范寶學,孫鶴桐

(遼寧工程技術大學 工商管理學院,遼寧 葫蘆島 125105)

引 言

科技產業(yè)作為國家重點培育與發(fā)展的行業(yè),具有成長速度快、收益高以及風險大的特點,對于該行業(yè)來說,技術創(chuàng)新作為企業(yè)未來發(fā)展的主導力量,通過生產新產品或服務來滿足客戶需求,提升競爭優(yōu)勢,增強核心競爭力,以促進企業(yè)未來的成長。創(chuàng)新是引領時代發(fā)展的第一動力,是建設現(xiàn)代化經濟體系的戰(zhàn)略支撐。在龐大的現(xiàn)代化經濟體系建設中,為了實現(xiàn)由高速度發(fā)展向高質量發(fā)展的轉化,國家鼓勵企業(yè)進行科技創(chuàng)新,積極推進“中國制造”向“中國創(chuàng)造”轉型,力爭至2035年基本實現(xiàn)社會主義現(xiàn)代化技術創(chuàng)新型國家的奮斗目標[1]?？萍夹推髽I(yè)作為創(chuàng)新驅動的主體,其研發(fā)投入不僅關系到公司的成長,更關系到國家的現(xiàn)代化經濟建設。因此,有必要深入研究研發(fā)投入與科技企業(yè)成長性二者之間的關系,此研究對于全面把控創(chuàng)新驅動具有重要且深遠的現(xiàn)實意義。

從已有文獻和相關報道發(fā)現(xiàn),眾多學者普遍認為企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新是企業(yè)長期發(fā)展的保障,而較少關注研發(fā)活動對企業(yè)價值實現(xiàn)的過程中還受其他眾多因素的影響,如受到公司治理結構的完善程度以及管理機制的靈活高效運用等因素的影響,而作為公司治理結構重要組成部分之一的股權機制,對公司未來的發(fā)展起到了不可估量的影響。

一、文獻回顧與研究假設

(一)研發(fā)投入與公司成長性

企業(yè)在激烈的市場競爭中得以發(fā)展,創(chuàng)新對其成長起著至關重要的作用。回顧國內外現(xiàn)有文獻,學術界從微觀層面關于研發(fā)投入對企業(yè)成長性影響的研究尚未形成一致意見。Ren &Eisingerich(2015)[2]在具體分析了所選企業(yè)的成長性后,得出研發(fā)投入會促進企業(yè)成長這一結論。張靜等(2021)[3]通過研究發(fā)現(xiàn),在宏觀環(huán)境的影響下企業(yè)通過增加研發(fā)資金以及人員的投入會更有利于企業(yè)成長,對企業(yè)成長具有促進作用。朱志紅等(2020)[4]通過對滬深兩市112家石油石化公司研究表明,研發(fā)投入與石油石化上市公司當期呈正相關,其中研發(fā)資金投入更為顯著。但由于各學者所研究的行業(yè)、領域、使用方法不盡相同,就導致有學者持相反意見。如張悅(2016)[5]以創(chuàng)業(yè)板上市公司為樣本得出R&D投入對企業(yè)當期的成長性具有負向作用的結論。張儉等(2014)[6]選取中國上市公司23個行業(yè)連續(xù)三年的財務數(shù)據,通過盈利能力和發(fā)展能力兩方面分析,得出企業(yè)研發(fā)活動與當年的盈利水平顯著負相關。馬寧(2021)[7]以我國制藥類上市公司為樣本數(shù)據,通過實證分析得出研發(fā)投入對企業(yè)成長性具有明顯的負向影響。本文支持后者的觀點,認為研發(fā)投入并不必然促進企業(yè)的成長。因為企業(yè)在投入大量經費和研發(fā)人員進行科技創(chuàng)新時,只有產出具有商業(yè)價值的產品或服務才能為企業(yè)創(chuàng)造一定的利潤,進而促使企業(yè)成長。但由于研發(fā)投入會在一定時期內占用公司的部分資金,資金的機會成本則會減少公司在其他方面的投資,這會對公司當期的成長性產生影響。因此,本文通過研發(fā)資金投入和研發(fā)人員投入兩方面來研究其對成長性的影響。鑒于此,本文提出如下研究假設:

