摘 要：以促進(jìn)科技和金融結(jié)合試點(diǎn)政策為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用2008—2019年戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)構(gòu)建多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型，基于研發(fā)操縱視角，實(shí)證分析科技金融政策對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司研發(fā)績效的影響及內(nèi)在機(jī)制。結(jié)果表明，科技金融政策能夠顯著抑制戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的研發(fā)操縱行為，從而顯著提高研發(fā)績效。平行趨勢檢驗(yàn)、安慰劑檢驗(yàn)等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明研究結(jié)果穩(wěn)健。異質(zhì)性分析結(jié)果表明，科技金融政策對研發(fā)操縱的抑制作用在非國有企業(yè)、東部地區(qū)企業(yè)以及上市年限較長的企業(yè)中更加顯著。研究不僅能為科技金融政策的進(jìn)一步推廣提供理論依據(jù)，還可為促進(jìn)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司研發(fā)創(chuàng)新提供政策啟示。

關(guān)鍵詞：科技金融政策；研發(fā)績效；研發(fā)操縱；雙重差分模型

DOIDOI：10.6049/kjjbydc.2022090151

中圖分類號：F276.44文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號：1001－7348（2024）06－0149－12

0 引言

創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在驅(qū)動(dòng)力，是進(jìn)入新發(fā)展階段的必然要求。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有引擎作用，對其它產(chǎn)業(yè)發(fā)展質(zhì)量、結(jié)構(gòu)、規(guī)模、速度和效益等具有長期、全局性和決定性影響，在構(gòu)建新發(fā)展格局中具有基礎(chǔ)性作用。因此，激勵(lì)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新意義重大。由于研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)具有不確定性高和研發(fā)周期長等特點(diǎn)，融資難、融資貴等問題成為科技型企業(yè)特別是中小企業(yè)開展技術(shù)創(chuàng)新的主要制約因素。從事創(chuàng)新活動(dòng)短期內(nèi)無法獲得豐厚的經(jīng)濟(jì)收益，而且存在失敗風(fēng)險(xiǎn)，使得戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)不愿加大研發(fā)投入，同時(shí)金融機(jī)構(gòu)也缺乏足夠動(dòng)力支持這類企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新，導(dǎo)致最優(yōu)研發(fā)投入嚴(yán)重低于社會(huì)最優(yōu)規(guī)模。

促進(jìn)科技和金融結(jié)合試點(diǎn)政策旨在通過融合科技與金融的多元化資源，包括創(chuàng)業(yè)投資、多層次資本市場、銀行信貸等，緩解融資約束，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新和科技成果轉(zhuǎn)化，助推戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。為突破企業(yè)融資約束，解決長期以來我國金融支持企業(yè)創(chuàng)新不足的問題，2011年科技部、中國人民銀行、中國銀監(jiān)會(huì)、中國證監(jiān)會(huì)和中國保監(jiān)會(huì)聯(lián)合實(shí)施促進(jìn)科技和金融結(jié)合試點(diǎn)政策（以下簡稱科技金融政策），確定北京、上海、廣東、江蘇等16個(gè)地區(qū)為首批試點(diǎn)地區(qū)，涉及43個(gè)城市，累計(jì)出臺(tái)350項(xiàng)政策。為充分發(fā)揮科技金融政策對研發(fā)創(chuàng)新的引領(lǐng)作用，2016年又選擇鄭州、廈門等9個(gè)城市開展第二批試點(diǎn)，為在全國范圍內(nèi)推行科技金融政策提供復(fù)制推廣經(jīng)驗(yàn)。

為鼓勵(lì)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新，我國政府先后制定多項(xiàng)產(chǎn)業(yè)政策，采取研發(fā)補(bǔ)貼、稅收優(yōu)惠等公共研發(fā)創(chuàng)新舉措。因此，現(xiàn)有文獻(xiàn)圍繞創(chuàng)新激勵(lì)政策是否達(dá)到了有效激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新的目的進(jìn)行實(shí)證研究，主要形成兩種觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)認(rèn)為這些政策對企業(yè)研發(fā)具有顯著的激勵(lì)效果，能夠撬動(dòng)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投資[1－4]；另一種觀點(diǎn)認(rèn)為由于政府與企業(yè)之間存在信息不對稱，可能引發(fā)政策風(fēng)險(xiǎn)，致使企業(yè)選擇進(jìn)行策略性創(chuàng)新乃至研發(fā)操縱，以騙取研發(fā)補(bǔ)貼或稅收優(yōu)惠，最終降低研發(fā)績效[5－6]。研發(fā)操縱是指企業(yè)為達(dá)到某種目的，利用會(huì)計(jì)手段調(diào)整研發(fā)費(fèi)用支出的行為，其主要?jiǎng)訖C(jī)包括稅收優(yōu)惠和高新技術(shù)企業(yè)資格認(rèn)定等。

本文選擇戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司作為研究對象，主要基于以下考慮：第一，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)具有顯著的正外部性，2010年我國開始出臺(tái)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策，為戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)創(chuàng)新提供稅收與補(bǔ)貼支持，這可能在客觀上激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)操縱；第二，由于研發(fā)操縱必須借助企業(yè)研發(fā)投入標(biāo)準(zhǔn)才能識(shí)別，而無法在產(chǎn)業(yè)層進(jìn)行有效觀測，因而選擇戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司作為研究對象。鑒于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)在國家創(chuàng)新戰(zhàn)略中的重要地位，本文以我國促進(jìn)科技和金融結(jié)合試點(diǎn)政策為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，以高新技術(shù)企業(yè)門檻作為研發(fā)操縱的識(shí)別標(biāo)準(zhǔn)，從研發(fā)操縱視角分析科技金融政策對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司研發(fā)績效的激勵(lì)作用及內(nèi)在機(jī)制。

