民營企業(yè)研發(fā)投資影響公司績效的實證研究：基于深市中小板上市公司的面板數(shù)據(jù)分析

楊德偉 楊大鳳

一、引 言

后金融危機時代，我國經(jīng)濟面臨三個主要問題：保持經(jīng)濟增長，穩(wěn)定物價水平和調(diào)整經(jīng)濟結構，其中調(diào)整經(jīng)濟結構的核心是引導企業(yè)技術創(chuàng)新。世界銀行2009年5月發(fā)布的報告《中國：促進以企業(yè)為主體的創(chuàng)新》顯示，民營企業(yè)對中國創(chuàng)新體系的建設至關重要。我國政府非常重視民營企業(yè)技術創(chuàng)新，2011年8月國家發(fā)改委和科技部共同研究制定的《關于加快推進民營企業(yè)研發(fā)機構建設的實施意見》特別強調(diào)，中央和地方政府要積極支持大型民營企業(yè)建立高水平研發(fā)機構，幫助中小民營企業(yè)發(fā)展多種形式的研發(fā)機構。

民營企業(yè)技術創(chuàng)新是當前我國政府、經(jīng)濟學家和企業(yè)家共同關注的焦點，這一問題的核心是民營企業(yè)技術創(chuàng)新是否提升了企業(yè)的經(jīng)營績效，本文力求用深市中小板民營上市公司的數(shù)據(jù)對這一問題進行實證檢驗。我們選取深市中小板民營上市公司作為研究樣本的理由在于：第一，中小板民營上市公司成長性好、創(chuàng)新動力強，在很大程度上反映了我國優(yōu)秀民營企業(yè)的發(fā)展狀況，對中小民營企業(yè)的發(fā)展起到很好的引領作用，有助于加快我國產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整。第二，在所有A股上市公司中中小板上市公司披露的創(chuàng)新投入產(chǎn)出信息是最完整的（陸國慶，2011），這保證了本文研究數(shù)據(jù)的準確性。

本文在以下兩個方面進行了拓展：第一，研究了民營上市公司研發(fā)投資與企業(yè)績效的關系，豐富了已有文獻。筆者在針對該研究課題的文獻梳理過程中發(fā)現(xiàn)，目前還沒有文獻專門基于上市公司層面來研究民營企業(yè)研發(fā)投資與企業(yè)績效的關系。第二，克服了已有研究數(shù)據(jù)的局限性。本文采用董事會報告中直接披露的研發(fā)強度（研發(fā)投資除以營業(yè)收入，以下同）指標來衡量企業(yè)研發(fā)投資狀況，與先手工收集研發(fā)支出項目再將其除以營業(yè)收入來獲取研發(fā)強度相比，董事會報告中直接披露的研發(fā)強度數(shù)據(jù)更加準確，且數(shù)據(jù)具有高度一致性。

二、文獻回顧與研究假說

（一）文獻回顧

研發(fā)投資與經(jīng)濟增長的關系一直是西方學術研究的重要課題，初期的研究主要集中于宏觀和產(chǎn)業(yè)層面，基于微觀層面研究的重要文獻可以追溯到1979年 ，Griliches（1979） 將 技 術 資 產(chǎn) 引 入Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，構建了用于估計研發(fā)投資與企業(yè)績效的改進生產(chǎn)函數(shù)模型。此后，絕大多數(shù)實證研究都是建立在Griliches模型的基礎上展開進一步研究。從已有文獻的研究結論看，可以分為三個方面：大部分實證研究支持研發(fā)投資有利于提升企業(yè)績效，但也有相當一部分文獻研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)投資與企業(yè)績效不具有顯著的相關關系（Chan,2001），更有學者研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)投資與企業(yè)績效存在顯著的負相關關系（Aboody and Lev,2000）。

