科創(chuàng)企業(yè)研發(fā)投入對企業(yè)成長的雙門檻效應(yīng)研究

王 楠，趙 毅，2，叢繼坤，孫佰清

（1.河北工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，天津 300401；2.復(fù)旦大學(xué)中國風(fēng)險投資研究中心，上海 200433；3.哈爾濱工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，黑龍江哈爾濱 150001）

1 研究背景和問題提出

當(dāng)前世界經(jīng)濟(jì)正面臨著前所未有之大變局，而2020 年初爆發(fā)的新冠肺炎疫情則加速了這一變局。在后疫情時代，各類企業(yè)仍面臨生產(chǎn)經(jīng)營上的各種難題，其中我國科技類企業(yè)普遍面臨項目落地滯后、產(chǎn)品供需失衡、運(yùn)營效率低下等問題。與此同時，由于缺乏核心技術(shù)并遭到美國的科技封鎖和打壓，部分科技類企業(yè)的發(fā)展困難重重。然而，在當(dāng)前這種形勢下，我國提出了“以國內(nèi)循環(huán)為主、國際國內(nèi)互促的雙循環(huán)發(fā)展”的新格局。在為服務(wù)科創(chuàng)企業(yè)而設(shè)立的科創(chuàng)板中，有76.74%的上市公司生產(chǎn)原材料來自國內(nèi)，81.4%的上市公司主要市場在國內(nèi)，深度契合了新格局以“國內(nèi)循環(huán)為主”的特點。此外，在數(shù)字化和智能化的新工業(yè)革命的背景下，科創(chuàng)企業(yè)對研發(fā)創(chuàng)新的重視程度毋庸置疑。以科創(chuàng)板上市公司為例，目前已上市公司2019 年平均研發(fā)投入高達(dá)1.1 億元，占營收比重高達(dá)11%。由此可見，科創(chuàng)企業(yè)正是世界經(jīng)濟(jì)大變局與我國雙循環(huán)發(fā)展新格局下實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和科技“彎道超車”的突破口，以及推動數(shù)字化和智能化的新工業(yè)革命的重要力量。

一方面，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新績效一直以來都是學(xué)術(shù)界討論的焦點。研發(fā)創(chuàng)新績效可以體現(xiàn)在形成新技術(shù)和新產(chǎn)品，提升企業(yè)收入，從而促進(jìn)企業(yè)成長?？v觀現(xiàn)有文獻(xiàn)，關(guān)于研發(fā)創(chuàng)新對企業(yè)成長的影響存在兩種不同的觀點：一是研發(fā)創(chuàng)新促進(jìn)企業(yè)成長，二是研發(fā)創(chuàng)新抑制企業(yè)成長或無顯著影響。于是有文獻(xiàn)開始研究二者之間的非線性關(guān)系，以發(fā)現(xiàn)研發(fā)創(chuàng)新投入的臨界點和最佳區(qū)間。但經(jīng)過文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，目前還沒有以科創(chuàng)板上市公司為樣本或?qū)ｉT針對科創(chuàng)企業(yè)的此類研究，亟需填補(bǔ)空白。另一方面，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新績效也備受實業(yè)界關(guān)注，對最佳研發(fā)創(chuàng)新投入進(jìn)行界定，也將對科創(chuàng)企業(yè)具有指導(dǎo)性和實踐性的意義。此外，研發(fā)創(chuàng)新活動并不一定會立即給企業(yè)帶來的收益，可能存在一定滯后期。而研發(fā)創(chuàng)新活動存在不確定性，科創(chuàng)企業(yè)在持續(xù)不斷地研發(fā)創(chuàng)新投入中，不僅要考慮未來收益，還要考慮短期風(fēng)險。因此為幫助科創(chuàng)企業(yè)權(quán)衡短期風(fēng)險與長期利益，有必要深入研究研發(fā)創(chuàng)新對企業(yè)成長影響的滯后效應(yīng)。

