傳媒上市公司創(chuàng)新投入與企業(yè)成長(zhǎng)的實(shí)證研究

王鑫

關(guān)鍵詞：傳媒上市公司;創(chuàng)新投入;企業(yè)成長(zhǎng)

中圖分類號(hào)：F832文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1009 — 2234（2022）05 — 0068 — 05

一、前言

傳媒公司多指從事文化和娛樂產(chǎn)業(yè)的企業(yè)。傳媒公司作為典型的知識(shí)密集型企業(yè)[1]，創(chuàng)新理應(yīng)在其內(nèi)容生產(chǎn)全過程中充分體現(xiàn)。然而，當(dāng)前我國(guó)傳媒業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展依然以模仿為主[2]，影視制作大多購(gòu)買版權(quán)然后改編，電視節(jié)目制作也存在嚴(yán)重的同質(zhì)化和跟風(fēng)借鑒現(xiàn)象。由此引發(fā)了筆者的疑惑：創(chuàng)新對(duì)于企業(yè)的重要性不是共識(shí)嗎，為何我國(guó)傳媒企業(yè)不熱衷于打造原創(chuàng)作品和節(jié)目？

企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略是企業(yè)依據(jù)多變的環(huán)境，積極主動(dòng)地在經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略、技術(shù)、產(chǎn)品等方面不斷進(jìn)行創(chuàng)新，從而在激烈競(jìng)爭(zhēng)中保持獨(dú)特優(yōu)勢(shì)的戰(zhàn)略。[3]熊彼特在《經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論》中指出，創(chuàng)新對(duì)于一個(gè)企業(yè)的成長(zhǎng)至關(guān)重要。[4]企業(yè)成長(zhǎng)性是指企業(yè)未來獲得超額報(bào)酬的能力，代表了企業(yè)的發(fā)展空間和預(yù)期收益。[5]然而，現(xiàn)有關(guān)于創(chuàng)新投入與企業(yè)成長(zhǎng)相關(guān)性的研究表明，創(chuàng)新投入與企業(yè)成長(zhǎng)之間不存在必然相關(guān)性。創(chuàng)新投入對(duì)于企業(yè)成長(zhǎng)的作用效果受企業(yè)性質(zhì)、行業(yè)性質(zhì)以及企業(yè)發(fā)展階段等多重因素影響。由此，引出本文的研究問題：傳媒公司的創(chuàng)新投入對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)是否存在顯著影響？

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）創(chuàng)新投入與企業(yè)成長(zhǎng)的相關(guān)性

現(xiàn)有關(guān)于創(chuàng)新投入與企業(yè)成長(zhǎng)相關(guān)性的研究文獻(xiàn)有多種觀點(diǎn)。有研究認(rèn)為創(chuàng)新投入對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)有促進(jìn)作用：如張栓興等（2017）從股權(quán)結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)作用切入，對(duì)2011-2015年創(chuàng)業(yè)板上市公司進(jìn)行實(shí)證研究，認(rèn)為創(chuàng)新投入強(qiáng)度與企業(yè)成長(zhǎng)性正相關(guān);[6]戴浩等（2018）以2011—2016年251家創(chuàng)業(yè)板科技型中小企業(yè)為實(shí)證研究樣本、采用中介效應(yīng)模型，研究結(jié)果表明研發(fā)投入對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)有顯著正向影響，但這種影響具有滯后性。[7]還有的研究認(rèn)為創(chuàng)新投入對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)的相關(guān)性不是簡(jiǎn)單的線性關(guān)系：如霍曉萍（2019）對(duì)我國(guó)2010-2016年創(chuàng)業(yè)板上市公司的研究表明，創(chuàng)新投入水平與企業(yè)成長(zhǎng)性呈U型關(guān)系;[8]李喜華、曹裕（2009）對(duì)于我國(guó)153家中小企業(yè)板上市公司的實(shí)證研究表明，中小企業(yè)的成長(zhǎng)性與技術(shù)創(chuàng)新程度呈先升后降的倒U型關(guān)系。[9]同時(shí)，還有研究認(rèn)為創(chuàng)新投入與企業(yè)成長(zhǎng)相關(guān)性不顯著：如杜勇等（2014）基于2007-2012年43家高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)上市公司的實(shí)證研究表明，企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)成長(zhǎng)性相關(guān)性并不顯著。[10]

