财务结构对研发投入的影响机制

岳圣元 张瀚予 唐家龙

摘要：融资结构不合理、融资渠道不通畅是制约企业研发创新的关键因素。本文以生物医药产业为例，研究如何调整和优化财务结构，以缓解企业研发融资受到的约束，推动产业持续创新和高质量发展。基于2010-2017年中国生物医药上市企业非平衡面板数据，构建个体时点双固定效应模型，考察信息不对称情境下企业内外部财务资源配置对研发投入决策的差异化影响机制。研究发现，净资产利润率、营业收入增长率显著正向影响研发投入规模，流动比率、资产负债率则显著负向影响研发投入规模，托宾Q值、现金持有量的影响不显著。进一步地，区分企业所有制和地域，进行了异质性讨论和稳健性检验。本文的启示是，企业需主动缓解内外部信息不对称和代理冲突，以股权激励等方式提高创新的内在积极性，政府则要对不同所有制性质的企业进行差异化的精准扶持。

关键词：研发投入;财务结构;生物医药;双固定效应

中图分类号：F270 G32     文献标识码：A     文章编号：1003-1502（2019）06-0103-11

一、引言

当前，中国经济进入高质量发展阶段，创新是引领发展的第一动力。企业是创新的主体，增加研发投入是企业主动迎接产业变革机遇、获取持续发展动力的必然选择。财务结构不合理、融资渠道不通畅，可能导致企业长期研发投入的后续投资不足。由于研发过程的高度不确定性和信息不对称特征，研发投入的内外部融资成本存在差异，企业需要平衡内外部资金来源，做出最优的融资渠道抉择。外源融资时，由于有道德风险和逆向选择问题，债权人偏好选择抵押品更加可靠的实物资本，提高了研发活动外源融资的成本和难度，一些企业转向依靠内源资金开展研发创新，这又对企业内部现金流状况和资金分配策略提出了要求。

在实施创新驱动发展的国家战略和实体经济融资难的双重背景下，本文重点关注技术密集型产业如何调整和优化财务结构，选择适宜的融资渠道，缓解研发融资难题。生物医药产业是典型的技术密集型产业，生物医药企业从创生到成长、壮大，其生命周期的核心驱动力是高强度的创新行为。企业创制新药需要较长的研发和试验周期，长期稳定的资金来源尤为重要。本文选取中国A股沪深两市上市的生物醫药企业为研究对象，使用2007—2017年企业年报公布的财务数据等相关数据，检验企业财务结构对企业研发投入行为的影响及作用机制。

本文结构安排如下： 第二部分为理论机制与实证研究相关文献回顾，并进行简要评述;第三部分介绍数据来源和研究设计;第四部分进行实证分析，解读个体时点双向固定效应模型结果，并从样本拆分和变量替换两方面检验结果的稳健性;最后总结全文，提出对策建议。

二、文献回顾

本文重点关注财务结构对研发投入的影响，是创新研究和财务管理研究的结合。与实物投资相比，企业研发投入的持续时间更长、信息不对称程度和风险更高，影响了企业从不同渠道获取研发资金的成本、及时性和有效性，因而研发投入受到的融资约束比实物投资更严重，企业创新活动也更容易被抑制。国内外学者开始将财务结构纳入研发投入的分析框架之中，发现调整和优化财务结构是企业持续创新的重要途径之一[1][2][3][4][5]。考虑到不同融资工具在代理成本、税负、破产成本上的差异，企业代理人可以权衡各融资渠道，通过调整债务和股东权益等企业资产的比例，内部预留资金或储备剩余债务融资能力，形成最佳的财务结构，以维持企业内部相对稳定的研发投入水平。

财务结构对研发投入的影响源于信息不对称和因信息不对称产生的代理成本、道德风险、逆向选择等问题。学者Stein进一步指出，信息不对称通过影响企业内部资源配置与外部资本市场融资，进而影响企业的研发投入决策[6]。从企业内部资源配置机制来看，企业代理人比股东和债权人有信息优势和更多的财务资源配置的决策权。代理人可能受到自利决策的影响，在调整财务结构时，除了满足企业预防性需求和灵活性需求外，希望企业持有更多的现金或剩余负债能力，以便制订对自身有利但有损企业整体价值的投资决策，缺乏增加研发投入的积极性。从企业外部资本市场融资机制来看，投资企业研发项目需要达到技术和市场的双重成功，才能获得稳定回报，比投资固定资产的风险更高。企业会主动加剧融资过程中的信息不对称，以防研发信息被提供给投资者的同时暴露给竞争对手。债权人被动地面对研发项目信息保密、抵押品难以变现且价值不确定等现象，必然要求提高回报率以覆盖风险，从而约束了银行借款和发行债券等外源融资方式。

