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PAGE3研發(fā)投入對公司盈利能力影響的實證研究—基于科創(chuàng)板上市公司的面板數(shù)據(jù)目錄TOC\o"1-2"\h\u11173摘要 113776一、引言 29206二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè) 223362(一)文獻(xiàn)回顧 230999(二)研究假設(shè) 314753三、數(shù)據(jù)選取與模型構(gòu)建 414933(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源 432750(二)變量與指標(biāo)選取 527637(三)模型構(gòu)建 530104四、實證研究 68957(一)描述性統(tǒng)計分析 624981(二)Pearson相關(guān)性分析 78294(三)回歸分析 718260五、穩(wěn)健性檢驗 1028381六、總結(jié)與啟示 114088七、局限性 1224435參考文獻(xiàn) 1210950一、中文部分 1225844二、英文部分 13摘要文章以我國科創(chuàng)板上市公司2015—2019年的面板數(shù)據(jù)為研究樣本,分別從絕對值指標(biāo)和相對值指標(biāo)兩個角度,以及研發(fā)資金和研發(fā)人員兩個視角建立多元線性回歸模型和柯布-道格拉斯(C-D)生產(chǎn)函數(shù)模型,全面探討研發(fā)投入與企業(yè)盈利能力的關(guān)系。本研究通過Stata16進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn):(1)科創(chuàng)板上市公司研發(fā)資金投入和研發(fā)人員投入同企業(yè)當(dāng)期盈利能力之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系(2)研發(fā)人員投入對企業(yè)盈利能力的影響存在顯著的滯后效應(yīng),但研發(fā)資金投入對企業(yè)盈利能力的影響并不存在顯著的滯后效應(yīng)。得出結(jié)論后,本文分別以凈資產(chǎn)收益率(ROE)、總資產(chǎn)收益率(ROA)代替主營業(yè)務(wù)利潤率(MBPR),作為企業(yè)盈利能力的相對值指標(biāo),同時保持其他變量不變,再利用相關(guān)模型重復(fù)上述回歸,檢驗結(jié)果與上述實證研究結(jié)論無顯著性差異,說明這一模型較為穩(wěn)健。關(guān)鍵詞:研發(fā)投入盈利能力滯后效應(yīng)一、引言自21世紀(jì)進(jìn)入信息化時代以來,技術(shù)更新的速度不斷加快。在世界經(jīng)濟(jì)環(huán)境不斷變化和市場競爭日趨激烈的大環(huán)境下,企業(yè)要想長期在行業(yè)中保持領(lǐng)先地位,搶占未來發(fā)展先機(jī),就必須進(jìn)行創(chuàng)新。目前世界公認(rèn)的衡量企業(yè)自主研發(fā)創(chuàng)新能力的重要指標(biāo)之一就是研發(fā)投入。2019年6月13日正式開板的科創(chuàng)板,正是我國用于提升科技創(chuàng)新能力而設(shè)立的平臺。2020年中國企業(yè)500強(qiáng)榜顯示,去年500強(qiáng)企業(yè)合計投入研發(fā)費(fèi)用10754.06億元,同比大幅增長17.04%。企業(yè)研發(fā)投入意愿有所增強(qiáng),絕大多數(shù)企業(yè)研發(fā)投入持續(xù)增長;平均研發(fā)強(qiáng)度(研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出占主營業(yè)務(wù)收入比重)為1.61%,比上年提高0.01個百分點,達(dá)到歷史最好水平。整體來看,我國500強(qiáng)企業(yè)研發(fā)投入保持著增加態(tài)勢,但研發(fā)投入強(qiáng)度同發(fā)達(dá)國家相比還存在欠缺。與國際一流大企業(yè)相比,我國企業(yè)在研發(fā)費(fèi)用支出和研發(fā)投入意愿等方面還存在比較明顯的短板。研發(fā)是投資于未來,研發(fā)投入較低難以支撐企業(yè)形成競爭優(yōu)勢,要想實現(xiàn)進(jìn)一步的轉(zhuǎn)型升級,還要企業(yè)自身加大研發(fā)投入力度。