科技創(chuàng)新與企業(yè)績效的“門檻效應(yīng)”研究

劉輝 范林榜

摘? 要：文章從供應(yīng)鏈管理的視角出發(fā)，選取滬深兩市A股442家制造型上市公司2015～2019年數(shù)據(jù)為研究樣本，使用面板門限模型實證研究了科技創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響。實證結(jié)果表明，科技創(chuàng)新與企業(yè)績效之間存在非線性關(guān)系;科技創(chuàng)新對企業(yè)績效有顯著正向影響;科研人員的數(shù)量與企業(yè)績效的關(guān)系受到供應(yīng)鏈管理能力的影響從而存在兩面性。最后，提出了提高企業(yè)科技創(chuàng)新能力和供應(yīng)鏈管理能力的建議。

關(guān)鍵詞：供應(yīng)鏈管理;科技創(chuàng)新;企業(yè)績效;面板門限

中圖分類號：F273? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

Abstract： From the perspective of supply chain management， this paper selects the data of 442 manufacturing listed companies in Shanghai and Shenzhen stock exchanges from 2015 to 2019 as the research samples， and uses the panel threshold model to empirically study the impact of scientific and technological innovation on enterprise performance. The empirical results show that there is a nonlinear relationship between scientific and technological innovation and enterprise performance. Scientific and technological innovation has a significant positive impact on enterprise performance; The relationship between the number of researchers and enterprise performance is influenced by the supply chain management ability， so there are two sides. Finally， this paper puts forward some suggestions and opinions to improve the enterprise's ability of scientific and technological innovation and supply chain management.

Key words： supply chain management; scientific and technological innovation; enterprise performance; panel threshold

0? 引? 言

當(dāng)前受“新冠肺炎”的影響，全球經(jīng)濟(jì)衰退已經(jīng)是勢不可擋，中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展也受到巨大的沖擊。很多制造型企業(yè)對外貿(mào)易受到前所未有的壓力。因此，去庫存、降杠桿、做好供應(yīng)鏈管理對于中國的企業(yè)來說已是迫在眉睫。海外疫情持續(xù)肆虐，貿(mào)易訂單不足問題隨之顯現(xiàn)，部分企業(yè)因銷售不暢，被迫減產(chǎn)停產(chǎn)，庫存積壓明顯，資金嚴(yán)重短缺，科研人才大量外流，科研創(chuàng)新項目被迫停止。在疫情寒冬期，大部分企業(yè)積累了大量庫存，資源配置效率下降。且當(dāng)前我國正處于綠色經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵時期，經(jīng)濟(jì)增速明顯放緩，各行業(yè)競爭激烈，而超額庫存面臨著功能性貶值，并不具備競爭優(yōu)勢，還為企業(yè)招致了較為棘手的庫存管理問題。供應(yīng)鏈管理能力對于企業(yè)績效的提高顯得尤為重要。優(yōu)化庫存管理水平能使企業(yè)保持市場彈性、經(jīng)營韌性，并降低由于存貨帶來的額外成本支出，將資金用于技術(shù)研發(fā)和產(chǎn)品創(chuàng)新，對提高企業(yè)績效水平有著顯著的影響。為了進(jìn)一步探究科技創(chuàng)新與企業(yè)績效之間是否存在非線性關(guān)系，供應(yīng)鏈管理能力對科技創(chuàng)新有著怎樣的影響，本文從供應(yīng)鏈管理的視角出發(fā)，選取滬深兩市A股442家制造型上市企業(yè)2015～2019年數(shù)據(jù)為研究樣本，使用面板門限模型分析了科技創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響，并提出了提高企業(yè)科技創(chuàng)新能力和供應(yīng)鏈管理能力的建議。

