技術(shù)創(chuàng)新對電子信息企業(yè)財務(wù)績效的影響

[23]。參考其觀點，對研發(fā)投入與財務(wù)績效的關(guān)系進(jìn)行探究，構(gòu)建以下多元回歸模型：（4.1）（4.2）模型（4.1）用來檢驗研發(fā)投入對當(dāng)期財務(wù)績效的影響；模型（4.2）用來檢驗研發(fā)投入對財務(wù)績效影響是否存在滯后性，t代表滯后期，t=1，2，3。4.5實證分析4.5.1描述性分析技術(shù)創(chuàng)新與財務(wù)績效相關(guān)變量總體描述性統(tǒng)計由表4-2可知，2015-2019年樣本數(shù)據(jù)的ROE平均值僅為2.58%，并且許多企業(yè)出現(xiàn)了虧損現(xiàn)象，這表明我國電子信息企業(yè)整體盈利能力較弱。RDS最小值為0.27%，最大值為89.62%；TPI最小值為0.27%，最大值為88.56%，且兩個指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)差都較大，說明研發(fā)資金投入和研發(fā)人員投入在不同企業(yè)之間差異很大，不同企業(yè)對技術(shù)創(chuàng)新的重視程度截然不同。資產(chǎn)負(fù)債率平均值為38.93%，國際上一般認(rèn)為，LOAR的適宜水平在40%-60%，所以我國電子信息企業(yè)整體發(fā)展較穩(wěn)定，但最大值95.57%也表明部分企業(yè)債務(wù)負(fù)擔(dān)較重?？疾炱髽I(yè)規(guī)模，發(fā)現(xiàn)最小值與最大值差值為-7.5左右，并且標(biāo)準(zhǔn)差為1.20，表明電子業(yè)公司與公司規(guī)模之間存在較大的規(guī)模差距。最后觀察企業(yè)成長性，最小值為-0.86，代表一些企業(yè)在發(fā)展中遇到了難題，進(jìn)而導(dǎo)致成長性下降。N極小值極大值均值標(biāo)準(zhǔn)差ROE930-2.630996321436.620482596706.02583524498009.204084640226622SIZE93019.0251238263326.5534230829122.19731944292741.19580335733837LOAR930.027604972515.955693585090.38927309216557.186573002213622TPI930.0007.8962.220796.1445722RDS930.0027.8856.075249.0662980GROWTH930-.8624751742593.260637319656.17946727260761.375213898214207有效的N（列表狀態(tài)）930表4-2變量描述性統(tǒng)計（2）研發(fā)人員強(qiáng)度的描述性統(tǒng)計由表4-3可知，連續(xù)5年TPI的均值處于小幅度增長的狀態(tài)，說明企業(yè)的研發(fā)人員投入逐年上漲，但進(jìn)一步分析數(shù)據(jù)可知，各組數(shù)據(jù)的極值差距較大。比如，分析2015年的數(shù)據(jù)可知，其最大值為89.5%，最小值卻僅0.1%，簡直是天壤之別，這表明不同企業(yè)對研發(fā)人員投入方面的關(guān)注程度有著非常大的差別，且研發(fā)人員分布不均衡。N極小值極大值均值標(biāo)準(zhǔn)差TPI2015186.001.896.20929.148030TPI2016186.014.875.21690.149063TPI2017186.025.844.22149.145023TPI2018186.025.847.22545.139406TPI2019186.021.796.23086.141727有效的N（列表狀態(tài)）186表4-32015-2019年研發(fā)人員投入描述性統(tǒng)計研發(fā)強(qiáng)度的描述性統(tǒng)計由表4-4可看出，RDS的均值整體保持在7%左右，國際規(guī)定研發(fā)強(qiáng)度高于5%，則企業(yè)具有一定的競爭力，說明我國電子信息企業(yè)整體技術(shù)程度良好。但是，從最大值和最小值來看，研發(fā)強(qiáng)度與研發(fā)人員強(qiáng)度一樣，兩極分化嚴(yán)重，不同企業(yè)對技術(shù)創(chuàng)新投入的重視傾向明顯不同。不過近年來RDS的標(biāo)準(zhǔn)差有所減少，證明差距有拉小的趨勢。N極小值極大值均值標(biāo)準(zhǔn)差RDS2015186.003.886.07893.099398RDS2016186.006.443.07391.063733RDS2017186.006.308.06978.050506RDS2018186.009.336.07408.050209RDS2019186.008.401.07955.054708有效的N（列表狀態(tài)）186表4-42015-2019年研發(fā)投入描述性統(tǒng)計4.5.2相關(guān)性分析為了了解權(quán)益凈利率、研發(fā)密度以及研發(fā)人員比例3個變量之間的相互關(guān)系，詳細(xì)數(shù)據(jù)可見下表4-5相關(guān)系數(shù)表 表4-5相關(guān)系數(shù)表由上可知，權(quán)益凈利率與研發(fā)密度以及研發(fā)人員之間的相關(guān)性。