现有研究探讨了企业选择不同融资工具的优先次序。有学者认为，对比股权融资可能出现的代理人控股权转移、价值低估、强制披露研发信息等现象，企业代理人偏好进行债务融资[7][8][9]。也有学者用上市公司数据做了实证分析，发现信息不对称降低了资本市场的资金配给效率，使债务融资成本远高于股权融资成本，股权融资才是成为上市企业研发资金的最重要来源[10]。

在代理变量的选择上，国内外学者主要以现金持有量、财务杠杆等变量衡量企业财务结构，选择不同时期、国别、行业的数据进行了实证检验，得到了两个较为一致的结论：（1）现金持有量与研发投入正相关。融资约束和权益性资金来源波动是企业大量持有现金的原因，企业充足的现金储备不仅可以用以平滑研发投入，还有利于企业获取竞争优势，及时抓住投资机会或在关键时刻投入资金以超越竞争对手[10][11][12][13]。汪炜等进一步发现，相较于成熟期公司，成长期公司资金缺口大，现金持有与研发投入之间的正相关关系更强[14]。（2）高财务杠杆与研发投入负相关。在信贷资源配置效率较低的新兴加转轨背景下，高杠杆增加了外部融资的成本和难度，也增加了股东和代理人的风险规避倾向[15]。研发创新的成果流动性低、变现能力弱，不适合作为银行抵押物，为了能向银行提供大量的确定性资产作为抵押物，高杠杆公司将主动削减研发投入规模，以便在债务合同中争取有利地位，避免抵押物价值被低估[16][17][18]。

总体来看，前人的研究对本研究具有重要的启发意义。但对研发强度高的技术密集型企业来说，如何平衡内外部融資条件以满足企业长期研发需求，这方面的研究还有待补充。本文的边际贡献在于：采集了自《国家中长期科学和技术发展规划纲要（2006—2020年）》发布以后生物医药上市企业可得的较为完整年限的研发投入数据和财务数据，检验内外部融资约束对企业研发投入的影响，以及这种影响在区域层面和所有制层面的异质性。本文专注于对生物医药企业的研究，对于国内其它战略性新兴产业具有借鉴意义。

三、数据来源和方法

（一）数据来源

本研究采集了中国沪深两市A股上市生物医药企业2007—2017年的公开数据，数据来源于东方财富CHOICE软件和同花顺软件，涉及企业的基本信息（研发经费、资产规模、员工规模、企业年龄等）和经计算得到的财务结构指标（持有现金量、净资产收益率、营业收入增长率、托宾Q值、流动比率、资产负债率等）。根据研究需要，对采集的数据进行如下处理：（1）剔除了分期中存在ST现象的企业以及净利润为负的企业;（2）剔除了变量存在缺失值的一些企业;（3）引入增长率概念，对相应的基年数据予以剔除;（4）针对研发投入数据使用winsorize方法进行了1%的缩尾处理。最终形成了2010—2017年8年间共1246个观测值的非平衡面板数据。

本研究以2017年年底被同花顺软件列为医药生物板块的上市企业为筛选标准，生物医药行业的定义采用同花顺行业分类标准。使用生物医药单一行业数据，可以避免采用全行业数据带来的生态谬误，减少行业异质性带来的不利影响，增强研究结果的可信性。

（二）变量定义

1.核心变量

本文将样本企业的研发投入（LnRD）作为被解释变量，考察决定研发投入规模的财务结构，取值采用企业报告期研发经费总额的对数。将企业财务结构指标作为主要的解释变量，并根据研究假设，将财务结构指标分为两类：一类是反映企业内部财务资源分配的指标，另一类是反映企业外部资本市场融资情况的指标。

