研發(fā)投入對戰(zhàn)略性新興企業(yè)績效影響的異質(zhì)門檻效應(yīng)

韓先鋒 惠寧

摘要：基于所有制差異視角，采用中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)2011～2014年上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用門檻回歸技術(shù)考察了研發(fā)投入對企業(yè)績效的非線性影響效應(yīng)。結(jié)果表明：研發(fā)投入強(qiáng)度對不同所有制企業(yè)績效的影響均存在顯著的三門檻效應(yīng)；研發(fā)投入強(qiáng)度與企業(yè)績效之間的非線性關(guān)系表現(xiàn)出明顯的所有制差異；企業(yè)規(guī)模、金融支持、資本結(jié)構(gòu)等因素對不同所有制企業(yè)績效的影響也表現(xiàn)出顯著的差異。

關(guān)鍵詞：所有制差異；研發(fā)投入強(qiáng)度；企業(yè)績效；門檻效應(yīng)

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2016.04.12

中圖分類號：F272 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1001-8409（2016）04-0056-04

Threshold Effect of R&D Investment on Performance of Emerging Strategic Companies

Abstract：Based on the differences in ownership， the panel data of listed companies in emerging strategic industries of China from 2011 to 2014 is adopted to examine the nonlinear effects of R&D investment on companies performance using threshold regression techniques. The results shows that： the effect of R&D intensity on the increase in the performance of companies with different ownership takes on significant threethreshold effect； the nonlinear relationship between R&D intensity and companies performance shows significant differences in ownership； the impacts of the company scale， financial support， capital structure and other factors on the performance of companies with different ownership also show significant ownership differences.

Key words：ownership difference； R&D intensity； companies performance； threshold effect

當(dāng)前，大力推動戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展已成為中國政府實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式由“投資驅(qū)動”轉(zhuǎn)向“創(chuàng)新驅(qū)動”的重要舉措。對于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)而言，其又好又快發(fā)展的實(shí)質(zhì)是產(chǎn)業(yè)的升級和高端化，而產(chǎn)業(yè)升級和高端化目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的重要標(biāo)志是增長績效水平的不斷提升，其根本路徑在于企業(yè)創(chuàng)新。毫無疑問，研發(fā)活動在戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中起著舉足輕重的作用。然而，研發(fā)投入作為一種要素投入也可能存在邊際效率遞減的規(guī)律，當(dāng)超過某個(gè)臨界值時(shí)，研發(fā)投入就不會再產(chǎn)生等比例的投資回報(bào)[1]，即二者之間可能不僅僅是簡單的線性關(guān)聯(lián)。對于企業(yè)和政府來說，只有準(zhǔn)確且全面把握研發(fā)活動對戰(zhàn)略性新興企業(yè)發(fā)展的影響，相應(yīng)的科技政策和研發(fā)措施才能有的放矢。因此，探究研發(fā)投入與戰(zhàn)略性新興企業(yè)績效之間是否存在非線性關(guān)聯(lián)就具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

關(guān)于研發(fā)投入與企業(yè)績效或效率的關(guān)系探討一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)問題，現(xiàn)有研究對二者之間關(guān)系的認(rèn)識尚存在一定分歧?？傮w表現(xiàn)為：①研發(fā)投入有利于企業(yè)績效或效率水平提升。Hu等研究得出自主研發(fā)有利于企業(yè)生產(chǎn)率提高的結(jié)論[2]，Sharma也得到了類似結(jié)論[3]。②提高研發(fā)投入不利于企業(yè)績效或效率水平提升。Lantz和Sahut研究表明，R&D投資對企業(yè)凈收入、回報(bào)等財(cái)務(wù)業(yè)績指標(biāo)均有顯著抑制作用[4]。陳剛發(fā)現(xiàn)，本地R&D資本對全要素生產(chǎn)率的增長產(chǎn)生了明顯的阻礙作用[5]。③研發(fā)投入與企業(yè)績效或效率之間的關(guān)系尚不確定。Lin分析發(fā)現(xiàn)，研發(fā)與企業(yè)績效之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系[6]。Fernandes也指出R&D并不一定能夠促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率的提高[7]。

