技術(shù)創(chuàng)新對醫(yī)藥制造企業(yè)財務(wù)績效的影響

楚心茹　祝韻

摘要：醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)作為戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)之一，其創(chuàng)新能力的提高對企業(yè)和國家都有所幫助。以2015—2021年我國99家醫(yī)藥制造企業(yè)為樣本企業(yè)，采用因子分析法從研發(fā)費(fèi)用占營業(yè)收入的比重和技術(shù)人員在全體員工中的比例兩個指標(biāo)構(gòu)造技術(shù)創(chuàng)新的綜合評價指標(biāo)，通過構(gòu)建多元回歸模型分析樣本企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對財務(wù)績效4個指標(biāo)（盈利能力、償債能力、營運(yùn)能力、發(fā)展能力）的影響。實(shí)證研究表明：技術(shù)創(chuàng)新對盈利、營運(yùn)、發(fā)展能力均起到抑制作用且存在滯后性；技術(shù)創(chuàng)新對償債能力起到抑制作用但不存在滯后性；國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)盈利、營運(yùn)、發(fā)展能力的抑制效果小于非國有企業(yè)；技術(shù)創(chuàng)新對國有企業(yè)償債能力沒有顯著影響，對非國有企業(yè)有顯著抑制作用。

關(guān)鍵詞：技術(shù)創(chuàng)新；財務(wù)績效；醫(yī)藥制造企業(yè)

0 引言

黨的十八大、十九大、二十大明確將創(chuàng)新作為發(fā)展戰(zhàn)略的首要驅(qū)動力，“十三五”規(guī)劃和“十四五”規(guī)劃也強(qiáng)調(diào)要以創(chuàng)新為驅(qū)動力量。過往學(xué)者圍繞技術(shù)創(chuàng)新與財務(wù)績效之間的關(guān)系展開了豐富研究，但對于技術(shù)創(chuàng)新究竟會促進(jìn)還是抑制企業(yè)的財務(wù)績效，學(xué)術(shù)界并沒有統(tǒng)一結(jié)論。一些學(xué)者認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新可以通過生產(chǎn)新產(chǎn)品等方式提高企業(yè)競爭力，提升企業(yè)績效^[1-3]，也有研究表明二者間存在負(fù)相關(guān)^[4-5]或不顯著關(guān)系^[6-7]。醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升，對提高公司競爭力和國家可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。但目前關(guān)于醫(yī)藥制造企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與財務(wù)績效的研究還不多見。基于此，本文將99家醫(yī)藥制造企業(yè)作為研究樣本，運(yùn)用實(shí)證的方法分析技術(shù)創(chuàng)新與財務(wù)績效4個衡量指標(biāo)之間的關(guān)系，以期找到提高企業(yè)財務(wù)績效的有效途徑，為企業(yè)制定經(jīng)營戰(zhàn)略提供參考。

1 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

1.1 技術(shù)創(chuàng)新與盈利能力

盈利能力是反映成本和收入之間關(guān)系的指標(biāo)。技術(shù)創(chuàng)新初期，企業(yè)要花費(fèi)大量資金購買設(shè)備及原材料等生產(chǎn)所需物質(zhì)，導(dǎo)致短期內(nèi)流動資金減少，公司盈利出現(xiàn)明顯波動。Lin^[8]等對美國258家高科技公司研究表明技術(shù)創(chuàng)新對財務(wù)績效影響不顯著，短期內(nèi)難以得到效益補(bǔ)償。白立紅^[9]探討技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)績效的關(guān)系時發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入會對公司利潤產(chǎn)生不利影響。也就是技術(shù)創(chuàng)新短期內(nèi)很難讓企業(yè)獲得相應(yīng)收益，會減少企業(yè)利潤。據(jù)此，本文提出假設(shè)1：

