尹鈞惠,蓋 瑤,孫浩然

(天津科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,天津 300457)

0 引言

創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力,是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐。對于企業(yè)而言,創(chuàng)新有利于創(chuàng)造和維持競爭優(yōu)勢,實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展[1]。研發(fā)是企業(yè)創(chuàng)新的核心保障,為鼓勵企業(yè)加大創(chuàng)新力度,國家不斷出臺優(yōu)惠政策以支持企業(yè)創(chuàng)新[2]。我國于2008年首次發(fā)布《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》并于2016年進(jìn)行修訂,對達(dá)到高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定門檻的企業(yè)給予政府補(bǔ)助和稅收優(yōu)惠,以此激勵企業(yè)加大研發(fā)投入。

由于研發(fā)活動的專業(yè)性、復(fù)雜性和不確定性,加上政企間信息不對稱,政府監(jiān)管部門難以識別企業(yè)研發(fā)活動是否真實(shí),由此給企業(yè)研發(fā)操縱行為提供了可乘之機(jī)[3]。近年來,企業(yè)研發(fā)操縱行為屢見不鮮,不僅導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)績效和創(chuàng)新產(chǎn)出降低[4],更造成國家財稅資源流失,影響創(chuàng)新型國家建設(shè)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)[5]。九鼎新材(002201)于2021年3月18日發(fā)布公告,宣布重新獲得高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定。查閱其年報發(fā)現(xiàn),2017、2018、2019年該公司營業(yè)收入均高于兩億元,研發(fā)支出占營業(yè)收入的比重恰好達(dá)到3%的認(rèn)定門檻。上述企業(yè)現(xiàn)象并非個例,楊國超等[3]研究發(fā)現(xiàn),部分企業(yè)通過研發(fā)操縱手段達(dá)到《管理辦法》認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn),并且在稅收征管力度較弱地區(qū),企業(yè)研發(fā)操縱現(xiàn)象嚴(yán)重。因此,如何通過抑制企業(yè)研發(fā)操縱促進(jìn)創(chuàng)新效率提升,對于中國產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有重要現(xiàn)實(shí)價值。

現(xiàn)有企業(yè)研發(fā)操縱行為影響因素研究可以歸納如下:一是獨(dú)立董事[6]、高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷[7]等公司內(nèi)部層面,二是審計(jì)委員會專業(yè)背景[5]、私募股權(quán)投資[8]等外部監(jiān)督層面。既有研究表明,管理層動機(jī)與內(nèi)部治理是影響企業(yè)盈余操縱行為的重要因素[5]?；谖写砝碚?董事會作為連接管理層和股東間的橋梁,代表股東利益對管理層進(jìn)行監(jiān)督和制約。以往學(xué)者基于獨(dú)立董事、董事特征等層面探究董事會對公司盈余操縱的影響,考察單一特征或少數(shù)特征的作用[9]。鮮有學(xué)者基于董事會整個團(tuán)隊(duì)特征層面展開研究,忽略了董事會成員不同特征間的交叉和制衡作用。董事會成員年齡、性別、任期等特征的交叉和重疊作用,能否影響董事會的監(jiān)督職能,進(jìn)而對企業(yè)研發(fā)操縱行為產(chǎn)生影響?借鑒Lau &Murnighan[10]提出的斷裂帶理論,本文基于董事會成員多重特征視角并結(jié)合人口統(tǒng)計(jì)斷層理論,探究董事會成員多個特征間重疊作用對企業(yè)研發(fā)操縱行為的影響,進(jìn)而打開董事會斷裂帶對企業(yè)研發(fā)操縱影響的“黑箱”,以期為企業(yè)完善自身治理機(jī)制提供啟示。進(jìn)一步地,董事會斷裂帶對企業(yè)研發(fā)操縱的作用不可避免地受到企業(yè)所處內(nèi)外部環(huán)境的影響。從內(nèi)部看,內(nèi)部控制作為公司治理制度可以緩和委托代理關(guān)系,提高信息透明度,抑制企業(yè)違規(guī)行為。從外部看,市場化程度較高的國家和地區(qū),法制環(huán)境較好,能夠有效約束企業(yè)盈余管理行為。

綜上所述,本文以2009—2019年中國A股上市公司為樣本,研究董事會斷裂帶對研發(fā)操縱的影響,并將內(nèi)部控制、市場化程度分別作為內(nèi)外部環(huán)境因素,以考察兩者在董事會斷裂帶與研發(fā)操縱間的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn):董事會斷裂帶與研發(fā)操縱呈顯著U型關(guān)系,內(nèi)部控制加強(qiáng)、市場化程度提升均能夠強(qiáng)化董事會斷裂帶與研發(fā)操縱的U型曲線關(guān)系。

本文研究貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下方面:第一,豐富董事會斷裂帶經(jīng)濟(jì)后果相關(guān)研究?，F(xiàn)有研究主要集中在企業(yè)績效、跨國并購、企業(yè)價值、創(chuàng)新研發(fā)、公司股價崩盤風(fēng)險層面[11-13],對于如何影響企業(yè)研發(fā)操縱行為這一問題鮮有探究。第二,從董事會斷裂帶角度豐富企業(yè)研發(fā)操縱影響因素研究。以往文獻(xiàn)大多考察董事會單一特征或少數(shù)特征的影響,本文基于董事會整體特征層面,結(jié)合斷裂帶理論考察董事會斷裂帶對研發(fā)操縱的治理作用,為研發(fā)操縱研究提供新的方向。第三,引入內(nèi)外部環(huán)境因素,探討內(nèi)部控制和市場化程度對董事會斷裂帶與研發(fā)操縱關(guān)系的影響機(jī)制。第四,進(jìn)行產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、股權(quán)集中度以及經(jīng)營業(yè)績異質(zhì)性分析。本研究不僅可為監(jiān)管部門對企業(yè)進(jìn)行有效監(jiān)管提供理論依據(jù),而且對于企業(yè)完善董事會內(nèi)部治理機(jī)制,以及促進(jìn)整個資本市場健康發(fā)展具有一定的啟示意義。

