唐梁子夜 陳家淳 梁爽（電子科技大學(xué)中山學(xué)院管理學(xué)院 廣東中山 528400）

一、引言

隨著我國經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)，國家出臺了一系列政策鼓勵、支持、引導(dǎo)中小企業(yè)發(fā)展，但融資難、融資貴仍然是阻礙中小企業(yè)發(fā)展的重要因素。為落實創(chuàng)新驅(qū)動和科技強國的發(fā)展戰(zhàn)略，解決科技型企業(yè)的融資困難，2019年上海證交所設(shè)立科創(chuàng)板并試點注冊制，為科技型中小企業(yè)的股權(quán)融資問題開辟了一條新渠道。但如何緩解該類企業(yè)的債權(quán)融資困難仍值得我們關(guān)注。債權(quán)融資與股權(quán)融資相比，具有融資成本低、債務(wù)稅盾和避免企業(yè)控制權(quán)分散等優(yōu)點，但仍有眾多的科技型中小企業(yè)難以獲得債權(quán)融資，或即使獲得融資也需要支付更高的實際利率。為何科技型中小企業(yè)的債權(quán)融資之路如此艱難？為何科技型中小企業(yè)取得貸款需要支付更高的成本？研究這一現(xiàn)象背后的原因?qū)τ谖覀兏玫亟鉀Q科技型中小企業(yè)的債權(quán)融資問題有一定的現(xiàn)實意義。

學(xué)者一般從宏觀和微觀兩個層面探尋影響中小企業(yè)債權(quán)融資的因素。宏觀方面，債權(quán)融資受政策環(huán)境、貨幣市場、金融市場發(fā)展水平等因素的影響（Zahra，1996；David，2008；Berger，2011）。微觀層面的影響因素則更為豐富，包括企業(yè)規(guī)模和融資結(jié)構(gòu)、融資成本和融資風(fēng)險、公司治理結(jié)構(gòu)、信息不對稱與會計信息質(zhì)量等（Fazzari，1988；Minton，1999；Manso，2008；孫睿、劉春，2018；梅波，2019）?？萍夹推髽I(yè)的突出特點就是固定資產(chǎn)比重低、研發(fā)投入資金大、風(fēng)險高，科技型企業(yè)的研發(fā)投入是否會影響企業(yè)取得債權(quán)融資？國外學(xué)者從正反兩個方向?qū)ρ邪l(fā)投入與融資結(jié)構(gòu)的關(guān)系進行了驗證。Aboenetal（2006）對瑞典小型高科技企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，該類企業(yè)的資金來源主要依靠金融機構(gòu)提供的債權(quán)融資，且債權(quán)融資越多，越能促進其創(chuàng)新投入。Poter（2001）、Obrien（2003）等的實證研究顯示企業(yè)的創(chuàng)新戰(zhàn)略與較低的債務(wù)融資結(jié)構(gòu)顯著相關(guān)。國內(nèi)學(xué)者的研究更多的是融資結(jié)構(gòu)對研發(fā)投入的影響。姚耀軍（2014），孫早、肖利平（2016）等學(xué)者對我國上市公司的研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)的研發(fā)投入存在顯著的融資約束，內(nèi)部融資和股權(quán)融資對企業(yè)研發(fā)有促進作用，而債權(quán)融資會抑制企業(yè)的自主研發(fā)。吳樂等（2018）基于創(chuàng)業(yè)板上市公司的數(shù)據(jù)證實外源融資和股權(quán)融資能夠提升研發(fā)績效。李匯東、唐躍軍（2013），喻青松（2016）等認(rèn)為債權(quán)融資對研發(fā)投資沒有顯著影響。

綜上，國外學(xué)者的研究顯示研發(fā)投入與融資結(jié)構(gòu)之間存在著顯著的交互影響關(guān)系，而國內(nèi)學(xué)者通常只關(guān)注融資結(jié)構(gòu)對企業(yè)研發(fā)的影響，鮮少有學(xué)者反過來研究研發(fā)投入是否會影響企業(yè)的債權(quán)融資。