H1：技術(shù)創(chuàng)新與盈利能力呈負(fù)相關(guān)。

1.2 技術(shù)創(chuàng)新與償債能力

償債能力與企業(yè)的生存發(fā)展密切相關(guān)。技術(shù)創(chuàng)新的過程中會產(chǎn)生巨額的資金和人力投入，出現(xiàn)資金短缺的情況，導(dǎo)致財務(wù)績效下降。Quo等^[10]發(fā)現(xiàn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入與財務(wù)績效呈負(fù)相關(guān)。劉萍等^[11]發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新投入在當(dāng)期和滯后1期、2期都對財務(wù)績效產(chǎn)生顯著負(fù)作用。蘇秀花和趙息^[12]認(rèn)為高端制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入與盈利能力不顯著相關(guān)，但對償債、營運(yùn)及發(fā)展能力產(chǎn)生消極影響。因此技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生的資金人員投入會降低企業(yè)穩(wěn)定性，使企業(yè)償債能力下降。據(jù)此，本文提出假設(shè)2：

H2：技術(shù)創(chuàng)新與償債能力呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

1.3 技術(shù)創(chuàng)新與營運(yùn)能力

營運(yùn)能力反映企業(yè)資金運(yùn)作與周轉(zhuǎn)率情況。技術(shù)創(chuàng)新投入巨大而短期內(nèi)難以回本，對財務(wù)績效造成負(fù)面影響。莊婉婷等^[13]實(shí)證發(fā)現(xiàn)，不考慮政府補(bǔ)貼時，研發(fā)投入與財務(wù)績效負(fù)相關(guān)。李莉等^[14]發(fā)現(xiàn)汽車制造業(yè)上市公司研發(fā)費(fèi)用投入滯后兩期也未對財務(wù)績效產(chǎn)生明顯提升。Huang Z^[15]發(fā)現(xiàn)醫(yī)療保健企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度與短期財務(wù)績效負(fù)相關(guān)。因此，技術(shù)創(chuàng)新的投入很可能會影響正常經(jīng)營運(yùn)作，降低企業(yè)營運(yùn)能力。據(jù)此，本文提出假設(shè)3：

H3：技術(shù)創(chuàng)新與營運(yùn)能力呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

1.4 技術(shù)創(chuàng)新與發(fā)展能力

發(fā)展能力是企業(yè)持續(xù)成長和累積而形成的發(fā)展?jié)撃堋Ｆ髽I(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新時的投入資源會占據(jù)其他業(yè)務(wù)的資源，使公司推廣和營銷處于劣勢，減少市場份額和營業(yè)收入^[16]。而且競爭企業(yè)會根據(jù)自己的具體情況進(jìn)行策略調(diào)整，這使企業(yè)面臨著產(chǎn)品銷售和資本回籠的壓力，影響企業(yè)發(fā)展能力。賁友紅^[17]的研究表明，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投資與財務(wù)績效顯著負(fù)相關(guān)且存在滯后性。因此可以說，發(fā)展能力的這種潛力很難短期內(nèi)反映出來，由于投入過多，其發(fā)展能力還會降低。據(jù)此，本文提出假設(shè)4：

H4：技術(shù)創(chuàng)新與發(fā)展能力呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以醫(yī)藥制造企業(yè)為研究對象，選取2015—2021年的數(shù)據(jù)作為初始樣本，結(jié)合實(shí)際情況根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)對樣本進(jìn)行篩選：為避免異常數(shù)據(jù)，將ST及已退市的企業(yè)刪除；刪除缺少變量數(shù)據(jù)和分類不清企業(yè)；剔除2015年后的上市企業(yè)。最終得到99家企業(yè)693組數(shù)據(jù)。本文選取數(shù)據(jù)來自于國泰安數(shù)據(jù)庫及企業(yè)官網(wǎng)披露的年報數(shù)據(jù)，使用的分析軟件為Spss26和Stata17。