本文基于科創(chuàng)板上市公司2017—2019 年面板數(shù)據(jù)，采用固定效應(yīng)面板門檻模型，從當(dāng)期和滯后期研發(fā)強(qiáng)度的角度，研究科創(chuàng)板上市公司研發(fā)創(chuàng)新投入對企業(yè)成長的非線性影響，找到科創(chuàng)板上市公司的最優(yōu)研發(fā)強(qiáng)度，并發(fā)現(xiàn)研發(fā)創(chuàng)新投入的滯后效應(yīng)。本文的邊際貢獻(xiàn)在于：（1）首次以科創(chuàng)板上市公司為研究對象，結(jié)合面板門檻模型的應(yīng)用，考察科創(chuàng)板上市公司在不同研發(fā)強(qiáng)度下研發(fā)創(chuàng)新投入對企業(yè)成長的影響；（2）不僅考察了當(dāng)期研發(fā)創(chuàng)新投入對企業(yè)成長的影響，同時考察了研發(fā)創(chuàng)新投入的滯后效應(yīng)；（3）科創(chuàng)企業(yè)面臨短期風(fēng)險與長期利益的權(quán)衡問題，本文從當(dāng)期和滯后期研發(fā)強(qiáng)度兩個角度考察對企業(yè)成長的影響，研究結(jié)果可直接輔助科創(chuàng)企業(yè)界定研發(fā)創(chuàng)新投入的最優(yōu)區(qū)間，理性權(quán)衡短期風(fēng)險與長期收益，并最終達(dá)成最優(yōu)的研發(fā)強(qiáng)度。

本文后續(xù)部分結(jié)構(gòu)如下：第二部分梳理了相關(guān)文獻(xiàn)，進(jìn)行理論分析并提出研究假設(shè)；第三部分為研究設(shè)計，包括變量選取與模型構(gòu)建；第四部分為實證研究的結(jié)果與分析；第五部總結(jié)全文并為科創(chuàng)企業(yè)提出相應(yīng)建議。

2 文獻(xiàn)綜述和研究假設(shè)

2.1 文獻(xiàn)綜述

文獻(xiàn)中對企業(yè)成長的衡量存在不同的方法，主要分為單一指標(biāo)和綜合指標(biāo)兩類衡量方法。在單一指標(biāo)中，營業(yè)收入增長率是最常用的衡量指標(biāo)［1-2］；托賓Q 值能夠很好地反映企業(yè)的成長機(jī)會，因此可以使用托賓Q 值來衡量企業(yè)成長［3］。綜合指標(biāo)則是采用多個財務(wù)指標(biāo)，如總資產(chǎn)增長率、營業(yè)收入增長率、營業(yè)利潤增長率等，來構(gòu)建企業(yè)成長評價體系［4］。

國內(nèi)外文獻(xiàn)不乏對研發(fā)創(chuàng)新投入與企業(yè)成長關(guān)系的討論，但得到的結(jié)論卻不盡相同，主要有兩種觀點：研發(fā)創(chuàng)新投入促進(jìn)企業(yè)成長、研發(fā)創(chuàng)新投入抑制企業(yè)成長或無顯著影響。

第一，研發(fā)創(chuàng)新投入促進(jìn)企業(yè)成長。早在1974年，Branch［5］對1950—1965 年111 家美國企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)活動能夠提升企業(yè)盈利能力。隨后，外文文獻(xiàn)中得到了研發(fā)投入與企業(yè)生產(chǎn)率、企業(yè)價值、托賓Q 值、全要素生產(chǎn)率等企業(yè)績效指標(biāo)之間的正相關(guān)關(guān)系［6-9］。雖然其中一些指標(biāo)并非企業(yè)成長的直接體現(xiàn)，但都與企業(yè)成長有著密不可分的聯(lián)系。在近10 年的研究中，F(xiàn)alk［10］發(fā)現(xiàn)了研發(fā)投入對銷售額增長率起到顯著的促進(jìn)作用。Lome 等［11］發(fā)現(xiàn)了研發(fā)投入與企業(yè)成長性之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。諸多中文文獻(xiàn)也支持了這類觀點。張信東等［12］使用分位數(shù)回歸的方法對中小板上市公司的研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入能夠顯著促進(jìn)企業(yè)成長。張栓興等［13］通過回歸分析發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)板上市公司創(chuàng)新研發(fā)能夠顯著促進(jìn)營業(yè)收入增長率的提升。張玉臣等［14］通過分位數(shù)回歸發(fā)現(xiàn)戰(zhàn)略性創(chuàng)新投入與企業(yè)成長績效正相關(guān)。劉光彥等［15］對創(chuàng)業(yè)板上市公司研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入對企業(yè)成長性具有促進(jìn)作用且該作用具有滯后性和持續(xù)性。

