高质量审计能提高资本化研发支出的创新绩效吗
2023-12-19柯东昌李连华
柯东昌 李连华
DOI：10．19641/j．cnki．42-1290/f．2023．24．014
【摘要】本文选取2009 ～ 2020年我国A股上市公司为样本， 从抑制盈余管理和提升创新能力两个维度揭示高质量审计对资本化研发支出的创新绩效的影响机理， 构建多元线性回归模型进行实证检验， 并采用多种方法进行一系列稳健性测试。研究发现， 高质量审计显著地提高了企业资本化研发支出的创新绩效。进一步研究发现： 企业内部党组织参与治理显著提高了企业资本化研发支出的创新绩效， 而且企业内部党组织参与治理与高质量外部审计的监督存在一定的替代效应； 与较低等级的企业信用相比， 较高等级的企业信用能显著提升高质量审计对企业资本化研发支出的创新绩效的促进作用； 与较差的地区法治环境相比， 良好的地区法治环境更有利于高质量审计促进企业资本化研发支出的创新绩效提高。
【关键词】审计质量；研发支出；盈余管理；创新能力
【中图分类号】F239 【文献标识码】A 【文章编号】1004-0994（2023）24-0097-10
一、 引言
近40多年以来， 研发支出在财务报告中应否资本化处理 （还是立即费用化）一直是各国会计准则制定机构和会计学术界持续争议的难题之一（宋建波等，2020）。美国财务会计准则委员会（FASB）于1974年发布的第2号财务会计准则要求企业对当期发生的研发支出立即费用化处理， 其理由是研发支出所产生的未来收益具有高度不确定性， 因而研发支出的任何资本化必将降低财务报告信息的可靠性。与此同时， 英国会计准则委员会（ASC）于1977年发布的关于研发支出的第13号标准会计实务公告和国际会计准则委员会（IASC）于1998年发布的第38号国际会计准则均做出类似的规定， 允许企业在符合一系列规定条件的前提下资本化其开发阶段的支出， 而研究阶段的支出必须费用化处理。我国财政部于2006年颁布的《企业会计准则》对研发支出的处理体现了国际趋同的特征， 采取符合一系列规定条件的资本化处理方法。该自由裁量式资本化处理方法的优势在于企业管理层可以向市场传递企业创新能力的重要信息， 有利于投资者更加准确地评估企业价值。然而， 研发支出是否满足资本化的全部条件需要该企业管理层进行主观判断， 这为企业管理层进行应计制的盈余管理提供了机会（谢德仁等，2017）。
当前围绕资本化研发支出的主要国内外学术研究可归纳为两大类。其一是关于资本化研发支出与企业价值关系的研究。例如， Lev和Sougiannis （1996）利用美国企业数据， Tsoligkas和Tsalavoutas（2011）利用英国企业数据， Ahmed和Falk （2006）利用澳洲企业数据， 以及潘晶晶和赵武阳（2015）利用我国企业数据等进行了大量的实证研究。这些文献的主要结论基本相似， 认为符合规定条件的研发支出资本化提高了财务报告的信息含量， 增强了与企业价值的相关性。其二是研发支出资本化选择的盈余管理动机或影响因素研究。Cazavan-Jeny和Thomas（2006）、 宗文龙等（2009）以及黄亮华和谢德仁（2014）等学者主要研究了企业自身的财务指标或当前业绩压力等因素对研发支出资本化选择行为产生的直接影响。在此基础上， 还有学者做了进一步拓展研究。譬如， 谢德仁等（2014）、 王亮亮（2016）和宋建波等（2020）分別从管理层薪酬、 企业税收负担和研发补助等视角探究企业利用研发资本化的选择空间而进行盈余管理的动机。必须指出的是， 尽管当前关于研发支出资本化的学术研究已非常丰富， 但是大多忽略了一个值得深入探究的重要问题： 这些资本化的研发支出究竟其真实性如何， 是否真正产生预期的创新绩效， 以及这些资本化的研发支出转化为创新成果会受何种因素的影响。在现阶段， 上述问题的研究也将有助于我国利用创新推动企业高质量发展。