2.2 變量選擇

被解釋變量是財務(wù)績效，選用凈資產(chǎn)收益率（ROE）衡量盈利能力，資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）衡量償債能力，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（ATO）衡量營運(yùn)能力，營業(yè)收入增長率（GRO）衡量發(fā)展能力。解釋變量為技術(shù)創(chuàng)新，用因子分析法將研發(fā)費(fèi)用占營業(yè)收入的比重、技術(shù)人員在全體員工中的比重兩個指標(biāo)綜合為一個得分值進(jìn)行衡量，命名為技術(shù)創(chuàng)新（R）。控制變量是所有者性質(zhì)（SOE）、股權(quán)集中度（HERP）、存貨占比（INV）、固定資產(chǎn)占比（FIXED）。各變量說明詳見表1。

2.3 模型設(shè)計

結(jié)合前文的文獻(xiàn)梳理和理論假設(shè)，構(gòu)建如下多元回歸模型

ROE=α₀+α₁R+α₂SOE+α₃HERP+α₄INV+α₅FIXED+ε ???（1）

LEV=α₀+α₁R+α₂SOE+α₃HERP+α₄INV+α₅FIXED+ε ???（2）

ATO=α₀+α₁R+α₂SOE+α₃HERP+α₄INV+α₅FIXED+ε ???（3）

GRO=α₀+α₁R+α₂SOE+α₃HERP+α₄INV+α₅FIXED+ε ????（4）

式（1）（2）（3）（4）中，ROE、LEV、ATO、GRO分別為4個模型的被解釋變量，用來衡量企業(yè)的盈利、償債、營運(yùn)和發(fā)展能力；α₀為常數(shù)項；R為技術(shù)創(chuàng)新，解釋變量；SOE為所有者性質(zhì)，HERP為股權(quán)集中度，INV為存貨占比，F(xiàn)IXED為固定資產(chǎn)占比，均作為控制變量而存在；ε為隨機(jī)變量，對模型進(jìn)行補(bǔ)充修改。使用Hausman檢驗(yàn)得到P＜0.01，采用固定效應(yīng)模型。

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計

對變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計得到的結(jié)果見表2。具體而言：①被解釋變量，樣本企業(yè)整體盈利能力（ROE）、償債能力（LEV）、營運(yùn)能力（ATO）、發(fā)展能力（GRO）都較低，不同企業(yè)之間各項能力差距較大；②解釋變量，數(shù)據(jù)分布較均衡，穩(wěn)定性較好；③控制變量，非國有企業(yè)較多，股權(quán)集中度（HERP）較高，行業(yè)之間股權(quán)集中度相差較大，存貨占比（INV）和固定資產(chǎn)占比（FIXED）都較小。

4.2 相關(guān)性分析

相關(guān)性檢驗(yàn)見表3。可以看出，企業(yè)的盈利能力（ROE）、償債能力（LEV）、營運(yùn)能力（ATO）與技術(shù)創(chuàng)新（R）之間的相關(guān)關(guān)系皆為在1%的水平顯著負(fù)相關(guān)；而發(fā)展能力（GRO）與技術(shù)創(chuàng)新（R）之間的關(guān)系并不顯著，初步認(rèn)定H3未通過檢驗(yàn)。但相關(guān)性分析只做初步參考，需進(jìn)行回歸分析才能得到準(zhǔn)確結(jié)論。多重共線性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，VIF值維持在1.03～1.11之間，變量不存在多重共線性。

4.3 回歸分析

4.3.1 技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)盈利能力的影響

模型1的回歸結(jié)果見表4。技術(shù)創(chuàng)新對資產(chǎn)收益率的影響在1%的顯著性水平顯著為負(fù)，表明醫(yī)藥制造企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對盈利能力產(chǎn)生負(fù)向影響，H1成立。考慮到研發(fā)的長周期使企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入對績效提高存在滯后性，從滯后1期和滯后2期的數(shù)據(jù)回歸結(jié)果進(jìn)行驗(yàn)證。結(jié)果表明，滯后1期時，技術(shù)創(chuàng)新對資產(chǎn)收益率的影響在1%的水平顯著為負(fù)，但滯后2期時，在5%的水平顯著為負(fù)。因此技術(shù)創(chuàng)新對盈利能力存在一定滯后效應(yīng)。

