涉海企業科技創新投入對企業價值的雙門檻效應

路 璐，盛宇華，曲國明,2，董洪超

(1.南京師范大學商學院，江蘇 南京 210023；2.南京理工大學泰州科技學院，江蘇 泰州 225300)

海洋經濟是指開發、利用和保護海洋的各類產業活動以及與之相關聯活動的總和，是我國經濟社會發展重要的戰略空間，是孕育新產業、引領新增長的重要領域，在國家經濟社會發展全局中的地位和作用日益突出。主要包括12個海洋產業(海洋漁業、海洋油氣業、海洋礦業、海洋鹽業、海洋船舶工業、海洋化工業、海洋生物醫藥業、海洋工程建筑業、海洋電力業、海水利用業、海洋交通運輸業、濱海旅游業)和海洋科研教育管理服務業。2015年，海洋經濟總量接近6.5萬億元，占國內生產總值比重達9.4%，年均增長8.1%，繼續成為拉動國民經濟發展的有力引擎。

2017年5月，國家發展改革委、國家海洋局公布了《全國海洋經濟發展“十三五”規劃》，指出要樹立海洋經濟全球布局觀，主動適應并引領海洋經濟發展新常態，加快供給側結構性改革，著力優化海洋經濟區域布局，提高海洋科技創新能力，為拓展藍色經濟空間、建設海洋強國做出更大貢獻。規劃將“促進海洋經濟創新發展”作為一項重點任務，要強化海洋重大關鍵技術創新，促進科技成果轉化，提升海洋科技創新支撐能力和國際競爭力，深化海洋經濟創新發展試點，推動海洋人才體制機制創新。并指出到2020年的科技創新目標是海洋科技支撐和保障能力進一步增強，海洋研究與試驗發展經費投入強度達到2.5%、海洋科技成果轉化率達到55%。

作為科技創新主體的企業也漸漸開始面臨新形式、新機遇，當前涉海企業面臨的最大挑戰就是科技創新轉化效率的問題。涉海企業究竟能否將科技創新作為推動力量去提高企業的價值則是需要探討的。理論方面，已有文獻中雖然有對科技創新與企業價值關系的研究，但是具有一定的時滯性也缺乏一定的針對性，沒有追溯到黨的十九大與海洋強國戰略背景下來針對涉海企業進行深入分析。實踐方面，涉海企業自身一定要清楚地認識科技創新與企業價值的相互影響，才能準確把握二者關系，從而提高科技創新效率，并轉化為企業價值。

1 文獻綜述與研究假設

20世紀初，熊彼特在其1912年發表的著作《經濟發展理論》中開創性地提出企業家的本質是創新，通過實現企業這種“生產要素的新組合”[1]，在技術創新下，利潤決定著企業的盈利水平，而盈利水平決定企業價值。相關研究則興起于20世紀60年代的美國，由Modigliani等[2]最早在《資本成本、公司財務和投資理論》中指出企業的價值是企業的市場價位，是企業股票的市場價值與企業債務的市場價值之和。此后學者多從企業未來盈利能力的角度看待價值問題，Myers[3]最早指出在持續經營的假設下，企業價值取決于企業的未來投資戰略，由公司現有資產價值與未來投資機會的現值構成。自Levy等[4]開始，對企業價值的認可轉向股東價值角度。即股東財富最大化和企業價值最大化從本質上講都是以實現企業價值為目的。事實上雖然在概念定義上不能完全等同但二者具有相似的內涵特征。

隨著中國改革開放的深入和市場經濟的發展，企業價值理論也逐漸引入中國，并且在企業管理得到廣泛應用。起初從價值的表現形式入手，較早的觀點是把企業作為商品進行討論[5]，后來則逐漸偏向財務量化。正如DCF(折現現金流量法)的核心思想一樣，企業價值是指未來所有可獲利潤按照一定貼現率的折現值，是企業的長期獲利[6]。雖表述不同，但本質上都是以企業價值是企業獲利能力的反映作為出發點，它體現了利益相關者的利益回報，是企業綜合運用資源、開展價值管理的結果，并且這個價值是在現實中可以實現的。

自20世紀80年代興起了技術創新與企業價值相關性的研究。從研究內容上可分為兩階段：第一階段是圍繞二者關系的討論，以熊彼得的理論作為基礎[7]。學者普遍認為增強企業的創新能力是提高企業價值的重要因素[8-9]。第二階段自21世紀初開始，在主效應研究的基礎上納入新的變量討論復雜的綜合關系分析單位聚焦在上市公司[10]。研究的側重點也各有千秋，例如無形資產的影響與行業差異性[10]、風投對主效應的影響[11]等。從方法上看，以往的研究大多將注意力集中在線性關系的爭論，而忽略了存在“門檻效應”的可能性。更重要的是沒有在中國目前提出的加快建設海洋強國戰略背景下，結合海洋經濟的特點深入分析其關系。

