制造業(yè)企業(yè)特征、融資約束和研發(fā)支出*
——基于系統(tǒng)GMM動態(tài)面板的估計

鎮(zhèn)江高等專科學校 王 旭

制造業(yè)企業(yè)特征、融資約束和研發(fā)支出*
——基于系統(tǒng)GMM動態(tài)面板的估計

鎮(zhèn)江高等專科學校 王 旭

本文選取2007-2014年的制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，以系統(tǒng)廣義矩方法分析了融資因素對研發(fā)支出的影響，結(jié)果顯示中國企業(yè)普遍存在研發(fā)支出融資約束，對于規(guī)模較小的企業(yè)、年輕企業(yè)以及民營企業(yè)研發(fā)融資約束程度更高，它們的研發(fā)支出資金主要來源于外部債權(quán)融資，同時發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)存在研發(fā)平滑。

企業(yè)特征 融資約束 研發(fā)支出 GMM

一、引言

創(chuàng)新是推動社會經(jīng)濟發(fā)展的源動力。企業(yè)作為創(chuàng)新主體，研發(fā)（R&D）活動對提高自主創(chuàng)新能力、維持競爭優(yōu)勢至關(guān)重要。但是企業(yè)開展研發(fā)活動意味著大量資金的投入，因此融資是影響研發(fā)支出的重要因素（Hall，1992）。由于研發(fā)活動產(chǎn)出不確定、研發(fā)信息的保密、缺乏抵押品使得其主要靠企業(yè)內(nèi)部資金的積累，較難從外部融得資金，面臨著不同程度融資約束。盡管研發(fā)對經(jīng)濟增長發(fā)揮了重要作用，但是對融資因素如何影響研發(fā)支出的研究仍不多，并且研究結(jié)論還不一致。一方面，Hall（1992）、Himmelberg和Petersen（1994）研究發(fā)現(xiàn)美國制造企業(yè)研發(fā)支出與現(xiàn)金流之間顯著正相關(guān)，Brown和Petersen（2009）認為對美國年輕上市公司來說研發(fā)支出與內(nèi)部和外部股權(quán)融資之間有著密切的聯(lián)系。另一方面，Bondetal.（2003）研究德國和英國公司卻沒有發(fā)現(xiàn)研發(fā)水平和現(xiàn)金流量之間的相關(guān)性。Bhagat和Welch（2006）研究認為沒有證據(jù)證明美國、加拿大、英國、歐洲大陸和日本企業(yè)之間存在正向研發(fā)現(xiàn)金流聯(lián)系。因此，Hall和Lerner（2010）認為融資約束對研發(fā)的影響仍然是一個未解決的問題。中國作為新興經(jīng)濟體，資本市場相比還不完善，面臨的融資約束情況與發(fā)達國家不盡相同。不少學者認為中國企業(yè)也普遍存在著融資約束現(xiàn)象，這種情況對小規(guī)模或非國有企業(yè)更為突出（盧鑫等，2013），但是融資約束對企業(yè)研發(fā)支出影響也沒有定論。Brown etal（2012）認為研發(fā)融資約束的經(jīng)驗結(jié)論并不統(tǒng)一，原因可能是前期研究遺漏變量問題使得結(jié)果有偏。本文利用中國制造業(yè)上市公司2007-2014年的研發(fā)數(shù)據(jù)為樣本，在歐拉方程（Bond和Meghir，1994）中加入衡量內(nèi)部融資和外部融資的變量，以系統(tǒng)廣義矩估計方法控制動態(tài)面板的內(nèi)生性問題，檢驗融資約束對制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)支出影響，并比較不同規(guī)模、不同年齡和不同所有權(quán)性質(zhì)企業(yè)所面臨的融資約束程度，研發(fā)資金的內(nèi)部、外部籌資方式，為研發(fā)融資約束提供新的經(jīng)驗證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

