吳衛(wèi)華 萬(wàn)迪昉

（1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430073；2.西安交通大學(xué)管理學(xué)院，陜西 西安 710049）

引言

高新技術(shù)中小企業(yè)作為創(chuàng)新主體，是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要?jiǎng)恿?，在?shí)現(xiàn)創(chuàng)新型國(guó)家戰(zhàn)略的過(guò)程中扮演至關(guān)重要的作用。然而，由于面臨信息不透明、缺乏有效抵押物、信用基礎(chǔ)設(shè)施落后等問(wèn)題，我國(guó)高新技術(shù)中小企業(yè)在間接融資市場(chǎng)上普遍存在信貸配給問(wèn)題(李志，2002)[29]，因而面臨較為嚴(yán)重的債務(wù)融資約束。為了解決這一問(wèn)題，近年來(lái)國(guó)家特別強(qiáng)調(diào)新三板市場(chǎng)在中小企業(yè)融資中的重要性，同時(shí)支持并鼓勵(lì)擴(kuò)大中小企業(yè)的債務(wù)融資品種和規(guī)模1，從而緩解中小企業(yè)融資難。

一般認(rèn)為，高新技術(shù)中小企業(yè)的產(chǎn)品和服務(wù)主要依賴(lài)于科學(xué)技術(shù)知識(shí)，因此其投資主要表現(xiàn)為研發(fā)投入，融資也主要是為了投入創(chuàng)新研發(fā)以保持競(jìng)爭(zhēng)力。但是與一般的資本支出相比，研發(fā)活動(dòng)往往具有不確定性大、投入高、資金回報(bào)周期長(zhǎng)等特點(diǎn)(鐘熙等，2019)[33]，研發(fā)過(guò)程中的高度不確定性導(dǎo)致了更高的信息不對(duì)稱(chēng)程度，由此帶來(lái)的道德風(fēng)險(xiǎn)會(huì)阻礙高新技術(shù)企業(yè)獲取包括債務(wù)融資在內(nèi)的外部融資以支持高風(fēng)險(xiǎn)的研發(fā)活動(dòng)(Levis和Tan，2016)[16]。為了緩解研發(fā)不確定性造成的融資約束，高新技術(shù)中小企業(yè)的管理者主動(dòng)向投資者披露更多研發(fā)項(xiàng)目進(jìn)展信息，可以增強(qiáng)債權(quán)投資者的信心。這是因?yàn)楫a(chǎn)品研發(fā)初期的成功率要低于后期階段，具有更大的失敗風(fēng)險(xiǎn)。每當(dāng)項(xiàng)目進(jìn)入到更加成功的階段時(shí)，新產(chǎn)品最終投產(chǎn)的概率就會(huì)顯著增強(qiáng)，此時(shí)研發(fā)的不確定性風(fēng)險(xiǎn)將會(huì)大幅度降低，這種不確定性隨R&D項(xiàng)目進(jìn)展信息披露而降低的程度，與產(chǎn)品研發(fā)成功率是成比例的(Xu, 2006)[25]。這不僅進(jìn)一步保證了企業(yè)未來(lái)現(xiàn)金流，且研發(fā)資產(chǎn)抵押期望價(jià)值也越高，從而可以提高企業(yè)的債務(wù)融資水平。

目前有關(guān)中小企業(yè)研發(fā)與債務(wù)融資關(guān)系的研究主要停留在探討債務(wù)融資與研發(fā)活動(dòng)特征及強(qiáng)制性研發(fā)信息披露行為的相互影響等方面(Wang和Thornhill, 2010; Hall和Lerner, 2010)[23][12]，鮮有涉及高新技術(shù)中小企業(yè)研發(fā)項(xiàng)目進(jìn)展情況會(huì)對(duì)債務(wù)融資產(chǎn)生何種影響，以及項(xiàng)目進(jìn)展情況會(huì)對(duì)研發(fā)投入和債務(wù)融資水平之間的關(guān)系產(chǎn)生何種影響?；谏鲜隹紤]，本文從我國(guó)新三板高新技術(shù)中小企業(yè)年報(bào)中披露的研發(fā)投入和研發(fā)項(xiàng)目進(jìn)展情況出發(fā)，在考察企業(yè)研發(fā)投入對(duì)債務(wù)融資水平影響的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步檢驗(yàn)研發(fā)項(xiàng)目進(jìn)展對(duì)研發(fā)投入與債務(wù)融資水平之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。本文的貢獻(xiàn)在于：(1)豐富了中小企業(yè)研發(fā)投入與債務(wù)融資關(guān)系方面的實(shí)證研究成果。(2)提供了研發(fā)項(xiàng)目進(jìn)展情況對(duì)研發(fā)投入和債務(wù)融資水平之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。這些將有助于我國(guó)資本市場(chǎng)監(jiān)管層和企業(yè)管理者深入理解相關(guān)研發(fā)信息對(duì)促進(jìn)企業(yè)獲取債務(wù)融資的影響，從而制定合理的監(jiān)管政策和企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策。

文獻(xiàn)綜述

近年來(lái)，學(xué)者在研究企業(yè)研發(fā)投資與債務(wù)融資關(guān)系時(shí)，并不能得到統(tǒng)一的結(jié)論。以Williamson(1988)[24]為代表的資產(chǎn)專(zhuān)用性理論認(rèn)為，企業(yè)研發(fā)形成的專(zhuān)用資產(chǎn)會(huì)增加債務(wù)融資的交易成本，因?yàn)檠邪l(fā)投資越高，形成的專(zhuān)用資產(chǎn)越多，在清算價(jià)值不明確時(shí)，債務(wù)投資者將會(huì)要求更高的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)補(bǔ)償甚至拒絕向具有較高比例專(zhuān)用資產(chǎn)的企業(yè)借款，從而導(dǎo)致創(chuàng)新型企業(yè)難以獲取債務(wù)融資(O’Brien和Sasson, 2017)[20]。這一結(jié)論也得到了許多學(xué)者的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持。如Hall和Oriani(2006)[13]、周艷菊等(2014)[35]和鐘田麗等(2014)[32]的實(shí)證研究均發(fā)現(xiàn)高新技術(shù)企業(yè)更高的研發(fā)投入強(qiáng)度將會(huì)抑制負(fù)債融資水平。以Cyert和March(1963)[6]為代表的財(cái)務(wù)松弛理論則認(rèn)為，企業(yè)處于低杠桿率的財(cái)務(wù)松弛狀態(tài)時(shí)更加有利于創(chuàng)新。研發(fā)活動(dòng)往往具有風(fēng)險(xiǎn)大、投入高、資金回報(bào)周期長(zhǎng)等特點(diǎn)，有研發(fā)活動(dòng)的企業(yè)難以獲得穩(wěn)定的現(xiàn)金流以?xún)敻兜狡诘膫鶆?wù)本息，因此為了保證研發(fā)活動(dòng)的可持續(xù)性，高新技術(shù)中小企業(yè)會(huì)選擇降低負(fù)債水平(O’Brien,2003)[19]。

