閆現(xiàn)偉 王生年

1 引 言

內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為，創(chuàng)新是企業(yè)獲取核心競(jìng)爭(zhēng)力、保持持久發(fā)展的源泉。2000-2019年中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒顯示，企業(yè)研發(fā)投入GDP占比由2000年的0.54%提升至2019年的1.68%，但與發(fā)達(dá)國(guó)家占比仍有較大差距。同時(shí)，研發(fā)投入可比價(jià)增長(zhǎng)率也呈下降趨勢(shì)，由2000年的29.27%下降到2019年的7.94%。企業(yè)研發(fā)投入需要長(zhǎng)期、大量的資金保障。然而，近年來無論在發(fā)達(dá)國(guó)家還是新興市場(chǎng)，均出現(xiàn)了以股票、債券價(jià)格為代表的資產(chǎn)價(jià)格大幅變動(dòng)現(xiàn)象。我國(guó)亦是如此，股價(jià)大幅上漲下跌，帶來了金融市場(chǎng)和虛擬經(jīng)濟(jì)短期異常繁榮，給實(shí)體經(jīng)濟(jì)造成了較大影響。股價(jià)變動(dòng)會(huì)影響企業(yè)的資本成本、融資難度（Tobin 1969[1]；Bernanke和Gertler 1989[2]），也會(huì)影響其金融資產(chǎn)配置、管理層代理成本，進(jìn)而對(duì)企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生影響。隨著股價(jià)的大幅變動(dòng)，厘清股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系顯得尤為重要與迫在眉睫。鑒于股票市場(chǎng)往往具有追漲殺跌的特征，金融杠桿和債務(wù)率的攀升會(huì)導(dǎo)致交易行為成倍放大，造成股價(jià)的大幅震蕩（陳彥斌等，2018）[3]。為維持股票市場(chǎng)價(jià)格穩(wěn)定，中國(guó)證監(jiān)會(huì)于2015年開始提高杠桿交易主體標(biāo)準(zhǔn)，并將保證金比例由50%提高至100%，著力降低股票交易杠桿。同時(shí)，自2008年金融危機(jī)以來，我國(guó)開始提高銀行資本充足率，降低商業(yè)銀行信貸杠桿，調(diào)控股票市場(chǎng)加杠桿的資金來源。本文擬從企業(yè)微觀層面對(duì)以下問題進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)：股價(jià)變動(dòng)能否以及如何影響企業(yè)研發(fā)投入？股價(jià)變動(dòng)影響企業(yè)研發(fā)投入的作用機(jī)制是什么？降低股票交易杠桿和銀行信貸杠桿對(duì)股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系有何影響？

本文可能的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：第一，已有文獻(xiàn)多從股票流動(dòng)性、股價(jià)信息含量、資產(chǎn)錯(cuò)誤定價(jià)等角度研究股票市場(chǎng)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。本文從金融資產(chǎn)價(jià)格角度出發(fā)，探討股價(jià)變動(dòng)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，既是對(duì)股票市場(chǎng)、金融資產(chǎn)價(jià)格經(jīng)濟(jì)后果研究的有益延伸，也是對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響因素的豐富與拓展。第二，已有文獻(xiàn)多從托賓Q、資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)等宏觀視角研究股價(jià)變動(dòng)對(duì)企業(yè)投資的影響，本文側(cè)重從企業(yè)利潤(rùn)最大化、委托代理等微觀視角研究股價(jià)變動(dòng)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響，并從金融化和代理成本兩個(gè)視角深入分析內(nèi)在的作用機(jī)制，是對(duì)股價(jià)變動(dòng)影響企業(yè)創(chuàng)新作用機(jī)制的進(jìn)一步挖掘和深入。第三，本文選擇股票市場(chǎng)去交易杠桿和商業(yè)銀行去信貸杠桿作為政策工具，研究其對(duì)股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)研發(fā)投入兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，有助于豐富金融監(jiān)管的理論和經(jīng)驗(yàn)研究。

