上市公司創(chuàng)新能力對績效影響的實(shí)證分析案例目錄TOC\o"1-3"\h\u266上市公司創(chuàng)新能力對績效影響的實(shí)證分析案例 141461.1研究設(shè)計(jì) 129631.1.1研究假設(shè) 1278561.1.2模型構(gòu)建 395131.1.3變量選取與描述統(tǒng)計(jì) 495641.2實(shí)證檢驗(yàn) 5124731.2.1相關(guān)性分析 550441.2.2多元回歸分析 783871.2.3稀土上市公司規(guī)模門檻效應(yīng)檢驗(yàn) 8184341.3實(shí)證結(jié)果分析 11219371.3.1創(chuàng)新能力對企業(yè)績效影響的假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果 1157111.3.2創(chuàng)新能力對企業(yè)績效影響時(shí)滯性假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果 11316501.3.3門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果 12270231.4規(guī)模視角下稀土上市公司績效分析 12194001.1.1稀土上市公司相對規(guī)模變化分析 13204961.1.2規(guī)模視角下企業(yè)績效分析 131.1研究設(shè)計(jì)1.1.1研究假設(shè)技術(shù)創(chuàng)新不僅是國家發(fā)展的動(dòng)力，也是企業(yè)在市場競爭中取勝的關(guān)鍵。我國稀土產(chǎn)業(yè)正在向高端化發(fā)展，亟需提高公司創(chuàng)新能力。根據(jù)文獻(xiàn)綜述和理論闡述部分，可以依照投入產(chǎn)出理論將企業(yè)創(chuàng)新能力分為創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個(gè)方面。創(chuàng)新投入主要是指企業(yè)為了研發(fā)活動(dòng)的進(jìn)行而投入的人力、資本和資源，投入在短期內(nèi)會導(dǎo)致經(jīng)營成本增加而不利于經(jīng)營績效的提高。而創(chuàng)新產(chǎn)出作為企業(yè)的一項(xiàng)資本，可以直接為優(yōu)化企業(yè)產(chǎn)品和生產(chǎn)方式提供支撐，因此對企業(yè)績效應(yīng)該有正向影響。因此可以提出以下關(guān)于創(chuàng)新對企業(yè)績效影響的假設(shè)：假設(shè)1：稀土上市公司創(chuàng)新投入對經(jīng)營績效有反向影響作用。假設(shè)2：稀土上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出對經(jīng)營績效有正向影響作用。但是從長期來看，創(chuàng)新投入能夠轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新產(chǎn)出，而創(chuàng)新產(chǎn)出通常表現(xiàn)為企業(yè)的專利和商標(biāo)等知識產(chǎn)權(quán)，屬于企業(yè)的資產(chǎn)，而這些資產(chǎn)最終會產(chǎn)生新的產(chǎn)品或者新的生產(chǎn)方式，通過營銷獲得經(jīng)濟(jì)利潤，最后提高企業(yè)的生產(chǎn)效率。這其中涉及到創(chuàng)新投入轉(zhuǎn)化成創(chuàng)新產(chǎn)出的時(shí)滯性和創(chuàng)新產(chǎn)出轉(zhuǎn)化成具體收益的時(shí)滯性，因此本文認(rèn)為稀土上市公司的創(chuàng)新投入和產(chǎn)出對績效的影響都具有一定的時(shí)滯性，可以提出以下假設(shè)：假設(shè)3：稀土上市公司創(chuàng)新投入對經(jīng)營績效的影響有滯后性。假設(shè)4：稀土上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出對經(jīng)營績效的影響有滯后性。為了對我國稀土資源的開采和冶煉進(jìn)行統(tǒng)一整合與管理，國務(wù)院在2011年5月發(fā)布了《國務(wù)院關(guān)于促進(jìn)稀土行業(yè)持續(xù)健康發(fā)展的若干意見》，要求在稀土行業(yè)形成以大型企業(yè)為主導(dǎo)的行業(yè)格局。后由工信部牽頭制定了全國稀土大型企業(yè)集團(tuán)組建發(fā)展的方案，經(jīng)過5年努力形成了“5+1”南北稀土格局，“1”為北方稀土，“5”為中國鋁業(yè)、中國五礦、廈門鎢業(yè)、廣東稀土和南方稀土。在2016年6月工信部發(fā)布的《稀土行業(yè)發(fā)展規(guī)劃（2016～2020年）》中又明確規(guī)定，到2020年底，所有的稀土產(chǎn)業(yè)都要整合進(jìn)六大稀土集團(tuán)中。這一系列舉措下，稀土行業(yè)企業(yè)數(shù)量減少，大規(guī)模企業(yè)也增多，但是大型企業(yè)的創(chuàng)新卻不一定高效。