田 園 高利芳

(安徽財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

一、問題的提出

2010年3月31日，我國資本市場融資融券交易試點正式啟動，允許符合條件的投資者向證券公司借入資金(融資)并買入證券，或者借入證券(融券)并賣出，從而打破了我國證券市場多年以來只能買漲不能買跌的“單邊市”狀態(tài)。自試點工作啟動以來，我國融資融券交易發(fā)展迅猛。截至第六次擴容，從數(shù)量上看，融資融券標(biāo)的股票已增加至1600家，約占A股上市公司總數(shù)的43%；從交易規(guī)?？?，兩市的融資融券余額也從最初的不足700萬元躍升至萬億元規(guī)模(洪峰 等，2020)。作為我國資本市場改革發(fā)展的一項重要舉措，融資融券業(yè)務(wù)的推出對微觀企業(yè)行為產(chǎn)生了深刻的影響。

當(dāng)前，商譽是我國資本市場的焦點問題之一。據(jù)統(tǒng)計，截至2018年，我國上市公司的商譽總額高達1.5萬億元(許罡，2020)。企業(yè)現(xiàn)有的巨額商譽給正常市場秩序、上市公司后續(xù)經(jīng)營等埋下了巨大隱患(林勇峰 等，2017)，商譽泡沫及其一次性大額減值計提已成為重要的金融風(fēng)險要素之一(張新民 等，2018)。賣空機制的引入不僅有助于增強證券市場的流動性，還能夠從外部揭露上市公司的負面信息，從而給管理層等內(nèi)部人施加壓力，最終實現(xiàn)降低資本市場風(fēng)險的目的，那么賣空管制放松能否有效抑制企業(yè)的商譽泡沫呢？現(xiàn)有研究對此并未給予足夠的關(guān)注。

基于上述分析，本文選取2007—2018年我國A股上市公司為研究樣本，采用雙重差分法(Difference-in-Difference)，對賣空管制放松能否有效抑制企業(yè)商譽泡沫進行了深入考察。較之已有研究，本文可能的貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面：其一，考察了賣空管制放松對商譽泡沫的抑制作用，并進一步探究了其中的作用機制問題，這不僅有助于加深對賣空機制與企業(yè)并購行為關(guān)系的理解，同時也豐富了賣空機制經(jīng)濟后果方面的研究文獻。其二，從現(xiàn)有文獻來看，有關(guān)商譽估值泡沫的研究多從內(nèi)部控制、社會責(zé)任以及共享審計等企業(yè)微觀層面入手。而本文則從外部政策變更的視角出發(fā)，分析賣空管制放松對企業(yè)商譽泡沫的影響，這是對商譽研究的進一步深化和有益補充。其三，本文研究結(jié)論能夠為政府機構(gòu)和監(jiān)管當(dāng)局有效防范商譽泡沫可能引發(fā)的系統(tǒng)性風(fēng)險以及平穩(wěn)有序地推進融資融券標(biāo)的擴容提供重要啟示。

二、文獻綜述與假設(shè)提出

(一)文獻綜述

1.賣空管制放松的經(jīng)濟后果

從現(xiàn)有文獻來看，有關(guān)賣空管制放松經(jīng)濟后果的研究大致可歸為兩個方面：

一是考察賣空管制放松對資本市場效率的影響。沿著這一方向開展的研究主要立足股票定價效率、股票信息含量等，深入探討賣空行為與資本市場之間的關(guān)系。Miller(1977)指出，賣空管制會導(dǎo)致股價被高估，從而降低市場定價效率。這一觀點在后期也得到大量實證研究(Diamond et al.，1987；Jones et al.，2002；Autore et al.，2011)的支持。然而，Boehmer et al.(2013)的研究表明，賣空交易者的行為具有信息含量，能夠明顯改善資本市場的定價效率。我國于2010年正式啟動融資融券交易試點工作，融資融券制度為國內(nèi)學(xué)者研究賣空機制對資本市場效率的影響提供了理想的自然實驗環(huán)境。李科等(2014)發(fā)現(xiàn)，融資融券制度的引入有助于矯正高估的股價，提升市場定價效率。進一步，李志生等(2015)的研究顯示，融資融券交易主要通過增強股票流動性、降低信息不對稱程度和增加持股寬度來提高定價效率。孟慶斌等(2018)認(rèn)為，賣空管制放松有助于降低股價崩盤風(fēng)險。徐飛(2021)指出，賣空管制放松能夠顯著降低分析師樂觀評級對于股價崩盤風(fēng)險的影響。然而，也有研究發(fā)現(xiàn)，我國融資融券制度中的賣空摩擦?xí)种剖袌鰠⑴c者對公司特質(zhì)信息的充分挖掘，從而延緩公司特質(zhì)信息融入股價，加速市場或行業(yè)信息融入股價,最終加劇股價同漲同跌現(xiàn)象，阻礙了市場定價效率的改善(顧琪 等，2017)。

