周 明，許 言，徐國(guó)慶

（東華理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，江西南昌 330313）

一、引 言

黨的二十大報(bào)告指出，加快實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略，強(qiáng)化企業(yè)科技創(chuàng)新主體地位。研發(fā)投入作為提高創(chuàng)新能力的先決條件與經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，具有重要作用。但根據(jù)2020 年全球研發(fā)2 500 強(qiáng)企業(yè)數(shù)據(jù)顯示（1），我國(guó)入榜企業(yè)的平均研發(fā)投入低于其他國(guó)家，普遍存在企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度偏低、高研發(fā)投入的企業(yè)數(shù)量較少等問(wèn)題。如何加大社會(huì)資金對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的支持力度，提高企業(yè)獲得創(chuàng)新資源的公平性與便利性，對(duì)提升企業(yè)研發(fā)投入具有重要意義。

描述性創(chuàng)新信息披露是指以文本形式描述年度財(cái)務(wù)報(bào)告中會(huì)計(jì)報(bào)表以外的信息，是與創(chuàng)新活動(dòng)高度相關(guān)的非財(cái)務(wù)信息。描述性創(chuàng)新信息披露能夠幫助投資者甄別創(chuàng)新項(xiàng)目，并對(duì)其進(jìn)行合理估值，提高投資者對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的認(rèn)知水平［1］。提高描述性創(chuàng)新信息披露質(zhì)量有助于股東合理評(píng)估企業(yè)管理層的管理績(jī)效，避免管理層只顧短期利益、規(guī)避職業(yè)風(fēng)險(xiǎn)而產(chǎn)生創(chuàng)新資源錯(cuò)配的短視行為［2］。此外，代理理論認(rèn)為，高質(zhì)量的創(chuàng)新信息披露有助于提升股價(jià)信息含量，幫助中小投資者識(shí)別大股東行為，對(duì)提高研發(fā)投入具有促進(jìn)作用。綜上所述，描述性創(chuàng)新信息披露在企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)過(guò)程中具有重要意義，會(huì)對(duì)創(chuàng)新資金的籌措與配置產(chǎn)生一定的影響。那么，描述性創(chuàng)新信息披露水平是否對(duì)企業(yè)研發(fā)投入意愿及其強(qiáng)度產(chǎn)生影響，又是通過(guò)何種途徑發(fā)揮作用？?jī)烧哧P(guān)系又受到哪些因素的影響？這些問(wèn)題值得深入探究。

已有文獻(xiàn)多以信息披露、信息透明度為對(duì)象，研究其對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響［3-4］，鮮有文獻(xiàn)研究年報(bào)中的描述性創(chuàng)新信息披露對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響。本文基于文本分析法，使用關(guān)鍵詞詞頻對(duì)描述性創(chuàng)新信息披露水平進(jìn)行測(cè)度，研究了描述性創(chuàng)新信息披露對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響及其作用機(jī)制。本文的主要貢獻(xiàn)在于：①豐富了企業(yè)描述性創(chuàng)新信息披露與企業(yè)創(chuàng)新的研究脈絡(luò)。與其他研究相比，本文重點(diǎn)關(guān)注描述性創(chuàng)新信息披露帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)后果，從企業(yè)內(nèi)外部梳理了描述性創(chuàng)新信息披露對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的作用機(jī)制，為助增企業(yè)研發(fā)投入提供了新的理論思路；②補(bǔ)充了創(chuàng)新文本信息類的研究文獻(xiàn)。已有文獻(xiàn)大多關(guān)注定量的信息披露及其披露后果，但數(shù)字背后隱含的真相和意義往往難以深究，描述性創(chuàng)新信息披露有助于閱讀者了解企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的真實(shí)情況，因此，研究具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述與理論分析

（一）文獻(xiàn)綜述

信息披露既包括財(cái)務(wù)信息也包括非財(cái)務(wù)信息，相較于財(cái)務(wù)信息，非財(cái)務(wù)信息披露內(nèi)容具有更多的可挖掘性。隨著市場(chǎng)信息披露制度的進(jìn)步與完善以及對(duì)信息披露要求的提高，越來(lái)越多的研究開(kāi)始關(guān)注非財(cái)務(wù)信息披露后果［5-6］。

Allen 對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為進(jìn)行了研究，認(rèn)為創(chuàng)新信息披露動(dòng)機(jī)是為了節(jié)約知識(shí)保護(hù)成本，提升創(chuàng)新能力［7］。隨后，也有研究顯示提升創(chuàng)新信息披露水平是為了緩解業(yè)績(jī)困境［8］。故企業(yè)描述性創(chuàng)新信息的披露動(dòng)機(jī)多是為了發(fā)揮其積極效應(yīng)，而關(guān)于創(chuàng)新信息披露測(cè)度方式的研究大多分為兩類：一類采用內(nèi)容分析法，如李慧云等［9］、程新生等［10］、韓鵬和岳園園［11］等學(xué)者通過(guò)建立指標(biāo)評(píng)價(jià)體系對(duì)披露內(nèi)容進(jìn)行打分，衡量企業(yè)創(chuàng)新信息披露水平；另一類采用文本分析法，由于內(nèi)容分析法需要較高的人工成本與較多的時(shí)間精力，近年來(lái)，胡楠等［12］、周澤將等［13］學(xué)者多使用“種子詞+Word2vec 擴(kuò)充詞”的詞頻分析法衡量企業(yè)創(chuàng)新信息披露水平。之后，對(duì)創(chuàng)新信息披露的研究主要聚焦影響因素和披露經(jīng)濟(jì)后果兩個(gè)方面。影響因素主要為：①分析師跟蹤人數(shù)。在外部市場(chǎng)壓力下，根據(jù)“信息中介假說(shuō)”“市場(chǎng)壓力假說(shuō)”“合謀假說(shuō)”皆可得出，分析師跟蹤人數(shù)越多，企業(yè)創(chuàng)新信息披露語(yǔ)調(diào)越積極［14］。②知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)。知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)能有效紓解企業(yè)創(chuàng)新信息困境，表現(xiàn)為地區(qū)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)越強(qiáng)，創(chuàng)新文本信息越充分［13］。披露的經(jīng)濟(jì)后果主要為：①市場(chǎng)反應(yīng)方面。韓鵬和岳園園［11］以創(chuàng)業(yè)板公司為研究對(duì)象，提出企業(yè)創(chuàng)新信息披露能夠提升企業(yè)價(jià)值，獲得投資者認(rèn)同；程新生等［10］發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新信息披露能帶來(lái)顯著的正向市場(chǎng)反應(yīng)，表現(xiàn)為創(chuàng)新信息披露水平越高，產(chǎn)生的長(zhǎng)期超額收益越高；李巖瓊和姚頤［15］從分析師預(yù)測(cè)角度解讀研發(fā)文本披露的信息價(jià)值，得出研發(fā)文本信息具有一定的信息含量，其對(duì)分析師來(lái)說(shuō)是“多說(shuō)有益”；韋琳和肖夢(mèng)瑤［1］認(rèn)為，描述性創(chuàng)新信息能夠?yàn)橥顿Y者提供公司特質(zhì)信息。②企業(yè)創(chuàng)新影響方面。多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，創(chuàng)新信息披露對(duì)企業(yè)創(chuàng)新有顯著的正向影響：何瑞卿［16］認(rèn)為，創(chuàng)新信息披露能提高股價(jià)信息含量，從而提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出；胡楠等［12］發(fā)現(xiàn)，描述性創(chuàng)新信息披露能預(yù)測(cè)企業(yè)未來(lái)真實(shí)創(chuàng)新活動(dòng)水平；陶顏等［17］認(rèn)為，創(chuàng)新描述能預(yù)測(cè)公司未來(lái)創(chuàng)新績(jī)效，即公司下一年度的專利申請(qǐng)數(shù)量；韋琳和肖夢(mèng)瑤［1］進(jìn)一步分析得出，描述性創(chuàng)新信息披露能夠提高企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出水平和研發(fā)補(bǔ)助金額。然而，也有少數(shù)學(xué)者從特定行業(yè)研究得出，由于創(chuàng)新項(xiàng)目的專用性，存在關(guān)鍵信息泄露的風(fēng)險(xiǎn)，創(chuàng)新信息披露對(duì)企業(yè)創(chuàng)新有顯著的負(fù)向影響［18］。

