異質信念、賣空機制與企業股權發行的價格效應

徐楓 鄭耀東 邢天添

關鍵詞：異質信念；賣空禁止；賣空允許；股價效應

一、引言

企業股權發行的價格效應長期以來都是理論界和實務界較為關注的話題，這一話題在近年來的中國資本市場又成為焦點。這是因為，股權集中度較高的中國上市公司普遍存在強烈的融資沖動，既能借助股權發行實現增資而不失控制權，又能通過股權質押獲得債務性資本。然而，過度質押一旦遭遇股價下跌極易觸發平倉風險，影響企業控制權穩定和損害投資者利益（史永東等，2021；謝德仁等，2016）。通常而言，企業證券發行都會伴隨股價波動，這種波動可能誘發部分上市公司股權質押風險。因此，對于現實中多數存在股權質押的上市企業而言，預判股權發行的經濟后果，進而選擇合適的發行時機和融資方案極為必要。

從投資者群體性特征，尤其是異質信念視角研究企業股權發行的價格效應是近十余年來的趨勢，這是因為企業股價也是觀點分歧投資者的交易結果（Kandel和Pearson，1995）。總體而言，多數文獻仍然沿襲Miller（1977）邊際投資者信念決定股價的理論邏輯。然而，境外成熟資本市場已然允許做空，突破了Miller（1977）框架隱含賣空禁止假設。眾所周知的是，放寬賣空約束后，看空者既有條件更有動力做空股票，由此導致股價決定機制發生改變（孟慶斌和黃清華，2018），進而也會影響異質信念和企業股權發行價格效應的關系。

融券制度是我國資本市場個股賣空機制，首次試點交易開啟于2010年3月31日，其后融資融券標的范圍歷經六次擴容，截至2021年末，滬深交易所允許賣空的上市企業1600家，占A股上市公司數量的33.54%，由此，我國資本市場呈現出允許賣空和禁止賣空并存的制度格局。因此，探討投資者異質信念和企業股權發行價格效應的關系時，如果不考慮個股賣空狀態變化或交易制度變革可能產生的影響，研究結論就會缺乏現實指導性。

此外，已有文獻探討異質信念和企業股權發行價格效應的關系時，通常將投資者異質信念視為先驗異質性，即假定投資者之間不存在信息差異，信念分歧只是因為信息處理模型不同，與現實規律明顯相悖（Harris和Raviv，1993）。從異質信念形成機理看，在先驗異質性之外，漸進信息流也會導致異質信念，因此，探討賣空機制對兩者關系影響時，考慮信息不對稱等因素也會帶來新的價值。

基于上述理由，以中國市場賣空制度漸進式改革為背景，本文選取2009—2021年A股上市企業股權發行事件為研究對象，實證檢驗賣空機制、投資者異質信念和企業股權發行價格效應的關系。研究結果表明，放松賣空約束后，異質信念和企業股權發行價格效應的負相關關系明顯增強。機制研究表明，賣空機制通過增加信息不對稱強化了異質信念和企業股權發行價格效應的負相關關系。異質性分析發現，只有第二次、第三次和第四次融資融券標的擴容顯著增強了異質信念和企業股權發行價格效應的負相關關系。

研究貢獻如下：第一，將個股賣空狀態變化引入異質信念和企業股權發行經濟后果關系的研究中，考察資本市場制度環境對企業證券發行的影響。目前多數異質信念和企業證券發行關系文獻均假定市場禁止賣空，較少探究個股賣空狀態變化對兩者關系的影響。基于中國融資融券標的擴容事件，本文考察兩者的關系是否受到個股賣空狀態變化的影響，為資本市場制度環境影響投資者特征和證券發行的關系提供經驗證據。第二，以異質信念和企業股權發行價格效應的關系為契機，檢驗賣空機制漸進式改革的政策效果。近年來，賣空機制逐漸成為資本市場熱點，但其在異質信念和企業證券發行關系文獻中只是作為外生制度，探討賣空機制變革對兩者關系影響的文獻尚屬空白。基于中國市場六次融資融券標的擴容事件，本文考察兩者關系是否受到賣空機制變革的影響，評估了賣空機制漸進式改革的政策效果。第三，引入信息不對稱，探討了賣空機制影響異質信念和企業股權發行價格效應關系的作用路徑。目前關于異質信念和企業股權發行價格效應關系的文獻大多基于先驗異質性假設，較少考慮漸進信息流引起的異質信念對企業股權發行價格效應的影響。事實上，信息不對稱既是賣空機制影響企業股權發行價格效應的作用渠道，也是賣空機制影響異質信念和企業股權發行價格效應關系的作用渠道。本文檢驗賣空機制對兩者關系的影響在不同信息透明度情境中的差異性，識別了賣空機制影響兩者關系的條件特征。