第二，研發(fā)創(chuàng)新投入抑制企業(yè)成長或無顯著影響。此類觀點最早出現(xiàn)于1976 年，Galai 等［16］發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入會降低企業(yè)的運(yùn)營效率，給企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營帶來負(fù)面影響，導(dǎo)致業(yè)績的下滑。Freelm［17］發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新投入會對公司成長性產(chǎn)生負(fù)面影響。Vithessonthi等［18］發(fā)現(xiàn)這種負(fù)面影響在研發(fā)投入高的企業(yè)中更為明顯。國內(nèi)文獻(xiàn)方面，郭斌［19］的研究證實了我國軟件企業(yè)研發(fā)投資對利潤率的抑制作用。喻雁［20］以創(chuàng)業(yè)板上市公司為樣本，發(fā)現(xiàn)了研發(fā)支出與企業(yè)績效的負(fù)相關(guān)關(guān)系。還有諸多文獻(xiàn)都證實了研發(fā)投入與當(dāng)期企業(yè)財務(wù)績效的負(fù)相關(guān)關(guān)系［21-25］。而劉振［26］基于A 股上市公司數(shù)據(jù)的研究表明，這種負(fù)面影響在高新技術(shù)企業(yè)中表現(xiàn)在當(dāng)期，而在非高新技術(shù)企業(yè)中表現(xiàn)在上期。此外，也有研究表明二者不存在相關(guān)關(guān)系，例如鄒彩芬等［27］的研究表明企業(yè)研發(fā)投入與成長性之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

由于文獻(xiàn)中對于研發(fā)創(chuàng)新投入對企業(yè)成長的影響存在兩種截然相反的結(jié)論，便有學(xué)者開始研究二者的非線性關(guān)系。Yeh 等［28］使用門檻回歸發(fā)現(xiàn)研發(fā)強(qiáng)度存在一個確定的水平，當(dāng)超過這個水平，研發(fā)支出的進(jìn)一步增加則不會產(chǎn)生相應(yīng)的回報。王保林等［29］研究發(fā)現(xiàn)高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入對企業(yè)成長呈現(xiàn)倒U 型關(guān)系?；魰云迹?0］將中國制造業(yè)上市公司樣本分為高創(chuàng)新投入和低創(chuàng)新投入兩組分別回歸，得到研發(fā)創(chuàng)新投入與企業(yè)成長性呈U 型的非線性關(guān)系。

此外，還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)研發(fā)創(chuàng)新活動對企業(yè)成長的影響存在滯后效應(yīng)。姜婷等［31］研究發(fā)現(xiàn)新三板掛牌公司當(dāng)期研發(fā)投入與成長性顯著負(fù)相關(guān)，而滯后期研發(fā)投入與成長性顯著正相關(guān)。吳鋮鋮等［32］的研究表明研發(fā)投入抑制企業(yè)當(dāng)期經(jīng)營績效，但對下一期績效起到促進(jìn)作用，該作用隨著時間累積表現(xiàn)出增強(qiáng)趨勢，存在明顯的滯后效應(yīng)。

雖然以上這些文獻(xiàn)證實了研發(fā)創(chuàng)新對企業(yè)成長的影響的非線性關(guān)系以及滯后效應(yīng)，但目前文獻(xiàn)中還沒有涉及對科創(chuàng)企業(yè)或以科創(chuàng)板上市公司為樣本的此類研究，有必要基于理論分析加以數(shù)據(jù)的實證檢驗。

2.2 研究假設(shè)

