔ)設(shè)施落后等問題，我國高新技術(shù)中小企業(yè)在間接融資市場上普遍存在信貸配給問題(李志，2002)[29]，因而面臨較為嚴重的債務(wù)融資約束。為了解決這一問題，近年來國家特別強調(diào)新三板市場在中小企業(yè)融資中的重要性，同時支持并鼓勵擴大中小企業(yè)的債務(wù)融資品種和規(guī)模1，從而緩解中小企業(yè)融資難。

一般認為，高新技術(shù)中小企業(yè)的產(chǎn)品和服務(wù)主要依賴于科學(xué)技術(shù)知識，因此其投資主要表現(xiàn)為研發(fā)投入，融資也主要是為了投入創(chuàng)新研發(fā)以保持競爭力。但是與一般的資本支出相比，研發(fā)活動往往具有不確定性大、投入高、資金回報周期長等特點(鐘熙等，2019)[33]，研發(fā)過程中的高度不確定性導(dǎo)致了更高的信息不對稱程度，由此帶來的道德風(fēng)險會阻礙高新技術(shù)企業(yè)獲取包括債務(wù)融資在內(nèi)的外部融資以支持高風(fēng)險的研發(fā)活動(Levis和Tan，2016)[16]。為了緩解研發(fā)不確定性造成的融資約束，高新技術(shù)中小企業(yè)的管理者主動向投資者披露更多研發(fā)項目進展信息，可以增強債權(quán)投資者的信心。這是因為產(chǎn)品研發(fā)初期的成功率要低于后期階段，具有更大的失敗風(fēng)險。每當(dāng)項目進入到更加成功的階段時，新產(chǎn)品最終投產(chǎn)的概率就會顯著增強，此時研發(fā)的不確定性風(fēng)險將會大幅度降低，這種不確定性隨R&D項目進展信息披露而降低的程度，與產(chǎn)品研發(fā)成功率是成比例的(Xu, 2006)[25]。這不僅進一步保證了企業(yè)未來現(xiàn)金流，且研發(fā)資產(chǎn)抵押期望價值也越高，從而可以提高企業(yè)的債務(wù)融資水平。

目前有關(guān)中小企業(yè)研發(fā)與債務(wù)融資關(guān)系的研究主要停留在探討債務(wù)融資與研發(fā)活動特征及強制性研發(fā)信息披露行為的相互影響等方面(Wang和Thornhill, 2010; Hall和Lerner, 2010)[23][12]，鮮有涉及高新技術(shù)中小企業(yè)研發(fā)項目進展情況會對債務(wù)融資產(chǎn)生何種影響，以及項目進展情況會對研發(fā)投入和債務(wù)融資水平之間的關(guān)系產(chǎn)生何種影響?；谏鲜隹紤]，本文從我國新三板高新技術(shù)中小企業(yè)年報中披露的研發(fā)投入和研發(fā)項目進展情況出發(fā)，在考察企業(yè)研發(fā)投入對債務(wù)融資水平影響的基礎(chǔ)上，進一步檢驗研發(fā)項目進展對研發(fā)投入與債務(wù)融資水平之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。本文的貢獻在于：(1)豐富了中小企業(yè)研發(fā)投入與債務(wù)融資關(guān)系方面的實證研究成果。(2)提供了研發(fā)項目進展情況對研發(fā)投入和債務(wù)融資水平之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用的經(jīng)驗證據(jù)。這些將有助于我國資本市場監(jiān)管層和企業(yè)管理者深入理解相關(guān)研發(fā)信息對促進企業(yè)獲取債務(wù)融資的影響，從而制定合理的監(jiān)管政策和企業(yè)經(jīng)營決策。

文獻綜述

近年來，學(xué)者在研究企業(yè)研發(fā)投資與債務(wù)融資關(guān)系時，并不能得到統(tǒng)一的結(jié)論。以Williamson(1988)[24]為代表的資產(chǎn)專用性理論認為，企業(yè)研發(fā)形成的專用資產(chǎn)會增加債務(wù)融資的交易成本，因為研發(fā)投資越高，形成的專用資產(chǎn)越多，在清算價值不明確時，債務(wù)投資者將會要求更高的風(fēng)險溢價補償甚至拒絕向具有較高比例專用資產(chǎn)的企業(yè)借款，從而導(dǎo)致創(chuàng)新型企業(yè)難以獲取債務(wù)融資(O’Brien和Sasson, 2017)[20]。這一結(jié)論也得到了許多學(xué)者的經(jīng)驗證據(jù)支持。如Hall和Oriani(2006)[13]、周艷菊等(2014)[35]和鐘田麗等(2014)[32]的實證研究均發(fā)現(xiàn)高新技術(shù)企業(yè)更高的研發(fā)投入強度將會抑制負債融資水平。以Cyert和March(1963)[6]為代表的財務(wù)松弛理論則認為，企業(yè)處于低杠桿率的財務(wù)松弛狀態(tài)時更加有利于創(chuàng)新。研發(fā)活動往往具有風(fēng)險大、投入高、資金回報周期長等特點，有研發(fā)活動的企業(yè)難以獲得穩(wěn)定的現(xiàn)金流以償付到期的債務(wù)本息，因此為了保證研發(fā)活動的可持續(xù)性，高新技術(shù)中小企業(yè)會選擇降低負債水平(O’Brien,2003)[19]。

