高質量審計能提高資本化研發支出的創新績效嗎

柯東昌 李連華

DOI：10．19641/j．cnki．42-1290/f．2023．24．014

【摘要】本文選取2009 ～ 2020年我國A股上市公司為樣本， 從抑制盈余管理和提升創新能力兩個維度揭示高質量審計對資本化研發支出的創新績效的影響機理， 構建多元線性回歸模型進行實證檢驗， 并采用多種方法進行一系列穩健性測試。研究發現， 高質量審計顯著地提高了企業資本化研發支出的創新績效。進一步研究發現： 企業內部黨組織參與治理顯著提高了企業資本化研發支出的創新績效， 而且企業內部黨組織參與治理與高質量外部審計的監督存在一定的替代效應； 與較低等級的企業信用相比， 較高等級的企業信用能顯著提升高質量審計對企業資本化研發支出的創新績效的促進作用； 與較差的地區法治環境相比， 良好的地區法治環境更有利于高質量審計促進企業資本化研發支出的創新績效提高。

【關鍵詞】審計質量；研發支出；盈余管理；創新能力

【中圖分類號】F239? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）24-0097-10

一、 引言

近40多年以來， 研發支出在財務報告中應否資本化處理 （還是立即費用化）一直是各國會計準則制定機構和會計學術界持續爭議的難題之一（宋建波等，2020）。美國財務會計準則委員會（FASB）于1974年發布的第2號財務會計準則要求企業對當期發生的研發支出立即費用化處理， 其理由是研發支出所產生的未來收益具有高度不確定性， 因而研發支出的任何資本化必將降低財務報告信息的可靠性。與此同時， 英國會計準則委員會（ASC）于1977年發布的關于研發支出的第13號標準會計實務公告和國際會計準則委員會（IASC）于1998年發布的第38號國際會計準則均做出類似的規定， 允許企業在符合一系列規定條件的前提下資本化其開發階段的支出， 而研究階段的支出必須費用化處理。我國財政部于2006年頒布的《企業會計準則》對研發支出的處理體現了國際趨同的特征， 采取符合一系列規定條件的資本化處理方法。該自由裁量式資本化處理方法的優勢在于企業管理層可以向市場傳遞企業創新能力的重要信息， 有利于投資者更加準確地評估企業價值。然而， 研發支出是否滿足資本化的全部條件需要該企業管理層進行主觀判斷， 這為企業管理層進行應計制的盈余管理提供了機會（謝德仁等，2017）。

當前圍繞資本化研發支出的主要國內外學術研究可歸納為兩大類。其一是關于資本化研發支出與企業價值關系的研究。例如， Lev和Sougiannis （1996）利用美國企業數據， Tsoligkas和Tsalavoutas（2011）利用英國企業數據， Ahmed和Falk （2006）利用澳洲企業數據， 以及潘晶晶和趙武陽（2015）利用我國企業數據等進行了大量的實證研究。這些文獻的主要結論基本相似， 認為符合規定條件的研發支出資本化提高了財務報告的信息含量， 增強了與企業價值的相關性。其二是研發支出資本化選擇的盈余管理動機或影響因素研究。Cazavan-Jeny和Thomas（2006）、 宗文龍等（2009）以及黃亮華和謝德仁（2014）等學者主要研究了企業自身的財務指標或當前業績壓力等因素對研發支出資本化選擇行為產生的直接影響。在此基礎上， 還有學者做了進一步拓展研究。譬如， 謝德仁等（2014）、 王亮亮（2016）和宋建波等（2020）分別從管理層薪酬、 企業稅收負擔和研發補助等視角探究企業利用研發資本化的選擇空間而進行盈余管理的動機。必須指出的是， 盡管當前關于研發支出資本化的學術研究已非常豐富， 但是大多忽略了一個值得深入探究的重要問題： 這些資本化的研發支出究竟其真實性如何， 是否真正產生預期的創新績效， 以及這些資本化的研發支出轉化為創新成果會受何種因素的影響。在現階段， 上述問題的研究也將有助于我國利用創新推動企業高質量發展。

以往文獻強調審計質量是影響財務報告質量的一個重要維度， 因為審計質量反映了企業信息披露的可信度（DeFond和Zhang，2014；陳小林等，2013）。但很少有文獻對審計質量是否以及如何影響企業創新行為進行實證研究?；谏鲜鑫墨I梳理和分析， 本文試圖研究高質量審計對資本化研發支出的創新績效的作用機理。

具體而言， 本文的創新和貢獻主要體現在三個方面： 第一， 已有文獻主要關注資本化研發支出與企業價值之間的關系或企業研發支出資本化行為選擇的影響因素， 而本文從審計質量視角探討企業資本化研發支出的創新績效問題， 這為企業研發支出資本化相關的學術研究提供了全新的視角。第二， 拓展了審計質量經濟后果的學術研究。以前的研究已經證實了高質量審計對企業產生諸多方面的有利影響， 本文研究發現高質量審計對企業創新績效具有促進效應。第三， 本文發現優良的企業信用和相對完善的地區法治環境均能進一步促進高質量審計對企業資本化研發支出的創新績效的積極作用， 為促進我國企業創新績效相關政策和法規的制定提供了新的思路。

