創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出與經(jīng)營(yíng)績(jī)效關(guān)系研究
——加入滯后、調(diào)節(jié)效應(yīng)的考量

吳鋮鋮，項(xiàng)桂娥，陳運(yùn)新

(池州學(xué)院 商學(xué)院，安徽 池州 247000)

2018年11月5日，國(guó)家主席習(xí)近平提出將支持長(zhǎng)三角區(qū)域一體化發(fā)展并上升為國(guó)家戰(zhàn)略，長(zhǎng)三角區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)進(jìn)入關(guān)鍵性階段，長(zhǎng)三角一體化國(guó)家戰(zhàn)略進(jìn)入全面付諸實(shí)施的新起點(diǎn)，提高區(qū)域整體創(chuàng)新能力是突破長(zhǎng)三角區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理和增長(zhǎng)方式粗放等重大瓶頸的必然戰(zhàn)略選擇。民營(yíng)經(jīng)濟(jì)作為新時(shí)代社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體系中的重要組成部分，在中國(guó)區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新體系中有著重要的作用，是地區(qū)實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的重要力量。近年來(lái)，民營(yíng)企業(yè)的品牌建設(shè)穩(wěn)步推進(jìn)，民營(yíng)企業(yè)注重自主創(chuàng)新，加大研發(fā)投入力度，積極開(kāi)展產(chǎn)學(xué)研合作，技術(shù)創(chuàng)新能力顯著增強(qiáng)。民營(yíng)企業(yè)深化創(chuàng)新作為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的“主引擎”作用，引領(lǐng)企業(yè)發(fā)展從要素驅(qū)動(dòng)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)型，增強(qiáng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入、產(chǎn)出及生產(chǎn)能力，以實(shí)現(xiàn)突破資源束縛、品牌差異化、提高核心競(jìng)爭(zhēng)力及擴(kuò)大利潤(rùn)空間。技術(shù)創(chuàng)新理論認(rèn)為企業(yè)創(chuàng)新是一定條件下的生產(chǎn)要素、生產(chǎn)條件重組。企業(yè)應(yīng)以感知、洞察潛在市場(chǎng)需求為技術(shù)創(chuàng)新的源頭，深度摸索、挖掘市場(chǎng)潛在需求以獲取市場(chǎng)需求觀測(cè)點(diǎn)。

基于上述分析，隨著世界新一輪科技革命和產(chǎn)業(yè)變革的孕育興起，民營(yíng)企業(yè)必須及時(shí)轉(zhuǎn)型創(chuàng)新，對(duì)接市場(chǎng)變化大趨勢(shì)，實(shí)現(xiàn)從“低端鎖定”進(jìn)入“高端攀升”，那么現(xiàn)今企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入如何影響經(jīng)營(yíng)績(jī)效？本文以長(zhǎng)三角三省一市2016-2018年A股市場(chǎng)936家民營(yíng)上市公司面板數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象，通過(guò)運(yùn)用固定效應(yīng)回歸及調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)研究技術(shù)創(chuàng)新投入、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響及企業(yè)成長(zhǎng)性對(duì)上述關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，旨在深度探究企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響因素及作用機(jī)理，從而推進(jìn)長(zhǎng)三角民營(yíng)企業(yè)加強(qiáng)科技創(chuàng)新，實(shí)現(xiàn)以技術(shù)創(chuàng)新引領(lǐng)長(zhǎng)三角高質(zhì)量一體化發(fā)展。

一、文獻(xiàn)綜述

Hult提出創(chuàng)新能力強(qiáng)的企業(yè)能迅速獲得競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)以適應(yīng)市場(chǎng)環(huán)境的變化，最終改善企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效[1]。企業(yè)開(kāi)展技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)不僅需要充足的研發(fā)資金，還需要匹配的研發(fā)人員支持[2]，即貨幣資本與智力資本是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)開(kāi)展的重要前提條件。企業(yè)通過(guò)構(gòu)建生產(chǎn)要素、生產(chǎn)條件新組合方式可實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新。技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力的重要來(lái)源，而研發(fā)投入(研發(fā)資金投入、研發(fā)人員投入)為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提高智力支持和資本保障。企業(yè)通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新可開(kāi)發(fā)新產(chǎn)品、新技術(shù)，在提升其市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)地位的同時(shí)，還可促進(jìn)企業(yè)市場(chǎng)效率的提高，實(shí)現(xiàn)精細(xì)化管理及降本增效?；诩夹g(shù)創(chuàng)新理論，企業(yè)研發(fā)投入可以通過(guò)新技術(shù)創(chuàng)造新價(jià)值，從而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

