傅晨曦　李延喜

摘 要：探索技術創(chuàng)新投入驅(qū)動企業(yè)盈利持續(xù)性的規(guī)律，以此驅(qū)動企業(yè)持續(xù)發(fā)展是一個新問題。本文將盈利持續(xù)性作為技術經(jīng)濟績效的新指標導出技術創(chuàng)新投入驅(qū)動盈利持續(xù)性的假說;建立GMM動態(tài)自回歸模型、選擇深交所創(chuàng)業(yè)板企業(yè)為樣本和運用GMM估計法，證實了技術創(chuàng)新投入對盈利持續(xù)性的影響具有正向滯后效應;在R&D持續(xù)性和權益價值增長匹配條件下技術創(chuàng)新逐年連續(xù)投入能驅(qū)動盈利持續(xù)性逐年增加和盈利連續(xù)提升。此外，基于本文的研究成果可制定引導企業(yè)技術創(chuàng)新投入和管理的激勵政策，鼓勵高新企業(yè)在技術創(chuàng)新連續(xù)投入以驅(qū)動企業(yè)未來的盈利持續(xù)性不斷提升和促進上市企業(yè)健康發(fā)展。

關 鍵 詞：盈利持續(xù)性;技術創(chuàng)新投入;GMM估計法;盈利連續(xù)提升效應

DOI：10.16315/j.stm.2022.04.004

中圖分類號： F 275 文獻標志碼： A

Can technological innovation investment drive profitability persistence？：Empirical evidence from GEM of Shenzhen Stock Exchange

FU Chen-xi， LI Yan-xi

（School of Economics and Management， Dalian University of Technology， Dalian 116024， China）

Abstract：It is a new problem to study the reqular pattern of technological innovation investment driving enterprise profitability persistence and sustainable development. This paper takes profitability persistence as a new index of economic performance， and derives the hypothesis of profitability persistence driven by technological innovation investment. This study builds GMM dynamic auto-regressive model， and selects GEM firms of Shenzhen Stock Exchange as samples and uses GMM estimation method to empirically prove the impact of technological innovation investment on earnings sustainability having a positive lagging effect. And an encouraging new finding is that under the R&D persistence condition and matching the growth of equity value， continuous investment in technological innovation can drive profitability persistence to increase year by year and drive the continuous improvement of profits. Furthermore， based on the research results of this paper， policy-makers can formulate incentive policies to guide the investment and management of enterprise technological innovation， and encourage high-tech enterprises to continuously invest in technological innovation， so as to drive the continuous improvement of the future profitability of enterprises and promote the healthy development of listed enterprises.

Keywords：profitability persistence; technological innovation investment; GMM estimation method; continuous improvement of profits.

我國十四五規(guī)劃強調(diào)堅持創(chuàng)新在我國現(xiàn)代化建設全局中的核心地位，把科技自立自強作為國家發(fā)展的戰(zhàn)略支撐，同時將技術創(chuàng)新作為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和企業(yè)轉(zhuǎn)型升級的加速器。近幾年來，我國已十分重視技術創(chuàng)新投入。2020和2021年，我國研發(fā)（技術創(chuàng)新）分別投入2.44萬億元、2.79萬億元人民幣，保持年增長率超10%，其中2021年度增長率14.2%（數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局的統(tǒng)計公報）;2021年國家創(chuàng)新能力綜合排名上升至世界第12位（2012年位于第34名，來自科技部網(wǎng)頁：中國國家創(chuàng)新能力綜合排名2021）。深交所的創(chuàng)業(yè)板現(xiàn)有（截止2022年4月30日）

1 140家上市公司，2021年累計研發(fā)投入金額828.3億元，比2020年增長了29%。而且這個板塊企業(yè)實現(xiàn)營業(yè)收入合計約為2.78萬億元，同比增長23.62%，實現(xiàn)凈利潤合計1 923億元，同比增長25.08%（數(shù)據(jù)來自證券時報）。創(chuàng)業(yè)板的技術創(chuàng)新投入、營收和凈利潤同步增長，其發(fā)展質(zhì)量和盈利能力得到了顯著提升，正說明我國技術創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展已進入了新時期。技術創(chuàng)新投入是驅(qū)動產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和支撐企業(yè)提升競爭力和盈利持續(xù)性的主要動力，因此，本文的技術創(chuàng)新投入驅(qū)動盈利持續(xù)性問題，是企業(yè)管理層，學者和投資人共同關注的焦點問題。

關于技術創(chuàng)新投入驅(qū)動企業(yè)績效提升的研究文獻比較豐富。但其研究結論還不一致，下面分兩種不同結論的研究文獻：

有些研究分別從并購估值[1]、股票投資回報[2]和未來企業(yè)績效的角度研究表明技術創(chuàng)新投入（常用R&D強度作為代理變量）與企業(yè)價值或未來企業(yè)績效之間沒有顯著的正相關關系，但也發(fā)現(xiàn)了R&D強度與股票投資回報波動率成正相關和營業(yè)利潤增長呈正相關[21]。此外，從管理近視（短期主義）的視角研究發(fā)現(xiàn)同年R&D投入對短期績效有負面影響[3-5，36]。當然，這些負面結論在早期的研究文獻中也有類似的研究。Jensen等[6]提出的代理沖突可能會限制研發(fā)投入的直接回報，而研發(fā)項目價值的破壞可能是管理和控制系統(tǒng)失效的結果[7]。因此，本文在技術創(chuàng)新投入驅(qū)動績效的研究中，需要適當對其負面影響的關鍵因素（代理沖突與短期主義、管控失效和R&D費用化）加以考慮。

更重要的一方面，學者、投資人和政策制定人更關注對技術（R&D）創(chuàng)新投入可以提升企業(yè)競爭力和企業(yè)績效這方面成果。許多研究成果表明，創(chuàng)新投入可以加強現(xiàn)有產(chǎn)品市場地位和提供進入新產(chǎn)品市場領域的機會[8-10]，從而提高績效。從投資人的視角研究發(fā)現(xiàn)技術創(chuàng)新投入與企業(yè)績效或企業(yè)價值之間存在正相關關系[11]。這方面相關的研究論文還很多，本文更關注的是技術投入對企業(yè)未來績效的影響的研究。

有關技術創(chuàng)新投入驅(qū)動經(jīng)濟發(fā)展和企業(yè)績效提升的研究成果的結論不一致，而且在這方面的研究仍存在一些理論和實證模型方面的諸多問題。從理論上講，有些學者對創(chuàng)新投入的代理沖突與短期主義、管控失效和R&D費用化等因素進行研究得到是負面影響，這一負面的結論對技術創(chuàng)新能驅(qū)動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展是不相吻合的。另一方面，許多學者就關于技術創(chuàng)新投入能驅(qū)動企業(yè)績效（績效度量常見用ROA或ROE）提升開展諸多的研究。本文所要追尋的后一主題，特別是本文引入盈利持續(xù)性（是衡量企業(yè)可持續(xù)發(fā)展和創(chuàng)造價值能力的重要指標）替代傳統(tǒng)績效指標，探討技術創(chuàng)新驅(qū)動盈利持續(xù)性不斷提升的規(guī)律，這是一個新課題。目前在實證方法論上，普通的多元回歸分析模型應用于技術創(chuàng)新投入的滯后效應和盈利連續(xù)提升效應的研究是不適合的，因為這一分析不能從一個模型觀測到跨期的技術創(chuàng)新投入的作用，而且產(chǎn)生一些異常結論，投資人和政策制定人對這樣的研究結果表示不贊同。因此本文探討應用GMM的自回歸模型來解決這一問題，其目標在于探索技術創(chuàng)新投入驅(qū)動盈利連續(xù)提升的規(guī)律。為了達到這一目標，提出了本文要證明的2個假設：第一，技術創(chuàng)新投入對盈利持續(xù)性有滯后效應，第二，盈利逐年提升效應。

