研發(fā)投入對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)財務(wù)風(fēng)險的影響
——基于融資結(jié)構(gòu)門限回歸模型的實(shí)證檢驗(yàn)

張昌兵 余梅麗 華麗香 王子敏南京郵電大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院南京 003 南京航空航天大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院南京 06

引 言

目前中國正處于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展階段，提升新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新能力是加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式必然路徑。具有持續(xù)性的研發(fā)投入給戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險控制提出了新的要求。債權(quán)融資和股權(quán)融資是戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入的重要資金來源。融資來源及其構(gòu)成會影響融資的難易程度和融資成本，對企業(yè)財務(wù)風(fēng)險產(chǎn)生重要影響。合理的融資結(jié)構(gòu)有利于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)控制其財務(wù)風(fēng)險。

1 文獻(xiàn)回顧與影響的機(jī)理分析

1.1 文獻(xiàn)回顧

關(guān)于創(chuàng)新研發(fā)對企業(yè)風(fēng)險的影響。Merton（2013）［1］的研究表明創(chuàng)新本身存在風(fēng)險性；Cimi?ni等 （2014）［2］認(rèn)為研發(fā)會引起更高概率的盈余管理風(fēng)險，導(dǎo)致公司總體風(fēng)險水平提高；Mazzu?cato 和 Tancioni （2008）［3］研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新活動會使運(yùn)營指標(biāo)波動從而顯著影響財務(wù)風(fēng)險；Comin和Mulani（2005）［4］利用內(nèi)生增長模型研究了公司層面的波動性與研發(fā)創(chuàng)新之間的關(guān)系，得出研發(fā)投入對企業(yè)風(fēng)險的影響是呈動態(tài)變化的結(jié)論。

關(guān)于研發(fā)投入對企業(yè)財務(wù)風(fēng)險的影響。杜曉榮和付曉月 （2016）［5］利用面板回歸方法，對研發(fā)投資與企業(yè)財務(wù)風(fēng)險的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險隨著研發(fā)投資的增加而增加；黃曼行等 （2014）［6］采用分位數(shù)回歸方法對中小企業(yè)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)高風(fēng)險企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險隨著研發(fā)投入的增加而增加，而低風(fēng)險企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險隨著研發(fā)投入的增加而降低；鄭淑霞 （2018）［7］運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型，對制造業(yè)企業(yè)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入強(qiáng)度與財務(wù)績效風(fēng)險呈正線性關(guān)系，融資約束的存在會加劇研發(fā)投入對財務(wù)風(fēng)險的影響；郝清民 （2020）［8］采用面板分組回歸方法研究中國制造業(yè)，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入與財務(wù)風(fēng)險呈U型關(guān)系，存在融資約束時會增強(qiáng)研發(fā)投入帶來的財務(wù)風(fēng)險。

關(guān)于研發(fā)投入的融資結(jié)構(gòu)對企業(yè)財務(wù)風(fēng)險的影響。 Baxter（1967）［9］提出的破產(chǎn)成本理論揭示，債務(wù)融資具有財務(wù)杠桿效應(yīng)，固定債務(wù)利息會給股東帶來額外的財務(wù)杠桿利益，同時也要承擔(dān)相應(yīng)的財務(wù)風(fēng)險；Allen和 Gregory （1995）［10］發(fā)現(xiàn)戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)企業(yè)的高研發(fā)活動的產(chǎn)物多為無形資產(chǎn)，該特征會讓銀行等債權(quán)主體對企業(yè)設(shè)置更高的融資門檻；孫早和肖利平 （2016）［11］研究發(fā)現(xiàn)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)的股權(quán)融資與創(chuàng)新研發(fā)呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。岑文靜和聶銘燕 （2014）［12］以索芙特股份有限公司為例，研究發(fā)現(xiàn)負(fù)債結(jié)構(gòu)不合理會加大財務(wù)風(fēng)險；Hong等 （2016）［13］研究發(fā)現(xiàn)高新技術(shù)企業(yè)的研發(fā)投入對企業(yè)風(fēng)險存在影響，但融資的資金來源不同，其影響程度不同。尚洪濤和周丹 （2015）［14］通過研究2010～2012年創(chuàng)業(yè)板市場戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)資本結(jié)構(gòu)對財務(wù)風(fēng)險具有顯著影響；孫立新等 （2013）［15］運(yùn)用定量方法研究股權(quán)融資和債權(quán)融資對中小企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險影響，發(fā)現(xiàn)資本結(jié)構(gòu)能有效控制財務(wù)風(fēng)險；王玉澤等 （2019）［16］研究表明，企業(yè)融資結(jié)構(gòu)具有信號傳遞作用，使投資向優(yōu)質(zhì)高效的創(chuàng)新項(xiàng)目傾斜，合適的融資結(jié)構(gòu)既能夠促進(jìn)創(chuàng)新又能夠分散財務(wù)風(fēng)險。

綜上所述可以看出，創(chuàng)新研發(fā)會帶來企業(yè)風(fēng)險，研發(fā)投入會對企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險產(chǎn)生影響，并且研發(fā)投入的不同融資結(jié)構(gòu)會給企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險帶來不同的影響。但研發(fā)投入對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)財務(wù)風(fēng)險影響的研究還有待進(jìn)一步深入。本文將從融資結(jié)構(gòu)視角對研發(fā)投入對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)財務(wù)風(fēng)險的影響進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以期得出對相關(guān)經(jīng)濟(jì)主體決策具有參考價值的研究結(jié)論。