雖然大多數(shù)研究表明，企業(yè)進(jìn)行過(guò)多的研發(fā)投資將降低其債務(wù)融資水平，但是以Ross(1977)[21]為代表的信號(hào)傳遞理論認(rèn)為企業(yè)研發(fā)投資與其負(fù)債融資水平正相關(guān)。該理論認(rèn)為，盈利期望高、發(fā)展前景好的高價(jià)值企業(yè)研發(fā)一旦成功，將獲得重要的成長(zhǎng)機(jī)會(huì)和競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，因此外部的債務(wù)投資者會(huì)將較高負(fù)債水平的公司視為盈利期望高，發(fā)展前景良好的信號(hào)而提升借款意愿，高價(jià)值企業(yè)為了有別于低價(jià)值企業(yè)，也傾向于進(jìn)行更多債務(wù)融資。國(guó)內(nèi)外學(xué)者也為上述結(jié)論提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，如Davidson和Brooks(2004)[9]利用多國(guó)企業(yè)樣本進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)雖然研發(fā)投資的信息不對(duì)稱(chēng)會(huì)提高企業(yè)代理成本，但是研發(fā)投資可通過(guò)提升企業(yè)價(jià)值來(lái)提升償債能力，因而在高研發(fā)強(qiáng)度的企業(yè)，其資產(chǎn)負(fù)債率也高。溫軍等(2011)[30]則從債務(wù)異質(zhì)性視角出發(fā)，發(fā)現(xiàn)研發(fā)強(qiáng)度高的公司，銀行貸款在總債務(wù)中的占比也越高。

研發(fā)活動(dòng)的高度不確定性可能導(dǎo)致企業(yè)難以獲得債務(wù)融資，那么企業(yè)的高負(fù)債水平又會(huì)對(duì)其創(chuàng)新研發(fā)行為產(chǎn)生何種影響？有學(xué)者針對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行了研究。Czarnitzki和Kraft(2009)[7]認(rèn)為，債務(wù)融資因存在還本付息的硬約束，可以在信息不對(duì)稱(chēng)情形下控制管理層行為。管理層為了避免因無(wú)法償還到期債務(wù)而導(dǎo)致的破產(chǎn)懲罰，將會(huì)減少過(guò)度消費(fèi)，并將企業(yè)資金更多的分配到盈利性的投資項(xiàng)目而非研發(fā)項(xiàng)目。高負(fù)債率的企業(yè)面臨更緊的債務(wù)硬約束，這種現(xiàn)金流的不穩(wěn)定將使得管理層不愿在企業(yè)研發(fā)活動(dòng)中投入更多資金。O’Brien(2003)[19]、Czarnitzki和Kraft(2009)[7]均通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)高負(fù)債率的企業(yè)具有更低的研發(fā)投入水平或者創(chuàng)新產(chǎn)出水平。Arikawa等(2011)[3]則發(fā)現(xiàn)高杠桿企業(yè)的負(fù)債率進(jìn)一步提高時(shí)會(huì)降低研發(fā)投入水平。

近年來(lái)，隨著研究的進(jìn)一步深入，國(guó)內(nèi)外學(xué)者開(kāi)始將視線(xiàn)轉(zhuǎn)移到探尋企業(yè)披露更多研發(fā)項(xiàng)目相關(guān)的信息時(shí)會(huì)對(duì)其債務(wù)融資產(chǎn)生何種影響上。根據(jù)預(yù)期理論，債務(wù)投資者對(duì)企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的預(yù)期行為即是一種投資，而預(yù)期是否實(shí)現(xiàn)則取決于企業(yè)對(duì)創(chuàng)新行為和結(jié)果的披露程度，如果企業(yè)愿意主動(dòng)向市場(chǎng)發(fā)布與技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)的信息，則表明企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新處于一個(gè)良好的階段，這將向市場(chǎng)釋放未來(lái)發(fā)展前景良好的信號(hào)，從而影響投資者的預(yù)期，增強(qiáng)其投資信心(韓鵬和岳園園，2016)[27]。此外，由于研發(fā)活動(dòng)的高風(fēng)險(xiǎn)和高度不確定，企業(yè)內(nèi)部管理層與包括債權(quán)人在內(nèi)的外部人之間存在較大的信息量差異(Ahmed和Falk，2006)[2]。在高度信息不對(duì)稱(chēng)前提下，債務(wù)投資者只能通過(guò)披露的研發(fā)情況對(duì)企業(yè)的未來(lái)發(fā)展?fàn)顩r作出判斷。而由于創(chuàng)新能夠提升企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力，為了使外部投資者了解企業(yè)的技術(shù)實(shí)力和核心競(jìng)爭(zhēng)能力以及產(chǎn)品戰(zhàn)略，企業(yè)對(duì)外披露研發(fā)進(jìn)展程度的相關(guān)信息將增加投資者的信賴(lài)，從而實(shí)現(xiàn)企業(yè)的外部融資需求(韓鵬和岳園園，2016)[27]。反之，若企業(yè)管理層不對(duì)外披露R&D項(xiàng)目進(jìn)展等相關(guān)信息，將會(huì)向市場(chǎng)中的投資者傳遞一個(gè)壞信號(hào)(Dutta和Trueman，2002)[11]。上述理論結(jié)論也得到了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持，如Botosan(1997)[5]的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)主動(dòng)向市場(chǎng)披露更多的研發(fā)信息，將會(huì)吸引投資者注意，明顯降低企業(yè)的債務(wù)融資成本并提高企業(yè)融資能力。韓鵬和岳園園(2016)[27]發(fā)現(xiàn)，有融資需求的企業(yè)往往會(huì)主動(dòng)向投資者披露更多有益于他們決策的內(nèi)容，包括企業(yè)的技術(shù)和產(chǎn)品研發(fā)進(jìn)展情況。

綜上，目前學(xué)者們主要針對(duì)高新技術(shù)中小企業(yè)研發(fā)投入、研發(fā)項(xiàng)目進(jìn)展情況和債務(wù)融資水平之間的兩兩關(guān)系進(jìn)行研究。但是國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究在理論和實(shí)證層面均存在一定的局限性：(1)目前關(guān)于企業(yè)研發(fā)投入與債務(wù)融資水平之間關(guān)系的研究尚無(wú)定論，且缺少內(nèi)生性角度的檢驗(yàn)和分析；(2)目前對(duì)企業(yè)債務(wù)融資水平影響因素的研究，尚未深入到企業(yè)研發(fā)項(xiàng)目進(jìn)展程度等自愿性披露內(nèi)容對(duì)企業(yè)融資結(jié)構(gòu)所產(chǎn)生的影響。以新三板高新技術(shù)中小企業(yè)作為研究樣本，用聯(lián)立方程模型綜合考慮研發(fā)投入、研發(fā)項(xiàng)目進(jìn)展與債務(wù)融資水平的內(nèi)生性關(guān)系，可為新三板掛牌企業(yè)的信息披露及其債務(wù)融資策略提供參考依據(jù)，同時(shí)也為監(jiān)管部門(mén)做好政策指引提供一定借鑒。

