阅读次数:人次

融资约束和代理成本投资分析

投资是企业特殊的战略投资活动,关系着企业的长远和可持续发展。R&D投资收益的高度不确定性决定了有效的公司治理和制度机制安排是企业R&D投资成功的重要保障。代理问题作为公司治理和制度安排的核心方面,从实质层面上决定了企业的R&D投资活动。此外,R&D投资是一项跨期长的系统性工程,需要源源不断的资金投入,资金的充裕与否决定了企业R&D投资规模的大小。因此,资金的充足与否和代理问题与企业的R&D投资息息相关。已有不少学者关注到代理问题和融资约束对企业R&D投资的影响,但关注的着眼点大多数局限于单一角度的基于最小二乘分析单一指标或某几个指标对企业R&D投资的正向或负向的影响,关于双边角度的探究多因素下企业最佳R&D投资规模或投资水平的研究比较缺乏。基于此,本文采用异质性双边随机边界模型,将代理问题扩展到激励和约束层面。具体包括大股东控制、多个大股东联合或制衡和管理层激励,再融入融资约束的影响,研究代理成本和融资约束对企业R&D投资的双边影响。

1研究假设

1.1代理成本与企业R&D投资。(1)大股东控制与企业R&D投资集中股权结构的治理作用体现在激励和侵占两个方面。一方面,集中股权下的大股东控制能够有效监督管理层的经营行为,缓解其机会主义行为,有利于企业R&D投资的实施[1];另一方面,大股东控制增强了其谋取私利的能力,其优势地位为其进行资源转移和利益侵占提供了便利,高风险和高不确定性的创新行为存在被挤出的可能[2]。因为在控制权和现金流权分离度较大的情况下,控股股东可以以较少的现金流控制企业,得到远多于研发投入所能获得的控制权私有收益[3]。现金流权和两权分离度存在一定的制约关系。控制权显著体现出增值效应和侵占效应,增值效应与控股股东的现金流权有关;侵占效应与两权分离度有关。因此,本文提出如下假设:假设1:考虑两权分离度的影响下,控股股东的现金流权比例与企业的R&D投资呈倒“U”型关系。假设2:考虑现金流权的影响下,两权分离度与企业的R&D投资呈倒“U”型关系。(2)高管参与治理的企业R&D投资现代企业经营机制下,所有权和经营权分离。信息不对称为管理层的机会主义行为提供了便利。相关激励理论的研究认为高管激励的实施可以有效减少股东和管理层之间的代理成本[4],高管的主人翁地位有利于企业的R&D投资。Jensen和Meckling[5]从另一个角度的研究认为,企业的R&D投资随高管持股比例的降低而减少。但是随着对高管股权激励的增强,原有的所有权和经营权的分离逐渐转变为两权合一,高管的地位逐渐由管理层转变为企业的所有者,其持股比例与企业R&D投资的关系将类同大股东控制与企业R&D投资的研究结论。因此,本文提出如下假设:假设3:大股东控制下,高管激励与企业的R&D投资之间存在“倒U型”关系。(3)股权制衡模式下企业的R&D投资股权制衡对企业R&D投资的影响与联盟集体的现金流权有关:一方面,联盟的形成为其他股东监督控股股东提供了动力,控股股东需要承担比非制衡模式下更高的侵占成本,因而挤占R&D投资的行为就会减弱;另一方面,当联盟集体形成相对控制时,较低的现金流权为联盟成员形成合谋、谋取私利、侵占中小股东利益提供了条件,企业的R&D资金存在被挤占的可能[6]。基于以上分析,本文提出如下假设:假设4:制衡模式下,股权制衡与企业的R&D投资之间存在“倒U型”关系。1.2融资约束与企业的R&D投资。企业的R&D投资需要大量的资金供应,充沛的内部现金流会促使企业加大R&D投资强度。但很多企业由于经营和发展的需要,内部资金无法满足R&D投资需求,因而需要大量外部资金的支持。但是,资金供需双方的信息不对称将导致内外部融资难以完全替代。债务融资中,债权人会在借款合同中严格规定资金的安全使用条例,包括限制企业将资金投放到风险性极高的R&D投资活动中,企业以债务融资的方式难以筹集足额的研发资金[7],融资约束越严重,企业的R&D支出越低[8]。同时,研发投资项目成功的高度不确定性,难以对R&D投资项目进行估价,抵押融资难以进行。相对而言,股权融资是研发资金的重要来源[9]。根据以上的理论分析,本文提出如下假设:假设5:企业内部现金流能够有效缓解融资约束对企业R&D投资的不利影响。假设6:债务融资不利于企业的R&D投资。假设7:股权融资有利于企业的R&D投资。