1? 文獻(xiàn)綜述

1.1? 國外研究

Przychodzen W， Przychodzen J（2018）[1]認(rèn)為可持續(xù)創(chuàng)新實踐，尤其是有助于創(chuàng)造環(huán)境、社會和經(jīng)濟(jì)價值的實踐已經(jīng)越來越受到全球?qū)W術(shù)界、行業(yè)領(lǐng)袖和政策制定者的關(guān)注。人們普遍認(rèn)為，創(chuàng)新是實現(xiàn)企業(yè)長期可持續(xù)性發(fā)展的一個非常重要的難題，在企業(yè)績效層面上講可持續(xù)性創(chuàng)新是非常重要的。Divisekera S， Nguyen V K（2018）[2]在澳大利亞旅游企業(yè)的背景下探索旅游創(chuàng)新過程，他們利用縱向數(shù)據(jù)庫和邏輯回歸模型，研究了創(chuàng)新投入或決定因素與旅游服務(wù)和營銷創(chuàng)新中廣泛采用的兩個創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關(guān)系。研究結(jié)果對推動旅游企業(yè)創(chuàng)新努力的各種投入和相關(guān)制度因素的作用和影響提供了新的見解。Govindan K， Cheng T C E等（2018）[3]通過研究新的方法、實踐和機(jī)會，探討了物流和供應(yīng)鏈管理的大數(shù)據(jù)分析在提高企業(yè)績效上的應(yīng)用，文章提出和分析各種各樣的機(jī)會來改善大數(shù)據(jù)分析和應(yīng)用對物流和供應(yīng)鏈管理的方法，比如通過探索技術(shù)驅(qū)動的跟蹤策略，財務(wù)業(yè)績與數(shù)據(jù)驅(qū)動的供應(yīng)鏈的關(guān)系等。Cannella S， Dominguez R等（2018）[4]認(rèn)為供應(yīng)鏈管理已經(jīng)成為應(yīng)對當(dāng)前日益復(fù)雜的商業(yè)環(huán)境的主要成功關(guān)鍵因素之一。雖然供應(yīng)鏈管理是一門成熟的學(xué)科，但由于一系列過程、決策和結(jié)構(gòu)的動態(tài)交互作用，實際供應(yīng)鏈的復(fù)雜性在過去二十年中已經(jīng)發(fā)生了很大的變化，這些過程、決策和結(jié)構(gòu)的理解對于在市場中獲得競爭優(yōu)勢至關(guān)重要。事實上，大多數(shù)供應(yīng)鏈管理研究都集中在假設(shè)節(jié)點(diǎn)買家和供應(yīng)商之間的線性關(guān)系上。

1.2? 國內(nèi)研究

李海東、戎曉婕（2020）[5]基于間斷平衡理論和組織冗余視角，系統(tǒng)分析了研發(fā)投入跳躍對企業(yè)績效的影響以及可用冗余、潛在冗余對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究表明，研發(fā)投入跳躍對企業(yè)績效的影響呈倒U形，可用冗余負(fù)向調(diào)節(jié)研發(fā)投入跳躍與企業(yè)績效之間的正向關(guān)系。潛在冗余對研發(fā)投入跳躍與企業(yè)績效之間關(guān)系的正向調(diào)節(jié)更加顯著。朱慧明、王向愛等（2019）[6]基于分位數(shù)回歸的方法，研究不同分位水平下社會責(zé)任、研發(fā)投入和企業(yè)績效之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明：社會責(zé)任對所有企業(yè)的短期績效和利潤比較高的企業(yè)的長期績效有顯著的促進(jìn)作用;研發(fā)投入會顯著降低利潤比較高的企業(yè)的短期績效，但會顯著促進(jìn)利潤比較高的企業(yè)的長期績效。王蘭芳、王悅等（2019）[7]研究了法制環(huán)境對企業(yè)研發(fā)“粉飾”行為的影響及其經(jīng)濟(jì)后果。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在法制環(huán)境好的地區(qū)，企業(yè)會減少研發(fā)“粉飾”行為。研發(fā)“粉飾”行為對企業(yè)財務(wù)績效的正向影響和對市場績效的負(fù)向影響都集中在法制環(huán)境較差的地區(qū)，說明法制環(huán)境可以在一定程度上抑制研發(fā)“粉飾”行為，并減少研發(fā)“粉飾”行為對組織績效的負(fù)面影響。

以上這些學(xué)者都是研究科技創(chuàng)新對企業(yè)績效的直接影響，很少有學(xué)者從供應(yīng)鏈的角度出發(fā)研究科技創(chuàng)新與企業(yè)績效背后的邏輯關(guān)系。因此，本文基于供應(yīng)鏈視角對我國制造型企業(yè)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析處理。

2? 研究設(shè)計

2.1? 研究假設(shè)

根據(jù)以上文獻(xiàn)資料我們可以看出，科技創(chuàng)新能力、供應(yīng)鏈管理能力對企業(yè)績效均有顯著影響，但是國內(nèi)外的研究由于地區(qū)差異和選取樣本的不同可能有著不同的研究結(jié)果。因此，本文提出如下三個研究假設(shè)。

假設(shè)一H1：科技創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響存在非線性關(guān)系。