理論分析與研究假設(shè)

一、R&D投入對(duì)債務(wù)融資水平的影響

金融市場(chǎng)存在摩擦，不完美金融市場(chǎng)中的投資者無(wú)法完全識(shí)別研發(fā)項(xiàng)目的投資價(jià)值并對(duì)投資風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行合理評(píng)估定價(jià)，因而在高新技術(shù)中小企業(yè)的研發(fā)活動(dòng)中存在非常嚴(yán)重的信息不對(duì)稱(chēng)問(wèn)題(Aboody和Lev，2000)[1]。當(dāng)債權(quán)人無(wú)法根據(jù)足夠有效的信息(如企業(yè)研發(fā)投入、人員構(gòu)成和項(xiàng)目進(jìn)展情況等)對(duì)企業(yè)的研發(fā)活動(dòng)進(jìn)行了解和有效監(jiān)督時(shí)，必然要求更高的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，這無(wú)疑將降低企業(yè)的債務(wù)融資水平(Myers和Majluf，1984)[18]。其次，研發(fā)人員的薪酬占R&D支出的相當(dāng)比例，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)造的無(wú)形資產(chǎn)存在于研發(fā)人員人力資本中，當(dāng)企業(yè)投資中包含大量此類(lèi)無(wú)形且不易觀(guān)察的資產(chǎn)時(shí)，債務(wù)融資的有效性大打折扣(Hall和Lerner，2010)[12]。再次，根據(jù)資產(chǎn)專(zhuān)用性理論，企業(yè)研發(fā)投資大部分形成的是專(zhuān)用資產(chǎn)，在不存在研發(fā)投資交易市場(chǎng)時(shí)，專(zhuān)用資產(chǎn)較差的流動(dòng)性也會(huì)降低研發(fā)投資的抵押價(jià)值(Williamson，1988)[24]，而債權(quán)人往往更喜歡實(shí)物資產(chǎn)比例較高的企業(yè)而不愿借款給高研發(fā)強(qiáng)度的企業(yè)。最后，根據(jù)財(cái)務(wù)松弛理論，高風(fēng)險(xiǎn)、高投入和回報(bào)周期長(zhǎng)等研發(fā)活動(dòng)特征會(huì)使企業(yè)難以獲得穩(wěn)定的現(xiàn)金流以?xún)敻兜狡诘膫鶆?wù)本息，為了讓企業(yè)財(cái)務(wù)處于松弛狀態(tài)，保證研發(fā)活動(dòng)的可持續(xù)性，高新技術(shù)中小企業(yè)會(huì)選擇降低負(fù)債水平(O’Brien，2003)[19]。綜上，高新技術(shù)型中小企業(yè)提高研發(fā)投入將會(huì)降低其債務(wù)融資水平。由此本文提出假設(shè)H1：

假設(shè)H1：其他條件不變，高新技術(shù)中小企業(yè)加大研發(fā)投入會(huì)降低其債務(wù)融資水平。

二、R&D項(xiàng)目進(jìn)展情況對(duì)債務(wù)融資水平的影響

從債權(quán)人角度而言，R&D活動(dòng)通常投入較高且持續(xù)周期較長(zhǎng)，出于債務(wù)回收安全的考慮，債權(quán)人通常會(huì)迫切要求了解R&D投入以及在研項(xiàng)目的進(jìn)展?fàn)顩r。當(dāng)債權(quán)人無(wú)法了解企業(yè)的研發(fā)情況(包括R&D項(xiàng)目進(jìn)展)而面臨更多不確定性時(shí)，便會(huì)要求更高的利率補(bǔ)償或在后續(xù)融資中削減借款額度(Myers和Majluf，1984)[18]，從而降低企業(yè)的債務(wù)融資水平。為了解決上述問(wèn)題，周蘭和宋雁群(2011)[34]、姚靠華等(2013)[31]提出，管理層向外界透露更多關(guān)于企業(yè)R&D項(xiàng)目進(jìn)展的信息，在向處于信息劣勢(shì)的債務(wù)投資者傳遞研發(fā)項(xiàng)目質(zhì)量信號(hào)的同時(shí)，也可讓債務(wù)投資者分擔(dān)部分研發(fā)項(xiàng)目風(fēng)險(xiǎn)，因?yàn)榇藭r(shí)債權(quán)人不僅對(duì)企業(yè)R&D活動(dòng)有更詳細(xì)的了解，還會(huì)對(duì)債務(wù)安全有更強(qiáng)的信心，這無(wú)疑有利于R&D項(xiàng)目進(jìn)展順利的企業(yè)。另一方面，企業(yè)研發(fā)項(xiàng)目進(jìn)展越順利意味著新產(chǎn)品將更接近投放市場(chǎng)并獲利，進(jìn)而反映為優(yōu)秀的財(cái)務(wù)績(jī)效，增強(qiáng)企業(yè)債務(wù)償還能力，提高企業(yè)債務(wù)融資水平。韓鵬和岳園園(2016)[27]認(rèn)為，債務(wù)投資者對(duì)企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的預(yù)期行為即是一種投資，當(dāng)企業(yè)研發(fā)項(xiàng)目進(jìn)展越順利時(shí)，會(huì)增強(qiáng)資本市場(chǎng)看好該企業(yè)未來(lái)發(fā)展前景的預(yù)期，從而愿意向高研發(fā)企業(yè)借款，提高企業(yè)債務(wù)融資水平。由上述分析可知，高新技術(shù)中小企業(yè)披露R&D項(xiàng)目進(jìn)展信息，企業(yè)處于更接近投產(chǎn)的階段，將增強(qiáng)債權(quán)投資者對(duì)高新技術(shù)中小企業(yè)的投資信心，提高企業(yè)的債務(wù)融資水平。由此本文提出假設(shè)H2：

假設(shè)H2：其他條件不變，高新技術(shù)中小企業(yè)的研發(fā)項(xiàng)目進(jìn)展越成功，則企業(yè)的債務(wù)融資水平越高。

三、R&D項(xiàng)目進(jìn)展對(duì)R&D投入和債務(wù)融資水平之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

