楊宗翰，雷良海，張一純

（1.上海理工大學(xué)管理學(xué)院，上海 200093；2.桂林航天工業(yè)學(xué)院廣西航空物流研究中心，廣西桂林 541004)

近10年來(lái)，我國(guó)在科技創(chuàng)新方面取得的成果有目共睹，創(chuàng)新成果數(shù)量增長(zhǎng)迅猛。根據(jù)《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，截止到2017年，我國(guó)的有效發(fā)明專(zhuān)利數(shù)量為122.7萬(wàn)件，僅次于日本的164.4萬(wàn)件和美國(guó)的138.6萬(wàn)件。然而相對(duì)于我國(guó)龐大的專(zhuān)利總數(shù)，人均發(fā)明專(zhuān)利數(shù)量卻遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于日本和美國(guó)，只能達(dá)到每萬(wàn)人8.9件，在世界上排名只能排到第9位，這說(shuō)明我國(guó)的創(chuàng)新效率不高。創(chuàng)新效率的高低受多種原因影響，其中創(chuàng)新造假和研發(fā)操縱是影響創(chuàng)新效率的重要因素；此外，現(xiàn)有研究已經(jīng)對(duì)研發(fā)操縱的稅收、補(bǔ)貼等動(dòng)機(jī)展開(kāi)了研究，作為影響創(chuàng)新活動(dòng)的重要因素——融資約束，也有可能是企業(yè)進(jìn)行研發(fā)操縱的動(dòng)機(jī)。鑒于此，本文對(duì)研發(fā)操縱、融資約束與上市公司創(chuàng)新效率展開(kāi)研究，希望研究結(jié)論有助于厘清研發(fā)操縱、融資約束與公司創(chuàng)新效率之間的因果關(guān)系和影響機(jī)制。本文可能的3個(gè)方面主要貢獻(xiàn)為：第一，拓展了研發(fā)操縱動(dòng)機(jī)研究結(jié)論，現(xiàn)有的文獻(xiàn)認(rèn)為研發(fā)操縱動(dòng)機(jī)分別為政企關(guān)系管理動(dòng)機(jī)、稅收優(yōu)惠動(dòng)機(jī)和研發(fā)補(bǔ)貼動(dòng)機(jī)，本文研究實(shí)證了上市公司進(jìn)行研發(fā)操縱的動(dòng)機(jī)還包括融資約束動(dòng)機(jī)；第二，在研發(fā)操縱的判斷方法上進(jìn)行創(chuàng)新，首次使用斷點(diǎn)回歸的方法對(duì)研發(fā)操縱行為進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，給出較以往研究更可靠和精準(zhǔn)的結(jié)論；第三，對(duì)上市公司創(chuàng)新效率進(jìn)行數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）模型分解，并通過(guò)研發(fā)操縱與創(chuàng)新效率的研究發(fā)現(xiàn)，在研發(fā)操縱門(mén)檻之上的非研發(fā)操縱公司存在創(chuàng)新效率低下的現(xiàn)象，這很可能是創(chuàng)新資源冗余造成的，借鑒管理學(xué)中的“資源詛咒”理論，可以把這類(lèi)上市公司存在的創(chuàng)新效率低下現(xiàn)象稱(chēng)之為“創(chuàng)新資源詛咒”［1］。

1 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

1.1 研發(fā)操縱

國(guó)外研究研發(fā)操縱的文獻(xiàn)較少，這可能與國(guó)外的法律和制度有關(guān)，專(zhuān)利造假的違法成本很高，另外帶來(lái)的利益也沒(méi)有那么大；然而國(guó)內(nèi)企業(yè)通過(guò)研發(fā)操縱可以帶來(lái)“良好”的政企關(guān)系以及迎合監(jiān)管需求［2］，除此之外，還能帶來(lái)稅收優(yōu)惠、政府補(bǔ)貼等諸多好處［3-4］，因此相比國(guó)外，國(guó)內(nèi)的企業(yè)具有強(qiáng)烈的研發(fā)操縱動(dòng)機(jī)。判斷是否存在研發(fā)操縱行為，現(xiàn)有研究主要使用兩種方法：其一是通過(guò)正態(tài)分布函數(shù)擬合研發(fā)支出區(qū)間的企業(yè)分布［5］，企業(yè)的數(shù)量分布不符合正態(tài)分布則被認(rèn)為存在研發(fā)操縱現(xiàn)象；其二是使用特定變量的均值對(duì)研發(fā)操作進(jìn)行估計(jì)，例如使用企業(yè)研發(fā)支出或者廢棄專(zhuān)利的行業(yè)均值進(jìn)行衡量。研發(fā)支出行業(yè)均值的衡量方法需要計(jì)算每一年每個(gè)行業(yè)的研發(fā)支出均值，研發(fā)支出高出均值的被認(rèn)為是研發(fā)操縱［6］。嚴(yán)格來(lái)說(shuō)，后一種方法并沒(méi)有檢驗(yàn)研發(fā)操縱的存在性，只是對(duì)企業(yè)研發(fā)支出的異?，F(xiàn)象進(jìn)行了粗略地估計(jì)?，F(xiàn)有的研究并沒(méi)有對(duì)研發(fā)支出的存在性進(jìn)行嚴(yán)格的實(shí)證，鑒于企業(yè)進(jìn)行研發(fā)操縱的明顯動(dòng)機(jī)，因此，本文提出以下研究假設(shè)：

