張復(fù)生,張力生,王曉雪

(鄭州大學(xué) 商學(xué)院,河南 鄭州 450001)

一、引 言

科技革命和工業(yè)革命的興起，對(duì)企業(yè)科技創(chuàng)新提出越來(lái)越高的要求，但是，企業(yè)研發(fā)缺乏動(dòng)力的情況時(shí)有發(fā)生。一方面企業(yè)R&D投入時(shí)常會(huì)顯現(xiàn)經(jīng)濟(jì)后果不確定、周期長(zhǎng)以及收益滯后等特征，從而多筆大額研發(fā)資金的長(zhǎng)期投入勢(shì)必會(huì)加大企業(yè)所面臨的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)；另一方面企業(yè)R&D投入成果具有外部性以及準(zhǔn)公共物品等特性，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新投入水平低于社會(huì)效率最優(yōu)水平。因此，為了激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力，我國(guó)頒布了一系列強(qiáng)有力的政策，其中給予財(cái)政補(bǔ)貼是最重要的政策之一。財(cái)政補(bǔ)貼不僅有助于減輕企業(yè)負(fù)擔(dān)，鼓勵(lì)其加大R&D投入，而且，企業(yè)獲得財(cái)政補(bǔ)貼可被視為一種利好的投資信號(hào),外部投資者會(huì)據(jù)此提供更多的研發(fā)資源，進(jìn)而提升企業(yè)R&D投入強(qiáng)度。政府補(bǔ)助對(duì)R&D投入的激勵(lì)效應(yīng)在各公司中往往表現(xiàn)不一，其不僅受到最終控制權(quán)、規(guī)模、年限等要素的影響，也因企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量差異而有不同表現(xiàn)。

政府補(bǔ)助對(duì)R&D投入具有顯著的推動(dòng)作用，那么高水平的內(nèi)部控制在財(cái)政補(bǔ)貼的激勵(lì)過(guò)程中是否起到強(qiáng)化的作用？現(xiàn)有的學(xué)術(shù)論文多在討論政府補(bǔ)助與R&D投入的關(guān)系、內(nèi)部控制與R&D投入的關(guān)聯(lián)。然而對(duì)于產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性視角下，內(nèi)部控制對(duì)政府補(bǔ)助與企業(yè)R&D投入關(guān)系是否具有調(diào)節(jié)效應(yīng)尚缺乏深入系統(tǒng)的考證。據(jù)此，本文選用2013～2017年滬深A(yù)股1 520家上市企業(yè)的數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性的比較視角下，內(nèi)部控制調(diào)控政府補(bǔ)助效果的差異。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)政府補(bǔ)助與企業(yè)R&D投入

政府補(bǔ)助到底是R&D投入的助推器還是絆腳石？由于國(guó)內(nèi)外學(xué)者們選用的研究樣本和分析路徑具有一定的異質(zhì)性，故學(xué)術(shù)界尚未達(dá)成一致的觀點(diǎn)。歸納來(lái)講，基本分為如下兩類(lèi)主張：其一是政府補(bǔ)助對(duì)R&D投入存在顯著的正向影響，即財(cái)政補(bǔ)貼會(huì)推動(dòng)上市公司加大R&D投入，使其自主創(chuàng)新水平得到提升。Kyung和Montmartin B等人經(jīng)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，政府給予補(bǔ)助的行為會(huì)有助于企業(yè)擺脫由于大額研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入而導(dǎo)致資金周轉(zhuǎn)不足等不利局勢(shì)，堅(jiān)定企業(yè)進(jìn)行R&D投入的信念，加大其創(chuàng)新投入力度[1] [2]。戴浩等人依據(jù)251家科技類(lèi)中小型企業(yè)樣本數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果得出：企業(yè)的R&D投入成果具有外部性、收益不確定等特點(diǎn)，而政府機(jī)制作為市場(chǎng)的補(bǔ)充手段有助于促進(jìn)創(chuàng)新資源有效配置，且滯后一期的政府補(bǔ)貼對(duì)R&D投入具有顯著激勵(lì)效果，從而實(shí)施財(cái)政補(bǔ)助政策有助于達(dá)成提升各個(gè)行業(yè)研發(fā)水平的目標(biāo)[3]。其二，政府補(bǔ)助對(duì)R&D投入存在顯著的負(fù)向影響。張彩江等人選用2010～2014 年116家珠三角創(chuàng)新型企業(yè)作為研究樣本，實(shí)證檢驗(yàn)得出：財(cái)政補(bǔ)助在幫助企業(yè)克服R&D活動(dòng)中的困難時(shí)，由于監(jiān)管缺乏力度，可能誘發(fā)公司挪用原本用于R&D投入的補(bǔ)貼，從而無(wú)法達(dá)成強(qiáng)化企業(yè)自主研發(fā)意識(shí)的目的。故學(xué)者們提出政府補(bǔ)貼并非越多越好，若財(cái)政補(bǔ)貼不能有效地轉(zhuǎn)變?yōu)橥苿?dòng)企業(yè)研發(fā)的動(dòng)力，那么就會(huì)造成資源的浪費(fèi)[4]。李經(jīng)路等人研究發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)助與R&D投入的相關(guān)性呈倒“U”型，若政府補(bǔ)貼超出合理范圍，就會(huì)造成擠出效應(yīng)，因此提出有關(guān)部門(mén)應(yīng)該實(shí)施差異化的財(cái)政補(bǔ)助戰(zhàn)略。