雖然大多數(shù)研究表明，企業(yè)進行過多的研發(fā)投資將降低其債務(wù)融資水平，但是以Ross(1977)[21]為代表的信號傳遞理論認為企業(yè)研發(fā)投資與其負債融資水平正相關(guān)。該理論認為，盈利期望高、發(fā)展前景好的高價值企業(yè)研發(fā)一旦成功，將獲得重要的成長機會和競爭優(yōu)勢，因此外部的債務(wù)投資者會將較高負債水平的公司視為盈利期望高，發(fā)展前景良好的信號而提升借款意愿，高價值企業(yè)為了有別于低價值企業(yè)，也傾向于進行更多債務(wù)融資。國內(nèi)外學(xué)者也為上述結(jié)論提供了經(jīng)驗證據(jù)，如Davidson和Brooks(2004)[9]利用多國企業(yè)樣本進行實證研究，發(fā)現(xiàn)雖然研發(fā)投資的信息不對稱會提高企業(yè)代理成本，但是研發(fā)投資可通過提升企業(yè)價值來提升償債能力，因而在高研發(fā)強度的企業(yè)，其資產(chǎn)負債率也高。溫軍等(2011)[30]則從債務(wù)異質(zhì)性視角出發(fā)，發(fā)現(xiàn)研發(fā)強度高的公司，銀行貸款在總債務(wù)中的占比也越高。

研發(fā)活動的高度不確定性可能導(dǎo)致企業(yè)難以獲得債務(wù)融資，那么企業(yè)的高負債水平又會對其創(chuàng)新研發(fā)行為產(chǎn)生何種影響？有學(xué)者針對這一問題進行了研究。Czarnitzki和Kraft(2009)[7]認為，債務(wù)融資因存在還本付息的硬約束，可以在信息不對稱情形下控制管理層行為。管理層為了避免因無法償還到期債務(wù)而導(dǎo)致的破產(chǎn)懲罰，將會減少過度消費，并將企業(yè)資金更多的分配到盈利性的投資項目而非研發(fā)項目。高負債率的企業(yè)面臨更緊的債務(wù)硬約束，這種現(xiàn)金流的不穩(wěn)定將使得管理層不愿在企業(yè)研發(fā)活動中投入更多資金。O’Brien(2003)[19]、Czarnitzki和Kraft(2009)[7]均通過實證研究發(fā)現(xiàn)高負債率的企業(yè)具有更低的研發(fā)投入水平或者創(chuàng)新產(chǎn)出水平。Arikawa等(2011)[3]則發(fā)現(xiàn)高杠桿企業(yè)的負債率進一步提高時會降低研發(fā)投入水平。

近年來，隨著研究的進一步深入，國內(nèi)外學(xué)者開始將視線轉(zhuǎn)移到探尋企業(yè)披露更多研發(fā)項目相關(guān)的信息時會對其債務(wù)融資產(chǎn)生何種影響上。根據(jù)預(yù)期理論，債務(wù)投資者對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的預(yù)期行為即是一種投資，而預(yù)期是否實現(xiàn)則取決于企業(yè)對創(chuàng)新行為和結(jié)果的披露程度，如果企業(yè)愿意主動向市場發(fā)布與技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)的信息，則表明企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新處于一個良好的階段，這將向市場釋放未來發(fā)展前景良好的信號，從而影響投資者的預(yù)期，增強其投資信心(韓鵬和岳園園，2016)[27]。此外，由于研發(fā)活動的高風(fēng)險和高度不確定，企業(yè)內(nèi)部管理層與包括債權(quán)人在內(nèi)的外部人之間存在較大的信息量差異(Ahmed和Falk，2006)[2]。在高度信息不對稱前提下，債務(wù)投資者只能通過披露的研發(fā)情況對企業(yè)的未來發(fā)展?fàn)顩r作出判斷。而由于創(chuàng)新能夠提升企業(yè)核心競爭力，為了使外部投資者了解企業(yè)的技術(shù)實力和核心競爭能力以及產(chǎn)品戰(zhàn)略，企業(yè)對外披露研發(fā)進展程度的相關(guān)信息將增加投資者的信賴，從而實現(xiàn)企業(yè)的外部融資需求(韓鵬和岳園園，2016)[27]。反之，若企業(yè)管理層不對外披露R&D項目進展等相關(guān)信息，將會向市場中的投資者傳遞一個壞信號(Dutta和Trueman，2002)[11]。上述理論結(jié)論也得到了經(jīng)驗證據(jù)的支持，如Botosan(1997)[5]的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)主動向市場披露更多的研發(fā)信息，將會吸引投資者注意，明顯降低企業(yè)的債務(wù)融資成本并提高企業(yè)融資能力。韓鵬和岳園園(2016)[27]發(fā)現(xiàn)，有融資需求的企業(yè)往往會主動向投資者披露更多有益于他們決策的內(nèi)容，包括企業(yè)的技術(shù)和產(chǎn)品研發(fā)進展情況。

綜上，目前學(xué)者們主要針對高新技術(shù)中小企業(yè)研發(fā)投入、研發(fā)項目進展情況和債務(wù)融資水平之間的兩兩關(guān)系進行研究。但是國內(nèi)外相關(guān)研究在理論和實證層面均存在一定的局限性：(1)目前關(guān)于企業(yè)研發(fā)投入與債務(wù)融資水平之間關(guān)系的研究尚無定論，且缺少內(nèi)生性角度的檢驗和分析；(2)目前對企業(yè)債務(wù)融資水平影響因素的研究，尚未深入到企業(yè)研發(fā)項目進展程度等自愿性披露內(nèi)容對企業(yè)融資結(jié)構(gòu)所產(chǎn)生的影響。以新三板高新技術(shù)中小企業(yè)作為研究樣本，用聯(lián)立方程模型綜合考慮研發(fā)投入、研發(fā)項目進展與債務(wù)融資水平的內(nèi)生性關(guān)系，可為新三板掛牌企業(yè)的信息披露及其債務(wù)融資策略提供參考依據(jù)，同時也為監(jiān)管部門做好政策指引提供一定借鑒。

