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一、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

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年的數據為研究對象，剔除掉不完整數據樣本，最終得到229家公司共514個有效樣本，2010年至2012年樣本分別為100個、185個、229個。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)計數據來看，我國企業(yè)研發(fā)投入中制造業(yè)相對較多，因此選擇制造業(yè)為研究對象具有代表性。研發(fā)投入數據由作者逐份查閱樣本公司歷年年報手工整理，其余指標數據主要通過國泰安CSMAR數據庫中的《公司研究系列》、RESSET金融研究數據庫以及聚源終端取得。對數據進行過抽樣核對，以確保數據的可靠性。數據處理與分析采用Excel2013和SPSS17.0。

（二）變量定義與衡量方法

（1）解釋變量

資本結構：企業(yè)資本結構是指企業(yè)各項資金的來源、構成及相互關系，由債務資本和權益資本構成，以資產負債率作為度量指標。

（2）被解釋變量

企業(yè)績效：企業(yè)績效代表企業(yè)經營的業(yè)績和效率，通常來說績效衡量主要通過盈利指標和增長指標來進行度量。主營業(yè)務利潤率的高低極大地反映了企業(yè)的盈利能力和發(fā)展前景，本文選擇主營業(yè)務利潤率代表盈利指標。而企業(yè)總資產考慮了企業(yè)整體的資產水平，選擇總資產增長率代表增長指標。

（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/主營業(yè)務收入、研發(fā)支出/企業(yè)市場價值、研發(fā)支出/總資產衡量企業(yè)研發(fā)投入。由于創(chuàng)業(yè)板創(chuàng)立時間較短，企業(yè)市場價值難以真實衡量企業(yè)真實價值，而總資產在企業(yè)規(guī)模中已作為控制變量，本文采用研發(fā)費用占主營業(yè)務收入的比重來表示。

（4）控制變量

借鑒以往同類文獻中，選取企業(yè)規(guī)模、股權集中度、流通股比例、董事長是否兼任總經理指標作為控制變量。為了減少宏觀經濟環(huán)境對企業(yè)研發(fā)投入和業(yè)績的影響，本文以2010年為參照年，設置了YEAR1和YEAR2年兩個啞變量。

二、實證檢驗分析

（一）描述性統(tǒng)計

通過描述性統(tǒng)計可以發(fā)現：（1）2010-2012年度，創(chuàng)業(yè)板制造業(yè)資產負債率平均分別為0.133，0.175和0.206，資產負債率雖穩(wěn)步提高，但總體水平較低，原因可能是創(chuàng)業(yè)板多為高新技術中小企業(yè)，企業(yè)整體實力、企業(yè)信譽和償債能力等不強，難以獲得銀行借款等債務性融資，只能更多采用內部盈余方法進行融資；（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)投入占比最高達到52.7%，而最低僅為0.2%；（3）從企業(yè)績效指標主營業(yè)務利潤率、總資產增長率來看，最近三年樣本企業(yè)經營績效逐年走低，成長性減弱，這可能是金融危機的滯后影響以及我國整體經濟發(fā)展下滑所導致，說明中小企業(yè)的發(fā)展面臨越來越嚴峻的形勢。

（二）相關性分析

在進行回歸分析之前，對變量進行了相關性分析。歷史經驗顯示，當相關系數在0.8以上時，可能存在多重共線性。從表4中可以看出，各變量兩兩間相關系數都較低，說明樣本變量存在多重共線性的可能性較低，可進行多元回歸分析。