與目前現(xiàn)有的研究文獻相比，本研究在理論和模型構建方面有如下貢獻：第一，首次應用動態(tài)一階自回歸模型的系數(shù)度量創(chuàng)業(yè)板企業(yè)技術創(chuàng)新投入驅(qū)動盈利持續(xù)性，以盈利持續(xù)性（預計未來的盈利能力指標）替代常規(guī)的績效指標（諸如資產(chǎn)收益率ROA和企業(yè)價值），證實了滯后效應假說。第二，基于滯后效應的模型，證實了盈利持續(xù)提升效應假說（在R&D持續(xù)性條件下技術創(chuàng)新逐年連續(xù)投入驅(qū)動企業(yè)盈利能力逐年提升）。第三，根據(jù)本研究成果可制定引導企業(yè)技術創(chuàng)新投入和管理的激勵政策，鼓勵高新企業(yè)在技術創(chuàng)新連續(xù)投入以驅(qū)動企業(yè)的盈利持續(xù)性不斷提升和促進上市企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

1 技術創(chuàng)新和盈利持續(xù)性相關理論分析和假設提出

我國的創(chuàng)新立國發(fā)展戰(zhàn)略驅(qū)動產(chǎn)業(yè)和企業(yè)不斷增加技術創(chuàng)新投入，眾多學者和投入者都看到技術創(chuàng)新投入的新高潮正在來臨。本文的目的是探索技術創(chuàng)新投入驅(qū)動盈利持續(xù)性的一些規(guī)律。本節(jié)對現(xiàn)有的有關技術創(chuàng)新與企業(yè)績效關系和有關盈利持續(xù)性的研究文獻做的回顧和分析，并提出了理論假說，為下一節(jié)的GMM模型構建和假說的實證分析提供理論支撐。

1.1 技術創(chuàng)新投入、盈利持續(xù)性與企業(yè)績效相關理論研究評述

技術創(chuàng)新是一個熱詞，很多研究文獻默認技術創(chuàng)新等同于研發(fā)創(chuàng)新，在某種條件下兩者可以等同，本文也默認這一約定。技術創(chuàng)新涉及面很廣，更多的創(chuàng)新理論都是源于技術創(chuàng)新（包括技術創(chuàng)新），而且認為技術創(chuàng)新可驅(qū)動國家或地區(qū)經(jīng)濟增長和企業(yè)績效提升。Guth[15]認為企業(yè)通過技術創(chuàng)新可以開發(fā)或引入新產(chǎn)品、降低產(chǎn)品的生產(chǎn)成本;然而Rothwell[16]突破“技術驅(qū)動經(jīng)濟增長”的理論約束轉(zhuǎn)到“市場拉動技術”，肯定市場驅(qū)動力在新產(chǎn)品技術中的重要作用。從財務和戰(zhàn)略管理視角：Teece[17]的創(chuàng)新獲利（profiting from innovation）的理論揭示了“利益失衡”和“需要持續(xù)改善”2個關鍵假說，是本文所提的理論假說的基礎理論之一。Vanderpal[18]認為技術創(chuàng)新投入可以顯著提高企業(yè)的財務可持續(xù)性（盈利持續(xù)性），是提高企業(yè)生產(chǎn)率和盈利能力的重要因素。為了保持在市場上的競爭優(yōu)勢，企業(yè)需要不斷地為尚未解決的問題找到新的解決方案，并保持持續(xù)的創(chuàng)新。著名學者William等[19]對技術創(chuàng)新投入與企業(yè)績效關系的研究起步較早，以生物技術企業(yè)為研究對象，驗證了企業(yè)價值的提高部分歸功于R&D投入。Ettlie[20]從全球視角，選取20個國家的制造業(yè)企業(yè)作為樣本，雖然樣本區(qū)域跨度很大，技術創(chuàng)新投入與企業(yè)績效或企業(yè)價值之間存在正相關關系。最近，Lee等[22]發(fā)現(xiàn)了研發(fā)投入與投資回報率呈正向相關，國內(nèi)一些學者研究業(yè)的類似的結論，諸如張琴[23]選擇民營高科技企業(yè)作為研究對象、孫自愿等[24]選取2011—2015年滬深上市公司為樣本企業(yè)，研究后得出的結論為企業(yè)技術投入能夠提升企業(yè)績效。因此，技術創(chuàng)新已成為推動企業(yè)價值增長和盈利持續(xù)性的重要動力。正確認識技術創(chuàng)新的特征和規(guī)律，特別是探討技術創(chuàng)新對企業(yè)盈利持續(xù)性提升的影響和機制，具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

盈利持續(xù)性（也稱盈余持續(xù)性）不是一個新概念，其本質(zhì)是未來盈利增長可預期，是一個未來盈利能力指標。不同于企業(yè)盈利能力指標ROA（或ROE），盈利持續(xù)性的度量確定為盈利指標的一階自回歸預測方程的系數(shù)。關于它和企業(yè)價值（或股價）結合研究的成果是比較豐富的;有的學者對盈利持續(xù)性理論進行研究[25-26]，還有研究盈利持續(xù)性的影響因素：包括無風險收益、經(jīng)營現(xiàn)金流、剩余收益、賬面凈資產(chǎn)、產(chǎn)品組合、應計項目、財務杠桿、內(nèi)部控制和營業(yè)增長等等[27-30]。已有文獻多數(shù)都把盈利持續(xù)性看作解釋變量，它與企業(yè)價值（企業(yè)績效）的關系;也有很多文獻將它與股本成本、CEO激勵薪酬、內(nèi)控制度并列作為解釋變量，研究這些解釋變量的相互作用對企業(yè)績效的影響。然而，這些解釋變量也會影響盈利持續(xù)性。正說明關于這方面的研究較多需要深入的問題，尤其在本文將盈利持續(xù)性看作被解釋變量，并與創(chuàng)新獲利理論結合可導出下面的2個假設，并聚焦在技術創(chuàng)新投入驅(qū)動盈利持續(xù)性提升的規(guī)律研究，這是本文的主題。

上述文獻回顧和理論分析，理清了技術創(chuàng)新投入能發(fā)揮驅(qū)動引擎的作用，盈利持續(xù)性可作為企業(yè)未來的盈利能力關鍵變量，許多研究文獻對技術創(chuàng)新投入看作一種長期投資已達成的共識。為此，本文所提出研究主題：技術創(chuàng)新投入能驅(qū)動盈利持續(xù)性提升，是當前學術界需要深入研究的重要課題。這一課題將歸結為下面的2個假設的導出及其實證分析。

