科創企業研發投入對企業成長的雙門檻效應研究

王 楠，趙 毅，2，叢繼坤，孫佰清

（1.河北工業大學經濟管理學院，天津 300401；2.復旦大學中國風險投資研究中心，上海 200433；3.哈爾濱工業大學經濟與管理學院，黑龍江哈爾濱 150001）

1 研究背景和問題提出

當前世界經濟正面臨著前所未有之大變局，而2020 年初爆發的新冠肺炎疫情則加速了這一變局。在后疫情時代，各類企業仍面臨生產經營上的各種難題，其中我國科技類企業普遍面臨項目落地滯后、產品供需失衡、運營效率低下等問題。與此同時，由于缺乏核心技術并遭到美國的科技封鎖和打壓，部分科技類企業的發展困難重重。然而，在當前這種形勢下，我國提出了“以國內循環為主、國際國內互促的雙循環發展”的新格局。在為服務科創企業而設立的科創板中，有76.74%的上市公司生產原材料來自國內，81.4%的上市公司主要市場在國內，深度契合了新格局以“國內循環為主”的特點。此外，在數字化和智能化的新工業革命的背景下，科創企業對研發創新的重視程度毋庸置疑。以科創板上市公司為例，目前已上市公司2019 年平均研發投入高達1.1 億元，占營收比重高達11%。由此可見，科創企業正是世界經濟大變局與我國雙循環發展新格局下實現經濟高質量發展和科技“彎道超車”的突破口，以及推動數字化和智能化的新工業革命的重要力量。

一方面，企業研發創新績效一直以來都是學術界討論的焦點。研發創新績效可以體現在形成新技術和新產品，提升企業收入，從而促進企業成長。縱觀現有文獻，關于研發創新對企業成長的影響存在兩種不同的觀點：一是研發創新促進企業成長，二是研發創新抑制企業成長或無顯著影響。于是有文獻開始研究二者之間的非線性關系，以發現研發創新投入的臨界點和最佳區間。但經過文獻梳理發現，目前還沒有以科創板上市公司為樣本或專門針對科創企業的此類研究，亟需填補空白。另一方面，企業研發創新績效也備受實業界關注，對最佳研發創新投入進行界定，也將對科創企業具有指導性和實踐性的意義。此外，研發創新活動并不一定會立即給企業帶來的收益，可能存在一定滯后期。而研發創新活動存在不確定性，科創企業在持續不斷地研發創新投入中，不僅要考慮未來收益，還要考慮短期風險。因此為幫助科創企業權衡短期風險與長期利益，有必要深入研究研發創新對企業成長影響的滯后效應。

本文基于科創板上市公司2017—2019 年面板數據，采用固定效應面板門檻模型，從當期和滯后期研發強度的角度，研究科創板上市公司研發創新投入對企業成長的非線性影響，找到科創板上市公司的最優研發強度，并發現研發創新投入的滯后效應。本文的邊際貢獻在于：（1）首次以科創板上市公司為研究對象，結合面板門檻模型的應用，考察科創板上市公司在不同研發強度下研發創新投入對企業成長的影響；（2）不僅考察了當期研發創新投入對企業成長的影響，同時考察了研發創新投入的滯后效應；（3）科創企業面臨短期風險與長期利益的權衡問題，本文從當期和滯后期研發強度兩個角度考察對企業成長的影響，研究結果可直接輔助科創企業界定研發創新投入的最優區間，理性權衡短期風險與長期收益，并最終達成最優的研發強度。

本文后續部分結構如下：第二部分梳理了相關文獻，進行理論分析并提出研究假設；第三部分為研究設計，包括變量選取與模型構建；第四部分為實證研究的結果與分析；第五部總結全文并為科創企業提出相應建議。

2 文獻綜述和研究假設

2.1 文獻綜述

文獻中對企業成長的衡量存在不同的方法，主要分為單一指標和綜合指標兩類衡量方法。在單一指標中，營業收入增長率是最常用的衡量指標［1-2］；托賓Q 值能夠很好地反映企業的成長機會，因此可以使用托賓Q 值來衡量企業成長［3］。綜合指標則是采用多個財務指標，如總資產增長率、營業收入增長率、營業利潤增長率等，來構建企業成長評價體系［4］。

