研發(fā)投入對(duì)醫(yī)企價(jià)值的跨期影響實(shí)證研究

張 英， 吳雨璐

(湖北工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院， 湖北 武漢 430068)

據(jù)統(tǒng)計(jì)，2019年度我國(guó)整個(gè)醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)投入已達(dá)到894.85億元，但因醫(yī)藥研發(fā)資金需求大、周期久、風(fēng)險(xiǎn)高，醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)創(chuàng)新能力有限。上市公司在從事醫(yī)藥研發(fā)的過(guò)程中時(shí)常傾向于短期收益選擇，研發(fā)創(chuàng)新持續(xù)投入不夠?，F(xiàn)階段，我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)上市公司的研發(fā)投入、研發(fā)能力與企業(yè)價(jià)值之間究竟存在怎樣的關(guān)聯(lián)性？結(jié)合我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)上市公司研發(fā)投入的跨期影響，本文從滯后效應(yīng)和累積效應(yīng)等不同視角，運(yùn)用多元線性回歸模型和柯布道格拉斯函數(shù)修正模型，在強(qiáng)度、時(shí)間、效果等3個(gè)維度上研究2012-2019年醫(yī)藥制造業(yè)上市公司研發(fā)投入對(duì)企業(yè)價(jià)值具體影響，研究創(chuàng)新要素投入及其時(shí)期效應(yīng)，并對(duì)其運(yùn)作提出建議。

1 理論分析及研究假設(shè)

1.1 研發(fā)投入與企業(yè)價(jià)值

企業(yè)進(jìn)行研發(fā)活動(dòng)過(guò)程中產(chǎn)生的費(fèi)用支出形成了研發(fā)投入，企業(yè)價(jià)值則是企業(yè)利用現(xiàn)有生產(chǎn)要素或投入在未來(lái)創(chuàng)造的利益總流入。從某種程度上看，作為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)之一的醫(yī)藥制造業(yè)，研發(fā)創(chuàng)新能力與研發(fā)投入息息相關(guān)，研發(fā)創(chuàng)新能力是企業(yè)價(jià)值提升的核心推動(dòng)力。

國(guó)外學(xué)者Hirschey等(1985)認(rèn)為研發(fā)投入對(duì)于企業(yè)價(jià)值有積極作用[1]，兩者關(guān)系得到了Sougiannis(1994)的進(jìn)一步證實(shí)[2]；Gu.L(2016)發(fā)現(xiàn)相較于低研發(fā)強(qiáng)度公司，高研發(fā)強(qiáng)度公司在相對(duì)低的風(fēng)險(xiǎn)下，能夠取得更高的預(yù)期收益[3]。金永紅等(2016)發(fā)現(xiàn)，增加研發(fā)投入促進(jìn)企業(yè)價(jià)值提升，企業(yè)價(jià)值的提升也能提高創(chuàng)新投入的效率，兩者間相輔相成[4]；李銀香等(2018)認(rèn)為研發(fā)投入不僅對(duì)企業(yè)價(jià)值的提升具有促進(jìn)作用，還可以增強(qiáng)高管薪酬激勵(lì)對(duì)企業(yè)價(jià)值的積極作用[5]。

隨著創(chuàng)新越來(lái)越被企業(yè)重視，相關(guān)研究越來(lái)越深入，二者的正向關(guān)系通過(guò)具體行業(yè)得到證明。比如在國(guó)內(nèi)生物醫(yī)藥行業(yè)，田月昕等(2014)認(rèn)為生物醫(yī)藥行業(yè)上市公司研發(fā)支出對(duì)企業(yè)價(jià)值具有一定的積極作用[6]。為了滿足社會(huì)需要，創(chuàng)新是醫(yī)藥制造業(yè)進(jìn)步的靈魂，公司效益的提升離不開(kāi)創(chuàng)新，而企業(yè)創(chuàng)新能力的提高需要研發(fā)費(fèi)用的投入?；诖耍岢?/p>

