賣(mài)空制度、企業(yè)投資與資源配置效率*

顧乃康， 周艷利

一、引 言

2010年3月，隨著融資融券試點(diǎn)的啟動(dòng)，我國(guó)證券市場(chǎng)正式引入賣(mài)空制度，自此中國(guó)A股告別了“單邊市”狀態(tài)。國(guó)外學(xué)者研究表明，賣(mài)空制度引入使得企業(yè)的負(fù)面信息能夠及時(shí)反映到股價(jià)中，提高了股票市場(chǎng)的定價(jià)效率。盡管我國(guó)融資融券制度實(shí)施時(shí)間不長(zhǎng)，國(guó)內(nèi)學(xué)者也已初步發(fā)現(xiàn)賣(mài)空制度能夠改善我國(guó)股票市場(chǎng)資源配置效率的證據(jù)(李科等，2014；李志生等，2015a；李志生等，2015b)。有鑒于此，我們不禁要問(wèn)，既然賣(mài)空制度的引入可以提高我國(guó)股票市場(chǎng)資源配置效率，那么能否進(jìn)一步改善企業(yè)投資行為并提高實(shí)體經(jīng)濟(jì)資源配置效率？

當(dāng)前，在我國(guó)探討賣(mài)空制度的引入對(duì)企業(yè)投資行為和實(shí)體經(jīng)濟(jì)資源配置效率的影響具有特別的意義。首先，我國(guó)融資融券標(biāo)的并非一次放開(kāi)，而是按照“試點(diǎn)先行，逐步推行”的原則，分批擴(kuò)容。其次，融資融券企業(yè)非隨機(jī)地通過(guò)流通市值、日均換手率、日均漲跌幅、波動(dòng)幅度等標(biāo)準(zhǔn)選定，具有規(guī)模大的特征。然后，融資融券業(yè)務(wù)發(fā)展不平衡，融券業(yè)務(wù)規(guī)模一直遠(yuǎn)小于融資業(yè)務(wù)。最后，融資融券業(yè)務(wù)參與者多為個(gè)人投資者，機(jī)構(gòu)投資者參與程度不夠。這些特點(diǎn)意味著，當(dāng)前我國(guó)證券市場(chǎng)賣(mài)空制度的完善程度與成熟資本市場(chǎng)還存在較大差距，實(shí)際賣(mài)空交易量還相當(dāng)有限。在這種情形下探討賣(mài)空制度的影響，不僅有助于評(píng)估我國(guó)融資融券制度實(shí)施效果，還有助于豐富成熟資本市場(chǎng)以外的新興經(jīng)濟(jì)體下賣(mài)空理論的研究。

本文基于融資融券制度這個(gè)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用雙重差分法進(jìn)行了檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，與不允許賣(mài)空的企業(yè)相比，允許賣(mài)空的企業(yè)投資水平顯著降低，且那些政策實(shí)施前股價(jià)被高估和融資約束程度較高的企業(yè)下降程度更大。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，賣(mài)空制度引入后，允許賣(mài)空的企業(yè)過(guò)度投資減少了，投資-股價(jià)之間的敏感性提高了，未來(lái)股票累計(jì)收益率也提高了。結(jié)果表明，盡管我國(guó)賣(mài)空制度引入時(shí)間不長(zhǎng)且實(shí)際賣(mài)空交易量較小，但賣(mài)空制度的引入確實(shí)影響了企業(yè)投資行為，優(yōu)化了企業(yè)資源配置。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)文獻(xiàn)回顧

近年來(lái)隨著賣(mài)空理論研究的深入，研究發(fā)現(xiàn)賣(mài)空機(jī)制不僅提高了股票市場(chǎng)的定價(jià)效率，而且還有可能影響企業(yè)行為，提高實(shí)體經(jīng)濟(jì)的資源配置效率。因此，國(guó)內(nèi)外學(xué)者從之前賣(mài)空對(duì)資本市場(chǎng)的研究，開(kāi)始拓展到賣(mài)空對(duì)企業(yè)行為的研究。在企業(yè)投資行為方面，當(dāng)前主要從兩個(gè)視角進(jìn)行：一是將賣(mài)空看作是一種來(lái)自外部證券市場(chǎng)的基于負(fù)面信息交易的治理機(jī)制，探討對(duì)企業(yè)投資的治理作用(Massa et al.，2015；Chang et al.，2015)；二是將賣(mài)空視作一種股票市場(chǎng)上基于負(fù)面信息傳遞的信息機(jī)制，探討對(duì)企業(yè)投資的證券市場(chǎng)反饋效應(yīng)(Deng & Mortal，2016)。

