姚娟 （南京信息工程大學(xué)長望學(xué)院 江蘇南京 210044）

一、引言

科技全球化的背景之下，很多企業(yè)逐漸實(shí)現(xiàn)從傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)向知識經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)變?？萍紕?chuàng)新成為世界經(jīng)濟(jì)增長和全球社會發(fā)展的主要動力，因此企業(yè)想要占領(lǐng)市場先機(jī)，在企業(yè)內(nèi)部實(shí)施創(chuàng)新政策是必不可少的。目前，學(xué)術(shù)界主要采用企業(yè)的研發(fā)投入金額來衡量創(chuàng)新水平。另外，也有少數(shù)學(xué)者采用專利申請數(shù)量來描述企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平等。自2015年以來，我國高度關(guān)注具有高科技性的創(chuàng)新活動，推行促進(jìn)創(chuàng)新發(fā)展的政策，李克強(qiáng)總理提出“為大眾創(chuàng)業(yè)萬眾創(chuàng)新清障搭臺”。這些極大地促進(jìn)了我國研發(fā)投入費(fèi)用總額、專利申請數(shù)量增長迅速，總量甚至可以與發(fā)達(dá)國家相媲美。因此，本文的研究具有重大意義。

對于企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力來說，企業(yè)創(chuàng)新十分重要。因此，企業(yè)績效與企業(yè)創(chuàng)新是學(xué)術(shù)界研究的熱門話題。現(xiàn)有研究已經(jīng)證明了企業(yè)的創(chuàng)新活動會對企業(yè)績效產(chǎn)生影響，國內(nèi)外學(xué)者普遍從研發(fā)投入角度研究其和企業(yè)績效之間的關(guān)系，認(rèn)為研發(fā)投入金額的增加會使得企業(yè)績效表現(xiàn)更好（齊秀輝，2016 ；Karpal W，2018）。隨著對企業(yè)創(chuàng)新問題的深入挖掘，可以發(fā)現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新不僅包含研發(fā)投入層面，創(chuàng)新產(chǎn)出是否也能夠?qū)ζ髽I(yè)績效產(chǎn)生影響，并且是如何產(chǎn)生影響的也值得深入探討?；诖耍疚膶⑦M(jìn)一步對這些問題進(jìn)行研究。本文的貢獻(xiàn)可能在于：從投入、產(chǎn)出兩個角度全面衡量企業(yè)創(chuàng)新性水平，并在此基礎(chǔ)上展開實(shí)證檢驗(yàn)，多角度衡量企業(yè)創(chuàng)新活動，使結(jié)論更加客觀。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新與企業(yè)績效的關(guān)系，學(xué)術(shù)界的研究結(jié)論并不一致。有學(xué)者認(rèn)為企業(yè)創(chuàng)新會促進(jìn)企業(yè)績效：黎敏（2017）研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入與企業(yè)績效之間存在正相關(guān)關(guān)系；狄小路（2018）實(shí)證了40家高端裝備制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新水平與其經(jīng)營績效之間的正向相關(guān)關(guān)系；得出同樣結(jié)論的學(xué)者還有丁娜（2016）等。而張悅、許敏（2017）實(shí)證研究得出創(chuàng)業(yè)板上市公司R&D投入對企業(yè)績效有正向影響但是不夠顯著，并分析了原因，提出相應(yīng)建議。但是，也有學(xué)者認(rèn)為企業(yè)創(chuàng)新會抑制企業(yè)績效：陳建麗（2015）以我國電子設(shè)備制造行業(yè)作為研究樣本，研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度與企業(yè)當(dāng)期的績效呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；周菲（2019）認(rèn)為企業(yè)研發(fā)投入轉(zhuǎn)化率的不同會導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新與企業(yè)績效之間呈現(xiàn)負(fù)向影響關(guān)系，盛宇華（2016）、蔣衛(wèi)平（2016）等也得出過相同的結(jié)論。當(dāng)然，也有一部分學(xué)者認(rèn)為兩者不具有相關(guān)關(guān)系。張鐵山等（2016）通過研究我國大數(shù)據(jù)企業(yè)的研發(fā)強(qiáng)度對其績效的影響，發(fā)現(xiàn)此類企業(yè)的經(jīng)營績效與當(dāng)期、前一期的研發(fā)強(qiáng)度均沒有顯著相關(guān)關(guān)系。杜勇（2014）等也得出了相同的結(jié)論。謝利娜（2016）實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，我國煤炭行業(yè)的研發(fā)投入與產(chǎn)出效率普遍偏低，有待進(jìn)一步提高。根據(jù)已有文獻(xiàn)的結(jié)論可以發(fā)現(xiàn)，企業(yè)創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響在學(xué)術(shù)界尚沒有達(dá)成共識，因此本文將進(jìn)一步研究企業(yè)創(chuàng)新與企業(yè)績效的關(guān)系。

