摘 要：對(duì)2015—2021年中國(guó)A股上市公司面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：企業(yè)創(chuàng)新文化能夠顯著降低上市公司研發(fā)操縱概率，這一行為是通過提高上市公司產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，以及化解上市公司財(cái)務(wù)困境實(shí)施的。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，在民營(yíng)企業(yè)、高新技術(shù)企業(yè)、管理層持股比例較高、無內(nèi)部控制缺陷、未收到年報(bào)問詢函以及媒體關(guān)注度較高企業(yè)，創(chuàng)新文化對(duì)企業(yè)研發(fā)操縱的抑制作用更為顯著。結(jié)論不僅可以豐富企業(yè)創(chuàng)新文化與研發(fā)操縱關(guān)系研究，而且能夠?yàn)檎块T制定研發(fā)操縱監(jiān)管措施提供決策參考。

關(guān)鍵詞：企業(yè)創(chuàng)新文化；研發(fā)操縱；研發(fā)投入；市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)；財(cái)務(wù)困境

DOI：10.6049/kjjbydc.2023030433 中圖分類號(hào)：F273.1 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1001-7348（2024）13-0090-11

0 引言

中共十九屆六中全會(huì)通過的《中共中央關(guān)于黨的百年奮斗重大成就和歷史經(jīng)驗(yàn)的決議》（以下簡(jiǎn)稱《決議》），將“堅(jiān)持開拓創(chuàng)新”作為中國(guó)共產(chǎn)黨百年奮斗積累的十大寶貴歷史經(jīng)驗(yàn)之一，明確指出創(chuàng)新是一個(gè)國(guó)家、一個(gè)民族發(fā)展進(jìn)步的不竭動(dòng)力。越是偉大的事業(yè)，越充滿艱難險(xiǎn)阻，越需要艱苦奮斗，越需要開拓創(chuàng)新。近年來，為了鼓勵(lì)企業(yè)技術(shù)變革與創(chuàng)新，不斷促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，我國(guó)出臺(tái)了一系列稅收優(yōu)惠政策。自1996年首次實(shí)施研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策以來，2018年和2021年國(guó)家稅務(wù)總局逐步提高了上市公司研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除比例。2016年，科技部、財(cái)政部和國(guó)家稅務(wù)總局聯(lián)合修訂和印發(fā)的《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》（后文簡(jiǎn)稱《管理辦法》），對(duì)高新技術(shù)企業(yè)減按15%繳納企業(yè)所得稅。在競(jìng)爭(zhēng)日趨激烈的環(huán)境中，企業(yè)研發(fā)操縱行為頻頻發(fā)生。例如，2020年4月8日上海證券交易所發(fā)布的上證公監(jiān)函（〔2020〕0025號(hào)文件）顯示，2019年正川股份將部分生產(chǎn)成本歸類至研發(fā)費(fèi)用，致使其2019年半年報(bào)虛增研發(fā)費(fèi)用843.62萬元。因此，為維護(hù)稅收優(yōu)惠的公平性，亟需探究如何抑制上市公司研發(fā)操縱行為這一問題。

梳理現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，高管學(xué)術(shù)背景和海外背景能夠有效抑制上市公司研發(fā)操縱行為（苑澤明等，2020；丁瀟君等，2020）。然而，創(chuàng)新文化作為企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的內(nèi)在驅(qū)動(dòng)力[1-2]，能否有效防范上市公司進(jìn)行研發(fā)操縱的“偽創(chuàng)新”行為？現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)未基于創(chuàng)新文化視角探究其對(duì)企業(yè)研發(fā)操縱的影響。事實(shí)上，企業(yè)對(duì)創(chuàng)新文化的重視程度提升，能夠向外部利益相關(guān)者傳遞積極信號(hào)，有利于企業(yè)提升產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力（白彥壯，2016），進(jìn)而緩解融資約束（肖忠意等，2021）。由此，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和融資約束導(dǎo)致的財(cái)務(wù)困境能否成為創(chuàng)新文化對(duì)企業(yè)研發(fā)操縱的影響機(jī)制？

由此，本文基于產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與財(cái)務(wù)困境兩個(gè)角度揭示企業(yè)創(chuàng)新文化對(duì)研發(fā)操縱的影響機(jī)理。本文的主要研究貢獻(xiàn)如下：第一，考察創(chuàng)新文化與研發(fā)操縱的關(guān)系，拓展創(chuàng)新文化治理效果研究以及企業(yè)研發(fā)操縱影響因素研究，進(jìn)一步揭示創(chuàng)新文化對(duì)企業(yè)研發(fā)操縱的影響機(jī)理。第二，通過展示企業(yè)研發(fā)操縱行為的普遍性，為政府部門加強(qiáng)高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定與監(jiān)管提供相應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。第三，通過公司特征與公司治理異質(zhì)性檢驗(yàn)，為上市公司在內(nèi)部外治理安排方面提供參考，以期發(fā)揮企業(yè)創(chuàng)新文化的凝聚作用，抑制研發(fā)操縱，從而促進(jìn)上市公司高質(zhì)量發(fā)展。

1 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

1.1 文獻(xiàn)綜述

《管理辦法》實(shí)施后，為了達(dá)到認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)，上市公司“有意”將研發(fā)投入控制在比標(biāo)準(zhǔn)值略高的范圍內(nèi)。這種操控行為既是非高新技術(shù)企業(yè)為了獲得高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定資格而“有意”為之，也是高技術(shù)企業(yè)為了達(dá)到《管理辦法》的考核要求，以及維系高新技術(shù)企業(yè)資格而“有意”為之。楊國(guó)超等[3]最先對(duì)研發(fā)操縱進(jìn)行界定，將研發(fā)投入與營(yíng)業(yè)收入的比值控制在《管理辦法》認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)臨界值之上0.5%或1%以內(nèi)的行為定義為研發(fā)操縱行為。這種研發(fā)操縱行為可以幫助上市公司享受低稅率以及提高加計(jì)扣除數(shù)額的稅收優(yōu)惠（王春元，2017），獲得更多政府補(bǔ)助（彭若弘和崔藤予，2020），實(shí)現(xiàn)管理層“別樣”資源配置效果（萬源星等，2020）。有學(xué)者采用模型估計(jì)上市公司正常研發(fā)支出，將其與實(shí)際研發(fā)支出進(jìn)行對(duì)比，以此評(píng)估企業(yè)研發(fā)操縱行為[4]，而這種研發(fā)操縱行為往往強(qiáng)調(diào)研發(fā)支出盈余管理。需要指出的是，無論采用哪種方法衡量上市公司研發(fā)操縱，都充分體現(xiàn)出研發(fā)操縱是企業(yè)為了追逐更多利益或剩余價(jià)值而“有意”為之。程玲等（2019）認(rèn)為，當(dāng)面臨較高融資約束時(shí)，為了獲得更多稅收優(yōu)惠，提高自身盈利水平并緩解融資約束，企業(yè)傾向于實(shí)施研發(fā)操縱行為；徐成凱等（2020）認(rèn)為，隨著私募股權(quán)不斷注入，企業(yè)對(duì)稅收優(yōu)惠更加敏感，更可能進(jìn)行研發(fā)操縱。