假設(shè)H1:醫(yī)藥制造業(yè)上市公司當(dāng)期研發(fā)投入與企業(yè)價(jià)值呈正相關(guān)。

1.2 研發(fā)投入對(duì)企業(yè)價(jià)值影響的滯后性

滯后效應(yīng)指發(fā)生行為與產(chǎn)生效果之間的時(shí)間差，即上期研發(fā)投入對(duì)于本期企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生的影響。對(duì)于醫(yī)藥制造業(yè)來(lái)說(shuō)，醫(yī)藥研發(fā)投入可能在當(dāng)期對(duì)企業(yè)價(jià)值起著正向作用，但作用更多時(shí)候在若干期以后發(fā)生。Lev.B(1996)對(duì)不同類(lèi)型的企業(yè)進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)滯后時(shí)期因企業(yè)類(lèi)型不同而存在長(zhǎng)短差異[7]；國(guó)內(nèi)學(xué)者陳金勇(2016)發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入滯后期為1～2年，即研發(fā)投入轉(zhuǎn)化需要1～2年，創(chuàng)新成果才能形成企業(yè)效益[8]。

醫(yī)藥制造業(yè)上市公司對(duì)研發(fā)活動(dòng)投入經(jīng)費(fèi)之后，新藥品、新技術(shù)形成企業(yè)收益需要時(shí)間實(shí)現(xiàn)。曹曉梅(2016)發(fā)現(xiàn)滯后1期的醫(yī)藥公司研發(fā)投入對(duì)企業(yè)績(jī)效存在著積極影響，并且隨著滯后期變長(zhǎng)，這種積極影響逐步減弱[9]；蘇玉珠等(2019)認(rèn)為研發(fā)投入對(duì)企業(yè)價(jià)值的滯后效果在第二期有較好的體現(xiàn)[10]。以上文獻(xiàn)主要集中在兩方面：一是滯后效應(yīng)時(shí)期長(zhǎng)短，二是創(chuàng)新投入在此期間內(nèi)對(duì)企業(yè)價(jià)值影響程度的變化?？傮w來(lái)說(shuō)，大部分研究認(rèn)為研發(fā)投入存在滯后效應(yīng)，但并未對(duì)效應(yīng)時(shí)期的長(zhǎng)短達(dá)成一致。故而，本文提出

假設(shè)H2：醫(yī)藥制造業(yè)上市公司研發(fā)投入對(duì)企業(yè)價(jià)值影響具有滯后效應(yīng)。

1.3 研發(fā)投入對(duì)企業(yè)價(jià)值影響的累積效應(yīng)

累積效應(yīng)指的是創(chuàng)新投入積累多期后形成的存量對(duì)企業(yè)價(jià)值增加數(shù)倍的效果，即研發(fā)投入在積累多期后對(duì)當(dāng)期企業(yè)價(jià)值的跨期影響。趙玉林(2018)認(rèn)為我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在創(chuàng)新成果形成前后的兩個(gè)階段，其研發(fā)投入對(duì)企業(yè)價(jià)值都存在顯著的累積效應(yīng)[11]；趙喜倉(cāng)(2013)認(rèn)為電子行業(yè)之研發(fā)投入具有累積效應(yīng)，其對(duì)企業(yè)績(jī)效之正向影響受累積效應(yīng)影響制約[12]；王琳等(2020)研究了A股制造業(yè)，實(shí)證證實(shí)了研發(fā)投入的累積效應(yīng)[13]；

對(duì)于研發(fā)投入與創(chuàng)新能力有較高要求的醫(yī)藥制造業(yè)而言，一次性的研發(fā)投入難以顯著提升企業(yè)綜合實(shí)力，反而累積時(shí)間越長(zhǎng)，效果越好。本文借鑒趙喜倉(cāng)(2013)、劉云(2020)[14]研究方法，運(yùn)用柯布-道格拉斯函數(shù)擴(kuò)展模型研究醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)投入對(duì)企業(yè)價(jià)值的累積影響，因此提出

假設(shè)H3：醫(yī)藥制造業(yè)上市公司的研發(fā)投入在累積期間對(duì)企業(yè)價(jià)值有顯著正影響。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選擇

以我國(guó)2012-2019年度A股醫(yī)藥制造業(yè)上市公司為研究樣本，在樣本數(shù)據(jù)中剔除了被標(biāo)注ST及未披露研發(fā)支出或者連續(xù)幾年披露不完整的醫(yī)藥制造業(yè)上市公司。以國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)作為研究樣本主要數(shù)據(jù)來(lái)源，運(yùn)用相關(guān)軟件進(jìn)行回歸分析，得出對(duì)應(yīng)結(jié)論。

2.2 變量定義

1)被解釋變量 托賓Q值TQ。它是企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值與重置成本形成的比。由于該比值的指標(biāo)評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)明確，在理論和實(shí)踐上都較完善，不需跟其他參照物對(duì)比估值，故以托賓Q值TQ這一比率作為企業(yè)價(jià)值評(píng)價(jià)指標(biāo)。

