融資約束下研發創新對IPO 市場表現的影響
——基于創業板公司的實證研究

張志宏 史夢鴿

（中南財經政法大學會計學院， 武漢 430073）

引言

在當前經濟轉型機遇期的制度背景下，國家不斷加大對科技創新型企業的研發支持力度，為雙創企業創造更好的資金融通平臺。2019 年政府工作報告中提出要改革創新科技研發和產業化應用機制，使提高企業研發費用加計扣除比例政策全覆蓋，同時破解企業融資難、融資貴問題，提高直接融資尤其是股權融資比重。證券市場也在迅速落實設立科創板并試點注冊制改革目標，以給予受限于利潤等指標的科技創新型企業有力的融資支持。經濟新常態背景下，科技創新型企業在IPO 中占比提升顯著，然而由于資本市場的信息不對稱，企業若想使其研發創新真正長期作用于IPO 市場表現，往往受融資困境的制約。因此，研究企業在融資約束背景下，其研發創新與IPO 市場表現的內在關系具有重要意義。

本文以我國創業板市場上市公司為研究對象，考察其研發創新對IPO 市場表現的影響，并進一步研究IPO 前公司面臨融資約束背景的不同是否會對這一機制產生影響。本文的貢獻與主要創新之處為：（1）創業板公司注重通過研發創新以提高競爭力，這種特性使本研究更具針對性；當前科創板推出，該板塊更加注重研發創新能力，對利潤指標相對淡化，因此本文利于探索未來科創板公司的發展；（2）我國IPO 政策制度在不斷變遷中以適應市場化發展需要，自2014 年1 月起，新的漲停板制度對新股發行首日股價進行限定，故本文對新政后的樣本以其破板日數據衡量，以體現真實市場反應；（3）對公司研發創新細化為投入與產出兩個方向考察：投入方面采用公司招股說明書中披露的上市前3 年R＆D 投入衡量，反映公司對研發創新的重視程度，而產出方面采用上市時已獲得的專利數量衡量，表明公司研發創新的能力；（4）構建融資約束指數模型，將樣本按照IPO 前公司面臨的不同融資約束背景進行劃分，分組考察其對研發創新與IPO 市場表現作用機制的影響，為我國資本市場改革完善、公司成長發展提供一定依據。

1 理論分析與研究假設

1.1 研發創新與IPO 市場表現

有關IPO 市場表現的相關研究，主要圍繞IPO短期回報與IPO 后長期收益兩方面展開分析。市場狀況和企業所處生命周期階段是影響公司IPO的關鍵因素，但由于非理性與代理沖突的存在使得許多IPO 現象并不確定（Ritter 等，2002）［1］。短期來看，發行人相對于投資者而言，在IPO 信息博弈中擁有天然優勢，更傾向于以抑價方式發行股票以使投資者能夠長期持有（Rock，1986）［2］；IPO 短期回報不可避免地受到我國宏觀市場環境下特殊的股權分置改革與政府管制影響，表現出較高的一級市場抑價現象（劉煜輝等，2005）［3］。長期來看，公司盈余管理會對IPO 回報產生影響，可操控性應計項目比例越高，后期股票回報表現越差（Teoh 等，1998）［4］。行為金融學認為市場主體的心理與行為會影響新股發行，IPO 時公司多處于資金充裕期，管理層自信與媒體報道會引導投資者產生過度樂觀情緒（邵新建等，2015）［5］，由此引發IPO 短期回報上調幅度較大但長期呈弱勢表現的現象，因此有必要壯大機構投資者力量（趙巖等，2016）［6］。

