R&D支出資本化：真實信號傳遞或盈余管理？

李　莉，曲曉輝，肖　虹

(1. 廣東商學(xué)院 會計學(xué)院，廣東 廣州　510320；2. 廈門大學(xué) 管理學(xué)院/會計研究發(fā)展中心，福建 廈門　361005)

一、 引言

在我國新興的市場經(jīng)濟(jì)制度背景下，管理層的資本化R&D信息是真實信號傳遞還是盈余管理，這是一個頗為值得深入探討的問題。與穩(wěn)健的費(fèi)用化R&D會計政策不同，資本化R&D會計政策的最大好處在于“企業(yè)管理層為投資者提供了一個共享企業(yè)創(chuàng)新活動進(jìn)展和成功可能性信息的有效渠道”[1]。在實施資本化R&D會計準(zhǔn)則的國家中，經(jīng)驗研究結(jié)論表明公司管理層披露的R&D信息向市場傳遞了“研發(fā)成功的資本化支出以及研發(fā)失敗的費(fèi)用化支出”的可靠信號[2]，資本化R&D支出對未來盈余波動的影響最小[3]，資本化R&D支出與股價、收益率以及經(jīng)營業(yè)績都存在顯著的正相關(guān)關(guān)系[4-5]，以及資本化R&D信息提高了分析師的追蹤率、減少了盈余預(yù)測差錯[6-7]。然而資本化R&D會計政策同時也是可操縱的，管理當(dāng)局可以通過選擇是否資本化以及資本化的時點(diǎn)和金額進(jìn)行盈余管理。Markarian等發(fā)現(xiàn)意大利家族企業(yè)利用資本化R&D支出平滑盈余[8]；Cazavan-Jeny等以法國公司為樣本，發(fā)現(xiàn)小規(guī)模和高負(fù)債公司的管理層偏好R&D資本化政策，以實現(xiàn)平滑盈余、扭虧和達(dá)到預(yù)期盈余的目的[9]。

在我國，雖然劉斌和李翔、許罡的研究表明投資者“捕獲”了管理層傳遞的資本化R&D信號，并對這些公司的價值予以正面評價[10-11]，但與此同時，我國新興加轉(zhuǎn)軌的資本市場上盈余管理現(xiàn)象仍較為普遍，出于扭虧、獲取IPO和配股資格以及利潤平滑動機(jī)的盈余管理手段屢見不鮮。由于R&D資本化政策賦予了管理層更多的職業(yè)判斷空間，國內(nèi)已有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)管理層存在利用該政策進(jìn)行盈余管理的行為[12-13]。顯然，R&D資本化是把“雙刃劍”：一方面為管理層傳遞“私人信息”提供了良機(jī)，另一方面也為管理層進(jìn)行盈余管理打開了方便之門。

已有文獻(xiàn)雖指出R&D資本化具有“兩面性”，卻并未深入探尋何種資本化R&D信息具有信號傳遞作用，而何種資本化R&D信息扮演了盈余管理角色。本文根據(jù)資本化R&D會計政策實務(wù)處理方法，結(jié)合開發(fā)支出的附注披露，將資本化R&D支出分為兩個部分：一為研發(fā)成功形成的無形資產(chǎn)，二為開發(fā)支出“資產(chǎn)”；再就這兩部分R&D資產(chǎn)的信號傳遞功能、與盈余質(zhì)量的關(guān)系進(jìn)行實證檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)市場認(rèn)同真實的資本化R&D支出，研發(fā)形成的無形資產(chǎn)才具有信號傳遞作用；而名義上的R&D資產(chǎn)與操控性應(yīng)計顯著正相關(guān)，降低了盈余質(zhì)量。據(jù)我們所知，本文是首篇對資本化R&D信息的信號傳遞和盈余管理實現(xiàn)路徑進(jìn)行研究的文章。我們的研究將豐富資本化R&D支出會計準(zhǔn)則經(jīng)濟(jì)后果的研究成果，也有助于理解我國上市公司管理層選擇資本化R&D會計政策的行為。

