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研发对企业绩效的影响：股权结构和产品市场竞争重要吗？


穆罕默德·阿里夫·汗 ， 孟斌 ， 王春霖 ，
哈兹拉特·比拉尔， 阿尔沙德·阿里·汗 ， 伊尔凡·乌拉 ， 阿姆贾德·伊克巴尔 ，
和莫希布·乌尔·拉赫曼

 抽象


本研究调查了研发如何影响企业绩效，并考察了国有制是否以及如何调节研发与企业绩效的关系。此外，本研究还调查了产品市场竞争是否以及如何调节不同性质企业的研发与绩效之间的关联。该研究以 2000 年至 2020 年的中国上市公司为样本，通过应用合并的普通最小二乘回归、固定效应面板回归和两步系统 GMM 模型来解释内生性问题。调查结果显示，随着研发费用的增加，企业绩效下降，对国有企业的影响不那么明显。在激烈的竞争下，对 企业业绩的不利影响也有所缓解。这些结果对于政策制定者、投资者和企业来说具有重要意义，他们希望了解研发支出如何影响竞争性行业的企业绩效。


JEL分类： 、G32、O3
 关键字

企业业绩、研发投入、竞争、国有企业、中国。

 介绍


投资是提高企业价值（Johnson & Pazderka， 1993）和经济增长（Alam et al.， 2019;Brown 等人，2009 年）。谷歌、苹果、三星和华为等高增长公司增加了研发投资，以提高其核心产品的可取性和质量（Kim et al.， 2018）。在这种情况下，学术界和实践界的主要考虑因素之一是研发支出如何影响企业价值。初步研究对研发与企业价值的关系提出了相互矛盾的结论。先前的一些研究发现，研发支出能够产生可观的未来收益，从而增加企业价值（Chauvin&Hirschey，1993;Ho 等人，2005 年;Jaffe，1986 年;Lev & Sougiannis，1996 年;Tyagi 等人，2018 年）。相比之下，其他一些研究表明，企业的各种结构性因素，包括规模、行业和风险承受能力，对 支出创造的价值有不同的影响（Bae et al.， 2008;Czarnitzki&Kraft，2006年;

Pindado 等人，2010 年）。因此，表明投资与公司业绩之间 关联的迹象仍然没有定论。

本研究通过说明中国背景下研发支出与企业绩效的关系，扩展了越来越多的文献。我们出于以下原因调查了中国企业的关系。

首先，中国企业在研发方面的投入显著增长，促进了现有行业的扩张和多样化，促进了新部门和产业的创造、扩张和发展。中国企业处于研发投资的最前沿，因为它们能够利用低廉的劳动力成本和其他竞争优势来加强创新并积累全球竞争所需的技术资源（麦肯锡，2021 年）。其次，随着中国从中央集权经济转型，市场经济正在兴起。因此，自由市场理念的接受和实施，以及中国经济的过渡性特征，为上市公司从事研发创造了多种可能性。然而，在市场转型期间，资本市场是不发达的，在转型经济中，公司显然会花钱 来竞争和提高业绩，因为企业在市场转型期间在各个领域都面临着许多变化。因此，我们预计 支出将对企业业绩产生重大影响。第三，民营企业和国有企业在中国并存。特别是国有企业，在中国经济中占有相当大的比例，它们与政府的政治关系可能使它们更容易获得投资融资（Cheng et al.， 2017;Cull 等人，2015 年）。此外，很明显，国有企业得到了政府的支持和便利，因为政府资助并鼓励其增长和发展（Bo & Zhang，2002）。政府还向国有企业提供贴现银行贷款。 另一方面，非国有企业依靠自己的资源来提高绩效（Guariglia & Yang， 2018），并且往往难以获得银行融资来投资研发。Guariglia 和 Mateut （2016） 指出，在激烈竞争下，有政治联系的公司比没有这种联系的公司更有优势，更容易获得外部融资。因此，我们预计 支出将对企业的表现产生影响，而这种关联可能会受到国有制的影响。

投资是有助于创造企业价值的重大企业支出（Porter，1992）。因此，本文以2000—2020年中国非金融上市公司为样本，采用合并普通最小二乘法（OLS）、固定效应模型和鲁棒两步系统GMM估计器等三种估计技术，研究了研发对企业绩效的影响。此外，它还显示了国家所有权是否以及如何调节

研发绩效关系。Czarnitzki和Toole（2013）也表明，在极度集中（相对于竞争性）行业运营的公司对研发的投资较低。这是因为在竞争激烈的行业中，当参与创新竞争的公司成功完成一项 计划时，其他公司会停止类似的计划，因为突破减少了重复工作的需要，额外的优势消失了（Gu，2016）。因此，本研究进一步探讨了产品市场竞争力是否 调节了性能关系。结果表明， 投资对企业绩效有不利影响，而这种关系对国有企业的影响较弱。此外，在竞争激烈的行业中，国有企业支出与企业绩效之间的 负相关关系减弱。