因此,本文以上海證券交易所科創(chuàng)板上市公司為研究對象,對研發(fā)投入對企業(yè)盈利能力所產(chǎn)生的影響進(jìn)行實證研究,并對高新技術(shù)企業(yè)提出建議,以幫助企業(yè)更好地通過研發(fā)投入促進(jìn)自身盈利能力的提升。二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)(一)文獻(xiàn)回顧通過大量翻閱已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn),目前很多學(xué)者都對研發(fā)投入和企業(yè)盈利能力的關(guān)系進(jìn)行了研究,但是相關(guān)研究的結(jié)論并不統(tǒng)一,經(jīng)過分類梳理,本文將前人的研究結(jié)論大致分為以下四種:第一種觀點認(rèn)為研發(fā)投入與企業(yè)盈利能力之間存在線性正相關(guān)關(guān)系,且存在著一定的滯后效應(yīng)。Griliches(1981)以美國1000家制造業(yè)企業(yè)為樣本,研究創(chuàng)新投入和企業(yè)經(jīng)營績效的關(guān)系,通過C-D生產(chǎn)函數(shù)模型進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn),研發(fā)支出與企業(yè)績效具有顯著正相關(guān)關(guān)系。Sougiannis(1995)的研究發(fā)現(xiàn),研發(fā)支出會影響企業(yè)七年內(nèi)的盈利能力和企業(yè)價值,尤其是對前三年的企業(yè)盈余的影響更加顯著,該結(jié)論說明了研發(fā)支出與企業(yè)績效的正向關(guān)系,同時具有一定的滯后性和積累性。王維、李宏揚(yáng)(2019)以滬深A(yù)股信息技術(shù)業(yè)企業(yè)為研究對象,發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入對企業(yè)并購績效有積極影響,并與滯后一年的并購績效呈正相關(guān)關(guān)系。此外如DavidAboodyandBaruehLev(2006)、吳亦嘉(2019)、嚴(yán)漢民、陳夢(2020)的研究也證實了上述結(jié)論。第二種觀點認(rèn)同第一種觀點中研發(fā)投入與企業(yè)績效的正相關(guān)關(guān)系,但是否認(rèn)了其中的滯后效應(yīng)。如張濟(jì)建、李香春(2009)在我國高新技術(shù)行業(yè)上市公司中選取了71家,以其2003—2007年年報數(shù)據(jù)作為樣本,通過實證分析得出結(jié)論:雖然研發(fā)投入與企業(yè)當(dāng)期績效呈正相關(guān)關(guān)系,但是并不存在滯后效應(yīng)。任海云、師萍(2010)的研究也得出了相同的結(jié)論。第三種觀點與上述兩種觀點相反,認(rèn)為研發(fā)投入與企業(yè)績效之間不存在線性關(guān)系,甚至有學(xué)者認(rèn)為二者之間呈負(fù)相關(guān)。其中比較具有代表性的觀點是Ohlsson在1987年提出的研究與實驗發(fā)展經(jīng)費(fèi)增長悖論觀。張儉、張玲紅(2014)以我國上市公司連續(xù)三年的面板數(shù)據(jù)為研究樣本,分別從企業(yè)的成長能力和盈利能力兩方面進(jìn)行研究,發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入與企業(yè)盈利能力之間呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,這種負(fù)作用甚至?xí)绊懙狡髽I(yè)以后兩年的效益。王君彩、王淑芳(2008),郭斌(2006),陳建麗、孟令杰(2015)的研究也證實了上述R&D增長悖論觀。第四種觀點提出研發(fā)投入與企業(yè)績效之間不只是簡單的線性關(guān)系,隨著研發(fā)投入的增加,還呈現(xiàn)出一種倒U型關(guān)系,即增加研發(fā)投入的量存在一個臨界值,一旦投入量超過某一數(shù)值,企業(yè)績效便不再增長。MingLiang(2010)分別利用不同時間、不同市場的數(shù)據(jù),通過實證研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入確實存在一個最優(yōu)投入水平,當(dāng)研發(fā)投入量超過這一臨界值時,由于成本費(fèi)用的增加反而造成企業(yè)績效的減少。