民營(yíng)經(jīng)濟(jì)是社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，長(zhǎng)期以來(lái)在長(zhǎng)三角區(qū)域一體化發(fā)展及創(chuàng)新共同體構(gòu)建進(jìn)程中發(fā)揮著內(nèi)在驅(qū)動(dòng)作用，民營(yíng)企業(yè)開(kāi)展自主研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)尤其重要，新技術(shù)創(chuàng)造新產(chǎn)品，開(kāi)拓新市場(chǎng)，增加企業(yè)生產(chǎn)占有份額，提高企業(yè)服務(wù)品質(zhì)，完善資產(chǎn)配置。劉暢以研發(fā)密度與技術(shù)人員投入強(qiáng)度衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，研究結(jié)果表明研發(fā)密度和技術(shù)人員投入強(qiáng)度對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效均有顯著正向影響[3]。其次，專利授權(quán)數(shù)作為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出能力的衡量指標(biāo)之一，且專利可以成為企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效增長(zhǎng)的新動(dòng)力，是企業(yè)發(fā)展的核心資產(chǎn)及優(yōu)勢(shì)力量，企業(yè)可以通過(guò)獲得更多專利授權(quán)量來(lái)提升創(chuàng)新能力和經(jīng)營(yíng)績(jī)效[4]-[6]。鄭雯好研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新投入對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響存在行業(yè)差異性，制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響在滯后兩期才會(huì)顯著[7]。楊利云對(duì)京津冀重污染企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出與經(jīng)營(yíng)績(jī)效間關(guān)系研究后發(fā)現(xiàn)專利申請(qǐng)數(shù)、專利授權(quán)數(shù)對(duì)經(jīng)濟(jì)利潤(rùn)的影響較弱[8]。Lara研究發(fā)現(xiàn)專利數(shù)量對(duì)銷售業(yè)績(jī)具有一定程度的影響，且影響程度存在一定的滯后性[9]。湯孟澤研究指出戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)成長(zhǎng)性與績(jī)效間存在協(xié)作關(guān)系，即財(cái)務(wù)績(jī)效會(huì)隨著公司規(guī)模的擴(kuò)大而增加[10]。楊娟以成長(zhǎng)性作為調(diào)節(jié)變量研究技術(shù)創(chuàng)新對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響，研究結(jié)果表明企業(yè)成長(zhǎng)性可在一定程度上提高技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響[11]。單春霞研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)成長(zhǎng)性可以正向調(diào)節(jié)技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間的關(guān)系[12]。綜上所述，技術(shù)創(chuàng)新投入、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出與經(jīng)營(yíng)績(jī)效間關(guān)系尚未統(tǒng)一，長(zhǎng)三角作為國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的新動(dòng)力，長(zhǎng)三角民營(yíng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新是地區(qū)實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的核心力量。本文擬以長(zhǎng)三角民營(yíng)企業(yè)作為研究對(duì)象，研究長(zhǎng)三角民營(yíng)企業(yè)如何將技術(shù)創(chuàng)新轉(zhuǎn)變?yōu)槠髽I(yè)綜合競(jìng)爭(zhēng)力和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要支撐，如何利用技術(shù)創(chuàng)新提升企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效。

二、研究設(shè)計(jì)

1.變量選取

本文依據(jù)2019年最新城市區(qū)域劃分，選取長(zhǎng)三角三省一市全域2016-2018年A股市場(chǎng)936家民營(yíng)上市公司作為研究對(duì)象(剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本)，經(jīng)過(guò)篩選共得到1332個(gè)有效樣本點(diǎn)。實(shí)證數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)、CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)及各上市公司年報(bào)。

