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经营现金流波动、现金持有与企业研发投资
研发即研究开发、研究与开发、研究发展，是指各种研究机构、企业为获得科学技术(不包括人文、社会科学)新知识，创造性运用科学技术新知识，或实质性改进技术、产品和服务而持续进行的具有明确目标的系统活动。
摘要：本文选取2012―2014年沪深两市信息技术行业上市公司作为样本，对经营现金流波动、现金持有和研发投资的关系进行实证分析，结果显示：较高的经营现金流波动会抑制研发投资;企业会充分运用现金持有来缓冲这种抑制作用，保持研发路径平滑，表现为现金持有变化量与研发投入负相关，即现金持有的减少用于研发支出的增加;同时研发平滑效应越强，企业市场价值越大。
关键词：现金流波动 研发投资 现金持有
一、引言
本文主要研究经营现金流波动、现金持有和研发投资三者之间的关系，实证检验了经营现金流波动对研发投资的抑制作用，并进一步考察了企业的现金持有行为是否缓冲了不利现金流波动对研发投资的抑制作用，保持研发投资路径平滑，以及这种平滑效应对企业价值的影响。
科技创新是国家经济增长的源泉，科技创新的重要体现是研发活动投入。研发投资影响因素很多，如公司规模、资本结构、行业性质等，大部分学者认为其最直接的影响因素是现金持有量，国内学者对现金持有与投资关系的研究探讨比较集中，但涉及到现金持有与研发投资的研究却较少，至于在现金流波动的情形下，现金持有能否平滑研发，目前的研究更是没有直接而又充分的证据。尽管近年来我国学者也开始研究现金持有与企业研发支出的相关问题，但是这些研究还比较松散，没有形成一个系统的研究框架。
企业是研发的主体，Hall(2002)认为企业的创新活动因其长期性和不确定性，受到严重的融资约束，主要依靠企业内部资金，同时创新活动有很高的调整成本，突然的中断和再延续会使企业遭受很大的损失，企业在内部财务波动下保证创新活动的平稳持续就显得极为重要。本文采用2012―2014年沪深两市A股研发投资密集的信息技术行业上市公司作为样本，涉及155家企业，共计465个观测值，试对企业经营现金流波动、现金持有与研发投资之间的关系进行实证研究，引入经营现金流波动因素，考察现金流波动对研发投资的影响，同时检验了现金持有对研发投资的平滑作用，最后检验研发平滑效应对企业价值的影响。本文借鉴Brown(2011)的衡量标准，运用企业现金持有变化量与研发强度的相关系数来衡量企业研发的平滑作用，若该系数显著为负，则表明企业的现金持有存在研发平滑作用，若无关或接近于0，则表明研发平滑作用不存在。首先建立第一个回归模型，引入债务杠杆、销售增长率、新增投资机会作为控制变量，控制相关因素对研发支出的影响，同时引入现金持有改变量与现金流波动的交叉项，计量结果发现，经营现金流波动抑制研发投资，现金持有缓冲了这种抑制作用，保持了研发投资的路径平滑，避免了较大波动。此外建立第二个回归模型研究研发平滑效应对市场价值的影响，本文引入托宾Q作为市场价值的代理变量，控制股权融资、债务杠杆、企业规模和销售增长率，同时引入研发波动与现金持有的交叉项，检验研发平滑效应对企业市场价值的影响，以研发波动作为中介变量，实证结果显示：研发平滑越强的企业，市场价值越大。进一步说明在现金流波动的环境中，高现金持有的研发企业会充分利用现金持有保持研发路径的平滑，表现出更高的市场价值，最后本文通过替换变量进行稳健性检验得出上述结论依然成立。
二、理论文献分析与研究假设提出
现金流波动能够影响企业投资水平，现有的研究中关于现金流波动影响实体固定资产的研究较多而对于现金流波动影响研发投资的探讨较少。Minton和Schrand(1999)发现现金流波动较高的公司投资水平较低，且倾向减少潜在有力的投资。Cleary(2006)用一个7国样本实证得出，现金流波动较高的公司表现出较低的投资-现金流敏感度。Booth和Cleary(2008)研究了现金流波动和宽松的财务政策对公司投资决策的影响，得出与Cleary(2006)类似的结论。国内学者对这方面的研究比较有限，有部分学者只是探讨了现金流波动对企业投资的影响，如韩立岩、刘金霞(2009)利用我国房地产业上市公司2000―2007年的数据，讨论不同产权性质及规模条件下现金流波动对企业投资的影响，结果表明现金流波动与企业投资存在显著正相关。针对现金流波动对研发投资的影响，国内相关的研究文献寥寥无几。
