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融资约束、盈余管理与技术创新

来源:知实学术 分类:经济论文 发布时间:2020-12-24 浏览:

  摘 要:

  选取我国A股制造业上市公司2013~2018年的经验数据,运用回归分析法检验盈余管理对融资约束与企业技术创新关系的影响。研究结果显示:我国制造业上市公司具有显著的研发投入-现金流敏感性,且面临着外部融资约束;盈余管理对企业技术创新具有显著正向促进作用;融资约束在盈余管理与技术创新关系中具有显著中介效应。进一步分析所有权性质和规模因素后发现,盈余管理对民营制造企业R&D融资约束的缓解作用更加明显,并且更有利于缓解中小型制造企业所面临的融资困境。

  关键词:

  技术创新;盈余管理;融资约束;中介效应;调节效应

  文章编号:2095-5960(2020)06-0029-09;中图分类号:F273.1

  文献标识码:A

  《经济问题》杂志创刊于我国改革开放之初的1979年,可以说是与我国改革开放同呼吸共命运,得改革开放之势,在坚持马克思主义、毛泽东思想和邓小平理论为指导思想中得到了长足的发展。

  2019年中央经济工作会议指出:要不断增强制造业技术创新能力。作为我国经济基础产业,制造业担负着我国经济转型升级、跨越发展的使命。同时,世界经济和产业格局正处于大调整、大变革和大发展的新时期,制造技术与新一代信息技术的深度融合,为世界各国的制造业崛起提供了广阔的平台。因此,我国制造业上市公司需要不断提升技术创新能力。然而,由于信息不对称问题和委托代理问题的存在,使得企业技术创新资金严重依赖于内部资金,而企业内部现金的积累又难以支撑持续性的技术创新,导致企业研发活动过度依靠外部资金。同时,企业盈余管理也是为了让企业利益相关者做出科学合理的决策,而融资是企业赖以生存的基础。因此,盈余管理可以有效解决我国制造业上市公司研发活动融资问题。现阶段,学者们关于盈余管理、融资约束与企业对外投资关系的研究成果较为丰富,但针对盈余管理行为、融资约束程度与企业技术创新关系的研究却较少涉及。尽管有少量文献研究得出结论认为企业技术创新具有显著的现金流敏感性、盈余管理行为对企业技术创新有正向影响,但是对于盈余管理如何影响企业技术创新,以及二者之间究竟具有何种作用机制仍未给出合理解释。

  本文从企业规模和产权性质视角出发,以融资约束为中介变量,深入探究融资约束对盈余管理与技术创新关系的中介作用机制,并以制造业上市公司企业规模、产权性质为调节变量,进一步分析了不同企业规模和产权性质下盈余管理对缓解制造业上市公司技术创新融资约束作用的差异,可拓展盈余管理行为、融资约束程度与企业技术创新关系的现有研究,为制造业上市公司技术创新融资约束的缓解机制提供新的研究视角。同时,也可为缓解我国制造业上市公司技术创新融资约束程度提供经验证据。

  一、理论分析与研究假设

  (一)盈余管理与融资约束对技术创新的影响

  1.现金流水平对技术创新的影响

  由于资本市场并非处于供求均衡状态,企业开展技术创新活动需要较多研发费用,而外部融资成本普遍高于内部资金成本,且外部筹资渠道也面临一定的限制性因素。[1]如果外源融资成本劣势远大于内部资金的筹集成本,企业将采用较为谨慎的现金股利政策,从而避免内部现金流的不足,以减少投资波动。[2]研发投入作为一种企业的对内投资支出,同样受到企业内部资金积累水平的制约,存在外部融资困难的约束状态。此外,民营、中小型制造企业大多还处在起步阶段,加之经营管理制度不完善、经营现金流不稳定、市场声誉不高等原因,更易受到融资约束制约。基于此,本文提出以下假设:

  H1a:技术创新与内部现金流水平具有显著正相关关系。

  H1b:民营、中小企业技术创新与内部现金流相关系数显著大于国有、大型企业。

  2.盈余管理、融资约束对技术创新的影响

  融资约束使得企业面临资金缺乏的状况,此时,利用盈余管理虽然有不利影响,但利用盈余管理可以通过信息操纵向外部投资者传递投资项目具有高回报率的“信息”,从而获得融资约束的缓解。企业可以通过盈余管理行为控制或调整企业的对外报告,向利益相关者传递企业利润增长的信息,进而影响企业研发投入强度。[3]盈余管理行为会通过会计政策和会计方法的选择,影响企业的对外报告,若企业经营者只是为了向利益相关者传递有利于自身利益的利润信息,则不会影响到研发投入,但如果企业经营者无法识别经过盈余管理行为控制或调整的对外报告,从而对企业经营情况过度乐观而采用激进的决策行为,则会使得企业经营者根据利润情况做出研发投资决策。基于此提出以下假设:

  H2a:融资约束程度与技术创新具有显著负相关关系。

  H2b:盈余管理行为与技术创新具有显著正相关关系。

  (二)融资约束对盈余管理与技术创新的中介效应影响

  研发投入是企业技术创新的核心要素,在推动企业产品升级转型和提升企业核心竞争力方面有着举足轻重的作用。然而,要满足持续性的技术创新投入,离不开充足内外部资金支撑。但企业外部融资不能以等价的成本替代内部资金,外部筹资渠道也存在一定限制。此时,为了缓解企业技术创新活动所面临的融资困境,盈余管理行为就会显得尤为重要。因为外部投资者在对企业进行投资时通常会根据对外报告判断企业的经营情况,经营业绩越好的企业,越能引起外部利益相关者的投资偏好。因此,企业会通过盈余管理行为向外界传递经过控制或调整后的经营信息,从而达到拓宽企业融资渠道、降低外部融资成本以及缓解企业融资约束困境的目的。因此,对于存在外部融资困扰的企业而言,通过盈余管理来缓解融资约束,进而提高自身的研发投入强度,就成为一条重要的作用途径。基于此提出假设:

  H3a:盈余管理程度与企业技术创新融资约束程度具有显著负相关关系。

  H3b:融资约束在盈余管理与技术创新关系中具有显著中介效应。

  (三)盈余管理对不同规模、产权企业技术创新融资约束的影响

  改革开放以来,我国金融系统和市场经济体制具有鲜明的“二元结构”特征,由于经济体制产生了以民营资本为代表的私有经济体和以国有资本为代表的公有经济体系,金融系统也分化出以国有资本为主的正规金融和以民营资本为主的民间融资两个阵营。这种“双重二元结构”的体制特征,直接导致民营企业在资本市场上成为弱势群体,外部融资受到正规金融的差别待遇,面临融资约束困扰。这就诱导了民营企业通过盈余管理缓解技术创新融资约束的動机,而国有企业本身所受到的融资约束程度不高,其盈余管理对融资约束的缓解作用也就必然低于民营企业。此外,企业规模也是影响我国制造企业融资约束程度的重要因素。中小制造企业不仅信息披露机制不完善,外部投资者不能有效获取企业经营信息,且固定资产少、抵押价值低,因而无法在正规金融体系获得足额资金支持,不得不借道融资成本高昂的民间信贷。而大型制造企业市场声誉高、资产雄厚,便于其在金融市场融通资金,提高技术创新投入强度。基于此提出以下假设:

  H4a:盈余管理水平的提高在缓解民营企业技术创新融资约束方面的作用比国有企业显著。

  H4b:盈余管理水平能够缓解中小型制造企业面临的融资约束,促进中小企业研发投入。

  二、研究设计

  (一)样本选取和数据来源

  本文以2013~2018年A股制造业上市公司企业为研究样本。为提高研究样本的准确性,对样本数据进行以下处理:①对样本数据进行99%和1%的分位数缩尾处理,以避免极端值对研究的影响;②剔除上市时间不满3年的上市公司;③剔除研究期内各个变量数据大量缺失且难以获取的样本企业。经过上述操作,总共搜集到2225个观察值,其中2013~2018年分别为244、307、396、428、439、411个。数据主要来源于wind数据库和国泰安数据库,部分缺失数据来自上市公司财务报告。数据分析采用Spass22.0、Stata22.0。

  (二)变量设计

  1.被解释变量

  研发投入对企业产品研发、企业竞争力和创新能力的提升十分重要。高强度的研发投入有助于迅速提升企业技术水平,通过技术创新促进企业发展。因此本文以研发投入强度为被解释变量,即企业当年“研究与开发”投入占企业年初资产总额的比重。

