基于門檻效應(yīng)探討技術(shù)創(chuàng)新投入對醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)財務(wù)績效的影響

楊歡 張興漢 劉佳源 褚淑貞

中圖分類號 R95;F425 文獻(xiàn)標(biāo)志碼 A 文章編號 1001-0408（2021）16-1938-06

DOI 10.6039/j.issn.1001-0408.2021.16.04

摘 要 目的：為相關(guān)部門制定醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新補貼政策以及企業(yè)制定自身經(jīng)營戰(zhàn)略決策提供參考。方法：選擇2012年前上市的我國醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)為樣本企業(yè)，收集其企業(yè)年報和國泰安數(shù)據(jù)庫中2012-2019年的相關(guān)面板數(shù)據(jù)，參考相關(guān)文獻(xiàn)方法，通過建立多元回歸模型和門檻模型考察樣本企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入能力對財務(wù)績效的影響，并提出相應(yīng)建議。結(jié)果與結(jié)論：共納入了57家樣本企業(yè)。數(shù)據(jù)顯示，我國醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入雖然基本上呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢，但與當(dāng)前國際標(biāo)準(zhǔn)相比，其技術(shù)創(chuàng)新投入程度仍有待提升。多元回歸模型分析結(jié)果顯示，醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入對其當(dāng)期財務(wù)績效以及滯后1期、滯后2期的財務(wù)績效均沒有顯著影響（P>0.05）;門檻模型分析結(jié)果顯示，二者在企業(yè)規(guī)模作為門檻變量時存在著顯著的單一門檻效應(yīng)，即當(dāng)企業(yè)規(guī)模小于等于門檻閾值（20.986）時，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入對其財務(wù)績效有負(fù)向影響（P<0.05）;當(dāng)企業(yè)規(guī)模大于門檻閾值（20.986）時，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入與財務(wù)績效之間的相關(guān)關(guān)系并不顯著（P>0.05）。建議我國醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)應(yīng)當(dāng)要根據(jù)自身實力開展技術(shù)創(chuàng)新活動，企業(yè)管理者也應(yīng)當(dāng)根據(jù)實際情況制定不同的創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略，通過拓寬融資渠道而使企業(yè)保持合理的資本結(jié)構(gòu)，根據(jù)自身能力找準(zhǔn)創(chuàng)新點，降低成本和風(fēng)險，并創(chuàng)新研發(fā)模式，以促進(jìn)研發(fā)成果的轉(zhuǎn)化和有效利用。政府相關(guān)部門應(yīng)當(dāng)充分發(fā)揮政府的引導(dǎo)作用，鼓勵醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)保持研發(fā)創(chuàng)新活力，引導(dǎo)醫(yī)藥行業(yè)持續(xù)創(chuàng)新、健康發(fā)展。

關(guān)鍵詞 醫(yī)藥制造業(yè);技術(shù)創(chuàng)新投入;財務(wù)績效;門檻效應(yīng)

The Influence of Technology Innovation Investment on Financial Performance of Pharmaceutical Enterprises Based on Threshold Effect

YANG Huan1，ZHANG Xinghan1，LIU Jiayuan1，CHU Shuzhen1，2（1. School of International Pharmaceutical Business，China Pharmaceutical University，Nanjing 211198，China;2. Research Center of National Drug Policy & Ecosystem，China Pharmaceutical University，Nanjing 211198， China）

