問詢函監管能否抑制企業研發操縱？
——基于非研發類年報問詢函的溢出效應研究

何如楨

(廈門國家會計學院教研中心，福建 廈門 361005)

一、引言

如何有效提高企業自主創新能力是影響企業生存和發展的關鍵，也是關系我國發展全局的重大問題。為進一步激發市場主體創新活力、促進企業重視研發投入，國務院于2008年頒布了《高新技術企業認定管理辦法》(以下簡稱《管理辦法》)，對符合認定條件的企業加大政府補助和稅收優惠力度。然而，楊國超等(2017)[21]發現《管理辦法》的實施對企業產生激勵扭曲，部分企業通過操縱研發投入等機會主義行為，以獲取政府高新技術企業認定和政策支持。研發操縱不僅會造成財政資源錯配甚至浪費，還不利于企業創新能力的實質性提升，有違產業政策初衷和高質量發展要求。鑒于此，如何抑制企業研發操縱、保障產業政策有效實施成為監管部門和學術界共同關心的重要問題。

防范企業研發操縱行為，首要的是分析企業研發操縱的成因。政府進行高新技術企業認定并給予相應企業優惠政策，其本質上是政府與企業之間簽訂的不完全契約，但由于缺乏有效的監督，導致實施過程中存在信息不對稱和尋租空間。因此，抑制企業研發操縱，保障產業政策高效實施的關鍵在于強化公司的外部監督。證券交易所作為主要監管部門和一線監管平臺，以問詢函等方式實施信息披露監管，對上市公司信息披露和公司治理等方面有顯著的直接監管效用和監管溢出效用(陳運森等，2019；聶萍等，2020；梅蓓蕾等，2021；萬華林等，2022)[6][13][11][15]。但在實踐中交易所直接對企業研發行為和相關信息披露的問詢并不頻繁，從現有問詢函情況來看，僅有近25%的年報問詢函直接問及企業研發活動。1那么，未直接關注企業研發的問詢函對企業研發操縱是否依然有顯著的治理效果？其作用機制和邊界又是如何？現有研究尚無法回答以上問題。鑒于此，本文以高新技術企業創新激勵政策為切入點，考察研究交易所問詢對抑制企業研發操縱偏好、提升地方政府產業政策執行有效性的外溢性治理作用，以及其影響機制和作用邊界。

相較于現有研究，本文的邊際貢獻如下：第一，拓展了交易所問詢函監督與產業政策有效性的研究。現有關于問詢監督與研發操縱研究主要集中在考察問詢函的直接監督作用，本文聚焦交易所問詢函的外溢性作用，考察“非研發類年報問詢函”對企業研發操縱的治理作用，與Yao et al.(2021)[3]關于“研發類年報問詢函”直接治理作用的研究形成有益互補，為深化認識交易所問詢函監督和研發激勵產業政策有效性的關系提供了新視角，豐富了企業研發操縱治理相關研究。第二，豐富了問詢函溢出效應研究。現有關于溢出效應的研究主要集中在監管問詢對未收函公司信息披露、避稅、審計質量等方面有顯著的治理效應(Kubick et al.，2016；王艷艷等，2019；翟淑萍等，2020)[2][18][24]，而對于收函公司未被問詢事項的影響則關注較少。本文聚焦于后者，考察未問及企業研發活動的問詢函是否能夠對企業研發操縱偏好產生外溢性監管效果，從問詢內容視角豐富了交易所問詢溢出效用相關研究。第三，本文研究發現了交易所問詢與市場監督機制在企業研發操縱治理中的不同作用關系。現有研究支持了交易所問詢函與媒體、分析師關注等市場監督機制具有相互促進的協同效應(Yao et al.，2021)[3]，而且不同市場監督機制中媒體監督與分析師關注、地區市場化水平之間也表現出協同效應(楊國超和張李娜，2021)[22]。與以上研究不同，本文發現在企業研發操縱治理中，非研發類年報問詢對分析師覆蓋水平更低的企業、市場化水平更低地區的企業作用更強，從而表現出交易所監管外溢性治理與分析師關注、地區市場化水平之間互為補充，而非相互促進的協同效應。

