翟國(guó)宇，王 妹

（南京林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇南京 210000）

一、引言

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和人民生活水平不斷提高，汽車(chē)在近十幾年來(lái)走進(jìn)了千家萬(wàn)戶(hù)。據(jù)中國(guó)汽車(chē)協(xié)會(huì)發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示，2019 年中國(guó)的汽車(chē)產(chǎn)量為2 572.1 萬(wàn)輛，銷(xiāo)售量為2 576.9 萬(wàn)輛，產(chǎn)銷(xiāo)量已連續(xù)十年位列世界第一。但是，中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)下行壓力加大，居民收入增長(zhǎng)速度放緩，影響了汽車(chē)行業(yè)的發(fā)展。在宏觀經(jīng)濟(jì)和行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)的雙重壓力下，汽車(chē)制造企業(yè)必須開(kāi)展創(chuàng)新導(dǎo)向型改革，不斷研發(fā)新技術(shù)、新產(chǎn)品和新服務(wù)，努力將汽車(chē)生產(chǎn)工藝技術(shù)與人工智能等新興技術(shù)結(jié)合。研發(fā)資金短缺，是制約企業(yè)自主創(chuàng)新的步伐和動(dòng)力的重要因素。創(chuàng)新成果需要企業(yè)資源的支持，充裕的資金能更好驅(qū)動(dòng)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新。汽車(chē)制造業(yè)作為重工業(yè)企業(yè)，具有投資數(shù)額大、風(fēng)險(xiǎn)高、回收期長(zhǎng)等特點(diǎn)。受到宏觀經(jīng)濟(jì)低迷的影響，銀行等金融機(jī)構(gòu)對(duì)汽車(chē)領(lǐng)域的授信態(tài)度較為審慎，額度難以滿(mǎn)足企業(yè)的研發(fā)資金需求。本文以汽車(chē)制造上市企業(yè)為研究樣本，研究研發(fā)投入、融資能力和企業(yè)績(jī)效三者之間存在的關(guān)系，以期得出較為明確的作用和影響機(jī)制，并對(duì)實(shí)證研究結(jié)果提出改進(jìn)建議。

二、文獻(xiàn)回顧和研究假設(shè)

（一）研發(fā)投入和融資能力

企業(yè)的融資渠道大致分為兩種：內(nèi)部融資和外部融資。內(nèi)部融資是最直接、成本最低的融資方式，主要來(lái)源是企業(yè)的留存收益。外部融資包括股權(quán)和債務(wù)融資。不同企業(yè)會(huì)存在不同的融資約束，如果企業(yè)難以從外部獲得資金，就會(huì)留存大量現(xiàn)金用于生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，勢(shì)必削減用于研發(fā)的資金，阻礙了企業(yè)創(chuàng)新的進(jìn)程。張炳發(fā)等（2020）[1]發(fā)現(xiàn)在政府補(bǔ)貼的參與下，外部投資者對(duì)企業(yè)研發(fā)項(xiàng)目的投資前景看好，增強(qiáng)企業(yè)的融資能力，提升了企業(yè)在研發(fā)項(xiàng)目上的投入。胥朝陽(yáng)等（2018）[2]研究發(fā)現(xiàn)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)的研發(fā)支出依賴(lài)內(nèi)部現(xiàn)金流，存在較強(qiáng)的融資約束，研發(fā)投入和融資約束顯著負(fù)相關(guān)。張璇等（2016）[3]在研究融資能力和研發(fā)投入的關(guān)系時(shí)考慮了信貸尋租問(wèn)題，發(fā)現(xiàn)企業(yè)通過(guò)向政府、銀行行賄可以在短期內(nèi)增強(qiáng)企業(yè)的融資能力，但由于長(zhǎng)期尋租增加了企業(yè)的融資壓力，所以信貸尋租加強(qiáng)了融資約束對(duì)研發(fā)投入的負(fù)相關(guān)作用?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O(shè)1。

