国家审计、研发资助与企业创新.pdf
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1、55审计研究2023年4期国家审计、研发资助与企业创新李丹丹张荣刚【摘要】国家审计立足经济监督定位,能够有效促进研发资助激励效应,有利于提升企业创新。本文利用2008-2020年A股上市公司数据,以国家审计对研发资助的监督为切入点,实证检验了研发资助对企业创新的影响,研究了国家审计对研发资助激励效应的提升作用及其影响机制。研究发现:研发资助对企业创新具有明显的激励效应;国家审计能够显著且有效促进研发资助的激励效应,且该促进作用在法制环境较好和媒体关注度较高的地区更显著;影响机制检验发现,国家审计这种作用的发挥主要通过抑制非效率投资和改善内部控制有效性功能促进了研发资助激励效应。研究结论为聚焦高
2、质量发展背景下国家审计更好精准发挥对财政资助的监督路径,深化国有企业对国家审计的正确认知及促进企业创新提供一定的启示。【关键词】国家审计研发资助企业创新激励效应影响机制一、引言近年来,通过制定财政政策来发展新兴产业、促进技术创新成为各国政府的常态化选择。科技创新具有不确定性、公共物品等特性,这使企业创新收益远高于创新投入的预期存在较大变数,造成研发资源配置效率低于社会最优值。为促进企业创新和凸显竞争优势,政府出台了相关财政补贴政策,补贴形式更倾向于研发资助。然而,由于信息不对称、代理人有限理性、企业信息披露机制存在缺陷等因素,政府不能够全面掌握企业研发投人、创新实施情况,这使得研发资助出现错配
3、现象,补贴效果差强人意。因此,研发资助既具有弥补创新资源市场化配置失灵风险的“激励效应”,又可能存在扭曲市场激励机制的“挤出效应”。我国在实现创新驱动战略过程中研发资助的具体效应如何?如何更好地发挥研发资助应有效能?这是目前学术界和政策制定者关注的重要问题研发资助政策效果的实施受到企业和政府双重影响。研发资助政策会因缺乏监督而存在问题,进而导致资助没有达到应有的效果。国家审计作为国家监督体系的重要组成,在落实国家重大决策、提高国有企业经营管理绩效等方面发挥重要作用(王彪华,2 0 2 2)。基于此,本文进一步提出一个值得思考的学术问题,即国家审计是否能够促进研发资助激励效应的发挥?本文在考察研
4、发资助对企业创新影响的基础上,以国家审计对研发资助的监督为切入点,分析国家审计对研发资助的激励效应能否产生预期的积极作用,探讨法制环境和媒体监督程度的不同如何影响国家审计对研发资助激励企业创新的促进作用,并进一步考察国家审计发挥这种作用的影响机制。本文的主要贡献在于:一是在现有创新资助政策评价的基础之上,深入微观企业层面明确了研发资助对企业创新产出的影响,进一步拓展了研发资助作用的研究文献。二是归纳总结了国家审计影响研发资助激励效应和挤出效应的理论逻辑,并评估了在不同法制环境和媒体关注度下国家审计促进研发资助激励效*李丹丹、张荣刚,西北政法大学商学院,邮政编码:7 10 12 2,电子信箱:,
5、z r g 116 8 12 6.c o m。本文得到国家社科基金一般项目(项目批准号:18 BJY002)、审计署重点科研课题(项目批准号:2 2 SJ01004)和西安市科技局软科学一般项目(项目批准号:22RKYJ0052)的资助。56审计研究2023年 4期应的异质性,为拓展审计深度和广度提供了理论解释和经验证据。三是从国家审计抑制企业非效率投资和改善内部控制有效性两方面验证了国家审计促进研发资助激励效应的影响机制,丰富了相关研究,为能够更好揭示国家审计对财政资助的监督路径和深化国有企业对国家审计的认知及促进企业创新提供了决策参考。二、文献综述与理论传导机制(一)文献综述现有文献关于政
6、府研发资助与企业创新的研究主要形成两种倾向的观点:一方面是政府研发资助能够对企业创新产生激励效应。政府给予企业研发资助可有效解决企业融资困难和降低创新风险等问题,增加预期收益率,提高创新投人和产出。Bronzini和Piselli(2 0 16)等认为,研发资助将弥补企业因技术溢出造成的损失,受到研发资助的企业比没有受到资助企业的创新产出会增加4%-8%。张凤兵和王会宗(2 0 19)发现,我国政府的研发资助能够显著促进制造业企业有更多的专利产出。另一方面是政府研发资助对企业创新并无显著激励作用。吴伟伟和张天一(2 0 2 1)认为,企业容易出现寻租行为与道德风险问题。在缺乏有效监管的情况下,
