上市公司創(chuàng)新投入強度對其營利能力的影響
——基于GPSM的實證研究*

劉曙光，劉洋

（中國海洋大學 經(jīng)濟學院，青島 266100）

1 研究背景和文獻綜述

黨的十九大報告指出：“我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，正處在轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長動力的攻關(guān)期，建設現(xiàn)代化經(jīng)濟體系是跨越關(guān)口的迫切要求和我國發(fā)展的戰(zhàn)略目標。必須堅持質(zhì)量第一、效益優(yōu)先，以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，推動經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動力變革?！雹倭暯皆谥袊伯a(chǎn)黨第十九次全國代表大會上的報告[EBOL].http://cpc.people.com.cn/n1/2017/1028/c64094-29613660-7.html，2017-10-28.上市公司一般為地區(qū)經(jīng)濟和行業(yè)經(jīng)濟的優(yōu)質(zhì)企業(yè)，其發(fā)展質(zhì)量是中國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的晴雨表[1]。營利能力作為企業(yè)發(fā)展質(zhì)量最重要的衡量指標之一，企業(yè)平均投資回報率長期處于低位會造成經(jīng)濟下行壓力[2]，不利于中國經(jīng)濟向高質(zhì)量發(fā)展階段轉(zhuǎn)型，提高企業(yè)的投資回報率應當成為改變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和轉(zhuǎn)換經(jīng)濟增長動能的重要目標之一。2010年前后，中國經(jīng)濟的技術(shù)進步模式開始由技術(shù)引進為主轉(zhuǎn)向自主創(chuàng)新驅(qū)動[3]，經(jīng)濟增長動能能否無縫銜接和持續(xù)到位地轉(zhuǎn)換，取決于各經(jīng)濟主體科技創(chuàng)新的成效。然而，最新文獻顯示，上市公司創(chuàng)新發(fā)展需求迫切，總體創(chuàng)新投入強度水平在2012～2015年總體趨勢并沒有顯著改善，雖然接近部分發(fā)達國家水平，但與制造業(yè)強國及全球領(lǐng)先企業(yè)仍差距很大，上市企業(yè)的創(chuàng)新投入及升級變化基本能夠反映出行業(yè)發(fā)展的總體情況[4]，急需對上市企業(yè)2010年后創(chuàng)新投入對其發(fā)展質(zhì)量的作用機理與強度進行探究，為政策制定提供參考。

在國內(nèi)外文獻中，大量研究表明創(chuàng)新投入能夠提高盈利水平，進而提升公司績效，但視角和結(jié)論并不一致。普遍的觀點認為創(chuàng)新投入強度的提升對企業(yè)績效具有正向關(guān)系[5-7]，這種觀點遭到質(zhì)疑，因為有的實證研究文獻并未發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新投入強度與企業(yè)績效之間的這種正向關(guān)系，企業(yè)創(chuàng)新投入不一定會持續(xù)推動企業(yè)績效的提升[8]。隨著研究的深入，多數(shù)文獻發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新投入強度與企業(yè)績效之間并非簡單的正向或負向關(guān)系，而是一種非線性關(guān)系，會隨著創(chuàng)新投入強度的不同而變化[9]。例如，潘清泉和魯曉瑋[10]、張潔[11]利用創(chuàng)業(yè)板上市公司數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)創(chuàng)新投入與企業(yè)績效呈顯著倒U 形關(guān)系；Lee 和Marvel[12]對韓國2 676 家國際中小型企業(yè)進行了實證研究，得出R＆D 投入與企業(yè)績效呈水平放置的S 形關(guān)系的結(jié)論。此外，學者們還發(fā)現(xiàn)在創(chuàng)新投入強度與企業(yè)績效之間存著中介效應和雙向的因果關(guān)系。李常洪等[13]發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新投入是通過創(chuàng)新產(chǎn)出作為中介對企業(yè)績效發(fā)揮正向作用的；Jano?ová 和Jirásek[14]以德國大型工業(yè)企業(yè)為樣本進行研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)績效能夠反饋調(diào)節(jié)創(chuàng)新投入的規(guī)模。Markarian 等[15]、許罡和朱衛(wèi)東[16]發(fā)現(xiàn)企業(yè)管理層研發(fā)投資決策會考慮企業(yè)當期資產(chǎn)收益率，如果資產(chǎn)收益率下降則會削減企業(yè)創(chuàng)新投入。

總體而言，研究創(chuàng)新投入與企業(yè)績效的國內(nèi)外研究文獻已經(jīng)很多，但多數(shù)利用了線性回歸的方法，可能不能準確揭示出創(chuàng)新投入強度與企業(yè)營利能力在不同投入強度與時間線上的復雜非線性關(guān)系，也不能良好地處理兩者之間存在的中介效應和雙向的因果關(guān)系導致的較高內(nèi)生性與樣本偏誤等問題，以及因選取的企業(yè)績效指標為單一指標，指標代表性可能較弱等問題。針對于此，本文采用廣義傾向匹配法、主成分分析法及聚類分析法等方法研究企業(yè)創(chuàng)新投入強度對其第二年至第四年營利能力的劑量反應。下文安排為：第二節(jié)為理論模型；第三節(jié)為實證研究與分析；第四節(jié)為實證分析；第五節(jié)為主要結(jié)論與政策啟示。

