金融市場化、企業研發投資與現金持有

康 立，羅 鳴，陳柏廷

（1.中南財經政法大學 金融學院，湖北 武漢 430073；2.中國人民銀行南寧中心支行，廣西 南寧 530000；3.中山大學 數學學院，廣東 珠海 519082）

一、引言

黨的十九大報告提出，深化金融供給側改革，促進我國科技創新和企業發展。要實現創新，企業需要大量研發投資，而研發投資是一個持續不斷的積累過程，平穩的資金來源是保障研發投資順利實施的重要條件（徐進和吳雪芬，2017）[1]。但研發活動高昂的調整成本和失敗風險易使企業陷入資金鏈斷裂的困境（Shin 和Kim，2011；沈劍飛和陳藝丹，2021）[2-3]。同時，研發活動的委托代理和信息不對稱問題也會給企業帶來外源融資成本，這迫使企業研發更依賴內部資金支持（唐清泉等，2009）[4]，從而建立預防性現金持有儲備以平滑研發投資。統計數據表明，我國非金融類上市公司現金占總資產的平均比例為19.5%，如此高比例的現金持有致使企業管理和機會成本高企（邢毅和王振山，2018）[5]。

現金作為企業最富流動性的資產，其儲備數量由企業財務戰略決定，而財務戰略又受融資端金融市場的影響。特別在我國，企業因外部融資約束和預防性貨幣需求，會留存更多現金流作為賬面資產（連玉君等，2010）[6]。但近年來我國金融市場化進程加快，緩解了企業面臨的融資約束，使其獲取外部資金更加便捷（楊興全和李萬利，2016）[7]，從而不必過度持有現金。數據顯示，2008—2018 年間，我國金融市場化指數從4.86 提升到6.96。非金融類上市公司的研發支出從457.9 億增長到7 449.7 億元，平均增幅高達23.3%。同期，現金持有水平從28.6 億增長到47.4 億元，平均增幅僅為6.7%。那么，我國企業研發投資與現金持有之間是否存在相互關聯？金融市場化的推進能否調節企業現金持有策略？

本文采用多元混合OLS 模型和固定效應面板模型，對我國2008—2018 年3036 家滬深A 股非金融類上市公司的相關數據進行了分析。研究發現，我國企業研發投資顯著增加了未來現金持有，但金融供給側改革的深化改善了企業外部融資環境，金融市場化的推進降低了企業研發投資的現金依賴。進一步分析表明，在我國非國有企業和西部地區公司中，這一削弱作用更加顯著。在采用工具變量處理內生性問題和穩健性檢驗后，結論仍然成立。研究結論表明，豐富金融市場層次、促進金融市場競爭、轉變金融調控方式、優化宏觀金融生態，可持續推進我國金融市場化進程，并有效助力企業研發創新。

二、文獻綜述與研究假設

關于研發投資與現金持有的關系，已有文獻主要從融資約束和平滑投資的視角展開探討。基于融資優序理論和權衡理論，不同融資來源間的成本大相徑庭。在融資約束下，外源融資成本大于內源融資成本，這會驅使企業管理者做出現金持有的財務決策（Opler 等，1999）[8]。由于存在融資約束，企業內部現金流水平隨著投資水平增加而增加，企業會在會計期末儲備更多當期現金流，表現出明顯的投資-現金流敏感性（Almeida 等，2004）[9]，而更多的現金持有量又保證了企業研發活動的延續性，并提高企業的研究開發能力（Brown 和Peterson，2011；He 和Wintoki，2016）[10-11]。此外，研發投資會面臨資金鏈斷裂的風險。企業研發需要持續不斷的資金投入，一旦停止后續投入，前期投入就淪為沉沒成本（陳海聲，2006）[12]。因此，有意向進行研發活動的企業在面臨外源融資約束時，會保留更多的現金以對沖風險（盧馨等，2013）[13]，且融資約束程度越強，研發投資越會刺激企業在未來持有更高的現金水平（邢毅和王振山，2018）[5]。進一步研究表明，企業研發投資擁有儲備現金的動機在于現金持有能夠平滑投資（Schroth 和Szalay，2010）[14]。特別是研發密集型企業，更加偏好儲備現金以保持研發支出相對平穩（Brown 和Petersen，2011）[10]。而且，不管在經濟順周期還是經濟逆周期，現金持有的研發平滑作用都非常明顯（Pedro，2014）[15]。在我國，具有融資約束的企業有更高的意愿依賴內部現金，以平滑研發投資（韓鵬和唐家海，2012）[16]，而非融資約束企業的研發投資則依賴債務融資（過新偉和王曦，2014）[17]。尤其在貨幣緊縮時期，企業遭遇財務困境，更會使用現金儲備來平滑研發投資的順利進行（楊興全和李萬利，2016）[7]，且行業或企業外部融資依賴程度越高，現金持有創新平滑作用越強（張戡等，2019）[18]。沈劍飛和陳藝丹（2021）[3]進一步證實，在我國越是高新技術企業，越存在通過持有內部現金流來平滑研發支出的現象。另外，由于研發投資調整成本昂貴，公司有保持研發平穩來壓縮調整成本的強烈動機（郭園園和成力為，2019）[19]。