雖然現(xiàn)有文獻(xiàn)從研發(fā)創(chuàng)新和研發(fā)人才集聚等方面直接評估了科技金融政策的實(shí)施效果，而且研究結(jié)論基本支持科技金融政策具有積極效果，但是科技金融政策是否誘使戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司進(jìn)行研發(fā)操縱的相關(guān)研究依然非常缺乏。因此，關(guān)于科技金融政策如何影響戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司研發(fā)操縱進(jìn)而對研發(fā)績效產(chǎn)生影響，仍是一個(gè)有待實(shí)證檢驗(yàn)的問題。本研究可能的貢獻(xiàn)在于：第一，首次從戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司研發(fā)操縱視角，評估科技金融政策的實(shí)施效果及其作用機(jī)制，并從融資約束和稅收優(yōu)惠角度深化拓展科技金融政策效果研究的具體機(jī)理。第二，基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、地區(qū)差異和企業(yè)上市年限考察科技金融政策對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司研發(fā)操縱的異質(zhì)性影響，從而揭示影響科技金融政策實(shí)施效果的邊界條件，有助于提高科技金融政策實(shí)施的精準(zhǔn)性，為科技金融政策進(jìn)一步在全國范圍內(nèi)推廣提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

1 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

1.1 文獻(xiàn)綜述

結(jié)合研究內(nèi)容，本文主要從戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)、科技金融政策和研發(fā)操縱3個(gè)方面對相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理。

（1）科技金融政策。科技金融政策是一種促進(jìn)科技開發(fā)與成果轉(zhuǎn)化的金融工具、金融制度、金融政策等創(chuàng)新性安排[7]，通過有效促進(jìn)科技與金融結(jié)合，達(dá)到激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新的目的。目前關(guān)于科技金融政策的研究主要聚焦政策實(shí)施效果評估，學(xué)者們從實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展、人力資本集聚、創(chuàng)新績效以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級等方面研究科技金融政策的實(shí)施效果[8－11]。如馬凌遠(yuǎn)和李曉敏[12]使用PSM－DID方法分析科技金融政策對地區(qū)創(chuàng)新的影響，驗(yàn)證了科技金融政策的積極效應(yīng)；胡歡歡和劉傳明[13]研究發(fā)現(xiàn)，科技金融政策能夠顯著促進(jìn)試點(diǎn)城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，而且政策實(shí)施效果呈現(xiàn)出隨時(shí)間遞增的趨勢；顧江寒和柴華奇[14]以促進(jìn)科技和金融結(jié)合試點(diǎn)政策為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，考察試點(diǎn)政策對城市綠色創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)科技金融政策能夠顯著促進(jìn)綠色創(chuàng)新發(fā)展，同時(shí)有助于提高全要素生產(chǎn)率；謝文棟[8]運(yùn)用多期DID模型研究科技金融政策對科技人才集聚的影響，發(fā)現(xiàn)科技金融政策通過政府干預(yù)效應(yīng)、結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)和創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)效應(yīng)提高科技人才集聚水平。綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)證實(shí)了科技金融政策具有顯著的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型效應(yīng)，但對于科技金融政策如何影響企業(yè)研發(fā)操縱行為進(jìn)而作用于研發(fā)績效尚需進(jìn)一步探究。

（2）研發(fā)操縱。相關(guān)文獻(xiàn)主要集中在研發(fā)操縱動(dòng)機(jī)、經(jīng)濟(jì)后果以及治理等方面。在研發(fā)操縱動(dòng)機(jī)方面，黎文靖和鄭曼妮[5]、楊國超等[6]認(rèn)為獲取稅收優(yōu)惠和財(cái)政補(bǔ)貼是企業(yè)進(jìn)行研發(fā)操縱的主要?jiǎng)訖C(jī)；萬源星和許永斌[15]認(rèn)為企業(yè)為獲取更多政府資源或者優(yōu)惠政策，可能利用研發(fā)操縱手段進(jìn)行偽裝；謝德仁等[16]、朱紅軍等[17]將研發(fā)操縱視作企業(yè)為實(shí)現(xiàn)盈利目標(biāo)或者薪酬業(yè)績而進(jìn)行的一種真實(shí)盈余管理。在研發(fā)操縱后果方面，黎文靖和鄭曼妮[5]、楊國超等[6]研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)操縱作為一種投機(jī)行為，并不能從實(shí)質(zhì)性上提高企業(yè)真實(shí)研發(fā)水平和創(chuàng)新能力，最終反而帶來更低質(zhì)量的研發(fā)績效。在研發(fā)操縱行為治理方面，楊國超和張李娜[18]、尹鈞惠等[19]研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)獨(dú)立董事、私募股權(quán)投資、海量媒體報(bào)道和董事會(huì)斷裂帶對研發(fā)操縱具有顯著抑制作用。

（3）戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)。鑒于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)在我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中的重要地位，2010年《國務(wù)院關(guān)于加快培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的決定》明確提出，加大對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展與創(chuàng)新的資金支持力度。這引起了大量文獻(xiàn)關(guān)注政府支持如何影響戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。如劉元雛和華桂宏[20]研究發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)策略性創(chuàng)新產(chǎn)出存在顯著正相關(guān)關(guān)系，但與高質(zhì)量創(chuàng)新產(chǎn)出不存在顯著相關(guān)關(guān)系；顏曉暢和黃桂田[21]研究表明，政府補(bǔ)貼能夠顯著提高戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司經(jīng)濟(jì)績效，但對其創(chuàng)新績效的影響不顯著；伍健等（2018）基于信號傳遞視角指出，政府補(bǔ)貼有助于企業(yè)獲取更多資源，從而提高戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出；李香菊和楊歡[22]研究發(fā)現(xiàn)，稅收優(yōu)惠政策對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司研發(fā)投入和專利產(chǎn)出均具有積極作用，稅收政策能夠激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行自主創(chuàng)新?？梢钥闯?，研究政府補(bǔ)貼和稅收政策對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新影響的文獻(xiàn)已較為豐富，但鮮有研究從研發(fā)操縱視角考察戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策的實(shí)施效果。