1.2 研發(fā)投入對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)財務(wù)風(fēng)險影響的機(jī)理分析

研發(fā)投入對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)財務(wù)風(fēng)險影響的機(jī)理。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)具有戰(zhàn)略屬性和高科技屬性，前者決定其追求的是戰(zhàn)略上的價值，短期內(nèi)難以取得良好經(jīng)濟(jì)效益；后者決定其核心技術(shù)屬于前沿科技，研發(fā)活動將伴隨戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展全過程。研發(fā)創(chuàng)新過程具有持續(xù)性和階段性，研發(fā)投入周期長會導(dǎo)致不確定因素增加，后續(xù)的 “產(chǎn)品化”和 “市場化”階段，如果沒有充足資金支持就很容易觸發(fā)財務(wù)風(fēng)險。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)屬于新興產(chǎn)業(yè)和新興科技的結(jié)合，具有產(chǎn)出不確定性、收益滯后性、外溢性等特征，研發(fā)活動中的信息不對稱問題、委托代理問題尤為突出，容易導(dǎo)致其融資約束加強(qiáng)，進(jìn)而會制約其研發(fā)投入，成為增加其財務(wù)風(fēng)險的重要因素。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)雖有很好的未來發(fā)展前景，但以創(chuàng)新發(fā)展為戰(zhàn)略核心的目標(biāo)要求其持續(xù)不斷增加研發(fā)投入，需要額外的人力物力對其進(jìn)行管理和經(jīng)營，難免會產(chǎn)生運(yùn)營風(fēng)險，從而間接導(dǎo)致財務(wù)風(fēng)險。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)通常會面臨激烈的市場競爭，一旦競爭失敗，創(chuàng)新研發(fā)投入將難以收回，必然會引發(fā)嚴(yán)重的財務(wù)風(fēng)險。

研發(fā)投入對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)財務(wù)風(fēng)險的影響存在融資結(jié)構(gòu)的門限效應(yīng)。研發(fā)投入資金的來源通常有債權(quán)融資和股權(quán)融資，通過對二者的比較，不難發(fā)現(xiàn)，股權(quán)融資規(guī)模具有相對穩(wěn)定性，而債權(quán)融資規(guī)模可以根據(jù)資金需求狀況進(jìn)行靈活調(diào)整。可見，通過債權(quán)融資更符合戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)對研發(fā)資金進(jìn)行持續(xù)、不間斷投入的需求特征。據(jù)此可以假定，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入資金的融資結(jié)構(gòu)（即債權(quán)融資與股權(quán)融資之比）水平變化，主要表現(xiàn)為債權(quán)融資規(guī)模的變化。但債權(quán)融資具有的稅盾效應(yīng)、財務(wù)杠桿效應(yīng)和門檻效應(yīng)會對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險產(chǎn)生影響。根據(jù)稅盾效應(yīng)，企業(yè)如果向股東支付與債權(quán)人相同的回報，則需要生產(chǎn)更多的利潤，即稅盾效應(yīng)使企業(yè)通過債權(quán)融資比股權(quán)融資更便宜，更能改善企業(yè)的財務(wù)狀況。而財務(wù)杠桿效應(yīng)的存在，使企業(yè)的債權(quán)融資導(dǎo)致普通股每股收益變動率大于息稅前利潤變動率。當(dāng)企業(yè)投資利潤率大于負(fù)債利息率時，企業(yè)的權(quán)益資本利潤率大于企業(yè)投資利潤率，將倍數(shù)級改善企業(yè)的財務(wù)狀況；但當(dāng)企業(yè)投資利潤率等于或小于負(fù)債利率時，負(fù)債帶來的利潤只能勉強(qiáng)或不足以彌補(bǔ)支付的負(fù)債利息，財務(wù)杠桿效應(yīng)將會倍數(shù)級惡化企業(yè)的財務(wù)狀況。門檻效應(yīng)是指銀行等債權(quán)主體為確保融出資金的安全而對融資企業(yè)設(shè)置的融資門檻，融資門檻越高則融資企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險越高。綜上分析，可以看出，隨著融資結(jié)構(gòu)水平提高，稅盾效應(yīng)將極大改善戰(zhàn)略性新興企業(yè)的財務(wù)狀況；但在投資邊際報酬遞減規(guī)律作用下，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)債權(quán)融資的投資回報率必然隨著債權(quán)融資規(guī)模擴(kuò)大、比率提高而遞減，在財務(wù)杠桿效應(yīng)作用下，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)的財務(wù)狀況必然會出現(xiàn)倍數(shù)級下降，甚至出現(xiàn)負(fù)值。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)的資產(chǎn)更多以無形資產(chǎn)形式存在，信息不對稱將導(dǎo)致其估價困難，其債權(quán)融資門檻必然隨著債權(quán)融資規(guī)模擴(kuò)大、融資比例提升而顯著提高，導(dǎo)致其財務(wù)風(fēng)險顯著上升。此外，債權(quán)融資使企業(yè)在獲得資金同時也產(chǎn)生了債務(wù)成本，企業(yè)若不能及時償還，便會陷入財務(wù)困境。在股權(quán)融資中，流通股股東和非流通股股東的不同價值期望，使二者在各自利益最大化實(shí)現(xiàn)過程中會產(chǎn)生背離甚至沖突，會影響企業(yè)經(jīng)營和財務(wù)活動的穩(wěn)定，從而帶來財務(wù)風(fēng)險。總之，在稅盾效應(yīng)、財務(wù)杠桿效應(yīng)和融資門檻效應(yīng)等的綜合作用下，不同的融資結(jié)構(gòu)水平、研發(fā)投入對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)財務(wù)風(fēng)險的影響必然呈現(xiàn)出不同的特點(diǎn)，即存在融資結(jié)構(gòu)的門限效應(yīng)。

