研发投入、审计意见与公司绩效

张林 方丽秋

一、引言

熊彼特在其所著《经济发展理论》一书中提出技术创新理论，指出在研发活动上投入资金一方面是为了研发出独具特色的最新颖的产品或最先进的技术（尹美群等，2018），打造自己独特的品牌优势，投入市场赢得市场占有率获得公众认可，但将研发成果转化为生产力还需要很长的时间（徐焕章等，2019）。另一方面是提高生产要素利用率，降成本升产能。从这两个方面来讲，研发活动对打造新型产品，提高产品质量有不可比拟的作用。在年度财务报告中，注册会计师出具的审计意见在公司的研发活动决策及绩效中有至关重要的影响，对外部信息使用者做出决策有重要的指导意义。审计意见作为一种外部监督治理机制，向信息使用者传递出公司财务报告是否真实可靠的信息。标准无保留意见提高了信息使用者对信息质量的信赖程度（张勇等，2013），相当于为公司买了一份安全保险，而非标准无保留意见会让信息使用者对公司经营状况产生质疑。所以，审计意见可以减轻信息使用者与公司或企业间的信息不对称问题（陈华等，2011）。

在新三板挂牌的公司多数处于初创期或成长期，新三板市场是培育成长型、科技型企业的摇篮和孵化器。目前有大量文献从各个方面研究了上市公司的研发投入、审计意见，但是学术界对于非上市公司在此方面还缺乏应有的关注。近年来在新三板市场挂牌的公司数量逐步呈现出缩减趋势，这是值得关注的一个问题。既然标准无保留意见对公司会产生诸多积极影响，那么它在研发投入与公司绩效之间会不会发挥积极作用呢？即使增加研发投入后降低当期绩效，好的审计意见能不能缓解当前的状况呢？如果将研发投入滞后一期，审计意见又会带来怎样的影响？这些正是本文需要通过实证分析来深入探讨的问题。

二、文献回顾与假设提出

（一）研发投入对公司绩效的影响

国内外学者对于研发投入与公司绩效的研究有很多，然而并未形成统一的结论，主要可以分为三类：（1）研发投入与公司绩效正相关。Stam & Wennberg（2018）对荷兰的公司进行实证研究，结果显示研发投入提高公司业绩对初创期的公司影响比成长期与成熟期更为显著。Ehie & Olibe （2010）对美国制造业与服务业的研究中得出研发投入与绩效成显著正相关。Rabiei & Dadkhah（2014）得出研发投入使公司拥有长期技术优势。王楠等（2017）采用修正的标准差估计方法实证研究我国工业企业高技术行业研发投入与公司绩效的关系，发现高技术企业的研发投入对公司绩效起到显著的促进作用。徐焕章与郭倩文（2019）研究发现，研发投入与当期绩效成显著正相关，对公司绩效的影响存在显著滞后性。（2）部分学者认为研发投入与公司绩效成负相关。Cazavan-jeny & Jeanjean（2006）发现研发投入降低股票价格和公司绩效。田倩倩等（2019）以信息技术类上市公司为样本，得出研发投入与绩效成负相关。沈嘉云等（2019）把研发投入分为资本化研发投入与费用化研发投入，发现费用化研发投入对公司绩效有显著的消极影响。（3）研发投入与公司绩效不存在相关性。一些新兴产业或是处于初创期与成长期的公司研发投入并不能显著对公司绩效产生影响。研发是一项高投入性的活动，结果也不一定都尽如人意。Morbey(1988）发现研发投入与公司绩效并没有相关性。Sridhar et al （2014）也发现二者关系并不显著。李青（2014）对战略新兴产业公司的研究也表明，研发投入对公司当期绩效没有显著相关性。何梦兰等（2018）研究发现研发投入与营业收入、营业利润都不具有相关性。而对于我国新三板市场来说，虽然它的出台主要是为了创新、创业、成长型的中小微企业服务，但是市场内融资难的问题仍然存在。相比每轮可以融资上亿元的创业板来说，新三板公司的融资规模最高只能达到五千万元，相对偏低的融资额从某种程度上来讲对企业的创新发展十分不利，那么对提升公司绩效可能会有抑制作用。基于此，提出本文假设H1：

