上市醫(yī)藥企業(yè)并購效應(yīng)下企業(yè)績效反饋對研發(fā)投入影響

羅定提 曾 聰

(湖南工業(yè)大學(xué) 商學(xué)院，湖南 株洲 412007)

0 引言

醫(yī)藥企業(yè)屬于技術(shù)密集型企業(yè)，醫(yī)藥企業(yè)的創(chuàng)新能力是其核心競爭力的關(guān)鍵，然而醫(yī)藥研發(fā)具有時間長，不確定性高等難點，為了突破這一瓶頸，醫(yī)藥企業(yè)常采取并購的方式獲取外部資源，并購能為醫(yī)藥企業(yè)快速帶來新技術(shù)、大量的研發(fā)人員，能引起企業(yè)績效和創(chuàng)新能力的快速提升[1]。

同時醫(yī)藥行業(yè)的研發(fā)投入以及企業(yè)績效也是研究熱點，學(xué)者們研究了企業(yè)績效與研發(fā)投入之間的關(guān)系：朱慧明等[2]認(rèn)為研發(fā)投入與企業(yè)短期績效顯著負(fù)相關(guān)。趙心剛等[3]采用雙向固定效應(yīng)模型研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入水平對當(dāng)期績效關(guān)系不顯著。投入不會立即轉(zhuǎn)化為產(chǎn)出并為企業(yè)帶來績效提升，有很強的滯后性。因此學(xué)者們也開始研究績效對研發(fā)投入的反饋作用：王菁等[4]對績效反饋和企業(yè)研發(fā)之間的關(guān)系進行了探討，發(fā)現(xiàn)當(dāng)企業(yè)實際績效低于組織期望績效程度越大，企業(yè)研發(fā)投入將增加。此外，根據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，我國醫(yī)藥行業(yè)2014—2020年并購交易長期總體保持積極活躍的態(tài)勢，2015年以后年度交易總金額維持在200億美元以上，年度交易數(shù)量達400起以上，特別是2019年新冠疫情爆發(fā)以來，并購金額達到250億美元，數(shù)量達588起，占全球并購總額的6%。并購規(guī)模大幅度上漲，背后隱藏著巨大的創(chuàng)新效應(yīng)，并購重組有利于企業(yè)整合稀缺資源，吸納大量研發(fā)人才，加大創(chuàng)新投入，從而提升企業(yè)創(chuàng)新能力。 李紹亭[5]認(rèn)為當(dāng)期研發(fā)投入會顯著降低企業(yè)績效，而當(dāng)期績效則對下期研發(fā)投入有消極影響，并購可以實現(xiàn)企業(yè)協(xié)同效應(yīng)，可以為企業(yè)帶來新的資源，降低管理成本，提升企業(yè)績效。王新紅等[6]認(rèn)為并購有利于企業(yè)創(chuàng)新投入的增加，且這種積極的影響是持續(xù)性的。韓曉亮、凈浪等[7]認(rèn)為并購數(shù)量越多對企業(yè)績效并不一定越高，而并購相對規(guī)模越大，對企業(yè)績效有正向影響。Shuddhasattwa Rafiq等[8]發(fā)現(xiàn)，在礦業(yè)中，企業(yè)年齡調(diào)節(jié)了研發(fā)活動與財務(wù)績效之間的關(guān)系。Jiyeon Yoo等[9]認(rèn)為研發(fā)投資可以通過高效的生產(chǎn)技術(shù)降低成本，對未來績效有積極的正影響。Jooh Lee[10]發(fā)現(xiàn)主動研發(fā)投資和卓越運營是對績效最具影響力的因素，且研發(fā)強度和運營效率對平均水平以上的績效更有影響，并產(chǎn)生更高的市場估值回報。David Diwei Lv等[11]認(rèn)為績效反饋效應(yīng)對企業(yè)研發(fā)投資行為具有非對稱效應(yīng):不一致(一致)的績效反饋降低(增加)企業(yè)的研發(fā)強度。Imen Tebourbi等[12]發(fā)現(xiàn)管理層過度自信與研發(fā)投資正相關(guān)，對企業(yè)績效有提升的作用。Ashraful Alam[13]認(rèn)為研發(fā)與企業(yè)績效的關(guān)系高度依賴于外部環(huán)境，因此，考察了國家層面的投資者保護(保障措施)和治理機制(制度)對研發(fā)與企業(yè)績效關(guān)系的影響。Chiquan Guo等[14]通過概率抽樣程序獲得的數(shù)據(jù)集發(fā)現(xiàn)與主要客戶的關(guān)系持續(xù)時間對研發(fā)與總收入的關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。Sean T. Hsu等[15]發(fā)現(xiàn)當(dāng)要素市場多樣化、互補性和專業(yè)化時，研發(fā)投資對績效的貢獻更大。