在這樣一個競爭激烈的復(fù)雜社會環(huán)境下，科技創(chuàng)新是企業(yè)生存和取得成功的最基本來源。科技創(chuàng)新能力被認(rèn)為是企業(yè)提供和維持競爭優(yōu)勢以及實施整個戰(zhàn)略的寶貴資產(chǎn)。Chen J X，Sharma P等（2019）[8]使用高層梯隊理論進(jìn)行假設(shè)并通過經(jīng)驗證明了變革型領(lǐng)導(dǎo)進(jìn)行探索性創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響的不一致結(jié)論，呈現(xiàn)出倒U型效應(yīng)。即創(chuàng)新只能通過對公司稀缺資源的最佳利用并且在中等程度的探索性創(chuàng)新中獲得更好的企業(yè)績效，而實際上可能由于資源利用不足而損害在更高水平的探索性創(chuàng)新中的企業(yè)績效。因此，本文認(rèn)為科技創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響存在非線性關(guān)系。

假設(shè)二H2：科技創(chuàng)新對企業(yè)績效有顯著正向影響。

Rajapathirana R P J， Hui Y（2018）[9]對斯里蘭卡保險業(yè)的實證研究，探討創(chuàng)新能力、創(chuàng)新類型以及企業(yè)績效的不同方面之間的關(guān)系。通過模型假設(shè)實證驗證了創(chuàng)新能力對企業(yè)績效是有著顯著正向影響，這項研究結(jié)果表明對創(chuàng)新能力的有效管理有助于提供更有效的創(chuàng)新成果，從而產(chǎn)生更好的企業(yè)績效。因此，本文做出了科技創(chuàng)新對企業(yè)績效有顯著正向影響的假設(shè)。

假設(shè)三H3：科技創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響存在兩面性。

本文認(rèn)為科研人員的數(shù)量與企業(yè)績效的關(guān)系受到供應(yīng)鏈管理能力的影響從而存在兩面性。存貨周轉(zhuǎn)率之所以對科研人才數(shù)量產(chǎn)生門檻效應(yīng)，本文認(rèn)為原因主要有以下兩點(diǎn)：其一，當(dāng)公司存貨周轉(zhuǎn)率較低時，表明企業(yè)供應(yīng)鏈管理能力較差，有大量的存貨積壓，資金被大量占用，對科研創(chuàng)新的投入就會減少，科研人員的數(shù)量自然就會減少，舊的產(chǎn)品賣不掉，新的產(chǎn)品創(chuàng)造不出來，對企業(yè)績效產(chǎn)生不利的影響;其二，當(dāng)公司存貨周轉(zhuǎn)率較高時，表明企業(yè)供應(yīng)鏈管理能力較強(qiáng)，企業(yè)資金流動性較強(qiáng)，對科研創(chuàng)新的投入就會增加，科研人員的數(shù)量自然就會增加，不斷研發(fā)新的產(chǎn)品，打開新市場，從而間接提高企業(yè)績效，形成良性循環(huán)?？蒲腥藛T的數(shù)量不能一味的追求數(shù)量上的優(yōu)勢，應(yīng)當(dāng)視公司自身發(fā)展情況維持在一個適當(dāng)?shù)谋戎?，更?yīng)當(dāng)重視人才的質(zhì)量?？蒲腥瞬胚^多容易造成人員冗余、資源浪費(fèi);過少則科研人才不足，創(chuàng)造不出更好的產(chǎn)品，一旦消費(fèi)者需求轉(zhuǎn)變則必將帶來巨大的經(jīng)營風(fēng)險。

2.2? 變量選擇與定義

2.2.1? 被解釋變量

本文被解釋變量為企業(yè)績效ROE采用凈資產(chǎn)收益率表示。竇文章、陳夢（2019）[10]認(rèn)為在盈利能力方面，券商在進(jìn)行上市公司盈利能力評估時通常會選取總資產(chǎn)凈利率ROA和凈資產(chǎn)收益率ROE作為考核指標(biāo)。Ferla R， Muller S H等（2019）[11]使用描述性、記錄性和定量方法來驗證無形資產(chǎn)對拉丁美洲公司經(jīng)濟(jì)績效的影響。他們將凈資產(chǎn)收益率作為企業(yè)績效的指標(biāo)，使用面板數(shù)據(jù)回歸進(jìn)行了審查，結(jié)果表明無形資產(chǎn)對凈資產(chǎn)收益率產(chǎn)生負(fù)面影響。因此本文亦將凈資產(chǎn)收益率ROE作為衡量企業(yè)績效的指標(biāo)。