國內外文獻不乏對研發創新投入與企業成長關系的討論，但得到的結論卻不盡相同，主要有兩種觀點：研發創新投入促進企業成長、研發創新投入抑制企業成長或無顯著影響。

第一，研發創新投入促進企業成長。早在1974年，Branch［5］對1950—1965 年111 家美國企業的研究發現，研發活動能夠提升企業盈利能力。隨后，外文文獻中得到了研發投入與企業生產率、企業價值、托賓Q 值、全要素生產率等企業績效指標之間的正相關關系［6-9］。雖然其中一些指標并非企業成長的直接體現，但都與企業成長有著密不可分的聯系。在近10 年的研究中，Falk［10］發現了研發投入對銷售額增長率起到顯著的促進作用。Lome 等［11］發現了研發投入與企業成長性之間存在顯著的正相關關系。諸多中文文獻也支持了這類觀點。張信東等［12］使用分位數回歸的方法對中小板上市公司的研究發現，研發投入能夠顯著促進企業成長。張栓興等［13］通過回歸分析發現創業板上市公司創新研發能夠顯著促進營業收入增長率的提升。張玉臣等［14］通過分位數回歸發現戰略性創新投入與企業成長績效正相關。劉光彥等［15］對創業板上市公司研究發現，研發投入對企業成長性具有促進作用且該作用具有滯后性和持續性。

第二，研發創新投入抑制企業成長或無顯著影響。此類觀點最早出現于1976 年，Galai 等［16］發現研發投入會降低企業的運營效率，給企業生產經營帶來負面影響，導致業績的下滑。Freelm［17］發現創新投入會對公司成長性產生負面影響。Vithessonthi等［18］發現這種負面影響在研發投入高的企業中更為明顯。國內文獻方面，郭斌［19］的研究證實了我國軟件企業研發投資對利潤率的抑制作用。喻雁［20］以創業板上市公司為樣本，發現了研發支出與企業績效的負相關關系。還有諸多文獻都證實了研發投入與當期企業財務績效的負相關關系［21-25］。而劉振［26］基于A 股上市公司數據的研究表明，這種負面影響在高新技術企業中表現在當期，而在非高新技術企業中表現在上期。此外，也有研究表明二者不存在相關關系，例如鄒彩芬等［27］的研究表明企業研發投入與成長性之間不存在顯著的相關關系。

由于文獻中對于研發創新投入對企業成長的影響存在兩種截然相反的結論，便有學者開始研究二者的非線性關系。Yeh 等［28］使用門檻回歸發現研發強度存在一個確定的水平，當超過這個水平，研發支出的進一步增加則不會產生相應的回報。王保林等［29］研究發現高技術企業研發投入對企業成長呈現倒U 型關系。霍曉萍［30］將中國制造業上市公司樣本分為高創新投入和低創新投入兩組分別回歸，得到研發創新投入與企業成長性呈U 型的非線性關系。

此外，還有學者發現研發創新活動對企業成長的影響存在滯后效應。姜婷等［31］研究發現新三板掛牌公司當期研發投入與成長性顯著負相關，而滯后期研發投入與成長性顯著正相關。吳鋮鋮等［32］的研究表明研發投入抑制企業當期經營績效，但對下一期績效起到促進作用，該作用隨著時間累積表現出增強趨勢，存在明顯的滯后效應。

雖然以上這些文獻證實了研發創新對企業成長的影響的非線性關系以及滯后效應，但目前文獻中還沒有涉及對科創企業或以科創板上市公司為樣本的此類研究，有必要基于理論分析加以數據的實證檢驗。

2.2 研究假設

技術創新是企業核心競爭力的重要來源，而研發投入為企業技術創新提供智力支持和資本保障［32］。研發投入可以分為兩類：第一類是前期基礎性或探索性研究，存在較大不確定性且商業化的前景較低，多為費用化處理后計入當期損益；第二類則是可以形成專利技術等創新成果，可以資本化處理形成無形資產，其產生的新技術和新產品商業化后能夠增加企業收入，促進企業成長［33］。創新能力強的企業能迅速獲得競爭優勢以適應市場環境的變化［34］。科創企業不乏創新能力，但在考慮研發創新活動所帶來的未來收益的同時，還應考慮到其風險性，這是由于企業的研發投入本質上是一項具有高不確定性、高風險的投資活動［35］。尤其是對于初創期科創企業而言，其研發投入多為第一類基礎性或探索性研發，難以形成創新成果。而成長期企業則傾向于投資能長久發揮作用的根本性創新［36］，但由于研發存在不確定性，并且過多的研發投入會擠占企業資源，因此不一定會對短期內的企業成長起到促進作用。即使研發創新活動最終形成了創新成果，成果商業化的過程也還需要涉及一系列復雜的程序［37］，成功進入市場最終被市場認可還需要靠產品銷售環節來實現［38］。一項研發創新活動需要經歷“新思想—新技術—新產品—進入市場”這一過程形成一條價值鏈，越是處在這個過程的前端，研發越深入、原始創新特征越明顯、越難模仿，但離市場也越遠，信息越不完全、風險越大、回報也越不確定，這體現了不同階段的研發創新投入與企業成長的非線性特征［39］。