研發(fā)投資與企業(yè)績效的關系也是近年來我國學者關注的焦點。最早基于上市公司層面展開相關研究的是薛云奎、王志臺（2001），他們以滬市1996-1999年上市公司的數(shù)據(jù)實證研究發(fā)現(xiàn)，我國上市公司無形資產(chǎn)中技術資產(chǎn)所占比例偏低，無形資產(chǎn)在企業(yè)經(jīng)營績效中起到持久的作用。此后很多學者進一步展開了深入研究（Hu,2001;湯湘希,2006;周亞虹、許玲麗,2007;羅婷等,2009;吳延兵、米增渝2011;陸國慶,2011），國內(nèi)學者研究結論大多表明，研發(fā)投資顯著提升了企業(yè)績效，且研發(fā)投資對企業(yè)績效的影響存在滯后。

回顧已有的文獻發(fā)現(xiàn)，尚且沒有文獻專門研究民營上市公司研發(fā)投資與企業(yè)績效的關系。已有的研究多基于某一區(qū)域民營企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)，基于已有研究的不足，本文專門研究民營企業(yè)研發(fā)投資對企業(yè)績效的影響，已求在已有研究的基礎上做一些邊際的貢獻。

（二）研究假說

技術創(chuàng)新能力是企業(yè)核心競爭力的重要組成部分，保持持久的產(chǎn)品創(chuàng)新能力是企業(yè)競爭優(yōu)勢的關鍵所在（湯湘希，2004）。熊彼特的創(chuàng)新理論認為企業(yè)開展創(chuàng)新活動可以獲取經(jīng)濟租金，在競爭機制下，企業(yè)家為了獲取更多的超額利潤會進行“創(chuàng)造性破壞”，“創(chuàng)造性破壞”打破了原有的市場均衡，促使企業(yè)進行技術革新以獲取競爭優(yōu)勢，最終優(yōu)化了企業(yè)的生產(chǎn)要素，提高了生產(chǎn)率。此外，企業(yè)研發(fā)活動是一項長期的工程，從研發(fā)投資到形成利潤要經(jīng)過研發(fā)、調(diào)試、生產(chǎn)、營銷等諸多環(huán)節(jié)，前期的研發(fā)需要大量資金投入而沒有收益，當研發(fā)產(chǎn)品推向市場后，研發(fā)投資對企業(yè)績效的影響才慢慢體現(xiàn)出來，所以，研發(fā)活動對企業(yè)績效的影響存在滯后?；谏鲜龇治?，我們提出假設1：

假設1：研發(fā)投資與企業(yè)績效顯著正相關，且具有滯后效應。

所有權和經(jīng)營權的分離是現(xiàn)代公司的基本特征。在研發(fā)型企業(yè)中，技術創(chuàng)新的信息被經(jīng)營者掌握，由于信息不對稱以及經(jīng)營者謀取私利的動機，經(jīng)營者會通過不道德的內(nèi)幕交易將技術研發(fā)成果轉(zhuǎn)移來獲取個人利益，這種機會主義行為導致研發(fā)投資并未真正提升企業(yè)績效。Mank et al（2001）研究發(fā)現(xiàn)，計算機行業(yè)股東回報率與研發(fā)投資顯著負相關。此外，由于研發(fā)投資存在很大的風險，未來市場需求的變化以及技術的快速升級換代等原因很可能導致研發(fā)投資承擔的風險超過其預期收益，最終造成巨額損失，以世界通信巨頭美國摩托羅拉公司20世紀末推出的“銥星計劃”為例，由于對市場預測的失誤以及高昂的運行成本等種種原因最終宣告失敗，造成五十億美元的巨額損失?；谏鲜龇治觯覀兲岢黾僭O2：

假設2：研發(fā)投資與企業(yè)績效顯著負相關。

三、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于上市公司年報和國泰安csmar數(shù)據(jù)庫，按照實際控制人的性質(zhì)選取了101家民營上市公司，其均在董事會報告中披露了連續(xù)五年的研發(fā)強度。研發(fā)強度數(shù)據(jù)直接取自于董事會報告中，控制變量民營企業(yè)政治關系數(shù)據(jù)根據(jù)年報中高管個人資料手工整理而得。其他變量的數(shù)據(jù)直接取自國泰安csmar數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義與模型設定

借鑒大多數(shù)學者的做法，本文選擇研發(fā)強度指標來衡量企業(yè)研發(fā)投資狀況，選取營業(yè)利潤率來衡量企業(yè)績效。根據(jù)已有的研究成果，我們還控制了其他變量，這些變量包括有形資產(chǎn)比率、銷售費用率、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、行業(yè)以及年度。由于本文的研究是專門針對民營企業(yè)的，所以我們還控制了政治關系變量。詳細的變量定義見表1。