H1a:研發(fā)資金投入與公司當期成長性呈負相關關系

H1b:研發(fā)人員投入與公司當期成長性呈負相關關系

(二)研發(fā)投入對公司成長性影響的滯后性

由于研發(fā)活動周期較長,而公司所獲得的收益通常是短期的市場表現(xiàn)形式,這在一定程度上不能較好地滿足利益相關者的需要。而公司的成長性通常是反映公司長期的發(fā)展過程,這就使得企業(yè)的研發(fā)投入具有一定的滯后期。張信東和薛艷梅(2010)[8]通過對公司成長性進行因子分析,得出成長性綜合因子以及分位數(shù)回歸模型法探究R&D支出對公司成長差異的影響,研究表明R&D支出對公司成長存在一年至三年滯后期的顯著促進作用。劉光彥和姜雙雙(2020)[9]通過對創(chuàng)業(yè)板企業(yè)進行實證分析得出研發(fā)投入一般會在一年后對企業(yè)產生正向影響作用,具有持續(xù)性和滯后性。Fernandes(2008)[10]通過研究制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新活動對生產率的影響,結果發(fā)現(xiàn)企業(yè)研發(fā)活動并非能提高其生產率,即研發(fā)支出與企業(yè)成長性具有非一致性的特點。張建(2017)[11]從支出能力和人員比例兩個角度確定研發(fā)投入力度,通過對139家醫(yī)藥行業(yè)上市公司的實證分析得出其與企業(yè)成長性存在正相關,但只有研發(fā)支出投入在滯后一期顯著。楊蕙馨和王篙(2003)[12]通過實證分析中小板制造業(yè)上市公司數(shù)據后,發(fā)現(xiàn)研發(fā)活動對企業(yè)當年的成長性并無顯著影響甚至存在負相關影響效果,但在滯后期產生不同程度的正向作用。喻凱和巢琳(2011)[13]選取我國創(chuàng)業(yè)板上市的36家公司作為研究對象,結果顯示研發(fā)投入與公司未來成長呈滯后性正相關關系。對于科技企業(yè)在進行相應的研發(fā)創(chuàng)新時,無論是引進人才和設備還是開發(fā)新技術,抑或是將開發(fā)的新產品投入市場,都需要一定的會計期間才能形成企業(yè)的收益促使企業(yè)成長,進而提升企業(yè)核心競爭力,這也進一步說明研發(fā)投入對提升公司未來發(fā)展具有滯后性。綜上,本文提出如下研究假設:

H2:研發(fā)投入與公司成長性呈正相關關系且存在一定的滯后性

(三)研發(fā)投入、股權集中度與公司成長性

企業(yè)無論是采用生產產品進行銷售的方式來獲取利潤,還是以研發(fā)創(chuàng)新活動投入的方式來促進企業(yè)的長遠發(fā)展,都會不同程度地受到公司治理結構的影響[14]。最早的Jensen &Meckling(1976)[15]通過“利益收斂假說”得出股權集中能夠提高企業(yè)績效。Shleifer &Vishny(1986)[16]研究表明當大股東持股比例增加時會不斷加強監(jiān)督職能,從而促進企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)活動的投入。Hosono K等(2004)[17]通過研究得出同樣的結論,即股權集中度正向影響企業(yè)研發(fā)支出,由此說明大股東更愿意增加企業(yè)的研發(fā)支出來促進企業(yè)成長,從而獲得長期利益。Munari F等(2010)[18]通過研究發(fā)現(xiàn)股權集中有利于管理者與經營者的利益趨同,且在大股東發(fā)揮其監(jiān)督職能時可以提高企業(yè)治理效率,在一定程度上降低了代理成本,從而使得企業(yè)通過研發(fā)活動能夠更好地實現(xiàn)長遠發(fā)展目標。趙洪江等(2018)[19]以新會計準則為基礎,通過WLS實證發(fā)現(xiàn)股權集中能夠提高企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)資金的投入。崔竹清(2017)[20]探究發(fā)現(xiàn)當?shù)谝淮蠊蓶|持股越高時股東治理會越完善,也就越有利于公司的R&D投入和發(fā)展。董梅生(2016)[21]也同樣得出股權集中度會正向促進企業(yè)技術創(chuàng)新,從而使股東更加關注公司的未來發(fā)展,進一步提升企業(yè)競爭力。由此可見,股權集中度愈高愈能提升企業(yè)的研發(fā)投入能力,從而使股東監(jiān)督管理層的愿望愈演愈烈,這在一定程度上可以弱化中小股東的依賴心理,減少出現(xiàn)“搭便車”的行為。此外,大股東為了實現(xiàn)股東財富最大化這一目標,更加關注公司的長期發(fā)展而非短期效益。而研發(fā)投入的實現(xiàn)過程是一個長期的過程,因此在股權集中的情況下,大股東對公司的管理更具有監(jiān)督權,選擇適宜的研發(fā)投入方案,做出既考慮當下又考慮未來的長期決策,從而進一步提升公司的長期盈利能力,實現(xiàn)未來更好的發(fā)展。結合上述分析,本文提出如下研究假設:

