曹濟(jì)民

摘 要：本文以2008—2018年A股上市公司非平行面板數(shù)據(jù)為研究樣本，基于理論分析和研究假設(shè)，運(yùn)用OLS回歸分析和固定效應(yīng)模型方法，實(shí)證檢驗(yàn)CEO海外經(jīng)歷在R&D投入與企業(yè)創(chuàng)新能力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明：R&D投入顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新能力提升，而且CEO海外經(jīng)歷能提高企業(yè)R&D投入和創(chuàng)新能力;同時CEO擁有海外留學(xué)和工作經(jīng)歷與R&D投入交互作用對企業(yè)創(chuàng)新能力起到促進(jìn)作用;國有企業(yè)和非國有企業(yè)在R&D投入對企業(yè)創(chuàng)新能力方面不存在顯著差別。拓展性研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)擁有海外留學(xué)經(jīng)歷的CEO時，R&D對創(chuàng)新能力提升效應(yīng)更明顯。本文試圖說明我國企業(yè)創(chuàng)新能力有待進(jìn)一步提高，人力資本需要發(fā)揮重要作用;本研究為我國R&D投入與創(chuàng)新能力提供經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)支持。

關(guān)鍵詞：R&D投入? 創(chuàng)新能力? CEO海外經(jīng)歷? 調(diào)節(jié)作用

中圖分類號：F279.21 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：2096-0298（2020）08（a）-08

1 引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)快速發(fā)展，迅速成長為世界制造大國。但是一直以來我們都面臨著大而不強(qiáng)的局面，在關(guān)鍵技術(shù)領(lǐng)域缺乏核心競爭力。然而，隨著經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展，科技創(chuàng)新能力逐漸得到提升，為了推動創(chuàng)新能力的提高，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，2012年我國提出創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，并且上升為國家戰(zhàn)略的一部分。創(chuàng)新是國家經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的不竭動力和源泉，成為國家競爭的核心力量，經(jīng)濟(jì)發(fā)展離不開創(chuàng)新能力進(jìn)步。因此，如何提升我國創(chuàng)新能力，推動經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級成為學(xué)術(shù)界和實(shí)踐界的重點(diǎn)課題。

眾所周知，創(chuàng)新能力的發(fā)展離不開R&D的投入。但是由于我國R&D投入占國民經(jīng)濟(jì)比重一直處于弱勢，導(dǎo)致我國創(chuàng)新能力不能得到有效提升。研究發(fā)現(xiàn)，1995—2016年從絕對數(shù)來講，我國R&D投入數(shù)量一直在不斷上升，但是顯著低于美國和日本。隨著2008年我國《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理工作指引》出臺，我國R&D的投入量首次超越美國，隨后我國R&D的投入數(shù)量不斷增加并且遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于美國[1];從相對數(shù)來看，我國R&D投入占GDP比重從1995年0.57%到2008年1.44%，再到2012年上升到1.66%，直到2016年上升到2.11%，總體來看我國研發(fā)投入呈不斷上升趨勢，而日本的R&D投入一直處于上升趨勢并且R&D所占比重較高，美國則一直保持相對穩(wěn)定的2.5%左右[2]（圖1）;從世界整體范圍來看，我國R&D的投入相對處于弱勢狀態(tài)。由此可以看出，我國企業(yè)在R&D投入方面還有待進(jìn)一步提升。創(chuàng)新能力重要地位要求企業(yè)不斷提高R&D的投入比重（解維敏，唐清泉，2011）[3]。然而，R&D投入的增加能否真正帶來企業(yè)創(chuàng)新能力的提高也是值得思考的問題。

