高管薪酬、融資約束與企業研發投入

嚴嘉瑩

本文以2011- 2016年披露了研發投入的全部A股制造上市公司為研究樣本，結合產權性質，實證檢驗了我國制造企業的研發活動是否存在融資約束以及高管薪酬的調節作用。結果發現，我國上市制造企業研發活動存在融資約束；且這種情況在非國有制造企業中更嚴重。高管薪酬對我國制造企業研發投入s內部現金流的關系具有負向的調節作用；且這種調節作用在非國有企業中更有效。

研發投入 融資約束 高管薪酬

引言

宏觀來說，科技發明和創新活動對一國經濟的持續發展有重要作用；微觀來說，其推動一個企業的成長。然而，企業創新活動需要投入大量的資金，企業的創新過程的不確定性和信息不對稱又使得企業外源融資成本增大，進而導致企業的創新活動可能面臨融資約束。

融資約束對企業研發支出的影響受公司內部治理能力的影響，其中高管薪酬是公司內部治理中一個很重要的方面。我國已有對融資約束和企業創新投入的相關研究不多，更鮮有學者探究高管薪酬在融資約束和企業創新活動中的調節作用，相關證據有待繼續發掘。

本文貢獻在于，一是，從產權異質性視角下對我國制造研發投入融資約束的存在性進行驗證，擴充已有關于企業創新活動存在融資約束的理論；二是，考慮了研發投入受企業現金流和其他變量影響的滯后性，自變量和所有控制變量均采用滯后一期的數據。三是，考察了高管薪酬這一公司治理因素對企業研發投入融資約束的調節作用，為企業緩解研發活動融資約束提供了新思路。

文獻回顧與假設推導

研發投資具有投資金額大、周期長、變現速度慢等特點。加之資本市場不完美和信息不對稱會引發外部融資約束和代理問題，所以企業研發投資往往面臨著較大的融資約束。基于融資優序理論，FHP（ 1988）率先使用投資現金流敏感性方程對融資約束存在性進行檢驗。其認為如果企業存在融資約束，外部融資成本便會顯著高于內源融資成本，當其內部現金流出現減少，企業就會通過削減投資額、減少庫存積壓等行為作出反應，進而表現為現金流變動與投資額同向關聯的顯著性。該方法后被學者們廣泛借鑒。另外，我國現行制度安排對國有企業貸款和補貼方面存在政策性支持，而非國有企業在融資上則受到“排擠”，這可能使得非國有企業的創新活動受到更加嚴重的融資約束。綜上所述，本文提出：

假設1：我國制造業上市公司研發投入面臨融資約束，即研發投入與內部現金流顯著正相關；且非國有制造企業比國有制造企業研發投入面臨的融資約束更為嚴重。

高管激勵會對經理層決策行為產生重要影響，企業管理層的持股比例及高管薪酬越高，高管積極進行技術創新活動的可能性越大。然而，企業的研發投入是一項高風險的投資活動，且研究階段R&D投入計人當期的管理費用導致當期利潤減少。這使管理層可能采取風險規避的態度，或者高管為了保證自己的薪酬回報而減少本期的研發投入。因此，若所有者采取有效行為保障經理層的正常利益，解除其對于研發風險帶來的憂慮，通過增加高管薪酬來激勵經理層努力去尋找成本更低的融資渠道，就能減輕研發支出所面臨的融資約束。綜上所述，提出：

假設2：高管薪酬對制造企業研發投入與內部現金流的關系具有負向的調節作用；且這種調節作用在非國有企業中更有效。

研究設計

（1）數據來源與變量選擇

本文以2011-2016年披露了研發投入的全部A股制造業上市公司為研究對象，剔除了ST及*ST類公司及相關數據缺失的公司。考慮到研發投入受企業現金流和其他變量影響的滯后性，自變量和所有控制變量均采用滯后一期的數據，最終得到A股制造業上市公司5年共4732個觀測值，數據進行了1%和99%的縮尾處理。本文使用的數據來自CSMAR，數據處理軟件為stata13.0。

本文相關變量說明如下表1：

（2）模型構建

本文參考FHP（ 1988）投資模型來檢驗中國制造業上市公司研發投入與內部現金流的關系，以判斷中國制造業上市公司研發投入是否面臨融資約束。本文首先構建模型（1）用以檢驗假設1，即企業創新活動是否面臨融資約束。然后加入調節變量Salary和Salary與Cfo的交乘項構建模型（2）用以檢驗假設2，驗證高管薪酬的調節效應。考慮到研發投入受企業現金流和其他變量影響的滯后性，自變量和所有控制變量均采用滯后一期的數據。具體如下：

