《外資持股、研發(fā)投入與產出績效實證探究》16000字（論文）

外資持股、研發(fā)投入與產出績效實證研究—基于中國上市公司的實證分析摘要本文以中國上市公司為研究對象，通過構建計量模型，收集整理2016年至2019年的相關數(shù)據，考察了研發(fā)投入對企業(yè)產出績效的影響，以及外資持股在其中扮演的調節(jié)作用。研究結論如下：（1）近年來，我國上市公司越來越關注研發(fā)活動，研發(fā)投入強度呈現(xiàn)逐年上升的趨勢。（2）企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)盈利能力正相關，外資持股對企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)盈利能力的關系有正向調節(jié)作用。（3）企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)資產運營能力正相關，外資持股對企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)資產運營能力的關系有正向調節(jié)作用。（4）企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)成長性不相關，外資持股與企業(yè)成長性也不相關。（5）企業(yè)R&D投入對公司盈利能力的影響具有滯后性，外資持股對企業(yè)R&D投入對公司盈利能力的滯后性影響有正向調節(jié)作用。最后，針對性地提出了政策。關鍵詞：外資持股；研發(fā)投入；產出績效；滯后性目錄TOC\h\z\t"英文摘要一級標題,1,11111111,1,22222222,2,33333333,3"210671緒論 1325491.1研究背景與意義 1276291.1.1研究背景 110901.1.2研究意義 1136121.2國內外研究現(xiàn)狀 2130221.2.1外資持股與研發(fā)創(chuàng)新關系的研究現(xiàn)狀 2199371.2.2外資持股與產出績效關系的研究現(xiàn)狀 3123531.2.3研發(fā)創(chuàng)新與產出績效關系的研究現(xiàn)狀 4245371.3研究方法與研究框架 5148681.3.1研究方法 5268271.3.2研究框架 6315251.4創(chuàng)新點 693562相關概念與理論框架 749032.1相關概念 787882.1.1外資 7208622.1.2研發(fā)投入 794382.1.3產出績效 7254302.2理論框架 8114112.2.1理論分析 8306202.2.2研究假說 10174573研究設計 12121763.1模型構建與指標選取 12111483.1.1被解釋變量 12104983.1.2解釋變量和調節(jié)變量 1264793.1.3控制變量 1360223.2樣本選擇與數(shù)據收集 14214944實證結果與分析 15194804.1描述性統(tǒng)計分析 1590394.2回歸分析 15181814.2.1企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)盈利能力的回歸分析 15264344.2.2企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)資產運營能力的回歸分析 1736164.2.3企業(yè)R&D投入與企業(yè)成長性的回歸分析 18178494.2.4企業(yè)R&D投入對企業(yè)盈利能力滯后影響的回歸分析 1944835研究結論和政策啟示 20125045.1研究結論 20315955.2政策啟示 2020458參考文獻 21

插圖清單TOC\h\z\t"5555555"\c18532圖2-1企業(yè)技術創(chuàng)新的CDM模型 923749圖2-2企業(yè)技術創(chuàng)新的CDM修正模型 10表格清單TOC\h\z\t"4444444"\c21844表3-1被解釋變量、解釋變量、調節(jié)變量和控制變量匯總表 1323776表4-1樣本上市公司研發(fā)強度分布表 152223表4-2樣本上市公司研發(fā)強度分布表 1519607表4-3企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)盈利能力的回歸結果 1616084表4-4企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)資產運營能力的回歸結果 1712915表4-5企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)成長性的回歸結果 1811267表4-6企業(yè)R&D投入對企業(yè)盈利能力滯后影響的回歸結果 19PAGEPAGE251緒論1.1研究背景與意義1.1.1研究背景21世紀是知識經濟時代，以知識為核心的科學技術研發(fā)能力成為推動人類社會發(fā)展進步的主導力量，國家之間綜合實力的競爭也越來越多地體現(xiàn)在科技的競爭上。世界各國和地區(qū)如果能在科技和知識創(chuàng)新方面占據優(yōu)勢地位，就能掌握未來發(fā)展的主動權。企業(yè)是一個國家技術研發(fā)創(chuàng)新的主體，承擔了比較重大的責任。在當今全球化的背景下，企業(yè)競爭愈加激烈。在這種背景下，企業(yè)如果想要獲得生存發(fā)展的空間，使自己在激烈競爭的市場環(huán)境中占據優(yōu)勢地位或者至少能夠幸存下來，就有必要開展技術研發(fā)活動，保持核心競爭力。從企業(yè)自身發(fā)展的要求和國家戰(zhàn)略層面來看，都需要企業(yè)不斷研發(fā)創(chuàng)新，保持強大自主創(chuàng)新能力。我們都知道，一個企業(yè)想要培育、提升自主創(chuàng)新能力，就需要大量資金，這種資金的投入就稱為研究與開發(fā)投入，可以簡稱為R&D投入。長期以來，關于研發(fā)投入是否促進產出績效的提升，國內外學者進行了大量的學術研究，有的學者從理論機制層面，論證了研發(fā)投入提升經濟體產出績效的內在邏輯路徑，有的學者從實證計量的角度，通過收集相關數(shù)據論證了研發(fā)投入確實能夠提升經濟體的產出績效，可見研發(fā)投入能夠提升經濟體產出績效已經成為得到國內外學術界的廣泛認可。在經濟全球化步伐不斷加快的今天，跨國際的外商投資成為推動經濟全球化的重要保障。尤其是改革開放之后的中國，外資的進入不僅助推了中國經濟奇跡的出現(xiàn)，將中國推向經濟全球化的前沿陣地，還極大地帶來了一系列積極正面的影響，如推動產業(yè)結構轉型升級、提升中國制造業(yè)的科技含量。羋斐斐（2021）的一項實證研究就指出，外資的進入確實提升了我國本土企業(yè)的創(chuàng)新水平和創(chuàng)新能力。但是，在外資提升我國本土企業(yè)創(chuàng)新水平和創(chuàng)新能力的過程中，對企業(yè)產出績效的影響如何，卻鮮有學者研究。