本文探討醫(yī)藥企業(yè)績效反饋對企業(yè)研發(fā)投入的影響，討論并購效應(yīng)如何調(diào)節(jié)績效反饋與研發(fā)投入的關(guān)系，即企業(yè)管理者在面臨并購事件時，如何做出研發(fā)投入決策；采用固定效應(yīng)面板回歸模型，利用中國98家醫(yī)藥企業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)進行相關(guān)假設(shè)并驗證。

1 理論綜述與研究假設(shè)

前景理論：該理論由丹尼爾·卡內(nèi)曼和阿莫斯·特沃斯基教授提出，創(chuàng)新點是將心理學(xué)的研究用到經(jīng)濟領(lǐng)域。假設(shè)條件是人是有理性的，每個人主觀追求效用函數(shù)是不同的，對各種可能發(fā)生的事件所認(rèn)為的主觀概率也不同，這就導(dǎo)致了每個人的判斷和決策的差異。前景理論通過大量實驗觀測發(fā)現(xiàn)，人在決策時會有一個預(yù)設(shè)參考點，當(dāng)出現(xiàn)高于參考點的收益時，人們會表現(xiàn)出風(fēng)險厭惡，偏好穩(wěn)定投資行為，而當(dāng)出現(xiàn)低于參考點的收益結(jié)果時，人們又會表現(xiàn)出風(fēng)險喜好，偏好風(fēng)險投資行為。

績效反饋模型：管理者做決策時，會以之前取得的業(yè)績?yōu)閰⒖家罁?jù)，調(diào)整自己的行為與決策。即當(dāng)管理者面臨績效提升時，可能會偏向堅持現(xiàn)有的企業(yè)投資戰(zhàn)略，不會加大研發(fā)投入，而當(dāng)管理者面臨績效下降時，可能會轉(zhuǎn)而偏向帶來變化的風(fēng)險決策，即可能會增加研發(fā)投入，加大對企業(yè)創(chuàng)新的支持，從而尋求企業(yè)的突破[16]。一方面，當(dāng)企業(yè)績效變差時，管理者會面臨更多的壓力，去提升績效到預(yù)期水平；另一方面，企業(yè)績效變差，可能會使管理者認(rèn)為當(dāng)前的企業(yè)戰(zhàn)略和運營方式出現(xiàn)問題，無法使企業(yè)達到預(yù)期績效，這時的管理者會傾向于改變已有的公司策略，進而選擇具有突破性和風(fēng)險性的戰(zhàn)略決策[17]。

并購協(xié)同效應(yīng)：并購可以快速達成規(guī)模經(jīng)濟，由規(guī)模經(jīng)濟理論可知，企業(yè)實行一體化經(jīng)營，可以達到規(guī)模效益，讓總成本最??；可以通過并購減少公司的管理成本，各部門通過統(tǒng)一的戰(zhàn)略決策，能大大提高工作效率；并購重組事件還可能減少對代理的成本，因為發(fā)生并購后，企業(yè)現(xiàn)在的管理者可能會被替換掉，在此種環(huán)境壓力下，現(xiàn)有管理者可能會感到威脅，為了穩(wěn)定現(xiàn)有地位避免被替代而主動降低代理成本[18]。

