商業(yè)信用、金融發(fā)展與研發(fā)投入

黃千員 申汝敏 宋遠方

【摘要】利用我國創(chuàng)業(yè)板上市公司2012 ～ 2018年的面板數(shù)據， 基于固定效應模型， 探討商業(yè)信用對高新技術企業(yè)研發(fā)投入的影響， 以及金融發(fā)展對二者關系的調節(jié)作用。 研究發(fā)現(xiàn)： 商業(yè)信用對高新技術企業(yè)的研發(fā)投入產生了積極的促進作用， 即商業(yè)信用是高新技術企業(yè)維持高強度研發(fā)投入的重要資金來源; 隨著地區(qū)金融發(fā)展程度的提高， 商業(yè)信用對高新技術企業(yè)研發(fā)投入的促進作用被削弱， 這也說明， 商業(yè)信用對研發(fā)投入的促進作用， 是在金融發(fā)展程度較低的情況下， 替代外部正規(guī)金融渠道發(fā)揮相應的融資功能。

【關鍵詞】金融發(fā)展;商業(yè)信用;研發(fā)投入;高新技術企業(yè)

【中圖分類號】F830? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）16-0056-6

一、引言

企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動具有風險大、失敗率高、不可預測、耗時長等特點， 需要大量的資金來維持相應的投入， 更易面臨融資約束 。 高新技術企業(yè)成長和發(fā)展的過程更依賴于研發(fā)創(chuàng)新活動， 也面臨著更嚴重的信貸配給[1] 。 因此， 對于對研發(fā)創(chuàng)新活動具有較高需求的高新技術企業(yè)來講， 如何獲得資金以保證研發(fā)活動的持續(xù)性投入成為亟待探討的問題。 非正規(guī)性融資被認為是銀行信貸等正規(guī)性融資的補充， 甚至替代其發(fā)揮著重要作用， 能夠緩解企業(yè)的融資約束[2] 。

作為一種短期性融資來源， 商業(yè)信用往往被用于緩解企業(yè)運營活動中的融資約束， 作為短期性經營活動的資金來源， 如用于采購原材料、周轉庫存等。 而隨著研發(fā)創(chuàng)新成為企業(yè)獲得競爭優(yōu)勢和實現(xiàn)成長的重要途徑， 短期性的商業(yè)信用是否被用于長期性的企業(yè)研發(fā)資金投入， 以緩解研發(fā)創(chuàng)新中的資金約束成為一個重要話題[3] 。 因此， 作為非正規(guī)融資方式的商業(yè)信用是否有利于企業(yè)的研發(fā)投入活動， 目前已有研究針對這一問題進行了積極探索。

綜合商業(yè)信用與企業(yè)研發(fā)投入關系的相關研究， 發(fā)現(xiàn)還存在以下不足之處：

第一， 已有研究對商業(yè)信用與研發(fā)投入的關系并沒有得出一致性的結論。 姚星等[4] 認為商業(yè)信用具有收入效應， 能促進企業(yè)研發(fā)投入。 而吳祖光和安佩[5] 則發(fā)現(xiàn)， 商業(yè)信用會加大企業(yè)的償債壓力從而抑制企業(yè)的研發(fā)支出。

第二， 已有研究雖然關注了商業(yè)信用作為非正規(guī)金融， 成為企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的資金來源 ， 但是在商業(yè)信用 “何時影響”的相關探討中對金融發(fā)展環(huán)境的關注較為欠缺。 商業(yè)信用作為非正規(guī)金融， 企業(yè)提供以及使用商業(yè)信用與外部金融發(fā)展環(huán)境息息相關[6] 。 因此， 商業(yè)信用被用于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動的效用是否會受到外部金融發(fā)展環(huán)境的影響， 這是需要進一步探討的。

第三， 已有研究對高新技術企業(yè)是否將商業(yè)信用作為研發(fā)投入資金來源的關注不足。 高新技術企業(yè)一般對研發(fā)創(chuàng)新具有較強的依賴性， 且其研發(fā)活動面臨著更嚴重的信貸配給， 研發(fā)活動受到融資約束的嚴重限制。 總體來看， 商業(yè)信用是否作為我國高新技術企業(yè)研發(fā)投入的資金來源， 相關研究較為有限。