以往文献强调审计质量是影响财务报告质量的一个重要维度， 因为审计质量反映了企业信息披露的可信度（DeFond和Zhang，2014；陈小林等，2013）。但很少有文献对审计质量是否以及如何影响企业创新行为进行实证研究。基于上述文献梳理和分析， 本文试图研究高质量审计对资本化研发支出的创新绩效的作用机理。
具体而言， 本文的创新和贡献主要体现在三个方面： 第一， 已有文献主要关注资本化研发支出与企业价值之间的关系或企业研发支出资本化行为选择的影响因素， 而本文从审计质量视角探讨企业资本化研发支出的创新绩效问题， 这为企业研发支出资本化相关的学术研究提供了全新的视角。第二， 拓展了审计质量经济后果的学术研究。以前的研究已经证实了高质量审计对企业产生诸多方面的有利影响， 本文研究发现高质量审计对企业创新绩效具有促进效应。第三， 本文发现优良的企业信用和相对完善的地区法治环境均能进一步促进高质量审计对企业资本化研发支出的创新绩效的积极作用， 为促进我国企业创新绩效相关政策和法规的制定提供了新的思路。
二、 理论分析与研究假设
（一）基于盈余管理的分析视角
Healy和Wahlen（1999）指出， 当管理者在财务报告和交易结构中使用主观判断来改变财务报告， 从而在公司的基本经济业绩方面误导一些利益相关者， 或者影响依赖于财务报告数字的合同结果时， 就会发生盈余管理。实务界和政策制定者都担心企业进行盈余管理， 因为企业管理层很可能通过选择会计政策和评估应计项目来实现基于应计的盈余管理（Holland和Ramsay，2003）。以往研究已表明， 管理者进行盈余管理的动机是多样化的（Healy和Wahlen，1999）。虽然我国现行会计准则对于研发支出实行有条件的资本化而非完全费用化的处理方式有利于企业管理层传递企业创新能力的信息， 从而有利于投资者在进行相关决策时更加准确地评估该企业价值， 但是对于企业研发支出是否同时符合现行会计准则关于资本化的若干条件， 在很大程度上取决于企业管理者的主观判断， 这就为企业进行盈余管理提供了机会。在我国推进创新型国家战略的宏观背景下， 企业每年投入研发支出无论其金额还是强度均已很高， 因此企业利用研发支出资本化手段而虚增当期业绩的动机可能会更加明显（王亮亮，2016）。
必须指出的是， 盈余管理的本质是由企业所有权和控制权之间的信息不对称而导致的代理问题。从代理理论的视角而言， 监督机制被用来协调企业股东和管理者的利益， 以减少利益冲突以及随之而来的机会主义行为。Jensen和Meckling（1976）将审计描述为一种能够更密切地识别管理者与外部股东利益的重要机制。因此， 高质量审计被认为是一种有效的监督机制（谭雪等，2022）， 有助于抑制管理人员操纵盈余。以往的很多实证研究结果表明， 大型会计师事务所更容易发现、 识别和查明管理者的错误报告， 因为大型会计师事务所可能会进一步有效地监督企业（Watts和Zimmerman，1986）。而且一旦审计失败， 大型会计师事务所会损失更多。因此， 为了维护自身名誉以及规避法律责任（Behn等，1997）， 大型会计师事务所会比较保守， 以更好地限制被审计单位使用可自由裁量的应计利润， 从而缩减了企业盈余管理的规模（Lin和Hwang，2010）。
高质量审计不仅体现了会计师事务所的规模， 还能体现审计师所具有的行业专长， 因为提供高质量审计服务的能力来源于為类似行业客户提供服务时所积累的专业知识， 以及经常参与行业内审计的经验（Dunn和Mayhew，2004）。因此， 审计师行业专长有关的大量实证研究表明， 审计师的行业专长能产生更强的审计监督效应（谭雪等，2022）、 更好地提高客户企业的财务报告信息质量（王生年等，2018）和降低客户企业财务报告中可能存在的重述或违规风险（ Chin和Chi，2009）， 且与非行业专长审计师的客户企业相比， 行业专长审计师的客户企业所报告的可操控性应计利润更低（Lin和Hwang，2010）， 即审计师的行业专长缩减了企业盈余操纵的空间。