二、文獻綜述與假說提出

(一)文獻綜述

《管理辦法》是一項旨在通過政府之手激勵企業擴大研發投入的產業政策。然而，實踐中，部分企業會通過研發操縱獲得高新技術企業資格認定，以獲得更多稅收優惠和政府補助(楊國超等，2017)[21]。這一行為在一定程度上造成產業政策激勵扭曲，嚴重影響其激勵企業實質性創新的本質。基于此，諸多學者聚焦于如何抑制企業研發操縱、發揮產業政策的有利作用開展研究。其中，關于外部治理因素的研究主要集中在政府監管和市場監督兩個方面。市場監督方面，楊國超和張李娜(2021)[22]研究發現，作為正式制度的補充，媒體報道能夠吸引更多網民關注公司，從而抑制企業研發操縱。政府監管方面，韋琳等(2022)[20]從區域監管角度研究發現，智慧城市的建設通過提升區域監管水平，對企業的研發操縱同樣具有顯著的抑制作用；Yao et al.(2021)[3]檢驗了資本市場信息披露監管對企業研發操縱的治理效應，發現交易所以年報問詢函的形式對企業研發活動的直接監管關注，能夠顯著抑制公司研發操縱。

然而，交易所問詢作為政府監管的重要方式之一，其不僅有直接監管作用，也具有一定的溢出效應。現有研究發現，交易所問詢的監管效果不僅限于其直接問詢范圍，對收函公司未被問詢的事項或者未收函公司也產生一定的監管溢出效應。第一，交易所問詢函具有一定的監管威懾作用，同時可以借助其他外部利益相關者的監督，對問詢函中未直接問及的事項產生影響，發揮超越問詢內容的溢出效應。比如，問詢函在沒有直接問及相關問題的情況下，可以通過激發公司外部利益相關者(機構投資者、審計師和媒體等)的監督抑制控股股東掏空(曹豐等，2021)[4]和高管超額薪酬(柳志南和白文潔，2021)[10]，改善企業獨立董事履職行為，使其在履職中更加勤勉和獨立(范合君和王思雨，2022)[8]。第二，通過公司間的聯結，監管問詢對未收函的可比公司也具有顯著的治理作用，可以發揮超越問詢對象的溢出效應。比如，監管問詢會對同行業內未被問詢的公司的避稅、債務融資、信息披露質量等產生影響(Kubick et al.，2016；陳運森等，2018；王艷艷和楊小康，2022)[2][5][19]，還會通過審計師聯結改善未收函公司審計質量和內部控制質量(王艷艷等，2019；萬華林等，2022)[18][15]。

綜合上述研究，不難發現交易所問詢等外部監管不僅可以規范企業研發行為、提升產業政策有效性，同時，問詢函對未被問詢事項和未收函對象也具有一定的監管溢出效應。然而，現有研究僅關注了交易所“研發類年報問詢函”對企業研發操縱的直接監管效果，關于“非研發類年報問詢函”對企業研發操縱監管溢出效應的研究較少。本文從超越問詢內容的溢出效應角度，以收到非研發類年報問詢函和未收函公司為樣本，考察交易所“非研發類年報問詢函”對企業研發操縱的溢出影響。

(二)假設提出

產業政策的激勵扭曲主要有兩個方面的原因：一方面，由于存在的信息不對稱問題，政府難以有效識別企業是否進行研發操縱以騙取政策激勵；另一方面，是企業與政府官員之間的尋租問題(楊國超和張李娜，2021)[22]。而非研發類年報問詢函將企業置于“聚光燈”下，可以通過加強媒體監督等中介對企業的外部治理，緩解對企業信息不對稱和尋租問題，從而抑制企業研發操縱。

1.非研發類年報問詢函能夠加強媒體監督

媒體是重要的信息媒介，可以通過對企業信息、特別是負面信息進行有效挖掘，發揮公司治理功能(于忠泊等，2011)[23]，改善資本市場信息傳播，降低信息不對稱(楊國超和張李娜，2021)[22]。而交易所年報問詢不僅會向市場傳遞出上市公司信息披露不完全或是存在潛在風險的信號(陳運森等，2019)[6]，同時，也將引起媒體等信息中介對企業經營運作、公司治理等方面信息的進一步挖掘和傳播，對企業信息披露形成媒體監督壓力。比如，泰禾集團2019年5月8日收到年報問詢函后，《經濟觀察報》于5月17日發布《泰禾，收到問詢函的這一周》進行后續跟蹤報道，并得到搜狐網、鳳凰網等多家媒體競相轉載。同時，對于問詢函未提及的經營風險，媒體也會進一步挖掘。比如，啟迪桑德2019年5月13日收到年報問詢函后，投研平臺格隆匯發文《啟迪桑德：財務被質疑被下發問詢函，未來還有什么看頭？》對問詢函及公司回函深入分析，并進一步挖掘問詢函中未問及的公司經營風險，網易新聞也于同日進一步轉發報道。因此，即使問詢函未提及研發相關問題，也可以通過增加媒體關注等渠道強化公司外部治理，抑制企業研發操縱問題，產生外溢效應。