H1a：內(nèi)部融資能力與研發(fā)投入存在正相關(guān)關(guān)系。

H1b：外部融資能力與研發(fā)投入存在正相關(guān)關(guān)系。

（二）研發(fā)投入和企業(yè)績(jī)效

研發(fā)創(chuàng)新對(duì)于企業(yè)的成長(zhǎng)會(huì)產(chǎn)生重要戰(zhàn)略意義，創(chuàng)新是引領(lǐng)企業(yè)發(fā)展的核心動(dòng)力[4]。徐添懿（2018）[5]發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入是增強(qiáng)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的重要因素。劉睿智等（2016）[6]研究了A 股市場(chǎng)的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入對(duì)企業(yè)績(jī)效和市場(chǎng)價(jià)值均有正向影響，企業(yè)聲譽(yù)對(duì)遞延兩期的研發(fā)投入和企業(yè)績(jī)效的增強(qiáng)效應(yīng)是最顯著的。鄭海元和李興杰（2018）[7]發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響存在滯后效應(yīng)，在滯后一期時(shí)達(dá)到最大?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)2。

H2a：研發(fā)投入對(duì)企業(yè)績(jī)效存在正相關(guān)關(guān)系。

H2b：研發(fā)投入對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響存在滯后效應(yīng)。

（三）研發(fā)投入、融資能力和企業(yè)績(jī)效

當(dāng)企業(yè)融資能力較弱時(shí)，企業(yè)管理者出于任期內(nèi)提高業(yè)績(jī)的目的，傾向于加強(qiáng)限制流動(dòng)資金流向高風(fēng)險(xiǎn)的研發(fā)項(xiàng)目，造成“投資不足”的問(wèn)題[8]。許敏和朱伶俐（2017）[9]發(fā)現(xiàn)中小企業(yè)普遍存在融資約束，且融資約束程度高的企業(yè)的研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效的回歸系數(shù)顯著低于低融資約束組。葉建木和陳峰（2015）[10]分別研究了主板和創(chuàng)業(yè)板上市公司，發(fā)現(xiàn)兩個(gè)板塊中融資能力較差的企業(yè)組，研發(fā)投入對(duì)當(dāng)期和滯后期的企業(yè)績(jī)效的回歸系數(shù)均高于融資能力較強(qiáng)的企業(yè)組，創(chuàng)業(yè)板對(duì)融資能力的反應(yīng)更加敏感。黃姝瑤和金寧（2020）[11]提出增值稅改革中鼓勵(lì)企業(yè)加大研發(fā)投入，政府可給予增值稅方面優(yōu)惠，以提升企業(yè)績(jī)效。基于以上分析，本文提出假設(shè)3。

3a：內(nèi)部融資能力對(duì)研發(fā)投入和企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生正向調(diào)節(jié)作用。

H3b：外部融資能力對(duì)研發(fā)投入和企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生正向調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取了A 股主板的汽車(chē)制造業(yè)企業(yè)作為研究樣本，時(shí)間范圍是2014—2018 年的非平衡面板數(shù)據(jù)。為了確保實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確性不受異常值影響，剔除了ST 和*ST 的企業(yè)和其他有數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的企業(yè)，最終得到496 組觀測(cè)值。本文的數(shù)據(jù)來(lái)自于上市公司年報(bào)和國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，采用的數(shù)據(jù)處理軟件為EXCEL 和SPSS25.0。

（二）定義變量

被解釋變量：企業(yè)績(jī)效（TOBINQ）。本文研究重點(diǎn)為企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效，選取托賓Q 值衡量企業(yè)績(jī)效。計(jì)算公式：企業(yè)市值/（總資產(chǎn)-無(wú)形資產(chǎn)凈額-商譽(yù)凈額）。

解釋變量：研發(fā)投入（RD）。選取公司年報(bào)中的研發(fā)投入金額和營(yíng)業(yè)收入的比值衡量研發(fā)投入。

調(diào)節(jié)變量：融資能力。參考李燕（2018）的研究，用經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量?jī)纛~與流動(dòng)負(fù)債的比值衡量?jī)?nèi)部融資能力（IFC）；用籌資活動(dòng)現(xiàn)金流量?jī)纛~與長(zhǎng)期負(fù)債的比值衡量外部融資能力（EFC）。

