卖空机制引入能提升公司价值吗？——来自融资融券制度的检验证据

周艳利 顾乃康

(1.广东外语外贸大学 金融学院，广东 广州 510420； 2.中山大学 管理学院，广东 广州 510275)

一、引言

2010年3月，我国证券市场融资融券交易试点正式启动，标志着卖空机制正式被引入股票市场(1)正如顾乃康等(2017)所指出的，我国融资融券制度的实施本质是引入了卖空机制。融资融券制度包括融资交易制度与融券交易制度，其中：融资交易，即杠杆交易，在我国股票市场上早已有之，许多投资者通过各种信用渠道借入资金并投入股市，融资交易制度的实施只是建立了较为规范的杠杆交易制度而已；融券交易制度的实施则意味着我国股票市场首次引入卖空机制，其对于股票市场和上市公司来说是一种全新的交易机制。。在融资融券制度的实施过程中，我国采取了“试点先行、逐步推进”的原则，至2016年12月历经5次扩容，融资融券试点企业达到950家。从业务规模来看，融资融券总体交易量虽呈逐年递增的态势(2)自融资融券制度实施以来，我国的融资融券总体交易量呈逐年递增的趋势，并于2015年7月达至历史最高峰，随后因股市暴跌、政策限制而回落至2015年初的水平。，但融券业务规模却一直远小于融资业务规模，融资业务和融券业务发展不平衡的问题较为突出。

在理论研究方面，尽管我国实际的融券卖空量相当有限，且融资融券制度的完善程度与成熟资本市场相比存在较大差距，但学者已经开始对卖空机制引入及其所带来的经济后果产生浓厚的研究兴趣。总体上，相关研究成果主要体现在两个方面：一是针对股票市场，已有研究发现卖空机制的引入通过将企业的负面信息及时反映至股价中，进而可提高股票市场的定价效率和股价的信息含量(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，由于我国的融资融券制度存在不对称性，其结果导致基于融券交易的卖空机制难以在股票市场发挥应有效应(陈海强 等，2015；褚剑 等，2016；王朝阳 等，2017)，但多数研究还是对卖空机制引入提高了我国股票市场的资源配置效率持肯定态度。；二是针对企业行为，部分实证检验发现卖空机制的引入通过优化或约束盈余管理、信息披露、投融资决策、创新支出、大股东“掏空”等，进而能够提升实体经济的资源配置效率(陈晖丽 等，2014；靳庆鲁 等，2015；张璇 等，2016；顾琪 等，2016；李丹 等，2016；顾乃康 等，2017；李春涛 等，2017；权小锋 等，2017；倪骁然 等，2017；侯青川 等，2017)。本研究与后者相关，试图回答：既然卖空机制引入能够优化或约束企业行为，那么最终能否提高企业价值呢？若企业价值得以提高，又是通过何种机制实现的呢？尽管现有研究结论显示，卖空机制引入会对企业行为产生诸多影响，但对于其能否提升公司价值却尚未展开直接检验和深入分析。

有鉴于此，本文以2014年之前被选为融资融券标的的企业作为处理组，同时依据融资融券标的选取规则，选择与标的企业属同一行业、资产规模最为接近的非融资融券企业作为控制组，并将融资融券制度的实施视作准自然实验，采用双重差分法检验卖空机制引入对公司价值的影响。本研究的贡献主要体现在两个方面：第一，我国实施的融资融券制度具有试点企业选择非随机、试点企业逐步扩容、机构投资者参与程度不足、融券券源较少和融券交易规模较小等特征，因此卖空机制的完善程度与国外成熟资本市场相比存在较大差距。在此背景下，探讨卖空机制引入能否通过优化或约束企业行为进而提高公司价值，有助于推动新兴经济体下卖空理论的发展，也可以深化卖空理论与公司财务的交叉研究。第二，本研究不仅是对卖空机制引入与企业行为关系方面文献的重要补充，同时为科学评估融资融券实施的政策效果提供了可靠的经验证据。

二、文献回顾与研究假设

(一)文献回顾

鉴于本文着重探讨卖空机制引入对公司价值的影响，而这与卖空机制引入对企业行为尤其是财务行为的研究联系密切，因此接下来主要围绕于此展开文献评述。

近年来，随着卖空研究的逐步深入，学者们除了考察卖空机制引入对股票市场资源配置效率的影响外，也开始关注卖空机制引入对实体经济尤其是企业行为的影响。

首先，在会计行为方面，国内外学者主要从企业的盈余管理、盈余预测、信息披露等角度探讨了卖空机制的影响。相关研究发现，卖空者尤为关注企业的财务信息质量，目的在于甄别出盈余管理严重、会计信息失真的“问题公司”，以实施卖空攻击(顾琪 等，2016)，从而使得卖空机制作为一种外部治理机制，可以有效约束企业的盈余管理行为，降低盈余管理程度(Karpoff et al.，2010；Fang et al.，2016；陈晖丽 等，2014)。同时，卖空机制引入还能够显著降低分析师盈余预测的乐观偏差，提高盈余预测的准确度(李丹 等，2016)，并降低企业财务重述的概率(张璇 等，2016)，提高上市公司的信息披露质量(李春涛 等，2017)。

