賣空威脅能提升企業(yè)創(chuàng)新嗎？
——基于融券交易的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)

徐詠梅，趙 仟，葉 濤

（1.暨南大學(xué) 管理學(xué)院，廣州 510632；2.澳門科技大學(xué) 商學(xué)院，澳門 999078）

一、引言

創(chuàng)新不僅是企業(yè)建立核心競爭優(yōu)勢的來源（Massis et al，2013），也是推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要“支點(diǎn)”。自2006 年建設(shè)創(chuàng)新型國家這一目標(biāo)提出以后，我國政府對創(chuàng)新給予高度重視（李新春和肖宵，2017）。黨的十九大報告中強(qiáng)調(diào)要堅定實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，并明確指出“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐。”然而，在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新常態(tài)和企業(yè)轉(zhuǎn)型升級的背景下，原有的利用勞動力的成本優(yōu)勢逐漸減少，發(fā)展動力正轉(zhuǎn)向依靠創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)變，創(chuàng)新的重要性進(jìn)一步提升（羅宏和秦際棟，2019）。然而，企業(yè)創(chuàng)新是具有典型投入沉沒性、過程不可逆及產(chǎn)出不確定性的高風(fēng)險活動（Mckinley et al，2014）。因此，需要投資者風(fēng)險容忍度更高的市場環(huán)境。資本市場對于企業(yè)創(chuàng)新方面具有發(fā)現(xiàn)、篩選和助力創(chuàng)新型企業(yè)，激勵企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，合理分散創(chuàng)新風(fēng)險，促進(jìn)創(chuàng)新資本形成等功能（李薇等，2019）。與此同時，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的背景下，需要推動企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，也亟需進(jìn)一步地完善資本市場的功能和體系，構(gòu)建驅(qū)動創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略的多層級資本市場（譚小芬和錢佳琪，2020）。近年來，我國資本市場通過不斷地深化改革，已經(jīng)成為現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系中的重要部分，對企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略決策具有重要作用。因此，如何促使資本市場更好地服務(wù)于企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略和驅(qū)動我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展等方面的作用，值得深入探討。

2010 年證監(jiān)會啟動實(shí)施A 股市場融券交易試點(diǎn)，允許投資者的賣空行為，這意味著上市企業(yè)面臨資本市場的賣空威脅不斷地提升，由該政策形成的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)也為研究賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新的影響帶來了獨(dú)特的研究視角。賣空機(jī)制是資本市場的基礎(chǔ)性制度，一方面，可以通過提升市場流動性，將更多企業(yè)信息融入股價，有利于改善因創(chuàng)新所產(chǎn)生的企業(yè)與投資者的信息不對稱。但另一方面，鑒于賣空者的動機(jī)是加速公司的衰落，對公司股價形成下跌壓力，進(jìn)而對經(jīng)營管理者施加短期業(yè)績的威脅（Lamont，2012），使得管理層采取短視行為進(jìn)而不利于企業(yè)長期的研發(fā)創(chuàng)新活動。例如，林志帆和龍曉旋（2019）研究認(rèn)為，企業(yè)在賣空威脅的影響下，通過采取策略性專利活動來向資本市場釋放“利好信號”，表現(xiàn)為企業(yè)對非發(fā)明專利“重申請而輕維持”。因此，深入研究賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新及其影響機(jī)制是重要的實(shí)踐話題，對創(chuàng)新驅(qū)動背景下的國家經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展、提升金融服務(wù)實(shí)體企業(yè)功能具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

針對上述現(xiàn)實(shí)背景回顧研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)創(chuàng)新一直是理論關(guān)注的熱點(diǎn)。現(xiàn)有文獻(xiàn)內(nèi)部影響因素包括了代際傳承（Hauck 和Prügl，2015）、高管風(fēng)險承擔(dān)傾向（陳建林等，2018）、股權(quán)和控制權(quán)（馮根福和溫軍，2008）、國有股權(quán)參股（羅宏和秦際棟，2019）、治理結(jié)構(gòu)（如董事會）（Balsmeier et al，2017）和資本市場壓力（Shi et al，2018）等方面，外部影響因素包括了制度環(huán)境、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度（Kotlar 和Massis，2013）、政府政策及機(jī)構(gòu)投資者（Chemmanur et al，2014）等方面對企業(yè)創(chuàng)新的影響，這些通常基于代理理論及其拓展理論來論述不同類型的投資者如何影響創(chuàng)新決策。然而，從外部政策變化的視角來分析制度環(huán)境變更之后企業(yè)創(chuàng)新行為的影響效應(yīng)較為缺乏，即很少有學(xué)者研究資本市場的賣空投資者如何影響企業(yè)創(chuàng)新行為，并且在為數(shù)不多的研究中，賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新的影響關(guān)系仍具有不一致的觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)認(rèn)為賣空威脅是“創(chuàng)新之源”，認(rèn)為賣空威脅是企業(yè)創(chuàng)新的驅(qū)動因素（權(quán)小鋒和尹洪英，2017）；另一種觀點(diǎn)認(rèn)為賣空威脅是“剛性之母”（王立威和周鵬，2017），基于資源消耗的壓力和組織合法性降低的羈絆，面臨賣空威脅的企業(yè)更愿意采取較為保守的戰(zhàn)略，進(jìn)而抑制了企業(yè)創(chuàng)新行為（Shi et al，2018）。基于現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，賣空威脅與企業(yè)創(chuàng)新行為之間的關(guān)系不確定性，表明了兩者關(guān)系的影響機(jī)理尚未被完全解析。因此，本文突出如下研究問題：賣空威脅與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系是什么？這種關(guān)系背后的影響機(jī)制是什么？針對上述問題的深入探討，能夠更好的理解資本市場中賣空機(jī)制的作用，對推動金融服務(wù)實(shí)體企業(yè)、創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的理論意義。

基于上述現(xiàn)實(shí)和理論背景，本文構(gòu)建了雙重差分（differences-in-differences，DID）模型，檢驗(yàn)了賣空威脅與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系。同時，為了深入了解上述關(guān)系的影響機(jī)制，本文引入高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性和行業(yè)競爭性作為調(diào)節(jié)變量，檢驗(yàn)其對賣空威脅與企業(yè)創(chuàng)新之間關(guān)系的影響。此外，在進(jìn)一步分析中，檢驗(yàn)了賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新的作用機(jī)制，并探討了企業(yè)所處生命周期和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響差異。為實(shí)現(xiàn)上述目標(biāo)，本文利用2007—2018 年所有A 股上市企業(yè)作為初始研究樣本，根據(jù)上市公司招股說明書、上市公司年報及相關(guān)數(shù)據(jù)庫獲取融券政策信息、企業(yè)創(chuàng)新等關(guān)鍵數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