二、文獻綜述與假設提出

（一）文獻綜述

現有投資者異質信念和企業股權發行關系的文獻主要聚焦于融資決策和經濟后果兩方面（鄧路和劉然，2012）。

1.異質信念和企業融資決策的關系

關于異質信念和企業股權發行決策的關系的研究，主要從如下三個方面展開：

其一，從先驗異質信念角度出發，采用連續分布函數刻畫投資者之間的觀點分歧。Bayar等（2015）的研究是該領域最為經典的文獻，他們假定投資者異質信念服從均勻分布，構建理論模型闡釋異質信念對企業融資決策的影響。如同Miller（1977）描述的那樣，當資本市場禁止賣空交易時，悲觀投資者無法參與市場交易，只有樂觀投資者才有機會持有企業股票，并且信念最悲觀的樂觀投資者——邊際投資者信念決定了股票價格。在此基礎上，Bayar等（2015）認為，企業股權發行意味著企業股票供給量增加，當樂觀投資者財富已經完全用于持有現有股票時，新增股票只能由次樂觀投資者持有。如果次樂觀投資者財富不足以支撐，則繼續由次次樂觀投資者持有。依此類推，直到所有股票全部被投資者持有為止。在新增股票不斷被持有過程中，邊際投資者信念逐漸下降，由其樂觀度決定的股價均衡也在不斷下跌。一旦股價均衡不及管理者對企業內在價值的預期，企業就會放棄股權發行。Chemmanur等（2009）對上述框架推演命題進行實證檢驗，發現投資者異質信念和企業股權而非債券發行的概率正相關。國內學者主要沿襲Bayar等（2015）的分析框架拓展，分別檢驗了投資者異質信念對不同融資工具選擇的影響。譬如，徐楓和劉志新（2011）研究發現，隨著投資者異質信念增加，企業更傾向于發行股權而非債券。劉志新和馬健（2011）研究投資者異質信念對股權發行方式選擇的影響，發現隨著異質信念增加，企業依次選擇配股、公開增發和定向增發。鄧路和廖明情（2013）研究投資者異質信念對定向增發方式的影響，發現異質信念和面向機構投資者增發傾向正相關，和大股東資產認購傾向正相關。

其二，以內部管理者信念為參考依據，借助二項分布函數刻畫投資者異質信念。Dittmar和Thakor（2007）另辟蹊徑，將異質信念描述為外部投資者和內部管理者之間的觀點分歧，構建理論模型闡釋異質信念對企業融資決策的影響機制，研究結果表明，當管理者和投資者對公司未來預期收益分歧較小時，公司傾向于發行股權而非債券。馬健等（2012a）以滬深交易所上市企業證券發行事件為研究對象，發現管理者—投資者異質信念越大，企業越傾向于發行股權而非債券。進一步地，馬健等（2012b）在同一框架下探討投資者異質信念、投資者—管理者異質信念對企業證券發行決策的影響，發現投資者異質信念、投資者—管理者異質信念均和企業股權發行傾向正相關。

其三，引入信息因素，借助正態分布的條件分布函數刻畫投資者內生性異質信念。上述文獻均隱含著市場禁止賣空約束和投資者異質信念外生給定等潛在假設，然而現實中，賣空禁止制度在諸多國家資本市場已然終結，投資者信念也并非一成不變。基于此，Wang等（2013）放寬賣空禁止約束，構建理論模型探討投資者過度自信引起的異質信念和賣空限制程度對企業證券發行決策的影響，發現投資者信念異質性、賣空限制程度和企業證券發行決策的關系都受到項目收益公共信號的影響。