綜上，對(duì)于正處于加快自主創(chuàng)新步伐的企業(yè)，面對(duì)巨額R&D投入所帶來(lái)的財(cái)務(wù)壓力、經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)以及研發(fā)成果的收益不確定性和外部性等阻礙時(shí)，政府補(bǔ)助作為彌補(bǔ)市場(chǎng)無(wú)法有效率配置研發(fā)資源的一項(xiàng)政策工具，更多的是發(fā)揮激勵(lì)作用，促進(jìn)企業(yè)R&D投入?？紤]到政府補(bǔ)助對(duì)R&D投入的影響具有滯后的特點(diǎn)，因此將政府補(bǔ)助對(duì)R&D投入的影響時(shí)間推后一期。基于上述分析，本文提出假設(shè)1：

假設(shè)1：不考慮內(nèi)部控制質(zhì)量時(shí)，政府補(bǔ)助對(duì)R&D投入存在顯著的正向影響且影響具有滯后的特性。

(二)內(nèi)部控制對(duì)政府補(bǔ)助與企業(yè)R&D投入的調(diào)節(jié)作用

內(nèi)部控制作為企業(yè)自我調(diào)控和自我監(jiān)管的重要機(jī)制，能夠有效減輕信息不對(duì)稱(chēng)和利益沖突，從而緩和委托代理問(wèn)題，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)R&D投入。李萬(wàn)福和宮義飛等人基于委托代理理論框架認(rèn)為，終極控制人與管理層之間的利益需求存在差異，相比之下高管更加厭惡風(fēng)險(xiǎn)，故對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)屬性的研發(fā)活動(dòng)缺乏積極性。因此從企業(yè)內(nèi)部來(lái)看，在寬松的監(jiān)管環(huán)境下，管理層可能會(huì)出現(xiàn)由于個(gè)人私利不將政府補(bǔ)貼投入研發(fā)活動(dòng)，從而導(dǎo)致企業(yè)的投資意圖與原有水平出現(xiàn)偏差。故高水平的內(nèi)部控制能夠有效激勵(lì)和監(jiān)督高管團(tuán)隊(duì)，因而能緩解R&D投入活動(dòng)中的代理沖突，使得政府補(bǔ)貼能更好地發(fā)揮激勵(lì)效應(yīng)[5]。