企業(yè)規(guī)模涉及到企業(yè)的資源儲備、內(nèi)部控制和績效水平等各個(gè)方面，學(xué)界對于企業(yè)規(guī)模和績效的關(guān)系研究得出的結(jié)論也并不一致。依據(jù)規(guī)模適度理論，一方面，由于稀土材料的特殊性，稀土行業(yè)的創(chuàng)新應(yīng)用層出不窮，需要大量的資源來支撐創(chuàng)新活動(dòng)；另一方面，在邊際成本與收益的規(guī)律下，規(guī)模過大會導(dǎo)致管理成本上升而阻礙創(chuàng)新產(chǎn)出的效率。因此，在稀土上市公司創(chuàng)新能力對企業(yè)績效影響的研究中，企業(yè)規(guī)模對于創(chuàng)新的影響可能并不是單純的線性關(guān)系，而是存在著一定的規(guī)模門檻。即企業(yè)創(chuàng)新能力在不同規(guī)模對企業(yè)績效的影響作用是不同的，由此提出：假設(shè)5：稀土上市公司創(chuàng)新能力對績效的影響具有規(guī)模門檻效應(yīng)。下面首先構(gòu)建回歸分析模型檢驗(yàn)假設(shè)1、2、3和4，再利用門檻模型對假設(shè)5進(jìn)行檢驗(yàn)。1.1.2模型構(gòu)建文章首先對34家稀土上市公司2015到2019年的平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析和實(shí)證檢驗(yàn)，使用Hausman檢驗(yàn)對固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行選擇，計(jì)算結(jié)果p=0.000<0.05,選擇固定效應(yīng)模型，具體模型如下：假設(shè)1：稀土上市公司創(chuàng)新投入對經(jīng)營績效有反向影響作用。ROAit=β0+β1INPit+β2SIZEit假設(shè)2：稀土上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出對經(jīng)營績效有正向影響作用。ROAit=β0+β1OUPit+β2SIZE假設(shè)3：稀土上市公司創(chuàng)新投入對經(jīng)營績效的影響有滯后性。ROAit=β0+β1INPit?1+β2SIZEit假設(shè)4：稀土上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出對經(jīng)營績效的影響有滯后性。ROAit=β0+β1OUPit?1+β2SIZEit其中ROAit是隨時(shí)間變動(dòng)的被解釋變量，INPHansenREF_Ref10908\r\h[62]于1996年在《Econometrica》上發(fā)表文章提出了時(shí)間序列門限自回歸模型（TAR）的估計(jì)和檢驗(yàn),之后，他1999年又在該期刊上發(fā)表文章首次介紹了具有個(gè)體效應(yīng)的面板門限模型的計(jì)量分析方法,該方法以殘差平方和最小化為條件確定門限值,并檢驗(yàn)門限值的顯著性,克服了主觀設(shè)定結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的偏誤。具體思路是:選定某一變量作為門限變量,根據(jù)搜尋到的門限值將回歸模型區(qū)分為多個(gè)區(qū)間,每個(gè)區(qū)間的回歸方程不同,根據(jù)門限劃分的區(qū)間將其他樣本值進(jìn)行歸類,可以在回歸后比較不同區(qū)間系數(shù)的變化。經(jīng)濟(jì)規(guī)律并不總是呈現(xiàn)出線性關(guān)系,也有可能存在非線性關(guān)系,變量之間的關(guān)系可能隨某個(gè)變量取值的改變而改變。而在Hansen提出門檻模型之前的做法通常是研究者主觀賦值的做法確定門檻，因此門檻模型在幫助研究者解決非線性關(guān)系研究方面意義巨大。Hansen在他的文章中介紹了包含個(gè)體固定效應(yīng)的靜態(tài)平衡面板數(shù)據(jù)門檻回歸模型，基本步驟是通過減去時(shí)間均值方程，消除個(gè)體固定效應(yīng)，然后再利用最小二乘法進(jìn)行系數(shù)估計(jì)，使用自舉法（Bootstrap）重復(fù)抽取樣本，提高門限效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)效率。他后來與M?CanerREF_Ref10999\r\h[63]又研究了帶有內(nèi)生變量和一個(gè)外生門限變量的面板門限模型。本文采用Hansen靜態(tài)面板模型檢驗(yàn)企業(yè)績效能力對績效的影響是否具有門檻效應(yīng)，按照從復(fù)雜到簡單的原則，通過三門檻模型檢驗(yàn)，觀察是否存在門檻效應(yīng)以及可能存在幾個(gè)門檻，再選擇合適的門檻數(shù)進(jìn)行回歸。本文具體模型如下：ROAit=ROAit=ROAit其中，A（…）為變量指示函數(shù)，γi1.1.3變量選取與描述統(tǒng)計(jì)企業(yè)的總資產(chǎn)收益率（ROA）是最能從整體上衡量企業(yè)盈利能力的指標(biāo)，在以往研究中，企業(yè)長期價(jià)值和績效一般用托賓Q來表示，短期的大多采用資產(chǎn)收益率和凈利潤率指標(biāo)。