ABSTRACT? ?OBJECTIVE： To provide reference for relevant departments to formulate innovation subsidy policies for pharmaceutical enterprises and enterprises to make their own business strategy decisions. METHODS： The listed enterprises in Chinas pharmaceutical industry listed before 2012 were selected as the sample enterprises. The annual reports of listed enterprises in pharmaceutical industry and related panel data in CSMAR database during 2012-2019 were colected. Referring to related literatures， multivariate regression model and threshold model were established to investigate the effects of technology innovation investment ability of sample enterprises， so as to put forward relevant suggestions. RESULTS & CONCLUSIONS： A total of 57 sample enterprises were included. The panel data of sample enterprises showed that the technology innovation investment of Chinese pharmaceutical enterprises was basically increasing year by year， but compared with international standards， the technology innovation investment of Chinese pharmaceutical enterprises still needed to be improved. The results of multiple regression model showed that the technology innovation investment of pharmaceutical enterprises had no significant impact on their current financial performance and the financial performance of the first and second lags （P>0.05）. The results of threshold model showed that there was a significant single threshold effect between technology innovation investment and financial performance when enterprise size was taken as the threshold variable （P<0.05）. When the enterprise size was less than the threshold value of 20.986， the enterprises technology innovation investment had a negative impact on its financial performance （P<0.05）; when the enterprise size was greater than the threshold value of 20.986， the correlation between the enterprises technology innovation investment and financial performance was not significant （P<0.05）. It is suggested that Chinas pharmaceutical enterprises should carry out technology innovation activities according to their own strength， and enterprise managers should formulate different innovation development strategies according to the actual situation， enable enterprises to maintain a reasonable capital structure by broadening financing channels， identify innovation points according to their own ability， reduce costs and risks， and innovate R&D modes， so as to promote the transformation and effective utilization of R&D achievements. Government departments should give full play to the guiding role，encourage pharmaceutical enterprises to maintain the vitality of R&D and innovation and guide the sustainable innovation and healthy development of the pharmaceutical industry.

KEYWORDS? ?Pharmaceutical industry; Technology innovation investment; Financial performance; Threshold effect

醫(yī)藥制造業(yè)作為知識密集和技術(shù)密集的產(chǎn)業(yè)，提高自主創(chuàng)新能力對增強醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的市場競爭力來講極為重要。2015年國務(wù)院發(fā)布的《中國制造2025》要求“堅持把創(chuàng)新擺在制造業(yè)發(fā)展全局的核心位置”，國家將為醫(yī)藥工業(yè)創(chuàng)新能力等提供有力的政策支持[1]。國家“十三五”規(guī)劃同樣要求，醫(yī)藥企業(yè)要積極開展技術(shù)創(chuàng)新活動，鼓勵企業(yè)研究和創(chuàng)制新藥[2]。可見，積極并且持續(xù)地開展技術(shù)創(chuàng)新活動是企業(yè)獲得國家支持、增強核心競爭力，從而獲得更高財務(wù)績效的必然選擇。醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的財務(wù)績效通常可以反映其營運和盈利能力，而企業(yè)管理者的決策往往都是為了提高企業(yè)自身的經(jīng)營和盈利水平。因此，探索醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入對其財務(wù)績效的影響對幫助和鼓勵我國醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)健康、持續(xù)地進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新活動具有重要的現(xiàn)實意義。

但當(dāng)前針對企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入對企業(yè)財務(wù)績效的影響研究有著不同的結(jié)論。從全行業(yè)來看，部分學(xué)者的研究結(jié)果表明，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入與企業(yè)財務(wù)績效有著正相關(guān)關(guān)系[3-4]，但也有部分學(xué)者得出了沒有顯著影響[5-6]、甚至負(fù)相關(guān)的結(jié)論[7]。在更深入的研究中，有學(xué)者還探究了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入與企業(yè)財務(wù)績效的非線性關(guān)系[8]。而醫(yī)藥行業(yè)由于新藥審批、臨床試驗等環(huán)節(jié)的復(fù)雜性和不確定性，其研發(fā)投入的風(fēng)險明顯高于其他行業(yè)[9]，并且藥品研發(fā)需要大量、長期的資本投入，這種不確定性對于不同規(guī)模的醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)會有不同的影響[10]。但目前針對醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入對其財務(wù)績效的影響研究較少?；诖?，本研究參考已有文獻(xiàn)[4，11]，以醫(yī)藥制造業(yè)上市企業(yè)2012-2019年的面板數(shù)據(jù)為樣本，探索醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入對其財務(wù)績效的影響，并建立了多元回歸模型;同時，再以企業(yè)規(guī)模為門檻變量，采用門檻模型[12-13]，研究不同規(guī)模醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入對其財務(wù)績效的影響，以期為相關(guān)部門制定醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新補貼政策以及企業(yè)制定自身經(jīng)營戰(zhàn)略決策提供參考。

