［收稿日期］20231112

［基金項(xiàng)目］國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（72073019）；教育部人文社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃基金項(xiàng)目（20YJA790004）；遼寧省教育廳項(xiàng)目（JYTMS20230636）

［作者簡(jiǎn)介］陳艷利（1972— ），女，遼寧盤錦人，東北財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院/中國(guó)內(nèi)部控制研究中心教授，博士生導(dǎo)師，從事資本市場(chǎng)財(cái)務(wù)與會(huì)計(jì)、內(nèi)部控制與風(fēng)險(xiǎn)管理研究；劉亞（1993— ），女，湖南汨羅人，東北財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院博士研究生，從事資本市場(chǎng)財(cái)務(wù)與會(huì)計(jì)研究，通信作者，E-mail：liuyahnu@163.com；蔣琪（1993— ），女，重慶渝中人，西南政法大學(xué)政治與公共管理學(xué)院師資博士后，從事資本市場(chǎng)財(cái)務(wù)與會(huì)計(jì)、營(yíng)商環(huán)境研究。

①《科技部 財(cái)政部 稅務(wù)總局關(guān)于修訂印發(fā)lt;高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法gt;的通知》（國(guó)科發(fā)火［2016］32號(hào)）中規(guī)定，認(rèn)定為高新技術(shù)企業(yè)需滿足：最近1年銷售收入在2億元以上的企業(yè)，近3個(gè)會(huì)計(jì)年度（實(shí)際經(jīng)營(yíng)期不滿3年的按實(shí)際經(jīng)營(yíng)時(shí)間計(jì)算）的研究開發(fā)費(fèi)用總額占同期銷售收入總額的比例不低于3%。

［摘要］資本市場(chǎng)交易制度與公司治理有機(jī)聯(lián)動(dòng)對(duì)于助推經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義?；?008—2021年中國(guó)滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，利用中國(guó)融資融券標(biāo)的分步擴(kuò)容的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，實(shí)證檢驗(yàn)融資融券外部監(jiān)管對(duì)公司內(nèi)部研發(fā)操縱的治理效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，融資融券這一資本市場(chǎng)交易制度的完善舉措顯著抑制了公司研發(fā)操縱，且該抑制效應(yīng)在非國(guó)有、融資約束更高、內(nèi)部控制質(zhì)量更低及分析師關(guān)注度更低的公司中更為明顯。機(jī)制檢驗(yàn)表明，融資融券制度通過信息傳遞效應(yīng)與注意力集聚效應(yīng)對(duì)研發(fā)操縱產(chǎn)生影響。

［關(guān)鍵詞］融資融券制度；賣空機(jī)制；資本市場(chǎng)交易機(jī)制；產(chǎn)業(yè)政策；研發(fā)操縱

［中圖分類號(hào)］F832.51;F275

［文獻(xiàn)標(biāo)志碼］A［文章編號(hào)］10044833（2024）02008511

一、引言

創(chuàng)新是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的有力保障。近年來，中國(guó)政府相繼出臺(tái)了《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》（國(guó)科發(fā)火［2008］172號(hào)）、《“十二五”國(guó)家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃》（國(guó)發(fā)［2012］28號(hào)）、《科技部 財(cái)政部 稅務(wù)總局關(guān)于修訂印發(fā)lt;高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法gt;的通知》（國(guó)科發(fā)火［2016］32號(hào)）、《財(cái)政部 稅務(wù)總局 科技部關(guān)于提高研究開發(fā)費(fèi)用稅前加計(jì)扣除比例的通知》（財(cái)稅［2018］99號(hào)）、《企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力提升行動(dòng)方案（2022—2023年）》（國(guó)科發(fā)區(qū)［2022］220號(hào)）等一系列稅收優(yōu)惠和產(chǎn)業(yè)支持政策，為推動(dòng)創(chuàng)新發(fā)展?fàn)I造良好的制度環(huán)境。然而，科技創(chuàng)新呈現(xiàn)熱潮的同時(shí)，資本市場(chǎng)中迎合《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》等政策門檻的研發(fā)操縱行為仍需警惕。例如，2016年上市的天能重工（300569）2016年、2017年的年報(bào)顯示，公司研發(fā)投入占當(dāng)年銷售收入之比恰好圍繞在達(dá)標(biāo)門檻①附近（3.01%，3.05%）。2018年1月25日該公司公告再次獲得高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定后，研發(fā)投入比迅速降為2.76%，直至2021年這一比例均維持在2.7%左右。實(shí)際研發(fā)數(shù)據(jù)呈現(xiàn)出的政策性迎合特征，暴露出企業(yè)可能存在戰(zhàn)略性研發(fā)操縱風(fēng)險(xiǎn)，這種機(jī)會(huì)主義行為與產(chǎn)業(yè)政策初衷有所背離［12］。研發(fā)操縱扭曲了創(chuàng)新激勵(lì)產(chǎn)業(yè)政策的基本內(nèi)涵，成為研發(fā)效率提升的障礙［3］，容易誘發(fā)專利泡沫［45］。事實(shí)上，2023年以來，已有10余個(gè)?。ㄊ?區(qū)）陸續(xù)公告，因研發(fā)費(fèi)用不達(dá)標(biāo)、日常監(jiān)管發(fā)現(xiàn)不符合高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定條件等原因，500余家高新技術(shù)企業(yè)被取消資質(zhì)，多家企業(yè)被追繳已享受的稅收優(yōu)惠。抑制研發(fā)操縱，保障產(chǎn)業(yè)政策實(shí)施效率，對(duì)深化創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略，推進(jìn)科技自立自強(qiáng)具有重要意義。

