企業研發創新影響財務舞弊風險嗎

馬廣奇 張保平

【摘要】基于2008～2018年我國A股市場數據，實證分析企業研發投入強度和研發創新風險對財務舞弊風險的影響。研究發現，研發投資的高風險性及酌量性刺激了管理層實施財務操縱行為。研發投入強度越大，財務舞弊風險越高；研發創新風險越大，財務舞弊風險也越高。通過內生性分析發現，主要解釋變量具有很強的外生性。進一步對影響機制的研究發現，研發投入強度加大了研發創新風險進而降低了企業盈利能力，從而使管理層面臨經營壓力而更傾向于選擇財務舞弊。當管理層面臨由研發帶來的壓力時，若公司內控系統不完善，則財務舞弊風險更高；若管理層找借口的動機或能力較弱，財務舞弊風險則會相應地有所降低。研究還發現：高新技術企業研發投資相對較激進，由此導致的財務舞弊風險更高，但其研發活動相對并不太會導致盈利能力下降；大型企業研發投資決策亦較為激進，且其研發活動更能導致盈利能力下降進而引發更高的財務舞弊風險，但其研發投入強度能顯著降低研發創新風險。研究對于創新管理及舞弊治理具有參考價值。

【關鍵詞】研發創新；研發投入強度；研發創新風險；財務舞弊風險；工具變量法

【中圖分類號】F275【文獻標識碼】A【文章編號】1004-0994（2019）24-0007-12

【基金項目】國家社會科學基金項目“基于互聯網的絲綢之路經濟帶金融合作機制研究”（項目編號：16BJY180）

一、引言

康美藥業作為一家國家級重點高新技術企業，其近期發生的財務造假事件又一次猛烈沖擊了我國資本市場，隨即產生了較大的不良反應。在我國經濟新常態大環境下，無論是政府還是企業，均高度重視對研發創新的投資。若企業研發創新真能刺激管理層進行財務操縱進而加大財務舞弊風險，則必然需要監管部門予以高度重視。

馬廣奇[1]認為，資本市場是一個信息集中度高、時效性強并且信息高度不對稱的典型博弈場。為避免資本市場劇烈波動及由此引發的市場風險，應當使資本市場博弈在一個相對公平的環境機制中進行。缺乏公平的資本市場機制容易使公司管理層基于“人性自利”及其所處的信息優勢地位而產生實施機會主義行為的傾向，這種傾向在社會道德約束、市場監管制度及公司治理環境部分或全部存在漏洞的情況下進一步被加大，最后演變為財務舞弊行為，從而對資本市場形成強烈的負面沖擊。研發創新是企業獲得競爭優勢和可持續發展的不竭動力，同時又是當前時代背景下企業快速成長的標志。然而，研發創新活動本身具有回報周期長、收益的不確定性程度高及面臨的風險大等特點。作為企業的一項不確定性投資，研發創新能否在可預見的未來顯著增加企業收益具有很大的不確定性。在基于經濟人假設的委托代理關系中，委托人更加注重具有戰略性的長遠投資以獲取財富的最大化增值，而代理人基于其經營考核壓力則更加注重企業短期的經營績效。這種基于風險承受度差異而導致的委托代理問題在未能得到完美解決的情況下增加了管理層實施機會主義行為的傾向。此外，依據我國會計準則的規定，企業研究階段的支出應當全部費用化，開發階段的支出在符合特定條件時方可予以資本化。對于研究階段的劃分及特定條件的把控，均由企業自己來完成。研發支出會計確認和計量上較大的主觀性為機會主義行為的實施又一次提供了“機會”。單就企業財務視角而言，研發活動失敗最直接的后果就是資產的減少和費用及負債的增加，進而可能導致財務風險和經營風險加大。基于舞弊三角理論，當企業高強度的研發投資活動在管理層經營期內未能顯著提高經營績效而導致沉沒成本不斷增加時，經營壓力會使管理層更加傾向于實施財務造假以自保。因此，基于研發投資的高不確定性及研發會計處理的靈活性，企業研發活動也可能是影響財務舞弊風險的因素之一。

