企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新影響財務舞弊風險嗎

馬廣奇（博士生導師），張保平

一、引言

康美藥業(yè)作為一家國家級重點高新技術企業(yè)，其近期發(fā)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(chǎn)生了較大的不良反應。在我國經(jīng)濟新常態(tài)大環(huán)境下，無論是政府還是企業(yè)，均高度重視對研發(fā)創(chuàng)新的投資。若企業(yè)研發(fā)創(chuàng)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(jiān)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(fā)的市場風險，應當使資本市場博弈在一個相對公平的環(huán)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(yōu)勢地位而產(chǎn)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(jiān)管制度及公司治理環(huán)境部分或全部存在漏洞的情況下進一步被加大，最后演變?yōu)樨攧瘴璞仔袨?，從而對資本市場形成強烈的負面沖擊。研發(fā)創(chuàng)新是企業(yè)獲得競爭優(yōu)勢和可持續(xù)發(fā)展的不竭動力，同時又是當前時代背景下企業(yè)快速成長的標志。然而，研發(fā)創(chuàng)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(yè)的一項不確定性投資，研發(fā)創(chuàng)新能否在可預見的未來顯著增加企業(yè)收益具有很大的不確定性。在基于經(jīng)濟人假設的委托代理關系中，委托人更加注重具有戰(zhàn)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(jīng)營考核壓力則更加注重企業(yè)短期的經(jīng)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(jù)我國會計準則的規(guī)定，企業(yè)研究階段的支出應當全部費用化，開發(fā)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(yè)自己來完成。研發(fā)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(yè)財務視角而言，研發(fā)活動失敗最直接的后果就是資產(chǎn)的減少和費用及負債的增加，進而可能導致財務風險和經(jīng)營風險加大?；谖璞兹抢碚?，當企業(yè)高強度的研發(fā)投資活動在管理層經(jīng)營期內(nèi)未能顯著提高經(jīng)營績效而導致沉沒成本不斷增加時，經(jīng)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(fā)投資的高不確定性及研發(fā)會計處理的靈活性，企業(yè)研發(fā)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(yè)研發(fā)投入強度和研發(fā)創(chuàng)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(nèi)生性的影響，進一步使用IV Probit 對模型內(nèi)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(yè)研發(fā)創(chuàng)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(xiàn)在三個方面：①首次研究企業(yè)研發(fā)創(chuàng)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(chuàng)新性地設計和度量了研發(fā)創(chuàng)新風險和財務舞弊風險，對現(xiàn)有文獻具有一定的增量貢獻；③創(chuàng)造性地找到了一個有力的工具變量（effect），對相關領域?qū)嵶C研究中內(nèi)生性問題的控制提供了參考依據(jù)。

