研發(fā)投入對企業(yè)財務風險影響研究

摘要：科技創(chuàng)新是國家經(jīng)濟發(fā)展的核心動力，為了激發(fā)企業(yè)科技創(chuàng)新積極性，我國對企業(yè)研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠力度越來越大，有效降低了企業(yè)稅負，促進了企業(yè)研發(fā)能力的提升。文章選取2018-2022年科創(chuàng)板上市公司面板數(shù)據(jù)，建立門限回歸模型分析研發(fā)投入對企業(yè)財務風險的影響。結果發(fā)現(xiàn)，科創(chuàng)板研發(fā)投入與財務風險之間存在倒“U”型的非線性關系；融資約束在兩者之間存在門限效應。上述研究發(fā)現(xiàn)為管理層進行研發(fā)投資戰(zhàn)略提供經(jīng)驗依據(jù)，針對科創(chuàng)板企業(yè)成長性分析合理進行融資幫持，使其財務風險控制在合理的區(qū)間內(nèi)。

關鍵詞：科創(chuàng)板企業(yè)；研發(fā)投入；財務風險，融資約束

我國科創(chuàng)板自2019年6月13日正式開板，已成為我國硬科技企業(yè)上市首選地和科技創(chuàng)新企業(yè)集聚地。2018年發(fā)布《研發(fā)費用加計扣除政策執(zhí)行指引》，針對不同企業(yè)實施不同扣除方法，助力企業(yè)加大研發(fā)力度，持續(xù)提升科技水平。研發(fā)投入需要投入資金和科研人員，來實現(xiàn)企業(yè)的經(jīng)濟增長。科創(chuàng)板企業(yè)在行業(yè)中的核心競爭優(yōu)勢離不開創(chuàng)新，研發(fā)投入前期科研人員學習和生產(chǎn)設備升級有擠出作用，后期研發(fā)成果量產(chǎn)的營業(yè)收入和股價上漲等有蓄水池作用。研發(fā)創(chuàng)新本身有風險性，因此進行合理研發(fā)投入才能控制好公司的財務風險。本文以科創(chuàng)板公司2018-2022年的數(shù)據(jù)為研究樣本，采用了門限回歸模型來檢驗科創(chuàng)板企業(yè)研發(fā)投入與財務風險之間是線性關系還是非線性關系，融資約束水平加入調(diào)節(jié)模型中，對不同成長階段的企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新降低財務風險提供決策指導。

一、文獻綜述與理論假設

（一）科創(chuàng)型企業(yè)的特征

上交所將設立科創(chuàng)板實行注冊制，推動科創(chuàng)板發(fā)展，2019年7月22日，首批企業(yè)實現(xiàn)在科創(chuàng)板掛牌上市。到目前為止，科創(chuàng)板已經(jīng)成功運行六年多，部分企業(yè)已然成為我國技術創(chuàng)新、科技進步、經(jīng)濟發(fā)展的中流砥柱，是支持中國技術產(chǎn)出和戰(zhàn)略新發(fā)展的主推手。科創(chuàng)型企業(yè)因其主要業(yè)務的特殊性，企業(yè)具有以下幾個特征：第一，資金密集型，同時高收益型。由于科創(chuàng)企業(yè)的研發(fā)活動需要投入大量高精尖人力、資金以及其他技術資源，且研發(fā)周期比較長，研發(fā)成功后還需要加大市場宣傳，以及時獲得市場認可，搶占市場份額，其綜合收益相當可觀，這一特性，決定了科創(chuàng)企業(yè)的高投入和高收益的特性。第二，主要資產(chǎn)為無形資產(chǎn)。科創(chuàng)企業(yè)的主要產(chǎn)品為先進的技術及其附屬產(chǎn)品，而研發(fā)的主要生產(chǎn)要素為技術和人力，因此，科創(chuàng)企業(yè)的主要財產(chǎn)為先進的技術和高精尖人才。第三，產(chǎn)品更迭快。隨著科技的創(chuàng)新，科技領域產(chǎn)品層出不窮，科創(chuàng)企業(yè)需要投入大量研發(fā)費用，保障產(chǎn)品更新?lián)Q代，以免被市場淘汰。