2 變量選取、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

2.1 變量選擇

（1）被解釋變量：財務(wù)風(fēng)險，本文用Z值表示，記為Risk。通過對現(xiàn)有文獻(xiàn)的檢索，發(fā)現(xiàn)衡量企業(yè)財務(wù)風(fēng)險的指標(biāo)主要有：股票收益波動率、財務(wù)杠桿系數(shù)（DFL）、β系數(shù)和Z值等。因前三者不能全面反映企業(yè)財務(wù)風(fēng)險狀況，而Z值法則是運(yùn)用一組財務(wù)指標(biāo)，經(jīng)加權(quán)計算出判別企業(yè)綜合財務(wù)風(fēng)險得分即為Z值［8，15］。將Z值與臨界值對比，就可以判斷企業(yè)財務(wù)風(fēng)險的嚴(yán)重程度。故本文選用Altman的Z值來衡量中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)財務(wù)風(fēng)險。

鑒于Altman的Z值原計算公式中各項(xiàng)指標(biāo)的權(quán)重基本能反映中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)的財務(wù)特征，故直接援用而未對其進(jìn)行修正。Z值的計算公式為：

X1為資產(chǎn)營運(yùn)資金比率，即營運(yùn)資金比資產(chǎn)總額，反映企業(yè)營運(yùn)能力和資產(chǎn)的變現(xiàn)能力；X2為留存收益總資產(chǎn)比，反映企業(yè)盈利的累積能力；X3為總資產(chǎn)報酬率，即息稅前利潤比總資產(chǎn)，反映企業(yè)不考慮稅收和財務(wù)杠桿因素時資產(chǎn)的盈利能力；X4為企業(yè)市值與總債務(wù)之比，說明企業(yè)在破產(chǎn)清產(chǎn)之前資產(chǎn)滑坡的空間，X4越大，表示企業(yè)破產(chǎn)風(fēng)險越小；X5為總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，即銷售額比總資產(chǎn)，反映企業(yè)全部資產(chǎn)的利用效率。Z值和財務(wù)風(fēng)險呈反向關(guān)系，Z值越大，財務(wù)風(fēng)險（Risk）越小。

一般來說，Z值大于2.99，說明企業(yè)的財務(wù)狀況良好；Z值在1.8～2.99區(qū)間時，說明企業(yè)的財務(wù)狀況不太穩(wěn)定；當(dāng)Z值小于1.8，意味著企業(yè)的財務(wù)狀況非常不穩(wěn)定，存在破產(chǎn)風(fēng)險。

（2）解釋變量：研發(fā)投入。企業(yè)的研發(fā)投入一般用研發(fā)投入占營業(yè)收入比來表示［7，17］，記為Rdi。

（3）門限變量：融資結(jié)構(gòu)。本文用債權(quán)融資與股權(quán)融資之比來表示，記為Fins。

（4）控制變量：選取企業(yè)規(guī)模、企業(yè)價值、股權(quán)集中度、固定資產(chǎn)投資率、企業(yè)年齡5個指標(biāo)作為模型的控制變量。

企業(yè)規(guī)模：企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大或縮小會引起其總資產(chǎn)及各類資產(chǎn)相應(yīng)變動，從而會對財務(wù)狀況產(chǎn)生影響。企業(yè)規(guī)模用資產(chǎn)總額取常用對數(shù)表示［17，18］，記為Size。

企業(yè)價值：企業(yè)價值與企業(yè)未來持續(xù)經(jīng)營能力具有高度相關(guān)性［19］。企業(yè)價值高，預(yù)示企業(yè)未來成長性好，有利于吸引投資，會影響企業(yè)的財務(wù)狀況。企業(yè)價值通常用托賓Q值表示，記為Tq。

股權(quán)集中度：在戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新決策中，股權(quán)結(jié)構(gòu)會顯著影響研發(fā)投入，從而間接影響財務(wù)風(fēng)險的大小［20］。股權(quán)集中度常用前十大股東持股比例表示，記為Top10。

固定資產(chǎn)投資率：固定資產(chǎn)投資會影響企業(yè)的研發(fā)投入和財務(wù)風(fēng)險［21］，因此將固定資產(chǎn)投資率也作為控制變量，記為Ppe。

企業(yè)年齡：企業(yè)處于生命周期的不同階段，其財務(wù)風(fēng)險是不同的，因此說企業(yè)年齡會影響其財務(wù)狀況。為了使數(shù)據(jù)更具平穩(wěn)性，對企業(yè)年齡取常用對數(shù)，記為Age。