后續(xù)部分結(jié)構(gòu)如下：第二部分為理論分析與假說發(fā)展，第三部分是研究設(shè)計，第四部分是實證結(jié)果與分析，最后是結(jié)論與啟示。

二、 理論分析與假說發(fā)展

按照新準(zhǔn)則，R&D支出有條件資本化的處理原則為：研究階段R&D支出計入當(dāng)期損益；開發(fā)階段R&D支出同時符合五項資本化條件時，按實際發(fā)生的金額計入無形資產(chǎn)。實務(wù)中通過“研發(fā)支出/費(fèi)用化支出”和“研發(fā)支出/資本化支出”兩個明細(xì)科目進(jìn)行核算。因此，R&D資本化的“成果”表現(xiàn)為兩部分：一為開發(fā)成功形成的無形資產(chǎn)，即由“研發(fā)支出/資本化支出”轉(zhuǎn)入無形資產(chǎn)的部分；二則為尚未開發(fā)完畢，形成期末“研發(fā)支出/資本化支出”余額的R&D支出(即資產(chǎn)負(fù)債表中開發(fā)支出金額)。我們認(rèn)為，這兩部分R&D資產(chǎn)在性質(zhì)上有所區(qū)別。形成無形資產(chǎn)的R&D支出才是真正的資本化R&D支出，其代表了公司研發(fā)創(chuàng)新的最終成果(以下簡稱資本化R&D支出)；而開發(fā)支出項下的R&D支出，很大程度來自管理層的職業(yè)判斷(以下簡稱名義R&D資產(chǎn))。資產(chǎn)的一個重要特性是能為企業(yè)帶來未來經(jīng)濟(jì)利益，按照R&D支出是否能帶來未來經(jīng)濟(jì)利益和管理層R&D政策選擇進(jìn)行組合，信號類型可表示為兩類(見表1)*此處參考了：Thi T D, Kang H, Schultze W. Discretionary capitalization of R&D: the trade-off between earnings management and signaling[R]. Working paper，2009.。

表1　R&D支出信號傳遞類型

對于資本化R&D支出，我們手工收集數(shù)據(jù)時發(fā)現(xiàn)一般為企業(yè)的專利和專有技術(shù)，這兩類技術(shù)性無形資產(chǎn)能顯著增加企業(yè)未來現(xiàn)金流量，提升企業(yè)價值和經(jīng)營業(yè)績[14-15]，因此將具有未來經(jīng)濟(jì)利益的R&D支出確認(rèn)為資產(chǎn)符合新準(zhǔn)則要求。此外，雖然資本化R&D支出增加了當(dāng)期盈余，但在將來期間需要攤銷，會減少未來利潤總額，管理層通過資本化R&D支出調(diào)增利潤的動機(jī)應(yīng)該不強(qiáng)烈。基于以上分析，我們認(rèn)為資本化R&D支出是管理層向市場傳遞的真實R&D信息信號，借此提出假設(shè)1a和假設(shè)1b。

H1a：資本化R&D支出與公司市場價值正相關(guān)；

H1b：資本化R&D支出與公司經(jīng)營業(yè)績正相關(guān)。

然而與此同時，R&D資本化政策也是可操縱的，Chambers等指出在財務(wù)報表中確認(rèn)R&D支出能帶來顯著的經(jīng)濟(jì)收益，這取決于公司管理層在多大程度上運(yùn)用資本化政策[16]。資本化準(zhǔn)則賦予管理層較大的職業(yè)判斷空間，如可以更早地將研發(fā)項目劃入開發(fā)階段，從而形成名義R&D資產(chǎn)，則可避免當(dāng)期盈余減少或發(fā)生虧損。葉建芳分析大族激光公司2007年執(zhí)行新準(zhǔn)則后，由于確認(rèn)R&D資產(chǎn)，當(dāng)期利潤增加了1 785.75萬元，占公司凈利潤總額16 820.28萬元的近10%[17]。我國屬于新興資本市場，經(jīng)濟(jì)尚處于轉(zhuǎn)軌時期，上市公司盈余操縱現(xiàn)象普遍，投資者對盈余管理較為敏感，名義R&D資產(chǎn)很可能被視為公司進(jìn)行盈余操縱的“壞消息”[18]?；谝陨戏治?，本文提出第二個假設(shè)。