1 文獻(xiàn)綜述

1.1 董事會斷裂帶

Lau&Murnighan[10]將斷裂帶納入團(tuán)隊(duì)特征與公司治理研究框架,提出團(tuán)隊(duì)斷裂帶的概念,認(rèn)為團(tuán)隊(duì)斷裂帶是一種假設(shè)分界線,并根據(jù)團(tuán)隊(duì)成員間一個或多個特征將團(tuán)隊(duì)分成兩個或多個子群體。當(dāng)一些團(tuán)隊(duì)成員的一個或多個特征相同或相似,并且與團(tuán)隊(duì)其他成員存在較大差異時,即該團(tuán)隊(duì)存在斷裂帶。斷裂帶有強(qiáng)弱之分,團(tuán)隊(duì)成員相同或相似特征越多,與其他團(tuán)隊(duì)差異越大,斷裂帶越強(qiáng)。現(xiàn)有相關(guān)研究大多以高管梯隊(duì)理論為依據(jù),關(guān)注董事會成員間屬性特征的異質(zhì)性,忽略了屬性特征間的潛在作用。與僅關(guān)注某一或少數(shù)特征不同,斷裂帶理論從人口統(tǒng)計(jì)學(xué)角度出發(fā),關(guān)注子群體類型,綜合考慮群體多個特征間的交互與制衡作用[14]。

目前,學(xué)術(shù)界就董事會斷裂帶對公司的影響持兩種不同觀點(diǎn)。部分學(xué)者認(rèn)為,董事會斷裂帶對企業(yè)決策和績效具有負(fù)向影響。基于社會認(rèn)同理論和自我分類理論,團(tuán)隊(duì)成員根據(jù)某些特征對自己和他人進(jìn)行分類,與具有相同或相似特征的人進(jìn)行溝通、交流,進(jìn)而形成不同子群體。斷裂帶導(dǎo)致成員對自身所處子群體具有強(qiáng)烈的認(rèn)同感,而對其它子群體甚至整個團(tuán)隊(duì)的認(rèn)同感較弱[15]。因此,董事會斷裂帶會損害團(tuán)隊(duì)凝聚力,加劇團(tuán)隊(duì)內(nèi)部沖突,從而導(dǎo)致董事會整體決策效率下降[16-17]。李維安等(2015)、李小青和周建[12]、Van Peteghem等[18]發(fā)現(xiàn),董事會斷裂帶的存在促使董事會難以達(dá)成一致意見,削弱團(tuán)隊(duì)成員間信任感,阻礙董事會決策資源整合,并對跨國并購、企業(yè)戰(zhàn)略績效具有負(fù)向影響;梁上坤等[13]發(fā)現(xiàn),由于董事會斷裂帶的存在,董事會內(nèi)部觀點(diǎn)難以統(tǒng)一,進(jìn)而引起子群體間的矛盾沖突,削弱董事會的監(jiān)督意愿和監(jiān)督能力。與前述觀點(diǎn)相反,也有學(xué)者認(rèn)為,董事會斷裂帶能夠給公司帶來正面效應(yīng)。已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn),基于信息多樣化效應(yīng),董事會個體特征多樣化能夠?yàn)槎聲Q策提供多樣化視角,激勵整個團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)行為[19],優(yōu)化董事會內(nèi)部信息處理過程[20],幫助企業(yè)作出有效決策[21],從而提升企業(yè)績效。馬連福等[22]指出,董事會認(rèn)知能力斷裂帶能夠促使成員思想碰撞,激發(fā)創(chuàng)新觀點(diǎn),促進(jìn)信息整合,從而有利于公司創(chuàng)新戰(zhàn)略決策制定;王曉亮和鄧可斌[23]認(rèn)為,董事會斷裂帶能夠促進(jìn)董事會內(nèi)部合作交流,為決策方案提供多元化觀點(diǎn),強(qiáng)化董事會對管理層的監(jiān)督職能,從而提高資本結(jié)構(gòu)決策效率。

1.2 研發(fā)操縱

現(xiàn)有學(xué)者發(fā)現(xiàn),企業(yè)研發(fā)操縱動機(jī)主要表現(xiàn)在享受政策優(yōu)惠、實(shí)現(xiàn)盈利目標(biāo)和獲得管理者私利3個方面。在享受政策優(yōu)惠方面,國家為鼓勵企業(yè)加大研發(fā)力度頒布《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理方法》,部分公司為達(dá)到高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定門檻進(jìn)行研發(fā)操縱[3]。獲得高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定資格的企業(yè)可享受15%的稅率優(yōu)惠、加計(jì)扣除稅收優(yōu)惠及免稅優(yōu)惠,在降低自身稅負(fù)[2]的同時,獲得更多政府補(bǔ)助[3]。在實(shí)現(xiàn)盈利目標(biāo)方面,企業(yè)通過研發(fā)操縱實(shí)現(xiàn)“保盈”目標(biāo)[4]或獲得IPO業(yè)績(黃亮華、謝德仁,2014)。在獲取管理者私利方面,管理層在程序正當(dāng)性和結(jié)果正當(dāng)性兩個方面通過研發(fā)支出資本化操縱進(jìn)行薪酬辯護(hù),以確保自身薪酬、獎金最大化[24]。

從研發(fā)操縱可行性看,具體分為3個方面:第一,會計(jì)政策的隱形選擇。我國會計(jì)準(zhǔn)則允許企業(yè)研發(fā)支出資本化,但能否滿足上述條件則依賴于企業(yè)和審計(jì)師的職業(yè)判斷。因此,企業(yè)可以利用會計(jì)政策的隱形選擇對研發(fā)支出進(jìn)行調(diào)節(jié)(萬源星等,2020),如通過減少研發(fā)資本化支出降低稅負(fù),或通過增加研發(fā)資本化支出提高市值。第二,監(jiān)管部門審核質(zhì)量較低。由于政策實(shí)施過程中的信息不對稱、搜集時間和成本過高等問題[3],政府監(jiān)管部門難以準(zhǔn)確判斷企業(yè)研發(fā)投入的真實(shí)性,導(dǎo)致審查趨于形式化。第三,企業(yè)違規(guī)成本較低。稅務(wù)機(jī)關(guān)若發(fā)現(xiàn)企業(yè)存在研發(fā)費(fèi)用歸集不準(zhǔn)確問題,則需要對其稅前扣除額進(jìn)行調(diào)整[25],涉及高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)認(rèn)定的5年內(nèi)不得再申請,但未涉及罰金或行政處罰,因而在一定程度上會縱容企業(yè)機(jī)會主義行為。

