黃 妍，劉 青，黃亞?wèn)|

（江蘇食品藥品職業(yè)技術(shù)學(xué)院，江蘇淮安 223002)

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的飛速發(fā)展，不僅人們的生活水平在不斷提高，我國(guó)的科技也是在不斷蓬勃發(fā)展，但是從整體上看，我國(guó)依然存在創(chuàng)新能力不強(qiáng)，科技發(fā)展水平不高的狀況。而技術(shù)革新能力關(guān)乎企業(yè)的生存和發(fā)展，黨的十九大報(bào)告中也指出要加快建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家，加強(qiáng)國(guó)家創(chuàng)新體系建設(shè)，強(qiáng)化戰(zhàn)略科技力量，表明了無(wú)論是國(guó)家還是企業(yè)都認(rèn)識(shí)到了創(chuàng)新的重要性和意義。因此，在這樣的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，企業(yè)必須不斷提高企業(yè)核心技術(shù)水平，維持企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，才能獲得持續(xù)生存和發(fā)展的機(jī)會(huì)。

酒精及飲料酒制造業(yè)在我國(guó)有著悠久的歷史，經(jīng)歷了輝煌的發(fā)展時(shí)期和發(fā)展歷程，為我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出了不朽的貢獻(xiàn)，但是隨著新工業(yè)的產(chǎn)生和不斷崛起，酒精及飲料酒制造業(yè)因?yàn)閯?chuàng)新力的不足和技術(shù)革新發(fā)展速度較慢等原因，帶來(lái)了發(fā)展上的阻礙。并且因?yàn)榻陙?lái)國(guó)家宏觀制度的調(diào)控，政策的不斷改變，與之相關(guān)的部門(mén)和政府單位對(duì)酒精制造業(yè)的要求也不斷趨于嚴(yán)格，這些政策的實(shí)施對(duì)酒精制造業(yè)的健康發(fā)展也產(chǎn)生了不同程度的影響。因此，要想改變消極的市場(chǎng)現(xiàn)狀，就要求酒精及飲料酒制造業(yè)提升自身的創(chuàng)新能力，發(fā)展屬于自身的核心競(jìng)爭(zhēng)力，保持和鞏固其在行業(yè)中的地位。

1 文獻(xiàn)綜述

研發(fā)支出對(duì)企業(yè)績(jī)效有著密不可分的影響，因此研究研發(fā)支出對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響也就成為了學(xué)者的研究熱點(diǎn)。學(xué)者對(duì)于研究企業(yè)研發(fā)支出與企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系，基本采用實(shí)證分析方法，論證二者是否具有相關(guān)關(guān)系，有著怎樣的相關(guān)關(guān)系。根據(jù)現(xiàn)有的研究文獻(xiàn)，學(xué)者對(duì)研發(fā)支出與企業(yè)績(jī)效之間的相關(guān)性結(jié)論大致分為以下3種。

1.1 研發(fā)支出對(duì)企業(yè)績(jī)效呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系

梁萊歆、張煥鳳[1]研究發(fā)現(xiàn)，高科技企業(yè)研發(fā)支出強(qiáng)度與企業(yè)盈利能力和成長(zhǎng)能力之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，而研發(fā)投入對(duì)后續(xù)年度企業(yè)績(jī)效的產(chǎn)出效應(yīng)呈逐漸下降趨勢(shì)。程宏偉、張永海等[2]運(yùn)用96 家高新技術(shù)企業(yè)上市樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究和分析，研究結(jié)果表明，研發(fā)投入對(duì)企業(yè)績(jī)效有正向影響，但是隨著年份的延長(zhǎng)，這種影響將逐漸減弱，同時(shí)也發(fā)現(xiàn)高新技術(shù)企業(yè)整體研發(fā)投入水平較低。彭澤瑤、黃德忠[3]在對(duì)汽車(chē)制造業(yè)的實(shí)證研究中，得出該行業(yè)的研發(fā)支出與企業(yè)績(jī)效呈顯著正相關(guān)關(guān)系，并且這種關(guān)系的影響未表現(xiàn)滯后性。同樣的，外國(guó)學(xué)者Garner、Nam 等[4]研究了243 家互聯(lián)網(wǎng)和生物制藥企業(yè)，并且在研究研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的同時(shí)，引入創(chuàng)新速度，結(jié)果同樣表明，研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效存在正相關(guān)關(guān)系。Ren 和Eisingerich在對(duì)中小企業(yè)績(jī)效進(jìn)行實(shí)證研究中也發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入的增長(zhǎng)會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生積極的影響。

