创新模式选择对企业绩效影响的对比研究

2021-09-07唐曼萍郭悦瞻徐千睿毛淑玉

会计之友 2021年17期

唐曼萍郭悦瞻徐千睿毛淑玉

【关键词】创新模式选择; 自主创新; 合作创新; 企业绩效; 创新驱动发展战略

【中图分类号】 F273.1 【文献标识码】 A 【文章编号】 1004-5937（2021）17-0043-08

一、引言

隨着经济的发展，我国企业传统竞争优势减弱，经济可持续高质量发展面临新挑战、新机遇。十四五规划强调，增强企业的技术创新能力是发展的关键。作为经济增长的关键动力，技术创新不仅在提升企业绩效中发挥关键作用，更是一个国家经济可持续发展的决定力量[1]。同时，创新活动具有长期性和高风险的特点，需要企业持续投入研发资金，也可能导致企业短期绩效低迷。但创新成果的应用则有利于企业形成差异化竞争优势，有利于提升企业财务绩效[2]。因此，研究创新活动对企业绩效的影响具有重要意义。

在当前国家创新驱动发展战略实施的现实背景下，越来越多的企业意识到创新活动对企业高质量发展的重要性，不断试图通过自主研发或者协同高校、科研院所等进行合作创新以巩固自身的技术优势和市场地位。然而，自主创新与合作创新究竟哪一种创新模式更适合我国企业的高质量发展呢？如果企业自主创新的绩效更好，那么企业该如何提升自主研发能力呢？相反，如果合作创新的绩效更优，那么企业又该如何理顺与高校、科研机构等的合作创新机制呢？基于此，本研究通过搜集上市公司自主创新与合作创新的经验证据，构建经济模型评估不同创新模式选择对企业绩效的不同影响，进而验证哪种创新模式更有利于企业绩效提升，并根据研究结果提出技术创新的应对之策，以期为我国企业创新模式的选择和国家创新驱动发展战略的精准实施提供经验证据和决策参考。

二、理论分析与研究假设

（一）自主创新、合作创新与企业创新绩效

自主创新模式从基础研究到应用技术开发，然后到产品设计和生产，再到整个营销过程都依靠自己的力量，在这一过程中形成属于自己的新知识、新经验和新技术，通过不断累积，企业自主的知识和技术的存量将逐渐增加，并逐步形成企业的无形资产，提升企业的竞争优势[3]。虽然这种模式对企业自身的研发实力要求较高，但企业可以独立享有其创新成果并明显提升工业要素生产率[4-6]。相较于自主研发，合作创新的弊端体现在：企业在发展外部合作的过程中存在机密泄露的风险，并可能被商业盗窃[7];同时，当企业自身的吸收能力不足以有效地转化公司的外部知识和技术时，协作创新可能会产生负面的抑制作用[8]。结合企业生命周期理论分析，相较于成长阶段的公司，处于成熟阶段的公司更倾向使用独立创新的方式研发新技术和新产品，而依靠合作创新的趋势减弱[9]。除此之外，有关研究表明，无论是以高新产品销售收入还是以专利申请数作为创新绩效衡量指标，协同创新的促进作用均弱于自主研发[10-11]。基于上述理论与文献分析，本文提出假设1。

H1：相较于合作创新，企业自主创新更有利于创新绩效的提高。

（二）自主创新、合作创新与企业财务绩效

技术创新是企业可持续发展的重要推动力，中小企业只有持续地创新才能保持长期稳定的发展[12]，获得持久的现金流入。而维持产品成本较高的自主研发模式，需要大量人力、财力和其他资源的投入[13]。企业自主研发新技术投入较大、周期较长、风险很高，这很不利于企业近期的财务绩效。相比之下，合作研发不仅可以分担投入成本和研发的不确定性带来的不良后果，而且可以共享收益，故从创新模式对利润的影响来看，合作研发通常优于自主研发[14]。从经济性看来，自主创新不具有规模经济，而联合创新可以通过相互学习，相互补充，使资源利用率和生产力得到提升，因而具有更高的经济性。从资源整合能力看来，相对于自主创新，联合创新可以使各联合主体拥有的独特资源实现主体内部的流动和交融，实现优势互补，在分担研发费用和研发风险的同时，通过分享各自所掌握的信息和知识加快创新活动进程，使成果更早投入市场[4]，从而有利于短期财务绩效。从研发模式看来，企业并不偏好独立研发，因其需要企业具备强大的研发实力、高昂的资源投入，且创新不确定性很大、盈利回收期长。大多数中小企业通常无法维持高支出、高风险以及长回收期的研发活动。在具备合作联盟伙伴的情况下，企业采用合作、引进等方式开展研发活动，可以更低的投入获得及时的现金流入[15]。基于以上文献分析，本文提出假设2。

