民营企业研发投资影响公司绩效的实证研究：基于深市中小板上市公司的面板数据分析

杨德伟 杨大凤

一、引 言

后金融危机时代，我国经济面临三个主要问题：保持经济增长，稳定物价水平和调整经济结构，其中调整经济结构的核心是引导企业技术创新。世界银行2009年5月发布的报告《中国：促进以企业为主体的创新》显示，民营企业对中国创新体系的建设至关重要。我国政府非常重视民营企业技术创新，2011年8月国家发改委和科技部共同研究制定的《关于加快推进民营企业研发机构建设的实施意见》特别强调，中央和地方政府要积极支持大型民营企业建立高水平研发机构，帮助中小民营企业发展多种形式的研发机构。

民营企业技术创新是当前我国政府、经济学家和企业家共同关注的焦点，这一问题的核心是民营企业技术创新是否提升了企业的经营绩效，本文力求用深市中小板民营上市公司的数据对这一问题进行实证检验。我们选取深市中小板民营上市公司作为研究样本的理由在于：第一，中小板民营上市公司成长性好、创新动力强，在很大程度上反映了我国优秀民营企业的发展状况，对中小民营企业的发展起到很好的引领作用，有助于加快我国产业结构调整。第二，在所有A股上市公司中中小板上市公司披露的创新投入产出信息是最完整的（陆国庆，2011），这保证了本文研究数据的准确性。

本文在以下两个方面进行了拓展：第一，研究了民营上市公司研发投资与企业绩效的关系，丰富了已有文献。笔者在针对该研究课题的文献梳理过程中发现，目前还没有文献专门基于上市公司层面来研究民营企业研发投资与企业绩效的关系。第二，克服了已有研究数据的局限性。本文采用董事会报告中直接披露的研发强度（研发投资除以营业收入，以下同）指标来衡量企业研发投资状况，与先手工收集研发支出项目再将其除以营业收入来获取研发强度相比，董事会报告中直接披露的研发强度数据更加准确，且数据具有高度一致性。

二、文献回顾与研究假说

（一）文献回顾

研发投资与经济增长的关系一直是西方学术研究的重要课题，初期的研究主要集中于宏观和产业层面，基于微观层面研究的重要文献可以追溯到1979年 ，Griliches（1979） 将 技 术 资 产 引 入Cobb-Douglas生产函数，构建了用于估计研发投资与企业绩效的改进生产函数模型。此后，绝大多数实证研究都是建立在Griliches模型的基础上展开进一步研究。从已有文献的研究结论看，可以分为三个方面：大部分实证研究支持研发投资有利于提升企业绩效，但也有相当一部分文献研究发现研发投资与企业绩效不具有显著的相关关系（Chan,2001），更有学者研究发现研发投资与企业绩效存在显著的负相关关系（Aboody and Lev,2000）。

研发投资与企业绩效的关系也是近年来我国学者关注的焦点。最早基于上市公司层面展开相关研究的是薛云奎、王志台（2001），他们以沪市1996-1999年上市公司的数据实证研究发现，我国上市公司无形资产中技术资产所占比例偏低，无形资产在企业经营绩效中起到持久的作用。此后很多学者进一步展开了深入研究（Hu,2001;汤湘希,2006;周亚虹、许玲丽,2007;罗婷等,2009;吴延兵、米增渝2011;陆国庆,2011），国内学者研究结论大多表明，研发投资显著提升了企业绩效，且研发投资对企业绩效的影响存在滞后。

回顾已有的文献发现，尚且没有文献专门研究民营上市公司研发投资与企业绩效的关系。已有的研究多基于某一区域民营企业的调查数据，基于已有研究的不足，本文专门研究民营企业研发投资对企业绩效的影响，已求在已有研究的基础上做一些边际的贡献。

（二）研究假说

技术创新能力是企业核心竞争力的重要组成部分，保持持久的产品创新能力是企业竞争优势的关键所在（汤湘希，2004）。熊彼特的创新理论认为企业开展创新活动可以获取经济租金，在竞争机制下，企业家为了获取更多的超额利润会进行“创造性破坏”，“创造性破坏”打破了原有的市场均衡，促使企业进行技术革新以获取竞争优势，最终优化了企业的生产要素，提高了生产率。此外，企业研发活动是一项长期的工程，从研发投资到形成利润要经过研发、调试、生产、营销等诸多环节，前期的研发需要大量资金投入而没有收益，当研发产品推向市场后，研发投资对企业绩效的影响才慢慢体现出来，所以，研发活动对企业绩效的影响存在滞后。基于上述分析，我们提出假设1：