这项研究在以下方面增加了现有的知识体系。首先，它通过提出支出如何影响 企业绩效来扩展支出的 理论文献。从 占总销售额的比率来看，本研究支持上述预测，表明研发支出对企业绩效有不利影响。我们的研究结果同样支持了实物期权理论的基本假设，证明了公司推迟投资并寻求有关市场动态的额外知识和信息。其次，本研究探讨了产品市场竞争力对研发与企业绩效关系的调节作用。本研究实证分析的新证据表明，这种联系受到产品市场竞争力的显着调节。最后，本研究通过证明产品市场竞争力对不同所有权结构的企业之间 关系和绩效的影响是不同的，从而增加了现有的知识体系。这一结果表明，在高度竞争的环境中，企业所有权是一个关键方面，可以减轻其 负面影响。

本文的其余部分设计如下。第2节阐述了这些假设。第 3 节介绍了数据集、变量和计量经济学模型。第 4 节报告了研究的实证结果和稳健性测试。最后，第 5 节结束。

 文献综述


研究人员一直在试图估计支出与企业绩效之间的联系 。然而，调查结果仍无定论。许多研究揭示了显着的正相关（Ehie & Olibe，2010;Gunday 等人，2011 年），而 Alam 等人（2020 年）的研究;S. H. Chan 等人（1990 年）;Chen等人（2019）;

Kim等人（2018）;克内希特（2013）;Yang et al. （2009）表明研发强度与公司绩效呈负相关。尽管对支出是否能 提高企业绩效的担忧一直存在争议，但我们认为支出 可能对企业绩效产生不利影响，因为开发新产品、开发新产品的技术和信息技术可能并不总是能带来积极的结果。此外，由于其成本高昂、不确定性和风险性，该 程序可能无法满足当前的市场预期（Liao & Rice，2010）。在类似的研究中，Knecht（2013）得出结论，当年的研发费用降低了当年的盈利能力。研发支出也被证明对投资当年的利润有负面影响（Natasha & Hutagaol， 2009;Parcharidis和Varsakelis，2007）。

此外，Foster（1986）提出的S曲线模型表明，初始研发支出的边际生产率非常低，以至于企业很难产生显著的创新产出。当技术进步的回报不足以支付基本 费用时，公司的业绩就会受到影响和下降。这种情况被Becker和Speltz（1983）称为“管理不适区”。

组织学习理论将研发描述为一种可学习的活动，并将创新视为学习过程（McKee，1992）。这种描述表明，专业知识可以最大限度地降低新产品的失败率（Booz，1982），并提高相对于竞争对手的成功一致性（Cooper&Kleinschmidt，1987）。尽管如此，人们根深蒂固的累积学习经验需要时间在组织或“元学习”层面上分散、整合和同化（McKee，1992），也就是说，组织的吸收能力不仅仅是其员工现有知识的总和（Cohen & Levinthal，1990）。当一家公司开发各种技术组合时，这种情况尤为明显，其中某些研发计划与其专业知识不相似。当一项新的努力与以前学到的知识无关时，知识和经验的重要性就会降低（Cohen&Levinthal，1990）。因此，管理技术组合的高科技公司可能无法以较低的 支出水平获得在多个研发部门和团队之间共享和学习知识的优势。

研发计划可能需要很长时间才能变得有效和富有成效。但是，如果 项目最终成功，可能需要一些时间才能显着实施创新 成果。根据创新扩散理论，即使创新在技术上是成功的，新推出的产品也需要时间来传播（Mansfield，1961;Turnbull & Meenaghan， 1980），并且必须超越“鸿沟”才能被广泛接受（Moore， 2004）。其他一些研究，如Kim等人（2018）、Chen等人（2019）和Alam等人（2020）也支持 与企业绩效负相关的说法。

从本质上讲，最初支出减少 造成的不足是由于没有能力实现规模经济、培养吸收能力和分散风险。这些不足超出了研发支出的任何预期收益。因此，我们提出了以下子假设。

H1a： 支出对公司业绩产生不利影响。

H1b： 支出对公司绩效产生积极影响。

通过考虑公司的所有权结构，对理解 公司价值关联有很大帮助。这是相当大的，因为所有权结构会影响公司资源的分配方式（Jefferson et al.， 2006;Ruiqi 等人，2017 年）。Zhang等人（2003）提供的证据表明，就中国企业而言，国有部门对 私营部门的投资较少，生产效率也低于私营部门。这表明，转型经济体中更大程度的国有制可能会降低企业的总生产率。由于国有企业在研发方面的投入较低，并且由于其公共性质而有助于持续的社会福利和促进社会稳定，因此其财务业绩可能会以较低的利润率受到激励（Bai et al.， 2004）。