2 文獻(xiàn)回顧

2.1 企業(yè)創(chuàng)新影響因素

關(guān)于股票市場(chǎng)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，國(guó)外學(xué)者進(jìn)行了多方面的探索。多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，股票市場(chǎng)發(fā)展有助于緩解融資約束進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。張勁帆等（2017）[4]發(fā)現(xiàn)股票市場(chǎng)IPO可以通過緩解融資約束、促進(jìn)創(chuàng)新人才隊(duì)伍建設(shè)渠道顯著提高創(chuàng)新產(chǎn)出。閆紅蕾等（2020）[5]檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)股票流動(dòng)性可通過提高企業(yè)的實(shí)際融資水平提高研發(fā)投資效率。Mathers等（2017）[6]以股價(jià)的信息角色驗(yàn)證資本市場(chǎng)是否有助于企業(yè)創(chuàng)新，發(fā)現(xiàn)隨著股價(jià)的非同步性波動(dòng)，企業(yè)專利數(shù)量和專利引用量均有所增加。李啟佳等（2020）[7]研究發(fā)現(xiàn)股價(jià)信息含量也可以通過資源分配使用提高創(chuàng)新效率，而且在融資約束大的企業(yè)更加明顯。Dong等（2017）[8]基于美國(guó)股票市場(chǎng)研究發(fā)現(xiàn)，股價(jià)高估可以通過非股權(quán)融資渠道增加企業(yè)的研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出。不同于上述研究結(jié)果，也有部分學(xué)者研究認(rèn)為股票市場(chǎng)不僅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新沒有影響，甚至還可能抑制企業(yè)創(chuàng)新。Bernstein（2015）[9]利用美國(guó)1985-2003完成與撤回IPO的企業(yè)為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)IPO不僅對(duì)創(chuàng)新數(shù)量沒有影響，還降低了創(chuàng)新質(zhì)量。江軒宇等（2020）[10]研究發(fā)現(xiàn)股票價(jià)格暴跌風(fēng)險(xiǎn)越高，企業(yè)創(chuàng)新水平越低，且融資約束和控股股東質(zhì)押起到顯著的正向調(diào)節(jié)作用。

2.2 股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)投資

托賓Q理論認(rèn)為，股價(jià)上漲反映了更多的投資機(jī)會(huì)，降低了企業(yè)的資本成本，會(huì)促進(jìn)企業(yè)投資。股價(jià)上漲可以正面影響預(yù)期投資收益，負(fù)面影響預(yù)期投資成本，進(jìn)而正向影響了企業(yè)投資（李陽和王勁松，2018[11]）。Kaplan和Zingales（1997）[2]進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的投資水平與股票價(jià)格存在正相關(guān)關(guān)系。資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)認(rèn)為，股價(jià)上漲還會(huì)通過資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)增加借款人資產(chǎn)凈值，降低了投融資的代理成本，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)投資（Bernanke和Gertler，1989[12]）。除股價(jià)上漲可能會(huì)增加企業(yè)投資外，股價(jià)上漲會(huì)增加企業(yè)的融資，比如企業(yè)通常在股票高漲時(shí)增發(fā)股票（Stein，1996[13]）。股價(jià)上漲不僅會(huì)促進(jìn)股權(quán)融資，還會(huì)促進(jìn)債務(wù)融資，進(jìn)而增加公司投資。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，股價(jià)主要通過信息不對(duì)稱下的迎合機(jī)制、股權(quán)再融資機(jī)制、擴(kuò)展信息不對(duì)稱下的學(xué)習(xí)機(jī)制影響企業(yè)投資行為（Goyal和Yamada 2004[14]；Foucault和Gehrig 2007[15]）。不同于上述研究結(jié)果，也有部分學(xué)者認(rèn)為股價(jià)變動(dòng)對(duì)企業(yè)投資存在負(fù)向影響，如股價(jià)上漲對(duì)日本制造業(yè)不存在顯著正向影響，還會(huì)實(shí)體投資存在負(fù)乘數(shù)效應(yīng)（Christian，2007[16]），股價(jià)上漲對(duì)我國(guó)沿海地區(qū)民營(yíng)實(shí)體投資具有“擠出效應(yīng)”，加劇了工業(yè)的“規(guī)?？招幕保▍呛Ｃ瘢?012[17]）。股價(jià)與企業(yè)投資還存在一定的異質(zhì)性，如盈余管理和投資者情緒在不同時(shí)期里分別主導(dǎo)著股價(jià)變動(dòng)與公司投資的關(guān)系（譚躍和夏芳，2011[18]）。

