工業(yè)4.0背景下企業(yè)研發(fā)投入對財務績效的影響研究

摘? 要：本文運用無錫制造業(yè)上市公司2014～2017年的數(shù)據(jù)，實證分析了企業(yè)研發(fā)投入對財務績效的影響。結果發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入對當年財務績效的影響不顯著，但是其存在滯后性，滯后j（j=1，2，3）年的研發(fā)投入可以正向調節(jié)財務績效，這種影響呈倒U型變化趨勢，倒U型最大值出現(xiàn)在研發(fā)投入后兩年。

關鍵詞：研發(fā)投入;企業(yè)績效;制造業(yè)

一、 引言

德國政府推出“工業(yè)4.0”戰(zhàn)略已近六年，目前它已經(jīng)成為一個風向標，指引著全球制造業(yè)企業(yè)轉型升級。無錫是中國民族工商業(yè)的發(fā)祥地，向來注重實體經(jīng)濟的發(fā)展，制造業(yè)較為發(fā)達，自進入智能化時代以來，更加注重創(chuàng)新驅動，取得長足發(fā)展，所在的蘇南城市群成為“中國制造2025”試點示范城市群。但是無錫制造業(yè)在發(fā)展中也出現(xiàn)一些問題，主要表現(xiàn)為自主核心技術不足，創(chuàng)新資金投入相對不足，產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新缺乏有效集聚，人才相對匱乏。發(fā)達國家R&D經(jīng)費支出占GDP比重一般在5%～10%，而無錫市2018年為2.85%。在智能制造風口下，是否應當增加研發(fā)投入支出是無錫制造業(yè)公司應當亟需解決的問題。

二、 文獻綜述

程宏偉等（2006）研究了96家上市公司R&D投入與業(yè)績之間的關系，結果表明研發(fā)強度對業(yè)績有正向促進作用，但沒有表現(xiàn)出時間滯后性。[1]任海云，師萍（2009）對71家制造業(yè)公司進行研究，研究結果支持上述結論。[2]Valdermar Smith等（2004）基于C-D生產(chǎn)函數(shù)分析研發(fā)投入對技術產(chǎn)出的影響，得出研發(fā)投入具有滯后性。[3]周亞虹，許玲麗（2007）以21家民營企業(yè)為樣本分析其14個季度的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)浙江省桐鄉(xiāng)市民營企業(yè)R&D投入對企業(yè)業(yè)績產(chǎn)生的影響呈倒U型。[4]而陸玉梅，王春梅（2011）分析99家上市公司2005-202008年數(shù)據(jù)，認為當年R&D投入對企業(yè)經(jīng)營績效具有負向調節(jié)作用，且存在顯著的滯后影響。[5]但是王燁，游春（2009）基于對中小企業(yè)板上市公司面板數(shù)據(jù)的分析，研究發(fā)現(xiàn)R&D資金投入對EPS和ROE等企業(yè)財務績效指標影響均不顯著。[6]綜上文獻，不同地域、時間、行業(yè)的企業(yè)財務績效與研發(fā)投入之間的關系尚未形成定論，需要進一步研究。

三、 研究設計

（一） 樣本選取及數(shù)據(jù)來源

本文選取證監(jiān)會行業(yè)分類為制造業(yè)且在無錫注冊的上市公司2014～2017年的數(shù)據(jù)，剔除信息披露不完整或缺失某年數(shù)據(jù)或某年出現(xiàn)ST的公司，最終得到27家無錫制造業(yè)上市公司2014～2017年平衡面板數(shù)據(jù)。所用數(shù)據(jù)來自CCER數(shù)據(jù)庫，并用SPSS22.0和Eviews10.0進行數(shù)據(jù)處理和分析。

（二） 研究假設

研發(fā)投入的增加有利于已有產(chǎn)品的優(yōu)化和新產(chǎn)品的開發(fā)，為開辟新市場、搶占市場份額、增加營業(yè)收入提供保障，同時也有助于制造企業(yè)生產(chǎn)技術革新，提高資源使用效率，增強企業(yè)的適應性，從而降低企業(yè)生產(chǎn)成本，改善財務績效。因此，本文擬提出以下假設：

H1：研發(fā)投入強度與企業(yè)財務績效呈正相關。

研發(fā)活動不是一蹴而就的，往往需要較長的時間，從投入資金、人員等資源到取得研發(fā)成果，再到將該成果投入生產(chǎn)活動，都要進行研發(fā)投入。因此，本文擬提出以下假設：

