創業板研發支出、企業績效和盈余管理
——來自創業板公司的經驗證據

林 華

一、引 言

中小企業是國民經濟的細胞，也是我國數量最多，最具活力的群體。它們在科技創新、創造就業、以及促進經濟發展方面發揮著不可或缺的作用。據工信部2014 年的統計數據，中小企業創造了約60%的國內生產總值、50%的稅收，并提供了80%以上的就業崗位。我國于2009 年10 月在深圳證交所正式開啟了創業板市場，為中小企業尤其是高科技中小企業帶來了前所未有的機遇。截至2017 年9 月，已有約680 家企業在創業板上市交易。多數創業板公司從事高科技業務，具有高技術含量、高成長性的特點，因而相比主板公司，研發活動對其競爭和發展更為至關重要。可見，對創業板公司研發活動的經濟后果進行研究具有一定的現實意義。

盈余管理是財務與會計研究的熱點領域，已有的大量研究都表明國內外上市公司會基于不同的動機采用不同的手段進行盈余管理。現有研究表明，上市公司盈余管理的動機概括說有契約性動機和資本市場動機，盈余管理手段主要以應計項目盈余管理和真實項目盈余管理為主。那么創業板公司是否會出于自身利益動機利用研發行為進行盈余管理？如果存在與研發支出相關的盈余管理行為，那是主要采用應計項目盈余管理，還是更多運用真實項目盈余管理呢？這是本文的研究重點之一。另一方面，既然研發支出對創業板公司舉足輕重，那么它是如何影響企業績效的？其對市場價值和會計業績的影響程度和方式是否相同？這是本文研究的另一主題。

二、文獻綜述

國內外研究積累了大量的關于研發支出的文獻。Andrew 等（2006）發現，英國公司治理及財務系統與研發支出強度有緊密相關性。Porta 等（1999）發現股東之間互相制衡能夠有效監督經營者，防止其短視行為，從而促進研發投入。Lee 等（2010）以韓國中小企業為樣本并發現當政府資助用于基礎研究時企業會增加其研發投入并增進其對未來研發的承諾。Bloom（2002）用9 個OECD 國家1979 至1997年的稅收變化和研發支出數據進行研究，發現稅收激勵對企業研發有積極的短期和長期影響。Wincent等（2010）發現受過更好教育的董事可能會更有能力獲得新技術和新知識，能更好地為研發活動提供咨詢和建議，在解決復雜的研發投入問題時更為明顯。Wahal（2000）研究了美國1988-1994 年2500 家公司機構投資者持股對研發投入和資本支出的影響，結果發現機構投資者持股與研發投入存在顯著的正相關關系。鐘田麗等（2014）表明，我國創業板上市公司各創新投入要素與融資結構選擇存在相互影響的負相關關系。徐欣等（2016）發現，技術研發的信息不對稱性和價值不確定性導致創業板IPO 折價；研發投資越多，IPO 折價越大。鄭毅等（2016）以2011 至2014 年上市的281 家創業板公司為對象，研究發現大股東具有攫取控制權私有收益的傾向，股權集中度與研發投入呈顯著的負相關關系；機構投資者能夠理性投資并參與公司治理，其持股與研發投入呈顯著的正相關關系。王楠（2017）發現，董事會人力資本正向影響創業板企業研發投入，董事會社會資本負向影響研發投入；而且CEO 權力、高級職稱、執行董事占比等因素會影響以上兩種關系。韓慶蘭、劉莉（2017）的研究表明，稅收減免促進創業板公司研發投入，加計扣除政策產生避稅激勵效應；政治關聯對企業稅負與研發投入的關系具有負調節作用，削弱了稅收政策的激勵效果。國內文獻研究了創業板公司研發投入與IPO 折價、股權集中度、董事會資本和稅收政策的關聯；但有關研發投入與創業板企業績效的關系，尤其是對其市場價值和會計業績兩方面影響的文獻不多，本文試圖為此提供經驗證據。

