参考朱红军等[4]、梁上坤等[14]的研究成果，为分析董事会断裂带对研发操纵的影响，本文构建以下模型:
Abn_RDi，t=β0+β1Faultlinei，t-1+β2Faultlinei，t-12+βControlsi，t-1+∑Year+∑Industry+εi，t-1
(6)
其中，Abn_RD表示研发操纵，Faultline表示董事会断裂带，包括断裂带强度、断裂带距离及断裂带交互项。Controls为控制变量，Year、Industry分别表示年度和行业虚拟变量。为验证董事会断裂带与研发操纵的U型关系，加入董事会断裂带的二次项，若假设H1成立，则系数β1和β2均显著不为0。β0为截距，ε表示随机误差项。
为检验内部控制、市场化程度对于董事会断裂带与研发操纵关系的调节效应，本文分别构建以下模型:
Abn_RDi，t=β0+β1Faultlinei，t-1+β2Faultlinei，t-12+β3ICi，t-1+β4Faultlinei，t-1×ICi，t-1+β5Faultlinei，t-12×ICi，t-1+β0Controlsi，t-1+∑Year+∑Industry+εi，t-1
(7)
Abn_RDi，t=β0+β1Faultlinei，t-1+β2Faultlinei，t-12+β3Marketi，t-1+β4Faultlinei，t-1×Marketi，t-1+β5Faultlinei，t-12×Marketi，t-1+βControlsi，t-1+∑Year+∑Industry+εi，t-1
(8)
其中，IC为内部控制，Market为市场化程度。为验证调节变量的调节作用，分别加入董事会断裂带一次项、董事会断裂带二次项与调节变量的交互项，若假设H2、H3成立，则董事会断裂带二次项与调节变量的交互项系数β5显著不为0。
4 实证分析 4.1 描述性统计与相关性分析描述性统计结果如表2所示。由表2可知，研发操纵(Abn_RD)的均值为0.714，最小值为0.009，最大值为4.645，说明不同企业研发操纵金额差距较大，个别企业研发操纵水平较高。董事会断裂带中，断裂带强度(Fstrength)、断裂带距离(Fdistance)、断裂带交互项(Fau)的均值分别为0.628、1.459、0.923，标准差分别为0.093、0.161、0.201，说明企业间董事会断裂带强度与断裂带距离差异较大。总体来看，上述变量描述性结果均处于合理区间，基本满足正态分布特征，无异常值出现。
相关性统计结果显示，断裂带强度和断裂带距离相关系数为0.386且在1%的水平下显著，说明两者度量具有一致性。进一步计算各变量的VIF值发现，变量的VIF均值小于10，说明变量间不存在严重多重共线性问题，自变量对因变量的解释是可靠的。限于篇幅，相关性分析统计结果不予列示。
4.2 回归分析表3为董事会断裂带与研发操纵回归分析结果。表3模型(1)为基准回归，检验控制变量对研发操纵的影响，回归结果显示，控制变量大多对因变量具有显著影响。模型(2)(3)(4)在第(1)列的基础上，分别加入断裂带强度(Fstrength)、断裂带距离(Fdistance)以及断裂带交互项(Fau)的一次项和二次项。模型(2)中Fstrength、Fstrength2的回归系数分别为-0.331 6和0.296 7，但不显著。模型(3)中Fdistance、Fdistance2的回归系数分别为-1.275 7和0.391 8，均在1%水平下显著。模型4中Fau、Fau2的回归系数分别为-0.514 4和0.247 6，均在5%水平下显著。Fau兼具Fstrength和Fdistance的特征，虽然Fdistance与Abn_RD的关系并不显著，但Fau与Abn_RD的关系在5%水平下显著。断裂带交互项兼具断裂带强度和断裂带距离的特征，因而以下回归均采用断裂带交互项进行验证。