從企業(yè)創(chuàng)新的影響因素看，股票市場(chǎng)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響因素研究多集中于公司IPO上市、股票流動(dòng)性、股價(jià)信息含量、資產(chǎn)錯(cuò)誤定價(jià)等，股價(jià)作為股票市場(chǎng)最直接的特征，研究股價(jià)變動(dòng)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的相關(guān)研究尚不多見。從股價(jià)變動(dòng)對(duì)企業(yè)投資的影響看，股價(jià)上漲多數(shù)通過降低投資成本、改善融資約束等渠道增加了企業(yè)投資，相關(guān)經(jīng)濟(jì)后果尚未延伸至企業(yè)創(chuàng)新這一個(gè)更具現(xiàn)實(shí)意義的領(lǐng)域，且目前的結(jié)論也不夠統(tǒng)一。

3 理論分析與研究假設(shè)

3.1 股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)研發(fā)投入

一方面，股價(jià)變動(dòng)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入存在正向影響。首先，托賓Q理論認(rèn)為，當(dāng)企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值大于重置成本時(shí)，企業(yè)會(huì)增加投資（Tobin，1969）[1]。當(dāng)股價(jià)上漲時(shí)，降低了企業(yè)新資本相對(duì)于存量資本的成本，企業(yè)會(huì)進(jìn)行研發(fā)活動(dòng)等更多的投資。反之，當(dāng)股價(jià)下跌時(shí)，企業(yè)會(huì)減少研發(fā)投入。其次，研發(fā)活動(dòng)具有風(fēng)險(xiǎn)高、周期長(zhǎng)、資金需求量大等特征，企業(yè)研發(fā)活動(dòng)多數(shù)面臨著融資約束問題。資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)認(rèn)為，當(dāng)股價(jià)上漲時(shí)，企業(yè)可抵押凈資產(chǎn)價(jià)值增加，融資難度和成本下降，企業(yè)研發(fā)投入面臨的融資約束降低（崔光燦，2006[19]），基于預(yù)防性持有金融資產(chǎn)的動(dòng)機(jī)下降，進(jìn)而釋放研發(fā)活動(dòng)需要的財(cái)務(wù)資源。再次，研發(fā)活動(dòng)不確性大，管理層付出較多努力才能成功，但只能獲取少量報(bào)酬卻要承擔(dān)個(gè)人職業(yè)生涯失敗的風(fēng)險(xiǎn)，存在較大的代理沖突。當(dāng)股價(jià)上漲時(shí)，股東會(huì)通過增加薪酬、股權(quán)激勵(lì)等方式強(qiáng)化與管理層的利益綁定，同時(shí)投資者關(guān)注也會(huì)降低管理層的代理成本，激發(fā)管理層實(shí)施研發(fā)投入等利于企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展的投資活動(dòng)。

另一方面，股價(jià)變動(dòng)也可能對(duì)企業(yè)研發(fā)投入存在負(fù)向影響。首先，企業(yè)金融化作為經(jīng)濟(jì)虛擬化的重要標(biāo)志，對(duì)研發(fā)活動(dòng)等實(shí)體投資存在顯著的“擠出效應(yīng)”（萬良勇等，2020[20]）。當(dāng)股價(jià)上漲時(shí)，股票市場(chǎng)的繁榮會(huì)為金融市場(chǎng)帶來遠(yuǎn)高于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的投資回報(bào)，利潤(rùn)最大化導(dǎo)向會(huì)誘使企業(yè)通過參股、并購(gòu)、聯(lián)營(yíng)等方式進(jìn)入金融行業(yè)實(shí)施套利，代替企業(yè)研發(fā)等實(shí)體投資。其次，因金融資產(chǎn)價(jià)值確認(rèn)和計(jì)量也是粉飾短期業(yè)績(jī)和迎合市場(chǎng)表現(xiàn)的重要手段之一，當(dāng)股價(jià)上漲時(shí)，企業(yè)也會(huì)增加金融資產(chǎn)配置以迎合投資者（彭俞超等2018）[21]，從而對(duì)企業(yè)研發(fā)等實(shí)體投資進(jìn)行擠出。再次，股價(jià)作為衡量管理層工作業(yè)績(jī)的重要體現(xiàn)，當(dāng)股價(jià)上漲時(shí)，管理層更容易選擇那些沒有效率甚至損害股東利益的項(xiàng)目上去，如在職消費(fèi)、創(chuàng)新積極性不高等（Richardson，2006）[22]。隨著股價(jià)的大幅變動(dòng)，風(fēng)險(xiǎn)相應(yīng)增加，管理層基于風(fēng)險(xiǎn)收益考慮，更傾向于選擇見效快、收益高的投資項(xiàng)目，避免風(fēng)險(xiǎn)高、見效慢的研發(fā)投資，甚至為避免業(yè)績(jī)下降而削減研發(fā)投入。基于上述分析，提出競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)H1a和H1b：