理論分析與研究假設(shè)

一、R&D投入對債務(wù)融資水平的影響

金融市場存在摩擦，不完美金融市場中的投資者無法完全識別研發(fā)項目的投資價值并對投資風(fēng)險進行合理評估定價，因而在高新技術(shù)中小企業(yè)的研發(fā)活動中存在非常嚴重的信息不對稱問題(Aboody和Lev，2000)[1]。當(dāng)債權(quán)人無法根據(jù)足夠有效的信息(如企業(yè)研發(fā)投入、人員構(gòu)成和項目進展情況等)對企業(yè)的研發(fā)活動進行了解和有效監(jiān)督時，必然要求更高的風(fēng)險溢價，這無疑將降低企業(yè)的債務(wù)融資水平(Myers和Majluf，1984)[18]。其次，研發(fā)人員的薪酬占R&D支出的相當(dāng)比例，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)造的無形資產(chǎn)存在于研發(fā)人員人力資本中，當(dāng)企業(yè)投資中包含大量此類無形且不易觀察的資產(chǎn)時，債務(wù)融資的有效性大打折扣(Hall和Lerner，2010)[12]。再次，根據(jù)資產(chǎn)專用性理論，企業(yè)研發(fā)投資大部分形成的是專用資產(chǎn)，在不存在研發(fā)投資交易市場時，專用資產(chǎn)較差的流動性也會降低研發(fā)投資的抵押價值(Williamson，1988)[24]，而債權(quán)人往往更喜歡實物資產(chǎn)比例較高的企業(yè)而不愿借款給高研發(fā)強度的企業(yè)。最后，根據(jù)財務(wù)松弛理論，高風(fēng)險、高投入和回報周期長等研發(fā)活動特征會使企業(yè)難以獲得穩(wěn)定的現(xiàn)金流以償付到期的債務(wù)本息，為了讓企業(yè)財務(wù)處于松弛狀態(tài)，保證研發(fā)活動的可持續(xù)性，高新技術(shù)中小企業(yè)會選擇降低負債水平(O’Brien，2003)[19]。綜上，高新技術(shù)型中小企業(yè)提高研發(fā)投入將會降低其債務(wù)融資水平。由此本文提出假設(shè)H1：

假設(shè)H1：其他條件不變，高新技術(shù)中小企業(yè)加大研發(fā)投入會降低其債務(wù)融資水平。

二、R&D項目進展情況對債務(wù)融資水平的影響

從債權(quán)人角度而言，R&D活動通常投入較高且持續(xù)周期較長，出于債務(wù)回收安全的考慮，債權(quán)人通常會迫切要求了解R&D投入以及在研項目的進展?fàn)顩r。當(dāng)債權(quán)人無法了解企業(yè)的研發(fā)情況(包括R&D項目進展)而面臨更多不確定性時，便會要求更高的利率補償或在后續(xù)融資中削減借款額度(Myers和Majluf，1984)[18]，從而降低企業(yè)的債務(wù)融資水平。為了解決上述問題，周蘭和宋雁群(2011)[34]、姚靠華等(2013)[31]提出，管理層向外界透露更多關(guān)于企業(yè)R&D項目進展的信息，在向處于信息劣勢的債務(wù)投資者傳遞研發(fā)項目質(zhì)量信號的同時，也可讓債務(wù)投資者分擔(dān)部分研發(fā)項目風(fēng)險，因為此時債權(quán)人不僅對企業(yè)R&D活動有更詳細的了解，還會對債務(wù)安全有更強的信心，這無疑有利于R&D項目進展順利的企業(yè)。另一方面，企業(yè)研發(fā)項目進展越順利意味著新產(chǎn)品將更接近投放市場并獲利，進而反映為優(yōu)秀的財務(wù)績效，增強企業(yè)債務(wù)償還能力，提高企業(yè)債務(wù)融資水平。韓鵬和岳園園(2016)[27]認為，債務(wù)投資者對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的預(yù)期行為即是一種投資，當(dāng)企業(yè)研發(fā)項目進展越順利時，會增強資本市場看好該企業(yè)未來發(fā)展前景的預(yù)期，從而愿意向高研發(fā)企業(yè)借款，提高企業(yè)債務(wù)融資水平。由上述分析可知，高新技術(shù)中小企業(yè)披露R&D項目進展信息，企業(yè)處于更接近投產(chǎn)的階段，將增強債權(quán)投資者對高新技術(shù)中小企業(yè)的投資信心，提高企業(yè)的債務(wù)融資水平。由此本文提出假設(shè)H2：