1 理論分析與研究假設(shè)

近年來，隨著創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的推進(jìn)，國內(nèi)各行業(yè)的學(xué)者對于技術(shù)創(chuàng)新投入與產(chǎn)出的關(guān)注與日俱增[14-16]。技術(shù)創(chuàng)新方面應(yīng)當(dāng)投入多少、如何投入，是企業(yè)管理者常常需要思考的問題。尤其對于醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)來說，技術(shù)創(chuàng)新投入具有極高的風(fēng)險性，前期的巨額投入并非意味著高回報，因此針對技術(shù)創(chuàng)新投入的研究顯得尤為重要。

筆者檢索國內(nèi)外相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，已有不少學(xué)者研究了一般制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入與企業(yè)財務(wù)績效的線性關(guān)系，但結(jié)果多樣且沒有統(tǒng)一的結(jié)論。從全行業(yè)來看，部分學(xué)者認(rèn)為，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入可以促進(jìn)企業(yè)發(fā)展，提高企業(yè)財務(wù)績效：如，Eberhart等[3]的研究表明，增加企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的研發(fā)投入會對企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績產(chǎn)生顯著的正向影響;杜勇等[4]的研究結(jié)果表明，高新技術(shù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入強度越大，其盈利能力越強。然而也有部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新投入與企業(yè)財務(wù)績效的關(guān)系并不顯著，甚至呈負(fù)相關(guān)：如，Lin等[5]通過分析258家美國科技上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新投入與企業(yè)財務(wù)績效之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系;Ahmed等[6]通過分析澳大利亞企業(yè)1988-2004年的相關(guān)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新投入對企業(yè)經(jīng)營績效沒有顯著影響;Quo等[7]通過分析中國企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新投入對財務(wù)績效產(chǎn)生了負(fù)向影響。醫(yī)藥行業(yè)在該方面的研究結(jié)果也類似。對于醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)來說，技術(shù)創(chuàng)新投入能對其企業(yè)財務(wù)績效產(chǎn)生怎樣的影響這一問題也尚未有統(tǒng)一結(jié)論：如，褚淑貞等[17]的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出之間呈正相關(guān);陳晶璞等[18]也認(rèn)為，技術(shù)創(chuàng)新的研發(fā)投入會對醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)財務(wù)績效產(chǎn)生積極的影響。但賁友紅[19]的研究結(jié)果則表明，醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)當(dāng)年的技術(shù)創(chuàng)新投入對其當(dāng)年的財務(wù)績效有顯著的負(fù)向影響，并且創(chuàng)新投入對醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)財務(wù)績效的影響存在滯后性;劉萍等[20]的研究結(jié)果也表明，技術(shù)創(chuàng)新投入在當(dāng)期以及滯后1、2期對醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)財務(wù)績效指標(biāo)的影響均是負(fù)向的。而董靜等[21]則指出，技術(shù)創(chuàng)新投入對醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)財務(wù)績效無明顯影響。

基于對以上研究的分析和熊彼特創(chuàng)新理論[22]，筆者認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新能力是企業(yè)發(fā)展的根本動力，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入應(yīng)當(dāng)會對企業(yè)財務(wù)績效產(chǎn)生正向影響。但是醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的特殊性導(dǎo)致了技術(shù)創(chuàng)新投入往往不能立即給企業(yè)帶來收益。從研究開發(fā)到獲得新的技術(shù)知識，并將其用于生產(chǎn)實際，再至醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)銷售獲利，需要經(jīng)過一定的時間。因此，在當(dāng)年的企業(yè)財務(wù)績效上很難體現(xiàn)出正向影響;而在后期則可能會帶來收益，呈正向影響。故本研究先提出如下假設(shè)：