二、 理論分析與研究假設

（一）基于盈余管理的分析視角

Healy和Wahlen（1999）指出， 當管理者在財務報告和交易結構中使用主觀判斷來改變財務報告， 從而在公司的基本經濟業績方面誤導一些利益相關者， 或者影響依賴于財務報告數字的合同結果時， 就會發生盈余管理。實務界和政策制定者都擔心企業進行盈余管理， 因為企業管理層很可能通過選擇會計政策和評估應計項目來實現基于應計的盈余管理（Holland和Ramsay，2003）。以往研究已表明， 管理者進行盈余管理的動機是多樣化的（Healy和Wahlen，1999）。雖然我國現行會計準則對于研發支出實行有條件的資本化而非完全費用化的處理方式有利于企業管理層傳遞企業創新能力的信息， 從而有利于投資者在進行相關決策時更加準確地評估該企業價值， 但是對于企業研發支出是否同時符合現行會計準則關于資本化的若干條件， 在很大程度上取決于企業管理者的主觀判斷， 這就為企業進行盈余管理提供了機會。在我國推進創新型國家戰略的宏觀背景下， 企業每年投入研發支出無論其金額還是強度均已很高， 因此企業利用研發支出資本化手段而虛增當期業績的動機可能會更加明顯（王亮亮，2016）。

必須指出的是， 盈余管理的本質是由企業所有權和控制權之間的信息不對稱而導致的代理問題。從代理理論的視角而言， 監督機制被用來協調企業股東和管理者的利益， 以減少利益沖突以及隨之而來的機會主義行為。Jensen和Meckling（1976）將審計描述為一種能夠更密切地識別管理者與外部股東利益的重要機制。因此， 高質量審計被認為是一種有效的監督機制（譚雪等，2022）， 有助于抑制管理人員操縱盈余。以往的很多實證研究結果表明， 大型會計師事務所更容易發現、 識別和查明管理者的錯誤報告， 因為大型會計師事務所可能會進一步有效地監督企業（Watts和Zimmerman，1986）。而且一旦審計失敗， 大型會計師事務所會損失更多。因此， 為了維護自身名譽以及規避法律責任（Behn等，1997）， 大型會計師事務所會比較保守， 以更好地限制被審計單位使用可自由裁量的應計利潤， 從而縮減了企業盈余管理的規模（Lin和Hwang，2010）。

高質量審計不僅體現了會計師事務所的規模， 還能體現審計師所具有的行業專長， 因為提供高質量審計服務的能力來源于為類似行業客戶提供服務時所積累的專業知識， 以及經常參與行業內審計的經驗（Dunn和Mayhew，2004）。因此， 審計師行業專長有關的大量實證研究表明， 審計師的行業專長能產生更強的審計監督效應（譚雪等，2022）、 更好地提高客戶企業的財務報告信息質量（王生年等，2018）和降低客戶企業財務報告中可能存在的重述或違規風險（ Chin和Chi，2009）， 且與非行業專長審計師的客戶企業相比， 行業專長審計師的客戶企業所報告的可操控性應計利潤更低（Lin和Hwang，2010）， 即審計師的行業專長縮減了企業盈余操縱的空間。

通過上述分析可知， 現行會計準則關于研發支出資本化的處理方法所存在的弊端， 為企業管理者提供了應計制盈余管理和粉飾財務報告的可能手段， 但是高質量審計對于企業研發支出是否真正達到資本化條件的評估和判斷也會更加謹慎， 更能有效地減弱企業管理層為了自身利益而主觀虛增資本化金額以提高企業當期盈余的機會主義動機。即高質量審計能提高企業研發支出資本化信息的可靠性， 因此， 這些研發項目能形成創新成果的成功概率會更大。

（二）基于創新能力的分析視角

1. 企業創新的信息不對稱特征與道德風險。信息不對稱問題是制約企業投資達到最優化的重要因素（張純和呂偉，2009）， 因為管理者可以持續不斷地觀察每個項目投入產出的變化， 而外部投資者只能在間斷時間點獲得高度匯總的項目信息 （Aboody和Lev，2000）。與其他投資相比， 創新投資的信息不對稱程度可能更加嚴重（Holmstrom，1989）。企業進行的創新往往是針對該企業所特有的， 因此， 企業外部投資者幾乎無法獲得有關其投資價值或潛力的信息（Aboody和Lev，2000）。而且， 企業創新涉及該企業的專有信息可能容易被競爭對手過度挖掘和利用， 這必將影響管理者所披露信息的透明度， 從而導致企業創新投資存在的道德風險問題也比其他投資更為嚴重（Holmstrom，1989）。

根據靜態生活模型， 當企業管理者沒有受到有效監督時， 他們會因為創新本身固有的風險和長期性而避免進行創新投資（Bertrand和Mullainathan，2003）。職業關注模型進一步指出， 當企業管理者的風險偏好低于其股東的最佳水平時， 他們會因為擔心被解雇而對長期性創新項目應否開展保持猶豫。因此， 企業管理者會放棄那些對其自身利益有很大不確定影響但凈現值為正的創新項目（Gormley和Matsa，2016）。管理層短視模型還強調管理者可能犧牲企業創新來實現短期收益目標的道德風險問題， 因為資本市場始終無法正確地對這些創新投資的價值進行評估（Stein，1989）。因此， 基于企業創新的信息不對稱特征與管理者道德風險的分析， 財務報表中已經資本化處理的研發支出僅是企業管理者按照企業當時條件和情況所做出的初步評估和判斷， 而這些研發支出資本化時初步確認的預期創新成果要真正成功轉化為現實的創新成果， 還將受到該企業后續能否及時投入必要的人力、 物力和財力等諸多因素的影響。

