證監會監管、研發信息披露與企業價值相關性

張 悅（博士），吳啟富（教授）

一、引言

黨的十九大正式提出了加快實施創新驅動發展戰略的重大部署，強調科技創新是提高社會生產力和綜合國力的戰略支撐。同時，十九大報告特別強調了“建立以企業為主體、市場為導向、產學研深度融合的技術創新體系”。這說明企業的主體作用、市場的資源調配作用是今后我國創新領域需要關注的重點。因此，為了確保市場能夠有效發揮資源配置作用，企業需要維持必要的信息披露水平，減少信息不對稱對市場發揮資源配置作用的不良影響（張瑞君、高春燕，2017）。

然而，因研發活動具有“高風險”“高保密性”等特征，企業自愿披露相關信息的動機較弱。這就對證監會等監管部門在企業研發信息披露的監督和管理方面提出了更高的要求。事實上，自2007版的企業會計準則實施后，證監會在2012年、2014年和2016年的準則修訂稿中都在不斷提高企業對研發信息披露的要求。本文即是在此背景下，試圖回答如下問題：證監會加大對企業研發信息披露的監管力度是否有效提升了企業研發信息披露水平？如果研發信息披露水平得到了提升，是否對企業參與資本市場資源配置產生了積極影響？

為回答以上問題，本文以我國A股上市公司2007～2016年的數據為樣本，研究證監會監管力度對企業研發信息披露水平及其價值相關性的影響。在具體的研究方法上，本文首先通過VBA編寫爬蟲程序，對A股上市公司中的研發信息進行批量提取和整理，將研發信息劃分為定性類和定量類，并對其信息披露水平進行評分。再利用雙重差分傾向得分匹配法（PSM-DID）檢驗證監會加大研發信息披露監管力度的效果。最后，采用回歸分析檢驗了監管力度變更前后企業研發信息的價值相關性。

二、制度背景與假說的提出

會計信息披露歷來有自愿性披露與強制性披露之分。支持自愿披露信息的一方主張：根據代理理論（Agency Theory）、信號理論（Signaling Theory）與契約理論（Contract Theory），為有效履行受托責任、爭奪市場資源及向市場傳遞良好的信號，上市公司會自愿披露絕大部分信息，未披露的少部分信息則可通過個人契約方式加以彌補。但支持強制披露信息的一方則主張：如果站在市場失靈和會計信息公共產品的角度，只有通過管制糾正市場失靈，才能更有效地提升會計信息質量，降低市場的信息不對稱程度（王雄元，2003）。在當前經濟環境下，由于社會主義市場經濟體制仍在不斷發展，企業需要由政府進行有效的市場干預。因此，本文更支持強制披露信息理論，認為強制性信息披露對資本市場是必要的。

事實上，世界各國對資本市場上企業研發信息披露均有著不同程度的政府干預與強制披露規定。我國2007年開始實施的企業會計準則首次對企業研發費用按研究階段與開發階段進行了劃分，并要求企業將開發階段資本化的研發費用記入“開發支出”科目進行披露。除此之外，該準則并未對企業研發活動做出更多的細節要求。

十八大召開時，證監會為響應國家“創新驅動戰略”的要求，在2012年的準則修訂稿（以下簡稱“修訂稿”）中對上市公司會計準則中涉及的研發信息做出了大量補充：在“公司業務概要”中，修訂稿要求企業披露本年度公司核心競爭力（如專利、核心技術、關鍵技術人員等）的變動，以及對公司造成的影響；在“經營情況討論與分析”中，修訂稿指出公司的披露內容應當包括企業研發項目的執行情況和未來計劃；在“主要經營業務”中，修訂稿加入了披露研發投入的項目，并提示企業應當分析項目變化的原因，以及預計未來對公司發展的影響等，修訂稿對此項目的描述字數為150字，相當于對費用類科目和現金流量科目描述字數的總和，可見修訂稿對于研發投入項目非常重視；在“公司發展戰略”中，修訂稿要求企業圍繞新產品研發戰略等向投資者展示公司未來發展所面臨的機遇和挑戰；在“經營計劃”項目中，修訂稿要求企業披露下一年度的研發計劃；在“可能面對的風險”中，修訂稿強調企業應當披露未來經營風險因素，包括技術風險、技術升級換代、核心技術人員流失等使得公司核心競爭力受到嚴重影響的事項；在“公司員工情況”項目中，修訂稿明確要求企業披露技術人員數量、員工受教育程度等信息。此后2014年、2016年兩版修訂稿均繼續沿用2012年版修訂稿對于企業研發信息披露的要求。

