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摘要：本文以2013—2017年滬深兩市上市的科技型企業(yè)作為研究對象，通過構(gòu)建多元回歸模型，探討了負債融資對可持續(xù)發(fā)展的影響以及創(chuàng)新投資的中介效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：負債融資在一定程度上可以抑制企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展；創(chuàng)新投資在負債融資對可持續(xù)發(fā)展的影響關(guān)系中具有顯著的部分中介效應(yīng)，即負債融資既可以直接影響可持續(xù)發(fā)展，也可以通過對創(chuàng)新投資的選擇來間接影響可持續(xù)發(fā)展。

關(guān)鍵詞：負債融資;可持續(xù)發(fā)展;創(chuàng)新投資;中介效應(yīng)

一、引言

科技型企業(yè)作為國家創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略的主體，極富活力，在促進經(jīng)濟發(fā)展、推動產(chǎn)業(yè)升級、擴大社會就業(yè)方面，日益發(fā)揮著重要的作用。然而近年來這些企業(yè)的管理層為了提升股價、刻意追求短期的高速增長，往往忽略了潛在的危機，致使它們的淘汰率、死亡率逐年攀升，可持續(xù)發(fā)展已成為影響科技型企業(yè)生存、發(fā)展的一項重要戰(zhàn)略指標。Myers&Majluf[1]在其創(chuàng)立的啄序融資理論中指出，企業(yè)的融資渠道包括內(nèi)外兩種，負債融資便是外源融資渠道中較為常見的一種方式。負債融資對于企業(yè)而言就是一把雙刃劍。只要企業(yè)采用這種籌資方式，就會加大其財務(wù)風險，當財務(wù)風險增加到超過其承受能力時，便會使企業(yè)陷入破產(chǎn)清算的困境；同時，由于負債又具有杠桿、稅盾效應(yīng)，采用負債融資產(chǎn)生的資本成本，只要不超過企業(yè)的資產(chǎn)報酬率，負債融資就能提高企業(yè)的盈利能力。由此可見，負債經(jīng)營可能會影響企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。因此本文在借鑒前人研究成果的基礎(chǔ)上，以科技型企業(yè)為樣本，對負債融資與可持續(xù)發(fā)展的關(guān)系，進行理論分析和實證檢驗。從創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的視角來看，創(chuàng)新投資是一項資金需求量較大的行為，負債融資勢必會對其產(chǎn)生影響，進而影響到企業(yè)轉(zhuǎn)型升級、甚至可持續(xù)發(fā)展。所以創(chuàng)新投資在負債融資與可持續(xù)發(fā)展的關(guān)系中，可能產(chǎn)生一定的中介效應(yīng)。鑒于此，本文進一步將創(chuàng)新投資作為中介變量，探討三者之間的關(guān)系，全面梳理負債融資對可持續(xù)發(fā)展的影響，從而豐富企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的相關(guān)理論研究，為國家制定宏觀政策、科技型企業(yè)探尋可持續(xù)發(fā)展路徑提供幫助。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

（一）負債融資與可持續(xù)發(fā)展。目前關(guān)于負債融資與可持續(xù)發(fā)展的研究較少，大多集中在負債融資對企業(yè)成長性的影響上，結(jié)論也不一致。以Jensen[2]為代表的學者認為，負債融資能夠促進企業(yè)成長，主要是基于負債融資能夠降低企業(yè)的自由現(xiàn)金流，從而減少由此帶來的成本。另一部分學者的觀點則恰恰相反。Smith&Watts[3]的研究發(fā)現(xiàn)，負債融資與企業(yè)的成長性呈顯著負相關(guān)關(guān)系。隨后，國內(nèi)學者也都紛紛證實了這一結(jié)論[4-5]。