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一、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取了2012年底前上市的創(chuàng)業(yè)板制造業(yè)公司2010-2012年的數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，剔除掉不完整數(shù)據(jù)樣本，最終得到229家公司共514個(gè)有效樣本，2010年至2012年樣本分別為100個(gè)、185個(gè)、229個(gè)。選擇制造業(yè)公司，主要是考慮到創(chuàng)業(yè)板上市公司中制造業(yè)所占比重較大，而且從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來(lái)看，我國(guó)企業(yè)研發(fā)投入中制造業(yè)相對(duì)較多，因此選擇制造業(yè)為研究對(duì)象具有代表性。研發(fā)投入數(shù)據(jù)由作者逐份查閱樣本公司歷年年報(bào)手工整理，其余指標(biāo)數(shù)據(jù)主要通過(guò)國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)中的《公司研究系列》、RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)以及聚源終端取得。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行過(guò)抽樣核對(duì)，以確保數(shù)據(jù)的可靠性。數(shù)據(jù)處理與分析采用Excel2013和SPSS17.0。

（二）變量定義與衡量方法

（1）解釋變量

資本結(jié)構(gòu)：企業(yè)資本結(jié)構(gòu)是指企業(yè)各項(xiàng)資金的來(lái)源、構(gòu)成及相互關(guān)系，由債務(wù)資本和權(quán)益資本構(gòu)成，以資產(chǎn)負(fù)債率作為度量指標(biāo)。

（2）被解釋變量

企業(yè)績(jī)效：企業(yè)績(jī)效代表企業(yè)經(jīng)營(yíng)的業(yè)績(jī)和效率，通常來(lái)說(shuō)績(jī)效衡量主要通過(guò)盈利指標(biāo)和增長(zhǎng)指標(biāo)來(lái)進(jìn)行度量。主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率的高低極大地反映了企業(yè)的盈利能力和發(fā)展前景，本文選擇主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率代表盈利指標(biāo)。而企業(yè)總資產(chǎn)考慮了企業(yè)整體的資產(chǎn)水平，選擇總資產(chǎn)增長(zhǎng)率代表增長(zhǎng)指標(biāo)。

（3）中介變量

企業(yè)研發(fā)投入：已有研究一般采用研發(fā)支出金額、研發(fā)支出/主營(yíng)業(yè)務(wù)收入、研發(fā)支出/企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值、研發(fā)支出/總資產(chǎn)衡量企業(yè)研發(fā)投入。由于創(chuàng)業(yè)板創(chuàng)立時(shí)間較短，企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值難以真實(shí)衡量企業(yè)真實(shí)價(jià)值，而總資產(chǎn)在企業(yè)規(guī)模中已作為控制變量，本文采用研發(fā)費(fèi)用占主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的比重來(lái)表示。

（4）控制變量

借鑒以往同類(lèi)文獻(xiàn)中，選取企業(yè)規(guī)模、股權(quán)集中度、流通股比例、董事長(zhǎng)是否兼任總經(jīng)理指標(biāo)作為控制變量。為了減少宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對(duì)企業(yè)研發(fā)投入和業(yè)績(jī)的影響，本文以2010年為參照年，設(shè)置了YEAR1和YEAR2年兩個(gè)啞變量。

二、實(shí)證檢驗(yàn)分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

通過(guò)描述性統(tǒng)計(jì)可以發(fā)現(xiàn)：（1）2010-2012年度，創(chuàng)業(yè)板制造業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率平均分別為0.133，0.175和0.206，資產(chǎn)負(fù)債率雖穩(wěn)步提高，但總體水平較低，原因可能是創(chuàng)業(yè)板多為高新技術(shù)中小企業(yè)，企業(yè)整體實(shí)力、企業(yè)信譽(yù)和償債能力等不強(qiáng)，難以獲得銀行借款等債務(wù)性融資，只能更多采用內(nèi)部盈余方法進(jìn)行融資；（2）三年平均研發(fā)投入占比為5.5%，研發(fā)投入逐年增多，說(shuō)明中小企業(yè)愈加重視研發(fā)。研發(fā)投入差異懸殊，研發(fā)投入占比最高達(dá)到52.7%，而最低僅為0.2%；（3）從企業(yè)績(jī)效指標(biāo)主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率、總資產(chǎn)增長(zhǎng)率來(lái)看，最近三年樣本企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效逐年走低，成長(zhǎng)性減弱，這可能是金融危機(jī)的滯后影響以及我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展下滑所導(dǎo)致，說(shuō)明中小企業(yè)的發(fā)展面臨越來(lái)越嚴(yán)峻的形勢(shì)。

