企業創新投入能持續提高企業盈余嗎？

基于2009年第四季--2015年第三季我國創業板上市公司季度財務報表的面板數據，檢驗創新投入與企業盈余變量序列的平穩性及協整關系，并建立回歸模型。對創新投入與企業盈余之間關系進行研究，為企業投資規劃提供科學依據。結果表明我國創業板上市公司企業創新投入與企業盈余變量序列存在長期均衡關系（協整關系），并且企業創新投入對企業盈余之間是負相關的

一、引言

在知識經濟時代，創新能力是企業得以生存和發展的動力源泉，是經濟增長的主要驅動力，也是提高國家綜合實力的關鍵所在。近些年來，隨著創新重要性的提高，國內許多企業紛紛樹立了以創新求發展的長遠目標，并投入了大量的資金進行研究開發活動。企業進行創新投入的最終目的，是為了通過掌握先進的技術搶占市場先機，提高企業績效。那么企業進行的創新投入是否能持續提高企業的盈余？怎么投入可以提高盈余？本文就該問題，基于協整理論進行了實證研究。

二、國內外現有研究綜述

目前我國國內關于創新投入與績效關系的研究還不夠成熟，大部分都是從近幾年才開始，并且很多都是集中在宏觀領域，實證研究基本上都集中在區域性政府科技創新投入績效方面。在研究對象上，主要是針對一些科研機構、區域或從國家宏觀層面來評價創新績效，而關于企業創新投入績效的研究明顯不足。另外，縱觀國內現有的研究，學者們在進行樣本選取、創新投入指標、績效指標的選擇時，有較大的差異，從而導致現有的研究結果缺乏可比性。

從上述分析中可以發現，盡管學者們對創新投入與企業績效之間的關系進行的研究比較多，但由于受所研究的時間段、所采用的研究方法等影響，目前仍然沒有一個確定性的結論。本文將應用協整理論，利用2009年第四季--2015年第三季我國創業板上市公司季度財務報表的數據資料，對創新投入與企業盈余之間關系進行研究，為企業進行創新投資規劃提供科學依據。

三、數據來源及變量說明

本文數據來源于國泰安數據庫。在實證分析中，選取我國創業板上市公司季度財務報表的數據資料，樣本區間為2009年第四季--2015年第一季，本文基于面板數據協整檢驗理論，檢驗企業創新投入與企業盈余變量序列的平穩性及協整關系，并建立回歸模型。結果表明：企業創新投入與企業盈余變量序列是平穩的，存在長期均衡關系（協整關系）；Hausman檢驗結果表明企業創新投入與企業盈余間應建立混合效應回歸模型。

本文的解釋變量為創新投入。根據目前學術界的普遍用法，本文采用研發支出與銷售額之比作為創新投入的代理變量，來衡量企業的創新投入。本文的被解釋變量為企業盈余。宋建波，高升好，關馨姣（2012）利用企業經營活動產生的現金流量與凈利潤之比（ 經營活動現金凈流量/凈利潤） 作為盈余持續性的替代變量 。本文也采取這一方法，以我國創業板上市公司經營活動現金凈流量、凈利潤數據二者之比作為企業盈余的衡量指標。

在實證分析過程中，本文把研發費用、營業收入之比記為cr序列，把經營活動現金凈流量、凈利潤之比記為pr序列。組成面板數據序列，然后運用面板數據Hausman檢驗、單位根檢驗和協整檢驗進行分析。所有檢驗均使用eviews6.0軟件。

四、實證分析

（一）數據平穩性檢驗

本文所選數據屬于面板數據，根據計量經濟理論，很多經濟變量尤其是面板數據大都是非平穩變量，用非平穩變量進行回歸分析很多時候會表現為偽回歸。為避免偽回歸現象出現，需要對面板數據進行單位根檢驗，本文在此采用ADF單位根檢驗的方法，來檢驗面板數據cr、pr是否平穩。結果如表1所示。

