董事會斷裂帶與企業研發操縱

尹鈞惠,蓋 瑤,孫浩然

(天津科技大學 經濟與管理學院,天津 300457)

0 引言

創新是引領發展的第一動力,是建設現代化經濟體系的戰略支撐。對于企業而言,創新有利于創造和維持競爭優勢,實現可持續發展[1]。研發是企業創新的核心保障,為鼓勵企業加大創新力度,國家不斷出臺優惠政策以支持企業創新[2]。我國于2008年首次發布《高新技術企業認定管理辦法》并于2016年進行修訂,對達到高新技術企業認定門檻的企業給予政府補助和稅收優惠,以此激勵企業加大研發投入。

由于研發活動的專業性、復雜性和不確定性,加上政企間信息不對稱,政府監管部門難以識別企業研發活動是否真實,由此給企業研發操縱行為提供了可乘之機[3]。近年來,企業研發操縱行為屢見不鮮,不僅導致企業研發績效和創新產出降低[4],更造成國家財稅資源流失,影響創新型國家建設目標實現[5]。九鼎新材(002201)于2021年3月18日發布公告,宣布重新獲得高新技術企業認定。查閱其年報發現,2017、2018、2019年該公司營業收入均高于兩億元,研發支出占營業收入的比重恰好達到3%的認定門檻。上述企業現象并非個例,楊國超等[3]研究發現,部分企業通過研發操縱手段達到《管理辦法》認定標準,并且在稅收征管力度較弱地區,企業研發操縱現象嚴重。因此,如何通過抑制企業研發操縱促進創新效率提升,對于中國產業發展具有重要現實價值。

現有企業研發操縱行為影響因素研究可以歸納如下:一是獨立董事[6]、高管學術經歷[7]等公司內部層面,二是審計委員會專業背景[5]、私募股權投資[8]等外部監督層面。既有研究表明,管理層動機與內部治理是影響企業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行監督和制約。以往學者基于獨立董事、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特征的作用[9]。鮮有學者基于董事會整個團隊特征層面展開研究,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督職能,進而對企業研發操縱行為產生影響?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合人口統計斷層理論,探究董事會成員多個特征間重疊作用對企業研發操縱行為的影響,進而打開董事會斷裂帶對企業研發操縱影響的“黑箱”,以期為企業完善自身治理機制提供啟示。進一步地,董事會斷裂帶對企業研發操縱的作用不可避免地受到企業所處內外部環境的影響。從內部看,內部控制作為公司治理制度可以緩和委托代理關系,提高信息透明度,抑制企業違規行為。從外部看,市場化程度較高的國家和地區,法制環境較好,能夠有效約束企業盈余管理行為。

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操縱的影響,并將內部控制、市場化程度分別作為內外部環境因素,以考察兩者在董事會斷裂帶與研發操縱間的調節作用。研究發現:董事會斷裂帶與研發操縱呈顯著U型關系,內部控制加強、市場化程度提升均能夠強化董事會斷裂帶與研發操縱的U型曲線關系。

本文研究貢獻主要體現在以下方面:第一,豐富董事會斷裂帶經濟后果相關研究?，F有研究主要集中在企業績效、跨國并購、企業價值、創新研發、公司股價崩盤風險層面[11-13],對于如何影響企業研發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研發操縱影響因素研究。以往文獻大多考察董事會單一特征或少數特征的影響,本文基于董事會整體特征層面,結合斷裂帶理論考察董事會斷裂帶對研發操縱的治理作用,為研發操縱研究提供新的方向。第三,引入內外部環境因素,探討內部控制和市場化程度對董事會斷裂帶與研發操縱關系的影響機制。第四,進行產權性質、股權集中度以及經營業績異質性分析。本研究不僅可為監管部門對企業進行有效監管提供理論依據,而且對于企業完善董事會內部治理機制,以及促進整個資本市場健康發展具有一定的啟示意義。

1 文獻綜述

1.1 董事會斷裂帶

Lau&Murnighan[10]將斷裂帶納入團隊特征與公司治理研究框架,提出團隊斷裂帶的概念,認為團隊斷裂帶是一種假設分界線,并根據團隊成員間一個或多個特征將團隊分成兩個或多個子群體。當一些團隊成員的一個或多個特征相同或相似,并且與團隊其他成員存在較大差異時,即該團隊存在斷裂帶。斷裂帶有強弱之分,團隊成員相同或相似特征越多,與其他團隊差異越大,斷裂帶越強?，F有相關研究大多以高管梯隊理論為依據,關注董事會成員間屬性特征的異質性,忽略了屬性特征間的潛在作用。與僅關注某一或少數特征不同,斷裂帶理論從人口統計學角度出發,關注子群體類型,綜合考慮群體多個特征間的交互與制衡作用[14]。

