孫維峰

（運城學(xué)院 經(jīng)濟管理系，山西 運城 044000）

經(jīng)濟論壇

研發(fā)和廣告支出與企業(yè)系統(tǒng)性風(fēng)險實證研究

孫維峰

（運城學(xué)院 經(jīng)濟管理系，山西 運城 044000）

研發(fā)支出和廣告支出會影響企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險。利用中國制造業(yè)上市公司2009～2011年的平衡面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)支出與企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險顯著正相關(guān)，而廣告支出與企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險顯著負相關(guān)。進一步分析表明，研發(fā)支出與企業(yè)系統(tǒng)性風(fēng)險之間顯著的正相關(guān)關(guān)系僅存在于大企業(yè)，而廣告支出與企業(yè)系統(tǒng)性風(fēng)險之間顯著的負相關(guān)關(guān)系僅存在于小企業(yè)。原因可能在于，研發(fā)支出和廣告支出對自由現(xiàn)金流的代理成本具有完全不同的影響。

研發(fā)支出；廣告支出；系統(tǒng)性風(fēng)險；代理成本

一、引言

長期以來，研發(fā)支出與企業(yè)價值的關(guān)系引起了經(jīng)濟學(xué)家和其他研究者的極大興趣。整體上看，國內(nèi)外研究基本上都支持研發(fā)支出與企業(yè)價值正相關(guān)的結(jié)論①國外研究的綜述可參考Hall（2000）[2]，國內(nèi)研究綜述可參考任海云和師萍（2010）[4]。。相對來說，對廣告支出與企業(yè)績效關(guān)系的研究卻少得多。Chauvin and Hirschey（1993）[1]考察了廣告支出對企業(yè)市場價值的影響，發(fā)現(xiàn)廣告支出對企業(yè)的市場價值有較大正影響。

對企業(yè)管理者和投資者來講，研發(fā)支出通過何種途徑影響企業(yè)價值更為重要。實際上，基本的股票價格定價公式表明，股票價格由每股股利、公司增長率和貼現(xiàn)率決定。股票價格與每股股利、公司增長率正相關(guān)，與貼現(xiàn)率負相關(guān)。每股股利由企業(yè)財務(wù)績效決定，現(xiàn)有的研究也表明研發(fā)支出與企業(yè)財務(wù)績效正相關(guān)。就公司增長率來說，目前的實證研究較為一致地表明，研發(fā)支出對企業(yè)增長有促進作用，如Monte and Papagni（2003）[3]，Yang and Huang（2005）[5]以及Manjon and Merion（2012）[6]等。然而，目前關(guān)于研發(fā)支出對貼現(xiàn)率影響的研究卻很少。貼現(xiàn)率直接受企業(yè)股票價格波動的風(fēng)險影響，企業(yè)股票價格波動的風(fēng)險可分為系統(tǒng)性風(fēng)險和非系統(tǒng)性風(fēng)險，非系統(tǒng)性風(fēng)險是企業(yè)特有的風(fēng)險。根據(jù)資產(chǎn)組合理論，非系統(tǒng)性風(fēng)險可以通過資產(chǎn)組合的多樣化而分散出去。因此，可以把研發(fā)支出對貼現(xiàn)率的影響轉(zhuǎn)化為考察研發(fā)支出對企業(yè)系統(tǒng)性風(fēng)險的影響。Ho，Xu and Yap（2004）[8]以及McAlister，Srinivassan and Kim（2007）[9]利用美國企業(yè)的數(shù)據(jù)考察了研發(fā)支出對系統(tǒng)性風(fēng)險的影響，但他們的研究結(jié)論完全相反。Ho，Xu and Yap（2004）[8]的研究結(jié)論表明，研發(fā)支出與系統(tǒng)性風(fēng)險正相關(guān)；McAlister，Srinivassan and Kim（2007）[9]則發(fā)現(xiàn)研發(fā)支出降低了企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險，他們還發(fā)現(xiàn)廣告支出也降低了企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險。相對于美國來說，中國的資本市場遠不成熟，股票價格往往不能準(zhǔn)確反映企業(yè)的信息，基于美國企業(yè)研究得出的結(jié)論很可能不能適用于中國企業(yè)，況且以美國企業(yè)為樣本得出的結(jié)論也不一致。本文以中國制造業(yè)上市公司2009～2011年的平衡面板數(shù)據(jù)實證分析研發(fā)支出、廣告支出對企業(yè)系統(tǒng)性風(fēng)險的影響。