2. 高質量審計對企業創新能力的影響。需要強調的是， 學術界目前已得到廣泛支持的觀點是高質量審計有利于提升企業財務報告的質量（陳小林等，2013）， 而高質量企業財務報告可以緩解企業管理者與所有者之間的信息不對稱， 更充分地披露創新項目的當前信息及其潛在回報的信息（Roychowdhury等，2019）。基于非對稱信息下投融資理論的研究表明， 投資者更愿意為具有高質量財務報告的企業提供創新項目所需資金（Myers和Majluf，1984）。不僅如此， 相比財務報告質量低的企業， 財務報告質量高的企業可以更及時地進行大額籌資（Chang等，2009）， 其權益成本（曾穎和陸正飛，2006）和債務資本成本 （王雄元和曾敬，2019）也更低。這進一步提升了企業持續進行創新投資的能力（Beyer等，2010）。

高質量財務報告還可以降低企業創新投資的道德風險成本從而促進企業創新能力提升。由于能提供更及時、 可靠的信息， 高質量財務報告有助于董事和股東更好地評估、 監督投資決策， 并為管理者提供建議（Beyer等，2010）。而且， 高質量財務報告有利于與經理層簽訂條款更詳盡的契約（Armstrong等，2010）， 有效的激勵契約有利于鼓勵企業管理者開展更多的創新項目而免受其職業顧慮的影響， 從而緩解其管理層短視問題?；谏鲜龈哔|量審計對緩解信息不對稱和道德風險問題的影響分析， 高質量審計有助于企業持續進行創新投入和提升創新能力， 因而也有利于研發支出資本化時初步確認的預期創新成果后續能夠相對順利地轉化為現實創新成果。

綜上所述， 從抑制盈余管理的視角， 高質量審計能提高企業資本化研發支出信息的可靠性， 因而這些研發項目未來能轉化為創新成果的成功概率會更高； 同時， 從企業創新能力的提升作用分析， 高質量審計有利于促進這些研發支出資本化時初步確認的預期創新成果后續順利地轉化為現實創新成果。為此， 本文提出如下H1。

H1： 限定其他條件， 高質量審計有利于提高企業資本化研發支出的創新績效。

三、 研究設計

（一）研究模型與變量定義

本文借鑒陳紅等（2018）的計量模型， 構建基本的多元回歸模型（1）如下：

NPT_i，t=a₀+a₁CAPTRDL_i，t-1+a₂CAPTRDL_i，t-1×BIGFRL_i，t-1+a₃BIGFRL_i，t-1+a₄STATEDU_i，t+a₅UNIFY_i，t+a₆INDEPEND_i，t+a₇LEV_i，t+a₈ROA_i，t+a₉CASHPS_i，t+a₁₀GROW_i，t+a₁₁ESTABLISH_i，t+a₁₂ENVIRN_i，t+a₁₃INDUS+a₁₄YEAR+ε （1）

本文將分別采用兩種方法度量企業創新績效： 首先采用該企業在該年度新增申請專利數量加1后的自然對數， 即為新增申請專利數量（NPT）， 作為衡量企業創新績效的第一種度量方法； 其次， 采用該企業截至該年末累計擁有申請專利的總數量加1后的自然對數， 即申請專利總數（PT）， 作為衡量企業創新績效的第二種度量方法。

資本化研發支出的度量也采用兩種方法： 采用連續變量的度量方法， 即用該企業在上年度財務報告中的資本化研發支出金額加1后的自然對數， 以CAPTRDL表示； 采用虛擬變量的度量方法， 即若該企業在上年度財務報告中有資本化研發支出， 則取值為1， 否則為0， 以CAPTRDDYL表示。

本文將采用是否為“四大”會計師事務所作為高質量審計（BIGFRL）的主要度量方法。即如果該企業在上年度選擇的審計師來自“四大”會計師事務所， 那么該變量取1， 否則為0。但DeFond和Zhang （2014）指出， 是否為“四大”會計師事務所的度量方式無法反映審計質量的細微差異。為此， 本文借鑒了國內外文獻的主流做法， 將采用企業的可操控性應計利潤（DACCL）和審計收費（AUFEEL）作為衡量審計質量的其他替代變量。考慮到現實中資本化研發支出轉化為創新成果仍然需要一定的過程， 本文對于資本化研發支出變量和高質量審計變量均采用相應的滯后期變量。

模型（1）中a₂正負號及是否顯著， 用以考察高質量審計對企業資本化研發支出的創新績效所產生的影響。若a₂顯著為正， 則表明高質量審計對企業資本化研發支出的創新績效起到了顯著的促進作用。

上述模型（1）和本文實證研究中所涉及的全部變量名稱及其定義匯總于表1。

（二）樣本選擇

本文選取2009 ～ 2020年我國A股上市公司作為初始樣本， 并進行如下篩選： 剔除創新績效變量和資本化研發支出變量數據缺失的觀測值； 剔除高質量審計變量的數據缺失的觀測值， 此處剔除高質量審計變量缺失值時采用是否“四大”會計師事務所（BIGFRL）作為標準， 原因是本文的可操控性應計利潤（DACCL）變量和審計費用（AUFEEL）變量僅用于穩健性測試； 剔除是否國有企業、 CEO與董事長是否合一、 獨立董事比重及其他控制變量數據缺失的觀測值。經過以上步驟本文最終得到樣本觀測值11137個。

需要說明的是， 為了消除極端值對實證研究結論的影響， 本文對計量模型所涉及的全部連續變量均在1%和99%分位進行了Winsorize處理。本文涉及的數據通過手工整理或查詢Wind、 CSMAR和同花順數據庫獲得。

