裘海杰，張 凱，周新苗

（寧波大學 商學院，浙江 寧波 315211）

一、引言

2021 年習近平總書記在二十國領(lǐng)導人峰會上指出創(chuàng)新是經(jīng)濟新常態(tài)下推動經(jīng)濟發(fā)展、應對人類共同挑戰(zhàn)的決定性因素。新經(jīng)濟增長理論認為研發(fā)投入是評價創(chuàng)新能力的重要指標。十三五期間，我國研發(fā)強度（RD/GDP）從2.06%增長到2.23%，2021 年研發(fā)投入強度為2.44%，但與以美、日、德等傳統(tǒng)創(chuàng)新強國（3%左右）之間仍舊存在較大的差距。以2020 年航空航天行業(yè)為例，研發(fā)投入只占全部企業(yè)研發(fā)投入的3%左右，存在巨大的研發(fā)資金的缺口。研發(fā)投入的不足不僅制約了行業(yè)的發(fā)展，還影響我國現(xiàn)代化強國的建設(shè)進程。由于資本市場融資在利益激勵機制和投資退出機制等方面更具優(yōu)勢，有利于企業(yè)開展期限長、風險高的投資活動[1]，不少企業(yè)的研發(fā)融資源于資本市場。因此，資本市場的發(fā)展程度以及對研發(fā)資本的定價效率在很大程度上決定了研發(fā)行為的成敗。但我國資本市場仍處于初始發(fā)展階段，資本市場價格發(fā)現(xiàn)功能的有效性能否引導研發(fā)資源流向邊際效益更高的產(chǎn)業(yè)？資本能否賦能企業(yè)創(chuàng)新？對于這些問題的回答不僅需要檢驗資本市場對企業(yè)研發(fā)的理性估值，還需要厘清企業(yè)研發(fā)行為與其價值的內(nèi)在邏輯。

另一方面，市場導向是企業(yè)運營管理的基石，競爭是強化資源配置作用的重要手段。產(chǎn)品市場上的競爭能否以及如何強化資本市場上的資源配置效率？對這一問題分析不僅有助于從根源上化解研發(fā)投入不足、行業(yè)分布不平衡難題，還有助于構(gòu)建企業(yè)與投資者、產(chǎn)品市場與資本市場的良性循環(huán)，推動我國經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展?；谝陨峡紤]，本文站在行業(yè)競爭性的視角建立一個企業(yè)研發(fā)與企業(yè)股票收益的理論模型，分析研發(fā)投入合理性的問題，并通過資本市場數(shù)據(jù)去驗證理論模型的邏輯真?zhèn)巍?/p>

二、相關(guān)研究

Lev 和Sougiannis（1996）[2]首先在美國資本市場發(fā)現(xiàn)高研發(fā)投入的公司具有較高的股票收益率，隨后不少國內(nèi)外學者對研發(fā)溢價效應進行了研究。從風險補償角度來看，研發(fā)項目的技術(shù)風險是企業(yè)個體風險，可通過多元化投資分散，無須予以風險溢價，但是Berk 等（2004）[3]、陳昆玉（2017）[4]、（劉柏和王馨竹2021，2019）[5-6]等學者認為市場需要對研發(fā)項目的未來現(xiàn)金流中蘊含的系統(tǒng)性風險給予一定溢價，所以研發(fā)投入與股票收益率之間存在正相關(guān)。Manry 等（2004）[7]、Cazavan 和Jeanjean（2006）[8]、郭志勇和楊文培（2018）[9]等學者認為研發(fā)投入溢價源于資產(chǎn)的錯誤定價，投資者的短視低估了初期研發(fā)投入所帶來的潛在增長價值，研發(fā)溢價效應僅是對初期定價的估值回歸，并相繼在韓國、法國和我國資本市場上得到了驗證。Lin（2012）[10]從績效提升角度出發(fā)，強調(diào)無形資本對全要素生產(chǎn)率的提升作用和對實物資本重置成本的降低作用，從而提高經(jīng)營績效和股票收益。陳國進等（2017）[11]在Lin 的基礎(chǔ)上引入了調(diào)整成本，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投資與股票收益的關(guān)系受研發(fā)產(chǎn)出彈性影響。方先明和那晉領(lǐng)（2020）[12]的研究表明綠色創(chuàng)新通過價值增長和市場關(guān)注兩個機制形成創(chuàng)新溢酬。