通过上述分析可知， 现行会计准则关于研发支出资本化的处理方法所存在的弊端， 为企业管理者提供了应计制盈余管理和粉饰财务报告的可能手段， 但是高质量审计对于企业研发支出是否真正达到资本化条件的评估和判断也会更加谨慎， 更能有效地减弱企业管理层为了自身利益而主观虚增资本化金额以提高企业当期盈余的机会主义动机。即高质量审计能提高企业研发支出资本化信息的可靠性， 因此， 这些研发项目能形成创新成果的成功概率会更大。
（二）基于创新能力的分析视角
1. 企业创新的信息不对称特征与道德风险。信息不对称问题是制约企业投资达到最优化的重要因素（张纯和吕伟，2009）， 因为管理者可以持续不断地观察每个项目投入产出的变化， 而外部投资者只能在间断时间点获得高度汇总的项目信息 （Aboody和Lev，2000）。与其他投资相比， 创新投资的信息不对称程度可能更加严重（Holmstrom，1989）。企业进行的创新往往是针对该企业所特有的， 因此， 企业外部投资者几乎无法获得有关其投资价值或潜力的信息（Aboody和Lev，2000）。而且， 企业创新涉及该企业的专有信息可能容易被竞争对手过度挖掘和利用， 这必将影响管理者所披露信息的透明度， 从而导致企业创新投资存在的道德风险问题也比其他投资更为严重（Holmstrom，1989）。
根据静态生活模型， 当企业管理者没有受到有效监督时， 他们会因为创新本身固有的风险和长期性而避免进行创新投资（Bertrand和Mullainathan，2003）。职业关注模型进一步指出， 当企业管理者的风险偏好低于其股东的最佳水平时， 他们会因为担心被解雇而对长期性创新项目应否开展保持犹豫。因此， 企业管理者会放弃那些对其自身利益有很大不确定影响但净现值为正的创新项目（Gormley和Matsa，2016）。管理层短视模型还强调管理者可能牺牲企业创新来实现短期收益目标的道德风险问题， 因为资本市场始终无法正确地对这些创新投资的价值进行评估（Stein，1989）。因此， 基于企业创新的信息不对称特征与管理者道德风险的分析， 财务报表中已经资本化处理的研发支出仅是企业管理者按照企业当时条件和情况所做出的初步评估和判断， 而这些研发支出资本化时初步确认的预期创新成果要真正成功转化为现实的创新成果， 还将受到该企业后续能否及时投入必要的人力、 物力和财力等诸多因素的影响。
2. 高质量审计对企业创新能力的影响。需要强调的是， 学术界目前已得到广泛支持的观点是高质量审计有利于提升企业财务报告的质量（陈小林等，2013）， 而高质量企业财务报告可以缓解企业管理者与所有者之间的信息不对称， 更充分地披露创新项目的当前信息及其潜在回报的信息（Roychowdhury等，2019）。基于非对称信息下投融资理论的研究表明， 投资者更愿意为具有高质量财务报告的企业提供创新项目所需资金（Myers和Majluf，1984）。不仅如此， 相比财务报告质量低的企业， 财务报告质量高的企业可以更及时地进行大额筹资（Chang等，2009）， 其权益成本（曾颖和陆正飞，2006）和债务资本成本 （王雄元和曾敬，2019）也更低。这进一步提升了企业持续进行创新投资的能力（Beyer等，2010）。
高质量财务报告还可以降低企业创新投资的道德风险成本从而促进企业创新能力提升。由于能提供更及时、 可靠的信息， 高质量财务报告有助于董事和股东更好地评估、 监督投资决策， 并为管理者提供建议（Beyer等，2010）。而且， 高质量财务报告有利于与经理层签订条款更详尽的契约（Armstrong等，2010）， 有效的激励契约有利于鼓励企业管理者开展更多的创新项目而免受其职业顾虑的影响， 从而缓解其管理层短视问题。基于上述高质量审计对缓解信息不对称和道德风险问题的影响分析， 高质量审计有助于企业持续进行创新投入和提升创新能力， 因而也有利于研发支出资本化时初步确认的预期创新成果后续能够相对顺利地转化为现实创新成果。
综上所述， 从抑制盈余管理的视角， 高质量审计能提高企业资本化研发支出信息的可靠性， 因而这些研发项目未来能转化为创新成果的成功概率会更高； 同时， 从企业创新能力的提升作用分析， 高质量审计有利于促进这些研发支出资本化时初步确认的预期创新成果后续顺利地转化为现实创新成果。为此， 本文提出如下H1。
