創(chuàng)新投入、高新技術(shù)資質(zhì)與成本粘性

何熙瓊　楊昌安

【摘要】以2007～2015年滬深A股上市公司為樣本，實證檢驗創(chuàng)新投入對企業(yè)成本粘性的影響，以及國家創(chuàng)新政策的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)創(chuàng)新投入強度越大，成本粘性越強，且這種促進作用在具有高新技術(shù)資質(zhì)的企業(yè)中更強，其中在非首次獲得高新技術(shù)資質(zhì)的企業(yè)最強。進一步檢驗發(fā)現(xiàn)，在研發(fā)投入轉(zhuǎn)化為無形資產(chǎn)比重更低和專利數(shù)量更多的企業(yè)中，成本粘性顯著更強。這一結(jié)果表明，企業(yè)創(chuàng)新投入對成本粘性的作用機制為加大企業(yè)調(diào)整成本和管理層樂觀預期。

【關(guān)鍵詞】研發(fā)投入;高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)認定;成本粘性;創(chuàng)新政策

【中圖分類號】F272

【文獻標識碼】A

【文章編號】1004-0994（2019）10-0016-9

一、引言

研發(fā)投入作為創(chuàng)新投入的重要方式，是企業(yè)提高自主創(chuàng)新能力的主要途徑。已有文獻發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新投入能夠影響企業(yè)成本管理[1-3]。因為創(chuàng)新投入是企業(yè)成本的重要組成部分，所以創(chuàng)新投入變動必然會引起成本結(jié)構(gòu)的重大變動，從而可能影響企業(yè)成本性態(tài)[4，5]。一方面，由于創(chuàng)新具有長期性和不確定性的特點，為了縮短研發(fā)周期、降低研發(fā)失敗風險，企業(yè)需要持續(xù)進行資金、人才和技術(shù)等大量綜合資源的投入，否則研發(fā)活動中斷或失敗都會產(chǎn)生大量的沉沒成本，給企業(yè)造成巨大損失，所以創(chuàng)新投入可能會增加企業(yè)的資源調(diào)整成本[6，7];另一方面，創(chuàng)新投入有助于提升企業(yè)績效，從而可能增加管理層樂觀預期[8，9]，而調(diào)整成本和管理層樂觀預期都是成本粘性的重要動因[10]。此外，高新技術(shù)企業(yè)認定政策作為深化科技體制改革和引導企業(yè)在科技創(chuàng)新中發(fā)揮主體地位的正式制度，蘊含著豐富的政策紅利。企業(yè)獲得高新技術(shù)企業(yè)認定，釋放出政府對企業(yè)創(chuàng)新能力的權(quán)威認可信號，可能也會對企業(yè)的創(chuàng)新行為產(chǎn)生重大影響。那么，創(chuàng)新投入是否會影響企業(yè)的成本粘性？《高新技術(shù)企業(yè)認定管理辦法》（以下簡稱《認定辦法》）的相關(guān)規(guī)定是否會發(fā)揮調(diào)節(jié)作用？企業(yè)創(chuàng)新投入對成本粘性的作用機制是什么？本文采用滬深A股上市公司的數(shù)據(jù)，結(jié)合《認定辦法》，實證檢驗創(chuàng)新投入對企業(yè)成本粘性的影響，以及國家創(chuàng)新政策的調(diào)節(jié)作用。

本文的研究貢獻在于：首先，豐富了創(chuàng)新投入經(jīng)濟后果研究，有助于了解創(chuàng)新投入對企業(yè)內(nèi)部經(jīng)營管理的影響，尤其是對成本管理的影響。其次，豐富了成本粘性影響因素方面的文獻。本文主要關(guān)注公司內(nèi)部管理互動之間的相互影響，這對于厘清企業(yè)成本管理過程，更加準確地核算成本粘性，減少財務預測的不確定性具有重要意義。最后，為完善和改進《認定辦法》提供了政策建議。本文的證據(jù)表明，完善對研發(fā)結(jié)果考評的相關(guān)規(guī)定，更加注重創(chuàng)新投入產(chǎn)出比，引導公司理性進行創(chuàng)新投入，可以更好地提高公司的創(chuàng)新效率。本文的研究也進一步檢驗了修訂完善后的《認定辦法》（2016版）的有效性。

