劉召君

(紹興文理學院　計劃財務處，浙江　紹興312000)

一、問題的提出

經(jīng)濟發(fā)展方式的轉變使得企業(yè)研發(fā)活動日益頻繁。根據(jù)國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)，2007至2013年，中國企業(yè)的研發(fā)支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的比例從0.97%增長至1.50%，支出總額達到8837.7億元人民幣。本文研究的樣本企業(yè)研發(fā)投資支出占營業(yè)收入的比重從2007年的0.54%增長到2013年的1.70%，增長幅度達214.81%。

熊彼特“創(chuàng)新理論”指出，包括技術創(chuàng)新在內(nèi)的一系列創(chuàng)新活動是經(jīng)濟發(fā)展的根本動力。研發(fā)投資是技術創(chuàng)新的主要方式，能夠為企業(yè)帶來價值增長，塑造企業(yè)核心競爭力。新的歷史條件下，研發(fā)投資的增加在一些行業(yè)甚至超過了實物資產(chǎn)投資，研發(fā)投資的價值貢獻不斷提高，甚至超過實物投資貢獻(唐清泉等，2009[1]；Aboody和Lev,1998[2]；薛云奎和王志臺，2001[3])然而，研發(fā)投資的風險也很明顯，研發(fā)投資的過程和結果具有諸多的不確定性(Baker和Freeland,1975)[4]，所產(chǎn)生的價值具有滯后性(Sougiannis,1994)[5]。關于研發(fā)投資風險，已有文獻從理論分析和計量模型構建等角度開展研究(張信東和姜小麗，2008)[6]，但是對于研發(fā)風險的經(jīng)濟后果卻沒有像研發(fā)的價值相關性研究那樣對其進行直接度量。

雖然研發(fā)投資會導致資本成本上升，但企業(yè)研發(fā)投資卻不斷增加。已有文獻的解釋有：研發(fā)投資可以享受政府補貼和加倍稅前扣除；研發(fā)投資與企業(yè)的獲利能力和價值增長正相關。但也有文獻指出公司治理是促進研發(fā)投資支出的重要制度環(huán)境(O'Sullivan,2000[7]；溫軍和馮根福，2012[8]；Belloc,2012[9]；魯桐和黨印，2014[10])。公司治理機制中，不同的持股股東所發(fā)揮的治理作用存在差異。尤其是持股比例最高的第一大股東，對企業(yè)投資活動發(fā)揮重要影響。因此，本文選擇第一大股東持股比例作為調節(jié)研發(fā)投資資本成本效應的重要公司治理因素，探索其對企業(yè)研發(fā)投資行為的影響。

二、理論分析與假設構建

(一)研發(fā)投資的資本成本效應

研發(fā)投資是企業(yè)投資決策的重要內(nèi)容，能夠為企業(yè)帶來競爭優(yōu)勢和超額利潤，創(chuàng)造更高的股東財富。已有文獻對研發(fā)投資的價值相關性研究十分豐富，結論也基本一致，即研發(fā)投資與企業(yè)價值具有顯著的正相關。雖然研發(fā)投資可以帶來價值增長，但其風險不容忽視，研發(fā)投資支出給企業(yè)帶來的風險主要體現(xiàn)在：首先，研發(fā)投資具有不確定性：技術成功不確定、商業(yè)化不確定和經(jīng)濟回報不確定(Baker和Freeland,1975)[4]；尤其是研發(fā)成功以后所帶來的價值增長具有滯后性(Sougiannis,1994)[5]等。這些不確定性使得研發(fā)投資具有風險投資的典型特征。其次，研發(fā)投資的結果對企業(yè)來說具有資產(chǎn)專用性特點，轉換成本高，機會成本大。再次，研發(fā)活動具有保密性特點，無法全面和充分披露信息，導致信息不對稱和逆向選擇行為(Hall,2002)[11]。Aboody和Lev(2000)[12]研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)支出是導致信息不對稱產(chǎn)生的主要因素之一，會造成內(nèi)部人收益大于外部人。

