陳彬 崔秀娜

【摘 要】 通過對(duì)我國制造業(yè)及信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)A股上市公司2009—2013年的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，實(shí)證檢驗(yàn)了企業(yè)盈余持續(xù)性對(duì)研發(fā)投入的影響。研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)盈余持續(xù)性對(duì)研發(fā)投入有積極的促進(jìn)作用；相對(duì)于非高新技術(shù)企業(yè)，高新技術(shù)企業(yè)表現(xiàn)出了更高的盈余持續(xù)性和研發(fā)投入水平，但并未發(fā)現(xiàn)兩類企業(yè)在盈余持續(xù)性對(duì)研發(fā)投入的影響上存在顯著差異；相對(duì)于國有控股企業(yè)，非國有控股企業(yè)盈余持續(xù)性對(duì)研發(fā)投入的正向影響更為顯著?；谝陨涎芯拷Y(jié)論，文章從多個(gè)方面進(jìn)行原因分析，并提出了相應(yīng)建議。

【關(guān)鍵詞】 盈余持續(xù)性； 研發(fā)投入； 高新技術(shù)； 國有控股

中圖分類號(hào)：F275 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1004-5937（2016）01-0089-06

一、引言

研發(fā)（R&D）水平不僅是企業(yè)核心競爭力及未來發(fā)展能力的重要體現(xiàn)，也是衡量一國科技創(chuàng)新程度的重要標(biāo)準(zhǔn)。根據(jù)2014年《自然》統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，截至2012年，歐盟研發(fā)投資占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例為1.96%，而中國則以1.98%的優(yōu)勢(shì)首次超過歐盟。雖然近年來我國企業(yè)研發(fā)情況有顯著發(fā)展，但同發(fā)達(dá)國家相比仍存在較大差距。因此有必要通過對(duì)研發(fā)投入影響因素的研究，來進(jìn)一步提高我國研發(fā)投入水平。

影響企業(yè)研發(fā)投入的因素主要分為內(nèi)部和外部兩個(gè)方面。外部因素主要涉及企業(yè)所處的法律、制度背景（Hakim Hammadou，2012），政府政策（Russell Thomson，2013），市場及行業(yè)特征（Oliviero A. Carboni，2012）等，多數(shù)情況下企業(yè)自身難以作出改變。而從企業(yè)內(nèi)部視角看，研發(fā)投入除受到企業(yè)特征及管理層動(dòng)機(jī)與選擇的影響外，還與公司治理以及企業(yè)的戰(zhàn)略訴求密切相關(guān)（趙武陽、陳超，2012）。而企業(yè)盈余質(zhì)量作為管理層動(dòng)機(jī)、投資者選擇及戰(zhàn)略決策的重要參考標(biāo)準(zhǔn)，貫穿于影響企業(yè)研發(fā)投入的內(nèi)部因素之中，其對(duì)研發(fā)投入必然會(huì)產(chǎn)生深刻的影響。盈余持續(xù)性是判斷企業(yè)盈余質(zhì)量的重要特征（Bowen et al.，1986；Penman and Sougiannis，1998）。以往研究認(rèn)為，較強(qiáng)的盈余持續(xù)性不僅能夠產(chǎn)生更為強(qiáng)烈的股票市場經(jīng)濟(jì)后果（Collins et al.，1989），還對(duì)企業(yè)高管薪酬的界定及企業(yè)管理決策等非資本市場經(jīng)濟(jì)后果具有顯著的積極影響（Baber et al，1998；Allan Set al，2004；Nwaeze et al.，2006）。而分析師及投資者一般也認(rèn)為，企業(yè)盈余持續(xù)性強(qiáng)則往往意味著企業(yè)盈余質(zhì)量較高，即企業(yè)有著較為平穩(wěn)的經(jīng)營狀況和良好的管理能力，會(huì)對(duì)企業(yè)盈余水平和企業(yè)發(fā)展等作出較為積極的判斷（Collins and Daniel W，1989）。因此，盈余持續(xù)性作為決策有用信息，越來越受到企業(yè)各利益相關(guān)者的重視。以往國內(nèi)外相關(guān)研究主要是從企業(yè)價(jià)值、股票收益與定價(jià)、股利政策、資本市場反應(yīng)與效率等股票市場經(jīng)濟(jì)后果，以及企業(yè)管理層決策、高管薪酬、審計(jì)研究及分析師預(yù)測(cè)等非股票市場經(jīng)濟(jì)后果的角度出發(fā)（Patricia Dechow，2010），對(duì)盈余持續(xù)性進(jìn)行理論和實(shí)務(wù)上的探討，鮮有將盈余持續(xù)性作為企業(yè)研發(fā)投入的影響因素進(jìn)行研究的文獻(xiàn)。將盈余持續(xù)性作為企業(yè)研發(fā)投入的影響因素進(jìn)行研究，無論對(duì)企業(yè)自身的研發(fā)發(fā)展，還是對(duì)于資本市場信息使用者都有著重要的參考意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

