王碧澄 韓豫峰 韓復(fù)齡

一、引言

2010年3月我國正式啟動了融資融券業(yè)務(wù)的市場操作，其中，融資融券業(yè)務(wù)中的融券業(yè)務(wù)，或稱賣空業(yè)務(wù)(后文統(tǒng)稱為賣空)首次引入中國證券市場，其作為一種金融創(chuàng)新，結(jié)束了我國股市成立以來沒有賣空的“單邊”市場；然而2015年的股市異常波動使得賣空類信用交易機(jī)制受到前所未有的質(zhì)疑與批判，導(dǎo)致賣空業(yè)務(wù)在2015年后也基本停止擴(kuò)容。那么賣空制度到底是造成股市噪音的元兇，還是其實具有使股市價值回歸、防范管理風(fēng)險的功能？大部分文獻(xiàn)對此研究了賣空制度與股票定價效率的關(guān)系，尚未得到統(tǒng)一的論斷。為了從根本上探尋這個謎題，研究者們開始探索賣空制度影響定價效率的傳導(dǎo)機(jī)制在于何處。李志生等(2015)[1]、肖浩和孔愛國(2014)[2]認(rèn)為市場投資者行為是改變股票定價效率的主要機(jī)制，但本研究認(rèn)為我國賣空制度初步實施背景下的賣空交易力量十分弱小(1)肖浩和孔愛國(2014)[2]也對盈余管理做了分析,但認(rèn)為其所產(chǎn)生效果不夠顯著，不具有持久性，因而不是主要的傳導(dǎo)機(jī)制，該結(jié)論受到樣本選擇期間與研究方法的限制。；而對于撼動股價更有力量的公司管理層行為作為整個股票市場“生產(chǎn)信息的第一站”(Massa等，2015[3])，卻被研究者們長期忽略；并且由于我國公司治理的薄弱性，公司管理層行為對于賣空機(jī)制的引入非常敏感。

盡管Massa等(2015)[3]提出了公司管理層行為對于股市價格效率的重要性，肖浩和孔愛國(2014)[2]也對賣空影響盈余管理提高股價效率做了實證嘗試，但二者均沒有將此問題上升到公司管理層行為被改善從而影響股價的高度；因此公司傳導(dǎo)機(jī)制是否作為賣空制度影響股價效率的重要機(jī)制缺乏明確的界定與證明，在我國股市更缺乏該機(jī)制的檢驗證明。進(jìn)一步根據(jù)我國賣空機(jī)制與公司治理的特點，相對市場交易層面行為，公司行為更可能作為賣空影響股價的傳導(dǎo)機(jī)制。而對于公司傳導(dǎo)機(jī)制的研究，將有助于理解賣空在股市中進(jìn)行信息改善的深層原因與傳導(dǎo)路徑，從而深入揭示我國賣空制度究竟是否具有幫助股市價值回歸與風(fēng)險管理的效用。

本研究通過對A股市場賣空制度的引入與擴(kuò)容的自然實驗進(jìn)行實證分析，發(fā)現(xiàn)賣空制度不僅能夠減少標(biāo)的股票所屬公司的過度資本性投資與盈余管理，還能通過約束它們來提高股價信息效率。相較于以往的研究文獻(xiàn)，本文的邊際貢獻(xiàn)在于以下三點：其一，本研究發(fā)現(xiàn)并證實了賣空機(jī)制提高股價信息效率的微觀公司傳導(dǎo)機(jī)制，研究將賣空制度、公司管理層行為和股價效率三者有機(jī)地聯(lián)系起來，揭示了我國賣空制度提高股市資源配置能力的深層路徑與原因，在檢驗賣空機(jī)制價值效應(yīng)的途徑和范式上拓展了研究視角，并且以中國A股市場的實證證據(jù)為賣空綜合價值模型、委托代理理論與公司治理相關(guān)理論提供了理論支持與貢獻(xiàn)。其二，我國賣空機(jī)制的特殊性在于，由于政策與市場限制，賣空在價格發(fā)現(xiàn)的直接機(jī)制上存在缺陷，但是公司管理層傳導(dǎo)機(jī)制又一定程度修復(fù)了其價格發(fā)現(xiàn)能力，說明了我國賣空制度具有間接幫助股市回歸內(nèi)在價值的功能；也從外部政策角度證明了良好的公司治理對于保護(hù)市場投資者的重要性，這在“后股災(zāi) ”時代對于我國資本市場制度構(gòu)建具有重要的政策啟示意義。此外，不同于發(fā)達(dá)國家的賣空通過傾向反映公司私有信息發(fā)揮效應(yīng)，由于弱有效市場特點，我國賣空制度能夠通過傾向反映會計穩(wěn)健風(fēng)險、財務(wù)風(fēng)險與系統(tǒng)性風(fēng)險的公共信息來發(fā)揮約束效應(yīng)。其三，本文的研究結(jié)果具有更強(qiáng)的解釋力與穩(wěn)健性。不同于美國賣空政策標(biāo)的的隨機(jī)性，我國融資融券標(biāo)的股票的選擇標(biāo)準(zhǔn)造成樣本存在“自選擇”性問題，使得模型具有內(nèi)生性，但是目前研究我國的文獻(xiàn)常用普通面板數(shù)據(jù)(OLS)來研究賣空制度的政策效應(yīng)，而OLS估計會存在偏誤。肖浩和孔愛國(2014)[2]以O(shè)LS研究了賣空通過制約盈余管理提高股價信息效率，但認(rèn)為該機(jī)制只具有瞬時效應(yīng)并且擴(kuò)容后效應(yīng)不顯著，得出賣空對盈余管理的影響對信息披露不重要的結(jié)論。本文通過工具變量法(IV)與處理效應(yīng)模型糾正了內(nèi)生性偏誤，發(fā)現(xiàn)該機(jī)制具有顯著的瞬時與持續(xù)效應(yīng)，并且擴(kuò)容后效應(yīng)依然顯著。

本文余下部分內(nèi)容安排如下:第二部分為文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)；第三部分為變量界定、數(shù)據(jù)描述和模型設(shè)計；第四部分為實證分析；第五部分為穩(wěn)健性檢驗；第六部分為結(jié)論。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)賣空制度對公司管理層行為的影響綜述

在賣空制度與公司投資領(lǐng)域，最早由Morck等(1990)[4]總結(jié)了股票價格可能會通過管理層迎合機(jī)制(股價壓力機(jī)制)、融資成本機(jī)制和信號機(jī)制影響公司的投資行為。Gilchrist等(2005)[5]從融資機(jī)制的角度展開，證明了當(dāng)股價超過基本面值產(chǎn)生過高估值時，將導(dǎo)致公司投資成本減小，引起公司投資行為的顯著增加(Overvaluation Hypothesis，過度估值假說)。Goldstein和Guemhel(2008)[6]則發(fā)現(xiàn)公司在面對惡意賣空而使股價有利于自身的投資者威脅下則會減少價值增加型投資項目(Bear Raiders Hypothesis，大量賣空者假說)。Grullon等(2015)[7]基于Gilchrist等(2005)[5]、Goldstein和Guemhel(2008)[6]的理論假說，實證證明了放松賣空限制的公司顯著減少了資本投資，并且那些受到更高價格沖擊的股票所導(dǎo)致的資本投資約束行為更顯著，符合上述兩大假說。