在我國，實體企業通常面臨融資約束、資金波動劇烈等困境，通過股權債券等外源融資渠道來維持研發平滑困難重重。因此，實施儲備現金的財務策略成為企業平滑研發投資的首選。企業通過建立預防性現金池，保持一定存量的現金來預防可能出現的研發資金缺口。實施現金儲備緩沖管理的企業，在遭遇資金緊缺時，便能夠靈活地調整現金與研發資金，保持研發投入處在相對平滑狀態，從而控制研發調整成本。由此提出研究假設1：

H1：企業研發投資會增加企業未來現金持有，且研發投資越多，下一期的現金持有水平越高。

企業采取持有現金的財務策略雖能保證研發活動的持續進行，但存在閑置成本高、回報率低，被管理層濫用的風險，這無疑給研發投資企業帶來一定的財務限制。金融市場化及其發展水平作為宏觀經濟層面的重要因素，會對微觀企業行為產生重要影響。已有研究表明，金融市場化發展水平低，企業在面對有潛力的研發項目時，將難以從資本市場獲得必要的資金支持（Allen 等，2005）[20]。Khurana 等（2006）[21]研究發現，金融發展水平與該國企業的現金—現金流敏感性呈負相關關系。朱紅軍等（2006）[22]研究證明，金融發展水平的提高會顯著降低我國企業的融資約束程度，進而降低企業投資對內部現金流的依賴性。張天頂和鄒強（2015）[23]研究發現，金融發展在緩解企業融資約束時存在著追趕效應。金融發展減弱了企業的預防性資金需求，有利于中小企業投資。楊興全和李萬利（2016）[7]研究指出，在我國金融發展水平越低的地區，使用現金平滑創新投入的動機越強，且金融發展能夠縮小現金持有創新平滑作用在不同性質企業之間的差距。胡亞峰和馮科（2018）[24]研究表明，金融發展通過緩解公司外部融資約束和減輕代理問題來影響其現金持有行為。金融發展降低了現金流敏感性，抑制了過度投資，并增加了公司現金持有的邊際市場價值。李卓和杜善重（2019）[25]研究發現，我國利率市場化和企業現金持有水平顯著正相關，尤其在民營高成長性企業中，這種關系更為顯著。鄧昱雯（2020）[26]研究發現，客戶集中度和客戶波動率與公司現金持有水平呈正相關。客戶關系通過融資約束影響公司現金持有水平。

基于金融抑制與金融深化理論，在我國金融市場化包括豐富金融機構的結構和種類、拓寬金融服務的范圍、增強銀行信貸的獨立性、放寬利率管制等。優化外源融資渠道對于我國企業研發投資的財務戰略尤為重要，而外源融資的拓展需要加大金融市場化改革。這是因為金融市場化，一則通過增強金融機構競爭，打破壟斷格局，創新金融產品，豐富融資途徑，減少企業研發投資對現金的依賴。二則打消投資者對信用風險和代理人問題的顧慮，緩解企業與投資者之間的信息不對稱，進而刺激投資者的投資欲望。三則降低金融機構對借款人抵押品價值的要求及利率水平，進而降低融資門檻和融資契約成本，使企業研發更多依賴外源融資。由此提出研究假設2：