R&D投入受到諸多因素的影響，正如李春濤，宋敏（2010）研究發(fā)現(xiàn)CEO激勵作用影響企業(yè)R&D投入[4]，吳延兵，劉霞輝（2009）認(rèn)為企業(yè)法人、總經(jīng)理、員工三層面的人力資本會影響企業(yè)的研發(fā)行為[5]，吳延兵（2009）研究表明企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、銷售收入都會對企業(yè)R&D投入產(chǎn)生重要影響[6];解維敏等（2009）表示我國政府R&D資助刺激了企業(yè)R&D支出[7]。企業(yè)創(chuàng)新能力的提高不僅需要企業(yè)增加R&D的投入，還需要政府R&D的支持。總體來看，R&D投入產(chǎn)出會受到公司治理因素的影響，故而正確處理好R&D的影響因素，發(fā)揮R&D的最大效用，從而提高企業(yè)創(chuàng)新能力顯得尤為重要。

已有文獻(xiàn)針對R&D投入與企業(yè)創(chuàng)新能力的研究大多聚焦在CEO激勵機(jī)制、CEO特征（年齡、性別、任期）、高管薪酬差距、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、政府補(bǔ)貼等方面，尚未有文獻(xiàn)回答CEO海外經(jīng)歷背景對R&D投入的影響，而且鮮有文獻(xiàn)研究R&D投入對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響，且多集中于R&D對公司績效研究。本文在現(xiàn)有文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，試圖研究R&D投入對企業(yè)創(chuàng)新能力作用，進(jìn)一步分析CEO海外經(jīng)歷能否對R&D投入發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，提升企業(yè)創(chuàng)新能力。

綜上所述，縱觀已有研究文獻(xiàn)，基于對CEO人力資本特征、R&D投入及企業(yè)創(chuàng)新能力的研究，以CEO海外經(jīng)歷為研究視角，剖析CEO海外經(jīng)歷在R&D投入和企業(yè)創(chuàng)新能力之間的橋梁作用，研究CEO海外經(jīng)歷對企業(yè)創(chuàng)新能力的調(diào)節(jié)效應(yīng)。本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩方面：（1）將R&D投入與企業(yè)創(chuàng)新能力的研究中加入CEO海外經(jīng)歷變量，豐富了以往研究視角，考察人力資本在企業(yè)創(chuàng)新能力提升過程中所發(fā)揮作用。（2）通過檢驗(yàn)R&D投入與企業(yè)創(chuàng)新能力揭示我國企業(yè)在R&D投入和創(chuàng)新過程中存在的問題，為其提供經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)支持。

2 文獻(xiàn)綜述與理論假設(shè)

2.1 R&D投入與企業(yè)創(chuàng)新能力

R&D投入為企業(yè)創(chuàng)新能力提高注入血液和動力。隨著我國政府“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”政策提出，R&D投入與創(chuàng)新能力的研究逐漸成為熱點(diǎn)話題?，F(xiàn)有文獻(xiàn)針對研發(fā)投入主要表現(xiàn)在影響因素和經(jīng)濟(jì)效果兩個方面。首先，人力資本對公司績效影響能夠通過R&D投入的中介傳導(dǎo)機(jī)制發(fā)揮作用（朱焱，張孟昌，2013）[8]。因此，人力資本和R&D的投入同時影響公司績效;而且R&D支出結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效產(chǎn)生的影響不盡相同，雖然研究階段和開發(fā)階段支出能夠促進(jìn)公司績效，但是研究階段支出效應(yīng)略大于開發(fā)階段效應(yīng)（潘雄鋒等，2019）[9]。其次，還有研究表明，R&D投入會對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生作用，丘東等（2016）發(fā)現(xiàn)政府和企業(yè)作為R&D投入的不同主體均實(shí)現(xiàn)了創(chuàng)新績效的提高[10]。在企業(yè)吸收能力和地理區(qū)域不同情況下，R&D投入的國際化提高中國企業(yè)創(chuàng)新績效（何愛等，2018）[11]。與此同時，R&D投入提升了企業(yè)價值，現(xiàn)金流的不確定性加劇了這種效應(yīng)（崔也光等，2019）[12]。但是，也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，R&D投入與企業(yè)創(chuàng)新績效具有復(fù)雜的關(guān)系，戴小勇，成力為（2013）實(shí)證得出結(jié)論表明R&D投入與企業(yè)創(chuàng)新績效呈“U”型關(guān)系，只有R&D投入在合理的區(qū)間內(nèi)，企業(yè)創(chuàng)新績效作用明顯[13];當(dāng)研究研發(fā)投入在提高公司績效方面具有滯后性時，內(nèi)部控制則會發(fā)揮“雪中送炭”和“錦上添花”效應(yīng)（孫自愿等，2019）[14]。