綜合來看，創(chuàng)新投入對(duì)于企業(yè)成長(zhǎng)的作用效果受企業(yè)性質(zhì)、行業(yè)性質(zhì)以及企業(yè)發(fā)展階段等多重因素影響?，F(xiàn)有研究尚未對(duì)傳媒行業(yè)展開深入分析，創(chuàng)新投入對(duì)于企業(yè)成長(zhǎng)的影響效果尚不明晰。據(jù)此，筆者提出本研究的假設(shè)1和假設(shè)2。

假設(shè)1：創(chuàng)新投入對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)有促進(jìn)作用。

假設(shè)2：創(chuàng)新投入對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)的影響具有滯后性。

（二）創(chuàng)新投入與企業(yè)成長(zhǎng)的指標(biāo)選取

衡量創(chuàng)新投入的常用指標(biāo)是研發(fā)投入強(qiáng)度，多為研發(fā)投入/營(yíng)業(yè)收入[11]、研發(fā)投入/總資產(chǎn)[12]等形式?？紤]到傳媒公司的內(nèi)容生產(chǎn)多以員工的腦力勞動(dòng)為主，整體表現(xiàn)為輕資產(chǎn)。因此，本研究采用研發(fā)投入強(qiáng)度（研發(fā)支出/營(yíng)業(yè)收入）和人力投入強(qiáng)度（應(yīng)付職工薪酬/營(yíng)業(yè)收入）兩個(gè)指標(biāo)來衡量傳媒企業(yè)的創(chuàng)新投入強(qiáng)度。

衡量企業(yè)成長(zhǎng)能力的常用指標(biāo)是營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率[13]、利潤(rùn)增長(zhǎng)率等。通過對(duì)文獻(xiàn)的梳理考量，本研究采用總資產(chǎn)增長(zhǎng)率、利潤(rùn)總額增長(zhǎng)率和營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率三個(gè)指標(biāo)來衡量企業(yè)成長(zhǎng)能力?；诖?，提出如下假設(shè)。

假設(shè)3：研發(fā)投入強(qiáng)度與總資產(chǎn)增長(zhǎng)率正相關(guān)。

假設(shè)4：研發(fā)投入強(qiáng)度與利潤(rùn)總額增長(zhǎng)率正相關(guān)。

假設(shè)5：研發(fā)投入強(qiáng)度與營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率正相關(guān)。

假設(shè)6：人力投入強(qiáng)度與總資產(chǎn)增長(zhǎng)率正相關(guān)。

假設(shè)7：人力投入強(qiáng)度與利潤(rùn)總額增長(zhǎng)率正相關(guān)。

假設(shè)8：人力投入強(qiáng)度與營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率正相關(guān)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本研究依據(jù)證監(jiān)會(huì)2012版行業(yè)分類，選取“新聞和出版業(yè)”、“廣播、電視、電影和影視錄音制作業(yè)”和“文化藝術(shù)業(yè)”三個(gè)行業(yè)上市公司2018-2020年的數(shù)據(jù)作為初選樣本。出于保障數(shù)據(jù)信度和效度的考量，依據(jù)以下原則對(duì)初選樣本進(jìn)行篩選：1.剔除ST公司;2.剔除研發(fā)投入、應(yīng)付員工報(bào)酬、營(yíng)業(yè)總收入、總資產(chǎn)增長(zhǎng)率、利潤(rùn)總額增長(zhǎng)率和營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)缺失的公司;3.剔除2018-12-31和2019-12-31和2020-12-31會(huì)計(jì)期間數(shù)據(jù)缺失的公司。最終得到符合條件的傳媒上市公司36家（540個(gè)觀測(cè)點(diǎn)）。數(shù)據(jù)來自國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，訪問時(shí)間為2022年1月6日。下載后的數(shù)據(jù)通過WPS XLSX手工整理，采用IBM SPSS Statistics 23進(jìn)行數(shù)據(jù)分析和顯著性檢驗(yàn)。

（二）變量選擇和指標(biāo)體系

1.被解釋變量

本研究的被解釋變量為企業(yè)成長(zhǎng)能力，采用總資產(chǎn)增長(zhǎng)率（ZZC）、利潤(rùn)總額增長(zhǎng)率（ZLR）和營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率（ZYY）三個(gè)指標(biāo)來反映企業(yè)成長(zhǎng)能力。三個(gè)指標(biāo)的計(jì)算公式依次如下：