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(yè)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(jié)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(yè)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(xiàn)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?；谑聦嵭袨閷ω攧瘴璞椎难芯浚蠖家砸蜻`規(guī)而被監(jiān)管機構(gòu)揭露并懲處的公司及未發(fā)生違規(guī)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(jù)“冰山理論”可知被監(jiān)管機構(gòu)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(wěn)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(jiān)管機構(gòu)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(jīng)典文獻可供參考。國外最為經(jīng)典的財務舞弊預測模型要屬Beneish 等[9]以美國證監(jiān)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(yōu)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(jīng)鄭登津、閆曉茗[8]實證檢驗支持了構(gòu)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(gòu)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(yè)研發(fā)創(chuàng)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(yè)研發(fā)投入對財務舞弊風險的影響。本文將從研發(fā)活動對企業(yè)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(fā)創(chuàng)新能否提升企業(yè)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(fā)活動的會計處理的規(guī)定會導致企業(yè)短期收益績效與長期價值創(chuàng)造之間產(chǎn)生沖突。Yang、Chiao等[18]發(fā)現(xiàn)研發(fā)投資與企業(yè)盈利之間是非線性關系，只有研發(fā)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(fā)現(xiàn)具有高財務約束企業(yè)研發(fā)投資與股票收益之間存在正相關關系。而Zhang[20]指出研發(fā)投資強度增加了企業(yè)陷入財務困境的風險。接著Amoroso等[21]發(fā)現(xiàn)基于不確定性而減少研發(fā)投資會降低企業(yè)利潤；面臨不確定性時，提高研發(fā)活動的努力程度會帶來額外的收益。②對于研發(fā)活動與盈余管理的關系，基于研發(fā)支出會計處理的靈活性以及可操縱性，認為研發(fā)費用資本化是企業(yè)常見的盈余管理策略。Wang、Souza[22]發(fā)現(xiàn)，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(fā)投資，操縱研發(fā)支出成了其盈余管理的重要手段之一。Markarian、Pozza等[23]研究發(fā)現(xiàn)，公司更傾向于通過對研發(fā)支出資本化的操縱來平滑盈利。Prencipe、Markarian等[24]認為研發(fā)成本資本化是一種特殊的應計項目，并且其可以作為企業(yè)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(jié)果負責，因此Seybert[25]認為授權(quán)將研發(fā)支出資本化也可能與企業(yè)實際盈余管理活動有關。此外，我國學者許罡和朱衛(wèi)東[26]、楊國超和劉靜等[27]及杜瑞和李延喜[28]對研發(fā)投資與盈余管理關系的研究結(jié)論也基本與上述結(jié)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(yè)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(jīng)濟人假設為多數(shù)經(jīng)濟現(xiàn)象的分析提供了一個良好的邏輯起點。兩權(quán)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(jīng)濟人屬性的企業(yè)所有者和經(jīng)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(chǎn)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(jīng)濟人假設的委托代理關系為企業(yè)財務舞弊提供了一定的土壤?？梢哉f，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(fā)創(chuàng)新是企業(yè)尋求自身發(fā)展的內(nèi)生性戰(zhàn)略選擇[30]。然而，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動面臨未知的技術風險、市場風險及企業(yè)經(jīng)營和財務風險，這導致企業(yè)自完成投資決策開始投入的巨額研發(fā)費用及后續(xù)過程中陸續(xù)投入的人力、物力、財力在經(jīng)歷漫長的研發(fā)周期后，最終能否轉(zhuǎn)化為目標資產(chǎn)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(jīng)濟后果給企業(yè)所有者和經(jīng)營者帶來的沖擊是不同的。企業(yè)所有者和經(jīng)營者都具有“經(jīng)濟人”的一般屬性。企業(yè)所有者基于自身財富最大化考慮，通常會從戰(zhàn)略的角度出發(fā)，傾向于選擇那些事關企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的戰(zhàn)略性投資而不論該項目的短期效益如何。而經(jīng)營者基于自身利益最大化，通常表現(xiàn)出更大的風險規(guī)避傾向。經(jīng)營者的短視行為在上市公司中是一種普遍存在的現(xiàn)象[31]，他們最為關注的是委托人作為考核依據(jù)的企業(yè)績效而不是委托人所注重的長遠戰(zhàn)略目標。已有研究表明，企業(yè)研發(fā)活動與企業(yè)績效之間并不一定正相關[32]、研發(fā)投資強度與企業(yè)獲利能力負相關[33]，當企業(yè)研發(fā)強度達到一定閾值之后可能會導致企業(yè)績效下降[18]。由此可見，企業(yè)創(chuàng)新能否為企業(yè)帶來經(jīng)濟利益仍具有一定的不確定性。此外，依據(jù)我國現(xiàn)行會計準則規(guī)定，企業(yè)研發(fā)支出應當分為研究階段和開發(fā)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(fā)階段后企業(yè)研發(fā)創(chuàng)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(fā)階段的劃分和特定條件的設計都是由企業(yè)自行決定的，這無疑給機會主義行為留下了空間?；谄髽I(yè)財務視角可知，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動一旦失敗，最直接的后果就是資產(chǎn)的減少和費用及負債的增加，進一步可能導致企業(yè)財務風險和經(jīng)營風險加大。因此，在企業(yè)缺乏科學的投資決策機制致使研發(fā)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(fā)創(chuàng)新風險，致使研發(fā)活動失敗的可能性增大，最終可能導致企業(yè)整體風險上升。因而，當高投入的研發(fā)創(chuàng)新活動在一個較短的考核周期內(nèi)并沒有顯著提高企業(yè)經(jīng)營績效時，管理層基于經(jīng)營壓力可能更傾向于選擇盈余操縱以粉飾財務業(yè)績。