与其他类型的所有权结构不同，国有企业往往缺乏创新和风险承担能力（Peng et al.， 2004;Tan，2002 年）。这是因为许多国有企业仅依靠政府资金为其创新项目提供资金（Mascarenhas，1989），而国有企业管理人员的薪酬通常与企业绩效无关，从而阻碍了国有企业的创新（Tan，2002）。相反，非国有企业对创新和寻求发展前景更感兴趣（Tan，2002）。

我们同样认为，国有制可能会减轻企业看到直接财务投资 回报的压力， 并可能为企业投资提供缓冲，即使直接的财务回报尚不清楚。此外，国有制可以为研发提供额外的资源和支持，例如政府资助和与研究机构的伙伴关系。这些资源可以为公司带来更高的质量 和更好的绩效。

图一：理论模型。

基于上述讨论，我们检验了支出与企业绩效之间的关系 是否受到国有制的调节，并假设如下：

：支出对企业绩效的不利影响受到国有制的正向调节。

我们进一步认为，产品市场竞争可能会对研发绩效关系产生重大影响，而对于不同所有权性质的公司来说，这种关系可能会有所不同。Lai et al. （2015）、Saidani et al. （2017）和（Jung & Kwak， 2018）的研究结果表明，竞争对 不同性质和规模的公司的活动产生了重大影响。在竞争激烈的行业中，公司的估值取决于其资产，这使得公司风险更大，尤其是在不确定的情况下，当公司资产的生产率下降时（Aguerrevere，2009）。几项研究（Guariglia & Yang， 2018; M. A. Khan et al.， 2019）表明，国有企业受益于更大的内部资源和更容易获得外部融资的机会，使其更具竞争力。相比之下，处于激烈竞争状态的非国有企业与国有企业竞争的创新能力较弱，因为如果 项目被证明不成功，前者可能没有收回和维持所需的资源。因此，我们预测，在竞争激烈的情况下，非国有企业在研发方面的投入高于国有企业，并因外部融资成本较高和内部资源水平较低而遭受不利影响。基于上述讨论，我们提出，与非国有企业相比，高度竞争的国有企业更能减轻对 企业绩效的不利影响，并提出以下假设：

H3 中。产品市场竞争对 非国有企业支出与企业绩效关系的影响不那么突出。

基于上述假设，我们提供了一个理论框架，假设中国与企业绩效之间存在 负相关关系，对于具有不同所有权结构的公司，这种负相关关系可能会有所不同。此外，如图1所示，对于不同性质的公司，产品市场竞争对这种关联的影响可能有所不同。

 方法论

 数据


本研究调查了 2000 年至 2020 年期间的所有非金融 （A 股） 上市公司。公司的财务数据来自Wind和CSMAR数据库。

省略了缺少数据的观测结果，并且采用两步系统GMM方法对具有至少连续三年数据的公司进行适当的测量。经过初步筛选，最终样本包括 38,444 个公司年度观察结果。控制异常值效应，我们将所有连续变量的下半分位数和上百分位数进行胜利。


变量的测量


因变量。本研究使用公司绩效作为因变量，以股本回报率 （ROE） 为代表，计算为净利润除以股东权益（Ahmadi 等人，2018 年;Liu等人，2015;Ullah 等人，2019 年）。为了检查分析的稳健性，本研究采用了企业绩效的替代指标，即资产回报率 （ROA），其衡量标准为“按总资产标准化的息税前利润”（Alam et al.， 2020;Chen 等人，2019 年;Karamshahi 等人，2018 年;B. Khan 等人，2022 年）。

自变量。本研究中使用的主要自变量是 投资，计算为支出与总销售额的 比率（M. A. Khan， Qin， Jebran， & Ullah， 2020;Lodh 等人，2014 年;Ross 等人，2018 年）。为了稳健性，我们将研发计算为研发支出与总资产的比率（Fang et al.， 2014; M. A. Khan， Qin， Jebran， & Ullah， 2020;Xiao， 2013）和 资本与总资产 的比率。Chan 等人，2015 年;M. A. Khan， Qin， Jebran， & Ullah， 2020;Li，2011 年）。研发资本以年度 支出的五年加权平均值计量，按年折旧：

研发投入的三个指标表现出很强的显著相关性，相关系数在0.7717-0.9342之间（如表A1所示）。对于缺失的数据，我们假设没有研发支出。

调节变量：产品市场竞争。本研究使用产品市场竞争作为调节变量，并通过计算赫芬达尔赫希曼指数（HHI）来衡量它（Gu，2016; M. A. Khan， Qin， Jebran， & Ullah， 2020;Wang等人，2017）：