研發(fā)活動(dòng)定義寬泛且業(yè)務(wù)復(fù)雜，其客觀存在的專業(yè)性壁壘擴(kuò)大了產(chǎn)業(yè)政策實(shí)施面臨的信息不對(duì)稱和尋租問題［6］，為企業(yè)實(shí)施研發(fā)操縱提供了機(jī)會(huì)與空間。研發(fā)操縱嚴(yán)重阻礙著企業(yè)創(chuàng)新［1］，長(zhǎng)遠(yuǎn)來看會(huì)對(duì)企業(yè)的生產(chǎn)率與利潤(rùn)水平帶來消極影響［7］。有效治理研發(fā)操縱，確保產(chǎn)業(yè)政策有序?qū)嵤┏蔀槔碚撆c實(shí)務(wù)領(lǐng)域的關(guān)注重點(diǎn)。然而，盡管可及研究已聚焦企業(yè)數(shù)字化技術(shù)發(fā)展［8］、媒體報(bào)道［6］等維度對(duì)研發(fā)操縱的治理效應(yīng)進(jìn)行探討，但目前仍鮮有文獻(xiàn)以資本市場(chǎng)交易制度完善舉措為視角予以切入。2010年3月31日，滬深證券交易所正式啟動(dòng)融資融券交易試點(diǎn)。融資融券制度作為完善我國(guó)資本市場(chǎng)的創(chuàng)新舉措，對(duì)緩解產(chǎn)業(yè)政策執(zhí)行中的信息不對(duì)稱問題、壓縮研發(fā)操縱空間具有重要影響。融資融券制度引入的融券賣空機(jī)制降低了企業(yè)負(fù)面信息融入股價(jià)中的難度，股價(jià)信息含量得以大幅提升，有助于降低企業(yè)與投資者之間的信息不對(duì)稱［9］。另外，融券（賣空）是一種有效外部治理機(jī)制［10］，其潛在的賣空壓力可抑制企業(yè)盈余管理行為［1113］、約束大股東掏空行為［14］，融資（杠桿）交易者和賣空者相較其他投資者均有更強(qiáng)烈的動(dòng)力追蹤和監(jiān)督管理層行為［15］。

基于2008—2021年中國(guó)滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，本文利用我國(guó)融資融券標(biāo)的分步擴(kuò)容的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景，從資本市場(chǎng)交易制度逐步完善的價(jià)值效應(yīng)視角考察了融資融券制度是否會(huì)抑制創(chuàng)新相關(guān)產(chǎn)業(yè)政策中存在的研發(fā)操縱行為。研究發(fā)現(xiàn)，融資融券制度顯著抑制了企業(yè)研發(fā)操縱，結(jié)論經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍保持不變。機(jī)制檢驗(yàn)表明，融資融券制度作用效果主要通過信息傳遞效應(yīng)與注意力集聚效應(yīng)來實(shí)現(xiàn)。區(qū)分融資交易和融券交易發(fā)現(xiàn)，兩者均能顯著抑制研發(fā)操縱，充分體現(xiàn)了中國(guó)式融資融券制度的治理效應(yīng)。同時(shí)，融資融券制度有助于提升企業(yè)實(shí)際創(chuàng)新水平，具體表現(xiàn)為企業(yè)被授予發(fā)明專利數(shù)量的提升。異質(zhì)性分析表明，對(duì)于非國(guó)有、融資約束更高、內(nèi)部控制質(zhì)量更低、分析師關(guān)注度更低的企業(yè)，融資融券制度對(duì)研發(fā)操縱的抑制作用更明顯。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，目前學(xué)者們從內(nèi)、外部治理視角對(duì)研發(fā)操縱的治理展開了豐富討論，但鮮有從資本市場(chǎng)交易制度完善舉措視角切入，討論融資融券制度對(duì)研發(fā)操縱的治理效果。良好的公司治理與成熟的資本市場(chǎng)互為前提郭樹清：良好的公司治理與成熟資本市場(chǎng)互為前提（2011年12月19日在上海公司治理論壇）https：//www.gov.cn/gzdt/2011-12/19/content_2024120.htm。，現(xiàn)代資本市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)、利益共享機(jī)制，在提供融資支持的同時(shí)能更好地完善公司治理易會(huì)滿：努力建設(shè)中國(guó)特色現(xiàn)代資本市場(chǎng)https：//www.gov.cn/xinwen/2022-08/01/content_5704396.htm。。本文基于資本市場(chǎng)交易機(jī)制完善舉措，從融資融券大環(huán)境切入，發(fā)現(xiàn)其對(duì)公司研發(fā)操縱的影響，為研發(fā)操縱治理提供了更為廣闊的分析角度和實(shí)證結(jié)論。第二，推進(jìn)了資本市場(chǎng)交易完善舉措與實(shí)體企業(yè)行為決策關(guān)系的研究。我國(guó)融資融券起步較晚，試點(diǎn)伊始即伴隨著嚴(yán)格監(jiān)管，政策效果也可能因差異化制度環(huán)境與不同發(fā)展階段而不同。我國(guó)融資融券試點(diǎn)開始后，學(xué)者已分析了中國(guó)制度背景下融資融券對(duì)股票市場(chǎng)定價(jià)效率及股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)［1617］、信息披露［9，18］、分析師預(yù)測(cè)［19］、投融資［2022］等的影響。本文的研究提出了資本市場(chǎng)發(fā)展影響公司行為的一條新路徑，豐富了融資融券制度價(jià)值效應(yīng)研究，對(duì)認(rèn)知資本市場(chǎng)發(fā)展與實(shí)體企業(yè)關(guān)系提供了理論指導(dǎo)與證據(jù)支持。第三，實(shí)踐層面，本文研究結(jié)論為上市公司和監(jiān)管部門治理與防范研發(fā)操縱提供了參考思路，為促進(jìn)創(chuàng)新和繼續(xù)完善融資融券相關(guān)法律法規(guī)，關(guān)注政策工具與資本市場(chǎng)制度之間的互動(dòng)關(guān)系，共同推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供現(xiàn)實(shí)參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

研發(fā)操縱作為企業(yè)的機(jī)會(huì)主義行為，阻礙著創(chuàng)新激勵(lì)產(chǎn)業(yè)政策發(fā)揮預(yù)期效果，使公司研發(fā)績(jī)效難以得到實(shí)質(zhì)性提升［1］。從操縱動(dòng)機(jī)來看，政府與企業(yè)之間的信息不對(duì)稱使得政府在挑選研發(fā)補(bǔ)貼目標(biāo)企業(yè)的過程中，往往只能采用“一刀切”的指標(biāo)來加以識(shí)別，這無疑為許多“偽創(chuàng)新型”企業(yè)提供了攫取加計(jì)扣除稅收優(yōu)惠、政府創(chuàng)新補(bǔ)助等政策紅利的契機(jī)，誘發(fā)了操縱行為［13，5］；從操縱機(jī)會(huì)來看，研發(fā)信息自身的專業(yè)性以及申報(bào)的復(fù)雜性，提高了政府的識(shí)別與監(jiān)督成本，加劇了信息不對(duì)稱［4，6］，拓展了經(jīng)營(yíng)者謀求私利的空間。