盈余管理歷來是會計與財務研究的熱點，近期研究較多采用應計項目或真實項目來度量盈余管理程度。應計項目盈余管理指企業通過會計上的應計制管理盈余，管理程度體現為經營利潤與經營活動現金流的差異，常用Dechow（1995）提出的經修正的Jones 模型來計量。真實項目盈余管理指企業通過構造實際交易或者調整交易的發生金額或時間來調節利潤，一般參考Roychowdhury（2006）和Cohen et al.（2008）采用的模型進行度量。謝柳芳等（2013）發現，退市制度出臺前，創業板公司主要實施應計項目盈余管理；退市制度出臺后，真實項目盈余管理顯著增加，且主要實施銷售操控的真實盈余管理方式，應計盈余管理顯著減少。劉新民等（2014）表明，創業板創始高管團隊的貨幣薪酬、在職消費程度均與真實項目盈余管理水平存在一種顯著的U 型曲線關系，而創始高管團隊的股權薪酬與真實項目盈余管理水平正相關。逯東等（2015）發現，有政治關聯的創業板公司更可能進行盈余管理，盈余管理的不可持續性導致了上市后的業績變臉。秦珞涵、鄭建明（2016）發現，在IPO 前，PE（私募股權投資）入股會增加創業板公司的真實項目盈余管理，對應計項目盈余管理沒有顯著影響；IPO 后PE 入股對企業盈余管理的影響不再顯著，但長期PE 與PE 聲譽變量仍然發揮了一定的治理作用。祁懷錦、黃有為（2016）表明，IPO公司在IPO 事件中會運用應計和真實兩種盈余管理行為；在IPO 當年，創業板公司應計項目盈余管理行為顯著強于同期主板或中小板公司；在IPO 之后一年，創業板公司的真實項目盈余管理行為顯著強于同期主板或中小板IPO 公司。上述國內文獻研究了退市制度、薪酬和股份支付制度、政治關聯、IPO 前后的PE 入股以及IPO 對創業板公司盈余管理的影響；但有關創業板研發支出對其盈余管理程度和方式具體影響的文獻并不多見，本文試圖彌補這方面的空缺。

三、研究假設

從創業板公司研發支出的市場績效角度看，由于企業價值或股價理論上講是未來超額現金流的貼現，而研發支出對企業產品或服務的長期改善會影響企業未來現金流。所以如果市場有效，則在支出當期及以后各期會將其增加未來現金流的效應體現在股價中。由此，提出如下研究假設：

假設1：創業板公司的研發支出會改善其當期和后續期間的企業價值。

從研發支出與會計績效的關系看，現行會計準則規定，企業內部研究開發項目的支出分為研究階段支出與開發階段支出。研究階段支出在發生當期費用化為管理費用，開發階段支出同時滿足一定條件的資本化為無形資產。企業的會計業績體現為各期凈利潤，或者凈資產收益率、每股收益等業績指標。由于研發支出一般金額較大且對利潤等會計業績指標的影響具有滯后性，因而提出如下研究假設：

假設2：創業板公司的研發支出會降低其當期會計業績。

當期費用化或資本化的研發支出隨著時間的積累會對以后期間的企業主營業務產生正面影響，從而提出以下研究假設：

假設3.1：創業板公司的研發支出會提升其后續期間的會計業績。

另一方面，由于研發支出的金額較大，會減少當期或以后各期用于改善主營業務的可用資金并帶來大額攤銷。如果這方面負面影響多于由于技術改善帶來的正面影響的話，研發支出未必對提升未來期間的會計業績有利。由此，提出如下備擇假設：

假設3.2：創業板公司的研發支出不會提升其后續期間的會計業績。

盈余管理方面，現行會計準則規定，開發階段的研發支出在滿足了所完成的無形資產有出售或使用的意圖、其使用或出售具有技術上的可行性、其生產的產品存在市場并能帶來經濟利益、有足夠的技術、財務等資源支持企業完成無形資產開發以及歸屬于開發階段的支出能可靠計量這五大條件的前提下，可以將其資本化為無形資產。其他部分則作為管理費用計入當期損益。由于準則規定較為寬泛，因而創業板企業在選擇將研發支出資本化或費用化時存在應計項目盈余管理的決策空間。另外，研發支出的金額較大，創業板公司在決定進行研發項目投入時需要考慮當前和將來的盈利水平、可用現金流量、自身技術力量、公司長遠戰略規劃及稅收等相關政策因素的影響。因而在具體研發支出金額上擁有真實項目盈余管理的選擇空間。基于上述推理，提出如下研究假設：