7、企业会发送虚假信息骗取补贴,在获得资助后,可能会将其投人到高利润项目而非创新项目中,不能对创新产生实质性的影响。以往研究多从企业内部经济特征角度来考察,如企业规模和研发人员规模等因素(郑江准和张玉昌,2 0 19),较少涉及国家审计对研发资助激励企业创新的监督作用。现有关于国家审计的研究集中在国家审计促进国有企业治理和绩效提升方面(郭檬楠和郭金花,2020;刘西国等,2 0 2 0)等。仅有少量的文献关注了国家审计在财政优惠政策与企业创新关系中的促进作用,认为国家审计通过潜在威慢力能够促进财政优惠政策的优化和落实(潘孝珍和燕洪国,2 0 18;马文聪等,2022)。综上所述,现有文献仍旧考察的
8、是研发资助与企业创新的关系、国家审计对国有企业的治理效应等方面,鲜有文献将这两方面联系起来,以审计监督为切入点研究研发资助对企业创新的影响,涉及国家审计对其作用机理、影响及异质性分析的则更少。(二)理论传导机制1.研发资助激励企业创新的影响机理研发资助通过资源获取机制和信号传递机制对企业创新产生激励效应。第一,从资源获取机制来看,企业开展创新活动需要持续资金投人,其创新行为具有复杂性、收益不确定性,这在很大程度上抑制了创新积极性。政府适时、适当的研发资助可以增加企业进行技术创新活动的投人与资金积累,促使研发收益大于投入,缓解融资约束,引导企业解决创新成果外部性强等问题,缓解风险,因此具有激励效
9、应。第二,从信号传递机制来看,企业进行创新活动需要通过内外部融资获得大量的研发资金,不同创新主体间存在信息不对称,创新研发高风险、回报周期长等特点使得企业外部融资较难,而政府研发资助具有“政府支持”的信号,企业研发项目通过了政府的项目资助认定标准、评估和审查体系,这说明该企业具有较强的创新能力,项目具有较好研发前景。此外,企业获得资助表明其拥有较好的营商环境,可以增添外部投资者的选择依据,并可形成社会效应,减弱信息不对称,促进企业获得更多创新资源与动力,进而提升企业创新。另外,研发资助可能存在扭曲市场激励机制的挤出效应。第一,从寻租机制来看,地方官员在晋升压力下,注重短期经济增长,会基于国有企
10、业的政治晋升和政治性目标的动机,利用自由裁量权干预国有企业的经济活动,这会导致国有企业管理层容易依赖政治关联获取研发资源,进行寻租活动,使研发资助配置不公平,导致企业缺乏创新动力。第二,由于对国有企业管理者的激励和监督机制的不完善,容易诱发代理问题,会引发管理层的道德风险行为。如管理层存在“不求有功,但求无过”的管理心态,不愿意将资金用于能带动技术领域变革以及产生溢出效应的项目,而是倾向于将资金用于一些非实质性技术创新活动或者风险较低、投资期短以及既定的技术创新活动,导致研发资源配置扭曲,使研发资助达不到理想效果。57审计研究2023年4期基于以上分析,本文提出以下假设:假设1a:研发资助对企
11、业创新具有激励效应。假设1b:研发资助对企业创新具有挤出效应。2.国家审计促进研发资助激励效应的影响机理在企业内部治理机制不完善的现实约束下,研发资助政策功能的发挥有赖于企业外部监督机制的配合。国家审计的监督功能有助于促进研发资助激励效应。第一,国家审计作为显性信号监督政府研发资助是否合规使用。国家审计监督越严格、精准,获得研发资助的企业更容易受到资本市场的青,引导社会资源配置到接受补贴的企业,使其更容易获得创新资金,进而促进研发资助政策激励作用的发挥(俞会新等,2 0 2 1)。第二,揭示问题后的处罚措施能够对国企领导人未来行为产生威慢作用,缓解道德风险问题。高质量创新成果的长期性评估和奖励
12、机制加大了国企领导人投人创新的动力,保障企业用于研发资金的实际性增加,提高创新资源的配置效率,防止其偏离政策目标(郑国洪等,2 0 2 2)。第三,领导干部经济责任审计的结果将并人领导干部的档案,成为业绩考核和升迁的重要依据,促进企业把获得的研发资助用于推动企业创新,提高研发资助的使用效率。因此,提出以下假设:假设2:国家审计能够有效促进研发资助的激励效应。国家审计的治理效果离不开企业自身的内部治理。一方面,国家审计通过抑制企业非效率投资进而促进研发资助激励效应。非效率投资是企业内部治理情况的表现结果之一。由于代理问题和信息不对称的存在,管理层难以对研发项目投资做出准确的评估。同时,国有企业相