1.1 企業(yè)績效對企業(yè)研發(fā)投入影響

藥企的研發(fā)投資活動被認(rèn)為是一種典型的風(fēng)險決策行為，由于研發(fā)活動的周期性長，不確定性大，研發(fā)投入多等特征，使得研發(fā)投入未必能在短期內(nèi)讓管理者看到績效的提升，因此對于制藥企業(yè)而言，研發(fā)投入的決策是一種典型的風(fēng)險決策，如果研發(fā)投入過高，會影響企業(yè)當(dāng)前的運營，如果企業(yè)研發(fā)投入過低，又會使企業(yè)研發(fā)速度過慢，難以形成核心競爭力，創(chuàng)新動力不足，對于企業(yè)的長期發(fā)展大為不利[19]。因此研發(fā)投入的決策對于制藥企業(yè)而言，具有更大的風(fēng)險性[20]。企業(yè)要根據(jù)當(dāng)前的績效情況，綜合考慮企業(yè)自身狀況及時調(diào)整對研發(fā)的投入情況[21-22]。根據(jù)績效反饋理論提出假設(shè)：

假設(shè)1：企業(yè)績效與研發(fā)投入呈負(fù)相關(guān)性，且企業(yè)績效對研發(fā)投入的影響具有連續(xù)性。

1.2 并購的調(diào)節(jié)作用

醫(yī)藥企業(yè)并購類型有橫向并購、縱向并購、跨界并購。其中最常見的并購方式是橫向與縱向并購。藥企通過橫向并購，可以獲得同類型企業(yè)的資源并快速獲得成熟的產(chǎn)品，取得利潤。而制藥企業(yè)采取縱向并購，能獲得上下游供應(yīng)鏈的控制權(quán)，為企業(yè)長期穩(wěn)定發(fā)展打下基礎(chǔ)。而跨界并購，主要是由于醫(yī)藥行業(yè)研發(fā)投入需要大量資本，當(dāng)本企業(yè)無法滿足研發(fā)生產(chǎn)需求時，就會尋求其他外部資本的注入，以穩(wěn)定生產(chǎn)研發(fā)工作[23]。

通過并購效應(yīng)，企業(yè)內(nèi)外環(huán)境發(fā)生重大變化，企業(yè)經(jīng)營情況會有所提升，并購前后績效變化較大。此時，管理者為了獲得更大的市場，會增大研發(fā)的投入，增強企業(yè)的創(chuàng)新能力。由于并購帶來的人力資源和技術(shù)資源，讓研發(fā)成功的可能性變大，風(fēng)險性降低，研發(fā)周期也可能相應(yīng)縮短[24]。研發(fā)與并購是醫(yī)藥企業(yè)永恒的話題，近年來醫(yī)藥行業(yè)的并購案例不斷增加，說明并購對于醫(yī)藥行業(yè)的重要性。根據(jù)協(xié)同效應(yīng)理論和規(guī)模經(jīng)濟理論，提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：并購對企業(yè)績效與研發(fā)投入起調(diào)節(jié)作用。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與研究方法

參閱其他文獻的數(shù)據(jù)選取方法，本文同樣剔除了 ST 和*ST公司，考慮到數(shù)據(jù)的連續(xù)性和其他各項指標(biāo)的完整性，剔除了 2017年以后上市的公司和一些數(shù)據(jù)不足的公司后，有效樣本量為 98家上市醫(yī)藥企業(yè)，最終采用多元線性回歸法進行實證分析。

2.2 變量設(shè)計與計量

2.2.1 因變量 研發(fā)投入(RD)

本文中研發(fā)投入作為被解釋變量。衡量指標(biāo)是研發(fā)投入占營業(yè)收入的比例。

2.2.2 自變量 企業(yè)績效

從財務(wù)角度來衡量企業(yè)績效的指標(biāo)主要有：

(1)托賓Q值。托賓Q值=公司市場價值/重置價值，該比值越大投資回報率越大。

(2)凈資產(chǎn)收益率(ROE)或總資產(chǎn)收益率(ROA)。ROE=凈利潤/平均股東權(quán)益， ROA=企業(yè)凈利潤/總資產(chǎn)，它們都能體現(xiàn)公司的收益水平，指標(biāo)值越大，意味著投資帶來的收益越大。