產(chǎn)品市場競爭是指市場經(jīng)濟中企業(yè)為爭取優(yōu)勢地位而排斥同類產(chǎn)品的表現(xiàn)。吳昊旻等（2012）[13]學者研究發(fā)現(xiàn)相對集中的行業(yè)結(jié)構(gòu)與顯著的市場勢力能有效緩解公司特質(zhì)性風險進而提升公司的股票收益。Gu（2016）[14]的研究表明產(chǎn)品市場競爭放大了研發(fā)密集型公司對系統(tǒng)風險的敞口，研發(fā)與股票收益的正向聯(lián)系只存在于競爭行業(yè)中。田高良等（2019）[15]與Gu（2016）[14]觀點基本一致，認為業(yè)務競爭激烈的企業(yè)具有更高的創(chuàng)新風險和破產(chǎn)風險，理應得到更高的風險補償。許良超和王志強（2019）[16]認為產(chǎn)品市場競爭通過企業(yè)固定資產(chǎn)投資策略影響股票收益，且產(chǎn)品市場競爭與股票收益呈“倒U 型”關(guān)系。張信東和宋佳（2018）[17]的研究表明市場競爭也會強化研發(fā)投入與股票收益之間的關(guān)系。

已有的文獻大多只是孤立的研究研發(fā)投入與股票收益的關(guān)系，關(guān)于廠商異質(zhì)性的相關(guān)文獻大都基于風險補償視角探討了融資約束[18]、產(chǎn)品市場競爭[14]對研發(fā)投入與股票收益率關(guān)系的影響。區(qū)別于風險補償視角，本文將產(chǎn)品市場競爭、研發(fā)資本納入資本資產(chǎn)定價模型，從績效提升視角考察產(chǎn)品市場競爭在研發(fā)投入與股票收益的關(guān)系中的作用機制。其次，本文對產(chǎn)品市場競爭的作用路徑進行了探究。此外，以往文獻大多用研發(fā)投資來衡量創(chuàng)新投入，但研發(fā)投資會因項目成功而驟減，而股票收益會因項目成功而攀升，因此無法解釋股票收益與研發(fā)投資背離的現(xiàn)象，本文以研發(fā)資本衡量創(chuàng)新能更準確的解釋因研發(fā)創(chuàng)新所驅(qū)動的收益。余下內(nèi)容安排如下：第3 部分，建立一個基于市場競爭的AK 模型分析企業(yè)研發(fā)與企業(yè)股票收益的內(nèi)在邏輯；第4 部分，基于中國上市公司的實證檢驗；第5 部分，總結(jié)與政策建議。

三、理論與方法

（一）AK 模型

本文采用AK 模型，借鑒Lin（2012）[10]的做法將企業(yè)生產(chǎn)資料劃分為研發(fā)資本和生產(chǎn)資本，生產(chǎn)函數(shù)如式（1）所示，企業(yè)在t 時期的產(chǎn)出Yt主要由生產(chǎn)資本投入Kt、內(nèi)生性的技術(shù)進步At和外部沖擊ext決定。其中，外部沖擊xt主要來源于系統(tǒng)性風險因素及企業(yè)異質(zhì)性風險因素。