結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)可以看出，創(chuàng)新信息披露與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系還未有統(tǒng)一的定論，仍具有可研究的空間，因此，本文研究描述性創(chuàng)新信息披露與企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系，為緩解我國(guó)企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度偏低的困境提供一定的現(xiàn)實(shí)依據(jù)。

（二）理論分析及假設(shè)

1.描述性創(chuàng)新信息披露與研發(fā)投入：融資約束機(jī)制

企業(yè)創(chuàng)新投資往往存在風(fēng)險(xiǎn)高、周期長(zhǎng)、沉沒(méi)成本高、期望回報(bào)率不確定等特性，致使企業(yè)創(chuàng)新投資面臨外部融資約束、內(nèi)部治理沖突等問(wèn)題。提高企業(yè)描述性創(chuàng)新信息披露質(zhì)量，能夠降低企業(yè)與外部投資者之間的信息不對(duì)稱程度，緩解融資約束。首先，描述性創(chuàng)新信息披露有助于向外部投資者傳遞企業(yè)相關(guān)創(chuàng)新信息，影響外部投資者對(duì)創(chuàng)新項(xiàng)目的判斷。就企業(yè)而言，形成融資約束的根本原因是信息不對(duì)稱［19］，描述性創(chuàng)新信息披露是企業(yè)向外部投資者反饋?zhàn)陨韯?chuàng)新項(xiàng)目運(yùn)作情況的最主要途徑，對(duì)獲得有效的資金供給有積極作用。其次，描述性創(chuàng)新信息披露有助于投資者識(shí)別和評(píng)估企業(yè)的創(chuàng)新項(xiàng)目與創(chuàng)新能力。就投資者而言，由于公開(kāi)市場(chǎng)中的信息有限，其對(duì)項(xiàng)目投資的判斷需要較高的信息搜集成本，因此，也希望得到更高的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)［4］。而創(chuàng)新信息披露能幫助投資者充分了解、評(píng)估企業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目的發(fā)展?jié)摿εc回報(bào)周期，降低投資回報(bào)的不確定性，提高其投資意愿。最后，描述性創(chuàng)新信息披露可以提高企業(yè)聲譽(yù)。創(chuàng)新信息披露是企業(yè)向投資者傳遞項(xiàng)目利好信息的良好渠道。根據(jù)信息傳遞理論，如果企業(yè)不能及時(shí)地傳遞信息，那么投資者通常會(huì)將其看成壞消息。因此，企業(yè)及時(shí)、高質(zhì)量地披露與創(chuàng)新有關(guān)的信息，能夠向投資者傳遞好的信號(hào)［20］，從而提升企業(yè)信譽(yù)，減輕企業(yè)債務(wù)融資約束。

綜上所述，提高描述性創(chuàng)新信息披露水平有助于投資者對(duì)創(chuàng)新項(xiàng)目?jī)r(jià)值進(jìn)行合理評(píng)估，緩解企業(yè)創(chuàng)新外部融資約束，提高企業(yè)研發(fā)投入。因此，基于描述性創(chuàng)新信息披露的信號(hào)傳遞效應(yīng)，本文提出假設(shè)1a。

H1a：描述性創(chuàng)新信息披露通過(guò)緩解企業(yè)融資約束提高企業(yè)研發(fā)投入。

2.描述性創(chuàng)新信息披露與研發(fā)投入：公司治理機(jī)制

與普通投資不同，創(chuàng)新投資會(huì)面臨更為突出的代理問(wèn)題［21］。管理層與股東間的第一類代理沖突和大股東與中小股東間的第二類代理沖突會(huì)對(duì)企業(yè)的研發(fā)意愿及研發(fā)投入產(chǎn)生負(fù)面影響。描述性創(chuàng)新信息披露有助于緩解信息不對(duì)稱，減少代理沖突，發(fā)揮治理作用。

現(xiàn)代企業(yè)管理中經(jīng)營(yíng)權(quán)與所有權(quán)分離形成了委托代理關(guān)系，而多數(shù)委托人（股東）與代理人（管理層）之間存在利益追求上的差異。在公司運(yùn)營(yíng)中，管理層掌握管理決策權(quán)與信息優(yōu)勢(shì)，在保證自身利益的前提下可能會(huì)做出對(duì)企業(yè)創(chuàng)新不利的決策，影響企業(yè)創(chuàng)新意愿。描述性創(chuàng)新信息披露能夠緩解股東與管理層之間的信息不對(duì)稱，降低第一類代理成本，提高管理層研發(fā)投入意愿。首先，就管理層而言，由于當(dāng)前對(duì)管理層的業(yè)績(jī)?cè)u(píng)價(jià)多關(guān)注公司短期業(yè)績(jī)，而創(chuàng)新投資的回報(bào)周期與回報(bào)率不確定性都較高，管理層需承擔(dān)較高的職業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，因此，出于職業(yè)擔(dān)憂，即使研發(fā)投入有利于企業(yè)的長(zhǎng)期發(fā)展，管理層也會(huì)謹(jǐn)慎對(duì)待研發(fā)投資項(xiàng)目［22］。創(chuàng)新信息披露有助于股東準(zhǔn)確甄別管理層行為，減少企業(yè)績(jī)效評(píng)價(jià)中非必要因素的干擾，合理評(píng)價(jià)管理層的管理成效，幫助其減輕職業(yè)擔(dān)憂。其次，就股東而言，由于股東處于信息劣勢(shì)，難以觀測(cè)到管理層在企業(yè)經(jīng)營(yíng)過(guò)程中的“暗箱操作”。描述性創(chuàng)新信息披露有助于股東加強(qiáng)對(duì)管理層的監(jiān)控，減少管理層利用信息不對(duì)稱獲取私利或?yàn)槎唐诶孀畲蠡鳒p研發(fā)投入的自利行為，確保研發(fā)資金的合理使用。最后，就“平靜生活偏好假說(shuō)”而言，公司經(jīng)理人通常不愿冒險(xiǎn)而偏好追求穩(wěn)健收益的平靜生活［23］。描述性創(chuàng)新信息的披露作為外部監(jiān)督的一種方式，使外部市場(chǎng)更易感知管理層的決策行為，提高其選擇“安逸”的機(jī)會(huì)主義成本。

