• <tr id="yyy80"></tr>
  • <sup id="yyy80"></sup>
  • <tfoot id="yyy80"><noscript id="yyy80"></noscript></tfoot>
  • 99热精品在线国产_美女午夜性视频免费_国产精品国产高清国产av_av欧美777_自拍偷自拍亚洲精品老妇_亚洲熟女精品中文字幕_www日本黄色视频网_国产精品野战在线观看 ?

    制度迎合視域下融資約束與企業(yè)創(chuàng)新決策

    2022-03-25 07:08:40馬晶梅趙雨薇肖艷紅賈紅宇
    中國科技論壇 2022年3期
    關鍵詞:內源外源約束

    馬晶梅,趙雨薇,肖艷紅,賈紅宇

    (哈爾濱理工大學經濟與管理學院,黑龍江 哈爾濱 150080)

    0 引言

    制造業(yè)升級是中國經濟實現(xiàn)高質量發(fā)展的重要環(huán)節(jié),創(chuàng)新是制造企業(yè)提高生產技術水平,實現(xiàn)工藝升級、產品升級乃至價值鏈升級的根本動力和關鍵。由于創(chuàng)新資金投入巨大,創(chuàng)新成果及其價值難以預估,創(chuàng)新過程具有相當程度的不確定性,這些均需要企業(yè)擁有穩(wěn)定、充足的資金來源作為保障。與此同時,國內資本市場不夠完善,融資渠道相對單一,商業(yè)銀行貸款是企業(yè)最為主要的融資來源,大部分企業(yè)尤其是私營企業(yè)和中小型企業(yè)自有資金和外部融資渠道均十分有限,普遍面臨融資困難。因此,優(yōu)化企業(yè)融資來源結構、緩解其面臨的融資約束,對于降低融資成本及風險、提高企業(yè)創(chuàng)新積極性、推動中國向創(chuàng)新驅動型經濟轉型具有十分重要的現(xiàn)實意義。

    經驗研究表明,融資約束會顯著抑制企業(yè)創(chuàng)新,同時,不同渠道融資對于企業(yè)創(chuàng)新決策、創(chuàng)新模式和創(chuàng)新績效的影響有所差異[1-2]。較強的融資約束迫使企業(yè)在進行創(chuàng)新決策時更為謹慎,因而能夠降低企業(yè)創(chuàng)新風險,提高創(chuàng)新效率[3]。根據(jù)融資優(yōu)序理論,企業(yè)傾向于優(yōu)先使用融資成本較低的內部資金,增加內源融資能夠促進企業(yè)參與創(chuàng)新[4-5]。降低內源融資約束可以有效激勵企業(yè)參與自主創(chuàng)新,但是,這種激勵效應在中央及政府控股公司中沒有體現(xiàn)[6]。 企業(yè)創(chuàng)新投資不取決于內源融資約束,而是主要受外源融資約束的影響[7]。通過減輕中小規(guī)模企業(yè)、民營企業(yè)以及高技術企業(yè)的外源融資約束,更能激勵企業(yè)參與創(chuàng)新[8]。

    為了鼓勵創(chuàng)新,解決創(chuàng)新企業(yè)面臨的融資問題,各國紛紛采取減稅優(yōu)惠或補貼的扶持政策。關于財稅支持政策對創(chuàng)新影響的研究成果較多,但是沒有形成一致結論。部分學者[9-11]認為減稅優(yōu)惠等財稅支持政策對企業(yè)創(chuàng)新產生正向擠入效應,是政府促進企業(yè)創(chuàng)新的重要手段,并且對于技術密集型企業(yè)、國有企業(yè)和中小型企業(yè)創(chuàng)新投入的擠入效應更為明顯。還有學者[12]以美國和法國企業(yè)為研究對象,得出財稅支持政策對企業(yè)創(chuàng)新產生擠出效應的結論。鄭春美等[13]以創(chuàng)業(yè)板331家高新技術企業(yè)為樣本,同樣發(fā)現(xiàn)稅收優(yōu)惠會抑制企業(yè)的創(chuàng)新投入。政府研發(fā)補貼會抑制高新技術企業(yè)的創(chuàng)新投入,并且對于非國有高新技術企業(yè)的負向影響更強[14]。

    2008年,科技部、財政部、國家稅務總局聯(lián)合印發(fā) 《高新技術企業(yè)認定管理辦法》,規(guī)定了高新技術企業(yè)的認定程序和條件,其中包括研發(fā)強度門檻的設定。然而, “門檻”會誘使企業(yè)采取迎合手段以滿足政策要求,導致政策性道德風險[15]。研發(fā)強度在門檻值附近不連續(xù),其原因是由于部分企業(yè)采取研發(fā)操縱方式以獲取政策優(yōu)惠,并且這一現(xiàn)象更容易發(fā)生在民營企業(yè)、盈利企業(yè)以及稅收監(jiān)管力度弱的區(qū)域[16]。由于采取研發(fā)操縱方式迎合制度的 “偽高新技術企業(yè)”創(chuàng)新績效較差,影響了政策的創(chuàng)新激勵效應[17]。研發(fā)操縱對高新技術企業(yè)認定與企業(yè)技術創(chuàng)新效率之間起到負向調節(jié)作用[18]。研發(fā)操縱僅增加了企業(yè)實用新型專利的數(shù)量,沒有產生實質性的創(chuàng)新成果,還對企業(yè)市場績效的提高起到抑制作用[19]。

    融資約束與企業(yè)創(chuàng)新的研究成果主要集中在對創(chuàng)新績效的影響,關于創(chuàng)新決策的研究相對較少。本文基于創(chuàng)新決策視角,分析融資約束對創(chuàng)新決策的影響,并進一步考察是否有企業(yè)出于制度迎合動機,采取操縱研發(fā)支出的行為開展創(chuàng)新活動,以及該行為對企業(yè)融資約束與創(chuàng)新決策之間的影響。

    1 理論分析與研究假設

    借鑒Gorodnichenko等[20]的模型,假設企業(yè)在壟斷競爭條件下生產了產品ω,Ω為產品集合,Q為產品需求,σ為替代彈性,σ>1,消費者需求偏好符合CES效用函數(shù):

    (1)