H2：名義R&D資產(chǎn)與盈余管理水平正相關(guān)。

三、 研究設(shè)計

(一) 模型與變量選取

1. 采用模型(1)和模型(2)檢驗假設(shè)1a

P=β0+β1Eps+β2Bvps+β3Intan+β4Deye+β5Size+β6Lev+β7TobinQ+β8Indus+β9Year+ε

(1)

Ret=β0+β1Roe+β2ΔRoe+β3Intan+β4Deye+β5Size+β6Lev+β7TobinQ+β8Indus+β9Year+ε

(2)

其中，模型(1)由Ohlson的價格模型發(fā)展而來。R&D資本化政策下，資本化R&D支出和名義R&D資產(chǎn)都會對期末凈資產(chǎn)產(chǎn)生影響，將期末凈資產(chǎn)分解為“(期末資本化R&D支出*資本化R&D支出對凈資產(chǎn)的影響還應(yīng)考慮其在本期的攤銷額，即期末凈資產(chǎn)=(期末開發(fā)支出余額+本期開發(fā)支出轉(zhuǎn)入無形資產(chǎn)-本期轉(zhuǎn)入無形資產(chǎn)的攤銷額)。但由于我國上市公司披露研發(fā)轉(zhuǎn)入無形資產(chǎn)的攤銷金額十分有限，因此這里未估算攤銷金額對凈資產(chǎn)的影響。+期末名義R&D資產(chǎn))+其他凈資產(chǎn)”。模型(1)中P表示次年4月份最后一個交易日的收盤價；Eps表示每股收益；Bvps為年末經(jīng)調(diào)整的每股凈資產(chǎn)價值；Intan表示當(dāng)年資本化R&D支出；Deye為年末資產(chǎn)化R&D支出余額。為與模型中Eps和Bvps兩個基本解釋變量一致，Intan和Deye均除以期末流通普通股股數(shù)。根據(jù)上文的分析，預(yù)期β3>0，β4<0。

影響股票價格的因素較多，基于對相關(guān)文獻(xiàn)的研究，本文加入以下控制變量：規(guī)模Size，取期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)，用以控制公司規(guī)模對股價的影響；財務(wù)杠桿Lev，取總資產(chǎn)負(fù)債率，用來控制債務(wù)對股價的影響；成長性TobinQ值，市值賬面價值比(市值為股權(quán)市值與凈債務(wù)市值，其中非流通股權(quán)市值用凈資產(chǎn)代替)，用來控制公司成長性對股價的影響[19]；行業(yè)Indus啞變量，屬于本行業(yè)時取值為1，不屬于則為0(制造業(yè)取前兩位行業(yè)代碼，其他取前一位)；年份Year啞變量，屬于本年度時取值為1，不屬于則為0。

模型(2)在Easton和Harris的報酬率模型上發(fā)展而來。其中，Ret為當(dāng)年5月初至次年4月末的累積股票報酬率(以下簡稱同期收益率)，計算方法為[∏(1+returnj)-1,j為月份](月度報酬return為考慮現(xiàn)金紅利再投資因素后的個股月報酬率，數(shù)據(jù)來源于CSMAR股票市場交易數(shù)據(jù)庫)；Roe表示當(dāng)年凈資產(chǎn)報酬率；ΔRoe表示凈資產(chǎn)報酬率差額。Intan和Deye以及控制變量的含義與模型(1)一致。由于公司季度和半年報的披露不及年報詳細(xì)充分，投資者一般難以獲取R&D的具體信息，這可能是造成R&D支出與同期收益率不顯著相關(guān)的原因[20]，因此本文還將考察下期收益率與資本化R&D支出的關(guān)系。

