問詢函的市場監管效應
——基于企業營銷戰略的經驗證據

徐亞飛 李園園

(1.首都經濟貿易大學，北京 100070；2.山西財經大學，山西 太原 030006)

一、引言

面對日趨激烈的市場競爭，企業為求得生存和發展，通常需要持續增加資源投入。而在這一過程中，營銷投入的目的主要是滿足顧客對商品或服務的多樣化需求(Hanssens et al.，2016)，提高市場占有率，增加營業利潤，實現企業價值最大化(李健 等，2018)。大量研究證實，科學合理的營銷戰略對于穩定顧客群體、促進業務增長以及保持競爭優勢等至關重要(Rust et al.，2004；韓順平 等，2006)。但是，在實踐中，一些企業常因擔憂營銷不力導致市場份額丟失而不斷加大營銷投入，追求激進營銷戰略。這不僅會對企業的長遠發展產生不利影響，而且加劇了行業風險，甚至嚴重擾亂了市場秩序。因此，有效引導企業根據內外部環境對營銷戰略做出適時調整、合理選擇，避免營銷過度，顯得尤為迫切和重要。從理論層面來看，雖然營銷戰略在市場營銷領域的研究中占據重要地位，但是將宏觀的管制政策與微觀的企業營銷戰略相結合，特別是立足于新的市場監管制度探討營銷戰略影響因素的文獻并不多見，這也為本文研究提供了難得的機會。

資本市場的健康發展離不開監管制度的有效約束。問詢函作為一種“非行政處罰手段”，是近幾年證券交易所普遍采用的督導上市公司信息披露的創新機制，發揮著市場監管的重要作用(陳運森 等，2019)。從函件內容來看，大量問詢事項涉及企業的營銷活動，比如要求上市公司在規定時間內回函說明銷售費用、銷售政策或主要產品銷售調整的原因及計劃，這不僅反映出市場營銷是企業經營活動的重要方面，而且充分說明營銷活動是監管層關注的重點。然而，從現有研究來看，尚無文獻針對問詢函與企業營銷戰略的關系展開深入考察。理論上，監管問詢對收函企業營銷戰略的影響具有不確定性。一方面，問詢函緊盯企業運營過程中存在的突出問題，精準發力，督促管理層及時糾正并努力加以改善，比如要求企業加強營銷成本控制，避免過度營銷造成資源浪費；另一方面，為挽回被問詢所造成的受損形象，企業也可能會加大營銷投入，實施更加激進的營銷戰略，以重塑聲譽。因此，監管問詢對微觀企業營銷戰略的影響是一個有待檢驗且具有重要現實意義的話題。

基于上述分析，本文以2015—2018年我國滬深兩市A股上市公司為樣本，圍繞收到問詢函的公司如何調整其營銷戰略這一基本問題展開深入探討。較之已有研究，本文的貢獻主要體現在以下兩個方面：(1)豐富了問詢函經濟后果方面的文獻。現有研究側重于考察問詢函對審計質量、業績預告、市場反應和股價崩盤風險等財務信息以及公司股價的影響(陳運森 等，2018a；張俊生 等，2018；李曉溪 等，2019a；陶雄華 等，2019)，鮮有論及問詢函與企業營銷活動的關系。事實上，監管問詢的內容不僅僅涉及企業披露的財務信息，還涵蓋銷售活動等多個方面。本文從營銷戰略角度考察問詢制度的有效性，并厘清了潛在的作用機理，為問詢函監管作用的研究提供了市場營銷領域的關鍵證據，是對問詢函監管效果相關研究的有益補充。(2)基于正式制度層面拓展了營銷戰略影響因素的研究。營銷戰略是企業管理層最關注的經營戰略之一，也是市場監管問詢的重點。已有研究主要植根于我國傳統文化的“關系”、地區信任等非正式制度層面分析制度環境對營銷活動的影響(莊貴軍 等，2003；劉鳳委 等，2009)，而有關證券監管等正式制度層面的探討則較為匱乏。本文以問詢制度為切入點，研究這一新興的信息督導制度與企業營銷戰略之間的關系，豐富了企業營銷戰略影響因素方面的文獻。