本文考察期為5年，屬于短期，因此采用總資產(chǎn)收益率來代表企業(yè)績效。創(chuàng)新投入一般分為兩個(gè)方面，人力投入和資本投入，本文采用創(chuàng)新資本投入占營業(yè)收入的比率來衡量創(chuàng)新投入；創(chuàng)新產(chǎn)出變量一般使用專利申請和授予數(shù)量來代理，但由于樣本公司的專利數(shù)據(jù)獲取比較困難，存在數(shù)據(jù)大面積缺失，因此采用無形資產(chǎn)增長率作為創(chuàng)新產(chǎn)出代理變量。公司無形資產(chǎn)又被稱為“知識資產(chǎn)”或“智力資本”REF_Ref21046\r\h[64]，包括專利權(quán)、非專利技術(shù)、商標(biāo)權(quán)、著作權(quán)、土地使用權(quán)等企業(yè)資產(chǎn)。鞠曉生REF_Ref11091\r\h[65]在其研究中使用無形資產(chǎn)的增量來反映創(chuàng)新活動(dòng)的綜合情況，她指出創(chuàng)新資本投入只是企業(yè)創(chuàng)新投入的一個(gè)小部分，不能反映企業(yè)人力資本的開發(fā)和新技術(shù)的引進(jìn)以及吸收過程中的投入。而且2007年之后無形資產(chǎn)分別在“無形資產(chǎn)”、“商譽(yù)”和“投資性房地產(chǎn)”中核算，這意味著無形資產(chǎn)主主要由專利權(quán)和非專利技術(shù)構(gòu)成。表1.1模型變量變量類型變量名稱符號含義及計(jì)算因變量企業(yè)績效ROA總資產(chǎn)收益率=（利潤總額＋財(cái)務(wù)費(fèi)用）／總資產(chǎn)自變量創(chuàng)新投入INP研發(fā)資金投入/營業(yè)收入創(chuàng)新產(chǎn)出OUP（當(dāng)年無形資產(chǎn)-上一年無形資產(chǎn)）/上一年無形資產(chǎn)門檻變量企業(yè)規(guī)模SIZE企業(yè)總資產(chǎn)對數(shù)控制變量債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)CR流動(dòng)比率資金結(jié)構(gòu)CASH現(xiàn)金資產(chǎn)比例營銷管理MARKET營銷管理費(fèi)/營業(yè)收入社會責(zé)任TAX納稅強(qiáng)度（應(yīng)交稅費(fèi)/營業(yè)收入）股權(quán)結(jié)構(gòu)SS前十大股東持股比率在控制變量方面，主要從企業(yè)內(nèi)部的債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)、資金結(jié)構(gòu)、營銷管理、股權(quán)結(jié)構(gòu)和外部社會責(zé)任方面選取對應(yīng)指標(biāo)。表1.2變量描述統(tǒng)計(jì)屬性變量代碼樣本量均值中位數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差因變量企業(yè)績效ROA1700.0430.0410.06自變量創(chuàng)新投入INP1700.030.0290.023創(chuàng)新產(chǎn)出OUP1700.0650.0450.062門檻變量企業(yè)規(guī)模SIZE17022.4522.331.157控制變量債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)CR1703.1411.8491.348資金結(jié)構(gòu)CASH1700.1220.10.082股權(quán)結(jié)構(gòu)SS1700.35330.32520.1515營銷管理MARKET1700.0720.0630.054社會責(zé)任TAX1700.0670.0370.087門檻模型要求數(shù)據(jù)為平衡面板，剔除缺失值樣本，得到34家公司5年的平衡樣本數(shù)據(jù)。從標(biāo)準(zhǔn)差來看，債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)和企業(yè)規(guī)模差異較大，股權(quán)結(jié)構(gòu)也相對分散。因變量和自變量的標(biāo)準(zhǔn)差都比較小，說明數(shù)據(jù)分散程度較小。企業(yè)績效的均值和中位數(shù)十分接近，但是中位數(shù)略小于均值，說明低于平均值的樣本更多。同樣企業(yè)創(chuàng)新投入指標(biāo)中位數(shù)也略小于均值，而企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的中位數(shù)比均值小很多，說明在創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)上稀土上市公司之間存在著差距，且產(chǎn)出不高的樣本居多。企業(yè)規(guī)模的中位數(shù)同樣略小于平均數(shù)，可見自變量、因變量和門檻變量都屬左偏分布。