賣(mài)空對(duì)于企業(yè)投資的治理作用主要通過(guò)事前威懾和事后懲罰產(chǎn)生?；谫u(mài)空約束的放松或賣(mài)空制度的引入所產(chǎn)生的事前威懾，Chang et al.(2015)發(fā)現(xiàn)賣(mài)空制度的引入減少了企業(yè)的過(guò)度投資，He & Tian(2014)發(fā)現(xiàn)賣(mài)空的事前威懾有助于企業(yè)投資那些風(fēng)險(xiǎn)高、周期長(zhǎng)但價(jià)值大的創(chuàng)新項(xiàng)目，Massa et al.(2015)發(fā)現(xiàn)賣(mài)空威懾增加了公司的長(zhǎng)期投資(R&D投資)。國(guó)內(nèi)學(xué)者自融資融券制度實(shí)施后，也從賣(mài)空的事前威懾角度進(jìn)行了探索。靳慶魯?shù)?2015)指出放松賣(mài)空管制后，當(dāng)面臨較差的投資機(jī)會(huì)時(shí)，大股東會(huì)及時(shí)執(zhí)行清算期權(quán)，減少投資支出。權(quán)小鋒和尹洪英(2017)發(fā)現(xiàn)賣(mài)空制度的引入增加了企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。陳勝藍(lán)和馬慧(2017)發(fā)現(xiàn)賣(mài)空制度的引入改善了企業(yè)并購(gòu)績(jī)效。王仲兵和王攀娜(2018)則發(fā)現(xiàn)賣(mài)空機(jī)制引入后，不僅減少了企業(yè)的過(guò)度投資還緩解了企業(yè)的投資不足，提升了企業(yè)投資效率。Nezafat et al.(2014)和Chu(2015)則基于賣(mài)空的事后懲罰效應(yīng)進(jìn)行了研究，但鑒于我國(guó)賣(mài)空制度引入時(shí)間較短且當(dāng)前實(shí)際賣(mài)空交易量較小，所以目前國(guó)內(nèi)研究中主要是基于事前威懾的角度。

賣(mài)空制度還可以通過(guò)股票市場(chǎng)反饋效應(yīng)影響企業(yè)投資，Deng & Mortal(2016)指出管理者依賴(lài)股價(jià)來(lái)了解外部投資者所擁有的但自己卻不知道的信息并據(jù)此做出投資決策，而賣(mài)空制度的引入使得有關(guān)企業(yè)價(jià)值的負(fù)面信息注入了股價(jià)并矯正了高估的股價(jià)，由此管理者通過(guò)對(duì)這些負(fù)面信息的學(xué)習(xí)來(lái)調(diào)整投資預(yù)期，從而降低企業(yè)投資水平。在國(guó)內(nèi)研究中，陳康和劉琦(2018)利用融資融券作為股價(jià)信息含量的一個(gè)外生沖擊變量，證實(shí)我國(guó)證券市場(chǎng)也存在市場(chǎng)反饋效應(yīng)，允許賣(mài)空的企業(yè)在賣(mài)空機(jī)制引入后投資-股價(jià)之間的敏感性增強(qiáng)。

(二)基本假設(shè)