H1： 限定其他条件， 高质量审计有利于提高企业资本化研发支出的创新绩效。
三、 研究设计
（一）研究模型与变量定义
本文借鉴陈红等（2018）的计量模型， 构建基本的多元回归模型（1）如下：
NPTi，t=a0+a1CAPTRDLi，t-1+a2CAPTRDLi，t-1×BIGFRLi，t-1+a3BIGFRLi，t-1+a4STATEDUi，t+a5UNIFYi，t+a6INDEPENDi，t+a7LEVi，t+a8ROAi，t+a9CASHPSi，t+a10GROWi，t+a11ESTABLISHi，t+a12ENVIRNi，t+a13INDUS+a14YEAR+ε （1）
本文將分别采用两种方法度量企业创新绩效： 首先采用该企业在该年度新增申请专利数量加1后的自然对数， 即为新增申请专利数量（NPT）， 作为衡量企业创新绩效的第一种度量方法； 其次， 采用该企业截至该年末累计拥有申请专利的总数量加1后的自然对数， 即申请专利总数（PT）， 作为衡量企业创新绩效的第二种度量方法。
资本化研发支出的度量也采用两种方法： 采用连续变量的度量方法， 即用该企业在上年度财务报告中的资本化研发支出金额加1后的自然对数， 以CAPTRDL表示； 采用虚拟变量的度量方法， 即若该企业在上年度财务报告中有资本化研发支出， 则取值为1， 否则为0， 以CAPTRDDYL表示。
本文将采用是否为“四大”会计师事务所作为高质量审计（BIGFRL）的主要度量方法。即如果该企业在上年度选择的审计师来自“四大”会计师事务所， 那么该变量取1， 否则为0。但DeFond和Zhang （2014）指出， 是否为“四大”会计师事务所的度量方式无法反映审计质量的细微差异。为此， 本文借鉴了国内外文献的主流做法， 将采用企业的可操控性应计利润（DACCL）和审计收费（AUFEEL）作为衡量审计质量的其他替代变量。考虑到现实中资本化研发支出转化为创新成果仍然需要一定的过程， 本文对于资本化研发支出变量和高质量审计变量均采用相应的滞后期变量。
模型（1）中a2正负号及是否显著， 用以考察高质量审计对企业资本化研发支出的创新绩效所产生的影响。若a2显著为正， 则表明高质量审计对企业资本化研发支出的创新绩效起到了显著的促进作用。
上述模型（1）和本文实证研究中所涉及的全部变量名称及其定义汇总于表1。
（二）样本选择
本文选取2009 ～ 2020年我国A股上市公司作为初始样本， 并进行如下筛选： 剔除创新绩效变量和资本化研发支出变量数据缺失的观测值； 剔除高质量审计变量的数据缺失的观测值， 此处剔除高质量审计变量缺失值时采用是否“四大”会计师事务所（BIGFRL）作为标准， 原因是本文的可操控性应计利润（DACCL）变量和审计费用（AUFEEL）变量仅用于稳健性测试； 剔除是否国有企业、 CEO与董事长是否合一、 独立董事比重及其他控制变量数据缺失的观测值。经过以上步骤本文最终得到样本观测值11137个。
需要说明的是， 为了消除极端值对实证研究结论的影响， 本文对计量模型所涉及的全部连续变量均在1%和99%分位进行了Winsorize处理。本文涉及的数据通过手工整理或查询Wind、 CSMAR和同花顺数据库获得。
四、 实证结果及分析
（一）主要变量的描述性统计
表2 列示了主要变量的描述性统计结果。其中， 企业每年新增申请专利数量（NPT）的均值和中位数分别为2.725和2.773， 表明我国目前上市公司的整体创新产出能力较强， 最小值、 最大值和标准差分别为0.000、 6.784和1.602， 表明不同企业之间的创新产出能力存在很大差异， 而且企业专利总数变量（PT）也呈现类似的变化趋势； 资本化研发支出连续变量（CAPTRDL）的均值为6.059， 这表明在总体上企业资本化研发支出的金额巨大， 而且资本化研发支出虚拟变量（CAPTRDDYL）的均值为0.369， 意味着样本中大约有36.9%的企业存在着资本化研发支出的行为， 这也表明当前企业进行资本化研发支出的现象非常普遍。可见， 对于资本化研发支出的转化绩效的相关研究具有客观的必要性和重要性。