由于資本市場信息不對稱以及代理問題存在（Stiglitz和Weiss，1981），企業(yè)會面臨著不同程度的融資約束。融資優(yōu)序理論（Mayers和Majluf，1984）認為企業(yè)對于內(nèi)部資金享有完全的自主權(quán)并且不需要支付額外的費用，內(nèi)部融資要優(yōu)于外部融資，用企業(yè)持有的現(xiàn)金進行對外投資是最優(yōu)選擇。Fazzari、H ubbard和Pet ersen（1998）首先使用投資－現(xiàn)金流敏感性證實企業(yè)的投資支出對內(nèi)部現(xiàn)金流的依賴性很高，企業(yè)投資面臨融資約束。研發(fā)活動具有產(chǎn)出不確定性和缺乏融資抵押品、研發(fā)信息保密等特點，因而受融資約束影響更為明顯。Bond et al.（2006）、Czarnitzki（2006）、Ughetto（2008）、Martinsson（2010）等分別研究了愛爾蘭、法國、英國、荷蘭等國企業(yè)證實融資約束對研發(fā)支出有影響。國內(nèi)劉立（2003）、唐清泉等（2009）、顧群和宋舒然（2013）等研究認為中國企業(yè)也普遍存在研發(fā)融資約束。根據(jù)上述分析，提出假設(shè)：

H1：我國制造業(yè)企業(yè)存在研發(fā)融資約束，即內(nèi)部現(xiàn)金流與研發(fā)支出正相關(guān)

不同規(guī)模、年齡、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)面臨融資約束程度不同。規(guī)模較小的企業(yè)以及年輕企業(yè)和借款人之間存在信息不對稱，無法利用規(guī)模經(jīng)濟和有較少的實物資產(chǎn)可以作為抵押物（Hadlock和Pierce，2010），經(jīng)營風險高，投資者偏好較低，因此較難在外部資本市場籌到資金，企業(yè)融資約束程度高（遲憲良，2007）。相反大企業(yè)則更容易從外部資本市場籌集到資金。同時年輕企業(yè)往往還不能靠產(chǎn)品銷售帶來的現(xiàn)金流入形成的內(nèi)部資金積累為研發(fā)項目提供資金，面臨較高的違約風險，研發(fā)項目在銀行融資時可能會受到限制，較難獲得貸款（Fritsch et al.，2006），融資約束影響也較大（Gompers和Lerner，1999）。企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)對研發(fā)融資約束也有影響。林毅夫、李志赟（2004）認為國有企業(yè)與民營企業(yè)在資本市場的融資機會并不相同，國有企業(yè)在部分行業(yè)具有壟斷地位，經(jīng)濟實力較強受到地方政府的支持，銀行愿意給予貸款。民營企業(yè)往往要以更高的資本成本才能獲得相同資金，內(nèi)部資金成為支撐企業(yè)研發(fā)投資的主要來源。Alessandra etal.（2014）還認為中國企業(yè)的創(chuàng)新活動受到融資約束的影響，民營企業(yè)受限最為嚴重，其次為外資企業(yè)，國有控股企業(yè)受影響程度最小。根據(jù)上述分析，提出假設(shè)：

H 2：小企業(yè)、年輕企業(yè)、民營企業(yè)面臨的融資約束程度相比大企業(yè)、成熟企業(yè)、國有控股企業(yè)更高

企業(yè)研發(fā)支出資金來源往往包括內(nèi)部資金積累和以債權(quán)與股權(quán)方式籌集的外部資金，不同特征的企業(yè)面臨的融資約束影響不同，導(dǎo)致使用融資方式也不相同。部分經(jīng)驗證據(jù)表明債務(wù)融資與研發(fā)支出之間負相關(guān)，企業(yè)能通過債務(wù)融資進行研發(fā)資金籌集，但是債務(wù)越高，企業(yè)負擔越大，這時相應(yīng)投入研發(fā)的資金會減少。例如Bah和Dumontier（2001）、Singh和Faireloth（2005）發(fā)現(xiàn)高科技企業(yè)研發(fā)強度與負債水平顯著負相關(guān)。Yasuhiro（2011）研究發(fā)現(xiàn)大企業(yè)部分研發(fā)資金來源于債務(wù)融資，對規(guī)模較小的企業(yè)來說,債務(wù)和研發(fā)支出負相關(guān)。同時也存在不同國家負債對企業(yè)投資表現(xiàn)出不同的影響結(jié)果，比如企業(yè)債務(wù)與研發(fā)支出存在非線性關(guān)系（Gustav Martinsson，2009），當債務(wù)較低時，債務(wù)融資促進研發(fā)支出，而超過一定程度后，兩者成相反關(guān)系。研究也表明股權(quán)融資和研發(fā)支出之間存在相關(guān)關(guān)系。如在資本市場比較發(fā)達的美國，Carpenter和Petersen（2002）以高新企業(yè)為研究對象發(fā)現(xiàn)股權(quán)融資和研發(fā)支出顯著正相關(guān)。Brown etal.（2009）對美國高科技的上市企業(yè)研究結(jié)果表明，成立時間較短的年輕企業(yè)研發(fā)支出依賴于現(xiàn)金流或股票發(fā)行來籌集研發(fā)資金，相比之下對成熟企業(yè)研發(fā)支出的影響則較小。Gustav Martinsson（2010）研究發(fā)現(xiàn)英國企業(yè)研發(fā)資金來源于內(nèi)部現(xiàn)金流和外部股權(quán)融資，而歐洲大陸國家僅依賴企業(yè)內(nèi)部資金。但是Subash（2014）使用新興市場印度制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)沒有發(fā)現(xiàn)外部權(quán)益融資與研發(fā)強度相關(guān)的證據(jù)。我國現(xiàn)階段融資市場機制不完善，研發(fā)支出的外部融資來源缺乏債權(quán)融資，僅限于股票市場的股權(quán)融資，單一融資來源限制了企業(yè)研發(fā)支出，這種影響在小企業(yè)或民營企業(yè)中更為突出（顧群和宋舒然，2013）。根據(jù)上述分析，提出假設(shè)：

