徐杰　劉佳

摘要：2007年，我國(guó)新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則對(duì)研發(fā)支出的會(huì)計(jì)處理方式由費(fèi)用化修訂為有條件資本化，那么，研發(fā)支出資本化是否促進(jìn)了企業(yè)績(jī)效的提升？鑒于此，文章利用2004～2011年上市高新技術(shù)企業(yè)數(shù)據(jù)，基于傾向得分匹配的雙重差分法實(shí)證檢驗(yàn)研發(fā)支出資本化對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的影響效應(yīng)。結(jié)果表明：研發(fā)支出資本化對(duì)企業(yè)當(dāng)期財(cái)務(wù)績(jī)效沒有顯著影響，但導(dǎo)致滯后兩期的財(cái)務(wù)績(jī)效顯著提升，即研發(fā)支出資本化的影響效應(yīng)存在滯后性，進(jìn)一步通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)驗(yàn)證了結(jié)論的可靠性。

關(guān)鍵詞：研發(fā)支出資本化;高新技術(shù)企業(yè);雙重差分

一、引言及文獻(xiàn)綜述

隨著知識(shí)經(jīng)濟(jì)的不斷深化，企業(yè)研發(fā)行為成為決定企業(yè)價(jià)值的重要因素和外部決策者定價(jià)的重要依據(jù)。企業(yè)若能率先完成技術(shù)創(chuàng)新，則能占據(jù)優(yōu)勢(shì)地位，率先進(jìn)入新領(lǐng)域，形成新的利潤(rùn)增長(zhǎng)點(diǎn)，提高企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效，由此可見，研發(fā)投入對(duì)企業(yè)的重要性不言而喻。然而，我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則規(guī)定對(duì)研發(fā)支出全部進(jìn)行費(fèi)用化處理，這成為企業(yè)加大研發(fā)力度的阻礙。為了改變這一困境，2007年，我國(guó)頒布了新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，準(zhǔn)則中明確規(guī)定了對(duì)研發(fā)支出進(jìn)行有條件資本化處理，改變了之前的全部費(fèi)用化處理方式，企業(yè)不必?fù)?dān)心研發(fā)支出過大而影響企業(yè)績(jī)效，這一改變引起了社會(huì)各界的廣泛關(guān)注，部分學(xué)者認(rèn)為新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則有助于消除企業(yè)的短期行為，增加企業(yè)的利潤(rùn)。那么，研發(fā)支出資本化是否以及如何對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生影響？

目前國(guó)內(nèi)外學(xué)者從多方面展開研究，但對(duì)該政策產(chǎn)生的效果如何尚未形成統(tǒng)一的結(jié)論。大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為研發(fā)支出的資本化處理對(duì)企業(yè)績(jī)效具有正向影響。Jan和Peter（2020）針對(duì)2008～2016年期間24個(gè)歐洲國(guó)家的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)研發(fā)支出資本化有利于提升財(cái)務(wù)績(jī)效，尤其是信息和通信技術(shù)企業(yè)。鄒燕（2010）同樣選取以信息和通信技術(shù)產(chǎn)品為主營(yíng)業(yè)務(wù)的120多家上市公司為樣本，對(duì)其2006年和2007年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則對(duì)研發(fā)支出資本化的規(guī)定促進(jìn)了企業(yè)加大研發(fā)支出，進(jìn)而提高企業(yè)績(jī)效。然而，不乏反對(duì)之聲，也有部分學(xué)者認(rèn)為兩者之間存在顯著負(fù)相關(guān)。Lee（2017）利用2001～2012年韓國(guó)交易所除金融業(yè)外的所有上市公司數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)韓國(guó)股票市場(chǎng)R&D支出資本化與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，即R&D支出資本化降低了企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效。李華（2015）采用2007～2013年中國(guó)A股市場(chǎng)機(jī)械制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)研發(fā)支出資本化對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效存在負(fù)相關(guān)。還有學(xué)者認(rèn)為研發(fā)支出資本化和企業(yè)績(jī)效不存在相關(guān)關(guān)系。潘峰（2014）通過對(duì)湖北省高新技術(shù)企業(yè)進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)研發(fā)支出資本化與主營(yíng)業(yè)務(wù)收入不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。劉云（2020）以創(chuàng)業(yè)板上市的189家中關(guān)村高新技術(shù)企業(yè)為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)當(dāng)期研發(fā)支出資本化對(duì)企業(yè)績(jī)效水平的影響并不明顯。此外，還有學(xué)者認(rèn)為研發(fā)支出資本化的影響效應(yīng)存在一定的滯后性。Chen和Guo（2019）采用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型檢驗(yàn)R&D支出資本化對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響，發(fā)現(xiàn)R&D資本化不僅降低了當(dāng)期的經(jīng)營(yíng)績(jī)效，而且在未來(lái)會(huì)持續(xù)對(duì)其產(chǎn)生影響。王君彩和王淑芳（2008）對(duì)電子信息行業(yè)的有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了微觀層面的分析，認(rèn)為企業(yè)研發(fā)支出資本化和企業(yè)績(jī)效在當(dāng)期無(wú)顯著關(guān)系，但存在收益滯后性。

