朱艷麗，陸雪艷，林志帆

(1. 河海大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 211100；2. 福建省統(tǒng)計科學(xué)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，福建 廈門 361005；3. 北京師范大學(xué) 人文與社會科學(xué)高等研究院，廣東 珠海 519087)

0 引言

近年來，《國家中長期科學(xué)和技術(shù)發(fā)展規(guī)劃綱要(2006—2020)》《國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略綱要》的提出以及黨的十九大報告中有關(guān)建設(shè)創(chuàng)新型國家的論述，都在強(qiáng)調(diào)科技創(chuàng)新的核心地位。在此背景下，企業(yè)作為科技創(chuàng)新主體及科技成果轉(zhuǎn)化的主力軍，其對技術(shù)創(chuàng)新的重視不斷加強(qiáng)。創(chuàng)新不僅被視為衡量企業(yè)發(fā)展前景和市場競爭力的重要因素，而且是企業(yè)屹立不倒的根本。相較發(fā)達(dá)國家，中國大多數(shù)企業(yè)存在科技創(chuàng)新能力不強(qiáng)、創(chuàng)新效率低下等問題。在外部市場環(huán)境和經(jīng)濟(jì)政策不確定性的影響下，企業(yè)準(zhǔn)確預(yù)測未來市場行情和宏觀經(jīng)濟(jì)政策形勢更加困難。因此，對于企業(yè)而言，如何制定正確的研發(fā)決策至關(guān)重要。

通常而言，企業(yè)在決策時不僅會考慮自身因素，還會關(guān)注具有相似地位企業(yè)的同類決策，且同群企業(yè)的影響可能比其它任何可觀測因素的影響更為顯著[2]。這種“近朱者赤，近墨者黑”的個體間傳導(dǎo)效應(yīng)即為同群效應(yīng)(Peer Effect)。目前，企業(yè)研發(fā)決策同群效應(yīng)研究受到越來越多的關(guān)注。已有研究一般根據(jù)企業(yè)所在行業(yè)劃分同群企業(yè)，粗略地將除企業(yè)自身外所有其它同群企業(yè)的平均研發(fā)強(qiáng)度作為同群效應(yīng)的代理變量，通過考察其估計系數(shù)和顯著性判斷企業(yè)是否存在同群效應(yīng)，從而導(dǎo)致內(nèi)生性問題嚴(yán)重。大多數(shù)研究忽視了同群效應(yīng)中群的劃分，沒有全面考察同群企業(yè)種類，因而無法判斷何種同群企業(yè)對企業(yè)研發(fā)決策的影響最為顯著。此外，已有研究只考察同群企業(yè)研發(fā)決策對本企業(yè)同類決策的影響，忽視了同群企業(yè)其它特征變量的潛在影響。由此，本文基于空間面板計量模型，從地區(qū)、行業(yè)和企業(yè)財務(wù)特征相似度3個角度，考慮同群企業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)，全面考察企業(yè)研發(fā)決策是否存在以及存在何種同群效應(yīng)，并在此基礎(chǔ)上，探究這種同群效應(yīng)對企業(yè)績效的影響，以期為經(jīng)理人提供更加科學(xué)的建議。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：第一，首次采用空間面板計量模型對企業(yè)研發(fā)決策的同群效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。通過設(shè)定空間權(quán)重矩陣定義同群企業(yè)，相比于將除企業(yè)自身外所有其它同群企業(yè)的算術(shù)平均值作為同群效應(yīng)代理變量的做法更加規(guī)范，并且采用空間計量方法可以有效克服采用傳統(tǒng)計量模型導(dǎo)致的遺漏變量問題；第二，不僅基于行業(yè)角度考察同群企業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)，而且從地區(qū)和企業(yè)財務(wù)特征相似度角度，考察同群企業(yè)劃分依據(jù)。通過構(gòu)建不同的空間權(quán)重矩陣，比較地區(qū)、行業(yè)和企業(yè)財務(wù)特征相似度3類同群企業(yè)對研發(fā)決策的影響差異，以判斷何種同群企業(yè)在本企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入策略模仿時最重要；第三，考慮內(nèi)生同群效應(yīng)和外生同群效應(yīng)，即探討同群企業(yè)研發(fā)決策對本企業(yè)研發(fā)決策的影響，以及同群企業(yè)各特征變量對本企業(yè)研發(fā)決策的傳導(dǎo)效應(yīng)；第四，在考察同群效應(yīng)的基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)企業(yè)研發(fā)決策的同群效應(yīng)對本企業(yè)市場和會計績效的影響，深化對同群效應(yīng)經(jīng)濟(jì)后果的認(rèn)識；第五，對創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略實(shí)施前后同群效應(yīng)的階段異質(zhì)性進(jìn)行分析，檢驗(yàn)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略實(shí)施效果。