不同于賣空制度與公司投資的研究認(rèn)為對賣空制度施加影響的關(guān)鍵是價格渠道，認(rèn)為賣空制度能夠制約公司財務(wù)操縱的最為重要的理論基石則是委托代理理論。Jensen和Meckling(1976)[8]提出了在契約框架內(nèi)股東與管理層存在委托代理關(guān)系，管理層通常出于私有利益，在公司的經(jīng)營與決策中經(jīng)常表現(xiàn)出道德風(fēng)險行為，其中盈余管理作為能為管理層帶來更高薪酬(王克敏和王志超，2007[9])或免于處罰(陸建橋，1999[10])的財務(wù)指標(biāo)，成為這其中最容易被扭曲的信號之一。基于上述理論，Massa等(2015)[3]提出“約束假說”，認(rèn)為由于賣空的運(yùn)用能使股價更快地融入壞消息(Hirshleifer，2011[11]；Karpoff和Lou，2010[12])，或者更有“可能性”(probability)融入壞消息，促使公司大股東對管理層實施有效監(jiān)督，緩解股東與管理層的代理問題，使高管操縱利潤的動機(jī)削弱，并且用實證證明了“約束假說”。自此之后，委托代理理論與“約束假說”成為后續(xù)的賣空制度改善公司治理，進(jìn)而改善公司管理層行為的思想源頭，如顧乃康和周艷利(2017)[13]發(fā)現(xiàn)賣空對公司外部融資、財務(wù)杠桿的治理效應(yīng)，權(quán)小峰和尹洪英(2017)[14]證明的賣空提高公司創(chuàng)新效率，均與“約束假說”異曲同工。甚至在投資方面，靳慶魯?shù)?2015)[15]發(fā)現(xiàn)賣空機(jī)制會在公司投資機(jī)會較差時督促管理層盡快縮減投資，結(jié)論更加符合 “約束假說”的思想而非基于價格層面的“過度估值假說”。

結(jié)合我國2010—2015年A股市場受到新政策的影響，當(dāng)時股市處于長期牛市，“政策市”特征顯著，流動性過剩且市場處于過度投資的狂熱氛圍中；進(jìn)一步根據(jù)Wang等(2009)[16]的觀點，由于A股市場中股票特質(zhì)信息含量較少，因而公司投資行為難以對股價變動產(chǎn)生反饋?？梢缘玫皆诠蓛r噪音信息較大的中國市場，賣空難以通過價格機(jī)制影響公司投資，而是會通過“威脅性”(即具有向股價融入壞消息的可能性)，使壞消息傾向地融進(jìn)股價，帶來負(fù)面消息的傳播與股價下跌壓力，股東面臨這些壓力會尤其害怕由于資本過度擴(kuò)張被賣空者攻擊遭受更大的崩盤風(fēng)險，因而促使他們給管理層施加壓力，使其縮減經(jīng)濟(jì)過熱時的過度投資，并且縮減在投資機(jī)會較差時的盲目投資?；谏鲜龇治鎏岢黾僬f1和假說2。

假說1：賣空制度的實施能夠減少2010—2015年經(jīng)濟(jì)過熱時公司的資本性投資。

假說2：賣空制度的實施能夠減少公司管理層尤其是在投資機(jī)會變差時的資本性投資。

同樣地，當(dāng)賣空引入，雖然真實交易量較小，但是賣空的“威脅性”已經(jīng)足以引起壞消息傳播與股價下跌壓力，股東面臨這些壓力時會尤其害怕財務(wù)舞弊的壞消息被嗅覺靈敏的知情賣空者敗露出來，因而促使他們給管理層施加壓力，制約管理層對利潤的操控，即盈余管理程度會減小?；谏鲜龇治鎏岢黾僬f3。

假說3：賣空制度的實施能夠減少公司管理層的盈余管理程度。

(二)賣空制度、公司治理與股票定價效率的綜述

1.賣空制度與股價定價效率。

Miller(1977)[17]提出了“股價高估理論假說”，即由于賣空約束的存在使得悲觀投資者離開市場，因此股價只能反映樂觀投資者的看法，使得股價高估。在此之后，大部分研究者逐漸地或以理論或以實證研究間接地向這個結(jié)論靠攏。但是股票定價效率在早期研究中尚未產(chǎn)生綜合能力強(qiáng)的指標(biāo)體系，定價效率本身的界定也充滿了模糊性，直到Saffi和Sigurdsson(2011)[18]首次界定了股價的定價效率意義為股價對所有可得到的信息的反應(yīng)速度和準(zhǔn)確程度。在此前后學(xué)者們也從不同維度建立了各項直接反映股價效率的指標(biāo)，如Bris等(2007)[19]的同步性指標(biāo)與Saffi和Sigurdsson(2011)[18]采用的價格滯后指標(biāo)等。然而， Li等(2014)[20]認(rèn)為這些綜合指標(biāo)同時受公司特質(zhì)性信息和市場信息的影響；Roll和Richard(1988)[21]則發(fā)現(xiàn)市場和產(chǎn)業(yè)層面的信息其實只能解釋個股股價小部分的波動，而未解釋的部分由公司特質(zhì)信息和噪音造成。目前，一系列研究表明股價特質(zhì)性波動指標(biāo)(Idiosyncratic Volatility，以下或簡稱Ivol)可能作為股價中公司特質(zhì)信息含量的可行測度(Ivol的信息假說)，同時也是噪音交易(Rajgopal和Venkatachalam，2011[22])等非信息效率因素的測度指標(biāo)(Ivol的噪音假說)，可見Ivol指標(biāo)用來衡量股價(非)信息效率是較為客觀的指標(biāo)。肖浩和孔愛國(2014)[2]通過研究賣空制度與Ivol的關(guān)系證明了該指標(biāo)用于衡量股票噪音信息的穩(wěn)健性。Li等(2014)[20]也通過理論模型與實證分析驗證了當(dāng)控制市場波動與個股Beta的影響之后，Ivol體現(xiàn)為噪音效應(yīng)，而非信息效應(yīng)。中國目前文獻(xiàn)中實證檢驗均表現(xiàn)為Ivol呈現(xiàn)出噪音效應(yīng)。

此外，大部分發(fā)達(dá)資本市場對于信用交易機(jī)制的關(guān)注集中在賣空制度上。然而我國融資、融券的發(fā)展極不均衡，受到投資者傳統(tǒng)投資觀念與市場制度約束，融券交易占融資交易比例極小，因此我國融資融券制度的研究更為復(fù)雜。盡管李志生等(2015)[1]認(rèn)為融資融券機(jī)制顯著提高了股價效率，但褚劍和于傳榮(2016)[23]認(rèn)為整體上融資融券制度的實施加大了股市崩盤風(fēng)險，李政等(2016)[24]認(rèn)為融資加杠桿是造成2015年股市異常波動的主要原因。Chang等(2014)[25]甚至發(fā)現(xiàn)只有融券交易能夠提高定價效率，融資則不具備預(yù)測股價能力。

