四、检验结果与分析

（一）描述性统计

从表2可以看出，进行开发支出资本化的公司，从新会计准则实施开始逐年递增，由2007年的138家（占当年样本的9.1%），上升到2012年的451家（占当年样本的18.9%），说明对于新会计准则的开发支出资本化这一政策有一个逐渐理解和认识的过程。从独立董事的个数来看，平均每家上市公司聘任3—4名独立董事。自2010年开放创业板以来，一些创业型的中小公司开始陆续上市，相对来讲创业板的公司由于规模较小，聘任独立董事的人数也较少，所以拉低了整体均值。但独立董事占董事会整体的比例却在稳步增长。由以前的研究可知，独立董事占董事会的比例越高，其治理作用也越显著。

2009年至2012年在剔除金融、保险类企业后共得到8 473个公司年观测，为了保证回归数据相对于会计政策的“学习年”均为新增开发支出资本化的样本，我们剔除了2007年和2008年已经选择过开发支出资本化的样本，得到7 283个公司年观测。在剔除各变量的缺失值数据后，最后得到7 068个公司年观测。各变量的描述性统计结果见表3。

由表3可以看出，样本中有9.8%的企业在2009年至2012年的四年中运用了开发支出资本化的会计政策（Cap），48.8%的企业所聘任的独立董事在2007年和2008年的两年间在选择开发支出资本化会计政策的企业兼过职（D_Link）。从控制变量的描述性统计中可以看出，6%的企业在当年进行了增发或配股的再融资；2.4%的企业连续两年亏损；51.3%的企业通过了“高新技术企业”的认证；10.5%的企业在当年更换了董事长；42.2%的企业所聘任的审计师为当年的“前十大”审计师。从表4可以看出，不存在连锁董事的企业和存在连锁董事的企业在开发支出资本化政策的选择上存在显著差异，前者选择开发支出资本化的均值比后者的均值低0.014，且在5%的水平下存在显著差异，二者的中位数也在5%的水平下存在显著差异，这初步验证了本文的假设。

（二）检验结果与分析

由表5可以看出，连锁董事网络传递效应（D_Link）的系数为0.183，并在5%的水平下显著，说明在控制了相关变量之后，上市公司的独立董事在会计政策的“学习年”于其他采取过开发支出资本化会计政策的企业兼任过独立董事或内部董事，会显著地提高在后续年份（会计政策的“运用年”）上市公司采取开发支出资本化会计政策的概率，由此假设1通过检验。说明企业采取什么样的会计政策，会经由独立董事组成的董事网络进行传播，凸显了独立董事在董事网络中的信息传递作用。其次，上市公司独立董事在开发支出资本化政策的“学习年”兼任的人数或次数（Freq）的系数为0.065，在1%的水平下显著，说明在开发支出资本化会计政策的“学习年”，如果上市公司的独立董事中有更多的人在其他选择开发支出资本化会计政策的企业里兼职，或在2007年和2008年中，同一独立董事兼任的公司都实行了开发支出资本化，则在后续的会计政策的“运用年”里，该公司有更大的可能也采取同样的开发支出资本化会计政策，假设2通过检验。这从侧面加强了假设1的结论，同时也说明独立董事中有越多的人在其他选择开发支出资本化会计政策的企业里兼职，其意见越有可能得到董事会的采纳。最后，独立董事在整体董事网络中的中心位置（Score_Median）的系数为0.035，且在5%水平下显著为正，说明如果公司的独立董事在整体董事网络中处于中心位置，则不仅能通过直接联结关系获得其他董事的信息，更能通过间接联结关系获得镶嵌在董事网络中的有关开发支出资本化会计政策的处理信息，从而给公司的类似政策提供建议和咨询作用，假设3得到验证。