1 文獻(xiàn)綜述

同群效應(yīng)(peer effects)，也被稱為同伴效應(yīng)或同儕效應(yīng)，具體是指個體行為不僅受自身經(jīng)濟(jì)利益的影響，也受周圍具有相似地位與特征的其他個體影響，從而導(dǎo)致自身行為和行為結(jié)果發(fā)生變化。Manski[3]認(rèn)為，同群效應(yīng)是指個體行為在某種程度上會隨著同群者行為的變化而變化，實(shí)質(zhì)上是一種模仿行為；Lee[4]將同群效應(yīng)分為內(nèi)生同群效應(yīng)和外生同群效應(yīng)，即其他個體行為對本個體行為的影響是內(nèi)生同群效應(yīng)，而其他個體特征對本個體行為的影響是外生同群效應(yīng)；Lieberman & Asaba[5]指出，企業(yè)決策行為存在同群效應(yīng)的原因是為了獲取決策相關(guān)信息和保持自身競爭優(yōu)勢；萬良勇等[6]、李佳寧和鐘田麗[7]、曾江洪等[8]從信息獲取和競爭性兩類動機(jī)角度，分析企業(yè)決策同群效應(yīng)產(chǎn)生的內(nèi)在機(jī)制。一方面，由于企業(yè)決策結(jié)果的不確定性及理性人假設(shè)，企業(yè)需要充足的信息支持以盡可能地降低決策失誤帶來的成本。Bikhchandani 等[9]指出，當(dāng)信息獲取成本較高時，企業(yè)管理者對其它企業(yè)決策的依賴更大。另一方面，為了維護(hù)自身聲譽(yù)和應(yīng)對競爭壓力，企業(yè)會通過模仿其他個體行為維持自身市場地位和聲譽(yù)[10]。Park 等[11]認(rèn)為，這種同業(yè)模仿反映了企業(yè)管理者的保守心理；Li & Yao[12]指出，企業(yè)模仿與自身存在關(guān)聯(lián)的企業(yè)是一種占優(yōu)決策，模仿同群企業(yè)可以節(jié)約信息搜尋成本，維持市場地位并降低競爭壓力和破產(chǎn)風(fēng)險。因此，企業(yè)管理者通常難以忽視相似群體的影響而實(shí)現(xiàn)決策獨(dú)立。

考慮到同群效應(yīng)在企業(yè)決策中的重要性，國內(nèi)外學(xué)者展開了大量的研究。具體而言，在投資決策方面，Dougal等[13]發(fā)現(xiàn)，企業(yè)對同地區(qū)企業(yè)投資水平高度敏感，并認(rèn)為地區(qū)集聚經(jīng)濟(jì)是影響企業(yè)投資的重要因素；李佳寧和鐘田麗[7]以同行業(yè)跨區(qū)域其它企業(yè)作為同群企業(yè)，證實(shí)企業(yè)投資決策存在顯著正向同群效應(yīng)。在并購決策方面，萬良勇等[6]以行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)劃分同群企業(yè)，發(fā)現(xiàn)同群企業(yè)并購績效越好同群效應(yīng)越顯著，且同群效應(yīng)對同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的影響更顯著。在現(xiàn)金持有決策方面，Chen等[14]從行業(yè)角度證實(shí)企業(yè)現(xiàn)金持有具有同群效應(yīng)。在高管薪酬決策方面，趙穎[15]在考慮企業(yè)區(qū)域分布和行業(yè)異質(zhì)性的基礎(chǔ)上，證實(shí)中國上市公司存在同行業(yè)高管薪酬的同群效應(yīng)和不同行業(yè)高管薪酬的追趕效應(yīng)。在資本結(jié)構(gòu)決策方面，鐘田麗和張?zhí)煊頪2]從行業(yè)視角證實(shí)，企業(yè)資本結(jié)構(gòu)和負(fù)債期限結(jié)構(gòu)決策受同群企業(yè)決策的影響顯著?？偟膩碚f，上述文獻(xiàn)證實(shí)企業(yè)在投資、并購、現(xiàn)金持有、高管薪酬和資本結(jié)構(gòu)等決策方面存在同群效應(yīng)，豐富了企業(yè)財務(wù)金融領(lǐng)域的同群效應(yīng)研究。

