陳彬 崔秀娜

【摘 要】 通過對我國制造業(yè)及信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務業(yè)A股上市公司2009—2013年的財務數(shù)據(jù)進行分析，實證檢驗了企業(yè)盈余持續(xù)性對研發(fā)投入的影響。研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)盈余持續(xù)性對研發(fā)投入有積極的促進作用；相對于非高新技術(shù)企業(yè)，高新技術(shù)企業(yè)表現(xiàn)出了更高的盈余持續(xù)性和研發(fā)投入水平，但并未發(fā)現(xiàn)兩類企業(yè)在盈余持續(xù)性對研發(fā)投入的影響上存在顯著差異；相對于國有控股企業(yè)，非國有控股企業(yè)盈余持續(xù)性對研發(fā)投入的正向影響更為顯著。基于以上研究結(jié)論，文章從多個方面進行原因分析，并提出了相應建議。

【關鍵詞】 盈余持續(xù)性； 研發(fā)投入； 高新技術(shù)； 國有控股

中圖分類號：F275 文獻標識碼：A 文章編號：1004-5937（2016）01-0089-06

一、引言

研發(fā)（R&D）水平不僅是企業(yè)核心競爭力及未來發(fā)展能力的重要體現(xiàn)，也是衡量一國科技創(chuàng)新程度的重要標準。根據(jù)2014年《自然》統(tǒng)計數(shù)據(jù)，截至2012年，歐盟研發(fā)投資占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例為1.96%，而中國則以1.98%的優(yōu)勢首次超過歐盟。雖然近年來我國企業(yè)研發(fā)情況有顯著發(fā)展，但同發(fā)達國家相比仍存在較大差距。因此有必要通過對研發(fā)投入影響因素的研究，來進一步提高我國研發(fā)投入水平。

影響企業(yè)研發(fā)投入的因素主要分為內(nèi)部和外部兩個方面。外部因素主要涉及企業(yè)所處的法律、制度背景（Hakim Hammadou，2012），政府政策（Russell Thomson，2013），市場及行業(yè)特征（Oliviero A. Carboni，2012）等，多數(shù)情況下企業(yè)自身難以作出改變。而從企業(yè)內(nèi)部視角看，研發(fā)投入除受到企業(yè)特征及管理層動機與選擇的影響外，還與公司治理以及企業(yè)的戰(zhàn)略訴求密切相關（趙武陽、陳超，2012）。而企業(yè)盈余質(zhì)量作為管理層動機、投資者選擇及戰(zhàn)略決策的重要參考標準，貫穿于影響企業(yè)研發(fā)投入的內(nèi)部因素之中，其對研發(fā)投入必然會產(chǎn)生深刻的影響。盈余持續(xù)性是判斷企業(yè)盈余質(zhì)量的重要特征（Bowen et al.，1986；Penman and Sougiannis，1998）。以往研究認為，較強的盈余持續(xù)性不僅能夠產(chǎn)生更為強烈的股票市場經(jīng)濟后果（Collins et al.，1989），還對企業(yè)高管薪酬的界定及企業(yè)管理決策等非資本市場經(jīng)濟后果具有顯著的積極影響（Baber et al，1998；Allan Set al，2004；Nwaeze et al.，2006）。而分析師及投資者一般也認為，企業(yè)盈余持續(xù)性強則往往意味著企業(yè)盈余質(zhì)量較高，即企業(yè)有著較為平穩(wěn)的經(jīng)營狀況和良好的管理能力，會對企業(yè)盈余水平和企業(yè)發(fā)展等作出較為積極的判斷（Collins and Daniel W，1989）。因此，盈余持續(xù)性作為決策有用信息，越來越受到企業(yè)各利益相關者的重視。以往國內(nèi)外相關研究主要是從企業(yè)價值、股票收益與定價、股利政策、資本市場反應與效率等股票市場經(jīng)濟后果，以及企業(yè)管理層決策、高管薪酬、審計研究及分析師預測等非股票市場經(jīng)濟后果的角度出發(fā)（Patricia Dechow，2010），對盈余持續(xù)性進行理論和實務上的探討，鮮有將盈余持續(xù)性作為企業(yè)研發(fā)投入的影響因素進行研究的文獻。將盈余持續(xù)性作為企業(yè)研發(fā)投入的影響因素進行研究，無論對企業(yè)自身的研發(fā)發(fā)展，還是對于資本市場信息使用者都有著重要的參考意義。