由此可見，企業(yè)研發(fā)投入刺激了盈余管理行為的增加，從而使得研發(fā)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(nèi)由企業(yè)研發(fā)投入刺激而產(chǎn)生的管理層盈余管理行為能否導致財務舞弊的發(fā)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(qū)動因素、目標及對象[29]，基于舞弊三角理論，導致企業(yè)進行盈余管理的風險因素客觀存在，很可能說明企業(yè)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(fā)投入強度和研發(fā)創(chuàng)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(yè)研發(fā)投入強度越大，財務舞弊風險越高。

假設2：企業(yè)研發(fā)創(chuàng)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(xiàn)行會計準則對研發(fā)支出費用化和資本化做出了新的規(guī)定，本文以2008 ～2018 年我國A 股上市公司為研究對象?？紤]到研究個體之間的可比性，僅選擇該期間內(nèi)研發(fā)投入大于零的非金融類上市公司數(shù)據(jù)，并剔除數(shù)據(jù)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(xù)變量進行了上下1%的Winsorize 處理。研究數(shù)據(jù)主要來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫，部分數(shù)據(jù)來自RESSET 數(shù)據(jù)庫。為了保證數(shù)據(jù)的準確性，將部分數(shù)據(jù)與RESSET數(shù)據(jù)庫相關數(shù)據(jù)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(xié)會（AICPA）發(fā)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(yè)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”?；谔幱谛畔⒘觿莸匚坏呢攧請蟊眍A期使用者視角，被投資企業(yè)的這種財務欺詐或財務操縱行為最終是否會真的發(fā)生以及發(fā)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(yè)的財務舞弊程度值，然后根據(jù)錢蘋、羅玫[11]設定的最優(yōu)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(fā)投入強度和研發(fā)創(chuàng)新風險兩個方面研究企業(yè)創(chuàng)新與財務舞弊風險之間的關系，分別設置研發(fā)投入強度（Lnintensity）變量和研發(fā)創(chuàng)新風險（INR）變量進行建?；貧w檢驗。研發(fā)投入強度反映了企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的意愿及研發(fā)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(fā)投入與營業(yè)總收入之比[34]；二是研發(fā)投入與凈資產(chǎn)或總資產(chǎn)的比值。本文借鑒虞義華、趙奇鋒等[34]的做法，以研發(fā)投入與營業(yè)收入之比取對數(shù)作為研發(fā)投入強度的代理指標。

表1 Cscore模型相關指標說明

王玉澤、羅能生等[35]認為研發(fā)創(chuàng)新風險是企業(yè)因研發(fā)創(chuàng)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(xù)增長率反映的是企業(yè)在不發(fā)行新股且不改變經(jīng)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(yè)增長率。若企業(yè)研發(fā)投入增長率大于可持續(xù)增長率，則說明企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投資策略比較激進，為此需要改變經(jīng)營效率或財務政策甚至發(fā)行新股來支持研發(fā)創(chuàng)新活動，這勢必會加大企業(yè)經(jīng)營風險和財務風險進而提高研發(fā)創(chuàng)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(chuàng)新性地設計了研發(fā)創(chuàng)新風險的代理指標。若企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入增長率與可持續(xù)增長率之差大于0，則意味著研發(fā)創(chuàng)新風險高，研發(fā)創(chuàng)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(yè)規(guī)模、償債能力、營運能力、企業(yè)價值及企業(yè)治理等層面對影響企業(yè)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(yè)而異并可能具有年度效應，本文還控制了行業(yè)固定效應和年度固定效應。變量及相關說明見表2。

表2 主要變量及說明

（三）模型構(gòu)建

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

其中，Innovation 表示企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，具體包括研發(fā)投入強度變量（Lnintensity）和研發(fā)創(chuàng)新風險變量（INR）。ε表示擾動項。

五、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

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

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計

（二）基準回歸分析

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

在第（1）欄的回歸中沒有控制任何變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入強度變量（Lnintensity）的系數(shù)顯著為負，這與預期相反?？紤]到第（1）欄的回歸中遺漏了影響企業(yè)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(yè)財務舞弊風險的其他因素后發(fā)現(xiàn)，第（2）欄中研發(fā)投入強度變量（Lnintensity）的系數(shù)（0.077）在1%的水平上顯著為正且具有預期的經(jīng)濟意義?？紤]到企業(yè)財務舞弊風險可能還受到行業(yè)和年度效應的影響，本文進而控制行業(yè)和年度效應后再次進行了估計，相關結(jié)果列示在表4 第（3）欄中。該欄中變量（Lnintensity）的系數(shù)（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(jié)果表明，企業(yè)研發(fā)投入強度越大，財務舞弊風險越高。

