財務彈性、研發(fā)投入與企業(yè)市場價值
——基于滬深A 股上市公司經驗數據

（江蘇師范大學 商學院，江蘇 徐州 221116）

一、引言

中共十九屆四中全會再次強調建立以企業(yè)為主體、市場為導向、產學研深度融合的技術創(chuàng)新體系。從國際形勢來看，當前保護主義引發(fā)貿易摩擦，世界形勢充滿不確定性。美國政府對中國企業(yè)的技術封鎖表明，企業(yè)應通過增加研發(fā)投入來塑造產品的獨特性，提升核心競爭力。從國內形勢來看，我國經濟面臨著“脫實向虛”的態(tài)勢，企業(yè)傾向于將資金投向金融領域以獲取短期的高收益回報，這無疑會對研發(fā)活動存在一定的擠出效應。誠然，在任何國家，企業(yè)都是創(chuàng)新活動最重要的主體，但目前我國尚面臨著企業(yè)“大而不強”、研發(fā)投入“多而不優(yōu)”的局面，故企業(yè)的研發(fā)投入動態(tài)是政府、學界亟需關注的問題。本文以2014—2018 年滬深A 股的1 194家上市公司為研究對象，實證檢驗了財務彈性、研發(fā)投入與企業(yè)市場價值之間的關系，以期引導企業(yè)的資金流向，促進企業(yè)增加研發(fā)投入，實現科技進步和企業(yè)績效的并駕齊驅。

二、文獻綜述

本文從以下三個視角切入對相關文獻進行梳理與簡要評價。

有關研發(fā)投入和企業(yè)市場價值的研究可謂汗牛充棟。吳云端（2015）[1]、孫玉軍（2015）[2]分別以創(chuàng)業(yè)板高新技術企業(yè)、信息技術業(yè)上市公司為樣本，得出研發(fā)投入確實能提高企業(yè)未來績效的結論；近年來，許伯桐（2018）[3]、范作冰和劉振宇（2018）[4]、Lee 等（2019）[5]選擇不同地區(qū)或行業(yè)的企業(yè)為樣本，通過實證檢驗均得出與上述相同或類似結論。汪涵玉和朱和平（2018）[6]、Ryong（2018）[7]等學者通過實證研究，驗證了研發(fā)投入與企業(yè)績效存在非線性關系。

關于財務彈性與企業(yè)市場價值的研究，國內學者的研究結論大致可歸結為兩種，馬春愛（2015）[8]、凌志雄和方林（2015）[9]、潘海英等（2019）[10]均驗證了保持財務彈性可以提升企業(yè)價值，周心春（2012）[11]、羅棟梁等（2019）[12]等學者分析了財務彈性與企業(yè)價值間的倒“U”型關系，強調企業(yè)要保持適度的財務彈性。國外學者Shahzad 等（2019）[13]的研究表明，企業(yè)處于不同的生命周期，財務彈性對企業(yè)績效的影響存在明顯的差異。

有關財務彈性和企業(yè)市場價值的中介變量研究相對較少，凌志雄和方林（2015）[9]驗證了企業(yè)投資在財務彈性與企業(yè)績效之間存在部分中介效應。以往學者也圍繞財務彈性對研發(fā)投入的影響展開研究，徐玲和馮巧根（2015）[14]驗證了債務和現金的組合財務彈性對研發(fā)投資具有促進作用；楊婷（2017）[15]的研究表明只有在經濟下行時期，財務彈性才能顯著提高研發(fā)投入水平。肖建波和呂沙（2015）[16]、朱慧娟（2018）[17]、何明志和王曉暉（2019）[18]等圍繞財務彈性、研發(fā)投入和企業(yè)績效三者的聯(lián)系展開了研究，得出的結論卻莫衷一是。

