股權(quán)結(jié)構(gòu)、研發(fā)投入與小微企業(yè)財(cái)務(wù)績效

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1、股權(quán)結(jié)構(gòu)、研發(fā)投入與小微企業(yè)財(cái)務(wù)績效 高興　劉浩莉 【摘 要】 小微企業(yè)已成為我國重要的創(chuàng)新主體，其財(cái)務(wù)績效對(duì)我國市場經(jīng)濟(jì)有著重要影響。選取205家小微企業(yè)為研究對(duì)象，建立相關(guān)多元線性回歸模型。從股權(quán)結(jié)構(gòu)和研發(fā)投入兩方面提出研究假設(shè)，分析股權(quán)結(jié)構(gòu)和研發(fā)投入對(duì)小微企業(yè)財(cái)務(wù)績效的影響。研究表明：股權(quán)集中度越高，公司財(cái)務(wù)績效提升越顯著；獨(dú)立董事對(duì)財(cái)務(wù)績效的影響不明顯；研發(fā)投入強(qiáng)度及資產(chǎn)負(fù)債率與財(cái)務(wù)績效呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)；第二大股東的制衡能力越強(qiáng)，企業(yè)財(cái)務(wù)績效越好。研究結(jié)果可為提高和改善小微企業(yè)財(cái)務(wù)績效提供參考。 【關(guān)鍵詞】 股權(quán)結(jié)構(gòu)； 研發(fā)投入； 財(cái)務(wù)績效； 小微企業(yè) 【中圖分類號(hào)】 F275

2、【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】 A 【文章編號(hào)】 1004-5937（2018）13-0072-04 中小企業(yè)股份轉(zhuǎn)讓系統(tǒng)又稱為新三板，是主板、中小板、創(chuàng)業(yè)板的重要補(bǔ)充。企業(yè)績效影響因素一直是國內(nèi)外學(xué)者研究的重點(diǎn)，但大多數(shù)研究針對(duì)創(chuàng)業(yè)板、中小板、主板[1]。目前，我國小微企業(yè)數(shù)量已超過1 500萬戶，已成為重要的創(chuàng)新主體[2]。這些企業(yè)大多數(shù)屬于小型和微型民營企業(yè)，公司財(cái)務(wù)基礎(chǔ)相對(duì)薄弱，股權(quán)結(jié)構(gòu)設(shè)置不合理，經(jīng)營績效良莠不齊。此外，小微企業(yè)資本流動(dòng)性不足的問題持續(xù)存在[3]。由于發(fā)展年限較短，對(duì)小微企業(yè)的現(xiàn)有研究主要集中在融資效率、法律制度、交易方式等方面，針對(duì)股權(quán)結(jié)構(gòu)、研發(fā)投入對(duì)財(cái)務(wù)績效影響的相關(guān)研究還不多

3、見。而小微企業(yè)作為我國多層資本市場的基石，其發(fā)展水平對(duì)我國市場經(jīng)濟(jì)有著重要影響。因此，積極探索影響小微企業(yè)財(cái)務(wù)績效的因素，對(duì)我國市場經(jīng)濟(jì)建設(shè)有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。鑒于小微企業(yè)自身發(fā)展數(shù)據(jù)的階段性，如果不對(duì)企業(yè)進(jìn)行詳細(xì)調(diào)查，很難獲得準(zhǔn)確客觀的原始數(shù)據(jù)。因此，本文擬采用我國新三板相關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)小微企業(yè)財(cái)務(wù)績效影響因素進(jìn)行研究。截至2017年年底，新三板掛牌企業(yè)數(shù)量為11 630家，其中95%屬于中小微企業(yè)，68%屬于小微企業(yè)。按照小微企業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)[4]，在新三板上市公司中選取205家小微企業(yè)作為研究對(duì)象，基于在轉(zhuǎn)股系統(tǒng)中公布的2014—2016年度財(cái)務(wù)報(bào)表為研究樣本，開展實(shí)證研究。從股權(quán)結(jié)構(gòu)和研發(fā)投入兩