此外，不少研究分別將高新技術(shù)企業(yè)和非高新技術(shù)企業(yè)進(jìn)行對比檢驗，并發(fā)現(xiàn)兩者存在顯著差異，本文也按此標(biāo)準(zhǔn)將企業(yè)分兩組進(jìn)行考察。當(dāng)前高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定工作根據(jù)國科發(fā)火[2008]172號文件進(jìn)行，我們將發(fā)布了該認(rèn)定消息的公司歸于高新技術(shù)企業(yè)，否則為非高新技術(shù)企業(yè)。由于2007年尚未執(zhí)行該文件，根據(jù)文件中關(guān)于R&D支出的要求是連續(xù)3年達(dá)到一定標(biāo)準(zhǔn)*詳見國科發(fā)火[2008]172號文第十條。，因此粗略地將在2008年被認(rèn)定為高新技術(shù)企業(yè)的公司看作為2007年的高新技術(shù)企業(yè)。

2. 假設(shè)1b的檢驗?zāi)Ｐ?/p>

Gsale=β0+β1Cap_Int+β2Size+β3Lev+β4TobinQ+β5Share+β6Area+β7Indus+β8Year+ε

(3)

模型(3)中，Gsale代表經(jīng)營業(yè)績，用銷售毛利率表示。R&D活動對經(jīng)營業(yè)績的增長一般體現(xiàn)在新產(chǎn)品的市場表現(xiàn)上，并且R&D支出屬于經(jīng)營活動支出范圍，而其他用凈利潤來計算的報酬率則加入了非經(jīng)營活動對業(yè)績的影響，因此用銷售毛利率作為因變量更合適。

解釋變量Cap_Int表示資本化R&D支出比例，取資本化R&D支出與年末無形資產(chǎn)價值之比?？刂谱兞堪ǎ汗疽?guī)模Size，控制可能存在的規(guī)模效應(yīng)；資產(chǎn)負(fù)債率Lev，控制資本結(jié)構(gòu)的影響；TobinQ值，控制成長性；股權(quán)集中度Share，取前十大股東持股比例，控制大股東對公司盈利的影響[21]；市場化進(jìn)程Area啞變量，根據(jù)樊綱等編制的各地區(qū)市場化進(jìn)程指數(shù)[22]，當(dāng)公司注冊地市場化指數(shù)大于中位數(shù)時取值為1、否則為0，用來控制市場化進(jìn)程對經(jīng)營業(yè)績的影響[23]。與假設(shè)1a的檢驗?zāi)Ｐ鸵粯?，本模型分高新技術(shù)企業(yè)組和非高新技術(shù)企業(yè)組進(jìn)行檢驗?？紤]到當(dāng)期R&D投入對企業(yè)盈利的增長作用可能不會馬上顯現(xiàn)，我們還將檢驗資本化R&D支出對未來一年經(jīng)營業(yè)績的滯后效應(yīng)。

3. 以操控性應(yīng)計作因變量，建立模型(4)檢驗假設(shè)2

DA=β0+β1De_Int+β2Loss+β3ΔEps+β4Size+β5Lev+β6Share+β7Hite+β8Indus+β9Year+ε

(4)

操控性應(yīng)計(DA)參考夏立軍的研究成果，分行業(yè)估計并且采用線上項目應(yīng)計作為因變量估計特征參數(shù)的截面Jones模型最能有效地揭示出盈余管理[24]。

解釋變量De_Int表示資產(chǎn)化R&D支出程度，即不包括轉(zhuǎn)出無形資產(chǎn)和費(fèi)用化的開發(fā)階段支出與營業(yè)利潤之比，該比率越高，對當(dāng)期利潤減少的影響程度就越大。如果公司管理層存在利用名義R&D支出來調(diào)整當(dāng)期會計盈余的動機(jī)，則會加重當(dāng)期盈余管理程度，損害盈余質(zhì)量，預(yù)計其系數(shù)符號為正。

國內(nèi)研究表明，債務(wù)契約安排和政治成本動因總的來說不如資本市場因素對盈余質(zhì)量的影響明顯[25]，因此在模型中加入扭虧(Loss)和利潤平滑(ΔEps)這兩個主要的資本市場因素作為對盈余質(zhì)量的解釋變量。虛擬變量Loss當(dāng)會計盈余小于零時取值為1，否則為0，系數(shù)符號預(yù)計為負(fù)；ΔEps表示利潤平滑動機(jī)，盈余波動越大，則管理層進(jìn)行盈余平滑的動機(jī)越強(qiáng)，預(yù)計系數(shù)符號為正。