H1a：在控制其他因素的條件下，股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)研發(fā)投入存在正向關(guān)系。

H1b：在控制其他因素的條件下，股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)研發(fā)投入存在負(fù)向關(guān)系。

3.2 去股票交易杠桿、股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)研發(fā)投入

從調(diào)控金融杠桿和債務(wù)杠桿緩解股價(jià)暴漲暴跌的思路來看，一方面應(yīng)調(diào)控金融產(chǎn)品（如股票、債券）市場(chǎng)交易的加杠桿行為，另一方面則應(yīng)調(diào)控交易杠桿的資金來源。前者主要針對(duì)市場(chǎng)交易主體，后者主要針對(duì)商業(yè)銀行。2015年，中國(guó)證券交易所通過修訂《證券公司融資融券業(yè)務(wù)管理辦法》縮小了加杠桿交易的主體范圍。限定自2015年7月1日起，證券公司對(duì)“交易時(shí)間不足半年、最近20個(gè)交易日日均證券類資產(chǎn)低于50萬元、本公司股東及關(guān)聯(lián)人”等客戶不得配資，通過縮小加杠桿交易主體范圍降低了整個(gè)股票市場(chǎng)的交易杠桿。同時(shí)，明確自2015年11月23日起，上海證券交易所投資者融資買入證券時(shí)，融資保證金由50%調(diào)整為不低于100%，通過提高投資者融資保證金比例降低了交易杠桿。降低股票交易杠桿有助于穩(wěn)定股票市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)，減少金融市場(chǎng)暴漲暴跌的投機(jī)機(jī)會(huì)，促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)投入?；谏鲜龇治觯岢鲆韵录僭O(shè)：

H2：去股票交易杠桿在股價(jià)變動(dòng)和研發(fā)投入間的關(guān)系中發(fā)揮了正向調(diào)節(jié)作用。

3.3 去銀行信貸杠桿、股票價(jià)格與企業(yè)研發(fā)投入

股票交易的最終資金來源于商業(yè)銀行的貨幣供給。2009年起，為增強(qiáng)銀行抵御風(fēng)險(xiǎn)能力，國(guó)家開始對(duì)商業(yè)銀行實(shí)施資本約束，即提高銀行資本充足率，降低信貸杠桿。銀行為達(dá)到資本要求，一般會(huì)通過調(diào)整資產(chǎn)結(jié)構(gòu)以降低風(fēng)險(xiǎn)加權(quán)系數(shù)來滿足要求。如優(yōu)先減少證券投資等高風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)等，進(jìn)而相應(yīng)減少面向股票市場(chǎng)的派生貨幣供應(yīng)，減緩股價(jià)變動(dòng)。同時(shí)，降低銀行信貸杠桿可以有效降低銀行的道德風(fēng)險(xiǎn)和過度冒險(xiǎn)（Koziol和Lawrenz，2009）[23]，減緩貸款增速。信貸收縮會(huì)傳遞金融市場(chǎng)降溫的信號(hào)，金融市場(chǎng)降溫有助于降低企業(yè)實(shí)施金融化的預(yù)期收益和投資動(dòng)機(jī)。降低銀行信貸杠桿會(huì)改變銀行高杠桿、快速規(guī)模擴(kuò)張的經(jīng)營(yíng)模式，促使銀行更加注重內(nèi)部治理和信貸質(zhì)量。銀行會(huì)倒逼企業(yè)加大信息披露、規(guī)范資金使用等，進(jìn)而減少管理層短視行為，降低代理成本。降低銀行信貸杠桿有助于緩解管理層的代理沖突和金融化行為，促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)投入?；谏鲜龇治觯覀兲岢鋈缦录僭O(shè)：

H3：去銀行信貸杠桿在股價(jià)變動(dòng)和研發(fā)投入間的關(guān)系中發(fā)揮了正向調(diào)節(jié)作用。

4 研究設(shè)計(jì)