H1——醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)當(dāng)期技術(shù)創(chuàng)新投入與當(dāng)期財務(wù)績效呈負(fù)相關(guān)。

H2——醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)當(dāng)期技術(shù)創(chuàng)新投入與后期財務(wù)績效呈正相關(guān)。

許多學(xué)者認(rèn)為，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入與企業(yè)財務(wù)績效的關(guān)系是復(fù)雜的，而企業(yè)規(guī)模是影響二者關(guān)系的重要因素之一。許多研究表明，在企業(yè)規(guī)模不同的情況下，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入給企業(yè)財務(wù)績效帶來的影響存在著顯著差異：如，李宇等[12]認(rèn)為，企業(yè)規(guī)模對技術(shù)創(chuàng)新的作用存在明顯的閾值;劉誠達(dá)[23]以企業(yè)規(guī)模為異質(zhì)門檻變量，認(rèn)為制造業(yè)單項冠軍企業(yè)研發(fā)投入強度與企業(yè)財務(wù)績效之間存在著非線性關(guān)系;楊惠賢等[24]的研究結(jié)果顯示，企業(yè)規(guī)模在能源類企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入能力與其財務(wù)績效之間存在門檻效應(yīng)。但目前有關(guān)醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的相關(guān)研究較少?；谝陨涎芯拷Y(jié)果，筆者認(rèn)為規(guī)模差距較大的企業(yè)通常在管理水平、經(jīng)營水平、創(chuàng)新能力水平上有著較大的差距，大規(guī)模企業(yè)通常有著更好的人力資源和資本支撐，這在一定程度上會對企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入和財務(wù)績效造成影響。對于醫(yī)藥行業(yè)來說，研發(fā)投資往往具有風(fēng)險高、周期長的特點，小規(guī)模醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)在資金投入上有更大的壓力，而大規(guī)模的醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)對技術(shù)創(chuàng)新活動往往具有更加持續(xù)的投資能力和更強大的抗風(fēng)險能力，因此其研發(fā)投入獲得的財務(wù)績效收益可能與小規(guī)模醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)存在差異。故本文提出如下假設(shè)：

H3——醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入與企業(yè)財務(wù)績效之間存在企業(yè)規(guī)模的門檻效應(yīng)。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇、資料來源及數(shù)據(jù)處理方法

由于我國醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)準(zhǔn)確可靠的數(shù)據(jù)較難獲取，而醫(yī)藥制造業(yè)上市企業(yè)的數(shù)據(jù)較易獲取，并且后者的數(shù)據(jù)更為全面和準(zhǔn)確，因此本研究選取了我國醫(yī)藥制造業(yè)上市企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)。另外，本研究在數(shù)據(jù)整理時發(fā)現(xiàn)，我國2012年前上市的醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)缺失較多。因此，為了在保證樣本量足夠的同時獲取準(zhǔn)確可靠的數(shù)據(jù)，本研究選取上市時間早于2012年的醫(yī)藥制造業(yè)上市企業(yè)為對象，根據(jù)證監(jiān)會行業(yè)分類指引中的行業(yè)代碼，剔除實證變量存在缺失的企業(yè)樣本和上市時間晚于2012年的企業(yè)樣本，最終納入57家醫(yī)藥制造業(yè)上市企業(yè)作為樣本企業(yè)。樣本企業(yè)2012-2019年的相關(guān)數(shù)據(jù)均來自于其公司年報和國泰安數(shù)據(jù)庫（https：//www.gtarsc.com/），并采用SPSS 25.0和Stata 15.0軟件進(jìn)行處理。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量 本研究的被解釋變量為醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)財務(wù)績效。在財務(wù)績效數(shù)據(jù)的選擇上，本研究借鑒溫素彬等[25]和He等[26]的研究，選擇總資產(chǎn)收益率（ROTA）作為醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)財務(wù)績效的代理變量。