鑒于以上分析，本文基于既往學者遺留的學術空隙，以舞弊三角理論為基礎，實證分析了企業研發投入強度和研發創新風險對財務舞弊風險的影響，并進一步對其影響路徑進行了探討。考慮到內生性的影響，進一步使用IV Probit對模型內生性進行了控制。通過此研究，試圖為深化科技體制改革、促進企業研發創新能力的提升和資本市場財務舞弊的治理提供決策參考。本文預期對文獻的貢獻主要體現在三個方面：①首次研究企業研發創新對財務舞弊風險的影響，填補了相關領域的文獻空缺；②基于前人成果創新性地設計和度量了研發創新風險和財務舞弊風險，對現有文獻具有一定的增量貢獻；③創造性地找到了一個有力的工具變量（effect），對相關領域實證研究中內生性問題的控制提供了參考依據。

二、文獻回顧

就財務舞弊動因而言，最著名的有“舞弊三角理論”和“GONE理論”。舞弊三角理論是由Steve Albrecht博士于1995年提出的。該理論認為，企業舞弊是由壓力（Pressure）、機會（Opportunity）和自我合理化（Rationalization）三要素合力作用的結果。GONE理論是由Bologua在1993年提出的。該理論認為，貪婪（Greed）、機會（Opportunity）、需要（Need）及事后被暴露（Exposure）四個因素共同決定了企業財務舞弊的程度。此后關于公司財務舞弊動因的研究，大都是建立在這些理論之上的，例如我國學者韋琳、徐立文等[2]以及洪葒、胡華夏等[3]的研究。

就財務舞弊風險而言，現有文獻基本都是基于財務舞弊事實行為進行研究的，對財務舞弊事前風險的關注度并不高。基于事實行為對財務舞弊的研究，大都以因違規而被監管機構揭露并懲處的公司及未發生違規行為的配對公司為樣本，并通過設置虛擬變量而進行的。例如國外學者Beasley[4]、Johan等[5]以及我國學者楊清香、俞麟等[6]及盧馨、李慧敏等[7]的研究。這種研究方法具有一定的合理性，然而根據“冰山理論”可知被監管機構揭露的財務舞弊行為只可能是冰山一角，加之配對檢驗使得研究樣本過小致使其穩健性受到很大的影響，這也是前述研究方法的不足。鑒于此缺陷的存在，有學者開始研究財務舞弊事前風險。鄭登津、閆曉茗[8]將因被監管機構查處并揭露而變成財務舞弊事實行為之前的財務舞弊風險稱之為事前風險。以事前風險視角來研究財務舞弊行為，需要借助財務造假預測模型對公司財務舞弊事前風險進行估計。而對財務造假預測模型的研究目前也存在著許多經典文獻可供參考。國外最為經典的財務舞弊預測模型要屬Beneish等[9]以美國證監會查處的財務造假公司及其配對樣本為研究對象分析建立的財務造假識別模型Mscore模型及Dechow等[10]以Mscore模型為基礎進一步研究建立的Fscore財務造假估計模型。我國學者錢蘋、羅玫[11]基于我國市場的特殊性，綜合分析了Mscore模型和Fscore估計模型的預測能力和優缺點之后建立了具有中國特色且更具有預測能力的財務舞弊預測模型Cscore模型。該模型經鄭登津、閆曉茗[8]實證檢驗支持了構建者所聲明的很高的預測力，而用Mscore模型和Fscore估計模型估計的事前風險與事后被查并沒有顯著的相關性。此外，陳國欣、呂占甲等[12]以及吳革、葉陳剛[13]等也構建了財務造假識別模型并聲明具有很高的預測能力。

