劉飛 呂盼盼

【摘要】利用上市公司2007 ～ 2016年的數(shù)據(jù)， 研究放松賣空管制對上市公司股價同步性的影響， 檢驗賣空機(jī)制對公司信息透明度的治理效應(yīng)。 在實證檢驗賣空機(jī)制的“事前威懾”與“事后懲罰” 效應(yīng)的基礎(chǔ)上， 研究發(fā)現(xiàn)： 放松賣空管制能夠顯著降低上市公司的股價同步性， 提高其信息透明度。 同時發(fā)現(xiàn)： 在機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低、盈余管理水平較高的上市公司， 股票賣空交易對股價同步性的降低效應(yīng)更加顯著。 進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)： 股票賣空機(jī)制是通過吸引證券分析師跟蹤和投資者關(guān)注等渠道降低企業(yè)股價同步性的。

【關(guān)鍵詞】放松賣空管制;股價同步性;事前威懾;事后懲罰;多時點雙重差分模型

【中圖分類號】F272? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）20-0135-9

一、引言

2010年3月， 我國正式推出融資融券試點制度， 允許符合條件的投資者向證券公司借入證券（融券）并賣出， 逐步放開了股票的賣空管制。 作為股票市場重要的制度創(chuàng)新， 融券賣空制度的啟動不僅改變了股票市場的定價效率、流動性和波動率， 也對企業(yè)行為產(chǎn)生了深刻的影響。 大量研究表明， 賣空機(jī)制賦予悲觀投資者從股票高估中獲利的機(jī)會， 促進(jìn)負(fù)面信息的吸收和傳遞， 改善了公司治理[1，2] ， 提高了資產(chǎn)定價效率[3] ， 增強(qiáng)了資本市場的有效性; 但也有一些研究認(rèn)為， 放松賣空管制并未實質(zhì)上提高股票的定價效率[4] ， 甚至賣空交易者有可能利用杠桿交易和市場委托指令等加大市場波動， 在市場下跌時加劇恐慌， 加大了公司的股價崩盤風(fēng)險[5] ， 不利于金融市場的穩(wěn)定和效率提升。 可見， 對于放松賣空管制能否優(yōu)化企業(yè)行為和提高資本市場信息效率， 起到發(fā)現(xiàn)價格、穩(wěn)定市場、增強(qiáng)流動性和管理風(fēng)險的作用， 學(xué)術(shù)界并未得出一致的結(jié)論。 在此背景下， 本文基于我國資本市場環(huán)境， 以上市公司的股價同步性作為研究對象， 希望從企業(yè)信息透明度的視角， 研究放松賣空管制對我國資本市場信息效率的影響。

基于Morck等[6] 和李春濤等[7] 的研究， 股價同步性可以作為上市公司信息透明度的表征指標(biāo)， 股價同步性越低， 企業(yè)的信息透明度越高。 許多研究都指出， 我國資本市場的股價同步性較高， 遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于大多數(shù)發(fā)達(dá)國家， 凸顯了上市公司信息不透明的特征。 因此， 研究我國新興資本市場環(huán)境下的股價同步性無疑具有重要的現(xiàn)實意義。 但遺憾的是， 目前鮮有文獻(xiàn)關(guān)注資本市場交易機(jī)制如股票賣空機(jī)制與股價同步性的關(guān)系。 本文擬分析和檢驗融資融券試點制度下放松賣空管制對股價同步性的影響。 具體來講， 本文試圖回答以下三個問題： 第一， 放松賣空管制怎樣影響上市公司的股價同步性？ 第二， 賣空機(jī)制對股價同步性的影響是否存在異質(zhì)性？ 第三， 放松賣空管制影響股價同步性的作用機(jī)制是什么？

本文使用2007 ～ 2016年A股上市公司的數(shù)據(jù)， 基于證監(jiān)會2010年實行的融資融券試點制度， 研究了在我國新興的資本市場環(huán)境下， 放松賣空管制對上市公司股價同步性的影響及其作用機(jī)制。 與許多文獻(xiàn)強(qiáng)調(diào)賣空制度引入的“事前威懾”效應(yīng)不同， 本文同時也結(jié)合相關(guān)的融券變量檢驗了賣空交易的“事后懲罰”效應(yīng)。 結(jié)果發(fā)現(xiàn)： 放松賣空管制能夠顯著降低上市公司的股價同步性。 同時還發(fā)現(xiàn)： 在機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低和盈余管理水平較高的樣本中， 放松賣空管制降低股價同步性的效應(yīng)更加顯著。 進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)： 股票賣空機(jī)制通過吸引更多的分析師跟蹤和投資者關(guān)注等渠道降低股價同步性， 提高信息透明度。

本文可能在以下幾個方面豐富了已有文獻(xiàn)： 第一， 從上市公司股價同步性的視角， 擴(kuò)展了賣空機(jī)制對企業(yè)信息透明度影響的研究， 為分析賣空交易者在資本市場上扮演的角色提供了新的證據(jù); 第二， 重點考察賣空機(jī)制對股價同步性的作用， 豐富了股價同步性影響因素的研究; 第三， 在基于自然實驗框架檢驗賣空機(jī)制對股價同步性“事前威懾”效應(yīng)的同時， 也結(jié)合相關(guān)的融券變量檢驗了賣空機(jī)制的“事后懲罰”效應(yīng)， 在一定程度上拓展和深化了融券賣空機(jī)制影響企業(yè)行為的相關(guān)理論與實證研究。

二、理論分析與研究假設(shè)