二、理論分析與研究假設

根據(jù)企業(yè)核心競爭力理論，核心競爭力能為企業(yè)創(chuàng)造持久的生存優(yōu)勢。而獲得核心競爭力的關鍵在于獲得和整合無形資源及與之相匹配的能力（胡宜挺、李萬明，2005）。研發(fā)是企業(yè)獲得無形資產(chǎn)的主要途徑，因此通過研發(fā)活動創(chuàng)造自身獨特優(yōu)勢是企業(yè)生存的一項長期需求。而由持久收入理論可知，在消費個體理性的情況下，其消費水平是由其收入中的持久性收入部分所決定的。在盈余持續(xù)性強的情況下，一方面根據(jù)持久收入理論，企業(yè)永久性盈余占比較高，持久收入預期平穩(wěn)，企業(yè)更傾向于維持或提高原有長期需求的投入水平，故至少不會降低當前企業(yè)研發(fā)投入強度。另一方面，基于企業(yè)核心競爭力理論，企業(yè)鑒于當前良好的營運狀況和盈利能力，為謀求穩(wěn)定的后續(xù)長期發(fā)展，管理層更傾向于通過加大企業(yè)研發(fā)投入在市場競爭中脫穎而出，創(chuàng)造更長久的競爭優(yōu)勢，為后期發(fā)展做好充足的風險應對準備，最終創(chuàng)造更多企業(yè)價值。另外，根據(jù)融資約束理論，企業(yè)研發(fā)投入的內(nèi)外部融資成本存在較大不同，其中外部融資往往受到政策體制及財務成本上的諸多限制，這也使得內(nèi)部融資成為企業(yè)研發(fā)經(jīng)費的主要融資來源（Brown et al.，2009）。在盈余持續(xù)性較強的情況下，企業(yè)研發(fā)投入內(nèi)部融資成本更低，且持久性收入促使該項融資更加穩(wěn)定。另外，企業(yè)盈余持續(xù)性較強也對外部融資者傳遞了較好的經(jīng)營狀況信號，企業(yè)更易獲得外部投資者的融資支持，融資約束降低，且不易受到流動性沖擊的影響（Wei Zhang，2015）。在這種狀況下，企業(yè)更易獲得研發(fā)所需資金保障，有條件更加順利地開展研發(fā)活動。基于以上分析，本文提出假設1。

假設1：企業(yè)盈余持續(xù)性越強，則企業(yè)研發(fā)投入強度越大。

企業(yè)保持長期穩(wěn)定發(fā)展和市場優(yōu)勢地位的必要條件之一就是創(chuàng)新。高新技術(shù)企業(yè)屬研發(fā)密集型企業(yè)，根據(jù)我國最新高新技術(shù)企業(yè)認定辦法，高新技術(shù)企業(yè)應當能夠保持研發(fā)活動與成果的轉(zhuǎn)化，通過構(gòu)建自身核心知識產(chǎn)權(quán)維持企業(yè)經(jīng)營發(fā)展。由此可見，高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)立的基礎就是必須擁有自主知識產(chǎn)權(quán)，即相對于非高新技術(shù)企業(yè)，自主知識產(chǎn)權(quán)更是高新技術(shù)企業(yè)的立足之本。而自主知識產(chǎn)權(quán)無疑要通過企業(yè)開展研發(fā)活動獲得。因此高新技術(shù)企業(yè)為求得基本生存，其在研發(fā)開展上更具動力。同時，融資約束的存在使得內(nèi)部資金成為企業(yè)研發(fā)的主要資金來源，而政府通過補貼及稅收優(yōu)惠等對高新技術(shù)企業(yè)加以扶持，在減緩了融資約束的同時也激勵高新技術(shù)企業(yè)加大其研發(fā)投入力度。因此，一方面為在更激烈的市場技術(shù)競爭中獲得生存，另一方面為獲得政府優(yōu)惠支持的利好，高新技術(shù)企業(yè)在盈余持續(xù)性較強的情況下，有可能為維持其關于“研究開發(fā)費用總額占銷售收入比例”的企業(yè)類型認定標準，而更有動力進一步加大企業(yè)研發(fā)力度，從而使企業(yè)盈余持續(xù)性與研發(fā)投入強度的關系表現(xiàn)出更顯著的相關性?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O2。