ZZC=（資產(chǎn)總計(jì)本期期末值-資產(chǎn)總計(jì)本期期初值）/（資產(chǎn)總計(jì)本期期初值）。

ZLR=（利潤(rùn)總額本年本期單季度金額-利潤(rùn)總額上一個(gè)單季度金額）/（利潤(rùn)總額上一個(gè)單季度金額）。

ZYY=（營(yíng)業(yè)收入本年本期單季度金額-營(yíng)業(yè)收入上一個(gè)單季度金額）/（營(yíng)業(yè)收入上一個(gè)單季度金額）。

2.解釋變量

本研究的解釋變量為創(chuàng)新投入，采用研發(fā)投入強(qiáng)度（R&D）和人力投入強(qiáng)度（RL）兩個(gè)指標(biāo)來衡量傳媒上市公司的創(chuàng)新投入。兩個(gè)指標(biāo)的計(jì)算公式依次如下：

R&D=本年度研發(fā)費(fèi)用/本年度營(yíng)業(yè)總收入。

RL=本年度應(yīng)付職工薪酬/本年度營(yíng)業(yè)總收入。

3.控制變量

因?yàn)槠髽I(yè)創(chuàng)新投入跟企業(yè)規(guī)模大小、資產(chǎn)負(fù)債率、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率等企業(yè)財(cái)務(wù)指標(biāo)直接相關(guān)。本文借鑒李顯君[14]等人的研究，將企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為控制變量。

4.指標(biāo)體系

綜合上文所述，構(gòu)建指標(biāo)體系如下表1所示。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

本研究采用SPSS進(jìn)行描述分析。將整理好的2018-2020年我國(guó)36家傳媒上市公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)導(dǎo)入至SPSS中，得到表2所示描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

觀察表中數(shù)據(jù)，可得到如下結(jié)論。在2018-2020年期間，1.我國(guó)傳媒上市公司的研發(fā)投入強(qiáng)度緩慢下降。同時(shí)，研發(fā)投入強(qiáng)度的標(biāo)準(zhǔn)差與平均值差值較小，表明了樣本數(shù)據(jù)的離散程度不高，反映了傳媒上市公司研發(fā)投入強(qiáng)度數(shù)據(jù)集中度高，不同公司之間差異度不大。2.我國(guó)傳媒上市公司的人力投入強(qiáng)度緩慢上升。比較人力投入強(qiáng)度的標(biāo)準(zhǔn)差和平均值可知，不同傳媒上市公司的人力投入強(qiáng)度差別不大。3.我國(guó)傳媒上市公司的總資產(chǎn)增長(zhǎng)率無顯著變化趨勢(shì)。比較該項(xiàng)指標(biāo)最大值和最小值的差值可知，排名靠前的企業(yè)正在逐步拉大跟尾部企業(yè)的差距。同時(shí)，該項(xiàng)指標(biāo)平均值與標(biāo)準(zhǔn)差的差值較大，表明數(shù)據(jù)離散程度較高，亦反映了傳媒上市公司在總資產(chǎn)增長(zhǎng)率上差距較為明顯。4.傳媒上市公司利潤(rùn)總額增長(zhǎng)率呈現(xiàn)兩極分化的狀態(tài)。由該指標(biāo)最大值可以發(fā)現(xiàn)，頭部企業(yè)的利潤(rùn)總額增長(zhǎng)率較高，2019年的最大值甚至達(dá)到了15.277477。相反，尾部企業(yè)的利潤(rùn)總額增長(zhǎng)率嚴(yán)重下降，2020年最嚴(yán)重的甚至達(dá)到了96.367466的負(fù)增長(zhǎng)。同時(shí)，極大的標(biāo)準(zhǔn)差也證明了該指標(biāo)的樣本數(shù)據(jù)離散程度很高，反映了不同的傳媒上市公司在利潤(rùn)總額增長(zhǎng)率上存在顯著差距。5.傳媒上市公司的營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率整體呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，2019年相較于2018年有較大增長(zhǎng)，但2020年又略有回落。