目前已有大量的文獻涉及對企業研發創新活動的研究，例如Rouvinen[14]、Hirschey和Connolly[15]、Mahony和Vecchi[16]的研究，但鮮有文獻研究企業研發投入對財務舞弊風險的影響。本文將從研發活動對企業盈利和盈余管理行為的影響兩個方面進行文獻梳理。①研發創新能否提升企業盈利能力尚存在較大的不確定性。Osma等[17]認為，會計準則對于不確定性研發活動的會計處理的規定會導致企業短期收益績效與長期價值創造之間產生沖突。Yang、Chiao等[18]發現研發投資與企業盈利之間是非線性關系，只有研發投資保持在中等水平時才能促進盈利能力的提升。Li等[19]發現具有高財務約束企業研發投資與股票收益之間存在正相關關系。而Zhang[20]指出研發投資強度增加了企業陷入財務困境的風險。接著Amoroso等[21]發現基于不確定性而減少研發投資會降低企業利潤；面臨不確定性時，提高研發活動的努力程度會帶來額外的收益。②對于研發活動與盈余管理的關系，基于研發支出會計處理的靈活性以及可操縱性，認為研發費用資本化是企業常見的盈余管理策略。Wang、Souza[22]發現，相對于實際盈余管理行為而言，當進行會計操縱的邊際成本較低時，管理者更加傾向于削減研發投資，操縱研發支出成了其盈余管理的重要手段之一。Markarian、Pozza等[23]研究發現，公司更傾向于通過對研發支出資本化的操縱來平滑盈利。Prencipe、Markarian等[24]認為研發成本資本化是一種特殊的應計項目，并且其可以作為企業盈余管理的代理指標。由于管理層必須對其項目的對外報告結果負責，因此Seybert[25]認為授權將研發支出資本化也可能與企業實際盈余管理活動有關。此外，我國學者許罡和朱衛東[26]、楊國超和劉靜等[27]及杜瑞和李延喜[28]對研發投資與盈余管理關系的研究結論也基本與上述結論一致。而就盈余管理與財務舞弊風險之間的關系而言，盈余管理活動通常會加大企業財務舞弊風險，并且隨著時間的推移盈余管理會逐步向財務舞弊演變[29]。

三、研究假設

經濟人假設為多數經濟現象的分析提供了一個良好的邏輯起點。兩權分離形式下，在因非對稱信息博弈而形成的委托代理關系中，具有經濟人屬性的企業所有者和經管者雙方基于信息的非對稱性，在追求各自利益最大化的過程中產生的沖突及沖突所導致的委托代理問題至今也尚未得到完美解決。這種基于經濟人假設的委托代理關系為企業財務舞弊提供了一定的土壤。可以說，只要存在委托代理關系，財務舞弊風險就永遠客觀存在于資本市場。

研發創新是企業尋求自身發展的內生性戰略選擇[30]。然而，企業研發創新活動面臨未知的技術風險、市場風險及企業經營和財務風險，這導致企業自完成投資決策開始投入的巨額研發費用及后續過程中陸續投入的人力、物力、財力在經歷漫長的研發周期后，最終能否轉化為目標資產具有較大的不確定性，而這種不確定性及不確定性所帶來的經濟后果給企業所有者和經營者帶來的沖擊是不同的。企業所有者和經營者都具有“經濟人”的一般屬性。企業所有者基于自身財富最大化考慮，通常會從戰略的角度出發，傾向于選擇那些事關企業可持續發展的戰略性投資而不論該項目的短期效益如何。而經營者基于自身利益最大化，通常表現出更大的風險規避傾向。經營者的短視行為在上市公司中是一種普遍存在的現象[31]，他們最為關注的是委托人作為考核依據的企業績效而不是委托人所注重的長遠戰略目標。已有研究表明，企業研發活動與企業績效之間并不一定正相關[32]、研發投資強度與企業獲利能力負相關[33]，當企業研發強度達到一定閾值之后可能會導致企業績效下降[18]。由此可見，企業創新能否為企業帶來經濟利益仍具有一定的不確定性。此外，依據我國現行會計準則規定，企業研發支出應當分為研究階段和開發階段進行核算。研究階段的相關支出應當費用化，計入當期損益。進入開發階段后企業研發創新活動所面臨的不確定性相對有所減弱，因此在符合特定條件時，相關支出可以資本化。而研發階段的劃分和特定條件的設計都是由企業自行決定的，這無疑給機會主義行為留下了空間。基于企業財務視角可知，企業研發創新活動一旦失敗，最直接的后果就是資產的減少和費用及負債的增加，進一步可能導致企業財務風險和經營風險加大。因此，在企業缺乏科學的投資決策機制致使研發投入過于激進的情況下，高風險所導致的不確定性將進一步加大研發創新風險，致使研發活動失敗的可能性增大，最終可能導致企業整體風險上升。因而，當高投入的研發創新活動在一個較短的考核周期內并沒有顯著提高企業經營績效時，管理層基于經營壓力可能更傾向于選擇盈余操縱以粉飾財務業績。