  2.解释变量

  (1)盈余管理程度。Healy认为企业对外报告的利润主要包括应计利润和经营现金流两方面,而应计利润还可以划分为不可操控和可操控应计利润。[4]在此基础上,部分学者从总应计利润中剥离出可操控应计利润[4,5],假设非操控性应计利润的数学期望为零,即非操纵性应计利润服从随机游走过程,同时指出企业当期总应计利润即为企业滞后一期的非操控性应计利润,因此结合总应计利润一阶差分来对企业盈余管理程度进行衡量,具体模型如下:

  其中TAi,t为总应计利润;DAi,t表示可操控应计利润;NDAi,t表示非操控应计利润;S表示企业销售收入;i、t分别表示第t年的第i家企业。

  Dechow & Jones在放松非操控性应计利润随机游走假设的条件后,在控制行业特点和经济环境变量的影响的基础上,利用行业总应计利润的中位数代表行业内企业的非操控性应计利润,提出了全新思路的Jones模型[6,7]:

  其中Ai,t-1为企业总资产;REVi,t-REVi,t-1为销售收入差额;PPEi,t代表厂房、机器设备等固定资产;εi,t为OLS回归残差。Jones模型利用εi,t的大小来代替可操控应计利润衡量盈余管理程度,用TAi,t-εi,t的部分来测度非操控应计利润,i表示企业,t表示年份。然而,Jones模型未考虑到企业通过操控销售收入进行盈余管理的情况,导致盈余管理的测度结果出现误差。为降低误差,Dechow等对Jones模型进行了修正,将企业赊销产生的应收账款从销售收入中剔除。具体模型如下:

  式(3)用于计算总应计利润。其中TAi,t为总应计利润;NPi,t为净利润;CFOi,t为现金流量净额;式(4)中△REVi,t为样本i,t年与t-1年的营业收入的差额,△ARi,t为样本i,t年与t-1年的应收账款净额的差额,PPEi,t为样本i,t年的固定资产和在建工程期末余额之和。εi,t为对应的OLS回归残差既为可操纵性应计利润,用以测度企业的盈余管理程度。此外,模型中变量均除以企业的期初总资产Ai,t-1以减小异方差的影响。本文在实证分析中采用εi,t的绝对值(AQ)大小来衡量上市公司的盈余管理程度,AQ越大,說明企业的盈余管理程度越高。

  (2)融资约束程度。选取融资约束程度作为中介变量。在以往的相关实证研究中,国内外学者大多选取替代变量或者构建融资约束指数进行衡量。因此,融资约束程度的衡量指标主要包括替代变量指标和综合评价指数。

  (3)替代变量指标。其中代理变量主要有利息保障倍数、股利支付率和企业规模。Aggarwal & Zong[8],徐寿福等人认为利息保障倍数不仅反映了企业获利能力的大小,而且反映了获利能力对偿还到期债务的保证程度,如果利息保障倍数过低,企业将面临亏损和债务违约风险,难以获得企业外部资金而存在融资约束[9];魏志华等则指出制造企业属于资本密集型企业,外部融资成本较高时,企业不得不降低现金股利的发放力度,保持稳定的现金流水平以避免对研发投入支出的影响。[10]此外,相关学者还从资产负债率(Titman,2006;Fee,2008)、上市年龄(Hovakimian,2006)、券商及商业票据评级(Almeida、Capello,2004)等指标方面对企业融资约束进行分组,然后对不同分组的企业融资约束程度进行定义。[11]

  (4)综合评价指标。本文借鉴况学文等(2010)和Hadlock & Pierce(2009)的思想,结合我国的具体制度环境,以已获利息倍数和资产规模作为研究对象的预分组指标,对各年度研究样本按照企业规模和已获利息倍数大小进行排序,排序前1/3研究样本定义为低融资约束组(FC=0),后1/3研究样本定义为高融资约束组(FC=1)。以两个指标分组的交叉部分确定最终的高、低融资约束组。最后,选取托宾Q值(TQ)、净资产收益率(ROE)、现金股利/总资产(DIV/TA)、资产负债率(LEV)和净营运资金/总资产(NWC/TA)五个指标纳入到判别模型中,分别代表企业的投资价值、盈利能力、股利政策、资本结构和营运能力。构建综合评价指标判别模型如下:

  本文以FCIi,t的大小计算样本企业受到融资约束的程度,FCIi,t越接近于1,公司的财务状况越差、受到的融资约束程度越大。

  (5)产权性质和企业规模。本文选取产权性质和企业规模作为调节变量。产权性质(Property),本文将研究样本按照实际控制人划分为国有企业和民营企业,控制人为各级国资委、行政机关、事业单位、中央和地方人民政府等定义为国有企业,其余为民营企业;企业规模(Size),本文用企业期末资产合计数的自然对数衡量企业规模,并以其中位数为分界点,将研究样本划分为大型和中小型企业;此外,考虑到不同企业规模对企业技术创新活动存在影响,所以本文同时选择企业规模作为控制变量。