在閱讀和梳理相關文獻的基礎上，本文認為企業(yè)適應經濟環(huán)境變化和利用投資機會的能力（財務彈性）會影響企業(yè)價值，但這種影響需要借助于研發(fā)投入等形成的企業(yè)核心競爭力。相較于對有形資產的投資，企業(yè)通過對產品和生產技術等研發(fā)項目的投資，能更顯著改善企業(yè)長期績效，即研發(fā)投入對財務彈性與企業(yè)市場價值的關系存在明顯的中介效應。已有研究提供的實證證據并不充分，本文試圖在大樣本的背景下，進一步驗證相關假設，得出具有普遍意義的結論。

三、理論分析與研究假設

熊彼特提出的創(chuàng)新理論使“創(chuàng)新”這一概念首次登上經濟學的舞臺，他認為正是創(chuàng)新引領著經濟增長。為了改進生產技術、研制新產品和開發(fā)新的生產工具等，而要投入研發(fā)經費，從而提升生產效率，提高產品質量，打造產品的獨特性和差異化，形成其他企業(yè)難以復制的核心競爭力。從長期視角來看，研發(fā)投入是企業(yè)創(chuàng)新的源泉，當研發(fā)投入轉化為企業(yè)的效能后，能有效增強企業(yè)的發(fā)展能力和競爭優(yōu)勢，使企業(yè)在激烈的市場競爭中憑借自身獨特的核心競爭力保持基業(yè)長青?；趧?chuàng)新理論，本文提出假設1：

H1：研發(fā)投入與企業(yè)市場價值顯著正相關。

開展研發(fā)活動，需要籌措資本。資本結構是企業(yè)籌資決策的核心問題，企業(yè)應綜合考慮有關因素，運用適當的方法確定最佳資本結構，并在以后追加籌資中繼續(xù)保持。財務彈性根源于資本結構理論，是衡量企業(yè)利用閑置資金、剩余負債的能力。物競天擇，適者生存。在充滿不確定性的經營環(huán)境下，市場競爭日趨激烈，企業(yè)未雨綢繆，保持一定的財務彈性能有效提升其應變能力和經營的靈活性，敏銳地把握機會與應對威脅，改善企業(yè)績效，提升企業(yè)價值。基于資本結構理論，本文提出假設2：

H2：財務彈性與企業(yè)市場價值顯著正相關。

基于企業(yè)資源用途的多樣性，資源基礎理論認為企業(yè)資源儲備將限制、影響企業(yè)下一步的決策。換而言之，財務彈性會影響企業(yè)的研發(fā)投資決策。會計準則規(guī)定研發(fā)投入需要符合嚴格的條件后才能資本化，研發(fā)活動不能立竿見影且具有不確定性和風險性，企業(yè)需要有較強的現金實力和舉債能力來保證研發(fā)活動得以持續(xù)進行。較高的財務彈性能為研發(fā)活動提供足夠現金流的支持，在投資研發(fā)活動時能體現出更強的優(yōu)勢，研發(fā)投入的增加則能進一步提升企業(yè)市場價值?；谫Y源基礎理論，本文提出假設3：

H3：研發(fā)投入在財務彈性正向影響企業(yè)市場價值過程中發(fā)揮了中介效應。

四、變量設計及模型構建

（一）樣本選擇與數據來源

本文以2014—2018 年滬深A 股上市公司為研究對象，剔除了金融類、房地產類、ST 類、*ST 類和主要變量數據缺失的公司，最終獲得1 194 家上市公司的5 970 個觀測值。其中財務彈性和企業(yè)市場價值數據來源于CSMAR 數據庫，研發(fā)投入數據來源于上市公司披露的財務報表。

（二）變量選取與界定

1.被解釋變量。相較于已有學者提出的績效評價指標，托賓Q 值反映了投資者基于上市公司的經營狀況，預判公司的未來價值，能較好的反映上市公司的長期績效。本文借鑒潘海英等（2019）[10]、羅棟梁等（2019）[12]的研究，以托賓Q 值來衡量企業(yè)市場價值。