按照上述程序?qū)僭O2 進行檢驗。在逐步控制了影響企業(yè)財務舞弊風險的其他因素后發(fā)現(xiàn)，研發(fā)創(chuàng)新風險變量（INR）的系數(shù)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(jié)果表明，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)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(wěn)健標準誤進行估計，故異方差問題對回歸結(jié)果的影響不大。經(jīng)檢驗，多重共線性對回歸結(jié)果的影響也不嚴重。其余變量的估計系數(shù)均符合預期，故不再詳述。

表4 基準回歸結(jié)果

（三）內(nèi)生性檢驗

內(nèi)生性問題廣泛存在于社會學[38]、管理學特別是戰(zhàn)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(nèi)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(yè)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(fā)現(xiàn)并加以控制，致使研究結(jié)論可能受到內(nèi)生性的影響。其次，雖然本文數(shù)據(jù)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(nèi)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(nèi)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(tài)面板而引起的內(nèi)生性問題。因此，本文使用工具變量法來控制內(nèi)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(qū)GDP反映了一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展程度。企業(yè)注冊地省份GDP越高，其經(jīng)濟發(fā)達程度越高，地區(qū)創(chuàng)新意識越強，越有利于企業(yè)創(chuàng)新。而迄今為止尚無理論支撐地區(qū)GDP 與企業(yè)財務舞弊風險之間存在直接關系。因此，本文選擇企業(yè)注冊地GDP 并取自然對數(shù)LnGDP 作為第一個工具變量。其次，我國企業(yè)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(yè)發(fā)展具有導向性作用。2014年9 月李克強總理發(fā)出了“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的號召，從而激起我國企業(yè)的創(chuàng)業(yè)創(chuàng)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(jié)果。其中第（1）和第（3）欄分別列示的是第一階段回歸結(jié)果，第（2）和第（4）欄分別列示的是第二階段回歸結(jié)果。第（2）和第（4）欄的回歸結(jié)果似乎并不支持前文所述的實證結(jié)論。然而，使用IV Probit 法的前提是必須存在內(nèi)生性解釋變量。由表5所列示的外生性檢驗結(jié)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(jié)果可靠。此外還發(fā)現(xiàn)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。

表5 IV Probit估計結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗

雖然本文已經(jīng)排除了內(nèi)生性對實證結(jié)論的影響，但是為了使研究結(jié)論更加穩(wěn)健，下面進行以下兩方面的穩(wěn)健性檢驗。①以Cscore 模型估計值作為連續(xù)變量來度量財務舞弊風險，以研發(fā)投入金額的自然對數(shù)來絕對地度量研發(fā)投入強度并使用OLS 重新進行估計，相關結(jié)果列示在表6 第（1）、第（2）欄。②首先使用研發(fā)投入金額與凈資產(chǎn)的比值取自然對數(shù)來衡量研發(fā)投入強度。同時參照王玉澤、羅能生等[35]的做法以研發(fā)投入增長率與企業(yè)下期凈利潤增長率之差是否大于零來度量研發(fā)創(chuàng)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(jié)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(jié)果相對穩(wěn)健。綜上論述，本文假設得到穩(wěn)健的實證支持。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

六、進一步研究

（一）影響機制分析

企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動本質(zhì)上也屬于企業(yè)的一種投資活動，不同的是研發(fā)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(guī)定，對企業(yè)研發(fā)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(fā)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(yè)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(yè)研發(fā)活動未能顯著提高預期經(jīng)濟效益，管理層迫于經(jīng)營壓力而選擇財務造假的可能性是很大的。此外，若企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投資比較激進，研發(fā)活動風險和收益的不確定性將進一步增加，從而導致企業(yè)管理層面臨的壓力又一次被加大，最終增加了企業(yè)財務舞弊的風險。