目前,學術界就董事會斷裂帶對公司的影響持兩種不同觀點。部分學者認為,董事會斷裂帶對企業決策和績效具有負向影響?；谏鐣J同理論和自我分類理論,團隊成員根據某些特征對自己和他人進行分類,與具有相同或相似特征的人進行溝通、交流,進而形成不同子群體。斷裂帶導致成員對自身所處子群體具有強烈的認同感,而對其它子群體甚至整個團隊的認同感較弱[15]。因此,董事會斷裂帶會損害團隊凝聚力,加劇團隊內部沖突,從而導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]發現,董事會斷裂帶的存在促使董事會難以達成一致意見,削弱團隊成員間信任感,阻礙董事會決策資源整合,并對跨國并購、企業戰略績效具有負向影響;梁上坤等[13]發現,由于董事會斷裂帶的存在,董事會內部觀點難以統一,進而引起子群體間的矛盾沖突,削弱董事會的監督意愿和監督能力。與前述觀點相反,也有學者認為,董事會斷裂帶能夠給公司帶來正面效應。已有文獻發現,基于信息多樣化效應,董事會個體特征多樣化能夠為董事會決策提供多樣化視角,激勵整個團隊學習行為[19],優化董事會內部信息處理過程[20],幫助企業作出有效決策[21],從而提升企業績效。馬連福等[22]指出,董事會認知能力斷裂帶能夠促使成員思想碰撞,激發創新觀點,促進信息整合,從而有利于公司創新戰略決策制定;王曉亮和鄧可斌[23]認為,董事會斷裂帶能夠促進董事會內部合作交流,為決策方案提供多元化觀點,強化董事會對管理層的監督職能,從而提高資本結構決策效率。

1.2 研發操縱

現有學者發現,企業研發操縱動機主要表現在享受政策優惠、實現盈利目標和獲得管理者私利3個方面。在享受政策優惠方面,國家為鼓勵企業加大研發力度頒布《高新技術企業認定管理方法》,部分公司為達到高新技術企業認定門檻進行研發操縱[3]。獲得高新技術企業認定資格的企業可享受15%的稅率優惠、加計扣除稅收優惠及免稅優惠,在降低自身稅負[2]的同時,獲得更多政府補助[3]。在實現盈利目標方面,企業通過研發操縱實現“保盈”目標[4]或獲得IPO業績(黃亮華、謝德仁,2014)。在獲取管理者私利方面,管理層在程序正當性和結果正當性兩個方面通過研發支出資本化操縱進行薪酬辯護,以確保自身薪酬、獎金最大化[24]。

從研發操縱可行性看,具體分為3個方面:第一,會計政策的隱形選擇。我國會計準則允許企業研發支出資本化,但能否滿足上述條件則依賴于企業和審計師的職業判斷。因此,企業可以利用會計政策的隱形選擇對研發支出進行調節(萬源星等,2020),如通過減少研發資本化支出降低稅負,或通過增加研發資本化支出提高市值。第二,監管部門審核質量較低。由于政策實施過程中的信息不對稱、搜集時間和成本過高等問題[3],政府監管部門難以準確判斷企業研發投入的真實性,導致審查趨于形式化。第三,企業違規成本較低。稅務機關若發現企業存在研發費用歸集不準確問題,則需要對其稅前扣除額進行調整[25],涉及高新技術企業資質認定的5年內不得再申請,但未涉及罰金或行政處罰,因而在一定程度上會縱容企業機會主義行為。

雖然研發操縱行為短期可以為企業帶來一些“好處”,但長期看企業并未真正創新,不利于自身創新發展,研發績效難以真正得到提升。部分學者基于研發操縱治理角度研究發現,從外部監督層面看,審計師委員會的技術背景能夠有效監督研發活動中的機會主義行為,抑制企業研發活動盈余管理[5]。在IPO前進行研發操縱的上市企業在IPO當年及IPO后,私募股權投資能夠顯著抑制企業研發操縱[8]。從內部監督層面看,技術獨立董事的專業背景能夠促使其發揮監督職能,有效抑制管理層R&D費用操縱行為[6]。高管學術經歷能夠提升會計信息穩健性,約束企業研發操縱等短期行為[7]。