H3:股權集中度正向調節(jié)研發(fā)投入與公司成長性之間的關系

二、研究設計

(一)樣本選取與數(shù)據來源

本文選取2015—2019年滬深交易所A股科技上市企業(yè)面板數(shù)據為樣本,包括新型材料、BAT、公共安全、互聯(lián)網、新科技、新模式、新能源汽車、制造2025和智能產業(yè),剔除ST和*ST公司、金融企業(yè)以及研究區(qū)間內有缺失數(shù)據的上市公司,并對變量數(shù)據進行縮尾處理。經過最終篩選處理后,共選取191家科技企業(yè)955個研究樣本。數(shù)據來源銳思數(shù)據庫(RESSET)和國泰安數(shù)據庫(CSMAR),并結合運用Excel和Stata16.0軟件對數(shù)據進行處理與分析。

(二)變量定義

1．被解釋變量

基于已有相關研究,根據科技企業(yè)的生產運營模式,綜合選取了16個財務指標,從盈利能力、發(fā)展能力、償債能力和營運能力四個方面入手,分別對公司成長性進行研究分析,以此構建公司成長性評價體系。利用因子分析法對公司成長性綜合評分,將其作為被解釋變量,其詳細運算過程及代表符號如表1所示。

表1 公司成長性評價體系

利用Stata軟件對樣本數(shù)據進行KMO和Bartlett檢驗,判斷其是否適合進一步分析,如表2結果所示。KMO系數(shù)為0.696,說明指標之間的總體相關性相對較高。同時,Bartlett球形度檢驗的對應P值為0.000<0.05,表明其通過了顯著性檢驗,相關數(shù)據適宜進行因子分析。

表2 KMO和Bartlett檢驗

通過主成分分析法對標準化后的數(shù)據提取四個特征值大于1的公共因子,將其分別記作Factor1、Factor2、Factor3和Factor4,且其方差累計貢獻率為66.85%,即四個主因子所包含的信息能夠涵蓋原來16個指標的信息,這表明用其表示公司成長性是可行的。Kaiser標準化正交旋轉后的結果如表3所示。

表3 總方差解釋

根據表4因子得分系數(shù)矩陣計算得出科技企業(yè)成長性四個公因子,Factor1、Factor2、Factor3和Factor4分別為:

表4 因子得分系數(shù)矩陣

Factor1=0.22680×Y1+0.22971×Y2+0.23429×Y3+0.23292×Y4-0.01247×Y5-0.06826×Y6+0.11074×Y7+0.13895×Y8-0.04412×Y9-0.05007×Y10+0.08309×Y11+0.01916×Y12-0.08816×Y13-0.02135×Y14-0.03395×Y15+0.01921×Y16

Factor2=-0.02319×Y1-0.06554×Y2-0.01193×Y3+0.00300×Y4+0.01050×Y5+0.05609×Y6-0.05877×Y7-0.04108×Y8+0.35960×Y9+0.36358×Y10+0.19589×Y11-0.26159×Y12+0.13382×Y13+0.01045×Y14+0.02406×Y15+0.08188×Y16

Factor3=0.03480×Y1+0.01301×Y2-0.04695×Y3-0.05443×Y4-0.01236×Y5+0.04828×Y6-0.05666×Y7-0.02533×Y8+0.01319×Y9+0.01820×Y10+0.09 746×Y11-0.00827×Y12+0.09570×Y13+0.42783×Y14+0.40895×Y15+0.31099×Y16