其中 表示在该行业 运营的公司总数，SIJ 表示该行业 第 i 家公司的销售额。HHI是工业 的销量加权指数。高 HHI 值表示行业高度集中，而低 HHI 值表示公司竞争水平较高，由 PMC 表示。

 计量经济学模型


为了研究企业绩效的关系 ，本研究选择了三个估计参数：合并OLS回归、固定效应面板回归和动态面板数据（DPD）方法（即稳健的两步系统GMM）。为了解释内生性，我们使用稳健的两步系统GMM方法估计结果，如Arellano和Bond（1991），Arellano和Bover（1995）以及Blundell和Bond（1998）所建议的，并由Roodman（2009）首次在Stata中实现。

我们将解释变量（即研发）整合到我们的模型中，包括几个特定于公司的变量。一家公司目前的业绩是一种普遍现象，受到其过去业绩的重大影响（Alam et al.， 2020;Chen等人，2019）。因此，我们通过在模型中添加一个周期滞后因变量来控制公司绩效的持久性。由于企业绩效取决于 支出金额，因此研究两者之间的关系非常重要。为了检验 ，我们开发了等式（1），它描述了R&D对公司绩效的影响。

其中， firm和time分别由下标和 表示。 并且是 用于衡量公司 年度 业绩 的两个指标。符合先前的研究（Alam 等人，2020 年;Chen et al.， 2019），我们在模型中纳入了第一个滞 后因素，以解释内生性影响研发绩效关系的可能性。换言之，滞后性能可能会对当前性能产生影响。使用三个代理来评估 ：主要自变量，包括 （按总销售额归一化的研发）; （按总资产标准化的研发）;（ 研发资本按总资产归一化）。此外，我们还控制了可能影响公司业绩的几个其他变量。现金持有量（Cash）包括在内，并通过将现金和现金等价物除以总资产来计算（Alam et al.， 2020; M. A. Khan， Qin， &

杰布兰，2020 年）。由于高杠杆公司的表现并不好（Gao et al.， 2017;Jung & Kwak， 2018），我们使用杠杆作为控制变量，其计算方法是将总负债除以总资产（Jebran et al.， 2019;Ullah 等人，2019 年）。我们将有形资产计算为总资产的百分比，以控制有形性（Jebran et al.， 2019）。销售比率是受控的，计算方法是将总销售额除以总资产（Ullah 等人，2019 年）。公司规模（Size）是通过计算总资产的自然对数来控制的。大型公司被认为表现更好，因为它们可能受益于更高的规模经济、更大的总资产和更容易的资本获取（MA Khan、Qin、Jebran 和 Rashid，2020 年）。公司年龄（age）计算为公司成立以来的年数，以考虑公司生命周期对支出与公司绩效之间 关联的影响（Gao et al.， 2017）。现金流量比率（Cf）是使用公司的净收益加上按股本缩放的折旧来计算的（Guariglia&Yang，2018）。最后，我们考虑了行业和时间的固定效应，分别用 和 表示。 表示错误。

为了检验 ，我们估计方程（2）来研究国有制对研发绩效关联的调节影响。

最后，方程（3）通过检验竞争对国有企业和非国有企业研发绩效关系的调节作用来检验我们 。

其中 表示公司绩效， 其形式为支出 。我们计算每个行业的 指数，以确定行业集中度。较大的 值表示在集中行业运营的公司，较小的值 （用 PMC 表示）表示在竞争性行业运营的公司。控制表示一组控制变量：现金、杠杆、有形性、销售、规模、年龄和现金流。

 实证研究结果

 描述统计学


整个样本、国有企业和非国有企业的描述性统计量如表1所示。均值（中位数）

表 2.相关矩阵。
 完整样本 ROE  现金 Lev  柄脚  销售  大小 Age VIF
ROE I
I
 现金 I 1.33
Lev I 1.30
 柄脚 I 1.25
 销售 . I  一、06
 大小 I I.I7
Age I I.I6
. . I I.I9
 国有企业  现金 Lev  柄脚  销售  大小 Age VIF
ROE I
I
 现金 . I 1.38
Lev I  一. 22
 柄脚 I  一、40
 销售 I  一、05
 大小 . .0117 -.0087 I I.I6
Age .0085 I I.IO
1.24
 非国有企业 ROE  现金 Lev  柄脚  销售  大小 Age VIF
ROE I
I
 现金 . I 1.31
Lev I 1.31
 柄脚 I I.I8
 销售 . I  一、08
 大小 I I.I2
Age -.0069 I I.I7
I.I7

注意。下表显示了整个样本、国有企业和非国有企业的变量相关系数。变量的定义见表一。
.