2)解釋變量 研發(fā)投入強(qiáng)度RDI。為了減少相關(guān)數(shù)據(jù)波動(dòng)，使得數(shù)據(jù)平穩(wěn)，選用研發(fā)投入強(qiáng)度作為評(píng)價(jià)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)活動(dòng)的費(fèi)用支出，其中RDI=研發(fā)投入/營(yíng)業(yè)收入×100%，此比值越大，表示研發(fā)強(qiáng)度越強(qiáng)。

3)控制變量 在對(duì)控制變量選擇上，結(jié)合醫(yī)藥上市企業(yè)的實(shí)際狀況，選擇資產(chǎn)負(fù)債率Lev、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率Gro、現(xiàn)金流Cash、企業(yè)規(guī)模Size等方面的變量(表1)。

表1 變量設(shè)置表

2.3 模型設(shè)定

本文運(yùn)用模型(1)來(lái)研究研發(fā)投入在當(dāng)期與企業(yè)價(jià)值關(guān)系，用模型(2)來(lái)研究研發(fā)投入滯后效應(yīng)。

TQi,t=α0+α1×RDIi,t+β×Controlsi,t+εi,t

模型(1)

TQi,t=α0+α1×RDIi,t-n+β×Controlsi,t+εi,t

模型(2)

其中：i指的是樣本數(shù)據(jù)中的第i家醫(yī)藥上市公司，i=1，2，3,…：t指的是樣本數(shù)據(jù)所處的第t年，t=1，2，3,…。TQi,t代表第i家醫(yī)藥制造業(yè)上市公司在第t年時(shí)的企業(yè)價(jià)值，RDIi,t-n(n=1，2，3，…)指的是(t-n)期創(chuàng)新投入，跨越的期數(shù)即為滯后期。

另外，本文運(yùn)用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的修正模型----模型(3)來(lái)檢驗(yàn)企業(yè)研發(fā)投入累積效應(yīng)。

lnQt=A+αlnRt+βlnLt+
γlnKt+εi(t=1，2，3，…)

模型(3)

其中：Q為被解釋變量，代表公司的產(chǎn)出水平，本文以托賓Q值作為衡量指標(biāo)；A為常數(shù)項(xiàng)；R是解釋變量，表示研發(fā)投入，本文以2017-2019年3年間的研發(fā)投入作為累積效應(yīng)的衡量指標(biāo)；L和K為控制變量，L代表企業(yè)勞動(dòng)力投入水平，用2017-2019年的平均研發(fā)人員數(shù)量作為衡量指標(biāo)；K代表企業(yè)的資本投入，是以2017-2019年的平均資產(chǎn)總額作為衡量指標(biāo)。

對(duì)于累積效應(yīng)，需要選取公司累積數(shù)據(jù)進(jìn)行測(cè)算。具體而言，如果計(jì)算企業(yè)在某年研發(fā)投入積累2年的累積效應(yīng)，則需要考慮當(dāng)年和前一年的研發(fā)投入的積累數(shù)據(jù)，其他控制變量則選取變量的平均值進(jìn)行測(cè)算。

3 實(shí)證結(jié)果及分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2結(jié)果顯示，TQ最大值為15.56，與最小值差距較大，表明醫(yī)藥制造業(yè)上市企業(yè)可能因子行業(yè)的細(xì)分領(lǐng)域不同，企業(yè)價(jià)值存在較大區(qū)別；RDI、RDIt-1、RDIt-2、RDIt-3均值分別為4.76%、4.13%、3.98%、3.83%，表明國(guó)內(nèi)醫(yī)藥制造業(yè)上市公司的研發(fā)強(qiáng)度是逐年上升，雖然超過(guò)國(guó)際認(rèn)證的企業(yè)可生存的研發(fā)強(qiáng)度2%，但是仍然與國(guó)際藥企前沿研發(fā)水平有差距。研發(fā)強(qiáng)度最大達(dá)到52.61%，最小值接近于0，顯示不同類(lèi)型醫(yī)藥制造業(yè)上市公司研發(fā)強(qiáng)度不同。例如生物藥與中成藥上市公司在創(chuàng)新戰(zhàn)略上有較大差別，導(dǎo)致各類(lèi)醫(yī)藥上市公司研發(fā)費(fèi)用支出存在區(qū)別；其次，表2的資產(chǎn)負(fù)債率Lev的均值是32.54%，中位數(shù)是30.2%，而資產(chǎn)負(fù)債率大多數(shù)合理范圍在40%-60%，此結(jié)果略低顯示出我國(guó)醫(yī)藥制造上市公司偏弱的外部融資能力，不利于公司獲得外來(lái)資金幫助公司相關(guān)產(chǎn)品進(jìn)行研發(fā)；營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率平均值是19.34%，但兩個(gè)最值之間的區(qū)別大，說(shuō)明醫(yī)藥制造業(yè)上市公司市場(chǎng)銷(xiāo)售情況不盡相同，盈利能力懸殊；醫(yī)藥上市公司規(guī)模平均值是22.11，標(biāo)準(zhǔn)差僅是0.93，企業(yè)規(guī)?？傮w上較為均衡。