(1)被解釋變量。為衡量企業(yè)綜合經(jīng)營(yíng)績(jī)效，多數(shù)學(xué)者選用財(cái)務(wù)指標(biāo)作為衡量依據(jù)，如張?jiān)气P和許敏以主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率、Yalali和張林鑫以凈資產(chǎn)收益率、張玲紅和鄭佳以每股收益、謝婉琴以總資產(chǎn)收益率、周賢恪和劉暢以總資產(chǎn)增長(zhǎng)率衡量企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效水平，原因在于以上變量均是衡量企業(yè)本期盈利能力和未來(lái)發(fā)展能力的重要指標(biāo)。因此，本文采用主成分分析法綜合凈資產(chǎn)收益率(ROE)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、每股收益(EPS)、營(yíng)業(yè)凈利率(OM)，以綜合分析結(jié)果作為企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的衡量指標(biāo)。

(2)解釋變量。從科技創(chuàng)新投入來(lái)看，現(xiàn)有學(xué)者將研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入、技術(shù)人員投入、資本支出、無(wú)形資產(chǎn)積累等指標(biāo)納入衡量范圍，Dinesh Jaisinghani、劉暢選用研發(fā)密度(研發(fā)資金投入/營(yíng)業(yè)收入)作為技術(shù)創(chuàng)新投入衡量指標(biāo)，陳國(guó)慶、倫蕊以技術(shù)人員比率(技術(shù)人員總數(shù)/員工總數(shù))衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入情況。從科技創(chuàng)新產(chǎn)出來(lái)看，多數(shù)學(xué)者采用企業(yè)專利申請(qǐng)數(shù)或者專利授權(quán)數(shù)等指標(biāo)衡量創(chuàng)新產(chǎn)出，Wasley、王皓以專利申請(qǐng)數(shù)(專利總數(shù))作為技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出衡量指標(biāo)；Artz、陳昆宇、張健選用專利授權(quán)數(shù)(專利授權(quán)數(shù)的自然對(duì)數(shù))衡量技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)，但本文認(rèn)為企業(yè)專利經(jīng)授權(quán)后才能成為企業(yè)獨(dú)有的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，專利授權(quán)過(guò)程也是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的中間環(huán)節(jié)，所以以專利授權(quán)數(shù)衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出更具有代表性。基于上述分析，本文以研發(fā)資金投入(R&D)、研發(fā)人員投入(SEL)作為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的衡量指標(biāo)，以專利授權(quán)數(shù)(PA)衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。

(3)調(diào)節(jié)變量。總資產(chǎn)增長(zhǎng)率作為衡量企業(yè)成長(zhǎng)性的綜合指標(biāo)，其不僅可以反映未來(lái)企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大程度、所有者權(quán)益的增加程度，還可以揭示企業(yè)未來(lái)發(fā)展的能力和潛力。企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新成果對(duì)其經(jīng)營(yíng)績(jī)效具有較長(zhǎng)時(shí)間跨度的影響，所以考慮企業(yè)成長(zhǎng)性在技術(shù)創(chuàng)新能力與經(jīng)營(yíng)績(jī)效兩者間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用非常重要，因此本文選取總資產(chǎn)增長(zhǎng)率(GROWTH)作為企業(yè)成長(zhǎng)性的衡量指標(biāo)。

(4)控制變量。資產(chǎn)負(fù)債率較高表明企業(yè)依靠外部資金提升經(jīng)營(yíng)績(jī)效的能力越強(qiáng)，但負(fù)債水平過(guò)高會(huì)導(dǎo)致企業(yè)陷入財(cái)務(wù)困難，所以企業(yè)應(yīng)綜合考量自身發(fā)展水平以保持適當(dāng)?shù)馁Y產(chǎn)負(fù)債率，從而提升企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效；規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)表明企業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)?？稍谝欢ǔ潭壬辖档涂偝杀?，但規(guī)模過(guò)大則會(huì)出現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)遞減，從而降低企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效；股東持股比例可以反映企業(yè)股權(quán)集中程度，股權(quán)集中度會(huì)在一定程度上影響企業(yè)創(chuàng)新決策效率及效果，最終影響企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效。基于上述理論分析，本文選取企業(yè)規(guī)模(SIZE)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、股權(quán)集中度(CR1)作為實(shí)證研究的控制變量。具體變量設(shè)計(jì)如表1所示。