四、 實證結果及分析

（一）主要變量的描述性統計

表2 列示了主要變量的描述性統計結果。其中， 企業每年新增申請專利數量（NPT）的均值和中位數分別為2.725和2.773， 表明我國目前上市公司的整體創新產出能力較強， 最小值、 最大值和標準差分別為0.000、 6.784和1.602， 表明不同企業之間的創新產出能力存在很大差異， 而且企業專利總數變量（PT）也呈現類似的變化趨勢； 資本化研發支出連續變量（CAPTRDL）的均值為6.059， 這表明在總體上企業資本化研發支出的金額巨大， 而且資本化研發支出虛擬變量（CAPTRDDYL）的均值為0.369， 意味著樣本中大約有36.9%的企業存在著資本化研發支出的行為， 這也表明當前企業進行資本化研發支出的現象非常普遍?？梢?， 對于資本化研發支出的轉化績效的相關研究具有客觀的必要性和重要性。

（二）基本回歸分析

表3報告了創新績效變量采用新增申請專利數量（NPT）的多元回歸（ OLS）結果， 資本化研發支出連續變量（CAPTRDL）的回歸系數均在1%的水平上顯著為正（系數=0.027，t=14.84；系數=0.025，t=13.32）， 而且資本化研發支出連續變量（CAPTRDL）與高質量審計變量的交乘項（CAPTRDL?BIGFRL）的回歸系數也在1%的水平上顯著為正（系數=0.042，t =5.42）。這表明高質量審計顯著地促進了企業資本化研發支出的創新績效提高， 支持了本文提出的H1。

類似地， 表3報告的回歸結果顯示， 資本化研發支出虛擬變量（CAPTRDDYL）的回歸系數也均在1%的水平上顯著為正（系數=0.360，t=11.73；系數=0.329，t=10.49）， 而且資本化研發支出虛擬變量（CAPTRDDYL）與高質量審計變量的交乘項（CAPTRDDYL×BIGFRL）的回歸系數也在1%的水平上顯著為正（系數=0.674，t=5.03）。這同樣表明高質量審計顯著地促進了企業資本化研發支出的創新績效提高， 也支持了本文提出的H1。

此外， 表3是否國有企業（STATEDU）、 資產負債率（LEV）、 資產收益率（ROA）、 每股現金凈流量（CASHPS）、 營業收入增長率（GROW）和企業經營環境指數（ENVIRN）等控制變量的回歸系數均保持顯著為正， 且顯著性水平均在1%以上， 這也表明企業的國有產權性質、 負債率越高、 資產收益率越高、 每股現金凈流量越多、 營業收入增長率越高和企業所處的地區經營環境越優良， 均有利于企業創新績效的提升。與之不同， CEO與董事長兩職是否合一（UNIFY）的回歸系數均在1%的水平上顯著為負， 這表明CEO與董事長兩職為同一人的公司治理結構將抑制企業的創新績效提升。

需要指出的是， 表3的回歸結果在以公司為聚類變量的聚類穩健標準差調整后， 與本文表3中所列示的實證結果也相吻合?？紤]到后續還有很多穩健性測試， 為節省篇幅， 本文對聚類穩健標準差調整的相關回歸結果均予以省略。

（三）穩健性檢驗

1. 更換被解釋變量度量的方法。采用企業申請專利總數（PT）代替每年新增申請專利數量（NPT）的方法進行回歸分析， 結果表明， 無論是資本化研發支出連續變量與高質量審計變量的交乘項（CAPTRDL×BIGFRL）的回歸系數（系數=0.027，t=4.17）， 還是資本化研發支出虛擬變量與高質量審計變量的交乘項（CAPTRDDYL×BIGFRL）的回歸系數（系數= 0.432，t=3.84）， 均在1%的水平上顯著為正， 且資本化研發支出單變量的4個回歸系數也均保持在1%的水平上顯著為正。這再次表明高質量審計顯著地促進了企業資本化研發支出的創新績效提高， 因此本文提出的H1再次得到了支持。

2.? 高質量審計采用操控性應計利潤（DACCL）度量。為進一步檢驗實證結論的穩健性， 本文對高質量審計采用可操控性應計利潤（DACCL）的度量方法進行相應的多元回歸， 其回歸結果顯示， 資本化研發支出單變量（CAPTRDL或CAPTRDDYL ）的4個回歸系數依然在1%的水平上顯著為正， 并且資本化研發支出變量與高質量審計變量的交乘項（CAPTRDL?DACCL或CAPTRDDYL ?DACCL ）的4個回歸系數均在1%或10%的水平上顯著為負。由于高質量審計與可操控性應計利潤（DACCL）的大小呈反向變動關系， 因此這同樣表明， 高質量審計顯著地促進了企業資本化研發支出的創新績效提高。

3.? 高質量審計采用審計費用（AUFEEL）度量。進一步， 本文對高質量審計采用審計費用度量的方法進行檢驗， 其實證結果表明， 資本化研發支出連續變量與高質量審計變量的交乘項（CAPTRDL×AUFEEL）回歸系數（系數= 0.008，t=3.39）， 以及資本化研發支出虛擬變量與高質量審計變量的交乘項（CAPTRDDYL×AUFEEL）回歸系數（系數= 0.125，t=3.15）均在1%的水平上顯著為正。由于高質量審計與審計費用（AUFEEL）的大小呈正向變動關系， 因此這一結果依然表明， 高質量審計顯著地促進了企業資本化研發支出的創新績效提高。