對于研究人員比例和研發(fā)密度的p值<0.05,具有顯著性，也就是說權(quán)益凈利率與研發(fā)密度呈現(xiàn)出正相關(guān)性，可以促進(jìn)權(quán)益凈利率的發(fā)展，研發(fā)人員的密度與權(quán)益凈利率也呈現(xiàn)也出正相關(guān)，但其相關(guān)系數(shù)僅有0.087，進(jìn)一步詳細(xì)比對這二者的相關(guān)性數(shù)據(jù)可知，相關(guān)系數(shù)相關(guān)性小于研發(fā)力度的相關(guān)性。所以可以得出，在研發(fā)人員相關(guān)性的數(shù)據(jù)考察過程中，基本的研發(fā)密度對權(quán)益凈利率的促進(jìn)作用要大于研發(fā)人員比例對權(quán)益凈利率的促進(jìn)作用。4.5.3多重共線性檢驗各個因變量之間不存在多重共線性。在進(jìn)行研究變量的選擇過程中，如果只考慮單一變量，往往會對數(shù)據(jù)最終結(jié)果產(chǎn)生不利影響。而在多變量環(huán)境下也必須考慮變量與變量之間的相互影響。通過大量的數(shù)據(jù)匯總分析回歸模型可知，一旦最終的結(jié)果證明回歸模型出現(xiàn)了多重共線性，則不僅會導(dǎo)致數(shù)據(jù)失真，也會使得研究結(jié)果失效。為了確保實驗過程的完整性和實驗結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文通過多種手段對因變量等環(huán)節(jié)開展了多重檢驗措施，通過大量數(shù)據(jù)的結(jié)果比對來分析判斷，最終得出多重共線性的存在需要嚴(yán)格保證以下條件：（1）所有變量的VIF值大于1；（2）存在VIF大于10的變量。兩者缺一不可，從下表4-6可以看出，雖然所有變量的VIF都大于1，但沒有超過10。因此可以排除多重共線性對回歸分析的干擾。模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.共線性統(tǒng)計量B標(biāo)準(zhǔn)誤差試用版容差VIF1(常量)-.814.127-6.412.000TPI.079.048.0561.635.102.7821.279RDS-.396.106-.129-3.734.000.7691.300SIZE.045.006.2627.449.000.7391.354LOAR-.399.039-.365-10.357.000.7331.363GROWTH.093.017.1715.580.000.9721.028a.因變量:ROE表4-6多重共線性系數(shù)表4.5.4回歸分析將權(quán)益凈利率作為因變量，將研發(fā)密度以及研發(fā)人員比例作為自變量，使用對其做多元回歸分析，可以得到權(quán)益凈利率與研發(fā)密度和研發(fā)人員比例的線性關(guān)系，由于權(quán)益凈利率還會受到資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)規(guī)模以及企業(yè)成長性的影響，為了固定其對權(quán)益凈利率的影響，將這三個變量作為控制變量，同時將加入控制變量以及未加入控制變量的模型進(jìn)行比較。將數(shù)據(jù)帶入軟件分析后得到如下結(jié)果：模型R方調(diào)整后R方10.4430.41820.5640.78表4-7模型摘要模型4-7代表未加入控制變量的結(jié)果，模型4-8為加入控制變量的結(jié)果，從模型摘要表中，可以看到模型1的回歸方程共解釋了44.3%的因變量，模型4-8的回歸方程解釋了56%的結(jié)果。模型平方和自由度均方F顯著性1回歸.0532.0276.899.001殘差3.102802.004總計3.1568042回歸.1655.0338.803.000殘差2.991799.004總計3.156804表4-8方差分析表在模型4-7中可以看出回歸方程的F檢驗統(tǒng)計量的觀測值為6.899，概率p值為0.001。依據(jù)該表的可進(jìn)行回歸方程的顯著性檢驗。如果顯著性水平α=0.05，由于概率p值小于顯著性α，應(yīng)拒絕回歸方程顯著性檢驗的原假設(shè)，認(rèn)為各回歸系數(shù)不同時為0，被解釋變量即因變量與解釋變量即自變量全體的線性關(guān)系是顯著的，即研發(fā)密度、研發(fā)人員比例聯(lián)合起來顯著影響因變量權(quán)益凈利率，可建立線性模型；在模型4-8中可以看出回歸方程的F檢驗統(tǒng)計量的觀測值為8.803，概率p值為0。依據(jù)該表的可進(jìn)行回歸方程的顯著性檢驗。