二、文獻回顧與研究假設

調(diào)整成本是研發(fā)創(chuàng)新影響企業(yè)成本粘性的動因之一。由于研發(fā)創(chuàng)新具有高投入的特點，所以企業(yè)在進行創(chuàng)新投入時，其資源投入的強度大、持續(xù)性強。投入強度大是因為研發(fā)活動的創(chuàng)新性使得公司需要為特定的技術(shù)創(chuàng)新購置專用設備和招聘專業(yè)技術(shù)人員，這些專用性資產(chǎn)的購置和處置成本必然會高于普通資產(chǎn)，導致創(chuàng)新投入的調(diào)整成本很高。資源投入持續(xù)性強是因為研發(fā)項目風險大，持續(xù)進行創(chuàng)新投入才能降低研發(fā)風險和提高創(chuàng)新效率。同時，由于50%的創(chuàng)新投入用于支付高級研發(fā)人員的工資，而他們的研發(fā)活動為企業(yè)創(chuàng)造的未來收益是一種無形資產(chǎn)或者“新知識”，這種“新知識”蘊含在研發(fā)人員的人力資本中很難衡量，所以創(chuàng)新活動過程必須保持連續(xù)性，因為任何中斷都可能導致研發(fā)人員流失從而給企業(yè)造成損失[6，7，11，12]。因此，當管理層因業(yè)務量下降而減少創(chuàng)新投入時，調(diào)整成本會很高。產(chǎn)業(yè)組織理論也發(fā)現(xiàn)，與一般的投資活動不同，創(chuàng)新投資活動的持續(xù)時間較長，而且需要資金和人才等資源的持續(xù)投入，一旦中斷或再繼續(xù)會導致技術(shù)的落后甚至創(chuàng)新的失敗，從而產(chǎn)生大量的沉沒成本，給企業(yè)造成巨大損失，由此沉沒成本可能成為企業(yè)創(chuàng)新活動的進入和退出壁壘[4，5]。因此，企業(yè)的創(chuàng)新投入越大，其資源的調(diào)整成本可能會越高。

同樣，管理者樂觀預期是研發(fā)創(chuàng)新影響成本粘性的另一個動因。因為研發(fā)創(chuàng)新除高投入的特點之外，也具有創(chuàng)新性的特點。已有文獻發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的研發(fā)投入對專利產(chǎn)出有顯著的正向影響，有助于提高企業(yè)創(chuàng)新績效，并且能夠正向促進企業(yè)的短期財務績效和長期財務績效，還可以增加企業(yè)的市場價值和股票的未來市場回報率[12，13]。因此，企業(yè)的創(chuàng)新投入越多，管理層對企業(yè)未來發(fā)展的預期可能會越樂觀。具體而言，當業(yè)務量上升時，企業(yè)創(chuàng)新投入強度越大，管理者對企業(yè)未來發(fā)展預期越樂觀，此時管理者會更傾向于大幅度進行資源投入，尤其是集中資源進行創(chuàng)新投入，因為這樣可以縮短項目期限進而降低項目失敗風險，從而導致銷量上升時企業(yè)向上調(diào)整承諾資源的幅度較大;而在業(yè)務量下降時，對未來持樂觀預期的管理層會傾向于認為銷量下降是暫時的，企業(yè)銷量可以在短期內(nèi)快速回升，同時為了避免前期創(chuàng)新活動的大量投入成為沉沒成本，管理者并不會立即調(diào)整業(yè)務、削減資源投入，反而會盡量保留研發(fā)創(chuàng)新投入的大量閑置資源，并會為了保證該研發(fā)項目持續(xù)而繼續(xù)進行創(chuàng)新投入，因為對該項目的再延續(xù)會給企業(yè)帶來更大的成本和風險，從而導致企業(yè)向下調(diào)整承諾資源的幅度較小，因而會加大成本變動的非對稱性，最終增加企業(yè)成本粘性的強度[14]?；诖耍疚奶岢鲆韵录僭O：