1.2 研發(fā)支出對(duì)企業(yè)績(jī)效呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)或不相關(guān)關(guān)系

游春[5]以滬市A股中小企業(yè)上市公司信息為研究數(shù)據(jù)，研究表明，R&D 支出與ROE 所代表的企業(yè)績(jī)效不相關(guān)。陸玉梅、王春梅[6]以2005年—2008年連續(xù)3年99 家制造業(yè)和信息技術(shù)業(yè)上市公司研發(fā)投入數(shù)據(jù)為研究基礎(chǔ)，實(shí)證研究結(jié)果表明，研發(fā)投入強(qiáng)度與當(dāng)期的企業(yè)績(jī)效的關(guān)系表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)。李中、周勤[7]也在上市公司的實(shí)證研究中證實(shí)了，研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。此外，楊劍發(fā)現(xiàn)，研發(fā)密度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響是呈非線性關(guān)系的，這意味著研發(fā)支出對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響呈先減后增的曲線關(guān)系。

1.3 研發(fā)支出對(duì)企業(yè)績(jī)效呈現(xiàn)滯后性關(guān)系

周艷、曾靜[8]以在2002年—2009年滬深上市，連續(xù)披露研發(fā)支出信息的企業(yè)為研究樣本。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)費(fèi)用投入、研發(fā)人員投入與企業(yè)利潤(rùn)呈正向相關(guān)，并且均存在滯后效應(yīng)。孔慶景[9]、毛德鳳、李靜等[10]在各自的實(shí)證研究中均發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入能夠促進(jìn)企業(yè)營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率的增長(zhǎng)，并且這種促進(jìn)作用具有一定的滯后性。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 研究假設(shè)

研發(fā)投入強(qiáng)度的強(qiáng)弱對(duì)企業(yè)有著不同程度的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，企業(yè)的研發(fā)能力決定了企業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)能力。當(dāng)企業(yè)研發(fā)出新的產(chǎn)品，可以為企業(yè)帶來(lái)極大的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，這些優(yōu)勢(shì)可以為企業(yè)帶來(lái)產(chǎn)品的不可替代性，起到降低企業(yè)成本，提高企業(yè)利潤(rùn)的作用，從而促進(jìn)企業(yè)在市場(chǎng)中占據(jù)舉足輕重的位置，提高企業(yè)績(jī)效。所以，針對(duì)上述的研究基礎(chǔ)和理論基礎(chǔ)，提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：研發(fā)投入強(qiáng)度與企業(yè)績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)2：研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響具有滯后性。

2.2 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所選擇的研究樣本數(shù)據(jù)，主要是在創(chuàng)業(yè)板上市的酒精及飲料酒制造業(yè)企業(yè)，共有34 家公司，在剔除了ST 股和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)不完整的創(chuàng)業(yè)板上市公司后，共選擇23 家2015年至2017年公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)為研究樣本進(jìn)行實(shí)證分析。

2.3 變量設(shè)計(jì)（見(jiàn)表1）

2.3.1 解釋變量

研發(fā)投入強(qiáng)度（RDI）是衡量企業(yè)創(chuàng)新能力的核心指標(biāo)，用來(lái)表示企業(yè)對(duì)科技創(chuàng)新活動(dòng)的重視程度,所以在相關(guān)研究中，大多數(shù)學(xué)者都選取研發(fā)投入強(qiáng)度為解釋變量。因此，本文也選取研發(fā)投入強(qiáng)度為解釋變量。研發(fā)投入強(qiáng)度的計(jì)算有3 種方法：研發(fā)支出/銷售收入、研發(fā)支出/總資產(chǎn)、研發(fā)支出/權(quán)益市場(chǎng)價(jià)值。根據(jù)本文模型的建設(shè)需要，選取研發(fā)支出與銷售收入的比值來(lái)表示研發(fā)投入強(qiáng)度，其具體表達(dá)公式如下：

