政治關聯對上市民營企業研發投入的影響研究

楊孝安 程振 陳寶東

【關鍵詞】 政治關聯; 研發投入; 信貸融資; 中介效應

【中圖分類號】 D630;F273.1;F276.5? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2021）16-0099-08

一、引言

創新理論的提出為企業的生存與發展指明了方向，企業作為經濟社會的主體，在激烈的市場競爭中獲得核心競爭優勢的關鍵在于將重心放在持續創新投入方面[1]，研發是企業技術創新的重要環節。黨的十九大報告指出，我國經濟站在了“高增長”向“高質量”轉變的起跑線，而創新活動在這一轉變過程中的重要性不言而喻。在我國，總體來說企業進行研發投入的積極性并不高，部分企業出于加速資金回籠的目的，熱衷于將資本投入到房地產、金融等行業[2]。我國政府也在積極制定各類創新政策（如“雙創政策”“中國制造2025”）來激勵企業進行研發投入，這對于緩解企業創新不足以及充分挖掘企業創新潛力是一劑良藥。

我國正處于經濟轉軌關鍵時期，市場經濟體制不健全以及金融與法律制度環境不完善，雖然國家相繼制定并出臺了一系列扶持政策支持企業研發創新，實現產業結構優化升級，但是政府在經濟資源配置中居于控制地位，其掌握著大量的創新人才、創新資金和創新信息，與具有天然政治優勢的國企相比，民營企業在創新資源配置市場常處于劣勢地位。因此，民營企業傾向于政治尋租，政治關聯成為正式制度缺失下的一種替代性保護機制，而政治關聯企業往往更容易獲得信貸資金方面的支持，為企業開展具有高風險的研發活動注入一針強心劑，尤其是在我國這種關系型社會中，政治關聯的“關系”價值體現在其帶來的“資源效應”。根據對現有文獻的梳理發現，多數學者認為政治關聯為企業帶來社會地位與聲譽、政府內部信息、融資便利、稅收優惠、財政補貼、大額政府項目投資、政策上的傾斜以及產權保護等方面的資源[3-5]，這些關鍵稀缺資源（尤其是信貸資金）的獲取能夠幫助加速人才引進，憑借這些關鍵稀缺資源和人才助推企業加大研發投入強度，對企業競爭優勢的構建會起到獨特效果。部分學者認為，政治關聯會顯著降低企業研發投入強度，挫傷企業的創新積極性，給企業技術創新帶來消極影響[6-7]。也有學者研究認為，政治關聯與研發投入之間并無相關性[8]。可見，學界關于政治關聯對企業研發投入的影響仍未形成共識，這可能是由于樣本選取、變量設計、研究方法及制度背景等一系列情境因素不同所導致，因而有必要繼續運用詳實的企業數據對政治關聯與企業研發投入之間的關系做進一步剖析。在以往研究的基礎上，本文將信貸融資納入到政治關聯對企業研發投入的研究框架中，采用2009—2018年上市民營企業數據，擬研究以下兩個問題：第一，政治關聯能否促進上市民營企業研發投入？第二，信貸融資在政治關聯對上市民營企業研發投入的影響中發揮什么作用？

本文的創新之處：（1）為研究政治關聯與研發投入之間關系提供了新視角。以往學者大多研究政治關聯、信貸融資與研發投入兩兩之間的關系或者從調節效應的視角研究政治關聯與研發投入之間的關系，很少有學者從信貸融資中介效應的視角研究政治關聯與研發投入之間的關系。（2）為民營企業擴大研發投入提供了新路徑。以往企業通常通過考慮高管個人特征、稅收優惠、激勵政策等因素擴大企業研發投入，本文的研究可以讓民營企業通過增加信貸融資等途徑擴大企業的研發投入。