總之，研發(fā)操縱是公共研發(fā)政策下誘發(fā)的一種企業(yè)特有行為，政策收益越大，研發(fā)操縱動(dòng)機(jī)越強(qiáng)，并且企業(yè)研發(fā)操縱行為將直接影響研發(fā)績效，企業(yè)研發(fā)操縱越嚴(yán)重，研發(fā)績效越差。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)無論在政策力度還是發(fā)展重要性上都更加突出，因而進(jìn)行研發(fā)操縱獲取的政策收益更大，這可能在客觀上導(dǎo)致企業(yè)有更大動(dòng)機(jī)進(jìn)行研發(fā)操縱?？萍冀鹑谡咭环矫婺軌蚋淖儜?zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司研發(fā)創(chuàng)新的外部融資環(huán)境，從而抑制企業(yè)研發(fā)操縱行為；另一方面，通過政策扶持提高戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司利用研發(fā)操縱獲得的政策收益，客觀上激發(fā)更嚴(yán)重的研發(fā)操縱行為，進(jìn)而對企業(yè)研發(fā)績效產(chǎn)生影響。因此，科技金融政策究竟如何影響戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的研發(fā)操縱行為和研發(fā)績效，將是本文重點(diǎn)關(guān)注的內(nèi)容。

1.2 理論分析與研究假設(shè)

由于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新具有正外部性、長周期和高風(fēng)險(xiǎn)特征，使得戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司難以獲得足夠的外部資金支持，導(dǎo)致其研發(fā)投入低于社會(huì)最優(yōu)水平。為彌補(bǔ)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入的不足，政府提供稅收和補(bǔ)貼等產(chǎn)業(yè)政策支持[23－24]。關(guān)于科技金融政策對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司研發(fā)操縱的影響，本文提出以下兩種相反觀點(diǎn)：一是促進(jìn)觀。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司是否進(jìn)行研發(fā)操縱取決于其能夠獲得收益的大小[6，13]?？萍冀鹑谡吖膭?lì)試點(diǎn)地區(qū)出臺(tái)相應(yīng)配套制度和設(shè)立專項(xiàng)資金，通過一系列優(yōu)惠舉措改善當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的創(chuàng)新環(huán)境和創(chuàng)新基礎(chǔ)條件，但是要想得到這些優(yōu)惠政策或者創(chuàng)新資金支持，需要達(dá)到特定研發(fā)標(biāo)準(zhǔn)，這可能導(dǎo)致試點(diǎn)地區(qū)企業(yè)為獲取政府資源和可觀的經(jīng)濟(jì)利益，產(chǎn)生更強(qiáng)的研發(fā)操縱動(dòng)機(jī)。如楊國超等[6]研究發(fā)現(xiàn)，高新技術(shù)企業(yè)的門檻標(biāo)準(zhǔn)是企業(yè)進(jìn)行研發(fā)操縱的主要?jiǎng)訖C(jī)。二是抑制觀。獲得外部資金支持或者融資機(jī)會(huì)是企業(yè)進(jìn)行研發(fā)操縱的主要?jiǎng)訖C(jī)之一。宋巖和劉悅婷[25]發(fā)現(xiàn)，當(dāng)股權(quán)激勵(lì)在某個(gè)門檻區(qū)間時(shí)，融資約束將誘發(fā)企業(yè)研發(fā)操縱行為?？萍冀鹑谡叩膶?shí)施有助于地區(qū)為科技型中小企業(yè)提供優(yōu)質(zhì)的科技金融服務(wù)，引導(dǎo)金融資本參與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)，緩解融資約束，增加企業(yè)獲得外部融資的機(jī)會(huì)，提高企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的積極性，增加科技項(xiàng)目的真實(shí)研發(fā)投入，進(jìn)而抑制企業(yè)研發(fā)操縱行為。基于上述分析，本文提出如下對立的研究假設(shè)：

H1a：科技金融政策能夠顯著誘發(fā)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的研發(fā)操縱行為；

H1b：科技金融政策能夠顯著抑制戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的研發(fā)操縱行為。

現(xiàn)有文獻(xiàn)表明，研發(fā)操縱一方面會(huì)誘發(fā)更嚴(yán)重的信息不對稱，導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)更難以被有效監(jiān)督觀測，不利于企業(yè)研發(fā)績效提高。同時(shí)，研發(fā)操縱的不對稱性還會(huì)降低公共研發(fā)政策對企業(yè)創(chuàng)新的激勵(lì)效果。如楊國超等[6]研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)操縱會(huì)顯著削弱高新技術(shù)企業(yè)稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新的激勵(lì)作用；萬源星等（2020）研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)操縱會(huì)顯著削弱研發(fā)加計(jì)扣除政策對民營企業(yè)自主創(chuàng)新的激勵(lì)作用。根據(jù)以上分析，科技金融政策對研發(fā)績效的影響取決于其對研發(fā)操縱的影響，即研發(fā)操縱在科技金融政策對企業(yè)研發(fā)績效的影響中具有中介效應(yīng)。因此，本文提出如下對立的研究假設(shè)：

