异质信念、卖空机制与企业股权发行的价格效应

徐枫 郑耀东 邢天添

关键词：异质信念；卖空禁止；卖空允许；股价效应

一、引言

企业股权发行的价格效应长期以来都是理论界和实务界较为关注的话题，这一话题在近年来的中国资本市场又成为焦点。这是因为，股权集中度较高的中国上市公司普遍存在强烈的融资冲动，既能借助股权发行实现增资而不失控制权，又能通过股权质押获得债务性资本。然而，过度质押一旦遭遇股价下跌极易触发平仓风险，影响企业控制权稳定和损害投资者利益（史永东等，2021；谢德仁等，2016）。通常而言，企业证券发行都会伴随股价波动，这种波动可能诱发部分上市公司股权质押风险。因此，对于现实中多数存在股权质押的上市企业而言，预判股权发行的经济后果，进而选择合适的发行时机和融资方案极为必要。

从投资者群体性特征，尤其是异质信念视角研究企业股权发行的价格效应是近十余年来的趋势，这是因为企业股价也是观点分歧投资者的交易结果（Kandel和Pearson，1995）。总体而言，多数文献仍然沿袭Miller（1977）边际投资者信念决定股价的理论逻辑。然而，境外成熟资本市场已然允许做空，突破了Miller（1977）框架隐含卖空禁止假设。众所周知的是，放宽卖空约束后，看空者既有条件更有动力做空股票，由此导致股价决定机制发生改变（孟庆斌和黄清华，2018），进而也会影响异质信念和企业股权发行价格效应的关系。

融券制度是我国资本市场个股卖空机制，首次试点交易开启于2010年3月31日，其后融资融券标的范围历经六次扩容，截至2021年末，沪深交易所允许卖空的上市企业1600家，占A股上市公司数量的33.54%，由此，我国资本市场呈现出允许卖空和禁止卖空并存的制度格局。因此，探讨投资者异质信念和企业股权发行价格效应的关系时，如果不考虑个股卖空状态变化或交易制度变革可能产生的影响，研究结论就会缺乏现实指导性。

此外，已有文献探讨异质信念和企业股权发行价格效应的关系时，通常将投资者异质信念视为先验异质性，即假定投资者之间不存在信息差异，信念分歧只是因为信息处理模型不同，与现实规律明显相悖（Harris和Raviv，1993）。从异质信念形成机理看，在先验异质性之外，渐进信息流也会导致异质信念，因此，探讨卖空机制对两者关系影响时，考虑信息不对称等因素也会带来新的价值。

基于上述理由，以中国市场卖空制度渐进式改革为背景，本文选取2009—2021年A股上市企业股权发行事件为研究对象，实证检验卖空机制、投资者异质信念和企业股权发行价格效应的关系。研究结果表明，放松卖空约束后，异质信念和企业股权发行价格效应的负相关关系明显增强。机制研究表明，卖空机制通过增加信息不对称强化了异质信念和企业股权发行价格效应的负相关关系。异质性分析发现，只有第二次、第三次和第四次融资融券标的扩容显著增强了异质信念和企业股权发行价格效应的负相关关系。

研究贡献如下：第一，将个股卖空状态变化引入异质信念和企业股权发行经济后果关系的研究中，考察资本市场制度环境对企业证券发行的影响。目前多数异质信念和企业证券发行关系文献均假定市场禁止卖空，较少探究个股卖空状态变化对两者关系的影响。基于中国融资融券标的扩容事件，本文考察两者的关系是否受到个股卖空状态变化的影响，为资本市场制度环境影响投资者特征和证券发行的关系提供经验证据。第二，以异质信念和企业股权发行价格效应的关系为契机，检验卖空机制渐进式改革的政策效果。近年来，卖空机制逐渐成为资本市场热点，但其在异质信念和企业证券发行关系文献中只是作为外生制度，探讨卖空机制变革对两者关系影响的文献尚属空白。基于中国市场六次融资融券标的扩容事件，本文考察两者关系是否受到卖空机制变革的影响，评估了卖空机制渐进式改革的政策效果。第三，引入信息不对称，探讨了卖空机制影响异质信念和企业股权发行价格效应关系的作用路径。目前关于异质信念和企业股权发行价格效应关系的文献大多基于先验异质性假设，较少考虑渐进信息流引起的异质信念对企业股权发行价格效应的影响。事实上，信息不对称既是卖空机制影响企业股权发行价格效应的作用渠道，也是卖空机制影响异质信念和企业股权发行价格效应关系的作用渠道。本文检验卖空机制对两者关系的影响在不同信息透明度情境中的差异性，识别了卖空机制影响两者关系的条件特征。