(3)每股收益(EPS)。EPS等于凈利潤與流通在外普通股平均股數(shù)的比值。

對于績效的衡量指標(biāo)此前文獻并沒有一個統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)。

本文采用的是：總資產(chǎn)收益率[16]。

2.2.3 調(diào)節(jié)變量 并購(MA)

并購包含兼并和收購，企業(yè)發(fā)生并購行為常會使管理層做出風(fēng)險性決策，并對企業(yè)造成重大影響。本文選取并購作為虛擬變量，若本年度發(fā)生并購事件，則賦值1，否則賦值 0。

2.2.4 控制變量

企業(yè)規(guī)模(SIZE)：按照行業(yè)、職工數(shù)量、銷售額、資產(chǎn)總額等標(biāo)準(zhǔn)進行分類的，本文取用資產(chǎn)總額的自然對數(shù)作為企業(yè)規(guī)模的衡量指標(biāo)。

營業(yè)收入增長率(GRO):代表了企業(yè)的發(fā)展能力，企業(yè)成長狀況不同，收益就會有差異，所以本文將指標(biāo)予以控制。營業(yè)收入增長率= (營業(yè)收入增長額/上年營業(yè)收入總額)×100%

股權(quán)集中度(CON)：衡量公司的股權(quán)分布狀態(tài)的主要指標(biāo)，本文采用前十大股東持股比例之和來衡量股權(quán)集中度。

股權(quán)制衡度(Z)：本文使用Z指數(shù)來衡量股權(quán)制衡程度。Z指數(shù)值越小，表明第二大股東對第一大股東的制衡能力就越強，反之則表明制衡能力較弱。

表1 變量說明

資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)：期末負(fù)債總額與資產(chǎn)總額的比值，表示公司總資產(chǎn)中有多少是通過負(fù)債籌集的，是評價該企業(yè)負(fù)債水平的綜合指標(biāo)。

2.3 模型設(shè)計

2.3.1 數(shù)據(jù)來源與樣本情況

現(xiàn)在對于企業(yè)績效和研發(fā)投入的研究多采用面板數(shù)據(jù)，采用5年以上的數(shù)據(jù)較多，本文選取了2011-2020年的面板數(shù)據(jù)，重點對并購、企業(yè)績效、研發(fā)投入三者的關(guān)系進行實證研究。

本文中所采用的數(shù)據(jù)從國泰安數(shù)據(jù)庫手工收集，其中研發(fā)投入的數(shù)據(jù)來自《研發(fā)投入情況表》，企業(yè)績效、企業(yè)規(guī)模、營業(yè)收入增長率、股權(quán)集中度制衡度、資產(chǎn)負(fù)債等相關(guān)數(shù)據(jù)來自《財務(wù)指標(biāo)文件》《稅后凈利潤參數(shù)調(diào)節(jié)表》《償債能力》《十大股東股權(quán)集中文件》。并購事件來自于《交易信息總表》。

2.3.2 模型設(shè)定

模型1：檢驗假設(shè)1

RDi,t+j=β0+β1ROAi,t+β2SIZEi,t+β3GROi,t+β4CONi,t+β5Zi,t+β6LEVi,t+εi,t

模型2： 檢驗假設(shè)2

RDi,t+j=β0+β1ROAi,t+β2MAi,t+β3ROAi,t×MAi,t+β4SIZEi,t+β5GROi,t+β6CONi,t+β7Zi,t+β8LEVi,t+εi,t

其中，i表示不同的醫(yī)藥公司，t表示不同的年份，ROAi,t表示i企業(yè)第t年的績效，RDi,t+j表示i企業(yè)第t+j年的研發(fā)投入強度。當(dāng)j=1時，表示之后一期；當(dāng)j=2時，表示之后二期；當(dāng)j=3時，表示之后三期。