    令Y為消費者產品總支出,p、P分別為產品價格和價格指數(shù),基于效用最大化對式 (1)求解,得到需求函數(shù)Q=YPσ-1p-1。對其求導,并假設企業(yè)邊際成本c不變,利潤函數(shù)可表示為π0=pQ-cQ。根據(jù)利潤最大化條件,得到產品最優(yōu)價格p=cσ/ (σ-1),最優(yōu)利潤函數(shù)可表示為:

    (2)

    創(chuàng)新往往需要企業(yè)在相當長時期內進行較大規(guī)模的資金投入,主要是由于:第一,創(chuàng)新結果具有較高程度的不確定性和風險,雄厚的資金可以防止企業(yè)由于創(chuàng)新失敗而陷入經營困境;第二,創(chuàng)新是一個動態(tài)過程,充足且持續(xù)投入的資金能夠保證企業(yè)不斷開發(fā)新工藝和新產品,以保持和獲取其市場優(yōu)勢。從創(chuàng)新所需資金來源看,主要分為外源融資和內源融資兩種渠道。由于外部市場不完全,企業(yè)通過外源融資開展創(chuàng)新活動的生產邊際成本高于內源融資的邊際成本。假設外源融資條件下c增至φc,有φ>1;產品價格增至φp,企業(yè)利潤可表示為πφ=φ1-σπ0。由于創(chuàng)新后企業(yè)生產效率提升,假設邊際成本由c降為μc,有μ<1;產品價格下降為μp,利潤為πφI= (μφ)1-σπ0。企業(yè)采用外源融資條件下創(chuàng)新前后的利潤差為:

    (3)

    由于Δπ>0,式 (3)表明,通過外源融資渠道獲取資金并開展創(chuàng)新活動后,企業(yè)利潤得以提升。對φ求導,得到:

    dΔπ/dφ=(1-σ)φ-σ(μ1-σ-1)π0

    (4)

    可以看出,dΔπ/dφ<0,外源融資成本越高,增加的利潤越少,企業(yè)創(chuàng)新激勵越弱。由于外源融資成本往往與其融資約束程度密切相關,受到的融資約束越強,企業(yè)融資成本越高。據(jù)此提出假設1:企業(yè)創(chuàng)新決策與外源融資約束負相關。

    一般而言,企業(yè)在創(chuàng)新初期資金投入規(guī)模相對較小,內源資金可以滿足投資需求。假設利用內源融資進行創(chuàng)新的概率為q,內部流動性沖擊概率為δL,企業(yè)創(chuàng)新前利潤期望值為:

    E(π)= (q-δL)π0+ (1-q+δL)πφ

    (5)

    隨著創(chuàng)新資金投入規(guī)模不斷擴大,單純依靠內源融資難以支撐,需要引入外源融資彌補資金缺口。假設通過外源融資渠道籌集創(chuàng)新資金使企業(yè)利用內源融資進行創(chuàng)新的概率下降δI,內源融資和外源融資條件下企業(yè)創(chuàng)新概率分別為q-δL-δI、1-q+δL+δI,創(chuàng)新后的利潤期望為:

    (6)

    由式 (5) (6)得到企業(yè)創(chuàng)新前后預期利潤差ΔπI,假設企業(yè)內源融資約束主要以內部流動性沖擊形式存在,并對創(chuàng)新后企業(yè)增長的預期利潤產生影響,可以得到:

    (7)

    dΔπI/dδL<0,表明內源融資約束越強,創(chuàng)新后增加的預期利潤越少。據(jù)此提出假設2:企業(yè)創(chuàng)新決策與內源融資約束負相關。

    2 研究設計

    本文構建區(qū)分外源融資和內源融資的融資約束對創(chuàng)新決策影響的基準模型:

    IDit=Cit+α1lnOCit+α2lnICit+χControlsit+μit+εit

    (8)

    式中,ID為企業(yè)創(chuàng)新決策,OC、IC分別為外源融資約束和內源融資約束。控制變量包括全要素生產率、利潤率、物質資本投入和人力資本水平。

    在式 (8)的基礎上,引入制度迎合因素,構建制度迎合影響下融資約束與企業(yè)創(chuàng)新決策的擴展模型:

    ID_Ait=Cit+α1lnOCit+α2lnICit+χControlsit+

    μit+εit

    (9)

    式中,ID_A為制度迎合影響下的企業(yè)創(chuàng)新決策。

    本文選用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫 (2005—2007年)和上市公司數(shù)據(jù)庫 (2008—2019年)的企業(yè)樣本,由于:① 《認定辦法》于2008年頒布,以其作為時間分界點有利于考察其對企業(yè)創(chuàng)新決策的影響;②工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫僅提供2005—2007年的研發(fā)費用數(shù)據(jù),而上市公司數(shù)據(jù)庫僅提供2007年以后的研發(fā)支出數(shù)據(jù),兩個數(shù)據(jù)庫均無法提供同時涵蓋 《認定辦法》頒布前和頒布后的企業(yè)研發(fā)數(shù)據(jù)。此外,剔除兩個企業(yè)數(shù)據(jù)庫關鍵指標缺失及存在異常值的樣本企業(yè),工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫共得到594746個樣本,上市公司數(shù)據(jù)庫共得到12628個樣本。變量的描述見表1。

    表1 變量描述

    (1)因變量。企業(yè)創(chuàng)新決策采用二元離散變量形式。在基準模型中,將研發(fā)支出進而研發(fā)強度等于零的企業(yè)視為非創(chuàng)新企業(yè);研發(fā)強度大于零的企業(yè)為開展創(chuàng)新活動的企業(yè)。在擴展模型中,將研發(fā)強度超過 《認定辦法》門檻值0.5%區(qū)間內企業(yè)的創(chuàng)新決策作為因變量。

