賣空機(jī)制引入能提升公司價(jià)值嗎？
——來自融資融券制度的檢驗(yàn)證據(jù)

周艷利 顧乃康

(1.廣東外語外貿(mào)大學(xué) 金融學(xué)院，廣東 廣州 510420； 2.中山大學(xué) 管理學(xué)院，廣東 廣州 510275)

一、引言

2010年3月，我國(guó)證券市場(chǎng)融資融券交易試點(diǎn)正式啟動(dòng)，標(biāo)志著賣空機(jī)制正式被引入股票市場(chǎng)(1)正如顧乃康等(2017)所指出的，我國(guó)融資融券制度的實(shí)施本質(zhì)是引入了賣空機(jī)制。融資融券制度包括融資交易制度與融券交易制度，其中：融資交易，即杠桿交易，在我國(guó)股票市場(chǎng)上早已有之，許多投資者通過各種信用渠道借入資金并投入股市，融資交易制度的實(shí)施只是建立了較為規(guī)范的杠桿交易制度而已；融券交易制度的實(shí)施則意味著我國(guó)股票市場(chǎng)首次引入賣空機(jī)制，其對(duì)于股票市場(chǎng)和上市公司來說是一種全新的交易機(jī)制。。在融資融券制度的實(shí)施過程中，我國(guó)采取了“試點(diǎn)先行、逐步推進(jìn)”的原則，至2016年12月歷經(jīng)5次擴(kuò)容，融資融券試點(diǎn)企業(yè)達(dá)到950家。從業(yè)務(wù)規(guī)模來看，融資融券總體交易量雖呈逐年遞增的態(tài)勢(shì)(2)自融資融券制度實(shí)施以來，我國(guó)的融資融券總體交易量呈逐年遞增的趨勢(shì)，并于2015年7月達(dá)至歷史最高峰，隨后因股市暴跌、政策限制而回落至2015年初的水平。，但融券業(yè)務(wù)規(guī)模卻一直遠(yuǎn)小于融資業(yè)務(wù)規(guī)模，融資業(yè)務(wù)和融券業(yè)務(wù)發(fā)展不平衡的問題較為突出。

在理論研究方面，盡管我國(guó)實(shí)際的融券賣空量相當(dāng)有限，且融資融券制度的完善程度與成熟資本市場(chǎng)相比存在較大差距，但學(xué)者已經(jīng)開始對(duì)賣空機(jī)制引入及其所帶來的經(jīng)濟(jì)后果產(chǎn)生濃厚的研究興趣。總體上，相關(guān)研究成果主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：一是針對(duì)股票市場(chǎng)，已有研究發(fā)現(xiàn)賣空機(jī)制的引入通過將企業(yè)的負(fù)面信息及時(shí)反映至股價(jià)中，進(jìn)而可提高股票市場(chǎng)的定價(jià)效率和股價(jià)的信息含量(李科 等，2014；Sharif et al.，2014；肖浩 等，2014；李志生 等，2015a、2015b；唐松 等，2016)(3)也有部分研究表明，由于我國(guó)的融資融券制度存在不對(duì)稱性，其結(jié)果導(dǎo)致基于融券交易的賣空機(jī)制難以在股票市場(chǎng)發(fā)揮應(yīng)有效應(yīng)(陳海強(qiáng) 等，2015；褚劍 等，2016；王朝陽 等，2017)，但多數(shù)研究還是對(duì)賣空機(jī)制引入提高了我國(guó)股票市場(chǎng)的資源配置效率持肯定態(tài)度。；二是針對(duì)企業(yè)行為，部分實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)賣空機(jī)制的引入通過優(yōu)化或約束盈余管理、信息披露、投融資決策、創(chuàng)新支出、大股東“掏空”等，進(jìn)而能夠提升實(shí)體經(jīng)濟(jì)的資源配置效率(陳暉麗 等，2014；靳慶魯 等，2015；張璇 等，2016；顧琪 等，2016；李丹 等，2016；顧乃康 等，2017；李春濤 等，2017；權(quán)小鋒 等，2017；倪驍然 等，2017；侯青川 等，2017)。本研究與后者相關(guān)，試圖回答：既然賣空機(jī)制引入能夠優(yōu)化或約束企業(yè)行為，那么最終能否提高企業(yè)價(jià)值呢？若企業(yè)價(jià)值得以提高，又是通過何種機(jī)制實(shí)現(xiàn)的呢？盡管現(xiàn)有研究結(jié)論顯示，賣空機(jī)制引入會(huì)對(duì)企業(yè)行為產(chǎn)生諸多影響，但對(duì)于其能否提升公司價(jià)值卻尚未展開直接檢驗(yàn)和深入分析。

有鑒于此，本文以2014年之前被選為融資融券標(biāo)的的企業(yè)作為處理組，同時(shí)依據(jù)融資融券標(biāo)的選取規(guī)則，選擇與標(biāo)的企業(yè)屬同一行業(yè)、資產(chǎn)規(guī)模最為接近的非融資融券企業(yè)作為控制組，并將融資融券制度的實(shí)施視作準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用雙重差分法檢驗(yàn)賣空機(jī)制引入對(duì)公司價(jià)值的影響。本研究的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：第一，我國(guó)實(shí)施的融資融券制度具有試點(diǎn)企業(yè)選擇非隨機(jī)、試點(diǎn)企業(yè)逐步擴(kuò)容、機(jī)構(gòu)投資者參與程度不足、融券券源較少和融券交易規(guī)模較小等特征，因此賣空機(jī)制的完善程度與國(guó)外成熟資本市場(chǎng)相比存在較大差距。在此背景下，探討賣空機(jī)制引入能否通過優(yōu)化或約束企業(yè)行為進(jìn)而提高公司價(jià)值，有助于推動(dòng)新興經(jīng)濟(jì)體下賣空理論的發(fā)展，也可以深化賣空理論與公司財(cái)務(wù)的交叉研究。第二，本研究不僅是對(duì)賣空機(jī)制引入與企業(yè)行為關(guān)系方面文獻(xiàn)的重要補(bǔ)充，同時(shí)為科學(xué)評(píng)估融資融券實(shí)施的政策效果提供了可靠的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)文獻(xiàn)回顧

鑒于本文著重探討賣空機(jī)制引入對(duì)公司價(jià)值的影響，而這與賣空機(jī)制引入對(duì)企業(yè)行為尤其是財(cái)務(wù)行為的研究聯(lián)系密切，因此接下來主要圍繞于此展開文獻(xiàn)評(píng)述。

近年來，隨著賣空研究的逐步深入，學(xué)者們除了考察賣空機(jī)制引入對(duì)股票市場(chǎng)資源配置效率的影響外，也開始關(guān)注賣空機(jī)制引入對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)尤其是企業(yè)行為的影響。

首先，在會(huì)計(jì)行為方面，國(guó)內(nèi)外學(xué)者主要從企業(yè)的盈余管理、盈余預(yù)測(cè)、信息披露等角度探討了賣空機(jī)制的影響。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，賣空者尤為關(guān)注企業(yè)的財(cái)務(wù)信息質(zhì)量，目的在于甄別出盈余管理嚴(yán)重、會(huì)計(jì)信息失真的“問題公司”，以實(shí)施賣空攻擊(顧琪 等，2016)，從而使得賣空機(jī)制作為一種外部治理機(jī)制，可以有效約束企業(yè)的盈余管理行為，降低盈余管理程度(Karpoff et al.，2010；Fang et al.，2016；陳暉麗 等，2014)。同時(shí)，賣空機(jī)制引入還能夠顯著降低分析師盈余預(yù)測(cè)的樂觀偏差，提高盈余預(yù)測(cè)的準(zhǔn)確度(李丹 等，2016)，并降低企業(yè)財(cái)務(wù)重述的概率(張璇 等，2016)，提高上市公司的信息披露質(zhì)量(李春濤 等，2017)。

