基于面板門檻模型的企業研發支出影響因素研究

崔俊富　郭素　張太樂

摘 要：科技創新是人類社會發展進步的重要因素，改革開放以來，中國科技水平快速提高，推動中國經濟總量迅速擴大，已經穩居世界第二位。目前企業創新已經成為中國科技創新的主導力量。使用面板門檻模型對中國企業研發支出影響因素進行研究，發現門檻效應比較顯著，不同企業規模會影響核心解釋變量對研發支出的作用。

關鍵詞：企業；研發支出；面板門檻模型；影響因素

中圖分類號：F061.1 文獻標識碼：Ａ 文章編號：１００９ — ２２３４（２０23）01 — ００87 — ０4

一、引言

科技創新是人類社會發展進步的重要因素之一，從歷史維度來看，整個人類發展史就是不斷追求更高層次科技創新水平的過程。熊彼特認為，創新是把生產要素和生產條件的“新組合”引入生產體系，從而建立一種新的生產函數，作為內在要素推動經濟發展。［1］Solow構建模型對美國經濟增長情況進行了測算，發現技術進步大約貢獻了87.5%的人均產出增長。［2-3］整體來看，技術進步通過多種形式對經濟增長做出貢獻，如教育、干中學、R&D等等。［4］

世界時鐘是人類發展史的重要概念，指的是世界時間以文明發達地區的時間為基準。在人類文明的前中期中國一直是世界時鐘的核心地區，但是近代以來，世界時鐘逐漸轉移到西方。文明的領先源于科技的領先，工業革命之前技術發明以經驗總結為基礎，主要來自于生產過程中的偶然發現，工業革命之后西方世界轉向了以科學與實驗為基礎的發明方式，而中國未能實現這種發明方式轉變，使得中國和西方的技術差距迅速擴大，經濟差距也隨之迅速擴大。［5］這種狀況在新中國成立之后，特別是改革開放之后大為改觀。

二、中國科技創新情況

新中國成立以來，特別是改革開放以來，中國采取多種措施推動科技發展，加大科技投入。從研發經費支出占GDP比重來看，1995-2019年中國研發經費支出由348.7億元增長到2.2萬億，增長了60多倍，占GDP比重由0.6%增長到2.2%，提高了1.6個百分點。［6］與歐盟和OECD等國際經濟體比較，1995年差距比較大，2013年中國超過了歐盟平均水平，之后一直高于歐盟平均水平，與OECD平均水平持續接近，2019年差距僅有0.2個百分點。［7］

在科技投入的支持下，中國科技水平迅速提高。從三方專利來看，改革開放初期，中國三方專利非常少，只有幾十件，與美國、歐盟差距非常大。近10年平均增速在20%以上，與美國、歐盟持續接近，2018年中國三方專利數量已經達到美國、歐盟的40%以上。［7］

科技進步為中國經濟騰飛提供了堅實的科技支撐。2020中國GDP達到15.2萬億美元，占世界比重為18.2%，穩居世界第二位，與美國的差距進一步縮小。楊武等、李翔等、孟凡蓉等從不同角度對科技進步的作用做出了積極探索，驗證了科技進步對中國經濟騰飛的巨大貢獻。［8-10］

從科技創新主體來看，目前中國科技創新的主導力量已由政府轉變為企業，2019年企業研發經費支出接近1.7萬億元，占全部研發經費支出的比重超過了3/4。歐盟發布的《2020歐盟產業研發支出記分牌》顯示，2019年研發支出最多的2500家公司中，中國上榜企業536家，研發支出1190億歐元，同比增長21%。華為排名最高，世界第3，研發支出為167.1億歐元，同比增長31.2%。阿里巴巴、騰訊、中國建筑等公司也進入全球前100名。可以說，企業創新的大幅度進步已經成為推動中國科技創新，進而推動中國經濟增長的核心力量。［11］