2.2.2? 核心解釋變量

（1）科技創(chuàng)新

本文核心解釋變量為科技創(chuàng)新R&D，本文認(rèn)為企業(yè)的創(chuàng)新能力主要體現(xiàn)在科研人才上面，今天的中國資本市場已經(jīng)足夠完善，資本對于企業(yè)發(fā)展而言已經(jīng)不再是困難。對于制造業(yè)而言，21世紀(jì)應(yīng)當(dāng)是頂尖科技人才的競爭，企業(yè)只有抓住科技人才才能創(chuàng)造出更好的產(chǎn)品。David Langley，Therina Theron（2018）[12]在《Nature》上發(fā)表論文稱全球研究資助體系正變得越來越復(fù)雜和有競爭力?？茖W(xué)家需要證明質(zhì)量、相關(guān)性、影響力和創(chuàng)新，同時滿足正直和倫理的最高標(biāo)準(zhǔn)，管理知識產(chǎn)權(quán)問題并宣傳他們的工作。同時，科研人才顯得尤為不足，制約了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的發(fā)展，許多地區(qū)正在努力與全球科技強(qiáng)國競爭。他們舉例研究了非洲的發(fā)展正面臨科技人才匱乏的現(xiàn)狀。因此，本文將科研人才數(shù)量取對數(shù)作為核心解釋變量科技創(chuàng)新R&D的指標(biāo)。

（2）供應(yīng)鏈管理能力

本文解釋變量供應(yīng)鏈管理能力ITR采用存貨周轉(zhuǎn)率ITR的平方表示。Cachon G P， Gallino S等（2019）[13]通過研究庫存管理和銷售之間的關(guān)系，證明庫存管理可以增加銷售額：擴(kuò)大庫存可以創(chuàng)造更多的選擇。并可能標(biāo)志著受歡迎或者合意的產(chǎn)品。他們主要研究庫存管理和銷售之間的內(nèi)生關(guān)系，通過研究上下游供應(yīng)鏈經(jīng)銷商庫存的外生變化，建立數(shù)學(xué)模型找出庫存管理和銷售相關(guān)關(guān)系。Wibowo S S， Wirangga A（2019）[14]在檢驗供應(yīng)鏈管理對企業(yè)績效的影響時，使用存貨周轉(zhuǎn)率ITR和供應(yīng)天數(shù)作為供應(yīng)鏈管理能力的指標(biāo)。他們以2014～2016年期間在印度尼西亞證券交易所（IDX）上市的制造企業(yè)為樣本，有目的的抽樣并使用t檢驗進(jìn)行多元回歸分析。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，存貨周轉(zhuǎn)率對公司績效有正向影響，而供應(yīng)天數(shù)變量對公司績效有負(fù)向影響。因此，本文采用存貨周轉(zhuǎn)率平方ITR作為供應(yīng)鏈管理能力的指標(biāo)。

2.2.3? 控制變量

在選取控制變量時，本文考慮到企業(yè)在實際運(yùn)營中的各種因素，營銷能力MA采用營業(yè)收入與銷售費(fèi)用的比值表示，Hughes M， Hughes P等（2019）[15]提出以資源為基礎(chǔ)和以能力為基礎(chǔ)的營銷投資強(qiáng)度的論點(diǎn)，以提供營銷作為股東價值投資的戰(zhàn)略觀點(diǎn)，研究發(fā)現(xiàn)營銷投資強(qiáng)度對股東價值創(chuàng)造有一個U型二次效應(yīng)，當(dāng)進(jìn)行戰(zhàn)略投資并與其他投資相結(jié)合時，市場營銷可以為股東帶來令人興奮的價值提升。經(jīng)營能力TAT采用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率表示。Alsufy F J（2019）[16]研究考察了資本結(jié)構(gòu)要素對總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的影響。他認(rèn)為以總債務(wù)占總資產(chǎn)的比率衡量的資本結(jié)構(gòu)成分對總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率產(chǎn)生了積極影響。盈利能力FER采用財務(wù)費(fèi)用率表示，管理能力MER采用管理費(fèi)用率表示。

3? 實證研究

3.1? 模型原理

門限回歸模型的思想最早由Tong（1978）提出，經(jīng)過 Hansen（1996，1999，2000）的發(fā)展最終形成了多元面板門限回歸模型[17]，其具體形式如下：

y=? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（1）

y=μ+β+β+ε? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （2）

=z ? =z

其中：樣本數(shù)據(jù)表示為y，x，q，γ，i，t分別表示個體和時間，y為被解釋變量，x為解釋變量，q為劃分樣本的“門限變量”（也可以作為解釋變量），γ是待估計的門限值，μ反映個體未觀測特征，ε～iid.N0，δ是擾動項。I·為指示函數(shù)，即若括號中的表達(dá)式為真，則取值為1;反之，則取值為0。