三、理論分析和研究假設(shè)

企業(yè)創(chuàng)新可能會在利潤升高、市場份額占比加大、競爭力增強(qiáng)三方面影響企業(yè)績效水平。第一，根據(jù)技術(shù)創(chuàng)新理論，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新通?？梢詭砩a(chǎn)工藝流程的迭代、生產(chǎn)技術(shù)的更新，從而促進(jìn)工作效率的提高，降低生產(chǎn)成本，提高企業(yè)的利潤。而規(guī)模化生產(chǎn)可以使企業(yè)獲得規(guī)模效應(yīng)，進(jìn)一步使企業(yè)獲得一定的壟斷利潤或超額利潤（段海燕，2021）。第二，企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力可以通過加強(qiáng)研發(fā)投入力度實(shí)現(xiàn)。通過研發(fā)活動，企業(yè)可以收獲新的發(fā)展活力——低成本與新工藝。通過創(chuàng)新活動，企業(yè)可以在原有的市場中擁有價格優(yōu)勢，并因此搶占一部分同行業(yè)的市場份額。而在原先沒有涉及或者是涉及較少的行業(yè)中，企業(yè)憑借創(chuàng)新活動產(chǎn)出新工藝或是產(chǎn)品，將占領(lǐng)一部分新市場份額。除此之外，楊美（2017）通過研究發(fā)現(xiàn)，專利申請在一段時間內(nèi)受到保護(hù)，因此無形資產(chǎn)信息的公共性能夠通過專利這一創(chuàng)新產(chǎn)出的保護(hù)手段得到有效降低，使企業(yè)能夠拓寬市場份額，形成一定的壟斷地位。第三，企業(yè)創(chuàng)新會為企業(yè)創(chuàng)造更高的競爭力?？萍紕?chuàng)新可以幫助推動新工藝技術(shù)的更新和產(chǎn)品的創(chuàng)造。一方面，這會使生產(chǎn)成本因新工藝技術(shù)而降低；另一方面，產(chǎn)品的創(chuàng)新也為新型產(chǎn)品增加了異質(zhì)性，最終促使市場利潤、核心競爭力大幅增加。并且這種通過創(chuàng)新所得出的新工藝相較于競爭者會形成一定的差異化優(yōu)勢（楊冬梅，2021）?；谛鼙颂丶夹g(shù)創(chuàng)新理論，蘇紅（2019）經(jīng)過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)的生產(chǎn)成本和人工成本可能會隨著研發(fā)費(fèi)用的提高而降低，而產(chǎn)品質(zhì)量、性能會隨著研發(fā)費(fèi)用的增加而提高。上述理論機(jī)制表明，企業(yè)創(chuàng)新可以提高銷售業(yè)績，擴(kuò)大市場份額和競爭力。故本文提出以下假設(shè)：

H：企業(yè)創(chuàng)新與企業(yè)績效呈現(xiàn)顯著的正向相關(guān)關(guān)系。

四、研究設(shè)計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源。本文以2015—2019年我國滬深A(yù)股上市公司為樣本。之所以選擇2015年作為樣本區(qū)間的起始點(diǎn)，主要是考慮到2015年以來我國關(guān)于加大推進(jìn)促進(jìn)創(chuàng)新發(fā)展的諸多政策對企業(yè)的影響。此外，本文對樣本進(jìn)行了如下的處理：（1）剔除金融類、ST上市公司；（2）剔除樣本缺失值；（3）對樣本進(jìn)行1%和99%的縮尾處理。本文的數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和CNRDS數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義（詳見表1）。