表1 變量設(shè)計(jì)

2.模型構(gòu)建

基于相關(guān)理論分析，本文在以股權(quán)集中度(CR1)、公司規(guī)模(SIZE)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)作為控制變量的基礎(chǔ)上，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型，原因在于面板數(shù)據(jù)可以控制個(gè)體異質(zhì)性及減少多重共線性問(wèn)題，增加模型估計(jì)結(jié)果的有效性。構(gòu)建模型(1)考察技術(shù)創(chuàng)新投入(研發(fā)資金投入R&D、研發(fā)人員投入SEL)、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出(專利授權(quán)數(shù)PA)與企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效兩者間的關(guān)系：

模型(1)：

Yit=αi+β1R&Dit+β2SELit+β3PAit+λ1CR1it+λ2SIZEit+λ3LEVit+ε

其中i表示研究對(duì)象中第i家民營(yíng)上市公司；t表示年份(t=2016,2017,2018)；R&Dit表示第i家企業(yè)第t年的研發(fā)資金投入；SELit表示第i家企業(yè)第t年的研發(fā)人員投入；PAit表示第i家企業(yè)第t年的專利授權(quán)數(shù)；CR1it、SIZEit、LEVit分別表示第i家企業(yè)第t年的股權(quán)集中度、公司規(guī)模及資產(chǎn)負(fù)債率；β表示解釋變量的系數(shù)；λ表示控制變量的系數(shù)；ε表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

為驗(yàn)證是否存在滯后效應(yīng)，本文構(gòu)建模型(2)、模型(3)及模型(4)研究技術(shù)創(chuàng)新投入和技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效影響的滯后性：

模型(2)：

Yit=αi+β1R&Dit+β2R&Di(t-j)+β3SELit+β4PAit+λ1CR1it+λ2SIZEit+λ3LEVit+ε

模型(3)：

Yit=αi+β1R&Dit+β2SELit+β3SELi(t-j)+β4PAit+λ1CR1it+λ2SIZEit+λ3LEVit+ε

模型(4)：

Yit=αi+β1R&Dit+β2SELit+β3PAit+β4PAi(t-j)+λ1CR1it+λ2SIZEit+λ3LEVit+ε

其中t表示滯后期(t=1,2)，即t-j期技術(shù)創(chuàng)新投入、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)t期企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響。為研究調(diào)節(jié)變量(企業(yè)成長(zhǎng)性)在技術(shù)創(chuàng)新投入(研發(fā)資金投入R&D、研發(fā)人員投入SEL)、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出(專利授權(quán)數(shù)PA)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效兩者關(guān)系上的調(diào)節(jié)作用，本文引入交叉項(xiàng)構(gòu)建模型(5)、模型(6)及模型(7)考察企業(yè)成長(zhǎng)性(GROWTH)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新投入、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的調(diào)節(jié)作用：

模型(5)：

Yit=αi+β1R&Dit+β2GROWTHit+β3R&Dit*GROWTHit+λ1CR1+λ2SIZEit+λ3LEVit+ε

模型(6)：

Yit=αi+β1SELit+β2GROWTHit+β3SELit*GROWTHit+λ1CR1+λ2SIZEit+λ3LEVit+ε

模型(7)：

Yit=αi+β1PAit+β2GROWTHit+β3PAit*GROWTHit+λ1CR1+λ2SIZEit+λ3LEVit+ε

模型(5)中的R&D*GROWTH、SEL*GROWTH、PA*GROWTH分別表示企業(yè)成長(zhǎng)性與研發(fā)資金投入、研發(fā)人員投入及專利授權(quán)數(shù)交叉后對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響。

三、實(shí)證分析

基于長(zhǎng)三角三省一市民營(yíng)上市公司凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)收益率、每股收益、營(yíng)業(yè)凈利率等面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用主成分分析法測(cè)度企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效綜合衡量指標(biāo)，并對(duì)技術(shù)創(chuàng)新投入(研發(fā)資金投入R&D、研發(fā)人員投入SEL)、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出(專利授權(quán)數(shù)PA)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效間的關(guān)系進(jìn)行固定效應(yīng)回歸分析和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。