在企業(yè)眾多決策中，研發(fā)投入是影響企業(yè)長期發(fā)展前景和市場競爭力的重要因素。由于高風(fēng)險、高投入、回報期限不確定、潛在收益大等特點(diǎn)，相比于傳統(tǒng)決策行為，研發(fā)投入對信息的依賴和市場競爭需求更大。因此，同群效應(yīng)對企業(yè)研發(fā)具有較大影響。然而，企業(yè)研發(fā)決策同群效應(yīng)研究仍較為匱乏。孫曉華和李明珊[16]從企業(yè)與行業(yè)兩個層面研究企業(yè)研發(fā)投資的決定因素，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，企業(yè)研發(fā)投資同時受自身微觀因素和行業(yè)平均研發(fā)強(qiáng)度的影響，且行業(yè)因素對研發(fā)投資差異的平均貢獻(xiàn)率遠(yuǎn)大于企業(yè)因素。以行業(yè)為標(biāo)準(zhǔn)劃分同群企業(yè)，得出類似結(jié)論的還有羅福凱等[17]、曾江洪等[8]、馮戈堅和王建瓊[18]。劉靜和王克敏[19]選擇同一行業(yè)中規(guī)模在企業(yè)i的[70%,130%]之間，杠桿在企業(yè)i的[50%,150%]之間且與企業(yè)i賬面市值比最為接近的10家企業(yè)作為企業(yè)i的同群企業(yè)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，同群企業(yè)研發(fā)支出對企業(yè)自身研發(fā)行為具有顯著正向影響，而且本企業(yè)與同群企業(yè)的地理距離越近，同群效應(yīng)越顯著；彭鎮(zhèn)等[20]進(jìn)一步將同群效應(yīng)分為來自企業(yè)行為的內(nèi)生影響和來自企業(yè)特征的外生影響，通過在模型中增加異質(zhì)性特征的交互項探究企業(yè)研發(fā)激勵因素，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，同群企業(yè)平均研發(fā)強(qiáng)度對本企業(yè)研發(fā)投入具有正向激勵作用。

以上文獻(xiàn)對企業(yè)研發(fā)決策的同群效應(yīng)進(jìn)行了深入分析，為政府部門創(chuàng)新激勵政策制定和企業(yè)研發(fā)決策制定提供了有益的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，但還存在一些改進(jìn)之處。首先，大多數(shù)研究粗略地將除企業(yè)自身外所有其它同群企業(yè)研發(fā)投入的算術(shù)平均作為同群效應(yīng)的代理變量，這種做法內(nèi)在假定同一群體中其它企業(yè)對本企業(yè)的影響是同質(zhì)的，而采用空間計量方法可以有效克服傳統(tǒng)計量模型導(dǎo)致的變量遺漏問題。其次，大多數(shù)研究僅從行業(yè)角度劃分同群企業(yè)[21]，但同群企業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)并不是唯一的。事實(shí)上，同一省份企業(yè)由于地理位置鄰近且受同一地方政策的影響，具有經(jīng)濟(jì)發(fā)展特征相似、技術(shù)溢出效應(yīng)顯著等特征，企業(yè)可以更方便地與其它企業(yè)進(jìn)行溝通，進(jìn)而產(chǎn)生基于地域的同群效應(yīng)[22-24]。例如，安徽省科技廳于2017年4月發(fā)布了《支持科技創(chuàng)新若干政策》，其中，單個企業(yè)研發(fā)設(shè)備購置補(bǔ)助最高可達(dá)500萬元，單個科研項目累計資助最高可達(dá)500萬元。該政策強(qiáng)調(diào)地區(qū)間聯(lián)動投入和業(yè)績的導(dǎo)向作用，極大地調(diào)動了安徽省各市(縣)企業(yè)科技研發(fā)積極性。當(dāng)大量企業(yè)對政府政策作出相同的響應(yīng)時，就會促使同地企業(yè)決策行為趨同化。此外，即便是屬于同一行業(yè)或處于同一地區(qū)的上市公司，企業(yè)規(guī)模和財務(wù)風(fēng)險等財務(wù)特征指標(biāo)也可能存在較大差異[19,25]。企業(yè)可能更傾向于模仿與自身具有相似財務(wù)特征的其它企業(yè)?，F(xiàn)有研究未對同群企業(yè)劃分依據(jù)進(jìn)行考察和驗(yàn)證，也未全面考察同群企業(yè)類型及影響差異。最后，已有研究只考察因變量間的直接關(guān)系，即企業(yè)研發(fā)決策之間的相互影響(內(nèi)生同群效應(yīng))。事實(shí)上，其它企業(yè)的特征變量可能通過企業(yè)間的關(guān)聯(lián)網(wǎng)絡(luò)影響本企業(yè)研發(fā)決策(外生同群效應(yīng))。

2 研究設(shè)計

2.1 模型設(shè)定

為了揭示企業(yè)研發(fā)決策可能存在的內(nèi)生和外生同群效應(yīng)，本文借助空間面板計量模型對企業(yè)研發(fā)決策的同群效應(yīng)進(jìn)行研究，具體形式如式(1)所示。

Yt=ρYt-1+λWYt+μWYt-1+Xtβ1+WXtβ2+α+ξtιN+εt,t=1,…,T

(1)