雖然研發(fā)操縱行為短期可以為企業(yè)帶來一些“好處”,但長期看企業(yè)并未真正創(chuàng)新,不利于自身創(chuàng)新發(fā)展,研發(fā)績效難以真正得到提升。部分學(xué)者基于研發(fā)操縱治理角度研究發(fā)現(xiàn),從外部監(jiān)督層面看,審計(jì)師委員會的技術(shù)背景能夠有效監(jiān)督研發(fā)活動中的機(jī)會主義行為,抑制企業(yè)研發(fā)活動盈余管理[5]。在IPO前進(jìn)行研發(fā)操縱的上市企業(yè)在IPO當(dāng)年及IPO后,私募股權(quán)投資能夠顯著抑制企業(yè)研發(fā)操縱[8]。從內(nèi)部監(jiān)督層面看,技術(shù)獨(dú)立董事的專業(yè)背景能夠促使其發(fā)揮監(jiān)督職能,有效抑制管理層R&D費(fèi)用操縱行為[6]。高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷能夠提升會計(jì)信息穩(wěn)健性,約束企業(yè)研發(fā)操縱等短期行為[7]。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 董事會斷裂帶與研發(fā)操縱

政府創(chuàng)新補(bǔ)助政策在一定程度上對高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定門檻具有逆向引導(dǎo)作用,能夠誘導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)操縱的策略性迎合行為[25]。企業(yè)研發(fā)操縱方式主要為調(diào)整會計(jì)科目或利用實(shí)際經(jīng)營活動操縱研發(fā)投入[3]。上述方式并不能增加企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出,相反會降低企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率[2],嚴(yán)重影響企業(yè)長期發(fā)展。董事會作為公司內(nèi)部治理機(jī)制的重要組成部分,承擔(dān)監(jiān)督公司日常經(jīng)營、配置資源等任務(wù)。董事會監(jiān)督能夠緩解委托代理問題,抑制管理層尋租行為,促進(jìn)內(nèi)部治理水平提升[15]。董事會成員的年齡、任期、性別、持股比例等特征均會影響董事會治理效力,進(jìn)而對企業(yè)行為產(chǎn)生影響。

基于信息處理理論,董事會個體多樣化特征形成的斷裂帶具有信息多樣化效應(yīng):一方面,有利于信息渠道整合,為董事會決策提供多樣化思維[22];另一方面,董事會成員特征差異可以有效拓展戰(zhàn)略決策視角,提升群體認(rèn)知能力,實(shí)現(xiàn)專業(yè)知識、社會資源互補(bǔ)。在此情況下,管理層基于投機(jī)的研發(fā)操縱行為易受到董事會監(jiān)督和質(zhì)疑?；诓煌畔碓?董事會內(nèi)部成員對信息進(jìn)行深度分析,促使團(tuán)隊(duì)從組織整體利益出發(fā),以企業(yè)長遠(yuǎn)目標(biāo)為重,抑制研發(fā)操縱這種短期“虛假”創(chuàng)新行為[3]。由此,信息多樣化效應(yīng)得以顯現(xiàn)?；谏鐣J(rèn)同理論和自我分類理論,董事會個體多樣化特征形成的斷裂帶能夠促使子群體內(nèi)部成員相互認(rèn)同,不同子群體間存在歧視,從而導(dǎo)致團(tuán)隊(duì)內(nèi)部沖突[21]。董事會斷裂帶越強(qiáng),成員對所在群體的認(rèn)同感越強(qiáng),同時對其他子群體的排斥甚至敵意越重[12]。在此情況下,群體間矛盾沖突爆發(fā),不信任感和敵對情緒升級,子群體內(nèi)部成員對其他子群體成員的偏見加劇,團(tuán)隊(duì)整體凝聚力下降[26]。由此,董事會內(nèi)部無法實(shí)現(xiàn)有效溝通,董事會的監(jiān)督意愿和監(jiān)督能力減弱[16],從而為企業(yè)研發(fā)操縱行為提供機(jī)會和空間。

董事個體多樣化特征形成的董事會斷裂帶兼具信息多樣化效應(yīng)和沖突效應(yīng),其最終影響效果取決于上述兩種效應(yīng)的相對水平(張耀偉等,2021)。因此,本文認(rèn)為,董事會斷裂帶對研發(fā)操縱不是簡單的單向影響,兩者存在更為復(fù)雜的非線性關(guān)系。在董事會斷裂帶較弱時,成員間同質(zhì)化現(xiàn)象嚴(yán)重,信息多樣化效應(yīng)較弱,董事會斷裂帶增強(qiáng)能夠促進(jìn)董事會子群體成員間特征差異性提升,促使董事會實(shí)現(xiàn)信息交流和整合,因而信息多樣化效應(yīng)顯著,沖突效應(yīng)不顯著。此時,董事會斷裂帶對信息多樣化效應(yīng)的邊際效應(yīng)大于對沖突效應(yīng)的邊際效應(yīng),從而抑制企業(yè)研發(fā)操縱。隨著董事會斷裂帶增強(qiáng),當(dāng)其達(dá)到臨界值時,信息多樣化效應(yīng)與沖突效應(yīng)間的差距最大,二者邊際效應(yīng)相同,對企業(yè)研發(fā)操縱行為的抑制作用最顯著。隨后,當(dāng)其達(dá)到一定程度時,因董事會子群體成員間差異過大,團(tuán)隊(duì)斷裂和分割現(xiàn)象愈發(fā)清晰,團(tuán)隊(duì)成員間意見分歧嚴(yán)重,認(rèn)知負(fù)擔(dān)和內(nèi)部沖突加劇,沖突效應(yīng)對研發(fā)操縱的正向影響增強(qiáng),董事會斷裂帶對沖突效應(yīng)的邊際效應(yīng)大于對信息多樣化的邊際效應(yīng),進(jìn)而誘發(fā)企業(yè)研發(fā)操縱行為。基于上述分析,本文提出以下研究假設(shè):

H1:董事會斷裂帶與研發(fā)操縱呈顯著U型關(guān)系,當(dāng)董事會斷裂帶處于一定范圍內(nèi)時,抑制研發(fā)操縱;當(dāng)董事會斷裂帶超過臨界值時,促進(jìn)研發(fā)操縱。