2.異質信念和企業股權發行經濟后果的關系

關于異質信念和股權發行經濟后果的關系問題，現有文獻主要關注短期價格效應和長期業績表現兩方面。

短期價格效應方面，如前文所述，企業發行股權時往往伴隨著股價下跌現象（Asquith和Mullins，1986）。為了進一步闡釋異質信念對企業股權發行價格效應的影響機理，Bayar等（2015）引入基于投資者信念的財富密度概念，即假定市場投資者擁有的總財富固定不變，并且投資者信念服從均勻分布假設，那么投資者異質性程度越高就意味著異質信念的分布區間越寬，從而導致單位長度投資者信念區間對應的財富量就會越少。當投資者信念異質性增加時，市場吸收相同數量的新增股權就需要更多的次樂觀投資者進入，由此導致股權發行后邊際投資者信念下降幅度更大，即異質信念和企業股權發行價格效應負相關。但從實證情況看，投資者異質信念和企業股權發行價格效應的關系還會受到資本市場交易制度的影響，多數文獻都是支持Bayar等（2015）推演而來的結論（Chemmanur等，2009；徐楓，2016；劉志新和馬健，2011；李冬昕等，2014），但也有學者支持異質信念和企業股權發行價格效應正相關（Chemmanur和Krishnan，2012；支曉強和鄧路，2014）。

長期業績表現方面，Chemmanur等（2009）研究發現，美國上市企業股權發行1年、2年和3年后，股價市場表現均與投資者異質信念正相關。鄧路和王化成（2014）研究發現，滬深交易所上市企業定向增發3年和5年后，股價市場表現、財務業績變化均與投資者異質信念正相關。

（二）假設提出

如前文所述，投資者異質信念會導致企業股權發行負向價格效應出現，多數文獻主要關注投資者先驗異質性形成的異質信念，即投資者背景特征差異導致信息處理模型不同，進而產生觀點分歧（Harris和Raviv，1993；趙奇鋒和鞠曉生，2021）。根據Hong和Stein（2007）對投資者異質信念形成機制的系統性概括，在先驗異質性差異之外，漸進信息流也會導致異質信念。這是因為，由于信息傳播渠道和擴散速度有所不同，相同信息通常難以同時被所有投資者接收，已經獲得信息的知情投資者就會根據信息調整預期，未收到信息的非知情投資者則會維持原始預期，即信息不對稱導致投資者異質信念產生（Menzly和Ozbas，2006）。假定資本市場始終禁止賣空，相對于僅由非知情投資者構成的資本市場而言，由非知情投資者和知情投資者共同構成的市場結構會導致投資者信念異質性更大，進而導致企業股權發行的負向價格效應更顯著。因此，信息不對稱是影響投資者異質信念和企業股權發行價格效應關系的重要因素。

同樣地，放松賣空約束也會導致企業股權發行負向價格效應出現。賣空交易者通常都是股票市場知情交易者，既有能力也有動力挖掘關于企業價值的負面信息，進而利用企業股價下跌獲取做空操作收益（李春濤等，2021）。我國上市企業普遍存在“一股獨大”的股權結構，相對于債券融資還本付息的剛性約束，股權發行能夠低成本融資又不失控制權。根據信號理論，企業放棄債務融資的稅盾效應轉而選擇發行股權，就是向外部投資者傳遞股價被高估或者項目預期收益不樂觀的負面信號，為賣空交易者實施套利操作提供了現實條件（Myers和Majluf，1984）。相較于賣空禁止環境而言，企業在賣空允許環境下發行股權時，擁有企業負面信息的知情者就會選擇做空股票，于是做空交易者需求信息就反映到股票價格之中，從而導致企業股權發行的負向價格效應更顯著（Grullon等，2015）。當然，賣空機制導致企業股權發行負向價格效應也是有條件的，即做空投資收益高于融券成本和可得性便利（孟慶斌和黃清華，2018）。因此，放松賣空約束是通過增加信息不對稱來影響企業股權發行的價格效應。

賣空機制既是企業股權發行價格效應的影響因素，又是影響異質信念和企業股權發行價格效應關系的制度背景。那么，賣空機制演變如何影響異質信念和企業股權發行價格效應的關系呢？當資本市場禁止賣空時，隨著投資者信念異質性增加，吸收相同數量的新增股票后邊際投資者信念更加悲觀，即異質信念與企業股權發行價格效應負相關。由于在股權發行過程中，掌握負面信息的知情投資者信念無法通過賣空交易向市場及時釋放，因而企業股權發行的價格效應僅與投資者先驗異質性產生的異質信念負相關（徐楓，2016）。隨著資本市場放松賣空約束，掌握負面信息的知情投資者就能夠參與市場交易，因而，企業股權發行的價格效應不僅和投資者先驗異質性有關，而且受到信息不對稱導致的異質信念影響。如果套用Bayar等（2015）的分析框架并放松賣空禁止假設，那么，允許賣空機制就為掌握企業負面信息的知情投資者做空股票提供交易制度便利，相當于變相增加了賣空禁止環境下的企業股權發行規模。企業股權發行規模增加必然使得更多的次樂觀投資者有機會持有股權，從而導致邊際投資者信念更悲觀，由此決定的股權發行價格也會更低，即企業股權發行負向價格效應更顯著。基于以上分析，本文提出如下待檢驗假設：