針對已有研究的不足之處， 本文擬利用2012 ～ 2018年我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的經驗數(shù)據， 對商業(yè)信用與高新技術企業(yè)研發(fā)投入之間的關系進行實證檢驗， 并進一步考察企業(yè)所在地區(qū)金融發(fā)展程度對二者關系的影響。 本研究可能的貢獻在于： ①實證檢驗了商業(yè)信用對高新技術企業(yè)研發(fā)投入的影響， 為商業(yè)信用作為短期性的資金來源用于企業(yè)長期性經營活動提供了經驗證據， 豐富了相關研究; ②對商業(yè)信用發(fā)揮融資功能會受到金融發(fā)展環(huán)境影響的理論假說進行了實證檢驗。 對這一問題的探討， 一方面有利于回答受到融資約束的高新技術企業(yè)如何保證持續(xù)性的研發(fā)投入， 另一方面有利于進一步厘清商業(yè)信用影響企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入的邊界條件。 從實踐啟示來看， 對于研發(fā)活動受到嚴重信貸配給和融資約束的高新技術企業(yè)來講， 可將短期性的營運資金用于長期性投入， 以提高創(chuàng)新能力。

二、理論基礎與研究假設

（一）理論基礎

從理論上來看， 商業(yè)信用對企業(yè)研發(fā)投入的作用主要表現(xiàn)為商業(yè)信用的融資替代功能：

一方面， 商業(yè)信用能夠緩解企業(yè)研發(fā)投入過程中的信貸約束， 作為研發(fā)投入的資金來源。 在現(xiàn)有的銀行信貸風險控制框架下， 創(chuàng)新產出及其知識產權質押融資風險難以評估， 銀行難以通過知識產權質押為企業(yè)創(chuàng)新提供信貸支持， 在我國以銀行為主導的金融結構下， 技術創(chuàng)新難以得到有效的金融支持[7] 。 企業(yè)通過延期支付獲得商業(yè)信用時， 在支付期限內獲得流動性資金， 成為企業(yè)研發(fā)投入的資金來源， 因此， 當企業(yè)具有較高的研發(fā)創(chuàng)新需求時， 商業(yè)信用將會被配置到企業(yè)的研發(fā)項目中。 鞠曉生等[8] 利用非上市工業(yè)企業(yè)1998 ～ 2008年的數(shù)據研究發(fā)現(xiàn)， 企業(yè)營運資本管理對我國企業(yè)創(chuàng)新投資支出起到了平滑作用。

另一方面， 商業(yè)信用具有融資信息優(yōu)勢特征。 商業(yè)信用產生于交易過程中， 相對于銀行等外部機構， 供應商能夠掌握更多的信息， 更易于監(jiān)督合同執(zhí)行， 從而為其客戶提供商業(yè)信用支持[9] 。 由于創(chuàng)新活動具有的高度不確定性和更嚴重的信息不對稱性特征使得其更容易受到融資約束， 從而制約著企業(yè)的創(chuàng)新投資活動。 供應商基于交易活動提供的信用支持， 更易獲得客戶的創(chuàng)新能力和創(chuàng)新水平信息， 而且這種創(chuàng)新具有較強的溢出效應， 從而惠及提供商業(yè)信用的上游供應商， 因此， 商業(yè)信用可被企業(yè)用于創(chuàng)新活動。 方紅星和楚有為[10] 研究發(fā)現(xiàn)， 實施創(chuàng)新戰(zhàn)略的企業(yè)， 通常能夠獲得的銀行信貸較少， 而商業(yè)信用的替代性功能更強。