二、理論分析與研究假設

（一）政治關聯與研發投入

當前，學界對政治關聯的研究更加認同政治關聯的資源效應與信息效應方面，其在民營企業開展研發創新活動的過程中更多是在扮演“扶持之手”角色[9]。根據資源依賴理論，政治關聯及政治關系網等外部環境的形成，能夠提升研發創新成功的可能性。何歡浪等[10]認為，對于處于經濟轉型時期的我國來說，政府仍掌控配置關鍵稀缺資源的權力，對于民營企業而言，政治關聯的替代性保護機制作用體現在其能夠緩解正式制度不完善對民營企業的束縛。政治關聯能夠為民營企業帶來融資便利、政府創新補助、稅收優惠等創新扶持政策，這為企業開展高不確定性的研發創新活動直接提供了充裕的資金流。政治關聯民營企業也會向外界傳遞其具有良好的發展前景與強大綜合實力的信號。一方面，企業更容易受到天使投資者與機構投資者的青睞，為企業的研發投入注入間接的資金來源;另一方面，政府部門擁有大量可靠的科技及人才信息，政治關聯企業更容易同高水平科研機構展開深層次的合作，有助于企業通過科研隊伍建設、創新知識資源的獲取以及學習創新過程管理經驗等來提升研發創新活動成功的概率，政府也會加大對政治關聯企業創新成果的產權保護，民營企業加大研發投入的信心更足?；诖?，提出假設1。

H1：政治關聯能促進上市民營企業研發投入。

（二）政治關聯與信貸融資

民營企業常面臨著如融資難與融資貴的問題。一方面，我國金融市場發展相對滯后，銀行等金融機構更“鐘愛”有政府做信用擔保的國有企業，國有企業大幅舉債會擠占本應配置給民營企業的信貸資金;另一方面，民營企業的生產經營活動規范化之路依然還很漫長，信息披露不夠透明，銀行無法及時準確地掌握民營企業實際情況來判斷其違約風險的高低，而民營企業的代理問題依然突出，銀行會對其做出更多的信貸約束。在我國，四大國有商業銀行在信貸市場上的份額達到70%，而各級政府作為國有商業銀行的控制方，深刻影響著信貸資源的配置[11]。根據尋租理論，政府憑借手中的控制權對企業和個人的經濟活動進行干預，政府干預資源配置會產生額外收益，企業的非生產性尋租行為由此產生。對于民營企業來說，尋租獲取的收益大于尋租付出的成本，而政治關聯就是開展尋租活動的途徑之一。因此，政治關聯的“關系疏通”作用體現在施壓銀行等金融機構方面，改變銀行等金融機構以往對民營企業惜貸的做法，幫助民營企業獲取更多信貸資金，尤其是研發活動迫切需要的低息長期借款。政治關聯也會向外界傳遞聲譽信號與隱性擔保信號，即企業屬于優質企業并且得到了政府隱性擔保[12]，降低了企業信貸違約的風險，提升了銀行對企業的信用評級。企業融資理論與實踐表明，隨著信用等級的提升，銀行等金融機構發放貸款的可能性增大，信貸融資成本會相應降低。與多數學者觀點相同，本文將信貸融資分為信貸融資規模、信貸融資期限以及信貸融資成本。基于以上分析，本文提出假設2。

H2a：政治關聯能擴大上市民營企業信貸融資規模。

H2b：政治關聯能延長上市民營企業信貸融資期限。

H2c：政治關聯能降低上市民營企業信貸融資成本。

（三）信貸融資的中介作用

研發活動是民營企業形成核心競爭優勢的利器，開展研發活動需要大量的資金作為支撐，內源融資往往很難彌補研發資金的缺口，需要借助外源融資來補位，而信貸融資是眾多民營企業外源融資的主要來源。民營企業開展研發活動常因資金供應不足以及資金成本高昂而感到乏力，金融體系不完善、信息不對稱以及代理沖突等是導致其面臨嚴峻融資約束問題的重要因素。研發活動具有較強的保密性，銀行等金融機構從民營企業獲取研發項目詳實信息的難度較大，并且無法準確評估研發項目帶來的經濟回報價值。研發投入屬于沉沒成本，難以進行重新配置，而研發投入的最終產出將以知識化狀態資產（無形資產）呈現，隨著新技術新產品的出現，資產的價值出現貶值，銀行等金融機構作為債權人更認可實物資產與可重新配置的資產作為其進行信貸資金發放的抵押物。因此，研發活動的保密性以及研發投入的沉沒成本與難以重新配置屬性均會加大民營企業面臨的融資約束程度。債務償還也是很多民營企業面臨的迫切問題，研發項目的周期較長，難以在短期實現商業化，因無法獲取穩定的現金流償還債務而產生違約風險，債務違約風險與研發項目商業化緩慢可能導致研發中斷，因而民營企業選擇停止或者降低研發投入。根據委托代理理論，高管基于規避風險的考慮，減少過多的研發投入進而減少高風險項目可能對企業績效帶來的消極影響。Bradley et al.[13]認為，民營企業借助政治關聯這一替代性機制來扭轉其在扭曲金融市場上相對弱勢地位的局面，緩解銀行等金融機構對民營企業的信貸歧視，而政治關聯的“信號效應”有助于減少民營企業與銀行等金融機構之間的信息不對稱以及享受政府部門提供的隱性擔保，緩解民營企業融資束縛，以更低利率取得規模更大及期限更長的信貸融資。李維安等[14]研究發現，銀行債務對債務人具有治理作用，具體體現在還本付息的硬約束方面，信貸資金的使用受到銀行等債權人的監督，抑制管理層的無效率和偷懶行為，以便及時高效地將信貸資金投入到研發項目中?；谝陨戏治?，本文提出假設3。