研發(fā)投資的上述特征產(chǎn)生的風險導致資本成本提高。尤其是研發(fā)活動的信息不對稱一方面加劇了投資者對研發(fā)投資的不確定性預期(施繼坤和張廣寶，2014)[13]；另一方面很容易產(chǎn)生代理問題，發(fā)生資產(chǎn)替代行為。投資者因此會提高自己的風險報酬的索取，從而導致企業(yè)資本成本上升。Kazemi和Rahmani(2013)[14]、Christensen(2010)[15]和Lambert(2011)[16]等均發(fā)現(xiàn)信息不對稱程度與資本成本之間呈現(xiàn)正相關。因此，研發(fā)投資支出具有明顯的資本成本效應，與其他投資項目的融資相比更容易產(chǎn)生融資約束(Himmelberg和Petersen,1994)[17]。因此本文假設：

假設1：與沒有研發(fā)投資支出的公司相比，有研發(fā)投資支出的公司資本成本更高，隨著研發(fā)投資支出的增加，資本成本提高。

(二)研發(fā)投資的資本成本效應：基于第一大股東的分析

公司股權結構的集中，大股東成為公司治理中的重要力量。大股東往往是企業(yè)的控制性股東，對公司的決策和經(jīng)營發(fā)揮決定性作用。大股東公司治理作用主要體現(xiàn)在：大股東的持股比例高，需要承受無法分散投資的風險，有強烈的動機對管理者進行監(jiān)督(Shleifer和Vishny,1997)[18]。大股東通過控制董事會、直接參與或間接影響管理層決策、更換管理等方式，達到抑制管理者的過度投資行為(Jensen和Meckling,1976)[19]，幫助企業(yè)提升管理和決策水平，降低企業(yè)與市場的信息不對稱等效果，進而提升公司業(yè)績。羅進輝等(2008)[20]研究發(fā)現(xiàn)中國公司的大股東持股比例與過度投資負相關，并指出國有性質的大股東監(jiān)督作用弱于非國有大股東；徐曉東和陳小悅(2003)[21]的研究結論同樣發(fā)現(xiàn)，不同所有權性質的大股東公司治理的效果存在差異，國有性質的大股東治理效果比非國有的要差。

研發(fā)投資作為一項風險投資會導致股東未來收益的不確定性增加，理應引起大股東的注意和監(jiān)督行動。大股東基于自身所具有的信息發(fā)現(xiàn)能力和監(jiān)督動力一方面利用自己的法定權利和獨特地位實施積極的監(jiān)督，干預研發(fā)投資行為，提升研發(fā)投資決策的科學性；另一方面大股東可以選擇消極離開，出售股份。大股東的持股比例具有信息傳遞作用(Brealey,1977)[22]，大股東在研發(fā)投資支出較大的公司持股，能夠傳遞關于企業(yè)的積極信息，降低研發(fā)信息不對稱程度，影響其他投資者投資行為和預期報酬。國有性質的第一大股東，真正的所有者缺位，其代理人的考核和選拔機制以及國有股權持股的非經(jīng)濟目標存在，國有性質的第一大股東的監(jiān)督動力明顯不足，所能發(fā)揮的治理作用有限。因此本文假設：

假設H2a：在國有性質的第一大股東持股的公司中，第一大股東對研發(fā)投資的資本成本效應影響有限，第一大股東持股比例對研發(fā)投資與資本成本關系的調節(jié)作用不明顯。

假設H2b：在非國有性質的第一大股東持股的公司中，第一大股東對研發(fā)投資的資本成本效應產(chǎn)生積極影響，第一大股東的持股比例對研發(fā)投資與資本成本關系的產(chǎn)生顯著的降低作用。

三、研究設計

(一)樣本及數(shù)據(jù)

本文的研究期間為2007-2013年。研究對象為中國A股主板上市公司，刪除了金融和房地產(chǎn)類上市公司、2013年新上市公司、資本成本數(shù)據(jù)小于和等于零的觀測值。最終得到2020家樣本公司、12091個公司年度觀測值，樣本分布如表1所示。

表1樣本分布

有研發(fā)支出無研發(fā)支出合　計國有第一大股東持股公司232240886410非國有第一大股東持股公司278928925681合　　　計5111698012091

數(shù)據(jù)取自萬得數(shù)據(jù)庫(WIND)和色諾芬數(shù)據(jù)庫(CCER)。為了消除異常值影響，分別對連續(xù)變量進行了1%和99%Winsor處理。

(二)主要變量

1.因變量：資本成本

本文使用基于風險報酬的CAPM模型計算股權資本成本(本文統(tǒng)稱為資本成本)，其主要計算方法如下：

資本資產(chǎn)定價模型：R=Rf+β(Rm-Rf)。其中：Rf為無風險收益，使用五年以上國債利率的算術平均值；(Rm-Rf)是風險溢價，使用美國學者達摩達蘭計算的中國市場的風險溢價數(shù)據(jù)*http://pages.stern.nyu.edu/～adamodar；β為公司自身的系統(tǒng)性風險，取自銳思數(shù)據(jù)庫(RESSET)。