其次，在企业财务行为方面，相关研究主要探讨了卖空机制对企业投融资决策的影响。卖空对企业投资行为的影响：一是从卖空的治理效应出发，部分研究表明，卖空机制引入有助于卖空者更好地识别管理者隐藏的信息，挖掘并披露与公司价值有关的负面信息，卖空引致的股价下跌会给大股东和管理者带来利益受损或职位安全的事前威胁，由此卖空机制能够发挥监督和约束大股东及管理者不当行为的作用，促使管理者优化财务决策，减少过度投资，提高投资效率(靳庆鲁 等，2015)。同时，卖空交易能够传递出与企业价值有关的信息，降低创新投资中内外部人之间的信息不对称，减少代理冲突，从而促使企业更倾向于投资风险高但能创造价值的创新项目(He et al.，2014；Massa et al.，2015)，因此企业的创新产出得以提升(权小锋 等，2017)。此外，卖空者还可以通过实际的卖空活动向企业传递产品市场的信息，进而优化企业的投资决策(Chu，2015)，推动企业实施更多的长期投资项目(Nezafat et al.，2014)。二是从卖空的市场反馈效应出发，经检验发现，卖空机制引入使得有关公司价值的负面信息被注入股价，股价的信息含量增加，经过矫正的股价能够更好地反映企业的真实价值和成长机会。也就是说，卖空机制引入可以提高股价的信息含量，帮助管理者通过股价更加全面地了解企业的真实情况，进而做出合理的投资决策(Deng et al.，2016)(4)但也有学者指出，卖空者中存在一些不具有信息优势的噪音交易者，这些噪音交易者及其所进行的卖空行为不仅不能增加股价中的信息含量，而且还有可能通过操纵股价导致企业投资决策扭曲(Goldstein et al.，2008)。但 Goldstein et al.(2008)所指出的卖空者操纵行为其发生的前提是需要有足够大的实际卖空交易量，而当前我国的卖空交易量还十分有限，因此卖空者很难通过操纵股价影响企业的投资行为。有鉴于此，在我国，卖空机制引入所产生的证券市场反馈作用主要是通过管理者的学习路径而发挥其效应的。。在卖空对企业融资决策的影响方面，已有研究表明，卖空约束放松会对股价造成负面冲击，从而提高权益的资本成本，减少企业新增权益的发行(Grullon et al.，2015)。不仅如此，由于卖空者拥有与企业价值相关的信息，因此卖空机制引入还会影响债券市场的定价效率，并对企业的债务融资行为产生影响(Erturk et al.，2015；Ho et al.，2016)。顾乃康等(2017)基于我国证券市场实施融资融券制度的准自然实验检验发现，与不允许卖空的企业相比，允许卖空的企业其新增的外部权益融资、债务融资以及外部融资总额均显著减少。

由上述文献回顾可知，尽管学者围绕卖空机制引入对企业行为的影响进行了多方面考察，且发现卖空机制引入可以优化或约束企业行为的诸多证据，但很少有研究深入探讨卖空机制引入是否会影响公司价值。国内现有文献中，仅有两篇文章涉及卖空机制引入对公司价值的影响。一是权小锋等(2017)考察了卖空机制与企业创新的关系，发现卖空机制引入会显著提升公司的创新产出，并通过创新渠道产生滞后的“价值提升效应”。也就是说，从对企业行为的长期影响看，卖空机制具有显著的创新激励效应和价值提升效应。二是靳庆鲁等(2015)探讨了放松卖空管制与公司投资决策和价值创造之间的关系，发现：只有在面临较差的投资机会时，可卖空企业的大股东才有激励促使管理层及时调整投资决策，提升清算期权的价值；当公司经营业绩较好时，放松卖空管制并不会明显改善公司的投资决策及提高期权价值。上述两项研究虽然均涉及卖空机制对公司价值的影响，但主要是通过考察卖空机制如何影响企业投资进而对公司价值产生作用的。不同于此，本文则是在已有研究的基础上，全面分析与直接检验卖空机制对公司价值的影响程度及作用机理。

(二)基本假设

卖空机制引入对公司股价和价值的影响可以从短期和长期两个方面加以分析。短期来看，卖空机制引入促使有关企业的负面消息可以及时反映到股价中，使得股价能够反映悲观交易者的观点和交易，高估的股价得以矫正，进而给股价带来下跌的压力。例如，Sharif et al.(2014)针对我国融资融券制度实施进行的检验发现，在允许卖空的公告当日，允许卖空的融资融券试点企业其股票收益率为-0.41%，相比不允许卖空的企业(其股票收益率为-0.03%)多下降0.38%；且公告后五日内，允许卖空的企业其股票累计收益率为-1.54%，相比不允许卖空的企业(其股票累计收益率为0.61%)多下降2.15%。由此可见，卖空机制引入在短期内确实会导致允许卖空的企业面临股价下行的压力。

然而，长期来看，卖空机制引入会通过影响企业行为及财务决策，进而对企业的资源配置效率产生作用，并最终提升企业的内在价值，这也是本研究关注的重点。卖空机制引入之所以会对公司价值产生影响，其作用机理主要包括两个方面：一是卖空机制引入可以作为一种来自外部证券市场的治理机制，通过约束企业的不良行为，进而对公司价值产生长期的正向作用(Massa et al.，2015；Nezafat et al.，2014)；二是卖空机制引入能够通过股票市场的反馈效应，进而优化企业的财务行为，并最终对公司价值产生长期的正向影响(Dow et al.，1997；Subrahmanyam et al.，1999；Chen et al.，2007；Deng et al.，2016)。需再次强调的是，本文主要从长期视野来分析卖空机制引入对公司价值的影响，与从短期视角进行的考察具有不同的作用机理和影响结果。