實際上，創(chuàng)新的出發(fā)點和終點就是提升產出績效，創(chuàng)造更大的財富。有鑒于此，本文從實證計量的角度考察研發(fā)投入對產出績效的影響，以及外資持股對上述影響的調節(jié)作用。1.1.2研究意義研發(fā)投入與企業(yè)產出績效的關系，一直以來都是學術界研究的熱門領域。在當今的時代，誰能在技術創(chuàng)新上具有優(yōu)勢，誰就能掌控發(fā)展的主動權。《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》指出“強化企業(yè)在技術創(chuàng)新中的主體地位，發(fā)揮大型企業(yè)創(chuàng)新骨干作用，激發(fā)中小企業(yè)創(chuàng)新活力，推進應用型技術研發(fā)機構市場化、企業(yè)化改革，建設國家創(chuàng)新體系”?？梢钥闯?，我國未來發(fā)展重點就在于運用一切途徑提升科技創(chuàng)新能力，自主創(chuàng)新能力的構建已經上升到了國家戰(zhàn)略層面。然而，在實際經濟活動中，我國企業(yè)的研發(fā)投入水平如何？研發(fā)投入給企業(yè)帶來怎么的效益？外資如何影響上述關系？這些問題都是急需作出答案的，尤其是在當前疫情沖擊國際經濟，美國、日本重振制造業(yè)，鼓勵企業(yè)重返美國、日本的背景下，對我國的外資造成了一定的沖擊，更加有必要研究三者之間的關系。本文基于中國上市公司的財務數(shù)據，通過構建相關計量模型，采用實證分析的研究方法，深入剖析研發(fā)投入與企業(yè)產出績效的關系，并探索外資進入對上述關系的調節(jié)作用。本文的研究意義在于：第一，理論意義上。以往的文獻主要關注了研發(fā)投入與企業(yè)產出績效的關系，以及外資進入對企業(yè)研發(fā)投入的影響，對于外資持股、研發(fā)投入與產出績效三者的互動關系，鮮有學者研究。本文首次嘗試實證考察三者的互動關系，這對現(xiàn)有文獻有一定的邊際貢獻意義。第二，實踐意義上。中美貿易摩擦一直不斷，為了防止中國制造業(yè)進一步發(fā)展壯大，美國政府一度提出“制造業(yè)回流”的政策，在實踐中確實也有不少在華美資企業(yè)撤資回國。美國是中國最大的貿易伙伴，也是外資企業(yè)重要的母國。本文的研究，有助于更加全面地認識外資對中國創(chuàng)新發(fā)展、產業(yè)發(fā)展的作用，從而為政策制定者提供參考。1.2國內外研究現(xiàn)狀1.2.1外資持股與研發(fā)創(chuàng)新關系的研究現(xiàn)狀國外研究方面，大量學者關注了外資進入東道主國家所引發(fā)的技術溢出效應，如Cheun和Lin（2014）以FDI進入中國為研究視角，構建了FDI影響中國企業(yè)創(chuàng)新能力的空間計量模型，結果顯示，F(xiàn)DI的進入確實提升了中國企業(yè)的技術創(chuàng)新能力。作者還進一步分析了FDI提升中國企業(yè)技術創(chuàng)新能力的渠道，指出主要有四個渠道發(fā)揮作用，一是示范效應推動本地企業(yè)注重技術創(chuàng)新，二是技術人才流動推動技術在本地企業(yè)的溢出，三是前后關聯(lián)效應的存在推動上下游企業(yè)改進技術，四是反向工程的作用。Luong等（2017）以東亞六國為研究對象，考察了國外機構投資者持有東道主國家公司股份時，對公司創(chuàng)新能力的影響，實證結果顯示，國外機構投資者持股顯著地改善了東道主國家公司的創(chuàng)新能力，作者還深入考察了上述作用的傳導機制，發(fā)現(xiàn)職業(yè)監(jiān)督、技術溢出和保障經理人經濟地位是重要的渠道。Yuan和Wen（2018）以中國上市公司為研究對象，通過人工收集，整理了中國上市公司高管的海外背景，并探討了海外背景對上市公司創(chuàng)新的影響。實證檢驗發(fā)現(xiàn)，高管具有海外背景，能夠顯著改善上市公司的創(chuàng)新能力和創(chuàng)新績效。進一步的考察發(fā)現(xiàn)，高級管理人員的海外背景比初級管理人員的海外背景更能夠發(fā)揮提升上市公司創(chuàng)新的作用，上述改善創(chuàng)新能力的效應在私營企業(yè)中表現(xiàn)更為突出。國內研究方面，霍江林和劉素榮（2016）通過萬德數(shù)據庫篩選了有外資參股的中國上市公司，一共篩選了318家上市公司，并將這些上市公司作為研究對象，采用回歸分析法構建計量模型，分析了外資參股對我國上市公司研發(fā)投入的影響。實證結果表明，外資參股對我國上市公司的研發(fā)投入有提振的積極效應，但是針對外資持股的不同情況，其效應存在差異。當外資參股表現(xiàn)為小范圍持股時，其積極效應比較微弱，當外資參股表現(xiàn)為控制股權時，其積極效應非常小豬。石大千和楊詠文（2018）以我國1000多家工業(yè)企業(yè)為研究對象，通過構建雙邊隨機前沿模型，分析了外資進入我國工業(yè)企業(yè)對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響，實證研究指出，外資進入我國工業(yè)企業(yè)對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新具有正向的溢出效應，也有負向的擠出效應，但是總體而言，溢出效應大于溢出效應，外資進入我國工業(yè)企業(yè)對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的凈影響表現(xiàn)為負作用。王梁丞（2019）從全新的視角考察了我國上市公司海外背景對其研發(fā)創(chuàng)新的影響，在論文中，作者從外資股東和海外背景董事兩個層面構建了計量模型，檢驗了外資股東和海外背景董事對上市公司研發(fā)創(chuàng)新的影響，實證研究發(fā)現(xiàn)，外資持股并不能夠提升企業(yè)創(chuàng)新產出，但是海外背景董事的存在卻能夠改善企業(yè)創(chuàng)新能力，并且海外背景董事越多，這種正向效應越提出。田鑫和張晨（2020）構建了一個外資自主選擇因素模型，通過模型從理論上分析了外資持股對公司研發(fā)投入的作用，并構建了計量模型，從實證的角度對理論模型進行了驗證，實證結果顯示，外資持股并不會提升上市公司的研發(fā)投入水平，反而在一定程度上降低了研發(fā)投入水平，但是外資的參與能夠提升我國上市公司的研發(fā)效率。1.2.2外資持股與產出績效關系的研究現(xiàn)狀國外研究方面，Arnold和Javorcik（2009）以400余家印度尼西亞上市公司為例，研究了樣本上市公司被外資收購后，公司生產效率的變化，實證結果發(fā)現(xiàn)，外資收購印度尼西亞上市公司有助于提升公司的生產效率，在三年的時間內，生產效率累計提高了13.5%，證實了外資持股提升企業(yè)產出績效的結論。Benfratello等（2016）通過考察意大利和英國企業(yè)的數(shù)據，提出了一個新的觀點，即認為跨國企業(yè)會選擇收購生產率高的企業(yè)，但是注資企業(yè)后并不會提高企業(yè)生產效率，可見，外資持股與生產績效的關系可能并不是外資持股提升生產績效的關系，而是生產績效吸引外資持股的關系。