三、中國企業研發支出的影響因素

（一）模型設定

建立模型時，一般假定模型的結構是不變的，也就是參數是穩定的。為了研究模型參數是否變化，鄒至莊提出了基于殘差的檢驗方法，根據樣本量的大小可以分為鄒氏參數穩定性檢驗和鄒氏預測檢驗。［12］但是，這些傳統的檢驗方法一般是主觀確定分界點（門檻值），將數據一分為二進行檢驗，模型的穩健性不足。為了克服主觀設定門檻值的缺陷，Hansen提出了門檻回歸。［13］假定樣本數據為yi，Xi，qi，分別代表因變量、自變量、門檻變量，門檻變量可以是自變量的一部分。［14］建立門檻回歸模型

γ為需要估計的門檻值。當數據為面板形式時，［15］門檻模型可以改寫成面板形式

1978年以來，中國推行的改革開放力度大、范圍廣，經濟環境迅速改變，相對于固定參數模型，使用變參數模型可以更好地模擬創新情況，另外，相對于截面數據和時間序列數據，面板數據可以提供三維信息。因此，本文選擇面板門檻模型研究中國企業的研發支出情況。

（二）變量說明

變量分別為研發支出、流動資產、管理費用、財務費用和凈利潤。研發支出為被解釋變量。相對于其他資產指標，流動資產兼具規模性和流動性，一方面可以有效反映企業規模，另一方面周轉速度快，可以及時轉化為研發形態，將流動資產設定為門檻變量。企業利潤是研發支出的經費來源，提升企業利潤率對于提高企業研發具有明顯的促進作用。管理費用、財務費用作為費用類科目，一方面對企業的研發支出形成壓力，另一方面有效管理、有效財務會對企業研發產生促進作用。為了準確模擬研發支出與企業利潤、管理費用、財務費用的關系，分別將其設定為核心解釋變量進行討論。數據來源于上交所上市公司公報，相關變量的描述性統計如表2所示。

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（三）模擬結果

建立面板門檻模型需要檢驗是否存在門檻效應以及門檻的個數，檢驗結果如表3所示。

可以看出，單門檻模型1通過了顯著性水平為0.05的顯著性檢驗，單門檻模型2和單門檻模型3通過了顯著性水平為0.1的顯著性檢驗，所有的雙門檻模型均未通過顯著性檢驗，因此選擇單門檻模型，模擬結果如表4所示。

模型1以流動資產作為門檻變量，管理費用、財務費用作為控制變量，凈利潤作為核心解釋變量。模擬結果顯示：流動資產對研發支出具有明顯的門檻效應，當流動資產低于門檻值（980）時，凈利潤對研發支出的作用系數為0.025，當流動資產高于門檻值（980）時，凈利潤對研發支出的作用系數為0.099，說明隨著企業規模的增大，凈利潤對企業研發支出具有增強的正向作用。

模型2以流動資產作為門檻變量，財務費用、凈利潤作為控制變量，管理費用作為核心解釋變量。模擬結果顯示：流動資產對研發支出具有明顯的門檻效應，當流動資產低于門檻值（1297）時，管理費用對研發支出的作用系數為-0.058，當流動資產高于門檻值（1297）時，管理費用對研發支出的作用系數為-0.14，說明隨著企業規模的增大，管理費用對企業研發支出具有增強的負向作用。

模型3以流動資產作為門檻變量，管理費用、凈利潤作為控制變量，財務費用作為核心解釋變量。模擬結果顯示：流動資產對研發支出具有明顯的門檻效應，當流動資產低于門檻值（854）時，財務費用對研發支出的作用系數為0.022，不過未通過顯著性檢驗，當流動資產高于門檻值（854）時，財務費用對研發支出的作用系數為-0.16，說明隨著企業規模的增大，財務費用對企業研發支出的作用出現由正向到負向的轉變。

另外，需要注意到的是，觀察以流動資產為門檻變量的似然比函數圖，模型1的模擬結果要優于模型2和模型3，這與F檢驗的結果是一致的，也就是模型1的參考價值高于模型2和模型3。