研發(fā)投入在產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)后果的同時也會受到其他因素影響，公司外部影響因素，諸如產(chǎn)業(yè)政策支持有助于引導(dǎo)市場資金扶持企業(yè)，促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)步（譚勁松等，2017）[15]，“營改增”稅收政策的影響下，R&D投入的增加，有利于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出（鄒洋等，2019）[16]。張凱強(qiáng)（2019）認(rèn)為我國財(cái)政支出結(jié)構(gòu)影響企業(yè)研發(fā)投入，其中生產(chǎn)性支出抑制R&D投入，結(jié)果導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新能力的下降[17]。侯世英，宋良榮（2019）發(fā)現(xiàn)財(cái)政補(bǔ)貼在企業(yè)生命周期中提高企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新能力[18]。而公司治理內(nèi)部股權(quán)集中度和高管持股具有“U”型關(guān)系，只有維持在一個穩(wěn)定平衡點(diǎn)才會對R&D產(chǎn)生最大程度的激勵作用（唐建榮，李晴，2019）[19]。

綜上所述，研發(fā)投入不僅對企業(yè)創(chuàng)新能力的提升具有不可忽視的作用，同時也會受到公司內(nèi)外部因素作用，間接影響企業(yè)創(chuàng)新能力提升?；诖?，本文提出假設(shè)1。

H1：其他條件不變情況下，R&D投入增加能提高公司創(chuàng)新能力。

2.2 CEO海外經(jīng)歷、研發(fā)投入與企業(yè)創(chuàng)新能力

CEO作為企業(yè)經(jīng)營管理活動的決策者，在企業(yè)研發(fā)投入方面發(fā)揮決定性作用。盡管CEO任期越長，相關(guān)管理經(jīng)驗(yàn)更加豐富，為了公司長遠(yuǎn)發(fā)展，更容易增加研發(fā)投入，但是，管理層報酬激勵在長期內(nèi)對R&D投入不會產(chǎn)生顯著作用（唐清泉，甄麗明，2008）[20]。然而，男性CEO傾向于增加研發(fā)投入促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，不僅如此，宋巖等（2019）利用門檻面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)CEO自信程度提高企業(yè)R&D投入[21]。另外，CEO結(jié)構(gòu)性權(quán)力會降低研發(fā)投入對公司績效的正向作用（劉建民，周爽，2018）[22]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)針對CEO與研發(fā)投入研究主要集中在CEO的權(quán)力特征、CEO年齡、性別、任期及CEO的自信程度等。但是，根據(jù)高階梯隊(duì)理論，高管團(tuán)隊(duì)成員的人力資本異質(zhì)性不僅體現(xiàn)在權(quán)力、年齡、性別、任期等，特別是近年來，越來越多的學(xué)者開始關(guān)注高管團(tuán)隊(duì)海外經(jīng)驗(yàn)、教育背景、專業(yè)背景等，在公司治理和企業(yè)創(chuàng)新績效方面發(fā)揮作用。楊林等（2018）認(rèn)為高管團(tuán)隊(duì)海外經(jīng)驗(yàn)作為一種特殊類型資源，其職能經(jīng)驗(yàn)和行業(yè)經(jīng)驗(yàn)加強(qiáng)研發(fā)投入力度，進(jìn)而提高企業(yè)創(chuàng)新績效[23]。王曦若，遲巍（2018）認(rèn)識到高管團(tuán)隊(duì)的教育水平異質(zhì)性有助于推動企業(yè)創(chuàng)新投入提高[24]。夏惠娟等（2017）研究結(jié)果表明技術(shù)背景的高管更注重對研發(fā)投入;史晉川，劉萌（2019）研究海外經(jīng)歷高管能夠降低媒體關(guān)注對研發(fā)投入負(fù)面影響[25]。此外，基于“錦標(biāo)賽”理論和“社會比較”理論，高管團(tuán)隊(duì)薪酬差距顯著提高公司研發(fā)投入（鐘熙等，2019），并且高管團(tuán)隊(duì)重組特別是CEO的變更會給高管薪酬差距與研發(fā)投入關(guān)系帶來負(fù)向作用[26]。