融資融券是指投資者提供擔(dān)保物向證券公司等中介機(jī)構(gòu)借入資金買入上市公司股票（融資買入）或者借入上市公司股票賣出（融券賣出），并在約定期限內(nèi)償還所借資金或股票及利息費(fèi)用的一種交易活動(dòng)。伴隨著各國(guó)對(duì)融券業(yè)務(wù)約束的逐步放開，學(xué)界集中關(guān)注賣空機(jī)制對(duì)盈余管理、信息披露［11，23］等公司治理、投融資［24］等財(cái)務(wù)決策、審計(jì)師［25］等利益相關(guān)者產(chǎn)生的影響。本文擬探討實(shí)施融資融券制度與抑制企業(yè)研發(fā)操縱的關(guān)系。一方面，研究一般認(rèn)為，融資融券制度可以有效降低標(biāo)的股票交易中的信息不對(duì)稱［9］。公司信息透明度越低，信息不對(duì)稱程度會(huì)越高。研發(fā)操縱通常較為隱蔽，信息的不對(duì)稱程度更是為企業(yè)進(jìn)行研發(fā)操縱提供了很好的“保護(hù)傘”，當(dāng)公司信息透明度越低時(shí)，越有可能進(jìn)行研發(fā)操縱。而融資融券制度的引入會(huì)讓更多信息被包含在股價(jià)中，信息含量的直接提高與信息的透明化，使投資者能擁有相對(duì)全面和充分的信息，對(duì)上市公司運(yùn)營(yíng)情況產(chǎn)生較為清晰的認(rèn)知，有效甄別交易假象，進(jìn)而大幅提升研發(fā)操縱實(shí)施難度，抑制研發(fā)操縱。同時(shí)，信息透明度的提高可以通過提高企業(yè)違規(guī)成本，降低違規(guī)收益等方式，對(duì)企業(yè)策略性投資行為加以規(guī)范［26］，降低企業(yè)進(jìn)行研發(fā)操縱的概率。此外，中國(guó)式融資融券制度同時(shí)涵蓋融券賣空與融資機(jī)制，通過融資制度（杠桿機(jī)制），交易者具備了更強(qiáng)的獲利能力，基于逐利目標(biāo)，投資者對(duì)標(biāo)的公司信息的廣度與深度有了更高需求，這無形中增加了分析師等挖掘公司信息的動(dòng)力［9］，間接改善信息不對(duì)稱，抑制企業(yè)研發(fā)操縱。

另一方面，已有研究表明，融資融券制度可以吸引投資者參與［16］，入選融資融券名單的標(biāo)的股票會(huì)受到更多投資者關(guān)注。根據(jù)有限注意力理論，注意力是一種稀缺資源，投資者可能忽略盈余公告中的有效信息，導(dǎo)致信息無法充分反映于資本市場(chǎng)中［27］。投資者對(duì)快速吸引他們眼球的信息往往反應(yīng)迅速，進(jìn)行投資決策時(shí)，投資者并不對(duì)公開市場(chǎng)上的每只股票加以評(píng)估，而是縮窄視域于最近引起其注意的股票［28］。企業(yè)作為研發(fā)支出披露主體，具有內(nèi)部人信息優(yōu)勢(shì)，而當(dāng)投資者將注意力集聚于某一企業(yè)時(shí)，能以較低成本挖掘企業(yè)內(nèi)部私有信息。高水平的投資者關(guān)注度是追蹤企業(yè)研發(fā)活動(dòng)進(jìn)展與創(chuàng)新產(chǎn)出的有效路徑，可以提升外部投資者對(duì)企業(yè)所披露信息的甄別能力與傳播效率，有助于減弱企業(yè)作為內(nèi)部人所擁有的研發(fā)信息優(yōu)勢(shì)，壓縮研發(fā)操縱的空間。高頻次投資者搜索引入了更多外部監(jiān)督力量，可以拓展企業(yè)研發(fā)活動(dòng)被外部人知悉的廣度，降低研發(fā)操縱動(dòng)機(jī)。公司股票被納入融資融券標(biāo)的具有信號(hào)傳遞效應(yīng)，當(dāng)投資者關(guān)注度高時(shí)，信息能被更好地挖掘，投資者對(duì)信息的“主動(dòng)挖掘”以及“關(guān)注壓力”有助于抑制企業(yè)研發(fā)操縱。

綜上所述，本文提出假設(shè)H。

H：融資融券的實(shí)施有助于抑制研發(fā)操縱。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

考慮到研發(fā)支出數(shù)據(jù)從2008年才開始規(guī)范披露，本文選擇2008—2021年中國(guó)滬深A(yù)股上市公司為初始研究對(duì)象，借鑒已有研究做法對(duì)初始樣本進(jìn)行如下篩選處理：（1）剔除金融行業(yè)樣本；（2）剔除上市狀態(tài)為“ST”“*ST”“暫停上市”“終止上市”“退市整理期”的樣本；（3）由于融資融券制度存在進(jìn)入和退出兩種可能，剔除被列入融資融券標(biāo)的之后，又在樣本期間內(nèi)退出了標(biāo)的股票的樣本；（4）剔除相關(guān)變量缺失的樣本。經(jīng)過上述調(diào)整，本文最終共得到24079個(gè)公司-年度樣本觀測(cè)值。為了避免極端值對(duì)研究結(jié)果產(chǎn)生影響，對(duì)所有連續(xù)變量在上下1%的水平進(jìn)行了縮尾處理。融資融券標(biāo)的名單信息和股票交易數(shù)據(jù)來源于銳思金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)（RESSET），發(fā)明專利數(shù)據(jù)來源于中國(guó)研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)（CNRDS），其余數(shù)據(jù)來源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)（CSMAR）。