新經(jīng)濟增長理論認為研發(fā)投入是評價企業(yè)創(chuàng)新能力的重要指標之一，若不考慮技術(shù)外溢和外國直接投資對技術(shù)的提升作用，創(chuàng)新投入決定了企業(yè)的技術(shù)水平，如式（2）所示，nt為研發(fā)資本，研發(fā)資本是研發(fā)活動的唯一投入要素。比例為θ 的研發(fā)資本致力于技術(shù)提升，1-θ 的研發(fā)資本會促進形成新的生產(chǎn)資本。α 為研發(fā)資本的產(chǎn)出彈性，通常認為0＜α＜1?？蓪⑵髽I(yè)的生產(chǎn)函數(shù)可寫成式（3）。

企業(yè)的研發(fā)資本遵循如式（4）所示的經(jīng)典資本積累過程，δn為研發(fā)資本的會計折舊率，不隨時間改變，ot為研發(fā)投資。根據(jù)Lin（2012）[10]的觀點采取非對稱的資本積累方程，生產(chǎn)資本積累過程遵循式（5），δk為生產(chǎn)資本的會計折舊率，it為生產(chǎn)投資。

其中，

?[it，（1-θ）nt+1]為常數(shù)替代彈性函數(shù)，B、b、ρ 均為常數(shù)，B＞0，1＞b＞0，ρ＜1 且ρ≠0。

式（6）滿足偏導?11＜0，?22＜0，?12＞0。根據(jù)歐拉變換，式（5）變換為：

式（7）可改寫為：

（二）市場競爭視角下的AK 模型

考慮到行業(yè)競爭的異質(zhì)性，本文聚焦產(chǎn)品市場，研究競爭對于創(chuàng)新投入與股票收益關(guān)系的影響。在壟斷競爭市場中，每個廠商擁有對價格的局部影響力，式（11）為代表性廠商的反需求函數(shù)，Pt為價格，εt為產(chǎn)品的需求價格彈性，εt＞0。產(chǎn)品的需求價格彈性與競爭程度密切相關(guān)[19]，產(chǎn)品市場競爭越激烈，消費者越能輕易購買到相關(guān)替代品，需求價格彈性也就越大。

投資者的當期股利dt如式（12）所示，采用股利貼現(xiàn)模型對企業(yè)進行估值，企業(yè)決策者遵循理性人假定，最大化企業(yè)市場價值Vt的目標函數(shù)如式（13）所示。對式（13）構(gòu)建相應的拉格朗日方程，生產(chǎn)資本與研發(fā)資本對應的拉格朗日乘子分別為，對該朗格朗日方程關(guān)于it，ot，Kt+1，nt+1求導得式（14）～式（17）。式（14）和式（15）的左側(cè)表示實物資本與研發(fā)資本的邊際收益，右側(cè)表示邊際成本；式（16）和式（17）的左側(cè)表示實物資本和研發(fā)資本的有效邊際成本，右側(cè)表示未來有效收益的貼現(xiàn)值。

根據(jù)式13～式17 推導得企業(yè)價值Vt如式（18）所示。企業(yè)的除權(quán)股票價值和預期股票收益如式19～式20 所示。

為了進一步分析研發(fā)資本的股價效應，關(guān)于股票收益率對研發(fā)資本求偏導得式（21）。由式（21）可知，在εt+1＞1 的情況下，收益率是關(guān)于研發(fā)資本的增函數(shù)，這意味著研發(fā)資本能夠改善企業(yè)股票收益。這主要源于研發(fā)資本的投入使得企業(yè)的全要素生產(chǎn)率提升帶來的生產(chǎn)成本下降，雖然市場上供給增加會造成市場均衡價格下降，但均衡價格下降被成本下降帶來的好處完全抵消，進而改善經(jīng)營績效和股票收益率。從式（21）可以看出其促進作用主要受研發(fā)資本的邊際經(jīng)營績效MRRD和研發(fā)資本的留存率1-δn的影響。在0＜εt+1＜1 的情況下，從績效提升角度來說，研發(fā)資本可能使供給增加造成市場均衡價格下降過快，經(jīng)營績效下降，進而對股票收益率起抑制作用。但從行為金融學角度來講，考慮到研發(fā)創(chuàng)新的成果具有外部經(jīng)濟性，政府一般會采取財政補貼激勵研發(fā)，這變相為企業(yè)發(fā)展前景的背書，強化了投資者對研發(fā)驅(qū)動型企業(yè)的信心[20]，引導市場關(guān)注進而提升股票收益率。