2.非研發類年報問詢函能夠抑制企業尋租

非研發類年報問詢函可以通過對企業及其高管施加威懾和聲譽壓力，改善治理環境，減少企業尋租等機會主義行為，從而對企業研發操縱產生抑制作用。第一，收函公司通常具有“風險”標簽(陳運森等，2019)[6]，監管當局在其他監管措施中對收函公司也會予以重點關注，從而形成對收函公司的監管威懾。因此，交易所問詢，即使是與研發無關的問詢，也能夠對管理層的機會主義行為造成潛在威懾，從而對企業在高新技術企業認定中的不規范操作有一定抑制作用。同時，外部監管壓力能夠緩解企業內部代理沖突，提高公司內部控制和治理水平(聶萍等，2020)[13]，進而抑制管理層機會主義動機。第二，聲譽無論對企業還是高管而言，都是重要的無形資產，對其市場競爭力和長遠發展都起到關鍵作用，同時也對其機會主義行為形成一種約束和規范(柳志南和白文潔)[10]。交易所問詢下的監管關注和市場關注會對企業甚至高管造成聲譽壓力，促使高管更加勤勉盡責以緩解聲譽損失，從而在聲譽機制下減少管理層決策中的機會主義傾向(Dyck and Zingales，2004)[1]。因此，收到非研發類年報問詢函時，即使企業未因研發活動被交易所質疑，但身處監管威懾和媒體監督之下，公司和高管將會注重聲譽維護而減少機會主義行為。

綜合以上推理，本文提出以下研究假設：

H1：非研發類年報問詢函能夠顯著降低企業研發操縱偏好。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

隨著2013年和2014年滬、深交易所信息披露直通車正式使用，年報問詢函及回函公告開始顯著增多，因此本文選取2015-2020年A股上市公司為初始樣本，并進行以下篩選：(1)剔除金融行業、數據缺失的觀測值；(2)由于銷售收入小于或等于5000萬元的樣本較少，剔除銷售收入不高于5000萬元的觀測值2；(3)剔除了收到“研發類年報問詢函”的觀測值3；最終得到17785個有效的公司-年度觀測值，其中收函觀測值1516個，占比8.5%。本文年報問詢函收集自深圳證券交易所和上海證券交易所官網，并與巨潮資訊網、Wind數據庫中的公司公告進行核對和補充；其他數據來自CSMAR數據庫。此外，本文對主要連續變量進行了上下1%的縮尾處理，以緩解可能存在的異常值問題。

(二)模型設定與變量定義

為驗證假設1，本文構建模型(1)進行Logit回歸以檢驗非研發類年報問詢函對企業研發操縱偏好的治理效應。

模型(1)中被解釋變量(Mbb)為公司是否有研發操縱偏好的啞變量。根據《管理辦法》(2008年和2016年)4的相關規定，同時參考楊國超等(2017)[21]、Yao et al.(2021)[3]的方法，本文將研發投入恰好高于《管理辦法》規定的高新技術企業認定門檻的公司認定為具有研發操縱偏好。具體地，以0.5%作為臨界點，對于當期銷售收入為5000萬元(不含)至2億元(含)的公司，當研發投入占銷售收入的比值在[4%,4.5%)區間內時，將其定義為具有研發操縱偏好的公司，Mbb取1；否則，將其定義為不具有研發操縱偏好公司，Mbb取0。對于當期銷售收入大于2億元的公司，研發投入占銷售收入的比值在[3%,3.5%)區間內時，將其定義為具有研發操縱偏好公司，Mbb取1；否則，將其定義為不具有研發操縱偏好公司，Mbb取0。穩健性檢驗中，本文還分別以0.4%和0.6%為臨界點重新定義研發操縱偏好，進行敏感性分析。

模型(1)中解釋變量(Nonrdcl)為衡量企業是否收到非研發類年報問詢函的啞變量。為檢驗非研發類年報問詢函的監管效果，本文將樣本分為收到非研發類年報問詢

函的公司和未收函公司。若公司當期收到非研發類年報問詢函，則Nonrdcl取1，并將當期未收到年報問詢函的公司作為對照樣本，Nonrdcl取0。

此外，本文在模型(1)中還選取資產收益率、企業規模、產權性質、資產負債率、銷售增長率、董事會規模、上市板塊、審計師是否為“四大”以及是否虧損等作為控制變量，并控制年度和行業固定效應。

