张 静 李 晨 吴春贤

（1.石河子大学经济与管理学院，新疆 石河子 832003；2.石河子大学公司治理与管理创新研究中心，新疆 石河子 832003；3.暨南大学管理学院，广东 广州 510632）

一、引言

随着社会经济的快速发展和创新活动的日渐活跃，我国专利申请量连续多年快速增长。世界知识产权组织（WIPO）发布的《2021 年世界知识产权指标》显示，2020年我国国家知识产权局专利受理数高达150 万件，是美国专利商标局（USPTO）专利受理数的2.5 倍，比2019 年增长了7.14%，连续10 年位居世界第一。然而专利数量的爆炸式增长并不一定意味着专利质量的提升（Bielig，2012）[1]，我国企业盲目追求专利数量、不顾创新质量的策略性专利行为大量存在（黎文靖和郑曼妮，2016）[2]。究其原因，有以下三个方面：从外部政策环境方面看，地方政府出于所谓的“创新崇拜”制定不合理的创新激励政策，将创新含量低的实用新型专利和外观设计专利纳入优惠补贴范围，强化了企业策略性专利行为的动机（申宇等，2018；龙小宁和王俊，2015）[3，4]；从企业创新意愿方面看，在当前我国上市公司治理机制不完善的情况下，管理层通过积极申请非发明专利，营造企业创新繁荣的假象，以提升市场短期业绩表现，从而满足个人收益；从企业创新能力方面看，企业和外部投资者之间存在较严重的创新活动信息不对称，导致外部投资者提供资金的动力不足，使得企业因融资成本高而不得不选择策略性专利行为。以上三方面问题使得企业“重数量、轻质量”的策略性专利行为长期存在，严重阻碍了我国社会经济的高质量发展。

近年来，针对策略性专利行为，创新专管部门出台了一系列政策，明确要求不得直接将专利申请、授权数量作为享受奖励或评定资质资格的主要条件，各地全面取消专利、商标申请阶段的资助和奖励等，改善了专利行为的政策环境，对遏制策略性专利行为起到了重要作用。但与此同时，企业自身作为实施策略性专利行为的主体，其治理水平低、融资成本高这两大导致策略性专利行为的问题没有从根本上得到解决。实际上，作为非创新专管部门的证券交易所，其发放的监管问询函除了涉及企业年报披露的财务会计问题、并购重组问题外，还涉及创新、研发、专利、产品开发、技术等方面。证券交易所对企业研发活动的监管问询有可能强化外部监管治理机制，即发挥“治理效应”。问询的回函要求还会促使企业披露研发活动信息，从而缓解企业与外部投资者之间的信息不对称，即发挥“信息效应”。由此可能增强投资者对企业创新活动的认识和提供资金的意愿，降低企业融资成本。综上，证券交易所研发监管问询通过发挥“治理效应”和“信息效应”，缓解企业治理水平低和融资成本高的问题，进而抑制其策略性专利行为。

基于此，本文从非创新专管部门的监管问询出发，研究证券交易所研发监管问询对企业策略性专利行为的影响和作用机制。本文可能的贡献主要体现在以下三个方面：第一，现有研究大多以创新专管部门的政策发布为切入点，探讨其抑制策略性专利行为的政策效果，而本文从非创新专管部门的问询入手展开研究，拓展了企业策略性专利行为影响因素的研究视角，为相关部门理解非创新专管部门问询对策略性专利行为的监管作用提供经验证据。第二，现有研究更多关注证券交易所对企业年报所披露的财务会计、并购重组等问题的监管问询，忽视了证券交易所对企业研发创新活动的监管问询及其对企业策略性专利行为的影响。本文以导致企业策略性专利行为的两大因素——治理水平低和融资成本高为抓手，探索出证券交易所研发监管问询影响策略性专利行为的“治理效应”和“信息效应”两个机制，打开研发监管问询影响企业策略性专利行为的“黑箱”。第三，现有研究尚未将治理环境和信息环境作为问询函发挥监管作用的约束条件进行讨论。本文通过比较研发监管问询在不同环境约束（治理环境和信息环境）条件下抑制策略性专利行为的效果差异，为政府部门制定优化治理环境和信息环境的政策措施提供有力依据。