1.主成分分析

鑒于實(shí)證變量計(jì)量單位不統(tǒng)一，本文對(duì)財(cái)務(wù)指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，以提高數(shù)據(jù)分析結(jié)果的科學(xué)性及合理性。

(1)KMO檢驗(yàn)和Bartlett球形檢驗(yàn)。KMO檢驗(yàn)主要應(yīng)用于多元統(tǒng)計(jì)中的因子分析，以比較若干變量間的簡(jiǎn)單相關(guān)關(guān)系和偏相關(guān)關(guān)系。因子分析的基本前提條件是變量之間具有較高的相關(guān)性，一般來(lái)說(shuō)KMO值大于0.5即可進(jìn)行變量間的因子分析。KMO檢驗(yàn)和Bartlett球形檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 KMO檢驗(yàn)和Bartlett球形檢驗(yàn)

由表2可知KMO檢驗(yàn)值0.714大于0.5，且Bartlett球形檢驗(yàn)的近似卡方統(tǒng)計(jì)值為3958.62，相應(yīng)Bartlett球形度檢驗(yàn)值Sig=0小于0.05。由此可知，變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣不是單位矩陣，且各變量間具有一定相關(guān)性，滿足進(jìn)行主成分分析的基本條件。

(2)提取主成分。主成分分析法要求根據(jù)已標(biāo)準(zhǔn)化的量化因子特征值及累計(jì)方差貢獻(xiàn)率提取主成分，并計(jì)算相關(guān)系數(shù)矩陣的方差貢獻(xiàn)率。基于特征值大于1的原則，本文共提取1個(gè)主成分，且其累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)到75.239%,見(jiàn)表3，表明所提取的主成分因子能充分反映原始數(shù)據(jù)的絕大部分信息。

表3 解釋的總方差

(3)構(gòu)建評(píng)價(jià)模型?；谥鞒煞址治龇ǖ淖兞刻崛?，本文采用具有Kaiser標(biāo)準(zhǔn)化的正交旋轉(zhuǎn)法對(duì)原始經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行旋轉(zhuǎn)。具體成份得分系數(shù)矩陣如表4所示。

表4 主成分得分系數(shù)矩陣

根據(jù)成份得分系數(shù)矩陣可得到經(jīng)營(yíng)績(jī)效主成分得分函數(shù)：

Y1=0.305ROA+0.312ROE+0.286OM-0.274EPS

根據(jù)表2中公共因子權(quán)重及上述得分函數(shù)，以提取后各主成分方差貢獻(xiàn)率為權(quán)重對(duì)各主成分進(jìn)行加權(quán)，可以得出經(jīng)營(yíng)績(jī)效綜合評(píng)價(jià)模型：Y=0.75239*Y1，以此模型的計(jì)算結(jié)果作為企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的衡量指標(biāo)。

2.相關(guān)性分析

主要變量Pearson相關(guān)性分析結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 Pearson相關(guān)性分析

由表4可知，研發(fā)資金投入、研發(fā)人員投入與股權(quán)集中度、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率間的相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值均小于0.25，且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明其相關(guān)程度較弱。專利授權(quán)數(shù)與股權(quán)集中度、資產(chǎn)負(fù)債率間的相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值分別為0.06、0.243，且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，相關(guān)程度很弱；專利授權(quán)數(shù)與企業(yè)規(guī)模間的相關(guān)系數(shù)為0.347(小于0.5)，其相關(guān)性在合理的變動(dòng)范圍之內(nèi)且相關(guān)性較弱。調(diào)節(jié)變量企業(yè)成長(zhǎng)性與各解釋變量、控制變量的相關(guān)系數(shù)及各變量間的相關(guān)系數(shù)均小于0.5，相關(guān)程度均較低，表明變量間不存在多重共線性。