二、文獻回顧

(一)企業營銷戰略的影響因素

1.外部制度層面

根據制度理論，企業的生產經營活動面臨來自政治、經濟等各方面的制度壓力(Oliver，1991)。因此，為求得生存與發展，企業需要適時調整戰略決策和組織行為，以適應制度約束的要求。改革開放以來，我國經濟社會的重大變化深刻影響著轉型期的企業行為(Peng et al.，2008)，在正式制度缺失或者不夠健全的情況下，企業往往會選擇非正式制度來應對各種不確定性(Xin et al.，1996；Peng，2003)。就營銷活動而言，莊貴軍等(2003)認為我國企業的市場營銷一開始就是關系營銷，且是有別于西方的關系營銷。李飛等(2011)通過案例研究提出“關系促銷理論”，證實“關系”這種非正式制度引致的關系促銷戰略可以為企業帶來良好的短期和長期績效。劉鳳委等(2009)從非正式制度層面探討了地區信任環境對企業營銷行為的影響，發現當地區信任度較低時，企業的營銷支出更大。

2.公司內部層面

鑒于公司內部人是營銷戰略的最終決策者，部分研究立足公司內部層面探討了營銷戰略的關鍵影響因素。從股東角度來看，唐躍軍等(2012)發現控股股東卷入度越低、兩權分離程度越高，上市公司的營銷戰略風格越激進。從管理層角度來看，Joseph et al.(2002)發現代理成本越高、管理層可利用的自由現金流越多，企業越可能加大廣告費用投入，選擇越激進的營銷戰略；而郝云宏等(2012)的研究則表明，高管薪酬水平越高，企業越傾向于選擇激進型營銷戰略。

(二)問詢函的經濟后果

“注冊制”的成功實施標志著我國的證券監管逐步走向以信息披露為核心的改革之路。滬深證券交易所負責定期審查上市公司對外披露的信息，而“問詢函”便是確保信息披露質量的一種新型監管方式。與美國證監會發布的意見信類似，當我國證券交易所對上市公司發布的公告存在疑問時，其會向上市公司發送問詢函，并要求監管對象積極配合，逐條解釋說明，在規定期限內回函公告。隨著監管政策的逐步收緊，一些上市公司甚至被多次問詢。由此可見，問詢函具有相當的信息含量(陳運森 等，2018a)，能夠有效督導上市公司的信息披露，發揮市場監管的作用。

從已有文獻來看，有關問詢函經濟后果方面的研究主要聚焦于以下三個方面：其一，問詢函的股票市場效應。一般而言，在收到問詢函后，公司股價會發生反轉(Drienko et al.，2013)，并且在問詢發布后50天內股票回報可能出現1%～5%的負向漂移(Dechow et al.，2016)。陳運森等(2018a)針對被問詢公司短期市場反應的研究發現，市場對收函公告的反應顯著為負，但對回函公告的反應顯著為正。其二，問詢函的信息效應。從對公司信息環境的影響來看，問詢函能夠顯著提升上市公司的審計質量(陳運森 等，2018b；陶雄華 等，2019)、強化會計信息可比性(翟淑萍 等，2020)、改善公司信息環境(Johnston et al.，2017)、降低信息不對稱程度(Bozanic et al.，2017)，進而促使股票交易量增加(Drienko et al.，2011)。從對信息披露的影響來看，公司收到問詢函后不僅會顯著增加信息披露(Gong，2007)，而且未來的信息披露質量也能得到有效改善(Robinson et al.，2011;李曉溪 等，2019a)。其三，問詢函的治理效應。張然等(2015)研究表明，相較于沒有收到SEC意見信的企業，收到SEC意見信的企業更可能成為問題公司，從而側面證實問詢函對財務造假具有顯著預測作用。還有一些研究發現，問詢函可以有效抑制上市公司的盈余管理行為(陳運森 等，2019)、降低股價崩盤風險(張俊生 等，2018)、提高并購績效(李曉溪 等，2019b)。而有關問詢函對資本市場信息中介影響的研究表明，問詢函有助于提高分析師預測精準性、降低分析師的樂觀性偏差(Wang，2016)，最終引導市場定價回歸理性(傅祥斐 等，2020)。

