媒体关注对研发操纵行为的影响：融资约束的中介作用

彭若弘， 刘晓宇

(北京邮电大学 经济管理学院，北京 100876)

创新具有高风险、高转换成本和正外部性[1]的特点。相较于传统企业，科技型企业面临更强烈的融资需求和更严峻的融资环境[2-3]，企业难以仅依赖自身资源和动力进行创新。针对企业创新过程中所面临的融资难题和困境，科技部、财政部、税务总局于2008年联合发布《高新技术企业认定管理办法》(国科发火〔2008〕172号)(以下简称《管理办法》)。获得高新技术企业称号的公司得到了财税支持、融资便利等一系列帮扶[4]，一定程度上缓解了企业的融资困难和融资压力[5-6]。政策出台后，我国的研发支出保持快速增长。2015年，我国的专利申请量第一次超越美国，成为世界上最大的专利申请国。然而，海量的专利申请与高额的研发支出背后包含参差不齐的研发质量。2020年，根据国家知识产权局数据，国内有效专利的产业化率仅为34.7%，申请数量泛滥且利用率低下，表明我国的创新数量多、质量差。

政府的大力扶持被部分企业窥得了投机取巧的门路。资金紧缺的企业发现，“虚假戴帽”也能享受高新红利。这类企业取得资金后无法进行实质性创新，反而批量产出“无效创新”和“低效创新”产品。错误的资源倾斜带来了高新技术认定政策的融资扭曲现象，破坏了政策制定的本意。近年来，已经有诸多“虚假戴帽”的“伪高新”企业被发现：星星科技(300256.SZ)在上市前夕被质疑骗取高新技术企业资质；
东湖高新(600133.SH)经检查发现，其骗占的税收优惠金额已超出其净利润数额。该企业通过虚假认定高新技术企业从而实现利润的扭亏为盈，对市场环境造成恶劣影响。这种现象被学术界称为迎合政策而作出的研发操纵行为[7-8]。

在很多“伪高新”案件中，媒体都先于行政管理部门嗅到疑点所在，继而引发各个利益相关者和监管部门的目光。传统媒体人结合新兴媒体形态形成了更快速、更广泛的网络媒体[9]，信息快速传播，扩展了信息的受众范围，给上市公司带来更大的舆论压力。对伪高新企业而言，这是一把双刃剑：一方面给企业带来更高的曝光度，“伪高新”享受的炒作红利更多；
另一方面，无孔不入的“媒体之眼”让企业意识到更大的暴露风险。不仅如此，媒体具有对信息不透明度的改善能力，能够影响企业融资的难度，对资本市场中的资金流动发挥指明灯功效。媒体的存在或能在根源上缓解融资困境，减少“伪高新”企业的出现。因此，笔者拟研究媒体力量对研发操纵行为的治理影响，并将融资约束作为中介变量研究间接治理路径。

(一)媒体关注的治理机制

作为专业的中介机构，媒体对于财务问题的识别往往比普通投资者更加敏感。同时，由于其传播性和公信力，媒体能够引导公众对某些问题的看法。在我国资本市场不完善的情况下，媒体被多次证实具有外部治理效果[10-11]。Dyck等[12]指出，媒体关注的治理效果体现在影响企业和管理者的声誉。由于产品市场、资本市场和经理人市场的存在，如果出现不良报道，企业的经营会在产品市场中受到冲击，遭受资本市场中的“用脚投票”，经营风险和资金风险上升。同时，管理层在经理人市场中的竞争力下降，导致个人价值下滑。

媒体的“舆论约束”和法律的“规章约束”共同发挥治理市场行为的作用，两者相辅相成。在政策不完善时，媒体报道可以先于法律制约不当行为。此外，网络媒体为监管部门获取信息提供了便捷通道，加快信息的传播和利用[13]。因此可以推断，企业受较高的媒体关注度会减少企业进行研发操纵的行为，增加研发操纵被发现所带来的违规成本。据此提出如下假设：