技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)核心競爭力的重要來源，而研發(fā)投入為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供智力支持和資本保障［32］。研發(fā)投入可以分為兩類：第一類是前期基礎(chǔ)性或探索性研究，存在較大不確定性且商業(yè)化的前景較低，多為費(fèi)用化處理后計入當(dāng)期損益；第二類則是可以形成專利技術(shù)等創(chuàng)新成果，可以資本化處理形成無形資產(chǎn)，其產(chǎn)生的新技術(shù)和新產(chǎn)品商業(yè)化后能夠增加企業(yè)收入，促進(jìn)企業(yè)成長［33］。創(chuàng)新能力強(qiáng)的企業(yè)能迅速獲得競爭優(yōu)勢以適應(yīng)市場環(huán)境的變化［34］?？苿?chuàng)企業(yè)不乏創(chuàng)新能力，但在考慮研發(fā)創(chuàng)新活動所帶來的未來收益的同時，還應(yīng)考慮到其風(fēng)險性，這是由于企業(yè)的研發(fā)投入本質(zhì)上是一項具有高不確定性、高風(fēng)險的投資活動［35］。尤其是對于初創(chuàng)期科創(chuàng)企業(yè)而言，其研發(fā)投入多為第一類基礎(chǔ)性或探索性研發(fā)，難以形成創(chuàng)新成果。而成長期企業(yè)則傾向于投資能長久發(fā)揮作用的根本性創(chuàng)新［36］，但由于研發(fā)存在不確定性，并且過多的研發(fā)投入會擠占企業(yè)資源，因此不一定會對短期內(nèi)的企業(yè)成長起到促進(jìn)作用。即使研發(fā)創(chuàng)新活動最終形成了創(chuàng)新成果，成果商業(yè)化的過程也還需要涉及一系列復(fù)雜的程序［37］，成功進(jìn)入市場最終被市場認(rèn)可還需要靠產(chǎn)品銷售環(huán)節(jié)來實現(xiàn)［38］。一項研發(fā)創(chuàng)新活動需要經(jīng)歷“新思想—新技術(shù)—新產(chǎn)品—進(jìn)入市場”這一過程形成一條價值鏈，越是處在這個過程的前端，研發(fā)越深入、原始創(chuàng)新特征越明顯、越難模仿，但離市場也越遠(yuǎn)，信息越不完全、風(fēng)險越大、回報也越不確定，這體現(xiàn)了不同階段的研發(fā)創(chuàng)新投入與企業(yè)成長的非線性特征［39］。

綜上所述，本文提出如下假設(shè)：

H1a：當(dāng)期研發(fā)創(chuàng)新投入對企業(yè)成長的影響是非線性的，存在研發(fā)強(qiáng)度的門檻效應(yīng)。

H1b：當(dāng)期研發(fā)創(chuàng)新投入對企業(yè)成長的影響是線性的，不存在研發(fā)強(qiáng)度的門檻效應(yīng)。

H2a：滯后一期研發(fā)創(chuàng)新投入對企業(yè)成長的影響是非線性的，存在研發(fā)強(qiáng)度的門檻效應(yīng)。

H2b：滯后一期研發(fā)創(chuàng)新投入對企業(yè)成長的影響是線性的，不存在研發(fā)強(qiáng)度的門檻效應(yīng)。

研發(fā)創(chuàng)新活動不僅投資大，還具有周期長的特點。例如，生物醫(yī)藥企業(yè)一款創(chuàng)新藥的研發(fā)周期一般在10 年以上?？苿?chuàng)企業(yè)所屬的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中企業(yè)間的市場競爭主要表現(xiàn)為核心技術(shù)的競爭，研發(fā)投入對維持科創(chuàng)企業(yè)的競爭力更加重要［40］。因此，科創(chuàng)企業(yè)更傾向于投資能長久發(fā)揮作用的根本性創(chuàng)新?？苿?chuàng)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新需要經(jīng)歷從研發(fā)投入、產(chǎn)生專利、生產(chǎn)新產(chǎn)品到新產(chǎn)品投放市場并產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)價值的過程［41］，那么研發(fā)創(chuàng)新投入所帶來的企業(yè)營業(yè)收入的增長并不會在短時間內(nèi)體現(xiàn)，會存在滯后性。因此，本文提出如下假設(shè)：

H3a：研發(fā)創(chuàng)新投入對企業(yè)成長的影響存在滯后效應(yīng)。

H3b：研發(fā)創(chuàng)新投入對企業(yè)成長的影響不存在滯后效應(yīng)。

3 研究設(shè)計

3.1 指標(biāo)選取

本文選取科創(chuàng)板上市公司作為研究對象，剔除2016—2019 年數(shù)據(jù)有缺失的樣本及研發(fā)費(fèi)用占營業(yè)收入比例大于100%的樣本后，得到108 個有效樣本，構(gòu)建2017—2019 年度面板數(shù)據(jù)（2016 年數(shù)據(jù)僅作為計算企業(yè)成長以及研發(fā)強(qiáng)度滯后期使用），每個變量包含324 個觀測值。實證數(shù)據(jù)來自上市公司年報及公開披露的信息。