四、結語

作為最大的發展中國家，實現經濟平穩較快增長是不斷提高人民生活水平，實現中華民族偉大復興的關鍵支撐。改革開放以來，在中國經濟騰飛過程中，科技創新做出了巨大貢獻。從創新主體來看，企業創新目前已經成為中國科技創新的主導力量。使用面板門檻模型對上市公司數據進行研究，發現流動資產對研發支出具有明顯的門檻效應，不同的企業規模會影響核心解釋變量對研發支出的作用。為了確保企業研發支出穩定增長，應當采取必要的措施。

一是合理擴大企業規模。要充分尊重市場優先法則，企業發展以市場為導向，確保企業規模擴大與市場需求相匹配。二是提升企業利潤。企業發展過程中，要做好產品差異化，降低產品成本，提高產品競爭力，提升企業盈利能力。三是合理控制經營費用。管理費用、財務費用為研發支出提供了管理保障和財務支持，企業發展過程中要及時關注管理費用、財務費用增長情況，形成與研發支出平衡增長的雙贏局面。

〔參 考 文 獻〕

［1］約瑟夫﹒熊彼特著.何畏，易家祥，譯.經濟發展理論——對于利潤、資本、信貸、利息和經濟周期的考察［M］.北京：商務印書館，1991.

［2］Robert M. Solow. A Contribution to the Theory of Economic Growth ［J］.The Quarterly Journal of Economics， 1956， 70（01）：65-94.

［3］Robert M. Solow. Technical Change and the

Aggregate Production Function ［J］.The Review of Economics and Statistics， 1957， 39（03）：312-320.

［4］David Romer. Advanced Macroeconomics［M］. New York：McGraw-Hill， 1996.

［5］林毅夫.李約瑟之謎、韋伯疑問和中國的奇跡——自宋以來的長期經濟發展［J］.北京大學學報（哲學社會科學版），2007（04）：5-22.

［6］國家統計局.中國統計年鑒［DB/OL］.http：//www.stats. gov.cn/tjsj/ndsj/.

［7］IMF Statistical Data［DB/OL］.https：//www.imf.org/en/ Data#global.

［8］楊武，楊淼.基于景氣狀態的中國科技創新驅動經濟增長時序性研究［J］.管理學報，2017（02）：235-244.

［9］李翔，鄧峰.科技創新與產業結構優化的經濟增長效應研究———基于動態空間面板模型的實證分析［J］.經濟問題探索，2018（06）：144-154.

［10］孟凡蓉，陳子韜，袁夢.科技創新、科技資源與經濟增長的耦合研究［J］.科學學與科學技術管理，2019（09）：63-74.

［11］European Commission. The 2020 EU Industrial R&D Investment Scoreboard ［DB/OL］. https：//ec.europa.eu/ commission/.

［12］李子奈，潘文卿.計量經濟學（第四版）［M］.北京：高等教育出版社，2015.

［13］Bruce E. Hansen. Sample Splitting and Thr

eshold Estimation［J］. Econometrica， 2000， 68（03）：575-603.

［14］陳強.高級計量經濟學及Stata應用（第二版）［M］.北京：高等教育出版社，2014.

［15］Bruce E. Hansen. Threshold Effects in Non-Dynamic Panels：Estimation， Testing， and Inference［J］.Journal of Econometrics， 1999， 93（02）：345-368.

〔責任編輯：孫玉婷〕

收稿日期：２０23 — 01 — １０

基金項目：本文系山東社科規劃項目“科技創新促進山東省“十強”產業發展測度研究”（項目編號：19CQXJ41）的階段性研究成果。

作者簡介：崔俊富（1982—），男，山東濟寧人，博士，副教授，主要研究方向：宏觀經濟分析；郭素（1987—），女，山東聊城人，經濟學博士，講師，主要研究方向：宏觀經濟分析；張太樂（1988—），男，山東濟南人，管理學博士，講師，主要研究方向：宏觀經濟分析。