二、文献综述与假设提出

（一）文献综述

现有投资者异质信念和企业股权发行关系的文献主要聚焦于融资决策和经济后果两方面（邓路和刘然，2012）。

1.异质信念和企业融资决策的关系

关于异质信念和企业股权发行决策的关系的研究，主要从如下三个方面展开：

其一，从先验异质信念角度出发，采用连续分布函数刻画投资者之间的观点分歧。Bayar等（2015）的研究是该领域最为经典的文献，他们假定投資者异质信念服从均匀分布，构建理论模型阐释异质信念对企业融资决策的影响。如同Miller（1977）描述的那样，当资本市场禁止卖空交易时，悲观投资者无法参与市场交易，只有乐观投资者才有机会持有企业股票，并且信念最悲观的乐观投资者——边际投资者信念决定了股票价格。在此基础上，Bayar等（2015）认为，企业股权发行意味着企业股票供给量增加，当乐观投资者财富已经完全用于持有现有股票时，新增股票只能由次乐观投资者持有。如果次乐观投资者财富不足以支撑，则继续由次次乐观投资者持有。依此类推，直到所有股票全部被投资者持有为止。在新增股票不断被持有过程中，边际投资者信念逐渐下降，由其乐观度决定的股价均衡也在不断下跌。一旦股价均衡不及管理者对企业内在价值的预期，企业就会放弃股权发行。Chemmanur等（2009）对上述框架推演命题进行实证检验，发现投资者异质信念和企业股权而非债券发行的概率正相关。国内学者主要沿袭Bayar等（2015）的分析框架拓展，分别检验了投资者异质信念对不同融资工具选择的影响。譬如，徐枫和刘志新（2011）研究发现，随着投资者异质信念增加，企业更倾向于发行股权而非债券。刘志新和马健（2011）研究投资者异质信念对股权发行方式选择的影响，发现随着异质信念增加，企业依次选择配股、公开增发和定向增发。邓路和廖明情（2013）研究投资者异质信念对定向增发方式的影响，发现异质信念和面向机构投资者增发倾向正相关，和大股东资产认购倾向正相关。

其二，以内部管理者信念为参考依据，借助二项分布函数刻画投资者异质信念。Dittmar和Thakor（2007）另辟蹊径，将异质信念描述为外部投资者和内部管理者之间的观点分歧，构建理论模型阐释异质信念对企业融资决策的影响机制，研究结果表明，当管理者和投资者对公司未来预期收益分歧较小时，公司倾向于发行股权而非债券。马健等（2012a）以沪深交易所上市企业证券发行事件为研究对象，发现管理者—投资者异质信念越大，企业越倾向于发行股权而非债券。进一步地，马健等（2012b）在同一框架下探讨投资者异质信念、投资者—管理者异质信念对企业证券发行决策的影响，发现投资者异质信念、投资者—管理者异质信念均和企业股权发行倾向正相关。

其三，引入信息因素，借助正态分布的条件分布函数刻画投资者内生性异质信念。上述文献均隐含着市场禁止卖空约束和投资者异质信念外生给定等潜在假设，然而现实中，卖空禁止制度在诸多国家资本市场已然终结，投资者信念也并非一成不变。基于此，Wang等（2013）放宽卖空禁止约束，构建理论模型探讨投资者过度自信引起的异质信念和卖空限制程度对企业证券发行决策的影响，发现投资者信念异质性、卖空限制程度和企业证券发行决策的关系都受到项目收益公共信号的影响。