表1 變量定義表

資產(chǎn)負債率 debt 資產(chǎn)負債率，長期負債除以總資產(chǎn)。資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率 turnover 資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，營業(yè)收入除以平均總資產(chǎn)。銷售費用率年度有形資產(chǎn)比率政治關系行業(yè)sellratio 銷售費用率，銷售費用除以總資產(chǎn)。year 以2008年為基準設置兩個虛擬變量tasset 有形資產(chǎn)比率，無形資產(chǎn)、長期待攤費用和商譽以外的資產(chǎn)總額除以營業(yè)收入。pc 政治關系，董事長或總經(jīng)理任人大代表、政協(xié)委員或政府官員取1，否則取0。Indus 高科技行業(yè)，根據(jù)中國證監(jiān)會2001年行業(yè)分類標準，如果公司行業(yè)代碼為C43，C47，C5，C78，C8，G取 1，否則為 0。

考慮到研發(fā)投資對企業(yè)績效的影響存在滯后，我們將研發(fā)強度相對企業(yè)績效滯后兩期，設定了如下模型：

由于回歸分析結果容易受到異常值的影響，在回歸分析時我們對連續(xù)變量進行了1%水平上的winsorize去異常值處理。

四、實證結果分析

（一）變量的描述性統(tǒng)計分析

表2是變量的描述性統(tǒng)計分析結果，樣本公司當期研發(fā)強度、滯后一期和滯后兩期研發(fā)強度均值均在4%左右，表明中小板上市公司研發(fā)投入水平較高，但研發(fā)投資的差距明顯，以當期研發(fā)強度為例，最大值達25.9%，而最小值僅有0.01%。營業(yè)利潤率的均值為11.7%，表明中小板上市公司盈利能力很強?？刂谱兞康慕y(tǒng)計分析結果顯示，44.4%的民營企業(yè)具有政治關系，41.3%的民營企業(yè)處于高科技行業(yè)。

表2 變量的描述性統(tǒng)計分析

（二）單變量分析

表3是單變量分析的結果。以當期研發(fā)投資為例（對滯后一期、滯后二期研發(fā)投資進行單變量分析得到相同的結果，限于篇幅，我們沒有列示結果，我們將滯后一期和滯后二期的分析結果放到單獨的附表中。我們根據(jù)研發(fā)強度的高低將樣本進行分組，先求出各樣本組的研發(fā)強度中位數(shù)，然后將樣本公司的研發(fā)強度與中位數(shù)相比較，如果研發(fā)強度大于中位數(shù)則歸入高研發(fā)組，小于中位數(shù)則歸入低研發(fā)組。

接下來我們分別對高研發(fā)組和低研發(fā)組的營業(yè)利潤率均值進行均值差異T檢驗，檢驗結果如表3所示，高研發(fā)組的營業(yè)利潤率均值在15.27%，低研發(fā)組的營業(yè)利潤率均值在8.12%，T檢驗結果顯示在1%的顯著性水平下高研發(fā)組營業(yè)利潤率均值顯著高于低研發(fā)組營業(yè)利潤率均值。這一結果部分地支持了本文提出的假設1。此外，我們也進行了被解釋變量營業(yè)利潤率和解釋變量研發(fā)強度的相關性檢驗，結果顯示營業(yè)利潤率與研發(fā)強度的當期、滯后一期和滯后二期均顯著正相關，但這僅僅是簡單的兩兩相關，接下來我們控制其他變量再進行進一步實證分析。

表3 營業(yè)利潤率均值分組比較

（三）多元回歸分析

由于影響研發(fā)投資和企業(yè)績效的因素很多，特別是對于截面?zhèn)€體多，時間跨度短的觀測樣本，通常存在由一些不隨時間變化且無法觀測的個體異質(zhì)性因素導致的內(nèi)生性問題。這些因素同時影響研發(fā)強度和企業(yè)績效，但由于無法觀測我們沒有將其包含在解釋變量中，從而造成解釋變量和擾動項相關，即研發(fā)強度的內(nèi)生性問題。我們必須控制可能存在的內(nèi)生性問題，否則前述模型1的估計結果是不可靠的。