可見，隨著新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的頒布實(shí)施，研發(fā)支出資本化的相關(guān)研究逐漸增多，但仍存在著一些問題和缺憾。一是目前大部分研究采用回歸分析方法，并沒有分離同期事件對(duì)研發(fā)處理變革的影響，得出的結(jié)論可能存在一定的偏差，研究方法不夠科學(xué);二是考慮處理組與對(duì)照組樣本匹配問題，研究方法仍需進(jìn)一步完善。鑒于此，本文從兩方面對(duì)既有研究進(jìn)行拓展：一是本文采用雙重差分法對(duì)影響研發(fā)處理變革的同期事件進(jìn)行分離和控制，使得實(shí)驗(yàn)結(jié)果能夠單獨(dú)反映該變革對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響，并且對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，增加了實(shí)驗(yàn)結(jié)果的科學(xué)性和可靠性;二是采用傾向得分匹配法（PSM）對(duì)實(shí)驗(yàn)組和控制組樣本進(jìn)行一對(duì)一匹配，以消除樣本選擇偏差。從而更加科學(xué)合理地檢驗(yàn)研發(fā)支出資本化對(duì)高新技術(shù)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的影響效應(yīng)，進(jìn)一步為相關(guān)政策制定提供實(shí)證依據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

隨著新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的頒發(fā)，對(duì)研發(fā)費(fèi)用的處理方式由全部費(fèi)用化轉(zhuǎn)變成有條件的資本化，激發(fā)了經(jīng)營(yíng)管理者從長(zhǎng)遠(yuǎn)的目標(biāo)出發(fā)，積極投資于能給企業(yè)帶來(lái)利潤(rùn)的領(lǐng)域，刺激企業(yè)進(jìn)行科技創(chuàng)新。古斯和金斯伯格認(rèn)為企業(yè)實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新可促進(jìn)企業(yè)形成領(lǐng)先者優(yōu)勢(shì)，率先進(jìn)入新領(lǐng)域，獲得新的利潤(rùn)增長(zhǎng)點(diǎn)，提高企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效。國(guó)內(nèi)外許多學(xué)者從理論上大都認(rèn)為這一改變?cè)谝欢ǔ潭壬洗碳ち似髽I(yè)加強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新，從而有利于提高企業(yè)的績(jī)效（CHANDAN，2012;張曉輝、呂星文和周偉杰，2020）。鑒于此，本文提出假設(shè)1。