H2：研發(fā)投入對企業(yè)財務績效的影響具有滯后性。

（三）變量定義

1. 因變量

即企業(yè)財務績效，本文選取以下11個指標：流動比率、現(xiàn)金比率、存貨周轉率、應收賬款周轉率、凈資產(chǎn)收益率（凈利潤）、凈資產(chǎn)收益率（營業(yè)利潤）、資產(chǎn)收益率、營業(yè)利潤率、營業(yè)利潤增長率、凈利潤增長率、營業(yè)收入增長率，接著使用因子分析法降維來評價企業(yè)在償債能力、營運能力、盈利能力、發(fā)展能力等方面的整體表現(xiàn)。

2. 自變量

即研發(fā)投入強度，用研發(fā)支出總額占營業(yè)收入比例表示。

3. 控制變量

本文引入公司規(guī)模、股權集中度、資產(chǎn)負債率、利潤總額增長率和流動資產(chǎn)周轉率作為控制變量。其中，本文采用總資產(chǎn)的自然對數(shù)作為公司規(guī)模的代理變量，選取第一大股東持股比例作為股權集中度的代理變量。另外還需考慮行業(yè)和年份不同對財務績效的影響。其中，本文根據(jù)《高技術產(chǎn)業(yè)（制造業(yè)）分類（2017）》將樣本分為高技術和非高技術制造業(yè)來控制行業(yè)差異因素。

（四）模型設計

為檢驗上述兩個假設，本文擬建立如下模型。

FPi，t=Ci+β1RDi，t-j+β2lnTAi，t+β3CR1i，t+β4DTAi，t+β5TPi，t+β6CAi，t+β7INi，t+β8Year2015i，t+β9Year2016i，t+β10Year2017i，t+εi，t（其中j=0，1，2，3）

其中，F(xiàn)Pi，t表示第i家公司在t年的財務因子得分，RDi，t-j代表第i家公司滯后j年的研發(fā)投入強度，lnTAi，t為總資產(chǎn)的自然對數(shù)，CR1i，t為第一大股東持股比例，DTAi，t為資產(chǎn)負債率，TPi，t為利潤總額增長率，CAi，t為流動資產(chǎn)周轉率。INi，t、Year2015i，t、Year2016i，t、Year2017i，t為虛擬變量：當公司屬于高技術產(chǎn)業(yè)時，INi，t=1，反之為0;當t=2015時，Year2015i，t=1，否則為0;當t=2016時，Year2016i，t=1，否則為0;當t=2017時，Year2017i，t=1，否則為0。Ci為常數(shù)，代表第i家企業(yè)不可觀測的個體特征，εi，t為誤差項。

四、 實證結果及分析

（一） 財務績效的因子分析

1.有效性檢驗

為判斷因子分析法的適用性，先檢驗KMO值和Bartlett值。結果得到的每年的KMO值都在0.5以上，適合做因子分析;Bartlett檢驗所得Sig值都是0，則F值檢驗顯著，選取的數(shù)據(jù)取自正態(tài)分布總體。

2.公因子提取

使用主成分分析法進行公因子提取，結果顯示2014～2017年公因子累計貢獻率分別為80.404%、88.976%、80.209%、82.680%，都大于80%，能夠起較好的解釋作用。隨后經(jīng)過方差最大化得到因子旋轉結果，據(jù)此對各主成分命名。

3.因子得分函數(shù)

根據(jù)因子得分系數(shù)矩陣可得主成分因子得分函數(shù)，例如2014年為：

Fi1=-0.043X1-0.017X2-0.145X3-0.059X4+0.154X5+0.137X6+0.103X7-0.013X8+0.240X9+0.237X10+0.241X11

同理可得Fi2、Fi3。

4.財務績效綜合評價得分

根據(jù)各主成分貢獻率，可以得到無錫制造企業(yè)每年財務績效綜合得分函數(shù)如下，以此計算每家公司每年具體的財務績效得分情況。

F2014=0.43474Fi1+0.18571Fi2+0.18359Fi3

F2015=0.27087Fi1+0.18870Fi2+0.18347Fi3+0.13976Fi4+0.10696Fi5

F2016=0.26359Fi1+0.21303Fi2+0.18747Fi3+0.13800Fi4

F2017=0.26212Fi1+0.21550Fi2+0.17483Fi3+0.17435Fi4

（二） 變量描述性統(tǒng)計

如表1所示，根據(jù)樣本數(shù)據(jù)可得滯后j（j=0，1，2，3）年研發(fā)投入強度的統(tǒng)計特征。從中可以看出，無錫制造業(yè)上市公司研發(fā)投入強度相差懸殊，出現(xiàn)嚴重的兩極分化格局。