假設(shè)H2：其他條件不變，高新技術(shù)中小企業(yè)的研發(fā)項目進展越成功，則企業(yè)的債務(wù)融資水平越高。

三、R&D項目進展對R&D投入和債務(wù)融資水平之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

高新技術(shù)中小企業(yè)管理者向投資者適當(dāng)披露研發(fā)項目信息，可以降低投資者面臨的不確定性，增強債權(quán)投資者的信心。Dimasi(1995)[10]對36家美國制藥企業(yè)的新藥研發(fā)情況進行統(tǒng)計后發(fā)現(xiàn)，一項新藥品能否研發(fā)成功，從本質(zhì)上而言即具有相當(dāng)大的不確定性。對于特定的研發(fā)項目而言，初期階段的新產(chǎn)品研發(fā)成功率要低于后期階段，因此處于研發(fā)初級階段的產(chǎn)品相較于已處于研發(fā)后期的產(chǎn)品具有更大的失敗風(fēng)險。對于新藥品研發(fā)而言，每當(dāng)項目進展更加順利時，新藥品最終通過批準并投產(chǎn)的概率就會顯著增強，此時新藥研發(fā)的不確定性風(fēng)險將會大幅度降低，這不僅進一步保證了未來現(xiàn)金流收益，且研發(fā)資產(chǎn)抵押的期望價值也越高。Xu(2006)[25]認為，當(dāng)R&D項目達到一個比早期產(chǎn)品發(fā)展階段更為先進的階段時，未來收益的不確定性將降低。這種不確定性隨R&D進展信息的披露而降低的程度，與隨R&D過程而不斷增長的產(chǎn)品研發(fā)成功率是成比例的，這種R&D項目不確定性的變化模式，將為資本市場投資者提供參考。Jones(2007)[15]發(fā)現(xiàn)R&D項目發(fā)展階段信息的披露水平越高，則分析師對下一年的銷售預(yù)測誤差越??；在研R&D項目和R&D發(fā)展階段的信息披露越多，項目進展越順利，則分析師下一年的盈利預(yù)測誤差越小，說明R&D項目進展降低了R&D項目的不確定性。姚靠華等(2013)[31]以我國創(chuàng)業(yè)板高新技術(shù)企業(yè)為研究樣本，發(fā)現(xiàn)R&D投入和R&D項目進展與系統(tǒng)性風(fēng)險相關(guān)，R&D項目進展越順利的企業(yè)，其R&D投入與衡量系統(tǒng)性風(fēng)險的股價波動之間的正相關(guān)關(guān)系越弱，即新產(chǎn)品研發(fā)進入到更為成熟階段時，投資者對企業(yè)R&D投資的信心也會增強。從上述分析可以得知，雖然企業(yè)加大R&D投入會降低債權(quán)投資者的積極性，降低企業(yè)的負債融資水平，但是當(dāng)管理層披露研發(fā)項目處于更為成功的進展階段時，外部債權(quán)投資者在了解項目進展順利而不確定性降低的情形下，將提升對該企業(yè)進行債務(wù)投資的信心，此時企業(yè)的負債水平將會提高。綜上所述，本文提出了如下假設(shè)：

假設(shè)H3：其他條件不變的情況下，研發(fā)項目進展越成功，則研發(fā)投入強度對企業(yè)負債融資水平的負向影響將越弱。

為了更清晰地展示本文的邏輯假設(shè)，上述各假設(shè)之間的邏輯關(guān)系如圖1所示。

研究設(shè)計

一、樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇2013年12月31日前在全國中小企業(yè)股份轉(zhuǎn)讓系統(tǒng)(即新三板)掛牌且披露了2010～2013年研發(fā)信息并獲得高新技術(shù)企業(yè)認證證書的企業(yè)作為研究對象。之所以選擇2013年12月31日之前掛牌的企業(yè)，主要是因為本文以高新技術(shù)型中小企業(yè)作為研究對象，而國務(wù)院于2013年12月14日公布的《關(guān)于全國中小企業(yè)股份轉(zhuǎn)讓系統(tǒng)有關(guān)問題的決定》中明確提出只要我國境內(nèi)符合條件的股份公司均可在新三板掛牌，實際上將新三板擴容至全國范圍，而擴容之后有相當(dāng)部分并非高新技術(shù)型中小企業(yè)。

圖1 各研究假設(shè)之間的邏輯關(guān)系

本文研發(fā)投入強度、企業(yè)負債數(shù)據(jù)和相關(guān)控制變量數(shù)據(jù)均來自于Wind資訊金融終端數(shù)據(jù)庫，研發(fā)項目進展數(shù)據(jù)通過手工查閱巨靈財經(jīng)金融服務(wù)平臺所披露的新三板公司年報獲得。通過對數(shù)據(jù)的整理并剔除R&D費用數(shù)據(jù)和R&D項目進展數(shù)據(jù)缺失的樣本后，共得到256個同時披露了R&D項目進展和R&D費用數(shù)據(jù)的非平衡面板數(shù)據(jù)樣本。其中，2010年26個研究樣本，2011年40個，2012年87個，2013年為103個研究樣本。

二、變量說明

1.因變量

一般而言，企業(yè)進行債務(wù)融資主要體現(xiàn)在其負債率上，因此本文借鑒李增泉等(2008)[28]等人研究債務(wù)融資水平所采用的度量方式，引入總資產(chǎn)負債率=企業(yè)負債總額/資產(chǎn)總額度量公司的債務(wù)融資水平。

2.自變量

目前國內(nèi)關(guān)于R&D投入的研究中，大都采用R&D支出費用占營業(yè)收入的比重來度量公司的研發(fā)投入(陳守明等，2012)[26]，本文同樣沿用國內(nèi)的通行做法。本文借鑒姚靠華等(2013)[31]的處理方式，將R&D項目是否已經(jīng)進入批量制造生產(chǎn)和市場應(yīng)用作為區(qū)分標(biāo)準，將研發(fā)項目進展按兩大類進行分組處理。其中第一類指的是在年報里出現(xiàn)研究、設(shè)計、樣本制造或樣本試制階段等關(guān)鍵詞的項目，計算該年出現(xiàn)第一類關(guān)鍵詞的項目總數(shù)量，記為Fir；第二類是指在年報中出現(xiàn)小批量、大批量生產(chǎn)、市場推廣或應(yīng)用階段等關(guān)鍵詞的項目，計算該年出現(xiàn)第二類關(guān)鍵詞的項目總數(shù)量，記為Sec。顯然，處于Sec階段的項目，其R&D項目進展更為順利；Sec階段的項目數(shù)量越多，表明企業(yè)研發(fā)活動更為成功。