各變量的具體情況，詳見表1。

表1 變量的定義與符號

2.2 模型構(gòu)建

（1）為檢驗(yàn)研發(fā)投入對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)財務(wù)風(fēng)險的影響程度，現(xiàn)在建立面板數(shù)據(jù)回歸模型，記為模型1，其表達(dá)式如下：

其中，Riskit表示財務(wù)風(fēng)險Z值，Rdiit表示研發(fā)投入，controlit為控制變量；下標(biāo)i和t分別表示不同企業(yè)和時間變量，i（i＝1，2，…，550），t（t＝1，2，…，9）；α0、β1、θ為待估計參數(shù)，其中，α0為截距項(xiàng)，β1和θ為變量系數(shù)；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)研發(fā)投入和財務(wù)風(fēng)險之間是否具有非線性關(guān)系，將研發(fā)投入的二次項(xiàng)作為新變量加入到模型1中建立新的回歸模型，記為模型2。其表達(dá)式如下：

（2）將研發(fā)投入Rdi作為核心解釋變量，財務(wù)風(fēng)險Risk作為被解釋變量，融資結(jié)構(gòu)Fins作為門限變量，構(gòu)建面板門限模型，記為模型3。其表達(dá)式如下：

其中，F(xiàn)insit為門限變量融資結(jié)構(gòu)水平；I（·）為指示函數(shù)，當(dāng)滿足括號內(nèi)條件時其值取1，否則取0；α0為截距項(xiàng)，βn為待估計參數(shù)，γn為第n個門限值；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)，且εit服從獨(dú)立同分布。依據(jù)殘差平方和最小化原理對門限值進(jìn)行估計。

面板門限回歸模型需要進(jìn)行門限效應(yīng)檢驗(yàn)。若門限效應(yīng)檢驗(yàn)原假設(shè)為H0：β1＝β2，則模型不存在門限效應(yīng)；若備擇假設(shè)為H1：β1≠β2，則模型存在門限效應(yīng)。為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷拈T限效應(yīng)，Hansen（1999）構(gòu)建了似然比（LR）檢驗(yàn)統(tǒng)計量，計算公式如下：

其中，SSR?為原假設(shè)下模型殘差平方和，SSR（＾γ）為存在門限效應(yīng)時模型的殘差平方和，＾σ2為原假設(shè)下模型殘差方差估計值。由于LR統(tǒng)計量的分布是非標(biāo)準(zhǔn)的，因此無法通過查表的方式獲得LR統(tǒng)計量的臨界值進(jìn)行假設(shè)判斷，需要通過 “自抽樣法”，即Bootstrap方法獲得LR統(tǒng)計量得到LR門限檢驗(yàn)值的經(jīng)驗(yàn)分布，分別獲得在10%、5%、1%的顯著性水平下的檢驗(yàn)臨界值。

如果存在門限效應(yīng)，則仍需進(jìn)行門限估計值無偏性檢驗(yàn)，即對門限值的真實(shí)性進(jìn)行檢驗(yàn)，進(jìn)一步確定門限值的置信區(qū)間。假設(shè)檢驗(yàn)的原假設(shè)為H0：γ＝γ0，備選假設(shè)H1：γ≠γ0。 Hansen （2000）構(gòu)建似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計量LR1進(jìn)行門限值檢驗(yàn)，LR1計算公式如下：

其中，SSR（γ）是原假設(shè)為H0：γ＝γ0成立時門限模型的殘差平方和。LR1也是一個非標(biāo)準(zhǔn)的分布，Hansen（1999）提出一個判斷是否拒絕原假設(shè)的統(tǒng)計量C（α），計算公式如下：

其中，α是顯著性水平，如果LR1＞C（α）時，可以認(rèn)為在α顯著性水平上拒絕γ＝γ0的原假設(shè)，則認(rèn)為門限值不存在。

一般從3個門限值情形開始進(jìn)行面板門限模型回歸，如果模型檢驗(yàn)不通過時，再考慮2個門限值和1個門限值的情況。

2.3 數(shù)據(jù)來源

本文選取2012～2020年的滬深A(yù)股中的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)為研究對象。剔除ST、SST、?ST、PT（連續(xù)3年虧損，暫停上市的股票）以及連續(xù)多年出現(xiàn)財務(wù)異常的公司，剔除研發(fā)投入信息沒有披露的公司，最后得到550家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)。再根據(jù)第一主營業(yè)務(wù)內(nèi)容，將收集到的550家企業(yè)細(xì)分為7大產(chǎn)業(yè)類型，分別是節(jié)能環(huán)保行業(yè)（記為C1，57家）、新一代信息技術(shù)行業(yè)（記為C2，114家）、高端裝備制造業(yè)（記為C3，91家）、新能源汽車行業(yè)（記為C4，50家），新能源行業(yè)（記為C5，48家）、新材料行業(yè)（記為C6，99家）、生物產(chǎn)業(yè)行業(yè)（記為C7，91家）。本文數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

為了進(jìn)一步清晰觀察選取的550家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)的相關(guān)變量數(shù)據(jù)，現(xiàn)對所有變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計，從均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最大值、最小值4個方面觀察各變量特征。數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