2.2 企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境的調(diào)節(jié)效應(yīng)

2.2.1 內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)效應(yīng)

內(nèi)部控制本質(zhì)上是公司治理契約在企業(yè)內(nèi)部的延伸,更是對企業(yè)內(nèi)部權(quán)力運(yùn)作發(fā)揮激勵、監(jiān)督作用的內(nèi)在制度安排[27]。根據(jù)委托代理理論,當(dāng)公司具有良好的內(nèi)部控制體系時,能夠有效提升會計(jì)信息質(zhì)量,避免投資過度或投資不足,抑制會計(jì)信息操縱、公司腐敗等不良行為。

當(dāng)企業(yè)內(nèi)部控制體系較為健全時,企業(yè)內(nèi)部機(jī)構(gòu)設(shè)置、權(quán)責(zé)分配規(guī)范,能夠明確團(tuán)隊(duì)共享目標(biāo)。在此情況下,出于共同目標(biāo)追求,董事會子群體摒棄彼此固有偏見,促進(jìn)信息交換和知識共享,促使團(tuán)隊(duì)成員進(jìn)行觀點(diǎn)碰撞與交流,從而增強(qiáng)成員對其他子群體乃至整個董事會的認(rèn)同感[13]。由此,信息多樣化效應(yīng)、董事會監(jiān)督意愿和監(jiān)督能力得以強(qiáng)化,有助于增強(qiáng)董事會斷裂帶對研發(fā)操縱的抑制作用。當(dāng)內(nèi)部控制體系存在較大缺陷時,企業(yè)委托代理問題無法得到有效緩解,管理層有機(jī)會建立“商業(yè)帝國”,其目標(biāo)與股東目標(biāo)難以達(dá)成一致,導(dǎo)致信息不對稱和代理問題加劇。在此情況下,董事會子群體成員間的異質(zhì)性會引發(fā)情感隔閡,激化不同子群體間的矛盾沖突,導(dǎo)致子群體間缺乏有效信息交流,不利于董事會決策資源整合,從而降低決策參與和監(jiān)督的有效性。此時,企業(yè)自利動機(jī)加重,企業(yè)研發(fā)操縱行為難以得到有效抑制。基于上述分析,本文提出以下研究假設(shè):

H2:內(nèi)部控制正向調(diào)節(jié)董事會斷裂帶與研發(fā)操縱的U型關(guān)系,即U型曲線在內(nèi)部控制水平較高的情況下更加陡峭。

2.2.2 市場化程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

由于中國各地區(qū)間發(fā)展不平衡,不同地區(qū)市場化程度存在顯著差異[28]。市場化程度較低的地區(qū),法制環(huán)境較差、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)匱乏,存在較多政府干預(yù)。在上述市場環(huán)境下,市場識別和反應(yīng)能力較差,存在市場失靈現(xiàn)象。較低的地區(qū)市場化程度會加劇外部投資者與企業(yè)間的信息不對稱,董事會內(nèi)部成員難以獲取準(zhǔn)確的市場信息,無法根據(jù)當(dāng)前市場環(huán)境進(jìn)行信息與資源整合。此時,董事會內(nèi)部沖突加劇,董事會的監(jiān)督意愿和監(jiān)督能力降低,對企業(yè)研發(fā)操縱的抑制作用不顯著。市場化程度較高的地區(qū),法制環(huán)境完善、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)有效且政府干預(yù)較少。上述市場環(huán)境下,市場資源配置的有效性提升,董事會成員間信息整合、傳遞和共享效率較高,企業(yè)內(nèi)部資源和要素流動自由、快捷。同時,董事會子群體成員間距離縮小,矛盾沖突緩解,企業(yè)內(nèi)部監(jiān)管力度得以提升,從而抑制企業(yè)研發(fā)操縱行為。此外,企業(yè)易于從市場中獲得創(chuàng)新所需資金[28],不需要采取研發(fā)操縱手段獲取高新技術(shù)補(bǔ)貼,且較高的市場透明度導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)操縱行為容易被市場識別,代理成本和違規(guī)成本增加,面臨較高的訴訟風(fēng)險和成本。由此,企業(yè)研發(fā)操縱動機(jī)減弱,從而抑制企業(yè)研發(fā)操縱行為?；谏鲜龇治?本文提出以下研究假設(shè):

H3:市場化程度正向調(diào)節(jié)董事會斷裂帶與研發(fā)操縱的U型關(guān)系,即U型曲線在市場化程度高的情況下更加陡峭。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2009—2019年滬深A(yù)股上市公司為初始樣本,并按照以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行樣本篩選:①剔除ST、*ST、PT狀態(tài)的上市公司;②剔除金融業(yè)上市公司;③剔除資不抵債的上市公司;④剔除研發(fā)操縱等重要數(shù)據(jù)缺失的上市公司。最終,得到2 887家上市公司非平衡面板數(shù)據(jù),共13 165個觀測值。為了避免離群值的影響,本文對所有連續(xù)變量兩端進(jìn)行1%水平的Winsorize縮尾處理。除市場化程度和內(nèi)部控制數(shù)據(jù)外,其它數(shù)據(jù)均來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫和萬德(WIND)數(shù)據(jù)庫,部分缺失數(shù)據(jù)通過查閱年報獲得,數(shù)據(jù)分析處理由Stata 16.0軟件完成。

3.2 變量定義

3.2.1 被解釋變量

研發(fā)操縱(Abn_RD)。借鑒Gunny[29]和朱紅軍等[4]的研究方法,構(gòu)建以下模型對企業(yè)研發(fā)操縱進(jìn)行估計(jì)。

(1)

(2)

(3)

其中,RD為當(dāng)年研發(fā)支出,TA為企業(yè)總資產(chǎn),MV為企業(yè)市值的自然對數(shù),Q為托賓Q值,INT為營業(yè)利潤,Noramal_RD為估計(jì)的正常研發(fā)支出,Abnormal_RD為異常研發(fā)支出,即研發(fā)操縱部分。本文將異常研發(fā)支出取絕對值并將其乘以100,以此構(gòu)造研發(fā)操縱變量。

