王婧婧

企業(yè)創(chuàng)新能力是其發(fā)展前景和市場價值的重要衡量因素，而創(chuàng)新需要有相應的研5發(fā)投入資金來支持，對于研發(fā)投入是否會影響市場對企業(yè)的價值評估這一問題一直未有定論。對此，為了解企業(yè)研發(fā)投入對股票收益的影響，本文通過實證分析，發(fā)現(xiàn)沒有顯著結果支持研發(fā)投入與股票收益之間存在正相關的關系，但研發(fā)投入與股票收益之間存在滯后性。

1引言

在科技迅速發(fā)展的21世紀，高新技術行業(yè)的發(fā)展勢頭迅猛，醫(yī)藥行業(yè)的重要地位也越來越突出，而我國的醫(yī)藥行業(yè)的創(chuàng)新能力不及發(fā)達國家，在一定程度上制約了企業(yè)的發(fā)展。企業(yè)的創(chuàng)新能力在很大程度上依賴于研發(fā)投入，而持續(xù)的研發(fā)投入需要投資支持。投資者在制定投資策略時，企業(yè)股票收益是一個重要的衡量標準。本文旨在通過文獻查閱和數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析，來對我國醫(yī)藥行業(yè)研發(fā)投入對其股票收益的影響進行描述，總結其特征，從而能提出相應的建議，為更好地解決該問題提供理論支持，補充和完善現(xiàn)有對研發(fā)投入和股票收益關系的相關理論。

2文獻綜述

就增大研發(fā)投入是否會影響企業(yè)價值以及其影響是否具有滯后性這兩個問題，學術界一直沒有定論。羅婷，朱青，李丹（ 2009）等人發(fā)現(xiàn)增大研發(fā)投入可以顯著促進企業(yè)當年的經(jīng)營利潤，但是市場對企業(yè)研發(fā)支出的價值的確認存在滯后性。田月聽，馮慶花（2014）等人發(fā)現(xiàn)增大研發(fā)投入，托賓Q會提高，但其影響效果存在滯后性。謝小芳，李懿東，唐清泉（2009）研究發(fā)現(xiàn)年平均市盈率和研發(fā)投入強度之間無顯著關系。Pakes（1985）分析發(fā)現(xiàn)增加研發(fā)費用會提高企業(yè)股票市場價值。

綜合上述有關文獻，筆者發(fā)現(xiàn)：第一，在早期研究時，企業(yè)就研發(fā)投入支出方面的數(shù)據(jù)披露不全面，因此早期的實證研究的可靠性有待確認。第二，大多數(shù)學者用托賓Q這一指標，主要研究研發(fā)投入對企業(yè)價值的影響，并沒有充分論證公司股票對股東利益的影響。因此，本文將通過近幾年各方面的最新數(shù)據(jù)統(tǒng)計對比和分析，運用衡量股票收益的指標，著重分析醫(yī)藥行業(yè)在途研發(fā)投入對于股票收益的直接聯(lián)系，對該方面的研究做出補充。

3理論分析與研究假設

假設一：在醫(yī)藥行業(yè)中，研發(fā)投入與股票收益之間存在正相關的關系

在股票市場上，投資者對于企業(yè)價值的評判標準必不可少創(chuàng)新這一項能力，而創(chuàng)新需要通過企業(yè)的研發(fā)投入來實現(xiàn)。研發(fā)投入增大，研發(fā)成功的可能性越高，產(chǎn)品質(zhì)量也會相應提高，其帶來的經(jīng)濟效益自然更高。

假設二：在醫(yī)藥行業(yè)中.研發(fā)投入對股票收益的影響存在時滯性

基于醫(yī)藥行業(yè)的特殊性，其研制新產(chǎn)品的周期較長，難度較大。而新產(chǎn)品研發(fā)成功還需要將其商業(yè)化才能夠使研發(fā)投入真正帶來經(jīng)濟效益。因此增大研發(fā)投入，企業(yè)在股票市場上的相應的價值需要一段時間才能得到體現(xiàn)和驗證。

4研究設計與樣本選擇

4.1研究設計

本文首先確定研發(fā)投入與醫(yī)藥行業(yè)的股票收益是否具有價值相關性。其次，檢驗前期研發(fā)投入與當期股票收益之間是否具有價值相關性，以探究時滯性問題。

4.2數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文中的財務數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，以2012-2016年五年連續(xù)披露公司財務報表的30所滬、深生物醫(yī)藥類A股上市公司為樣本，其中有15所國有制企業(yè)，15所非國有制企業(yè)。

4.3變量選擇

（1）因變量的選取。企業(yè)的股價衡量指標每天都在波動，因此用年末會計報告日的每股企業(yè)自由現(xiàn)金流量，每股綜合收益率以及息稅前每股綜合收益率為因變量。（2）自變量的選取。自變量為研發(fā)支出強度RDI=當年研發(fā)支出/當年營業(yè)總收入。企業(yè)研發(fā)支出金額取自資產(chǎn)負債表中的“開發(fā)支出”。（3）控制變量的選取?？刂谱兞繛槠髽I(yè)規(guī)模InAssest和企業(yè)所有制形式M。