假設1：創(chuàng)新投入強度越大，企業(yè)成本粘性越強。

公司開展研發(fā)創(chuàng)新活動并不完全是追求公司價值最大化，獲取財稅優(yōu)惠等短期收益也是很重要的考慮因素[6]。地區(qū)財政的科技支持、銀行信貸資金支持也可以顯著提高不同經(jīng)濟類型企業(yè)的創(chuàng)新投入強度[15]。相關(guān)經(jīng)驗證據(jù)表明，與國有控股企業(yè)相比，民營控股企業(yè)獲得“科技認定”后，創(chuàng)新投入強度及其價值相關(guān)性均顯著提高[16，17]。因此，本文認為，我國于2008年頒布實施的《認定辦法》可以有效激勵企業(yè)增大創(chuàng)新投入幅度。首先，高新技術(shù)企業(yè)是國家創(chuàng)新政策重點支持的對象。與一般企業(yè)不同，高新技術(shù)企業(yè)是在國家重點支持的高新技術(shù)領(lǐng)域內(nèi)，持續(xù)進行研究開發(fā)與技術(shù)成果轉(zhuǎn)化，形成企業(yè)核心自主知識產(chǎn)權(quán)，建設自主創(chuàng)新能力的企業(yè)主體。其次，為切實鼓勵企業(yè)開展創(chuàng)新活動，《認定辦法》提出了一系列的優(yōu)惠政策。該文件明確規(guī)定，“依據(jù)本辦法認定的高新技術(shù)企業(yè)，可依照《企業(yè)所得稅法》及其實施條例等，申請享受稅收優(yōu)惠政策”，并且此資格有效期為三年。由此可見，《認定辦法》可以對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生較強的激勵效應，企業(yè)很有可能會為了享受《認定辦法》帶來的所得稅優(yōu)惠政策，以及各種直接的政府補貼和間接的政府補助，迎合《認定辦法》的激勵條件而有意加大公司創(chuàng)新投入，以使得公司創(chuàng)新投入強度達到《認定辦法》的標準，以此獲得高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)認定[18-20]。被認定為高新技術(shù)企業(yè)不僅能為其帶來稅收優(yōu)惠、財政補貼和融資便利等直接好處，長期來看也有利于提升其社會聲譽[21，22]。但是，根據(jù)《認定辦法》，高新技術(shù)企業(yè)資格的有效期限為三年，有效期過后公司必須重新申請并審核通過才能繼續(xù)被認定為高新技術(shù)企業(yè)。所以，當公司非首次獲得高新技術(shù)企業(yè)認定時，公司必然已享有獲得該認定資質(zhì)帶來的各種積極影響，為了達到考核標準繼續(xù)持有該資質(zhì)，更可能會為了迎合政策要求而大幅度地加大創(chuàng)新投入，即使這種行為并不是出于公司長期價值增長的角度考慮。

從上述分析可知，當企業(yè)具有高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)時，其創(chuàng)新投入強度更大。一方面，企業(yè)創(chuàng)新是一種長期行為，幾乎所有因為創(chuàng)新而發(fā)生的固定費用及其他配套支出一經(jīng)投入通常無法收回，屬于沉沒成本，因此，創(chuàng)新投入強度越大，其沉沒成本必然越高，從而企業(yè)的調(diào)整成本也會越高[4];另一方面，創(chuàng)新具有高投入的特征，只有持續(xù)投入才能獲取并保持比非創(chuàng)新或投入少的企業(yè)更高的利潤[16]，因此，當企業(yè)的創(chuàng)新投入強度越大時，企業(yè)創(chuàng)新成功的可能性也越大，預期給企業(yè)帶來的收益也越大，因此，管理者的樂觀預期也越強[23]。綜上，由于企業(yè)為了獲得高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)會相應地加大創(chuàng)新投入強度，而這會進一步引起調(diào)整成本的增加和管理者樂觀預期的增強[24]，從而使得創(chuàng)新投入強度對成本粘性的促進作用在具有高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)的公司中表現(xiàn)得更為明顯。同理，當企業(yè)是非首次獲得高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)時，《認定辦法》對企業(yè)創(chuàng)新投入強度的影響更大，作用時間更長，并且創(chuàng)新成功的可能性也更大，從而企業(yè)的調(diào)整成本更大且管理者的樂觀預期更強，因此，這種效果更加明顯。基于此，本文提出以下假設：