2.异质信念和企业股权发行经济后果的关系

关于异质信念和股权发行经济后果的关系问题，现有文献主要关注短期价格效应和长期业绩表现两方面。

短期价格效应方面，如前文所述，企业发行股权时往往伴随着股价下跌现象（Asquith和Mullins，1986）。为了进一步阐释异质信念对企业股权发行价格效应的影响机理，Bayar等（2015）引入基于投资者信念的财富密度概念，即假定市场投资者拥有的总财富固定不变，并且投资者信念服从均匀分布假设，那么投资者异质性程度越高就意味着异质信念的分布区间越宽，从而导致单位长度投资者信念区间对应的财富量就会越少。当投资者信念异质性增加时，市场吸收相同数量的新增股权就需要更多的次乐观投资者进入，由此导致股权发行后边际投资者信念下降幅度更大，即异质信念和企业股权发行价格效应负相关。但从实证情况看，投资者异质信念和企业股权发行价格效应的关系还会受到资本市场交易制度的影响，多数文献都是支持Bayar等（2015）推演而来的结论（Chemmanur等，2009；徐枫，2016；刘志新和马健，2011；李冬昕等，2014），但也有学者支持异质信念和企业股权发行价格效应正相关（Chemmanur和Krishnan，2012；支晓强和邓路，2014）。

长期业绩表现方面，Chemmanur等（2009）研究发现，美国上市企业股权发行1年、2年和3年后，股价市场表现均与投资者异质信念正相关。邓路和王化成（2014）研究发现，沪深交易所上市企业定向增发3年和5年后，股价市场表现、财务业绩变化均与投资者异质信念正相关。

（二）假设提出

如前文所述，投资者异质信念会导致企业股权发行负向价格效应出现，多数文献主要关注投资者先验异质性形成的异质信念，即投资者背景特征差异导致信息处理模型不同，进而产生观点分歧（Harris和Raviv，1993；赵奇锋和鞠晓生，2021）。根据Hong和Stein（2007）对投资者异质信念形成机制的系统性概括，在先验异质性差异之外，渐进信息流也会导致异质信念。这是因为，由于信息传播渠道和扩散速度有所不同，相同信息通常难以同时被所有投资者接收，已经获得信息的知情投资者就会根据信息调整预期，未收到信息的非知情投资者则会维持原始预期，即信息不对称导致投资者异质信念产生（Menzly和Ozbas，2006）。假定资本市场始终禁止卖空，相对于仅由非知情投资者构成的资本市场而言，由非知情投资者和知情投资者共同构成的市场结构会导致投资者信念异质性更大，进而导致企业股权发行的负向价格效应更显著。因此，信息不对称是影响投资者异质信念和企业股权发行价格效应关系的重要因素。

同样地，放松卖空约束也会导致企业股权发行负向价格效应出现。卖空交易者通常都是股票市场知情交易者，既有能力也有动力挖掘关于企业价值的负面信息，进而利用企业股价下跌获取做空操作收益（李春涛等，2021）。我国上市企业普遍存在“一股独大”的股权结构，相对于债券融资还本付息的刚性约束，股权发行能够低成本融资又不失控制权。根据信号理论，企业放弃债务融资的税盾效应转而选择发行股权，就是向外部投资者传递股价被高估或者项目预期收益不乐观的负面信号，为卖空交易者实施套利操作提供了现实条件（Myers和Majluf，1984）。相较于卖空禁止环境而言，企业在卖空允许环境下发行股权时，拥有企业负面信息的知情者就会选择做空股票，于是做空交易者需求信息就反映到股票价格之中，从而导致企业股权发行的负向价格效应更显著（Grullon等，2015）。當然，卖空机制导致企业股权发行负向价格效应也是有条件的，即做空投资收益高于融券成本和可得性便利（孟庆斌和黄清华，2018）。因此，放松卖空约束是通过增加信息不对称来影响企业股权发行的价格效应。

卖空机制既是企业股权发行价格效应的影响因素，又是影响异质信念和企业股权发行价格效应关系的制度背景。那么，卖空机制演变如何影响异质信念和企业股权发行价格效应的关系呢？当资本市场禁止卖空时，随着投资者信念异质性增加，吸收相同数量的新增股票后边际投资者信念更加悲观，即异质信念与企业股权发行价格效应负相关。由于在股权发行过程中，掌握负面信息的知情投资者信念无法通过卖空交易向市场及时释放，因而企业股权发行的价格效应仅与投资者先验异质性产生的异质信念负相关（徐枫，2016）。随着资本市场放松卖空约束，掌握负面信息的知情投资者就能够参与市场交易，因而，企业股权发行的价格效应不仅和投资者先验异质性有关，而且受到信息不对称导致的异质信念影响。如果套用Bayar等（2015）的分析框架并放松卖空禁止假设，那么，允许卖空机制就为掌握企业负面信息的知情投资者做空股票提供交易制度便利，相当于变相增加了卖空禁止环境下的企业股权发行规模。企业股权发行规模增加必然使得更多的次乐观投资者有机会持有股权，从而导致边际投资者信念更悲观，由此决定的股权发行价格也会更低，即企业股权发行负向价格效应更显著。基于以上分析，本文提出如下待检验假设：