其他控制變量包括：Size為規(guī)模變量，取當(dāng)年營業(yè)收入的自然對數(shù)。Lev為資產(chǎn)負(fù)債率，用以控制資本結(jié)構(gòu)的影響。Shleifer和Vishney、Fan和Wong的研究表明，控股股東對公司的盈余質(zhì)量有重大影響[26-27]，因此加入第一大股東持股比例Share作為控制變量。最后，加入高新技術(shù)企業(yè)啞變量Hite，高新技術(shù)企業(yè)取值為1，否則為0。

(二) 樣本和數(shù)據(jù)來源

表2　2007—2010年開發(fā)支出樣本公司

①這里披露有誤的情況包括：2007年年初“開發(fā)支出”有余額；當(dāng)年確認(rèn)過“開發(fā)支出”余額卻進(jìn)行附注披露；“開發(fā)支出”期初期末余額相等，并且附注表明當(dāng)年并無開發(fā)階段支出；“開發(fā)支出”本期期初余額與上期期末余額不相等，附注無解釋說明；個別明顯的數(shù)字錯誤。

選取2007—2010年在年度財務(wù)報告中曾確認(rèn)過“開發(fā)支出”的上市公司為研究樣本。由于金融行業(yè)的特殊性，所適用的會計準(zhǔn)則與其他行業(yè)不同，遵從研究慣例，予以剔除。同時，由于制度環(huán)境和監(jiān)管要求存在一定的差異，剔除B股公司、創(chuàng)業(yè)板上市公司、同時發(fā)行B股以及境外上市的公司。各年樣本的選取過程如表2所示。各模型存在因相關(guān)變量數(shù)據(jù)缺失而導(dǎo)致樣本數(shù)不一致的情況。

本文股票市場數(shù)據(jù)、財務(wù)數(shù)據(jù)等來源于國泰安金融研究數(shù)據(jù)庫(CSMAR)和WIND金融數(shù)據(jù)庫。高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定的消息來源于銳思金融研究數(shù)據(jù)庫(RESSET)并與手工檢索結(jié)果相核對。相關(guān)R&D支出數(shù)據(jù)根據(jù)上市公司的年報資料手工整理而成，上市公司的年報來源于巨潮資訊網(wǎng)以及深交所和上交所網(wǎng)站。數(shù)據(jù)整理和計算使用EXCEL，統(tǒng)計軟件采用STATA 11.0。

四、 實證結(jié)果與分析

(一) 描述性統(tǒng)計*限于篇幅，這里只列示了主要變量的描述性統(tǒng)計指標(biāo)。

表3　模型(1)和模型(2)主要變量描述性統(tǒng)計

表3至表5列示了各模型主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。有關(guān)R&D支出的變量有四個：Intan、Deye、Cap_Int和DE_Int，分別表示每股資本化R&D支出、每股名義R&D資產(chǎn)余額、資本化R&D支出占期末無形資產(chǎn)比重和當(dāng)期名義R&D資產(chǎn)占營業(yè)利潤的比重。

表3數(shù)據(jù)顯示，高新技術(shù)企業(yè)組Intan和Deye的中位數(shù)分別為0.0245元/股和0.0267元/股，比非高新技術(shù)企業(yè)組的Intan和Deye中位數(shù)(分別為0.0207元/股和0.0162元/股)高，說明高新技術(shù)企業(yè)的研發(fā)投入和研發(fā)能力均高于非高新技術(shù)企業(yè)。從均值來看，非高新技術(shù)企業(yè)組的這兩個變量都比高新技術(shù)企業(yè)組高，主要受個別極大值的影響。在我們手工收集數(shù)據(jù)的過程中發(fā)現(xiàn)，當(dāng)年資本化R&D支出和名義R&D資產(chǎn)余額的最小值在萬元之下，最大值則高達(dá)幾十億元。

