金融去杠杆、股价变动与企业研发投入

闫现伟 王生年

1 引 言

内生经济增长理论认为，创新是企业获取核心竞争力、保持持久发展的源泉。2000-2019年中国科技统计年鉴显示，企业研发投入GDP占比由2000年的0.54%提升至2019年的1.68%，但与发达国家占比仍有较大差距。同时，研发投入可比价增长率也呈下降趋势，由2000年的29.27%下降到2019年的7.94%。企业研发投入需要长期、大量的资金保障。然而，近年来无论在发达国家还是新兴市场，均出现了以股票、债券价格为代表的资产价格大幅变动现象。我国亦是如此，股价大幅上涨下跌，带来了金融市场和虚拟经济短期异常繁荣，给实体经济造成了较大影响。股价变动会影响企业的资本成本、融资难度（Tobin 1969[1]；Bernanke和Gertler 1989[2]），也会影响其金融资产配置、管理层代理成本，进而对企业研发投入产生影响。随着股价的大幅变动，厘清股价变动与企业研发投入的关系显得尤为重要与迫在眉睫。鉴于股票市场往往具有追涨杀跌的特征，金融杠杆和债务率的攀升会导致交易行为成倍放大，造成股价的大幅震荡（陈彦斌等，2018）[3]。为维持股票市场价格稳定，中国证监会于2015年开始提高杠杆交易主体标准，并将保证金比例由50%提高至100%，着力降低股票交易杠杆。同时，自2008年金融危机以来，我国开始提高银行资本充足率，降低商业银行信贷杠杆，调控股票市场加杠杆的资金来源。本文拟从企业微观层面对以下问题进行实证检验：股价变动能否以及如何影响企业研发投入？股价变动影响企业研发投入的作用机制是什么？降低股票交易杠杆和银行信贷杠杆对股价变动与企业研发投入的关系有何影响？

本文可能的贡献主要体现在：第一，已有文献多从股票流动性、股价信息含量、资产错误定价等角度研究股票市场对企业创新的影响。本文从金融资产价格角度出发，探讨股价变动对企业创新的影响，既是对股票市场、金融资产价格经济后果研究的有益延伸，也是对企业创新影响因素的丰富与拓展。第二，已有文献多从托宾Q、资产负债表效应等宏观视角研究股价变动对企业投资的影响，本文侧重从企业利润最大化、委托代理等微观视角研究股价变动对企业研发投入的影响，并从金融化和代理成本两个视角深入分析内在的作用机制，是对股价变动影响企业创新作用机制的进一步挖掘和深入。第三，本文选择股票市场去交易杠杆和商业银行去信贷杠杆作为政策工具，研究其对股价变动与企业研发投入两者关系的调节作用，有助于丰富金融监管的理论和经验研究。

2 文献回顾

2.1 企业创新影响因素

关于股票市场对企业创新的影响，国外学者进行了多方面的探索。多数学者认为，股票市场发展有助于缓解融资约束进而促进企业创新。张劲帆等（2017）[4]发现股票市场IPO可以通过缓解融资约束、促进创新人才队伍建设渠道显著提高创新产出。闫红蕾等（2020）[5]检验发现股票流动性可通过提高企业的实际融资水平提高研发投资效率。Mathers等（2017）[6]以股价的信息角色验证资本市场是否有助于企业创新，发现随着股价的非同步性波动，企业专利数量和专利引用量均有所增加。李启佳等（2020）[7]研究发现股价信息含量也可以通过资源分配使用提高创新效率，而且在融资约束大的企业更加明显。Dong等（2017）[8]基于美国股票市场研究发现，股价高估可以通过非股权融资渠道增加企业的研发投入和创新产出。不同于上述研究结果，也有部分学者研究认为股票市场不仅对企业创新没有影响，甚至还可能抑制企业创新。Bernstein（2015）[9]利用美国1985-2003完成与撤回IPO的企业为样本，实证检验发现IPO不仅对创新数量没有影响，还降低了创新质量。江轩宇等（2020）[10]研究发现股票价格暴跌风险越高，企业创新水平越低，且融资约束和控股股东质押起到显著的正向调节作用。