二、理论分析与假设提出

（一）证券交易所研发监管问询对企业策略性专利行为的影响

目前，证券交易所监管问询的关注点不局限于企业财务报告中披露的关联交易、应收账款处理、商誉减值计提和并购重组置入资产的业绩表现等问题，越来越多的问询内容涉及企业的研发创新活动，比如要求企业分项列示标的资产拥有的核心技术及取得的专利成果，并结合相关产品种类用途、同行业竞品等，详细说明产品的技术优势和壁垒，以及补充披露研发人员的具体构成和研发团队的稳定性情况，以识别并抑制企业策略性专利研发和申请等投机性创新行为。作为非创新专管部门的证券交易所对企业研发创新活动的问询，是对企业策略性专利行为的外部治理机制和信息披露监管的重要补充。一方面，证券交易所有针对性地问询企业在披露专利研发公告时未达到“直接监管标准”的相关问题①，能够直接发挥监督治理功能，有效遏制管理层在专利研发方面的投机动机，使其减少研发和申请创新含量低的实用新型专利和外观设计专利。另一方面，证券交易所发出研发监管问询函后，要求企业必须在规定时间内书面回函并公开披露，对于回复不清晰的研发事项，证券交易所还会再次问询，促进了企业专利研发活动信息披露质量的提高，由此，投资者对企业创新活动的认识和理解程度加深，提供资金的意愿增强，降低了企业融资成本，从而有效解决企业因融资成本高昂而不得不实施策略性专利行为的问题。基于此，提出假设1：

假设1：证券交易所研发监管问询会抑制企业策略性专利行为。

（二）证券交易所研发监管问询与策略性专利行为：治理效应

从企业创新意愿的角度看，治理机制不完善导致的治理水平低是促使企业选择策略性专利行为的重要因素之一。具体而言，虽然研发创新活动是企业构建核心竞争优势的关键（邵朝对等，2021）[5]，也是形成创新技术差异化品牌效应和推动企业转型升级的重要手段（许泱和徐朝辉，2021）[6]，但是研发创新周期长、不确定性较大、风险较高，在当前我国上市公司治理机制不完善的情况下，管理层有可能策略性地进行低质量的专利研发和申请（Hall 和Harhoff，2012；Tong 等，2014）[7，8]，营造出企业创新繁荣的假象，以追求短期经营业绩和短期市值表现，从而满足个人收益（谭小芬和钱佳琪，2020）[9]，最终导致目前“专利泡沫”问题突出（张米尔等，2021；毛昊等，2018）[10，11]。虽然创新专管部门出台的一系列政策改善了专利行为的外部政策环境，对遏制策略性专利行为起到了重要作用，但是治理机制不完善导致企业治理水平较低，使得管理层实施周期短、见效快的策略性专利行为的问题没有得到根本解决。

证券交易所研发监管问询作为外部监督治理机制，能够约束管理层短视行为，进而抑制企业策略性专利行为。这是因为，一方面，证券交易所向特定企业发出有关研发活动的问询函，具有很强的针对性（李晓溪等，2019；聂萍和潘再珍，2019）[12，13]。对于被问询的企业来说，这意味着自身研发创新方面的策略性或投机性行为被识破，此时监管问询的警示纠偏作用使得管理层未来可能实施的策略性专利行为得到有效抑制。另一方面，收到问询函后，被问询企业需要在一定的时间内作出回复并公开披露回复内容。部分研发问询函还需要中介机构（会计师事务所、券商或律师事务所）对证券交易所问询的关键事项发表独立的专业意见或者合理性解释。在这种情况下，管理层不得不放弃实施策略性专利行为。基于此，提出假设2：