H1：其他条件不变，研发投入对公司绩效有显著的负向影响。

表1 变量定义与符号

表3 相关性分析

（二）审计意见对公司绩效的影响

根据信息不对称理论，掌握更多信息的一方会向掌握信息较少的一方传递有利于自身的信息谋取利益，掌握信息较少的一方会努力从第三方获取想要得知的信息（刘彬等，2017），市场中传递出来的信号在一定程度上可以弥补双方之间的信息不对称问题，审计意见缓解了这种信息不对称问题，解决了逆向选择与道德风险，成为投资者做出决策的重要参考标准。国内外学者关于审计意见与公司绩效的研究集中在多个方面。Fan & Wong （2005）研究东亚新兴市场国家的上市公司中审计意见的作用，得出其积极影响公司绩效。Ghosh（2007）的研究也证实注册会计师的审计可以减少管理层的道德风险，促进公司绩效的提升。Holt & Dezzort （2009）认为标准无保留意见增强外部投资者投资信心，非标准无保留意见打击投资者信心。Menon & Willians （2010）研究得出标准无保留意见对市场产生积极影响，否则产生消极影响。陈依萍和叶陈毅（2019）证实了标准无保留意见对商业信用融资有积极影响，相对于非标准无保留意见，被出具标准无保留意见的公司融资更容易，融资渠道也更宽，提高了资源配置效率。张雁（2019）对审计意见与融资成本的研究结果显示，被出具非标准无保留意见的公司需要付出的融资成本更高，标准审计意见对信贷资源的优化起到积极作用，促进公司绩效的提升。姜涛与尚鼎（2019）研究内部控制对审计意见类型的影响，发现内部控制质量好的公司，被出具标准无保留意见的可能性较大。孙芳城与丁瑞（2020）把审计意见作为因变量，研究了应收账款特征、审计收费与审计意见的关系。结果表明，应收账款越多或账龄越长，审计费用越高，越有可能被出具非标准审计意见，这种现象在民营企业中更为显著。由于新三板公司起步较晚，达到良好的业绩需要一段很长的时间，注册会计师出具的审计意见可以看作是公司经营状况与信息披露质量的象征，外部投资者通过审计意见判断是否给予投资，所以新三板公司出于谨慎性原则，为了把审计风险降到最低，通常会把公司的信息披露做到最佳来吸引投资者，从而提升公司绩效。基于此，提出本文假设H2：

表4 多元回归结果

H2：其他条件不变，审计意见对公司绩效有显著的正向影响。

（三）审计意见的调节作用

标准无保留意见表明注册会计师对财务报告披露的信息给予高度认可,非标准审计意见意味着注册会计师对财务报告披露的信息不完全认同或者不认同（章琳一等，2013），相当于告知外部投资者公司经营管理异常的信息。Holt & Dezzort （2009）研究发现审计报告影响投资者的投资信心和投资决策，与被出具非标准审计意见的公司相比，被出具标准审计意见的公司对自身监督的有效性更有信心，财务报告的可靠性调解了公司的投资推荐关系。Copley & Douthett（2002）研究得出标准审计意见可以在一定程度上缓解融资约束问题，从而对绩效有调节作用。在我国，也有学者对审计意见的调节效应进行分析。刘彬等（2017）基于信息不对称理论的研究发现，审计意见的调节作用在非标准无保留意见下会加强对外担保与债务成本的正相关关系。赵鹏程（2018）发现审计意见对真实盈余管理与股价崩盘的调节效应，标准无保留审计意见会降低正相关性。那么对于新三板公司来说，假设研发投入与公司绩效成正相关，获取标准审计意见后，信息使用者对公司的认可度就会增强，同时也会提高对公司的期待想获得更高的收益，公司会加大研发投入，对绩效的促进作用就会相应提高。假设研发投入与公司绩效成负相关或没有相关性，即研发投入增加，公司绩效越差或是没有显著变化，这时若获取了标准无保留审计意见，表明公司的经营管理及信息披露没有瑕疵，外部投资者及会计信息使用者会看好新三板公司的未来发展，即使这一期投入研发使公司绩效下降或没有明显变化，但很有可能在之后的一期或两期产生效果（徐焕章等，2019），公司会继续加大研发投入，提高公司绩效。在这种情况下，审计意见对于原本研发投入与公司绩效之间的负相关或不相关转化为正相关，调节作用颇为显著。所以对于不同的审计意见类型，新三板公司研发投入对公司绩效带来的影响可能存在差异。基于此，提出本文假设H3：

