问询函监管能否抑制企业研发操纵？——基于非研发类年报问询函的溢出效应研究

何如桢

(厦门国家会计学院教研中心，福建 厦门 361005)

一、引言

如何有效提高企业自主创新能力是影响企业生存和发展的关键，也是关系我国发展全局的重大问题。为进一步激发市场主体创新活力、促进企业重视研发投入，国务院于2008年颁布了《高新技术企业认定管理办法》(以下简称《管理办法》)，对符合认定条件的企业加大政府补助和税收优惠力度。然而，杨国超等(2017)[21]发现《管理办法》的实施对企业产生激励扭曲，部分企业通过操纵研发投入等机会主义行为，以获取政府高新技术企业认定和政策支持。研发操纵不仅会造成财政资源错配甚至浪费，还不利于企业创新能力的实质性提升，有违产业政策初衷和高质量发展要求。鉴于此，如何抑制企业研发操纵、保障产业政策有效实施成为监管部门和学术界共同关心的重要问题。

防范企业研发操纵行为，首要的是分析企业研发操纵的成因。政府进行高新技术企业认定并给予相应企业优惠政策，其本质上是政府与企业之间签订的不完全契约，但由于缺乏有效的监督，导致实施过程中存在信息不对称和寻租空间。因此，抑制企业研发操纵，保障产业政策高效实施的关键在于强化公司的外部监督。证券交易所作为主要监管部门和一线监管平台，以问询函等方式实施信息披露监管，对上市公司信息披露和公司治理等方面有显著的直接监管效用和监管溢出效用(陈运森等，2019；聂萍等，2020；梅蓓蕾等，2021；万华林等，2022)[6][13][11][15]。但在实践中交易所直接对企业研发行为和相关信息披露的问询并不频繁，从现有问询函情况来看，仅有近25%的年报问询函直接问及企业研发活动。1那么，未直接关注企业研发的问询函对企业研发操纵是否依然有显著的治理效果？其作用机制和边界又是如何？现有研究尚无法回答以上问题。鉴于此，本文以高新技术企业创新激励政策为切入点，考察研究交易所问询对抑制企业研发操纵偏好、提升地方政府产业政策执行有效性的外溢性治理作用，以及其影响机制和作用边界。

相较于现有研究，本文的边际贡献如下：第一，拓展了交易所问询函监督与产业政策有效性的研究。现有关于问询监督与研发操纵研究主要集中在考察问询函的直接监督作用，本文聚焦交易所问询函的外溢性作用，考察“非研发类年报问询函”对企业研发操纵的治理作用，与Yao et al.(2021)[3]关于“研发类年报问询函”直接治理作用的研究形成有益互补，为深化认识交易所问询函监督和研发激励产业政策有效性的关系提供了新视角，丰富了企业研发操纵治理相关研究。第二，丰富了问询函溢出效应研究。现有关于溢出效应的研究主要集中在监管问询对未收函公司信息披露、避税、审计质量等方面有显著的治理效应(Kubick et al.，2016；王艳艳等，2019；翟淑萍等，2020)[2][18][24]，而对于收函公司未被问询事项的影响则关注较少。本文聚焦于后者，考察未问及企业研发活动的问询函是否能够对企业研发操纵偏好产生外溢性监管效果，从问询内容视角丰富了交易所问询溢出效用相关研究。第三，本文研究发现了交易所问询与市场监督机制在企业研发操纵治理中的不同作用关系。现有研究支持了交易所问询函与媒体、分析师关注等市场监督机制具有相互促进的协同效应(Yao et al.，2021)[3]，而且不同市场监督机制中媒体监督与分析师关注、地区市场化水平之间也表现出协同效应(杨国超和张李娜，2021)[22]。与以上研究不同，本文发现在企业研发操纵治理中，非研发类年报问询对分析师覆盖水平更低的企业、市场化水平更低地区的企业作用更强，从而表现出交易所监管外溢性治理与分析师关注、地区市场化水平之间互为补充，而非相互促进的协同效应。

