（濰坊工程職業(yè)學院，山東青州 262500）

改革開放以來，中國逐步從計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟邁進，經(jīng)濟制度的改革實質(zhì)上也是中國現(xiàn)代企業(yè)不斷發(fā)展的過程。企業(yè)結(jié)構(gòu)改良具備多個層次、多種內(nèi)涵的復雜工程，更是企業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)水平、市場服務、產(chǎn)品水平、財務水平等多個子系統(tǒng)相互作用、相互關(guān)聯(lián)的有機整體?，F(xiàn)代企業(yè)隨著市場經(jīng)濟的“漸進式”改革過程為我國企業(yè)的未來發(fā)展留足空間，也使得我國企業(yè)能夠根據(jù)當前的市場結(jié)構(gòu)狀況，調(diào)整最適應的財務投資比例，以更好地服務于市場經(jīng)濟的發(fā)展。在這一過程中，企業(yè)的R&D投入比例成為了企業(yè)制定發(fā)展性戰(zhàn)略的主要問題，一方面，技術(shù)進步是內(nèi)生經(jīng)濟增長的源泉，研發(fā)投入能夠促進企業(yè)財務績效的發(fā)展是不爭的事實。但另一方面，過高的R&D投入會造成企業(yè)的發(fā)展壓力，使得企業(yè)需要分配大量活動資金，從而抑制了現(xiàn)金流的有效性。找到最適應我國企業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀的R&D結(jié)構(gòu)水平，已成為了我國現(xiàn)代企業(yè)發(fā)展的核心問題。

由于R&D投入本身與企業(yè)戰(zhàn)略息息相關(guān)，R&D投入的技術(shù)進步水平受制于企業(yè)結(jié)構(gòu)的水平，企業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變可以通過降低融資約束路徑、優(yōu)化資本配置路徑和提高生產(chǎn)效率路徑影響企業(yè)R&D內(nèi)容的多寡和質(zhì)量的高低，并通過企業(yè)資金配置、結(jié)構(gòu)變動、產(chǎn)品水平等多個渠道影響企業(yè)發(fā)展的效率與水準。那么對于具備不同R&D投入水平的企業(yè)而言，應存在三個核心問題需要解決：第一，R&D投入能否促進企業(yè)財務績效的上升。第二，不同水平的R&D投入是否對企業(yè)財務績效的影響并不一致。第三，如何確定企業(yè)最優(yōu)化的R&D投入戰(zhàn)略。本文立足于以上三類問題，在前人研究基礎(chǔ)上對企業(yè)研發(fā)投入和財務績效的關(guān)系進行分析，旨在豐富相關(guān)領(lǐng)域的研究成果。

一 文獻綜述

R&D投入是現(xiàn)代企業(yè)實現(xiàn)發(fā)展的核心動能，更是推動市場經(jīng)濟發(fā)展和促進國民經(jīng)濟增長的核心動力。然而，關(guān)于技術(shù)發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展的討論也持續(xù)已久，部分學者對技術(shù)投入的有效性持有“懷疑論”，從相關(guān)研究的論述中可以看出，國內(nèi)外學者從兩個方面對R&D投入與企業(yè)財務績效展開了研究：

第一，R&D投入對企業(yè)財務績效促進的存在性分析。王康和周孝以中關(guān)村海淀科技園企業(yè)微觀數(shù)據(jù)集為基礎(chǔ)，實證檢驗企業(yè)R&D投入對技術(shù)創(chuàng)新績效是否存在非線性影響，研究發(fā)現(xiàn)，隨著R&D強度或企業(yè)規(guī)模的增大，表現(xiàn)出顯著的“負向—正向—負向”的變化趨勢。[1]牛志勇、王軍進一步指出了企業(yè)績效發(fā)展中，競爭對R&D投入的調(diào)節(jié)作用，認為企業(yè)競爭正向地影響了企業(yè)績效，顯著地調(diào)節(jié)了R&D投入與財務績效之間的關(guān)系。[2]盧軼遐從管理層機會主義視角出發(fā)，分析了R&D投入對企業(yè)績效的影響，認為非管理層機會主義組上市公司的R&D投入與企業(yè)績效存在正相關(guān)關(guān)系。[3]

第二，最優(yōu)R&D投入的分析。馬忠民以江蘇戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)作為樣本，認為R&D投入對加快戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新行為具有顯著效應。范旭和黃業(yè)展以廣東省科技型中小微企業(yè)為研究樣本，實證研究R&D投入企業(yè)績效有顯著影響時，認為R&D投入對企業(yè)績效有顯著影響，企業(yè)研發(fā)管理制度對企業(yè)R&D投入與其績效的關(guān)系具有顯著調(diào)節(jié)作用。[4]王亞萍和冒喬玲結(jié)合深交所上市的高新技術(shù)企業(yè)作為研究，發(fā)現(xiàn)當期和滯后1期R&D投入對企業(yè)績效具有顯著的負向影響，R&D投入與企業(yè)績效之間存在明顯的滯后作用關(guān)系。[5]