假設2a：創(chuàng)新投入對成本粘性的促進作用在具有高新技術(shù)資質(zhì)的企業(yè)更強。

假設2b：創(chuàng)新投入對成本粘性的促進作用在非首次獲得高新技術(shù)資質(zhì)的企業(yè)最強。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源及樣本選擇

本文的研究樣本為深、滬兩市2007～2015年的A股上市公司。其中公司基本財務信息數(shù)據(jù)和企業(yè)高新技術(shù)資質(zhì)認定信息數(shù)據(jù)來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，研發(fā)費用和公司所在地信息來自Wind數(shù)據(jù)庫，部分樣本數(shù)據(jù)缺失值根據(jù)上市公司年報手工搜集補充完整。在樣本選取的過程中，借鑒已有文獻的一系列成本粘性的研究成果的樣本篩選方法，本文剔除了以下樣本公司：金融類公司;?ST、ST類公司;有明顯錯誤信息的觀測值，比如總資產(chǎn)或者銷售收入的數(shù)值為零或者為負等;關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)缺失的公司。最終得到17496個最終研究觀測值。為了消除異常值的影響，本文對所有連續(xù)變量進行了0.5%的縮尾（Winsorize）調(diào)整處理。回歸采用的計量軟件為Stata14。

（二）變量設定

1.因變量。已有大量文獻對企業(yè)成本（費用）粘性問題進行了研究，研究目的不同，成本粘性的衡量方式也不同，本文討論的重點是企業(yè)創(chuàng)新投入對成本粘性的影響。由于創(chuàng)新投入包含費用化支出和資本化支出兩個部分，在會計處理上分別計入管理費用和無形資產(chǎn)成本，最終會影響企業(yè)的營業(yè)總成本。此外，由于創(chuàng)新給企業(yè)帶來的收益不僅體現(xiàn)在主營業(yè)務收入上，也可能為無形資產(chǎn)產(chǎn)生的其他業(yè)務收入，所以，營業(yè)總收入才可以完整地反映創(chuàng)新投入的影響效果。因此，基于已有文獻，本文用營業(yè)總成本和營業(yè)總收入來衡量成本粘性。

2.自變量。已有文獻中，衡量公司創(chuàng)新投入的指標主要有兩種，第一種為創(chuàng)新投入與營業(yè)總收入的比值，第二種為創(chuàng)新投入與總資產(chǎn)的比值。相比較而言，創(chuàng)新投入強度的第一種衡量方式更為常用，因為其更能反映與企業(yè)規(guī)模、市場地位相適應的創(chuàng)新投入情況，在不同企業(yè)之間更具有可比性。因此，本文采用創(chuàng)新投入和營業(yè)總收入的比值來衡量公司自主創(chuàng)新活動的相對程度[11，19]。此外，雖然公司創(chuàng)新投入同時包含有形要素和無形要素，但科研人員的智力資本和創(chuàng)新思維難以客觀衡量，而創(chuàng)新投入活動中資金投入起著主導作用，同時公司研發(fā)活動的研發(fā)階段和開發(fā)階段的資金投入分別計入研發(fā)費用和開發(fā)支出，因此本文的創(chuàng)新投入數(shù)額為研發(fā)費用加上開發(fā)支出。最后，在穩(wěn)健性檢驗部分，本文用第二種衡量方式（創(chuàng)新投入/總資產(chǎn)）替換第一種衡量方式（創(chuàng)新投入/營業(yè)總收入）進行回歸。具體變量的定義及說明見表1。

