融資約束和代理成本投資分析_人力資本投資范文

發表時間:2018-1-19 17:27:08 文章來源:廣德教育網 手機版

投資是企業特殊的戰略投資活動,關系著企業的長遠和可持續發展。R&D投資收益的高度不確定性決定了有效的公司治理和制度機制安排是企業R&D投資成功的重要保障。代理問題作為公司治理和制度安排的核心方面,從實質層面上決定了企業的R&D投資活動。此外,R&D投資是一項跨期長的系統性工程,需要源源不斷的資金投入,資金的充裕與否決定了企業R&D投資規模的大小。因此,資金的充足與否和代理問題與企業的R&D投資息息相關。已有不少學者關注到代理問題和融資約束對企業R&D投資的影響,但關注的著眼點大多數局限于單一角度的基于最小二乘分析單一指標或某幾個指標對企業R&D投資的正向或負向的影響,關于雙邊角度的探究多因素下企業最佳R&D投資規;蛲顿Y水平的研究比較缺乏;诖,本文采用異質性雙邊隨機邊界模型,將代理問題擴展到激勵和約束層面。具體包括大股東控制、多個大股東聯合或制衡和管理層激勵,再融入融資約束的影響,研究代理成本和融資約束對企業R&D投資的雙邊影響。

1研究假設

1.1代理成本與企業R&D投資。(1)大股東控制與企業R&D投資集中股權結構的治理作用體現在激勵和侵占兩個方面。一方面,集中股權下的大股東控制能夠有效監督管理層的經營行為,緩解其機會主義行為,有利于企業R&D投資的實施[1];另一方面,大股東控制增強了其謀取私利的能力,其優勢地位為其進行資源轉移和利益侵占提供了便利,高風險和高不確定性的創新行為存在被擠出的可能[2]。因為在控制權和現金流權分離度較大的情況下,控股股東可以以較少的現金流控制企業,得到遠多于研發投入所能獲得的控制權私有收益[3],F金流權和兩權分離度存在一定的制約關系?刂茩囡@著體現出增值效應和侵占效應,增值效應與控股股東的現金流權有關;侵占效應與兩權分離度有關。因此,本文提出如下假設:假設1:考慮兩權分離度的影響下,控股股東的現金流權比例與企業的R&D投資呈倒“U”型關系。假設2:考慮現金流權的影響下,兩權分離度與企業的R&D投資呈倒“U”型關系。(2)高管參與治理的企業R&D投資現代企業經營機制下,所有權和經營權分離。信息不對稱為管理層的機會主義行為提供了便利。相關激勵理論的研究認為高管激勵的實施可以有效減少股東和管理層之間的代理成本[4],高管的主人翁地位有利于企業的R&D投資。Jensen和Meckling[5]從另一個角度的研究認為,企業的R&D投資隨高管持股比例的降低而減少。但是隨著對高管股權激勵的增強,原有的所有權和經營權的分離逐漸轉變為兩權合一,高管的地位逐漸由管理層轉變為企業的所有者,其持股比例與企業R&D投資的關系將類同大股東控制與企業R&D投資的研究結論。因此,本文提出如下假設:假設3:大股東控制下,高管激勵與企業的R&D投資之間存在“倒U型”關系。(3)股權制衡模式下企業的R&D投資股權制衡對企業R&D投資的影響與聯盟集體的現金流權有關:一方面,聯盟的形成為其他股東監督控股股東提供了動力,控股股東需要承擔比非制衡模式下更高的侵占成本,因而擠占R&D投資的行為就會減弱;另一方面,當聯盟集體形成相對控制時,較低的現金流權為聯盟成員形成合謀、謀取私利、侵占中小股東利益提供了條件,企業的R&D資金存在被擠占的可能[6];谝陨戏治,本文提出如下假設:假設4:制衡模式下,股權制衡與企業的R&D投資之間存在“倒U型”關系。1.2融資約束與企業的R&D投資。企業的R&D投資需要大量的資金供應,充沛的內部現金流會促使企業加大R&D投資強度。但很多企業由于經營和發展的需要,內部資金無法滿足R&D投資需求,因而需要大量外部資金的支持。但是,資金供需雙方的信息不對稱將導致內外部融資難以完全替代。債務融資中,債權人會在借款合同中嚴格規定資金的安全使用條例,包括限制企業將資金投放到風險性極高的R&D投資活動中,企業以債務融資的方式難以籌集足額的研發資金[7],融資約束越嚴重,企業的R&D支出越低[8]。同時,研發投資項目成功的高度不確定性,難以對R&D投資項目進行估價,抵押融資難以進行。相對而言,股權融資是研發資金的重要來源[9]。根據以上的理論分析,本文提出如下假設:假設5:企業內部現金流能夠有效緩解融資約束對企業R&D投資的不利影響。假設6:債務融資不利于企業的R&D投資。假設7:股權融資有利于企業的R&D投資。