2.2.2 核心解釋變量 本研究的核心解釋變量是技術(shù)創(chuàng)新投入（R），參考朱乃平等[14]和湯業(yè)國等[27]的研究，選取醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入與其營業(yè)收入的比值來度量。

2.2.3 門檻變量 為考察醫(yī)藥制造業(yè)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入能力對企業(yè)財務(wù)績效的非線性影響，本研究選取企業(yè)規(guī)模（SIZE）作為門檻變量，并參考解維敏等[28]對企業(yè)規(guī)模的變量選擇，選取醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)作為企業(yè)規(guī)模的代理變量。

2.2.4 控制變量 借鑒陳一博[29]和李夢雅等[30]的研究，考慮到醫(yī)藥制造業(yè)的特殊性以及企業(yè)數(shù)據(jù)的可及性，選取資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、資本密集度（CI）兩個控制變量。LEV反映了在總資產(chǎn)中有多大比例的資產(chǎn)是通過借債來籌集的，該指標(biāo)會對醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)管理者的決策和企業(yè)信譽產(chǎn)生影響，從而影響其財務(wù)績效。CI作為表現(xiàn)企業(yè)異質(zhì)性的另一個因素，反映了企業(yè)的經(jīng)營效率。由于醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新活動的高技術(shù)性、高風(fēng)險性和長周期性，CI對醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)管理者的技術(shù)創(chuàng)新投入決策和財務(wù)績效均有較大影響。

2.3 模型構(gòu)建

2.3.1 回歸模型 本研究采用短而寬的面板數(shù)據(jù)，在參考程宏偉等[31]、趙喜倉等[32]研究的基礎(chǔ)上，根據(jù)上文提出的研究假設(shè)和選取的變量建立研究模型，構(gòu)建了醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入對企業(yè)財務(wù)績效影響的當(dāng)期和滯后1期、滯后2期的面板數(shù)據(jù)模型，具體如下：

ROTAt=β0+β1Rit+β2SIZEit+β3LEVit+β4CIit+μit? ……（1）

ROTAt=β0+β1Ri（t-1）+β2SIZEit+β3LEVit+β4CIit+μit? …（2）

ROTAt=β0+β1Ri（t-2）+β2SIZEit+β3LEVit+β4CIit+μit? …（3）

式中，i表示第i家樣本企業(yè)，t表示樣本的觀測年份，β為變量系數(shù)，μ為殘差項。采用Hausman檢驗對基礎(chǔ)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗，得P<0.01，故拒絕使用隨機效應(yīng)模型的原假設(shè)，采用固定效應(yīng)模型[33]。

2.3.2 門檻模型 基于之前的研究[23-24]，考慮到醫(yī)藥制造業(yè)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入與財務(wù)績效可能存在非線性關(guān)系，所以將醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的企業(yè)規(guī)模作為門檻變量，構(gòu)建非線性模型，檢驗在不同企業(yè)規(guī)模的條件下，醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新投入能力對其財務(wù)績效的非線性調(diào)節(jié)效應(yīng)。參考Bruce[34]關(guān)于門檻回歸方法的研究結(jié)果，構(gòu)建以下模型：

ROTAit=β0+β1Rit（SIZEit<γ1）+β2RitI（γ1≤SIZEit≤? ?γ2）+ β3RitI（γ2≤SIZEit≤γ3）+β4RitI（SIZEit≥γ3）+β5LEVit+? ? β6CIit+μit…（4）