由于上市公司在證監會監管下每年都要依照準則規定履行信息公開義務，因此，上市公司的信息披露內容必然受到證監會監管要求的影響。王宇峰等（2009）研究發現，2007年企業會計準則實施后，對于研發活動的強制性披露因素增加，企業研發信息披露水平也隨之提升。梁萊歆、金楊（2010）以深交所上市公司為研究樣本，發現2007年企業會計準則實施后，上市公司研發信息披露狀況得到了明顯的改善。王新紅、盧衛青（2010）以上交所上市公司為樣本，得出了與梁萊歆等相同的結論。以上研究均表明企業研發信息披露明顯受到證監會制定的會計準則的影響，即隨著證監會監管力度的加大，企業的研發信息披露水平逐步上升?？紤]到2012年后準則修訂稿對于企業研發活動的披露要求明顯提高，本文提出假設1：

H1：2012版準則修訂稿實施后，上市公司研發信息披露水平顯著提升。

同時，高新技術企業比一般企業擁有更多的研發項目，其所涉及的研發信息更多，披露要求更高，因此受到證監會監管的影響更大。汪童童（2016）研究發現：同樣執行2007年企業會計準則的條件下，被認定為高新技術企業的公司傾向于披露更加詳細的研發信息。由此本文提出假設2：

H2：相較于一般企業，高新技術企業研發信息披露水平受證監會準則修訂的影響更大。

隨著企業研發信息披露水平的提升，一個關鍵問題必然引發關注：披露水平得到提升的研發信息是否具有價值相關性？這是因為，只有具備價值相關性的信息，才有助于資本市場資源的合理配置。因此，本文也十分關注證監會監管力度變更前后研發信息的價值相關性的變動情況。

事實上，研發信息價值相關性問題一直是國內外學術界研究的熱點。大多數的研究證實研發信息與企業價值具有正相關關系。Hirschey、Weygandt（1985）的研究顯示：企業披露的研發費用信息與企業價值顯著正相關；薛云奎、王志臺（2001）以我國1995～1999年滬市上市公司為樣本，同樣證明企業披露無形資產信息具有很強的價值相關性。對此，也有學者持不同的觀點。謝小芳、李懿東和唐清泉（2009）研究發現，股票市場中企業研發投入信息并不具有價值相關性；李曉（2016）也發現無形資產信息缺乏價值相關性；周亞虹、許玲麗（2007）則發現研發信息與企業價值可能存在著倒U型關系。Ronald Zhao（2002）則從信息披露程度的角度出發，利用多國數據驗證了研發信息披露詳細程度與股票價值間的正相關關系，并且發現信息披露越詳細，價值相關性越強。王新紅、楊惠瑛（2010）在對我國上市公司研發信息披露狀況進行調查分析后發現，上市公司研發信息披露形式不規范，內容過于簡單，連續性披露不足。

結合以上研究結論，本文認為證監會監管力度加大后，企業需要提供更詳盡的研發信息，這會提升企業研發信息披露質量，從而增強這類信息的價值相關性。由此，本文提出假設3：

H3：證監會監管力度的提升會加強企業研發信息披露水平的價值相關性。

H3a：證監會監管力度的提升會加強企業定性類研發信息披露水平的價值相關性。

H3b：證監會監管力度的提升會加強企業定量類研發信息披露水平的價值相關性。

同樣，由于高新技術企業研發創新活動與其核心競爭力密切相關，市場對于這類行業的研發信息披露也更加重視，其研發信息的價值相關性應當更強。Chauvin、Hirschey（1993）以及 Gary（1999）均發現，行業可能是造成研發信息價值相關性出現差異的原因，并證明高新技術企業研發投入信息的披露促進了股票價值的提升。由此，本文提出假設4：

