[摘 要]文章利用中國制造業(yè)上市公司面板數(shù)據(jù)，檢驗制造業(yè)企業(yè)研發(fā)活動的融資約束，并從融資結(jié)構(gòu)角度分析研發(fā)投入融資約束成因。研究發(fā)現(xiàn)：制造業(yè)上市公司的研發(fā)投入活動普遍存在融資約束。進一步分析發(fā)現(xiàn)，外源融資渠道受阻是融資約束的重要成因，因此內(nèi)源融資成為企業(yè)研發(fā)投入的主要資金來源。聚焦到創(chuàng)新活躍的高技術(shù)領(lǐng)域，高技術(shù)企業(yè)研發(fā)活動的融資約束相對一般企業(yè)更嚴重，并呈現(xiàn)出明顯的外源融資依賴性。

[關(guān)鍵詞]融資約束;研發(fā)投入;融資結(jié)構(gòu);制造業(yè);高技術(shù)企業(yè)

[中圖分類號]F273.1;F062.4[文獻標識碼]A[文章編號]1673-0461（2020）10-0047-07

研發(fā)活動是自主創(chuàng)新的源泉，企業(yè)是研發(fā)投入的主體。當(dāng)前我國研發(fā)投入規(guī)模和強度持續(xù)上升，《2018年全國科技經(jīng)費投入統(tǒng)計公報》顯示，2018年我國R&D投入總量達到了1.9萬億元，R&D投入強度穩(wěn)步提升至2.19%，連續(xù)5年超過2%;企業(yè)在研發(fā)投入中持續(xù)占主導(dǎo)地位，企業(yè)、政府屬研究機構(gòu)、高等學(xué)校R&D經(jīng)費支出所占比重分別為77.4 %、13.7%和7.4%。盡管我國創(chuàng)新能力實現(xiàn)了跨越擴越式提高，但與發(fā)達國家相比差距很大，制造業(yè)企業(yè)“大而不強”。2017年美國、日本和德國研發(fā)強度分別為2.79%、3.20%和3.02%，韓國更是高達4.55%，遠高于中國（2.13%）。我國世界一流創(chuàng)新型企業(yè)遠遠落后，2017年全球研發(fā)排名前100名企業(yè)，美國擁有36家高居榜首，中國僅有華為、阿里巴巴、中興等7家企業(yè)上榜[1]。學(xué)者利用世界101個國家1.8萬多家企業(yè)數(shù)據(jù)對比研究發(fā)現(xiàn)，全球研發(fā)活動是由發(fā)達國家跨國公司主導(dǎo)，中國頂級企業(yè)研發(fā)能力落后，缺乏核心創(chuàng)新型企業(yè)支撐[2]。

融資約束是制約我國制造業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的重要瓶頸之一。一方面，在自由競爭市場中研發(fā)融資本身就是個難題。這是由于創(chuàng)新活動存在明顯溢出效應(yīng)，帶來外部性等市場失靈。加上技術(shù)創(chuàng)新風(fēng)險較高、收益不確定性大。研發(fā)成果難以快速商業(yè)化，缺乏穩(wěn)定現(xiàn)金流，往往需要數(shù)年持續(xù)投資等特點，因此內(nèi)源融資因為企業(yè)經(jīng)營而呈現(xiàn)波動，難以為研發(fā)投入提供穩(wěn)定現(xiàn)金流[3]。另一方面，研發(fā)活動是知識生產(chǎn)過程，難以形成有效貸款抵押物。加上外部金融體系不完善等因素，企業(yè)進行外源融資面臨各種壁壘與歧視[4]。綜上，研發(fā)活動面臨著較大融資約束，導(dǎo)致不得不放棄優(yōu)質(zhì)創(chuàng)新項目，造成研發(fā)投資偏離最優(yōu)水平。

實施制造強國戰(zhàn)略與建設(shè)創(chuàng)新型國家是我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的必然要求。隨著我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，金融發(fā)展基本矛盾轉(zhuǎn)變?yōu)榻鹑谟行Ч┙o不足的結(jié)構(gòu)性失衡[5] 。為增強制造業(yè)競爭優(yōu)勢與創(chuàng)新能力，要從緩解制造業(yè)企業(yè)融資約束，提升金融服務(wù)創(chuàng)新能力著手。因此，本文在已有研究基礎(chǔ)上，關(guān)注制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新融資問題，將在資本市場開展融資活動的上市公司作為研究對象，重點分析融資約束對研發(fā)投入的影響。

一、理論分析與研究假設(shè)