單丹丹和余國新[6]采用托賓Q值衡量企業(yè)成長性，同樣發(fā)現(xiàn)，負債融資對企業(yè)成長性具有負向影響，而且這種負向影響在經(jīng)濟政策不確定時更為強烈。根據(jù)Jensen&Mecking[7]提出的成本理論，為了減少兩權(quán)分離帶來的成本增加問題，引入適度負債是十分必要的。所有者為了降低成本，便從管理層手中收回自由現(xiàn)金流，此時管理層就會陷入兩難境地。一方面手中缺乏資金，另一方面又要推動企業(yè)發(fā)展，因此只好向債權(quán)人求助。然而債權(quán)人提供的資金是附還款期限及資本成本限制的，這就給管理層無形之中造成巨大壓力，迫使其努力提高經(jīng)營效率，從而更好地履行償債義務(wù)，這便是負債的治理效應(yīng)。與此同時，負債的引入也會隨之帶來負債成本的增加，降低企業(yè)的資源配置效率。大企業(yè)往往憑借其雄厚的實力、廣泛的人脈，很容易籌措到各種資金，實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。而科技型企業(yè)則多屬于中小企業(yè)，負債融資的約束會在一定程度上影響其發(fā)展。一方面由于科技型企業(yè)成立時間較短、規(guī)模較小、抵御風險的能力較弱，一旦外界環(huán)境稍有變化，就會使其很難償付本息，甚至面臨破產(chǎn)的風險；另一方面我國的債權(quán)人市場大多是以銀行為主導，對風險持有厭惡態(tài)度，不太愿意將資金貸給風險較高的科技型企業(yè)。即便有些企業(yè)融資成功，那也是債權(quán)人附加很多限制性條款的結(jié)果，比如減少貸款本金、提高貸款利率、嚴格限定資金用途等。在我國現(xiàn)有的金融市場體系下，負債融資的負面影響遠遠超過了其治理效應(yīng)，從而使得本應(yīng)是彌補科技型企業(yè)資金缺口的主要渠道，卻變成了束縛企業(yè)發(fā)展的枷鎖?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)：假設(shè)1：負債融資可以抑制企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展（二）負債融資與創(chuàng)新投資。國內(nèi)外關(guān)于負債融資對創(chuàng)新投資的影響效應(yīng)研究，大多持否定態(tài)度；但也存在另外一些聲音，如溫軍等[8]將負債分為關(guān)系型和交易型，研究發(fā)現(xiàn)關(guān)系性負債融資對創(chuàng)新投資的正向影響更為強烈。張杰等[9]以規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)為研究樣本，采用2001—2007年的數(shù)據(jù)，實證分析了銀行貸款對創(chuàng)新投資的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在國有企業(yè)中這種影響是正向的，而在非國有企業(yè)中則恰恰相反?？傮w來看，負債融資對創(chuàng)新投資的影響效應(yīng)主要取決于債權(quán)人和負債企業(yè)兩方。對于債權(quán)人而言，與其他投資方式相比，創(chuàng)新投資具有嚴重的信息不對稱特性。債權(quán)人無法對創(chuàng)新投資項目實施有效的監(jiān)控，再加上創(chuàng)新投資項目也無法提供有價值的抵押品作抵押[10]，致使債權(quán)人承擔了巨大風險，卻只能獲得固定收益，所以出于自身利益考慮，債權(quán)人一般不會選擇投資此類項目。從負債企業(yè)來看，負債會使企業(yè)承擔還本付息的義務(wù)，如若不能按期償付，則會陷入財務(wù)危機，甚至面臨破產(chǎn)清算；此外，創(chuàng)新投資又具有高風險性，這無疑會加大負債企業(yè)的破產(chǎn)風險。出于安全性考慮，企業(yè)往往也不愿為創(chuàng)新投資項目實施負債融資。據(jù)此，本文提出假設(shè)：假設(shè)2：企業(yè)創(chuàng)新投資受負債融資的顯著影響（三）負債融資、創(chuàng)新投資與可持續(xù)發(fā)展。可持續(xù)發(fā)展的實現(xiàn)，需要企業(yè)在市場上擁有獨特的競爭力；而獨特競爭力的獲取往往與創(chuàng)新投資密不可分。根據(jù)內(nèi)生增長理論，企業(yè)的創(chuàng)新活動是可以形成新知識的。