由此可見，企業研發投入刺激了盈余管理行為的增加，從而使得研發投入強度越大，盈余管理程度可能越高。而盈余管理會隨時間的推移逐步向財務舞弊演變[29]，但這種演變可能并非是及時、完全和準確的。從這個角度來講，在可預見的短期內由企業研發投入刺激而產生的管理層盈余管理行為能否導致財務舞弊的發生仍然具有一定的不確定性。盡管如此，由于盈余管理與財務舞弊具有相同的驅動因素、目標及對象[29]，基于舞弊三角理論，導致企業進行盈余管理的風險因素客觀存在，很可能說明企業同樣具有較高的財務舞弊風險。而基于人性自利假設，財務舞弊風險是客觀存在的。因此，研發投入強度和研發創新風險與財務舞弊風險可能存在預期的正相關關系。為此，本文提出如下假設：

假設1：企業研發投入強度越大，財務舞弊風險越高。

假設2：企業研發創新風險越大，財務舞弊風險越高。

四、研究設計

（一）樣本選取

鑒于現行會計準則對研發支出費用化和資本化做出了新的規定，本文以2008～2018年我國A股上市公司為研究對象。考慮到研究個體之間的可比性，僅選擇該期間內研發投入大于零的非金融類上市公司數據，并剔除數據存在缺失的觀測值，最終以2531家上市公司共計9245個年度觀測值作為研究樣本。為了避免極端值所帶來的影響，對所有連續變量進行了上下1%的Winsorize處理。研究數據主要來自CSMAR數據庫，部分數據來自RESSET數據庫。為了保證數據的準確性，將部分數據與RESSET數據庫相關數據進行了比對。

（二）變量設計

1.被解釋變量。參照美國注冊會計師協會（AICPA）發布的《審計準則第99號——考慮財務報告中的舞弊》（SAS NO.99）及《中國注冊會計師審計準則第1141號》的定義，本文將財務舞弊風險理解為“企業為獲取不當或非法利益，以財務欺詐或財務操縱等手段蓄意欺騙投資者的可能性”。基于處于信息劣勢地位的財務報表預期使用者視角，被投資企業的這種財務欺詐或財務操縱行為最終是否會真的發生以及發生程度如何具有一定的不確定性，故這也屬于鄭登津、閆曉茗[8]所論述的事前風險。因此，本文首先參照鄭登津、閆曉茗[8]的做法使用錢蘋、羅玫[11]建立的Cscore模型來估計企業的財務舞弊程度值，然后根據錢蘋、羅玫[11]設定的最優閾值（-4.701）將Cscore模型估計值分為兩組來設計財務舞弊風險虛擬變量（ERFF）。若Cscore模型估計值大于-4.701，則財務舞弊風險變量（ERFF）取值為1，表示財務舞弊風險高；否則財務舞弊風險變量（ERFF）取值為0，表示財務舞弊風險低。Cscore模型及其主要指標說明如下：

2.解釋變量。本文將從研發投入強度和研發創新風險兩個方面研究企業創新與財務舞弊風險之間的關系，分別設置研發投入強度（Lnintensity）變量和研發創新風險（INR）變量進行建模回歸檢驗。研發投入強度反映了企業研發創新的意愿及研發投資策略的激進性，目前文獻中有兩種主要的度量方式。一是研發投入與營業總收入之比[34]；二是研發投入與凈資產或總資產的比值。本文借鑒虞義華、趙奇鋒等[34]的做法，以研發投入與營業收入之比取對數作為研發投入強度的代理指標。

王玉澤、羅能生等[35]認為研發創新風險是企業因研發創新活動失敗而不能達到預期目標的可能性，并設計了專門指標對其進行度量。事實上，可持續增長率反映的是企業在不發行新股且不改變經營效率和財務政策的情況下基于基期水平預計的下期企業增長率。若企業研發投入增長率大于可持續增長率，則說明企業研發創新投資策略比較激進，為此需要改變經營效率或財務政策甚至發行新股來支持研發創新活動，這勢必會加大企業經營風險和財務風險進而提高研發創新活動失敗而不能達到預期目標的可能性。

為此，在王玉澤、羅能生等[35]研究的基礎上，本文進一步創新性地設計了研發創新風險的代理指標。若企業研發創新投入增長率與可持續增長率之差大于0，則意味著研發創新風險高，研發創新風險變量（INR）取值為1，否則為0。