2 理論模型

作為高投入、高風險的投資活動，企業(yè)的創(chuàng)新行為是一種風險投資行為。企業(yè)家對創(chuàng)新活動進行投資前需要做成本—收益分析，投資與否取決于企業(yè)家對創(chuàng)新期望收益的評估。假設經(jīng)營企業(yè)i的理性企業(yè)家在基期對某項技術(shù)創(chuàng)新進行決策，在不創(chuàng)新的情況下，技術(shù)創(chuàng)新所需時間T期內(nèi)，每一期的貼現(xiàn)率為r0i（i=1，2，…，T），每一期需要創(chuàng)新投入Ii（i=1，2，…，T），每一期的投入為各期影響創(chuàng)新投入的諸如企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新融資成本x1、科研人員工資x2等因素的函數(shù)，即

企業(yè)家選擇此項技術(shù)創(chuàng)新的基期總成本為

如果企業(yè)家進行技術(shù)創(chuàng)新，那么企業(yè)家面臨如下問題：此項創(chuàng)新實現(xiàn)的可能性如何。技術(shù)創(chuàng)新作為風險活動，其成果的取得與否以及創(chuàng)新成果的多少都是具有一定概率的，即風險性，這種描述單位時間內(nèi)隨機事件發(fā)生次數(shù)的概率一般服從泊松分布。

假設技術(shù)創(chuàng)新的總成果可以由許多微小的單位成果所組成，單位成果越多表示創(chuàng)新活動所取得的創(chuàng)新水平越高。假設在其他條件不變的情況下，創(chuàng)新活動所取得的單位成果總數(shù)m—— 創(chuàng)新總成果數(shù)，服從P（X=m）=e?λλm/m!（m=0，1，…，n）的泊松分布，創(chuàng)新成果數(shù)m的概率P（X=m）即在其他條件不變情況下，要取得總數(shù)為m的總成果所面臨的風險。

企業(yè)家在進行技術(shù)創(chuàng)新成果評估的時候，會充分考慮能夠取得既定創(chuàng)新成果的概率，即風險性，會采用期望技術(shù)成果數(shù)E（m）做決策，可知如果m服從上述P（X=m）=e-λλm/m!（m=0，1，…，n）的泊松分布，E（m）=m。對于一項技術(shù)創(chuàng)新投資而言，在投入水平I一定的情況下，所能取得的預期總成果數(shù)是受技術(shù)可實現(xiàn)性制約的，限制技術(shù)可實現(xiàn)性的因素包括技術(shù)儲備m1、基礎研究支持m2、創(chuàng)新組織效率m3和創(chuàng)新人員品質(zhì)m4等，即

假設企業(yè)家所經(jīng)營企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)由資本K、勞動力L和技術(shù)水平A決定，即函數(shù)形式為Yt=F（At，Kt，Lt）。其中，應用新技術(shù)后的期望技術(shù)水平At取決于技術(shù)創(chuàng)新期望總成果E（m），可設為

研發(fā)的新技術(shù)可用于增加產(chǎn)品產(chǎn)量、提高產(chǎn)品質(zhì)量與生產(chǎn)新產(chǎn)品替代舊產(chǎn)品，無論哪一方面，就滿足消費者某種需求而言，均體現(xiàn)在此種需求效用的提高上。如果將消費者效用假設為消費滿足此種需求的產(chǎn)品數(shù)量的提高，則產(chǎn)品質(zhì)量提高與新產(chǎn)品的產(chǎn)生便可以歸納為生產(chǎn)出了更多的產(chǎn)品量，即技術(shù)水平的進步最終體現(xiàn)在其他生產(chǎn)投入一定情況下產(chǎn)生更多的產(chǎn)出。

企業(yè)產(chǎn)量的提升在不同產(chǎn)品市場上對產(chǎn)品價格產(chǎn)生不同的作用，在壟斷產(chǎn)品市場上，廠商的產(chǎn)量變動會對產(chǎn)品價格P產(chǎn)生較大影響，追求利潤最大化的壟斷企業(yè)會在新技術(shù)帶來成本降低與增加產(chǎn)品供應量使得產(chǎn)品價格產(chǎn)生變化之間選擇利潤最大化的產(chǎn)品供給量。而對于壟斷競爭市場與完全競爭市場的企業(yè)而言，由于市場上企業(yè)較多且企業(yè)很難影響產(chǎn)品價格Pt，故其利潤的增加來自于新技術(shù)帶來的成本的降低與產(chǎn)品供應量增加導致的收益規(guī)模的增加?？紤]到中國多數(shù)行業(yè)中企業(yè)數(shù)量較多且企業(yè)多數(shù)擁有自己的品牌，因此分析壟斷競爭產(chǎn)品市場上的企業(yè)家創(chuàng)新活動具有較高理論與實際意義。企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新前后的收益差為

長期來看，壟斷競爭企業(yè)家的競爭廠商也會進行技術(shù)創(chuàng)新，行業(yè)總體技術(shù)進步會導致壟斷企業(yè)家所采用的新技術(shù)與行業(yè)總體技術(shù)水平差距越來越小，行業(yè)技術(shù)進步會導致壟斷競爭市場上的產(chǎn)品價格下降，進而導致新技術(shù)帶來的收益的下降。假設新技術(shù)會在N期后失去高于市場平均水平的優(yōu)勢，此時新技術(shù)的成本與行業(yè)平均成本相同，新技術(shù)帶來的潛在收益ΔRN=0，則基期的期望總收益為