因此本文從科技型中小企業(yè)自身的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)特點出發(fā)，探尋該類企業(yè)的債權(quán)融資活動是否受到研發(fā)投入的影響，并在此基礎(chǔ)上構(gòu)建“研發(fā)投入-資產(chǎn)有形性-債權(quán)融資”的研究框架，驗證資產(chǎn)有形性的中介效應(yīng)是否存在。同時，基于最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)理論，探尋科技型中小企業(yè)所在地的金融市場發(fā)展水平是否能夠在其中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，以及怎樣的調(diào)節(jié)作用。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

（一）研發(fā)投入與債權(quán)融資

科技型中小企業(yè)難以獲得債權(quán)融資與其自身的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)特點和盈利模式密切相關(guān)（Mansfield ，1994）?？萍夹推髽I(yè)的生存和發(fā)展依賴于其在特定領(lǐng)域（技術(shù)上或成果上）的先進性，這就意味著科技型企業(yè)從創(chuàng)立到發(fā)展需要不斷地進行創(chuàng)新活動，而持續(xù)的創(chuàng)新活動又需要穩(wěn)定和大量的資金支持。“高風(fēng)險、周期長”的特點是高科技企業(yè)難以獲取債權(quán)融資的重要原因（Hall & Oriani，2006）?？萍夹凸镜难邪l(fā)投入和回報之間通常存在巨大的時間差（Li &Simerly ，2002），從研發(fā)立項到技術(shù)成果轉(zhuǎn)化再到投放市場，研發(fā)的前期階段企業(yè)需要負(fù)擔(dān)持續(xù)的資金流出，直到研發(fā)成果成功商業(yè)化才開始產(chǎn)生資金流入。另外，在整個研發(fā)過程中可能出現(xiàn)各種內(nèi)外部因素和事件，如關(guān)鍵技術(shù)人才的出走、遇到技術(shù)瓶頸等問題導(dǎo)致研發(fā)周期被延長。即便研發(fā)成果順利實現(xiàn)商業(yè)化，是否能給企業(yè)帶來預(yù)期的超額收益也具有高度不確定性，競爭對手的研發(fā)進度或市場需求的變化都有可能影響投資回報。若研發(fā)投入不能取得預(yù)期效果或成果不能順利商業(yè)化，則巨額的研發(fā)投入不僅不能促進企業(yè)發(fā)展，還將稀釋優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)，增加企業(yè)的償債風(fēng)險。

科技型中小企業(yè)持續(xù)的巨額研發(fā)投入會從以下幾個方面激化融資企業(yè)與金融機構(gòu)之間的供求矛盾。首先，創(chuàng)新活動的高風(fēng)險與銀行對資金安全性的高要求是不匹配的，信息不對稱會使銀行更謹(jǐn)慎地評估項目風(fēng)險，嚴(yán)格貸前審查，拒絕過高風(fēng)險的融資申請。Stiglitz（1985）認(rèn)為銀行只能從貸款企業(yè)獲得固定的利息回報，不愿承擔(dān)額外的風(fēng)險，只對風(fēng)險可控的企業(yè)和項目發(fā)放貸款。其次，巨額的創(chuàng)新投入使科技型中小企業(yè)對長期穩(wěn)定的大額融資有強烈需求，而銀行等金融機構(gòu)基于風(fēng)險控制偏好傾向發(fā)放短期與中期貸款。資金需求與貸款供給的期限不匹配將使企業(yè)增加貸款頻率和定期還本壓力，進一步增加融資成本，若在資金流周轉(zhuǎn)銜接期間遇到突發(fā)事件容易增加財務(wù)風(fēng)險。最后，企業(yè)研發(fā)支出在企業(yè)所得稅上享受的稅收優(yōu)惠政策可能會減少企業(yè)出于避稅動機的債權(quán)融資需求。以《財政部 稅務(wù)總局 科技部關(guān)于提高研究開發(fā)費用稅前加計扣除比例的通知》（財稅［2018］99號）為例，在2018—2020年期間，企業(yè)開展研發(fā)活動實際發(fā)生的研發(fā)費用，若不符合資本化條件，可在當(dāng)年計算應(yīng)納稅所得額時按照實際發(fā)生額的75%加計扣除。符合資本化條件形成無形資產(chǎn)的，可在上述期間內(nèi)按無形資產(chǎn)成本的175%在稅前攤銷。即企業(yè)真實發(fā)生的研發(fā)費用越多，稅前加計扣除的金額越大，而出于避稅動機的債權(quán)融資需求將會減少，據(jù)此本文提出假設(shè)1：