2.自變量

(1)研發(fā)投資。本文借鑒Flannery和Rangan(2004)與李文貴和余明桂(2015)的做法，分別從定性和定量兩個角度衡量研發(fā)投資支出。如果樣本公司研發(fā)投資支出大于0，定性變量研發(fā)投資行為(RDB)設為1，研發(fā)投資支出等于0，定性變量研發(fā)投資行為(RDB)設為0；研發(fā)投資支出的定量描述使用研發(fā)投資強度(RDD=研發(fā)支出/營業(yè)收入)。

(2)第一大股東。第一大股東的定性描述方法是：第一大股東(FSH)的控股股東為國有的設為1，其他設為0；第一大股東的定量描述方法是第一大股東(FSH)的持股比例。

3.控制變量

影響資本成本的因素很多，根據(jù)已有文獻并結合本文的研究目的，主要使用以下控制變量：規(guī)模(SIZE)、賬面市值(MB)、盈利能力(ROA)、經(jīng)營風險(TAT)、財務風險(LEV)、流動性(YFT)、行業(yè)和年度。

主要變量定義見表2。

(三)研究模型設計

為了檢驗研發(fā)投資支出對資本成本的影響，本文設計以下模型，分別從研發(fā)投資支出意愿(RDB)和研發(fā)投資支出強度(RDD)檢驗假設。

COC=β0+β1RDB+βiCONTROLS+ε

(1)

COC=β0+β1RDD+βiCONTROLS+ε

(2)

為了檢驗第一大股東持股比例和性質對研發(fā)投資支出資本成本效應的影響，本文構建了模型(3)。在模型(2)的基礎上分別加入了研發(fā)投資強度(RDD)與第一大股東持股比例(FSH)的交乘項(RDD×FSH)與第一大股東持股比例(FSH)等變量。

COC=β0+β1RDD+β2FSH+β3RDD×FSH+βiCONTROLS+ε

(3)

以上模型中，CONTROLS表示包括年度和行業(yè)的所有控制變量。

四、研究結果

(一)單變量描述性分析

1.研發(fā)投資支出分析

表2主要變量定義

類型符號名稱計算方法因變量COC資本成本使用資本資產(chǎn)定價模型計算自變量RDB研發(fā)行為有研發(fā)投資支出為1，否則為0RDD研發(fā)投資強度研發(fā)投資支出/營業(yè)收入FCH第一大股東性質國有持股為1，其他為0FSH第一大股東持股比例國有性質的股東持股合計控制變量SIZE規(guī)模期末總資產(chǎn)的對數(shù)BM賬面市值比期末所有者權益/市值ROA盈利能力資產(chǎn)凈利率，凈利潤/期末總資產(chǎn)TAT經(jīng)營風險總資產(chǎn)周轉率，期末營業(yè)收入/總資產(chǎn)LEV財務風險資產(chǎn)負債率，期末負債/總資產(chǎn)YFT流動性總股數(shù)年換手率，本年總股數(shù)日換手率之和IND行業(yè)根據(jù)證監(jiān)會行業(yè)分類標準大類YEAR年度2007-2013年

表3研發(fā)投資支出分析

公　司樣本研發(fā)投資強度最小值最大值均值中位數(shù)標準差國有第一大股東持股公司23220000112413184909302454非國有第一大股東持股公司27890000312413281421712842合　　　計51110000112413237615112715

表4資本成本分析：是否有研發(fā)支出

公　司樣本資本成本最小值最大值均值中位數(shù)標準差有研發(fā)投資公司511132861779412449123422182無研發(fā)投資公司698037141779412016120382453均值差異檢驗t值=-0433???中位數(shù)差異檢驗z值=33294???

