融资约束下研发创新对IPO 市场表现的影响——基于创业板公司的实证研究

张志宏 史梦鸽

（中南财经政法大学会计学院， 武汉 430073）

引言

在当前经济转型机遇期的制度背景下，国家不断加大对科技创新型企业的研发支持力度，为双创企业创造更好的资金融通平台。2019 年政府工作报告中提出要改革创新科技研发和产业化应用机制，使提高企业研发费用加计扣除比例政策全覆盖，同时破解企业融资难、融资贵问题，提高直接融资尤其是股权融资比重。证券市场也在迅速落实设立科创板并试点注册制改革目标，以给予受限于利润等指标的科技创新型企业有力的融资支持。经济新常态背景下，科技创新型企业在IPO 中占比提升显著，然而由于资本市场的信息不对称，企业若想使其研发创新真正长期作用于IPO 市场表现，往往受融资困境的制约。因此，研究企业在融资约束背景下，其研发创新与IPO 市场表现的内在关系具有重要意义。

本文以我国创业板市场上市公司为研究对象，考察其研发创新对IPO 市场表现的影响，并进一步研究IPO 前公司面临融资约束背景的不同是否会对这一机制产生影响。本文的贡献与主要创新之处为：（1）创业板公司注重通过研发创新以提高竞争力，这种特性使本研究更具针对性；当前科创板推出，该板块更加注重研发创新能力，对利润指标相对淡化，因此本文利于探索未来科创板公司的发展；（2）我国IPO 政策制度在不断变迁中以适应市场化发展需要，自2014 年1 月起，新的涨停板制度对新股发行首日股价进行限定，故本文对新政后的样本以其破板日数据衡量，以体现真实市场反应；（3）对公司研发创新细化为投入与产出两个方向考察：投入方面采用公司招股说明书中披露的上市前3 年R＆D 投入衡量，反映公司对研发创新的重视程度，而产出方面采用上市时已获得的专利数量衡量，表明公司研发创新的能力；（4）构建融资约束指数模型，将样本按照IPO 前公司面临的不同融资约束背景进行划分，分组考察其对研发创新与IPO 市场表现作用机制的影响，为我国资本市场改革完善、公司成长发展提供一定依据。

1 理论分析与研究假设

1.1 研发创新与IPO 市场表现

有关IPO 市场表现的相关研究，主要围绕IPO短期回报与IPO 后长期收益两方面展开分析。市场状况和企业所处生命周期阶段是影响公司IPO的关键因素，但由于非理性与代理冲突的存在使得许多IPO 现象并不确定（Ritter 等，2002）［1］。短期来看，发行人相对于投资者而言，在IPO 信息博弈中拥有天然优势，更倾向于以抑价方式发行股票以使投资者能够长期持有（Rock，1986）［2］；IPO 短期回报不可避免地受到我国宏观市场环境下特殊的股权分置改革与政府管制影响，表现出较高的一级市场抑价现象（刘煜辉等，2005）［3］。长期来看，公司盈余管理会对IPO 回报产生影响，可操控性应计项目比例越高，后期股票回报表现越差（Teoh 等，1998）［4］。行为金融学认为市场主体的心理与行为会影响新股发行，IPO 时公司多处于资金充裕期，管理层自信与媒体报道会引导投资者产生过度乐观情绪（邵新建等，2015）［5］，由此引发IPO 短期回报上调幅度较大但长期呈弱势表现的现象，因此有必要壮大机构投资者力量（赵岩等，2016）［6］。