其中，Yt表示N×1維的被解釋變量，即研發(fā)投入強(qiáng)度，Xt是N×K維的外生解釋變量；Yt-1是被解釋變量的時間滯后項，W為經(jīng)過行標(biāo)準(zhǔn)化處理后的空間權(quán)重矩陣，WYt、WYt-1分別是被解釋變量的空間滯后項和時空滯后項，WXt代表外生解釋變量的空間滯后項，α表示N×1維的個體固定效應(yīng)，ιN是一個N×1維的單位向量，ξtιN表示時間固定效應(yīng)，εt表示N×1維的隨機(jī)誤差項。ρ表示被解釋變量的滯后效應(yīng)，μ為被解釋變量的擴(kuò)散效應(yīng)，β1表示外生解釋變量的回歸系數(shù)，λ為同期企業(yè)間策略互動的空間效應(yīng)，即內(nèi)生同群效應(yīng)；β2表示其它企業(yè)特征變量對本企業(yè)研發(fā)決策的影響，即外生同群效應(yīng)。若ρ=μ=0，則模型(1)為靜態(tài)空間杜賓模型；反之，則為動態(tài)空間杜賓模型。

在驗(yàn)證企業(yè)研發(fā)決策同群效應(yīng)存在性的基礎(chǔ)上，參考Vega & Elhorst[26]、金剛和沈坤榮[27]的做法，采用空間自滯后模型(SLX)進(jìn)一步探究企業(yè)間研發(fā)決策互動對企業(yè)績效的影響，具體模型設(shè)定如下：

Yt=θ1Xt+θ2WXt+δZt+α+ξtιN+εt，t=1,…,T

(2)

其中，Yt是N×1維的被解釋變量，即企業(yè)績效(以反映市場估值的Tobin Q和盈利表現(xiàn)的ROA加以衡量)；Xt表示企業(yè)t年研發(fā)投入強(qiáng)度，WXt為同群企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度；Zt是N×K維的控制變量；θ1、θ2分別代表本企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度和同群企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對本企業(yè)績效的影響系數(shù)，δ表示外生控制變量的估計系數(shù)，其它變量含義同式(1)。

2.2 估計方法

由于空間效應(yīng)的存在，各觀測樣本缺乏獨(dú)立性，從而導(dǎo)致傳統(tǒng)計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的最小二乘估計方法不再適用于空間計量模型估計。目前，針對混合空間和時間效應(yīng)的動態(tài)模型，主要有3種估計方法：偏誤修正的極大似然(ML)估計和準(zhǔn)極大似然(QML)估計；基于工具變量或廣義矩的估計(IV/GMM)；貝葉斯馬爾科夫鏈蒙特卡洛估計(MCMC)。本文選取偏誤修正的極大似然(ML)估計方法，用于估計模型(1)。

2.3 空間權(quán)重矩陣設(shè)定

本文從地區(qū)、行業(yè)和企業(yè)財務(wù)特征相似度3個維度構(gòu)造相應(yīng)的空間權(quán)重矩陣W-pro、W-ind、W-fin，研究中國企業(yè)研發(fā)決策的不同種類同群效應(yīng)。具體而言，地區(qū)空間權(quán)重矩陣W-pro是一個N×N維的0-1矩陣，以中國不同省域?yàn)閯澐謽?biāo)準(zhǔn)，與企業(yè)i的注冊地同屬一個省份的企業(yè)即為企業(yè)i的同群企業(yè)，賦值為1，否則為0。行業(yè)空間權(quán)重矩陣W-ind是一個N×N維的0-1矩陣，以2012年中國證監(jiān)會行業(yè)分類為劃分標(biāo)準(zhǔn)，與企業(yè)i屬于同一行業(yè)的企業(yè)即為企業(yè)i的同群企業(yè)，賦值為1，否則為0。參考劉靜和王克敏[19]的做法，財務(wù)空間權(quán)重矩陣W-fin是類似地理距離矩陣的N×N維矩陣，以企業(yè)財務(wù)特征為劃分標(biāo)準(zhǔn)，選擇規(guī)模在企業(yè)i[70%，130%]之間且財務(wù)杠桿在企業(yè)i[50%，150%]之間的企業(yè)為企業(yè)i的同群企業(yè)，定義賬面市值比之差的絕對值|BMi-BMj|為兩企業(yè)間的財務(wù)距離。基于上述同群企業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)，3類空間權(quán)重矩陣第i行第j列的矩陣元素可以設(shè)定如下：