H1：滿足高新技術(shù)門(mén)檻標(biāo)準(zhǔn)的企業(yè)在創(chuàng)新活動(dòng)中存在顯著的研發(fā)操縱現(xiàn)象。

1.2 研發(fā)操縱動(dòng)機(jī)

國(guó)內(nèi)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)操縱的主要?jiǎng)訖C(jī)包括稅收優(yōu)惠動(dòng)機(jī)、財(cái)政補(bǔ)貼動(dòng)機(jī)和政企關(guān)系管理動(dòng)機(jī)［7］，這些因素對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)都有重要影響，其中稅收激勵(lì)和財(cái)政補(bǔ)貼企業(yè)在一定程度上能明顯促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新行為［8］。除上述因素之外，融資約束對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為有重要影響［9］，融資約束可能抑制企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，這主要因?yàn)槿狈Y金會(huì)直接導(dǎo)致研發(fā)投入減少［10］；此外融資約束也可能激發(fā)團(tuán)隊(duì)的潛力，從而促使企業(yè)在有限資源條件下進(jìn)行拼湊式創(chuàng)新［11］。鑒于融資約束對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的重要影響，融資約束有可能成為企業(yè)研發(fā)操縱的動(dòng)機(jī)之一，因此，本文提出以下研究假設(shè)：

H2：研發(fā)操縱能夠顯著緩解企業(yè)的融資約束狀況。

1.3 上市公司創(chuàng)新效率

創(chuàng)新是充滿不確定性的長(zhǎng)期過(guò)程，因此影響企業(yè)創(chuàng)新效率的因素也是多樣化的［12］。在創(chuàng)新過(guò)程中人力資源投入很重要，具有完備知識(shí)的管理者有利于促進(jìn)企業(yè)對(duì)先進(jìn)技術(shù)和管理手段的吸收和應(yīng)用［13］。然而部分研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)人員的投入對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出貢獻(xiàn)不明顯［14］，這可能是研發(fā)人員冗余、創(chuàng)新成本上升所導(dǎo)致的結(jié)果［1］。因此可以推斷，由研發(fā)操縱所帶來(lái)的創(chuàng)新資源有可能形成冗余，進(jìn)而導(dǎo)致創(chuàng)新效率下降，因此，本文提出以下研究假設(shè)：

H3a：融資約束能夠促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新效率提高，融資約束與創(chuàng)新效率呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。

H3b：研發(fā)操縱不能提高企業(yè)的創(chuàng)新效率。

H3c：獲得認(rèn)定的高新技術(shù)企業(yè)由于獲得過(guò)多的創(chuàng)新資源導(dǎo)致創(chuàng)新效率低下。

2 數(shù)據(jù)、變量與模型

2.1 數(shù)據(jù)收集與樣本篩選

本文根據(jù)財(cái)政部和科技部聯(lián)合發(fā)布的《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》（2008年版和2016年修訂版，以下分別簡(jiǎn)稱(chēng)“《辦法》2008年版”和“《辦法》2016年版”），選取2008—2016年期間的我國(guó)上市公司作為研究樣本，并按照研究變量的設(shè)定對(duì)樣本進(jìn)行篩選。受到研發(fā)支出資本化、專(zhuān)利申請(qǐng)和授權(quán)數(shù)量等關(guān)鍵指標(biāo)的限制，本文最終確定用于研究的觀測(cè)值為3 633個(gè)，數(shù)據(jù)來(lái)源于3個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)，分別是北大色諾芬數(shù)據(jù)庫(kù)、國(guó)泰安公司研究數(shù)據(jù)庫(kù)和萬(wàn)得資訊（Wind）上市公司數(shù)據(jù)庫(kù)，涵蓋主板和創(chuàng)業(yè)板的上市公司。

