中國式賣空機制與研發支出會計政策隱性選擇

朱 哲，王俊韡（副教授），徐曉彤

一、引言

融資融券交易又稱“保證金交易”，分為融資交易和融券交易兩個部分。融資交易是指資本市場上符合參與條件的投資者向具有相關資質的券商借入資金購買證券，并提供一定比例融資保證金的行為。融券交易是指投資者借入證券而賣出，并提供一定比例融券保證金的行為。由于我國資本市場起步較晚，早年間融資融券交易一直處于限制狀態。隨著市場環境的不斷成熟，我國于2010年3月31日放松了賣空管制，這是我國資本市場改革的一次重大突破，標志著我國資本市場進入了雙邊交易的時代。作為一項交易機制，融資融券制度承擔著我國資本市場的價格發現、市場穩定、流動性增強、風險管理等功能。此外，融資融券制度還是我國現有公司治理機制的一項重要補充，會對我國上市公司的行為產生直接影響。但由于該機制在我國起步較晚且在某些方面尚不健全，使得融資融券制度的治理效果一直飽受爭議。在此背景下，研究融資融券制度對公司行為產生的影響，對完善融資融券機制、規范公司行為具有重要的意義。

在市場競爭日益激烈的背景下，公司的創新投資行為是保持競爭優勢、提升未來業績的重要手段之一。不同于其他常規投資項目，創新項目具有研發周期長、風險高的特征。根據理性經濟人自利假說，缺乏監管的管理者出于對自身利益的考慮，經常會做出減少研發投資的決策。已有研究發現，良好的公司治理可以在一定程度上緩解代理沖突，抑制管理層在創新決策上的代理問題。那么作為一項重要的外部治理機制，融資融券制度能夠約束管理者的自利行為嗎？現有研究大多基于約束假說，認為賣空機制具有監督效應，管理者故意減少研發投資的行為能夠被外部投資者所識別，進而增加了公司股票被賣空的風險[1]。這種賣空壓力將迫使管理者減少懈怠行為，從公司利益最大化的角度出發積極布局創新項目。

但是，現有研究忽略了創新投資活動的高風險同樣會增加公司股票被賣空的概率。創新投資活動一旦達不到預期的效果，這一負面消息的傳播必然也會導致公司股票被賣空。這使得管理者產生了強烈的動機去降低創新不確定性所帶來的賣空風險，誘導其機會主義行為的發生。可見，賣空機制所產生的賣空壓力對管理者在創新決策上的不當行為兼具“監督效應”和“誘導效應”，兩種效應的復合影響可能會促使管理者采取更為隱蔽的方式在避開賣空者監督的同時達到降低賣空風險的目的。相較于研發投入本身，對公司研發支出會計政策的選擇（資本化或費用化）更加容易被管理者根據自身的需要去進行調整[2]，因為這樣似乎可以幫助管理者達到從整體上降低賣空風險的目的。因此，本文以2009～2015年A 股上市公司為樣本，從公司創新行為的視角切入，研究賣空機制對研發支出會計政策選擇的影響，并進一步探討公司規模、現金流水平等異質性情境對二者關系的影響，旨在為評價我國賣空機制的實施效果提供新的經驗證據。

本文的貢獻主要包括：①從外部政策實施的視角考察資本市場制度變更對公司創新行為的影響，豐富了公司創新領域的研究；②發現賣空機制對管理者在創新決策中的自利行為兼具“監督效應”和“誘導效應”，深化了對賣空機制對于微觀企業行為作用機理的研究；③關于賣空機制對研發支出會計政策選擇影響的研究結論，對監管機構和投資者都具有一定的參考價值。