W-proij=

W-indij=

W-finij=

2.4 變量選擇

為了有效降低企業(yè)規(guī)模因素對研發(fā)投入的影響，參考郭玥[28]、朱艷麗[25]、胡亞茹等[29]的研究成果，本文采用研發(fā)投入占公司總資產(chǎn)的比重表示研發(fā)投入強(qiáng)度。考察同群企業(yè)研發(fā)投入對企業(yè)績效的影響，采用托賓Q(Tobin Q)和資產(chǎn)收益率(ROA)分別衡量企業(yè)市場績效、會計績效。本文核心變量的具體含義如表1所示。

表1 變量設(shè)定

2.5 數(shù)據(jù)說明

本文選取2013—2019年中國A股上市公司為研究對象，數(shù)據(jù)來源于Wind金融數(shù)據(jù)庫和國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。為確保研究結(jié)論的可靠性，本文對原始數(shù)據(jù)作如下篩選：①剔除ST、PT和金融保險類上市公司；②剔除同一行業(yè)內(nèi)少于兩家樣本公司的上市公司；③剔除在樣本期內(nèi)行業(yè)代碼發(fā)生改變或注冊地發(fā)生變更的上市公司；④剔除2012年以后上市的公司。最終，得到916家上市公司，共6 412個樣本。為防止數(shù)據(jù)中的異常值對研究結(jié)果的干擾，本文進(jìn)一步對數(shù)據(jù)作Winsor縮尾處理。為了研究方便，本文中企業(yè)規(guī)模、政府補(bǔ)貼、董事會規(guī)模、高管薪酬和營業(yè)收入等變量均采用自然對數(shù)形式表示。

表2為本文所涉及變量描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表2可知，本研究的核心變量研發(fā)投入強(qiáng)度，極小值為0.000 3，極大值為0.111 0，表明中國上市公司間的研發(fā)投入存在較大差異。因此，有必要分析上述差異受何種因素影響。企業(yè)規(guī)模和政府補(bǔ)貼的標(biāo)準(zhǔn)差分別為1.181 0、1.387 0，在分析上市公司研發(fā)決策同群效應(yīng)時，上述差異不容忽視。股權(quán)性質(zhì)的平均值為0.273 0，表明樣本企業(yè)大部分為非國有企業(yè)。

此外，觀察樣本公司的行業(yè)分布情況可以發(fā)現(xiàn)(見表3)，樣本公司所處行業(yè)主要集中于信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)、建筑業(yè)和制造業(yè)等創(chuàng)新技術(shù)要求較高的行業(yè)。其中，制造企業(yè)占總樣本的80%以上。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

表3 行業(yè)分布情況

續(xù)表3 行業(yè)分布情況

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 空間相關(guān)性分析

本文對2013—2019年中國A股上市公司研發(fā)投入強(qiáng)度進(jìn)行全局空間自相關(guān)Moran's I指數(shù)檢驗(yàn)，從整體上刻畫觀測值的空間分布情況，結(jié)果如表4所示。由表4可知，3類空間權(quán)重矩陣下的Moran's I值均為正，相應(yīng)的p值均小于0.01，表明在1%顯著性水平下，中國A股上市公司間的研發(fā)投入強(qiáng)度具有顯著正向空間相關(guān)性。

表4 研發(fā)投入強(qiáng)度全局Moran's I值檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 企業(yè)研發(fā)決策同群效應(yīng)分析

為了分析上市公司研發(fā)決策是否存在以及存在何種同群效應(yīng)，本文基于空間面板計量模型，分析在不同空間權(quán)重矩陣設(shè)定下的同群效應(yīng)差異。表5為靜態(tài)空間杜賓模型(靜態(tài)SDM)和動態(tài)空間杜賓模型(動態(tài)SDM)估計結(jié)果。

通過對比靜態(tài)和動態(tài)SDM的估計結(jié)果可知，行業(yè)同群效應(yīng)下動態(tài)SDM中企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的時空滯后項W*L.inno_asset顯著為正且大于其空間滯后項W*inno_asset，而靜態(tài)SDM中無法體現(xiàn)上述結(jié)果。此外，在靜態(tài)SDM中，資產(chǎn)收益率對企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度具有顯著促進(jìn)作用，而在動態(tài)SDM中卻截然相反，說明在考慮被解釋變量的時間滯后項后，企業(yè)更關(guān)注當(dāng)前利潤而不愿冒險投資研發(fā)活動。需要強(qiáng)調(diào)的是，3類同群效應(yīng)下動態(tài)SDM的擬合優(yōu)度(0.790 0，0.815 0和0.819 0)明顯大于靜態(tài)SDM的擬合優(yōu)度(0.050 0，0.056 0和0.063 0)。由此可見，采用動態(tài)SDM考察上市公司研發(fā)決策的同群效應(yīng)更加合理，研究結(jié)論也更加科學(xué)。