2.賣空制度、公司治理與股價定價效率。

現(xiàn)有研究較少探究股價改變信息效率所基于的傳導(dǎo)機(jī)制。李志生等(2015)[1]、肖浩和孔愛國(2014)[2]主要認(rèn)為市場投資者行為的改善，如買賣價差、噪音交易程度與信息傳遞速度等是造成我國股票定價效率提高的主要機(jī)制。然而，由于新興市場與政策的特點，我國賣空交易尤其受到交易門檻與成本的限制，賣空投資者的交易力量十分有限，因而市場交易渠道對股價的影響可能并不穩(wěn)健，這也可能是中國賣空提高股價效率的文獻(xiàn)充滿爭議的原因之一。但與此同時，我國公司管理層行為對賣空機(jī)制的引入十分敏感。除了投資者層面，公司管理層層面也是決定股價信息效率的重要機(jī)制，卻經(jīng)常受到忽視。如Massa等(2015)[3]就指出， “人們總喜歡研究賣空制度對股價效率的影響，這是由于大家信奉賣空制度只影響股價對信息的吸收速度，往往忽略了賣空會對‘生產(chǎn)信息的第一站’——公司管理層產(chǎn)生直接影響?！庇捎诖蟛糠謱嵶C文獻(xiàn)證明賣空在治理水平越差、公司越不透明與壟斷性越高的環(huán)境對公司治理的約束越強(qiáng)(如權(quán)小峰和尹洪英，2017[14]；顧乃康和周艷麗，2017[13])，因而本研究認(rèn)為，在我國公司治理水平與發(fā)達(dá)國家相比相對薄弱，特別是在2010—2016年治理水平下滑尤其嚴(yán)重的背景下(2)參考亞洲公司治理協(xié)會(ACGA)發(fā)布的《2016年公司治理觀察》。，賣空對管理層行為的約束在我國會更為顯著，公司管理層行為相對市場投資者層面更具有影響信息傳遞的力量，更可能作為我國賣空影響股價效率的傳導(dǎo)機(jī)制。盡管Massa等(2015)[3]提出了公司管理層行為的重要性，肖浩和孔愛國(2014)[2]也對盈余管理機(jī)制做了實證嘗試，但二者均沒有將公司管理層行為作為一項微觀傳導(dǎo)機(jī)制來分析。

公司傳導(dǎo)機(jī)制的思想其實能夠體現(xiàn)在治理機(jī)制影響公司信息透明度的理論中，即有效的微觀治理能夠讓公司股東更有動機(jī)監(jiān)督管理層機(jī)會主義行為，讓外部投資者利益更受保護(hù)，投資者更有動力提高知情交易概率，從而提高公司信息透明度(高雷和宋順林，2007[26]；Grossman和Stigliz，1980[27])。本研究重點關(guān)注的公司管理層行為中的盈余管理行為與投資決策行為在狹義上并不屬于公司治理，但是都屬于與公司治理最密切相關(guān)的管理層戰(zhàn)略行為，并且由于賣空使管理層減少了過度投資與粉飾會計信息的傾向，在公司治理層面制約了管理層的權(quán)力，因此本質(zhì)依然屬于公司治理問題范疇。所以，當(dāng)過度投資的機(jī)會主義傾向受到約束時，投資者們將從財務(wù)信息上獲知公司投資水平不再虛高，了解公司此時真正的成長能力，從而及時調(diào)整自身的證券投資策略，提高股價效率；當(dāng)盈余管理的機(jī)會主義傾向受到約束時，投資者們將從財務(wù)信息上獲知公司真實盈利水平，從而及時調(diào)整自身投資策略，提高股價效率。也即，當(dāng)這二者機(jī)會主義行為受到約束后，公司信息透明度提高，而這些信息的質(zhì)量會引導(dǎo)股價的形成?；谏鲜鼍C合分析，本研究提出假說4。

假說4：賣空制度的實施能夠分別通過改善公司的過度投資行為與制約公司的盈余管理行為來提高公司股價的信息效率。

三、數(shù)據(jù)描述、變量與模型設(shè)計

(一)上市企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)與樣本選取

本文的數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，初始樣本為滬深兩市所有A股上市公司，觀測區(qū)間選擇2003年第一季度到2015年第四季度。由于賣空制度從2010年3月即開始實施，樣本中第一次賣空事件之后的區(qū)間則從2010年到2015年總共將近6年，并且這六年包含了最為重要的融資融券股票標(biāo)的一次開通與四次擴(kuò)容時間點(3)雙重差分第一次為2010年3月31日，上交所融資融券標(biāo)的股票范圍為上證50指數(shù)的所有成分股，深交所為深成指數(shù)的所有40只成分股；第二次為2011年12月5日，上交所融資融券標(biāo)的股票范圍為上證180指數(shù)所有成分股，深交所為深證100指數(shù)中的98只成分股，其中新加入的標(biāo)的股票189只，被剔出的標(biāo)的股票1只；第三次為2013年1月31日，滬深股市融資融券標(biāo)的股票數(shù)量增至500只，其中新加入的標(biāo)的股票276只，被剔出的標(biāo)的股票56只；第四次為2013年9月16日，融資融券標(biāo)的股票數(shù)量由500只增加到700只，其間6只股票被剔出標(biāo)的，206只股票被加入標(biāo)的；第五次為2014年9月22日，融資融券標(biāo)的股票數(shù)量由700只增加到900只。，為了得到雙重差分更穩(wěn)健的效應(yīng)，選取2003年到2009年作為事件發(fā)生前的信息區(qū)間。本文的樣本點選擇觀測區(qū)間的季度數(shù)據(jù)。

對于樣本數(shù)據(jù)按照以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選：第一，剔除相關(guān)變量缺失的樣本；第二，剔除金融行業(yè)的樣本；第三，剔除特別處理(ST)的樣本；第四，剔除凈資產(chǎn)為負(fù)的樣本。并且根據(jù)以往文獻(xiàn)，本文在回歸分析中對該模型涉及的連續(xù)變量進(jìn)行了上下各1%標(biāo)準(zhǔn)的 Winsorize處理。

(二)重要變量的度量與說明

公司投資決策方面，采用資本性投資/支出(CapitalExpenditure)作為研究對象，本研究采取Biddle等(2009)[28]的方法衡量，即:

盈余管理的程度則采用可操縱性應(yīng)計利潤(Discretionary Accruals，簡寫為DA)來代表。由于非可操縱性應(yīng)計利潤取決于公司的經(jīng)濟(jì)基本面，而可操縱性應(yīng)計利潤能夠顯示出管理層對于報告出來的盈利的操縱程度。本研究基于Jones修正模型(Dechow等，1995[29])方法，并參考 Kothari等(2005)[30]采用控制公司上年業(yè)績(ROA)的Jones修正模型來計算可操縱性應(yīng)計利潤。

其中:TAi,t表示公司i在t季度的總應(yīng)計利潤總額，為營業(yè)利潤減去經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量；Asseti,t-1為公司i在上一季度的資產(chǎn)總額；ΔREVi,t表示公司i在t季度的營業(yè)收入變動額；ΔARi,t表示i公司在t季度的應(yīng)收賬款變動額，PPEi,t表示i公司在t季度的固定資產(chǎn)原值。對(1a)進(jìn)行分行業(yè)分季度回歸，隨后將回歸系數(shù)代入(1b)，得到可操縱應(yīng)計利潤DA。DA越大，說明盈余管理激進(jìn)程度越大。