（二）相關(guān)性分析

在進(jìn)行回歸分析之前，對(duì)變量進(jìn)行了相關(guān)性分析。歷史經(jīng)驗(yàn)顯示，當(dāng)相關(guān)系數(shù)在0.8以上時(shí)，可能存在多重共線(xiàn)性。從表4中可以看出，各變量?jī)蓛砷g相關(guān)系數(shù)都較低，說(shuō)明樣本變量存在多重共線(xiàn)性的可能性較低，可進(jìn)行多元回歸分析。

（三）回歸分析

膨脹因子（VIF）都在2.5以下，遠(yuǎn)小于臨界值10，排除了模型的多重共線(xiàn)性問(wèn)題。得出企業(yè)資本結(jié)構(gòu)與研發(fā)投入在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，系數(shù)為-0.088。說(shuō)明創(chuàng)業(yè)板制造業(yè)上市公司資產(chǎn)負(fù)債率越高，企業(yè)的研發(fā)投入越少，假設(shè)1得到驗(yàn)證。這主要是因?yàn)楫?dāng)企業(yè)通過(guò)負(fù)債提高財(cái)務(wù)杠桿后，債權(quán)人在企業(yè)負(fù)債資金的使用上增加了限制條件，減少了企業(yè)管理者進(jìn)行研發(fā)投資決策的自主性。在其他條件一定下，由于研發(fā)活動(dòng)不確定性、風(fēng)險(xiǎn)大的特點(diǎn)，企業(yè)相對(duì)來(lái)說(shuō)更傾向于借助權(quán)益資本進(jìn)行投資，因而減少了負(fù)債融資。資本結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)績(jī)效中盈利指標(biāo)主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率、增長(zhǎng)指標(biāo)總資產(chǎn)增長(zhǎng)率的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，企業(yè)資本結(jié)構(gòu)與企業(yè)績(jī)效在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為-0.553和-1.148，即當(dāng)企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率上升時(shí)，企業(yè)績(jī)效下降，假設(shè)2得到驗(yàn)證。中介變量研發(fā)投入后的回歸結(jié)果，用于檢驗(yàn)研發(fā)投入的中介效應(yīng)。為主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率對(duì)資本結(jié)構(gòu)、研發(fā)投入的回歸。結(jié)果可以看出，研發(fā)投入與主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率的相關(guān)系數(shù)為0.603，在1%的水平上顯著。體現(xiàn)了研發(fā)投入對(duì)企業(yè)降低主營(yíng)業(yè)務(wù)成本、提高主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的作用，說(shuō)明科技型中小企業(yè)研發(fā)投入對(duì)盈利能力有顯著正向影響，研發(fā)投入的增加能夠帶來(lái)企業(yè)業(yè)績(jī)的提升。資本結(jié)構(gòu)與主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率的相關(guān)系數(shù)為-0.5，在1%的水平上顯著?？梢钥闯鰞烧叩南嚓P(guān)系數(shù)從-0.553減弱為-0.5，加上前述回歸系數(shù)都在1%的水平上顯著，調(diào)整的R2從0.14增加到0.161，改進(jìn)效果明顯，利用中介效應(yīng)的Baron三步檢驗(yàn)法可知，研發(fā)投入對(duì)科技型中小企業(yè)資本結(jié)構(gòu)與企業(yè)盈利能力的關(guān)系起部分中介作用。為總資產(chǎn)增長(zhǎng)率對(duì)資本結(jié)構(gòu)、研發(fā)投入的回歸結(jié)果。方程中研發(fā)投入與總資產(chǎn)增長(zhǎng)率在5%的水平上顯著正相關(guān)，系數(shù)為2.178，說(shuō)明研發(fā)投入對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性有明顯的促進(jìn)作用，科技型中小企業(yè)應(yīng)加大在研發(fā)活動(dòng)的投資，提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力。資本結(jié)構(gòu)與總資產(chǎn)增長(zhǎng)率的相關(guān)系數(shù)為-0.957，相關(guān)系數(shù)從-1.148減弱為-0.957，調(diào)整的R2從0.382上升到0.386，利用中介效應(yīng)Baron三步檢驗(yàn)法可知，科技型中小企業(yè)研發(fā)投入對(duì)資本結(jié)構(gòu)與企業(yè)增長(zhǎng)能力的關(guān)系起部分中介作用。通過(guò)盈利指標(biāo)主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率和增長(zhǎng)指標(biāo)總資產(chǎn)增長(zhǎng)率兩方面的實(shí)證研究，可以得出科技型中小企業(yè)研發(fā)投入對(duì)企業(yè)績(jī)效有顯著正向影響，假設(shè)3得到有效驗(yàn)證。研發(fā)投入在資本結(jié)構(gòu)與企業(yè)績(jī)效間起部分中介作用，假設(shè)4得到驗(yàn)證。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了使實(shí)證結(jié)果更為可靠，本文進(jìn)行了以下檢驗(yàn)：（1）剔除研發(fā)投入、資本結(jié)構(gòu)和企業(yè)績(jī)效的極端值，實(shí)證結(jié)果保持不變；（2）利用每股凈資產(chǎn)衡量盈利能力，凈資產(chǎn)增長(zhǎng)率衡量增長(zhǎng)能力，得出研發(fā)投入在兩者之間仍具有部分中介效應(yīng)。測(cè)試結(jié)果表明，上述分析具有較高的穩(wěn)定性和可靠性。