總的來看，雖然目前已有部分學者分別就R&D投入和企業(yè)財務績效分別展開初步探討，但迄今為止，鮮有研究將R&D投入和企業(yè)財務績效納入同一分析框架，并采用門限模型對此進行回歸分析，在這一框架下，不僅能夠得到R&D投入在不同研發(fā)水平企業(yè)中的異質(zhì)性作用，還能夠以R&D投入為中介效應，分析不同企業(yè)的最優(yōu)戰(zhàn)略。我們認為R&D投入可以解釋企業(yè)財務績效的實際水平，為R&D投入的企業(yè)財務績效發(fā)展研究提供一個全新的視角。

二 實證方法與數(shù)據(jù)

（一）模型設(shè)定

針對企業(yè)財務績效進行研究，本文將企業(yè)的R&D投入和財務績效進行實證分析，通過門檻模型將不同R&D投入的企業(yè)進行分類，進而判別R&D投入對企業(yè)財務績效影響的門檻效應?；A(chǔ)面板模型構(gòu)造如下：

公式（1）中，下標i代表企業(yè)，t代表時間，被解釋變量為商貿(mào)流通水平（記為CC）；解釋變量為企業(yè)研發(fā)投入（記為RD）。是控制變量，控制變量是短期內(nèi)可能持續(xù)產(chǎn)生影響的其他變量，包括控股結(jié)構(gòu)（Stu）和資本水平（Inv）。

本文采用Hansen門檻面板模型進一步對上述基礎(chǔ)面板進行分類。將企業(yè)R&D投入設(shè)定為門檻值γ，得到如下門限回歸模型：

在公式（2），根據(jù)門檻變量RD得到的單一門檻值γ，從而得到兩個組別研發(fā)投入水平的企業(yè)分類，ε為隨機擾動項。

由于單一門檻值可能并不能完全反應企業(yè)投入的分類情況，在我國企業(yè)發(fā)展過程中，R&D投入的規(guī)模也具備較大差距。鑒于上述基礎(chǔ)上，本文進一步采用Hansen的門限回歸模型將原樣本分為3～4個不同的階梯樣本，通過引入雙重門限面板模型進行樣本分類，兩個R&D的門限值分別為表示低級別的門檻，表示高級別的門檻值，從而根據(jù)門限方差將門限模型分為雙重門檻方程：

利用兩階段規(guī)劃方程得出如下門檻計算公式：

根據(jù)門檻公式計算得到強度較低的第一個門檻值：

在計算得到強度較高的第二個門檻值的兩階段規(guī)劃方程：

通過兩階段規(guī)劃方程計算得到第二個強度較高的門檻值：

從而得到適用于本文分析的雙重門檻模型：

（二）數(shù)據(jù)來源

本文研究數(shù)據(jù)源于Wind數(shù)據(jù)庫，選取54家在滬深A股上市的房地產(chǎn)公司，數(shù)據(jù)時限為2010—2018年，為保證各個變量的量綱一致性，以2010年為基期對各個變量進行了平減，樣本的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計

三 實證檢驗

（一）門檻值的確定

在Stata 14.0的軟件環(huán)境下，進行量化實證研究。實證檢驗之前，首先針對面板性質(zhì)進行判斷，面板通過了F檢驗與Hausman檢驗，結(jié)果如表2所示。

表2 F檢驗與Hausman檢驗結(jié)果

原假設(shè)設(shè)定為“面板不適用于固定效應模型”，上述檢驗結(jié)果不服從原假設(shè)，并接受備擇假設(shè)，故面板應采用多元回歸情景下的固定效應模型及相關(guān)延伸模型。因此，本文首先采用固定效應模型進行初步檢驗，結(jié)果如表3所示。

表3 固定效應回歸結(jié)果

表3固定效應檢驗結(jié)果顯示，從總體樣本角度來看，R&D投入對企業(yè)財務績效的影響在1%的顯著性下具備正向關(guān)聯(lián)。具體而言，企業(yè)研發(fā)投入每上升1個單位，企業(yè)財務績效將上升1.45個單位，這說明企業(yè)研發(fā)投入能夠強化企業(yè)核心競爭力，進而促進企業(yè)整體利潤規(guī)模，與類似研究中的結(jié)果一致。對控制變量而言，控股結(jié)構(gòu)和資本水平在統(tǒng)計意義上與企業(yè)財務績效之間的相關(guān)性并不顯著。