股價定價效率，或稱信息含量的衡量指標(biāo)，選用異質(zhì)性波動率Ivol。本研究Ivol內(nèi)涵基于噪音假說，當(dāng)Ivol越高，則股價的非信息效率越高，信息效率越低。根據(jù)Ivol的涵義以及方便起見，下文統(tǒng)稱Ivol所衡量的為股價信息效率。計算方式參考肖浩和孔愛國(2014)[2]的計算方式：

ri, t-rt=βi, 1MKTt+βi, 2SMBt+βi, 3HMLt+εi, t

(2)

其中：ri,t為公司i在t日考慮現(xiàn)金紅利再投資的日個股回報率，rt為當(dāng)年無風(fēng)險利率(用日銀行定期存款利率來代表)；εi,t為回歸所得殘差。首先計算出A股市場每日的Fama-French 三因子MKTt、SMBt和HMLt，然后使用模型(2)進(jìn)行按季度回歸。對所得的回歸殘差值按季度求標(biāo)準(zhǔn)差則得公司i在該季度的股價特質(zhì)性波動率。

本文各主要控制變量的基本定義如表1所示。

(三)統(tǒng)計性檢驗與模型設(shè)計

1.賣空機(jī)制對公司效率影響的實證設(shè)計。

針對本部分模型所用到變量的樣本選擇與數(shù)據(jù)篩選，得到樣本數(shù)59 438個。主要變量的描述性統(tǒng)計如表2所示(其中流通市值做了log處理簡寫為Lnmv，Illiquidity由于數(shù)值過小，方便起見，放大10^10 倍，簡寫為Illiqde_10)。

表1其他主要控制變量定義

① 其中，股票的收益率采用“考慮現(xiàn)金紅利再投資日個股回報率”，市場組合的收益率采用“考慮現(xiàn)金紅利再投資的日市場回報率(流通市值加權(quán)平均法)”，無風(fēng)險利率采用“日度化無風(fēng)險利率”。

表2模型(3)主要變量描述性統(tǒng)計

資料來源：作者運(yùn)用Stata軟件整理，下同。

從表2可以看出，公司股票能否賣空的虛擬變量SS均值為0.16，表明在樣本當(dāng)中，16%的樣本允許賣空標(biāo)的。接著，對2008—2015年可賣空與不可賣空股票的重要控制變量指標(biāo)進(jìn)行t檢驗與z檢驗對比分析(出于篇幅考慮不展示)，發(fā)現(xiàn)可賣空公司的規(guī)模、上市時間與Beta系數(shù)顯著更高，個股波動性與非流動性顯著更低。這說明具有這些特性的公司更容易被證監(jiān)會選入可融資融券名單，與現(xiàn)實中融資融券選擇標(biāo)準(zhǔn)的政策相符合。如深圳證券交易所與上海證券交易所在2010年后融資融券標(biāo)的的三次重要擴(kuò)容中先后采取過加權(quán)評價指標(biāo)的計算方式：

深交所也在幾次擴(kuò)容中“重點考慮較大的市值、較活躍的成交、較廣泛的板塊覆蓋和較穩(wěn)定的市場表現(xiàn)等因素，按照加權(quán)評價指標(biāo)公式計算并排序得出標(biāo)的股票名單”(4)加權(quán)平均指標(biāo)與優(yōu)先選擇標(biāo)準(zhǔn)參見2010—2015年擴(kuò)容時期頒布的《上海證券交易所實施細(xì)則》與《深圳證券交易所實施細(xì)則》。。這些政策規(guī)定均說明股票進(jìn)入融資融券名單確實需要具有更大的流通市值、更強(qiáng)的流動性、更大的市場影響力與更強(qiáng)的穩(wěn)定性等特征，從而導(dǎo)致能否賣空指標(biāo)SS很可能具有“自選擇”性，造成模型的內(nèi)生性問題，然而大部分文獻(xiàn)均沒有對此內(nèi)生性進(jìn)行處理。本部分在模型基礎(chǔ)上借鑒Grullon等(2015)[7]、靳慶魯?shù)?2015)[15]的實驗設(shè)計，以基于控制季度與公司固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)的雙重差分(DID)模型為基礎(chǔ)；進(jìn)一步，本研究還采用工具變量法以控制SS的內(nèi)生性問題，設(shè)計模型(3)，在回歸過程中考慮了公司層面聚類效應(yīng)以及異方差穩(wěn)健問題。

+δControlsi, t+Timefixed_effect

+Firmfixed_effect+εi, t

(3a)

SSi, t=α1+β3IVi, t+β4IVi, t×Dgrowthi, t+δ1Controlsi, t

+Timefixed_effect+Firmfixed_effect+ε′i, t

(3b)

SDi, t=α2+β′3IVi, t+β′4IVi, t×Dgrowthi, t+δ2Controlsi, t

+Timefixed_effect+Firmfixed_effect+ε″i, t

(3c)

其中:CapitalExpenditurei,t為公司i在t季度的資本性投資。SSi,t若在當(dāng)季度可以賣空取值為1，否則取值為0。借鑒Biddle等(2009)[28]的變量選取，用營業(yè)收入增長率(Growth)來衡量公司潛在投資機(jī)會的好壞；SDi,t為能否賣空變量SSi,t與公司投資機(jī)會Dgrowthi,t交乘項的簡寫。Controlsi,t為主要控制變量；Timefixed_effect與Frimfixed_effect分別代表時間固定效應(yīng)與個體固定效應(yīng)。該工具變量模型中，由于SS變量具有內(nèi)生性，交乘項SD也同樣具有內(nèi)生性，因此在第一階段回歸中真正的工具變量其實包含了SS原本工具變量IV與IV和Dgrowth的交乘項IV×Dgrowth作為SS與SD所共有的全部工具變量。式(3b)與式(3c)為工具變量法第一階段回歸模型，式(3a)為第二階段模型。式(3a)中的SSEstimated與SDEstimated代表了內(nèi)生變量經(jīng)過(3b)-(3c)第二階段回歸后的擬合值，則β1衡量了賣空制度的引入對資本性支出的影響，β2衡量了放開賣空約束能否在公司面對較差投資機(jī)會時約束管理層投資擴(kuò)張的沖動。