已有文獻(xiàn)關(guān)于CEO海外經(jīng)歷與研發(fā)投入的關(guān)系屈指可數(shù)，本文在分析梳理CEO特征和高管團(tuán)隊(duì)的異質(zhì)性文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，認(rèn)為CEO海外經(jīng)歷對研發(fā)投入產(chǎn)生顯著正向作用。具體原因如下：已有研究指出，國際人才回流增加流入國人才資本存量，無論從國家特征還是從企業(yè)特征層面來講，人才回流提高企業(yè)研發(fā)投入，提高國家科技創(chuàng)新能力。因而擁有海外經(jīng)歷的CEO具備先進(jìn)的管理思想，受到西方文化的熏陶，在企業(yè)研發(fā)投入上能夠產(chǎn)生積極正面效應(yīng)。有海外經(jīng)歷的CEO加入后，有助于提高公司的創(chuàng)新績效，從而增加企業(yè)研發(fā)投入。魏浩等（2018）實(shí)證結(jié)果揭示了國際人才回流對中國企業(yè)研發(fā)具有顯著促進(jìn)作用[27]。顯然，海外經(jīng)歷的CEO能夠使企業(yè)增加研發(fā)投入，最終提高企業(yè)創(chuàng)新能力。

另外，根據(jù)資源依賴?yán)碚?，海外?jīng)歷的高管作為一種稀缺的不可替代的人力資本，對于企業(yè)研發(fā)和創(chuàng)新尤為重要。研究表明，海歸人才回流在增加人力資本存量的同時技術(shù)外溢效應(yīng)十分明顯，促進(jìn)企業(yè)技術(shù)發(fā)展（李平，許家云，2011）[28]，有利于促進(jìn)我國科技研發(fā)水平的提高。而且海外經(jīng)歷的高管能夠接觸國外先進(jìn)的技術(shù)，并將其運(yùn)用到我國企業(yè)中，推動我國企業(yè)技術(shù)研發(fā)投入和創(chuàng)新能力。綜上，本文提出假設(shè)2。