從動態(tài)SDM的估計結(jié)果可知，不同空間權(quán)重矩陣下，研發(fā)投入強(qiáng)度的時間滯后項L.inno_asset均顯著為正，說明上市公司研發(fā)決策具有明顯的慣性，即企業(yè)在制定新的研發(fā)決策時，更傾向于參考上一年決策。將3類同群效應(yīng)估計結(jié)果進(jìn)行對比可以發(fā)現(xiàn)，上市公司研發(fā)決策存在顯著行業(yè)內(nèi)生同群效應(yīng)，而地區(qū)和相似財務(wù)特征維度下的內(nèi)生同群效應(yīng)并不顯著。具體而言，企業(yè)會對同行業(yè)其它企業(yè)當(dāng)年和上一年的同類決策行為進(jìn)行模仿，且W*L.inno_asset的估計系數(shù)(0.122 0)明顯大于W*inno_asset估計系數(shù)(0.072 0)。原因在于，同行業(yè)企業(yè)間具有相似的產(chǎn)品或服務(wù)，研發(fā)投入主要集中在產(chǎn)品和技術(shù)層面，而新產(chǎn)品和技術(shù)投入市場需要一定的過渡期，并且企業(yè)對于現(xiàn)階段自身研發(fā)活動的保密性較高，而上一年同群企業(yè)研發(fā)決策信息獲取更加方便，成本也更低。因此，企業(yè)在對同行業(yè)其它企業(yè)研發(fā)決策進(jìn)行模仿時，傾向于參考其上一年決策行為，但也存在愿意冒險的企業(yè)，不計成本地模仿同行業(yè)其它企業(yè)當(dāng)年研發(fā)決策。對于地區(qū)和財務(wù)特征同群效應(yīng)，從WX的估計結(jié)果可以看出，同群其它企業(yè)的解釋變量對本企業(yè)研發(fā)決策具有顯著影響，即存在顯著外生同群效應(yīng)。

3.3 企業(yè)研發(fā)決策同群效應(yīng)的經(jīng)濟(jì)后果

本文在驗(yàn)證兩者關(guān)系的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分析同群企業(yè)研發(fā)決策對本企業(yè)績效的影響，以期為企業(yè)管理者制定研發(fā)決策提供支持和建議。本文將企業(yè)績效分為市場績效和會計績效，考察本企業(yè)和同群企業(yè)研發(fā)投入對本企業(yè)績效的影響，估計結(jié)果如表6所示。對于企業(yè)自身研發(fā)投入與本企業(yè)績效的關(guān)系，一方面，研發(fā)投入對本企業(yè)會計績效具有顯著抑制作用，說明企業(yè)研發(fā)資金投入作為成本費(fèi)用會降低企業(yè)會計利潤；另一方面，研發(fā)投入能夠顯著促進(jìn)本企業(yè)市場績效提升，即增加創(chuàng)新研發(fā)投入可以促進(jìn)本企業(yè)市場價值提升。盡管研發(fā)投入犧牲了企業(yè)短期盈利，但投資者認(rèn)為這種研發(fā)投入是有價值的，是能夠提升企業(yè)市場估值的，說明資本市場投資者已具備一定的價值投資意識。對于同群企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)績效的關(guān)系，同行業(yè)和財務(wù)特征相似的其它企業(yè)研發(fā)投入對本企業(yè)市場績效存在顯著抑制作用，而同行業(yè)其它企業(yè)研發(fā)投入會顯著抑制本企業(yè)會計績效提升，說明行業(yè)或財務(wù)特征相似的同群企業(yè)間存在研發(fā)投入的競爭效應(yīng)而非協(xié)同效應(yīng)。這一發(fā)現(xiàn)符合經(jīng)濟(jì)市場規(guī)律，當(dāng)環(huán)境資源總量和社會總收益一定時，企業(yè)會為爭奪有利的生產(chǎn)條件或市場地位而競爭，其它企業(yè)的盈利和市場估值提升最終會對本企業(yè)產(chǎn)生負(fù)向影響。