H4：高新技術企業研發信息披露水平對企業價值有增量貢獻。

H4a：高新技術企業定性類研發信息披露水平對企業價值有增量貢獻。

H4b：高新技術企業定量類研發信息披露水平對企業價值有增量貢獻。

三、研究方法與模型設計

1.上市公司研發信息披露水平的測度。對于研發信息披露水平的測度方法，國內外學者均進行了一定的前期研究。Gary（1999）提出將企業的研發信息分為研發戰略、研發投入、資金來源、研發產出、未來投入和會計與財務信息等六大類。Denise（2007）則提出企業研發信息應包含研發戰略和計劃、研發項目的進度以及研發支出情況等三方面。我國針對研發信息披露受制度和樣本制約的研究起步較晚，薛云奎、王志臺（2001）最早采用研發支出的信息衡量企業研發信息披露水平。王宇峰等（2009）提出以研發費用、研發人員、研發基礎設施等10項標準度量企業研發信息披露水平。韓鵬等（2012）提出了15項研發信息披露水平的度量指標，并且將研發信息劃分為定性類信息和定量類信息兩種類別。

本文在上述研究成果的基礎上，提出了度量研發信息披露水平的12項指標。同時，本文嘗試突破以往研究主要集中于小樣本的局限，采用VBA編程語言編寫爬蟲程序，對2008～2016年A股全部上市公司的年報進行了關鍵詞搜索。具體的搜索方法以及對應的指標在表1中進行了列示。

2.變量選擇。證監會監管：以符號CONTROLi，t表示。證監會2012年版準則修訂稿對企業年報中研發創新活動的披露要求從2007版準則的1條增加到8條，無論是涉及的內容還是要求披露的細節均發生了明顯的變化。之后2014版和2016版準則修訂稿均維持了2012版準則對研發活動的披露要求。因此，設定2012年及以后年份樣本CONTROLi，t為1，2011年及以前年份樣本CONTROLi，t為0，表示證監會對企業研發信息披露監管力度的變化。

高新技術企業：以符號HTECHi，t表示。本文以是否處于高新技術行業作為高新技術企業的分類標準。高新技術行業分類依照國家統計局公布的高技術產業分類標準（2013）確定。樣本中處于高新技術行業的企業HTECHi，t取1，否則取0。

企業價值：以符號Qi，t表示。本文選取托賓Q作為企業價值的代理變量。托賓Q為企業市場價值與重置成本的比值，可以衡量單位重置成本下企業的市場價值。托賓Q指標相較于每股市值可以更好地處理規模因素的影響，也是最常用于度量企業價值的代理變量。

此外，本文也選取了若干控制變量，包括：資產規模（以符號SIZEi，t表示），取i公司t年年末總資產的自然對數；財務風險（以符號LEVi，t表示），取i公司t年的資產負債率；財務績效（以符號ROEi，t表示），取i公司t年的權益報酬率；公司成長性（以符號GROWTHi，t表示），取i公司t年的收入相較于t-1年收入的增長率。公司治理水平共選取了三個代理變量：大股東持股（以符號SHAREi，t表示），取i公司t年末第一大股東持股比例；兩權分離（以符號SEPARATIONi，t表示），若i公司t年董事長與總經理由一人兼任，則為0，否則為1；獨董占比（以符號INDEPENDENTi，t表示），以i公司t年末獨立董事人數占董事會總人數的比重衡量。

3.研究方法與模型。本文參照Heckman（1998）提出的雙重差分傾向得分匹配法（PSM-DID）分析思路，將本文的實驗組和對照組首先進行傾向得分配對，保證共同趨勢假設成立，再用DID法進行分析。本文對樣本依照行業類別進行分組。其中，屬于高新技術行業的企業為實驗組（HTECHi，t=1），受準則修訂影響大；屬于一般行業的企業為對照組（HTECHi，t=0），受準則修訂影響小。然后將樣本根據是否變更會計政策進行劃分，可以依據DID法定義基準回歸模型如式（1）所示。其中，系數β3代表了準則修訂產生的凈影響。

表1 研發信息披露內容及檢索方法

基于已有的研究文獻，本文選取了企業規模、財務風險、公司治理水平和財務績效等四個主要影響企業信息披露的控制因素。其中，企業規模以總資產自然對數表示，財務風險以資產負債率表示，公司治理水平選取第一大股東持股比例、兩權分離、獨董占比三個指標表示，財務績效以權益報酬率表示。以式（2）為本文依據PSM法定義的Logit回歸模型。依據式（2）的回歸結果預測樣本概率，采用最鄰近匹配法按照概率將實驗組和對照組樣本一一配對，并檢驗配對結果是否滿足平行假設，即實驗組和對照組的控制變量不存在顯著差異。驗證通過后，再利用DID法計算配對成功的樣本準則修訂后的效果。