研發創新與IPO 市場表現方面，Hull 等（2013）構建研發操縱變量以衡量研發投入情況，發現研發投入不足與IPO 短期估值降低有關［7］；張學勇等（2016）研究發現在IPO 之前擁有專利的公司相對于那些缺乏創新能力的公司，有著更低的IPO抑價率和更高的長期回報率［8］。創新經濟學理論指出，研發創新具有邊際報酬遞增的特征，通過技術本身的積累與促進其他經濟要素生產能力的提升而為市場服務，能夠增加企業價值并獲取超額收益。短期來看，信息不對稱導致研發投入本身具有滯后性與不確定性，使得研發強度的增加對IPO 抑價起到顯著促進作用（胡志穎等，2015）［9］。長期而言，研發創新是有益的投資活動，研發支出大幅增加后公司超額股票回報增長明顯（Eberhart等，2004）［10］，公司研發創新的激勵作用也能夠助其在長期發展中保持優勢（Manso，2011）［11］。我國創業板市場中多為高技術公司，只有不斷加大研發創新才能在激烈的市場競爭中得以發展，從而研發投入與產出作為研發創新的兩個不同方向也將對公司IPO 市場表現產生影響。據此提出假設：

H1：研發創新對IPO 短期市場表現具有促進作用。

H2：研發創新對IPO 長期市場表現具有促進作用，且隨著時間推移逐漸減弱。

1.2 融資約束背景在研發創新對IPO 市場表現影響機制中的作用

優序融資理論表明，公司在進行融資決策時，只有當內源融資無法滿足公司投資發展需要時，才會考慮外源債務或股權融資。我國創業板相對于主板市場而言，成立時間較短，且受規模所限，對內源融資的依賴度有限；再加上其有形可抵押品較少，以及研發投資的未來不確定性較大，因此產生銀行信貸資金的融資約束是顯然的。而為保持產品和技術優勢，公司必然要通過大量的資金投入以滿足其先進性要求，因此創業板公司研發創新的資金來源自然就定位在股權融資上，即股權融資比例較高。然而，由于創業板市場監管更為嚴格，公司自身抗風險能力較差，而資金需求量又較大，股權融資時的不確定性風險較大，進而上市時面臨的融資約束程度也更高。此外，對于擬創業板IPO 公司而言，公司上市前夕，私募PE 出于對公司未來上市的預期，為公司提供一定資金從而緩解了其融資難題，然而PE 投資者變現動機顯著，未來上市后的退出無疑會抑制公司的IPO 市場表現。

IPO 作為公司進入資本市場的重要節點，張璇等（2017）證實了融資約束對企業創新有顯著抑制作用，且當企業遭遇信貸尋租時，其創新利潤減少，對創新資金產生了擠出與替代效應，使得這種制約作用進一步加強［12］。同時，張勁帆等（2017）研究發現上市前面臨較大融資壓力的企業在上市后專利申請數量顯著增加，且專利申請人隊伍的數量與效率有所上升［13］。短期而言，融資約束程度更高的公司想要通過上市以從資本市場獲取有利資源進而緩解當前企業資金不足的意愿更加強烈，管理層在研發投入決策、資本運營與新股發行定價策略中也會更加謹慎，使其研發創新對短期市場表現的利好影響有所放大。而長期來看，由于面臨融資約束的公司風險水平較高，導致投資者對公司發展前景信心不足，影響公司股票在證券市場中的交易發售且降低了研發創新效率，使得通過研發創新促進IPO 市場表現的內在機制動力減弱。據此提出假設：

H3：當公司在IPO 前融資約束程度較高時，會使得研發創新對IPO 短期市場表現的影響效應被一定程度地放大。

H4：當公司在IPO 前融資約束程度較高時，會使得研發創新對IPO 長期市場表現的影響效應被一定程度地抑制，且該抑制程度隨時間推移逐漸減弱。

2 研究設計

2.1 樣本與數據來源

以2009～2017 年創業板上市公司為研究樣本，由于本文對IPO 長期市場表現的時間窗口設定為3 年，需保證樣本公司存在上市后3 年期的數據，因此剔除了上市日期在2015 年及以后的樣本，并進一步剔除金融類公司、數據缺失樣本，最終獲得391 家樣本公司數據。研發創新數據通過巨潮資訊網中公告的招股說明書手工搜集整理，其余數據來源于CSMAR 數據庫、同花順財經，利用統計軟件Stata15 展開分析。