其次，在企業(yè)財(cái)務(wù)行為方面，相關(guān)研究主要探討了賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)投融資決策的影響。賣空對(duì)企業(yè)投資行為的影響：一是從賣空的治理效應(yīng)出發(fā)，部分研究表明，賣空機(jī)制引入有助于賣空者更好地識(shí)別管理者隱藏的信息，挖掘并披露與公司價(jià)值有關(guān)的負(fù)面信息，賣空引致的股價(jià)下跌會(huì)給大股東和管理者帶來利益受損或職位安全的事前威脅，由此賣空機(jī)制能夠發(fā)揮監(jiān)督和約束大股東及管理者不當(dāng)行為的作用，促使管理者優(yōu)化財(cái)務(wù)決策，減少過度投資，提高投資效率(靳慶魯 等，2015)。同時(shí)，賣空交易能夠傳遞出與企業(yè)價(jià)值有關(guān)的信息，降低創(chuàng)新投資中內(nèi)外部人之間的信息不對(duì)稱，減少代理沖突，從而促使企業(yè)更傾向于投資風(fēng)險(xiǎn)高但能創(chuàng)造價(jià)值的創(chuàng)新項(xiàng)目(He et al.，2014；Massa et al.，2015)，因此企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出得以提升(權(quán)小鋒 等，2017)。此外，賣空者還可以通過實(shí)際的賣空活動(dòng)向企業(yè)傳遞產(chǎn)品市場(chǎng)的信息，進(jìn)而優(yōu)化企業(yè)的投資決策(Chu，2015)，推動(dòng)企業(yè)實(shí)施更多的長(zhǎng)期投資項(xiàng)目(Nezafat et al.，2014)。二是從賣空的市場(chǎng)反饋效應(yīng)出發(fā)，經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，賣空機(jī)制引入使得有關(guān)公司價(jià)值的負(fù)面信息被注入股價(jià)，股價(jià)的信息含量增加，經(jīng)過矯正的股價(jià)能夠更好地反映企業(yè)的真實(shí)價(jià)值和成長(zhǎng)機(jī)會(huì)。也就是說，賣空機(jī)制引入可以提高股價(jià)的信息含量，幫助管理者通過股價(jià)更加全面地了解企業(yè)的真實(shí)情況，進(jìn)而做出合理的投資決策(Deng et al.，2016)(4)但也有學(xué)者指出，賣空者中存在一些不具有信息優(yōu)勢(shì)的噪音交易者，這些噪音交易者及其所進(jìn)行的賣空行為不僅不能增加股價(jià)中的信息含量，而且還有可能通過操縱股價(jià)導(dǎo)致企業(yè)投資決策扭曲(Goldstein et al.，2008)。但 Goldstein et al.(2008)所指出的賣空者操縱行為其發(fā)生的前提是需要有足夠大的實(shí)際賣空交易量，而當(dāng)前我國(guó)的賣空交易量還十分有限，因此賣空者很難通過操縱股價(jià)影響企業(yè)的投資行為。有鑒于此，在我國(guó)，賣空機(jī)制引入所產(chǎn)生的證券市場(chǎng)反饋?zhàn)饔弥饕峭ㄟ^管理者的學(xué)習(xí)路徑而發(fā)揮其效應(yīng)的。。在賣空對(duì)企業(yè)融資決策的影響方面，已有研究表明，賣空約束放松會(huì)對(duì)股價(jià)造成負(fù)面沖擊，從而提高權(quán)益的資本成本，減少企業(yè)新增權(quán)益的發(fā)行(Grullon et al.，2015)。不僅如此，由于賣空者擁有與企業(yè)價(jià)值相關(guān)的信息，因此賣空機(jī)制引入還會(huì)影響債券市場(chǎng)的定價(jià)效率，并對(duì)企業(yè)的債務(wù)融資行為產(chǎn)生影響(Erturk et al.，2015；Ho et al.，2016)。顧乃康等(2017)基于我國(guó)證券市場(chǎng)實(shí)施融資融券制度的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，與不允許賣空的企業(yè)相比，允許賣空的企業(yè)其新增的外部權(quán)益融資、債務(wù)融資以及外部融資總額均顯著減少。

由上述文獻(xiàn)回顧可知，盡管學(xué)者圍繞賣空機(jī)制引入對(duì)企業(yè)行為的影響進(jìn)行了多方面考察，且發(fā)現(xiàn)賣空機(jī)制引入可以優(yōu)化或約束企業(yè)行為的諸多證據(jù)，但很少有研究深入探討賣空機(jī)制引入是否會(huì)影響公司價(jià)值。國(guó)內(nèi)現(xiàn)有文獻(xiàn)中，僅有兩篇文章涉及賣空機(jī)制引入對(duì)公司價(jià)值的影響。一是權(quán)小鋒等(2017)考察了賣空機(jī)制與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)賣空機(jī)制引入會(huì)顯著提升公司的創(chuàng)新產(chǎn)出，并通過創(chuàng)新渠道產(chǎn)生滯后的“價(jià)值提升效應(yīng)”。也就是說，從對(duì)企業(yè)行為的長(zhǎng)期影響看，賣空機(jī)制具有顯著的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)和價(jià)值提升效應(yīng)。二是靳慶魯?shù)?2015)探討了放松賣空管制與公司投資決策和價(jià)值創(chuàng)造之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)：只有在面臨較差的投資機(jī)會(huì)時(shí)，可賣空企業(yè)的大股東才有激勵(lì)促使管理層及時(shí)調(diào)整投資決策，提升清算期權(quán)的價(jià)值；當(dāng)公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)較好時(shí)，放松賣空管制并不會(huì)明顯改善公司的投資決策及提高期權(quán)價(jià)值。上述兩項(xiàng)研究雖然均涉及賣空機(jī)制對(duì)公司價(jià)值的影響，但主要是通過考察賣空機(jī)制如何影響企業(yè)投資進(jìn)而對(duì)公司價(jià)值產(chǎn)生作用的。不同于此，本文則是在已有研究的基礎(chǔ)上，全面分析與直接檢驗(yàn)賣空機(jī)制對(duì)公司價(jià)值的影響程度及作用機(jī)理。

(二)基本假設(shè)

賣空機(jī)制引入對(duì)公司股價(jià)和價(jià)值的影響可以從短期和長(zhǎng)期兩個(gè)方面加以分析。短期來看，賣空機(jī)制引入促使有關(guān)企業(yè)的負(fù)面消息可以及時(shí)反映到股價(jià)中，使得股價(jià)能夠反映悲觀交易者的觀點(diǎn)和交易，高估的股價(jià)得以矯正，進(jìn)而給股價(jià)帶來下跌的壓力。例如，Sharif et al.(2014)針對(duì)我國(guó)融資融券制度實(shí)施進(jìn)行的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在允許賣空的公告當(dāng)日，允許賣空的融資融券試點(diǎn)企業(yè)其股票收益率為-0.41%，相比不允許賣空的企業(yè)(其股票收益率為-0.03%)多下降0.38%；且公告后五日內(nèi)，允許賣空的企業(yè)其股票累計(jì)收益率為-1.54%，相比不允許賣空的企業(yè)(其股票累計(jì)收益率為0.61%)多下降2.15%。由此可見，賣空機(jī)制引入在短期內(nèi)確實(shí)會(huì)導(dǎo)致允許賣空的企業(yè)面臨股價(jià)下行的壓力。