當(dāng)前，我國(guó)上市企業(yè)普遍存在“一股獨(dú)大”的現(xiàn)象，這種股權(quán)結(jié)構(gòu)設(shè)計(jì)使得大股東能夠擁有比現(xiàn)金流權(quán)更多的控制權(quán)，控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離使大股東有動(dòng)機(jī)與能力通過(guò)關(guān)聯(lián)交易、貸款擔(dān)保、資金占用等方式侵占中小股東利益，減少創(chuàng)新資源配置［24-25］。描述性創(chuàng)新信息披露能有效彌補(bǔ)中小股東的信息劣勢(shì)，降低第二類代理成本，減少大股東利益侵占行為。首先，就中小股東而言，描述性創(chuàng)新信息披露能向市場(chǎng)傳遞準(zhǔn)確的信號(hào)，這些信號(hào)可提升股價(jià)信息含量［16］，緩解信息不對(duì)稱。中小股東可以通過(guò)減持向市場(chǎng)傳遞公司負(fù)面信息，以牽制大股東掏空行為［25-26］。其次，中小股東能夠識(shí)別研發(fā)項(xiàng)目的信息有限，為降低收益風(fēng)險(xiǎn)會(huì)更加關(guān)注企業(yè)的短期利益，產(chǎn)生短視行為，進(jìn)而影響企業(yè)研發(fā)投入。描述性創(chuàng)新信息披露有利于中小股東合理評(píng)估創(chuàng)新項(xiàng)目，做出正確投資決策，減少其短視行為，加大對(duì)研發(fā)投入的支持力度。

綜上所述，描述性創(chuàng)新信息披露能夠緩解股東與管理層之間的信息不對(duì)稱，彌補(bǔ)中小股東的信息劣勢(shì)，降低第一類、第二類代理成本，提高企業(yè)研發(fā)投入。因此，基于描述性創(chuàng)新信息披露的治理效應(yīng)，本文提出假設(shè)1b和假設(shè)1c。

H1b：描述性創(chuàng)新信息披露通過(guò)降低第一類代理成本提高企業(yè)研發(fā)投入；

H1c：描述性創(chuàng)新信息披露通過(guò)降低第二類代理成本提高企業(yè)研發(fā)投入。

3.描述性創(chuàng)新信息披露影響研發(fā)投入的橫截面效應(yīng)

企業(yè)的創(chuàng)新信息披露不是一種孤立的行為，其披露后果受到多種因素的影響。從企業(yè)自身特性來(lái)看，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和規(guī)模大小會(huì)對(duì)描述性創(chuàng)新信息披露的經(jīng)濟(jì)后果產(chǎn)生影響。就產(chǎn)權(quán)性質(zhì)而言，一方面，與非國(guó)有企業(yè)相比，國(guó)有企業(yè)擁有政府支持，開(kāi)展研發(fā)活動(dòng)時(shí)在融資渠道、資源獲取等方面占據(jù)優(yōu)勢(shì)［27］；另一方面，作為創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略中的重要?jiǎng)?chuàng)新主體，國(guó)有企業(yè)被寄予“打造原創(chuàng)技術(shù)策源地”之厚望，為增強(qiáng)自身創(chuàng)新能力而加大研發(fā)投入的主觀能動(dòng)性更強(qiáng)。因此，在自身資源優(yōu)勢(shì)和研發(fā)積極性較高的情況下，國(guó)有企業(yè)描述性創(chuàng)新信息披露對(duì)企業(yè)研發(fā)投入水平的激勵(lì)效應(yīng)會(huì)弱于非國(guó)有企業(yè)。就企業(yè)規(guī)模而言，創(chuàng)新行為會(huì)因企業(yè)規(guī)模的不同而產(chǎn)生差異。相對(duì)于大型企業(yè)而言，一方面，中小企業(yè)由于抵押品缺乏和信息嚴(yán)重不對(duì)稱，使得創(chuàng)新融資更加困難［28］，因而更有動(dòng)力披露企業(yè)創(chuàng)新相關(guān)信息，以期緩解企業(yè)融資困境；另一方面，從“中國(guó)制造”到“中國(guó)創(chuàng)造”的轉(zhuǎn)變過(guò)程來(lái)看，創(chuàng)新是中小企業(yè)發(fā)展壯大的重要源動(dòng)力，為增加有利于企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展的創(chuàng)新項(xiàng)目，中小企業(yè)更愿意向市場(chǎng)傳遞創(chuàng)新信息，以獲得投資者關(guān)注。由此可看出，中小企業(yè)描述性創(chuàng)新信息披露對(duì)企業(yè)研發(fā)投入水平的促進(jìn)作用更強(qiáng)。

綜上所述，描述性創(chuàng)新信息披露在非國(guó)有企業(yè)和中小企業(yè)中的激勵(lì)效應(yīng)更強(qiáng)。據(jù)此，本文提出假設(shè)2和假設(shè)3。

H2：在其他條件不變的情況下，相對(duì)于國(guó)有企業(yè)，非國(guó)有企業(yè)描述性創(chuàng)新信息披露對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用更大。

H3：在其他條件不變的情況下，相對(duì)于大型企業(yè)，中小企業(yè)描述性創(chuàng)新信息披露對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用更大。

從企業(yè)的外部環(huán)境來(lái)看，外部市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境的差異會(huì)影響企業(yè)描述性創(chuàng)新信息披露的信號(hào)效應(yīng)和治理效應(yīng)。一方面，當(dāng)行業(yè)集中程度較低時(shí)，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度較大，為了謀取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，企業(yè)迫切需要外部融資，會(huì)主動(dòng)披露更多與創(chuàng)新相關(guān)的信息以緩解企業(yè)外部信息不對(duì)稱，提高研發(fā)投入，持續(xù)改善、革新產(chǎn)品［29］；另一方面，在競(jìng)爭(zhēng)壓力下，管理層受到的外部約束更多，股東對(duì)信息披露要求更高，同時(shí)對(duì)管理層的監(jiān)督更加嚴(yán)格，描述性創(chuàng)新信息披露可約束管理層的自利行為，進(jìn)而提升企業(yè)研發(fā)投入水平。