如表2所示，觀察四年無錫制造業(yè)上市公司研發(fā)投入強度分布可知：絕大多數(shù)公司研發(fā)投入強度在2%和5%之間，且位于該區(qū)間的公司數(shù)有增加趨勢;國際經(jīng)驗認為公司研發(fā)投入強度超過5%才具有一定競爭力，而符合該要求的公司逐漸減少直至沒有;另外約有四分之一的公司在2%以下，未達到國際公認的生存線。

（三） 相關系數(shù)分析

對FPi，t和RDi，t-j（j=0，1，2，3）進行相關性分析，相關系數(shù)分別為0.068、0.173、0.274、0.136。由此可知企業(yè)財務績效受當期研發(fā)投入影響很小，之后相關性增強，滯后兩年的相關程度最大，隨后降低。

對自變量和各控制變量進行相關性分析，基本上相關系數(shù)的絕對值小于0.3，而變量的VIF值表明模型沒有嚴重的多重共線性。

（四） 回歸結果檢驗

如表3所示，當j=0時，β1=0.008，即企業(yè)當年研發(fā)投入強度對財務績效有正向促進作用，但未通過顯著性檢驗;當j=1時，β1=0.029，即在10%的顯著性水平下，滯后一年的研發(fā)投入強度可以正向調節(jié)財務績效;當j=2時，β1=0.051，即在10%的顯著性水平下，滯后兩年的研發(fā)投入強度與財務績效正相關，且相關性增強;當j=3時，β1=0.026，即兩者正相關關系減弱，但是在5%的顯著性水平下顯著。綜上，研發(fā)投入對企業(yè)財務績效的影響存在滯后性，當年兩者沒有顯著關系，但是滯后j（j=1，2，3）年的研發(fā)投入強度與企業(yè)財務績效顯著正相關，這種相關性呈現(xiàn)出先增加后減少的倒U型變化趨勢，而滯后兩年的研發(fā)投入強度對企業(yè)財務績效的正向調節(jié)作用最大，與相關系數(shù)分析結果相一致。

在模型擬合程度方面，調整R2均超過0.5，F(xiàn)值均通過1%的顯著性檢驗，則擬合度較好，模型能夠較好的解釋無錫制造業(yè)上市公司財務績效的影響因素。根據(jù)D-W檢驗結果，可知模型不存在一階自相關，無序列相關。根據(jù)殘差散點圖可知不存在異方差性。因而，對于所構建模型進行的線性回歸分析是有效合理的。

五、 結 論

由上述研究結果可知，無錫制造業(yè)上市公司研發(fā)投入對當年的財務績效沒有顯著影響。出現(xiàn)這種情況的原因可能是新技術尚未成熟或新產(chǎn)品尚未充分開拓市場，而研發(fā)活動已經(jīng)投入大量成本，導致當年該研發(fā)項目未能實現(xiàn)盈利或獲利較少。

研發(fā)投入對企業(yè)財務績效的正向調節(jié)作用存在滯后性，在2014～2017年期間，這種促進作用隨滯后年份呈倒U型變化趨勢，滯后兩年的促進效果最大。這說明無錫制造業(yè)上市公司從進行研發(fā)活動到實現(xiàn)盈利有一個較長的周期，需要引進研發(fā)人才，改進研發(fā)技術，增強研發(fā)能力。企業(yè)管理者應著眼于企業(yè)長遠利益，根據(jù)研發(fā)投入對財務績效影響的滯后性提前規(guī)劃、合理布局，做好研發(fā)投資。無錫市政府也應加大對制造業(yè)公司研發(fā)活動的支持力度，如在企業(yè)研發(fā)投入達到一定標準且符合一定條件的情況下可給予適當?shù)臏p稅優(yōu)惠或資金補助，從而激發(fā)無錫經(jīng)濟新的活力。

參考文獻：

[1]程宏偉，張永海，常勇.公司R&D投入與業(yè)績相關性的實證研究[J].科學管理研究，2006（03）：110-113.

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[3]Smith，V， Dilling-Hansen，M， Eriksson，T， Madsen，ES.R&D and productivity in Danish firms： some empirical evidence[J]. Applied Economics.2004（36）.

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[6]王燁，游春.R&D投入與績效相關關系實證研究——基于中小企業(yè)板上市公司面板數(shù)據(jù)[J].財會通訊，2009（12）：14-16.

作者簡介：

蘇錦杰（1997.09-），男，籍貫：江蘇常熟，民族：漢;最高學歷：本科在讀;目前職稱：學生;研究方向：財務與會計。