假設4：創業板公司會對其研發支出進行應計項目盈余管理。

假設5：創業板公司會對其研發支出進行真實項目盈余管理。

四、研究設計

（一）盈余管理計量

1、應計項目盈余管理

本文使用國內外大多數相關經驗研究文獻所采用的修正Jones 模型（Dechow，1995）來度量應計項目盈余管理程度。

其中，NI 為當期盈利，TA 為應計利潤總額，CFO 為經營活動現金流量凈額。研究中用企業利潤表中的營業利潤代替盈利，這也是其他類似研究中普遍使用的方法。A、REV、REC、PPE 分別代表總資產、營業收入，應收賬款和固定資產，以前期總資產消除量綱的影響。先用創業板樣本公司各期的橫截面數據進行回歸得出模型（1），用來計算非操控性應計利潤（NDA）。然后用模型殘差作為操控性應計項目（DA）的估計值。如下：

2、真實項目盈余管理

本文參照Roychowdhury（2006）、Cohen et al.（2008）的做法，從異常經營活動現金流、異常生產成本和異常酌量性費用這三個方面衡量真實項目盈余管理程度。

（1）異常經營現金流

企業正常經營活動現金流與營業收入及營業收入增量存在（5）式的線性關系。當企業放寬賒銷條件刺激銷售并通過真實活動調增盈利時，異常經營活動現金流下降。以（5）式的橫截面模型估計正常經營活動現金流，模型殘差即為異常經營活動現金流（ACFO）。計算如下：

（2）異常生產成本

企業正常生產成本與本年營業收入、本年營業收入增量及上年營業收入增量存在（5）式的線性關系。企業通過真實活動增加產量時、單位固定成本下降導致單位邊際貢獻增加，總盈利上升。以（6）式的橫截面模型估計正常生產成本，模型殘差即為異常生產成本（APROD）。計算如下：

（3）異常酌量性費用

企業正常酌量性費用與營業收入及營業收入增量存在（7）式的線性關系。當企業通過削減研發支出等真實活動調整盈利時，異常酌量性費用會下降。本文使用（7）式的橫截面模型估計正常酌量性費用，模型殘差即為異常酌量性費用（ADISX）。計算如下：

借鑒Cohen et al.（2008）的方法，設計如下真實盈余管理指標RM：

當異常經營活動現金流（ACFO）、異常酌量性費用（ADISX）下降，異常生產成本（APROD）上升時，表明企業通過真實活動調增盈利。

（二）假設檢驗

為檢驗研究假設1，使用如下模型進行分析：TQi,t＝β0＋β1YFZCi,t＋β2YFZBi,t＋β3LnZZCi,t＋β4ROEi,t＋β5ZCFZi,t＋εi,t（9）

TQi,t+1＝β0＋β1YFZCi,t＋β2YFZBi,t＋β3LnZZCi,t＋β4ROEi,t＋β5ZCFZi,t＋εi,t（10）

TQi,t+2＝β0＋β1YFZCi,t＋β2YFZBi,t＋β3LnZZCi,t＋β4ROEi,t＋β5ZCFZi,t＋εi,t（11）

其中，TQi,t、TQi，t+1和TQi，t+2分別代表創業板公司當期的Tobin Q 值以及滯后一期和滯后兩期的Tobin Q 值。YFZC 指研發支出與營業收入的比例，YFZB 指資本化研發支出與研發支出的比例。LnZZC、ROE、ZCFZ 指總資產對數、凈資產收益率和資產負債率，分別控制規模、盈利能力和資本結構因素。