假設2：相對于非高新技術(shù)企業(yè)，高新技術(shù)企業(yè)盈余持續(xù)性與研發(fā)投入之間的正相關關系更加顯著。

由于諸多歷史和政治因素的存在，國有控股企業(yè)往往不同程度上受到政府干預的影響。一方面國有控股企業(yè)研發(fā)活動更易得到政府政策及財務上的支持，受到的融資約束較非國有控股企業(yè)更小，從而使其脫離了真正的市場競爭，不適用完全的市場生存法則；另一方面，國有控股企業(yè)管理人員因任職期間的績效考核、職業(yè)發(fā)展甚至政治因素的影響，其在進行投資決策時易產(chǎn)生較為強烈的短期投資行為動機，加之實際控股股東的缺位造成管理層監(jiān)管缺乏等，這無疑都會影響到企業(yè)的研發(fā)決策。因此，對于國有控股企業(yè)來說，企業(yè)盈余持續(xù)性對研發(fā)投入強度的影響也許并不完全遵從充分、公平的市場規(guī)則。而非國有控股企業(yè)面對激烈的市場競爭，為維持生存和發(fā)展，必須通過研發(fā)活動創(chuàng)造異質(zhì)資源，獲得競爭優(yōu)勢，維持甚至提高企業(yè)的市場份額。另外，非國有控股企業(yè)由于資源及融資上的限制等，更加注重資源的使用效率，其資金利用率及投資決策效力等較國有控股企業(yè)會更高。由此本研究認為，相對于國有控股企業(yè)，非國有控股企業(yè)盈余持續(xù)性對研發(fā)投入的影響可能會更顯著?；谝陨吓袛啵疚奶岢黾僭O3。

假設3：相對于國有控股企業(yè)，非國有控股企業(yè)盈余持續(xù)性與研發(fā)投入之間的正相關關系更加顯著。

三、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2009—2013年制造業(yè)及信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務業(yè)（以下簡稱信息技術(shù)業(yè)）A股上市公司為樣本。為提高研究數(shù)據(jù)可靠性，本文剔除了2008年12月31日后上市的公司，研究期間出現(xiàn)ST、PT、*ST及主業(yè)變更等的公司，研究數(shù)據(jù)缺失以及研發(fā)數(shù)據(jù)披露不明確的公司。另外，為消除樣本異常值的影響，本文對各變量樣本值均加以Winsorize縮尾處理，使小于1%和大于99%分位數(shù)的變量值分別等于1%和99%分位數(shù)的變量值。本文研發(fā)數(shù)據(jù)主要來自于同花順數(shù)據(jù)庫，并與手工收集資料進行比對，另有部分經(jīng)自行查閱企業(yè)財務報告而得；對高新技術(shù)企業(yè)的判定以母公司為標準。所用其他財務數(shù)據(jù)主要取自國泰安數(shù)據(jù)庫，年度報告來自巨潮資訊網(wǎng)。本文主要使用Stata11.0軟件處理完成。

