創新投入、創新產出與經營績效關系研究
——加入滯后、調節效應的考量

吳鋮鋮，項桂娥，陳運新

(池州學院 商學院，安徽 池州 247000)

2018年11月5日，國家主席習近平提出將支持長三角區域一體化發展并上升為國家戰略，長三角區域產業結構升級進入關鍵性階段，長三角一體化國家戰略進入全面付諸實施的新起點，提高區域整體創新能力是突破長三角區域產業結構不合理和增長方式粗放等重大瓶頸的必然戰略選擇。民營經濟作為新時代社會主義市場經濟體系中的重要組成部分，在中國區域協同創新體系中有著重要的作用，是地區實現創新驅動發展的重要力量。近年來，民營企業的品牌建設穩步推進，民營企業注重自主創新，加大研發投入力度，積極開展產學研合作，技術創新能力顯著增強。民營企業深化創新作為企業高質量發展的“主引擎”作用，引領企業發展從要素驅動向創新驅動轉型，增強企業技術創新投入、產出及生產能力，以實現突破資源束縛、品牌差異化、提高核心競爭力及擴大利潤空間。技術創新理論認為企業創新是一定條件下的生產要素、生產條件重組。企業應以感知、洞察潛在市場需求為技術創新的源頭，深度摸索、挖掘市場潛在需求以獲取市場需求觀測點。

基于上述分析，隨著世界新一輪科技革命和產業變革的孕育興起，民營企業必須及時轉型創新，對接市場變化大趨勢，實現從“低端鎖定”進入“高端攀升”，那么現今企業技術創新投入如何影響經營績效？本文以長三角三省一市2016-2018年A股市場936家民營上市公司面板數據作為研究對象，通過運用固定效應回歸及調節效應檢驗研究技術創新投入、技術創新產出對經營績效的影響及企業成長性對上述關系的調節作用，旨在深度探究企業經營績效的影響因素及作用機理，從而推進長三角民營企業加強科技創新，實現以技術創新引領長三角高質量一體化發展。

一、文獻綜述

Hult提出創新能力強的企業能迅速獲得競爭優勢以適應市場環境的變化，最終改善企業經營績效[1]。企業開展技術創新活動不僅需要充足的研發資金，還需要匹配的研發人員支持[2]，即貨幣資本與智力資本是企業技術創新活動開展的重要前提條件。企業通過構建生產要素、生產條件新組合方式可實現技術創新。技術創新是企業核心競爭力的重要來源，而研發投入(研發資金投入、研發人員投入)為企業技術創新提高智力支持和資本保障。企業通過技術創新可開發新產品、新技術，在提升其市場競爭地位的同時，還可促進企業市場效率的提高，實現精細化管理及降本增效?；诩夹g創新理論，企業研發投入可以通過新技術創造新價值，從而推動經濟增長。

民營經濟是社會主義市場經濟的重要組成部分，長期以來在長三角區域一體化發展及創新共同體構建進程中發揮著內在驅動作用，民營企業開展自主研發創新活動尤其重要，新技術創造新產品，開拓新市場，增加企業生產占有份額，提高企業服務品質，完善資產配置。劉暢以研發密度與技術人員投入強度衡量企業技術創新，研究結果表明研發密度和技術人員投入強度對經營績效均有顯著正向影響[3]。其次，專利授權數作為企業技術創新產出能力的衡量指標之一，且專利可以成為企業經營績效增長的新動力，是企業發展的核心資產及優勢力量，企業可以通過獲得更多專利授權量來提升創新能力和經營績效[4]-[6]。鄭雯好研究發現技術創新投入對企業經營績效的影響存在行業差異性，制造業技術創新投入對經營績效的影響在滯后兩期才會顯著[7]。楊利云對京津冀重污染企業技術創新產出與經營績效間關系研究后發現專利申請數、專利授權數對經濟利潤的影響較弱[8]。Lara研究發現專利數量對銷售業績具有一定程度的影響，且影響程度存在一定的滯后性[9]。湯孟澤研究指出戰略性新興產業成長性與績效間存在協作關系，即財務績效會隨著公司規模的擴大而增加[10]。楊娟以成長性作為調節變量研究技術創新對企業經營績效的影響，研究結果表明企業成長性可在一定程度上提高技術創新對經營績效的影響[11]。單春霞研究發現企業成長性可以正向調節技術創新與經營績效之間的關系[12]。綜上所述，技術創新投入、技術創新產出與經營績效間關系尚未統一，長三角作為國家經濟增長的新動力，長三角民營企業技術創新是地區實現創新驅動發展的核心力量。本文擬以長三角民營企業作為研究對象，研究長三角民營企業如何將技術創新轉變為企業綜合競爭力和經濟增長的重要支撐，如何利用技術創新提升企業經營績效。