3.2.2 解釋變量

董事會斷裂帶。本文借鑒梁上坤等[14]的研究方法,選取董事性別、董事年齡、退休董事、獨(dú)立董事、內(nèi)部董事、兼職董事、財務(wù)經(jīng)歷、董事任期、持股份額9個特征作為董事會斷裂帶的劃分依據(jù)?；谏鲜?個特征對公司年度董事進(jìn)行聚類分析,采用層次聚類方法確定最優(yōu)聚類分組數(shù)為3組,并采用K-均值聚類方法將每個初始類簇分為3組。參考梁上坤等[14]的研究成果,本文采用斷裂帶強(qiáng)度(Fstrength)、斷裂帶距離(Fdistance)和斷裂帶交互項(xiàng)(Fau)衡量董事會斷裂帶。斷裂帶強(qiáng)度衡量子群體中成員的相同程度,斷裂帶距離衡量不同子群體間的差異程度,斷裂帶交互項(xiàng)為斷裂帶強(qiáng)度和斷裂帶距離的交互項(xiàng),具體計(jì)算公式如下:

(4)

(5)

3.2.3 調(diào)節(jié)變量

(1)內(nèi)部控制(IC)。選取迪博數(shù)據(jù)庫中中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)除以100,以此作為內(nèi)部控制的代理變量。

(2)市場化程度(Market)。本文采用《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)》中各地區(qū)市場化指數(shù)作為市場化程度衡量指標(biāo),市場化指數(shù)越高,表明該地區(qū)市場化程度越高。

3.2.4 控制變量

參考以往研究,本文控制可能對企業(yè)研發(fā)投入造成影響的公司層面、公司治理層面及外部相關(guān)因素。公司層面,控制公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、總資產(chǎn)報酬率(Roa)、營業(yè)收入增長率(Growth)、企業(yè)年齡(Age)、股票收益率(Return)、研發(fā)強(qiáng)度(RD)。公司治理層面,控制董事會規(guī)模(Boardsize)、董事會獨(dú)立性(Indep)、兩職合一(Dual)、董事會會議次數(shù)(Meeting)、高管薪酬激勵(Salary)、股權(quán)集中度(Top5)、高管持股(Eshareratio)。外部層面,控制變量為四大審計(jì)事務(wù)所(Big4)。此外,Industry、Year分別表示行業(yè)與年度虛擬變量。各變量定義和具體計(jì)算見表1。

表1 變量定義與說明Tab.1 Variable definitions and description

3.3 模型構(gòu)建

參考朱紅軍等[4]、梁上坤等[14]的研究成果,為分析董事會斷裂帶對研發(fā)操縱的影響,本文構(gòu)建以下模型:

Abn_RDi,t=β0+β1Faultlinei,t-1+β2Faultlinei,t-12+βControlsi,t-1+∑Year+∑Industry+εi,t-1

(6)

其中,Abn_RD表示研發(fā)操縱,Faultline表示董事會斷裂帶,包括斷裂帶強(qiáng)度、斷裂帶距離及斷裂帶交互項(xiàng)。Controls為控制變量,Year、Industry分別表示年度和行業(yè)虛擬變量。為驗(yàn)證董事會斷裂帶與研發(fā)操縱的U型關(guān)系,加入董事會斷裂帶的二次項(xiàng),若假設(shè)H1成立,則系數(shù)β1和β2均顯著不為0。β0為截距,ε表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

為檢驗(yàn)內(nèi)部控制、市場化程度對于董事會斷裂帶與研發(fā)操縱關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng),本文分別構(gòu)建以下模型:

Abn_RDi,t=β0+β1Faultlinei,t-1+β2Faultlinei,t-12+β3ICi,t-1+β4Faultlinei,t-1×ICi,t-1+β5Faultlinei,t-12×ICi,t-1+β0Controlsi,t-1+∑Year+∑Industry+εi,t-1

(7)

Abn_RDi,t=β0+β1Faultlinei,t-1+β2Faultlinei,t-12+β3Marketi,t-1+β4Faultlinei,t-1×Marketi,t-1+β5Faultlinei,t-12×Marketi,t-1+βControlsi,t-1+∑Year+∑Industry+εi,t-1

(8)

其中,IC為內(nèi)部控制,Market為市場化程度。為驗(yàn)證調(diào)節(jié)變量的調(diào)節(jié)作用,分別加入董事會斷裂帶一次項(xiàng)、董事會斷裂帶二次項(xiàng)與調(diào)節(jié)變量的交互項(xiàng),若假設(shè)H2、H3成立,則董事會斷裂帶二次項(xiàng)與調(diào)節(jié)變量的交互項(xiàng)系數(shù)β5顯著不為0。

4 實(shí)證分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。由表2可知,研發(fā)操縱(Abn_RD)的均值為0.714,最小值為0.009,最大值為4.645,說明不同企業(yè)研發(fā)操縱金額差距較大,個別企業(yè)研發(fā)操縱水平較高。董事會斷裂帶中,斷裂帶強(qiáng)度(Fstrength)、斷裂帶距離(Fdistance)、斷裂帶交互項(xiàng)(Fau)的均值分別為0.628、1.459、0.923,標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.093、0.161、0.201,說明企業(yè)間董事會斷裂帶強(qiáng)度與斷裂帶距離差異較大。總體來看,上述變量描述性結(jié)果均處于合理區(qū)間,基本滿足正態(tài)分布特征,無異常值出現(xiàn)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果Tab.2 Descriptive statistics

相關(guān)性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示,斷裂帶強(qiáng)度和斷裂帶距離相關(guān)系數(shù)為0.386且在1%的水平下顯著,說明兩者度量具有一致性。進(jìn)一步計(jì)算各變量的VIF值發(fā)現(xiàn),變量的VIF均值小于10,說明變量間不存在嚴(yán)重多重共線性問題,自變量對因變量的解釋是可靠的。限于篇幅,相關(guān)性分析統(tǒng)計(jì)結(jié)果不予列示。