假设2：证券交易所研发监管问询，能够通过“治理效应”抑制企业策略性专利行为。

（三）证券交易所研发监管问询与策略性专利行为：信息效应

从企业创新能力的角度看，研发信息不对称导致的融资成本高是促使企业选择策略性专利行为的另一个重要因素。一方面，企业和外部投资者之间存在研发信息不对称，外部投资者获取企业创新活动的信息渠道相对有限，缺乏向企业提供资金的动力。由此，企业因融资成本高难以开展资金投入大的实质性专利研发活动，不得不选择资金投入小的策略性专利行为。另一方面，在研发信息不对称的情况下，外部投资者的投资意愿较弱，使得企业融资成本较高。为降低融资成本，企业利用外部投资者难以识别评价创新活动价值的弱点，积极申请周期短、风险小、成功率较高的策略性专利，向投资者释放企业发展前景良好的积极信号，从而提升投资者对企业的信心，以此推动股价提升，实现降低融资成本的目的。

证券交易所研发监管问询能够缓解研发信息不对称导致的融资成本高的问题，进而抑制企业策略性专利行为。具体而言，证券交易所监管问询函发出后，会要求企业在规定的时间内书面回复，并在沪深证券交易所网站按进程分步披露（聂萍等，2020）[14]。特别是对于关键研发事项问询，被问询企业需要按因果关系有条理地作出回复，并分项详细列示相关专利成果和技术优势、壁垒等，这增加了研发信息披露的内容，是提升企业信息披露质量的重要手段（翟淑萍等，2020；Brown 等，2018；Bens 等，2016）[15-17]。随着研发信息的披露，外部投资者加深了对企业研发活动的理解，增强了对企业的投资意愿，使得企业融资成本降低，从而有动力开展资金投入大的实质性专利研发活动，其策略性专利行为得到抑制。基于此，提出假设3：

假设3：证券交易所研发监管问询，能够通过“信息效应”抑制企业策略性专利行为。

（四）治理环境与信息环境的调节作用

上文对企业创新意愿和创新能力的分析表明，治理水平低和融资成本高是造成企业实施策略性专利行为的重要因素，证券交易所研发监管问询能够通过发挥“治理效应”和“信息效应”缓解策略性专利行为，而“治理效应”和“信息效应”的发挥在一定程度上依赖于良好的治理环境和信息环境。

证券交易所监管问询治理作用的发挥难免会受到企业外部环境的影响（余明桂和卞诗卉，2020）[18]，同样地，有关研发活动的监管问询对企业策略性专利行为的治理效应也会受到治理环境的影响，治理环境不同，市场资源配置的程度和代理成本也会存在较大差异（王凡林等，2021）[19]。我国区域经济发展不平衡，不同地区的治理环境差异较大，表现为市场化程度的不同。在市场化程度较低的地区，市场决定资源配置的程度较低，知识产权保护措施不健全（逯东和朱丽，2018）[20]，弱化了研发监管问询对企业策略性专利行为的抑制作用；在市场化程度较高的地区，企业所处外部治理环境较好，良好的治理环境能够强化研发监管问询对企业策略性专利行为的抑制作用。基于此，提出假设4：

假设4：良好的治理环境强化了研发监管问询对企业策略性专利行为的治理效应。

研发监管问询信息效应的发挥会受到企业所处信息环境的影响。当企业所处的信息环境较差时，往往伴随无形资产被操纵（马广奇等，2020；曹丰等，2021）[21，22]等问题，因此，企业披露的研发信息质量很低，加重了企业和外部投资者之间的研发信息不对称程度，即便证券交易所出具问询函了解研发信息情况，企业回函披露了问询信息，仍难以彻底改善信息不对称的局面，弱化了研发监管问询对企业策略性专利行为的信息效应。当企业所处的信息环境较好时，一方面，外部投资者能够获取到企业层面高质量的信息，准确评估投资回报；另一方面，企业向外部市场传递信息更准确便利，股价信息含量提升（蒋艺翅和姚树洁，2022）[23]，投资者通过股价信息判断企业未来业绩的准确性提高，一定程度上解决了投资者和企业之间因信息不对称所导致的融资成本高的问题，进而缓解了策略性创新行为。因此，良好的信息环境是监管问询有效发挥信息效应的外部保障，能够强化研发监管问询对企业策略性专利行为的信息效应。基于此，提出假设5：