H1：媒体关注度越高，企业研发操纵行为越少。

根据感情倾向或报道基调，学界将报道分为正面、负面和中立。正面报道和中性报道均代表外界关注度的提高。这种非负面关注一方面为公司和管理者树立了良好的形象，使其更加珍惜自身羽翼，避免不恰当行为[14]。同时，媒体更倾向于追查、报道关注度高的企业，将大众心中优质的企业拉下神坛往往会引爆流量，对企业也是一种无形压力；
另一方面，偏正向的关注度提升可能会引起管理者自大的情绪，使其忽视研发操纵被发现的后果，其短视行为会增加研发操纵发生的可能性。据此提出如下假设：

H1a：非负面媒体报道的增加将抑制(促进)企业研发操纵行为。

负面报道能够起到市场监督的作用。根据声誉机制理论，从企业价值上来看，负面评价增加了企业所面临的声誉压力[15]，降低了研发操纵带来的收益。从实施者角度来看，负面报道会损害管理者的市场价值，并使其规范自身行为。根据委托代理理论，外部监督的加强有助于提高委托人和代理人之间的目标一致性，减少双方的利益冲突。同时，负面评价也会引发其他治理机制的连锁反应，企业更易被监管机构督察[16]，研发操纵被发现的可能性增加。据此提出如下假设：

H1b：负面媒体报道的增加将抑制企业研发操纵行为。

(二)融资约束与研发操纵

借鉴研究财务舞弊的三角理论[17]，企业作出研发操纵行为需要具备充足的动机、便利的机会和足够合理的理由。

通过研发操纵获得高新技术企业的称号，不仅可享受国家的税收补贴和资源倾斜，还会拥有高科技企业名号。对于融资压力较大的企业来说，良好的声誉能够吸引外部投资，政府补贴和税收优惠更是实在的资金输送。由此可以推断，融资约束是促使企业作出研发操纵的动机。

融资约束的存在意味着市场中存在较为严重的信息不对称现象：一方面，外部信息使用者缺乏足够多的渠道获取内部信息；
另一方面，外部信息使用者需要耗费精力判断信息的真实性和可信度。高新技术企业评审根据政策门槛标准判断，让企业具备了操纵以达到标准的机会。而研发操纵被揭发后，仅取消名号和补缴应纳税款的低廉违规成本与收益差异巨大，让企业拥有为自身行为辩解的借口。在惩罚环境宽松，企业能够合理化自身行为的情况下，融资约束的存在为研发操纵带来了动机和机会。据此提出如下假设：

H2：融资约束越强，企业越倾向于进行研发操纵以满足法定门槛。

(三)融资约束中介效应的内在机理

媒体作为信息载体在资本市场中传递信息，有效的信息传递降低了投资者要求的风险补偿[18-19]。宋婕等[20]发现,新闻媒体能够通过降低信贷双方之间的信息差，减轻事先逆向选择和事后道德风险的问题，在缓解融资约束中发挥积极作用。

康进军等[21]指出，媒体报道可以传播更多企业的信息特质来降低信息传递中的不对称性，将私有信息转化为公共信息，提高信息的可获得性。同时，公信力高的媒体中介和大量类似的报道提高了信息的可信度[22]，提高信息披露水平被证实是降低融资成本、缓解融资约束的主要方法之一[23-24]。媒体关注度低的公司，会被带上“不受关注”“价值低”“风险高”等标签，投资者要求更高的风险回报。此外，关注度低表明企业能接触到的投资者数目有限，企业讨价还价的能力低且融资成本更高。与之相反，媒体关注高且信息丰富的企业会给投资者带来“治理完善”“潜力股”“有价值”等主观感受，由此提高其议价能力，获得低廉的融资成本。融资成本的降低缓解了企业通过造假骗取研发补助的动机。据此提出如下假设：