根据陈彬、王芷华(2015)的分析，现金流波动大通常源于产品和服务市场竞争加剧，企业一般会通过改制，增加研发支出来扭转在市场中的不利局面。对于以信息技术行业为代表的研发投资强度密集的行业来说，现金流波动越大，企业内部财务越不稳定，加之由于研发投资高风险、收益不确定，产出也主要是无形资产，这些都不具有抵押价值，从而导致债务融资很难，因此内部现金流和外部股权融资就构成了高研发投资企业的主要融资来源。而企业的外部股权融资也具有很大的不可控性，信息不对称的存在会增加外部股权融资的成本，市场择机等因素还使企业的股权融资具有间歇性。因此企业内部现金流成为研发支出的主要来源，但是当内部经营现金流波动较大、不稳定，对企业造成财务冲击而企业的外部融资又不能为研发投资提供资金支持时，企业研发投资支出必定受到影响，企业会在面临现金流波动造成的财务冲击的情况下，首先保证企业正常的生产经营活动，适当削减研发，造成研发支出减少。由此提出本文的第一个假设。
假设1：经营现金流波动抑制研发投资。
现有的研究已经表明企业倾向于利用现金持有来进行研发平滑。对于一个持续研发的企业，研发平滑是减少研发支出波动的一种积极行为。国外文献对现金持有与研发的关系进行了较为深入的研究，归纳起来包括以下两方面：首先是现金持有与研发投入的关系，Opler等(1999)以1971―1994年间的美国上市公司为研究样本发现现金持有和研发投入强度有显著的正相关关系。Bates et al.(2009)对美国工业企业近年来现金持有增加这一现象进行考察，结果发现现金持有增加量最重要的原因是研发投入的不断增加。其次是现金持有与研发平滑的关系。Brown and Petersen(2011)运用动态回归模型对美国制造类企业进行研究，结果表明易于发生财务波动的企业普遍依靠现金持有来平滑研发支出。
国内关于现金持有与研发投资关系的研究也逐步增多，归纳起来主要包括两个层面：一方面是研究存在融资约束的条件下，由于研发投资较高的调整成本，使得企业普遍使用现金持有保持研发支出路径的平滑。比如一些学者认为从事R&D活动的企业往往更倾向于持有更多的现金。章晓霞、吴冲锋(2006)经过细致的考察分析，认为更高的现金持有水平能够为企业提供资金来源应对突发的财务波动，使企业研发支出保持一个相对平稳的水平。黄振雷、吴淑娥(2013)认为当存在融资约束时，企业依赖现金持有来平滑研发。此外有学者研究发现企业的研发活动主要依靠研发人员，且人员流动不利于企业研发活动的高度保密性，因此，一笔较为固定且持久的人力资源成本构成了R&D投入的重要部分。杨兴全、曾义(2014)认为为避免高昂的研发调整成本，企业进行研发平滑是必要的。刘志远、张西征(2010)认为现金流的高波动性增加了企业的经营风险，降低了外部投资者对企业的预期和估值，使得企业外部融资成本增加，因此企业的现金持有成为企业平滑投资、节约高昂调整成本的关键资金来源。韩鹏、唐家海(2012)认为对于一个持续研发的企业，研发平滑是减少研发支出波动的一种积极行为。另一方面是研究存在融资约束的条件下，营运资本对企业创新支出的平滑作用，比如鞠晓生等(2013)认为在财务利润下降时，企业会减少营运资本投资或变现营运资本，将有限的资金配置到调整成本高的创新活动上，使企业在受到财务冲击时仍然保证创新投资的平稳持续。对于我国信息技术行业上市公司而言，大都面临现金流波动，企业平滑研发的一个方法是建立和运用预防性现金储备，避免研发投资大幅波动，现金流波动所造成的负效应可以部分(或全部)被现金持有的减少所抵消。本文预计现金持有作为缓冲池，它的减少抵消了不利现金流波动造成的冲击，使得研发波动更加平滑，因此基于上述分析，本文提出第二个研究假设：
假设2：企业会充分运用现金持有保持研发平滑，表现为现金持有变化量与研发投资呈负相关关系。
此外，基于假设2本文验证了现金持有平滑研发投资的经济后果，结果显示研发平滑效应越强的企业市场价值越大。姜宝强、毕晓方(2006)以1998―2004年我国上市公司为样本，基于代理成本的视角，通过样本分类回归、对比检验的方法，研究上市公司超额现金持有与企业绩效以及市场价值的相关关系。国外对于研发投资企业现金持有与企业市场价值的研究相对较为成熟，主要集中于现金持有有利于提升企业价值和公司业绩，缓解融资约束对公司的影响，比如Mikkelson and Partch(2003)实证研究了现金持有量与公司绩效之间的关系，他们以美国1986―1991年年末现金资产比例高于25%的上市公司为样本，考察了这些公司在1992―1996年间的业绩表现，发现现金持有水平较高的公司业绩更好。但是很少有文献将研发平滑效应与企业的市场价值结合起来研究，考虑现金持有对研发投资的平滑效应带来的经济后果。因此承假设2，本文认为倘若现金持有平滑了研发支出，当企业在遇到不利财务波动的情况下，现金持有较多的公司具有较强的研发平滑效应，避免了研发投资的大幅波动，保证了研发投资的持续性，向外界传递企业研发平稳良好信号，有利于增加企业市场价值。因此提出假设3。