三、結(jié)論

本文以創(chuàng)業(yè)板制造業(yè)企業(yè)2010-2012年數(shù)據(jù)為樣本，探討我國(guó)科技型中小企業(yè)資本結(jié)構(gòu)、研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效間的關(guān)系，得出以下結(jié)論：（1）2010-2012年，創(chuàng)業(yè)板制造企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率穩(wěn)步上升，研發(fā)投入逐年增加，近三年研發(fā)投入平均達(dá)到5.5%。（2）科技型中小企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入有顯著負(fù)向影響，企業(yè)研發(fā)投入資金來(lái)源多為權(quán)益融資，負(fù)債融資由于研發(fā)活動(dòng)不確定性和高風(fēng)險(xiǎn)而受到較多限制。（3）研發(fā)投入的增加能夠促進(jìn)科技型中小企業(yè)績(jī)效的提升，進(jìn)一步揭示我國(guó)科技型中小企業(yè)應(yīng)加大研發(fā)投入，增強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新能力，培育核心競(jìng)爭(zhēng)力。（4）研發(fā)投入對(duì)科技型中小企業(yè)資本結(jié)構(gòu)與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系有顯著的部分中介作用。企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率越高，財(cái)務(wù)杠桿越大，企業(yè)在研發(fā)投入上的限制越多，導(dǎo)致研發(fā)投入的下降，研發(fā)投入的下降使得企業(yè)績(jī)效變差，資本結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)績(jī)效的負(fù)向影響通過(guò)研發(fā)投入的部分中介作用實(shí)現(xiàn)。通過(guò)上述研究，本文提出以下建議：我國(guó)中小企業(yè)需要進(jìn)一步增加研發(fā)投入，增強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新能力，提高研發(fā)投資決策效率；完善創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)監(jiān)管、信息披露等制度，改善中小企業(yè)融資環(huán)境，從制度上促進(jìn)中小企業(yè)優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)，提高企業(yè)的績(jī)效。

作者：梁偉真高小平左愛(ài)軍牟小容單位：廣東第二師范學(xué)院華南理工大學(xué)工商管理學(xué)院華南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院