假設：放松賣空約束后，投資者異質信念與企業股權發行價格效應的負相關關系更顯著。

三、研究設計

（一）模型設定

本文主要檢驗賣空機制對投資者異質信念和企業股權發行價格效應關系的影響。考慮到我國賣空交易機制改革經歷的是先試點、后擴容的漸進過程，由此導致樣本期間不同企業股權發行的價格效應和投資者異質信念的關系受到賣空機制演變沖擊的時點有所差異，因而直接套用雙重差分法來處理不合時宜。為此，借鑒Custódio和Metzger（2014）等的思路，引入基于多時點的雙重差分法處理賣空制度漸進式演變的沖擊，構建回歸模型（1）檢驗異質信念、賣空機制對企業股權發行價格效應的影響：

其中，CAR為企業股權發行的超額收益，HB為投資者異質信念，分別采用調整換手率ABT和超額收益波動率RVR衡量；Sell為賣空機制虛擬變量，賦值隨著時間t變化。模型（1）中核心解釋變量交乘項HB×Sell系數反映的是放松賣空約束對異質信念和企業股權發行價格效應關系的影響。若回歸系數β1和β3顯著為負，說明放松賣空機制后，投資者異質信念對企業股權發行負向價格效應的影響顯著增強。為了緩解可能存在的內生性問題，本文采用滯后一期的公司特征變量Controls作為解釋變量。

（二）數據來源和樣本選擇

研究對象為2009—2021年滬深兩市發行股權融資的非金融類上市公司。借鑒姜付秀等（2015）的相關做法，按照以下規則篩選和處理樣本：（1）剔除ST、*ST等虧損類公司；（2）剔除同時發行B股和H股的企業，避免雙重上市對研究結論造成影響；（3）剔除數據缺失或明顯異常的上市公司；（4）對所有連續變量按照1%和99%水平進行縮尾處理，消除極端值可能帶來的影響。表1報告了不同交易制度環境下的企業股權發行情況，股權發行事件3985起，涉及企業2114家。其中，禁止賣空環境中股權發行2851起，允許賣空環境中股權發行1134起。表1中數據均來源于CSMAR、Wind資訊數據庫。

（三）變量界定

1.投資者異質信念

長期以來，實證測度投資者異質信念較為困難，這也是Miller（1977）開創異質信念框架以來，關于異質信念的實證研究進展緩慢的重要原因。綜合現有文獻發現，投資者異質信念代理變量包括調整換手率、超額收益波動率、買賣價差和分析師盈利預測離散度等。不可否認，上述替代變量都有局限，但在尚無更穩妥方案之前也不失為可行選擇。綜合考慮數據可獲取性和中國證券市場主要特征，本文選擇調整換手率和超額收益波動率兩個測度指標。

企業股票換手率不僅與投資者異質信念相關，還可能由流動性需求和信息沖擊所致，因此采用換手率測度投資者異質信念時，需要剔除換手率中包含的流動性需求和外部信息沖擊（Garfinkel和Sokobin，2006）。通常投資者異質信念越大，企業股票的調整換手率也會越高。計算調整換手率的具體方法如下：

其中，ABTi，t為股票i在第t日調整后的收益率，Turnoverm，t為第t日市場整體換手率，Turnoveri，t為第t日股票i的整體換手率。本文選擇股權發行日前三個月的調整換手率均值測度投資者異質信念。

股票收益不僅與投資者異質信念相關，還會受到市場組合收益、規模溢價和價值溢價等因素影響，因此采用超額收益波動率度量異質信念時，也需要剔除上述因素的影響（Fama和French，1993）。

通常投資者對股票收益認識的差異化程度越大，股票收益波動率就會越大。計算超額收益波動率的具體方法如下：

2.企業股權發行的價格效應

本文采用事件研究法來考察企業股權發行的價格效應，事件日為證券發行日。一些文獻認為采用市場模型計算期望收益時，缺陷是參數估計區間選擇較為敏感，即區間期限與風險系數波動性負相關。為了避免風險系數估計造成的誤差，本文采用市場調整法來計算超額收益。股票i在窗口期[t1，t2]內的累積超額收益率CARi，t表示為：