高新技術(shù)中小企業(yè)管理者向投資者適當(dāng)披露研發(fā)項(xiàng)目信息，可以降低投資者面臨的不確定性，增強(qiáng)債權(quán)投資者的信心。Dimasi(1995)[10]對(duì)36家美國(guó)制藥企業(yè)的新藥研發(fā)情況進(jìn)行統(tǒng)計(jì)后發(fā)現(xiàn)，一項(xiàng)新藥品能否研發(fā)成功，從本質(zhì)上而言即具有相當(dāng)大的不確定性。對(duì)于特定的研發(fā)項(xiàng)目而言，初期階段的新產(chǎn)品研發(fā)成功率要低于后期階段，因此處于研發(fā)初級(jí)階段的產(chǎn)品相較于已處于研發(fā)后期的產(chǎn)品具有更大的失敗風(fēng)險(xiǎn)。對(duì)于新藥品研發(fā)而言，每當(dāng)項(xiàng)目進(jìn)展更加順利時(shí)，新藥品最終通過(guò)批準(zhǔn)并投產(chǎn)的概率就會(huì)顯著增強(qiáng)，此時(shí)新藥研發(fā)的不確定性風(fēng)險(xiǎn)將會(huì)大幅度降低，這不僅進(jìn)一步保證了未來(lái)現(xiàn)金流收益，且研發(fā)資產(chǎn)抵押的期望價(jià)值也越高。Xu(2006)[25]認(rèn)為，當(dāng)R&D項(xiàng)目達(dá)到一個(gè)比早期產(chǎn)品發(fā)展階段更為先進(jìn)的階段時(shí)，未來(lái)收益的不確定性將降低。這種不確定性隨R&D進(jìn)展信息的披露而降低的程度，與隨R&D過(guò)程而不斷增長(zhǎng)的產(chǎn)品研發(fā)成功率是成比例的，這種R&D項(xiàng)目不確定性的變化模式，將為資本市場(chǎng)投資者提供參考。Jones(2007)[15]發(fā)現(xiàn)R&D項(xiàng)目發(fā)展階段信息的披露水平越高，則分析師對(duì)下一年的銷(xiāo)售預(yù)測(cè)誤差越??；在研R&D項(xiàng)目和R&D發(fā)展階段的信息披露越多，項(xiàng)目進(jìn)展越順利，則分析師下一年的盈利預(yù)測(cè)誤差越小，說(shuō)明R&D項(xiàng)目進(jìn)展降低了R&D項(xiàng)目的不確定性。姚靠華等(2013)[31]以我國(guó)創(chuàng)業(yè)板高新技術(shù)企業(yè)為研究樣本，發(fā)現(xiàn)R&D投入和R&D項(xiàng)目進(jìn)展與系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)，R&D項(xiàng)目進(jìn)展越順利的企業(yè)，其R&D投入與衡量系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的股價(jià)波動(dòng)之間的正相關(guān)關(guān)系越弱，即新產(chǎn)品研發(fā)進(jìn)入到更為成熟階段時(shí)，投資者對(duì)企業(yè)R&D投資的信心也會(huì)增強(qiáng)。從上述分析可以得知，雖然企業(yè)加大R&D投入會(huì)降低債權(quán)投資者的積極性，降低企業(yè)的負(fù)債融資水平，但是當(dāng)管理層披露研發(fā)項(xiàng)目處于更為成功的進(jìn)展階段時(shí)，外部債權(quán)投資者在了解項(xiàng)目進(jìn)展順利而不確定性降低的情形下，將提升對(duì)該企業(yè)進(jìn)行債務(wù)投資的信心，此時(shí)企業(yè)的負(fù)債水平將會(huì)提高。綜上所述，本文提出了如下假設(shè)：

假設(shè)H3：其他條件不變的情況下，研發(fā)項(xiàng)目進(jìn)展越成功，則研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)負(fù)債融資水平的負(fù)向影響將越弱。

為了更清晰地展示本文的邏輯假設(shè)，上述各假設(shè)之間的邏輯關(guān)系如圖1所示。

研究設(shè)計(jì)

一、樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選擇2013年12月31日前在全國(guó)中小企業(yè)股份轉(zhuǎn)讓系統(tǒng)(即新三板)掛牌且披露了2010～2013年研發(fā)信息并獲得高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)證證書(shū)的企業(yè)作為研究對(duì)象。之所以選擇2013年12月31日之前掛牌的企業(yè)，主要是因?yàn)楸疚囊愿咝录夹g(shù)型中小企業(yè)作為研究對(duì)象，而國(guó)務(wù)院于2013年12月14日公布的《關(guān)于全國(guó)中小企業(yè)股份轉(zhuǎn)讓系統(tǒng)有關(guān)問(wèn)題的決定》中明確提出只要我國(guó)境內(nèi)符合條件的股份公司均可在新三板掛牌，實(shí)際上將新三板擴(kuò)容至全國(guó)范圍，而擴(kuò)容之后有相當(dāng)部分并非高新技術(shù)型中小企業(yè)。

圖1 各研究假設(shè)之間的邏輯關(guān)系

本文研發(fā)投入強(qiáng)度、企業(yè)負(fù)債數(shù)據(jù)和相關(guān)控制變量數(shù)據(jù)均來(lái)自于Wind資訊金融終端數(shù)據(jù)庫(kù)，研發(fā)項(xiàng)目進(jìn)展數(shù)據(jù)通過(guò)手工查閱巨靈財(cái)經(jīng)金融服務(wù)平臺(tái)所披露的新三板公司年報(bào)獲得。通過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)的整理并剔除R&D費(fèi)用數(shù)據(jù)和R&D項(xiàng)目進(jìn)展數(shù)據(jù)缺失的樣本后，共得到256個(gè)同時(shí)披露了R&D項(xiàng)目進(jìn)展和R&D費(fèi)用數(shù)據(jù)的非平衡面板數(shù)據(jù)樣本。其中，2010年26個(gè)研究樣本，2011年40個(gè)，2012年87個(gè)，2013年為103個(gè)研究樣本。

二、變量說(shuō)明

1.因變量

一般而言，企業(yè)進(jìn)行債務(wù)融資主要體現(xiàn)在其負(fù)債率上，因此本文借鑒李增泉等(2008)[28]等人研究債務(wù)融資水平所采用的度量方式，引入總資產(chǎn)負(fù)債率=企業(yè)負(fù)債總額/資產(chǎn)總額度量公司的債務(wù)融資水平。