（二）多時(shí)點(diǎn)DID基準(zhǔn)回歸模型

我國(guó)的股票市場(chǎng)于2010年起正式啟動(dòng)融資融券交易試點(diǎn)政策，并陸續(xù)擴(kuò)容。作為外生于企業(yè)研發(fā)決策行為的政策沖擊，本文參考已有文獻(xiàn)［9，2930］，將其作為一次融資融券制度的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，構(gòu)建如下多時(shí)點(diǎn)DID模型［31］：

rdmi，t=β0+β1didi，t+λXi，t+FirmFE+YearFE+εi，t（1）

其中，rdm表示研發(fā)操縱水平；did表示多時(shí)點(diǎn)DID模型的政策效應(yīng)觀測(cè)變量，即融資融券制度實(shí)施情況（以上市公司在樣本期間是否被納入融資融券標(biāo)的虛擬變量treat與被納入融資融券標(biāo)的時(shí)間虛擬變量post的交互項(xiàng)表示）；X為控制變量集合。FirmFE為公司個(gè)體固定效應(yīng)，YearFE為年份固定效應(yīng)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。本文主要關(guān)注系數(shù)β1，如果融資融券制度整體抑制了企業(yè)研發(fā)操縱，則系數(shù)β1應(yīng)顯著為負(fù)。

（三）變量設(shè)定

1.被解釋變量

采用如下式（2）-式（4）分年度分行業(yè)度量公司的研發(fā)操縱水平［32］。

RDi，tTAi，t-1=β0+β11TAi，t-1+β2MVi，t+β3Qi，t+β4INTi，tTAi，t-1+β5RDi，t-1TAi，t-1+εi，t（2）

Normal_RDi，t=β^0+β^11TAi，t-1+β^2MVi，t+β^3Qi，t+β^4INTi，tTAi，t-1+β^5RDi，t-1TAi，t-1（3）

Abnormal_RDi，t=RDi，tTAi，t-1-Normal_RDi，t

（4）

其中，RD為公司實(shí)際研發(fā)支出，TA為總資產(chǎn)，MV為公司期末總市值自然對(duì)數(shù)，Q為公司TobinQ值，INT為公司當(dāng)年扣除折舊攤銷費(fèi)用前的營(yíng)業(yè)利潤(rùn)。Normal_RD是估計(jì)出來的正常研發(fā)支出，Abnormal_RD反映了公司異常研發(fā)支出。根據(jù)上述模型計(jì)算的Abnormal_RD有正負(fù)之分，為統(tǒng)計(jì)研發(fā)操縱程度，本文對(duì)其取絕對(duì)值處理。為消除各變量間量綱差異較大問題，將該絕對(duì)值乘以100［33］，得到本文被解釋變量rdm，該變量數(shù)值越大，表明企業(yè)研發(fā)操縱程度越高。

2.解釋變量

本文將融資融券制度作為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，若當(dāng)年（及以后年度）樣本公司股票被納入融資融券標(biāo)的名單，did取值為1，否則為0。

3.控制變量

本文選用如下公司特征變量作為控制變量［1，6，8］：公司規(guī)模（size）、財(cái)務(wù)杠桿（lev）、成長(zhǎng)性（tobinq）、董事會(huì)規(guī)模（board）、兩職合一（dual）、第一大股東持股比例（first）、公司年齡（age）、獨(dú)立董事占比（indep）、是否國(guó)際四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所（big4）、研發(fā)強(qiáng)度（rd）、總資產(chǎn)收益率（roa）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（soe）、管理層薪酬激勵(lì)（comp），具體變量定義見表1。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）變量描述性統(tǒng)計(jì)

模型主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。變量rdm均值為0.5792，標(biāo)準(zhǔn)差為0.6598，最大值與最小值的差距為3.9149，表明樣本公司研發(fā)操縱現(xiàn)象較為普遍，且存在較大差異。變量treat均值為0.5159，表明約51.59%的公司股票在研究期間被納入融資融券標(biāo)的；變量did均值為0.3213，表明約32.13%的樣本受到融資融券制度影響，樣本具有較強(qiáng)代表性?？刂谱兞恐?，公司規(guī)模平均約為22.1729，最大值和最小值分別為26.1532和20.0116，表明樣本包含了不同規(guī)模的公司；資產(chǎn)負(fù)債率平均約為40.79%，負(fù)債比例較為合理；總資產(chǎn)收益率平均約為3.88%，其余變量均與已有研究基本一致［1，8］。

（二）基準(zhǔn)回歸

表3報(bào)告了融資融券制度對(duì)研發(fā)操縱影響效應(yīng)的回歸結(jié)果。其中，第（1）列為未考慮控制變量的估計(jì)結(jié)

果，第（2）列為在第（1）列基礎(chǔ)上加入控制變量的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，rdm的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，表明融資融券制度的引入能夠顯著抑制企業(yè)研發(fā)操縱，融資融券制度具有微觀治理效能，假設(shè)H得以證實(shí)。經(jīng)濟(jì)意義上，第（2）列的回歸系數(shù)表明，融資融券制度使標(biāo)的公司研發(fā)操縱水平平均下降約0.0662%，相較于我國(guó)滬深A(yù)股公司研發(fā)操縱均值，下降幅度約為11.43%（0.0662%/0.5792%）。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)與動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析

滿足平行趨勢(shì)假設(shè)是使用多時(shí)點(diǎn)DID模型的重要前提，處理組和控制組在融資融券制度實(shí)施前需具有共同變化趨勢(shì)。為保證結(jié)果有效性，本文采用事件研究法進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)［34］。

rdmi，t=β0+∑8t=-7δtDi，t+λXi，t+FirmFE+YearFE+εi，t

（5）

其中，Di，t是一組虛擬變量，若企業(yè)i在第t年被納入融資融券標(biāo)的，則取值為1，否則取0。其余各變量的符號(hào)含義與式（1）中相同。本文在該式中重點(diǎn)關(guān)注系數(shù)δt，其反映了融資融券制度引入的第t年，納入融資融券標(biāo)的企業(yè)和未納入融資融券標(biāo)的企業(yè)的研發(fā)操縱差異?？紤]到納入融資融券標(biāo)的前8年和后8年的數(shù)據(jù)較少，本文將納入融資融券標(biāo)的前8年的數(shù)據(jù)匯總到第-8期，將納入融資融券標(biāo)的后8年的數(shù)據(jù)匯總到第8期。另外，本文以納入融資融券標(biāo)的前的第8期為基期。表4所示的平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果表明，納入融資融券標(biāo)的前各期的系數(shù)估計(jì)值均不顯著，研究樣本通過了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。

2.安慰劑檢驗(yàn)