涉海企業科技創新投入與企業價值的關系主要由科技創新的特性決定，科技創新活動具有周期長、投入大、風險性高的特征。在科技創新投入的各個階段需要不同程度的資金、人員、設備與技術支持，從創新性的概念產生到把概念轉化為新的技術，再將新技術轉化為產品，最終新產品究竟能否為企業帶來價值還要經過市場的輪番考驗?？萍紕撔禄顒右彩且粋€不斷積累與不斷突破的過程。從科技創新的投入費用上來說，對科技創新活動的投入往往不是一次或幾次的投入就可以滿足的，創新作為一個不斷試錯的過程，尤其是在初創前期可能需要大量的資金作為輔助，從這個角度來說前期的費用投入很可能會削弱企業資金的其他使用功能，影響企業的盈利，因此在創新活動的初期，科技創新對企業價值可能還不能達到促進的作用，所以當投入達到一定程度之后才可以產生積極的作用?？萍紕撔碌母唢L險導致在實際運作中無法保證每一個創新項目都能有所產出，一個創新項目如果投入過量，一旦風險出現那么調整的成本會非常高昂，并且整個創新過程很容易受到其他不確定性因素的影響。由此提出假設1：涉海企業科技創新投入對企業價值的影響存在門檻效應。

涉海企業科技創新投入對企業價值的門檻效應對不同的地區存在較大差異。這與海洋科技創新與開發的特點有關，海洋資源具有流動性、空間性、層次性等特點，而沿海地區的涉海企業由于占據一定的地理優勢，其科技創新活動的各個要素和環節也會比非沿海地區有得天獨厚的優勢。海洋資源最突出的流動性特點使其在開發過程中更易產生連帶影響。連續統一的海洋通過流動的海水把某一區域的科技創新活動聯系起來，即某一區域海洋資源的創新開發利用不僅影響本區域內的經濟效益而且必然影響到鄰近海域甚至更大范圍內的經濟效益。例如臨海開發區因為有地理優勢，在海岸地區擁有豐富的礦產、生物、勞動力、港口資源可供發展。而非沿海地區的企業要進行與海洋相關的科技創新活動必須要克服一定的地理限制，而地理位置帶來的限制往往不只是與海洋相關的自然資源欠缺，還包括優秀的勞動力資源和區域內產業集群的氛圍。因此沿海地區的企業在科技創新能力的轉化方面一定程度上優于非沿海地區的同類企業，并且處于前沿水平，同樣水平下的科技投入在沿海地區的轉化效率會高于非沿海地區，非沿海地區如果要達到與沿海地區同樣的創新轉化就需要比沿海地區更多的投入。由此提出假設2：涉海企業科技創新投入對企業價值的影響存在地區差異。

2 實證研究設計

2.1 樣本篩選和數據來源

樣本選取上市公司列表中涉及到開發、利用、保護海洋活動的公司，通過公司主營業務中的文字介紹來逐一篩選。通過海洋經濟有關的關鍵詞如：海漁、海運、海產、海油、海能、港口、沿海、濱海旅游、碼頭、船舶等，初步確定涉海上市公司2502家。借助CSMAR數據庫，在剔除沒有創新投入、含有缺失值的樣本之后，確定研究樣本為2012—2015年1386家涉海上市公司的5544條平衡面板觀測值，軟件使用Stata 15.0。

2.2 模型設定與檢驗

門檻模型最早由Bruce Hansen[12]提出，用于研究公司投資決策與融資約束的關系，后來被廣泛用于經濟學和會計學的相關研究。國內學者王群勇[13]在Hansen模型的基礎上開發了相應的Stata軟件的面板門檻程序，用于估計固定效應的面板門檻模型。在確定本研究的雙門檻模型之前，先給出Hensen雙門檻面板模型，即：

(1)

其中y表示被解釋變量，i表示企業，t表示年份，μ表示個體固定效應，β是門檻變量的系數，I(·)是指標函數，q是門檻變量(可以同時作為解釋變量)，γ1與γ2分別表示兩個門檻值且γ1<γ2，e為隨機擾動項。

給定門檻值γ后可通過OLS估計模型的參數，求出殘差平方和S1(γ)，S2(γ)越小說明門檻γ值越接近真實水平，即：

(γ)′X*(γ))-1X*(γ)′)Y*

(2)

其中：

(3)

(4)