假设：放松卖空约束后，投资者异质信念与企业股权发行价格效应的负相关关系更显著。

三、研究设计

（一）模型设定

本文主要检验卖空机制对投资者异质信念和企业股权发行价格效应关系的影响。考虑到我国卖空交易机制改革经历的是先试点、后扩容的渐进过程，由此导致样本期间不同企业股权发行的价格效应和投资者异质信念的关系受到卖空机制演变冲击的时点有所差异，因而直接套用双重差分法来处理不合时宜。为此，借鉴Custódio和Metzger（2014）等的思路，引入基于多时点的双重差分法处理卖空制度渐进式演变的冲击，构建回归模型（1）检验异质信念、卖空机制对企业股权发行价格效应的影响：

其中，CAR為企业股权发行的超额收益，HB为投资者异质信念，分别采用调整换手率ABT和超额收益波动率RVR衡量；Sell为卖空机制虚拟变量，赋值随着时间t变化。模型（1）中核心解释变量交乘项HB×Sell系数反映的是放松卖空约束对异质信念和企业股权发行价格效应关系的影响。若回归系数β1和β3显著为负，说明放松卖空机制后，投资者异质信念对企业股权发行负向价格效应的影响显著增强。为了缓解可能存在的内生性问题，本文采用滞后一期的公司特征变量Controls作为解释变量。

（二）数据来源和样本选择

研究对象为2009—2021年沪深两市发行股权融资的非金融类上市公司。借鉴姜付秀等（2015）的相关做法，按照以下规则筛选和处理样本：（1）剔除ST、*ST等亏损类公司；（2）剔除同时发行B股和H股的企业，避免双重上市对研究结论造成影响；（3）剔除数据缺失或明显异常的上市公司；（4）对所有连续变量按照1%和99%水平进行缩尾处理，消除极端值可能带来的影响。表1报告了不同交易制度环境下的企业股权发行情况，股权发行事件3985起，涉及企业2114家。其中，禁止卖空环境中股权发行2851起，允许卖空环境中股权发行1134起。表1中数据均来源于CSMAR、Wind资讯数据库。

（三）变量界定

1.投资者异质信念

长期以来，实证测度投资者异质信念较为困难，这也是Miller（1977）开创异质信念框架以来，关于异质信念的实证研究进展缓慢的重要原因。综合现有文献发现，投资者异质信念代理变量包括调整换手率、超额收益波动率、买卖价差和分析师盈利预测离散度等。不可否认，上述替代变量都有局限，但在尚无更稳妥方案之前也不失为可行选择。综合考虑数据可获取性和中国证券市场主要特征，本文选择调整换手率和超额收益波动率两个测度指标。

企业股票换手率不仅与投资者异质信念相关，还可能由流动性需求和信息冲击所致，因此采用换手率测度投资者异质信念时，需要剔除换手率中包含的流动性需求和外部信息冲击（Garfinkel和Sokobin，2006）。通常投资者异质信念越大，企业股票的调整换手率也会越高。计算调整换手率的具体方法如下：

其中，ABTi，t为股票i在第t日调整后的收益率，Turnoverm，t为第t日市场整体换手率，Turnoveri，t为第t日股票i的整体换手率。本文选择股权发行日前三个月的调整换手率均值测度投资者异质信念。

股票收益不仅与投资者异质信念相关，还会受到市场组合收益、规模溢价和价值溢价等因素影响，因此采用超额收益波动率度量异质信念时，也需要剔除上述因素的影响（Fama和French，1993）。

通常投资者对股票收益认识的差异化程度越大，股票收益波动率就会越大。计算超额收益波动率的具体方法如下：

2.企业股权发行的价格效应

本文采用事件研究法来考察企业股权发行的价格效应，事件日为证券发行日。一些文献认为采用市场模型计算期望收益时，缺陷是参数估计区间选择较为敏感，即区间期限与风险系数波动性负相关。为了避免风险系数估计造成的误差，本文采用市场调整法来计算超额收益。股票i在窗口期[t1，t2]内的累积超额收益率CARi，t表示为：