4、方面提出研究假設(shè)，建立多元線性回歸模型，分析股權(quán)結(jié)構(gòu)、研發(fā)投入對(duì)小微企業(yè)財(cái)務(wù)績效的影響，希望對(duì)小微企業(yè)財(cái)務(wù)績效提高和改善提供參考。 一、研究設(shè)計(jì) （一）研究假設(shè) 小微企業(yè)財(cái)務(wù)績效影響因素主要包括股權(quán)結(jié)構(gòu)和研發(fā)投入。股權(quán)結(jié)構(gòu)通過影響公司治理進(jìn)一步影響企業(yè)財(cái)務(wù)績效，企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)通過股權(quán)集中度和股權(quán)制衡度衡量。股權(quán)集中度通過第一大股東持股比例表示；股權(quán)制衡度利用第一大股東與第二大股東持股比例的比值表示[5-6]。小微企業(yè)具備高科技的特點(diǎn)，企業(yè)應(yīng)加強(qiáng)自主創(chuàng)新能力，適時(shí)開展研發(fā)活動(dòng)?；谖写砝碚?，獨(dú)立董事制度應(yīng)運(yùn)而生，但小微企業(yè)引入獨(dú)立董事否能真正促進(jìn)企業(yè)發(fā)展，還有待驗(yàn)證。股東持股比例體現(xiàn)了股

5、東對(duì)經(jīng)理層的約束。第一大股東持股比例關(guān)系到監(jiān)督機(jī)制能否有效實(shí)施。劉淑蓮等[7]通過分析第一大股東持股比例與公司業(yè)績的關(guān)系發(fā)現(xiàn)：控股股東持股越多，越對(duì)公司業(yè)績有利。小微企業(yè)多為家族式企業(yè)，股權(quán)高度集中，因此企業(yè)治理者往往會(huì)盡最大可能降低治理成本[8]。同時(shí)，由于小微企業(yè)多為創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)型企業(yè)，市場形勢變化較快，股權(quán)過于分散比例與對(duì)市場變化做出迅速的響應(yīng)。結(jié)合小微企業(yè)股東人數(shù)較少的特點(diǎn)，提出假設(shè)1：第一大股東持股比例與公司業(yè)績正相關(guān)。 由于大股東的信息獲取能力高于小股東，大股東可能借此侵占小股東的利益。若引入多個(gè)大股東，則他們之間就會(huì)相互牽制和監(jiān)督。朱德勝[9]等、蔣弘等[10]認(rèn)為股權(quán)制衡有利于發(fā)

6、揮公司監(jiān)督機(jī)制，能抑制大股東對(duì)小股東利益的侵占。因此，本文在此基礎(chǔ)上提出股權(quán)制衡度，即第一大股東與第二大股東持股量的比值，股權(quán)制衡度越大，表明公司業(yè)績?cè)讲?。在此基礎(chǔ)上提出假設(shè)2：股權(quán)制衡度與公司業(yè)績負(fù)相關(guān)。 由于小微企業(yè)不受證監(jiān)會(huì)設(shè)置獨(dú)立董事的強(qiáng)制要求，大部分小微企業(yè)設(shè)置獨(dú)立董事僅是為了改善公司治理結(jié)構(gòu)。曾江洪等[11]、謝絢麗等[12]、馬躍如等[13]認(rèn)為當(dāng)公司業(yè)績下降時(shí)，擁有獨(dú)立董事的董事會(huì)更容易撤換經(jīng)理人。公司聘用獨(dú)立董事可以向外界傳達(dá)保護(hù)中小股東的信號(hào)，有利于增加投資者的信任。在此基礎(chǔ)上提出假設(shè)3：獨(dú)立董事制度與公司業(yè)績正相關(guān)。 科學(xué)技術(shù)的第一生產(chǎn)力，國外學(xué)者普遍認(rèn)為研發(fā)投入增加