據(jù)此，本文提出假設(shè)H1：在壟斷競爭市場，研發(fā)資本會促進股票收益率。

將式（21）關(guān)于產(chǎn)品市場競爭求偏導得式（23），在εt+1＞1 的情況下，研發(fā)資本對股市收益的促進作用受所在產(chǎn)品市場競爭程度的影響，產(chǎn)品市場需求價格彈性越大，促進效果就越佳。競爭激烈的產(chǎn)品市場上，需求價格彈性大，產(chǎn)品可替代性強，因此創(chuàng)新型廠商由研發(fā)資本帶來邊際經(jīng)營績效會更大，績效高增長帶來股票高回報。研發(fā)資本、股票收益、產(chǎn)品市場競爭、邊際經(jīng)營績效之間的關(guān)系如圖1 所示。而在0＜εt+1＜1 的情況下，產(chǎn)品市場競爭無法通過作用于研發(fā)資本的邊際經(jīng)營績效，其調(diào)節(jié)作用也可能并不存在。

圖1 研發(fā)資本、股市收益、產(chǎn)品市場競爭、邊際經(jīng)營績效關(guān)系圖

基于此本文提出如下假設(shè)：

H2：在高競爭的產(chǎn)品市場中，研發(fā)資本對股票收益率促進作用受到產(chǎn)品市場競爭的調(diào)節(jié)；

H3：在高競爭的產(chǎn)品市場中，產(chǎn)品市場競爭可以通過影響邊際經(jīng)營績效調(diào)節(jié)研發(fā)資本的促進作用。

四、實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選取

本文選取2012—2020 年滬深兩市A 股（不含科創(chuàng)板）上市公司為研究樣本，數(shù)據(jù)均來自國泰安和萬得數(shù)據(jù)庫。剔除了ST、*ST、金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、披露不全、數(shù)據(jù)缺失以及當年上市的數(shù)據(jù)，為研究壟斷競爭市場上研發(fā)資本的表現(xiàn)，因此剔除行業(yè)中公司數(shù)量少于15 家的樣本，本文共得到3 159 支個股信息。為避免異常值對回歸分析的影響，本文對所有數(shù)據(jù)在1%水平上進行縮尾處理。本文主要采用軟件R4.1.0 進行數(shù)據(jù)處理分析。

（二）變量選取

本文采用考慮現(xiàn)金紅利再投資的年收益率作為被解釋變量。對于核心解釋變量研發(fā)資本，本文借鑒吳延兵（2006）[21]、郭文等（2018）[22]的普遍做法，采用永續(xù)盤存法構(gòu)造（公式24～公式25），其中，n0為基期研發(fā)資本，本文以2011 年為基期，g 為行業(yè)研發(fā)資本年平均增長率，研發(fā)資本折舊率為δn，國內(nèi)學者多采用15%的折舊率。

赫芬達爾指數(shù)（HHI）和勒納指數(shù)（PCM）是衡量產(chǎn)品市場競爭程度的逆向指標，值越小，競爭越激烈。赫芬達爾指數(shù)計算如式（26）所示，xi代表該產(chǎn)業(yè)中第i 個企業(yè)規(guī)模，k 代表該產(chǎn)業(yè)內(nèi)的企業(yè)數(shù)。HHI指數(shù)對規(guī)模大的企業(yè)比小企業(yè)賦予更大的權(quán)重，因此其對頭部企業(yè)的市場份額反應更敏感。