具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

表2為主要變量和上市公司收函情況的描述性統計結果。Panel A為主要變量的描述性統計。關于被解釋變量，公司是否具有研發操縱偏好(Mbb)的均值為0.087，表明以0.5%為閾值定義的具有研發操縱偏好公司數在總樣本的占比為8.7%，該結果與楊國超等(2017)[21]、Yao et al.(2021)[3]的測算結果基本一致。關于解釋變量，是否收到非研發類年報問詢函(Nonrdcl)的均值為0.085，表明收到非研發類年報問詢函的公司數在總樣本的占比為8.5%。問詢次數(Cltimes)的均值為1.03，表明當年內交易所對上市公司平均發放1.03次年報問詢函。問題數量(Clques)的均值為10.23，表明每份問詢函中平均包含

表2 變量的描述性統計結果

10.23個問題，而上市公司回函(Cldays)的均值為17.45，表明上市公司回函平均耗用17.45天。

Panel B為非研發類年報問詢函收函情況的行業統計，各行業收函樣本占比的分布較為均勻，除“衛生和社會工作”行業收函比例達到26%以外，其他行業收函公司占比主要分布在6%～16%之間，表明非研發類年報問詢沒有明顯的行業偏差，樣本選擇較為合理。

(二)基準回歸

表3報告了基準回歸結果。列(1)顯示，在沒有控制公司特征變量的情況下，是否收到非研發類年報問詢函(Nonrdcl)的系數為-0.308，且在1%水平下顯著。列(2)顯示，控制了公司特征變量后，是否收到非研發類年報問詢函(Nonrdcl)的系數為-0.305，且仍在1%水平下顯著。這在一定程度上說明，非研發類年報問詢函可以降低企業研發操縱偏好，支持了本文假說H1。

表3 非研發類年報問詢函與企業研發操縱偏好

(三)穩健性檢驗

1.傾向得分匹配

為了緩解公司收函方面的自選擇偏誤問題，本文參考王艷艷等(2020)[17]采用傾向得分匹配法(PSM)，選取資產收益率、企業規模、產權性質、資產負債率、銷售增長率、董事會規模、上市板塊、審計師是否為“四大”以及是否虧損等變量，對收函和未收函公司進行1:2有放回近鄰匹配，并基于配對樣本對模型(1)再次檢驗。同時，為了增強結果的穩健性，本文進一步放寬配對比例，按照1:3有放回近鄰匹配重復上述操作。匹配樣本結果如表4所示，按照以上方式進行配對后，收函公司和未收函公司之間在Roa、Size、Soe、Lev、Growth、

表4 PSM樣本平衡性檢驗

Lsector、Board和Loss等公司特征方面不再有顯著差異。

進一步，本文基于以上兩類配對樣本對模型(1)再次檢驗。表5中Panel A列(1)為1:2匹配樣本的回歸結果，Nonrdcl的回歸系數為-0.277，在1%水平下顯著；以1:3匹配樣本的回歸結果(未匯報)同樣顯示Nonrdcl的回歸系數在1%水平下顯著為負。以上結果說明，采用PSM方法緩解自選擇偏誤后，非研發類年報問詢函依然對企業研發操縱偏好有顯著的負向影響，與前文結論一致。

表5 穩健性檢驗

2.滯后一期

由于公司收函時間集中在年報發布時間附近，公司在t期收到針對t-1期年報問詢函后，仍需經過一段較長時間才到t期期末，因而t期發生的交易所問詢對企業當期行為即產生顯著影響。因此，陳運森等(2019)[6]、李曉溪等(2019)[9]等的文獻基于t期的收函情況研究交易所問詢對企業t期信息披露質量等方面的影響，本文基于同期的被解釋變量和解釋變量構建了模型(1)。為了緩解互為因果這一內生性問題，更好地分析非研發類年報問詢函與企業研發操縱偏好之間的因果關系，本文參考Yao et al.(2021)[3]的做法，將解釋變量和公司特征變量相對被解釋變量滯后一期進行檢驗。回歸結果如表5中Panel A列(2)所示，非研發類年報問詢函(Nonrdcl)的回歸系數在1%水平下顯