二、文献综述与假说提出

(一)文献综述

《管理办法》是一项旨在通过政府之手激励企业扩大研发投入的产业政策。然而，实践中，部分企业会通过研发操纵获得高新技术企业资格认定，以获得更多税收优惠和政府补助(杨国超等，2017)[21]。这一行为在一定程度上造成产业政策激励扭曲，严重影响其激励企业实质性创新的本质。基于此，诸多学者聚焦于如何抑制企业研发操纵、发挥产业政策的有利作用开展研究。其中，关于外部治理因素的研究主要集中在政府监管和市场监督两个方面。市场监督方面，杨国超和张李娜(2021)[22]研究发现，作为正式制度的补充，媒体报道能够吸引更多网民关注公司，从而抑制企业研发操纵。政府监管方面，韦琳等(2022)[20]从区域监管角度研究发现，智慧城市的建设通过提升区域监管水平，对企业的研发操纵同样具有显著的抑制作用；Yao et al.(2021)[3]检验了资本市场信息披露监管对企业研发操纵的治理效应，发现交易所以年报问询函的形式对企业研发活动的直接监管关注，能够显著抑制公司研发操纵。

然而，交易所问询作为政府监管的重要方式之一，其不仅有直接监管作用，也具有一定的溢出效应。现有研究发现，交易所问询的监管效果不仅限于其直接问询范围，对收函公司未被问询的事项或者未收函公司也产生一定的监管溢出效应。第一，交易所问询函具有一定的监管威慑作用，同时可以借助其他外部利益相关者的监督，对问询函中未直接问及的事项产生影响，发挥超越问询内容的溢出效应。比如，问询函在没有直接问及相关问题的情况下，可以通过激发公司外部利益相关者(机构投资者、审计师和媒体等)的监督抑制控股股东掏空(曹丰等，2021)[4]和高管超额薪酬(柳志南和白文洁，2021)[10]，改善企业独立董事履职行为，使其在履职中更加勤勉和独立(范合君和王思雨，2022)[8]。第二，通过公司间的联结，监管问询对未收函的可比公司也具有显著的治理作用，可以发挥超越问询对象的溢出效应。比如，监管问询会对同行业内未被问询的公司的避税、债务融资、信息披露质量等产生影响(Kubick et al.，2016；陈运森等，2018；王艳艳和杨小康，2022)[2][5][19]，还会通过审计师联结改善未收函公司审计质量和内部控制质量(王艳艳等，2019；万华林等，2022)[18][15]。

综合上述研究，不难发现交易所问询等外部监管不仅可以规范企业研发行为、提升产业政策有效性，同时，问询函对未被问询事项和未收函对象也具有一定的监管溢出效应。然而，现有研究仅关注了交易所“研发类年报问询函”对企业研发操纵的直接监管效果，关于“非研发类年报问询函”对企业研发操纵监管溢出效应的研究较少。本文从超越问询内容的溢出效应角度，以收到非研发类年报问询函和未收函公司为样本，考察交易所“非研发类年报问询函”对企业研发操纵的溢出影响。

(二)假设提出

产业政策的激励扭曲主要有两个方面的原因：一方面，由于存在的信息不对称问题，政府难以有效识别企业是否进行研发操纵以骗取政策激励；另一方面，是企业与政府官员之间的寻租问题(杨国超和张李娜，2021)[22]。而非研发类年报问询函将企业置于“聚光灯”下，可以通过加强媒体监督等中介对企业的外部治理，缓解对企业信息不对称和寻租问题，从而抑制企业研发操纵。

1.非研发类年报问询函能够加强媒体监督

媒体是重要的信息媒介，可以通过对企业信息、特别是负面信息进行有效挖掘，发挥公司治理功能(于忠泊等，2011)[23]，改善资本市场信息传播，降低信息不对称(杨国超和张李娜，2021)[22]。而交易所年报问询不仅会向市场传递出上市公司信息披露不完全或是存在潜在风险的信号(陈运森等，2019)[6]，同时，也将引起媒体等信息中介对企业经营运作、公司治理等方面信息的进一步挖掘和传播，对企业信息披露形成媒体监督压力。比如，泰禾集团2019年5月8日收到年报问询函后，《经济观察报》于5月17日发布《泰禾，收到问询函的这一周》进行后续跟踪报道，并得到搜狐网、凤凰网等多家媒体竞相转载。同时，对于问询函未提及的经营风险，媒体也会进一步挖掘。比如，启迪桑德2019年5月13日收到年报问询函后，投研平台格隆汇发文《启迪桑德：财务被质疑被下发问询函，未来还有什么看头？》对问询函及公司回函深入分析，并进一步挖掘问询函中未问及的公司经营风险，网易新闻也于同日进一步转发报道。因此，即使问询函未提及研发相关问题，也可以通过增加媒体关注等渠道强化公司外部治理，抑制企业研发操纵问题，产生外溢效应。

