杨瑞
哈尔滨商业大学 研究生院

摘要：在充分考虑了所有权结构替代变量与研发投入之间可能出现多重共线问题的前提下，本文以2013年12月31日以前在沪、深两地上市并发行A股的公司2014—2017年的经验数据，对研发支出与企业财务业绩的相关性以及所有权结构对研发投入和企业财务业绩关系的调节作用进行了检验。研究发现，研发投入与企业财务业绩呈负相关关系，研发强度对企业财务业绩的影响具有滞后性；所有权集中度对公司研发投入与公司财务业绩之间的关系发挥了正向的调节效应，高管股权激励的实施在一定程度上也促进了公司研发投入对公司财务业绩的影响。
关键词：所有权结构；研发投入；财务业绩；多元线性回归
中图分类号：F275  文献标识码：A
近几年我国的科技创新能力发展迅速，但与发达国家相比还有较大的差距。我国为鼓励企业创新，在税收政策上提高了研究开发费用税前加计扣除比例，在利润表中新增“研发费用”项目，可见我国对于科技创新方面的发展非常重视。企业研发成功的产品会为企业创造价值，从而增强企业的财务业绩，然而研发投入也具有较大的不确定性，企业会面临研发失败的风险。因此，研发投入与企业业绩的关系一直备受国内外学者的关注。而所有权结构作为公司治理的基础，对于二者的关系也有一定程度的影响。因此，我们利用实证研究的方法，探求我国上市公司研发投入对其财务业绩的贡献以及所有权结构对二者关系的调节作用，希望可以为企业提供有效的建议。
一、文献综述
关于研发投入与企业财务业绩的研究，JS Lant和JM Sahut（2005）指出，如果企业能够立即从研发投入中获得商业利益，或者在未来获益时采取创新项目的集群战略，那么将研发投入资本化是比较可取的。[1]FO Paula和JF Silva（2018）以欧洲制造企业为样本，研究发现研发投入不能影响整个样本的短期财务业绩。[2] 在研发投入与所有权结构研究方面,Francis 和Smith(1995)研究时发现如果公司的股权结构更加集中,公司的研发投入将会增多。Katherine（2003）研究了企业研发投入与高管股权激励之间的关系，研究表明研发投入与高管持股比例呈正相关关系。关于所有权结构对研发投入与企业业绩的调节作用研究， Hall和Oriani（2006）对欧洲制造业企业的所有权集中度的调节作用进行研究，研究结果表明所有权集中度对研发投入与公司业绩之间的关系具有显著的正调节效应。
程宏伟、张永海、常勇（2006）的实证研究结果证实，公司在研发方面的投入与公司业绩显著正相关。 [3]赵晖（2010）使用实证分析方法，对高新技术企业进行的研究表明，公司的研发投入与公司业绩正相关。[4]刘雪瑶,张敏（2017）采用实证分析的方法对我国创业板上市公司的相关数据进行了分析研究，结果显示创业板上市公司的研发投入对企业财务业绩存在负相关效应。[5]齐秀辉，王维，武志勇（2016）重点研究了高管激励机制对研发投入和企业业绩关系的调节作用。他们认为，公司所有权的形式对高管的激励有重要影响：在国有控股企业的背景下，高管激励对研发投入与企业业绩之间的关系具有显著的正调节效应;在对非国有控股公司进行比较研究时发现高管激励措施在对二者关系发挥了负面作用。[6]
根据上述学者的研究结果，可以发现他们得出的结论不尽相同，这可能与他们所选择的样本企业、研究方法、研究变量不同有关，在大多数学者眼中，研发投入被认为与公司业绩正相关。目前，研究人员对所有权结构与研发投入，公司所有权结构和业绩之间的关系进行了深入研究，研究成果较为喜人，所有权结构在研发投入与企业业绩关系中发挥的调节作用也是近年来才引起了国内专家的关注。因此，本文对研发投入与企业业绩之间的关系进行研究并重点探讨所有权结构对研发投入与企业财务业绩的调节作用，从而为企业的所有权结构以及研发决策提供相关建议。
二、研究设计
（一）样本选择及数据来源
数据剔除了被ST特别处理的上市公司以及缺失相关数据的公司，从沪、深两市上市公司中找出了900家符合条件的上市公司。样本数据采用2014-2017年4年的数据。数据均来自Wind数据库，采用SPSS统计软件对数据进行处理。
（二）变量定义
表1  变量汇总表
变量类型 变量名称 变量符号 变量定义
被解释变量 企业业绩 ROA 净利润/总资产