H 3：融資約束較大的企業(yè)研發(fā)支出與債務(wù)融資負相關(guān)，與股權(quán)融資正相關(guān)

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來源 本文選取滬深A(yù)股2007-2014年連續(xù)披露研發(fā)支出的制造業(yè)企業(yè)為樣本。樣本處理過程如下：（1）剔除財務(wù)數(shù)據(jù)資料不全、財務(wù)狀況異常的企業(yè)；（2）剔除被ST和PT處理、暫停上市和退市的企業(yè)；（3）刪除未連續(xù)披露6年研發(fā)支出數(shù)據(jù)的企業(yè)，最終得到385家企業(yè)共計2698個觀察值的非平衡面板數(shù)據(jù)。為克服離群值的影響，對連續(xù)變量的每個年度上下1%分位值進行縮尾處理。本文所使用的企業(yè)研發(fā)支出數(shù)據(jù)主要從上市公司年報中手工收集，其他財務(wù)數(shù)據(jù)來源于國泰安經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義與模型構(gòu)建 以投資-現(xiàn)金流敏感性（ICFS）研究融資因素和投資之間的關(guān)系是常見方式，投資-現(xiàn)金流敏感度越高，融資約束越強。Fazzari、Hubbard和Petersen（1998）認為投資現(xiàn)金流敏感性可以作為融資約束的度量。然而，Kaplan和Zingales（1997）認為ICFS的經(jīng)驗有效性差，設(shè)計了基于財務(wù)指標綜合加權(quán)的KZ指數(shù)。Whited和Wu（2006）研究發(fā)現(xiàn)使用KZ指數(shù)衡量的融資約束較大的企業(yè)在銷售增長率、投資率、債券信用等級等方面反而是最高的，與事實相反。對此，Livdanetal.（2009）認為可能原因是KZ指數(shù)容易混淆融資約束與財務(wù)困境的緣故，因此融資約束的計量還沒有一種較好的方式。Brown et al.（2009）認為歐拉模型可以以更直接的方式來解釋未來的盈利預(yù)期對當期投資和融資變量的滯后項或當期估計系數(shù)的影響，因此本文使用由Bond和Meghir（1994）在資本投資的研究中提出的歐拉方程（Euler equation）進行研發(fā)融資約束的估算，其優(yōu)點是考慮了融資摩擦的存在帶來的影響，適合我國不完善的資本市場，設(shè)定模型（1）。

RDi，t為企業(yè)i在t期的研發(fā)支出，RDi，t-1和RD2i，t-1分別是研發(fā)支出和其平方項的滯后項，RDi，t-1系數(shù)預(yù)期為正，RD2i，t-1系數(shù)預(yù)期為負，在沒有融資摩擦時兩者系數(shù)絕對值都大于1，Si，t-1為銷售收入滯后項，系數(shù)應(yīng)大于零，CFi，t-1為現(xiàn)金流滯后項表示內(nèi)部融資變量，在沒有融資約束的限制，該系數(shù)預(yù)計為負（Bond和M eghi r，1994）。模型還包括時間效應(yīng)（dt）和企業(yè)個體效應(yīng)（αi），時間虛擬變量用于控制稅率和資本成本的變化。模型中所有回歸變量均除以企業(yè)資產(chǎn)期初數(shù)。