如果經(jīng)濟體知識產(chǎn)權(quán)保護較弱，新技術(shù)的擴散會更快，從而導致行業(yè)平均水平的上升更快，N的減小會導致企業(yè)家對創(chuàng)新總體收益E（ΔR）評估值減少。創(chuàng)新所帶來的期望總收益率為

假設創(chuàng)新投資在企業(yè)家基期總資產(chǎn)Ki0中的份額為a，創(chuàng)新活動的機會成本收益率為r*，則選擇創(chuàng)新所能夠得到的潛在總資產(chǎn)Kit為

企業(yè)家對創(chuàng)新期望收益的評估值取決于企業(yè)家內(nèi)在的特質(zhì)和外在的限制條件，對一個技術(shù)引進向自主技術(shù)創(chuàng)新轉(zhuǎn)變的經(jīng)濟體而言，其企業(yè)家或許在初期是創(chuàng)新風險厭惡型的，如果經(jīng)濟體的外在限制條件使得風險厭惡型的企業(yè)家也選擇創(chuàng)新，那么其他類型的企業(yè)家也會選擇進行技術(shù)創(chuàng)新。因此，設企業(yè)家對資產(chǎn)的效用函數(shù)U（Kit）為

式（11）反映了只有技術(shù)創(chuàng)新的預期收益率E（rI）在不小于機會成本收益率r*的情況下，企業(yè)家才會選擇技術(shù)創(chuàng)新。聯(lián)立式（2）、式（6）和式（7），可得

將式（13）代入式（12）后聯(lián)立式（3）和式（4），可得

其中，Q（I，m1，m2，…，mn）=G[f（I，m1，m2，…，mn）]，決定了企業(yè)創(chuàng)新帶來的營利能力的提升水平。只有E（ΔR）不小于機會成本收益率r*下的潛在收益，企業(yè)家才會選擇技術(shù)創(chuàng)新，而企業(yè)家一旦選擇創(chuàng)新，則必然會在可調(diào)動資金約束下實現(xiàn)利潤的最大化，即其決定了企業(yè)創(chuàng)新帶來的盈利水平：

求出一階條件，可得

Q（I，m1，m2，…，mn）=G［f（I，m1，m2，…，mn）］，除了投入水平I，函數(shù)Q的具體形狀還受技術(shù)可實現(xiàn)性及新技術(shù)應用轉(zhuǎn)化為盈利的難易程度制約，限制技術(shù)可實現(xiàn)性的因素包括技術(shù)儲備m1、基礎研究支持m2、創(chuàng)新組織效率m3和創(chuàng)新人員品質(zhì)m4等。不同群組的微觀企業(yè)正是由于這些因素的差異，創(chuàng)新投入與盈利水平函數(shù)Q也存在很大差異。從政策制定者的角度看，制定的宏觀政策通過影響不同類型企業(yè)對投入成本I、技術(shù)儲備m1、基礎研究支持m2、創(chuàng)新組織效率m3和創(chuàng)新人員品質(zhì)m4等方面的影響來調(diào)節(jié)企業(yè)的營利能力。例如，2008年公布實施的《企業(yè)研究開發(fā)費用稅前扣除管理辦法（試行）》規(guī)定企業(yè)研發(fā)費用可以乘以1.5 后在稅前扣除，這樣便使得企業(yè)研發(fā)成本大幅降低，研發(fā)投入越大，稅負越小，企業(yè)盈利越高；對不同行業(yè)實行的產(chǎn)業(yè)政策中，通過改善扶植行業(yè)中企業(yè)所面臨的籌資、人才、市場和基礎研究支持等方面的創(chuàng)新條件，提高企業(yè)創(chuàng)新收益，達到行業(yè)扶植目的。

企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新及新技術(shù)應用到生產(chǎn)中并產(chǎn)生經(jīng)濟效益需要時間，不同創(chuàng)新投入強度對企業(yè)營利能力的影響在時間點上是不同的?？傮w而言，技術(shù)創(chuàng)新在較低投入強度上，受資金限制，會使得技術(shù)創(chuàng)新過程和新技術(shù)應用過程更加漫長，前期創(chuàng)新投入帶來的后期折舊與攤銷比例增加，造成短期內(nèi)營利能力的下降，作用為負。隨著時間的推移，新技術(shù)對企業(yè)營利能力的正向作用開始顯現(xiàn)，長期內(nèi)促進企業(yè)的營利能力，但由于這種低投入的創(chuàng)新所得到的技術(shù)水平也較低，這種正向作用會維持在較低水平上；在適度的創(chuàng)新投入強度下，技術(shù)創(chuàng)新過程與新技術(shù)應用過程不再受制于資金限制，對企業(yè)營利能力的負向作用時滯縮短，顯示出中短期內(nèi)促進企業(yè)營利能力的增加，產(chǎn)出的新技術(shù)一般處于中等水平，因此對營利能力的正向作用也維持在中等水平上；而較高創(chuàng)新投入強度下，由于技術(shù)創(chuàng)新有內(nèi)在的規(guī)律與周期，在不缺乏資金約束的情況下，過高的創(chuàng)新投入也會使得后期折舊與攤銷比例增加從而導致后期營利能力下降，超出所需資金，在短期可能會形成負向作用，而在長期則會產(chǎn)生較高水平的正向作用。在極高投入上，由于高精尖技術(shù)創(chuàng)新難度極大，投入應用后的盈利風險也更大，加之高投入帶來的后期折舊與攤銷比例，在長期可能會對營利能力產(chǎn)生負向作用。