4.2 回歸分析

表3為董事會斷裂帶與研發(fā)操縱回歸分析結(jié)果。表3模型(1)為基準(zhǔn)回歸,檢驗(yàn)控制變量對研發(fā)操縱的影響,回歸結(jié)果顯示,控制變量大多對因變量具有顯著影響。模型(2)(3)(4)在第(1)列的基礎(chǔ)上,分別加入斷裂帶強(qiáng)度(Fstrength)、斷裂帶距離(Fdistance)以及斷裂帶交互項(xiàng)(Fau)的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)。模型(2)中Fstrength、Fstrength2的回歸系數(shù)分別為-0.331 6和0.296 7,但不顯著。模型(3)中Fdistance、Fdistance2的回歸系數(shù)分別為-1.275 7和0.391 8,均在1%水平下顯著。模型4中Fau、Fau2的回歸系數(shù)分別為-0.514 4和0.247 6,均在5%水平下顯著。Fau兼具Fstrength和Fdistance的特征,雖然Fdistance與Abn_RD的關(guān)系并不顯著,但Fau與Abn_RD的關(guān)系在5%水平下顯著。斷裂帶交互項(xiàng)兼具斷裂帶強(qiáng)度和斷裂帶距離的特征,因而以下回歸均采用斷裂帶交互項(xiàng)進(jìn)行驗(yàn)證。

表3 回歸分析結(jié)果Tab.3 Regression analysis results

參考Haans[30]的觀點(diǎn),證明董事會斷裂帶與研發(fā)操縱的U型關(guān)系,應(yīng)滿足以下3個條件:①董事會斷裂帶二次項(xiàng)系數(shù)顯著為正;②董事會斷裂帶取最小值時曲線斜率顯著為負(fù),取最大值時曲線斜率顯著為正;③曲線拐點(diǎn)在董事會斷裂帶取值范圍內(nèi)。本文進(jìn)一步作U型關(guān)系檢驗(yàn),在模型(4)的基礎(chǔ)上繪制U型曲線,如表4和圖1所示。結(jié)果表明,Fau2的系數(shù)顯著為正(β=0.247 6,p<0.05),滿足第一個條件;Fau的取值范圍介于0.565～1.507之間,在0.565與1.507處的斜率分別為負(fù)(β=-0.234,p<0.05)和正(β=0.232,p<0.01),滿足第二個條件;曲線拐點(diǎn)為1.039,在董事會斷裂帶取值范圍內(nèi),滿足第三個條件。因此,董事會斷裂帶與研發(fā)操縱呈顯著U型關(guān)系,即當(dāng)董事會斷裂帶低于閾值時,董事會子群體成員間特征差異能夠促進(jìn)董事會成員信息整合,提升董事會監(jiān)督能力,從而抑制企業(yè)研發(fā)操縱;當(dāng)董事會斷裂帶超過閾值時,董事會子群體間矛盾加劇,不利于內(nèi)部監(jiān)管,沖突效應(yīng)顯著,從而加劇企業(yè)研發(fā)操縱。由此,假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

圖1 董事會斷裂帶與研發(fā)操縱的U型曲線Fig.1 U-shaped curve between board faultlines and R&D manipulation

表4 董事會斷裂帶與研發(fā)操縱的U型關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果Tab.4 U-shaped relationship test between board faultlines and R&D manipulation

為確保結(jié)果的可靠性,本文在構(gòu)建乘積項(xiàng)前對自變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行中心化處理,以規(guī)避多重共線性問題。表3中模型(5)—(8)在主回歸模型的基礎(chǔ)上加入調(diào)節(jié)變量,模型(5)、模型(6)檢驗(yàn)內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)效應(yīng)。模型(5)中IC的回歸系數(shù)為-0.024 2,在1%水平下顯著,表明健全的內(nèi)部控制機(jī)制能夠抑制企業(yè)研發(fā)操縱。模型(6)中Fau×IC的回歸系數(shù)為-0.362 0, Fau2×IC的回歸系數(shù)為0.175 6,均在1%水平下顯著。結(jié)合圖2可知,當(dāng)內(nèi)部控制IC較高時,董事會斷裂帶與研發(fā)操縱的U型關(guān)系曲線更為陡峭;當(dāng)董事會斷裂帶較低時,董事會斷裂帶對研發(fā)操縱的抑制作用更為顯著;當(dāng)董事會斷裂帶超過閾值后,董事會斷裂帶增加導(dǎo)致研發(fā)操縱行為快速增加。由此,假設(shè)H2得到驗(yàn)證。

圖2 內(nèi)部控制調(diào)節(jié)效應(yīng)Fig.2 Moderating effect of internal control

模型(7)和模型(8)檢驗(yàn)市場化程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)。模型(7)中Market的回歸系數(shù)為-0.005 3,在1%水平下顯著,表明市場化程度提升能夠抑制企業(yè)研發(fā)操縱。模型(8)中Fau×Market的回歸系數(shù)為-0.088 3,Fau2×Market的回歸系數(shù)為0.039 6,均在1%水平下顯著。結(jié)合圖3可知,當(dāng)市場化程度較高時,董事會斷裂帶與研發(fā)操縱的U型關(guān)系曲線更為陡峭;當(dāng)董事會斷裂帶較低時,董事會斷裂帶對研發(fā)操縱的抑制作用更為顯著;當(dāng)董事會斷裂帶超過閾值后,董事會斷裂帶增加導(dǎo)致研發(fā)操縱行為快速增加。由此,假設(shè)H3得到驗(yàn)證。

圖3 市場化程度調(diào)節(jié)效應(yīng)Fig.3 Moderating effect of marketization degree

4.3 內(nèi)生性檢驗(yàn)

考慮到遺漏變量及因果互換導(dǎo)致的內(nèi)生性問題,本文采用兩階段最小二乘法進(jìn)行檢驗(yàn)。參考梁上坤[14]的研究成果,以剔除本公司董事會斷裂帶的行業(yè)年度均值作為工具變量。如表5所示,iv為工具變量的一次項(xiàng),iv2為工具變量的二次項(xiàng)。模型(1)、模型(2)為第一階段回歸結(jié)果。結(jié)果顯示,iv的回歸系數(shù)均為負(fù),iv2的回歸系數(shù)均為正,均在10%水平下顯著,表明iv與Fau、Fau2的U型關(guān)系顯著。模型(3)為第二階段回歸結(jié)果,即加入iv后就Fau對Abn_RD的影響進(jìn)行檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果顯示,Fau的回歸系數(shù)為-0.506 2,Fau2的回歸系數(shù)為0.242 4,均在5%水平下顯著,說明在利用工具變量控制內(nèi)生性問題后,董事會斷裂帶與研發(fā)操縱依然呈顯著U型關(guān)系,與前文實(shí)證結(jié)果一致。

