高新技術(shù)企業(yè)IPO對企業(yè)競爭力影響的實證研究
——基于研發(fā)投入的調(diào)節(jié)效應(yīng)

潘柯瑾 楊竹節(jié) 趙安榮

（武漢紡織大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院 湖北武漢 430200）

黨的十九大報告中，“創(chuàng)新”一詞出現(xiàn)50余次，習(xí)近平總書記再次強調(diào)“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力”。目前，高成長和高科技的中小企業(yè)已成為我國自主創(chuàng)新的主力軍。然而，中國中小型高新技術(shù)企業(yè)自主創(chuàng)新存在著內(nèi)部融資不足、外部融資渠道有限的特點，這一限制條件已經(jīng)成為制約中小型高新技術(shù)企業(yè)自主創(chuàng)新的瓶頸。首次公開發(fā)行可以籌集市場上的閑置資金，通過資源配置和投資激勵分擔(dān)企業(yè)的研發(fā)和投入風(fēng)險，達到促進企業(yè)利潤增長的效果。因此，研究高新技術(shù)企業(yè)IPO后能否顯著增強企業(yè)競爭力，并且是否能夠通過加強技術(shù)創(chuàng)新，進而增強企業(yè)競爭力具有重要的現(xiàn)實意義。

1 文獻回顧與假設(shè)提出

國內(nèi)外對企業(yè)IPO及企業(yè)競爭力的研究成果較為豐富，國外學(xué)者從產(chǎn)品市場的行業(yè)市場因素和企業(yè)自身因素出發(fā)，通過信息披露、資本結(jié)構(gòu)、風(fēng)險分散及競爭對手等方面闡述了IPO后企業(yè)獲得的優(yōu)勢。Michelle Lowry(2003)[1]認為，IPO會要求企業(yè)披露更多的信息，這對企業(yè)有利有弊；而國內(nèi)學(xué)者則大多是通過研究IPO競爭效應(yīng)證明企業(yè)可以通過IPO增強自身競爭力(張崢、吳偎立和黃志勇，2013)[2]。

國外學(xué)者對技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)競爭力的研究大致可以分為兩類，一類認為技術(shù)創(chuàng)新可以促進企業(yè)競爭能力提高(Pinar，2015)[3]；另一類則認為技術(shù)創(chuàng)新會阻礙企業(yè)發(fā)展(Grossman和Helpman，1991)[4]。國內(nèi)學(xué)者則從不同的行業(yè)競爭特征出發(fā)，發(fā)現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新與產(chǎn)品市場競爭之間存在正U型、倒U型(樊琦和韓民春，2011)[5]或M型(孫巍和趙奚，2013)[6]的關(guān)系。

對于企業(yè)IPO與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的研究主要呈現(xiàn)出兩種觀點。一種觀點指出，企業(yè)上市后會導(dǎo)致創(chuàng)新受阻(Bernstein，2015)[7]。另一種觀點則認為，企業(yè)上市有助于企業(yè)拓展融資渠道，降低融資成本，從而促進企業(yè)創(chuàng)新(孟琳靜，2021)[8]。

基于上述分析，本文提出以下兩個假設(shè)：

假設(shè)H1：企業(yè)IPO可顯著提升企業(yè)競爭力。

假設(shè)H2：企業(yè)IPO和研發(fā)投入的相互作用可顯著提升企業(yè)競爭力。

2 研究設(shè)計

2.1 主要變量定義

2.1.1 企業(yè)競爭力

企業(yè)競爭力可以看作企業(yè)的一種資源，是企業(yè)在商品市場上相對于其他競爭對手而言，能夠獲得更多機會與比較優(yōu)勢的一種能力。本文借鑒了金碚，龔健健(2014)[9]的企業(yè)競爭力指標測算方法，選用資產(chǎn)貢獻率作為測算企業(yè)競爭力的指標。資產(chǎn)貢獻率反映了企業(yè)資產(chǎn)的獲利能力，資產(chǎn)貢獻率越高，表明企業(yè)競爭力越強：

資產(chǎn)貢獻率=(利潤總額+稅金總額+利息支出)/平均資產(chǎn)總額*100%

2.1.2 相關(guān)變量定義

相關(guān)變量定義如表1所示。

2.2 模型構(gòu)建

本文構(gòu)建了以下兩個多元線性回歸模型。

式中：α表示截距項，β表示控制變量的相關(guān)系數(shù)，ε表示隨機擾動項。

2.3 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文研究樣本的時間區(qū)間選擇在創(chuàng)業(yè)板市場新股發(fā)行暫?；謴?fù)后2015—2020年，選取在此期間在創(chuàng)業(yè)板上市的高新技術(shù)企業(yè)，剔除了ST、*ST、PT樣本公司及企業(yè)IPO當(dāng)年關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失或異常的樣本公司，并對部分數(shù)據(jù)缺失的樣本公司進行數(shù)值填充處理，最終得到727家觀測樣本公司。