H2a：科技金融政策通過抑制企業(yè)研發(fā)操縱行為，顯著提高戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司研發(fā)績效；

H2b：科技金融政策通過誘發(fā)企業(yè)研發(fā)操縱行為，顯著抑制戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司研發(fā)績效。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 模型設(shè)定

為檢驗(yàn)科技金融政策與研發(fā)操縱之間的關(guān)系，借鑒Roychowdhury[26]、楊國超和張李娜[18]的研究，本文構(gòu)建如下模型：

式中，被解釋變量Rdm表示研發(fā)操縱，解釋變量Treat表示科技金融政策虛擬變量，∑∫βx表示控制變量集合。

進(jìn)一步地，為檢驗(yàn)科技金融政策、研發(fā)操縱與企業(yè)研發(fā)績效之間的關(guān)系，本文參考楊國超等[6]、Mukherjee等[27]的研究，檢驗(yàn)研發(fā)操縱企業(yè)的研發(fā)投入與企業(yè)未來一年、兩年發(fā)明專利數(shù)量之間的關(guān)系，構(gòu)建如下模型：

式中，被解釋變量Lnpatent表示研發(fā)績效，使用企業(yè)未來一年、兩年的發(fā)明專利數(shù)量度量創(chuàng)新產(chǎn)出，以發(fā)明專利申請量加1取自然對數(shù)計(jì)算；解釋變量Rd表示研發(fā)投入，以研發(fā)投入與營業(yè)收入之比計(jì)算。其余變量含義同式（1）。

2.2 變量定義

（1）被解釋變量：研發(fā)操縱（Rdm）與研發(fā)績效（Lnpatent）。根據(jù)《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》，以高新技術(shù)企業(yè)門檻作為研發(fā)操縱的識(shí)別標(biāo)準(zhǔn)，本文設(shè)定兩個(gè)研發(fā)操縱虛擬變量，即以戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司研發(fā)門檻為標(biāo)準(zhǔn)，將上下1%的標(biāo)準(zhǔn)設(shè)為研發(fā)操縱。具體地，當(dāng)銷售收入低于2億元時(shí)，公司研發(fā)收入占銷售收入之比在[4.0%， 5.0%]之間，Rdm取值為1，否則為0；當(dāng)銷售收入大于等于2億元時(shí)，公司研發(fā)收入占銷售收入之比在[3.0%， 4.0%]之間，Rdm取值為1，否則為0。此外，本文使用專利申請數(shù)量衡量研發(fā)績效。

（2）解釋變量：科技金融政策虛擬變量（Treat）與研發(fā)投入強(qiáng)度（Rd）。若企業(yè)所在城市當(dāng)年實(shí)施了科技金融政策，則當(dāng)年及以后年份取值為1，否則為0。同時(shí)，研發(fā)投入強(qiáng)度以研發(fā)投入與營業(yè)收入之比表征，本文定義研發(fā)投入強(qiáng)度恰好高于門檻為研發(fā)操縱企業(yè)。

（3）控制變量。參考楊國超和張李娜[18]的研究，本文控制如下可能影響戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司研發(fā)操縱和研發(fā)績效的因素：公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)凈利潤率、凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、現(xiàn)金流比率、是否為兩職合一（虛擬變量）、托賓Q值、是否為國有企業(yè)（虛擬變量）、上市年限、第一大股東持股比例、股權(quán)制衡度、機(jī)構(gòu)投資者持股比例、大股東資金占用、是否由四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)（虛擬變量），具體變量定義見表1。

2.3 數(shù)據(jù)來源

科技部等五部委先后在2011年和2016年確定兩批促進(jìn)科技和金融結(jié)合試點(diǎn)城市，本文以試點(diǎn)城市實(shí)施科技金融政策為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。本文以2008—2019年我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司為樣本，起始年份設(shè)為2008年是因?yàn)槲覈鴱?008年才開始規(guī)范披露上市公司Ramp;D數(shù)據(jù)，以2019年為截止時(shí)間是因?yàn)?020年新冠疫情沖擊對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司研發(fā)創(chuàng)新產(chǎn)生了系統(tǒng)性影響。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的選取主要根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局《戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)分類（2018）》中的產(chǎn)業(yè)分類手工匹配對應(yīng)A股上市公司。本文對原始樣本進(jìn)行如下處理：①剔除金融類企業(yè)樣本；②剔除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)不全的樣本；③剔除產(chǎn)權(quán)性質(zhì)無法識(shí)別的樣本。最終得到948家企業(yè)樣本的9 611個(gè)樣本觀測值。為避免異常值對回歸結(jié)果造成影響，在回歸前對所有連續(xù)變量進(jìn)行Winsorize截尾處理。數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，研發(fā)操縱（Rdm）均值為0.231 4，表明有23.14%的樣本超過1%的門檻條件，被界定為研發(fā)操縱企業(yè)?？萍冀鹑谡撸═reat）的均值為0.502 5，表明大約有50.25%的樣本受到試點(diǎn)政策影響?？刂谱兞康拿枋鲂越y(tǒng)計(jì)結(jié)果與現(xiàn)有文獻(xiàn)基本一致，說明本文樣本選取具有代表性。