(三)文獻述評

綜上所述，盡管學者對企業營銷戰略的影響因素以及問詢函的經濟后果進行了廣泛探討，并取得了一系列具有重要價值的研究成果，但仍然存在一定的局限和不足。一方面，從外部制度環境視角出發的研究側重于考察非正式制度對企業營銷戰略的影響，對正式制度層面影響因素的關注明顯不足。作為一種新型監管機制，問詢函能否對企業營銷戰略產生影響還有待進一步檢驗。另一方面，國內關于問詢函監管效果的研究主要基于公司財務、金融視角，考察問詢函的股票市場效應、信息效應和治理效應等，而鮮有市場營銷層面的分析討論。因此，深入探討監管問詢與營銷戰略的關系，不僅補充了影響企業營銷戰略的正式制度因素，而且拓展了問詢函經濟后果方面的研究。

三、理論分析與假設發展

近年來，隨著我國資本市場改革的持續深入推進，基礎制度體系日趨完善，監管手段愈加多樣化。作為證券交易所實現一線監管職能的重要方式，問詢函在資本市場發揮著重要的風險甄別作用(陳紅 等，2021)。證券交易所發布問詢函的主要目的是加強對上市公司信息披露的監督，提升資本市場的信息效率，其并非意味公司發生了實質性違規行為(張俊生 等，2018)。通常，函件的問詢內容涵蓋多個方面，而企業的營銷活動一直以來都是監管機構關注的重點。市場營銷戰略直接決定著企業產品的銷量，是企業擴大獲利的主要途徑。在實踐中，企業管理層應根據不同的市場環境和外部制度約束選擇相適宜的營銷戰略，既要避免營銷戰略過于激進，造成期間費用增加，進而給經營業績帶來負面影響(唐躍軍 等，2012)，又要防止營銷戰略過于保守，導致市場份額丟失，在激烈的產品市場競爭中處于下風。

從理論上看，上市公司收到問詢函可能會向外界傳遞出公司運營出現問題的負面信號，從而引起顯著的負面市場反應(陳運森 等，2018a)，比如導致投資者風險感知提高、投資信心受挫，公司融資難度加大、融資成本上升，以及產品市場顧客流失等。也就是說，被問詢很可能會削弱收函企業的融資能力，使企業陷入融資困境。根據現金持有理論，當企業面臨較為嚴重的融資約束問題時，其會選擇持有大量現金流，以保障企業的正常運轉。因此，被問詢企業出于預防性動機更傾向于留存充裕的現金流，由此造成的可支配資金的短缺客觀上會限制管理層的激進行為。此外，問詢函對企業融資造成的不利影響，也可能會弱化管理層采取激進營銷戰略的主觀動機。相關研究表明，管理層推行激進營銷戰略所引發的銷售費用的大幅提升，不僅會加劇企業資金短缺，還可能被市場解讀為企業經營管理不善、成本控制不力(Lev et al.，1993；Abarbanell et al.，1997；Amir et al.，2003；Covrig et al.，2010)。而且，當企業面臨不同程度的融資約束時，管理層的機會主義動機也存在一定差異(李文貴 等，2020)。因此，出于維護自身聲譽和職業生涯發展的考慮，被函詢企業的管理層在決策時往往表現得更為謹慎，會盡可能避免實施激進的營銷戰略。