二、研究假設(shè)

企業(yè)股權(quán)的市場價值可分為兩部分：來自現(xiàn)有資產(chǎn)的現(xiàn)金流的現(xiàn)值和來自企業(yè)將來投資機會的現(xiàn)金流的現(xiàn)值。根據(jù)期權(quán)定價模型，股票的市場價值中未來投資機會所占的比例越大，股票的風(fēng)險也越大。研發(fā)支出對企業(yè)的影響主要在于它會提高企業(yè)的增長機會，并且研發(fā)活動本身具有很大的不確定性，失敗率較高。因此，我們做如下假設(shè)：

假設(shè)1：研發(fā)支出會提高企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險。

相對于研發(fā)活動較高的不確定性，廣告活動的不確定性較低，其結(jié)果更容易預(yù)測；同時，廣告支出對企業(yè)的影響更具有即時性。廣告可以建立品牌資產(chǎn)，提高消費者對該企業(yè)產(chǎn)品的忠誠度，提高消費者轉(zhuǎn)向替代產(chǎn)品的心理成本。這會使企業(yè)降低競爭的壓力，提高與分銷商的談判能力，可以保護企業(yè)免受市場波動的影響，從而降低系統(tǒng)性風(fēng)險。

另外Frieder and Subrahmanyam（2005）[10]注意到，投資者會優(yōu)先選擇具有較高認知度的企業(yè)。這樣，在其他情況不變的條件下，廣告帶來的企業(yè)認知度的提高會導(dǎo)致個人投資者股票收益的提高。Grullon，Kanatas and Weston（2004）[11]發(fā)現(xiàn)，更高的廣告支出導(dǎo)致企業(yè)股票有更高的流動性和更寬廣的投資者。更高的流動性和增加的資本增值幅度會使企業(yè)更少受市場波動的影響，從而降低企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險。

基于上述分析，我們做如下假設(shè)：

假設(shè)2：廣告支出會降低企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險。

三、研究設(shè)計

（一）變量定義

1.被解釋變量——系統(tǒng)性風(fēng)險。本文用資本資產(chǎn)定價模型中的貝塔值來度量企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險，用β表示。其計算方法為：

其中，rj為股票j的超額收益，rm為市場超額收益，t為時間。這里系統(tǒng)性風(fēng)險采用年個股交易數(shù)據(jù)計算。

2.解釋變量。本文的主要解釋變量為研發(fā)支出和廣告支出。與文獻中通行的做法一致，采用研發(fā)支出與銷售額之比來衡量企業(yè)的研發(fā)強度，用廣告支出與銷售額之比來衡量廣告強度，分別用R&D和Adv表示。

3.控制變量。先前的研究表明行業(yè)多元化會對企業(yè)系統(tǒng)性風(fēng)險產(chǎn)生影響，本文加入行業(yè)多元化虛擬變量作為控制變量，用ind表示。規(guī)模也會影響企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險，根據(jù)先前的研究，這種影響既可能為正，也可能為負。因此規(guī)模對企業(yè)系統(tǒng)性風(fēng)險的影響具有不確定性，我們用總資產(chǎn)的自然對數(shù)來度量企業(yè)規(guī)模，用size表示。財務(wù)杠桿也會對企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險產(chǎn)生負面影響，一般來說，財務(wù)杠桿越高，企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險就越大，我們用債務(wù)總額與總資產(chǎn)之比來度量財務(wù)杠桿，用TD表示。增長機會也會影響企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險，一般來說，增長機會越大，系統(tǒng)性風(fēng)險也越大。我們用Tobin’s q來度量增長機會，其計算方法為股權(quán)的市場價值加上債務(wù)的賬面價值再除以總資產(chǎn)。大股東持股也可能對企業(yè)系統(tǒng)性風(fēng)險產(chǎn)生影響，因為把股權(quán)集中在一個公司會面臨較大的風(fēng)險，不符合投資組合原理，從降低風(fēng)險的角度考慮，大股東有動機選擇較低的企業(yè)系統(tǒng)性風(fēng)險，我們用first表示第一大股東持股比例。考慮到許多中國上市公司屬于國有控股，這可能會對大股東持股與企業(yè)系統(tǒng)性風(fēng)險之間的關(guān)系產(chǎn)生影響，因此所有權(quán)性質(zhì)也可能會影響企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險。本文采用虛擬變量法來度量所有權(quán)性質(zhì)（owner），對于國有控股公司，取值為1；否則，取值為0。企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險也可能影響系統(tǒng)性風(fēng)險，一般來說，經(jīng)營風(fēng)險越大，企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險也越大。參照廖理、廖冠民和沈紅波（2009）[12]的研究，本文以歷史3年資產(chǎn)收益率（ROA）的離散系數(shù)的絕對值來度量公司的經(jīng)營風(fēng)險，用VROA表示，其中離散系數(shù)等于變量的標(biāo)準(zhǔn)差除以其均值。為了控制可能存在的行業(yè)效應(yīng)，本文引入了行業(yè)虛擬變量。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2009～2011年滬深兩市制造業(yè)上市公司作為初始研究樣本，并根據(jù)以下原則進行剔除：（1）由于計算經(jīng)營風(fēng)險需要3年的數(shù)據(jù)，所以選擇2007年底前上市的公司；（2）剔除同時發(fā)行B股或H股以及在此期間退市的公司；（3）剔除數(shù)據(jù)缺失的公司；（4）剔除銷售收入低于1億元的公司。經(jīng)過上述剔除后，最后獲得622家上市公司2009～2011年共計1866個觀測值的平衡面板數(shù)據(jù)。本文關(guān)于行業(yè)多元化、研發(fā)支出和廣告支出的數(shù)據(jù)來自于上市公司年報，其他數(shù)據(jù)來自于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。