3.2 基準(zhǔn)回歸分析

表3列示了科技金融政策對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司研發(fā)操縱影響的回歸結(jié)果，其中列（1）為基準(zhǔn)回歸結(jié)果，列（2）控制了公司和年度效應(yīng)，列（3）控制了年度、城市和行業(yè)效應(yīng)。結(jié)果顯示，科技金融政策（Treat）的系數(shù)分別為-0.049 5、-0.043 1、-0.050 3，分別在1%、5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，表明科技金融政策會(huì)顯著抑制戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的研發(fā)操縱行為。實(shí)驗(yàn)組（實(shí)施科技金融政策地區(qū)的企業(yè)）中研發(fā)操縱的系數(shù)比對照組（未實(shí)施科技金融政策地區(qū)的企業(yè)）分別低4.95%、4.31%、5.03%，說明實(shí)施科技金融政策地區(qū)的企業(yè)更加專注于研發(fā)創(chuàng)新。因此，H1b得到驗(yàn)證?？刂谱兞恐校疽?guī)模（Size）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（ATO）、托賓Q值（TobinQ）、上市年限（ListAge）能夠顯著抑制企業(yè)研發(fā)操縱行為，其它控制變量的影響不顯著。

表4報(bào)告了科技金融政策對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司研發(fā)績效影響的回歸結(jié)果，其中列（1）（3）控制了公司和年度效應(yīng)，列（2）（4）控制了年度、城市和行業(yè)效應(yīng)。結(jié)果顯示，當(dāng)因變量為未來一期的專利數(shù)量時(shí)，科技金融政策與研發(fā)投入交互項(xiàng)（Treat×Rd）的系數(shù)為0.065 7和0.112 2，均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正；當(dāng)因變量為未來兩期專利數(shù)量時(shí)，科技金融政策與研發(fā)投入交互項(xiàng)（Treat×Rd）的系數(shù)為0.030 4和0.133 9，分別在10%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正。這表明科技金融政策能夠通過抑制研發(fā)操縱顯著提高戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司研發(fā)績效。比較列（2）與列（4）可知，科技金融政策的實(shí)施使得單位研發(fā)投入的專利產(chǎn)出平均提高10個(gè)百分點(diǎn)以上。因此，H2a得到驗(yàn)證?？刂谱兞恐校Y產(chǎn)負(fù)債率（Lev）能夠顯著促進(jìn)企業(yè)研發(fā)績效提高，第一大股東持股比例（Top1）、股權(quán)制衡度（Balance）會(huì)顯著抑制企業(yè)研發(fā)績效提高，其它控制變量的影響均為不確定或不顯著。

進(jìn)一步考察研發(fā)操縱在科技金融政策與研發(fā)績效之間的中介效應(yīng)，結(jié)果見表5。結(jié)果顯示，研發(fā)操縱對企業(yè)未來專利具有顯著負(fù)向影響。與表4相比，納入研發(fā)操縱后，科技金融政策與研發(fā)投入交互項(xiàng)的系數(shù)仍顯著為正，但是顯著性出現(xiàn)明顯下降。同時(shí)，Sobel檢驗(yàn)在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明中介效應(yīng)成立，即研發(fā)操縱在科技金融政策促進(jìn)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司研發(fā)績效提高的過程中具有中介效應(yīng)，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)的邏輯推斷。

3.3 平行趨勢檢驗(yàn)與安慰劑檢驗(yàn)

3.3.1 平行趨勢檢驗(yàn)

采用雙重差分法緩解內(nèi)生性問題的前提是必須滿足平行趨勢假設(shè)。本文設(shè)置政策當(dāng)年及前后6年為年度虛擬變量，并參考Beck amp; Levkov[28]的做法，以政策發(fā)生前一期為基期進(jìn)行平行趨勢檢驗(yàn)，結(jié)果如表6、圖1所示。結(jié)果顯示，在政策實(shí)施之前，年度虛擬變量的系數(shù)均不顯著，在政策實(shí)施之后逐漸變成顯著為負(fù)，表明科技金融政策能夠顯著抑制戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的研發(fā)操縱行為，因而通過平行趨勢檢驗(yàn)。

3.3.2 安慰劑檢驗(yàn)

采用雙重差分法的另一個(gè)前提是必須通過安慰劑檢驗(yàn)。具體而言，本文隨機(jī)抽取1 000次構(gòu)造科技金融政策虛擬變量，觀察估計(jì)系數(shù)的顯著性及其分布，結(jié)果如表7、圖2所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，隨機(jī)抽取1 000次的變量系數(shù)均值都不顯著，且主要集中在0值附近，通過安慰劑檢驗(yàn)。這進(jìn)一步驗(yàn)證了科技金融政策能夠抑制戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的研發(fā)操縱行為。

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.1 PSM－DID

為提高處理組和對照組的可比性，本文采用PSM－DID方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體地，使用卡尺（半徑）和核匹配兩種方法，根據(jù)處理組匹配對照組，對假設(shè)進(jìn)行重新檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，科技金融政策的系數(shù)分別為-0.053 9和-0.053 6，均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，表明科技金融政策確實(shí)能夠顯著抑制戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的研發(fā)操縱行為。

4.2 刪除省會(huì)城市

由于省會(huì)城市既是科技金融政策的主要試點(diǎn)地區(qū)，又是戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的集中地，為避免省會(huì)城市樣本的有偏分布對研究結(jié)論造成影響，本文刪除省會(huì)城市樣本后重新進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，科技金融政策的系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，表明研究結(jié)論穩(wěn)健。

4.3 剔除當(dāng)年?duì)I業(yè)收入低于5 000萬元及虧損企業(yè)

由于營業(yè)收入較低或者利潤虧損的企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新和研發(fā)操縱的動(dòng)機(jī)不同，因而企業(yè)研發(fā)操縱行為受到科技金融政策的影響可能也不同，本文剔除當(dāng)年?duì)I業(yè)收入低于5 000萬元及虧損企業(yè)樣本后重新進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示，科技金融政策的系數(shù)在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，上述研究結(jié)論依然成立。

4.4 剔除金融危機(jī)期間樣本數(shù)據(jù)