二、研究設計

1.變量選取

本文依據2019年最新城市區域劃分，選取長三角三省一市全域2016-2018年A股市場936家民營上市公司作為研究對象(剔除數據缺失的樣本)，經過篩選共得到1332個有效樣本點。實證數據來源于Wind數據庫、CSMAR數據庫及各上市公司年報。

(1)被解釋變量。為衡量企業綜合經營績效，多數學者選用財務指標作為衡量依據，如張云鳳和許敏以主營業務利潤率、Yalali和張林鑫以凈資產收益率、張玲紅和鄭佳以每股收益、謝婉琴以總資產收益率、周賢恪和劉暢以總資產增長率衡量企業經營績效水平，原因在于以上變量均是衡量企業本期盈利能力和未來發展能力的重要指標。因此，本文采用主成分分析法綜合凈資產收益率(ROE)、總資產收益率(ROA)、每股收益(EPS)、營業凈利率(OM)，以綜合分析結果作為企業經營績效的衡量指標。

(2)解釋變量。從科技創新投入來看，現有學者將研發經費投入、技術人員投入、資本支出、無形資產積累等指標納入衡量范圍，Dinesh Jaisinghani、劉暢選用研發密度(研發資金投入/營業收入)作為技術創新投入衡量指標，陳國慶、倫蕊以技術人員比率(技術人員總數/員工總數)衡量企業技術創新投入情況。從科技創新產出來看，多數學者采用企業專利申請數或者專利授權數等指標衡量創新產出，Wasley、王皓以專利申請數(專利總數)作為技術創新產出衡量指標；Artz、陳昆宇、張健選用專利授權數(專利授權數的自然對數)衡量技術創新產出指標，但本文認為企業專利經授權后才能成為企業獨有的競爭優勢，專利授權過程也是企業技術創新產出的中間環節，所以以專利授權數衡量企業技術創新產出更具有代表性?；谏鲜龇治?，本文以研發資金投入(R&D)、研發人員投入(SEL)作為企業技術創新投入的衡量指標，以專利授權數(PA)衡量企業技術創新產出。

(3)調節變量?？傎Y產增長率作為衡量企業成長性的綜合指標，其不僅可以反映未來企業規模的擴大程度、所有者權益的增加程度，還可以揭示企業未來發展的能力和潛力。企業技術創新成果對其經營績效具有較長時間跨度的影響，所以考慮企業成長性在技術創新能力與經營績效兩者間關系的調節作用非常重要，因此本文選取總資產增長率(GROWTH)作為企業成長性的衡量指標。

(4)控制變量。資產負債率較高表明企業依靠外部資金提升經營績效的能力越強，但負債水平過高會導致企業陷入財務困難，所以企業應綜合考量自身發展水平以保持適當的資產負債率，從而提升企業經營績效；規模經濟效應表明企業擴大生產經營規?？稍谝欢ǔ潭壬辖档涂偝杀?，但規模過大則會出現規模經濟遞減，從而降低企業經營績效；股東持股比例可以反映企業股權集中程度，股權集中度會在一定程度上影響企業創新決策效率及效果，最終影響企業經營績效?；谏鲜隼碚摲治?，本文選取企業規模(SIZE)、資產負債率(LEV)、股權集中度(CR1)作為實證研究的控制變量。具體變量設計如表1所示。