首先，卖空机制作为一种基于负面信息传递和交易的外部治理机制，可以通过卖空的事前威慑和卖空的事后惩罚两种效应对企业行为产生约束作用。在引入卖空机制后，卖空者为了寻求卖空机会，存在挖掘和披露企业负面信息的激励。企业的负面信息随时会通过卖空交易反映至股价中，产生股价下跌的压力，因此大股东和管理者时刻可能面临财富受损或职位安全的威胁。这便是卖空机制所带来的事前威慑，其不取决于卖空的实际交易量。面对这种事前威慑，大股东和管理者不得不严格约束企业的不良行为，以缓解潜在卖空压力。不仅如此，一旦引入卖空机制，卖空者就有可能实施卖空攻击，实际的卖空攻击会导致投资者(包括股东和债权人)及其他利益相关者对企业产生负面看法，并减少与企业的业务联系进而使企业陷入财务困境。在受到卖空攻击后，大股东和管理者不得不约束企业的不良行为，这便是卖空的事后惩罚效应，其强度取决于实际的卖空交易量。由于我国融资融券制度的实施时间较短且当前实际融券卖空量较小，因此卖空的事前威慑作用可能更为重要(顾乃康 等，2017)。总之，作为一种来自证券市场的治理机制，卖空机制可以通过事前威慑与事后惩罚两种效应约束企业的不良行为，从而改善公司治理，并最终提升公司价值。国内多项研究已证实，卖空机制引入确实能改善企业行为，例如融资融券制度的实施可以有效约束企业的盈余管理(陈晖丽 等，2014)，降低企业发生财务重述的概率(张璇 等，2016)，提高上市公司的信息披露质量(李春涛 等，2017)，制约大股东的“掏空”行为(侯青川 等，2017)，改善企业的投资决策(靳庆鲁 等，2015)，优化企业的融资行为及资本结构决策(顾乃康 等，2017)，提高企业的创新产出(权小锋 等，2017)。由此，本文认为，既然卖空机制引入能够有效约束企业不良行为，那么长期来看这种积极影响最终将体现在公司价值的提升上。

其次，卖空机制作为一种基于负面信息传递和交易的信息机制，可以在股票市场上产生反馈效应，那些具有学习能力的管理者能够从卖空交易中挖掘出企业的负面信息并据此优化企业行为。股票市场的反馈作用理论认为，投资者可以通过交易将其所拥有的私人信息反映到股价中，而管理者也存在从股价中习得自己不知晓的信息以优化企业行为的内在倾向，因此股价对企业行为具有引导或反馈作用(Dow et al.，1997；Subrahmanyam et al.，1999；Chen et al.，2007)。长期来看，卖空机制引入提高了股票市场的定价效率，使得股价的信息含量增加，管理者可以从矫正后的股价中准确把握企业的真实信息，从而改善企业的行为尤其是投资行为，促使公司价值进一步提升。靳庆鲁(2015)指出，引入卖空机制有助于挤出股价泡沫，降低股价被高估的程度，提升股价的信息含量，优化企业的投资决策，因此在放松卖空管制后，相对于不允许卖空的低盈利企业，允许卖空的低盈利企业的股价更能及时反映利空消息，管理层也会及时减少投资，有效执行清算期权，从而提高公司的清算价值。总之，即便不考虑卖空机制引入对大股东和管理者所产生的事前威慑和事后惩罚效应，这种股票市场反馈效应也能起到优化企业行为，并最终提升公司价值的作用。

综上所述，尽管从短期看卖空机制引入会产生股价下跌的压力或导致股价确实发生下跌，但长期来看引入卖空机制所带来的治理效应和股票市场的反馈效应最终可有效提升公司价值。据此，本文提出：

假设1：与不允许卖空的企业相比，卖空机制引入后，允许卖空的企业其公司价值将显著提升。

上文指出，卖空机制作为一种外部治理机制，可以发挥事前威慑和事后惩罚两种效应，大股东以及管理者出于保护自身利益及职位安全的考虑，会严格约束自身的机会主义行为，因此卖空机制引入对于改善公司治理具有积极影响。我们有理由认为，引入卖空机制所带来的公司价值提升效应在内部治理水平较差的企业中表现得更为明显。原因在于：一方面，卖空机制引入后，投资者可以通过卖空获益，这为市场上潜在的卖空者提供了挖掘企业负面信息的激励，显然那些内部治理水平较差的企业更易受卖空者关注；另一方面，内部治理较差的企业往往信息披露更不充分，信息透明度更差(黎文靖 等，2013)，卖空者通过挖掘此类企业负面信息进而获益的机会更多，因此引入卖空机制有助于推动内部治理水平较差的企业更加充分地披露负面信息。也就是说，那些内部治理水平较差的企业更易被卖空者关注，其受卖空事前威慑和事后惩罚的影响更大，因此卖空机制所发挥的治理效应更加明显。据此，本文提出：