對門限值γ和參數(shù)βi=1，2用非線性最小二乘法（NLS）估計，即最小化殘差平方和。如果取γ值已確定，則令z≡x·Iq≤γ， z≡x·Iq>γ，將式（2）轉(zhuǎn)化為線性回歸模型，即y=μ+βz+βz+ε，用最小二乘法（OLS）估計βγ和βγ，并計算殘差平方和SSRγ，選擇γ使得SSRγ最小。最終可得參數(shù)估計量β， β， 。

面板門限模型檢驗分為門限效應(yīng)的顯著性檢驗與門限估計值的真實性檢驗[18]。對于是否存在“門限效應(yīng)”，可以檢驗原假設(shè)：H∶β=β。如果原假設(shè)成立，則不存在門限效應(yīng)，式（2）簡化為標(biāo)準(zhǔn)的固定效應(yīng)模型，可用OLS來估計;如果原假設(shè)不成立，則存在門限效應(yīng)，此時需進(jìn)一步對門限值的真實性進(jìn)行檢驗，即檢驗“H∶γ=γ”。Hansen（1999）提出使用似然比LRγ統(tǒng)計量來計算γ的置信區(qū)間，LRγ的計算公式為：

LRγ≡SSRγ-SSR/? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （3）

其中：≡為對擾動項方差的一致估計。

3.2? 模型構(gòu)建

基于以上模型與理論，可以看出以上模型僅有一個門閥值，但是也可能會存在2個或者3個門閥值，需要重復(fù)以上步驟進(jìn)行多個門限值的檢驗直到不能拒絕原假設(shè)為止，從而最終確定相應(yīng)的門限值個數(shù)[19]。因此，本文基于供應(yīng)鏈的視角，構(gòu)建了如下模型來研究科技創(chuàng)新、供應(yīng)鏈管理與企業(yè)績效的關(guān)系。

ROE=α+βMA+βFER+βMER+βTAT+βITR+βR&D·IITR≤γ+βR&D·IITR>γ+ε? ? ? ? ?（4）

ROE=? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（5）

其中：樣本數(shù)據(jù)表示為ROE，MA，F(xiàn)ER，TAT，ITR，R&D，i，t分別表示個體和時間，ROE為被解釋變量企業(yè)績效，R&D為解釋變量科技創(chuàng)新，Control=MA，F(xiàn)ER，MER，TAT為控制變量，ITR為劃分樣本的“門限變量”庫存管理能力（此處也作為解釋變量），γ是待估計的門限值，α反映個體未觀測特征，ε～iid.N0，δ是擾動項。I·為指示函數(shù)，即若括號中的表達(dá)式為真，則取值為1;反之，則取值為0。

3.3? 變量定義與描述性統(tǒng)計（如表1、表2所示）

3.4? 數(shù)據(jù)來源

本文所有研究數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）、銳思數(shù)據(jù)庫（RESSET），收集了2015～2019年中國滬深交易所A股上市公司2 558家制造型企業(yè)年度財務(wù)數(shù)據(jù)。為使數(shù)據(jù)與結(jié)果更具代表性與說服力并提高研究結(jié)論的可信度與嚴(yán)謹(jǐn)性， 本文對所選數(shù)據(jù)進(jìn)行以下處理：（1）剔除數(shù)據(jù)缺失的企業(yè);（2）剔除明顯異常值的企業(yè);（3）對部分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)處理。最后保留442家制造型企業(yè)2015～2019年的面板數(shù)據(jù)。

3.5? 散點(diǎn)圖檢驗

為了進(jìn)一步驗證觀察科技創(chuàng)新與企業(yè)績效的關(guān)系，由以上散點(diǎn)圖1可以看出，R&D與ROE可能呈現(xiàn)倒“U”型曲線關(guān)系，即科技創(chuàng)新R&D與企業(yè)績效ROE之間可能存在非線性關(guān)系。這說明企業(yè)績效與科技創(chuàng)新之間的關(guān)系可能會受到供應(yīng)鏈管理能力、營銷能力、盈利能力、管理能力、經(jīng)營能力等方面的影響，從而產(chǎn)生差異進(jìn)一步影響了科技創(chuàng)新與企業(yè)績效的關(guān)系。