（二）商業(yè)信用與高新技術企業(yè)研發(fā)投入

商業(yè)信用是指在商品交易中由于延期付款或預收貨款所形成的企業(yè)間的借貸關系， 具體形式包括應付賬款、應付票據、預收賬款等。 在我國金融體系轉型的過程中， 商業(yè)信用作為非正規(guī)金融彌補了正規(guī)金融的效率損失， 促進了經濟發(fā)展。 商業(yè)信用作為企業(yè)重要的外部負債來源， 被企業(yè)用于短期經營活動， 作為重要的融資來源。 高新技術企業(yè)以研發(fā)創(chuàng)新活動起家， 其成長和發(fā)展過程高度依賴于創(chuàng)新投入， 在受到研發(fā)活動融資約束時， 可積極發(fā)揮商業(yè)信用的融資替代功能。

高新技術企業(yè)可以將商業(yè)信用作為研發(fā)投入來源， 從而緩解創(chuàng)新過程中的融資約束。

第一， 基于上下游交易伙伴提供的商業(yè)信用， 主要依賴于在交易過程中形成的交易關系， 以及交易活動中對交易信息的把控， 能夠降低商業(yè)信用提供中的交易成本[9] 。 供應商與高新技術企業(yè)之間的交易活動有利于降低高新技術企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新與融資之間的信息不對稱性， 商業(yè)信用相關的合同監(jiān)督和執(zhí)行的交易成本較低， 從而有利于為其研發(fā)投入提供商業(yè)信用融資。

第二， 商業(yè)信用往往被上游企業(yè)作為增強市場競爭能力的工具， 以此鎖定客戶。 高新技術企業(yè)獲得相應的認證本身傳遞了一種具有發(fā)展?jié)摿Φ男盘枺?能夠獲得上游企業(yè)的信任并被作為重要的客戶進行管理， 因此更易獲得對供應商的延遲支付而取得商業(yè)信用融資。 已有研究發(fā)現(xiàn)， 當企業(yè)獲得更多商業(yè)信用時， 將加大投資力度[11] 。

第三， 現(xiàn)在企業(yè)的成功更多地依賴于企業(yè)之間的合作， 高新技術企業(yè)加大研發(fā)投入不僅會使其供應商獲得創(chuàng)新溢出的利好， 而且會加大對合作供應商的關系性投入， 因此， 當高新技術企業(yè)面臨研發(fā)資金約束時， 供應商通過商業(yè)信用提供支持的意愿更強。 對高新技術企業(yè)來講， 商業(yè)信用融資具有便利性及較低的調整成本， 企業(yè)可將在商業(yè)信用支付期限內獲得的免息融資， 作為研發(fā)投入的資金來源。 基于以上分析， 提出如下假設：

H1： 高新技術企業(yè)獲得商業(yè)信用對其研發(fā)投入具有正向促進作用。

（三）金融發(fā)展對商業(yè)信用與高新技術企業(yè)研發(fā)投入關系的調節(jié)作用

商業(yè)信用作為非正規(guī)金融的重要形式， 能夠彌補正規(guī)金融的缺位和效率損失， 已有研究認為這一過程將受到金融發(fā)展的影響[6] 。 特別是在我國金融體系轉型過程中， 商業(yè)信用被作為受到信貸歧視企業(yè)的融資來源在一定程度上是金融發(fā)展程度較低的表現(xiàn)。 我國各地區(qū)市場化發(fā)展進程有所差異， 地區(qū)間金融發(fā)展水平參差不齊。 因此， 高新技術企業(yè)利用商業(yè)信用進行研發(fā)投入， 會受到企業(yè)所在地金融發(fā)展程度的影響。

