張婷婷

（吉首大學(xué)，湖南 吉首 416000）

1 引言

創(chuàng)新始終是一個(gè)國(guó)家、一個(gè)民族發(fā)展的動(dòng)力和生產(chǎn)力提升的關(guān)鍵要素，加快實(shí)現(xiàn)高水平科技自立自強(qiáng)是實(shí)現(xiàn)民族復(fù)興的重要支撐。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)，2022年我國(guó)研發(fā)費(fèi)用投入首次超三萬億元，比2021年增長(zhǎng)10.4%[1]。作為創(chuàng)新發(fā)展的戰(zhàn)略性資源，研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入的大幅增長(zhǎng)和有效使用，有利于持續(xù)激發(fā)出創(chuàng)新活力，為實(shí)現(xiàn)高水平科技自立自強(qiáng)提供有力支撐。對(duì)企業(yè)而言，研發(fā)創(chuàng)新是企業(yè)經(jīng)久不衰的核心武器和后續(xù)生命力的象征，加大研發(fā)投入可以更快實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步，使產(chǎn)品擁有更高的附加值和更低的生產(chǎn)成本，使企業(yè)擁有更強(qiáng)的核心競(jìng)爭(zhēng)力?；诖耍疚囊訟股上市公司2019-2022年數(shù)據(jù)為研究樣本，通過固定效應(yīng)回歸，深入研究研發(fā)投入對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性的影響。

2 研究假設(shè)

研發(fā)投入是企業(yè)為獲取新技術(shù)、新產(chǎn)品而投入的人力、財(cái)力，從而擴(kuò)展企業(yè)的生存空間、提高企業(yè)的成長(zhǎng)性水平。劉光彥、姜雙雙（2020）通過研究滬深兩市719家創(chuàng)業(yè)板上市公司2015-2018年數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)研發(fā)投入正向影響企業(yè)成長(zhǎng)性，且該作用具有滯后性[2]；李竹梅、范莉莉（2020）以2013-2017年中國(guó)高新技術(shù)行業(yè)上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象，結(jié)果表明當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度達(dá)到一定值時(shí)，會(huì)促進(jìn)企業(yè)成長(zhǎng)性[3]；王珂（2023）基于2019-2021年科創(chuàng)版上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，結(jié)果表明研發(fā)投入對(duì)科創(chuàng)版企業(yè)成長(zhǎng)性存在正向影響，且存在滯后性[4]。企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入后，需要一定時(shí)間才會(huì)產(chǎn)出成果，并且將研究成果轉(zhuǎn)化為利潤(rùn)更需要時(shí)間，所以研發(fā)投入不僅對(duì)當(dāng)期企業(yè)成長(zhǎng)性產(chǎn)生影響，還會(huì)對(duì)滯后期的企業(yè)成長(zhǎng)性產(chǎn)生影響。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)1：研發(fā)投入正向影響企業(yè)成長(zhǎng)性。

假設(shè)2：研發(fā)投入對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性的正向影響具有滯后性。

委托代理理論認(rèn)為，股權(quán)集中程度比較低時(shí)，公司的控制權(quán)在管理層身上，且股東無法完全約束和監(jiān)督管理層，更無法避免中小股東的搭便車行為。股權(quán)集中程度比較高時(shí)，股東對(duì)管理層的監(jiān)督激勵(lì)效果會(huì)更好，且股東為了企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，在研發(fā)投入同時(shí)會(huì)努力優(yōu)化相關(guān)資源配置，從而快速實(shí)現(xiàn)從研發(fā)投入到成果的轉(zhuǎn)化。姜婷、張保帥（2019）以新三板掛牌公司為例研究發(fā)現(xiàn)，前五大股東持股比例不僅會(huì)提高公司成長(zhǎng)性，還在研發(fā)投入與企業(yè)成長(zhǎng)性關(guān)系中發(fā)揮正向作用[5]；劉夢(mèng)利、龔基云（2021）以A股高端制造業(yè)上市公司2014-2018年數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象，研究發(fā)現(xiàn)在研發(fā)投入對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性影響方面，前五大股東持股比例有正向作用[6]；王珂（2023）以科創(chuàng)板上市公司為例研究時(shí)發(fā)現(xiàn)，前五大股東持股比例之和會(huì)對(duì)研發(fā)投入與企業(yè)成長(zhǎng)性的關(guān)系產(chǎn)生正向調(diào)節(jié)作用[4]。基于以上研究分析，本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)3：股權(quán)集中度正向調(diào)節(jié)研發(fā)投入對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性的影響。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2019-2022年A股上市企業(yè)為研究樣本，并且對(duì)研究樣本進(jìn)行篩選，剔除ST和*ST企業(yè)、剔除個(gè)別年份數(shù)據(jù)不完全披露的企業(yè)、剔除對(duì)研發(fā)費(fèi)用數(shù)據(jù)不公開的企業(yè)，最終獲得1664家企業(yè)共6656條數(shù)據(jù)作為樣本進(jìn)行研究。本文研究數(shù)據(jù)來源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，采用Stata17和Excel對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理和檢驗(yàn)。

3.2 變量說明

（1）被解釋變量。以營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率作為企業(yè)成長(zhǎng)性的衡量指標(biāo)。

（2）解釋變量。參考以往研究，選擇研發(fā)投入和營(yíng)業(yè)收入的比值作為指標(biāo)來衡量企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度。