2.解釋變量?？紤]到數據的可比性和可獲得性，本文選擇研發(fā)投入占營業(yè)收入的比重來衡量研發(fā)投入強度。財務彈性指標的度量，參考了朱慧娟（2018）[17]的研究，即：財務彈性=現金彈性+債務彈性=（企業(yè)自身現金比率-行業(yè)現金比率）+MAX[0，（行業(yè)資產負債率-企業(yè)資產負債率）]。

3.控制變量。本文共選擇了5 個控制變量，以提高回歸分析的準確性。變量具體選取與定義如表1所示。

表1 研究變量設計與界定

（三）模型設定

為檢驗本文的假設是否成立，參考溫忠麟和葉寶娟（2014）[19]的中介效應檢驗流程，設定如下4 個模型：

五、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

描述性統(tǒng)計結果如表2 所示，企業(yè)市場價值的最大值為31.400，最小值為0.153，標準差為1.761，該指標在樣本內存在顯著差異。研發(fā)投入強度均值為0.040，超過了國際公認維持生存水平的R&D 強度0.02，但由于各行業(yè)的不同特點，研發(fā)投入水平的差距較大，研發(fā)投入強度的最小值仍遠低于0.02的國際公認維持生存水平，研發(fā)投入狀況尚存在較大提升空間。財務彈性的最大為69.273，最小值為-2.822，均值為0.024，財務彈性均值大于0，多數上市公司在經營過程中保持了一定的財務彈性。從控制變量來看，總體而言，所選樣本公司大多數處于經營活動現金流量凈額為正，資產規(guī)模擴大的正常盈利經營狀態(tài)。

表2 各變量描述性統(tǒng)計

（二）相關性分析

在進行實證研究前，對所選指標間的個體相關性進行簡要分析，如表3 所示。通過Pearson 和Spearman 相關性檢驗均可以看出，研發(fā)投入和財務彈性與企業(yè)市場價值均在1%水平上顯著正相關，初步驗證了本文假設的合理性。自變量之間的相關系數都小于0.7，VIF 值均明顯低于10，自變量之間不存在多重共線性問題。

表3 pearson（spearman）相關系數

（三）回歸分析

如表4 所示，各模型調整后的R2值均大于0.1，F 值都在1%水平上顯著，回歸方程擬合情況可以接受。由模型（1）回歸結果可知，研發(fā)投入（R&D）與企業(yè)市場價值（TobinQ）回歸系數為4.043，在1%的水平上顯著，研發(fā)投入對企業(yè)市場價值具有正向的促進作用，驗證了本文的H1。由模型（2）的回歸結果可知，財務彈性（FFI）與企業(yè)市場價值的回歸系數為0.076，在1%的水平上顯著為正，財務彈性較高有利于提高企業(yè)市場價值，驗證了本文的H2。將模型（1）和模型（2）對比來看，所選控制變量與企業(yè)市場價值的相關性正負符號和顯著性水平基本一致，企業(yè)規(guī)模（SIZE）與企業(yè)市場價值顯著負相關，總資產增長率（AGR）與企業(yè)市場價值不存在顯著的相關性。對于所選上市公司而言，總資產絕對數的增加，即企業(yè)規(guī)模的擴張并不能提高企業(yè)價值，而總資產的獲利能力，即總資產報酬率（ROA）與企業(yè)市場價值顯著正相關。資產擔保水平（GUAR）和經營現金流（FLOW）較高均能顯著提高企業(yè)價值。