融資約束是指由于不對稱信息、代理成本等市場不完備因素，企業(yè)內(nèi)部融資與外部融資成本存在差異，導(dǎo)致企業(yè)難以獲得足額融資。企業(yè)研發(fā)投入普遍面臨融資約束，這既包括外部市場失靈帶來的普遍性融資約束，也有研發(fā)特殊性所導(dǎo)致的融資約束，兩者疊加導(dǎo)致造成正凈現(xiàn)值的創(chuàng)新投資難以獲得充分資金支持。

（一） 研發(fā)投入的融資約束

相對于一般性的實物資產(chǎn)投資，研發(fā)投入具有以下特征：資產(chǎn)專用性與高調(diào)整成本、不確定性與高風(fēng)險性、正外部性與弱獨占性、持續(xù)性高強度投入，并且受制于信息不對稱與代理成本等市場失靈。

一是研發(fā)投入高風(fēng)險帶來資金成本溢價。高風(fēng)險貫穿創(chuàng)新投入整個過程包括技術(shù)風(fēng)險、市場風(fēng)險、管理風(fēng)險、財務(wù)風(fēng)險以及經(jīng)濟政策變動帶來的政策風(fēng)險等。在項目或計劃開始階段風(fēng)險最高，往往“九死一生”，在隨后的樣品開發(fā)或者產(chǎn)業(yè)化階段，成功率逐漸提高，“成三敗七”[6]。因此，投資者對研發(fā)活動要求的風(fēng)險溢價相對較高，推高研發(fā)投入資金成本，導(dǎo)致研發(fā)投入的融資約束。二是研發(fā)項目信息不對稱嚴重，代理成本較高。創(chuàng)新項目涉及大量復(fù)雜專業(yè)技術(shù)知識，投資者難以從中識別篩選出較好的項目，會出現(xiàn)逆向選擇行為，導(dǎo)致優(yōu)質(zhì)項目難以獲得融資。信息不對稱嚴重會增加代理成本，導(dǎo)致投資者要求收益率較高，進一步推高了資金使用成本，加劇了融資約束。三是研發(fā)成果具有弱獨占性，研發(fā)活動成果是知識和技術(shù)，易于模仿和復(fù)制，正外部性明顯。實證研究表明，模仿創(chuàng)新成本只占初始創(chuàng)新成本的50%—75%，企業(yè)不能完全占有研發(fā)投資的收益[7]。研發(fā)項目的社會收益高于企業(yè)收益，造成投資不足。

由于研發(fā)投入的不確定性與風(fēng)險較高，信息不對稱問題極為普遍，導(dǎo)致研發(fā)資金成本較高。同時來自行業(yè)競爭者的模仿創(chuàng)新行為，使研發(fā)收益獨占性較弱，加上技術(shù)進步周期縮短，進一步推高研發(fā)資金成本，導(dǎo)致研發(fā)活動的融資約束問題較為普遍。因此，提出假設(shè)：制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入活動普遍面臨融資約束（H1）。

（二） 融資結(jié)構(gòu)對研發(fā)投入的影響

資金是研發(fā)活動投入的基本要素，資金獲取依靠融資活動。企業(yè)融資方式分為依靠內(nèi)部留存收益的內(nèi)源融資與依賴外部金融體系的外源融資。完美資本市場中，企業(yè)不同投資活動的內(nèi)部與外源融資成本相同，能夠完全替代。但考慮金融體系不完善帶來信息不對稱、代理問題等現(xiàn)實市場摩擦以及研發(fā)活動自身特征，研發(fā)活動相對于一般投資的資金成本較高。相對外源融資，來源于企業(yè)自有資金的內(nèi)源融資作為研發(fā)投入資金成本更低、可得性更高。

