负债融资、实际控制人籍贯与研发投入

刘 畅 薛 昭

一、引言

随着国家和企业对于研发的持续高度重视，众多企业都在不断思考如何筹集资金以增强研发力度。投资和融资是企业的两项基本资金流动方式，这两项财务活动之间存在密切的关系，负债融资水平会影响到企业的研发投资行为。国外学者对于企业负债融资与研发投入之间的关系的研究并没有得到一致的结论。我国学者对企业负债融资与研发投入之间的关系也进行了研究，同样没有得到一致结论。部分学者认为企业负债率越高，研发投入就会越少，呈显著的负相关关系（马红、王元月，2016）。同时有学者认为对于高新技术上市企业，R＆D支出与企业资本结构是非线性的U型关系（曾蕾，2011）。由此，企业负债融资与研发投入之间的关系还需要进一步探讨。同时，管理层特征影响着企业在负债融资和研发投入的关系。社会心理学认为，人们的成长环境对其决策产生重要的影响。实际控制人往往掌握着企业的最终决策权，现有文献较少分析实际控制人特征对企业负债融资和研发投入的关系的影响。由此本文进一步探讨实际控制人籍贯特征对于企业负债融资和研发投入关系的影响。

二、理论分析与研究假设

随着国家和企业对于研发的持续高度重视，众多企业都在不断思考如何筹集资金以增强研发力度。国内外众多学者认为企业负债融资水平会影响到企业的研发投入。美国企业财务杠杆比率与无形投资比率呈现出显著负相关（bester，1985;huhhard ，1998）。Myers 1977发现，当企业面临这高风险时，可能的预期收益会被债权人占有，此时股东会消极对待有助于增加企业市值的投资项目。研发投入的投资周期较长、结果不可逆且不确定（Hall，1992），这些特点不适合债务融资结构的企业（Stiglitz，1985）。由此做出假设1：

H1：负债融资与企业的研发投入之间呈显著负相关关系

我国实际控制人在企业中拥有较高的话语权，企业在获得债务融资和进行研发投入时，实际控制人的态度十分关键。我国籍贯政策是政府治理国家的基本政策，这种政策的指引，使得人们会自我定位进行角色分类。大城市籍贯带来的自我归因使得来其自我效能感更强，实际控制人对于研发的态度更加谨慎。相反来自小城市的实际控制人对于研发投入拥有更乐观的态度。由此做出假设2

H2：来自小城市的实际控制人可以缓解负债融资对研发投入的抑制作用

年纪较小的实际控制人更容易因为受到社会定位的影响进行自我地位和自我归因，自我效能感受到籍贯影响呈现较大差别。此时当企业面临较高负债融资时来自大城市实际控制人对于研发投入风险更加谨慎，而来自小城市的实际控制人则更期待研发带来的利益。由此做出假设3：

H3：相对于年龄较大一组，年龄较小一组来自小地方的实际控制人对于负债融资和研发投入的抑制作用更加显著。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文选用2007-2016年全部A股上市企业为研究样本。共获得1607家企业的8916条样本数据，剔除研发投入（rdj,t）缺失数据2754条和滞后一期研发投入（rdj,t-1）缺失数据1354条，剔除企业资本密集度（Capital）缺失数据10条，剔除主营业务收入增长率（Grow）缺失数据595条，剔除金融行业数据6条，最终获的1093家企业的4196条有效样本数据。为保证研究结果不受异常值的影响，本文对样本数据进行了1%水平的缩尾处理（winsorize）。文章数据主要来自于国泰安数据库，实际控制人信息均为手工整理获得。

（二）模型构建与变量定义

参考修正“欧拉方程”模型，在模型中加入解释变量lev构建模型（1），分析企业负债比例对于研发投入的影响作用。研发的高风险使得企业面临逆向选择问题，因此当企业存在较高的负债比例时，企业会谨慎的选择创新研发。参考林钟高（2011）、肖海莲（2014）对于负债融资和研发投入关系的研究，本文lev采用资产负债率滞后一期作为解释变量，由此预测α3符号为负。

为分析实际控制人籍贯来自小城市（或相反）是否可以缓解企业负债比例对于研发投入的抑制作用，本文在模型（1）的基础上加入实际控制人等级变量level5及其交互项level5*lev构建模型（2），考虑到研发投入的滞后性，实际控制人等级变量也采用滞后一期作为解释变量。

为检验假设3年龄较小一组来自小地方的实际控制人对于负债融资和研发投入的抑制作用是否更加显著。本文使用模型（2）进行分组回归，对比分析年龄较小一组与年龄较大一组之间来自小地方的实际控制人对于负债融资和研发投入的抑制作用。借鉴众多学者对于研发投入的研究，本文选取企业规模、盈利能力、企业成长性、企业资本密集度、企业年龄作为控制变量。