表4　模型(3)主要變量描述性統(tǒng)計

表4統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，高新技術(shù)企業(yè)組Cap_Int無論均值還是中位數(shù)都比非高新技術(shù)企業(yè)組高。高新技術(shù)企業(yè)組的均值為20.21%，中位數(shù)為8.74%；非高新技術(shù)企業(yè)組分別為14.13%和8.41%。這個結(jié)果符合情理，說明高新技術(shù)企業(yè)在研發(fā)實力上更勝一籌，但也表明上市公司無形資產(chǎn)中通過自主研發(fā)所形成的部分比重仍不高，無形資產(chǎn)的“含金量”不夠。這與我國現(xiàn)有對上市公司無形資產(chǎn)構(gòu)成和比重的研究結(jié)論一致：各類使用權(quán)尤其是土地使用權(quán)的比重偏高，而技術(shù)性無形資產(chǎn)(專利、專有技術(shù))的比重偏低[28]。

表5　模型(4)變量描述性統(tǒng)計

表5統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示DE_Int的均值為35.7%，最大值為532.40%，最小值為0.02%，說明我國上市公司當(dāng)期名義R&D資產(chǎn)占會計盈余的比重差別較大。從中位數(shù)看，這一指標(biāo)大致為8%，表明選擇R&D資本化政策的上市公司通過將當(dāng)期發(fā)生的R&D支出確認(rèn)為開發(fā)支出的做法對營業(yè)利潤的提升幅度大致在8%左右。

(二) 相關(guān)性分析

表6為各模型主要變量的相關(guān)系數(shù)。從Pearson系數(shù)看，資本化R&D支出(Intan)與股價(P)在1%水平上顯著正相關(guān)，與下期股票收益率(Rett+1)也顯著正相關(guān)，這就與假設(shè)1a預(yù)期一致；而資本化R&D支出(Cap_Int)與經(jīng)營業(yè)績(GSalet+1)在5%水平上顯著正相關(guān)，與假設(shè)1b的預(yù)期吻合；當(dāng)期名義R&D資產(chǎn)占營業(yè)利潤的比重與操控性應(yīng)計水平在10%水平上顯著正相關(guān)。這初步證實了本文的假設(shè)，更進(jìn)一步的檢驗需要控制其他可能變量的影響對模型進(jìn)行多元回歸分析。

表6　模型(1)-(4)主要變量Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)

注：左下方為Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣，右上方為Spearman相關(guān)系數(shù)矩陣，*為在10%水平上顯著；**為在5%水平上顯著；***為在1%水平上顯著，下同。

表7　模型(1)回歸結(jié)果

(三) 回歸結(jié)果與分析

為避免極端值影響，我們對回歸模型中的連續(xù)變量按照上下1%分位進(jìn)行了Winsorize處理。表7為模型(1)回歸結(jié)果。結(jié)果表明，高新技術(shù)企業(yè)組的Intan系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明市場認(rèn)同高新技術(shù)企業(yè)的資本化R&D支出；非高新技術(shù)企業(yè)組Intan系數(shù)雖然也為正，但并不顯著，這與劉斌、李翔的研究結(jié)論一致[10]；從樣本整體看，Intan系數(shù)在10%水平上顯著為正，表明市場總體對資本化R&D支出信息持肯定態(tài)度。而對于Deye，市場都予以負(fù)面評價，但系數(shù)不顯著。這在一定程度上說明市場對這部分可能形成未來無形資產(chǎn)的開發(fā)支出表示懷疑，由于研發(fā)活動的不確定性以及我國資本市場上普遍存在的盈余管理現(xiàn)象，投資者傾向于將這部分支出視作費(fèi)用而非資產(chǎn)。以價格模型檢驗資本化R&D支出的短期市場反應(yīng)證實了假設(shè)1a。