整个样品的ROE值为 （ ）。国有企业（非国有企业）的ROE和R&D平均值分别约为 和0.0018（0.0038 ）。这些数字表明，即使在同一行业内，这两种公司也具有不同的水平 和绩效。这一结果表明，与非国有部门相比，国有部门的创新和生产率较低，这意味着在转型经济体中，拥有大量国有制的企业的总生产率可能较低。对于其他变量，我们获得了国有企业和非国有企业之间的显著均值和标准差差异。

我们通过执行 -检验进一步评估了国有企业和非国有企业之间的统计学显着差异。表 1 显示了 -test 估计值，这意味着所有变量的 统计量都是显著的;具体而言，国有企业和非国有企业在企业绩效（ROE）和研发等主要变量方面存在统计学上的显著差异。

 相关性分析


表 2 报告了整个样本、国有企业和非国有企业的变量相关系数。研究结果表明，ROE与研发、杠杆率、有形性和年龄之间存在显著的反比关系。然而，ROE与现金、销售额、规模和现金流呈显著正相关。国有企业研发的相关系数小于非国有企业的相关系数。对于控制变量，我们发现整个样本、SOE和非SOE在样本期间的相关系数符号和显著性相同。

然而，在样本期间，基础变量的相关系数较低。我们计算VIF以准确解决多重共线性问题。结果表明，国有企业、非国有企业和整个样本的VIF最大值分别为 和1.33，表明多重共线性问题不会影响我们的分析。

表 3.R&D对企业绩效的影响。
 变量
,
 柄脚
 销售
 大小
 年龄
 不断
 行业效应  控制  控制  控制
 时间效应  控制  控制  控制
.1020 .1017 .1021
 观察 34,675 34,675 34,675

注意。这些变量在表I中定义，括号中的数字是在公司层面聚类的稳健标准误差。 。


R&D对企业绩效的影响


回归方程（1）的结果如表3所示。第（1）列显示了传统模型，包括按总销售额缩放的1年滞后 支出）和控制变量。结果表明，在我们的所有模型中，当前性能和滞后性能 之间存在显著的正滞后系 数，因此具有实质性的一致性。研究结果表明， 在统计学上也存在显著的负 系数，这表明企业绩效随着 支出的增加而恶化，这与 支出减少当年收益的观点一致。Alam et al. （2020）、Chen et al. （2019） 和 Kim et al. （2018） 也得出了类似的结论。与企业绩效之间的 这种负相关关系在统计和经济上都具有显著意义。例如，（第 1 列）的 系数为 -0.3618，这意味着公司研发支出增加一个标准差与 公司绩效减少一个标准差相关，以 ，ceteris paribus 衡量。

我们在第（2）列中采用了另一种研发计量方法，用 表示，其计算方法是 按总资产比例的支出。我们观察到 的 显著负系数表明，企业绩效随着 投资的增加而下降。

第（3）列显示，R&D Capital（用 表示）同样具有显著的负系数，这意味着 降低了企业的ROE。我们的结果支持先前研究中提供的结果（Alam 等人，2020 年;Chen 等人，2019 年;Kim 等人，2018 年;Yang et al.，

2009年）。 因此，表3中的调查结果与以下观点一致，即在研发投资水平较低的早期阶段，由于吸收能力较低 、创新成功率较低、超支、公司未能认识到技术限制正在逼近或对成本控制粗心大意时可能发生的时间滞后，公司收益可能会减少。 以及投资于将其研发组合推向效率边界之外的项目，使得当支出增加时 ，公司绩效会恶化。这些结果证实了我们的假设1a。

我们观察到，控制变量、现金持有量、公司规模、销售额和现金流对公司绩效产生积极影响，这与之前的研究一致（Alam et al.， 2020;Chen 等人，2019 年;Kim 等人，2018 年;Ullah 等人，2019 年;Yang 等人，2009 年）。此外，研究结果表明，杠杆率（Alam et al.， 2020;Chen et al.， 2019）、有形性（Alam et al.， 2020;Ullah et al.， 2019）和企业年龄（Yang et al.， 2009）对企业绩效有不利影响。

\section*{调节国有制对

表4报告了回归方程（2）中关于国有制对 绩效关联的调节影响的估计结果。我们分别在表4的第（1）、（2）和（3）列中观察到了 和 对公司绩效的显著负面影响。对于三种不同的研发措施，估计数并未表明符号有任何实质性变化

表 4.国有制对研发绩效关系的调节影响.
 变量
 现金
 柄脚
 销售
 年龄
 不断
 行业效应 Yes Yes Yes
 时间效应 Yes Yes Yes
.079 .105 .102
 观察 31,816 35,292 26,739

注意。参见表I中的变量定义，括号中的数字是在公司层面聚类的稳健标准误差。 。

或重要性级别。结果还表明，国有制对公司绩效的不利影响 恶化，分别 在（1）、（2）和（3）列中发现交互作用项 为 显著的正系数。

这一结果可能是由于国有企业更容易获得资源和资金 ，包括政府融资和与研究机构的合作。此外，国有企业研发和生产效率低下，不易承担风险和创新。这些结果支持以前的研究（Peng等人，2004;谭，2002 年;Zhang et al.， 2003）并证实了假设2。