2.2 變量界定與選取

2.2.1 研發(fā)操縱

本研究參考楊國(guó)超［15］對(duì)于研發(fā)操縱行為的界定，使用企業(yè)研發(fā)支出占營(yíng)業(yè)收入比重（以下簡(jiǎn)稱(chēng)“研發(fā)支出占比”）的指標(biāo)對(duì)企業(yè)研發(fā)操縱行為進(jìn)行估計(jì)。依據(jù)《辦法》2008年版，營(yíng)業(yè)額為5 000萬(wàn)元以下的企業(yè)，研發(fā)支出占比必須達(dá)到6%；營(yíng)業(yè)額為5 000萬(wàn)元至2億元的企業(yè)（不含2億元），研發(fā)支出占比要達(dá)到4%；營(yíng)業(yè)額大于等于2億元的企業(yè)，研發(fā)支出占比要達(dá)到3%。借鑒前人的研究結(jié)果，本文通過(guò)設(shè)定研發(fā)操縱的區(qū)間來(lái)判斷樣本上市公司的研發(fā)操縱行為，具體如表1所示。

表1 變量及其定義

2.2.2 融資約束

現(xiàn)有對(duì)融資約束的衡量方法通常有兩種類(lèi)型：一種是單一指標(biāo)法，主要使用流動(dòng)性比率、股利支付率和公司規(guī)模等財(cái)務(wù)指標(biāo)來(lái)判斷企業(yè)面臨的融資約束；另外一種是多元指標(biāo)法［17-19］，例如Kaplan等［16］在研究中構(gòu)建了KZ融資約束指數(shù)，通過(guò)使用Logit模型對(duì)公司融資約束有關(guān)變量進(jìn)行回歸估計(jì)，最終得出融資約束指數(shù)的表達(dá)式，通過(guò)表達(dá)式可以計(jì)算每一家公司面臨的融資約束。然而上市公司的融資渠道是多元化的，例如股權(quán)質(zhì)押、一般銀行貸款、增發(fā)新股和發(fā)行公司債，因此單一指標(biāo)的衡量不能很好地反映公司面臨的融資約束情形，使用綜合性的融資約束指標(biāo)可以更好地衡量公司面臨的融資約束。借鑒黎文靖等［20］的研究中對(duì)我國(guó)上市公司融資約束方程的估計(jì)，本文使用模型1如式（1）對(duì)樣本上市公司的融資約束程度進(jìn)行計(jì)算，其中變量的具體含義如表1所示。

2.2.3 創(chuàng)新效率

創(chuàng)新效率研究主要有兩種計(jì)量方法，一種是DEA方法,另外一種是隨機(jī)前沿分析（SFA），兩種方法各有優(yōu)劣，但是DEA方法能夠?qū)Χ嗑S度產(chǎn)出效率進(jìn)行分析，鑒于創(chuàng)新效率存在多維度的判別指標(biāo)，本文選擇采用DEA方法。借鑒Chen等［21］的研究思路，本文使用SBM-DEA模型測(cè)算樣本上市公司的創(chuàng)新效率，設(shè)定的投入變量包括：當(dāng)期已成功獲批專(zhuān)利數(shù)量、當(dāng)期研發(fā)支出、當(dāng)期研發(fā)人員數(shù)量3個(gè)指標(biāo)，產(chǎn)出變量分別是滯后2期的專(zhuān)利申請(qǐng)總數(shù)、發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量、授權(quán)專(zhuān)利總數(shù)、發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量和研發(fā)支出資本化金額5個(gè)指標(biāo)。

2.2.4 控制變量

借鑒江詩(shī)松等［2］的研究，本文控制了公司治理對(duì)模型的影響，具體變量包括管理層規(guī)模、大股東持股和高管薪酬；鑒于外部審計(jì)與監(jiān)管會(huì)影響上市公司的研發(fā)操縱行為，還控制了公司的外部審計(jì)質(zhì)量；此外，國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)在經(jīng)營(yíng)過(guò)程中受到的約束和監(jiān)督強(qiáng)度不同，因此進(jìn)一步控制了公司的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)；最后，參照一般的研究慣例對(duì)公司的特征進(jìn)行控制，具體包括公司規(guī)模、銷(xiāo)售收入和盈利情況等。

2.3 模型設(shè)定

上市公司是否存在研發(fā)操縱現(xiàn)象，需要通過(guò)嚴(yán)格的計(jì)量工具進(jìn)行檢驗(yàn)，在本研究中，通過(guò)使用斷點(diǎn)回歸的方法判斷在國(guó)家行政部門(mén)規(guī)定的研發(fā)支出門(mén)檻附近是否存在數(shù)據(jù)斷點(diǎn)，從而給出樣本上市公司是否進(jìn)行研發(fā)操縱的結(jié)論。首先假設(shè)研發(fā)支出區(qū)間與公司在特定區(qū)間的分布數(shù)量之間存在如式（2）的模型2的函數(shù)關(guān)系，研發(fā)支出區(qū)間為自變量，特定區(qū)間的公司分布數(shù)量為因變量，令處理變量為。自變量可以在3%處分為兩組，從而可以對(duì)相應(yīng)的公司分布數(shù)量進(jìn)行斷點(diǎn)回歸估計(jì)。式（2）中：為截距項(xiàng)；分別為解釋變量、處理變量和交乘項(xiàng)的系數(shù)；為誤差項(xiàng)；為具體的研發(fā)區(qū)間。

