時就可判定變量間存在嚴重多重共線性問題。經分析所有變量的VIF值都<10，因此變量間的相關性不會對回歸方程產生太大影響。
3.回歸結果分析。模型回歸結果在考慮所有解釋變量及控制變量之后，我們發(fā)現:(1)第一大股東持股比例與研發(fā)支出費用化比例在α =0.1時顯著負相關，支持假設1; (2)獨董比例和兩職兼任與研發(fā)支出費用化比例不存在顯著線性關系，不支持假設2和假設3;(3)總經理剩余任期率與研發(fā)支出費用化比例在α =0.05時顯著正相關，支持假設4。
控制變量中，調整利潤總額和研發(fā)階段與研發(fā)支出費用化比例顯著正相關，與預期結果一致，說明公司利潤越大或項目處在研究階段則費用化比例越高。企業(yè)規(guī)模、研發(fā)強度及調整資產負債率沒有通過顯著性檢驗，其中企業(yè)規(guī)模和調整資產負債率與預期方向相反，研發(fā)強度與預期方向一致。
由于回歸結果顯示出兩職兼任與獨董比重顯著線性相關，雖兩者不存在嚴重的多重共線性問題，但仍會對回歸模型產生一定影響，為了避免解釋變量間相關性對回歸結果的影響，借鑒相關處理(杜興強，2007 )，我們分別剔除兩職兼任和獨董比重，同時采用后向篩選策略剔除控制變量中t檢驗值最小的調整資產負債率再次進行了回歸分析，篩選出調整資產負債率后，顯示在兩職兼任與獨董比重兩個變量中，回歸方程剔除前者的效果更好，且F值和擬合度都比考慮全部變量的結果更高。
我們發(fā)現:(1)第一大股東持股比例與研發(fā)支出費用化比例在α =0.05時顯著負相關，支持假設1。這說明持股比例越高的大股東有很強的動機降低研發(fā)支出費用化比例，通過正向盈余管理增加利潤、粉飾業(yè)績。(2) 獨董比重與研發(fā)支出費用化比例在α =0.1時顯著正相關，支持假設2。這表示獨立董事不再是“花瓶董事”，他們發(fā)揮了應有的監(jiān)督和約束作用，維護了中小股東和公司的整體利益，有效抑制了股東和管理層利用降低研發(fā)支出費用化比例以進行正向盈余管理的動機。(3)兩職兼任沒有通過顯著性檢驗，不支持假設3。這可能是因為許多上司公司實行了高管股權激勵制，總經理兼任董事長同時也可能持有公司一定數量股份，這使得其和公司的長遠利益趨向于一致，從而削弱了其利用降低研發(fā)支出費用化比例以求短期逐利的動機。(4)總經理剩余任期率與研發(fā)支出費用化比例在α=0.05時顯著正相關，支持假設4。這說明總經理越接近離任，費用化比例越低。由于研發(fā)活動往往持續(xù)時間較長，在一定時間之后才能產生經濟利益，而經理任期是有限的，尤其是越接近離任時，越可能得不到研發(fā)所帶來的利益，故剩余任期率越短的經理越會降低費用化比例以削弱其對業(yè)績的影響。
控制變量中調整利潤總額和研發(fā)進展階段通過顯著性檢驗并與預期結果一致，研發(fā)強度和企業(yè)規(guī)模沒有通過顯著性檢驗，其中企業(yè)規(guī)模與預期方向相反，研發(fā)強度與預期方向一致。
四、研究結論
本文以我國深市所有披露研發(fā)支出的上市公司為樣本，從盈余管理視角對公司治理與研發(fā)支出費用化比例的相關關系進行了實證研究，并得出以下結論:
1第一大股東持股比例與研發(fā)支出費用化比例顯著負相關。由于“一股獨大”易造成對中小股東的侵害，使其資金侵占程度較高，因此大股東往往會降低研發(fā)支出費用化比例，利用正向盈余管理掩蓋資金占用的不利后果。為了減少上市公司的盈余管理程度，應盡量避免股權高度集中，使大股東持股比例適度均衡，形成制衡作用以避免單個股東利用其絕對控制權操縱研發(fā)支出會計處理而進行盈余管理。
2.獨董比重在剔除兩職兼任變量后與研發(fā)支出費用化比例顯著正相關。這說明獨董發(fā)揮了應有的監(jiān)督和約束作用，抑制了股東和管理層正向盈余管理的程度。為了使獨董發(fā)揮更好的作用，應完善獨董制度并加強其自身的“獨立性”和“專業(yè)性”，有效制約上市公司利用調節(jié)研發(fā)支出費用化比例進行盈余管理，維護廣大中小股東利益。
3.總經理剩余任期率與研發(fā)支出費用化比例顯著正相關。因為新會計準則下研發(fā)支出會計處理存在較大的靈活性，這給經理追求在任期內取得更好的業(yè)績提供了盈余管理的條件。為了防止總經理利用研發(fā)支出費用化為自己謀求短期利益，應改革對總經理業(yè)績的評價方式，重視對企業(yè)長期發(fā)展能力評價指標的考核，并在激勵機制中注重長期激勵和精神激勵，促使管理層目標與企業(yè)的長遠發(fā)展目標趨于一致。