4.3.2 技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)償債能力的影響

模型2的回歸結(jié)果見表5。技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率的影響在5%的水平顯著為正，由于資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)償債能力呈反向影響，因此醫(yī)藥制造企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新對償債能力產(chǎn)生負(fù)向影響，H2成立。滯后回歸結(jié)果表明，滯后1期與滯后2期時，技術(shù)創(chuàng)新對資產(chǎn)負(fù)債率的回歸分析P值均大于0.1，未通過顯著性檢驗(yàn)，也就是技術(shù)創(chuàng)新對償債能力沒有滯后效應(yīng)。

4.3.3 技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)營運(yùn)能力的影響

模型3的回歸結(jié)果見表6。技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的影響在1%水平顯著為負(fù)，表明醫(yī)藥制造企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)營運(yùn)能力產(chǎn)生負(fù)向影響，H3成立。滯后回歸驗(yàn)證發(fā)現(xiàn)：滯后1期時，技術(shù)創(chuàng)新對資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的影響在1%水平顯著為負(fù)，滯后2期時，沒有顯著相關(guān)關(guān)系。因此技術(shù)創(chuàng)新對營運(yùn)能力存在一定的滯后效應(yīng)。

4.3.4 技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)發(fā)展能力的影響

模型4的回歸結(jié)果見表7。技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)營業(yè)收入增長率的影響在1%水平顯著為負(fù)，表明醫(yī)藥制造企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)發(fā)展能力產(chǎn)生負(fù)向影響，H3成立。滯后回歸結(jié)果表明：滯后1期時，技術(shù)創(chuàng)新對營業(yè)收入增長率的影響在1%水平顯著為負(fù)，滯后2期時，沒有顯著相關(guān)關(guān)系。因此技術(shù)創(chuàng)新對發(fā)展能力存在一定的滯后效應(yīng)。

4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文加入企業(yè)規(guī)模（SIZE）、企業(yè)年齡（Age）作為控制變量，以檢驗(yàn)研究結(jié)論的可靠性，檢驗(yàn)結(jié)果見表8。

表8的回歸結(jié)果顯示，ROE、ATO、GRO與R的回歸系數(shù)均小于0，且都在1%水平顯著，說明技術(shù)創(chuàng)新與資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、營業(yè)收入增長率呈負(fù)相關(guān)，技術(shù)創(chuàng)新負(fù)向影響企業(yè)的盈利、營運(yùn)和發(fā)展能力。LEV與R的回歸系數(shù)在1%的水平顯著大于0，說明技術(shù)創(chuàng)新與資產(chǎn)負(fù)債率呈正相關(guān)，技術(shù)創(chuàng)新負(fù)向影響企業(yè)的償債能力。因此H1、H2、H3、H4均成立，結(jié)果與上文一致，本文結(jié)論可靠。

4.5 異質(zhì)性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步分析所有者性質(zhì)對企業(yè)財務(wù)績效的影響，進(jìn)行分組回歸，見表9、表10。

如表9所示，國有醫(yī)藥制造企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)盈利能力的影響在10%水平顯著為負(fù)，非國有醫(yī)藥制造企業(yè)在1%水平顯著為負(fù)，且國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對盈利能力的抑制效果小于非國有企業(yè)。國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)償債能力沒有顯著影響，而非國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)償債能力在10%水平顯著為負(fù)，不同所有制企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新對償債能力的影響存在差異。

