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    債務(wù)水平對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的影響研究
    ——基于我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的實證分析

    2020-11-05 05:06:44楊蕙銘
    關(guān)鍵詞:負(fù)債債務(wù)變量

    楊蕙銘,秦 捷

    (遼寧石油化工大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院,遼寧撫順113001)

    十九大報告中明確指出“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力”,如何實現(xiàn)這一目標(biāo)是當(dāng)前社會發(fā)展亟待解決的問題之一?,F(xiàn)代企業(yè)不僅是經(jīng)濟、科學(xué)技術(shù)緊密結(jié)合的載體,而且是創(chuàng)新的主體。因此,要達到大幅提高全社會技術(shù)創(chuàng)新水平的目標(biāo),企業(yè)增加對技術(shù)創(chuàng)新的投入至關(guān)重要。企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動不同于其他投資活動,具有風(fēng)險高、周期長、創(chuàng)新結(jié)果非實物性和不確定性等特點,從而導(dǎo)致企業(yè)進行創(chuàng)新投入的資金來源渠道較窄。企業(yè)進行創(chuàng)新僅靠自有資金的投入不能滿足創(chuàng)新對資金投入的需求,因此通過外源融資渠道主要是債務(wù)融資為企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新提供了重要的資金支持。

    1 文獻綜述與研究假設(shè)

    企業(yè)通過從外部借入資金,為其在生產(chǎn)經(jīng)營、研發(fā)投資、技術(shù)創(chuàng)新等方面提供了足夠的資金支持。國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于債務(wù)水平對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入影響的研究,尚未形成統(tǒng)一的認(rèn)識,目前主要有三種觀點:

    (1)促進論。負(fù)債可以滿足企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營所需的資金,在一定程度上減輕企業(yè)的融資約束,支持企業(yè)開展更多的技術(shù)創(chuàng)新投入。如果創(chuàng)新投入成功,通過債務(wù)融資所付出的成本將遠低于該創(chuàng)新投入所付出的融資成本,企業(yè)會獲得該創(chuàng)新投入帶來的超額收益,一旦創(chuàng)新活動失敗,即使給企業(yè)帶來了損失,損失的大部分也是由債權(quán)人來承擔(dān)的。同時,在為創(chuàng)新投入資金時,較高的負(fù)債水平能夠釋放企業(yè)良好的融資能力、較小的融資約束以及被投資者認(rèn)可的良好發(fā)展前景等信號。呂民樂等[1]從中國制造業(yè)上市公司出發(fā)展開分析,通過探討債務(wù)水平對創(chuàng)新投入的影響,得出兩者具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。D.Czarnitzki 等[2]指出債務(wù)融資成本較低,同時具有債權(quán)治理、稅盾效應(yīng)等優(yōu)勢,故被企業(yè)所青睞。李后建等[3]選取了2012 年中國企業(yè)的樣本數(shù)據(jù),實證研究發(fā)現(xiàn)外部信貸融資對創(chuàng)新活動具有顯著的促進作用。陳威等[4]以2014—2017 年戰(zhàn)略性新興企業(yè)的數(shù)據(jù)為研究樣本,發(fā)現(xiàn)債務(wù)水平在戰(zhàn)略性新興企業(yè)創(chuàng)新投入中具有積極的促進作用。

