鄭明貴 范秋蓉 于明

【摘 要】 文章選用2015—2021年滬深A股上市公司數(shù)據(jù)，通過固定效應模型分析研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展的關系以及組織資本對二者關系的影響。研究發(fā)現(xiàn)：研發(fā)投入對企業(yè)高質量發(fā)展存在滯后影響且二者為倒U形關系，當研發(fā)投入強度小于13.57%時，提高研發(fā)投入強度會促進企業(yè)高質量發(fā)展；當研發(fā)投入強度大于13.57%時，則會抑制企業(yè)的高質量發(fā)展。組織資本在研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展的倒U形曲線關系中產(chǎn)生顯著的調節(jié)效應，一方面高組織資本會使倒U形曲線拐點左移，使曲線形態(tài)更加平緩，說明高組織資本能提高企業(yè)研發(fā)投入的成果轉化率和產(chǎn)出率，減緩研發(fā)投入對企業(yè)高質量發(fā)展帶來的波動性；另一方面高組織資本會使倒U形曲線整體水平上升，優(yōu)化研發(fā)投入對企業(yè)高質量發(fā)展作用。

【關鍵詞】 研發(fā)投入； 高質量發(fā)展； 組織資本； 倒U形曲線； 調節(jié)效應

【中圖分類號】 F272.3；F234.3? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2023）13-0032-10

一、引言

黨的二十大報告提出高質量發(fā)展是全面建設社會主義現(xiàn)代化國家的首要任務。我國經(jīng)濟已轉向高質量發(fā)展階段，經(jīng)濟社會發(fā)展必須以推動高質量發(fā)展為主題，切實把推動高質量發(fā)展的要求貫徹到經(jīng)濟社會發(fā)展的全過程各領域?！笆奈濉币?guī)劃將實現(xiàn)高質量發(fā)展作為頂層設計要求，提出要堅持創(chuàng)新在我國現(xiàn)代化建設全局中的核心地位，把科技自立自強作為國家發(fā)展的戰(zhàn)略支撐。2022年我國研發(fā)投入強度再創(chuàng)新高，投入總量邁上3萬億元新臺階，占GDP比重達到2.55%，穩(wěn)步向“集約型”經(jīng)濟發(fā)展模式邁進。近年來國際形勢趨于緊張，中美貿易摩擦加劇，面臨被西方國家“卡脖子”處境，將實現(xiàn)高質量發(fā)展目標落實到微觀企業(yè)層面，通過研發(fā)活動提高企業(yè)創(chuàng)新能力、打破科技封鎖，是適應新發(fā)展格局的必由之路。

長期以來，研發(fā)被視為企業(yè)實現(xiàn)良性發(fā)展的關鍵驅動力，能夠提升企業(yè)整體競爭力。關于研發(fā)投入與企業(yè)發(fā)展領域的相關文獻比較豐富，大致存在三種觀點：一是認為研發(fā)投入能顯著促進企業(yè)發(fā)展[1-2]，不僅能帶來創(chuàng)新效應，還能提升吸收能力及增強學習效應[3]，體現(xiàn)在能夠提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率、托賓Q值、企業(yè)成長性，并且隨時間推移效果增加，會產(chǎn)生累積效應[4]。二是認為研發(fā)投入會阻礙企業(yè)發(fā)展，不利于全要素生產(chǎn)率提高，產(chǎn)生原因可能是行業(yè)進入調整期、行業(yè)競爭加劇與制度環(huán)境等約束條件所致[5-6]。三是部分學者認為研發(fā)投入與企業(yè)發(fā)展之間并不是單純的線性關系，由于樣本選擇和模型方法不同造成研究結果存在差異，早期以美國上市公司為研究樣本的文獻中認為研發(fā)投入對企業(yè)績效增長無顯著影響[7]。在近年的研究中，戴志敏等[8]認為研發(fā)投入與企業(yè)績效、全要素生產(chǎn)率存在門限效應，且二者呈“倒N形”關系，研發(fā)投入強度只有達到第一門限值時，才能對企業(yè)績效起到顯著促進作用。Yang et al.[9]的研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入與企業(yè)盈利能力符合三階段S曲線模型，在第一階段和第三階段中研發(fā)投入才能提升企業(yè)盈利水平，而在第二階段中則會降低盈利水平。由此可見，在研發(fā)投入與企業(yè)發(fā)展關系研究中并未得出一致結論，且大多數(shù)文獻將研發(fā)投入作為機制變量進行研究，而將研發(fā)投入作為主要驅動變量并探究與高質量發(fā)展關系的文獻較少。