在設(shè)定了研發(fā)操縱的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭?，本文進(jìn)一步設(shè)定用于檢驗(yàn)研發(fā)操縱與融資約束之間的關(guān)系的模型?？紤]到黎文靖等［20］研究的結(jié)論，國(guó)內(nèi)上市公司的創(chuàng)新行為可以使得公司獲得更多的稅收和補(bǔ)貼資源，同樣的，公司在創(chuàng)新方面“包裝”和“粉飾”可能會(huì)帶來(lái)融資方面的便利，因此模型中因變量使用融資約束指數(shù)作為代理變量，自變量為研發(fā)操縱。參考前人的研究［4，7］，進(jìn)一步設(shè)定模型的控制變量，主要從公司治理、財(cái)務(wù)狀況和外部監(jiān)督3個(gè)維度設(shè)置控制變量。最后為了控制樣本上市公司的行業(yè)效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)，本文對(duì)時(shí)間和公司所屬行業(yè)設(shè)定虛擬變量，以控制隨著時(shí)間或者行業(yè)而變動(dòng)的遺漏變量。如式（3）的模型3中： 為各主要解釋變量和控制變量的系數(shù)；為公司個(gè)體；為具體的年度；為誤差項(xiàng)。

最后設(shè)定用于檢驗(yàn)研發(fā)操縱、融資約束與創(chuàng)新效率的模型4如式（4），創(chuàng)新效率通過(guò)DEA模型計(jì)算分解得出3個(gè)主要指標(biāo)分別是綜合效率（TES）、純技術(shù)效率(PTES)和規(guī)模效率(SES)，在具體研究過(guò)程中將分別研究研發(fā)操縱和融資約束對(duì)3種創(chuàng)新效率的具體影響。式（4）中：為各解釋變量的系數(shù)；代表的含義與式（3）相同。

3 實(shí)證檢驗(yàn)

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

對(duì)本研究涉及的相關(guān)變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，觀測(cè)樣本數(shù)量共有3 633個(gè)。如表2所示， KZ指數(shù)本質(zhì)上反映了公司投資需求與現(xiàn)金持有之間的矛盾，該變量最小值是負(fù)數(shù)，這代表這類(lèi)公司持有現(xiàn)金非常寬裕，超出了公司投資需求；其他的變量如公司銷(xiāo)售收入、公司資產(chǎn)規(guī)模等原始數(shù)值較大，在進(jìn)行回歸分析過(guò)程中將對(duì)其去量綱化處理；有關(guān)創(chuàng)新效率的3個(gè)指標(biāo)是0～1之間的連續(xù)變量，數(shù)值越大表示創(chuàng)新效率越高；MRD(0.5)和Normal(0.5)分別代表0.5%窗寬的研發(fā)操縱行為和正常研發(fā)投資行為，MRD(1)和Normal(1)分別代表窗寬為1%的研發(fā)操縱和正常研發(fā)投資行為。

表2 樣本觀測(cè)指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2 （續(xù)）

3.2 研發(fā)操縱現(xiàn)象檢驗(yàn)

本文首先對(duì)樣本上市公司是否存在研發(fā)操縱行為進(jìn)行初步的判斷，將觀測(cè)樣本按照《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》劃分為兩組，分別為銷(xiāo)售收入低于2億元和銷(xiāo)售收入大于等于2億元的公司。從圖1中可以看出，在3 539家銷(xiāo)售收入在2億元以上（含2億元）的公司中，研發(fā)支出占比在3%門(mén)檻附近的達(dá)到1 415家，占分組樣本總數(shù)40%；在94家銷(xiāo)售收入低于2億元的公司中，研發(fā)支出占比在4%門(mén)檻附近的達(dá)到75家，占分組樣本總數(shù)80%。因此可以初步判定樣本上市公司存在研發(fā)操縱現(xiàn)象。