2.3.2 被解釋變量

本文中的被解釋變量是企業(yè)績(jī)效，企業(yè)績(jī)效是指一定經(jīng)營(yíng)期間企業(yè)的經(jīng)營(yíng)效益和經(jīng)營(yíng)者業(yè)績(jī)。主要有兩種評(píng)價(jià)指標(biāo)：一是財(cái)務(wù)績(jī)效指標(biāo)，二是市場(chǎng)績(jī)效指標(biāo)。但是，由于我國(guó)資本市場(chǎng)的不完善，市場(chǎng)績(jī)效指標(biāo)難以體現(xiàn)企業(yè)價(jià)值。所以，本文選取財(cái)務(wù)績(jī)效指標(biāo)來(lái)反映企業(yè)績(jī)效。

凈資產(chǎn)報(bào)酬率（ROE）作為杜邦分析法體系中綜合性最強(qiáng)，最具代表性的指標(biāo)，它是反映企業(yè)所有者投資回報(bào)的重要指標(biāo)，也是反映企業(yè)盈利能力的核心指標(biāo)。因此，選取該指標(biāo)代替企業(yè)績(jī)效作為被解釋變量，具體表達(dá)公式如下：

2.3.3 控制變量

為了確保本文研究的技術(shù)革新與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的全面性和準(zhǔn)確性，在進(jìn)行回歸模型時(shí)，還應(yīng)該選取可能會(huì)影響企業(yè)價(jià)值的因素作為控制變量。

（1）企業(yè)規(guī)模（SIZE）

企業(yè)規(guī)模指對(duì)企業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)營(yíng)等范圍的劃型。企業(yè)規(guī)模的大小在一定程度上對(duì)企業(yè)價(jià)值具有不可缺少的影響，為此，在變量中引入企業(yè)規(guī)模作為控制變量，以控制其對(duì)研究結(jié)果的影響。其表達(dá)公式如下：

（2）資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）

資產(chǎn)負(fù)債率是用以衡量企業(yè)利用債權(quán)人提供資金進(jìn)行經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的能力，以及反映債權(quán)人發(fā)放貸款的安全程度的指標(biāo)，它可以反映公司的債務(wù)水平，也可以反映企業(yè)財(cái)務(wù)結(jié)構(gòu)的合理性和償還債務(wù)的安全性，資產(chǎn)負(fù)債比率表示為年末負(fù)債總額除以年末資產(chǎn)總額的百分比，具體公式如下：

（3）成長(zhǎng)性（GROWTH）

成長(zhǎng)性是衡量一個(gè)企業(yè)發(fā)展速度的重要指標(biāo)，代表著企業(yè)未來(lái)的發(fā)展和成長(zhǎng)潛力，因此，企業(yè)的成長(zhǎng)性對(duì)本次的研究也有著不可缺少的影響，所以引入成長(zhǎng)性作為控制變量，并且選取營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率來(lái)表示，具體表示公式如下：

2.4 模型構(gòu)建

表1 變量定義表

相關(guān)性分析是分析兩個(gè)或者多個(gè)相關(guān)變量，由此來(lái)衡量這些變量之間的密切程度。多個(gè)相關(guān)性的元素之間必須存在某種聯(lián)系或概率才能夠?qū)ζ溥M(jìn)行相關(guān)性分析。在以往的相關(guān)性實(shí)證性研究中，大部分的學(xué)者都會(huì)采用多元回歸分析方法來(lái)進(jìn)行實(shí)證研究，因此本文在借鑒前人研究成果的前提下，根據(jù)上述研發(fā)投入強(qiáng)度與相關(guān)指標(biāo)的假設(shè)模型。建立以下模型：

在模型中，α 是回歸方程的截距項(xiàng)，β 是各項(xiàng)變量的回歸系數(shù)，ε 為殘差項(xiàng)，Y 為被解釋變量，及本文中的凈資產(chǎn)報(bào)酬率，i 表示樣本企業(yè)，t 表示樣本企業(yè)所屬的年份。