根據(jù)企業(yè)核心競爭力理論，核心競爭力能為企業(yè)創(chuàng)造持久的生存優(yōu)勢(shì)。而獲得核心競爭力的關(guān)鍵在于獲得和整合無形資源及與之相匹配的能力（胡宜挺、李萬明，2005）。研發(fā)是企業(yè)獲得無形資產(chǎn)的主要途徑，因此通過研發(fā)活動(dòng)創(chuàng)造自身獨(dú)特優(yōu)勢(shì)是企業(yè)生存的一項(xiàng)長期需求。而由持久收入理論可知，在消費(fèi)個(gè)體理性的情況下，其消費(fèi)水平是由其收入中的持久性收入部分所決定的。在盈余持續(xù)性強(qiáng)的情況下，一方面根據(jù)持久收入理論，企業(yè)永久性盈余占比較高，持久收入預(yù)期平穩(wěn)，企業(yè)更傾向于維持或提高原有長期需求的投入水平，故至少不會(huì)降低當(dāng)前企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度。另一方面，基于企業(yè)核心競爭力理論，企業(yè)鑒于當(dāng)前良好的營運(yùn)狀況和盈利能力，為謀求穩(wěn)定的后續(xù)長期發(fā)展，管理層更傾向于通過加大企業(yè)研發(fā)投入在市場競爭中脫穎而出，創(chuàng)造更長久的競爭優(yōu)勢(shì)，為后期發(fā)展做好充足的風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對(duì)準(zhǔn)備，最終創(chuàng)造更多企業(yè)價(jià)值。另外，根據(jù)融資約束理論，企業(yè)研發(fā)投入的內(nèi)外部融資成本存在較大不同，其中外部融資往往受到政策體制及財(cái)務(wù)成本上的諸多限制，這也使得內(nèi)部融資成為企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)的主要融資來源（Brown et al.，2009）。在盈余持續(xù)性較強(qiáng)的情況下，企業(yè)研發(fā)投入內(nèi)部融資成本更低，且持久性收入促使該項(xiàng)融資更加穩(wěn)定。另外，企業(yè)盈余持續(xù)性較強(qiáng)也對(duì)外部融資者傳遞了較好的經(jīng)營狀況信號(hào)，企業(yè)更易獲得外部投資者的融資支持，融資約束降低，且不易受到流動(dòng)性沖擊的影響（Wei Zhang，2015）。在這種狀況下，企業(yè)更易獲得研發(fā)所需資金保障，有條件更加順利地開展研發(fā)活動(dòng)?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：企業(yè)盈余持續(xù)性越強(qiáng)，則企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度越大。

