王昌榮 李 娜

(青島大學(xué) 商學(xué)院，山東 青島 266071；中國(guó)科學(xué)院大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，北京 100190)

中國(guó)改革開(kāi)放四十年，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)不斷深化，企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)也日趨白熱化，而激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)也促使企業(yè)加大對(duì)產(chǎn)品服務(wù)的創(chuàng)新研發(fā)，通過(guò)創(chuàng)新研發(fā)提高企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力，擴(kuò)大市場(chǎng)占有率，從而提升企業(yè)價(jià)值和保證股東權(quán)益。企業(yè)對(duì)創(chuàng)新研發(fā)投入的增加有助于企業(yè)保持競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，通過(guò)差異化策略超越行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)者，為企業(yè)創(chuàng)造更高的價(jià)值。因?yàn)椋髽I(yè)技術(shù)與產(chǎn)品創(chuàng)新對(duì)企業(yè)價(jià)值的變動(dòng)有著重要的影響，企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)決策能夠影響到企業(yè)未來(lái)的生存能力、發(fā)展能力和競(jìng)爭(zhēng)性。*Morbey, G.K., R&D: its relationship to company performance. Journal of Innovation Management. 1988(5)：191-200.本文以2008-2014年中國(guó)165家制造業(yè)上市公司為樣本，利用改進(jìn)的隨機(jī)森林算法對(duì)縱向數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，量化企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)、產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)度對(duì)于企業(yè)價(jià)值的作用，以及對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)所產(chǎn)生的影響展開(kāi)研究。

一、理論分析與研究假設(shè)

(一)創(chuàng)新研發(fā)與企業(yè)價(jià)值

有學(xué)者認(rèn)為，企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)強(qiáng)度是影響企業(yè)利潤(rùn)率的重要決定因素。如Hay & Morris(1979)認(rèn)為，創(chuàng)新研發(fā)投入的加大是高風(fēng)險(xiǎn)、高收益的企業(yè)策略，因而能夠以更好的財(cái)務(wù)績(jī)效表現(xiàn)來(lái)吸引股東投資；Wagner (1984)的研究也認(rèn)為，企業(yè)長(zhǎng)期投資創(chuàng)新研發(fā)與進(jìn)行市場(chǎng)營(yíng)銷(xiāo)時(shí)，更能夠提高其投資回報(bào)率(ROI)；Morbey (1988)則通過(guò)相關(guān)性分析得出創(chuàng)新研發(fā)投入與銷(xiāo)售收入增長(zhǎng)的顯著關(guān)系，他認(rèn)為銷(xiāo)售收入的增長(zhǎng)必須建立在企業(yè)設(shè)定一定數(shù)量的創(chuàng)新研發(fā)基金的基礎(chǔ)上。又如，Bae和Noh(2001)的研究認(rèn)為，企業(yè)的研發(fā)投入對(duì)于企業(yè)的未來(lái)增長(zhǎng)有重要的影響；Gollotto & Kim(2003)的研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的增加有益于未來(lái)幾年企業(yè)股票市場(chǎng)價(jià)值的升高；Bae(2008)的研究指出，企業(yè)創(chuàng)新投入能夠長(zhǎng)久對(duì)企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值有正面影響。*Bae, S.C.,Park,B.J.,Wang,X.,2008.Multinationality, R&D intensity,and firm performance: evidence from U.S. Manufacturingf irms. Multinational Business Review, 16,53-77.再如，梁萊歆和張煥風(fēng)(2005)通過(guò)對(duì)中國(guó)高科技上市公司的實(shí)證研究，證明了企業(yè)的研發(fā)投入與企業(yè)盈利能力以及未來(lái)發(fā)展有著緊密的聯(lián)系。*梁萊歆、張煥鳳：《高科技上市公司R&D投入績(jī)效的實(shí)證研究》，《中南大學(xué)學(xué)報(bào)》(社科版)2005年第2期。王任飛(2005)的研究也證明了企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入與企業(yè)盈利能力正相關(guān)。*王任飛：《企業(yè)R&D支出的內(nèi)部影響因素研究——基于中國(guó)電子信百?gòu)?qiáng)企業(yè)之實(shí)證》，《科學(xué)學(xué)研究》2005年第4期。本文認(rèn)為，對(duì)于制造業(yè)企業(yè)，提高商品性能與功能的多樣化，保證產(chǎn)品質(zhì)量，并且能夠以更低的價(jià)格提供給顧客更完善的產(chǎn)品是吸引顧客，提高利潤(rùn)的前提與保證；而企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)能夠提高產(chǎn)品性能、創(chuàng)造企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)、降低生產(chǎn)成本，有利于吸引顧客，擴(kuò)大市場(chǎng)份額，從而創(chuàng)造更高的企業(yè)價(jià)值。據(jù)此，本文提出假設(shè)1：