7、將推動(dòng)企業(yè)的發(fā)展。李菲[14]通過實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新可以顯著提高中小企業(yè)的業(yè)績。在新三板上市的小微企業(yè)大多具有高科技、高成長的特點(diǎn)，因此自主研發(fā)能力十分重要?；谏鲜龇治?，提出假設(shè)4：研發(fā)投入強(qiáng)度與公司業(yè)績正相關(guān)。 （二）模型設(shè)計(jì) 本文中被解釋變量包括[15]凈資產(chǎn)收益率（用符號(hào)ROE表示）和將每股收益（作為替代變量，用符號(hào)EPS表示）。選取第一大股東持股比例（CR）代表股權(quán)集中度。用Z值表示股權(quán)制衡度，Z值越大，制衡能力越弱。選取樣本公司的研發(fā)投入總額，計(jì)算研發(fā)投入強(qiáng)度（RD）；公司是否設(shè)立獨(dú)立董事用IND表示。公司規(guī)模用SIZE表示。由于選取的樣本數(shù)據(jù)年份不同，因此需考慮時(shí)間因素對(duì)

8、控制變量的影響，X0和X1為時(shí)間虛擬變量。具體變量定義如表1所示。 參考已有的研究方法[16]，基于以上研究假設(shè)，為研究各影響因素與企業(yè)凈資產(chǎn)收益率的關(guān)系，建立模型1。 ROE=α0+α1CR+α2Z+α3RD+α4IND+α5SIZE+α6X1+ α7X0+ε1 （1） 為證實(shí)研究結(jié)果的準(zhǔn)確性，將每股收益作為凈資產(chǎn)收益率的替代變量，建立模型2對(duì)研究結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。 EPS=β0+β1CR+β2Z+β3RD+β4IND+β5SIZE+β6X1+ β7X0+ε2 （2） 式中：α0、β0為截距；αi、βi為回歸系數(shù)，i=1，2，…，7；ε1、ε2為回歸殘差。 （三）樣本選擇

9、 根據(jù)2011年《中小企業(yè)劃型標(biāo)準(zhǔn)規(guī)定》，結(jié)合文獻(xiàn)[4]中的小微企業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)，認(rèn)為從業(yè)人數(shù)小于300人，或者營業(yè)收入小于2 000萬元的工業(yè)企業(yè)為小微企業(yè)。從新三板上市公司中篩選出435家工業(yè)行業(yè)的公司，查閱其2014—2016年的年度報(bào)告，對(duì)公司研發(fā)投入、股權(quán)結(jié)構(gòu)、財(cái)務(wù)績效等相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選和統(tǒng)計(jì)。建立相關(guān)模型，利用SPSS 19.0、Excel等軟件對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，實(shí)證檢驗(yàn)需要的指標(biāo)。在選擇樣本時(shí)，依據(jù)如下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行：（1）選取2013年12月31日之前在新三板掛牌上市的企業(yè)；（2）剔除研究期間退市和轉(zhuǎn)板的企業(yè)；（3）剔除財(cái)務(wù)相關(guān)數(shù)據(jù)不齊全的企業(yè)。通過篩選，最終確立小微企業(yè)205家為本文

10、研究對(duì)象。 二、實(shí)證分析 （一）描述性統(tǒng)計(jì) 樣本公司2014—2016年的財(cái)務(wù)績效水平，如表2所示。從表2可知，樣本公司業(yè)績呈現(xiàn)出下降趨勢，2014年凈資產(chǎn)收益率平均數(shù)為0.1125，2016年下滑至0.0498，但下降幅度不大。標(biāo)準(zhǔn)差接近0.5，企業(yè)之間業(yè)績存在明顯差別。樣本公司三年的標(biāo)準(zhǔn)差數(shù)值較大，均大于當(dāng)年均值，表明小微企業(yè)財(cái)務(wù)績效差別較明顯，且存在嚴(yán)重虧損的現(xiàn)象。企業(yè)每股收益值的變化趨勢與凈資產(chǎn)收益率類似。 引入獨(dú)立董事作為解釋變量，統(tǒng)計(jì)設(shè)立獨(dú)立董事的企業(yè)占比及數(shù)量，樣本公司獨(dú)立董事的設(shè)立和研發(fā)投入強(qiáng)度情況，如表3所示。由表3可以看出，引入獨(dú)立董事制度的企業(yè)數(shù)量較小，約占15%