新知識一方面通過不斷地產(chǎn)生新技術(shù)、新產(chǎn)品，改善原有產(chǎn)品的質(zhì)量、功能，從而提升企業(yè)的競爭力；另一方面又通過知識存量的不斷積累，增強企業(yè)吸收新知識的能力，加快創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化，推動企業(yè)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。從上述的文獻梳理及理論分析不難發(fā)現(xiàn)，負債融資能夠抑制企業(yè)的創(chuàng)新投資，而企業(yè)的創(chuàng)新投資又能促進可持續(xù)發(fā)展。因此負債融資可通過企業(yè)創(chuàng)新投資，間接影響可持續(xù)發(fā)展的實現(xiàn)，據(jù)此本文提出假設(shè)：假設(shè)3：企業(yè)創(chuàng)新投資在負債融資與可持續(xù)發(fā)展之間具有明顯的中介效應(yīng)

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源。本文以2013—2017年滬深兩市上市的科技型企業(yè)作為研究對象?？萍夹推髽I(yè)的選取以科技部、工信部等確定的范圍為主，集中在國家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域，如電子與信息技術(shù)、生物工程與新醫(yī)藥、新材料及應(yīng)用、先進制造業(yè)等。為了確保數(shù)據(jù)的一致性，本文對初始樣本進行如下篩選：（1）剔除ST、*ST、PT等經(jīng)營異常的公司；（2）剔除公司治理、創(chuàng)新投資、財務(wù)數(shù)據(jù)披露不完全或無法獲取的公司。經(jīng)篩選，最終得到1558家公司5年研究期間的6970個研究樣本觀測值。本文所有公司治理、創(chuàng)新投資、財務(wù)數(shù)據(jù)皆來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了降低異常值對回歸結(jié)果造成的不利影響，本文對除第一大股東控制權(quán)，虛擬變量以外的所有變量進行上下1%的Winsorize處理。（二）變量定義。（1）被解釋變量：可持續(xù)發(fā)展（SUS）。目前國內(nèi)外有關(guān)可持續(xù)發(fā)展能力的衡量方法主要有兩種：一種是借鑒經(jīng)典的可持續(xù)發(fā)展模型，通過計算增長率作為衡量可持續(xù)發(fā)展能力的替代指標，其中以Higgins的修正模型應(yīng)用最為廣泛；另一種是從企業(yè)盈利、營運、償債、現(xiàn)金流等方面選取相應(yīng)指標，采用因子分析法構(gòu)建反映可持續(xù)發(fā)展能力的綜合指標。但此法在指標選取時，容易受主觀因素的影響，未必能夠全面、客觀地反映企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力。因此本文仍然采用Higgins修正模型中的可持續(xù)增長率作為可持續(xù)發(fā)展能力的衡量指標。（2）解釋變量：負債融資（LEV）。對于負債融資的衡量，多數(shù)學者選用資產(chǎn)負債率作為衡量指標，因為它不但反映企業(yè)的長期償債能力，還能體現(xiàn)企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)。所以本文也采用資產(chǎn)負債率來表示負債融資的總體水平。（3）中介變量：創(chuàng)新投資（R&D）。雖然企業(yè)創(chuàng)新的范圍涉及很廣，但能用數(shù)據(jù)衡量的卻很有限，因此學術(shù)界常采用研發(fā)強度反映企業(yè)的創(chuàng)新投資。研發(fā)強度的計算方法主要有兩種：一是研發(fā)投入總額與期初總資產(chǎn)之比[11]；二是研發(fā)投入總額與營業(yè)收入之比[12]。由于不同企業(yè)間營業(yè)收入缺乏可比性，所以本文選用研發(fā)投入總額占期初總資產(chǎn)的比重，衡量企業(yè)的創(chuàng)新投資。