3.1.1 被解釋變量

被解釋變量為企業(yè)成長?？苿?chuàng)板上市公司存在初創(chuàng)期、未盈利的企業(yè)，營業(yè)收入的增長更能反映企業(yè)的成長，并且研發(fā)創(chuàng)新所產(chǎn)生的新產(chǎn)品、新技術(shù)會帶來企業(yè)營業(yè)收入的增長，從而體現(xiàn)研發(fā)創(chuàng)新績效。故選取兩種衡量企業(yè)成長的方式，一種是營業(yè)收入對數(shù)增長率，另一種是營業(yè)收入同比增長率。

3.1.2 核心解釋變量與門檻變量

研發(fā)強(qiáng)度是衡量企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入時應(yīng)用最為廣泛的指標(biāo)，在不同規(guī)模的企業(yè)之間更具可比性［39］，將其作為核心解釋變量與門檻變量。

3.1.3 控制變量

參考以往文獻(xiàn)，選取影響企業(yè)成長的7 個變量作為控制變量，包括公司規(guī)模、人力資本、市場營銷強(qiáng)度、杠桿率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、公司年齡和專利申請量。變量定義如表1 所示。

表 1 變量定義

3.2 模型構(gòu)建

為研究研發(fā)強(qiáng)度與企業(yè)成長之間的非線性關(guān)系和滯后效應(yīng)，本文采用固定效應(yīng)面板門檻模型。門檻模型最初由Hansen［42-43］提出，其優(yōu)勢在于可以根據(jù)數(shù)據(jù)自身特征，依據(jù)估計得到的門檻值內(nèi)生地將樣本分為多個區(qū)間，并估計各個區(qū)間內(nèi)變量之間的關(guān)系［39］。因此，門檻模型可以幫助發(fā)現(xiàn)科創(chuàng)板上市公司研發(fā)創(chuàng)新投入對企業(yè)成長的非線性影響，并找到最優(yōu)研發(fā)強(qiáng)度區(qū)間。

3.2.1 研發(fā)創(chuàng)新投入對當(dāng)期企業(yè)成長的影響

分別以營業(yè)收入對數(shù)增長率（△lnY）和同比增長率（Growth）反映企業(yè)成長，以研發(fā)強(qiáng)度（RDI）作為核心解釋變量和門檻變量，構(gòu)建模型（1）和模型（2）：

3.2.2 研發(fā)創(chuàng)新投入對企業(yè)成長的滯后影響

分別以營業(yè)收入對數(shù)增長率（△lnY）和同比增長率（Growth）反映企業(yè)成長，以滯后一期的研發(fā)強(qiáng)度（RDI-1）作為核心解釋變量和門檻變量，構(gòu)建模型(3)和模型(4)：

通過對以上4 個模型進(jìn)行門檻存在性檢驗，確定門檻數(shù)量和門檻值，進(jìn)而確定模型的具體形式，并對其進(jìn)行面板門檻回歸，對回歸結(jié)果進(jìn)行分析得到變量間的非線性關(guān)系和滯后效應(yīng)。

4 實證結(jié)果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計

從表2 可以看出，科創(chuàng)板上市公司樣本平均營業(yè)收入同比增長率高達(dá)37.22%，體現(xiàn)了其高成長性的特征；平均研發(fā)強(qiáng)度高達(dá)11.67%，體現(xiàn)了科創(chuàng)板上市公司對研發(fā)創(chuàng)新的重視程度；平均企業(yè)年齡為12.91 年，最小值僅為3.29 年，與科創(chuàng)板上市公司多處于初創(chuàng)期、成長期的特征相符；專利申請量的標(biāo)準(zhǔn)差較大，說明各公司每年專利申請量之間差距較大，有公司一年內(nèi)無專利申請，而有公司甚至一年內(nèi)申請了360 個專利。

表2 描述性統(tǒng)計

4.2 研發(fā)創(chuàng)新投入對當(dāng)期企業(yè)成長的影響——研發(fā)強(qiáng)度的雙門檻效應(yīng)