3 實證研究與分析

3.1 研究設計

采用Hirano 和Imbens[17]提出的廣義傾向得分法（generalized propensity score matching，GPSM）研究不同創(chuàng)新投入強度對企業(yè)第二年和第三年營利能力影響的劑量反應情況。本文使用的是微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，創(chuàng)新投入強度與營利能力存在嚴重互為因果的內(nèi)生性，即較高創(chuàng)新投入導致企業(yè)擁有更高營利能力，更高營利能力又導致更高的創(chuàng)新投入強度。GPSM 克服了傾向得分法（propensity score matching，PSM）不能處理不同處理強度的問題，良好地避免了內(nèi)生性的影響[18]，也能夠克服上市公司因為披露R＆D 投入數(shù)據(jù)有所選擇而造成的樣本選擇性偏誤問題，GPSM 法可自行對應匹配變量，能夠充分利用樣本信息消除此種偏誤[19]。GPSM 的基本步驟有以下三步。

第一步，以協(xié)變量估計處理變量的條件概率密度并計算廣義傾向得分。如表1所示，各個樣本組的處理變量rdr 具有不同程度的偏態(tài)，并不嚴格服從正態(tài)分布。借鑒Wagner[20]的做法，利用Fraction Logistic 回歸得到處理變量Ti的條件概率密度。對于企業(yè)i，給定協(xié)變量Xi，處理變量條件期望為

F（·）滿足Logistic 累積分布函數(shù)，且要求處理變量取值應在[0，1]之內(nèi)。在廣義線性模型（general linear model，GLM）框架下，最大化伯努利對數(shù)似然函數(shù)為

然后，計算廣義傾向得分值，即

第二步，利用估計的廣義傾向得分和處理變量估計產(chǎn)出變量條件期望。為了達到更好的擬合效果，本文選擇各變量的最高三次項進行普通最小二乘估計：

第三步，根據(jù)回歸系數(shù)構(gòu)建平均劑量反應函數(shù)μ（t）：

其中，N是樣本容量；TE（t）是平均處理效應，用來計算任一非0 處理強度下與控制組的差異。式（20）加入廣義傾向得分和處理變量的三次項來估計產(chǎn)出變量條件期望的做法，可以使得平均處理效應TE（t）將復雜的曲線類型和各階段變化特征反映出來，便于觀察不同創(chuàng)新投入強度對企業(yè)營利能力的影響機制。

表1 各變量的計算方法與統(tǒng)計數(shù)學特征

3.2 變量選擇與統(tǒng)計特征

為了克服單個財務指標所帶來的代表性不足問題，采用主成分分析法計算綜合營利能力指標，用于成分分析的盈利指標為營業(yè)利潤率、主營業(yè)務利潤率、總資產(chǎn)利潤率、固定資產(chǎn)利潤率、營業(yè)凈利潤率、資產(chǎn)增值保值率、營業(yè)利潤率三年平均值以及主營業(yè)務利潤率三年平均值。KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）檢驗統(tǒng)計值為0.78，根據(jù)Kaiser 和Rice[21]的建議，KMO 檢驗統(tǒng)計值處于0.70～0.79 為可以接受區(qū)間，能夠計算出具代表性的綜合營利能力指標。企業(yè)創(chuàng)新投入強度利用創(chuàng)新投入總金額與營業(yè)收入的百分比作為指標，GPSM 需要將處理變量控制在區(qū)間[0，1]內(nèi)，將原始的創(chuàng)新投入強度根據(jù)公式rdr=（rdt?rdmax）/（rdmin?rdmax）進行處理。

協(xié)變量需要與處理變量和產(chǎn)出變量均相關(guān)。文獻顯示：企業(yè)規(guī)模和政府補助對創(chuàng)新投入和企業(yè)績效有積極的影響[13]；企業(yè)大股東的持股比例有利于強化創(chuàng)新投入對企業(yè)績效的作用[22]；企業(yè)內(nèi)源性融資渠道[23]、企業(yè)年齡[24]、不同所有制[25-27]對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入影響也存在差異。此外，根據(jù)Hambrick 和Mason[28]提出的高層梯隊理論，企業(yè)高層的相關(guān)特征也會影響創(chuàng)新投入與企業(yè)績效。例如，Barker 和Mueller[29]認為，具有商科背景特點的CEO（chief executive officer，首席執(zhí)行官）會重點關(guān)注企業(yè)經(jīng)濟環(huán)境及財務融資狀況，故可能對創(chuàng)新活動不重視，甚至可能削減創(chuàng)新投入。根據(jù)文獻分析與實際擬合結(jié)果，本文選擇流動性、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、政府補助、企業(yè)年齡、股權(quán)集中度、CEO 海外背景、CEO 學術(shù)背景、CEO 金融背景以及所有制類型和行業(yè)代碼作為協(xié)變量。各變量的計算方法與統(tǒng)計數(shù)學特征如表1所示，各樣本組創(chuàng)新強度的概率分布如圖1所示。