（4）控制變量：借鑒以往的研究成果，本文選用以下一些控制變量：企業(yè)規(guī)模（Size）：根據(jù)熊彼特的觀點，規(guī)模越大的企業(yè)越容易憑借其規(guī)模經(jīng)濟、融資等方面的優(yōu)勢，促進企業(yè)創(chuàng)新，從而推動可持續(xù)發(fā)展。而靳曙暢[13]的研究發(fā)現(xiàn)，規(guī)模較大的企業(yè)大多處于成熟期，非常不利于企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。因此，企業(yè)規(guī)模與可持續(xù)發(fā)展之間的關(guān)系并不明確，對企業(yè)規(guī)模本文選用期末資產(chǎn)的自然對數(shù)進行衡量。營業(yè)收入增長率（Grow）：營業(yè)收入增長率是從經(jīng)營活動視角反映企業(yè)的發(fā)展能力。該指標越高，說明公司在市場中占有的份額就越多，被市場越認可，在市場中持續(xù)存在的可能性就越大，所以本文預期該指標與可持續(xù)發(fā)展能力呈正相關(guān)關(guān)系。對營業(yè)收入增長率，本文采用營業(yè)收入的本年數(shù)與上年數(shù)的差額除以上年數(shù)進行衡量。第一大股東控制權(quán)（F1）：第一大股東控制權(quán)屬于股權(quán)集中度指標，可在一定程度上反映公司的治理情況。根據(jù)唐躍軍和李維安[14]的研究，第一大股東的存在具有兩面性：一方面第一大股東有可能憑借其享有的權(quán)利改善企業(yè)治理，從而推動可持續(xù)發(fā)展；另一方面第一大股東也有可能出于自身利益考慮，攫取公司資源，從而抑制可持續(xù)發(fā)展。因此第一大股東控制權(quán)與可持續(xù)發(fā)展的關(guān)系也不明確。對于該指標的衡量，本文采用第一大股東持股比例。自由現(xiàn)金比率（Fc）：自由現(xiàn)金流量是企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的基礎(chǔ)[15]；陳曉紅等[16]研究證實冗余的財務(wù)資源能夠促進研發(fā)投入，從而推動企業(yè)發(fā)展。所以本文選用自由現(xiàn)金流與期初總資產(chǎn)的比值，作為衡量自由現(xiàn)金流量的指標。各變量的具體定義如表1所示。（三）模型構(gòu)建。參照溫忠麟等[17]中介效應(yīng)的檢驗方法，結(jié)合上述提出的研究假設(shè)，本文構(gòu)建多元回歸模型來分析負債融資、創(chuàng)新投資與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)系。具體步驟為：第一步，檢驗負債融資對可持續(xù)發(fā)展的影響，即式（1）中α1的顯著性，若顯著則進行第二步；第二步，檢驗負債融資對創(chuàng)新投資的影響，即式（2）中β1的顯著性；第三步，將創(chuàng)新投資作為中介變量引入式（1），分析負債融資、創(chuàng)新投資同步對可持續(xù)發(fā)展的影響，即檢驗式（3）中μ1、μ2的顯著性。若β1、μ2同時顯著，μ1顯著為不完全中介效應(yīng)，即負債融資對可持續(xù)發(fā)展的影響既有直接影響，也有間接影響；μ1不顯著則為完全中介效應(yīng)，即負債融資對可持續(xù)發(fā)展的影響只有間接影響。若β1、μ2中至少有一個不顯著時，必須進行Sobel檢驗，檢驗結(jié)果顯著才能證明中介效應(yīng)存在，反之亦然。SUSi，t=α0+α1LEVi，t-1+α2Sizei，t-1+α3Growi，t-1+α4F1i，t-1+α5Fci，t-1+α6Soe+α7Region+α8Year+α9Ind+εi，t（1）R&Di，t=β0+β1LEVi，t-1+β2Sizei，t-1+β3Growi，t-1+β4F1i，t-1+β5Fci，t-1+β6Soe+β7Region+β8Year+β9Ind+εi，t（2）SUSi，t=μ0+μ1LEVi，t-1+μ2R&Di，t-1+μ3Sizei，t-1+μ4Growi，t-1+μ5F1i，t-1+μ6Fci，t-1+μ7Soe+μ8Region+μ9Year+μ10Ind+εi，t（3）其中，為了消除內(nèi)生性因素的影響，除虛擬變量外，所有解釋變量、控制變量均使用滯后一期的數(shù)據(jù)。