控制變量：（1）企業(yè)規(guī)模（SIZE）。取值為企業(yè)總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)。（2）資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）。它反應(yīng)了企業(yè)的償債能力，資產(chǎn)負(fù)債率越高，越難以獲得投資。（3）成長(zhǎng)性（GRO）。未來(lái)的發(fā)展?jié)摿薮蟮钠髽I(yè)往往容易獲得投資。企業(yè)的成長(zhǎng)性一般采用營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率衡量。（4）董事會(huì)召開(kāi)次數(shù)（BME）。董事會(huì)議中可能提出研發(fā)項(xiàng)目、融資項(xiàng)目議案。（5）股權(quán)集中度（TOP）。選取企業(yè)前十大股東的持股比例，大股東們的態(tài)度會(huì)影響企業(yè)最終決策。（6）年度（YEAR），虛擬變量，當(dāng)年為1，其余年度為0。

（三）模型構(gòu)建

1.為了檢驗(yàn)H1a 和H1b，構(gòu)建模型1 和模型2。

其中，α 指常數(shù)項(xiàng)，β 指回歸系數(shù)，ε 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。i 代表第i 個(gè)企業(yè)，t 為時(shí)間，取值為2014—2018 年。

2.為了檢驗(yàn)H2a 和H2b，構(gòu)建模型3 和模型4。

其中，j=1，2，3，用以檢驗(yàn)滯后一期至三期的企業(yè)績(jī)效與當(dāng)期研發(fā)投入的關(guān)系。

3.為了檢驗(yàn)H3a 和H3b，構(gòu)建模型5 和模型6。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

首先對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)。托賓Q 值的最小值為0.852，最大值高達(dá)15.097，標(biāo)準(zhǔn)差為1.401，可見(jiàn)部分企業(yè)的市場(chǎng)表現(xiàn)的差異較明顯。研發(fā)投入的平均值為0.039，標(biāo)準(zhǔn)差為0.018，行業(yè)內(nèi)研發(fā)投入情況較為接近。外部融資能力的標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到了6.450，最小值為-81.778，說(shuō)明各個(gè)企業(yè)的融資能力存在很大落差。控制變量上，資產(chǎn)負(fù)債率的均值為0.441，最大值達(dá)到0.981，說(shuō)明部分企業(yè)采用了高風(fēng)險(xiǎn)的融資策略。企業(yè)成長(zhǎng)性的標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到了19.269。董事會(huì)會(huì)議的均值為9.580，標(biāo)準(zhǔn)差為4.143，顯示了不同企業(yè)在行政事務(wù)和決策流程中存在顯著差異。股權(quán)集中度標(biāo)準(zhǔn)差為0.154，行業(yè)內(nèi)差異較小。

表1 各變量的描述統(tǒng)計(jì)

（二）相關(guān)性分析

對(duì)各變量進(jìn)行皮爾遜相關(guān)性分析，可以初步判斷各變量間的線性關(guān)系。結(jié)果如表2 所示，托賓Q值與研發(fā)投入線性關(guān)系不顯著，但是否和滯后期的研發(fā)投入有顯著關(guān)系，有待下一步實(shí)證研究。內(nèi)部融資能力和研發(fā)投入存在顯著正相關(guān)關(guān)系，但外部融資能力與研發(fā)投入的線性關(guān)系不顯著，這與假設(shè)不符，需要進(jìn)一步分析。控制變量方面，除了成長(zhǎng)性，其余控制變量均與托賓Q 值的相關(guān)關(guān)系顯著。相較于外部融資能力，內(nèi)部融資能力和控制變量的相關(guān)關(guān)系更為顯著。

表2 相關(guān)性系數(shù)表

（三）回歸分析

本文在控制了年度這一變量的基礎(chǔ)上，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行多元回歸。每次回歸均對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行共線性診斷，結(jié)果顯示容差均遠(yuǎn)大于0.1，方差膨脹系數(shù)均小于10，排除了數(shù)據(jù)存在共線性的可能。

