王一迪/文
供給側結構性改革是在我國整體經濟發(fā)展增速放緩的背景下提出的,企業(yè)要想提高競爭優(yōu)勢,就必須加強技術創(chuàng)新,在推動自身發(fā)展的同時也能帶動其他企業(yè),從而營造良好的行業(yè)創(chuàng)新氛圍。創(chuàng)業(yè)板上市公司作為中國新型市場下創(chuàng)新發(fā)展的代表,自身的發(fā)展關乎著建設創(chuàng)新型國家的質量,節(jié)能環(huán)保企業(yè)作為國家七大戰(zhàn)略性新興產業(yè)之首,需要依賴研發(fā)節(jié)能減排技術立足市場,但研發(fā)投入需要充足的現(xiàn)金流來支撐,其帶來的收益是不確定的。根據(jù)融資優(yōu)序理論,企業(yè)更傾向于選擇負債融資的方式,而研發(fā)技術保密性和時間期限使其更難籌集資金,負債融資限制企業(yè)研發(fā)投入。因此本文以創(chuàng)業(yè)板節(jié)能環(huán)保行業(yè)上市公司為研究對象,實證檢驗創(chuàng)業(yè)板節(jié)能環(huán)保上市公司負債規(guī)模和負債期限對企業(yè)研發(fā)投入的影響,實證檢驗結果可以幫助企業(yè)調整融資結構,減輕負債融資對研發(fā)投入的約束。
研發(fā)投入具有高風險、收益不確定等特點,站在債權人的角度來看,企業(yè)把通過負債融資方式獲得的資金進行研發(fā)投入,債權人只能擁有債務人到期償還本息的固定收益,無法享受企業(yè)進行研發(fā)投入活動所產生的收益,卻需要承擔進行研發(fā)投入活動所帶來的相應風險。因此為了維護自身權益,債權人通常會增加企業(yè)使用資金的限制性條款或者提高利率,這些舉措會增加企業(yè)的融資成本或者融資難度,為了維護企業(yè)發(fā)展的穩(wěn)定性,企業(yè)會更加謹慎地進行研發(fā)活動。因此,提出以下假設:
假設1:負債總體水平與創(chuàng)業(yè)板節(jié)能環(huán)保上市公司研發(fā)投入呈負相關關系。
短期負債要求企業(yè)在一年內償還本息,而企業(yè)研發(fā)活動需要的周期較長且無法計量收益,企業(yè)也需要保持一定的現(xiàn)金流動來維持日常經營活動,因此需要再次舉債來維持企業(yè)的穩(wěn)定,企業(yè)在承擔較高債務融資成本的同時還面臨經營的不確定性風險,因此本文認為短期負債與創(chuàng)業(yè)板節(jié)能環(huán)保企業(yè)研發(fā)投入存在負向效應。
長期債務具有還款時間長的特點,相較于短期債權人,長期債權人會更加關注企業(yè)的經營情況,會對企業(yè)的研發(fā)投入活動產生一定的影響,因此,提出以下假設:
假設2:短期負債和長期負債兩者都與創(chuàng)業(yè)板節(jié)能環(huán)保企業(yè)研發(fā)投入有負向效應。
本文以創(chuàng)業(yè)板節(jié)能環(huán)保上市公司為研究對象,按照以下標準對樣本進行篩選:①剔除上市時間小于1年的樣本;②剔除變量缺失值的樣本;③剔除ST、PT股票樣本。本文所使用的數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫,最終選取了46家上市公司作為研究對象,運用SPSS25.0軟件對208個數(shù)據(jù)樣本進行實證分析。
1.被解釋變量
本文的被解釋變量為研發(fā)投入,由于企業(yè)規(guī)模不一,直接用研發(fā)費用或研發(fā)投入強度來衡量企業(yè)的研發(fā)投入不夠科學,本文采用研發(fā)投入占營業(yè)收入的比重來衡量。
2.解釋變量
本文選用負債總體水平、期限作為解釋變量,資產負債率用于表示負債總體水平;負債期限分為短期負債和長期負債,短期負債用短期負債與總資產的比率來表示,長期負債用長期負債與總資產的比率表示。
3.控制變量
考慮到除了解釋變量會影響被解釋變量,還可能會有其他因素影響被解釋變量,因此本文選取企業(yè)成立年數(shù)和盈利能力作為控制變量進行研究。其中企業(yè)的盈利能力用總資產凈利率來衡量。
本文研究負債總體水平和負債期限對創(chuàng)業(yè)板節(jié)能環(huán)保上市公司研發(fā)投入的影響,一般來說,企業(yè)當期進行研發(fā)投資決策時,所需資金來源以及股東和債權人間的利益分配一般由期初融資結構決定。因此本文將解釋變量和控制變量均滯后一期,創(chuàng)業(yè)板節(jié)能環(huán)保企業(yè)負債融資與創(chuàng)新投入關系的基本模型如下:
模型1:
RDIit=α0+α1LEVit-1+α2ROAit-1+α3AGEit-1+ε
模型2:
RDIit=α0+α1SDit-1+α2LDit-1+α3ROAit-1+α4AGEit-1+ε
創(chuàng)業(yè)板節(jié)能環(huán)保企業(yè)創(chuàng)新投入最大值為0.2824,最小值為0.0014,平均值僅為0.0461,說明我國創(chuàng)業(yè)板節(jié)能環(huán)保企業(yè)平均創(chuàng)新投入強度偏低,而且企業(yè)之間也有較大差異,這或許與我國節(jié)能環(huán)保企業(yè)發(fā)展較晚、國家補貼政策不夠完善、融資不便利等有密切關系。創(chuàng)業(yè)板節(jié)能環(huán)保企業(yè)負債整體水平最大值為0.7460,最小值為0.0524,均值為0.3647;負債期限中,長期負債比率均值為0.0429,短期負債比率均值為0.3087,說明創(chuàng)業(yè)板節(jié)能環(huán)保企業(yè)在負債融資中偏好短期負債。
表1 總樣本描述性統(tǒng)計
為了驗證變量之間不存在多重共線性的問題,本文將樣本所有變量進行了相關性分析,結果如表2所示:
表2 總樣本變量相關性分析
在回歸分析前先檢驗模型是否存在多重共線性問題,從表中的數(shù)據(jù)我們可以看出,模型中自變量和因變量的相關系數(shù)總體較小,基本可以排除多重共線性問題。
表3 企業(yè)總負債比例/長短期債務對研發(fā)投入的影響
1.負債規(guī)模與研發(fā)投入
由上表的回歸結果我們可知,創(chuàng)業(yè)板節(jié)能環(huán)保公司負債總體水平與研發(fā)投入在1%的水平顯著負相關,兩者之間的回歸系數(shù)為-0.057,回歸結果與假設1一致,確實存在債權人不支持企業(yè)進行開發(fā)周期長、收益不確定的研發(fā)活動,企業(yè)負債融資在一定程度上抑制創(chuàng)新投入,負債規(guī)模較高的公司進行的投入研發(fā)活動較少。
2.負債期限與研發(fā)投入
短期負債比率與長期負債比率均與研發(fā)投入在1%的水平顯著負相關,回歸結果驗證了假設2,但短期負債比率回歸系數(shù)大于長期負債比率,說明短期負債對企業(yè)創(chuàng)新投入的負面影響更大。相較于短期負債,長期負債的特點更適合企業(yè)進行研發(fā)活動。
本文基于創(chuàng)業(yè)板節(jié)能環(huán)保企業(yè)2013—2018年披露的數(shù)據(jù),通過實證分析方法揭示負債融資和創(chuàng)新投入之間的內在聯(lián)系,從負債整體水平和負債期限兩方面展開研究,得出以下結論:①負債規(guī)模方面,負債整體水平會抑制企業(yè)的研發(fā)投入。②負債期限方面,短期負債對創(chuàng)業(yè)板節(jié)能環(huán)保企業(yè)研發(fā)投入更具有反向效應。
針對以上結論,提出如下建議:通過實證檢驗結果可以幫助創(chuàng)業(yè)板節(jié)能環(huán)保企業(yè)更加合理安排負債融資結構。①從企業(yè)的角度來看,應當及時準確地披露企業(yè)研發(fā)投入信息制度,減少企業(yè)與債權人之間存在的信息不對稱問題,獲取債權人的信任。針對負債期限問題調整企業(yè)融資結構,研發(fā)投入所需要的周期長,企業(yè)應該選擇長期負債作為研發(fā)資金,同時需要結合創(chuàng)業(yè)板節(jié)能環(huán)保企業(yè)自身實際融入資金,合理配置資金,為創(chuàng)新活動注入更多、成本更小的資源。②從政府角度看,創(chuàng)新的“外溢性”于政府而言對整個創(chuàng)新環(huán)境升級有著重要的催化作用。應該完善企業(yè)進行研發(fā)的基礎設施,拓寬企業(yè)融資渠道,發(fā)布相應的優(yōu)惠政策鼓勵企業(yè)研發(fā)投入,可充分發(fā)揮政府補助對研發(fā)投入的積極性作用,為企業(yè)構建綠色發(fā)展的創(chuàng)新環(huán)境,引導創(chuàng)業(yè)板節(jié)能能環(huán)保企業(yè)高效開展技術創(chuàng)新活動。