表5 內(nèi)生性檢驗(yàn)與穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Tab.5 Endogenous test results and robustness test results

4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為提升研究結(jié)論的可靠性,本文進(jìn)行如下穩(wěn)健性檢驗(yàn):第一,Tobit回歸。由于研發(fā)操縱變量介于0～1之間,因而本文采用Tobit回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),模型(4)中Fau的回歸系數(shù)為-0.516 2,Fau2的回歸系數(shù)為0.250 0,均在5%水平下顯著,回歸結(jié)果與前文基本相同。 第二,Cluster檢驗(yàn)。為緩解組內(nèi)相關(guān)性問題,本文對主回歸進(jìn)行公司層面的Cluster檢驗(yàn),模型(5)中Fau的回歸系數(shù)為-0.516 2,在5%水平下顯著,Fau2的回歸系數(shù)為0.250 0,在10%水平下顯著,回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。第三,縮小樣本回歸。制造業(yè)升級和發(fā)展與國家綜合實(shí)力緊密相關(guān),科技創(chuàng)新能力提升是制造業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵。由此,本文縮小樣本容量,選取行業(yè)大類制造業(yè)樣本進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示,董事會斷裂帶與研發(fā)操縱呈顯著U型關(guān)系,與前文驗(yàn)證結(jié)果一致,支持前文假設(shè)。

5 拓展性分析

前文已經(jīng)驗(yàn)證董事會斷裂帶與企業(yè)研發(fā)操縱的U型關(guān)系,進(jìn)一步地,參考以往研究發(fā)現(xiàn),董事會斷裂帶對企業(yè)研發(fā)操縱的影響與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、股權(quán)集中度及經(jīng)營業(yè)績密切相關(guān),具體見表6。

表6 拓展性分析回歸結(jié)果Tab.6 Regression results of expansibility analysis

5.1 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)異質(zhì)性

已有研究表明,公司治理水平在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)方面有所差異[31],這種差異性可能影響董事會斷裂帶對企業(yè)研發(fā)操縱的作用。

本文按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異將全樣本劃分為國有企業(yè)組和非國有企業(yè)組,結(jié)果顯示,國有企業(yè)董事會斷裂帶Fau、 Fau2的回歸系數(shù)分別為-0.304 7、0.133 5,但并不顯著;非國有企業(yè)Fau的回歸系數(shù)為-0.648 3,在5%水平下顯著,Fau2的回歸系數(shù)為0.319 7,在1%水平下顯著。由此可見,相對于非國有企業(yè)而言,國有企業(yè)能夠顯著弱化董事會斷裂帶對研發(fā)操縱的治理作用,影響董事會監(jiān)督職能發(fā)揮,原因在于:一方面,國有企業(yè)所有者缺位現(xiàn)象普遍存在,其重要經(jīng)營決策和管理層人事任命均由政府部門決定,“一股獨(dú)大”的特征打破了公司董事間的制衡,話語權(quán)掌握在國有股東董事手中。當(dāng)董事會斷裂帶小于閾值時,大部分非國有股東董事無法實(shí)現(xiàn)有效溝通,難以發(fā)揮信息多樣化效應(yīng)與董事會監(jiān)督職能,導(dǎo)致董事會斷裂帶對研發(fā)操縱的抑制作用較弱。另一方面,國有企業(yè)需要承擔(dān)更多責(zé)任,其目標(biāo)多樣化和政府干預(yù)能夠淡化董事會特征對研發(fā)操縱的影響[32]。由此,董事會的治理職能難以發(fā)揮,因而非國有企業(yè)董事會斷裂帶與研發(fā)操縱的U型關(guān)系更為顯著。

5.2 股權(quán)集中度異質(zhì)性

股權(quán)集中度能夠反映大股東對企業(yè)經(jīng)營戰(zhàn)略決策的影響,不同股權(quán)集中度可以產(chǎn)生不同的治理效果。部分學(xué)者認(rèn)為,股權(quán)集中能夠促進(jìn)有效監(jiān)督機(jī)制構(gòu)建,抑制管理層自利行為,緩解因股權(quán)分散引發(fā)的股東與管理層代理問題;部分學(xué)者認(rèn)為,股權(quán)集中可能導(dǎo)致大股東追求私人利益的意愿和能力增強(qiáng),進(jìn)而侵害中小股東利益,引發(fā)大股東與中小股東間的委托代理問題,從而不利于公司治理。由此,股權(quán)集中度差異對董事會斷裂帶與研發(fā)操縱的關(guān)系具有何種影響,需要進(jìn)一步探討。

本文將前五大股東持股比例作為股權(quán)集中度的代理變量,并依據(jù)其中位數(shù)將樣本企業(yè)分為高股權(quán)集中度企業(yè)和低股權(quán)集中度企業(yè)。結(jié)果顯示,高股權(quán)集中度企業(yè)董事會斷裂帶Fau、Fau2的回歸系數(shù)分別為-0.586 8、0.277 2,均在1%水平下顯著;低股權(quán)集中度企業(yè)Fau、 Fau2的回歸系數(shù)分別為-0.429 9、0.218 1,不顯著。結(jié)果表明,高股權(quán)集中度企業(yè),董事會斷裂帶對研發(fā)操縱的影響更為顯著。較高的股權(quán)集中度意味著大股東需要承擔(dān)較大風(fēng)險,一旦決策失敗會嚴(yán)重?fù)p害自身利益,對股東控制權(quán)構(gòu)成一定威脅,因而對于研發(fā)創(chuàng)新這種高風(fēng)險活動,高股權(quán)集中度企業(yè)更為謹(jǐn)慎[33]。雖然被認(rèn)定為高新技術(shù)企業(yè)短期內(nèi)可以獲得政府補(bǔ)貼、減稅政策優(yōu)惠,但研發(fā)操縱這種“虛假”創(chuàng)新行為并非實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新,企業(yè)并未將虛增的研發(fā)投入用于創(chuàng)新研發(fā)活動,從長期看對企業(yè)發(fā)展具有不利影響,無益于企業(yè)研發(fā)績效提升[3],股東也無法獲取相關(guān)長遠(yuǎn)利益。此外,企業(yè)研發(fā)操縱行為一旦暴露,不僅對自身信譽(yù)造成無法彌補(bǔ)的傷害,而且需要承擔(dān)大量違規(guī)成本,對企業(yè)和大股東均具有不利影響。因此,出于自身利益和風(fēng)險規(guī)避的考慮,高股權(quán)集中度企業(yè)的大股東更有動力監(jiān)督董事會決策,強(qiáng)化董事會的信息多樣化效應(yīng),發(fā)揮董事會監(jiān)督職能,緩解委托代理問題,避免管理層自利行為,進(jìn)而強(qiáng)化董事會斷裂帶對于研發(fā)操縱的影響。