    (2)抑制論。一方面,由于企業(yè)債務(wù)的存在,企業(yè)管理者時刻承受著還款的壓力,限制了投資水平,對投資項目的選擇更傾向于短期內(nèi)獲得穩(wěn)定現(xiàn)金流入的項目;另一方面,由于技術(shù)創(chuàng)新具有耗資巨大、周期長、創(chuàng)新結(jié)果不確定等特點,管理層對技術(shù)創(chuàng)新活動失去興趣和耐心,因此企業(yè)管理者會采用穩(wěn)妥的融資戰(zhàn)略來規(guī)避風(fēng)險,通常不會選擇負(fù)債方式來支持技術(shù)創(chuàng)新投入。劉暢等[5]以我國A 股上市企業(yè)為研究對象,實證檢驗了企業(yè)債務(wù)水平對創(chuàng)新投入的影響,發(fā)現(xiàn)債務(wù)水平對創(chuàng)新投入具有抑制作 用。E.R.Baysinger 等[6]、F.C.Scherr 等[7]從企業(yè)自身經(jīng)營風(fēng)險角度出發(fā),認(rèn)為較高的債務(wù)水平通常給企業(yè)帶來高風(fēng)險,企業(yè)對創(chuàng)新投入的積極性會顯著降低,也就是說,隨著債務(wù)水平的提高,技術(shù)創(chuàng)新投入將減少。孫早等[8]通過研究資本結(jié)構(gòu)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入兩者之間的關(guān)系,得出資本結(jié)構(gòu)中債務(wù)水平越高,企業(yè)進行創(chuàng)新投入的積極性就越低,即債務(wù)水平與創(chuàng)新投入存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。H.Wang 等[9]研究發(fā)現(xiàn),負(fù)債在高新技術(shù)企業(yè)中對創(chuàng)新投入的抑制效應(yīng)更為明顯,較高的負(fù)債水平對技術(shù)創(chuàng)新投入具有抑制作用。鐘田麗等[10]選取創(chuàng)業(yè)板公司為研究對象,探討負(fù)債對創(chuàng)新投入是否產(chǎn)生影響,研究結(jié)果表明兩者具有負(fù)相關(guān)關(guān)系。程仲鳴等[11]利用滬深兩市的非金融上市公司數(shù)據(jù)進行研究,發(fā)現(xiàn)債務(wù)水平越高,其對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用更強。

    (3)“U”型非線性相關(guān)。趙自強等[12]以非高科技企業(yè)為出發(fā)點進行分析,針對資產(chǎn)負(fù)債率與創(chuàng)新投入之間的關(guān)系進行實證研究。結(jié)果表明,兩者之間存在明顯的“U”型非線性相關(guān)。曾富全等[13]認(rèn)為負(fù)債并不會總是抑制企業(yè)創(chuàng)新投入,即當(dāng)資產(chǎn)負(fù)債率達到某一拐點值時,債務(wù)水平對創(chuàng)新投入的激勵作用達到最佳,而當(dāng)債務(wù)水平低于拐點值時,兩者之間呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系;高于拐點值時,兩者之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。因此,債務(wù)水平對技術(shù)創(chuàng)新投入的影響非線性,是“U”型非線性相關(guān)。A.Philippe 等[14]也發(fā)現(xiàn)負(fù)債與企業(yè)創(chuàng)新投入存在著倒“U”型非線性相關(guān)。

    基于以往學(xué)者關(guān)于債務(wù)水平和創(chuàng)新投入的研究,本文提出以下研究假設(shè):債務(wù)水平對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響呈倒“ U”型曲線關(guān)系,即隨著債務(wù)水平的提高,技術(shù)創(chuàng)新投入先增加后減少。

    2 研究設(shè)計

    2.1 研究樣本和數(shù)據(jù)來源

    本文選取國泰安CSMAR 數(shù)據(jù)庫中關(guān)于創(chuàng)業(yè)板上市公司2012—2017 年的相關(guān)數(shù)據(jù),并按照以下原則對已有數(shù)據(jù)進行篩選:(1)剔除金融行業(yè)類數(shù)據(jù)樣本;(2)剔除在樣本期間內(nèi)ST 或ST*的企業(yè);(3)剔除財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的樣本。對于所有連續(xù)變量,本文采用1—99 內(nèi)的Winsorize 縮尾處理方法,以消除極值對回歸結(jié)果的影響。

    2.2 變量定義

    2.2.1 被解釋變量 企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的衡量指標(biāo)為研發(fā)支出,并采用研發(fā)支出金額的自然對數(shù)作為被解釋變量[15]。