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

本文通過stata16進行描述性分析，可以從整體上對98家制藥企業(yè)的狀況進行初步了解。表2是描述性統(tǒng)計的結(jié)果。

從表2可以看出：企業(yè)績效的均值為5.17%，高于傳統(tǒng)行業(yè)的3.8%，說明我國制藥行業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力較強，投資制藥行業(yè)給企業(yè)帶來的收益較高。在創(chuàng)新方面，制藥行業(yè)的研發(fā)投入占營業(yè)投入的4.96%，說明制藥行業(yè)研發(fā)投入較多，且最大值與最小值差距很大，說明樣本公司研發(fā)投入狀況差異較大。在調(diào)節(jié)變量方面，股權(quán)集中度(top10)均值為57.21%，股權(quán)集中程度較高，股權(quán)制衡度平均值為6.029，說明第二大股東與第一大股東持股比例相差較遠(yuǎn)，第二大股東對第一大股東的制衡能力較弱，再看極值，最大值116.8，最小值1，表示樣本選取具有多元化特征。營業(yè)收入增長率均值為0.2%，極差為14.968%，說明樣本公司成長狀況和發(fā)展能力差異較大。資產(chǎn)負(fù)債率均值為0.336%，資產(chǎn)負(fù)債率較低，極差為1.1416%。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

3.2 相關(guān)性分析

在進行回歸分析之前，對各變量進行Pearson相關(guān)性分析,分析結(jié)果如表3所示：本文中企業(yè)績效與研發(fā)投入的相關(guān)系數(shù)是-0.097是在1%水平上顯著，從統(tǒng)計意義上看，企業(yè)績效對研發(fā)投入有顯著負(fù)向的影響，對于本文的調(diào)節(jié)變量企業(yè)規(guī)模(SIZE)，營業(yè)增長率(GRO),股權(quán)制衡度(Z)，資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)與研發(fā)投入的相關(guān)性系數(shù)分別為-0.003，-0.058， -0.119，-0.123，說明這些變量可能會對研發(fā)投入產(chǎn)生消極影響，股權(quán)集中度(CON)與研發(fā)投入的相關(guān)性系數(shù)為0.086，顯著性水平在5%，對研發(fā)投入產(chǎn)生正向影響。

本文中企業(yè)績效、股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度、資產(chǎn)負(fù)債率顯著性水平都在5%以上，這證明了本論文設(shè)置的這些控制變量是有效的。同時，從相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，變量之間的相關(guān)系數(shù)普遍低于0.8，可以認(rèn)為不存在嚴(yán)重多重共線性的模型設(shè)計偏誤。

表3 相關(guān)性分析

3.3 回歸分析

在處理面板數(shù)據(jù)時，為確定使用固定效應(yīng)還是隨機效應(yīng)模型進行回歸，用Hausman檢驗分析，結(jié)果P值小于0.05，拒絕原假設(shè)，最后選擇固定效應(yīng)模型。

為探究企業(yè)績效對研發(fā)投入的影響以及績效的持續(xù)性，本文設(shè)計了面板數(shù)據(jù)多元回歸分析，結(jié)果如表4所示：模型1表示所有控制變量對研發(fā)投入的影響；模型2表示加入自變量企業(yè)績效后對t+1期研發(fā)投入的影響；模型3表示企業(yè)績效對t+2期研發(fā)投入的影響；模型4表示企業(yè)績效對t+3期研發(fā)投入的影響。

模型1中股權(quán)制衡度和資產(chǎn)負(fù)債率通過顯著性檢驗，其他控制變量沒有通過顯著性檢驗。說明影響樣本企業(yè)研發(fā)投入活動的主要是公司的股權(quán)制衡度和資產(chǎn)負(fù)債率。模型2中企業(yè)績效對t+1期研發(fā)投入的相關(guān)系數(shù)為-6.778，在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)。說明企業(yè)績效對t+1期的研發(fā)投入有消極作用，企業(yè)盈利時，管理者不會考慮立即加大研發(fā)投入。模型3顯示企業(yè)績效對t+2期研發(fā)投入的回歸系數(shù)