用于衡量企业内部财务资源的解释变量有：（1）盈利能力（ROE）。用净资产收益率度量，取值使用上年末和报告期平均净利润与期平均净资产之比。净资产收益率是反映企业对自有资本的利用效率和股东权益的收益水平的关键指标，代理人有充足的动机调整和优化这一指标，以满足股东的回报预期。（2）现金持有量（Cash）。取值使用期初和期末现金及其等价物的平均值的对数。企业现金及其等价物是反映资产流动性的重要指标，对代理人的投资与财务资源分配决策有重要影响。（3）成长性（SG）。用营业收入增长率度量，取值为当年营业收入增加额与上一年营业收入总额之比值。这是代理人做出内源融资决策的参考指标之一，用于评价企业短期收益变化趋势、业务规模拓展与市场占有能力。

用于衡量企业外部资本市场融资的解释变量有：（1）托宾Q值（TQ）。托宾Q值是企业市场价值与资产重置成本之比，将资本市场、资产价值与企业投资支出相关联，被广泛用于从微观角度衡量企业长期投资的理性程度。相比于经典投资决策方法如贴现现金流量法、偿还期法等，托宾Q值方法充分考虑了时间价值、沉没成本和投资时机的影响。本文将托宾Q值作为衡量企业是否进行新投资的标准，取值为企业上年末和报告期末平均市值与平均净资产之比。（2）短期偿债能力（CR）。使用流动比率度量。流动比率代表企业流动资产在短期债务到期前可以变为现金用于偿还负债的能力，比率越高，企业资产的快速变现能力、偿债能力亦越强。一般地，企业流动比率在2∶1左右，则企业财务状况良好。（3）长期负债水平（Debt）。用资产负债率度量，取值采用上年末和报告期末的平均负债总额与平均资产总额的比值。资产负债率是评价企业财务结构和长期债务比例的综合指标，反映企业总资产中通过负债来筹资的比例和企业利用债权人提供资金进行经营活动的能力。

2.控制变量

借鉴张璇（2017）等学者的研究，加入了可能影响企业研发投入的个体特征变量[8]：（1）企业年龄（Age）。一般来说，企业成立时间越长，企业市场占有能力、融资能力、盈利水平越稳定，研发投入也更有持续性。相比于初创企业，成立时间长的企业在经营管理中积累的研发经验丰富，可以用较低的成本开展创新研发，激励了代理人更主动地投资研发活动。（2）企业资产规模（Size）。资产规模对企业获取资源的能力、研发投入的分散度、风险性均有影响。资产规模大的企业有规模经济优势，拥有更充裕的现金流和更多的抵押物，有能力配置更多的资金在研发活动上。企业资产规模用年初和年末公司资产总额平均值的对数衡量。（3）企业员工规模（Labor）。员工数量是企业规模的一种表现，也是企业生产投入的重要组成部分。员工规模用年初和年末公司员工数量平均值的对数衡量。

相关分析显示，解释变量之间、控制变量与解释变量之间相关系数大多低于0.5。ROE、Cash、Debt与被解释变量LnRD之间的正相关且在统计上显著，SG与LnRD正相关但统计上不显著，TQ、CR与LnRD负相关且统计上显著。初步来看，变量相关性与理论预期既有一致之处也有相悖之处。控制变量Age、Size、Labor均与LnRD显著正相关，符合预期。

四、实证分析

（一） 模型设定

从微观层面看，每个企业的管理层、产品和生产线都有个体差异，存在着未观测到的不随时间而变但与企业自身密切相关的变量，即有个体固定效应。从外部环境看，自2005年《国家中长期科学和技术发展规划纲要（2006—2020年）》颁布以来，从中央到各省区市鼓励研发的政策纷纷出台，生物医药样本企业的平均研发投入水平显著上升，有随着时间变化对研发投入有影响的时间固定效应。构建如下的个体时点固定效应多元回归模型：

本研究使用Stata15进行统计分析工作，首先建立混合数据回归模型作为有约束的模型，再构建个体时点固定效应模型，分别进行F检验，发现数据存在个体固定效应和时点固定效应。引入个体随机效应模型与混合回归模型和个体固定效应模型作比较。对随机效应模型进行xttest0检验，显著拒绝了随机效应不存在的原假设，即拒绝混合回归模型。针对随机效应和固定效应模型的豪斯曼检验则显著拒绝了随机效应模型，固定效应模型优于随机效应模型。