需說明的是，目前關(guān)于中國上市公司研發(fā)支出的相關(guān)研究通常僅采用披露研發(fā)支出的企業(yè)。中國上市公司對研發(fā)支出的披露是自愿的，某些企業(yè)不披露研發(fā)支出并不代表這些企業(yè)沒有研發(fā)活動，僅以披露研發(fā)支出的企業(yè)作為樣本可能會帶來樣本選擇偏誤。在本文的樣本中，披露研發(fā)支出的企業(yè)占樣本企業(yè)總數(shù)的比例為72%，要高于美國的57.8%（Hall and Oriani，2006）[13]。筆者認為，雖然在中國披露研發(fā)支出并不是必須的，但絕大多數(shù)開展研發(fā)活動的企業(yè)實際上都進行了披露。因此，本文采用這622家企業(yè)3年的數(shù)據(jù)作為樣本，對沒有披露研發(fā)支出的企業(yè)，其研發(fā)支出數(shù)據(jù)統(tǒng)一設(shè)為0。樣本企業(yè)的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 總體樣本描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果

（一）多元回歸結(jié)果

為了驗證假設(shè)1，我們構(gòu)建如下面板數(shù)據(jù)計量模型：

這里，Year為年度虛擬變量，我們設(shè)2009、2010和2011年分別為0、1和2。Dumd為行業(yè)虛擬變量，我們的樣本由9個行業(yè)組成，由于在模型中設(shè)定了常數(shù)項，因此設(shè)定了8個行業(yè)虛擬變量，作為基組的行業(yè)為電子行業(yè)。u為隨機擾動項。

面板數(shù)據(jù)的估計方法有混合OLS法、固定效應(yīng)法和隨機效應(yīng)法，我們采用三種方法進行回歸，結(jié)果見表2。從中可以看到，采用三種方法得出的結(jié)果是一致的，這里我們以O(shè)LS法回歸得到的結(jié)果進行說明。研發(fā)支出與企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險顯著正相關(guān)，而廣告支出與企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險顯著負相關(guān)。這說明，研發(fā)支出提高了企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險，而廣告支出降低了企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險。這說明研發(fā)支出和廣告支出是企業(yè)系統(tǒng)性風(fēng)險的重要決定因素。