（三）模型設定及說明

借鑒Anderson等[10]的做法，本文設立了如下兩個回歸模型，在模型（1）和模型（2）中，β1度量了營業(yè)總成本對營業(yè)總收入增加的敏感程度，即：營業(yè)總收入增加1%，營業(yè)總成本增加β1%;（β1+β2）度量了營業(yè)總成本對營業(yè)總收入減少的敏感程度，即：營業(yè)總收入降低1%，營業(yè)總成本減少（β1+β2）%。當β1>（β1+β2），業(yè)務量上升時總成本增加的幅度，大于業(yè)務量下降時總成本下降的幅度，表明此時存在成本粘性，β2<0。此外，本文主要用兩種方式來衡量企業(yè)的創(chuàng)新投入（Tinput）：第一種為創(chuàng)新投入強度（TISn?put），即創(chuàng)新投入與營業(yè)總收入的比值，可以反映與企業(yè)規(guī)模、市場地位相適應的創(chuàng)新投入情況，在不同企業(yè)之間具有較強的可比性;第二種為創(chuàng)新投入強度2（TIAnput），即創(chuàng)新投入與總資產(chǎn)的比值，可以控制企業(yè)規(guī)模效應，比較不同規(guī)模企業(yè)的創(chuàng)新投入的影響效果[12]。在模型（1）和模型（2）中，β4為創(chuàng)新投入強度、銷量下降和收入變動率的交乘項。根據(jù)上述分析，如果創(chuàng)新投入對成本粘性有增強作用，則β4<0，否則β4>0。模型（2）中加入行業(yè)與年份虛擬變量。

lnCOST=β0+β1lnREV+β2Di，t×lnREV+β3Tinputi，t+β4Di，t×lnREV×Tinputi，t+εi，t

lnCOST=β0+β1lnREV+β2Di，t×lnREV+β3Tinputi，t+β4×Di，t×lnREV×Tinputi，t+β5Di，t×lnREV×lnAssDeni，t+β6Di，t×lnREV×lnEmpDeni，t+β7Di，t×lnREV×revddi，t+β8Di，t×lnREV×growthi，t+β9Di，t×lnREV×SOEi，t+indi，t+yedui，t+εi，t（2）

四、實證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列出了樣本觀測值的描述性統(tǒng)計結(jié)果，從表2中可以看出，樣本企業(yè)的營業(yè)總成本變動（lnCOST）的均值為13.3%（中值為11.3%），銷售收入變動（lnREV）的均值為12.3%（中值為10.5%），這說明，樣本企業(yè)營業(yè)總成本變化速度略快于營業(yè)總收入的增加速度，企業(yè)創(chuàng)新投入強度（TISnput）的均值為2.7%（中值為0.7%），表明當前階段國有企業(yè)的創(chuàng)新投入強度接近于《認定辦法》所規(guī)定的，最近一年銷售收入在20000萬元以上的企業(yè)，其研究開發(fā)費用總額占銷售收入總額的比例不低于3%的要求。樣本企業(yè)中，具有高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)認定（HTcom）的企業(yè)約占11.1%（中值為0），其中首次獲得高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)認定（HTlong）的企業(yè)有5.7%（中值為0）。這些數(shù)據(jù)表明，具有高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)認定的企業(yè)相對較少，大約占A股上市公司總數(shù)的十分之一（11.1%），而且絕大多數(shù)（94.3%）企業(yè)都是非首次獲得高新技術(shù)企業(yè)認定資質(zhì)。從總體來看，以上數(shù)據(jù)的變動規(guī)律與已有文獻一致[23-25]。

（二）實證結(jié)果與分析

1.分組檢驗不同創(chuàng)新投入強度下的樣本企業(yè)成本粘性大小。表3報告了模型（1）的回歸結(jié)果。第（1）（1）和（2）列為全樣本回歸，第（3）～（5）列則是按照創(chuàng)新投入強度進行的分組回歸，將全樣本分為無投入組、創(chuàng)新投入強度低組（低于創(chuàng)新投入強度的中位數(shù)）和創(chuàng)新投入強度高組（高于創(chuàng)新投入強度的中位