H1：科技型企業(yè)的研發(fā)投入與企業(yè)債權(quán)融資呈反向相關(guān)關(guān)系。

（二）研發(fā)投入、資產(chǎn)有形性與債權(quán)融資

企業(yè)創(chuàng)新是對生產(chǎn)要素的重新組合（Peter，1921）。為實現(xiàn)創(chuàng)新活動，企業(yè)需要將大量資金投入到高科技人才、專用設(shè)備和專有技術(shù)上（鐘田麗，2014）。特別是對于科技型中小企業(yè)而言，技術(shù)更新迭代迅速，人才流動性較強。為了提高研發(fā)效率，需要在取得專利授權(quán)和吸引高科技人才上花費更多的資金，而在這些方面的資金占用將稀釋企業(yè)整體的資產(chǎn)有形性。另一方面，企業(yè)研發(fā)投入形成的最終成果是以知識型資產(chǎn)的形式呈現(xiàn)的。企業(yè)的研發(fā)支出如果不滿足資本化條件，將以費用的形式進入當(dāng)期損益；如果滿足資本化條件將通過開發(fā)支出項目轉(zhuǎn)化為無形資產(chǎn)，都將降低企業(yè)的資產(chǎn)有形性。

有形資產(chǎn)的比重對企業(yè)申請債權(quán)融資有一定影響，Williamson（1988）認(rèn)為，企業(yè)難以獲得貸款的一個重要原因就是不能提供充足的抵押物或質(zhì)押物。由于信貸市場上借貸雙方的信息是不完全和不對稱的，與信用貸款相比，銀行為了控制風(fēng)險更傾向于向那些能夠提供保證條件的申請者發(fā)放貸款（Berger，2011）。由于我國金融行業(yè)起步較晚，銀行信貸資源分配不均勻不充分，銀行的貸款審核多依賴于對抵押物的價值評估。無形資產(chǎn)的價值實現(xiàn)高度依賴于其在專業(yè)領(lǐng)域的先進性和法律環(huán)境對知識產(chǎn)權(quán)的保護，未來隨時可能因為新技術(shù)、新產(chǎn)品的知識外溢或社會技術(shù)進步而急劇貶值。其次，無形資產(chǎn)通常專用性較強，轉(zhuǎn)作他用或其他使用者利用的程度較低，銀行難以從其處置收益中獲得充分的價值補償，銀行貸款意愿就低?？萍夹椭行∑髽I(yè)的有形資產(chǎn)比重低，而無形資產(chǎn)作為抵押物目前在信貸市場中發(fā)揮的作用尚無法與有形資產(chǎn)相提并論，據(jù)此本文提出假設(shè)2：

H2：資產(chǎn)有形性是研發(fā)投入與債權(quán)融資的中介變量，研發(fā)投入越多，資產(chǎn)有形性越低，獲取的債權(quán)融資越少。

（三）金融發(fā)展、研發(fā)投入與債權(quán)融資

最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)理論認(rèn)為企業(yè)的融資能力不僅與企業(yè)自身要素有關(guān)，也受金融機構(gòu)發(fā)展的影響。Rice（2010）、劉培森（2015）等研究顯示當(dāng)金融結(jié)構(gòu)豐富、金融深化程度深、金融工具多樣化時，金融體系可以更好為當(dāng)?shù)氐膶嶓w經(jīng)濟服務(wù)，尤其是在緩解民營企業(yè)、高新技術(shù)企業(yè)和高融資依賴企業(yè)的融資約束方面發(fā)揮更好的作用。

根據(jù)信貸配給理論，Hung-Jon Wang（2002）認(rèn)為總體上來說信貸市場是需求大于供給的。在金融市場發(fā)展水平不高時，由于信息不對稱，某些借款人即使愿意支付更高的利率，其貸款需求也得不到滿足，或只能部分滿足（Baltensperger，1978），銀行只向那些低風(fēng)險或有穩(wěn)定合作關(guān)系的企業(yè)提供貸款。由于研發(fā)創(chuàng)新具有正外部性，科技型企業(yè)為防止研發(fā)成果的知識溢出會采取嚴(yán)格的保密措施，加劇了企業(yè)與金融機構(gòu)之間的信息不對稱。信息不對稱是阻礙高科技企業(yè)獲得金融機構(gòu)貸款的另一個重要原因。