表2 回歸結(jié)果

就控制變量而言，行業(yè)多元化顯著提高了企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險，這與魏鋒和孫曉鐸（2008）[14]、張敏和黃繼承（2009）[15]、胡成根和李剛（2010）[16]等人的研究結(jié)果是一致的。規(guī)模與企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險正相關(guān)，但統(tǒng)計上不顯著。與預(yù)測不一致的是，財務(wù)杠桿顯著降低了企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險，這與Kwok and Reeb（2000）[17]以及Olibe，Michello and Thorne（2008）[18]的研究結(jié)果相一致①胡成根和李剛（2010）[16]在研究行業(yè)多元化與企業(yè)風(fēng)險的論文中也發(fā)現(xiàn)財務(wù)杠桿與企業(yè)風(fēng)險負相關(guān)，他們認為這很難解釋。因此，實證研究得出的財務(wù)結(jié)構(gòu)與系統(tǒng)性風(fēng)險的負相關(guān)關(guān)系令人感到困惑，這需要進一步研究。。第一大股東持股比例降低了企業(yè)風(fēng)險，但統(tǒng)計上不太顯著；而所有權(quán)性質(zhì)與企業(yè)系統(tǒng)性風(fēng)險顯著正相關(guān)，這表明國有控股實際上提高了企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險。Tobin’s q與企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險顯著負相關(guān)，這表明增長機會實際上降低了企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險。原因可能在于，中國經(jīng)濟增長迅速，從投資者的角度來看，真正的風(fēng)險不是增長快的企業(yè)，而是缺乏增長機會的企業(yè)。與預(yù)測一致，經(jīng)營風(fēng)險與系統(tǒng)性風(fēng)險正相關(guān)。年度虛擬變量顯著為正，這表明2009～2011年企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險逐年加大。

（二）規(guī)模的影響

孫維峰（2012）[19]的研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)支出與企業(yè)價值顯著正相關(guān)；但進一步分析表明，研發(fā)支出與企業(yè)價值之間顯著的正相關(guān)關(guān)系僅存在于小企業(yè)，對大企業(yè)來說二者的關(guān)系統(tǒng)計上不顯著。這說明，研發(fā)支出與企業(yè)價值的關(guān)系會受到企業(yè)規(guī)模的影響。研發(fā)支出沒能提高大企業(yè)的市場價值，原因可能在于研發(fā)支出沒能提高大企業(yè)的財務(wù)績效，也可能在于研發(fā)支出大大提高了大企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險。為進一步分析該問題，我們按照規(guī)模的均值把樣本分為大企業(yè)和小企業(yè)分別進行回歸分析，其中大企業(yè)有857家，小企業(yè)有1009家，回歸結(jié)果見表3。結(jié)果表明，研發(fā)支出與企業(yè)系統(tǒng)性風(fēng)險之間顯著的正相關(guān)關(guān)系僅在大企業(yè)里存在，并且研發(fā)支出的系數(shù)從經(jīng)濟意義上看變得更大，統(tǒng)計上也更顯著；對小企業(yè)來說，研發(fā)支出的系數(shù)盡管為正，但系數(shù)的值較小，并且統(tǒng)計上也不顯著。而廣告支出與企業(yè)系統(tǒng)性風(fēng)險之間顯著的負相關(guān)關(guān)系僅存在于小企業(yè)。這就表明，研發(fā)支出、廣告支出與企業(yè)系統(tǒng)性風(fēng)險的關(guān)系會受到企業(yè)規(guī)模的影響。我們同時發(fā)現(xiàn)，在大企業(yè)里，規(guī)模有助于降低企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險；而在小企業(yè)里，規(guī)模會提高企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險。

表3 規(guī)模效應(yīng)考察

（三）原因分析

相對于廣告活動，研發(fā)過程充滿了不確定性。Mansfield et al.（1977）[20]界定了研發(fā)過程的三個階段。第一個階段是從研發(fā)投入到研發(fā)產(chǎn)出，也就是一個項目的技術(shù)目標(biāo)能否實現(xiàn)的過程，其成功概率為x；第二個階段是研發(fā)產(chǎn)出的商業(yè)化過程，其成功概率為y；第三個階段是項目能否帶來滿意投資回報的過程，其成功概率為z。這樣一項研發(fā)活動能否最終獲得成功取決于這三項成功概率的乘積（x×y×z）。如果企業(yè)在任何一個階段失敗，那么研發(fā)活動只會帶來成本而沒有收益。給定研發(fā)活動的高度不確定性，使股東無法通過最終結(jié)果來判斷管理者的努力程度，這時管理者就可能會濫用研發(fā)資金，從而導(dǎo)致較高的代理成本。相對于小企業(yè)，大企業(yè)的組織結(jié)構(gòu)更為復(fù)雜，管理層級更多，存在更加復(fù)雜的委托代理問題。因此，我們推測，研發(fā)支出較高的代理成本使得其提高了企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險。本文采用如下模型對此進行檢驗：