    2.2.2 解釋變量 解釋變量為企業(yè)債務(wù)水平,通常選取資產(chǎn)負(fù)債率即負(fù)債總額與資產(chǎn)總額的比率進行度量。

    2.2.3 控制變量 為排除其他相關(guān)變量對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的影響,參考以往的研究成果,本文主要選擇公司的規(guī)模、盈利能力、資產(chǎn)期限結(jié)構(gòu)、第一大股東持股比、獨立董事比例以及企業(yè)年限作為回歸模型中的控制變量。變量定義如表1 所示。

    表1 變量定義

    2.3 模型設(shè)計

    根據(jù)以上變量設(shè)計,本文構(gòu)建回歸模型為:

    式中,α 為常數(shù)項系數(shù);β1、β2為解釋變量的系數(shù);ε 為隨機誤差項;β3,β4,…,β8為各控制變量的系數(shù)。依據(jù)假設(shè),重點關(guān)注解釋變量Debt 的系數(shù)β1和β2,預(yù)期β2為負(fù),同時β1為正,呈倒“U”型曲線。

    3 實證分析

    3.1 關(guān)鍵變量描述性統(tǒng)計分析

    將所有樣本各變量進行描述性統(tǒng)計分析,結(jié)果如表2 所示。2012—2017 年創(chuàng)業(yè)板上市公司創(chuàng)新投入的均值為17.360,中位數(shù)為17.320,這些指標(biāo)說明各企業(yè)在創(chuàng)新投入上整體水平較高,創(chuàng)業(yè)板上市公司大都進行了較多的技術(shù)創(chuàng)新投入,同時也驗證了創(chuàng)業(yè)板上市公司是我國的創(chuàng)新主體。創(chuàng)新投入的最小值為15.140,最大值為19.600,表明企業(yè)之間創(chuàng)新投入強度存在顯著差異,各企業(yè)對創(chuàng)新投入的重視程度還有待提升。創(chuàng)業(yè)板上市公司債務(wù)水平的均值為0.285,即平均債務(wù)水平為28.5%,中位數(shù)是0.260,與合理債務(wù)水平相比,我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的整體債務(wù)水平不高。最高債務(wù)水平為0.697,最低債務(wù)水平為0.037,這表明我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的資本結(jié)構(gòu)迥異,且都占據(jù)相當(dāng)比例。此外,公司的規(guī)模、盈利能力、資產(chǎn)期限結(jié)構(gòu)、第一大股東持股比、獨董比例以及企業(yè)年限之間存在很大差異。因此,在研究企業(yè)債務(wù)水平對技術(shù)創(chuàng)新投入的影響時,有必要控制上述指標(biāo)的干擾。

    表2 2012—2017 年樣本公司各變量描述性統(tǒng)計分析

    3.2 關(guān)鍵變量相關(guān)性分析

    針對樣本中所有變量進行Pearson 相關(guān)系數(shù)檢驗,系數(shù)矩陣如表3 所示。從表3 可知,變量之間的相關(guān)系數(shù)的絕對值均不大于0.5,表明本文構(gòu)建的回歸模型中的各變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性。

    表3 變量相關(guān)系數(shù)矩陣

    3.3 回歸分析

    關(guān)于企業(yè)債務(wù)水平對創(chuàng)新投入影響的實證分析結(jié)果如表4 所示。從表4 可知,在模型中加入了債務(wù)水平的二次項,目的是為了驗證本文的研究假設(shè),即債務(wù)水平是否與公司的技術(shù)創(chuàng)新投入存在非線性關(guān)系。