此外，高水平的內(nèi)部控制有利于防范公司財(cái)務(wù)造假事件的產(chǎn)生，提升財(cái)務(wù)報(bào)告披露的準(zhǔn)確性。在政府給予企業(yè)財(cái)政補(bǔ)貼的過(guò)程中，身為委托方的政府與企業(yè)之間普遍存在不對(duì)稱(chēng)性，因此很難確切地獲知企業(yè)真實(shí)的補(bǔ)助使用狀況，據(jù)此企業(yè)很可能通過(guò)虛假的會(huì)計(jì)信息騙取補(bǔ)貼從而實(shí)現(xiàn)尋租的目的(陳興, 韋倩,2017)[6]。趙樹(shù)寬等人基于尋租視角，探究政府補(bǔ)助與R&D投入的關(guān)聯(lián)時(shí)發(fā)現(xiàn)：企業(yè)可能依靠尋租而非自主創(chuàng)新活動(dòng)來(lái)獲取市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，且非創(chuàng)新單位為解決企業(yè)資金周轉(zhuǎn)問(wèn)題而產(chǎn)生的尋租行為，會(huì)造成市場(chǎng)資源的錯(cuò)配，使非生產(chǎn)性活動(dòng)占據(jù)大量資源，從而擠出R&D投入等生產(chǎn)性活動(dòng)。實(shí)證分析表明尋租活動(dòng)抑制了政府補(bǔ)貼對(duì)R&D投入的促進(jìn)效應(yīng)[7]。陳紅等人的實(shí)證結(jié)論表明：完善的內(nèi)部控制體系以及健全的內(nèi)部控制制度有利于為政府提供更高質(zhì)量的財(cái)務(wù)報(bào)告，緩解信息不對(duì)稱(chēng)導(dǎo)致的尋租行為，進(jìn)而有助于有關(guān)部門(mén)更有效地監(jiān)督補(bǔ)助的使用情況，達(dá)到財(cái)政補(bǔ)貼預(yù)期效果[8]。

總而言之，在較長(zhǎng)周期的研發(fā)活動(dòng)中，高質(zhì)量的內(nèi)部控制不僅能夠有效緩解政府與企業(yè)、股東與高管團(tuán)隊(duì)委托代理關(guān)系中利益不對(duì)等、信息不對(duì)稱(chēng)等問(wèn)題，而且可以規(guī)范研發(fā)活動(dòng)過(guò)程，改善會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，增強(qiáng)政府補(bǔ)貼使用效果，進(jìn)而使政府補(bǔ)助對(duì)R&D投入的正向影響更加顯著。基于上述分析，本文提出假設(shè)2：

假設(shè)2：企業(yè)存在高質(zhì)量的內(nèi)部控制體系時(shí)，政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)R&D投入的正向影響得到顯著強(qiáng)化，內(nèi)部控制存在正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

基于產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性比較視角，所有制性質(zhì)不同的企業(yè)承受風(fēng)險(xiǎn)的意愿和能力存在差異。鄧峰等人提出國(guó)有企業(yè)的決策機(jī)制與民營(yíng)企業(yè)相比更為煩瑣，并在其特有的制度背景下經(jīng)營(yíng)目標(biāo)也時(shí)常受到約束，還擔(dān)負(fù)著降低失業(yè)率、維護(hù)社會(huì)穩(wěn)定等政治性任務(wù)。且國(guó)企高管團(tuán)隊(duì)的選拔晉升機(jī)制具有非市場(chǎng)化的特性，使管理層進(jìn)行高風(fēng)險(xiǎn)的R&D投入活動(dòng)的意愿更低(鄧峰,李亞慧,2019)[9]?；谏鲜龇治?，本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3：相比于民營(yíng)上市企業(yè)，國(guó)有上市公司的高水平內(nèi)部控制，能使政府補(bǔ)助對(duì)R&D投入的促進(jìn)效應(yīng)得到更顯著強(qiáng)化。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選用滬深兩市1 520家企業(yè)的面板數(shù)據(jù)作為初始樣本，時(shí)間范圍為2013～2017年，內(nèi)部控制資料來(lái)自DIB內(nèi)部控制指數(shù)庫(kù)，所涉及的其他變量主要來(lái)源于CSMAR、 Wind 數(shù)據(jù)庫(kù)及同花順財(cái)經(jīng)。為盡可能提高實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的可信度，本文對(duì)初始樣本以如下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選：(1)剔除被ST、PT等經(jīng)營(yíng)異常企業(yè) ；(2)剔除金融類(lèi)公司 ；(3)剔除未獲取政府補(bǔ)貼、其他數(shù)據(jù)空缺或異常的企業(yè)。最終獲取有效研究數(shù)據(jù)包含1520個(gè)單位的7600個(gè)觀測(cè)值。此外，本文用Winsorize處理了連續(xù)性變量的1%和99%分位，以減輕離群值的影響，并使用STATA15.0和Excel軟件進(jìn)行全部數(shù)據(jù)處理。

(二)變量定義

1.被解釋變量：R&D投入強(qiáng)度(R&D)