也有學(xué)者認(rèn)為，如果企業(yè)刻意追求和實(shí)施研發(fā)操縱，不僅不會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生正向影響[5]，反而可能對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響[6]，甚至?xí)_亂稅收優(yōu)惠的公平性[7]。但鮮有學(xué)者對(duì)如何抑制上市公司研發(fā)操縱這一問題進(jìn)行探究。苑澤明等（2020）研究發(fā)現(xiàn)，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷能有效抑制上市公司研發(fā)操縱行為；丁瀟君等（2020）研究發(fā)現(xiàn)，具有國(guó)際背景的董事能夠有效抑制上市公司研發(fā)操縱行為。上述文獻(xiàn)基于公司治理視角展開，尚未探究創(chuàng)新文化對(duì)企業(yè)研發(fā)操縱的影響。創(chuàng)新文化是企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的力量源泉，有助于上市公司探究未知領(lǐng)域[8]。當(dāng)上市公司對(duì)創(chuàng)新文化足夠重視時(shí)，就能夠充分發(fā)揮創(chuàng)新文化的凝聚功能，加大研發(fā)投入力度（Lumpkin amp; Dess，1996），從而提高自身創(chuàng)新績(jī)效（李京勛和鄭潤(rùn)坤，2021）。

本文基于企業(yè)創(chuàng)新文化視角，探究其對(duì)企業(yè)研發(fā)操縱的影響，進(jìn)一步揭示兩者間的作用機(jī)理，以期豐富研發(fā)操縱影響因素研究以及企業(yè)創(chuàng)新文化經(jīng)濟(jì)后果研究。

1.2 研究假設(shè)

1.2.1 企業(yè)創(chuàng)新文化對(duì)研發(fā)操縱的影響

企業(yè)文化是指企業(yè)員工間形成一致認(rèn)同感的行為規(guī)范[9]，對(duì)企業(yè)投資決策和戰(zhàn)略具有重要影響。企業(yè)創(chuàng)新文化本質(zhì)上屬于企業(yè)文化，相較于其它文化，它更加注重企業(yè)新產(chǎn)品、新工藝和新資源開發(fā)、創(chuàng)新及實(shí)驗(yàn)的組織導(dǎo)向（Li amp; Lee，2015）。企業(yè)創(chuàng)新文化具有一定的滲透性，能夠激發(fā)員工創(chuàng)新行為并促進(jìn)組織間協(xié)同創(chuàng)新，進(jìn)而促使員工形成對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為及價(jià)值的認(rèn)同感。因此，當(dāng)創(chuàng)新文化滲透到企業(yè)并得到足夠重視時(shí)，可以激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的內(nèi)在動(dòng)力，抑制企業(yè)研發(fā)操縱的“偽創(chuàng)新”行為。

首先，創(chuàng)新文化具有較強(qiáng)的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)力。相較于其它企業(yè)文化，企業(yè)創(chuàng)新文化具有復(fù)合性、傳遞性和變遷性等特點(diǎn)，注重企業(yè)創(chuàng)新方面的價(jià)值認(rèn)同。因此，創(chuàng)新文化的復(fù)合性特點(diǎn)使其能夠在凝聚員工個(gè)體和組織創(chuàng)新意愿、達(dá)成創(chuàng)新發(fā)展共識(shí)中發(fā)揮作用（王成剛和石春生，2018）。創(chuàng)新文化的傳遞性能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新觀點(diǎn)、知識(shí)在員工間傳遞，保留共同創(chuàng)新意識(shí)的同時(shí)，提高創(chuàng)新信息傳遞效率并降低信息交流成本，從而抑制個(gè)體或組織研發(fā)操縱行為。創(chuàng)新文化的變遷性明確了創(chuàng)新過程并非靜止不動(dòng)，而是處于不斷變化中。因此，當(dāng)創(chuàng)新知識(shí)被其它企業(yè)識(shí)別或?qū)W習(xí)時(shí)，企業(yè)需要推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展，進(jìn)而抑制研發(fā)操縱行為。

此外，企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展可能反哺創(chuàng)新文化建設(shè)，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新文化驅(qū)動(dòng)創(chuàng)新發(fā)展的良性循環(huán)。具體而言，當(dāng)企業(yè)通過創(chuàng)新發(fā)展獲得較高的創(chuàng)新績(jī)效時(shí)，就能獲得更多經(jīng)濟(jì)利益（李京勛和鄭潤(rùn)坤，2021）。隨著市場(chǎng)占有率與盈利能力提升，企業(yè)擁有足夠資金和實(shí)力推動(dòng)創(chuàng)新文化建設(shè)，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新文化驅(qū)動(dòng)創(chuàng)新發(fā)展的良性循環(huán)，從而抑制研發(fā)操縱行為。基于此，本文提出如下假設(shè)：

H1：創(chuàng)新文化能夠抑制企業(yè)研發(fā)操縱行為。

1.2.2 產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的中介效應(yīng)

隨著進(jìn)入市場(chǎng)的企業(yè)數(shù)量增加，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)加劇。上述市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)往往是企業(yè)產(chǎn)品價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)，會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)品市場(chǎng)占有率降低，單位成本提高，從而導(dǎo)致上市公司盈利水平下降[10]。因此，企業(yè)要想增強(qiáng)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，一個(gè)方法是提高市場(chǎng)占有率，通過薄利多銷方式穩(wěn)住市場(chǎng)，另一個(gè)方法是通過創(chuàng)新降低單位產(chǎn)品成本或提高產(chǎn)品性能。前者操作難度較大，后者是值得提倡的做法，但需要?jiǎng)?chuàng)新文化加持。

因此，當(dāng)創(chuàng)新文化滲透到組織中時(shí)，企業(yè)制造工藝得以優(yōu)化，產(chǎn)品成本得到有效控制，有助于企業(yè)降低產(chǎn)品成本[11]。此外，創(chuàng)新文化能夠推動(dòng)企業(yè)新工藝、新技術(shù)和新設(shè)計(jì)應(yīng)用，滿足消費(fèi)者需求，從而幫助企業(yè)獲得更高的市場(chǎng)占有率[12]。

然而，當(dāng)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力顯著提升時(shí)，上市公司擁有較強(qiáng)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，現(xiàn)金流增加，其研發(fā)操縱的必要性降低[13]。當(dāng)上市公司具有較高的市場(chǎng)占有率時(shí)，為了維護(hù)當(dāng)前聲譽(yù)，上市公司不會(huì)輕易實(shí)施研發(fā)操縱行為，增加自身被違規(guī)處罰的風(fēng)險(xiǎn)。因此，從研發(fā)操縱行為的必要性和上市公司聲譽(yù)角度看，隨著上市公司產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力提升，企業(yè)研發(fā)操縱行為能夠得到有效控制?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H2：創(chuàng)新文化能夠促進(jìn)企業(yè)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力提升。

H3：產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力在創(chuàng)新文化對(duì)企業(yè)研發(fā)操縱影響過程中發(fā)揮中介作用。

1.2.3 財(cái)務(wù)困境的中介效應(yīng)