假设5：良好的信息环境强化了研发监管问询对企业策略性专利行为的信息效应。

证券交易所研发监管问询影响企业策略性专利行为的逻辑框架如图1所示。

图1：逻辑框架

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

2015年证券交易所才逐渐开始对上市公司进行问询监督，故选取2015 年为样本期间的起点。本文以2015—2020年间沪深A股上市公司为初始样本，进行以下处理：（1）剔除金融类的公司；（2）剔除当年首次公开上市的公司；（3）删除主要变量缺失的样本；（4）剔除ST、PT和退市的公司。最终得到11533个样本数据。本文中的监管问询函数据主要来自中国研究数据服务平台，并基于沪深证券交易所和东方财富网披露的信息进行手工收集和整理补充。被问询的上市公司的专利申请数据来源于中国研究数据服务平台，其他财务数据均来自国泰安数据库。为消除异常值对研究结果的影响，对所有连续变量进行缩尾处理（Winsorize），按照1%和99%分位做极端值处理。

（二）模型设计与变量说明

本文参照谭小芬和钱佳琪（2020）[9]的研究方法，构造了模型（1）来检验证券交易所研发监管问询对企业策略性专利行为的影响。

Y是被解释变量，表示企业的专利行为，包括上市公司每年申请的专利总量（Patent）、发明专利数量（Invent）、实用新型专利数量（Utility）以及外观设计专利数量（Design）。发明专利的创新技术含量明显高于实用新型专利和外观设计专利，因此，用发明专利申请数量衡量实质性专利行为，用实用新型专利和外观设计专利申请数量衡量策略性专利行为。Inno-letter为解释变量，是企业是否被研发监管问询的哑变量，若是则取1，否则取0。由于从证券交易所发放监管问询函到影响企业专利产出的整个过程存在一定时滞，故Inno-letter取滞后一期。同时，选择企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、账面市值比（MTB）、企业成长性（Growth）、董事会规模（Lnboard）、净资产收益率（ROA）、独立董事比例（Indenp）、两职合一（Dual）和产权性质（Soe）为控制变量，所有控制变量均滞后一期。同时，控制行业（Industry）和年份（Year）的固定效应。具体变量定义见表1。

表1：变量定义

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

从表2 主要变量的描述性统计结果可以看出，我国上市公司每年申请的专利总量（Patent）的均值为4.15，发明专利（Invent）、实用新型专利（Utility）以及外观设计专利（Design）的均值分别为2.64、2.99 和1.49，在这三种类型的专利中实用新型专利数量最多，说明目前我国企业创新质量仍需进一步提升。研发监管问询（Inno-letter）的均值为0.06，表明有6%的样本收到证券交易所发放的涉及研发创新问题的问询函，这与相关文献数据基本一致。

表2：描述性统计

在2015—2020 年间的1589 份问询函中，涉及研发等关键词的问询函为692 份，占问询函总数的43.55%。从2017 年开始，该比重逐年增加（见表3）。2015—2020年，被问及研发等关键词的上市公司数量逐年增多，从2015 年的2137 家增长到2020 年的3645家，增长了70.57%（见表4）。

表3：研发问询函数量及占比

表4：被问询研发活动的公司数量

（二）研发监管问询与策略性专利行为

为证明假设1，对模型（1）进行回归，结果如表5所示。从列（2）结果可以看出，研发监管问询的系数在1%的水平下显著为正，说明证券交易所研发监管问询显著提高了企业发明专利申请数量。列（3）结果显示，研发监管问询的系数在1%的水平下显著为负，说明证券交易所研发监管问询对申请企业实用新型专利有较强的抑制作用。从列（4）结果可知，研发监管问询的系数虽不显著但为负。综合列（3）、（4）的结果，证券交易所研发监管问询缓解了企业策略性专利行为，相比外观设计专利申请而言，对实用新型专利申请的抑制作用更强。综上，证券交易所研发监管问询使得企业发明专利申请量增加、实用新型专利申请量减少，说明证券交易所研发监管问询显著抑制了企业策略性专利行为，假设1得证。