通過大量參考以前文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn),近幾年的研究,尤其是對國內(nèi)市場的研究,大多集中在前兩種觀點。現(xiàn)有研究除了結(jié)論不一致之外,還存在一些缺陷,如實證研究多采用單一的絕對值分析或相對值分析,未結(jié)合兩種數(shù)值重復(fù)檢驗研究結(jié)論的可靠性;研究采用的數(shù)據(jù)多集中于某一板塊或某一行業(yè),企業(yè)績效的具體概念模糊、不一致,研究采用的變量指標(biāo)也不一致,因此相應(yīng)的研究結(jié)論具有一定的針對性和片面性,未必適用于其他板塊或行業(yè)。本文的創(chuàng)新點在于采用科創(chuàng)板上市公司研發(fā)投入的相對值指標(biāo)和絕對值指標(biāo),對當(dāng)期及滯后一期和滯后兩期企業(yè)盈利能力的影響情況進(jìn)行實證檢驗??苿?chuàng)板的上市條件相比較于創(chuàng)業(yè)板更為寬松,可以在一定程度上減少樣本選擇偏差,對科技創(chuàng)新類企業(yè)具有更普遍的啟示作用,得到的結(jié)果更具有說服力,有利于科技創(chuàng)新行業(yè)管理者基于研發(fā)投入和企業(yè)盈利能力之間的關(guān)系做出更加準(zhǔn)確、及時的研發(fā)投資決策。(二)研究假設(shè)本文在已有研究的基礎(chǔ)上,對創(chuàng)業(yè)板信息技術(shù)業(yè)上市公司進(jìn)行有針對性的具體分析,提出如下假設(shè):H1a:科創(chuàng)板上市公司研發(fā)資金投入和企業(yè)當(dāng)期的盈利能力之間存在正相關(guān)關(guān)系;H1b:科創(chuàng)板上市公司研發(fā)人員投入與企業(yè)當(dāng)期的盈利能力之間存在正相關(guān)關(guān)系。不可否認(rèn)的是,創(chuàng)新投資具有資金多、不確定性強(qiáng)和高風(fēng)險的特點,而這也是企業(yè)研發(fā)投入力度不強(qiáng)的主要原因。創(chuàng)新不只是一種結(jié)果,更是一個過程,而且是一個連續(xù)的過程,具有回收期長、短期內(nèi)難以見效的特點,企業(yè)決策者應(yīng)著眼于長期戰(zhàn)略,綜合考慮研發(fā)投入績效。由于企業(yè)技術(shù)設(shè)備差異、研發(fā)團(tuán)隊差異等引發(fā)的企業(yè)吸收新知識的能力不同,研發(fā)投入轉(zhuǎn)化為新技術(shù)、新產(chǎn)品的時間不同,新技術(shù)、新方法為企業(yè)帶來的價值也不同,因此,現(xiàn)有研究對于研發(fā)投入對企業(yè)盈利能力在時間上是否存在顯著滯后性問題存在分歧。本文通過閱讀和梳理現(xiàn)有相關(guān)研究,結(jié)合科技創(chuàng)新行業(yè)的特征提出如下假設(shè):H2a:科創(chuàng)板上市公司研發(fā)資金投入和企業(yè)的盈利能力之間存在顯著的時間滯后性;H2b:科創(chuàng)板上市公司研發(fā)人員投入和企業(yè)的盈利能力之間存在顯著的時間滯后性。三、數(shù)據(jù)選取與模型構(gòu)建(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源本文以2020年12月14日前在科創(chuàng)板成功上市的203家中關(guān)村高新技術(shù)企業(yè)為研究對象,數(shù)據(jù)采集時間范圍為2015年1月1日至2019年12月31日。為了能更真實地展示研發(fā)投入對企業(yè)業(yè)績的影響,在選取樣本時針對以下企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行了剔除并對剩余樣本進(jìn)行了1%的縮尾處理:①未真實完整地披露2015—2019年研發(fā)數(shù)據(jù)以及財務(wù)報表數(shù)據(jù)的企業(yè)。②任意一年被ST以及被注冊會計師出具保留審計意見、否定審計意見、無法表示審計意見的企業(yè)。③包含極端值的公司本文涉及上市公司的數(shù)據(jù)均來自于Wind數(shù)據(jù)庫。采用Stata16對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。運(yùn)用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)理論建立面板數(shù)據(jù)回歸模型,主要運(yùn)用描述性統(tǒng)計分析法、相關(guān)性分析法和回歸分析法。(二)變量與指標(biāo)選取1.