二、文獻綜述

（一）融資融券對市場效率的影響

早期文獻大多集中于研究賣空機制和公司股票定價效率之間的關系，關注融資融券對股票價格（波動性、流動性、定價效率）以及市場穩定性等的影響，但研究結論并不一致。從“股價高估假說”來看，賣空約束限制了企業基本價值負面信息的流動[3，4]，使得股價向上偏離，降低了市場定價效率。依據Hong、Stein[5]構建的異質代理模型，賣空約束會進一步導致市場崩盤，甚至是股災[6]。從“噪聲交易者假說”來看，引入賣空制度使得噪聲交易者出于對高虧損可能的擔心而更加謹慎[7]，使得市場交易活動的活躍程度以及流動性下降，進而影響市場效率[8]。我國融資融券采用“先試點、后推廣”的模式，標的選擇標準使得標的股票本身股價崩盤風險較小，限制了賣空機制應有作用的發揮。同時融資機制為投資者提供了跟風渠道，這使得融資融券制度的實施加劇了股價崩盤風險[9]。基于我國融資融券交易的市場數據研究發現，融資融券交易降低了個股波動率[10]，最終對股市波動率產生負向影響[11]。總體上而言，我國的融資融券初步實現了其預期效果，包括降低股票價格波動[12]、提高穩定性[13]和降低股價特質性波動[14，15]。

（二）融資融券對公司行為的影響

隨著研究的深入，學者們發現賣空機制不僅會影響市場信息的傳遞效率，還會對公司管理者的行為產生影響。融資融券交易機制作為現有公司治理機制的重要補充，通過促進負面私有信息的挖掘和傳播，影響公司對負面消息的披露[16]，增強對管理層機會主義行為的監督與約束[17]，緩解股東與管理者之間的委托代理問題，提高股東對公司的內部治理水平[18]，從而對盈余管理[19]、投資決策[1]、現金持有[20，21]以及公司創新[22]等產生影響。從盈余管理來看，融資融券的實施會使得標的公司獲得投資者更多的關注，增加了管理層操縱利潤的風險，使融資融券公司的應計盈余管理和真實盈余管理水平顯著降低[23，24]。從投資決策來看，在對企業放松賣空管制以后，可賣空公司的大股東有動機監督管理層及時調整投資決策，從而進一步緩解公司的代理問題[25，26]，公司的過度投資現象也得到了進一步的緩解[27]。從現金持有來看，放松賣空管制增強了對大股東掏空行為的監督，降低了可賣空公司現金資產被掏空的可能性，進而提高了公司的現金價值[28]。從公司創新來看，賣空壓力會迫使管理者減少懈怠行為，從公司利益最大化的角度出發積極布局創新項目[29]。

可以看出，關于賣空壓力對公司行為的研究主要從委托代理問題出發，從外部監督的視角考察賣空機制對管理者不當行為的約束作用。但是，已有研究忽視了賣空壓力的“誘導效應”的存在，缺乏在“監督效應”和“誘導效應”的雙重視角下考察賣空機制對管理者行為產生的影響。

三、理論分析與研究假設

（一）賣空機制與研發支出資本化

賣空交易的參與者通過賣空公司股票的方式達到獲利的目的。根據參與者關注信息的不同，賣空者可以分為兩種類型：主動賣空者和被動賣空者[30]。主動賣空者更多地關注公司的“本質”信息，他們會主動對公司的基本面信息進行挖掘，根據財務報告的質量來尋找賣空對象。因此，主動賣空者能夠對管理層不當行為起到一定的威懾作用。而被動賣空者更多地關注公司的“表象”信息，他們會根據公司的業績水平、項目進展情況是否達到資本市場預期來選擇潛在目標。被動賣空者的存在進一步提升了公司創新投資活動的風險。具體來說，公司創新投資項目具有很大的風險，一旦創新投資項目達不到預期效果，這一負面消息必然會被賣空者大肆傳播。賣空交易的信號傳導機制會帶動中小投資者“用腳投票”，從而放大利空消息的負面影響，加速公司股價的下跌。公司股價一旦大幅下跌，往往會給管理者的社會聲譽帶來極大的損害，不利于管理者職業生涯的發展。另外，對于實行股權激勵的公司而言，股價的大幅下跌會造成管理者財富的嚴重縮水。由此可見，創新投資活動的高風險增加了公司股票被賣空的概率，公司股票一旦被賣空，會給可賣空公司的管理者帶來巨大的私人成本。那么相對于不可賣空公司的管理者，可賣空公司的管理者為了規避創新活動不確定性所導致的公司股票被賣空的風險，減少可預見的私人損失，會產生更為強烈的自利主義行為動機，即賣空壓力對管理者在創新決策上的不當行為具有“誘導效應”。