表1 本文選取變量及相關(guān)說明

（三）模型設(shè)計。為了驗(yàn)證假設(shè)，本文構(gòu)建模型（1）和模型（2）。

以創(chuàng)新投入——研發(fā)費(fèi)用的自然對數(shù)（Lnrd）作為企業(yè)創(chuàng)新的衡量指標(biāo)：

以創(chuàng)新產(chǎn)出——專利申請數(shù)量（Lnpatent）的自然對數(shù)作為企業(yè)創(chuàng)新的衡量指標(biāo)：

根據(jù)假設(shè)，企業(yè)創(chuàng)新會有效提高企業(yè)績效，本文預(yù)期α、β顯著為正。

五、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性分析。表2為主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，ROA的平均值為0.036，最大值為0.209，最小值為-0.283，說明樣本公司平均績效為3.6%，但差額較大。研發(fā)費(fèi)用投入自然對數(shù)（Lnrd）的均值為6.269，中位數(shù)為0.000，表明企業(yè)研發(fā)投入費(fèi)用整體遠(yuǎn)低于企業(yè)平均水平，企業(yè)創(chuàng)新意識薄弱，在研發(fā)投入方面的重視程度不高。并且，研發(fā)投入的標(biāo)準(zhǔn)差為8.608，最大值與最小值之間的差額達(dá)到了20.990，說明樣本公司之間研發(fā)投入金額差距較大。專利申請數(shù)量（Lnpatent）的均值為1.292，中位數(shù)為0.693，企業(yè)專利申請數(shù)量整體低于平均水平，表明企業(yè)創(chuàng)新積極性不高，對專利申請和保護(hù)的意識不強(qiáng)。此外，專利申請數(shù)量（Lnpatent）的標(biāo)準(zhǔn)差為1.565，最大值與最小值之間的差額為5.966，說明樣本企業(yè)之間的創(chuàng)新產(chǎn)出差距明顯。以上企業(yè)績效之間的差異與企業(yè)創(chuàng)新之間的差異形成配比，為本文研究企業(yè)創(chuàng)新與企業(yè)績效之間的關(guān)系提供了可能性。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

（二）相關(guān)性分析。下頁表3為主要變量相關(guān)性檢驗(yàn)，分析結(jié)果可知，各變量的兩種方法的相關(guān)系數(shù)基本一致。以企業(yè)研發(fā)投入（Lnrd）為衡量企業(yè)創(chuàng)新的指標(biāo)時，企業(yè)績效（ROA）與研發(fā)投入（Lnrd）之間的Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)分別為-0.070和-0.018，在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明隨著企業(yè)創(chuàng)新水平升高，企業(yè)績效會隨之下降，假設(shè)初步驗(yàn)證不成立，這可能是受到企業(yè)規(guī)模效應(yīng)的影響。規(guī)模不同的企業(yè)研發(fā)能力不同，且其技術(shù)溢出的轉(zhuǎn)化吸收效率也會不同，因而研發(fā)投入的不充分利用會導(dǎo)致企業(yè)績效的降低，但最終結(jié)果仍需要進(jìn)一步回歸分析。以研發(fā)產(chǎn)出（Lnpatent）為衡量企業(yè)創(chuàng)新的指標(biāo)時，企業(yè)績效（ROA）與研發(fā)產(chǎn)出（Lnpatent）之間的Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)分別為0.111和0.116，在1%的水平上呈顯著正相關(guān)，這說明在控制其他變量后，企業(yè)績效水平會隨著企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的增加而提高，初步驗(yàn)證了假設(shè)。

表3 變量的相關(guān)性分析

針對本文的變量，運(yùn)用方差膨脹因子（VIF）進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如表4所示，模型（1）和模型（2）的VIF值均小于1.5，遠(yuǎn)小于10，不存在多重共線性問題。