綜上所述，較高程度的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)可強(qiáng)化描述性創(chuàng)新信息披露對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的激勵(lì)效應(yīng)。據(jù)此，本文提出假設(shè)4。

H4：在其他條件不變的情況下，行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度正向調(diào)節(jié)描述性創(chuàng)新信息披露與企業(yè)研發(fā)投入的正相關(guān)關(guān)系。

從企業(yè)內(nèi)部治理機(jī)制來(lái)看，合理有效的激勵(lì)機(jī)制有助于管理層的管理目標(biāo)與股東的管理目標(biāo)趨于一致，使管理層更關(guān)注企業(yè)長(zhǎng)久發(fā)展，從而有利于提升企業(yè)描述性創(chuàng)新信息披露水平。高管激勵(lì)機(jī)制通常有薪酬激勵(lì)與股權(quán)激勵(lì)兩種方式：其一，薪酬激勵(lì)主要是使用工資、獎(jiǎng)金等短期獎(jiǎng)勵(lì)方式對(duì)高管進(jìn)行物質(zhì)激勵(lì)。當(dāng)創(chuàng)新投資回報(bào)期長(zhǎng)、可能影響短期業(yè)績(jī)表現(xiàn)時(shí)，高管可能出于自身利益考慮而規(guī)避創(chuàng)新投資，薪酬激勵(lì)能在一定程度上緩解高管短期績(jī)效擔(dān)憂，產(chǎn)生一種“創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)”［30］，增強(qiáng)管理者事業(yè)心與責(zé)任感，從而提升描述性創(chuàng)新信息披露水平。其二，股權(quán)激勵(lì)是一種長(zhǎng)期激勵(lì)方式，將管理層與股東的利益相捆綁。管理層為了企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展更加注重對(duì)創(chuàng)新項(xiàng)目的孵化培養(yǎng)，在一定程度上避免了“短視行為”。因此，合理的高管激勵(lì)機(jī)制有利于提高企業(yè)描述性創(chuàng)新信息披露水平，從而提高企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度。

綜上所述，本文提出假設(shè)5和假設(shè)6。

H5：在其他條件不變的情況下，高管薪酬激勵(lì)正向調(diào)節(jié)企業(yè)描述性創(chuàng)新信息披露與企業(yè)研發(fā)投入的正相關(guān)關(guān)系。

H6：在其他條件不變的情況下，高管股權(quán)激勵(lì)正向調(diào)節(jié)企業(yè)描述性創(chuàng)新信息披露與企業(yè)研發(fā)投入的正相關(guān)關(guān)系。

綜上，本文的理論分析思路如圖1所示。

圖1 理論分析思路

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2007—2021 年中國(guó)A 股上市公司為研究樣本（2）。其中，描述性創(chuàng)新信息披露指標(biāo)構(gòu)建數(shù)據(jù)來(lái)自WinGo 財(cái)經(jīng)文本數(shù)據(jù)平臺(tái)；企業(yè)研發(fā)投入、專利申請(qǐng)量數(shù)據(jù)來(lái)自CNRDS數(shù)據(jù)庫(kù)；控制變量中市場(chǎng)化程度指標(biāo)來(lái)源于王小魯?shù)龋?1］編制的《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告》；其余指標(biāo)來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。本文對(duì)初始樣本進(jìn)行了如下處理：①考慮存在經(jīng)營(yíng)狀況異常的樣本，剔除了ST類上市公司；②考慮金融行業(yè)財(cái)務(wù)結(jié)構(gòu)、財(cái)務(wù)報(bào)表與其他行業(yè)的差別，剔除了金融保險(xiǎn)類上市公司；③考慮樣本異常值可能存在的影響，對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。樣本經(jīng)過(guò)以上處理后，共獲得28 747個(gè)觀測(cè)值。

（二）變量選取與模型設(shè)定

1.變量選取

（1）解釋變量：描述性創(chuàng)新信息披露。本文使用關(guān)鍵詞詞集占比法衡量描述性創(chuàng)新信息披露水平，具體測(cè)量步驟如下：①確定描述性創(chuàng)新信息披露相關(guān)的種子詞集。參考胡楠等［12］、周澤將等［13］的做法，確定種子詞集為“技術(shù)創(chuàng)新”“研發(fā)”“研究”“開(kāi)發(fā)”“專利”“發(fā)明”。②對(duì)年報(bào)進(jìn)行文本分析，擴(kuò)充種子詞。通過(guò)使用Word2vec神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型對(duì)年報(bào)語(yǔ)料進(jìn)行文本分析，計(jì)算詞語(yǔ)語(yǔ)義相似度，對(duì)種子詞集進(jìn)行相似詞擴(kuò)充，通過(guò)篩選最終確定了420 個(gè)與創(chuàng)新信息相關(guān)的關(guān)鍵詞詞集。③構(gòu)建描述性創(chuàng)新信息披露指標(biāo)。使用關(guān)鍵詞詞集的詞頻數(shù)之和占年報(bào)全文總詞數(shù)的比例衡量描述性創(chuàng)新信息披露水平（Disc），其取值越高，描述性創(chuàng)新信息披露水平越高。

（2）被解釋變量：研發(fā)投入。參照王雷和周方召［32］的做法，本文使用研發(fā)投入強(qiáng)度（RD）即企業(yè)研發(fā)投入金額與營(yíng)業(yè)總收入的比值衡量企業(yè)當(dāng)年研發(fā)投入水平。

（3）控制變量。借鑒已有文獻(xiàn)［12，33］，本文從企業(yè)財(cái)務(wù)特征、內(nèi)部治理特征、外部市場(chǎng)環(huán)境三個(gè)方面選取控制變量。其中，企業(yè)財(cái)務(wù)特征包括企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、資產(chǎn)收益率（Roa）、固定資產(chǎn)占比（Capint）、現(xiàn)金流（Cash）、營(yíng)收增長(zhǎng)率（Growth）、企業(yè)價(jià)值（Tobin'sQ）；內(nèi)部治理特征包括董事會(huì)規(guī)模（Board）、獨(dú)立董事占比（Inde）、機(jī)構(gòu)投資者持股（Inshr）；外部市場(chǎng)環(huán)境包括地區(qū)市場(chǎng)化程度（Mar）。另外，考慮年報(bào)中其他信息含量對(duì)企業(yè)研發(fā)投入可能存在潛在影響，本文還在模型中加入年報(bào)文本長(zhǎng)度（Length）作為控制變量，同時(shí)還控制了年份（Year）、行業(yè)（Ind）等層面的固定效應(yīng)。