表5 企業(yè)研發(fā)決策同群效應(yīng)模型估計結(jié)果

表6 企業(yè)研發(fā)決策同群效應(yīng)對企業(yè)績效影響的估計結(jié)果

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為使研究結(jié)論更為穩(wěn)健可靠，本文通過調(diào)整研究樣本和構(gòu)建嵌套矩陣方式，對動態(tài)SDM的估計結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。一方面，選擇2013—2019年中國A股制造業(yè)上市公司為研究對象，對表5的實(shí)證結(jié)果再次進(jìn)行驗(yàn)證，結(jié)果如表7第2～4列所示。通過與前文實(shí)證結(jié)果進(jìn)行對比可以發(fā)現(xiàn)，調(diào)整研究樣本后的結(jié)論并沒有實(shí)質(zhì)性改變，說明本研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。另一方面，考慮到同群企業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)可能綜合多方面特征，本文進(jìn)一步構(gòu)建地區(qū)和行業(yè)、地區(qū)和財務(wù)、行業(yè)和財務(wù)3類嵌套空間權(quán)重矩陣，將以上3類空間權(quán)重矩陣元素兩兩相乘并進(jìn)行行標(biāo)準(zhǔn)化處理，以更嚴(yán)格的同群企業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)研究上市公司研發(fā)決策同群效應(yīng)的存在性和差異性，結(jié)果如表7第5～7列所示。通過與表5結(jié)果進(jìn)行對比可以發(fā)現(xiàn)，估計系數(shù)大小和顯著性并未發(fā)生較大改變，表明3類嵌套矩陣下上市公司研發(fā)決策行為具有較強(qiáng)的慣性。行業(yè)與財務(wù)嵌套空間權(quán)重矩陣下企業(yè)研發(fā)決策同群效應(yīng)顯著，說明同行業(yè)下的不同企業(yè)即便具有相似的產(chǎn)品與服務(wù)，但若其在財務(wù)特征如規(guī)模和財務(wù)杠桿等方面差異較大，也會存在一定的壁壘。因此，只有同行業(yè)且財務(wù)特征相似的其它企業(yè)，才容易被選為本企業(yè)的同群企業(yè)并作為本企業(yè)研發(fā)決策的模仿對象。此外，各解釋變量估計系數(shù)方向和大小沒有實(shí)質(zhì)性改變，說明本研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4 階段異質(zhì)性分析

為了對2013—2019年中國A股上市公司研發(fā)投入強(qiáng)度變化趨勢進(jìn)行考察，本文繪制各年所有樣本公司研發(fā)投入強(qiáng)度平均值變化趨勢圖。從圖1可見，2013—2016年樣本公司研發(fā)投入強(qiáng)度平均水平呈下降趨勢，但在2016年迎來轉(zhuǎn)折，此后，研發(fā)投入強(qiáng)度平均水平增長態(tài)勢顯著。究其原因，主要與2016年國務(wù)院印發(fā)的第15號文件《國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略綱要》有關(guān)，文件強(qiáng)調(diào)了科技創(chuàng)新在國家發(fā)展中的突出位置。

考慮到《國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略綱要》的影響，本文以2016年為界線，將樣本分為2013—2016年和2017—2019年兩個子區(qū)間，進(jìn)一步探討創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略實(shí)施前后，中國A股上市公司研發(fā)決策同群效應(yīng)的階段異質(zhì)性，具體結(jié)果如表8所示。通過對比兩個子區(qū)間的估計結(jié)果可知，2016年后，W*L.inno_asset的系數(shù)不僅由不顯著變?yōu)樵?%水平上顯著，而且其值明顯增加，說明創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略實(shí)施后，為了維持自身市場地位，企業(yè)加強(qiáng)了對同群企業(yè)上一年研發(fā)決策的參考。對比3類同群效應(yīng)估計結(jié)果可知，2016年以前，企業(yè)除參考本企業(yè)上一年決策外，僅以同行業(yè)其它企業(yè)當(dāng)期研發(fā)決策，以及財務(wù)相似的同群企業(yè)上一期研發(fā)決策作為參考。2016年以后，在國家政策激勵下，企業(yè)與同地區(qū)、同行業(yè)以及具有相似財務(wù)特征的其它企業(yè)均存在同群效應(yīng)。其中，同一省份政策激勵下的地區(qū)同群效應(yīng)最顯著，說明政府對創(chuàng)新研發(fā)的激勵政策實(shí)施效果顯著。

5 結(jié)語

5.1 研究結(jié)論

本文以2013—2019年中國A股上市公司為研究對象，利用空間面板計量模型，從地區(qū)、行業(yè)和企業(yè)財務(wù)特征相似度3個維度劃分同群企業(yè)，構(gòu)造相應(yīng)的空間權(quán)重矩陣，分析企業(yè)研發(fā)決策的內(nèi)生同群效應(yīng)和外生同群效應(yīng)，檢驗(yàn)研發(fā)決策同群效應(yīng)對企業(yè)績效的影響，并進(jìn)一步進(jìn)行階段異質(zhì)性分析。

(1)上市公司研發(fā)決策具有明顯的慣性，上一年研發(fā)決策對當(dāng)年研發(fā)決策具有顯著正向影響，說明研發(fā)投資具有較高的不可逆性和黏性。

(2)中國A股上市公司間的研發(fā)決策存在顯著行業(yè)內(nèi)生同群效應(yīng)和外生同群效應(yīng)，而且企業(yè)更重視同行業(yè)中與自身具有相似財務(wù)特征的企業(yè)；地區(qū)和企業(yè)財務(wù)特征相似的內(nèi)生同群效應(yīng)并不顯著，僅通過解釋變量產(chǎn)生外生同群效應(yīng)。