（二）研發(fā)投入與財務風險

關于研發(fā)投入對企業(yè)財務風險的影響。兩者之間關系是線性還是非線性之間仍然莫衷一是。第一，部分學者認為二者是正相關關系。杜曉榮和付曉月認為增加高風險的研發(fā)投資會使管理層面臨績效壓力，從而增加風險企業(yè)減少研發(fā)。鄭淑霞研究發(fā)現(xiàn)制造業(yè)公司的研發(fā)投入增加資本成本從而其財務績效風險也隨之增加。第二，部分學者認為二者是負相關關系。孫艷梅認為研發(fā)投入能夠緩解資本市場的信息不對稱，降低企業(yè)的風險。陳彬和姚堯研究發(fā)現(xiàn)提升企業(yè)的研發(fā)投入，會降低盈余波動性，從而降低企業(yè)的財務風險。第三，還有一部分學者認為研發(fā)投入與財務風險是非線性相關的關系。黃曼行等發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入高的企業(yè)財務風險普遍較高，而研發(fā)投入低的企業(yè)相反。郝清民通過對中國制造業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入與財務風險呈U型關系。

研發(fā)投入不僅要創(chuàng)新經(jīng)營思路，對科創(chuàng)板來說更重要的是具有核心競爭力且能夠量化生產(chǎn)的科研產(chǎn)品。長時期研發(fā)其投資決策的風險性和融資方面的不確定性對科創(chuàng)板企業(yè)不同階段財務風險的影響是不同的。研發(fā)初期開始公布研發(fā)信息，會向市場投資者傳遞向好的信號，財務風險降低，但是隨著企業(yè)投入較多的無形資產(chǎn)，財務指標發(fā)生變化，會占用企業(yè)的盈余資本，資金流難周轉增加企業(yè)的負擔。到了研發(fā)終期，科創(chuàng)板企業(yè)若研發(fā)成功，研發(fā)成果帶來的業(yè)績會彌補企業(yè)研發(fā)投入創(chuàng)新而產(chǎn)生的機會成本；反之會影響企業(yè)運營，提升公司的財務風險。因此提出假設1：

假設1：研發(fā)投入與科創(chuàng)板企業(yè)財務風險呈倒U相關。

（三）研發(fā)投入與融資約束

關于融資約束與研發(fā)投入的研究，我國深市中小板上市企業(yè)的Ramp;D投資存在融資約束，一定程度上依賴內(nèi)部現(xiàn)金流。第一，有學者的研究將融資約束作為主變量。朱媛，詹媛媛等發(fā)現(xiàn)企業(yè)的融資約束會抑制企業(yè)的Ramp;D活動。王浩然、賈慶玲等發(fā)現(xiàn)高新企業(yè)的研發(fā)支出會被融資約束制約，Ramp;D項目支出被現(xiàn)金持有量制約。文武，韓亞群等基于經(jīng)濟周期理論，發(fā)現(xiàn)融資約束是企業(yè)順周期進行研發(fā)投資的重要原因。第二，學者將融資約束作為調(diào)節(jié)變量，鄭淑霞發(fā)現(xiàn)融資約束會擴大研發(fā)強度與財務績效風險的正相關關系。丁海平將研發(fā)投入作為自變量和門限變量研究適中的研發(fā)強度從而將財務績效最大化。

科創(chuàng)板企業(yè)大多是新興的科技密集型企業(yè)，其內(nèi)部資產(chǎn)結構中極易效仿性的無形資產(chǎn)占比較高，所以銀行或其他的貸款人不愿接受其作為抵押品，它們面臨融資困難。當融資約束較低時，公司的研發(fā)投入會進行得更順利，會使研發(fā)投入和財務風險呈現(xiàn)負相關關系；當面臨較大的融資約束下，很難收到外部融資，主要受限于內(nèi)部資金，研發(fā)投入無法充分進行，機會成本增加，財務風險增大。所以，不同程度的融資約束對于兩者的關系影響不同。因此提出假設2：