3.卖空交易机制

卖空交易机制Sell是关于时间t的虚拟变量。当企业股票被允许卖空交易时，Sell取值为1；当企业股票被禁止卖空交易时，Sell取值为0。我国资本市场个股卖空交易试点开启于2010年3月31日，其后融资融券标的分别于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日经历了六次扩容，由此导致发行股权的上市公司股票交易制度环境演变的时间存在差异。表2报告了不同时间段允许卖空和禁止卖空两种交易制度环境下上市公司股权发行情况。相对于禁止卖空环境而言，允许卖空环境下企业发行股权的积极性更高。

4．控制变量

结合徐枫（2016）等的文献，本文还选择一些控制变量，如公司规模（FS），采用总资产账面价值的自然对数来衡量。信息不对称理论认为，企业股权发行的价格效应与公司规模有关。公司杠杆率（DA），采用总负债除以总资产的比值来衡量。杠杆作用假说认为，企业股权发行的价格效应与公司资本结构有关。股权稀释度（RA），采用融资额占流通股市值比例来衡量。价格压力假设认为，企业股权发行的价格效应与融资规模有关。此外，还控制了年度（Year）和行业（Indu）效应，以避免对实证结果可能造成的影响。未特别说明的数据，均来自上年财务年报。

（四）描述性统计

表3报告了主要变量的描述性统计结果。在企业股权发行价格效应方面，2009—2021年期间我国上市公司股权发行公告事件窗口[-1，2]内的平均超额收益率为-0.018，说明总体而言，股权发行仍是向外传递负面价值信息。在投资者异质信念方面，调整换手率ABT均值为0.023，超额收益波动率RVR为0.021，均可以看作是投资者对企业股权发行信息的异质性解读（Kandel和Pearson，1995）。在卖空机制方面，样本期间平均有39.8%的股权发行企业进入融资融券标的名单，说明我国资本市场大多数上市公司股票仍然禁止卖空。

四、实证结果分析

（一）分组差异性检验

按照交易制度环境将全部样本企业划分为两组，分别考察禁止卖空组和允许卖空组企业股权发行价格效应的差异性。表4报告了分组检验结果，其中价格效应时间窗口为[-1，2]。从均值差异性的检验结果来看，卖空允许情境中企业股权发行的价格效应要比卖空禁止情境小0.007，并且在1%的水平下显著。从中位数差异性的检验结果看，卖空允许情境中企业股权发行的价格效应要比卖空禁止情境小0.006，并且在5%的水平内显著。分组差异性的检验结果表明，放松卖空约束后，企业股权发行的负向股价效应更显著，与Grullon等（2015）的预期结论相符。

进一步地，按照投资者异质信念测度指标对卖空禁止和賣空允许两组样本进行分组，考察两组企业股权发行价格效应的差异性。具体而言，参考Deither等（2002）的研究方法，分别按照调整换手率ABT和超额收益波动率RVR由小到大进行排序，将卖空禁止样本组企业划分为C1、C2和C3等三类，以及将卖空允许样本组企业划分为D1、D2和D3等三类，分别采用t检验考察不同类企业股权发行的股价效应是否存在显著差异。

表5报告了基于异质信念分类的企业股权发行价格效应的分组检验结果，其中价格效应时间窗口为[-1，2]。在卖空禁止情境中，调整换手率ABT数值最高的样本组合C3的企业股权发行价格效应均值比最低的样本组合C1要小0.006，并且在1%的水平下显著；超额收益波动率RVR数值最高的样本组合D3的企业股权发行价格效应均值比最低的样本组合D1要小0.007，并且在5%的水平下显著。在卖空允许情境中，调整换手率ABT数值最高的样本组合C3的企业股权发行价格效应均值比最低的样本组合C1要小0.009，并且在1%的水平下显著；超额收益波动率RVR数值最高的样本组合D3的企业股权发行价格效应均值比最低的样本组合D1要小0.015，也在1%的水平下显著。表5分组检验结果表明，无论是卖空禁止还是卖空允许情境中，投资者异质信念和企业股权发行的价格效应之间均存在显著的负相关关系，本文假设得到验证。这与Chemmanur等（2009）、徐枫（2016）等结论一致。