（二）基本回归分析
表3报告了创新绩效变量采用新增申请专利数量（NPT）的多元回归（ OLS）结果， 资本化研发支出连续变量（CAPTRDL）的回归系数均在1%的水平上显著为正（系数=0.027，t=14.84；系数=0.025，t=13.32）， 而且资本化研发支出连续变量（CAPTRDL）与高质量审计变量的交乘项（CAPTRDL?BIGFRL）的回归系数也在1%的水平上显著为正（系数=0.042，t =5.42）。这表明高质量审计显著地促进了企业资本化研发支出的创新绩效提高， 支持了本文提出的H1。
类似地， 表3报告的回归结果显示， 资本化研发支出虚拟变量（CAPTRDDYL）的回归系数也均在1%的水平上显著为正（系数=0.360，t=11.73；系数=0.329，t=10.49）， 而且资本化研发支出虚拟变量（CAPTRDDYL）与高质量审计变量的交乘项（CAPTRDDYL×BIGFRL）的回归系数也在1%的水平上显著为正（系数=0.674，t=5.03）。这同样表明高质量审计显著地促进了企业资本化研发支出的创新绩效提高， 也支持了本文提出的H1。
此外， 表3是否国有企业（STATEDU）、 资产负债率（LEV）、 资产收益率（ROA）、 每股现金净流量（CASHPS）、 营业收入增长率（GROW）和企业经营环境指数（ENVIRN）等控制变量的回归系数均保持显著为正， 且显著性水平均在1%以上， 这也表明企业的国有产权性质、 负债率越高、 资产收益率越高、 每股现金净流量越多、 营业收入增长率越高和企业所处的地区经营环境越优良， 均有利于企业创新绩效的提升。与之不同， CEO与董事长两职是否合一（UNIFY）的回归系数均在1%的水平上显著为负， 这表明CEO与董事长两职为同一人的公司治理结构将抑制企业的创新绩效提升。
需要指出的是， 表3的回归结果在以公司为聚类变量的聚类稳健标准差调整后， 与本文表3中所列示的实证结果也相吻合。考虑到后续还有很多稳健性测试， 为节省篇幅， 本文对聚类稳健标准差调整的相关回归结果均予以省略。
（三）稳健性检验
1. 更换被解释变量度量的方法。采用企业申请专利总数（PT）代替每年新增申请专利数量（NPT）的方法进行回归分析， 结果表明， 无论是资本化研发支出连续变量与高质量审计变量的交乘项（CAPTRDL×BIGFRL）的回归系数（系数=0.027，t=4.17）， 还是资本化研发支出虚拟变量与高质量审计变量的交乘项（CAPTRDDYL×BIGFRL）的回归系数（系数= 0.432，t=3.84）， 均在1%的水平上显著为正， 且资本化研发支出单变量的4个回归系数也均保持在1%的水平上显著为正。这再次表明高质量审计显著地促进了企业资本化研发支出的创新绩效提高， 因此本文提出的H1再次得到了支持。
2. 高质量审计采用操控性应计利润（DACCL）度量。为进一步检验实证结论的稳健性， 本文对高质量审计采用可操控性应计利润（DACCL）的度量方法进行相应的多元回归， 其回归结果显示， 资本化研发支出单变量（CAPTRDL或CAPTRDDYL ）的4个回归系数依然在1%的水平上显著为正， 并且资本化研发支出变量与高质量审计变量的交乘项（CAPTRDL?DACCL或CAPTRDDYL ?DACCL ）的4个回归系数均在1%或10%的水平上显著为负。由于高质量审计与可操控性应计利润（DACCL）的大小呈反向变动关系， 因此这同样表明， 高质量审计显著地促进了企业资本化研发支出的创新绩效提高。
3. 高质量审计采用审计费用（AUFEEL）度量。进一步， 本文对高质量审计采用审计费用度量的方法进行检验， 其实证结果表明， 资本化研发支出连续变量与高质量审计变量的交乘项（CAPTRDL×AUFEEL）回归系数（系数= 0.008，t=3.39）， 以及资本化研发支出虚拟变量与高质量审计变量的交乘项（CAPTRDDYL×AUFEEL）回归系数（系数= 0.125，t=3.15）均在1%的水平上显著为正。由于高质量审计与审计费用（AUFEEL）的大小呈正向变动关系， 因此这一结果依然表明， 高质量审计显著地促进了企业资本化研发支出的创新绩效提高。