假設(shè)1：中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)與企業(yè)價(jià)值呈顯著正向關(guān)系。

(二)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與企業(yè)價(jià)值

產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)作為企業(yè)的外部因素，能夠?qū)ζ髽I(yè)的經(jīng)濟(jì)后果產(chǎn)生影響。如Nickell(1996)的研究證明了產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)能夠提高企業(yè)生產(chǎn)效率；Counant等(2003)的研究也證明了在策略性競(jìng)爭(zhēng)下，激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境將增加企業(yè)的績(jī)效；而Hou & Robinson(2006)的研究則發(fā)現(xiàn)，與壟斷性行業(yè)企業(yè)相比，競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)的企業(yè)能賺取更高的利潤(rùn)；*Hou, K.,Robinson,T.D.,2006.Industry concentration and average stock returns.The Journal of Finance,61,1927-1956.又如，Karuna (2007)通過(guò)研究不同行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)差異證明了高競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)中的企業(yè)擁有更好的企業(yè)管理結(jié)構(gòu)；*Karuna, C.,2007.Industry Product-Market Competition and Corporate Governance, Working Paper. University of California,Irvine.再如，Waisman (2013) & Chhaochharia等(2017)利用美國(guó)企業(yè)的數(shù)據(jù)證明了產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)能夠影響管理層自律行為，降低代理成本，進(jìn)而有益于企業(yè)價(jià)值的提升。*Waisman, M., 2013. Product market competition and the cost of bank loans: evidence from state antitakeover laws. J. Bank. Financ. 37, 4721-4737DYBhhaochharia, V., Grullon, G., Grinstein, Y., Michaely, R., 2017. Product market competition and internal governance: evidence from the Sarbanes Oxley Act. Manag. Sci.

中國(guó)企業(yè)正處在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)日趨白熱化。市場(chǎng)壟斷局面得到收斂，企業(yè)間呈現(xiàn)出更多的自由競(jìng)爭(zhēng)。本文認(rèn)為，中國(guó)制造業(yè)企業(yè)在激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境下，為了能夠獲取更多的市場(chǎng)份額與顧客，能夠更努力的進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)與結(jié)構(gòu)升級(jí)，進(jìn)而有可能獲取更高的企業(yè)價(jià)值。因此，本文提出假設(shè)2：

假設(shè)2：市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)度的增加與制造業(yè)企業(yè)價(jià)值呈顯著的正向關(guān)系。