Factor4=-0.05815×Y1-0.03985×Y2-0.10015×Y3-0.09114×Y4+0.42883×Y5+0.51791×Y6+0.18220×Y7+0.12876×Y8+0.05502×Y9+0.06496×Y10-0.20390×Y11-0.03648×Y12+0.28001×Y13+0.02029×Y14+0.05668×Y15-0.15222×Y16

通過加權匯總得出科技企業(yè)公司成長性的綜合得分函數(shù)為:

Growth=0.2630×Factor1+0.1677×Factor2+0.1373×Factor3+0.1005×Factor4

2．解釋變量

本文通過研發(fā)資金和研發(fā)人員兩個因素展開研究,對科技企業(yè)研發(fā)投入程度進行綜合評價考量。已有研究主要采用研發(fā)投入金額/營業(yè)收入、研發(fā)投入金額/資產總額和研發(fā)投入金額/企業(yè)市場價值這幾種方法來衡量企業(yè)研發(fā)資金的投入情況。鑒于科技企業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀以及運營模式,企業(yè)的研發(fā)投入所對應的營業(yè)收入產出更能反映公司的研發(fā)投入能力。鑒于此,本文最終選取研發(fā)資金投入(RDI):研發(fā)投入金額/營業(yè)收入作為研發(fā)投入的一個評價指標。為了使研發(fā)投入的研究結果更為準確,本文還選取研發(fā)人員投入(RDP):研發(fā)人員數(shù)量/員工總人數(shù)作為研發(fā)投入的另一個評價指標。

3.調節(jié)變量

本文選取股權集中度(Df)研究研發(fā)投入對公司成長性的調節(jié)作用?；诩僭O,本文選取第一大股東持股比例作為評價股權集中度這一調節(jié)變量,以此評判股權集中度對研發(fā)投入與公司成長性的作用。

4.控制變量

科技企業(yè)的成長性不僅受到研發(fā)投入的影響,還可能受到其他因素的影響。為避免其他因素的干擾,本文綜合已有研究,從財務特征和公司結構兩方面選取公司規(guī)模(Size)、公司年齡(Age)和資本結構(Lev)這三個方面作為控制變量進行實證研究。本文涉及的變量情況如表5所示。

表5 變量定義表

(三)模型構建

本文研究模型設計如下:

(1)

(2)

(3)

其中,i代表第i個樣本公司(i=1,2,3,…I),t代表第t個年度(t= 1,2,3,4,5),n代表滯后期數(shù),本模型中n=1,2,3。Growthit代表第i個樣本在第t個年度的公司成長性;RDIit、RDPit和RDIit-n、RDPit-n分別表示第i個公司在第t-n個年度研發(fā)資金投入(RDI)和研發(fā)人員投入(RDP);Xit×Dfit為研發(fā)投入與股權集中度的交互項,X為研發(fā)資金投入(RDI)與研發(fā)人員投入(RDP)之和;Controls為控制變量;α和β為各變量系數(shù),μ為隨機擾動項。模型(1)是驗證研發(fā)投入對科技企業(yè)當期成長性的回歸模型,模型(2)是驗證研發(fā)投入對科技企業(yè)成長性滯后期的回歸模型,模型(3)是驗證股權集中度對研發(fā)投入與公司成長性調節(jié)關系的回歸模型。

三、實證結果與分析

(一)描述性分析

本文對樣本公司的相關數(shù)據進行篩選整理,對所選科技企業(yè)涉及變量情況以及2015—2019年各變量對應的均值進行描述分析,其結果如表6所示。公司研發(fā)資金投入均值為0.154,研發(fā)人員投入均值為0.238,且2015—2019年研發(fā)資金投入和研發(fā)人員投入均值呈上升的趨勢,雖然研發(fā)資金投入均值的增速快于研發(fā)人員投入均值,但研發(fā)人員投入均值整體上依然是大于公司的研發(fā)資金投入均值,這表明相對于公司科技研發(fā)的資金投入,公司更看重對具備研發(fā)能力的人員的投入。但是從表中研發(fā)資金投入和研發(fā)人員投入看,無論是最大值還是最小值,二者相差均較大,尤其是對研發(fā)投入人員的任用相差最大,這也在一定程度上說明科技企業(yè)更加注重對研發(fā)人員的投入,意識到研發(fā)創(chuàng)新人才是公司發(fā)展的持續(xù)推動力,這也正順應了我國建設科技強國的發(fā)展戰(zhàn)略,增加研發(fā)投入力度,加快科技創(chuàng)新步伐,為企業(yè)長遠發(fā)展帶來保障,為科技強國儲備堅實力量。