一是資產(chǎn)專用性與高調(diào)整成本。研發(fā)人員創(chuàng)造關(guān)于改進產(chǎn)品和服務(wù)等知識，形成內(nèi)部特定的知識庫，這些無形資產(chǎn)難以固化，內(nèi)嵌于企業(yè)員工的人力資本中，具有高度的專用性。因此，研發(fā)活動調(diào)整成本高，需要持續(xù)性的投入，加上創(chuàng)新周期較長，期間如果因融資波動而削減R&D投資，造成部分研發(fā)人員離職或被解雇，將會帶來巨大損失。內(nèi)源融資來源于企業(yè)自有留存收益，有利于及時為研發(fā)活動提供資金。相比之下，外源融資尤其是債權(quán)融資有明確的償付期限要求，難以為企業(yè)創(chuàng)新活動提供穩(wěn)定的資金支持，在融資波動時會影響研發(fā)投入的持續(xù)性，帶來額外調(diào)整成本。二是持續(xù)高強度投入與研發(fā)投資平滑。R&D投資的收益滯后性明顯，研發(fā)成果轉(zhuǎn)變?yōu)槭袌龌a(chǎn)品，過程需要長達數(shù)年的時間，比如一種新藥開發(fā)需要10年以上的時間。無論是前期的基礎(chǔ)實驗還是后期開發(fā)，以及研發(fā)成果最終轉(zhuǎn)化成現(xiàn)實生產(chǎn)力，各個階段都需要大量的資金投入。一旦在某個環(huán)節(jié)中斷或者失敗，則前期的投資將變?yōu)槌翛]成本。因此企業(yè)傾向保持相對平穩(wěn)的研發(fā)支出，通過現(xiàn)金流管理對研發(fā)投入進行平滑。研究發(fā)現(xiàn)金融危機期間，現(xiàn)金流充裕的企業(yè)會選擇逆周期研發(fā)投入，僅22%企業(yè)選擇了順周期（減少研發(fā)投資）策略[8]。因此，相對于外源融資，內(nèi)源融資更符合研發(fā)活動持續(xù)長期性的投入特點。綜上，研發(fā)活動的資產(chǎn)專用性導(dǎo)致了其具有較高的調(diào)整成本，研發(fā)過程需要較為長期并且不間斷的高強度投入。內(nèi)源融資來自于企業(yè)內(nèi)部經(jīng)營成果，自主性靈活性高、使用成本低。相對于來源于外部金融體系的不穩(wěn)定且調(diào)整成本較高的外源融資，更有利于支持研發(fā)活動。因此，提出假設(shè)：外源融資渠道受阻是制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入融資約束成因，內(nèi)源融資是研發(fā)投入的主要資金來源（H2）。

高技術(shù)企業(yè)是創(chuàng)新活動的重要主體，研發(fā)活動的主力軍。作為實施制造強國戰(zhàn)略與創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的先鋒隊與排頭兵，高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入強度普遍較高，也面臨更高不確定性，對應(yīng)更高風(fēng)險收益率。同時，其技術(shù)隱蔽性更強導(dǎo)致信息不對稱更為嚴重，對應(yīng)逆向選擇與道德風(fēng)險更大[9]。此外，高技術(shù)企業(yè)資產(chǎn)局限于特定技術(shù)與行業(yè)，專用性更為明顯，調(diào)整成本相對更高。因此，高技術(shù)制造業(yè)企業(yè)的融資約束相對于一般制造業(yè)企業(yè)更為嚴重。

在融資結(jié)構(gòu)方面，多數(shù)高技術(shù)企業(yè)成立時間不長，尚處在生命周期的成長階段，留存收益經(jīng)營業(yè)績等未完全穩(wěn)定，因此，內(nèi)源融資難以保持穩(wěn)定持續(xù)性[10]。同時，高技術(shù)企業(yè)的研發(fā)強度較一般企業(yè)更大，資金需求與融資意愿也更強。因此，在內(nèi)部留存收益難以為持續(xù)性高研發(fā)投入提供充足資金支持的情況下，高技術(shù)企業(yè)傾向于從多種外部渠道獲得融資，更依賴外部金融體系。由此，提出假設(shè)：相對于非高技術(shù)企業(yè)，高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入融資約束更嚴重，并呈現(xiàn)外部融資依賴性（H3）。

二、 研究設(shè)計

（一） 實證模型設(shè)定

研發(fā)投入是一種特殊投資，研究其融資問題可參照投資的融資約束測試模型。本文主要采用基于歐拉方程的投資模型。歐拉方程最早由Abel提出[11]，Bond和Meghir對企業(yè)凈收入方程進行最大化求解，推導(dǎo)出不完全競爭中企業(yè)投資的歐拉方程[12]。其基本假設(shè)是股東追求企業(yè)價值最大化時，受資本累積和外部融資約束影響。借鑒Brown等人的研究[13]，將基于歐拉方程的投資模型，應(yīng)用到研究融資結(jié)構(gòu)對研發(fā)投入的影響，得到基礎(chǔ)實證方程（1）：

R&Dit=α0+α1R&Di，t-1+α2R&D2i，t-1+α3CFi，t-1+

α4SALEi，t-1+α5Ctrl+ui+λt+εit（1）

被解釋變量R&D是企業(yè)i在t期的研發(fā)投資，SALE為銷售收入，CF為內(nèi)部現(xiàn)金流，通常用稅后留存收益加上折舊額表示。所有變量都除以期初總資產(chǎn)進行規(guī)?；幚怼i為個體效應(yīng)，控制不可觀測的其他公司內(nèi)生變量影響。λt為時間效應(yīng)，控制隨時間變化影響研發(fā)投資的因素如宏觀經(jīng)濟環(huán)境。方程（1）中系數(shù)α3衡量研發(fā)投入融資約束程度。如果α3>0且顯著，表明研發(fā)投入對內(nèi)部現(xiàn)金流的敏感性較高，依賴內(nèi)部現(xiàn)金流，存在融資約束現(xiàn)象。如果α3不顯著，則代表企業(yè)研發(fā)投入不受內(nèi)部現(xiàn)金流影響，不存在融資約束。