需要指出的是，上述抑制效應邏輯成立的前提在于營銷費用被視為企業的一項成本支出(Deleersnyder et al.，2009)。換言之，實施過度激進的營銷戰略會導致企業成本大幅提升，損害公司盈余并影響其在資本市場的表現(Kim et al.，2011)。然而，也有研究認為營銷支出是企業的一項長期投資(Danaher et al.，1994；White et al.，1996)。持這一觀點的學者主張，長期來看，加大營銷力度有助于提高企業品牌價值和客戶忠誠度，從而推動企業價值穩步提升(Srivastava et al.，1998；Joshi et al.，2010)。因此，面對問詢函造成的聲譽損失和客戶流失風險，企業管理層也可能選擇激進的營銷策略以盡可能修復受損的企業形象、重塑品牌聲譽。但需要強調的是，促進效應邏輯能否成立關鍵取決于企業是否有能力進行長期持續的高營銷投入。

綜上可知，問詢函對企業激進營銷戰略的影響具有不確定性，即存在抑制和促進兩種可能。但是，考慮到問詢函會對企業融資活動產生負面影響，進而使企業陷入資金短缺困境，無力承擔持續且高額的營銷費用。因此，上述促進效應邏輯的前提條件很難得到滿足，即問詢函更可能對企業激進的營銷戰略產生抑制作用。基于上述分析，本文提出：

假設1：問詢函能夠有效抑制企業激進的營銷戰略。

假設2：問詢函通過提高企業面臨的融資約束抑制了激進的營銷戰略。

四、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文以2015—2018年我國滬深兩市A股上市公司為研究樣本。選取2015年作為研究的初始年份，是因為上海證券交易所和深圳證券交易所自2014年12月開始批量發布問詢函的詳細內容。本文對初始樣本進行了如下處理：(1)剔除被ST、*ST的上市公司；(2)剔除金融保險類上市公司；(3)對同一公司在一年內收到多次問詢函的情況只取一次；(4)剔除數據缺失的樣本觀測值。經過上述處理，最終得到10161個公司-年觀測值。為避免極端值的影響，本文對主要連續變量進行了上下1%的Winsorize處理。問詢函內容通過手工搜集整理得到，其他數據均來自CSMAR數據庫。

(二)變量定義

1.被解釋變量：營銷戰略(MRB)

本文借鑒唐躍軍等(2012)的做法，以銷售費用除以營業收入后，再減去行業中位數進行調整來計算公司銷售費用率，并以此衡量營銷戰略(MRB)。其中，銷售費用指企業在銷售商品和材料、提供勞務過程中發生的各項費用，如包裝費、展覽費、廣告費、運輸費以及銷售人員的薪酬和業務費等，是公開信息中能夠較為全面衡量企業營銷活動的指標。MRB值越大，說明企業營銷戰略越激進。

2.核心解釋變量：問詢函(CL)

本文參考陳運森等(2019)的做法，如果樣本期內上市公司收到證券交易所發放的問詢函，則CL取值為1，否則取值為0。

3.中介變量：融資約束(KZ)

依據Kaplan et al.(1997)、魏志華等(2014)的做法，本文以KZ指數來度量融資約束程度。KZ指數的計算過程如下：首先，對變量進行賦值。若經營性現金流除以上一年總資產小于中位數，則kz1取值為1，否則取值為0；若現金股利除以上一年總資產小于中位數，則kz2取值為1，否則取值為0；若現金持有水平除以上一年總資產小于中位數，則kz3取值為1，否則取值為0；若資產負債率高于中位數，則kz4取值為1，否則取值為0；若托賓Q值高于中位數，則kz5取值為1，否則取值為0。其次，將kz1至kz5加總，并進行有序邏輯回歸。最后，根據估計系數計算得到上市公司各年的融資約束程度KZ指數。KZ值越大，說明企業融資約束程度越高。

4.控制變量

借鑒唐躍軍等(2012)，本文選取的控制變量具體包括：公司規模(Size)、資產負債率(Lev)、盈利能力(ROA)、主營業務收入增長率(Growth)、產權性質(SOE)、公司上市年數(Age)、兩職合一(Dual)、機構持股比例(Institution)、獨立董事比例(Indep)、審計意見(Opinion)。此外，本文還控制了行業(Ind)和年度(Accper)固定效應。