假设2：与内部治理水平较好的企业相比，卖空机制引入后，内部治理水平较差的企业其公司价值的提升程度更大。

如上文所述，卖空机制引入还可以通过向管理者传递市场上有关企业的负面信息，进而产生股票市场的反馈效应，具有学习能力的管理者可以习得这些信息并据此调整投资行为，优化投资决策。由此，在引入卖空机制后，企业的投资水平和股价之间应该具有更高的敏感性。卖空制度引入使得投资者有机会注入与企业成长性和盈利性有关的负面私人信息，加快股价对私人信息的调整速度，提高股价中隐含的信息质量，使得股价能够更加全面地反映企业所面临的真实成长机会。在股票市场反馈效应路径下，从股价中学习的管理者有机会获知自身未知的负面信息，并据此做出更加科学合理的投资决策。因此，如果引入卖空机制能够提升公司价值，那么依据股票市场对企业投资行为的反馈效应，卖空制度引入后，企业投资水平将对信息含量更为丰富且更能真实反映企业未来成长机会的股价具有更高的敏感性。据此，本文提出：

假设3：与不允许卖空的企业相比，卖空机制引入后，允许卖空的企业其投资-股价的敏感性将提高。

三、研究设计

(一)样本选取与数据来源

我国自2010年3月开始实施融资融券制度，并主要依据“试点先行、逐步推行”的原则多批次逐步扩大融资融券试点企业范围。同时，由于我国2006年进行了会计制度改革，2015年4月颁布了允许机构投资者参与融券和转融券业务的制度，因此为保持财务数据口径的一致性，同时剔除制度安排变化产生的影响，本文选取2007年第1季度至2015年第1季度作为检验的样本期间。不仅如此，我们还使用季度财务数据进行了检验，以确保在采用双重差分法进行实证研究时拥有足够的可比样本。

在样本期内我国共进行了四次融资融券试点企业的扩容，加上首批试点共五批样本，但是2014年9月扩容的第四批试点企业至2015年第1季度仅有试点实施后两季度的数据，因此本文选取前四批融资融券试点企业作为研究对象，并将此设定为处理组样本。同时，我们在至2015年第1季度末从未成为融资融券试点的其他上市企业中选取控制组样本。为有效控制处理组与控制组样本之间的政策选择偏差和企业特征差异，本文在非融资融券试点企业中选取满足《融资融券交易实施细则》所设定的试点企业要求(5)包括流通市值、过去三个月相对于基准指数日均换手率、日均涨跌幅平均值的偏离值、波动幅度等标准。，且与处理组对应样本属于同一行业、规模最为接近的企业作为控制组样本。在此基础上，对样本进行了如下筛选：剔除ST企业；剔除2007年之后上市的样本；剔除金融行业的样本；剔除样本期内曾被取消融资融券试点资格的样本；剔除实施融资融券政策当期的数据；剔除存在异常值、缺失值的样本。经上述处理，本文共得到融资融券试点企业447家。由于部分行业中非融资融券试点企业数量较少而无法全部配对，最终我们为447家试点企业中的382家找到了可配对的非融资融券试点企业。由此，本文选取该382家融资融券试点企业作为处理组样本，382家配对的非融资融券试点企业作为控制组样本，样本期内共获得21123个企业-季度财务数据。同时，为控制极端值影响，我们对所有变量按1%的标准进行了Winsorize处理。本文财务数据均来自CSMAR数据库，融资融券数据来自沪深交易所网站。

(二)模型构建与变量定义

基于我国实施融资融券制度带来的准自然实验的研究机会，本文采用双重差分法(DID)进行实证分析(6)采用双重差分法进行检验，原因是：一方面，可以减轻内生性问题；另一方面，可以通过处理组与控制组的组间比较和融资融券制度实施的前后比较来评估融资融券制度实施所带来的净效应。。为检验假设H1，构建如下模型：

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)

被解释变量Q代表公司价值，借鉴Morck et al.(1988)和白重恩等(2005)的做法，本文使用托宾Q(即市账比)来衡量，其被定义为季末总资产的市场价值MV与季末总资产的账面价值BV之比，其中季末总资产的市场价值等于(总负债的账面价值+流通股数×股价+未流通股数×每股净资产)。为检验卖空机制引入对公司价值的长期影响，我们对未来四个季度的公司价值均进行了分析，相应地，n取1到4。解释变量Treatment×Post，为反映是否是融资融券试点企业的虚拟变量Treatment(试点企业赋值为1，否则赋值为0)和反映融资融券试点企业前后的虚拟变量Post(成为试点企业之后的季度赋值为1，否则赋值为0)所构成的交乘项。

同时，参照陈海强等(2012)以及邵帅等(2015)的研究，本文还控制了一系列影响公司价值的主要因素。一是公司基本特征变量。企业规模(Size)，利用季末总资产的自然对数衡量；主营业务增长率(Growth)，利用季度主营业务收入增长率衡量；资本支出(Capital)，利用“季度购建固定资产、无形资产、其他长期资产所支付的现金与处置固定资产、无形资产、其他长期资产所收回的现金之差/季末总资产”衡量；财务杠杆(Lev)，利用“季末负债的账面价值/总资产的账面价值”衡量；企业年龄(Age)，利用公司上市年龄衡量。二是公司股权结构变量。第一大股东持股比例(First)，利用季末第一大股东持股比例衡量；股权制衡指标(Balance)，利用“季末第二至第五大股东持股比例/第一大股东持股比例”衡量。三是公司董事会治理变量。董事长与总经理是否两职合一的虚拟变量(Dual)，若季度内董事长和总经理两职合一，则赋值为1，否则赋值为0；独立董事比例(Indepratio)，利用“独立董事数量/公司董事会规模”衡量。四是公司产权特征变量。产权性质是否为国有(Soe)，如果是国有企业，则赋值为1，否则赋值为0。此外，我们还控制了季度(Quarter)和行业(Industry)固定效应。下标i和t表示第i企业第t季度,ε为随机误差项。