圖1 樣本上市公司的研發(fā)支出占比頻數(shù)分布

從頻數(shù)分布分析只能大致地判斷上市公司可能存在研發(fā)操縱的現(xiàn)象，最終的結(jié)論需要嚴(yán)格的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)支撐。根據(jù)本文提出的研究假設(shè)，如果上市公司存在為達(dá)到高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定資質(zhì)而操縱公司研發(fā)支出行為，則公司在操縱研發(fā)支出過(guò)程中為了節(jié)省成本，應(yīng)當(dāng)使得研發(fā)支出占比恰好在資格認(rèn)定門(mén)檻附近，因此《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》規(guī)定的研發(fā)支出占比門(mén)檻會(huì)顯著影響公司的分布數(shù)量。這個(gè)假設(shè)可以通過(guò)斷點(diǎn)回歸很好地予以檢驗(yàn)出來(lái)。首先設(shè)定研發(fā)支出占比的劃分區(qū)間跨度為0.1%，如果假設(shè)成立則在［2.9%～3.0%］和［3.0%～3.1%］這2個(gè)區(qū)間會(huì)形成明顯的數(shù)據(jù)斷點(diǎn)；然后對(duì)在不同研發(fā)區(qū)間的公司數(shù)量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，結(jié)果如表3所示（因篇幅所限僅列出部分統(tǒng)計(jì)結(jié)果）。表3中研發(fā)操縱門(mén)檻為啞變量（取0和1兩個(gè)值），公司研發(fā)支出小于3%則數(shù)值取0，研發(fā)支出大于等于3%數(shù)值取1。

表3 特定研發(fā)支出區(qū)間的樣本上市公司數(shù)量分布

表3 （續(xù)）

根據(jù)式（2）的設(shè)定，對(duì)因變量和自變量進(jìn)行斷點(diǎn)回歸，檢驗(yàn)是否因?yàn)樘幚碜兞康拇嬖趯?dǎo)致因變量存在明顯的數(shù)據(jù)斷點(diǎn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示，局部沃爾德估計(jì)（Local Wald Test）值為正，而且P值小于1%，這說(shuō)明《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》規(guī)定的研發(fā)支出門(mén)檻在3%的斷點(diǎn)處顯著地影響了樣本上市公司的分布數(shù)量，表明本文的樣本上市公司中存在明顯的操縱研發(fā)支出現(xiàn)象。

表4 樣本上市公司操縱研發(fā)支出行為判斷的斷點(diǎn)回歸結(jié)果

從圖2中可以看出，在3%的研發(fā)支出占比附近的公司數(shù)量存在一個(gè)明顯的跳躍，左邊擬合曲線很短，右邊點(diǎn)狀擬合曲線在縱坐標(biāo)的取值明顯高于左邊的擬合曲線，因此我們判斷，高新技術(shù)企業(yè)資格認(rèn)定的確引發(fā)了樣本上市公司對(duì)研發(fā)支出的操縱，回歸結(jié)果驗(yàn)證了本文的假設(shè)H1。

圖2 特定研發(fā)支出區(qū)間的樣本上市公司數(shù)量斷點(diǎn)回歸分布

3.3 研發(fā)操縱對(duì)融資約束影響檢驗(yàn)

根據(jù)以上對(duì)研發(fā)操縱檢驗(yàn)結(jié)果以及研發(fā)操縱變量的設(shè)定，本文進(jìn)一步研究研發(fā)操縱對(duì)融資約束的影響。由于上市公司的研發(fā)與創(chuàng)新數(shù)據(jù)披露不規(guī)范，因此整個(gè)樣本觀測(cè)數(shù)據(jù)無(wú)法形成平衡的面板數(shù)據(jù)，本文使用混合截面數(shù)據(jù)的方法對(duì)變量關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。參考連玉君等［22］和文雯等［23］的研究，考慮到樣本上市公司中同一家公司在回歸方程中的誤差項(xiàng)存在自相關(guān)，因此本文在進(jìn)行OLS估計(jì)時(shí)使用公司水平的聚類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)差，分別使用KZit+1和KZit作為因變量來(lái)檢驗(yàn)研發(fā)操縱對(duì)融資約束的當(dāng)期效應(yīng)和滯后效應(yīng)。如表5所示，分別以模型3為基礎(chǔ)進(jìn)行拓展，針對(duì)不同的研發(fā)操縱窗寬（MRD（0.5）和MRD（1））和不同的融資約束時(shí)期進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果表明研發(fā)操縱對(duì)當(dāng)期的融資約束有顯著影響，而對(duì)滯后1期的融資約束影響不顯著。其中，在不同窗寬下的回歸結(jié)果是一致，均表明研發(fā)操縱對(duì)公司融資約束具有緩解作用，這增加了研究結(jié)果的穩(wěn)健性?；貧w結(jié)果驗(yàn)證了本文提出的假設(shè)H2。

3.4 研發(fā)操縱、融資約束與公司創(chuàng)新效率檢驗(yàn)

根據(jù)模型4的設(shè)定，本文通過(guò)DEA模型對(duì)樣本上市公司的創(chuàng)新效率進(jìn)行分解，可以分別得到公司創(chuàng)新的綜合效率、純技術(shù)效率和規(guī)模效率，其中創(chuàng)新綜合效率是由純技術(shù)效率和規(guī)模效率和規(guī)模效率共同構(gòu)成的。通過(guò)分解創(chuàng)新效率可以打開(kāi)樣本上市公司創(chuàng)新行為的“黑箱”，探索研發(fā)操縱行為與公司融資約束如何影響公司的創(chuàng)新活動(dòng)。如表6所示，分別在模型4的基礎(chǔ)上拓展，檢驗(yàn)在不同的研發(fā)操縱窗寬（MRD（0.5）和MRD（1））下樣本上市公司創(chuàng)新的綜合效率、純效率和規(guī)模效率是如何被影響的。