2.自變量

目前國(guó)內(nèi)關(guān)于R&D投入的研究中，大都采用R&D支出費(fèi)用占營(yíng)業(yè)收入的比重來(lái)度量公司的研發(fā)投入(陳守明等，2012)[26]，本文同樣沿用國(guó)內(nèi)的通行做法。本文借鑒姚靠華等(2013)[31]的處理方式，將R&D項(xiàng)目是否已經(jīng)進(jìn)入批量制造生產(chǎn)和市場(chǎng)應(yīng)用作為區(qū)分標(biāo)準(zhǔn)，將研發(fā)項(xiàng)目進(jìn)展按兩大類(lèi)進(jìn)行分組處理。其中第一類(lèi)指的是在年報(bào)里出現(xiàn)研究、設(shè)計(jì)、樣本制造或樣本試制階段等關(guān)鍵詞的項(xiàng)目，計(jì)算該年出現(xiàn)第一類(lèi)關(guān)鍵詞的項(xiàng)目總數(shù)量，記為Fir；第二類(lèi)是指在年報(bào)中出現(xiàn)小批量、大批量生產(chǎn)、市場(chǎng)推廣或應(yīng)用階段等關(guān)鍵詞的項(xiàng)目，計(jì)算該年出現(xiàn)第二類(lèi)關(guān)鍵詞的項(xiàng)目總數(shù)量，記為Sec。顯然，處于Sec階段的項(xiàng)目，其R&D項(xiàng)目進(jìn)展更為順利；Sec階段的項(xiàng)目數(shù)量越多，表明企業(yè)研發(fā)活動(dòng)更為成功。

表1 變量定義

3.控制變量

根據(jù)Arikawa(2011)[3]等人的研究，選擇企業(yè)規(guī)模(Size)、年齡(Age)、公司業(yè)績(jī)(Roa)、總資產(chǎn)增長(zhǎng)率(Tagr)和固定資產(chǎn)比例(Fixar)以及年度(Year)和行業(yè)(Industry)作為控制變量。上述研究變量的具體定義如表1所示。

三、回歸模型

一般而言，在持續(xù)經(jīng)營(yíng)情況下，企業(yè)會(huì)在會(huì)計(jì)分期基礎(chǔ)上按會(huì)計(jì)年度編制和實(shí)施投融資及經(jīng)營(yíng)預(yù)算，為此本文將企業(yè)過(guò)去的經(jīng)營(yíng)行為對(duì)后期經(jīng)營(yíng)的影響抽象表述為滯后一期(第t-1期)對(duì)當(dāng)期(第t期)的影響，設(shè)計(jì)相關(guān)計(jì)量模型并驗(yàn)證本文假設(shè)。計(jì)量回歸模型設(shè)計(jì)如下：

上述模型中，Drt代表第t期企業(yè)報(bào)告的資產(chǎn)負(fù)債率，Rdrt-1為企業(yè)所披露的滯后一期(即第t-1期)的研發(fā)投入強(qiáng)度；Firt-1和Sect-1分別表示企業(yè)所披露的滯后一期的處于第一階段和第二階段的研發(fā)項(xiàng)目數(shù)量。本文采用分層回歸模型來(lái)說(shuō)明R&D投入強(qiáng)度與公司負(fù)債融資水平之間的關(guān)系，并檢驗(yàn)R&D項(xiàng)目進(jìn)展對(duì)上述關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。具體而言，在上述回歸模型中，第一層次的回歸放入Size，Age，Roa，Tagr，F(xiàn)ixar，Year和Industry變量等影響企業(yè)債務(wù)融資水平的因素作為控制變量，以考察這些因素對(duì)于公司負(fù)債水平的綜合解釋力；第二層回歸中進(jìn)一步引入Rdrt-1，F(xiàn)irt-1和Sect-1，在控制其他變量影響的基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)R&D投入強(qiáng)度和R&D項(xiàng)目進(jìn)展是否顯著影響公司負(fù)債水平，并通過(guò)觀(guān)察R2的變化量ΔR2來(lái)檢驗(yàn)上述變量是否顯著增強(qiáng)了回歸模型的解釋力；第三層次的回歸中，加入Rdrt-1分別與Firt-1和Sect-1相乘所得到的交乘項(xiàng)，然后對(duì)加入交乘項(xiàng)所引起的ΔR2進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，以此來(lái)判斷加入交乘項(xiàng)是否能夠增強(qiáng)模型的解釋力，從而觀(guān)察到R&D項(xiàng)目進(jìn)展是否產(chǎn)生了顯著的調(diào)節(jié)作用。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

實(shí)證結(jié)果與分析

一、描述性統(tǒng)計(jì)分析

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。從描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看出，我國(guó)新三板高新技術(shù)型中小企業(yè)的平均負(fù)債率為0.354，而2010～2014年我國(guó)A股市場(chǎng)上市公司的平均負(fù)債水平為45.05%2，可見(jiàn)新三板掛牌企業(yè)的債務(wù)融資水平要遠(yuǎn)低于主板和二板市場(chǎng)，目前處于一個(gè)較低的負(fù)債水平；從R&D投入強(qiáng)度來(lái)看，Rdr均值為7.40%，而根據(jù)Hall和Oriani(2006)[13]對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，美、德、法、英國(guó)的企業(yè)平均R&D投入分別為4.9%、4.5%、4.2%和2.9%，說(shuō)明我國(guó)新三板掛牌企業(yè)的平均R&D投入強(qiáng)度要遠(yuǎn)高于西方發(fā)達(dá)國(guó)家。此外，對(duì)Wind金融終端披露的研發(fā)費(fèi)用數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)計(jì)算，得到2010～2014年我國(guó)A股市場(chǎng)披露了研發(fā)費(fèi)用的上市公司的平均R&D投入強(qiáng)度為3.8%，其中創(chuàng)業(yè)板R&D投入強(qiáng)度均值為6.73%。

從上述統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可知，新三板掛牌企業(yè)的平均R&D投入強(qiáng)度不僅遠(yuǎn)高于西方主要發(fā)達(dá)國(guó)家，也遠(yuǎn)高于我國(guó)主板市場(chǎng)的大中型工業(yè)企業(yè)。不僅如此，即使與強(qiáng)調(diào)創(chuàng)新的創(chuàng)業(yè)板企業(yè)相比，新三板掛牌高新技術(shù)型中小企業(yè)的平均R&D投入強(qiáng)度也要高0.67個(gè)百分點(diǎn)。從研發(fā)項(xiàng)目進(jìn)展數(shù)據(jù)來(lái)看，披露了R&D項(xiàng)目進(jìn)展的新三板掛牌企業(yè)，處于第一階段的平均項(xiàng)目數(shù)量為2.82個(gè)，標(biāo)準(zhǔn)差為4.72個(gè)；處于第二階段的平均項(xiàng)目數(shù)量為1.965個(gè)，而標(biāo)準(zhǔn)差為2.445個(gè)，說(shuō)明處于研究、設(shè)計(jì)和樣本制造階段的研發(fā)項(xiàng)目較多，處于批量生產(chǎn)制造階段的研發(fā)項(xiàng)目較少，且不同企業(yè)間的研發(fā)項(xiàng)目進(jìn)展差異較大。