這里，AC為（折舊攤銷前利潤-利息支付-所得稅-股利）/總資產(chǎn)用來度量自由現(xiàn)金流的代理成本。從融資的角度看，研發(fā)支出的資金主要來源于企業(yè)的內(nèi)部資金②關(guān)于融資與研發(fā)支出的關(guān)系，可參考Belloc（2011）[7]的文獻綜述。，研發(fā)活動很可能存在較高的自由現(xiàn)金流的代理成本。mange為管理層持股比例?；貧w結(jié)果見表4。

就全部樣本來說，研發(fā)支出與代理成本正相關(guān)，但統(tǒng)計上不顯著；而廣告支出與代理成本顯著負相關(guān)。這與表2得出的結(jié)論是對應(yīng)的。當(dāng)按照規(guī)模將樣本分為大企業(yè)和小企業(yè)時，我們發(fā)現(xiàn)，在大企業(yè)里研發(fā)支出與代理成本顯著正相關(guān)，并且其系數(shù)也更大；在小企業(yè)里，研發(fā)支出與代理成本也正相關(guān)，但統(tǒng)計上不顯著。無論是大企業(yè)還是小企業(yè)，廣告支出都與代理成本負相關(guān)；就系數(shù)的大小來說，相對于大企業(yè)，小企業(yè)廣告支出系數(shù)的絕對值要大得多，這說明廣告支出對代理成本的降低作用在小企業(yè)更重要。因此，研發(fā)支出所帶來的大企業(yè)較高的自由現(xiàn)金流的代理成本可能導(dǎo)致研發(fā)支出提高了大企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險，而廣告支出對小企業(yè)自由現(xiàn)金流代理成本的降低作用可能導(dǎo)致廣告支出降低了小企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險。

表4 原因分析

就控制變量來說，很顯然，規(guī)模越大，代理成本也越高。Jenson（1986）[21]著重強調(diào)了債務(wù)在限制自由現(xiàn)金流的代理成本中的作用，我們也發(fā)現(xiàn)，債務(wù)顯著降低了自由現(xiàn)金流的代理成本。所有權(quán)性質(zhì)對代理成本具有正反兩方面的影響：一方面，國有控股企業(yè)往往存在所有者缺位現(xiàn)象，這會提高代理成本；另一方面，就現(xiàn)實來看，相對于非國有控股企業(yè)，國有控股企業(yè)還存在另一個來自國有資產(chǎn)管理部門的約束，這可能會降低代理成本。我們發(fā)現(xiàn)，所有權(quán)性質(zhì)變量的系數(shù)方向和統(tǒng)計顯著性依賴于樣本的選擇。第一大股東能夠緩解所有者和管理者的代理問題，但也會帶來另一種代理問題，即大股東和小股東的委托代理問題（Shleifer and Vishney，1997）[22]。我們發(fā)現(xiàn)，大股東持股比例與自由現(xiàn)金流的代理成本顯著為正，這表明在中國上市公司中大股東和小股東的代理沖突比較嚴(yán)重。從理論上說，管理層持股應(yīng)該使所有者和管理者的利益更為一致，從而降低代理成本。但我們發(fā)現(xiàn)，除大企業(yè)外，管理層持股比例的系數(shù)顯著為正。原因可能在于，中國上市公司管理層持股比例過低，就選取的樣本來說，管理層持股比例的均值為2.8%，過低的管理層持股比例難以誘使管理者按照所有者的利益行使處置權(quán)，反而賦予他們更大的自由處置權(quán)，從而帶來更大的自由現(xiàn)金流的代理成本。

五、結(jié)語

利用中國制造業(yè)上市公司2009～2011年的平衡面板數(shù)據(jù)，本文考察了研發(fā)支出和廣告支出對企業(yè)系統(tǒng)性風(fēng)險的影響。本文的研究表明，研發(fā)支出與企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險顯著正相關(guān)，而廣告支出與企業(yè)的系統(tǒng)性風(fēng)險顯著負相關(guān)。我們還探討了企業(yè)規(guī)模對研發(fā)支出、廣告支出與企業(yè)系統(tǒng)性風(fēng)險之間關(guān)系的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，研發(fā)支出與企業(yè)系統(tǒng)性風(fēng)險之間顯著的正相關(guān)關(guān)系僅存于在大企業(yè)，而廣告支出與企業(yè)系統(tǒng)性風(fēng)險之間顯著的負相關(guān)關(guān)系僅存在于小企業(yè)。本文從代理成本的角度對上述現(xiàn)象的原因進行了分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，研發(fā)支出與代理成本正相關(guān)，在大企業(yè)里顯著；而廣告支出與代理成本負相關(guān)，對全部樣本統(tǒng)計上顯著，并且廣告支出對代理成本的降低作用在小企業(yè)更大。

［1］Chauvin K W，Hirschey M.Advertising，R&D expenditures and the market value of the firm［J］.Financial Management，1993，22（4）：128-140.［2］Hall B H.Innovation and Market Value［M］//Productivity，Innovation and Economic Performance.Cambridge，United Kingdom：Cambridge University Press，2000：177-197.