本文所有變量的說明如表1所示。

表1 變量說明

(三)模型構建

為驗證假設1，本文構建如下模型(1)：

MRBi,t=β0+β1CLi,t+β2Sizei,t+β3Levi,t+β4ROAi,t+β5Growthi,t+β6SOEi,t+β7Agei,t+

β8Duali,t+β9Institutioni,t+β10Indepi,t+β11Opinioni,t+∑Ind+∑Accper+εi

(1)

其中，MRBi,t為公司i在第t期的營銷戰略，CLi,t為公司i在第t期是否收到問詢函，其余為控制變量，εi為殘差項。

為驗證假設2，本文構建如下中介效應檢驗模型：

KZi,t=β0+β1CLi,t+β2Sizei,t+β3Levi,t+β4Growthi,t+β5SOEi,t+β6Agei,t+

β7Duali,t+β8Institutioni,t+β9Indepi,t+β10Opinioni,t+β11Lossi,t+

β12Dacci,t+∑Ind+∑Accper+εi

(2)

MRBi,t=β0+β1CLi,t+β2KZi,t+β3Sizei,t+β4Levi,t+β5ROAi,t+β6Growthi,t+

β7SOEi,t+β8Agei,t+β9Duali,t+β10Institutioni,t+β11Indepi,t+

β12Opinioni,t+∑Ind+∑Accper+εi

(3)

其中，Lossi,t為是否虧損，Dacci,t為應計盈余管理程度，其他變量含義同模型(1)。根據中介效應檢驗思路，第一個基準模型即為模型(1)。而模型(2)的被解釋變量為融資約束程度(KZi,t)，解釋變量為公司i在第t期是否收到問詢函(CLi,t)。如果問詢函會加劇企業融資約束程度，那么模型(2)中的系數β1應顯著為正。模型(3)的被解釋變量為公司i在第t期的營銷戰略(MRBi,t)，如果存在部分中介效應，即問詢函通過提高企業的融資約束程度抑制了激進的營銷戰略，則模型(3)中的系數β1和β2均應顯著。

五、實證結果與分析

(一)描述性統計分析

表2為本文主要變量的描述性統計結果。MRB的均值為0.026，最大值和最小值分別為0.407和-0.077，說明樣本公司間的營銷戰略迥異。CL的均值為0.193，表明樣本期內約有19.3%的公司收到了問詢函。KZ指數的均值為0.308，最值之間差異較大，說明不同公司面臨的融資約束程度差異較大。從控制變量的結果來看，Size的均值為22.288，Lev的均值為0.418，表明樣本公司間的規模和資產負債率差異較大；ROA的均值為0.038，Growth的均值為0.430，說明平均而言上市公司的資產回報率和主營業務收入增長率較好；Dual的均值為0.711，說明約有71.1%的樣本公司董事長和總經理兩職合一，比例較高。限于篇幅，其他控制變量的結果不再贅述，詳見表2。

表2 主要變量的描述性統計

(二)相關性分析

表3列示了本文主要變量之間的相關系數。在左下三角的Pearson相關系數中，MRB與CL的相關系數為-0.028，且在1%的水平上顯著；在右上三角的Spearman相關系數中，MRB與CL的相關系數為-0.042，同樣在1%的水平上顯著。整體來看，問詢函(CL)和營銷戰略(MRB)顯著負相關，本文假設1得到初步驗證。此外，其他變量之間的相關系數的絕對值均小于0.6，表明模型不存在嚴重的多重共線性問題。