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文通過(guò)對(duì)樣本企業(yè)整理的數(shù)據(jù)，運(yùn)用spss22.0 分析系統(tǒng)，得出描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，具體見(jiàn)表2樣本描述性統(tǒng)計(jì)分析表。

從表2可以看出，研發(fā)投入強(qiáng)度2015年至2017年的極大值為5.27 %，極小值為0.05 %，平均值為1.15225 %，標(biāo)準(zhǔn)偏差為1.205765，說(shuō)明在樣本企業(yè)中，不同的企業(yè)之間的研發(fā)投入強(qiáng)度水平差距較大，而且企業(yè)從2015年到2017年不僅極大值從5.27%降到了3.52%，平均值和標(biāo)準(zhǔn)偏差也都有所降低，表明了樣本企業(yè)不僅對(duì)研發(fā)投入的重視程度不夠，還有遞減的趨勢(shì)。凈資產(chǎn)報(bào)酬率極小值都是正數(shù)，但是之間的離散程度也很大，說(shuō)明企業(yè)雖然都可以利用企業(yè)自有資產(chǎn)獲得利潤(rùn)，但是各自企業(yè)的自有資產(chǎn)獲利能力不盡相同。從各項(xiàng)指標(biāo)的極大值極小值可以看出，極大值與極小值之間的差距相對(duì)較大，尤其是成長(zhǎng)性指標(biāo)。

3.2 相關(guān)性檢驗(yàn)

根據(jù)研究的需要，對(duì)上述的相關(guān)變量的數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，具體相關(guān)性分析檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

表2 樣本描述性統(tǒng)計(jì)分析表

表3 變量相關(guān)性分析表

從表3 變量分析表中可以看出，研發(fā)支出與凈資產(chǎn)報(bào)酬率之間的相關(guān)性為0.116，雖沒(méi)有通過(guò)顯著性水平，但是可以初步判斷出研發(fā)支出與企業(yè)績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系，也就是企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度越大，企業(yè)績(jī)效越高，即表明企業(yè)技術(shù)革新可以提高企業(yè)績(jī)效。由于相關(guān)性分析的結(jié)果僅僅是變量之間的相關(guān)關(guān)系，未考慮其他相關(guān)的變量的影響，具體是否顯著正相關(guān)還需進(jìn)一步結(jié)合回歸分析進(jìn)行檢驗(yàn)才能最終判定。還可以通過(guò)表4 初步判斷變量之間是否共線，如果存在共線問(wèn)題，會(huì)影響回歸分析的效果，可能使得回歸結(jié)果不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，一般解釋變量的相關(guān)系數(shù)大于0.8，表明會(huì)產(chǎn)生共線的可能性。此次相關(guān)性分析表中極大值為0.737，小于0.8，可以判斷此次的研究回歸結(jié)果不存在共線問(wèn)題。

3.3 回歸分析

根據(jù)變量相關(guān)性分析表的內(nèi)容，可以初步判斷企業(yè)技術(shù)革新與企業(yè)績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系，但是具體的顯著性和滯后性還需要運(yùn)用回歸分析進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。

（1）企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度與當(dāng)期的企業(yè)績(jī)效的回歸分析（表4—表6）

由4 表—表6 可知，R 平方反映的是因變量的全部變異能通過(guò)回歸關(guān)系被自變量解釋的比例，數(shù)值為0.038，說(shuō)明所建的模型具有一定的擬合度，有一定的解釋能力；D—W 值又稱為杜賓瓦爾遜值，為0.540，小于2，表明模型的殘差項(xiàng)之間不存在自相關(guān)，VIF 值是指方差膨脹因子，取值范圍大于等于1，VIF 值越大，變量之間的多重共線性就越嚴(yán)重，從回歸模型系數(shù)表中可以看出，VIF 值都大于1，遠(yuǎn)小于10，表明自變量之間的相關(guān)性對(duì)回歸模型影響較小，不存在多重共線性問(wèn)題。可以看出，回歸模型試驗(yàn)具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，具有一定的參考價(jià)值。