Liu等（2017）考察了跨國公司收購當?shù)仄髽I(yè)對當?shù)仄髽I(yè)生產績效的影響，作者構建了以中國上市公司為例的計量模型，實證研究了上述問題，研究發(fā)現(xiàn)，跨國公司收購本地企業(yè)后，本地企業(yè)的全要素生產率、營業(yè)收入、生產績效均出現(xiàn)了一定程度的增長。劉少波等（2014）以我國16家上市商業(yè)銀行為研究對象，通過構建面板數(shù)據模型，實證考察了外資大股東持股對商業(yè)銀行經營績效的影響，實證結果表明，從短期來看，外資大股東的持股比例越高，對經營績效的改善作用越明顯，但是以長期的視角來看，外資大股東的持股并沒有提升經營績效。作者還考察了外資進入對商業(yè)銀行X效率的影響，結果顯示外資進入對商業(yè)銀行X效率不存在顯著的影響。楊超和林建勇（2019）從一個新的角度“外資撤離對企業(yè)績效是否有影響”，考察了外資對我國本土企業(yè)績效的影響，作者通過CEM方法構建了一個雙重差分模型，從實證計量的角度，考察了外資撤離組企業(yè)與非外資撤離組企業(yè)后續(xù)績效的變化，研究發(fā)現(xiàn)，與非外資撤離組企業(yè)相比，外資撤離組企業(yè)當年的績效就下降了，并一直持續(xù)到第四年，其中第四年的負面影響達到17.7%。作者從新的角度證實了外資對我國工業(yè)企業(yè)生產的有利影響。韓知恒（2019）在我國大力提倡企業(yè)走出去的背景下，研究了外資持股對我國企業(yè)走出去經營績效的影響，作者以我國435家A股上市公司為例，通過構建傾向得分匹配模型，實證考察了外資持股的作用，研究發(fā)現(xiàn)，外資持有上市公司的股權，有助于提升我國上市公司的國際化績效。劉博等（2020）以中國上市公司為例，考察了外資持股對我國境內上市公司市值的影響，并考察了法律環(huán)境對兩者關系的調節(jié)作用，研究發(fā)現(xiàn)外資持股有助于提升我國境內上市公司的市值，而且在法律環(huán)境較好的地區(qū)，上述作用更加明顯。劉艷華等（2020）從利益相關者理論出發(fā)，構建了投資者兩階段決策模型，考察了外資引入對我國上市公司經營績效的影響，研究發(fā)現(xiàn)，外資持股對我國上市公司的經營績效有正向的促進作用。1.2.3研發(fā)創(chuàng)新與產出績效關系的研究現(xiàn)狀對于創(chuàng)新的作用，國外學者較早就關注了，并產生了大量的學術研究，如Charles（1998）以OECD國家的企業(yè)為研究對象，分析了企業(yè)技術創(chuàng)新投入與企業(yè)全要素生產率的相關性，研究發(fā)現(xiàn)技術創(chuàng)新投入是企業(yè)全要素生產率增長的主要來源。Mohnen和Mairesse（2016）以美國不同行業(yè)的企業(yè)為研究對象，分析了不同行業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新投入帶來的產出效應是否存在不同，研究發(fā)現(xiàn)，技術創(chuàng)新投入的產出效應確實存在顯著的行業(yè)間差異，其中，商業(yè)、公共服務業(yè)的企業(yè)技術創(chuàng)新投入的產出增長效率最為明顯。Koellinger（2018）以歐洲七千多家企業(yè)為研究樣本，通過建立回歸模型，實證考察了企業(yè)技術創(chuàng)新的產出效應，實證結果顯示，企業(yè)技術創(chuàng)新活動在微觀層面確實提升了企業(yè)的營業(yè)額，在宏觀層面確實也提升了全社會的就業(yè)水平，但是對企業(yè)產出績效的影響卻并不顯著。作者的研究為企業(yè)創(chuàng)新活動的正外部性提供了更加穩(wěn)固的實證檢驗。Leeuwen（2019）以韓國2600多家跨國中小企業(yè)為研究對象，構建了R&D投入與企業(yè)產出績效的計量模型，實證考察了R&D投入對企業(yè)產出績效的影響，研究發(fā)現(xiàn)一個與以往文獻截然不同的結論，作者發(fā)現(xiàn)R&D投入對企業(yè)產出績效提升作用不再是簡單的單向調節(jié)，而是呈現(xiàn)一種“S”型非線性關系，作者的研究啟示企業(yè)，要向使得R&D發(fā)揮提升企業(yè)產出績效的作用，必須進行“S”區(qū)域的準確定位。國內研究方面，郭嘉琦（2013）以我國236家中小板上市公司為研究對象，基于CDM模型，構建了我國企業(yè)創(chuàng)新投入、產出和企業(yè)生產績效的理論框架，并實證考察了中小企業(yè)創(chuàng)新投入對企業(yè)產出績效的影響，研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新投入能夠顯著改善我國中小型企業(yè)的產出績效。王飛航和李友順（2019）考察了自主研發(fā)投入對企業(yè)績效的影響，作者以中國工業(yè)企業(yè)為研究對象的實證結果表明，自主研發(fā)投入與企業(yè)績效的關系呈現(xiàn)U型，即自主研發(fā)首先降低企業(yè)績效，然后會提升企業(yè)績效。黎彩萍（2020）分析了企業(yè)研發(fā)投入的資本存量對企業(yè)產出的影響，研究發(fā)現(xiàn)在一定程度上，資本存量對企業(yè)產出績效有正向影響。與以往的理論分析框架不同，吳鋮鋮（2020）考慮了企業(yè)創(chuàng)新投入產出的滯后效應和調節(jié)效應，并以我國產權性質為民營企業(yè)的936家上市公司為研究樣本，構建了面板固定效應模型，實證結果顯示，研發(fā)投入對樣本上市公司當期的經營績效的影響為負，但是對后期的經營績效的影響為正，并且隨著時間的遞進，正向影響逐漸累積。研究還發(fā)現(xiàn)，企業(yè)成長性指標對上述關系有正向的調節(jié)效應。1.3研究方法與研究框架1.3.1研究方法PAGEPAGE25論文的寫作過程中，主要采用了文獻回顧法、定性分析和定量分析相結合、理論分析和實證分析相結合等方法，從多角度研究外資持股、研發(fā)投入與產出績效三者的互動關系。（1）文獻回顧法。梳理相關主題國內外的研究現(xiàn)狀，從而提煉本文的理論基礎。（2）定性分析和定量分析相結合。從定性的角度分析外資持股、研發(fā)投入與產出績效三者的邏輯關系和規(guī)律，并采用數(shù)據分析、圖表分析、回歸模型量化了外資持股、研發(fā)投入與產出績效三者的相關性。（3）理論分析和實證分析相結合?；诂F(xiàn)有的理論和觀點，以研發(fā)投入對產出績效的影響為實證研究對象，分析了兩者的基本關系，并客觀評價研發(fā)投入對企業(yè)成長的推動作用，以及外資在其中扮演的角色。1.3.2研究框架本文主要包括五個章節(jié)的內容，具體章節(jié)的分布如下。第一章，緒論。介紹論文的研究背景和意義，梳理國內外相關研究，指出論文的研究內容，概括論文的創(chuàng)新點。第二章，相關概念與理論框架。