H2：其他條件不變情況下，CEO海外經(jīng)歷提高公司R&D投入。

海外經(jīng)歷的董事會成員作為一種創(chuàng)新型人才，不斷提高公司治理水平，改善公司治理能力（劉柏等，2017）[29]。CEO海外經(jīng)歷不僅能提高公司投資效率（代昀昊，孔東民，2017）[30]，而且能夠提升公司經(jīng)營績效（許秀梅，2017）[31]和創(chuàng)新績效（黃婷，葛玉輝，2018）[32]。黃國良等（2016）研究發(fā)現(xiàn)高管海外經(jīng)歷能夠優(yōu)化企業(yè)資本結(jié)構(gòu)[33]，而企業(yè)創(chuàng)新能力的提升依靠研發(fā)投入增加，在研發(fā)階段，企業(yè)資本結(jié)構(gòu)傾向于投入大量資本，必然會增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新能力。人力資本作為公司發(fā)展過程中不可替代性資源，影響公司技術(shù)資本的發(fā)展，擁有海外經(jīng)歷CEO經(jīng)過專業(yè)的學(xué)習(xí)和訓(xùn)練能夠推進(jìn)技術(shù)資本的進(jìn)步，因此，技術(shù)資本發(fā)展變化取決于人力資本。從本質(zhì)上講，企業(yè)創(chuàng)新能力的發(fā)展依賴于人力資本。于茂薦（2016）指出專用性人力資本在企業(yè)創(chuàng)新性上占據(jù)絕對優(yōu)勢，通過賦予專用性人力資本的激勵措施可以更好地發(fā)揮專用性人力資本效能[34]。鑒于此，我們發(fā)現(xiàn)CEO海外經(jīng)歷作為人力資本的一種表現(xiàn)形式，無論在企業(yè)創(chuàng)新還是公司治理績效等方面都顯得尤為重要。由此，本文提出假設(shè)3。

H3：其他條件不變情況下，CEO海外經(jīng)歷提高企業(yè)創(chuàng)新能力。

由于我國資本市場存在不同所有制企業(yè)類型，企業(yè)創(chuàng)新能力的必然在不同類型企業(yè)中表現(xiàn)有所差別。吳延兵（2012）分析認(rèn)為國有企業(yè)在研發(fā)投入、創(chuàng)新能力方面缺乏競爭力，而民營企業(yè)和外資企業(yè)在創(chuàng)新能力上具有顯著優(yōu)勢[35]，而且基于剩余索取權(quán)和剩余控制權(quán)存在不一致現(xiàn)象，導(dǎo)致國有企業(yè)生產(chǎn)效率損失，從而降低國有企業(yè)的創(chuàng)新效率（吳延兵，2012）[36]。解維敏（2012）研究發(fā)現(xiàn)在財(cái)政分權(quán)和晉升激勵制度背景下，政府干預(yù)抑制企業(yè)研發(fā)投入動機(jī)，給企業(yè)創(chuàng)新能力帶來消極影響[37]。但是，當(dāng)前國有企業(yè)混合所有制改革背景下，混合所有制促進(jìn)國有企業(yè)研發(fā)投入（解維敏，2019）[38]，羅福凱等（2019）研究表明股權(quán)混合有利于企業(yè)研發(fā)投資，在一定程度上充當(dāng)企業(yè)創(chuàng)新的“潤滑劑”，成為推動企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動力[39]。并且吳延兵（2009）利用中國工業(yè)面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，國有產(chǎn)權(quán)能夠提升R&D的投入。因此，在國有企業(yè)掌握大量人力資本和資源情況下，能夠聚集優(yōu)秀的人財(cái)物，伴隨著國有企業(yè)改革釋放動能，企業(yè)創(chuàng)新能力得到有效提升。鑒于已有文獻(xiàn)研究和我國當(dāng)前國有企業(yè)改革的背景，本文提出假設(shè)4。

H4：其他條件不變情況下，國有企業(yè)中R&D投入能顯著提高企業(yè)創(chuàng)新能力。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選擇

本文以我國A股上市公司2008—2018年非平行面板數(shù)據(jù)為研究樣本，樣本數(shù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫，其中CEO海外經(jīng)歷數(shù)據(jù)經(jīng)過EXCEL篩選處理。剔除所有金融類上市公司、ST*上市公司，刪除樣本缺漏值，最終得到11038個觀測值，本文對所有連續(xù)變量離群值對數(shù)化并在1%水平上進(jìn)行縮尾處理。