如果顯著性水平α=0.05，由于概率p值小于顯著性α，應(yīng)拒絕回歸方程顯著性檢驗的原假設(shè)，認(rèn)為各回歸系數(shù)不同時為0，被解釋變量即因變量與解釋變量即自變量全體的線性關(guān)系是顯著的，即研發(fā)密度、研發(fā)人員比例、企業(yè)規(guī)模等因素并基于企業(yè)的成長性理論建立了一套完善且功能強(qiáng)大的線性數(shù)據(jù)模型。模型Betat顯著性1(常量)11.561.000TPI.0802.265.024RDS.0972.753.0062(常量)-2.606.009TPI.0661.897.058RDS.000.006.995GROWTH.1122.830.005LOAR-.138-3.453.001SIZE.1623.958.000表4-9回歸系數(shù)表如果顯著性水平α為0.05，研發(fā)密度和研發(fā)人員占比的t檢驗的概率p值都大于顯著性水平α，因此應(yīng)該拒絕原假設(shè)，它們與因變量的線性關(guān)系顯著。在模型1中，在顯著水平5%的情況下，p值小于0.05，也就是說研發(fā)密度與研發(fā)人員占比與權(quán)益凈利率的線性關(guān)系顯著；在模型2中，加入控制變量之后研發(fā)人員密度和研發(fā)比例的p值不顯著，使得研發(fā)密度和研發(fā)人員占比與權(quán)益凈利率的線性關(guān)系不顯著。因此，在不加入控制變量的情況下，研發(fā)密度和研發(fā)人員占比會對權(quán)益凈利率產(chǎn)生影響，但是加入控制變量之后會使研發(fā)密度和研發(fā)人員占比對權(quán)益凈利率的影響減弱甚至使得其影響不顯著。滯后一期滯后二期滯后三期TPI-0.004（0.060）-0.62（0.173）-0.108（0.53）RDI0.007（0.054）0.62（0.171）0.078（0.162）R20.670.850.54N770448128F9.83.459.67表4-10滯后性分析表為了了解權(quán)益凈利率與研發(fā)密度和研發(fā)人員比例之間是否存在滯后性，對權(quán)益凈收益進(jìn)行了滯后三期的計算，并根據(jù)計算出的結(jié)果作為因變量，分析與研發(fā)密度和研發(fā)人員比例之間的關(guān)系。由上表可知，研發(fā)密度和研發(fā)基礎(chǔ)在滯后一期、滯后二期和滯后三期系數(shù)的p值均大于顯著水平5%，因此可以認(rèn)為研發(fā)人員比例和研發(fā)密度對滯后期的權(quán)益凈收益無顯著影響。本次實證分析淺顯地研究了部分變量，可能存在其他因素的影響，從而導(dǎo)致結(jié)果出現(xiàn)誤差。但能力所限，暫無法深入探究。綜上，通過回歸分析，驗證假設(shè)1成立，假設(shè)2不成立。4.6實證研究結(jié)論在企業(yè)的實際經(jīng)營過程中，企業(yè)的研發(fā)投入和基本研發(fā)活動會關(guān)系到企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展，而對于高科技企業(yè)而言，先進(jìn)的技術(shù)將會為企業(yè)帶來極大的核心競爭力，這也是企業(yè)開展日常銷售、經(jīng)營活動的根基所在，只有通過良好的市場競爭，企業(yè)才能實現(xiàn)利潤的凈增長。本文通過大量的數(shù)據(jù)，對企業(yè)經(jīng)營過程中的技術(shù)創(chuàng)新和財務(wù)績效做出總結(jié)，并按照實際數(shù)據(jù)結(jié)果得出以下結(jié)論：對于電子信息技術(shù)行業(yè)而言，研發(fā)投入的多少會極大程度的影響企業(yè)的財務(wù)數(shù)據(jù)，通常而言，研發(fā)資金投入越多，對于研發(fā)人員的正向激勵作用越為明顯，實際經(jīng)營環(huán)節(jié)產(chǎn)生的財務(wù)反饋也更加顯著。通過對大量數(shù)據(jù)的比對和回歸分析的研究可知，在高新技術(shù)企業(yè)的日常研發(fā)過程中，實際的研發(fā)投入環(huán)節(jié)與財務(wù)狀況沒有明顯的關(guān)聯(lián)性。但不排除有其他干擾因素影響實證結(jié)果的可能性。五.相關(guān)建議政府應(yīng)該加強(qiáng)對企業(yè)Ｒ＆Ｄ投入的扶持,通過多種政策的引導(dǎo)來提升企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的決心。從全文的研究數(shù)據(jù)可知，隨著中國經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展和改革的不斷深入，雖然國家有意識的在提倡產(chǎn)業(yè)鏈升級并提出了多項政策來推動技術(shù)創(chuàng)新，但在企業(yè)的實際經(jīng)營過程中，仍然出現(xiàn)了許多研發(fā)投入增加但實際產(chǎn)出卻降低的現(xiàn)象。應(yīng)該全面、全力地推廣技術(shù)創(chuàng)新意識，讓創(chuàng)新意識深入每個高新技術(shù)業(yè)公司管理者的腦海中。