進一步在基礎(chǔ)實證方程（1）中依次加入代表融資結(jié)構(gòu)的變量，用于研究融資結(jié)構(gòu)對研發(fā)投入的影響。引入內(nèi)源融資變量與外源融資變量，得到如下實證方程（2）：

R&Dit=α0+α1R&Di，t-1+α2R&D2i，t-1+α3INFi，t+

α4INFi，t-1+α5EXFit+α6EXFi，t-1+α7SALEit+α8SALEi，t-1+α9Ctrl+ui+λt+εit（2）

方程（2）中INF表示內(nèi)源融資，等價于基礎(chǔ)方程（1）中內(nèi)部現(xiàn)金流 CF。方程加入當(dāng)期INF代表內(nèi)源融資，當(dāng)期EXF代表外源融資。增加滯后一期外源融資作為控制變量。加入同期銷售收入SALE控制需求因素，避免由于銷售收入與內(nèi)源融資（內(nèi)部現(xiàn)金流）之間相關(guān)性，造成對估計的遺漏變量偏誤。同樣地，所有變量都除以期初總資產(chǎn)，控制企業(yè)規(guī)模的影響。內(nèi)源融資INF對R&D投資的影響體現(xiàn)在系數(shù)α3，外源融資EXF的影響體現(xiàn)在系數(shù)α5。如果系數(shù)符號為正且顯著，表明研發(fā)投入對該融資渠道有依賴性。系數(shù)越大表明企業(yè)對該融資渠道依賴性越強，該融資方式對研發(fā)投入的促進作用越明顯。Ctrl控制變量包括資產(chǎn)負債率（roa）、企業(yè)年齡（age） 等。

（二） 樣本與數(shù)據(jù)來源

本文選擇2007—2015年滬深兩市A股上市公司作為初始研究樣本①。在此基礎(chǔ)上，采取以下篩選過程：剔除金融類上市公司，ST、PT類股票。這是由于金融類企業(yè)的財務(wù)標準不同于其他行業(yè)上市公司，股票異常企業(yè)的創(chuàng)新投入情況具有特殊性。本文研究集中在制造業(yè)企業(yè)，制造業(yè)上市公司是研發(fā)活動最為活躍的重要主體。雖然近年來信息技術(shù)、軟件業(yè)等服務(wù)業(yè)企業(yè)研發(fā)活動發(fā)展較快，但服務(wù)業(yè)與制造業(yè)企業(yè)具有不同的研發(fā)活動特征。后者對于我國建設(shè)制造業(yè)強國意義更為重要。因此，本文以制造業(yè)企業(yè)為研究樣本，對其他行業(yè)樣本予以剔除。經(jīng)篩選，最終獲得1 673家企業(yè)、7 532個觀測值的非平衡面板數(shù)據(jù)。本文實證研究數(shù)據(jù)來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫、Wind數(shù)據(jù)庫、巨潮網(wǎng)披露的上市公司年報等。主要涉及公司研究系列數(shù)據(jù)中的財務(wù)報表以及財務(wù)報表附注、上市公司研發(fā)創(chuàng)新等子庫。

（三） 估計方法

回歸方法的選擇，除了考慮模型設(shè)定，還要考慮數(shù)據(jù)類型。本文數(shù)據(jù)類型是動態(tài)、非平衡短面板數(shù)據(jù)。研發(fā)投入活動具有高調(diào)整成本，過去研發(fā)投入水平與未來研發(fā)投入水平高度關(guān)聯(lián)，表現(xiàn)出一定的持續(xù)性，具有動態(tài)調(diào)整的特征。結(jié)合數(shù)據(jù)類型，如果動態(tài)面板數(shù)據(jù)采用固定效應(yīng)估計，會產(chǎn)生動態(tài)面板偏差。對于長面板，動態(tài)面板偏差較小;對于短面板，將會產(chǎn)生較大動態(tài)面板偏誤。因此，更適用于采用動態(tài)面板廣義矩陣估計法（GMM）。本文采用系統(tǒng)GMM估計方法，系統(tǒng)GMM使用前提是隨機誤差項無序列自相關(guān)，以及工具變量有效識別，回歸時要進行相關(guān)前提條件檢驗。