H3a：信貸融資規模在政治關聯與上市民營企業研發投入之間起中介效應，即政治關聯通過擴大信貸融資規模提升上市民營企業研發投入。

H3b：信貸融資期限在政治關聯與上市民營企業研發投入之間起中介效應，即政治關聯通過延長信貸融資期限提升上市民營企業研發投入。

H3c：信貸融資成本在政治關聯與上市民營企業研發投入之間起中介效應，即政治關聯通過降低信貸融資成本提升上市民營企業研發投入。

三、研究設計

（一）樣本選取和數據來源

本文選取2009—2018年滬深A股上市民營企業為研究樣本，并進行了下列剔除：（1）金融行業、ST與？觹ST企業;（2）存在財務數據缺失嚴重及異常的企業;（3）年報中無法獲悉用于辨別董事長或總經理有無政治身份詳細信息的企業。進行上述系列剔除后，共獲取3 510個有效年度—樣本觀測值，本文的財務數據來自國泰安數據庫（CSMAR），總經理或董事長政治背景資料通過企業披露的年報獲悉。同時將通過巨潮資訊、新浪財經、和訊網等獲取的董事長或總經理的個人信息與年報中獲取的個人信息進行比對，減少樣本數據出現差錯的可能。

（二）變量定義

1.被解釋變量。借鑒嚴若森等[1]的方法，以企業的研發支出占營業收入的比值來衡量企業研發強度（Rd）。而在穩健性檢驗部分以研發支出占總資產的比值來衡量企業研發強度。

2.解釋變量。對于政治關聯（Pc）的衡量，參照吳俊等[15]的做法，以董事長或者總經理兩人中至少有一人曾任或是現任政府部門（或軍隊）官員、人大代表或政協委員，則認為該企業與政府部門存在聯系，即存在政治關聯，取值為1，否則取值為0。

3.中介變量。在將信貸融資作為中介變量時，對其進行進一步劃分，具體分為信貸融資規模（Dn）、信貸融資期限（Dt）、信貸融資成本（Dc）。對于信貸融資規模的衡量，借鑒肖作平等[16]的方法，以借款總額/總資產來表示。借鑒張紅英等[17]的方法，以長期借款/借款總額來表示信貸融資期限;以利息支出/借款總額來表示信貸融資成本。其中，借款總額=短期借款+一年內到期非流動負債+長期借款。

4.控制變量。借鑒有關研發投入方面的相關研究成果，選取以下變量作為本研究的控制變量，分別為總資產凈利潤率（Ra）、股權集中度（Oc）、成長能力（Ir）、企業規模（Es）、企業成立時間（De）、有形資產比例（Ta）、企業經營現金（Nc）。同時，還控制了年度（Year）與行業（Ind）虛擬變量。

具體變量定義如表1所示。

（三）模型構建

為檢驗主假設政治關聯對上市民營企業研發投入的影響，對式1進行回歸分析，同時借助溫忠麟等[18]中介效應分步檢驗方法，進一步驗證政治關聯是否通過信貸融資這一中介路徑來影響企業研發投入。具體中介效應檢驗流程為：（1）對式1進行回歸分析，如果α1為正且顯著，則驗證了政治關聯能促進企業研發投入（H1），可進行下一步;（2）對式2進行回歸分析，即驗證政治關聯對信貸融資（Debt）的影響，本文將信貸融資具體分為信貸融資水平（Dn）、信貸融資期限（Dt）、信貸融資成本（Dc），如果式2中政治關聯的回歸系數β1顯著（即驗證了H2a、H2b、H2c），則進行下一步檢驗;（3）對式3進行回歸分析，如果γ1與γ2均顯著，且第一步的α1、第二步的β1也都顯著，則說明信貸融資在政治關聯與企業研發投入之間發揮部分中介效應（即驗證了H3a、H3b、H3c）;如果γ1不顯著，γ2顯著，并且α1與β1均顯著，則說明信貸融資在政治關聯與企業研發投入之間發揮完全中介效應。