由上可以得出，變量cr、pr的ADF檢驗值都小于0.05，故二者都為平穩時間序列0階單整，因此，數據cr、pr平穩，可以進行協整分析。

（二）面板協整關系檢驗

由面板單位根檢驗可知，我國創業板上市公司創新投入與企業盈余均表現為0階單整，說明兩變量間有存在協整關系的可能，可以進一步檢驗兩變量之間是否存在協整關系。

協整關系的檢驗主要由Pedroni（1999）提出的7個檢驗統計量和Kao（1999）提出的ADF統計量來進行判斷。Pedroni指出，每一個標準化的統計量都趨于正態分布，但在小樣本情況下，Panel ADF和Group ADF統計量的檢驗效果更好。Gutierrez（2003）指出當T變大時，Pedroni檢驗比Kao檢驗更有效 。因此基于穩健性的考慮，本文同時采用Pedroni和Kao的方法檢驗，以增強協整檢驗結果的可信度，結果見表2。

協整是經濟變量間長期均衡關系的統計表示，協整變量之間存在維持均衡的內在機制，因此具有共同趨勢 。表2中Pedroni檢驗和Kao檢驗的結果都通過了顯著性檢驗，因此可以拒絕不存在協整關系的原假設，因此，可以認為我國創業板上市公司自2009年起，企業創新投入與企業盈余之間存在協整關系，表明企業創新投入與企業盈余之間存在長期均衡關系，二者具有“一致變動”的趨勢。如果受到短期干擾偏離其長期均衡點，則均衡機制將會進行調整，以使其重新回到均衡狀態。同時，cr和pr之間存在協整關系說明，對二者進行回歸分析不會出現偽回歸問題，因此，可以進行回歸分析。

（三）估計選擇面板模型

面板數據協整檢驗顯示了企業創新投入與企業盈余之間存在協整關系，接下來進行回歸分析。對面板數據進行回歸方程估計之前，首先判斷樣本個體影響屬于混合效應模型、固定效應模型還是隨機效應模型。一般F檢驗用來在混合模型和固定效應模型中做出選擇，而Hausman檢驗用來在固定效應模型和隨機效應模型中做出選擇。

由表3—表5，計算F統計量結果為：

，而由于F0.05（74，1574）=1.39，因此，建立混合效應模型，相應表達式為：

由表3知，T值為-2.204662，P值為0.0276，所以企業創新投入對盈余的影響是顯著的。

由此可以得出結論： Hausman檢驗結果表明企業創新投入與企業盈余間應建立混合效應回歸模型。由模型結果看，企業創新投入與企業盈余之間是負相關的。

五、結果分析及政策建議

綜合以上分析結果，可以得出結論：我國創業板上市公司企業創新投入與企業盈余變量序列是平穩的，存在長期均衡關系（協整關系）；Hausman檢驗結果表明企業創新投入與企業盈余間應建立混合效應回歸模型。由模型結果看，企業創新投入對企業盈余之間是負相關的。

考慮到數據庫所提供的數據實在有限，本文研究所用數據僅為2009年第四季--2015年第一季共22個季度的數據，因此，結合實際意義，可看出，企業在進行創新投入初期階段，企業創新投入并不能使企業盈余增加，相反，會使企業盈余減少。

由此，本文提出如下政策建議：

首先，不同的行業應采取不同的科技發展戰略。企業在實際經營過程中，應重視這一結論，對創新投入先期階段給企業盈余帶來的損失做好足夠準備，尤其是科技創新型企業，應該對企業的創新方向有清晰的定位。對于屬于創業板的上市公司，如果資金允許，可以自己創立研發部門來自主研發，提高企業的創新能力。而對于那些屬于非科技創新型企業，由于這類企業主營業務基本很少涉及創新項目，因此不建議這類企業進行自主創新。

其次，管理當局加大支持企業進行創新。一方面，制定相關優惠政策來鼓勵企業進行創新，如在銀行信貸上給予優惠，或者進行政府財政補貼，幫助企業順利度過創新初期階段。另一方面，給企業提供必要的平臺，加強政府對企業創新專用資金的投入力度。此外，管理當局對于企業的補貼和資助，應根據企業所在行業和領域的實際情況來進行，提高扶持效率和效果。

最后，規范企業創新投入的披露。當前，雖然我國上市公司對創新投入有一定的披露，但本文在查閱年報時，發現企業對創新投入披露所涉科目并不統一，披露形式缺乏足夠的規范性。因此，企業可以針對該問題更加嚴格要求自己，準則制定者也可以制定更加詳細的準則來規范企業創新投入的披露。（作者單位為山西財經大學）