    (2)自變量。①外源融資約束。采用外源融資能力 (利息支出占主營業(yè)務收入比重)衡量外源融資約束,由于外源融資成本和約束與外源融資能力負相關,假設1可改寫為假設1A:創(chuàng)新決策與企業(yè)外源融資能力正相關。②內源融資約束。采用內源融資能力 (凈現(xiàn)金流占總資產比重)衡量內源融資約束。由于內源融資約束與內源融資能力負相關,假設2可改寫為假設2A:創(chuàng)新決策與企業(yè)內源融資能力正相關。③控制變量。使用LP法對企業(yè)全要素生產率 (TFP)進行測算。在測算上市公司數(shù)據(jù)庫樣本企業(yè)的TFP時,由于缺乏工業(yè)產值以及中間投入數(shù)據(jù),借鑒胡育蓉等[21]的替代方法,以營業(yè)收入表示工業(yè)產值,以企業(yè)購買商品和接受勞務的支付金額表示中間投入。

    3 實證分析

    3.1 描述性統(tǒng)計

    工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和上市公司數(shù)據(jù)庫樣本企業(yè)的變量描述性統(tǒng)計結果見表2。

    表2 描述性統(tǒng)計

    3.2 總樣本回歸

    采用logit回歸方法對模型 (8) (9)進行檢驗,結果見表3。

    (1)基準模型。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫 (2005—2007年)樣本企業(yè)的回歸結果顯示,OC、IC系數(shù)均顯著為正,證實了假設1A和假設2A,即內源融資能力與外源融資能力與創(chuàng)新決策正相關。通過提升內外源融資能力,緩解企業(yè)面臨的內外源融資約束,能夠對企業(yè)參與創(chuàng)新起到顯著的激勵作用。同時,降低外源融資約束對于激勵企業(yè)創(chuàng)新決策的邊際效應更強。所有控制變量系數(shù)均顯著為正,這意味著全要素生產率、利潤率、人力資本水平及物質資本投入越高,企業(yè)參與創(chuàng)新所受激勵越大。上市公司數(shù)據(jù)庫 (2008—2019年)樣本企業(yè)的回歸結果顯示,OC、IC變量系數(shù)均顯著為負,與假設1A、2A正好相反。表明融資約束的提高不僅沒有抑制上市制造企業(yè)的創(chuàng)新決策,反而對其創(chuàng)新決策起到激勵作用,證實了企業(yè)制度迎合行為的存在。此外,HK、PK系數(shù)顯著為負,與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫回歸結果相反,表明在制度迎合行為影響下,人力資本水平和物質資本投入對企業(yè)創(chuàng)新決策起到抑制作用。

    (2)擴展模型。引入制度迎合因素后,上市公司數(shù)據(jù)庫樣本企業(yè)的回歸結果顯示,OC、IC的系數(shù)顯著為負,與基準模型系數(shù)的符號相同。一方面再次驗證了內外源融資約束激勵上市制造企業(yè)的創(chuàng)新決策;另一方面證實了制度迎合行為的存在,即一些企業(yè)采用操控研發(fā)支出手段獲得的稅收優(yōu)惠及政府補貼在較大程度上緩解了融資約束,從而扭曲了內外源融資約束對其創(chuàng)新決策的抑制作用。此外,擴展模型內外源融資約束的邊際效應明顯大于基準模型,表明融資約束程度較高,企業(yè)受制度迎合驅動開展創(chuàng)新活動的動機更強。

    表3 總樣本回歸

    在控制變量中,TFP系數(shù)為負但不顯著;PR系數(shù)顯著為正,與基準模型符號相同;HK、PK系數(shù)顯著為負,與基準模型相同,且系數(shù) (絕對值)更大,表明人力資本及物質資本水平較高企業(yè)由于技術水平較高、生產規(guī)模較大、融資能力較強,通過制度迎合緩解其融資約束的動機相對較弱。

    3.3 分組樣本回歸

    (1)基于行業(yè)要素密集度分組。根據(jù)行業(yè)生產要素的密集度類型,將樣本企業(yè)進行勞動密集型、資本密集型和技術密集型分組回歸 (見表4)。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫各類樣本企業(yè)基準回歸中的OC、IC系數(shù)均顯著為正,技術密集型企業(yè)融資約束的邊際效應明顯高于其他企業(yè),勞動密集型企業(yè)邊際效應最低,表明相對于其他兩類企業(yè),技術密集型企業(yè)需要的創(chuàng)新資金投入規(guī)模較大,創(chuàng)新所受融資約束較強,進而緩解融資約束對于激勵企業(yè)創(chuàng)新決策的正向效應更大。在上市公司數(shù)據(jù)庫各類樣本企業(yè)的基準回歸結果中,勞動密集型企業(yè)OC、IC系數(shù)不顯著;資本密集型、技術密集型企業(yè)OC、IC系數(shù)均顯著為負,且資本密集型企業(yè)系數(shù) (絕對值)大于技術密集型企業(yè),即資本密集型企業(yè)內外源融資約束激勵創(chuàng)新決策的作用更強。

    表4 基于行業(yè)要素密集度分組的回歸結果

    擴展模型回歸結果表明,勞動密集型、資本密集型企業(yè)OC、IC系數(shù)不顯著;技術密集型企業(yè)OC、IC系數(shù)顯著為負,且系數(shù) (絕對值)遠高于基準模型。進一步證實了制造企業(yè)尤其是技術密集型企業(yè)出于制度迎合目的進行創(chuàng)新,嚴重扭曲了融資約束對創(chuàng)新決策的抑制效應。

    (2)基于企業(yè)所有制分組。根據(jù)所有制不同,將樣本企業(yè)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè) (見表5)。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫樣本企業(yè)基準回歸結果表明,國有企業(yè)OC、IC系數(shù)均顯著為負,非國有企業(yè)均顯著為正,意味著由于國有企業(yè)資金實力雄厚,外部融資渠道便利,融資約束不僅沒有抑制企業(yè)創(chuàng)新決策,反而對其產生刺激作用。上市公司數(shù)據(jù)庫各類樣本企業(yè)回歸結果顯示,國有企業(yè)IC系數(shù)顯著為負,OC系數(shù)不顯著;非國有企業(yè)OC系數(shù)顯著為負,IC系數(shù)不顯著。表明國有企業(yè)和非國有企業(yè)的創(chuàng)新決策受到不同渠道融資約束激勵,國有企業(yè)創(chuàng)新決策的激勵主要來自內源融資約束,非國有企業(yè)則來自外源融資約束。