1.2 技術創(chuàng)新投入驅(qū)動盈利持續(xù)性及其假設提出

企業(yè)技術創(chuàng)新投入，是在獲取新的商機和提升自身的競爭力，而且還能提升企業(yè)績效，這個結論在學術界和實務界已達成共識。而且有關技術投入的文獻研究表明技術投入被用作競爭優(yōu)勢、長期增長和技術進步的來源，從而提高企業(yè)績效。從企業(yè)長期發(fā)展來看，企業(yè)R&D投入有助于提高投入企業(yè)的經(jīng)營績效。較強的競爭地位有助于提高企業(yè)的持續(xù)盈利能力和估值。Amankwah等[31]和You等[32]的研究成果表明，技術創(chuàng)新在促進生產(chǎn)力和經(jīng)濟發(fā)展方面發(fā)揮著核心作用，特別是在新興國家。Amankwah等[33]研究表明發(fā)展中國家（如中國）一旦長期的“技術追趕”（技術創(chuàng)新投入）效應持續(xù)性成長，可促使國家和地區(qū)之間發(fā)展均衡。技術投入可以提高生產(chǎn)率、經(jīng)濟效益，減少波動，并在未來產(chǎn)生更好的利潤率。然而，幾十年以來，學術界的研究人員一直試圖衡量技術與企業(yè)績效之間的關系。在許多研究文獻的結果表明了不同結論。Tsao等[34]研究發(fā)現(xiàn)技術創(chuàng)新會對短期盈利能力產(chǎn)生負面影響，因為大多數(shù)企業(yè)會將技術投入列為當期的R&D費用支出。Racela等[35]研究表明，技術投入強度與企業(yè)經(jīng)營績效呈負相關。這些研究成果說明在技術創(chuàng)新投入過程中，還應當注意引導管理者不要看重短期效益，應該在技術創(chuàng)新方面做更大的投入，以追求企業(yè)的長期績效（盈利持續(xù)性）。

假設的提出，既要考慮學術文獻中已經(jīng)達成了共識，又要科學地強調(diào)R&D創(chuàng)新投入對績效指標有正向影響，對績效指標有滯后效應（對同年有負向影響，后一年有正向影響）。因此，根據(jù)前面所回顧的創(chuàng)新獲利理論和盈余持續(xù)性，本文以盈利持續(xù)性代替?zhèn)鹘y(tǒng)績效（如ROA），從企業(yè)創(chuàng)新對價值創(chuàng)造的基本指標和盈利增長可持續(xù)性的角度來研究企業(yè)技術創(chuàng)新對未來盈利能力提升的影響。所以，本文提出以下的理論假設：

假設H1a：同年技術創(chuàng)新投入對同年的盈利持續(xù)性具有負向影響。

假設H1b：技術創(chuàng)新投入具有滯后效應。第t年的技術創(chuàng)新投入對第t+1年盈利持續(xù)性有正向影響。

從會計利潤表的角度來看，大部分年度技術和創(chuàng)新投入在利潤表中列為期間費用，這對當年的收益產(chǎn)生了負面影響。因此，假設H1a似乎符合會計利潤計算的邏輯：R&D投入越大，當期利潤的負面影響越大。然而，技術創(chuàng)新投入在未來預期會有較好的持續(xù)性盈利，因此假設H1b（滯后效應）是本文的重點之一。

1.3 技術創(chuàng)新連續(xù)投入促使盈利持續(xù)性按年連續(xù)提升

本研究與以往研究文獻聚焦于R&D投入會對短期盈利能力產(chǎn)生負面影響和企業(yè)績效的正向關系不顯著不同，通過研究技術創(chuàng)新投入對未來盈利能力的滯后效應來驅(qū)動盈利持續(xù)性。更重要的理論突破是，考慮如何將盈利持續(xù)性如何從滯后一年的效應能夠逐年不斷延續(xù)下去，以便形成技術創(chuàng)新投入驅(qū)動盈利連續(xù)提升的理論假設。許多學者對技術創(chuàng)新投入能夠驅(qū)動企業(yè)長期績效的提升達成共識，本文的長期績效提升主要展現(xiàn)在盈利持續(xù)性系數(shù)逐年提升。在技術投入增加后，公司的長期經(jīng)營業(yè)績與其顯著正相關，而且技術投入增加，市場對其好處的認知是滯后的。Andriesa等[37]從實證角度研究，證明了資源受限和財務寬裕的企業(yè)對技術創(chuàng)新分階段投入的不同經(jīng)濟效果，同時認為資源可用性會引發(fā)企業(yè)技術創(chuàng)新投入的分階段效應。Eggers等[38]發(fā)現(xiàn)了企業(yè)創(chuàng)新投入的績效略低于期望值時，追求R&D創(chuàng)新投入的動機將最強，當績效大幅低于期望值或大幅高于期望值時，動機將減弱。企業(yè)的強大動態(tài)能力在于企業(yè)通過技術創(chuàng)新投入來產(chǎn)生差異化的產(chǎn)品和服務，以新的方式應對新市場或現(xiàn)有市場，從而產(chǎn)生卓越的利潤[39]。Xu等[40]認為創(chuàng)新投入的最終目標是實現(xiàn)企業(yè)價值最大化，并且證實了企業(yè)應增強技術創(chuàng)新意識，加大技術創(chuàng)新投入，才能帶來可持續(xù)增長;因此，本文提出了R&D持續(xù)改進的基本條件（以下簡稱R&D持續(xù)性條件）：營業(yè)利潤率（OROE）>0，近三年（如2017年、2018年和2019年）年均研發(fā)投資強度≥3%;每年專利加權數(shù)CCPQ≥10。R&D持續(xù)性條件是用于本文從創(chuàng)業(yè)板篩選樣本的基本條件，也是告訴投資人和經(jīng)理們企業(yè)滿足R&D持續(xù)性的3個基本條件，我們預期企業(yè)可實現(xiàn)技術創(chuàng)新驅(qū)動盈利能力逐年提升的目標。所以提出如下的假設：

假設H2：（盈利連續(xù)提升效應）在企業(yè)R&D持續(xù)性條件下，技術創(chuàng)新投入驅(qū)動盈利持續(xù)性連續(xù)3年不斷提升。而且，在技術創(chuàng)新投入計劃與企業(yè)權益價值增長相匹配和企業(yè)R&D持續(xù)性條件下，技術創(chuàng)新逐年連續(xù)投入能驅(qū)動盈利連續(xù)提升。