1.2實(shí)證檢驗(yàn)1.2.1相關(guān)性分析為了進(jìn)一步了解各變量之間的關(guān)系，對變量進(jìn)行相關(guān)性分析。從表5.3可以看出，大部分變量之間都有顯著的相關(guān)性。其中資產(chǎn)收益率與創(chuàng)新產(chǎn)出、公司規(guī)模和股權(quán)集中度呈負(fù)相關(guān)，與公司現(xiàn)金比率和稅收貢獻(xiàn)呈正相關(guān)關(guān)系；創(chuàng)新投入與公司規(guī)模和營銷管理呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)；創(chuàng)新產(chǎn)出與公司的債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)、現(xiàn)金比率和股權(quán)集中度呈顯著負(fù)相關(guān)。其中與預(yù)期嚴(yán)重不符的是公司績效和創(chuàng)新產(chǎn)出、以及企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新投入之間的關(guān)系，但是這只是兩個(gè)變量之間的相關(guān)性，后文將通過回歸分析來進(jìn)一步確定兩者的關(guān)系。表1.3各變量間的相關(guān)系數(shù)變量公司績效創(chuàng)新投入創(chuàng)新產(chǎn)出公司規(guī)模債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)資金結(jié)構(gòu)股權(quán)結(jié)構(gòu)營銷管理社會責(zé)任公司績效1創(chuàng)新投入0.0181創(chuàng)新產(chǎn)出-0.161**-0.061公司規(guī)模-0.015**-0.203***-0.021債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)0.05-0.016-0.275***0.0161資金結(jié)構(gòu)0.230***0.000-0.177**-0.0630.379***1股權(quán)結(jié)構(gòu)-0.089**-0.005-0.171**0.282***-0.0630.0261營銷管理-0.0110.518***-0.1030.037-0.0490.139*0.187**1社會責(zé)任0.311***0.0110.266***-0.128*0.0350.036-0.242***-0.0321注：表中***表示在1%水平上顯著，**表示在5%水平上顯著，*表示在10%水平上顯著為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭惺欠翊嬖诙嘀毓簿€性，表1.4是對各解釋變量方差膨脹因子的計(jì)算結(jié)果，可以看到每個(gè)變量的VIF均小于5，所以各變量間的相關(guān)性對回歸模型的影響較小，不存在多重共線性問題。表1.4解釋變量方差膨脹因子變量VIF1/VIF營銷管理1.5200.656創(chuàng)新投入1.4900.670債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)1.2800.778資金結(jié)構(gòu)1.2400.808創(chuàng)新產(chǎn)出1.2200.819股權(quán)結(jié)構(gòu)1.2100.828公司規(guī)模1.1800.850社會責(zé)任1.1500.873均值VIF1.2901.2.2多元回歸分析表1.5是各變量回歸的結(jié)果，為了分析創(chuàng)新能力對企業(yè)經(jīng)營績效影響的滯后性進(jìn)行研究，分別對創(chuàng)新的投入和產(chǎn)出指標(biāo)的前推一期和二期進(jìn)行了回歸分析。從表中可以看出，F(xiàn)值均大于4，且都在1%的水平上顯著，說明模型擬合度較優(yōu)。但是R-sq較小，模型對企業(yè)經(jīng)營績效的解釋力度較低，因變量選取的是財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)資產(chǎn)收益率ROA，該指標(biāo)受到企業(yè)經(jīng)營的多方因素影響，所選取解釋變量并不能夠充分說明被解釋變量。在當(dāng)期回歸模型中，創(chuàng)新投入和產(chǎn)出對經(jīng)營績效的相關(guān)系數(shù)分別為-0.218和-0.0114，但是創(chuàng)新投入的回歸系數(shù)不顯著，因此假設(shè)1和假設(shè)2都沒能通過檢驗(yàn)；在滯后一期的回歸模型中，創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的系數(shù)變化為正，分別為0.431和0.0072，創(chuàng)新產(chǎn)出系數(shù)在5%的水平上顯著，假設(shè)4成立，但是創(chuàng)新投入依然不顯著；在滯后兩期的回歸模型中，創(chuàng)新投入的系數(shù)為1.228，且在10%的水平上顯著為正，假設(shè)3通過檢驗(yàn)，但是創(chuàng)新產(chǎn)出的系數(shù)變?yōu)椴伙@著。