表4 回歸結果

（四）中介效應檢驗

參考溫忠麟和葉寶娟（2014）[19]的中介效應檢驗流程，先進行依次檢驗，如果a31和a42至少有一個不顯著則需用Bootstrap 法檢驗。表4 中報告了研發(fā)投入在財務彈性正向影響企業(yè)市場價值的過程中是否發(fā)揮中介效應。根據模型（2）的回歸結果，財務彈性與企業(yè)市場價值回歸系數a21為0.076，在1%水平上顯著，具備進一步中介效應檢驗的基礎。模型（3）中財務彈性與研發(fā)投入的回歸系數a31為0.005，模型（4）中研發(fā)投入與企業(yè)市場價值的系數a42為3.485，系數a31和a42均在1%水平上顯著，即間接效應顯著。模型（4）中財務彈性與企業(yè)市場價值的回歸系數為0.058，在1%的水平上顯著，即直接效應顯著，可能存在其他中介。模型（2）財務彈性回歸系數a21為0.076，模型（4）加入研發(fā)投入變量后，財務彈性系數a41為0.058，財務彈性的回歸系數有所降低，系數a31、a42和a41符號相同，這說明研發(fā)投入在財務彈性與企業(yè)市場價值的關系中起到部分中介作用，中介效應占總效應達到了22.93%，研發(fā)投入是企業(yè)利用財務彈性提升市場價值的有效途徑之一，H3 得到驗證。

六、穩(wěn)健性檢驗

1.采用增加控制變量年份進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結果與表4 相比，未發(fā)生實質性變化，H1、H2 和H3 均得到驗證，中介效應占總效應的比例為23.94%。

2.采用變換樣本進行穩(wěn)健性檢驗，制造業(yè)是科技創(chuàng)新的主戰(zhàn)場，本文從全樣本中選取了800 家制造業(yè)上市公司，進行回歸分析，上述假設均得到驗證，中介效應占總效應達到了19.42%。

3.采用替換解釋變量財務彈性進行穩(wěn)健性檢驗，借鑒羅棟梁等（2019）[12]的研究中所構建的度量指標體系，用因子分析法計算出財務彈性指數，仍然采用上述模型回歸，檢驗結果再次驗證了H1、H2 和H3。由于篇幅限制，穩(wěn)健性檢驗結果略。

七、結論與建議

本文基于2014—2018 年滬深A 股上市公司的經驗數據，通過實證檢驗得出財務彈性、研發(fā)投入與企業(yè)價值關系的一般性結論，針對實證結果提出如下建議。

1.由于研發(fā)投入對企業(yè)市場價值產生了促進作用，所有者對經營者的考核應采用增加值評價方法，將未能資本化的研發(fā)費用從管理費用中扣除，以增加企業(yè)利潤，調動經營者增加研發(fā)投入的積極性。研發(fā)活動具有不確定性，轉化為有效生產力的風險較大，即使研發(fā)活動成功，成果也可能被競爭對手復制，投入了高額的研發(fā)經費卻得不到相應的績效反饋。研發(fā)活動存在市場失靈現象，政府應利用有形的手合理配置創(chuàng)新資源，降低企業(yè)創(chuàng)新風險。

2.財務彈性對企業(yè)市場價值具有正向促進作用，經營者應合理制定預算，留出適當的資金，保持一定的財務彈性以保證經營的靈活性，預防潛在的財務風險，抓住有利的投資機會。政策制定者應給予企業(yè)更多的政策激勵，從財政補貼、稅收優(yōu)惠和融資渠道等方面多管齊下，切實改善企業(yè)的外部經營環(huán)境，使企業(yè)得以保持較為恰當的財務彈性。

3.研發(fā)投入在財務彈性正向影響企業(yè)市場價值的過程中存在部分中介作用。財務彈性較高的企業(yè)擁有充沛現金流時，可通過重視研發(fā)活動的途徑來進一步提高企業(yè)市場價值。在中美貿易戰(zhàn)的沖擊下，經營者應積極響應并落實創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略，合理配置企業(yè)資源，更重視R&D 投入，改善企業(yè)的長期績效。具體可通過加強與科研機構、高校的合作來提升研發(fā)活動的效率，避免研發(fā)投入陷入“多而不優(yōu)”的局面，提高研發(fā)績效。