针对模型(1)，我们重点关注交乘项Treatment×Post的回归系数α1，该系数反映处理组样本在允许卖空后其公司价值变化与控制组样本的差异。若假设H1成立，则回归系数α1应显著为正，即与控制组样本相比，处理组中的融资融券试点企业在卖空机制引入后公司价值显著提升。

为检验内部治理水平差异对卖空机制引入与公司价值关系的影响，即假设H2，本文构建公司内部治理指数作为衡量企业内部治理水平的指标。首先，根据公司治理研究的相关成果(白重恩 等，2005；张学勇 等，2010)，使用主成分分析法构建反映企业内部治理水平的测度指标。本文共选取六大类指标进行主成分分析，具体为股权结构指标(股权制衡指标即“第二至五大股东持股比例/第一大股东持股比例”，第一大股东持股比例)、股权性质指标(第一大股东是否为国有股东，国有赋值为1，否则赋值为0)、控股股东行为指标(关联交易比例，即“向关联方销售产品及提供劳务金额加上向关联方采购产品及接受劳务金额/期末总资产”)、董事会治理指标(董事会规模、独立董事比例)、管理层治理指标(管理层持股比例、董事长与总经理是否两职合一的虚拟变量)、外部市场竞争指标(市场份额，即“该企业营业收入/行业总营业收入”)，并选取第一大主成分得分作为反映企业内部治理水平的指标。分析结果表明，第一大主成分载荷系数的符号与理论预期基本相同，第一大主成分得分越高，表示企业的内部治理水平越好(7)主成分分析法的检验结果表明，就第一大主成分而言，股权制衡指标的载荷系数为0.5441；第一大股东持股比例的载荷系数为-0.5367；第一大股东是否为国有股东虚拟变量的载荷系数为-0.4064；关联交易比例的载荷系数为-0.0411；董事长与总经理是否两职合一虚拟变量的载荷系数为0.2190；董事会规模的载荷系数为-0.1158；独立董事比例的载荷系数为0.0668；管理层持股比例的载荷系数为0.4161；市场份额的载荷系数为0.1003。其中，管理层持股比例、董事长与总经理是否两职合一的结果与张学勇等(2010)一致，其他一些指标也与国内相关研究一致，比如白重恩等(2005)。因此，我们所得到的第一大主成分得分与反映企业内部治理水平的各指标之间的关系符合理论预期，且第一大主成分得分越高意味着内部治理水平越高。。其次，采用虚拟变量High来衡量内部治理水平的好坏，在成为融资融券试点企业前，其内部治理水平指标在行业中居后1/3的赋值为1，否则赋值为0，即High赋值为1的企业被认为内部治理水平相对较差。经上述处理，构建如下所示的检验模型：

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)

由于在构建内部治理指数时用到的变量与模型(1)中存在重复，为减轻多重共线性，在针对不同内部治理水平企业的检验中，我们只保留了部分控制变量。控制变量的定义与模型(1)相同。模型(2)中，我们着重关注交乘项Treatmenti×Postt×High的回归系数。若假设H2成立，则回归系数α2应显著为正，即对于内部治理差的企业而言，引入卖空机制对其公司价值的提升程度更大。

进一步，对假设H3进行检验，即引入卖空制度后，企业投资-股价之间的敏感性是否会提高。在此，参考Chen et al.(2007)的研究，使用Q来衡量股价(8)Q既是公司价值的衡量指标，也常用于反馈效应投资-股价之间的敏感性检验中，股价是公司价值在股票市场上的反映。。如果卖空制度引入有助于释放企业的负面信息并使高估的股价得以矫正，那么Q将包含更丰富的企业信息，且能更加真实地反映企业所面临的成长机会。因此，卖空制度引入后，与不允许卖空的企业相比，允许卖空的企业其投资水平INV和Q之间的敏感性显著提高。据此，构建如下所示的检验模型：

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，被解释变量为企业的投资水平(即投资支出)(INV),本文选取企业季度的固定资产投资支出(CAPX)(即季末与季初的“固定资产+在建工程+工程物资”之差/季初总资产)、固定资产和无形资产的投资支出(Invest)(即季末与季初的“固定资产+在建工程+工程物资+无形资产”之差/季初总资产)、总资产的投资支出(ΔTassets)(即季末与季初的总资产之差/季初总资产)三个指标加以衡量。在此基础上，参考喻坤等(2014)和俞鸿琳(2011)的做法，控制企业的相关特征变量，其中盈利能力(Roa)为季度总资产收益率，当期现金流(Cashflow)为季度经营现金流/季初总资产，其他控制变量的定义与前文相同。