借助固定效應回歸模型的結(jié)果，本文進一步分析R&D投入是否存在最優(yōu)情況，采用門檻檢驗可到門檻值的LR圖，如圖1所示。

圖1 門檻檢驗的LR圖

LR圖的檢驗表示，核心變量間存在明顯的門檻效應，單一門檻的計算過程中，線性值均無法達到門檻值，而雙重門檻則相對顯著。在此基礎(chǔ)上，進一步采用Bootstrap自抽樣方法檢驗了門限模型的門檻形式，主要計算了單一門檻、雙重門檻和三重門檻的F統(tǒng)計值及其漸進分布和伴隨概率，自抽樣次數(shù)為300，估計結(jié)果如表4所示，

表4 門檻形式估計情況

由表4結(jié)果可見，雙重門檻形式檢驗處于99%的置信區(qū)間內(nèi)，而單一門檻檢驗和三重門檻檢驗均無法通過LR檢驗，結(jié)論與圖1的檢驗基本一致，說明雙重門檻的適用性，本文將進一步通過雙重門檻模型進行分析。

（二）門檻效應回歸結(jié)果

門檻值的估計結(jié)果如表5所示，雙重門檻模型中所推得的兩個門檻值分別是9.9821與43.1624（亦可由LR圖看出）。由兩個門檻值可以將不同的企業(yè)按照門檻分為三類：企業(yè)研發(fā)投入較低企業(yè)（RD≤9.9821）、企業(yè)研發(fā)投入適中企業(yè)（9.9821＜ RD≤43.1624）、企業(yè)研發(fā)投入較高企業(yè)（RD ＞43.1624）。

表5 門檻值估計結(jié)果

采用多次擬合方式進行回歸，從而對三類企業(yè)進行回歸，實證結(jié)果如表6所示。

表6 雙重門檻模型回歸結(jié)果

由表6所示的雙重門檻回歸結(jié)果可以得到以下結(jié)論：當企業(yè)研發(fā)投入規(guī)模小于9.9821時，每1個單位的R&D投入將促進企業(yè)財務績效上升2.164個單位；當企業(yè)研發(fā)投入規(guī)模大于9.9821而少于43.1624時，每1個單位的R&D投入將促進企業(yè)財務績效上升3.264個單位；當企業(yè)研發(fā)投入規(guī)模大于43.1624時，每1個單位的R&D投入將促進企業(yè)財務績效上升2.647個單位。

四 研究結(jié)論

本文就R&D投入與企業(yè)財務績效進行了門限模型回歸分析，結(jié)果說明盡管企業(yè)R&D投入能夠有效促進企業(yè)財務績效的增長，但屬于典型的“倒U型”結(jié)構(gòu)。當R&D投入過低時，無法完全發(fā)揮技術(shù)研發(fā)的財務促進效能。而R&D投入過高時，企業(yè)研發(fā)占比過高，會抑制企業(yè)的總體財務表現(xiàn)，造成研發(fā)下的壓力。在企業(yè)保證研發(fā)投入比例適中時，企業(yè)財務績效能夠保持最強的發(fā)展動能。本文的研究具備如下創(chuàng)新。

第一，在研究視角上，本文結(jié)合前人R&D投入與企業(yè)財務績效的兩個視角，并納入同一分析框架中，根據(jù)R&D投入對企業(yè)財務績效的不同影響，建立不同R&D投入企業(yè)的財務績效增長模型，在理論分析和實證層面均具有創(chuàng)新性，認為R&D投入的技術(shù)進步能力可能為解釋企業(yè)發(fā)展過程中產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應的差異提供一個全新的視角。從這一角度來看，企業(yè)應立足于財務績效這一核心要素，通過有機搭配研發(fā)與運營成本，實現(xiàn)財務績效的增長。

第二，在實證方法上，以往研究均疏忽了對R&D投入溢出效應的分類分析，僅僅考察R&D投入的存在性和數(shù)量特征，而尚未從R&D投入的異質(zhì)性特征出發(fā)，深入分析不同企業(yè)間產(chǎn)生R&D投入異質(zhì)影響的內(nèi)在原因。同時，由于R&D投入和企業(yè)財務績效之間均存在雙向因果關(guān)系，可能會導致模型估計中存在解釋變量的內(nèi)生性問題。本文所采用的門限回歸方法，不僅克服了樣本分類的問題，而且在一定程度上規(guī)避了變量間的內(nèi)生性問題，在實證層面具有一定的借鑒意義。

第三，在實踐層面上，本文研究具有較強的政策啟示意義，企業(yè)R&D投入能夠有效促進企業(yè)財務績效的上升，并成為企業(yè)財務增長的內(nèi)生源泉。因此，我國現(xiàn)代化企業(yè)在市場經(jīng)濟改革進程中，應當重視企業(yè)的組織、結(jié)構(gòu)、制度及規(guī)范的作用，通過推動企業(yè)研發(fā)水平及制定最優(yōu)企業(yè)研發(fā)投入比例的方式，強化資本市場對創(chuàng)新資本的促進作用，通過提升企業(yè)的創(chuàng)新績效提升企業(yè)的綜合競爭力，打造具備核心技術(shù)價值的中國特色現(xiàn)代化企業(yè)。