研发创新与IPO 市场表现方面，Hull 等（2013）构建研发操纵变量以衡量研发投入情况，发现研发投入不足与IPO 短期估值降低有关［7］；张学勇等（2016）研究发现在IPO 之前拥有专利的公司相对于那些缺乏创新能力的公司，有着更低的IPO抑价率和更高的长期回报率［8］。创新经济学理论指出，研发创新具有边际报酬递增的特征，通过技术本身的积累与促进其他经济要素生产能力的提升而为市场服务，能够增加企业价值并获取超额收益。短期来看，信息不对称导致研发投入本身具有滞后性与不确定性，使得研发强度的增加对IPO 抑价起到显著促进作用（胡志颖等，2015）［9］。长期而言，研发创新是有益的投资活动，研发支出大幅增加后公司超额股票回报增长明显（Eberhart等，2004）［10］，公司研发创新的激励作用也能够助其在长期发展中保持优势（Manso，2011）［11］。我国创业板市场中多为高技术公司，只有不断加大研发创新才能在激烈的市场竞争中得以发展，从而研发投入与产出作为研发创新的两个不同方向也将对公司IPO 市场表现产生影响。据此提出假设：

H1：研发创新对IPO 短期市场表现具有促进作用。

H2：研发创新对IPO 长期市场表现具有促进作用，且随着时间推移逐渐减弱。

1.2 融资约束背景在研发创新对IPO 市场表现影响机制中的作用

优序融资理论表明，公司在进行融资决策时，只有当内源融资无法满足公司投资发展需要时，才会考虑外源债务或股权融资。我国创业板相对于主板市场而言，成立时间较短，且受规模所限，对内源融资的依赖度有限；再加上其有形可抵押品较少，以及研发投资的未来不确定性较大，因此产生银行信贷资金的融资约束是显然的。而为保持产品和技术优势，公司必然要通过大量的资金投入以满足其先进性要求，因此创业板公司研发创新的资金来源自然就定位在股权融资上，即股权融资比例较高。然而，由于创业板市场监管更为严格，公司自身抗风险能力较差，而资金需求量又较大，股权融资时的不确定性风险较大，进而上市时面临的融资约束程度也更高。此外，对于拟创业板IPO 公司而言，公司上市前夕，私募PE 出于对公司未来上市的预期，为公司提供一定资金从而缓解了其融资难题，然而PE 投资者变现动机显著，未来上市后的退出无疑会抑制公司的IPO 市场表现。

IPO 作为公司进入资本市场的重要节点，张璇等（2017）证实了融资约束对企业创新有显著抑制作用，且当企业遭遇信贷寻租时，其创新利润减少，对创新资金产生了挤出与替代效应，使得这种制约作用进一步加强［12］。同时，张劲帆等（2017）研究发现上市前面临较大融资压力的企业在上市后专利申请数量显著增加，且专利申请人队伍的数量与效率有所上升［13］。短期而言，融资约束程度更高的公司想要通过上市以从资本市场获取有利资源进而缓解当前企业资金不足的意愿更加强烈，管理层在研发投入决策、资本运营与新股发行定价策略中也会更加谨慎，使其研发创新对短期市场表现的利好影响有所放大。而长期来看，由于面临融资约束的公司风险水平较高，导致投资者对公司发展前景信心不足，影响公司股票在证券市场中的交易发售且降低了研发创新效率，使得通过研发创新促进IPO 市场表现的内在机制动力减弱。据此提出假设：

H3：当公司在IPO 前融资约束程度较高时，会使得研发创新对IPO 短期市场表现的影响效应被一定程度地放大。

H4：当公司在IPO 前融资约束程度较高时，会使得研发创新对IPO 长期市场表现的影响效应被一定程度地抑制，且该抑制程度随时间推移逐渐减弱。

2 研究设计

2.1 样本与数据来源

以2009～2017 年创业板上市公司为研究样本，由于本文对IPO 长期市场表现的时间窗口设定为3 年，需保证样本公司存在上市后3 年期的数据，因此剔除了上市日期在2015 年及以后的样本，并进一步剔除金融类公司、数据缺失样本，最终获得391 家样本公司数据。研发创新数据通过巨潮资讯网中公告的招股说明书手工搜集整理，其余数据来源于CSMAR 数据库、同花顺财经，利用统计软件Stata15 展开分析。