在金融發(fā)展程度較高的地區(qū)， 企業(yè)擁有更多的融資渠道來籌集研發(fā)創(chuàng)新所需要的資金， 因此， 對商業(yè)信用等非正規(guī)金融的依賴程度較低。 例如， 美國較為完善的金融體系能夠對企業(yè)創(chuàng)新和不同階段的成長過程發(fā)揮支持作用。 美國的各類基金及風險資本對于企業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)發(fā)揮了極其重要的促進作用， 獲得風險資本支持的企業(yè)， 研發(fā)創(chuàng)新產出的專利數(shù)量更多、專利質量更高。 王彥超[12] 認為， 在我國獨特的金融制度環(huán)境中， 商業(yè)信用具有二次配置金融資源的功能， 即容易獲得銀行信貸資源的企業(yè)通過商業(yè)信用渠道將金融資源再次提供給受到信貸配給的企業(yè)， 且在金融發(fā)展水平較低的地區(qū)， 商業(yè)信用的二次配置功能表現(xiàn)得更強。 因此， 在金融發(fā)展程度較低的地區(qū)， 企業(yè)更有可能將通過商業(yè)信用獲得的資金用于研發(fā)投入， 而在金融發(fā)展程度較高的地區(qū)， 商業(yè)信用對高新技術企業(yè)研發(fā)投入的正向促進作用會減弱。 基于以上分析， 提出如下假設：

H2： 地區(qū)金融發(fā)展程度對商業(yè)信用與高新技術企業(yè)研發(fā)投入的關系產生負向調節(jié)作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據來源

高新技術企業(yè)是指在《國家重點支持的高新技術領域》內， 持續(xù)進行研究開發(fā)與技術成果轉化的企業(yè)， 是典型的知識密集型和技術密集型企業(yè)。 相比主板市場， 創(chuàng)業(yè)板上市公司大多從事高科技業(yè)務， 往往成立時間較短、規(guī)模較小， 業(yè)績也不突出， 但有較大的成長空間。 《人民日報》報道顯示， 創(chuàng)業(yè)板中高新技術企業(yè)占比達91%。 因此， 基于數(shù)據可得性， 本文主要選擇創(chuàng)業(yè)板企業(yè)為樣本。 北京師范大學勞動力市場中心組織撰寫的《2015中國勞動力市場報告》指出， 2012年我國開啟第四次創(chuàng)業(yè)的浪潮， 企業(yè)掀起新一波技術創(chuàng)新熱潮， 據此本文將樣本年度設定為2012 ～ 2018年。 在樣本收集過程中， 剔除被ST的企業(yè)， 最后獲得710個樣本， 共計3526個樣本—年度觀測值。 數(shù)據主要來源于國泰安（CSMAR）上市公司數(shù)據庫以及中國研究數(shù)據服務平臺（CNRDS）。

（二）變量定義

1. 因變量。 本文的因變量為企業(yè)研發(fā)投入（RDI）， 研發(fā)投入的絕對數(shù)并不能反映企業(yè)研發(fā)投入的強度， 大多數(shù)研究用研究與開發(fā)投入與營業(yè)收入的比值來衡量企業(yè)研發(fā)投入強度， 反映企業(yè)將營業(yè)收入中多少比例的資金用于研發(fā)創(chuàng)新活動， 這樣做考慮了企業(yè)的經營狀況， 較為合理。 該比值成為較普遍使用的企業(yè)研發(fā)投入衡量指標。 借鑒黃千員和宋遠方[13] 的研究， 本文采用研究與開發(fā)投入與營業(yè)收入的比值作為研發(fā)投入的代理變量， 該指標數(shù)值越大， 說明企業(yè)研發(fā)投入強度越大。

2. 自變量。 本文的自變量為商業(yè)信用（TC1和TC2）。 商業(yè)信用是上下游企業(yè)之間在交易過程中由于延期支付或者預收形成的企業(yè)間的借貸關系。 本文主要用供應商應付賬款來衡量企業(yè)獲得的商業(yè)信用。 在具體指標的測算上， 采用兩個指標作為代理變量： 一是應付賬款/營業(yè)收入， 二是應付賬款周轉周期取自然對數(shù)。 應付賬款從期限上來看， 本身是一種短期性的融資， 應付賬款周轉周期越長， 說明企業(yè)獲得供應商提供的商業(yè)信用越多。