其中，γ為門檻值，I（·）為指示函數(shù)。當(dāng)I（·）的括號里條件成立時，指示函數(shù)I（·）值為1，否則為0。

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

2012-2019年樣本企業(yè)各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。由表1可見，我國醫(yī)藥制造業(yè)樣本企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新投入強度上存在差異，最大值的可達(dá)到17.380%，最小值不到1%，說明我國醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新投入方面具有不同的戰(zhàn)略決策。從各年樣本企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入強度均值來看，我國醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入強度基本上呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢，說明我國的醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)正在逐漸重視自身的研發(fā)創(chuàng)新。但國際上一般認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新投入達(dá)到5%以上才具有競爭力[35]。然而，就本研究的統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，直至2019年，選取的57家醫(yī)藥制造業(yè)樣本企業(yè)中仍有35家企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入尚未達(dá)到這一標(biāo)準(zhǔn)，反映出我國醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入仍然不足。從總資產(chǎn)收益率來看，各醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的盈利水平同樣存在差異，甚至有企業(yè)當(dāng)期總資產(chǎn)收益率為負(fù)值，表明當(dāng)期經(jīng)營虧損。另外，我國醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的企業(yè)規(guī)模差距較大，2019年其最小值為21.208，最大值為25.643，體現(xiàn)了我國醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)之間存在規(guī)模差距。同時結(jié)果顯示，有醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率高達(dá)0.886，表明我國相關(guān)企業(yè)存在高風(fēng)險經(jīng)營的現(xiàn)象。而各企業(yè)資本密集度的均值始終在1以上，表示我國醫(yī)藥制造業(yè)資本密集度較高，這可能與我國醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)需要使用復(fù)雜、昂貴的器械設(shè)備有關(guān)。

3.2 相關(guān)性分析

各變量間的相關(guān)性分析結(jié)果見表2（由于篇幅限制，表中只列出當(dāng)期技術(shù)創(chuàng)新投入與各變量之間的相關(guān)性結(jié)果）。由表2可見，醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入與其總資產(chǎn)收益率呈正相關(guān)（P=0.002）。根據(jù)以往研究結(jié)果[9，14]，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新可以改變企業(yè)自身競爭力，從而改變企業(yè)的盈利狀態(tài);而企業(yè)的總資產(chǎn)收益率反映了企業(yè)資產(chǎn)的利用效果，是體現(xiàn)企業(yè)盈利能力的關(guān)鍵財務(wù)指標(biāo)。因此，根據(jù)理論研究與相關(guān)性分析，本研究將醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入作為核心解釋變量、資產(chǎn)收益率作為被解釋變量，進(jìn)一步驗證醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入對其財務(wù)績效的影響。另外，本研究各變量之間的相關(guān)系數(shù)絕對值均小于0.600，同時計算所得的方差膨脹因子遠(yuǎn)小于10，因此判斷各變量之間基本不存在嚴(yán)重的多重共線性[36-37]。

3.3 回歸結(jié)果與分析

3.3.1 線性回歸結(jié)果 根據(jù)模型（1）、（2）、（3）計算我國醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入對當(dāng)期和滯后1期、滯后2期財務(wù)績效影響的回歸結(jié)果，詳見表3。由表3可見，資產(chǎn)負(fù)債率和資本密集度對當(dāng)期、滯后1期、滯后2期的財務(wù)績效均有顯著的負(fù)向影響（P<0.05），而技術(shù)創(chuàng)新投入無論是對當(dāng)期財務(wù)績效還是滯后1期、滯后2期財務(wù)績效均沒有顯著影響（P>0.05），提示假設(shè)H1、H2均不成立。這與劉萍等[20]的結(jié)果不一致，與董靜等[21]的結(jié)果一致。經(jīng)過研究分析，這可能是因為：（1）醫(yī)藥企業(yè)的研發(fā)投入存在研發(fā)周期和效益回報周期長的特點，尤其是產(chǎn)品的試驗過程和審批過程耗時很長，因此1～2年的時間并不能使投入明顯地表現(xiàn)在財務(wù)績效上，故需要更長的時間才能體現(xiàn)研發(fā)投入的效益。（2）本研究與之前的研究選取的樣本企業(yè)不同，然而根據(jù)之前學(xué)者的研究分析，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入對財務(wù)績效的影響可能并非呈完全的線性關(guān)系[23-24]，因此不同規(guī)模層次內(nèi)的醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)自身的技術(shù)創(chuàng)新投入對其財務(wù)績效可能有不同程度的影響?；诖?，本研究以醫(yī)藥制造業(yè)的企業(yè)規(guī)模為門檻變量，建立了“2.3.2”項下的門檻模型。