表1 變量定義

3.控制變量

根據(jù)Arikawa(2011)[3]等人的研究，選擇企業(yè)規(guī)模(Size)、年齡(Age)、公司業(yè)績(Roa)、總資產(chǎn)增長率(Tagr)和固定資產(chǎn)比例(Fixar)以及年度(Year)和行業(yè)(Industry)作為控制變量。上述研究變量的具體定義如表1所示。

三、回歸模型

一般而言，在持續(xù)經(jīng)營情況下，企業(yè)會在會計分期基礎(chǔ)上按會計年度編制和實施投融資及經(jīng)營預(yù)算，為此本文將企業(yè)過去的經(jīng)營行為對后期經(jīng)營的影響抽象表述為滯后一期(第t-1期)對當(dāng)期(第t期)的影響，設(shè)計相關(guān)計量模型并驗證本文假設(shè)。計量回歸模型設(shè)計如下：

上述模型中，Drt代表第t期企業(yè)報告的資產(chǎn)負債率，Rdrt-1為企業(yè)所披露的滯后一期(即第t-1期)的研發(fā)投入強度；Firt-1和Sect-1分別表示企業(yè)所披露的滯后一期的處于第一階段和第二階段的研發(fā)項目數(shù)量。本文采用分層回歸模型來說明R&D投入強度與公司負債融資水平之間的關(guān)系，并檢驗R&D項目進展對上述關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。具體而言，在上述回歸模型中，第一層次的回歸放入Size，Age，Roa，Tagr，F(xiàn)ixar，Year和Industry變量等影響企業(yè)債務(wù)融資水平的因素作為控制變量，以考察這些因素對于公司負債水平的綜合解釋力；第二層回歸中進一步引入Rdrt-1，F(xiàn)irt-1和Sect-1，在控制其他變量影響的基礎(chǔ)上，檢驗R&D投入強度和R&D項目進展是否顯著影響公司負債水平，并通過觀察R2的變化量ΔR2來檢驗上述變量是否顯著增強了回歸模型的解釋力；第三層次的回歸中，加入Rdrt-1分別與Firt-1和Sect-1相乘所得到的交乘項，然后對加入交乘項所引起的ΔR2進行顯著性檢驗，以此來判斷加入交乘項是否能夠增強模型的解釋力，從而觀察到R&D項目進展是否產(chǎn)生了顯著的調(diào)節(jié)作用。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計分析

實證結(jié)果與分析

一、描述性統(tǒng)計分析

主要變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。從描述性統(tǒng)計結(jié)果可以看出，我國新三板高新技術(shù)型中小企業(yè)的平均負債率為0.354，而2010～2014年我國A股市場上市公司的平均負債水平為45.05%2，可見新三板掛牌企業(yè)的債務(wù)融資水平要遠低于主板和二板市場，目前處于一個較低的負債水平；從R&D投入強度來看，Rdr均值為7.40%，而根據(jù)Hall和Oriani(2006)[13]對發(fā)達國家企業(yè)研發(fā)投入強度的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，美、德、法、英國的企業(yè)平均R&D投入分別為4.9%、4.5%、4.2%和2.9%，說明我國新三板掛牌企業(yè)的平均R&D投入強度要遠高于西方發(fā)達國家。此外，對Wind金融終端披露的研發(fā)費用數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計計算，得到2010～2014年我國A股市場披露了研發(fā)費用的上市公司的平均R&D投入強度為3.8%，其中創(chuàng)業(yè)板R&D投入強度均值為6.73%。

從上述統(tǒng)計數(shù)據(jù)可知，新三板掛牌企業(yè)的平均R&D投入強度不僅遠高于西方主要發(fā)達國家，也遠高于我國主板市場的大中型工業(yè)企業(yè)。不僅如此，即使與強調(diào)創(chuàng)新的創(chuàng)業(yè)板企業(yè)相比，新三板掛牌高新技術(shù)型中小企業(yè)的平均R&D投入強度也要高0.67個百分點。從研發(fā)項目進展數(shù)據(jù)來看，披露了R&D項目進展的新三板掛牌企業(yè)，處于第一階段的平均項目數(shù)量為2.82個，標(biāo)準差為4.72個；處于第二階段的平均項目數(shù)量為1.965個，而標(biāo)準差為2.445個，說明處于研究、設(shè)計和樣本制造階段的研發(fā)項目較多，處于批量生產(chǎn)制造階段的研發(fā)項目較少，且不同企業(yè)間的研發(fā)項目進展差異較大。

二、回歸結(jié)果分析

分層回歸結(jié)果如表3所示。一般而言，對面板數(shù)據(jù)的處理主要運用混合最小二乘法、固定效應(yīng)或隨機效應(yīng)模型。為此，本文運用Hausman檢驗確定合適的回歸方法。Hausman檢驗結(jié)果顯示，樣本個體差異在1%的統(tǒng)計水平上顯著不為0(P=0.006)，因此本文選擇使用固定效應(yīng)模型進行回歸分析(欄目A)。此外，由于國內(nèi)外關(guān)于研發(fā)問題的相關(guān)研究大多基于橫截面數(shù)據(jù)進行回歸分析，為了與前人研究進行對比，本文同時報告了混合最小二乘回歸結(jié)果(欄目B)。