从控制变量的结果中，我们还发现，企业的规模越大（Size）、资产负债率越小和净资产收益率越小，企业越可能选择开发支出资本化的会计政策；管理层持股比例（Mshr）的系数显著性为正，说明管理层持股比例越高，企业越有可能进行开发支出资本化。因为管理层的薪酬与公司的业绩正相关，公司的盈利越好，管理层的薪酬越高，所以管理层有动机通过开发支出资本化政策管理企业盈余，达到其薪酬最大化的目的。高新技术企业（HighTech）的系数在1%的水平下显著为正，说明越是高新技术企业，越有可能将开发支出资本化，这一点不难理解，因为高新技术企业的研发投入相对较大。审计师是否是“前十大”（Big10）的变量具有正的系数并在1%的水平下显著，说明聘任高质量审计师的企业进行开发支出资本化的概率更高。

（三）进一步分析

由于不同的独立董事在董事会里的职位和所具有的专业背景不同，其对开发支出资本化政策的传递效应可能也不同。首先，如果独立董事是审计委员会的主任，那么他的建议将更可能被采纳；其次，因为开发支出是否资本化需要具有较为专业的经验和知识，如果独立董事具有会计背景，更可能促进开发支出资本化政策的传递。为此，本文从具有连锁董事关系（D_Link等于1）的样本里，进一步区分了两个子样本：连锁董事是否是审计委员会主任（如果是，则定义Audit_Link为1，否则为0）；连锁董事是否具有会计背景^[1]（如果是，则定义Accounting_Link为1，否则为0）。

首先，从表6的Panel A可以看出，连锁董事为非审计委员会主任和连锁董事为审计委员会主任的样本在开发支出资本化政策的选择上存在显著差异，前者选择开发支出资本化政策的均值比后者低0.038，且在1%的水平下存在显著差异，二者的中位数也在1%的水平下存在显著差异，这初步说明如果连锁董事同时为审计委员会主任，其政策传递效应更强。从Panel B可以看出，连锁董事没有会计背景和连锁董事具有会计背景的样本在开发支出资本化政策的选择上存在显著差异，前者选择开发支出资本化政策的均值比后者低0.004，且在5%的水平下存在显著差异，二者的中位数也在5%的水平下存在显著差异，这初步说明如果连锁董事具有会计背景，其政策传递效应更强。

其次，从表7的回归结果中可以看出，连锁董事是否是审计委员会主任（Audit_Link）的系数为0.448，并在1%的水平下显著，说明在控制了相关变量之后，上市公司的独立董事如果是审计委员会主任，则连锁董事对开发支出会计政策选择的传递效应更明显。连锁董事是否具有会计背景（Accounting_Link）的系数为0.358，并在10%的水平下显著，说明在控制了相关变量之后，上市公司的独立董事如果具有会计背景，则连锁董事对开发支出会计政策选择的传递效应更明显。

（四）稳健性检验

1. QAP检验

为了检验结论的稳健性，我们采用一种随机化检验（randomization test）的QAP（Quadratic Assignment Procedure）分析方法（Krackhardt, 1987；刘军，2009；陈仕华、马超，2011）。样本同先前的研究，选自2009—2012年的全部非金融、保险类A股上市公司，共2 432家^[2]。通过两两公司建立“关系”，共得到5 912 192（N×N-N）个关系数，变量都采用N×N的邻接矩阵（adjacency matrix）的形式。变量定义如下：

（1）企业间会计政策行为一致性（Capalization_Coheson, CC），指在2009—2012年的会计政策“运用年”，如果两家上市公司都选择了开发支出资本化的会计政策，这两家公司在邻接矩阵中的值计为1，否则计为0。（2）企业间独立董事连接（Independent Director Tie, IDT），指两家公司在2009—2012年彼此之间是否存在直接的独立董事联结关系。如果A公司的独立董事在B公司兼任独立董事或内部董事，或者反过来，B公司的独立董事在A公司兼任独立董事或内部董事，则A公司与B公司在邻接矩阵中的值计为1，否则计为0。（3）相同的企业性质（Nature）。如果两家上市公司同为国企或同为私企，两家公司在企业性质邻接矩阵中的值取为1，否则取值为0。（4）相同的行业（Industry, Sameind）。如果两家上市公司在同一个行业，则两家公司在行业邻接矩阵中的值取为1，否则取值为0。行业划分是根据中国证监会《上市公司行业分类指引》（2001年版）制定的标准。企业间在会计政策的选择上，有可能在同一个行业表现出会计政策的一致性。（5）同为高新技术企业（High）。如果两家上市公司同为高新技术企业，则两家企业之间的关系值取1，否则取值为0。