3.3.2 企業(yè)規(guī)模門檻效應(yīng)檢驗 根據(jù)Wang[13]的門檻效應(yīng)檢驗方法，使用Stata 15.0軟件，采用Bootstrap自抽樣法對企業(yè)規(guī)模的門檻效應(yīng)進(jìn)行顯著性檢驗，結(jié)果見表4。由表4可見，在5%水平下存在顯著的單一門檻，假設(shè)H3成立。即對于不同規(guī)模的醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)而言，技術(shù)創(chuàng)新投入給財務(wù)績效帶來的影響是不同的。基于此，本研究以技術(shù)創(chuàng)新投入對財務(wù)績效的影響建立單一門檻效應(yīng)模型并進(jìn)行回歸分析，擬考察二者之間的非線性關(guān)系。

門檻效應(yīng)模型的檢驗結(jié)果表現(xiàn)為存在單一門檻，參考Wang[13]的運算命令，使用Stata 15.0軟件計算得門檻閾值估計值為20.986。樣本企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入對財務(wù)績效影響的門檻模型估計結(jié)果見表5。由表5可見，根據(jù)門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果，醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入強度對財務(wù)績效的影響可分為兩個區(qū)間：當(dāng)企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)（即企業(yè)規(guī)模）≤20.986時，醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入對財務(wù)績效的影響顯著，并且呈負(fù)向影響（P<0.05），這與賁友紅[19]、劉萍等[20]的結(jié)果一致;但是當(dāng)企業(yè)規(guī)模>20.986時，這一相關(guān)關(guān)系變得不顯著（P>0.05）。由這一變化可知，在門檻閾值20.986內(nèi)的小規(guī)模醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入對財務(wù)績效不能產(chǎn)生正向的影響，反而可能會因為投入過多，無法盡快得到及時的產(chǎn)出回報而導(dǎo)致企業(yè)入不敷出，自身經(jīng)營出現(xiàn)負(fù)向增長;而對于大于門檻閾值20.986的醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)來說，創(chuàng)新投入雖無法及時得到產(chǎn)出回報，但由于自身基數(shù)較大，技術(shù)創(chuàng)新投入對其財務(wù)績效的影響有限。

從控制變量來看，資產(chǎn)負(fù)債率和資本密集度始終呈現(xiàn)顯著的負(fù)向影響（P<0.05），這表明對于醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)來說，企業(yè)的負(fù)債水平影響著企業(yè)的經(jīng)營情況，過高的資產(chǎn)負(fù)債率意味著企業(yè)的財務(wù)結(jié)構(gòu)出現(xiàn)問題，對盈利水平的拉低作用越明顯;此外，對于醫(yī)藥制造業(yè)這一技術(shù)密集型行業(yè)來說，資本密集度越高，對其財務(wù)績效的負(fù)向影響越明顯。

4 討論

本研究考慮了醫(yī)藥制造業(yè)相較于其他行業(yè)的特殊性，以2012-2019年我國醫(yī)藥制造業(yè)上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)為樣本，運用多元回歸和門檻模型的研究方法考察了醫(yī)藥制造業(yè)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入能力對其財務(wù)績效的影響，進(jìn)一步豐富了醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入對企業(yè)績效影響的研究。