H2：相较于自主创新，企业合作创新更有利于财务绩效的提高。

（三）自主创新、合作创新与企业市场绩效

自主研发周期较长，成本和风险较高，可能使企业失去市场优势[16]。相对而言，企业与高校、科研院所的合作以及其他研发活动，可以使企业得以吸收外部技术和资金，弥补研发投入的短期不足和技术缺陷，从而大大降低研发风险，实现企业资源与知识技术、市场营销、管理以及许多其他互补合作的有效整合[17]，有助于企业实现其市场价值。产学合作是明确建立在以应用为导向的研究和探索的基础上的知识交互型活动，因而更贴近产业和市场价值[18]——在合作研发的情况下，联盟成员共享研发活动的成果，不仅降低了自身的研发成本，而且使得行业生产成本也得以下降，从而引起产品价格减少，根据供求关系理论，最终会导致市场需求增加[19];同时，企业能够进行自身资源、知识和技术，以及统筹管理和营销等方面的有效合作与优势整合，将不同技能的人员安排在适当的创新活动环节中并带来规模经济，从而迅速研制出新技术、缩短创新时间、改善信息质量，使企业在市场竞争中获得优势地位乃至打开整个新市场[4]。基于以上文献分析，本文提出了假设3。

H3：相较于自主创新，企业合作创新更有利于市场绩效的提高。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取2015—2019年沪深两市A股上市公司作为样本，企业创新模式数据来源于中国研究数据服务平台（CNRDS），并通过上市公司官网与公司年报信息进行手工补充，其余数据通过国泰安数据库查询获得。在本文中，初始样本的处理方式如下：（1）剔除ST类上市公司;（2）筛除金融行业上市公司，因为这类行业的企业运营通常不需要依靠创新活动维持[2];（3）剔数据缺失的样本。通过以上处理后获得3 384 家企业共11 027个观测值。为消除极端值对研究结果的影响，本文针对连续变量进行上下1%的缩尾处理。

（二）变量定义

1.被解释变量———企业绩效

企业绩效是一个综合的概念，本文分别考察创新模式选择对创新绩效、财务绩效和市场绩效的影响。

本文借鉴曲如晓等[20]、董静等[21]、赵喜仓等[22]的做法，用专利申请数（Patent）衡量企业创新绩效，用总资产收益率（ROA）衡量企业财务绩效，用托宾Q值（TobinQ）衡量企业市场绩效。

2.解释变量———自主创新、合作创新

本文通过CNRDS数据库以及上市公司官网、公司年报信息搜集企业创新活动的经验证据。借鉴黄菁菁等[23]、傅宇等[24]的做法，对于自主创新，若企业采用独立研发则赋值1，否则赋值0。对于合作创新，若企业采用产学研等方式合作研发则赋值1，否则赋值0。