表2 醫(yī)藥制造業(yè)上市公司主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

3.2 相關(guān)性分析

在回歸分析之前，先對(duì)自變量RDI，因變量托賓Q值以及選取的控制變量資本結(jié)構(gòu)、企業(yè)成長(zhǎng)性、企業(yè)現(xiàn)金流、企業(yè)規(guī)模之間的相關(guān)性進(jìn)行皮爾遜檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。

由表3可以看出各變量間的相關(guān)系數(shù)都比0.3低，說(shuō)明各變量的選擇較為合理，不存在多重共線性問(wèn)題。其中研發(fā)投入RDI與企業(yè)價(jià)值TQ雖通過(guò)0.01水平的顯著性檢測(cè)，但在分析時(shí)沒(méi)有考慮其他變量，具體相關(guān)關(guān)系還需進(jìn)一步分析。

此外，本文對(duì)模型所選變量進(jìn)行VIF測(cè)試，VIF測(cè)試值為1.06～1.77，小于5，因此前文所構(gòu)建函數(shù)模型變量間并不具有多重共線性，滿足回歸分析要求。

表3 醫(yī)藥制造業(yè)上市公司變量相關(guān)性分析

3.3 回歸分析

3.3.1醫(yī)藥制造業(yè)滯后效應(yīng)回歸分析在控制Lev、Gro、Size、Cash等變量的影響后，回歸分析結(jié)果如表4所示?；貧w模型(1)中解釋變量RDI與被解釋變量TQ回歸系數(shù)為0.005，但未通過(guò)顯著性水平測(cè)試，表明整個(gè)醫(yī)藥制造業(yè)的當(dāng)期研發(fā)投入與企業(yè)價(jià)值正相關(guān)關(guān)系不顯著。

表4 醫(yī)藥制造業(yè)上市公司滯后效應(yīng)回歸結(jié)果

回歸(2)結(jié)果反映了滯后了3期的RDIt-n(n=1、2、3)與企業(yè)價(jià)值TQ關(guān)系。滯后1期的RDIt-1對(duì)企業(yè)價(jià)值TQ影響的回歸系數(shù)是0.087，為正數(shù)具有正向影響。在滯后2期的RDIt-2和滯后3期的RDIt-3對(duì)企業(yè)價(jià)值TQ影響為正，回歸系數(shù)各為0.063與0.091，并且都在1%水平上顯著。所以滯后3期研發(fā)投入分別對(duì)TQ存在較強(qiáng)的積極影響。另外，由于滯后3期RDIt-3的模型擬合度是0.117，均大于RDIt-1的0.05和RDIt-2的0.065，說(shuō)明滯后第3期的擬合優(yōu)度更好，且回歸系數(shù)大于第1期和第2期，故研發(fā)投入在第3期時(shí)更明顯。

綜上所述，醫(yī)藥制造業(yè)上市公司當(dāng)期研發(fā)投入對(duì)企業(yè)價(jià)值具有不顯著的正向影響，假設(shè)1未得到證明。但醫(yī)藥制造業(yè)上市公司研發(fā)投入在滯后1～3期期間與企業(yè)價(jià)值顯著正相關(guān)，并且通過(guò)3期滯后期的結(jié)果比較后發(fā)現(xiàn)，在滯后第3期的效果最顯著，故驗(yàn)證了假設(shè)2。

3.3.2醫(yī)藥制造業(yè)累積效應(yīng)回歸分析從表5累積效應(yīng)回歸結(jié)果可知，累積2期、3期的研發(fā)投入lnR2、lnR3在累積期間內(nèi)對(duì)企業(yè)產(chǎn)出lnQ影響的回歸系數(shù)分別是0.109與0.114，且較為顯著，整個(gè)模型顯著性也較高，整體擬合度也較為理想，表明醫(yī)藥制造業(yè)上市公司在累積期間內(nèi)的創(chuàng)新投入與企業(yè)價(jià)值是顯著正相關(guān)關(guān)系。相對(duì)來(lái)說(shuō)，在第3期的累積研發(fā)投入lnR3對(duì)企業(yè)產(chǎn)出lnQ的積極影響在整個(gè)累積期間內(nèi)變大，累積效應(yīng)體現(xiàn)為隨著年數(shù)增加，研發(fā)投入對(duì)企業(yè)價(jià)值影響變大。