表6 描述性統(tǒng)計分析表

(二)相關性分析

通過Stata 軟件對科技企業(yè)的涉及變量進行相關性檢驗并加以分析,其檢驗分析結果如表7所示。其中,解釋變量研發(fā)資金投入(RDI)和研發(fā)人員投入(RDP)與被解釋變量公司成長性(Growth)呈顯著負相關,相關系數(shù)分別為-0.066和-0.116,并分別在5%和1%的水平上顯著,由此假設H1a和H1b得到初步驗證,該結論將通過后續(xù)實證分析再進一步驗證。同時,各變量之間的相關性較強,得以進行后續(xù)研究。此外,本文運用方差膨脹因子檢驗對相關變量是否存在多重共線性實施驗證,其結果如表8所示,變量VIF值為1.42,表明模型不存在共線性,為后續(xù)的回歸模型分析提供了理論支持。

表7 相關性分析表

表8 方差膨脹因子檢驗

(三)回歸分析

1.研發(fā)投入與科技企業(yè)當期成長性回歸分析

為進一步驗證前述的研究假設,本文建立模型進行回歸分析,基于我國科技企業(yè)2015—2019年的參數(shù),運用模型(1)對研發(fā)資金投入和研發(fā)人員投入與公司當期成長性進行回歸分析,分析結果如表9所示。表中調整R2、Sig.值表明模型(1)的擬合度較好,適用于科技企業(yè)研發(fā)投入與當期公司成長性的回歸分析。

表9 回歸分析結果

根據表9模型(1)的回歸結果可知,研發(fā)資金投入(RDI)和研發(fā)人員投入(RDP)的回歸系數(shù)分別為-0.2711和-0.0785,且二者均與公司當期成長性(Growth)在1%的水平上負相關,這說明科技企業(yè)在進行研發(fā)投入的當期難以對企業(yè)發(fā)展有較好的影響,甚至在一定程度上對企業(yè)發(fā)展產生不利的因素,其中研發(fā)資金投入(RDI)較研發(fā)人員投入(RDP)的抑制作用更大。造成這一現(xiàn)象的原因,是企業(yè)首先對研發(fā)人員進行一定的時間、資金等方面的投入,隨后研發(fā)人員對本企業(yè)的產品進行研發(fā),且研發(fā)投入存在一定的周期性,從而導致當期的研發(fā)投入與公司成長性存在負相關。由于人員的投入也是以企業(yè)的資金為基礎的,因此相對于研發(fā)人員投入而言,研發(fā)資金投入的負相關系數(shù)更大。同時,在企業(yè)進行新產品推廣時也需要一定的時間,這在一定程度上也使得企業(yè)當期的研發(fā)資金投入和研發(fā)人員投入與公司成長性之間存在一定的負向影響,假設H1a和H1b得到驗證。

此外,控制變量中公司規(guī)模(Size)與公司成長性(Growth)在5%的水平上顯著正相關,由此表明公司規(guī)模越龐大,資金實力越強大,所掌握的核心技術就會不斷增強,吸納人才的能力越強,從而使得其開發(fā)新產品、獲得新技術等競爭優(yōu)勢越明顯更有利于科技企業(yè)提高其核心競爭力,為其未來發(fā)展提供強大動力與支持?？刂谱兞恐泄灸挲g(Age)與公司成長性(Growth)在1%的水平上顯著正相關,這表明公司年齡越大公司的成長性越好,同時由描述分析結果可以看出,該控制變量的差距相對較大,正是如此才導致處于不同成長階段的公司有著不一樣的成長性:當公司還處于成長期時,其已經成功進入市場,經營利潤大幅度增加,從而促進公司的成長性;當公司處于成熟期時,其產品基本趨于穩(wěn)定,此時公司可能會進行一些戰(zhàn)略性的調整,相對而言研發(fā)投入強度逐漸減弱。