3.控制變量。參照吳永明、袁春生[36]及戴亦一、余威等[37]的研究，分別從企業規模、償債能力、營運能力、企業價值及企業治理等層面對影響企業財務舞弊風險的因素加以控制。此外，考慮到財務舞弊風險可能因行業而異并可能具有年度效應，本文還控制了行業固定效應和年度固定效應。變量及相關說明見表2。

（三）模型構建

參照前人的研究并結合本文主要研究變量的性質，本文構建如下Logit模型來檢驗兩個假設。

其中，Innovation表示企業研發創新，具體包括研發投入強度變量（Lnintensity）和研發創新風險變量（INR）。ε表示擾動項。

五、實證分析

（一）描述性統計

表3報告了主要研究變量的描述性統計結果。從財務舞弊風險變量（ERFF）的統計結果來看，2008 ～ 2018年我國A股市場研發創新投入大于零的企業財務舞弊風險較高。從研發投入強度變量（Lnintensity）的統計結果來看，平均而言2008～2018年我國A股市場上研發創新投入大于零的企業整體的研發投入強度并不高。就研發創新風險（INR）而言，其均值為0.661，中位數為1，說明2008～2018年我國A股上市公司研發創新行為比較激進，面臨的風險較大。其他控制變量的結果與前人的研究類似。

（二）基準回歸分析

表4列示的是使用Logit模型在穩健標準誤下進行估計的結果。第（1）～（4）欄中列示的是對假設1進行檢驗的結果，第（5）～（8）欄中列示的是對假設2進行檢驗的結果。其中，第（4）欄和第（8）欄的回歸中采用了行業層面的聚類穩健標準誤，聚類穩健標準誤也是異方差穩健的。

在第（1）欄的回歸中沒有控制任何變量，結果發現研發投入強度變量（Lnintensity）的系數顯著為負，這與預期相反。考慮到第（1）欄的回歸中遺漏了影響企業財務舞弊風險的其他因素，故在第（2）欄的回歸中引入了本文的控制變量。在控制了影響企業財務舞弊風險的其他因素后發現，第（2）欄中研發投入強度變量（Lnintensity）的系數（0.077）在1%的水平上顯著為正且具有預期的經濟意義。考慮到企業財務舞弊風險可能還受到行業和年度效應的影響，本文進而控制行業和年度效應后再次進行了估計，相關結果列示在表4第（3）欄中。該欄中變量（Lnintensity）的系數（0.054）雖然進一步減小，但仍在10%的水平上顯著為正。第（1）～（4）欄的回歸結果表明，企業研發投入強度越大，財務舞弊風險越高。

按照上述程序對假設2進行檢驗。在逐步控制了影響企業財務舞弊風險的其他因素后發現，研發創新風險變量（INR）的系數逐漸增大且其顯著性水平也逐步提高，最終在1%的水平上顯著為正。第（5）～（8）欄的回歸結果表明，企業研發創新風險越大，財務舞弊風險越高。此外，本文在整個檢驗過程中均使用穩健標準誤進行估計，故異方差問題對回歸結果的影響不大。經檢驗，多重共線性對回歸結果的影響也不嚴重。其余變量的估計系數均符合預期，故不再詳述。

（三）內生性檢驗

內生性問題廣泛存在于社會學[38]、管理學特別是戰略管理[39]等領域的實證研究中，本文也不可避免地受到由以下原因帶來的內生性的干擾：①遺漏變量問題；②測量誤差問題；③雙向因果問題。首先，本文雖然盡可能多地引入了多個層面的控制變量，試圖全面控制影響企業財務舞弊風險的其他因素，但是認知的局限使得仍然有一些因素沒有被發現并加以控制，致使研究結論可能受到內生性的影響。其次，雖然本文數據來源可靠且對變量進行了精細化取值計算，但是仍有可能存在由測量方面的誤差而導致的內生性問題。此外，本文主要解釋變量與被解釋變量之間從邏輯上說不具有很強的雙向因果關系，因此雙向因果關系帶來的內生性對本文的影響不大。