11、。主要由于獨(dú)立董事制度是基于我國特殊國情的強(qiáng)制性引入，且轉(zhuǎn)股系統(tǒng)并未強(qiáng)制要求新三板公司設(shè)立獨(dú)立董事，能否真正改善小微企業(yè)治理結(jié)構(gòu)，還有待驗(yàn)證。 根據(jù)股權(quán)集中程度將研究對(duì)象分為三類。第一類為第一大股東持股比例大于50%，股權(quán)高度集中；第二類為第一大股東持股比例介于20%至50%之間，股權(quán)相對(duì)集中；第三類為第一大股東持股低于20%，股權(quán)分散型。樣本公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的特征統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表4所示。由表4可以看出，2014—2016年第一大股東持股比例的均值分別為0.4997、0.4898、0.4377，且標(biāo)準(zhǔn)差較小，處于股權(quán)高度集中的下限與股權(quán)相對(duì)集中的上限。而2014—2016年股權(quán)制衡度的均值約為5，極

12、大值達(dá)到95.3271，極小值為1，表明公司第二大股東對(duì)第一大股東制衡力度較弱，由于標(biāo)準(zhǔn)差較大，在不同的企業(yè)之間股權(quán)制衡度也存在一定差異。 將總資產(chǎn)對(duì)數(shù)作為評(píng)價(jià)公司規(guī)模指標(biāo)，來避免模型中企業(yè)規(guī)模變量系數(shù)過小產(chǎn)生的影響。公司規(guī)模變量的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)如表5所示。由表5可以看出，標(biāo)準(zhǔn)差約為1.1，極大值約為21.6，極小值約為15，表明不同公司之間規(guī)模差異較明顯。而公司規(guī)模均值逐年增大，表明小微企業(yè)規(guī)模在逐漸變大。 （二）相關(guān)性分析 采用Pearson雙尾顯著性檢驗(yàn)，對(duì)各研究變量進(jìn)行相關(guān)性分析，防止模型在回歸時(shí)可能出現(xiàn)多重共線性，分析結(jié)果如表6所示?？梢钥闯觯海?）凈資產(chǎn)收益率（ROE）與每股收益（

13、EPS）在1%水平上顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.659，表明在一定程度上每股收益（EPS）能反映企業(yè)凈資產(chǎn)收益率（ROE）。（2）獨(dú)立董事制度（IND）與ROE不相關(guān)、研發(fā)投入強(qiáng)度（RD）與凈資產(chǎn)收益率（ROE）顯著負(fù)相關(guān)，假設(shè)3、假設(shè)4不成立。（3）股權(quán)集中度（CR）及股權(quán)制衡度（Z）與（ROE）正相關(guān)，但不顯著，假設(shè)1、假設(shè)2成立。 （三）回歸分析及穩(wěn)健性檢驗(yàn) 對(duì)模型1進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，其回歸模型F值為14.4797，調(diào)整后的判定系數(shù)為0.1832，表明解釋變量與被解釋變量間的線性關(guān)系比較顯著，模型擬合度較好且具有解釋意義。DW統(tǒng)計(jì)量為2.0216，表明殘差不自相關(guān)。采用的方差膨脹因子VI

14、F指標(biāo)對(duì)模型1進(jìn)行多重共線性分析，當(dāng)VIF介于5—10時(shí)，表明該自變量與其余自變量存在中度共線性，當(dāng)VIF大于10時(shí)，存在嚴(yán)重的多重共線性。模型3回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示，可以看出模型3中各變量VIF值均小于5，表明各變量間不存在多重共線性問題。 模型2的回歸結(jié)果如表8所示。公司規(guī)模與每股收益顯著正相關(guān)，獨(dú)立董事制度、研發(fā)投入強(qiáng)度、股權(quán)制衡度與每股收益之間負(fù)相關(guān)關(guān)系顯著，第一大股東持股比例與每股收益顯著正相關(guān)。綜上所述，本文的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與回歸分析結(jié)果一致。 （四）討論與分析 通過SPSS 19.0對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸分析，驗(yàn)證了部分假設(shè)的正確性。結(jié)合新三板市場的實(shí)際情況，根