目前關于高質量發(fā)展的相關研究主要聚焦于國家、行業(yè)或區(qū)域等宏觀、中觀層面，基于微觀企業(yè)層面的研究文獻尚不多，雖也有文獻圍繞企業(yè)內部因素如企業(yè)戰(zhàn)略[10]、企業(yè)信心[11]，或企業(yè)外部因素如金融發(fā)展[12]、減稅降費[13]等展開研究，但缺乏引入組織資本的機制研究。組織資本是企業(yè)無形資產(chǎn)和軟實力的重要組成部分，是衡量企業(yè)將自身知識、資金等各種靜態(tài)資本轉化為動態(tài)實力資本的一種能力資本，屬于能形成核心競爭力的競爭性資產(chǎn)，我國企業(yè)對組織資本的重視程度不足[14]。在研發(fā)投入對企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生推動效果的過程中，組織資本高低會對研發(fā)投入的轉化效率產(chǎn)生重要影響，不僅能影響資金體量大小、投入領域和方向，還會影響促進企業(yè)高質量發(fā)展的實際效果。

因此，本文主要研究以下問題：探究研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展的關系及作用機理；考察組織資本在研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展的關系中的調節(jié)作用，分析組織資本調節(jié)效應的具體機制。本文主要貢獻體現(xiàn)在：首先，以往高質量發(fā)展文獻大部分聚焦于宏觀、中觀層面，本文基于微觀視角探究了研發(fā)投入對企業(yè)高質量發(fā)展的影響，豐富了高質量發(fā)展相關研究的維度，為微觀企業(yè)更好地開展研發(fā)活動提供了一定理論參考；其次，研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入對企業(yè)高質量發(fā)展存在倒U形關系，重新審視了研發(fā)投入的經(jīng)濟后果，是對研發(fā)投入與企業(yè)發(fā)展非線性關系研究的有益補充；最后，現(xiàn)有組織資本方面的研究多從會計審計視角展開分析，但其最高目標在于促進企業(yè)實現(xiàn)高質量發(fā)展，而有關組織資本與企業(yè)高質量發(fā)展的文獻較為匱乏，本文引入組織資本作為調節(jié)變量，給出了明晰的理論、實證和數(shù)學分析，且本文增加在曲線整體水平層面調節(jié)作用的探討，是以往文獻中少有分析的角度，擴展了關于研發(fā)投入對企業(yè)高質量發(fā)展的作用機制研究。

二、理論分析與研究假設

（一）研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展

內生增長理論認為，技術進步是企業(yè)實現(xiàn)高質量發(fā)展的重要途徑。技術進步依賴研發(fā)活動實現(xiàn)，研發(fā)成果能夠有效提升企業(yè)生產(chǎn)技術、生產(chǎn)效率、產(chǎn)品或服務質量，提高營業(yè)收入，從而形成屬于企業(yè)特有的競爭優(yōu)勢，有利于企業(yè)高質量發(fā)展。同時，當研發(fā)活動持續(xù)產(chǎn)生較多專利成果后，由于存在自我歸因效應，企業(yè)會對自身前景和研發(fā)投資擁有更強的信心，進而傾向于將更多資金用于支持研發(fā)活動[15]，實現(xiàn)良性循環(huán)，進一步促進達成企業(yè)高質量發(fā)展目標。