(三)國(guó)有企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)對(duì)比

盡管市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)改革持續(xù)深化，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制得到了不斷完善，但是某些行業(yè)仍存在政策門(mén)檻，國(guó)有企業(yè)在許多行業(yè)仍占據(jù)壟斷地位，市場(chǎng)中民營(yíng)企業(yè)還缺乏平等地位。不過(guò)，作為國(guó)家經(jīng)濟(jì)附屬機(jī)構(gòu)的國(guó)有企業(yè)盡管得到了更多的政策扶持，在日漸激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中卻并未顯示出更高的經(jīng)濟(jì)效率，可能的原因在此不贅述。與國(guó)有企業(yè)相比，民營(yíng)企業(yè)的決策者因?yàn)槎聲?huì)的監(jiān)督管理，代理問(wèn)題得到消解，其創(chuàng)新決策更富效率也更有利于企業(yè)價(jià)值的提升。*朱磊、孟令倩等：《政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效——研發(fā)人員的中介作用研究》，《經(jīng)濟(jì)與管理評(píng)論》2016年第6期。因此，創(chuàng)新研發(fā)及市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)于企業(yè)價(jià)值的創(chuàng)造，其效應(yīng)在民營(yíng)制造業(yè)企業(yè)中應(yīng)當(dāng)更為顯著?；诖?，本文提出假設(shè)3、假設(shè)4：

假設(shè)3：創(chuàng)新研發(fā)投入對(duì)企業(yè)價(jià)值的促進(jìn)作用在民營(yíng)制造業(yè)企業(yè)中更為顯著。

假設(shè)4：產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)于企業(yè)價(jià)值的影響在民營(yíng)制造業(yè)企業(yè)中更為顯著。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本與數(shù)據(jù)

本文選取2008-2014年中國(guó)A股制造業(yè)上市公司為研究樣本。樣本選取中，剔除了研發(fā)投入數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)；剔除了ST、*ST企業(yè)，因?yàn)榇祟?lèi)企業(yè)多數(shù)存在財(cái)務(wù)問(wèn)題，會(huì)影響統(tǒng)計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性；最終選取了165家制造業(yè)上市公司。其中，國(guó)有上市公司72個(gè)，民營(yíng)上市公司93個(gè)。本文企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的數(shù)據(jù)來(lái)自WIND數(shù)據(jù)庫(kù)，其他樣本企業(yè)數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR)。

(二)變量的選取

1.因變量：資產(chǎn)收益率(RETURN ON ASSET)。在借鑒國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)企業(yè)價(jià)值研究的基礎(chǔ)上，本文選取企業(yè)資產(chǎn)收益率作為企業(yè)價(jià)值的代理變量。企業(yè)資產(chǎn)收益率能夠較好的估計(jì)企業(yè)管理者是否有效利用企業(yè)資源為企業(yè)創(chuàng)造價(jià)值。Demsetz & Lehn(1985)認(rèn)為，資產(chǎn)收益率(ROA)能夠反映企業(yè)的當(dāng)期價(jià)值，而Tobin’s Q更多的體現(xiàn)企業(yè)的未來(lái)發(fā)展價(jià)值。Demsetz & Villalonga(2001)提出Tobin’s Q在有形資產(chǎn)計(jì)算中，會(huì)存在缺失實(shí)際折舊額的問(wèn)題。由于本文樣本數(shù)據(jù)來(lái)源于不同的行業(yè)，樣本規(guī)模也有所差異，所以本文選取資產(chǎn)收益率(ROA)作為企業(yè)價(jià)值的代理變量能夠降低由于企業(yè)規(guī)模不同所帶來(lái)的結(jié)果偏差。企業(yè)資產(chǎn)收益率(ROA)的提高即企業(yè)價(jià)值的升高。資產(chǎn)收益率(ROA)=凈利潤(rùn)/總資產(chǎn)平均余額。

2.自變量：選取研發(fā)投入收入比和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度作為自變量。本文關(guān)注企業(yè)創(chuàng)新對(duì)于企業(yè)價(jià)值的影響，因此選取企業(yè)研發(fā)投入占主營(yíng)業(yè)務(wù)收入比作為企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的代理變量。創(chuàng)新研發(fā)=研發(fā)投入/主營(yíng)業(yè)務(wù)收入。采用赫芬達(dá)爾指數(shù)作為產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的代理變量。基于 Beiner等 (2011)的研究，*Beiner, S., Schmid, M. M., & Wanzenried, G. (2011). Product market competition, managerial incentives and rm valuation. European Financial Management, 17 , 331-366.赫芬達(dá)爾指數(shù)(HHI)等于各企業(yè)在既定行業(yè)中所占市場(chǎng)份額的平方和。具體計(jì)算公式如下：