企業(yè)保持長期穩(wěn)定發(fā)展和市場優(yōu)勢(shì)地位的必要條件之一就是創(chuàng)新。高新技術(shù)企業(yè)屬研發(fā)密集型企業(yè)，根據(jù)我國最新高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定辦法，高新技術(shù)企業(yè)應(yīng)當(dāng)能夠保持研發(fā)活動(dòng)與成果的轉(zhuǎn)化，通過構(gòu)建自身核心知識(shí)產(chǎn)權(quán)維持企業(yè)經(jīng)營發(fā)展。由此可見，高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)立的基礎(chǔ)就是必須擁有自主知識(shí)產(chǎn)權(quán)，即相對(duì)于非高新技術(shù)企業(yè)，自主知識(shí)產(chǎn)權(quán)更是高新技術(shù)企業(yè)的立足之本。而自主知識(shí)產(chǎn)權(quán)無疑要通過企業(yè)開展研發(fā)活動(dòng)獲得。因此高新技術(shù)企業(yè)為求得基本生存，其在研發(fā)開展上更具動(dòng)力。同時(shí)，融資約束的存在使得內(nèi)部資金成為企業(yè)研發(fā)的主要資金來源，而政府通過補(bǔ)貼及稅收優(yōu)惠等對(duì)高新技術(shù)企業(yè)加以扶持，在減緩了融資約束的同時(shí)也激勵(lì)高新技術(shù)企業(yè)加大其研發(fā)投入力度。因此，一方面為在更激烈的市場技術(shù)競爭中獲得生存，另一方面為獲得政府優(yōu)惠支持的利好，高新技術(shù)企業(yè)在盈余持續(xù)性較強(qiáng)的情況下，有可能為維持其關(guān)于“研究開發(fā)費(fèi)用總額占銷售收入比例”的企業(yè)類型認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)，而更有動(dòng)力進(jìn)一步加大企業(yè)研發(fā)力度，從而使企業(yè)盈余持續(xù)性與研發(fā)投入強(qiáng)度的關(guān)系表現(xiàn)出更顯著的相關(guān)性?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：相對(duì)于非高新技術(shù)企業(yè)，高新技術(shù)企業(yè)盈余持續(xù)性與研發(fā)投入之間的正相關(guān)關(guān)系更加顯著。

由于諸多歷史和政治因素的存在，國有控股企業(yè)往往不同程度上受到政府干預(yù)的影響。一方面國有控股企業(yè)研發(fā)活動(dòng)更易得到政府政策及財(cái)務(wù)上的支持，受到的融資約束較非國有控股企業(yè)更小，從而使其脫離了真正的市場競爭，不適用完全的市場生存法則；另一方面，國有控股企業(yè)管理人員因任職期間的績效考核、職業(yè)發(fā)展甚至政治因素的影響，其在進(jìn)行投資決策時(shí)易產(chǎn)生較為強(qiáng)烈的短期投資行為動(dòng)機(jī)，加之實(shí)際控股股東的缺位造成管理層監(jiān)管缺乏等，這無疑都會(huì)影響到企業(yè)的研發(fā)決策。因此，對(duì)于國有控股企業(yè)來說，企業(yè)盈余持續(xù)性對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響也許并不完全遵從充分、公平的市場規(guī)則。而非國有控股企業(yè)面對(duì)激烈的市場競爭，為維持生存和發(fā)展，必須通過研發(fā)活動(dòng)創(chuàng)造異質(zhì)資源，獲得競爭優(yōu)勢(shì)，維持甚至提高企業(yè)的市場份額。另外，非國有控股企業(yè)由于資源及融資上的限制等，更加注重資源的使用效率，其資金利用率及投資決策效力等較國有控股企業(yè)會(huì)更高。由此本研究認(rèn)為，相對(duì)于國有控股企業(yè)，非國有控股企業(yè)盈余持續(xù)性對(duì)研發(fā)投入的影響可能會(huì)更顯著。基于以上判斷，本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3：相對(duì)于國有控股企業(yè)，非國有控股企業(yè)盈余持續(xù)性與研發(fā)投入之間的正相關(guān)關(guān)系更加顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2009—2013年制造業(yè)及信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)（以下簡稱信息技術(shù)業(yè)）A股上市公司為樣本。為提高研究數(shù)據(jù)可靠性，本文剔除了2008年12月31日后上市的公司，研究期間出現(xiàn)ST、PT、*ST及主業(yè)變更等的公司，研究數(shù)據(jù)缺失以及研發(fā)數(shù)據(jù)披露不明確的公司。另外，為消除樣本異常值的影響，本文對(duì)各變量樣本值均加以Winsorize縮尾處理，使小于1%和大于99%分位數(shù)的變量值分別等于1%和99%分位數(shù)的變量值。本文研發(fā)數(shù)據(jù)主要來自于同花順數(shù)據(jù)庫，并與手工收集資料進(jìn)行比對(duì)，另有部分經(jīng)自行查閱企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告而得；對(duì)高新技術(shù)企業(yè)的判定以母公司為標(biāo)準(zhǔn)。所用其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)主要取自國泰安數(shù)據(jù)庫，年度報(bào)告來自巨潮資訊網(wǎng)。本文主要使用Stata11.0軟件處理完成。