4.? Tobit回歸。本文考慮到樣本中創新績效（NPT）變量有1234個觀測值為0， 所以該變量是以0為下限的拖尾變量， 為此本文采用Tobit回歸方法。回歸結果也表明， 無論是資本化研發支出連續變量與高質量審計變量的交乘項（CAPTRDL×BIGFRL）的回歸系數（系數= 0.043，t=5.06）， 還是資本化研發支出虛擬變量（CAPTRDDYL）與高質量審計變量的交乘項（CAPTRDDYL×BIGFRL）的回歸系數（系數=0.702，t=4.70）均依然在1%的水平上顯著為正， 本文提出的H1依然得到了支持。進一步， 若將本文的高質量審計分別采用可操控性應計利潤（DACCL）和審計費用（AUFEEL）度量并進行相應的Tobit回歸檢驗， 其實證結論仍然保持一致。

5. 采用固定效應和隨機效應模型的檢驗。為進一步觀測和提高實證結論的穩健性， 本文分別采用固定效應模型和隨機效應模型進行實證檢驗， 其回歸結果表明， 資本化研發支出變量與高質量審計變量的交乘項（CAPTRDL×BIGFRL或CAPTRDDYL×BIGFRL）的回歸系數均保持在1%或10%的水平上顯著為正。并且， 將企業創新績效采用企業申請專利總數（PT）變量代替每年新增申請專利數量（NPT）變量后進行相應的固定效應模型和隨機效應模型檢驗， 其交乘項（CAPTRDL×BIGFRL或CAPTRDDYL×BIGFRL）的回歸系數均保持在1%的水平上顯著為正。固定效應和隨機效應模型的檢驗結果均表明， 高質量審計顯著地促進了企業資本化研發支出的創新績效提高， 支持了本文所提出的H1。

6. 剔除金融保險類企業后的檢驗。為了排除由于金融保險類企業創新的行業特殊性而對實證研究結論的穩健性可能帶來的影響， 本文剔除了金融保險類行業的觀測值后進行實證檢驗。其結果表明， 資本化研發支出變量與高質量審計變量的交乘項（CAPTRDL×BIGFRL或CAPTRDDYL×BIGFRL）的回歸系數全部保持在1%的水平上顯著為正， 其系數分別為0.044， 0.706， 0.030， 0.483。因此， 上述一系列穩健性測試的實證結果一再表明， 高質量審計能顯著地促進企業資本化研發支出的創新績效提高。

限于篇幅， 上述穩健性檢驗結果均沒有一一展示， 留存備索。

（四）進一步研究

審計質量是被審計單位固有特征和財務報告制度的函數（Defond和Zhang，2014）， 因而審計質量或審計目標的實現程度也必然受被審計單位所處的政治環境、 經濟環境以及地區法治環境等因素的影響（徐經長和汪猛，2018）。為此， 本文進一步探究下列不同的制度環境對高質量審計的創新驅動效應所產生的影響。

1. 企業內部黨組織的治理環境。黨的十八大以來， 無論是國有企業還是民營上市公司， 均開始關注基層黨組織在企業中所發揮的治理和監督作用（李世剛和章衛東，2018）。目前較多的學術研究已經表明， 黨組織參與公司治理不僅能夠顯著地抑制高管進行盈余操縱、 防治企業高管的隱性腐敗和減少企業違規行為（鄭登津等，2020）， 而且有利于企業履行社會責任（于連超等，2019）和提高投資效率（Li，2020）。按照這一邏輯， 黨組織參與公司治理能夠對研發支出的資本化是否真正符合條件進行有效監督， 降低其資本化金額錯報或漏報的風險， 并進一步提高資本化研發支出的創新績效。對于提升企業資本化研發支出的創新績效而言， 黨組織參與企業內部治理與高質量外部審計的促進效應將存在替代關系。然而， 已有研究表明， 不同企業對提升黨組織治理的實際執行力度和效果存在很大差異（陳仕華和盧昌崇，2014）。因此， 本文先引入企業內部黨組織治理變量與資本化研發支出變量的交乘項進行實證檢驗， 以觀測黨組織參與公司治理是否能提高研發支出資本化的創新績效， 然后通過分組檢驗的方法觀測黨組織參與企業內部治理與高質量審計的監督是否存在替代效應。

企業內部黨組織治理（PARTY）變量用企業董監高中黨組織成員的人數度量， 企業內部黨組織治理變量的數值越大， 表示黨組織所發揮的治理作用越大。引入企業內部黨組織治理（PARTY）變量與資本化研發支出變量的交乘項進行實證檢驗的結果如表4所示， 交乘項（CAPTRDL×PARTY或CAPTRDDYL×PARTY）的回歸系數均保持在1%的水平上顯著為正。該回歸結果表明， 黨組織參與公司治理顯著提高了研發支出資本化的創新績效。限于篇幅， 從表4開始本文對控制變量的回歸結果沒有一一列示， 留存備索。