首先，對外資、研發(fā)投入、產出績效等概念進行界定和釋讀。其次，從理論的角度分析研發(fā)投入對企業(yè)產出績效的影響，以及外資引入的調節(jié)作用，并提煉出論文的研究假說。第三章，研究設計。首先，介紹論文的研究變量與指標選取。其次，設定相關計量模型。最后，對論文選取的樣本和數(shù)據來源進行說明。第四章，實證研究。首先，對相關變量進行描述性統(tǒng)計分析，分析不同指標變量的情況。其次，進行相關系數(shù)檢驗，避免多重共線性問題。最后，對模型的回歸結果進行針對性的分析。第五章，研究結論和政策啟示。總結論文的結論，并根據論文的研究結論梳理其對政策制定者制定政策的啟示。1.4創(chuàng)新點本文的創(chuàng)新點主要體現(xiàn)在：在中美貿易摩擦持續(xù)不斷，現(xiàn)實中不少在華美資企業(yè)撤資回國的背景下，探索外資對中國本地企業(yè)研發(fā)投入及產出績效的影響，這對于中國有關政府部門更加全面的認識外資對中國技術創(chuàng)新和經濟發(fā)展的作用，無疑是具有重大意義的，這也正是本文的創(chuàng)新所在。2相關概念與理論框架2.1相關概念2.1.1外資外資，是一個比較模糊的概念，國內學者從不同的角度，對外資形成了三種不同的解讀。第一類學者將外資理解為國外資本，也可以理解為國外的貨幣或資金。第二類學者將外資理解為國外投資，即國外投資者對東道主國家的投資即為外資，我們所說的資本流入、資本外流便屬于第二類理解范疇。第三類學者將外資理解為外國投資者，即認為外資是一個主體概念，如外商直接投資便屬于第三類理解范疇。在學術界，一般采用第二種學術觀念，并認為第三種學術觀念是第二類學術觀念的微觀體現(xiàn)。在本文中，對外資的界定為國外投資者對中國企業(yè)的投資，投資類型主要包括新設立企業(yè)、收購中國企業(yè)、入股中國企業(yè)并占一定的決策權等。2.1.2研發(fā)投入研發(fā)投入即R&D，是英文單詞“ResearchandDevelopment”的簡稱，被翻譯成研究與開發(fā)，簡稱研發(fā)。聯(lián)合國教科文組織對“ResearchandDevelopment”下的定義是：為了增進已有的知識并促進其應用和發(fā)展新的應用而進行的系統(tǒng)的創(chuàng)造性工作。R&D分為“研究”和“開發(fā)”兩個部分，研究是指科學研究，包括基礎研究和應用研究，開發(fā)是指把科學知識應用于生產?？梢?，研究側重于擴寬科技知識，開發(fā)側重于新運用企業(yè)R&D投入會反映在研發(fā)成果上，表現(xiàn)在，一方面研發(fā)活動本身會取得一定形式的成果，包括獲得的專利數(shù)數(shù)量增加、參與行業(yè)標準的制定等；另一方面，由于企業(yè)在日常經營運作中運用了研發(fā)成果，會有助于企業(yè)降低產品成本、增加銷售收入、提高盈利能力、提升市場競爭力，從而給企業(yè)帶來實實在在的經濟效益。也正是因為如此，企業(yè)才有研發(fā)的動力。一般而言，企業(yè)的R&D投入指與企業(yè)研究開發(fā)新產品、新工藝、新技術有關的一切投入，包括物質方面的投入和人力資本投入。2.1.3產出績效產出績效是指一個經濟主體在一段特定的時間內，由相關職能部門或者活動創(chuàng)造出來的成果，是一個經濟主體實現(xiàn)組織目標的必要手段。企業(yè)產出績效有多種表現(xiàn)形式，既包括財務指標又包括非財務指標。具體地說，企業(yè)產出績效有以下幾種表現(xiàn)形式：盈利能力，是指企業(yè)在一定時期內獲得盈利的能力，是一種財務指標，一般在財務上可以用毛利率、主營業(yè)務利潤率、凈利率衡量。營運能力，是指企業(yè)運用各類資產賺取利潤的能力，是一種財務指標，一般用資產周轉率衡量，比如存貨周轉率、應收賬款周轉率、總資產周轉率。成長能力，用于表征企業(yè)動態(tài)發(fā)展狀況，反應企業(yè)發(fā)展速度和是否有前景，也是一種財務指標，可以用總資產同比增長率、主營業(yè)務收入同比增長率衡量。償債能力，指企業(yè)償還各類債務的能力，主要包括短期債務和長期債務。償債能力對企業(yè)的發(fā)展至關重要，一旦企業(yè)不能償還到期債務，將面臨破產風險。發(fā)展?jié)摿Γ侵妇C合考慮企業(yè)各項財務能力并結合外部經營環(huán)境后的企業(yè)未來發(fā)展前景。2.2理論框架2.2.1理論分析（1）基準模型。關于企業(yè)研發(fā)投入與產出績效的理論分析一般遵循CDM模型框架。CDM模型，是一種由法國經濟學家Crepon、Duguet和Mairesse三人于1998年分析研發(fā)投入與產出績效關心提出的新模型，該模型取三位經濟學家名字的首字母，合在一起稱為CDM模型。圖2-1繪制了CDM模型的一般分析框架，如圖所示，CDM模型中，企業(yè)技術創(chuàng)新行為具有三階段顯著的特征。第一階段是創(chuàng)新投入階段，即經濟主體開展R&D研發(fā)投入，R&D研發(fā)投入受到一定的制約，制約因素主要包括企業(yè)產品具有的市場份額、企業(yè)目前的運行情況、企業(yè)資產的規(guī)模、R&D研發(fā)投入的基礎條件、產品需求的拉動作用和所處行業(yè)對技術的要求等六個方面。第二階段是知識資本轉化階段，即R&D研發(fā)投入轉化為企業(yè)的知識儲備，企業(yè)的知識儲備最終以申請專利的數(shù)量和新產品的數(shù)量為衡量標準，是企業(yè)創(chuàng)新效果的重要指標，同樣受到產品需求的拉動作用、企業(yè)資產規(guī)模的大小和所處行業(yè)對技術的要求等要素的影響。第三階段是生產率提升階段，即研發(fā)活動最終如何體現(xiàn)在產出績效上，實際上，申請專利的數(shù)量和新產品的數(shù)量并不是企業(yè)研發(fā)投入的目的，提升產出績效才是企業(yè)研發(fā)投入的目的。CDM模型從理論上指明了產出績效的直接來源并非是企業(yè)創(chuàng)新投入階段的行為，而是創(chuàng)新產出，因為創(chuàng)新產出直接影響了生產率的提升。這就提示企業(yè)和政策制定者，要以市場需求為導向，開展有針對性的創(chuàng)新投入。圖2-1企業(yè)技術創(chuàng)新的CDM模型（2）修正模型。考察郭嘉琦（2013）的研究，結合我國企業(yè)創(chuàng)新行為的實際情況，對以上CDM模型進行適當?shù)男拚?，提出CDM修正模型，如圖2-2所示。在CDM修正模型中，本文引入了一個新的變量，外資進入變量。實際上，隨著中國改革開放的逐步深入，外資普遍進入了我國各行各業(yè)，并且發(fā)揮著重要的作用。以企業(yè)技術創(chuàng)新的CDM三階段而言，在創(chuàng)新投入階段，外資進入能夠顯著提升企業(yè)技術創(chuàng)新投入水平，如霍江林和劉素榮（2016）通過萬德數(shù)據庫篩選了有外資參股的中國上市公司，一共篩選了318家上市公司，并將這些上市公司作為研究對象，采用回歸分析法構建計量模型，分析了外資參股對我國上市公司研發(fā)投入的影響。