参考Haans[30]的观点，证明董事会断裂带与研发操纵的U型关系，应满足以下3个条件:①董事会断裂带二次项系数显著为正;②董事会断裂带取最小值时曲线斜率显著为负，取最大值时曲线斜率显著为正;③曲线拐点在董事会断裂带取值范围内。本文进一步作U型关系检验，在模型(4)的基础上绘制U型曲线，如表4和图1所示。结果表明，Fau2的系数显著为正(β=0.247 6，pβ=-0.234，pβ=0.232，p1得到验证。
为确保结果的可靠性，本文在构建乘积项前对自变量和调节变量进行中心化处理，以规避多重共线性问题。表3中模型(5)—(8)在主回归模型的基础上加入调节变量，模型(5)、模型(6)检验内部控制的调节效应。模型(5)中IC的回归系数为-0.024 2，在1%水平下显著，表明健全的内部控制机制能够抑制企业研发操纵。模型(6)中Fau×IC的回归系数为-0.362 0， Fau2×IC的回归系数为0.175 6，均在1%水平下显著。结合图2可知，当内部控制IC较高时，董事会断裂带与研发操纵的U型关系曲线更为陡峭;当董事会断裂带较低时，董事会断裂带对研发操纵的抑制作用更为显著;当董事会断裂带超过阈值后，董事会断裂带增加导致研发操纵行为快速增加。由此，假设H2得到验证。
模型(7)和模型(8)检验市场化程度的调节效应。模型(7)中Market的回归系数为-0.005 3，在1%水平下显著，表明市场化程度提升能够抑制企业研发操纵。模型(8)中Fau×Market的回归系数为-0.088 3，Fau2×Market的回归系数为0.039 6，均在1%水平下显著。结合图3可知，当市场化程度较高时，董事会断裂带与研发操纵的U型关系曲线更为陡峭;当董事会断裂带较低时，董事会断裂带对研发操纵的抑制作用更为显著;当董事会断裂带超过阈值后，董事会断裂带增加导致研发操纵行为快速增加。由此，假设H3得到验证。
4.3 内生性检验考虑到遗漏变量及因果互换导致的内生性问题，本文采用两阶段最小二乘法进行检验。参考梁上坤[14]的研究成果，以剔除本公司董事会断裂带的行业年度均值作为工具变量。如表5所示，iv为工具变量的一次项，iv2为工具变量的二次项。模型(1)、模型(2)为第一阶段回归结果。结果显示，iv的回归系数均为负，iv2的回归系数均为正，均在10%水平下显著，表明iv与Fau、Fau2的U型关系显著。模型(3)为第二阶段回归结果，即加入iv后就Fau对Abn_RD的影响进行检验。回归结果显示，Fau的回归系数为-0.506 2，Fau2的回归系数为0.242 4，均在5%水平下显著，说明在利用工具变量控制内生性问题后，董事会断裂带与研发操纵依然呈显著U型关系，与前文实证结果一致。
4.4 稳健性检验为提升研究结论的可靠性，本文进行如下稳健性检验:第一，Tobit回归。由于研发操纵变量介于0～1之间，因而本文采用Tobit回归进行稳健性检验，模型(4)中Fau的回归系数为-0.516 2，Fau2的回归系数为0.250 0，均在5%水平下显著，回归结果与前文基本相同。 第二，Cluster检验。为缓解组内相关性问题，本文对主回归进行公司层面的Cluster检验，模型(5)中Fau的回归系数为-0.516 2，在5%水平下显著，Fau2的回归系数为0.250 0，TPwallet官网下载在10%水平下显著， tp官方下载安卓最新版本2025回归结果具有稳健性。第三，缩小样本回归。制造业升级和发展与国家综合实力紧密相关，科技创新能力提升是制造业发展的关键。由此，本文缩小样本容量，选取行业大类制造业样本进行回归。结果显示，董事会断裂带与研发操纵呈显著U型关系，与前文验证结果一致，支持前文假设。
5 拓展性分析前文已经验证董事会断裂带与企业研发操纵的U型关系，进一步地，参考以往研究发现，董事会断裂带对企业研发操纵的影响与产权性质、股权集中度及经营业绩密切相关，具体见表6。
5.1 产权性质异质性已有研究表明，公司治理水平在产权性质方面有所差异[31]，这种差异性可能影响董事会断裂带对企业研发操纵的作用。