因此，设定最终分析模型为个体时点双固定效应模型。为减少异方差的干扰，在模型中引入稳健聚类标准误。在固定效应模型中，不随时间变动的因素如企业性质、企业所属省份、区域等因素都将在组内估计方法下被消掉，不能显示非时变因素对研发投入的影响。在稳健性分析中我们对此进行了回应。

（二）估计结果

模型Ⅴ分别报告了混合回归、个体随机效应、个体固定效应、时点固定效应和双向固定效应的聚类稳健估计结果。不同的模型选择下，各因素对研发投入的影响存在着差异。相对于个体固定效应模型，当控制时点固定效应后，变量对LnRD的偏回归系数的大小甚至符号、统计显著性都出现了变化。根据前述，我们认为双向固定效应更适宜。下面以模型Ⅴ为主，报告相关结果。

盈利能力（ROE）与研发投入（LnRD）。在模型Ⅰ—模型Ⅴ中，ROE对LnRD均具有显著正向影响。代理人的报酬主要依赖于企业当前经营绩效，不能像股东一样通过组合投资来分散风险，因此代理人不愿承担创新战略带来的风险。提高盈利能力能够增加代理人可支配的内源融资资源，是激励代理人做出研发项目决策的重要影响因素。

现金持有量（Cash）與研发投入（LnRD）。模型Ⅴ显示，企业持有现金量对于企业研发投入具有正向影响，但不具有统计上的显著性。这与前述的国内外一些经验研究的结论相悖。已有研究用融资优序理论和代理理论解释了以现金为主的内源融资对投资决策的影响机制，认为充分的现金储备有助于企业把握未来非预期的有利投资机会，使受到融资约束的企业进行没有储备则难以开展的高增值项目投资，代理人也偏好增加持有现金量以提高自由裁量的权利。样本实证分析结果表明，生物医药企业的研发决策过程受内外部环境等多重因素影响，代理人面对不确定的经济形势和行业前景，出于规避风险的目的，可能将现金用于偿还现有债务、避免未来陷入重大财务困境，从而对促进研发投入不产生显著正向影响。

成长性（SG）与研发投入（LnRD）。营业收入增长率是企业成长性的重要表征，模型Ⅴ显示，SG与LnRD显著正相关。代理理论认为，扩大业务规模对代理人有财务和非金融利益的吸引力[19]。代理人为了增加可控的企业资源，有将企业规模扩大到远超出最佳水平的内在动力。如果能够同时实现业务规模的增长和个人利润的增长，代理人甚至可以实施净现值为负的投资计划[20]。实证结果验证了这一机制，当生物医药企业的营业收入持续增长时，代理人的报酬、名誉、声望提高，代理人偏好增加研发投入，以获取技术和产品的市场竞争优势，达到获取更多的企业资源的最终目标。

托宾Q值（TQ）与研发投入（LnRD）。描述性统计显示，生物医药样本企业托宾Q的平均值为5.1625，一般认为托宾Q值大于1的行业能对投资发挥正向引导作用。模型Ⅴ检验发现， TQ对LnRD有正向影响，但这种影响并不显著。这可能有两方面原因：第一，生物医药产业是技术和资产专用性较强的高技术产业，垄断性特征使资产进出行业时存在较大障碍，阻碍了托宾Q值对投资的传导渠道。企业出于维持垄断利益的考虑，缺乏大幅度改变资产存量的动力，投资有惰性，对托宾Q值反应迟缓。第二，托宾Q值主要通过股票价格反映市场价值，中国股票市场发展相对缓慢，股票价格受到投资者主观判断等多方面的影响，通过股票价格衡量企业市场价值有一定的局限性。

短期偿债能力（CR）与研发投入（LnRD）。短期偿债能力的适当提高是企业短期生产经营安全的表现，将对代理人的研发投入决策起鼓励作用。描述性统计也显示，样本企业流动比率均值为4.1118，部分样本企业的流动比率远超出2∶1左右的财务状况良好范围。但模型Ⅰ—模型Ⅴ一致显示，提高短期偿债能力反而抑制了研发投入。这可能由于生物医药企业代理人为了规避短期财务风险，大量囤积变现能力强的流动资产，闲置资产和融资能力没有得到有效利用，导致企业盈利能力下降，抑制了代理人的研发投入意愿。或是由于代理人为获得外部投资者的长期融资，在报告期末通过赊销等手段提高了流动比率。在代理变量的选择上，流动比率是存量比率，不能反映流量变化，可能不能全面衡量样本企业短期偿债能力。

