技术创新对企业财务可持续发展的影响以新能源行业为例.docx
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技术创新对企业财务可持续发展的影响以新能源行业为例
技术创新对企业财务可持续发展的影响——以新能源行业为例
摘要:
新能源发展对中国循环经济和可持续发展有举足轻重的影响,企业可持续发展离不开技术创新。
为了探究技术创新对新能源行业可持续发展能力的影响程度,本文选取2007—2016年的38家A股上市非ST新能源企业为研究对象,通过建立非平衡面板数据,同时考虑到内生性的问题,采用动态面板二步系统GMM分析方法进行实证研究。
从技术创新的研发投入、研发人员、专利数量、教育水平4个方面,以及加入研发投入与专利、研发人员与专利的两个交互项对新能源行业短期绩效和长期绩效的两个模型进行研究。
结果显示,加强对技术创新的支持,对企业财务可持续发展有促进作用。
关键词:
技术创新;财务可持续发展;新能源行业;非平衡面板
0引言
践行可持续发展理念是我国全面深化改革的必由之路,能源行业转型取得了一定成效,但也面临着更多的新矛盾和新挑战,技术创新能够将废料转化为资源,深刻改变着能源资源的利用形式,是实现能源可持续利用以支撑经济社会可持续发展的重要途径,也是能源企业扩大经济效益提升自身发展能力的核心。
研究技术创新对企业财务可持续发展的影响,对促进能源行业资源利用方式转型升级实现可持续发展具有重要意义。
国外学术研究主流观点认为,能源形态转型过程往往伴随着重大技术创新,技术创新能够显著促进能源企业的财务可持续发展能力。
Hilson[1]以矿业公司为研究对象,论证健全环境管理和清洁技术研发对提高企业运营可持续性的促进作用;Aghion[2]研究认为,市场竞争与创新之间存在倒U型关系,而技术创新和企业财务可持续发展能力同样符合这一机制。
国内研究同样认为,技术创新对能源企业提升效率实现可持续发展具有显著的正向作用。
杨西春 [3]以生态技术创新对中小企业可持续发展的影响为研究对象,认为积极进行生态技术创新有利于提高企业竞争力,实现可持续发展;王丽芳等[4]研究认为,企业内在创新机制是促进企业财务可持续发展的关键,可通过维护产品和过程创新之间的平衡加以促进。
国内外研究成果结论证明,技术创新对企业财务可持续发展有一定影响。
但是衡量可持续发展的指标在已有研究中存在不同角度,学者构建了不同的指标体系,涉及环境、经济、社会等多角度的研究。
而且,学者大多以多种行业做整体分析或者对传统高耗能行业进行实证分析。
本文认为,评价企业可持续发展的能力应充分考虑企业的经济发展方面,在此基础上实现循环经济的生态效益、社会效益和经济效益的共赢和发展。
为了验证以上推断,本文选取2007—2016年的38家A股上市非ST新能源企业为研究对象,通过建立非平衡面板数据,采用固定效应估计得出模型拟合优度较好。
考虑到内生性的问题,采用动态面板二步系统GMM分析方法进行实证研究。
从技术创新的研发投入、研发人员、专利数量、教育水平4个方面,以及加入研发投入与专利、研发人员与专利的两个交互项对新能源行业的短期绩效和长期绩效的两个模型进行研究,通过使用Stata14.0软件对数据进行实证分析,并对结果进行解释。
1计量模型与数据描述
1.1变量选取
本文选用资产收益率(ROA)和可持续增长率(SGR)来衡量企业的可持续发展能力作为被解释变量。
资产收益率(ROA)衡量企业财务可持续发展的短期绩效。
这是企业财政年度的资产利用效率,是一项反映企业盈利如何对管理政策做出反应的短期指标,反映企业全部资产所获取的收益状况。
可持续增长率(SGR)衡量企业财务可持续发展的长期绩效。