依據(jù)賣(mài)空制度與股票定價(jià)效率以及企業(yè)投資行為的研究成果，我們認(rèn)為，賣(mài)空制度的引入通過(guò)以下三個(gè)路徑對(duì)企業(yè)投資產(chǎn)生影響。首先，賣(mài)空作為外部證券市場(chǎng)機(jī)制，能夠通過(guò)市場(chǎng)上負(fù)面信息的傳遞和交易對(duì)企業(yè)起到治理作用。當(dāng)賣(mài)空制度引入后，賣(mài)空者所傳遞的負(fù)面信息會(huì)帶來(lái)股價(jià)下跌的壓力，使得大股東和管理者財(cái)富縮水、薪酬下降或失去控制權(quán)和職位的可能性增大，從而對(duì)企業(yè)形成事前威懾。其次，賣(mài)空制度還可以通過(guò)向企業(yè)傳遞市場(chǎng)上有關(guān)企業(yè)的負(fù)面信息產(chǎn)生股票市場(chǎng)反饋效應(yīng)，賣(mài)空交易使得與企業(yè)價(jià)值有關(guān)的負(fù)面信息及時(shí)注入股價(jià)中，不僅矯正了高估的股價(jià)還提高了股價(jià)的信息含量。管理者從矯正的股價(jià)中了解到更多的信息，從而調(diào)低投資預(yù)期，減少企業(yè)投資。第三，賣(mài)空制度的引入還可能通過(guò)提高企業(yè)外部融資成本影響企業(yè)投資(以下我們稱(chēng)之為“融資成本路徑”)。Grullon et al.(2015)發(fā)現(xiàn)由于賣(mài)空制度引入會(huì)對(duì)股價(jià)造成負(fù)向沖擊，增加股東所面臨的風(fēng)險(xiǎn)，因此股東會(huì)提高所要求的回報(bào)率，增加企業(yè)權(quán)益資本成本。不僅如此，由于賣(mài)空交易所傳遞的是與整個(gè)企業(yè)價(jià)值有關(guān)的負(fù)面信息(Deshmukh et al.，2015)，因此也會(huì)影響債務(wù)資本成本(Erturk & Nejadmalayeri，2015；Deng & Mortal，2016)。顧乃康和周艷利(2017)發(fā)現(xiàn)我國(guó)賣(mài)空制度引入導(dǎo)致企業(yè)的權(quán)益和債務(wù)融資成本都上升了。因此，從融資成本路徑來(lái)看，賣(mài)空制度的引入帶來(lái)企業(yè)融資成本的上升，這也會(huì)導(dǎo)致企業(yè)投資水平下降?；谝陨戏治?，我們提出假設(shè)1：

假設(shè)1：與不允許賣(mài)空的企業(yè)相比，在引入賣(mài)空制度后，允許賣(mài)空的企業(yè)投資水平將會(huì)下降。

進(jìn)一步地，如果假設(shè)1成立，那么賣(mài)空制度引入后導(dǎo)致企業(yè)投資水平下降的情形，將更有可能發(fā)生在具有某些特征的企業(yè)里。在此我們主要關(guān)注兩個(gè)企業(yè)特征：一是與賣(mài)空相關(guān)的企業(yè)特征，即企業(yè)股價(jià)被高估的程度；二是與投資有關(guān)的企業(yè)特征，即企業(yè)面臨的融資約束程度。如果假設(shè)1成立，那么對(duì)那些賣(mài)空制度引入前股價(jià)被高估的企業(yè)來(lái)說(shuō)其投資水平下降程度更大。這是因?yàn)槟切┕蓛r(jià)被高估的企業(yè)更容易被賣(mài)空者盯上，賣(mài)空者具有更大的激勵(lì)去挖掘這些企業(yè)的負(fù)面信息，這些企業(yè)將會(huì)面臨更大的賣(mài)空威懾。不僅如此，由于賣(mài)空者所挖掘的這些企業(yè)的負(fù)面信息會(huì)披露得更充分，所以管理者有機(jī)會(huì)了解更多的企業(yè)負(fù)面信息，從而降低投資預(yù)期。此外，股價(jià)被高估的企業(yè)還將面臨更大的股價(jià)下跌壓力，導(dǎo)致企業(yè)的資本成本提高程度更大，這也使得管理者不得不減少投資支出。由此我們提出假設(shè)2。

假設(shè)2：與融資融券制度實(shí)施前股價(jià)被低估的企業(yè)相比，在引入賣(mài)空制度后，股價(jià)被高估的企業(yè)投資水平下降程度更大。

賣(mài)空制度引入后使得企業(yè)投資水平受到抑制，而國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究表明，企業(yè)投資水平還受到融資約束的制約。當(dāng)企業(yè)面臨融資約束時(shí)，不得不放棄部分投資支出，投資無(wú)法達(dá)到最優(yōu)水平。賣(mài)空機(jī)制引入后，不僅會(huì)影響權(quán)益投資者也會(huì)影響債權(quán)人所面臨的風(fēng)險(xiǎn)，導(dǎo)致企業(yè)權(quán)益融資成本和債務(wù)融資成本都上升。在這種情形下，新增融資時(shí)企業(yè)將面臨更高的資本成本，更大的融資約束。因此，那些在賣(mài)空機(jī)制引入前融資約束程度高的企業(yè)，在賣(mài)空制度引入后所面臨的融資約束程度會(huì)更高，投資水平的下降程度更大。由此我們提出假設(shè)3。