H1：研發(fā)支出資本化對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效有積極影響。

根據(jù)無(wú)形資產(chǎn)理論可知，研發(fā)創(chuàng)新具有風(fēng)險(xiǎn)性、不可逆性和不確定性，企業(yè)內(nèi)部的研發(fā)通常包括研究階段和開發(fā)階段，這是一個(gè)漫長(zhǎng)的過程，研究階段是進(jìn)行前期的探索，這個(gè)階段無(wú)法確定該項(xiàng)研發(fā)能否為企業(yè)帶來(lái)經(jīng)濟(jì)效益，因此會(huì)產(chǎn)生很大一部分的沉沒成本。開發(fā)階段則是將理論轉(zhuǎn)化為產(chǎn)品的過程，但是新技術(shù)或者新產(chǎn)品不能馬上為企業(yè)帶來(lái)經(jīng)濟(jì)效益，需要通過大量的試驗(yàn)才能投入市場(chǎng)，而只有能夠獲得市場(chǎng)份額的新產(chǎn)品才會(huì)為企業(yè)創(chuàng)造效益，因此，研發(fā)活動(dòng)對(duì)企業(yè)當(dāng)期績(jī)效的影響不大，可能存在一定的滯后性（曹昱、劉美鳳和饒競(jìng)，2016;潘雄鋒、李昌昱和孔新男，2020等）。因此，本文提出假設(shè)2。

H2：研發(fā)支出資本化對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的影響具有滯后性。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2010年《上市公司行業(yè)分類指引》高新技術(shù)行業(yè)中的信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)與科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)上市公司作為高新企業(yè)樣本，即實(shí)驗(yàn)組。鑒于傳統(tǒng)制造業(yè)以制造為中心，研發(fā)所占比重較小，因此研發(fā)費(fèi)用從費(fèi)用化到資本化變革對(duì)傳統(tǒng)制造業(yè)的影響甚微（王海軍，2015），本文以傳統(tǒng)制造業(yè)中的紡織服裝服飾業(yè)、食品制造業(yè)和農(nóng)副食品加工業(yè)上市公司作為控制組，時(shí)間窗口定位在2004～2011年。由于相關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)在統(tǒng)計(jì)時(shí)存在的若干缺陷，本文借鑒大多數(shù)文獻(xiàn)的做法，對(duì)該數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行如下處理：剔除總資產(chǎn)、工業(yè)增加值、銷售額以及固定資產(chǎn)凈值為零或負(fù)數(shù)的樣本;剔除從業(yè)人數(shù)小于 8 人的樣本;剔除數(shù)據(jù)不全及有時(shí)間間斷的樣本;剔除實(shí)收資本為負(fù)值和零的樣本。通過篩選，本文得到該數(shù)據(jù)庫(kù)中在 2004～2011年持續(xù)經(jīng)營(yíng)的80家企業(yè)，總觀測(cè)值為640個(gè)。

（二）模型構(gòu)建

雙重差分法（DID）是一種準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究方法，它度量外生事件或沖擊對(duì)實(shí)驗(yàn)組與控制組之間在一段時(shí)間產(chǎn)生影響的差異。本文采用DID方法檢驗(yàn)研發(fā)資本化的實(shí)施對(duì)高新技術(shù)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的因果效應(yīng)，設(shè)定虛擬變量treat來(lái)描述政策效應(yīng)，當(dāng)樣本為實(shí)驗(yàn)組時(shí)，treat取值為1，當(dāng)樣本為控制組時(shí)，treat取值為0;設(shè)定虛擬變量time來(lái)描述時(shí)間效應(yīng)，由于研發(fā)支出資本化的會(huì)計(jì)處理方式是2007年開始實(shí)施的，所以當(dāng)樣本年份大于等于2007年時(shí)，time取值為1，當(dāng)樣本年份小于2007年時(shí)，time取值為0。依照上述思路，本文設(shè)計(jì)了如下模型：

ROAit=β0+β1Timeit+β2Treatit+β3Timeit×Treatit+∑βkXit+εit（1）

其中ROAit是被解釋變量，表示企業(yè)i在年份t的財(cái)務(wù)績(jī)效，度量的指標(biāo)是總資產(chǎn)收益率;Timeit為改革時(shí)間啞變量，改革前賦值為 0，改革后賦值為1;Treatit為改革分組啞變量，控制組賦值為0，實(shí)驗(yàn)組賦值為1;Xit為控制變量，代表個(gè)體i隨時(shí)間變化的特征;_it表示其他隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng);Timeit與TTreatit交乘項(xiàng)的系數(shù)β3稱為雙重差分估計(jì)量，它反映政策的作用效果，是本文主要考察的項(xiàng)。