3. 調節(jié)變量。 本研究的調節(jié)變量為金融發(fā)展程度（FDD）。 一般來講， 地區(qū)金融發(fā)展水平衡量了地區(qū)資本配置效率， 以及借貸和融資限制的程度， 代表了地區(qū)資本可得性的程度 。 因此， 大多數(shù)研究用金融資產占國民生產總值（GDP）的比率度量金融發(fā)展水平。 本研究采用企業(yè)所在省份年度金融機構貸款余額/省份GDP作為金融發(fā)展程度的代理變量， 該指標數(shù)值越大， 說明地區(qū)金融發(fā)展水平和發(fā)展程度越高， 資本可得性越高。

4. 控制變量。 本研究的控制變量有企業(yè)規(guī)模（SIZE）、資產負債率（DEBTR）、資產收益率（ROA）、信貸能力（BANK）、政府補助（PUBS）， 并對年份進行控制。 各變量的定義及計算方式見表1。

（三）模型設定

為驗證H1， 構建面板數(shù)據計量模型進行實證分析， 具體如下：

RDIi，t=β0+β1TCi，t+β2SIZEi，t+β3DEBTRi，t+

β4ROAi，t+β5BANKi，t+β6PUBSi，t+Year+μi+

εi，t? ? （1）

其中： TC為商業(yè)信用， 分別將TC1和TC2代入模型; β0為常數(shù)項; β1 ～ β6為回歸系數(shù); μi為個體效應; εi，t為回歸殘差。 如果β1顯著為正， 則H1得到支持， 即高新技術企業(yè)獲得的商業(yè)信用對于研發(fā)投入具有顯著的促進作用。

為了檢驗金融發(fā)展程度的調節(jié)效應， 即驗證H2， 構建以下計量模型：

RDIi，t=α0+α1TCi，t+α2FDDi，t+α3TCi，t×

FDDi，t+α4SIZEi，t+α5DEBTRi，t+α6ROAi，t+

α7BANKi，t+α8PUBSi，t+Year+νi+ηi，t? ? ?（2）

其中： TC為商業(yè)信用， 分別將TC1和TC2代入模型; α0為常數(shù)項; α1 ～ α8為回歸系數(shù); νi為個體效應; ηi，t為回歸殘差。 如果α1顯著為正， α3顯著為負， 則H2得到支持， 即金融發(fā)展程度對商業(yè)信用與高新技術企業(yè)研發(fā)投入之間的正向關系產生了負向調節(jié)作用。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

各變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。 樣本企業(yè)中， 研發(fā)投入（RDI）的均值為7.139%， 最小值為0.42%， 最大值為33.91%， 這也說明創(chuàng)業(yè)板企業(yè)主要為高新技術企業(yè)， 研發(fā)投入強度較大， 符合高新技術企業(yè)技術密集型的顯著特征， 標準差為5.792， 說明各企業(yè)之間的研發(fā)投入變異程度較大。 金融發(fā)展程度（FDD）均值為1.528， 說明各省份金融機構貸款余額是國民生產總值的1.528倍， 最小值為0.737， 最大值為2.544， 說明不同地區(qū)之間金融發(fā)展程度差異較大。

（二）相關性分析

對于變量間的相關系數(shù)，本研究主要采用Pearson相關系數(shù)檢驗， 各變量間相關系數(shù)如表3所示。 由表3可知， 商業(yè)信用（TC1）與研發(fā)投入（RDI）之間的相關系數(shù)為0.045， 在0.01的水平上顯著，初步說明二者之間具有正相關關系。 除DEBTR與BANK外， 其他變量間的系數(shù)均小于0.5， 說明變量間的多重共線性較小。

（三）實證分析

本文的實證分析利用Stata 14進行。 在對模型進行驗證之前， 為了提高估計的穩(wěn)健性和一致性， 對數(shù)據進行了預處理。 為了消除極端值對回歸結果的影響， 對所有的連續(xù)變量在1%和99%分位數(shù)上進行Winsorize處理。 針對非觀測效應是否與特定誤差無關， 避免統(tǒng)計推斷中由于非觀測效應對商業(yè)信用和研發(fā)投入同時產生影響而導致的內生性問題， 本文對經驗模型進行Hausman檢驗， 以確定是采用固定效應回歸還是隨機效應回歸。 各模型均通過了Hausman檢驗， 即采用固定效應模型進行回歸檢驗。 為了避免異方差對估計結果的影響， 采用穩(wěn)健標準誤對各模型進行估計。 另外， 本文采用的是面板數(shù)據， 能夠在一定程度上避免內生性問題， 估計結果具有穩(wěn)健性。 本文的實證分析結果如表4所示。

