Page 27 - 《中国药房》2021年16期
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我国医药制造业企业的企业规模差距较大,2019年其最                         析,企业的技术创新投入对财务绩效的影响可能并非呈
        小值为21.208,最大值为25.643,体现了我国医药制造业                    完全的线性关系        [23-24] ,因此不同规模层次内的医药制造
        企业之间存在规模差距。同时结果显示,有医药制造业                           业企业自身的技术创新投入对其财务绩效可能有不同
        企业的资产负债率高达 0.886,表明我国相关企业存在                        程度的影响。基于此,本研究以医药制造业的企业规模
        高风险经营的现象。而各企业资本密集度的均值始终                            为门槛变量,建立了“2.3.2”项下的门槛模型。
                                                                                                 [13]
        在1以上,表示我国医药制造业资本密集度较高,这可能                          3.3.2  企业规模门槛效应检验            根据 Wang 的门槛效
        与我国医药制造业企业需要使用复杂、昂贵的器械设备                           应检验方法,使用Stata 15.0软件,采用Bootstrap自抽样
        有关。                                                法对企业规模的门槛效应进行显著性检验,结果见表
        3.2 相关性分析                                          4。由表 4 可见,在 5%水平下存在显著的单一门槛,假
            各变量间的相关性分析结果见表2(由于篇幅限制,                        设 H3 成立。即对于不同规模的医药制造业企业而言,
        表中只列出当期技术创新投入与各变量之间的相关性                            技术创新投入给财务绩效带来的影响是不同的。基于
        结果)。由表2可见,医药制造业企业的技术创新投入与                          此,本研究以技术创新投入对财务绩效的影响建立单一
        其总资产收益率呈正相关(P=0.002)。根据以往研究                        门槛效应模型并进行回归分析,拟考察二者之间的非线
        结果  [9,14] ,企业的技术创新可以改变企业自身竞争力,从                   性关系。
        而改变企业的盈利状态;而企业的总资产收益率反映了                               门槛效应模型的检验结果表现为存在单一门槛,参
                                                                  [13]
        企业资产的利用效果,是体现企业盈利能力的关键财务                           考 Wang 的运算命令,使用 Stata 15.0 软件计算得门槛
        指标。因此,根据理论研究与相关性分析,本研究将医                           阈值估计值为 20.986。样本企业技术创新投入对财务
        药制造业企业的技术创新投入作为核心解释变量、资产                           绩效影响的门槛模型估计结果见表 5。由表 5 可见,根
        收益率作为被解释变量,进一步验证医药制造业企业的                           据门槛效应检验结果,医药制造业企业的技术创新投入
        技术创新投入对其财务绩效的影响。另外,本研究各变                           强度对财务绩效的影响可分为两个区间:当企业总资产
        量之间的相关系数绝对值均小于 0.600,同时计算所得                        的自然对数(即企业规模)≤20.986时,医药制造业企业
        的方差膨胀因子远小于10,因此判断各变量之间基本不                          技术创新投入对财务绩效的影响显著,并且呈负向影响
                                                                               [19]
        存在严重的多重共线性          [36-37] 。                      (P<0.05),这与贲友红 、刘萍等 的结果一致;但是当
                                                                                        [20]
        3.3  回归结果与分析                                       企业规模>20.986 时,这一相关关系变得不显著(P>
        3.3.1  线性回归结果       根据模型(1)、(2)、(3)计算我国            0.05)。由这一变化可知,在门槛阈值20.986内的小规模
        医药制造业企业技术创新投入对当期和滞后1期、滞后                           医药制造业企业的技术创新投入对财务绩效不能产生
        2 期财务绩效影响的回归结果,详见表 3。由表 3 可见,                      正向的影响,反而可能会因为投入过多,无法尽快得到
        资产负债率和资本密集度对当期、滞后1期、滞后2期的                          及时的产出回报而导致企业入不敷出,自身经营出现负
        财务绩效均有显著的负向影响(P<0.05),而技术创新投                       向增长;而对于大于门槛阈值20.986的医药制造业企业
        入无论是对当期财务绩效还是滞后 1 期、滞后 2 期财务                       来说,创新投入虽无法及时得到产出回报,但由于自身
        绩效均没有显著影响(P>0.05),提示假设 H1、H2 均不                    基数较大,技术创新投入对其财务绩效的影响有限。
                        [20]
                                                [21]
        成立。这与刘萍等 的结果不一致,与董静等 的结果                               从控制变量来看,资产负债率和资本密集度始终呈
        一致。经过研究分析,这可能是因为:(1)医药企业的研                         现显著的负向影响(P<0.05),这表明对于医药制造业企
        发投入存在研发周期和效益回报周期长的特点,尤其是                           业来说,企业的负债水平影响着企业的经营情况,过高的
        产品的试验过程和审批过程耗时很长,因此1~2年的时                          资产负债率意味着企业的财务结构出现问题,对盈利水
        间并不能使投入明显地表现在财务绩效上,故需要更长                           平的拉低作用越明显;此外,对于医药制造业这一技术密
        的时间才能体现研发投入的效益。(2)本研究与之前的                          集型行业来说,资本密集度越高,对其财务绩效的负向影
        研究选取的样本企业不同,然而根据之前学者的研究分                           响越明显。
                                  表1 2012-2019年样本企业各变量的描述性统计结果
                    Tab 1  Descriptive statistics results of variables in sample enterprises during 2012-2019
                  技术创新投入,%            总资产收益率               企业规模              资产负债率              资本密集度
         年份
               均值    最小值   最大值    均值    最小值   最大值    均值    最小值   最大值     均值   最小值    最大值    均值    最小值  最大值
         2012  3.318  0.270  10.730  0.079  -0.022  0.213  21.990  20.185  24.656  0.352  0.048  0.821  1.671  0.448  5.338
         2013  3.683  0.320  11.970  0.078  -0.047  0.229  22.151  20.246  24.754  0.362  0.050  0.840  1.685  0.459  6.157
         2014  3.413  0.200  9.320  0.077  -0.026  0.226  22.328  20.626  24.887  0.364  0.051  0.845  1.712  0.475  4.717
         2015  4.098  0.170  12.590  0.074  0.007  0.236  22.486  20.772  25.032  0.343  0.092  0.870  1.806  0.525  5.100
         2016  4.199  0.400  12.060  0.071  0.001  0.213  22.644  20.678  25.139  0.330  0.057  0.865  1.928  0.570  6.367
         2017  4.263  0.350  12.710  0.074  0.005  0.282  22.770  20.855  25.270  0.341  0.045  0.886  1.947  0.574  5.781
         2018  4.652  0.410  17.280  0.063  -0.118  0.184  22.844  20.977  25.567  0.355  0.064  0.745  1.779  0.627  4.286
         2019  5.009  0.550  17.380  0.059  -0.072  0.211  22.905  21.208  25.643  0.354  0.064  0.779  1.818  0.606  5.643


        中国药房    2021年第32卷第16期                                            China Pharmacy 2021 Vol. 32 No. 16  ·1941 ·
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