而針對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的相關(guān)研究才剛剛起步，僅少部分文獻(xiàn)涉及其績效或效率問題[8，9]，尚缺少定量化的經(jīng)驗(yàn)研究，尤其是缺乏對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展背后的原因進(jìn)行探析。當(dāng)前，鮮有研究涉及考察研發(fā)投入與戰(zhàn)略性新興企業(yè)績效之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，對其非線性關(guān)系的研究就更為少見，幾乎沒有研究基于所有制差異視角對二者之間的關(guān)系進(jìn)行剖析。鑒于此，本文擬基于中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)2011～2014年上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，采用面板門檻回歸技術(shù)，從所有制差異的視角重點(diǎn)探討研發(fā)投入與企業(yè)績效之間的非線性關(guān)系及其門檻特征，以期為戰(zhàn)略性新興企業(yè)的又好又快發(fā)展提供理論參考。

1研究設(shè)計(jì)

11數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)設(shè)計(jì)

本文所涉及的數(shù)據(jù)主要來自Wind咨詢金融數(shù)據(jù)庫，部分?jǐn)?shù)據(jù)來自戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)的年度報(bào)告、招股說明書等資料。截止2014年底，中國共有550家戰(zhàn)略性新興上市企業(yè)，鑒于數(shù)據(jù)的可獲性及連貫性，尤其是重點(diǎn)考慮到研發(fā)投入數(shù)據(jù)的披露情況，在剔除未公開披露年度報(bào)告以及研發(fā)投入等變量存在缺失的樣本后，最終選取2011～2014年155家上市企業(yè)進(jìn)行研究。在此基于所有制差異視角從國有、民營和公眾三個(gè)角度對研究樣本進(jìn)行了劃分（外資企業(yè)樣本過少，予以剔除）。結(jié)合戰(zhàn)略性新興企業(yè)的發(fā)展實(shí)際，對研究變量設(shè)定如下。

（1）企業(yè)績效。本文以戰(zhàn)略性新興企業(yè)績效（eff）作為被解釋變量，選取主營業(yè)務(wù)收入作為產(chǎn)出指標(biāo)，從業(yè)人數(shù)和固定資產(chǎn)分別作為勞動要素和資本要素的投入指標(biāo)，并基于柯布—道格拉斯隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，運(yùn)用上述指標(biāo)和數(shù)據(jù)對戰(zhàn)略性新興企業(yè)績效進(jìn)行測度。

（2）研發(fā)投入強(qiáng)度。本文的核心解釋變量為研發(fā)投入強(qiáng)度（rd），大多研究通常以企業(yè)年研發(fā)支出與企業(yè)年銷售收入的比值來表示，其是衡量企業(yè)研發(fā)投入時(shí)應(yīng)用最為廣泛的指標(biāo)[10]。因此，采用研發(fā)投入與主營業(yè)務(wù)收入的比值來反映核心解釋變量，該比值越大表明研發(fā)投入強(qiáng)度越高。

（3）控制變量。對可能影響戰(zhàn)略性新興企業(yè)績效的其他變量做了控制。包括：①企業(yè)規(guī)模（fs），采用總資產(chǎn)的對數(shù)衡量；②資本結(jié)構(gòu)（caps），采用總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值衡量；③盈利能力（pro），選?。▋衾麧?利息費(fèi)用+所得稅）/平均資產(chǎn)總額作為衡量指標(biāo)；④營運(yùn)能力（opc），選取總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率來體現(xiàn)；⑤金融支持（fin），選取流通股占總股本比例反映；⑥股權(quán)集中度（own），選取大股東持股比例來體現(xiàn)。

12模型構(gòu)建

為了考察研發(fā)投入強(qiáng)度對不同所有制戰(zhàn)略性新興企業(yè)績效影響的非線性效應(yīng)，本文基于Hansen提出的面板門檻數(shù)據(jù)模型（Threshold Panel Data Model）[11]，將上述三個(gè)樣本組劃分為多個(gè)區(qū)間，并分別對二者之間的非線性關(guān)系進(jìn)行估計(jì)。建立如下計(jì)量方程：

effit=α0+α1rdit·I（rdit≤γ1）+α2rdit·I（rdit>γ1）+...+αnrdit·I（rdit≤γn）+αn+1rdit·I（rdit>γn）+θxit+εit（1）

其中，t為年份，i表示企業(yè)個(gè)體。I（*）是指示函數(shù)，當(dāng)括號內(nèi)的條件滿足時(shí)，取值為1，否則為0，rd為門檻變量，γ為門檻值，x表示控制變量集合，包括企業(yè)規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)等變量。