本文的研究貢獻(xiàn)有以下三點(diǎn)：第一，本文基于資本市場中賣空威脅的視角來討論企業(yè)創(chuàng)新問題，豐富了企業(yè)創(chuàng)新成因方面的文獻(xiàn)。之前研究雖然關(guān)注到了企業(yè)創(chuàng)新的內(nèi)外部因素，然而，很少有研究資本市場的賣空投資者如何影響企業(yè)創(chuàng)新行為，基于此，本文以賣空威脅為切入點(diǎn)來研究其對企業(yè)創(chuàng)新水平的影響，拓展了有關(guān)企業(yè)創(chuàng)新前因的研究。第二，結(jié)合高階梯隊(duì)理論（upper echelons theory）和外部競爭環(huán)境因素，考察高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性和行業(yè)競爭性對賣空威脅與企業(yè)創(chuàng)新之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，豐富和拓展了賣空威脅影響企業(yè)創(chuàng)新的情境差異，更加全面地刻畫了賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生的影響機(jī)制。第三，豐富了賣空威脅影響創(chuàng)新行為渠道的文獻(xiàn)。本文的研究發(fā)現(xiàn)，治理機(jī)制和信息機(jī)制都是賣空威脅影響企業(yè)創(chuàng)新的重要影響渠道，這也豐富了現(xiàn)有關(guān)于賣空威脅的作用機(jī)制研究。總之，本文的研究結(jié)論為賣空威脅如何影響企業(yè)創(chuàng)新提供了新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、研究假設(shè)

創(chuàng)新是企業(yè)保持其卓越績效的重要因素，也是其獲得核心競爭力的關(guān)鍵來源。本文著重考察賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響，從而豐富了企業(yè)創(chuàng)新前因的文獻(xiàn)，并且為賣空機(jī)制治理效應(yīng)提供新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。綜合已有文獻(xiàn)（郝項(xiàng)超等，2018），本文從公司治理機(jī)制和信息機(jī)制兩方面來提出賣空威脅與企業(yè)創(chuàng)新行為之間關(guān)系的研究假設(shè)，并在此基礎(chǔ)上論述兩個調(diào)節(jié)機(jī)制的作用。

（一）賣空威脅與企業(yè)創(chuàng)新

基于公司治理的角度分析，賣空機(jī)制降低了管理層短視行為（managerial myopia），有利于實(shí)施長期的創(chuàng)新戰(zhàn)略決策。這是由于賣空投資者通過負(fù)面信息選擇做空目標(biāo)，而缺少創(chuàng)新能力將會限制公司的市場價值上升，做空這種公司的股票將使其獲得一定的投資收益。同時，賣空交易活躍本身反映著企業(yè)內(nèi)部可能存在負(fù)面信息，會引導(dǎo)其他類型的投資者“用腳投票”，形成市場對該公司股票的“恐慌”情緒，會出現(xiàn)拋售股票的行為，使得股票價格下跌（林志帆和龍曉旋，2019），并且，股價波動性是管理層決策的“反饋機(jī)制”（Mckinley et al，2014），由于管理者的薪資與股價相關(guān)聯(lián)，而賣空常會使得股價下跌，如果賣空投資者發(fā)現(xiàn)公司管理層對于創(chuàng)新方面重視不足，那極有可能采取賣空交易行為“攻擊”公司。因此，在資本市場的賣空壓力下，管理者會轉(zhuǎn)變投資策略，以契合投資者的公司價值判斷標(biāo)準(zhǔn)，從而形成長期導(dǎo)向的決策，并將公司資源投入于創(chuàng)新活動中，以期提升公司長期價值。此外，公司大股東的利益因?yàn)楣蓛r下跌而受到嚴(yán)重侵害。因此在資本市場融券政策實(shí)施后，大股東會投入更多的精力對管理層進(jìn)行監(jiān)督（朱冰等，2018），從而降低管理層的“創(chuàng)新短視”行為。綜上所述，賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新將會通過治理機(jī)制發(fā)揮治理效應(yīng)，使公司更為科學(xué)合理地進(jìn)行創(chuàng)新決策，從而對企業(yè)提升創(chuàng)新水平具有正向影響。

基于信息效應(yīng)角度分析，賣空投資者的信息中介功能有利于促進(jìn)企業(yè)和投資者之間的信息傳遞，有效地提升了管理層實(shí)施創(chuàng)新的意愿。這是因?yàn)椋紫龋u空交易的實(shí)施成本與風(fēng)險都極高，當(dāng)股價如賣空投資者預(yù)期下跌時，賣空可以順利獲得收益。但如果股價不跌反漲，賣空投資者將面臨損失，而且賣空損失是無限大的。因此，為了獲得收益避免損失，賣空投資者會投入較長的時間搜尋并分析公司的各種信息。其次，賣空投資者作為市場信息中介的重要角色，有效的降低了公司和普通投資者之間的信息不對稱性，提升公司信息在資本市場傳遞的效率。因此，通過賣空投資者積極“挖掘-解讀-傳播”公司各類信息，公司的創(chuàng)新信息也會因賣空投資者而被資本市場投資者廣泛關(guān)注。最后，為了提升公司的股票價值，防止公司被惡意賣空，管理層會有更強(qiáng)的主觀創(chuàng)新意愿，通過創(chuàng)新成就來向市場傳遞利好信息，進(jìn)而對抗賣空投資者的“狙擊”行為（Hirshleifer et al，2012）。根據(jù)上述分析，本文認(rèn)為通過“治理效應(yīng)”與“信息效應(yīng)”的作用機(jī)制，賣空威脅有利于提升融券標(biāo)的企業(yè)創(chuàng)新水平。基于此，本文提出如下假設(shè)：