可持续增长率是指企业不增发新股,在能同时保持目前经营性效率和改善财务政策的情况下,企业销售时经营收入所能增长的最大化比率,它反映利益相关者价值创造和长期发展的盈利能力。
企业的技术创新活动离不开研发项目,本文选取研发投入、研发人员、专利数量、教育水平等指标作为解释变量。
研发投入比重和研发人员比重表示企业对研发新技术的支持,专利数量反映企业技术创新的能力,教育水平显示企业对技术创新的支撑能力。
为了控制其他因素对企业财务可持续发展的影响,本文加入政府资助和无形资产作为控制变量。
主要变量见表1。
表1变量描述
1.2研究假设
周江燕[5]研究表明企业的研发投入对企业的价值提升具有促进作用,研发投入强度是体现企业的技术进步和反映企业的核心竞争能力的关键指标,是实现企业财务可持续发展的关键因素之一。
研发活动对于企业的生存和企业竞争力的提高具有重要作用。
罗婷等[6]以2002—2005年披露的研发投入信息的A股上市公司为样本,从企业的经营利润和股票价格变动两个方面研究发现研发投入整体上对公司价值也就是未来年度的盈利能力有推动作用。
因此,提出假设H1:
假设研发投入与企业财务可持续发展呈正相关。
科研人员的投入是国际上通用的用于比较技术创新人力投入的指标,科研人员是企业财务可持续发展的支柱,是企业技术创新的源泉,研发人员能够提升技术创新能力。
孙国学[7]认为知识创新能力是企业财务可持续发展的核心竞争力,其中竞争的核心是人才和技术。
国内外研究的实证结果表明,企业科研人员的比例越高,企业开发新技术的能力就越强,表明企业可持续发展能力的潜力越大。
因此,提出假设H2:
假设研发人员比重与企业财务可持续发展呈正相关。
专利的申请不仅可以用法律来保护企业的知识产权,提高企业效益,而且是企业财务可持续发展的动力,企业拥有的专利越多,在市场中越能占领先机。
陈晓红等[8]研究发现在对我国中小企业创新的各个影响因素中,专利对技术创新的影响度最大。
这表明专利的数量是对企业产品发展的有力支持,产品的发展带来更多的盈利,表明企业的可持续发展能力。
因此,提出假设H3:
假设专利数量与企业财务可持续发展呈正相关。
侯鹏等[9]认为技术创新的实现需要大量劳动者的参加,技术创新能力的强弱在某种程度上受劳动者整体素质的影响。
王娟和王毅[10]实证检验结果显示企业员工的学历越高,受教育的时间长,企业的创新绩效就越高,这说明员工的教育水平是企业技术创新的重要指标,也就是说企业整体教育水平对于企业的可持续发展能力具有影响。
因此,提出假设H4:
假设教育水平与企业财务可持续发展呈正相关。
在技术创新中,考虑到研发投入、研发人员和专利数量的交互项对企业财务可持续发展有影响,即专利数量(PA)作为一个中间产品投入对于企业财务可持续发展有促进作用,可能需要与研发投入(RI)、研发人员(RI)相结合才能够发挥作用。
因此,提出假设H5:
假设专利数量与研发投入交互项对企业财务可持续发展有正向影响。
H6:
假设专利数量与研发人员交互项对企业财务可持续发展有负向影响。
1.3模型设定
为了有效验证技术创新与新能源行业企业可持续发展之间的关系,本文采用面板数据模型进行多变量回归,基于以上假设,构建模型1和模型2,可表示为:
ROAi,t=C+β1RIit+β2RPit+β3PAit+β4ELit+β5GIit+β6IAit+β7RIit×PAit+β8RPit×PAit+μit
(1)
SGRit=C+β1RIit+β2RPit+β3PAit+β4ELit+β5GIit+β6IAit+β7RIit×PAit+β8RPit×PAit+μit
(2)
式中,i表示被研究企业个体,i=1,2,3,…,38;t表示时间(年份),t=2007,2008,…,2016。
1.4估计方法