綜合經(jīng)濟(jì)背景考慮與工具變量的選擇標(biāo)準(zhǔn)分析，首先，可賣空名單傾向選擇更強(qiáng)的流動性、更大的市場影響力與更強(qiáng)的穩(wěn)定性，則分別對照了非流動性指標(biāo)、Beta系數(shù)與波動性指標(biāo)，這些指標(biāo)是形成SS的主要原因，將滿足工具變量“相關(guān)性約束”(inclusion restriction)；其次，考慮到這些性質(zhì)需要一定的時間來形成，并且綜合“排他性約束”(exclusion restriction)考量，篩選出最合適工具變量為Volatilityt-3，Beta_2t-3與Illiquidityt-3(因為波動性、Beta系數(shù)與流動性盡管當(dāng)期與系統(tǒng)密切相關(guān)，但滯后三期則與當(dāng)期投資水平不相關(guān))。為了保障工具變量在理論分析的篩選后具有上述合理性，本文采用兩方面的檢驗。一是采用Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計量來檢驗工具變量使用的識別不足問題(under identification), 即工具變量與內(nèi)生變量之間的相關(guān)性是否足夠強(qiáng)，若拒絕原假設(shè), 則表明模型滿足相關(guān)性約束。二是采用Hansen’s J 統(tǒng)計量檢驗?zāi)Ｐ椭械倪^度識別問題(over identification)，該統(tǒng)計量的原假設(shè)是工具變量是合理的, 即工具變量與干擾項不相關(guān)，如果無法拒絕原假設(shè)，則工具符合排他性約束。

2.賣空機(jī)制對公司盈余管理影響的實證設(shè)計。

同樣經(jīng)過樣本選擇與數(shù)據(jù)篩選，針對本部分模型(4) 得到樣本數(shù)30 028個。模型中主要變量的描述性統(tǒng)計如表3所示。

表3模型(4)主要變量描述性統(tǒng)計

接著同樣進(jìn)行2008—2015年可賣空與不可賣空股票的重要控制變量指標(biāo)對比，發(fā)現(xiàn)有著與第一部分實證統(tǒng)計性檢驗同樣的特點，從而本部分的模型設(shè)計的基本思想與上部分相同。通過借鑒Massa等(2015)[3]、陳暉麗和劉峰(2014)[31]的實驗設(shè)計，以控制季度與公司固定效應(yīng)的模型為基礎(chǔ)；為控制內(nèi)生性，本研究進(jìn)一步設(shè)計工具變量模型(4)，模型設(shè)計考慮到公司層面聚類效應(yīng)以及異方差穩(wěn)健問題。

+Firmfixed_effect+εi, t

(4a)

SSi, t=α1+α1IVi, t+δ1Controlsi, t+Timefixed_effect

+Firmfixed_effect+εi, t

在經(jīng)歷了一段病痛般的折磨后，她再也無法控制自己，便買了一張去他那個城市的車票見到他后，她一邊用拳頭砸他一邊哭。

(4b)

模型(4)各變量定義同模型(3)。式(4b)為工具變量法第一階段回歸模型，式(4a)則為第二階段模型；式(4a)中的SSEstimated代表了內(nèi)生變量經(jīng)過式(4b)第二階段回歸后的擬合值，β1衡量了賣空制度的引入對盈余管理的影響。同上部分，綜合SS被決定的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義與工具變量的選擇標(biāo)準(zhǔn)，采用Beta_2t-3、LnTAt-3、Volatilityt-3、stdSALEt-3、stdOCFt-3與Leveraget-3作為工具變量IV，在設(shè)計中使其滿足工具變量的“排他性約束”與“相關(guān)性約束”，之后同樣對模型進(jìn)行識別不足檢驗與過度識別檢驗。

3.賣空機(jī)制、公司管理層行為與股價信息效率的實證設(shè)計。

由于本部分實證所運(yùn)用變量與模型(3)、(4)類似，統(tǒng)計性檢驗呈現(xiàn)相似的特點，因而不再展示。在研究賣空制度、公司效率與股票價格效率之間的影響關(guān)系實證方面，本研究主要借鑒了Massa等(2015)[3]對子樣本分析與交乘項的巧妙運(yùn)用來證明賣空機(jī)制對股價效率的微觀傳導(dǎo)路徑的實證方法。

本研究首先對模型(3)與模型(4)進(jìn)行進(jìn)一步子樣本分析。基于已有文獻(xiàn)的實證基礎(chǔ)與經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，可以自然地得到模型(3)、(4)中，賣空對于資本性投資與盈余管理的影響程度很有可能在各個維度上并不保持均衡。當(dāng)分別對模型(3)與模型(4)進(jìn)行子樣本分析時，嘗試針對公司特征變量進(jìn)行分高低分位或者正負(fù)兩組(高于中位值或低于中位值，或者大于零或小于零)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)某些變量高位組與低位組中SS發(fā)揮效應(yīng)并不均等。為了達(dá)到更精準(zhǔn)的效果，找到特定的兩組變量同時處于特定分位時SS效應(yīng)發(fā)揮更強(qiáng)的(如M變量與N變量都處于高分位組時SS發(fā)揮效應(yīng)顯著強(qiáng)于M、N變量其他分位組合，也顯著強(qiáng)于其他A、B、C等變量分組回歸時的不均衡效果)。假設(shè)研究發(fā)現(xiàn)M高分位組與N高分位組時SS尤其顯著減少了CapitalExpenditure；P高分位組與Q高分位組時SS尤其顯著減少了DA(DiscretionalAccruals)；設(shè)定虛擬變量XH(XL)，該變量高于(低于)中位數(shù)時取值為1，低于(高于)中位數(shù)時則取值為0，則誕生四個虛擬變量MH、NH、PH與QH。

+δControlsi,t+Timefixed_effect+Firmfixed_effect+εi, t

(5a)

+Firmfixed_effect+ε′i, t

(5b)

+Firmfixed_effect+ε″i, t

(5c)

+Firmfixed_effect+ε?i, t

(5d)

四、實證結(jié)果

(一)賣空制度對公司投資水平影響的實證分析

從表4看出，首先通過Davidson-MacKinnon test(DM檢驗)發(fā)現(xiàn)，在SS當(dāng)期與滯后一期時，DM統(tǒng)計量為顯著的2.96與5.35，高度拒絕原假設(shè)，原OLS模型確實存在比較顯著的內(nèi)生性偏誤。因此，采用模型(3)工具變量法，以Volatilityi,t-3,Beta_2i,t-3,Illiquidityi,t-3,Volatilityi,t-3×Dgrowthi,t，Beta_2i,t-3×Dgrowthi,t，Illiquidityi,t-3×Dgrowthi,t為方程中內(nèi)生性變量SSi,t與SDi,t的工具變量進(jìn)行估計(當(dāng)檢驗SSi,t滯后一期情況，SDi,t變量也滯后一期，因此如表格中此時工具變量中交乘的Dgrowth變量也需滯后一期)。其中，LM統(tǒng)計量分別為顯著的73.81與90.1，高度拒絕原假設(shè)，說明工具變量高度通過可識別檢驗，滿足工具變量相關(guān)性約束；Hansen J統(tǒng)計量分別為不顯著的5.13與5.882，無法拒絕原假設(shè)，說明工具變量滿足排他性約束。