假設2：融資約束對研發(fā)投入與財務風險關系的影響存在門檻效應。

二、變量、模型與數(shù)據(jù)

（一）變量說明

被解釋變量：財務風險（FR）。財務風險主要衡量指標為股票收益波動率、財務杠桿、財務指標（Z值）等。因前兩者均為單個數(shù)據(jù)，不能完全代表公司的財務風險，故本文選用阿特曼的Z值作為因變量來衡量科創(chuàng)板企業(yè)的財務風險。Z值的公式中五個反映公司風險的財務指標的權重能代表出我國科創(chuàng)板上市企業(yè)的財務特征，所以直接用于計算財務風險。Z值越大，說明公司發(fā)展得越好，財務風險越小。

解釋變量：研發(fā)投入（RDI）。借鑒相關文獻，研發(fā)強度RDI指標，采用研發(fā)投入與企業(yè)當期營業(yè)總收入比值來表示研發(fā)強度。門限變量：融資約束（SA）。融資約束的度量指標中的KZ指數(shù)和WW指數(shù)的計算公式有現(xiàn)金流、公司財務杠桿等對模型產(chǎn)生內(nèi)生性的金融變量，故選擇使用SA指標。控制變量：參考已有文獻選取科創(chuàng)板的資產(chǎn)負債率（LEV）、固定資產(chǎn)占比（FIX）、年齡（Age）作為模型的控制變量。各變量的具體計算公式，見表1。

（二）模型設定

面板數(shù)據(jù)同時具有時間維度與截面維度的特點，能夠在較大程度上降低估計誤差，因此本文建立面板數(shù)據(jù)形式下的三個回歸模型來檢驗研發(fā)投入對企業(yè)財務風險的影響，模型如下：

FRit=α0+β1RDIit+θcontrolit+εit（1）

其中，controlit為本文選擇的控制變量；下標i和t分別表示不同企業(yè)和不同時間；α0是截距項，εit為隨機誤差項。

為進一步檢驗假設1，在模型（1）基礎上，加入研發(fā)投入強度的二次項RDI構建模型（2）中，其表達式如下：

FRit=α0+β1RDIit+β2RDI+θcontrolit+εit（2）

門限回歸模型。為驗證假設2融資約束的門限效應，借鑒Hansen門限回歸模型，結合模型2將融資約束SA作為門限變量，構建面板門限模型（3）。

FRit=α0+β1RDIit（SAit≤γ1）+β2RDIit（γ1≤SAit≤γ2）+…+βnRDIit（γn-1≤SAit≤γn）+βn+1RDIit（SAit≥γn）+θcontrolit+εit（3）

模型（3）中γ1，γ2，…，γn為不同的門限值，其他變量的含義相同。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文關注的是Ramp;D投入與企業(yè)財務風險之間存在的關系，著重研究科創(chuàng)板上市公司研發(fā)投入對企業(yè)財務風險存在的影響，因此本文選取2018-2022年我國科創(chuàng)板上市公司為研究對象，剔除金融類企業(yè)、ST、ST*以及出現(xiàn)財務數(shù)據(jù)異常的公司，最終篩選出514家公司，數(shù)據(jù)均來自Choice數(shù)據(jù)庫。經(jīng)描述性統(tǒng)計分析，見表2。解釋變量研發(fā)投入RDI均值為0.154，說明科創(chuàng)板企業(yè)比較注重公司的研發(fā)創(chuàng)新；被解釋變量財務風險Risk的均值為9.711，大于2.99，標準差為19.67，說明科創(chuàng)板上市的企業(yè)最近五年的總體財務狀況良好且各公司之間風險差異大。門限變量融資約束SA均值為-3.69，標準差為0.239，說明整體上看科創(chuàng)板企業(yè)的融資約束差距不大。