2.非研发类年报问询函能够抑制企业寻租

非研发类年报问询函可以通过对企业及其高管施加威慑和声誉压力，改善治理环境，减少企业寻租等机会主义行为，从而对企业研发操纵产生抑制作用。第一，收函公司通常具有“风险”标签(陈运森等，2019)[6]，监管当局在其他监管措施中对收函公司也会予以重点关注，从而形成对收函公司的监管威慑。因此，交易所问询，即使是与研发无关的问询，也能够对管理层的机会主义行为造成潜在威慑，从而对企业在高新技术企业认定中的不规范操作有一定抑制作用。同时，外部监管压力能够缓解企业内部代理冲突，提高公司内部控制和治理水平(聂萍等，2020)[13]，进而抑制管理层机会主义动机。第二，声誉无论对企业还是高管而言，都是重要的无形资产，对其市场竞争力和长远发展都起到关键作用，同时也对其机会主义行为形成一种约束和规范(柳志南和白文洁)[10]。交易所问询下的监管关注和市场关注会对企业甚至高管造成声誉压力，促使高管更加勤勉尽责以缓解声誉损失，从而在声誉机制下减少管理层决策中的机会主义倾向(Dyck and Zingales，2004)[1]。因此，收到非研发类年报问询函时，即使企业未因研发活动被交易所质疑，但身处监管威慑和媒体监督之下，公司和高管将会注重声誉维护而减少机会主义行为。

综合以上推理，本文提出以下研究假设：

H1：非研发类年报问询函能够显著降低企业研发操纵偏好。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

随着2013年和2014年沪、深交易所信息披露直通车正式使用，年报问询函及回函公告开始显著增多，因此本文选取2015-2020年A股上市公司为初始样本，并进行以下筛选：(1)剔除金融行业、数据缺失的观测值；(2)由于销售收入小于或等于5000万元的样本较少，剔除销售收入不高于5000万元的观测值2；(3)剔除了收到“研发类年报问询函”的观测值3；最终得到17785个有效的公司-年度观测值，其中收函观测值1516个，占比8.5%。本文年报问询函收集自深圳证券交易所和上海证券交易所官网，并与巨潮资讯网、Wind数据库中的公司公告进行核对和补充；其他数据来自CSMAR数据库。此外，本文对主要连续变量进行了上下1%的缩尾处理，以缓解可能存在的异常值问题。

(二)模型设定与变量定义

为验证假设1，本文构建模型(1)进行Logit回归以检验非研发类年报问询函对企业研发操纵偏好的治理效应。

模型(1)中被解释变量(Mbb)为公司是否有研发操纵偏好的哑变量。根据《管理办法》(2008年和2016年)4的相关规定，同时参考杨国超等(2017)[21]、Yao et al.(2021)[3]的方法，本文将研发投入恰好高于《管理办法》规定的高新技术企业认定门槛的公司认定为具有研发操纵偏好。具体地，以0.5%作为临界点，对于当期销售收入为5000万元(不含)至2亿元(含)的公司，当研发投入占销售收入的比值在[4%,4.5%)区间内时，将其定义为具有研发操纵偏好的公司，Mbb取1；否则，将其定义为不具有研发操纵偏好公司，Mbb取0。对于当期销售收入大于2亿元的公司，研发投入占销售收入的比值在[3%,3.5%)区间内时，将其定义为具有研发操纵偏好公司，Mbb取1；否则，将其定义为不具有研发操纵偏好公司，Mbb取0。稳健性检验中，本文还分别以0.4%和0.6%为临界点重新定义研发操纵偏好，进行敏感性分析。

模型(1)中解释变量(Nonrdcl)为衡量企业是否收到非研发类年报问询函的哑变量。为检验非研发类年报问询函的监管效果，本文将样本分为收到非研发类年报问询

函的公司和未收函公司。若公司当期收到非研发类年报问询函，则Nonrdcl取1，并将当期未收到年报问询函的公司作为对照样本，Nonrdcl取0。

此外，本文在模型(1)中还选取资产收益率、企业规模、产权性质、资产负债率、销售增长率、董事会规模、上市板块、审计师是否为“四大”以及是否亏损等作为控制变量，并控制年度和行业固定效应。