4.1 樣本選取

本文選取2010-2019年中國(guó)A股上市公司數(shù)據(jù)為初始樣本，并對(duì)樣本進(jìn)行了如下處理：（1）剔除了金融行業(yè)；（2）剔除了財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)異常的ST公司；（3）剔除了所需變量缺失的樣本，最終得到14581個(gè)公司年度觀測(cè)值；并對(duì)所有的連續(xù)變量在1%和99%水平上進(jìn)行了Winsorize處理。研究數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，數(shù)據(jù)處理和分析采用Stata16.0。

4.2 變量定義

1.被解釋變量：企業(yè)研發(fā)投入。本文選用兩個(gè)指標(biāo)衡量企業(yè)的研發(fā)投入：研發(fā)投入強(qiáng)度和研發(fā)投入增長(zhǎng)。本文借鑒劉詩(shī)源等（2020）[24]的研究，選取研發(fā)投入占總資產(chǎn)的比例（RDR）反映企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度。同時(shí)，選取本年研發(fā)投入取對(duì)數(shù)值與上年研發(fā)投入取對(duì)數(shù)值的差額（dDR）反映企業(yè)研發(fā)投入增長(zhǎng)，作為另一衡量指標(biāo)。

2.解釋變量：股價(jià)變動(dòng)。本文選用兩個(gè)指標(biāo)衡量股票價(jià)格變動(dòng)：普通增長(zhǎng)率和對(duì)數(shù)增長(zhǎng)率。借鑒蘇冬蔚和倪博[25]、陳天鑫和李軍帥（2021）[26]的研究，股價(jià)普通增長(zhǎng)率Price1=（本年末股票收盤價(jià)-上年末股票收盤價(jià)）/上年末股票收盤價(jià)；股價(jià)對(duì)數(shù)增長(zhǎng)率Price2=ln（本年末股票收盤價(jià)）-ln（上年年末股票收盤價(jià)），從不同角度反映股價(jià)變動(dòng)。

3.調(diào)節(jié)變量：金融去杠桿CCR。本文將2015年作為去股票交易杠桿的政策虛擬變量CCR1，調(diào)控前取0，調(diào)控后取1?，F(xiàn)有研究通常采用資產(chǎn)債務(wù)比、資本充足率、負(fù)債權(quán)益比等指標(biāo)的倒數(shù)來衡量商業(yè)銀行的杠桿程度。因此本文將銀行資本充足率作為去銀行信貸杠桿衡量指標(biāo)CCR2，資本充足率越高，去信貸杠桿越明顯。

4.其他控制變量：參照孟慶璽等（2018）[27]、劉鳳根等（2022）[28]的研究，本文對(duì)如下影響企業(yè)創(chuàng)新投入的變量進(jìn)行了控制。變量具體定義及方法見表1。

表1 變量定義及說明

5.借鑒孟慶璽等（2018）[27]、劉鳳根等（2022）[28]的研究，構(gòu)建模型1如下：

5 實(shí)證結(jié)果與分析

5.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2描述了主要變量的統(tǒng)計(jì)特征。通過描述性統(tǒng)計(jì)可以看出，RDR均值為0.0235，中值為0.0197，說明我國(guó)上市公司平均研發(fā)投入占總資產(chǎn)比重不高，與發(fā)達(dá)國(guó)家相比仍然較低。dRD均值為0.0737，中值為0.1312，說明我國(guó)上市公司近年來積極響應(yīng)國(guó)家創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略，逐年加大企業(yè)研發(fā)投入力度。Price1均值為0.1829，中值為-0.0682，標(biāo)準(zhǔn)差為1.0317；Price2均值為-0.0342，中值為-0.0706，標(biāo)準(zhǔn)差為0.5849，表明上市公司股價(jià)平均變動(dòng)較大，存在大幅波動(dòng)。根據(jù)相關(guān)性分析結(jié)果，初步表明隨著股價(jià)變動(dòng)，企業(yè)研發(fā)投入明顯減少。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