（3）調(diào)節(jié)變量。選取股權(quán)集中度（OC）作為調(diào)節(jié)變量，并且參考姜婷、張保帥（2019）的變量，選擇以公司前五大股東持股比例之和衡量股權(quán)集中度。

（4）控制變量。參考劉光彥、姜雙雙（2020）的變量并結(jié)合現(xiàn)有的研究成果，將企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、產(chǎn)權(quán)比率（ER）作為控制變量。

變量定義，如表1所示：

表1 變量定義

3.3 模型構(gòu)建

為了研究A股上市企業(yè)研發(fā)投入對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性的影響，本文構(gòu)建如下面板模型：

在模型（1）的基礎(chǔ)上加入研發(fā)投入和股權(quán)集中度的交乘項(xiàng)，以研究股權(quán)集中度在研發(fā)投入和企業(yè)成長(zhǎng)關(guān)系中的影響。

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

如表2所示，企業(yè)成長(zhǎng)性最大值是82.79，最小值是-0.913，平均值是0.180，說明我國(guó)的A股上市企業(yè)整體表現(xiàn)出較高的成長(zhǎng)性，但個(gè)體之間存在較大的差異性。研發(fā)投入最大值為0.661，最小值為0，平均值為0.055，說明研發(fā)投入整體較高，存在一定差異。股權(quán)集中度最大值為93.5，最小值為0.285，平均值為32.97，說明差異較大。資產(chǎn)負(fù)債率最大值為0.994，最小值為0.014，平均值為0.412，存在較大差異。產(chǎn)權(quán)比率最大值為176.5，最小值為0.014，平均值為1.043，說明A股上市企業(yè)產(chǎn)權(quán)比率差異大。企業(yè)規(guī)模最大值為28.29，最小值為19.08，平均值為22.24，說明A股上市公司企業(yè)規(guī)模相差不大。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

4.2 相關(guān)性分析

如表3所示，本文對(duì)變量進(jìn)行相關(guān)性分析，結(jié)果表明，研發(fā)投入與企業(yè)成長(zhǎng)性在1%的顯著性水平下正相關(guān)，初步驗(yàn)證了假設(shè)1，最終結(jié)論是否如此，還須進(jìn)一步驗(yàn)證。各變量間的系數(shù)均小于0.5，且進(jìn)行VIF檢驗(yàn)結(jié)果為1.23，小于10，所以不存在多重共線性，可以進(jìn)行回歸分析。

表3 變量相關(guān)性分析

4.3 回歸分析

為研究公司研發(fā)投入對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性的影響，本文以A股上市公司為例進(jìn)行多元回歸分析，豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果顯示，固定效應(yīng)分析效果更好，因此選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。

實(shí)證結(jié)果如表4所示，模型（1）結(jié)果表示研發(fā)投入對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性的影響在5%水平下顯著正相關(guān)，該結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)1，即研發(fā)投入正向影響企業(yè)的成長(zhǎng)性。模型（2）結(jié)果表示滯后一期的研發(fā)投入對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性的影響在1%水平下顯著正相關(guān)，且滯后一期的系數(shù)更大，所以結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)2，即研發(fā)投入對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性的影響具有滯后性。模型（3）結(jié)果顯示，股權(quán)集中度和研發(fā)投入的交乘項(xiàng)與企業(yè)成長(zhǎng)性在5%水平下顯著正相關(guān)，所以假設(shè)3得到驗(yàn)證，即股權(quán)集中度正向調(diào)節(jié)研發(fā)投入對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性的影響。

表4 研發(fā)投入對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性影響的回歸分析

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

本文選取A股上市企業(yè)為研究對(duì)象，運(yùn)用固定效應(yīng)模型對(duì)研發(fā)投入、企業(yè)成長(zhǎng)性和股權(quán)集中度之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，得到如下結(jié)論：第一，A股上市企業(yè)研發(fā)投入對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性有顯著的促進(jìn)作用，可以增強(qiáng)企業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)力，且該作用具有一定的滯后性；第二，研發(fā)投入與股權(quán)集中度的交互項(xiàng)對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性具有顯著的正向調(diào)節(jié)作用。

5.2 建議

根據(jù)本文的研究結(jié)論，提出以下兩點(diǎn)建議：

第一，研發(fā)投入對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性有促進(jìn)作用，因此為了企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，企業(yè)應(yīng)當(dāng)繼續(xù)加大創(chuàng)新研發(fā)投入，結(jié)合企業(yè)現(xiàn)狀制定合理的研發(fā)投入計(jì)劃，提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力，加大支持企業(yè)新興產(chǎn)品和服務(wù)的研發(fā)，提高企業(yè)發(fā)展質(zhì)量，以使企業(yè)增強(qiáng)自身核心競(jìng)爭(zhēng)力，不斷提升企業(yè)成長(zhǎng)性，從而在激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中立足。

第二，股權(quán)集中度可以正向調(diào)節(jié)研發(fā)投入與企業(yè)成長(zhǎng)性的關(guān)系，因此企業(yè)應(yīng)當(dāng)優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)，股權(quán)集中可以使股東積極參與企業(yè)管理與監(jiān)督，并在很大程度上減少中小股東“搭便車”現(xiàn)象的發(fā)生，有利于企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。