雖然主動賣空者的外部監督職能逐漸顯現，能夠對管理者在創新決策中的不當行為（如減少研發投入）產生一定的威懾作用，但賣空壓力的“監督效應”并不能消除管理者自利行為動機。“監督效應”和“誘導效應”的雙重作用可能促使管理者采取更為隱蔽的方式在避開監督的同時達到降低賣空壓力的目的。對研發支出會計政策進行選擇似乎可以實現這一目的。雖然會計準則（2007）明確了對研發支出進行資本化處理所必要的五項條件，但研發支出在多大程度上執行資本化處理高度依賴于管理者的主觀決策和判斷能力，這給公司研發支出的會計政策選擇留下了一定的彈性空間。本文將從效果性和可行性兩個方面展開分析。

首先，通過研發支出會計政策選擇的方式能夠降低創新項目高度不確定性帶來的公司股票被賣空的風險。一方面，將研發項目的研發支出進行資本化處理可以向投資者傳遞公司研發項目進展良好的信息——相較于研發支出費用化階段而言，研發支出進入資本化階段則表明公司距離研發項目的成功更近一步。投資者很可能會把研發支出資本化作為一個利好消息或者中性偏利好消息，而不太會將其作為壞消息[31]。這直接降低了由于創新活動未達到預期所帶來的公司股票被賣空的風險。另一方面，將研發支出進行資本化處理降低了研發支出費用化金額的比例，對減少期間費用、提升公司當期會計利潤具有很大的幫助。由此體現出的良好的盈利能力也間接幫助公司管理者達到股價維穩的目的，減輕了賣空機制所帶來的公司股票價格短期下跌的壓力。因此，理論上將研發支出資本化看作緩解可賣空公司股票價格壓力的手段之一。那么在賣空機制的外部治理效應下，管理者的這一隱性會計政策選擇行為能否被賣空者識別呢？如果外部賣空者能夠識別管理者的動機，這種管理者自利行為必然會導致外部投資者積極布局去賣空公司的股票。由此可見，將研發支出資本化作為緩解價格壓力、降低公司被賣空風險的手段也是不可行的。事實上，管理者的這一隱性行為很難被外部賣空者識別。

資本市場上的賣空者難以識別管理者對研發支出會計處理進行人為操縱的原因在于：參與融資融券交易的專業投資者并不能準確地界定公司的研發支出哪部分應該進行資本化處理，哪部分應該進行費用化處理。一方面，是否對研發支出進行資本化處理本身就高度依賴于決策者的主觀判斷。參與融資融券交易的專業投資者雖然具有很強的信息分析能力，但其無法對各個行業的技術發展情況等都有較為深入的了解。加之絕大多數公司對內部的研發信息采取較為嚴格的保密態度，盡可能減少公司研發項目關鍵信息的披露，致使專業投資者無法對管理者針對研發支出是否存在操縱行為做出判斷。因此，賣空者的外部監督機制并不能抑制研發支出會計政策隱性選擇的行為，導致賣空機制在這一行為上無法發揮外部治理效應。那么，相對于減少研發投入量，可賣空公司的管理者更傾向于將研發支出進行資本化處理來降低公司股票被賣空的風險。基于上述分析，本文提出如下假設：

H1：放松賣空管制與公司研發支出資本化行為之間存在著顯著的正相關關系。

（二）異質性情境的調節作用

根據新古典主義理論，公司之間都是同質的，公司差異性的結果僅由其所處的外部環境所決定。隨著現代公司理論的發展，學者們逐漸開始意識到現實中不同公司的內部環境存在顯著差異，異質性假設是認識上市公司行為的基礎。因此，公司行為的選擇是內外部環境共同作用的結果。在研究賣空機制對可賣空公司研發支出會計政策選擇（資本化或費用化）的影響時加入異質性情境，能夠使研究結論更加可靠。

1.公司規模的影響。公司規模的不同會導致公司在資源和能力等方面存在較大的差異。相較于小公司而言，規模較大的公司財力資源更雄厚，配備了更多先進技術設備和高素質人才，客觀上為公司研發項目的順利開展提供了充足的保證，降低了公司創新投資活動失敗的風險。另外，規模較大的公司隨著其經營期的延長會逐漸出現規模效應和壟斷優勢，使得其無論是在技術、能力還是在公司財富等方面都會有所積累。這為公司在同一時期開展多項研發項目提供了保障。某研發項目失敗的消息對公司的負面影響可能會被其他研發項目進展良好的消息所抵消。因此，當可賣空公司的規模較大時，管理者承擔的由于賣空機制引入而導致的股票價格壓力較小，減弱了其將研發支出進行資本化處理的動機。基于上述分析，本文提出如下假設：