2.研發(fā)投入與科技企業(yè)滯后期成長性回歸分析

基于我國科技企業(yè)的2015—2019年參數(shù),運用模型(2)對其研發(fā)投入與企業(yè)滯后期成長性的回歸進行分析,分析結果如表9所示。表中調整R2、Sig.值表明模型(2)的擬合度較好,適用于科技企業(yè)研發(fā)投入與滯后期公司成長性的回歸分析。

由滯后期的回歸分析結果可知,研發(fā)資金投入(RDI)在滯后期與公司的成長性呈正相關。其在滯后一期與公司的成長性在10%的水平上呈顯著正相關,在滯后二期與公司的成長性在1%的水平上呈顯著正相關,在滯后三期與公司的成長性相關性不顯著。研發(fā)人員投入(RDP)大體上的變化趨勢與研發(fā)資金投入(RDI)相同,且在滯后一期達到峰值,隨后則是呈現(xiàn)下降的趨勢。綜合來看,研發(fā)資金投入(RDI)較研發(fā)人員投入(RDP)在滯后期更具有顯著性和持續(xù)性,且相對而言更能促進企業(yè)未來的成長。由此可以得出,研發(fā)投入對科技企業(yè)的成長具有滯后性,且在滯后前期較為顯著,假設H2得到驗證。

此外,控制變量資本結構(Lev)與公司成長性(Growth)滯后期呈顯著負相關,這在不同程度上反映出我國科技企業(yè)當前存在的一些問題,如負債經營比例明顯過高、資本結構存在不合理現(xiàn)象、財務風險過大等相關問題,對此科技企業(yè)應該在未來的發(fā)展過程中探索符合自身發(fā)展的資本結構,以此達到降低企業(yè)財務風險、合理配置企業(yè)資本結構、加快科技創(chuàng)新步伐、促進企業(yè)科技創(chuàng)新長遠發(fā)展的目標,為企業(yè)實現(xiàn)未來更好地發(fā)展保駕護航。

3.研發(fā)投入、股權集中度與公司成長性分析

運用模型(3)對2015—2019年我國科技企業(yè)進行研發(fā)投入、股權集中度與公司成長性的回歸分析,分析結果如表9所示。表中調整 R2、Sig.值表明模型(3)的擬合度較好,適用于科技企業(yè)基于股權集中度這一調節(jié)變量對研發(fā)投入與公司成長性的回歸分析。

由股權集中度(Df)對公司研發(fā)投入與其成長性的分析結果可知,研發(fā)資金投入(RDI)與第一大股東持股比例交互項系數(shù)為0.4741,且在10%的水平上顯著;研發(fā)人員投入(RDP)與第一大股東持股比例交互項系數(shù)為0.0919,股權集中度在調節(jié)研發(fā)資金投入與公司成長性的促進作用更強。研發(fā)投入的兩方面都體現(xiàn)出:第一大股東持股比例越大,研發(fā)投入對公司成長性的促進作用越強,說明第一大股東持股比例對研發(fā)投入與公司成長性關系具有正向調節(jié)作用。這是由于當公司股權高度集中時,控股股東會對公司的經營決策有較大權力,為了實現(xiàn)股東財富最大化這一目標,使他們更加關注公司的長期發(fā)展,避免企業(yè)出現(xiàn)短期行為。為了實現(xiàn)公司長遠利益,控股股東會更傾向于選擇通過科技創(chuàng)新來促進企業(yè)成長,以此提升企業(yè)核心競爭力,贏得超額利潤,促進公司未來成長,假設H3得到驗證。

(四)穩(wěn)健性檢驗

因本文對解釋變量進行了滯后三期的處理,由此消除了變量內生性對模型的影響。為了保證研究結論的有效性和穩(wěn)定性,本文采用解釋變量替換的方式對模型實施穩(wěn)健性檢驗:用研發(fā)投入金額/資產總額替換為研發(fā)資金投入,用碩士以上學歷員工數(shù)量/員工總人數(shù)替換為研發(fā)人員投入。根據穩(wěn)健性檢驗的結果可以看出,研發(fā)投入與科技企業(yè)成長性當期及滯后三期的成長性兩個主要研究變量之間的回歸系數(shù)及其顯著性幾乎沒有改變,且股權集中度對研發(fā)投入與公司成長性之間的影響與之前的研究結果基本一致,本文的假設依然成立,對本文的結論有了更好的支持。分析結果如表10所示。