1.研發(fā)投入與融資能力。對(duì)模型1 和模型2 的多元回歸結(jié)果如表3 所示，擬合優(yōu)度分別為0.124 和0.117，具備一定的解釋力?；貧w結(jié)果說(shuō)明內(nèi)部和外部融資能力與研發(fā)投入并無(wú)顯著性關(guān)系，而內(nèi)部融資能力甚至與研發(fā)投入存在微弱的負(fù)向關(guān)系，回歸系數(shù)為-0.003。本文分析可能是汽車(chē)制造企業(yè)的融資能力和籌集獲得資金的使用狀況無(wú)直接聯(lián)系，企業(yè)可能傾向于將大部分資金用于研發(fā)投入以外的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)領(lǐng)域，所以即使融資能力較強(qiáng)，也未必能提升企業(yè)的研發(fā)投入，這說(shuō)明企業(yè)在研發(fā)創(chuàng)新積極性上仍有不足，假設(shè)1 未得到驗(yàn)證。資產(chǎn)負(fù)債率與研發(fā)投入均為顯著負(fù)相關(guān)，回歸系數(shù)分別為-0.016 和-0.017，說(shuō)明償債壓力越大的汽車(chē)制造企業(yè)，越不愿意進(jìn)行高風(fēng)險(xiǎn)的研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)。兩個(gè)模型的董事會(huì)召開(kāi)次數(shù)與研發(fā)投入均顯著正相關(guān)，說(shuō)明董事會(huì)議召開(kāi)越頻繁，提出研發(fā)創(chuàng)新議案的可能性越高，越有利于企業(yè)向研發(fā)創(chuàng)新項(xiàng)目投入資金。

表3 研發(fā)投入與融資能力回歸結(jié)果

2.研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效。模型3 和模型4 的回歸結(jié)果如表4 所示，回歸方程的F 值均顯著，擬合效果較好。四組數(shù)據(jù)均證實(shí)了研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效的正相關(guān)關(guān)系，但當(dāng)期與滯后一期的研發(fā)投入系數(shù)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，可能的原因是研發(fā)投入在短期內(nèi)無(wú)法促進(jìn)企業(yè)績(jī)效，市場(chǎng)需要一定時(shí)間反饋。滯后第二期和第三期的回歸系數(shù)分別通過(guò)了5%和1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，回歸系數(shù)為12.944 和12.307，證實(shí)了研發(fā)投入對(duì)企業(yè)績(jī)效的正向滯后效應(yīng)。說(shuō)明前期投入的研發(fā)資金在后期得到了良好的效果。控制變量上，資產(chǎn)負(fù)債率、成長(zhǎng)性和董事會(huì)召開(kāi)次數(shù)均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，可能是我國(guó)汽車(chē)市場(chǎng)趨于成熟，企業(yè)的負(fù)債水平保持穩(wěn)定；銷(xiāo)售收入處于平穩(wěn)增長(zhǎng)，較少出現(xiàn)大幅波動(dòng)；董事會(huì)召開(kāi)次數(shù)不直接影響企業(yè)績(jī)效。企業(yè)規(guī)模和企業(yè)績(jī)效間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，原因可能是企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)需要花更多的資金用于再生產(chǎn)、不動(dòng)產(chǎn)維護(hù)更新等方面，反而壓縮了企業(yè)的利潤(rùn)空間。

表4 研發(fā)投入和企業(yè)績(jī)效回歸結(jié)果

3.融資能力的調(diào)節(jié)作用。模型5 和模型6 是根據(jù)模型3 和模型4 分別加入融資能力與研發(fā)投入的交互項(xiàng)得出的。如果將交互項(xiàng)會(huì)產(chǎn)生共線性問(wèn)題。本文參考蘇皚（2020）的方法，對(duì)研發(fā)投入與融資能力進(jìn)行去中心化處理后再將交互項(xiàng)引入到模型中?；貧w結(jié)果顯示，RD*IFC 的回歸系數(shù)為22.411，通過(guò)了5%水平下的顯著性檢驗(yàn)，假設(shè)H3a 得到驗(yàn)證。說(shuō)明內(nèi)部融資能力會(huì)增加研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效的正相關(guān)關(guān)系，本文分析認(rèn)為內(nèi)部融資存在速度快、成本低、不對(duì)外披露信息等優(yōu)勢(shì)，使用內(nèi)部資金更便于研發(fā)活動(dòng)的開(kāi)展。RD*IFC 的回歸系數(shù)僅為1.733，遠(yuǎn)低于22.411，且未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，假設(shè)H3b 未得到驗(yàn)證。說(shuō)明外部融資能力對(duì)研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效的正向調(diào)節(jié)作用并不明顯，可能的原因是由于近年來(lái)我國(guó)汽車(chē)銷(xiāo)售市場(chǎng)不景氣，企業(yè)從外部獲得資金的難度增大，外部投資者實(shí)現(xiàn)高額回報(bào)，可能在合同中設(shè)立限制將資金用于研發(fā)項(xiàng)目的條款?？刂谱兞糠矫妫速Y產(chǎn)負(fù)債率，其余控制變量的作用不明顯。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了確保研究結(jié)論的可靠性，本文采用如下方法進(jìn)行穩(wěn)健性分析：（1）借鑒袁飛飛（2019）的研究，用凈資產(chǎn)收益率（ROE）替代托賓Q 值來(lái)衡量企業(yè)績(jī)效。（2）融資能力指標(biāo)。借鑒段海艷等（2020）的研究，用銀行貸款利率和股本與總資產(chǎn)的比值來(lái)衡量外部融資能力。（3）用研發(fā)投入/總資產(chǎn)替代研發(fā)投入/主營(yíng)業(yè)務(wù)收入。將以上變量替換后對(duì)模型進(jìn)行回歸，除部分控制變量不顯著外，回歸結(jié)果與前文回歸結(jié)果基本一致，說(shuō)明本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。由于本文的篇幅限制，不再贅述。