具體變量定義見(jiàn)表1所列。

表1 變量定義

2.模型設(shè)定

為探究描述性信息披露對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響，本文構(gòu)建模型如下：

其中：RD表示企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度；Disc表示企業(yè)描述性創(chuàng)新信息披露水平，考慮信息披露影響存在滯后性，在回歸中做滯后一期處理；Year 和Ind分別表示年份和行業(yè)固定效應(yīng)；ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；其他變量為控制變量?？紤]異方差的存在，為得到更穩(wěn)健的推斷對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了公司層面的聚類調(diào)整。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

表2為描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，可以看出，描述性創(chuàng)新信息披露水平的均值為0.546，最大值為2.513，最小值為0.011，說(shuō)明各企業(yè)描述性創(chuàng)新信息披露水平存在顯著差異；企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度均值為0.045，最大值、最小值分別為0 和0.265，說(shuō)明各企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度差異較大。除此而外，其他控制變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果未發(fā)現(xiàn)異?，F(xiàn)象。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸

表3列示了描述性創(chuàng)新信息披露與企業(yè)研發(fā)投入的回歸結(jié)果。其中，列（1）為未加入企業(yè)財(cái)務(wù)特征、內(nèi)部治理特征、外部市場(chǎng)環(huán)境以及年份和行業(yè)固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，可以看出，描述性創(chuàng)新信息披露與企業(yè)研發(fā)投入之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系（系數(shù)為0.056，在1%水平上顯著），說(shuō)明企業(yè)描述性創(chuàng)新信息披露水平越高，研發(fā)投入強(qiáng)度越強(qiáng)；列（2）至列（4）是在第（1）列的基礎(chǔ)上依次加入企業(yè)財(cái)務(wù)特征、內(nèi)部治理特征、外部市場(chǎng)環(huán)境、年份固定效應(yīng)、行業(yè)固定效應(yīng)等變量的回歸結(jié)果，可以看出，調(diào)整后的R2值逐列提高，表明其他控制變量選取合理，描述性創(chuàng)新信息披露水平（Disc）符號(hào)方向與顯著性水平無(wú)明顯改變，仍在1%水平上顯著為正，說(shuō)明在充分考慮了其他控制變量后，描述性創(chuàng)新信息披露對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的正向激勵(lì)效應(yīng)仍然顯著。

表3 描述性創(chuàng)新信息披露與研發(fā)投入

（二）內(nèi)生性檢驗(yàn)

1.工具變量法

針對(duì)描述性創(chuàng)新信息披露與研發(fā)投入可能存在的反向因果問(wèn)題，在主回歸中已將自變量做了滯后一期處理，但考慮還可能存在遺漏變量等內(nèi)生性問(wèn)題，為此，本文嘗試使用工具變量來(lái)弱化內(nèi)生性問(wèn)題。在參考已有研究的基礎(chǔ)上［34］，本文將樣本中同年度同規(guī)模同行業(yè)企業(yè)（除本企業(yè)外）的描述性創(chuàng)新信息披露水平均值（m1）和同年度同規(guī)模同省份企業(yè)（除本企業(yè)外）的描述性創(chuàng)新信息披露水平均值（m2）作為Disc 的工具變量。從相關(guān)性來(lái)說(shuō)，在相同的年度和規(guī)模下，相同行業(yè)的企業(yè)經(jīng)營(yíng)相似的業(yè)務(wù)，其描述性創(chuàng)新信息披露具有一定的相似性，相同省份的企業(yè)面對(duì)相似的外部環(huán)境，其描述性創(chuàng)新信息披露也具有一定的相似性；從外生性來(lái)看，其他企業(yè)的描述性創(chuàng)新信息披露難以對(duì)本企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生影響，故工具變量較好地滿足了其應(yīng)具備的相關(guān)性和外生性要求。本文分別用兩階段最小二乘法（2SLS）和GMM 估計(jì)法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表4所列。第一階段回歸結(jié)果顯示，工具變量與解釋變量之間存在高度相關(guān)性，且弱識(shí)別檢驗(yàn)顯示Cragg-Donald WaldF值遠(yuǎn)大于臨界值10，拒絕弱工具變量假設(shè)；第二階段回歸結(jié)果顯示，描述性創(chuàng)新信息披露對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的激勵(lì)效應(yīng)均顯著為正，進(jìn)一步支持了本文結(jié)果的穩(wěn)健性。

表4 工具變量回歸

2.樣本選擇問(wèn)題

（1）企業(yè)可能出于其他目的而選擇性披露創(chuàng)新信息，導(dǎo)致出現(xiàn)自選擇偏差。對(duì)此，本文選擇熵平衡法和處理效應(yīng)模型來(lái)緩解自選擇偏差導(dǎo)致的估計(jì)偏誤。

首先，對(duì)自選擇偏差問(wèn)題多數(shù)文獻(xiàn)采用匹配法尋找處理組的反事實(shí)樣本，以獲得總體平均處理效應(yīng)。由于傾向匹配模型等傳統(tǒng)匹配方法難以聯(lián)合并平衡所有協(xié)變量且高度依賴第一階段logit 模型的設(shè)定，故本研究使用熵平衡法消除企業(yè)組與對(duì)照組在各個(gè)協(xié)變量上的差異。其中，對(duì)企業(yè)組和對(duì)照組的設(shè)置參照了周澤將等［13］、姜英兵等［35］的研究思路，如果企業(yè)當(dāng)年描述性創(chuàng)新信息披露水平排名在前30%，則Disc_high=1，否則賦值為0。

其次，匹配法只能解決可觀測(cè)變量的樣本選擇問(wèn)題，針對(duì)不可觀測(cè)變量的樣本選擇問(wèn)題，本文參考以往研究［36］選擇處理效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。由于處理效應(yīng)模型要求選擇模型至少包含一個(gè)外生變量，因此，本文使用前文工具變量（m1、m2）進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表5所列。其中，列（1）報(bào)告了經(jīng)熵平衡匹配后的估計(jì)結(jié)果，可以看出，在充分控制可測(cè)變量的選擇性偏差問(wèn)題后，描述性創(chuàng)新信息披露對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用仍顯著；列（2）和列（3）為處理效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果，可以看出，列（2）工具變量估計(jì)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明工具變量的選擇有效，列（3）顯示Disc_high系數(shù)顯著為正，說(shuō)明在充分考慮不可測(cè)變量的選擇性偏誤問(wèn)題后，描述性創(chuàng)新信息披露對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的激勵(lì)效應(yīng)仍顯著。此外，LR 檢驗(yàn)顯示拒絕處理變量無(wú)內(nèi)生性假設(shè)，說(shuō)明使用處理效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)是有效的。