2.2 股价变动与企业投资

托宾Q理论认为，股价上涨反映了更多的投资机会，降低了企业的资本成本，会促进企业投资。股价上涨可以正面影响预期投资收益，负面影响预期投资成本，进而正向影响了企业投资（李阳和王劲松，2018[11]）。Kaplan和Zingales（1997）[2]进一步发现，企业的投资水平与股票价格存在正相关关系。资产负债表效应认为，股价上涨还会通过资产负债表效应增加借款人资产净值，降低了投融资的代理成本，进而促进企业投资（Bernanke和Gertler，1989[12]）。除股价上涨可能会增加企业投资外，股价上涨会增加企业的融资，比如企业通常在股票高涨时增发股票（Stein，1996[13]）。股价上涨不仅会促进股权融资，还会促进债务融资，进而增加公司投资。进一步研究发现，股价主要通过信息不对称下的迎合机制、股权再融资机制、扩展信息不对称下的学习机制影响企业投资行为（Goyal和Yamada 2004[14]；Foucault和Gehrig 2007[15]）。不同于上述研究结果，也有部分学者认为股价变动对企业投资存在负向影响，如股价上涨对日本制造业不存在显著正向影响，还会实体投资存在负乘数效应（Christian，2007[16]），股价上涨对我国沿海地区民营实体投资具有“挤出效应”，加剧了工业的“规模空心化”（吴海民，2012[17]）。股价与企业投资还存在一定的异质性，如盈余管理和投资者情绪在不同时期里分别主导着股价变动与公司投资的关系（谭跃和夏芳，2011[18]）。

从企业创新的影响因素看，股票市场对企业创新的影响因素研究多集中于公司IPO上市、股票流动性、股价信息含量、资产错误定价等，股价作为股票市场最直接的特征，研究股价变动对企业创新的相关研究尚不多见。从股价变动对企业投资的影响看，股价上涨多数通过降低投资成本、改善融资约束等渠道增加了企业投资，相关经济后果尚未延伸至企业创新这一个更具现实意义的领域，且目前的结论也不够统一。

3 理论分析与研究假设

3.1 股价变动与企业研发投入

一方面，股价变动对企业研发投入存在正向影响。首先，托宾Q理论认为，当企业市场价值大于重置成本时，企业会增加投资（Tobin，1969）[1]。当股价上涨时，降低了企业新资本相对于存量资本的成本，企业会进行研发活动等更多的投资。反之，当股价下跌时，企业会减少研发投入。其次，研发活动具有风险高、周期长、资金需求量大等特征，企业研发活动多数面临着融资约束问题。资产负债表效应认为，当股价上涨时，企业可抵押净资产价值增加，融资难度和成本下降，企业研发投入面临的融资约束降低（崔光灿，2006[19]），基于预防性持有金融资产的动机下降，进而释放研发活动需要的财务资源。再次，研发活动不确性大，管理层付出较多努力才能成功，但只能获取少量报酬却要承担个人职业生涯失败的风险，存在较大的代理冲突。当股价上涨时，股东会通过增加薪酬、股权激励等方式强化与管理层的利益绑定，同时投资者关注也会降低管理层的代理成本，激发管理层实施研发投入等利于企业长期发展的投资活动。

另一方面，股价变动也可能对企业研发投入存在负向影响。首先，企业金融化作为经济虚拟化的重要标志，对研发活动等实体投资存在显著的“挤出效应”（万良勇等，2020[20]）。当股价上涨时，股票市场的繁荣会为金融市场带来远高于实体经济的投资回报，利润最大化导向会诱使企业通过参股、并购、联营等方式进入金融行业实施套利，代替企业研发等实体投资。其次，因金融资产价值确认和计量也是粉饰短期业绩和迎合市场表现的重要手段之一，当股价上涨时，企业也会增加金融资产配置以迎合投资者（彭俞超等2018）[21]，从而对企业研发等实体投资进行挤出。再次，股价作为衡量管理层工作业绩的重要体现，当股价上涨时，管理层更容易选择那些没有效率甚至损害股东利益的项目上去，如在职消费、创新积极性不高等（Richardson，2006）[22]。随着股价的大幅变动，风险相应增加，管理层基于风险收益考虑，更倾向于选择见效快、收益高的投资项目，避免风险高、见效慢的研发投资，甚至为避免业绩下降而削减研发投入。基于上述分析，提出竞争性假设H1a和H1b：

H1a：在控制其他因素的条件下，股价变动与企业研发投入存在正向关系。

H1b：在控制其他因素的条件下，股价变动与企业研发投入存在负向关系。

3.2 去股票交易杠杆、股价变动与企业研发投入

从调控金融杠杆和债务杠杆缓解股价暴涨暴跌的思路来看，一方面应调控金融产品（如股票、债券）市场交易的加杠杆行为，另一方面则应调控交易杠杆的资金来源。前者主要针对市场交易主体，后者主要针对商业银行。2015年，中国证券交易所通过修订《证券公司融资融券业务管理办法》缩小了加杠杆交易的主体范围。限定自2015年7月1日起，证券公司对“交易时间不足半年、最近20个交易日日均证券类资产低于50万元、本公司股东及关联人”等客户不得配资，通过缩小加杠杆交易主体范围降低了整个股票市场的交易杠杆。同时，明确自2015年11月23日起，上海证券交易所投资者融资买入证券时，融资保证金由50%调整为不低于100%，通过提高投资者融资保证金比例降低了交易杠杆。降低股票交易杠杆有助于稳定股票市场价格变动，减少金融市场暴涨暴跌的投机机会，促进企业的研发投入。基于上述分析，提出以下假设：