因變量本文主要探討的是科創(chuàng)板上市公司研發(fā)投入與企業(yè)盈利能力的關(guān)系。結(jié)合前人研究及數(shù)據(jù)的可獲取性,分別采用主營業(yè)務(wù)利潤(MOP)和主營業(yè)務(wù)利潤率(MBPR)作為反映企業(yè)盈利水平的絕對值指標(biāo)和相對值指標(biāo)。2.自變量關(guān)于研發(fā)投入的絕對值指標(biāo)主要細(xì)分為兩部分,一是研發(fā)資金支出(RD),即R&D經(jīng)費(fèi)支出,二是研發(fā)人員數(shù)量(pernum),這里是指企業(yè)年初從事研究開發(fā)人員數(shù)量與本年末從事研究開發(fā)人員數(shù)量的平均數(shù)??紤]到科創(chuàng)板上市公司企業(yè)規(guī)模差異較大,單一采用絕對值指標(biāo)對于不同規(guī)模的企業(yè)來說可能差異很大且不具有說服力,故本文另采用了兩個相對值指標(biāo)——研發(fā)資金投入強(qiáng)度(RDI)和研發(fā)人員占比(perratio),以便從不同的角度說明企業(yè)研發(fā)投入的多少。3.控制變量影響企業(yè)財務(wù)績效的因素很多。不同規(guī)模以及不同的負(fù)債水平都會對企業(yè)的盈利能力產(chǎn)生影響。因此,考慮到數(shù)據(jù)的可獲取性并參考已有文獻(xiàn),本文選用企業(yè)規(guī)模的對數(shù)(lnsize)以及企業(yè)的財務(wù)杠桿水平(LEV)作為控制變量。(三)模型構(gòu)建根據(jù)前文所述,本研究從絕對值和相對值兩個指標(biāo)分別構(gòu)建以下模型:MBPRitMOPit為了研究方便,對模型(2)進(jìn)行線性化處理,得到:lnPit由于研發(fā)投入具有回收期長、短期難以見效等特點,同時結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲取性,本研究決定采用滯后1期和滯后2期的數(shù)據(jù)進(jìn)行滯后效應(yīng)分析。因此,通過對上述模型的t值進(jìn)行限定,以研究假設(shè)2企業(yè)研發(fā)投入對盈利能力影響的滯后性。得到滯后1期的回歸模型:MBPRitMOPit同樣地,對模型(5)進(jìn)行線性化處理:lnPit=lnA+a同理,可得滯后2期的回歸模型MBPRitMOPitlnPit其中,βi是變量系數(shù),μ四、實證研究(一)描述性統(tǒng)計分析首先對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計,詳見表1表1描述性統(tǒng)計VariableObsMeanStd.Dev.MinMaxMOP7473.43e+086.72e+082.56e+075.21e+09MBPR747.5085142.2180412.1382997.9933397RD8357.24e+071.56e+0839752251.18e+09RDI816.1127285.0918081.0189.5585pernum458228.0852327.2326212183perratio382.2946869.1914471.044.8212LnsizeLEV83584220.34834.35486671.103144.199224818.26049.041514724.55634.8847909無論是從絕對值指標(biāo)MOP還是相對值指標(biāo)MBPR來看,科創(chuàng)板不同上市公司間的盈利能力都存在巨大差異;而反映研發(fā)投入的RD和RDI指標(biāo)均顯示,不同企業(yè)的研發(fā)資金投入存在顯著差異;研發(fā)人員數(shù)量更是呈現(xiàn)從兩位數(shù)到四位數(shù)的分布,研發(fā)人員數(shù)量也有數(shù)十倍的差異;而作為控制變量的資產(chǎn)規(guī)模和資產(chǎn)負(fù)債率也呈現(xiàn)出較為明顯的個體差異性。由表1可見,所選樣本對不同財務(wù)狀況的高新技術(shù)企業(yè)具有廣泛代表性。