財(cái)務(wù)困境是指上市公司出現(xiàn)破產(chǎn)、清算和特別處理等狀態(tài)或相關(guān)風(fēng)險(xiǎn)[14]。之所以出現(xiàn)財(cái)務(wù)困境，既可能是過高的財(cái)務(wù)杠桿導(dǎo)致上市公司債務(wù)融資形成“泡沫”，進(jìn)而加劇上市公司破產(chǎn)清算風(fēng)險(xiǎn)，也可能是上市公司因剩余收益下降而提高融資約束程度，最終導(dǎo)致資金斷裂[15-17]。當(dāng)創(chuàng)新文化滲透到企業(yè)中時(shí)，企業(yè)“造血功能”得到改善，盈利狀況好轉(zhuǎn)，出現(xiàn)破產(chǎn)清算的可能性降低。隨著創(chuàng)新文化滲透，企業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況好轉(zhuǎn)，企業(yè)償債能力顯著提升，融資機(jī)構(gòu)愿意對(duì)企業(yè)進(jìn)行更多債權(quán)或股權(quán)投資[18]。因此，企業(yè)融資約束問題得到緩解，企業(yè)出現(xiàn)財(cái)務(wù)困境的可能性降低。

上市公司財(cái)務(wù)困境得到解決后，自身“造血功能”改善，融資約束問題得到解決，非正常投資行為會(huì)逐漸減少，投資效率得以提升[19]。因此，企業(yè)創(chuàng)新投資能夠發(fā)揮良好的驅(qū)動(dòng)作用，受創(chuàng)新文化“加持”，企業(yè)研發(fā)操縱的可能性就會(huì)降低。基于此，本文提出如下研究假設(shè)：

H4：創(chuàng)新文化能夠降低企業(yè)出現(xiàn)財(cái)務(wù)困境的可能性。

H5：財(cái)務(wù)困境在創(chuàng)新文化對(duì)企業(yè)研發(fā)操縱影響過程中發(fā)揮中介作用。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來源

由于《管理辦法》于2016年1月1日開始實(shí)施，本文選取2015年之后的數(shù)據(jù)作為研究樣本，即選取2015—2021年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)作為研究樣本。創(chuàng)新文化、研發(fā)投入、媒體關(guān)注和問詢函相關(guān)數(shù)據(jù)來源于CNRDS數(shù)據(jù)庫(kù)，其余數(shù)據(jù)主要來源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，缺失數(shù)據(jù)通過手工搜集獲得。為了提高結(jié)論的科學(xué)性，本文按照以下標(biāo)準(zhǔn)對(duì)樣本進(jìn)行篩選：第一，剔除金融保險(xiǎn)類樣本公司；第二，剔除ST或PT類樣本公司；第三，剔除數(shù)據(jù)不全的樣本公司。此外，本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%的雙側(cè)縮尾處理。最終，本文獲得22 363個(gè)樣本觀測(cè)值。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量

研發(fā)操縱（MBB05）?，F(xiàn)有研究對(duì)研發(fā)操縱的衡量方法如下：其一，采用回歸模型估計(jì)上市公司異常研發(fā)費(fèi)用，以此評(píng)估上市公司研發(fā)操縱行為，但這種衡量方法難以評(píng)估研發(fā)費(fèi)用的有意“操縱”行為。其二，采用上市公司是否為了維持或成為高新技術(shù)企業(yè)，而將研發(fā)投入比控制在《管理辦法》規(guī)定門檻值上浮不超過0.5%（或1%）的虛擬變量進(jìn)行衡量?！豆芾磙k法》規(guī)定，公司研發(fā)投入只有達(dá)到相應(yīng)比例才能申報(bào)并通過認(rèn)定成為高新技術(shù)企業(yè)。其中，最近一年?duì)I業(yè)收入小于5 000萬元的企業(yè)，研發(fā)投入與營(yíng)業(yè)收入的比值不得低于5%；最近一年?duì)I業(yè)收入大于等于5 000萬元且小于2億元的企業(yè)，研發(fā)投入與營(yíng)業(yè)收入的比值不得低于4%；最近一年?duì)I業(yè)收入大于等于2億元的企業(yè)，研發(fā)投入與營(yíng)業(yè)收入的比值不得低于3%?；诖?，參照楊國(guó)超等（2017）的做法，本文采用研發(fā)投入與營(yíng)業(yè)收入之比是否超過臨界值0.5%的標(biāo)準(zhǔn)衡量研發(fā)操縱：當(dāng)研發(fā)投入與營(yíng)業(yè)收入之比超過臨界值0.5%時(shí)，賦值研發(fā)操縱（MBB05）為1，否則研發(fā)操縱（MBB05）取值0。營(yíng)業(yè)收入小于5 000萬元的企業(yè)樣本數(shù)量較少，故本文剔除此類樣本。此外，本文采用是否超過臨界值1%重新定義研發(fā)操縱（MBB10），以此進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.2.2 解釋變量

創(chuàng)新文化（IC）。目前，鮮有文獻(xiàn)從定量角度探究企業(yè)創(chuàng)新文化，而企業(yè)文化傳播路徑較為多樣化，如年度財(cái)務(wù)報(bào)告、圖書、報(bào)紙、官網(wǎng)和公眾號(hào)等都能成為企業(yè)傳播文化的形式或媒介。企業(yè)年報(bào)文本信息含量較高，能較好地傳播企業(yè)創(chuàng)新文化。因此，參照肖忠意等[20]、李巖瓊和姚頤[21]的研究方法，本文以企業(yè)年度報(bào)告中的企業(yè)創(chuàng)新要素相關(guān)關(guān)鍵詞總數(shù)量衡量企業(yè)創(chuàng)新文化。創(chuàng)新要素相關(guān)關(guān)鍵詞包括Ramp;D、創(chuàng)新、創(chuàng)造、發(fā)明、工藝、技術(shù)、開發(fā)、科技成果、科技投入、科研、軟件、設(shè)計(jì)、實(shí)驗(yàn)、實(shí)用新型、試驗(yàn)、新產(chǎn)品、新項(xiàng)目、新業(yè)務(wù)、研發(fā)、研究、研制、預(yù)研、知識(shí)產(chǎn)權(quán)、專利和資本化共25個(gè)創(chuàng)新關(guān)鍵詞。本文將創(chuàng)新要素相關(guān)關(guān)鍵詞總數(shù)量除以100后的數(shù)值作為企業(yè)創(chuàng)新文化（IC）的代理變量，該數(shù)值越大，表明企業(yè)對(duì)創(chuàng)新文化的重視程度越高。為了提高實(shí)證結(jié)果的可靠性，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，本文采用不包括表頭在內(nèi)的創(chuàng)新要素相關(guān)關(guān)鍵詞總數(shù)量除以100后的數(shù)值（IC1）對(duì)企業(yè)創(chuàng)新文化（IC）進(jìn)行衡量。

2.2.3 中介變量

（1）產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)（PCM）。參照賈軍和魏雅青[22]的做法，本文構(gòu)建勒納指數(shù)衡量企業(yè)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)。勒納指數(shù)=（營(yíng)業(yè)收入-營(yíng)業(yè)成本-銷售費(fèi)用-管理費(fèi)用）/營(yíng)業(yè)收入，該比值越大，表明企業(yè)在產(chǎn)品定價(jià)或者成本控制方面的自主能力越強(qiáng)，企業(yè)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力越強(qiáng)。