鑒于以上分析，可以從理論上認為企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入的激進度加大了研發(fā)創(chuàng)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(yè)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(yè)壓力變量（Pressure）進行研究。一般情況下，企業(yè)當年資產(chǎn)凈利率越小，管理層面臨的壓力越大。因此企業(yè)當年的ROA 取相反數(shù)作為壓力（Pressure）的替代指標進行回歸，相關回歸結(jié)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(jié)果可知，研發(fā)創(chuàng)新風險在研發(fā)投入強度對管理層壓力的影響中具有部分中介效應。結(jié)合表7 第（1）～（5）欄及表4的回歸結(jié)果可知，研發(fā)創(chuàng)新風險和管理層壓力在研發(fā)投入強度對企業(yè)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(yè)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(yè)內(nèi)部控制缺陷變量（Control）的交互項（P×C）來進行檢驗，相關結(jié)果列示在表7第（6）欄。若企業(yè)內(nèi)部控制無效或內(nèi)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(shù)在1%的水平上顯著為正。正如舞弊三角理論所解釋的，企業(yè)內(nèi)部控制缺陷發(fā)揮了顯著的正向調(diào)節(jié)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(yè)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(yè)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(jié)果列示在表7第（7）欄。該欄的回歸結(jié)果說明當管理層面臨由研發(fā)活動帶來的較大經(jīng)營壓力時，其找借口的動機較弱，財務舞弊風險較低。

表7 影響路徑分析結(jié)果

此外本文發(fā)現(xiàn)，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(jié)果可以認為，企業(yè)研發(fā)投入強度加大了研發(fā)創(chuàng)新風險，進而增加了管理層壓力，從而導致企業(yè)財務舞弊風險增加。當管理層面臨前述壓力時，若企業(yè)內(nèi)控治理體系不完善，則財務舞弊風險更高；若企業(yè)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(yè)異質(zhì)性的分析

1.基于企業(yè)技術特質(zhì)的分析。相對于其他企業(yè)而言，高新技術企業(yè)作為知識和技術密集型經(jīng)濟實體，其研發(fā)投入強度、研發(fā)創(chuàng)新風險以及研發(fā)創(chuàng)新活動對企業(yè)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(yè)本身或下屬公司被認定為高新技術企業(yè)或創(chuàng)新型企業(yè)，則變量Htech 取值為1，否則取0。檢驗結(jié)果列示在表8中。

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

在第（4）欄和第（5）欄的回歸中，研發(fā)投入強度變量和高新技術企業(yè)變量的交互項Lnint×H及研發(fā)創(chuàng)新風險變量與高新技術企業(yè)變量交互項INR×H的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明相對于其他企業(yè)而言，高新技術企業(yè)研發(fā)創(chuàng)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(jié)果來看，兩個交互項的系數(shù)均顯著為負，說明高新技術企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動不大可能會導致企業(yè)盈利能力降低，相反還能促進企業(yè)盈利能力的提升。

表8 基于企業(yè)技術異質(zhì)性的分析

從表8 的整體估計結(jié)果來看，高新技術企業(yè)相對于其他企業(yè)而言其研發(fā)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(fā)現(xiàn)高新技術企業(yè)研發(fā)活動會導致其盈利能力下降。結(jié)合陳關亭[40]的研究可以認為，在高新技術企業(yè)中退市的壓力可能并不是研發(fā)活動對財務舞弊風險的影響路徑，研發(fā)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(yè)規(guī)模特質(zhì)的分析?？紤]到研發(fā)創(chuàng)新活動對財務舞弊風險的影響可能因企業(yè)規(guī)模不同而具有一定的異質(zhì)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(chǎn)均值為標準將樣本企業(yè)劃分為兩組，若企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模大于該均值則說明其規(guī)模較大，變量Big取值為1，否則取值為0。此外，研發(fā)投入額絕對數(shù)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(yè)研發(fā)投入總額取自然對數(shù)作為研發(fā)投入強度變量（Lnintensity）的代理指標，相關檢驗結(jié)果列示在表9中。