3.回歸分析

基于相關(guān)性分析結(jié)果，本文運(yùn)用固定效應(yīng)回歸及調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)研究技術(shù)創(chuàng)新投入、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響及企業(yè)成長(zhǎng)性對(duì)上述關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。其次，企業(yè)研發(fā)活動(dòng)是各種生產(chǎn)要素、資源、技術(shù)手段的重新組合和再運(yùn)用，研發(fā)成果的市場(chǎng)價(jià)值并不一定能體現(xiàn)在企業(yè)當(dāng)期經(jīng)濟(jì)效益中，所以本文分別從滯后一期、滯后兩期兩個(gè)層面探討與技術(shù)創(chuàng)新投入、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響。

(1)滯后一期回歸結(jié)果。滯后一期回歸是2016年、2017技術(shù)創(chuàng)新投入、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)2017年、2018年經(jīng)營(yíng)績(jī)效影響的回歸分析。具體回歸分析結(jié)果如表6所示。

表6 滯后一期回歸分析結(jié)果

由回歸分析結(jié)果,見(jiàn)表6可知，模型擬合優(yōu)度0.333表明回歸模型具有一定的擬合程度。研發(fā)資金投入與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的回歸系數(shù)為-1.408，且在1%的顯著水平下通過(guò)顯著度檢驗(yàn)，表明研發(fā)資金投入與企業(yè)當(dāng)期經(jīng)營(yíng)績(jī)效顯著負(fù)相關(guān)。模型(2)回歸結(jié)果表明研發(fā)資金投入對(duì)企業(yè)滯后一期經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響系數(shù)為0.288，即研發(fā)資金投入與企業(yè)滯后一期經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)，但相關(guān)關(guān)系不顯著。研發(fā)人員投入與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的回歸系數(shù)為0.350在10%的顯著水平下顯著正相關(guān)，即研發(fā)人員投入有助于提升企業(yè)當(dāng)期經(jīng)營(yíng)績(jī)效。由模型(3)回歸結(jié)果可知，研發(fā)人員投入與企業(yè)滯后一期經(jīng)營(yíng)績(jī)效的回歸系數(shù)為0.003，且這種影響不顯著，即研發(fā)人員投入對(duì)企業(yè)滯后一期經(jīng)營(yíng)績(jī)效基本無(wú)影響。專利授權(quán)數(shù)與企業(yè)當(dāng)期經(jīng)營(yíng)績(jī)效及滯后一期經(jīng)營(yíng)績(jī)效的回歸系數(shù)分別為-0.008、-0.005，回歸系數(shù)均為負(fù)數(shù)且未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，即專利授權(quán)數(shù)對(duì)企業(yè)當(dāng)期經(jīng)營(yíng)績(jī)效及滯后一期經(jīng)營(yíng)績(jī)效基本沒(méi)有影響。

(2)滯后兩期回歸結(jié)果。滯后兩期回歸是2016年技術(shù)創(chuàng)新投入、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)2018年經(jīng)營(yíng)績(jī)效影響的回歸分析。具體回歸分析結(jié)果如表7所示。

表7 滯后兩期回歸分析結(jié)果

由滯后兩期回歸分析結(jié)果(見(jiàn)表7)可知，研發(fā)資金投入與企業(yè)滯后兩期經(jīng)營(yíng)績(jī)效的回歸系數(shù)0.324大于研發(fā)資金投入與滯后一期經(jīng)營(yíng)績(jī)效的回歸系數(shù)0.288，表明研發(fā)資金投入對(duì)企業(yè)滯后兩期經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響強(qiáng)于滯后一期經(jīng)營(yíng)績(jī)效，即存在顯著的滯后效應(yīng)。研發(fā)人員投入與企業(yè)滯后兩期經(jīng)營(yíng)績(jī)效回歸系數(shù)0.001小于滯后一期經(jīng)營(yíng)績(jī)效回歸系數(shù)0.003，表明研發(fā)人員投入對(duì)企業(yè)滯后兩期經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響弱于滯后一期經(jīng)營(yíng)績(jī)效，即不存在滯后效應(yīng)。專利授權(quán)數(shù)與企業(yè)滯后兩期經(jīng)營(yíng)績(jī)效回歸系數(shù)絕對(duì)值大于滯后一期經(jīng)營(yíng)績(jī)效回歸系數(shù)絕對(duì)值，表明專利授權(quán)數(shù)對(duì)企業(yè)滯后兩期經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響強(qiáng)于滯后一期經(jīng)營(yíng)績(jī)效，但兩者均未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，即不存在滯后效應(yīng)。