數(shù)）進行分組回歸，結(jié)果分別對應第（3）、（4）、（5）列?；貧w結(jié)果顯示，模型的F值都很顯著，調(diào)整的擬合優(yōu)度大多在0.8左右及以上。第（1）列的D×lnREV的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，表明我國上市公司存在成本粘性情況，印證了Anderson等[10]文獻的研究結(jié)論，并且在控制了總資產(chǎn)密度、地區(qū)GDP增長率、行業(yè)和年度等因素后，成本粘性的符號和顯著性保持不變。第（3）～（5）列分組回歸的結(jié)果顯示，D×lnREV的系數(shù)在三個子樣本回歸中存在顯著差異，隨著創(chuàng)新投入強度的增加，成本粘性程度不斷變大，顯著性逐漸增強（回歸系數(shù)分別為0.022、-0.063和-0.106，分別為正向不顯著、在1%的水平上顯著和在1%的水平上顯著）。并且，對第（4）列和第（5）列兩個子樣本進行chowtest檢驗發(fā)現(xiàn)，系數(shù)差異檢驗的F值為5.49，在1%的水平上顯著。同時，各控制變量的交乘項D×lnREV×lnAssDen和D×lnREV×lnEmpDen在1%的水平上顯著為負;D×lnREV×revdd的系數(shù)在子樣本中不顯著，在全樣本中顯著為正;D×lnREV×growth和D×lnREV×SOE的系數(shù)部分不顯著，部分顯著為正。這些結(jié)論與已有研究結(jié)論基本-致[181.以上結(jié)果表明，創(chuàng)新投入強度會影響企業(yè)成本粘性大小。

2.研究假設1檢驗：創(chuàng)新投入強度與企業(yè)成本粘性。表4報告了模型（2）的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果表明，回歸模型的F值都很顯著，調(diào)整的擬合優(yōu)度基本都在0.8左右。第（1）列DXInREVXTISnput的系數(shù)在1%的水平.上顯著為負，這說明企業(yè)創(chuàng)新投入強度與營業(yè)總成本變化率顯著負相關(guān)，分析成本粘性模型可知，DXInREVxTISnput的系數(shù)負向越小（絕對值越大），說明成本粘性越強，該結(jié)果證明了假設1，創(chuàng)新投入強度越大，企業(yè)成本粘性越強，這一結(jié)論 在加入控制變量后系數(shù)略有變化（分別為-0.912和-0.693），但基本結(jié)論不變。并且，各控制變量的回歸結(jié)果與預期基本一致。

3.研究假設2a和假設2b檢驗：創(chuàng)新投入強度、高新技術(shù)資質(zhì)與成本粘性。表5報告了模型（2）分組回歸的結(jié)果。本文按照企業(yè)是否具有高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)認定，將創(chuàng)新投入強度不為0的樣本分為了無資質(zhì)認定[第（1）列]和有資質(zhì)認定[第（2）列]的兩組分別進行回歸。第（1）和（2）列的回歸結(jié)果，分別為無高新技術(shù)資質(zhì)認定的企業(yè)和有高新技術(shù)資質(zhì)認定的企業(yè)的子樣本回歸結(jié)果。第（1）列和第（2）列的D×lnREV×TlSnput的系數(shù)都在1%的水平上顯著，并且，對第（1）列和第（2）列兩個子樣本進行chowtest檢驗發(fā)現(xiàn)，系數(shù)差異檢驗的F值為3.59，在1%的水平上顯著。這一結(jié)果印證了假設2a，說明具有高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)認定的企業(yè)，創(chuàng)新投入強度對成本粘性的增強作用更顯著。結(jié)合已有文獻的研究結(jié)論[23，24]，本文認為，高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)認定，一方面等同于企業(yè)給市場釋放一個積極的信號，有助于增強投資者和市場對企業(yè)的信心，降低資本成本和緩解融資約束，從而使得企業(yè)可以有更多的資金用于創(chuàng)新;另一方面，資質(zhì)認定給企業(yè)帶來的稅收優(yōu)惠和各種政府補貼，會對企業(yè)產(chǎn)生很大的激勵效應，會促使企業(yè)更大程度地增大創(chuàng)新投入強度，從而進一步強化創(chuàng)新投入對成本粘性的增強作用。

按照企業(yè)是否為初次獲得高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)認定，將獲得了高新技術(shù)資質(zhì)認定的子樣本進行分組回歸，第（3）列和第（4）列分別為非首次獲得高新技術(shù)企業(yè)認定和首次獲得高新技術(shù)企業(yè)認定的子樣本回歸結(jié)果。第（3）和第（4）列的D×lnREV×TlSnput的系數(shù)分別在1%的水平上顯著為負和不顯著為負，并且，對第（4）列和第（3）列兩個子樣本進行chowtest檢驗發(fā)現(xiàn)，系數(shù)差異檢驗的F值為2.11，在1%的水平上顯著。這一結(jié)果印證了假設2b，當企業(yè)非首次獲得高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)認定時，創(chuàng)新投入強度對成本粘性的增強作用更加顯著。本文認為，當企業(yè)為非首次獲得高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)認定時，該資質(zhì)認定對企業(yè)的影響時間更長，影響作用更大，從而對企業(yè)創(chuàng)新投入強度的影響更大更持久，最終導致非首次獲得高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)認定的企業(yè)創(chuàng)新投入強度對成本粘性的增強作用更顯著。