對模型（1）進(jìn)行簡化，可以用矩陣形式表示：

effit=X（γ）α+ε（2）

給定任意γ，系數(shù)的最小二乘估計(jì)量（）為：

=[X*（γ）′X*（γ）]-1X*（γ）′·eff（3）

相應(yīng)地，回歸方程的殘差平方和為：

SSE1（γ）=（γ）′（γ）=eff′（1-eff（γ）′（X*（γ）′X*（γ）]-1X*（γ）′）·eff （4）

門檻值的估計(jì)量為：

=argminSSE1（γ）（5）

2（）=1n（T-1）*′（）*（）=1n（T-1）SSE1（γ）（6）

至此，能夠得到上述所有參數(shù)的估計(jì)量?？赏ㄟ^以下兩個(gè)檢驗(yàn)來驗(yàn)證門檻模型使用的合理性：通過檢驗(yàn)門檻效應(yīng)是否顯著來驗(yàn)證門檻是否存在；考察門檻的估計(jì)值是否與真實(shí)值相等，門檻效應(yīng)存在性檢驗(yàn)的原假設(shè)H0為α1=α2，備擇假設(shè)H1為：α1≠α2。構(gòu)建的統(tǒng)計(jì)量為：

F1=SSE0（γ）-SSE1（）2（7）

其中，SSE0是在門檻存在性檢驗(yàn)的原假設(shè)下，模型估計(jì)得到的殘差平方和。Hansen通過自抽樣方法獲得了F統(tǒng)計(jì)量的漸進(jìn)分布，得到拒絕原假設(shè)的概率值，構(gòu)建的似然比統(tǒng)計(jì)量為：

LR1（γ）=SSE1（γ）-SSE1（）2 （8）

LR統(tǒng)計(jì)量的分布是非標(biāo)準(zhǔn)的，其漸進(jìn)分布滿足c（α）=-2ln（1-α）時(shí)，當(dāng)LR1≤c（α）時(shí)，就可以拒絕原假設(shè)，從而得到門檻估計(jì)量的置信區(qū)間。

2實(shí)證結(jié)果及解釋

在使用面板門檻數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì)前，本文首先采用方差膨脹因子（VIF）方法進(jìn)行了多重共線性診斷，發(fā)現(xiàn)計(jì)量回歸方程不存在嚴(yán)重的共線性問題。在此基礎(chǔ)上，對研究樣本是否存在門檻效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)，利用Hansen提出的“自舉法”，通過重疊模擬似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量2000次，估計(jì)出bootstrap P值。表1列示了所有制差異視角下的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。不同面板的研發(fā)投入強(qiáng)度門檻變量都通過了單門檻、雙門檻和三門檻檢驗(yàn)。其中，國有企業(yè)的門檻值分別是00003、00021和00315，民營企業(yè)的門檻值分別是00018、00403和01205，公眾企業(yè)的門檻值分別是00058、00061和01120。表明所有制差異視角下研發(fā)投入強(qiáng)度與戰(zhàn)略性新興企業(yè)績效之間均呈現(xiàn)復(fù)雜的非線性關(guān)系。

（1）對于國有戰(zhàn)略性新興企業(yè)，當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度低于00003時(shí)，影響力度為正，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，說明此門檻區(qū)間內(nèi)研發(fā)投入對企業(yè)績效具有顯著的促進(jìn)作用；當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度介于00003～00021之間時(shí)，影響系數(shù)為11089，也通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明在此門檻區(qū)間內(nèi)研發(fā)投入對企業(yè)績效的影響仍為正向效應(yīng)，但影響力度有所減弱；當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度位于00021～00315之間時(shí)，影響力度為00757，且在1%的顯著性水平下

通過檢驗(yàn)，說明研發(fā)投入對企業(yè)績效的影響在第三門檻區(qū)間內(nèi)仍為正向效應(yīng)，但影響強(qiáng)度進(jìn)一步減弱；而當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度水平高于00315時(shí)，此門檻區(qū)間內(nèi)的影響效應(yīng)開始轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)值，其系數(shù)為-00025，亦在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)?？梢?，當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度水平低于00315時(shí)，研發(fā)投入才會促進(jìn)企業(yè)績效水平提升，且這種促進(jìn)效應(yīng)呈現(xiàn)明顯的邊際效率遞減效應(yīng)，但當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度水平高于00315時(shí)，研發(fā)投入則會對企業(yè)績效產(chǎn)生一定的抑制作用，即只有適度的研發(fā)投入水平才會促進(jìn)國有戰(zhàn)略性新興企業(yè)績效，而過度的研發(fā)投入強(qiáng)度并不利于其績效水平提升。