金融發(fā)展可以通過優(yōu)化資源配置（Tadesse，2002）、分散創(chuàng)新風(fēng)險（Levine，1998）等途徑影響緩解信貸約束（Maksimovic，1998）。隨著我國的制度變遷和改革開放，我國的金融機構(gòu)先后經(jīng)歷了商業(yè)化、市場化和股份制等一系列改革，金融體系建設(shè)日趨完善（謝維敏、方紅星，2011）。但受各地區(qū)先天經(jīng)濟基礎(chǔ)和漸進式改革政策的影響，國內(nèi)不同地區(qū)之間金融市場的發(fā)展程度存在較大差異。不同金融市場發(fā)展水平對科技型中小企業(yè)債權(quán)融資的影響主要體現(xiàn)在以下三個方面：首先，金融發(fā)展水平高的地區(qū)，金融機構(gòu)的聚集程度高，資金供給更加充足，可以提供更多的融資機會。其次，金融發(fā)展水平高的地區(qū)，金融機構(gòu)的分布更合理、結(jié)構(gòu)更豐富，中小規(guī)模金融機構(gòu)和非銀行金融機構(gòu)可以更好地滿足中小企業(yè)的融資需求。金融中介機構(gòu)的活躍程度也有利于促進信貸供需雙方的信息溝通，減少信息不對稱，加速匹配效率。最后，隨著金融發(fā)展水平的提高，專業(yè)人員和機構(gòu)可以更好地對知識型資產(chǎn)進行估值；另外金融工具的不斷創(chuàng)新和金融產(chǎn)品的多元化，都可以減少貸款審核對有形資產(chǎn)抵押的依賴?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)3：

H3：金融市場發(fā)展水平可以緩解研發(fā)投入對債權(quán)融資的影響。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文的研究對象為科技型中小企業(yè)，因此選取2013—2017年創(chuàng)業(yè)板上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)作為初始樣本，因為研發(fā)投入指標(biāo)需使用t-1期和t期的數(shù)據(jù)，因此其他變量實際使用時間為2014—2018年。為減少異常樣本對研究結(jié)果帶來的影響，對數(shù)據(jù)做了以下處理：（1）剔除了金融保險類企業(yè)的數(shù)據(jù)。（2）剔除了研發(fā)投入和貸款信息缺失企業(yè)的當(dāng)年數(shù)據(jù)。（3）為剔除異常值的影響，對連續(xù)變量在1%和99%分位上進行了Winsorize縮尾處理。最后共得到2 561個非平衡面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于國泰安（CSMAR）和RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫。本文使用STATA軟件對數(shù)據(jù)進行處理和回歸分析。

（二）模型構(gòu)建與變量設(shè)計

檢驗中介效應(yīng)常見的方法有Baron和Kenny的逐步法、Sobel法和Bootstrap法等，溫忠麟（2014）認(rèn)為在總體效應(yīng)顯著的情況下，逐步法的檢驗結(jié)果強于Sobel檢驗結(jié)果，且本文的假設(shè)1需要驗證研發(fā)投入對債權(quán)融資的總體效應(yīng)，因此本文將先用逐步法驗證總體效應(yīng)和中介效應(yīng)是否存在，再用Bootstrap法驗證中介效應(yīng)的穩(wěn)健性和置信區(qū)間，最后檢驗金融市場發(fā)展水平對總體效應(yīng)和中介效應(yīng)是否具有調(diào)節(jié)作用。具體步驟如下：