表1 變量設計

2.模型構建

基于相關理論分析，本文在以股權集中度(CR1)、公司規模(SIZE)、資產負債率(LEV)作為控制變量的基礎上，構建面板數據模型，原因在于面板數據可以控制個體異質性及減少多重共線性問題，增加模型估計結果的有效性。構建模型(1)考察技術創新投入(研發資金投入R&D、研發人員投入SEL)、技術創新產出(專利授權數PA)與企業經營績效兩者間的關系：

模型(1)：

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

其中i表示研究對象中第i家民營上市公司；t表示年份(t=2016,2017,2018)；R&Dit表示第i家企業第t年的研發資金投入；SELit表示第i家企業第t年的研發人員投入；PAit表示第i家企業第t年的專利授權數；CR1it、SIZEit、LEVit分別表示第i家企業第t年的股權集中度、公司規模及資產負債率；β表示解釋變量的系數；λ表示控制變量的系數；ε表示隨機誤差項。

為驗證是否存在滯后效應，本文構建模型(2)、模型(3)及模型(4)研究技術創新投入和技術創新產出對企業經營績效影響的滯后性：

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期技術創新投入、技術創新產出對t期企業經營績效的影響。為研究調節變量(企業成長性)在技術創新投入(研發資金投入R&D、研發人員投入SEL)、技術創新產出(專利授權數PA)與經營績效兩者關系上的調節作用，本文引入交叉項構建模型(5)、模型(6)及模型(7)考察企業成長性(GROWTH)對技術創新投入、技術創新產出與經營績效的調節作用：

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分別表示企業成長性與研發資金投入、研發人員投入及專利授權數交叉后對經營績效的影響。

三、實證分析

基于長三角三省一市民營上市公司凈資產收益率、總資產收益率、每股收益、營業凈利率等面板數據，運用主成分分析法測度企業經營績效綜合衡量指標，并對技術創新投入(研發資金投入R&D、研發人員投入SEL)、技術創新產出(專利授權數PA)與經營績效間的關系進行固定效應回歸分析和調節效應檢驗。

1.主成分分析

鑒于實證變量計量單位不統一，本文對財務指標的原始數據進行標準化處理，以提高數據分析結果的科學性及合理性。

(1)KMO檢驗和Bartlett球形檢驗。KMO檢驗主要應用于多元統計中的因子分析，以比較若干變量間的簡單相關關系和偏相關關系。因子分析的基本前提條件是變量之間具有較高的相關性，一般來說KMO值大于0.5即可進行變量間的因子分析。KMO檢驗和Bartlett球形檢驗結果如表2所示。

表2 KMO檢驗和Bartlett球形檢驗

由表2可知KMO檢驗值0.714大于0.5，且Bartlett球形檢驗的近似卡方統計值為3958.62，相應Bartlett球形度檢驗值Sig=0小于0.05。由此可知，變量間的相關系數矩陣不是單位矩陣，且各變量間具有一定相關性，滿足進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已標準化的量化因子特征值及累計方差貢獻率提取主成分，并計算相關系數矩陣的方差貢獻率?；谔卣髦荡笥?的原則，本文共提取1個主成分，且其累計方差貢獻率達到75.239%,見表3，表明所提取的主成分因子能充分反映原始數據的絕大部分信息。

表3 解釋的總方差

(3)構建評價模型?；谥鞒煞址治龇ǖ淖兞刻崛?，本文采用具有Kaiser標準化的正交旋轉法對原始經濟數據進行旋轉。具體成份得分系數矩陣如表4所示。

表4 主成分得分系數矩陣

根據成份得分系數矩陣可得到經營績效主成分得分函數：

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

根據表2中公共因子權重及上述得分函數，以提取后各主成分方差貢獻率為權重對各主成分進行加權，可以得出經營績效綜合評價模型：Y=0.75239*Y1，以此模型的計算結果作為企業經營績效的衡量指標。