4. Tobit回归。本文考虑到样本中创新绩效（NPT）变量有1234个观测值为0， 所以该变量是以0为下限的拖尾变量， 为此本文采用Tobit回归方法。回归结果也表明， 无论是资本化研发支出连续变量与高质量审计变量的交乘项（CAPTRDL×BIGFRL）的回归系数（系数= 0.043，t=5.06）， 还是资本化研发支出虚拟变量（CAPTRDDYL）与高质量审计变量的交乘项（CAPTRDDYL×BIGFRL）的回归系数（系数=0.702，t=4.70）均依然在1%的水平上显著为正， 本文提出的H1依然得到了支持。进一步， 若将本文的高质量审计分别采用可操控性应计利润（DACCL）和审计费用（AUFEEL）度量并进行相应的Tobit回归检验， 其实证结论仍然保持一致。
5. 采用固定效应和随机效应模型的检验。为进一步观测和提高实证结论的稳健性， 本文分别采用固定效应模型和随机效应模型进行实证检验， 其回归结果表明， 资本化研发支出变量与高质量审计变量的交乘项（CAPTRDL×BIGFRL或CAPTRDDYL×BIGFRL）的回归系数均保持在1%或10%的水平上显著为正。并且， 将企业创新绩效采用企业申请专利总数（PT）变量代替每年新增申请专利数量（NPT）变量后进行相应的固定效应模型和随机效应模型检验， 其交乘项（CAPTRDL×BIGFRL或CAPTRDDYL×BIGFRL）的回归系数均保持在1%的水平上显著为正。固定效应和随机效应模型的检验结果均表明， 高质量审计显著地促进了企业资本化研发支出的创新绩效提高， 支持了本文所提出的H1。
6. 剔除金融保险类企业后的检验。为了排除由于金融保险类企业創新的行业特殊性而对实证研究结论的稳健性可能带来的影响， 本文剔除了金融保险类行业的观测值后进行实证检验。其结果表明， 资本化研发支出变量与高质量审计变量的交乘项（CAPTRDL×BIGFRL或CAPTRDDYL×BIGFRL）的回归系数全部保持在1%的水平上显著为正， 其系数分别为0.044， 0.706， 0.030， 0.483。因此， 上述一系列稳健性测试的实证结果一再表明， 高质量审计能显著地促进企业资本化研发支出的创新绩效提高。
限于篇幅， 上述稳健性检验结果均没有一一展示， 留存备索。
（四）进一步研究
审计质量是被审计单位固有特征和财务报告制度的函数（Defond和Zhang，2014）， 因而审计质量或审计目标的实现程度也必然受被审计单位所处的政治环境、 经济环境以及地区法治环境等因素的影响（徐经长和汪猛，2018）。为此， 本文进一步探究下列不同的制度环境对高质量审计的创新驱动效应所产生的影响。
1. 企业内部党组织的治理环境。党的十八大以来， 无论是国有企业还是民营上市公司， 均开始关注基层党组织在企业中所发挥的治理和监督作用（李世刚和章卫东，2018）。目前较多的学术研究已经表明， 党组织参与公司治理不仅能够显著地抑制高管进行盈余操纵、 防治企业高管的隐性腐败和减少企业违规行为（郑登津等，2020）， 而且有利于企业履行社会责任（于连超等，2019）和提高投资效率（Li，2020）。按照这一逻辑， 党组织参与公司治理能够对研发支出的资本化是否真正符合条件进行有效监督， 降低其资本化金额错报或漏报的风险， 并进一步提高资本化研发支出的创新绩效。对于提升企业资本化研发支出的创新绩效而言， 党组织参与企业内部治理与高质量外部审计的促进效应将存在替代关系。然而， 已有研究表明， 不同企业对提升党组织治理的实际执行力度和效果存在很大差异（陈仕华和卢昌崇，2014）。因此， 本文先引入企业内部党组织治理变量与资本化研发支出变量的交乘项进行实证检验， 以观测党组织参与公司治理是否能提高研发支出资本化的创新绩效， 然后通过分组检验的方法观测党组织参与企业内部治理与高质量审计的监督是否存在替代效应。