表8　模型(2)回歸結(jié)果

注：*為在10%水平上顯著；**為在5%水平上顯著；***為在1%水平上顯著。括號內(nèi)為t值。

表8為模型(2)回歸結(jié)果。從表8數(shù)據(jù)可知同期收益率Rett與資本化R&D支出Intan雖然正相關(guān)，但系數(shù)不顯著。Deye系數(shù)為負(fù)，但也不顯著。這樣的結(jié)果不論高新技術(shù)企業(yè)組還是非高新技術(shù)企業(yè)組都一樣。原因可能在于我國上市公司中期財務(wù)報告只披露“開發(fā)支出”項目余額，其增減變動情況要等到次年年報報出時才揭曉，這就導(dǎo)致投資者無法及時獲取被投資公司研發(fā)信息，因此同期收益率與資本化R&D支出沒有表現(xiàn)出顯著的正向關(guān)系。當(dāng)以下一期收益率(Rett+1)為因變量時，我們發(fā)現(xiàn)樣本總體Intan系數(shù)轉(zhuǎn)為顯著，其中高新技術(shù)企業(yè)組系數(shù)的顯著水平為5%，非高新技術(shù)組企業(yè)系數(shù)不顯著。Deye系數(shù)全樣本和高新技術(shù)企業(yè)組樣本則轉(zhuǎn)為非顯著的正向關(guān)系。

表9　模型(3)回歸結(jié)果

注：*為在10%水平上顯著；**為在5%水平上顯著；***為在1%水平上顯著。括號內(nèi)為t值。

表9為模型(3)回歸結(jié)果。由表9可知高新技術(shù)組Cap_Int與同期銷售毛利率(Gsalet)沒有顯著的正向關(guān)系，而非高新技術(shù)組在5%水平上顯著為正，樣本總體正向關(guān)系不顯著。我們認(rèn)為可能的原因來自2008年執(zhí)行高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定工作后，高新技術(shù)企業(yè)所處行業(yè)和相關(guān)研發(fā)活動(項目)、機(jī)構(gòu)、人員以及投入上有明確的要求，被認(rèn)定的高新技術(shù)企業(yè)多屬于戰(zhàn)略新興行業(yè)或國家重點(diǎn)扶持的產(chǎn)業(yè)，研發(fā)難度和投入較非高新技術(shù)企業(yè)更大，研發(fā)周期更長，研發(fā)成果的市場認(rèn)同可能需要更長的時間，因而研發(fā)成果不一定在投入當(dāng)期就表現(xiàn)出明顯的績效。而非高新技術(shù)企業(yè)的研發(fā)活動相對周期短、創(chuàng)新程度低，多為對現(xiàn)有產(chǎn)品和技術(shù)的改良，并且非高新技術(shù)企業(yè)其所處行業(yè)已趨飽和，經(jīng)營渠道穩(wěn)定，因此當(dāng)期資本化R&D支出就已顯示出效果。當(dāng)檢驗Cap_Int與滯后一期經(jīng)營業(yè)績(Gsalet+1)的關(guān)系時，結(jié)果發(fā)生了改變：高新技術(shù)企業(yè)組表現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，非高新技術(shù)企業(yè)組仍然保持了5%水平上的正相關(guān)關(guān)系。整體上，當(dāng)年資本化R&D支出與下一年經(jīng)營業(yè)績呈顯著的正向關(guān)系。這與周亞虹以及羅婷等的發(fā)現(xiàn)一致，假設(shè)1b成立[29，20]。

表10　模型(4)回歸結(jié)果

注：*為在10%水平上顯著；**為在5%水平上顯著；***為在1%水平上顯著。

表10為模型(4)回歸結(jié)果。DE_Int與操控性應(yīng)計水平(DA)成正向關(guān)系，并在10%水平上顯著，說明管理層有動機(jī)提前將R&D支出劃入開發(fā)階段或推遲將不符合資本化條件的R&D支出轉(zhuǎn)為費(fèi)用，以形成賬面資產(chǎn)，調(diào)增當(dāng)期利潤，進(jìn)行盈余管理，假設(shè)2得以證明。Loss與盈余管理程度在10%水平上顯著負(fù)相關(guān)，ΔEps與盈余管理程度在1%水平上顯著正相關(guān)，表明上市公司為實現(xiàn)扭虧和平滑利潤進(jìn)行了盈余管理。這與已有研究如葉建芳等的結(jié)論一致[17]。另外，Size系數(shù)顯著為負(fù)，表明公司規(guī)模越大，盈余管理程度越低。這可能與公司規(guī)模越大，其財務(wù)管理制度更為規(guī)范、執(zhí)行也更加嚴(yán)格，因此降低了盈余管理的可能性有關(guān)，當(dāng)然也有可能與大公司的政治要求有關(guān)[30]。Share系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)，表明我國上市公司第一大股東對公司盈余管理行為能產(chǎn)生重大影響。Hite虛擬變量系數(shù)在10%水平上顯著負(fù)相關(guān)，說明非高新技術(shù)企業(yè)的盈余管理行為比高新技術(shù)企業(yè)更嚴(yán)重。這可能緣于2008年底開始實施的高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定辦法比以前的規(guī)定更嚴(yán)格，審批手續(xù)須經(jīng)科技、財政和稅務(wù)部門共同把關(guān)，因此公司提供的財務(wù)信息可靠性相對較高。