由于金融危機(jī)對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新動(dòng)機(jī)和公共研發(fā)政策有不同程度影響，處在金融危機(jī)期間的樣本可能對研究結(jié)論產(chǎn)生影響，本文剔除金融危機(jī)期間（2008年）的樣本數(shù)據(jù)。結(jié)果顯示，科技金融政策的系數(shù)依然顯著為負(fù)，驗(yàn)證了本文研究結(jié)論。限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果備索。

5 異質(zhì)性分析

5.1 基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組檢驗(yàn)

根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，企業(yè)主要分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩類，這兩類企業(yè)在研發(fā)操縱動(dòng)機(jī)和研發(fā)績效方面均存在較大差異。本文就科技金融政策對兩類企業(yè)研發(fā)操縱行為的影響進(jìn)行分組檢驗(yàn)，結(jié)果如表8所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，在非國有企業(yè)樣本中，科技金融政策的系數(shù)在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，國有企業(yè)樣本系數(shù)不顯著，表明科技金融政策對企業(yè)研發(fā)操縱的抑制作用在非國有企業(yè)中更加顯著；科技金融政策與研發(fā)投入交互項(xiàng)系數(shù)在國有企業(yè)和非國有企業(yè)樣本中分別為0.027 6和0.066 3，且在非國有企業(yè)樣本中更加顯著，表明相對于國有企業(yè)，科技金融政策對非國有企業(yè)研發(fā)績效的促進(jìn)作用更加顯著。

5.2 基于地區(qū)差異的分組檢驗(yàn)

經(jīng)過改革開放40多年的快速發(fā)展，我國經(jīng)濟(jì)取得了舉世矚目的成就，但地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡問題也日益嚴(yán)重，不同地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展和制度質(zhì)量等方面都存在較大差異。本文按照經(jīng)濟(jì)地帶將樣本劃分為東部、中部和西部地區(qū)，檢驗(yàn)科技金融政策對不同地區(qū)企業(yè)研發(fā)操縱的影響，結(jié)果如表9所示。結(jié)果顯示，當(dāng)因變量為研發(fā)操縱時(shí)，科技金融政策的回歸系數(shù)在東部地區(qū)顯著為負(fù)，在中西部地區(qū)不顯著，表明科技金融政策對企業(yè)研發(fā)操縱的抑制作用在東部地區(qū)更加顯著；當(dāng)因變量為未來一期的專利數(shù)量時(shí)，科技金融政策與研發(fā)投入交互項(xiàng)的系數(shù)在東部地區(qū)顯著為正，在中西部地區(qū)不顯著，表明科技金融政策對企業(yè)研發(fā)績效的促進(jìn)作用在東部地區(qū)更加顯著。

5.3 基于上市年限的分組檢驗(yàn)

上市年限不同，企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)機(jī)和融資約束程度也存在差異，導(dǎo)致科技金融政策對企業(yè)研發(fā)操縱的影響可能也不同。本文根據(jù)上市年限的中位數(shù)對樣本企業(yè)進(jìn)行分組，回歸結(jié)果如表10所示。結(jié)果顯示，當(dāng)因變量為研發(fā)操縱時(shí)，在上市年限較長的企業(yè)樣本中，科技金融政策的系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)；在上市年限較短的企業(yè)樣本中，科技金融政策的系數(shù)不顯著。這說明科技金融政策對企業(yè)研發(fā)操縱的抑制作用在上市年限較長的公司中更加顯著。當(dāng)因變量為未來一期的專利數(shù)量時(shí)，在上市年限較長的企業(yè)樣本中，科技金融政策與研發(fā)投入交互項(xiàng)的系數(shù)在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正；在上市年限較短的企業(yè)樣本中，科技金融政策與研發(fā)投入交互項(xiàng)的系數(shù)不顯著。這表明科技金融政策對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司研發(fā)績效的促進(jìn)作用在上市年限較長的企業(yè)中更加顯著。

6 研究結(jié)論與政策啟示

為進(jìn)一步發(fā)揮政策手段促進(jìn)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展和科技成果轉(zhuǎn)化的作用，我國分別于2011年和2016年開展了兩批科技金融政策試點(diǎn)。本文以我國促進(jìn)科技和金融結(jié)合試點(diǎn)政策為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，基于2008—2019年戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，構(gòu)建多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型，從研發(fā)操縱視角考察科技金融政策對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司研發(fā)績效的影響及其作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，科技金融政策能夠顯著抑制企業(yè)研發(fā)操縱，從而顯著提高企業(yè)研發(fā)績效；研發(fā)操縱在科技金融政策促進(jìn)企業(yè)研發(fā)績效提高的過程中發(fā)揮中介作用；科技金融政策對研發(fā)操縱的抑制作用和研發(fā)績效的激勵(lì)作用在非國有企業(yè)、東部地區(qū)企業(yè)以及上市年限較長的企業(yè)中更加顯著。本文研究結(jié)論可為科技金融政策在全國推廣提供理論支撐，也可為激勵(lì)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新提供政策啟示。

根據(jù)上述研究結(jié)論，本文提出如下政策啟示：

（1）進(jìn)一步推廣科技金融政策，強(qiáng)化科技金融政策對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司研發(fā)創(chuàng)新的激勵(lì)作用。現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和人才集聚等視角考察科技金融政策的積極影響，本文從戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司研發(fā)操縱視角驗(yàn)證了科技金融政策對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)。因此，國家應(yīng)該加大科技金融支持力度，進(jìn)一步在更多城市推廣落實(shí)科技金融政策，盡可能最大化實(shí)現(xiàn)科技金融政策對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)。