2研究设计

2.1模型设定和变量选取企业的R&D投资是代理关系和融资约束综合作用的结果,本文应用异质性双边随机边界模型[10]检验两者对企业R&D投资的影响:RDi=x' i×δ+εi,εi=νi+wi-ui(1)其中,RDi为企业实际的R&D投入,x'i×δ为最优R&D投入水平,εi为复合残差,由νi、 wi和ui三部分组成,满足εi=νi+wi-ui,νi为R&D投入最优时,随机扰动的作用,假定其服从正态分布,即νii.i.d.N(0σ)2ν。 wi为代理关系下R&D投入与最优R&D投入的偏离程度,用于测度过度R&D投资,设定wi³0;ui为融资约束下R&D投入与最优R&D投入的偏离程度,用于测度R&D投资不足,ui³0,假定 wi和ui均服从指数分布,即wii.i.d.Exp(σ)wσ2w,uii.i.d.Exp(σ)uσ2u。νi、 wi和ui相互独立,且与xi不相关。εi的分布密度函数为:f(ε)i=exp(a)iσu+σwΦ(c)i+exp(b)iσu+σw-di¥φ(z)dz=exp(a)iσu+σwΦ(c)i+exp(b)iσu+σwφ(d)i(2)其中,Φ(×)和φ(×)分别为标准正态分布的累积分布函数和概率密度函数,参数设定为:ai=σ2v2σ2u+εiσu,bi=σ2v2σ2w-εiσw,ci=-εiσv-σvσu,di=εiσv-σvσw样本观测值的极大似然估计函数为:lnL(x)iθ=-nln(σ)u-σw+åi=1nln[exp(a)]iΦ(c)i+exp(b)iΦ(d)i(3)其中,θ=[δ,σ]vσuσw′,参数的估计值可通过最大化上述对数似然函数得到。每家企业的代理成本和融资约束对R&D投入影响的大小,可通过对ui和wi做点估计得到,具体ui和wi的条件分布为:f(u)i|εi=λexp(-λu)iΦæèçöø÷uiσv+diΦ(d)i+exp(a)i-biΦ(c)i(4)f(w)i|εi=λexp(-λw)iΦæèçöø÷wiσv+ciexp(b)i-ai[Φ(d)]i+exp(a)i-biΦ(c)i(5)其中,λ=1σu+1σw。由式(4)和式(5)可推导出ui和wi的条件期望为:E(u)i|εi=1λ+exp(a)i-biσv[φ(-c)]i+ciΦ(c)iΦ(d)i+exp(a)i-biΦ(c)i(6)E(w)i|εi=1λ+σv[φ(-d)]i+diΦ(d)iΦ(d)i+exp(a)i-biΦ(c)i(7)式(6)和式(7)是用来估计企业的实际R&D投入与最优R&D投入水平之间的绝对偏离程度。将绝对偏离程度进行相对化处理,即可获得因融资约束和代理成本的影响,实际R&D投资低于(或高于)最优R&D投资水平的相对偏离程度。此时,需要将 wi和ui的点估计用1-e-u和1-e-w替代表达,具体如下:Eæèöø1-e-ui|εi=1-λ1+λéëêêùûúúΦ(d)i+exp(a)i-biexpæèçöø÷σ2v2-σvciΦ(c)i-σvΦ(d)i+exp(a)i-biΦ(c)i(8)Eæèöø1-e-wi|εi=1-λ1+λéëêêùûúúΦ(c)i+exp(b)i-aiexpæèçöø÷σ2v2-σvdiΦ(d)i-σvexp(b)i-ai[Φ(d)]i+exp(a)i-biΦ(c)i(9)式(6)和式(7)可作为融资约束指标和代理成本指标的替代变量;式(8)和式(9)即为融资约束和代理成本的相对大小。那么,企业R&D投资净效果为:基于以上的分析,本文构建企业R&D投资的双边随机边界模型:RDit=β0+β1´Constraintit-1+β2´Agentit-1+β3´Controlit-1+νit+wit-μit(11)其中,Constraint描述的是融资约束类指标,Agent描述的是代理成本类指标,Control描述控制类变量,具体变量定义如表1所示。vit是R&D最优时的扰动项,uit和wit是指实际R&D投资因融资约束和代理成本偏离最优水平的程度。具体设定如下:σu=exp(δ)u和σw=exp(δ)w其中:δu=α0+α1Debtfinanceit-1+α2Equityfinanceit-1+α3Opcashit-1+α4cashit-1δw=β0+β1Ownershipit-1+β2Deviateit-1+β3Equitybalance+β4Mshareit-12.2样本选择和数据来源本文选择2007—2015年窗口期内有R&D数据的上市公司作为研究对象,并针对如下进行筛选:①剔除金融类上市公司;②剔除发行B股和H股的公司;③剔除被ST、PT的上市公司;④为了满足滞后一期计算的需求,剔除了时间上未连续两年及以上的观测值;⑤剔除资产负债率大于100%的观测值;⑥剔除数据缺少的观察值。最终所得6961个样本观察值。研究数据来源于WIND和CSMAR数据库。