研發(fā)對企業(yè)的發(fā)展雖有益，但不可一味地追求過高的研發(fā)投入強度。一方面過高的研發(fā)投入會影響整體資金運轉效率，對其他環(huán)節(jié)的運營資金產(chǎn)生擠占效應，抑制發(fā)展?jié)摿?，難以實現(xiàn)較優(yōu)的資本運作效率，不利于企業(yè)高質量發(fā)展。另一方面會使研發(fā)的不確定性風險攀升，增加企業(yè)運營風險。研發(fā)活動具有過程性和長周期特征，從確定研發(fā)方向、投入研發(fā)資金、開展研發(fā)活動、獲得研發(fā)成果到產(chǎn)生效益需要漫長的周期，這決定了研發(fā)投入對企業(yè)高質量發(fā)展存在滯后影響。長周期的存在是研發(fā)活動不確定性風險的重要來源，越處于周期前段，離市場越遠，信息越不完全、風險越高、回報也越不確定[16]。這種不確定性主要體現(xiàn)為研發(fā)成果、研發(fā)效益的不確定性，在研發(fā)周期中市場風向隨時可能轉變，如果投入的研發(fā)資金過多，一旦研發(fā)受挫或研發(fā)效益不佳，將產(chǎn)生高昂的調整成本，加重不確定性風險帶給企業(yè)的沖擊，對企業(yè)運營、資本運轉和戰(zhàn)略發(fā)展形成負面影響，不利于企業(yè)高質量發(fā)展。

綜上所述，研發(fā)投入的優(yōu)化效應和損害效應如影隨形，兩者對企業(yè)高質量發(fā)展產(chǎn)生相反效果，且貫穿研發(fā)活動的始終。研發(fā)投入優(yōu)化效應的增長率隨著研發(fā)投入強度的增加而逐漸減小，而損害效應的增長率隨著研發(fā)投入強度的增加而迅速提高。企業(yè)研發(fā)投入強度適中時，優(yōu)化效果占優(yōu)勢；當研發(fā)投入強度過高時，損害效應占主導地位?；谝陨戏治?，本文提出假設1。

H1：研發(fā)投入對企業(yè)高質量發(fā)展存在滯后影響，且二者呈現(xiàn)倒U形關系，企業(yè)高質量發(fā)展水平隨著研發(fā)投入強度的增加先上升到達峰值后開始下降。

（二）組織資本的調節(jié)效應

組織資本是一個比較新穎的概念，學術界尚未給出統(tǒng)一定義。本文認為它區(qū)別于實物資本，是企業(yè)在復雜的競爭格局中持續(xù)發(fā)展的知識、人力、結構、制度、創(chuàng)新思維等無形資本的綜合實力體現(xiàn)，是從長期運營管理中積累沉淀而形成的軟實力，屬于企業(yè)無形資產(chǎn)的構成要素。組織資本不因人員流動而發(fā)生變化，是企業(yè)獨一無二的組織制度和能力的體現(xiàn)，代表著企業(yè)能將自身各種資源轉換成最終價值的能力。組織資本作為企業(yè)經(jīng)營、投資、創(chuàng)新能力的集合，反映出企業(yè)在制度、經(jīng)營規(guī)范與文化建設方面的獨特性。組織資本在研發(fā)投入對企業(yè)高質量發(fā)展的影響中起到統(tǒng)籌調控作用，會影響企業(yè)對研發(fā)資金投入的體量大小、分配領域、研發(fā)方向、過程調控等方面的統(tǒng)籌規(guī)劃，同時影響研發(fā)活動開展的質量以及研發(fā)成果的產(chǎn)出效率。