2.2 变量定义与模型构建

2.2.1 被解释变量

被解释变量为IPO 市场表现。对于短期市场表现，随着我国IPO 政策制度在不断变迁中以适应市场化发展需要，自2014 年1 月起新的涨停板制度规定新股发行首日股价最高涨幅上限为发行价的44%，故本文按该新政对被解释变量IPO 短期市场表现进行修正，即在该价格管制政策出台之后的样本，将其上市首日改为破板日（上市后首个非涨停或跌停日）进行衡量，以体现出市场对新股发行的真实反应状况。具体将样本分两个区间研究：（1）2009 年10 月至2012 年12 月，以IPO 首日收盘价相对于发行价的变动率衡量；2013年由于IPO 暂停一年故无创业板公司上市；（2）2014 年1 月至2014 年12 月，以IPO 破板日收盘价相对于发行价的变动率来衡量。

对于长期市场表现，以月度为基本时间单位计算长期收益率，将公司上市后第1 个月定为事件月。依交易所规定，作为公司控股股东和实际控制人，股票锁定期为上市后36 个月，因此在这3 年内股价整体较为稳定，故本文计算期选为上市后第12、24、36 个月期间的股市表现。参照Rit⁃ter（1991）、Barber 和Lyon（1997）的研究［14，15］，采用买入并持有超常收益率（BHAR）这一事件时间法衡量，测度公式如下：

式中，BHARi表示i公司在［1，T］期间内的买入并持有超常收益率；Rit和Rmt分别表示i公司和市场平均的第t月的收益率，其中Rmt采用考虑现金红利再投资状况的流通市值加权的市场回报率表示，t分别取12、24、36；wi为市值权重；BHAR为全部样本公司的买入并持有超常收益率。

2.2.2 解释变量

研发创新。从投入和产出两个层面来衡量研发创新，分别以研发投入（R＆D）和专利产出（Patent）指标衡量。对于研发投入要素指标R＆D，采用IPO 前3 年公司研发投入占营业收入比例的均值衡量；对于研发产出要素指标Patent，以IPO时公司已取得的专利数加1 后取自然对数来衡量，以解决专利数量的偏度问题。

融资约束。由于创业板上市公司的特殊性，基于本文特定的研究样本与数据，借鉴Cleary（1999）、况学文等（2001）融资约束指数的构建思路［16，17］，对样本数据按照公司规模预分组，选取前后各33%的样本将其定义为低融资约束组和高融资约束组，分别赋值为0、1；选取经营活动现金流量净额／资产总额（OCF）、每股税后现金股利（DIV）、资产负债率（LEV）、净资产收益率（ROE）、账面市值比（BM）5 个财务指标，导入样本数据后运用Logistic 回归，构建融资约束模型。回归结果见表1。

由表1 回归结果可得融资约束模型为：

将该公式依次代入样本公司数据，得出其相应融资约束指数。

2.2.3 控制变量

借鉴已有研究，选择相关公司治理指标和其他IPO 市场表现影响因素作为控制变量：换手率（Turnover）、中签率（Lottery）、流通股比例（CSR）、资产负债率（LEV）、净资产收益率（ROE）、营业收入增长率（Growth）、公司规模（Size）、公司上市年数（Age）、承销商声誉（Underwriter）；设置行业（In⁃dustry）虚拟变量，行业标准依据2012 版证监会行业分类代码划分。各变量的具体定义和说明见表2。

表1 融资约束模型回归结果

表2 变量定义和说明

由此，构建回归模型（1），以检验公司研发创新对IPO 市场表现的影响：

构建回归模型（2），以检验公司IPO 前的融资约束程度在研发创新对IPO 市场表现影响中的作用：

3 实证结果及分析

3.1 描述性统计分析

变量的描述性统计分析见表3。由描述性统计结果可知，短期市场表现的衡量指标是否经市场调整并不会显著影响两者的均值、标准差等数字特征，且两者最大值均已超过500%，最小值分别为－16.68%与－13.90%，表明IPO 抑价程度较高。相比于IPO 首日或破板日体现的较高抑价率，其长期市场表现总体较为平稳，IPO 后3 年的持有至到期收益绝对值较小，均值与中值在3年样本期内均为负值，且呈总体缓慢下降过程，最值差异体现出的涨跌幅也在缩小，一定程度上反映出IPO 短期回报虚高导致长期表现后劲不足，投资者情绪趋于理性，使得回报率逐步回归至其真实水平。