利用DID方法，有一個(gè)前提條件必須滿足，即實(shí)驗(yàn)組和控制組必須滿足共同趨勢(shì)假設(shè)，本文采用傾向得分匹配法（PSM）解決DID模型中共同趨勢(shì)假設(shè)的問題，以消除樣本選擇偏差，構(gòu)建如下模型：

ARDit=α0+α1SIZEi+α2TAXi+α3LEVi+α4GRi+εi（2）

其中ARD是研發(fā)支出資本化政策變量，i表示是采用研發(fā)支出資本化政策的企業(yè)取1，否則為0。解釋變量分別為企業(yè)規(guī)模，所得稅水平，營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率和資產(chǎn)負(fù)債率。

（三）變量定義

本文設(shè)置變量含義及計(jì)算方法見表1。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

樣本中主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果列于表2，由表2可知，被解釋變量總資產(chǎn)收益率的概率分布函數(shù)基本服從正態(tài)分布，從資產(chǎn)負(fù)債率和營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率兩個(gè)控制變量來(lái)看，數(shù)據(jù)的離散程度偏高，這可能是與企業(yè)自身的發(fā)展策略有關(guān)。

（二）傾向得分匹配

本文采用Becker and Lchino（2002）的方法，選擇非替代性的一對(duì)一最近鄰匹配方法，在考察2004～2011年的動(dòng)態(tài)邊際效應(yīng)時(shí)，借鑒Bludell et al.（2000）和Heyman et al.（2007）的相關(guān)研究，采用逐年匹配的方法為各年的實(shí)驗(yàn)組找到相匹配的控制組。匹配后除去沒有成功匹配的28家企業(yè)，最終得到了與實(shí)驗(yàn)組相對(duì)應(yīng)的控制組企業(yè)340家。為了測(cè)試匹配結(jié)果的可靠性，本文還對(duì)最終匹配結(jié)果的平衡性進(jìn)行了檢驗(yàn)。由于篇幅問題此處不展示圖表。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果可得，進(jìn)行匹配之后所有變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差絕對(duì)值都小于5%，這說明所使用的匹配方法和匹配變量是合理的。并且匹配之后的t統(tǒng)計(jì)量都不顯著，由此說明匹配后的變量在實(shí)驗(yàn)組和控制組之間不存在顯著差異，即對(duì)樣本進(jìn)行匹配之后可以保證樣本處理的隨機(jī)性，同時(shí)可以提高本文估計(jì)結(jié)果的可靠性。

（三）平行趨勢(shì)假設(shè)檢驗(yàn)

本文在PSM的基礎(chǔ)上，將時(shí)間虛擬變量細(xì)分為樣本期間各年的虛擬變量，以2007年為基準(zhǔn)進(jìn)行回歸，通過在回歸中加入政策虛擬變量與時(shí)間虛擬變量的交互項(xiàng)，來(lái)檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)組與控制組的事前平行趨勢(shì)。若研發(fā)支出資本化實(shí)施前的交互項(xiàng)系數(shù)均不顯著，則表明樣本數(shù)據(jù)滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。經(jīng)檢驗(yàn)，樣本數(shù)據(jù)滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，使用當(dāng)前的數(shù)據(jù)進(jìn)行雙重差分檢驗(yàn)是可行的。

（四）雙重差分結(jié)果分析

1. 對(duì)當(dāng)期財(cái)務(wù)績(jī)效的結(jié)果分析

通過上述傾向得分匹配后，本文得到與實(shí)驗(yàn)組特征相似的控制組，采用雙重差分法考查研發(fā)支出資本化對(duì)企業(yè)當(dāng)期財(cái)務(wù)績(jī)效的影響，具體結(jié)果列于表3中。第（1）列是未加入控制變量的估計(jì)結(jié)果，第（2）列則是加入控制變量的估計(jì)結(jié)果?？梢?，無(wú)論是否加入控制變量，交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)都不顯著，但并不能得出研發(fā)支出資本化對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效沒有顯著影響的結(jié)論，仍需對(duì)影響效應(yīng)的滯后期做進(jìn)一步檢驗(yàn)。