假设3：研发平滑效应越强，企业市场价值越大。
三、实证设计
(一)模型构建与变量定义。根据上述理论分析并借鉴Brown(2011)的衡量标准，同时引入现金持有改变量与现金流波动的交叉项，验证现金持有是缓冲了现金流波动对研发投资的影响，从而使研发投资平滑，由此建立本文第一个模型验证假设1、假设2。
模型一：RDI=α0+α1Opcf+α2Cashchange+α3Opcf×Cashchange+α4Lev+α5Growth+α6Capex+ε
此外建立模型二，验证假设3，即现金持有平滑研发投资的价值。本文采用托宾Q作为市场价值的代理变量，托宾Q=(流通股股数×流通股价格+未流通股股数×每股净资产+总负债账面价值)/总资产账面价值，能够很好地反映企业的市场价值，同时引入研发波动与现金持有的交叉项，检验现金持有平滑研发投资的价值，以研发波动作为中介变量，验证假设3，即研发波动越小，研发平滑效应越强，企业市场价值越大。
模型二：TQ=δ0+δ1Cash+δ2ΔRDI+δ3Cash×ΔRDI+δ4Stk+δ5Lev+δ6Size+δ7Growth+ε
其中α0、δ0为截距，αi、δi为回归系数，i=1、2、3、4、5、6、7，ε为随机误差项。
回归模型使用的变量定义如表1所示。
(二)样本选择与数据说明。本文选取中国证监会行业分类标准(CSRC行业分类标准)中的G信息技术业作为样本来源。以2012―2014年连续三年披露研发支出的沪深两市A股信息技术业为研究样本，剔除在2012―2014年上市、退市的公司，同时只保留对所有变量具有连续三年观测值的公司。在此基础上，剔除如下类型的样本数据：(1)ST、*ST公司;(2)剔除其他关键数据不全的样本;(3)剔除在这三年的研究期间主营业务发生重大变化或变更的样本。最后得到符合要求的155家上市公司的样本数据。为了控制极端值的影响，对各变量上下1%分位数据进行了Winsorizing缩尾处理。本文研究所采用的R&D支出数据均是由手工整理所得，研发支出数据均手工摘录于公司年报。数据来源为巨潮资讯网、上海证券交易所、深圳证券交易所相关网站所发布的上市公司年度报告。同时，实证研究所使用的相关财务数据均来自于CSMAR国泰安数据库，本文的实证分析采用SPSS 20.0与Stata 11.0完成。
四、实证结果与分析
(一)描述性统计和相关分析。本文的基本数据信息如表2所示，可以看到相关变量的描述性统计结果。表2对各个变量进行了描述性统计，根据结果可以看出，研发强度最大值为0.588，远远高出平均水平0.124，说明虽然同属于信息技术行业，各企业研发投资强度存在较大差异。现金持有变化量最小值为-0.273，最大值为1.587，标准差为0.244，说明不同企业现金金额离散程度较大，一方面与各个企业经营需求相关，另一方面源于外部经济环境和内部现金流的波动，从现金持有Cash的均值来看，其均值为0.308，标准差为0.186，明显大于研发投资强度、债务融资和其他长期资本支出的均值和标准差，这说明企业会在期末保留大量现金作为储备，以应对不利现金流波动对研发投资的影响，保证研发投资的持续性，起到缓冲作用。
在进行回归之前，本文对主要变量进行了Pearson相关性检验，如表3所示。从表3可以看出，研发投资强度与经营现金流波动，与现金持有改变量的相关系数分别为-0.114和-0.037，分别在5%和1%水平上显著相关，现金持有水平与托宾Q的相关系数为0.321，且在1%水平上显著正相关，研发波动与托宾Q在1%水平上显著负相关，相关系数为 -0.175，这些均与本文预期结果一致，说明这些信息技术企业经营现金流波动与研发投资负相关，现金持有具有平滑研发支出的效应;研发平滑效应越强的企业市场价值越大。
(二)回归结果与分析。