然而，長(zhǎng)期來看，賣空機(jī)制引入會(huì)通過影響企業(yè)行為及財(cái)務(wù)決策，進(jìn)而對(duì)企業(yè)的資源配置效率產(chǎn)生作用，并最終提升企業(yè)的內(nèi)在價(jià)值，這也是本研究關(guān)注的重點(diǎn)。賣空機(jī)制引入之所以會(huì)對(duì)公司價(jià)值產(chǎn)生影響，其作用機(jī)理主要包括兩個(gè)方面：一是賣空機(jī)制引入可以作為一種來自外部證券市場(chǎng)的治理機(jī)制，通過約束企業(yè)的不良行為，進(jìn)而對(duì)公司價(jià)值產(chǎn)生長(zhǎng)期的正向作用(Massa et al.，2015；Nezafat et al.，2014)；二是賣空機(jī)制引入能夠通過股票市場(chǎng)的反饋效應(yīng)，進(jìn)而優(yōu)化企業(yè)的財(cái)務(wù)行為，并最終對(duì)公司價(jià)值產(chǎn)生長(zhǎng)期的正向影響(Dow et al.，1997；Subrahmanyam et al.，1999；Chen et al.，2007；Deng et al.，2016)。需再次強(qiáng)調(diào)的是，本文主要從長(zhǎng)期視野來分析賣空機(jī)制引入對(duì)公司價(jià)值的影響，與從短期視角進(jìn)行的考察具有不同的作用機(jī)理和影響結(jié)果。

首先，賣空機(jī)制作為一種基于負(fù)面信息傳遞和交易的外部治理機(jī)制，可以通過賣空的事前威懾和賣空的事后懲罰兩種效應(yīng)對(duì)企業(yè)行為產(chǎn)生約束作用。在引入賣空機(jī)制后，賣空者為了尋求賣空機(jī)會(huì)，存在挖掘和披露企業(yè)負(fù)面信息的激勵(lì)。企業(yè)的負(fù)面信息隨時(shí)會(huì)通過賣空交易反映至股價(jià)中，產(chǎn)生股價(jià)下跌的壓力，因此大股東和管理者時(shí)刻可能面臨財(cái)富受損或職位安全的威脅。這便是賣空機(jī)制所帶來的事前威懾，其不取決于賣空的實(shí)際交易量。面對(duì)這種事前威懾，大股東和管理者不得不嚴(yán)格約束企業(yè)的不良行為，以緩解潛在賣空壓力。不僅如此，一旦引入賣空機(jī)制，賣空者就有可能實(shí)施賣空攻擊，實(shí)際的賣空攻擊會(huì)導(dǎo)致投資者(包括股東和債權(quán)人)及其他利益相關(guān)者對(duì)企業(yè)產(chǎn)生負(fù)面看法，并減少與企業(yè)的業(yè)務(wù)聯(lián)系進(jìn)而使企業(yè)陷入財(cái)務(wù)困境。在受到賣空攻擊后，大股東和管理者不得不約束企業(yè)的不良行為，這便是賣空的事后懲罰效應(yīng)，其強(qiáng)度取決于實(shí)際的賣空交易量。由于我國(guó)融資融券制度的實(shí)施時(shí)間較短且當(dāng)前實(shí)際融券賣空量較小，因此賣空的事前威懾作用可能更為重要(顧乃康 等，2017)。總之，作為一種來自證券市場(chǎng)的治理機(jī)制，賣空機(jī)制可以通過事前威懾與事后懲罰兩種效應(yīng)約束企業(yè)的不良行為，從而改善公司治理，并最終提升公司價(jià)值。國(guó)內(nèi)多項(xiàng)研究已證實(shí)，賣空機(jī)制引入確實(shí)能改善企業(yè)行為，例如融資融券制度的實(shí)施可以有效約束企業(yè)的盈余管理(陳暉麗 等，2014)，降低企業(yè)發(fā)生財(cái)務(wù)重述的概率(張璇 等，2016)，提高上市公司的信息披露質(zhì)量(李春濤 等，2017)，制約大股東的“掏空”行為(侯青川 等，2017)，改善企業(yè)的投資決策(靳慶魯 等，2015)，優(yōu)化企業(yè)的融資行為及資本結(jié)構(gòu)決策(顧乃康 等，2017)，提高企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出(權(quán)小鋒 等，2017)。由此，本文認(rèn)為，既然賣空機(jī)制引入能夠有效約束企業(yè)不良行為，那么長(zhǎng)期來看這種積極影響最終將體現(xiàn)在公司價(jià)值的提升上。

其次，賣空機(jī)制作為一種基于負(fù)面信息傳遞和交易的信息機(jī)制，可以在股票市場(chǎng)上產(chǎn)生反饋效應(yīng)，那些具有學(xué)習(xí)能力的管理者能夠從賣空交易中挖掘出企業(yè)的負(fù)面信息并據(jù)此優(yōu)化企業(yè)行為。股票市場(chǎng)的反饋?zhàn)饔美碚撜J(rèn)為，投資者可以通過交易將其所擁有的私人信息反映到股價(jià)中，而管理者也存在從股價(jià)中習(xí)得自己不知曉的信息以優(yōu)化企業(yè)行為的內(nèi)在傾向，因此股價(jià)對(duì)企業(yè)行為具有引導(dǎo)或反饋?zhàn)饔?Dow et al.，1997；Subrahmanyam et al.，1999；Chen et al.，2007)。長(zhǎng)期來看，賣空機(jī)制引入提高了股票市場(chǎng)的定價(jià)效率，使得股價(jià)的信息含量增加，管理者可以從矯正后的股價(jià)中準(zhǔn)確把握企業(yè)的真實(shí)信息，從而改善企業(yè)的行為尤其是投資行為，促使公司價(jià)值進(jìn)一步提升。靳慶魯(2015)指出，引入賣空機(jī)制有助于擠出股價(jià)泡沫，降低股價(jià)被高估的程度，提升股價(jià)的信息含量，優(yōu)化企業(yè)的投資決策，因此在放松賣空管制后，相對(duì)于不允許賣空的低盈利企業(yè)，允許賣空的低盈利企業(yè)的股價(jià)更能及時(shí)反映利空消息，管理層也會(huì)及時(shí)減少投資，有效執(zhí)行清算期權(quán)，從而提高公司的清算價(jià)值。總之，即便不考慮賣空機(jī)制引入對(duì)大股東和管理者所產(chǎn)生的事前威懾和事后懲罰效應(yīng)，這種股票市場(chǎng)反饋效應(yīng)也能起到優(yōu)化企業(yè)行為，并最終提升公司價(jià)值的作用。

綜上所述，盡管從短期看賣空機(jī)制引入會(huì)產(chǎn)生股價(jià)下跌的壓力或?qū)е鹿蓛r(jià)確實(shí)發(fā)生下跌，但長(zhǎng)期來看引入賣空機(jī)制所帶來的治理效應(yīng)和股票市場(chǎng)的反饋效應(yīng)最終可有效提升公司價(jià)值。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)1：與不允許賣空的企業(yè)相比，賣空機(jī)制引入后，允許賣空的企業(yè)其公司價(jià)值將顯著提升。

上文指出，賣空機(jī)制作為一種外部治理機(jī)制，可以發(fā)揮事前威懾和事后懲罰兩種效應(yīng)，大股東以及管理者出于保護(hù)自身利益及職位安全的考慮，會(huì)嚴(yán)格約束自身的機(jī)會(huì)主義行為，因此賣空機(jī)制引入對(duì)于改善公司治理具有積極影響。我們有理由認(rèn)為，引入賣空機(jī)制所帶來的公司價(jià)值提升效應(yīng)在內(nèi)部治理水平較差的企業(yè)中表現(xiàn)得更為明顯。原因在于：一方面，賣空機(jī)制引入后，投資者可以通過賣空獲益，這為市場(chǎng)上潛在的賣空者提供了挖掘企業(yè)負(fù)面信息的激勵(lì)，顯然那些內(nèi)部治理水平較差的企業(yè)更易受賣空者關(guān)注；另一方面，內(nèi)部治理較差的企業(yè)往往信息披露更不充分，信息透明度更差(黎文靖 等，2013)，賣空者通過挖掘此類企業(yè)負(fù)面信息進(jìn)而獲益的機(jī)會(huì)更多，因此引入賣空機(jī)制有助于推動(dòng)內(nèi)部治理水平較差的企業(yè)更加充分地披露負(fù)面信息。也就是說，那些內(nèi)部治理水平較差的企業(yè)更易被賣空者關(guān)注，其受賣空事前威懾和事后懲罰的影響更大，因此賣空機(jī)制所發(fā)揮的治理效應(yīng)更加明顯。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)2：與內(nèi)部治理水平較好的企業(yè)相比，賣空機(jī)制引入后，內(nèi)部治理水平較差的企業(yè)其公司價(jià)值的提升程度更大。