綜合表6、表7回歸分析結(jié)果可知，股權(quán)集中度(第一大股東持股比例)與企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的回歸系數(shù)穩(wěn)定在0.3左右，且在10%的顯著水平下顯著正相關(guān)，表明股權(quán)集中度與企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系，即提高股權(quán)集中度可在一定程度上提高企業(yè)家經(jīng)營(yíng)績(jī)效。企業(yè)規(guī)模與經(jīng)營(yíng)績(jī)效回歸系數(shù)均為正值，且在1%的顯著水平下顯著正相關(guān)，即適當(dāng)擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模有助于提高企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效。資產(chǎn)負(fù)債率與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的回歸系數(shù)均在1%的顯著水平下顯著負(fù)相關(guān)，表明資產(chǎn)負(fù)債率與經(jīng)營(yíng)績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即企業(yè)負(fù)債比例過(guò)高會(huì)導(dǎo)致經(jīng)營(yíng)績(jī)效降低。股權(quán)集中度、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響均顯著，表明本文控制變量選取及模型構(gòu)建均具有一定的科學(xué)性和合理性。

(3)調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。調(diào)節(jié)效應(yīng)分析是對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性與技術(shù)創(chuàng)新投入、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出交互影響下的變量間固定效應(yīng)回歸關(guān)系進(jìn)行分析，以驗(yàn)證企業(yè)成長(zhǎng)性對(duì)技術(shù)創(chuàng)新投入、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出和經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。具體回歸分析結(jié)果如表8所示。

表8 調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果

調(diào)節(jié)作用回歸結(jié)果(表8)表明模型(5)、模型(6)、模型(7)擬合優(yōu)度R2分別為0.283、0.266、0.270，即回歸模型擬合度較好。由模型(5)回歸結(jié)果可知，研發(fā)資金投入與經(jīng)營(yíng)績(jī)效回歸系數(shù)-1.788在1%的顯著水平下顯著負(fù)相關(guān)，企業(yè)成長(zhǎng)性與經(jīng)營(yíng)績(jī)效回歸系數(shù)0.074在10%的顯著水平下顯著正相關(guān)，且研發(fā)資金投入、企業(yè)成長(zhǎng)性交互項(xiàng)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的回歸系數(shù)為-3.084，且在1%的顯著水平下顯著負(fù)相關(guān)，表明企業(yè)成長(zhǎng)性對(duì)研發(fā)資金投入與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的關(guān)系具有一定的調(diào)節(jié)作用，即企業(yè)成長(zhǎng)性會(huì)增加研發(fā)資金投入對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的負(fù)向影響。研發(fā)人員投入與經(jīng)營(yíng)績(jī)效回歸系數(shù)為-0.016，研發(fā)人員投入、企業(yè)成長(zhǎng)性交互項(xiàng)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效回歸系數(shù)為-0.035，兩者作用均不顯著，即企業(yè)成長(zhǎng)性對(duì)研發(fā)人員投入與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的關(guān)系不具有調(diào)節(jié)作用。專利授權(quán)數(shù)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效回歸系數(shù)為-0.009且相關(guān)程度不顯著，但專利授權(quán)數(shù)、企業(yè)成長(zhǎng)性交互項(xiàng)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效回歸系數(shù)為-0.046且在5%的顯著水平下顯著負(fù)相關(guān)，表明企業(yè)成長(zhǎng)性對(duì)專利授權(quán)數(shù)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的關(guān)系具有一定的調(diào)節(jié)作用，企業(yè)成長(zhǎng)性會(huì)增加專利授權(quán)數(shù)對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的負(fù)向影響。