RDi，t=β0+βlCfoi， t-l+β4Levi，t=l+β5Growthi， t-l+β 6sizei， t-l+β7Topli， t-l+β 8Roei， t-l+β 9year+δ i，t一1

（1）

RDi，t=β 0+βlCfoi，t-l+β2Salaryi， t-1+β 3Salaryi， t-l*Cfoi， t-l+ β4Levi， t-1+β5Growthi， t-1+β 6sizei，t-l+β 7Topli， t-l+β8Roei， t-l+β9year+δ1， t-l

（ 2 ）

實證結果與分析

（1）描述性統計結果與分析

表2表3列出了幾項關鍵指標的描述性統計結果。根據表2的描述性統計結果，從全樣本來看，我國制造業上市公司研發投入總體強度不高，平均值為2.1%；而中位數為1.8%，小于平均值，表明超過半數公司的研發投資水平低于平均值。資產負債率均值為38.5%，處于低水平，說明我國制造業上市公司可能面臨著外部融資約束。根據表3的描述性統計結果，根據產權性質分別來看，我國國有制造企業的研發投入強度平均值為2%，而非國有為2.1%，國有大于非國有。國有制造企業的資產負債率為49%，非國有為33.8%，說明我國國有制造企業比非國有企業的融資能力強。

在進行多元線性回歸前，以VIF檢驗多重共線性的值都不大于10，表明回歸模型中不存在多重共線性的問題。

（2）對假設1的回歸結果分析

注：料*為1%水

制造企業經營現金流系數為0.006，但并不顯著。說明我國非國有制造企業比國有制造企業面臨著更為嚴重的融資約束。綜上，假設2得到支持，即我國制造業上市公司研發投入面臨融資約束，且非國有控股平上顯著，**為5%水平上顯著，*為10%水平上顯著

表4是模型（1）的回歸結果，第二列為全樣本的回歸結果，第三、四列為根據產權性質分組回歸的結果。在控制了影響企業研發投入的其他因素后，本文發現：在全樣本狀態下，Cfo系數為正，且在1%水平上顯著。根據Fazzari et al.（ 1988）判斷企業是否存在融資約束的原理，本文回歸結果顯示我國上市制造企業研發投資存在融資約束，從而引起研發投入與內部現金流之間具有敏感性，兩者呈顯著正相關關系，從而驗證了本文的假設1的前半部分，即我國制造企業的研發投資存在融資約束。

根據產權性質進行分組回歸的結果顯示，國有和非國有組的Cfo系數均為正，說明我國制造業上市公司均面臨著融資約束。分別來看，非國有制造企業為0.013，且在1%水平上顯著；而國有企業研發投入比國有控股企業面臨的融資約束更為嚴重。

（3）對假設2的回歸結果分析

表5是模型（2）的回歸結果，第二列為全樣本的回歸結果，第三、四列為根據產權性質分組回歸的結果。根據第二列全樣本的回歸結果，可以看出高管薪酬和融資約束的交互項系數為負，且在5%的水平下顯著。這說明高管薪酬負向調節了研發支出與內部現金流之間的相關關系，即高管薪酬越高，企業研發投入面臨的融資約束越小。其原因可能是當高管薪酬增加時，會激勵高層管理者從長遠考慮企業的持續發展，重視企業研發投入，減輕其對研發投入的風險規避行為。另一方面，當高管薪酬增加，會激勵企業高層管理者努力提高企業績效，外部融資能力也因此提高，從而使其研發投入面臨的融資約束變小。

根據第三、四列的回歸結果，非國有企業Salary*C fo的系數為-0.141，在5%水平上顯著，國有企業Salary*Cfo的系數雖為負數，但卻不顯著，說明高管薪酬對于制造企業研發投入的融資約束的緩和作用在非國有制造企業中更有效，而在國有企業中卻沒有發揮出很好的效果。綜上，假設2得到支持，即高管薪酬對制造企業研發投入與內部現金流的關系具有負向的調節作用；且這種調節作用在非國有企業中更有效。

結論

本文以2011 - 2016年披露了研發投入的全部A股制造業上市公司為研究樣本，結合產權性質，實證檢驗了我國制造企業的研發活動是否存在融資約束以及高管薪酬的調節作用。實證結果表明：一是總體上，我國上市制造企業研發活動面臨融資約束，其研發投入和內部現金流存在著顯著的正相關關系。將樣本根據產權性質分組研究對比發現，與非國有制造企業相比，國有制造企業所面臨的融資約束較弱。二是通過將高管薪酬作為調節變量進一步研究發現，高管薪酬對我國制造企業研發投入與內部現金流之間的關系具有調節作用，即高管薪酬越高企業研發投入面臨的融資約束越小；并且這種調節作用在非國有企業中更為有效。