(二)Pearson相關(guān)性分析表2相關(guān)性分析lnplnklnlMBPRRDIperratiolnsizelnplnk10.825***1lnl0.659***0.813***1MBPR0.032-0.089**-0.173***1RDI-0.064*0.322***0.264***0.418***1perratio-0.125**0.170***0.296***0.160***0.441***1lnsize-0.014-0.0240.001-0.038-0.0340.0231LEV0.123***0.090***0.258***-0.436***-0.207***-0.168***0.090**注:*表示在10%水平上顯著;**表示在5%水平上顯著;***表示在1%水平上顯著從表2可以看出,絕對值指標(biāo)研發(fā)資金支出(RD)和研發(fā)人員數(shù)量(lnl)在1%的水平上同主營業(yè)務(wù)利潤顯著正相關(guān),且相關(guān)系數(shù)分別為0.825和0.659,相關(guān)性較強(qiáng)。但僅通過相關(guān)性關(guān)系還不能進(jìn)行直接判斷,因此需要進(jìn)一步通過回歸分析進(jìn)行判斷。相對值指標(biāo)研發(fā)資金投入強(qiáng)度(RDI)和研發(fā)人員占比(perratio)同營業(yè)利潤率(MBPR)在1%的水平上顯著相關(guān),因此可以用上述變量進(jìn)行回歸分析。此外財務(wù)杠桿水平(LEV)在1%水平上與主營業(yè)務(wù)利潤(MOP)和主營業(yè)務(wù)利潤率(MBPR)顯著相關(guān),說明控制變量選擇合理。(三)回歸分析1.研發(fā)投入對企業(yè)當(dāng)期盈利能力影響的回歸分析本研究首先進(jìn)行了hausman檢驗,通過該檢驗判斷是否選擇固定模型還是隨機(jī)模型。hausman檢驗結(jié)果表明:固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型之間存在顯著的差異(p=0.00<0.05),因此本研究使用企業(yè)固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析。(1)表3研發(fā)投入強(qiáng)度和研發(fā)人員占比對企業(yè)當(dāng)期主營業(yè)務(wù)利潤率的影響MBPRCoef.Std.Err.tP>|t|[95%Conf.Interval]RDI.711029.1651454.310.000.3846451.037412perratio.2275703.1040432.190.030.0219453.4331953lnsizeLEV.003824-.1710467 .0052557.04880170.73-3.500.4680.001-.006563-.2674957.014211-.0745978_cons.3022497.10749862.810.006.0897954.514704sigma_usigma_e rho.17755012.06632008.87755959(fractionofvarianceduetou_i)Ftestthatallu_i=0:F(166,146)=6.84Prob>F=0.0000(2)表4研發(fā)投入資金支出和研發(fā)人員數(shù)量對企業(yè)當(dāng)期主營業(yè)務(wù)利潤的影響lnpCoef.Std.Err.tP>|t|[95%Conf.Interval]lnk.6930083.07571199.150.000.5437596.8422569lnl.4072913.10012034.070.000.209927.6046556lnsize-.0071993.0148023-0.490.627-.0363787.02198LEV-.2620455.1545855-1.700.092-.5667753.0426844_cons3.4503471.0464633.300.0011.3874855.513209sigma_usigma_e rho.64811104.22572755.89181988(fractionofvarianceduetou_i)Ftestthatallu_i=0:F(170,211)=9.98Prob>F=0.0000由表3,表4數(shù)據(jù)可知,從絕對值指標(biāo)來看,在1%的顯著性水平下,研發(fā)資金支出和研發(fā)人員投入與企業(yè)當(dāng)期的主營業(yè)務(wù)利潤顯著正相關(guān),符合經(jīng)濟(jì)學(xué)意義。而從相對值指標(biāo)來看,研發(fā)投入強(qiáng)度以及研發(fā)人員占比分別在1%和5%的顯著性水平下和企業(yè)當(dāng)期的主營業(yè)務(wù)利潤率顯著相關(guān),且相關(guān)系數(shù)分別為0.71和0.22。綜合表3,表4數(shù)據(jù),無論是研發(fā)資金支出還是研發(fā)人員投入,都和所選企業(yè)的盈利能力具有顯著正相關(guān)關(guān)系,因此H1a,H1b均得到支持。2.