如上文所述，賣空機(jī)制引入還可以通過向管理者傳遞市場(chǎng)上有關(guān)企業(yè)的負(fù)面信息，進(jìn)而產(chǎn)生股票市場(chǎng)的反饋效應(yīng)，具有學(xué)習(xí)能力的管理者可以習(xí)得這些信息并據(jù)此調(diào)整投資行為，優(yōu)化投資決策。由此，在引入賣空機(jī)制后，企業(yè)的投資水平和股價(jià)之間應(yīng)該具有更高的敏感性。賣空制度引入使得投資者有機(jī)會(huì)注入與企業(yè)成長(zhǎng)性和盈利性有關(guān)的負(fù)面私人信息，加快股價(jià)對(duì)私人信息的調(diào)整速度，提高股價(jià)中隱含的信息質(zhì)量，使得股價(jià)能夠更加全面地反映企業(yè)所面臨的真實(shí)成長(zhǎng)機(jī)會(huì)。在股票市場(chǎng)反饋效應(yīng)路徑下，從股價(jià)中學(xué)習(xí)的管理者有機(jī)會(huì)獲知自身未知的負(fù)面信息，并據(jù)此做出更加科學(xué)合理的投資決策。因此，如果引入賣空機(jī)制能夠提升公司價(jià)值，那么依據(jù)股票市場(chǎng)對(duì)企業(yè)投資行為的反饋效應(yīng)，賣空制度引入后，企業(yè)投資水平將對(duì)信息含量更為豐富且更能真實(shí)反映企業(yè)未來成長(zhǎng)機(jī)會(huì)的股價(jià)具有更高的敏感性。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)3：與不允許賣空的企業(yè)相比，賣空機(jī)制引入后，允許賣空的企業(yè)其投資-股價(jià)的敏感性將提高。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

我國(guó)自2010年3月開始實(shí)施融資融券制度，并主要依據(jù)“試點(diǎn)先行、逐步推行”的原則多批次逐步擴(kuò)大融資融券試點(diǎn)企業(yè)范圍。同時(shí)，由于我國(guó)2006年進(jìn)行了會(huì)計(jì)制度改革，2015年4月頒布了允許機(jī)構(gòu)投資者參與融券和轉(zhuǎn)融券業(yè)務(wù)的制度，因此為保持財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)口徑的一致性，同時(shí)剔除制度安排變化產(chǎn)生的影響，本文選取2007年第1季度至2015年第1季度作為檢驗(yàn)的樣本期間。不僅如此，我們還使用季度財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行了檢驗(yàn)，以確保在采用雙重差分法進(jìn)行實(shí)證研究時(shí)擁有足夠的可比樣本。

在樣本期內(nèi)我國(guó)共進(jìn)行了四次融資融券試點(diǎn)企業(yè)的擴(kuò)容，加上首批試點(diǎn)共五批樣本，但是2014年9月擴(kuò)容的第四批試點(diǎn)企業(yè)至2015年第1季度僅有試點(diǎn)實(shí)施后兩季度的數(shù)據(jù)，因此本文選取前四批融資融券試點(diǎn)企業(yè)作為研究對(duì)象，并將此設(shè)定為處理組樣本。同時(shí)，我們?cè)谥?015年第1季度末從未成為融資融券試點(diǎn)的其他上市企業(yè)中選取控制組樣本。為有效控制處理組與控制組樣本之間的政策選擇偏差和企業(yè)特征差異，本文在非融資融券試點(diǎn)企業(yè)中選取滿足《融資融券交易實(shí)施細(xì)則》所設(shè)定的試點(diǎn)企業(yè)要求(5)包括流通市值、過去三個(gè)月相對(duì)于基準(zhǔn)指數(shù)日均換手率、日均漲跌幅平均值的偏離值、波動(dòng)幅度等標(biāo)準(zhǔn)。，且與處理組對(duì)應(yīng)樣本屬于同一行業(yè)、規(guī)模最為接近的企業(yè)作為控制組樣本。在此基礎(chǔ)上，對(duì)樣本進(jìn)行了如下篩選：剔除ST企業(yè)；剔除2007年之后上市的樣本；剔除金融行業(yè)的樣本；剔除樣本期內(nèi)曾被取消融資融券試點(diǎn)資格的樣本；剔除實(shí)施融資融券政策當(dāng)期的數(shù)據(jù)；剔除存在異常值、缺失值的樣本。經(jīng)上述處理，本文共得到融資融券試點(diǎn)企業(yè)447家。由于部分行業(yè)中非融資融券試點(diǎn)企業(yè)數(shù)量較少而無法全部配對(duì)，最終我們?yōu)?47家試點(diǎn)企業(yè)中的382家找到了可配對(duì)的非融資融券試點(diǎn)企業(yè)。由此，本文選取該382家融資融券試點(diǎn)企業(yè)作為處理組樣本，382家配對(duì)的非融資融券試點(diǎn)企業(yè)作為控制組樣本，樣本期內(nèi)共獲得21123個(gè)企業(yè)-季度財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)。同時(shí)，為控制極端值影響，我們對(duì)所有變量按1%的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行了Winsorize處理。本文財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，融資融券數(shù)據(jù)來自滬深交易所網(wǎng)站。

(二)模型構(gòu)建與變量定義

基于我國(guó)實(shí)施融資融券制度帶來的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的研究機(jī)會(huì)，本文采用雙重差分法(DID)進(jìn)行實(shí)證分析(6)采用雙重差分法進(jìn)行檢驗(yàn)，原因是：一方面，可以減輕內(nèi)生性問題；另一方面，可以通過處理組與控制組的組間比較和融資融券制度實(shí)施的前后比較來評(píng)估融資融券制度實(shí)施所帶來的凈效應(yīng)。。為檢驗(yàn)假設(shè)H1，構(gòu)建如下模型：

Qi,t+n=α0+α1Treatmenti×Postt+α2Sizei,t+α3Growthi,t+α4Capitali,t+α5Levi,t+

α6Agei,t+α7Firsti,t+α8Balancei,t+α9Duali,t+α10Indepratioi,t+α11Soei,t+

∑tQuartert+n+∑iIndustryi+εi,t+n

(1)

被解釋變量Q代表公司價(jià)值，借鑒Morck et al.(1988)和白重恩等(2005)的做法，本文使用托賓Q(即市賬比)來衡量，其被定義為季末總資產(chǎn)的市場(chǎng)價(jià)值MV與季末總資產(chǎn)的賬面價(jià)值BV之比，其中季末總資產(chǎn)的市場(chǎng)價(jià)值等于(總負(fù)債的賬面價(jià)值+流通股數(shù)×股價(jià)+未流通股數(shù)×每股凈資產(chǎn))。為檢驗(yàn)賣空機(jī)制引入對(duì)公司價(jià)值的長(zhǎng)期影響，我們對(duì)未來四個(gè)季度的公司價(jià)值均進(jìn)行了分析，相應(yīng)地，n取1到4。解釋變量Treatment×Post，為反映是否是融資融券試點(diǎn)企業(yè)的虛擬變量Treatment(試點(diǎn)企業(yè)賦值為1，否則賦值為0)和反映融資融券試點(diǎn)企業(yè)前后的虛擬變量Post(成為試點(diǎn)企業(yè)之后的季度賦值為1，否則賦值為0)所構(gòu)成的交乘項(xiàng)。