［3］Monte A D，Papagni E.R&D and the growth of firms：empirical analysis of a panel of Italian firms［J］.Research Policy，2003，32（6）：1003-1014.

［4］任海云，師萍.企業(yè)R&D投入與績效關(guān)系研究綜述——從直接關(guān)系到調(diào)節(jié)變量的引入［J］.科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2010（2）：143-151.

［5］Yang C，Huang C.R&D，Size and Firm Growth in Taiwan’s Electronics Industry［J］.Small Business Economics，2005，25（5）：477.

［6］García-Manjón JV，Romero-Merino M E.Research，development，and firm growth.Empirical evidence from European top R&D spending firms［J］.Research Policy，2012，41（6）：1084-1092.

［7］Belloc F.Corporate Governance and Innovation：A Survey［J］.Journal of Economic Surveys，2011，26（4）：1-37.

［8］Ho Y K，Xu Z，Yap C M.R&D investment and systematic risk［J］. Accounting&Finance，2004，44（3）：393-418.

［9］McAlister L，Srinivasan R，Kim M.Advertising，Research and Development，and Systematic Risk of the Firm［J］.Journal of Marketing，2007，71（1）：35-48.

［10］Frieder L，Subrahmanyam A.Brand Perceptions and the Market for Common Stock［J］.The Journal of Financial and Quantitative Analysis，2005，40（1）：57-85.

［11］Grullon G，Kanatas G，Weston JP.Advertising，Breadth of Ownership，and Liquidity［J］.The Review of Financial Studies，2004，17（2）：439-461.

［12］廖理，廖冠民，沈紅波.經(jīng)營風(fēng)險、晉升激勵與公司績效［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2009（8）：119-130.

［13］Hall B H，Orianib R.Does the market value R&D investment by European firms?Evidence from a panel ofmanufacturing firms in France，Germany，and Italy［J］.International Journal of Industrial Organization，2006，24（5）：971-993.

［14］魏鋒，孫曉鐸.多元化經(jīng)營對公司風(fēng)險的影響分析［J］.證券市場導(dǎo)報，2008（6）：63-68.

［15］張敏，黃繼承.政治關(guān)聯(lián)、多元化與企業(yè)風(fēng)險——來自我國證券市場的經(jīng)驗證據(jù)［J］.管理世界，2009（7）：156-164.

［16］胡成根，李剛.多元化與公司風(fēng)險研究［J］.運籌與管理，2010（3）：116-123.

［17］Kwok C C Y，Reeb D M.Internationalization and Firm Risk：An Upstream-Downstream Hypothesis［J］.Journal of International Business Studies，2000，31（4）：611-629.

［18］Olibe K O，Michello F A，Thorne J.Systematic risk and international diversification：An empirical perspective［J］.International Review of Financial Analysis，2008，17（4）：681-698.

［19］孫維峰.規(guī)模、研發(fā)支出與企業(yè)價值［J］.工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2012（5）：38-45.

［20］Mansfield E，Rapoport J，Romeo A，et al.The Production and Application of New Industrial Technology［M］.New York：Norton，1977.

［21］Jensen M C.Agency Costs of Free Cash Flow，Corporate Finance，and Takeovers［J］.The American Economic Review，1986，76（2）：323-329.

［22］Shleifer A，Vishny R W.A Survey of Corporate Governance［J］. The Journal of Finance，1997，52（2）：737-783.

（責(zé)任編輯：龍會芳；校對：李丹）

F272.3

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1006－3544（2015）01－0038－05

2014-09-07

孫維峰（1980-），男，山東臨沂人，經(jīng)濟學(xué)博士，運城學(xué)院經(jīng)濟管理系副教授，研究方向為產(chǎn)業(yè)組織與企業(yè)戰(zhàn)略。