首先回歸結(jié)果表明融資約束對(duì)創(chuàng)新效率具有正向的影響。這意味著在控制其他變量的前提下，融資約束越強(qiáng)，公司創(chuàng)新效率越高，這與我們通常的經(jīng)濟(jì)直覺(jué)相悖。根據(jù)創(chuàng)新效率分解指標(biāo)，融資約束具體影響了公司創(chuàng)新的純技術(shù)效率，而對(duì)公司創(chuàng)新的規(guī)模效率沒(méi)有影響。公司創(chuàng)新純技術(shù)效率的提升更依賴(lài)于現(xiàn)有的技術(shù)和知識(shí)的突破，而公司創(chuàng)新規(guī)模效率主要依賴(lài)于公司原有的知識(shí)資產(chǎn)和創(chuàng)新投入的規(guī)模，因此可以推斷，融資約束是通過(guò)促進(jìn)公司的技術(shù)和知識(shí)突破而提升創(chuàng)新效率的，這驗(yàn)證了本文提出的假設(shè)H3a。此外，分別在1%和0.5%的研發(fā)操縱窗寬條件下，融資約束對(duì)公司創(chuàng)新效率的影響結(jié)果是一致的，這增加了本文研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

其次，回歸結(jié)果表明研發(fā)操縱對(duì)公司創(chuàng)新效率沒(méi)有顯著影響；此外，在1%窗寬下正常研發(fā)投入企業(yè)的創(chuàng)新效率顯著高于研發(fā)操縱企業(yè)，在0.5%窗寬下得出的研究結(jié)論相同，正常研發(fā)投入企業(yè)的創(chuàng)新效率更高。表明了在控制其他變量的情況下，達(dá)到高新技術(shù)企業(yè)資格認(rèn)定門(mén)檻的研發(fā)操縱的公司創(chuàng)新效率并沒(méi)有顯著改變，而達(dá)到高新技術(shù)企業(yè)資格認(rèn)定門(mén)檻的非研發(fā)操縱公司的創(chuàng)新效率和其他公司相比有顯著差異。這說(shuō)明為研發(fā)操縱公司所配套的行政和經(jīng)濟(jì)資源并沒(méi)有發(fā)揮應(yīng)有的作用，研發(fā)操縱不能促進(jìn)公司的創(chuàng)新效率提高，這驗(yàn)證了本文提出的假設(shè)H3b。

再次，變量Normal（1）和Normal（0.5）對(duì)公司創(chuàng)新效率的影響顯著為負(fù)。這說(shuō)明達(dá)到高新技術(shù)企業(yè)資格認(rèn)定門(mén)檻的非研發(fā)操縱的公司創(chuàng)新效率反而比一般公司更低。這一實(shí)證結(jié)果與我們通常的經(jīng)濟(jì)直覺(jué)和政策初衷相悖，該現(xiàn)象的存在可能是由于達(dá)到高新技術(shù)企業(yè)資格認(rèn)定門(mén)檻的公司創(chuàng)新資源過(guò)于豐裕，導(dǎo)致了單位創(chuàng)新要素的邊際效率遞減。這驗(yàn)證了本文提出的假設(shè)H3c。

最后，引入交乘項(xiàng)（KZ×MRD）的回歸結(jié)果顯示檢驗(yàn)結(jié)果不顯著。說(shuō)明公司研發(fā)操縱行為所導(dǎo)致的融資約束放寬并未促進(jìn)公司效率的提升，綜合地說(shuō)，無(wú)論是研發(fā)操縱對(duì)創(chuàng)新效率的直接效應(yīng)，還是通過(guò)融資約束對(duì)創(chuàng)新作用的間接效應(yīng)都是不顯著的，公司通過(guò)研發(fā)操縱所獲得的資源不能促進(jìn)創(chuàng)新效率提升，或者這類(lèi)公司并沒(méi)有將相關(guān)資源投入到創(chuàng)新活動(dòng)中從而導(dǎo)致了創(chuàng)新效率低下。

表6 樣本上市公司研發(fā)操縱、融資約束與創(chuàng)新效率關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果