三、實證估計與穩(wěn)健性檢驗

（一）基準回歸

分析變量間的兩兩線性相關關系，由結果可知，各解釋變量之間的相關系數(shù)均低于0.7，其中研發(fā)投入和財務風險未表現(xiàn)出明顯的線性關系。控制變量中，其中資產(chǎn)負債率和財務風險的負相關性最高，固定資產(chǎn)投資率也呈現(xiàn)負相關關系，當公司固定資產(chǎn)越多，說明公司在應對風險時的有更多的資產(chǎn)可以變現(xiàn)，使公司的財務風險下降。分析變量是否存在多重共線性，VIF檢驗的結果各變量的VIF均未大于5，平均的VIF值是1.54，可以得出，各變量沒有多重共線性。經(jīng)豪斯曼檢驗結果的P值均為0.0000，故選擇平穩(wěn)的個體時間雙固定模型進行回歸檢驗。從表3可以看出，模型（1）中，研發(fā)投入和財務風險通過率在1%概率下顯著。且RDI的系數(shù)是負值，因為財務風險為負向指標，表示隨著科創(chuàng)板企業(yè)研發(fā)投入的增加，公司的財務風險隨之增加。在模型（2）中，研發(fā)投入一次項系數(shù)是通過1%的顯著負值，研發(fā)投入的二次項系數(shù)為1%的顯著性的正值，確定假設1成立，研發(fā)投入與財務風險成立倒“U”型的非線性關系。

（二）門限回歸模型

本文模型三門限效應中，研發(fā)投入自變量，融資約束是門檻變量，融資約束通過雙門檻效應檢驗。根據(jù)表4回歸結果，當融資約束SA≤-3.7886，研發(fā)投入與企業(yè)的財務風險是正相關，系數(shù)為4.298，在10%的顯著性水平下顯著；當融資約束處在-3.7886與-3.5146之間，研發(fā)投入與財務風險是顯著的負相關，系數(shù)為-29.522，在1%的顯著性水平下顯著，財務風險隨著研發(fā)投入的增加而增加；當融資約束大于-3.5146，負相關關系減弱，系數(shù)為-5.256，在1%的顯著性水平下顯著。總體來說，在融資約束值低于第一門限值-3.7886時，研發(fā)投入的增加能顯著降低財務風險，發(fā)揮研發(fā)投入的蓄水池作用，一旦融資約束突破第一門限值，財務風險逐步擴大且降低融資約束水平。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為驗證模型的穩(wěn)健性，本文采用改變自變量的衡量指標和滯后自變量1期法來驗證前文的實證結果，見表5。第一列是采用研發(fā)投入占總資產(chǎn)比重來替換前文使用的研發(fā)投入占營業(yè)收入比重的回歸結果，第二列是將研發(fā)投入滯后1期和研發(fā)投入的二次項的滯后期作為核心解釋變量的回歸結果，結果發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入和財務風險是存在倒U型關系，說明本文回歸結果穩(wěn)定。

四、研究結論和建議

（一）研究結論

基于2018-2022年的完整數(shù)據(jù)，在分析總結企業(yè)研發(fā)投入相關研究的基礎上，對研發(fā)投入與科創(chuàng)板企業(yè)財務風險的關系展開研究，得出結論，科創(chuàng)板研發(fā)投入與財務風險之間存在倒“U”型的非線性關系，研發(fā)投入對財務風險存在融資約束的雙重門限效應。在融資約束值低于第一門限值時，研發(fā)投入的增加能顯著降低財務風險，在融資約束突破第一門限值，擠出作用使財務風險增加，但增加效果會隨著融資約束水平提高而顯著減弱，且經(jīng)過穩(wěn)健型檢驗，依舊成立。