H3：其他条件不变，审计意见在研发投入与公司绩效之间发挥调节效应，即标准无保留意见正向调节研发投入与公司绩效。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文以我国新三板挂牌公司2015-2019年的样本数据为研究对象，为了保证数据的严谨性和研究的科学性，对数据进行如下处理：（1）剔除ST、＊ST、PT的公司。（2）剔除金融、保险业公司。（3）剔除财务数据缺失的公司。（4）剔除上市时间不足3年的公司。（5）剔除资产负债率大于1资不抵债的公司。（6）为消除异常值的影响，本文对所有连续变量在1%和99%分位水平上进行Winsorize缩尾处理。最终得到1161个新三板挂牌公司5年共5805个变量作为样本。本文数据均来源于Wind数据库，数据是通过Excel、SPSS23.0与STATA16.0完成处理与分析。

表5 稳健性检验

（二）变量定义

1.被解释变量。本文以公司绩效（ROA）作为被解释变量。托宾Q值衡量公司绩效一直赢得国外学术界学者的青睐，用公司市价与资产的重置成本之比判断公司价值。但是在新三板市场挂牌的公司属于非上市公众公司，所以托宾Q指标并不能很好地反映公司绩效。我国学术界更多采用财务比率解释公司绩效，如总资产回报率（ROA）、净资产收益率（ROE），纵观我国新三板挂牌公司的行业类型，大多数是以高新技术产业为主，主营业务收入与营业收入之间的差额并不显著。所以，ROA可以客观衡量公司研发投入相关的经济效益实现效果。因此，本文选取总资产回报率，即：ROA=净利润/年末总资产。

2.解释变量。本文共设计两个解释变量，即研发投入（RDI）与审计意见（OPINION）。首先是研发投入强度，国内外学者主要有两种度量方式：研发投入与营业收入的比值、研发投入与总资产的比值。作为我国多层次资本市场的组成部分，且本文样本数据中经营时间最长的公司也只有12年，每隔一段时间就会有公司运营不善从股转系统摘牌，经营稳健性欠佳，营业收入波动较大，容易受到市场影响。而企业的规模相对来讲比较稳定，所以本文采用研发投入与总资产之比来衡量，即：RDI=研发投入总额/年末总资产。其次是审计意见，当公司的年度财务报告被注册会计师出具标准无保留意见时取值为1，否则为0。本文的审计意见同时也作为调节变量，调节与研发投入的关系。

3.控制变量。除研发投入外，其它变量也会对公司绩效产生影响：公司年龄（AGE）、公司规模（SIZE）、 资本结构（LEV）、审计单位声誉（AUDIT）、资本密集度（CIR）、流动比率（CR）、（7）资产有形性（AT）、总资产周转率（TTA）。

（三）回归模型设计

为验证假设H1，构建模型（1）：

在（1）中，α1表示研发投入对公司绩效的影响。预期α1＜0，研发投入与公司绩效成负相关。

为验证假设H2，构建模型（2）：

在（2）中，β1表示审计意见对公司绩效的影响。预期β1＞0，审计意见与公司绩效成正相关。

为验证假设H3，在保留RDI与OPINION的基础上引入它们的交乘项，构建模型（3）：

在（3）中，γ3表示审计意见的调节作用。预期γ3＞0，标准无保留审计意见对研发投入与公司绩效起促进作用。

表6 研发投入滞后性影响分析(因变量使用ROA)