從表2可以看出，財務(wù)風(fēng)險Risk的均值為8.4353，大于2.99，說明戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)總體財務(wù)狀況良好。研發(fā)投入Rdi均值為0.0663，說明戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)比較注重研發(fā)創(chuàng)新；融資結(jié)構(gòu)Fins均值為0.4998，說明整體上看，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)的債權(quán)融資與股權(quán)融資二者比較平衡。

3 研發(fā)投入對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險影響的實(shí)證檢驗(yàn)

3.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)的目的是防止 “偽回歸”，其方法主要有LLC檢驗(yàn)和IPS檢驗(yàn)等。LLC檢驗(yàn)一般適用于平衡面板數(shù)據(jù)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，而IPS檢驗(yàn)一般適用于動態(tài)面板數(shù)據(jù)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文數(shù)據(jù)屬于平衡面板數(shù)據(jù)，因此采用LLC檢驗(yàn)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果詳見表3。

表3 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

表3顯示所有變量都通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明所有變量都具有平穩(wěn)性。

3.2 非線性關(guān)系檢驗(yàn)

因經(jīng)豪斯曼檢驗(yàn)的P值均遠(yuǎn)小于0，故面板數(shù)據(jù)的模型1和模型2都選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 固定效應(yīng)模型估計結(jié)果

從表4可以看出，在模型1和模型2中，模型的相關(guān)系數(shù)均通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)。在模型1中，研發(fā)投入Rdi和財務(wù)風(fēng)險Risk之間具有線性關(guān)系，且Rdi系數(shù)是正值，表示研發(fā)投入的增加會降低財務(wù)風(fēng)險。在模型2中，研發(fā)投入一次項(xiàng)系數(shù)是正值，二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)值，且都通過1%的顯著性檢驗(yàn)，說明研發(fā)投入Rdi與財務(wù)風(fēng)險Risk之間存在非線性關(guān)系，且呈現(xiàn)倒 “U”型關(guān)系。

3.3 門限回歸模型檢驗(yàn)

為進(jìn)一步分析戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入與財務(wù)風(fēng)險之間的非線性關(guān)系，建立以融資結(jié)構(gòu)為門限變量，以研發(fā)投入為核心解釋變量，以財務(wù)風(fēng)險為被解釋變量的門限模型并對其進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

（1）門限效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)。采用LR統(tǒng)計量臨界值比較法來對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入與財務(wù)風(fēng)險之間存在融資結(jié)構(gòu)門限效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。從檢驗(yàn)結(jié)果（表略）可知，單一門限和雙重門限的F值皆通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，而三重門限沒有通過顯著性水平檢驗(yàn)，表明戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入對其財務(wù)風(fēng)險的影響存在融資結(jié)構(gòu)的雙重門限效應(yīng)。

（2）門限值的真實(shí)性檢驗(yàn)。選擇模型的殘差平方和最小時的門限值，并估計門限值的置信區(qū)間。由門限估計結(jié)果（表略）可知，以融資結(jié)構(gòu)為門限變量時，單一門限值為0.0021，雙重門限值為0.1049。

為對門限值的真實(shí)性進(jìn)行檢驗(yàn)，進(jìn)一步采用似然比估計，并繪制門限值檢驗(yàn)的LR圖形（圖略），曲線落入虛線即參考線以下，表明存在門限值，即門限估計值通過無偏性檢驗(yàn)。曲線最低點(diǎn)對應(yīng)的橫坐標(biāo)即為門限值的數(shù)值。

（3）雙重門限模型的回歸檢驗(yàn)。為進(jìn)一步分析不同融資結(jié)構(gòu)水平下戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入對其財務(wù)風(fēng)險影響的門限特征，對雙重門限模型進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果詳見表5。

表5 門限回歸模型系數(shù)估計的結(jié)果

由表5可知，當(dāng)融資結(jié)構(gòu)Fins值低于第一門限值0.0021時，Rdi系數(shù)為70.3834且通過1%顯著性水平檢驗(yàn)，說明研發(fā)投入增大會顯著降低財務(wù)風(fēng)險；當(dāng)融資結(jié)構(gòu)Fins值介于第一門限值0.0021和第二門限值0.1049區(qū)間時，Rdi系數(shù)為22.3467且通過1%顯著性水平檢驗(yàn)，說明增加研發(fā)投入同樣會顯著降低財務(wù)風(fēng)險；當(dāng)融資結(jié)構(gòu)Fins值大于0.1049時，Rdi系數(shù)為-9.1065且通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明財務(wù)風(fēng)險會隨著研發(fā)投入增加而顯著增大。總體來說，在融資結(jié)構(gòu)Fins值低于第二門限值0.1049時，研發(fā)投入的增加能顯著降低財務(wù)風(fēng)險，但降低效應(yīng)會隨著融資結(jié)構(gòu)水平提高而顯著減弱，一旦融資結(jié)構(gòu)水平突破第二門限值，財務(wù)風(fēng)險會隨著研發(fā)投入的增加而顯著上升。

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到模型的內(nèi)生性問題，本文采用變量替換法和滯后1期法對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入對財務(wù)風(fēng)險的融資結(jié)構(gòu)門限效應(yīng)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（1）替換變量檢驗(yàn)