模型一是关于经营现金流波动、现金持有改变量对研发投资的回归检验结果，从下页表4可以看出，模型一的F值为23.24，对应的P值为0.00，远远小于显著性水平0.01，说明模型整体是显著的，同时表4的结果和前面的Pearson检验基本相符。现金流波动与研发强度负相关，相关系数为-0.089，sig值为0.086，说明二者在10%显著性水平上相关，进一步验证了本文提出的假设1，同时与Minton和Schrand(1999)的理念一致，均得出现金流波动越大越抑制投资水平。现金持有改变量与研发强度负相关，即现金持有的减少释放了对研发投资的流动性，用于研发的支出增加，回归系数为-0.031，这说明，信息技术企业具有研发平滑的动机，sig值为0.085，在10%水平上显著负相关，这与黄振雷、吴淑娥(2013)，章晓霞、吴冲锋(2006)的研究结果相符，均得出企业普遍使用现金持有保持研发支出路径的平滑。现金流波动与现金持有变化量的交叉项的系数为负，回归系数为-0.148，sig值为0.077，说明现金持有缓冲了现金流波动对研发支出的不利影响，实现了研发路径的平滑，因为现金流波动对研发强度的影响因现金持有变化量的改变而变化，现金持有变化量越大即减少的现金用于研发投资抵减了现金流波动对研发强度的不利影响，从而使得研发投资平滑，与假设2相符。研发投入与债务杠杆在1%水平上显著负相关，相关系数为-0.171，Sig值为0，这说明研发创新企业存在债务融资约束，这与杨兴全、曾义(2014)的研究观点相一致。营业收入增长率与研发投入正相关，且关系显著，说明收入增长快的企业，研发投入强度也越大，这与何帅、金宇(2015)的实证结果相一致。
从模型二的回归结果可以看出，模型二的F值为21.16，对应的P值为0.00，远远小于显著性水平0.01，说明模型整体是显著的，另外得出现金持有与市场价值正相关，相关系数为0.57，sig值为0，说明二者在1%水平上显著正相关，这与Mikkelson and Partch(2003)的研究结果相一致，均认为现金持有能有效支持研发投资项目使得公司业绩更好。研发波动对市场价值负相关，相关系数为-0.27，sig值为0.084，说明二者在10%水平上显著负相关，即研发波动越大市场价值越低。现金持有与研发波动的交叉项的系数为负，相关系数为-0.002，sig值为0.064，说明现金持有的市场价值受研发波动的影响而变化，研发波动越小即现金持有的平滑作用越强，使得研发路径平滑，研发投资变化较为平缓，从而向外界传递出企业具有一定的现金储备应对外界的波动，保证企业研发投资的持续性的良好信号，进一步提升了企业的市场价值，这与韩鹏、唐家海(2012)的研究结论相一致，均认为研发平滑是减少研发波动的一种积极行为，对研发投资的持续性极为重要。实证结果表明倘若现金持有平滑了研发投资，研发投资波动越小的企业平滑作用越强，现金持有平滑研发投资的市场价值越大，验证了现金持有平滑研发投资的经济后果，假设3得到支持。
(三)稳健性检验。为了确保研究结论的可靠性，对模型主要变量的替换进行稳健性检验，笔者对模型进行了如下改变，(1)参考袁东任、汪炜(2015)的研究，将现金持有量定义为货币资金与交易性金融资产之和除以期末总资产;(2)参考罗勇(2014)的研究，重新定义现金持有增量用期末期初货币资金与短期投资的差额与期初总资产的比值表示;(3)参考杨兴全(2010)等人的研究，用总资产增长率表示成长性，即用期末总资产与期初总资产的差额与期初总资产的比值表示。最终得到的回归结果差异不大，结论保持不变，说明本文的结论较稳健。
五、结论与启示
本文实证检验了经营现金流波动与研发投资之间的关系，并进一步考察了企业的现金持有行为对研发投资的平滑效应，实证结果表明现金流波动抑制了研发投资，现金持有缓冲了不利的经营现金流波动对研发投资的影响，保证了研发路径的平稳;同时检验了研发平滑效应对企业价值的提升作用。
本文的实证结论支持了现有文献中关于研发平滑理论的观点，同时强调了现金持有对公司财务政策的重要性，当财务紧张时，企业通过抽取现金持有来达到研发平滑，而当财务宽松时，则注意建立现金储备。同时还对现有的理论进行了拓展，考察了现金流波动的情况下，现金持有是如何缓冲现金流波动的不利影响从而使研发路径平滑，这与之前大多数文献研究在融资约束情况下研发平滑的出发点不同，另外本文的贡献之处还在于解释了现金持有平滑研发的经济后果，研发平滑效应越强企业市场价值越大，丰富了现金持有与研发投资的理论内涵，现金持有平滑研发作用强，对其市场价值的提升有促进作用，这对于推动信息技术企业进一步加强流动性管理和研发投资力度具有积极意义。S
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