為了考察融資約束對研發(fā)的影響，Brown et al（2009）擴充基準歐拉模型加入衡量內(nèi)部融資和外部融資的變量，即加入內(nèi)部現(xiàn)金流（CFi，t）和銷售收入（Si，t）當期項、權(quán)益融資（St kIssi，t）當期項和滯后項作為額外的控制變量，修改后的模型如式（2）所示。

Brown etal（2012）認為需要通過加入現(xiàn)金持有變化（ΔCashhl di,t）和債務(wù)變動（Dbt Issi,t）來控制研發(fā)平滑和債務(wù)融資。如果現(xiàn)金持有量變化系數(shù)顯著為負，則表明企業(yè)的現(xiàn)金持有存在研發(fā)平滑作用，如果不顯著或為0，則企業(yè)不存在利用持有現(xiàn)金來平滑研發(fā)的行為。在模型中加入現(xiàn)金流（CFi,t）當期項和滯后項，股票發(fā)行籌集資金（St kIssi,t）和債務(wù)融資（Dbt Issi,t）、現(xiàn)金持有量的變化（ΔCashH l di,t），最終設(shè)定模型（3）。

本文使用Blundell和Bond（1998）系統(tǒng)廣義矩法估計上述動態(tài)面板模型。系統(tǒng)GM M將差分方程和水平方程結(jié)合在一起，提高了估計效率，同時避免了差分GM M容易受弱工具變量影響產(chǎn)生有限樣本偏誤的后果。為了解決融資變量的潛在的內(nèi)生性問題，所有的自變量都被視為內(nèi)生變量，在估計模型時使用所有的自變量的滯后水平（t-3和t-4）作為差分方程的工具變量和差分的滯后項（t-2）為水平方程的工具變量，并通過Hansen和Sargan檢驗工具變量選擇的有效性。Arellano和Bond（1991）建議采用兩階段估計再執(zhí)行Sargan檢驗較為穩(wěn)妥，Windmeijer（2005）通過模擬分析表明，采用糾偏后的穩(wěn)健性，可以更好地進行統(tǒng)計推斷，因此本文采用兩階段－糾偏－穩(wěn)健型估計結(jié)果。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計 各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示，所有變量均除以期初資產(chǎn)。從表1中可以看出樣本企業(yè)的研發(fā)支出占總資產(chǎn)的2.1%，低于歐州企業(yè)的8.5%，高于同為新興市場國家印度的1.5%和巴西的0.41%（Nai k，2014）。內(nèi)部現(xiàn)金流和股權(quán)融資是樣本企業(yè)主要融資來源，且內(nèi)部現(xiàn)金流為0.109高于股權(quán)融資的0.065，債務(wù)融資的均值僅為0.03，低于內(nèi)部現(xiàn)金流和股權(quán)融資。本文使用企業(yè)規(guī)模、上市年限和所有權(quán)是否國有控股與融資約束相關(guān)的特征對企業(yè)進行分組。當年資產(chǎn)在均值以上的為大企業(yè)，否則為小企業(yè)；上市年限低于均值的為年輕企業(yè)，超過均值的則為成熟企業(yè)；按所有權(quán)性質(zhì)劃分為國有控股企業(yè)和民營企業(yè)。從企業(yè)分組來看，小企業(yè)比大企業(yè)研發(fā)支出不管是中位數(shù)還是均值都更高，成熟企業(yè)比年輕企業(yè)高，民營企業(yè)比國有企業(yè)高。現(xiàn)金流則是大企業(yè)、成熟企業(yè)、民營企業(yè)更高。各組企業(yè)均是內(nèi)部融資金額大于股權(quán)融資額，外部融資方式中股權(quán)融資比債務(wù)融資高，說明隨著我國股票市場的發(fā)展，股權(quán)融資己經(jīng)成為我國上市企業(yè)的重要資金來源。內(nèi)部融資方式上，成熟企業(yè)與年輕企業(yè)相差較大，大企業(yè)和小企業(yè)差距較小；大企業(yè)、成熟企業(yè)和民營企業(yè)容易獲得股權(quán)融資；債務(wù)融資中大企業(yè)最高，說明銀行貸款需要以資產(chǎn)擔保，融資與企業(yè)規(guī)模有很大關(guān)系。