與沒有面臨賣空威脅的企業(yè)相比，面臨賣空威脅的企業(yè)創(chuàng)新水平較高（H1）。

（二）高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性的調(diào)節(jié)作用

企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略能否獲得成功，還依賴于高管團(tuán)隊(duì)成員（TMT）是否具有成功制定和實(shí)施創(chuàng)新戰(zhàn)略的經(jīng)驗(yàn)、知識、能力和資源等（Murray，1989）。高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)體現(xiàn)著高管團(tuán)隊(duì)不同經(jīng)驗(yàn)和知識的積累（Casson，1982），較高的異質(zhì)性可以幫助公司獲得多元的管理知識和經(jīng)驗(yàn)，這有利于突破公司的認(rèn)知約束，產(chǎn)生新的戰(zhàn)略決策和實(shí)施方法，打破行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)的“鎖定效應(yīng)”（lock in）。因此，高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性作為企業(yè)重要的無形資源，可以有效的促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新決策的制定和實(shí)施（Makadok，2003）。

在知識信息時代，擁有公司自身的知識庫，提高組織創(chuàng)新能力成為公司發(fā)展戰(zhàn)略的重要內(nèi)容，但國內(nèi)相關(guān)產(chǎn)業(yè)現(xiàn)有的管理框架，極大地限制了高管團(tuán)隊(duì)的創(chuàng)新能力（楊俊等，2010）。而具有職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性的高管團(tuán)隊(duì)成員對于所在公司存在知識溢出效應(yīng)（Liu et al，2010）。首先，高管團(tuán)隊(duì)的職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性程度越高，意味著公司所擁有的人才財富越多元化，高管團(tuán)隊(duì)擁有多元管理技能，可以處理更為復(fù)雜的信息（陳傳明和孫俊華，2008），這為企業(yè)的創(chuàng)新戰(zhàn)略提供了重要的經(jīng)驗(yàn)和知識積累。其次，高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)可以反映團(tuán)隊(duì)成員的思維方式和決策偏好，異質(zhì)性的高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)會影響企業(yè)的戰(zhàn)略決策行為傾向（楊林等，2018），在職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性的高管團(tuán)隊(duì)中，團(tuán)隊(duì)基于多元化的認(rèn)知背景和結(jié)構(gòu)，能提供多樣化的知識基礎(chǔ)、思考方式和知識網(wǎng)絡(luò)，增加企業(yè)的信息收集渠道，有利于企業(yè)根據(jù)更豐富的內(nèi)外部信息有效應(yīng)對不確定性，從而獲取更理想的創(chuàng)新績效。此外，職能背景異質(zhì)性會促使高管團(tuán)隊(duì)之間不同觀點(diǎn)的形成與交流，有利于減少單一個體短視和群體思維，促進(jìn)解決非標(biāo)準(zhǔn)化和非慣例性的復(fù)雜問題，從而有利于公司發(fā)揮主動創(chuàng)造性（楊林，2013）。具有創(chuàng)造性的高管團(tuán)隊(duì)更注重企業(yè)的創(chuàng)新和發(fā)展，具有更強(qiáng)的風(fēng)險承受能力，也更傾向于制定企業(yè)管理理念、商業(yè)模式、技術(shù)研發(fā)等方面的跨越式戰(zhàn)略決策（劉新梅和白楊，2013），從而更加可能誘發(fā)企業(yè)創(chuàng)新。基于此，本文提出如下假設(shè)：

高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性越高時，會強(qiáng)化賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新的正效應(yīng)（H2）。

（三）行業(yè)競爭性的調(diào)節(jié)作用

作為重要的外部治理機(jī)制，已有研究認(rèn)為來自外部市場競爭對管理者機(jī)會主義行為會產(chǎn)生約束作用。一方面，在外部市場激烈的競爭下，委托與代理雙方之間的信息不對稱程度較低，降低了代理成本，股東對管理層決策將產(chǎn)生更為有效地監(jiān)督，能很大程度上激勵管理者的管理能力和動機(jī)（連燕玲等，2019）。例如，Grossman 和Hart（1988）研究認(rèn)為，當(dāng)行業(yè)市場競爭程度較高時，企業(yè)信息披露較為全面，股東與管理層之間信息不對稱程度較低，股東可以更為有效地監(jiān)督管理層的創(chuàng)新決策，從而避免管理層在創(chuàng)新決策中出現(xiàn)短視行為；另一方面，激烈的外部市場競爭會提升管理者機(jī)會主義的行為成本，出于利益得失的權(quán)衡，管理者會減少自利行為。Schmidt（1997）的研究表明，在激勵的行業(yè)競爭中，市場競爭的清算風(fēng)險較高，會使得經(jīng)營不佳的企業(yè)面臨被兼并或破產(chǎn)的風(fēng)險，這將直接對管理者利益產(chǎn)生威脅。因此管理者在激烈的競爭壓力下，需要不斷提升產(chǎn)品和服務(wù)質(zhì)量以取得競爭優(yōu)勢，應(yīng)對市場競爭環(huán)境的壓力。創(chuàng)新是提升產(chǎn)品和服務(wù)質(zhì)量的重要方式，高市場競爭環(huán)境下的企業(yè)管理層會更為注重創(chuàng)新。總體而言，基于已有研究文獻(xiàn)，行業(yè)市場競爭作為外部治理機(jī)制，有效地約束了管理層的投機(jī)行為。然而，當(dāng)企業(yè)面臨行業(yè)市場競爭度較低時，行業(yè)市場競爭難以有效地發(fā)揮外部治理作用。此時，賣空威脅作為另外一種外部治理機(jī)制，有效地提升管理層的創(chuàng)新行為。類似地，權(quán)小鋒和尹洪英（2017）研究認(rèn)為在競爭性較弱的行業(yè)中，融資融券制度的“創(chuàng)新激勵”效應(yīng)也更為顯著。因此，本文認(rèn)為引入賣空機(jī)制后，其“治理效應(yīng)”應(yīng)在產(chǎn)品市場競爭度較低的行業(yè)公司中有更加顯著的體現(xiàn)，能夠有效治理這類行業(yè)中公司管理層的“創(chuàng)新短視”行為，提高公司的創(chuàng)新水平。基于此，本文提出如下假設(shè)：