（二）模型設(shè)計(jì)與變量定義

為檢驗(yàn)以上三個(gè)假設(shè)，本文分別設(shè)計(jì)了以下多元回歸模型：

RDi，t=β0+β1EPi，t+β2RDi，t-1+β3FCi，t+β4Growi，t+

β5Sizei，t+β6Levi，t+β7Type+β8Cont+β9Indu+β10Year

+ε （1）

RDi，t=β0+β1EPi，t+β2EPi，t×Type+β3RDi，t-1+β4FCi，t+

β5Growi，t+β6Sizei，t+β7Levi，t+β8Type+β9Cont+β10Indu

+β11Year+ε （2）

RDi，t=β0+β1EPi，t+β2EPi，t×Cont+β3RDi，t-1+β4FCi，t

+β5Growi，t+β6Sizei，t+β7Levi，t+β8Type+β9Cont+β10Indu

+β11Year+ε （3）

各模型變量中i，t表示i公司第t年的變量取值。其中對(duì)于假設(shè)2及假設(shè)3，分別在模型（1）的基礎(chǔ)上添加了交互項(xiàng)變量EPi，t×Type及EPi，t×Cont，以判斷不同企業(yè)類型（Type）及實(shí)際控制人性質(zhì)（Cont）下盈余持續(xù)性與研發(fā)投入之間的關(guān)系是否顯著不同。

鑒于企業(yè)研發(fā)所進(jìn)行的人力、財(cái)力、物力上的投資都將最終表現(xiàn)為研發(fā)經(jīng)費(fèi)的投入（曹艷華、閆澍，2012），本文選取研發(fā)費(fèi)用占營業(yè)收入的比重這一指標(biāo)衡量被解釋變量RDi，t。同時(shí)借鑒王志臺(tái)（2000）的研究，采用調(diào)整后的營業(yè)利潤占利潤總額的比重代表解釋變量EPi，t，該指標(biāo)值越高，則盈余持續(xù)性越強(qiáng)。根據(jù)已有研究，本文還選取了部分控制變量及行業(yè)、年度虛擬變量，各變量定義具體如表1所示。

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

經(jīng)前述樣本篩選，本文共獲得742個(gè)公司的3 710個(gè)觀測(cè)樣本。其中制造業(yè)公司705個(gè)，信息技術(shù)業(yè)公司37個(gè)。樣本整體分布如表2所示。

為降低不隨時(shí)間改變的遺漏變量所帶來的偽回歸問題，本文在回歸分析時(shí)采用經(jīng)行業(yè)年度均值調(diào)整的研發(fā)投入（RDi，t）和盈余持續(xù)性（EPi，t）數(shù)值。但為便于觀察，此處采用未經(jīng)調(diào)整值進(jìn)行基本描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果如表3所示。