α0、β0和μ0為常數(shù)項，αi、βi、μi為各變量的系數(shù)，ε為殘差項。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計。從表2列出的各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果來看，可持續(xù)發(fā)展能力的均值為0.052，最大值、最小值分別約是均值的19倍和17倍，表明科技型企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力極不均衡。資產(chǎn)負債率最大值為0.972，最小值為0.008，說明科技型企業(yè)在債務(wù)市場受融資約束的差異較大。創(chuàng)新投資水平均值為0.027，最大值0.267，最小值0。按國際標準：當研發(fā)支出占期初總資產(chǎn)的比重達到2%，企業(yè)勉強維持基本生存；當研發(fā)支出占期初總資產(chǎn)的比重達到5%，企業(yè)在市場上才具有一定的競爭力。由此可見，我國科技型企業(yè)大多創(chuàng)新投資水平較低，勉強維持基本生存，只有個別企業(yè)在市場中具備競爭優(yōu)勢。所以，我國科技型企業(yè)亟待提高創(chuàng)新投資水平，推動企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。（二）相關(guān)性分析。表3是各變量的相關(guān)系數(shù)表。從表中可以看出，負債融資與可持續(xù)發(fā)展能力、創(chuàng)新投資水平均在1%的水平下顯著負相關(guān)，而創(chuàng)新投資水平則與可持續(xù)發(fā)展能力在1%的水平下顯著正相關(guān)，初步驗證了本文假設(shè)1、2、3的合理性。為了排查模型中的多重共線性問題，本文對全樣本的中介效應(yīng)模型測算了VIF值。結(jié)果顯示，所有變量的VIF值遠遠小于合理值10，因此，模型基本不存在多重共線性問題。（三）回歸分析。由于本文采用的是截面數(shù)據(jù)，公司個體差異容易使模型產(chǎn)生異方差問題，從而影響最終結(jié)果。為了消除這一影響，本文使用Robust命令進行修正。表4報告了所有模型的回歸結(jié)果。從模型1所在列可以看出，負債融資（LEV）與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展（SUS）的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著負相關(guān)，表明企業(yè)的負債融資水平越高，對可持續(xù)發(fā)展的負面影響就越大，從而驗證了假設(shè)1。在控制變量方面，企業(yè)規(guī)模（Size）與可持續(xù)發(fā)展（SUS）在1%的水平下顯著正相關(guān)，表明企業(yè)規(guī)模越大，越容易形成規(guī)模經(jīng)濟，從而促進企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。營業(yè)收入增長率（Grow）也與可持續(xù)發(fā)展（SUS）在1%的水平下顯著正相關(guān)，表明企業(yè)占有的市場份額越多越有利于可持續(xù)發(fā)展。自由現(xiàn)金流（Fc）與可持續(xù)發(fā)展（SUS）的正相關(guān)關(guān)系，則說明自由現(xiàn)金流能夠滿足可持續(xù)發(fā)展對資金量的需求。第一大股東（F1），由于其持股比例越高，越有利于企業(yè)內(nèi)部科學決策的形成，從而促進可持續(xù)發(fā)展，所以它與可持續(xù)發(fā)展（SUS）也呈顯著正相關(guān)關(guān)系。至于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）則與可持續(xù)發(fā)展（SUS）在5%的水平下顯著負相關(guān)，這主要是因為樣本觀測值中國有企業(yè)1752個，創(chuàng)新投資均值為0.025；非國有企業(yè)5218個，創(chuàng)新投資均值0.028。由此可見，國有科技型企業(yè)的管理層創(chuàng)新意識不強，不利于企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。