王宇、李海洋[39]認為工具變量法能夠很好地緩解因遺漏變量、選擇偏差、雙向因果、測量誤差及動態面板而引起的內生性問題。因此，本文使用工具變量法來控制內生性的影響。要使用工具變量法，首先需要有效的工具變量。本文按照以下邏輯選擇工具變量。首先，地區GDP反映了一個地區的經濟發展程度。企業注冊地省份GDP越高，其經濟發達程度越高，地區創新意識越強，越有利于企業創新。而迄今為止尚無理論支撐地區GDP與企業財務舞弊風險之間存在直接關系。因此，本文選擇企業注冊地GDP并取自然對數LnGDP作為第一個工具變量。其次，我國企業受政策及高層領導理念的影響很大，政策和高層領導的理念往往對企業發展具有導向性作用。2014年9月李克強總理發出了“大眾創業、萬眾創新”的號召，從而激起我國企業的創業創新熱潮。因此，本文設計一個虛擬變量effect作為第二個工具變量。若研究樣本中某觀測值處在2015年度及以后effect取值為1，否則取值為0。顯然變量effect既滿足相關性要求，又滿足外生性要求，預期將是一個很好的工具變量。

表5列示的是采用IV Probit兩步法對假設1和假設2進行重新估計的結果。其中第（1）和第（3）欄分別列示的是第一階段回歸結果，第（2）和第（4）欄分別列示的是第二階段回歸結果。第（2）和第（4）欄的回歸結果似乎并不支持前文所述的實證結論。然而，使用IV Probit法的前提是必須存在內生性解釋變量。由表5所列示的外生性檢驗結果可知，沃爾德檢驗（Wald test）分別在70.54%和47.99%的水平上接受了解釋變量Lnintensity和INR為外生變量的原假設，因此前文檢驗結果可靠。此外還發現所選的2個工具變量具有很強的解釋力，其中變量effect解釋能力最佳。

（四）穩健性檢驗

雖然本文已經排除了內生性對實證結論的影響，但是為了使研究結論更加穩健，下面進行以下兩方面的穩健性檢驗。①以Cscore模型估計值作為連續變量來度量財務舞弊風險，以研發投入金額的自然對數來絕對地度量研發投入強度并使用OLS重新進行估計，相關結果列示在表6第（1）、第（2）欄。②首先使用研發投入金額與凈資產的比值取自然對數來衡量研發投入強度。同時參照王玉澤、羅能生等[35]的做法以研發投入增長率與企業下期凈利潤增長率之差是否大于零來度量研發創新風險，該差值大于零則說明風險高，取值為1，否則為0。然后使用Probit模型重新估計，相關結果列示在表6第（3）、第（4）欄。由表6整體來看，本文模型設置問題不大，回歸結果相對穩健。綜上論述，本文假設得到穩健的實證支持。

六、進一步研究

（一）影響機制分析

企業研發創新活動本質上也屬于企業的一種投資活動，不同的是研發活動較其他投資活動而言具有更大的收益不確定性和風險性，由此也加大了會計確認與計量的難度。我國會計準則規定，對企業研發項目應當分階段進行確認與計量，研究階段的支出應當費用化，開發階段的支出只有在符合特定的條件時才可以資本化。而研究階段的劃分及特定條件的設計都是由企業自行決定的，具有較強的主觀性，這無疑給管理層的機會主義行為提供了方便。若企業研發活動未能顯著提高預期經濟效益，管理層迫于經營壓力而選擇財務造假的可能性是很大的。此外，若企業研發創新投資比較激進，研發活動風險和收益的不確定性將進一步增加，從而導致企業管理層面臨的壓力又一次被加大，最終增加了企業財務舞弊的風險。

鑒于以上分析，可以從理論上認為企業研發創新投入的激進度加大了研發創新風險，進而使管理層面臨的壓力增大，從而提高了財務舞弊風險。陳關亭[40]認為被ST處理及退市是企業面臨的主要壓力。因此，本文借鑒陳關亭[40]及韋琳、徐立文等[2]的做法設置企業壓力變量（Pressure）進行研究。一般情況下，企業當年資產凈利率越小，管理層面臨的壓力越大。因此企業當年的ROA取相反數作為壓力（Pressure）的替代指標進行回歸，相關回歸結果列示在表7中。參照李光明、蔡旺春等[41]設計的鏈式中介效應檢驗模型，由表7第（1）～（3）欄的回歸結果可知，研發創新風險在研發投入強度對管理層壓力的影響中具有部分中介效應。結合表7第（1）～（5）欄及表4的回歸結果可知，研發創新風險和管理層壓力在研發投入強度對企業財務舞弊風險的影響中具有鏈式中介作用。