在企業(yè)運營中，研發(fā)的優(yōu)化效應和損害效應并存，組織資本對兩者起到動態(tài)調節(jié)效果，高組織資本能夠提升企業(yè)研發(fā)投入的優(yōu)化效應，并顯著降低損害效應的增長速度。主要體現(xiàn)在：第一，高組織資本擁有更完善的組織制度安排與戰(zhàn)略前瞻性[17]，具備敏銳的市場嗅覺和優(yōu)秀的戰(zhàn)略眼光，往往能引導企業(yè)將研發(fā)資金投入到最有潛力的領域或方向，有利于企業(yè)實現(xiàn)差異化戰(zhàn)略，進而提升整體發(fā)展水平，實現(xiàn)高質量發(fā)展。第二，高組織資本企業(yè)有更高的全要素生產(chǎn)率和更高的托賓Q值[18]，擁有更出色的運營效率，即對人員組織、制度規(guī)范、資源配置、工作效率等方面擁有更優(yōu)秀更完善的管控機制，對研發(fā)活動的統(tǒng)籌更具效率，能夠高效開展研發(fā)活動，通過相對更低的研發(fā)強度達到最優(yōu)的研發(fā)效果，使研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展的拐點左移。第三，高組織資本企業(yè)擁有相對成熟、完善的內部制度安排和扎實的資源調控能力[19]，能更平穩(wěn)有序地推進研發(fā)活動進程。在研發(fā)資金投入使用后，組織之間能形成良好的動態(tài)協(xié)調機制，對于研發(fā)活動中出現(xiàn)的風險問題能夠更好地調控，及時發(fā)現(xiàn)問題并適時調整，減緩研發(fā)活動給企業(yè)高質量發(fā)展所帶來的波動。另外，高組織資本企業(yè)更具戰(zhàn)略眼光和長線思維，不囿于追求短期效益，傾向于將研發(fā)資金投入到短期回報率低但具有長遠效益的方向，以求企業(yè)在維持更高發(fā)展水平的同時，實現(xiàn)長期穩(wěn)步提升，使研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展的倒U形曲線形態(tài)更加平緩?；谝陨戏治?，本文認為高組織資本有助于企業(yè)實現(xiàn)更高、更快、更穩(wěn)的高質量發(fā)展，故提出假設2。

H2：組織資本對研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展的倒U形關系產(chǎn)生顯著的調節(jié)效應。

H2a：組織資本能夠提升研發(fā)投入對企業(yè)高質量發(fā)展倒U形曲線的整體水平，高組織資本企業(yè)能夠達到更優(yōu)的高質量發(fā)展水平。

H2b：組織資本能夠使研發(fā)投入對企業(yè)高質量發(fā)展倒U形曲線的拐點向左移動，高組織資本企業(yè)可通過相對更低的研發(fā)投入強度實現(xiàn)更優(yōu)的高質量發(fā)展水平。

H2c：組織資本能夠調節(jié)研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展倒U形曲線的整體形態(tài)，高組織資本企業(yè)能夠降低研發(fā)投入給企業(yè)高質量發(fā)展水平造成的波動。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文從CSMAR系列研究數(shù)據(jù)庫中選取滬深A股上市公司作為原始樣本，并根據(jù)上市公司研發(fā)創(chuàng)新和財務報表中數(shù)據(jù)計算得到相關變量，研究期為2015—2021年。為了保證數(shù)據(jù)有效性和研究可靠性，按照以下標準對樣本進行篩選：（1）剔除研究期沒有研發(fā)投入數(shù)據(jù)的上市企業(yè)；（2）剔除相關指標數(shù)據(jù)嚴重缺失的樣本企業(yè)；（3）為剔除極端值對整體樣本的影響，對所有連續(xù)變量進行了上下1%的縮尾處理；（4）剔除ST、？觹ST企業(yè)。另外，本文模型回歸時均采用固定效應和聚類穩(wěn)健標準誤，使數(shù)據(jù)更可靠，結果可信度更高。企業(yè)高質量發(fā)展水平通過軟件DEAP2.1測算，變量描述性統(tǒng)計分析、相關分析和模型回歸分析在Stata15中完成。