為緩解本文實(shí)證結(jié)果是由偶然性事件所致的擔(dān)憂，通過隨機(jī)設(shè)定股票被納入融資融券標(biāo)的時(shí)間和隨機(jī)選擇納入股票兩種方法進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)［35］。由于“偽”納入時(shí)間和“偽”處理組是隨機(jī)生成的，因此，融資融券制度變量應(yīng)該不會(huì)對(duì)企業(yè)研發(fā)操縱產(chǎn)生顯著影響。本文分別重復(fù)500次上述隨機(jī)過程進(jìn)行估計(jì)，并繪制“偽”融資融券變量估計(jì)系數(shù)核密度圖（留存?zhèn)渌鳎?。兩種隨機(jī)過程下估計(jì)系數(shù)均值落在0值附近且基本服從正態(tài)分布，絕大多數(shù)p值大于0.1。同時(shí)，

did的實(shí)際估計(jì)系數(shù)（-0.0662）在上述安慰劑檢驗(yàn)的核密度圖中均處于小概率事件的范圍內(nèi)。本文研究結(jié)論穩(wěn)健。

3.替換研發(fā)操縱衡量指標(biāo)

為排除被解釋變量度量方法對(duì)估計(jì)結(jié)果的干擾，本文還采用式（6）所示模型分年度分行業(yè)回歸，估計(jì)研發(fā)支出正常值，然后用公司實(shí)際研發(fā)支出減去模型估計(jì)出的正常研發(fā)支出，得到公司的異常研發(fā)支出［36］RD為公司研發(fā)支出，A為公司期末總資產(chǎn)，S為公司營(yíng)業(yè)收入。進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。同樣對(duì)異常研發(fā)支出取絕對(duì)值處理，并將該絕對(duì)值乘以100，該變量rdm1數(shù)值越大，表明企業(yè)研發(fā)操縱程度越高?；貧w結(jié)果如表5所示。由結(jié)果可知，did的系數(shù)仍在1%水平上顯著為負(fù)，且系數(shù)與基準(zhǔn)回歸中的系數(shù)基本一致，說明融資融券制度顯著抑制了企業(yè)研發(fā)操縱。

RDi，tAi，t-1=β0+β11Ai，t-1+β2Si，t-1Ai，t-1+β3RDi，t-1Ai，t-1+εi，t（6）

4.多時(shí)點(diǎn)PSM-DID

盡管雙重差分模型剝離出融資融券制度的平均處理效應(yīng)，但由于融資融券并非嚴(yán)格意義上的自然實(shí)驗(yàn)，同時(shí)，融資融券實(shí)施前處理組和控制組的公司特征存在一定差異，這些差異可能導(dǎo)致研究數(shù)據(jù)存在選擇性偏差，從而降低雙重差分模型估計(jì)的有效性。本文通過構(gòu)造截面PSM和逐期匹配兩種方法基于多時(shí)點(diǎn)PSM-DID模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)［31］。具體為：①將基準(zhǔn)回歸中控制變量設(shè)定為匹配變量。同時(shí)，根據(jù)滬深證券交易所《融資融券交易實(shí)施細(xì)則》中公布的融資融券標(biāo)的股票選擇標(biāo)準(zhǔn)以及滬深證券交易所公告精神，將流通股占比（LT）、上市年限（List）、股東人數(shù)（Shareholders）、個(gè)股年換手率（Turnover）、股票日收益年波動(dòng)率（Volatility）一并加入匹配變量［19，21］。②按照截面PSM和逐期匹配采用近鄰匹配1∶4匹配方法得到兩套數(shù)據(jù)集。③對(duì)匹配數(shù)據(jù)進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)并分析匹配效果。④運(yùn)用多時(shí)點(diǎn)DID方法重新估計(jì)融資融券制度對(duì)研發(fā)操縱的影響效應(yīng)。表6中的第（1）列、第（2）列分別報(bào)告了兩種方法下多時(shí)點(diǎn)PSM-DID的回歸結(jié)果。結(jié)果表明，did的系數(shù)仍顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，并無實(shí)質(zhì)性差異，基準(zhǔn)回歸結(jié)果穩(wěn)健。

5.考慮多時(shí)點(diǎn)DID異質(zhì)性處理效應(yīng)

多時(shí)點(diǎn)DID雙向固定效應(yīng)模型可能會(huì)由于“異質(zhì)性處理效應(yīng)”（Heterogeneous Treatment Effects）的存在而產(chǎn)生顯著的估計(jì)偏誤［3738］。本文對(duì)模型可能存在的異質(zhì)性處理效應(yīng)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。一方面，采用Stata軟件的twowayfeweights命令進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，在所有7502個(gè)權(quán)重中，5922個(gè)權(quán)重為正，1580個(gè)權(quán)重為負(fù)，正權(quán)重之和為1.1028，負(fù)權(quán)重之和為-0.1028。估計(jì)量在異質(zhì)性處理效應(yīng)下的標(biāo)準(zhǔn)差為0.1212和0.0339，對(duì)應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量與0值存在一定距離，在一定程度上可以表明異質(zhì)性處理效

應(yīng)并未對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響。另一方面，利用DIDM模型估計(jì)異質(zhì)性處理效應(yīng)下的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，結(jié)果如圖1所示，圖示結(jié)果

也表明基

準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

6.剔除當(dāng)年進(jìn)入融資融券標(biāo)的股票名單的觀測(cè)值

融資融券標(biāo)的公司進(jìn)入標(biāo)的名單時(shí)間并非全在年初，因此，公司進(jìn)入融資融券標(biāo)的名單可能無法解釋研發(fā)操縱整年的變化；另外，出于預(yù)期，市場(chǎng)可能產(chǎn)生提前反應(yīng)，而融資融券實(shí)施后又可能因?yàn)樾畔⒉粚?duì)稱等的存在出現(xiàn)過度反應(yīng)，為消除這些影響，本文剔除當(dāng)年進(jìn)入融資融券標(biāo)的公司的樣本后重新進(jìn)行回歸［19］。表7第（1）列的結(jié)果顯示，did系數(shù)仍在1%水平顯著為負(fù)，表明融資融券制度對(duì)研發(fā)操縱確實(shí)具有顯著抑制作用，結(jié)論穩(wěn)健。