注：***表示顯著性水平1%。

表3結果顯示有研發(fā)行為的公司研發(fā)投資強度最大值和最小值分別是0.0001%和12.413%，差異很大，總體均值為2.375%。說明中國上市公司研發(fā)投資支出增長較快，公司之間的差距明顯。同時，非國有第一大股東持股的公司研發(fā)投資強度均值比國有第一大股東持股的公司要大，表明非國有第一大股東持股的公司研發(fā)的意愿更加強烈。

2.資本成本分析

表4描述了有研發(fā)投資行為與無研發(fā)投資行為之間的資本成本差異，結果顯示與沒有研發(fā)投資支出的公司相比，有研發(fā)投資支出公司的資本成本的均值和中位數(shù)(12.449%和12.342%)均顯著的高，均值和中位數(shù)的檢驗都支持以上結果。本文的假設H1得到初步的驗證。

表5資本成本分析：第一大股東持股性質

公　司樣本資本成本最小值最大值均值中位數(shù)標準差國有第一大股東持股公司641037281779412336123312397非國有第一大股東持股公司568132861779412044119952290均值差異檢驗t值=-0292???中位數(shù)差異檢驗z值=36715???

注：***表示顯著性水平1%。

表6研發(fā)投資支出的資本成本效應

A欄有研發(fā)投資支出公司的資本成本公　司樣本最小值最大值均值中位數(shù)標準差國有第一大股東持股公司232237311779112611125112233非國有第一大股東持股公司278932921779312320121932142合　計511132971779012452123422181B欄無研發(fā)投資支出公司的資本成本公　司樣本最小值最大值均值中位數(shù)標準差國有第一大股東持股公司408838111779112180122112482非國有第一大股東持股公司289237141779411783117412401合　計698037131779212020120442450

表5分析了資本成本在不同性質第一大股東持股公司中的情況，結果顯示國有第一大股東持股的公司資本成本的均值與中位數(shù)(12.336%和12.331%)均大于非國有第一大股東持股的公司，均值和中位數(shù)差異檢驗在1%的水平上均顯著。

表6顯示，無論是有研發(fā)投資支出還是無研發(fā)投資支出的樣本中，國有第一大股東持股的公司資本成本的均值與中位數(shù)均高于非國有第一大股東持股的公司，均值和中位數(shù)存在顯著差異。這初步驗證了本文的假設H2a和H2b。

表7不同性質的第一大股東持股的資本成本效應

A欄國有第一大股東控股公司資本成本樣本均值中位數(shù)均值差異檢驗中位數(shù)差異檢驗有研發(fā)投資公司23221261212513無研發(fā)投資公司40881218112211t值=0422???z值=19978???B欄非國有第一大股東控股公司資本成本樣本均值中位數(shù)均值差異檢驗中位數(shù)差異檢驗有研發(fā)投資公司27891232112190無研發(fā)投資公司28921178211741t值=-0540???z值=29742???

注：***表示顯著性水平1%。

表8多元回歸結果

變　量因變量：資本成本全樣本國有第一大股東持股公司非國有第一大股東持股公司模型(1)模型(2)模型(1)模型(2)模型(3)模型(1)模型(2)模型(3)(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)SIZE0426???0429???0366???0368???0348???0462???0464???0430???(2487)(2517)(1558)(1569)(1480)(1658)(1680)(1545)BM000000-0002??-0002??-00010006???0006???0007???(017)(037)(-227)(-211)(-158)(439)(459)(530)ROA-0022???-0022???-0019???-0020???-0020???-0020???-0020???-0021???(-791)(-799)(-476)(-485)(-482)(-522)(-527)(-542)TAT004500065?003200051000270001900043000220(133)(190)(070)(112)(059)(035)(082)(041)LEV-0017???-0016???-0017???-0016???-0015???-0016???-0015???-0014???(-2116)(-2061)(-1335)(-1304)(-1237)(-1461)(-1410)(-1320)YFT0004???0004???0004???0004???0004???0003???0003???0004???(4726)(4738)(3372)(3385)(3457)(3064)(3067)(3179)RDB0103???0111??0084(272)(213)(149)RDD0035???0041???0075??0039???0085???(422)(307)(221)(365)(384)RDD×FSH-0001-0001??(-112)(-243)FSH0011???0014???(702)(775)CONS3484???3396???5151???5080???4889???1997???1906???1830???(879)(859)(865)(951)(916)(305)(292)(282)

行業(yè)/年度控制控制控制控制控制控制控制控制調整R205220523055905590562049204930498F值15841587110611081094696769956973平均VIF267267244243261392391399觀測值1209112091641064106410568156815681

注：*、**、***分別表示顯著性水平10%，5%，1%；括號內(nèi)為t值。

表7顯示無論是在國有第一大股東持股的樣本還是在非國有第一大股東持股的樣本，具有研發(fā)投資意愿的公司資本成本的均值和中位數(shù)均比沒有研發(fā)行為公司的要高，均值與中位數(shù)差異檢驗均顯著。進一步證明了本文的假設H1。