從區(qū)域因素來看，東部地區(qū)（Region1）在1%的水平下顯著正相關(guān)，中部地區(qū)（Region2）則僅在10%的水平下顯著正相關(guān)，這可能是因為東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展較快，企業(yè)數(shù)量多、規(guī)模大，在激烈的市場競爭中企業(yè)早已將競爭重心從產(chǎn)品競爭轉(zhuǎn)移到創(chuàng)新效率競爭上，所以東部地區(qū)更有利于企業(yè)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。從模型2所在列可以看出，負債融資與企業(yè)創(chuàng)新投資在1%的水平下顯著負相關(guān)，即負債融資能夠抑制企業(yè)的創(chuàng)新投資，假設(shè)2得以驗證。在假設(shè)1、假設(shè)2得到驗證的基礎(chǔ)上，將創(chuàng)新投資作為中介變量，引入模型1與負債融資共同對可持續(xù)發(fā)展進行回歸來檢驗中介效應(yīng)是否存在。從模型3的回歸結(jié)果來看，創(chuàng)新投資與可持續(xù)發(fā)展在1%水平下顯著為正，中介效應(yīng)是存在的；而且負債融資的系數(shù)也很顯著，則中介效應(yīng)為不完全中介效應(yīng)。此外，在負債融資→創(chuàng)新投資→可持續(xù)發(fā)展的路徑上，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為27.34%［（-）0.007*0.703/（-）0.018］，即負債融資不僅對可持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生直接的顯著影響，同時影響中的27.34%是通過影響創(chuàng)新投資的選擇來實現(xiàn)的，實證結(jié)果支持假設(shè)3。

五、結(jié)論與建議

本文以滬深兩市科技型企業(yè)作為研究樣本，實證檢驗了負債融資、創(chuàng)新投資與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展之間的相關(guān)關(guān)系。研究結(jié)果顯示，負債融資與可持續(xù)發(fā)展之間具有顯著的負相關(guān)關(guān)系，即負債融資在一定程度上可以抑制企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，其原因可能是在我國現(xiàn)有的金融體系下，負債的治理效應(yīng)遠遠無法彌補它的負面影響所導致的。創(chuàng)新投資在負債融資對可持續(xù)發(fā)展的影響中具有部分中介效應(yīng)，即負債融資可通過對創(chuàng)新投資的選擇來間接影響可持續(xù)發(fā)展。本文不但豐富了企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的理論體系，而且對創(chuàng)新投資還具有一定建設(shè)性的政策啟示。第一，政府應(yīng)加快債券市場的改革步伐，進一步降低科技型企業(yè)的創(chuàng)新融資約束。首先應(yīng)打破現(xiàn)有以銀行為主體的市場局面，構(gòu)建有效競爭的多元市場體系，降低融資成本，緩解融資約束。其次，建立科技型企業(yè)的信用評級制度。該制度不但可以強化債務(wù)人的信用建設(shè)意識，督促其積極履行償債義務(wù)；而且還能幫助債權(quán)人提高投資決策效率。最后，多渠道地建立有效的創(chuàng)新融資機制，促進科技型企業(yè)創(chuàng)新成長。第二，對于科技型企業(yè)而言，應(yīng)該統(tǒng)一思想，全面認清創(chuàng)新投資的重要性，優(yōu)化創(chuàng)新投資流程，確保創(chuàng)新投資項目從設(shè)立到研發(fā)、再到成果轉(zhuǎn)化，每一個環(huán)節(jié)都有相應(yīng)的制度保障，提高創(chuàng)新效率，推動科技型企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

作者:趙立韋 干勝道 單位:1、河西學院經(jīng)濟管理學院 2、四川大學商學院