這說明稀土上市公司的創(chuàng)新投入對企業(yè)經(jīng)營績效的影響有滯后效應(yīng)，而且從長期來看，創(chuàng)新投入的增加有利于企業(yè)提高其經(jīng)營績效。當(dāng)期的創(chuàng)新產(chǎn)出雖然對經(jīng)營績效有顯著的抑制作用，但是同樣在滯后一期滯后變?yōu)橛欣谄髽I(yè)經(jīng)營績效的提升。表1.5創(chuàng)新能力對經(jīng)營績效回歸分析表模型(1)(2)(3-1)(4-1)（3-2）（4-2）創(chuàng)新投入-0.218創(chuàng)新產(chǎn)出-0.0114**前一期創(chuàng)新投入0.431前一期創(chuàng)新產(chǎn)出0.0072**前兩期創(chuàng)新投入1.228*前兩期創(chuàng)新產(chǎn)出0.0091公司規(guī)模0.0486***0.0459***0.0639***0.0665***0.0820***0.0760**債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)0.00090.00050.00430.0050.0112**0.0125**資金結(jié)構(gòu)0.1100.1304*0.09810.1250.1340.143營銷管理-0.6753***-0.6394***-0.6995***-0.7311***-0.6478***-0.6614***社會責(zé)任0.07550.0494-0.0244-0.01250.003700.0375股權(quán)結(jié)構(gòu)0.4749**0.4328**0.4697**0.5673**0.5531*0.5996**cons-1.1821***-1.1138***-1.5434***-1.6301***-2.0393***-1.8937**N170170136136102102R-sq0.2060.2310.2650.2680.3660.332F1.77***5.54***1.9***1.97***5.4***1.33***注：表中***表示在1%水平上顯著，**表示在5%水平上顯著，*表示在10%水平上顯著從控制變量的回歸情況可以看出，企業(yè)規(guī)模、營銷管理和股權(quán)結(jié)構(gòu)都有較高的顯著性，其中企業(yè)規(guī)模在多次回歸中都與經(jīng)營績效呈顯著正相關(guān)關(guān)系，可見在我國稀土上市公司的經(jīng)營發(fā)展中具有明顯的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)；營銷管理則與經(jīng)營績效呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明在稀土行業(yè)的營銷費(fèi)用更大程度上市企業(yè)的成本負(fù)擔(dān)，這可能與稀土行業(yè)的競爭程度和產(chǎn)品特性有關(guān)，稀土產(chǎn)品的可替代性小，市場內(nèi)生產(chǎn)者少，集中度較高，營銷對于公司發(fā)展的促進(jìn)作用不明顯；股權(quán)集中程度也與稀土公司經(jīng)營績效有顯著正相關(guān)關(guān)系，2012年以來國家對于稀土行業(yè)的整頓，形成了多個(gè)稀土集團(tuán)，稀土行業(yè)大型國有企業(yè)較多，股權(quán)的集中能夠使公司穩(wěn)定發(fā)展，有充足的資金保障。為了進(jìn)一步考察稀土上市公司的創(chuàng)新能力對企業(yè)績效的影響是否存在門限效應(yīng)，下面以公司規(guī)模作為門檻變量，對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行門限效應(yīng)檢驗(yàn)。1.2.3稀土上市公司規(guī)模門檻效應(yīng)檢驗(yàn)首先，對稀土上市公司面板數(shù)據(jù)進(jìn)行門限效應(yīng)檢驗(yàn)，本文考察的是稀土上市公司規(guī)模視角下創(chuàng)新能力對企業(yè)績效的研究，因此將企業(yè)規(guī)模作為門檻變量，先用三重門檻分別對企業(yè)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出指標(biāo)與企業(yè)績效的關(guān)系進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，采用自助抽樣法Bootstrap反復(fù)抽樣400次，門限值修整比例皆為0.05。表1.6創(chuàng)新投入門檻效應(yīng)自抽樣檢驗(yàn)門檻模型F值P值臨界值10%5%1%單重門檻15.330.145018.153325.085831.2353雙重門檻11.740.127512.951320.090240.9327三重門檻6.980.462516.381620.371233.3932表1.6即為創(chuàng)新投入企業(yè)規(guī)模門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，可以看到p值的大于0.1，無法拒絕原假設(shè)，創(chuàng)新投入對企業(yè)績效的影響不存在門檻效應(yīng)。