綜上所述，本文提出如下假設：

H1a：當期研發創新投入對企業成長的影響是非線性的，存在研發強度的門檻效應。

H1b：當期研發創新投入對企業成長的影響是線性的，不存在研發強度的門檻效應。

H2a：滯后一期研發創新投入對企業成長的影響是非線性的，存在研發強度的門檻效應。

H2b：滯后一期研發創新投入對企業成長的影響是線性的，不存在研發強度的門檻效應。

研發創新活動不僅投資大，還具有周期長的特點。例如，生物醫藥企業一款創新藥的研發周期一般在10 年以上。科創企業所屬的高技術產業中企業間的市場競爭主要表現為核心技術的競爭，研發投入對維持科創企業的競爭力更加重要［40］。因此，科創企業更傾向于投資能長久發揮作用的根本性創新。科創企業的研發創新需要經歷從研發投入、產生專利、生產新產品到新產品投放市場并產生經濟價值的過程［41］，那么研發創新投入所帶來的企業營業收入的增長并不會在短時間內體現，會存在滯后性。因此，本文提出如下假設：

H3a：研發創新投入對企業成長的影響存在滯后效應。

H3b：研發創新投入對企業成長的影響不存在滯后效應。

3 研究設計

3.1 指標選取

本文選取科創板上市公司作為研究對象，剔除2016—2019 年數據有缺失的樣本及研發費用占營業收入比例大于100%的樣本后，得到108 個有效樣本，構建2017—2019 年度面板數據（2016 年數據僅作為計算企業成長以及研發強度滯后期使用），每個變量包含324 個觀測值。實證數據來自上市公司年報及公開披露的信息。

3.1.1 被解釋變量

被解釋變量為企業成長。科創板上市公司存在初創期、未盈利的企業，營業收入的增長更能反映企業的成長，并且研發創新所產生的新產品、新技術會帶來企業營業收入的增長，從而體現研發創新績效。故選取兩種衡量企業成長的方式，一種是營業收入對數增長率，另一種是營業收入同比增長率。

3.1.2 核心解釋變量與門檻變量

研發強度是衡量企業研發創新投入時應用最為廣泛的指標，在不同規模的企業之間更具可比性［39］，將其作為核心解釋變量與門檻變量。

3.1.3 控制變量

參考以往文獻，選取影響企業成長的7 個變量作為控制變量，包括公司規模、人力資本、市場營銷強度、杠桿率、總資產周轉率、公司年齡和專利申請量。變量定義如表1 所示。

表 1 變量定義

3.2 模型構建

為研究研發強度與企業成長之間的非線性關系和滯后效應，本文采用固定效應面板門檻模型。門檻模型最初由Hansen［42-43］提出，其優勢在于可以根據數據自身特征，依據估計得到的門檻值內生地將樣本分為多個區間，并估計各個區間內變量之間的關系［39］。因此，門檻模型可以幫助發現科創板上市公司研發創新投入對企業成長的非線性影響，并找到最優研發強度區間。

3.2.1 研發創新投入對當期企業成長的影響

分別以營業收入對數增長率（△lnY）和同比增長率（Growth）反映企業成長，以研發強度（RDI）作為核心解釋變量和門檻變量，構建模型（1）和模型（2）：

3.2.2 研發創新投入對企業成長的滯后影響

分別以營業收入對數增長率（△lnY）和同比增長率（Growth）反映企業成長，以滯后一期的研發強度（RDI-1）作為核心解釋變量和門檻變量，構建模型(3)和模型(4)：

通過對以上4 個模型進行門檻存在性檢驗，確定門檻數量和門檻值，進而確定模型的具體形式，并對其進行面板門檻回歸，對回歸結果進行分析得到變量間的非線性關系和滯后效應。

4 實證結果與分析

4.1 描述性統計

從表2 可以看出，科創板上市公司樣本平均營業收入同比增長率高達37.22%，體現了其高成長性的特征；平均研發強度高達11.67%，體現了科創板上市公司對研發創新的重視程度；平均企業年齡為12.91 年，最小值僅為3.29 年，與科創板上市公司多處于初創期、成長期的特征相符；專利申請量的標準差較大，說明各公司每年專利申請量之間差距較大，有公司一年內無專利申請，而有公司甚至一年內申請了360 個專利。