H2：我國金融市場化的推進，會削弱企業研發投資對現金持有的依賴性。且金融市場化程度越高，研發投資對未來現金持有的依賴性越低。

三、研究設計

（一）數據來源、樣本篩選與變量設計

本文以我國滬深兩市2008—2018 年間的全部A 股上市公司為初始研究樣本。數據來源于Wind數據庫和國泰安數據庫。樣本數據因研究需要進行如下篩選：（1）剔除金融行業、保險行業的公司；（2）剔除在樣本期間未披露研發費用的上市公司；（3）剔除在樣本期間存在ST、*ST、暫停上市、退市整理和終止上市情況的公司。最終得到3 036 家上市公司的22 529 個年度觀測值。本文對連續變量均進行1%與99%分位上的Winsorize 縮尾處理，以規避異常值對研究結果的干擾。

文中變量的定義與計算方式如表1 所示。本文以現金持有水平為被解釋變量，以研發投資為解釋變量，以金融市場化為調節變量①本文選用王小魯等（2019）[27]《中國分省份市場化指數報告（2018）》中的“金融市場化指數”代表金融市場化程度，并用這一指數之下的兩個細分維度“金融業競爭”（Fm1）和“信貸資金分配市場化”（Fm2）進行穩健性檢驗。由于王小魯等（2019）[27]只報告了2008—2016 年的數據，本文先求出2008—2016 年間這三個指標的平均增長率，再擬合出2017 年和2018 年的數據。。選取的控制變量中，企業規模、股利支付、現金流量、董事會規模、獨立董事比例和股權集中度與現金持有水平呈正相關關系；財務杠桿比率、資本支出、凈營運資本、國有制性質與現金持有水平呈負相關關系；負債與現金持有水平關系呈U 型關系；兩權分離對于公司現金持有量存在影響。

表1 變量定義說明

（二）實證模型

由于運用Hausman 檢驗得到的P 值為0.000 0，故采用固定效應面板模型。為了驗證H1，構建混合OLS模型和固定效應面板模型如式（1）、式（2）所示：

其中，Cashhold 和R&D 分別表示現金持有水平和企業研發投資；Controls 表示前述的控制變量；Fixed effects 表示固定效應，包括個體固定效應和時間固定效應；εi，t表示隨機擾動項。模型中的解釋變量、調節變量和控制變量均采用取滯后一期數據的方法處理，以避免自變量影響的時滯性。由于面板模型可能存在序列相關與異方差等問題，為保證估計結果的穩健性，在對面板模型進行回歸時，通過計算穩健標準誤來確定參數的顯著性水平。若回歸系數β1顯著大于零，則假設H1 成立。

為了驗證H2，在固定效應面板模型中加入了調節變量Fm 及交互項Fm*R&D，得到式（3）：

其中，Fm 為金融市場化，其他變量含義與式（1）、式（2）相同。若β1顯著大于零且β3顯著小于零，則假設H2 成立。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表2 報告了主要變量的描述性統計。其中，樣本公司現金持有水平（Cashhold）的均值（中位數）為0.183（0.137），說明樣本公司接近20%的賬面總資產以現金及現金等價物的形式存在；R&D 衡量企業研發投資水平，其均值（中位數）為0.021（0.017）；Size 為企業資產總額的自然對數，用來衡量企業的規模，其均值（中位數）為22.019（21.819）；其余變量的描述性統計請參照表2，此處不再贅述。

表2 描述性統計

各變量之間相關性系數的檢驗結果表明，研發投資與現金持有在1%的置信水平上呈正相關，金融市場化與現金持有在1%的置信水平上呈負相關，與研究假設一致。主要控制變量之間的相關系數基本不超過0.3，可以判斷模型中各變量之間不存在嚴重的多重共線性。由于篇幅所限，在此不再列表。