表5：研发监管问询与策略性专利行为

（三）稳健性检验

1.更换被解释变量。将专利授权总数和各类专利授权数加1 取对数，以专利授权总数（Patentgrant）、发明专利授权（Inventgrant）、实用新型专利授权（Utilitygrant）和外观设计专利授权（Designgrant）分别替代专利申请总数、发明专利申请、实用新型专利申请和外观设计专利申请，重复模型（1）的检验。从表6 中列（2）的结果可以看出，研发监管问询的系数在10%的水平下显著为正。列（3）、（4）的结果显示，研发监管问询的系数为负。综合列（2）、（3）、（4）的结果，再次证明了假设1，即证券交易所研发监管问询会抑制企业策略性专利行为。

表6：以专利授权为被解释变量的回归结果

2.控制企业研发投入的影响。本文在模型（1）的控制变量中增加研发投入（R&D），以控制研发投入对企业策略性专利行为的影响。表7 中列（2）结果显示，研发监管问询的系数在1%的水平下显著为正。列（3）结果显示，研发监管问询的系数在1%的水平下显著为负。再次证明，研发监管问询对企业实用新型专利申请行为有较强的抑制作用，减少了企业策略性专利行为。

表7：控制研发投入对专利申请影响的回归结果

3.聚焦高新技术企业样本。首先，以经济合作与发展组织（OECD）认定的高科技行业标准确定高科技产业，分别是计算机相关行业、电子行业、信息技术行业、生物制药行业和通信行业。其次，对照《上市公司行业分类指引（2012 年修订）》，确定高科技上市公司行业代码，得到高科技产业上市公司样本。最后，对模型（1）进行回归，检验高科技产业公司被研发监管问询后，其策略性专利行为如何变化。表8 中列（2）结果显示，研发监管问询的系数在1%的水平下显著为正，说明证券交易所研发监管问询能显著提高企业发明专利申请数量。列（3）、（4）结果显示，研发监管问询的系数分别在1%和5%的水平下显著为负，说明证券交易所研发监管问询后，企业实用新型专利申请数量与外观设计专利申请数量明显下降，即研发监管问询对高科技产业公司的策略性专利行为有较强的抑制作用。而上文全样本回归结果表5中列（4）显示，研发监管问询的系数不显著，说明相比全样本而言，高科技产业公司样本中，证券交易所研发监管问询对策略性专利行为的抑制作用更显著。

表8：研发监管问询对高新技术企业策略性专利行为的影响

（四）内生性检验

证券交易所研发监管问询对企业策略性专利行为影响的内生性问题主要表现在样本选择偏差、遗漏变量和反向因果三方面，有必要通过Heckman 两阶段模型、倾向得分匹配法（PSM）和双重差分模型进行处理。

1.Heckman 两阶段模型。证券交易所有选择地对上市公司发放研发监管问询函，可能导致因样本选择偏差引起的内生性问题。为解决该问题，采用Heckman 两阶段模型进行回归。第一阶段，使用Probit 回归，被解释变量是上市公司是否收到研发监管问询函。借鉴刘柏和卢家锐（2019）[24]的做法，选择解释变量时考虑公司治理方面的因素包括：企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、董事会规模（Lnboard）、净资产收益率（ROA）、独立董事比例（Indenp）、两职合一（Dual）、产权性质（Soe）、行业哑变量（Industry）和年份哑变量（Year），回归后得到逆米尔斯比率（IMR）。第二阶段，在模型（1）的解释变量中加入逆米尔斯比率（IMR）后进行回归。第一阶段回归结果如表9 列（1）所示，第二阶段回归结果如列（2）—（5）所示。从表9 列（2）、（3）可知，研发监管问询的系数在1%的水平下显著为正，列（4）、（5）结果显示，研发监管问询的系数分别在1%和5%的水平下显著为负，表明在解决了样本选择偏差问题后，仍然能够证明证券交易所研发监管问询抑制了企业策略性专利行为。