H3：较高的媒体关注度可以缓解融资约束进而抑制研发操纵。

在报道的倾向方面，媒体报道的内容能够引导投资者对公司前景的判断[22]182。根据风险配比原则，正面报道能够减少投资者对资金安全的担忧，降低要求的投资回报；
而负面报道会让投资者感受到更大的投资风险，风险溢价要求更高的投资回报作为补偿，加剧企业的融资约束。Kothari等[25]指出，企业资金成本与负面新闻正相关、与正面新闻负相关。银行等金融机构在进行贷款审批和风控时，为了控制信用风险，会将企业的声誉作为重点考核指标。仲秋雁等[26]证实，相对于声誉差的企业，拥有良好形象的企业更易获得贷款融资。

媒体通过信号传递改善了信息市场的透明度，提高了投资者在选择时的信心，对声誉好的企业带来了低融资成本，同时加强了声誉差企业的融资约束。具备较好的市场声誉和较低的融资成本的企业不必再通过操纵研发去获得高新称号，由此降低了研发操纵的可能性。市场口碑差的企业本身难以获得融资，由此会增加通过研发操纵来改变声誉、获取资金的可能性。据此提出如下假设：

H3a：非负面媒体关注能够发挥信息传导作用，通过缓解融资约束抑制研发操纵。

H3b：负面媒体关注会引发“恶事传千里”的效果，从而加强融资约束进而加剧研发操纵。

本文的研究假设逻辑框如图1所示。

图1 研究假设逻辑

(一)数据来源与样本选取

2008年《管理办法》发布后，政府开始要求企业披露研发投入数据，因此本文的样本区间为2008—2020年。剔除关键变量缺失的数据。媒体相关数据来自中国研究数据服务平台(CNRDS)，其他数据来自于国泰安数据库(CSMAR)。结合实际研究需要，笔者对数据进行如下处理：①剔除退市企业和金融企业；
②为了减轻离群值的扰动，对所有连续型变量进行上下1%水平的缩尾处理；
③为避免互为因果产生的内生性问题，对主要解释变量如媒体关注、融资约束滞后一年；
④为保证稳健性，所有回归均在公司层面的聚类。最终得到2 271家上市公司的10 894个观测值。

(二)模型设计与变量定义

为了检验媒体关注是否能够抑制研发操纵以及融资约束是否为企业研发操纵的重要动机，模型设定如下：

MRDit=α0+β1×Attentionit(Attention_Pit/Attention_Nit)+Controlsit+Year+Industry+ε

(1)

MRDit=α0+α1×SAit+Controlsit+Year+Industry+ε

(2)

其中:i为某一公司个体；
t为具体的年度；
α为常数项，ε为残差项；
β1、β2、β3分别代表相关系数，其他变量含义如表1所示。解释变量均为MRD，代表上市公司是否实施了研发操纵行为。具体的计算借鉴Gunny[27]、朱红军等[28]的方法，估计上市公司的正常研发投入为

表1 变量定义

续 表

(3)

(4)

Normal_RDSi,t=Normal_RDi,t×SALEi,t-1/SALEi,t

(5)

其中:RDi,t为公司当年的研发支出；
MVi,t为公司期末总市值,取自然对数；
TBQi,t是企业的托宾Q值，INTi,t为当年的营业利润；
SALEi,t-1代表上一期的营业收入；
Normal_RDSi,t和Actual_RDSi,t分别为估算出的正常研发投入占收比和实际的研发投入占比。

若Actual_RDSi,t高于门槛值且同时Normal_RDSi,t低于门槛值，则判定企业存在研发操纵跨门槛值的迎合行为，即MRD为1。

被解释变量分别为媒体关注Attention和融资约束SA。按照才国伟等[29]和夏楸等[22]183的做法设置媒体关注度的代理变量，报道数据来自CNRDS数据库。本文按照情感倾向将报道分为非负面(正面、中性)和负面，取自然对数定义非负面媒体关注度(Attention_P)和负面媒体关注度(Attention_N)。借鉴Hadlock等[30]的研究，用SA反映公司的融资约束程度，使用企业规模和企业年龄两个随时间变化不大，且具有很强外生性的变量构建，不包含内生性融资变量使其相对稳健。

根据杨国超等[7]115、杨宗翰等[8]19的研究，选取资产负债率(Lev)、托宾Q(TBQ)、董事会规模(boardsize)、独董比例(proportion)、是否亏损(Loss)、公司税率(Tax)作为控制变量，并控制了年度(Year)和行业(Industry)。