(二)多元回歸分析

為了檢驗假設H1，本文使用模型(1)和模型(2)在全樣本中進行回歸，回歸結果見表8(1)(2)列，研發(fā)行為(RDB)、研發(fā)投資強度(RDD)與資本成本(COC)均在1%的水平上顯著正相關。說明與沒有研發(fā)投資支出的公司相比，研發(fā)投資支出的公司資本成本更高，研發(fā)投資越高，資本成本越大。本文的假設H1通過檢驗。

表8(3)(4)和(5)列分別采用模型(1)(2)和(3)在國有性質的第一大股東持股的公司樣本中進行回歸，結果顯示：模型(1)(2)的回歸結果與全樣本結果相同，在1%的水平上研發(fā)行為(RDB)、研發(fā)投資強度(RDD)與資本成本(COC)顯著正相關；為了檢驗國有第一大股東的持股比例對研發(fā)投資資本成本效應的影響，在模型(2)的基礎上分別加入了研發(fā)投資強度與第一大股東持股比例的交乘項(RDD×FSH)和第一大股東持股比例(FSH)，結果如(7)列中所示，研發(fā)投資強度(RDD)與資本成本(COC)顯著正相關，研發(fā)投資強度與第一大股東持股比例的交乘項(RDD×FSH)系數(shù)為負，但是不具有統(tǒng)計意義的顯著性。本文的假設H2a通過檢驗。

表8(6)(7)(8)列分別使用模型(1)(2)和(3)在非國有性質的第一大股東持股的公司樣本中進行回歸。(6)列結果顯示研發(fā)行為(RDB)對資本成本沒有顯著影響；(7)列顯示研發(fā)投資強度(RDD)在1%的水平上與資本成本(COC)仍然顯著正相關。為了檢驗非國有第一大股東的持股比例對研發(fā)投資資本成本效應的影響，在模型(2)的基礎上分別加入了研發(fā)投資強度與第一大股東持股比例的交乘項(RDD×FSH)和第一大股東持股比例(FSH)，結果如(8)列中，研發(fā)投資強度(RDD)與資本成本(COC)顯著正相關，研發(fā)投資強度與第一大股東持股比例的交乘項(RDD×FSH)系數(shù)為負，在5%的水平上顯著，表明在非國有性質的第一大股東持股能夠有效降低研發(fā)投資的資本成本效應。本文的假設H2b通過檢驗。

五、研究結論與啟示

本研究以2007-2013年中國上市公司為對象，實證分析了研發(fā)投資支出的資本成本效應以及緩解這種效應的公司治理機制。本文的主要結論是：1.在中國上市公司中，研發(fā)投資支出與資本成本顯著正相關，無論是在國有性質的第一大股東持股公司，還是在非國有第一大股東持股的公司，研發(fā)投資的資本成本效應均顯著。2.提高第一大股東持股比例有助于降低研發(fā)投資的資本成本效應。然而這種調節(jié)作用在非國有第一大股東持股的公司中較為顯著，在國有第一大股東持股的公司卻不存在。

本文結論的重要啟示是：已有文獻使用經(jīng)濟價值指標對研發(fā)投資的價值貢獻進行計量和研究，但對于研發(fā)投資的風險只是停留在理論分析和計量模型構建層面，沒有通過相關經(jīng)濟價值量指標對風險進行研究。研發(fā)風險大小的最好衡量方式是看投資者的反應，投資者會基于企業(yè)的風險程度確定索取報酬率。投資者要求報酬率形成企業(yè)的資本成本，資本成本會錨定企業(yè)的投資、融資等財務政策。本文的結論豐富了研發(fā)風險和資本成本的研究，為未來研究研發(fā)與投資、融資等財務政策提供新的視角；第一大股東的監(jiān)督作用有助于降低研發(fā)投資的資本成本效應，對于鼓勵企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新、緩解研發(fā)創(chuàng)新型企業(yè)融資約束具有重要的作用；非國有第一大股東持股有助于降低研發(fā)投資的資本成本效應，這一結論對當前正在積極推進的國有企業(yè)混合所有制改革具有一定的啟示意義。推進國有企業(yè)的股權多元化，可以提高股東尤其是大股東的治理積極性，降低企業(yè)的資本成本水平，推動國有資本更好發(fā)展。

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