審計質量對企業創新的影響研究

陳玲芳 張慧珍

摘要：基于滬深兩市工業類上市公司2012—2019年的數據，考察審計質量、研究操縱與企業創新的關系。研究發現，審計質量顯著促進了企業創新水平的提升，高質量的審計監督能夠抑制企業的研發操縱行為，研發操縱在審計質量與企業創新之間起到中介作用。通過研究，以期為政府完善創新政策、充分發揮審計的治理作用、抑制研發操縱行為和促進企業創新提供參考依據。

關鍵詞：審計質量;研發操縱;企業創新

0 引言

科技創新是推動經濟發展的核心動力。由于研發活動具有前期投入大、后期收益不確定、活動周期長的特點，為激發企業開展研發創新的積極性，2008年，我國出臺了《高新技術企業認定管理辦法》，并于2016年進行補充和修訂。通過認定的企業可以享受稅收減免、財政補貼及其他一系列“福利”。為享受政策規定下的諸多政策優惠，部分企業可能會選擇進行研發操縱達到政策認定門檻。這種投機行為不利于企業創新發展，也無法形成經濟社會發展的新動能。因此，如何抑制企業的研發操縱行為，促進企業加強創新成為當前亟待解決的問題。

審計機構是企業合規管理的監督部門，高質量的審計能夠在抑制研發操縱方面起到重要作用?；诂F代風險導向審計理論、經濟人假說理論，審計機構作為有限理性的經濟個體，為了維持良好的職業聲譽，獲取長期穩定的經濟來源，必然更加關注企業的經營風險，通過識別企業財務報告中的虛假信息，減少錯報、漏報的概率，以降低審計風險[1-2]。基于信息不對稱理論，高質量的審計能夠提高信號傳遞質量和效率，緩解企業面臨的融資約束程度，從而為企業的研發投入提供充足的資金保障[3-4]?；诖?，選取滬深兩市工業類上市公司2012—2019年的數據，考察審計質量、研發操縱與企業創新三者之間的相互關系，從研發操縱的視角檢驗審計質量對企業創新的影響機制。

本文可能產生的邊際貢獻在于：第一，現有文獻對企業研發操縱治理的研究主要集中在董事背景、高管特征、企業文化、機構投資者、分析師關注等方面[5-10]，本文從外部審計的視角拓展了企業研發操縱的研究成果;第二，豐富了審計監督經濟后果的相關研究，采用中介效應模型，完整展現了審計監督通過抑制研發操縱行為促進企業創新的影響機制，從企業研發操縱的角度為審計的治理作用增添了微觀層面的證據;第三，以工業類上市公司作為研究樣本，為政府強化創新政策的制約與監督機制、提高審計質量、有效抑制企業研發操縱、促進企業創新提供參考。

1 理論分析與研究假設

1.1 審計質量與企業創新

審計機構提供審計服務質量的高低，會對企業形成廣泛而重大的影響。高質量審計能夠促進企業創新，原因主要有以下3個：第一，在對企業進行審計時，高質量的審計活動能夠降低錯報、漏報的概率，提升財務報告的信息質量，從而向外界傳遞企業發展前景樂觀的信號，減輕融資約束程度，為企業開展研發活動提供資金保障;第二，外部審計作為獨立的第三方機構，與企業之間的經濟關聯更弱，更有利于發揮其監督職能，能夠更好地抑制企業管理層的自利行為，減少管理層對投資者的利益侵占[11]，提高企業的研發投資決策效率;第三，基于審計需求保險假說，如果投資者由于審計師的重大過失而造成損失，則有權向審計機構提起訴訟并索要賠償，這迫使審計師特別關注企業中具有高風險性的研發創新活動。綜上，提出假設1。

H1：在其他條件不變時，審計質量能夠促進企業提高創新水平。

1.2 審計質量、研發操縱與企業創新

從短期看，企業的研發操縱行為能使企業獲益，但從長期看則會損害企業的競爭優勢。有研發操縱行為的公司其研發績效更低[12]。一方面，企業以虛增研發費用等方式對會計科目進行調整，研發費用只在會計賬面上顯示增加，但實際上并未投入研發活動，因此無法提升企業的創新水平;另一方面，研發操縱行為還會導致國家財稅資源流失、造成創新激勵政策扭曲[13]，從而對企業創新產生負面影響。