此外，也有部分文獻采用Sobel-Goodman中介效應檢驗或Bootstrap檢驗這兩種系數乘積中介效應檢驗方法，Sobel檢驗的原假設是中介效應模型路徑上的系數乘積為0，即H0：β1×γ2=0。Sobel檢驗的Z統計量計算方法為：

分別為估計系數β1和γ2的標準誤的平方。若Z統計量拒絕原假設，則表明中介效應顯著存在。

Bootstrap檢驗也是H0β1×γ2=0，將樣本容量較大的樣本作為總體，進行有放回的抽樣，得到更為準確的標準誤。如進行n次抽樣并得到n個系數乘積的估計值，其全體記為，然后按照數值大小進行排序，第2.5百分位點與97.5百分位點構成β1γ2的置信度為95%的置信區間，如果這個置信區間不包含0，則拒絕原假設，則系數乘積顯著，中介效應成立。為增強本文中介效應檢驗結果的穩健性，同時采用Sobel-Goodman檢驗法與Bootstrap檢驗法。

四、實證分析

（一）描述性統計

表2為全樣本下主要變量的描述性統計結果，從中可以看出研發投入（Rd）的最小值為0.0001，最大值為0.2758，均值為0.0421，說明我國上市民營企業研發投入水平有待提高。信貸融資規模（Dn）的最小值為0.0000，最大值為0.6753，均值為0.1727，標準差為0.1264;信貸融資期限（Dt）的最大值為1.0000，最小值為0.0000，均值為0.1840，標準差為0.2372;信貸融資成本（Dc）的最大值為1.1825，最小值為0.0000，均值為0.0746，標準差為0.0943，說明不同上市民營企業的信貸融資能力存在差異。政治關聯（Pc）的均值為0.2678，說明近30%的樣本企業存在政治關聯。

（二）回歸結果分析

表3為驗證政治關聯對上市民營企業研發投入、信貸融資的影響以及信貸融資在政治關聯對上市民營企業研發投入的影響中起中介效應的分步回歸結果。按照中介效應檢驗流程第一步，檢驗主假設政治關聯（Pc）對企業研發投入（Rd）的回歸系數是否顯著為正。從（1）列中可以看出，政治關聯的回歸系數為0.0048，且在1%的水平上顯著，說明政治關聯能促進企業研發投入，H1得以驗證。（2）列、（3）列為驗證信貸融資規模在政治關聯對企業研發投入的影響中起中介效應的第二步、第三步中介效應檢驗流程，從（2）列中可以看出政治關聯的回歸系數為0.0197，且在1%的水平上顯著，說明政治關聯能擴大上市民營企業的信貸融資規模，H2a得以驗證。（3）列中政治關聯、信貸融資規模的回歸系數分別為0.0045、0.0165，并且均在1%的水平上顯著。因此，從（1）列—（3）列的回歸結果可知，信貸融資規模在政治關聯對上市民營企業研發投入的影響中起到顯著的中介效應，即政治關聯通過擴大信貸融資規模提升上市民營企業研發投入，H3a得以驗證。（4）列、（5）列為驗證信貸融資期限在政治關聯對企業研發投入的影響中起中介效應的第二步、第三步中介效應檢驗流程，從（4）列中可以看出，政治關聯的回歸系數為0.0248，且在1%的水平上顯著，說明政治關聯能延長上市民營企業信貸融資期限，H2b得以驗證;（5）列中政治關聯、信貸融資期限的回歸系數分別為0.0047、0.0062，并且均在1%的水平上顯著。因此，從（1）列、（4）列、（5）列的回歸結果可知，信貸融資期限在政治關聯對上市民營企業研發投入的影響中起到顯著的中介效應，即政治關聯通過延長信貸融資期限提升上市民營企業研發投入，H3b得以驗證。（6）列、（7）列為驗證信貸融資成本在政治關聯對企業研發投入的影響中起中介效應的第二步、第三步中介效應檢驗流程。從（6）列中可以看出，政治關聯的回歸系數為-0.0035，且統計上不顯著，說明政治關聯與上市民營企業信貸融資成本之間并不存在顯著相關關系，可能的原因是銀行貸款利率深受我國特殊經濟制度背景下宏觀調控的影響，信貸機構可以在狹窄的浮動范圍內自行調整，但總體來說調整幅度十分微弱，H2c并未得到驗證。（7）列中政治關聯的回歸系數為0.0048，且在1%的水平上顯著，信貸融資成本的回歸系數為-0.0070，統計上不顯著。因此，從（1）列、（6）列、（7）列的回歸結果可知，信貸融資成本在政治關聯對企業研發投入的影響中并不能起到中介效應，H3c并未得到驗證。