企業(yè)應(yīng)該注重持續(xù)加大研發(fā)投入，在市場競爭如此激烈的環(huán)境下，只靠臨時抱佛腳是換不來公司的長期財務(wù)績效提高和穩(wěn)定向上發(fā)展的，只會被重視技術(shù)創(chuàng)新能力的公司迎頭趕上。因此，從長期利潤來看，企業(yè)自身應(yīng)將眼光放在加大研發(fā)投入上。大量的實驗數(shù)據(jù)顯示，在企業(yè)的實際經(jīng)營過程中，需要建立適合公司發(fā)展的專業(yè)化團(tuán)隊，由于研發(fā)人員本身的專業(yè)素質(zhì)不高，或研發(fā)人員投入與當(dāng)前公司的技術(shù)創(chuàng)新決策不貼合，數(shù)量跟不上研發(fā)需求。培養(yǎng)一支專業(yè)團(tuán)隊能夠讓研發(fā)人員對財務(wù)績效的正面影響最大化。企業(yè)應(yīng)重視基礎(chǔ)研發(fā)，中興、華為的芯片制裁事件引發(fā)了人們對于我國電子信息企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的扼腕嘆息，但不能因為國外的技術(shù)壁壘已經(jīng)存在，就破罐子破摔。只有堅持走技術(shù)創(chuàng)新道路，堅持自主創(chuàng)新，中國電子信息企業(yè)才能走得更遠(yuǎn)更好，才能打破市場壁壘，甚至讓別人望其項背。如果過于依賴國外專利技術(shù)，一旦對方想要反制，根本沒有還手之力。所以電子信息業(yè)公司作為高度依賴技術(shù)創(chuàng)新的企業(yè)，要在研發(fā)投入方面有居安思危的意識，最起碼在面對極端情況時有保證自己存活的能力。六.總結(jié)這是一個新興技術(shù)、高級人才至上的世界，技術(shù)創(chuàng)新是時下一個熱門的課題。只有將技術(shù)創(chuàng)新能力掌握在手里，才能不被市場拋棄，故而我們要側(cè)重于大力發(fā)展技術(shù)創(chuàng)新，提高自身核心競爭力。本文采用研發(fā)投入強(qiáng)度為指標(biāo)，實證檢驗了技術(shù)創(chuàng)新對電子信息企業(yè)財務(wù)績效的影響。通過研究討論兩者之間的關(guān)系與影響，我對技術(shù)創(chuàng)新及衡量企業(yè)績效的財務(wù)指標(biāo)都有了更深入的了解。通過查閱大量文獻(xiàn)資料，我遇見了多樣的想法、不同的假設(shè)和豐富的研究成果，對什么是學(xué)術(shù)研究有了更深刻的思考。通過本文的寫作，我學(xué)會了如何處理并分析數(shù)據(jù)，為以后科研實踐打好基石。參考文獻(xiàn)：C.Freeman.TheEconomicsofIndustrialInnovation.SecondEdition[M].FrancesPrinterLondon.1982.DewarRD,DuttonJE.Theadoptionofradicalandincrementalinnovations:Anempiricalanalysis[J].Managementscience,1986,32(11):1422-1433.HillCWL,RothaermelFT.Theperformanceofincumbentfirmsinthefaceofradicaltechnologicalinnovation[J].Academyofmanagementreview,2003,28(2):257-274.ShanJ,JollyDR.Accumulationoftechnologicalinnovationcapabilityandcompetitiveperformance:aquantitativestudyinChineseelectronicinformationindustry[J].InternationalJournalofInnovationandTechnologyManagement,2012,9(05):1250038.WachiraEW.TheeffectoftechnologicalinnovationonthefinancialperformanceofcommercialbanksinKenya[D].UniversityofNairobi,2013.胥建坤.企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入與財務(wù)績效的相關(guān)性實證研究[D].哈爾濱工業(yè)大學(xué),2011.趙樹寬,余海睛,姜紅.技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究——理論模型及實證分析[J].科學(xué)學(xué)研究，2012(9):1333-1341.趙迎.高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入績效問題研究[D].首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué),2013.袁學(xué)英,代婧