為了進一步檢驗企業內部黨組織參與治理與高質量審計的監督對于促進創新績效而言是否存在替代效應， 本文按照企業內部黨組織參與程度的強弱不同進行分組檢驗， 其結果如表5所示， 當企業董高監中黨組織成員人數較少時（PARTY<2）， 表示黨組織參與治理效應較弱， 資本化研發支出連續變量與高質量審計變量的交乘項（CAPTRDL?BIGFRL）的回歸系數和顯著性水平（系數= 0.056，t=5.23）相對較高。而當企業董高監中黨組織成員人數較多時（PARTY≥2）， 交乘項（CAPTRDL×BIGFRL）的回歸系數和顯著性水平相對較低（系數=0.020，t=1.69）。基于似無相關模型SUR進一步檢驗顯示， 交乘項（CAPTRDL×BIGFRL）回歸系數在這兩組間的差異在5%的水平上顯著。分組檢驗的實證結果表明， 對于促進企業資本化研發支出的創新績效而言， 黨組織參與治理與高質量外部審計的監督存在明顯的替代效應。此外， 資本化研發支出虛擬變量與高質量審計變量的交乘項（CAPTRDDYL×BIGFRL）的回歸系數在兩組之間也存在顯著差異， 在此不再贅述。

2. 企業信用水平。隨著我國商事制度改革的不斷深化， 國家市場監督管理總局聯合多部委協力推進以企業信用為核心的新型監管模式， 企業信用狀況也已成為影響企業行為和經濟后果的重要制度環境（孫紅莉和雷根強，2019）。對于信用評級較高的企業而言， 其股東一般認為該企業內部控制制度非常有效。如果該企業沒有獲得足夠的審計投入， 股東很可能認為企業存在明顯的代理問題。在這種情況下， 企業管理層會與股東協調一致， 要求增加審計投入。假定企業其他風險變量不變， 特別是當企業信用評級較高時， 更需要增加額外的審計投入， 因為這更容易被市場相關參與者積極感知， 而信用評級較低的企業并不具備相同的激勵目的（Lim和Mali，2021）。合法性理論認為， 成功企業的行為應該與社會目標保持一致（Henderson等，2004）。因此， 信用評級較高的企業， 其管理層會有強烈的動機要求增加額外的審計投入， 以提高審計質量和財務報告質量。本文可以預期， 與信用評級較低的企業相比， 信用評級較高的企業有更大的動力增加審計投入和提升審計質量， 而審計質量的提升則進一步促進企業研發支出資本化的創新績效提高。

為了檢驗良好的企業信用對企業外部審計所帶來的積極效應， 本文按照企業信用等級（CRT）變量的高低進行分組檢驗， 其實證結果列示于表6。從中可以明顯看出， 當企業信用等級較高時（CRT大于或等于該變量的中位數， 即CRT≥3）， 資本化研發支出連續變量（CAPTRDL）與高質量審計變量的交乘項（CAPTRDL×BIGFRL）的回歸系數顯著為正， 并且其回歸系數和顯著水平相對較高（系數=0.029，t=2.59）； 而當企業信用等級較低時（RT小于該變量的中位數， 即CRT<3）， 交乘項（CAPTRDL×BIGFRL）的回歸系數不顯著且為負。資本化研發支出虛擬變量（CAPTRDDYL）與高質量審計變量的交乘項（CAPTRDDYL×BIGFRL）的回歸系數在兩組之間也呈現類似的規律。這一實證研究結果表明， 與較低的企業信用等級相比， 良好的企業信用能顯著提升高質量審計對企業資本化研發支出的創新績效的促進作用。

3. 地區法治環境。Francis和Wang （2008）指出， 由于各地區制度環境存在差異， 國際“四大”會計師事務所的激勵機制會發生系統性的變化， 因而其審計行為在不同的地區并不統一。他們認為， 如果某國家或地區對投資者保護比較嚴格， “四大”會計師事務所對該地區客戶的財務報告更為謹慎， 以應對可能帶來的高訴訟風險。為了降低訴訟風險， 在投資者保護程度高的法治環境下會計師事務所更有可能提供高質量審計服務（Abughazaleh等，2015）。Choi等（2018）的實證研究表明， 良好的地區法治環境顯著提升了高質量審計的監督效應。然而， 由于各地區的歷史文化、 經濟政策、 資源稟賦和交通狀況等因素的差異而導致我國各地區法治環境的完善程度呈現顯著差異 （何平林等，2019）。

為此， 本文按照地區法治環境的完善程度進行分組檢驗， 以探究不同的法治環境對高質量審計的經濟后果所起的調節效應。實證結果如表7所示： 當企業所在地區的法治環境相對良好時（LAW大于該變量的中位數，即LAW≥3.88）， 資本化研發支出連續變量（CAPTRDL）與高質量審計變量的交乘項（CAPTRDL×BIGFRL）的回歸系數（系數=0.051，t=5.37）在1%的水平上顯著為正； 而當企業所在地區的法治環境較差時（LAW小于該變量的中位數， 即LAW<3.88）， 交乘項（CAPTRDL×BIGFRL）的回歸系數（系數=0.021，t=1.60）不顯著。與之相似， 當企業所在地區的法治環境相對良好時（LAW≥3.88）， 資本化研發支出虛擬變量（CAPTRDDYL）與高質量審計變量的交乘項（CAPTRDDYL×BIGFRL）的回歸系數（系數= 0.819，t=4.88）在1%的水平上顯著為正； 而當企業所在地區的法治環境較差時（LAW<3.88）， 其交乘項（CAPTRDDYL×BIGFRL）的回歸系數（系數=0.346，t=1.56）不顯著。這一實證結果表明， 與較差的地區法治環境相比， 完善的地區法治環境能提高審計質量及其監督效應， 進而更有利于高質量審計促進企業資本化研發支出的創新績效提高。