H2：去股票交易杠杆在股价变动和研发投入间的关系中发挥了正向调节作用。

3.3 去银行信贷杠杆、股票价格与企业研发投入

股票交易的最终资金来源于商业银行的货币供给。2009年起，为增强银行抵御风险能力，国家开始对商业银行实施资本约束，即提高银行资本充足率，降低信贷杠杆。银行为达到资本要求，一般会通过调整资产结构以降低风险加权系数来满足要求。如优先减少证券投资等高风险资产等，进而相应减少面向股票市场的派生货币供应，减缓股价变动。同时，降低银行信贷杠杆可以有效降低银行的道德风险和过度冒险（Koziol和Lawrenz，2009）[23]，减缓贷款增速。信贷收缩会传递金融市场降温的信号，金融市场降温有助于降低企业实施金融化的预期收益和投资动机。降低银行信贷杠杆会改变银行高杠杆、快速规模扩张的经营模式，促使银行更加注重内部治理和信贷质量。银行会倒逼企业加大信息披露、规范资金使用等，进而减少管理层短视行为，降低代理成本。降低银行信贷杠杆有助于缓解管理层的代理冲突和金融化行为，促进企业的研发投入。基于上述分析，我们提出如下假设：

H3：去银行信贷杠杆在股价变动和研发投入间的关系中发挥了正向调节作用。

4 研究设计

4.1 样本选取

本文选取2010-2019年中国A股上市公司数据为初始样本，并对样本进行了如下处理：（1）剔除了金融行业；（2）剔除了财务数据异常的ST公司；（3）剔除了所需变量缺失的样本，最终得到14581个公司年度观测值；并对所有的连续变量在1%和99%水平上进行了Winsorize处理。研究数据均来源于CSMAR数据库，数据处理和分析采用Stata16.0。

4.2 变量定义

1.被解释变量：企业研发投入。本文选用两个指标衡量企业的研发投入：研发投入强度和研发投入增长。本文借鉴刘诗源等（2020）[24]的研究，选取研发投入占总资产的比例（RDR）反映企业研发投入强度。同时，选取本年研发投入取对数值与上年研发投入取对数值的差额（dDR）反映企业研发投入增长，作为另一衡量指标。

2.解释变量：股价变动。本文选用两个指标衡量股票价格变动：普通增长率和对数增长率。借鉴苏冬蔚和倪博[25]、陈天鑫和李军帅（2021）[26]的研究，股价普通增长率Price1=（本年末股票收盘价-上年末股票收盘价）/上年末股票收盘价；股价对数增长率Price2=ln（本年末股票收盘价）-ln（上年年末股票收盘价），从不同角度反映股价变动。

3.调节变量：金融去杠杆CCR。本文将2015年作为去股票交易杠杆的政策虚拟变量CCR1，调控前取0，调控后取1。现有研究通常采用资产债务比、资本充足率、负债权益比等指标的倒数来衡量商业银行的杠杆程度。因此本文将银行资本充足率作为去银行信贷杠杆衡量指标CCR2，资本充足率越高，去信贷杠杆越明显。

4.其他控制变量：参照孟庆玺等（2018）[27]、刘凤根等（2022）[28]的研究，本文对如下影响企业创新投入的变量进行了控制。变量具体定义及方法见表1。

表1 变量定义及说明

5.借鉴孟庆玺等（2018）[27]、刘凤根等（2022）[28]的研究，构建模型1如下：

5 实证结果与分析

5.1 描述性统计

表2描述了主要变量的统计特征。通过描述性统计可以看出，RDR均值为0.0235，中值为0.0197，说明我国上市公司平均研发投入占总资产比重不高，与发达国家相比仍然较低。dRD均值为0.0737，中值为0.1312，说明我国上市公司近年来积极响应国家创新发展战略，逐年加大企业研发投入力度。Price1均值为0.1829，中值为-0.0682，标准差为1.0317；Price2均值为-0.0342，中值为-0.0706，标准差为0.5849，表明上市公司股价平均变动较大，存在大幅波动。根据相关性分析结果，初步表明随着股价变动，企业研发投入明显减少。