首先，验证企业投资水平(INV)和Q之间是否存在敏感性，观察Qi,t-1的系数，如果α2显著为正，则说明投资水平和股价之间正相关。然后，观察交乘项Treatmenti×Postt×Qi,t-1的系数，若α3也显著为正，则意味着卖空制度引入在投资水平-股价正相关的基础上，进一步提高了投资水平-股价之间的正相关关系，即提升了投资-股价之间的敏感性，从而证实股票市场反馈效应路径。

四、实证分析

(一)描述性统计分析

表1和表2分别列示了全样本以及处理组和控制组样本中各变量的描述性统计结果。从中可见，在样本期内，相比于控制组样本，处理组样本呈现出企业规模较大、财务杠杆较低、盈利性较好的特征，其公司价值也相对较大，但这仅是处理组样本和控制组样本之间的简单对比，并未考虑融资融券制度实施前后的差异。同时，我们还检验了各变量之间的相关性，结果显示主要变量的相关系数均在0.5以下(限于篇幅，未列出具体报告)。

表1 全样本描述性统计结果

表2 处理组和控制组样本变量的描述性统计结果

注：***、**、*分别表示显著性水平为1%、5%、10%。

(二)回归分析

针对假设H1的检验，主要是考察卖空机制引入后处理组与控制组样本的公司价值变化是否存在显著差异。在依据模型(1)进行分析时，我们分别针对未来第一季度、第二季度、第三季度、第四季度的公司价值进行了检验，结果见表3。从中可以看出，未来四个季度的公司价值Q与解释变量Treatment×Post的回归系数分别为0.647、0.640、0.626和0.619，且均在1%的水平下显著。由此可见，与控制组样本相比，处理组中的融资融券试点企业在卖空机制引入后其未来的公司价值确实得到了提升，假设H1成立。这意味着，卖空机制引入后所产生的治理效应和股票市场的反馈效应起到了优化或约束企业行为的作用，进而带动公司价值进一步提升。然而，也应注意到，随着季度的推移，公司价值的提升程度越来越小。这可能与我国股票市场实际的融券卖空量较小有关，较小的融券卖空量会削弱允许卖空的企业所受到的卖空压力。对于控制变量，企业规模、成长性、财务杠杆、企业年龄等变量的回归结果与邵帅等(2015)的研究所得基本一致，第一大股东持股比例、股权制衡度、独立董事比例、产权性质等变量的回归结果与肖华等(2013)的研究所得类似。

表3 卖空机制引入与公司价值的回归结果

注：括号内为经过White修正的t值，且为了控制自相关问题在企业层面进行了聚类Cluster处理；***、**、*分别表示显著性水平为1%、5%、10%。

针对假设H2的检验，主要是考察卖空机制的治理效应，即探究在不同内部治理水平下卖空机制引入是否会导致处理组与控制组样本的公司价值产生显著差异。为更加直观地了解卖空机制引入是否会对不同内部治理水平企业的公司价值产生差异化影响，我们先针对融资融券制度实施前内部治理水平较差(即High=1)的样本和内部治理水平较好(即High=0)的样本进行分组检验，然后依据模型(2)进行检验。表4报告了具体的分析结果。

由表4的Panel A可知，无论是对于内部治理水平较差的企业还是内部治理水平较好的企业，公司价值Q与解释变量Treatment×Post的回归系数均在1%的水平下显著为正，即卖空机制引入能显著提升公司价值。而且，在内部治理水平较差的企业中，反映卖空机制引入的解释变量Treatment×Post的回归系数(0.652)大于内部治理水平较好企业的回归系数(0.480)，这说明卖空机制引入对不同内部治理水平企业的公司价值存在差异化影响。进一步，为检验这种差异是否存在统计上的显著性，针对模型(2)进行分析，结果见表4的Panel B。不难发现，交乘项Treatment×Post×High的回归系数为0.166，且在10%的水平下显著。因此，与内部治理水平较好的企业相比，在引入卖空机制后，内部治理水平较差的企业可能因受到的卖空威慑更大，卖空机制所发挥的治理效应更加显著，进而使得公司价值的提升幅度更大。由此，假设2得到支持。

表4 不同内部治理水平下卖空机制引入与公司价值的回归结果

注：括号内为经过White修正的t值，且为了控制自相关问题在企业层面进行了聚类Cluster处理；***、**、*分别表示显著性水平为1%、5%、10%。

针对假设3的检验，主要是验证卖空机制的股票市场反馈效应，即卖空机制引入后是否会提升企业投资-股价之间的敏感性，回归结果见表5。

表5 卖空制度引入与企业投资-股价敏感性的回归结果

注：括号内为经过White修正的t值，且为了控制自相关问题在企业层面进行了聚类Cluster处理；***、**、*分别表示显著性水平为1%、5%、10%。

由表5可知，无论使用何种定义的企业投资支出，Qi,t-1的回归系数均在1%的水平上显著为正。进一步，交乘项Treatmenti×Postt×Qi,t-1的回归系数至少在10%的水平下显著为正，这说明与不允许卖空的企业相比，卖空制度引入后，允许卖空的企业其投资水平对矫正后的股价的敏感性得以提升。其中，季度固定资产投资支出CAPX与Q之间的敏感性提升了0.08%，季度固定资产和无形资产投资支出Invest与Q之间的敏感性提升了0.09%，而季度总资产投资支出ΔTassets与Q之间的敏感性提升了0.68%。上述结果与本文预期一致，即与不允许卖空的企业相比，卖空机制引入后，允许卖空的企业其投资-股价的敏感性将提高。由此，假设H3得以验证。

