时就可判定变量间存在严重多重共线性问题。经分析所有变量的VIF值都<10，因此变量间的相关性不会对回归方程产生太大影响。
3.回归结果分析。模型回归结果在考虑所有解释变量及控制变量之后，我们发现:(1)第一大股东持股比例与研发支出费用化比例在α =0.1时显著负相关，支持假设1; (2)独董比例和两职兼任与研发支出费用化比例不存在显著线性关系，不支持假设2和假设3;(3)总经理剩余任期率与研发支出费用化比例在α =0.05时显著正相关，支持假设4。
控制变量中，调整利润总额和研发阶段与研发支出费用化比例显著正相关，与预期结果一致，说明公司利润越大或项目处在研究阶段则费用化比例越高。企业规模、研发强度及调整资产负债率没有通过显著性检验，其中企业规模和调整资产负债率与预期方向相反，研发强度与预期方向一致。
由于回归结果显示出两职兼任与独董比重显著线性相关，虽两者不存在严重的多重共线性问题，但仍会对回归模型产生一定影响，为了避免解释变量间相关性对回归结果的影响，借鉴相关处理(杜兴强，2007 )，我们分别剔除两职兼任和独董比重，同时采用后向筛选策略剔除控制变量中t检验值最小的调整资产负债率再次进行了回归分析，筛选出调整资产负债率后，显示在两职兼任与独董比重两个变量中，回归方程剔除前者的效果更好，且F值和拟合度都比考虑全部变量的结果更高。
我们发现:(1)第一大股东持股比例与研发支出费用化比例在α =0.05时显著负相关，支持假设1。这说明持股比例越高的大股东有很强的动机降低研发支出费用化比例，通过正向盈余管理增加利润、粉饰业绩。(2) 独董比重与研发支出费用化比例在α =0.1时显著正相关，支持假设2。这表示独立董事不再是“花瓶董事”，他们发挥了应有的监督和约束作用，维护了中小股东和公司的整体利益，有效抑制了股东和管理层利用降低研发支出费用化比例以进行正向盈余管理的动机。(3)两职兼任没有通过显著性检验，不支持假设3。这可能是因为许多上司公司实行了高管股权激励制，总经理兼任董事长同时也可能持有公司一定数量股份，这使得其和公司的长远利益趋向于一致，从而削弱了其利用降低研发支出费用化比例以求短期逐利的动机。(4)总经理剩余任期率与研发支出费用化比例在α=0.05时显著正相关，支持假设4。这说明总经理越接近离任，费用化比例越低。由于研发活动往往持续时间较长，在一定时间之后才能产生经济利益，而经理任期是有限的，尤其是越接近离任时，越可能得不到研发所带来的利益，故剩余任期率越短的经理越会降低费用化比例以削弱其对业绩的影响。
控制变量中调整利润总额和研发进展阶段通过显著性检验并与预期结果一致，研发强度和企业规模没有通过显著性检验，其中企业规模与预期方向相反，研发强度与预期方向一致。
四、研究结论
本文以我国深市所有披露研发支出的上市公司为样本，从盈余管理视角对公司治理与研发支出费用化比例的相关关系进行了实证研究，并得出以下结论:
1第一大股东持股比例与研发支出费用化比例显著负相关。由于“一股独大”易造成对中小股东的侵害，使其资金侵占程度较高，因此大股东往往会降低研发支出费用化比例，利用正向盈余管理掩盖资金占用的不利后果。为了减少上市公司的盈余管理程度，应尽量避免股权高度集中，使大股东持股比例适度均衡，形成制衡作用以避免单个股东利用其绝对控制权操纵研发支出会计处理而进行盈余管理。
2.独董比重在剔除两职兼任变量后与研发支出费用化比例显著正相关。这说明独董发挥了应有的监督和约束作用，抑制了股东和管理层正向盈余管理的程度。为了使独董发挥更好的作用，应完善独董制度并加强其自身的“独立性”和“专业性”，有效制约上市公司利用调节研发支出费用化比例进行盈余管理，维护广大中小股东利益。
3.总经理剩余任期率与研发支出费用化比例显著正相关。因为新会计准则下研发支出会计处理存在较大的灵活性，这给经理追求在任期内取得更好的业绩提供了盈余管理的条件。为了防止总经理利用研发支出费用化为自己谋求短期利益，应改革对总经理业绩的评价方式，重视对企业长期发展能力评价指标的考核，并在激励机制中注重长期激励和精神激励，促使管理层目标与企业的长远发展目标趋于一致。