研發(fā)投入對企業(yè)滯后1期盈利能力影響的回歸分析(1)表5研發(fā)投入強(qiáng)度和研發(fā)人員占比對企業(yè)滯后1期主營業(yè)務(wù)利潤率的影響:L.MBPRCoef.Std.Err.tP>|t|[95%Conf.Interval]RDI.361075.18054222.000.046.0072123.7149377perratio.5762445.26861252.150.032.0497641.102725L.lnsizeL.LEV-.0084391-.2272941 .0084572.0783953-1.00-2.900.3200.004-.0251795-.3824727.0083013-.0721155_cons.7132212.20305443.510.001.31128751.115155sigma_usigma_e rho.21726703.09730431.83293431(fractionofvarianceduetou_i)豪斯曼檢驗p=0.015<0.05,采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸。回歸后的F(4,146)=33.54,p=0.00,F(xiàn)檢驗顯著,有足夠的理由拒絕原假設(shè),說明至少一個相關(guān)系數(shù)不為零。再通過表5中的t檢驗以及相關(guān)系數(shù)可以得出,在5%的顯著性水平下,研發(fā)投入強(qiáng)度和研發(fā)人員占比對滯后1期的盈利能力(主營業(yè)務(wù)利潤率MBPR)具有顯著的促進(jìn)作用,且研發(fā)人員占比對盈利能力的影響在逐步提升,而研發(fā)投入強(qiáng)度的影響卻在下降,因此H2b在1年的時間跨度內(nèi)得到了支撐,而H2a未得到支持。(2)表6研發(fā)投入資金支出和研發(fā)人員數(shù)量對企業(yè)滯后1期主營業(yè)務(wù)利潤的影響L.lnpCoef.Std.Err.tP>|t|[95%Conf.Interval]lnk.467727.13190523.550.000.2070516.7284025lnl.5977329.1557823.840.000.2898713.905595l.lnsize-.0099214.0230033-0.430.667-.0553814.0355385l.LEV-.1172883 .2346879-0.500.618-.5810863.3465097_cons4.7616781.9736912.410.017.8612048.662151sigma_usigma_e rho.92267192.28002964.9156575(fractionofvarianceduetou_i)Ftestthatallu_i=0:F(169,147)=6.32Prob>F=0.0000回歸后的F(4,147)=56.43,p值為0,拒絕原假設(shè),說明至少一個相關(guān)系數(shù)不為零。再通過表7中的t檢驗判斷在1%的顯著性水平下,研發(fā)資金支出和研發(fā)人員數(shù)量對滯后1期的主營業(yè)務(wù)利潤具有顯著的正向影響,且相關(guān)系數(shù)分別為0.47和0.60,相關(guān)性較強(qiáng),且研發(fā)人員數(shù)量對盈利能力的影響在逐步提升,而研發(fā)投入資金支出的影響卻在下降,因此H2b在1年的時間跨度內(nèi)得到了支撐,而H2a未得到支持。3.研發(fā)投入對企業(yè)滯后2期盈利能力影響的回歸分析(1)表7研發(fā)投入強(qiáng)度和研發(fā)人員占比對企業(yè)滯后2期主營業(yè)務(wù)利潤率的影響L2.MBPRCoef.Std.Err.tP>|t|[95%Conf.Interval]RDI.2931521.12576572.330.028.0341328.5521713perratio.6035636.25683562.350.027.1001651.106961L2.lnsize-.5402288.4437258-1.220.235-1.454099.3736416L2.LEV-.0711838.0982246-0.720.471-.2669007.1245331_cons-445.112842.12952-10.570.000-531.8802-358.3455sigma_usigma_e rho.22457071.0367703.97389051(fractionofvarianceduetou_i)通過表7可以得出,在5%顯著性水平下,研發(fā)投入強(qiáng)度和研發(fā)人員占比對滯后2期的營業(yè)利潤率均存在顯著影響,相關(guān)系數(shù)均為正,符合經(jīng)濟(jì)學(xué)意義,相關(guān)系數(shù)分別為0.29和0.60,說明研發(fā)投入強(qiáng)度和研發(fā)人員占比對滯后2期的盈利能力具有正向促進(jìn)作用。