實證結果表明，外資參股對我國上市公司的研發(fā)投入有提振的積極效應，即外資進入提升了我國企業(yè)的技術創(chuàng)新投入水平。在知識資本轉化階段，外資具有一定的技術推動優(yōu)勢。對于先進技術的認識，外國投資者由于受先發(fā)優(yōu)勢的影響，具有更敏感的眼光，能夠幫助企業(yè)確定更為有經濟用途的技術研發(fā)方向，推動企業(yè)知識資本轉化速度的加快。在生產率提升階段，外資進入直接提升了企業(yè)的知識資本，并增加實用性技術的數(shù)量，能夠更為順利地將實用性技術轉化為實實在在的經濟效益，如劉艷華等（2020）從利益相關者理論出發(fā)，構建了投資者兩階段決策模型，考察了外資引入對我國上市公司經營績效的影響，研究發(fā)現(xiàn)，外資持股對我國上市公司的經營績效有正向的促進作用。綜上所述，在CDM模型的三個階段，外資均表現(xiàn)出積極的推動作用，可以預見的是，有外資的參與，企業(yè)技術創(chuàng)新的產出績效效應將可能呈現(xiàn)不同的結果。這也是本文實證部分需要證實的。圖2-2企業(yè)技術創(chuàng)新的CDM修正模型2.2.2研究假說（1）企業(yè)R&D投入與企業(yè)盈利能力分析。當今世界，經濟全球化的步伐在不斷加快，知識和技術創(chuàng)新成為企業(yè)發(fā)展永恒的主題。在激烈競爭的市場環(huán)境中，一個企業(yè)若要實現(xiàn)長久的生存和發(fā)展，首要的得具備盈利能力。企業(yè)開展R&D投入活動的最重要目的是利用專利，開發(fā)的新產品、新工藝等等成果來提高企業(yè)的盈利能力，促使企業(yè)業(yè)績的提高，實現(xiàn)企業(yè)的利潤最大化目標。國外部分實證研究結果表明R&D投入與企業(yè)盈利能力之間存在正相關關系。Lev(1999)的研究指出，一個國家、一個行業(yè)、一個公司在無形資產方面的投入與經濟的增長、生產率的提高、公司盈利之間呈顯著的正相關關系。從上文國內外相關研究成果綜述中，我們可以得知大部分文獻都表明高新技術企業(yè)的盈利能力與R&D投入呈現(xiàn)正相關關系。因此，我們做出如下假設：Hla：企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)盈利能力正相關H1b：外資持股對企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)盈利能力的關系有調節(jié)作用（2）企業(yè)R&D投入與企業(yè)資產運營能力分析。此外，大量研究也表明，企業(yè)的R&D投資能夠提高企業(yè)產品工藝，帶來低成本和差異化的好處，進而促進企業(yè)經營業(yè)績的提高，核心競爭力的提升，因此能夠提高資本的運營能力，基于上述分析，我們提出以下假設：H2a：企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)資產運營能力正相關H2b：外資持股對企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)資產運營能力的關系有調節(jié)作用（3）企業(yè)R&D投入與企業(yè)成長能力分析。企業(yè)未來發(fā)展的核心價值所在。關于企業(yè)成長能力的決定因素，國內外學者的看法并不一致，他們從不同的角度對這個問題展開了深入的解析，基本上形成了一些具有價值的不同理論。其中，部分學者指出創(chuàng)新能力對企業(yè)成長的重要作用。他們秉持著技術創(chuàng)新是企業(yè)未來成長壯大的關鍵因素的觀點，認為技術創(chuàng)新可以改進企業(yè)生產工藝，降低產品生產成本，進而提高利潤、提升企業(yè)核心競爭力，在市場競爭中不至于落敗?？梢?，分析一個企業(yè)的成長性，創(chuàng)新能力是不得不考察的，而研發(fā)投入是創(chuàng)新能力的源泉。基于以上分析，我們做出如下假設：H3a：企業(yè)R&D投入與企業(yè)成長性正相關。H3b：外資持股對企業(yè)R&D投入與企業(yè)成長性的關系有調節(jié)作用（4）考慮研發(fā)周期對假設的修正。對于企業(yè)來說，開展一項新技術的研發(fā)，從最初的理論構想到人力財力的投入，到創(chuàng)新技術的研發(fā)成功，再到最后運用于企業(yè)的生產工序或向市場推廣，整個過程是很漫長的，要經歷一段時間才能完成。所以，企業(yè)R&D投入對企業(yè)產出績效的影響具有比較明顯的滯后性。具體而言，企業(yè)今年投入資金研發(fā)一項新工藝，研發(fā)周期在一年以上，那么在當年年末，產出績效反而可能會下降。直到新工藝研發(fā)成功并運用于企業(yè)生產工序，才能提高企業(yè)產出績效?？紤]了研發(fā)周期后，我們提出如下假設：H4a：企業(yè)R&D投入對公司盈利能力的影響具有滯后性。H4b：外資持股對企業(yè)R&D投入對公司盈利能力的滯后性影響有調節(jié)作用。3研究設計3.1模型構建與指標選取本文通過構建如下計量模型，研究研發(fā)投入對產出績效的影響，以及外資持股對該影響的調節(jié)作用。3.1.1被解釋變量在上述模型中，output變量是產出績效變量，是模型中的被解釋變量。研發(fā)活動的直接成果（專利申請數(shù)量）并不適合于企業(yè)產出績效的衡量，以專利數(shù)量來說，雖然專利數(shù)據比較容易獲取，但是不同專利對企業(yè)價值的影響存在較大的差異，某些關鍵技術對企業(yè)發(fā)展來說是至關重要的，但是某些專利卻是可有可無的。而且有些企業(yè)出于商業(yè)保密的原因，為防止競爭對手知悉自己有重大技術突破，一般傾向于嚴守技術秘密而不會去申請技術專利。美國經濟學家熊皮特認為，企業(yè)開展R&D活動的最終目的是為了獲得經濟效益，也就是說，研發(fā)活動最終體現(xiàn)在企業(yè)經營業(yè)績上。因此，本文選取反應企業(yè)經濟效益的財務指標來衡量研發(fā)活動的產出績效。具體來說，包括主營業(yè)務利潤率output1、資產凈利率output2、主營業(yè)務收入同比增長率output3。主營業(yè)務利潤率output1，按照財務上的定義，主營業(yè)務利潤率是主營業(yè)務利潤與主營業(yè)務收入的比值，主要用來反映企業(yè)的盈利能力。資產凈利率output2，財務上定義為凈利潤與資產總額的比值，它的大小可以用來衡量資產經營能力。主營業(yè)務收入同比增長率output3，可以衡量企業(yè)的成長能力，根據定義，計算公式如為，output3=（年末主營業(yè)務收入/年初主營業(yè)務收入）-13.1.2解釋變量和調節(jié)變量r&d變量是研發(fā)投入變量，是模型中的解釋變量。企業(yè)r&d投入包括資金的投入、研發(fā)人員的投入、創(chuàng)意的投入，由于不同企業(yè)在規(guī)模上存在較大的差異，研發(fā)投入的絕對數(shù)額不具有可比性。