二是考察賣空管制放松對公司經(jīng)營決策的影響。沿著這一方向開展的研究重點考察了挖掘與傳播負面私有信息能否對管理者經(jīng)營決策行為形成良性約束，并得出一系列有價值的結(jié)論。(1)賣空交易對企業(yè)財務(wù)報告質(zhì)量的影響。Massa et al.(2015a)研究發(fā)現(xiàn)，引入賣空機制有助于提高企業(yè)的財務(wù)報告質(zhì)量，賣空管制放松可以在事前降低管理層操縱盈余的動機。類似地，陳暉麗等(2014)基于雙重差分模型的實證檢驗結(jié)果也表明，對比控制組公司，納入融資融券標(biāo)的名單的企業(yè)應(yīng)計盈余管理與真實盈余管理均顯著降低。上述治理作用得以發(fā)揮的關(guān)鍵在于賣空交易者能夠發(fā)現(xiàn)并利用公司的會計信息失真(顧琪 等，2016)。同時，賣空機制的引入還可以顯著降低標(biāo)的企業(yè)發(fā)生財務(wù)報告重述的概率，提高信息披露質(zhì)量，且強化非強制信息和負面信息披露(張璇 等，2016；李志生 等，2017；李春濤 等，2017)。(2)賣空交易對企業(yè)財務(wù)決策的影響。已有研究表明，賣空管制放松會影響高管薪酬契約，引導(dǎo)管理層進行有價值的長期投資，從而改善企業(yè)投資狀況，優(yōu)化企業(yè)并購決策(Massa et al.,2015b；Chang et al.,2015；靳慶魯 等，2015；陳勝藍 等，2017)。李棟棟等(2017)的實證研究發(fā)現(xiàn)，綜合來看，賣空壓力有助于緩解企業(yè)融資約束。(3)賣空交易對代理行為的影響。褚劍等(2018)研究發(fā)現(xiàn)，在賣空管制放松后，公司管理層的超額在職消費顯著減少，且這種治理效應(yīng)主要通過直接監(jiān)督和間接改善信息透明度兩個渠道實現(xiàn)，這表明放松賣空管制有助于降低第一類代理成本，賣空機制具有約束管理層的外部治理作用。侯青川等(2017)研究顯示，如果“掏空”帶來的收益小于股價下跌帶來的損失，則受賣空威懾的大股東一定程度上會減少“掏空”行為，即放松賣空管制可以降低第二類代理成本。(4)賣空交易對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響。已有研究大多發(fā)現(xiàn)，賣空管制放松能夠有效減少管理層短視行為，進而促使公司的創(chuàng)新效率顯著提升(權(quán)小鋒 等，2017)。

2.商譽

商譽源于上市公司并購時所支付的溢價內(nèi)容。通常，該部分溢價由管理層依據(jù)職業(yè)判斷確定，因此其很可能因個人私利而被高估，進而形成商譽泡沫。現(xiàn)有研究表明，商譽估值泡沫會給企業(yè)以及資本市場帶來一系列負面影響，如加劇企業(yè)未來業(yè)績的不確定性，影響企業(yè)的聲譽和形象，提高股價崩盤風(fēng)險，損害投資者利益等。已有文獻主要圍繞商譽估值的影響因素與約束機制兩方面進行了深入研究。有研究證實，管理者特質(zhì)、高管薪酬激勵契約與支付方式差異均會對商譽會計選擇產(chǎn)生顯著影響(李丹蒙 等，2018；謝紀(jì)剛 等，2013；Bens et al.,2011)，證券分析師跟蹤與機構(gòu)投資者持股等外部因素能夠在一定程度上減少商譽操控行為(王文姣 等，2017)。面對越來越嚴(yán)重的商譽估值泡沫問題，也有研究指出內(nèi)部控制、社會責(zé)任以及共享審計可以有效抑制泡沫的形成(張新民 等，2018；李璐 等，2019；許罡，2020)?？傮w來看，目前有關(guān)抑制商譽泡沫的研究依然較為少見。有鑒于此，本文以2010年3月正式推出的融資融券制度為外生沖擊，對賣空管制放松與商譽估值泡沫之間的關(guān)系進行了細致分析。