IV模型(3)第一階段的實證結(jié)果(見表4)顯示，內(nèi)生變量SS與SD在對工具變量與其他外生變量回歸時，工具變量近乎全部顯著，符號合理(基于篇幅不予展示)，也印證了工具變量選擇具有合理性；其他外生變量t值均顯著，最終第一階段回歸的F統(tǒng)計量也顯著，從而印證了SS與SD對于整個系統(tǒng)確實具有較強(qiáng)的內(nèi)生性。在使用IV法控制了內(nèi)生性偏誤后，第一階段的結(jié)果能夠發(fā)現(xiàn)賣空機(jī)制能夠顯著制約公司的資本性投資行為，系數(shù)為顯著的-0.1；當(dāng)選擇令SS與SD變量都滯后一期時發(fā)現(xiàn)賣空機(jī)制不僅能夠總體上制約資本性投資，還能進(jìn)一步增強(qiáng)公司投資與投資機(jī)會的敏感性，其中SDt-1的系數(shù)為顯著的-0.013。這說明賣空機(jī)制能夠幫助公司識別較差投資環(huán)境，但是公司做出投資決策可能需要一定的反應(yīng)期，并且賣空制度不僅具有瞬時的還有一定程度持續(xù)的政策效應(yīng)。該結(jié)果符合了假說1與假說2。雖然與靳慶魯?shù)?2015)[15]得到類似的結(jié)論，但是靳慶魯?shù)?2015)[15]并沒有控制內(nèi)生性，從OLS結(jié)果來看，不控制內(nèi)生性則使得SS變量的傾向不顯著，從而使靳慶魯?shù)?2015)[15]得到賣空機(jī)制本身不能減少公司資本性投資行為這一偏誤結(jié)論。結(jié)合我國2010—2015年A股市場的經(jīng)濟(jì)背景，賣空的引入使得股價信息更可能被融進(jìn)壞消息，從而削弱公司管理層在投資加杠桿浪潮中的機(jī)會主義過度投資行為，結(jié)論更加趨同“約束假說”的思想而非“過度估值假說”。

表4賣空制度影響公司投資水平的普通OLS模型與工具變量法模型

(二)賣空制度對公司盈余管理影響的實證分析

通過表5發(fā)現(xiàn)，Davidson-MacKinnon test(DM檢驗)證明原OLS模型存在比較顯著的內(nèi)生性偏誤，DM值為顯著的4.60，SS滯后一期為顯著的4.37，因此采用工具變量法，以Beta_2t-3、LnTAt-3、Volatilityt-3、stdSALEt-3、stdOCFt-3、Leveraget-3為方程中內(nèi)生性變量SSi,t的工具變量進(jìn)行估計。從表6中的LM統(tǒng)計量與Hansen J統(tǒng)計量來看，LM值為顯著的104.22與114.95，說明工具變量高度滿足工具變量相關(guān)性約束；而Hansen值則為不顯著的4.26與4.68，說明工具變量滿足排他性約束，IV選擇合理。

表5賣空制度影響公司盈余管理影響的普通固定效應(yīng)模型與工具變量法模型

IV模型(4)第一階段的實證結(jié)果顯示，內(nèi)生變量SS在對工具變量與其他外生變量回歸時，工具變量近乎全部顯著，符號合理(基于篇幅不予展示)，工具變量選擇具有合理性；其他外生變量t值均顯著，最終第一階段回歸的F統(tǒng)計量也顯著，印證了SS對于整個系統(tǒng)確實具有較強(qiáng)的內(nèi)生性。從IV模型(4)第二階段看來，內(nèi)生性控制的糾正，使得可賣空變量SS對盈余管理的影響顯著為-0.03，滯后一期同樣顯著，系數(shù)為-0.028，說明政策具有持續(xù)性；而沒有經(jīng)過工具變量法的OLS模型的系數(shù)卻不顯著，說明OLS模型存在系數(shù)偏誤。該實證結(jié)果支持了假說3，賣空制度的引入制約了盈余管理，依然符合“約束假說”，即賣空機(jī)制直接約束了公司管理層的財務(wù)操縱行為。

(三)賣空制度影響股票信息效率微觀傳導(dǎo)機(jī)制的實證分析

從上兩步實證結(jié)果看來，賣空制度對公司管理層縮減過度投資與制約盈余管理的結(jié)論均符合 “約束假說”，公司管理層對賣空機(jī)制反應(yīng)很顯著，這為本部分研究提供了強(qiáng)有力的基礎(chǔ)。按照模型(5)的實驗設(shè)計，考慮模型(3)與(4)的子樣本分析。首先分析模型(4)的子樣本情況。嘗試考慮代表財務(wù)困境風(fēng)險的賬面市值比因素BM(Fama和French，1993[32])的高低水平作為分組依據(jù)，同時也將盈余管理水平DA依據(jù)正負(fù)分組進(jìn)行分析，最終得到表6。從表6結(jié)果可以看出，當(dāng)盈余管理水平DA處于激進(jìn)的正向盈余管理情況，以及賬面市值比BM處于較高水平時，賣空機(jī)制的引入對于公司盈余管理的制約尤其顯著強(qiáng)于其他情況。該結(jié)果符合理論預(yù)期，因為正向盈余管理中財務(wù)操縱情況與機(jī)會主義傾向尤其嚴(yán)重，因而賣空制度的約束效應(yīng)更強(qiáng)；而賬面市值比更高的分位組代表公司基本面更加薄弱、財務(wù)風(fēng)險較高，其信息更傾向被反映到股價中。

表6基于BM與DA分組的賣空制度對公司盈余管理影響的子樣本分析(5) 表6是基于BM高低與DA正負(fù)分組進(jìn)行的子樣本分析結(jié)果。其中，盈余管理水平DA基于大于或者小于零分為正負(fù)兩組，而賬面市值比BM基于當(dāng)季度同行業(yè)的中位數(shù)值為劃分，分為高低兩組。四組回歸均基于原模型(4)的工具變量模型回歸。四組回歸基本都通過了工具變量法的兩大檢驗，模型設(shè)定合理。

類似地，針對模型(3)賣空機(jī)制對資本性支出的影響，嘗試對賬面市值比BM與系統(tǒng)性風(fēng)險Beta_1進(jìn)行分組子樣本分析，最終得到表7。從表7可以看出，賬面市值比處于較高水平以及系統(tǒng)性風(fēng)險處于較高水平時，賣空機(jī)制的引入對于公司資本性投資行為的制約顯著強(qiáng)于其他情況。該結(jié)果也符合預(yù)期，因為賬面市值比更高的分組公司財務(wù)風(fēng)險更高，同樣Beta_1 更高分位的公司系統(tǒng)性風(fēng)險更高，因而信息更傾向被反映到股價中。

表6和表7結(jié)果與Massa等(2014)[3]的子樣本分析結(jié)論不同，本研究針對大、小規(guī)模公司的子樣本回歸發(fā)現(xiàn)二者沒有顯著區(qū)別；Massa發(fā)現(xiàn)小規(guī)模公司效應(yīng)更強(qiáng)是由于小規(guī)模公司的公共信息相對較少，而賣空制度本質(zhì)其實是增加了股價對私有信息反應(yīng)的速度與可能性(Diamond和Verrecchia，1987[33])，而我國股票市場尚處于弱式有效市場，因此賣空約束放開使得股價不僅傾向于加快反映私有信息，也傾向反映公共信息，因而賬面市值比與Beta系數(shù)能夠作為分組子樣本研究的依據(jù)。綜合表6和表7分析，與發(fā)達(dá)市場相比，我國賣空制度能夠通過傾向反映會計穩(wěn)健風(fēng)險、財務(wù)風(fēng)險與系統(tǒng)性風(fēng)險類的公共信息來發(fā)揮對過度投資與盈余管理的機(jī)會主義約束的效應(yīng)。