具体变量定义如表1所示。

表1 变量定义

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2为主要变量和上市公司收函情况的描述性统计结果。Panel A为主要变量的描述性统计。关于被解释变量，公司是否具有研发操纵偏好(Mbb)的均值为0.087，表明以0.5%为阈值定义的具有研发操纵偏好公司数在总样本的占比为8.7%，该结果与杨国超等(2017)[21]、Yao et al.(2021)[3]的测算结果基本一致。关于解释变量，是否收到非研发类年报问询函(Nonrdcl)的均值为0.085，表明收到非研发类年报问询函的公司数在总样本的占比为8.5%。问询次数(Cltimes)的均值为1.03，表明当年内交易所对上市公司平均发放1.03次年报问询函。问题数量(Clques)的均值为10.23，表明每份问询函中平均包含

表2 变量的描述性统计结果

10.23个问题，而上市公司回函(Cldays)的均值为17.45，表明上市公司回函平均耗用17.45天。

Panel B为非研发类年报问询函收函情况的行业统计，各行业收函样本占比的分布较为均匀，除“卫生和社会工作”行业收函比例达到26%以外，其他行业收函公司占比主要分布在6%～16%之间，表明非研发类年报问询没有明显的行业偏差，样本选择较为合理。

(二)基准回归

表3报告了基准回归结果。列(1)显示，在没有控制公司特征变量的情况下，是否收到非研发类年报问询函(Nonrdcl)的系数为-0.308，且在1%水平下显著。列(2)显示，控制了公司特征变量后，是否收到非研发类年报问询函(Nonrdcl)的系数为-0.305，且仍在1%水平下显著。这在一定程度上说明，非研发类年报问询函可以降低企业研发操纵偏好，支持了本文假说H1。

表3 非研发类年报问询函与企业研发操纵偏好

(三)稳健性检验

1.倾向得分匹配

为了缓解公司收函方面的自选择偏误问题，本文参考王艳艳等(2020)[17]采用倾向得分匹配法(PSM)，选取资产收益率、企业规模、产权性质、资产负债率、销售增长率、董事会规模、上市板块、审计师是否为“四大”以及是否亏损等变量，对收函和未收函公司进行1:2有放回近邻匹配，并基于配对样本对模型(1)再次检验。同时，为了增强结果的稳健性，本文进一步放宽配对比例，按照1:3有放回近邻匹配重复上述操作。匹配样本结果如表4所示，按照以上方式进行配对后，收函公司和未收函公司之间在Roa、Size、Soe、Lev、Growth、

表4 PSM样本平衡性检验

Lsector、Board和Loss等公司特征方面不再有显著差异。

进一步，本文基于以上两类配对样本对模型(1)再次检验。表5中Panel A列(1)为1:2匹配样本的回归结果，Nonrdcl的回归系数为-0.277，在1%水平下显著；以1:3匹配样本的回归结果(未汇报)同样显示Nonrdcl的回归系数在1%水平下显著为负。以上结果说明，采用PSM方法缓解自选择偏误后，非研发类年报问询函依然对企业研发操纵偏好有显著的负向影响，与前文结论一致。

表5 稳健性检验

2.滞后一期

由于公司收函时间集中在年报发布时间附近，公司在t期收到针对t-1期年报问询函后，仍需经过一段较长时间才到t期期末，因而t期发生的交易所问询对企业当期行为即产生显著影响。因此，陈运森等(2019)[6]、李晓溪等(2019)[9]等的文献基于t期的收函情况研究交易所问询对企业t期信息披露质量等方面的影响，本文基于同期的被解释变量和解释变量构建了模型(1)。为了缓解互为因果这一内生性问题，更好地分析非研发类年报问询函与企业研发操纵偏好之间的因果关系，本文参考Yao et al.(2021)[3]的做法，将解释变量和公司特征变量相对被解释变量滞后一期进行检验。回归结果如表5中Panel A列(2)所示，非研发类年报问询函(Nonrdcl)的回归系数在1%水平下显