3.賣空交易機制

賣空交易機制Sell是關于時間t的虛擬變量。當企業股票被允許賣空交易時，Sell取值為1；當企業股票被禁止賣空交易時，Sell取值為0。我國資本市場個股賣空交易試點開啟于2010年3月31日，其后融資融券標的分別于2011年12月4日、2013年1月31日、2013年9月16日、2014年9月22日、2016年12月12日和2019年8月9日經歷了六次擴容，由此導致發行股權的上市公司股票交易制度環境演變的時間存在差異。表2報告了不同時間段允許賣空和禁止賣空兩種交易制度環境下上市公司股權發行情況。相對于禁止賣空環境而言，允許賣空環境下企業發行股權的積極性更高。

4．控制變量

結合徐楓（2016）等的文獻，本文還選擇一些控制變量，如公司規模（FS），采用總資產賬面價值的自然對數來衡量。信息不對稱理論認為，企業股權發行的價格效應與公司規模有關。公司杠桿率（DA），采用總負債除以總資產的比值來衡量。杠桿作用假說認為，企業股權發行的價格效應與公司資本結構有關。股權稀釋度（RA），采用融資額占流通股市值比例來衡量。價格壓力假設認為，企業股權發行的價格效應與融資規模有關。此外，還控制了年度（Year）和行業（Indu）效應，以避免對實證結果可能造成的影響。未特別說明的數據，均來自上年財務年報。

（四）描述性統計

表3報告了主要變量的描述性統計結果。在企業股權發行價格效應方面，2009—2021年期間我國上市公司股權發行公告事件窗口[-1，2]內的平均超額收益率為-0.018，說明總體而言，股權發行仍是向外傳遞負面價值信息。在投資者異質信念方面，調整換手率ABT均值為0.023，超額收益波動率RVR為0.021，均可以看作是投資者對企業股權發行信息的異質性解讀（Kandel和Pearson，1995）。在賣空機制方面，樣本期間平均有39.8%的股權發行企業進入融資融券標的名單，說明我國資本市場大多數上市公司股票仍然禁止賣空。

四、實證結果分析

（一）分組差異性檢驗

按照交易制度環境將全部樣本企業劃分為兩組，分別考察禁止賣空組和允許賣空組企業股權發行價格效應的差異性。表4報告了分組檢驗結果，其中價格效應時間窗口為[-1，2]。從均值差異性的檢驗結果來看，賣空允許情境中企業股權發行的價格效應要比賣空禁止情境小0.007，并且在1%的水平下顯著。從中位數差異性的檢驗結果看，賣空允許情境中企業股權發行的價格效應要比賣空禁止情境小0.006，并且在5%的水平內顯著。分組差異性的檢驗結果表明，放松賣空約束后，企業股權發行的負向股價效應更顯著，與Grullon等（2015）的預期結論相符。

進一步地，按照投資者異質信念測度指標對賣空禁止和賣空允許兩組樣本進行分組，考察兩組企業股權發行價格效應的差異性。具體而言，參考Deither等（2002）的研究方法，分別按照調整換手率ABT和超額收益波動率RVR由小到大進行排序，將賣空禁止樣本組企業劃分為C1、C2和C3等三類，以及將賣空允許樣本組企業劃分為D1、D2和D3等三類，分別采用t檢驗考察不同類企業股權發行的股價效應是否存在顯著差異。

表5報告了基于異質信念分類的企業股權發行價格效應的分組檢驗結果，其中價格效應時間窗口為[-1，2]。在賣空禁止情境中，調整換手率ABT數值最高的樣本組合C3的企業股權發行價格效應均值比最低的樣本組合C1要小0.006，并且在1%的水平下顯著；超額收益波動率RVR數值最高的樣本組合D3的企業股權發行價格效應均值比最低的樣本組合D1要小0.007，并且在5%的水平下顯著。在賣空允許情境中，調整換手率ABT數值最高的樣本組合C3的企業股權發行價格效應均值比最低的樣本組合C1要小0.009，并且在1%的水平下顯著；超額收益波動率RVR數值最高的樣本組合D3的企業股權發行價格效應均值比最低的樣本組合D1要小0.015，也在1%的水平下顯著。表5分組檢驗結果表明，無論是賣空禁止還是賣空允許情境中，投資者異質信念和企業股權發行的價格效應之間均存在顯著的負相關關系，本文假設得到驗證。這與Chemmanur等（2009）、徐楓（2016）等結論一致。