綜上所述，醫(yī)藥制造業(yè)上市公司研發(fā)投入具有累積效應(yīng)，故假設(shè)3得到驗(yàn)證。

表5 醫(yī)藥制造業(yè)上市公司累積效應(yīng)回歸結(jié)果

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保以上回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，需對(duì)樣本展開(kāi)穩(wěn)健性檢驗(yàn)。因?yàn)榇砥髽I(yè)價(jià)值的托賓Q值有著不同的計(jì)算方式，所以本文利用變量替代法在進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí)選取了不同定義方式下的托賓Q值重新回歸，研究結(jié)果與前文一致，表明前述結(jié)論具有可靠性。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

1)由于醫(yī)藥制造業(yè)上市公司的研發(fā)投入RDI當(dāng)期對(duì)企業(yè)價(jià)值TQ的積極作用不顯著，RDI當(dāng)期無(wú)法對(duì)TQ產(chǎn)生必然的積極影響；

2)醫(yī)藥制造業(yè)上市公司研發(fā)投入具有滯后效應(yīng)，在滯后期的1～3年內(nèi)能夠產(chǎn)生有效收益，在滯后第3期時(shí)效果最為顯著；

3)醫(yī)藥制造業(yè)上市公司研發(fā)投入具有累積效應(yīng)，對(duì)企業(yè)價(jià)值存在較為顯著的積極影響。

4.2 相關(guān)建議

4.2.1 上市公司方面

1)上市公司應(yīng)合理增加研發(fā)投入，注意避免短視或盲目投資行為?？梢赃x擇與藥品專(zhuān)業(yè)研發(fā)機(jī)構(gòu)合作，相關(guān)公司之間建立戰(zhàn)略合作實(shí)現(xiàn)技術(shù)共享，加大對(duì)引進(jìn)技術(shù)的吸收和轉(zhuǎn)化，提高藥品的研發(fā)成功率，加強(qiáng)公司自身的研發(fā)實(shí)力，從而推動(dòng)公司健康發(fā)展。另外，在研發(fā)活動(dòng)中應(yīng)當(dāng)注意有序性與適當(dāng)性，注重研發(fā)投入與自身規(guī)模和實(shí)力相匹配，避免一時(shí)過(guò)多投入研發(fā)資金導(dǎo)致生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)資金鏈斷裂等情況。

2)上市公司應(yīng)實(shí)施中長(zhǎng)期創(chuàng)新投入戰(zhàn)略，以保證創(chuàng)新投入的持續(xù)性。從研發(fā)費(fèi)用的投入到效益實(shí)現(xiàn)的轉(zhuǎn)化過(guò)程較長(zhǎng)，所以必須在對(duì)新藥品或者新技術(shù)的基礎(chǔ)科學(xué)研究階段，保持足夠的耐心，持續(xù)不斷地進(jìn)行研發(fā)經(jīng)費(fèi)的投入，分步驟、有計(jì)劃地組織開(kāi)展研發(fā)活動(dòng)，為未來(lái)持續(xù)的研發(fā)投入作好充分準(zhǔn)備，保障未來(lái)經(jīng)費(fèi)的持續(xù)供給。

4.2.2 政府方面

1)政府有必要支持引導(dǎo)醫(yī)藥研發(fā)活動(dòng)。可以通過(guò)簡(jiǎn)化新藥批準(zhǔn)和市場(chǎng)準(zhǔn)入等審批流程。還可為醫(yī)藥技術(shù)研發(fā)型公司在物流、海關(guān)、檢驗(yàn)和檢疫以及外匯管理等各個(gè)方面提供便利的措施。

2)需對(duì)會(huì)計(jì)制度中醫(yī)藥制造業(yè)上市公司研發(fā)信息披露進(jìn)行規(guī)范化，督促醫(yī)藥制造業(yè)上市公司自覺(jué)披露真實(shí)的研發(fā)信息，通過(guò)完善相關(guān)會(huì)計(jì)制度來(lái)彌補(bǔ)現(xiàn)有披露方法不足。