四、实证分析

（一）描述性统计分析

对1161家新三板挂牌公司2015-2019年样本数据进行描述性统计分析，结果如表2所示。从表2可以看出，ROA的最小值为-0.3364，最大值为0.3032，均值为0.0430。存在两极分化现象，虽然有公司亏损但多数仍处于盈利状态，主要是因为公司多处初创期或成长期，管理层的经营管理经验相对上市公司会有些许逊色，经营状况不稳定。有些管理者拥有高端的技术并将其迅速投入市场，赢得了市场份额；有些公司没有先进的技术，会一直萧条但仍然有生存能力，找不到合适的机会投入市场或根本没有高端的技术，造成ROA的差异分化。就研发投入（RDI）来讲，最小值为0.0019，最大值为0.2734，均值为0.0558，标准差为0.0478，说明新三板的公司在研发投入上几乎都投入了精力，但投入程度却不尽相同。目前已有学者研究认为研发投入强度达到2%时，可以在日益激烈的资本市场中维持生存，研发强度达到5%才可以与其他公司相抗衡。所以，整体从均值的角度来看，新三板市场的研发投入水平目前竞争力处于很好的状态，可以与表现优秀的市场相媲美，且波动极为可观。审计意见均值为0.98，所以总体来看注册会计师对新三板挂牌公司会计信息质量的认可度还是很高的。

控制变量中，年龄均值为5.94，平均来看处于成长期。公司规模最大值、最小值、均值都相差不大，说明新三板挂牌公司规模相当。资产负债率最小值为2.34%，最大值为83.86%，出现了极其严重的两极分化现象，虽然均值35.70%很可观，但新三板挂牌公司尚不能充分利用外部资金融资达到优化绩效的效果。审计单位声誉均值为0.34，表明新三板公司聘请的审计单位非国内四大或排名前十的会计师事务所居大多数，这可能是因为聘请国内四大或排名前十的会计师事务所需要更高的成本。总资产周转率最小值与最大值相差不大，资本密集度、流动比率、资产有形性都存在较大差异。

（二）相关性分析

本文通过Pearson相关性分析对各变量进行了验证，结果如表3所示。在主要变量的分析中，研发投入（RDI）与公司绩效（ROA）的相关系数为0.033，在5%水平下显著，系数符号为负，说明新三板挂牌公司的研发投入（RDI）与公司绩效（ROA）成负相关，与假设H1相符。这可能是因为从开始研发到利润实现需要一定的时间，也可能是因为把当期研发金额计入到了当期费用，减少了当期净利润，绩效就随之降低。审计意见与公司绩效的相关系数为0.262，在1%水平下显著，系数符号为正，说明审计意见（OPINION）与公司绩效（ROA）成正相关，验证了假设H2。在控制变量的分析结果中，公司年龄（AGE）、资产负债率（LEV）、资产密集度（CIR）与资产有形性（AT）都在1%水平下显著负相关。公司规模（SIZE）、审计单位声誉（AUDIT）、总资产周转率（TTA）与流动比率（CR）在1%水平下显著正相关。自变量之间所有相关系数的绝对值均不超过0.5，表明变量之间并没有较强的相关性。另外，所有的方差膨胀因子VIF都在1左右，远远小于10，即本文所有的变量不存在多重共线性。

表7 研发投入滞后性影响分析(因变量使用替代变量ROE)