7.改變樣本區(qū)間

第一，為排除其他因素對(duì)企業(yè)研發(fā)操縱的可能影響，

本文將

回歸窗口期縮短為納入融資融券標(biāo)的前后3期［-3，+3］內(nèi)。表7第（2）列的回歸結(jié)果與前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。第二，2019年底暴發(fā)的新冠疫情對(duì)企業(yè)戰(zhàn)略決策及經(jīng)營(yíng)行為等帶來巨大沖擊，為避免新冠疫情對(duì)企業(yè)研發(fā)操縱行為的可能干擾，本文剔除2020年的樣本，重新檢驗(yàn)融資融券制度對(duì)企業(yè)研發(fā)操縱的影響［39］，回歸結(jié)果如表7第（3）列所示。結(jié)果顯示，did的回歸系數(shù)為-0.0656，在1%水平上顯著，說明融資融券制度確實(shí)能夠抑制企業(yè)研發(fā)操縱。

五、影響路徑與作用機(jī)制分析

前文已對(duì)融資融券制度抑制企業(yè)研發(fā)操縱展開理論分析與主要實(shí)證檢驗(yàn)。理論分析指出，融資融券制度可以使信息透明化并吸引投資者關(guān)注。鑒于此，本部分將從提高信息透明度和聚集投資者有限注意力兩方面，采用如下模型并結(jié)合理論分析揭示其作用機(jī)制［40］。

Mi，t=θ0+θ1didi，t+γXi，t+FirmFE+YearFE+εi，t（7）

其中，Mi，t為衡量信息透明度（信息傳遞效應(yīng)）和投資者關(guān)注（投資者注意力集聚效應(yīng)）的機(jī)制變量，其余變量與基準(zhǔn)回歸模型相同。

（一）信息傳遞效應(yīng)

信息透明度反映了企業(yè)信息被外部投資者接收、理解與傳播的程度。已有研究表明，公司信息透明度提高有利于及時(shí)揭露相關(guān)敗德或違法行為，并通過監(jiān)管舉措加以懲處與遏制［41］。融資融券制度通過直接增加股價(jià)信息含量和間接強(qiáng)化監(jiān)督等方式降低了信息不對(duì)稱，提升了信息透明度。本文以滬深證券交易所披露的上市公司透明度評(píng)分（A=優(yōu)秀，B=良好，C=及格，D=不及格）作為信息透明度的代理變量。將上市公司透明度等級(jí)從低到高分別賦值為1至4［18］。表8第（1）列報(bào)告了信息傳遞效應(yīng)機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果。did的回歸系數(shù)在10%水平顯著為正，表明融資融券制度能夠有效提升信息透明度，進(jìn)而抑制企業(yè)研發(fā)操縱。

（二）注意力集聚效應(yīng)

投資者關(guān)注是重要治理機(jī)制，投資者的注意力會(huì)影響市場(chǎng)吸收信息的速度與程度［42］。相關(guān)實(shí)證研究表明，投資者關(guān)注顯著抑制公司違規(guī)行為［43］，強(qiáng)化問詢函的監(jiān)管溢出效應(yīng)［44］等?；谇拔睦碚摲治?，當(dāng)公司吸引更多投資者關(guān)注時(shí)，“壞消息”會(huì)加劇聲譽(yù)與金錢損失，而股票被列為融資融券標(biāo)的可能會(huì)集聚投資者有限的注意力，以尋求利潤(rùn)或避免損失。本文采用百度指數(shù)來衡量投資者關(guān)注水平。百度指數(shù)采用以頻率為核心的搜索計(jì)數(shù)波動(dòng)來反映投資者關(guān)注點(diǎn)、情緒變化等信息，已被廣泛用來測(cè)度投資者關(guān)注度［45］，本文對(duì)百度指數(shù)取對(duì)數(shù)處理，其值越大，意味著投資者對(duì)上市公司關(guān)注度越高。表8第（2）列報(bào)告了機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，did的回歸系數(shù)在1%水平顯著為正，表明融資融券制度能夠通過提升投資者關(guān)注度，進(jìn)一步強(qiáng)化外部監(jiān)督和緩解信息不對(duì)稱，抑制研發(fā)操縱。

六、進(jìn)一步分析

（一）異質(zhì)性分析

已有研究和前文分析指出，產(chǎn)業(yè)政策實(shí)施中的信息不對(duì)稱與企業(yè)擁有的操縱空間為企業(yè)提供了動(dòng)機(jī)與機(jī)會(huì)，成為研發(fā)操縱產(chǎn)生的主要原因。融資融券制度治理效應(yīng)的發(fā)揮也與企業(yè)內(nèi)、外部環(huán)境息息相關(guān)［13，46］。因此，在具有不同操縱動(dòng)機(jī)和操縱機(jī)會(huì)的企業(yè)中，融資融券制度對(duì)研發(fā)操縱的抑制作用可能存在差異。本文從操縱動(dòng)機(jī)視角（產(chǎn)權(quán)屬性和融資約束程度）和操縱機(jī)會(huì)視角（內(nèi)部控制質(zhì)量和分析師關(guān)注度）進(jìn)行異質(zhì)性分析。

1.關(guān)于產(chǎn)權(quán)屬性的異質(zhì)性

企業(yè)制度邏輯和經(jīng)營(yíng)目的隨內(nèi)在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同而存在差異，融資融券的影響在不同產(chǎn)權(quán)屬性的企業(yè)之間可能是異質(zhì)的。基于政治視角，國(guó)有企業(yè)對(duì)高管的任命和績(jī)效評(píng)估通常不是基于市場(chǎng)指標(biāo)，而是以行政工具為依托，資本市場(chǎng)“看不見的手”可能對(duì)國(guó)有企業(yè)作用甚微，即國(guó)有企業(yè)更能屏蔽市場(chǎng)壓力，融資融券制度可能無法有效抑制研發(fā)操縱。另外，由于規(guī)模與資源優(yōu)勢(shì)、制度監(jiān)管強(qiáng)度方面的差異，國(guó)有企業(yè)研發(fā)操縱的動(dòng)機(jī)可能更弱，也可能導(dǎo)致融資融券制度治理效應(yīng)不明顯。本文按照實(shí)際控制人產(chǎn)權(quán)屬性，將樣本劃分為國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)，并重新估計(jì)基準(zhǔn)模型。表9第（1）列、第（2）列的結(jié)果顯示，非國(guó)有企業(yè)的did系數(shù)為-0.0747，在1%水平顯著，國(guó)有企業(yè)的did系數(shù)為負(fù)但不顯著，組間差異顯著。因此，融資融券制度對(duì)非國(guó)有企業(yè)的研發(fā)操縱具有更顯著的抑制效應(yīng)。