(3)對于企業(yè)研發(fā)決策同群效應(yīng)的經(jīng)濟(jì)后果，一方面，研發(fā)投入對企業(yè)會計績效具有顯著抑制作用；另一方面，研發(fā)投入能夠顯著促進(jìn)企業(yè)市場績效提升，說明盡管企業(yè)研發(fā)犧牲了短期盈利，但對股市估值的影響顯著為正，即中國資本市場投資者已具備一定的價值投資意識。同行業(yè)和財務(wù)特征相似的同群企業(yè)研發(fā)決策對本企業(yè)市場績效具有顯著抑制作用，行業(yè)同群企業(yè)研發(fā)投入會對本企業(yè)會計績效具有顯著抑制作用，說明行業(yè)或財務(wù)特征相似的同群企業(yè)間存在研發(fā)投入的競爭效應(yīng)而非協(xié)同效應(yīng)。

(4)2016年創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略實(shí)施后，上市公司平均研發(fā)投入水平顯著上升，3類同群效應(yīng)顯著增強(qiáng)。

圖1 2013—2019年上市公司研發(fā)投入強(qiáng)度變化趨勢

表8 分時段動態(tài)SDM的估計結(jié)果

5.2 研究啟示

(1)政府角度。首先，為了引導(dǎo)更多企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新研發(fā)投資，帶動社會整體創(chuàng)新水平提升，相關(guān)部門可以加大創(chuàng)新產(chǎn)品和服務(wù)采購力度，支持企業(yè)研發(fā)，鼓勵企業(yè)突破瓶頸。其次，對于同地區(qū)企業(yè)，政府部門可以宣傳創(chuàng)新示范企業(yè)，促進(jìn)其它企業(yè)模仿；對于同行業(yè)企業(yè)，政府可以通過產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策提高行業(yè)競爭程度，營造良好的行業(yè)競爭氛圍，促使同群企業(yè)加大創(chuàng)新研發(fā)投入。最后，為有效落實(shí)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，提升企業(yè)技術(shù)水平和創(chuàng)新能力，政府需要引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行良性競爭，提高研發(fā)創(chuàng)新的正外部性，實(shí)現(xiàn)共贏。具體而言，政府應(yīng)出臺有針對性的產(chǎn)業(yè)激勵政策，鼓勵并引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行差異化研發(fā)，避免重復(fù)研究，從而提高研發(fā)效率。

(2)企業(yè)角度。首先，為加快建設(shè)創(chuàng)新型社會，提升整體技術(shù)創(chuàng)新水平，企業(yè)應(yīng)積極響應(yīng)政府相關(guān)政策，積極進(jìn)行創(chuàng)新研發(fā)投入，在追求自身差異化發(fā)展的同時，也不能忽視與其它企業(yè)協(xié)作。其次，培養(yǎng)價值投資意識，研發(fā)投入對企業(yè)會計績效具有顯著抑制作用，而對市場績效具有顯著促進(jìn)作用。因此，為追求長期發(fā)展，企業(yè)應(yīng)在一定程度上忽略研發(fā)投入帶來的短期盈利損失，注重企業(yè)市場估值。最后，同一行業(yè)或財務(wù)特征相似企業(yè)研發(fā)投入增加會顯著抑制本企業(yè)會計績效和市場績效提升。因此，為實(shí)現(xiàn)利潤或價值最大化目標(biāo)，企業(yè)可以通過增加自身研發(fā)投入沖抵因其它企業(yè)競爭效應(yīng)帶來的負(fù)向影響，摒棄盲目研發(fā)策略模仿，從而實(shí)現(xiàn)績效目標(biāo)。

5.3 不足與展望

本文借助空間面板計量模型對企業(yè)研發(fā)決策的3種同群效應(yīng)進(jìn)行研究，采用3類不同的空間權(quán)重矩陣(地區(qū)、行業(yè)和財務(wù)空間權(quán)重矩陣)，通過對比不同空間權(quán)重矩陣下的估計結(jié)果，分析地區(qū)、行業(yè)和財務(wù)特征3個標(biāo)準(zhǔn)下的同群效應(yīng)差異。本文基于單個空間權(quán)重矩陣研究發(fā)現(xiàn)，只有行業(yè)同群企業(yè)間存在研發(fā)決策互動行為(內(nèi)生同群效應(yīng))，因而未考慮多個空間權(quán)重矩陣的加權(quán)。未來研究可以從加權(quán)空間權(quán)重矩陣角度，即構(gòu)建多個空間權(quán)重矩陣的加權(quán)組合，在同一模型中對比不同空間權(quán)重矩陣的相對重要性，從更規(guī)范的角度考察不同標(biāo)準(zhǔn)下同群效應(yīng)大小及差異，從而對現(xiàn)有研究作進(jìn)一步拓展。