（2）財(cái)務(wù)困境（ZSCORE）。參照高夢(mèng)捷[23]的做法，本文采用國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)ZSCORE模型中的Z指數(shù)衡量上市公司財(cái)務(wù)困境。該指數(shù)越大，表明上市公司風(fēng)險(xiǎn)越低，出現(xiàn)財(cái)務(wù)困境的可能性越小。

2.2.4 控制變量

參照現(xiàn)有研究文獻(xiàn)，本文控制如下變量：公司規(guī)模（SIZE）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）和財(cái)務(wù)杠桿（LEV）等，具體變量定義如表1所示。

2.3 模型構(gòu)建

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

3.1.1 研發(fā)操縱樣本特征統(tǒng)計(jì)

研發(fā)操縱樣本特征統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。結(jié)果顯示：第一，營(yíng)業(yè)收入在5千萬到2億元之間且研發(fā)投入比在4%及以上的樣本公司總量為313個(gè)。其中，研發(fā)操縱符合臨界值上浮0.5%以內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)的樣本公司占比為5.75%，研發(fā)操縱符合臨界值上浮1%以內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)的樣本公司占比為11.50%。第二，營(yíng)業(yè)收入在2億元及以上且研發(fā)投入比在3%及以上的樣本公司總量為12 694個(gè)。其中，研發(fā)操縱符合臨界值上浮0.5%以內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)的樣本公司占比為15.42%，研發(fā)操縱符合臨界值上浮1%以內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)的樣本公司占比為29.45%。

3.1.2 主變量描述性統(tǒng)計(jì)

表3為主變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表3可知，全樣本中，企業(yè)實(shí)施臨界值上浮0.5%以內(nèi)研發(fā)操縱（MBB05）的均值為0.088，標(biāo)準(zhǔn)差為0.284，說明8.8%的樣本公司實(shí)施了臨界值上浮0.5%以內(nèi)的研發(fā)操縱，且各上市公司研發(fā)操縱分布較為離散。企業(yè)創(chuàng)新文化（IC）的均值為4.159，標(biāo)準(zhǔn)差為2.126，中位數(shù)為3.690，說明大部分上市公司比較重視企業(yè)創(chuàng)新文化，但企業(yè)間創(chuàng)新文化存在較大差異。產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)（PCM）的均值為0.142，標(biāo)準(zhǔn)差為0.133，中位數(shù)為0.127，說明樣本中上市公司產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)分布均勻，但企業(yè)間產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力存在較大差異。全樣本中企業(yè)財(cái)務(wù)困境（ZSCORE）的均值為5.182，標(biāo)準(zhǔn)差為5.944，中位數(shù)為3.303，說明大部分上市公司出現(xiàn)財(cái)務(wù)困境的可能性較低，但企業(yè)間財(cái)務(wù)困境存在較大差異。

3.2 實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

3.2.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表4為企業(yè)創(chuàng)新文化與研發(fā)操縱關(guān)系回歸結(jié)果。由表4列（1）可知，加入控制變量之前，解釋變量企業(yè)創(chuàng)新文化（IC）與被解釋變量研發(fā)操縱（MBB05）的回歸系數(shù)為-0.071，且在1%水平上顯著。由表4列（2）可知，加入控制變量之后，解釋變量企業(yè)創(chuàng)新文化（IC）與被解釋變量研發(fā)操縱（MBB05）的回歸系數(shù)為-0.088，也在1%水平上顯著。上述結(jié)果表明，企業(yè)創(chuàng)新文化與研發(fā)操縱呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即我國(guó)上市公司對(duì)創(chuàng)新文化重視程度越高，其實(shí)施研發(fā)操縱的可能性越小。這一實(shí)證回歸結(jié)果驗(yàn)證了前文研究假設(shè)H1。

3.2.2 產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制檢驗(yàn)

表5列（1）和列（2）為產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)在企業(yè)創(chuàng)新文化與研發(fā)操縱間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。由表5列（1）可知，解釋變量企業(yè)創(chuàng)新文化（IC）與中介變量產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)（PCM）的回歸系數(shù)為0.008，且在1%水平上顯著。由此表明，企業(yè)創(chuàng)新文化與產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力呈正相關(guān)關(guān)系，即我國(guó)上市公司對(duì)創(chuàng)新文化重視程度越高，越能提升企業(yè)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力。這一實(shí)證回歸結(jié)果驗(yàn)證了前文研究假設(shè)H2。

根據(jù)表5列（2）可知，解釋變量企業(yè)創(chuàng)新文化（IC）與被解釋變量研發(fā)操縱（MBB05）的回歸系數(shù)為-0.074，且在1%水平上顯著；中介變量產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)（PCM）與被解釋變量研發(fā)操縱（MBB05）的回歸系數(shù)為-1.506，也在1%水平上顯著。綜合表5列（1）和列（2）可知，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力在企業(yè)創(chuàng)新文化與研發(fā)操縱間發(fā)揮部分中介效應(yīng)。這一實(shí)證回歸結(jié)果驗(yàn)證了前文研究假設(shè)H3。

3.2.3 財(cái)務(wù)困境機(jī)制檢驗(yàn)

表5列（3）和列（4）為財(cái)務(wù)困境在企業(yè)創(chuàng)新文化與研發(fā)操縱間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。由表5列（3）可知，解釋變量企業(yè)創(chuàng)新文化（IC）與中介變量財(cái)務(wù)困境（ZSCORE）的回歸系數(shù)為0.063，且在1%水平上顯著。由此表明，我國(guó)上市公司對(duì)創(chuàng)新文化重視程度越高，企業(yè)陷入財(cái)務(wù)困境的可能性越?。╖值得分越高）。這一實(shí)證回歸結(jié)果驗(yàn)證了前文研究假設(shè)H4。

由表5列（4）可知，解釋變量企業(yè)創(chuàng)新文化（IC）與被解釋變量研發(fā)操縱（MBB05）的回歸系數(shù)為-0.087，且在1%水平上顯著；中介變量財(cái)務(wù)困境（ZSCORE）與被解釋變量研發(fā)操縱（MBB05）的回歸系數(shù)為-0.034，也在1%水平上顯著。綜合表5列（3）和列（4）可知，財(cái)務(wù)困境在企業(yè)創(chuàng)新文化與研發(fā)操縱之間發(fā)揮部分中介效應(yīng)的作用。這一實(shí)證回歸結(jié)果驗(yàn)證了前文研究假設(shè)H5。

3.3 內(nèi)生性檢驗(yàn)

3.3.1 Heckman兩階段模型

為了消除可能存在的內(nèi)生性問題，本文采用Heckman兩階段方法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。參照何瑛等[24]的做法，第一階段按照企業(yè)創(chuàng)新文化（IC）是否大于中位數(shù)構(gòu)建Probit回歸模型計(jì)算逆米爾斯比（IMR）。然后，將第一階段的IMR值代入到第二階段回歸模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6列（1）所示。由表6列（1）可知，企業(yè)創(chuàng)新文化與研發(fā)操縱的回歸結(jié)果與前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致。由此表明，本文研究結(jié)論不存在自選擇的內(nèi)生性問題。

3.3.2 傾向得分匹配法（PSM）

參照何慧華和方軍[25]的做法，本文采用傾向得分匹配法（PSM）進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。首先，將解釋變量企業(yè)創(chuàng)新文化（IC）根據(jù)行業(yè)與年份的中位數(shù)分為兩組；其次，將前文所有控制變量帶入Logit回歸模型，按照1∶1進(jìn)行鄰近值匹配；最后，將匹配后的樣本帶入前文回歸模型（1）進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表6列（2）所示。由表6列（2）可知，匹配后的回歸結(jié)果與前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。由此表明，本文研究結(jié)論不存在樣本選擇偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。

