李葉婷

本文選取2015年在滬、深兩市連續(xù)披露研發(fā)支出信息的913家高新技術企業(yè)作為研究樣本，以凈資產(chǎn)收益率ROE作為被解釋變量，研發(fā)強度作為解釋變量，引入六個控制變量，構建多元回歸模型。結果顯示：高新技術企業(yè)研發(fā)支出與當期企業(yè)績效的關系為有的行業(yè)正相關，有的行業(yè)沒有明顯關系。

高新技術企業(yè)

研發(fā)強度 企業(yè)績效

高新技術企業(yè)的科技創(chuàng)新基本上代表了我國企業(yè)的科技發(fā)展方向和自主創(chuàng)新實力，提高我國科技競爭力的基礎。本文以在我國上海和深圳證券交易所上市的高新技術企業(yè)為研究對象，從財務績效方面對研發(fā)支出與企業(yè)績效的相關性進行了實證分析，這不僅能夠豐富研究支出方面的相關理論，還可以讓企業(yè)正確認識到研究開發(fā)活動的重要性，提高其開展研發(fā)活動的積極性。

研究假設與模型

徐欣、唐清泉（2010）在對我國上市公司專利類型和數(shù)量進行劃分的基礎上，考查R&D投入對經(jīng)營業(yè)績和企業(yè)績效的影響，研究結果顯示R&D投入能夠提升業(yè)績并創(chuàng)造企業(yè)價值。周艷、曾靜（2011）以滬深兩市2002-2009年間披露R&D投入的公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入資金和人員都與企業(yè)績效正相關。

（1）研究假設。基于國內外學者對于研發(fā)支出對企業(yè)績效的影響，本文提出如下假設：

Hl：高新技術行業(yè)中汽車制造業(yè)，通用設備制造業(yè)和儀器儀表制造業(yè)研發(fā)支出與企業(yè)績效正相關。

H2：高新技術行業(yè)中醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)支出與企業(yè)績效負相關。

H3：高新技術行業(yè)中電氣機械和器材制造業(yè)，計算機通信以及其他電子設備制造業(yè)，鐵路船舶航空航天以及其他運輸設備制造業(yè)和專用設備制造業(yè)研發(fā)支出與企業(yè)績效正相關。

（2）樣本選取與數(shù)據(jù)來源。本文選取2015年在滬、深兩市上市的高新技術企業(yè)作為研究樣本。

1.在研究期間中的出現(xiàn)ST的，剔除該樣本；

2.在研究期間沒有披露研發(fā)支出信息的，剔除該樣本；

3.除A股之外還擁有B股和/或H股的，剔除該樣本；

經(jīng)過以上篩選程序，共選出符合條件的樣本企業(yè)共913個樣本。研究所用的凈資產(chǎn)收益率（ROE）等各項變量值來源于wind數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)通過手工查閱國家統(tǒng)計局官網(wǎng)信息得知，數(shù)據(jù)整理采用Excel，數(shù)據(jù)分析采用SPSS軟件。

（3）模型構建。

1.相關性分析

考慮到研發(fā)支出的特點，選擇皮爾遜（Pearson）相關性分析來考查研發(fā)強度（RD）與企業(yè)績效的凈資產(chǎn)收益率（ROE）之間是否存在相關關系。

2.多元線性回歸模型

根據(jù)假設，構建模型（3-1）如下：ROE=a+β1RD+β2ROA+β3DR+β4TAT+β5NP+β6MB+β7SIZE+￡（3-1）

其中，d為常數(shù)項，β1～β6為模型的回歸系數(shù)；ROE為被解釋變量；RD為解釋變量，表示研發(fā)強度；ROA為控制變量1，表示總資產(chǎn)報酬率；DR為控制變量2，表示資產(chǎn)負債率；TAT為控制變量3，表示總資產(chǎn)周轉率；NP為控制變量4，表示凈利潤增長率；MB為控制變量5，表示營業(yè)收入增長率；SIZE為控制變量6，表示企業(yè)規(guī)模，即總資產(chǎn)的自然對數(shù)；ε為隨機誤差項。

實證分析

從表2-1（1）和表2-1（2）的共線性檢驗，容許度也在0-1之間，且更靠近l，方差膨脹因子檢驗（VIF）是容忍度的倒數(shù)，取值大于等于1。如果VIF>10則表明變量間存在較強的多重共線性，可能影響模型的估計。而本次回歸檢驗結果顯示，所有變量的VIF值均處于1-4之間，模型不存在影響估計的多重共線性問題。D-W在2左右，殘差項間也相互獨立，用多元回歸分析較為可靠。 汽車制造業(yè)，通用設備制造業(yè)，儀器儀表制造業(yè)，醫(yī)藥制造業(yè)的回歸系數(shù)分別為0.154，0.051， 0.077.-0.108。Sig.分別為0.014，0.047， 0.044， 0.000。這四個行業(yè)的研發(fā)強度通過了T檢驗，顯著性水平在95%的置信水平下具有顯著性，所以他們的研發(fā)支出與企業(yè)績效成正相關，假設Hl成立；醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)支出與企業(yè)績效成負相關，在超過一定研發(fā)支出之后繼續(xù)擴大會加大企業(yè)的內部交易成本和管理成本，削弱企業(yè)競爭優(yōu)勢，降低企業(yè)績效，假設H2成立。表2-1（1）的企業(yè)獲利能力（ROA）和償債能力（DR）的Sig都在0.05以下通過顯著性檢驗，回歸系數(shù)為正對企業(yè)績效存在顯著的正向促進作用。所以一定程度的增加資產(chǎn)負債率對企業(yè)績效有正向影響。而且四個行業(yè)的ROA系數(shù)都在0.8以上，說明企業(yè)的獲利能力與企業(yè)績效有很大的正相關性。汽車制造業(yè)，通用設備制造業(yè)的成長能力（NPGR）回歸系數(shù)為正且具有顯著性，所以成長能力的增加與企業(yè)績效也是正向關系。表201（2）的四個企業(yè)Sig.分別為0.476，0.564， 0.414，0.842。都大于0.05沒有通過顯著性檢驗，這說明研發(fā)支出在當期并不能提升企業(yè)績效，假設H3不成立。所以這四個行業(yè)的研發(fā)支出與企業(yè)績效沒有顯著性關系。電氣機械和器材制造業(yè)，計算機通信以及其他電子設備制造業(yè)的獲利能力（ROA）和償債能力（DR）的Sig.都在0 05以下通過顯著性檢驗，回歸系數(shù)為正對企業(yè)績效存在顯著的正向促進作用。

結論與建議

高新技術企業(yè)部分行業(yè)的上市公司當期研發(fā)強度對當期企業(yè)績效不具有顯著的正向促進作用。雖然回歸系數(shù)為正，但沒有通過顯著性檢驗，這說明研發(fā)支出在當期并不能提升企業(yè)績效，并未得到市場和投資者認可。在實踐中研發(fā)活動需要一定的周期，當年期末研發(fā)活動很有可能還沒有順利進行完畢，自然也是可能未產(chǎn)生技術上和經(jīng)濟上的成果，無法對企業(yè)績效帶來積極的影響。研發(fā)活動是技術創(chuàng)新的重要推動力量，企業(yè)通過加大研發(fā)支出力度，實施創(chuàng)新戰(zhàn)略。同時，企業(yè)要加強對研發(fā)活動前期、中期和后期的管理，保證資源配置合理，減少浪費提高效率。政府也需要從宏觀層面上加強引導，為創(chuàng)新企業(yè)提供幫助。