表4中， 第（1）列為所有控制變量對研發(fā)投入（RDI）進行回歸。 第（2）列中， TC1對RDI的回歸系數(shù)為1.014， 在0.01的水平上顯著; 第（3）列中， TC2對研發(fā)投入RDI的回歸系數(shù)為0.925， 且在0.01的水平上顯著。 這說明高新技術企業(yè)獲得上游供應商提供的商業(yè)信用對研發(fā)投入產生了正向的促進作用， H1得到驗證。 對于我國高新技術企業(yè)來講， 為了提高研發(fā)創(chuàng)新的能力、提高研發(fā)投入， 商業(yè)信用提供了較好的融資支持。

表4第（4）、（5）列為加入商業(yè)信用與金融發(fā)展程度的交互項對研發(fā)投入進行回歸， 第（4）列中， TC1對RDI的回歸系數(shù)為10.258， 在0.01的水平上顯著， TC1與金融發(fā)展程度（FDD）交互項的回歸系數(shù)為-4.016， 在0.01的水平上顯著， 說明金融發(fā)展程度對TC1與RDI之間的關系產生了負向的調節(jié)作用。 在第（5）列中， TC2對RDI的回歸系數(shù)為1.488， 在0.01的水平上顯著， TC2與FDD的交互項對研發(fā)投入的回歸系數(shù)為-0.375， 在0.05的水平上顯著。 回歸結果表明， 隨著金融發(fā)展程度的提高， 商業(yè)信用對研發(fā)投入的正向促進作用被削弱， 即金融發(fā)展程度對商業(yè)信用和研發(fā)投入之間的關系產生了負向的調節(jié)作用， H2得到驗證。 在金融發(fā)展程度較高省份的高新技術企業(yè)， 通過商業(yè)信用獲得研發(fā)投入資金的行為會被削弱。 該結論也再次說明， 在我國金融改革轉型的過程中， 當正規(guī)金融渠道難以滿足企業(yè)經營活動時， 作為非正規(guī)金融的商業(yè)信用彌補了正規(guī)金融的效率損失， 充當企業(yè)研發(fā)投入的融資來源。

（四）穩(wěn)健性檢驗

本研究通過對所有解釋變量滯后一期進行穩(wěn)健性檢驗， 檢驗結果如表5所示， L_TC2為商業(yè)信用（TC2）的滯后一期， 其他變量類同。 由表5第（2）列可知， 商業(yè)信用滯后一期對研發(fā)投入的回歸系數(shù)為0.481， 在0.01的水平上顯著， 即商業(yè)信用對研發(fā)投入產生了正向的促進作用。 由表5第（4）列可知， 金融發(fā)展程度與商業(yè)信用滯后一期交互項對研發(fā)投入的回歸系數(shù)為-0.132， 在0.01的水平上顯著， 即金融發(fā)展程度對商業(yè)信用與研發(fā)投入二者的關系產生了負向調節(jié)作用。 穩(wěn)健性檢驗結果表明， 雖然解釋變量滯后一期的解釋效應有所下降， 但各模型依然成立， 說明研究模型是穩(wěn)健的。

五、結論與啟示

本文利用我國創(chuàng)業(yè)板上市公司2012 ～ 2018年的經驗數(shù)據， 對商業(yè)信用、金融發(fā)展與高新技術企業(yè)研發(fā)投入之間的關系進行了驗證， 得到以下主要研究結論： 對于高新技術企業(yè)， 商業(yè)信用對其研發(fā)投入產生了顯著的促進作用， 即商業(yè)信用成為高新技術企業(yè)研發(fā)投入資金的重要來源; 商業(yè)信用對研發(fā)投入的正向促進作用在金融發(fā)展程度較低的地區(qū)更加顯著， 換言之， 隨著金融發(fā)展程度的提高， 商業(yè)信用對研發(fā)投入的促進作用被削弱， 說明將商業(yè)信用作為企業(yè)研發(fā)投入的資金來源， 是在正規(guī)金融難以滿足研發(fā)投入時的融資行為。