三、 實證結(jié)果與分析

（一） 變量定義與指標選擇

首先，本文研究對象是企業(yè)研發(fā)投入活動，被解釋變量用研發(fā)投入強度表示。指單位時間內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中研發(fā)投入活動的比重，等于企業(yè)總研發(fā)投入除以總資產(chǎn)或總營業(yè)收入等企業(yè)規(guī)模變量，這里采用企業(yè)總資產(chǎn)作為規(guī)模變量。其次，核心解釋變量為融資變量。內(nèi)部現(xiàn)金流或內(nèi)源融資來源于經(jīng)營成果，表示企業(yè)以自身盈利為資金來源獲得的內(nèi)部資金。通常內(nèi)部現(xiàn)金流用企業(yè)未扣除非經(jīng)常損益與折舊的收入減去現(xiàn)金股利的值表示[14-15]。因此：內(nèi)部現(xiàn)金流或內(nèi)源融資（CF或INF）=凈利潤+固定資產(chǎn)折舊+無形資產(chǎn)攤銷+長期待攤費用-分配股利、利潤和償付利息支付的現(xiàn)金。外源融資（EXF）是企業(yè)通過籌資（融資）活動獲得的現(xiàn)金流凈額。外源融資用企業(yè)籌資活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流凈額表示，籌資產(chǎn)生的現(xiàn)金流凈額為籌資活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流入與籌資活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流出之差額，具體包括：吸收權(quán)益性投資收到的現(xiàn)金、發(fā)行債券收到的現(xiàn)金、取得借款收到的現(xiàn)金等內(nèi)容。因此：外源融資（EXF）=籌資活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額。籌資活動現(xiàn)金流越大，意味著企業(yè)從銀行、資本市場籌資的能力越強。

此外，根據(jù)回歸方程設(shè)定，變量還包括企業(yè)銷售收入（SALE）、資產(chǎn)負債率（roa）、企業(yè)年齡（age）。年度變量（year），用以控制不同年份宏觀經(jīng)濟環(huán)境對公司投資的影響。同時，考慮異質(zhì)性企業(yè)特征的調(diào)節(jié)作用，本文依次加入企業(yè)所在行業(yè)等刻畫企業(yè)特征的變量。企業(yè)行業(yè)類型 （industry）：按照所屬行業(yè)技術(shù)密集程度，將企業(yè)分為高技術(shù)企業(yè)與非高技術(shù)企業(yè)。這里通過對比證監(jiān)會行業(yè)分類（2012）與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)（制造業(yè)）分類（2013），將樣本中的制造業(yè)企業(yè)，分為高技術(shù)與非高技術(shù)企業(yè)。經(jīng)分類，最終得到高技術(shù)企業(yè)940家，非高技術(shù)企業(yè)549家。

（二） 描述性統(tǒng)計分析

根據(jù)模型設(shè)定，融資變量均除以期初總資產(chǎn)，排除企業(yè)規(guī)模因素影響。表1描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，上市企業(yè)的研發(fā)投入強度與融資結(jié)構(gòu)表現(xiàn)出以下特點：一是全部樣本企業(yè)的平均研發(fā)強度為0.026。按行業(yè)分類時，高技術(shù)企業(yè)平均研發(fā)投入強度為0.03，大于非高技術(shù)企業(yè)0.021的水平。二是對于融資變量，全樣本企業(yè)內(nèi)源融資（或內(nèi)部現(xiàn)金流水平）高于外源融資，初步反映內(nèi)源融資對于企業(yè)發(fā)展更為重要。按行業(yè)分類，高技術(shù)企業(yè)的內(nèi)源融資平均水平大于非高技術(shù)企業(yè)，外源融資平均水平也大于非高技術(shù)企業(yè)，反映出高技術(shù)企業(yè)融資能力更強、資金需求更大。三是銷售收入方面，高技術(shù)企業(yè)平均銷售收入小于非高技術(shù)企業(yè)。這是由于高技術(shù)企業(yè)大多處于生命周期的成長期，市場地位和經(jīng)營業(yè)績尚未完全穩(wěn)定，因此銷售收入相對較小，而非高技術(shù)企業(yè)相對成熟，經(jīng)營業(yè)績與銷售收入較為穩(wěn)定，這與理論分析吻合。

（三） 研發(fā)投入融資約束檢驗結(jié)果

根據(jù)前文分析，利用基礎(chǔ)實證方程（1）檢驗研發(fā)投入的融資約束?；貧w方程中所有變量均除以期初總資產(chǎn)控制企業(yè)規(guī)模影響。表2報告了全樣本和分行業(yè)的回歸結(jié)果。