（二）變量度量

1.被解釋變量

企業(yè)高質量發(fā)展（HD）。全要素生產(chǎn)率是評價發(fā)展質量的流行指標，因其包含信息豐富和綜合性強等優(yōu)點而被廣泛應用[20]，如企業(yè)發(fā)展質量、技術進步及產(chǎn)品、技術在產(chǎn)業(yè)價值鏈上所處位置的變化，均會在全要素生產(chǎn)率的變化中體現(xiàn)出來。基于此，本文選取全要素生產(chǎn)率作為衡量我國企業(yè)高質量發(fā)展的指標。全要素生產(chǎn)率的測算方法主要分為參數(shù)法、半?yún)?shù)法與非參數(shù)法等，本文采用非參數(shù)法中認可度較高的DEA-Malmquist方法測算，投入變量中的資本投入與勞動投入分別選用固定資產(chǎn)、當期員工總數(shù)度量，產(chǎn)出變量選用營業(yè)收入度量[13]。

2.解釋變量

研發(fā)投入（RDi，t-2）。為剔除公司規(guī)模對研發(fā)投入的影響，采用研發(fā)投入強度，即研發(fā)投入占營業(yè)收入的比例作為代理變量。前已述及，研發(fā)具有明顯時滯性，這種時滯性主要由兩階段組成：一是從研發(fā)資金投入到產(chǎn)生實質性專利成果、創(chuàng)新技術等；二是對專利申請審批或創(chuàng)新技術的不斷測試調整，以便能夠將創(chuàng)新成果應用到生產(chǎn)活動中。因此，本文選用研發(fā)投入兩年滯后期進行實證研究。

3.調節(jié)變量

組織資本（OC）。借鑒Andrea et al.[21]提出的永續(xù)盤存法度量組織資本并取對數(shù)表示，計算過程如下：

第一步：計算初始值：

其中，OC0為初始年的組織資本，SG&A1為初始年之后一年的管理費用與銷售費用之和，？啄0為組織資本折現(xiàn)率，參考取值15%，g為企業(yè)SG&A1的實際平均增長率。

第二步，在初始年值的基礎上計算后續(xù)年份值，計算公式為：

其中，i為個體企業(yè)，t為年份，CPIt為第t年的居民消費價格指數(shù)。

4.控制變量

參考已有研究[3]，選取企業(yè)年齡（Age）、企業(yè)規(guī)模（Size）、現(xiàn)金流（CF）、運營能力（Tat）、資本密集度（Kiratio）、企業(yè)價值（FV）、企業(yè)成長性（Growth）、所有制（SOE）、行業(yè)虛擬變量（Industry）、年份虛擬變量（Year）作為主要控制變量。

具體變量定義見表1。

（三）模型設定

1.研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展倒U形關系檢驗模型（H1）

以研發(fā)投入及其二次項為自變量并滯后兩期，構建回歸模型1。其中，control代表控制變量，各變量含義及計算方法見表1。i為企業(yè)，t為年份，β0為常數(shù)項，βi為待估計系數(shù)，ε為誤差項。

2.調節(jié)效應檢驗模型（H2）

參考溫忠麟等[22]調節(jié)效應檢驗方法，并結合朱丹等[23]倒U形曲線檢驗思路，構建模型2、模型3。其中，λi、αi為待估計系數(shù)，RDi，t-2×OC為研發(fā)投入與組織資本的交互項，并對RDi，t-2與OC進行了中心化處理。

四、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

如表2所示，所有變量基本符合正態(tài)分布，數(shù)據(jù)離散情況較為理想，樣本具備較強的代表性。高質量發(fā)展水平（HD）的最小值為0.287，最大值為2.199，與張治棟等[24]測量的0.263—2.630接近。研發(fā)投入（RD）的最小值為0.001，最大值為0.254，表明企業(yè)間的研發(fā)投入強度差距較大，均值為0.047，說明樣本期內上市企業(yè)研發(fā)投入水平有所提升，但部分企業(yè)研發(fā)投入強度低于平均水平。組織資本（OC）的最小值為17.590，最大值為22.883，均值為20.800，表明組織資本整體水平較低，高組織資本企業(yè)較少。

（二）相關性分析

如表3所示，RD與HD的相關系數(shù)不顯著，而RD2與HD的相關系數(shù)顯著為負，說明研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展并不是簡單的線性關系，初步印證了H1。各變量間的相關性較低；同時本文進行了VIF檢驗，各變量的VIF值均小于1.5，表明變量間不存在嚴重的多重共線性。