(1)

HHIjt是行業(yè)j在t時(shí)間的HHI；Salesijt代表i企業(yè)在t時(shí)間j行業(yè)內(nèi)的銷(xiāo)售額(Sales)。HHI的值越高意味著市場(chǎng)集中度越高，企業(yè)面臨的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)越低。

3.控制變量：本文選取企業(yè)規(guī)模(SIZE)、企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、總資產(chǎn)增長(zhǎng)率(GROW)和現(xiàn)金比率(CASH)作為控制變量。在借鑒已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上本文選取以上四個(gè)變量作為本文的控制變量。分別作為企業(yè)規(guī)模、企業(yè)杠桿、企業(yè)增值與企業(yè)流動(dòng)性的代理變量。具體計(jì)算如下：企業(yè)規(guī)模為企業(yè)總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)(LNasset)；資產(chǎn)負(fù)債率=企業(yè)總負(fù)債/企業(yè)總資產(chǎn)；總資產(chǎn)增長(zhǎng)率=(資產(chǎn)總計(jì)本期期末額-資產(chǎn)總計(jì)上年同期期末額)/資產(chǎn)總計(jì)上年同期期末額；現(xiàn)金比率=現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物期末余額/流動(dòng)負(fù)債。

(三)縱向數(shù)據(jù)隨機(jī)森林算法介紹

本文主要研究研發(fā)投入和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響，利用針對(duì)縱向數(shù)據(jù)的改進(jìn)的隨機(jī)森林算法對(duì)165家企業(yè)2008-2014年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。模型設(shè)定如下：

ROAi,t～NATi,+lag(R&Di,t,p)+HHIi,t+LEVi,t+SIZEi,t+GROWi.t+CASHi,t

(2)

“～”右端為模型的輸入指標(biāo)(自變量)，左端為輸出指標(biāo)(因變量)：NATi表示企業(yè)是否國(guó)有(是為1，否為0)；R&Di,t代表的是企業(yè)i在t時(shí)間內(nèi)的創(chuàng)新研發(fā)投入；HHIi,t代表企業(yè)i在t期的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)度；LEVi,t代表企業(yè)i在t時(shí)間內(nèi)的資產(chǎn)負(fù)債率；SIZEi,t代表企業(yè)i在t時(shí)間內(nèi)的企業(yè)規(guī)模大??；GROWi.t代表企業(yè)i在t時(shí)間內(nèi)的總資產(chǎn)增長(zhǎng)率；CASHi,t代表企業(yè)i在t時(shí)間內(nèi)的現(xiàn)金流動(dòng)性。

縱向數(shù)據(jù)隨機(jī)森林算法是傳統(tǒng)隨機(jī)森林方法的改進(jìn)，它利用當(dāng)期 (t_{ij},x_{ij})及其以前的數(shù)據(jù)對(duì)y_{ij}進(jìn)行預(yù)測(cè)，其中t_{ij}為第i個(gè)對(duì)象第j期自變量的觀測(cè)x_{ij}對(duì)應(yīng)的時(shí)間點(diǎn)，y_{ij}為相應(yīng)的因變量?？v向隨機(jī)森林算法的實(shí)現(xiàn)是傳統(tǒng)樹(shù)方法的改進(jìn)：節(jié)點(diǎn)的分裂是基于所有當(dāng)前節(jié)點(diǎn)內(nèi)包含的觀測(cè)對(duì)象的歷史數(shù)據(jù)實(shí)現(xiàn)的。算法的具體思想和步驟可參見(jiàn)Breiman (2001)和Sexton and Laake (2009)。*L. Breiman (2001). Random Forests, Machine Learning ,45(1):5-32；Sexton and Laake (2009) “Standard errors for bagged and random forest estimators,” Computational Statistics and Data Analysis.本文利用R語(yǔ)言的htree包中的hrf函數(shù)進(jìn)行了模型的擬合，并利用重要度指標(biāo)對(duì)自變量對(duì)因變量的影響程度進(jìn)行了定量刻畫(huà)；利用變量的邊際影響作用定量描述了自變量與因變量之間的非線性關(guān)系。

