融資約束對企業研發合作決策及投入規模的影響

陳俊營，陳靜思

（1.云南師范大學泛亞商學院，云南昆明 650092；2.云南財經大學統計與數學學院，云南昆明 650221）

1 研究背景

黨的二十大報告明確提出要加快實施創新驅動發展戰略，營造有利于科技型中小微企業成長的良好環境，推動企業科技創新。在當前我國經濟進入到高質量發展階段，傳統的依賴于資源要素的投入模式已經難以為繼，必須依靠于技術進步和提升全要素生產率的集約式增長模式。技術創新是經濟增長的動力源泉，但由于創新的外溢效應使得研發企業無法獲得研發的全部收益，社會最優的研發投入往往要高于企業的研發投資水平。雖有學者指出，企業的技術創新可以通過內源融資［1］，但Hall［2］及解維敏等［3］的研究均指出，由于技術研發過程并非短期內就能夠實現的，需要一個長期穩定的資金投入，僅依靠內部融資遠遠不足。為有效緩解企業研發投資的融資約束，當下許多國家試圖通過制定相關的制度和政策來引導企業創新，包括產權保護、稅收優惠和研發補貼等激勵政策。研發激勵政策本質上是為了降低研發企業的投資風險、緩解融資約束，但張杰等［4］的研究卻發現，我國政府的創新補貼對中小民營企業研發并未表現出顯著的提升效應，即便企業獲得了補貼，仍難以彌補企業研發投資的所有成本，除了那些利潤較高的企業能夠通過自有資金積累進行研發外，多數企業仍主要依賴于外部融資。由于國內大多數銀行貸款都流向了國有企業和大型上市公司等，同時還存在身份歧視和規模歧視等現象，導致我國的民營企業相比于其他國家同類型企業而言面臨更為嚴重的融資約束［5］，從而不得不依賴于更高成本的非正規金融機構［6］。而融資約束被認為是制約發展中國家企業創新和生產率提升的重要因素［7］。

過去幾十年，我國金融市場迅猛發展，但金融供求的結構性矛盾仍然十分突出。根據世界銀行［8］發布的中國企業營商環境調查報告，我國金融市場環境仍不容樂觀，融資難、融資貴仍是民營企業面臨的最大障礙。那么，企業在面臨融資障礙時，是否會改變研發組織的模式，通過尋求外部合作來獲取新的知識與技術？合作研發作為企業參與研發組織的一種重要模式日益受到各方的重視。在全球競爭加劇的情況下，企業僅依賴于自身的單一資源已難以滿足日漸擴張的技術需求［9］，研發合作有可能幫助企業突破資源約束和提高創新效率。根據全國R&D 資源清查的統計數據，有超過30%的R&D 項目是以企業合作形式完成［10］。以合作研發模式進行技術創新和新產品開發，能夠克服企業自身資源的缺陷，分散研發風險，進而加速創新的進程，特別是對于融資約束較為嚴重的企業而言，研發合作能夠緩解資金上的不足，降低研發成本。因此，在當前我國金融市場發展還不完善的背景下，探討融資約束下的企業研發、研發組織模式的選擇具有重要意義。

本研究與兩類文獻相關。一是關于融資約束與企業研發投入關系的研究。自Fazzari 等［11］創新性地構造企業融資約束指標以來，國內有大量文獻將這一指標視為融資約束的代理變量，并用于解釋融資障礙與企業創新資源錯配等問題，如張杰等［12］發現我國民營企業研發投入的資金來源主要是依靠企業內部的自有資金，銀行貸款等外部融資非常有限，融資約束顯著地抑制了民營企業的R&D 投入；也有學者利用不同的樣本數據和指標估算方法研究發現，融資約束與企業的研發投入呈現正相關關系［13］，或呈現非線性的關系［14］，或無相關關系［15］。上述文獻大多是基于“投資-現金流敏感度”分析框架來構建衡量企業融資約束的衡量指標，但正如鄧可斌等［16］、Sprenger 等［17］指出，這類研究通常將企業融資約束指標與企業融資障礙混為一談，無法判斷是企業自有資金還是外部融資約束對企業研發投入產生主要影響；而且，有學者認為從投資與現金流敏感度這一角度可能會低估企業的融資約束，并且投資與現金流敏感度的影響在各國表現出較大的差異，因而“投資-現金流敏感度”分析框架并不是一個準確的融資約束指標衡量方法［18］，反而有可能造成對政策的誤判。