（二）回歸結果與分析

表3 報告了實證模型（1）、模型（2）和模型（3）的回歸結果。首先，假設H1 得到驗證。回歸結果顯示，研發投資系數在1%的水平上顯著為正。說明企業研發投資越高，下一期的現金持有水平顯著升高。其次，為了驗證金融市場化對于研發投資現金依賴性的調節作用，將金融市場化和研發投資的交乘項、金融市場化指標加入固定效應模型中進行回歸，研發投資系數依然在1%的水平顯著為正，同時交乘項的系數在1%的水平下顯著為負，說明金融市場化削弱了研發投資的現金依賴性，從而驗證了假設H2。在控制變量中，公司規模的系數均在1%的水平下顯著為負，說明與大企業相比，小企業常常遭遇“規模歧視”，面臨更多融資約束。規模較大的企業更可能進行多元化投資，從而減少陷入財務困境的可能性。現金流的系數均在1%的水平下顯著為正，表明現金流增加帶來的現金結余可以作為企業現金儲備的補充。資本投資的系數均在1%的水平下顯著為負，主要因為資本性投資較多的公司，扣除資本投資后其所能支配的現金較少，因此公司內部的現金持有水平較低。銀行債務系數均在1%的水平下顯著為負，說明相比其他金融機構，銀行在評估和監督企業時更有效率。企業通過獲得銀行信貸，樹立了良好形象，從而更易獲取其他渠道的資金來源，減少現金持有。凈營運資本的系數均在1%的水平下顯著為負，這是因為凈營運資本作為現金的替代物，可以在企業發生現金短缺時以較低的成本變現，因此凈營運資本高的企業傾向于持有更少的現金。第一大股東持股比例的系數均在1%的水平下顯著為正，表明大股東以犧牲中小股東的利益為代價，積累大量現金以追求自身利益，因此股東集中度與企業的現金持有量正相關。

表3 回歸估計結果

（三）穩健性檢驗

研發投資對于現金持有的實證結論可能受到內生性干擾，因為研發投資基于信息不對稱和資金風險會增持現金，但企業手中的現金增加之后，也可能加大研發的投資力度。為解決雙向因果的內生性問題，選取“同年份同行企業研發投資均值（R&D_ind）”作為研發投資的工具變量。這一工具變量與企業當年研發投資有較高相關性，同時又與企業下一年的現金持有無關。再次回歸結果如表4 所示，在多元混合OLS 模型和固定效應面板模型下，同年份同行企業研發投資均值的系數均在1%的水平下顯著為正，這與表3 顯示的回歸結果一致。同時，其他控制變量的符號也大多與基礎回歸結果的一致，說明基礎回歸結果的內生性得到了控制。

表4 工具變量回歸

①參考國家統計局的區域劃分方法：東部地區包括：河北省、山東省、江蘇省、上海市、浙江省、福建省、廣東省、海南省、北京市和天津市；中部地區包括：山西省、河南省、湖北省、湖南省、江西省和安徽省；其余地區為西部地區。

為檢驗H1 結論的穩健性，在基礎回歸之后，用超額現金持有（CCashhold）作為現金持有水平（Cashhold）的工具變量進行回歸。檢驗結果如表4所示，替換因變量之后，企業研發投資的系數，仍然在兩個回歸結果中以1%的水平顯著為正。同時，穩健性回歸的其他控制變量的符號也大多與基礎回歸相同，這說明基礎回歸較為穩健。

為檢驗H2 結論的穩健性，使用“金融業的競爭”（Fm1）和“信貸資金分配的市場化”（Fm2）作為金融市場化的工具變量，分別代替金融市場化進行回歸。回歸結果如表5 所示，兩個交乘項的回歸系數都顯著為負，這說明調節效應確實存在。且金融業的競爭與研發投資的交乘項系數顯著性更強、絕對值更高，說明在金融市場化的細分領域中，“金融業競爭”對于基礎調節作用貢獻更大。這是因為金融業的競爭加強，有利于豐富企業融資渠道、削弱企業融資成本。信貸資金分配的市場化加強，能降低政府對于金融機構信貸決策的干預程度，使金融機構自主性增強，更多地投資于發展前景較好的企業。這說明二者均能削弱企業研發投資的現金依賴性。