本文所有數(shù)據(jù)均來自高新技術(shù)企業(yè)年鑒、Wind數(shù)據(jù)庫、國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫、公司年報及國家知識產(chǎn)權(quán)局網(wǎng)站。

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

為避免數(shù)據(jù)極端化影響，將上述表1中的所有連續(xù)變量進行1%水平的縮尾處理，并將企業(yè)IPO融資額、資產(chǎn)總額及現(xiàn)金持有量取自然對數(shù)以確保數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，所用數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計

所用數(shù)據(jù)為截面數(shù)據(jù)，而且測得方差膨脹因子VIF值為1.75小于10，故認為模型不存在多重共線性。

3.2 相關(guān)性檢驗

采用STATA15.0進行后續(xù)估計，首先對變量進行相關(guān)性檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 主要變量相關(guān)性檢驗結(jié)果

相關(guān)性結(jié)果顯示，企業(yè)IPO融資額(lnIPO)對企業(yè)競爭力(Com)存在顯著正向影響，初步驗證了主要假設(shè)，有必要進一步進行回歸分析。

3.3 高新技術(shù)企業(yè)IPO與企業(yè)競爭力的實證研究

首先采用最小二乘法(OLS)估計企業(yè)IPO融資額對企業(yè)競爭力的影響，在進行最小二乘回歸過程中加入異方差穩(wěn)健標準誤以緩解因模型異方差導(dǎo)致模型估計結(jié)果失真現(xiàn)象，最終所得結(jié)果如表4所示。

表4基準回歸結(jié)果顯示，未加入控制變量時，企業(yè)IPO融資額自然對數(shù)沒有通過顯著性水平檢驗，加入控制變量后，企業(yè)IPO融資額自然對數(shù)通過1%的顯著性水平檢驗且方向為正，加入控制變量后企業(yè)IPO自然對數(shù)顯著性增強，R2顯著增加，表明增加控制變量后一定程度上減輕了模型的內(nèi)生性，增加了模型的擬合度，使回歸估計結(jié)果更加穩(wěn)定?；鶞驶貧w結(jié)果顯示，企業(yè)IPO融資額對企業(yè)競爭力有顯著的正向促進作用，由此驗證了假設(shè)H1。

表4 高新技術(shù)企業(yè)IPO與企業(yè)競爭力的實證研究

3.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果分析

為驗證高技術(shù)企業(yè)通過IPO和增加R&D投入更有助于增強企業(yè)競爭力，本文引入高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入(RD)同IPO交乘項的自然對數(shù)ln(RDIPO)，將其放入回歸模型中進一步驗證假設(shè)，所得結(jié)果如表5所示。

表5結(jié)果顯示，加入二者交乘項后企業(yè)IPO自然對數(shù)仍通過10%的顯著性水平檢驗，而且系數(shù)有所增大，方向為正。企業(yè)R&D投入自然對數(shù)lnRD通過5%的顯著性水平檢驗，方向為正。同時，二者交乘項通過5%的顯著性水平檢驗且方向為正，表明企業(yè)IPO和研發(fā)投入的相互作用有助于企業(yè)提高自身競爭力，驗證了假設(shè)H2?？刂谱兞匡@著性和方向同基準回歸保持一致，表明模型結(jié)果較為穩(wěn)定。

表5 調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果顯示

4 結(jié)論及建議

4.1 技術(shù)創(chuàng)新要更加注重質(zhì)量

創(chuàng)新項目存在多個研發(fā)階段，企業(yè)可針對某一具體環(huán)節(jié)的核心技術(shù)或主導(dǎo)技術(shù)加大研發(fā)投入力度，不斷積累技術(shù)，爭取優(yōu)先獲得該領(lǐng)域的專利權(quán)，從而取得一定的競爭優(yōu)勢，先于競爭對手搶占市場。

4.2 企業(yè)要有效利用IPO融資額

企業(yè)要能夠在有限的資金成本下達到效益最大化。企業(yè)管理者須考慮上市后金融資源在研發(fā)投入上的利用效率，通過加強技術(shù)創(chuàng)新掌握核心技術(shù)，增強企業(yè)競爭力。