H2：公司規模會抑制放松賣空管制與研發支出資本化行為之間的正相關關系。

2.公司受現金流約束的影響。研發支出選擇資本化處理還是費用化處理不僅會對公司當期利潤產生不同的影響，還會對公司現金流量產生不同影響。對研發支出進行資本化處理在增加當期會計利潤的同時也增加了公司當期的現金流出。相反，對研發支出進行費用化處理雖然會降低公司當期的會計利潤，卻能夠帶來節稅的好處，減少公司當期的現金流出。公司在對研發支出進行資本化還是費用化處理的問題上存在兩難選擇[32]。那么，賣空機制與可賣空公司研發支出會計政策選擇關系是否會受到公司現金流狀況的影響呢？

公司為維持日常的經營活動需要持有適量的現金，短期現金流不足會提升公司的經營風險。顯然，經營風險對公司長期經營產生的威脅遠大于研發項目失敗導致的公司股票被賣空的風險所帶來的威脅。因此，當可賣空公司受現金流約束較為嚴重時，管理者不太可能會選擇通過研發支出資本化的方式去降低賣空機制所帶來的價格壓力，而是傾向于將研發支出進行費用化處理，以通過節稅的方式減少公司的現金流出，通過補充日常經營活動流動資金的需要來降低短期的經營風險。根據上述分析，本文提出如下假設：

H3：公司內部現金流約束會抑制放松賣空管制與研發支出資本化行為之間的正相關關系。

四、研究設計

（一）數據來源和樣本選擇

本文采用雙重差分（DID）模型探究賣空機制對企業創新行為的影響。以2009～2017年在滬深交易所交易的A 股上市公司為初始樣本，將在樣本期內未納入融資融券名單的公司作為對照組，在樣本期內納入此名單的上市公司作為實驗組，并進行了如下篩選：①剔除金融行業的公司；②剔除ST 和?ST的公司；③剔除研發支出資本化等數據缺失或披露明顯有誤的公司；④剔除在樣本期間內被納入融資融券名單又被移除的公司。經過上述篩選，最終得到3023個樣本觀察值。本文所使用的數據均來自于國泰安數據庫，將所獲取的研發支出資本化數據與對應上市公司年報中披露的數據進行了核對，二者出現不一致時以上市公司年報為準。另外，本文對連續變量進行了winsorize 處理以避免極值對實驗結果產生影響。

（二）變量選取

1.賣空機制變量。本文設置了兩個賣空機制變量：List 和Post。List 表示樣本公司是否為可賣空公司，當樣本公司是可賣空公司時，List賦值為1，否則賦值為0。Post是可賣空公司股票被納入融資融券標的股票名單的時序變量，公司在樣本期內被納入融資融券名單的當年及以后年度內，該變量賦值為1，否則賦值為0。

2.研發支出資本化變量。參照徐壽福等[33]的研究，本文用資本化金額占公司研發支出總金額的比例（Cap1）來衡量研發支出資本化占比。此外，本文設置了Cap2 虛擬變量，若第t年內對研發支出進行了資本化處理，則Cap2賦值為1，否則賦值為0。

3.控制變量。本文參照劉運國和劉雯[34]、許罡和朱衛東[35]的研究，選取了如下控制變量：資產負債率、股東人數、盈利能力、成立時間、持股比例和產權性質，并控制了年份和行業的影響。表1列示了對各變量的詳細定義。

（三）模型設定

本文在參考現有文獻的基礎上，設計了如下雙重差分（DID）模型對賣空機制和研發支出資本化之間的關系（H1）進行檢驗，同時檢驗了賣空機制對公司研發投入的影響。其中模型（1）用來檢驗賣空機制和研發投入之間的關系，模型（2）用來檢驗賣空機制和研發支出資本化之間的關系。為驗證H2和H3，本文在模型（2）的基礎上按照公司規模的大小、受現金流約束的情況進行了分組回歸。