圖1 創(chuàng)新強度分布密度圖

企業(yè)創(chuàng)新投入的數(shù)據(jù)來自于國泰安數(shù)據(jù)庫“上市公司研發(fā)創(chuàng)新”子數(shù)據(jù)庫，高管信息來自于國泰安數(shù)據(jù)庫“上市公司人物特征”子數(shù)據(jù)庫，其他財務信息來自國泰安CSMAR 數(shù)據(jù)庫，行業(yè)與企業(yè)年齡等企業(yè)特征變量數(shù)據(jù)則來自于Wind 數(shù)據(jù)庫。2010年前后，中國經(jīng)濟的技術(shù)進步模式開始由技術(shù)引進為主轉(zhuǎn)向自主創(chuàng)新驅(qū)動，因此在各變量數(shù)據(jù)合并之后，將研究期間定為2009～2015年，將行業(yè)代碼統(tǒng)一轉(zhuǎn)換為2012年證監(jiān)會《上市公司行業(yè)分類指引》中的行業(yè)代碼，為了克服變量殘缺，使用線性插值法對相關(guān)變量的缺失值進行了插值，在剔除了歷年ST 樣本后共計得到9 636 個研究樣本。

4 實證分析

4.1 總樣本與所有制類型分析

由于企業(yè)的創(chuàng)新活動具有風險大、周期長等特點，本文將對創(chuàng)新投入強度對企業(yè)第二年、第三年和第四年營利能力的影響進行分析。將樣本分為總樣本、國有企業(yè)樣本和非國有企業(yè)樣本三部分，各樣本第一步滯后一期、滯后兩期和滯后三期的協(xié)變量與對應的創(chuàng)新強度的Fraction Logistic 回歸結(jié)果如表2所示。

從總體樣本協(xié)變量和處理變量一階滯后項的回歸結(jié)果和 AIC（Akaike information criterion，赤池信息量準則）統(tǒng)計量看，協(xié)變量對處理變量的擬合效果較好。流動性、資產(chǎn)負債率、政府補助、CEO 學術(shù)背景、CEO 海外背景與被解釋變量均呈顯著的正相關(guān)，除了CEO 海外背景和CEO 金融背景啞變量分別通過10%、5%顯著性檢驗外，其他均通過了1%的顯著性水平檢驗，經(jīng)濟意義與現(xiàn)實經(jīng)驗相符；企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、股份集中度、CEO金融背景則與創(chuàng)新投入強度呈現(xiàn)負相關(guān)，均通過了1%顯著性檢驗。二階滯后項的回歸中協(xié)變量也較好地擬合了處理變量，各協(xié)變量系數(shù)符號與一階滯后項的回歸結(jié)果保持了一致，但顯著性檢驗上，除了CEO 金融背景不顯著，CEO 海外背景通過5%顯著性檢驗外，其他均通過1%的顯著性檢驗；三階滯后項的回歸中各變量系數(shù)符號與前兩者回歸保持了一致，各變量顯著性檢驗結(jié)果與二階滯后項的回歸結(jié)果保持了一致。

圖2顯示，不同創(chuàng)新投入強度對第二年企業(yè)的營利能力具有水平S 形的劑量反應函數(shù)曲線，表明當創(chuàng)新投入強度較低時，創(chuàng)新投入由于無法快速轉(zhuǎn)化為盈利及后期折舊與攤銷，對第二年的營利能力造成了負向作用，降低了企業(yè)的營利能力；當創(chuàng)新投入強度達到一定值之后，開始對第二年的企業(yè)營利能力具有正向的影響，但是當創(chuàng)新投入達到較高值之后，創(chuàng)新強度對企業(yè)營利能力開始轉(zhuǎn)變?yōu)樨撓蜃饔?；?chuàng)新投入強度對第三年的企業(yè)營利能力的影響雖然也是水平的S 形，但較低和較高的創(chuàng)新投入強度對營利能力的負向作用轉(zhuǎn)變?yōu)檎蜃饔?，這種正向作用在創(chuàng)新投入較低時是邊際遞增的，而較高的創(chuàng)新投入強度的正向作用是邊際遞減的；劑量反應曲線在第四年則變?yōu)榱诉呺H遞減的正向作用。處理變量對第二年到第四年營利能力劑量反應曲線的變化說明，總樣本上，企業(yè)創(chuàng)新投入對營利能力的影響具有時滯，隨著時間的推移，不同創(chuàng)新投入強度對營利能力作用持續(xù)加強，但較低和較高的創(chuàng)新投入強度在短期內(nèi)會形成負向作用，較高創(chuàng)新投入強度在長期會對營利能力產(chǎn)生邊際遞減的正向作用。從影響周期看，較低和較高投入強度需要兩年時滯才能對企業(yè)營利能力產(chǎn)生正向作用，而中等投入強度則維持了第二年到第四年對營利能力的正向作用。

images/BZ_84_2608_553_2708_585.pngimages/BZ_84_2494_396_2526_427.pngimages/BZ_84_2358_396_2424_427.pngimages/BZ_84_2291_396_2354_427.pngimages/BZ_84_2357_553_2457_585.pngimages/BZ_84_2106_553_2206_585.pngimages/BZ_84_1856_553_1955_585.pngimages/BZ_84_1691_395_1756_427.pngimages/BZ_84_1605_553_1705_585.pngimages/BZ_84_1413_331_1477_361.pngimages/BZ_84_1355_553_1454_585.pngimages/BZ_84_1251_331_1308_361.pngimages/BZ_84_1104_553_1204_585.pngimages/BZ_84_922_396_953_427.pngimages/BZ_84_854_553_953_585.pngimages/BZ_84_603_553_703_585.pngimages/BZ_84_407_475_471_506.png

images/BZ_85_2635_333_2701_364.pngimages/BZ_85_2608_563_2708_595.pngimages/BZ_85_2494_405_2525_436.pngimages/BZ_85_2358_405_2424_436.pngimages/BZ_85_2290_405_2354_436.pngimages/BZ_85_2356_563_2456_595.pngimages/BZ_85_2106_563_2206_595.pngimages/BZ_85_1855_563_1955_595.pngimages/BZ_85_1694_405_1760_436.pngimages/BZ_85_1605_563_1705_595.pngimages/BZ_85_1354_563_1454_595.pngimages/BZ_85_1104_563_1203_595.pngimages/BZ_85_921_405_953_436.pngimages/BZ_85_853_563_953_595.pngimages/BZ_85_602_563_702_595.pngimages/BZ_85_406_484_471_515.png