表3 固定效應(yīng)和混合最小二乘回歸結(jié)果

表3中所有方程的F值均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，說明不管是用固定效應(yīng)模型還是混合最小二乘法進行回歸，所有模型的整體效果均顯著；從所有回歸模型的調(diào)整R2來看，R&D投入強度對公司債務(wù)融資水平具有較強的解釋力。為了檢驗分層回歸中新加入的變量是否明顯提高了回歸模型的解釋力，本文對新加入變量所帶來的R2做了F檢驗，發(fā)現(xiàn)每層回歸中新加入變量之后，模型的R2變化均顯著。

具體地，欄目A的固定效應(yīng)回歸(2)、(3)和(4)中，滯后一期的R&D投入強度變量Rdrt-1系數(shù)均在10%的統(tǒng)計水平上顯著為負，而在欄目B混合最小二乘回歸(6)和(8)中Rdrt-1系數(shù)在5%統(tǒng)計水平上顯著為負，回歸(7)中的Rdrt-1系數(shù)則在10%的統(tǒng)計水平上顯著為負。此結(jié)果說明隨著企業(yè)R&D投入強度的提高，企業(yè)后期的債務(wù)融資水平會下降。該結(jié)論支持了假設(shè)H1。新三板高新技術(shù)型中小企業(yè)加大R&D投入將會給債權(quán)投資者傳遞企業(yè)不確定性增加的信號，由此所帶來的高風(fēng)險問題會影響企業(yè)的債務(wù)融資水平。如何緩解R&D投入強度過高對債務(wù)融資能力的影響，需要進一步降低債權(quán)投資者對R&D項目信息的劣勢，降低研發(fā)活動的不確定性和投資風(fēng)險。為此，接下來本文將引入滯后一期的R&D項目進展變量Firt-1和Sect-1做進一步分析。

在回歸(3)和(7)中將反映R&D項目進展的變量Firt-1和Sect-1引入到回歸模型中。可發(fā)現(xiàn)回歸(3)和(7)仍然在1%的置信水平上顯著，而R2的變化也是顯著的(回歸3中ΔR2=0.219，P＜0.1；回歸7中ΔR2=0.01，P＜0.1)，說明加入Firt-1和Sect-1后回歸模型的解釋力顯著增強。從Firt-1和Sect-1的系數(shù)來看，回歸(3)和(7)中Firt-1的回歸系數(shù)雖然并未達到傳統(tǒng)上10%的顯著性水平，但是該系數(shù)均為正且t值分別為1.22和1.3，這可能是因為處于第一階段即研發(fā)初期的R&D項目仍然充滿不確定性和較大風(fēng)險，因此對促進企業(yè)提升債務(wù)融資水平上并不明顯；而Sect-1的回歸系數(shù)則均在10%的統(tǒng)計水平上顯著為正，說明處于第二階段的R&D項目越多，越能促進債務(wù)融資

上述結(jié)果基本上可以認為R&D項目進展與負債水平正相關(guān)，說明企業(yè)披露的處于量產(chǎn)上市階段的R&D項目數(shù)量越多，研發(fā)項目的進展越成功，因R&D所帶來的不確定性將降低，投資風(fēng)險越小，此信息傳遞給債權(quán)投資者將越有利于企業(yè)提升債務(wù)融資水平。該結(jié)論驗證了假設(shè)H2。企業(yè)披露更多關(guān)于R&D項目的信息，接近量產(chǎn)上市階段的R&D項目越多，將會減弱債權(quán)投資者的信息劣勢，降低投資者風(fēng)險，有利于企業(yè)提升債務(wù)融資水平。更進一步地，回歸(4)和(8)中引入交乘項Rdrt-1·Firt-1和Rdrt-1·Sec，用以檢驗R&D項目進展對R&D投入強度和債務(wù)融資水平之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明，回歸(4)和(8)中Rdrt-1·Firt-1的系數(shù)均不顯著，但是Rdrt-1·Sec的系數(shù)均在10%的統(tǒng)計水平上顯著為正(回歸4中β=0.365，P＜0.1；回歸8中β=0.111，P＜0.1)，說明第二階段(即進入批量生產(chǎn)或市場推廣階段)項目數(shù)量會影響R&D投入強度與當(dāng)期負債率之間的關(guān)系。具體表現(xiàn)為滯后一期的第二階段項目數(shù)量會弱化滯后一期的R&D投入強度與當(dāng)期負債率之間負相關(guān)關(guān)系，Sect-1能夠?qū)&D投入強度和負債水平之間的負相關(guān)關(guān)系起到顯著的負向調(diào)節(jié)作用?；貧w(4)和(8)的結(jié)果基本支持了假設(shè)H3。

上述結(jié)果表明，其他條件相同的情況下，高新技術(shù)中小企業(yè)R&D項目進展情況越順利，接近于產(chǎn)品成功投產(chǎn)上市的研發(fā)項目越多，則R&D投資的高度不確定性和高風(fēng)險問題對債務(wù)融資帶來的負面影響將會越弱。同時，由于產(chǎn)品的研制成功并投產(chǎn)上市，因無形資產(chǎn)占比過高帶來的企業(yè)難以獲取債務(wù)融資的情況也會有所改觀，債權(quán)投資者將會更愿意投資R&D項目進展順利的企業(yè)，從而提升企業(yè)債務(wù)融資水平。