從表9 第（1）欄和第（2）欄的回歸結(jié)果可知，研發(fā)創(chuàng)新活動的激進性并沒有隨著企業(yè)規(guī)模擴大而降低，相反大型企業(yè)研發(fā)投入強度和研發(fā)創(chuàng)新風險相對而言更高。第（3）欄中研發(fā)投入強度變量（Intensity）和企業(yè)規(guī)模變量（Big）的交互項Inten×B系數(shù)在1%的水平上顯著為負。這說明大型企業(yè)雖然研發(fā)創(chuàng)新投入強度大，但是基于其財力、物力雄厚且研發(fā)創(chuàng)新能力強的特點，激進的研發(fā)創(chuàng)新投資意愿并沒有導致研發(fā)創(chuàng)新風險提高，反而還降低了研發(fā)創(chuàng)新風險。在第（4）欄和第（5）欄的回歸中交互項Inten×B及研發(fā)創(chuàng)新風險變量（INR）與企業(yè)規(guī)模變量（Big）的交互項INR×B 的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明大型企業(yè)研發(fā)創(chuàng)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(shù)均顯著為正，表明大型企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動相對而言更能帶來企業(yè)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(jié)論與啟示

本文研究得到以下結(jié)論：①企業(yè)研發(fā)投入強度越大，財務舞弊風險越大。②研發(fā)創(chuàng)新風險大的企業(yè)，財務舞弊風險也越大。③企業(yè)研發(fā)投入強度加大了研發(fā)創(chuàng)新風險，進而使得管理層因面臨巨大的經(jīng)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(fā)活動帶來的壓力時，若企業(yè)內(nèi)部控制系統(tǒng)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(yè)，高新技術企業(yè)研發(fā)投入強度更大并且所面臨的研發(fā)創(chuàng)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(yè)研發(fā)活動并不一定導致其盈利能力降低。⑥相對于小型企業(yè)，大型企業(yè)具有較高的研發(fā)投入強度和研發(fā)創(chuàng)新風險，但其較高的研發(fā)投入強度并沒有導致研發(fā)創(chuàng)新風險的進一步增大，反而在一定程度上降低了研發(fā)創(chuàng)新風險；大型企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動相對來說更容易導致企業(yè)盈利能力下降，進而可能通過給管理層帶來經(jīng)營壓力而增大財務舞弊風險。

表9 基于企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性的分析

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(chuàng)新管理體制改革、提升企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新能力，必須建立一個由社會道德約束、市場監(jiān)管制度及企業(yè)治理結(jié)構(gòu)三個層面構(gòu)成的長效聯(lián)動機制。一方面可以培養(yǎng)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新意識并激勵企業(yè)創(chuàng)新，使企業(yè)對研發(fā)活動進行科學安排，對研發(fā)投入進行科學決策，對研發(fā)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(yè)研發(fā)創(chuàng)新能力。另一方面可以加強市場監(jiān)督機制的健全和完善，加快推進“注冊制”改革，引導和監(jiān)督企業(yè)自主地完善治理結(jié)構(gòu)和內(nèi)控系統(tǒng)，降低信息不對稱性，在保證企業(yè)研發(fā)創(chuàng)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(jiān)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(huán)境，同時鼓勵創(chuàng)新，形成“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”的社會創(chuàng)新氛圍。其次要建立和完善市場監(jiān)管機制，加快推進“注冊制”改革，強化服務、落實監(jiān)督，建立良性的舞弊監(jiān)督懲處系統(tǒng)和科技創(chuàng)新激勵監(jiān)督制度，對研發(fā)創(chuàng)新實行激勵與監(jiān)督并舉，對財務舞弊實行監(jiān)督與打擊并行，同時進一步探究對“研發(fā)支出”會計準則的改進和完善，以堵塞其為企業(yè)舞弊所遺留的“縫隙”。最后就企業(yè)治理而言，須從整個企業(yè)治理生態(tài)的角度出發(fā)，一方面建立健全研發(fā)創(chuàng)新管理機制，科學投入、嚴控風險，使企業(yè)研發(fā)投入強度保持在合理值閾，同時科學分析和控制創(chuàng)新風險，以提高企業(yè)創(chuàng)新績效。另一方面要健全和完善企業(yè)獎懲激勵制度，加強激勵、強調(diào)監(jiān)督，使委托代理問題最小化，同時重視內(nèi)部控制系統(tǒng)在抑制財務舞弊中的作用，加大對內(nèi)控的投入和建設力度。