假設(shè)3：與融資融券制度實(shí)施前融資約束程度較低的企業(yè)相比，在引入賣(mài)空制度后，融資約束程度較高的企業(yè)投資水平下降程度更大。

三、樣本選擇與模型構(gòu)建

(一)樣本選擇

由于我國(guó)證券市場(chǎng)2010年開(kāi)始融資融券交易試點(diǎn)，2015年4月允許機(jī)構(gòu)投資者參與融券和轉(zhuǎn)融券業(yè)務(wù)，而2007年開(kāi)始實(shí)施新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，因此為了保持財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)一致并排除制度變遷的影響，本文以2007年第1季度至2015年第1季度作為檢驗(yàn)期間，并采用季度數(shù)據(jù)。然后，選取2015年之前成為融資融券標(biāo)的的企業(yè)作為處理組，并從同一行業(yè)的非融資融券標(biāo)的中選取同樣滿(mǎn)足標(biāo)的選擇標(biāo)準(zhǔn)、規(guī)模最為接近的作為控制組，并對(duì)樣本進(jìn)行了剔除：1)剔除ST樣本和金融企業(yè)；2)剔除數(shù)據(jù)缺失和2007年之后上市的樣本；3)剔除曾被調(diào)出融資融券標(biāo)的的公司；4)剔除政策實(shí)施當(dāng)期的季度數(shù)據(jù)；5)剔除異常值。經(jīng)上述處理后得到382家融資融券標(biāo)的作為處理組，382家配對(duì)的非融資融券標(biāo)的作為控制組，共獲得22038個(gè)企業(yè)-季度財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，為控制極端值影響進(jìn)行了1%的Winsorize 處理。文中的融資融券標(biāo)的數(shù)據(jù)根據(jù)交易所公告搜集整理，財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。

(二)模型構(gòu)建

本文基于我國(guó)實(shí)施融資融券制度實(shí)施這個(gè)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)機(jī)會(huì)，采用雙重差分法(DID)進(jìn)行檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)假設(shè)1，構(gòu)建式(1)的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀?/p>

INVi,t=α0+α1Treatmenti×Postt+α2Sizei,t-1+α3Roai,t-1+α4Qi,t-1+α5Levi,t-1+α6Cashflowi,t+∑tQuartert+∑iIndustryi+εi,t

(1)

其中，被解釋變量為企業(yè)投資水平(即投資支出)INV，選取固定資產(chǎn)投資支出CAPX(季末與季初的“固定資產(chǎn)+在建工程+工程物資”之差/季初總資產(chǎn))、固定資產(chǎn)和無(wú)形資產(chǎn)的投資支出Invest(季末與季初的“固定資產(chǎn)+在建工程+工程物資+無(wú)形資產(chǎn)”之差/季初總資產(chǎn))、總資產(chǎn)的投資支出ΔTassets(季末與季初總資產(chǎn)之差/季初總資產(chǎn))三個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量。解釋變量為融資融券試點(diǎn)標(biāo)的的虛擬變量Treatment(試點(diǎn)標(biāo)的賦值為1，否則為0)與政策實(shí)施前后的虛擬變量Post(成為試點(diǎn)標(biāo)的之后的季度賦值為1，否則為0)的交乘項(xiàng)Treatment×Post，控制變量為企業(yè)規(guī)模Size、盈利能力Roa、市賬比Q、財(cái)務(wù)杠桿Lev、當(dāng)期現(xiàn)金流Cashflow，控制季度和行業(yè)固定效應(yīng)Quarter和Industry。在此，我們主要關(guān)注交乘項(xiàng)Treatment×Post的回歸系數(shù)α1，如果假設(shè)1成立α1顯著為負(fù)。