如表10所示，國有與非國有醫(yī)藥制造企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)營運(yùn)能力的影響均在1%水平顯著為負(fù)，并且國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對營運(yùn)能力的抑制效果更小。國有醫(yī)藥制造企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對發(fā)展能力的影響在5%水平顯著為負(fù)，非國有企業(yè)在1%水平顯著為負(fù)，并且國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對發(fā)展能力的抑制效果更大。

綜上所述，國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對財務(wù)績效的顯著程度往往小于非國有企業(yè)的顯著程度，而且國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對盈利、償債、營運(yùn)能力的抑制作用均小于非國有企業(yè)，國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對發(fā)展能力的抑制作用大于非國有企業(yè)。這是由于技術(shù)創(chuàng)新所需資金多、不確定風(fēng)險高、回收周期長，而國有企業(yè)穩(wěn)定的資金及政策支持，一定程度上降低了對企業(yè)盈利、償債和營運(yùn)能力的抑制作用，但國企更關(guān)注短期利益及政治業(yè)績，對研發(fā)強(qiáng)度進(jìn)行控制，不利于企業(yè)的發(fā)展。而對于非國有企業(yè)來說，若想提高經(jīng)濟(jì)效益，就必須擁有核心競爭力即技術(shù)創(chuàng)新能力，才能取得超額收益，為持續(xù)發(fā)展奠定基礎(chǔ)。因此非國有企業(yè)更愿意將資金用于創(chuàng)新，增加研發(fā)投資強(qiáng)度，提高企業(yè)發(fā)展能力。

5 研究結(jié)論

本文以99家醫(yī)藥制造企業(yè)為研究對象，共獲得693組實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)。在采用因子分析法確定技術(shù)創(chuàng)新衡量指標(biāo)的基礎(chǔ)上，制定回歸模型并采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)盈利能力、償債能力、營運(yùn)能力、發(fā)展能力的關(guān)系。結(jié)論如下：

（1）技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)盈利能力起到抑制作用且存在滯后性。醫(yī)藥制造企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新與資產(chǎn)收益率顯著負(fù)相關(guān)，這種負(fù)相關(guān)在滯后2期依舊存在。

（2）技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)償債能力起到抑制作用但不存在滯后性。醫(yī)藥制造企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新與資產(chǎn)負(fù)債率顯著負(fù)相關(guān)，但這種負(fù)相關(guān)滯后1期就消失。

（3）技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)營運(yùn)能力起到抑制作用且存在滯后性。醫(yī)藥制造企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新與資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率顯著負(fù)相關(guān)，且滯后1期依舊負(fù)相關(guān)。

（4）技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)發(fā)展能力起到抑制作用且存在滯后性。醫(yī)藥制造企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新與營業(yè)收入增長率顯著負(fù)相關(guān)，且滯后1期依舊負(fù)相關(guān)。

（5）國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)盈利、營運(yùn)、發(fā)展能力的抑制效果小于非國有企業(yè)，技術(shù)創(chuàng)新對國企償債能力無顯著影響，與非國有企業(yè)償債能力顯著負(fù)相關(guān)。

6 結(jié)語

綜上所述，醫(yī)藥制造企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)財務(wù)績效呈現(xiàn)顯著抑制作用。這可能是由于制藥企業(yè)的高風(fēng)險、長周期等特性，其研發(fā)效果存在較高不確定。而且醫(yī)藥制造行業(yè)“贏者通吃”的現(xiàn)象，使行業(yè)容易出現(xiàn)市場壟斷，降低行業(yè)發(fā)展速度與創(chuàng)新效率，造成投入多而有效產(chǎn)出少的現(xiàn)象，使得醫(yī)藥制造行業(yè)財務(wù)績效表現(xiàn)欠佳。

本研究也存在一定的局限性，由于并非所有醫(yī)藥制造企業(yè)都公布準(zhǔn)確和完整的技術(shù)創(chuàng)新數(shù)據(jù)考慮到數(shù)據(jù)的完整和可靠，刪除一部分?jǐn)?shù)據(jù)。同時本研究只使用兩個指標(biāo)評價技術(shù)創(chuàng)新，今后的研究可進(jìn)一步納入新產(chǎn)品開發(fā)項目數(shù)量等指標(biāo)以更全面衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

參考文獻(xiàn)

[1]徐斌.技術(shù)創(chuàng)新、生命周期與企業(yè)財務(wù)績效[J].江海學(xué)刊，2019（2）：109-114.