分別使用系統(tǒng)GMM、固定效應(yīng)FE與混合OLS三種方式對全部樣本進行估計。實證結(jié)果顯示，這三種方法所估計的現(xiàn)金流系數(shù)雖然不完全相同，但都為正值，其中系統(tǒng)GMM估計系數(shù)在0.1%水平上顯著為正。這說明企業(yè)研發(fā)投入表現(xiàn)出現(xiàn)金流敏感性，依賴于內(nèi)部現(xiàn)金流，企業(yè)創(chuàng)新活動面臨融資約束，從而驗證了假設(shè)H1。這是由于研發(fā)投入活動的不確定性、信息不對稱與收益弱獨占性，導(dǎo)致研發(fā)資金的成本高于一般投資，難以從外部活動獲得足額資金，因此面臨融資約束。此外，滯后期研發(fā)投入對研發(fā)投入有顯著正向影響，系統(tǒng)GMM估計系數(shù)在1附近，反映出研發(fā)投入活動具有持續(xù)性、慣性較大。這是由于研發(fā)項目一般分多期開展，前一期研發(fā)投入會顯著影響后一期，反映出企業(yè)研發(fā)投入調(diào)整成本較高。R&Dt-12系數(shù)為負，這與模型設(shè)定的預(yù)期一致，間接說明該估計方法有效。

為驗證不同行業(yè)企業(yè)研發(fā)投入的融資約束差異，將樣本分為高技術(shù)與非高技術(shù)兩組，表2最右兩列報告了回歸結(jié)果。高技術(shù)企業(yè)組觀測值為3 599個，非高技術(shù)企業(yè)為1 962個，觀測值數(shù)量差異可能來源于高技術(shù)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動較為活躍，并且對創(chuàng)新信息的披露較為充分等原因。實證結(jié)果顯示：非高技術(shù)企業(yè)現(xiàn)金流系數(shù)為正且較小，僅在10%水平上顯著。這表明非高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入的融資約束相對較小。高技術(shù)企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流系數(shù)則在0.1%水平上顯著為正，且系數(shù)大于非高技術(shù)企業(yè)。這說明高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入更依賴內(nèi)部現(xiàn)金流，面臨融資約束更嚴重，從而部分驗證了假設(shè)H3。這是由于高技術(shù)企業(yè)的研發(fā)強度較高，創(chuàng)新活動面臨的不確定性與風(fēng)險性較高、信息不對稱更為嚴重。由于技術(shù)復(fù)雜度高、資產(chǎn)專用性與調(diào)整成本更大。因此，相對于非高技術(shù)企業(yè)，高技術(shù)企業(yè)研發(fā)資金成本相對更高，融資約束更為嚴重。

為驗證模型有效性，系統(tǒng)GMM估計方法使用要滿足隨機誤差項不存在二階序列自相關(guān)，以及工具變量能夠有效識別條件。因此，回歸時要進行相關(guān)檢驗（見表3）。一是對隨機誤差項進行自相關(guān)檢驗。對全部樣本，一階自相關(guān)檢驗AR（1）未通過，檢驗P值為0.037，顯著拒絕原假設(shè)。二階自相關(guān)檢驗通過，AR（2）檢驗P值為0.554，接受原假設(shè)。這說明隨機干擾項不存在二階或更高階自相關(guān)。同樣地，高技術(shù)與非高技術(shù)企業(yè)的子樣本呈現(xiàn)出類似結(jié)果，自相關(guān)檢驗通過。二是對工具變量有效性進行檢驗。為驗證工具變量不存在過度識別，采用Sargan test或Hansen test，數(shù)據(jù)顯示檢驗結(jié)果P值。對于全部樣本均在5%的顯著性水平上接受原假設(shè)，即所有工具變量均有效，說明工具變量均能夠有效識別。同樣地，高技術(shù)與非高技術(shù)企業(yè)的子樣本呈現(xiàn)出類似結(jié)果，工具變量均能夠有效識別。綜上，使用系統(tǒng)GMM估計的條件滿足，估計結(jié)果有效。

（四） 融資結(jié)構(gòu)對研發(fā)投入的影響分析

根據(jù)前文分析，為研究融資結(jié)構(gòu)對研發(fā)投入的影響，引入內(nèi)源融資（INF）與外源融資變量（EXF）得到實證方程（2）?；貧w方程中所有變量均除以期初總資產(chǎn)，以控制企業(yè)規(guī)模影響。表4、表5分別報告了全樣本和分行業(yè)樣本回歸結(jié)果。