為了檢驗(yàn)假設(shè)2，我們使用企業(yè)可操控性應(yīng)計(jì)和股票季度累計(jì)收益率來(lái)反映股價(jià)高估，并構(gòu)建虛擬變量High。Polk & Sapienza(2009)指出可操控性應(yīng)計(jì)可以用作股價(jià)高估的衡量指標(biāo)，因?yàn)楣芾碚呖梢岳每刹倏匦詰?yīng)計(jì)來(lái)進(jìn)行盈余管理，虛增企業(yè)盈余水平抬高企業(yè)股價(jià)。在此我們使用修正的Jones模型分季度分行業(yè)回歸測(cè)定企業(yè)的可操控性應(yīng)計(jì)。在成為融資融券試點(diǎn)企業(yè)前，可操控性應(yīng)計(jì)大于行業(yè)均值，股價(jià)被高估賦值為1，否則為0。此外，采用季度股票累計(jì)收益率直接衡量企業(yè)股價(jià)高估，在成為融資融券試點(diǎn)企業(yè)前，季度股票累計(jì)收益率大于行業(yè)均值，股價(jià)被高估賦值為1，否則為0。在模型式(1)中增添交乘項(xiàng)Treatmenti×Postt×High來(lái)檢驗(yàn)假設(shè)2。

為了檢驗(yàn)假設(shè)3，我們使用是否為國(guó)有企業(yè)以及Hadlock & Pierce(2010)所構(gòu)建的SA指數(shù)來(lái)反映企業(yè)所面臨的融資約束程度，并構(gòu)建相應(yīng)的虛擬變量FC。與國(guó)有企業(yè)相比，我國(guó)非國(guó)有企業(yè)面臨更加嚴(yán)重的融資約束，由此FC對(duì)非國(guó)有企業(yè)賦值為1，國(guó)有企業(yè)賦值為0。此外，成為融資融券試點(diǎn)企業(yè)前，該企業(yè)SA指數(shù)大于行業(yè)均值則可認(rèn)為面臨較高的融資約束，F(xiàn)C賦值為1，否則為0。同樣地，在模型式(1)中增添交乘項(xiàng)Treatmenti×Postt×FC來(lái)檢驗(yàn)假設(shè)3。

四、賣(mài)空制度引入與企業(yè)投資水平的檢驗(yàn)

(一)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與分析

我們首先對(duì)樣本變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，見(jiàn)下表1。然后，對(duì)處理組樣本和控制組樣本進(jìn)行分組統(tǒng)計(jì)，發(fā)現(xiàn)融資融券標(biāo)的企業(yè)(處理組)與非融資融券標(biāo)的企業(yè)(控制組)相比企業(yè)規(guī)模較大、盈利性較好、財(cái)務(wù)杠桿較低、投資支出較大，但限于篇幅原因未列示分組統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1總樣本各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)回歸統(tǒng)計(jì)結(jié)果與分析

假設(shè)1的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)下表2，無(wú)論采用何種指標(biāo)來(lái)定義企業(yè)的投資水平，Treatment×Post的回歸系數(shù)都至少在5%的水平下顯著為負(fù)。說(shuō)明與控制組相比，允許賣(mài)空后，融資融券標(biāo)的企業(yè)季度固定資產(chǎn)投資支出CAPX，季度固定資產(chǎn)和無(wú)形資產(chǎn)投資支出Invest，季度總資產(chǎn)投資支出ΔTassets均顯著減少了，與假設(shè)1預(yù)期一致，也與Grullon et al.(2015)關(guān)于美國(guó)市場(chǎng)的研究結(jié)論相一致。值得關(guān)注的是，這個(gè)結(jié)果與顧乃康和周艷利(2017)所發(fā)現(xiàn)的引入賣(mài)空制度后融資融券標(biāo)的企業(yè)新增外部融資顯著下降的事實(shí)存在邏輯上的一致性，在一定程度上支持了融資成本路徑的預(yù)期。

表2 賣(mài)空制度的引入與企業(yè)投資水平的回歸統(tǒng)計(jì)結(jié)果

假設(shè)2的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)下表3。結(jié)果表明，無(wú)論是采用間接指標(biāo)—可操控性應(yīng)計(jì)還是直接指標(biāo)-股票累計(jì)收益率來(lái)衡量企業(yè)股價(jià)高估，交乘項(xiàng)Treatmenti×Postt×High的回歸系數(shù)都至少在10%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明與股價(jià)被低估的企業(yè)相比，在融資融券實(shí)施前股價(jià)被高估的企業(yè)，在賣(mài)空制度引入后其投資水平下降程度更大，與假設(shè)2預(yù)期一致。