(二)理論分析與假設(shè)提出

1.賣空管制放松與商譽泡沫

在企業(yè)并購過程中，如果被并方為企業(yè)關(guān)聯(lián)方或其他利益相關(guān)者，則管理層可能會與被并方合謀，通過高溢價支付形成利益輸送，在賬面上確認(rèn)為高額商譽(陳漢文 等，2018)。另外，管理層也可能因存在過度自信心理或為了滿足“商業(yè)帝國”構(gòu)建的私欲(Malmendier et al.,2011；Jensen，1986)而盲目擴張，并購與自身戰(zhàn)略導(dǎo)向不一致或存在整合困難的目標(biāo)企業(yè)，最終產(chǎn)生商譽估值泡沫。本文認(rèn)為，賣空管制放松將會對因并購方高估商譽而形成的商譽泡沫產(chǎn)生一定的抑制作用。

首先，從治理機制來看，賣空管制放松可以有效抑制管理層在并購時刻意高估商譽的代理行為。具體表現(xiàn)在：第一，賣空管制放松能夠強化對管理層的長期激勵，減少其自利與短視行為。Angelis et al.(2017)研究發(fā)現(xiàn)，賣空公司傾向于向管理層授予更多的股票期權(quán)，以緩解賣空引發(fā)的管理層短視問題。在賣空壓力下，管理層較高的權(quán)益薪酬會進一步提高股東與高管之間的利益協(xié)同度，降低管理層在并購交易中的代理行為(Datta et al.，2001；Chang et al.，2015；陳勝藍 等，2017)，由此管理層刻意高估商譽的短視與自利行為出現(xiàn)的可能性大大降低。第二，賣空管制放松能夠強化大股東監(jiān)督職能。在賣空威脅下，一旦公司出現(xiàn)經(jīng)營管理方面的重大負面信息，則其很可能會淪為賣空交易者的“獵物”，這就使得公司大股東有強烈的動機去監(jiān)督管理層。相關(guān)研究也發(fā)現(xiàn)，賣空管制放松可以強化大股東監(jiān)督職能進而有效抑制管理層盲目擴張等機會主義行為(靳慶魯 等，2015；侯青川 等，2017)。第三，賣空管制放松能夠強化賣空者的外部監(jiān)督功能。賣空者作為一類有效的外部監(jiān)管力量，會對管理層的自利行為形成有效約束，促使其出于公司利益最大化而非自身利益最大化角度合理選擇并購對象且恰當(dāng)估計并購商譽。

其次，從信息機制來看，賣空管制放松有助于促使并購方提供更為透明的會計信息。商譽的高溢價大多源于管理層為了在有限的任期內(nèi)通過并購擴大公司規(guī)模從而謀取更多私利，進而對并購項目進行操縱與信息選擇性披露。由于信息不對稱，管理層在并購過程中可能會蓄意“隱藏”壞消息，以確保高溢價并購項目能夠順利通過并實施。而在賣空管制放松后，賣空者可以充分挖掘并廣泛傳播公司的負面信息，同時淪為賣空標(biāo)的的公司也會吸引更多市場力量的關(guān)注，比如分析師等(張璇 等，2016)。當(dāng)并購企業(yè)被發(fā)現(xiàn)存在高溢價商譽，且可能或者已經(jīng)產(chǎn)生大規(guī)模商譽減值時，其信息將會被充分追蹤與挖掘，此時并購方“隱藏”的壞消息極有可能被揭露。因此，并購方為了避免自身成為被賣空的對象，在并購時對并購項目的選擇以及并購溢價的確定會表現(xiàn)得更為謹(jǐn)慎，同時對外盡量呈現(xiàn)會計信息透明的狀態(tài)。