(2)表8研發(fā)投入資金支出和研發(fā)人員數(shù)量對企業(yè)滯后2期主營業(yè)務(wù)利潤的影響L2.lnpCoef.Std.Err.tP>|t|[95%Conf.Interval]lnk.3370652.18520071.820.073-.0259281.7000585lnl.662816.26383742.510.012.13647441.189157L2.lnsize-.0556897.0315543-1.760.082-.1186388.0072594L2.LEV-.2121571 .2745332-0.770.442-.7598359.3355217_cons6.435153.5780241.800.076-.702813713.57311sigma_usigma_e rho1.0928051.2671955.94358999(fractionofvarianceduetou_i)Ftestthatallu_i=0:F(162, 69)=7.13 Prob>F =0.0000通過表8可知,研發(fā)資金支出和研發(fā)人員數(shù)量分別在10%和5%的顯著性水平上同滯后2期的主營業(yè)務(wù)利潤顯著相關(guān),且相關(guān)系數(shù)均為正數(shù),說明不管是研發(fā)資金支出還是研發(fā)人員數(shù)量都對滯后2期的主營業(yè)務(wù)利潤具有顯著的促進(jìn)作用。綜合當(dāng)期、滯后1期以及滯后2期的數(shù)據(jù)和分析結(jié)果,隨著時間的推移,研發(fā)資金投入對企業(yè)盈利能力的積極影響并未逐年提升,反而有著下降趨勢,因此沒有明確證據(jù)表明研發(fā)資金投入對企業(yè)盈利能力的影響存在顯著的滯后性,H2a不成立。但隨著滯后期的增加,研發(fā)人員投入對企業(yè)盈利能力的促進(jìn)作用在逐步提升,因此研發(fā)人員投入和盈利能力之間存在的顯著的滯后效應(yīng),H2b成立。五、穩(wěn)健性檢驗盡管本文已經(jīng)采用兩種不同模型分別從相對值和絕對值兩個角度論證了研發(fā)投入對科創(chuàng)板高新技術(shù)企業(yè)盈利能力的影響,但是考慮到研究結(jié)果和部分現(xiàn)有研究的結(jié)論存在不一致性,因此,為了再次檢驗上述研究結(jié)果的可靠性,本文分別以凈資產(chǎn)收益率(ROE)、總資產(chǎn)收益率(ROA)代替主營業(yè)務(wù)利潤率(MBPR),作為企業(yè)盈利能力的相對值指標(biāo),同時保持其他變量不變,再利用多元回歸模型和C-D生產(chǎn)函數(shù)模型進(jìn)行上述回歸,回歸結(jié)果列示如下表9研發(fā)投入在當(dāng)期、滯后1期及滯后2期對企業(yè)盈利能力(ROE、ROA)的影響當(dāng)期滯后1期滯后2期ROEROAROEROAROEROARDI0.62***(0.21)0.61**(0.25)0.54***(0.19)0.50***(0.17)0.43**(0.17)0.41**(0.19)Perratio0.46**(0.21)0.42***(0.13)0.49**(0.20)0.50**(0.24)0.58*(0.31)0.63*(0.34)lnsize0.004(0.005)0.009(0.011)-0.008(0.023)-0.011*(0.007)-0.012**(0.006)-.0.015*(0.009)LEV-0.238***(0.08)-0.295**(0.14)-0.265*(0.15)-0.334*(0.18)-0.242*(0.13)-0.318**(0.15)*表示在10%顯著性水平下顯著,**表示在5%顯著性水平下顯著,***表示在1%顯著性水平下顯著由表9可知,無論是凈資產(chǎn)收益率(ROE)、總資產(chǎn)收益率(ROA),在研究期內(nèi)都與研發(fā)投入強(qiáng)度和研發(fā)人員占比顯著正相關(guān),因此第四章的回歸結(jié)果得到了驗證,H1a和H1b均得到了支持。綜合當(dāng)期、滯后1期和滯后2期的數(shù)據(jù),ROA、ROE同研發(fā)投入強(qiáng)度間的相關(guān)關(guān)系并未隨著滯后時間的增加而加強(qiáng),反而存在一定的減弱。由此可見,研發(fā)資金投入對企業(yè)盈利能力的影響并未表現(xiàn)出明顯的滯后性,因此H2a不成立。