（二）模型設計與變量定義

為檢驗以上三個假設，本文分別設計了以下多元回歸模型：

RDi，t=β0+β1EPi，t+β2RDi，t-1+β3FCi，t+β4Growi，t+

β5Sizei，t+β6Levi，t+β7Type+β8Cont+β9Indu+β10Year

+ε （1）

RDi，t=β0+β1EPi，t+β2EPi，t×Type+β3RDi，t-1+β4FCi，t+

β5Growi，t+β6Sizei，t+β7Levi，t+β8Type+β9Cont+β10Indu

+β11Year+ε （2）

RDi，t=β0+β1EPi，t+β2EPi，t×Cont+β3RDi，t-1+β4FCi，t

+β5Growi，t+β6Sizei，t+β7Levi，t+β8Type+β9Cont+β10Indu

+β11Year+ε （3）

各模型變量中i，t表示i公司第t年的變量取值。其中對于假設2及假設3，分別在模型（1）的基礎上添加了交互項變量EPi，t×Type及EPi，t×Cont，以判斷不同企業(yè)類型（Type）及實際控制人性質(zhì)（Cont）下盈余持續(xù)性與研發(fā)投入之間的關系是否顯著不同。

鑒于企業(yè)研發(fā)所進行的人力、財力、物力上的投資都將最終表現(xiàn)為研發(fā)經(jīng)費的投入（曹艷華、閆澍，2012），本文選取研發(fā)費用占營業(yè)收入的比重這一指標衡量被解釋變量RDi，t。同時借鑒王志臺（2000）的研究，采用調(diào)整后的營業(yè)利潤占利潤總額的比重代表解釋變量EPi，t，該指標值越高，則盈余持續(xù)性越強。根據(jù)已有研究，本文還選取了部分控制變量及行業(yè)、年度虛擬變量，各變量定義具體如表1所示。

四、實證檢驗結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

經(jīng)前述樣本篩選，本文共獲得742個公司的3 710個觀測樣本。其中制造業(yè)公司705個，信息技術(shù)業(yè)公司37個。樣本整體分布如表2所示。

為降低不隨時間改變的遺漏變量所帶來的偽回歸問題，本文在回歸分析時采用經(jīng)行業(yè)年度均值調(diào)整的研發(fā)投入（RDi，t）和盈余持續(xù)性（EPi，t）數(shù)值。但為便于觀察，此處采用未經(jīng)調(diào)整值進行基本描述性統(tǒng)計，結(jié)果如表3所示。

根據(jù)描述統(tǒng)計結(jié)果，從企業(yè)研發(fā)投入的角度分析，整體研發(fā)投入均值為0.0266，中位數(shù)為0.0206，均值與中位數(shù)相差較小，另外研發(fā)投入標準差為0.0291，表明研發(fā)投入的整體水平較為均衡穩(wěn)定。由高新與非高新技術(shù)企業(yè)的對比可知，我國高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入均值達0.0324，高于非高新技術(shù)企業(yè)的均值0.0207，且高于《高新技術(shù)企業(yè)認定管理辦法》中研發(fā)投入占銷售收入的比重不得低于3%的最低規(guī)定限制①，符合高新技術(shù)企業(yè)作為技術(shù)創(chuàng)新風向標的現(xiàn)狀。在該分組中，研發(fā)投入T值和Z值均在1%的水平上顯著，故兩類企業(yè)的研發(fā)投入水平存在顯著性差異。同樣，國有與非國有控股企業(yè)研發(fā)投入T值和Z值均顯著，非國有控股企業(yè)均值為0.0319，表明其是拉動樣本內(nèi)研發(fā)經(jīng)費投入的主要力量。而國有控股企業(yè)的研發(fā)經(jīng)費投入處于較低水平，有待提高。

從企業(yè)盈余持續(xù)性角度分析，全樣本盈余持續(xù)性均值（0.3150）和中位數(shù)（0.8247）相差較大，且標準差（1.7553）較高，這意味著樣本企業(yè)整體盈余持續(xù)性水平不均衡，企業(yè)間差異較大。另根據(jù)分組樣本檢驗，不同企業(yè)類型下盈余持續(xù)性水平存在顯著差異（T=-12.55***，Z=-17.83***）。而根據(jù)國有與非國有分組檢驗結(jié)果，雖然盈余持續(xù)性中位數(shù)差異不顯著，但兩者均值存在顯著性差異（T=5.0738***），因此也可以推斷國有與非國有企業(yè)的盈余持續(xù)性水平是具有顯著性差異的。