重要度：假設(shè)森林中有N棵樹(shù)，則特征Xk的重要性=∑(errOOB2-errOOB1)/N。其中，errOOB1為袋外誤差，errOOB2為對(duì)特征Xk加入隨機(jī)噪聲后的袋外誤差。如果重要度高，說(shuō)明特征X對(duì)樣本的預(yù)測(cè)效果有較大影響，進(jìn)而說(shuō)明Xk重要度較高。

邊際影響：記特征Xk的邊際效應(yīng)為f(xk),則特征Xk對(duì)因變量Y的邊際影響定義如下：

其中，r1為隨機(jī)森林模型，predict[r1(·)]為隨機(jī)森林在觀測(cè)(x1i,…,xk,…,xmi)下的預(yù)測(cè)結(jié)果，x1i為第一個(gè)屬性的第i個(gè)觀測(cè)值，xk為第k個(gè)屬性可能取得的某個(gè)值(如果考慮變量xk的邊際效應(yīng)，則一般在xk的觀測(cè)區(qū)間取格點(diǎn)，其他變量取遍所有觀測(cè))。

本文利用重要度刻畫(huà)自變量對(duì)因變量影響的重要程度；通過(guò)繪制邊際影響圖刻畫(huà)自變量對(duì)因變量的非線性影響。

三、實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

表1為2008-2014年樣本企業(yè)選取變量的描述性統(tǒng)計(jì),剔除了其中一個(gè)極端異常數(shù)據(jù)后，共得到1154個(gè)觀測(cè)值。表1顯示，2008-2014年間企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)強(qiáng)度最小值為0，最大值為0.257，差額較大，為研究企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入對(duì)企業(yè)價(jià)值影響提供了基礎(chǔ)。產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度(HHI)的均值為0.101，方差為0.003，變異系數(shù)高達(dá)54%，說(shuō)明不同行業(yè)之間的產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)差異明顯。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2顯示，多個(gè)自變量之間相關(guān)性在0.01的水平下顯著(**)，另有部分自變量在0.05的水平下顯著相關(guān)(*)。表2第一行顯示，單個(gè)自變量與因變量的相關(guān)性都沒(méi)有超過(guò)0.25，這提示自變量對(duì)因變量的影響不一定是線性的。綜上，本文采用非線性的隨機(jī)森林方法來(lái)擬合自變量與因變量的關(guān)系。

表2 相關(guān)系數(shù)矩陣

注：*、**、***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平

創(chuàng)新研發(fā)投入對(duì)企業(yè)價(jià)值的創(chuàng)造效應(yīng)存在滯后性，為了選取R&D合適的滯后階數(shù)，分別試驗(yàn)了以R&D滯后4階、3階和2階(其他自變量和ROA選取當(dāng)期值)對(duì)ROA進(jìn)行隨機(jī)森林?jǐn)M合，三種情況分別對(duì)應(yīng)的各個(gè)自變量的重要度指標(biāo)如表3所示。

表3 變量重要度

表3顯示，創(chuàng)新研發(fā)R&D對(duì)于自變量企業(yè)價(jià)值的影響(6.02218)在R&D滯后4階的時(shí)候值最大，說(shuō)明企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新研發(fā)行為對(duì)其經(jīng)濟(jì)績(jī)效產(chǎn)生了創(chuàng)造效應(yīng)，且當(dāng)期的創(chuàng)新研發(fā)投入隨著時(shí)間的推移，能更好的推動(dòng)企業(yè)價(jià)值的增加，因此我們選取滯后4階的R&D創(chuàng)新研發(fā)投入作為解釋變量進(jìn)行隨機(jī)森林分析。