13、对缺乏对管理层的有效监督以及应有的薪酬激励,为了避免投资失败给自身职业绩效带来负面影响,管理层容易通过过度投资、不当使用或者侵占政府研发资助,去追求短期利益,导致低效率创新行为。国家审计介人后能够对管理层的投资行为进行监督和约束,并给尚未接受审计的国有企业管理层形成压力。国家审计监督企业将国家的研发资助真正投人到实际的创新活动中,对非效率投资水平较高企业的投资行为形成有效的监督,更有利于发现非效率投资暗藏的违规行为,从而降低信息不对称,减少研发资助的无效配置和被挤占。因此,国家审计能有效降低企业的非效率投资,通过抑制企业管理层的非效率投资进而促进研发资助激励效应。另一方面,国家审计通过改善内部
14、控制有效性进而促进研发资助激励效应。第一,国家审计对制度的优化最终要落实在内部控制质量的提高上。审计提出的建议为被审企业及时纠偏提供了重要信息和决策依据。研发资助效果低下的背后主要存在权力约束机制缺位或相关制度执行不到位等深层次问题。国家审计通过促进企业针对具体问题的制度完善,有助于降低由于寻租、代理问题等引发的研发资助的低效率。国家审计帮助企业后续纠错机制纠正政策实施过程中的偏差,发现和揭露内部控制缺陷,督促企业针对整改建议进行整改,并威慢和防止潜在的内部控制缺陷,从而改善企业内部控制有效性(池国华等,2 0 2 1)。第二,企业内部控制监督系统通过制度的设计和执行确保企业进行创新活动,对企
15、业创新机制具有监督和风险管理作用(刘西国等,2 0 2 0)。内部控制制度整改得越好,说明企业存在的制度漏洞越少,研发资助的激励效果就越强。基于以上分析,提出以下假设:假设3:国家审计通过抑制企业非效率投资和改善内部控制有效性的机制促进研发资助的激励效应。三、研究设计(一)样本与数据来源本文以2 0 0 8-2 0 2 0 年沪深A股上市公司作为初始样本,参照证监会2 0 12 年的分类标准,在删除了金融类行业、ST或者PT公司以及数据缺失的样本,共得到19 5 32 个观测值,32 8 4个上市公司。为了使结果更稳健,分别构造了实验组和对照组。本文研究以审计署介人年份(2 0 0 9-2 0
16、 17 年)来衡量,界定被审计署介人当年及之后三个年度取1。本文的研究样本期间为2 0 0 8-2 0 2 0 年。实验组样本获取过程为,选取2 0 10-2 0 1858审计研究2023年4期的审计结果公告,参照褚剑等(2 0 18)的做法,利用数据库中的“实际控制人名称”信息和手工查找年报中的“实际控制人情况”,将中央企业集团名称与上市公司的“实际控制人名称”进行匹配,手工复核,筛选出央企控股的全部上市公司。删除了多次被审计的以及产权性质发生转变的公司,最终获得被审计央企控股上市公司17 6 家。对照组选择未被审计过的国有上市公司。为避免干扰,以配对的方式在未被审计的国有上市公司中进行样本
17、配对。以被审计的央企控股上市公司的资产规模相近为基准,并按照同一行业代码(2 0 12 年)和同一年度,严格按照1:1的比例选择配对样本,要求实验组与其对应的对照组配对样本资产规模差异不能具有显著差异,最终获取两类样本数为35 2 家。通过对所有连续变量1%和9 9%百分位进行了Winsorize处理来消除异常值影响,以及删除变量缺失的观测值,配对后最终样本观测值为2 6 5 8 个。被审计央企样本数据主要来自于审计署发布的审计公告和中国审计年鉴,专利数据通过中国知识产权局网站整理而得,其他数据来自于国泰安、万德和迪博数据库。(二)模型设计与变量选择根据以上理论分析,为验证假设1a和假设1b,
18、即检验研发资助对企业创新的激励效应,构建模型(1):Perf.,=ao+,Sub+,Controlit+Industry+Year+it(其中,被解释变量为企业创新产出(Perf),核心解释变量为研发资助(Sub),并加人其他控制变量,下标i和t分别代表企业个体和时间,。为截距项,8 为残差项。与以往采用新产品产值来表示企业创新方法不同,专利更适合作为反映技术的研发创新成果,且专利申请数量比专利授权数量更可以反映企业的真实创新水平,可以衡量资源投人和使用效率的技术创新,为实质性创新,因此选择发明专利申请数量作为企业创新产出的代理变量。如果研发资助的系数,为正数且显著,则说明研发资助对企业创新具
19、有显著的激励效应。为了验证假设2,构建模型(2):Perf=ao+,Sub,+,Audit.,+,Post,+AudiPostit+,Sub,AuditPost.,+Control.,+EIndustry+EYear+其中,Audit为是否经过国家审计的分组虚拟变量,第n年审计署网站上公布审计公告第n年为公告年度,那么n-1年为介人年份,n-2年为被审计年份,因此如果上市公司所属集团公司被审计署审计过,则取1,否则为0。Post为国家审计前后哑变量。根据已有文献的做法,将上市公司所属国有企业被审计署介人当年及以后三个年度取1(第一次审计介人年份,不考虑二次审计的情形),否则取0。控制组样本与其