[2]TAGHIZADEH SK，NIKBIN D，ALAM MMD.Technological capabilities，open innovation and perceived operational performance in SMEs：the moderating role of environmental dynamism[J].Journal of Knowledge Management 2021，25（6）：1486-1507.

[3]李夢雅，嚴(yán)太華.風(fēng)險投資、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績效：影響機(jī)制及其實(shí)證檢驗(yàn)[J].科研管理，2020，41（7）：70-78.

[4]XU J，LIU F，CHEN Y H.R&D，advertising and firms' financial performance in south korea：does firm size matter？[J].Sustainability，2019，11（14）：3764.

[5]崔也光，李博.企業(yè)社會責(zé)任履行、R&D投入與財務(wù)績效：基于我國主板上市企業(yè)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].貴州財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2018（2）：60-69.

[6]韓先鋒.自主研發(fā)對智慧城市企業(yè)財務(wù)績效的影響：異質(zhì)門檻效應(yīng)的視角[J].華東經(jīng)濟(jì)管理，2018，32（2）：154-161.

[7]趙毅，王楠，張陸洋.科創(chuàng)企業(yè)研發(fā)投入對企業(yè)績效的非線性影響：基于固定效應(yīng)面板門檻模型的實(shí)證研究[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2021，40（1）：48-58.

[8]LIN B W，LEE Y，HUNG S C.R&D intensity and commercialization orientation effects on financial performance[J].Journal of Business Research，2006，59（6）：679-685.

[9]白立紅.技術(shù)創(chuàng)新對上市企業(yè)財務(wù)績效影響實(shí)證研究[J].財會通訊，2011（26）：19-21.

[10]QUO B，WANG Q Z，SHOU Y Y.Firm SIZE，R&D，and performance：an empirical analysis on software industry in China[C].//Singapore：2004 IEEE International Engineering Management Conference，2004：613-616.

[11]劉萍，毛寧.醫(yī)藥行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入對當(dāng)期與遠(yuǎn)期績效的影響研究[J].科技與管理，2018，20（6）：28-32.

[12]蘇秀花，趙息.我國高端裝備制造業(yè)研發(fā)投入與財務(wù)績效研究[J].財會通訊，2013（24）：104-106.

[13]莊婉婷，李芳鳳，李安蘭.政府補(bǔ)貼對企業(yè)績效的影響研究：基于企業(yè) R&D投入的中介效應(yīng)[J].財會通訊，2018（10）：53-57.

[14]李莉，崔靜，陳娜菲.汽車制造企業(yè)政府補(bǔ)助、研發(fā)投入與財務(wù)績效[J].湖南財政經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報，2021，37（1）：120-128.

[15]HUANG Z.Empirical study on the relationship between R&D expenditure and financial performance of healthcare industry[C]. //USA：Association for Computing Machinery，2020：118-122.

[16]申通遠(yuǎn)，朱玉杰.企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出與合作特征對績效的影響[J].投資研究，2018，37（12）：112-131.

[17]賁友紅.我國企業(yè)研發(fā)投入對經(jīng)營績效滯后性影響的研究：以醫(yī)藥制造企業(yè)為例[J].價格理論與實(shí)踐，2017（4）：155-158.

收稿日期：2023-08-12

作者簡介：

楚心茹，女，2000年生，碩士研究生在讀，主要研究方向：內(nèi)部控制、企業(yè)績效。

祝韻（通信作者），女，1973年生，本科，高級會計師，主要研究方向：內(nèi)部控制、績效管理。