3.3.3 解釋變量滯后一期

為了消除互為因果關(guān)系的內(nèi)生性問題，本文對(duì)前文模型（1）中的解釋變量進(jìn)行滯后一期（第t-1）處理，被解釋變量與控制變量保持不變，重新對(duì)模型（1）進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表6列（3）所示。由表6列（3）可知，滯后一期企業(yè)創(chuàng)新文化（L_IC）與研發(fā)操縱的回歸結(jié)果與前文實(shí)證回歸結(jié)果一致。由此表明，本文研究結(jié)論不存在解釋變量與被解釋變量互為因果關(guān)系的內(nèi)生性問題。

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.4.1 替換被解釋變量

為消除被解釋變量衡量偏誤對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響，本文采用臨界值上浮1%以內(nèi)的標(biāo)準(zhǔn)重新定義研發(fā)操縱（MBB10）：當(dāng)研發(fā)投入與營(yíng)業(yè)收入之比超過臨界值1%時(shí)，賦值研發(fā)操縱（MBB10）為1，否則賦值研發(fā)操縱（MBB10）為0。替換被解釋變量后，對(duì)前文回歸模型（1）進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表7列（1）所示。由回歸結(jié)果可知，企業(yè)創(chuàng)新文化與研發(fā)操縱呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，這一穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與前文結(jié)果一致，表明本文研究結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

3.4.2 替換解釋變量

本文采用替換解釋變量的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，采用不包括表頭在內(nèi)的創(chuàng)新要素相關(guān)關(guān)鍵詞總數(shù)量除以100后的數(shù)值（IC1）進(jìn)行衡量，替換解釋變量后的回歸結(jié)果如表7列（2）所示。由表7列（2）可知，企業(yè)創(chuàng)新文化與研發(fā)操縱呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。由此表明，本文實(shí)證結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

3.4.3 分樣本回歸

（1）加計(jì)扣除政策前后樣本。2018年財(cái)政部、國(guó)家稅務(wù)總局、科技部聯(lián)合發(fā)布《關(guān)于提高研究開發(fā)費(fèi)用稅前加計(jì)扣除比例的通知》（財(cái)稅〔2018〕99號(hào)），企業(yè)可能因?yàn)榧佑?jì)扣除額度提高而增加研發(fā)操縱行為以享受較高抵扣額度和較低所得稅稅率的雙重優(yōu)惠。為此，本文采用分樣本回歸方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，即將全樣本分為加計(jì)扣除前（2015—2017年）樣本和加計(jì)扣除后（2018—2021年）樣本，重新對(duì)模型（1）進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表7列（3）和列（4）所示。表7列（3）和列（4）回歸結(jié)果與前文回歸結(jié)果一致，由此表明，本文實(shí)證結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

（2）新冠疫情前后樣本。2020年，大部分上市公司都受到新冠疫情影響，導(dǎo)致與本文研究主題相關(guān)的數(shù)據(jù)可能存在異常。為此，本文將原有樣本（2015—2021年）分為新冠疫情前（2015—2019年）樣本和新冠疫情后（2020—2021年）樣本，以此重新對(duì)模型（1）進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表7列（5）和列（6）所示。表7列（5）和列（6）回歸結(jié)果與前文回歸結(jié)果一致，由此表明，本文研究結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

4 進(jìn)一步研究

4.1 公司特征異質(zhì)性檢驗(yàn)

4.1.1 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)異質(zhì)性檢驗(yàn)

按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，我國(guó)企業(yè)可以分為國(guó)有企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)。相較于民營(yíng)企業(yè)，國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策受國(guó)家政策影響更大，故可能影響國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新文化對(duì)研發(fā)操縱行為的抑制效果（姜付秀等，2015）。為此，本文按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將樣本企業(yè)劃分為國(guó)有企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)，探討不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下企業(yè)創(chuàng)新文化對(duì)研發(fā)操縱行為的影響，檢驗(yàn)結(jié)果如表8列（1）和列（2）所示。

由表8列（1）可知，國(guó)有企業(yè)樣本中企業(yè)創(chuàng)新文化（IC）與研發(fā)操縱（MBB05）的回歸系數(shù)為0.034，但未通過顯著性檢驗(yàn)。由表8列（2）可知，民營(yíng)企業(yè)樣本中企業(yè)創(chuàng)新文化（IC）與研發(fā)操縱（MBB05）的回歸系數(shù)為-0.133，在1%水平上顯著。表8列（1）和（2）結(jié)果表明，企業(yè)創(chuàng)新文化能夠抑制研發(fā)操縱行為，上述影響主要表現(xiàn)在民營(yíng)企業(yè)中。進(jìn)一步說明，相較于國(guó)有企業(yè)，民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新文化凝聚力更強(qiáng)，對(duì)研發(fā)操縱行為的抑制效果更顯著。

4.1.2 高新技術(shù)企業(yè)異質(zhì)性檢驗(yàn)

根據(jù)《管理辦法》認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)中，超過臨界值0.5%會(huì)認(rèn)定為研發(fā)操縱行為。不難發(fā)現(xiàn)，實(shí)施研發(fā)操縱行為的上市公司主要是以獲得“高新技術(shù)企業(yè)”認(rèn)定而開展研發(fā)投入的“操控”行為。此外，研發(fā)投入需要大量資金支持，而且研發(fā)結(jié)果具有較高的不確定性。對(duì)于非高新技術(shù)企業(yè)而言，將研發(fā)費(fèi)用控制在臨界值上浮0.5%以內(nèi)，不一定是對(duì)企業(yè)發(fā)展有利的戰(zhàn)略選擇，而且可能帶來較高的不確定性風(fēng)險(xiǎn)。基于此，本文假定創(chuàng)新文化對(duì)企業(yè)研發(fā)操縱行為的抑制作用主要表現(xiàn)在高新技術(shù)企業(yè)中。本文將樣本分為高新技術(shù)企業(yè)和非高新技術(shù)企業(yè)，重新對(duì)前文回歸模型（1）進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表8列（3）和列（4）所示。

由表8列（3）可知，高新技術(shù)企業(yè)樣本中，企業(yè)創(chuàng)新文化（IC）與研發(fā)操縱（MBB05）的回歸系數(shù)為-0.299，且在1%水平上顯著。由表8列（4）可知，非高新技術(shù)企業(yè)樣本中，企業(yè)創(chuàng)新文化（IC）與研發(fā)操縱（MBB05）的回歸系數(shù)為0.018，但未通過顯著性檢驗(yàn)。表8列（3）和列（4）表明，相較于非高新技術(shù)企業(yè)，高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新文化對(duì)研發(fā)操縱行為的抑制作用更顯著。進(jìn)一步說明，相較于非高新技術(shù)企業(yè)，高新技術(shù)企業(yè)更加重視創(chuàng)新文化，為了保住“高新技術(shù)企業(yè)”稱號(hào)，會(huì)抑制研發(fā)操縱行為。

4.2 公司內(nèi)部治理異質(zhì)性檢驗(yàn)