表3 不同估值程度下賣(mài)空制度的引入與企業(yè)投資水平的回歸統(tǒng)計(jì)結(jié)果

假設(shè)3檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。結(jié)果表明，無(wú)論采用單一指標(biāo)—企業(yè)是否為國(guó)有還是綜合指標(biāo)—SA指數(shù)來(lái)衡量融資約束，交乘項(xiàng)Treatmenti×Postt×FC的回歸系數(shù)都至少在10%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明與融資約束程度較低的企業(yè)相比，在融資融券實(shí)施前融資約束程度較高的企業(yè)，引入賣(mài)空制度后投資支出減少更多，投資水平下降程度更大，與假設(shè)3預(yù)期一致。

表4 不同融資約束程度下賣(mài)空制度的引入與企業(yè)投資水平的回歸統(tǒng)計(jì)結(jié)果

五、賣(mài)空制度引入與企業(yè)資源配置效率的檢驗(yàn)

在前文檢驗(yàn)中，盡管我們發(fā)現(xiàn)了賣(mài)空制度引入導(dǎo)致企業(yè)投資水平下降的事實(shí)，但無(wú)法判斷到底是哪個(gè)路徑起作用。但我們發(fā)現(xiàn)，賣(mài)空機(jī)制產(chǎn)生的治理效應(yīng)以及股票市場(chǎng)反饋效應(yīng)除了與企業(yè)投資水平有關(guān)外，還與企業(yè)投資效率的改善有關(guān)。有鑒于此，為了對(duì)假設(shè)1背后的作用路徑做出深入分析，我們將轉(zhuǎn)向賣(mài)空機(jī)制與企業(yè)資源配置效率的檢驗(yàn)。

(一)治理效應(yīng)路徑檢驗(yàn)：賣(mài)空制度的引入是否抑制了企業(yè)的過(guò)度投資行為

針對(duì)過(guò)度投資的檢驗(yàn)，我們依據(jù)Biddle et al.(2009)所提出的方法，構(gòu)建企業(yè)具有過(guò)度投資或投資不足傾向的條件排序指標(biāo)Overinvest，將在融資融券政策實(shí)施之前Overinvest在行業(yè)中處于最前25%分位的企業(yè)視作具有過(guò)度投資傾向的企業(yè)，最后25%分位的企業(yè)視作具有投資不足傾向的企業(yè)。然后依據(jù)模型式(1)進(jìn)行分層檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 賣(mài)空制度引入對(duì)過(guò)度投資和投資不足企業(yè)投資水平影響的分層檢驗(yàn)

由表5可知，那些在融資融券制度實(shí)施前具有過(guò)度投資傾向的企業(yè)，無(wú)論使用何種定義的企業(yè)投資支出，交乘項(xiàng)Treatmenti×Postt的回歸系數(shù)都至少在10%的水平上顯著為負(fù)，也就是說(shuō)，具有過(guò)度投資傾向的企業(yè)在引入賣(mài)空制度后其投資水平顯著降低了。而對(duì)于那些在融資融券制度實(shí)施前具有投資不足傾向的企業(yè)而言，交乘項(xiàng)Treatmenti×Postt的回歸系數(shù)雖然為負(fù)但均不顯著。表5結(jié)果表明，賣(mài)空制度的引入抑制了企業(yè)的過(guò)度投資行為，改善了實(shí)體經(jīng)濟(jì)的資源配置效率，驗(yàn)證了治理效應(yīng)路徑。

(二)反饋效應(yīng)路徑檢驗(yàn)：賣(mài)空制度的引入是否提高了企業(yè)投資水平-股價(jià)的敏感性

在此檢驗(yàn)中，我們使用市賬比Q來(lái)衡量股價(jià)(Chen et al.，2007)。如果賣(mài)空制度的引入有助于企業(yè)負(fù)面信息的釋放并矯正高估的股價(jià)，那么Q將包含更豐富的企業(yè)信息且將更真實(shí)地反映企業(yè)所面臨的成長(zhǎng)機(jī)會(huì)，那么與不允許賣(mài)空的企業(yè)相比，引入賣(mài)空制度后，允許賣(mài)空的企業(yè)其投資水平INV和市賬比Q之間的敏感性提高。檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缡?2)所示。

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

(2)