三、穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性問題

David等(2008)[8]認為，研發(fā)資產(chǎn)的專用性、研發(fā)投資的不確定性和弱專屬性使得研發(fā)活動難以通過債務(wù)融資方式獲取所需資金。Belin等(2009)[4]的實證研究結(jié)果也發(fā)現(xiàn)增大R&D投入會帶來較低的銀行債務(wù)或資產(chǎn)負債率，同時在整體債務(wù)中銀行貸款占比也會隨之下降。而Arikawa等(2011)[3]發(fā)現(xiàn)進一步提高高杠桿企業(yè)的負債率會降低其R&D投入水平，但是對于低負債公司而言，債務(wù)融資對R&D的負面影響并不明顯。上述研究說明，企業(yè)的高研發(fā)投入會降低其負債融資水平的同時，高負債融資水平也可能會限制其R&D投入強度，即R&D投入與債務(wù)融資之間存在互為因果的內(nèi)生性問題。雖然本文在模型設(shè)定時參照Hirukawa和Ueda(2011)[14]處理機構(gòu)投資者持股比例與企業(yè)R&D投入水平之間內(nèi)生性問題時所采用的解決辦法，用滯后一期的R&D投入強度來對內(nèi)生性問題進行處理。但是由于本文的研究期限較短，且許多公司未披露R&D研發(fā)和項目進展數(shù)據(jù)，出現(xiàn)大量缺失值，對回歸結(jié)果的穩(wěn)健性有一定影響。因此本文構(gòu)建了由模型(2)和(3)構(gòu)成的聯(lián)立方程進行穩(wěn)健性檢驗。

表4 R&D投入強度與企業(yè)負債水平之間的交互關(guān)系及聯(lián)立方程回歸結(jié)果

上述聯(lián)立方程中，模型(2)根據(jù)企業(yè)負債水平的影響因素選擇Size，Age，Roa，F(xiàn)ixar和Tagr作為控制變量。Mukherjee等(2014)[17]認為企業(yè)可以很容易降低其研發(fā)投入，但是在創(chuàng)新研發(fā)過程中所積累的勞動、知識以及技能需要較長時間。因此，研發(fā)人員作為實施創(chuàng)新勞動、掌握研發(fā)知識和相關(guān)技能的主體，是決定R&D投入水平的重要因素，但是研發(fā)人員并不直接影響企業(yè)的債務(wù)融資水平。因此，本文手工搜集研發(fā)或技術(shù)人員占總員工的比例Hr和本科以上學(xué)歷人員占總員工比例Bacr作為工具變量。模型(3)根據(jù)企業(yè)研發(fā)投入的影響因素選擇Size，Age，Roa，F(xiàn)ixar，Hr和Bacr作為控制變量，其中Year為年度虛擬變量，Industry為行業(yè)虛擬變量，ξ和η為殘差項。

為了進一步驗證高新技術(shù)中小企業(yè)的研發(fā)投入強度與債務(wù)融資水平之間的交互影響，表4中欄目A展示了企業(yè)債務(wù)融資水平對研發(fā)投入強度影響的估計結(jié)果。然后在穩(wěn)健性檢驗中，本文首先使用兩階段最小二乘法(2SLS)對研發(fā)投入、研發(fā)項目進展和債務(wù)融資水平之間的關(guān)系進行估計，然后再使用三階段最小二乘法(3SLS)進行估計。估計結(jié)果如表4中的欄目B和欄目C所示，其中欄目B和欄目C分別列示2SLS回歸和3SLS回歸結(jié)果。

欄目A回歸(1)中的OLS結(jié)果顯示，滯后一期的債務(wù)融資水平的回歸系數(shù)為-0.042且在10%的統(tǒng)計水平上顯著，表明企業(yè)上一期的債務(wù)融資水平越高，則本期的研發(fā)投入強度越低，說明企業(yè)提高負債融資水平會增強債務(wù)硬約束，從而顯著抑制企業(yè)進一步擴大研發(fā)投資。結(jié)合表3回歸(1)和回歸(5)的結(jié)果進行分析，可知高新技術(shù)中小企業(yè)的研發(fā)投入與債務(wù)融資水平之間存在顯著的交互影響。

欄目B回歸(2)中的2SLS結(jié)果顯示，滯后一期的R&D投入強度的回歸系數(shù)為-0.579且在10%的統(tǒng)計水平上顯著，企業(yè)披露的R&D投入強度越大，則債務(wù)融資水平越低，說明企業(yè)過高的R&D投入水平會帶來更大的不確定性和風(fēng)險，會降低企業(yè)的負債率，該結(jié)果進一步支持了假設(shè)H1。從回歸(2)中反映R&D項目進展的Firt-1和Sect-1回歸系數(shù)來看，F(xiàn)irt-1系數(shù)雖然為正，但是不顯著；而Sect-1系數(shù)則在10%統(tǒng)計水平上顯著為正，說明披露的R&D項目進展信息中，處于第一階段的R&D項目數(shù)量不能顯著影響企業(yè)的負債融資水平，而處于更成功的第二階段的R&D項目數(shù)量越多，則因為信息不對稱程度和研發(fā)風(fēng)險的進一步降低，債權(quán)投資者更愿意進行投資，從而提高企業(yè)負債融資水平，因此進一步支持了假設(shè)H2。欄目B回歸(3)的2SLS顯示，滯后一期的債務(wù)融資水平的回歸系數(shù)為-0.066且在5%的統(tǒng)計水平上顯著，進一步證實了研發(fā)投入與債務(wù)融資水平之間存在交互影響，高負債率會導(dǎo)致企業(yè)不愿進行更多的研發(fā)投資。