表2 描述性統計

4.2 研發創新投入對當期企業成長的影響——研發強度的雙門檻效應

在分析門檻效應前，需要對模型進行門檻存在性檢驗，同時確定門檻個數。模型(1)和模型(2)中門檻存在性檢驗的結果如表3 所示。模型(1)的單門檻F 值在5%水平顯著，雙門檻F 值在10%水平顯著，而三門檻模型的F 值不顯著；模型(2)的單門檻和雙門檻F 值均在5%水平顯著，而三門檻模型的F值不顯著，因此模型(1)和模型(2)均應選擇雙門檻模型。

表3 模型(1)和模型(2)門檻存在性檢驗結果

表4 和表5 分別表明了上述雙門檻模型中研發強度（RDI）的門檻值、95%置信區間和由各門檻值所分割成的門檻區間。雙門檻模型的回歸結果如表6 所示。當以營業收入對數增長率（△lnY）衡量企業成長時，由模型(1)得到RDI的3 個門檻區間，分別為2.42%＜RDI ≤4.42%、4.42%＜RDI ≤36.35%、36.35%＜RDI ≤86.84%。其中，在2.42%＜RDI ≤4.42%區間內，RDI 的系數顯著為正（4.5281），故隨著RDI 增加，△lnY 增加；在4.42%＜RDI ≤36.35%區間內，RDI 的系數顯著為負（-0.9304），故隨著RDI 增加，△lnY 降低；在36.35%＜RDI ≤86.84%區間內，RDI 的系數不顯著。因此，以RDI=4.42%為分段點，便得到了圖1 所示的研發強度與企業成長的“倒V 形”關系。由此可見，研發強度與企業成長并非線性關系，從而證實了假設H1a：當期研發創新投入對企業成長的影響是非線性的，存在研發強度的門檻效應。

圖1 研發強度與當期企業成長的“倒V 形”關系示意圖

表4 模型(1)和模型(2)門檻值

表5 模型(1)和模型(2)門檻區間

表6 模型(1)和模型(2)回歸結果

當以營業收入同比增長率（Growth）反映企業成長時，由模型(2)得到RDI 的3 個門檻區間，分別為2.42%＜RDI ≤4.11%、4.11%＜RDI ≤36.35%、36.35% ＜ RDI ≤ 86.84%。其 中，在2.42%＜RDI ≤4.11%區間內，RDI 的系數顯著為正（10.6750），故隨著RDI 增加，Growth 增加；在4.11%＜RDI ≤36.35%區間內，RDI 的系數為負（－0.883 0），但不顯著；在36.35%＜RDI ≤86.84%區間內，RDI 的系數也不顯著。

雖然模型(1)和模型(2)兩種衡量企業成長的方法中，研發強度的門檻區間不盡相同，但二者的第一個門檻區間（2.42%＜RDI ≤4.42%和2.42%＜RDI ≤4.11%）非常相近，并且在二者的第一個門檻區間內研發強度的系數都顯著為正且最大。從而證實了模型(1)結果的準確性。這也意味著，科創板上市公司合理較低的研發強度才會對當期的企業成長起到顯著的促進作用。

最后，關于控制變量，模型(1)和模型(2)中，企業規模、杠桿率、總資產周轉率、公司年齡都與企業成長有顯著的相關關系。其中，企業規模越大，企業營收增長率越高；杠桿率越高，企業營收增長率越高；總資產周轉率越高，企業營收增長率越高；而公司年齡則與企業成長負相關，由此可見，成立時間較短的科創板上市公司具有更高的成長性。

4.3 研發創新投入對企業成長的影響的滯后作用——研發強度的雙門檻效應

模型(3)和模型(4)中門檻存在性檢驗的結果如表7 所示。模型(3)的單門檻和雙門檻F 值均在1%水平顯著，而三門檻模型的F 值不顯著；模型(4)的單門檻和雙門檻F 值均在5%水平顯著，而三門檻模型的F 值不顯著，因此模型(3)和模型(4)均應選擇雙門檻模型。表8 和表9 分別表明了上述雙門檻模型中滯后一期研發強度（RDI-1）的門檻值、95%置信區間和由各門檻值所分割成的門檻區間。