表1 變量描述性統(tǒng)計

（二）回歸分析 （1）全樣本回歸結(jié)果分析。系統(tǒng)GM M估計的動態(tài)面板模型結(jié)果如表2所示。表中AR（1）P值顯著，AR（2）不顯著說明系統(tǒng)GM M估計量模型的干擾項不存在顯著的序列相關(guān)。Sargan和H ansen統(tǒng)計量檢驗結(jié)果均不能拒絕零假設(shè)，說明工具變量的選取是合理的。Roodman（2006）認為使用普通最小二乘（OLS）估計和固定效應(yīng)（FE）估計動態(tài)面板模型分別上偏和下偏于其真實值，被解釋變量滯后一期真實估計值應(yīng)界于兩者之間。GM M估計的研發(fā)滯后項系數(shù)均位于列（5）OLS估計和列（6）固定效應(yīng)估計結(jié)果之間，說明模型設(shè)定是合理的。表2中列（1）為沒有融資變量的基本歐拉模型估計結(jié)果，列（2）、（3）、（4）分別在模型中加入當期現(xiàn)金流（衡量內(nèi)部資金來源）、股權(quán)籌資、現(xiàn)金持有變化三個控制變量。研發(fā)支出滯后項結(jié)果與預(yù)期符號方向一致，系數(shù)顯著為正小于1，平方滯后項系數(shù)為負并大于1但不顯著，現(xiàn)金流滯后項系數(shù)顯著為負與預(yù)期一致。在列（2）中當期現(xiàn)金流加入模型后，現(xiàn)金流系數(shù)和為0.072，顯著為正，隨著外部融資變量以及現(xiàn)金持有變化逐步加入模型，現(xiàn)金流系數(shù)和從列（2）的0.072上升到列（4）的0.093，說明我國制造業(yè)企業(yè)存在流動性約束，內(nèi)部融資影響研發(fā)支出，研究假設(shè)1得到證實。結(jié)果也支持Brown（2012）指出的不控制外部融資和現(xiàn)金流平滑可能導(dǎo)致低估研發(fā)支出現(xiàn)金流敏感性。列（4）結(jié)果表明，現(xiàn)金流系數(shù)和0.093顯著為正，債務(wù)融資和股權(quán)融資兩種外部融資方式系數(shù)和分別為-0.002和-0.004且不顯著，說明內(nèi)部融資是企業(yè)研發(fā)資金主要來源，外部融資因素和研發(fā)支出之間不相關(guān)。現(xiàn)金持有變化（ΔCashHld）系數(shù)和為-0.014，也不顯著，因此沒有觀察到現(xiàn)金持有研發(fā)平滑的證據(jù)，原因可能是中國上市企業(yè)保持流動性水平較低，樣本企業(yè)的平均現(xiàn)金持有占總資產(chǎn)的比例僅為10.9%，遠低于歐洲公司的22.3%（Brown et al.,2012）。（2）樣本分組回歸結(jié)果分析。為了進一步研究融資因素對研發(fā)支出的影響，按樣本企業(yè)的規(guī)模大小和年齡、是否國有控股等特征進行分組回歸。表3為樣本分組回歸結(jié)果，為簡便起見，本文僅報告融資因素系數(shù)和。與同組企業(yè)相比，小企業(yè)、年輕企業(yè)、民營企業(yè)的研發(fā)支出滯后項（RDt-1）（分別為0.526、0.654、0.288）和二次項滯后項（RD2t-1）系數(shù)絕對值（分別為1.167、1.363、2.481）相對更小，現(xiàn)金流（CF）估計系數(shù)和（分別為0.059、0.105、0.094）更大，與預(yù)期一致，現(xiàn)金流指標的系數(shù)越大（符號為正）且顯著，說明這三類企業(yè)研發(fā)投資對現(xiàn)金流的敏感度更高，面臨的研發(fā)融資約束程度更大，研究假設(shè)2得到證實。同時股權(quán)融資（StkIss）系數(shù)較小且不顯著，而債務(wù)融資（Dbt Iss）系數(shù)和均在10%水平顯著為負，研究假設(shè)3中融資約束較大的企業(yè)研發(fā)支出與債務(wù)融資負相關(guān)得到證實，而與權(quán)益融資正相關(guān)沒有得到證實。說明這部分企業(yè)研發(fā)支出的資金來源與歐美企業(yè)不同，不是通過發(fā)行股票來籌集的，而是以債權(quán)方式進行融資。原因可能是中國資本市場對融資約束較高的企業(yè)因為缺乏抵押資產(chǎn)或未來利潤的不確定性，要求較高使得其面臨的資本成本更高。同時顯示國有控股企業(yè)現(xiàn)金持有變化（ΔCashHld）的系數(shù)和為-0.035，在5%水平顯著為負，表現(xiàn)出研發(fā)平滑，與歐洲企業(yè)-0.14（Brown et al.，2012）相比較小。原因可能是國有企業(yè)比民營企業(yè)資金較充足，融資約束較小能通過管理內(nèi)部流動性儲備，有足夠的資金控制現(xiàn)金流來平滑研發(fā)活動。