顯然，在賣空管制放松后，一方面，股票股權(quán)授予數(shù)量的增加將會強化管理層長期激勵，減少管理層短視行為，同時提高公司大股東與賣空者的監(jiān)督力度，進而使管理層代理行為被有效約束；另一方面，由于面臨賣空者與其他市場力量的更多關(guān)注，企業(yè)管理層也會主動呈現(xiàn)透明的信息狀態(tài)，盡量減少負面信息的傳播。因此，賣空管制放松有助于抑制企業(yè)并購商譽確認(rèn)時存在的機會主義以及非理性傾向，最終抑制商譽泡沫。

基于上述分析，本文提出：

假設(shè)1：賣空管制放松能夠抑制企業(yè)商譽泡沫。

2.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響

通常，公司一旦成為賣空者目標(biāo)，股價很可能會持續(xù)下跌。股價下跌既可能對高管職位產(chǎn)生威脅，也可能對高管薪酬造成負面影響，因此賣空管制放松可以發(fā)揮事前威懾作用以及事后懲罰作用。國有企業(yè)與非國有企業(yè)的產(chǎn)權(quán)、經(jīng)營目標(biāo)以及行為決策存在較大差異，因此，對于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)而言，賣空機制對商譽估值泡沫的影響效應(yīng)可能存在一定差異。較之非國有企業(yè)，國有企業(yè)的所有者缺位和“內(nèi)部人控制”現(xiàn)象更為嚴(yán)重；并且，國有企業(yè)不以利潤最大化為最重要的經(jīng)營目標(biāo)，其還需承擔(dān)經(jīng)濟、政治等多重目標(biāo)。因此，對于國有企業(yè)來說，其高管的職位和薪酬受公司股價的影響有限，賣空機制的事前威懾作用及事后懲罰作用一定程度上可能被弱化。此外，需要指出的是，政府也可能為了實現(xiàn)一定的政治目標(biāo)而干預(yù)國有上市公司的收購決策(潘紅波 等，2008)，從而可能對企業(yè)的商譽定價產(chǎn)生影響。此時，賣空管制放松對并購商譽泡沫的抑制作用可能不再明顯。基于上述分析，本文提出：

假設(shè)2：相較于國有企業(yè)，賣空管制放松對非國有企業(yè)商譽泡沫的抑制效果更為明顯。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇2007—2018年滬深兩市所有A股上市公司為研究樣本，以融資融券標(biāo)的企業(yè)為實驗組，以非融資融券標(biāo)的企業(yè)為控制組。我們對初始樣本進行了以下篩選：剔除金融、保險行業(yè)上市公司；剔除ST、PT上市公司；剔除數(shù)據(jù)缺失的觀測值。經(jīng)過上述處理，本文共得到12140個樣本數(shù)據(jù)。商譽數(shù)據(jù)來自國泰安(CSMER)財務(wù)報表數(shù)據(jù)庫，融資融券各批次標(biāo)的名單來自滬深交易所網(wǎng)站。此外，為克服離群值的影響，本文對所有連續(xù)變量均進行了上下1%的Winsorize處理。

(二)變量說明

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為商譽估值泡沫。參照Ramanna(2007)和張新民等(2018)的方法，本文以超額商譽(GWover)描述商譽估值泡沫，具體計算方法為：以商譽的賬面價值減去該企業(yè)所在行業(yè)當(dāng)年商譽賬面平均值作為超額商譽，且除以總資產(chǎn)以標(biāo)準(zhǔn)化。這里的行業(yè)劃分主要參照我國證監(jiān)會制定的《上市公司行業(yè)分類指引》(2012年修訂)，制造業(yè)使用二級分類，其他行業(yè)使用大類。此外，為確保結(jié)論的可靠性，我們還參照許罡(2020)的做法，利用商譽除以總資產(chǎn)作為被解釋變量構(gòu)建回歸模型，同時檢驗賣空機制對于商譽(GW)的影響。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量為融資融券標(biāo)的(List)變量。企業(yè)在樣本期間被納入融資融券名單，List取值為1，否則取值為0。PostList為融資融券標(biāo)的時間變量，企業(yè)被納入融資融券名單之后的年度樣本取值為1，否則取值為0。