著为负，结果依然稳健。

3.样本剔除

为增强研究结论的稳健性，本文将进一步筛选研究样本。

第一，纵向角度，为了缓解研发类年报问询函对企业以后期间研发操纵可能的影响，本文将样本期间内(2015-2020年)收到过研发类年报问询函的公司的历年观测值均剔除，然后重复模型(1)的回归分析。结果如表5中Panel A列(3)所示，非研发类年报问询(Nonrdcl)的回归系数在1%水平下显著为负，再次验证假设1。

第二，横向角度，为了缓解研发类年报问询函对同行业企业研发操纵溢出效应对本文结论可能的影响，本文将收到研发类年报问询函公司所在行业的当年观测值剔除，然后重复模型(1)的回归检验。结果如表5 Panel中A列(4)所示，非研发类年报问询(Nonrdcl)的回归系数在1%水平下显著为负，结论依然稳健。

第三，本文以《管理办法》中的研发要求为切入点，为了缓解企业研发属性对研究结果的影响，本文将样本缩小至创业板公司，然后重复模型(1)的回归分析。结果如表5中Panel A列(5)所示，非研发类年报问询(Nonrdcl)的回归系数在1%水平下显著为负，结论依然稳健。

4.研发操纵衡量的敏感性测试

主检验中本文参考杨国超等(2017)[21]和Yao et al.(2021)[3]的做法，以0.5%为临界值定义企业当年是否具有研发操纵偏好。为了检验研究结果对研发操纵偏好衡量的敏感性，本文从以下两个角度进行了分析：第一，分别以0.4%和0.6%为临界值构建Mbb2和Mbb3，重新测度企业研发操纵偏好变量并进行回归。具体地，当销售收入在(0.5,2]亿元区间内，研发投入占比在[4%,4.4%)时，Mbb2取1，否则Mbb2取0；研发投入占比在[4%,4.6%)时，Mbb3取1，否则Mbb3取0。对于销售收入大于2亿元的公司，研发投入占比在[3%,3.4%)时，Mbb2取1，否则Mbb2取0；研发投入占比在[3%,3.6%)时，Mbb3取1，否则Mbb3取0。第二，鉴于《管理办法》对高新技术企业认定标准中要求研发投入最近三个会计年度达到相应阈值，本文以0.5%为临界值，基于企业近三年研发投入情况构建Mbb4，以更严苛的标准衡量企业研发操纵偏好。具体地，若公司近三年的Mbb同时取1，则Mbb4取1，否则Mbb4取0；相应地，由于本文样本期间(2015-2020年)的前两年无法获得Mbb4取值，本文将2015年和2016年观测值予以剔除。

表5中Panel B列(1)显示，以0.4%为临界值衡量的Mbb2为被解释变量时，Nonrdcl的回归系数在1%水平下显著为负；Panel B列(2)显示，以0.6%为临界值衡量的Mbb3为被解释变量时，Nonrdcl的回归系数在1%水平下显著为负；Panel B列(3)显示，以近三年企业研发投入情况衡量的Mbb4为被解释变量时，Nonrdcl的回归系数在1%水平下显著为负。以上结果表明用不同方法衡量企业研发操纵偏好时，非研发类年报问询函与企业研发操纵概率均显著负相关。因此，考虑研发操纵衡量对研究结果可能的影响后，本文结果依然稳健。

5.DID模型检验

为了缓解样本自选择问题对研究结论的潜在不利影响，本文以首次收到非研发类问询函为外生冲击，构建多期DID模型。如模型(2)所示，Treat为外生冲击影响变量，公司首次收到非研发类年报问询函当年及以后年度取1，否则取0。此外，本文在模型中控制了公司和年度固定效应。回归结果如表5中Panel B列(4)所示，Treat的回归系数在5%水平下显著为负。因此，基于DID模型的检验结果表明本文结果依然稳健。

(四)机制检验

1.媒体报道监督

关于媒体报道的监督效应，本文参考于忠泊等(2011)[23]、杨国超和张李娜(2021)[22]的方法，以媒体对公司报道数量来衡量媒体对公司的监督。网络媒体相对报刊媒体具有新闻报道数量多、成本低、传播速度快的特点，而且对于报刊媒体的独家报道，网络媒体通常会以转载等形式再次加工和传播。因此，本文选取CNRDS数据库中的网络媒体报道数据，按照新闻是否为原创新闻，构造MedReport(媒体报道数量加1并取自然对数)和MedInitial(媒体原创报道数量加1并取自然对数)衡量媒体监督水平。