2.2 變量定義與模型構建

2.2.1 被解釋變量

被解釋變量為IPO 市場表現。對于短期市場表現，隨著我國IPO 政策制度在不斷變遷中以適應市場化發展需要，自2014 年1 月起新的漲停板制度規定新股發行首日股價最高漲幅上限為發行價的44%，故本文按該新政對被解釋變量IPO 短期市場表現進行修正，即在該價格管制政策出臺之后的樣本，將其上市首日改為破板日（上市后首個非漲停或跌停日）進行衡量，以體現出市場對新股發行的真實反應狀況。具體將樣本分兩個區間研究：（1）2009 年10 月至2012 年12 月，以IPO 首日收盤價相對于發行價的變動率衡量；2013年由于IPO 暫停一年故無創業板公司上市；（2）2014 年1 月至2014 年12 月，以IPO 破板日收盤價相對于發行價的變動率來衡量。

對于長期市場表現，以月度為基本時間單位計算長期收益率，將公司上市后第1 個月定為事件月。依交易所規定，作為公司控股股東和實際控制人，股票鎖定期為上市后36 個月，因此在這3 年內股價整體較為穩定，故本文計算期選為上市后第12、24、36 個月期間的股市表現。參照Rit?ter（1991）、Barber 和Lyon（1997）的研究［14，15］，采用買入并持有超常收益率（BHAR）這一事件時間法衡量，測度公式如下：

式中，BHARi表示i公司在［1，T］期間內的買入并持有超常收益率；Rit和Rmt分別表示i公司和市場平均的第t月的收益率，其中Rmt采用考慮現金紅利再投資狀況的流通市值加權的市場回報率表示，t分別取12、24、36；wi為市值權重；BHAR為全部樣本公司的買入并持有超常收益率。

2.2.2 解釋變量

研發創新。從投入和產出兩個層面來衡量研發創新，分別以研發投入（R＆D）和專利產出（Patent）指標衡量。對于研發投入要素指標R＆D，采用IPO 前3 年公司研發投入占營業收入比例的均值衡量；對于研發產出要素指標Patent，以IPO時公司已取得的專利數加1 后取自然對數來衡量，以解決專利數量的偏度問題。

融資約束。由于創業板上市公司的特殊性，基于本文特定的研究樣本與數據，借鑒Cleary（1999）、況學文等（2001）融資約束指數的構建思路［16，17］，對樣本數據按照公司規模預分組，選取前后各33%的樣本將其定義為低融資約束組和高融資約束組，分別賦值為0、1；選取經營活動現金流量凈額／資產總額（OCF）、每股稅后現金股利（DIV）、資產負債率（LEV）、凈資產收益率（ROE）、賬面市值比（BM）5 個財務指標，導入樣本數據后運用Logistic 回歸，構建融資約束模型。回歸結果見表1。

由表1 回歸結果可得融資約束模型為：

將該公式依次代入樣本公司數據，得出其相應融資約束指數。

2.2.3 控制變量

借鑒已有研究，選擇相關公司治理指標和其他IPO 市場表現影響因素作為控制變量：換手率（Turnover）、中簽率（Lottery）、流通股比例（CSR）、資產負債率（LEV）、凈資產收益率（ROE）、營業收入增長率（Growth）、公司規模（Size）、公司上市年數（Age）、承銷商聲譽（Underwriter）；設置行業（In?dustry）虛擬變量，行業標準依據2012 版證監會行業分類代碼劃分。各變量的具體定義和說明見表2。

表1 融資約束模型回歸結果

表2 變量定義和說明

由此，構建回歸模型（1），以檢驗公司研發創新對IPO 市場表現的影響：

構建回歸模型（2），以檢驗公司IPO 前的融資約束程度在研發創新對IPO 市場表現影響中的作用：

3 實證結果及分析

3.1 描述性統計分析

變量的描述性統計分析見表3。由描述性統計結果可知，短期市場表現的衡量指標是否經市場調整并不會顯著影響兩者的均值、標準差等數字特征，且兩者最大值均已超過500%，最小值分別為－16.68%與－13.90%，表明IPO 抑價程度較高。相比于IPO 首日或破板日體現的較高抑價率，其長期市場表現總體較為平穩，IPO 后3 年的持有至到期收益絕對值較小，均值與中值在3年樣本期內均為負值，且呈總體緩慢下降過程，最值差異體現出的漲跌幅也在縮小，一定程度上反映出IPO 短期回報虛高導致長期表現后勁不足，投資者情緒趨于理性，使得回報率逐步回歸至其真實水平。