表1.7是對創(chuàng)新產(chǎn)出做門檻效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果，當(dāng)假設(shè)模型整體存在單一檻值，此時(shí)得到的F值相應(yīng)為21.44，相應(yīng)的p值為0.025<0.05，在5%水平上拒絕原假設(shè)，存在單門檻；同樣假設(shè)存在雙門檻時(shí)，F(xiàn)值為23.72，p值為0.0125<0.05，雙門檻檢驗(yàn)比單門檻更加顯著；但是三門檻p值較大，不存在三門檻效應(yīng)。據(jù)此說明假設(shè)5成立。表1.7創(chuàng)新產(chǎn)出門檻效應(yīng)自抽樣檢驗(yàn)門檻模型F值P值臨界值10%5%1%單重門檻21.440.025011.535717.912321.9430雙重門檻23.720.012511.291116.803721.2404三重門檻7.390.937537.700343.659555.6912由于企業(yè)創(chuàng)新投入的門檻效益不顯著，接下來對創(chuàng)新產(chǎn)出的規(guī)模門檻回歸模型進(jìn)行進(jìn)一步分析。門檻值就是似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LR值為零時(shí)對應(yīng)的值，同時(shí)可以確定門檻置信區(qū)間，門檻置信區(qū)間是指所有LR值小于給定顯著性水平臨界值的門檻值的集合。第一門檻值具體為21.7745，在95%的門檻置信區(qū)間為（21.7230，21.7764），門檻值估計(jì)完全落在置信區(qū)間內(nèi)，說明門檻值估計(jì)比較確切。第二門檻估計(jì)值為22.4199，置信區(qū)間為（22.3602,22.4328），至此可以確定企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出對企業(yè)績效的而影響具有規(guī)模雙門檻效應(yīng)。表1.8創(chuàng)新產(chǎn)出門檻閾值估計(jì)參數(shù)門檻估計(jì)值95%置信區(qū)間Th-2122.4199(22.3602，22.4328)Th-2221.7745(21.7230，21.7764)圖1.1雙門檻估計(jì)值與置信區(qū)間圖1.1展示了第一和第二門檻參數(shù)與似然比函數(shù)圖，當(dāng)統(tǒng)計(jì)量LR=0時(shí)，門檻估計(jì)量在圖中最低點(diǎn)，即γ1=21.7745，γ2=22.4199。門檻參數(shù)的95%置信區(qū)間為LR<5%顯著性水平的臨界值接下來利用雙門檻模型對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，從表中可以看出，模型P值=0.000，拒絕不存在門檻效應(yīng)的原假設(shè)。當(dāng)公司規(guī)模在第一門檻以下，創(chuàng)新產(chǎn)出對公司績效帶來的影響不顯著；當(dāng)規(guī)模突破第一門檻之后，創(chuàng)新產(chǎn)出對于企業(yè)績效的影響為正，相關(guān)系數(shù)為0.07918394，并且在1%的水平上顯著；當(dāng)企業(yè)規(guī)模突破第二門檻時(shí)，創(chuàng)新產(chǎn)出對企業(yè)績效的影響為負(fù)，相關(guān)系數(shù)為-0.07916889，在1%的水平上顯著。表1.9基于門檻效應(yīng)的多元回歸總資產(chǎn)報(bào)酬率Coef.Std.Err.tP>|t|流動(dòng)比率-0.00536240.0018789-2.850.005現(xiàn)金資產(chǎn)比率0.11992780.06650341.800.074納稅強(qiáng)度0.14022240.0721851.940.0054營銷管理-0.68719060.1542192-1.460.000股權(quán)結(jié)構(gòu)-0.07351170.1712402-0.430.668_cat#c.無形資產(chǎn)比率00.08369620.139710.600.55010.079183940.19396931.080.0002-0.079168890.2475624-3.200.002_cons0.11668580.06481951.800.074R-sq:within=0.3467F=1.15Prob>F=0.0000從回歸結(jié)果可以看出，所選34家稀土上市公司的創(chuàng)新產(chǎn)出能力對企業(yè)績效的影響具有明顯的規(guī)模門檻效益。如果將小于第一規(guī)模門檻的公司劃定為小規(guī)模公司，把兩重門檻之間的公司劃分為中型規(guī)模公司，把大于第二門檻的劃分為大規(guī)模公司，那么，在這34家公司中，小規(guī)模企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出對企業(yè)績效的影響不明顯，中型規(guī)模公司的創(chuàng)新產(chǎn)出能力對企業(yè)績效有正向影響作用，而大規(guī)模公司的創(chuàng)新產(chǎn)出能力則對企業(yè)績效有顯著的負(fù)面影響。