表6列(1)～(4)汇报了检验结果。列(1)(2)中，本文以宽口径的媒体报道数量MedReport为中介变量，检验非研发类年报问询函是否显著提升了媒体对上市公司的监督水平，进而降低了企业研发操纵偏好。列(1)显示，Nonrdcl的回归系数在1%水平下显著为正，表明非研发类年报问询函对媒体报道数量有显著的促进作用。进一步，本文在模型(1)的基础上加入MedReport进行回归，结果如列(2)所示，控制了Nonrdcl的影响后，MedReport的系数在5%水平下显著为负，说明媒体报道对企业研发操纵偏好有显著的抑制作用；同时，控制了MedReport的影响后，Nonrdcl的回归系数在1%水平下显著为负，系数绝对值相较基准回归结果有所减小，说明媒体报道的监督起了间接中介机制作用，非研发类年报问询函还会直接或通过其他途径影响企业研发操纵偏好。以MedInitial为中介变量的检验结果如列(3)(4)所示，结果基本一致。以上结果说明，非研发类年报问询函既会直接抑制企业研发操纵偏好，也会通过媒体报道的监督作用抑制企业研发操纵偏好。

表6 机制检验

2.企业寻租抑制

本文参考杜兴强等(2010)[7]、申宇等(2015)[14]的做法构建模型(3)，以企业(剔除研发费用后的)管理费用为被解释变量(ManExp，管理费用与营业收入之比)，以营业收入自然对数(Sale)、资产负债率(Lev)、营业收入增长率(Growth)、董事会规模自然对数(Board)、员工人数自然对数(Staff)、审计师是否为“四大”(Big4)、上市公司上市年限的自然对数(Age)、公司毛利率(Magin)和前五大股东持股比例的赫芬达尔系数(Hfdahl)为解释变量，控制行业固定效应后分年度进行回归，测算企业超额管理费用作为企业寻租费用(Rent)的代理变量。为了缓解企业超额管理费用水平与收函之间可能由于互为因果导致的内生性问题，本文计算企业当期超额管理费用与前期超额管理费用的差值(DetaRent)来衡量企业寻租费用的变化水平，进而检验交易所问询是否能够通过降低企业寻租费用抑制企业研发操纵倾向。

表6列(5)(6)汇报了检验结果。列(5)是以企业寻租费用的变化DetaRent为被解释变量、以非研发类年报问询函为解释变量的回归结果，Nonrdcl的回归系数在5%水平下显著为负，表明非研发类年报问询对企业寻租水平的下降有显著的促进作用。进一步，本文在模型(1)的

基础上加入DetaRent进行回归，结果如列(6)所示，控制了Nonrdcl后，DetaRent的回归系数在5%水平下显著为正，说明企业寻租与企业研发操纵偏好有显著的正相关关系；同时，控制了企业寻租影响后，Nonrdcl的回归系数在10%水平下显著为负，系数绝对值相较基准回归结果有所减小，说明企业寻租在非研发类年报问询函与企业研发操纵偏好之间发挥了部分中介效用。综合以上结果，非研发类年报问询函对企业研发操纵的治理作用有一部分是通过降低企业寻租水平实现的。

五、进一步检验

本文从交易所的问询次数、问询函中问题数量和公司回函耗用时间等方面，探究非研发类年报问询函的不同特征对企业研发操纵偏好的影响；同时，从分析师覆盖水平和区域市场化水平角度，探讨不同外部条件下非研发类问询对企业研发操纵偏好的作用程度。

(一)不同非研发类年报问询函特征的差异性分析

1.非研发类年报问询函问询次数

一方面，交易所以有限监管资源对上市公司年报实施问询，次数越多说明交易所认为公司存在的潜在风险更大，对企业造成的监管压力也更大；另一方面，交易所问询次数越多，企业对相关问题的补充披露或解释说明将更为深刻、全面，能够为外部人提供更多决策有用信息。因此，交易所问询次数越多时对企业研发操纵偏好抑制作用更强。