表9：基于Heckman两阶段模型的内生性检验

2.倾向得分匹配法（PSM）。考虑到可能存在不可观测的特征变量同时影响研发监管问询和企业策略性专利行为而导致遗漏变量的问题，借鉴李晓溪等（2019）[12]、柳志南和韩超（2022）[25]的做法，采用倾向得分匹配法对其加以解决。为被证券交易所研发监管问询的企业（实验组）一对一匹配未被证券交易所研发监管问询的企业（对照组），以保证两组企业在企业规模、资产负债率、账面市值比、企业成长性、董事会规模、净资产收益率、独立董事比例、两职合一以及产权性质方面的特征相似。接下来，将匹配成功的样本按照模型（1）重新回归。表10 列（2）结果显示，研发监管问询的系数在1%的水平下显著为正，列（3）、（4）显示，研发监管问询的系数在1%和5%的水平下显著为负，表明考虑了遗漏变量的问题之后，仍然能够得出证券交易所研发监管问询抑制了企业策略性专利行为的结论。

表10：基于倾向得分匹配法（PSM）的内生性检验

3.双重差分模型。考虑到证券交易所研发监管问询与企业策略性专利行为之间存在反向因果问题，即策略性专利程度更高的企业可能更容易受到证券交易所的研发监管问询，借鉴陈运森等（2018）[26]、石昕等（2021）[27]的方法，用动态双重差分模型解决。由于证券交易所监管问询是一个动态循环的过程，设置DID 变量，对于公司首次收到研发问询函及以后年度的样本，该变量取值为1，否则取值为0，控制变量与模型（1）保持一致，构建模型（2）：

β1反映了公司收到研发监管问询函的状态变化对专利申请的净效应。预期公司从未收到研发监管问询函转变为收到研发监管问询函的动态过程中，策略性专利行为会显著减少。表11 列（2）结果显示，DID的系数在1%的水平下显著为正，表明公司从未收到研发监管问询函到首次收到研发监管问询函，即DID从0 到1 的过程中，发明专利申请数量显著增加。列（3）、（4）结果显示，DID 的系数在1%和5%的水平下显著为负，表明在克服反向因果的内生性问题后，研发监管问询依然显著抑制企业策略性专利行为。

表11：基于双重差分模型的内生性检验

五、机制检验与进一步分析

（一）机制检验：“治理效应”与“信息效应”

1.“治理效应”。根据上文理论分析，公司治理机制不完善是导致企业选择策略性专利行为的重要因素之一，证券交易所研发监管问询能够发挥“治理效应”缓解公司治理机制不完善导致的治理水平低的问题，企业策略性专利行为由此得到抑制。为检验以上逻辑，本文借鉴黎文靖和李耀淘（2014）[28]的机制检验方法，构建模型组（3）：

借鉴胡楠等（2021）[29]的做法，选取股东治理（第一大股东持股比例、第二至第十大股东持股比例和机构持股比例）、董事会治理（董事会规模和董事会会议次数）、监事会治理（监事会会议次数）以及管理层治理（高管持股比例和高管薪酬）四个维度上的8 个指标，运用主成分分析法构建公司治理水平综合指数。为了便于实证结果的系数解读，将其取倒数，得到公司治理水平，该值越大，公司治理水平越差。用模型组（3）中的第一个模型检验治理水平低是否为导致企业选择策略性专利行为的重要因素，用第二个模型检验证券交易所研发监管问询能否发挥“治理效应”，从而抑制企业策略性专利行为。控制变量与模型（1）保持一致。预期模型组（3）中，公司治理水平数值越大，发明专利申请越少，策略性专利行为（实用新型专利和外观设计专利，下同）越多。若证券交易所研发监管问询通过治理效应抑制策略性专利行为，那么以策略性专利行为为被解释变量的回归结果中，交乘项Inno-letter×Govdindex 的系数应该显著为负。