因此，本文在參考其他論文（鄒國平等，2015；崔也光等，2018）的基礎上，提出用研發(fā)強度反映企業(yè)的研發(fā)投入狀況，研發(fā)投入強度即是企業(yè)研發(fā)支出與主營業(yè)務收入的比率。根據定義，計算公式為，r&d=研發(fā)支出/主營業(yè)務收入。fdi變量是外資持股變量，是模型中的調節(jié)變量。在參考步丹璐等人（2017）和吳德軍等人（2015）研究的基礎上，設計兩個外資持股變量。第一個外資持股變量fdi1是是否有外資持股的變量，如果一家上市公司有外資持股，則定義fdi1=1，如果一家上市公司沒有外資持股，則定義fdi1=0。第二個外資持股變量fdi2是外資持股比例變量，在計算中采用上市公司前十大股東中外資股東持股比例之和代替。實際上，fdi1是外資持股虛擬變量，fdi2是外資持股程度變量。3.1.3控制變量為了排除其他干擾因素的影響，在本文設置的模型中，還引入了控制變量。參考前人（杜興強和譚雪，2016）的研究，本文一共引入了以下7個控制變量。（1）企業(yè)規(guī)模變量lnsize。用于控制不同規(guī)模企業(yè)對其產出績效的干擾，由于上市公司規(guī)模巨大，本文對其進行取對數(shù)處理。具體而言，lnsize等于上市公司期末總資產的自然對數(shù)。（2）第一大股東持股比例變量top1。用于控制第一大股東對其產出績效的干擾。（3）企業(yè)年齡變量age。用于控制企業(yè)注冊成立時間對其產出績效的干擾，在計算上等于觀測年度與企業(yè)注冊年度之差，精確到整數(shù)部分（不留小數(shù)點）。（4）企業(yè)性質變量soe。用于控制企業(yè)是否為國有企業(yè)對其產出績效的影響，如果一家上市公司為國有控股，則定義soe=1，否則為0。此外，本文還引入了行業(yè)控制變量、觀測年度控制變量和上市證券交易所控制變量。為了方便閱讀，將本文所篩選的被解釋變量、解釋變量、調節(jié)變量和控制變量匯總在表3-1中。表3-1被解釋變量、解釋變量、調節(jié)變量和控制變量匯總表變量類型變量名稱代碼公式計算數(shù)據來源被解釋變量（產出績效）主營業(yè)務利潤率output1主營業(yè)務利潤/主營業(yè)務收入Wind數(shù)據庫資產凈利率output2凈利潤/資產總額Wind數(shù)據庫主營業(yè)務收入同比增長率output3（年末主營業(yè)務收入/年初主營業(yè)務收入）-1Wind數(shù)據庫解釋變量研發(fā)投入強度r&d研發(fā)支出/主營業(yè)務收入Wind數(shù)據庫調節(jié)變量外資是否持股fdi1如果上市公司有外資持股，則定義fdi1=1，如果上市公司沒有外資持股，則定義fdi1=0Wind數(shù)據庫外資持股比例fdi2上市公司前十大股東中外資股東持股比例之和Wind數(shù)據庫控制變量企業(yè)規(guī)模lnsize上市公司期末總資產的自然對數(shù)Wind數(shù)據庫第一大股東持股比例top1第一大股東持股比例Wind數(shù)據庫企業(yè)年齡age觀測年度與企業(yè)注冊年度之差Wind數(shù)據庫企業(yè)性質soe如果一家上市公司為國有控股，則定義soe=1，否則為0Wind數(shù)據庫所屬行業(yè)industry所屬行業(yè)虛擬變量，按照wind行業(yè)分類法進行引入Wind數(shù)據庫觀測年度year觀測年度虛擬變量Wind數(shù)據庫上市證券交易所exchange在上海證券交易所上市，定義為1，在深圳證券交易所，定義為0。Wind數(shù)據庫3.2樣本選擇與數(shù)據收集為了切合我國當前的經濟形勢，使研究結論更能反映出當前的經濟狀況，尤其是中美貿易摩擦持續(xù)不斷且有部分外資撤出我國的現(xiàn)實狀況，本文運用最新披露的上市公司財務數(shù)據進行實證分析，本文的研究期間為2016年1月1日至2019年12月31日共4年期間，以我國上海證劵交易所和深圳證劵交易所主板上市的上市公司為研究對象。關于行業(yè)分類，標準較多，有國家標準行業(yè)分類、證劵交易所制定的行業(yè)分類、申銀萬國行業(yè)分類標準。本文采用Wind標準行業(yè)分類法，從wind金融數(shù)據庫中選取了滬深兩市主板的上市公司為樣本。為了保證數(shù)據的有效性和實證結果不受干擾，剔除出現(xiàn)以下幾種情況的公司：（1）研究期間被ST、ST*的公司，因為其財務數(shù)據是不真實的，如果納入樣本可能導致結論有失價值和科學性；（2）數(shù)據有明顯缺失的公司，有缺失的公司無法進行回歸分析；（3）銀行類、保險類、證券類等金融業(yè)上市公司，其營業(yè)模式決定了其不需要進行大量的研發(fā)投入活動，將其納入樣本可能導致結論的錯誤；（4）研究期間，主營業(yè)務利潤率或者主營業(yè)務收入出現(xiàn)負數(shù)的公司，上述上市公司陷入財務困境，不適宜作為研究樣本；（5）2015年1月1日之后上市的公司，如果將其納入樣本，可能存在數(shù)據缺失。按照上述標準篩選，最終確定的滬深兩市主板上市公司共2584家作為樣本，一共有四年的數(shù)據，因此一共得到10336個觀測值。本文所有的數(shù)據均來自Wind數(shù)據庫，有些觀測值數(shù)據直接通過Wind數(shù)據庫下載獲得，有些數(shù)據經筆者進行簡單的計算操作獲得。4實證結果與分析4.1描述性統(tǒng)計分析國外的研究表明，研發(fā)支出占比超過5%時，企業(yè)才具有較強的創(chuàng)新競爭力。世界前500強的企業(yè)研發(fā)投入一般在10%左右，有的甚至超過15%。從表4.1可以看出，近四年來，企業(yè)越來越重視研發(fā)活動，研發(fā)強度在10%以上的上市公司由2010年的244家上升到2013年的341家，增長率達到57.3%。研發(fā)強度在5%以下的上市公司也大幅度減少。表4-1樣本上市公司研發(fā)強度分布表分布區(qū)間（%）2016年樣本數(shù)2017年樣本數(shù)2018年樣本數(shù)2019年樣本數(shù)0-113210789951-21341321161212-32322241871753-43743743843394-54344534704375-10103410201022107610%以上244274316341合計2584258425842584資料來源：Wind資訊，經整理。表4-2為本文選取的上市公司在2016年，2017年，2018年，2019年的研發(fā)強度的描述性統(tǒng)計，從表中可以看出，從2016年到2019年樣本上市公司的研發(fā)強度呈現(xiàn)逐年上升的趨勢。以研發(fā)強度的均值來說，從2016年的0.0686增加到2019年的0.0884，反映了我國上市公司R&D強度總體水平的上升。數(shù)據顯示，個別上市公司研發(fā)強度相當大，2018年R&D強度的極大值達到84.45%，可見該企業(yè)對研發(fā)活動已經達到了近乎“癡迷”的程度，這也顯示了研發(fā)活動的魅力說在，一旦研發(fā)成功，將會給企業(yè)帶來成倍的利潤和強大的市場競爭力。