3.6? 隨機(jī)效應(yīng)與固定效應(yīng)檢驗

本文基于式（6）模型，對科技創(chuàng)新能力與企業(yè)績效進(jìn)行混合回歸，表3顯示了個體固定效應(yīng)模型和個體隨機(jī)效應(yīng)模型的檢驗結(jié)果對比。從檢測結(jié)果的顯著性來看，個體固定效應(yīng)模型要優(yōu)于個體隨機(jī)效應(yīng)模型;Hausman檢驗的結(jié)果中個體固定效應(yīng)模型的P=0.000，即個體固定效應(yīng)模型優(yōu)于個體隨機(jī)效應(yīng)模型。因此本文選擇個體固定效應(yīng)模型，估計結(jié)果如表3所示。

ROE=α+βMA+βFER+βMER+βTAT+βITR+βR&D+βR&D+ε? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（6）

因為隨機(jī)效應(yīng)模型回歸中R&D不顯著，因此，本文采用對ROE的個體固定效應(yīng)模型回歸，雖然R&D一次方項系數(shù)的t統(tǒng)計量在10%水平下顯著，但是R&D的平方項也在10%的水平下顯著，且系數(shù)為負(fù)，說明科研創(chuàng)新與企業(yè)績效之間并非簡單的線性關(guān)系。即科研創(chuàng)新與企業(yè)績效可能呈倒“U”型曲線關(guān)系。因此，可以認(rèn)為企業(yè)對科研人才的引入對企業(yè)績效一開始有促進(jìn)作用，而后隨著科研人才規(guī)模的增大，人才冗余、資源浪費(fèi)，人力資源得不到有效的利用，反而使得企業(yè)績效變差。而這正是大公司的“通病”。將科研人員的數(shù)量維持在一個適當(dāng)?shù)谋壤?，是解決這類問題的關(guān)鍵。

3.7? 面板門限模型估計

在驗證了科技創(chuàng)新與企業(yè)績效的倒“U”型關(guān)系后，本文基于式（4）和式（5），以庫存管理能力ITR為門限，研究了科技創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響。因為在運(yùn)用面板門限模型估計時，需要先確定門限的數(shù)量。因此，借鑒吳敏蓮、王希輝等（2020）[20]的方法，依次對單一門限、雙重門限進(jìn)行估計，得到F統(tǒng)計量和采用Bootstrap反復(fù)抽樣500次得出P值，在對不同門限值下對應(yīng)的函數(shù)重新進(jìn)行回歸分析，最終確認(rèn)本模型為單一門限模型，得出各個變量的系數(shù)值和門閥值，結(jié)果見表4和表5。

由表4可得，單一門限模型的門檻變量ITR的P值為0.02<0.05（即在5%的水平上顯著）;雙重門限模型的門檻變量ITR的P值為0.106>0.1，顯然該模型在10%的水平上都不顯著。因此，確定本模型為單一門限模型。進(jìn)一步驗證假設(shè)一成立，即H1：科技創(chuàng)新對企業(yè)績效存在非線性關(guān)系。

3.8? 門閥值估計的似然比函數(shù)圖檢驗

從圖2LR_1和圖3LR_2為式（4）和式（5）門限值估計的似然比LR函數(shù)圖，圖2LR_1為一重門限下估計似然比LR函數(shù)圖，從圖2看出，當(dāng)ITR達(dá)到23.988時，對ROE回歸的LR統(tǒng)計量產(chǎn)生了結(jié)構(gòu)性變化;圖3LR_2為二重門限下估計似然比LR函數(shù)圖，從圖3可以看出，門閥值不顯著，曲線比較雜亂無章，門閥值應(yīng)當(dāng)舍棄。因此，式（4）和式（5）的門限值為23.988。

對科技創(chuàng)新R&D與企業(yè)績效ROE的回歸結(jié)果如表5所示，回歸方程模型如式（7）和式（8）。對ROE的回歸說明，無論供應(yīng)鏈管理能力ITR的強(qiáng)與弱，科技創(chuàng)新均能促進(jìn)企業(yè)績效的提高，從而驗證假設(shè)二的成立，即H2：科技創(chuàng)新對企業(yè)績效有顯著正向影響。但是供應(yīng)鏈管理能力的強(qiáng)弱對企業(yè)績效的影響仍表現(xiàn)出明顯差異。具體來說，當(dāng)存貨周轉(zhuǎn)率ITR小于4.897755ITR==≈4.897755時，此時對應(yīng)原始數(shù)據(jù)中科研人員的數(shù)量為2 136人，此時凈資產(chǎn)收益率為0.089999。若科技人員數(shù)量的繼續(xù)增加對企業(yè)凈資產(chǎn)收益率的正向影響較大（影響系數(shù)為0.00763，在1%的水平上顯著）;當(dāng)存貨周轉(zhuǎn)率ITR大于4.897755時，科技人員數(shù)量的繼續(xù)增加對企業(yè)凈資產(chǎn)收益率的正向影響較小（影響系數(shù)為0.00515，在5%的水平上顯著）。進(jìn)一步證明假設(shè)三的成立。即H3：科技創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響存在兩面性。即科研人員的數(shù)量與企業(yè)績效的關(guān)系受到供應(yīng)鏈管理能力的影響從而存在兩面性。