二、回歸結(jié)果分析

分層回歸結(jié)果如表3所示。一般而言，對(duì)面板數(shù)據(jù)的處理主要運(yùn)用混合最小二乘法、固定效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng)模型。為此，本文運(yùn)用Hausman檢驗(yàn)確定合適的回歸方法。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示，樣本個(gè)體差異在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著不為0(P=0.006)，因此本文選擇使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析(欄目A)。此外，由于國(guó)內(nèi)外關(guān)于研發(fā)問(wèn)題的相關(guān)研究大多基于橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，為了與前人研究進(jìn)行對(duì)比，本文同時(shí)報(bào)告了混合最小二乘回歸結(jié)果(欄目B)。

表3 固定效應(yīng)和混合最小二乘回歸結(jié)果

表3中所有方程的F值均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明不管是用固定效應(yīng)模型還是混合最小二乘法進(jìn)行回歸，所有模型的整體效果均顯著；從所有回歸模型的調(diào)整R2來(lái)看，R&D投入強(qiáng)度對(duì)公司債務(wù)融資水平具有較強(qiáng)的解釋力。為了檢驗(yàn)分層回歸中新加入的變量是否明顯提高了回歸模型的解釋力，本文對(duì)新加入變量所帶來(lái)的R2做了F檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)每層回歸中新加入變量之后，模型的R2變化均顯著。

具體地，欄目A的固定效應(yīng)回歸(2)、(3)和(4)中，滯后一期的R&D投入強(qiáng)度變量Rdrt-1系數(shù)均在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，而在欄目B混合最小二乘回歸(6)和(8)中Rdrt-1系數(shù)在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，回歸(7)中的Rdrt-1系數(shù)則在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)。此結(jié)果說(shuō)明隨著企業(yè)R&D投入強(qiáng)度的提高，企業(yè)后期的債務(wù)融資水平會(huì)下降。該結(jié)論支持了假設(shè)H1。新三板高新技術(shù)型中小企業(yè)加大R&D投入將會(huì)給債權(quán)投資者傳遞企業(yè)不確定性增加的信號(hào)，由此所帶來(lái)的高風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題會(huì)影響企業(yè)的債務(wù)融資水平。如何緩解R&D投入強(qiáng)度過(guò)高對(duì)債務(wù)融資能力的影響，需要進(jìn)一步降低債權(quán)投資者對(duì)R&D項(xiàng)目信息的劣勢(shì)，降低研發(fā)活動(dòng)的不確定性和投資風(fēng)險(xiǎn)。為此，接下來(lái)本文將引入滯后一期的R&D項(xiàng)目進(jìn)展變量Firt-1和Sect-1做進(jìn)一步分析。

在回歸(3)和(7)中將反映R&D項(xiàng)目進(jìn)展的變量Firt-1和Sect-1引入到回歸模型中?？砂l(fā)現(xiàn)回歸(3)和(7)仍然在1%的置信水平上顯著，而R2的變化也是顯著的(回歸3中ΔR2=0.219，P＜0.1；回歸7中ΔR2=0.01，P＜0.1)，說(shuō)明加入Firt-1和Sect-1后回歸模型的解釋力顯著增強(qiáng)。從Firt-1和Sect-1的系數(shù)來(lái)看，回歸(3)和(7)中Firt-1的回歸系數(shù)雖然并未達(dá)到傳統(tǒng)上10%的顯著性水平，但是該系數(shù)均為正且t值分別為1.22和1.3，這可能是因?yàn)樘幱诘谝浑A段即研發(fā)初期的R&D項(xiàng)目仍然充滿(mǎn)不確定性和較大風(fēng)險(xiǎn)，因此對(duì)促進(jìn)企業(yè)提升債務(wù)融資水平上并不明顯；而Sect-1的回歸系數(shù)則均在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，說(shuō)明處于第二階段的R&D項(xiàng)目越多，越能促進(jìn)債務(wù)融資

上述結(jié)果基本上可以認(rèn)為R&D項(xiàng)目進(jìn)展與負(fù)債水平正相關(guān)，說(shuō)明企業(yè)披露的處于量產(chǎn)上市階段的R&D項(xiàng)目數(shù)量越多，研發(fā)項(xiàng)目的進(jìn)展越成功，因R&D所帶來(lái)的不確定性將降低，投資風(fēng)險(xiǎn)越小，此信息傳遞給債權(quán)投資者將越有利于企業(yè)提升債務(wù)融資水平。該結(jié)論驗(yàn)證了假設(shè)H2。企業(yè)披露更多關(guān)于R&D項(xiàng)目的信息，接近量產(chǎn)上市階段的R&D項(xiàng)目越多，將會(huì)減弱債權(quán)投資者的信息劣勢(shì)，降低投資者風(fēng)險(xiǎn)，有利于企業(yè)提升債務(wù)融資水平。更進(jìn)一步地，回歸(4)和(8)中引入交乘項(xiàng)Rdrt-1·Firt-1和Rdrt-1·Sec，用以檢驗(yàn)R&D項(xiàng)目進(jìn)展對(duì)R&D投入強(qiáng)度和債務(wù)融資水平之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明，回歸(4)和(8)中Rdrt-1·Firt-1的系數(shù)均不顯著，但是Rdrt-1·Sec的系數(shù)均在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正(回歸4中β=0.365，P＜0.1；回歸8中β=0.111，P＜0.1)，說(shuō)明第二階段(即進(jìn)入批量生產(chǎn)或市場(chǎng)推廣階段)項(xiàng)目數(shù)量會(huì)影響R&D投入強(qiáng)度與當(dāng)期負(fù)債率之間的關(guān)系。具體表現(xiàn)為滯后一期的第二階段項(xiàng)目數(shù)量會(huì)弱化滯后一期的R&D投入強(qiáng)度與當(dāng)期負(fù)債率之間負(fù)相關(guān)關(guān)系，Sect-1能夠?qū)&D投入強(qiáng)度和負(fù)債水平之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系起到顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用?；貧w(4)和(8)的結(jié)果基本支持了假設(shè)H3。

上述結(jié)果表明，其他條件相同的情況下，高新技術(shù)中小企業(yè)R&D項(xiàng)目進(jìn)展情況越順利，接近于產(chǎn)品成功投產(chǎn)上市的研發(fā)項(xiàng)目越多，則R&D投資的高度不確定性和高風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題對(duì)債務(wù)融資帶來(lái)的負(fù)面影響將會(huì)越弱。同時(shí)，由于產(chǎn)品的研制成功并投產(chǎn)上市，因無(wú)形資產(chǎn)占比過(guò)高帶來(lái)的企業(yè)難以獲取債務(wù)融資的情況也會(huì)有所改觀(guān)，債權(quán)投資者將會(huì)更愿意投資R&D項(xiàng)目進(jìn)展順利的企業(yè)，從而提升企業(yè)債務(wù)融資水平。