表5 樣本選擇問(wèn)題

（2）企業(yè)研發(fā)投入數(shù)據(jù)存在部分缺失值，在回歸中缺失數(shù)據(jù)容易被企業(yè)忽視，可能存在樣本選擇偏差問(wèn)題。為此，本文使用Heckman兩階段模型緩解可能存在的估計(jì)偏誤（3），結(jié)果見(jiàn)表5列（4）。結(jié)果顯示，LR 檢驗(yàn)結(jié)果拒絕原假設(shè)，說(shuō)明本文選擇Heckman 兩階段模型緩解樣本選擇偏差帶來(lái)的估計(jì)偏誤是有效的；此外，第二階段回歸結(jié)果與前文檢驗(yàn)結(jié)果一致，故在充分考慮存在樣本選擇偏差的情況下，本文的結(jié)論仍具有穩(wěn)健性。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.替換關(guān)鍵變量

為了保證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文更換解釋變量描述性創(chuàng)新信息披露與被解釋變量研發(fā)投入的度量方式。首先，描述性創(chuàng)新信息披露多見(jiàn)于文獻(xiàn)中管理層討論與分析章節(jié)［37］，因此，本文計(jì)算了企業(yè)年報(bào)MD&A 章節(jié)中的描述性創(chuàng)新信息關(guān)鍵詞詞頻，將其定義為Disc_MD&A 替換指標(biāo)Disc，可有效減輕年報(bào)中其他因素的影響；其次，使用絕對(duì)指標(biāo)研發(fā)投入金額的自然對(duì)數(shù)（RD1）替換研發(fā)投入強(qiáng)度（RD）?；貧w結(jié)果見(jiàn)表6列（1）和列（2），可以看出，無(wú)論是替換解釋變量，還是替換被解釋變量，回歸結(jié)果均在1%水平上顯著為正，印證了前文的結(jié)論。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

2.更換計(jì)量模型

由于企業(yè)研發(fā)投入數(shù)據(jù)符合截?cái)嗵卣鳎疚倪\(yùn)用Tobit 模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見(jiàn)表6 列（3）?？梢钥闯?，描述性創(chuàng)新信息披露水平回歸系數(shù)仍顯著為正，進(jìn)一步支持了結(jié)論的穩(wěn)健性。

3.更改樣本范圍

由各年度《全國(guó)科研經(jīng)費(fèi)投入統(tǒng)計(jì)公報(bào)》顯示，我國(guó)各地區(qū)之間的研發(fā)投入水平具有一定的差異性。為緩解各地發(fā)展差異可能對(duì)結(jié)果產(chǎn)生的影響，參考張勇［38］的做法，將企業(yè)地址在北京、上海、廣州和深圳四座一線城市的樣本剔除，重新進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表6列（4），可以看出，原文的研究結(jié)論仍然成立。

五、作用機(jī)制分析

本研究采用中介效應(yīng)方法分別驗(yàn)證“融資約束”“第一類代理成本”“第二類代理成本”是否為描述性創(chuàng)新信息披露影響企業(yè)研發(fā)投入的中間變量。

首先，檢驗(yàn)描述性創(chuàng)新信息披露對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響，設(shè)定見(jiàn)模型（1），觀察系數(shù)為β1；其次，檢驗(yàn)描述性創(chuàng)新信息披露對(duì)中間變量（Channel）的影響，設(shè)定見(jiàn)模型（2），觀察系數(shù)為α1；再次，同時(shí)分析描述性創(chuàng)新信息披露和中間變量對(duì)研發(fā)投入的影響，設(shè)定見(jiàn)模型（3），觀察系數(shù)為δ1和δ2。如果α1、δ2顯著，δ1不顯著，則中介變量具有完全的中介效應(yīng)；如果α1、δ2顯著，δ1顯著小于β1，則中介變量具有部分的中介效應(yīng)，此時(shí)，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重為（β1-δ1）/β1或α1δ2/β1。

（一）融資約束機(jī)制

參照李春濤等［28］的研究，本文采用SA 指數(shù)（4）衡量上市公司所面臨的融資約束，SA 指數(shù)的絕對(duì)值表示融資約束（FC），其值越大，公司所面臨的融資約束程度越高，回歸結(jié)果見(jiàn)表7列（1）和列（2）。表7 中，列（1）因變量為SA 指數(shù)，描述性創(chuàng)新信息披露水平（Disc）的系數(shù)在1%上顯著為負(fù)，說(shuō)明描述性創(chuàng)新信息披露與企業(yè)融資約束之間存在顯著的負(fù)向關(guān)系，創(chuàng)新信息披露內(nèi)容越多，企業(yè)的融資約束越低；列（2）中，把中介變量融資約束（FC）放入基準(zhǔn)模型后，Disc 的系數(shù)由0.048 下降到0.047，但仍在1%的水平上顯著，SA 指數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明融資約束對(duì)企業(yè)描述性創(chuàng)新信息披露的激勵(lì)作用存在部分中介效應(yīng)；此外，本文采用系數(shù)乘積法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，經(jīng)過(guò)計(jì)算得到統(tǒng)計(jì)量SobelZ的值為3.386，大于5%顯著性水平上的臨界值0.97，其中介效應(yīng)占比為1.843%，說(shuō)明提高描述性創(chuàng)新信息披露水平有利于緩解企業(yè)外部信息不對(duì)稱困境，傳遞利好信號(hào)，減少企業(yè)外部融資壓力，提高企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度。由此，驗(yàn)證了H1a。

表7 作用機(jī)制分析

（二）公司治理機(jī)制

參考相關(guān)研究［39-40］，本文采用管理費(fèi)用率即管理費(fèi)用與營(yíng)業(yè)總收入的比值衡量第一類代理成本（AC1），管理費(fèi)用率越高，則第一類代理成本越高，股東與管理層之間的代理沖突越大，回歸結(jié)果見(jiàn)表7列（3）和列（4）；選用其他應(yīng)收款與總資產(chǎn)的比值衡量第二類代理成本（AC2），該指標(biāo)反映了大股東通過(guò)侵占資金掠奪中小股東利益的程度，比值越大說(shuō)明第二類代理成本越高，大股東與小股東之間的代理沖突越大，回歸結(jié)果見(jiàn)表7列（5）和列（6）。

表7中，列（3）因變量為第一類代理成本，描述性創(chuàng)新信息披露水平（Disc）系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明描述性創(chuàng)新信息披露與企業(yè)第一類代理成本之間存在顯著的負(fù)向關(guān)系，創(chuàng)新信息披露內(nèi)容越多，企業(yè)的第一類代理成本越低；列（4）中，把中介變量第一類代理成本放入基準(zhǔn)模型后，Disc的系數(shù)由0.048下降至0.043，但仍在1%的水平上顯著，第一類代理成本系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明第一類代理成本對(duì)企業(yè)描述性創(chuàng)新信息披露的激勵(lì)作用存在部分中介效應(yīng)；此外，統(tǒng)計(jì)量SobelZ的值為7.207，大于5%顯著性水平上的臨界值0.97，其中介效應(yīng)占比為6.471%。