本文按产权性质差异将全样本划分为国有企业组和非国有企业组，结果显示，国有企业董事会断裂带Fau、 Fau2的回归系数分别为-0.304 7、0.133 5，但并不显著;非国有企业Fau的回归系数为-0.648 3，在5%水平下显著，Fau2的回归系数为0.319 7，在1%水平下显著。由此可见，相对于非国有企业而言，国有企业能够显著弱化董事会断裂带对研发操纵的治理作用，影响董事会监督职能发挥，原因在于:一方面，国有企业所有者缺位现象普遍存在，其重要经营决策和管理层人事任命均由政府部门决定，“一股独大”的特征打破了公司董事间的制衡，话语权掌握在国有股东董事手中。当董事会断裂带小于阈值时，大部分非国有股东董事无法实现有效沟通，难以发挥信息多样化效应与董事会监督职能，导致董事会断裂带对研发操纵的抑制作用较弱。另一方面，国有企业需要承担更多责任，其目标多样化和政府干预能够淡化董事会特征对研发操纵的影响[32]。由此，董事会的治理职能难以发挥，因而非国有企业董事会断裂带与研发操纵的U型关系更为显著。
5.2 股权集中度异质性股权集中度能够反映大股东对企业经营战略决策的影响，不同股权集中度可以产生不同的治理效果。部分学者认为，股权集中能够促进有效监督机制构建，抑制管理层自利行为，缓解因股权分散引发的股东与管理层代理问题;部分学者认为，股权集中可能导致大股东追求私人利益的意愿和能力增强，进而侵害中小股东利益，引发大股东与中小股东间的委托代理问题，从而不利于公司治理。由此，股权集中度差异对董事会断裂带与研发操纵的关系具有何种影响，需要进一步探讨。
本文将前五大股东持股比例作为股权集中度的代理变量，并依据其中位数将样本企业分为高股权集中度企业和低股权集中度企业。结果显示，高股权集中度企业董事会断裂带Fau、Fau2的回归系数分别为-0.586 8、0.277 2，均在1%水平下显著;低股权集中度企业Fau、 Fau2的回归系数分别为-0.429 9、0.218 1，不显著。结果表明，高股权集中度企业，董事会断裂带对研发操纵的影响更为显著。较高的股权集中度意味着大股东需要承担较大风险，一旦决策失败会严重损害自身利益，对股东控制权构成一定威胁，因而对于研发创新这种高风险活动，高股权集中度企业更为谨慎[33]。虽然被认定为高新技术企业短期内可以获得政府补贴、减税政策优惠，但研发操纵这种“虚假”创新行为并非实质性创新，企业并未将虚增的研发投入用于创新研发活动，从长期看对企业发展具有不利影响，无益于企业研发绩效提升[3]，股东也无法获取相关长远利益。此外，企业研发操纵行为一旦暴露，不仅对自身信誉造成无法弥补的伤害，而且需要承担大量违规成本，对企业和大股东均具有不利影响。因此，出于自身利益和风险规避的考虑，高股权集中度企业的大股东更有动力监督董事会决策，强化董事会的信息多样化效应，发挥董事会监督职能，缓解委托代理问题，避免管理层自利行为，进而强化董事会断裂带对于研发操纵的影响。
5.3 经营业绩异质性相较于业绩较好的公司，业绩较差的公司通常面临更大的风险，实际经济损失、法律诉讼、声誉损害等不良情况时有发生[34]。亏损是经营业绩较差的具体体现，已有研究发现，盈利企业的减税激励大于亏损企业，原因在于盈利企业需要按应纳税所得额缴纳所得税，因而其研发操纵动机更强。
为进一步考察经营业绩异质性对董事会断裂带与研发操纵关系的影响，本文按照是否盈利、经营业绩中位数对全样本进行分组回归。结果显示，盈利企业董事会断裂带Fau、Fau2的回归系数分别为-0.529 7、0.249 9，均在5%水平下显著;亏损企业董事会断裂带Fau、Fau2的回归系数分别为-0.437 6、0.269 4，不显著。上述结果表明，盈利企业董事会断裂带与研发操纵的U型关系更为显著。经营业绩较好企业Fau、Fau2的回归系数分别为-0.636 4、0.316 1，均在5%水平下显著;经营业绩较差企业Fau、Fau2的回归系数分别为-0.341 0、0.154 3，不显著。上述结果表明，经营业绩较好的企业经营风险较低，更关注研发操纵等负向盈余管理行为，即经营业绩较好的企业董事会断裂带与研发操纵的U型关系更为显著。
6 结语 6.1 结论本文以2009—2019年中国A股上市公司为样本，考察董事会断裂带对企业研发操纵的影响，以及内部控制和市场化程度对二者关系的调节作用，并基于主研究框架进行异质性分析，得到如下主要结论:
(1)董事会断裂带与研发操纵呈显著U型关系，其最终影响取决于董事会断裂带的信息多样化效应和冲突效应的相对水平。当董事会断裂带较低时，子群体成员间差异化特征能够促进信息交流和整合，由此提升董事会监督能力，抑制研发操纵;当董事会断裂带超过临界值时，子群体成员间差异化特征导致矛盾和冲突加剧，团队内部分裂，最终弱化董事会的监督意愿和能力，促进研发操纵。
(2)内部控制和市场化程度均正向调节董事会断裂带与研发操纵的U型关系，即健全的企业内部控制制度、较高的地区市场化水平有利于董事会断裂带发挥治理职能，在合理范围内抑制研发操纵行为。
(3)董事会断裂带与研发操纵的U型关系因产权性质、股权集中度及经营业绩差异有所不同，在非国有企业、股权集中度较高、盈利和经营业绩较好的企业中，董事会断裂带与研发操纵的U型关系更为显著。
6.2 启示(1)对于上市公司来说:第一，如何实现董事会结构优化，充分利用董事会成员特征差异发挥优势作用具有重要意义。上市公司在聘用董事时，应充分考虑董事会成员特征差异，如教育程度、职业背景、工作经历等方面，通过发挥董事会断裂带的信息多样化效应拓展信息渠道，强化董事会监督职能，抑制因注重短期利益进行的研发操纵行为，从而提高企业创新水平。第二，完善内部控制制度，提升董事会治理水平，强化董事会断裂带的正向作用。第三，完善外部监管机制，利用市场化监管力量抑制企业研发操纵行为。第四，非国有企业、股权集中度较高、盈利及经营业绩较好的企业应利用董事会特征差异，通过控制董事会断裂带发挥董事会的监督职能，确保企业健康发展，提升企业价值。
(2)对于监管部门来说:第一，根据董事会断裂带情况对上市公司采取差异化策略，关注董事会断裂带较低或过高的上市公司，拓展审查空间，构建惩罚机制，加大惩处力度，提高违规成本。对于申请高新技术企业认定的企业进行严格审查和复查，营造良好的公司外部治理环境。第二，在现有政策法规的基础上，完善创新激励政策，鼓励企业自主创新，通过抑制研发操纵行为促进企业实质性创新。
[1] FILATOTCHEV I，PIESSE J.R&D，internationalization and growth of newly listed firms: european evidence[J]. Journal of International Business Studies，2009，40(8):1260-1276.
[2] 万源星，许永斌.高新认定办法、研发操纵与企业技术创新效率[J].科研管理，2019，40(4):54-62.
[3] 杨国超，刘静，廉鹏，等.减税激励、研发操纵与研发绩效[J].经济研究，2017，52(8):110-124.
[4] 朱红军，王迪，李挺.真实盈余管理动机下的研发投资决策后果——基于创新和税收的分析视角[J].南开管理评论，2016，19(4):36-48，86.
[5] 楚有为.审计委员会专业背景与企业研发活动盈余操纵[J].现代财经(天津财经大学学报)，2018，38(10):96-113.
[6] 胡元木，刘佩，纪端.技术独立董事能有效抑制真实盈余管理吗——基于可操控R&D费用视角[J].会计研究，2016，37(3):29-35，95.
[7] 苑泽明，王培林，富钰媛.高管学术经历影响企业研发操纵了吗[J].外国经济与管理，2020，42(8):109-122.
[8] 徐成凯，金宇，富钰媛.私募股权投资与企业研发操纵:监督还是合谋——基于高技术企业的实证分析[J].山西财经大学学报，2020，42(8):114-125.
[9] 杨清香，张翼，张亮.董事会特征与盈余管理的实证研究——来自中国上市公司的经验证据[J].中国软科学，2008，23(11):133-140.
[10] LAU D C，MURNIGHAN J K. Demographic diversity and faultlines: the compositional dynamics of organizational groups[J]. Academy of Management Review，1998，23(2):325-340.