上述的假設H2為研究我國處于技術創(chuàng)新驅(qū)動產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展而提出的。假設分2個結論，其中更為重要的是后一個結論，其前提條件除了R&D持續(xù)條件外，還強調(diào)了技術創(chuàng)新投入計劃與企業(yè)權益價值增長相匹配。例如，權益價值的平均年增長10.5%，可選匹配技術創(chuàng)新投入的R&D強度年增長為10%。其目的是能預計盈利連續(xù)提升目標的實現(xiàn)，和應用于高管的技術創(chuàng)新投入管理和促進投資人形成正確評價研發(fā)支出的企業(yè)價值。另一方面，有關政策制定部門應該考慮配套政策鼓勵企業(yè)分期連續(xù)的技術投入來驅(qū)動企業(yè)盈利持續(xù)性成長。正如Acemoglu等[41]研究了技術創(chuàng)新過程發(fā)現(xiàn)監(jiān)管機構可以通過政策刺激企業(yè)創(chuàng)新和增加技術投入來促進經(jīng)濟增長。而且假設H2可幫助政策制定人改進政策引導企業(yè)技術創(chuàng)新連續(xù)投入，最好保持一定的持續(xù)增長，可以促進盈利持續(xù)性逐年提升。

2 盈利持續(xù)性模型設計和樣本選擇

2.1 研究樣本選取與數(shù)據(jù)來源

由于處于科創(chuàng)板起步階段，動態(tài)面板數(shù)據(jù)還未形成，所以本文僅選取創(chuàng)業(yè)板的企業(yè)作為樣本企業(yè)。本文的樣本均來源于深圳創(chuàng)業(yè)板上市公司的上市企業(yè)，篩選樣本應滿足R&D持續(xù)性條件：營業(yè)利潤率（OROE）>0;近3年（如2017年、2018年和2019年）年均研發(fā)投資強度≥3%;每年專利加權數(shù)CCPQ≥10。不滿足的企業(yè)將被剔除。另外，企業(yè)若是屬于下列屬性：ST和*ST公司;金融公司;企業(yè)只有1年虧損，但其絕對值大于前3年利潤之和。

根據(jù)上述篩選條件，證券交易所網(wǎng)站公布的上市公司年報樣本企業(yè)和CSMAR（中國證券市場與會計研究）數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)均來自深圳創(chuàng)業(yè)板上市公司，獲得了126家樣本公司（2019年創(chuàng)業(yè)板總樣本共有738家企業(yè)）和持續(xù)3～8年的非平行面板數(shù)據(jù)，這些樣本的面板數(shù)據(jù)由3～8年的非平行面板數(shù)據(jù)構成（從2011年到2019年，不同IPO年份的企業(yè)，所觀測的面板樣本點數(shù)據(jù)不一樣）。面板數(shù)據(jù)數(shù)量為663個公司年度觀察值，隨著當前年份不同，樣本觀測點數(shù)量隨著年份遞增而遞減。

2.2 變量定義與度量

2.2.1 盈利持續(xù)性的度量

盈利持續(xù)性（也稱盈余持續(xù)性）本質(zhì)是企業(yè)盈利在未來將持續(xù)或盈利增長可預期，許多文獻將其度量確定為盈利指標的一階自回歸方程的系數(shù)[12]：

ROAt+1=β0+β1ROAt+εt。（1）

其中，回歸系數(shù)β1確定為盈利持續(xù)性的度量指標，β1越大，盈利持續(xù)性越好。

根據(jù)Sloan[13]的研究營業(yè)利潤（屬于持續(xù)性盈利）比暫時性盈利持續(xù)性好，本研究引入營業(yè)利潤率OROE：設定OROEt為第t年的營業(yè)利潤與凈資產(chǎn)比率，稱營業(yè)利潤率OROEt：

OROEt=營業(yè)利潤/賬面平均凈資產(chǎn);

營業(yè)利潤=營業(yè)務收入-營業(yè)務成本。

盈利持續(xù)性系數(shù)的計算：本文應用Richardson等[14]和Dichev[42]的計算盈利持續(xù)性系數(shù)的方法，構建盈利持續(xù)性自回歸模型：

OROEit +1=β0 +β1OROEit+β2RDit+β3RDit+1+…+B×Xit+ui+εit+1。（2）

其中：β1為盈利持續(xù)性的計量系數(shù)。β1越大，盈利持續(xù)性越越好。RDt是技術創(chuàng)新投入的變量。

為了更為直接與回歸分析模型結合，本文還借鑒了最近用多篇文獻應用系統(tǒng)GMM估計法回歸模型研究成果發(fā)現(xiàn)技術創(chuàng)新滯后效應[43]，在本節(jié)的第3節(jié)構建更具體的GMM模型，用于技術創(chuàng)新投入驅(qū)動盈利持續(xù)性的實證分析。

2.2.2 技術創(chuàng)新投入的變量及其度量

技術創(chuàng)新投入是智力資本與金融資本相結合產(chǎn)生創(chuàng)造性產(chǎn)出的過程。具體而言，有大量的研究論文將R&D投入作為技術創(chuàng)新投入的重要指標，而R&D創(chuàng)新投入強度（R&D支出/營業(yè)收入）是衡量企業(yè)技術創(chuàng)新能力的重要指標。

本文基于企業(yè)創(chuàng)新的投入和產(chǎn)出，采用了2種技術創(chuàng)新測度：引入研發(fā)支出和專利產(chǎn)出。對于年報披露的R&D支出，創(chuàng)業(yè)板上市公司的R&D支出對盈利持續(xù)性具有顯著的正向影響;專利變量作為技術創(chuàng)新的另一個重要代理變量，在我國現(xiàn)有數(shù)據(jù)庫條件下仍存在一定的應用約束。本文介紹了專利的2種定量變量，包括發(fā)明專利數(shù)量（INV）和非發(fā)明專利數(shù)量（NPQ）（包括實用專利和外觀專利）?？紤]到發(fā)明專利形成的難度和作用，本文采用發(fā)明專利權衡系數(shù)為5，其他專利權衡系數(shù)為1。其理由是：發(fā)明專利申請的正式費用為3 450元，而實用和外觀專利均僅需500元，應接近7倍;另外，根據(jù)有效期，實用新型10年期滿后不能續(xù)展，發(fā)明專利20年期滿后可以續(xù)展。外觀專利的含金量（正式申請費500元）肯定比實用專利的含金量低，所以我們選擇5倍的貢獻系數(shù)作為發(fā)明專利的權衡系數(shù)，其他專利的權衡系數(shù)為1。按選定的權衡系數(shù)其權衡專利數(shù)CCPQ的計算公式如下：

CCPQ=5INV+NPQ。

由于CCPQ變量與盈利持續(xù)性沒有顯著的相關性（本文進行了實證分析，其結果證實了專利數(shù)對盈利持續(xù)性的影響很微弱且不顯著，為節(jié)約篇幅這里不羅列其分析過程和回歸結果表格），因此僅將CCPQ變量作為一個條件變量來選取樣本和觀察數(shù)據(jù)。