另一類文獻是關于企業研發合作的影響因素及績效變化的研究。采取合作研發模式有利于聯盟企業之間提供多樣化信息，實現知識共享、資源整合，推動企業間開展合作創新，進而提高企業的績效，因此逐漸成為企業創新戰略的一種新趨勢［19］。López［20］利用西班牙企業數據較為系統地考察了企業研發合作的影響因素，發現風險承擔、技術互補性和企業規模是影響研發合作的重要因素。Ganguly等［21］研究指出在當今競爭激烈的市場環境中研發合作對于組織創新能力的重要性，并分析了影響企業研發合作的因素，發現社會資本與企業研發合作呈正相關關系。解學梅［22］研究發現中小企業由于缺乏資源和知識積累，獨立自主研發較為困難，因而更傾向于和其他企業組成聯盟進行研發合作，并研究證明合作研發對企業創新績效具有顯著的正向影響。現有的大多數相關研究都集中于考察企業研發合作對企業創新績效產出和經營績效的影響，而關于企業研發合作影響因素的探討則較少，從融資約束的視角展開分析的更為缺乏；此外，關于研發合作的文獻大多是以發達國家的企業樣本展開的，對我國企業的研究較為有限。

基于以上分析，本研究利用世界銀行2012 年對我國營商環境調查的微觀企業層面的數據，分別構建二元選擇模型和線性回歸模型來考察融資約束對企業研發合作決策及研發合作投入規模的影響。

2 研究設計

2.1 研究數據選擇

世界銀行在2012 年對我國企業進行過調研，主要關注我國的商業環境變化以及企業效率和性能特征，形成了世界銀行中國企業調查數據庫。這一數據庫是由世界銀行與中國國家統計局聯合調查所采集的，具有較好的代表性。這次調研共調查了我國東、中、西部25 個主要城市的2 848 家企業，其中民營企業2 700 家；被調查企業主要分布在食品制造、紡織服裝等11 類制造業行業和批發零售類等7 類服務業，員工人數從5 人到30 000 人不等。同時，為保證樣本的代表性，這次調研是根據各個行業對地區生產總值（GDP）的貢獻度來進行分層隨機抽樣調查，調查問卷的內容涉及企業經營所面臨的營商制度環境，包括融資障礙、管制、政企關系等，還包括企業的基本信息、財務信息以及研發投入及研發合作等大量的指標，這些指標為本研究識別融資約束與企業研發合作之間的關系提供了可能。其中，與本研究相關的研發指標來自問卷中關于企業技術創新與研發投入方面的提問，主要是參考了經濟合作與發展組織（Organization for Economic Co-operation and Development，OECD）編制的《國家創新調查手冊》來設計，包括：（1）企業是否進行研發投資及相關的投入金額；（2）企業是否獨立完成研發投資及投入金額；（3）企業是否與其他企業合作研發，以及合作研發投入的金額。這些指標直接構成了本實證研究的被解釋變量。然而對于調查數據而言，由于企業自我報告的主觀性，有可能存在測量誤差、對創新的界定偏差等［23］，為避免這些因素導致估計結果的偏誤，本研究結合企業是否進行研發合作和研發合作投入規模這兩大指標來衡量企業的研發合作行為。