四、实证分析

（一）描述性统计

表1 变量描述性统计分析

表1报告了主要变量描述性统计，从样本分析看研发投入的平均值为5.0217，最大值为27.59，最小值为0.06，我国企业在研发投入上存在较大差别；关键解释变量企业财务杠杆的平均值为0.3638，最大值和最小值分别为0.8444和0.0351，存在较大差异，这为本文研究企业负债融资对研发投入的影响提供了条件。企业实际控制人年龄的平均值为51.6396，最大值和最小值分别为93和19，差异十分明显，因此考虑年龄对于检验来自小城市的实际控制人可以缓解负债融资对研发投入的抑制作用是十分必要的。

（二）回归结果分析

1.全样本回归结果

表2报告了假设1和假设2的回归结果，“欧拉方程”的理论预期认为研发投入具有滞后性特征，与预期结果一致。第（1）列中rdj,t-1系数显著为正，rd2j,t-1系数显著为负，说明我国研发投入具有一定的滞后性特征，结果与“欧拉方程”的理论预期结果一致。为验证假设1，利用模型（1）对数据进行回归分析得到表2第（2）列回归结果回归结果。第（2）列中rdj,t-1系数显著为正，rd2j,t-1系数显著为负，lev系数显著为负，这表明我国企业的负债比例与研发投入呈现出显著的负相关关系，较高的负债比例对于企业研发支出有明显的抑制作用。假设1得到验证。为验证假设2，利用模型（2）对数据进行回归分析得到表2第（2）列回归结果。第（3）列中rdj,t-1系数显著为正，rd2j,t-1系数显著为负，lev系数显著为负。加入实际控制人等级level5及其与企业负债比例交互项level5*lev回归结果显示level5*lev系数显著为正。这表明实际控制人籍贯等级的提高缓解了企业负债比例对于研发投入的抑制作用，来自小地方的实际控制人可以缓解企业负债比例对于研发投入的抑制作用。假设2得到验证。

表2 全样本回归结果

2.年龄分组回归结果

年纪较小的实际控制人更容易因为受到社会定位的影响进行自我地位和自我归因，自我效能感受到籍贯影响呈现较大差别。此时当企业面临较高负债融资时来自大城市实际控制人对于研发投入风险更加谨慎。为验证假设3，将实际控制人按照年龄进行分组，年龄高于平均值为一组，年龄低于平均值为一组，分别利用模型（2）进行回归分析得到表3回归结果。年龄较小一组回归结果为表3第（2）列，level5*lev估计系数显著为正表明年龄较小一组来自小地方的实际控制人可以缓解企业负债比例对研发投入的抑制作用；年龄较大一组回归结果为表3第（3）列，level5*lev估计系数显著为正表明年龄较大一组来自小地方的实际控制人不能明显缓解企业负债比例对研发投入的抑制作用。通过分组回归假设3得到验证。

（三）稳健性检验

为了保证文章实际控制人籍贯、企业负债比例和研发投入之间关系的稳健性，检验实证结果的稳定性，确保文章结论具有普遍意义。文章对实际控制人籍贯进行了重新划分，将实际控制人籍贯简化划分为三级（level3）分别利用模型（1）和模型（2）进行回归分析。将实际控制人籍贯细分为七级（level7）分别利用模型（1）和模型（2）进行回归分析。结果依然支持文章假设，企业负债比例较高对于研发投入具有抑制作用，来自小城市的实际控制人可以缓解企业负债比例对于研发投入的抑制作用，这种缓解作用在年龄较小的实际控制人组更加更加明显。通过以上稳健性检验表明，文章实证分析结论具有稳定性，结果存在普遍意义。

表3 年龄分组回归结果

五、结论

我国股权较为集中，企业的决策会受到实际控制人的影响，分析实际控制人特征如何影响企业负债融资和研发投入之间关系是十分必要的。本文研究结论发现我国企业负债融资对于研发投入有抑制作用；来自小地方的实际控制人可以缓解企业负债融资对研发投入的抑制作用，这种作用在实际控制人年龄较小一组更加明显。

随着国家“一带一路”政策的展开，科技创新更成为了国家发展的要求。企业研发受到了各界的高度重视，本文通过研究发现企业负债融资会抑制研发投入，而来自小地方的实际控制人可以缓解企业负债融资对于研发投入的抑制作用。企业在负债融资和研发投入决策时可以思考实际控制人籍贯特征对于企业的影响。