ROE=0.0287+0.000283MA-0.173FER-0.282MER+0.0986TAT-0.0000628ITR

+0.00763R&D·IITR≤23.988+0.005151R&D·IITR>23.988+ε

ROE=（8）

4? 結(jié)論及政策建議

4.1? 研究結(jié)論

（1）科技創(chuàng)新對企業(yè)績效存在非線性關(guān)系?？萍紕?chuàng)新對企業(yè)績效的影響受到供應(yīng)鏈管理水平的影響，即供應(yīng)鏈管理能力對科技創(chuàng)新有著明顯的門檻效應(yīng)，進(jìn)而間接影響對企業(yè)績效的關(guān)系。

（2）科技創(chuàng)新對企業(yè)績效有顯著正向影響。無論供應(yīng)鏈管理能力的強(qiáng)與弱，科技創(chuàng)新均能促進(jìn)企業(yè)績效的提高。即科技人才才是企業(yè)績效提高的根本動力來源，人才優(yōu)勢才是企業(yè)的核心競爭優(yōu)勢。

（3）科技創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響存在兩面性。即科研人員的數(shù)量與企業(yè)績效的關(guān)系受到供應(yīng)鏈管理能力的影響從而存在兩面性。科研人員的數(shù)量對于企業(yè)績效的提高應(yīng)當(dāng)存在一個適當(dāng)?shù)谋戎?，并不是越多越好，具體應(yīng)當(dāng)視公司自身發(fā)展情況而定。

（4）營銷能力和經(jīng)營能力對企業(yè)績效有正相關(guān)的影響，管理能力和盈利能力對企業(yè)績效有負(fù)相關(guān)的影響。企業(yè)績效與各變量關(guān)系如圖4所示。

4.2? 建議與意見

（1）企業(yè)應(yīng)當(dāng)重視供應(yīng)鏈管理，處理好上下游商家的戰(zhàn)略合作伙伴關(guān)系，爭取在生產(chǎn)成本上獲得伙伴的支持，以便有更好的定價空間。在產(chǎn)業(yè)鏈的每一節(jié)點(diǎn)都應(yīng)當(dāng)重視，要想實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)鏈上下游的高效率運(yùn)行，必須要處理好對內(nèi)對外利益分配的問題。企業(yè)必須采用有效合理的方法降本增效。應(yīng)當(dāng)以客戶需求為導(dǎo)向，按照客戶需求和要求組織生產(chǎn)，可以減少庫存積壓。

（2）供應(yīng)鏈管理的核心是實現(xiàn)雙贏。與供應(yīng)鏈上下游企業(yè)合作時應(yīng)當(dāng)追求雙贏的效果，在實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)鏈利益最大化的同時，進(jìn)一步實現(xiàn)自身企業(yè)利益最大化。同時，企業(yè)應(yīng)當(dāng)不斷尋求新的供應(yīng)鏈資源，包括上下游的各種資源，比如上游原材料供應(yīng)商、中游公共關(guān)系、下游客戶關(guān)系等。不斷開拓新的市場，進(jìn)一步完善上下游的產(chǎn)業(yè)鏈。減少庫存積壓，增強(qiáng)庫存周轉(zhuǎn)能力，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)鏈的效益最大化。

（3）科研人才是企業(yè)生存發(fā)展不竭的動力源泉。創(chuàng)新的根本就是要抓住高科技人才，未來企業(yè)的競爭必將是科研人才的競爭，企業(yè)只有抓住了高科技人才才能創(chuàng)造出更高質(zhì)量的產(chǎn)品，才能具有核心競爭力。

（4）企業(yè)要重視科技創(chuàng)新與企業(yè)績效的兩面性的關(guān)系。即科研人員的數(shù)量與企業(yè)績效的關(guān)系受到供應(yīng)鏈管理能力的影響從而存在兩面性。中國制造型企業(yè)應(yīng)當(dāng)重視新產(chǎn)品的研發(fā)，但是科研人才數(shù)量應(yīng)當(dāng)視公司自身發(fā)展情況維持在一個適當(dāng)?shù)谋戎?，科研人員的數(shù)量不能一味的追求數(shù)量上的優(yōu)勢，更應(yīng)當(dāng)重視人才的質(zhì)量。科研人才過多容易造成人員冗余、資源浪費(fèi);過少則科研人才不足，創(chuàng)造不出更好的產(chǎn)品，一旦消費(fèi)者需求轉(zhuǎn)變則必將帶來巨大的經(jīng)營風(fēng)險。

參考文獻(xiàn)：

[1]? Przychodzen W， Przychodzen J. Sustainable innovations in the corporate sector——The empirical evidence from IBEX 35 firms[J]. Journal of Cleaner Production， 2018，172：3557-3566.