2.问询函中问题数量

类似地，不同问询函中问题数量的多寡也不尽相同，问询函中问题数量越多时，企业也将在回函中提供更丰富的信息，因此对企业研发操纵偏好的影响程度更大。

3.上市公司回函时间

问询函中明确要求上市公司在规定时间内要及时、准确回复，虽然交易所将回函时间一般设定在上市公司收函后7个交易日内(王艳艳等，2020)[17]，但是上市公司回函耗用的天数实际上差异较大。这是由于问询函的回复可能需要公司协调财务、投资、生产等业务部门以及审计师、律师等利益相关者多方参与，问询问题的严重性和复杂性决定了上市公司周密而妥善地回复将耗用更多的时间，不乏公司在收到交易所问询后一再申请延期回复。因此，上市公司回函天数一定程度上反映了交易所对上市公司的监管压力和问询函及回函的信息含量。回函天数越多，非研发类年报问询函对企业研发操纵偏好的治理作用更强。

本文构建模型(4)以检验非研发类年报问询函特征对企业研发操纵偏好的作用效果。模型(4)中解释变量为当期非研发类年报问询次数、问题数量以及上市公司回函时间等特征。具体地，第一，基于交易所发函次数构建非研发类年报问询次数变量(Cltimes)；第二，基于当期历次问询函构建问题数量变量(Clques)，加1并取自然对数之后以(LnClques)衡量问询函问题数量；第三，基于当期历次回函天数之和构建回函时间变量(Cldays)，加1并取自然对数(LnCldays)。

表7列(1)～(3)报告了不同问询特征对企业研发操纵偏好的影响。结果显示，公司当期收函次数(Cltimes)、问题数量(LnClques)和回函耗用的时间(LnCldays)回归系数均在1%水平下显著为负，即以上问询函特征与企业研发操纵偏好显著负相关。以上结果表明非研发类年报问询的问询次数、问题数量以及回函天数越多时，非研发类年报问询函对企业研发操纵的治理效应越强。

表7 进一步检验

(二)不同外部环境的调节效应分析

1.分析师跟踪人数

证券分析师作为资本市场重要的信息中介，可以通过宏观分析、行业分析和股票分析等手段为投资者提供投资决策相关信息，从而发挥对企业的外部治理作用。但是分析师在股票跟踪和信息挖掘中存在乐观倾向(闵敏

等，2021)[12]，而被交易所问询的公司往往在公司经营、信息披露等方面存在风险、异常、甚至潜在违规行为，因而被分析师跟踪的概率更小。因此，交易所问询与分析师在公司外部治理机制中可能起到互相补充的作用，即非研发类年报问询函对分析师覆盖较少的企业研发操纵偏好抑制作用更强。

为检验分析师跟踪人数的调节作用，本文构建模型(5)，设置研发类年报问询函与分析师跟踪人数的交乘项(Nonrdcl×Analysts，Analysts为当年内对该上市公司发布过盈余预测的分析师跟踪人数加1后取自然对数)为解释变量。回归结果如表7列(4)所示，Nonrdcl×Analysts的回归系数在1%水平下显著为正，说明分析师跟踪人数在非研发类年报问询函与企业研发操纵偏好的关系中发挥了正向调节作用，即非研发类年报问询函对企业研发操纵的治理在分析师覆盖水平较低的情况下更突出，监管问询与分析师跟踪在企业外部治理机制中起到有效的互补作用。

2.地区市场化程度

市场化监督机制与行政监管是企业外部治理中的两个重要力量，市场化程度低的地区，企业外部治理将更加依赖于正式制度下的行政监管。在市场化程度更高的地区，企业和管理层面临更公平和更激烈的竞争，中介组织、媒体等市场主体更加积极地参与市场治理，有效的市场对企业经营和管理层履职形成更有效的外部治理压力，因而交易所问询对上市公司外部治理的边际贡献将相对更小。因此，交易所问询与地区市场化水平在公司外部治理机制中也起到互相补充的作用。

为检验以上分析，本文根据王小鲁等(2021)[16]对各省份市场化程度的总体评分(Market，加1后取自然对数)，构造非研发类年报问询函与市场化程度的交乘项(Nonrdcl×Market)，基于模型(6)检验市场化水平对非研发类年报问询对抑制企业研发操纵偏好程度的影响。结果如表7列(5)所示，Nonrdcl×Market的回归系数在1%水平下显著为正，表明地区市场化水平在非研发类年报问询函与企业研发操纵偏好的关系中发挥了正向调节作用。这说明在市场化水平较低的地区，非研发类年报问询函对企业研发操纵的治理效果更强，即交易所监管与地区市场化水平对于公司外部治理具有相互补充作用。