长期负债水平（Debt）与研发投入（LnRD）。模型Ⅰ—模型Ⅴ一致显示，长期负债水平的提高对研发投入具有统计意义和现实意义上显著的负面影响，这与国内外大量研究的结论一致[12][15][21]。若企业长期负债水平较高，代理人担心当前面临的财务困境和潜在的贷款违约现象，偏好预留资金用于偿还债务或将资金转而投向固定资产等实物资本，缺少长期投资研发项目的动力。而持续的低负债水平使企业拥有大量未使用的借款能力和后期增加负债比率的选择权，有助于企业未来面对可能出现的投资、并购、股票回购机会时，快速筹集资金，对企业增加研发投入起促进作用。

总体看，控制变量企业年龄（Age）、企业规模（Size）、员工规模（Labor）均对研发投入具有显著为正的影响（Age在混合回归和时点固定效应模型中例外）。成立时间越长、企业资产规模与员工数量越大的企业，获得融资与承担风险的能力更强。这类企业有规模经济优势，倾向借助研发创新获得高收益，研发投入活动更加积极和活跃。

（三）稳健性检验

1.分样本的检验

由于不同所有制性质的企业可能在外部融资能力、盈余管理动机、研发策略等方面存在差异，企业研发投入和创新能力也与所在区域的金融环境、政策制度、产业聚集度、宏观经济发展水平有关，这些异质性有必要纳入考虑范围。虽然固定效应模型能够有效地缓解变量遗漏等内生性问题，但由于估计方法的局限，不能捕获所有制性质和地域等非时变性因素的影响。因此，区分国有和非国有企业、东中西部地区进行稳健性检验。结果如表3所示。

（1）所有制异质的影响。各项指标对非国有企业研发投入的影响与全样本时基本一致，对国有企业而言，仅企业成长性（SG）会显著提升企业的研发投入（LnRD），且显著性水平和偏回归系数均高于非国有企业。短期偿债能力（CR）对非国有企业研发投入有显著抑制作用，对国有企业有促进作用但统计上不显著，这可能源于不同所有制企业财务策略和融资渠道的差异。相比于非国有企业，国有企业通常可以获得更多政策性补贴和银行贷款，有更多的外部融资渠道和剩余负债能力，因而愿意将货币等流动资产投向研发项目以获得长期竞争能力;非国有企业则偏好将流动资产用于偿还外部融资或平滑研发投入的突然变化，以预防财务风险，或者进行实物投资以扩大企业规模。

（2）东中西部的影响。东中西部地区的企业盈利能力（ROE）均显著为正地影响研发投入（LnRD），与全样本模型一致。但现金持有量（Cash）、企业成长性（SG）的影响则出现显著性的差异，托宾Q值（TQ）和长期负债水平（Debt）则不具有显著性影响。限于篇幅不再细述。

3.变量替换检验

主要从研发投入的内生性和相关指标的可靠性角度进行了检验。使用某个指标替换解释变量或控制变量，分别进行回归分析。

（1）引入研发投入滞后项。研发投入具有一定的惯性，当期的研发活动是前期活动的延续。因此，引入研发投入的滞后一期和二期进行检验，发现滞后一期项显著提升当期研发投入，此时年份固定效应的作用不再显著，而我们关注的财务结构指标的影响基本保持不变。

（2）使用总资产利润率，替换以净资产利润率度量的解释变量盈利能力（ROE），结论基本一致。但总资产利润率的偏回归系数提高，且引入时长期负债水平（Debt）指标的回归系数绝对值进一步下降且不再显著。这是由于总资產利润率与Debt均以总资产为基础计算，二者有较强的相关系数。