表12 列示了证券交易所研发监管问询通过治理效应抑制企业策略性专利行为的检验结果。列（1）、（3）、（5）、（7）是模型组（3）中的第一个模型的回归结果，列（2）、（4）、（6）、（8）是模型组（3）中的第二个模型的回归结果。列（1）、（3）中Govdindex 的系数在1%和5%的水平下显著为负，列（5）、（7）中Govdindex 的系数均在1%的水平下显著为正，可见公司治理水平越差的公司，其专利申请总量和发明专利申请数量越少，实用新型专利和外观设计专利申请数量越多，即策略性专利行为越严重，表明公司治理水平低确实是导致企业策略性专利行为的重要因素。列（4）结果显示交乘项Inno-letter×Govdindex的系数在1%水平下显著为正，列（6）、（8）结果显示交乘项Inno-letter×Govdindex 的系数为负，其中列（6）结果中交乘项Inno-letter×Govdindex 的系数还在10%的水平下显著，说明证券交易所研发监管问询缓解了由公司治理水平低引起的策略性专利行为，尤其对实用新型专利申请的治理作用更明显，即研发监管问询发挥了“治理效应”，证明了假设2。

表12：基于“治理效应”的机制检验

2.信息效应。根据上文理论分析，研发信息不对称导致的融资成本高是企业选择策略性专利行为的重要因素之一，证券交易所研发监管问询能够发挥信息效应，缓解研发信息不对称，进而降低融资成本，企业策略性专利行为由此得到抑制。由于股价被低估意味着股权融资成本较高，用股价低估作为融资成本的衡量指标，借鉴徐寿福和徐龙炳（2015）[30]的做法，构建变量Mispricing，衡量股票价格对内在价值向下偏离的程度。

其中，Vt为每股的内在价值，r为资本成本，bt为每股权益的账面价值，f()t是分析师基于公司基本面信息做出的盈余预测。具体的预测模型为：

Earningsi,t+r=b0+b1Asseti,t+b2Dividendi,t+b3DDi,t+b4Earningi,t+b5NegEi,t+b6Accruali,t+εi,t+r

其中，Earningsi,t+r是i公司未来1～3年的每股盈余预测值；Asseti,t为每股总资产；Dividendi,t为每股股利；DDi,t为哑变量，发放股利取1，否则取0；NegEi,t为哑变量，亏损取1，否则取0；Accruali,t为每股应计项目。

由此，估计出企业内在价值V并计算该公司股票当年所有交易日收盘价的均值P，从而构建Mispricing：

Mispricing=|1-V/P|

其中：V＞P0

将Mispricing引入模型，构建模型组（4）：

用模型组（4）中的第一个模型检验融资成本高是否为企业选择策略性专利行为的重要因素，用第二个模型检验证券交易所研发监管问询能否发挥“信息效应”，缓解融资成本高的问题，由此抑制企业策略性专利行为。控制变量与模型（1）保持一致。若证券交易所研发监管问询能够通过“信息效应”抑制策略性专利行为，那么以策略性专利行为为被解释变量的回归结果中，Mispricing 的系数应该显著为正，交乘项Inno-letter×Mispricing的系数应该显著为负。

表13 列示了证券交易所研发监管问询通过“信息效应”抑制企业策略性专利行为的检验结果。列（1）、（3）、（5）、（7）是模型组（4）中的第一个模型的回归结果，列（2）、（4）、（6）、（8）是模型组（4）中的第二个模型的回归结果。列（1）、（3）中Mispricing 的系数均为负，列（5）、（7）中Mispricing的系数在1%的水平下显著为正，表明较高的融资成本使得企业发明专利申请减少，实用新型专利和外观设计专利的申请增加，说明融资成本高是导致企业策略性专利行为的重要原因。列（4）中交乘项Inno-letter×Mispricing 的系数在1%的水平下显著为正，列（6）、（8）中Inno-letter×Mispricing 的系数均为负，其中列（6）中Inno-letter×Mispricing 的系数还在5%的水平下显著，说明研发监管问询促使企业披露研发信息，缓解了企业与外部投资者之间的研发信息不对称，企业的融资成本随之降低，进而抑制了申请实用新型专利和外观设计专利的策略性专利行为，即研发监管问询发挥了显著的“信息效应”，证明了假设3。