5.2 基本回歸結(jié)果

表3報(bào)告了假設(shè)1a和假設(shè)1b的回歸檢驗(yàn)結(jié)果。（1）、（2）列回歸結(jié)果顯示，當(dāng)被解釋變量為RDR時(shí)，解釋變量Price1、Price2的系數(shù)均為-0.001，在1%的水平上顯著。表明隨著企業(yè)股價(jià)變動(dòng)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度有所下降，支持了假設(shè)1b，即股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)的研發(fā)投入存在顯著負(fù)向關(guān)系。（3）、（4）列顯示了被解釋變量為dRD時(shí)的回歸結(jié)果，解釋變量Price1、Price2的系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)。表明隨著企業(yè)股價(jià)變動(dòng)，企業(yè)研發(fā)投入增長(zhǎng)有所下降，從研發(fā)投入增長(zhǎng)變動(dòng)的角度也支持了假設(shè)1b。同時(shí)，當(dāng)被解釋變量為dRD時(shí)，解釋變量Price1、Price2的回歸系數(shù)絕對(duì)值-0.041和-0.09，相比被解釋變量為RDR時(shí)兩者回歸系數(shù)絕對(duì)值-0.001和-0.001大，說明研發(fā)投入增長(zhǎng)變動(dòng)對(duì)于股價(jià)變動(dòng)反應(yīng)更加敏感。

表3 股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)研發(fā)投入

5.3 去股票交易杠桿的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

表4報(bào)告了假設(shè)2的檢驗(yàn)結(jié)果。（1）、（2）列回歸結(jié)果顯示，當(dāng)被解釋變量為RDR時(shí)，去股票交易杠桿CCR1與股價(jià)變動(dòng)率的交乘項(xiàng)CCR1*Price1、CCR1*Price2回歸系數(shù)為0.002和0.003，在1%水平上顯著為正。表明降低股票交易杠桿對(duì)股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度間關(guān)系產(chǎn)生了顯著的正向調(diào)節(jié)作用。（3）、（4）列回歸結(jié)果顯示，當(dāng)被解釋變量為dRD時(shí)，去股票交易杠桿CCR1與股價(jià)變動(dòng)率的交乘項(xiàng)CCR1*Price1、CCR1*Price2回歸系數(shù)為0.072和0.108，在1%水平上顯著為正，同樣驗(yàn)證其正向調(diào)節(jié)作用。驗(yàn)證了假設(shè)2，即降低股票交易杠桿在股價(jià)變動(dòng)和研發(fā)投入間的關(guān)系中發(fā)揮了顯著的正向調(diào)節(jié)作用，顯著緩解了股價(jià)變動(dòng)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的不利影響。

表4 去股票交易杠桿、股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)研發(fā)投入

5.4 去銀行信貸杠桿的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

表5報(bào)告了假設(shè)3的檢驗(yàn)結(jié)果。（1）、（2）列回歸結(jié)果顯示，當(dāng)被解釋變量為RDR時(shí)，去銀行信貸杠桿CCR2與股價(jià)變動(dòng)率的交乘項(xiàng)CCR2*Price1、CCR2*Price2回歸系數(shù)為0.140和0.248，在1%水平上顯著為正。表明降低商業(yè)銀行杠桿對(duì)股票價(jià)格上漲與企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度間關(guān)系產(chǎn)生了顯著的正向調(diào)節(jié)作用。（3）、（4）列回歸結(jié)果顯示，當(dāng)被解釋變量為dRD時(shí)，去銀行信貸杠桿CCR2與股價(jià)變動(dòng)率的交乘項(xiàng)CCR2*Price1、CCR2*Price2回歸系數(shù)為6.285和10.696，在1%水平上顯著為正，同樣驗(yàn)證其正向調(diào)節(jié)作用。驗(yàn)證了假設(shè)3，即降低銀行杠桿在股價(jià)變動(dòng)和研發(fā)投入間的關(guān)系中發(fā)揮了顯著的正向調(diào)節(jié)作用，顯著緩解了股價(jià)變動(dòng)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的不利影響。

表5 去銀行信貸杠桿、股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)研發(fā)投入

續(xù)表

5.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為解決股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)研發(fā)投入之間可能存在的互為因果、樣本選擇偏誤等內(nèi)生性問題，本文進(jìn)行了以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

5.5.1 內(nèi)生性問題檢驗(yàn)