圖2 總樣本、國有企業(yè)樣本與非國有企業(yè)樣本劑量反應曲線

為考察不同所有制類型的企業(yè)創(chuàng)新投入強度對營利能力的作用，將樣本分成國有企業(yè)和非國有企業(yè)樣本進行考察。國有企業(yè)樣本創(chuàng)新投入強度對第二年營利能力的劑量反應函數(shù)曲線也呈現(xiàn)水平S 形，但較低的創(chuàng)新強度也對第二年的營利能力具有正向的作用，較高的創(chuàng)新投入強度依舊對營利能力造成負向作用；第三年的劑量反應函數(shù)曲線呈現(xiàn)倒U 形，較高投入強度依舊會產(chǎn)生負向作用，但較第二年則平緩許多；第四年的劑量反應曲線也呈現(xiàn)倒U 形，較高投入強度依舊會產(chǎn)生負向作用。非國有企業(yè)創(chuàng)新投入強度對各年的營利能力劑量反應曲線均呈現(xiàn)水平S 形，在第二年反應曲線上，較低的創(chuàng)新投入強度上呈現(xiàn)較陡的下降曲線，顯示較低創(chuàng)新投入強度對營利能力具有很大的負向作用，而創(chuàng)新投入強度對營利能力的作用的最大值也較低，創(chuàng)新投入強度對第三年營利能力的正向作用變得較強，較低投入強度呈現(xiàn)出邊際遞增的正向作用，在較高投入強度上則呈現(xiàn)出邊際遞減的正向作用，但在第四年的反應曲線的中低投入強度上，對營利能力的影響出現(xiàn)了急劇下滑，雖然中高投入強度的作用緩慢上升，但是較高投入強度的作用再次變?yōu)樨撓?。國有企業(yè)樣本和非國有企業(yè)樣本劑量反應曲線的對比說明，非國有企業(yè)創(chuàng)新投入具有更高的風險性，對營利能力的影響持續(xù)時滯更長，盈利期更短。

很多研究認為國有企業(yè)剩余索取權(quán)和內(nèi)部創(chuàng)新激勵制度缺失等導致其創(chuàng)新效率會低于非國有企業(yè)[27，30]。也有實證研究[31]證實其創(chuàng)新效率并不低于非國有企業(yè)，甚至更高。本文的研究結(jié)論支持了后一種觀點，這可能是國有企業(yè)比非國有企業(yè)在規(guī)模、資金與資源獲取、稅收以及政府補貼上具有明顯優(yōu)勢[32]造成的。國有企業(yè)相對于非國有企業(yè)擁有更多的創(chuàng)新補貼與更低的融資成本，導致除較高投入強度外，對營利能力始終保持正的作用力；相反，非國有企業(yè)創(chuàng)新活動則面臨著嚴峻的信用約束與國有企業(yè)的擠壓，因此對各年營利能力造成較大影響。

4.2 行業(yè)聚類分析

為了更好地分析不同行業(yè)類型企業(yè)創(chuàng)新投入強度對營利能力的作用，本文采用聚類分析的方法對不同行業(yè)進行分類。借鑒魯桐和黨印[33]、尹美群等[34]進行行業(yè)分類的方法，將行業(yè)分成資本密集型、技術(shù)密集型和勞動密集型三種類型。資本密集型行業(yè)的特點是固定資產(chǎn)比例非常高；技術(shù)密集型行業(yè)則體現(xiàn)在研發(fā)薪酬比較高而固定資產(chǎn)比例較資本密集型行業(yè)低；勞動密集型企業(yè)則體現(xiàn)出固定資產(chǎn)比例和研發(fā)薪酬比均較低的行業(yè)特點。因此，聚類分析指標選取固定資產(chǎn)比例和R＆D 支出薪酬比兩個指標，聚類步驟是：首先，計算分行業(yè)固定資產(chǎn)比例和R＆D 支出薪酬比的行業(yè)均值；其次，按照固定資產(chǎn)比例進行聚類分析，比例大的為資本密集型行業(yè)；最后，將剩下的行業(yè)按照研發(fā)薪酬比再次進行聚類分析，研發(fā)薪酬比大的為技術(shù)密集型行業(yè)，其余則為固定資產(chǎn)比例和研發(fā)薪酬比雙低的勞動密集型行業(yè)。最終的聚類分析結(jié)果如表3所示。