表7 模型(3)和模型(4)門檻存在性檢驗結果

表8 模型(3)和模型(4)門檻值

表9 模型(3)和模型(4)門檻區間

上述雙門檻模型的回歸結果如表10 所示。當以營業收入對數增長率（△lnY）衡量企業成長時，由模型(3)得到RDI-1 的3 個門檻區間，分別為2.42%＜ RDI-1 ≤4.10%、4.10%＜RDI-1 ≤6.83%、6.83%＜ RDI-1 ≤86.84%。其中，在2.42%＜RDI-1 ≤4.10%區間內，RDI 的系數顯著為負（-8.687 0），故隨著RDI-1 增加，△lnY 降低；在4.10%＜RDI-1 ≤6.83%區間內，RDI-1 的系數顯著為負（-2.188 4），故隨著RDI-1 增加，△lnY 降低；在6.83%＜RDI-1≤86.84%區間內，RDI-1的系數顯著為正（0.989 4），故隨著RDI-1 增加，△lnY 增加。因此，以RDI-1=4.42%和RDI-1=6.83%為分段點，便得到了圖2所示（為保證折線圖的可讀性，橫坐標只截取部分）的滯后一期研發強度與企業成長的“U 形”關系。由此可見，滯后一期研發強度與企業成長并非線性關系，從而證實了假設H2a：滯后一期研發創新投入對企業成長的影響是非線性的，存在研發強度門檻效應。

表10 模型(3)和模型(4)回歸結果

圖2 上期研發強度與企業成長的“U 形”關系示意圖

當以營業收入同比增長率（Growth）表征企業成長時，由模型(4)得到RDI-1 的3 個門檻區間，分別為2.42% ＜RDI-1 ≤4.11%、4.11% ＜RDI-1≤6.83%、6.83%＜RDI-1≤86.84%。其中，在2.42%＜ RDI-1 ≤4.11%區間內，RDI-1 的系數顯著為負（-12.612 7），故隨著RDI-1 增加，Growth 降低；在4.11% ＜ RDI-1 ≤6.83% 區間內，RDI-1 的 系數為負（-2.149 6），但不顯著；在6.83%＜RDI-1≤86.84%區間內，RDI-1的系數顯著為正（2.3211），故隨RDI-1 增加，Growth 增加。

模型(3)和模型(4)兩種衡量企業成長方法的模型均證實了只有當研發強度超過6.83%時，才會對下一期企業成長起到促進作用。但與模型(1)和模型(2)的結果對比，在各自最優門檻區間內，RDI-1 的系數小于RDI 的系數。因此，在各自最優研發強度區間內，不超過4.42%的研發強度對當期企業成長的促進作用比超過6.83%的研發強度對下一期企業成長的促進作用更大。此外，通過比較模型(1)和模型(3)的結果，還可以發現，當研發強度超過6.83%時（即在RDI 的第二、第三門檻區間內，和RDI-1的第三門檻區間內），其對當期企業成長會產生抑制作用或不顯著的促進作用，而對下一期企業成長卻產生了顯著的促進作用。因此，研發創新投入對企業績效的促進作用存在滯后效應，從而證實了假設H3a。

5 結論與建議

本文基于科創板上市公司2017—2019 年面板數據，采用固定效應面板門檻模型，實證檢驗了當期和上期研發強度與企業成長在不同研發強度下的非線性關系，得到的主要結論為：（1）研發強度與當期企業成長呈“倒V 形”的非線性關系，當研發強度超過一定水平后，會抑制當期企業成長，最優研發強度應不超過4.42%；（2）研發創新投入對企業成長的影響存在滯后效應，且這種滯后效應只有當研發強度超過6.83%時，才能促進下一期企業成長，二者呈“U 形”的非線性關系；（3）在各自最優研發強度區間內，不超過4.42%的研發強度對當期企業成長的促進作用比超過6.83%的研發強度對下一期企業成長的促進作用更大。

基于以上結論，本文對科創企業提出如下幾點建議：

（1）重視研發創新投入的短期風險。研發創新活動具有較高不確定性，過高的研發投入會擠占當前企業的資源，不利于短期內企業成長。科創企業若想通過研發創新活動獲得短期內的企業成長的明顯提升，應控制研發強度在一個較低水平上，較少地占用企業資源，將更多資源應用于其他促進企業成長的要素上。

（2）堅持持續研發創新，放眼長遠利益。過高的研發強度雖然會短期內抑制企業成長，但在長期內會起到促進作用。科創企業若想獲得長久的市場競爭力，不應拘泥于短期企業成長，而是提高研發強度，持續不斷地進行研發創新活動，才能獲得未來長久的企業成長。

（3）理性權衡短期利益與長期利益。研發創新活動對企業成長的長短期影響，以及對研發強度的控制，從根本上來講是涉及到科創企業長短期利益的問題。因此，科創企業應結合企業實際情況，從總體上綜合考慮，選擇合適的研發強度，獲得持續長久的企業成長，在世界經濟大變局中站穩腳跟，在后疫情時代國內循環為主、國內國外雙循環發展的新格局下，帶領我國科技實現“彎道超車”，為我國建設創新型國家、成為世界科創強國提供源源不斷的動力。