同時(shí)，參照陳海強(qiáng)等(2012)以及邵帥等(2015)的研究，本文還控制了一系列影響公司價(jià)值的主要因素。一是公司基本特征變量。企業(yè)規(guī)模(Size)，利用季末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)衡量；主營(yíng)業(yè)務(wù)增長(zhǎng)率(Growth)，利用季度主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率衡量；資本支出(Capital)，利用“季度購(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)、其他長(zhǎng)期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金與處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)、其他長(zhǎng)期資產(chǎn)所收回的現(xiàn)金之差/季末總資產(chǎn)”衡量；財(cái)務(wù)杠桿(Lev)，利用“季末負(fù)債的賬面價(jià)值/總資產(chǎn)的賬面價(jià)值”衡量；企業(yè)年齡(Age)，利用公司上市年齡衡量。二是公司股權(quán)結(jié)構(gòu)變量。第一大股東持股比例(First)，利用季末第一大股東持股比例衡量；股權(quán)制衡指標(biāo)(Balance)，利用“季末第二至第五大股東持股比例/第一大股東持股比例”衡量。三是公司董事會(huì)治理變量。董事長(zhǎng)與總經(jīng)理是否兩職合一的虛擬變量(Dual)，若季度內(nèi)董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職合一，則賦值為1，否則賦值為0；獨(dú)立董事比例(Indepratio)，利用“獨(dú)立董事數(shù)量/公司董事會(huì)規(guī)模”衡量。四是公司產(chǎn)權(quán)特征變量。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)是否為國(guó)有(Soe)，如果是國(guó)有企業(yè)，則賦值為1，否則賦值為0。此外，我們還控制了季度(Quarter)和行業(yè)(Industry)固定效應(yīng)。下標(biāo)i和t表示第i企業(yè)第t季度,ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

針對(duì)模型(1)，我們重點(diǎn)關(guān)注交乘項(xiàng)Treatment×Post的回歸系數(shù)α1，該系數(shù)反映處理組樣本在允許賣空后其公司價(jià)值變化與控制組樣本的差異。若假設(shè)H1成立，則回歸系數(shù)α1應(yīng)顯著為正，即與控制組樣本相比，處理組中的融資融券試點(diǎn)企業(yè)在賣空機(jī)制引入后公司價(jià)值顯著提升。

為檢驗(yàn)內(nèi)部治理水平差異對(duì)賣空機(jī)制引入與公司價(jià)值關(guān)系的影響，即假設(shè)H2，本文構(gòu)建公司內(nèi)部治理指數(shù)作為衡量企業(yè)內(nèi)部治理水平的指標(biāo)。首先，根據(jù)公司治理研究的相關(guān)成果(白重恩 等，2005；張學(xué)勇 等，2010)，使用主成分分析法構(gòu)建反映企業(yè)內(nèi)部治理水平的測(cè)度指標(biāo)。本文共選取六大類指標(biāo)進(jìn)行主成分分析，具體為股權(quán)結(jié)構(gòu)指標(biāo)(股權(quán)制衡指標(biāo)即“第二至五大股東持股比例/第一大股東持股比例”，第一大股東持股比例)、股權(quán)性質(zhì)指標(biāo)(第一大股東是否為國(guó)有股東，國(guó)有賦值為1，否則賦值為0)、控股股東行為指標(biāo)(關(guān)聯(lián)交易比例，即“向關(guān)聯(lián)方銷售產(chǎn)品及提供勞務(wù)金額加上向關(guān)聯(lián)方采購(gòu)產(chǎn)品及接受勞務(wù)金額/期末總資產(chǎn)”)、董事會(huì)治理指標(biāo)(董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例)、管理層治理指標(biāo)(管理層持股比例、董事長(zhǎng)與總經(jīng)理是否兩職合一的虛擬變量)、外部市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)指標(biāo)(市場(chǎng)份額，即“該企業(yè)營(yíng)業(yè)收入/行業(yè)總營(yíng)業(yè)收入”)，并選取第一大主成分得分作為反映企業(yè)內(nèi)部治理水平的指標(biāo)。分析結(jié)果表明，第一大主成分載荷系數(shù)的符號(hào)與理論預(yù)期基本相同，第一大主成分得分越高，表示企業(yè)的內(nèi)部治理水平越好(7)主成分分析法的檢驗(yàn)結(jié)果表明，就第一大主成分而言，股權(quán)制衡指標(biāo)的載荷系數(shù)為0.5441；第一大股東持股比例的載荷系數(shù)為-0.5367；第一大股東是否為國(guó)有股東虛擬變量的載荷系數(shù)為-0.4064；關(guān)聯(lián)交易比例的載荷系數(shù)為-0.0411；董事長(zhǎng)與總經(jīng)理是否兩職合一虛擬變量的載荷系數(shù)為0.2190；董事會(huì)規(guī)模的載荷系數(shù)為-0.1158；獨(dú)立董事比例的載荷系數(shù)為0.0668；管理層持股比例的載荷系數(shù)為0.4161；市場(chǎng)份額的載荷系數(shù)為0.1003。其中，管理層持股比例、董事長(zhǎng)與總經(jīng)理是否兩職合一的結(jié)果與張學(xué)勇等(2010)一致，其他一些指標(biāo)也與國(guó)內(nèi)相關(guān)研究一致，比如白重恩等(2005)。因此，我們所得到的第一大主成分得分與反映企業(yè)內(nèi)部治理水平的各指標(biāo)之間的關(guān)系符合理論預(yù)期，且第一大主成分得分越高意味著內(nèi)部治理水平越高。。其次，采用虛擬變量High來衡量?jī)?nèi)部治理水平的好壞，在成為融資融券試點(diǎn)企業(yè)前，其內(nèi)部治理水平指標(biāo)在行業(yè)中居后1/3的賦值為1，否則賦值為0，即High賦值為1的企業(yè)被認(rèn)為內(nèi)部治理水平相對(duì)較差。經(jīng)上述處理，構(gòu)建如下所示的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

Qi,t+1=α0+α1Treatmenti×Postt+α2Treatmenti×Postt×High+α3Sizei,t+

α4Growthi,t+α5Capitali,t+α6Levi,t+α7Agei,t+

∑tQuartert+1+∑iIndustryi+εi,t+1

(2)

由于在構(gòu)建內(nèi)部治理指數(shù)時(shí)用到的變量與模型(1)中存在重復(fù)，為減輕多重共線性，在針對(duì)不同內(nèi)部治理水平企業(yè)的檢驗(yàn)中，我們只保留了部分控制變量。控制變量的定義與模型(1)相同。模型(2)中，我們著重關(guān)注交乘項(xiàng)Treatmenti×Postt×High的回歸系數(shù)。若假設(shè)H2成立，則回歸系數(shù)α2應(yīng)顯著為正，即對(duì)于內(nèi)部治理差的企業(yè)而言，引入賣空機(jī)制對(duì)其公司價(jià)值的提升程度更大。

進(jìn)一步，對(duì)假設(shè)H3進(jìn)行檢驗(yàn)，即引入賣空制度后，企業(yè)投資-股價(jià)之間的敏感性是否會(huì)提高。在此，參考Chen et al.(2007)的研究，使用Q來衡量股價(jià)(8)Q既是公司價(jià)值的衡量指標(biāo)，也常用于反饋效應(yīng)投資-股價(jià)之間的敏感性檢驗(yàn)中，股價(jià)是公司價(jià)值在股票市場(chǎng)上的反映。。如果賣空制度引入有助于釋放企業(yè)的負(fù)面信息并使高估的股價(jià)得以矯正，那么Q將包含更豐富的企業(yè)信息，且能更加真實(shí)地反映企業(yè)所面臨的成長(zhǎng)機(jī)會(huì)。因此，賣空制度引入后，與不允許賣空的企業(yè)相比，允許賣空的企業(yè)其投資水平INV和Q之間的敏感性顯著提高。據(jù)此，構(gòu)建如下所示的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

INVi,t=α0+α1Treatmenti×Postt+α2Qi,t-1+α3Treatmenti×Postt×Qi,t-1+

α4Sizei,t-1+α5Roai,t-1+α6Levi,t-1+α7Cashflowi,t+

∑tQuartert+∑iIndustryi+εi,t

(3)