著為負，結果依然穩健。

3.樣本剔除

為增強研究結論的穩健性，本文將進一步篩選研究樣本。

第一，縱向角度，為了緩解研發類年報問詢函對企業以后期間研發操縱可能的影響，本文將樣本期間內(2015-2020年)收到過研發類年報問詢函的公司的歷年觀測值均剔除，然后重復模型(1)的回歸分析。結果如表5中Panel A列(3)所示，非研發類年報問詢(Nonrdcl)的回歸系數在1%水平下顯著為負，再次驗證假設1。

第二，橫向角度，為了緩解研發類年報問詢函對同行業企業研發操縱溢出效應對本文結論可能的影響，本文將收到研發類年報問詢函公司所在行業的當年觀測值剔除，然后重復模型(1)的回歸檢驗。結果如表5 Panel中A列(4)所示，非研發類年報問詢(Nonrdcl)的回歸系數在1%水平下顯著為負，結論依然穩健。

第三，本文以《管理辦法》中的研發要求為切入點，為了緩解企業研發屬性對研究結果的影響，本文將樣本縮小至創業板公司，然后重復模型(1)的回歸分析。結果如表5中Panel A列(5)所示，非研發類年報問詢(Nonrdcl)的回歸系數在1%水平下顯著為負，結論依然穩健。

4.研發操縱衡量的敏感性測試

主檢驗中本文參考楊國超等(2017)[21]和Yao et al.(2021)[3]的做法，以0.5%為臨界值定義企業當年是否具有研發操縱偏好。為了檢驗研究結果對研發操縱偏好衡量的敏感性，本文從以下兩個角度進行了分析：第一，分別以0.4%和0.6%為臨界值構建Mbb2和Mbb3，重新測度企業研發操縱偏好變量并進行回歸。具體地，當銷售收入在(0.5,2]億元區間內，研發投入占比在[4%,4.4%)時，Mbb2取1，否則Mbb2取0；研發投入占比在[4%,4.6%)時，Mbb3取1，否則Mbb3取0。對于銷售收入大于2億元的公司，研發投入占比在[3%,3.4%)時，Mbb2取1，否則Mbb2取0；研發投入占比在[3%,3.6%)時，Mbb3取1，否則Mbb3取0。第二，鑒于《管理辦法》對高新技術企業認定標準中要求研發投入最近三個會計年度達到相應閾值，本文以0.5%為臨界值，基于企業近三年研發投入情況構建Mbb4，以更嚴苛的標準衡量企業研發操縱偏好。具體地，若公司近三年的Mbb同時取1，則Mbb4取1，否則Mbb4取0；相應地，由于本文樣本期間(2015-2020年)的前兩年無法獲得Mbb4取值，本文將2015年和2016年觀測值予以剔除。

表5中Panel B列(1)顯示，以0.4%為臨界值衡量的Mbb2為被解釋變量時，Nonrdcl的回歸系數在1%水平下顯著為負；Panel B列(2)顯示，以0.6%為臨界值衡量的Mbb3為被解釋變量時，Nonrdcl的回歸系數在1%水平下顯著為負；Panel B列(3)顯示，以近三年企業研發投入情況衡量的Mbb4為被解釋變量時，Nonrdcl的回歸系數在1%水平下顯著為負。以上結果表明用不同方法衡量企業研發操縱偏好時，非研發類年報問詢函與企業研發操縱概率均顯著負相關。因此，考慮研發操縱衡量對研究結果可能的影響后，本文結果依然穩健。

5.DID模型檢驗

為了緩解樣本自選擇問題對研究結論的潛在不利影響，本文以首次收到非研發類問詢函為外生沖擊，構建多期DID模型。如模型(2)所示，Treat為外生沖擊影響變量，公司首次收到非研發類年報問詢函當年及以后年度取1，否則取0。此外，本文在模型中控制了公司和年度固定效應。回歸結果如表5中Panel B列(4)所示，Treat的回歸系數在5%水平下顯著為負。因此，基于DID模型的檢驗結果表明本文結果依然穩健。

(四)機制檢驗

1.媒體報道監督

關于媒體報道的監督效應，本文參考于忠泊等(2011)[23]、楊國超和張李娜(2021)[22]的方法，以媒體對公司報道數量來衡量媒體對公司的監督。網絡媒體相對報刊媒體具有新聞報道數量多、成本低、傳播速度快的特點，而且對于報刊媒體的獨家報道，網絡媒體通常會以轉載等形式再次加工和傳播。因此，本文選取CNRDS數據庫中的網絡媒體報道數據，按照新聞是否為原創新聞，構造MedReport(媒體報道數量加1并取自然對數)和MedInitial(媒體原創報道數量加1并取自然對數)衡量媒體監督水平。