产品市场竞争对国有企业与非国有企业研发绩效关系的调节影响


表5显示了等式（3）的回归结果，该等式检验了我们关于竞争对研发绩效关系的调节作用的第三个假设。第（1）列表明，R&D_S对国有企业的主要影响在统计学上仍然不显著。与假设3相证，我们同样表明，产品市场竞争的交互项具有 显著的正系数，说明在高竞争条件下，研发对国有企业绩效的不利影响得到缓解。

对于非国有企业，我们重新估计了等式（3）以衡量竞争对 绩效关系的调节影响，并在表5的第（2）列中提供了结果。结果表明，其 直接影响为负（显著）， 说明其 孤立效应与表5中对非国有企业的研究结果一致。然而，交互作用项的系数在统计学上似乎不显著，表明竞争并不能减轻研发的不利影响。

通过对第（1）和（2）列的比较分析，我们发现，与竞争的交互 系数仅对国有企业具有显著性，这意味着国有企业在激烈竞争下 更好地减轻了对绩效的不利影响。这些发现证实了我们的假设3。国有企业投资 较低;然而，在激烈的竞争下，它们由政府提供资金和支持，而非国有企业则依靠自己的内部资源。研究结果表明，在高研发支出下，竞争是决定企业绩效的重要因素。

在第 （3） 和 （4） 列中，我们使用因变量的替代度量来检查稳健性。对于因变量（ROE 和 ROA）的两个测量，结果仍然稳健。它们也与第（1）和（2）列所述一致，表明竞争激烈的非国有企业对其绩效的影响 更为敏感。

表 5.产品市场竞争对国有企业与非国有企业研发绩效关系的调节影响.
 变量 ROE
i,t

注意。这些变量在表I中定义，括号中的数字是在公司层面聚类的稳健标准误差。
.

表 6.使用 ROA 作为因变量进行稳健性测试。
 变量
 现金
,
 柄脚
 销售
 不断
 行业效应  控制  控制  控制
 时间效应  控制  控制  控制
.34I9 .3413 .3424
 观察 34,675 34,675 34,675

注意。这些变量在表I中定义，括号中的数字是在公司层面聚类的稳健标准误差。
.

 稳健性测试


使用 ROA 作为因变量测试鲁棒性。遵循文献（Alam 等人，2020 年;Chen 等人，2019 年;Yang et al.， 2009），我们认为ROA是检验稳健性的公司绩效的替代指标。表 6 中所述的结果支持表 3 中报告的先前结果， 表明 并 对公司绩效产生负面影响。控制变量的结果同样持续存在，证实了我们的结果不受不同性能代理的影响。

使用 Tobin 作为因变量测试鲁棒性。遵循文献（Ferry 等人，2023 年;Kim 等人，2018 年;Ullah et al.， 2019），我们将 Tobin's Q 视为稳健性测试的基于市场的企业绩效衡量标准。表 7 中显示的结果证实了表 3 中先前报告的结果，表明

表 7.使用托宾 作为因变量的鲁棒性检验。
 变量
 现金
 柄脚
 销售
 年龄
 不断
 行业效应 Yes Yes Yes
 时间效应 Yes Yes Yes
.340 .339 .34
 观察 35,297 35,297 35,297

注意。参见表I中的变量定义，括号中的数字是在公司层面聚类的稳健标准误差。 。

表 8.采用固定效应模型的稳健性测试。
 变量
 现金
 柄脚
 销售
 大小
 年龄 e
 不断
 行业效应  控制  控制  控制
 时间效应  控制  控制  控制
.0518 .0515 .0519
 观察 34,675 34,675 34,675
 F-统计量 I89.46*** I88.44*** I89.78***

注意。这些变量在表I中定义，括号中的数字是在公司层面聚类的稳健标准误差。
. .

，并 对公司业绩产生不利影响。控制变量的结果也是一致的，证实了不同的性能代理不会影响我们的发现。

使用固定效应模型测试鲁棒性。为了解释公司特定但未观察到的因素，我们通过采用固定效应模型来重新估计我们的主要模型。表 8 中的发现显示 ，、 和 对性能有负面影响。这些结果与表3中的结果一致。

结果表明，在控制了企业特定特征后， -绩效关系仍然存在。

使用 GMM 测试鲁棒性。我们通过采用两步系统GMM方法来解释内生性，从而重新估计了我们的主要模型。表 9 中报告的结果证实了表 3 中所述的结果，表明 和 对性能有不利影响。研究结果表明，在控制内生性后，研发与绩效的关系仍然持续存在。