表5 金融市場化調節效應穩健性檢驗

（四）分組檢驗結果

考慮到不同企業所有制中，金融市場化的調節作用可能不同，將企業樣本分為國有企業和非國有企業，分別進行固定效應回歸，其結果如表6 所示。實證結果顯示，非國有企業組中研發投資的回歸系數，比國有企業組大且顯著，說明非國有企業中研發投資的現金依賴性更強。非國有企業組中交乘項的回歸系數，比國有企業中這一系數的絕對值大且顯著，說明在非國有企業中，金融市場化的調節作用更為顯著。這是因為國有企業一般壟斷程度較高、規模較大、關乎地方政府形象、是地方財政收入增加的重要來源，因此會受到信貸融資軟約束的保護，資金相對充足。而非國有企業一般規模較小、實力較弱且不在關乎經濟發展命脈的支柱產業之內，往往遭受所有者歧視，因此對于融資的需要更為迫切。可見，推進金融市場化對于非國有企業來說是“雪中送炭”，而對國有企業來說，僅僅是“錦上添花”。

表6 分組檢驗結果

考慮到企業在不同地區中，金融市場化的調節作用可能不同，將企業樣本根據注冊地址分為東部、中部、西部三組①參考國家統計局的區域劃分方法：東部地區包括：河北省、山東省、江蘇省、上海市、浙江省、福建省、廣東省、海南省、北京市和天津市；中部地區包括：山西省、河南省、湖北省、湖南省、江西省和安徽省；其余地區為西部地區。，分別進行固定效應回歸，其結果如表6 所示。實證結果表明，三組回歸結果中研發投資的回歸系數分別在1%、5%和10%的水平下顯著為正，在一定程度上說明了假設H1 結論的穩健性。三組回歸結果中交乘項的回歸系數均顯著，其中西部地區絕對值最大，說明在西部地區的企業中，該調節作用更為明顯。調節作用存在地區異質性的原因，主要在于東部地區是全國經濟最發達的地區，相應的金融市場也發展得更為健全，進而企業的融資成本較低、融資渠道更加多樣化，金融市場服務實體經濟的潛力已得到充分挖掘。金融市場化邊際作用減弱，因此其交乘項回歸系數絕對值最小。而西部地區經濟相對落后，金融市場也不夠健全，進而融資成本較高、融資渠道單一，金融市場服務實體經濟的潛力巨大。

五、結論與建議

本文以我國3036 家滬深A 股上市公司2008—2018年的數據作為樣本，實證檢驗了研發投資與企業現金持有水平的關系，及金融市場化對于研發投資現金依賴性的調節機制。結果表明，研發投資會導致企業下一期現金持有水平的顯著增長，但金融市場化的推進會削弱研發投資的現金依賴性，企業現金持有的機會成本與管理成本會明顯降低。該調節作用在我國非國有企業和西部地區的企業中更為顯著。

基于研究結果，提出如下政策建議。第一，繼續完善金融市場，發展多層次資本市場體系。我國目前以銀行為主導的間接融資體系缺乏價格信號導向和風險分散功能。因此，政府在優化銀行體系的同時，應該拓寬直接融資渠道。這不僅可以分散金融風險、加大資本市場彈性，還可以滿足各方融資需求，特別是可以為技術創新型企業提供有力的融資支持，進而提高其研發成功率。第二，適當引入競爭，加大金融機構對民營企業的融資支持，破解“所有制歧視”。政府應適當放寬金融機構準入門檻，積極發展中小金融機構，發揮中小金融機構在技術、管理、創新等方面的優勢，促進金融市場供給端良性競爭。同時通過窗口指導等方式，引導大型國有金融機構拓寬客戶范圍，加大對于民營企業的金融服務力度。第三，轉變金融調控方式，由政府直接調控向市場調節轉變。改革開放以來，我國金融行業調控一直由政府部門主導，隨著金融市場化的不斷推進，要進一步推動利率市場化，發揮資金價格在資金配置中的決定性作用。第四，優化金融生態，將金融市場化置于更加宏觀的背景下考慮。促進金融市場化要結合政府治理、經濟制度、社會文化等多方面進行考慮，這要求人民銀行、銀保監會等金融部門加大同其他部門的合作力度。