假设1：研发投资与企业绩效显著正相关，且具有滞后效应。

所有权和经营权的分离是现代公司的基本特征。在研发型企业中，技术创新的信息被经营者掌握，由于信息不对称以及经营者谋取私利的动机，经营者会通过不道德的内幕交易将技术研发成果转移来获取个人利益，这种机会主义行为导致研发投资并未真正提升企业绩效。Mank et al（2001）研究发现，计算机行业股东回报率与研发投资显著负相关。此外，由于研发投资存在很大的风险，未来市场需求的变化以及技术的快速升级换代等原因很可能导致研发投资承担的风险超过其预期收益，最终造成巨额损失，以世界通信巨头美国摩托罗拉公司20世纪末推出的“铱星计划”为例，由于对市场预测的失误以及高昂的运行成本等种种原因最终宣告失败，造成五十亿美元的巨额损失。基于上述分析，我们提出假设2：

假设2：研发投资与企业绩效显著负相关。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文的数据来源于上市公司年报和国泰安csmar数据库，按照实际控制人的性质选取了101家民营上市公司，其均在董事会报告中披露了连续五年的研发强度。研发强度数据直接取自于董事会报告中，控制变量民营企业政治关系数据根据年报中高管个人资料手工整理而得。其他变量的数据直接取自国泰安csmar数据库。

（二）变量定义与模型设定

借鉴大多数学者的做法，本文选择研发强度指标来衡量企业研发投资状况，选取营业利润率来衡量企业绩效。根据已有的研究成果，我们还控制了其他变量，这些变量包括有形资产比率、销售费用率、资产周转率、企业规模、资产负债率、行业以及年度。由于本文的研究是专门针对民营企业的，所以我们还控制了政治关系变量。详细的变量定义见表1。

表1 变量定义表

资产负债率 debt 资产负债率，长期负债除以总资产。资产周转率 turnover 资产周转率，营业收入除以平均总资产。销售费用率年度有形资产比率政治关系行业sellratio 销售费用率，销售费用除以总资产。year 以2008年为基准设置两个虚拟变量tasset 有形资产比率，无形资产、长期待摊费用和商誉以外的资产总额除以营业收入。pc 政治关系，董事长或总经理任人大代表、政协委员或政府官员取1，否则取0。Indus 高科技行业，根据中国证监会2001年行业分类标准，如果公司行业代码为C43，C47，C5，C78，C8，G取 1，否则为 0。

考虑到研发投资对企业绩效的影响存在滞后，我们将研发强度相对企业绩效滞后两期，设定了如下模型：

由于回归分析结果容易受到异常值的影响，在回归分析时我们对连续变量进行了1%水平上的winsorize去异常值处理。

四、实证结果分析

（一）变量的描述性统计分析

表2是变量的描述性统计分析结果，样本公司当期研发强度、滞后一期和滞后两期研发强度均值均在4%左右，表明中小板上市公司研发投入水平较高，但研发投资的差距明显，以当期研发强度为例，最大值达25.9%，而最小值仅有0.01%。营业利润率的均值为11.7%，表明中小板上市公司盈利能力很强。控制变量的统计分析结果显示，44.4%的民营企业具有政治关系，41.3%的民营企业处于高科技行业。

表2 变量的描述性统计分析

（二）单变量分析

表3是单变量分析的结果。以当期研发投资为例（对滞后一期、滞后二期研发投资进行单变量分析得到相同的结果，限于篇幅，我们没有列示结果，我们将滞后一期和滞后二期的分析结果放到单独的附表中。我们根据研发强度的高低将样本进行分组，先求出各样本组的研发强度中位数，然后将样本公司的研发强度与中位数相比较，如果研发强度大于中位数则归入高研发组，小于中位数则归入低研发组。

接下来我们分别对高研发组和低研发组的营业利润率均值进行均值差异T检验，检验结果如表3所示，高研发组的营业利润率均值在15.27%，低研发组的营业利润率均值在8.12%，T检验结果显示在1%的显著性水平下高研发组营业利润率均值显著高于低研发组营业利润率均值。这一结果部分地支持了本文提出的假设1。此外，我们也进行了被解释变量营业利润率和解释变量研发强度的相关性检验，结果显示营业利润率与研发强度的当期、滞后一期和滞后二期均显著正相关，但这仅仅是简单的两两相关，接下来我们控制其他变量再进行进一步实证分析。