表7列（5）中因變量為第二類代理成本，描述性創(chuàng)新披露水平Disc 的系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明描述性創(chuàng)新信息披露與企業(yè)第二類代理成本之間存在顯著的負(fù)向關(guān)系，創(chuàng)新信息披露內(nèi)容越多，企業(yè)的第二類代理成本越低；列（6）中，把中介變量第二類代理成本放入基準(zhǔn)模型后Disc 的系數(shù)由0.048下降至0.047，但仍在1%的水平上顯著，第二類代理成本系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明第二類代理成本對(duì)企業(yè)描述性創(chuàng)新信息披露的激勵(lì)作用存在部分中介效應(yīng)；此外統(tǒng)計(jì)量SobelZ的值為2.757，大于5%顯著性水平上的臨界值0.97，其中介效應(yīng)占比為1.309%。

綜上所述，描述性創(chuàng)新信息披露可以削弱企業(yè)內(nèi)部信息不對(duì)稱程度，降低內(nèi)部代理成本，提高企業(yè)研發(fā)投資意愿。由此，驗(yàn)證了H1b、H1c。

六、進(jìn)一步分析

（一）異質(zhì)性分析

本文從企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模分別考察描述性創(chuàng)新信息披露對(duì)企業(yè)研發(fā)投入影響的異質(zhì)性。

根據(jù)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，本文將樣本分為國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)進(jìn)行分組回歸，結(jié)果見(jiàn)表8 列（1）和列（2）?？梢钥闯?，無(wú)論是國(guó)有企業(yè)還是非國(guó)有企業(yè)，描述性創(chuàng)新信息披露對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的激勵(lì)效應(yīng)均顯著為正，通過(guò)費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn)法對(duì)分組間系數(shù)差異顯著性進(jìn)行驗(yàn)證，兩者系數(shù)差異顯著（Bootstrap檢驗(yàn)實(shí)證P值為0.000），說(shuō)明描述性創(chuàng)新信息披露的激勵(lì)效應(yīng)存在所有制差異，非國(guó)有企業(yè)由于具有自身創(chuàng)新內(nèi)驅(qū)力更強(qiáng)、融資難題更嚴(yán)峻等特性，描述性創(chuàng)新信息披露的激勵(lì)效應(yīng)更強(qiáng)。由此，驗(yàn)證了H2。

表8 異質(zhì)性分析：企業(yè)自身特質(zhì)

為了從企業(yè)規(guī)模視角分析描述性創(chuàng)新信息披露對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的異質(zhì)性影響，根據(jù)企業(yè)總資產(chǎn)的中位數(shù)將企業(yè)分為大型企業(yè)（總資產(chǎn)大于中位數(shù)）和中小型企業(yè)（總資產(chǎn)小于中位數(shù)）進(jìn)行分組回歸，結(jié)果見(jiàn)表8 列（3）和列（4）?？梢钥闯?，描述性創(chuàng)新信息披露對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用均顯著為正，系數(shù)差異顯著（Bootstrap 檢驗(yàn)實(shí)證P值為0.000），說(shuō)明描述性創(chuàng)新信息披露的激勵(lì)效應(yīng)在中小型企業(yè)更強(qiáng)，描述性創(chuàng)新信息披露水平的提升更有助于中小企業(yè)在市場(chǎng)傳遞信息，緩解融資難題，提高研發(fā)投入強(qiáng)度。由此，驗(yàn)證了H3。

（二）內(nèi)外部環(huán)境的影響

1.外部作用環(huán)境

參考已有研究［41］，本文采用行業(yè)集中程度（用赫芬達(dá)爾指數(shù)衡量，該指數(shù)越低，行業(yè)集中程度越低，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越大）衡量市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度。在基準(zhǔn)模型（1）的基礎(chǔ)上加入行業(yè)集中程度變量（HHI）以及其與描述性創(chuàng)新信息披露水平的交互項(xiàng)（Disc×HHI），檢驗(yàn)公司外部作用環(huán)境對(duì)描述性創(chuàng)新信息披露激勵(lì)效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用，具體公式如下：本文利用模型（4）檢驗(yàn)行業(yè)集中程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)，回歸結(jié)果見(jiàn)表9 列（1）。可以看出，交互項(xiàng)（Disc×HHI）的回歸結(jié)果顯著為負(fù)，說(shuō)明行業(yè)集中程度越低，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越強(qiáng)，描述性創(chuàng)新信息披露的激勵(lì)效應(yīng)越強(qiáng)，驗(yàn)證了H4?？梢?jiàn)，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度正向調(diào)節(jié)描述性創(chuàng)新信息披露對(duì)研發(fā)投入的促進(jìn)作用。

表9 內(nèi)外部環(huán)境影響分析

2.內(nèi)部治理機(jī)制

參考已有研究［30，42］，本文采用高管前三名薪酬總額的自然對(duì)數(shù)衡量高度薪酬激勵(lì)，使用高管持股數(shù)量與股本總數(shù)的比值衡量企業(yè)股權(quán)激勵(lì)。在基準(zhǔn)模型（1）的基礎(chǔ)上加入薪酬激勵(lì)變量（Pay）、股權(quán)激勵(lì)變量（Stock）以及其分別與描述性創(chuàng)新信息披露水平的交互項(xiàng)（Disc×Pay、Disc×Stock），檢驗(yàn)公司內(nèi)部治理機(jī)制對(duì)描述性創(chuàng)新信息披露激勵(lì)效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用，具體公式如下：

本文利用模型（5）和模型（6）檢驗(yàn)內(nèi)部治理機(jī)制的調(diào)節(jié)效應(yīng)，回歸結(jié)果見(jiàn)表9列（2）和列（3）?？梢钥闯?，列（2）中薪酬激勵(lì)交互項(xiàng)（Disc×Pay）的回歸系數(shù)不顯著，說(shuō)明薪酬激勵(lì)對(duì)企業(yè)描述性創(chuàng)新信息披露與研發(fā)投入兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著，H5 未得到驗(yàn)證；列（3）中股權(quán)激勵(lì)交互項(xiàng)（Disc×Stock）的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明股權(quán)激勵(lì)正向調(diào)節(jié)兩者之間的正相關(guān)關(guān)系，H6 得到驗(yàn)證。原因可能是：薪酬激勵(lì)作為一種簡(jiǎn)單的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)，難以輕易轉(zhuǎn)變管理層的管理目標(biāo)；而股權(quán)激勵(lì)有助于綁定管理層的個(gè)人利益與公司的長(zhǎng)期發(fā)展，使管理層在研發(fā)決策上更關(guān)注企業(yè)長(zhǎng)期利益。因此，股權(quán)激勵(lì)能增強(qiáng)描述性創(chuàng)新信息披露的激勵(lì)效應(yīng)，薪酬激勵(lì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。

（三）創(chuàng)新產(chǎn)出檢驗(yàn)