（二）主回归检验

表6报告了异质信念、卖空机制和企业股权发行价格效应关系的回归结果。其中，（1）～（3）列以调整换手率ABT测度投资者异质信念。回归结果显示，第（1）列中异质信念HB回归系数-0.362在1%的水平下显著，这一结果意味着异质信念和股权发行价格效应负相关，本文假设再次得到验证，与现有文献结论一致（Chemmanur等，2009）。第（2）列中卖空机制Sell回归系数-0.039在1%的水平下显著，这一结果意味着放松卖空约束后，企业股权发行的负向价格效应更明显，与现有文献的预测结论一致（徐枫，2016）。第（3）列中交乘项HB×Sell回归系数-0.719在5%的水平下显著，说明相对于禁止卖空环境而言，异质信念对允许卖空环境的企业股权发行价格效应的影响更明显，从而证明了卖空机制与异质信念在影响企业股权发行的价格效应方面存在显著的互补关系。

表6（4）～（6）列以超额收益波动率RVR测度投资者异质信念，回归结果显示，第（4）列中异质信念HB回归系数-0.766在1%的水平下显著，第（5）列中卖空机制Sell回归系数-0.042在1%的水平下显著，第（6）列中交乘项HB×Sell回归系数-0.576在5%的水平下显著。上述结果同样意味着放松卖空约束后，投资者异质信念与企业股权发行价格效应的负相关关系更显著。总体而言，表6实证结果支持了主命题假设。

（三）稳健性检验

为了消除测度指标可能造成的影响，本文采用三种方法予以替换。首先，替换企业股权发行价格效应的测度方法。在计算企业股权发行的价格效应时，将事件窗口由[-1，2]调整为[-3，3]，仍然借助模型（1）进行回归。表7（1）、（2）列报告了替换价格效应测度后的回归结果。以调整换手率ABT测度投资者异质信念时，第（1）列中交乘项HB×Sell回归系数-0.692在5%的水平下显著；以超额收益波动率RVR测度投资者异质信念时，第（2）列中交乘项HB×Sell回归系数-0.603在5%的水平下显著。回归结果表明，替换价格效应测度后，主命题假设依然成立。

其次，替换投资者异质信念的测度方法。在计算调整换手率ABT时，采用股权发行日前两个月均值来衡量；在计算超额收益波动率RVR时，采用超额收益ɑi，t两个月标准差来衡量。表7（3）、（4）列报告了替换投资者异质信念测度后的回归结果。以调整换手率ABT测度投资者异质信念时，第（3）列中交乘项HB×Sell回归系数-0.702在1%的水平下显著；以超额收益波动率RVR测度投资者异质信念时，第（4）列中交乘项HB×Sell回归系数-0.466在1%的水平下显著。回归结果表明，替换投资者异质信念测度后，主命题假设依然成立。

最后，替换卖空机制的测度方法。在度量个股卖空状态时，将是否允许股票卖空替换为卖空程度，即采用融券卖出量/流通股股数进行衡量（Ekkehart和Wu，2013）。表7（5）、（6）列报告了替换卖空机制测度后的回归结果。以调整换手率ABT测度投资者异质信念时，第（5）列中交乘项HB×Sell回归系数-0.804在5%的水平下显著；以超额收益波动率RVR测度投资者异质信念时，第（6）列中交乘项HB×Sell回归系数-0.716在5%的水平下显著。回归结果表明，替换卖空机制测度后，主命题假设依然成立。

（四）影响机制研究

根据前文理论分析，信息不对称是卖空机制影响投资者异质信念和企业股权发行价格效应关系的重要渠道，若放松卖空约束能够增加信息不对称，那么异质信念和企业股权发行价格效应的负相关关系就会得到强化。为此，本文通过区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业中，放松卖空约束对异质信念和企业股权发行价格效应关系的影响更显著，从而为卖空机制通过信息不对称渠道来影响异质信念与企业股权发行价格效应关系的逻辑提供证据支持。具体而言，按照可操控性应计利润指标对全部样本进行排序，划分为信息透明度较高和信息透明度较低的两组企业，分别代入模型（1）进行回归检验。