根據(jù)表9數(shù)據(jù)可知,研發(fā)人員占比與企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率和總資產(chǎn)收益率之間的正相關(guān)性隨著滯后期的增加而逐漸增強(qiáng),相關(guān)系數(shù)從當(dāng)期的0.46和0.42逐步增加為0.58和0.63,這表明研發(fā)人員投入對企業(yè)盈利能力的影響存在滯后效應(yīng),H2b得到支持。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與第四章實證研究部分的結(jié)論無顯著性差異,說明本研究所選取的模型較為穩(wěn)健。六、總結(jié)與啟示根據(jù)上述回歸結(jié)果及分析,H1a,H1b,H2b均得到支持,而H2a不成立,即:研發(fā)資金投入和研發(fā)人員投入與企業(yè)當(dāng)期的盈利能力均存在顯著的正相關(guān)關(guān)系;研發(fā)人員投入對企業(yè)盈利能力的影響存在顯著的滯后效應(yīng);而研發(fā)資金投入對企業(yè)的盈利能力帶來的影響未發(fā)現(xiàn)顯著的滯后效應(yīng)。從經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上來解釋,企業(yè)的研發(fā)投入可以通過技術(shù)革新、效率提升等方面對企業(yè)的盈利能力起到促進(jìn)作用。與此同時,由于科創(chuàng)板的上市企業(yè)大多隸屬于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè),采用的是先進(jìn)的理論和通訊技術(shù),建立在較高水平的科學(xué)技術(shù)發(fā)展之上,屬于具有較高技術(shù)水平和應(yīng)用效率的產(chǎn)業(yè),該行業(yè)的高效性使得研發(fā)資金投入可以在當(dāng)期快速轉(zhuǎn)化為企業(yè)生產(chǎn)效率的提高從而帶動盈利能力的提升,因此研發(fā)資金投入強(qiáng)度指標(biāo)未表現(xiàn)出對企業(yè)盈利能力影響的滯后效應(yīng)。而在加大研發(fā)資金投入強(qiáng)度的同時,企業(yè)必須不斷注入創(chuàng)新血液,引進(jìn)大量研發(fā)人員,而在高新技術(shù)企業(yè)大量引進(jìn)研發(fā)人員之時,新引進(jìn)的研發(fā)人員往往需要通過專門培訓(xùn)才能更好地為企業(yè)帶來價值,這就需要企業(yè)在前期付出大量的人力成本和時間成本。以上兩個主要方面使得研發(fā)投入對企業(yè)盈利能力的影響在時間上的滯后性影響較為顯著。因此在2年的時間跨度中,產(chǎn)生了和人們的通常觀念不相符的現(xiàn)象:研發(fā)人員投入在當(dāng)期對企業(yè)盈利能力的提升并不明顯,反而在1-2年的時間跨度內(nèi)對企業(yè)盈利能力的提升作用愈發(fā)明顯。對于高科技企業(yè)來講,需要把握好當(dāng)期發(fā)展和長遠(yuǎn)盈利能力之間的權(quán)衡。研發(fā)投入的增加在長期來看會對企業(yè)的盈利能力有所提升,但在短期內(nèi),對盈利能力的提升并不明顯。如果一味地盲目投入創(chuàng)新,可能會壓垮經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)并不厚實、基本盤不穩(wěn)的企業(yè);而如果一直安于現(xiàn)下的收益、追求短期效益,卻忽略了對企業(yè)未來的投資(研發(fā)投入)將很可能在長期面臨盈利能力難以持續(xù)的困境。七、局限性本文選取的是科創(chuàng)板的上市公司,而科創(chuàng)板僅僅創(chuàng)立不足兩年,其中的許多公司更是剛上市甚至成立不久的新興企業(yè)。上市所對公司現(xiàn)金流和資金帶來的補(bǔ)充效應(yīng)遠(yuǎn)不如前人研究中選取的創(chuàng)業(yè)板和主板企業(yè)更為顯著。同時,由于成立時間較短,樣本中或許有部分企業(yè)的經(jīng)營欠佳財務(wù)狀況不佳,但未能完成退市等步驟,因此在數(shù)據(jù)選取上可能存在一定的樣本選擇偏差,影響了對研發(fā)投入和企業(yè)盈利能力的分析。在此研究基礎(chǔ)上,后人可以在科創(chuàng)板發(fā)展地更成熟、準(zhǔn)入和退出機(jī)制更為完善的狀況下進(jìn)

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