其中，被解釋變量為企業(yè)的投資水平(即投資支出)(INV),本文選取企業(yè)季度的固定資產(chǎn)投資支出(CAPX)(即季末與季初的“固定資產(chǎn)+在建工程+工程物資”之差/季初總資產(chǎn))、固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)的投資支出(Invest)(即季末與季初的“固定資產(chǎn)+在建工程+工程物資+無形資產(chǎn)”之差/季初總資產(chǎn))、總資產(chǎn)的投資支出(ΔTassets)(即季末與季初的總資產(chǎn)之差/季初總資產(chǎn))三個(gè)指標(biāo)加以衡量。在此基礎(chǔ)上，參考喻坤等(2014)和俞鴻琳(2011)的做法，控制企業(yè)的相關(guān)特征變量，其中盈利能力(Roa)為季度總資產(chǎn)收益率，當(dāng)期現(xiàn)金流(Cashflow)為季度經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流/季初總資產(chǎn)，其他控制變量的定義與前文相同。

首先，驗(yàn)證企業(yè)投資水平(INV)和Q之間是否存在敏感性，觀察Qi,t-1的系數(shù)，如果α2顯著為正，則說明投資水平和股價(jià)之間正相關(guān)。然后，觀察交乘項(xiàng)Treatmenti×Postt×Qi,t-1的系數(shù)，若α3也顯著為正，則意味著賣空制度引入在投資水平-股價(jià)正相關(guān)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步提高了投資水平-股價(jià)之間的正相關(guān)關(guān)系，即提升了投資-股價(jià)之間的敏感性，從而證實(shí)股票市場(chǎng)反饋效應(yīng)路徑。

四、實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表1和表2分別列示了全樣本以及處理組和控制組樣本中各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從中可見，在樣本期內(nèi)，相比于控制組樣本，處理組樣本呈現(xiàn)出企業(yè)規(guī)模較大、財(cái)務(wù)杠桿較低、盈利性較好的特征，其公司價(jià)值也相對(duì)較大，但這僅是處理組樣本和控制組樣本之間的簡(jiǎn)單對(duì)比，并未考慮融資融券制度實(shí)施前后的差異。同時(shí)，我們還檢驗(yàn)了各變量之間的相關(guān)性，結(jié)果顯示主要變量的相關(guān)系數(shù)均在0.5以下(限于篇幅，未列出具體報(bào)告)。

表1 全樣本描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2 處理組和控制組樣本變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

注：***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%、10%。

(二)回歸分析

針對(duì)假設(shè)H1的檢驗(yàn)，主要是考察賣空機(jī)制引入后處理組與控制組樣本的公司價(jià)值變化是否存在顯著差異。在依據(jù)模型(1)進(jìn)行分析時(shí)，我們分別針對(duì)未來第一季度、第二季度、第三季度、第四季度的公司價(jià)值進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。從中可以看出，未來四個(gè)季度的公司價(jià)值Q與解釋變量Treatment×Post的回歸系數(shù)分別為0.647、0.640、0.626和0.619，且均在1%的水平下顯著。由此可見，與控制組樣本相比，處理組中的融資融券試點(diǎn)企業(yè)在賣空機(jī)制引入后其未來的公司價(jià)值確實(shí)得到了提升，假設(shè)H1成立。這意味著，賣空機(jī)制引入后所產(chǎn)生的治理效應(yīng)和股票市場(chǎng)的反饋效應(yīng)起到了優(yōu)化或約束企業(yè)行為的作用，進(jìn)而帶動(dòng)公司價(jià)值進(jìn)一步提升。然而，也應(yīng)注意到，隨著季度的推移，公司價(jià)值的提升程度越來越小。這可能與我國(guó)股票市場(chǎng)實(shí)際的融券賣空量較小有關(guān)，較小的融券賣空量會(huì)削弱允許賣空的企業(yè)所受到的賣空壓力。對(duì)于控制變量，企業(yè)規(guī)模、成長(zhǎng)性、財(cái)務(wù)杠桿、企業(yè)年齡等變量的回歸結(jié)果與邵帥等(2015)的研究所得基本一致，第一大股東持股比例、股權(quán)制衡度、獨(dú)立董事比例、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)等變量的回歸結(jié)果與肖華等(2013)的研究所得類似。

表3 賣空機(jī)制引入與公司價(jià)值的回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為經(jīng)過White修正的t值，且為了控制自相關(guān)問題在企業(yè)層面進(jìn)行了聚類Cluster處理；***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%、10%。

針對(duì)假設(shè)H2的檢驗(yàn)，主要是考察賣空機(jī)制的治理效應(yīng)，即探究在不同內(nèi)部治理水平下賣空機(jī)制引入是否會(huì)導(dǎo)致處理組與控制組樣本的公司價(jià)值產(chǎn)生顯著差異。為更加直觀地了解賣空機(jī)制引入是否會(huì)對(duì)不同內(nèi)部治理水平企業(yè)的公司價(jià)值產(chǎn)生差異化影響，我們先針對(duì)融資融券制度實(shí)施前內(nèi)部治理水平較差(即High=1)的樣本和內(nèi)部治理水平較好(即High=0)的樣本進(jìn)行分組檢驗(yàn)，然后依據(jù)模型(2)進(jìn)行檢驗(yàn)。表4報(bào)告了具體的分析結(jié)果。

由表4的Panel A可知，無論是對(duì)于內(nèi)部治理水平較差的企業(yè)還是內(nèi)部治理水平較好的企業(yè)，公司價(jià)值Q與解釋變量Treatment×Post的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，即賣空機(jī)制引入能顯著提升公司價(jià)值。而且，在內(nèi)部治理水平較差的企業(yè)中，反映賣空機(jī)制引入的解釋變量Treatment×Post的回歸系數(shù)(0.652)大于內(nèi)部治理水平較好企業(yè)的回歸系數(shù)(0.480)，這說明賣空機(jī)制引入對(duì)不同內(nèi)部治理水平企業(yè)的公司價(jià)值存在差異化影響。進(jìn)一步，為檢驗(yàn)這種差異是否存在統(tǒng)計(jì)上的顯著性，針對(duì)模型(2)進(jìn)行分析，結(jié)果見表4的Panel B。不難發(fā)現(xiàn)，交乘項(xiàng)Treatment×Post×High的回歸系數(shù)為0.166，且在10%的水平下顯著。因此，與內(nèi)部治理水平較好的企業(yè)相比，在引入賣空機(jī)制后，內(nèi)部治理水平較差的企業(yè)可能因受到的賣空威懾更大，賣空機(jī)制所發(fā)揮的治理效應(yīng)更加顯著，進(jìn)而使得公司價(jià)值的提升幅度更大。由此，假設(shè)2得到支持。

表4 不同內(nèi)部治理水平下賣空機(jī)制引入與公司價(jià)值的回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為經(jīng)過White修正的t值，且為了控制自相關(guān)問題在企業(yè)層面進(jìn)行了聚類Cluster處理；***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%、10%。

針對(duì)假設(shè)3的檢驗(yàn)，主要是驗(yàn)證賣空機(jī)制的股票市場(chǎng)反饋效應(yīng)，即賣空機(jī)制引入后是否會(huì)提升企業(yè)投資-股價(jià)之間的敏感性，回歸結(jié)果見表5。

表5 賣空制度引入與企業(yè)投資-股價(jià)敏感性的回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為經(jīng)過White修正的t值，且為了控制自相關(guān)問題在企業(yè)層面進(jìn)行了聚類Cluster處理；***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%、10%。

由表5可知，無論使用何種定義的企業(yè)投資支出，Qi,t-1的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。進(jìn)一步，交乘項(xiàng)Treatmenti×Postt×Qi,t-1的回歸系數(shù)至少在10%的水平下顯著為正，這說明與不允許賣空的企業(yè)相比，賣空制度引入后，允許賣空的企業(yè)其投資水平對(duì)矯正后的股價(jià)的敏感性得以提升。其中，季度固定資產(chǎn)投資支出CAPX與Q之間的敏感性提升了0.08%，季度固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)投資支出Invest與Q之間的敏感性提升了0.09%，而季度總資產(chǎn)投資支出ΔTassets與Q之間的敏感性提升了0.68%。上述結(jié)果與本文預(yù)期一致，即與不允許賣空的企業(yè)相比，賣空機(jī)制引入后，允許賣空的企業(yè)其投資-股價(jià)的敏感性將提高。由此，假設(shè)H3得以驗(yàn)證。