（二）主回歸檢驗

表6報告了異質信念、賣空機制和企業股權發行價格效應關系的回歸結果。其中，（1）～（3）列以調整換手率ABT測度投資者異質信念。回歸結果顯示，第（1）列中異質信念HB回歸系數-0.362在1%的水平下顯著，這一結果意味著異質信念和股權發行價格效應負相關，本文假設再次得到驗證，與現有文獻結論一致（Chemmanur等，2009）。第（2）列中賣空機制Sell回歸系數-0.039在1%的水平下顯著，這一結果意味著放松賣空約束后，企業股權發行的負向價格效應更明顯，與現有文獻的預測結論一致（徐楓，2016）。第（3）列中交乘項HB×Sell回歸系數-0.719在5%的水平下顯著，說明相對于禁止賣空環境而言，異質信念對允許賣空環境的企業股權發行價格效應的影響更明顯，從而證明了賣空機制與異質信念在影響企業股權發行的價格效應方面存在顯著的互補關系。

表6（4）～（6）列以超額收益波動率RVR測度投資者異質信念，回歸結果顯示，第（4）列中異質信念HB回歸系數-0.766在1%的水平下顯著，第（5）列中賣空機制Sell回歸系數-0.042在1%的水平下顯著，第（6）列中交乘項HB×Sell回歸系數-0.576在5%的水平下顯著。上述結果同樣意味著放松賣空約束后，投資者異質信念與企業股權發行價格效應的負相關關系更顯著。總體而言，表6實證結果支持了主命題假設。

（三）穩健性檢驗

為了消除測度指標可能造成的影響，本文采用三種方法予以替換。首先，替換企業股權發行價格效應的測度方法。在計算企業股權發行的價格效應時，將事件窗口由[-1，2]調整為[-3，3]，仍然借助模型（1）進行回歸。表7（1）、（2）列報告了替換價格效應測度后的回歸結果。以調整換手率ABT測度投資者異質信念時，第（1）列中交乘項HB×Sell回歸系數-0.692在5%的水平下顯著；以超額收益波動率RVR測度投資者異質信念時，第（2）列中交乘項HB×Sell回歸系數-0.603在5%的水平下顯著。回歸結果表明，替換價格效應測度后，主命題假設依然成立。

其次，替換投資者異質信念的測度方法。在計算調整換手率ABT時，采用股權發行日前兩個月均值來衡量；在計算超額收益波動率RVR時，采用超額收益ɑi，t兩個月標準差來衡量。表7（3）、（4）列報告了替換投資者異質信念測度后的回歸結果。以調整換手率ABT測度投資者異質信念時，第（3）列中交乘項HB×Sell回歸系數-0.702在1%的水平下顯著；以超額收益波動率RVR測度投資者異質信念時，第（4）列中交乘項HB×Sell回歸系數-0.466在1%的水平下顯著。回歸結果表明，替換投資者異質信念測度后，主命題假設依然成立。

最后，替換賣空機制的測度方法。在度量個股賣空狀態時，將是否允許股票賣空替換為賣空程度，即采用融券賣出量/流通股股數進行衡量（Ekkehart和Wu，2013）。表7（5）、（6）列報告了替換賣空機制測度后的回歸結果。以調整換手率ABT測度投資者異質信念時，第（5）列中交乘項HB×Sell回歸系數-0.804在5%的水平下顯著；以超額收益波動率RVR測度投資者異質信念時，第（6）列中交乘項HB×Sell回歸系數-0.716在5%的水平下顯著。回歸結果表明，替換賣空機制測度后，主命題假設依然成立。

（四）影響機制研究

根據前文理論分析，信息不對稱是賣空機制影響投資者異質信念和企業股權發行價格效應關系的重要渠道，若放松賣空約束能夠增加信息不對稱，那么異質信念和企業股權發行價格效應的負相關關系就會得到強化。為此，本文通過區分不同的信息透明度情境，考察是否在信息透明度更低的企業中，放松賣空約束對異質信念和企業股權發行價格效應關系的影響更顯著，從而為賣空機制通過信息不對稱渠道來影響異質信念與企業股權發行價格效應關系的邏輯提供證據支持。具體而言，按照可操控性應計利潤指標對全部樣本進行排序，劃分為信息透明度較高和信息透明度較低的兩組企業，分別代入模型（1）進行回歸檢驗。