[2]? Divisekera S， Nguyen V K. Determinants of innovation in tourism evidence from Australia[J]. Tourism Management， 2018，67：157-167.

[3]? Govindan K， Cheng T C E， Mishra N， et al. Big data analytics and application for logistics and supply chain management[J]. Transportation Research Part E： Logistics and Transportation Review， 2018，114：343-349.

[4]? Cannella S， Dominguez R， Framinan J M， et al. Evolving trends in supply chain management： complexity， new technologies， and innovative methodological approaches[J]. Complexity， 2018（4）：1-3.

[5] 李海東，戎曉婕. 研發(fā)投入跳躍與企業(yè)績效——可用冗余和潛在冗余的調(diào)節(jié)效應(yīng)[J]. 華南理工大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2020，22（1）：58-71.

[6] 朱慧明，王向愛，賈相華. 社會責(zé)任和研發(fā)投入對企業(yè)績效影響的分位關(guān)系研究[J]. 湖南大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2019，33（5）：47-55.

[7] 王蘭芳，王悅，侯青川. 法制環(huán)境、研發(fā)“粉飾”行為與績效[J]. 南開管理評論，2019，22（2）：128-141，185.

[8]? Chen J X， Sharma P， Zhan W， et al. Demystifying the impact of CEO transformational leadership on firm performance： Interactive roles of exploratory innovation and environmental uncertainty[J]. Journal of Business Research， 2019，96：85-96.

[9]? Rajapathirana R P J， Hui Y. Relationship between innovation capability， innovation type， and firm performance[J]. Journal of Innovation & Knowledge， 2018，3（1）：44-55.

[10] 竇文章，陳夢. 中美企業(yè)研發(fā)績效比較研究[J]. 管理科學(xué)與工程，2019，8（3）：248-263.

[11]? Ferla R， Muller S H， Klann R C， et al. Influence of intangible assets on the economic performance of Latin American companies[J]. Brazilian Review of Finance， 2019，17（1）：35-50.

[12]? David Langley， Therina Theron. Discovery relies on strong support staff[J]. Nature： International weekly journal of science， 2018，561：24-29.

[13]? Cachon G P， Gallino S， Olivares M， et al. Does Adding Inventory Increase Sales？ Evidence of a Scarcity Effect in U.S. Automobile Dealerships[J]. Management Science， 2019，65（4）：1469-1485.

[14]? Wibowo S S， Wirangga A. Supply Chain Performance Dan Kinerja Perusahan[J]. JAMA， 2019，3（1）：116-125.

[15]? Hughes M， Hughes P， Yan J， et al. Marketing as an investment in shareholder value[J]. British Journal of Management， 2019，30（4）：943-965.

[16]? Alsufy F J. The Impact of Capital Structure Components on the Total Assets Turnover： Evidence from Amman Stock Exchange[J]. International Business Research， 2019，12（7）：71-75.

[17] 李云燕，殷晨曦. 京津冀地區(qū)PM2.5減排實效與影響因素的門限效應(yīng)[J]. 中國環(huán)境科學(xué)，2017，37（4）：1223-1230.

[18] 任洪源，劉剛，羅永泰. 知識資源、研發(fā)投入與企業(yè)跨境創(chuàng)新績效關(guān)系研究——基于面板數(shù)據(jù)門限回歸的實證分析[J]. 管理評論，2017，29（1）：105-113.

[19] 李志輝，李夢雨. 我國商業(yè)銀行多元化經(jīng)營與績效的關(guān)系——基于50家商業(yè)銀行2005～2012年的面板數(shù)據(jù)分析[J]. 南開經(jīng)濟(jì)研究，2014（1）：74-86.

[20]? Minlian Wu， Xihui Wang， Xiafei Chen， et al. The threshold effect of R&D investment on regional economic performance in China considering environmental regulation[J]. Technology Analysis & Strategic Management， 2020，32（7）：1-18.