表3 聚類分析結(jié)果

第一階段的Fraction Logistic 回歸結(jié)果如表4所示，各樣本回歸結(jié)果顯著性和AIC 統(tǒng)計量顯示協(xié)變量對處理變量的擬合效果較好。各樣本組的創(chuàng)新投入強度對營利能力的劑量反應函數(shù)曲線如圖3所示。資本密集型樣本的劑量反應曲線顯示，創(chuàng)新投入強度對第二年企業(yè)營利能力的劑量反應曲線呈現(xiàn)正U 形，較低創(chuàng)新投入強度對營利能力的作用為負向，可能是因為前期創(chuàng)新投入帶來的后期折舊與攤銷比例增加，降低了第二年的企業(yè)收益，從而造成營利能力下降，達到一定創(chuàng)新投入強度后，其對營利能力的作用變?yōu)檎蚯疫呺H遞增，較高的創(chuàng)新強度不會再對營利能力產(chǎn)生負向作用；第三年的劑量反應曲線則呈現(xiàn)反S 形，在較低和中度創(chuàng)新投入強度上，其對營利能力的正向作用邊際遞減，而在較高的投入強度上，其對營利能力的正向作用邊際遞增；第四年的劑量反應曲線則呈現(xiàn)水平S 形。從盈利周期看，較低投入強度僅第三年會對營利能力產(chǎn)生正向作用，中等強度則三年均為穩(wěn)健正向，較高投入強度會在第四年變?yōu)樨撓蜃饔谩?/p>

images/BZ_88_2610_556_2709_587.pngimages/BZ_88_2330_398_2394_429.pngimages/BZ_88_2358_556_2458_587.pngimages/BZ_88_2108_556_2208_587.pngimages/BZ_88_1857_556_1957_587.pngimages/BZ_88_1573_398_1638_429.pngimages/BZ_88_1607_556_1707_587.pngimages/BZ_88_1287_333_1343_364.pngimages/BZ_88_1356_556_1456_587.pngimages/BZ_88_1106_556_1206_587.pngimages/BZ_88_833_398_897_430.pngimages/BZ_88_862_556_962_587.pngimages/BZ_88_627_556_726_587.pngimages/BZ_88_423_477_487_508.png

images/BZ_89_2635_333_2701_364.pngimages/BZ_89_2325_405_2389_436.pngimages/BZ_89_2608_563_2708_595.pngimages/BZ_89_2357_563_2457_595.pngimages/BZ_89_2107_563_2206_595.pngimages/BZ_89_1856_563_1956_595.pngimages/BZ_89_1567_405_1633_436.pngimages/BZ_89_1605_563_1705_595.pngimages/BZ_89_1355_563_1454_595.pngimages/BZ_89_1104_563_1204_595.pngimages/BZ_89_827_405_891_437.pngimages/BZ_89_861_563_960_595.pngimages/BZ_89_625_563_724_595.pngimages/BZ_89_421_484_485_515.png

圖3 聚類劑量函數(shù)曲線

技術(shù)密集型樣本的劑量反應曲線顯示，創(chuàng)新投入強度對各年的企業(yè)營利能力均呈現(xiàn)水平S 形。第二年的反應曲線上，較低和中低創(chuàng)新投入強度對企業(yè)營利能力具有較高的負向作用，前期創(chuàng)新投入帶來的后期折舊與攤銷比例增加拉低了營利能力，在中高創(chuàng)新投入強度上，其對營利能力具有較為緩和的正向作用，較高創(chuàng)新投入強度上，其作用轉(zhuǎn)變?yōu)樨撓?，且對營利能力作用最大值相對較低；在對第三年營利能力影響上，較低強度依舊維持了對營利能力的負向作用，跨入中等強度后對營利能力的作用力變?yōu)檎?，較高創(chuàng)新投入強度對營利能力的作用仍舊為負。從營利周期上看，較高和較低創(chuàng)新投入強度在第二年到第四年期間均維持了對營利能力的負向作用，而中高投入強度維持了穩(wěn)健的正向作用?？傏厔萆?，技術(shù)密集型企業(yè)的較低創(chuàng)新投入強度對營利水平的作用具有長期性，會有投入強度的門檻，這與此類行業(yè)研發(fā)難度高、周期長、見效慢的高精尖技術(shù)的特點相符。

對勞動密集型企業(yè)而言，創(chuàng)新投入強度對第二年和第三年營利能力的劑量反應曲線也呈現(xiàn)水平S 形，而對第四年營利能力的反應曲線則變?yōu)榱朔碨 形。較低創(chuàng)新投入強度對第二年和第三年營利能力的作用為負向，較高投入強度則對第二年和第三年營利能力作用為正且邊際遞減，而到了第四年則會變?yōu)檫呺H遞增的正向作用。從盈利周期看，低投入強度在第四年才會對營利能力產(chǎn)生正向影響，而其他強度則會產(chǎn)生持續(xù)的正向作用。這種作用機制說明勞動密集型企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新轉(zhuǎn)化為營利的周期更長，可能與此類行業(yè)多為消費品，新產(chǎn)品不僅需要技術(shù)研發(fā)與應用周期，還需要一段時間來創(chuàng)造和引領(lǐng)時尚有關(guān)。