表3 主要變量的描述性統計分析

解釋變量方面，研發投入的樣本均值為8.9%，標準差高達58.11%，表明創業板上市公司整體創新投入較高，且不同行業內差異較顯著；專利產出情況與研發投入相似，也印證了創業板公司創新能力突出的定位特征；融資約束指標在樣本間差異明顯，均值0.0148 也表明創業板公司IPO時仍面臨較高的資金投入限制。對于控制變量，換手率平均達到74.40%，而中簽率均值為1.19%，普遍較低，反映出投資者對一級市場新股發行的高漲情緒，使得短期超額收益進一步增加，IPO短期抑價程度更高。

3.2 多元回歸分析

3.2.1 短期市場表現

表4 報告了對IPO 短期市場表現的回歸結果。模型（1）顯示研發投入、專利產出均與IPO 短期回報呈正相關，且研發投入項在1%的水平上顯著，表明公司研發投資的增加會對IPO 短期市場表現帶來正向促進作用。模型（2）中以經市場調節的IPO 首日回報為被解釋變量，作為進一步穩健性檢驗，回歸結果與模型（1）基本一致，由此假設1 得以印證。控制變量方面，換手率與首日回報顯著正相關，反映出新股發行時投資者對股票的價值判斷分歧較大，使得首日換手率較高進而產生更高的超額收益；中簽率與首日回報顯著負相關，反映出投資者購買新股意愿強烈，超額認購引發了較高抑價現象；流通股比例與首日回報正相關，表明較高的流通股有利于吸引投資者買入，公司融資增加帶來更高的抑價水平。

表4 IPO 短期市場表現回歸結果

在模型（3）、（4）中加入研發創新和融資約束的交互項，此時對于解釋變量研發投入，其與融資約束的交乘項系數為正但并不顯著，表明短期來看，公司在IPO 前面臨的融資約束對通過研發創新以提升IPO 市場表現存在一定放大作用。進一步分組回歸，模型（5）中研發投入對IPO短期市場表現的回歸系數高于模型（7），表明公司面臨的融資程度越高，其研發投入對短期股票市場表現的正向影響越大，專利產出指標也反映出融資約束的促進作用，假設3 得到驗證。

3.2.2 長期市場表現

由于IPO 長期市場表現會受到不同的超額收益率加權方式影響（楊丹等，2006）［18］，本文在考慮現金紅利再投資的影響后，基于等權平均法、流通市值加權平均法和總市值加權平均法，分別計算了在上市后t個月（t＝12，24，36）的買入并持有超常收益率BHAR，回歸結果見表5。

表5 IPO 長期市場表現回歸結果

由表5 可知，在不同計算方法下，研發投入對IPO 超額收益的影響大致均呈U 型曲線分布，反映出研發投入對IPO 長期市場表現的時間效應：IPO 后第1 年由于研發投入的增加，市場表現向好；隨著研發投資在生產中的應用，其作用于IPO 超額收益的動力有所減弱，公司邊際收益存在微弱的異常下滑；到第3 年時公司逐步適應新技術并走出發展瓶頸，使得研發投入對IPO 市場表現的影響緩慢回歸至其真實狀態，呈現出正向作用，但相比于第1 年有所降低。對于專利產出指標，3 種方法下的回歸系數表現出緩慢上升狀態，總體呈正向影響，但不具有顯著性，可能的解釋在于專利數量與研發投入不同，其作為研發產出要素指標，從授權到轉化再到真正作用于公司生產發展并非一蹴而就，需要較長時間直至對IPO 市場表現的影響達到最優。綜上假設2 得到驗證。