行業(yè)競爭性越低時，會強(qiáng)化賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新的正效應(yīng)（H3）。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文以2007—2018 年A 股所有上市企業(yè)為初始研究樣本，數(shù)據(jù)主要從國泰安數(shù)據(jù)庫獲取，其中包括財務(wù)和公司治理數(shù)據(jù)等；創(chuàng)新專利數(shù)據(jù)來源于國泰安（CSMAR）上市公司研發(fā)創(chuàng)新數(shù)據(jù)庫。借鑒以往學(xué)者（林志帆和龍曉旋，2019；權(quán)小鋒和尹洪英，2017）的研究，對研究初始樣本進(jìn)行篩選：①剔除存在退市風(fēng)險（ST、ST*）及已退市的公司樣本；②剔除地產(chǎn)和金融類的公司樣本；③剔除數(shù)據(jù)缺失值較多的公司樣本；④為避免極端值和異常值的干擾，對本文的連續(xù)型相關(guān)變量在1%和99%分位進(jìn)行縮尾（winsor）處理。經(jīng)上述處理，最終獲得樣本涉及2007—2018 年26047 個公司-年度的觀察值。

（二）模型構(gòu)建

本文利用2007—2018 年的上市公司作為研究對象，由于我國推出賣空機(jī)制屬于試點(diǎn)性質(zhì)的政策沖擊。因此，研究采用進(jìn)入融券標(biāo)的公司為實(shí)驗(yàn)組，而未進(jìn)入標(biāo)的公司為對照組，構(gòu)建了雙重差分（differences-indifferences，DID）模型，檢驗(yàn)了賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新活動的影響。這是由于標(biāo)的名單的設(shè)立企業(yè)是非隨機(jī)的，如果采用單差法來直接比較上市公司在進(jìn)入融券標(biāo)的證券列表前后的創(chuàng)新專利數(shù)量，極容易產(chǎn)生選擇誤差。因此，為驗(yàn)證賣空威脅效應(yīng)，較好的方法是利用融券政策試點(diǎn)這一“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，采用雙重差分（DID）法來估計賣空威脅效應(yīng)，構(gòu)建如下具體模型：

本文建立回歸模型（2）檢驗(yàn)高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性（TMTH）和行業(yè)競爭性（IHHI）對賣空威脅與企業(yè)創(chuàng)新之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。為避免可能存在的多重共線性問題，對交互項(xiàng)中的變量均進(jìn)行中心化處理。各指標(biāo)定義參見表1。

其中：下標(biāo)i表示第i個上市公司，t表示年份；被解釋變量Innovation表示企業(yè)創(chuàng)新水平，使用企業(yè)專利申請數(shù)（發(fā)明專利、非發(fā)明專利）加1 取對數(shù)來測量；Treat表示標(biāo)的虛擬變量，當(dāng)公司股票為標(biāo)的時，取值為1，否則為0；Post表示事件虛擬變量，當(dāng)公司成為標(biāo)的股票年度及之后年份時，取值為1，否則為0；交乘項(xiàng)Treat×Post表示雙重差分模型的核心解釋變量；α1和β1系數(shù)度量了賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)；∑Control表示模型的控制變量的加和，包括公司治理結(jié)構(gòu)變量和財務(wù)變量；εi，t表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（三）關(guān)鍵變量測量

1.因變量

企業(yè)創(chuàng)新（Innovation）。企業(yè)的創(chuàng)新測度分為創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出，前者包括研發(fā)投入和研發(fā)人數(shù)（馮根福和溫軍，2008），后者則主要是企業(yè)專利的申請（江軒宇，2016）、授權(quán)或引用數(shù)量（黎文靖和鄭曼妮，2016）。本文為了考察賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新的影響，采用專利申請指標(biāo)來測度創(chuàng)新產(chǎn)出能力，因?yàn)槠髽I(yè)申請的專利數(shù)量反映了投入資源的利用效率，能夠較好地體現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新的能力（楊林，2013），企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出（Patent）是以企業(yè)專利申請總數(shù)加1 后取對數(shù)來衡量。考慮到很多樣本企業(yè)的年度專利申請數(shù)量為0。因此，企業(yè)創(chuàng)新需要對專利數(shù)量加1 后取自然對數(shù)。同時，參考黎文靖和鄭曼妮（2016）對專利的分類，發(fā)明專利創(chuàng)新（Patent1）是以企業(yè)發(fā)明專利申請數(shù)加1 后取對數(shù)衡量，非發(fā)明專利創(chuàng)新（Patent2）是以實(shí)用新型專利與外觀設(shè)計專利申請數(shù)之和加1 后取對數(shù)衡量。

2.自變量

3.調(diào)節(jié)變量

高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性。借鑒楊林等（2020）的測量方法，將高層管理團(tuán)隊(duì)（TMT）成員限定為董事長、總經(jīng)理、副總經(jīng)理、副總裁、總會計師/財務(wù)總監(jiān)。其次，結(jié)合樣本公司性質(zhì)，本文參考Tihanyi et al（2000）、楊林等（2020）的研究方法，將高管團(tuán)隊(duì)成員的職能背景劃分為六大類：生產(chǎn)制造、研發(fā)、金融財會、市場營銷、法律、行政管理，并根據(jù)這一分類對職能背景進(jìn)行編碼。高管團(tuán)隊(duì)職能背景的編碼結(jié)果為：生產(chǎn)運(yùn)作/制造=1；研發(fā)=2；金融與財務(wù)=3；市場營銷與公共關(guān)系=4；法律=5；行政管理=6。然后，采用Blau（1977）分類指數(shù)（Blau’s categorical）對高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性進(jìn)行計算，公式如下：

行業(yè)競爭性。參考Haveman et al（2016）和連燕玲等（2019）的測量方法，采取各行業(yè)當(dāng)年的Herfindahl-Hirschman 指數(shù)（HHI）來衡量行業(yè)的競爭性。首先按照證監(jiān)會（2012 版）行業(yè)代碼（1 位）分類，同時制造業(yè)采用行業(yè)代碼（兩位）進(jìn)行細(xì)分行業(yè)分類，之后按各分類行業(yè)內(nèi)全部企業(yè)的營業(yè)收入計算出每個企業(yè)所占的市場份額，最后計算出分類行業(yè)內(nèi)所有企業(yè)市場份額的平方和，即得到各行業(yè)當(dāng)年度的HHI，該指標(biāo)越大代表著行業(yè)競爭性越弱。為了實(shí)證結(jié)果的更好解釋，本文對HHI指數(shù)進(jìn)行負(fù)向處理，得到行業(yè)競爭性指標(biāo)（IHHI），該指標(biāo)越大，表明行業(yè)競爭性越強(qiáng)。