由表2未能發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新投入強(qiáng)度與企業(yè)成長(zhǎng)之間存在顯著相關(guān)性。因此，本研究將繼續(xù)采用實(shí)證分析的方法，通過分析不同樣本指標(biāo)的變化趨勢(shì)，探索創(chuàng)新投入與企業(yè)成長(zhǎng)之間是否存在顯著相關(guān)性，并驗(yàn)證上文提出的假設(shè)是否成立。

本研究采用Pearson系數(shù)來初步衡量變量間的相關(guān)性。相關(guān)分析結(jié)果如表3所示，當(dāng)Pearson系數(shù)值小于0.05時(shí)，表明變量之間相關(guān)性顯著。

由表可知，36家傳媒上市公司2018-2020年間，創(chuàng)新投入、人力投入強(qiáng)度與采用總資產(chǎn)增長(zhǎng)率、利潤(rùn)總額增長(zhǎng)率和營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率之間相關(guān)性并不顯著。意味著，從Pearson相關(guān)分析結(jié)果來看，創(chuàng)新投入與企業(yè)成長(zhǎng)不存在顯著相關(guān)性。但Pearson相關(guān)分析要求數(shù)據(jù)必須符合正態(tài)分布，且不考慮變量之間是否存在共線性或者相互影響，無法準(zhǔn)確反映出綜合變量下創(chuàng)新投入與企業(yè)成長(zhǎng)之間是否存在顯著相關(guān)性。因此，本研究繼續(xù)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

（二）正態(tài)性檢驗(yàn)與非參數(shù)檢驗(yàn)

接下來，本研究對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了正態(tài)性檢驗(yàn)，并將檢驗(yàn)結(jié)果作為下一步驗(yàn)證方式選擇的決策依據(jù)。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

一般而言，樣本總量小于200選擇夏皮洛-威爾克法。當(dāng)顯著性P>0.05時(shí)，說明樣本總體呈正態(tài)分布。由表可知，本研究的樣本數(shù)據(jù)并不符合正態(tài)分布，故Pearson相關(guān)分析結(jié)果未必準(zhǔn)確。同時(shí)考慮到樣本總量較少，不宜采取對(duì)數(shù)等方法進(jìn)行數(shù)據(jù)正態(tài)化處理，而采用非參數(shù)檢驗(yàn)進(jìn)行實(shí)證分析。

本研究采用威爾科克森帶符號(hào)秩檢驗(yàn)的方法進(jìn)行非參數(shù)檢驗(yàn)。采用相關(guān)樣本檢驗(yàn)，驗(yàn)證兩個(gè)指標(biāo)之間的顯著性關(guān)系，當(dāng)顯著性P<0.05時(shí)，說明兩者之間存在顯著相關(guān)性。結(jié)果如表5所示。

基于檢驗(yàn)結(jié)果，對(duì)本研究的假設(shè)進(jìn)行分析。

1.傳媒上市公司研發(fā)投入強(qiáng)度與總資產(chǎn)增長(zhǎng)率無顯著相關(guān)性。檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)應(yīng)表中數(shù)值為0.765、0.802、0.124、0.937、0.177、0.203，數(shù)值均明顯大于0.05。由此可證，假設(shè)3不成立。

2.傳媒上市公司研發(fā)投入強(qiáng)度與利潤(rùn)總額增長(zhǎng)率相關(guān)性不顯著。有且僅有2018年研發(fā)投入強(qiáng)度與利潤(rùn)總額增長(zhǎng)率檢驗(yàn)結(jié)果為0.016，表明兩個(gè)變量相關(guān)性顯著。其他研發(fā)投入強(qiáng)度與利潤(rùn)總額增長(zhǎng)率的檢驗(yàn)結(jié)果均大于0.05，表明變量間無顯著相關(guān)性。因此，假設(shè)4不完全成立。