2.2.3 控制變量

本文借鑒Alam等[44]和Banker[45]的回歸模型的控制變量，選擇了一組可能影響因變量OROE的5個控制變量，如表1所示。為了控制企業(yè)規(guī)模和行業(yè)特性效應，大型企業(yè)可能具有較低的企業(yè)市盈率高估的風險，為此選擇規(guī)模變量Size和行業(yè)平均市盈率的自然對數(shù)IPE變量作為兩控制變量以解釋不同行業(yè)和規(guī)模的系統(tǒng)差異;關于成長和財務杠桿對企業(yè)盈利持續(xù)性有重要的影響，為了能控制這方面的效應，本研究增選了高成長Hgro和財務杠桿Lev不同企業(yè)的負債對盈利持續(xù)性的影響。另外，企業(yè)上市的年齡對盈利持續(xù)性對盈利持續(xù)性有一定的影響，因此增補了企業(yè)年齡Age衡量對企業(yè)盈利持續(xù)性的影響。

2.2.4 變量定義及其度量表

前述控制變量、被解釋變量（盈利持續(xù)性）、解釋變量（技術創(chuàng)新投入）等變量的定義和度量公式，如表1所示。

2.3 盈利持續(xù)性GMM實證分析模型設計

從應用GMM估計的近期研究成果來看，技術創(chuàng)新投入對其績效影響的滯后效應是很顯著的。也就是說，t年的技術創(chuàng)新投入對t+1年的企業(yè)績效產(chǎn)生正向影響。然而，本文將其績效替換為盈利持續(xù)性是否也是同樣的結論，下面闡述實證用到的GMM模型的構建。

從R&D創(chuàng)新投入與績效研究的角度，加強R&D創(chuàng)新細分與企業(yè)價值關系的實證研究，是加強企業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動盈利持續(xù)提高研究的重要組成部分，進一步揭示了R&D創(chuàng)新投入驅(qū)動盈利持續(xù)性的理論假說。本文運用Richardson等[14]和Dichev等[42]的方法計算盈利持續(xù)性系數(shù)，構建了盈利持續(xù)性自回歸模型，這一理論基礎也來源于盈利持續(xù)性的內(nèi)涵（即企業(yè)當前的盈利將持續(xù)或未來的盈利增長可以預期），而盈利持續(xù)性的運用是對盈利質(zhì)量的時間序列度量。因此，本文在自回歸分析模型公式（2）的基礎上，構建了以下模型，并借鑒了許多近期文獻運用GMM估計法對自回歸模型進行檢驗，發(fā)現(xiàn)R&D創(chuàng)新的滯后效應[46]。

本文應用盈利持續(xù)性自回歸系數(shù)的方法，構建盈利持續(xù)性自回歸模型。這一理論基礎還是源于盈利持續(xù)性的內(nèi)涵（指企業(yè)盈利在未來將持續(xù)或增長是可預期的），同時，也利用盈利持續(xù)性是盈利質(zhì)量的一種時間序列計量，因此下面提出的時間序列模型可以用于檢驗盈利持續(xù)性。

為了探索技術創(chuàng)新投入驅(qū)動盈利持續(xù)性的規(guī)律，構建了自回歸的基本模型，既上述的公式（2），本文采用盈利持續(xù)性（也稱盈余持續(xù)性）系數(shù)β1來預測未來盈利，盈利持續(xù)性的度量以OROEt+1為因變量，OROEt為自變量，構建了如下3個自回歸模型：

OROEit+1=β0+β1OROEit+β2RDit+1+β3RDit+B×Xit+ui+εit+1，（3）

OROEit+2=β0+β11OROEit+β12OROEit+1+β2RDit+2+β3RDit+1+B×Xit+1+ui+εit+2，（4）

OROEit+3=β0+β11OROEit+1+β12OROEit+2+β2RDit+3+β3RDit+2+B×Xit+2+ui+εit+3。（5）

與模型（3），（4）和（5）相對應的且類似的模型用于的穩(wěn)健性檢驗這里就不列示其具體公式。上述模型（包括模型（2））中，β1（或β12）為盈利持續(xù)性的計量系數(shù)。β1（或β12）越大，盈利持續(xù)性越強。上述模型中的β1（或β12）可以解釋盈利持續(xù)性，也可以用來預測未來的營業(yè)利潤。自回歸模型公式（3）中以第i企業(yè)和t+1年的營業(yè)利潤率變量OROEit+1為被解釋變量，以t年營業(yè)利潤率OROEit為解釋變量，第t+1年的技術投投入RDit+1和滯后一期技術投入RDit作為重要解釋變量，技術投入時間點t為動態(tài)滑動形成動態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸模型。模型（3）中的β2到β3表示盈利持續(xù)性和技術創(chuàng)新投入的解釋變量之間的關系系數(shù)，B×Xit是控制變量向量X和相應影響系數(shù)向量B的向量乘積。誤差分量ui被分為3個影響效應：一是控制企業(yè)個體異質(zhì)性的獨立效應（部分通過控制變量來實現(xiàn)）;二是控制時間（year）虛擬變量捕獲了宏觀經(jīng)濟變量對技術和盈利持續(xù)性的固定效應;三是將行業(yè)分為技術型和非技術型，因此使用行業(yè)效應用來捕捉行業(yè)特定效應。εit+1是隨機干擾項和是相互獨立的正態(tài)分布。模型（4）和（5）可類似進行解釋，不再重復。

3 GMM估計和多元回歸分析

3.1 變量的描述性統(tǒng)計和相關系數(shù)矩陣

1）描述性統(tǒng)計。檢驗模型中主要變量的描述性統(tǒng)計特征，如表2所示。由表2可知，8個變量的描述性統(tǒng)計均無異常值，以下是主要變量的簡要說明：OROE營業(yè)利潤率平均值為28.3%，中位數(shù)低于平均水平25.4%，最低為1.8%;技術創(chuàng)新投入強度RD的均值為7.9%，中位數(shù)低于均值為5.8%，最低值為1.1%;其他變量屬于控制變量，其描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)都正常無奇異現(xiàn)象。

2）變量相關系數(shù)矩陣。變量之間的皮爾遜相關性，如表3所示。皮爾遜相關系數(shù)顯示在對角線下方。相關系數(shù)右上角帶*越多表示具有更高水平的統(tǒng)計顯著性。樣本期為2013—2019年。所有變量均遵循表1中的定義。***、**和*表示統(tǒng)計數(shù)據(jù)分別在1%、5%和10%的顯著水平。

由表3可知，各變量直接相關系數(shù)最大值為0.53，均小于0.6，根據(jù)有關文獻的研究經(jīng)驗表明下文回歸分析中可以忽略多重共線性問題[47-48]。

3.2 技術創(chuàng)新投入驅(qū)動盈利持續(xù)性的滯后效應的實證分析

長期以來，許多學者偏好用普通多元回歸模型來檢驗，諸如孫自愿等[24]用滯后的績效作為因變量分析技術與企業(yè)績效之間的關系，其影響系數(shù)不理想。本文基于GMM模型，采用系統(tǒng)GMM估計方法，引入自回歸方法，將不同期的績效可放在同一個表格中，同時解決了內(nèi)生性問題和有偏估計問題（見下面的估計無偏性檢驗）。

3.2.1 GMM估計的內(nèi)生性檢驗

本文應用GMM估計方法，只要通過下面工具變量檢驗和自相關檢驗，解決了解釋變量（自回歸變量）的內(nèi)生性問題。

1）工具變量檢驗（Hansen-test）。當使用系統(tǒng)GMM時，通常期望工具變量子集都是外生的。Teixeira等[46]指出系統(tǒng)GMM可能會解決工具變量擴散問題。Hansen test報告了工具變量過度識別檢驗的P值，只要P