2.相關性分析

主要變量Pearson相關性分析結果見表5。

表5 Pearson相關性分析

由表4可知，研發資金投入、研發人員投入與股權集中度、企業規模、資產負債率間的相關系數絕對值均小于0.25，且通過顯著性檢驗，表明其相關程度較弱。專利授權數與股權集中度、資產負債率間的相關系數絕對值分別為0.06、0.243，且通過顯著性檢驗，相關程度很弱；專利授權數與企業規模間的相關系數為0.347(小于0.5)，其相關性在合理的變動范圍之內且相關性較弱。調節變量企業成長性與各解釋變量、控制變量的相關系數及各變量間的相關系數均小于0.5，相關程度均較低，表明變量間不存在多重共線性。

3.回歸分析

基于相關性分析結果，本文運用固定效應回歸及調節效應檢驗研究技術創新投入、技術創新產出對經營績效的影響及企業成長性對上述關系的調節作用。其次，企業研發活動是各種生產要素、資源、技術手段的重新組合和再運用，研發成果的市場價值并不一定能體現在企業當期經濟效益中，所以本文分別從滯后一期、滯后兩期兩個層面探討與技術創新投入、技術創新產出對經營績效的影響。

(1)滯后一期回歸結果。滯后一期回歸是2016年、2017技術創新投入、技術創新產出對2017年、2018年經營績效影響的回歸分析。具體回歸分析結果如表6所示。

表6 滯后一期回歸分析結果

由回歸分析結果,見表6可知，模型擬合優度0.333表明回歸模型具有一定的擬合程度。研發資金投入與經營績效的回歸系數為-1.408，且在1%的顯著水平下通過顯著度檢驗，表明研發資金投入與企業當期經營績效顯著負相關。模型(2)回歸結果表明研發資金投入對企業滯后一期經營績效的影響系數為0.288，即研發資金投入與企業滯后一期經營績效正相關，但相關關系不顯著。研發人員投入與經營績效的回歸系數為0.350在10%的顯著水平下顯著正相關，即研發人員投入有助于提升企業當期經營績效。由模型(3)回歸結果可知，研發人員投入與企業滯后一期經營績效的回歸系數為0.003，且這種影響不顯著，即研發人員投入對企業滯后一期經營績效基本無影響。專利授權數與企業當期經營績效及滯后一期經營績效的回歸系數分別為-0.008、-0.005，回歸系數均為負數且未能通過顯著性檢驗，即專利授權數對企業當期經營績效及滯后一期經營績效基本沒有影響。

(2)滯后兩期回歸結果。滯后兩期回歸是2016年技術創新投入、技術創新產出對2018年經營績效影響的回歸分析。具體回歸分析結果如表7所示。

表7 滯后兩期回歸分析結果

由滯后兩期回歸分析結果(見表7)可知，研發資金投入與企業滯后兩期經營績效的回歸系數0.324大于研發資金投入與滯后一期經營績效的回歸系數0.288，表明研發資金投入對企業滯后兩期經營績效的影響強于滯后一期經營績效，即存在顯著的滯后效應。研發人員投入與企業滯后兩期經營績效回歸系數0.001小于滯后一期經營績效回歸系數0.003，表明研發人員投入對企業滯后兩期經營績效的影響弱于滯后一期經營績效，即不存在滯后效應。專利授權數與企業滯后兩期經營績效回歸系數絕對值大于滯后一期經營績效回歸系數絕對值，表明專利授權數對企業滯后兩期經營績效的影響強于滯后一期經營績效，但兩者均未能通過顯著性檢驗，即不存在滯后效應。

綜合表6、表7回歸分析結果可知，股權集中度(第一大股東持股比例)與企業經營績效的回歸系數穩定在0.3左右，且在10%的顯著水平下顯著正相關，表明股權集中度與企業經營績效呈正相關關系，即提高股權集中度可在一定程度上提高企業家經營績效。企業規模與經營績效回歸系數均為正值，且在1%的顯著水平下顯著正相關，即適當擴大企業規模有助于提高企業經營績效。資產負債率與經營績效的回歸系數均在1%的顯著水平下顯著負相關，表明資產負債率與經營績效呈負相關關系，即企業負債比例過高會導致經營績效降低。股權集中度、企業規模、資產負債率對經營績效的影響均顯著，表明本文控制變量選取及模型構建均具有一定的科學性和合理性。