第一步，先驗證研發(fā)投入是否對債權(quán)融資存在顯著的影響。總體效應(yīng)的顯著是逐步法檢驗中介效應(yīng)的前提，模型（1）中的α1系數(shù)代表研發(fā)投入對債權(quán)融資的總影響，若α1顯著為負(fù)則假設(shè)1成立。模型（1）中的Debti，t代表t期企業(yè)的債權(quán)融資率，是本文的被解釋變量。因為中小企業(yè)的債權(quán)融資途徑主要是向銀行貸款和發(fā)行債券，因此以長期借款、短期借款和應(yīng)付債券之和占總資產(chǎn)的比例計算得到。Debti，t是本文的解釋變量，代表企業(yè)t期的研發(fā)投入水平，由研發(fā)投入占總資產(chǎn)的比例表示。后文將用研發(fā)投入占營業(yè)收入的比例進行穩(wěn)健性檢驗。第二步，檢驗中介效應(yīng)是否存在以及如何影響總體效應(yīng)。依次檢驗?zāi)Ｐ停?）中 β1和模型（3）中 γ1、γ2系數(shù)。模型（2）中的 FIXi，t代表企業(yè)t期的資產(chǎn)有形性，是本文的中介變量。β1反映研發(fā)投入與資產(chǎn)有形性之間的關(guān)系，γ2反映在控制了研發(fā)投入的情況下資產(chǎn)有形性和債權(quán)融資之間的關(guān)系，若兩者都顯著則證明中介效應(yīng)存在。同時，模型（3）中γ1的系數(shù)的顯著性水平可檢驗直接效應(yīng)，若不顯著說明只有中介效應(yīng)，反之，則直接效應(yīng)也存在。再根據(jù)中介效應(yīng)和直接效應(yīng)（β1*γ2和γ1）的符號是否相同，判斷中介效應(yīng)是部分中介作用還是反向的遮掩作用。第三步，通過Bootstrap法檢驗中介效應(yīng)的效果和置信區(qū)間。第四步，檢驗金融市場發(fā)展水平是否可以調(diào)節(jié)研發(fā)支出對債權(quán)融資的影響。在模型1的基礎(chǔ)上加入金融市場發(fā)展水平（Mar）以及金融市場發(fā)展水平與研發(fā)投入的交乘項（R&D*Mar），若交乘項的系數(shù)顯著則調(diào)節(jié)效應(yīng)存在。為消除交乘項與其他項之間的非本質(zhì)共線性問題，對R&D、Mar、 R&D*Mar先進行中心化處理。第五步，考慮到企業(yè)從研發(fā)投入到形成無形資產(chǎn)進而影響企業(yè)的資產(chǎn)有形性可能存在一定的時間滯后性，在完成上述步驟后，本文將用提前一期的研發(fā)投入（R&Di，t-1）替換當(dāng)期研發(fā)投入（R&Di，t）作為解釋變量對所有模型依次進行回歸，并對比當(dāng)期與滯后一期的回歸結(jié)果。

在參考陳仕華（2013）、肖作平（2014）、鐘田麗（2014）等文獻的基礎(chǔ)上，本文選取企業(yè)盈利能力（Profit）、成長能力（Growth）、企業(yè)規(guī)模（Size）、自由現(xiàn)金流量（CF）、行業(yè)虛擬變量（Industry）、年度虛擬變量（Year）作為回歸模型的控制變量。具體變量定義見下頁表1。

表1 變量定義

四、描述性統(tǒng)計與回歸分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為描述性統(tǒng)計結(jié)果，具體變量的數(shù)據(jù)分析如下：（1）債權(quán)融資的均值和中位數(shù)分別為0.1和0.07，標(biāo)準(zhǔn)差較小，表明創(chuàng)業(yè)板上市公司的整體債權(quán)融資比率不高，在本次收集的樣本中有24.4%的樣本債權(quán)融資期末余額為0，通過查閱部分公司的中期報告發(fā)現(xiàn)其中有些企業(yè)沒有債權(quán)融資，有些企業(yè)的債權(quán)融資期限較短，恰好在資產(chǎn)負(fù)債表日為0。（2）研發(fā)投入占總資產(chǎn)的比率均值為0.030，中位數(shù)為0.020，最小值為0.0001，保留三位小數(shù)時顯示為0，最大值為0.300，標(biāo)準(zhǔn)差為0.020，說明創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的研發(fā)投入平均水平不高，個別企業(yè)的研發(fā)投入水平差異較大。（3）有形資產(chǎn)比例的均值和中位數(shù)分別為0.300和0.280，標(biāo)準(zhǔn)差為0.16，說明創(chuàng)業(yè)板上市公司的有形資產(chǎn)比例偏低。