在驗證證監會監管政策有效性的基礎上，本文進一步探討政策變更的經濟后果。為驗證假設3及假設4，本文建立如式（3）所示的回歸方程。式（3）中研發信息披露總得分TOTALSCOREi，t也可以替換為定性類研發信息的披露水平QUALITATIVESCOREi，t或定量類研發信息的披露水平QUANTITATIVESCOREi，t。當γ1顯著為正或不顯著時，若γ2顯著為正，說明證監會加強對研發信息披露的監管后，研發信息的披露水平價值相關性增強，假設3成立；若γ3也顯著為正，說明對于高新技術企業，研發信息的價值增量效果更大，假設4也成立。當γ1顯著為負時，除滿足上述條件外，還需增加條件：|γ2|＞|γ1|，才能證明假設3成立。

四、實證分析

1.樣本選擇與描述性統計。本文選取了2007～2016年A股上市公司作為研究樣本。在實證分析的過程中，本文為避免極端值的影響，對所有變量（除啞變量及研發信息披露的評分變量外）進行了Winsorize處理，將其小于1%分位及大于99%分位的變量取值分別等于1%分位和99%分位的變量取值。本文的行業分類標準采用證監會2012年頒布的《上市公司行業分類指引》，選取行業分類等級為二級。本文的數據來源主要為國泰安CSMAR數據庫、WIND數據庫、臺灣經濟新報TEJ數據庫以及上交所、深交所官方網站披露的公司年度報告。

表2 描述性統計

表2給出了研發信息披露水平的三個指標以及其他代理變量的描述性統計結果。其中，研發信息披露總得分平均為3.829分，與滿分12分相比存在較大差距，說明上市公司的研發信息披露整體水平還有待提高；定性類研發信息披露水平的平均得分為2.058分，略高于定量類研發信息披露水平的1.771分。這說明總體來看，上市公司定性類研發信息的披露程度要高于定量類研發信息的披露程度。但是兩類指標均遠小于各自的總分6分，這說明從分類項目來看，A股上市公司目前的研發信息披露均不足。

表3 Logit回歸結果及PSM檢驗

2.實證結果分析。表3給出了式（2）Logit回歸的結果，以及由式（2）進行PSM配對后對平行假設進行檢驗的結果。其中，Logit回歸結果除財務績效指標以及兩權分離指標不顯著外，其余指標均在1%的水平上顯著。企業規模與是否屬于高新技術企業負相關，反映了高新技術企業相較于一般企業規模往往較小，這與經驗判斷結果一致：高新技術企業往往以會計數據無法準確反映的無形資產創造價值，相較于主要依賴有形資產創造價值的一般企業，資產規模自然較小。財務風險顯著較低，說明相較于外部融資，高新技術企業更依賴于內部融資，這也與高新技術企業高風險、低透明度的業務特征一致。公司治理代理變量中，大股東持股的回歸系數顯著為負，獨董占比的回歸系數顯著為正，說明高新技術企業股權相對更加分散，獨董占比更高，表現出更高的公司治理水平。

根據表3反映的平行假設檢驗結果，成功配對的實驗組與對照組中，所有控制變量的配對t檢驗結果均不顯著。這說明成功配對的實驗組與對照組在企業規模、財務風險、公司治理以及財務績效等方面均未表現出顯著差異，平行假設成立。若在此基礎上成功配對樣本的DID法回歸結果顯著，則更能說明監管政策的變更是促進企業披露研發信息的主要原因。

表4給出了政策執行效果的DID法回歸結果，其中第二、三列的回歸結果是將式（1）中的總評分替換為定性項目評分和定量項目評分后的回歸結果。三項回歸均采用Robust處理，估計系數除截距項外，均為標準化處理后的結果，這樣處理有利于進行系數間的比較。從回歸結果來看，所有回歸系數均在1%的水平上顯著。本文所關注的核心系數（HTECHi，t×CONTROLi，t項的回歸系數）在三項回歸中均顯著為正。這一結果有力地證明了假設1和假設2，說明證監會監管力度的加大促進了企業對研發活動的披露，且對于高新技術企業的促進效果更加明顯。進一步地，由系數（β1+β3）/β1可以計算出高新技術企業在證監會準則修訂前后研發信息披露水平的變動倍數。經計算，總評分變動倍數為1.69，定性類研發信息披露水平的評分變動倍數為1.43，定量類研發信息披露水平的評分變動倍數為2.17。這說明，證監會監管準則的修訂促進高新技術企業研發信息披露水平提升了約70%，其中定量類研發信息披露水平提升了約117%，是整體評分水平上升的主要原因。