（2）對于民營戰(zhàn)略性新興企業(yè)，當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度低于第一門檻值時(shí)，研發(fā)投入對企業(yè)績效具有顯著的促進(jìn)作用；當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度跨過第一門檻且小于第二門檻值時(shí)，研發(fā)投入對企業(yè)績效仍具有顯著的促進(jìn)作用，但影響系數(shù)減小為00525；當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度跨過第二門檻且小于第三門檻值時(shí)，其對企業(yè)績效的作用亦顯著為正，但影響系數(shù)減小為00241；當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度跨過第三門檻時(shí)，其對企業(yè)績效的作用仍為正，其值進(jìn)一步減小為00041，且通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)?？梢?，研發(fā)投入強(qiáng)度對民營戰(zhàn)略性新興企業(yè)績效的影響呈現(xiàn)復(fù)雜的正向非線性效應(yīng)，且這種影響效應(yīng)存在明顯的邊際效率遞減規(guī)律。

（3）對于公眾戰(zhàn)略性新興企業(yè)而言，當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度低于第一門檻值時(shí)，研發(fā)投入顯著地促進(jìn)了企業(yè)績效；當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度跨過第一門檻值且小于第二門檻值時(shí)，研發(fā)投入對企業(yè)績效仍具有顯著的促進(jìn)作用，但影響系數(shù)明顯增大，說明促進(jìn)效應(yīng)有所增強(qiáng)；當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度跨過第二門檻值且小于第三門檻值時(shí)，其對企業(yè)績效的促進(jìn)作用明顯減??；當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度跨過第三門檻值時(shí)，其對企業(yè)績效的作用仍為正，其值進(jìn)一步減小為00025，且通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。不難發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入強(qiáng)度對公眾戰(zhàn)略性新興企業(yè)績效的影響表現(xiàn)出顯著的倒“U”型正向非線性效應(yīng)。

根據(jù)三個(gè)門檻值可以分別將三組樣本劃分為四種類型，即：高研發(fā)投入強(qiáng)度、中高研發(fā)投入強(qiáng)度、中低研發(fā)投入強(qiáng)度以及低研發(fā)投入強(qiáng)度。表3為2014年不同所有制戰(zhàn)略性新興企業(yè)在不同門檻水平下的樣本分布情況?？梢钥闯觯孩賴衅髽I(yè)樣本主要集聚于第三門檻區(qū)間內(nèi)，占比達(dá)5385%，位于前三門檻區(qū)間內(nèi)的企業(yè)占比達(dá)8206%，表明當(dāng)前研發(fā)投入強(qiáng)度對絕大多數(shù)國有企業(yè)績效具有促進(jìn)作用，而在2014年研發(fā)投入強(qiáng)度低于第三門檻值的企業(yè)中有8571%的企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度尚處于0020以下，遠(yuǎn)低于第三門檻值00315，充分表明不斷提高研發(fā)投入強(qiáng)度仍可能是國有戰(zhàn)略性新興企業(yè)科技活動的重要目標(biāo)；②民營企業(yè)樣本主要位于第二門檻區(qū)間，其次是第三門檻區(qū)間，這兩個(gè)門檻區(qū)間內(nèi)企業(yè)占比超過80%，這些企業(yè)表現(xiàn)出中低研發(fā)投入強(qiáng)度和中高研發(fā)投入強(qiáng)度特征；③公眾企業(yè)樣本主要聚集于第三門檻區(qū)間和第一門檻區(qū)間，區(qū)間內(nèi)樣本占比分別為4375%和3125%，多數(shù)樣本主要表現(xiàn)為中高研發(fā)投入強(qiáng)度和低研發(fā)投入強(qiáng)度特征。