五、 研究結論與政策建議

（一）研究結論

本文選取2009 ～ 2020年我國A股上市公司為基本樣本， 構建多元線性回歸模型進行實證檢驗， 從抑制盈余管理和提升創新能力兩個維度揭示高質量審計對資本化研發支出的創新績效的影響機理， 并采用多種方法進行了一系列穩健性測試。實證研究結論一致表明， 高質量審計顯著地提高了企業資本化研發支出的創新績效。進一步研究還發現， 企業內部黨組織參與治理顯著提高了企業資本化研發支出的創新績效， 而且企業內部黨組織參與治理與高質量外部審計的監督存在一定的替代效應； 與較低等級的企業信用相比， 良好的企業信用能顯著提升高質量審計對企業資本化研發支出的創新績效的促進作用； 與較差的地區法治環境相比， 良好的地區法治環境能提高審計質量和其監督效應， 進而更有利于高質量審計促進企業研發支出資本化的創新績效提高。

（二）政策建議

本文的結論對于如何提升企業創新績效的政策制定具有重要的啟示， 具體如下： 第一， 當前在進一步加強注冊會計師對企業創新戰略審計、 創新過程審計和創新績效審計的同時， 迫切需要構建一套順應新時代企業創新發展的審計框架和理論體系， 充分發揮高質量審計的治理功能在服務于國家創新戰略中的重要作用。第二， 需要高度重視企業內部黨組織參與公司治理所起的監督作用， 積極探索和完善黨組織參與公司治理的頂層制度設計， 鼓勵民營企業在符合條件的前提下設立黨組織， 提高企業各層管理者對國家創新戰略的敏感度和對企業創新相關決策的科學性。第三， 健全以企業信用為核心的新型監管機制， 盡快提升各地區法治環境水平， 由于企業信用監管制度能否有效執行受制于其地區法治水平的完善程度（柯東昌和李連華，2022）， 因此必須多管齊下， 才能助力企業創新效率的提升。

【 主 要 參 考 文 獻 】

常瑩瑩，曾泉．環境信息透明度與企業信用評級——基于債券評級市場的經驗證據［ J］．金融研究，2019（5）：132 ～ 151．

陳紅，納超洪，雨田木子，韓翔飛．內部控制與研發補貼績效研究［ J］．管理世界，2018（12）：149 ～ 164．

陳仕華，盧昌崇．國有企業黨組織的治理參與能夠有效抑制并購中的“國有資產流失”嗎？［ J］．管理世界，2014（5）：106 ～ 120．

陳小林，王玉濤，陳運森．事務所規模，審計行業專長與知情交易概率［ J］．會計研究，2013（2）：69 ～ 77．

何平林，孫雨龍，寧靜，陳亮．高管特質，法治環境與信息披露質量［ J］．中國軟科學，2019（10）：112 ～ 128．

黃亮華，謝德仁．IPO 前的業績壓力，現金流約束與開發支出會計政策隱性選擇［ J］．南開管理評論，2014（6）：72 ～ 82．

柯東昌，李連華．企業信用，地區法治環境與研發補貼的創新驅動效應［ J］．財會月刊，2022（4）：50 ～ 58．

李世剛，章衛東．民營企業黨組織參與董事會治理的作用探討［ J］．審計研究，2018（4）：120 ～ 128．

潘晶晶，趙武陽．研發支出資本化對價值相關性的影響［ J］．科研管理，2015（11）：98 ～ 106．

宋建波，張海晴，蘇子豪．研究開發支出資本化反映了研發水平嗎——基于研發補助情境［ J］．會計研究，2020（6）：3 ～ 23．

孫紅莉，雷根強．納稅信用評級制度對企業技術創新的影響［ J］．財政研究，2019（12）：87 ～ 101．

譚雪，殷敬偉，修宗峰．財務報告信息冗余的審計效應［ J］．審計研究，2022（3）：47 ～ 57．

王亮亮．研發支出資本化或費用化： 稅收視角的解釋［ J］．會計研究，2016（9）：17 ～ 24．

王生年，宋媛媛，徐亞飛．審計師行業專長緩解了資產誤定價嗎？［ J］．審計研究，2018（2）：96 ～ 103．

王小魯，樊綱，馬光榮．中國分省企業經營環境指數2017年報告［M］．北京：社會科學文獻出版社，2017．

王雄元，曾敬．年報風險信息披露與銀行貸款利率［ J］．金融研究，2019（1）：54 ～ 71．

謝德仁，姜博，劉永濤．經理人薪酬辯護與開發支出會計政策隱性選擇［ J］．財經研究，2014（1）：125 ～ 134．

謝德仁，廖珂，鄭登津．控股股東股權質押與開發支出會計政策隱性選擇［ J］．會計研究，2017（3）：30 ～ 38．

徐經長，汪猛．企業創新能夠提高審計質量嗎？［ J］．會計研究，2017（12）：80 ～ 86．

于連超，張衛國，畢茜．黨組織嵌入與企業社會責任［ J］．財經論叢，2019（4）：61 ～ 70．

曾穎，陸正飛．信息披露質量與股權融資成本［ J］．經濟研究，2006（2）：69 ～ 79．

張純，呂偉．信息披露，信息中介與企業過度投資［ J］．會計研究，2009（1）：60 ～ 65．

鄭登津，袁薇，鄧祎璐．黨組織嵌入與民營企業財務違規［ J］．管理評論，2020（8）：228 ～ 243．

宗文龍，王睿，楊艷?。髽I研發支出資本化的動因研究——來自A 股市場的經驗證據［ J］．中國會計評論，2009（4）：439 ～ 454．

Aboody D.， Lev B.. Information asymmetry， R&D， and insider gains［ J］． The Journal of Finance，2000（6）：2747 ～ 2766．