參考當(dāng)前的研究文獻(xiàn)，由于本文旨在探究政府補(bǔ)助對(duì)R&D投入的影響，故指標(biāo)選取的是與該研究相匹配的研發(fā)支出費(fèi)用。但從指標(biāo)的可比性角度考慮，采用R&D支出費(fèi)用和主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的比值，即R&D投入強(qiáng)度來(lái)衡量企業(yè)的R&D投入狀況。

2.解釋變量：政府補(bǔ)助強(qiáng)度(GOV)

即使給予相同的財(cái)政補(bǔ)貼，企業(yè)受到的影響也會(huì)由于其規(guī)模不同而具有一定的差異性，從而為了更精確地體現(xiàn)政府對(duì)企業(yè)的推動(dòng)力，借鑒曹陽(yáng)(2018)等人的做法，選取每年公司獲得的政府補(bǔ)助和主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的比值來(lái)衡量政府補(bǔ)貼強(qiáng)度[10]。

3.調(diào)節(jié)變量：內(nèi)部控制質(zhì)量(ICQ)

本次研究選用迪博公司推出的DIB內(nèi)控指數(shù)來(lái)判斷企業(yè)內(nèi)部控制狀況。自2011年DIB內(nèi)部控制指數(shù)發(fā)布以來(lái)，因其能充分體現(xiàn)內(nèi)部控制質(zhì)量，故而受到國(guó)內(nèi)外研究學(xué)者的廣泛使用。

4.控制變量

表1 變量定義

據(jù)有關(guān)文獻(xiàn)，本研究引入了其他與R&D投入有關(guān)的變量：資本結(jié)構(gòu)、總資產(chǎn)收益率、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年限、股權(quán)結(jié)構(gòu)及市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度為控制變量；總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)多被用來(lái)衡量企業(yè)規(guī)模(Size)，受到規(guī)模異質(zhì)性的影響R&D投入的水平會(huì)有差異；同時(shí)考慮到擁有完善內(nèi)控體系的企業(yè)或許能夠更好地發(fā)揮財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)R&D投入的擠入效應(yīng)，因此加入虛擬變量：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Own)來(lái)探究產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性對(duì)內(nèi)部控制水平的影響。本研究引用的全部變量及其具體評(píng)價(jià)方式見(jiàn)表1。

(三)模型設(shè)定

鑒于本文的研究意圖，并考慮到政府補(bǔ)助對(duì)R&D投入的影響具有滯后性，故構(gòu)建層次回歸模型以驗(yàn)證假設(shè)：

(1)政府補(bǔ)助與企業(yè)R&D投入的關(guān)系模型

R&D(i,t)=β0+β1GOV(i,t-1)+β2Control(i,t) +ε(i,t)

(2)內(nèi)部控制與企業(yè)R&D投入的關(guān)系模型

R&D(i,t)=β0+β1ICQ(i,t) + β2Control(i,t) +ε(i,t)

(3)內(nèi)部控制對(duì)政府補(bǔ)助與企業(yè)R&D投入關(guān)系影響的模型

R&D(i,t)=β0+β1GOV(i,t-1)+β2ICQ(i,t) +β3GOV(i,t-1)×ICQ(i,t)+ β4Control(i,t)+ε(i,t)

四、實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

據(jù)矩陣表2展現(xiàn)出的主要考察要素的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知：(1)從樣本R&D投入強(qiáng)度來(lái)看，R&D投入的中值為3%，明顯未達(dá)到平均值，可判斷R&D強(qiáng)度的高峰向左偏移；R&D投入力度的極大值為1.69，意味著該企業(yè)的R&D支出超過(guò)營(yíng)業(yè)收入，但也可以看出最小強(qiáng)度時(shí)幾乎不存在研發(fā)支出費(fèi)用。雖然R&D投入力度的極差較大，但是總體向5%水平靠攏，說(shuō)明企業(yè)投入研發(fā)費(fèi)用的水平仍需要提升。(2)企業(yè)ICQ的平均數(shù)為6.48，標(biāo)準(zhǔn)差為0.12，極差為1.66，證明內(nèi)部控制質(zhì)量在樣本企業(yè)中未體現(xiàn)出異質(zhì)性。(3)從樣本企業(yè)財(cái)政補(bǔ)貼力度來(lái)看，雖然GOV的極大值為85%，但是政府對(duì)大部分企業(yè)的補(bǔ)助力度處于1%的水平，補(bǔ)貼強(qiáng)度較低。(4)從企業(yè)年限指標(biāo)來(lái)看，標(biāo)準(zhǔn)差為6.14，即樣本企業(yè)的上市年限存在顯著的差異性。(5)LEV最大為1.04，最小為0.01，雖然兩者差距較大，但是平均來(lái)看LEV為0.04，可認(rèn)為雖然樣本中存在個(gè)別極值，但總體來(lái)說(shuō)我國(guó)上市企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)較為合理。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)相關(guān)性分析