表7基于BM與Beta_1分組的賣空制度對公司資本性支出的子樣本分析(6) 表7是基于BM高低與Beta_1分組進(jìn)行的子樣本分析結(jié)果。其中，賬面市值比BM基于當(dāng)季度同行業(yè)的中位數(shù)值來劃分，分為高低兩組; Beta_1值也基于當(dāng)季度同行業(yè)的中位數(shù)值來劃分，分為高低兩組。四組回歸均基于原模型(3)的工具變量模型回歸。四組回歸都基本通過了工具變量法的兩大檢驗，模型設(shè)定合理。

自此，得到賣空約束盈余管理潛在程度指標(biāo)與賣空約束資本性投資指標(biāo)SSImpact_CapExp與SSImpact_DA如下:虛擬量DAP為大于等于0的取值為1，其他取值為0；BMH大于同季度同行業(yè)中位值的取值為1，其他取值為0；Beta_1H大于同季度同行業(yè)中位值的取值為1，其他取值為0。設(shè)計SS與此二者的交乘項SBDi,t與SBBi,t作為賣空影響股票價格效率的傳導(dǎo)機(jī)制來衡量虛擬變量，接著進(jìn)行對模型(5)的實證分析。

通過回歸結(jié)果表8可以看出，Davidson-MacKinnon test(DM檢驗)統(tǒng)計量為顯著的2.10。OLS模型存在顯著的內(nèi)生性偏誤，因此采用工具變量法，以Beta_2t-4、Volatilityt-4、Casht-4、Beta_2t-4×SSImpact_CapExp、Volatilityt-4×SSImpact_CapExp、Casht-4×SSImpact_CapExp、Beta_2t-4×SSImpact_DA、Volatilityt-4×SSImpact_DA、Casht-4×SSImpact_DA作為方程中內(nèi)生性變量SSi,t、SBDi,t與SBBi,t的工具變量進(jìn)行估計。從表8中給出的LM統(tǒng)計量與Hansen J統(tǒng)計量來看，LM值為顯著的119.7，而Hansen值則為不顯著的9.33，二者保證了工具變量的合理性。

表8賣空制度、公司效率與股價信息效率

續(xù)前表

VariableOLSIV(5)第二階段IV(5)第一階段Dependent variablesIvolSSSBDSBBSSImpact_DA0(0.211)0.004(1.536)0(0.015)0.69???(39.98)-0.107???(-6.028)Lnmv0(0.33)-0.007??(-1.966)0.112???(23.805)0.005(1.448)0.001(0.32)BM-0.032???(9.381)-0.045???(-5.019)0.314???(21.792)0.071???(6.639)0.125???(11.336)Leverage0.008???(2.343)0.004(0.874)0.051???(3.808)0(0.015)0.015(1.515)Turnover-0.006???(5.408)-0.012???(-6.442)0.04???(7.616)0.014???(3.551)0.019???(4.689)ROA-0.089???(4.454)-0.032(-1.016)-0.799???(-9.86)-0.207???(-3.443)-0.312???(-5.038)VROA0.059???(3.011)0.028(1.056)-0.57???(-7.23)-0.189???(-3.228)-0.064(-1.058)bear-0.063???(25.904)-0.058???(-20.852)-0.016(-1.613)0.016???(2.27)-0.017???(-2.301)DA-0.034???(2.68)-0.049???(-3.208)0.139???(2.689)-0.069??(-1.786)-0.008(-0.198)Cash-0.01???(2.265)0.001(0.17)-0.004(-6.762)-0.054???(-3.289)-0.058???(-3.452)WACC0.023???(2.604)0.037???(3.459)-0.132???(-3.708)-0.052??(-1.968)-0.026(-0.95)Dgrowth0.001(1.184)-0.001(1.141)0.006??(2.051)0.001(0.462)0.002(1.022)Firstholding0(3.695)0(0.651)-0.004???(-15.166)-0.001???(-6.264)-0.001???(-7.028)Time FixedYesYesYesYesYesFirm FixedYesYesYesYesYesInstrumented Variables/Beta_2t-4, Volatilityt-4, Casht-4 , Beta_2t-4×SSImpact_CapExp,Volatilityt-4×SSImpact_CapExp,Casht4×SSImpact_CapExp,Beta_2t-4×SSImpact_DA,Volatilityt-4×SSImpact_DA, Casht-4×SSImpact_DA///R-Square0.940.950.340.270.3Davidson-MacKinnon test/2.10?///Kleibergen-Paap rk LM statistic/119.70???///Hansen J statistic /9.33///

IV模型(5)第一階段的實證結(jié)果顯示，內(nèi)生變量SS與交乘項SBD、SBB在對工具變量與其他外生變量回歸時，工具變量幾乎全部顯著，符號合理，工具變量選擇具有合理性；其他外生變量t值均顯著，最終第一階段回歸的F統(tǒng)計量也顯著，印證了SS與兩項交乘項對于整個系統(tǒng)具有較強(qiáng)的內(nèi)生性。從表8的回歸結(jié)果能夠看出，SBD與SBB兩個重要交乘項系數(shù)分別為顯著的-0.017與-0.018，說明當(dāng)賣空機(jī)制對盈余管理制約與過度投資制約的效果更為顯著時，股價噪音含量將會減少，也即賣空機(jī)制能夠通過約束公司管理層的過度投資與盈余管理使股價信息效率得到提高。結(jié)果符合假說4，證明了賣空制度、公司管理層行為和股價信息效率其實是有機(jī)的一體，我國賣空提高股市效率的一個重要微觀傳導(dǎo)機(jī)制在于公司管理層行為的優(yōu)化。

(四)賣空制度與股價效率進(jìn)一步分析

對表4、表5與表8綜合來看，有意思的是，盡管賣空機(jī)制能夠顯著地改善公司管理層行為，并通過改善公司管理層行為來提高價格效率，可是SS變量本身卻表現(xiàn)出不顯著。其原因在于，首先，中國融資制度與融券制度同時執(zhí)行，SS作為“能否賣空”虛擬變量，其實包含了“能否買空”(7)之所以在模型(3)、(4)中SS內(nèi)涵中能否買空效應(yīng)發(fā)揮很小，是因為融資機(jī)制對于制約公司投資效率與盈余管理行為幾乎沒有傳導(dǎo)途徑，因此SS在模型(3)、(4)中表現(xiàn)為能否賣空屬性；但是融資機(jī)制對于改變股價信息效率則具有較強(qiáng)的影響力，因此這一部分單獨分析。的含義，而融資與融券發(fā)展極度不均衡，但在模型(3)～模型(5)的交乘項中買空的含義可以忽略；其次，賣空投資者的交易力量相對過于渺小。其中，2010年至2015年間在長期牛市與萬眾創(chuàng)新浪潮下，融資制度受到投資者非理性情緒的操縱，對A股市場的非理性融資加杠桿行為助推了股市泡沫，間接導(dǎo)致了2015年股市非正常波動，可以說融資在較長一段時間增加了股價的噪音因素。基于上述分析，有必要將融資制度與融券制度分離開再次進(jìn)行實證檢驗：分別選用每股的融資余額與流通市值之比Fniance_r、融券余額與流通市值之比SS_r作為兩種制度真實交易水平的代理變量。通過表9得到，滯后一期的融資余額推高了當(dāng)期的Ivol水平，說明融資加杠桿確實是融資融券制度整體中加劇股價非信息效率的主要原因；但是分離后，融券余額的系數(shù)依然不顯著，表8和表9綜合說明賣空機(jī)制改變股價效率難以通過直接市場交易層面湊效。而結(jié)合表4、表5與表8的實證結(jié)果，賣空發(fā)揮作用的渠道主要通過對公司管理層產(chǎn)生的威脅效應(yīng)帶來的行為優(yōu)化，從而間接影響股價效率。