Abughazaleh N.， O'connell V.， Princen J.. Audit quality，auditor size and legal environments［ J］．Quarterly Journal of Finance and Accounting，2015（3/4）：39 ～ 78．

Ahmed K.， Falk H.. The value relevance of management's research and development reporting choice： Evidence from Australia［ J］．Journal of Accounting and Public Policy，2006（3）：231 ～ 264．

Armstrong C. S.， Guay W. R.， Weber J. P.. The role of information and financial reporting in corporate governance and debt contracting［ J］．Journal of Accounting and Economics，2010（2-3）：179 ～ 234．

Behn B. K.，? Carcello J. V.， Hermanson D. R.， Hermanson R. H.. The determinants of audit client satisfaction among clients of Big 6 firms［ J］．Accounting Horizons，1997（1）：7 ～ 24．

Bertrand M.， Mullainathan S.. Enjoying the quiet life？ Corporate governance and managerial preferences［ J］．Journal of Political Economy，2003（5）：1043 ～ 1075．

Beyer A.， Cohen D. A.， Lys T. Z.， Walther B. R.. The financial reporting environment： Review of the recent literature［ J］．Journal of Accounting and Economics，2010（2-3）：296 ～ 343．

Cazavan-Jeny A.， Thomas J.. The negative impact of R＆D capitalization： A value relevance approach［ J］．European Accounting Review，2006（1）：37 ～ 61．

Chang X.， Dasgupta S.， Hilary G.. The effect of auditor quality on financing decisions［ J］．The Accounting Review，2009（4）：1085 ～ 1117．

Chin C. L.， Chi H. Y.. Reducing restatements with increased industry expertise［ J］．Contemporary Accounting Research，2009（3）：729 ～ 765．

Choi A.， Choi J. H.， Sohn B. C.. The joint effect of audit quality and legal regimes on the use of real earnings management： International evidence［ J］．Contemporary Accounting Research，2018（4）：2225 ～ 2257．

DeFond M.， Zhang J.. A review of archival auditing research［ J］．Journal of Accounting and Economics，2014（2-3）：275 ～ 326．

Dunn K. A.， Mayhew B. W.. Audit firm industry specialization and client disclosure quality［ J］．Review of Accounting Studies，2004（1）：35 ～ 58．

Francis J. R.， Wang D.. The joint effect of investor protection and Big 4 audits on earnings quality around the world［ J］．Contemporary Accounting Research，2008（1）：157 ～ 191．

Gormley T. A.， Matsa D. A.. Playing it safe？ Managerial preferences，risk，and agency conflicts［ J］．Journal of Financial Economics，2016（3）：431 ～ 455．

Healy P. M.， Wahlen J. M.. A review of the earnings management literature and its implications for standard setting［ J］．Accounting Horizons，1999（4）：365 ～ 383．

Holland D.， Ramsay A.. Do Australian companies manage earnings to meet simple earnings benchmarks？［ J］．Accounting & Finance，2003（1）：41 ～ 62．

Holmstrom B.. Agency costs and innovation［ J］．Journal of Economic Behavior & Organization，1989（3）：305 ～ 327．

Jensen M. C.， Meckling W. H.. Theory of the firm： Managerial behavior，agency costs and ownership structure［ J］．Journal of Financial Economics，1976（4）：305 ～ 360．

Lev B.， Sougiannis T.. The capitalization，amortization，and value-relevance of R&D［ J］．Journal of Accounting and Economics，1996（1）：107 ～ 138．

Li X.， Chan K. C.， Ma H.. Communist party direct control and corporate investment efficiency： Evidence from China［ J］．Asia-Pacific Journal of Accounting and Economics，2020（2）：195 ～ 217．

Lim H. J.， Mali D.. Do credit ratings influence the demand/supply of audit effort？［ J］．Journal of Applied Accounting Research，2021（1）：72 ～ 92．

Lin J. W.， Hwang M. I.. Audit quality， corporate governance， and earnings management： A meta-analysis［ J］．International Journal of Auditing，2010（1）：57 ～ 77．

Myers S. C.， Majluf N. S.. Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have［ J］．Journal of Financial Economics，1984（2）：187 ～ 221．

Roychowdhury S.， Shroff N.， Verdi R. S.. The effects of financial reporting and disclosure on corporate investment： A review［ J］．Journal of Accounting and Economics，2019（2-3）：1 ～ 27．

Stein J. C.. Efficient capital markets，inefficient firms： A model of myopic corporate behavior［ J］．Quarterly Journal of Economics，1989（4）：655 ～ 669．

Tsoligkas F.， Tsalavoutas I.. Value relevance of R&D in the UK after IFRS mandatory implementation［ J］．Applied Financial Economics，2011（13）：957 ～ 967．

Watts R. L.， Zimmerman J. L.. Positive accounting theory［M］．Englewood Cliffs， N.J.： Prentice-Hall，1986．

（責任編輯·校對： 李小艷? 黃艷晶）

【基金項目】浙江省教育廳科研項目（項目編號：Y202147413）；國家社會科學基金項目（項目編號：22BDJ099）

【作者單位】1.浙江財經大學會計學院， 杭州 310018；2.溫州商學院管理學院， 浙江溫州 325035。 柯東昌為本文通訊作者