五、進(jìn)一步研究

(一)公司價(jià)值的分解檢驗(yàn)

上一部分的檢驗(yàn)結(jié)果表明，賣空機(jī)制引入確實(shí)能提升公司價(jià)值。接下來，本文借鑒Fang et al.(2009)的方法對(duì)公司價(jià)值進(jìn)行分解，并展開進(jìn)一步檢驗(yàn)。公司價(jià)值分解模型如下所示：

其中，OIOP為企業(yè)季度的營(yíng)業(yè)利潤(rùn)與季末的權(quán)益市場(chǎng)價(jià)值之比；Levm為企業(yè)季末總負(fù)債的賬面價(jià)值與總資產(chǎn)的市場(chǎng)價(jià)值之比，反映的是企業(yè)季末的市值財(cái)務(wù)杠桿；Roa為企業(yè)季度的營(yíng)業(yè)利潤(rùn)與季末總資產(chǎn)的賬面價(jià)值之比，即季度的資產(chǎn)利潤(rùn)率，反映的是企業(yè)季度的財(cái)務(wù)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)。對(duì)公司價(jià)值進(jìn)行分解的目的在于，檢驗(yàn)賣空機(jī)制引入對(duì)公司價(jià)值的影響是否會(huì)通過OIOP、市值財(cái)務(wù)杠桿Levm以及財(cái)務(wù)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)Roa三部分傳導(dǎo)。本文分別用OIOP、Levm、Roa替代模型(1)中的被解釋變量托賓Q，構(gòu)建如下所示的模型：

OIOPi,t/

Levmi,t/

Roai,t=α0+α1Treatmenti×Postt+α2Sizei,t-1+α3Growthi,t-1+α4Capitali,t-1+

α5Agei,t+α6Firsti,t-1+α7Balancei,t-1+α8Duali,t-1+α9Indepratioi,t+

α10Soei,t+∑tQuartert+∑iIndustryi+εi,t

(4)

由于需要對(duì)市值財(cái)務(wù)杠桿(Levm)進(jìn)行檢驗(yàn)，所以在控制變量中剔除了賬面財(cái)務(wù)杠桿(Lev)。模型(4)中的其他變量定義與模型(1)相同。針對(duì)模型(4)的回歸分析結(jié)果見表6。

從表6列(1)可以看出，交乘項(xiàng)Treatment×Post與OIOP的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正。首先，從經(jīng)濟(jì)意義上看，OIOP的倒數(shù)1/

OIOP即為企業(yè)的市盈率，其反映的是企業(yè)未來的成長(zhǎng)性，代表外部投資者對(duì)企業(yè)未來增長(zhǎng)和經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的判斷。融資融券制度作為一種外生市場(chǎng)沖擊，不會(huì)引起企業(yè)本身成長(zhǎng)性的改變，因此交乘項(xiàng)Treatment×Post與OIOP之間的正相關(guān)性并非成長(zhǎng)性的改變所致。其次，由OIOP的含義可知，這種正相關(guān)性既可能是賣空機(jī)制引入使得經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)提升所致，也可能是賣空機(jī)制引入使得股價(jià)下跌造成的，因此還需結(jié)合列(2)和列(3)的回歸結(jié)果進(jìn)行分析。然而，無論如何，交乘項(xiàng)Treatment×Post與OIOP的關(guān)系均顯著為正，即交乘項(xiàng)Treatment×Post與1/

OIOP之間顯著負(fù)相關(guān)，換言之，賣空機(jī)制引入會(huì)導(dǎo)致1/

OIOP顯著降低，并由此帶來公司價(jià)值Q顯著下降。

由表6列(2)可知，交乘項(xiàng)Treatment×Post與市值財(cái)務(wù)杠桿Levm的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)。這一結(jié)果與顧乃康等(2017)的研究所得一致。顧乃康等(2017)發(fā)現(xiàn)，賣空機(jī)制引入所產(chǎn)生的股價(jià)下跌壓力不僅會(huì)導(dǎo)致企業(yè)權(quán)益資本成本趨于上升，而且還會(huì)引發(fā)企業(yè)債務(wù)資本成本趨于上升；并且，由于我國(guó)企業(yè)在進(jìn)行債務(wù)融資時(shí)多采用借貸的方式，而借貸債務(wù)的流動(dòng)性較差，所以債權(quán)人對(duì)賣空機(jī)制引入更敏感，其結(jié)果使得融資融券試點(diǎn)企業(yè)債務(wù)資本成本的上升幅度大于權(quán)益資本成本的上升幅度，表現(xiàn)為債務(wù)融資的減少程度超過權(quán)益融資的減少程度，致使企業(yè)的財(cái)務(wù)杠桿趨于下降。除被動(dòng)降低財(cái)務(wù)杠桿外，對(duì)于允許賣空的企業(yè)來說，財(cái)務(wù)杠桿過高意味著財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)更大，更易受到賣空者關(guān)注，因此為降低遭受賣空攻擊的可能，企業(yè)也會(huì)主動(dòng)降低財(cái)務(wù)杠桿，從而使財(cái)務(wù)杠桿下降。列(2)的結(jié)果顯示，交乘項(xiàng)Treatment×Post與Levm顯著負(fù)相關(guān)，由于Levm與1/

(1-Levm)會(huì)同方向變動(dòng)，因此Treatment×Post與1/

(1-Levm)之間呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，也就是說，賣空機(jī)制引入會(huì)導(dǎo)致1/

(1-Levm)顯著降低，并由此帶來公司價(jià)值Q顯著下降。

從表6列(3)可見，交乘項(xiàng)Treatment×Post與資產(chǎn)利潤(rùn)率Roa的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，即與不允許賣空的企業(yè)相比，賣空機(jī)制引入后，允許賣空的企業(yè)其以資產(chǎn)利潤(rùn)率體現(xiàn)的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)提升了0.46%，由此帶來公司價(jià)值Q顯著上升。

表6 賣空機(jī)制引入與公司價(jià)值分解變量的回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為經(jīng)過White修正的t值，且為了控制自相關(guān)問題在企業(yè)層面進(jìn)行了聚類Cluster處理；***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%、10%。

通過上述分析可以看出，與不允許賣空的企業(yè)相比，引入賣空機(jī)制后，允許賣空的企業(yè)其1/OIOP(季末的權(quán)益市場(chǎng)價(jià)值/企業(yè)季度的營(yíng)業(yè)利潤(rùn),即市盈率)和1/

(1-Levm)(權(quán)益市值杠桿倒數(shù))都會(huì)導(dǎo)致公司價(jià)值Q顯著下降，僅Roa(資產(chǎn)利潤(rùn)率)能帶來公司價(jià)值Q顯著提升。這說明引入賣空機(jī)制后，雖然短期內(nèi)會(huì)對(duì)公司股價(jià)產(chǎn)生影響，矯正高估的股價(jià)，導(dǎo)致公司的權(quán)益市場(chǎng)價(jià)值下跌，但長(zhǎng)期來看，賣空機(jī)制可以通過治理和矯正企業(yè)的不良行為從而改善企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)，提升Roa水平，并由此帶來公司價(jià)值的提升。這一結(jié)論與當(dāng)前國(guó)內(nèi)有關(guān)賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)行為和財(cái)務(wù)行為影響的研究成果具有邏輯上的一致性。

(二)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的長(zhǎng)期影響

為進(jìn)一步驗(yàn)證賣空機(jī)制引入對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的長(zhǎng)期影響，接下來針對(duì)企業(yè)未來第二季度、第三季度、第四季度的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果列于表7。從中可知，與不允許賣空的企業(yè)相比，在引入賣空機(jī)制后，允許賣空的企業(yè)其未來各季度的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)均得以提升，但隨著季度的推移，經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的提升程度越來越弱，這與上文關(guān)于公司價(jià)值的檢驗(yàn)結(jié)果一致。