2.關(guān)于融資約束程度的異質(zhì)性

融資約束程度影響企業(yè)生產(chǎn)運(yùn)營(yíng)活動(dòng)及盈利能力等，而盈利水平又是企業(yè)戰(zhàn)略決策與發(fā)展的關(guān)鍵前提。研發(fā)操縱能夠帶來稅收優(yōu)惠、政府補(bǔ)貼、良好政企關(guān)系等多重利益，以緩解企業(yè)自身融資約束［3，7］?；谡邔ぷ?、監(jiān)管迎合、資源攫取目的［12，5］，面臨高融資約束的企業(yè)，研發(fā)操縱動(dòng)機(jī)更強(qiáng)。本文采用SA指數(shù)SA =-0.737×size + 0.043×size2-0.04×age；size為企業(yè)資產(chǎn)總額的自然對(duì)數(shù)，age為企業(yè)年齡。來度量企業(yè)外部融資約束程度［47］。基于中國(guó)情境，SA指數(shù)已被廣泛用于衡量融資約束［7，48］。SA指數(shù)為負(fù)且絕對(duì)值越大，企業(yè)面臨的融資約束程度越高［48］，鑒于此，本文對(duì)SA指數(shù)取絕對(duì)值處理，根據(jù)其行業(yè)年度中位數(shù)將樣本劃分為高融資約束組和低融資約束組，在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上進(jìn)行分組回歸。由表9第（3）列、第（4）列可以發(fā)現(xiàn)，在高融資約束組別中，did系數(shù)在1%的水平顯著為負(fù)，而在低融資約束組別中，變量did的回歸系數(shù)不顯著，組間差異顯著。結(jié)果表明，企業(yè)融資約束越嚴(yán)重，融資融券制度對(duì)企業(yè)研發(fā)操縱的抑制效應(yīng)更顯著。

3.關(guān)于內(nèi)部控制質(zhì)量的異質(zhì)性

企業(yè)良好的內(nèi)部控制質(zhì)量既能抑制應(yīng)計(jì)盈余管理，又能減少真實(shí)盈余管理活動(dòng)［49］。融資融券制度對(duì)企業(yè)研發(fā)操縱的抑制作用可能受到企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量異質(zhì)性的影響。內(nèi)部控制質(zhì)量較低的企業(yè)，容易滋生不良投機(jī)行為，此情境將為研發(fā)操縱提供更多機(jī)會(huì)和空間。本文采用迪博內(nèi)部控制指數(shù)作為上市公司內(nèi)部控制的衡量指標(biāo)［50］，該指數(shù)越大，表明企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量越高。根據(jù)迪博內(nèi)部控制指數(shù)行業(yè)年度中位數(shù)將樣本劃分為內(nèi)部控制質(zhì)量高組和內(nèi)部控制質(zhì)量低組，進(jìn)行分組回歸檢驗(yàn)。結(jié)果如表10

第（1）列、第（2）列所示。結(jié)果顯示，did系數(shù)在內(nèi)部控制質(zhì)量低組1%水平負(fù)顯著，在內(nèi)部控制質(zhì)量高組不顯著，組間差異顯著，表明融資融券對(duì)研發(fā)操縱的治理效應(yīng)在企業(yè)內(nèi)部控制水平更低時(shí)更為明顯。

4.關(guān)于分析師關(guān)注度的異質(zhì)性

分析師能夠基于海量信息預(yù)測(cè)和評(píng)估企業(yè)價(jià)值，分析師發(fā)現(xiàn)公司機(jī)會(huì)主義行為后會(huì)降低公司股價(jià)和市場(chǎng)估值，這將有效約束企業(yè)機(jī)會(huì)主義行為［51］。分析師關(guān)注度越高，企業(yè)隱藏的信息被揭露給投資者的可能性越高，企業(yè)暴露于利益相關(guān)者監(jiān)督下的可能性也越高［52］。在分析師關(guān)注度較低的企業(yè)中，信息不對(duì)稱程度更為嚴(yán)重，企業(yè)進(jìn)行機(jī)會(huì)主義行為的機(jī)會(huì)和空間更大，融資融券制度抑制研發(fā)操縱的效果可能更為明顯。本文采用當(dāng)年對(duì)該上市公司進(jìn)行過跟蹤分析的分析師（團(tuán)隊(duì)）數(shù)量加1后取自然對(duì)數(shù)的方式度量分析師關(guān)注度，并依據(jù)該指標(biāo)的行業(yè)年度中位數(shù)將樣本劃分為分析師關(guān)注度高和分析師關(guān)注度低的企業(yè)，分組回歸結(jié)果見表10第（3）列、第（4）列。結(jié)果表明，分析師關(guān)注度低的企業(yè)，did系數(shù)在1%水平負(fù)顯著，而在分析師關(guān)注度高的組別中該系數(shù)不顯著，組間差異顯著。由此可見，分析師關(guān)注度是影響融資融券制度對(duì)研發(fā)操縱的抑制效應(yīng)非常重要的調(diào)節(jié)因素。

（二）區(qū)分融資交易與融券交易

本文通過考查融資融券交易量與企業(yè)研發(fā)操縱的關(guān)系來區(qū)分融資與融券對(duì)企業(yè)研發(fā)操縱的影響［17，22］。本文計(jì)算了融資余額與總市值之比（MY_T）、融券余額與總市值之比（SY_T）、融資買入額與總市值之比（MB_T）、融券賣出量與總市值之比（SS_T）為消除量綱差異，對(duì)四個(gè)比值均進(jìn)行乘以100處理。，將rdm對(duì)上述變量進(jìn)行回歸?；貧w中，同時(shí)將融資交易與融券交易變量放入模型，以便在考查融資（融券）對(duì)企業(yè)研發(fā)操縱影響時(shí)同時(shí)控制融券（融資）的影響。表11的結(jié)果顯示，MY_T、SY_T、MB_T、SS_T的系數(shù)均至少在5%水平顯著為負(fù)，表明融資交易與融券交易均對(duì)企業(yè)研發(fā)操縱產(chǎn)生了顯著抑制作用，中國(guó)式融資融券制度發(fā)揮了重要治理作用。

（三）經(jīng)濟(jì)后果檢驗(yàn)：融資融券制度對(duì)創(chuàng)新的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