解释变量 研发投入强度 RDS 研发支出/营业收入
调节变量 所有权集中度 S 第一大股东持股比例
 高管股权激励 ES 高管持股数/公司总股本
控制变量 企业规模 SIZE In(期末总资产)
 资产负债率 DAR 公司期末总负债/总资产
（三）模型的建立
为了研究研发投入对企业业绩的影响，构建了回归模型（1）：
ROA=α+β1RDS+β2DAR+β3SIZE+ε
 上述公式中ROA为样本公司的总资产报酬率，α为常数项，β为回归系数，RDS为研发支出占营业收入比例，DAR为资产负债率，该变量用于控制企业负债对财务业绩的影响，SIZE为总资产自然对数，该变量用于控制企业规模对财务业绩的影响，ε为随机变量。
研究所有权结构的变化对研发投入和公司业绩的影响，并建立回归模型（2）：
ROA=α+β1 RD +β2OS *RDS+β3DAR +β4SIZE+ε
OS 代表所有权集中度（S）、高管持股激励（ES），其余变量解释与以上相同。

三、研究假设
本文结合上述学者的研究成果，提出以下研究假设：
H1:研发投入与公司业绩之间存在正相关的关系。有效的研发投入将构成公司的无形资产，从而会增加企业的核心竞争力，为企业带来收益，提升企业的财务业绩。
H2：所有权集中度对研发投入与企业业绩之间的关系具有正调节作用。 根据代理理论，所有权集中度越高的企业越有利于委托人对代理人的监督，提高其经营管理效率。
H3：高管股权激励对研发投入与公司业绩之间的关系具有正调节作用。根据代理理论，,代理人在公司中的持股份额越高,委托人与代理人的利益越紧密。为了实现共同的盈利目标,代理人将更加注重公司的技术创新活动。
四、实证研究
（一）相关性分析
为了尽可能避免回归模型的多重共线，在回归分析之前通过Pearson相关系数分析来分析变量之间的关系。如表2所示，ROA与RDS，RDS与S在1%的水平上显著负相关，其余变量之间在1%的水平上显著正相关。因此，如果模型中同时加入两个所有权结构变量，将会产生多重共线性问题。
表2皮尔逊相关性分析
 ROA RDS S ES
ROA 1   
RDS -0.071**[ **. 在 0.01 级别（双尾），相关性显著。] 1  
S 0.078** -0.137** 1 
ES 0.082** 0.199** -0.047** 1
（二）回归分析
模型（1）的检验结果如表3所示：
表3   模型（1）的回归结果[第一行为回归系数，括号中为p值；2015年栏中的当年、递延一年和递延两年是指2015年研发支出强度分别对2015年、2016年和2017年总资产报酬率的影响，其余类同；▲▲▲完全F—检验，在0.01水平上显著。]
 2015   2016  2017
 当年 递延一年 递延两年 当年 递延一年 当年
常数项 -7.480
(0.008)[] 2.520
(0.343) -3.156
(0.268) -7.984
(0.002) -4.948
(0.084) -11.967
(0.000)
RDS -.099
(0.015) -.199
(0.000) -.155
（0.000） -.142
(0.000) -.165
(0.000) -.232
(0.000)
DAR -.134
(0.000) -.088
(0.000) -.093
(0.000) -.123
（0.000） -.091
(0.000) -.145
(0.000)
SIZE 1.468
(0.000) .605
(0.006) 1.035
(0.000) 1.481
(0.000) 1.157
(0.000) 1.875
(0.000)
调整后R2 0.093 0.058 0.051 0.100 0.055 0.151
F—检验 32▲▲▲ 19▲▲▲ 17▲▲▲ 34▲▲▲ 19▲▲▲ 54▲▲▲
在回归分析时通常使用自变量的方差扩大因子VIF来诊断回归模型自变量可能存在的多重共线性，以上模型的VIFmax均在1.0—1.2之间，均小于10，因此自变量之间应不存在多重共线性。表3显示各年的F统计值非常显著，表明模型的整体线性关系是显著的。 如上表所示，2015年研发投入强度与当年，后期和后两期的ROA呈负相关，2016年研发投入强度与ROA呈负相关。2017年与当年总资产报酬率负相关，这说明企业的研发投入与其财务业绩呈负相关关系，这个结论与假设1相悖。