（三）回歸分析

膨脹因子（VIF）都在2.5以下，遠小于臨界值10，排除了模型的多重共線性問題。得出企業(yè)資本結構與研發(fā)投入在1%的水平上顯著負相關，系數為-0.088。說明創(chuàng)業(yè)板制造業(yè)上市公司資產負債率越高，企業(yè)的研發(fā)投入越少，假設1得到驗證。這主要是因為當企業(yè)通過負債提高財務杠桿后，債權人在企業(yè)負債資金的使用上增加了限制條件，減少了企業(yè)管理者進行研發(fā)投資決策的自主性。在其他條件一定下，由于研發(fā)活動不確定性、風險大的特點，企業(yè)相對來說更傾向于借助權益資本進行投資，因而減少了負債融資。資本結構對企業(yè)績效中盈利指標主營業(yè)務利潤率、增長指標總資產增長率的回歸結果。結果顯示，企業(yè)資本結構與企業(yè)績效在1%的水平上顯著負相關，相關系數分別為-0.553和-1.148，即當企業(yè)資產負債率上升時，企業(yè)績效下降，假設2得到驗證。中介變量研發(fā)投入后的回歸結果，用于檢驗研發(fā)投入的中介效應。為主營業(yè)務利潤率對資本結構、研發(fā)投入的回歸。結果可以看出，研發(fā)投入與主營業(yè)務利潤率的相關系數為0.603，在1%的水平上顯著。體現了研發(fā)投入對企業(yè)降低主營業(yè)務成本、提高主營業(yè)務收入的作用，說明科技型中小企業(yè)研發(fā)投入對盈利能力有顯著正向影響，研發(fā)投入的增加能夠帶來企業(yè)業(yè)績的提升。資本結構與主營業(yè)務利潤率的相關系數為-0.5，在1%的水平上顯著?？梢钥闯鰞烧叩南嚓P系數從-0.553減弱為-0.5，加上前述回歸系數都在1%的水平上顯著，調整的R2從0.14增加到0.161，改進效果明顯，利用中介效應的Baron三步檢驗法可知，研發(fā)投入對科技型中小企業(yè)資本結構與企業(yè)盈利能力的關系起部分中介作用。為總資產增長率對資本結構、研發(fā)投入的回歸結果。方程中研發(fā)投入與總資產增長率在5%的水平上顯著正相關，系數為2.178，說明研發(fā)投入對企業(yè)成長性有明顯的促進作用，科技型中小企業(yè)應加大在研發(fā)活動的投資，提升企業(yè)技術創(chuàng)新能力。資本結構與總資產增長率的相關系數為-0.957，相關系數從-1.148減弱為-0.957，調整的R2從0.382上升到0.386，利用中介效應Baron三步檢驗法可知，科技型中小企業(yè)研發(fā)投入對資本結構與企業(yè)增長能力的關系起部分中介作用。通過盈利指標主營業(yè)務利潤率和增長指標總資產增長率兩方面的實證研究，可以得出科技型中小企業(yè)研發(fā)投入對企業(yè)績效有顯著正向影響，假設3得到有效驗證。研發(fā)投入在資本結構與企業(yè)績效間起部分中介作用，假設4得到驗證。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了使實證結果更為可靠，本文進行了以下檢驗：（1）剔除研發(fā)投入、資本結構和企業(yè)績效的極端值，實證結果保持不變；（2）利用每股凈資產衡量盈利能力，凈資產增長率衡量增長能力，得出研發(fā)投入在兩者之間仍具有部分中介效應。測試結果表明，上述分析具有較高的穩(wěn)定性和可靠性。

三、結論

本文以創(chuàng)業(yè)板制造業(yè)企業(yè)2010-2012年數據為樣本，探討我國科技型中小企業(yè)資本結構、研發(fā)投入與企業(yè)績效間的關系，得出以下結論：（1）2010-2012年，創(chuàng)業(yè)板制造企業(yè)資產負債率穩(wěn)步上升，研發(fā)投入逐年增加，近三年研發(fā)投入平均達到5.5%。（2）科技型中小企業(yè)的資本結構對企業(yè)研發(fā)投入有顯著負向影響，企業(yè)研發(fā)投入資金來源多為權益融資，負債融資由于研發(fā)活動不確定性和高風險而受到較多限制。（3）研發(fā)投入的增加能夠促進科技型中小企業(yè)績效的提升，進一步揭示我國科技型中小企業(yè)應加大研發(fā)投入，增強技術創(chuàng)新能力，培育核心競爭力。（4）研發(fā)投入對科技型中小企業(yè)資本結構與企業(yè)績效的關系有顯著的部分中介作用。企業(yè)資產負債率越高，財務杠桿越大，企業(yè)在研發(fā)投入上的限制越多，導致研發(fā)投入的下降，研發(fā)投入的下降使得企業(yè)績效變差，資本結構對企業(yè)績效的負向影響通過研發(fā)投入的部分中介作用實現。通過上述研究，本文提出以下建議：我國中小企業(yè)需要進一步增加研發(fā)投入，增強技術創(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，從制度上促進中小企業(yè)優(yōu)化資本結構，提高企業(yè)的績效。

作者：梁偉真高小平左愛軍牟小容單位：廣東第二師范學院華南理工大學工商管理學院華南農業(yè)大學經濟管理學院