（2）充分利用金融手段識(shí)別企業(yè)研發(fā)操縱行為，提高企業(yè)研發(fā)績效。現(xiàn)有研究表明，為獲得產(chǎn)業(yè)政策支持，部分企業(yè)會(huì)選擇進(jìn)行研發(fā)操縱或者策略性創(chuàng)新，取代實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新。為強(qiáng)化科技金融等研發(fā)政策對研發(fā)創(chuàng)新的激勵(lì)效果，政府監(jiān)管部門應(yīng)借助金融手段識(shí)別并抑制企業(yè)研發(fā)操縱行為，從而增強(qiáng)各項(xiàng)公共研發(fā)政策的正向效應(yīng)。

（3）提高政策強(qiáng)度與制度環(huán)境的匹配性，有效提高科技金融政策的精準(zhǔn)性。任何政策的實(shí)施效果除依賴政策設(shè)計(jì)本身外，還依賴制度環(huán)境因素。因此，為有效提高科技金融政策實(shí)施的精準(zhǔn)性，應(yīng)努力提高政策強(qiáng)度與制度環(huán)境的匹配性，尤其對于創(chuàng)新稟賦較為落后的中西部地區(qū)，更應(yīng)注重創(chuàng)新環(huán)境的打造。

參考文獻(xiàn)：

[1]AERTSA K， SCHMIDTB T. Two for the price of one？ on additionality effects of Ramp;D subsidies： a comparison between Flanders and Germany[J]. Research Policy， 2008， 37（5）：806－822.

[2]CAPPELEN A， RAKNERUD A，RABALKA M. Theeffect of Ramp;D tax credits on patenting and innovations[J]. Research Policy， 2012， 41（2）：334－345.

[3]應(yīng)千偉， 何思怡. 政府研發(fā)補(bǔ)貼下的企業(yè)創(chuàng)新策略：“濫竽充數(shù)”還是“精益求精”[J]. 南開管理評論， 2022， 25（2）：57－69.

[4]李世奇， 朱平芳， 廖輝. 政府研發(fā)補(bǔ)貼能否帶動(dòng)企業(yè)研發(fā)投入——基于企業(yè)規(guī)模和屬性的雙視角異質(zhì)性分析[J]. 系統(tǒng)工程理論與實(shí)踐， 2022， 42（6）：1591－1600.

[5]黎文靖，鄭曼妮．實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新還是策略性創(chuàng)新——宏觀產(chǎn)業(yè)政策對微觀企業(yè)創(chuàng)新的影響 [J]．經(jīng)濟(jì)研究， 2016，51（4）：60－73．

[6]楊國超， 劉靜， 廉鵬，等. 減稅激勵(lì)、研發(fā)操縱與研發(fā)績效[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2017， 52（8）：110－124.

[7]趙昌文，陳春發(fā)，唐英凱. 科技金融[M]. 北京：科學(xué)出版社， 2009.

[8]劉立軍，劉義臣．科技金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展耦合協(xié)調(diào)研究——以京津冀為例[J].經(jīng)濟(jì)問題， 2022，44（8）：96－102.

[9]謝文棟. 科技金融政策能否提升科技人才集聚水平——基于多期DID經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 科技進(jìn)步與對策， 2022，39 （20）： 131－140.

[10]李媛媛，陳文靜，王輝. 科技金融政策、資金網(wǎng)絡(luò)與企業(yè)創(chuàng)新績效——基于潛在狄利克雷分布模型[J].科技管理研究，2022，42（6）：28－35.

[11]白萬平，孫溶鎂，白鴿，等. 科技金融發(fā)展的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)研究[J]. 貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2022，40（3）：59－68.

[12]馬凌遠(yuǎn)，李曉敏. 科技金融政策促進(jìn)了地區(qū)創(chuàng)新水平提升嗎——基于“促進(jìn)科技和金融結(jié)合試點(diǎn)”的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)[J]. 中國軟科學(xué)，2019，34（12）：30－42.

[13]胡歡歡，劉傳明. 科技金融政策能否促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級[J]. 國際金融研究，2021，38（5）：24－33.

[14]顧江寒，柴華奇. 科技金融政策如何促進(jìn)城市綠色創(chuàng)新發(fā)展——來自“科技和金融結(jié)合試點(diǎn)政策”的證據(jù)[J]. 科技進(jìn)步與對策， 2021，39（15）：41－49.

[15]萬源星，許永斌．高新認(rèn)定辦法、研發(fā)操縱與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率 [J]．科研管理，2019，40（4）：54－62

[16]謝德仁，姜博，劉永濤．經(jīng)理人薪酬辯護(hù)與開發(fā)支出會(huì)計(jì)政策隱性選擇 [J]．財(cái)經(jīng)研究，2014，40（1）：125－134．

[17]朱紅軍，王迪，李挺．真實(shí)盈余管理動(dòng)機(jī)下的研發(fā)投資決策后果——基于創(chuàng)新和稅收的分析視角 [J]．南開管理評論，2016，19（4）：36－48．

[18]楊國超， 張李娜. 產(chǎn)業(yè)政策何以更有效——基于海量媒體報(bào)道數(shù)據(jù)與研發(fā)操縱現(xiàn)象的證據(jù)[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）， 2021，21（6）：2173－2194.

[19]尹鈞惠，蓋瑤，孫浩然. 董事會(huì)斷裂帶與企業(yè)研發(fā)操縱[J/OL]. 科技進(jìn)步與對策：1－12.[2023－01－13].https：//kns.cnki.net/kns8/defaultresult/index．

[20]劉元雛，華桂宏. 企業(yè)集團(tuán)能否改善政府補(bǔ)貼對創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵(lì)作用——來自戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 科技進(jìn)步與對策，2020，37（18）：70－79.