（三）Bootstrap中介效應檢驗與Sobel-Goodman中介效應檢驗

表4為采用Sobel-Goodman檢驗以及Bootstrap檢驗兩種系數乘積中介效應檢驗方法驗證信貸融資規模（Dn）、信貸融資期限（Dt）、信貸融資成本（Dc）在政治關聯對上市民營企業研發投入的影響中起中介效應的檢驗結果。將信貸融資規模作為中介變量進行Sobel-Goodman檢驗時，Sobel、Goodman-1、Goodman-2的Z值分別為2.929、2.889、2.971，并且均在1%的水平上顯著;同時，將信貸融資規模作為中介變量進行Bootstrap檢驗時，進行的Bootstrap抽樣次數為500、1 000、2 000次，95%的置信區間均未包含0，系數乘積顯著不為0，可知信貸融資規模在政治關聯對企業研發投入的影響中起中介效應。同理可知信貸融資期限在政治關聯對企業研發投入的影響中起中介效應。將信貸融資成本作為中介變量進行Sobel-Goodman檢驗時，Sobel、Goodman-1、Goodman-2的Z值均不顯著，并且將信貸融資成本作為中介變量進行Bootstrap檢驗時，進行的Bootstrap抽樣次數為500、1 000、2 000次，95%的置信區間均包含0，系數乘積顯著為0，可知信貸融資成本在政治關聯對企業研發投入的影響中并未起到中介效應。因此，得出的結論與進行分步回歸得到的結論相同，結論依然穩健。

（四）內生性檢驗

為更好地揭示本文的主假設即政治關聯與上市民營企業研發投入之間的因果關系，減少內生性問題對研究結論的干擾，增強結論的可靠性，采用傾向得分匹配法（PSM）加以檢驗，估計政治關聯對上市民營企業研發投入的“處理效應”。具體的步驟為：首先，對匹配樣本進行平行條件假設檢驗，在進行匹配后，匹配變量的標準化偏差都小于5%，說明政治關聯企業與非政治關聯企業的匹配變量基本上不存在顯著性差異，滿足平衡性假設;其次，利用PSM估計政治關聯對企業研發投入的處理效應，采用了一對一匹配、一對四匹配、樣條匹配、卡尺內一對四匹配、局部線性回歸匹配、半徑卡尺匹配、核匹配、馬氏匹配等匹配方法，ATT表示僅有政治關聯企業的平均處理效應。從表5中可以看出，所有的匹配結果均顯著為正，說明政治關聯能促進企業的研發投入，與主假設回歸結果一致。

（五）穩健性檢驗

為驗證主假設及中介效應檢驗結果的穩健性，本文采用變量替換的方式進行。參考林慧婷等[19]的研究，以研發投入與期末總資產的比值代替前文的研發投入與營業收入的比值，其他變量保持不變，重復上述回歸分析，其結論與前文一致。具體的回歸結果如表6所示。

五、結論與建議

（一）結論

本文基于信貸融資的中介效應視角，以2009—2018年滬深A股上市民營企業為樣本，實證分析了政治關聯對企業研發投入的影響以及信貸融資在兩者之間所起的中介效應。研究發現：（1）政治關聯促進了上市民營企業研發投入;（2）政治關聯可以擴大上市民營企業的信貸融資規模以及延長上市民企的信貸融資期限，但并不能降低上市民營企業的信貸融資成本;（3）信貸融資規模和期限在政治關聯對上市民營企業研發投入的影響中起到顯著的中介效應，而信貸融資成本并未在政治關聯對上市民營企業研發投入的影響中起到顯著的中介效應。