然后用Bootstrap法構造檢驗原假設的F統計量，即：

(5)

如果此時拒絕原假設則說明存在第二個門檻值，在確定有兩個門檻值之后，繼續尋找第三個門檻值，直到不能拒絕零假設。確定雙門檻效應存在后考慮兩個門檻值的置信區間，構建似然比統計量LR(Likelihood Ratio Statistic)，即：

(6)

(7)

(8)

其中rds是門檻變量，同時也是解釋變量。

參考陳修德[10]、戴小勇[14]、楊文君[15]的研究，被解釋變量選取上市公司年末的流通市場價值/資產總計，門檻及解釋變量選取上市公司年末財務報告附注所披露的R&D支出/營業收入。由于不同資產負債率和不同司齡的公司其經營績效可能存在差異，進而可能產生企業價值的差異，因此選取企業資產負債率與成立年齡作為控制變量，見表1。根據公司所在地是否為沿海地區進行了啞變量定義，按照中華人民共和國國家地圖，將沿海地區圈定為以下12個省份/自治區/直轄市：遼寧省、天津市、河北省、山東省、江蘇省、浙江省、上海市、福建省、廣東省、廣西壯族自治區、海南省、臺灣島。樣本公司所在地如果屬于以上地區則area變量取值為1，否則取0?？紤]到研發活動周期性長的特點，在分析時采取滯后一期的處理。

表1 變量說明

3 實證分析

3.1 樣本的描述性統計

表2展示了變量的描述性統計。企業相對價值的均值為0.273，且最大值與最小值之間相差3.088，說明樣本公司的市場價值存在一定程度的差異。研發投入強度的均值為0.177，最大值是0.231，說明樣本公司的研發費用投入強度比較穩定。另外，樣本公司的資產負債率與公司成立年齡兩個指標的跨度非常大，企業杠桿率從小于1到大于134，企業成立年齡從3到57不等，樣本公司的個體差異較明顯。

表3展示了樣本的區域分布情況，按照省內樣本數倒敘排列。樣本公司最多的三個省份分別是廣東(820)、浙江(652)、江蘇(552)，這三個省份皆屬沿海地區，并且樣本公司數量合計2024家，已占總樣本的36.5%。同時，樣本公司的地域分布呈現自南向北、自東向西的逐漸遞減趨勢。在全樣本中沿海地區公司一共有3388家，占據總樣本的61%，而非沿海地區的公司共2156家，占據總樣本的39%，意味著目前上市公司中涉海企業更多分布在沿海地區，且集中在江浙滬粵。

表2 變量的描述性統計

3.2 門檻效應檢驗

表4展示了門檻效應存在性檢驗結果，通過Bootstrap自抽樣300次的方法得到式(5)中的F統計量的漸進分布和相應的P值。檢驗結果顯示單門檻與雙門檻的效果均顯著，而三門檻效應則不顯著，因此本研究采用雙門檻模型。

表3 樣本所在地區的頻數分布

表4 門檻效應自抽樣檢驗

注：F統計量與P值通過Bootstrap重復自抽樣300次計算得到；***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著。

表5展示了門檻值以及在95%水平下的置信區間(Lower,Upper)。在全樣本下，門檻效應的兩個門檻估計值分別是0.1667與0.1753。在沿海地區樣本下(area=1)，沿海地區樣本企業研發投入對企業價值門檻效應的兩個門檻估計值分別是0.1672與0.1755，在非沿海地區樣本下(area=1)，沿海地區樣本企業研發投入對企業價值門檻效應的兩個門檻估計值分別是0.1726與0.1847。

關于門檻值的有效性問題，根據式(6)與式(7)構造似然比統計量畫出似然比函數圖。與表5相對應，圖1、圖2、圖3分別是全樣本下、沿海地區樣本下、非沿海地區樣本下的門檻值似然比檢驗函數圖。圖中與橫軸水平的虛線表示5%的臨界值7.35，上下波動的曲線表示似然比估計量，曲線的最低點(LR=0時)就是所估計的門檻值，LR線與虛線相交以下的部分是門檻值的區間估計(95%的置信水平)。根據圖1，全樣本下兩個門檻值分別為17.53與17.16時，似然比統計量LR=0(LR<7.35)，且第一門檻值的95%置信區間[0.1662,0.1669]與第二門檻值的95%置信區間[0.1750,0.1754]均位于LR與虛線相交以下部分(LR<7.35)，說明全樣本門檻效應下所估門檻值是有效的。同理可得圖2與圖3的有效性，假設1得到驗證。