表6列(1)～(4)匯報了檢驗結果。列(1)(2)中，本文以寬口徑的媒體報道數量MedReport為中介變量，檢驗非研發類年報問詢函是否顯著提升了媒體對上市公司的監督水平，進而降低了企業研發操縱偏好。列(1)顯示，Nonrdcl的回歸系數在1%水平下顯著為正，表明非研發類年報問詢函對媒體報道數量有顯著的促進作用。進一步，本文在模型(1)的基礎上加入MedReport進行回歸，結果如列(2)所示，控制了Nonrdcl的影響后，MedReport的系數在5%水平下顯著為負，說明媒體報道對企業研發操縱偏好有顯著的抑制作用；同時，控制了MedReport的影響后，Nonrdcl的回歸系數在1%水平下顯著為負，系數絕對值相較基準回歸結果有所減小，說明媒體報道的監督起了間接中介機制作用，非研發類年報問詢函還會直接或通過其他途徑影響企業研發操縱偏好。以MedInitial為中介變量的檢驗結果如列(3)(4)所示，結果基本一致。以上結果說明，非研發類年報問詢函既會直接抑制企業研發操縱偏好，也會通過媒體報道的監督作用抑制企業研發操縱偏好。

表6 機制檢驗

2.企業尋租抑制

本文參考杜興強等(2010)[7]、申宇等(2015)[14]的做法構建模型(3)，以企業(剔除研發費用后的)管理費用為被解釋變量(ManExp，管理費用與營業收入之比)，以營業收入自然對數(Sale)、資產負債率(Lev)、營業收入增長率(Growth)、董事會規模自然對數(Board)、員工人數自然對數(Staff)、審計師是否為“四大”(Big4)、上市公司上市年限的自然對數(Age)、公司毛利率(Magin)和前五大股東持股比例的赫芬達爾系數(Hfdahl)為解釋變量，控制行業固定效應后分年度進行回歸，測算企業超額管理費用作為企業尋租費用(Rent)的代理變量。為了緩解企業超額管理費用水平與收函之間可能由于互為因果導致的內生性問題，本文計算企業當期超額管理費用與前期超額管理費用的差值(DetaRent)來衡量企業尋租費用的變化水平，進而檢驗交易所問詢是否能夠通過降低企業尋租費用抑制企業研發操縱傾向。

表6列(5)(6)匯報了檢驗結果。列(5)是以企業尋租費用的變化DetaRent為被解釋變量、以非研發類年報問詢函為解釋變量的回歸結果，Nonrdcl的回歸系數在5%水平下顯著為負，表明非研發類年報問詢對企業尋租水平的下降有顯著的促進作用。進一步，本文在模型(1)的

基礎上加入DetaRent進行回歸，結果如列(6)所示，控制了Nonrdcl后，DetaRent的回歸系數在5%水平下顯著為正，說明企業尋租與企業研發操縱偏好有顯著的正相關關系；同時，控制了企業尋租影響后，Nonrdcl的回歸系數在10%水平下顯著為負，系數絕對值相較基準回歸結果有所減小，說明企業尋租在非研發類年報問詢函與企業研發操縱偏好之間發揮了部分中介效用。綜合以上結果，非研發類年報問詢函對企業研發操縱的治理作用有一部分是通過降低企業尋租水平實現的。

五、進一步檢驗

本文從交易所的問詢次數、問詢函中問題數量和公司回函耗用時間等方面，探究非研發類年報問詢函的不同特征對企業研發操縱偏好的影響；同時，從分析師覆蓋水平和區域市場化水平角度，探討不同外部條件下非研發類問詢對企業研發操縱偏好的作用程度。

(一)不同非研發類年報問詢函特征的差異性分析

1.非研發類年報問詢函問詢次數

一方面，交易所以有限監管資源對上市公司年報實施問詢，次數越多說明交易所認為公司存在的潛在風險更大，對企業造成的監管壓力也更大；另一方面，交易所問詢次數越多，企業對相關問題的補充披露或解釋說明將更為深刻、全面，能夠為外部人提供更多決策有用信息。因此，交易所問詢次數越多時對企業研發操縱偏好抑制作用更強。