表2 變量描述性統(tǒng)計

（二）研發(fā)投入與債權(quán)融資

表 3 為模型（1）—（6）的回歸結(jié)果，其中結(jié)果（1）—（3）為當(dāng)期研發(fā)投入對當(dāng)期債權(quán)融資的影響，結(jié)果（4）—（6）為提前一期研發(fā)投入對當(dāng)?shù)貍鶛?quán)融資的影響。通過對比回歸結(jié)果（1）中和（4）中研發(fā)投入的系數(shù)發(fā)現(xiàn)，兩組的解釋變量的回歸系數(shù)差異不大，且均為負(fù)值并在1%的水平上顯著。由此可見，對于我國創(chuàng)業(yè)板上市公司而言，企業(yè)研發(fā)投入越多，債權(quán)融資占總資產(chǎn)的比例就越小，說明研發(fā)投入對債權(quán)融資有負(fù)向影響，且這種影響兼具當(dāng)期效應(yīng)與時滯效應(yīng)?？傮w效應(yīng)的存在為逐步法中介效應(yīng)的后續(xù)檢驗提供了基礎(chǔ)。除成長性以外其他控制變量均在1%的水平上顯著，其中盈利能力（Profit）、成長性（Growth）和自由現(xiàn)金流（CF）與債權(quán)融資負(fù)相關(guān)，可能是企業(yè)在盈利能力良好、自有資金充足時，減少了企業(yè)債權(quán)融資方面的需求。企業(yè)規(guī)模（Size）與被解釋變量正相關(guān)，說明在進行債權(quán)融資時大規(guī)模的企業(yè)比小規(guī)模的企業(yè)更具優(yōu)勢。

表3 實證回歸結(jié)果

（三）研發(fā)投入、資產(chǎn)有形性與債權(quán)融資

在總體效應(yīng)顯著的基礎(chǔ)上，表3中回歸結(jié)果（2）和（5）分別檢驗了t期和t-1期研發(fā)投入對企業(yè)資產(chǎn)有形性的影響。對比發(fā)現(xiàn)回歸結(jié)果（2）中的回歸系數(shù)為-0.315，在5%的水平上顯著，回歸結(jié)果（5）中的回歸系數(shù)為-0.668，在1%的水平上顯著。說明創(chuàng)業(yè)板上市公司增加研發(fā)投入會降低公司的資產(chǎn)有形性，且這種影響通過時間的積累更加明顯，即研發(fā)投入對資產(chǎn)有形性的影響有一定的滯后性。同時，回歸結(jié)果（3）和回歸結(jié)果（6）中資產(chǎn)有形性（FIX）的系數(shù)，均在1%的水平上顯著，說明中介效應(yīng)存在。資產(chǎn)有形性的系數(shù)為正，表明在控制研發(fā)投入的情況下，企業(yè)資產(chǎn)有形性的增加對企業(yè)獲得債權(quán)融資有促進作用。

通過對比回歸結(jié)果（1）與回歸結(jié)果（3）中的系數(shù)發(fā)現(xiàn)，在控制了資產(chǎn)有形性以后，研發(fā)投入的回歸系數(shù)和顯著性水平都有所降低，但依然在5%的水平上顯著，滯后一期（4）與（6）的回歸結(jié)果也是如此。說明無論當(dāng)期還是滯后一期，直接效應(yīng)與中介效應(yīng)都同時存在，且直接效應(yīng)與中介效應(yīng)的符號相同，說明研發(fā)投入會降低資產(chǎn)有形性，進而不利于債權(quán)融資的取得，資產(chǎn)有形性在其中起到部分中介作用而非遮掩效應(yīng)。