2 理論分析與研究假設

2.1 董事會斷裂帶與研發操縱

政府創新補助政策在一定程度上對高新技術企業認定門檻具有逆向引導作用,能夠誘導企業進行研發操縱的策略性迎合行為[25]。企業研發操縱方式主要為調整會計科目或利用實際經營活動操縱研發投入[3]。上述方式并不能增加企業創新產出,相反會降低企業技術創新效率[2],嚴重影響企業長期發展。董事會作為公司內部治理機制的重要組成部分,承擔監督公司日常經營、配置資源等任務。董事會監督能夠緩解委托代理問題,抑制管理層尋租行為,促進內部治理水平提升[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,進而對企業行為產生影響。

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: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略決策視角,提升群體認知能力,實現專業知識、社會資源互補。在此情況下,管理層基于投機的研發操縱行為易受到董事會監督和質疑?；诓煌畔碓?董事會內部成員對信息進行深度分析,促使團隊從組織整體利益出發,以企業長遠目標為重,抑制研發操縱這種短期“虛假”創新行為[3]。由此,信息多樣化效應得以顯現?；谏鐣J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部成員相互認同,不同子群體間存在歧視,從而導致團隊內部沖突[21]。董事會斷裂帶越強,成員對所在群體的認同感越強,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,不信任感和敵對情緒升級,子群體內部成員對其他子群體成員的偏見加劇,團隊整體凝聚力下降[26]。由此,董事會內部無法實現有效溝通,董事會的監督意愿和監督能力減弱[16],從而為企業研發操縱行為提供機會和空間。

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和沖突效應,其最終影響效果取決于上述兩種效應的相對水平(張耀偉等,2021)。因此,本文認為,董事會斷裂帶對研發操縱不是簡單的單向影響,兩者存在更為復雜的非線性關系。在董事會斷裂帶較弱時,成員間同質化現象嚴重,信息多樣化效應較弱,董事會斷裂帶增強能夠促進董事會子群體成員間特征差異性提升,促使董事會實現信息交流和整合,因而信息多樣化效應顯著,沖突效應不顯著。此時,董事會斷裂帶對信息多樣化效應的邊際效應大于對沖突效應的邊際效應,從而抑制企業研發操縱。隨著董事會斷裂帶增強,當其達到臨界值時,信息多樣化效應與沖突效應間的差距最大,二者邊際效應相同,對企業研發操縱行為的抑制作用最顯著。隨后,當其達到一定程度時,因董事會子群體成員間差異過大,團隊斷裂和分割現象愈發清晰,團隊成員間意見分歧嚴重,認知負擔和內部沖突加劇,沖突效應對研發操縱的正向影響增強,董事會斷裂帶對沖突效應的邊際效應大于對信息多樣化的邊際效應,進而誘發企業研發操縱行為?；谏鲜龇治?本文提出以下研究假設:

H1:董事會斷裂帶與研發操縱呈顯著U型關系,當董事會斷裂帶處于一定范圍內時,抑制研發操縱;當董事會斷裂帶超過臨界值時,促進研發操縱。

2.2 企業內外部環境的調節效應

2.2.1 內部控制的調節效應

內部控制本質上是公司治理契約在企業內部的延伸,更是對企業內部權力運作發揮激勵、監督作用的內在制度安排[27]。根據委托代理理論,當公司具有良好的內部控制體系時,能夠有效提升會計信息質量,避免投資過度或投資不足,抑制會計信息操縱、公司腐敗等不良行為。

當企業內部控制體系較為健全時,企業內部機構設置、權責分配規范,能夠明確團隊共享目標。在此情況下,出于共同目標追求,董事會子群體摒棄彼此固有偏見,促進信息交換和知識共享,促使團隊成員進行觀點碰撞與交流,從而增強成員對其他子群體乃至整個董事會的認同感[13]。由此,信息多樣化效應、董事會監督意愿和監督能力得以強化,有助于增強董事會斷裂帶對研發操縱的抑制作用。當內部控制體系存在較大缺陷時,企業委托代理問題無法得到有效緩解,管理層有機會建立“商業帝國”,其目標與股東目標難以達成一致,導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性會引發情感隔閡,激化不同子群體間的矛盾沖突,導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督的有效性。此時,企業自利動機加重,企業研發操縱行為難以得到有效抑制?；谏鲜龇治?本文提出以下研究假設:

H2:內部控制正向調節董事會斷裂帶與研發操縱的U型關系,即U型曲線在內部控制水平較高的情況下更加陡峭。

2.2.2 市場化程度的調節效應

由于中國各地區間發展不平衡,不同地區市場化程度存在顯著差異[28]。市場化程度較低的地區,法制環境較差、知識產權保護匱乏,存在較多政府干預。在上述市場環境下,市場識別和反應能力較差,存在市場失靈現象。較低的地區市場化程度會加劇外部投資者與企業間的信息不對稱,董事會內部成員難以獲取準確的市場信息,無法根據當前市場環境進行信息與資源整合。此時,董事會內部沖突加劇,董事會的監督意愿和監督能力降低,對企業研發操縱的抑制作用不顯著。市場化程度較高的地區,法制環境完善、知識產權保護有效且政府干預較少。上述市場環境下,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,企業內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,企業內部監管力度得以提升,從而抑制企業研發操縱行為。此外,企業易于從市場中獲得創新所需資金[28],不需要采取研發操縱手段獲取高新技術補貼,且較高的市場透明度導致企業研發操縱行為容易被市場識別,代理成本和違規成本增加,面臨較高的訴訟風險和成本。由此,企業研發操縱動機減弱,從而抑制企業研發操縱行為?；谏鲜龇治?本文提出以下研究假設:

H3:市場化程度正向調節董事會斷裂帶與研發操縱的U型關系,即U型曲線在市場化程度高的情況下更加陡峭。

3 研究設計

3.1 樣本選擇與數據來源

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

3.2 變量定義

3.2.1 被解釋變量

研發操縱(Abn_RD)。借鑒Gunny[29]和朱紅軍等[4]的研究方法,構建以下模型對企業研發操縱進行估計。

(1)

(2)

(3)

其中,RD為當年研發支出,TA為企業總資產,MV為企業市值的自然對數,Q為托賓Q值,INT為營業利潤,Noramal_RD為估計的正常研發支出,Abnormal_RD為異常研發支出,即研發操縱部分。本文將異常研發支出取絕對值并將其乘以100,以此構造研發操縱變量。

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、獨立董事、內部董事、兼職董事、財務經歷、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?；谏鲜?個特征對公司年度董事進行聚類分析,采用層次聚類方法確定最優聚類分組數為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,本文采用斷裂帶強度(Fstrength)、斷裂帶距離(Fdistance)和斷裂帶交互項(Fau)衡量董事會斷裂帶。斷裂帶強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,斷裂帶交互項為斷裂帶強度和斷裂帶距離的交互項,具體計算公式如下:

(4)

(5)

3.2.3 調節變量

(1)內部控制(IC)。選取迪博數據庫中中國上市公司內部控制指數除以100,以此作為內部控制的代理變量。

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

3.2.4 控制變量

參考以往研究,本文控制可能對企業研發投入造成影響的公司層面、公司治理層面及外部相關因素。公司層面,控制公司規模(Size)、資產負債率(Lev)、總資產報酬率(Roa)、營業收入增長率(Growth)、企業年齡(Age)、股票收益率(Return)、研發強度(RD)。公司治理層面,控制董事會規模(Boardsize)、董事會獨立性(Indep)、兩職合一(Dual)、董事會會議次數(Meeting)、高管薪酬激勵(Salary)、股權集中度(Top5)、高管持股(Eshareratio)。外部層面,控制變量為四大審計事務所(Big4)。此外,Industry、Year分別表示行業與年度虛擬變量。各變量定義和具體計算見表1。

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

3.3 模型構建

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操縱的影響,本文構建以下模型:

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

(6)

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

為檢驗內部控制、市場化程度對于董事會斷裂帶與研發操縱關系的調節效應,本文分別構建以下模型:

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為內部控制,Market為市場化程度。為驗證調節變量的調節作用,分別加入董事會斷裂帶一次項、董事會斷裂帶二次項與調節變量的交互項,若假設H2、H3成立,則董事會斷裂帶二次項與調節變量的交互項系數β5顯著不為0。