本文收集的新能源公司的技术创新和可持续发展的资料是一个非平衡面板数据,先采用传统的静态面板进行模型选择,再进行自相关和异方差检验以及修正。
使用传统的面板模型估计会产生动态面板偏误,为了比较有效地处理回归中可能存在的内生性问题,本文选择使用范围更广的广义矩估计(GMM)方法对面板数据进行回归。
该方法主要对模型中随机干扰项存在序列相关性和异方差性进行分析,在对解释变量内生性的问题和处理被解释变量动态变化时,运用广义矩估计方法得出的参数估计更为有效。
关于GMM估计原理,一般OLS会假设模型为:
y=xb+c
(3)
同时假设y和x之间存在明确的因果关系,在模型设定正确的前提下,会存在如下条件:
corr(x,c)=0
(4)
也就是说,解释变量和干扰项不存在相关,否则就会出现内生性问题,矩估计利用以上条件来构造统计量,则可表示为:
E(x′c)=0
(5)
一般认为:
E(z′c)=0
(6)
Z为工具变量,若将e=y-xb带入式(3)~(6),即可以得到:
E[x′(y-xb)]=0
(7)
x′y-x′xb=0
(8)
b=(x′x)^{-1}x′y
(9)
上述为采用矩条件(5)得到的OLS估计,只要找到类似于(5)的矩条件,则可以据此构造统计量。
当所用的矩条件很多,大量超过待估参数个数时,很难保证没有矩条件得到满足(等于0)。
所以需要把所有的矩条件整合起来,让他们整体上尽可能接近于0,这时就需要进行极小化求解。
所以,GMM虽然无法保证没有矩条件都得到满足,但能通过极小化的方式,让他们尽可能得到满足。
从上述表述中可以得到:
矩估计中z=x,因此x其实是自己的工具变量;在GMM中,z包含针对内生变量、选择工具变量以及外生变量。
GMM估计方法,存在的优势是它可以通过使用前期的解释变量和滞后的被解释变量作为工具变量克服内生性问题。
系统GMM估计中需要利用两种检验方法来检验工具变量的有效性。
一个是检验估计样本过程中样本矩条件工具变量的总体有效性,又称Sargan检验,是过度识别的约束性检验;一个是检验回归时残差不存在序列相关,即自回归(AR)检验,其中误差项的差分项允许一阶序列相关,不允许二阶序列相关,若AR
(2)的P值小于0.05,则违背了系统GMM过程的假设前提。
本文研究使用Stata14.0软件作为分析工具进行实证回归分析,并进行模型选择,残差检验以及修正,模型过度识别、判断残差序列相关性和GMM估计量的有效性检验。
1.5数据说明
本文研究样本选取全球新能源公司300强中102家中国公司,选择其中在沪深两市交易的A股上市的新能源企业,剔除ST、*ST公司,选取从2007—2016年的数据作为样本组成非平衡面板数据进行研究。
数据源于wind数据库原始数据以及各企业在上交所、深交所披露的年报。
2实证结果分析
2.1描述性统计
各变量的描述性统计分析结果见表2,其中包含2007—2016年间的380个观察值。
可以看出,资产收益率(ROA)均值为0.0727,最大值为0.4519,最小值为-0.2080,标准偏差是0.0667,说明各企业短期盈利水平差异较大,10年中有亏损的企业。
可持续增长率(SGR)均值0.0431,标准偏差为0.1379,最大值为0.9608,最小值为-0.6712,最大值与最小值有很大差距,说明个别企业不看好长期发展。
研发投入(RI)均值0.0314,标准偏差为0.0001最大值为0.1344,最小值为0.0001,研发投入的多少占比差距说明每个公司规模和对技术创新的重视程度有很大差别,说明整体投入不大,有的企业几乎没有进行研发投入活动。
表2技术创新与可持续发展的描述性统计
2.2相关性分析
运用Stata14.0软件对被解释变量、解释变量和控制变量进行相关性分析,见表3。
可以看出,选择变量之间的相关系数可以接受,不存在多重共线性问题,可以对变量进行回归分析。