進一步考察融資約束在研發創新對IPO 長期市場表現中所起的作用，回歸結果見表6。全樣本回歸中，研發投入對IPO 長期超額收益呈正向作用，但交乘項回歸系數在第1 年為負，之后的兩年變為正值，表明融資約束的負向調節作用逐漸減弱，到IPO 第2 年時研發投入對超額收益的正向影響抵消了融資約束的抑制作用，公司真正將研發投入轉化為發展動力。對于專利產出指標，其與融資約束的交乘項系數逐年下降，表明融資約束的抑制作用逐漸顯露，但由于作用時間較長，回歸系數仍表現出正向作用。

表6 融資約束下IPO 長期市場表現的主要變量回歸結果

將樣本按公司IPO 前面臨的融資約束程度分組回歸后，結果顯示，總體而言融資約束程度較高的公司，其研發投入指標對IPO 長期市場表現的正向促進作用低于低融資約束型公司，表明公司IPO 前的融資約束程度較高，會對該影響機制起到一定抑制作用，且相應回歸系數在兩組公司中隨著時間延長均呈總體下降趨勢；而對于專利產出指標，這種抑制作用在不同融資約束背景中差異不大，表明專利產出過程作用于長期收益進程較為緩慢，受融資約束的影響較小且逐漸減弱，假設4 得以驗證。

3.2.3 穩健性檢驗

IPO 長期市場表現可能受不同的事件、時間、研究方法影響而使指標有效性產生偏差，為此本文改變長期市場表現衡量方法再次計算長期收益。具體將樣本按照解釋變量研發創新的兩種度量方式分為高R＆D－低R＆D、高Patent－低Patent 兩組對照樣本，采用月平均超額收益率（AR）、Fama＆ French 三因子模型兩種度量方式計算各組內的長期超額收益。回歸結果顯示，當以不同指標衡量長期超額收益時，研發創新對超額收益有顯著正向作用，且當公司在IPO 前面臨的融資約束程度較高時會對該影響機制產生一定抑制作用，由此研究假設再次得以驗證，表明研究結論較為穩健。

4 研究結論與政策建議

4.1 研究結論

本文以2009～2017 年創業板391 家公司的IPO數據為樣本，考察其研發創新對IPO 短期與長期市場表現的影響，以及融資約束在該影響機制中所起的作用。研究發現：（1）以研發投入與專利產出衡量公司研發創新，兩者均對IPO 市場表現具有總體促進作用，短期提高IPO 首日或破板日回報、長期增加公司超額收益；（2）隨著時間的推移，研發投入的影響呈先減少后緩慢增加的U型變化趨勢，而專利產出由于轉化時間較長而呈現緩慢增強趨勢；（3）當公司在IPO 前融資約束程度較高時，會使得研發創新對IPO 短期市場表現的影響效應被一定程度地放大；（4）當公司在IPO 前融資約束程度較高時，會使得研發創新對IPO 長期市場表現的影響效應被一定程度地抑制，且該抑制程度隨時間推移而逐漸減弱。

4.2 政策建議

基于以上研究，本文提出如下政策建議：

多層次資本市場的改革進程中，由創業板市場的不斷完善到如今科創板的大力推出，制度層面的推陳出新是適應時代創新發展的必然要求。未來在新的制度背景下，政府應當創造開放有活力的宏觀生態環境，繼續加大對企業研發投入支持力度，鼓勵企業開展研發創新活動，促進企業更好地發揮其市場經濟主體作用，進而提升整體創新發展水平。同時，政府也要逐步破除要素市場化配置障礙，降低制度性交易成本，改革完善金融服務體系。資本市場改革進程中，應當不斷完善公司上市與退市標準，充分釋放資本市場本身作為融資市場與投資市場的造血功能。

從微觀企業層面出發，應認識到自身研發創新能力對其市場表現的重要促進作用，應增加研發投入比例與成果轉化率，提升研發創新效率以獲取市場競爭地位；同時也要規范完善公司治理結構，拓寬多元化融資渠道，為持續的研發投入提供資金保障，適當減輕其IPO 前的融資約束壓力。對于廣大投資者而言，建議注重上市公司IPO 市場表現的動力所在，關注研發創新對股價的支撐作用，做出理性投資決策。當市場參與者不斷改革創新以順應時代發展要求，才能充分釋放公司研發創新活力以獲得更佳市場表現，進而促進多層次資本市場發展。