（三）進一步分析

根據(jù)上文分析，創(chuàng)新投入通過加大調(diào)整成本和管理層樂觀預期來增強企業(yè)的成本粘性。所以，一方面，當期創(chuàng)新投入越大，因創(chuàng)新投入可能產(chǎn)生的沉沒成本就越多，企業(yè)在業(yè)務量變動時的資源調(diào)整成本就越大，因此，本文認為，可以用當期創(chuàng)新投入的增量來反映企業(yè)創(chuàng)新投入的調(diào)整成本情況。另一方面，已有文獻表明，專利數(shù)可以有效反映企業(yè)的創(chuàng)新效果印證了調(diào)整成本機制，說明企業(yè)當期創(chuàng)新投入越率，當期創(chuàng)新效率越高，預期未來創(chuàng)新可能給企業(yè)帶來的收益越大，管理層對企業(yè)未來的預期會越樂觀，因此，本文認為，可以用當期專利數(shù)增量和當期創(chuàng)新投入增量的比值來反映企業(yè)的創(chuàng)新效率，從而衡量創(chuàng)新投入對管理層預期的影響效果。

表6報告了創(chuàng)新投入對成本粘性的作用機制檢驗，其中第（1）列和第（2）列為調(diào)整成本機制的檢驗，第（3）和第（4）列為管理層樂觀預期機制的檢驗。回歸結(jié)果表明，第（1）和（2）列的D×lnREV×TlSnput的系數(shù)都在1%的水平上顯著，并且，對第（1）列和第（2）列的兩個子樣本進行chowtest檢驗發(fā)現(xiàn)，系數(shù)差異檢驗的F值為2.76，在1%的水平上顯著。這一結(jié)果印證了調(diào)整成本機制，說明企業(yè)當期創(chuàng)新投入越 大時，創(chuàng)新可能造成的調(diào)整成本增加幅度越大，從而企業(yè)成本粘性越強。第（3）列和第（4）列的D×lnREV×TlSnput的系數(shù)都在1%的水平上顯著，并且，對第

（1）列和第（2）列兩個子樣本進行chowtest檢驗發(fā)現(xiàn)，系數(shù)差異檢驗的F值為4.43，在1%的水平上顯著。這一結(jié)果印證了管理層樂觀預期機制，說明企業(yè)創(chuàng)新效率越高，創(chuàng)新預期會給企業(yè)帶來的收益可能越大，從而管理層對企業(yè)未來的發(fā)展預期越樂觀，從而造成企業(yè)成本粘性越強。表7的回歸結(jié)果證明，調(diào)整成本和管理層樂觀預期是創(chuàng)新投入對成本粘性的作用機制。