表8报告了不同信息透明度情境中异质信念、卖空机制和企业股权发行价格效应关系的回归结果。其中，（1）～（4）列以调整换手率ABT测度投资者异质信念。回归结果显示，第（2）列较高信息透明度样本组中的交乘项HB×Sell回归系数-0.659并不显著，但第（4）列较低信息透明度样本组中的交乘项HB×Sell回归系数-0.347在5%水平下显著，说明放松卖空约束增强异质信念和企业股权发行价格效应的负相关关系在信息不对称程度较为严重情况下更为明显。此外，还采用超额收益波动率RVR测度投资者异质信念，回归结果列示于（5）～（8）列。第（6）列较高信息透明度样本组中的交乘项HB×Sell回归系数-0.403并不显著，但第（8）列较低信息透明度样本组中的交乘项HB×Sell回归系数-0.466在5%水平下显著，实证结果并未发生改变。表8回归结果表明，信息不对称是卖空机制影响投资者异质信念和企业股权发行价格效应关系的重要机制。

（五）异质性分析

前文从单只股票卖空状态属性角度，探讨了投资者异质信念和企业股权发行价格效应的关系。那么，卖空机制变革本身是否也会对异质信念和企业股权发行价格效应的关系产生影响呢？我国资本市场于2010年3月31日首次开启融资融券试点，其后融资融券标的范围经历了六次扩容，为检验卖空机制变革对异质信念和企业股权发行价格效应关系的影响提供了得天独厚的实验环境。为此，本文构建回归模型（6），分别检验六次融资融券扩容事件对异质信念和企业股权发行价格效应关系的影响：

其中，SRj为卖空机制虚拟变量，如果公司i在发行股权时恰好处在第j次扩容事件和第j+1次扩容事件之间，取值为1；处在第j-1次扩容事件和第j次扩容事件之间，则取值为0。据此规则，可将SRj进行具体界定：（1）SR0=0表示样本起始日到融券试点启动前（2009年1月1日—2010年3月30日），SR0=1表示融资融券试点启动后到首次标的扩容前（2010年3月31日—2011年12月4日）；（2）SR1=0表示融券试点启动后到首次标的扩容前（2010年3月31日—2011年12月4日），SR1=1表示首次标的扩容后到第二次扩容前（2011年12月5日—2013年1月30日）；（3）SR2=0表示首次标的扩容后到第二次扩容前（2011年12月5日—2013年1月30日），SR2=1表示第二次标的扩容后到第三次标的扩容前（2013年1月31日—2013年9月15日）；（4）SR3=0表示第二次标的扩容后到第三次标的扩容前（2013年1月31日—2013年9月15日），SR3=1表示第三次标的扩容后到第四次标的扩容前（2013年9月16日—2014年9月21日）；（5）SR4=0表示第三次标的扩容后到第四次标的扩容前（2013年9月16日—2014年9月21日），SR4=1表示第四次标的扩容后到第五次标的扩容前（2014年9月22日—2016年12月11日）；（6）SR5=0表示第四次标的扩容后到第五次标的扩容前（2014年9月22日—2016年12月11日），SR5=1表示第五次标的扩容后到第六次标的扩容前（2016年12月12日—2019年8月8日）；（7）SR6=0表示第五次标的扩容后到第六次标的扩容前（2016年12月12日—2019年8月8日），SR6=1表示第六次标的扩容后到样本截止日前（2019年8月8日—2021年12月31日）。其他变量含义同前文一致。若回归系数γ1和γ2显著为负，说明融资融券扩容事件强化了投资者异质信念与企业股权发行价格效应的负相关关系。

表9报告了以调整换手率ABT测度投资者异质信念时，融资融券扩容事件对异质信念和企业股权发行价格效应关系影响的回归结果，价格效应时间窗口仍然选择[-1，2]。回归结果显示，第（1）列中的交乘项HB×SR0回归系数-1.052、第（2）列中的交乘项HB×SR1回归系数-0.997、第（6）列中的交乘项HB×SR5回归系数-0.663和第（7）列中的交乘项HB×SR6回归系数-0.724均在10%的水平下不显著，但是第（3）列中的交乘项HB×SR2回归系数-0.683和第（4）列中的交乘项HB×SR3回归系数-0.772均在5%的水平下显著，第（5）列中的交乘项HB×SR4回归系数-0.799在1%的水平下显著。表9回归结果说明，第二次、第三次和第四次融资融券标扩容事件都增强了投资者异质信念和企业股权发行价格效应的负相关关系。需要说明的是，第（1）～（2）列回归结果不显著，可能是因为融券试点政策启动初期融券费率较高和便利性受到诸多限制，卖空成本较高难以形成制度创新红利；第（6）～（7）列回归结果显著性下降，可能是因为渐进式融券制度改革释放的边际政策红利不断缩减所致。