三、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性問(wèn)題

David等(2008)[8]認(rèn)為，研發(fā)資產(chǎn)的專(zhuān)用性、研發(fā)投資的不確定性和弱專(zhuān)屬性使得研發(fā)活動(dòng)難以通過(guò)債務(wù)融資方式獲取所需資金。Belin等(2009)[4]的實(shí)證研究結(jié)果也發(fā)現(xiàn)增大R&D投入會(huì)帶來(lái)較低的銀行債務(wù)或資產(chǎn)負(fù)債率，同時(shí)在整體債務(wù)中銀行貸款占比也會(huì)隨之下降。而Arikawa等(2011)[3]發(fā)現(xiàn)進(jìn)一步提高高杠桿企業(yè)的負(fù)債率會(huì)降低其R&D投入水平，但是對(duì)于低負(fù)債公司而言，債務(wù)融資對(duì)R&D的負(fù)面影響并不明顯。上述研究說(shuō)明，企業(yè)的高研發(fā)投入會(huì)降低其負(fù)債融資水平的同時(shí)，高負(fù)債融資水平也可能會(huì)限制其R&D投入強(qiáng)度，即R&D投入與債務(wù)融資之間存在互為因果的內(nèi)生性問(wèn)題。雖然本文在模型設(shè)定時(shí)參照Hirukawa和Ueda(2011)[14]處理機(jī)構(gòu)投資者持股比例與企業(yè)R&D投入水平之間內(nèi)生性問(wèn)題時(shí)所采用的解決辦法，用滯后一期的R&D投入強(qiáng)度來(lái)對(duì)內(nèi)生性問(wèn)題進(jìn)行處理。但是由于本文的研究期限較短，且許多公司未披露R&D研發(fā)和項(xiàng)目進(jìn)展數(shù)據(jù)，出現(xiàn)大量缺失值，對(duì)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性有一定影響。因此本文構(gòu)建了由模型(2)和(3)構(gòu)成的聯(lián)立方程進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表4 R&D投入強(qiáng)度與企業(yè)負(fù)債水平之間的交互關(guān)系及聯(lián)立方程回歸結(jié)果

上述聯(lián)立方程中，模型(2)根據(jù)企業(yè)負(fù)債水平的影響因素選擇Size，Age，Roa，F(xiàn)ixar和Tagr作為控制變量。Mukherjee等(2014)[17]認(rèn)為企業(yè)可以很容易降低其研發(fā)投入，但是在創(chuàng)新研發(fā)過(guò)程中所積累的勞動(dòng)、知識(shí)以及技能需要較長(zhǎng)時(shí)間。因此，研發(fā)人員作為實(shí)施創(chuàng)新勞動(dòng)、掌握研發(fā)知識(shí)和相關(guān)技能的主體，是決定R&D投入水平的重要因素，但是研發(fā)人員并不直接影響企業(yè)的債務(wù)融資水平。因此，本文手工搜集研發(fā)或技術(shù)人員占總員工的比例Hr和本科以上學(xué)歷人員占總員工比例Bacr作為工具變量。模型(3)根據(jù)企業(yè)研發(fā)投入的影響因素選擇Size，Age，Roa，F(xiàn)ixar，Hr和Bacr作為控制變量，其中Year為年度虛擬變量，Industry為行業(yè)虛擬變量，ξ和η為殘差項(xiàng)。

為了進(jìn)一步驗(yàn)證高新技術(shù)中小企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度與債務(wù)融資水平之間的交互影響，表4中欄目A展示了企業(yè)債務(wù)融資水平對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度影響的估計(jì)結(jié)果。然后在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文首先使用兩階段最小二乘法(2SLS)對(duì)研發(fā)投入、研發(fā)項(xiàng)目進(jìn)展和債務(wù)融資水平之間的關(guān)系進(jìn)行估計(jì)，然后再使用三階段最小二乘法(3SLS)進(jìn)行估計(jì)。估計(jì)結(jié)果如表4中的欄目B和欄目C所示，其中欄目B和欄目C分別列示2SLS回歸和3SLS回歸結(jié)果。

欄目A回歸(1)中的OLS結(jié)果顯示，滯后一期的債務(wù)融資水平的回歸系數(shù)為-0.042且在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明企業(yè)上一期的債務(wù)融資水平越高，則本期的研發(fā)投入強(qiáng)度越低，說(shuō)明企業(yè)提高負(fù)債融資水平會(huì)增強(qiáng)債務(wù)硬約束，從而顯著抑制企業(yè)進(jìn)一步擴(kuò)大研發(fā)投資。結(jié)合表3回歸(1)和回歸(5)的結(jié)果進(jìn)行分析，可知高新技術(shù)中小企業(yè)的研發(fā)投入與債務(wù)融資水平之間存在顯著的交互影響。

欄目B回歸(2)中的2SLS結(jié)果顯示，滯后一期的R&D投入強(qiáng)度的回歸系數(shù)為-0.579且在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，企業(yè)披露的R&D投入強(qiáng)度越大，則債務(wù)融資水平越低，說(shuō)明企業(yè)過(guò)高的R&D投入水平會(huì)帶來(lái)更大的不確定性和風(fēng)險(xiǎn)，會(huì)降低企業(yè)的負(fù)債率，該結(jié)果進(jìn)一步支持了假設(shè)H1。從回歸(2)中反映R&D項(xiàng)目進(jìn)展的Firt-1和Sect-1回歸系數(shù)來(lái)看，F(xiàn)irt-1系數(shù)雖然為正，但是不顯著；而Sect-1系數(shù)則在10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，說(shuō)明披露的R&D項(xiàng)目進(jìn)展信息中，處于第一階段的R&D項(xiàng)目數(shù)量不能顯著影響企業(yè)的負(fù)債融資水平，而處于更成功的第二階段的R&D項(xiàng)目數(shù)量越多，則因?yàn)樾畔⒉粚?duì)稱(chēng)程度和研發(fā)風(fēng)險(xiǎn)的進(jìn)一步降低，債權(quán)投資者更愿意進(jìn)行投資，從而提高企業(yè)負(fù)債融資水平，因此進(jìn)一步支持了假設(shè)H2。欄目B回歸(3)的2SLS顯示，滯后一期的債務(wù)融資水平的回歸系數(shù)為-0.066且在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，進(jìn)一步證實(shí)了研發(fā)投入與債務(wù)融資水平之間存在交互影響，高負(fù)債率會(huì)導(dǎo)致企業(yè)不愿進(jìn)行更多的研發(fā)投資。