4.2.1 管理層持股異質(zhì)性檢驗(yàn)

已有研究發(fā)現(xiàn)，管理層持股比例較高，管理層與股東會(huì)形成“利益趨同”并產(chǎn)生激勵(lì)相容效應(yīng)。此時(shí)，企業(yè)創(chuàng)新效率較高（張芳芳，2018）。為此，本文進(jìn)行管理層持股比例的異質(zhì)性檢驗(yàn)，并從利益趨同和激勵(lì)相容效應(yīng)視角，假定相較于管理層持股比例較低企業(yè)，管理層持股比例較高企業(yè)創(chuàng)新文化對(duì)研發(fā)操縱行為的抑制作用更顯著。為了檢驗(yàn)這一假定，本文基于管理層持股比例按照行業(yè)與年份的中位數(shù)將樣本分為管理層持股比例較高組和管理層持股比例較低組，并帶入回歸模型（1）進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表9列（1）和列（2）所示。

由表9列（1）可知，管理層持股比例較高樣本中，企業(yè)創(chuàng)新文化（IC）與研發(fā)操縱（MBB05）的回歸系數(shù)為-0.148，且在1%水平上顯著。表9列（2）列顯示，管理層持股比例較低樣本中，企業(yè)創(chuàng)新文化（IC）與研發(fā)操縱（MBB05）的回歸系數(shù)為-0.018，但未通過顯著性檢驗(yàn)。表9列（1）和列（2）表明，相較于管理層持股比例較低樣本，管理層持股比例較高樣本中，企業(yè)創(chuàng)新文化對(duì)上市公司研發(fā)操縱行為的抑制效果更顯著。上述結(jié)果說明，管理層持股比例較高能夠提高上市公司創(chuàng)新效率，抑制企業(yè)研發(fā)操縱行為。

4.2.2 內(nèi)部控制缺陷異質(zhì)性檢驗(yàn)

已有研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制缺陷對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和盈余質(zhì)量產(chǎn)生不利影響（齊保壘等，2010）。由此可知，內(nèi)部控制有效性對(duì)企業(yè)治理效率具有重要影響，可能影響企業(yè)創(chuàng)新文化對(duì)研發(fā)操縱行為的抑制效果。因此，本文進(jìn)行內(nèi)部控制缺陷異質(zhì)性檢驗(yàn)，假定相較于存在內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)，不存在內(nèi)部控制缺陷企業(yè)中，創(chuàng)新文化對(duì)研發(fā)操縱行為的抑制效果更為顯著。為了驗(yàn)證這一假定，本文按照上市公司是否存在內(nèi)部控制缺陷（重大、重要和一般缺陷）將樣本企業(yè)分為兩組，分別帶入模型（1）進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表9列（3）和列（4）所示。

由表9列（3）可知，有內(nèi)部控制缺陷樣本中，企業(yè)創(chuàng)新文化（IC）與研發(fā)操縱（MBB05）的回歸系數(shù)為-0.039，僅在10%水平上顯著。表9列（4）顯示，不存在內(nèi)部控制缺陷樣本中，企業(yè)創(chuàng)新文化（IC）與研發(fā)操縱（MBB05）的回歸系數(shù)為-0.112，且在1%水平上顯著。表9列（3）和列（4）表明，相較于存在內(nèi)部控制缺陷樣本，不存在內(nèi)部控制缺陷樣本企業(yè)中，創(chuàng)新文化對(duì)研發(fā)操縱行為的抑制效果更顯著。上述結(jié)果說明，內(nèi)部控制有效性能夠影響企業(yè)創(chuàng)新文化對(duì)研發(fā)操縱行為的抑制作用。

4.3 公司外部治理異質(zhì)性檢驗(yàn)

4.3.1 年報(bào)問詢函監(jiān)管異質(zhì)性檢驗(yàn)

已有研究表明，問詢函能夠顯著降低企業(yè)盈余管理水平（陳運(yùn)森等，2019），進(jìn)而提升上市公司審計(jì)質(zhì)量（陶雄華和曹松威，2019）。由此可見，問詢函監(jiān)管可能對(duì)企業(yè)創(chuàng)新文化與研發(fā)操縱的關(guān)系產(chǎn)生影響，即當(dāng)上市公司收到交易所問詢函時(shí)，問詢函的監(jiān)督機(jī)制能夠發(fā)揮治理效應(yīng)，提高上市公司信息質(zhì)量。此時(shí)，上市公司研發(fā)操縱行為較少，企業(yè)創(chuàng)新文化對(duì)研發(fā)操縱行為的抑制效果減弱。為此，本文假定企業(yè)創(chuàng)新文化對(duì)研發(fā)操縱的抑制作用主要表現(xiàn)在未收到交易所問詢函的樣本企業(yè)中。為了檢驗(yàn)這一假定，參照陸明富[26]的做法，本文采用上市公司是否收到年報(bào)問詢函衡量企業(yè)受到問詢函監(jiān)管的概率（Inquiry），按照上市公司是否收到年報(bào)問詢函將樣本分為兩組樣本，分別帶入模型（1）進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表10列（1）和列（2）所示。

由表10列（1）可知，收到年報(bào)問詢函的樣本企業(yè)中，企業(yè)創(chuàng)新文化（IC）與研發(fā)操縱（MBB05）的回歸系數(shù)為-0.020，但未通過顯著性檢驗(yàn)。表10列（2）顯示，未收到年報(bào)問詢函的樣本企業(yè)中，企業(yè)創(chuàng)新文化（IC）與研發(fā)操縱（MBB05）的回歸系數(shù)為-0.095，且在1%水平上顯著。表10列（1）和列（2）表明，相較于收到交易所年報(bào)問詢函的樣企業(yè)，未收到交易所年報(bào)問詢函的樣本企業(yè)中，創(chuàng)新文化對(duì)研發(fā)操縱行為的抑制效果更為顯著。上述結(jié)果說明，年報(bào)問詢函監(jiān)管能夠發(fā)揮外部監(jiān)督作用，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新文化與研發(fā)操縱的關(guān)系產(chǎn)生顯著影響。

4.3.2 媒體關(guān)注異質(zhì)性檢驗(yàn)

本文基于媒體關(guān)注視角，假定相較于媒體關(guān)注度較低企業(yè)，媒體關(guān)注較高企業(yè)中，創(chuàng)新文化對(duì)研發(fā)操縱行為的抑制效果更為顯著。為了檢驗(yàn)這一假定，參照吳先聰和鄭國(guó)洪[27]的做法，本文采用CNRDS數(shù)據(jù)庫(kù)中財(cái)經(jīng)新聞的媒體報(bào)道總數(shù)衡量媒體關(guān)注度，并基于媒體關(guān)注度按照行業(yè)和年份的中位數(shù)將樣本企業(yè)分為兩組，分別帶入模型（1）進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表10列（3）和列（4）所示。

由表10列（3）可知，媒體關(guān)注度較高樣本中，企業(yè)創(chuàng)新文化（IC）與研發(fā)操縱（MBB05）的回歸系數(shù)為-0.065，在1%水平上顯著。表10列（4）顯示，媒體關(guān)注度較低樣本中，企業(yè)創(chuàng)新文化（IC）與研發(fā)操縱（MBB05）的回歸系數(shù)為-0.044，僅在10%水平上顯著。表10列（3）和列（4）表明，相較于媒體關(guān)注度較低企業(yè)，媒體關(guān)注度較高企業(yè)中，企業(yè)創(chuàng)新文化對(duì)研發(fā)操縱的抑制作用更為顯著。