3.控制變量

參照已有研究(張新民 等，2018；許罡，2020)，本文選取的控制變量包括資產(chǎn)報酬率(ROA)、企業(yè)規(guī)模(Size)、財務(wù)杠桿(Lev)、成長性(Growth)、現(xiàn)金持有(Cash)、固定資產(chǎn)比例(Fix)、上市年限(Age)、兩職兼任(Dual)、董事會規(guī)模(Board)、獨立董事比例(IndRatio)、股權(quán)集中度(TOP1)等，同時還控制了年度(Year)與行業(yè)(Industry)的影響。

變量說明見表1。

表1 變量說明

(三)模型構(gòu)建

我國融資融券制度的實施是按照試點先行、逐步推廣的原則進行的，這為本文研究提供了天然的實驗組(標(biāo)的股票)和控制組(非標(biāo)的股票)。因此，本文使用我國融資融券交易試點作為準(zhǔn)自然實驗，采用雙重差分模型作為基準(zhǔn)模型(Bertrand et al.，2003)，檢驗賣空管制放松對商譽泡沫的影響。具體模型為：

GWi,t/GWoveri,t=β0+β1List+β2PostList+βControl+∑Year+∑Industry+ε

(1)

模型(1)中，β1反映了被納入融資融券名單的企業(yè)在被納入之前與其他未被納入的企業(yè)在超額商譽上的差異；β2反映了被納入融資融券名單的企業(yè)被納入前后在超額商譽上的變化相比于其他企業(yè)的超額商譽變化的差異。如果β2顯著為負，則說明賣空管制放松能夠有效抑制企業(yè)商譽泡沫。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2為本文主要研究變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表2可見，超額商譽(GWover)的均值為-0.019，中位數(shù)為-0.013，中位數(shù)大于均值，說明其分布呈左偏狀態(tài)；超額商譽(GWover)的最大值為0.368，最小值為-0.561，說明部分樣本企業(yè)的超額商譽突出，企業(yè)之間的商譽估值存在較大差異。商譽(GW)的最大值為0.436，說明部分企業(yè)商譽占總資產(chǎn)比例較高。融資融券(List)的均值為0.423，Postlist的均值為0.273，表明實驗組和對照組的樣本數(shù)分別為全樣本的42.30%與57.70%，而進入融資融券名單之后的實驗組樣本數(shù)為全樣本的27.30%。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

(續(xù)表2)

(二)基本回歸結(jié)果

表3報告了賣空管制放松對商譽估值泡沫影響的檢驗結(jié)果。其中，列(1)、列(2)為不包含控制變量的回歸結(jié)果，列(3)、列(4)為包含所有控制變量的回歸結(jié)果；列(1)、列(3)的被解釋變量為商譽(GW)，列(2)、列(4)的被解釋變量為超額商譽(GWover)。由表3可見，Postlist的回歸系數(shù)均為負數(shù)，且都在1%的水平上顯著，說明賣空管制放松能夠有效抑制商譽估值泡沫。由此，假設(shè)1得到驗證。

表3 賣空管制放松對商譽估值泡沫的影響

進一步，表4報告了按企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組之后的檢驗結(jié)果。其中，列(1)、列(2)為國有企業(yè)樣本組的回歸結(jié)果，列(3)、列(4)為非國有企業(yè)樣本組的回歸結(jié)果。在國有企業(yè)樣本組，雖然Postlist的回歸系數(shù)均為負，但是在列(2)中卻不顯著；在非國有企業(yè)樣本組，Postlist的回歸系數(shù)均為負數(shù)，且都通過了1%水平的顯著性檢驗。分樣本回歸結(jié)果表明，賣空管制放松能夠有效抑制非國有企業(yè)的商譽泡沫，但對于國有企業(yè)卻未能表現(xiàn)出顯著的抑制作用，即賣空機制的事前威懾作用和事后懲罰作用被弱化。由此，假設(shè)2得到驗證。