≥0.1，GMM估計的工具變量是有效的，如表4所示。表4中的3個模型的Hansen test的P值均大于0.1，也就是表4的工具變量通過了Hansen檢驗。

2）一階自回歸的自相關檢驗。首先從一階自回歸方程出發(fā)，消除個體的固定效應。其次，將滯后變量作為自回歸方程中內(nèi)生變量的對應工具變量。表4中的盈利持續(xù)性OROE的自回歸檢驗給出了與t+1、t+2和t+3 3個模型所考慮面板的每個變量對應的系數(shù)的動態(tài)面板數(shù)據(jù)估計。在本研究中，AR（1）中的一階序列相關性檢驗表明。3個模型均符合GMM估計的要求且P值均小于0.01，接受一階序列相關。同時，二階序列相關AR（2）檢驗表明，由于AR（2）檢驗統(tǒng)計量，模型A（2）和模型A（3）的P值分別為0.26和0.71，因此可拒絕二階序列相關問題。也就是，表4的模型A（2）和A（3）通過了自回歸序列相關檢驗，而且非常顯著，對兩假設通過檢驗提供了強有力的保障。

3.2.2 假設H1a和H1b檢驗

在表4的3個模型中，技術創(chuàng)新投入RD對盈利持續(xù)性（以OROEit+1=β0+β1OROEit+…，中的系數(shù)β1來度量）有顯著影響，支持假說H1a（t+1年技術創(chuàng)新投入對t+1盈利持續(xù)性有負面影響）和假說H1b（技術創(chuàng)新投入是滯后效應）。

1）假設H1a的檢驗結果。由表4可知，本年R&D投入與盈利持續(xù)性呈負相關關系。模型的負面影響結果：模型A（1）中，被解釋變量的時間為t+1，同年份的技術創(chuàng)新投入RDit+1效應系數(shù)為-0.695，在0.01水平顯著;模型A（2）的t+2年對應的RDit+2效應系數(shù)為-0.576，顯著水平0.01;A（3）中的同年技術投入RDit+3的效應系數(shù)為-0.383，顯著水平0.01。這些結果表明技術創(chuàng)新投入影響效應系數(shù)為負值，證實了技術創(chuàng)新投入與同年盈利OEOR持續(xù)性是負相關的。也就是上述實證結果證實了假設H1a是成立的。

2）假設H1b的檢驗結果。表4中的模型A（2），時間t+2，技術創(chuàng)新投入的滯后一期的解釋變量為RDt+1，其影響系數(shù)為0.48（顯著水平P<0.01），說明滯后一期的技術創(chuàng)新投入（RDit+1）對盈利持續(xù)性（系數(shù)為0.941）的滯后效應很顯著。類似地，表4中的模型A（3），時間t+3，技術創(chuàng)新投入的滯后一期的解釋變量為RDit+2，其影響系數(shù)為0.409（顯著水平P<0.01），說明滯后一期的技術創(chuàng)新投入（RDt+2）對盈利持續(xù)性（系數(shù)為0.961）影響很顯著的（P<0.01）。上述的實證結果表明了假設H1b是成立的，而且設其盈利持續(xù)性系數(shù)都高于0.9。

控制變量對盈利持續(xù)性的影響很弱。除財務杠桿變量Lev外，其余4個控制變量的影響系數(shù)的絕對值均小于0.026。此外，財務杠桿Lev對模型A（3）盈利持續(xù)性的正向影響（10%顯著水平下為0.102）。其他控制變量影響不顯著，影響系數(shù)的絕對值很小（小于0.026）。因此，除了財務杠桿外，這些控制變量對技術創(chuàng)新投入驅(qū)動盈利持續(xù)性沒有改變前面的實證結果。

3.3 技術創(chuàng)新連續(xù)投入驅(qū)動盈利持續(xù)性逐年提升的分析和檢驗

3.3.1 盈利持續(xù)性（指系數(shù)）連續(xù)3年不斷提升的分析

假設H1b的檢驗通過，也就是技術創(chuàng)新投入RD對盈利持續(xù)性具有顯著的滯后正效應的假說是成立的。為本文的假設H2的檢驗奠定了良好的基礎。假設H2可借助于下面的2個實證結果來證實。

從表4的模型A（1）、A（2）和A（3）的被解釋變量OROEt+1，OROEt+2和OROEt+3的各自的一階自回歸方程的盈利持續(xù)性系數(shù)分別為0.852，0.941和0.961，呈現(xiàn)逐年上升趨勢而且檢驗的顯著水平（P<0.01水平）。此結果支持盈利持續(xù)性逐年在提升。

另一方面，表4的模型A（1）、A（2）和A（3）的技術創(chuàng)新投入RDt+1，RDt+2和RDt+3的各自影響系數(shù)分別為-0.695，-0.576和-0.383，其絕對值呈現(xiàn)逐年下降而且檢驗的顯著水平（P<0.01水平）。也就是，三個模型的技術創(chuàng)新投入的負面影響系數(shù)的絕對值逐年下降，其結果也是以另外一方式在支持技術創(chuàng)新連續(xù)投入在驅(qū)動盈利持續(xù)性提升。

綜合上述兩方面的盈利持續(xù)性上升的2種實證結果，可得到結論：技術創(chuàng)新連續(xù)投入驅(qū)動盈利持續(xù)性系數(shù)逐年提升的效應是很顯著的，也就是證明了假設H2的前一半結論“在企業(yè)R&D持續(xù)性條件下，技術創(chuàng)新投入驅(qū)動盈利持續(xù)性（指系數(shù)）連續(xù)三年不斷提升”是成立的。

表4的實證證據(jù)表明了假設H2的前一半結論“技術創(chuàng)投入能驅(qū)動盈利持續(xù)性系數(shù)連續(xù)提升”是成立的。但它不等同于盈利連續(xù)提升。在一定的條件下，本文的假設H2的結論可以得到拓展到假設H2的后一半結論“在技術創(chuàng)新投入計劃與企業(yè)權益價值增長相匹配和企業(yè)R&D持續(xù)性條件下，技術創(chuàng)新逐年連續(xù)投入能驅(qū)動盈利連續(xù)提升”。因此，下面基于經(jīng)驗模型的實證分析和有關理論分析2個方面進一步闡明技術創(chuàng)新連續(xù)投入驅(qū)動盈利連續(xù)提升的作用。

3.3.2 基于經(jīng)驗模型的盈利連續(xù)提升效應實證分析

經(jīng)過多次仿真計算，下面分析的前提條件是技術創(chuàng)新投入的4年滾動計劃與權益資本增長計劃相匹配，而且其增長是同步的，那么企業(yè)的盈利能力（營業(yè)利潤額逐年提升）逐年增長。為了證實盈利連續(xù)提升效應，基于表4形成的3個經(jīng)驗模型：