为了检验中介效应，考虑逐步回归法和bootstrap法[31]两种方式。逐步回归法模型如下：

SAit=ω0+ω1×diiAttention(Attention_P/Attention_N)+Controlsit+Year+Industry+ε

(6)

MRDit=γ0+γ1×SAit+γ2×Attention(Attention_P/Attention_N)+Controlsit+Year+Industry+ε

(7)

其中:ω0和γ0为常数项；
ω1、γ1、γ2代表相关系数，其余变量定义与前文一致。

(一)描述性统计

1.研发操纵现象的检验

以1%为区间宽度绘制了研发投入占比的分布图，如图2所示。以销售收入超过2亿元规模的企业为例，图中有两个集中分布的区间点，一个是[0%,1%]，一个是[3%,4%]。零点附近的集中表明存在大量未进行研发投入的企业，而3%附近样本量的突然增多，证明存在多数企业研发占比处于刚刚跨过高新技术企业法定门槛值的状态。

图2 研发投入占收比分布(区间宽度:1%)

进一步参考杨宗翰等[8]22的做法，对因变量和自变量进行断点检验，同样以销售收入超过2亿元规模的企业为例，检验结果如表1所示。由表1可见，说明认定政策中对研发占收比标准的规定显著影响了3%和4%附近的样本聚集。由此，认定政策引发了企业的研发操纵行为。

表1 研发操纵行为判断的断点回归

2.样本的描述性统计

表2列示了样本的描述性统计结果。由表2可知，研发操纵的均值为0.099 4，说明研发操纵出现的概率接近10%，值得关注。媒体关注度的综合均值为5.172，说明企业普遍受媒体关注，但个体差异较大，最大值为8.037，最小值为2.773。从报道情感倾向上来看，媒体报道中主要以非负面为主。SA的均值为3.752，说明上市公司普遍面临一定程度的资金压力。

表2 描述性统计

(二)回归分析

为了验证H1及其子假设，分别进行logit回归，回归结果报告如表3的列(1)至列(3)所示。由列(1)可见，媒体关注度对研发操纵的系数为-0.067(z值为-1.483)，说明媒体关注度与研发操纵之间不存在显著的关系。非负面报道倾向对研发操纵的相关系数为0.044(z值为1.721)，且在10%的显著性水平下，媒体非负面报道倾向的程度越高，企业作出研发操纵行为的可能性越大，验证了H1a中的促进关系，即当企业处于较多的非负面报道的环境中时，外界的关注和光环使管理者意识到头衔的重要性，更容易作出研发操纵行为。负面报道倾向和研发操纵之间的相关系数为-0.154(z值为-2.332)， 在5%的显著水平上，表明负面报道倾向降低了研发操纵发生的概率，说明企业受负面报道倾向程度较高时，会面临较严格的外部监督环境。基于保护声誉的考虑，企业会避免作出研发操纵以防止进一步损害企业声誉和价值的行为，H1b得到验证。

表3中的列(4)显示，融资约束对研发操纵的回归系数为0.932(z值为4.651)，在1%的显著性水平下，说明融资约束的程度越高，企业作出研发操纵行为的可能性越大，即融资压力给企业带来研发操纵的强动机。同时，融资约束也意味着信息不对称程度较高，企业有较多的机会实施操纵，H2得到验证。

表3 媒体关注和融资约束影响研发操纵的回归分析

实证部分涉及中介关系。Zhao等[32]详细探讨了中介效应的检验程序，模拟研究发现 Bootstrap统计效力较高，故笔者选用该方法。检验结果报告如表4所示。由表4可见，融资约束在媒体关注度和非负面报道对研发操纵的影响中发挥了显著的中介效应(置信区间95%的水平下不包含0)，H3及H3a得到验证。在媒体关注对研发操纵的抑制作用中，融资约束(SA)的间接效应值为-0.001(p<0.01)，直接效应值为负，故中介效应占总效应的35.6%，说明融资约束在媒体关注与研发操纵之间的中介效应成立，H3得到验证。当解释变量为非负面报道时，直接效应值为0.007(p<0.01)，融资约束(SA)的间接效应值为-0.001(p<0.01)，中介效应占总效应的-12.7%，说明非负面媒体报道显著促进研发操纵行为的出现，而融资约束在两者之间起到反向中介效应，验证了H3a。在负面报道的模型中，置信区间包含0，因此不存在中介效应。负面报道对研发操纵直接发挥了抑制作用，不存在间接的中介效应，H3b未得到验证。