表4 面板數(shù)據(jù)回歸結果

對于公司財務研究中由于不隨時間變化且難以觀測的個體異質(zhì)性因素導致的內(nèi)生性問題，我們可以采用面板數(shù)據(jù)固定效應模型回歸來解決，因為面板數(shù)據(jù)固定效應模型回歸時采用組內(nèi)估計，在回歸時數(shù)據(jù)進行了組內(nèi)差分，從而將這些不隨時間變化的個體異質(zhì)性因素消除。表4是模型1的面板數(shù)據(jù)回歸結果。我們首先檢驗是否存在個體效應，個體效應檢驗的F統(tǒng)計量值為7.59，在1%的水平下拒絕原假設，表明存在顯著的個體效應，不能使用混合回歸模型。我們進一步進行Hausman檢驗來分析個體效應是固定效應還是隨機效應，Hausman檢驗的卡方值達57.11，在1%的水平下拒絕原假設，表明應該使用固定效應模型。面板數(shù)據(jù)固定效應模型回歸結果顯示，當期研發(fā)強度與企業(yè)績效不具有顯著的相關關系，滯后一期和滯后二期的研發(fā)強度與企業(yè)績效顯著正相關，假設1得到證實。這一研究結論與羅婷、朱青等（2009）、郭妍、劉一博（2011）一致。我們的解釋是，與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)研發(fā)資金多為自有資金，且其風險承受力較弱，因此民營企業(yè)在選擇研發(fā)項目時非常謹慎，更加注重研發(fā)投資效率，其傾向于選擇能夠在較長時間內(nèi)給企業(yè)帶來收益的研發(fā)項目，再加上研發(fā)活動本身需要經(jīng)歷研發(fā)、產(chǎn)品到績效的傳導過程，所以，當期的研發(fā)投資難以對營業(yè)利潤率產(chǎn)生顯著影響，這種影響更多體現(xiàn)在未來。

五、穩(wěn)健性分析

本文的研究樣本以制造業(yè)和信息技術也為主，僅有三家公司為其他行業(yè)，考慮到行業(yè)因素對估計結果的影響，我們剔除了除制造業(yè)和信息技術業(yè)以外的三家公司后再次進行面板數(shù)據(jù)回歸?；貧w結果顯示，模型存在顯著的個體固定效應，當期研發(fā)投資與營業(yè)利潤率不相關，滯后一期和滯后二期研發(fā)強度與營業(yè)利潤顯著正相關（限于篇幅，我們沒有列示回歸結果）這一結果與前述一致，表明本文的研究結論是穩(wěn)健的。

六、研究結論與政策建議

本文以101家在董事會報告中連續(xù)五年披露研發(fā)支出的中小板民營上市公司為研究樣本，分析研發(fā)投資與企業(yè)績效的關系。研究發(fā)現(xiàn)，民營企業(yè)當期研發(fā)投資與企業(yè)績效不具有顯著的相關關系，研發(fā)投資對企業(yè)績效的影響存在滯后，具體表現(xiàn)在滯后一期和滯后二期研發(fā)強度與企業(yè)績效顯著正相關。

基于上述研究，我們提出如下政策建議：第一，營造有利于民營企業(yè)技術創(chuàng)新的環(huán)境，在融資、稅收優(yōu)惠、研發(fā)補貼等方面支持民營企業(yè)開展技術創(chuàng)新活動，加快產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整。第二，加快推行“產(chǎn)學研”結合模式、提升民營企業(yè)技術競爭力。產(chǎn)學研”合作模式是推動科技成果向生產(chǎn)力轉(zhuǎn)化的有效途徑，然而，“產(chǎn)學研”合作創(chuàng)新模式在我國只有將近二十年的發(fā)展，尚未形成成熟的發(fā)展模式，所以，政府應該大力引導大學、科研機構與民營企業(yè)的合作，一方面提升民營企業(yè)技術創(chuàng)新能力，另一方面將大學、科研機構的研究成果轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力。

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