（二）回歸結(jié)果分析

本文在實證分析前，對各模型變量進行了Pearson及Spearman相關系數(shù)檢驗（篇幅限制，此處略）。檢驗發(fā)現(xiàn)變量間表現(xiàn)出了一定的相關性，但經(jīng)檢驗vif值均小于5，故各回歸結(jié)果不存在多重共線性。為剔除異方差的影響，本文對各回歸結(jié)果均進行了robust檢驗。3個模型回歸結(jié)果如表4所示。

根據(jù)模型（1）的回歸結(jié)果，盈余持續(xù)性與企業(yè)研發(fā)投入在1%的顯著性水平上顯著正相關（β1=0.001629，t=2.80***），假設1得到支持。另外，通過全樣本回歸還表明，企業(yè)上期研發(fā)投入與本期研發(fā)投入顯著正相關，這意味著企業(yè)研發(fā)活動是一個跨期間的持續(xù)過程，前期研發(fā)投入很可能在一定程度上與后續(xù)期間研發(fā)投入存在關聯(lián)性。融資強度、成長性、企業(yè)規(guī)模等均與研發(fā)投入顯著正相關，表示企業(yè)融資能力較強時，企業(yè)能夠獲得較為充裕的資金支持，降低了融資約束限制，有利于企業(yè)研發(fā)活動的開展。同時，企業(yè)在成長性較強的情況下，基于長期發(fā)展的考慮，為獲得更多的未來盈利機會，會加強研發(fā)投資行為。另外，規(guī)模較大的公司與規(guī)模較小的公司相比，表現(xiàn)出更大的研發(fā)投入強度，這可能一方面是由于規(guī)模較大的企業(yè)在創(chuàng)收及稅收政策等方面的優(yōu)勢，使其易于成為市場政策的受益者；另一方面是與小公司相比，大規(guī)模公司在規(guī)模效應、技術(shù)創(chuàng)新的靈活性等方面更具優(yōu)勢等。此外，在本研究模型中，企業(yè)研發(fā)投入并未與資本結(jié)構(gòu)表現(xiàn)出顯著相關性，這與王文華等（2013）的檢驗結(jié)果類似。

根據(jù)模型（2）的檢驗結(jié)果，交互項EPi，t×Type回歸系數(shù)并不顯著。為防止因交互項存在多重共線性而造成的該系數(shù)不顯著，本文對模型（2）進行vif檢驗，發(fā)現(xiàn)EPi，t×Type的vif值為1.59，故并不存在多重共線性。模型（2）的檢驗結(jié)果：高新技術(shù)企業(yè)的盈余持續(xù)性水平及研發(fā)投入水平均顯著高于非高新技術(shù)企業(yè)，但并未發(fā)現(xiàn)在盈余持續(xù)性對研發(fā)投入強度的影響上，高新技術(shù)與非高新技術(shù)企業(yè)存在顯著性差異。對這一結(jié)果可能的解釋是：高新技術(shù)企業(yè)由于其企業(yè)特點、政府支持及認定標準等原因，研發(fā)投入水平更高，企業(yè)盈利能力更強。因此表現(xiàn)出更高的研發(fā)投入及盈余持續(xù)性水平。但這并不能說明在高新技術(shù)企業(yè)中，盈余持續(xù)性對企業(yè)研發(fā)投入的影響就更顯著。可能的原因如下：一是高新技術(shù)企業(yè)承擔著更高的經(jīng)營風險性，而一般認為研發(fā)活動會加大股票收益的波動性（Chan et al.，1999），造成更大的企業(yè)失敗風險。這一效應與研發(fā)密集型企業(yè)更加密切相關（Fung，2006）。加之企業(yè)研發(fā)成果難以在短期內(nèi)實現(xiàn)價值，由于高新技術(shù)企業(yè)與同類非高新技術(shù)企業(yè)相比已存在較為領先的技術(shù)優(yōu)勢，為緩解相對更高的市場壓力，降低經(jīng)營風險，其在盈余持續(xù)性較強的情況下，有可能會將部分適當資金用于短期性盈利活動，從而使得盈余持續(xù)性與研發(fā)投入的關系并未表現(xiàn)出與非高新技術(shù)企業(yè)的顯著性差異。二是我國高新技術(shù)企業(yè)大多以原有專利技術(shù)為基礎成立，對于前期研發(fā)投入存量較高的企業(yè)，由于研發(fā)投入周期的存在，反而可能會導致當期研發(fā)投入密度較低。因此雖然當期企業(yè)盈余持續(xù)性較高，但考慮到研發(fā)是一個持續(xù)性的過程，研發(fā)投入周期的存在使得盈余持續(xù)性對當期研發(fā)投入的影響并未表現(xiàn)出與非高新技術(shù)企業(yè)存在顯著差異。相反，非高新技術(shù)企業(yè)在盈余持續(xù)性強的情況下，為進一步提升自身核心競爭力，有可能會更加注重企業(yè)研發(fā)投入。這與唐清泉（2009）研究發(fā)現(xiàn)的小型企業(yè)更具技術(shù)創(chuàng)新優(yōu)勢，且更加注重企業(yè)研發(fā)投入的結(jié)果是相呼應的。