為檢驗研究假設2，構造以下模型：

ROEi,t＝β0＋β1YFZCi,t＋β2YFZBi,t＋β3LnZZCi,t＋β4ZCFZi,t＋εi,t（12）

以凈資產收益率為因變量，其他變量與模型（9）至（11）的含義相同。

將（12）式的因變量替換為ROEi,t+1和ROEi,t+2可以檢驗研究假設3.1 和3.2。

ROEi,t+1＝β0＋β1YFZCi,t＋β2YFZBi,t＋β3LnZZCi,t＋β4ZCFZi,t＋εi,t（13）

ROEi,t+2＝β0＋β1YFZCi,t＋β2YFZBi,t＋β3LnZZCi,t＋β4ZCFZi,t＋εi,t（14）

構造如下模型來檢驗研究假設4、5：

DAi,t＝β0＋β1YFZCi,t＋β2LnZZCi,t＋β3ROEi,t＋β4ZCFZi,t＋εi,t（15）

RMi,t＝β0＋β1YFZCi,t＋β2LnZZCi,t＋β3ROEi,t＋β4ZCFZi,t＋εi,t（16）

模型中，DAi,t和RMi,t分別表示創業板公司各期的應計項目盈余管理和真實項目盈余管理變量。

研究中所有變量的說明，見下表。

表1 變量說明表

五、實證結果

（一）描述性統計

本文從創業板公司2011-2013 年年報中的董事會報告獲取研發支出和研發支出資本化數據；分別從銳思和國泰安數據庫獲取2011-2015 年代表會計績效和市場績效的凈資產收益率和托賓Q 值；以數據庫中2010-2013 年創業板公司財務報告數據為依據計算表示盈余管理程度的操控性應計利潤和真實盈余管理變量；以數據庫中2011-2015 年的財務報告數據計算所有控制變量。相關變量的描述性統計結果如以下圖表所示：

表2 研發支出與企業績效相關變量描述性統計（N=654）

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表3 研發支出與盈余管理相關變量描述性統計（N=292）

圖1 2011-2013 研發支出與研發支出資本化

圖2 2011-2015 創業板公司企業績效

從以上圖表可知，在企業績效研究窗口期（2011-2015）內，創業板公司的市場績效逐年上升，研發支出當期托賓Q 均值為2.4268，滯后一期托賓Q 均值為2.6941，滯后兩期托賓Q 均值為3.7402；同期創業板公司的會計績效則經歷了下降-上升-下降的過程（見圖2），研發支出當期的凈資產收益率均值為0.0812，而滯后一期和滯后兩期的數據分別為0.0742 和0.0733。如圖1 所示，創業板公司2011-2013 年的研發支出占營業收入的比重（YFZC）逐年下降，三年均值為0.0824；研發支出資本化比重則先下降后上升，其均值為0.1745。

（二）相關性分析

企業績效模型和盈余管理模型的研究變量相關性檢驗結果如表4 所示。

由表4 可知：第一，研發支出與當期以及滯后一期、滯后兩期的TQ 均顯著正相關，說明研發支出會提升當期及此后期間的企業價值，與假設1 一致；第二，研發支出與當期及滯后一期的ROE 顯著負相關，說明研發支出會拖累當期及滯后一期的會計業績，與假設2 和3.2 一致；第三，除滯后變量以外，研究變量之間的相關性均在0.5 以下，企業績效回歸模型不存在明顯的多重共線性問題。

表4 企業績效模型主要變量相關性分析

注：表中第一行數據表示Spearman 相關系數，***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著；第二行數據為代表顯著性的p 值。下表類同。

表5 盈余管理模型主要變量相關性分析

由表5 可知：第一，研發支出與應計項目盈余管理變量和真實項目盈余管理變量均顯著負相關，說明企業會利用研發支出比率進行應計項目或真實項目盈余管理，與假設4、5 一致；第二，表中變量的相關系數都在0.5 以下，盈余管理回歸模型不存在明顯的共線性問題。

（三）企業績效模型

創業板公司在研究窗口期的研發支出、研發支出資本化與其相應各期的市場績效和會計績效的統計回歸結論見下表。

注：表格中第一行數據表示各解釋變量的回歸系數，第二行括號內的數字代表系數的T 統計量。*表示在10%的顯著性水平下顯著，**表示在5%的顯著性水平下顯著，***表示在1%的顯著性水平下顯著。下表類似。