根據(jù)描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果，從企業(yè)研發(fā)投入的角度分析，整體研發(fā)投入均值為0.0266，中位數(shù)為0.0206，均值與中位數(shù)相差較小，另外研發(fā)投入標(biāo)準(zhǔn)差為0.0291，表明研發(fā)投入的整體水平較為均衡穩(wěn)定。由高新與非高新技術(shù)企業(yè)的對(duì)比可知，我國高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入均值達(dá)0.0324，高于非高新技術(shù)企業(yè)的均值0.0207，且高于《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》中研發(fā)投入占銷售收入的比重不得低于3%的最低規(guī)定限制①，符合高新技術(shù)企業(yè)作為技術(shù)創(chuàng)新風(fēng)向標(biāo)的現(xiàn)狀。在該分組中，研發(fā)投入T值和Z值均在1%的水平上顯著，故兩類企業(yè)的研發(fā)投入水平存在顯著性差異。同樣，國有與非國有控股企業(yè)研發(fā)投入T值和Z值均顯著，非國有控股企業(yè)均值為0.0319，表明其是拉動(dòng)樣本內(nèi)研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入的主要力量。而國有控股企業(yè)的研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入處于較低水平，有待提高。

從企業(yè)盈余持續(xù)性角度分析，全樣本盈余持續(xù)性均值（0.3150）和中位數(shù)（0.8247）相差較大，且標(biāo)準(zhǔn)差（1.7553）較高，這意味著樣本企業(yè)整體盈余持續(xù)性水平不均衡，企業(yè)間差異較大。另根據(jù)分組樣本檢驗(yàn)，不同企業(yè)類型下盈余持續(xù)性水平存在顯著差異（T=-12.55***，Z=-17.83***）。而根據(jù)國有與非國有分組檢驗(yàn)結(jié)果，雖然盈余持續(xù)性中位數(shù)差異不顯著，但兩者均值存在顯著性差異（T=5.0738***），因此也可以推斷國有與非國有企業(yè)的盈余持續(xù)性水平是具有顯著性差異的。

（二）回歸結(jié)果分析

本文在實(shí)證分析前，對(duì)各模型變量進(jìn)行了Pearson及Spearman相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)（篇幅限制，此處略）。檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)變量間表現(xiàn)出了一定的相關(guān)性，但經(jīng)檢驗(yàn)vif值均小于5，故各回歸結(jié)果不存在多重共線性。為剔除異方差的影響，本文對(duì)各回歸結(jié)果均進(jìn)行了robust檢驗(yàn)。3個(gè)模型回歸結(jié)果如表4所示。

根據(jù)模型（1）的回歸結(jié)果，盈余持續(xù)性與企業(yè)研發(fā)投入在1%的顯著性水平上顯著正相關(guān)（β1=0.001629，t=2.80***），假設(shè)1得到支持。另外，通過全樣本回歸還表明，企業(yè)上期研發(fā)投入與本期研發(fā)投入顯著正相關(guān)，這意味著企業(yè)研發(fā)活動(dòng)是一個(gè)跨期間的持續(xù)過程，前期研發(fā)投入很可能在一定程度上與后續(xù)期間研發(fā)投入存在關(guān)聯(lián)性。融資強(qiáng)度、成長性、企業(yè)規(guī)模等均與研發(fā)投入顯著正相關(guān)，表示企業(yè)融資能力較強(qiáng)時(shí)，企業(yè)能夠獲得較為充裕的資金支持，降低了融資約束限制，有利于企業(yè)研發(fā)活動(dòng)的開展。同時(shí)，企業(yè)在成長性較強(qiáng)的情況下，基于長期發(fā)展的考慮，為獲得更多的未來盈利機(jī)會(huì)，會(huì)加強(qiáng)研發(fā)投資行為。另外，規(guī)模較大的公司與規(guī)模較小的公司相比，表現(xiàn)出更大的研發(fā)投入強(qiáng)度，這可能一方面是由于規(guī)模較大的企業(yè)在創(chuàng)收及稅收政策等方面的優(yōu)勢(shì)，使其易于成為市場政策的受益者；另一方面是與小公司相比，大規(guī)模公司在規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)創(chuàng)新的靈活性等方面更具優(yōu)勢(shì)等。此外，在本研究模型中，企業(yè)研發(fā)投入并未與資本結(jié)構(gòu)表現(xiàn)出顯著相關(guān)性，這與王文華等（2013）的檢驗(yàn)結(jié)果類似。