表4 區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的回歸結(jié)果

(三)內(nèi)生性處理

通常，政策能夠滿足外生性要求是利用雙重差分模型(DID)進行政策效應(yīng)評估的重要前提。在我國，納入融資融券名單的股票一般具有規(guī)模大、流動性強、波動性小等特征。因此，為了解決樣本選擇偏差與內(nèi)生性問題，本文使用傾向匹配得分法(PSM)來選擇配對樣本，以避免企業(yè)特征差異對研究結(jié)論的影響?；跍罱灰姿度谫Y融券交易實施細則》中公布的融資融券標(biāo)的股票的選擇標(biāo)準(zhǔn)，本文選取流通市值占比、上市期限、股東人數(shù)、換手率、波動幅度等為配對變量，同時考慮了年份和行業(yè)的影響。表5報告了基于PSM配對樣本的回歸結(jié)果，從中可見，Postlist的回歸系數(shù)均顯著為負，假設(shè)1再次得到證實，表明本文研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

表5 基于PSM配對樣本的檢驗結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.變更商譽泡沫的計算方法

本文參照張新民等(2018)的做法，采用行業(yè)年度商譽的中位數(shù)替代行業(yè)商譽的均值，重新計算超額商譽，在此基礎(chǔ)上進行回歸分析，結(jié)果如表6所示。由表可見，結(jié)論與前文基本一致。

表6 變更商譽泡沫計算方法的檢驗結(jié)果

2.剔除當(dāng)年進入融資融券名單的樣本

考慮到市場可能會在融資融券推出前后呈現(xiàn)異常反應(yīng)，從而對研究結(jié)論產(chǎn)生干擾，因此剔除當(dāng)年進入融資融券標(biāo)的名單的觀測值后重新進行檢驗，回歸結(jié)果如表7所示。從表可見，結(jié)論與前文基本一致。

表7 剔除當(dāng)年進入融資融券名單樣本的檢驗結(jié)果

3.使用賣空交易規(guī)模衡量賣空的影響

前文基于賣空管制放松事件所采用的雙重差分設(shè)計重在考察賣空的事前威懾，并沒有從事后懲罰的角度也就是賣空交易量來探究賣空交易對商譽泡沫的影響。在此，采用賣空實際交易數(shù)據(jù)(Short)進行檢驗。其中，Short為融券賣出額與流通市值之比。表8列示了具體的檢驗結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)，前文結(jié)論并未發(fā)生變化。

表8 采用賣空額度進行計算的檢驗結(jié)果

五、作用機制檢驗

上文的實證結(jié)果表明，賣空管制放松能夠顯著抑制企業(yè)的商譽估值泡沫，但并未就具體的影響路徑進行分析。理論分析部分指出，賣空管制的放松不僅使得企業(yè)管理層的代理行為受到約束，同時企業(yè)管理層也會主動提高信息透明度，以降低并購行為中對商譽確認(rèn)的機會主義與非理性傾向。由此，本文推斷，賣空管制放松主要通過治理機制和信息機制對企業(yè)的商譽估值泡沫產(chǎn)生影響。

為檢驗上述作用機制，本文分別選取代理成本(MFEE)和信息透明度(TRANS)為中介變量，構(gòu)建了兩組中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ?，分別為：模型(2)、模型(3)、模型(4)、模型(5)、模型(6)。

GWi,t/GWoveri,t=β0+β1List+β2PostList+βControl+∑Year+∑Industry+ε

(2)

MFEEi,t=β0+β1List+β2PostList+βControl+∑Year+∑Industry+ε

(3)

GWi,t/GWoveri,t=β0+β1List+β2PostList+β3MFEEi,t+βControl+∑Year+∑Industry+ε

(4)

TRANSi,t=β0+β1List+β2PostList+βControl+∑Year+∑Industry+ε

(5)

GWi,t/GWoveri,t=β0+β1List+β2PostList+β3TRANSi,t+βControl+∑Year+∑Industry+ε

(6)

參考葉康濤等(2014)、江軒宇等(2017)的做法，我們用管理費用與營業(yè)收入的比值即管理費用率衡量代理成本(MFEE)，其值越大意味著公司的代理成本越高。依據(jù)辛清泉等(2014)的做法，本文分別利用基于調(diào)整的模型計算的盈余質(zhì)量、深交所上市公司信息披露考評結(jié)果、分析師跟蹤人數(shù)、分析師盈余預(yù)測準(zhǔn)確性、是否為國際四大審計等綜合計量公司透明度。在此基礎(chǔ)上，按照這一指標(biāo)百分等級的平均值構(gòu)建公司透明度綜合指標(biāo)(TRANS)，其值越高，表明信息越透明。