表9融資與融券真實交易對股價信息效率的影響

五、穩(wěn)健性檢驗

首先，運(yùn)用處理效應(yīng)模型針對模型(3)、(4)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，處理效應(yīng)模型同樣是針對具有內(nèi)生性問題的解決方式，并且內(nèi)生變量SS作為虛擬變量，處理效應(yīng)模型第一階段的probit估計可以更有效地證明模型(3)、(4)的穩(wěn)健性。由于模型(5)重點在于交乘項，難以使用處理效應(yīng)模型，將選用其他方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗；模型(3)中的交乘項與相應(yīng)的工具變量也先祛除，用來進(jìn)行處理效應(yīng)模型檢驗。最后得到處理效應(yīng)模型檢驗的實證結(jié)果與第四部分得到的結(jié)論相同，賣空機(jī)制能夠制約過度投資與盈余管理；二者的Lambda系數(shù)均顯著，也說明了賣空變量SS內(nèi)生性所導(dǎo)致的方程偏誤的存在，處理效應(yīng)模型設(shè)立具有必要性與合理性，則第四部分工具變量法得到的實證結(jié)論具有穩(wěn)健性。

其次，通過人為更改每只股票賣空機(jī)制開通時間來檢驗?zāi)Ｐ?3)～模型(5)的穩(wěn)健性。將賣空開通時間向后調(diào)整1～3期時結(jié)果均依然顯著(如第四部分實證包含向后一期)，這主要是由于公司決策需要對政策具有一定的反應(yīng)時間以及政策具有一定的持續(xù)性效果。本研究重點考察可賣空時點向前調(diào)整2期及以上，均發(fā)現(xiàn)其使得估計結(jié)果的顯著性消失，這說明先前的雙重差分模型所估計的公司效率與股價信息效率的改善確實由賣空機(jī)制開通所致。

最后，按照模型(5)設(shè)計交乘項的思路，類似地進(jìn)行比較粗略的子樣本分析能夠得到，SS在BM高分位與DA為正分別對資本性投資水平與盈余管理影響更為顯著，因此令BMH與DAP充當(dāng)原SSImpact_CapExp與SSImpact_DA的角色，即作為賣空引入對投資效率與盈余管理制約的潛在程度指標(biāo)。設(shè)計SS與BMH交乘項、SS與DAP交乘項，替代原交乘項運(yùn)用原模型(5)進(jìn)行回歸，依然發(fā)現(xiàn)這兩項交乘項顯著為負(fù)，說明賣空機(jī)制的引入確實能夠通過改善公司投資效率與財務(wù)信息質(zhì)量來提高股價信息效率。

六、結(jié)論

在融資融券制度試點之初，證監(jiān)會預(yù)期融資融券制度會對我國資本市場建設(shè)發(fā)揮四大基本功能：價格發(fā)現(xiàn)功能、市場穩(wěn)定功能、流動性增強(qiáng)功能、風(fēng)險管理功能(8)證監(jiān)會有關(guān)部門負(fù)責(zé)人就證券公司融資融券業(yè)務(wù)試點答記者問，http://www.sse.com.cn/aboutus/innova-tion/margin/news/c/137.shtml。。本研究令辟蹊徑，不同于以往研究僅單純直接分析其中的傳統(tǒng)功能，而是從公司管理層行為切入，發(fā)現(xiàn)賣空的價格發(fā)現(xiàn)功能蘊(yùn)含并且得益于其對公司的風(fēng)險管理功能。研究發(fā)現(xiàn)：(1)在運(yùn)用工具變量法與處理效應(yīng)模型法更有效地控制了內(nèi)生性問題后，賣空機(jī)制不僅能夠幫助公司縮減過度投資、識別好的投資機(jī)會以及約束盈余管理，還能通過約束過度投資與盈余管理提高股價信息效率。(2)融資融券制度整體上的價格發(fā)現(xiàn)功能依然存在缺陷，其原因主要在于融資機(jī)制在投資者非理性情緒下推高了股價的非信息效率，以及賣空交易力量過于弱小。(3)不同于發(fā)達(dá)國家賣空制度通過傾向反映私有信息來發(fā)揮約束效應(yīng)，在我國弱有效市場中賣空制度能夠通過傾向反映會計穩(wěn)健風(fēng)險、財務(wù)風(fēng)險與系統(tǒng)性風(fēng)險類的公共信息來發(fā)揮效應(yīng)。

本研究結(jié)論具有重要的政策啟示意義：第一，賣空制度能顯著作用于“信息生產(chǎn)第一站”公司管理層，促使每個“信息生產(chǎn)單元”產(chǎn)生真實行動，主動約束管理層在過度投資與會計操縱行為中的機(jī)會主義行為，促進(jìn)股價信息效率提高。賣空制度作為外部政策卻能夠幫助公司內(nèi)部形成更好的公司治理，督促股東更好地監(jiān)督管理層，促進(jìn)公司信息更透明地傳遞到投資者層面。這從外部政策角度證明了良好的公司治理有助于引導(dǎo)高信息效率的股價產(chǎn)生，并且優(yōu)良的外部政策能夠引導(dǎo)督促公司形成更好的治理。決策者應(yīng)加強(qiáng)我國公司治理的完善，保護(hù)中小股東利益；并且注重外部政策的配合與監(jiān)督。第二，由于賣空制度的政策缺陷與我國股市的特點，賣空制度提高股市效率難以通過直接市場交易機(jī)制，但是其產(chǎn)生的“威脅性”卻能從公司渠道調(diào)控潛在隱藏或者扭曲的信息，從而修復(fù)賣空的價格發(fā)現(xiàn)功能。對于“后股災(zāi)”時代的A股市場，證明賣空制度真正具有價格發(fā)現(xiàn)與風(fēng)險管理的功能，則打破了曾經(jīng)大部分媒體對賣空機(jī)制的高度懷疑與批判，這對于我國賣空類金融創(chuàng)新制度建設(shè)具有十分重要的啟示意義。決策者應(yīng)繼續(xù)完善賣空機(jī)制的制度建設(shè)、市場擴(kuò)容與金融創(chuàng)新，如降低擔(dān)保比例，加大引入不同種期貨、期權(quán)等多種賣空機(jī)制，推進(jìn)多層次賣空機(jī)制建造，這將對我國上市公司與資本市場的風(fēng)險控制與價值回歸具有重要的戰(zhàn)略意義。