（三）實證分析

1.研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展的倒U形關系檢驗

利用模型1檢驗H1，回歸結果如表4列（1）所示。借鑒Lind et al.[25]的三步法對研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展的倒U形關系進行檢驗：第一步，模型中一次項與二次項的系數(shù)皆顯著且符號相反?；貧w結果RD與RD2的系數(shù)β1、β2皆在1%水平顯著且符號相反，滿足條件一。第二步，曲線在自變量兩極值處斜率符號相反且斜率明顯陡峭。由于控制變量并不影響研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展的曲線形態(tài)[23]，故在研究倒U形曲線形態(tài)時，可將模型1中的公式簡化為如公式4的一元二次函數(shù)。對式4求一階導數(shù)HD'，得到式5。當RDmin=0.001、RDmax=0.254時，HD'RDmin=3.859，HD'RDmax=-3.298，滿足條件二。第三步，倒U形曲線的拐點需落在自變量取值范圍內。倒U形曲線的拐點即二次函數(shù)的極值點，HD'=0時RD的取值即為極值點，得到式6。帶入β1=3.887，β2=-14.144，得RD0=0.136，該值落在RD取值范圍內，滿足條件三。由此，H1得證。

2.組織資本調節(jié)效應檢驗

已有文獻關于U形曲線關系的調節(jié)效應檢驗大多基于：一是研究曲線的整體形態(tài)變化，曲線是否更平緩或陡峭；二是曲線拐點是否左右移動。本文借鑒朱丹等[23]關于U形曲線調節(jié)效應檢驗方法并增加調節(jié)變量是否對曲線整體水平有提升或降低作用。

（1）組織資本的調節(jié)效應。調節(jié)效應回歸結果如表4列（2）、列（3）所示。RDi，t-2×OC的系數(shù)α3顯著為-0.898，RD■■×OC的系數(shù)α4顯著為1.960，故H2得證，說明組織資本對研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展的倒U形曲線關系產(chǎn)生顯著的調節(jié)效應。

（2）組織資本調節(jié)倒U形曲線整體水平。曲線整體水平變化可通過任意解釋變量所對應的被解釋變量都發(fā)生相同方向的變化體現(xiàn)，若加入調節(jié)變量后，解釋變量相同時，因變量的差值恒正（或恒負），則可說明調節(jié)變量對被解釋變量的整體水平產(chǎn)生正向（或負向）影響。由此，本文將組織資本較高與組織資本較低的企業(yè)間的高質量發(fā)展水平作差，得到式7，其中HDOCH表示高組織資本企業(yè)的高質量發(fā)展水平，HDOCL為低組織資本企業(yè)的高質量發(fā)展水平。若HDOCH-HDOCL恒大于0，則組織資本對研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展倒U形曲線的整體水平有提升作用，反之則會降低其整體水平。在式7中（OCH-OCL）明顯大于0，所以（α3RD+α4RD2+α5）只能恒大于0等式才能恒定符號。二次函數(shù)恒大于0需同時符合兩個要求：一是函數(shù)開口向上，即α4>0，二是函數(shù)無實根，即α■■-4α4α5<0。首先，模型3中α4顯著為1.960，符合要求一。其次，α■■-4α4α5=-1.103<0，且α3和α4皆處于5%的顯著水平，符合要求二。因此，無論RD取何值，HDOCH-HDOCL皆大于0，以上結論說明組織資本能夠提升研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展倒U形曲線的整體水平，H2a得到驗證。