表4顯示了當(dāng)期和滯后一期下使用Bootstrap法檢驗中介效應(yīng)的結(jié)果，在95%的置信區(qū)間下，當(dāng)期中介效應(yīng)的結(jié)果沒有包含0，表明資產(chǎn)有形性的中介效應(yīng)顯著，且中介效應(yīng)大小約為-0.13。研發(fā)投入對債權(quán)融資影響的直接效果的置信區(qū)間也不包含0，直接效應(yīng)的大小約為-0.88，說明研發(fā)投入對債權(quán)融資的直接影響要遠(yuǎn)大于通過資產(chǎn)有形性產(chǎn)生的間接影響。滯后一期的檢驗結(jié)果也顯示，中介效應(yīng)與直接效應(yīng)同時存在，且與當(dāng)期相比，滯后一期的中介效應(yīng)的比重略有上升，與逐步法檢驗的結(jié)論一致。

表4 Bootstrap法檢驗結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗上述結(jié)果的可靠性，本文進行了穩(wěn)健性檢驗：（1）將時滯效應(yīng)的滯后時差擴大到兩年，即研發(fā)投入使用2013—2016年數(shù)據(jù)，其他變量為2015—2018年數(shù)據(jù)，共得到1 856個樣本，回歸結(jié)果與前文的結(jié)果一致并顯著。（2）將企業(yè)研發(fā)投入的指標(biāo)替換為研發(fā)投入占營業(yè)收入的比例。根據(jù)文中的步驟依次回歸，發(fā)現(xiàn)所有回歸系數(shù)的符號與前文一致，且均在1%的水平上顯著，說明回歸結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性與可靠性。

表5 中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

將全樣本根據(jù)金融市場發(fā)展水平分成高低兩組以驗證調(diào)節(jié)效應(yīng)的穩(wěn)健性。先使用王小魯、樊綱等出版的《中國分省份市場化指數(shù)報告（2018）》中的省級數(shù)據(jù)對上市公司所在地區(qū)的金融市場發(fā)展水平進行賦值，再根據(jù)當(dāng)年指數(shù)的中位數(shù)進行分組，小于等于中位數(shù)的地區(qū)劃入低組，大于中位數(shù)的地區(qū)劃入高組，并用模型3對分組后樣本進行回歸?；貧w結(jié)果顯示，低金融市場發(fā)展水平地區(qū)組的研發(fā)投入在t期和t-1期仍在5%的水平上顯著，而高金融市場發(fā)展水平組的研發(fā)投入對債權(quán)融資無顯著影響。

五、研究結(jié)論與建議

國外學(xué)者的研究顯示研發(fā)投入與融資結(jié)構(gòu)之間存在著顯著的交互影響關(guān)系，而國內(nèi)學(xué)者通常只關(guān)注融資結(jié)構(gòu)對企業(yè)研發(fā)的影響，關(guān)于研發(fā)投入對融資行為的影響方面的研究較少。本文從科技型企業(yè)的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)特點出發(fā)，探尋科技型中小企業(yè)研發(fā)投入對債權(quán)融資的影響。實證結(jié)果顯示：（1）我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的研發(fā)投入與債權(quán)融資顯著負(fù)相關(guān)，且這種影響兼具當(dāng)期效應(yīng)與時滯效應(yīng)。（2）研發(fā)投入可以通過影響資產(chǎn)有形性的中介作用影響債權(quán)融資，但中介效應(yīng)在總效應(yīng)中所占比重不大，研發(fā)投入對債權(quán)融資的影響仍以直接效應(yīng)為主。（3）金融市場發(fā)展水平可以反向調(diào)節(jié)研發(fā)投入對債權(quán)融資的抑制作用。

基于以上結(jié)論，本文提出以下建議：（1）科技型中小企業(yè)應(yīng)根據(jù)當(dāng)?shù)氐慕鹑谑袌霭l(fā)展水平合理地選擇融資方式，當(dāng)?shù)亟鹑诎l(fā)展水平較低時，研發(fā)投入多的科技型企業(yè)取得債權(quán)融資的難度更大，可以考慮從其他金融市場高水平地區(qū)獲得債權(quán)融資。（2）從宏觀經(jīng)濟層面，繼續(xù)深化金融體制改革，加速金融產(chǎn)品和金融工具的開發(fā)與創(chuàng)新，減少貸款審核對有形資產(chǎn)的依賴，建立知識產(chǎn)權(quán)融資服務(wù)體系，發(fā)揮知識型資產(chǎn)對融資業(yè)務(wù)的促進作用。