2研究設計

2.1模型設定和變量選取企業的R&D投資是代理關系和融資約束綜合作用的結果,本文應用異質性雙邊隨機邊界模型[10]檢驗兩者對企業R&D投資的影響:RDi=x" i×δ+εi,εi=νi+wi-ui(1)其中,RDi為企業實際的R&D投入,x"i×δ為最優R&D投入水平,εi為復合殘差,由νi、 wi和ui三部分組成,滿足εi=νi+wi-ui,νi為R&D投入最優時,隨機擾動的作用,假定其服從正態分布,即νii.i.d.N(0σ)2ν。 wi為代理關系下R&D投入與最優R&D投入的偏離程度,用于測度過度R&D投資,設定wi³0;ui為融資約束下R&D投入與最優R&D投入的偏離程度,用于測度R&D投資不足,ui³0,假定 wi和ui均服從指數分布,即wii.i.d.Exp(σ)wσ2w,uii.i.d.Exp(σ)uσ2u。νi、 wi和ui相互獨立,且與xi不相關。εi的分布密度函數為: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(×)分別為標準正態分布的累積分布函數和概率密度函數,參數設定為:ai=σ2v2σ2u+εiσu,bi=σ2v2σ2w-εiσw,ci=-εiσv-σvσu,di=εiσv-σvσw樣本觀測值的極大似然估計函數為: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′,參數的估計值可通過最大化上述對數似然函數得到。每家企業的代理成本和融資約束對R&D投入影響的大小,可通過對ui和wi做點估計得到,具體ui和wi的條件分布為: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)可推導出ui和wi的條件期望為: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)是用來估計企業的實際R&D投入與最優R&D投入水平之間的絕對偏離程度。將絕對偏離程度進行相對化處理,即可獲得因融資約束和代理成本的影響,實際R&D投資低于(或高于)最優R&D投資水平的相對偏離程度。此時,需要將 wi和ui的點估計用1-e-u和1-e-w替代表達,具體如下: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)可作為融資約束指標和代理成本指標的替代變量;式(8)和式(9)即為融資約束和代理成本的相對大小。那么,企業R&D投資凈效果為:基于以上的分析,本文構建企業R&D投資的雙邊隨機邊界模型: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描述的是融資約束類指標,Agent描述的是代理成本類指標,Control描述控制類變量,具體變量定義如表1所示。vit是R&D最優時的擾動項,uit和wit是指實際R&D投資因融資約束和代理成本偏離最優水平的程度。具體設定如下: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樣本選擇和數據來源本文選擇2007—2015年窗口期內有R&D數據的上市公司作為研究對象,并針對如下進行篩選:①剔除金融類上市公司;②剔除發行B股和H股的公司;③剔除被ST、PT的上市公司;④為了滿足滯后一期計算的需求,剔除了時間上未連續兩年及以上的觀測值;⑤剔除資產負債率大于100%的觀測值;⑥剔除數據缺少的觀察值。最終所得6961個樣本觀察值。研究數據來源于WIND和CSMAR數據庫。

3實證分析

3.1描述性統計分析這里只列示了與代理成本和融資約束相關的主要變量的描述性統計結果,具體如表2所示。資的綜合影響。模型1的設定為只考慮控制變量的似然估計情況;模型2是在模型1的基礎上增加代理成本和融資約束的綜合影響,但不考慮年度效應和行業效應的作用;模型3和模型4是在模型2的基礎上分別增加年度效應和行業效應的影響;模型5是綜合考慮所有影響因素的模型設計。由上頁表3可知,模型5的似然值最大,擬合效果最好,本文選擇模型5的實證結果作為后續分析的依據。融資約束參數σu和代理成本參數σw顯著異于零,表明企業的R&D投資活動受到不同方向作用的的影響。代理成本部分的實證結果顯示,適度的控股股東現金流權比例和兩權分離度都有利于企業的R&D投入;適度的股權制衡能夠有效遏制控股股東的侵占行為;對高管進行適度的股權激勵有利于增強高管R&D投資的積極性和努力程度。融資約束部分的實證結果顯示:負債融資和經營活動所需的現金流量越多,融資約束就越嚴重,能夠投入到R&D項目中的資金就越少;另一方面,股權融資越順利,企業的現金流狀況越好,越能夠有效緩解負債融資和經營活動所需資金帶來的不利影響,有利于企業的研發創新。3.3方差分解:代理成本和融資約束的解釋表4解釋了代理成本和融資約束對企業R&D投資的影響。其中,融資約束的影響為1.13,代理成本的影響為0.41,綜合影響為E(w-u)=σw-σu=-0.72,企業的R&D投資低于最優水平。在R&D投入的總體變動中,95%由代理成本和融資約束貢獻,兩者是企業R&D投資的重要影響因素。且融資約束的作用要遠大于代理成本,具體表現為91%和9%的對比關系。3.4偏離比較分析上文的方差分解表明,我國上市公司的R&D投資并沒有達到最優水平,那么具體代理成本和融資約束的影響程度如何?還需要進一步的比較分析。表5的估計結果顯示:代理成本E ̂(1-e)-w|ε的影響促使企業的R&D投入超出最優水平的27.95%,融資約束Ê(1-e)-u|ε的影響促使企業的R&D投資低于最優水平的54.46%,企業實際的R&D投資低于最優水平的26.51%。這一研究結果符合我國當前企業R&D投資實際,融資約束是企業R&D投資不足的主要原因,代理關系的科學安排有利于企業的R&D投資。表6的分組研究結果顯示,國有企業和民營企業的融資約束作用均大于代理成本的作用。但是,民營企業4結論本文應用異質性雙邊隨機邊界模型分析了融資約束和代理成本對企業R&D投入的影響,研究結果表明:(1)企業的R&D投資受正向的代理成本和負向的融資約束的影響,融資約束的影響要大于代理成本,代理成本效應能夠部分抵消融資約束的不利影響;(2)對不同所有制性質分組研究表明,民營企業所面臨的融資約束程度要大于國有企業,但清晰的產權關系有效緩解了融資約束的不利影響,R&D投資優于國有企業。

作者:李益娟 羅正英 單位:1.上海海洋大學 2.蘇州大學


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