結合表5與表2，全樣本下的雙門檻值(γ1=0.1667，γ2=0.1753)都小于樣本在50%分位數水平下的值P50(rds)=0.178，說明全樣本下的涉海企業在目前階段的科技創新投入門檻值在總體上處于中間偏下水平。從地區差異性的角度來看，沿海地區(area=1)的雙門檻值(γ1=0.1672,γ2=0.1755)均低于非沿海地區(area=0)的門檻值(γ1=0.1726,γ2=0.1847)，假設2得到初步驗證。

表5 門檻值估計結果(95%水平置信區間)

圖1 門檻值與區間估計的似然比檢驗圖(全樣本)

圖2 門檻值與區間估計的似然比檢驗圖

圖3 門檻值與區間估計的似然比檢驗圖

表6報告了雙門檻模型下的回歸結果。lever與age的系數均顯著為正，證明控制變量選取的合理性。全樣本下三個區間的估計系數均顯著為正且三個系數逐漸變小(1.9213>1.6285>1.2818)，說明現階段涉海企業的科技創新投入對企業價值總體上產生的是促進作用。二者的關系總體上來看可視為一條向右上方傾斜的不規則曲線，且分別在γ1與γ2處發生彎折。這樣的非線性關系在沿海地區(area=1)與非沿海地區(area=0)表現出同樣的趨勢。對比沿海與非沿海地區的結果，發現三個分段區間下沿海地區的估計系數均高于非沿海地區的估計系數(2.6135>0.6460，2.2300>0.7547，0.0995>0.0868)，意味著沿海地區的切線斜率比非沿海地區更高，逐漸向右上方傾斜的曲線在沿海地區表現得更為“陡峭”，假設2得到充分驗證。

表6 雙門檻回歸結果

注：括號內數字為t值；***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著；γ1與γ2分別表示兩個門檻值且γ1<γ2。

表7報告了樣本企業2012—2015年的門檻通過情況?？v向比較發現落在第一個區間(rds<γ1)與第二個區間(γ1γ2)內的企業數量，呈現明顯的遞增趨勢，并且這種現象在4年內的情況基本類似。橫向比較發現創新投入小于第一門檻值的企業數量在四年間呈現明顯的遞減趨勢，與之對應，大于第三門檻值的企業數量在同樣的時間內呈現明顯的遞增趨勢，處于兩個門檻值之間的企業數量基本持平，說明樣本企業在統計時間內對科技創新的投入總體而言是增加的。

表8報告了沿海地區(area=1)樣本企業2012—2015年的門檻通過情況?？v向比較發現落入三個區間的企業數量逐漸增多。橫向比較發現沿海地區(area=1)的樣本企業在統計期內對科技創新的投入總體而言不斷增加，這一結果基本符合全樣本下的門檻通過情況。

表9報告了非沿海地區(area=0)樣本企業2012—2015年的門檻通過情況?？v向比較發現門檻通過情況在一年內呈現“一邊倒”的局面，在2012年、2013年、2014年未跨越第一門檻值的企業在當年都占據最高比例，比同年內落在第二區間和第三區間的企業數量都多，而且落在第三區間內的企業數量最少。但是通過橫向比較發現這種結構失衡的現象隨著時間的推移出現好轉，落在第一區間的企業數量從2012—2015年在不斷減少，相應的，其他區間的企業數量在逐漸增加，說明非沿海地區的企業已經加強了對創新的投入。

表7 樣本企業在統計期內的門檻通過情況(全樣本)

表8 樣本企業在統計期內的門檻通過情況(沿海地區area=1)

表9 樣本企業在統計期內的門檻通過情況(非沿海地區area=0)

4 結論與啟示

現階段我國涉海上市公司的科技創新投入對企業價值的影響存在顯著的雙門檻效應。整體來看涉海上市公司的科技創新活動處于快速成長階段，但是仍然存在非常明顯的地區差異，沿海地區的門檻值要顯著小于非沿海地區，這可能是地區資源稟賦不同所造成的，沿海地區具有得天獨厚的地理、人才、技術及環境優勢，也就意味著在同樣的科技創新投入水平下，沿海地區的轉化效率會高于非沿海地區，因此非沿海地區需要更高的門檻值才能達到與沿海地區相近的水平。

目前涉海上市公司的科技創新投入存在嚴重的結構性失衡。非沿海地區的科技創新投入處于第一區間較多，說明非沿海地區涉海企業在科技創新的投入意識上要相對缺乏和滯后一些，而這個情況在沿海地區已得到很明顯的改善。因此，非沿海地區依然需要加強科技創新投入。其科技創新還有很大的提升空間，對于沿海地區科技創新投入是否達到飽和的問題可以作為今后研究的一個出發點進行深入討論。