表4 Bootstrap 检验融资约束中介效应结果

(三)稳健性检验

为了确保结果的稳健性，替换关键变量融资约束KZ，更换中介效应的检验模型及采用面板回归的方式替代OLS回归三种方法进行稳健性检验，均得到了一致的检验结果。

1.替换关键变量

表5和表6报告了以KZ指数衡量融资约束时，对研发操纵的影响以及Bootstrap检验，检验结果与前文的结果保持一致，提高了结论的可信度。

表5 融资约束(KZ)影响研发操纵的回归结果

表6 Bootstrap检验融资约束中介效应(融资约束为KZ)

2.更换中介效应模型

前文应用Bootstrap 检验法检验了融资约束程度在媒体关注度和企业研发操纵行为之间的中介效应，为了确保结果的稳健性，笔者再次使用Baron和Kenny[32]提出的逐步法检验中介效应，检验结果如表7所示。由表7可知，结果与上文Bootstrap方法的检验结果一致，证实了结论的稳健性。

表7 逐步回归法检验融资约束中介效应

3.面板回归之固定效应

为了确定是采用固定效应还是随机效应，进行Hausman检验，结果如表8所示。由表8可知，Hausman检验p值均小于0.01，选择固定效应。在固定效应的面板回归中，融资约束和非负面媒体报道都会显著促进研发操纵行为，负面报道的-1.157接近显著性要求的1.65。可见，稳健性检验结果与上述结果基本保持一致。

表8 媒体关注及报道倾向、融资约束与研发操纵的面板回归

(四)内生性问题

在上述的逻辑回归分析中，潜在的假定是解释变量融资约束和媒体报道均为外生变量。为了克服其可能存在的内生性问题，采取倾向得分匹配法(PSM)对上述结果进行再次验证。PSM检验后，得到的结果与主检验一致。结果如表9所示。

表9 基于近邻匹配法的PSM估计结果

为了确保中介效应的稳定性，根据匹配后的PSM样本进行Bootstrap检验。检验结果如表10所示。

表10 PSM样本的Bootstrap检验融资约束中介效应

(五)进一步研究

1.外部市场化环境

由于改革进程的快慢不同，不同地区的市场化程度也不同。市场化程度越高，意味着市场在资源配置中产生的作用力越强，信息透明度越高。在市场化程度低的样本中，媒体关注度在研发操纵行为中发挥的治理效果失效。在市场化程度高的样本中，负面报道与研发操纵呈显著负相关，说明负面报道在市场化程度高时也能发挥对研发操纵行为的抑制作用。同时，非负面报道的促进作用也随着市场化程度的提高转向抑制，说明市场化程度越高，媒体越能发挥更强的监督作用。融资约束与研发操纵无论在市场化程度高的环境中还是市场化程度低的环境中都呈显著正相关关系，而高市场化程度下融资约束对研发操纵的促进效果无论是相关性还是显著性上都更强。市场化程度高说明受融资约束的企业在市场化程度高的环境中利用研发操纵美化财务信息得到更多回报，两者关系增强。具体如表11所示。

表11 区分市场化程度的融资约束、媒体关注与研发操纵

表12报告了高、低市场化程度下融资约束在媒体关注和研发操纵之间的中介作用检验。可以看出，融资约束均在其中发挥了中介效应(高市场化程度：0.286，0.565，0.172；
低市场化程度：0.111，0.140，0.086)，即媒体关注及区分情感倾向后的报道都可以通过缓解企业的融资压力来减少企业进行研发操纵的可能性。相对于低市场化程度，高市场化程度环境下的企业融资约束所发挥的间接效应更强，说明信息透明度的改善及外部报道能够传递企业经营现状优劣的信号，由此减少融资过程中的困难和错配以缓解融资压力。而高市场化程度中企业的融资约束和研发操纵之间的相关性就更强，两者共同作用加强了融资约束的中介效应。