考慮到2SLS估計法屬于單方程有限信息估計，而3SLS估計法則屬于系統(tǒng)性估計方法，估計過程中同時納入所有方程，因此可糾正回歸模型中的自相關(guān)及異方差問題。欄目C同時報告了模型(2)和(3)所組成的聯(lián)立方程的3SLS回歸結(jié)果。從欄目C中回歸(4)和回歸(5)的結(jié)果來看，該3SLS估計結(jié)果與回歸(2)和回歸(3)中的2SLS估計結(jié)果基本一致，說明假設(shè)H1和H2也得到了3SLS估計結(jié)果的支持，同時進一步證實研發(fā)投入與債務(wù)融資水平之間存在交互影響。

2.其他穩(wěn)健性檢驗

除了運用2SLS和3SLS估計法進行穩(wěn)健性檢驗，本文還采用了其他方法做了進一步的檢驗。為了控制異常值的影響，本文對主要變量Dr、Rdr、Fir和Sec均進行了P=0.01和P=0.05的縮尾(winsorize)處理，構(gòu)建新的變量，然后分別使用混合最小二乘法和固定效應(yīng)模型重新進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)回歸結(jié)果與表3中的結(jié)果不存在顯著差異，結(jié)果表明在控制異常值影響之后，本文的結(jié)論仍然成立。此外，R&D投入強度除了用R&D支出費用占營業(yè)收入的比重來度量，還可以用R&D支出費用占總資產(chǎn)的比重來衡量(Seifert和Gonenc，2012)[22]。因此，在穩(wěn)健性檢驗中，本文構(gòu)建R&D投入占總資產(chǎn)比例(Rdar)=R&D支出費用/總資產(chǎn)，并用此變量代替Rdr進行回歸，得到的回歸結(jié)果與表3中的結(jié)果一致，進一步證明了本文的假設(shè)。限于文章篇幅，本文不再另行報告回歸結(jié)果。

結(jié)論

本文利用2010～2013年新三板掛牌高新技術(shù)型中小企業(yè)數(shù)據(jù)，研究了我國高新技術(shù)型中小企業(yè)研發(fā)投入、研發(fā)項目進展對負債融資水平的影響。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)高新技術(shù)中小企業(yè)加大研發(fā)投入會降低其債務(wù)融資水平。高新技術(shù)型中小企業(yè)的研發(fā)具有高風(fēng)險和高度不確定性，加大R&D投入會向債權(quán)投資者傳遞投資風(fēng)險增大的信息，從而降低債權(quán)投資者的積極性，進而降低企業(yè)的債務(wù)融資水平；(2)R&D項目進展越順利，則高新技術(shù)中小企業(yè)的債務(wù)融資水平越高。R&D項目進展情況反映研發(fā)項目進展是否順利，也決定了研發(fā)投資是否接近成功并實現(xiàn)收益。處于更成功階段的研發(fā)項目越多，將向投資者傳遞積極的信號，投資者面臨的不確定性和風(fēng)險將會大大降低，從而愿意進行投資，提高企業(yè)債務(wù)融資水平；(3)R&D項目進展能夠負向調(diào)節(jié)R&D投入與債務(wù)融資水平之間的負相關(guān)關(guān)系，緩解過高的R&D投入對企業(yè)債務(wù)融資水平的負面影響。企業(yè)披露的研發(fā)相關(guān)信息越多，市場投資者越能了解企業(yè)的經(jīng)營狀況，從而降低其信息劣勢。雖然提高研發(fā)投入水平會帶來更大的不確定性和風(fēng)險并降低企業(yè)負債率，但是若同時披露的R&D項目進展越順利，則高R&D投入所引起的不確定性風(fēng)險增加所引起的債務(wù)融資水平的降低程度將被R&D項目的成功所帶來的債務(wù)融資水平的提高程度所抵消，從而有利于企業(yè)提高其負債融資水平。

高新技術(shù)中小企業(yè)融資難的根本原因在于研發(fā)項目的高度不確定性等原因增加了雙方的信息不對稱。為了在內(nèi)部融資不足且權(quán)益融資門檻過高的前提下提升企業(yè)直接債務(wù)融資水平，需要解決研發(fā)收益的不確定性所帶來的債務(wù)投資者投資信心不足問題。企業(yè)單純提高研發(fā)支出并不利于其通過債務(wù)融資緩解融資難，但是企業(yè)在提高研發(fā)投入的同時向債務(wù)投資者適當(dāng)披露研發(fā)項目的進展情況，將會讓債權(quán)投資者更多了解企業(yè)的經(jīng)營狀況，可以讓投資者對投資風(fēng)險有更清晰的認識，從而降低雙方之間的信息不對稱。而研發(fā)項目進展越順利，新產(chǎn)品越接近批量投產(chǎn)的狀態(tài)，則債務(wù)投資者對企業(yè)研發(fā)成功的信心越強，越能在一定程度上抵消高研發(fā)投入對負債融資的不利影響，從而緩解我國高新技術(shù)中小企業(yè)的債務(wù)融資約束，促進我國中小企業(yè)的創(chuàng)新。

注釋

1.中國證監(jiān)會2015年1月15日施行《公司債券發(fā)行與交易管理辦法》，第一次明確符合條件的企業(yè)可以在新三板公開、非公開發(fā)行公司債券；2017年7月4日施行的《中國證監(jiān)會關(guān)于開展創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)公司債券試點的指導(dǎo)意見》則提出要重點支持新三板“創(chuàng)新層”掛牌公司發(fā)行創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)公司債。

2.數(shù)據(jù)來源：根據(jù)Wind資訊金融終端數(shù)據(jù)庫整理而來。數(shù)據(jù)計算過程中已按證監(jiān)會一級行業(yè)進行分類，并剔除了金融類公司樣本。