勒納指數(shù)通過對價格與邊際成本偏離程度的衡量壟斷力量的強弱，對小企業(yè)的競爭程度的衡量更貼切，如式（27）所示，其中，salesi，t為企業(yè)營業(yè)收入，costi，t為營業(yè)成本，s&m expensei，t為企業(yè)的銷售和管理費用?？紤]到行業(yè)效應，采用經(jīng)行業(yè)利潤率調(diào)整的勒納指數(shù)APCM，計算公式如式（28）所示。

由于邊際報酬遞減規(guī)律，研發(fā)資本的邊際經(jīng)營績效MRRD會先升后降，帶動研發(fā)資本的平均經(jīng)營績效先升后降，因此，研發(fā)資本的平均經(jīng)營績效能在一定程度上反映出邊際經(jīng)營績效的變化趨勢，本文采用當年研發(fā)資本的平均經(jīng)營績效衡量當年的邊際經(jīng)營績效，計算公式如式（30）所示。

在控制變量的選取上，以資產(chǎn)負債率lever 來表征企業(yè)的風險因素；以主營業(yè)務增速growth 來衡量企業(yè)的發(fā)展前景；BM 表示企業(yè)的相對價值；參考康力和李振飛（2012）[23]學者做法，以企業(yè)市值在行業(yè)中的占比刻畫相對規(guī)模size；換手率turnover 來代表股票交易的活躍程度。以高管持股比RES 衡量代理成本，高管持股比例越高，委托代理成本越小。行業(yè)的劃分以證監(jiān)會2012 年的行業(yè)分類為基礎(chǔ)，考慮到制造業(yè)企業(yè)數(shù)量眾多，且不同二級行業(yè)的制造業(yè)公司基本面差距大，因此將制造業(yè)的二級行業(yè)與其他一級行業(yè)并列。相關(guān)描述性統(tǒng)計分析如表1 所示。

表1 描述性統(tǒng)計分析

（三）實證模型

我國上市企業(yè)于每年4 月底前公布上一年財報，鑒于資本市場上普遍存在的“價值漂移”現(xiàn)象，為使研發(fā)信息有充分時間反映在股價中，采用滯后一期的研發(fā)資本構(gòu)建如下模型檢驗研發(fā)資本對股票收益率的影響：

其中，ri，t為股票收益率，ni，t-1為滯后一期的研發(fā)資本，Controli，t表示控制變量，μt代表時間固定效應，μi表示行業(yè)固定效應，εit為隨機誤差項。

為檢驗產(chǎn)品市場競爭對研發(fā)資本促進作用的調(diào)節(jié)效應，構(gòu)建模型如式（31）所示，competition 表示產(chǎn)品市場競爭程度。

為檢驗“產(chǎn)品市場競爭-研發(fā)資本邊際經(jīng)營績效—研發(fā)資本溢價效應”這一機制，建立模型如式（32）～式（33）所示，若式（32）中α3不顯著則終止分析，否則進一步檢驗式（33）中α3，若α3顯著，則前述機制成立。

（四）實證結(jié)果

1.研發(fā)投入與股票收益率。基準模型回歸結(jié)果如表2 所示，第（1）列不加控制變量進行回歸，第（2）列加入控制變量進行回歸，回歸結(jié)果顯示研發(fā)資本系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明研發(fā)資本能夠顯著改善股票收益率。根據(jù)基準模型的回歸結(jié)果，研發(fā)資本增加1%能夠提高3%的股票收益。假設(shè)H1得證。

表2 研發(fā)資本的促進作用及穩(wěn)健性檢驗

2.穩(wěn)健性檢驗。為檢驗結(jié)果的可靠性，分別替換解釋變量和被解釋變量做穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表2第（3）列～第（5）列所示。國外學者Pakes 和Schankerman（1984）[24]認為研發(fā)資本折舊在25%左右，因此以25%折舊率構(gòu)造的研發(fā)資本做穩(wěn)健性檢驗。2006 年我國頒布的新會計準則進一步規(guī)范企業(yè)研發(fā)費用的披露，企業(yè)研發(fā)費用披露開始逐年規(guī)范，因此以2007 年為基期重新估計研發(fā)資本。最后，用個股收益率減去大盤漲跌幅的超額收益率r2 作為新的被解釋變量進行回歸。研發(fā)資本系數(shù)均顯著為正，與前述回歸分析結(jié)果一致，回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