為了深入研究描述性創(chuàng)新信息披露的經(jīng)濟(jì)后果，本文采用研發(fā)投入產(chǎn)出比（CF）（5）、發(fā)明專利申請(qǐng)總數(shù)（Patent）衡量企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，以檢驗(yàn)描述性創(chuàng)新信息披露能否改善創(chuàng)新資源配置，提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，回歸結(jié)果見(jiàn)表10 列（1）和列（2）。可以看出，描述性創(chuàng)新信息披露的回歸系數(shù)皆顯著為正，說(shuō)明提高描述性創(chuàng)新信息披露水平有助于提高企業(yè)投入產(chǎn)出比和創(chuàng)新產(chǎn)出。通過(guò)沿用上文的工具變量，使用2SLS回歸進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見(jiàn)表10列（3）和列（4），可以看出結(jié)論具有穩(wěn)健性。由此可知，企業(yè)描述性創(chuàng)新信息披露水平對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向影響，提高企業(yè)描述性創(chuàng)新信息披露水平有助于提高企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)出比，增加企業(yè)發(fā)明專利申請(qǐng)總數(shù)。

表10 創(chuàng)新產(chǎn)出檢驗(yàn)

七、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文基于2007—2021 年滬深A(yù) 股上市公司的樣本數(shù)據(jù)，研究了企業(yè)描述性創(chuàng)新信息披露對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響及其作用軌跡。研究發(fā)現(xiàn)：①描述性創(chuàng)新信息披露能夠促進(jìn)企業(yè)增加研發(fā)投入，即描述性創(chuàng)新信息披露質(zhì)量越高，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度越大，這一激勵(lì)效應(yīng)經(jīng)過(guò)內(nèi)生性測(cè)試和一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍保持顯著；②描述性創(chuàng)新信息披露通過(guò)緩解企業(yè)外部融資約束、降低企業(yè)內(nèi)部第一類和第二類代理成本影響企業(yè)研發(fā)投入；③相較于國(guó)有企業(yè)、大型企業(yè)，描述性創(chuàng)新信息披露對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用在非國(guó)有企業(yè)、中小規(guī)模企業(yè)中更強(qiáng)；④外部作用環(huán)境、內(nèi)部治理機(jī)制也影響兩者關(guān)系，即在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越大情境下企業(yè)描述性創(chuàng)新信息披露對(duì)研發(fā)投入的促進(jìn)作用越強(qiáng)，企業(yè)內(nèi)部股權(quán)激勵(lì)能正向調(diào)節(jié)描述性創(chuàng)新信息披露與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系；⑤進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，提高描述性創(chuàng)新信息披露水平有助于提升企業(yè)的投入產(chǎn)出比，刺激更多創(chuàng)新產(chǎn)出，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力的改善具有重要意義。

（二）建議

根據(jù)研究結(jié)論，本文提出以下建議：

第一，完善披露細(xì)則，強(qiáng)化信息監(jiān)管。首先，制定披露細(xì)則時(shí)應(yīng)擴(kuò)大創(chuàng)新業(yè)務(wù)披露范圍，對(duì)創(chuàng)新信息披露內(nèi)容提出更高的標(biāo)準(zhǔn)與要求；其次，加強(qiáng)事后監(jiān)管力度，按細(xì)分行業(yè)類別進(jìn)行監(jiān)管，在披露后及時(shí)進(jìn)行審核，加強(qiáng)問(wèn)詢力度；最后，針對(duì)企業(yè)的描述性創(chuàng)新信息披露建立評(píng)估體系，樹(shù)立行業(yè)典范以推動(dòng)描述性創(chuàng)新信息披露的積極性和主動(dòng)性，減少語(yǔ)焉不詳、信息不全、披露不規(guī)范等現(xiàn)象的發(fā)生，提高信息披露質(zhì)量。

第二，保持市場(chǎng)活力，推動(dòng)良性競(jìng)爭(zhēng)。首先，持續(xù)深入推進(jìn)“放管服”改革，營(yíng)造良好的營(yíng)商環(huán)境；其次，完善公平競(jìng)爭(zhēng)制度，深化市場(chǎng)化改革，營(yíng)造公平競(jìng)爭(zhēng)氛圍；最后，進(jìn)一步完善反壟斷機(jī)制，提供良性競(jìng)爭(zhēng)的外部環(huán)境，促進(jìn)企業(yè)間公平競(jìng)爭(zhēng)，激發(fā)市場(chǎng)活力，維護(hù)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)秩序，以加強(qiáng)企業(yè)描述性創(chuàng)新信息披露對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的積極影響。

第三，規(guī)劃治理機(jī)制，加大激勵(lì)力度。首先，公司在內(nèi)部激勵(lì)設(shè)計(jì)中不能盲目采用薪酬激勵(lì)手段，需要優(yōu)化薪酬激勵(lì)評(píng)價(jià)體系，設(shè)置更合理的薪酬激勵(lì)方式，比如，在薪酬激勵(lì)評(píng)價(jià)體系中納入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入、創(chuàng)新成果管理的指標(biāo)，以提高創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)力；其次，公司應(yīng)合理設(shè)計(jì)股權(quán)激勵(lì)機(jī)制，完善高管評(píng)價(jià)體系，增強(qiáng)高管創(chuàng)新意識(shí)，在內(nèi)部激勵(lì)體系設(shè)計(jì)中需要考慮持股數(shù)過(guò)高會(huì)稀釋股東財(cái)富的問(wèn)題，如可考慮在股權(quán)激勵(lì)機(jī)制中納入股票期權(quán)等方式，設(shè)置相應(yīng)的激勵(lì)條件與限制期限，建立完善的股權(quán)激勵(lì)體系，以保證股權(quán)激勵(lì)能發(fā)揮其調(diào)節(jié)效應(yīng)。

注 釋：

（1）數(shù)據(jù)來(lái)源我國(guó)與國(guó)際于《2021 年歐盟工業(yè)研發(fā)投資記分牌》。

（2）考慮我國(guó)與國(guó)際會(huì)計(jì)準(zhǔn)則趨同時(shí)間為2007 年，故本文樣本以2007年為起始點(diǎn)。

（3）Heckman 兩階段模型要求選擇模型中至少包含一個(gè)排他性變量，即尋找一個(gè)變量，雖然其能夠影響企業(yè)是否進(jìn)行研發(fā)，但不影響企業(yè)研發(fā)投入量。參考已有研究［43-44］，本文選擇企業(yè)成立年限和上一年是否進(jìn)行研發(fā)作為影響企業(yè)研發(fā)投入決策的識(shí)別變量，第一階段回歸結(jié)果顯示2個(gè)變量符合排他性要求。

（4）根據(jù)Hadlock＆Pierce 方法構(gòu)建SA 指數(shù)：-0.737size+0.043size2-0.04age，其中，size 為企業(yè)規(guī)模，age 為企業(yè)年齡。

（5）參考已有研究［45］，研發(fā)投入產(chǎn)出比使用專利申請(qǐng)總數(shù)與研發(fā)費(fèi)用總額的比值。