15、據(jù)已有的理論基礎(chǔ)，對(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行分析。 1.股權(quán)制衡度與公司財(cái)務(wù)績效顯著負(fù)相關(guān) 新三板市場多為高新技術(shù)企業(yè)，創(chuàng)新投資具有回報(bào)周期長、不確定性高、投資額度大等特點(diǎn)，企業(yè)大股東利用其絕對(duì)控制權(quán)影響管理者的決策，不利于企業(yè)的長期發(fā)展。股東之間相互監(jiān)督與牽制，能夠有效降低第一大股東對(duì)管理者的干預(yù)行為，形成共享企業(yè)利益與控制權(quán)的平衡，確保經(jīng)營決策以企業(yè)的發(fā)展為目標(biāo)。同時(shí)會(huì)催生第一大股東的私利行為，對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績效產(chǎn)生負(fù)面影響。 2.股權(quán)集中度與企業(yè)財(cái)務(wù)績效存在顯著正相關(guān)關(guān)系 新三板上市的企業(yè)，股份相對(duì)集中，大股東往往兼任企業(yè)核心管理人員，能夠積極參與到公司的監(jiān)督和管理工作中來，有利于提高公司業(yè)績。

16、同時(shí)市場變化迅速，新三板公司股權(quán)集中程度高，有利于公司及時(shí)做出決策，也有利于經(jīng)營業(yè)績的提升。 3.研發(fā)投入強(qiáng)度與公司財(cái)務(wù)績效呈顯著負(fù)相關(guān) 由于新三板企業(yè)在發(fā)展初期，技術(shù)人員效率低，專業(yè)技術(shù)團(tuán)隊(duì)不成熟，研發(fā)失敗的風(fēng)險(xiǎn)較大。同時(shí)企業(yè)會(huì)消耗大量資金和人力，盈利能力不穩(wěn)定，對(duì)整體業(yè)績?cè)斐韶?fù)面影響，因此，公司在進(jìn)行研發(fā)活動(dòng)時(shí)，需要權(quán)衡研發(fā)投入對(duì)當(dāng)期業(yè)績的影響及研發(fā)的產(chǎn)出效益，合理配置研發(fā)物力、人力等資源。 4.獨(dú)立董事制度與公司財(cái)務(wù)績效負(fù)相關(guān)，并不能顯著提升企業(yè)財(cái)務(wù)績效 監(jiān)管方面對(duì)新三板公司設(shè)立獨(dú)立董事沒有監(jiān)管壓力和硬性要求，設(shè)有獨(dú)立董事的企業(yè)數(shù)量仍占少數(shù)。小微企業(yè)普遍存在一股獨(dú)大的問題，監(jiān)事會(huì)

17、不能發(fā)揮其應(yīng)有的監(jiān)督職能。獨(dú)立董事在新三板市場的運(yùn)作并不成熟，未起到應(yīng)有的作用，獨(dú)立董事形同虛設(shè)。對(duì)于新三板市場而言，獨(dú)立董事制度處于起步階段，相應(yīng)的專業(yè)人才體系也不健全，各個(gè)方面也不成熟，新三板公司獨(dú)立董事個(gè)人能力有待提高。 三、結(jié)論 以小微企業(yè)為研究對(duì)象，結(jié)合小微企業(yè)的特點(diǎn)，選取205家樣本公司，建立相關(guān)多元線性回歸模型。從獨(dú)立董事制度、研發(fā)投入、股權(quán)結(jié)構(gòu)等方面提出研究假設(shè)，探索股權(quán)結(jié)構(gòu)、研發(fā)投入對(duì)小微企業(yè)財(cái)務(wù)績效的影響。通過實(shí)證研究，本文主要得出以下結(jié)論：在新三板公司中尚未形成獨(dú)立董事的運(yùn)作體系，獨(dú)立董事的積極作用沒有得到體現(xiàn)。短期內(nèi)研發(fā)投入無法給小微企業(yè)帶來可觀的收益，對(duì)公司財(cái)務(wù)績