4.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為提高實(shí)證研究結(jié)果的科學(xué)性和準(zhǔn)確性，本文進(jìn)行如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：(1)以凈資產(chǎn)收益率(ROE)作為被解釋變量代替主成分分析法綜合結(jié)果，旨在排除變量選取的偶然性對(duì)回歸結(jié)果的影響；(2)按照地理區(qū)域?qū)⒀芯繕颖痉譃樗牟糠?三省一市)，對(duì)研發(fā)資金投入(R&D)、研發(fā)人員投入(SEL)、專利授權(quán)數(shù)(PA)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效間的關(guān)系及企業(yè)成長(zhǎng)性的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明關(guān)鍵變量間的回歸系數(shù)方向、顯著性水平均未發(fā)生變化，即樣本回歸結(jié)果通過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)，具有一定的合理性和代表性。

四、研究結(jié)論

基于長(zhǎng)三角三省一市2016-2018年A股市場(chǎng)936家民營(yíng)上市公司面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用固定效應(yīng)回歸及調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)研究技術(shù)創(chuàng)新投入、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響及企業(yè)成長(zhǎng)性對(duì)上述關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，研究結(jié)論如下：

第一，研發(fā)資金投入對(duì)企業(yè)當(dāng)期經(jīng)營(yíng)績(jī)效具有顯著負(fù)向作用，但其對(duì)企業(yè)后期經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響隨著時(shí)間累積表現(xiàn)出增強(qiáng)趨勢(shì)，即存在明顯的滯后效應(yīng)。其次，研發(fā)人員投入與企業(yè)當(dāng)期經(jīng)營(yíng)績(jī)效顯著正相關(guān)，即增加研發(fā)人員投入有助于提升企業(yè)當(dāng)期經(jīng)營(yíng)績(jī)效，所以企業(yè)在提高研發(fā)創(chuàng)新能力的同時(shí)不僅需要提供足夠的資金保障，更需要充足的智力支持。研發(fā)人員投入對(duì)企業(yè)滯后兩期經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響弱于滯后一期經(jīng)營(yíng)績(jī)效，但其影響均不顯著，不存在滯后效應(yīng)。

第二，專利授權(quán)數(shù)與企業(yè)當(dāng)期經(jīng)營(yíng)績(jī)效負(fù)相關(guān)，即增加專利授權(quán)數(shù)會(huì)導(dǎo)致企業(yè)當(dāng)期經(jīng)營(yíng)績(jī)效降低。專利授權(quán)數(shù)對(duì)企業(yè)滯后兩期經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響強(qiáng)于滯后一期經(jīng)營(yíng)績(jī)效，但兩者均未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，不存在滯后效應(yīng)，原因可能在于專利技術(shù)內(nèi)在價(jià)值的轉(zhuǎn)化及消費(fèi)者對(duì)新產(chǎn)品的認(rèn)可和接受均需要一定的時(shí)間。

第三，加入企業(yè)成長(zhǎng)性調(diào)節(jié)作用后，研發(fā)資金投入、企業(yè)成長(zhǎng)性交互項(xiàng)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的回歸系數(shù)及專利授權(quán)數(shù)、企業(yè)成長(zhǎng)性交互項(xiàng)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效回歸系數(shù)顯著增加，研發(fā)人員投入、企業(yè)成長(zhǎng)性交互項(xiàng)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的回歸系數(shù)無(wú)明顯變化，即企業(yè)成長(zhǎng)性對(duì)研發(fā)資金投入、專利授權(quán)數(shù)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的關(guān)系具有一定的調(diào)節(jié)作用，企業(yè)成長(zhǎng)性對(duì)研發(fā)人員投入與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的關(guān)系不具有調(diào)節(jié)作用。

雖然技術(shù)創(chuàng)新具有高投入、高風(fēng)險(xiǎn)、長(zhǎng)周期和高回報(bào)等特點(diǎn)，開(kāi)展技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)可能導(dǎo)致短時(shí)間內(nèi)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效下降且很難迅速回升，但長(zhǎng)三角民營(yíng)上市公司仍應(yīng)加大技術(shù)創(chuàng)新投入，原因在于創(chuàng)新投入對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響存在一定的滯后效應(yīng)，且隨著時(shí)間的積累滯后效應(yīng)越強(qiáng)，即創(chuàng)新投入可在后期大幅度提升經(jīng)營(yíng)績(jī)效水平。