4 實證分析

4.1 描述性統計與相關性分析

描述性統計結果如表2所示。由表2可知,研發操縱(Abn_RD)的均值為0.714,最小值為0.009,最大值為4.645,說明不同企業研發操縱金額差距較大,個別企業研發操縱水平較高。董事會斷裂帶中,斷裂帶強度(Fstrength)、斷裂帶距離(Fdistance)、斷裂帶交互項(Fau)的均值分別為0.628、1.459、0.923,標準差分別為0.093、0.161、0.201,說明企業間董事會斷裂帶強度與斷裂帶距離差異較大?？傮w來看,上述變量描述性結果均處于合理區間,基本滿足正態分布特征,無異常值出現。

表2 描述性統計結果Tab.2 Descriptive statistics

相關性統計結果顯示,斷裂帶強度和斷裂帶距離相關系數為0.386且在1%的水平下顯著,說明兩者度量具有一致性。進一步計算各變量的VIF值發現,變量的VIF均值小于10,說明變量間不存在嚴重多重共線性問題,自變量對因變量的解釋是可靠的。限于篇幅,相關性分析統計結果不予列示。

4.2 回歸分析

表3為董事會斷裂帶與研發操縱回歸分析結果。表3模型(1)為基準回歸,檢驗控制變量對研發操縱的影響,回歸結果顯示,控制變量大多對因變量具有顯著影響。模型(2)(3)(4)在第(1)列的基礎上,分別加入斷裂帶強度(Fstrength)、斷裂帶距離(Fdistance)以及斷裂帶交互項(Fau)的一次項和二次項。模型(2)中Fstrength、Fstrength2的回歸系數分別為-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的關系并不顯著,但Fau與Abn_RD的關系在5%水平下顯著。斷裂帶交互項兼具斷裂帶強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進行驗證。

表3 回歸分析結果Tab.3 Regression analysis results

參考Haans[30]的觀點,證明董事會斷裂帶與研發操縱的U型關系,應滿足以下3個條件:①董事會斷裂帶二次項系數顯著為正;②董事會斷裂帶取最小值時曲線斜率顯著為負,取最大值時曲線斜率顯著為正;③曲線拐點在董事會斷裂帶取值范圍內。本文進一步作U型關系檢驗,在模型(4)的基礎上繪制U型曲線,如表4和圖1所示。結果表明,Fau2的系數顯著為正(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(β=-0.234,p<0.05)和正(β=0.232,p<0.01),滿足第二個條件;曲線拐點為1.039,在董事會斷裂帶取值范圍內,滿足第三個條件。因此,董事會斷裂帶與研發操縱呈顯著U型關系,即當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董事會成員信息整合,提升董事會監督能力,從而抑制企業研發操縱;當董事會斷裂帶超過閾值時,董事會子群體間矛盾加劇,不利于內部監管,沖突效應顯著,從而加劇企業研發操縱。由此,假設H1得到驗證。

圖1 董事會斷裂帶與研發操縱的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操縱的U型關系檢驗結果Tab.4 U-shaped relationship test between board faultlines and R&D manipulation

為確保結果的可靠性,本文在構建乘積項前對自變量和調節變量進行中心化處理,以規避多重共線性問題。表3中模型(5)—(8)在主回歸模型的基礎上加入調節變量,模型(5)、模型(6)檢驗內部控制的調節效應。模型(5)中IC的回歸系數為-0.024 2,在1%水平下顯著,表明健全的內部控制機制能夠抑制企業研發操縱。模型(6)中Fau×IC的回歸系數為-0.362 0, Fau2×IC的回歸系數為0.175 6,均在1%水平下顯著。結合圖2可知,當內部控制IC較高時,董事會斷裂帶與研發操縱的U型關系曲線更為陡峭;當董事會斷裂帶較低時,董事會斷裂帶對研發操縱的抑制作用更為顯著;當董事會斷裂帶超過閾值后,董事會斷裂帶增加導致研發操縱行為快速增加。由此,假設H2得到驗證。

圖2 內部控制調節效應Fig.2 Moderating effect of internal control

模型(7)和模型(8)檢驗市場化程度的調節效應。模型(7)中Market的回歸系數為-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研發操縱。模型(8)中Fau×Market的回歸系數為-0.088 3,Fau2×Market的回歸系數為0.039 6,均在1%水平下顯著。結合圖3可知,當市場化程度較高時,董事會斷裂帶與研發操縱的U型關系曲線更為陡峭;當董事會斷裂帶較低時,董事會斷裂帶對研發操縱的抑制作用更為顯著;當董事會斷裂帶超過閾值后,董事會斷裂帶增加導致研發操縱行為快速增加。由此,假設H3得到驗證。