3.控制变量

本文采用市场竞争、政府扶持、两职合一等十余种影响因素作为控制变量，并控制了年份和行业以消除其影响。

本文具体变量定义见表1。

（三）模型设计

为了检验H1，即相较于合作创新，企业自主创新更有利于创新绩效的提高，本文借鉴傅宇等[24]的检验方法，构建模型1：

Patenti，t=α0+α1Selfrdi，t+α2Coinnovi，t+α3Sizei，t+

α4Agei，t+α5Levi，t+α6Growthi，t+α7Cashflowi，t+α8Soei，t+

α9HHIi，t+α10Supporti，t+α11Duali，t+α12Coni，t+α13SRi，t+

∑Ind+∑Year+ε （1）

为了检验H2，即相较于自主创新，企业合作创新更有利于财务绩效的提高，构建模型2：

ROAi，t+1=β0+β1Selfrdi，t+β2Coinnovi，t+β3Sizei，t+

β4Agei，t+β5Levi，t+β6Growthi，t+β7Cashflowi，t+β8Soei，t+

β9HHIi，t+β10Supporti，t+β11Duali，t+β12Coni，t+β13SRi，t+

∑Ind+∑Year+ε （2）

上式中，ROAi，t+1为后一期的财务绩效，用以检验创新模式选择与财务绩效之间的时滞性关系。

为了检驗H3，即相较于自主创新，企业合作创新更有利于市场绩效的提高，构建模型3：

Tobin Qi，t=λ0+λ1Selfrdi，t+λ2Coinnovi，t+λ3Sizei，t+λ4Agei，t+λ5Levi，t+

λ6Growthi，t+λ7Cashflowi，t+λ8Soei，t+λ9HHIi，t+λ10Supporti，t+λ11Duali，t+

λ12Coni，t+λ13SRi，t+∑Ind+∑Year+ε （3）

四、实证分析

（一）描述性统计

本文变量的描述性统计见表2。根据表2数据，A股上市公司的专利数对数均值为1.327，标准误为1.340，说明上市公司之间的创新差距较大。总资产收益率表示为百分数形式，均值为4.088，标准误为6.449，最小值为-26.940，最大值为21.190，说明A股上市公司财务绩效整体波动较小，但优势企业和劣势企业的差距明显。托宾Q值均值为2.159，标准误为1.376，说明A股上市公司市场绩效整体水平较好，但差距较大。自主创新比合作创新的均值更大，说明A股上市公司自主研发的强度高于合作研发，企业应加强对合作创新的重视。总体看来，企业规模的标准误和均值分别为1.292和22.220，产权性质均值为0.403，表明A股上市公司整体规模比较均衡，非国有企业更多。

（二）相关性分析及共线性检验

变量间相关关系的检验结果见表3。根据表3结果可以看出，自主创新、合作创新与企业创新绩效之间显著正相关，且自主创新的相关系数大于合作创新，与H1相符。自主创新、合作创新与企业财务绩效之间显著正相关，而自主创新的相关系数大于合作创新，说明自主创新比合作创新更有利于提升企业的财务绩效，与H2不符，需要通过回归进一步验证两种创新模式和财务绩效的关系。自主创新、合作创新与企业市场绩效之间存在显著的负相关关系，与H3不符，也需要运用回归模型进一步验证。样本中其余变量的相关系数较小，说明基本不存在多重共线性的情况。同时，本文计算了变量间方差膨胀因子VIF值，结果显示VIF值均在1—3之间，说明各变量之间不存在严重的多重共线性问题，可以对模型进行回归。

（三）多元回归分析

本文使用Stata15.1软件对样本数据进行多元回归分析，回归结果见表4。

表4是自主创新、合作创新关于企业创新绩效的回归检验结果。自主创新关于企业创新绩效的回归系数为1.404，显著性水平达到1%，说明两者之间呈显著正相关关系，合作创新关于企业创新绩效的回归系数为0.880，显著性水平达到1%，说明两者之间呈显著正相关关系。自主创新与企业创新绩效的回归系数显著大于合作创新，表明自主创新对企业创新绩效的促进作用更大，即相较于合作创新，企业自主创新更有利于创新绩效的提高，H1得到验证。

表4列（2）是自主创新、合作创新关于企业财务绩效的回归检验结果。自主创新与企业财务绩效的回归系数为0.074，不显著，合作创新与企业创新绩效的回归系数为0.489，显著性水平达到1%，表明两者之间存在显著正相关关系，且合作创新对企业财务绩效的促进作用显著大于自主创新，即相较于自主创新，企业合作创新更有利于财务绩效的提高，H2得到验证。

表4列（3）是自主创新、合作创新关于企业市场绩效的回归检验结果。自主创新与企业市场绩效的回归系数为0.041，显著性水平达到10%，表明两者之间呈正相关关系，合作创新与企业创新绩效的回归系数为0.095，显著性水平达到1%，表明两者之间呈显著正相关关系，且合作创新对企业市场绩效的促进作用显著大于自主创新，即相较于自主创新，企业合作创新更有利于市场绩效的提高，H3得到验证。

（四）稳健性检验

本文采用替换因变量的方法重新估计两种创新方式对企业绩效的影响。对于创新绩效，本文借鉴李春涛等[25]的方法，运用企业研发支出总额占销售收入的比例（R&D）更替创新绩效的度量指标。对于财务绩效，本文借鉴苏武俊等[26]的方法，运用净资产收益率（ROE）替换财务绩效的度量指标。对于市场绩效，本文采用托宾Q值的对数值（Ln TQ）替換市场绩效的度量指标。本文对替换因变量后的三个模型进行回归估计，回归结果依然稳健。具体结果如表5所示。

除此之外，本文还采用倾向得分匹配法（PSM）检验自主创新与合作创新对企业绩效的影响。在匹配后，变量的标准化偏差小于5%，可以接受平衡性假设。由表6可以看出，在采用倾向得分匹配法重新估计两种创新方式对企业绩效的影响后，结果依然稳健。

五、研究结论与建议

（一）研究结论

通过上述实证研究过程，对比得出自主创新、合作创新对企业绩效影响的研究结论。研究发现，企业无论采用自主创新或合作创新的方式均对企业的创新绩效均产生正向影响，且自主创新比合作创新更有利于企业创新绩效;自主创新对企业的财务绩效无显著影响，合作创新对企业的财务绩效产生显著的正向影响;自主创新或合作创新的方式均对企业的市场绩效产生正向影响，且合作创新比自主创新更有利于企业市场绩效。