表 9.使用 GMM 进行稳健性测试。
 变量

控制控制 34,675

控制控制 34,675

控制控制 34,675
 诊断性检查

AR（I） 值AR（2） 值 -统计 值
-4.94
.000
1.32
.188
49.58
.410
-5.83
.000
1.26
.208
106.42
.312
-6.25
.000
1.55
.122
109.10
.251

注意。这些变量在表I中定义，括号中的数字是在公司层面聚类的稳健标准误差。 。

省略变量关注。我们分析了混杂变量 （ITCV） 的影响阈值，以排除省略变量（包括随时间变化的变量）对内生性的担忧。ITCV评估了省略变量的相关性有多强，会推翻我们的分析 结果&Marginson，2020;Hill 等人，2021 年;Xu 等人，2019 年）。该分析为学者们提供了一个敏感性分析，即省略变量/混杂变量的估计值必须达到多高才能改变统计分析的结果。

具体来说，我们遵循Frank等人（2013）通过估计百分比偏差的阈值来使推理无效。如图 2 所示，要使推论无效， 必须将 of cases （20081） 替换为效应等于 0 的 case 。该图表明，省略变量内生性不会严重影响我们的回归结果。


其他分析：企业成长、财务约束、高管持有股票期权和专利保护对R&DPerformance关系的调节影响


表10报告了企业增长、财务约束和高管持有股票期权对研发之间关系的调节作用的结果

图2.百分比偏差使 的 推理无效。

和坚定的业绩。与表3中报告的结果一致，所有三个列的影响 仍然显著为负。此外，第（1）列显示了企业增长 对绩效的显著积极影响。企业增长以销售增长来衡量（Ayaydin&Karaaslan，2014;Bae等人，2008）。我们发现 ，与企业成长的交互作用项具有显著的正值

表 10.企业成长、财务约束、高管持有股票期权以及专利保护对研发绩效关系的缓和影响。
 变量

StEx 专利
 0.867I* （0.4752）
 现金 I
 0.007I （0.0094）  0.004I （0.0093）
 柄脚
 销售
 大小
 年龄
 不断
 行业效应 Yes Yes Yes Yes
 时间效应 Yes Yes Yes Yes
126 . 129 .080 .085
 观察 34,224 34,443 31,816 31,817

注意。参见表I中的变量定义。 FG是公司的增长。FC 是以 KZ 指数衡量的财务约束。StEx是高管持有的股票期权。专利是专利的数量。括号中的数字是在公司层面聚类的稳健标准误差。

。p 。

系数，说明企业增长减轻 了对企业绩效的不利影响。这些发现表明，企业增长可以通过影响研发投资资源的可用性来影响投资回报 。成长中的公司可能有更多的资源和能力进行投资 ，从而带来更高的投资回报和更好的业绩。

另一方面，由于资源限制，没有增长的公司可能难以产生相同的 投资回报。众所周知， 投资需要大量资源，包括财政、人力和技术资源。因此，企业拥有的资源越多，研发投资就越多，从而带来更高的 投资回报和更好的业绩。成长阶段还可以调节研发投入与企业绩效之间的关系。例如，处于增长早期阶段的公司可能更专注于生存，可能没有资源投资于研发。因此，研发投资可能不会对这些公司的公司绩效产生重大影响，因为首要任务是在市场上生存。另一方面，处于成熟成长阶段的企业可能有更多的资源和能力进行投资 ，因此， 投资可以对企业绩效产生更显著的影响。

第（2）列显示，财务约束 对公司绩效的直接影响是负面的（在 ）。财务约束由KZ指数衡量（Kaplan&Zingales，1997）。此外，研发与财务约束之间的交互作用系数 为负且具有统计学意义，表明财务约束加剧了对 企业绩效的负面影响。这些发现表明，财务受限的公司可能难以投资 其他增长机会，这可能会限制其创新和提高绩效的能力。财政拮据还可能导致缺乏多样化和专注于短期目标而牺牲长期增长。此外，财务拮据的公司可能没有资源投资于必要的基础设施、设备和人员来支持 活动，这也可能限制其创新和提高绩效的能力。在与获得资本渠道较好的公司竞争时，财务受限的公司也可能处于劣势，因为它们可能无法投资于相同水平的研发或其他增长机会。总之，财务限制会对公司投资于研发和其他增长机会的能力产生负面影响，从而限制其创新和提高绩效的能力。因此，重要的是