2. 影響效應(yīng)滯后效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)PSM匹配的樣本數(shù)據(jù)，本文進(jìn)一步考察研發(fā)支出資本化實(shí)施隨時(shí)間變化的動(dòng)態(tài)邊際效應(yīng)來(lái)檢驗(yàn)滯后性，即在2009～2011年分別觀察研發(fā)支出資本化實(shí)施對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的影響，與此對(duì)應(yīng)的模型如下式所示：

ROAit=β0+β1Treatit+β2y09it+β3y10it+β4y11it+β5Treatit×y09it+β6Treatit×y10it+β7Treatit×y11it+∑βkXit+εit（3）

其中，y09、y10和y11分別對(duì)應(yīng)2009～2011年的時(shí)間虛擬變量，當(dāng)年賦值為1，其余年份賦值為零。treat×y09、treat×y10和treat×y11分別為政策虛擬變量與各年虛擬變量的交乘項(xiàng)，剩余的指標(biāo)與式（1）的含義相同。表4列示了動(dòng)態(tài)邊際效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。列（1）和列（2）分別表示不加控制變量和加入控制變量的結(jié)果。

由表4可知，無(wú)論是否加入控制變量，滯后兩期的相關(guān)系數(shù)仍顯著為正，表明研發(fā)支出資本化對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的影響具有滯后性，且顯著為正。研究假設(shè)H1和H2得到驗(yàn)證，即研發(fā)支出資本化對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效有積極影響，且存在滯后性。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

采用雙重差分法來(lái)分析研發(fā)支出資本化對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效影響的前提是實(shí)驗(yàn)組和控制組具有可比性，即如果不存在研發(fā)支出資本化這一事實(shí)，實(shí)驗(yàn)組和控制組的財(cái)務(wù)績(jī)效不會(huì)隨著時(shí)間的變化而變化。因此，本文借鑒Hung and Wang的方法，對(duì)這一假設(shè)進(jìn)行反事實(shí)檢驗(yàn)。本文假設(shè)研發(fā)支出資本化這一變革是從2009年開始實(shí)施的，對(duì)其進(jìn)行上述雙重差分檢驗(yàn)，由于篇幅問題此處不展示圖表結(jié)果。

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，當(dāng)政策實(shí)施時(shí)間為2009年時(shí)，回歸方程中的交叉項(xiàng)系數(shù)不顯著，即實(shí)驗(yàn)組和控制組的當(dāng)期、滯后一期和滯后兩期的總資產(chǎn)收益率（ROA、F.ROA和F2.ROA）均不隨時(shí)間變化而產(chǎn)生顯著差異，表明本文結(jié)論是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與建議

論文基于傾向得分匹配的雙重差分法，對(duì)高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)支出資本化對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的影響效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明：研發(fā)支出資本化對(duì)企業(yè)當(dāng)期的財(cái)務(wù)績(jī)效沒有顯著影響，進(jìn)一步通過動(dòng)態(tài)邊際效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)影響效應(yīng)具有滯后性，且滯后期為兩年，對(duì)上述結(jié)論的穩(wěn)健性檢驗(yàn)進(jìn)一步驗(yàn)證了本文結(jié)論的可靠性。可見，企業(yè)研發(fā)支出需要一定時(shí)間才能真正轉(zhuǎn)化為企業(yè)績(jī)效，高新技術(shù)企業(yè)應(yīng)充分利用研發(fā)支出資本化的政策優(yōu)勢(shì)，加大研發(fā)力度并保持研發(fā)投入的持續(xù)性。政府應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)相應(yīng)的鼓勵(lì)政策，激勵(lì)企業(yè)通過持續(xù)研發(fā)投入創(chuàng)造經(jīng)濟(jì)效益，企業(yè)績(jī)效的提升又會(huì)進(jìn)一步促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)投入，進(jìn)而形成研發(fā)投入到經(jīng)濟(jì)效益的良性循環(huán)。

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（作者單位：昆明理工大學(xué)）