5 主要結(jié)論與政策啟示

5.1 主要結(jié)論

2010年左右中國經(jīng)濟的技術(shù)進步模式開始由技術(shù)引進為主轉(zhuǎn)向自主創(chuàng)新驅(qū)動，經(jīng)濟增長動能能否無縫銜接和持續(xù)到位地轉(zhuǎn)換，取決于各經(jīng)濟主體科技創(chuàng)新的成效，作為創(chuàng)新主體和經(jīng)濟系統(tǒng)骨干企業(yè)的上市公司，其創(chuàng)新投入及升級變化基本能夠反映出經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的總體情況。基于此，本文利用GPSM 對2009～2015年上市公司創(chuàng)新投入強度與企業(yè)綜合營利能力的關(guān)系進行了研究，得出了與近期學者有一定不同的結(jié)論，為此類研究起到一定的補充作用。主要結(jié)論如下：第一，總體上創(chuàng)新投入強度與第二、三年營利能力的劑量反應曲線呈水平S 形，與第四年營利能力的劑量反應曲線呈倒U 形；第二，國有企業(yè)的創(chuàng)新投入強度與第二年營利能力的劑量反應曲線呈水平S 形，與第三年和第四年營利能力的劑量反應曲線均呈倒U 形，而非國有企業(yè)的創(chuàng)新投入強度與各年營利能力的劑量反應曲線均呈水平S 形，說明國有企業(yè)的創(chuàng)新投入比非國有企業(yè)更易在短期內(nèi)產(chǎn)生經(jīng)濟效益；第三，資本密集型企業(yè)第二年的反應曲線呈U 形，第三年呈反S 形，第四年呈水平S 形，表現(xiàn)出復雜的變化趨勢；第四，技術(shù)密集型企業(yè)各年的反應曲線均呈水平S 形，較高與較低強度負作用明顯；第五，勞動密集型企業(yè)第二年和第三年反應曲線呈水平S 形，第四年呈反S 形，說明創(chuàng)新投入對營利能力產(chǎn)生作用的時滯更長。

5.2 政策建議

根據(jù)上述對不同總體樣本組的研究結(jié)論，提出如下政策建議。

第一，總體上，除較低和較高技術(shù)創(chuàng)新投入強度上對第二年盈利水平產(chǎn)生負作用外，第三、四年均為正作用且強度越大作用越強，但第四年正向作用單調(diào)遞減。較高強度正向作用更弱的原因體現(xiàn)在兩方面：一是既有創(chuàng)新投入下，由非投入因素導致的創(chuàng)新效率較低，新技術(shù)產(chǎn)出不足；二是存在新技術(shù)轉(zhuǎn)化為企業(yè)盈利的市場條件的限制。鑒于此，在總體政策制定上一方面應鼓勵企業(yè)加大創(chuàng)新投入強度，容忍企業(yè)短期盈利水平下降和尊重創(chuàng)新規(guī)律；另一方面需制定增強創(chuàng)新人員質(zhì)量、提高基礎研究支持力度等非投入類政策，提高既有創(chuàng)新效率。此外，從政策上破除企業(yè)新技術(shù)轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力的外界限制藩籬。

第二，國有企業(yè)比非國有企業(yè)的創(chuàng)新投入強度對營利能力的正向影響時滯更短，這是國有企業(yè)在規(guī)模、資金和資源獲取、稅收及政府補貼上具有明顯優(yōu)勢造成的。因此，在新舊動能轉(zhuǎn)換的背景下，在政策制定時一方面應側(cè)重公有制經(jīng)濟如何有效納入以資源配置的合理性與公平性為特征的現(xiàn)代經(jīng)濟體系，另一方面需要破除對非國有經(jīng)濟的阻礙條件和增強其創(chuàng)新投入與非投入因素，增強市場配置創(chuàng)新資源的作用。

第三，資本密集型企業(yè)各年技術(shù)創(chuàng)新投入強度對營利能力的反應曲線體現(xiàn)出更為復雜的變化趨勢。低投入強度對企業(yè)營利能力的正向影響時間很短，較高強度則可以較快轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟效益，但第四年開始變負。因此，在政策制定時應當側(cè)重于鼓勵資本密集型企業(yè)維持在中高創(chuàng)新水平上，同時重視該類企業(yè)非投入因素的改善，提高企業(yè)創(chuàng)新效率以產(chǎn)生更高水平的新技術(shù)成果，克服較高技術(shù)創(chuàng)新投入強度帶來的長期負向作用。

第四，技術(shù)密集型企業(yè)各年創(chuàng)新投入強度對盈利水平的反應曲線均呈現(xiàn)出水平S 形關(guān)系，尤其較低投入水平在短期和長期均對營利能力負向作用較大，在較高強度上各年也均保持了負向作用。技術(shù)密集型企業(yè)承擔了供給側(cè)改革和新舊動能轉(zhuǎn)換更高的責任，因此在政策制定時一方面應當鼓勵企業(yè)加大中高創(chuàng)新投入強度，出臺相關(guān)政策定向降低此類企業(yè)高投入強度下的創(chuàng)新風險承擔，增強其創(chuàng)新意愿；另一方面加強該類企業(yè)非投入因素的改善，提高企業(yè)創(chuàng)新效率以克服較高技術(shù)創(chuàng)新投入強度帶來的長期負向作用。

第五，勞動密集型企業(yè)為新舊動能轉(zhuǎn)換重點改造的企業(yè)，由于此類企業(yè)創(chuàng)新投入轉(zhuǎn)化為企業(yè)經(jīng)濟效益不僅需要新技術(shù)產(chǎn)生的時滯，而且新技術(shù)轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟效益的時滯更長，因此在政策制定時一方面應當側(cè)重于鼓勵該類企業(yè)實現(xiàn)更高的創(chuàng)新強度，產(chǎn)生更高水平的新技術(shù)，另一方面應當出臺相關(guān)精準政策，使資本配置市場和產(chǎn)品市場對此類企業(yè)有更長、更寬松的盈利容忍周期。