本文參考溫忠麟等(2004)做法，按照以下程序開展中介效應(yīng)檢驗：第一步，檢驗自變量對因變量的回歸系數(shù)是否顯著。如果顯著，則進入下一步驟，否則停止檢驗。第二步，依次檢驗自變量與中介變量以及中介變量與因變量的回歸系數(shù)是否顯著。如果兩個系數(shù)都顯著，則意味著自變量對因變量的影響至少有部分是通過中介變量實現(xiàn)的；如果不顯著，則進入下一步驟。第三步，進行Sobel檢驗。如果結(jié)果顯著，則意味著中介變量在自變量和因變量之間起中介作用；否則，不存在中介效應(yīng)。

代理成本和信息透明度的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果分別見表9和表10。表9列(3)中Postlist的回歸系數(shù)顯著為負，說明賣空管制放松降低了標(biāo)的企業(yè)的代理成本；列(5)中Postlist的回歸系數(shù)顯著為負，MFEE的回歸系數(shù)則顯著為正，說明賣空機制通過降低代理成本進而抑制了商譽泡沫，意味著代理成本在賣空機制和商譽估值泡沫之間發(fā)揮部分中介作用。由表10可見，列(3)中Postlist的回歸系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，說明賣空管制放松有助于提高企業(yè)的信息透明度；列(5)中Postlist的回歸系數(shù)顯著為負，TRANS的回歸系數(shù)顯著為負，說明賣空機制通過提高信息透明度進而抑制了商譽泡沫，意味著信息透明在賣空機制和商譽估值泡沫之間發(fā)揮部分中介作用。綜上所述，代理成本與信息透明是賣空機制影響商譽估值的重要中介變量，即賣空管制放松降低了企業(yè)的代理成本，提高了公司的信息透明度，從而對商譽估值泡沫產(chǎn)生了一定的抑制作用。

表9 代理成本的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

表10 信息透明度的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

六、進一步分析

(一)高管權(quán)力

賣空機制之所以能夠抑制企業(yè)商譽泡沫，就在于其擁有的事前威懾以及事后懲罰作用能夠有效降低企業(yè)管理層的代理成本。那么，高管權(quán)力是否會對賣空機制與商譽泡沫的關(guān)系產(chǎn)生一定影響呢？接下來，本文對此展開實證檢驗。參照盧銳等(2008)、傅頎等(2014)的做法，我們將董事長和總經(jīng)理是否兩職合一(Dual)、股權(quán)制衡度(Disp)和高管任職期限(Long)三個衡量高管權(quán)力的單維變量進行加總形成綜合指標(biāo)，用于反映高管權(quán)力(Power)的大小。具體地：對于兩職合一(Dual)指標(biāo)，若董事長、總經(jīng)理兩職合一，則取值為1，否則取值為0；對于股權(quán)制衡度(Disp)指標(biāo)，若第一大股東持股比例除以第二至十大股東持股比例之和小于1，則取值為1，否則取值為0；對于高管任職期限(Long)指標(biāo)，若董事長或總經(jīng)理在IPO之前就擔(dān)任現(xiàn)職且IPO之后4年仍然在位，則取值為1，否則取值為0。在此基礎(chǔ)上，將上述三個變量加總，得到高管權(quán)力。若Dual+Disp+Long≥2，則歸為高管權(quán)力高組；否則，歸為高管權(quán)力低組。表11報告了按高管權(quán)力進行分組后的檢驗結(jié)果。從中可見，在高管權(quán)力高的樣本組，Postlist的回歸系數(shù)雖然都為負，但是在列(2)中卻不顯著；而在高管權(quán)力低的樣本組，Postlist的回歸系數(shù)均顯著為負。也就是說，賣空管制放松對商譽泡沫的抑制作用僅在低高管權(quán)力組存在，而在高高管權(quán)力組公司并不顯著。上述結(jié)果表明賣空管制放松對企業(yè)商譽泡沫的抑制作用確實受到了高管權(quán)力的影響。原因可能在于：權(quán)力集中的管理層，謀求私利的能力越強，其機會主義行為被約束的可能性就越小，因此較之高管權(quán)力高的公司，賣空機制的威懾以及懲罰功能在高管權(quán)力低的公司表現(xiàn)得更為明顯。