表11　模型(4)穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

注：*為在10%水平上顯著；**為在5%水平上顯著；***為在1%水平上顯著。

(四) 穩(wěn)健性檢驗

我們對模型(1)和模型(2)做了如下穩(wěn)健性測試：(1)股價(P)取財務(wù)報告報出日的收盤價；(2)用超額累積收益率代替股票收益率(RET)，超額累積收益率的算法是：[∏(1+returni，j)-∏(1+returnm，j)]，returni，j為i公司j月考慮現(xiàn)金紅利再投資因素后的個股月報酬率，returnm，j為分市場的j月報酬率。替換變量后的檢驗結(jié)果與前述結(jié)果無明顯差異，限于篇幅，未列示回歸結(jié)果。

最后，我們用操控性應(yīng)計變動(ΔDA)與名義R&D資產(chǎn)對營業(yè)利潤比值的變動(ΔDe_Int)帶入模型(4)進(jìn)行回歸，以檢驗當(dāng)期名義R&D資產(chǎn)變動對盈余管理程度的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，ΔDe_Int的回歸系數(shù)在10%水平上顯著為正，表明上市公司通過名義R&D資產(chǎn)的確定加重了盈余管理程度，存在盈余管理現(xiàn)象?；貧w結(jié)果如表11所示。

五、 結(jié)論與啟示

以2007—2010年披露開發(fā)支出的公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)資本化R&D支出，即當(dāng)期研發(fā)成功所形成的無形資產(chǎn)與年度財務(wù)報告披露日的股價顯著正相關(guān)，并且與滯后一年的股票收益率顯著正相關(guān)，這一現(xiàn)象在高新技術(shù)企業(yè)中表現(xiàn)得尤為明顯。對于名義R&D資產(chǎn)余額的長短期市場反應(yīng)則為負(fù)，但不顯著。進(jìn)一步的研究發(fā)現(xiàn)資本化R&D支出對非高新技術(shù)企業(yè)當(dāng)期和滯后一期的銷售毛利率具有顯著的提升作用，而對高新技術(shù)企業(yè)銷售毛利率的顯著提升作用在滯后一期才體現(xiàn)。以上結(jié)果總體上表明了資本化R&D支出是管理層向市場傳遞“私人信息”的真實信號，并可為投資者捕獲。名義R&D資產(chǎn)與公司操控性應(yīng)計水平成顯著正向關(guān)系，表明名義R&D資產(chǎn)有盈余管理之嫌，管理層存在提前確認(rèn)R&D資產(chǎn)以調(diào)節(jié)盈余的行為。資本化R&D支出和名義R&D資產(chǎn)在本質(zhì)上有所區(qū)別：資本化R&D支出主要起信號傳遞的作用，名義R&D資產(chǎn)則扮演了盈余管理的角色。

為了更好地發(fā)揮R&D資本化政策的信號傳遞作用，降低公司管理層利用準(zhǔn)則空間進(jìn)行盈余操縱的可能性，我們認(rèn)為，監(jiān)管層應(yīng)進(jìn)一步規(guī)范上市公司關(guān)于R&D信息的披露要求，如要求企業(yè)明確制定劃分研究階段和開發(fā)階段的界限、披露研發(fā)項目的進(jìn)展情況及本期R&D支出對損益和資產(chǎn)價值的影響等，提高資本化R&D信息的可靠性和相關(guān)性。

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