基于舞弊三角理論可知，當企業管理層面對較大的壓力時，若存在一定的公司治理缺陷為其舞弊提供機會，則財務舞弊風險會大幅度提高。為此，本文設計壓力變量（Pressure）和企業內部控制缺陷變量（Control）的交互項（P×C）來進行檢驗，相關結果列示在表7第（6）欄。若企業內部控制無效或內部控制存在缺陷，則變量Control取值為1，否則為0。表7第（6）欄中交互項P×C的系數在1%的水平上顯著為正。正如舞弊三角理論所解釋的，企業內部控制缺陷發揮了顯著的正向調節效應。此外，韋琳、徐立文等[2]基于舞弊三角理論認為CPA審計意見可以用來描述企業管理層自我合理化借口。因此參照其研究設置管理層借口變量（Excuse）及其與壓力變量（Pressure）的交互項P×E來進行檢驗。參照韋琳、徐立文等[2]的研究，若企業當年被出具標準審計意見，則表明管理層與審計師溝通較為順暢，管理層幾乎沒有找借口或找借口的動機較弱，此時Excuse取值為1，否則為0。相關檢驗結果列示在表7第（7）欄。該欄的回歸結果說明當管理層面臨由研發活動帶來的較大經營壓力時，其找借口的動機較弱，財務舞弊風險較低。

此外本文發現，即使引入交互項，前文所證實的鏈式中介效應依然顯著。綜上分析，基于舞弊三角理論及表7實證結果可以認為，企業研發投入強度加大了研發創新風險，進而增加了管理層壓力，從而導致企業財務舞弊風險增加。當管理層面臨前述壓力時，若企業內控治理體系不完善，則財務舞弊風險更高；若企業管理層找借口的能力和動機較弱，則財務舞弊風險相應地有所下降。

（二）基于企業異質性的分析

1.基于企業技術特質的分析。相對于其他企業而言，高新技術企業作為知識和技術密集型經濟實體，其研發投入強度、研發創新風險以及研發創新活動對企業財務舞弊風險的影響可能有所不同。為此，設計虛擬變量Htech來進行相關檢驗。若企業本身或下屬公司被認定為高新技術企業或創新型企業，則變量Htech取值為1，否則取0。檢驗結果列示在表8中。

表8反映的是基于企業技術特質的分析結果。由第（1）欄和第（2）欄的估計結果可知，高新技術企業相對而言研發投入強度更大，面臨的研發創新風險更高，總體來說其研發投資比較激進。由第（3）欄可知，高新技術企業研發投入強度會顯著地增加其研發創新風險。

在第（4）欄和第（5）欄的回歸中，研發投入強度變量和高新技術企業變量的交互項Lnint×H及研發創新風險變量與高新技術企業變量交互項INR×H的系數均在1%的水平上顯著為正，說明相對于其他企業而言，高新技術企業研發創新活動導致的財務舞弊風險更高。從第（6）欄和第（7）欄的回歸結果來看，兩個交互項的系數均顯著為負，說明高新技術企業研發創新活動不大可能會導致企業盈利能力降低，相反還能促進企業盈利能力的提升。

從表8的整體估計結果來看，高新技術企業相對于其他企業而言其研發投資行為比較激進，使其面臨的財務舞弊風險較大，然而并沒有發現高新技術企業研發活動會導致其盈利能力下降。結合陳關亭[40]的研究可以認為，在高新技術企業中退市的壓力可能并不是研發活動對財務舞弊風險的影響路徑，研發活動對財務舞弊風險的影響可能是由其他方面的壓力所導致的。

2.基于企業規模特質的分析。考慮到研發創新活動對財務舞弊風險的影響可能因企業規模不同而具有一定的異質性，本文參照孫曉華、王昀[42]及王玉澤、羅能生[35]的研究，以總資產均值為標準將樣本企業劃分為兩組，若企業總資產規模大于該均值則說明其規模較大，變量Big取值為1，否則取值為0。此外，研發投入額絕對數指標更能滿足此處的研究需要，因此參照王玉澤、羅能生[35]的研究以企業研發投入總額取自然對數作為研發投入強度變量（Lninten？ sity）的代理指標，相關檢驗結果列示在表9中。