首先，驗(yàn)證企業(yè)投資水平INV和Q之間的關(guān)系，考察Qi,t-1的系數(shù)α2是否顯著為正，如果顯著為正，說(shuō)明投資水平和股價(jià)之間存在正相關(guān)關(guān)系。接下來(lái)，考察交乘項(xiàng)Treatmenti×Postt×Qi,t-1系數(shù)α3，如果顯著為正，意味著賣(mài)空制度的引入在投資水平-股價(jià)存在正相關(guān)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步提高了這種正相關(guān)關(guān)系，即提高了投資—股價(jià)之間的敏感性。

針對(duì)模型式(2)的回歸統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表6?？梢钥闯觯瑹o(wú)論使用何種定義的企業(yè)投資支出，Qi,t-1的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，交乘項(xiàng)Treatmenti×Postt×Qi,t-1的回歸系數(shù)至少在10%的水平下顯著為正，這說(shuō)明與不允許賣(mài)空的企業(yè)相比，賣(mài)空制度引入后，允許賣(mài)空的企業(yè)其投資水平對(duì)矯正后的股價(jià)敏感性進(jìn)一步提升了。這與我們的預(yù)期一致，表明賣(mài)空制度的引入改善了實(shí)體經(jīng)濟(jì)的資源配置，驗(yàn)證了股票市場(chǎng)反饋效應(yīng)路徑。

表6 賣(mài)空制度引入與企業(yè)投資-股價(jià)敏感性的檢驗(yàn)

(三)資源配置效率的綜合檢驗(yàn)：賣(mài)空制度引入后企業(yè)投資水平的下降是否有助于提高未來(lái)的市場(chǎng)業(yè)績(jī)

接下來(lái)為了更加直接地驗(yàn)證賣(mài)空制度的引入對(duì)企業(yè)資源配置的影響，我們檢驗(yàn)企業(yè)的投資水平和未來(lái)股票累計(jì)收益率之間的關(guān)系。這是因?yàn)闊o(wú)論是由賣(mài)空制度所產(chǎn)生的治理作用引起的投資水平下降，還是由股票市場(chǎng)的反饋效應(yīng)或是由權(quán)益和債務(wù)資本成本上升所引起的投資水平下降，如果說(shuō)這種下降是有效率的，那么最終將在未來(lái)股票累計(jì)收益率上得到體現(xiàn)。為此，借鑒Polk & Sapienza(2009),構(gòu)建如式(3)所示的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀?/p>

Returni,t+1=α0+α1INVi,t+α2Treatmenti×Postt×INVi,t+α3Qi,t+α4Cashflowi,t+∑tQuartert+∑iIndustryi+εi,t+1

(3)

其中，Returni,t+1為下一季度的股票累計(jì)收益率，其他變量的定義與前文相同。在此，我們關(guān)注INVi,t和交乘項(xiàng)Treatmenti×Postt×INVi,t的回歸系數(shù)之和α1+α2，若α1+α2顯著為負(fù)，則意味著賣(mài)空制度引入后，允許賣(mài)空的企業(yè)其未來(lái)股票累計(jì)收益率和當(dāng)前的投資水平呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，企業(yè)當(dāng)前投資水平的下降，反而會(huì)帶來(lái)未來(lái)股票累計(jì)收益率的提高。

針對(duì)式(3)的回歸統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表7?？梢钥闯?，下一季度的Returni,t+1與當(dāng)期CAPXi,t、Investi,t回歸系數(shù)均在5%的的水平上顯著為負(fù)，交乘項(xiàng)Treatmenti×Postt×CAPXi,t和Treatmenti×Postt×Investi,t回歸系數(shù)也均在1%的水平上顯著為負(fù)。對(duì)這兩個(gè)回歸系數(shù)之和進(jìn)行聯(lián)合檢驗(yàn)，拒絕了顯著為0的假設(shè)，也即α1+α2之和顯著為負(fù)，說(shuō)明對(duì)于允許賣(mài)空的企業(yè)，企業(yè)投資水平和未來(lái)股票累計(jì)收益率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，賣(mài)空制度的引入所帶來(lái)的企業(yè)投資水平的下降反而提升了未來(lái)股票累計(jì)收益率，這進(jìn)一步補(bǔ)充了賣(mài)空制度改善企業(yè)資源配置效率的證據(jù)。盡管針對(duì)總資產(chǎn)的投資支出檢驗(yàn)結(jié)果并不顯著，但從總體上還是支持了我們的預(yù)期。