在分析門檻效應(yīng)前，需要對模型進(jìn)行門檻存在性檢驗，同時確定門檻個數(shù)。模型(1)和模型(2)中門檻存在性檢驗的結(jié)果如表3 所示。模型(1)的單門檻F 值在5%水平顯著，雙門檻F 值在10%水平顯著，而三門檻模型的F 值不顯著；模型(2)的單門檻和雙門檻F 值均在5%水平顯著，而三門檻模型的F值不顯著，因此模型(1)和模型(2)均應(yīng)選擇雙門檻模型。

表3 模型(1)和模型(2)門檻存在性檢驗結(jié)果

表4 和表5 分別表明了上述雙門檻模型中研發(fā)強(qiáng)度（RDI）的門檻值、95%置信區(qū)間和由各門檻值所分割成的門檻區(qū)間。雙門檻模型的回歸結(jié)果如表6 所示。當(dāng)以營業(yè)收入對數(shù)增長率（△lnY）衡量企業(yè)成長時，由模型(1)得到RDI的3 個門檻區(qū)間，分別為2.42%＜RDI ≤4.42%、4.42%＜RDI ≤36.35%、36.35%＜RDI ≤86.84%。其中，在2.42%＜RDI ≤4.42%區(qū)間內(nèi)，RDI 的系數(shù)顯著為正（4.5281），故隨著RDI 增加，△lnY 增加；在4.42%＜RDI ≤36.35%區(qū)間內(nèi)，RDI 的系數(shù)顯著為負(fù)（-0.9304），故隨著RDI 增加，△lnY 降低；在36.35%＜RDI ≤86.84%區(qū)間內(nèi)，RDI 的系數(shù)不顯著。因此，以RDI=4.42%為分段點，便得到了圖1 所示的研發(fā)強(qiáng)度與企業(yè)成長的“倒V 形”關(guān)系。由此可見，研發(fā)強(qiáng)度與企業(yè)成長并非線性關(guān)系，從而證實了假設(shè)H1a：當(dāng)期研發(fā)創(chuàng)新投入對企業(yè)成長的影響是非線性的，存在研發(fā)強(qiáng)度的門檻效應(yīng)。

圖1 研發(fā)強(qiáng)度與當(dāng)期企業(yè)成長的“倒V 形”關(guān)系示意圖

表4 模型(1)和模型(2)門檻值

表5 模型(1)和模型(2)門檻區(qū)間

表6 模型(1)和模型(2)回歸結(jié)果

當(dāng)以營業(yè)收入同比增長率（Growth）反映企業(yè)成長時，由模型(2)得到RDI 的3 個門檻區(qū)間，分別為2.42%＜RDI ≤4.11%、4.11%＜RDI ≤36.35%、36.35% ＜ RDI ≤ 86.84%。其 中，在2.42%＜RDI ≤4.11%區(qū)間內(nèi)，RDI 的系數(shù)顯著為正（10.6750），故隨著RDI 增加，Growth 增加；在4.11%＜RDI ≤36.35%區(qū)間內(nèi)，RDI 的系數(shù)為負(fù)（－0.883 0），但不顯著；在36.35%＜RDI ≤86.84%區(qū)間內(nèi)，RDI 的系數(shù)也不顯著。

雖然模型(1)和模型(2)兩種衡量企業(yè)成長的方法中，研發(fā)強(qiáng)度的門檻區(qū)間不盡相同，但二者的第一個門檻區(qū)間（2.42%＜RDI ≤4.42%和2.42%＜RDI ≤4.11%）非常相近，并且在二者的第一個門檻區(qū)間內(nèi)研發(fā)強(qiáng)度的系數(shù)都顯著為正且最大。從而證實了模型(1)結(jié)果的準(zhǔn)確性。這也意味著，科創(chuàng)板上市公司合理較低的研發(fā)強(qiáng)度才會對當(dāng)期的企業(yè)成長起到顯著的促進(jìn)作用。

最后，關(guān)于控制變量，模型(1)和模型(2)中，企業(yè)規(guī)模、杠桿率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、公司年齡都與企業(yè)成長有顯著的相關(guān)關(guān)系。其中，企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)營收增長率越高；杠桿率越高，企業(yè)營收增長率越高；總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高，企業(yè)營收增長率越高；而公司年齡則與企業(yè)成長負(fù)相關(guān)，由此可見，成立時間較短的科創(chuàng)板上市公司具有更高的成長性。