五、进一步研究

(一)公司价值的分解检验

上一部分的检验结果表明，卖空机制引入确实能提升公司价值。接下来，本文借鉴Fang et al.(2009)的方法对公司价值进行分解，并展开进一步检验。公司价值分解模型如下所示：

其中，OIOP为企业季度的营业利润与季末的权益市场价值之比；Levm为企业季末总负债的账面价值与总资产的市场价值之比，反映的是企业季末的市值财务杠杆；Roa为企业季度的营业利润与季末总资产的账面价值之比，即季度的资产利润率，反映的是企业季度的财务经营业绩。对公司价值进行分解的目的在于，检验卖空机制引入对公司价值的影响是否会通过OIOP、市值财务杠杆Levm以及财务经营业绩Roa三部分传导。本文分别用OIOP、Levm、Roa替代模型(1)中的被解释变量托宾Q，构建如下所示的模型：

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)

由于需要对市值财务杠杆(Levm)进行检验，所以在控制变量中剔除了账面财务杠杆(Lev)。模型(4)中的其他变量定义与模型(1)相同。针对模型(4)的回归分析结果见表6。

从表6列(1)可以看出，交乘项Treatment×Post与OIOP的回归系数在1%的水平上显著为正。首先，从经济意义上看，OIOP的倒数1/

OIOP即为企业的市盈率，其反映的是企业未来的成长性，代表外部投资者对企业未来增长和经营风险的判断。融资融券制度作为一种外生市场冲击，不会引起企业本身成长性的改变，因此交乘项Treatment×Post与OIOP之间的正相关性并非成长性的改变所致。其次，由OIOP的含义可知，这种正相关性既可能是卖空机制引入使得经营业绩提升所致，也可能是卖空机制引入使得股价下跌造成的，因此还需结合列(2)和列(3)的回归结果进行分析。然而，无论如何，交乘项Treatment×Post与OIOP的关系均显著为正，即交乘项Treatment×Post与1/

OIOP之间显著负相关，换言之，卖空机制引入会导致1/

OIOP显著降低，并由此带来公司价值Q显著下降。

由表6列(2)可知，交乘项Treatment×Post与市值财务杠杆Levm的回归系数在1%的水平上显著为负。这一结果与顾乃康等(2017)的研究所得一致。顾乃康等(2017)发现，卖空机制引入所产生的股价下跌压力不仅会导致企业权益资本成本趋于上升，而且还会引发企业债务资本成本趋于上升；并且，由于我国企业在进行债务融资时多采用借贷的方式，而借贷债务的流动性较差，所以债权人对卖空机制引入更敏感，其结果使得融资融券试点企业债务资本成本的上升幅度大于权益资本成本的上升幅度，表现为债务融资的减少程度超过权益融资的减少程度，致使企业的财务杠杆趋于下降。除被动降低财务杠杆外，对于允许卖空的企业来说，财务杠杆过高意味着财务风险更大，更易受到卖空者关注，因此为降低遭受卖空攻击的可能，企业也会主动降低财务杠杆，从而使财务杠杆下降。列(2)的结果显示，交乘项Treatment×Post与Levm显著负相关，由于Levm与1/

(1-Levm)会同方向变动，因此Treatment×Post与1/

(1-Levm)之间呈显著的负相关关系，也就是说，卖空机制引入会导致1/

(1-Levm)显著降低，并由此带来公司价值Q显著下降。

从表6列(3)可见，交乘项Treatment×Post与资产利润率Roa的回归系数在1%的水平上显著为正，即与不允许卖空的企业相比，卖空机制引入后，允许卖空的企业其以资产利润率体现的经营业绩提升了0.46%，由此带来公司价值Q显著上升。

表6 卖空机制引入与公司价值分解变量的回归结果

注：括号内为经过White修正的t值，且为了控制自相关问题在企业层面进行了聚类Cluster处理；***、**、*分别表示显著性水平为1%、5%、10%。

通过上述分析可以看出，与不允许卖空的企业相比，引入卖空机制后，允许卖空的企业其1/OIOP(季末的权益市场价值/企业季度的营业利润,即市盈率)和1/

(1-Levm)(权益市值杠杆倒数)都会导致公司价值Q显著下降，仅Roa(资产利润率)能带来公司价值Q显著提升。这说明引入卖空机制后，虽然短期内会对公司股价产生影响，矫正高估的股价，导致公司的权益市场价值下跌，但长期来看，卖空机制可以通过治理和矫正企业的不良行为从而改善企业经营业绩，提升Roa水平，并由此带来公司价值的提升。这一结论与当前国内有关卖空机制对企业会计行为和财务行为影响的研究成果具有逻辑上的一致性。

(二)经营业绩的长期影响

为进一步验证卖空机制引入对企业经营业绩的长期影响，接下来针对企业未来第二季度、第三季度、第四季度的经营业绩进行检验，回归结果列于表7。从中可知，与不允许卖空的企业相比，在引入卖空机制后，允许卖空的企业其未来各季度的经营业绩均得以提升，但随着季度的推移，经营业绩的提升程度越来越弱，这与上文关于公司价值的检验结果一致。