3.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.5.1 研發(fā)操縱穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文的上述研究結(jié)論認(rèn)為，在3%的研發(fā)支出門(mén)檻附近存在樣本上市公司操縱研發(fā)支出的現(xiàn)象，但是3%的研發(fā)支出門(mén)檻也有可能恰好就是樣本上市公司研發(fā)支出的平均值。假如3%恰好是樣本上市公司研發(fā)支出的平均值，那么在不同年度的樣本上市公司的研發(fā)支出均值應(yīng)該都是3%附近，因此本文對(duì)樣本上市公司數(shù)量比較集中的年份進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。2008年是《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》開(kāi)始實(shí)施的年份，距2008年較近的2011、2010年的公司研發(fā)投入均值在研發(fā)操縱區(qū)間附近，之后的2012—2015年之間公司的研發(fā)均值顯著高于研發(fā)操縱區(qū)間（如表7），這說(shuō)明3%并不是樣本上市公司的研發(fā)支出均值，因此，本文得出的樣本上市公司存在研發(fā)操縱行為的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

表7 2010—2015年樣本上市公司研發(fā)投入占比均值

3.5.2 融資約束穩(wěn)健性檢驗(yàn)

融資約束指數(shù)包含了部分具有相關(guān)性的指標(biāo)，在測(cè)度的時(shí)候各指標(biāo)之間可能存在干擾，為了檢驗(yàn)融資約束對(duì)樣本上市公司創(chuàng)新影響的穩(wěn)健性，本文借鑒Hadlock等［24］在研究中提出的融資約束測(cè)度方法（SA指數(shù)），使用SA指數(shù)代替KZ指數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)。SA指數(shù)選取了企業(yè)規(guī)模和企業(yè)上市年限作為衡量公司融資約束的指標(biāo)，這2個(gè)指標(biāo)是外生變量，2個(gè)變量之間沒(méi)有相關(guān)性影響問(wèn)題。如表8所示，分別在模型1的基礎(chǔ)上拓展，通過(guò)替換融資約束的測(cè)度變量檢驗(yàn)融模型1的穩(wěn)健性，結(jié)果表明在1%和0.5%的窗寬下研發(fā)操縱對(duì)融資約束的SA指數(shù)影響均顯著，這說(shuō)明前文用KZ指數(shù)測(cè)量得出的結(jié)論是穩(wěn)健的。

表8 樣本上市公司融資約束穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

3.5.3 創(chuàng)新效率穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到表6的估計(jì)模型可能存在遺漏變量的內(nèi)生性問(wèn)題，因此，本文在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中選擇不同時(shí)期的KZ指數(shù)進(jìn)行回歸分析。如表9所示，在模型4-1至模型4-6的基礎(chǔ)上拓展，使用前1期的KZ指數(shù)考察回歸結(jié)果是否改變，結(jié)果表明替換模型核心自變量的數(shù)據(jù)期間不影響模型4的回歸結(jié)果，在不同的研發(fā)操縱窗寬下，融資約束主要對(duì)上市公司創(chuàng)新的純技術(shù)效率起影響作用，此外，非研發(fā)操縱的上市公司顯著抑制了公司的創(chuàng)新效率。

表9 樣本上市公司創(chuàng)新效率的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

綜上分析表明，本文研究得出的研發(fā)操縱、融資約束與公司創(chuàng)新效率關(guān)系結(jié)果是穩(wěn)健的。

4 結(jié)論與啟示

4.1 主要研究結(jié)論

本文通過(guò)收集我國(guó)上市公司2008—2016年間的數(shù)據(jù)，利用政府在2008年頒布實(shí)施《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》的時(shí)間窗口，對(duì)公司研發(fā)操縱及其影響后果進(jìn)行了一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。研究主要得出了以下3方面的結(jié)論：

首先，通過(guò)使用斷點(diǎn)回歸的分析方法檢驗(yàn)出在2008年我國(guó)實(shí)施高新技術(shù)企業(yè)資格認(rèn)定辦法之后，樣本上市公司的確存在研發(fā)操縱的行為，在3%的研發(fā)支出門(mén)檻附近公司分布數(shù)量的回歸擬合曲線形成了明顯的斷點(diǎn)。這充分說(shuō)明高新技術(shù)企業(yè)資格對(duì)上市公司吸引力巨大，大量公司為了獲得該資格而對(duì)公司的研發(fā)活動(dòng)進(jìn)行了操縱，使得公司研發(fā)支出占比超過(guò)3%的資格門(mén)檻。相比現(xiàn)有的研究，本文所使用的斷點(diǎn)回歸方法提供了統(tǒng)計(jì)學(xué)上更為嚴(yán)格的檢驗(yàn)，此外也為上市公司研發(fā)操縱現(xiàn)象與高新技術(shù)企業(yè)資格認(rèn)定政策之間的因果關(guān)系提供了可靠的實(shí)證結(jié)論。