表3 相關系數

(三)基準回歸

表4報告了假設1和假設2的檢驗結果。由列(1)可知，營銷戰略(MRB)對問詢函(CL)的回歸系數為-0.006，且在1%的水平上顯著，說明問詢函能夠顯著抑制企業激進的營銷戰略，假設1得到驗證。列(2)的結果顯示，融資約束(KZ)對問詢函(CL)的回歸系數為0.162，且在1%的水平上顯著，說明問詢函提高了企業面臨的融資約束程度；列(3)中，營銷戰略(MRB)對融資約束(KZ)的回歸系數為-0.003，且在1%的水平上顯著，同時營銷戰略(MRB)對問詢函(CL)的回歸系數也顯著。Sobel檢驗的Z值為-2.132，且在5%的水平上顯著。上述檢驗結果表明，問詢函通過加劇上市公司的融資約束程度抑制了管理層激進的營銷戰略，即融資約束發揮了部分中介作用。由此可知，假設2得到驗證。從控制變量的回歸結果來看，公司規模(Size)、資產負債率(Lev)、產權性質(SOE)、董事長和總經理兩職合一(Dual)以及審計意見(Opinion)均與營銷戰略(MRB)顯著負相關，而機構持股比例(Institution)對營銷戰略(MRB)則存在顯著的正向影響。

(四)穩健性檢驗

為確保研究結論的可靠性，本文進行了如下穩健性測試：

1.內生性問題的解決

為有效緩解收到問詢函的公司和沒有收到問詢函的公司之間特征差異的影響，本文采用PSM方法獲取匹配樣本。借鑒陳運森等(2019)、李曉溪等(2019a)的做法，選擇Size、Lev和Age為配對變量，進行1∶1的最近鄰得分匹配。表5列示了平行趨勢假設檢驗的結果，從中可見，配對變量在配對前存在顯著差異，匹配后無顯著差異。這說明實驗組和控制組在特征變量上沒有顯著差異，滿足平行趨勢的前提條件。表6報告了使用PSM樣本的回歸結果。列(1)中，問詢函(CL)對營銷戰略(MRB)存在顯著的負向影響；列(2)和列(3)中，中介效應模型的回歸系數和顯著性均與全樣本下保持一致，并且通過了Sobel檢驗。以上分析結果表明，在盡可能解決內生性問題后，本文假設1和假設2仍然成立。

表5 平行趨勢假設檢驗

表6 PSM回歸結果

2.更換核心解釋變量的測量指標

本文通過手工搜集問詢函中是否延期回函(Postpone)、問詢次數(Round)和是否涉及營銷(Marketing)三個方面的內容，對核心解釋變量進行了更為細致的刻畫。通常，延期回函和問詢次數越多，側面反映監管力度越強；問詢內容涉及營銷戰略越多，說明監管越有針對性、效果越好。表7列示了具體的回歸結果。由列(1)～(3)可見，是否延期回函(Postpone)、問詢次數(Round)、是否涉及營銷(Marketing)對營銷戰略(MRB)均存在顯著的負向影響。綜上可知，在利用問詢的詳細特征對核心解釋變量進行替代性測量后，所得結論與基準回歸結果基本一致。

表7 問詢詳細特征的回歸結果

3.調整營銷戰略的時間范圍

盡管T期的問詢函一般針對的是T-1期的財務報告(尤其是年報)，即模型本身具有滯后性，但為了確保基準回歸結果的穩健性，本文依然檢驗了T期的問詢函對T+1期營銷戰略的影響。由表8可見，問詢函(CL)對T+1期營銷戰略(MRBT+1)存在顯著的負向影響，且融資約束(KZ)在其中發揮部分中介作用，與前文結論一致。

表8 問詢函對T+1期營銷戰略的影響

4.更改被解釋變量的測量指標

本文采用以下三種方法重新對被解釋變量進行測量：第一，用銷售費用除以營業收入后，再減去行業均值進行調整來計算公司的銷售費用率，并以此衡量營銷戰略，記為MRB1；第二，直接用銷售費用的自然對數衡量營銷戰略，記為MRB2；第三，以銷售費用自然對數的上、下四分位數來衡量營銷戰略，分別記為MRB3、MRB4。表9的回歸結果表明，無論采用何種方式度量營銷戰略，問詢函(CL)與營銷戰略(MRB)均顯著負相關，即假設1依然成立。