(3)調節效應分析。調節效應分析是對企業成長性與技術創新投入、技術創新產出交互影響下的變量間固定效應回歸關系進行分析，以驗證企業成長性對技術創新投入、技術創新產出和經營績效之間關系的調節作用。具體回歸分析結果如表8所示。

表8 調節效應回歸結果

調節作用回歸結果(表8)表明模型(5)、模型(6)、模型(7)擬合優度R2分別為0.283、0.266、0.270，即回歸模型擬合度較好。由模型(5)回歸結果可知，研發資金投入與經營績效回歸系數-1.788在1%的顯著水平下顯著負相關，企業成長性與經營績效回歸系數0.074在10%的顯著水平下顯著正相關，且研發資金投入、企業成長性交互項與經營績效的回歸系數為-3.084，且在1%的顯著水平下顯著負相關，表明企業成長性對研發資金投入與經營績效的關系具有一定的調節作用，即企業成長性會增加研發資金投入對企業經營績效的負向影響。研發人員投入與經營績效回歸系數為-0.016，研發人員投入、企業成長性交互項與經營績效回歸系數為-0.035，兩者作用均不顯著，即企業成長性對研發人員投入與經營績效的關系不具有調節作用。專利授權數與經營績效回歸系數為-0.009且相關程度不顯著，但專利授權數、企業成長性交互項與經營績效回歸系數為-0.046且在5%的顯著水平下顯著負相關，表明企業成長性對專利授權數與經營績效的關系具有一定的調節作用，企業成長性會增加專利授權數對企業經營績效的負向影響。

4.穩健性檢驗

為提高實證研究結果的科學性和準確性，本文進行如下穩健性檢驗：(1)以凈資產收益率(ROE)作為被解釋變量代替主成分分析法綜合結果，旨在排除變量選取的偶然性對回歸結果的影響；(2)按照地理區域將研究樣本分為四部分(三省一市)，對研發資金投入(R&D)、研發人員投入(SEL)、專利授權數(PA)與經營績效間的關系及企業成長性的調節作用。研究結果表明關鍵變量間的回歸系數方向、顯著性水平均未發生變化，即樣本回歸結果通過穩健性檢驗，具有一定的合理性和代表性。

四、研究結論

基于長三角三省一市2016-2018年A股市場936家民營上市公司面板數據，運用固定效應回歸及調節效應檢驗研究技術創新投入、技術創新產出對經營績效的影響及企業成長性對上述關系的調節作用，研究結論如下：

第一，研發資金投入對企業當期經營績效具有顯著負向作用，但其對企業后期經營績效的影響隨著時間累積表現出增強趨勢，即存在明顯的滯后效應。其次，研發人員投入與企業當期經營績效顯著正相關，即增加研發人員投入有助于提升企業當期經營績效，所以企業在提高研發創新能力的同時不僅需要提供足夠的資金保障，更需要充足的智力支持。研發人員投入對企業滯后兩期經營績效的影響弱于滯后一期經營績效，但其影響均不顯著，不存在滯后效應。

第二，專利授權數與企業當期經營績效負相關，即增加專利授權數會導致企業當期經營績效降低。專利授權數對企業滯后兩期經營績效的影響強于滯后一期經營績效，但兩者均未能通過顯著性檢驗，不存在滯后效應，原因可能在于專利技術內在價值的轉化及消費者對新產品的認可和接受均需要一定的時間。

第三，加入企業成長性調節作用后，研發資金投入、企業成長性交互項與經營績效的回歸系數及專利授權數、企業成長性交互項與經營績效回歸系數顯著增加，研發人員投入、企業成長性交互項與經營績效的回歸系數無明顯變化，即企業成長性對研發資金投入、專利授權數與經營績效的關系具有一定的調節作用，企業成長性對研發人員投入與經營績效的關系不具有調節作用。

雖然技術創新具有高投入、高風險、長周期和高回報等特點，開展技術創新活動可能導致短時間內企業經營績效下降且很難迅速回升，但長三角民營上市公司仍應加大技術創新投入，原因在于創新投入對企業經營績效的影響存在一定的滯后效應，且隨著時間的積累滯后效應越強，即創新投入可在后期大幅度提升經營績效水平。