本文用研發(fā)投入占總資產(chǎn)比重來替換研發(fā)投入占營業(yè)收入比重，以此來檢驗(yàn)估計結(jié)果的穩(wěn)健性。門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示，門限值估計和置信區(qū)間估計結(jié)果如表7所示。

表6 Rdi指標(biāo)變換后模型的門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表7 Rdi指標(biāo)變換后模型門限值估計結(jié)果

由表6可知，研發(fā)投入Rdi指標(biāo)經(jīng)替換變量后，單一門限F值通過1%顯著性水平檢驗(yàn)，雙重門限F值通過5%顯著性水平檢驗(yàn)，說明戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入對其財務(wù)風(fēng)險依然存在雙重門限效應(yīng)。

由表7可知，單一門限估計值為0.0021，雙重門限估計值為0.0555。通過構(gòu)造門限值檢驗(yàn)LR圖對兩個門限估計值的真實(shí)性進(jìn)行檢驗(yàn)。

由研發(fā)投入指標(biāo)變換后門限盾檢驗(yàn)LR圖（略）可知，雙重門限模型第1個門限值與第2個門限值的LR圖像均與圖中虛線即參考線有交點(diǎn)，所以兩門限值真實(shí)性通過了顯著性水平檢驗(yàn)。

研發(fā)投入Rdi指標(biāo)變換后的融資結(jié)構(gòu)雙重門限回歸模型檢驗(yàn)結(jié)果，參見表8。由表8可知，當(dāng)融資結(jié)構(gòu)Fins值低于第一門限值0.0021時，研發(fā)投入與財務(wù)風(fēng)險顯著負(fù)相關(guān)；當(dāng)融資結(jié)構(gòu)Fins值處于第一門限值0.0021和第二門限值0.0555區(qū)間時，研發(fā)投入與財務(wù)風(fēng)險也顯著負(fù)相關(guān)，但研發(fā)投入Rdi對財務(wù)風(fēng)險Risk的降低效應(yīng)隨著融資結(jié)構(gòu)Fins值的增大而顯著減弱。當(dāng)融資結(jié)構(gòu)Fins值大于0.0555時，研發(fā)投入與財務(wù)風(fēng)險顯著正相關(guān)。

表8 研發(fā)投入指標(biāo)變換后的門限回歸模型系數(shù)估計結(jié)果

（2）研發(fā)投入滯后1期檢驗(yàn)

考慮到研發(fā)投入對財務(wù)風(fēng)險的影響具有滯后性，故選擇研發(fā)投入滯后1期作為核心解釋變量，建立門限回歸模型并進(jìn)行檢驗(yàn)，可知F值皆通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，研發(fā)投入滯后1期對財務(wù)風(fēng)險依然存在融資結(jié)構(gòu)雙重門限效應(yīng)。單一門限估計值為0.0025，雙重門限估計值為0.1187。

現(xiàn)構(gòu)造門限值檢驗(yàn)LR圖，對兩個門限估計值真實(shí)性進(jìn)行檢驗(yàn)（圖略），雙重門限模型第1個門限值與第2個門限值的LR圖像均與參考線即圖中虛線有交點(diǎn)，所以兩個門限值真實(shí)性通過了顯著性水平檢驗(yàn)。

研發(fā)投入滯后1期的融資結(jié)構(gòu)雙重門限回歸模型檢驗(yàn)結(jié)果，參見表9。

表9 研發(fā)投入滯后1期的門限回歸模型系數(shù)結(jié)果

由表9可知，當(dāng)融資結(jié)構(gòu)Fins值低于0.0025時，研發(fā)投入滯后1期與財務(wù)風(fēng)險顯著負(fù)相關(guān)；當(dāng)融資結(jié)構(gòu)Fins值處于0.0025～0.1187區(qū)間時，研發(fā)投入滯后1期與財務(wù)風(fēng)險也顯著負(fù)相關(guān)，但研發(fā)投入滯后1期對財務(wù)風(fēng)險的降低效應(yīng)隨著融資結(jié)構(gòu)水平上升而顯著減弱；當(dāng)融資結(jié)構(gòu)Fins值大于0.1187時，研發(fā)投入滯后1期與財務(wù)風(fēng)險顯著正相關(guān)。

4 異質(zhì)性檢驗(yàn)

4.1 分行業(yè)門限回歸檢驗(yàn)

為分析戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)不同行業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入對財務(wù)風(fēng)險影響的差異性，現(xiàn)對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中的節(jié)能環(huán)保（C1）、新一代信息技術(shù)（C2）、高端裝備制造業(yè)（C3）、新能源汽車（C4）、新能源（C5）、 新材料（C6）、 生物產(chǎn)業(yè)（C7）等行業(yè)分別構(gòu)建門限模型。分行業(yè)的門限效應(yīng)檢驗(yàn)如表10所示，門限值估計和置信區(qū)間估計結(jié)果表略。

表10 分行業(yè)的門限效應(yīng)檢驗(yàn)