表7 卖空机制引入对公司经营绩效长期影响的回归结果

注：括号内为经过White修正的t值，且为了控制自相关问题在企业层面进行了聚类Cluster处理；***、**、*分别表示显著性水平为1%、5%、10%。

六、稳健性检验

为确保结论的可靠性，前文已经进行了部分稳健性检验，具体涉及：首先，在检验卖空机制引入与公司价值之间的关系时，我们对未来第一季度的公司价值Qi,t+1、第二季度的公司价值Qi,t+2、第三季度的公司价值Qi,t+3和第四季度的公司价值Qi,t+4分别进行了检验，结果均显示，反映卖空机制引入的交乘项Treatment×Post与公司价值在1%的水平上显著正相关，从而进一步支持了假设H1；其次，在检验卖空机制引入与经营绩效之间的关系时，我们对未来第一季度的经营绩效Roai,t+1、第二季度的经营绩效Roai,t+2、第三季度的经营绩效Roai,t+3和第四季度的经营绩效Roai,t+4分别进行了检验，结论均表明，反映卖空机制引入的交乘项Treatment×Post与经营绩效之间在1%的水平上显著正相关，由此进一步证实卖空机制引入所带来的公司价值提升主要是通过提高经营业绩来实现的。

除此之外，本文还进行了两项稳健性检验。其一，使用未进行配对处理的处理组与控制组的全样本进行稳健性检验，其中处理组样本447个，控制组样本804个。为控制样本选择偏差问题，我们控制了与融资融券试点企业标准相关的变量，包括换手率(Turover，即企业股票季度日均换手率与基准指数日均换手率之比)、涨跌幅偏离值(Changeratio，即企业股票季度日均涨跌幅平均值与基准指数日均涨跌幅平均值之差)、波动幅度(Volatility，即企业股票季度日均波动幅度与基准指数日均波动幅度之比)以及企业规模(Logmv，即流通市值的自然对数)。限于篇幅，我们仅列示了全样本下卖空机制引入与公司价值之间关系的稳健性检验结果，见表8的Panel A。不难看出，该结果与前述配对样本下的分析结果一致，仍然支持假设H1。其二，使用年度数据替代季度数据进行稳健性检验，所选取的年度样本期间为2007—2014年。限于篇幅，我们仅列示了年度数据全样本下卖空机制引入与公司价值之间关系的稳健性检验结果，见表8的Panel B。可以看出，该结果与前述季度数据下的分析结果一致，仍然支持假设H1。

表8 全样本下卖空机制引入与公司价值之间关系的稳健性检验结果

注：Panel A中下标t表示季度，Panel B中下标t表示年度；括号内为经过White修正的t值，且为控制自相关问题在企业层面进行了聚类Cluster处理；***、**、*分别表示显著性水平为1%、5%、10%。

七、结论与讨论

本文基于卖空机制所带来的治理效应和股票市场反馈效应，以我国股票市场于2010年3月融资融券制度实施作为研究窗口，通过融资融券试点企业与非试点企业的合理配对，使用双重差分法检验了卖空机制引入对公司价值的影响。结果发现：与不允许卖空的企业相比，在卖空机制引入后，允许卖空的企业其公司价值显著提升；卖空机制作为一种外部治理机制，能够对企业行为产生外部监督和约束作用，相比于内部治理水平较好的企业，卖空机制引入后，内部治理水平较差的企业其公司价值的提升程度更大；卖空机制还可以通过市场反馈效应路径，提高投资-股价之间的敏感性，从而优化企业投资决策，提升公司价值。进一步研究显示，允许卖空的企业其公司价值之所以会提升主要是因为经营业绩得到了提高，但是由于我国股票市场实际卖空量较小，卖空机制引入对公司价值的提升程度在融资融券政策实施之初较大，随着时间的推移逐步减弱。

引入卖空机制作为我国股票市场交易制度的重要创新，对于股票市场的资源配置以及实体经济尤其是上市公司的资源配置均具有重要影响。本文的研究结果表明，尽管我国引入卖空机制时间不长且实际的融券卖空量也较小，但卖空机制已经可以通过优化或约束企业行为促使企业价值显著提升。然而，由于我国股票市场的融券券源供给较小，卖空机制在企业资源配置方面所发挥的作用较为有限，并且表现出随时间推移影响程度趋于减弱的事实。因此，本研究建议应在加强融资融券业务监管、强化融资融券业务风险控制的前提下，继续积极稳妥地发展融资融券业务，进一步放松卖空约束，扩大融券券源，充分发挥卖空这种来自证券市场的外部机制的治理效应和股票市场反馈效应，有效限制和约束企业不当行为。目前，从国外经验来看，卖空机制作为成熟资本市场上的基础制度，不可或缺。相比依靠监管机构对上市公司进行监管，通过卖空机制鼓励投资者利用自身优势和分析能力，监督与揭示上市公司的违法违规行为，无疑会增加市场化的制约力量，激励企业矫正不良行为，从而实现更高的公司价值。本文结论证实了市场机制完善的重要性，为进一步推进金融体制改革，尤其是卖空管制的放松提供了微观层面的经验证据。引入卖空机制不仅有助于完善我国证券市场基础交易制度，促进证券市场功能充分发挥，而且对于保障上市公司健康发展也具有重要意义。