表4 企業(yè)績效對研發(fā)投入的研究結(jié)果

為-2.631(p<0.05)，通過顯著性檢驗，說明管理者在做研發(fā)投入決策時會參考往期的企業(yè)績效，當(dāng)前企業(yè)績效對t+2期的研發(fā)投入決策仍然有影響，但是對比模型2的數(shù)據(jù)-6.778(p<0.05)，可以發(fā)現(xiàn)企業(yè)績效對研發(fā)投入的消極作用有所緩解。模型3為企業(yè)績效對t+3期研發(fā)投入的影響，回歸系數(shù)為-2.018，沒有通過顯著性檢驗，說明企業(yè)績效對t+3期的研發(fā)投入決策影響不顯著。驗證了假設(shè)1。

在醫(yī)藥企業(yè)中，常常通過并購重組來獲得關(guān)鍵技術(shù)，擴大生產(chǎn)，降低經(jīng)營成本，因此并購對于企業(yè)績效與研發(fā)投入可能存在正向調(diào)節(jié)作用，為驗證假設(shè)2，將并購作為調(diào)節(jié)變量，驗證其對企業(yè)績效與研發(fā)投入的調(diào)節(jié)作用，分析結(jié)果如表5所示。模型5表示并購效應(yīng)對企業(yè)績效與t+1期研發(fā)投入的影響；模型6表示并購效應(yīng)對企業(yè)績效與t+2期研發(fā)投入的影響；模型7表示并購效應(yīng)對企業(yè)績效與t+3期研發(fā)投入的影響。

表5 并購效應(yīng)下企業(yè)績效對研發(fā)投入的影響

模型5中ROA對t+1期研發(fā)投入回歸系數(shù)為-6.834(p<0.05)，企業(yè)績效ROA與并購事件MA的交互項系數(shù)為2.109(p<0.05)都通過顯著性檢驗，說明并購事件對績效與t+1期研發(fā)投入的負(fù)向關(guān)系有調(diào)節(jié)作用，因為主效應(yīng)績效對研發(fā)投入的系數(shù)顯著為負(fù)，而交互項系數(shù)顯著為正，說明調(diào)節(jié)變量并購事件削弱了企業(yè)績效對研發(fā)投入的負(fù)向影響。模型6中ROA對t+2期研發(fā)投入的回歸系數(shù)為-2.298(p<0.05)，交互項系數(shù)為-0.031(p<0.05)都通過顯著性檢驗，說明并購事件具有調(diào)節(jié)作用，主效應(yīng)績效對t+3期研發(fā)投入的系數(shù)為負(fù)，交互項系數(shù)也為負(fù)，說明并購事件強化了企業(yè)績效對滯后二期的影響。模型7中ROA與交互項的系數(shù)都沒有通過顯著性檢驗，說明調(diào)節(jié)變量對績效與t+3期的研發(fā)投入影響不顯著。驗證了假設(shè)2。

為了更直觀地表示并購效應(yīng)對企業(yè)績效與t+1期研發(fā)投入的調(diào)節(jié)作用，繪制調(diào)節(jié)作用效果圖，如圖1所示：

圖1 并購的調(diào)節(jié)作用

由圖可以直觀看出，企業(yè)績效對研發(fā)投入的直線斜率為負(fù)，說明企業(yè)績效對t+1期研發(fā)投入的影響是消極的，在并購效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用下，直線的斜率變小，說明并購效應(yīng)緩解了企業(yè)績效對t+1期研發(fā)投入的消極作用。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

(1)用每股收益EPS來替代總資產(chǎn)收益率ROA。對比模型2和模型2a的結(jié)果：使用每股收益來表示企業(yè)績效之后，在5%的顯著性水平下，可以看到績效對研發(fā)投入的系數(shù)由-6.778變?yōu)?0.828，前文回歸結(jié)果沒有發(fā)生實質(zhì)性變化，依然為績效對研發(fā)投入有消極影響，結(jié)論依然穩(wěn)健。