（二）对策建议

基于以上结论，本文提出以下建议：

第一，国家要加快推进实施创新驱动发展战略。一方面，政府应进一步完善研发费用加计扣除优惠政策，并承担起为企业构建联合创新平台的责任，支持企业联合创新;另一方面，政府应保持市场监督者的姿态，督促企业保持创新质量。企业应持续开展技术创新活动，加大对产品更迭换代的研发投入，从而实现技术创新，获得更多销售收入或成本领先优势，提升市场占有率;合理安排创新计划，有效利用创新成果变现的“真空期”，在此阶段积极进行市场调研、拟定下一阶段创新方案，缩短“创新成果变现”阶段和“创新再投入”阶段之间的过渡期，从而降低持续创新的时间成本。

第二，企业应根据不同的业绩目标选择合理的创新模式。当企业的经营目标旨在追求创新专利数量的增加时，企业应该更加注重独立自主地进行创新研发，将更多经费投入到自主创新中;当企业更侧重追求当下的经济效益和财务业绩时，企业应当致力于与其他科研院所等机构进行合作研发，将研发经费全部投入到合作创新中;当企业更加注重提高市场价值和股票价格时，企业应当投入更多经费进行合作创新，减少对自主创新的投入。与此同时，企业应充分利用合作创新的多平台优势，在与其他企业开展深度合作的同时，通过开辟营销渠道，有侧重点地开展宣传，向市场传递积极的信号，努力推升股票利好，抓住不同消费群体的心理，从而提升企业的市场价值。

【参考文献】

[1] 虞义华，赵奇锋，鞠晓生.发明家高管与企业创新[J].中国工业经济，2018（1）：136-154.

[2] 李琳，田思雨.内部控制、创新投入与企业绩效[J].会计之友，2021（3）：124-128.

[3] 洪俊杰，石丽静.自主研发、地区制度差异与企业创新绩效——来自371家创新型企业的经验证据[J].科学学研究，2017，35（2）：310-320.

[4] 吴延兵，米增渝.创新、模仿与企业效率——来自制造业非国有企业的经验证据[J].中国社会科学，2011（4）：77-94，222.

[5] HU A G Z，et al.R&D and technology transfer：firm-level evidence from Chinese industry[J].Review of Economics and Statistics，2005，87（4）：780-786.

[6] 孙早，宋炜.中国工业的创新模式与绩效——基于2003—2011年间行业面板数据的经验分析[J].中国工业经济，2013（6）：44-56.

[7] 易靖韬，蒙双，蔡菲莹.外部R&D、技术距离、市场距离与企业创新绩效[J].中国软科学，2017（4）：141-151.

[8] CRESCENZI R，et al.The innovative performance of firms in heterogeneous environments：the interplay between eternal knowledge and internal absorptive capacities[J].Research Policy，2018，47（4）：485-497.

[9] 余谦，吴旭，刘雅琴.生命周期视角下科技型中小企业的研发投入、合作与创新产出[J].软科学，2018，32（6）：83-86.

[10] 曹霞，杨笑君，张路蓬.技术距离的门槛效应：自主研发与协同创新[J].科学学研究，2020，38（3）：536-544.

[11] 刘焕鹏，严太华.我国高技术产业R&D能力、技术引进与创新绩效——基于省际动态面板数据模型的实证分析[J].山西财经大学学报，2014，36（8）：42-49.

[12] 曹文才，单汨源.科技型中小企业持续创新能力影响因素[J].北京理工大学学报（社会科学版），2013，15（6）：70-76.

[13] 張文红，王丹萍，陈斯蕾.自己做还是找人合作？开放性悖论下企业研发行为对产品创新的影响研究[J].科技管理研究，2018，38（3）：11-18.

[14] 龙镇辉，楼润平，孙鹏.自主研发、合作研发与企业盈利绩效：兼论独立董事的调节作用[J].科技管理研究，2017，37（11）：123-128.

[15] 庞长伟.自主创新还是引进创新？——合作效率对创新模式转换的影响[J].科技进步与对策，2016，33（5）：97-103.

[16] 文玉春.我国产业创新的模式与路径选择研究[J].经济问题，2017（1）：1-10.

[17] 原毅军，孙大明.FDI技术溢出、自主研发与合作研发的比较——基于制造业技术升级的视角[J].科学学研究，2017，35（9）：1334-1347.

[18] 王萧萧，朱桂龙.产学合作提升专利质量了吗？ [J].科学学研究，2019，37（8）：1461-1470，1516.

[19] 金星.企业规模与研发投入结构的理论与实证研究——基于企业知识和产品市场的视角[J].科学学研究，2011，29（7）：1003-2053.

[20] 曲如晓，臧睿.自主创新、外国技术溢出与制造业出口产品质量升级[J].中国软科学，2019（5）：18-30.