4.4模型建立

本文采用截面數(shù)據(jù)回歸分析，分別針對假設一和假設二建立如下多元線性回歸分析模型：

其中，Pit為企業(yè)的股價衡量指標，RDit為企業(yè)t年的研發(fā)支出強度，RDIitm為企業(yè)距離t年間隔m年的研發(fā)支出強度，Mit為企業(yè)的所有制形式（1為國有制企業(yè)，O為非國有制企業(yè)），InAssestit為當年企業(yè)規(guī)模。

5實證分析

5.1描述性統(tǒng)計分析

通過表一和表二的描述性分析可得出以下結論：1.樣本公司的RDI無論是極大值還是均值都呈現(xiàn)出逐年提高的趨勢，可見樣本公司整體的開發(fā)支出強度在逐年增大；2.樣本公司的RDI的標準差逐年提高，可見樣本公司在開發(fā)支出強度上的差距逐年增大；3.樣本公司的公司規(guī)模相差不大，由此在本文的實證分析中可以排除公司的規(guī)模效應。

5.2相關性分析

根據(jù)表三的相關性描述，可知每股企業(yè)自由現(xiàn)金流量，每股綜合收益率，息稅前每股收益率均與RDI成負相關。每股企業(yè)自由現(xiàn)金流量與InAsset成正相關，而每股綜合收益率，息稅前每股收益率與InAsset成負相關。但是由于相關性分析具有偶然性，因此需要進一步的回歸分析。

5.3回歸分析

針對假設一，本文采取2016年的數(shù)據(jù)用模型一進行回歸模型分析。從表四可以分析得出以下結論：1.當被解釋變量為每股企業(yè)自由現(xiàn)金流量時，回歸方程的P（F）值為0.0467，RDI系數(shù)為-12.1264，可見研發(fā)投入強度與企業(yè)股票收益的流動性成負相關關系。2.當被解釋變量為每股綜合收益率時，回歸方程的P（F）值為0.05，RDI系數(shù)為-6.2028，可見研發(fā)投入強度與企業(yè)股票綜合收益成負相關關系。3.當被解釋變量為息稅前每股綜合收益率時，回歸方程的P（F）值大于0.1，可見RDI對于當期息稅前每股綜合收益率并無顯著影響。

但由于統(tǒng)計假設檢驗存在第一類和第二類的錯誤，因此得出結論，沒有顯著數(shù)據(jù)支持假設一。對于這一結論，筆者認為可能存在以下幾種原因：1.當期研支出增加會占用企業(yè)大量流動資金，進而導致每股企業(yè)自由現(xiàn)金流量下降。2.市場投資者多為風險厭惡型投資者，在不確定大量研發(fā)支出能否帶來可觀利潤的情況下，他們對企業(yè)市場價值的評估會有所下降。

針對假設二，以2012～2015年RDI為解釋變量，用模型二回歸分析，得到表五，可以得出以下結論：1.當被解釋變量為每股企業(yè)自由現(xiàn)金流量時，回歸方程的P（F）值極不穩(wěn)定，由此可知研發(fā)投入強度僅對當期企業(yè)股票收益的流動性產(chǎn)生影響。2.當被解釋變量為每股綜合收益率時，從2016～2013年對RDI的回歸分析，RDI的系數(shù)總體呈現(xiàn)增加的趨勢，由此可知研發(fā)投入強度對企業(yè)股票綜合收益率的影響存在時滯性，且隨著時滯期的增加，其對企業(yè)股票綜合收益率的負面影響逐漸減弱。3.當被解釋變量為息稅前每股綜合收益率時，回歸方程的P（F）值始終大于0.1，由此可知研發(fā)投入強度對息稅前每股綜合收益率無顯著影響。

對于以上結論，筆者認為原因可能有以下幾點：1.當期的企業(yè)研發(fā)支出僅占用當期的企業(yè)流動現(xiàn)金，因而并不會對未來的企業(yè)流動現(xiàn)金造成影響。2.隨著時間推移，企業(yè)研發(fā)支出的成果逐漸展現(xiàn)，投資者能更加準確評估企業(yè)的市場價值。

6研究結果及建議

6.1研究結果

研發(fā)投入與每股企業(yè)自由現(xiàn)金流量和每股綜合收益率成負相關，而對息稅前每股收益率無顯著影響。綜合可知研發(fā)投入對股票收益存在一定程度的影響，當研發(fā)投入增加，當年股票收益的流動性和股票綜合收益率會有一定程度的下降，而隨著時間推移，股票綜合收益率的下降程度減弱。

6.2建議

通過本次研究，筆者提出以下幾點建議1.醫(yī)藥公司可以根據(jù)公司需要調(diào)整研發(fā)投入支出，過大的研發(fā)投入可能難以帶來股票收益的提高反而會降低其股票收益的流動性，進而無法吸引融資。2.規(guī)范開發(fā)投入項目的披露，準確可靠的數(shù)據(jù)披露不僅是公司的責任，也能夠更有利于政府決策，從而促進公司發(fā)展。