4.控制變量

參照以往學(xué)者的研究，本文主要控制變量如下：公司治理變量包括企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)年齡（Age）、董事會規(guī)模（Board）、獨(dú)董比例（Inde）和實(shí)際控制人所有權(quán)（Top1）等，其他財務(wù)指標(biāo)包括資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、資產(chǎn)報酬率（Roa）、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)（Tangibility）和企業(yè)價值（TobinQ）等，而且考慮到對公司創(chuàng)新影響的變量，還增加了研發(fā)投入強(qiáng)度（RDS）這一重要的控制變量。此外，考慮到年度趨勢變化和行業(yè)差異對公司創(chuàng)新的影響，也控制了年度和行業(yè)虛擬變量。具體定義見表1。

表1 主要變量定義

（四）描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析

表2 給出了各主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。表中結(jié)果顯示，專利申請總數(shù)（Patent）的均值為1.4725，標(biāo)準(zhǔn)差為1.5635，最小值為0，最大值為5.9108，表明上市公司之間專利申請差異較大，反映了創(chuàng)新能力有所差異，與朱冰等（2018）的研究結(jié)果相似。標(biāo)的虛擬變量（Treat）的均值為0.3863，表明實(shí)驗(yàn)組和對照組樣本數(shù)量分別為全樣本的38.63%和61.37%。而交乘項(xiàng)啞變量（Treat×Post）的均值為0.2056，表明進(jìn)入融券名單之后的實(shí)驗(yàn)組樣本數(shù)量為全樣本的20.56%。其他控制變量均符合研究和現(xiàn)實(shí)要求，見表2，則不再進(jìn)行說明。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

進(jìn)一步地，本文進(jìn)行變量間的Pearson 相關(guān)性系數(shù)檢驗(yàn)，見表3 和表4，結(jié)果顯示被解釋變量和解釋變量與控制變量之間的系數(shù)均小于0.5。因此可以推斷回歸模型中不存在多重共線性問題。此外還發(fā)現(xiàn)賣空威脅（Treat×Post）與企業(yè)總專利申請數(shù)（Patent）的相關(guān)系數(shù)為0.103，且均在1%水平上顯著。因此，相關(guān)性分析表明，賣空威脅與企業(yè)創(chuàng)新之間具有顯著的相關(guān)性，同時上述基本關(guān)系還需下文實(shí)證研究進(jìn)行統(tǒng)計檢驗(yàn)。

作為立法機(jī)關(guān)的工作者，廣大機(jī)關(guān)干部表示要尊崇并帶頭遵守憲法法律，成為憲法的忠實(shí)崇尚者、自覺遵守者、堅定捍衛(wèi)者，在今后的工作中，大力弘揚(yáng)憲法精神，善用法治思維想問題、作判斷、出措施，為全面開創(chuàng)新時代現(xiàn)代化強(qiáng)省建設(shè)新局面、建設(shè)法治山東貢獻(xiàn)力量。

表3 變量間相關(guān)性系數(shù)表

四、實(shí)證分析

（一）基本回歸結(jié)果

本文運(yùn)用雙重差分模型研究賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新的影響，基本回歸結(jié)果見表4。（1）列是對企業(yè)專利產(chǎn)出總量的影響。結(jié)果顯示，被解釋變量為當(dāng)年公司專利申請總數(shù)時，核心解釋變量（Treat×Post）的回歸系數(shù)顯著為正（coef.=0.1510，p＜0.01），表明上市公司面臨賣空威脅時，企業(yè)創(chuàng)新專利產(chǎn)出更多。表4中（2）列和（3）列分別研究賣空威脅對發(fā)明專利和非發(fā)明專利的申請量的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，賣空威脅（Treat×Post）對企業(yè)發(fā)明和非發(fā)明專利的回歸系數(shù)也均顯著為正（coef.=0.1142，p＜0.01；coef.=0.1191，p＜0.01），表現(xiàn)出穩(wěn)健性的結(jié)果。這表明上市公司被納入融券標(biāo)的名單后，賣空威脅隨之增加，企業(yè)的創(chuàng)新水平也增高，由此，本文的研究假設(shè)1 得以驗(yàn)證。在控制變量的系數(shù)方面，（1）列中，企業(yè)規(guī)模（Size）系數(shù)顯著為正（coef.=0.0553，p＜0.05），說明公司規(guī)模較大的公司創(chuàng)新較多，研發(fā)投入強(qiáng)度（RDS）系數(shù)顯著為正（coef.=0.0173，p＜0.01），說明研發(fā)投入越多的公司創(chuàng)新越多，固定資產(chǎn)凈額（Tangiblity）的系數(shù)顯著為正（coef.=0.3487，p＜0.01），表明公司固定資產(chǎn)凈額越多，越重視創(chuàng)新能力的提升。

表4 賣空威脅與企業(yè)創(chuàng)新：主效應(yīng)檢驗(yàn)

（二）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

進(jìn)一步分析高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性與行業(yè)競爭性對賣空威脅與企業(yè)創(chuàng)新之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。具體而言，模型（1）檢驗(yàn)高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性對賣空威脅與企業(yè)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)效應(yīng)，模型（4）檢驗(yàn)行業(yè)競爭性對賣空威脅和企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，實(shí)證結(jié)果見表5。從模型（1）中可以看出，Treat×Post和TMTH的交乘項(xiàng)回歸系數(shù)為正，但并不顯著，模型（2）中該交乘項(xiàng)回歸系數(shù)顯著為正（coef.=0.1802，p＜0.05），表明賣空威脅和發(fā)明型專利創(chuàng)新之間受高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性的正向調(diào)節(jié)作用，模型（3）中該交乘項(xiàng)系數(shù)為正但不顯著，表明研究假設(shè)H2 部分成立，意味著高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性對于強(qiáng)化賣空威脅與發(fā)明型創(chuàng)新的正效應(yīng)作用更大；模型（4）中Treat×Post和IHHI的交乘項(xiàng)回歸系數(shù)通過顯著性檢驗(yàn)（coef.=-0.4805，p＜0.01），這意味著行業(yè)競爭性在賣空威脅與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)得到支持，意味著行業(yè)競爭性會弱化賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新的正效應(yīng)，研究假設(shè)H3 成立；模型（6）中該交乘項(xiàng)回歸系數(shù)通過顯著性檢驗(yàn)（coef.=-0.4904，p＜0.05），而模型（5）中該交乘項(xiàng)回歸結(jié)果系數(shù)不顯著，這意味著行業(yè)競爭程度的增加對于賣空威脅與非發(fā)明型專利創(chuàng)新的正效應(yīng)具有削弱作用，進(jìn)一步地支持研究假設(shè)H3。總體而言，高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性越高，賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新的正向關(guān)系越強(qiáng)（假設(shè)H2 部分成立）；行業(yè)競爭性越高，賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新的正向關(guān)系越弱（假設(shè)H3 成立）。