5.3 經(jīng)營業(yè)績異質(zhì)性

相較于業(yè)績較好的公司,業(yè)績較差的公司通常面臨更大的風(fēng)險,實(shí)際經(jīng)濟(jì)損失、法律訴訟、聲譽(yù)損害等不良情況時有發(fā)生[34]。虧損是經(jīng)營業(yè)績較差的具體體現(xiàn),已有研究發(fā)現(xiàn),盈利企業(yè)的減稅激勵大于虧損企業(yè),原因在于盈利企業(yè)需要按應(yīng)納稅所得額繳納所得稅,因而其研發(fā)操縱動機(jī)更強(qiáng)。

為進(jìn)一步考察經(jīng)營業(yè)績異質(zhì)性對董事會斷裂帶與研發(fā)操縱關(guān)系的影響,本文按照是否盈利、經(jīng)營業(yè)績中位數(shù)對全樣本進(jìn)行分組回歸。結(jié)果顯示,盈利企業(yè)董事會斷裂帶Fau、Fau2的回歸系數(shù)分別為-0.529 7、0.249 9,均在5%水平下顯著;虧損企業(yè)董事會斷裂帶Fau、Fau2的回歸系數(shù)分別為-0.437 6、0.269 4,不顯著。上述結(jié)果表明,盈利企業(yè)董事會斷裂帶與研發(fā)操縱的U型關(guān)系更為顯著。經(jīng)營業(yè)績較好企業(yè)Fau、Fau2的回歸系數(shù)分別為-0.636 4、0.316 1,均在5%水平下顯著;經(jīng)營業(yè)績較差企業(yè)Fau、Fau2的回歸系數(shù)分別為-0.341 0、0.154 3,不顯著。上述結(jié)果表明,經(jīng)營業(yè)績較好的企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險較低,更關(guān)注研發(fā)操縱等負(fù)向盈余管理行為,即經(jīng)營業(yè)績較好的企業(yè)董事會斷裂帶與研發(fā)操縱的U型關(guān)系更為顯著。

6 結(jié)語

6.1 結(jié)論

本文以2009—2019年中國A股上市公司為樣本,考察董事會斷裂帶對企業(yè)研發(fā)操縱的影響,以及內(nèi)部控制和市場化程度對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用,并基于主研究框架進(jìn)行異質(zhì)性分析,得到如下主要結(jié)論:

(1)董事會斷裂帶與研發(fā)操縱呈顯著U型關(guān)系,其最終影響取決于董事會斷裂帶的信息多樣化效應(yīng)和沖突效應(yīng)的相對水平。當(dāng)董事會斷裂帶較低時,子群體成員間差異化特征能夠促進(jìn)信息交流和整合,由此提升董事會監(jiān)督能力,抑制研發(fā)操縱;當(dāng)董事會斷裂帶超過臨界值時,子群體成員間差異化特征導(dǎo)致矛盾和沖突加劇,團(tuán)隊(duì)內(nèi)部分裂,最終弱化董事會的監(jiān)督意愿和能力,促進(jìn)研發(fā)操縱。

(2)內(nèi)部控制和市場化程度均正向調(diào)節(jié)董事會斷裂帶與研發(fā)操縱的U型關(guān)系,即健全的企業(yè)內(nèi)部控制制度、較高的地區(qū)市場化水平有利于董事會斷裂帶發(fā)揮治理職能,在合理范圍內(nèi)抑制研發(fā)操縱行為。

(3)董事會斷裂帶與研發(fā)操縱的U型關(guān)系因產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、股權(quán)集中度及經(jīng)營業(yè)績差異有所不同,在非國有企業(yè)、股權(quán)集中度較高、盈利和經(jīng)營業(yè)績較好的企業(yè)中,董事會斷裂帶與研發(fā)操縱的U型關(guān)系更為顯著。

6.2 啟示

(1)對于上市公司來說:第一,如何實(shí)現(xiàn)董事會結(jié)構(gòu)優(yōu)化,充分利用董事會成員特征差異發(fā)揮優(yōu)勢作用具有重要意義。上市公司在聘用董事時,應(yīng)充分考慮董事會成員特征差異,如教育程度、職業(yè)背景、工作經(jīng)歷等方面,通過發(fā)揮董事會斷裂帶的信息多樣化效應(yīng)拓展信息渠道,強(qiáng)化董事會監(jiān)督職能,抑制因注重短期利益進(jìn)行的研發(fā)操縱行為,從而提高企業(yè)創(chuàng)新水平。第二,完善內(nèi)部控制制度,提升董事會治理水平,強(qiáng)化董事會斷裂帶的正向作用。第三,完善外部監(jiān)管機(jī)制,利用市場化監(jiān)管力量抑制企業(yè)研發(fā)操縱行為。第四,非國有企業(yè)、股權(quán)集中度較高、盈利及經(jīng)營業(yè)績較好的企業(yè)應(yīng)利用董事會特征差異,通過控制董事會斷裂帶發(fā)揮董事會的監(jiān)督職能,確保企業(yè)健康發(fā)展,提升企業(yè)價值。

(2)對于監(jiān)管部門來說:第一,根據(jù)董事會斷裂帶情況對上市公司采取差異化策略,關(guān)注董事會斷裂帶較低或過高的上市公司,拓展審查空間,構(gòu)建懲罰機(jī)制,加大懲處力度,提高違規(guī)成本。對于申請高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定的企業(yè)進(jìn)行嚴(yán)格審查和復(fù)查,營造良好的公司外部治理環(huán)境。第二,在現(xiàn)有政策法規(guī)的基礎(chǔ)上,完善創(chuàng)新激勵政策,鼓勵企業(yè)自主創(chuàng)新,通過抑制研發(fā)操縱行為促進(jìn)企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新。