由于我们的研究对象是公司与公司之间的关系，各个观察值之间不相互独立，用许多标准的统计程序不能进行参数估计和统计检验，否则会得出错误的标准差。而QAP是一种以重新抽样为基础的方法，已经在社会网络研究中得到了广泛应用，其研究对象都是“关系”数据（刘军，2009）。这个办法的原理是，通过计算程序对一个矩阵的行和列同时进行置换，然后计算置换后的矩阵与另一个矩阵之间的相关系数，保存计算结果；重复这种计算过程几百次甚至几千次，将得到一个相关系数的分布，从中可以看到这种随机置换后计算出来的几百或几千个相关系数大于或等于在第一步中计算出来的观察到的相关系数的比例。最后，比较在第一步中计算出来的观察到的相关系数与根据随机重排计算出来的相关系数的分布，看观察到的相关系数是落入拒绝域还是接受域，进而做出判断。

通过运用UNICENT（Version 6.199）分析软件，得到表8的结果。^[3]可以看出，企业间独立董事联结（IDT）的系数为正，并在5%的水平下显著，说明连锁董事的联结关系确实对企业开发支出会计政策选择产生了实质性的影响，与前文结果一致。值得注意的是，稳健性检验采用的独立董事计算方法是2009—2012年各上市公司彼此之间的董事联系，不同于前文在会计政策的“学习年”和“运用年”之间的董事联结。本结果显著，说明不仅是前后年之间董事网络会对企业会计政策的选择产生影响，同一年连锁董事的联结关系也会影响企业对会计政策的选择，从而使我们的结论更有广泛性。在控制变量方面，同为高新技术企业（High）和同一行业（Sameind）的系数均在1%的水平下显著，说明会计政策在同一行业内和同是高新技术企业的范围内表现出更强的一致性。行业内的公司更常通过连锁董事来进行非正式交流。由于不同行业的公司政策有差别，董事在任职时获取的信息和积累的经验有一定的“非通用性”。如果独立董事任职的公司属于同一个行业，那么将可能影响目标公司的政策制定和建议。有些决策可能是通用性质的，比如薪酬制定、本文所研究的会计政策选择等。

2. 高新技术产业

由于高新技术产业的研发投入比较多，其采用开发支出资本化政策的可能性也较大，为避免其他行业的影响，本文选取了在政策“学习年”独立董事兼任的两家公司均为高新技术企业的子样本进行稳健性检验。由表9可以看出，连锁董事网络传递效应（Network）的系数均显著为正，说明在控制了相关变量之后，在高新技术产业，独立董事的确促进了开发支出资本化政策的传播，本文的结论不变。

3. 更严格的解释变量

为使得本文的研究结果更加稳健，本文采取更加严格的开发支出资本化的定义，即只有当t年“开发支出”账户转入无形资产的金额大于零时，才将上市公司界定为选择了开发支出资本化的会计政策，取值为1，否则取值为0。从表10可以看出，连锁董事网络传递效应（Network）的系数也均显著为正，本文的结论不变。

4. 其他独立董事网络指标

为使得本文的研究结果更加稳健，本文还采取了其他的独立董事网络指标，包括独立董事网络综合指标的均值（Score_Mean）、最小值（Score_Min）、最大值（Score_Max）。从表11可以看出，连锁董事网络传递效应（Network）的系数也均显著为正，本文的结论不变。

[1] 独立董事是否具有会计背景是指在独立董事公开披露的资料里，其“职称”是否与会计相关，比如是否为会计师、税务师、CPA、CFA或高级经济师等，或在其“简历”里是否取得会计或管理类的学位，或在经济管理类院校任教等。

[2] 公司家数超过2012年的总上市公司数2385（见表2）是因为，有一些上市公司在2009年至2012年存在过，由于退市或被其他公司吸收合并而不包括在2012年的上市公司内，但这些公司包含在我们的样本内。比如，股票编码为“000578”的盐湖集团因与盐湖钾肥合并而退市。

[3] 限于篇幅，正文中未列出变量的描述性统计信息，相关结果备索。