表7 賣(mài)空制度的引入對(duì)未來(lái)股票累計(jì)收益率與投資水平之間關(guān)系的檢驗(yàn)

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先，在前文的檢驗(yàn)中，為了得到穩(wěn)健的研究結(jié)果，我們采用了不同的衡量指標(biāo)與不同的檢驗(yàn)策略，包括使用固定資產(chǎn)投資支出、固定資產(chǎn)和無(wú)形資產(chǎn)投資支出以及總資產(chǎn)的投資支出來(lái)衡量企業(yè)投資水平；單一指標(biāo)和綜合指標(biāo)衡量企業(yè)融資約束程度；間接指標(biāo)和直接指標(biāo)衡量股價(jià)高估，以及三個(gè)策略檢驗(yàn)賣(mài)空制度的引入對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)資源配置效率的影響。實(shí)證結(jié)果均支持本文所提出的研究假設(shè)和預(yù)期，初步表明本文研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

其次，針對(duì)DID檢驗(yàn)中的樣本選擇問(wèn)題，我們進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：1)全樣本檢驗(yàn)：直接使用未配對(duì)的全樣本，且為了控制樣本選擇偏差問(wèn)題，加入了與融資融券標(biāo)的選取標(biāo)準(zhǔn)有關(guān)的控制變量，此外還使用年度數(shù)據(jù)替代季度數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。全樣本的統(tǒng)計(jì)結(jié)果仍然支持前文假設(shè)。2)采用PSM配對(duì)：借鑒靳慶魯?shù)?2015)的研究，以融資融券標(biāo)的選取規(guī)則為準(zhǔn)，選取所屬行業(yè)、企業(yè)規(guī)模、換手率、日均漲跌幅偏離值、波動(dòng)率等指標(biāo)，采用傾向得分模型( PSM)進(jìn)行1:1配對(duì)，這些樣本檢驗(yàn)結(jié)果與前文一致，仍然支持我們的假設(shè)。鑒于篇幅原因，本文未列示上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。

七、結(jié)論與討論

本文以一個(gè)更系統(tǒng)的視角，從治理效應(yīng)、股票市場(chǎng)反饋效應(yīng)、融資成本三條路徑探討我國(guó)賣(mài)空制度的引入對(duì)企業(yè)投資以及資源配置效率的作用機(jī)理，發(fā)現(xiàn)賣(mài)空制度對(duì)于企業(yè)投資的影響是一種綜合作用結(jié)果。首先，賣(mài)空制度作為一種來(lái)自外部證券市場(chǎng)的基于負(fù)面信息傳遞和交易的治理機(jī)制，這種治理機(jī)制可以通過(guò)事前威懾對(duì)企業(yè)投資產(chǎn)生治理作用。其次，即使不存在治理效應(yīng)，賣(mài)空制度的引入還可以通過(guò)在股價(jià)中注入與企業(yè)有關(guān)的負(fù)面信息而產(chǎn)生股票市場(chǎng)反饋效應(yīng)，具有學(xué)習(xí)能力的管理者通過(guò)股價(jià)了解信息并調(diào)整投資行為，提高投資-股價(jià)之間的敏感性，改善企業(yè)資源配置效率。最后，賣(mài)空制度的引入還可以通過(guò)影響企業(yè)外部融資時(shí)所面臨的資本成本起到抑制企業(yè)投資支出、改善資源配置效率的作用。

自2015年股災(zāi)以來(lái)，盡管有關(guān)我國(guó)賣(mài)空機(jī)制的積極影響受到諸多質(zhì)疑。但研究發(fā)現(xiàn)，賣(mài)空制度作為成熟資本市場(chǎng)不可缺少的基本交易制度，不僅會(huì)對(duì)資本市場(chǎng)的資源配置效率產(chǎn)生重要影響，還會(huì)進(jìn)一步影響微觀(guān)企業(yè)的財(cái)務(wù)資源配置。因此，我們有必要在吸取股災(zāi)教訓(xùn)的基礎(chǔ)上，繼續(xù)推行和完善融資融券制度，進(jìn)一步放松賣(mài)空約束，擴(kuò)大券源來(lái)源，降低交易成本，深入發(fā)揮賣(mài)空制度在優(yōu)化實(shí)體經(jīng)濟(jì)資源配置中的作用。