5 結(jié)語

5.1 結(jié)論

本文探討企業(yè)創(chuàng)新文化對(duì)研發(fā)操縱的影響，對(duì)2015—2021年我國(guó)A股上市公司樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，得出如下主要研究結(jié)論：

（1）創(chuàng)新文化與上市公司研發(fā)操縱呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。由此表明，企業(yè)創(chuàng)新文化滲透能夠有效抑制企業(yè)研發(fā)操縱。

（2）產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)在創(chuàng)新文化與研發(fā)操縱間發(fā)揮部分中介作用，說明上市公司創(chuàng)新文化對(duì)研發(fā)操縱具有負(fù)向影響，主要通過提高企業(yè)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，抑制企業(yè)研發(fā)操縱行為。

（3）財(cái)務(wù)困境在創(chuàng)新文化與研發(fā)操縱間發(fā)揮部分中介作用，說明上市公司創(chuàng)新文化對(duì)研發(fā)操縱具有負(fù)向影響，主要通過降低企業(yè)出現(xiàn)財(cái)務(wù)困境的可能性，抑制企業(yè)研發(fā)操縱行為。

（4）公司特征異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，相較于國(guó)有企業(yè)，民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新文化與研發(fā)操縱的負(fù)相關(guān)關(guān)系更為顯著；相較于非高新技術(shù)企業(yè)，高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新文化與研發(fā)操縱的負(fù)相關(guān)關(guān)系更為顯著。

（5）公司內(nèi)部治理異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，相較于管理層持股比例較低樣本，管理層持股比例較高樣本中企業(yè)創(chuàng)新文化對(duì)研發(fā)操縱行為的抑制效果更為顯著。由此表明，高管持股比例越高，股東與高管層的利益越趨同，上市公司實(shí)施研發(fā)操縱的概率越低。相較于存在內(nèi)部控制缺陷的樣本，沒有內(nèi)部控制缺陷的樣本中創(chuàng)新文化對(duì)研發(fā)操縱的抑制效果更為顯著。由此表明，內(nèi)部控制有效性能夠顯著影響企業(yè)創(chuàng)新文化的作用效果。

（6）公司外部治理異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，相較于收到年報(bào)問詢函的企業(yè)，未收到年報(bào)問詢函的樣本中，企業(yè)創(chuàng)新文化對(duì)研發(fā)操縱的治理效應(yīng)更為顯著；相較于媒體關(guān)注較低企業(yè)，媒體關(guān)注較高樣本中，企業(yè)創(chuàng)新文化對(duì)研發(fā)操縱的治理效應(yīng)更為顯著。

5.2 建議

（1）從監(jiān)管角度看，政府監(jiān)管部門應(yīng)加強(qiáng)對(duì)高新技術(shù)企業(yè)的審核與監(jiān)管，尤其需要關(guān)注將研發(fā)投入比控制在《管理辦法》規(guī)定的門檻值上浮0.5%或1%以內(nèi)的企業(yè)，注重其研發(fā)支出核算與歸類的規(guī)范性，進(jìn)而抑制其研發(fā)操縱行為，確保稅收優(yōu)惠的公平性。

（2）在政策制定與完善方面，需要提升研發(fā)費(fèi)用與其它費(fèi)用歸類核算的準(zhǔn)確性，或?qū)Χ愂諆?yōu)惠額度進(jìn)行限制，抑制企業(yè)為了逐利而進(jìn)行研發(fā)操縱。

（3）在實(shí)踐層面上，企業(yè)需要高度重視創(chuàng)新文化，提高研發(fā)活動(dòng)的真實(shí)性，進(jìn)而抑制研發(fā)操縱，促進(jìn)自身高質(zhì)量發(fā)展。

5.3 不足與展望

本文存在如下不足：首先，在企業(yè)創(chuàng)新文化衡量方面，本研究?jī)H從年報(bào)中創(chuàng)新關(guān)鍵詞角度進(jìn)行衡量，可能與企業(yè)創(chuàng)新文化建設(shè)實(shí)際存在一定誤差，未來可以嘗試基于其它角度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新文化進(jìn)行衡量。其次，本研究檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新文化是影響研發(fā)操縱的重要因素，但可能存在其它影響企業(yè)研發(fā)操縱的因素，未來可以嘗試基于其它角度進(jìn)行探究。最后，本研究?jī)H從實(shí)證角度檢驗(yàn)企業(yè)創(chuàng)新文化與研發(fā)操縱的關(guān)系，缺乏個(gè)體案例探索，未來可以嘗試基于案例角度作進(jìn)一步探討。

參考文獻(xiàn)：

[1]陳依元. 創(chuàng)新文化：自主創(chuàng)新的文化驅(qū)動(dòng)力[J]. 中國(guó)發(fā)明與專利， 2009， 6（5）：131-134.

[2]桂黃寶， 孫璞， 江密. 創(chuàng)新文化競(jìng)爭(zhēng)力國(guó)際比較研究[J]. 科學(xué)管理研究， 2021， 39（4）：159-167.

[3]楊國(guó)超， 劉靜， 廉鵬，等. 減稅激勵(lì)、研發(fā)操縱與研發(fā)績(jī)效[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2017， 52（8）：110-124.

[4]楚有為. 審計(jì)委員會(huì)專業(yè)背景與企業(yè)研發(fā)活動(dòng)盈余操縱[J]. 現(xiàn)代財(cái)經(jīng)：天津財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)， 2018， 38（10）：96-113.

[5]楊宗翰， 雷良海， 張一純. 研發(fā)操縱，融資約束與上市公司創(chuàng)新效率[J]. 科技管理研究， 2020， 40（8）：17-26.

[6]楊宗翰， 雷良海， 廖東聲. 研發(fā)操縱行為是否抑制上市公司高質(zhì)量發(fā)展[J]. 系統(tǒng)工程， 2020， 38（4）：19-32.

[7]史方. 研發(fā)操縱與稅負(fù)扭曲——基于中國(guó)A股上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 云南財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)， 2021， 37（6）：67-80.

[8]LUMPKIN G T ， DESS G G . Clarifying the entrepreneurial orientation construct and linking it to performance[J]. Academy of Management Review， 1996， 21（1）：135-172.

[9]O'REILLY C J CHATMAN.Culture as social control： corporations，cults，and commitment[J].Research in Organizational Behavior，2013，18 （1）：157-200.

[10]周順興. 銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)、客戶篩選與村鎮(zhèn)銀行二元績(jī)效：傳導(dǎo)機(jī)制與實(shí)證研究[J]. 經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理， 2016， 36（4）：34-44.

[11]韓嵐嵐. 創(chuàng)新投入、內(nèi)部控制與成本粘性[J]. 經(jīng)濟(jì)與管理研究， 2018， 39（10）：131-144.

[12]白彥壯， 張春情， 殷紅春. 創(chuàng)新文化環(huán)境驅(qū)動(dòng)的自主品牌競(jìng)爭(zhēng)力構(gòu)建[J]. 科技管理研究， 2016， 36（15）：257-261.