  (三)控制变量

  考虑到影响企业研发投入的影响因素有很多,为确保实证结果的准确性和稳健性,本文引入以下控制变量:托宾Q值(TQ)、成长性(SG)、资产负债率(Lev)、净资产收益率(ROE)、年份(Year)、行业(Industry)。各变量具体如表1所示。

  (四)模型构建

  1.研发投入-现金流敏感性检验模型

  借鉴FHP(1988)投资模型,检验A股制造业公司研发投入强度与内部现金流的关系,以判断我国制造业上市公司技术创新是否面临融资约束。

  其中α0为模型截距;βi为回归系数;εi,t代表随机误差;i表示企业,t表示年份,下同。式(6)用以检验本文假设H1a、H1b。

  2.盈余管理与融资约束对技术创新影响的检验模型

  参考况学文(2008)融资约束指数构造法,构造融资约束指数,并建立回归模型(7)检验融资约束程度与企业技术创新的关系。同时,通过建立模型(8)检验本文的主效应盈余管理程度与技术创新之间的关系,即验证本文假设H2b。

  3. 融资约束对盈余管理与技术创新的中介作用机制的检验模型

  在模型(8)的基础上,采用分层回归方法验证融资约束对盈余管理与技术创新的中介作用。第一步,融资约束指数FCIi,t对盈余管理AQi,t的回归,验证本文基本假设H3a;第二步,研发投入强度RDi,t对盈余管理AQi,t和融资约束FCIi,t的回归,验证本文基本假设H3b。

  4.盈余管理对不同规模、产权企业R&D融资约束的影响的检验模型

  三、实证结果与分析

  (一)描述性统计

  对各变量进行描述性统计,结果如表2所示,可以看出,研发投入强度的平均值为0.0135,说明我国A股制造业研发支出占营业收入的比例为1.35%,远低于西方发达国家水平。融资约束指数(FCI)最大值为4.6042,最小值为-8.7878,说明样本企业融资约束程度存在很大区别,融资约束平均值为0.525,说明我国A股制造业上市公司面临着较高的融资约束程度。盈余管理程度均值为0.1546,说明样本企业的盈余管理程度总体在规定的可控范围内,但最大值为1.2416,说明也有部分企业存在过度、甚至超出准则范围对利润信息进行调整的情况。

  (二)Person相关性检验

  对各变量进行Pearson相关性检验,结果如表3所示,各变量相关系数最大值为0.487,相关系数均在0.5以下,说明变量间不存在多重共线性。融资约束程度(FCI)、现金流量净额(CF)与研发投入强度(RD)分别在5%、1%水平上显著负相关,相关性系数分别为-0.140、-0.007。盈余管理(AQ)与研发投入强度(RD)在1%的显著水平上显著正相关,系数为0.270。观察各控制变量,投资机会(TQ)、成长性(SG)和净资产收益率(ROE)与研发投入强度在5%的显著水平上显著正相关;资产负债率(LEV)与研发投入强度在1%水平上显著负相关。企业规模(SIZE)与研发投入强度在1%水平上显著正相关。

  (三)回归分析

  1.研发投入-现金流敏感性的实证检验

  根据模型(6)分别对总样本和分组样本进行回归分析。结果如表4所示。总样本中,内部现金流与研发投入强度在1%水平上显著性正相关(β=0.069,t=2.695),表明研发投入对于内部资金有依赖性,企业内部资金每积累100个单位,我国制造企业研发投入支出就会增长6.9个单位,假设H1a得到验证。Model(2)中,民营制造企业的内部现金流与研发投入强度的結果在1%的水平上具有显著性,且相关系数0.076大于国有企业的相关系数0.036。同样,在Model(3)中,中小制造企业的内部现金流与研发投入强度的相关系数0.089大于大型企业的相关系数0.023,并且回归结果也在1%的水平上具有显著性,且说明我国中小、民营制造企业的研发投入支出具有更高的现金流敏感性,存在更严重的融资约束问题,假设H2b得到验证。