表11 高管權(quán)力影響的檢驗結(jié)果

(二)內(nèi)部控制環(huán)境

企業(yè)的內(nèi)部控制環(huán)境不僅會深刻影響公司治理的實施過程與實施效果，而且對于企業(yè)并購行為也會產(chǎn)生直接影響。首先，高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以幫助企業(yè)對并購對象進行全面且審慎的評估，降低并購中的機會主義與非理性傾向。其次，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠緩解信息不對稱，確保溝通渠道通暢，減少并購過程中的評估過失，抑制蓄意抬高商譽的行為。最后，高質(zhì)量的內(nèi)部控制有助于企業(yè)架設(shè)合理的組織架構(gòu)，有效制衡高管權(quán)力，從而降低并購合謀行為發(fā)生的可能性。為此，本文推斷，企業(yè)內(nèi)部控制環(huán)境會對賣空機制與商譽泡沫的關(guān)系產(chǎn)生一定影響。接下來，本文依據(jù)深圳迪博公司發(fā)布的“中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)”(迪博數(shù)據(jù)庫)的行業(yè)中位數(shù)，將樣本企業(yè)劃分為內(nèi)部控制質(zhì)量高和低兩組，以檢驗在不同的內(nèi)部控制環(huán)境下，賣空管制放松對商譽泡沫的抑制效應(yīng)是否存在差異。表12報告了按內(nèi)部控制質(zhì)量進行分組后的檢驗結(jié)果。

由表12可見，在內(nèi)部控制質(zhì)量高的樣本組，Postlist的回歸系數(shù)均顯著為負；而在內(nèi)部控制質(zhì)量低的樣本組，Postlist的回歸系數(shù)雖然均為負，但是在列(4)中卻未能通過顯著性檢驗，即當(dāng)被解釋變量為超額商譽(GWover)時，Postlist的回歸系數(shù)不顯著。由此可見，相比于內(nèi)部控制質(zhì)量低的企業(yè)，賣空機制對商譽泡沫的抑制作用在內(nèi)部控制質(zhì)量高的企業(yè)中更為明顯。這是因為良好的內(nèi)部控制能夠有效約束高管權(quán)力，從而提高信息溝通效率，降低并購風(fēng)險，最終顯著抑制商譽泡沫的形成和擴散。

七、結(jié)論與啟示

本文選取2007—2018年我國A股上市公司為研究樣本，對賣空管制放松能否抑制企業(yè)商譽泡沫進行了深入探究。研究結(jié)果表明：賣空管制放松能夠有效抑制商譽泡沫，且這一效應(yīng)在非國有企業(yè)更為明顯；賣空管制放松對商譽泡沫的抑制作用主要是通過降低企業(yè)代理成本和提高企業(yè)信息透明度兩個渠道來實現(xiàn)的；在高管權(quán)力低、內(nèi)控質(zhì)量高的企業(yè)中，賣空管制放松抑制商譽泡沫的作用更為顯著。

本文研究結(jié)論具有一定的政策啟示：對于監(jiān)管層來說，要進一步適度放松賣空管制，擴大融券標(biāo)的規(guī)模，這有助于抑制企業(yè)的商譽泡沫，防范系統(tǒng)性金融風(fēng)險的發(fā)生；對于企業(yè)管理層來說，一旦企業(yè)成為賣空對象，將會給經(jīng)營發(fā)展帶來較大的負面影響，因此需要密切關(guān)注資本市場環(huán)境的變化，同時加強經(jīng)營風(fēng)險預(yù)警體系的建設(shè)，科學(xué)、合理地估計并購商譽，從而推動企業(yè)健康發(fā)展；對于中小投資者來說，要提高對賣空機制的認(rèn)知，樹立理性投資、價值投資的觀念，增強風(fēng)險防范意識，提高風(fēng)險識別能力。