[21]顏曉暢，黃桂田. 政府財(cái)政補(bǔ)貼、企業(yè)經(jīng)濟(jì)及創(chuàng)新績效與產(chǎn)能過?！趹?zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的實(shí)證研究[J]. 南開經(jīng)濟(jì)研究， 2020，36（1）：176－198.

[22]李香菊，楊歡. 產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性、稅收激勵(lì)與自主創(chuàng)新——中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)A股上市公司實(shí)證研究[J]. 科技進(jìn)步與對策，2019，36（9）：60－68.

[23]KING R G， LEVINE R. Finance and growth： Schumpeter might be right[J]. The Quarterly Journal of Economics， 1993， 108（3）：717－737.

[24]HOWELL S T. Financing innovation： evidence from Ramp;D Grands[J]. American Economics Review， 2017， 107（4）：1136－1164.

[25]宋巖，劉悅婷. 融資約束與研發(fā)操縱：基于股權(quán)激勵(lì)的門檻回歸分析[J]. 改革，2022，38（7）：144－154.

[26]ROYCHOWDHURY S. Earnings management through real activities manipulation[J]. Journal of Accounting and Economics，2006， 42（3） ：335－370.

[27]MUKHERJEE A， SINGH M， ZALDOKAS A. Do corporate taxes hinder innovation[J]. Journal of Financial Economics， 2017，124（1） ：195－221.

[28]BECK T， LEVKOV R L. Big bad banks？ the winners and losers from bank deregulation in the United States[J].Journal of Finance，2010，65（5）：1637－1667.

（責(zé)任編輯：陳 井）

The Impact of Science and Technology Financial Policy on the Ramp;D Performance of Listed Companies in Strategic Emerging Industries： The Perspective of Ramp;D Manipulation

Zeng Zhuoqi， Wang Yue

Abstract：Innovation is the internal driving force of high－quality economic development and the inevitable requirement of entering a new stage of development. Strategic emerging industries play an engine role in high－quality economic development， and thus how to encourage listed companies in strategic emerging industries to carry out Ramp;D innovation is of great significance. Due to the high uncertainty of Ramp;D and innovation activities and the long Ramp;D cycle， the problems of financing difficulty and high financing costs have become the main factors that restrict the technological innovation of technology－based enterprises. Engaging in innovation activities cannot yield rich economic benefits in the short term， and there is a huge risk of failure， leading to the lack of sufficient willingness of enterprises in the strategic emerging industries to invest in research and development.

The pilot work of promoting the integration of science and technology and finance aims to break through the financing constraints， promote enterprise innovation and the transformation of scientific and technological achievements， and boost the development of strategic emerging industries by integrating the diversified resources of science and technology and finance， including venture capital， multi－level capital markets， bank credit， etc. In order to encourage enterprises in strategic emerging industries to carry out Ramp;D and innovation， the Chinese government has formulated a variety of industrial policies and issued public Ramp;D and innovation policies including Ramp;D subsidies and tax incentives. Thus the existing literature has carried out extensive empirical research on whether the innovation incentive policies can effectively stimulate the innovation of enterprises. Some research holds that these policies have a significant incentive effect on enterprise Ramp;D and can significantly leverage enterprises to invest in Ramp;D; others argue that due to the information asymmetry between the government and enterprises， policy risks may be triggered， leading to strategic innovation and even Ramp;D manipulation by enterprises to defraud Ramp;D subsidies or tax incentives， thus significantly reducing Ramp;D performance. Furthermore， there is still a lack of research on whether technology finance policies will stimulate research and development manipulation by listed companies in strategic emerging industries.

With the aid of the quasi－natural experiment of the pilot policy of combining science and technology with finance， this paper constructs a multi－point difference model using data from strategic emerging industry enterprises from 2008 to 2019， and empirically analyzes the impact and internal mechanism of science and technology and finance policies on the Ramp;D performance of listed companies in the strategic emerging industries from the perspective of Ramp;D manipulation. It is found that the science and technology financial policy significantly suppressed the Ramp;D manipulation behavior of listed companies in strategic emerging industries， thus significantly improving their Ramp;D performance. The results of a series of robustness tests， such as the parallel trend test and placebo test， show that the research results are highly robust. The results of heterogeneity analysis show that the inhibition of Samp;T financial policies on Ramp;D manipulation is more significant in state－owned enterprises， enterprises in the eastern region and enterprises with long listing years.

With regard to" the contributions of this study， the following two points are summarized. First， from the perspective of Ramp;D manipulation of listed companies in strategic emerging industries， the implementation effect and mechanism of the pilot policy of science and technology finance are evaluated for the first time， and the specific mechanism of the research on the policy effect of science and technology finance policy is deepened and expanded from the perspective of financing constraints and tax incentives. Second， this paper examines the differential impact of the pilot policy of science and technology finance on the Ramp;D manipulation of listed companies in strategic emerging industries with different property rights， regional economic differences and listing years， thus revealing the boundary conditions of the implementation effect of the pilot policy of science and technology finance， helping to improve the implementation of the pilot policy of science and technology finance， and providing empirical evidence for the further promotion of the pilot policy of science and technology finance across the country.

Key Words：Science and Technology Financial Policy; Ramp;D Performance; Ramp;D Manipulation; Difference－in－Difference Model

收稿日期：2022－09－07

修回日期：2022－11－28

基金項(xiàng)目：國家社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目（17AZD042）

作者簡介：曾卓騏（1990—），女，江西南昌人，華東理工大學(xué)商學(xué)院博士研究生，研究方向?yàn)榭萍紕?chuàng)新與科技政策；王躍（1962—），男，河北唐山人，華東理工大學(xué)商學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)楫a(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。本文通訊作者：曾卓騏。