（3）組織資本調節(jié)倒U形曲線的拐點位置。將模型3簡化為式8，求一階導數(shù)并令其等于0，可得拐點RD？觹的表達式，見式9。為使調節(jié)變量（OC）的變化對拐點RD？觹的影響更加一目了然，對式9求偏導，得到式10。如果式10中OC偏導值大于0，則OC對RD？觹產(chǎn)生正向影響，當RD？觹取值越大時，拐點隨之右移，反之拐點則隨之左移。因為從式10中易知偏導數(shù)符號主要由分子決定，所以組織資本OC對曲線拐點的影響主要由α1α4-α2α3決定。將表4列（3）中的各系數(shù)值帶入求得α1α4-α2α3的值為-36.55，說明當組織資本OC越高時，研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展的倒U形曲線的拐點會向左移動。H2b得到驗證。

（4）組織資本調節(jié)倒U形曲線整體形態(tài)。曲線形態(tài)可以通過曲率K進行衡量，K越大數(shù)值越遠離0，則曲線形態(tài)越陡峭；K越小數(shù)值越接近0，則曲線形態(tài)越平緩。當函數(shù)處于拐點時其一階導數(shù)為0，故曲率K等于函數(shù)二階導數(shù)，即HD''，對于倒U形曲線而言，曲線向上凸，二階導小于0，即HD''<0，可得到式11。

進一步，確定組織資本（OC）對曲線形態(tài)的具體影響因子，利用式11對OC求偏導得到式12，可以看出OC對曲線形態(tài)影響主要取決于α4的正負，即RD■■×OC交互項系數(shù)的正負。若α4符號顯著為正，則OC越大K越小，曲線形態(tài)越平緩，若α4符號顯著為負，則OC越大K越大，曲線形態(tài)越陡峭。由表4列（3），α4顯著為1.960，說明組織資本越高時，研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展的倒U形曲線越平緩，H2c得到驗證。

為驗證以上分析的可靠程度，選取OC處于25%分位數(shù)值18.954，代表組織資本較低的企業(yè)，選取OC處于75%分位數(shù)值21.508，代表組織資本較高的企業(yè)。將OC取25%分位數(shù)值時帶入式11，計算得到K為-17.312，同樣將OC取75%分位數(shù)值時帶入求得K為-7.299。驗證了H2c，即當組織資本較高時，研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展倒U形曲線頂點的曲率更小，組織資本將倒U形曲線形態(tài)調節(jié)到更為平緩的狀態(tài)。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.更換被解釋變量（HD）的度量方法

全要素生產(chǎn)率的度量方法還參照Levinsohn et al.[26]的研究（簡稱LP法）或Olley et al.[27]所使用的測算方法（簡稱OP法），但OP法在數(shù)據(jù)缺失較多情況下所得到結果是有偏差的，而LP法則更好地克服了普通最小二乘法估計索羅余值中可能存在的內生性問題，因此，本文選用LP法重新度量全要素生產(chǎn)率進行穩(wěn)健性檢驗。

LP法中的產(chǎn)出采用營業(yè)收入，資本投入采用固定資產(chǎn)凈額，勞動投入采用當年員工總數(shù)，中間投入?yún)⒖夹な锕獾萚28]做法，通過“財務費用+營業(yè)成本+管理費用+銷售費用-支付給職工的工資-當期計提折舊與攤銷”度量?；貧w結果見表5列（4）—列（6），回歸結論保持不變。

2.內生性檢驗

考慮到研發(fā)投入（RD）和企業(yè)高質量發(fā)展（HD）二者間可能存在雙向因果關系，為進一步確定內生解釋變量的存在，本文進行了hausman檢驗，由于傳統(tǒng)的hausman檢驗在異方差的情況下不成立，另通過異方差穩(wěn)健的DWH進行檢驗，兩種檢驗P值均小于0.05，表明在5%的水平上拒絕“所有假設均為外生”的原假設，認為研發(fā)投入（RD）為內生解釋變量。為提高實證結果的穩(wěn)健性，消除研發(fā)投入（RD）和企業(yè)高質量發(fā)展（HD）間的部分內生性，本文參考劉小玲[29]的做法，將研發(fā)投入滯后一期作為工具變量，并且更換變量（RD）的度量方式，選用研發(fā)投入金額的對數(shù)重新度量研發(fā)投入，再用兩階段最小二乘法2SLS對前文三個模型進行檢驗，回歸結果見表6列（7）—列（9），在消除部分內生性后，本文的結果與前文結論基本保持一致，再次驗證了本文結論的穩(wěn)健性。