4.3 研發(fā)創(chuàng)新投入對企業(yè)成長的影響的滯后作用——研發(fā)強(qiáng)度的雙門檻效應(yīng)

模型(3)和模型(4)中門檻存在性檢驗的結(jié)果如表7 所示。模型(3)的單門檻和雙門檻F 值均在1%水平顯著，而三門檻模型的F 值不顯著；模型(4)的單門檻和雙門檻F 值均在5%水平顯著，而三門檻模型的F 值不顯著，因此模型(3)和模型(4)均應(yīng)選擇雙門檻模型。表8 和表9 分別表明了上述雙門檻模型中滯后一期研發(fā)強(qiáng)度（RDI-1）的門檻值、95%置信區(qū)間和由各門檻值所分割成的門檻區(qū)間。

表7 模型(3)和模型(4)門檻存在性檢驗結(jié)果

表8 模型(3)和模型(4)門檻值

表9 模型(3)和模型(4)門檻區(qū)間

上述雙門檻模型的回歸結(jié)果如表10 所示。當(dāng)以營業(yè)收入對數(shù)增長率（△lnY）衡量企業(yè)成長時，由模型(3)得到RDI-1 的3 個門檻區(qū)間，分別為2.42%＜ RDI-1 ≤4.10%、4.10%＜RDI-1 ≤6.83%、6.83%＜ RDI-1 ≤86.84%。其中，在2.42%＜RDI-1 ≤4.10%區(qū)間內(nèi)，RDI 的系數(shù)顯著為負(fù)（-8.687 0），故隨著RDI-1 增加，△lnY 降低；在4.10%＜RDI-1 ≤6.83%區(qū)間內(nèi)，RDI-1 的系數(shù)顯著為負(fù)（-2.188 4），故隨著RDI-1 增加，△lnY 降低；在6.83%＜RDI-1≤86.84%區(qū)間內(nèi)，RDI-1的系數(shù)顯著為正（0.989 4），故隨著RDI-1 增加，△lnY 增加。因此，以RDI-1=4.42%和RDI-1=6.83%為分段點，便得到了圖2所示（為保證折線圖的可讀性，橫坐標(biāo)只截取部分）的滯后一期研發(fā)強(qiáng)度與企業(yè)成長的“U 形”關(guān)系。由此可見，滯后一期研發(fā)強(qiáng)度與企業(yè)成長并非線性關(guān)系，從而證實了假設(shè)H2a：滯后一期研發(fā)創(chuàng)新投入對企業(yè)成長的影響是非線性的，存在研發(fā)強(qiáng)度門檻效應(yīng)。

表10 模型(3)和模型(4)回歸結(jié)果

圖2 上期研發(fā)強(qiáng)度與企業(yè)成長的“U 形”關(guān)系示意圖

當(dāng)以營業(yè)收入同比增長率（Growth）表征企業(yè)成長時，由模型(4)得到RDI-1 的3 個門檻區(qū)間，分別為2.42% ＜RDI-1 ≤4.11%、4.11% ＜RDI-1≤6.83%、6.83%＜RDI-1≤86.84%。其中，在2.42%＜ RDI-1 ≤4.11%區(qū)間內(nèi)，RDI-1 的系數(shù)顯著為負(fù)（-12.612 7），故隨著RDI-1 增加，Growth 降低；在4.11% ＜ RDI-1 ≤6.83% 區(qū)間內(nèi)，RDI-1 的 系數(shù)為負(fù)（-2.149 6），但不顯著；在6.83%＜RDI-1≤86.84%區(qū)間內(nèi)，RDI-1的系數(shù)顯著為正（2.3211），故隨RDI-1 增加，Growth 增加。