由于信息統計上的缺失，受訪企業中有大量指標沒有報告，因而在數據處理上進行了如下調整：一是刪除了研發投入、融資約束等重要指標缺失的樣本；二是考慮到國有企業在我國國民經濟地位的特殊性，政府也傾向為國有企業提供背書，國有企業在融資過程中也不會受到銀行等金融機構貸款的身份歧視［5］，因此剔除國有企業樣本；三是服務業企業幾乎未報告研發投資行為，也予以剔除。即，最終僅保留制造業企業樣本，合共1 484 家企業的樣本，其中報告了有研發活動的企業有667 家，有研發合作的企業有143 家。

2.2 模型與變量

為系統地考察融資約束對企業研發合作的影響，分別從研發合作決策和研發投入規模兩個方面展開實證計量分析：以企業是否進行研發合作決策作為二值被解釋變量，構建probit 二元選擇模型來考察融資約束對企業是否進行研發合作投入的影響；以企業研發合作投入規模加1 的對數值作為人為的被解釋模型，構建線性回歸模型以考察融資約束對企業研發投入規模的影響。

式（1）（2）中：c、i、j分別代表城市、行業和企業；RDCcij為企業是否進行研發合作決策的虛擬變量，RDCcij=1 為企業進行了研發合作，否則取值為0；ln sizecij為企業研發合作投入規模加1 的對數值；Xcij為影響企業研發合作決策的解釋變量；fccij為企業融資約束；Zcij為企業層面上的控制變量；β0與α0分別為截距項；β1與α1為核心解釋變量融資約束的系數；Φ與γ分別為控制變量的系數；μc和vi分別為城市固定效應和行業固定效應以控制地區文化與制度等因素對研發合作投資的影響；εcij為殘差項。

企業融資約束是本研究中關鍵的解釋變量，采用調查問卷中關于企業融資困難題項的回答賦值來衡量。受訪企業管理人員在“沒有、微小、中等、較大及非常嚴重”等5 個選項作選擇，對這5 個選項分別賦予0、1、2、3、4 整數值，賦值越高說明企業面臨的融資約束越嚴重，并以此來衡量企業的外部融資約束程度。此外，在穩健性檢驗中還考慮企業融資約束的另一賦值方式，即企業受訪的管理人員回答沒有融資障礙則取值為0，取值為1 為存在融資障礙。區別于“投資-現金流敏感性”的做法，本研究直接通過企業自身感知融資困難的主觀測量法來衡量融資約束指標。在當前我國金融市場尚不夠完善的背景下，企業自身主觀感知的融資障礙更能夠體現企業貸款的難易程度和金融市場摩擦等問題。

控制變量則包括：資本密集度（capitalcij），用固定資產凈值與員工人數之比來表示；企業規模（ln laborcij），用員工數的對數形式來表示，現有研究表明企業規模是決定企業是否進行創新的關鍵指標，企業的規模越大越有可能集中現有的資源進行創新［3］；企業的年齡（agecij），世界銀行發布的《2012 年營商環境報告》中報告了樣本企業成立的年份，用2011 年減去企業成立的年份即為企業的年齡；技能（skillcij），用企業的技能員工除以總員工人數來衡量；市場競爭程度（compctitioncij），用調查企業產品的市場范圍來衡量，產品如果在局部銷售則取值為1，銷往全國取值為2，銷往國際市場取值為3；企業出口（exportcij），用企業是否將產品銷往國際市場來刻畫；企業產品質量認證（qualitycij），用企業是否獲得了國際產品質量（如ISO 9000 或 14000，或者HACCP）認證來表示，取1 表示獲得了產品質量認證，取0 表示沒有獲得，取2 表示正在申請中；企業高管的經驗（experiencecij），用高管的工作經驗來表示，高管的管理才能是影響企業生產率和技術創新的重要因素；員工培訓（traincij），用企業是否對員工進行培訓來刻畫。