根據(jù)模型（2）的檢驗(yàn)結(jié)果，交互項(xiàng)EPi，t×Type回歸系數(shù)并不顯著。為防止因交互項(xiàng)存在多重共線性而造成的該系數(shù)不顯著，本文對(duì)模型（2）進(jìn)行vif檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)EPi，t×Type的vif值為1.59，故并不存在多重共線性。模型（2）的檢驗(yàn)結(jié)果：高新技術(shù)企業(yè)的盈余持續(xù)性水平及研發(fā)投入水平均顯著高于非高新技術(shù)企業(yè)，但并未發(fā)現(xiàn)在盈余持續(xù)性對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響上，高新技術(shù)與非高新技術(shù)企業(yè)存在顯著性差異。對(duì)這一結(jié)果可能的解釋是：高新技術(shù)企業(yè)由于其企業(yè)特點(diǎn)、政府支持及認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)等原因，研發(fā)投入水平更高，企業(yè)盈利能力更強(qiáng)。因此表現(xiàn)出更高的研發(fā)投入及盈余持續(xù)性水平。但這并不能說明在高新技術(shù)企業(yè)中，盈余持續(xù)性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響就更顯著?？赡艿脑蛉缦拢阂皇歉咝录夹g(shù)企業(yè)承擔(dān)著更高的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)性，而一般認(rèn)為研發(fā)活動(dòng)會(huì)加大股票收益的波動(dòng)性（Chan et al.，1999），造成更大的企業(yè)失敗風(fēng)險(xiǎn)。這一效應(yīng)與研發(fā)密集型企業(yè)更加密切相關(guān)（Fung，2006）。加之企業(yè)研發(fā)成果難以在短期內(nèi)實(shí)現(xiàn)價(jià)值，由于高新技術(shù)企業(yè)與同類非高新技術(shù)企業(yè)相比已存在較為領(lǐng)先的技術(shù)優(yōu)勢(shì)，為緩解相對(duì)更高的市場壓力，降低經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，其在盈余持續(xù)性較強(qiáng)的情況下，有可能會(huì)將部分適當(dāng)資金用于短期性盈利活動(dòng)，從而使得盈余持續(xù)性與研發(fā)投入的關(guān)系并未表現(xiàn)出與非高新技術(shù)企業(yè)的顯著性差異。二是我國高新技術(shù)企業(yè)大多以原有專利技術(shù)為基礎(chǔ)成立，對(duì)于前期研發(fā)投入存量較高的企業(yè)，由于研發(fā)投入周期的存在，反而可能會(huì)導(dǎo)致當(dāng)期研發(fā)投入密度較低。因此雖然當(dāng)期企業(yè)盈余持續(xù)性較高，但考慮到研發(fā)是一個(gè)持續(xù)性的過程，研發(fā)投入周期的存在使得盈余持續(xù)性對(duì)當(dāng)期研發(fā)投入的影響并未表現(xiàn)出與非高新技術(shù)企業(yè)存在顯著差異。相反，非高新技術(shù)企業(yè)在盈余持續(xù)性強(qiáng)的情況下，為進(jìn)一步提升自身核心競爭力，有可能會(huì)更加注重企業(yè)研發(fā)投入。這與唐清泉（2009）研究發(fā)現(xiàn)的小型企業(yè)更具技術(shù)創(chuàng)新優(yōu)勢(shì)，且更加注重企業(yè)研發(fā)投入的結(jié)果是相呼應(yīng)的。