由控制變量可知，企業(yè)規(guī)模對公眾企業(yè)績效的促進(jìn)效應(yīng)最大，對國有企業(yè)績效的促進(jìn)效應(yīng)次之，對民營企業(yè)績效的促進(jìn)作用最??；資本結(jié)構(gòu)不利于國有企業(yè)和公眾企業(yè)績效提升，且其對公眾企業(yè)績效的抑制作用大于國有企業(yè)，但資本結(jié)構(gòu)顯著地促進(jìn)了民營企業(yè)績效改善；盈利能力、營運(yùn)能力對國有企業(yè)和公眾企業(yè)績效均產(chǎn)生了顯著的抑制作用，而對民營企業(yè)績效的影響作用不明顯；金融支持對公眾企業(yè)績效的促進(jìn)作用最大，對民營企業(yè)績效的促進(jìn)作用次之，而對國有企業(yè)績效的促進(jìn)效應(yīng)最??；股權(quán)過度集中不利于國有企業(yè)績效水平提升，而對民營企業(yè)和公眾企業(yè)績效的影響效應(yīng)并不明顯。表明所有制差異視角下，戰(zhàn)略性新興企業(yè)績效提升的原因表現(xiàn)出明顯差異，也反映了其績效提升的差異是受到研發(fā)投入強(qiáng)度、企業(yè)規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)等諸多共同作用而形成的。

3結(jié)論與建議

本文利用2011～2014年中國155家戰(zhàn)略性新興上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，基于所有制差異的視角，運(yùn)用面板門檻回歸模型實(shí)證探究了研發(fā)投入強(qiáng)度對戰(zhàn)略性新興企業(yè)績效影響的異質(zhì)門檻效應(yīng)及其門檻特征。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，所有制差異視角下研發(fā)投入強(qiáng)度與戰(zhàn)略性新興企業(yè)績效之間存在顯著的異質(zhì)非線性關(guān)系：①研發(fā)投入強(qiáng)度對不同所有制企業(yè)績效的門檻效應(yīng)不同，反映了不同所有制企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的優(yōu)化標(biāo)準(zhǔn)不一致；②對于國有企業(yè)，只有適度的研發(fā)投入水平才會促進(jìn)其績效水平提升，而過度的研發(fā)投入并不利于其績效水平提升；③對于民營企業(yè)，研發(fā)投入強(qiáng)度對其績效的影響呈現(xiàn)復(fù)雜的正向非線性效應(yīng)，且這種效應(yīng)存在明顯的邊際效率遞減規(guī)律；④對于公眾企業(yè)，研發(fā)投入強(qiáng)度對其績效的影響表現(xiàn)出顯著的倒“U”型正向非線性效應(yīng)。另外，企業(yè)規(guī)模、金融支持、資本結(jié)構(gòu)等因素均對戰(zhàn)略性新興企業(yè)績效產(chǎn)生顯著的異質(zhì)影響。

上述結(jié)論可以得到如下啟示：①對于國有戰(zhàn)略性新興企業(yè)，由于大多數(shù)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度水平遠(yuǎn)低于第三門檻值，因此提高研發(fā)投入強(qiáng)度仍可能是國有戰(zhàn)略性新興企業(yè)未來較長時(shí)間內(nèi)科技活動的重要目標(biāo)。對于民營戰(zhàn)略性新興企業(yè)和公眾戰(zhàn)略性新興企業(yè)在進(jìn)行研發(fā)投入的同時(shí)，應(yīng)更關(guān)注其對研發(fā)資源的管理能力，只有有效協(xié)調(diào)和整合研發(fā)、信息、人力等眾多資源，不斷提升企業(yè)對研發(fā)資源的管理能力，才能更好地提升企業(yè)對研發(fā)資源的使用效率；②戰(zhàn)略性新興企業(yè)科技活動要充分注重研發(fā)資源的優(yōu)化配置，應(yīng)重點(diǎn)在核心技術(shù)和關(guān)鍵技術(shù)上進(jìn)行資源聚焦投入，適當(dāng)減少對通用技術(shù)和一般技術(shù)等非核心技術(shù)的研發(fā)投入；③政府應(yīng)根據(jù)所有制差異視角下戰(zhàn)略性新興企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的異質(zhì)門檻水平，實(shí)施差異化的研發(fā)補(bǔ)貼政策和稅收優(yōu)惠政策，科學(xué)合理地引導(dǎo)和支持企業(yè)開展科技創(chuàng)新活動；④戰(zhàn)略性新興企業(yè)績效的提升并非單純地取決于研發(fā)投入強(qiáng)度，還受到企業(yè)規(guī)模、金融支持、資本結(jié)構(gòu)等諸多因素的共同影響，只有當(dāng)研發(fā)投入與這些因素有效結(jié)合起來時(shí)，才能更有效促進(jìn)企業(yè)績效水平的提升，但同樣應(yīng)關(guān)注到上述諸多因素共同作用下的所有制差異。

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（責(zé)任編輯：張勇）