表13：基于“信息效应”的机制检验

（二）进一步分析：治理环境和信息环境的调节作用

1.治理环境的调节作用。根据上文分析可知，证券交易所研发监管问询对企业策略性专利行为的“治理效应”与企业所处的外部治理环境密切相关，为此，进一步分析治理环境对研发监管问询与企业策略性专利行为关系的调节作用，构建模型（5）：

其中，治理环境用市场化指数（MIkt）衡量，数据来源于中国分省份市场化指数报告（王小鲁等，2017）[31]。由于该数据只更新到2016 年，故本文利用其提供的计算方法和年平均增长幅度得到2017—2020年各省份的市场化指数。控制变量与模型（1）保持一致。

表14 列示了治理环境调节作用的检验结果。列（2）中研发监管问询与市场化指数的交乘项Inno-letter×MIkt 系数显著为正，列（3）、（4）中该交乘项系数为负。综合列（2）、（3）、（4）的结果，说明当企业所在地区市场化程度较高时，证券交易所研发监管问询对企业发明专利申请的促进作用更加明显，即证券交易所研发监管问询抑制企业策略性专利行为的治理效应在治理环境好的地区更显著，证明了假设4。

表14：治理环境的调节作用

2.信息环境的调节作用。根据上文分析可知，证券交易所研发监管问询对企业策略性专利行为的“信息效应”与企业所处的信息环境密切相关，为进一步分析信息环境对研发监管问询与企业策略性专利行为之间关系的调节作用，构建模型（6）：

模型（6）的控制变量与模型（1）保持一致。根据信息传递观，分析师预测被认为是信息环境的指示器，证券分析师准确预测的信息经过传递，营造了较好的信息传播环境，反之，分析师预测偏误越大，信息环境越差（孙淑伟等，2023；林晚发等，2020；张纯和吕伟，2009；黄蓉等，2021）[32-35]。故在模型（6）中，借鉴孙淑伟等（2023）[32]、王玉涛和王彦超（2012）[36]的做法，用分析师预测偏误（FE）衡量信息环境，以分析师预测的每股盈余与实际每股盈余的偏差表示：

其中，FEit为分析师预测偏误，FEit越大，信息环境越差。FEPSi,t为分析师预测的每股盈余，EPSi,t为实际每股盈余。

表15 列示了信息环境调节作用的检验结果。列（2）中Inno-letter×FE 的系数在10%水平下显著为负，列（3）、（4）中Inno-letter×FE的系数分别在1%和5%的水平下显著为正，说明较差的信息环境，弱化了证券交易所研发监管问询对策略性专利行为的抑制作用，反向证明了假设5。

表15：信息环境的调节作用

六、结论与启示

本文立足我国企业策略性专利行为突出和证券交易所频发研发问询函的现实，以非创新专管部门的监管问询为视角，研究证券交易所关于企业研发活动的监管问询对企业策略性专利行为的影响。研究结论如下：首先，作为非创新专管部门的证券交易所对企业研发活动的监管问询，能够显著抑制企业策略性专利行为；其次，证券交易所对企业研发活动的监管问询主要通过“治理效应”和“信息效应”抑制企业策略性专利行为；最后，良好的治理环境和信息环境强化了研发监管问询对企业策略性专利行为的“治理效应”和“信息效应”。

本文的研究启示在于：第一，应该认识到作为非创新专管部门的证券交易所在抑制企业策略性专利行为方面发挥的有效作用，强化证券交易所与国家知识产权局对企业专利行为的协同监管，证券交易所也应持续加强关注与问询企业策略性专利行为，切实提升企业专利质量。第二，建议政府部门制定和实施能够推进各地区市场化进程和提升分析师预测准确度的政策措施，以优化治理环境和信息环境，为证券交易所研发监管问询抑制企业策略性专利行为提供有利的外部环境。第三，建议企业积极配合证券交易所研发监管问询，从根本上重视策略性专利行为对企业价值的严重危害，并通过加大发明专利研发力度，增强企业核心竞争力，促进企业和社会经济高质量发展。

注：

①上市公司未达到证券交易所“直接监管标准”的相关问题，一般表现为信息披露不准确或内容不全。