表3 Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣表明，在0.1的置信水平下，Gov與被解釋變量R&D明顯表現(xiàn)出正向關(guān)系，即R&D投入水平隨著政府補(bǔ)貼的增多而提升，且政府補(bǔ)助對(duì)R&D投入具有顯著正向影響的假設(shè)可以獲得初步證明。在0.1水平上，ICQ、LEV、Mar、Size、Age均與企業(yè)R&D投入表現(xiàn)出顯著關(guān)系，可被認(rèn)為本文控制變量的選擇較為合理。此外，本研究引用變量間的相關(guān)系數(shù)均不高于0.4，故可排除多重共線性問(wèn)題存在于模型中。

表3 相關(guān)性檢驗(yàn)

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著.

(三)回歸分析

由于已證實(shí)各變量間不具有多重共線性問(wèn)題，因此采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析，檢驗(yàn)內(nèi)部控制對(duì)政府補(bǔ)助與企業(yè)R&D投入關(guān)系的強(qiáng)化作用以及產(chǎn)權(quán)存在異質(zhì)性時(shí)內(nèi)部控制調(diào)節(jié)作用的差異性。回歸結(jié)果如表4所示，從擬合程度來(lái)看，各模型調(diào)整后R2均較低，表明還存在眾多影響企業(yè)R&D投入的因素。政府補(bǔ)助與R&D投入之間的回歸情況如表4第一列所示，依據(jù)實(shí)證分析結(jié)果可判斷：在控制了LEV等變量之后，GOV的回歸系數(shù)為0.599，并且在1%的水平下具有明顯的正相關(guān)關(guān)系，表明財(cái)政部門(mén)在第t-1期給予公司財(cái)政補(bǔ)貼的行為能夠有效促進(jìn)第t期R&D投入，該結(jié)論支持假設(shè)1，即政府補(bǔ)助對(duì)R&D投入存在顯著的滯后的正向影響。

模型2的實(shí)證結(jié)果表明，在Age等因素得到控制后，ICQ的回歸系數(shù)為0.0526，通過(guò)了1%水平的顯著性檢測(cè)，即證明了完善的內(nèi)部控制體系能夠在R&D投入中具有推動(dòng)作用。

依據(jù)基本的回歸模型，第三個(gè)模型中加入政府補(bǔ)助GOV與內(nèi)部控制質(zhì)量ICQ交互項(xiàng)ICQxGOV, 以檢驗(yàn)在高水平內(nèi)部控制的企業(yè)中，政府補(bǔ)助對(duì)R&D投入的正向助力是否得到強(qiáng)化?？刂芃ar等變量后，實(shí)證結(jié)果顯示，在1%的置信水平下，交互項(xiàng)ICQxGOV的系數(shù)為0.00801，即證明高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠有效遏制管理層的私利行為，緩解委托代理沖突，促使財(cái)政補(bǔ)貼能更好地鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行R&D投入，因而假設(shè)2被證明成立，內(nèi)部控制質(zhì)量在政府補(bǔ)助與R&D投入的關(guān)系中發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。

分析本研究選取的控制變量的回歸情況可以發(fā)現(xiàn)，在1%的置信水平下，Mar具有正向顯著性。依據(jù)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)理論框架，激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)會(huì)加大企業(yè)的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，迫使高管團(tuán)隊(duì)提升工作效率，注重企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展，進(jìn)而能夠有效緩解委托代理沖突，激發(fā)企業(yè)自主研發(fā)動(dòng)力。