從表6 的回歸結論看，市場績效方面，在研究窗口期內研發支出（YFZC）與當期、滯后一期、滯后兩期的Tobin Q 值均在1%的水平下顯著正相關，這說明創業板公司的研發支出將明顯改善其市場價值且時間越長改善效果越明顯，驗證了研究假設1。研究期間內研發支出資本化比率與當期以及以后兩期的Tobin Q 值均在1%的水平下顯著負相關，說明市場認為創業板公司各期資本化的研發支出無助于改善其市場業績。出現這種情況可能存在兩方面的原因。第一，研發支出若資本化比重較高會減少費用化支出進而推高當期盈利，若投資者意識到上市公司會故意采用這種手段進行盈余管理則會在市場上給予其一定的折價；而在滯后期間由于資本化資產價值較高，攤銷費用較大則會影響其業績進而進一步壓低其市場價值。第二，不少研發支出可能并未達到能確認為資產的程度，而上市公司卻出于炒作或調節盈余等各方面原因將其資本化，在后續期間隨著市場逐漸意識到這點其折價程度也越來越高。

會計績效方面，在控制了企業規模和資本結構因素后，研發支出與當期和滯后一期的凈資產收益率負相關并在1%的水平下顯著，這說明由于研發開支較大且其影響有滯后性因而將降低當期及此后一期的會計業績。這驗證了研究假設2 并在一定程度上支持研究假設3.2。另外，資本化研發支出與當期和滯后一期的ROE 都在1%的水平上顯著正相關則說明資本化研發支出的會計政策為創業板公司提供了在當期和以后提升其會計業績的應計項目盈余管理空間，一定程度上支持研究假設4。

（四）盈余管理模型

創業板公司研究窗口期的研發支出與相應各期的應計項目盈余管理和真實項目盈余管理變量統計結論見下表。

表7 研發支出與盈余管理模型

YFZC （--0.10.99 97 70*3）*（--01.2.8 638767*）LnZZC 0-.0 2 1.2 7421*2* （--0.20.4 05 55 0*8）*ROE 0-.3 5 2.4726*2*9* （-1-.0 6 5.5 9126*0*）*ZCFZ （--00..08 21 58 8 1） 0-.2 3 7.40 50*6*9*Adj-R2 15.89% 19.32%N 292 292

由上表可知，應計項目盈余管理方面，操控性應計利潤DA 與研發支出存在負相關關系并在5%的水平下顯著。這說明，從總體上看創業板上市公司存在利用相應會計政策調減研發支出中的費用化部分從而調增利潤的應計項目盈余管理行為，研究結論支持研究假設4。真實項目盈余管理方面，代表真實項目盈余管理程度的變量RM 與研發支出在10%的水平下顯著負相關，說明創業板上市公司也存在通過削減研發支出調高當期盈余的真實項目盈余管理行為。這驗證了研究假設5。

（五）穩健性分析

為檢驗論文數據結論的穩健性，本文以總市值/（總資產-無形資產凈額-商譽凈額）計算調整后的Tobin Q 替代上文中的Tobin Q，計算ROA（凈利潤/平均資產總額）用以替代上文中的ROE，并重復前述有關市場績效模型和會計績效模型的研究，結果和上文基本一致。以應收項目（應收賬款+應收票據）替代應收賬款，重新計算盈余管理變量并重復上述應計項目盈余管理的研究，結果和上文結論完全一致。從而，進一步確認了本文的研究結論。

六、結 論

本文以創業板上市公司為對象，研究了其研發支出與企業績效和盈余管理行為之間的關系。通過經驗分析發現，研發支出能顯著增加創業板公司在支出當期以及之后期間的企業價值，而且隨著時間的增加這種效應越發明顯。同時，由于金額較大和后期攤銷，研發支出會使當期和下一期的會計業績顯著下降；但是隨著研發支出展現其滯后效應，從滯后兩期開始不會再拉低會計業績。上述結論證實了研發支出對創業板公司的有用性和重要性，研究假設1、2 和3.2 得以證實。另一方面，研究結果顯示，從整體上看創業板上市公司會通過調整研發支出中的費用化部分來進行應計項目盈余管理；同時創業板公司也會通過調整研發活動支出進行真實項目盈余管理。驗證了研究假設4 和5。

本文的局限在于由于研發支出的經濟后果存在滯后性，往往需要通過更長的期間才能完全展現其價值，而限于時間因素，本文的研究窗口期尚不夠長。