公司将获得足够的融资来支持其 活动和增长计划。

第（3）列表示高管持有股票期权（StEx）对公司业绩有显著的正向影响。高管持有的股票期权的衡量标准是高管持有的股票期权数量除以股份总数（Cui & Mak， 2002）。此外，高管 持有的R&D与股票期权持有的交互作用项具有显著的正系数，表明高管持有股票期权 减轻了对企业绩效的负面影响。这些结果表明，持有股票期权可以对高管的行为及其决策产生影响。例如，股票期权使高管的利益与股东的利益保持一致，因为高管的财富与公司股票的表现息息相关。这种一致性可以使高管做出符合股东最佳利益的决策，从而提高公司的业绩。拥有股票期权的高管也可能关注短期，因为他们可能更感兴趣的是短期内增加股票期权的价值，而不是专注于长期战略。然而，拥有股票期权的高管也有可能更有可能做出有利于公司长期增长和成功的决策，因为他们的股票期权的价值与公司股票的长期表现挂钩。

我们将专利保护衡量为公司一年内注册的专利数量的自然对数（Tsao et al.， 2015）。研究发现，第（4）栏中研发与专利保护（ Patent）的交互项存在显著的正系数，表明专利保护减轻了研发对企业绩效的不利影响。这些结果表明，专利保护可以为竞争对手提供“进入壁垒”，使投资 公司能够在更长的时间内获得投资利益。此外，专利保护可以激励公司进行投资 ，因为其投资的潜在回报受到保护。因此，这也可以对投资与企业绩效之间的关系 产生积极的调节作用。

 结论


本研究调查了 支出对企业绩效的影响，以及国有制是否以及如何调节研发绩效关联。本文还探讨了产品市场竞争对不同性质企业研发绩效关系的调节作用。本研究使用2000年至2020年中国上市公司的不平衡数据集，并采用三个估计假设，包括合并OLS、固定效应模型和DPD方法（即稳健的两步系统-GMM）来解释内生性问题。

值得注意的调查结果显示， 支出对公司业绩有显著的不利影响。此外，国有制 对企业绩效的负面影响也受到正向调节。我们同样观察到， 这恶化了不利 的绩效关系，对国有企业的影响更为明显。这是基于这样一个事实，即国有企业（与非国有企业相比）在激烈的市场竞争下得到政府的援助和补贴。

较高的支出 水平与较低的营业利润水平相关，因为 费用会降低营业利润。因此，公司降低 支出并等待进一步的信息，以避免财务损失并表现更好。我们的研究结果通过证明公司更愿意减少 费用，增加了实物期权理论的文献。大量的研发计划包括不可逆转的资本（例如，设备、材料和人员工资的费用），这些资本在项目失败时无法收回。因此，公司通过推迟 项目投资和等待有关市场状况的更多信息来减轻损失。对于国有企业来说，这种影响更加放大。此外，当参与创新竞赛的公司完成一项 计划时，同一竞争激烈的行业中的其他公司将停止相同的计划并失去额外的优势，因为突破消除了重复操作的需要。因此，本研究推进了竞争力对商业实践影响的研究。结果表明，竞争对 绩效之间的关系具有显著的调节作用，这是以往研究尚未检验的。我们的研究结果还表明，不同类型的企业对研发绩效关系的调节作用程度不同。这些发现表明，国有制是一个重要特征，可以减轻研发费用对高竞争下绩效的不利影响，从而推动了这一领域的文献。

这项研究的结果对政策制定者、管理者和投资者具有重大意义。首先，本研究断言，企业必须仔细规划其 支出，因为 支出可能会对公司绩效产生不利影响。其次，本研究表明，国有制会影响研发绩效关系。因此，这些发现对新兴经济体的政策制定者具有重要意义，尤其是国家主导和国家控制的政策制定者。我们的研究结果表明，该产品

市场竞争可能会提高研发支出的效率，最终可能导致企业对创新项目的更多投资。最后，我们的研究认为竞争是国有企业研发绩效关系的重要调节因素，具有重要的管理意义。

 附录


表 AI.各种研发措施之间的相关性。
R&D_C
R&D_S 1
R&D_A 1
R&D_C I

注意。该表提供了几种研发措施的相关系数。变量在表一中定义。
.


利益冲突声明


作者声明与本文的研究、作者身份和/或出版没有潜在的利益冲突。

 资金


作者没有为本文的研究、作者身份和/或出版获得任何经济支持。

ORCID iD


穆罕默德·阿里夫·汗 （D） https://orcid.org/0000-0001-74774197

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  1. 巴基斯坦斯瓦特大学管理与商业中心

    大连海事大学海洋经济与管理学院， 中国

    沈阳工程学院经济、管理与法律学院，中国

    江西师范大学金融学院， 中国 南昌

    哈扎拉大学管理科学系，巴基斯坦曼塞赫拉

    巴基斯坦布纳大学经济系
     通讯作者

    Muhammad Arif Khan，斯瓦特大学管理与商业中心，主校区，Charbagh，Swat，Mingora，I9I30，巴基斯坦。

    电子邮件： arifmak@uswat.edu.pk