對于不同實際控制人性質(zhì)樣本之間的差異性檢驗，交互項EPi，t×Cont回歸系數(shù)顯著（β2=-0.004082，t=-2.28**）。表明不同實際控制人性質(zhì)下，盈余持續(xù)性對研發(fā)投入的影響具有顯著差異。為進一步檢驗兩樣本之間的不同，本文使用模型（1）對國有與非國有控股企業(yè)分別回歸，結(jié)果如表5所示。

根據(jù)表5回歸結(jié)果，國有控股企業(yè)EPi，t回歸系數(shù)并不顯著，因此其盈余持續(xù)性水平并沒有對企業(yè)研發(fā)投入造成顯著影響；而在非國有控股企業(yè)中盈余持續(xù)性與企業(yè)研發(fā)投入呈顯著正相關關系（β1=0.004622，t=2.42**）。故兩樣本企業(yè)在盈余持續(xù)性對研發(fā)投入的影響上存在顯著性差異，假設3得到支持。該研究結(jié)果表明，我國國有控股企業(yè)由于體制及政治因素的存在，市場競爭威脅較小，且由于高管人員位置相對穩(wěn)定（謝小芳等，2009），企業(yè)創(chuàng)新動力明顯不足。在盈余持續(xù)性較強時，管理層可能會因其自身利益或政策考慮等而產(chǎn)生短視行為，不能作出正確的研發(fā)投資決策。另外，國有控股企業(yè)由于更易獲得政府和外部資金支持，融資約束較小，也易于從企業(yè)現(xiàn)有盈利或儲備資金中獲取研發(fā)所需資金。這一不合市場規(guī)律的現(xiàn)象必定會降低當期盈余對研發(fā)投入的影響力。而對于非國有控股企業(yè)，由于沒有政府干預的限制，其在投資決策上表現(xiàn)出更大的靈活性。同時激烈的市場競爭，使得非國有控股企業(yè)面臨著更大的生存危機，管理層在企業(yè)內(nèi)外部的激勵和監(jiān)控下，往往會提高其投資及決策效率，作出更為有效的研發(fā)投資決策，以提高企業(yè)資源使用效率。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為確保研究結(jié)論的可靠性，本文在原研究模型基礎上，通過替換盈余持續(xù)性度量指標以及采用各變量的年度變化值進行模型回歸的方式，實證檢驗了研究結(jié)果的穩(wěn)健性。其中對盈余持續(xù)性的替代指標，參照陸宇建（2012）、張?zhí)m萍（2006）等的研究，使用扣除非經(jīng)常性損益后的每股凈利潤，具體計算公式為：（凈利潤-非經(jīng)常性損益）/流通在外的普通股加權(quán)平均數(shù)。替代指標檢驗結(jié)果與原有結(jié)果一致。另外，以模型各變量的年度變化值進行回歸，可以在一定程度上減輕或消除因遺漏變量引起的內(nèi)生性問題。經(jīng)檢驗，本文結(jié)論保持不變，且各假設檢驗結(jié)果相對于原研究結(jié)果更加顯著。以上各內(nèi)生性檢驗均進行了robust異方差檢驗。故本文研究結(jié)果基本穩(wěn)健。