（三）多元回归分析

表4验证了研发投入、审计意见以及它们的交乘项分别对公司绩效的回归结果。研发投入与公司绩效的回归系数在1%水平上显著为负，说明研发投入与公司绩效成负相关，与本文假设H1相符。审计意见与公司绩效的回归系数在1%水平上显著为正，表明审计意见与公司绩效成正相关，验证了本文假设H2。交乘项（OPINION＊RDI）的回归系数为0.424，且在1%水平上显著为正。在研发投入与公司绩效成负相关的条件下，不利于公司绩效的提升。但是，如果公司被出具了标准无保留意见，就对研发投入有特别大的调节作用，这种调节作用可以使原来的负相关转变成正相关，标准无保留意见的审计意见可以弱化研发投入对公司绩效带来的消极作用，验证了本文假设H3。所以，公司要加强对自身的管理，做好内部控制，财务报告要真实、准确、完整、可靠地反映实际情况，才能被出具标准无保留意见的审计报告，从而在间接上有利于公司绩效的提升。

在控制变量方面，公司年龄（AGE）与公司绩效的回归系数在1%水平上显著为负，说明在新三板挂牌的公司持续经营能力有待加强。公司规模（SIZE）与公司绩效的回归系数在1%水平上显著为正，由于存在规模经济，公司可以通过扩大经营规模提高公司绩效。资本结构（LEV）与公司绩效的回归系数在1%水平上显著为正，表明资产负债率越高，财务风险越大。审计单位声誉（AUDIT）与总资产周转率（TTA）对公司绩效产生显著的正向影响，资本密集度（CIR）、流动比率（CR）与资产有形性（AT）对公司绩效产生显著的负向影响。

五、稳健性检验

（一）替代变量回归

为了进一步验证结论的稳健性，本文采用净资产收益率（ROE）重新度量，代入模型（1）-（3）回归分析，结果见表5。所有变量的回归系数仍然显著，且符号与前文研究的回归结果也保持一致，再次验证与假设H1相符。假设H2、假设H3均成立，也验证了研究结论的稳健性。

（二）将研发投入变量滞后一期

基于研发投入是一项周期较长的活动，有些甚至需要相当长的时间才能完成，公司当年进行研发可能并不会在当年有显著效果。所以将滞后一期的研发投入作为解释变量，代入模型（1）-（3），结果如表6所示。

从表6的模型（1）可以看出，滞后一期（RDI）与公司绩效(ROA)的相关系数为0.092，在1%水平上显著负相关，表明滞后一期的研发投入对绩效仍然起抑制作用，所以新三板挂牌公司研发投入对公司绩效的影响的滞后性并不明显，这仍然与本文的原假设H1相符。模型（2）中审计意见(OPINION)与公司绩效(ROA)系数为0.114，符号为正，进一步说明二者存在显著的正相关关系。模型（3）中审计意见(OPINION)与研发投入(RDI)的交乘项(OPINION＊RDI)相关系数为0.417，在1%水平显著正相关，说明审计意见发挥了正向调节作用使相关性增强，与假设H2、H3都相符。表7依然是出于稳健性检验，用因变量ROE作为替代变量做研发投入的滞后一期分析，验证滞后性的影响，结论与表6保持一致。

六、结论与建议

本文以2015-2019年在新三板市场挂牌的公司为研究对象，实证研究研发投入、审计意见与公司绩效的关系以及审计意见的调节作用。研究结果显示：（1）研发投入与当期绩效显著成负相关，滞后一期研发投入与公司绩效同样成显著负相关。（2）审计意见与公司绩效成正相关。（3）审计意见作为调节变量，正向调节研发投入与公司绩效的关系。

基于以上研究结论，联系新三板市场的实际状况，提出两点建议：（1）对政府而言：应努力拓宽新三板市场的融资渠道，积极制定关于研发的补助政策；完善会计政策与相关法律法规，规范新三板市场信息披露标准。（2）对公司而言：在新三板市场挂牌的公司投入研发后的绩效虽然不会像许多上市公司一样可观，但从公司的长远利益与整体战略考虑，仍应当重视研发投入并有计划予以实行，激发市场活力、潜力与创造力。同时公司应持续关注研发带来的收益，使公司实现可持续发展。同时，公司管理者在经营公司时，一定要遵守会计准则及相关法律法规，全方位提升自身管理水平，做好内部经营管理，标准无保留意见的审计报告才会发挥正向调节作用。