表1 變量定義

五、實證結果與分析

（一）描述性統計

表2為本文主要變量的描述性統計結果。從表2可以得出，大約有35.1%的觀測樣本將研發支出進行了資本化處理，從整體來看，研發支出資本化金額約占研發投入總金額的10.2%。公司股票被納入融資融券標的股票名單的樣本占全部樣本的1/4 左右。公司規模的標準差為1.206，最小值為19.562，最大值為28.245，說明樣本公司規模存在著較大差異。現金流最小值為-4.867，最大值為1.230，中位數為0.091，說明上市公司在受現金流約束情況方面也存在著顯著的差異。

表2 描述性統計

（二）回歸分析

表3列示了全樣本下模型（1）和模型（2）的回歸結果。其中第2 列是賣空機制與研發投入的回歸結果，第3列和第5列是賣空機制分別與用不同指標度量的研發支出資本化的回歸結果。根據回歸結果可以看出，在控制年份和行業之后，List 的系數不論是在賣空機制與研發投入的模型中，還是在賣空機制與研發支出資本化的模型中均不顯著，說明在公司股票被納入融資融券標的股票名單之前，可賣空公司的研發投入水平和研發支出資本化程度與不可賣空公司之間并不存在顯著差異。本文重點關注雙重差分模型中List×Post 交乘項的系數。在模型（1）中，List×Post的系數為0.0033，但并不顯著，二者并非顯著負相關，說明可賣空公司的管理層并沒有通過減少研發投入來降低創新活動不確定性所帶來的賣空風險，即賣空機制能夠起到一定程度的外部監督作用。第3 列是賣空機制與研發支出資本化（Cap1）進行OLS 回歸的結果，List×Post 的系數為0.0617，在5%的水平上顯著，這說明被納入融資融券標的股票名單后，可賣空公司相較于不可賣空公司而言，更可能選擇研發支出資本化政策；第5 列是賣空機制與研發支出資本化（Cap2）進行Probit 回歸的結果。List×Post 的系數為0.5975，在5%的水平上顯著，同樣說明可賣空公司相較于不可賣空公司而言，更可能選擇研發支出資本化政策，H1 得到了初步驗證，即在其他條件不變的情況下，放松賣空管制與公司研發支出資本化行為之間存在顯著正相關關系。

表3 全樣本回歸結果

（三）進一步分析

為了驗證公司規模以及受現金流約束情況的調節效應，本文對全樣本進行了分組回歸。表4是按公司規模分組回歸的結果，其中第3列（Cap1）和第6列（Cap2）是小規模公司樣本的回歸結果，第2 列（Cap1）和第5 列（Cap2）是大規模公司樣本的回歸結果。

表4 公司規模的調節效應

在全樣本下，賣空機制與用Cap1 和Cap2 衡量的研發支出資本化均在5%的顯著性水平上正相關。在小規模公司樣本中，List×Post 交乘項的系數在兩個模型中分別為0.0717 和0.7702，分別在10%和5%的水平上顯著；而在大規模公司樣本中，List×Post交乘項的系數在兩個模型中分別為0.0214 和0.3838，系數變得不顯著。這說明公司規模在賣空機制和研發支出資本化之間起著負向調節作用，H2得到了驗證。即在其他條件相同的情況下，公司規模會抑制放松賣空管制與研發支出資本化行為之間的正相關關系。

表5是按公司是否受現金流約束分組回歸的結果，其中第3 列（Cap1）和第6 列（Cap2）是受現金流約束公司樣本的回歸結果，第2 列（Cap1）和第5 列（Cap2）是不受現金流約束公司樣本的回歸結果。

表5 受現金流約束情況的調節效應

在不受現金流約束公司樣本中，List×Post 交乘項的系數在兩個模型中分別為0.0961 和0.7509，分別在10%和5%的水平上顯著；而在受現金流約束公司樣本中，List×Post 交乘項的系數分別為0.0512 和0.5498，系數變得不顯著。這表明受現金流約束能夠弱化賣空機制和研發支出資本化之間的正相關關系，H3得到了驗證。即在其他條件相同的情況下，公司內部現金流約束會抑制放松賣空管制與研發支出資本化行為之間的正相關關系。