同時(shí)，在企業(yè)規(guī)模的調(diào)節(jié)之下，稀土上市公司資產(chǎn)規(guī)模對數(shù)在21.7745與22.4199之間的，其創(chuàng)新能力能夠?qū)ζ髽I(yè)績效有正面影響，但是低于21.7745時(shí)，創(chuàng)新能力對企業(yè)績效的影響不顯著，而高于22.4199時(shí)，創(chuàng)新能力與企業(yè)績效之間呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系。當(dāng)公司規(guī)模作為門檻變量而不是控制變量時(shí)，創(chuàng)新產(chǎn)出與經(jīng)營績效的關(guān)系整體上是非線性的。1.3實(shí)證結(jié)果分析本章對稀土上市公司進(jìn)行了描述統(tǒng)計(jì)分析、相關(guān)性分析、固定效應(yīng)模型回歸分析和門限效應(yīng)檢驗(yàn)，全面研究了稀土上市公司創(chuàng)新能力對企業(yè)績效的影響，結(jié)果證明稀土上市公司的創(chuàng)新能力從長遠(yuǎn)來講對企業(yè)經(jīng)營績效有一定的促進(jìn)作用，而且企業(yè)規(guī)模在其中發(fā)揮著重要作用。1.3.1創(chuàng)新能力對企業(yè)績效影響的假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果從自變量當(dāng)期回歸結(jié)果來看，稀土上市公司的創(chuàng)新投入并不會對當(dāng)期企業(yè)績效有顯著影響，這與預(yù)期不符，創(chuàng)新投入應(yīng)該會增加企業(yè)當(dāng)期的成本。模型得出的系數(shù)雖然也為負(fù)數(shù)，但并不顯著，這可能是文章樣本量過少導(dǎo)致的。創(chuàng)新產(chǎn)出對當(dāng)期績效的回歸系數(shù)為-0.0114，在5%的水平上顯著，這與相關(guān)性分析的結(jié)果也是一致的，創(chuàng)新產(chǎn)出的代理變量無形資產(chǎn)增長率對當(dāng)期的企業(yè)績效有負(fù)面影響。一方面，對于企業(yè)內(nèi)部自行研發(fā)的無形資產(chǎn)來說，在經(jīng)過研究階段之后，企業(yè)得到新的技術(shù)專利或者其他智力資本，并不能直接獲得經(jīng)濟(jì)利潤，但是前期投入的成本卻會對后期的績效產(chǎn)生負(fù)向影響；另一方面，有些無形資產(chǎn)或者技術(shù)是直接通過外部購買獲得的，這樣就會產(chǎn)生無形資產(chǎn)外購成本，于是反向影響當(dāng)期績效。1.3.2創(chuàng)新能力對企業(yè)績效影響時(shí)滯性假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果從滯后一期和兩期的固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果來看，稀土上市公司的創(chuàng)新投入和對于績效的影響具有很明顯的滯后性，其滯后一期的回歸系數(shù)不顯著，但是其滯后兩期的系數(shù)為1.228，在10%的水平上具有顯著性；創(chuàng)新產(chǎn)出與績效滯后一期的回歸系數(shù)分別為0.0072，在5%的水平上顯著，說明創(chuàng)新產(chǎn)出的無形資產(chǎn)對后一期的績效有顯著的正向作用，但是這一關(guān)系在滯后兩期的模型當(dāng)中就不顯著了。企業(yè)通過投入人力和資本等要素進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)，需要一定周期才能形成創(chuàng)新產(chǎn)出即知識資產(chǎn)。通過創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生的專利權(quán)等知識資產(chǎn)的增加并不會直接給企業(yè)帶來經(jīng)濟(jì)效益，而是需要通過運(yùn)用到產(chǎn)品生產(chǎn)和銷售當(dāng)中才能獲得經(jīng)濟(jì)利潤，這同樣需要一定周期。簡而言之，創(chuàng)新投入對企業(yè)績效的促進(jìn)作用的時(shí)滯比創(chuàng)新產(chǎn)出長，模型中創(chuàng)新投入對企業(yè)績效的滯后二期的正向作用，和創(chuàng)新產(chǎn)出對企業(yè)績效滯后一期的正向作用是有一定邏輯合理性的。另外，模型中的控制變量企業(yè)規(guī)模、營銷管理和股權(quán)結(jié)構(gòu)都與企業(yè)經(jīng)營績效有較強(qiáng)的相關(guān)性。1.3.3門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果從門限模型回歸來看，企業(yè)創(chuàng)新投入對企業(yè)績效影響沒有顯著的規(guī)模效應(yīng)，但是創(chuàng)新產(chǎn)出對企業(yè)經(jīng)營績效的影響有較強(qiáng)的雙門檻效應(yīng)。