四、結論與建議

(一)研究結論

本文選取191家科技上市公司為研究樣本,收集了2015—2019年該類企業(yè)的相關數(shù)據,通過實證分析深入探討了研發(fā)投入對公司成長性的影響,同時分析股權集中度對二者關系的調節(jié)作用。研究結論主要包括以下幾個方面:(1)研發(fā)投入對科技企業(yè)當期的成長性具有抑制作用,且研發(fā)資金投入較研發(fā)人員投入的抑制作用更大。(2)研發(fā)投入與科技上市公司的成長性呈顯著正相關,且存在一定的滯后性,其中研發(fā)資金投入滯后二期的正向影響最為顯著,而研發(fā)人員投入的顯著性水平相對較低。(3)股權集中度正向調節(jié)研發(fā)投入對公司成長性的影響,即第一大股東持股比例越高,研發(fā)投入對公司成長性的促進作用越強,其中調節(jié)研發(fā)資金投入對公司成長性的影響更為顯著。

(二)政策建議

根據上述研究結論,結合當前我國堅持科技強國的戰(zhàn)略部署和發(fā)展方向,為科技企業(yè)提出如下政策建議:(1)加大科技企業(yè)的研發(fā)力度,始終把技術創(chuàng)新放在首位,這是企業(yè)不斷發(fā)展壯大的堅實基礎。在時代快速發(fā)展的今天,研發(fā)投入不僅是推動企業(yè)蓬勃發(fā)展的重要因素之一,也是企業(yè)在不斷變化的市場競爭中保持優(yōu)勢的關鍵因素。企業(yè)若想在市場需求及時代發(fā)展中脫穎而出,研發(fā)投入是重中之重,是企業(yè)謀求生存發(fā)展不可或缺的重要一環(huán)。同時,企業(yè)管理層還應保證企業(yè)研發(fā)投入的持續(xù)穩(wěn)定性,理性制定相關的研發(fā)投入政策,根據企業(yè)的實際情況,綜合考慮企業(yè)資金鏈的連續(xù)性和研發(fā)費用投入性之間的緊密關系,抓住研發(fā)投入的最佳時機,盡可能最大限度地發(fā)揮研發(fā)投入的作用。(2)合理配置研發(fā)資金,充分發(fā)揮研發(fā)人員的優(yōu)勢,進一步提升企業(yè)的自主創(chuàng)新能力?？萍计髽I(yè)的成長能力是以核心技術為依托的,而研發(fā)投入能夠不斷地激發(fā)員工的創(chuàng)造性,保持領先的技術,企業(yè)若想在激烈競爭的市場大潮中得以生存和發(fā)展,離不開研發(fā)投入這一重要環(huán)節(jié)。然而,一項研發(fā)的背后需要耗費大量的資金和時間,而對于企業(yè)而言,資金的運轉以及研發(fā)人員的投入是至關重要的。對此,企業(yè)應該在其正常運轉下合理配置研發(fā)資金,發(fā)揮科技企業(yè)人才的核心優(yōu)勢,不斷加強企業(yè)自主研發(fā)創(chuàng)新的能力,促進企業(yè)在未來的發(fā)展道路上穩(wěn)定高效前行。(3)優(yōu)化企業(yè)股權結構,提高研發(fā)產出效率,推動企業(yè)長期發(fā)展。對于科技上市公司而言,股權是否集中決定了企業(yè)研發(fā)投入的多少,從而在一定程度上影響企業(yè)未來的發(fā)展。股權分散會影響控股股東的控制權,導致監(jiān)管不力,也更容易使得中小股東產生依賴心理,產生“搭便車”這一行為,而股權集中可以有效避免這一行為的發(fā)生,激發(fā)股東積極參與公司的管理和監(jiān)督,促使股東之間的利益一致,企業(yè)資源得以有效優(yōu)化配置,提高研發(fā)產出效率,促進企業(yè)快速成長壯大。