（四）穩健性檢驗

本文進行了下列穩健性檢驗，以確保研究結論的可靠性。

1.PSM配對樣本檢驗。可賣空公司的樣本和不可賣空公司的樣本之間可能在事前就存在特征差異。為了減少這些差異對研究結果的影響，提升雙重差分模型估計的準確性，本文采用傾向得分匹配法（PSM）對樣本進行了配對處理。參照褚劍、方軍雄[9]的研究，本文選取以下變量作為匹配變量：流通市場占比、股東人數、公司規模、上市年齡、波動率、是否為主板上市公司、年份和行業，最終得到1684 個配對樣本。表6 是基于PSM 樣本對賣空機制和研發支出資本化之間關系的重新檢驗。可以看出無論是用Cap1（表6 第2 列）還是Cap2（表6 第5 列）衡量研發支出資本化選擇行為，List×Post 交乘項的系數均顯著，這與全樣本下的回歸結果保持一致。

表6 基于PSM配對樣本的重新檢驗

2.Tobit回歸。當用資本化金額占公司研發支出總金額的比例（Cap1）衡量研發支出資本化占比時，Cap1是0～1之間的連續變量。為使研究結論更加穩健，本文使用Tobit 回歸法替代OLS 回歸，對模型（2）中賣空機制和研發支出資本化之間的關系重新進行檢驗。回歸結果見表6 第3 列，交乘項List×Post的系數為0.2245，在1%的水平上顯著，這與使用OLS回歸方法得出的結果基本一致。

3.替代性解釋。為了驗證可賣空公司研發支出資本化增加是管理層故意操縱的行為，而非公司創新產出提升的結果，本文對賣空機制與公司創新產出的關系進行檢驗，分別用專利申請數和專利授予數來衡量公司的創新產出，回歸結果見表7。表7第2列是賣空機制與公司當年專利申請數的回歸結果，交乘項List×Post 的系數不具有統計上的顯著性。另外，考慮到創新項目具有研發周期長的特征，本文選取了滯后一期的專利申請數重新進行檢驗，回歸結果見表7第3列，List×Post的系數為-0.0025，同樣不具有統計上的顯著性。表7第4列是賣空機制與滯后一期的專利授予數的回歸結果，List×Post 的系數仍然不顯著。這些結果表明，賣空機制引入后公司的創新產出并未得到顯著提升，研發支出資本化的增加是公司管理層故意操縱的結果。

表7 賣空機制與創新產出

六、研究結論與啟示

本文基于賣空壓力“監督效應”和“誘導效應”的雙重視角，研究了賣空機制的引入對管理層創新決策行為的影響。研究發現，賣空機制與企業研發投入之間的關系并不顯著，而賣空機制和研發支出資本化之間卻存在顯著正相關關系。這說明賣空機制同時具有“監督效應”和“誘導效應”。賣空壓力的“監督效應”雖然能夠對管理層在創新項目上的懈怠行為起到約束作用，但并不能消除管理層自利行為的動機，管理層出于自身利益的考慮，會采取更為隱蔽的方式，在避開賣空者監督的同時減輕創新不確定性所帶來的賣空壓力。進一步研究發現，賣空機制與研發支出資本化政策選擇的正向關系在小規模公司以及不受現金流約束的公司中更為顯著。

本文的研究啟示主要有以下兩個方面：一方面，賣空機制雖然能夠對管理者的不當行為產生一定的約束作用，但賣空者過分關注公司短期績效的行為可能會誘導管理層采取更為隱蔽的方式達到自身利益最大化的目的。因此，賣空者應該奉行價值投資的理念，在對管理層行為加強外部監督的同時減少對公司短期業績以及預期等事件的過分關注，提高對公司創新項目失敗的容忍度，以增強賣空機制的“監督效應”，削弱其“誘導效應”。另一方面，要對研發支出會計政策選擇進行重新審視。允許公司將符合資本化條件的研發支出進行資本化處理的本意是為了提升會計信息的質量，但由于缺乏統一的披露標準以及存在較大的彈性空間，使其成為某些管理者謀求自身利益最大化的工具。為此，監管部門應該制定更為詳細、可行的準則，進一步規范公司研發支出資本化的披露行為。