表4的第四、第五列則是基于產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性比較視角，探究最終控制權(quán)是否會(huì)影響內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)效應(yīng)。全部研究數(shù)據(jù)依照所有者性質(zhì)的差異分為國(guó)有組和非國(guó)有組。從實(shí)證結(jié)果可以看出，在1%的置信水平下，GOV、交互項(xiàng)ICQxGOV 無(wú)論在國(guó)有組還是非國(guó)有組都正向顯著，獲得了與前文相同的實(shí)證結(jié)果，本文假設(shè)再次得證。同時(shí)可以看出，國(guó)有公司GOV回歸情況不如非國(guó)有公司，即在非國(guó)有公司中政府補(bǔ)助對(duì)R&D投入推動(dòng)效果更突出，但同時(shí)也可以發(fā)現(xiàn)在國(guó)有公司中內(nèi)控的推動(dòng)作用更有效果，國(guó)有公司ICQxGOV的回歸系數(shù)0.0152遠(yuǎn)大于民營(yíng)企業(yè)，即財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)R&D投入產(chǎn)生的擠入效應(yīng)更依賴(lài)于高質(zhì)量?jī)?nèi)部控制的調(diào)節(jié)。與非國(guó)有公司相比，完善的內(nèi)部控制體系能夠更大程度提升國(guó)有公司的抗風(fēng)險(xiǎn)能力，緩解其代理沖突，有利于顯著強(qiáng)化政府補(bǔ)助與R&D投入的正向關(guān)系。由此本文的假設(shè)3也證明成立。

表4 回歸結(jié)果分析

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文為驗(yàn)證實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，改變了所引用的關(guān)鍵變量的衡量方法，采用研發(fā)支出與期末資產(chǎn)總額比值作為R&D投入的替代變量，政府補(bǔ)助與期末總資產(chǎn)之比替換政府補(bǔ)助強(qiáng)度原有的定義方式。穩(wěn)健性測(cè)試的回歸結(jié)果與前文結(jié)論一致，進(jìn)一步證實(shí)了本文實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的真實(shí)可靠。

五、結(jié)論與展望

本文基于產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性比較視角，運(yùn)用2013～2017滬深兩市1520家上市公司的7600個(gè)觀測(cè)值為研究樣本，針對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量對(duì)政府補(bǔ)助與企業(yè)R&D投入的調(diào)節(jié)效應(yīng)以及終極控制權(quán)異質(zhì)時(shí)內(nèi)部控制調(diào)節(jié)效應(yīng)的差異性進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。本文實(shí)證結(jié)果表明:(1)政府補(bǔ)助對(duì)R&D投入具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)，證實(shí)了政府補(bǔ)貼對(duì)R&D投入存在滯后的擠入效應(yīng)，即前一期政府部門(mén)給予企業(yè)的補(bǔ)助越多，本期R&D投入水平越高。(2)高質(zhì)量的內(nèi)部控制在政府補(bǔ)助與企業(yè)R&D投入的關(guān)系中起到正向強(qiáng)化作用，完善的內(nèi)部控制體系是政府補(bǔ)貼激勵(lì)效應(yīng)的助推器。(3)在產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性的背景下，內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)效應(yīng)均顯著，但在國(guó)有企業(yè)中表現(xiàn)的更為突出。

本文的貢獻(xiàn)主要反映在以下兩個(gè)部分：其一是實(shí)證驗(yàn)證了內(nèi)部控制在政府補(bǔ)助對(duì)R&D投入的促進(jìn)效應(yīng)中具有正向調(diào)節(jié)作用。該結(jié)論不僅從另一角度體現(xiàn)了完善企業(yè)內(nèi)部控制制度的重要性，也為如何提升我國(guó)自主研發(fā)水平展示了新思路，即督促企業(yè)加強(qiáng)內(nèi)部控制建設(shè)，才能更好地將財(cái)政補(bǔ)貼用到刀刃上。其二，本文從產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性的視角出發(fā)，考察了內(nèi)控的治理效應(yīng)在公司實(shí)際控制人存異時(shí)的差別。從實(shí)證結(jié)論可知，促進(jìn)國(guó)有企業(yè)提升內(nèi)部控制水平，是提升財(cái)政補(bǔ)助激勵(lì)效應(yīng)的重要一環(huán)。

本文也存在一定的局限性。在研究樣本方面，DIB指標(biāo)庫(kù)出具的內(nèi)部控制指數(shù)雖然已經(jīng)被學(xué)術(shù)界廣泛使用，但它對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的評(píng)估具有片面性，并在準(zhǔn)確性方面也仍有欠缺。隨著國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量關(guān)注度的提升以及更科學(xué)的內(nèi)部控制評(píng)價(jià)體系的出現(xiàn)，更客觀的衡量方式將會(huì)被用于實(shí)證分析以填補(bǔ)本次研究的缺陷。