表12 Bootstrap 检验融资约束中介效应(市场化进程)

2.产权性质

区分产权性质后发现，在国有企业样本中，媒体关注度与研发操纵显著负相关，但区别报道倾向后不存在显著的相关性,具体如表13所示。原因在于，由于国企的特殊背景，无论正面或负面评价通常都不会改变其获取资源的能力，而国企一定程度上代表国家信誉，会受外部监督的约束。非国有企业的媒体关注度与研发操纵之间并不具备直接的相关关系。负面报道能够显著抑制(-0.160，5%)非国有企业的研发操纵，非负面报道能显著促进(0.103，1%)非国有企业的研发操纵，外部媒体的正负面报道会直接改变外界对企业的评价，影响企业的经营难度，使其更易受到负面报道的约束力和正面报道的“诱惑力”。融资约束则在不同产权性质的样本中均与研发操纵显著正相关。

表13 区分产权性质的融资约束、媒体关注与研发操纵

媒体关注通过融资约束进而影响研发操纵的传导路径只在国有企业样本中出现。在国有企业中，媒体关注度和正面报道都会缓解融资约束，进而降低研发操纵发生的概率。企业在对外融资时，国有背景通常是有利条件。在此基础上，外界的正面评价更是降低了融资难度，而负面报道所带来的融资困难也会一定程度上被国有背景抵消。具体如表14所示。

表14 Bootstrap 检验融资约束中介效应(产权性质)

从关注创新数量到重视创新质量，中国创新正在努力朝高质量、高价值的方向攀登。为了更好地实现这一目标，解决“伪高新”企业的研发操纵、还原资源的最优配置成为至关重要的话题。本文研究结论如下：首先，媒体的负面报道指向性强，会损害企业声誉，可以减少企业的研发操纵行为。但面临非负面报道时，管理者会产生“幸存者偏差”心理，更易实施研发操纵谋求更好的声誉。其次，融资约束是因需求方无法获得充足信息导致，而媒体能够通过信息传导改善融资约束。本文验证了融资约束在媒体关注度和研发操纵之间发挥的完全中介作用，且将报道情感细分后发现，融资约束在非负面媒体报道和研发操纵之间也发挥部分中介作用。最后，媒体对国企会发挥更多“帮助性监管”，非国企则受到更多“制约性监管”。媒体有助于国企缓解融资约束从而减少研发操纵，而非国企则根据媒体报道情感倾向来增加或减少自身的行为。市场化程度高的地区，负面报道的监管作用更加显著。通过增加报道缓解融资约束的治理途径也行之有效。

以上结果表明，针对高新认定政策存在的研发操纵行为，媒体具有直接监督和间接缓解融资约束的两种治理效应。因此，为了还原政策本意，减少企业的恶意迎合，笔者提出如下建议：第一，发挥媒体监督力量，打破信息壁垒。强化媒体从业者的责任意识，提高媒体在信息处理时的公平性、客观性和中立性，同时提高媒体在信息传播中的专业性、效率和准确性。在外部层面持续推动市场化进程的加快，能够让媒体作为政策监督的补充力量发挥更大作用。第二，改善融资环境，关心非国有企业。政府在对高新技术提供专项资金支持的同时，也应大力改善非高科技企业的融资环境，从动机上减少非高科技企业的“虚假戴帽”行为。解决不同性质企业在舆论环境中的差别待遇，关注非国有企业的成长，将更有针对性地改善研发操纵现象。第三，实践反向推动政策改善。由于政策从研究到生效有很长的流程，需要对问题提前预判，政策先行。在本研究中，缓解融资约束的目标被扭曲，制定政策时应多关注创新实质，以目标为导向，降低政策目标和实施效果之间的差异。

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