從表9第（1）欄和第（2）欄的回歸結果可知，研發創新活動的激進性并沒有隨著企業規模擴大而降低，相反大型企業研發投入強度和研發創新風險相對而言更高。第（3）欄中研發投入強度變量（Intensity）和企業規模變量（Big）的交互項Inten×B系數在1%的水平上顯著為負。這說明大型企業雖然研發創新投入強度大，但是基于其財力、物力雄厚且研發創新能力強的特點，激進的研發創新投資意愿并沒有導致研發創新風險提高，反而還降低了研發創新風險。在第（4）欄和第（5）欄的回歸中交互項Inten×B及研發創新風險變量（INR）與企業規模變量（Big）的交互項INR×B的系數均在1%的水平上顯著為正，說明大型企業研發創新活動所帶來的財務舞弊風險相對而言更大。此外，表9最后兩欄的回歸中兩個交互項的系數均顯著為正，表明大型企業研發創新活動相對而言更能帶來企業盈利能力的降低，由此可能促使管理層因面臨較大的壓力而選擇財務舞弊。

七、結論與啟示

本文研究得到以下結論：①企業研發投入強度越大，財務舞弊風險越大。②研發創新風險大的企業，財務舞弊風險也越大。③企業研發投入強度加大了研發創新風險，進而使得管理層因面臨巨大的經營壓力而更加傾向于選擇財務舞弊以自保。④當管理層面臨由研發活動帶來的壓力時，若企業內部控制系統不完善，則財務舞弊風險會更大；若管理層找借口的動機和能力較弱，財務舞弊風險則會相應有所降低。⑤相對于非高新技術企業，高新技術企業研發投入強度更大并且所面臨的研發創新風險更高，由此導致財務舞弊風險也相對較大，但高新技術企業研發活動并不一定導致其盈利能力降低。⑥相對于小型企業，大型企業具有較高的研發投入強度和研發創新風險，但其較高的研發投入強度并沒有導致研發創新風險的進一步增大，反而在一定程度上降低了研發創新風險；大型企業研發創新活動相對來說更容易導致企業盈利能力下降，進而可能通過給管理層帶來經營壓力而增大財務舞弊風險。

基于以上分析本文認為，要治理資本市場財務舞弊和深化創新管理體制改革、提升企業研發創新能力，必須建立一個由社會道德約束、市場監管制度及企業治理結構三個層面構成的長效聯動機制。一方面可以培養企業的研發創新意識并激勵企業創新，使企業對研發活動進行科學安排，對研發投入進行科學決策，對研發風險進行科學把控，以科學的管理理念和管理方法提升企業研發創新能力。另一方面可以加強市場監督機制的健全和完善，加快推進“注冊制”改革，引導和監督企業自主地完善治理結構和內控系統，降低信息不對稱性，在保證企業研發創新能力提升的基礎上將財務舞弊風險降至最低。

具體來說，首先要強化社會道德約束，加大對財務舞弊行為的監督和懲處力度，揭露舞弊、打擊舞弊，形成“不敢舞弊、不能舞弊”的社會輿論約束環境，同時鼓勵創新，形成“大眾創業，萬眾創新”的社會創新氛圍。其次要建立和完善市場監管機制，加快推進“注冊制”改革，強化服務、落實監督，建立良性的舞弊監督懲處系統和科技創新激勵監督制度，對研發創新實行激勵與監督并舉，對財務舞弊實行監督與打擊并行，同時進一步探究對“研發支出”會計準則的改進和完善，以堵塞其為企業舞弊所遺留的“縫隙”。最后就企業治理而言，須從整個企業治理生態的角度出發，一方面建立健全研發創新管理機制，科學投入、嚴控風險，使企業研發投入強度保持在合理值閾，同時科學分析和控制創新風險，以提高企業創新績效。另一方面要健全和完善企業獎懲激勵制度，加強激勵、強調監督，使委托代理問題最小化，同時重視內部控制系統在抑制財務舞弊中的作用，加大對內控的投入和建設力度。

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作者單位：陜西科技大學經濟與管理學院，西安710021