    表5 基于企業(yè)所有制分組的回歸結果

    擴展模型的回歸結果與基準模型相似,國有企業(yè)IC系數(shù)和非國有企業(yè)OC系數(shù)顯著為負,但邊際效應 (絕對值)大于基準模型的回歸結果,再次驗證了制造企業(yè)出于制度迎合動機,扭曲了融資約束對創(chuàng)新決策的抑制作用。國有企業(yè)在內源融資約束下制度迎合動機較強,非國有企業(yè)制度迎合受外源融資約束的激勵作用較強。

    (3)基于企業(yè)所在地區(qū)分組。根據(jù)企業(yè)所在地區(qū),將樣本企業(yè)分為內陸企業(yè)和沿海企業(yè) (見表6)。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫樣本企業(yè)基準回歸結果表明,沿海企業(yè)OC、IC系數(shù)均為正;內陸企業(yè)OC系數(shù)為負,IC系數(shù)為正。表明不同于內源融資約束,外源融資約束程度減弱反而抑制了內陸企業(yè)的創(chuàng)新決策。究其原因,可能是由于相當部分內陸企業(yè)生產技術及研發(fā)水平較低,為了規(guī)避創(chuàng)新風險,企業(yè)更傾向于將通過外部融資獲取的資金投入到風險較小、投資周期較短的傳統(tǒng)生產經營活動中,從而降低了企業(yè)參與創(chuàng)新的概率。上市公司數(shù)據(jù)庫樣本企業(yè)回歸結果顯示,內陸企業(yè)和沿海企業(yè)IC、OC系數(shù)均顯著為負,內陸企業(yè)邊際效應 (絕對值)大于沿海企業(yè)。

    表6 基于企業(yè)所在地區(qū)分組的回歸結果

    擴展模型回歸結果顯示,內陸企業(yè)OC、IC系數(shù)顯著為負,顯示出內陸企業(yè)融資約束越強,制度迎合動機越強;沿海企業(yè)OC、IC系數(shù)為負但不顯著,表明沿海企業(yè)在融資約束條件下為了獲取政策補貼而采取制度迎合的傾向不明顯。體現(xiàn)出在進口及外資的雙重競爭壓力下,沿海企業(yè)更需要加快技術創(chuàng)新步伐,以保持和提升其市場競爭力。通過操控研發(fā)支出獲取政策優(yōu)惠和補貼雖然可以在一定時期和程度上緩解融資約束,彌補創(chuàng)新資金缺口,但是出于制度迎合目的的研發(fā)支出難以產生實質性的創(chuàng)新成果,因此企業(yè)創(chuàng)新活動的制度迎合動機不強。

    3.4 “制度迎合”的直觀識別

    本文通過觀察2008—2019年上市公司的研發(fā)強度集聚區(qū)間變化,對企業(yè)是否存在制度迎合行為進行直觀判斷??梢钥闯觯?《認定辦法》頒布初期的2008—2011年,企業(yè)研發(fā)強度主要分布在[0,0.05]區(qū)間,其中,[0,0.005]區(qū)間的聚集現(xiàn)象十分突出。2012年以后,研發(fā)強度分布在[0.03,0.04]區(qū)間的企業(yè)驟然增加,并且集聚趨勢日益明顯,0.03恰好是 《認定辦法》中對于近一年銷售收入在2億元及以上高新技術企業(yè)研發(fā)強度的門檻值。因此,可以認為,上市公司研發(fā)強度集聚區(qū)間的突變可能與 《認定辦法》密切相關,一些企業(yè)為了迎合該辦法,通過大幅度提高研發(fā)強度,以套取政府給予高新技術企業(yè)的政策性優(yōu)惠。此外,由于信息不對稱,上市公司從政策獲取到調整研發(fā)投入、制定創(chuàng)新決策以滿足 《認定辦法》對于高新技術企業(yè)研發(fā)強度門檻規(guī)定平均需要3年左右時間,即企業(yè)對于該政策的吸收時滯為3年。

    3.5 穩(wěn)健性檢驗

    在生產經營現(xiàn)實中,達到 《認定辦法》研發(fā)強度門檻值的企業(yè)有可能是制度迎合動機下的選擇,也可能是企業(yè)創(chuàng)新活動的自主性選擇。為了排除這一競爭性解釋,本文進一步考察創(chuàng)新決策與企業(yè)價值二者之間的關系,以判斷企業(yè)制度迎合動機的合理性。在沒有制度迎合動機驅動條件下,參與創(chuàng)新往往能夠提高企業(yè)價值,即企業(yè)價值 (TbQ)能夠反映出企業(yè)創(chuàng)新結果。當企業(yè)存在制度迎合傾向,操控其研發(fā)支出時,創(chuàng)新成果無法真實體現(xiàn)企業(yè)的研發(fā)能力,進而企業(yè)價值難以得到有效提升。為了考察這一效應是否存在,構建以下模型:

    lnTbQit=αit+β1IDit+β2lnTFPit+β3lnPRit+β4lnHKit+β5lnPKit+μit+εit

    (10)

    lnTbQit=αit+β1ID_Ait+β2lnTFPit+β3lnPRit+β4lnHKit+β5lnPKit+μit+εit

    (11)

    式中,TbQ為企業(yè)市值與賬面價值的比值。

    表7所示為穩(wěn)健性檢驗的回歸結果,可見ID、ID_A系數(shù)顯著為負,且ID_A系數(shù)絕對值大于ID。

    表7 穩(wěn)健性檢驗的回歸結果

    表明對于剛好超過 《認定辦法》研發(fā)強度門檻的企業(yè)而言,開展創(chuàng)新活動不僅沒有促使企業(yè)價值的提高,反而對其起到抑制作用,進一步驗證了企業(yè)制度迎合行為的存在。

    3.6 內生性檢驗

    本文采用IVprobit模型,選用滯后一期內外源融資約束變量OCi,t-1、ICi,t-1作為工具變量,對基準模型和擴展模型進行內生性檢驗,結果見表8。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫樣本企業(yè)基準回歸結果表明,OC、IC系數(shù)顯著為正,融資約束程度提升對企業(yè)創(chuàng)新決策起到顯著阻礙作用。從上市公司數(shù)據(jù)庫樣本企業(yè)基準模型和擴展模型回歸結果看,OC、IC系數(shù)均顯著為負,證實在制度迎合動機驅動下,內外源融資約束均對創(chuàng)新決策產生激勵作用,從而扭曲了正常市場條件下融資約束對企業(yè)創(chuàng)新決策的抑制作用??梢钥闯?,內生性檢驗的回歸結果與上文結論基本一致。