從表10可知，在戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)七大行業(yè)中，研發(fā)投入與財務(wù)風(fēng)險之間均存在融資結(jié)構(gòu)門限效應(yīng)。其中節(jié)能環(huán)保（C1）、高端裝備制造業(yè)（C3）、 新材料（C6）、 生物產(chǎn)業(yè)（C7）四大行業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入與財務(wù)風(fēng)險之間存在融資結(jié)構(gòu)雙重門限效應(yīng)；而新一代信息技術(shù)（C2）、新能源汽車（C4）、新能源（C5）三大行業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入與財務(wù)風(fēng)險之間存在融資結(jié)構(gòu)單一門限效應(yīng)。

各行業(yè)的門限值及其置信區(qū)間估計值，并且門限值的真實(shí)性都通過了顯著性水平檢驗(yàn)。

為分析各行業(yè)企業(yè)研發(fā)投入對其財務(wù)風(fēng)險影響的融資結(jié)構(gòu)門限特征，構(gòu)建各行業(yè)企業(yè)的門限回歸模型并進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表11。

表11 分行業(yè)門限回歸模型系數(shù)估計的結(jié)果

從表11可知，當(dāng)融資結(jié)構(gòu)Fins值小于第一門限值時，節(jié)能環(huán)保行業(yè)（C1）、新一代信息技術(shù)（C2）、 高端裝備制造業(yè)（C3）、 新能源汽車（C4）、新能源（C5）、 新材料（C6）和生物產(chǎn)業(yè)（C7）七大行業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入對其財務(wù)風(fēng)險的影響，都通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)，且Rdi系數(shù)皆為正值，說明戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)七大行業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入增加都能顯著改善其財務(wù)狀況，但各行業(yè)的財務(wù)改善效應(yīng)存在顯著差異。當(dāng)融資結(jié)構(gòu)Fins值介于第一門限值和第二門限值之間時，僅新一代信息技術(shù)（C2）、 高端裝備制造業(yè)（C3）和新材料（C6）3個行業(yè)通過了顯著性水平（10%或1%）檢驗(yàn)，且Rdi系數(shù)皆為正值，說明這3個行業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入增加能顯著改善其財務(wù)狀況，但3個行業(yè)企業(yè)的財務(wù)改善效應(yīng)存在明顯差異。其中，高端裝備制造業(yè)（C3）行業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入增加能顯著改善其財務(wù)狀況，并且與前一階段相比，具有顯著遞增特征；而新一代信息技術(shù)（C2）和新材料（C6）行業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入增加能顯著改善其財務(wù)狀況，但與前一階段相比，具有顯著遞減特征。當(dāng)融資結(jié)構(gòu)Fins值大于第二門限值時，僅節(jié)能環(huán)保（C1）和生物產(chǎn)業(yè)（C7）通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)，且研發(fā)投入系數(shù)皆為負(fù)值。說明此時這兩個行業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入增加會顯著增加其財務(wù)風(fēng)險，其中生物產(chǎn)業(yè)（C7）更加顯著。

4.2 分地區(qū)門限回歸檢驗(yàn)

為進(jìn)一步分析位于不同地區(qū)的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入對其財務(wù)風(fēng)險影響的融資結(jié)構(gòu)門限效應(yīng)的異質(zhì)性特征，按東、中、西的地理位置對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)進(jìn)行分類，其中東部企業(yè)395家，中部企業(yè)100家，西部企業(yè)55家。分別建立門限模型并進(jìn)行門限效應(yīng)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表12所示，門限值估計結(jié)果表略。

表12 分地區(qū)的門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù) 表

由表12可知，東部地區(qū)和中部地區(qū)樣本企業(yè)研發(fā)投入對其財務(wù)風(fēng)險的影響，通過了雙重門限效應(yīng)的顯著性水平檢驗(yàn)，而西部地區(qū)樣本企業(yè)僅通過單一門限效應(yīng)顯著性水平檢驗(yàn)。由表18可知，東部地區(qū)，單一門限值為0.0020，雙重門限值為0.1037；中部地區(qū)，單一門限值為0.0011，雙重門限值為0.0822；西部地區(qū)，單一門限值為0.0015。3個地區(qū)門限值真實(shí)性都通過顯著性水平檢驗(yàn)。

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)分地區(qū)企業(yè)的研發(fā)投入對其財務(wù)風(fēng)險影響的融資結(jié)構(gòu)門限效應(yīng)特征，構(gòu)建了相應(yīng)的門限回歸模型并進(jìn)行了檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表13。

表13 分地區(qū)的門限回歸模型系數(shù)估計結(jié)果

由表13可知，當(dāng)融資結(jié)構(gòu)Fins值小于第一門限值時，東、中和西部地區(qū)樣本企業(yè)的研發(fā)投入對其財務(wù)風(fēng)險的影響都通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)，且Rdi系數(shù)皆為正值。說明研發(fā)投入的增加能非常顯著改善企業(yè)的財務(wù)狀況，并且呈現(xiàn)由東到中到西顯著遞增的特征。當(dāng)融資結(jié)構(gòu)Fins值介于第一門限值與第二門限值區(qū)間時，僅東部地區(qū)樣本企業(yè)通過1%顯著性水平檢驗(yàn)，Rdi系數(shù)為正值。表明研發(fā)投入的增加能顯著改善企業(yè)的財務(wù)狀況，但較前一階段，呈顯著遞減特征。當(dāng)融資結(jié)構(gòu)Fins值大于第二門限值時，東部和中部地區(qū)樣本企業(yè)都通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)且Rdi系數(shù)為負(fù)值，說明研發(fā)投入增加會顯著增加其財務(wù)風(fēng)險，但中部地區(qū)尤為顯著。