表8報告了不同信息透明度情境中異質信念、賣空機制和企業股權發行價格效應關系的回歸結果。其中，（1）～（4）列以調整換手率ABT測度投資者異質信念。回歸結果顯示，第（2）列較高信息透明度樣本組中的交乘項HB×Sell回歸系數-0.659并不顯著，但第（4）列較低信息透明度樣本組中的交乘項HB×Sell回歸系數-0.347在5%水平下顯著，說明放松賣空約束增強異質信念和企業股權發行價格效應的負相關關系在信息不對稱程度較為嚴重情況下更為明顯。此外，還采用超額收益波動率RVR測度投資者異質信念，回歸結果列示于（5）～（8）列。第（6）列較高信息透明度樣本組中的交乘項HB×Sell回歸系數-0.403并不顯著，但第（8）列較低信息透明度樣本組中的交乘項HB×Sell回歸系數-0.466在5%水平下顯著，實證結果并未發生改變。表8回歸結果表明，信息不對稱是賣空機制影響投資者異質信念和企業股權發行價格效應關系的重要機制。

（五）異質性分析

前文從單只股票賣空狀態屬性角度，探討了投資者異質信念和企業股權發行價格效應的關系。那么，賣空機制變革本身是否也會對異質信念和企業股權發行價格效應的關系產生影響呢？我國資本市場于2010年3月31日首次開啟融資融券試點，其后融資融券標的范圍經歷了六次擴容，為檢驗賣空機制變革對異質信念和企業股權發行價格效應關系的影響提供了得天獨厚的實驗環境。為此，本文構建回歸模型（6），分別檢驗六次融資融券擴容事件對異質信念和企業股權發行價格效應關系的影響：

其中，SRj為賣空機制虛擬變量，如果公司i在發行股權時恰好處在第j次擴容事件和第j+1次擴容事件之間，取值為1；處在第j-1次擴容事件和第j次擴容事件之間，則取值為0。據此規則，可將SRj進行具體界定：（1）SR0=0表示樣本起始日到融券試點啟動前（2009年1月1日—2010年3月30日），SR0=1表示融資融券試點啟動后到首次標的擴容前（2010年3月31日—2011年12月4日）；（2）SR1=0表示融券試點啟動后到首次標的擴容前（2010年3月31日—2011年12月4日），SR1=1表示首次標的擴容后到第二次擴容前（2011年12月5日—2013年1月30日）；（3）SR2=0表示首次標的擴容后到第二次擴容前（2011年12月5日—2013年1月30日），SR2=1表示第二次標的擴容后到第三次標的擴容前（2013年1月31日—2013年9月15日）；（4）SR3=0表示第二次標的擴容后到第三次標的擴容前（2013年1月31日—2013年9月15日），SR3=1表示第三次標的擴容后到第四次標的擴容前（2013年9月16日—2014年9月21日）；（5）SR4=0表示第三次標的擴容后到第四次標的擴容前（2013年9月16日—2014年9月21日），SR4=1表示第四次標的擴容后到第五次標的擴容前（2014年9月22日—2016年12月11日）；（6）SR5=0表示第四次標的擴容后到第五次標的擴容前（2014年9月22日—2016年12月11日），SR5=1表示第五次標的擴容后到第六次標的擴容前（2016年12月12日—2019年8月8日）；（7）SR6=0表示第五次標的擴容后到第六次標的擴容前（2016年12月12日—2019年8月8日），SR6=1表示第六次標的擴容后到樣本截止日前（2019年8月8日—2021年12月31日）。其他變量含義同前文一致。若回歸系數γ1和γ2顯著為負，說明融資融券擴容事件強化了投資者異質信念與企業股權發行價格效應的負相關關系。

表9報告了以調整換手率ABT測度投資者異質信念時，融資融券擴容事件對異質信念和企業股權發行價格效應關系影響的回歸結果，價格效應時間窗口仍然選擇[-1，2]。回歸結果顯示，第（1）列中的交乘項HB×SR0回歸系數-1.052、第（2）列中的交乘項HB×SR1回歸系數-0.997、第（6）列中的交乘項HB×SR5回歸系數-0.663和第（7）列中的交乘項HB×SR6回歸系數-0.724均在10%的水平下不顯著，但是第（3）列中的交乘項HB×SR2回歸系數-0.683和第（4）列中的交乘項HB×SR3回歸系數-0.772均在5%的水平下顯著，第（5）列中的交乘項HB×SR4回歸系數-0.799在1%的水平下顯著。表9回歸結果說明，第二次、第三次和第四次融資融券標擴容事件都增強了投資者異質信念和企業股權發行價格效應的負相關關系。需要說明的是，第（1）～（2）列回歸結果不顯著，可能是因為融券試點政策啟動初期融券費率較高和便利性受到諸多限制，賣空成本較高難以形成制度創新紅利；第（6）～（7）列回歸結果顯著性下降，可能是因為漸進式融券制度改革釋放的邊際政策紅利不斷縮減所致。