五、結(jié)論與建議

通過實證檢驗，本文發(fā)現(xiàn)：較強的盈余持續(xù)性水平能夠促使企業(yè)加大其研發(fā)投入力度；相對于非高新技術(shù)企業(yè)，高新技術(shù)企業(yè)表現(xiàn)出更高的研發(fā)投入及盈余持續(xù)性水平，但并未發(fā)現(xiàn)兩類企業(yè)盈余持續(xù)性對研發(fā)投入的影響存在顯著差異；相比國有控股企業(yè)，非國有控股企業(yè)具有更高的研發(fā)投入和盈余持續(xù)性水平，且在非國有控股企業(yè)下，盈余持續(xù)性對研發(fā)投入的積極影響更為顯著。

根據(jù)本文結(jié)論，結(jié)合前文理論及原因分析，本文提出如下建議：

（一）大力發(fā)展主業(yè)，提高企業(yè)盈余持續(xù)性水平

根據(jù)本文研究結(jié)果，較強的盈余持續(xù)性水平能夠?qū)ζ髽I(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生積極影響。企業(yè)主營業(yè)務所創(chuàng)造的盈余是永久性盈余的主要來源，因此企業(yè)要提高盈余持續(xù)性水平就應當立足主業(yè)。這就要求企業(yè)一方面要提高企業(yè)資源配置的合理性，將有限的資源更有計劃地應用到較具潛力的主營業(yè)務項目上，從技術(shù)、管理、資源等多個方面創(chuàng)造企業(yè)的經(jīng)營優(yōu)勢。另一方面，企業(yè)應當及時把握市場時機，制定合理的企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略，創(chuàng)造企業(yè)自身差異化和優(yōu)勢主業(yè)項目，實現(xiàn)經(jīng)營項目的可持續(xù)性發(fā)展。通過主業(yè)的發(fā)展，實現(xiàn)盈余持續(xù)性水平的持續(xù)提高。

（二）提高企業(yè)自有資金使用效率，加強研發(fā)投入力度

在盈余持續(xù)性較強的情況下，企業(yè)內(nèi)源融資更易獲取，自有資金使用力度會進一步加強。因此企業(yè)有必要對自有資金合理籌劃，實現(xiàn)有限資金的最大產(chǎn)出效率。首先，企業(yè)應當優(yōu)化研發(fā)投入結(jié)構(gòu)，提高資源配置效率；其次，企業(yè)應注意資金結(jié)構(gòu)的合理調(diào)整分配，將有限的資金有方向有重點地應用到研發(fā)各部分中去，實現(xiàn)重點資金的高效利用，提高研發(fā)整體效率。

（三）促進國有企業(yè)體制改革，提高國有企業(yè)研發(fā)投入強度及效率

本文研究發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)在盈余持續(xù)性較強的情況下，由于有較為充裕的資金狀況與較低的生存壓力，其研發(fā)效率相對于非國有控股企業(yè)等真正的市場主體更低，導致企業(yè)效率較低，難以達到政府通過研發(fā)資金支持促進國家科技實力提高的最終目標。因此，本文認為有必要及時促進國有企業(yè)體制改革，通過將國有企業(yè)所承擔的社會責任與其市場主體地位結(jié)合起來，并加大對國有企業(yè)經(jīng)濟效益的考核等方式，提高其國有企業(yè)的市場主體意識，強化競爭生存需求，提高企業(yè)研發(fā)效率?！?/p>

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