2.問詢函中問題數量

類似地，不同問詢函中問題數量的多寡也不盡相同，問詢函中問題數量越多時，企業也將在回函中提供更豐富的信息，因此對企業研發操縱偏好的影響程度更大。

3.上市公司回函時間

問詢函中明確要求上市公司在規定時間內要及時、準確回復，雖然交易所將回函時間一般設定在上市公司收函后7個交易日內(王艷艷等，2020)[17]，但是上市公司回函耗用的天數實際上差異較大。這是由于問詢函的回復可能需要公司協調財務、投資、生產等業務部門以及審計師、律師等利益相關者多方參與，問詢問題的嚴重性和復雜性決定了上市公司周密而妥善地回復將耗用更多的時間，不乏公司在收到交易所問詢后一再申請延期回復。因此，上市公司回函天數一定程度上反映了交易所對上市公司的監管壓力和問詢函及回函的信息含量。回函天數越多，非研發類年報問詢函對企業研發操縱偏好的治理作用更強。

本文構建模型(4)以檢驗非研發類年報問詢函特征對企業研發操縱偏好的作用效果。模型(4)中解釋變量為當期非研發類年報問詢次數、問題數量以及上市公司回函時間等特征。具體地，第一，基于交易所發函次數構建非研發類年報問詢次數變量(Cltimes)；第二，基于當期歷次問詢函構建問題數量變量(Clques)，加1并取自然對數之后以(LnClques)衡量問詢函問題數量；第三，基于當期歷次回函天數之和構建回函時間變量(Cldays)，加1并取自然對數(LnCldays)。

表7列(1)～(3)報告了不同問詢特征對企業研發操縱偏好的影響。結果顯示，公司當期收函次數(Cltimes)、問題數量(LnClques)和回函耗用的時間(LnCldays)回歸系數均在1%水平下顯著為負，即以上問詢函特征與企業研發操縱偏好顯著負相關。以上結果表明非研發類年報問詢的問詢次數、問題數量以及回函天數越多時，非研發類年報問詢函對企業研發操縱的治理效應越強。

表7 進一步檢驗

(二)不同外部環境的調節效應分析

1.分析師跟蹤人數

證券分析師作為資本市場重要的信息中介，可以通過宏觀分析、行業分析和股票分析等手段為投資者提供投資決策相關信息，從而發揮對企業的外部治理作用。但是分析師在股票跟蹤和信息挖掘中存在樂觀傾向(閔敏

等，2021)[12]，而被交易所問詢的公司往往在公司經營、信息披露等方面存在風險、異常、甚至潛在違規行為，因而被分析師跟蹤的概率更小。因此，交易所問詢與分析師在公司外部治理機制中可能起到互相補充的作用，即非研發類年報問詢函對分析師覆蓋較少的企業研發操縱偏好抑制作用更強。

為檢驗分析師跟蹤人數的調節作用，本文構建模型(5)，設置研發類年報問詢函與分析師跟蹤人數的交乘項(Nonrdcl×Analysts，Analysts為當年內對該上市公司發布過盈余預測的分析師跟蹤人數加1后取自然對數)為解釋變量。回歸結果如表7列(4)所示，Nonrdcl×Analysts的回歸系數在1%水平下顯著為正，說明分析師跟蹤人數在非研發類年報問詢函與企業研發操縱偏好的關系中發揮了正向調節作用，即非研發類年報問詢函對企業研發操縱的治理在分析師覆蓋水平較低的情況下更突出，監管問詢與分析師跟蹤在企業外部治理機制中起到有效的互補作用。

2.地區市場化程度

市場化監督機制與行政監管是企業外部治理中的兩個重要力量，市場化程度低的地區，企業外部治理將更加依賴于正式制度下的行政監管。在市場化程度更高的地區，企業和管理層面臨更公平和更激烈的競爭，中介組織、媒體等市場主體更加積極地參與市場治理，有效的市場對企業經營和管理層履職形成更有效的外部治理壓力，因而交易所問詢對上市公司外部治理的邊際貢獻將相對更小。因此，交易所問詢與地區市場化水平在公司外部治理機制中也起到互相補充的作用。

為檢驗以上分析，本文根據王小魯等(2021)[16]對各省份市場化程度的總體評分(Market，加1后取自然對數)，構造非研發類年報問詢函與市場化程度的交乘項(Nonrdcl×Market)，基于模型(6)檢驗市場化水平對非研發類年報問詢對抑制企業研發操縱偏好程度的影響。結果如表7列(5)所示，Nonrdcl×Market的回歸系數在1%水平下顯著為正，表明地區市場化水平在非研發類年報問詢函與企業研發操縱偏好的關系中發揮了正向調節作用。這說明在市場化水平較低的地區，非研發類年報問詢函對企業研發操縱的治理效果更強，即交易所監管與地區市場化水平對于公司外部治理具有相互補充作用。