3.傳媒上市公司研發(fā)投入強(qiáng)度與營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率有顯著相關(guān)性，且存在滯后性。由表可知，2018年研發(fā)投入強(qiáng)度與2019和2020年?duì)I業(yè)收入增長(zhǎng)率的檢驗(yàn)結(jié)果分別為0.01和0，2019年研發(fā)投入強(qiáng)度與2020年?duì)I業(yè)收入增長(zhǎng)率的檢驗(yàn)結(jié)果為0.009，均顯著小于0.05。同時(shí)，2018研發(fā)投入強(qiáng)度與營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率的檢驗(yàn)結(jié)果為0.128，2020年的對(duì)應(yīng)結(jié)果為0.061，表明2018和2020年研發(fā)投入強(qiáng)度和當(dāng)年?duì)I業(yè)收入增長(zhǎng)率無顯著相關(guān)性。綜合來看，研發(fā)投入強(qiáng)度與營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率有顯著相關(guān)性，但存在滯后性。因此，假設(shè)5、假設(shè)2成立。

4.傳媒上市公司人力投入強(qiáng)度與總資產(chǎn)增長(zhǎng)率相關(guān)性不顯著。檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)應(yīng)表中數(shù)值為0.338、0.509、0.073、0.362、0.055、0.023，有且僅有一個(gè)數(shù)值小于0.05。因此，假設(shè)6不完全成立。

5.傳媒上市公司人力投入強(qiáng)度與利潤(rùn)總額增長(zhǎng)率相關(guān)性不顯著。有且僅有2018年人力投入強(qiáng)度與利潤(rùn)總額增長(zhǎng)率檢驗(yàn)結(jié)果為0.014，表明兩個(gè)變量相關(guān)性顯著。其他人力投入強(qiáng)度與利潤(rùn)總額增長(zhǎng)率的檢驗(yàn)數(shù)值均大于0.05，表明變量間無顯著相關(guān)性。因此，假設(shè)7不完全成立。

6.傳媒上市公司人力投入強(qiáng)度與營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率有顯著相關(guān)性，且存在滯后性。2018年人力投入強(qiáng)度與2019和2020年?duì)I業(yè)收入增長(zhǎng)率的檢驗(yàn)結(jié)果分別為0.012和0.001，2019年人力投入強(qiáng)度與2020年?duì)I業(yè)收入增長(zhǎng)率的檢驗(yàn)結(jié)果為0.011，均顯著小于0.05。同時(shí)，2018人力投入強(qiáng)度與營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率的檢驗(yàn)結(jié)果為0.140，2020年的對(duì)應(yīng)結(jié)果為0.058，表明2018和2020年人力投入強(qiáng)度和當(dāng)年?duì)I業(yè)收入增長(zhǎng)率無顯著相關(guān)性。綜上人力投入強(qiáng)度與營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率有顯著相關(guān)性，但存在滯后性。因此，假設(shè)8、假設(shè)2成立。

綜上所述，可知傳媒上市公司創(chuàng)新投入與企業(yè)成長(zhǎng)之間相關(guān)性不顯著。創(chuàng)新投入與企業(yè)營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率存在顯著相關(guān)性，但存在滯后性。總資產(chǎn)增長(zhǎng)率和利潤(rùn)總額增長(zhǎng)率與創(chuàng)新投入無顯著相關(guān)性。因此，假設(shè)1不完全成立。

五、結(jié)語與展望

通過對(duì)36家傳媒上市公司2018-2020年的實(shí)證研究可知，創(chuàng)新投入對(duì)于企業(yè)成長(zhǎng)的促進(jìn)作用并不顯著。創(chuàng)新投入僅對(duì)營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率有顯著作用，且存在一定的滯后性。

實(shí)證結(jié)果解開了本文開頭提出的疑惑。也許是因?yàn)樵黾觿?chuàng)新投入并不能促使總資產(chǎn)增長(zhǎng)率和利潤(rùn)總額增長(zhǎng)率的提高，傳媒公司才不愿意加大創(chuàng)新投入、不熱衷于打造原創(chuàng)作品和節(jié)目。由此可知，創(chuàng)新投入不會(huì)直接轉(zhuǎn)化成經(jīng)濟(jì)效益是傳媒企業(yè)不熱衷創(chuàng)新的可能原因之一。

實(shí)證結(jié)果也表明，創(chuàng)新投入強(qiáng)度的提高有利于促進(jìn)營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率的增加。從長(zhǎng)期角度，對(duì)于希望擴(kuò)大市場(chǎng)占有率、提高企業(yè)營(yíng)業(yè)規(guī)模的傳媒公司而言，加大創(chuàng)新投入是一條有效的途徑。

〔參 考 文 獻(xiàn)〕

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〔責(zé)任編輯：孫玉婷〕