對比模型5和模型5a的結(jié)果：并購效應(yīng)加入后，績效對研發(fā)投入的系數(shù)由-6.834變?yōu)榱?0.154，結(jié)果依然為負(fù)，交互項系數(shù)由2.109變?yōu)?.450，在5%的水平上顯著，說明并購對兩者的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用。這一結(jié)論與前文的結(jié)論相同，因此改變變量ROA，并沒有引起結(jié)論的改變，結(jié)論依然是穩(wěn)健的。

(2)減變量。通過去掉變量資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)來檢驗前文結(jié)論，對比模型2、模型5和模型2 b、模型5b，可以發(fā)現(xiàn)：績效對研發(fā)投入的系數(shù)的正負(fù)號沒有發(fā)生改變，交叉項系數(shù)變化量也不大，說明減去一個變量不會對結(jié)論產(chǎn)生太大影響，結(jié)果穩(wěn)健。

表6 用EPS替代ROA后穩(wěn)健性檢驗

4.1 結(jié)果與討論

(1)企業(yè)績效對研發(fā)投入有負(fù)向影響，根據(jù)績效反饋理論解釋，企業(yè)在經(jīng)營業(yè)績上升時，第一考量并不是去增大研發(fā)投入，因為研發(fā)投入有很大的不確定性和滯后性，研發(fā)投入要轉(zhuǎn)變?yōu)楫a(chǎn)出需要相當(dāng)長的時間，管理者并不能立即看到研發(fā)投入對于企業(yè)價值的影響，所以當(dāng)企業(yè)績效上升時，管理者可能不會傾向于加大研發(fā)投入。

(2)研究績效的反饋對t+1期研發(fā)投入的影響，并拓展研究了績效對t+2期、t+3期研發(fā)投入的影響，最后發(fā)現(xiàn)企業(yè)績效只對t+1期和t+2期的研發(fā)投入產(chǎn)生影響。說明企業(yè)管理者在進行研發(fā)投入決策時，不僅會考慮上期績效，還會考慮公司更早期的績效，以此做出更科學(xué)的決策。

(3)當(dāng)企業(yè)發(fā)生并購行為時，由于并購所帶來的協(xié)同效應(yīng)，會使短期內(nèi)企業(yè)績效上升，也由于并購重組，企業(yè)經(jīng)營環(huán)境發(fā)生重大變化，企業(yè)可能從并購中獲得新技術(shù)、大量的資金、有經(jīng)驗的科研人員等，這對企業(yè)創(chuàng)新極為有利。另外，由于并購，企業(yè)當(dāng)前管理者可能面臨被替換的風(fēng)險，在此壓力下，管理者可能會做出風(fēng)險性決策，加大對創(chuàng)新的投入。

4.2 相關(guān)建議

(1)管理者在做研發(fā)投入決策時，不僅要考慮企業(yè)當(dāng)前的績效水平，還要考慮長期的績效。當(dāng)企業(yè)發(fā)生重大變故時，例如并購重組，要根據(jù)自身的發(fā)展?fàn)顩r，以及內(nèi)外部的環(huán)境做出科學(xué)決策。有的企業(yè)適合穩(wěn)步求發(fā)展，有的企業(yè)適合抓住機遇突破瓶頸。

(2)醫(yī)藥行業(yè)是一個特殊的行業(yè)，管理者不權(quán)要考慮企業(yè)自身的盈利能力，還要考慮到藥品這一特殊商品，在滿足本企業(yè)發(fā)展需要的同時，也要考慮社會大眾福利，因此政府對于創(chuàng)新藥品的研發(fā)應(yīng)該給予大力支持。

表7 去除資產(chǎn)負(fù)債率LEV后穩(wěn)健性檢驗

Robust t-statistics in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1括號內(nèi)為對應(yīng)的t值。

4.3 研究不足

(1)由于篇幅原因，本文沒有對內(nèi)生性問題做詳細(xì)探究，將在后續(xù)研究中詳細(xì)介紹解決內(nèi)生性問題的方法。

(2)未能更深入分析績效對t+2期研發(fā)投入的影響，以及在并購效應(yīng)下，研發(fā)投入滯后性的問題。

(3)對于績效反饋模型問題，可能還有更優(yōu)化的模型，本文并未做出討論研究。