  2.盈余管理、融资约束与技术创新关系的实证检验

  (1)盈余管理与融资约束对企业技术创新作用的检验

  表5为融资约束对盈余管理与企业技术创新的中介作用检验结果。从Model(1)的结果来看,融资约束指数FCI与研发投入强度RD的相关系数为-0.019,且在1%水平上显著负相关,这代表我国制造企业的融资约束程度每升高100个单位,研发投入支出就会下降1.9个单位,说明融资约束制约了样本企业的研发投入,假设H2a得到验证。Model(2)回归结果中可以看出:盈余管理水平AQ与研发投入强度RD的相关系数为0.026,且在1%的显著性水平上正相关,说明盈余管理行为可以促进研发投入支出。假设H2b得到验证。

  (2)融资约束对盈余管理与企业技术创新关系中介作用的实证检验

  根据表5 Model(3)可以看出,盈余管理(AQ)与融资约束指数(FCI)在5%水平上显著负相关(β=-0.059,P<0.05),说明盈余管理行为能够缓解制造业上市公司外部融资约束程度,假设H3a得到验证。Model(2)显示,盈余管理与企业研发投入强度在5%的水平上显著正相关(β=0.026,P<0.05),而通过Model(4)在控制盈余管理变量后,融资约束程度FCI与企业研发投入强度在5%的水平上显著负相关,说明融资约束对盈余管理与研发投入强度的关系具有显著中介效应,缓解企业融资约束程度是盈余管理对研发支出产生作用的重要机制,假设H3b得到验证。

  3.盈余管理对不同规模、产权企业R&D融资约束的影响

  由于盈余管理对不同规模、不同产权性质企业R&D融资约束的影响不同,本文根据所有权、规模分别划分为国有、民营企业和大型企业、中小企业,进行产权性质、企业规模调节效应检验。回归结果如表6所示。在控制相关变量后,融资约束程度与产权性质的交叉项(FCI×Property)在民营企业中在5%的水平上显著为负,这说明与国有企业相比,民营企业面临的融资约束更为严重。盈余管理水平越高,民营企业融资约束的缓解程度也高于国有企业,假设H4a得到验证。此外,中小企业融资约束程度与企业规模交叉项FCI* SIZE回归系数(-0.019)在1%的水平上显著,在一定程度上反映了盈余管理水平更有利于缓解中小企业的R&D融资约束,假设H4b得到验证。

  (四)内生性检验

  本文的实证研究可能受内生性问题的干扰,即存在盈余管理现象的公司与不存在该类现象的公司之间本身存在差异,或是非国有企业与国有企业之间本身存在差异,这些差异会干扰回归结果,故应解决盈余管理内生性问题。将“存在融资约束”样本命名为 A 组样本,反之则命名为B组样本。采用倾向匹配(PSM)分析将各主要变量与A、B两组进行匹配,再进行回归检验。配对后结果如表7所示。从表7可以看出,A 组(融资约束)的盈余管理水平明显高于B组,且在0.01水平上显著,该现象显著存在于非国有企业和大型企业样本中。在倾向匹配处理之后,除部门控制变量外,主要变量与盈余管理的回归结果依然不变,假设仍然成立。

  四、研究结论及对策建议

  (一)研究结论

  本文以流动性制约假说和投资的利润有关论作为理论支撑,利用2013~2018年披露了研发经费的A股制造业上市企业为样本,构建回归模型,就盈余管理行为和融资约束对我国制造企业研发投入支出的影响及其作用机制进行研究。具体研究结论如下:1.我国制造企业的研发投入支出对内部资金积累具有依赖性,面临融资困境;2.融资约束对制造业上市公司技术创新具有限制作用,而盈余管理对制造业上市公司技术创新具有显著正向促进作用;3.融资约束对盈余管理与技术创新具有中介作用,缓解融资约束程度是盈余管理对技术创新产生作用的重要机制;4.中小、民营制造企业面临更为严重的融资约束困扰,盈余管理对其R&D融资约束的缓解作用更为明显。

  (二)对策建议

  1.规划资金用途,优化企业现金持有政策

  制造业属于劳动密集型和资本密集型“双密”行业,其对资金的需求也相应大于其他行业。因此,我国制造企业应首先从自身出发,根据企业所面临的融资约束程度,制定利益相关者价值最大化的现金持有政策,以减少内部资金供给不足对研发投入支出的影响。对于中小、民营制造企业,应该制定合理的资金计划,不仅要规划使用企业经营创造的现金,提高资金的使用效率;更要顺应发展规律,根据自己的发展程度适时调整自身的资金需求规模,并制定系统、完善的外部融资计划,以保障企业可以及时获取外源融资补充现金持有量。总而言之,我国制造企业应该通过自身经营管理能力的提高,保持不断增长的利润水平和合理的现金持有水平。同时,更应该增强自身在资本市场的地位,以便可以随时融通企业外部资本,以保证R&D活动的持续进行。