表10报告了以超额收益波动率RVR测度投资者异质信念时，融资融券扩容事件对异质信念和企业股权发行价格效应关系影响的回归结果。回归结果显示，第（1）列中的交乘项HB×SR0回归系数-0.758、第（2）列中的交乘项HB×SR1回归系数-1.105、第（6）列中的交乘项HB×SR5回归系数-1.546和第（7）列中的交乘项HB×SR6回归系数-0.849均在10%的水平下不显著，但是第（3）列中的交乘项HB×SR2回归系数-0.569在5%的水平下显著，第（4）列中的交乘项HB×SR3回归系数-0.689和第（5）列中的交乘项HB×SR4回归系数-0.574在1%的水平下显著，与表9回归结果一致。表10回归结果同样说明，第二次、第三次和第四次融资融券标的扩容事件也都增强了投资者异质信念和企业股权发行价格效应的负相关关系。

五、结论及建议

当前我国融资融券试点及六次标的扩容改革，为研究投资者特征和企业融资行为及其经济后果的关系提供了得天独厚的自然实验环境。本文选取2009—2021年沪深A股上市公司股权发行事件为研究对象，实证检验卖空机制、投资者异质信念和企业股权发行价格效应的关系。研究结果表明，放松卖空约束后，投资者异质信念和企业股权发行价格效应的负相关关系明显增强。机制检验发现，卖空机制通过增加信息不对称强化了投资者异质信念和企业股权发行价格效应的负相关关系。异质性检验发现，只有第二次、第三次和第四次融资融券标的扩容显著增强了投资者异质信念和企业股权发行价格效应的负相关关系。基于上述研究结论，本文提出以下政策建议。

第一，充分认识资本市场制度变革对企业证券发行经济后果的影响。已有文献认为，投资者异质信念是企业股权发行价格效应的影响因素，卖空机制只是作为异质信念影响企业股权发行价格效应的制度环境而已。研究表明，卖空机制不仅成为企业股权发行价格效应的重要影响因素，而且能够影响投资者异质信念和企业股权发行价格效应的关系。因此，股权质押比例过高的企业，特别是股票允许卖空交易的企业在制定证券发行决策时，不仅需要预判投资者异质信念对企业证券发行价格效应的影响，还需要考虑投资者异质信念叠加卖空制度共同作用对企业证券发行价格效应造成的综合冲击，从而更好地维护股价稳定。

第二，大力提升企业信息披露质量，降低企业证券发行引起的价格波动。信息不对称是导致投资者异质信念的重要来源，还能影响异质信念和企业股权发行价格效应的关系。不仅如此，信息不对称也是卖空机制变革影响企业股权发行价格效应的重要渠道。因此，平抑企业证券发行价格波动的前提是增加企业信息透明度，减少信息不对称引起的投资者异质信念，减少卖空交易者可能获得的信息含量。具体措施包括：一是进一步提高融资企业的信息披露要求规范，要求企业编制信息含量更高的募资说明书。二是鼓励有实力的券商对更多行业状况和发展趋势进行长期跟踪性研究，为投资者获取信息提供更多的渠道来源。三是完善公司治理，降低企业高管操纵信息披露的动机。

第三，完善卖空机制和降低投资者分歧，降低企业证券发行引起的价格波动。一方面，继续完善卖空机制建设。譬如，鼓励证券公司上线自主约券和借券系统，提升融券券源利用效率。支持上市公司大股东和长期保险资金出借融券券源，支持证券基金参与转融通证券出借。适度放宽交易者只能与独家券商签订融资融券合同的相關规定，鼓励券商通过相互竞争进一步降低融券费率。适度降低融资融券开户条件，支持更多投资者参与做空交易。另一方面，降低投资者异质信念。进一步放宽保险等长期资金入市比例限制，逐步取消QFII和RQFII投资规模和比例限制，不断优化投资者结构。加强中小投资者教育，抑制市场投机氛围。