OROEit+1=0.852×OROEit+0.481×RDit-0.695×RDit+1+（BX+0.297）+εit+1，（6）

OROEit+2=0.954×OROEit+1-0.188×OROEit+0.471×RDit+1-0.544RDit+2+（BX+0.154）+εit+1，（7）

OROEit+3=0.961OROEit+2-0.263OROEit+1+0.409RDit+2-0.383RDit+3+（BX-0.373）+εit+1。（8）

選擇具有代表性的技術創(chuàng)新投入滾動計劃與權益價值匹配情形，下面估計分析選擇與權益價值的平均年增長10.5%的匹配R&D強度年增長為10%。在計算營業(yè)利潤連續(xù)增長率之前，引入一個OROE的“保持率”（=OROEt/OROEt-1）和第t年營業(yè)利潤OEt：

OEt（第t年營業(yè)利潤）=保持率t×OROEt-1×（1+10.5%）×Et-1=保持率t×（1+10.5%）×OEt-1。

樣本的ROE的均值為10.5%統(tǒng)計，Et-1是在t-1年的權益價值，OEt-1=OROEt-1×Et-1。保持率均大于93%以上，那么盈利能力（用利潤增長率度量），每年增長均在8%以上，證實了盈利連續(xù)提升效應假設。

對前面3個模型（6）、（7）、（8）取數(shù)學期望值，其條件是：OROEt、RDt取表2的均值，RDt+1，RDt+2，RDt+3，技術創(chuàng)新投入計劃與權益價值的平均年增長10.5%匹配，選擇R&D強度年增長為10%。由此，可得到估算結果，如表5所示。由表5可知，每三年連續(xù)增長率分別為9.5%，4.2%和12.8%，其平均每年增長8.83%。在這種選擇性估算分析情形下，營業(yè)利潤（盈利）連續(xù)逐年增長，也就是本文的盈利連續(xù)提升效應假設是成立的。

從上述的盈利連續(xù)提升估算分析表來看其結果是達到本文的預期目標，也支持了假設H2的后一半結論。但技術創(chuàng)新投入驅(qū)動盈利連續(xù)提升是一個復雜的迭代管理過程，不是用一套模型就能夠全面解決的，所以下面也從理論層面作一些補充分析。

從理論方面看，技術創(chuàng)新看作一個多環(huán)節(jié)的復雜過程，因此，技術創(chuàng)新投入驅(qū)動盈利連續(xù)提升是一個復雜的連續(xù)迭代管理過程，類似于He等[49]的商業(yè)創(chuàng)新模型的迭代過程。本文的技術創(chuàng)新投入驅(qū)動盈利連續(xù)提升的結論，可為“R&D增長悖論（本悖論指不斷上升的技術創(chuàng)新投入并沒有轉(zhuǎn)化成企業(yè)價值）”從技術創(chuàng)新獲取連續(xù)利潤的本質(zhì)上找到了解惑的答案。強調(diào)這個復雜的管理過程，需要深入考慮R&D持續(xù)條件、創(chuàng)新投入計劃與企業(yè)業(yè)務戰(zhàn)略和財務戰(zhàn)略（包括權益價值增長預算）相匹配，同時還要考慮與有關激勵政策相匹配和遵循技術創(chuàng)新的專利和商業(yè)秘密保護的有關法律，以促使技術創(chuàng)新投入獲得足夠的盈利，確保技術創(chuàng)新投入驅(qū)動盈利能力持續(xù)提升。為此，建議上市企業(yè)高管和政策指定者認識到技術創(chuàng)新投入管理的價值獲?。▌?chuàng)新獲利）的規(guī)劃應該是企業(yè)戰(zhàn)略規(guī)劃的重要組成部分，特別地，在技術創(chuàng)新投入滾動計劃實施的迭代過程，經(jīng)理人和研發(fā)關鍵技術人員應當明確技術創(chuàng)新投入持續(xù)性以驅(qū)動盈利能力逐年提升是一種新挑戰(zhàn)。為了保持社會創(chuàng)新引擎的動力作用，政府需要明智地支持企業(yè)的R&D創(chuàng)新投入能獲得足夠得利益（盈利連續(xù)提升）和權衡創(chuàng)新投入的溢出效益，而不僅僅是簡單統(tǒng)計R&D投入。

4 穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗上述模型的穩(wěn)健性，即檢驗了盈利持續(xù)穩(wěn)定的實證分析結果的穩(wěn)定性。本文采用變量度量公式變化對研究結論的穩(wěn)健性進行了檢驗。

前面的模型（3）～（5）的盈利持續(xù)性指標、RD度量做了一些調(diào)整替代和控制變量取值為第t+1年的數(shù)值以實現(xiàn)如下穩(wěn)健性檢驗。

第一，采用上述另一種計算方法（RD1=RD支出/總資產(chǎn)）計算R&D創(chuàng)新投入。回歸結果，如表6所示。

表6中的模型B（2）與模型A（2）對應，模型B（3）與模型A（3）對應。表6給出了GMM估計回歸結果，解釋變量RD替換為RD1，GMM估計回歸結果表明，R&D投入對企業(yè)盈利持續(xù)性有顯著影響（系數(shù)0.688，顯著性為5%），假設H1a和假設H1b的成立。特別是，關于假設H2檢驗的3個實證結果：表6表明盈利持續(xù)性系數(shù)逐年提升;同年RD1的負面影響系數(shù)逐年下降;需要技術創(chuàng)新連續(xù)投入。表明假設H2仍然成立的。也就是說，模型的穩(wěn)健性通過了檢驗：用RD1替代解釋變量RD后的回歸分析結論與表4和表6所得到結論是一致的。

第二，盈利持續(xù)性可選備選度量將表1中的OROE替換成OROA（營業(yè)利潤/總資產(chǎn)），其穩(wěn)健性分析結果，如表7所示。

GMM估計回歸結果表明R&D投入對企業(yè)盈利持續(xù)性有顯著影響，股權激勵變量對盈利持續(xù)性有正向促進作用。即模型的穩(wěn)健性通過檢驗：用OROA代替解釋變量OROE后的回歸分析結果與表4的結果一致。

第三，將表4的所有控制變量取值改為同年（與被解釋變量同樣的時間點）值，模型回歸結果，如表8所示。即控制變量的穩(wěn)健性通過檢驗：回歸分析結果表8與表4的結果是一致的。

從上述3種穩(wěn)健性分析的結果來看，其結果進一步證明了本文的2個假設，而且其結論是穩(wěn)健的。

5 結論與建議

5.1 結論

技術創(chuàng)新投入驅(qū)動盈利持續(xù)性是一個難題，本文基于創(chuàng)新獲利理論和盈利持續(xù)性理論，構建了盈利持續(xù)性分析的GMM動態(tài)模型，將技術創(chuàng)新投入與盈利持續(xù)性的度量動態(tài)化，導出2個重要假設。選擇我國創(chuàng)業(yè)板（GEM）上市企業(yè)作為樣本，應用GMM估計方法對兩大假說進行實證分析，得到如下的研究結果和理論貢獻：