表2 全樣本回歸結(jié)果

表3 樣本分組回歸結(jié)果

五、結(jié)論

本文以2007-2014年的制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)用修改后的歐拉方程檢驗了融資因素對研發(fā)支出的影響。結(jié)果顯示中國企業(yè)普通存在研發(fā)支出融資約束，對規(guī)模較小的企業(yè)、年輕企業(yè)和民營企業(yè)往往影響更大。本文還發(fā)現(xiàn)這部分企業(yè)與歐美國家相反，股權(quán)方式不是它們采用的主要研發(fā)融資方式，大部分是通過銀行借債方式完成資金的籌集。研究結(jié)果表明我國企業(yè)研發(fā)支出不足，研發(fā)活動存在不同程度的融資約束，因此，未來資本市場還應(yīng)該加強改革，為企業(yè)研發(fā)資金的籌集提供方便。從政府層面來看，應(yīng)該不斷改革資本市場降低進入壁壘，提高市場透明度減少信息不對稱程度，改進股票公開發(fā)行制度，提升融資的公平性，解決企業(yè)研發(fā)資金的來源。在政策上應(yīng)當向規(guī)模較小的企業(yè)和新設(shè)立企業(yè)民營企業(yè)更多的傾斜，加大扶持力度。更重要的是企業(yè)應(yīng)認識研發(fā)和創(chuàng)新的重要性，提高研發(fā)信息的共享和披露，降低研發(fā)風險，敢于創(chuàng)造和實踐新穎的融資形式，開拓多層次的融資渠道。

*本文系江蘇高校哲學社會科學研究項目（項目編號：2015SJD776）；2016年江蘇省高職院校教師專業(yè)帶頭人高端研修項目（項目編號：2016GRFX070）的階段性研究成果。

［1］盧鑫、鄭陽飛、李建明：《融資約束對企業(yè)R&D投資的影響研究——來自中國高新技術(shù)上市公司的經(jīng)驗證據(jù)》，《會計研究》2013年第5期。

［2］彭桃英、周偉：《中國上市公司高額現(xiàn)金持有動因研究——代理理論抑或權(quán)衡理論》，《會計研究》2006年第5期。

［3］顧群、宋舒然：《研發(fā)投資、融資約束及經(jīng)濟后果》，《貴州財經(jīng)大學學報》2013年第1期。

［4］唐清泉、徐欣、曹媛：《股權(quán)激勵、研發(fā)投入與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展——來自中國上市公司的證據(jù)》，《山西財經(jīng)大學學報》2009年第31期。

［5］Brown J R,Fazzari SM,Petersen B C.Financing Innovation and Growt h:Cash Flow,External Equity,and the 1990s R&D Boom.Journalof Fi nance,2009.

［6］Brown JR,M artinsson G,Petersen BC.Do Financing Constraints Matter for R&D?European Economic Review,2012.

［7］Brown J R,Pet ersen BC.Cash Hol dings and R&D Smoothing.Journalof Corporate Finance,2011.

［8］Bond S，Meghir C.Dynamic InvestmentModel sandt he Firm's Financial Policy.Review of Economic Studies,1994.

［9］Naik PK.R&D Intensity and Market Valuation of Firm: A Study of R&D Incurring Manufacturing Firmsin India.Mpra Paper,2014.

（編輯 文 博）