(二)隨機(jī)森林分析

在隨機(jī)森林模型中，NAT為定性指標(biāo)，其余為定量指標(biāo)。圖1顯示了各個(gè)定量指標(biāo)對(duì)企業(yè)價(jià)值(ROA)的邊際效應(yīng)。圖1的R&D圖顯示，隨著R&D投入比例的增加，企業(yè)價(jià)值ROA有所提高。R&D投入初期ROA增長(zhǎng)迅速，隨后增長(zhǎng)緩慢；在R&D達(dá)到0.12左右時(shí)對(duì)ROA顯示了顯著的拉動(dòng)效應(yīng)。由此，假設(shè)1得到證明，即中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)與企業(yè)價(jià)值呈顯著正向關(guān)系。

圖1的HHI圖顯示了HHI與ROA間的非線性關(guān)系：在控制了其他自變量的影響后，HHI的增加非常顯著的降低了企業(yè)價(jià)值；在HHI取值0.09左右ROA達(dá)到低谷；隨著HHI的增加ROA出現(xiàn)了微小的上揚(yáng)后基本保持穩(wěn)定。這說(shuō)明HHI的增加(市場(chǎng)壟斷的增加)會(huì)降低企業(yè)價(jià)值，但是當(dāng)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壟斷度達(dá)到0.09以后，對(duì)于市場(chǎng)價(jià)值的影響開(kāi)始趨于平穩(wěn)。由此，假設(shè)2得到證明，即市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的增加與企業(yè)價(jià)值顯著正相關(guān)，但這種正向關(guān)系在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)度達(dá)到一定程度時(shí)不再明顯。

圖1 變量的邊際影響

圖2為創(chuàng)新研發(fā)投入對(duì)企業(yè)價(jià)值的邊際貢獻(xiàn)圖，其中虛線為國(guó)有企業(yè)，實(shí)線為民營(yíng)企業(yè)。圖2顯示企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)對(duì)于企業(yè)價(jià)值具有促進(jìn)作用，這也再次證明了假設(shè)1。同時(shí)，也說(shuō)明這種促進(jìn)作用在同等企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的條件下，在非國(guó)有企業(yè)中表現(xiàn)的更為明顯。創(chuàng)新研發(fā)指數(shù)在0.14的時(shí)候，國(guó)有企業(yè)的企業(yè)價(jià)值代理變量(ROA)的數(shù)值僅為0.045，而非國(guó)有企業(yè)的企業(yè)價(jià)值達(dá)到了0.060，由此假設(shè)3得以證明，即企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入對(duì)制造業(yè)企業(yè)價(jià)值的促進(jìn)作用在非國(guó)有企業(yè)中更為顯著。

圖2 R&D對(duì)企業(yè)價(jià)值-國(guó)有民營(yíng)對(duì)比

圖3 HHI對(duì)企業(yè)價(jià)值-國(guó)有民營(yíng)對(duì)比

圖3為產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)度對(duì)企業(yè)價(jià)值的邊際貢獻(xiàn)圖，虛線為國(guó)有企業(yè)，實(shí)線為非國(guó)有企業(yè)。圖3顯示民營(yíng)企業(yè)和國(guó)有企業(yè)在面臨HHI的增加(市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)降低)時(shí)，其企業(yè)價(jià)值都會(huì)有所下降，HHI對(duì)國(guó)有和非國(guó)有企業(yè)的影響趨勢(shì)一致，這也再次證明了假設(shè)2。且當(dāng)面臨同樣的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境下，非國(guó)有企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值波動(dòng)更大。在HHI為0.05的時(shí)候，民營(yíng)企業(yè)的企業(yè)價(jià)值(0.063)比國(guó)有企業(yè)的企業(yè)價(jià)值(0.047)高0.01。由此，假設(shè)4得以證明，即產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)于企業(yè)價(jià)值的影響在民營(yíng)制造業(yè)企業(yè)中更為顯著。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文從兩方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：選取凈資產(chǎn)收益率(RETURN ON EQUITY)與營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率作為資產(chǎn)收益率(ROA)的替代變量，對(duì)本文重新進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)結(jié)論與本文保持一致；將本文變量在5%標(biāo)準(zhǔn)下進(jìn)行縮尾處理，重新用隨機(jī)森林的方法進(jìn)行擬合，發(fā)現(xiàn)結(jié)果與本文相一致。這說(shuō)明本研究結(jié)果是穩(wěn)健的。