表5 內(nèi)部和外部融資能力的調(diào)節(jié)作用回歸結(jié)果

六、結(jié)論與建議

（一）內(nèi)部和外部融資能力對(duì)研發(fā)投入均不存在顯著正相關(guān)性

汽車(chē)制造業(yè)作為技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)，進(jìn)行研發(fā)活動(dòng)雖然要面對(duì)技術(shù)門(mén)檻和資金門(mén)檻，研發(fā)投入高，研發(fā)周期長(zhǎng)，失敗率高。但從長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展情況來(lái)看，沒(méi)有足夠的技術(shù)優(yōu)勢(shì)將難以在市場(chǎng)中生存。只有不斷推出高技術(shù)含量的產(chǎn)品，才能適應(yīng)日益激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，甚至通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新開(kāi)辟藍(lán)海市場(chǎng)[12]。這需要政府部門(mén)加強(qiáng)對(duì)汽車(chē)產(chǎn)業(yè)的扶持力度，針對(duì)汽車(chē)制造企業(yè)在銀行信貸和稅收方面實(shí)行優(yōu)惠扶持政策，與企業(yè)簽訂研發(fā)項(xiàng)目合作協(xié)議，為企業(yè)的研發(fā)項(xiàng)目開(kāi)辟更多融資渠道，使企業(yè)的技術(shù)研發(fā)活動(dòng)有穩(wěn)定可靠的資金支持。

（二）當(dāng)期和滯后一期的研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效呈不顯著的正相關(guān)性，但滯后二期和三期的研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效存在顯著正相關(guān)關(guān)系

研發(fā)活動(dòng)具有風(fēng)險(xiǎn)性、長(zhǎng)期性，企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新之路會(huì)面臨巨大的經(jīng)營(yíng)與財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，但作為企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)生存和發(fā)展的重要?jiǎng)恿?，?chuàng)新仍是新形勢(shì)下企業(yè)面對(duì)的重要課題，企業(yè)需形成危機(jī)意識(shí)和創(chuàng)新使命感，重視研發(fā)創(chuàng)新工作，通過(guò)設(shè)置對(duì)管理層的研發(fā)績(jī)效考核，對(duì)研發(fā)人員實(shí)行技術(shù)股權(quán)激勵(lì)等方式，切實(shí)提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力。

（三）內(nèi)部融資能力對(duì)研發(fā)投入和企業(yè)績(jī)效呈顯著正向調(diào)節(jié)作用，外部融資能力的調(diào)節(jié)作用則不顯著

根據(jù)融資優(yōu)序理論，企業(yè)研發(fā)投入主要依靠流動(dòng)性貨幣資金與留存收益等內(nèi)部資金積累，內(nèi)部融資幾乎不存在資產(chǎn)抵押、股權(quán)稀釋、強(qiáng)制信息披露等問(wèn)題[13]。這要求企業(yè)要注重資金積累，加強(qiáng)對(duì)研發(fā)項(xiàng)目的投入力度。企業(yè)應(yīng)當(dāng)和上下游企業(yè)開(kāi)展合作研發(fā)活動(dòng)，這樣不僅聚集了眾多企業(yè)的研發(fā)優(yōu)勢(shì)，緩解研發(fā)資金壓力，也能分散因研發(fā)失敗造成企業(yè)損失的潛在風(fēng)險(xiǎn)。