表3技术创新与财务可持续发展的相关性分析
注:
* 表示p<0.05。
表3结果显示,资产收益率(ROA)和可持续增长率(SGR)相关系数为0.7247,两个变量作为反映企业财务可持续发展短期和长期绩效表现出较高的相关性。
总体可以看出个变量之间相关系数并不高,变量之间不存在替代问题。
另外,控制变量中政府资助(GI)与资产收益率(ROA)和持续增长率(SGR)显著负相关,无形资产(IA)和资产收益率(ROA)显著正相关,与持续增长率(SGR)不显著负相关。
2.3回归分析
(1)面板单位根检验。
实证分析过程中先采用ADF-Fisher方法对面板数据模型中各个经济变量进行面板单位根检验,检验原假设为存在单位根,结果见表4。
表4面板单位根检验结果(ADF-Fisher)
(2)回归分析。
检验中增加对研发投入与专利和研发人员与专利的交互项对于可持续发展短期绩效的研究。
运用Stata14.0软件进行固定效应模型进行回归。
由于个体异质性对解释变量本身有影响,所以存在内生性问题,采用GMM模型对其修正。
根据表5,模型1整体看来,企业财务可持续发展的短期绩效、资产收益率自身的发展对资产收益率起到显著促进作用,指标系数达到0.1813。
研发投入、教育水平、政府补助、交互项研发人员×专利的系数估计值均为负,并至少在10%的显著性水平下显著,说明研发投入、教育水平、政府补助、交互项研发人员×专利的提高可以显著降低可持续发展短期绩效(ROA)。
其中,研发投入×专利(RI×PA)的估计系数为0.2491,在显著性水平下不显著,则研发投入与专利的交互项对企业财务可持续发展的短期绩效相关性较弱。
在单独的检验中,研发投入显著且系数为负,专利显著为正,两者交互后对企业财务可持续发展能力为正但不显著,认为研发投入后,会在资金上推动专利的进一步发展,从而推动企业财务可持续发展。
研发投入会使专利加速产生,资金投入使企业重视产品的专利生产,自发提高专利研究的质量和数量,从而扩大企业销售,提高盈利能力。
研发投入的负相关与专利的正相关,两者交互项对企业财务可持续发展短期绩效的影响系数正向增长,但是相关性较低。
研发人员×专利(RP×PA)的估计系数为-0.1269,表明教研发人员×专利(RP×PA)对可持续发展短期具有负面影响。
研发人员和专利个体与资产收益率均呈正相关,但两者交互后却显示负相关,这是由于研发人员的流动性以及专利对可持续发展短期绩效有抑制作用。
表5系统广义矩估计模型回归结果
注:
***表示 p<0.01,** 表示p<0.05,*表示 p<0.1。
模型2整体看来,企业财务可持续发展的长期绩效、资产收益率自身的发展对资产收益率起到了显著的促进作用,指标系数达到0.063。
研发人员(RP)、无形资产(IA)系数估计值均为正,且至少在10%的显著性水平下显著,说明研发人员、无形资产的提高都可以显著提高长期经济绩效(SGR);政府资助、交互项研发人员×专利的系数估计值为负,并至少在10%的显著性水平下显著,交互项研发人员×专利的提高可以显著降低可持续发展短期绩效(SGR)。
其中,研发投入×专利(RI×PA)的估计系数为1.1151,在显著性水平下不显著,与企业财务可持续发展的长期绩效相关性较弱。
研发投入×专利(RI×PA)与可持续发展长期具有正向促进作用。
研发人员×专利(RP×PA)的估计系数为-0.3718,在1%的显著性水平检验下是显著的,表明研发人员×专利(RP×PA)对于可持续发展长期具有负面影响。
研发人员与专利的交互项会因为研发人员流动性和专利的时限性,降低企业财务可持续发展的长期绩效。
3结论与建议
3.1研究结论
对于技术创新对企业财务可持续发展的影响,从短期绩效和长期绩效分别进行回归分析发现,不同变量大部分对于长短期有不一样的影响,综合分析后得出以下结论。