考慮到2SLS估計(jì)法屬于單方程有限信息估計(jì)，而3SLS估計(jì)法則屬于系統(tǒng)性估計(jì)方法，估計(jì)過(guò)程中同時(shí)納入所有方程，因此可糾正回歸模型中的自相關(guān)及異方差問(wèn)題。欄目C同時(shí)報(bào)告了模型(2)和(3)所組成的聯(lián)立方程的3SLS回歸結(jié)果。從欄目C中回歸(4)和回歸(5)的結(jié)果來(lái)看，該3SLS估計(jì)結(jié)果與回歸(2)和回歸(3)中的2SLS估計(jì)結(jié)果基本一致，說(shuō)明假設(shè)H1和H2也得到了3SLS估計(jì)結(jié)果的支持，同時(shí)進(jìn)一步證實(shí)研發(fā)投入與債務(wù)融資水平之間存在交互影響。

2.其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

除了運(yùn)用2SLS和3SLS估計(jì)法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本文還采用了其他方法做了進(jìn)一步的檢驗(yàn)。為了控制異常值的影響，本文對(duì)主要變量Dr、Rdr、Fir和Sec均進(jìn)行了P=0.01和P=0.05的縮尾(winsorize)處理，構(gòu)建新的變量，然后分別使用混合最小二乘法和固定效應(yīng)模型重新進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)回歸結(jié)果與表3中的結(jié)果不存在顯著差異，結(jié)果表明在控制異常值影響之后，本文的結(jié)論仍然成立。此外，R&D投入強(qiáng)度除了用R&D支出費(fèi)用占營(yíng)業(yè)收入的比重來(lái)度量，還可以用R&D支出費(fèi)用占總資產(chǎn)的比重來(lái)衡量(Seifert和Gonenc，2012)[22]。因此，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文構(gòu)建R&D投入占總資產(chǎn)比例(Rdar)=R&D支出費(fèi)用/總資產(chǎn)，并用此變量代替Rdr進(jìn)行回歸，得到的回歸結(jié)果與表3中的結(jié)果一致，進(jìn)一步證明了本文的假設(shè)。限于文章篇幅，本文不再另行報(bào)告回歸結(jié)果。

結(jié)論

本文利用2010～2013年新三板掛牌高新技術(shù)型中小企業(yè)數(shù)據(jù)，研究了我國(guó)高新技術(shù)型中小企業(yè)研發(fā)投入、研發(fā)項(xiàng)目進(jìn)展對(duì)負(fù)債融資水平的影響。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)高新技術(shù)中小企業(yè)加大研發(fā)投入會(huì)降低其債務(wù)融資水平。高新技術(shù)型中小企業(yè)的研發(fā)具有高風(fēng)險(xiǎn)和高度不確定性，加大R&D投入會(huì)向債權(quán)投資者傳遞投資風(fēng)險(xiǎn)增大的信息，從而降低債權(quán)投資者的積極性，進(jìn)而降低企業(yè)的債務(wù)融資水平；(2)R&D項(xiàng)目進(jìn)展越順利，則高新技術(shù)中小企業(yè)的債務(wù)融資水平越高。R&D項(xiàng)目進(jìn)展情況反映研發(fā)項(xiàng)目進(jìn)展是否順利，也決定了研發(fā)投資是否接近成功并實(shí)現(xiàn)收益。處于更成功階段的研發(fā)項(xiàng)目越多，將向投資者傳遞積極的信號(hào)，投資者面臨的不確定性和風(fēng)險(xiǎn)將會(huì)大大降低，從而愿意進(jìn)行投資，提高企業(yè)債務(wù)融資水平；(3)R&D項(xiàng)目進(jìn)展能夠負(fù)向調(diào)節(jié)R&D投入與債務(wù)融資水平之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系，緩解過(guò)高的R&D投入對(duì)企業(yè)債務(wù)融資水平的負(fù)面影響。企業(yè)披露的研發(fā)相關(guān)信息越多，市場(chǎng)投資者越能了解企業(yè)的經(jīng)營(yíng)狀況，從而降低其信息劣勢(shì)。雖然提高研發(fā)投入水平會(huì)帶來(lái)更大的不確定性和風(fēng)險(xiǎn)并降低企業(yè)負(fù)債率，但是若同時(shí)披露的R&D項(xiàng)目進(jìn)展越順利，則高R&D投入所引起的不確定性風(fēng)險(xiǎn)增加所引起的債務(wù)融資水平的降低程度將被R&D項(xiàng)目的成功所帶來(lái)的債務(wù)融資水平的提高程度所抵消，從而有利于企業(yè)提高其負(fù)債融資水平。

高新技術(shù)中小企業(yè)融資難的根本原因在于研發(fā)項(xiàng)目的高度不確定性等原因增加了雙方的信息不對(duì)稱(chēng)。為了在內(nèi)部融資不足且權(quán)益融資門(mén)檻過(guò)高的前提下提升企業(yè)直接債務(wù)融資水平，需要解決研發(fā)收益的不確定性所帶來(lái)的債務(wù)投資者投資信心不足問(wèn)題。企業(yè)單純提高研發(fā)支出并不利于其通過(guò)債務(wù)融資緩解融資難，但是企業(yè)在提高研發(fā)投入的同時(shí)向債務(wù)投資者適當(dāng)披露研發(fā)項(xiàng)目的進(jìn)展情況，將會(huì)讓債權(quán)投資者更多了解企業(yè)的經(jīng)營(yíng)狀況，可以讓投資者對(duì)投資風(fēng)險(xiǎn)有更清晰的認(rèn)識(shí)，從而降低雙方之間的信息不對(duì)稱(chēng)。而研發(fā)項(xiàng)目進(jìn)展越順利，新產(chǎn)品越接近批量投產(chǎn)的狀態(tài)，則債務(wù)投資者對(duì)企業(yè)研發(fā)成功的信心越強(qiáng)，越能在一定程度上抵消高研發(fā)投入對(duì)負(fù)債融資的不利影響，從而緩解我國(guó)高新技術(shù)中小企業(yè)的債務(wù)融資約束，促進(jìn)我國(guó)中小企業(yè)的創(chuàng)新。

注釋

1.中國(guó)證監(jiān)會(huì)2015年1月15日施行《公司債券發(fā)行與交易管理辦法》，第一次明確符合條件的企業(yè)可以在新三板公開(kāi)、非公開(kāi)發(fā)行公司債券；2017年7月4日施行的《中國(guó)證監(jiān)會(huì)關(guān)于開(kāi)展創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)公司債券試點(diǎn)的指導(dǎo)意見(jiàn)》則提出要重點(diǎn)支持新三板“創(chuàng)新層”掛牌公司發(fā)行創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)公司債。

2.數(shù)據(jù)來(lái)源：根據(jù)Wind資訊金融終端數(shù)據(jù)庫(kù)整理而來(lái)。數(shù)據(jù)計(jì)算過(guò)程中已按證監(jiān)會(huì)一級(jí)行業(yè)進(jìn)行分類(lèi)，并剔除了金融類(lèi)公司樣本。