五、結論與建議

（一）結論

本文基于處于經(jīng)濟轉型階段的企業(yè)普遍面臨的高質量發(fā)展問題，在探討研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展的關系的同時，將組織資本作為調節(jié)變量納入分析框架，構建曲線調節(jié)效應檢驗模型，考察了組織資本在研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展關系中的調節(jié)效應及其作用機理。研究發(fā)現(xiàn)：（1）研發(fā)投入對企業(yè)高質量發(fā)展存在滯后效應，二者之間為明顯的倒U形曲線關系，研發(fā)投入的拐點值為13.57%，研發(fā)投入并非越高越好，達到倒U形曲線拐點后，追求更高的研發(fā)投入可能會削弱企業(yè)高質量發(fā)展水平。（2）組織資本對研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展的倒U形曲線關系有顯著調節(jié)效應，組織資本在企業(yè)高質量發(fā)展中產(chǎn)生重要優(yōu)化作用。（3）組織資本的調節(jié)效應具體表現(xiàn)在三個方面：高組織資本能夠優(yōu)化研發(fā)投入對企業(yè)高質量發(fā)展的推動效果，實現(xiàn)更高水平的高質量發(fā)展；能夠使研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展倒U型曲線關系拐點發(fā)生左移，提升企業(yè)研發(fā)活動質量和效率；能夠使研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展倒U型曲線關系更加平緩，降低研發(fā)投入對企業(yè)發(fā)展帶來的波動性。

（二）建議

通過實證分析可知研發(fā)投入是把“雙刃劍”，企業(yè)需根據(jù)自身運營情況適度研發(fā)。研發(fā)投入強度低于13.57%的企業(yè)，可穩(wěn)步增加研發(fā)投入，布局企業(yè)研發(fā)戰(zhàn)略，追求研發(fā)投入？圮高質量產(chǎn)出？圮持續(xù)研發(fā)投入的良性循環(huán)，促進企業(yè)高質量發(fā)展。研發(fā)投入強度高于13.57%的企業(yè)，則不可一味追求過高的研發(fā)投入。企業(yè)在深入實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略時，需強化居安思危意識，充分收集市場信息，避免短期投資傾向，完善企業(yè)風險評估體系，提高企業(yè)的風險應對能力，降低研發(fā)投入的不確定性風險。同時，企業(yè)需提高資金的利用效率和周轉速度，增加企業(yè)資金使用的靈活性，降低研發(fā)投入的“擠占效應”的影響，避免讓風險效應占主導。

組織資本對研發(fā)投入與企業(yè)高質量發(fā)展的曲線關系有良好的優(yōu)化效應，可以助力企業(yè)在研發(fā)活動中，實現(xiàn)更快、更高、更穩(wěn)的高質量發(fā)展，在創(chuàng)新驅動型競爭格局中，將構建高組織資本融入到企業(yè)的運營管理中是企業(yè)有待調整的優(yōu)先方向。構建高組織資本一方面需合理選用研發(fā)人才，加強對科研團隊的培養(yǎng)力度的方式，打造企業(yè)專屬的戰(zhàn)略科技研發(fā)團隊，推動企業(yè)持續(xù)構建前沿性的人才網(wǎng)絡和研發(fā)體系，增強企業(yè)對研發(fā)活動的掌控力，減少研發(fā)風險給企業(yè)運營管理帶來的波動。另一方面企業(yè)構建高組織資本可以優(yōu)化內部結構，整合內部信息共享的平臺，提升組織信息透明度和協(xié)作協(xié)同性，形成科學的組織體系，從而使研發(fā)決策信息更容易獲取，提高企業(yè)運營效率和研發(fā)決策效率。企業(yè)應不斷提升研發(fā)活動的科學性、有效性和核心競爭力，進一步實現(xiàn)高質量發(fā)展。

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