5 結(jié)論和建議

5.1 結(jié)論

本文基于2012～2020年面板數(shù)據(jù)對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入對其財務(wù)風(fēng)險的影響進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入與財務(wù)風(fēng)險之間存在非線性關(guān)系。門限效應(yīng)模型檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入對財務(wù)風(fēng)險存在融資結(jié)構(gòu)雙重門限效應(yīng)。當(dāng)融資結(jié)構(gòu)水平低于第一門限值和介于兩個門限值之間時，研發(fā)投入和財務(wù)風(fēng)險顯著負(fù)相關(guān)，即研發(fā)投入增加會顯著降低財務(wù)風(fēng)險，但其降低效應(yīng)隨著融資結(jié)構(gòu)水平上升而顯著遞減。當(dāng)融資結(jié)構(gòu)水平大于第二門限值時，研發(fā)投入和財務(wù)風(fēng)險顯著正相關(guān)，即研發(fā)投入增加會顯著增加其財務(wù)風(fēng)險。穩(wěn)定性檢驗(yàn)表明，雙門限回歸模型檢驗(yàn)的結(jié)論依然成立。

在異質(zhì)性檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)，從分行業(yè)角度看，節(jié)能環(huán)保、高端裝備制造業(yè)、新材料、生物產(chǎn)業(yè)四大行業(yè)企業(yè)研發(fā)投入對其財務(wù)風(fēng)險存在融資結(jié)構(gòu)的雙重門限效應(yīng)；而新一代信息技術(shù)、新能源汽車、新能源三大行業(yè)企業(yè)研發(fā)投入對其財務(wù)風(fēng)險存在融資結(jié)構(gòu)的單一門限效應(yīng)。在不同融資結(jié)構(gòu)水平下，不同行業(yè)企業(yè)研發(fā)投入增加對其財務(wù)風(fēng)險的影響也有顯著性差異。從分地區(qū)角度看，東部地區(qū)和中部地區(qū)樣本企業(yè)的研發(fā)投入對其財務(wù)風(fēng)險的影響存在融資結(jié)構(gòu)雙重門限效應(yīng)，而西部地區(qū)樣本企業(yè)的研發(fā)投入對其財務(wù)風(fēng)險的影響僅存在融資結(jié)構(gòu)單一門限效應(yīng)。在不同融資結(jié)構(gòu)水平下，不同地區(qū)樣本企業(yè)研發(fā)投入增加對其財務(wù)風(fēng)險的影響存在顯著異質(zhì)性特征。

5.2 建議

為控制好戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險，基于以上研究結(jié)論，提出以下建議：（1）控制好融資結(jié)構(gòu)水平。對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)來說，研發(fā)投入對其健康發(fā)展至關(guān)重要，但研發(fā)投入對其財務(wù)風(fēng)險會產(chǎn)生影響。一般來說，只要融資結(jié)構(gòu)水平不超過第二門限值，研發(fā)投入的增加非但不會惡化其財務(wù)狀況，相反還能顯著改善其財務(wù)狀況。但是一旦融資結(jié)構(gòu)水平越過第二門限值，研發(fā)投入的增加就會顯著惡化其財務(wù)狀況；（2）區(qū)別對待不同行業(yè)企業(yè)的融資結(jié)構(gòu)水平。對研發(fā)投入與財務(wù)風(fēng)險之間存在融資結(jié)構(gòu)雙重門限效應(yīng)的行業(yè)，如節(jié)能環(huán)保、高端裝備制造業(yè)、新材料、生物產(chǎn)業(yè)，只要其融資結(jié)構(gòu)水平控制在第二門限值以內(nèi)；對研發(fā)投入與財務(wù)風(fēng)險之間存在融資結(jié)構(gòu)單一門限效應(yīng)的行業(yè)，如新一代信息技術(shù)、新能源汽車、新能源行業(yè)，只要其融資結(jié)構(gòu)水平控制在第一門限值以內(nèi)，研發(fā)投入的增加都能夠顯著改善企業(yè)財務(wù)狀況；（3）區(qū)別對待不同地區(qū)企業(yè)的融資結(jié)構(gòu)水平。對東部地區(qū)的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)來說，只要融資結(jié)構(gòu)水平控制在第二門限值以內(nèi)，研發(fā)投入的增加不會帶來財務(wù)風(fēng)險，相反還會顯著改善企業(yè)財務(wù)狀況。但對中部地區(qū)和西部地區(qū)的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)來說，融資結(jié)構(gòu)水平必須控制在第一門限值以內(nèi)，否則，研發(fā)投入的增加就會給企業(yè)帶來顯著的財務(wù)風(fēng)險； （4）國家在完善股權(quán)融資制度同時，應(yīng)重視以市場化為導(dǎo)向來完善債權(quán)融資體系（包括加強(qiáng)企業(yè)債券市場建設(shè)），拓寬戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)債權(quán)融資渠道，以便其更好平衡研發(fā)投入的融資結(jié)構(gòu)，以降低其財務(wù)風(fēng)險，實(shí)現(xiàn)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。