表4-2樣本上市公司研發(fā)強度分布表2016年2017年2018年2019年N2584258425842584Mean0.06860.06980.07640.0884Median0.06730.06890.07590.0881Max0.37350.40320.84450.4032Min0.00070.00190.00740.0068Dev0.05840.06630.07830.060924.2回歸分析4.2.1企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)盈利能力的回歸分析企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)盈利能力的回歸分析用到的計量模型是：用Stata軟件做回歸分析，得到了上述模型的回歸結果如表4-3所示。如表4-3所示，其中模型（1）是單變量回歸，模型（2）在模型（1）的基礎上添加了控制變量，模型（3）和模型（4）在模型（2）的基礎上添加了外資持股變量和外資持股與研發(fā)投入的交乘項。其中，模型（3）中，以外資是否持股虛擬變量衡量外資持股情況，模型（4）中，以外資持股比例衡量外資持股情況。首先，重點考察研發(fā)投入強度r&d變量的系數(shù)情況，在四個模型中，r&d的系數(shù)均顯著為正，并且通過1%顯著性水平的檢驗，由此證實了企業(yè)研發(fā)投入能夠增強企業(yè)盈利能力，假說Hla得到驗證。接下來，重點考察r&d×fdi的系數(shù)值，以外資是否持股虛擬變量衡量fdi的模型（3）中，r&d×fdi1的系數(shù)值等于0.053，并且通過5%顯著性水平的檢驗，這意味著，有外資的參股，企業(yè)研發(fā)投入更能夠增強企業(yè)盈利能力，也就是說外資持股對企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)盈利能力的關系有調節(jié)作用。以外資持股比例衡量fdi的模型（4）中，r&d×fdi2的系數(shù)值等于0.042，并且通過5%顯著性水平的檢驗，這意味著，有外資的參股，企業(yè)研發(fā)投入更能夠增強企業(yè)盈利能力，同樣說明了外資持股對企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)盈利能力的關系有調節(jié)作用。可見，假說Hlb也得到了驗證。說明了企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的CDM模型中，外資進入確實干預了CDM三個階段，導致研發(fā)投入帶來不同的產出效應。其他控制變量中，第一大股東持股比例top1變量的系數(shù)值為正，并且至少通過5%顯著性水平的檢驗，說明股權集中度有助于提升企業(yè)盈利能力。企業(yè)年齡age變量的系數(shù)值為正，并且通過5%顯著性水平的檢驗，說明企業(yè)年齡有助于提升企業(yè)盈利能力。其他控制變量的系數(shù)并不顯著，說明該控制變量對企業(yè)盈利能力的影響微乎其微。表4-3企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)盈利能力的回歸結果模型（1）模型（2）模型（3）模型（4）r&d0.893***0.735***0.802***0.783***fdi10.382*fdi20.574*r&d×fdi10.053**r&d×fdi20.042**lnsize-0.123-0.467-0.973top17.384**7.573***8.734***age0.325**0.423**0.853**soe-3.445-2.327-1.353industry控制控制控制year控制控制控制exchange控制控制控制R^20.1630.3730.4030.417AdjustedR^20.1420.3630.3890.398F統(tǒng)計量103.336***122.732***133.732***141.357***說明：*表示在10%的水平上顯著，**表示在5%的水平上顯著，***表示在1%的水平上顯著。下同。4.2.2企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)資產運營能力的回歸分析企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)資產運營能力的回歸分析用到的計量模型是：用Stata軟件做回歸分析，得到了上述模型的回歸結果如表4-4所示。如表所示，在此處同樣引入了四個模型，四個模型的情況與上文一致，在此就不贅述了。我們主要考察系數(shù)值的情況，首先考察的是r&d系數(shù)的值，在四個模型中，r&d系數(shù)的是均為正，分別等于0.743，0.617，0.740和0.638，四個系數(shù)都是通過1%顯著性水平檢驗的，由此證明了企業(yè)研發(fā)投入確實能夠改善企業(yè)資產運營能力，假說H2a得到驗證。接下來，重點考察r&d×fdi的系數(shù)值，其中r&d×fdi1的系數(shù)值等于0.024，通過1%顯著性水平檢驗，說明了有外資的參股，企業(yè)研發(fā)投入更能夠改善企業(yè)資產運營能力。另一個衡量外資參股的r&d×fdi1系數(shù)值等于0.017，通過1%顯著性水平檢驗，同樣說明了有外資的參股，企業(yè)研發(fā)投入更能夠改善企業(yè)資產運營能力。可見，假說H2b也可以得到驗證。其他控制變量中，資產規(guī)模lnsize的系數(shù)值等于負數(shù)，并且通過1%顯著性水平檢驗，說明資產規(guī)模越大，企業(yè)資產運營能力越差，其內在原因是，資產規(guī)模越大，資產運營難度越大。產權性質soe的系數(shù)值等于負數(shù)，并且通過1%顯著性水平檢驗，可見國有企業(yè)相對于民企，資產運營能力要差一點。其他控制變量的系數(shù)并不顯著，說明其對企業(yè)資產運營能力不存在影響。表4-4企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)資產運營能力的回歸結果模型（1）模型（2）模型（3）模型（4）r&d0.743***0.617***0.740***0.638***fdi10.753**fdi20.804**r&d×fdi10.024***r&d×fdi20.019***lnsize-1.468***-1.318***-1.073***top10.8320.9350.763age-0.134-0.096-0.087soe-1.403**-1.383**-1.154**industry控制控制控制year控制控制控制exchange控制控制控制R^20.1540.2540.2760.281AdjustedR^20.1430.2480.2530.254F統(tǒng)計量98.317***143.764***127.538***113.542***4.2.3企業(yè)R&D投入與企業(yè)成長性的回歸分析企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)成長性的回歸分析用到的計量模型是：用Stata軟件做回歸分析，得到了上述模型的回歸結果如表4-5所示。