(1)研发人员、专利、研发投入与专利交互项中均对企业长短期绩效有正向影响。
①研发人员与企业财务可持续发展短期绩效、长期绩效均呈显著正相关。
接受了假设H2,认为新能源行业中研发人员与企业财务可持续发展成正相关,新能源行业的快速发展,激烈的市场竞争使得研发人员日益成为企业财务可持续发展的重要支柱。
②专利与企业财务可持续发展短期绩效、长期绩效均呈正相关,其中与短期绩效呈显著正向相关。
认为专利的产生在当期或近几年可以给企业带来经济增长的稳定来源,虽然过几年会因为其他企业的技术创新带来的新的专利对企业经济增长没有短期明显,但是专利还是给企业的可持续发展带来促进作用。
接受原假设H3,认为企业专利的数量促进企业竞争力的增加,对企业财务可持续发展成正向影响。
③研发投入×专利(RI×PA)与企业财务可持续发展的短期绩效和长期绩效均呈现不显著趋势,表明研发投入和专利的交互项对企业财务可持续发展的影响很弱,即拒绝假设H5。
(2)研发投入、教育水平对短期绩效有显著负向作用,研发人员与专利交互项短期长期均为显著负相关,对企业财务可持续发展有显著抑制作用。
①研发投入与企业财务可持续发展短期绩效、长期绩效均呈负相关,其中对短期绩效为显著负向影响。
拒绝假设H1,认为新能源行业的研发属于高新技术,有一定的难度,相对于其他行业研发投入较大,本身就具备周期较长的特点;而且新能源新产品的研发风险很大,长时间研发也会有研发失败的后果,导致研发投入对企业财务可持续发展有负面影响,特别体现在短期绩效的指标上。
②教育水平与企业财务可持续发展短期绩效、长期绩效均呈负相关,短期为显著,长期为不显著,说明教育水平对新能源行业的企业的财务可持续发展的影响具有不确定性。
拒绝原假设H4,认为新能源企业的高科技人员缺少及企业规模比较小且处于发展阶段,导致人力资源不能支撑这类高新技术行业的发展,同时由于人员的流动容易导致企业核心资源和资产的转移,使得企业技术扩散导致销售下降。
③研发人员×专利(RP×PA)与企业财务可持续发展的短期绩效和长期绩效均呈显著负相关,即接受假设H6。
但从单个影响看,研发人员、专利都与企业财务可持续发展呈正相关。
这是因为新能源行业的研发人员属于高技术人员,这类知识型员工是企业生存发展的核心;但是知识型员工与企业不单单是雇佣关系,他们较强的自主意识和卓越的创造性使他们趋向流动,这类员工的流动在很大程度上会带走企业用于市场竞争的专利,使得企业创造能力减弱,盈利能力降低,抑制企业的可持续发展。
3.2发展建议
为了进一步促进新能源企业财务可持续发展,应继续推动企业的技术创新,积极发展新技术,加快产业结构的改变,根据行业情况和前文的回归分析结果,提出以下对策和建议。
(1)新能源企业应继续进行研发投入与吸引知识型员工。
技术创新是企业的核心竞争力。
资金投入虽然在短期存在滞后性和大风险,但从长远看,技术的研发投入有可能使企业带来核心竞争力。
企业应该充分进入校园进行专业技术的对接,为企业技术创新储备核心技术人员。
要加大对员工技术的培训,营造全体范围内的技术创新的氛围,激励员工通过技术创新促进自身价值和企业发展的双赢。
(2)加强政府政策引导支持,完善考核监管体系。
近年来政府不仅加大补贴新能源行业的金额,而且还加大政策优惠,如新建新能源产业园区及大幅降低企业的非税负担等,政府的支持在长期发展上具有推动作用。
虽然政府的“放管服”改革对新能源行业在市场上的活跃有显著作用,但是还存在监管不足和投资项目核准方式创新不足的情况,建议政府对新能源行业的试点项目进一步考核和监管,对企业进行筛选投资。
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