    表4 債務(wù)水平對創(chuàng)新投入的回歸分析結(jié)果

    研究結(jié)果表明,債務(wù)水平的一次項符號為正,二次項符號為負(fù),這直接證明了債務(wù)水平對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響存在非線性關(guān)系。由表4 可知,債務(wù)水平的一次項的回歸系數(shù)值為0.742,t統(tǒng)計量是2.560,并且在1%的水平上顯著相關(guān)。債務(wù)水平二次項的回歸系數(shù)值為-1.096,t 統(tǒng)計量為-2.540,表明在1%水平上顯著相關(guān)。這些特征表明,債務(wù)水平對技術(shù)創(chuàng)新投入的影響呈現(xiàn)倒“U”型趨勢,驗證了本文提出的研究假設(shè)。具體來看,債務(wù)水平與技術(shù)創(chuàng)新投入之間的轉(zhuǎn)折點為0.34,即拐點值為0.34,表明當(dāng)資產(chǎn)負(fù)債率為34%時,債務(wù)水平能夠最大限度地促進公司創(chuàng)新研發(fā)投入;當(dāng)資產(chǎn)負(fù)債率低于34%時,創(chuàng)新投入隨債務(wù)水平的增加而增加;當(dāng)資產(chǎn)負(fù)債率超過34%時,創(chuàng)新投入隨債務(wù)水平的增加而減少??刂谱兞糠矫妫镜囊?guī)模和盈利能力在很大程度上與公司的創(chuàng)新投入呈正相關(guān)性;資產(chǎn)期限結(jié)構(gòu)和第一大股東持股比均與創(chuàng)新投入呈顯著負(fù)相關(guān)。

    3.4 穩(wěn)健性檢驗

    為了保證研究結(jié)論的可靠性,本文采用替換被解釋變量的方法檢測回歸結(jié)果是否穩(wěn)健。將原有的研發(fā)支出取對數(shù)值替換為研發(fā)支出占總資產(chǎn)的比值,對2012—2017 年樣本再次進行回歸。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表5 所示。由表5 可知,債務(wù)水平二次項系數(shù)顯著為負(fù),一次項系數(shù)顯著為正,與表4 結(jié)果一致。因此,關(guān)鍵變量的回歸結(jié)果與上述主回歸分析的結(jié)論是一致的,檢驗結(jié)果是穩(wěn)健的。

    表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

    4 結(jié) 論

    使用2012—2017 年我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)來研究企業(yè)債務(wù)水平對技術(shù)創(chuàng)新投入的影響。結(jié)果表明,債務(wù)水平與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入呈現(xiàn)倒“U”型相關(guān),即負(fù)債水平對創(chuàng)新投入既存在促進效應(yīng),也存在抑制效應(yīng)。當(dāng)資產(chǎn)負(fù)債率達到34%時,其對技術(shù)創(chuàng)新投入的促進作用達到最大?;谘芯拷Y(jié)果,提出如下建議:(1)政府有必要弱化對銀行等金融機構(gòu)的不當(dāng)干預(yù),適當(dāng)降低銀行的準(zhǔn)入門檻,簡化企業(yè)貸款審批程序,滿足企業(yè)經(jīng)營所需要的資金。(2)深化我國金融體制改革,制定與知識產(chǎn)權(quán)保護相關(guān)的法律條例。政府可以通過建立區(qū)域金融區(qū),為企業(yè)創(chuàng)新活動的開展提供一個較好的金融環(huán)境。(3)政府可以通過完善產(chǎn)權(quán)保護機制,提高企業(yè)產(chǎn)權(quán)保護意識,降低道德風(fēng)險,使債權(quán)人主觀上更加支持企業(yè)的創(chuàng)新項目,從而增加企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入。(4)通過完善企業(yè)的創(chuàng)新激勵機制,提高創(chuàng)新研發(fā)人員的福利待遇,從而提升企業(yè)創(chuàng)新人員的積極性,確保研發(fā)人員和企業(yè)管理者的創(chuàng)新目標(biāo)一致。(5)企業(yè)應(yīng)完善公司治理機制和內(nèi)部管理制度,選拔聘用高素質(zhì)的管理人員,同時,企業(yè)和銀行應(yīng)當(dāng)建立緊密友好的聯(lián)系,嚴(yán)格履行貸款合同,并結(jié)合實際資金需求進行精準(zhǔn)的融資安排,從而提高資金的使用效率。

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