企业内部党组织治理（PARTY）变量用企业董监高中党组织成员的人数度量， 企业内部党组织治理变量的数值越大， 表示党组织所发挥的治理作用越大。引入企业内部党组织治理（PARTY）变量与资本化研发支出变量的交乘项进行实证检验的结果如表4所示， 交乘项（CAPTRDL×PARTY或CAPTRDDYL×PARTY）的回归系数均保持在1%的水平上显著为正。该回归结果表明， 党组织参与公司治理显著提高了研发支出资本化的创新绩效。限于篇幅， 从表4开始本文对控制变量的回归结果没有一一列示， 留存备索。
为了进一步检验企业内部党组织参与治理与高质量审计的监督对于促进创新绩效而言是否存在替代效应， 本文按照企业内部党组织参与程度的强弱不同进行分组检验， 其结果如表5所示， 当企业董高监中党组织成员人数较少时（PARTY<2）， 表示党组织参与治理效应较弱， 资本化研发支出连续变量与高质量审计变量的交乘项（CAPTRDL?BIGFRL）的回归系数和显著性水平（系数= 0.056，t=5.23）相对较高。而当企业董高监中党组织成员人数较多时（PARTY≥2）， 交乘项（CAPTRDL×BIGFRL）的回归系数和显著性水平相对较低（系数=0.020，t=1.69）。基于似无相关模型SUR进一步检验显示， 交乘项（CAPTRDL×BIGFRL）回归系数在这两组间的差异在5%的水平上显著。分组检验的实证结果表明， 对于促进企业资本化研发支出的创新绩效而言， 党组织参与治理与高质量外部审计的监督存在明显的替代效应。此外， 资本化研发支出虚拟变量与高质量审计变量的交乘项（CAPTRDDYL×BIGFRL）的回归系数在两组之间也存在显著差异， 在此不再赘述。
2. 企业信用水平。随着我国商事制度改革的不断深化， 国家市场监督管理总局联合多部委协力推进以企业信用为核心的新型监管模式， 企业信用状况也已成为影响企业行为和经济后果的重要制度环境（孙红莉和雷根强，2019）。对于信用评级较高的企业而言， 其股东一般认为该企业内部控制制度非常有效。如果该企业没有获得足够的审计投入， 股东很可能认为企业存在明显的代理问题。在这种情况下， 企业管理层会与股东协调一致， 要求增加审计投入。假定企业其他风险变量不变， 特别是当企业信用评级较高时， 更需要增加额外的审计投入， 因为这更容易被市场相关参与者积极感知， 而信用评级较低的企业并不具备相同的激励目的（Lim和Mali，2021）。合法性理论认为， 成功企业的行为应该与社会目标保持一致（Henderson等，2004）。因此， 信用评级较高的企业， 其管理层会有强烈的动机要求增加额外的审计投入， 以提高审计质量和财务报告质量。本文可以预期， 与信用评级较低的企业相比， 信用评级较高的企业有更大的动力增加审计投入和提升审计质量， 而审计质量的提升则进一步促进企业研发支出资本化的创新绩效提高。
为了检验良好的企业信用对企业外部审计所带来的积极效应， 本文按照企业信用等级（CRT）变量的高低进行分组检验， 其实证结果列示于表6。从中可以明显看出， 当企业信用等级较高时（CRT大于或等于该变量的中位数， 即CRT≥3）， 资本化研发支出连续变量（CAPTRDL）与高质量审计变量的交乘项（CAPTRDL×BIGFRL）的回归系数显著为正， 并且其回归系数和显著水平相对较高（系数=0.029，t=2.59）； 而当企业信用等级较低时（RT小于该变量的中位数， 即CRT<3）， 交乘项（CAPTRDL×BIGFRL）的回归系数不显著且为负。资本化研发支出虚拟变量（CAPTRDDYL）与高质量审计变量的交乘项（CAPTRDDYL×BIGFRL）的回归系数在两组之间也呈现类似的规律。这一实证研究结果表明， 与较低的企业信用等级相比， 良好的企业信用能显著提升高质量审计对企业资本化研发支出的创新绩效的促进作用。