圖3 市場化程度調節效應Fig.3 Moderating effect of marketization degree

4.3 內生性檢驗

考慮到遺漏變量及因果互換導致的內生性問題,本文采用兩階段最小二乘法進行檢驗。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,iv2為工具變量的二次項。模型(1)、模型(2)為第一階段回歸結果。結果顯示,iv的回歸系數均為負,iv2的回歸系數均為正,均在10%水平下顯著,表明iv與Fau、Fau2的U型關系顯著。模型(3)為第二階段回歸結果,即加入iv后就Fau對Abn_RD的影響進行檢驗?；貧w結果顯示,Fau的回歸系數為-0.506 2,Fau2的回歸系數為0.242 4,均在5%水平下顯著,說明在利用工具變量控制內生性問題后,董事會斷裂帶與研發操縱依然呈顯著U型關系,與前文實證結果一致。

表5 內生性檢驗與穩健性檢驗結果Tab.5 Endogenous test results and robustness test results

4.4 穩健性檢驗

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

5 拓展性分析

前文已經驗證董事會斷裂帶與企業研發操縱的U型關系,進一步地,參考以往研究發現,董事會斷裂帶對企業研發操縱的影響與產權性質、股權集中度及經營業績密切相關,具體見表6。

表6 拓展性分析回歸結果Tab.6 Regression results of expansibility analysis

5.1 產權性質異質性

已有研究表明,公司治理水平在產權性質方面有所差異[31],這種差異性可能影響董事會斷裂帶對企業研發操縱的作用。

本文按產權性質差異將全樣本劃分為國有企業組和非國有企業組,結果顯示,國有企業董事會斷裂帶Fau、 Fau2的回歸系數分別為-0.304 7、0.133 5,但并不顯著;非國有企業Fau的回歸系數為-0.648 3,在5%水平下顯著,Fau2的回歸系數為0.319 7,在1%水平下顯著。由此可見,相對于非國有企業而言,國有企業能夠顯著弱化董事會斷裂帶對研發操縱的治理作用,影響董事會監督職能發揮,原因在于:一方面,國有企業所有者缺位現象普遍存在,其重要經營決策和管理層人事任命均由政府部門決定,“一股獨大”的特征打破了公司董事間的制衡,話語權掌握在國有股東董事手中。當董事會斷裂帶小于閾值時,大部分非國有股東董事無法實現有效溝通,難以發揮信息多樣化效應與董事會監督職能,導致董事會斷裂帶對研發操縱的抑制作用較弱。另一方面,國有企業需要承擔更多責任,其目標多樣化和政府干預能夠淡化董事會特征對研發操縱的影響[32]。由此,董事會的治理職能難以發揮,因而非國有企業董事會斷裂帶與研發操縱的U型關系更為顯著。

5.2 股權集中度異質性

股權集中度能夠反映大股東對企業經營戰略決策的影響,不同股權集中度可以產生不同的治理效果。部分學者認為,股權集中能夠促進有效監督機制構建,抑制管理層自利行為,緩解因股權分散引發的股東與管理層代理問題;部分學者認為,股權集中可能導致大股東追求私人利益的意愿和能力增強,進而侵害中小股東利益,引發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,股權集中度差異對董事會斷裂帶與研發操縱的關系具有何種影響,需要進一步探討。

本文將前五大股東持股比例作為股權集中度的代理變量,并依據其中位數將樣本企業分為高股權集中度企業和低股權集中度企業。結果顯示,高股權集中度企業董事會斷裂帶Fau、Fau2的回歸系數分別為-0.586 8、0.277 2,均在1%水平下顯著;低股權集中度企業Fau、 Fau2的回歸系數分別為-0.429 9、0.218 1,不顯著。結果表明,高股權集中度企業,董事會斷裂帶對研發操縱的影響更為顯著。較高的股權集中度意味著大股東需要承擔較大風險,一旦決策失敗會嚴重損害自身利益,對股東控制權構成一定威脅,因而對于研發創新這種高風險活動,高股權集中度企業更為謹慎[33]。雖然被認定為高新技術企業短期內可以獲得政府補貼、減稅政策優惠,但研發操縱這種“虛假”創新行為并非實質性創新,企業并未將虛增的研發投入用于創新研發活動,從長期看對企業發展具有不利影響,無益于企業研發績效提升[3],股東也無法獲取相關長遠利益。此外,企業研發操縱行為一旦暴露,不僅對自身信譽造成無法彌補的傷害,而且需要承擔大量違規成本,對企業和大股東均具有不利影響。因此,出于自身利益和風險規避的考慮,高股權集中度企業的大股東更有動力監督董事會決策,強化董事會的信息多樣化效應,發揮董事會監督職能,緩解委托代理問題,避免管理層自利行為,進而強化董事會斷裂帶對于研發操縱的影響。