1）技術創(chuàng)新投入驅(qū)動盈利持續(xù)性具有滯后效應而且顯著，同時盈利持續(xù)性系數(shù)較高。表4中模型A（1）和模型A（3）的結果證實支持了假說H1b，技術創(chuàng)新投入對盈利持續(xù)性有顯著的滯后效應，且影響系數(shù)較大（盈利持續(xù)性系數(shù)為0.941。更重要的是，本文應用動態(tài)一階自回歸模型的系數(shù)度量上市企業(yè)的盈利持續(xù)性，從GMM模型構建解決了學者關注R&D強度與企業(yè)績效相關性并不顯著的問題;而且本文強調(diào)了在R&D持續(xù)性條件下，技術創(chuàng)新投入對盈利持續(xù)性的正向滯后效應是顯著的，同時也支持創(chuàng)新獲利理論。

2）在R&D持續(xù)性條件下，技術創(chuàng)新投入驅(qū)動盈利持續(xù)性逐年提升。從表4的被解釋變量OROEt+1，OROEt+2和OROEt+3的各自的一階自回歸方程的盈利持續(xù)性系數(shù)呈現(xiàn)逐年上升，且這些系數(shù)在統(tǒng)計上很顯著。此外表4的3個模型發(fā)現(xiàn)同年技術創(chuàng)新投入強度RDt+1，RDt+2和RDt+3的各自負面影響系數(shù)絕對值在逐年（其）下降。綜合2種實證結果，假說H2的前一半結論“技術創(chuàng)投入能驅(qū)動盈利持續(xù)性（指其系數(shù)）連續(xù)提升”是成立的。更重要的結論是，在技術創(chuàng)新投入計劃與企業(yè)權益價值增長相匹配和企業(yè)R&D持續(xù)性條件下，技術創(chuàng)新逐年連續(xù)投入能驅(qū)動盈利連續(xù)提升。本文通過連續(xù)三年的動態(tài)模型組的面板數(shù)據(jù)分析證實了技術創(chuàng)新逐年連續(xù)投入驅(qū)動盈利連續(xù)提升效應假說。借助這一盈利連續(xù)提升效應的結論，在一定程度上可以破解困擾學術多年的“R&D增長悖論”。而且，強調(diào)了盈利連續(xù)提升效應是復雜的連續(xù)迭代管理過程，類似于商業(yè)創(chuàng)新模型的迭代過程;因此，將R&D持續(xù)和技術創(chuàng)新投入增長與權益價值增長相匹配作為迭代管理過程的基本要求，也建議此迭代管理過程注重技術創(chuàng)新投入與企業(yè)業(yè)務戰(zhàn)略相匹配以確保實現(xiàn)盈利連續(xù)提升效應的目標。

5.2 政策建議

借助于上述研究的結論，可導出引導高新技術企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的政策建議：

1）建議高新技術企業(yè)必須要有戰(zhàn)略性的技術創(chuàng)新連續(xù)投入計劃和實施舉措，以維系企業(yè)未來的盈利持續(xù)性不斷提升。根據(jù)上述的技術創(chuàng)新投入對盈利持續(xù)性的滯后效應，倡導創(chuàng)業(yè)板和科創(chuàng)板企業(yè)應當把技術創(chuàng)新（R&D）投入看作一種長期投資，并充分應用本文模型組預測和安排企業(yè)技術創(chuàng)新投入以實現(xiàn)盈利持續(xù)性提升。同時建議企業(yè)要根據(jù)自己的優(yōu)勢形成獨特技術創(chuàng)新活動，以生產(chǎn)出自己獨特新產(chǎn)品或新服務，以此來促使企業(yè)盈利連續(xù)提升。另外，數(shù)字經(jīng)濟時代到來，建議每個企業(yè)技術項目應該考慮現(xiàn)代IT應用看做技術創(chuàng)新的重要組成部分，以適應目前的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展和市場新競爭格局。

2）地方政府的激勵政策也要兼顧引導上市企業(yè)長期連續(xù)地進行技術創(chuàng)新投入，包括鼓勵技術隊伍組建和對關鍵技術創(chuàng)新項目的長期投入計劃。假說H2的結論隱含著企業(yè)技術創(chuàng)新投入管理是一個創(chuàng)新迭代過程，企業(yè)為獲得長期盈利連續(xù)提升效應，企業(yè)應當主動發(fā)起創(chuàng)新。除了前一政策建議企業(yè)應把技術創(chuàng)新投入作為戰(zhàn)略性項目付予實施，建議地方有關部門在有關短期激勵政策應當?shù)玫叫拚?，因為企業(yè)高管層大多是注重短期效應?；诘胤秸难a貼激勵政策對促進企業(yè)創(chuàng)新的發(fā)揮了部分作用[50]和技術創(chuàng)新投入的盈利連續(xù)提升效應，本文建議其補貼激勵應能對高新企業(yè)的長期追蹤，包括和國家有關稅收優(yōu)惠、人才引進的政府補貼等獎勵政策實施的追蹤，促使企業(yè)自身的技術創(chuàng)新投入逐步提升和主動參與本產(chǎn)業(yè)的關鍵技術的研發(fā)，對有難度技術創(chuàng)新研發(fā)在較長時間段做出安排，形成企業(yè)技術創(chuàng)新的長期戰(zhàn)略，并制定共創(chuàng)新技術共享新收益（包括國家和地方政府給予的長期補貼和激勵）。

3）建議遵循技術創(chuàng)新驅(qū)動盈利持續(xù)提升的規(guī)律，改進原有政策的注重激勵R&D投入而不激勵其驅(qū)動盈利提升的過程。創(chuàng)業(yè)板的83%企業(yè)還未納入本文的樣本企業(yè)。換句話說83%的創(chuàng)業(yè)板企業(yè)還未具有技術創(chuàng)新投入驅(qū)動盈利連續(xù)提升的效果。這是很嚴峻的問題。其原因在于，這類未進入本文樣本的創(chuàng)業(yè)板企業(yè)群體還未具備R&D持續(xù)條件（營業(yè)利潤率大于0;近三年年均研發(fā)投入強度≥3%;每年發(fā)明專利數(shù)>1）和未能建立長期的技術創(chuàng)新投入滾動計劃并與相應權益價值增長匹配。因此，在新政策中引入R&D持續(xù)條件和技術創(chuàng)新投入滾動計劃及其實施的過程的有關激勵政策，這些新政策促使能創(chuàng)業(yè)板企業(yè)全面實現(xiàn)本文提出的R&D持續(xù)條件和技術創(chuàng)新投入滾動計劃與權益價值匹配。此外，為了保持技術創(chuàng)新引擎的動力作用，政府需要支持企業(yè)的R&D創(chuàng)新投入能獲得足夠得利益（盈利連續(xù)提升）和權衡創(chuàng)新投入的溢出效益，而不僅僅是簡單統(tǒng)計R&D投入。

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[編輯：厲艷飛]

收稿日期： 2022-05-25

基金項目： 國家社會科學基金重大項目（18ZDA095）;國家自然科學基金重點項目（71731003）

作者簡介： 傅晨曦（1987—），男，博士研究生;李延喜（1970—），男，教授，博士生導師.