表4 多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果

（三）基準(zhǔn)回歸分析。企業(yè)創(chuàng)新與企業(yè)績效的回歸結(jié)果如表5所示。表5中，列（1）從企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入角度出發(fā)，Lnrd與ROA在1%的水平上正相關(guān)，說明企業(yè)對研發(fā)活動投入越多，研發(fā)力度越大，企業(yè)績效水平就越高，假設(shè)成立。通過加大科研經(jīng)費(fèi)的投入，企業(yè)可以憑借其良好的資本優(yōu)勢，在激烈的競爭環(huán)境中快速獲得知識積累，從而提高研發(fā)活動的效率。同時，企業(yè)充足的資本投入使其具有較強(qiáng)的風(fēng)險承受能力，能夠有效地應(yīng)對創(chuàng)新帶來的風(fēng)險，使得企業(yè)平穩(wěn)經(jīng)營。列（2）從企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)產(chǎn)出專利數(shù)量出發(fā)，Lnpatent與ROA在1%的水平上顯著正相關(guān)，說明企業(yè)的專利產(chǎn)出越多，企業(yè)績效表現(xiàn)越好，假設(shè)成立。專利能夠保護(hù)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，將其核心內(nèi)容保持私密，在固有的市場中搶占市場份額，通過形成的市場壟斷地位獲取超額利潤，最終實(shí)現(xiàn)企業(yè)績效的提高。

表5 變量的基準(zhǔn)回歸分析

（四）內(nèi)生性檢驗(yàn)。考慮到企業(yè)績效可能會存在時間慣性的問題，因此本文采用工具變量法，引入Lnrd和Lnpatent的滯后一期Lnrd和Lnpatent作為工具變量，運(yùn)用GMM對回歸模型進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，驗(yàn)證原假設(shè)是否成立。表6檢驗(yàn)結(jié)果表明，Lnrd的回歸系數(shù)為3.071，與ROA在1%的水平上顯著正相關(guān)，說明了本文研究的 ROA對Lnrd 具有顯著正向影響的結(jié)論在控制內(nèi)生性問題后依然成立。Lnpatent的回歸系數(shù)為10.043，與ROA在1%的水平上顯著正相關(guān)，表明本文研究的ROA對Lnpatent具有顯著正向影響的結(jié)論在控制內(nèi)生性問題后依然成立。同時，Kleibergen-Paap rk LM值和Wald F值分別為464.8438、2 360.6665 和 1 476.0164、12 889.6886。Hansen J 值均為 0.0000，說明Lnrd、 Lnpatent不存在不可識別、弱工具變量和過度識別問題。

表6 內(nèi)生性檢驗(yàn)

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文選取凈資產(chǎn)收益率ROE（凈利潤/凈資產(chǎn)）作為被解釋變量的替代衡量指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，得到表7的回歸結(jié)果。從表7可以看出，替換后的回歸結(jié)果與替換之前結(jié)論一致，研發(fā)費(fèi)用投入（Lnrd）與企業(yè)績效在1%的水平上顯著正相關(guān)，且專利申請數(shù)量（Lnpatent）與企業(yè)績效在1%水平上顯著正相關(guān)，說明本文結(jié)論具有較高的穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

六、結(jié)論與建議

本文以2015—2019年的滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，研究結(jié)論如下：企業(yè)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出越多，企業(yè)績效水平越高，即兩者之間正相關(guān)。在控制了其他變量后，企業(yè)越注重創(chuàng)新，企業(yè)績效也會隨之升高。企業(yè)通過研發(fā)活動提高其技術(shù)與服務(wù)，改善企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量和服務(wù)質(zhì)量，從而帶來營業(yè)收入的增加。除此之外，企業(yè)創(chuàng)新活動包括研發(fā)投入與專利申請在內(nèi)可以提升企業(yè)所在行業(yè)的技術(shù)壁壘，可以更好地?fù)屨际袌雠c提升自我競爭力，進(jìn)一步提高企業(yè)績效。

針對以上研究結(jié)論，本文提出如下建議：（1）企業(yè)在進(jìn)行經(jīng)營決策時，應(yīng)該加大研發(fā)投入力度，并且時刻注意研發(fā)投入的轉(zhuǎn)化率。研發(fā)投入可以轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，產(chǎn)生超額利潤，搶占市場份額。但是一味地投入，而不注重研發(fā)投入的轉(zhuǎn)化率，最終結(jié)果可能適得其反。（2）政府應(yīng)該大力推行企業(yè)創(chuàng)新政策，為企業(yè)提供創(chuàng)新政策支持。不管是增加研發(fā)投入還是申請專利，都需要企業(yè)投入大量資金，因此，政府應(yīng)該出臺更多相關(guān)政策扶持我國企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展，促進(jìn)國內(nèi)各行業(yè)的繁榮。