全部樣本回歸結(jié)果顯示，內(nèi)源與外源融資系數(shù)均在0.1%水平上顯著并且為正。這說明無論是內(nèi)源融資還是外源融資，均能夠促進企業(yè)研發(fā)投入強度提高。數(shù)量上，單獨加入內(nèi)源融資變量，系數(shù)為0.088，大于單獨加入外源融資變量的系數(shù)0.032，說明內(nèi)源融資的作用大于外源融資。同時加入內(nèi)源與外源融資變量，系數(shù)仍是前者更大。這說明內(nèi)源融資對企業(yè)研發(fā)投入強度的促進作用更大，外源融資對研發(fā)投入作用相對較弱，從而驗證了假設(shè)H2。這是由于內(nèi)源融資作為企業(yè)自有資金，自主性與靈活度高而資金成本較低，能夠滿足研發(fā)投入高強度且不間斷的長期投入。而外源融資受制于外部金融體系，易受制于信息不對稱、調(diào)整成本，難以為研發(fā)投入提供穩(wěn)定資金支持。因此，內(nèi)源融資更適于作為研發(fā)資金，外源融資渠道受阻是制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入融資約束的重要成因。

進一步將樣本分為高技術(shù)與非高技術(shù)企業(yè)兩組，分行業(yè)回歸結(jié)果見表5。實證結(jié)果顯示：無論高技術(shù)還是非高技術(shù)企業(yè)，內(nèi)源融資系數(shù)均顯著大于外源融資，說明內(nèi)源融資仍是企業(yè)研發(fā)最為理想的融資方式，這與上文結(jié)論一致。細分來看，對于內(nèi)源融資，高技術(shù)企業(yè)與非高技術(shù)系數(shù)均為正且在0.1%水平上顯著，這印證了內(nèi)源融資在研發(fā)投入中的重要作用。但絕對值上，非高技術(shù)企業(yè)的內(nèi)源融資系數(shù)更大，說明非高技術(shù)企業(yè)研發(fā)活動更依賴內(nèi)源融資。對于外源融資，只有高技術(shù)企業(yè)的外源融資系數(shù)顯著為正，非高技術(shù)企業(yè)外源融資系數(shù)不顯著。這說明相對于非高技術(shù)企業(yè)，外源融資對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入活動的促進作用更強，從而驗證了假設(shè)H3的后半部分，假設(shè)3成立。

這是由于比較成熟的非高技術(shù)企業(yè)業(yè)績較為穩(wěn)定、經(jīng)營風(fēng)險較小，內(nèi)源融資相對充足，可以用作研發(fā)資金。相比之下，多數(shù)高技術(shù)企業(yè)存續(xù)時間不長，經(jīng)營業(yè)績尚未完全穩(wěn)定，內(nèi)源融資不足、持續(xù)性難以保證。高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入強度大于一般企業(yè)，單靠內(nèi)源融資難以滿足研發(fā)需求，對外源融資有較強依賴性。因此，推動高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，要高度重視外部金融體系的完善，為高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入提供有效資金支持。

為保證回歸結(jié)果有效性，進行隨機誤差項二階序列自相關(guān)，以及工具變量有效識別檢驗（見表6）。結(jié)果顯示，隨機干擾項不存在二階或更高階自相關(guān)。高技術(shù)與非高技術(shù)企業(yè)的子樣本呈現(xiàn)出類似結(jié)果，自相關(guān)檢驗通過。根據(jù)Sargan test結(jié)果，能夠接受原假設(shè)，工具變量能夠有效識別。同樣地，高技術(shù)與非高技術(shù)企業(yè)的子樣本呈現(xiàn)出類似結(jié)果，工具變量均能夠有效識別。按照Hansen test結(jié)果，基本接受工具變量能夠有效識別的假設(shè)。除了在所有樣本企業(yè)中Hansen test只在1%的顯著性水平上接受原檢驗，其他兩組均能夠接受工具變量能夠有效識別的假設(shè)。綜上，系統(tǒng)GMM估計相關(guān)條件滿足，估計結(jié)果有效。

為保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性，對上述估計采用系統(tǒng)GMM、固定效應(yīng)FE與混合OLS三種估計方式，并按照行業(yè)分組，可近似認為是對研究結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗。此外，表4與表5回歸結(jié)果中，R&D2t-1系數(shù)均為負，與模型設(shè)定預(yù)期一致，也側(cè)面說明了估計結(jié)果穩(wěn)健。進一步，通過替換被解釋變量方式進行穩(wěn)健性檢驗，將研發(fā)投入強度改為企業(yè)總研發(fā)投入除以主營業(yè)務(wù)收入作為穩(wěn)健性檢驗，檢驗結(jié)果仍然穩(wěn)健。