（3）使用期初和期末现金余额，替换以现金及现金等价物衡量的解释变量持有现金（Cash），结果仍然不显著。

（4）使用总资产重置率指标，代替以市场价值比重置资本来衡量的解释变量托宾Q值（TQ），偏回归系数有所提高但仍不显著，相关结论基本一致。

（5）使用营业收入平均值，替换以总资产平均值衡量的企业规模（Size），结果基本一致，甚至持有现金量对研发投入的影响在接近0.1的统计水平上具有显著正向效应。

五、结论与建议

（一）结论

企业研发投入是长期持续、动态变化的过程，受到财务结构的直接影响。本文阐述了信息不对称下企业财务结构通过内部资源配置与外部市场融资，进而影响研发投入的理论机制，以2010—2017年中国沪深A股生物医药上市公司为样本，建立个体时点固定效应模型，实证检验了有关影响机制。结果表明：

（1）从企业内部财务资源分配来看，企业良好的经营状况对研发投入有显著积极影响，这一影响机制对不同所有制类型的企业有异质性，而企业现金持有量的积极作用不显著。融资工具在信息不对称条件下扮演着信号传递功能，代理人为了避免信息传递不力导致的风险贴水过多让渡，同时保证控股权不被转移，对融资工具的选择有一定的优先次序，内源融资是代理人尤其是非国有企业代理人的首选融资渠道。在企业利润规模不断增长、市场占有能力逐步提升时，代理人会增加研发投入，弥补外部融资约束造成的长期研发投入不足。

（2）从企业外部融资情况来看，代理人不愿披露研发进展，造成外部资本市场的信息不对称情况加剧。债权人增加融资成本以降低投资风险，导致了外部资本市场的融资约束以及融资渠道的非预期波动。长期上，企业负债水平的提高，降低了企业及时获取和调用财务资源的能力，显著抑制了代理人向创新项目提供持续性投入的积极性，代理人做出的研发投入决策有短视行为;短期上，企业偿债能力对研发投入的影响因企业所有制性质不同有明显差异，在非国有企业有显著抑制作用，在国有企业有不显著的促进作用。

本研究以单一的生物医药行业数据为例，研究技术密集型产业财务结构对研发投入的决定作用，在研究对象上有局限性。未来将着力把研究对象扩大到与生物医药行业具有可比性的行业开展进一步研究，以便得到更具普适性的结论。

（二）建议

创新不是一蹴而就的，需要资本市场的有力支持，也需要企业大量、稳定的资金投入。考虑到中国资本市场的独特性和创新驱动发展的紧迫性，如果要有效增加研发投入，必须关注、调整和优化企业的财务结构、融资渠道和经营管理方式。

第一，主动降低信息不对称程度，缓解外部融资约束。生物医药企业开发药品的研发投入有刚性，调整成本高昂，需要外部资金的有效补充。在中国资本市场尚不完善的情况下，企业管理层应充分发挥主观能动作用，通过实施合理的财务披露政策，主动、及时、透明、规范地向外部投资者公开经营管理状况和高质量的财务信息，向外部资金提供者传递企业信用较高的信号，减少企业和外部资金提供者之间的信息不对称情况，增加债权人信心，为降低外部融资成本、筹集研发资金拓展渠道。

第二，使用股权激励等多种方式提高企业创新的内在积极性。不断提升研发水平，研制具有引领性的创新药是生物医药企业获得核心竞争力与持续发展动力的关键途径和必然选择。但由于研制新药需要长期、持续、大量地投入资金，短期内无法获得回报，企业面临着长期和短期的投资选择。企业代理人可能会倾向于短期的实物投资行为而忽视长远的研发需求。因此，企业可以通过股权激励，赋予代理人部分所有权，将代理人薪酬与公司长期发展挂钩。代理人为了长期收益，将提高承担投资创新项目风险，能够缓解股东与代理人在包括研发支出在内的长期性投资上的代理冲突。

第三，针对不同所有制企业的融资约束进行精准施策。实证结果表明，国有企业和非国有企业开展研发活动具有不同的内外部融资约束条件，必须区分企业所有制性质与地域差异，对企业进行差异化的政策扶持。政府可以通过提供创新活动贷款、税收优惠等政策工具，鼓励和支持企业加大研发投入。政府还应探索建立多元化的融资渠道，完善多层次的资本市场体系，设立风险投资基金，提高市场机制对资金的配置效率，并加快银行信贷资源配置制度的改革，缓解企业的研发项目融资难问题。

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