表2 变量的描述性统计

5.2 基本回归结果

表3报告了假设1a和假设1b的回归检验结果。（1）、（2）列回归结果显示，当被解释变量为RDR时，解释变量Price1、Price2的系数均为-0.001，在1%的水平上显著。表明随着企业股价变动，企业研发投入强度有所下降，支持了假设1b，即股价变动与企业的研发投入存在显著负向关系。（3）、（4）列显示了被解释变量为dRD时的回归结果，解释变量Price1、Price2的系数均在1%水平上显著为负。表明随着企业股价变动，企业研发投入增长有所下降，从研发投入增长变动的角度也支持了假设1b。同时，当被解释变量为dRD时，解释变量Price1、Price2的回归系数绝对值-0.041和-0.09，相比被解释变量为RDR时两者回归系数绝对值-0.001和-0.001大，说明研发投入增长变动对于股价变动反应更加敏感。

表3 股价变动与企业研发投入

5.3 去股票交易杠杆的调节作用检验

表4报告了假设2的检验结果。（1）、（2）列回归结果显示，当被解释变量为RDR时，去股票交易杠杆CCR1与股价变动率的交乘项CCR1*Price1、CCR1*Price2回归系数为0.002和0.003，在1%水平上显著为正。表明降低股票交易杠杆对股价变动与企业研发投入强度间关系产生了显著的正向调节作用。（3）、（4）列回归结果显示，当被解释变量为dRD时，去股票交易杠杆CCR1与股价变动率的交乘项CCR1*Price1、CCR1*Price2回归系数为0.072和0.108，在1%水平上显著为正，同样验证其正向调节作用。验证了假设2，即降低股票交易杠杆在股价变动和研发投入间的关系中发挥了显著的正向调节作用，显著缓解了股价变动对企业研发投入的不利影响。

表4 去股票交易杠杆、股价变动与企业研发投入

5.4 去银行信贷杠杆的调节作用检验

表5报告了假设3的检验结果。（1）、（2）列回归结果显示，当被解释变量为RDR时，去银行信贷杠杆CCR2与股价变动率的交乘项CCR2*Price1、CCR2*Price2回归系数为0.140和0.248，在1%水平上显著为正。表明降低商业银行杠杆对股票价格上涨与企业研发投入强度间关系产生了显著的正向调节作用。（3）、（4）列回归结果显示，当被解释变量为dRD时，去银行信贷杠杆CCR2与股价变动率的交乘项CCR2*Price1、CCR2*Price2回归系数为6.285和10.696，在1%水平上显著为正，同样验证其正向调节作用。验证了假设3，即降低银行杠杆在股价变动和研发投入间的关系中发挥了显著的正向调节作用，显著缓解了股价变动对企业研发投入的不利影响。

表5 去银行信贷杠杆、股价变动与企业研发投入

续表

5.5 稳健性检验

为解决股价变动与企业研发投入之间可能存在的互为因果、样本选择偏误等内生性问题，本文进行了以下稳健性检验。

5.5.1 内生性问题检验

由于股价变动与企业研发投入间可能存在的互为因果的内生性问题，本文进一步采用工具变量法解决潜在的遗漏变量导致的内生性问题。借鉴余泳泽和张少辉（2017）[29]等思路，选择上海证券交易综合指数（TSCI）作为股票价格上涨的工具变量，使用2SLS模型进行工具变量回归。表6的回归结果显示，当被解释变量为RDR时，解释变量Price1和Price2的回归系数为-0.003和-0.002，在1%水平上显著为负。这与基准回归结果相一致。当被解释变量为dRD时，解释变量Price1和Price2的回归系数为-0.031和-0.030，为负但不显著。原因是剔除内生性影响后，股价变动对研发投入增长的影响有一定程度减弱。以上检验表明，在考虑股价变动与企业研发投入的内生性问题后，本文结论依然稳健。

表6 股价变动与企业研发投入：2SLS回归结果

续表

5.5.2 替换检验样本

根据证监会对上市公司的行业分类，研发投入强度较大的电子、通信、生物、医药行业大多数分布在制造业和信息技术业两大类行业中，两大类行业的创新也更具现实意义。参照孟庆玺等（2018）[27]的做法选择制造业和信息技术业这两大行业，替换样本后进行检验。表7报告了回归结果，（1）、（2）、（3）、（4）列显示，对于被解释变量RDR和dRD，解释变量Price1和Price2的系数均在1%的水平上显著为负，表明股价变动与企业研发投入存在显著负向关系，与前文结论一致，验证了假设1。表8报告了调节检验回归结果，（1）、（2）、（3）、（4）列显示，对于被解释变量RDR和dRD，CCR1*Price1和CCR1*Price2回归系数均在1%水平上显著为正，表明降低股票交易杠杆具有正向调节作用，与前文结论一致，验证了假设2。（5）、（6）、（7）、（8）列显示，对于被解释变量RDR和dRD，CCR2*Price1和CCR2*Price2回归系数均在1%水平上显著为正，表明降低银行信贷杠杆具有正向调节作用，与前文结论一致，验证了假设3。