3 實證分析

3.1 初步估計結果

基于計量模型式（1）（2）的基準估計結果如表1 所示。其中，全樣本下企業融資約束對企業研發合作決策的影響，加入了企業層面的控制變量后，系數結果相差不大，且在1%統計水平上顯著為正，表明融資約束促進了企業的研發合作，其他條件保持不變時，融資約束每增加一個層次，有可能會導致企業向外尋求研發的概率增加3.29%，考慮到本研究樣本數據的質量，可以認為這一結果具有重要的經濟意義；而融資約束對企業研發決策的影響，回歸系數為負但并不顯著，說明融資約束在一定程度上降低了企業的研發投入。以上結果驗證了本研究的核心觀點，即融資約束不利于企業的研發投入，但促進了企業的研發合作，尤其是在面臨較為嚴重的融資障礙時，企業有可能會改變自身的研發組織形式尋求外部合作獲得新的技術。

表1 變量的基準估計結果

另外，根據企業研發合作投入金額這一指標數據考察融資約束對企業研發合作規模的影響結果中，無論是否加入企業層面的控制變量，融資約束指標的系數在5%的統計水平上顯著為正，表明融資約束顯著地提高了企業的研發合作投入的規模；而融資約束對企業研發投入的系數為負且不顯著。在控制變量中，規模大的企業進行研發合作投資的意愿也更高，相較于早期文獻的觀點，本研究結論也支持了大規模企業研發組織模式的多樣性，即內部自主研發和合作研發兼備；員工培訓對企業研發合作有顯著正向影響，表明培訓更有利于員工熟悉生產工序和環境；高管的管理才能和經驗對于發展中國家企業十分重要，高管的經驗越是豐富越有助于企業調整戰略方向和獲取新技術與新產品，支持了管理創新的觀點。

3.2 內生性問題

由于創新結果的不確定性、道德風險和借方的逆向選擇等因素影響，相比于那些無研發投資的企業，開展研發活動的企業更有可能面臨融資障礙。按是否進行創新投資區分成兩大類樣本，發現進行創新投資的企業的融資約束更加嚴重。融資約束與企業研發投資行為可能存在雙向因果關系，這種關系產生的內生性問題會導致關鍵解釋變量企業融資約束系數的偏誤。為緩解由于逆向關系導致的內生性問題，運用工具變量法進行估計。

在工具變量的選取上需要滿足兩個基本條件：一是工具變量與解釋變量高度相關；二是工具變量應滿足外生性，與其他解釋變量、被解釋變量不相關。基于世界銀行2012 年的企業調查數據，選取以下3 個企業層面的指標作為融資約束的工具變量：工具變量1 為企業2011 年度聘任臨時工人占總員工的比例（iv1cij），企業在面對外部需求波動時有可能通過招聘或者解聘臨時員工來緩解外部沖擊，進而有可能會影響到企業的運營，但臨時員工對企業的研發通常并未有顯著的作用，可以認為是外生的；工具變量2 和工具變量3 分別用企業是否由于斷電導致損失（iv2cij）或者被盜竊導致損失（iv3cij）來衡量，這兩類損失都是企業難以預料且無法控制的外生沖擊，會降低企業當期的現金流。所選取的工具變量采用企業層面的指標可能會直接影響到企業現金流，進而導致更為嚴重的企業研發融資障礙，但現有大量文獻采用城市或者行業層面的指標，僅能捕捉到城市或行業層面的一些外部沖擊，反而有可能會引起估計結果的偏誤。

采用工具變量法后的估計結果如表2 所示。第一階段的估計結果顯示，3 個工具變量的系數均顯著為正，即受到外部沖擊越嚴重，越會導致企業面臨更大的融資障礙，工具變量與內生變量高度相關，同時不存在弱工具變量問題和識別不足問題，也滿足外生性假設。從第二階段的估計結果發現，融資約束系數至少在5%的統計水平上顯著為正，而系數大小則為原來的數倍，進一步驗證了基準回歸的結論，即當企業面臨融資約束時會更傾向于與其他企業進行研發合作并增加研發合作投入的規模。