    表8 內生性檢驗的回歸結果

    4 結論與建議

    本文以 《認定辦法》頒布的2008年作為分界點,采用不同階段數(shù)據(jù)庫,分析內外源融資約束對企業(yè)創(chuàng)新決策的影響,并進一步考察制度迎合行為在這一過程中的作用。研究發(fā)現(xiàn):

    (1) 《認定辦法》頒布之前,內外源融資約束均對企業(yè)創(chuàng)新決策起到顯著抑制作用,并且外源融資約束的抑制效應更強。 《認定辦法》頒布之后,內外源融資約束反而對企業(yè)創(chuàng)新決策起到顯著激勵作用。 《認定辦法》頒布前后融資約束對于企業(yè)創(chuàng)新決策影響完全相反的結論證實了制度迎合行為的存在,即一些制造企業(yè)為了緩解融資約束,采取操控手段使其研發(fā)強度達到 《認定辦法》的規(guī)定標準,進而獲得政策優(yōu)惠。

    (2)制度迎合動機扭曲了內外源融資約束對企業(yè)創(chuàng)新決策的抑制作用,使得較高的融資約束水平不僅沒有阻礙企業(yè)創(chuàng)新,反而激勵企業(yè)出于制度迎合動機,通過研發(fā)操控開展創(chuàng)新活動,其主要目的是獲取政策優(yōu)惠,以緩解企業(yè)融資約束壓力。

    (3)技術密集型企業(yè)、內陸企業(yè)具有較強的制度迎合傾向,因而融資約束對于企業(yè)創(chuàng)新決策的激勵作用也更為明顯。此外,非國有企業(yè)主要受外源融資約束激勵產生制度迎合傾向,而國有企業(yè)受內源融資約束激勵更為明顯。

    根據(jù)本文結論,可以得出促進制造企業(yè)創(chuàng)新,以及促使 《認定辦法》進一步充分發(fā)揮其政策效果的措施建議:第一,加快國內金融體制改革,改善融資環(huán)境,拓寬融資渠道,為企業(yè)尤其是中小企業(yè)和民營企業(yè)提供融資便利,緩解融資約束給這些企業(yè)生產經營及創(chuàng)新活動帶來的壓力;第二,改變現(xiàn)有根據(jù)企業(yè)銷售規(guī)模和研發(fā)強度的 “一刀切”的硬性標準,結合企業(yè)行業(yè)特征,并采用彈性激勵與軟性約束相結合的辦法,構建更為科學、合理的高新技術企業(yè)認定標準;第三,建立相關機制,加強對制度迎合傾向較高的企業(yè)研發(fā)操控行為的監(jiān)督和管理,積極引導企業(yè)合理利用政策紅利開展創(chuàng)新行為,以有效鼓勵和促進高新制造企業(yè)創(chuàng)新,推動中國向高質量發(fā)展的創(chuàng)新型經濟轉化。