表3 营业利润率均值分组比较

（三）多元回归分析

由于影响研发投资和企业绩效的因素很多，特别是对于截面个体多，时间跨度短的观测样本，通常存在由一些不随时间变化且无法观测的个体异质性因素导致的内生性问题。这些因素同时影响研发强度和企业绩效，但由于无法观测我们没有将其包含在解释变量中，从而造成解释变量和扰动项相关，即研发强度的内生性问题。我们必须控制可能存在的内生性问题，否则前述模型1的估计结果是不可靠的。

表4 面板数据回归结果

对于公司财务研究中由于不随时间变化且难以观测的个体异质性因素导致的内生性问题，我们可以采用面板数据固定效应模型回归来解决，因为面板数据固定效应模型回归时采用组内估计，在回归时数据进行了组内差分，从而将这些不随时间变化的个体异质性因素消除。表4是模型1的面板数据回归结果。我们首先检验是否存在个体效应，个体效应检验的F统计量值为7.59，在1%的水平下拒绝原假设，表明存在显著的个体效应，不能使用混合回归模型。我们进一步进行Hausman检验来分析个体效应是固定效应还是随机效应，Hausman检验的卡方值达57.11，在1%的水平下拒绝原假设，表明应该使用固定效应模型。面板数据固定效应模型回归结果显示，当期研发强度与企业绩效不具有显著的相关关系，滞后一期和滞后二期的研发强度与企业绩效显著正相关，假设1得到证实。这一研究结论与罗婷、朱青等（2009）、郭妍、刘一博（2011）一致。我们的解释是，与国有企业相比，民营企业研发资金多为自有资金，且其风险承受力较弱，因此民营企业在选择研发项目时非常谨慎，更加注重研发投资效率，其倾向于选择能够在较长时间内给企业带来收益的研发项目，再加上研发活动本身需要经历研发、产品到绩效的传导过程，所以，当期的研发投资难以对营业利润率产生显著影响，这种影响更多体现在未来。

五、稳健性分析

本文的研究样本以制造业和信息技术也为主，仅有三家公司为其他行业，考虑到行业因素对估计结果的影响，我们剔除了除制造业和信息技术业以外的三家公司后再次进行面板数据回归。回归结果显示，模型存在显著的个体固定效应，当期研发投资与营业利润率不相关，滞后一期和滞后二期研发强度与营业利润显著正相关（限于篇幅，我们没有列示回归结果）这一结果与前述一致，表明本文的研究结论是稳健的。

六、研究结论与政策建议

本文以101家在董事会报告中连续五年披露研发支出的中小板民营上市公司为研究样本，分析研发投资与企业绩效的关系。研究发现，民营企业当期研发投资与企业绩效不具有显著的相关关系，研发投资对企业绩效的影响存在滞后，具体表现在滞后一期和滞后二期研发强度与企业绩效显著正相关。

基于上述研究，我们提出如下政策建议：第一，营造有利于民营企业技术创新的环境，在融资、税收优惠、研发补贴等方面支持民营企业开展技术创新活动，加快产业结构调整。第二，加快推行“产学研”结合模式、提升民营企业技术竞争力。产学研”合作模式是推动科技成果向生产力转化的有效途径，然而，“产学研”合作创新模式在我国只有将近二十年的发展，尚未形成成熟的发展模式，所以，政府应该大力引导大学、科研机构与民营企业的合作，一方面提升民营企业技术创新能力，另一方面将大学、科研机构的研究成果转化为生产力。

［1］吴延兵,米增渝.创新、模仿与企业效率—来自制造业非国有企业的经验证据[J].中国社会科学.2011（1）:77-94

［2］陆国庆.中国中小板上市公司产业创新的绩效研究[J].经济研究.2011（2）:138-148

［3］罗婷,朱青,李丹.解析R&D投入和公司价值之间的关系[J].金融研究.2009(6）:100-110

［4］汤湘希.基于企业核心竞争力理论的无形资产经营问题研究[J].中国工业经济.2004（1）:87-92

［5］周亚虹,许玲丽.民营企业R&D投入对企业业绩的影响[J].财经研究.2007（7）:102-112

［6］薛云奎,王志台.无形资产信息披露及其价值相关性研究[J].会计研究.2001（11）:40-47

［7］Griliches,Issuses in Assessing the Contribution of R&D to Productivity Growth[J]Bell Journal of Economics,1979,10（1):92-116［8］ Lev and Sougiannis,The Capitalization,Amortization,and Value-relevance of R&D[J]Journal of Accounting and Economics,1996,21:107-138