3.2 變量定義

本文借鑒解維敏，唐清泉（2011）和朱焱，張孟昌（2013）做法，被解釋變量選擇托賓Q值作為企業(yè)創(chuàng)新能力的衡量指標(biāo)?；谖覈?016年《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》規(guī)定，企業(yè)創(chuàng)新能力主要從知識產(chǎn)權(quán)、科技成果轉(zhuǎn)化能力、研究開發(fā)組織管理水平、企業(yè)成長性四項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行評價，而托賓Q值作為衡量企業(yè)成長性的重要指標(biāo)，托賓Q值越高，代表公司的成長性越好，企業(yè)的盈利能力越強(qiáng)，公司價值越高。相較于其他三個衡量創(chuàng)新能力指標(biāo)，成長性指標(biāo)更容易獲得。

參考目前已有文獻(xiàn)關(guān)于研發(fā)投入的衡量主要包含兩個指標(biāo)，研發(fā)投入占營業(yè)收入比重和研發(fā)人員所占比例。借鑒解維敏（2019）做法，本文解釋變量采用研發(fā)投入占營業(yè)收入比重，穩(wěn)健性檢驗(yàn)采用研發(fā)人員所占比例。

調(diào)節(jié)變量借鑒代昀昊，孔東民（2017）做法;根據(jù)CEO海外特征將海外經(jīng)歷劃分為海外留學(xué)經(jīng)歷和海外工作經(jīng)歷及海外留學(xué)和工作三種背景。其中，海外留學(xué)經(jīng)歷的CEO定義為1，海外工作經(jīng)歷CEO定義為2，同時具有海外留學(xué)和海外工作經(jīng)歷的CEO定義為3。

借鑒侯世英，宋良榮（2019）、解維敏，唐清泉，陸姍姍（2009）控制變量主要選擇公司規(guī)模Size，選取年末總資產(chǎn)自然對數(shù);資產(chǎn)負(fù)債率Lev，負(fù)債與資產(chǎn)比例;營業(yè)收入現(xiàn)金凈含量Cash;第一大股東持股比Top;董事長總經(jīng)理兩職合一Du;產(chǎn)權(quán)性質(zhì)SOE，根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同，將企業(yè)分為兩大類型：國有企業(yè)民非國有企業(yè)。本文涉及的行業(yè)根據(jù)2012版證監(jiān)會行業(yè)分類辦法進(jìn)行分類，共涉及2371家公司。

3.3 模型設(shè)計(jì)

本文運(yùn)用STATA11軟件對CEO海外經(jīng)歷、研發(fā)投入與創(chuàng)新能力進(jìn)行檢驗(yàn)，借鑒已有×××研究，構(gòu)建OLS回歸模型，建立兩個回歸方程檢驗(yàn)假設(shè)，其中方程（1）檢驗(yàn)R&D投入對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響;方程（2）檢驗(yàn)海外經(jīng)歷對研發(fā)投入影響;方程（3）檢驗(yàn)海外經(jīng)歷作為中介效應(yīng)調(diào)節(jié)R&D投入對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響。模型如下：

其中R&D代表研發(fā)投入，Oversea代表CEO海外經(jīng)歷，Controls代表控制變量，控制行業(yè)和年度效應(yīng)，ε代表誤差項(xiàng)。

4 實(shí)證分析

本文在理論分析和研究假設(shè)基礎(chǔ)上，實(shí)證檢驗(yàn)基于海外經(jīng)歷調(diào)節(jié)作用，R&D投入與企業(yè)創(chuàng)新能力的關(guān)系。首先，利用樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)特征和相關(guān)性分析;其次，采用OLS方法檢驗(yàn)R&D與企業(yè)創(chuàng)新能力關(guān)系，分析不同所有制下國有企業(yè)和非國有企業(yè)差異;最后為了檢驗(yàn)本文結(jié)論可靠性，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)和拓展性研究。

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2報告主要變量的統(tǒng)計(jì)特征。結(jié)果顯示托賓Q均值為0.67，中位數(shù)0.71，表明我國企業(yè)創(chuàng)新能力還處于較低水平。研發(fā)投入的均值為0.04，中位數(shù)0.03，很顯然我國企業(yè)研發(fā)投入占營業(yè)收入比重少，企業(yè)不重視研發(fā)投入。