（二）研究建議

結合上述實證分析，為科創(chuàng)板企業(yè)未來發(fā)展提出如下建議：第一，公司控制好融資約束水平。根據(jù)本文的結果，當企業(yè)融資約束水平低于門限值時，增加研發(fā)費用投入不會提升財務風險效果。管理層改善企業(yè)內(nèi)部資產(chǎn)負債情況，將閑置資金配置控制在合理范圍內(nèi)，減少融資過程中的多余成本，及時調(diào)整發(fā)現(xiàn)公司的財務問題并解決。第二，根據(jù)不同企業(yè)的成長性水平，合理地進行研發(fā)投入創(chuàng)新。成長性較強的企業(yè)，應該貫徹國家技術創(chuàng)新政策，多進行研發(fā)投入，研究出更多新興的產(chǎn)品和服務，使得企業(yè)創(chuàng)造更多的效益在市場中立足。成熟期的企業(yè)要控制好研發(fā)投入，大量的投入代表企業(yè)承載較大機會成本，一旦失敗損失也是巨大的。第三，企業(yè)要強化內(nèi)部控制，要優(yōu)化研發(fā)活動流程設計，完善內(nèi)部控制制度，配備專業(yè)人員，加大內(nèi)部監(jiān)督力度，定期審查明細賬、總賬，要定期展開內(nèi)部審計，對財稅業(yè)務處理流程進行監(jiān)督，確保處理工作的規(guī)范性與合法性。同時要及時提交審計報告，對研發(fā)方向進行明確，為企業(yè)研發(fā)能力的提升奠定良好基礎。第四，政府進一步支持引導企業(yè)進行科技改革。政府人員應加大對科研人員的獎勵力度，增加企業(yè)自主創(chuàng)新，進而實現(xiàn)企業(yè)的產(chǎn)業(yè)升級，同時落實好保護知識產(chǎn)權的政策。加大對科創(chuàng)板企業(yè)的金融支持政策，從信貸、稅收、政府補貼等方面保證公司能順利進行研發(fā)投入，支持、引導和幫助更多的科創(chuàng)板企業(yè)走創(chuàng)新驅動道路，促進科技創(chuàng)新和中國經(jīng)濟增長。

參考文獻：

[1]杜曉榮，付曉月.研發(fā)投資，企業(yè)風險與高管薪酬——業(yè)績敏感性[J].工業(yè)技術經(jīng)濟，2016，35（11）：129-136.

[2]孫艷梅，郭敏，方夢然.企業(yè)創(chuàng)新投資、風險承擔與股價崩盤風險[J].科研管理，2019，40（12）：144-154.

[3]郝清民.融資約束下的研發(fā)與長期財務風險[J].科研管理，2020，41（10）：54-62.

[4]倪妍，王昌榮.研發(fā)費用加計扣除對企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)財務風險的影響研究[J].中國農(nóng)業(yè)會計，2023，33（15）：33-37.

[5]鄭淑霞.融資約束下研發(fā)投入對企業(yè)財務績效風險的影響[J].武夷學院學報，2018，37（04）：63-70.

[6]陳彬，姚堯.研發(fā)投入與盈余波動性研究：基于我國A股高新技術企業(yè)上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].財會通訊，2016（06）：65-68.

[7]黃曼行，任家華，嚴娛.我國中小企業(yè)Ramp;D投資與企業(yè)財務風險——基于分位數(shù)回歸方法[J].科技管理研究，2014，34（14）：113-117.

[8]劉任重，曲修平.金融發(fā)展、企業(yè)Ramp;D投資與融資約束[J].哈爾濱商業(yè)大學學報（社會科學版），2019（04）：3-12+28.

[9]朱媛，詹媛媛.政府補助、融資約束與企業(yè)Ramp;D投入——基于A股上市公司的實證研究[J].生產(chǎn)力研究，2020（09）：79-82.

[10]王浩然，賈慶玲.融資約束對企業(yè)RD投資的影響研究——基于我國高新技術上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)[J].產(chǎn)業(yè)組織評論，2020，14（03）：46-73.

[11]張栩菁.高技術上市公司的財務風險、成長性與研發(fā)投入關系研究[J].西部金融，2019（08）：42-45.

[12]張昌兵，余梅麗，華麗香，等.研發(fā)投入對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)財務風險的影響——基于融資結構門限回歸模型的實證檢驗[J].工業(yè)技術經(jīng)濟，2022，41（03）：124-135.

（作者單位：中遠海運物流供應鏈有限公司青島分公司）