    猜你喜歡
    內源外源約束
    具有外源輸入的船舶橫搖運動NARX神經網絡預測
    “碳中和”約束下的路徑選擇
    約束離散KP方程族的完全Virasoro對稱
    外源鉛脅迫對青稞生長及鉛積累的影響
    外源鈣對干旱脅迫下火棘種子萌發(fā)的影響
    外源添加皂苷對斑玉蕈生長發(fā)育的影響
    內源多胺含量在砂梨果實發(fā)育過程中的變化研究
    內源信號肽DSE4介導頭孢菌素C?;冈诋叧嘟湍钢械姆置诒磉_
    一次注射15N-亮氨酸示蹤法檢測雞內源氨基酸損失量適宜參數(shù)的研究
    適當放手能讓孩子更好地自我約束
    人生十六七(2015年6期)2015-02-28 13:08:38
    av免费在线看不卡| 国产视频首页在线观看| 中文字幕av成人在线电影| 亚洲最大成人中文| 久久精品久久精品一区二区三区| 午夜激情久久久久久久| 亚洲av成人av| 亚洲欧美一区二区三区黑人 | 麻豆乱淫一区二区| 国产视频首页在线观看| 亚洲精品自拍成人| 国产成人精品一,二区| 日本猛色少妇xxxxx猛交久久| 精品国产一区二区三区久久久樱花 | 最近最新中文字幕大全电影3| 日本免费a在线| 午夜日本视频在线| 精品久久久噜噜| 国产精品美女特级片免费视频播放器| 成人无遮挡网站| 美女高潮的动态| 亚洲av一区综合| 精品久久久久久电影网| 黑人高潮一二区| 中文天堂在线官网| 亚洲电影在线观看av| 99re6热这里在线精品视频| 熟妇人妻不卡中文字幕| 成年av动漫网址| 久久久久九九精品影院| 成人午夜高清在线视频| 女人十人毛片免费观看3o分钟| 一级二级三级毛片免费看| 高清av免费在线| 一级毛片黄色毛片免费观看视频| 亚洲在线观看片| 亚洲一区高清亚洲精品| 亚洲熟妇中文字幕五十中出| 精品国产一区二区三区久久久樱花 | 免费观看精品视频网站| 亚洲人成网站高清观看| 午夜爱爱视频在线播放| 亚洲成人久久爱视频| 久久久久性生活片| 高清在线视频一区二区三区| 九九爱精品视频在线观看| 成人亚洲精品av一区二区| 中文在线观看免费www的网站| 十八禁国产超污无遮挡网站| 夜夜爽夜夜爽视频| a级一级毛片免费在线观看| 成人一区二区视频在线观看| 亚洲,欧美,日韩| h日本视频在线播放| 插逼视频在线观看| 欧美日韩一区二区视频在线观看视频在线 | 麻豆精品久久久久久蜜桃| 91精品国产九色| 精品一区二区三卡| 人妻制服诱惑在线中文字幕| 最新中文字幕久久久久| 免费观看无遮挡的男女| 国产综合懂色| 日韩欧美 国产精品| 久久人人爽人人爽人人片va| 秋霞在线观看毛片| 亚洲欧美成人精品一区二区| 亚洲欧美精品专区久久| av在线天堂中文字幕| 三级国产精品片| 欧美日本视频| 日韩中字成人| 国产在视频线精品| 久久久久久久亚洲中文字幕| 亚洲av中文av极速乱| 听说在线观看完整版免费高清| 成年免费大片在线观看| 国产成人精品福利久久| 成人国产麻豆网| 欧美成人a在线观看| 亚洲美女搞黄在线观看| 日本免费在线观看一区| 亚洲国产欧美在线一区| 人妻少妇偷人精品九色| 国产亚洲精品av在线| 国产黄频视频在线观看| 校园人妻丝袜中文字幕| 晚上一个人看的免费电影| 九草在线视频观看| 亚洲精品乱久久久久久| 国产成人aa在线观看| 国产又色又爽无遮挡免| av免费观看日本| 成人午夜高清在线视频| 老师上课跳d突然被开到最大视频| 亚洲电影在线观看av| 国产成人精品婷婷| 非洲黑人性xxxx精品又粗又长| 在线播放无遮挡| 亚洲欧美日韩无卡精品| 美女内射精品一级片tv| 午夜精品一区二区三区免费看| 国产高潮美女av| 97在线视频观看| 韩国av在线不卡| 国产精品人妻久久久久久| 只有这里有精品99| 毛片一级片免费看久久久久| 国产日韩欧美在线精品| 亚洲av中文av极速乱| 观看美女的网站| 久久久久久久大尺度免费视频| av福利片在线观看| 美女黄网站色视频| 免费黄色在线免费观看| 不卡视频在线观看欧美| 美女国产视频在线观看| av女优亚洲男人天堂| 免费看不卡的av| 中文欧美无线码| 一区二区三区四区激情视频| 免费黄频网站在线观看国产| 亚洲av中文av极速乱| 深爱激情五月婷婷| 国产中年淑女户外野战色| 在线观看人妻少妇| 国产日韩欧美在线精品| 看黄色毛片网站| h日本视频在线播放| 亚洲欧美一区二区三区黑人 | 久久久午夜欧美精品| 国产精品一及| 91久久精品国产一区二区三区| 嫩草影院新地址| 中文乱码字字幕精品一区二区三区 | 免费看光身美女| 日韩欧美 国产精品| 亚洲一级一片aⅴ在线观看| 国产高清有码在线观看视频| 免费黄频网站在线观看国产| 91精品一卡2卡3卡4卡| 精品不卡国产一区二区三区| 国产亚洲5aaaaa淫片| 99热网站在线观看| 偷拍熟女少妇极品色| 亚洲四区av| 国产91av在线免费观看| 午夜免费男女啪啪视频观看| 99视频精品全部免费 在线| 黄片wwwwww| 色哟哟·www| 国产亚洲av嫩草精品影院| 久久精品国产亚洲网站| 听说在线观看完整版免费高清| 午夜福利在线观看吧| 国产中年淑女户外野战色| 国产亚洲av片在线观看秒播厂 | 精品不卡国产一区二区三区| 久久精品人妻少妇| 中国美白少妇内射xxxbb| 能在线免费观看的黄片| 中文字幕人妻熟人妻熟丝袜美| 国产高清三级在线| 中文资源天堂在线| 国产爱豆传媒在线观看| 日韩大片免费观看网站| 免费看美女性在线毛片视频| 色视频www国产| 日韩电影二区| 夜夜看夜夜爽夜夜摸| 黄片wwwwww| 久久久精品94久久精品| 亚洲精品日韩av片在线观看| 国产成人福利小说| 国产淫片久久久久久久久| 久久久a久久爽久久v久久| 人人妻人人澡人人爽人人夜夜 | 偷拍熟女少妇极品色| 三级毛片av免费| 日韩一区二区视频免费看| 麻豆久久精品国产亚洲av| 国产精品人妻久久久影院| 亚洲四区av| 欧美日韩亚洲高清精品| 国产精品一区二区三区四区免费观看| 亚洲激情五月婷婷啪啪| 久久久久久久午夜电影| 欧美xxxx性猛交bbbb| 色尼玛亚洲综合影院| 内地一区二区视频在线| 韩国高清视频一区二区三区| 久久久久九九精品影院| 亚洲婷婷狠狠爱综合网| 中国国产av一级| 夫妻午夜视频| 美女内射精品一级片tv| 国产高清国产精品国产三级 | 国产精品国产三级专区第一集| 久久99精品国语久久久| 免费播放大片免费观看视频在线观看| 国产高清国产精品国产三级 | 久久国产乱子免费精品| 97在线视频观看| 在现免费观看毛片| 99久国产av精品| 不卡视频在线观看欧美| 免费高清在线观看视频在线观看| 日韩欧美三级三区| 久久午夜福利片| 国产精品一二三区在线看| 国产又色又爽无遮挡免| 日日啪夜夜撸| 国语对白做爰xxxⅹ性视频网站| 欧美3d第一页| 精品国产露脸久久av麻豆 | 联通29元200g的流量卡| 亚洲自拍偷在线| 久久99热这里只频精品6学生| 2021少妇久久久久久久久久久| 午夜福利在线在线| 日本爱情动作片www.