表9 更改營銷戰略度量方法的回歸結果

六、進一步研究

(一)產品市場競爭激烈程度的影響

作為一種風險威脅機制，產品市場競爭的激烈程度是企業調整經營戰略的重要依據之一(韓忠雪 等，2015)。一方面，產品市場競爭威脅在短期內會給公司管理層造成極大壓力，迫使其不斷加大營銷投入，采取激進的營銷戰略；另一方面，產品市場的激烈競爭也可能會增加監管部門的信息搜集成本，削弱監管效率(滕飛 等，2016)。本文預期，當產品市場競爭程度較低時，管理層業績壓力較小，同時監管效率較高，因此問詢函對企業激進營銷戰略的抑制作用更強。

本文利用行業內的營業收入計算出赫芬達爾指數，并以此衡量產品市場競爭激烈程度。在此基礎上，依據中位數將全樣本劃分為低產品市場競爭和高產品市場競爭兩組。表10報告了具體的回歸結果。由列(1)可知，在低產品市場競爭組，問詢函(CL)的估計系數為-0.006，且在10%的水平上顯著；列(2)的回歸結果顯示，在高產品市場競爭組，問詢函(CL)對營銷戰略(MRB)的影響雖為負但不顯著。并且，Chow test檢驗結果表明，組間系數在1%水平存在顯著差異。這說明相比于高產品市場競爭組，問詢函對企業激進營銷戰略的抑制作用在低產品市場競爭組更明顯。

表10 異質性檢驗結果：產品市場競爭激烈程度的影響

(二)股票波動率的影響

股價波動是股票市場對宏觀層面、板塊層面及企業層面信息的綜合反應，一定程度上涵蓋了經濟周期影響下投資者情緒波動和注意力分散所引發的漂移現象等(徐高彥 等，2017)。根據信號傳遞理論，收到問詢函向市場傳遞了公司可能存在潛在問題的信號，從而會導致公司股價波動增加。此時，管理層對負面消息更敏感，為穩定股價、維護公司形象和聲譽，其會盡可能避免施行激進營銷戰略，并努力改善運營效率，以提升經營績效。而且，管理層也存在市值管理以避免股價大幅波動的需求。本文預期，當股票波動率較高時，問詢函對企業激進營銷戰略的抑制作用更強。

本文以考慮現金紅利再投資的日個股回報率的標準差衡量股票波動率，并根據行業年度中位數將全樣本分為高股票波動率和低股票波動率兩組。表11列示了具體的回歸結果。由列(1)可知，在高股票波動率組，問詢函(CL)對營銷戰略(MRB)存在顯著的負向影響；列(2)的結果顯示，在低股票波動率組，問詢函(CL)的估計系數雖為負但未能通過顯著性檢驗。并且，Chow test檢驗結果表明，組間系數在1%水平存在顯著差異。這意味著股票波動率越高，問詢函對企業激進營銷戰略的抑制作用越明顯。

表11 異質性檢驗結果：股票波動率的影響

七、結論與政策建議

本文以2015—2018年我國滬深兩市A股上市公司為樣本，較為深入地考察了問詢函對企業營銷戰略的影響。研究發現：問詢函能夠顯著抑制企業激進的營銷戰略，且主要是通過加劇企業的融資約束程度實現的，該結論在經過一系列穩健性檢驗后依然成立。異質性分析結果顯示，在低產品市場競爭以及高股票波動率的情況下，問詢函對企業激進營銷戰略的抑制作用更明顯。

基于上述研究結論，本文提出如下政策建議：首先，監管機構應加強對上市公司的監督檢查，提高問詢深度、擴大問詢范圍，利用問詢制度引導企業完善信息披露，切實保護中小投資者權益。同時，對于延期回函和回函不認真的上市公司要加大監督檢查和問責處罰力度。其次，上市公司應及時向市場披露真實可靠的信息，避免收到問詢函加劇企業的財務困境，從而對企業經營造成不利影響。最后，投資者要樹立正確的投資理念，充分利用問詢函帶來的增量信息，準確識別上市公司經營管理方面可能存在的問題，盡可能最小化投資風險。