3实证分析

3.1描述性统计分析这里只列示了与代理成本和融资约束相关的主要变量的描述性统计结果,具体如表2所示。资的综合影响。模型1的设定为只考虑控制变量的似然估计情况;模型2是在模型1的基础上增加代理成本和融资约束的综合影响,但不考虑年度效应和行业效应的作用;模型3和模型4是在模型2的基础上分别增加年度效应和行业效应的影响;模型5是综合考虑所有影响因素的模型设计。由上页表3可知,模型5的似然值最大,拟合效果最好,本文选择模型5的实证结果作为后续分析的依据。融资约束参数σu和代理成本参数σw显著异于零,表明企业的R&D投资活动受到不同方向作用的的影响。代理成本部分的实证结果显示,适度的控股股东现金流权比例和两权分离度都有利于企业的R&D投入;适度的股权制衡能够有效遏制控股股东的侵占行为;对高管进行适度的股权激励有利于增强高管R&D投资的积极性和努力程度。融资约束部分的实证结果显示:负债融资和经营活动所需的现金流量越多,融资约束就越严重,能够投入到R&D项目中的资金就越少;另一方面,股权融资越顺利,企业的现金流状况越好,越能够有效缓解负债融资和经营活动所需资金带来的不利影响,有利于企业的研发创新。3.3方差分解:代理成本和融资约束的解释表4解释了代理成本和融资约束对企业R&D投资的影响。其中,融资约束的影响为1.13,代理成本的影响为0.41,综合影响为E(w-u)=σw-σu=-0.72,企业的R&D投资低于最优水平。在R&D投入的总体变动中,95%由代理成本和融资约束贡献,两者是企业R&D投资的重要影响因素。且融资约束的作用要远大于代理成本,具体表现为91%和9%的对比关系。3.4偏离比较分析上文的方差分解表明,我国上市公司的R&D投资并没有达到最优水平,那么具体代理成本和融资约束的影响程度如何?还需要进一步的比较分析。表5的估计结果显示:代理成本E ̂(1-e)-w|ε的影响促使企业的R&D投入超出最优水平的27.95%,融资约束Ê(1-e)-u|ε的影响促使企业的R&D投资低于最优水平的54.46%,企业实际的R&D投资低于最优水平的26.51%。这一研究结果符合我国当前企业R&D投资实际,融资约束是企业R&D投资不足的主要原因,代理关系的科学安排有利于企业的R&D投资。表6的分组研究结果显示,国有企业和民营企业的融资约束作用均大于代理成本的作用。但是,民营企业4结论本文应用异质性双边随机边界模型分析了融资约束和代理成本对企业R&D投入的影响,研究结果表明:(1)企业的R&D投资受正向的代理成本和负向的融资约束的影响,融资约束的影响要大于代理成本,代理成本效应能够部分抵消融资约束的不利影响;(2)对不同所有制性质分组研究表明,民营企业所面临的融资约束程度要大于国有企业,但清晰的产权关系有效缓解了融资约束的不利影响,R&D投资优于国有企业。

作者:李益娟 罗正英 单位:1.上海海洋大学 2.苏州大学

关于本站:中国最大的权威的公务员门户网站-公务员之家创建历经7年多的发展与广大会员的积极参与,现已成为全国会员最多(95.4万名会员)、文章最多、口碑最好的公务员日常网站。荣膺搜狐、新浪等门户网站与权威媒体推荐,荣登最具商业价值网站排行榜第六位,深受广大会员好评。

公务员之家VIP会员俱乐部

在公务员之家您可以分享到最新,最具有时事和代表性的各类文章,帮助你更加方便的学习和了解公文写作技巧,我们愿与您一同锐意进取,不懈的追求卓越。

如何加入公务员之家VIP会员
第一步:先了解公务员之家,查看VIP会员特权
第二步:银行汇款或在线支付,汇款即时到帐
第三步:汇款后立刻联系我们,将您的汇款金额和流水号告诉客服老师,3分钟内系统核查完毕并发送VIP会员帐号到您的手机中,直接登陆即可。

网站首页 | 关于我们 | 文秘服务 | 发表服务 | 支付方式 | 常见问题 | 联系我们