對(duì)于不同實(shí)際控制人性質(zhì)樣本之間的差異性檢驗(yàn)，交互項(xiàng)EPi，t×Cont回歸系數(shù)顯著（β2=-0.004082，t=-2.28**）。表明不同實(shí)際控制人性質(zhì)下，盈余持續(xù)性對(duì)研發(fā)投入的影響具有顯著差異。為進(jìn)一步檢驗(yàn)兩樣本之間的不同，本文使用模型（1）對(duì)國有與非國有控股企業(yè)分別回歸，結(jié)果如表5所示。

根據(jù)表5回歸結(jié)果，國有控股企業(yè)EPi，t回歸系數(shù)并不顯著，因此其盈余持續(xù)性水平并沒有對(duì)企業(yè)研發(fā)投入造成顯著影響；而在非國有控股企業(yè)中盈余持續(xù)性與企業(yè)研發(fā)投入呈顯著正相關(guān)關(guān)系（β1=0.004622，t=2.42**）。故兩樣本企業(yè)在盈余持續(xù)性對(duì)研發(fā)投入的影響上存在顯著性差異，假設(shè)3得到支持。該研究結(jié)果表明，我國國有控股企業(yè)由于體制及政治因素的存在，市場競爭威脅較小，且由于高管人員位置相對(duì)穩(wěn)定（謝小芳等，2009），企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力明顯不足。在盈余持續(xù)性較強(qiáng)時(shí)，管理層可能會(huì)因其自身利益或政策考慮等而產(chǎn)生短視行為，不能作出正確的研發(fā)投資決策。另外，國有控股企業(yè)由于更易獲得政府和外部資金支持，融資約束較小，也易于從企業(yè)現(xiàn)有盈利或儲(chǔ)備資金中獲取研發(fā)所需資金。這一不合市場規(guī)律的現(xiàn)象必定會(huì)降低當(dāng)期盈余對(duì)研發(fā)投入的影響力。而對(duì)于非國有控股企業(yè)，由于沒有政府干預(yù)的限制，其在投資決策上表現(xiàn)出更大的靈活性。同時(shí)激烈的市場競爭，使得非國有控股企業(yè)面臨著更大的生存危機(jī)，管理層在企業(yè)內(nèi)外部的激勵(lì)和監(jiān)控下，往往會(huì)提高其投資及決策效率，作出更為有效的研發(fā)投資決策，以提高企業(yè)資源使用效率。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保研究結(jié)論的可靠性，本文在原研究模型基礎(chǔ)上，通過替換盈余持續(xù)性度量指標(biāo)以及采用各變量的年度變化值進(jìn)行模型回歸的方式，實(shí)證檢驗(yàn)了研究結(jié)果的穩(wěn)健性。其中對(duì)盈余持續(xù)性的替代指標(biāo)，參照陸宇建（2012）、張?zhí)m萍（2006）等的研究，使用扣除非經(jīng)常性損益后的每股凈利潤，具體計(jì)算公式為：（凈利潤-非經(jīng)常性損益）/流通在外的普通股加權(quán)平均數(shù)。替代指標(biāo)檢驗(yàn)結(jié)果與原有結(jié)果一致。另外，以模型各變量的年度變化值進(jìn)行回歸，可以在一定程度上減輕或消除因遺漏變量引起的內(nèi)生性問題。經(jīng)檢驗(yàn)，本文結(jié)論保持不變，且各假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果相對(duì)于原研究結(jié)果更加顯著。以上各內(nèi)生性檢驗(yàn)均進(jìn)行了robust異方差檢驗(yàn)。故本文研究結(jié)果基本穩(wěn)健。