模型（2）的检验结果如表4所示：
表4   模型（2）的回归结果
解释变量 模型2-1 模型2-2
常数项 -2.368
(0.050) -2.568
(0.035)
RDS -.216
(0.000) -.186
(0.000)
RDS×S 0.003
(0.021) 
RDS×ES  0.001
(0.085)
DAR -.115
(0.000) -.115
(0.000)
SIZE 1.043
(0.000) 1.065
(0.000)
调整后R2 0.094 0.093
F—检验 94▲▲▲ 93▲▲▲

以上模型的VIF值分别为3.24和2.095，均未超过10，因此不考虑多重共线性问题。表4显示，ROA与RDS×S在5%的水平上显著正相关，S代表所有权集中度，说明所有权集中度能够调节研发投入与企业财务业绩之间的关系，且呈正向调节作用，这与假设2相一致。ROA与RDS×ES正相关，但并不显著。ES代表高管股权激励。这表明，对高管的股权激励可以在一定程度上减少管理者与股东之间的代理问题，使高管可以在业务管理过程中考虑更多股东的利益，提高研发投入与企业业绩之间关系的有效性。虽然ROA与RDS×Z正相关，但并不显著。Z代表股权制衡度，表明股权制衡度在一定程度上对二者关系有正向调节作用，这个结论与假设4相背离。
五、研究结论及建议
本文通过运用多元线性回归分析的实证方法，研究了研发投入与企业财务业绩之间的关系，并从所有权集中度和高管股权激励的角度考察了公司所有权结构对公司研发投入和财务业绩的影响，得出以下结论：（1）研发投入与企业财务业绩呈负相关关系，研发投入强度对当期财务业绩的提升无明显推动作用，并存在滞后性。研发支出作为一种长期投资，它的作用在当期可能难以完全体现。（2）)股权集中度可以正向调节研发投入与公司财务业绩之间的关系。（3）股权激励的实施在一定程度上对公司研发投入与公司财务业绩之间的关系产生了积极的调节作用。基于上述研究成果，本文从研发创新的角度出发，结合所有权结构，提出了以下政策建议，以提高公司财务业绩，提升公司治理价值。（1）研发支出是一项长期投资，企业需要加强对研发支出的持续投入，但要定位于有市场的研发创造，这样的研发支出最终才会给公司带来经济利益。（2）改善股权分配，适当增加所有权集中度并保持合理的所有权集中度，限制少数股东的“顺风车”行为，可以使其有效地参与公司治理，并有助于改善公司的运营情况。（3）研发活动是高收入、高风险和不稳定的投入，这会使企业管理的难度提升，但也确定了企业高效的管理团队存在的必要性，这就需要使用股权激励机制，适当调节管理者和股东的利益。因此，如果公司想要提高自身研发活动的有效性，就必须具备高水平的管理，让公司人尽其才、物尽其用。

参考文献
[1]Lantz J S, Sahut J M. R&D investment and the financial performance of technological firms[J]. International Journal of Business, 2005, 10(3): 251.
[2]Paula F O, Silva J F. Balancing Internal and External R&D Strategies to Improve Innovation and Financial Performance[J]. BAR-Brazilian Administration Review, 2018, 15(2).
[3]程宏伟,张永海,常勇.公司 R&D 投入与业绩相关性的实证研究[J].科学管理研究,2006(3): 110-113.
[4]赵晖.高技术企业的R&D投入与组织绩效关系的实证分析[J].生产力研究,2010(05):218-219+222.
[5]刘雪瑶,张敏.R&D投入与企业业绩——以创业板上市公司为例[J].商业会计,2017(09):70-73.
[6]齐秀辉，王维，武志勇. 高管激励调节下研发投入与企业业绩关系研究[J].科技进步与对策,2016,(07):8-10.