20、匹配的实验组样本取值相同。AuditPost为二者交乘项,表示国家审计实施后实验组与对照组企业创新增长的差异,如果系数显著为正,这说明国家审计能够有效提高企业创新。Sub*AuditPost为研发资助与国家审计的交互项,该模型重点考察交互项系数5,如果,显著为正,则表明国家审计能够显著提高政府研发资助促进企业创新的效应,两者存在互补关系;反之,则不利于政府研发资助激励企业创新的效应。根据已有文献的研究,本文还控制了一系列影响企业创新的变量,变量定义如表1所示。表1变量定义变量符号变量名称变量定义Perf企业创新产出采用企业当年发明专利申请数量,并取自然对数表示Audit是否经过国家审计若被审,
21、则取1,否则为0Post国家审计前后被审计署介人当年及之后三个年度取1,否则取0根据杨洋等(2 0 15)研究,采用“政府补助”明细科目中“科技成果转化项目补助Sub研发资助资金”“科技奖励”“专利申请项目奖励”“技术创新项目”等子科目相加得到,并取自然对数Size企业规模企业总资产的自然对数Roa总资产报酬率净利润与(资产合计期末余额+资产合计期初余额)/2 的比重Growth营业收人增长率营业收人增长额除以上年营业收入总额CFO经营净现金流率经营性活动现金净流量除以期末总资产59审计研究2023 年 4 期续表变量符号变量名称变量定义Lev资产负债率负债总额除以年末资产总额Dep独立董事比
22、例独立董事人数除以董事会总人数SI股权集中度第一大股东持股比Age企业年龄公司成立年限的自然对数Z股权制衡度第一大股东与第二大股东持股比例之比Ma媒体关注借鉴杨道广(2 0 17)等研究,用报纸新闻数量并在此基础上+1后取对数Dual董事长与总经理二者合一当董事长与总经理二者合一,则取值为1,否则为0四、实证结果分析(一)描述性统计分析利用Stata15.0统计软件对主要变量进行描述性统计。从表2 看出,企业间的创新产出(Perf)存在较大差异。Perf指标最大值为6.7 0 3,最小值为0,标准差为3.16 7,说明企业间创新产出波动较大。研发资助(Su b)的结果说明样本企业获得的研发资助
23、也存在较大差异。在计量检验中,对交互项中心化处理,对绝对量的变量取自然对数,结果显示,方差膨胀因子VIF值在1.13-1.7 2 之间,说明不存在多重共线性。表2主要变量的描述性统计结果变量样本数均值标准差最小值最大值Perf195321.5663.1670.0006.703Sub1953214.072.1160.00021.156Audit195320.4660.5000.0001.000Post195320.5840.4570.0001.000Social195320.3820.4030.0001.000Size1953223.1541.04511.06835.985Roa195320.0
24、150.018-0.0260.088Growth195320.4670.182-0.0313.324CFO195320.2080.089-0.0210.523Lev195320.3210.1650.0460.822Dep195320.4230.0620.0000.800SI195320.2780.1520.0550.797Age1953215.0005.2732.00027.0001953210.14315.381.007112.326Ma195322.6421.5255.00029.000Dual195320.1530.2870.0001.000(二)回归结果分析1.研发资助对企业创新影响的
25、回归结果首先针对模型(1)采用多元面板回归模型进行实证分析。所有解释变量VIF均小于2,说明所有模型均不存在严重的共线性。在进行了F检验、BP检验和Hausman检验后,选择固定效应模型,并进行了Newey-West检验。将研发资助的滞后一期Sub-带入模型(1),基准回归如表3所示。60审计研究2023年4期表3研发资助对企业创新影响的回归结果全样本回归结果匹配后样本回归结果变量(1)(2)(3)(4)Sub0.312*(0.029)0.276*(0.017)Sub-I0.211*(0.013)0.142*(0.026)Size-0.058(0.006)-0.051(0.005)-0.022
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