四、 結(jié)論與政策建議

本文采用上市公司面板數(shù)據(jù)，利用動態(tài)面板廣義矩估計和固定效應(yīng)估計等方法，分析了中國制造業(yè)上市公司融資約束對研發(fā)投入的影響。研究結(jié)論如下：一是制造業(yè)企業(yè)研發(fā)活動普遍面臨融資約束。二是從融資結(jié)構(gòu)角度分析發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)企業(yè)融資約束的成因是外源融資渠道受阻，導(dǎo)致研發(fā)投入依賴內(nèi)源融資。三是拓展到不同行業(yè)，高技術(shù)領(lǐng)域研發(fā)投入的融資約束相對非高技術(shù)領(lǐng)域更為嚴重，同時高技術(shù)企業(yè)呈現(xiàn)較強外源融資依賴性。因此，融資約束是制約當(dāng)前制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的重要因素。直接融資發(fā)展不足、金融市場不完善等外部金融體系制約，導(dǎo)致制造業(yè)企業(yè)難以獲得有效外源融資。尤其是作為創(chuàng)新主體的高技術(shù)企業(yè)，在內(nèi)源融資難以為研發(fā)活動提供穩(wěn)定資金支持時，外部金融體系不健全加劇了高技術(shù)企業(yè)面臨的融資約束，制約了創(chuàng)新的活躍程度。

為緩解制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新融資約束，推動金融領(lǐng)域供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，本文從企業(yè)自身與創(chuàng)新融資體系兩個方面提出政策建議：一是從企業(yè)層面，融資結(jié)構(gòu)是影響企業(yè)創(chuàng)新活動的重要因素。企業(yè)為保證創(chuàng)新投入持續(xù)穩(wěn)定，要立足自身特點，優(yōu)化調(diào)整融資結(jié)構(gòu)，制定合理的研發(fā)投入戰(zhàn)略決策。由于研發(fā)投入普遍存在融資約束，企業(yè)經(jīng)營管理者要作好長期創(chuàng)新現(xiàn)金流規(guī)劃，保證內(nèi)部現(xiàn)金流充足，充分發(fā)揮內(nèi)源融資的支持作用。在內(nèi)源融資有限的情況下，要積極拓寬外源融資渠道。二是從金融體系改革方面，當(dāng)前我國融資體系難以適應(yīng)企業(yè)創(chuàng)新活動要求，間接融資比重過高、直接融資渠道不通暢，科技金融服務(wù)滯后。因此，要通過金融領(lǐng)域供給側(cè)改革，推動資金投向創(chuàng)新領(lǐng)域，拓寬資本市場服務(wù)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)功能與范圍，緩解制造業(yè)外源融資約束，提高企業(yè)研發(fā)投入水平與創(chuàng)新能力。

[注 釋]

①選擇2007作為研究的開始，是因為2007年開始采用新會計準則，新準則對上市公司研發(fā)投入數(shù)據(jù)的披露作出了全新規(guī)定，并且在這之后上市公司對研發(fā)活動的信息披露才開始增多。

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The Effect of Financing Constraints on the R&D Investment

of Chinese Manufacturing Enterprises

Zhuang Qinqin

（Institute of Quantitative & Technical Economics， Chinese Academy of Social Sciences， Beijing 100732，China）

Abstract：

Using the panel data of China s manufacturing listed companies， the effect of financing constraints on R&D investment is examined， and the causes of financing constraints are analyzed from the perspective of financing structure. The following conclusions are obtained： financing constraints are common in R&D investment activities; blocked external financing channels are the main causes of financing constraints， so internal financing has become the main source of R&D investment. Furthermore， the financing constraints of hightech companies are more serious， and it shows obvious dependence on external financing.

Key words： financial constraints;R&D investment;financial structure;manufacturing industry;hightech enterprises

（責(zé)任編輯：張積慧）

收稿日期：2020-02-18

網(wǎng)絡(luò)出版網(wǎng)址：https：//kns.cnki.net/kcms/detail/13.1356.F.20200317.1456.002.html網(wǎng)絡(luò)出版時間：2020-03-1717：24：18

基金項目：國家社會科學(xué)基金重大項目《推動高質(zhì)量發(fā)展的質(zhì)量治理體系與政策研究》（18ZDA079）;中國社會科學(xué)院青年科研啟動項目《面向高質(zhì)量發(fā)展的多層次資本市場支持企業(yè)創(chuàng)新研究》（IQTE2019QNXM）。

作者簡介：莊芹芹（1991—），女，安徽淮北人，經(jīng)濟學(xué)博士，中國社會科學(xué)院數(shù)量經(jīng)濟與技術(shù)經(jīng)濟研究所助理研究員，主要研究方向為創(chuàng)新經(jīng)濟學(xué)。