六、结论与启示

如何充分发挥产业政策的有效性，不仅是政策制定者关心的重要问题，也是学术界研究的热点问题。当前，部分企业通过操纵研发投入等机会主义行为，以获取政府高新技术企业认定和政策支持，有违政策制定本意。交易所问询作为重要监管方式之一，研究如何以有限监管资源发挥更大监管效果具有重要意义。本文从监管外溢性的角度，考察了交易所“非研发类年报问询函”对企业研发操纵的外溢性治理作用。研究发现，“非研发类年报问询函”可以有效抑制企业研发操纵偏好，其影响机制在于，“非研发类年报问询函”会通过增强媒体报道对收函公司的监督作用以及减少寻租行为，抑制了企业研发操纵偏好。进一步地，“非研发类年报问询函”随着发函数量、问询问题越多或者上市公司回函天数越长，对企业研发操纵偏好的抑制作用越强；同时，“非研发类年报问询函”对分析师覆盖更少、市场化水平更低地区的企业研发操纵的治理作用更强。以上结果表明，在上市公司外部治理中，交易所问询与媒体监督相互协同，而交易所问询与分析师跟踪、市场化水平等非正式监督机制具有互补性。

本文研究结论具有较强的现实启示：第一，交易所问询不仅有直接监管作用，同时也具有较强的溢出效应，能够有效治理上市公司未被问询到的潜在风险。因此，在资本市场监管转型和创新过程中，要兼顾监管“深度”和监管“广度”，除了对重点企业、重点事项“刨根问底”式询问，还可以将有限的监管力量应用到对更多企业的问询中，充分发挥监管效力。第二，以交易所问询函为代表的资本市场监督可以有效抑制上市公司机会主义行为、提升产业政策执行效果，“财会监督”和“政策激励”是经济体制改革中更好发挥政府作用并行不悖的重要手段，二者相辅相成。为了在经济体制改革中更好地发挥政府作用，政府部门不仅要制定市场主体所需的产业政策，还应该充分发掘和利用资本市场、财政部门的财会监督力量，通过改善企业信息披露环境和治理环境抑制企业机会主义行为，从而增强产业政策执行效果。第三，本文发现在抑制企业研发操纵的治理中，交易所非研发类年报问询函能够激发媒体监督以增强监管效果，同时能够弥补分析师关注和市场化水平在上市公司外部治理中的缺位。因此，在创新监管方式过程中，政府部门不仅要及时补位部分失灵的市场机制，还要善于引导媒体等市场监督力量规范市场主体行为，充分、协调发挥政府和市场机制在经济发展中的作用。■

注释

1.本文以2015-2018年A股上市公司为初始样本，剔除金融行业、营业收入低于5000万元的观测值后，获得11832个公司-年度观测值；其中，收到“研发类年报问询函”的公司占收函公司的比例为25.99%(580/2232)、占上市公司比例为4.90%(580/11832)。

2.《管理办法》将企业以销售收入5000万元、2亿元划定三个档次，分别设定研发费用占比门槛。由于样本中销售收入不高于5000万元的观测值太少，本文将其剔除。

3.参考Yao et al.(2021)[3]的定义，问询函包括以下一项或多项内容时，将被定义为“研发类年报问询函”：“研发支出(投资)与研发人员之间的不匹配/合理性”“管理费用与研发费用”“研发费用/投资操纵”“研发活动”“研发政策”“研发项目”“研发投入”“研发费用”“研发资本化”“研发投入领域”“研发进度”和“研发计划”，以及获得高新技术企业资格的(财务或法律)条件等。本文经人工阅读后识别并剔除693个“研发类年报问询函”，占收函公司的32%(2209封年报问询函)。

4.《管理办法》(2008年)规定：(1)最近一年销售收入小于5000万元的企业，研发费用占比不低于6%，(2016年改为不低于5%)；(2)最近一年销售收入在5000万元至2亿元(含)的企业，研发费用占比不低于4%；(3)最近一年销售收入在2亿元以上的企业，研发费用占比不低于3%。本文样本中企业销售收入涉及5000万元至2亿元以及2亿元以上两个档次，样本期间内相关门槛未发生改变。