表2 工具變量回歸結果

3.3 穩健性檢驗

通過兩種方式來開展穩健性檢驗，結果如表3所示。一是替換解釋變量。以企業是否存在融資障礙的二元虛擬變量來刻畫融資約束，估計結果顯示融資障礙虛擬變量的系數在5%的統計水平下顯著為正，說明面臨融資障礙的企業更傾向于進行研發合作并提高研發合作投入的規模，支持了以上所得研究結論。二是縮減樣本數量。在基準回歸中利用了全樣本進行實證檢驗，現將樣本縮減至有研發活動的企業樣本中，即在有研發活動的企業樣本內進一步地區分研發合作與否的企業，以考察融資約束對企業研發合作的影響，估計結果同樣發現核心解釋變量企業融資約束的系數顯著為正，以上所得核心結論依然穩健。

表3 研究結論的穩健性檢驗結果

3.4 異質性分析

進一步從三方面開展相關異質性分析，區分樣本后的估計結果如表4 所示。一是區分行業融資依賴程度。Rajan 等［24］研究指出外部融資依賴程度高的行業更易于受到融資約束。為此，根據企業融資依賴程度的大小區分為高與低融資依賴行業的兩大樣本，結果前者的融資約束系數顯著為正、后者的融資約束系數卻不顯著，說明在融資依賴程度較高的行業中有可能進行研發合作，且兩個樣本的關鍵解釋變量融資約束的系數存在明顯的差異。二是企業規模異質性。根據企業規模大小進行排序，大于均值的為大規模企業，其余為小規模企業。結果在小規模企業樣本中，受到融資約束時企業更傾向于進行研發合作，而在大規模企業中則無影響。大規模企業能夠通過自有資金完成技術研發過程，且其資產可以抵押不易受到融資障礙，而小規模企業因缺乏抵押品會面臨較大的融資障礙，因此在受到融資約束時，小規模企業會更加傾向于通過研發合作的方式來獲得新的技術。三是區分外資企業與民營企業。根據企業的股權份額來劃分企業的所有制類型，將外資股份大于25%的企業記為外資企業，其余為民營企業。結果企業融資約束系數僅在民營企業中才顯著為正，而外資企業樣本中并不顯著。可能的原因在于外資企業的研發主要集中于跨國公司總部。

表4 融資約束對研發決策和研發規模影響的企業異質性分析結果

4 結論

在金融市場尚不完善的發展中國家，融資障礙一直是制約企業研發的重要因素，那么企業在面臨融資約束時是否會轉變其研發組織模式、通過研發合作方式克服融資障礙？本研究對此進行了深入研究，利用世界銀行2012 年對我國企業營商環境調查的制造業企業樣本數據，其中被解釋變量分別用是否進行研發合作的二元虛擬變量和研發合作投入規模來衡量，融資約束則用企業融資的困難程度來刻畫，分別構建probit 二元選擇模型和線性回歸模型進行實證檢驗；此外，為克服可能存在的內生性問題，構建了企業層面的3 個外生沖擊變量作為工具變量進行穩健性檢驗。研究發現，融資約束顯著地提升了企業研發合作的可能性以及研發合作的規模；融資約束對企業研發合作的影響在外部融資依賴程度高的行業、小規模企業和民營企業中更為明顯。

以上結論為企業研發組織模式的調整提供了參考見解，可為進一步拓展融資約束與技術創新相關關系的認識提供參考，并對我國加快金融市場結構性改革提供了如下政策啟示：營造有利于科技型中小微企業成長的良好環境，通過完善金融市場，逐步消除研發企業與金融機構的信息不對稱、降低融資成本；加速創新資源在企業間進行重新配置，特別是對那些外部融資依賴程度更高的創新型企業，獲益將更大，將能夠促進整體產業的創新和技術升級，實現經濟高質量發展。