模型(3)和模型(4)兩種衡量企業(yè)成長方法的模型均證實了只有當(dāng)研發(fā)強(qiáng)度超過6.83%時，才會對下一期企業(yè)成長起到促進(jìn)作用。但與模型(1)和模型(2)的結(jié)果對比，在各自最優(yōu)門檻區(qū)間內(nèi)，RDI-1 的系數(shù)小于RDI 的系數(shù)。因此，在各自最優(yōu)研發(fā)強(qiáng)度區(qū)間內(nèi)，不超過4.42%的研發(fā)強(qiáng)度對當(dāng)期企業(yè)成長的促進(jìn)作用比超過6.83%的研發(fā)強(qiáng)度對下一期企業(yè)成長的促進(jìn)作用更大。此外，通過比較模型(1)和模型(3)的結(jié)果，還可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)研發(fā)強(qiáng)度超過6.83%時（即在RDI 的第二、第三門檻區(qū)間內(nèi)，和RDI-1的第三門檻區(qū)間內(nèi)），其對當(dāng)期企業(yè)成長會產(chǎn)生抑制作用或不顯著的促進(jìn)作用，而對下一期企業(yè)成長卻產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用。因此，研發(fā)創(chuàng)新投入對企業(yè)績效的促進(jìn)作用存在滯后效應(yīng)，從而證實了假設(shè)H3a。

5 結(jié)論與建議

本文基于科創(chuàng)板上市公司2017—2019 年面板數(shù)據(jù)，采用固定效應(yīng)面板門檻模型，實證檢驗了當(dāng)期和上期研發(fā)強(qiáng)度與企業(yè)成長在不同研發(fā)強(qiáng)度下的非線性關(guān)系，得到的主要結(jié)論為：（1）研發(fā)強(qiáng)度與當(dāng)期企業(yè)成長呈“倒V 形”的非線性關(guān)系，當(dāng)研發(fā)強(qiáng)度超過一定水平后，會抑制當(dāng)期企業(yè)成長，最優(yōu)研發(fā)強(qiáng)度應(yīng)不超過4.42%；（2）研發(fā)創(chuàng)新投入對企業(yè)成長的影響存在滯后效應(yīng)，且這種滯后效應(yīng)只有當(dāng)研發(fā)強(qiáng)度超過6.83%時，才能促進(jìn)下一期企業(yè)成長，二者呈“U 形”的非線性關(guān)系；（3）在各自最優(yōu)研發(fā)強(qiáng)度區(qū)間內(nèi)，不超過4.42%的研發(fā)強(qiáng)度對當(dāng)期企業(yè)成長的促進(jìn)作用比超過6.83%的研發(fā)強(qiáng)度對下一期企業(yè)成長的促進(jìn)作用更大。

基于以上結(jié)論，本文對科創(chuàng)企業(yè)提出如下幾點建議：

（1）重視研發(fā)創(chuàng)新投入的短期風(fēng)險。研發(fā)創(chuàng)新活動具有較高不確定性，過高的研發(fā)投入會擠占當(dāng)前企業(yè)的資源，不利于短期內(nèi)企業(yè)成長。科創(chuàng)企業(yè)若想通過研發(fā)創(chuàng)新活動獲得短期內(nèi)的企業(yè)成長的明顯提升，應(yīng)控制研發(fā)強(qiáng)度在一個較低水平上，較少地占用企業(yè)資源，將更多資源應(yīng)用于其他促進(jìn)企業(yè)成長的要素上。

（2）堅持持續(xù)研發(fā)創(chuàng)新，放眼長遠(yuǎn)利益。過高的研發(fā)強(qiáng)度雖然會短期內(nèi)抑制企業(yè)成長，但在長期內(nèi)會起到促進(jìn)作用?？苿?chuàng)企業(yè)若想獲得長久的市場競爭力，不應(yīng)拘泥于短期企業(yè)成長，而是提高研發(fā)強(qiáng)度，持續(xù)不斷地進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新活動，才能獲得未來長久的企業(yè)成長。

（3）理性權(quán)衡短期利益與長期利益。研發(fā)創(chuàng)新活動對企業(yè)成長的長短期影響，以及對研發(fā)強(qiáng)度的控制，從根本上來講是涉及到科創(chuàng)企業(yè)長短期利益的問題。因此，科創(chuàng)企業(yè)應(yīng)結(jié)合企業(yè)實際情況，從總體上綜合考慮，選擇合適的研發(fā)強(qiáng)度，獲得持續(xù)長久的企業(yè)成長，在世界經(jīng)濟(jì)大變局中站穩(wěn)腳跟，在后疫情時代國內(nèi)循環(huán)為主、國內(nèi)國外雙循環(huán)發(fā)展的新格局下，帶領(lǐng)我國科技實現(xiàn)“彎道超車”，為我國建設(shè)創(chuàng)新型國家、成為世界科創(chuàng)強(qiáng)國提供源源不斷的動力。