表4 2015年—2017年研發(fā)投入強(qiáng)度與企業(yè)績(jī)效的模型匯總表b

表5 2015年—2017年研發(fā)投入強(qiáng)度與企業(yè)績(jī)效的方差分析表b

回歸結(jié)果顯示，回歸模型中的F 值為3.628，對(duì)應(yīng)的P 值為0.004，顯著性水平小于0.05，表明當(dāng)期的研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響是顯著的?；貧w系數(shù)與相關(guān)系數(shù)之間的關(guān)系呈正相關(guān)關(guān)系，所以回歸系數(shù)為1.538，表明研發(fā)投入強(qiáng)度與企業(yè)績(jī)效呈顯著正相關(guān)關(guān)系，所以假設(shè)1 研發(fā)投入強(qiáng)度與企業(yè)績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系成立。

（2）企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度與滯后期的企業(yè)績(jī)效的回歸分析

回歸結(jié)果如表7 所示，企業(yè)技術(shù)革新與企業(yè)績(jī)效的回歸系數(shù)分別為0.941、1.500和3.396。說(shuō)明企業(yè)技術(shù)革新與企業(yè)績(jī)效存在正相關(guān)關(guān)系，并且三期的數(shù)值呈逐漸上升的趨勢(shì)，它表明企業(yè)技術(shù)革新對(duì)企業(yè)績(jī)效的作用有一定的滯后性，其作用在不斷上升。因此，假設(shè)2 研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響具有滯后性成立。

表6 2015年—2017年研發(fā)投入強(qiáng)度與企業(yè)績(jī)效的回歸模型系數(shù)表a

表7 研發(fā)投入強(qiáng)度與企業(yè)績(jī)效的回歸分析表

4 研究結(jié)論

本研究以在創(chuàng)業(yè)板上市的23 家酒精及飲料酒制造業(yè)為研究對(duì)象，提出假設(shè)，運(yùn)用多元回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析，探討創(chuàng)業(yè)板酒精及飲料酒制造業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系。根據(jù)實(shí)證分析結(jié)果，得出以下結(jié)論：

（1）樣本公司的研發(fā)投入強(qiáng)度在逐年下降，同時(shí)企業(yè)間研發(fā)投入強(qiáng)度不均衡。從前文的描述性分析可以看出，研發(fā)投入強(qiáng)度的各年度均值都在1%左右，而且研發(fā)投入強(qiáng)度在逐年遞減，這表明樣本公司的研發(fā)水平在逐步下降，競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)日益落后。同時(shí)，研發(fā)投入的標(biāo)準(zhǔn)差數(shù)值較大，反映出樣本企業(yè)之間研發(fā)投入水平存在較大的差距，部分企業(yè)的研發(fā)意識(shí)缺乏，存在投入不足現(xiàn)象。對(duì)此，企業(yè)應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)并規(guī)劃企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的力度，合理的，有計(jì)劃的開(kāi)展積極有效的研發(fā)投入活動(dòng)。

（2）研發(fā)投入強(qiáng)度與企業(yè)績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系。企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度能夠提升企業(yè)盈利能力，促進(jìn)企業(yè)績(jī)效。即企業(yè)可以通過(guò)增強(qiáng)研發(fā)活動(dòng)來(lái)提高市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力和企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效。具有滯后性，回歸系數(shù)在逐年增加，表明企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響不僅僅表現(xiàn)為當(dāng)期的正向促進(jìn)，也表現(xiàn)出對(duì)后期的企業(yè)績(jī)效有促進(jìn)作用，且作用在不斷增強(qiáng)。基于此，企業(yè)應(yīng)當(dāng)提高企業(yè)技術(shù)革新研發(fā)效率，快速回籠資金，降低企業(yè)負(fù)擔(dān)，保持企業(yè)的優(yōu)勢(shì)地位。

所以，希望通過(guò)此次的實(shí)證研究來(lái)引起企業(yè)經(jīng)營(yíng)者對(duì)技術(shù)革新的重視，由此來(lái)激勵(lì)企業(yè)開(kāi)展積極有效的技術(shù)革新活動(dòng)，構(gòu)建企業(yè)自身的核心競(jìng)爭(zhēng)力，提高企業(yè)績(jī)效。