表3 主要变量的描述性统计分析

解释变量方面，研发投入的样本均值为8.9%，标准差高达58.11%，表明创业板上市公司整体创新投入较高，且不同行业内差异较显著；专利产出情况与研发投入相似，也印证了创业板公司创新能力突出的定位特征；融资约束指标在样本间差异明显，均值0.0148 也表明创业板公司IPO时仍面临较高的资金投入限制。对于控制变量，换手率平均达到74.40%，而中签率均值为1.19%，普遍较低，反映出投资者对一级市场新股发行的高涨情绪，使得短期超额收益进一步增加，IPO短期抑价程度更高。

3.2 多元回归分析

3.2.1 短期市场表现

表4 报告了对IPO 短期市场表现的回归结果。模型（1）显示研发投入、专利产出均与IPO 短期回报呈正相关，且研发投入项在1%的水平上显著，表明公司研发投资的增加会对IPO 短期市场表现带来正向促进作用。模型（2）中以经市场调节的IPO 首日回报为被解释变量，作为进一步稳健性检验，回归结果与模型（1）基本一致，由此假设1 得以印证。控制变量方面，换手率与首日回报显著正相关，反映出新股发行时投资者对股票的价值判断分歧较大，使得首日换手率较高进而产生更高的超额收益；中签率与首日回报显著负相关，反映出投资者购买新股意愿强烈，超额认购引发了较高抑价现象；流通股比例与首日回报正相关，表明较高的流通股有利于吸引投资者买入，公司融资增加带来更高的抑价水平。

表4 IPO 短期市场表现回归结果

在模型（3）、（4）中加入研发创新和融资约束的交互项，此时对于解释变量研发投入，其与融资约束的交乘项系数为正但并不显著，表明短期来看，公司在IPO 前面临的融资约束对通过研发创新以提升IPO 市场表现存在一定放大作用。进一步分组回归，模型（5）中研发投入对IPO短期市场表现的回归系数高于模型（7），表明公司面临的融资程度越高，其研发投入对短期股票市场表现的正向影响越大，专利产出指标也反映出融资约束的促进作用，假设3 得到验证。

3.2.2 长期市场表现

由于IPO 长期市场表现会受到不同的超额收益率加权方式影响（杨丹等，2006）［18］，本文在考虑现金红利再投资的影响后，基于等权平均法、流通市值加权平均法和总市值加权平均法，分别计算了在上市后t个月（t＝12，24，36）的买入并持有超常收益率BHAR，回归结果见表5。

表5 IPO 长期市场表现回归结果

由表5 可知，在不同计算方法下，研发投入对IPO 超额收益的影响大致均呈U 型曲线分布，反映出研发投入对IPO 长期市场表现的时间效应：IPO 后第1 年由于研发投入的增加，市场表现向好；随着研发投资在生产中的应用，其作用于IPO 超额收益的动力有所减弱，公司边际收益存在微弱的异常下滑；到第3 年时公司逐步适应新技术并走出发展瓶颈，使得研发投入对IPO 市场表现的影响缓慢回归至其真实状态，呈现出正向作用，但相比于第1 年有所降低。对于专利产出指标，3 种方法下的回归系数表现出缓慢上升状态，总体呈正向影响，但不具有显著性，可能的解释在于专利数量与研发投入不同，其作为研发产出要素指标，从授权到转化再到真正作用于公司生产发展并非一蹴而就，需要较长时间直至对IPO 市场表现的影响达到最优。综上假设2 得到验证。