現(xiàn)有研究表明，研發(fā)操縱并未實(shí)現(xiàn)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新，反而惡化了創(chuàng)新產(chǎn)出［1］，不能提升企業(yè)生產(chǎn)率和創(chuàng)新利潤(rùn)水平［7］，研發(fā)操縱所導(dǎo)致的研發(fā)費(fèi)用錯(cuò)誤歸集及創(chuàng)新資源錯(cuò)配會(huì)成為企業(yè)創(chuàng)新水平提升的巨大阻力［3］。從政策、監(jiān)督治理等角度出發(fā)抑制研發(fā)操縱的根本目的在于促進(jìn)和維護(hù)企業(yè)創(chuàng)新成效，進(jìn)一步助推企業(yè)在創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略背景下實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。本文基于創(chuàng)新產(chǎn)出視角，從被授予發(fā)明專利數(shù)量（Grant）維度考察融資融券制度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的經(jīng)濟(jì)后果。被授予發(fā)明專利數(shù)量代表了企業(yè)實(shí)際創(chuàng)新程度和質(zhì)量，具體采用加1取自然對(duì)數(shù)的方式來衡量。考慮到創(chuàng)新產(chǎn)出的滯后性，同時(shí)考察了融資融券制度對(duì)t+1期發(fā)明專利授予量的影響。結(jié)果如表12所示，可以發(fā)現(xiàn)，did系數(shù)、did×rdm系數(shù)估計(jì)值至少在5%水平上顯著為正，表明融資融券制度有效緩解了研發(fā)操縱對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的不利影響，進(jìn)一步印證了融資融券制度在顯著促進(jìn)企業(yè)實(shí)際創(chuàng)新水平提升方面發(fā)揮的積極作用。

七、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

本文基于我國(guó)融資融券標(biāo)的分步擴(kuò)容的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，以2008—2021年中國(guó)滬深A(yù)股上市公司樣本，運(yùn)用多時(shí)點(diǎn)DID模型考察了融資融券制度對(duì)公司研發(fā)操縱的影響。研究結(jié)果表明，融資融券制度使公司研發(fā)操縱水平顯著降低。進(jìn)一步地，本文探討了融資融券制度抑制研發(fā)操縱的影響路徑，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：融資融券制度通過信息傳遞效應(yīng)和投資者注意力集聚效應(yīng)，作用于研發(fā)操縱。在橫截面分析中，本文發(fā)現(xiàn)，對(duì)于非國(guó)有、融資約束更高、內(nèi)部控制質(zhì)量更低以及分析師關(guān)注度更低的公司，融資融券制度對(duì)研發(fā)操縱的抑制效應(yīng)更為明顯。

（二）政策建議

研究結(jié)論具有如下政策啟示：（1）產(chǎn)業(yè)政策初衷在于激勵(lì)，但在執(zhí)行過程中企業(yè)卻存在迎合行為，執(zhí)行是確保產(chǎn)業(yè)政策資源配置作用有效發(fā)揮的核心要義。促進(jìn)創(chuàng)新的產(chǎn)業(yè)政策在執(zhí)行過程中應(yīng)兼顧政府審查與市場(chǎng)監(jiān)督兩個(gè)方面，強(qiáng)化“預(yù)甄別”與“后評(píng)估”機(jī)制，選擇真正具有創(chuàng)新實(shí)力的企業(yè)，階段性評(píng)估創(chuàng)新成果，有效減少企業(yè)尋求政策優(yōu)惠等的研發(fā)操縱行為。（2）橫截面分析發(fā)現(xiàn)，融資融券制度對(duì)研發(fā)操縱的治理作用在非國(guó)有企業(yè)中更為明顯，這充分體現(xiàn)了市場(chǎng)力量在發(fā)展中國(guó)家公司治理中的重要性。在制度規(guī)范的前提下，政府應(yīng)繼續(xù)推進(jìn)融資融券擴(kuò)容工作，用逐步完善的市場(chǎng)交易機(jī)制填補(bǔ)產(chǎn)業(yè)政策執(zhí)行中的漏洞，保障產(chǎn)業(yè)政策實(shí)施效力與效率，推動(dòng)政府與市場(chǎng)協(xié)同運(yùn)行，從而同步實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定市場(chǎng)與促進(jìn)發(fā)展的戰(zhàn)略目標(biāo)。（3）上市公司應(yīng)提高內(nèi)部控制質(zhì)量，主動(dòng)作為、積極有為，真正投入高質(zhì)量創(chuàng)新中，提升競(jìng)爭(zhēng)實(shí)力，完成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與升級(jí)。（4）投資者關(guān)注對(duì)正式治理機(jī)制具有重要補(bǔ)充效應(yīng)。新興市場(chǎng)在解除融券禁令過程中，完善正式治理機(jī)制的同時(shí)也需要關(guān)注非正式治理機(jī)制發(fā)揮的重要效能。另外，投資者可以集聚有限注意力對(duì)公司信息進(jìn)行深度挖掘，可同時(shí)考慮公司財(cái)務(wù)報(bào)表披露等“硬信息”與管理層教育背景、性格特質(zhì)等“軟信息”，發(fā)揮對(duì)上市公司研發(fā)操縱的識(shí)別作用與創(chuàng)新活動(dòng)的監(jiān)督治理作用。

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［責(zé)任編輯：楊志輝］

Can a Chinese-Style Margin Trading Program Curb Ramp;D Manipulation？

Empirical Evidence Based on “Quasi-Natural Experiment”

CHEN Yanli1， LIU Ya1， JIANG Qi2

（1. School of Accounting， Dongbei University of Finance and Economics/ China Internal Control Research Center， Dalian 110625， China;

2. School of Politics and Public Administration， Southwest University of Political Science and Law， Chongqing 401120， China）

Abstract： The organic linkage between the capital market trading system and corporate governance is of great significance in promoting high-quality economic development. Based on the data of A-share listed companies in Shanghai and Shenzhen from 2008 to 2021， this paper examines the governance effect of external supervision of margin trading and short selling on the internal Ramp;D manipulation of enterprises by using the quasi-natural experimental scenarios of China’s margin trading program. It is found that margin trading program， a measure to improve the capital market trading system， has a significant inhibitory effect on the Ramp;D manipulation of enterprises， and the inhibitory effect is more pronounced in non-state-owned enterprises， companies with higher financing constraints， lower quality of internal controls and less analyst attention. The mechanism test shows that the margin trading program has an impact on Ramp;D manipulation through the information transmission effect and the attention gathering effect.

Key Words： margin trading program; short selling; capital market trading system; industrial policies; Ramp;D manipulation