本研究的啟示在于： 第一， 隨著市場競爭逐漸進入以供應鏈和生態(tài)鏈為競爭單元的時代， 技術創(chuàng)新成為提高核心競爭能力的關鍵。 一方面， 作為高新技術企業(yè)， 在正規(guī)融資渠道難以獲得滿足研發(fā)投入需要的資金時， 應該積極利用上游交易伙伴提供的商業(yè)信用加大研發(fā)投入， 保證研發(fā)投入的持續(xù)性; 另一方面， 作為同一競爭單元中的企業(yè)， 供應商可對高新技術企業(yè)客戶采用更激進的商業(yè)信用政策， 支持其創(chuàng)新， 從而提高供應鏈或生態(tài)鏈整體的創(chuàng)新能力。 第二， 商業(yè)信用對企業(yè)研發(fā)投入促進作用的發(fā)揮更多是在金融發(fā)展程度較低， 企業(yè)又亟須進行研發(fā)創(chuàng)新、加大研發(fā)投入的情況下。 從宏觀政策層面來講， 應該繼續(xù)深化金融體系的市場化改革， 優(yōu)化金融業(yè)內部結構， 為企業(yè)提供更加便捷的融資渠道， 提高其研發(fā)投入過程中的資金可得性。

【 主 要 參 考 文 獻 】

[1] Guiso L.. High-tech firms and credit rationing[ J].CEPR Discussion Papers，1997（1）：39 ～ 59.

[2] Ma L.，Ma S.. Trade credit use and bank loan access： An agency theory perspective[ J].Accounting and Finance，2020（2）：1835 ～ 1865.

[3] Altaf N.， Shah F. A.. Investment and financial constraints in Indian firms： Does working capital smoothen fixed investment？[ J].Decision，2018（1）：43 ～ 58.

[4] 姚星，楊孟愷，李雨濃.商業(yè)信用能促進中國制造企業(yè)創(chuàng)新嗎？[ J].經濟科學，2019（3）：80 ～ 92.

[5] 吳祖光，安佩.商業(yè)信用融資對企業(yè)研發(fā)投入強度的影響——來自創(chuàng)業(yè)板上市公司的經驗證據[ J].科技進步與對策，2019（6）：94 ～ 100.

[6] Deloof M.，Rocca M. L.. Local financial development and the trade credit policy of Italian SMEs[ J].Small Business Economics，2015（4）：905 ～ 924.

[7] 張一林，龔強，榮昭.技術創(chuàng)新、股權融資與金融結構轉型[ J].管理世界，2016（11）：65 ～ 80.

[8] 鞠曉生，盧荻，虞義華.融資約束、營運資本管理與企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)性[ J].經濟研究，2013（1）：4 ～ 16.

[9] Petersen M. A.， Rajan R. G.. Trade credit： Theories and evidence[ J].The Review of Financial Studies，1997（3）：661 ～ 691.

[10] 方紅星，楚有為.公司戰(zhàn)略與商業(yè)信用融資[ J].南開管理評論，2019（5）：142 ～ 154.

[11] Huang L.，Ying Q.，Yang S.， et al.. Trade credit financing and sustainable growth of firms： Empirical evidence from China[J]. Sustainability，2019（4）：1 ～ 20.

[12] 王彥超.金融抑制與商業(yè)信用二次配置功能[ J].經濟研究，2014（6）：86 ～ 99.

[13] 黃千員，宋遠方.供應鏈集中度對企業(yè)研發(fā)投入強度影響的實證研究——產權性質的調節(jié)作用[ J].研究與發(fā)展管理，2019（3）：13 ～ 26.