當(dāng)企業(yè)規(guī)模<21.7745時(shí)，創(chuàng)新產(chǎn)出對績效的影響不顯著，當(dāng)企業(yè)規(guī)模在21.7745與22.4199之間時(shí)，創(chuàng)新產(chǎn)出對績效的影響顯著為正，當(dāng)企業(yè)規(guī)模>22.4199時(shí)，創(chuàng)新產(chǎn)出對企業(yè)績效的影響顯著為負(fù)。按照不同行業(yè)企業(yè)規(guī)模劃分標(biāo)準(zhǔn)，我國稀土上市公司規(guī)模都比較大，對于創(chuàng)新的投入通常都有較為充足的資金。稀土行業(yè)一直屬于國家政策扶持的熱點(diǎn)行業(yè)，國家對于稀土行業(yè)技術(shù)突破的政策激勵(lì)和資源傾斜使得行業(yè)內(nèi)上市公司都積極加大研發(fā)投入，技術(shù)創(chuàng)新所需的人才、設(shè)施和資金是有限的，當(dāng)各規(guī)模企業(yè)都能滿足基礎(chǔ)創(chuàng)新條件后，企業(yè)規(guī)?？赡茉趧?chuàng)新投入對經(jīng)營績效的影響中并不會起到調(diào)節(jié)作用。無形資產(chǎn)增長率在中型規(guī)模企業(yè)中能夠促進(jìn)績效的提高，但是在更大規(guī)模企業(yè)中會抑制績效提高，原因可能在于中型企業(yè)對各種智力資本的應(yīng)用效率更高。相對于小企業(yè)，中型企業(yè)有更完善的機(jī)制和設(shè)施，以及更加充足的資金支持，相對于大型企業(yè)，中型企業(yè)有更為靈活產(chǎn)品生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，決策成本更低，運(yùn)營更有效率。為了對不同規(guī)模企業(yè)的經(jīng)營情況有進(jìn)一步了解，從而更好地驗(yàn)證上述觀點(diǎn)，下面結(jié)合規(guī)模門檻檢驗(yàn)結(jié)果和企業(yè)績效測度結(jié)果對稀土上市公司進(jìn)行分析。1.4規(guī)模視角下稀土上市公司績效分析依據(jù)上一節(jié)用門檻回歸得到的企業(yè)規(guī)模門檻，將稀土上市公司分為大、中、小三類規(guī)模公司。具體辦法是將5年內(nèi)，企業(yè)的規(guī)模變化進(jìn)行排序，大于等于三年在某一規(guī)模段，即將該公司賦值規(guī)模屬性。1.1.1稀土上市公司相對規(guī)模變化分析圖1.2統(tǒng)計(jì)了不同年份大中小企業(yè)的數(shù)量，發(fā)現(xiàn)在2015到2019年間中小規(guī)模公司在總體在減少，大規(guī)模公司在不斷增加，說明這些年中國稀土上市公司的規(guī)模擴(kuò)張趨勢明顯，企業(yè)資產(chǎn)不斷增加。但是從上文回歸結(jié)果來看，大規(guī)模企業(yè)的創(chuàng)新能力對績效的影響為負(fù)，企業(yè)超過適度規(guī)模，創(chuàng)新活動(dòng)越頻繁，對企業(yè)績效的損害越大。企業(yè)的創(chuàng)新能力是通過企業(yè)對技術(shù)創(chuàng)新不斷的人力和資本的投入，運(yùn)用有效的創(chuàng)新管理方式，促使新產(chǎn)品和新技術(shù)誕生，然后投放市場獲得利潤與回饋的一個(gè)過程。在這個(gè)過程當(dāng)中，企業(yè)的規(guī)模對創(chuàng)新資源的積累和運(yùn)用有著不可忽略的影響，這也是企業(yè)規(guī)模到一定原因創(chuàng)新能力才能夠?qū)ζ髽I(yè)績效有顯著影響的原因。但依據(jù)本文的研究結(jié)果，熊彼特的創(chuàng)新理論在中國稀土上市公司顯然不是絕對成立的。國家對稀土行業(yè)的大力支持，進(jìn)行了一系列的兼并重組和改革，使得稀土上市公司中大公司較多，而且從圖5.2看來，大公司的比率還在不斷上升，整體來說是不利于公司創(chuàng)新產(chǎn)出轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)利潤。圖1.22015-2019年不同規(guī)模企業(yè)數(shù)量統(tǒng)計(jì)1.1.2規(guī)模視角下企業(yè)績效分析表1.10是按照不同相對規(guī)模劃分的公司績效排名情況，為進(jìn)一步解釋規(guī)模門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，下面依次對大、中和小規(guī)模公司的績效情況進(jìn)行分析。表1.10不同規(guī)模稀土上市公司的經(jīng)營績效公司簡稱規(guī)模綜合排名營運(yùn)能力償債能力盈利發(fā)展能力排名排名排名排名銀河磁體大22616五礦稀土大622333橫店東磁大1091010金鉬股份大127526寧波韻升大133467洛陽鉬業(yè)大1525269北礦科技大1617914正海磁材大1720815華友鈷業(yè)大18193