由于股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)研發(fā)投入間可能存在的互為因果的內(nèi)生性問題，本文進(jìn)一步采用工具變量法解決潛在的遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。借鑒余泳澤和張少輝（2017）[29]等思路，選擇上海證券交易綜合指數(shù)（TSCI）作為股票價(jià)格上漲的工具變量，使用2SLS模型進(jìn)行工具變量回歸。表6的回歸結(jié)果顯示，當(dāng)被解釋變量為RDR時(shí)，解釋變量Price1和Price2的回歸系數(shù)為-0.003和-0.002，在1%水平上顯著為負(fù)。這與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相一致。當(dāng)被解釋變量為dRD時(shí)，解釋變量Price1和Price2的回歸系數(shù)為-0.031和-0.030，為負(fù)但不顯著。原因是剔除內(nèi)生性影響后，股價(jià)變動(dòng)對(duì)研發(fā)投入增長(zhǎng)的影響有一定程度減弱。以上檢驗(yàn)表明，在考慮股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)研發(fā)投入的內(nèi)生性問題后，本文結(jié)論依然穩(wěn)健。

表6 股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)研發(fā)投入：2SLS回歸結(jié)果

續(xù)表

5.5.2 替換檢驗(yàn)樣本

根據(jù)證監(jiān)會(huì)對(duì)上市公司的行業(yè)分類，研發(fā)投入強(qiáng)度較大的電子、通信、生物、醫(yī)藥行業(yè)大多數(shù)分布在制造業(yè)和信息技術(shù)業(yè)兩大類行業(yè)中，兩大類行業(yè)的創(chuàng)新也更具現(xiàn)實(shí)意義。參照孟慶璽等（2018）[27]的做法選擇制造業(yè)和信息技術(shù)業(yè)這兩大行業(yè)，替換樣本后進(jìn)行檢驗(yàn)。表7報(bào)告了回歸結(jié)果，（1）、（2）、（3）、（4）列顯示，對(duì)于被解釋變量RDR和dRD，解釋變量Price1和Price2的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，表明股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)研發(fā)投入存在顯著負(fù)向關(guān)系，與前文結(jié)論一致，驗(yàn)證了假設(shè)1。表8報(bào)告了調(diào)節(jié)檢驗(yàn)回歸結(jié)果，（1）、（2）、（3）、（4）列顯示，對(duì)于被解釋變量RDR和dRD，CCR1*Price1和CCR1*Price2回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明降低股票交易杠桿具有正向調(diào)節(jié)作用，與前文結(jié)論一致，驗(yàn)證了假設(shè)2。（5）、（6）、（7）、（8）列顯示，對(duì)于被解釋變量RDR和dRD，CCR2*Price1和CCR2*Price2回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明降低銀行信貸杠桿具有正向調(diào)節(jié)作用，與前文結(jié)論一致，驗(yàn)證了假設(shè)3。

表7 股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)研發(fā)投入：替換樣本的回歸結(jié)果

續(xù)表

表8 金融去杠桿 股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)研發(fā)投入：替換樣本的回歸結(jié)果

續(xù)表

6 作用機(jī)制檢驗(yàn)

通過前文的基本回歸及穩(wěn)健性檢驗(yàn)，驗(yàn)證了研究假設(shè)H1b，即股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)研發(fā)投入存在顯著負(fù)向關(guān)系，但這一結(jié)果的作用機(jī)制還需進(jìn)一步檢驗(yàn)。借鑒杜勇等（2017）[30]的做法，以企業(yè)持有的金融資產(chǎn)比例Fin表示金融化程度。即金融化程度=（交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款及墊款凈額+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+投資性房地產(chǎn)凈額）/總資產(chǎn)?？紤]到增加高管持股比例是減少代理成本的主要手段，以“1-高管持股比例”表示代理成本Cost。為了驗(yàn)證股價(jià)變動(dòng)影響企業(yè)研發(fā)投入的作用機(jī)制，使用溫忠麟等總結(jié)的中介效應(yīng)分析方法，將具體模型設(shè)定如下：

表9報(bào)告了股價(jià)變動(dòng)通過金融化作用機(jī)制影響企業(yè)研發(fā)投入的回歸結(jié)果。如表（1）、（2）列所示，被解釋變量為金融化Fin時(shí)，解釋變量Price1和Price2的回歸系數(shù)為0.001和0.002，顯著為正，表明股價(jià)變動(dòng)加劇了企業(yè)的金融化行為。（3）、（4）、（5）、（6）列所示，將被解釋變量企業(yè)研發(fā)投入與解釋變量股價(jià)變動(dòng)以及金融化中介放入同一模型進(jìn)行回歸，金融化Fin的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為負(fù)，解釋變量Price1、Price2的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)。表明中介效應(yīng)顯著，即股價(jià)變動(dòng)通過加劇企業(yè)金融化程度對(duì)企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生不利影響。