表5 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢檢驗(yàn)

雙重差分模型的回歸系數(shù)估計的前提假設(shè)為：處理組和控制組的樣本在政策變動之前具有平行趨勢（parallel trend）。本文采用如下方法進(jìn)行檢驗(yàn)：考察2010 年之前兩年及之后的企業(yè)為研究樣本，然后比較后續(xù)列入融券試點(diǎn)范圍的公司和未列入試點(diǎn)范圍的公司在賣空管制放松之前的企業(yè)創(chuàng)新水平差異。實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果見表6，可以發(fā)現(xiàn)，在控制其他變量后，在融券政策沖擊前置項(xiàng)中（Before2 和Before1），其回歸系數(shù)均沒有通過顯著性檢驗(yàn)。這表明公司在未受到賣空威脅之前，標(biāo)的公司和非標(biāo)的公司的企業(yè)創(chuàng)新水平并沒有顯著差異。因此，該結(jié)果為處理組和控制組樣本在受賣空威脅影響之前具有平行趨勢提供了支持證據(jù)。除了公司進(jìn)入融券標(biāo)的名單當(dāng)年（Current）系數(shù)不顯著外，進(jìn)入該名單后一年（After1）、兩年（After2）及3 年以上（After3_）的回歸系數(shù)均至少通過了10%的統(tǒng)計顯著性檢驗(yàn)，這說明賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新的正向影響具有較強(qiáng)的持續(xù)性特征。

表6 平行趨勢檢驗(yàn)：基于企業(yè)專利申請總數(shù)

2.內(nèi)生性檢驗(yàn)

第一，基于傾向得分匹配法（PSM）的重新檢驗(yàn)。為了減少由于樣本選擇偏誤產(chǎn)生的回歸偏差，進(jìn)一步地采用PSM 傾向得分匹配法進(jìn)行內(nèi)生性的控制，為標(biāo)的公司匹配各方面特征相近的非標(biāo)的公司。本文為融券標(biāo)的（Treat）樣本尋找配對樣本，并基于傾向得分匹配（PSM）后的樣本，對研究假設(shè)再次進(jìn)行檢驗(yàn)。在以往文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，選擇如下匹配變量：企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、董事會規(guī)模、獨(dú)立董事占比、企業(yè)績效、資產(chǎn)負(fù)債率、股票流通市值等變量。然后對樣本進(jìn)行1∶1 配對，為每個實(shí)驗(yàn)組公司匹配出一個控制組公司，最終得到13091 個觀測值。在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用模型（1）對研究假設(shè)重新進(jìn)行了檢驗(yàn)，從表7 中Treat×Post的回歸系數(shù)可知，在使用配對樣本進(jìn)行回歸分析后，實(shí)證結(jié)果依然支持本文的研究結(jié)論。

表7 PSM-DID 檢驗(yàn)結(jié)果

第二，解釋變量滯后一期。由于賣空威脅與企業(yè)創(chuàng)新之間可能存在時滯性，同時為了減少內(nèi)生性的影響，將解釋變量滯后一期進(jìn)行檢驗(yàn)。表8 的實(shí)證研究結(jié)果表明，在對解釋變量進(jìn)行滯后處理后，本文的主要結(jié)論依然成立。

表8 解釋變量滯后一期

3.穩(wěn)健性測試

（1）更換解釋變量檢驗(yàn)。本文使用融券余額變量來衡量賣空壓力，該值越大意味著市場上的賣空方勢力就越強(qiáng)。表9 的實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)賣空壓力越大，企業(yè)專利創(chuàng)新產(chǎn)出越高，與本文基本結(jié)論保持一致。

表9 更換解釋變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（2）更換回歸模型。回歸模型中采用時間和行業(yè)的固定模型是一種常規(guī)做法，但可能較為“柔性”，對內(nèi)生性控制尚不夠嚴(yán)格。因此，本文采用Moser和Voena（2012）關(guān)于控制“行業(yè)×年份”的高階聯(lián)合固定效應(yīng)方法。表10 的實(shí)證結(jié)果表明，賣空威脅依然對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。

表10 高階聯(lián)合固定效應(yīng)方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（3）更換樣本區(qū)間。賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新的影響，可能會與國內(nèi)金融發(fā)展態(tài)勢密切相關(guān)，忽視這類因素可能會對回歸產(chǎn)生偏誤的影響。在本項(xiàng)研究中，時間樣本范圍涉及2007—2018 年，這期間的典型金融沖擊事件為2008 年的金融危機(jī)和2015 年的股災(zāi)。但是客觀來看，這類因素又難以通過特定的變量進(jìn)行測度。鑒于此，將金融沖擊事件（2008 年和2015 年）的影響進(jìn)行了剔除，以盡可能排除金融波動態(tài)勢干擾。表11 的實(shí)證結(jié)果顯示，檢驗(yàn)結(jié)果與本文基本結(jié)論一致。

表11 更換樣本區(qū)間

（4）剔除樣本期內(nèi)未申請專利的企業(yè)。本文將專利申請量為零的公司樣本進(jìn)行剔除，進(jìn)一步地增強(qiáng)本文結(jié)果的可靠性。回歸結(jié)果見表12，在剔除專利申請數(shù)為零的公司樣本后，賣空威脅（Treat×Post）對企業(yè)創(chuàng)新依然具有顯著促進(jìn)作用。

表12 剔除樣本期內(nèi)未申請專利的企業(yè)