六、結論與啟示

如何充分發揮產業政策的有效性，不僅是政策制定者關心的重要問題，也是學術界研究的熱點問題。當前，部分企業通過操縱研發投入等機會主義行為，以獲取政府高新技術企業認定和政策支持，有違政策制定本意。交易所問詢作為重要監管方式之一，研究如何以有限監管資源發揮更大監管效果具有重要意義。本文從監管外溢性的角度，考察了交易所“非研發類年報問詢函”對企業研發操縱的外溢性治理作用。研究發現，“非研發類年報問詢函”可以有效抑制企業研發操縱偏好，其影響機制在于，“非研發類年報問詢函”會通過增強媒體報道對收函公司的監督作用以及減少尋租行為，抑制了企業研發操縱偏好。進一步地，“非研發類年報問詢函”隨著發函數量、問詢問題越多或者上市公司回函天數越長，對企業研發操縱偏好的抑制作用越強；同時，“非研發類年報問詢函”對分析師覆蓋更少、市場化水平更低地區的企業研發操縱的治理作用更強。以上結果表明，在上市公司外部治理中，交易所問詢與媒體監督相互協同，而交易所問詢與分析師跟蹤、市場化水平等非正式監督機制具有互補性。

本文研究結論具有較強的現實啟示：第一，交易所問詢不僅有直接監管作用，同時也具有較強的溢出效應，能夠有效治理上市公司未被問詢到的潛在風險。因此，在資本市場監管轉型和創新過程中，要兼顧監管“深度”和監管“廣度”，除了對重點企業、重點事項“刨根問底”式詢問，還可以將有限的監管力量應用到對更多企業的問詢中，充分發揮監管效力。第二，以交易所問詢函為代表的資本市場監督可以有效抑制上市公司機會主義行為、提升產業政策執行效果，“財會監督”和“政策激勵”是經濟體制改革中更好發揮政府作用并行不悖的重要手段，二者相輔相成。為了在經濟體制改革中更好地發揮政府作用，政府部門不僅要制定市場主體所需的產業政策，還應該充分發掘和利用資本市場、財政部門的財會監督力量，通過改善企業信息披露環境和治理環境抑制企業機會主義行為，從而增強產業政策執行效果。第三，本文發現在抑制企業研發操縱的治理中，交易所非研發類年報問詢函能夠激發媒體監督以增強監管效果，同時能夠彌補分析師關注和市場化水平在上市公司外部治理中的缺位。因此，在創新監管方式過程中，政府部門不僅要及時補位部分失靈的市場機制，還要善于引導媒體等市場監督力量規范市場主體行為，充分、協調發揮政府和市場機制在經濟發展中的作用。■

注釋

1.本文以2015-2018年A股上市公司為初始樣本，剔除金融行業、營業收入低于5000萬元的觀測值后，獲得11832個公司-年度觀測值；其中，收到“研發類年報問詢函”的公司占收函公司的比例為25.99%(580/2232)、占上市公司比例為4.90%(580/11832)。

2.《管理辦法》將企業以銷售收入5000萬元、2億元劃定三個檔次，分別設定研發費用占比門檻。由于樣本中銷售收入不高于5000萬元的觀測值太少，本文將其剔除。

3.參考Yao et al.(2021)[3]的定義，問詢函包括以下一項或多項內容時，將被定義為“研發類年報問詢函”：“研發支出(投資)與研發人員之間的不匹配/合理性”“管理費用與研發費用”“研發費用/投資操縱”“研發活動”“研發政策”“研發項目”“研發投入”“研發費用”“研發資本化”“研發投入領域”“研發進度”和“研發計劃”，以及獲得高新技術企業資格的(財務或法律)條件等。本文經人工閱讀后識別并剔除693個“研發類年報問詢函”，占收函公司的32%(2209封年報問詢函)。

4.《管理辦法》(2008年)規定：(1)最近一年銷售收入小于5000萬元的企業，研發費用占比不低于6%，(2016年改為不低于5%)；(2)最近一年銷售收入在5000萬元至2億元(含)的企業，研發費用占比不低于4%；(3)最近一年銷售收入在2億元以上的企業，研發費用占比不低于3%。本文樣本中企業銷售收入涉及5000萬元至2億元以及2億元以上兩個檔次，樣本期間內相關門檻未發生改變。