（二）建議

基于上述分析得出如下啟示：（1）上市民營企業應保持適度政治關聯。上市民營企業在戰略實施過程中，應加強與市場戰略的整合和吸收能力，及時將外部資源轉化為內部資源，注重內外部協同有助于提高企業創新投資產出比。與此同時，政府應調動民營企業創新積極性，如在人大、政協換屆選舉時，提高具有較高創新投資的企業家的入選比例，向外界傳遞企業創新的重要性，吸引大量外部資源注入創新能力較強的“標桿企業”。（2）政治關聯作為一種特殊的社會資本，能夠作為非正式制度幫助民營企業獲得銀行信貸支持。（3）引導銀行機構充分認識支持上市民營企業研發創新對自身轉型發展及推動產業轉型升級的重要性。要優化改進傳統的信貸管控方式，弱化對民營企業的抵押擔保能力的要求，信貸投放時更注重對企業未來發展前景和發展能力的預判，要提高對研發高強度行業的信貸投資比例。要加大銀行機構人才培養力度，旨在能有效對民營企業研發創新行為進行研判，有效識別企業研發創新的成功率和生產的價值，進而減少雙方信息不對稱程度，確保信貸資金的及時、高效配置。

【參考文獻】

[1] 郭劍花，龔惠婷.OFDI對我國民營企業研發投入的影響——基于政治關聯視角[J].會計之友，2020（4）：60-65.

[2] 文建東，馮偉東.制度和政策不確定性下的創新決策與經濟增長過程[J].財經理論與實踐，2018，39（1）：2-9.

[3] 夏后學，譚清美，白俊紅.營商環境、企業尋租與市場創新——來自中國企業營商環境調查的經驗證據[J].經濟研究，2019，54（4）：84-98.

[4] 王藝明，劉一鳴.慈善捐贈、政治關聯與私營企業融資行為[J].財政研究，2018（6）：54-69.

[5] WOUTER S，SOUREN A，TOM E.Social capital of entrepreneurs and small firm performance：a meta-

analysis of contextual and methodological moderators[J].Journal of Business Venturing，2014，29（1）：152-173.

[6] 袁建國，后青松，程晨.企業政治資源的詛咒效應——基于政治關聯與企業技術創新的考察[J].管理世界，2015（1）：139-155.

[7] WU J.Asymmetric roles of business ties and political ties in product innovation[J].Journal of Business Research，2011，64（11）：1151-1156.

[8] 丁重，鄧可斌.政治關系與創新效率：基于公司特質信息的研究[J].財經研究，2010，36（10）：85-100.

[9] CHAN K S，DANG V Q T，YAN I K M.Chinese firms' political connection，ownership，and financing constraints[J].Economics Letters，2012，115（2）：164-167.

[10] 何歡浪，蔡琦晟.政治關聯促進或抑制了中國企業的創新？[J].中央財經大學學報，2019（9）：87-96.

[11] 嚴若森，姜瀟.關于制度環境、政治關聯、融資約束與企業研發投入的多重關系模型與實證研究[J].管理學報，2019，16（1）：72-84.

[12] 王進朝，田佳楠.政治關聯、內部控制質量與債務規模[J].會計之友，2019（13）：70-76.

[13] BRADLEY D，PANTZALIS C，YUAN X.Policy risk，corporate political strategies，and the cost of debt[J].Journal of Corporate Finance，2016，40（C）：254-275.

[14] 李維安，王鵬程，徐業坤.慈善捐贈、政治關聯與債務融資——民營企業與政府的資源交換行為[J].南開管理評論，2015，18（1）：4-14.

[15] 吳駿，李婭，林潤輝，等.風險投資聲譽、政治關聯與被投資企業績效——來自中國上市公司的證據[J].科學學與科學技術管理，2018，39（10）：41-50.

[16] 肖作平，鄧春梅.法律訴訟、政治關系與銀行貸款契約——來自中國民營上市公司的經驗證據[J].證券市場導報，2019（10）：4-14.

[17] 張紅英，趙丹.政治關系、內部控制缺陷與信貸約束——基于民營上市公司的經驗證據[J].財經論叢，2017（4）：71-81.

[18] 溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析：方法和模型發展[J].心理科學進展，2014，22（5）：731-745.

[19] 林慧婷，何玉潤，王茂林.市場化改革速度與企業R&D投入——基于中國A股非金融類上市公司的實證分析[J].會計研究，2018（8）：28-34.