3.產(chǎn)品市場競爭對股票收益的調(diào)節(jié)效應。本文按產(chǎn)品競爭程度前30%和后30%分成高、低兩個子樣本，表3、表4 分別是以HHI、APCM 代表產(chǎn)品市場競爭程度劃分的回歸結(jié)果。從結(jié)果可知，無論產(chǎn)品市場競爭程度高低，lnn 的回歸系數(shù)均顯著為正，研發(fā)資本對股票收益均存在顯著的促進作用。研發(fā)資本與產(chǎn)品市場競爭的交乘項lnn*HHI、lnn*APCM 系數(shù)均只有在競爭程度較高的樣本中顯著，說明產(chǎn)品市場競爭的調(diào)節(jié)作用只存在于高競爭性行業(yè)，而在低競爭市場上其調(diào)節(jié)作用并不存在。HHI 和APCM 值越小，市場競爭越激烈，研發(fā)資本lnn 與代表產(chǎn)品市場競爭的HHI 和APCM 的交互項系數(shù)均顯著為負，說明產(chǎn)品市場競爭能夠?qū)ρ邪l(fā)資本的促進作用起到正向的調(diào)節(jié)作用，與假設(shè)H2 基本一致。

表3 產(chǎn)品市場競爭HHI 的調(diào)節(jié)效應回歸結(jié)果

表4 產(chǎn)品市場競爭APCM 的調(diào)節(jié)效應回歸結(jié)果

為檢驗“產(chǎn)品市場競爭—研發(fā)資本邊際經(jīng)營績效—研發(fā)資本溢價效應”這一機制，對競爭程度高的行業(yè)樣本進行檢驗，回歸結(jié)果如表5 所示。第（1）列～第（3）列顯示研發(fā)資本與邊際經(jīng)營績效的交乘項lnn*lnMRRD在回歸中均顯著為正，說明研發(fā)資本的邊際經(jīng)營績效對研發(fā)資本溢價效應存在顯著的正向調(diào)節(jié)作用。第（2）列、第（4）列顯示lnn*lnMRRD回歸系數(shù)依舊顯著，說明產(chǎn)品市場的調(diào)節(jié)作用部分是通過研發(fā)資本的邊際經(jīng)營績效來實現(xiàn)，基本符合假設(shè)H3。

表5 產(chǎn)品市場競爭、邊際經(jīng)營績效的調(diào)節(jié)效應回歸結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

本文通過將研發(fā)資本、產(chǎn)品市場競爭納入資本資產(chǎn)定價模型，從績效提升角度解釋了在壟斷競爭市場上研發(fā)資本對股票收益率的促進作用。同時還證明了產(chǎn)品市場的調(diào)節(jié)作用只存在競爭程度高的行業(yè)，且產(chǎn)品市場競爭可以通過影響研發(fā)資本的邊際經(jīng)營績效實現(xiàn)部分調(diào)節(jié)作用，并利用2012—2020年的A 股數(shù)據(jù)進行實證，結(jié)果與模型結(jié)論基本一致。

鑒于此，政府部門可以以產(chǎn)品市場為抓手，構(gòu)建有序的市場競爭體系，強化市場在資源配置方面的作用，激勵更多的企業(yè)參與研發(fā)創(chuàng)新，增進產(chǎn)品市場與資本市場良性互動，暢通國內(nèi)大循環(huán)、實現(xiàn)產(chǎn)研融合。對投資者而言，理清研發(fā)資本、產(chǎn)品市場競爭與收益的關(guān)系有利于更好地構(gòu)建投資策略。