在线观看| 精品人妻熟女av久视频| 成人欧美大片| av在线蜜桃| 激情 狠狠 欧美| 亚洲成人一二三区av| 黄色一级大片看看| 最新中文字幕久久久久| 好男人视频免费观看在线| 极品少妇高潮喷水抽搐| 成人一区二区视频在线观看| 亚洲精华国产精华液的使用体验| 国产免费一级a男人的天堂| 精品一区二区免费观看| 免费播放大片免费观看视频在线观看| 男女边吃奶边做爰视频| 狂野欧美激情性xxxx在线观看| 在现免费观看毛片| 国产精品麻豆人妻色哟哟久久 | 亚洲熟妇中文字幕五十中出| 国产亚洲av嫩草精品影院| 国产乱人偷精品视频| 网址你懂的国产日韩在线| 日韩伦理黄色片| 国产精品久久久久久av不卡| 中文在线观看免费www的网站| 亚洲激情五月婷婷啪啪| 好男人在线观看高清免费视频| 国产精品一区二区三区四区免费观看| 精品一区在线观看国产| 中文在线观看免费www的网站| 国产一区二区三区av在线| 99久国产av精品国产电影| 九草在线视频观看| 日本免费a在线| 精品国内亚洲2022精品成人| 七月丁香在线播放| 狠狠精品人妻久久久久久综合| 国产白丝娇喘喷水9色精品| 免费观看在线日韩| 日韩电影二区| av在线蜜桃| 热99在线观看视频| 我要看日韩黄色一级片| 亚洲av不卡在线观看| 韩国高清视频一区二区三区| 午夜激情福利司机影院| 韩国高清视频一区二区三区| 久热久热在线精品观看| 亚洲一区高清亚洲精品| 久久精品国产亚洲av天美| 国产成人精品一,二区| 麻豆成人av视频| 国产一区二区三区av在线| 久久精品久久精品一区二区三区| 成人二区视频| 九草在线视频观看| 高清日韩中文字幕在线| 国产淫片久久久久久久久| 波多野结衣巨乳人妻| 2022亚洲国产成人精品| 在线观看美女被高潮喷水网站| 午夜福利成人在线免费观看| 国产白丝娇喘喷水9色精品| 免费电影在线观看免费观看| 在线 av 中文字幕| 免费看不卡的av| 婷婷色综合大香蕉| 18禁在线无遮挡免费观看视频| 老女人水多毛片| 成人毛片60女人毛片免费| or卡值多少钱| 啦啦啦啦在线视频资源| 神马国产精品三级电影在线观看| 成人性生交大片免费视频hd| 日本-黄色视频高清免费观看| 丝袜美腿在线中文| 少妇熟女aⅴ在线视频| 日韩强制内射视频| 少妇的逼水好多| 亚洲熟妇中文字幕五十中出| 日韩欧美国产在线观看| 亚洲伊人久久精品综合| 伊人久久国产一区二区| www.色视频.com| 特大巨黑吊av在线直播| 婷婷色综合大香蕉| 18禁动态无遮挡网站| 2022亚洲国产成人精品| 人妻系列 视频| 久久热精品热| 国产麻豆成人av免费视频| 大话2 男鬼变身卡| 在现免费观看毛片| 麻豆久久精品国产亚洲av| 久久久久九九精品影院| 高清午夜精品一区二区三区| 最近手机中文字幕大全| 国产男女超爽视频在线观看| 欧美zozozo另类| 亚洲在久久综合| 听说在线观看完整版免费高清| 国产伦精品一区二区三区四那| 亚洲18禁久久av| 国产乱人偷精品视频| 成人国产麻豆网| 亚洲国产成人一精品久久久| av免费观看日本| 国产亚洲一区二区精品| 91aial.com中文字幕在线观看| 免费在线观看成人毛片| 午夜福利在线在线| 成年免费大片在线观看| 精品人妻视频免费看| 国产视频内射| 日韩欧美精品v在线| 亚洲精品第二区| 亚洲精品aⅴ在线观看| 国产亚洲精品久久久com| 欧美日韩综合久久久久久| 天天躁日日操中文字幕| 一个人看的www免费观看视频| 成人午夜高清在线视频| 国产白丝娇喘喷水9色精品| 亚洲欧美日韩卡通动漫| 国产黄片美女视频| 欧美日韩国产mv在线观看视频 | 天堂影院成人在线观看| 久久这里只有精品中国| 伊人久久国产一区二区| 最近最新中文字幕免费大全7| 日本三级黄在线观看| 国内揄拍国产精品人妻在线| 亚洲精品乱码久久久v下载方式| 欧美日韩精品成人综合77777| 亚洲精品中文字幕在线视频 | 乱系列少妇在线播放| 纵有疾风起免费观看全集完整版 | 亚洲成色77777| 丝袜喷水一区| 日韩欧美三级三区| 成人综合一区亚洲| 97在线视频观看| 日韩电影二区| 淫秽高清视频在线观看| 国产免费又黄又爽又色| 久久这里只有精品中国| 亚洲精品乱码久久久v下载方式| 日韩不卡一区二区三区视频在线| 亚洲国产精品国产精品| 又大又黄又爽视频免费| 亚洲国产精品国产精品| 亚洲精品色激情综合| 老师上课跳d突然被开到最大视频| 七月丁香在线播放| 成人综合一区亚洲| 一级毛片电影观看| 高清视频免费观看一区二区 | 插逼视频在线观看| 亚洲精品日本国产第一区| 日本-黄色视频高清免费观看| 午夜免费激情av| 夜夜看夜夜爽夜夜摸| 国产亚洲精品久久久com| 大话2 男鬼变身卡| 久久精品夜色国产| 国产真实伦视频高清在线观看| 久久草成人影院| eeuss影院久久| 午夜精品国产一区二区电影 | 男女边吃奶边做爰视频| 91精品一卡2卡3卡4卡| 免费看美女性在线毛片视频| 黄色一级大片看看| 一区二区三区乱码不卡18| 欧美三级亚洲精品| 能在线免费观看的黄片| 国产黄频视频在线观看| 中文字幕免费在线视频6| 男人舔女人下体高潮全视频| 又爽又黄a免费视频| 久久久久久久久久黄片| 成人欧美大片| 