（四）穩(wěn)健性檢驗

本文采用以下方法對假設1和假設2a、假設2b進行穩(wěn)健性檢驗，仍然得到了一致的檢驗結(jié)果。1在考察企業(yè)創(chuàng)新投入對成本粘性的影響時，考慮企業(yè)規(guī)模效應，設定一個新變量創(chuàng)新投入強度2，計算方法為創(chuàng)新投入總量除以總資產(chǎn)規(guī)模;2借鑒已有文獻，使用本期期末固定資產(chǎn)凈額與本期營業(yè)總收入的比值來衡量固定資產(chǎn)密度[24，25]，根據(jù)成本結(jié)構(gòu)對成本粘性的影響，加入固定資產(chǎn)密度作為控制變量，減輕成本結(jié)構(gòu)因素對成本粘性計算的影響;3借鑒已有文獻，加入董事長和總經(jīng)理兩職合一、董事會規(guī)模、獨立董事比例三個企業(yè)治理方面的控制變量，減輕代理問題和管理層過度自信等因素對成本粘性的影響[26，27];4雖然OLS的回歸結(jié)果可以表明創(chuàng)新投入和成本粘性存在顯著相關(guān)關(guān)系，但是不能判斷兩者的因果關(guān)系，而根據(jù)胡華夏等[11]的研究，成本粘性可能對創(chuàng)新投入有積極影響，因此，為了解決反向因果關(guān)系導致的內(nèi)生性問題，本文采用工具變量法，通過2LSL來進行穩(wěn)健性檢驗。借鑒郭瑾等[28]的研究，本文采用滯后解釋變量法，考察t-1期的創(chuàng)新投入對t期成本粘性的影響;5借鑒江偉等[29]的做法，為了解決內(nèi)生性問題，采用固定效應模型和隨機效應模型分別進行穩(wěn)健性檢驗，這樣可以解決在采用普通最小二乘回歸時，可能無法觀測到的企業(yè)異質(zhì)性，以及面板數(shù)據(jù)中可能存在的個體效應和時間效應干擾回歸結(jié)果的問題，實證結(jié)果見表7、表8?；貧w結(jié)果顯示本文的主要結(jié)論均未發(fā)生較大改變，表明前文的結(jié)論是相對穩(wěn)健的（限于篇幅，未列示所有回歸結(jié)果）。

五、結(jié)論與建議

本文基于“堅定不移走中國特色自主創(chuàng)新道路”的國家發(fā)展戰(zhàn)略和《認定辦法》，關(guān)注創(chuàng)新投入對企業(yè)成本粘性的影響，采用2007～2015年滬深A股上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新投入強度越大，成本粘性顯著越高，且這種促進作用在具有高新技術(shù)資質(zhì)的企業(yè)更強，在非首次獲得高新技術(shù)資質(zhì)的企業(yè)最強。進一步檢驗發(fā)現(xiàn)，在研發(fā)投入轉(zhuǎn)化為無形資產(chǎn)比重更低和專利數(shù)量更多的企業(yè)中，成本粘性顯著更強，這一結(jié)果表明，企業(yè)創(chuàng)新投入對成本粘性的作用機制為加大企業(yè)調(diào)整成本和管理層樂觀預期。在對變量度量誤差、模型設定誤差和內(nèi)生性等問題進行穩(wěn)健性檢驗后，結(jié)果依然顯著。

針對上述實證結(jié)果，本文提出如下建議：1制定創(chuàng)新政策時，要更加注重強調(diào)創(chuàng)新效率和創(chuàng)新質(zhì)量。當前認定辦法的申請條件中，明確研究開發(fā)費用（R&D）占銷售收入的比例的定量要求，即近三個會計年度的研究開發(fā)費用總額占銷售收入總額的比例符合規(guī)定要求，然而對研發(fā)成果的考評缺乏明確詳細的規(guī)定。這可能導致企業(yè)在稅收優(yōu)惠的激勵下，盲目加大創(chuàng)新投入力度，而忽視研發(fā)成功率。本文的證據(jù)表明，完善對研發(fā)結(jié)果考評的相關(guān)規(guī)定，更加注重創(chuàng)新投入產(chǎn)出比，才能夠正確引導企業(yè)進行理性創(chuàng)新投入，而不能為了迎合政策盲目進行創(chuàng)新投資，應提高企業(yè)創(chuàng)新和企業(yè)價值的相關(guān)性，使得企業(yè)保持較高的創(chuàng)新質(zhì)量，從而達到激勵企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，推動國家創(chuàng)新戰(zhàn)略實施的目的。2加強企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。從上文可知，當前我國大多數(shù)企業(yè)的產(chǎn)出投入比較低，企業(yè)需要采取一些方式來提高創(chuàng)新產(chǎn)出，以便減小創(chuàng)新投入對成本粘性的不利影響，例如開展創(chuàng)新活動之前，進行市場調(diào)研和對創(chuàng)新成果的未來發(fā)展進行預測，以降低創(chuàng)新失敗風險;制定本企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略，以有計劃地進行創(chuàng)新投入;強化創(chuàng)新成果的考核管理方式，對創(chuàng)新項目分階段考核;建議企業(yè)公開披露創(chuàng)新活動的相關(guān)信息，以加強各利益相關(guān)者對企業(yè)創(chuàng)新活動的監(jiān)督。

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