表7 賣空機(jī)制引入對(duì)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效長(zhǎng)期影響的回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為經(jīng)過White修正的t值，且為了控制自相關(guān)問題在企業(yè)層面進(jìn)行了聚類Cluster處理；***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%、10%。

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保結(jié)論的可靠性，前文已經(jīng)進(jìn)行了部分穩(wěn)健性檢驗(yàn)，具體涉及：首先，在檢驗(yàn)賣空機(jī)制引入與公司價(jià)值之間的關(guān)系時(shí)，我們對(duì)未來第一季度的公司價(jià)值Qi,t+1、第二季度的公司價(jià)值Qi,t+2、第三季度的公司價(jià)值Qi,t+3和第四季度的公司價(jià)值Qi,t+4分別進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果均顯示，反映賣空機(jī)制引入的交乘項(xiàng)Treatment×Post與公司價(jià)值在1%的水平上顯著正相關(guān)，從而進(jìn)一步支持了假設(shè)H1；其次，在檢驗(yàn)賣空機(jī)制引入與經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間的關(guān)系時(shí)，我們對(duì)未來第一季度的經(jīng)營(yíng)績(jī)效Roai,t+1、第二季度的經(jīng)營(yíng)績(jī)效Roai,t+2、第三季度的經(jīng)營(yíng)績(jī)效Roai,t+3和第四季度的經(jīng)營(yíng)績(jī)效Roai,t+4分別進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)論均表明，反映賣空機(jī)制引入的交乘項(xiàng)Treatment×Post與經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間在1%的水平上顯著正相關(guān)，由此進(jìn)一步證實(shí)賣空機(jī)制引入所帶來的公司價(jià)值提升主要是通過提高經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)來實(shí)現(xiàn)的。

除此之外，本文還進(jìn)行了兩項(xiàng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)。其一，使用未進(jìn)行配對(duì)處理的處理組與控制組的全樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，其中處理組樣本447個(gè)，控制組樣本804個(gè)。為控制樣本選擇偏差問題，我們控制了與融資融券試點(diǎn)企業(yè)標(biāo)準(zhǔn)相關(guān)的變量，包括換手率(Turover，即企業(yè)股票季度日均換手率與基準(zhǔn)指數(shù)日均換手率之比)、漲跌幅偏離值(Changeratio，即企業(yè)股票季度日均漲跌幅平均值與基準(zhǔn)指數(shù)日均漲跌幅平均值之差)、波動(dòng)幅度(Volatility，即企業(yè)股票季度日均波動(dòng)幅度與基準(zhǔn)指數(shù)日均波動(dòng)幅度之比)以及企業(yè)規(guī)模(Logmv，即流通市值的自然對(duì)數(shù))。限于篇幅，我們僅列示了全樣本下賣空機(jī)制引入與公司價(jià)值之間關(guān)系的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，見表8的Panel A。不難看出，該結(jié)果與前述配對(duì)樣本下的分析結(jié)果一致，仍然支持假設(shè)H1。其二，使用年度數(shù)據(jù)替代季度數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，所選取的年度樣本期間為2007—2014年。限于篇幅，我們僅列示了年度數(shù)據(jù)全樣本下賣空機(jī)制引入與公司價(jià)值之間關(guān)系的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，見表8的Panel B。可以看出，該結(jié)果與前述季度數(shù)據(jù)下的分析結(jié)果一致，仍然支持假設(shè)H1。

表8 全樣本下賣空機(jī)制引入與公司價(jià)值之間關(guān)系的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

注：Panel A中下標(biāo)t表示季度，Panel B中下標(biāo)t表示年度；括號(hào)內(nèi)為經(jīng)過White修正的t值，且為控制自相關(guān)問題在企業(yè)層面進(jìn)行了聚類Cluster處理；***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%、10%。

七、結(jié)論與討論

本文基于賣空機(jī)制所帶來的治理效應(yīng)和股票市場(chǎng)反饋效應(yīng)，以我國(guó)股票市場(chǎng)于2010年3月融資融券制度實(shí)施作為研究窗口，通過融資融券試點(diǎn)企業(yè)與非試點(diǎn)企業(yè)的合理配對(duì)，使用雙重差分法檢驗(yàn)了賣空機(jī)制引入對(duì)公司價(jià)值的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：與不允許賣空的企業(yè)相比，在賣空機(jī)制引入后，允許賣空的企業(yè)其公司價(jià)值顯著提升；賣空機(jī)制作為一種外部治理機(jī)制，能夠?qū)ζ髽I(yè)行為產(chǎn)生外部監(jiān)督和約束作用，相比于內(nèi)部治理水平較好的企業(yè)，賣空機(jī)制引入后，內(nèi)部治理水平較差的企業(yè)其公司價(jià)值的提升程度更大；賣空機(jī)制還可以通過市場(chǎng)反饋效應(yīng)路徑，提高投資-股價(jià)之間的敏感性，從而優(yōu)化企業(yè)投資決策，提升公司價(jià)值。進(jìn)一步研究顯示，允許賣空的企業(yè)其公司價(jià)值之所以會(huì)提升主要是因?yàn)榻?jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)得到了提高，但是由于我國(guó)股票市場(chǎng)實(shí)際賣空量較小，賣空機(jī)制引入對(duì)公司價(jià)值的提升程度在融資融券政策實(shí)施之初較大，隨著時(shí)間的推移逐步減弱。

引入賣空機(jī)制作為我國(guó)股票市場(chǎng)交易制度的重要?jiǎng)?chuàng)新，對(duì)于股票市場(chǎng)的資源配置以及實(shí)體經(jīng)濟(jì)尤其是上市公司的資源配置均具有重要影響。本文的研究結(jié)果表明，盡管我國(guó)引入賣空機(jī)制時(shí)間不長(zhǎng)且實(shí)際的融券賣空量也較小，但賣空機(jī)制已經(jīng)可以通過優(yōu)化或約束企業(yè)行為促使企業(yè)價(jià)值顯著提升。然而，由于我國(guó)股票市場(chǎng)的融券券源供給較小，賣空機(jī)制在企業(yè)資源配置方面所發(fā)揮的作用較為有限，并且表現(xiàn)出隨時(shí)間推移影響程度趨于減弱的事實(shí)。因此，本研究建議應(yīng)在加強(qiáng)融資融券業(yè)務(wù)監(jiān)管、強(qiáng)化融資融券業(yè)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)控制的前提下，繼續(xù)積極穩(wěn)妥地發(fā)展融資融券業(yè)務(wù)，進(jìn)一步放松賣空約束，擴(kuò)大融券券源，充分發(fā)揮賣空這種來自證券市場(chǎng)的外部機(jī)制的治理效應(yīng)和股票市場(chǎng)反饋效應(yīng)，有效限制和約束企業(yè)不當(dāng)行為。目前，從國(guó)外經(jīng)驗(yàn)來看，賣空機(jī)制作為成熟資本市場(chǎng)上的基礎(chǔ)制度，不可或缺。相比依靠監(jiān)管機(jī)構(gòu)對(duì)上市公司進(jìn)行監(jiān)管，通過賣空機(jī)制鼓勵(lì)投資者利用自身優(yōu)勢(shì)和分析能力，監(jiān)督與揭示上市公司的違法違規(guī)行為，無疑會(huì)增加市場(chǎng)化的制約力量，激勵(lì)企業(yè)矯正不良行為，從而實(shí)現(xiàn)更高的公司價(jià)值。本文結(jié)論證實(shí)了市場(chǎng)機(jī)制完善的重要性，為進(jìn)一步推進(jìn)金融體制改革，尤其是賣空管制的放松提供了微觀層面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。引入賣空機(jī)制不僅有助于完善我國(guó)證券市場(chǎng)基礎(chǔ)交易制度，促進(jìn)證券市場(chǎng)功能充分發(fā)揮，而且對(duì)于保障上市公司健康發(fā)展也具有重要意義。