18、效造成負(fù)面影響。保持適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)集中度，有利于促進(jìn)小微企業(yè)財(cái)務(wù)績效的提升。增加公司股權(quán)制衡度，在一定程度上有助于企業(yè)健康發(fā)展。 【參考文獻(xiàn)】 [1] 王積田，李鋮斐，姬旭，等.小微企業(yè)財(cái)務(wù)關(guān)系對(duì)其財(cái)務(wù)績效的影響研究——基于黑龍江省哈爾濱市道外區(qū)和香坊區(qū)的問卷調(diào)查[J].會(huì)計(jì)之友，2017（1）：65-69. [2] 徐曉飛，朱家稷.K-MEANS分析法在小微企業(yè)企業(yè)業(yè)績?cè)u(píng)價(jià)中的應(yīng)用與研究[J].農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與科技，2016，27（17）：156-158. [3] 王小軍，杜坤倫.資本市場化改革與信息披露制度完善——新三板及我國場外市場信息披露制度建設(shè)[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2016（5）：41-5

19、1. [4] 李全.厘清小微企業(yè)的劃分標(biāo)準(zhǔn)與財(cái)稅政策支持[J].財(cái)政監(jiān)督，2013（27）：69-70. [5] 周易，田莉娜.公司治理結(jié)構(gòu)對(duì)研發(fā)投入的影響研究——基于創(chuàng)業(yè)板上市公司的數(shù)據(jù)[J].中國經(jīng)貿(mào)導(dǎo)刊，2015（5）：61-63. [6] 郭小金，熊凌云.新三板上板公司多維財(cái)務(wù)指標(biāo)的因子實(shí)證檢驗(yàn)[J].財(cái)政監(jiān)督，2012（32）：28-32. [7] 劉淑蓮，朱明園，李濟(jì)含.股權(quán)集中度與公司業(yè)績——來自國有企業(yè)分類的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].東北財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2016（6）：43-51. [8] 胡妍.股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度對(duì)中小微企業(yè)經(jīng)營績效的影響——基于新三板市場的實(shí)證研究[J].

20、湖南省社會(huì)主義學(xué)院學(xué)報(bào)，2016，17（2）：72-74. [9] 朱德勝，周曉.股權(quán)制衡、高管持股與企業(yè)創(chuàng)新效率[J].南開管理評(píng)論，2016，19（3）：136-144. [10] 蔣弘，劉星.大股東股權(quán)制衡與上市公司并購績效[J].南方經(jīng)濟(jì)，2012（9）：32-46. [11] 曾江洪，秦宇佳.獨(dú)立董事特質(zhì)與中小企業(yè)成長性——基于中小企業(yè)板上市公司的實(shí)證研究[J].財(cái)務(wù)與金融，2011（2）：64-68. [12] 謝絢麗，趙勝利.中小企業(yè)的董事會(huì)結(jié)構(gòu)與戰(zhàn)略選擇——基于中國企業(yè)的實(shí)證研究[J].管理世界，2011（1）：101-111. [13] 馬躍如，段斌.董事會(huì)特征、高

21、管激勵(lì)方式與中小企業(yè)成長——基于國有樣本與民營樣本數(shù)據(jù)的對(duì)比研究[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2010，31（10）：180-185. [14] 李菲.中小板上市公司技術(shù)創(chuàng)新對(duì)公司績效影響的實(shí)證研究——基于公司治理的視角[J].世界科技研究與發(fā)展，2015，37（6）：729-734. [15] 戴湘云，葉生新.多層次資本市場中的“新三板”對(duì)高新科技園區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展作用分析與實(shí)證研究——以中關(guān)村科技園區(qū)為例[J].改革與戰(zhàn)略，2011，27（12）：69-74，86. [16] 程平，陳珊.大數(shù)據(jù)時(shí)代基于云會(huì)計(jì)的小微企業(yè)財(cái)務(wù)管理探析[J].會(huì)計(jì)之友，2016（6）：134-136.