由于研發操縱行為具有隱蔽性和低成本的特征，動機不純的企業會在政策監管灰色地帶違規操縱研發費用。外部審計作為一種重要的監督機制，能夠有效識別、抑制企業的研發操縱行為，從而促進企業創新發展。其一，現代風險導向審計對企業面臨的整體經營風險尤為重視，而企業的創新活動具有高風險性，對企業的經營管理會產生重大影響。高質量的審計必然通過審查企業資金、人才及日常經營管理活動的具體情況及時發現企業的研發操縱行為，減少管理者的機會主義行為，降低研發操縱給企業創新帶來的負面影響。其二，在對企業的研發活動進行審計時，通過加強對研發操縱行為的治理，能夠引導企業將研發所需的人力、物力、財力真正用于研發創新活動，提高創新資源的利用效率，進而提升企業自主創新能力。可見，高質量的審計可以通過有效抑制企業研發操縱行為促進研發創新。由此，提出假設2。

H2：研發操縱在審計質量與企業創新之間起中介作用，即審計質量能夠通過抑制研發操縱提高企業的創新水平。

2 實證研究設計

2.1 樣本選取與數據來源

工業發展是國家綜合國力和科技發展水平的重要體現，工業是創新的重要載體，中國的創新資源大都投入到工業領域。因此，本文以2012—2019年我國工業類上市公司作為研究對象，并按照以下條件確定最終樣本：①剔除保險金融類公司;②剔除ST、*ST的樣本;③剔除營業收入小于5 000萬元的樣本;④刪除變量信息缺失的樣本;⑤為保證樣本中公司數據的連續性，剔除樣本中年份數據不足4年的公司。共得到10 891個研究樣本。本文所用到的變量數據主要來自CSMAR數據庫，其中，2018—2019年公司專利申請量數據由國家知識產權局進行補充，企業研發投入的相關數據與RESSET數據庫進行了比對。

2.2 變量定義

本文主要的變量及說明見表1。

2.2.1 被解釋變量

企業創新（LnPT）。已有文獻大多通過各項專利申請數量來度量企業創新水平[14-15]，具體包括發明專利申請、實用新型專利申請和外觀設計專利申請3種類型。相較于其他兩類專利申請，發明專利在企業過程創新中更具有技術代表性，更能凸顯企業的創新質量，因此，在衡量企業創新時選取發明專利申請數量這一指標。

2.2.2 解釋變量

審計質量（Audit）。本文借鑒陳冬華等[16]的做法，選取審計費用作為測度審計質量的指標。并對當年審計費用總額取自然對數值。

2.2.3 中介變量

研發操縱（MRD）。本文參考楊國超等[12]、楊宗翰等[17]對研發操縱行為的界定，將研發操縱設置為虛擬變量，運用“企業研發支出占銷售收入的比重”這一指標來預估企業的研發操縱行為。依據2016年出臺的《高新技術企業認定管理辦法》：銷售收入在0.5億～2億元之間的企業，若其研發支出占銷售收入比重在4%～4.5%或4%～5%之間則判定為有研發操縱嫌疑，虛擬變量MRD取值為1，反之為0;銷售收入超過2億元的企業，若其研發支出占銷售收入的比重在3%～3.5%或3%～4%則判定為有研發操縱嫌疑，虛擬變量MRD取值為1，反之為0。研發支出占銷售收入的比重這一指標的波動范圍按0.5%和1%區間寬度分別取值。

2.2.4 控制變量

本文選取研發投入盈利能力、財務杠桿、經營現金流、公司成長性、兩職兼任、管理層規模、大股東持股比和公司存續年限作為控制變量。此外，還在模型中控制了年份變量和行業變量。

2.3 模型構建

為了檢驗審計質量與企業創新之間的關系，以及研發操縱在企業創新與審計質量之間是否具有中介作用，本文建立了計量模型

LnPT=α0+α1Audit +∑Control+∑Year+∑Industry+ε（1）

MRD=β0+β1Audit +∑Control+∑Year+∑Industry+ε（2）

LnPT=γ0+γ1Audit +γ2MRD+∑Control+∑Year+∑Industry+ε（3）

式中，LnPT為企業創新;Audit為審計質量：MRD為研發操縱;α0、β0、γ0依次為3個模型的常數項;α1、β1、γ1分別為解釋變量Audit在模型（1）（2）（3）中的系數;γ2為中介變量MRD的系數;Control為控制變量;∑Year、∑Industry為控制時間固定效應和行業固定效應;ε為隨機擾動項。