四、結(jié)論與建議

本文以中國(guó)165家A股上市公司為樣本，研究2008-2014年中國(guó)制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系，分析對(duì)比了國(guó)有企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)的差異。本文的主要結(jié)論與建議如下：

其一，中國(guó)制造業(yè)企業(yè)加大創(chuàng)新研發(fā)投入能夠?yàn)槠髽I(yè)創(chuàng)造更好的收益，有利于企業(yè)價(jià)值的提高，能夠更好的為股東爭(zhēng)取權(quán)益。因此，制造業(yè)企業(yè)應(yīng)該加大產(chǎn)品創(chuàng)新研發(fā)投入，進(jìn)一步提高顧客滿意度，降低生產(chǎn)成本，提升企業(yè)利潤(rùn)與價(jià)值。

其二，本文將赫芬達(dá)爾指數(shù)作為衡量市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)度的升高能夠促進(jìn)企業(yè)價(jià)值的增長(zhǎng)，即行業(yè)壟斷程度的提高不利于企業(yè)績(jī)效的提高。保證公平的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，是推動(dòng)企業(yè)進(jìn)一步創(chuàng)新發(fā)展，優(yōu)化產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的有效外部保證。因此，政府要減少對(duì)于市場(chǎng)的干預(yù)，創(chuàng)造良好的營(yíng)商環(huán)境，鼓勵(lì)自由競(jìng)爭(zhēng)、優(yōu)勝劣汰，發(fā)揮市場(chǎng)對(duì)資源配置的決定性作用。

其三，企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入對(duì)于企業(yè)價(jià)值的創(chuàng)造效應(yīng)在民營(yíng)企業(yè)中更為有效。民營(yíng)企業(yè)中董事會(huì)與所有者的監(jiān)管能夠有效的降低代理成本，激勵(lì)代理人更好的經(jīng)營(yíng)決策，發(fā)揮創(chuàng)新研發(fā)的作用提高企業(yè)價(jià)值。而國(guó)有企業(yè)的“所有者缺位”問(wèn)題可能導(dǎo)致企業(yè)管理層缺乏所有者與董事會(huì)監(jiān)管，因而無(wú)法發(fā)揮創(chuàng)新研發(fā)決策的最優(yōu)效應(yīng)。

其四，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)度對(duì)企業(yè)價(jià)值的推動(dòng)作用在民營(yíng)企業(yè)中更為顯著。與民營(yíng)企業(yè)相比，國(guó)有企業(yè)作為國(guó)家的附屬經(jīng)濟(jì)機(jī)構(gòu)，更容易獲得政府的支持，但單一的國(guó)有產(chǎn)權(quán)容易帶來(lái)競(jìng)爭(zhēng)意識(shí)差、生產(chǎn)效率低、利益固化等問(wèn)題，容易滋生利益尋租空間，所以市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)度對(duì)國(guó)有企業(yè)價(jià)值的推動(dòng)作用有限。因此，應(yīng)加快國(guó)有企業(yè)改革，完善國(guó)有企業(yè)監(jiān)管制度，做到績(jī)效與薪酬掛鉤，激勵(lì)國(guó)有企業(yè)管理者更好地利用政策與資源，有效地制定創(chuàng)新研發(fā)政策，降低代理問(wèn)題與決策風(fēng)險(xiǎn)，為企業(yè)創(chuàng)造更好的效益。