[11] 李维安，刘振杰，顾亮.董事会异质性、断裂带与跨国并购[J].管理科学，2014，27(4):1-11.
[12] 周建，李小青，杨帅.任务导向董事会群体断裂带、努力程度与企业价值[J].管理学报，2015，12(1):44-52.
[13] 梁上坤，徐灿宇，王瑞华.董事会断裂带与公司股价崩盘风险[J].中国工业经济，2020，37(3):155-173.
[14] 梁上坤，徐灿宇，赵刚.董事会断裂带与高管私有收益[J].经济科学，2021，43(1):69-82.
[15] SZYMON KACZMAREK， SATOMI KIMINO， ANNIE PYE. Board task-related faultlines and firm performance: a decade of evidence[J]. Corporate Govenrance，2012，20(4):337-351.
[16] BEZRUKOVA K，JEHN K A，ZANUTTO E L，et al. Do workgroup faultlines help or hurt? a moderated model of faultlines， team identification， and group performance[J]. Organization Science， 2009， 20 (1):35-50.
[17] LI J，HAMBRICK D C. Factional groups:a new vantage on demographic faultlines， conflict， and disintegration in workteams[J]. Academy of Management Journal， 2005(48):794-813.
[18] VAN PETEGHEM M， BRUYNSEELS L， GAEREMYNCK A. Beyond diversity: a tale of faultlines and frictions in the board of directors[J]. The Accounting Review，2018，93(2):339-367.
[19] GIBSON C， VERMEULEN F A. Healthy divide: subgroups as a stimulus for team learning behavior[J]. Administrative Science Quarterly， 2003， 48(2): 202-239.
[20] HUTZSCHENREUTER T，HORSTKOTTE J. Performance effects of top management team demographic faultlines in the process of product diversification[J]. Strategic Management Journal，2013，34(6):704-726.
[21] THATCHER S M B， PATEL P C. Group faultlines: a review， integration， and guide to future research[J]. Journal of Management， 2012，38(4):969-1009.
[22] 马连福，张燕，高塬.董事会断裂带与公司创新战略决策——基于技术密集型上市公司的经验数据[J].预测，2018，37(2):37-43.
[23] 王晓亮，邓可斌.董事会性别断裂带与资本结构决策效率提升[J].经济管理，2020，42(11):160-176.
[24] 谢德仁，姜博，刘永涛.经理人薪酬辩护与开发支出会计政策隐性选择[J].财经研究，2014，40(1):125-134.
[25] 苑泽明，史方，金宇.政府创新补助的激励扭曲效应——基于我国上市公司研发操纵行为的检验[J].软科学，2020，34(2):39-43，58.
[26] CRUCKE S， KNOCKAERT M. When stakeholder representation leads to faultlines: a study of board service performance in social enterprises[J]. Journal of Management Studies， 2016， 53(5): 768-793.
[27] 张会丽，吴有红.内部控制、现金持有及经济后果[J].会计研究，2014(3):71-78，96.
[28] 逯东，朱丽.市场化程度、战略性新兴产业政策与企业创新[J].产业经济研究，2018，17(2):65-77.
[29] GUNNY K A. The relation between earnings management using real activities manipulation and future performance:evidence from meeting earnings benchmark[J]. Contemporary Accounting Research，2010(3):855-888.
[30] HAANS R F J， PIETERS C， HE Z L. Thinking about U: theorizing and testing U-and inverted U-shaped relationships in strategy research[J]. Strategic Management Journal，2016，37(7):1177-1195.
[31] 顾鸣润，杨继伟，余怒涛.产权性质、公司治理与真实盈余管理[J].中国会计评论，2012，10(3):255-274.
[32] 梁上坤，徐灿宇，王瑞华.和而不同以为治:董事会断裂带与公司违规行为[J].世界经济，2020，43(6):171-192.
[33] 袁春生，李琛毅.董事会群体断裂带、股权集中度与公司创新战略——来自创业板上市公司的证据[J].科技进步与对策，2019，36(14):99-107.
[34] 祝继高，叶康涛，陆正飞.谁是更积极的监督者:非控股股东董事还是独立董事[J].经济研究，2015，50(9):170-184.