免费看美女性在线毛片视频| 色综合色国产| 日本一二三区视频观看| 国产乱人视频| 久久草成人影院| 久久久久精品久久久久真实原创| 老女人水多毛片| 亚洲av成人av| 亚洲国产日韩欧美精品在线观看| 成人午夜高清在线视频| 国产熟女欧美一区二区| 国产淫片久久久久久久久| 日韩av在线免费看完整版不卡| 少妇人妻精品综合一区二区| 街头女战士在线观看网站| 国产单亲对白刺激| 精品久久久久久电影网| 中文字幕久久专区| 色综合站精品国产| 99re6热这里在线精品视频| 日韩av在线大香蕉| 大陆偷拍与自拍| 精品欧美国产一区二区三| 国产午夜福利久久久久久| 精品人妻熟女av久视频| 亚洲国产精品sss在线观看| 久久草成人影院| 亚洲成人精品中文字幕电影| 国产黄色视频一区二区在线观看| 国产精品久久久久久久电影| 在线观看免费高清a一片| 日韩在线高清观看一区二区三区| av又黄又爽大尺度在线免费看| 中文字幕人妻熟人妻熟丝袜美| 免费播放大片免费观看视频在线观看| 久久久久久久大尺度免费视频| 美女主播在线视频| 如何舔出高潮| 亚洲精品成人久久久久久| 国产精品国产三级国产专区5o| 人体艺术视频欧美日本| 国产精品精品国产色婷婷| 精品久久久噜噜| 久久久久久久久大av| 亚洲一区高清亚洲精品| 亚洲激情五月婷婷啪啪| 简卡轻食公司| 老司机影院毛片| 午夜福利视频精品| 特级一级黄色大片| 我要看日韩黄色一级片| 久久久精品免费免费高清| 国产黄片视频在线免费观看| 日韩,欧美,国产一区二区三区| videossex国产| 国产精品一区二区性色av| 国产美女午夜福利| eeuss影院久久| 观看免费一级毛片| 狂野欧美激情性xxxx在线观看| 亚洲最大成人中文| videossex国产| 人体艺术视频欧美日本| 能在线免费看毛片的网站| 免费av不卡在线播放| 国产成人a∨麻豆精品| 99久久九九国产精品国产免费| 欧美性感艳星| 99久久精品一区二区三区| 国产欧美另类精品又又久久亚洲欧美| 高清在线视频一区二区三区| 精品国产三级普通话版| 99久国产av精品| 国产 一区精品| a级毛色黄片| 午夜福利在线在线| 国产中年淑女户外野战色| 中文字幕av成人在线电影| 亚洲欧美中文字幕日韩二区| 肉色欧美久久久久久久蜜桃 | 日本一二三区视频观看| 精品不卡国产一区二区三区| 精品久久久精品久久久| 网址你懂的国产日韩在线| 日韩av在线大香蕉| 少妇高潮的动态图| 欧美激情在线99| 岛国毛片在线播放| 日本爱情动作片www.在线观看| 日本熟妇午夜| 丝袜美腿在线中文| 国产毛片a区久久久久| 国精品久久久久久国模美| 日本熟妇午夜| 两个人视频免费观看高清| 熟妇人妻久久中文字幕3abv| 国产黄色小视频在线观看| 欧美人与善性xxx| 天美传媒精品一区二区| 内射极品少妇av片p| 在线观看美女被高潮喷水网站| 伦精品一区二区三区| 99九九线精品视频在线观看视频| 中国美白少妇内射xxxbb| 一级二级三级毛片免费看| 国产伦理片在线播放av一区| 久久综合国产亚洲精品| 高清视频免费观看一区二区 | 国产伦在线观看视频一区| 国产精品女同一区二区软件| 国产伦理片在线播放av一区| 免费大片18禁| 久久精品国产亚洲av涩爱| 欧美日韩视频高清一区二区三区二| 国产精品99久久久久久久久| 欧美日韩视频高清一区二区三区二| 欧美+日韩+精品| av在线播放精品| 女人久久www免费人成看片| 99久国产av精品国产电影| 国产午夜精品久久久久久一区二区三区| 精品人妻一区二区三区麻豆| or卡值多少钱| 国产av码专区亚洲av| 午夜激情欧美在线| 九九久久精品国产亚洲av麻豆| av专区在线播放| 少妇猛男粗大的猛烈进出视频 | 日韩强制内射视频| 色网站视频免费| 国产精品国产三级国产专区5o| 久久久久久久久大av| 国产亚洲精品av在线| 一区二区三区乱码不卡18| av在线观看视频网站免费| 中文字幕av成人在线电影| 91精品国产九色| 久久人人爽人人爽人人片va| 精品酒店卫生间| 国产成人aa在线观看| 亚洲国产av新网站| 在线播放无遮挡| 久久久久九九精品影院| 国产一区二区三区av在线| 夜夜爽夜夜爽视频| 免费观看无遮挡的男女| 国产乱人视频| 又爽又黄a免费视频| 99九九线精品视频在线观看视频| 成年女人看的毛片在线观看| 欧美 日韩 精品 国产| 亚洲内射少妇av| 九草在线视频观看| 国产黄色视频一区二区在线观看| 在线观看一区二区三区| 国产在线一区二区三区精| 亚洲av免费在线观看| 美女被艹到高潮喷水动态| 青春草亚洲视频在线观看| 人妻一区二区av| 国精品久久久久久国模美| 国产高清不卡午夜福利| 国产精品熟女久久久久浪| 国内少妇人妻偷人精品xxx网站| 建设人人有责人人尽责人人享有的 | 精品久久久久久久久亚洲| 亚洲久久久久久中文字幕| 免费电影在线观看免费观看| 国产淫语在线视频| 丰满乱子伦码专区| 久久久久久久久久成人| 欧美成人a在线观看| 国产午夜福利久久久久久| 97精品久久久久久久久久精品| 久久99蜜桃精品久久| 成年av动漫网址| 97超视频在线观看视频| 亚洲三级黄色毛片| 舔av片在线| 欧美不卡视频在线免费观看| 久久久久九九精品影院| 男女啪啪激烈高潮av片| 国产精品久久久久久久久免| 婷婷六月久久综合丁香| 老师上课跳d突然被开到最大视频| 国产av不卡久久| 久久久久久久久中文| 一级毛片久久久久久久久女| 国产黄片美女视频| 日韩亚洲欧美综合| 国产亚洲5aaaaa淫片| 欧美 日韩 精品 国产| 亚洲一级一片aⅴ在线观看| 国产在线男女| 国产av国产精品国产| 日本免费在线观看一区| 狂野欧美白嫩少妇大欣赏| 久久国产乱子免费精品| 午夜久久久久精精品| 色综合站精品国产| 成人高潮视频无遮挡免费网站| 欧美成人一区二区免费高清观看| 人妻夜夜爽99麻豆av| 啦啦啦啦在线视频资源| 色综合亚洲欧美另类图片| 黄色欧美视频在线观看| 一级毛片久久久久久久久女| 大陆偷拍与自拍| 最近2019中文字幕mv第一页| 97人妻精品一区二区三区麻豆| 在线观看人妻少妇| 偷拍熟女少妇极品色|