表7 股价变动与企业研发投入：替换样本的回归结果

续表

表8 金融去杠杆 股价变动与企业研发投入：替换样本的回归结果

续表

6 作用机制检验

通过前文的基本回归及稳健性检验，验证了研究假设H1b，即股价变动与企业研发投入存在显著负向关系，但这一结果的作用机制还需进一步检验。借鉴杜勇等（2017）[30]的做法，以企业持有的金融资产比例Fin表示金融化程度。即金融化程度=（交易性金融资产+衍生金融资产+发放贷款及垫款净额+可供出售金融资产净额+持有至到期投资净额+投资性房地产净额）/总资产。考虑到增加高管持股比例是减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。为了验证股价变动影响企业研发投入的作用机制，使用温忠麟等总结的中介效应分析方法，将具体模型设定如下：

表9报告了股价变动通过金融化作用机制影响企业研发投入的回归结果。如表（1）、（2）列所示，被解释变量为金融化Fin时，解释变量Price1和Price2的回归系数为0.001和0.002，显著为正，表明股价变动加剧了企业的金融化行为。（3）、（4）、（5）、（6）列所示，将被解释变量企业研发投入与解释变量股价变动以及金融化中介放入同一模型进行回归，金融化Fin的回归系数均在5%的水平上显著为负，解释变量Price1、Price2的回归系数均在1%的水平上显著为负。表明中介效应显著，即股价变动通过加剧企业金融化程度对企业研发投入产生不利影响。

表9 股价变动与企业研发投入：金融化作用机制回归结果

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表10报告了股价变动通过代理成本作用机制影响企业研发投入的回归结果。（1）、（2）列所示，被解释变量为代理成本Cost时，解释变量Price1的回归系数为0.001，为正，但不显著；Price2的回归系数为0.005，在5%水平上显著为正，表明股价变动增加了企业管理层的代理成本。（3）、（4）、（5）、（6）列所示，将被解释变量企业研发投入与解释变量股价变动以及代理成本中介放入同一模型进行回归，代理成本Cost的回归系数显著为负，解释变量Price1、Price2的回归系数均在1%的水平上显著为负。表明中介效应显著，即股价变动通过增加代理成本对企业研发投入产生不利影响。

表10 股价变动与企业研发投入：代理成本作用机制回归结果

续表

7 结 论

本文采用2010-2019年沪深A股上市公司数据，分别从股价普通增长率和股价对数增长率，研究了股价变动对企业研发投入的影响。实证结果表明：（1）股价变动与企业研发投入存在显著负向关系。（2）国家降低股票交易杠杆和银行信贷杠杆的监管政策，可以有效缓解股价变动对企业研发投入的不利影响。（3）股价变动通过金融化和代理成本两个渠道对企业研发投入产生影响。随着股价变动，一方面会加剧企业脱实向虚的金融化行为；另一方面会增加管理层的代理成本，二者共同减少了企业的研发投入。

本文研究的政策启示有：（1）由于我国金融市场具有较大的垄断性、投机性，造成投资回报率远高于实体经济，占据了实体经济过多的资金、资源，挤出了企业研发等长期性实体投资，加剧了企业的金融化行为。建议继续关注中国经济“脱实向虚”的现象以及金融资产价格对实体经济的冲击。（2）鉴于加杠杆和债务率攀升是股价暴涨暴跌的重要因素之一，建议实施长期、动态的金融去杠杆调控，以增强股价的稳定性，促进股票市场持续健康发展。（3）股价变动通过增加代理成本削弱了企业的研发投入，建议对风险高、不确定性大的研发活动建立风险补偿机制，引导管理层提高风险承担意愿，加大创新活动。（4）以金融去杠杆为代表工具的金融监管政策在一定程度上缓解了股价变动对企业研发投入的负面影响，但根源问题在于股票市场的高收益、实体经济的低回报存在的巨大差距，建议尽快提高实体经济的资本回报，缩小金融市场和实体经济的利润差距，引导资金投向实体经济。

本文还存在以下不足：一是关于股价的研究还不够深入，如没有进一步考察股价泡沫、股价波动等特征对企业研发投入的影响。二是未结合企业生命周期等特征开展异质性检验等。