當模型（1）中Audit的系數α1顯著為正時，意味著審計質量對企業創新具有促進作用，即假設H1得到證實，在模型（1）中Audit的系數α1顯著的前提下，進一步驗證模型（2）和模型（3）。當模型（2）中Audit的系數β1顯著為負時，說明審計質量能夠抑制研發操縱行為;當模型（3）中的中介變量MRD的系數γ2顯著為負，且變量Audit的系數γ1也顯著時，則表明研發操縱在審計質量與企業創新之間存在部分中介效應;當模型（3）中的中介變量MRD的系數γ2顯著為負而系數γ1不顯著時，則表明研發操縱在審計質量與企業創新之間發揮完全中介效應。

3 實證結果分析

3.1 描述性統計分析

描述性統計特征見表2。

由表2數據可知：企業創新的平均值為2.152 3，最小值為0，最大值為9.11，標準差為1.525 1，變量個體之間的差異性較大，表明不同企業之間的創新能力具有較大的差異，且從整體上看，上市公司的創新能力較弱，需要進一步提升企業的創新能力。審計質量的平均值為13.784 2，最小值為11.918 4，最大值為19.402 7，表明不同公司的審計質量存在較大差異。以0.5%為區間寬度的研發操縱行為平均值為0.128，以1%為區間寬度的研發操縱行為平均值為0.236，表明在觀測樣本中，以0.5為區間寬度的累計發生上市公司選擇進行研發操縱的公司數量比例為12.8%，以1%為區間寬度的比例為23.6%。

3.2 回歸結果分析

為了檢驗審計質量與企業創新之間的關系，以及研發操縱在審計質量與企業創新之間的中介作用，本文借鑒Baron和Kenny的研究，采用因果逐步回歸的方法進行檢驗，結果見表3。

2.括號內為t值。

從表3模型（1）的回歸結果可以看出，審計質量對企業創新的回歸系數為0.061，二者在1%的顯著性水平上正相關，說明審計質量有助于企業創新的提升，假設H1成立。模型（2）的回歸結果表明，審計質量無論對以0.5%為區間寬度的研發操縱還是以1%為區間寬度的研發操縱，其回歸系數分別為-0.066與-0.093，均在1%的水平上顯著，可見審計質量越高，越能夠降低企業的研發操縱行為，即審計質量能夠抑制企業的研發操縱行為;從模型（3）中的回歸結果可以發現，兩個不同區間寬度的研發操縱[MRD（0.5）、MRD（1）]的回歸系數分別為-0.053、-0.051，且都在1%的水平上顯著;而審計質量與企業創新之間的回歸系數為0.056，相比模型（1）中的回歸系數有所降低，且二者之間正相關關系顯著，可見研發操縱在審計質量與企業創新之間起到了部分中介作用，假設H2成立。

3.3 穩健性檢驗

本文采取如下方法進行穩健性檢驗：一是縮小樣本范圍。在眾多特征各異的工業類企業中，制造業相對于其他行業而言，需要投入更多的技術，需要更多依靠創新來完成傳統制造業的轉型升級，實現成為“制造強國”的目標。鑒于此，參考丁瀟君等[5]的做法，縮小樣本范圍，只選取制造業行業作為研究樣本，并對其重新進行回歸結果檢驗。二是內生性檢驗。參照以往研究，將所有解釋變量，包括解釋變量、中介變量及控制變量在內，都做滯后處理，重新進行回歸，進一步驗證研究結果的穩健性。穩健性檢驗得到的結果與前文基本一致，可見本文的研究結論是穩健的。

4 結語

本文以2012—2019年工業類上市公司作為研究樣本，考察審計質量對企業創新的影響及研發操縱在其間所起的中介作用。實證檢驗的結果表明：高質量的審計顯著促進企業創新;審計監督能夠通過減少企業操縱研發支出的機會，促進企業創新水平的提高。

上述結論具有如下啟示：首先，盲目的激勵容易誘發企業的投機行為。因此，在繼續完善創新激勵政策的同時，也要注重制約和監督機制的建立，這樣才能規范企業的行為，使企業從事真正有利于提升競爭力的實質性創新活動。其次，要進一步完善與企業創新專項審計相關的制度，不斷推動會計師事務所提升專業素養，提供更高質量的審計服務，為創新發展提供審計上的支撐。最后，企業也要注重創新投入與產品研發，不斷提高自身的研發水平和能力，根據宏觀環境變化動態調整經營戰略，促進自身競爭實力的持續增強。

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收稿日期：2021-09-27

作者簡介：

陳玲芳，女，1976年生，博士研究生，副教授，主要研究方向：信息披露與公司治理。

張慧珍，女，1995年生，碩士研究生，主要研究方向：財務會計。