3. 地区法治环境。Francis和Wang （2008）指出， 由于各地区制度环境存在差异， 国际“四大”会计师事务所的激励机制会发生系统性的变化， 因而其审计行为在不同的地区并不统一。他们认为， 如果某国家或地区对投资者保护比较严格， “四大”会计师事务所对该地区客户的财务报告更为谨慎， 以应对可能带来的高诉讼风险。为了降低诉讼风险， 在投资者保护程度高的法治环境下会计师事务所更有可能提供高质量审计服务（Abughazaleh等，2015）。Choi等（2018）的实证研究表明， 良好的地区法治环境显著提升了高质量审计的监督效应。然而， 由于各地区的历史文化、 经济政策、 资源禀赋和交通状况等因素的差异而导致我国各地区法治环境的完善程度呈現显著差异 （何平林等，2019）。
为此， 本文按照地区法治环境的完善程度进行分组检验， 以探究不同的法治环境对高质量审计的经济后果所起的调节效应。实证结果如表7所示： 当企业所在地区的法治环境相对良好时（LAW大于该变量的中位数，即LAW≥3.88）， 资本化研发支出连续变量（CAPTRDL）与高质量审计变量的交乘项（CAPTRDL×BIGFRL）的回归系数（系数=0.051，t=5.37）在1%的水平上显著为正； 而当企业所在地区的法治环境较差时（LAW小于该变量的中位数， 即LAW<3.88）， 交乘项（CAPTRDL×BIGFRL）的回归系数（系数=0.021，t=1.60）不显著。与之相似， 当企业所在地区的法治环境相对良好时（LAW≥3.88）， 资本化研发支出虚拟变量（CAPTRDDYL）与高质量审计变量的交乘项（CAPTRDDYL×BIGFRL）的回归系数（系数= 0.819，t=4.88）在1%的水平上显著为正； 而当企业所在地区的法治环境较差时（LAW<3.88）， 其交乘项（CAPTRDDYL×BIGFRL）的回归系数（系数=0.346，t=1.56）不显著。这一实证结果表明， 与较差的地区法治环境相比， 完善的地区法治环境能提高审计质量及其监督效应， 进而更有利于高质量审计促进企业资本化研发支出的创新绩效提高。
五、 研究结论与政策建议
（一）研究结论
本文选取2009 ～ 2020年我国A股上市公司为基本样本， 构建多元线性回归模型进行实证检验， 从抑制盈余管理和提升创新能力两个维度揭示高质量审计对资本化研发支出的创新绩效的影响机理， 并采用多种方法进行了一系列稳健性测试。实证研究结论一致表明， 高质量审计显著地提高了企业资本化研发支出的创新绩效。进一步研究还发现， 企业内部党组织参与治理显著提高了企业资本化研发支出的创新绩效， 而且企业内部党组织参与治理与高质量外部审计的监督存在一定的替代效应； 与较低等级的企业信用相比， 良好的企业信用能显著提升高质量审计对企业资本化研发支出的创新绩效的促进作用； 与较差的地区法治环境相比， 良好的地区法治环境能提高审计质量和其监督效应， 进而更有利于高质量审计促进企业研发支出资本化的创新绩效提高。
（二）政策建议
本文的结论对于如何提升企业创新绩效的政策制定具有重要的启示， 具体如下： 第一， 当前在进一步加强注册会计师对企业创新战略审计、 创新过程审计和创新绩效审计的同时， 迫切需要构建一套顺应新时代企业创新发展的审计框架和理论体系， 充分发挥高质量审计的治理功能在服务于国家创新战略中的重要作用。第二， 需要高度重视企业内部党组织参与公司治理所起的监督作用， 积极探索和完善党组织参与公司治理的顶层制度设计， 鼓励民营企业在符合条件的前提下设立党组织， 提高企业各层管理者对国家创新战略的敏感度和对企业创新相关决策的科学性。第三， 健全以企业信用为核心的新型监管机制， 尽快提升各地区法治环境水平， 由于企业信用监管制度能否有效执行受制于其地区法治水平的完善程度（柯东昌和李连华，2022）， 因此必须多管齐下， 才能助力企业创新效率的提升。
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（責任编辑·校对： 李小艳 黄艳晶）
【基金项目】浙江省教育厅科研项目（项目编号：Y202147413）；国家社会科学基金项目（项目编号：22BDJ099）
【作者单位】1.浙江财经大学会计学院， 杭州 310018；2.温州商学院管理学院， 浙江温州 325035。 柯东昌为本文通讯作者