[13]郝婷， 馬研碩. 經(jīng)濟(jì)增加值考核是否會(huì)引發(fā)企業(yè)研發(fā)操縱行為——基于雙重差分模型的實(shí)證研究[J].中國(guó)科技論壇， 2022， 38（10）：75-84.

[14]符大海. 財(cái)務(wù)困境研究基本問題淺探[J]. 財(cái)政研究， 2004， 25（12）：52-53.

[15]姚益龍， 鄧湘益， 陳壯奮. 有限責(zé)任效應(yīng)、破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)與資本結(jié)構(gòu)——基于產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)視角的研究[J]. 學(xué)術(shù)研究， 2010， 41（6）：77-80.

[16]PAUL， POVEL. Financial constraints and product market competition： exante vs.expost incentives[J]. International Journal of Industrial Organization， 2004， 22（7）： 917-949．

[17]孫燁， 許艷. 產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與融資約束關(guān)系研究——基于董事會(huì)成員背景特征的中介作用[J]. 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究， 2016， 15（1）：100-110.

[18]孫昌玲， 王化成， 王芃芃. 企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力對(duì)供應(yīng)鏈融資的影響： 資金支持還是占用[J]. 中國(guó)軟科學(xué)， 2021， 36（6）：120-134.

[19]張功富， 宋獻(xiàn)中. 財(cái)務(wù)困境企業(yè)資本投資行為的實(shí)證研究——來自中國(guó)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐， 2007， 28（3）：33-40.

[20]肖忠意， 林琳， 陳志英，等. 企業(yè)金融化與上市公司創(chuàng)新研發(fā)投入——基于董事會(huì)治理與創(chuàng)新文化的調(diào)節(jié)作用的實(shí)證分析[J]. 南開經(jīng)濟(jì)研究， 2021， 37（1）：143-163.

[21]李巖瓊， 姚頤. 研發(fā)文本信息：真的多說無益嗎——基于分析師預(yù)測(cè)的文本分析[J]. 會(huì)計(jì)研究， 2020， 41（2）：26-42.

[22]賈軍， 魏雅青. 產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，客戶關(guān)系治理與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系研究——基于行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度與企業(yè)市場(chǎng)地位的雙重考量[J]. 軟科學(xué)， 2019， 33（12）：66-71.

[23]高夢(mèng)捷. 公司戰(zhàn)略、高管激勵(lì)與財(cái)務(wù)困境[J]. 財(cái)經(jīng)問題研究， 2018， 40（3）：101-108.

[24]何瑛， 于文蕾， 楊棉之. CEO復(fù)合型職業(yè)經(jīng)歷，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與企業(yè)價(jià)值[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2019， 36（5）：75-82.

[25]何慧華， 方軍雄. 監(jiān)管型小股東的治理效應(yīng)：基于財(cái)務(wù)重述的證據(jù)[J]. 管理世界， 2021， 37（12）：176-194.

[26]陸明富. 連鎖董事與問詢函監(jiān)管——來自滬深交易所年報(bào)問詢的證據(jù)[J]. 山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)， 2022， 44（9）：87-99.

[27]吳先聰， 鄭國(guó)洪. 媒體關(guān)注對(duì)大股東違規(guī)減持有監(jiān)督作用嗎[J]. 外國(guó)經(jīng)濟(jì)與管理， 2021， 43（11）：86-103.

（責(zé)任編輯：張 悅）

Enterprise Innovation Culture and Ramp;D Manipulation：Mechanism Test Based on Product Market Competition and Financial Distress

Lu Mingfu

（School of Economics and Management， Tsinghua University， Beijing 100084， China）

Abstract：Innovation is the primary driving force for economic development. In order to encourage companies to undertake technological innovation and continuously promote high-quality development， China has introduced a series of tax incentives to support these efforts. However， with the increasing intensity of tax incentives， companies have frequently engaged in research and development （Ramp;D） manipulation. This has become even more common since the implementation of the Measures for the Administration of the Recognition of High and New Technology Enterprises. For example， on April 8， 2020， the Shanghai Stock Exchange issued a letter of concern showing that Zhengchuan Co. 1ly reported Ramp;D expenses as production costs， leading to an overstatement of Ramp;D expenses by CNY 8.436 2 million in the first half of 2019. Additionally， among enterprises with annual revenue exceeding CNY 200 million and Ramp;D expenses accounting for more than 3% of operating revenue between 2015 and 2021，29.45% of the enterprises controlled the Ramp;D expense income ratio between 3% and 4%. Therefore， it is urgent to explore how to reduce the manipulation of Ramp;D expenses of listed companies and maintain the original purpose and fairness of tax incentives.

However， a review of existing literature reveals that scholars have conducted extensive research on the manipulation of research and development （Ramp;D） in listed companies， as well as on corporate and innovative cultures. Particularly in the study of Ramp;D manipulation， although scholars have explored its impact on Ramp;D manipulation from the perspective of ethical culture， they mainly focus on the moral aspect of ethical culture while lacking exploration of the influence of a cohesive innovative culture and an innovation-driven perspective on Ramp;D manipulation in listed companies. In the study of corporate innovative culture， existing research mainly considers the impact of innovative culture on enterprise innovation input and output， while lacking relevant literature to explore the \"pseudo-innovation\" behavior of Ramp;D manipulation in enterprises under the influence of innovative culture.

This study conducts an empirical test on the relationship between corporate innovation culture and Ramp;D manipulation using panel data from Chinese A-share listed companies from 2015 to 2021. There are 22 363 sample observations obtained after screening. To test the overall effect of corporate innovation culture on the Ramp;D manipulation of the dependent variable， this study constructs a Logit regression model for testing. It has been found that corporate innovation culture can significantly reduce the probability of Ramp;D manipulation by listed companies. Moreover， this relationship is achieved by improving the product market competitiveness of listed companies and reducing the likelihood of financial difficulties. Further research has also found that in samples of private enterprises， high-tech enterprises， and companies with higher management shareholding ratios， no internal control deficiencies， no annual report inquiry letters received and higher media attention， the inhibitory effect of innovation culture on corporate Ramp;D manipulation is more significant.

The main research contributions of this study are threefold. First， for the first time， this study examines the relationship between innovation culture and research and development manipulation， expands the research on the governance effect of innovation culture and the influencing factors of corporate research and development manipulation， and explains the impact of innovation culture on corporate research and development manipulation mechanisms. Second， by demonstrating the universality of corporate research and development manipulation， it provides corresponding empirical evidence for regulatory authorities to strengthen the approval and supervision of high-tech enterprises in order to reduce the behavior of corporate research and development manipulation， promote substantive research and development innovation in listed companies， and promote high-quality development of enterprises. Third， by testing the heterogeneity of corporate characteristics and internal and external corporate governance， it provides corresponding references for listed companies in the arrangement of internal and external governance so as to fully exert the cohesion and initiative of corporate innovation culture.

Key Words：Enterprise Innovative Culture;Ramp;D Manipulation; Ramp;D Investment;Market Competition; Financial Distress

收稿日期：2023-03-17 修回日期：2023-06-18

基金項(xiàng)目：作者簡(jiǎn)介：陸明富（1990-），男，苗族，貴州雷山人，清華大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生，研究方向?yàn)楣局卫?、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。