（5）更換回歸標(biāo)準(zhǔn)誤的計算方式。第一，本文參考連燕玲等（2019）的研究方法，采用固定效應(yīng)的面板回歸模型減少潛在的遺漏變量偏誤，同時由于面板數(shù)據(jù)中可能存在的異方差、截面相關(guān)和序列相關(guān)等問題。因此采用Driscoll-Kraay 的標(biāo)準(zhǔn)誤差進(jìn)行估計。第二，本文參考譚小芬和錢佳琪（2020）的方法，采用普通標(biāo)準(zhǔn)誤的估計方式，回歸結(jié)果見表13，研究發(fā)現(xiàn)更換回歸標(biāo)準(zhǔn)誤計算方式后，研究結(jié)論依然具有一致性。

表13 更換回歸標(biāo)準(zhǔn)誤計算的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、進(jìn)一步研究

（一）中介機(jī)制檢驗(yàn)

前文的回歸結(jié)果證明了賣空威脅能夠提升企業(yè)創(chuàng)新。那么賣空威脅是通過什么機(jī)制發(fā)揮其促進(jìn)效應(yīng)的呢？本文理論與假設(shè)部分歸納了幾個可能的機(jī)制，具體包括治理機(jī)制與信息機(jī)制，有待進(jìn)一步檢驗(yàn)與分析。為了檢驗(yàn)賣空威脅是通過公司治理機(jī)制還是信息機(jī)制影響企業(yè)創(chuàng)新水平，本文將采用如下方法來檢驗(yàn)上述兩個機(jī)制。對于公司治理機(jī)制，借鑒李棟棟和陳濤琴（2017）的研究，本文通過考察企業(yè)進(jìn)入融券名單前后的融資約束的變化來檢驗(yàn)賣空威脅是否通過該機(jī)制影響企業(yè)創(chuàng)新。在理論分析過程中，融資約束會影響企業(yè)創(chuàng)新的意愿和能力（伊志宏等，2019），融資約束也衡量了企業(yè)獲得資源支持的程度（羅宏和秦際棟，2019）。如果賣空威脅通過公司治理機(jī)制促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，那么融資約束水平就會下降；反之，則會上升。本文借鑒學(xué)者Nianhang et al（2013）的研究，采用SA 指數(shù)測度上市公司所面臨的融資約束大小，該指數(shù)為負(fù)，為方便實(shí)證解釋，本文將該值（SA）取絕對值，得到融資約束指標(biāo)（SAJ），該指標(biāo)越大表示面臨的融資約束越嚴(yán)重。對于信息機(jī)制，本文通過考察企業(yè)進(jìn)入融券標(biāo)的名單前后的企業(yè)特質(zhì)信息在資本市場中的變化來判斷賣空威脅是否通過該機(jī)制影響創(chuàng)新投入，借鑒伊志宏等（2019）和Xu et al（2013）的研究方法，采用股價同步性（SYN）來度量企業(yè)特質(zhì)信息。

本文采用溫忠麟等（2004）的方法來檢驗(yàn)上述兩個中介機(jī)制，構(gòu)建如下模型：

其中：Y為企業(yè)創(chuàng)新水平；M為為中介變量；X為賣空威脅；∑Control為模型的控制變量的加和；C1～C3為常數(shù)項(xiàng)；α、δ、γ為回歸系數(shù)；εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

本文以上述中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法進(jìn)行參數(shù)估計，具體作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果見表14。首先從治理機(jī)制的中介效應(yīng)分析，從（2）列可知，當(dāng)被解釋變量為企業(yè)融資約束時，核心解釋變量（Treat×Post）系數(shù)顯著為負(fù)（coef.=-0.0537，p＜0.01），表明賣空威脅降低了企業(yè)融資約束。（3）列的Treat×Post 的回歸系數(shù)顯著為正，但比（1）列的系數(shù)有所減小。因此，賣空威脅通過治理機(jī)制影響企業(yè)創(chuàng)新得到支持。其次從信息機(jī)制的中介效應(yīng)分析，類似地，（4）列為當(dāng)被解釋變量為股價同步性時，核心解釋變量（Treat×Post）的系數(shù)顯著為正（coef.=0.1670，p＜0.01），賣空威脅提高了股價同步性，股價同步性提升會導(dǎo)致資本市場無法獲得可靠的公司特質(zhì)信息，進(jìn)入融券標(biāo)的企業(yè)為了提升資本市場投資者對企業(yè)特質(zhì)信息的關(guān)注，從而提升企業(yè)的創(chuàng)新水平。（5）列的Treat×Post的回歸系數(shù)顯著為正，但比（1）列的系數(shù)有所減小。因此，賣空威脅通過信息機(jī)制影響企業(yè)創(chuàng)新也得到了支持的證據(jù)。綜上所述，兩種機(jī)制都通過了中介效應(yīng)檢驗(yàn)，表明企業(yè)面臨賣空威脅時企業(yè)通過公司治理和信息機(jī)制影響企業(yè)創(chuàng)新水平。具體而言，賣空威脅一方面緩解融資約束方式為企業(yè)帶來資源支持；另一方面提升了股價同步性，必然要求企業(yè)提升創(chuàng)新能力以獲得資本市場的關(guān)注，從而提升企業(yè)創(chuàng)新水平。

表14 治理機(jī)制和信息機(jī)制的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

（二）異質(zhì)性分析

不同生命周期的企業(yè)在面臨賣空威脅情境下的企業(yè)創(chuàng)新水平可能存在差異。因此，本文為了研究在不同生命周期下，賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新的影響差異，參考劉詩源等（2020）的研究，本文使用現(xiàn)金流模式法①現(xiàn)金流模式法通過經(jīng)營、投資、籌資三類活動現(xiàn)金流凈額的正負(fù)組合來反映不同生命周期的經(jīng)營風(fēng)險、盈利能力和增長速度等特征，既能規(guī)避行業(yè)固有差異的干擾，也避免對生命周期的樣本分布進(jìn)行主觀假設(shè)，具有較強(qiáng)可操作性和客觀性。劃分企業(yè)生命周期，將樣本劃分為成長期、成熟期和衰退期三個階段。