表4 DID法回歸結果

為了探討證監會提升對研發信息披露的要求是否有助于為投資人提供具有價值增量的信息，本文以研發信息披露水平為自變量、企業價值為因變量進行了進一步的回歸分析，結果如表5所示。其中第二、三列的回歸結果是將式（3）中的總評分替換為定性項目評分和定量項目評分后的回歸結果。三項回歸的系數均在1%的水平上顯著，并且除截距項外均進行了標準化處理，以便于系數間比較。三項回歸的結論均一致反映出樣本企業在證監會準則修訂前，研發信息披露水平與企業價值存在顯著的負相關關系；而在準則修訂后，兩者呈現出正相關關系，并且標準化后回歸系數的絕對值高于準則修訂前。此外，HTECHi，t的交乘項系數顯著為正，說明高新技術企業的研發信息具有額外的價值增量。總評分、定性項目評分和定量項目評分的回歸結果均支持了假設3和假設4的觀點。

表5 政策經濟后果的回歸分析結果

同時，將表5中自變量的標準化回歸系數乘以各個評分項目的標準差，可以計算出相應研發信息披露水平對價值貢獻的程度。已知樣本中總評分的標準差為2.211，定性類項目的標準差為1.273，定量類項目的標準差為1.272，不難計算出準則修訂后定量類研發信息對企業價值的貢獻占研發信息總貢獻的比重，一般企業為70.22%，在高新技術企業中這一比例則為65.28%。這說明企業披露研發信息的價值含量大部分是由定量類研發信息所提供的。

除上述主要結論外，在式（3）回歸的控制變量中，財務風險、成長性和盈利水平均與企業價值呈顯著正相關關系，這與以往的研究結論一致；企業規模與企業價值顯著負相關，這說明隨著企業規模擴大，信號傳遞效率與管理水平均可能降低，企業反而會出現“規模不經濟”情況。

五、結論

本文的研究結果表明：證監會2012年年報信息披露準則中對企業研發信息披露要求的加強，起到了促進企業披露研發信息的作用，且對于高新技術企業的促進效果更加明顯。同時，根據回歸結果計算可知：準則修訂促進高新技術企業研發信息披露水平提升了約70%，其中定量類信息披露水平提升了約117%，是整體評分上升的主要原因。

隨著披露水平的提升，企業研發信息的經濟影響也發生了改變。證監會準則修訂前，研發信息披露水平與企業價值負相關；準則修訂后，樣本企業的研發信息披露水平與企業價值正相關，且高新技術企業的研發信息具有額外的價值增量。根據總評分回歸系數，研發信息披露對企業價值的影響在準則修訂后增長為之前的2.17倍。這說明，證監會對準則的修訂不僅實現了資本市場對企業研發信息評價性質的轉變，而且使得研發信息變得比以往更加重要。此外，本文的研究還發現，準則修訂后，定量類研發信息對企業價值的貢獻占研發信息總貢獻的比重對于一般企業為70.22%，在高新技術企業中這一比例則為65.28%。這顯示出企業研發信息的價值含量大部分是由定量類研發信息所提供的。

本文應用爬蟲程序搜集文本信息，相較于以往對于企業研發信息披露的研究，較大幅度地擴充了樣本數量和范圍，也避免了人工檢索文本信息時容易出現的疏漏，使得研究結論更具有普適性和說服力。在研究政策影響時，采用PSM-DID分析方法，更有利于排除其他影響因素，較為準確地反映政策影響的“凈效應”。同時，本文的研究結論對于理解上市公司研發信息披露行為受證監會監管的影響及其經濟后果具有一定的啟示意義。此外，本文認為，監管部門加大對上市公司研發信息披露的監管力度，可以進一步提升上市公司研發信息披露水平，從而促進資本市場的健康發展。

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