其次，通過(guò)檢驗(yàn)融資約束和研發(fā)操縱的關(guān)系得出研發(fā)操縱行為顯著改善了樣本上市公司當(dāng)期的融資約束狀況，并且這個(gè)結(jié)論在不同的研發(fā)操縱區(qū)間下（1%和0.5%）是一致的，這說(shuō)明融資約束是上市公司進(jìn)行研發(fā)操縱的重要?jiǎng)訖C(jī)；此外還發(fā)現(xiàn)，樣本上市公司研發(fā)操縱行為對(duì)其當(dāng)期的融資約束有影響，對(duì)滯后1期的融資約束沒(méi)有影響，但具體原因需要進(jìn)一步探索?，F(xiàn)有研究所發(fā)現(xiàn)的公司研發(fā)操縱動(dòng)機(jī)主要包括政企關(guān)系管理動(dòng)機(jī)和稅收激勵(lì)和補(bǔ)貼動(dòng)機(jī)［2-3，7］，本文的研究檢驗(yàn)了新的研發(fā)操縱動(dòng)機(jī)——融資約束，公司采取研發(fā)操縱行為明顯與融資約束的壓力有關(guān)。

最后，關(guān)于公司創(chuàng)新效率的研究發(fā)現(xiàn)，樣本上市公司的融資約束越高，其創(chuàng)新效率越高，并且融資約束主要作用于上市公司創(chuàng)新的純技術(shù)效率，對(duì)創(chuàng)新規(guī)模效率影響不顯著。此外，進(jìn)行研發(fā)操縱的公司創(chuàng)新效率并沒(méi)有顯著提高，說(shuō)明這類(lèi)公司通過(guò)操縱研發(fā)支出從政府獲得的各類(lèi)經(jīng)濟(jì)資源并沒(méi)有發(fā)揮效用；而達(dá)到研發(fā)門(mén)檻以上的非研發(fā)操縱的公司創(chuàng)新效率明顯較低，說(shuō)明這類(lèi)公司存在“創(chuàng)新資源詛咒”現(xiàn)象，過(guò)多的冗余資源導(dǎo)致了公司創(chuàng)新效率低下。相比現(xiàn)有研究對(duì)公司創(chuàng)新績(jī)效的衡量一般使用專(zhuān)利數(shù)量或者隨機(jī)前沿效率［4，9，25］，本文通過(guò)DEA模型對(duì)創(chuàng)新效率進(jìn)行估計(jì)和分解，揭示了“創(chuàng)新資源詛咒”的新觀點(diǎn)。本文的研究結(jié)論與以往的研究有顯著差異，如孫剛等［25］的研究認(rèn)為取得高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)認(rèn)定能有效提升企業(yè)創(chuàng)新效率，存在差異的原因主要是本文的研究關(guān)注創(chuàng)新資源的投入產(chǎn)出比，而以往研究單純用專(zhuān)利數(shù)量來(lái)衡量，沒(méi)有考慮創(chuàng)新要素的投入產(chǎn)出比問(wèn)題。

4.2 啟示

根據(jù)以上研究結(jié)論，本文可以得出以下3方面啟示：

第一，我國(guó)上市公司的研發(fā)操縱現(xiàn)象確實(shí)存在，而且比較嚴(yán)重，否則不可能在樣本中具有顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)表征，這意味著現(xiàn)有的高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定辦法存在政策缺失。政策制定的初衷是為了鼓勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新，然而部分企業(yè)利用政策尋租導(dǎo)致了行政資源浪費(fèi)。因此，政府應(yīng)該加強(qiáng)對(duì)高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)認(rèn)定的監(jiān)管，增加尋租企業(yè)的研發(fā)操縱成本，可以考慮從稅收監(jiān)督、審計(jì)監(jiān)督以及專(zhuān)利核定3個(gè)方面完善相關(guān)法規(guī)制度。

第二，采取研發(fā)操縱行為的公司創(chuàng)新效率沒(méi)有顯著提升，這表明我國(guó)上市公司存在創(chuàng)新資源投入浪費(fèi)。政府可以考慮建立長(zhǎng)效監(jiān)督評(píng)估機(jī)制，重點(diǎn)監(jiān)控研發(fā)操縱可疑公司、評(píng)估其創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)是否真實(shí)有效，對(duì)于長(zhǎng)期進(jìn)行無(wú)效創(chuàng)新活動(dòng)的企業(yè)及時(shí)取消其高新技術(shù)企業(yè)資格。

第三，在高新技術(shù)企業(yè)資格認(rèn)定門(mén)檻之上的非研發(fā)操縱的上市公司被發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新效率低下，這部分企業(yè)可能存在創(chuàng)新資源過(guò)度投入問(wèn)題。政府有關(guān)部門(mén)可以考慮建立相應(yīng)的事后評(píng)估機(jī)制，對(duì)創(chuàng)新成果與企業(yè)績(jī)效之間關(guān)系進(jìn)行評(píng)估，對(duì)于創(chuàng)新活動(dòng)與企業(yè)績(jī)效之間形成良性互動(dòng)的投入更多資源，反之則減少創(chuàng)新資源的投入。