從表15 回歸結(jié)果可知，分企業(yè)生命周期階段來看，賣空威脅并未對衰退期企業(yè)創(chuàng)新水平表現(xiàn)出顯著影響；對于成長期企業(yè)，賣空威脅則顯著提升了其創(chuàng)新水平，其回歸系數(shù)為0.1756，且在1%水平上顯著；對于成熟期企業(yè)，賣空威脅顯著提升了成熟期企業(yè)的創(chuàng)新水平，其回歸系數(shù)為0.1867，且在1%水平上顯著。這說明了在賣空威脅的影響下，成長期企業(yè)和成熟期企業(yè)更加注重提升企業(yè)核心競爭能力，進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新的動力更為明顯。

表15 基于企業(yè)生命周期的異質(zhì)性分析

企業(yè)不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)使得賣空威脅與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系可能存在差異性。因此，本文將樣本按照企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分為國企和非國企進(jìn)行分組檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表16。

表16 的結(jié)果表明，在國企樣本的回歸中，總專利申請數(shù)（包括發(fā)明專利和非發(fā)明專利申請數(shù)）系數(shù)顯著為正（coef.=0.1605，p＜0.01），意味著國有企業(yè)在面臨賣空威脅時，國有企業(yè)表現(xiàn)出更強(qiáng)的創(chuàng)新能力，而從第（6）的回歸結(jié)果來看，賣空威脅對非國有企業(yè)非發(fā)明專利創(chuàng)新顯著為正（coef.=0.1038，p＜0.05），表明非國有企業(yè)則更為保守，僅從事于非發(fā)明專利的低風(fēng)險創(chuàng)新。綜上結(jié)果表明，賣空威脅對于國有企業(yè)的創(chuàng)新提升作用更為明顯。

表16 基于企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性分析

六、研究結(jié)論

（一）研究結(jié)論

本文以企業(yè)創(chuàng)新視角為切入點(diǎn)，使用2007—2018 年A 股上市公司的數(shù)據(jù)為樣本，依托2010 年引入的融資融券政策試點(diǎn)，實(shí)證檢驗(yàn)了賣空威脅與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，檢驗(yàn)了高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性與行業(yè)競爭性的調(diào)節(jié)作用，進(jìn)一步地研究上述關(guān)系的中介作用機(jī)制，并檢驗(yàn)不同生命周期階段和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響差異。實(shí)證結(jié)果表明：第一，當(dāng)企業(yè)面臨賣空威脅時，其對創(chuàng)新活動更為重視，企業(yè)創(chuàng)新水平越高。第二，從調(diào)節(jié)效應(yīng)分析，當(dāng)高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性較大時，會增強(qiáng)賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新水平影響的正效應(yīng)；當(dāng)行業(yè)競爭性較高時，會削弱賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新水平影響的正效應(yīng)。第三，從進(jìn)一步地研究中發(fā)現(xiàn)，除了公司治理機(jī)制之外，賣空威脅也通過信息機(jī)制影響企業(yè)創(chuàng)新。本文還發(fā)現(xiàn)，賣空威脅對于提升所處成熟期階段企業(yè)和國有企業(yè)的創(chuàng)新水平更為明顯。這為賣空威脅會給企業(yè)帶來的正面影響提供了證據(jù)支持，從而進(jìn)一步補(bǔ)充了企業(yè)創(chuàng)新前因的研究框架。不僅如此，本文的研究結(jié)論對于現(xiàn)實(shí)中企業(yè)如何改善公司治理，提高創(chuàng)新能力，以及國家成功實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略也具有較強(qiáng)的啟示意義。

（二）理論貢獻(xiàn)

本文拓展了現(xiàn)有文獻(xiàn)中有關(guān)賣空機(jī)制治理效應(yīng)的研究，驗(yàn)證了賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新水平的提升作用，為企業(yè)創(chuàng)新前因研究提供了新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。首先，本文從創(chuàng)新角度檢驗(yàn)了企業(yè)面臨賣空威脅時其行為決策的重要作用，研究結(jié)論對當(dāng)下正處于市場威脅的企業(yè)在如何保持長期競爭力的問題上具有一定的啟示作用。同時對理論的貢獻(xiàn)在于識別威脅效應(yīng)對企業(yè)創(chuàng)新的影響，豐富了企業(yè)創(chuàng)新領(lǐng)域前因的研究。實(shí)證研究的結(jié)果支持本文的理論預(yù)期，通過從組織內(nèi)外部因素兩個方面，考察了不同情境下賣空威脅與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，有助于明晰賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新的情境機(jī)制，本文的研究不僅揭示了微觀層面高管團(tuán)隊(duì)特征（高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性）和宏觀層面環(huán)境特征（行業(yè)競爭性）對賣空威脅與企業(yè)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)效應(yīng)，也發(fā)現(xiàn)了促進(jìn)創(chuàng)新決策的中介作用條件。最后，本文考慮到公司創(chuàng)新戰(zhàn)略決策涉及高風(fēng)險與不確定性，并反映了管理風(fēng)險承擔(dān)傾向，研究賣空威脅對企業(yè)創(chuàng)新的影響，可以推動有關(guān)風(fēng)險管理決策研究的發(fā)展（Shi et al，2018）。

（三）政策啟示

本文結(jié)論具有如下三個方面的重要政策含義。第一，目前我國大多數(shù)上市企業(yè)面臨著資本市場威脅與轉(zhuǎn)型發(fā)展的現(xiàn)實(shí)需要，引導(dǎo)這些企業(yè)積極進(jìn)行創(chuàng)新研發(fā)，不能片面要求企業(yè)完善內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，而要進(jìn)一步地發(fā)揮資本市場的作用。第二，盡快完善融券交易制度，發(fā)揮賣空機(jī)制的積極作用，適當(dāng)擴(kuò)大融資融券的范圍及降低融資融券交易門檻，并加強(qiáng)對融券交易的監(jiān)管。第三，要堅定不移地完善市場功能，穩(wěn)定外部市場環(huán)境，完善行業(yè)競爭的相關(guān)制度，規(guī)范行業(yè)競爭秩序，使其更好地服務(wù)于資本市場，同時企業(yè)中注重高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)的多元化，引入多元化職能背景高管團(tuán)隊(duì)成員，有助于引導(dǎo)企業(yè)確立長期戰(zhàn)略導(dǎo)向。總之，完善融券制度可以提高我國股市的信息效率，也更加有利于融券發(fā)揮其公司治理的積極作用，從而為上市公司進(jìn)行高質(zhì)量創(chuàng)新提供一個更好的市場環(huán)境。