研究結(jié)果表明，醫(yī)藥企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入對企業(yè)財務(wù)績效的影響存在著顯著的單一門檻效應(yīng)。從實證分析結(jié)果中主要得到以下結(jié)論：首先，醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入對其財務(wù)績效在短期內(nèi)沒有顯著影響。其次，當(dāng)企業(yè)規(guī)模小于等于門檻閾值（20.986）時，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入對其財務(wù)績效有明顯的負(fù)向影響;而對于企業(yè)規(guī)模大于門檻閾值（20.986）的大規(guī)模企業(yè)來說，其技術(shù)創(chuàng)新投入與財務(wù)績效之間的相關(guān)關(guān)系并不顯著。

針對以上研究結(jié)論，筆者提出如下建議：第一，醫(yī)藥企業(yè)應(yīng)當(dāng)要根據(jù)自身實力開展技術(shù)創(chuàng)新活動，企業(yè)管理者也應(yīng)當(dāng)根據(jù)企業(yè)實際經(jīng)營情況制定不同的創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略。小企業(yè)自身規(guī)模小，抗擊市場風(fēng)險能力差，因此在研發(fā)創(chuàng)新的同時，也應(yīng)當(dāng)注重自身經(jīng)營與發(fā)展，不可操之過急。第二，企業(yè)可以拓寬融資渠道[38]。企業(yè)僅僅依靠內(nèi)部融資和自身經(jīng)營資本來滿足研發(fā)投入需求，具備資金來源單一、風(fēng)險較大等不足，故可考慮通過資本市場等多種渠道來籌集資金，使企業(yè)保持合理的資本結(jié)構(gòu)，保證自身技術(shù)創(chuàng)新投入活動的持續(xù)性。第三，企業(yè)可根據(jù)自身能力找準(zhǔn)創(chuàng)新點，降低成本和風(fēng)險[10]。中小型醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)管理者應(yīng)當(dāng)要根據(jù)實際情況和企業(yè)自身能力確定研發(fā)路線，杜絕盲目跟隨行為，合理利用資金，降低研發(fā)不確定性，把研發(fā)風(fēng)險控制在可掌控、可承受的范圍內(nèi)。第四，企業(yè)應(yīng)創(chuàng)新研發(fā)模式，以促進(jìn)研發(fā)成果的轉(zhuǎn)化和有效利用。研發(fā)資金的產(chǎn)業(yè)成果轉(zhuǎn)化效率對企業(yè)自身的成長十分重要，因此醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)在加大自身技術(shù)創(chuàng)新投入的同時，應(yīng)當(dāng)加強研發(fā)管理，增加發(fā)明專利的產(chǎn)出和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)化，提升研發(fā)產(chǎn)出效率[39]。第五，政府相關(guān)部門應(yīng)當(dāng)發(fā)揮其引導(dǎo)作用，完善和落實支持醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)研發(fā)的激勵政策，著力減輕企業(yè)的研發(fā)投入壓力，鼓勵企業(yè)保持研發(fā)創(chuàng)新活力，引導(dǎo)醫(yī)藥行業(yè)持續(xù)創(chuàng)新、健康發(fā)展。

本研究也存在一定的局限性，包括：第一，由于并不是所有的醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)都披露了準(zhǔn)確并且完整的技術(shù)創(chuàng)新投入數(shù)據(jù)，因此本研究基于樣本數(shù)據(jù)完整性和可靠性的考量，只選擇了在2012年前上市的醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)作為對象，具有一定的局限性。第二，本研究只使用了企業(yè)研發(fā)投入強度作為醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的評價指標(biāo)，在今后的研究中，可進(jìn)一步納入企業(yè)研發(fā)人員、新產(chǎn)品開發(fā)項目數(shù)量等指標(biāo)，以更加全面地衡量企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入能力。

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（收稿日期：2020-11-03 修回日期：2021-07-27）

（編輯：孫 冰）