五、結(jié)論與建議

通過實(shí)證檢驗(yàn)，本文發(fā)現(xiàn)：較強(qiáng)的盈余持續(xù)性水平能夠促使企業(yè)加大其研發(fā)投入力度；相對(duì)于非高新技術(shù)企業(yè)，高新技術(shù)企業(yè)表現(xiàn)出更高的研發(fā)投入及盈余持續(xù)性水平，但并未發(fā)現(xiàn)兩類企業(yè)盈余持續(xù)性對(duì)研發(fā)投入的影響存在顯著差異；相比國有控股企業(yè)，非國有控股企業(yè)具有更高的研發(fā)投入和盈余持續(xù)性水平，且在非國有控股企業(yè)下，盈余持續(xù)性對(duì)研發(fā)投入的積極影響更為顯著。

根據(jù)本文結(jié)論，結(jié)合前文理論及原因分析，本文提出如下建議：

（一）大力發(fā)展主業(yè)，提高企業(yè)盈余持續(xù)性水平

根據(jù)本文研究結(jié)果，較強(qiáng)的盈余持續(xù)性水平能夠?qū)ζ髽I(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生積極影響。企業(yè)主營業(yè)務(wù)所創(chuàng)造的盈余是永久性盈余的主要來源，因此企業(yè)要提高盈余持續(xù)性水平就應(yīng)當(dāng)立足主業(yè)。這就要求企業(yè)一方面要提高企業(yè)資源配置的合理性，將有限的資源更有計(jì)劃地應(yīng)用到較具潛力的主營業(yè)務(wù)項(xiàng)目上，從技術(shù)、管理、資源等多個(gè)方面創(chuàng)造企業(yè)的經(jīng)營優(yōu)勢(shì)。另一方面，企業(yè)應(yīng)當(dāng)及時(shí)把握市場時(shí)機(jī)，制定合理的企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略，創(chuàng)造企業(yè)自身差異化和優(yōu)勢(shì)主業(yè)項(xiàng)目，實(shí)現(xiàn)經(jīng)營項(xiàng)目的可持續(xù)性發(fā)展。通過主業(yè)的發(fā)展，實(shí)現(xiàn)盈余持續(xù)性水平的持續(xù)提高。

（二）提高企業(yè)自有資金使用效率，加強(qiáng)研發(fā)投入力度

在盈余持續(xù)性較強(qiáng)的情況下，企業(yè)內(nèi)源融資更易獲取，自有資金使用力度會(huì)進(jìn)一步加強(qiáng)。因此企業(yè)有必要對(duì)自有資金合理籌劃，實(shí)現(xiàn)有限資金的最大產(chǎn)出效率。首先，企業(yè)應(yīng)當(dāng)優(yōu)化研發(fā)投入結(jié)構(gòu)，提高資源配置效率；其次，企業(yè)應(yīng)注意資金結(jié)構(gòu)的合理調(diào)整分配，將有限的資金有方向有重點(diǎn)地應(yīng)用到研發(fā)各部分中去，實(shí)現(xiàn)重點(diǎn)資金的高效利用，提高研發(fā)整體效率。

（三）促進(jìn)國有企業(yè)體制改革，提高國有企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度及效率

本文研究發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)在盈余持續(xù)性較強(qiáng)的情況下，由于有較為充裕的資金狀況與較低的生存壓力，其研發(fā)效率相對(duì)于非國有控股企業(yè)等真正的市場主體更低，導(dǎo)致企業(yè)效率較低，難以達(dá)到政府通過研發(fā)資金支持促進(jìn)國家科技實(shí)力提高的最終目標(biāo)。因此，本文認(rèn)為有必要及時(shí)促進(jìn)國有企業(yè)體制改革，通過將國有企業(yè)所承擔(dān)的社會(huì)責(zé)任與其市場主體地位結(jié)合起來，并加大對(duì)國有企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益的考核等方式，提高其國有企業(yè)的市場主體意識(shí)，強(qiáng)化競爭生存需求，提高企業(yè)研發(fā)效率?！?/p>

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