  2.企业应合理利用盈余管理工具,完善信息披露机制

  企业对外会计报告是沟通外部投资者与企业经营人员之间的纽带,而信息不对称的存在,使得企业经营人员可以在会计准则的范围内,向外部投资者传递有利于企业或者管理者自身的对外财务数据信息。因此,我国制造企业尤其是中小、民营制造企业一定要提高信息披露质量,合理利用盈余管理工具,有效降低与企业外部投资者的信息不对称程度。此外,积极的现金股利政策是企业管理者对外传递企业业绩增长、经营回报良好的信息传递方式,所以,对于业绩经营良好的中小、民营制造企业,应该制定合理的股利分配政策及时地向资本市场和潜在投资者公司传递投资前景,进而降低外部融资成本,缓解其外部融资约束程度。

  3.政府应完善资本市场体系,发展多种融资渠道

  从宏观层面看,政府应该着力推进信贷市场和金融市场的改革和发展,为我国制造企业尤其是中小、民营制造企业提供多种融资渠道。首先,政府可以通过引导融资租赁公司、小微贷款企业等准信贷机构加入金融系统中来,为我国制造企业提供资金支持,进而提升企业研发投入支出。同时,可以引导企业和银行合资成立地方性商业银行和政策性商业银行,有针对性地为当地制造企业提供简单、灵活、迅速地融资服务。其次,政府可以引导金融系统建立专门针对中小、民营制造企业的信贷部门和贷款产品,以便既安全又便捷地为我国制造企业提供资金支持。最后,作为传统金融体系的补充,互联网金融弥补了借贷双方的信息不对称程度,丰富了我国制造企业的融资渠道,政府应当为互联网金融企业的发展提供扶持,如降低税收、提供风险补贴、减免房租用地等优惠,以鼓励互联网金融企业为我国制造企业的研发投入活动提供信贷支出。

  4.转变政府职能,引导资本市场资源合理配置

  由于我国特有的“二元结构”經济体制,金融市场也分化出了国有产权为代表的正规金融和民营产权为代表的民间资本。国有产权利用国家信用的优势,在金融市场占据巨大的贷款份额,导致民营企业在正规金融渠道的信贷空间狭小,融资成本高昂。因此,政府首先应当减少对信贷市场的干预,充分发挥资本市场的自我配给机制;建立和完善信用评价体系,规范以及监督各类信用评价机构,保证中小、民营企业的信息透明程度。其次,政府应该完善信用担保制度,引导企业担保活动规范化、法律化,并为发展良好的中小、民营制造企业提供政府担保,缓解其所受到的融资困境。同时,从税收政策上给予高新技术制造企业优惠政策,尤其对制造企业的研发投入支出提供税收优惠和政府补贴等待遇。最后,政府应引导金融系统完善存款准备金制度,以避免系统性风险,保证银行信贷市场的公平竞争环境,为我国制造企业提供低成本的资金支持。

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  Research on the Relationship between Financing Constraints, Earnings Management and Technology Innovation

  - Empirical analysis based on manufacturing listed companies

  SUN Liang-zhu

  (College of Economics Shenzhen University,Guangdong,Shenzhen 518060,China)

  Abstract:

  This paper selects the empirical data of China's A-share manufacturing listed companies from 2013 to 2018, and uses regression analysis to test the impact of earnings management on the relationship between financing constraints and corporate technological innovation. The results show that listed manufacturing companies in China have significant R&D investment-cash flow sensitivity and companies are facing external financing constraints; Earnings management has a significant positive effect on corporate technological innovation; Financing constraint has a significant mediating effect in the relationship between earnings management and technological innovation; After further analysis of ownership nature and scale factors, it is found that earnings management has a more obvious easing effect on private manufacturing enterprises' R&D financing constraints, and is more conducive to alleviating the financing difficulties faced by small and medium-sized manufacturing enterprises.

  Key words:

  technological innovation; earnings management; financing constraints; intermediary effect; regulatory effect

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文章名称:融资约束、盈余管理与技术创新

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