如表所示，在此處同樣引入了四個模型，四個模型的情況與上文一致，在此就不贅述了。我們主要考察系數(shù)值的情況，首先考察的是r&d系數(shù)的值，在四個模型中，r&d系數(shù)的是均為正，分別等于0.267，0.324，0.236和0.283，但是并不顯著，說明企業(yè)R&D投入對企業(yè)成長性沒有影響，其內在原因也是可以理解的，現(xiàn)在市場競爭激烈，不斷有新的富有競爭力的企業(yè)涌現(xiàn)出來，搶占在位企業(yè)的市場份額，在位企業(yè)不得不通過降價等途徑面對挑戰(zhàn)，因此出現(xiàn)主營業(yè)務收入下降的現(xiàn)象。在加入r&d與fdi交乘項的模型（3）和模型（4）中，r&d×fdi1和r&d×fdi2的系數(shù)值并不顯著，說明外資參股對企業(yè)成長性的影響也不明顯?？梢?，假說H3a和H3b并沒有得到經驗數(shù)據的支持。控制變量中，卻發(fā)現(xiàn)兩個系數(shù)是顯著為負的，一個是資產規(guī)模lnsize的系數(shù)，一個是企業(yè)年齡age的系數(shù)。資產規(guī)模lnsize的系數(shù)顯著為負，主要原因是資產規(guī)模越高，企業(yè)發(fā)展將步入穩(wěn)步發(fā)展期，其快速成長期已經過去。企業(yè)年齡age的系數(shù)顯著為負，主要原因是隨著企業(yè)年齡的增長，企業(yè)會有成長期向穩(wěn)定期過渡，成長性水平將下降。表4-5企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)成長性的回歸結果模型（1）模型（2）模型（3）模型（4）r&d0.2670.3240.2360.283fdi10.467fdi20.532r&d×fdi1-0.018r&d×fdi2-0.046lnsize-1.038**-1.184**-1.132**top10.3250.3640.317age-0.536***-0.613***-0.583***soe-1.372-1.684-1.109industry控制控制控制year控制控制控制exchange控制控制控制R^20.1860.3020.2960.274AdjustedR^20.1750.2860.2750.263F統(tǒng)計量78.436***132.576***115.562***137.725***4.2.4企業(yè)R&D投入對企業(yè)盈利能力滯后影響的回歸分析企業(yè)R&D投入對企業(yè)盈利能力滯后影響用到的計量模型是：其中，被解釋變量是滯后一期的盈利能力，而r&d和fdi都是當期的值。用Stata軟件做回歸分析，得到了上述模型的回歸結果如表4-6所示。如表所示，在此處同樣引入了四個模型，四個模型的情況與上文一致，在此就不贅述了。我們主要考察系數(shù)值的情況，首先考察的是r&d系數(shù)的值，在四個模型中，r&d系數(shù)的是均為正，分別等于0.789，0.637，0.684和0.725，四個系數(shù)都是通過1%顯著性水平檢驗的，說明企業(yè)R&D投入對企業(yè)盈利能力有滯后性的影響，即本年度的研發(fā)投入會增加第二個年度的盈利水平，假說H1a得到驗證。接下來，重點考察r&d×fdi的系數(shù)值，其中r&d×fdi1的系數(shù)值等于0.076，通過1%顯著性水平檢驗，說明了有外資的參股，企業(yè)R&D投入對企業(yè)盈利能力滯后影響更顯著。另一個衡量外資參股的r&d×fdi1系數(shù)值等于0.067，通過1%顯著性水平檢驗，同樣說明了有外資的參股，企業(yè)R&D投入對企業(yè)盈利能力滯后影響更顯著?？梢姡僬fH4b也可以得到驗證。表4-6企業(yè)R&D投入對企業(yè)盈利能力滯后影響的回歸結果模型（1）模型（2）模型（3）模型（4）r&d0.789***0.637***0.684***0.725**fdi10.817***fdi20.783***r&d×fdi10.076***r&d×fdi20.067***lnsize-0.165-0.236-0.437top14.536**5.329***4.479***age0.542**0.652**0.489**soe-2.585-1.995-2.874industry控制控制控制year控制控制控制exchange控制控制控制R^20.1430.2970.2860.296AdjustedR^20.1250.2750.2760.285F統(tǒng)計量79.323***117.257***126.529***139.352***5研究結論和政策啟示5.1研究結論本文以中國上市公司為研究對象，通過構建計量模型，考察了研發(fā)投入對企業(yè)產出績效的影響，以及外資持股在其中扮演的調節(jié)作用。研究結論如下：第一，近年來，我國上市公司越來越關注研發(fā)活動，研發(fā)投入強度呈現(xiàn)逐年上升的趨勢。第二，企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)盈利能力正相關，外資持股對企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)盈利能力的關系有正向調節(jié)作用。第三，企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)資產運營能力正相關，外資持股對企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)資產運營能力的關系有正向調節(jié)作用。第四，企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)成長性不相關，外資持股與企業(yè)成長性也不相關。第五，企業(yè)R&D投入對公司盈利能力的影響具有滯后性，外資持股對企業(yè)R&D投入對公司盈利能力的滯后性影響有正向調節(jié)作用。5.2政策啟示本文的研究結論帶來我們三點政策啟示：一是要鼓勵企業(yè)的研發(fā)投入活動，從財政、稅收等政策角度加大對企業(yè)研發(fā)投入活動的支持力度。二是要持續(xù)走擴大開放的路線，積極引入外資參與我國經濟建設。三是要理性看待企業(yè)規(guī)模，企業(yè)規(guī)模大并不一定帶來高的盈利能力、成長能力和運營能力，選擇適中的企業(yè)規(guī)模更有助于提升企業(yè)產出績效。參考文獻霍江林,劉素榮.外資參與對企業(yè)研發(fā)投入的影響研究——基于中國上市企業(yè)的實證分析[J].工業(yè)技術經濟,2016,35(011):115-120.石大千,楊詠文.FDI與企業(yè)創(chuàng)新:溢出還是擠出?[J].世界經濟研究,2018,000(009):120-134.王梁丞.海外背景對我國上市公司創(chuàng)新能力的影響研究[D].西南財經大學,2019.霍江林,劉素榮.外資持股對企業(yè)研發(fā)的影響—考慮外資