表10報告了以超額收益波動率RVR測度投資者異質信念時，融資融券擴容事件對異質信念和企業股權發行價格效應關系影響的回歸結果。回歸結果顯示，第（1）列中的交乘項HB×SR0回歸系數-0.758、第（2）列中的交乘項HB×SR1回歸系數-1.105、第（6）列中的交乘項HB×SR5回歸系數-1.546和第（7）列中的交乘項HB×SR6回歸系數-0.849均在10%的水平下不顯著，但是第（3）列中的交乘項HB×SR2回歸系數-0.569在5%的水平下顯著，第（4）列中的交乘項HB×SR3回歸系數-0.689和第（5）列中的交乘項HB×SR4回歸系數-0.574在1%的水平下顯著，與表9回歸結果一致。表10回歸結果同樣說明，第二次、第三次和第四次融資融券標的擴容事件也都增強了投資者異質信念和企業股權發行價格效應的負相關關系。

五、結論及建議

當前我國融資融券試點及六次標的擴容改革，為研究投資者特征和企業融資行為及其經濟后果的關系提供了得天獨厚的自然實驗環境。本文選取2009—2021年滬深A股上市公司股權發行事件為研究對象，實證檢驗賣空機制、投資者異質信念和企業股權發行價格效應的關系。研究結果表明，放松賣空約束后，投資者異質信念和企業股權發行價格效應的負相關關系明顯增強。機制檢驗發現，賣空機制通過增加信息不對稱強化了投資者異質信念和企業股權發行價格效應的負相關關系。異質性檢驗發現，只有第二次、第三次和第四次融資融券標的擴容顯著增強了投資者異質信念和企業股權發行價格效應的負相關關系。基于上述研究結論，本文提出以下政策建議。

第一，充分認識資本市場制度變革對企業證券發行經濟后果的影響。已有文獻認為，投資者異質信念是企業股權發行價格效應的影響因素，賣空機制只是作為異質信念影響企業股權發行價格效應的制度環境而已。研究表明，賣空機制不僅成為企業股權發行價格效應的重要影響因素，而且能夠影響投資者異質信念和企業股權發行價格效應的關系。因此，股權質押比例過高的企業，特別是股票允許賣空交易的企業在制定證券發行決策時，不僅需要預判投資者異質信念對企業證券發行價格效應的影響，還需要考慮投資者異質信念疊加賣空制度共同作用對企業證券發行價格效應造成的綜合沖擊，從而更好地維護股價穩定。

第二，大力提升企業信息披露質量，降低企業證券發行引起的價格波動。信息不對稱是導致投資者異質信念的重要來源，還能影響異質信念和企業股權發行價格效應的關系。不僅如此，信息不對稱也是賣空機制變革影響企業股權發行價格效應的重要渠道。因此，平抑企業證券發行價格波動的前提是增加企業信息透明度，減少信息不對稱引起的投資者異質信念，減少賣空交易者可能獲得的信息含量。具體措施包括：一是進一步提高融資企業的信息披露要求規范，要求企業編制信息含量更高的募資說明書。二是鼓勵有實力的券商對更多行業狀況和發展趨勢進行長期跟蹤性研究，為投資者獲取信息提供更多的渠道來源。三是完善公司治理，降低企業高管操縱信息披露的動機。

第三，完善賣空機制和降低投資者分歧，降低企業證券發行引起的價格波動。一方面，繼續完善賣空機制建設。譬如，鼓勵證券公司上線自主約券和借券系統，提升融券券源利用效率。支持上市公司大股東和長期保險資金出借融券券源，支持證券基金參與轉融通證券出借。適度放寬交易者只能與獨家券商簽訂融資融券合同的相關規定，鼓勵券商通過相互競爭進一步降低融券費率。適度降低融資融券開戶條件，支持更多投資者參與做空交易。另一方面，降低投資者異質信念。進一步放寬保險等長期資金入市比例限制，逐步取消QFII和RQFII投資規模和比例限制，不斷優化投資者結構。加強中小投資者教育，抑制市場投機氛圍。