4.2 相關(guān)性分析

表3報告變量的相關(guān)性結(jié)果。從中可以看出，R&D與企業(yè)創(chuàng)新能力具有顯著正相關(guān)關(guān)系;海外經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新能力呈現(xiàn)顯著正相關(guān)。說明海外經(jīng)歷與R&D同時影響企業(yè)創(chuàng)新能力的提高。

本文經(jīng)過異方差和多重共線性檢驗(yàn)表明，研究樣本數(shù)據(jù)存在同方差假設(shè)，而且變量間不存在共線性問題。以下部分展示采用OLS回歸結(jié)果。

4.3 回歸分析

表4報告R&D投入與企業(yè)創(chuàng)新能力之間關(guān)系結(jié)果。從中可以發(fā)現(xiàn)，R&D的系數(shù)為7.192，R2為0.138，F(xiàn)值為1764.93，而且能夠通過1%水平顯著性檢驗(yàn)，說明R&D投入能夠?qū)ζ髽I(yè)創(chuàng)新能力產(chǎn)生顯著正向影響，研發(fā)投入越高，企業(yè)創(chuàng)新能力越強(qiáng)。加入控制變量后發(fā)現(xiàn)，R&D投入與企業(yè)創(chuàng)新能力仍然具有顯著正向作用，但是R&D的系數(shù)明顯降低，為1.140，F(xiàn)值為312.574，R2為0.715。從控制變量中發(fā)現(xiàn)，公司規(guī)模與企業(yè)創(chuàng)新能力具有顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明公司規(guī)模越大并不會帶來創(chuàng)新能力的提升。資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)創(chuàng)新能力具有顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明公司資產(chǎn)負(fù)債率的上升導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新能力下降。此外，營業(yè)收入現(xiàn)金凈流量和第一大股東持股比例均與企業(yè)創(chuàng)新能力具有顯著正向作用。兩職合一不會對企業(yè)創(chuàng)新能力產(chǎn)生顯著影響。

表5反映了海外經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新能力之間關(guān)系。可以發(fā)現(xiàn)，CEO海外經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新能力具有顯著正向作用，表明CEO海外經(jīng)歷能夠提高企業(yè)創(chuàng)新能力，而且通過1%顯著性水平檢驗(yàn)。進(jìn)一步區(qū)分CEO海外經(jīng)歷背景發(fā)現(xiàn)，CEO海外留學(xué)經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新能力在1%水平具有顯著正相關(guān)關(guān)系，表明CEO海外留學(xué)經(jīng)歷能夠提高企業(yè)創(chuàng)新能力。同時，CEO沒有海外經(jīng)歷背景與企業(yè)創(chuàng)新績效就具有顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明不具有海外經(jīng)歷背景CEO可能會降低企業(yè)的創(chuàng)新能力。公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)均與企業(yè)創(chuàng)新能力呈現(xiàn)顯著負(fù)向作用。營業(yè)收入現(xiàn)金凈流量和第一大股東持股比例與企業(yè)創(chuàng)新能力具有顯著正向作用。兩職合一沒有產(chǎn)生顯著關(guān)系。

表6報告CEO海外經(jīng)歷與R&D投入之間關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果。表中可知，CEO海外經(jīng)歷系數(shù)為0.005，R2為0.427，F(xiàn)值為92.838，表明CEO海外經(jīng)歷與研發(fā)投入具有顯著正向作用，CEO海外經(jīng)歷越豐富，企業(yè)研發(fā)投入越多?？刂谱兞拷Y(jié)果顯示，公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、第一大股東持股比例、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與研發(fā)投入產(chǎn)生負(fù)相關(guān)關(guān)系。經(jīng)過上述分析說明海外經(jīng)歷不僅能提高企業(yè)創(chuàng)新能力，還能增加企業(yè)研發(fā)投入。