表9 股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)研發(fā)投入：金融化作用機(jī)制回歸結(jié)果

續(xù)表

表10報(bào)告了股價(jià)變動(dòng)通過代理成本作用機(jī)制影響企業(yè)研發(fā)投入的回歸結(jié)果。（1）、（2）列所示，被解釋變量為代理成本Cost時(shí)，解釋變量Price1的回歸系數(shù)為0.001，為正，但不顯著；Price2的回歸系數(shù)為0.005，在5%水平上顯著為正，表明股價(jià)變動(dòng)增加了企業(yè)管理層的代理成本。（3）、（4）、（5）、（6）列所示，將被解釋變量企業(yè)研發(fā)投入與解釋變量股價(jià)變動(dòng)以及代理成本中介放入同一模型進(jìn)行回歸，代理成本Cost的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，解釋變量Price1、Price2的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)。表明中介效應(yīng)顯著，即股價(jià)變動(dòng)通過增加代理成本對(duì)企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生不利影響。

表10 股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)研發(fā)投入：代理成本作用機(jī)制回歸結(jié)果

續(xù)表

7 結(jié) 論

本文采用2010-2019年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，分別從股價(jià)普通增長(zhǎng)率和股價(jià)對(duì)數(shù)增長(zhǎng)率，研究了股價(jià)變動(dòng)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響。實(shí)證結(jié)果表明：（1）股價(jià)變動(dòng)與企業(yè)研發(fā)投入存在顯著負(fù)向關(guān)系。（2）國(guó)家降低股票交易杠桿和銀行信貸杠桿的監(jiān)管政策，可以有效緩解股價(jià)變動(dòng)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的不利影響。（3）股價(jià)變動(dòng)通過金融化和代理成本兩個(gè)渠道對(duì)企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生影響。隨著股價(jià)變動(dòng)，一方面會(huì)加劇企業(yè)脫實(shí)向虛的金融化行為；另一方面會(huì)增加管理層的代理成本，二者共同減少了企業(yè)的研發(fā)投入。

本文研究的政策啟示有：（1）由于我國(guó)金融市場(chǎng)具有較大的壟斷性、投機(jī)性，造成投資回報(bào)率遠(yuǎn)高于實(shí)體經(jīng)濟(jì)，占據(jù)了實(shí)體經(jīng)濟(jì)過多的資金、資源，擠出了企業(yè)研發(fā)等長(zhǎng)期性實(shí)體投資，加劇了企業(yè)的金融化行為。建議繼續(xù)關(guān)注中國(guó)經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”的現(xiàn)象以及金融資產(chǎn)價(jià)格對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的沖擊。（2）鑒于加杠桿和債務(wù)率攀升是股價(jià)暴漲暴跌的重要因素之一，建議實(shí)施長(zhǎng)期、動(dòng)態(tài)的金融去杠桿調(diào)控，以增強(qiáng)股價(jià)的穩(wěn)定性，促進(jìn)股票市場(chǎng)持續(xù)健康發(fā)展。（3）股價(jià)變動(dòng)通過增加代理成本削弱了企業(yè)的研發(fā)投入，建議對(duì)風(fēng)險(xiǎn)高、不確定性大的研發(fā)活動(dòng)建立風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償機(jī)制，引導(dǎo)管理層提高風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿，加大創(chuàng)新活動(dòng)。（4）以金融去杠桿為代表工具的金融監(jiān)管政策在一定程度上緩解了股價(jià)變動(dòng)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的負(fù)面影響，但根源問題在于股票市場(chǎng)的高收益、實(shí)體經(jīng)濟(jì)的低回報(bào)存在的巨大差距，建議盡快提高實(shí)體經(jīng)濟(jì)的資本回報(bào)，縮小金融市場(chǎng)和實(shí)體經(jīng)濟(jì)的利潤(rùn)差距，引導(dǎo)資金投向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)。

本文還存在以下不足：一是關(guān)于股價(jià)的研究還不夠深入，如沒有進(jìn)一步考察股價(jià)泡沫、股價(jià)波動(dòng)等特征對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響。二是未結(jié)合企業(yè)生命周期等特征開展異質(zhì)性檢驗(yàn)等。