进一步考察融资约束在研发创新对IPO 长期市场表现中所起的作用，回归结果见表6。全样本回归中，研发投入对IPO 长期超额收益呈正向作用，但交乘项回归系数在第1 年为负，之后的两年变为正值，表明融资约束的负向调节作用逐渐减弱，到IPO 第2 年时研发投入对超额收益的正向影响抵消了融资约束的抑制作用，公司真正将研发投入转化为发展动力。对于专利产出指标，其与融资约束的交乘项系数逐年下降，表明融资约束的抑制作用逐渐显露，但由于作用时间较长，回归系数仍表现出正向作用。

表6 融资约束下IPO 长期市场表现的主要变量回归结果

将样本按公司IPO 前面临的融资约束程度分组回归后，结果显示，总体而言融资约束程度较高的公司，其研发投入指标对IPO 长期市场表现的正向促进作用低于低融资约束型公司，表明公司IPO 前的融资约束程度较高，会对该影响机制起到一定抑制作用，且相应回归系数在两组公司中随着时间延长均呈总体下降趋势；而对于专利产出指标，这种抑制作用在不同融资约束背景中差异不大，表明专利产出过程作用于长期收益进程较为缓慢，受融资约束的影响较小且逐渐减弱，假设4 得以验证。

3.2.3 稳健性检验

IPO 长期市场表现可能受不同的事件、时间、研究方法影响而使指标有效性产生偏差，为此本文改变长期市场表现衡量方法再次计算长期收益。具体将样本按照解释变量研发创新的两种度量方式分为高R＆D－低R＆D、高Patent－低Patent 两组对照样本，采用月平均超额收益率（AR）、Fama＆ French 三因子模型两种度量方式计算各组内的长期超额收益。回归结果显示，当以不同指标衡量长期超额收益时，研发创新对超额收益有显著正向作用，且当公司在IPO 前面临的融资约束程度较高时会对该影响机制产生一定抑制作用，由此研究假设再次得以验证，表明研究结论较为稳健。

4 研究结论与政策建议

4.1 研究结论

本文以2009～2017 年创业板391 家公司的IPO数据为样本，考察其研发创新对IPO 短期与长期市场表现的影响，以及融资约束在该影响机制中所起的作用。研究发现：（1）以研发投入与专利产出衡量公司研发创新，两者均对IPO 市场表现具有总体促进作用，短期提高IPO 首日或破板日回报、长期增加公司超额收益；（2）随着时间的推移，研发投入的影响呈先减少后缓慢增加的U型变化趋势，而专利产出由于转化时间较长而呈现缓慢增强趋势；（3）当公司在IPO 前融资约束程度较高时，会使得研发创新对IPO 短期市场表现的影响效应被一定程度地放大；（4）当公司在IPO 前融资约束程度较高时，会使得研发创新对IPO 长期市场表现的影响效应被一定程度地抑制，且该抑制程度随时间推移而逐渐减弱。

4.2 政策建议

基于以上研究，本文提出如下政策建议：

多层次资本市场的改革进程中，由创业板市场的不断完善到如今科创板的大力推出，制度层面的推陈出新是适应时代创新发展的必然要求。未来在新的制度背景下，政府应当创造开放有活力的宏观生态环境，继续加大对企业研发投入支持力度，鼓励企业开展研发创新活动，促进企业更好地发挥其市场经济主体作用，进而提升整体创新发展水平。同时，政府也要逐步破除要素市场化配置障碍，降低制度性交易成本，改革完善金融服务体系。资本市场改革进程中，应当不断完善公司上市与退市标准，充分释放资本市场本身作为融资市场与投资市场的造血功能。

从微观企业层面出发，应认识到自身研发创新能力对其市场表现的重要促进作用，应增加研发投入比例与成果转化率，提升研发创新效率以获取市场竞争地位；同时也要规范完善公司治理结构，拓宽多元化融资渠道，为持续的研发投入提供资金保障，适当减轻其IPO 前的融资约束压力。对于广大投资者而言，建议注重上市公司IPO 市场表现的动力所在，关注研发创新对股价的支撑作用，做出理性投资决策。当市场参与者不断改革创新以顺应时代发展要求，才能充分释放公司研发创新活力以获得更佳市场表现，进而促进多层次资本市场发展。