5.3 經營業績異質性

相較于業績較好的公司,業績較差的公司通常面臨更大的風險,實際經濟損失、法律訴訟、聲譽損害等不良情況時有發生[34]。虧損是經營業績較差的具體體現,已有研究發現,盈利企業的減稅激勵大于虧損企業,原因在于盈利企業需要按應納稅所得額繳納所得稅,因而其研發操縱動機更強。

為進一步考察經營業績異質性對董事會斷裂帶與研發操縱關系的影響,本文按照是否盈利、經營業績中位數對全樣本進行分組回歸。結果顯示,盈利企業董事會斷裂帶Fau、Fau2的回歸系數分別為-0.529 7、0.249 9,均在5%水平下顯著;虧損企業董事會斷裂帶Fau、Fau2的回歸系數分別為-0.437 6、0.269 4,不顯著。上述結果表明,盈利企業董事會斷裂帶與研發操縱的U型關系更為顯著。經營業績較好企業Fau、Fau2的回歸系數分別為-0.636 4、0.316 1,均在5%水平下顯著;經營業績較差企業Fau、Fau2的回歸系數分別為-0.341 0、0.154 3,不顯著。上述結果表明,經營業績較好的企業經營風險較低,更關注研發操縱等負向盈余管理行為,即經營業績較好的企業董事會斷裂帶與研發操縱的U型關系更為顯著。

6 結語

6.1 結論

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研發操縱的影響,以及內部控制和市場化程度對二者關系的調節作用,并基于主研究框架進行異質性分析,得到如下主要結論:

(1)董事會斷裂帶與研發操縱呈顯著U型關系,其最終影響取決于董事會斷裂帶的信息多樣化效應和沖突效應的相對水平。當董事會斷裂帶較低時,子群體成員間差異化特征能夠促進信息交流和整合,由此提升董事會監督能力,抑制研發操縱;當董事會斷裂帶超過臨界值時,子群體成員間差異化特征導致矛盾和沖突加劇,團隊內部分裂,最終弱化董事會的監督意愿和能力,促進研發操縱。

(2)內部控制和市場化程度均正向調節董事會斷裂帶與研發操縱的U型關系,即健全的企業內部控制制度、較高的地區市場化水平有利于董事會斷裂帶發揮治理職能,在合理范圍內抑制研發操縱行為。

(3)董事會斷裂帶與研發操縱的U型關系因產權性質、股權集中度及經營業績差異有所不同,在非國有企業、股權集中度較高、盈利和經營業績較好的企業中,董事會斷裂帶與研發操縱的U型關系更為顯著。

6.2 啟示

(1)對于上市公司來說:第一,如何實現董事會結構優化,充分利用董事會成員特征差異發揮優勢作用具有重要意義。上市公司在聘用董事時,應充分考慮董事會成員特征差異,如教育程度、職業背景、工作經歷等方面,通過發揮董事會斷裂帶的信息多樣化效應拓展信息渠道,強化董事會監督職能,抑制因注重短期利益進行的研發操縱行為,從而提高企業創新水平。第二,完善內部控制制度,提升董事會治理水平,強化董事會斷裂帶的正向作用。第三,完善外部監管機制,利用市場化監管力量抑制企業研發操縱行為。第四,非國有企業、股權集中度較高、盈利及經營業績較好的企業應利用董事會特征差異,通過控制董事會斷裂帶發揮董事會的監督職能,確保企業健康發展,提升企業價值。

(2)對于監管部門來說:第一,根據董事會斷裂帶情況對上市公司采取差異化策略,關注董事會斷裂帶較低或過高的上市公司,拓展審查空間,構建懲罰機制,加大懲處力度,提高違規成本。對于申請高新技術企業認定的企業進行嚴格審查和復查,營造良好的公司外部治理環境。第二,在現有政策法規的基礎上,完善創新激勵政策,鼓勵企業自主創新,通過抑制研發操縱行為促進企業實質性創新。