放松賣空管制對上市公司股價同步性的影響可能存在兩種相反的效應(yīng)。

一方面， 放松賣空管制能夠發(fā)揮治理效應(yīng)， 降低股價同步性：

首先， 賣空者自身的信息收集和信息媒介功能有助于提高資本市場的效率， 降低股價同步性。 賣空者為了獲利， 更有動力積極收集和挖掘公司的負(fù)面信息， 促使公司負(fù)面信息及時地反映在股票價格當(dāng)中[1-3] ， 實際上提高了資本市場信息效率。 此外， 作為信息中介， 賣空者的交易活動也向外界釋放了有關(guān)公司經(jīng)營的信號， 能夠促進(jìn)個體企業(yè)特質(zhì)信息的釋放與傳遞， 使股價中蘊(yùn)含更多公司層面的信息。 因此， 放松賣空管制提高了股票價格的信息含量， 提升了資本市場的效率， 有助于降低個股與大盤走勢的同步性。

其次， 放松賣空管制有助于改善公司治理， 進(jìn)而降低股價同步性。 賣空交易加大了股票價格下跌的潛在壓力， 也提高了經(jīng)理層不端行為被發(fā)現(xiàn)的可能性， 這會引導(dǎo)投資者“用腳投票”拋售公司的股票或“用手投票”采取積極措施促使公司加強(qiáng)內(nèi)部管理[8] ， 完善公司的治理機(jī)制。 Massa等[8] 的實證結(jié)果表明， 即使賣空交易沒有真正發(fā)生， 對潛在賣空的預(yù)期也能夠促使企業(yè)強(qiáng)化內(nèi)部管理， 實際上， 股東將這種潛在的可能賣空視為一種事前的威懾， 它激勵投資者對管理層的行為加強(qiáng)監(jiān)管。 一方面， 良好的公司治理機(jī)制有助于改善公司信息環(huán)境; 另一方面， 完備的信息披露和較高的信息透明度也是股東進(jìn)行公司治理的前提。 這兩方面均要求管理層提高上市公司信息披露的準(zhǔn)確性和透明度， 促使經(jīng)理層如實、準(zhǔn)確地披露公司信息， 從而將更多公司層面的特質(zhì)信息融入股價當(dāng)中， 降低了股價同步性。

最后， 賣空機(jī)制還會通過影響市場參與者的行為影響股價同步性。 已有文獻(xiàn)表明， 賣空交易提高了分析師盈余預(yù)測質(zhì)量， 降低了分析師樂觀性偏差[9，10] 。 證券分析師對上市公司的持續(xù)關(guān)注和信息修正工作保證其向市場提供更為有效可靠的信息， 進(jìn)一步提高了資本市場信息效率， 使公司股價中蘊(yùn)含更多公司層面的信息， 從而降低了股價同步性。

但另一方面， 放松賣空管制也有可能降低上市公司的信息透明度， 提高股價同步性。 由于賣空交易者的主要工作是識別股價被高估的企業(yè)， 賣空這些股票以反映負(fù)面信息并獲取交易利潤[11] 。 而賣空交易者經(jīng)常被指責(zé)給企業(yè)高管帶來了過度的壓力[12] ， 實際上， 美國賣空機(jī)制中的uptick rule就是為了防止賣空交易被作為操縱市場下跌的工具而設(shè)計的①。 不受限制的賣空活動會加劇股價的下跌壓力[13] ， 甚至?xí)龃蠊颈粣阂馐召彽娘L(fēng)險。 出于對自身財富、職業(yè)生涯和聲譽(yù)的考慮， 被賣空公司的高管通常會格外重視短期業(yè)績， 甚至可能通過采取造假、不實披露（只披露對自己或公司有利的信息）或降低財務(wù)報表可讀性的手段， 極力阻止公司負(fù)面信息的釋放， 這會進(jìn)一步惡化資本市場信息環(huán)境， 提高公司的股價同步性。

基于以上分析， 本文提出如下對立假設(shè)：

假設(shè)1a： 放松賣空管制提高了企業(yè)的信息透明度， 降低了股價同步性。

假設(shè)1b： 放松賣空管制降低了企業(yè)的信息透明度， 提高了股價同步性。

三、研究設(shè)計

1. 模型設(shè)置與變量定義。 融資融券試點制度為本文的實證檢驗提供了一個良好的“準(zhǔn)自然實驗”環(huán)境， 通過檢驗進(jìn)入融資融券試點的上市公司與沒有進(jìn)入融資融券試點的上市公司在該制度實施前后股價同步性水平是否存在顯著差異， 可以驗證放松賣空管制怎樣影響企業(yè)的股價同步性。 本文借鑒Bertrand和Mullainathan[14] 的方法， 構(gòu)造多時點雙重差分模型（Multi-Period DID）進(jìn)行檢驗， 具體的計量模型如下：

Synchi，t=α+βShorti，t+RZi，t+γ'Xi，t+εi，t? （1）

模型（1）中的解釋變量Short是表示賣空與否的虛擬變量， 如果一家公司的股票在t年可以被賣空， 則Short取值為1， 否則Short取值為0。 如果假設(shè)1a成立， 則Short的系數(shù)應(yīng)當(dāng)顯著為負(fù)。 RZ為融資量， 由于融資融券制度的特征是試點公司可以同時進(jìn)行融資與融券， 如果不控制融資量的話， 則Short的系數(shù)既包含融券（賣空機(jī)制）的效應(yīng)， 也包含融資的效應(yīng)， 但融資和融券會對市場產(chǎn)生截然相反的作用， 因此需要對融資效應(yīng)進(jìn)行控制， 以準(zhǔn)確衡量融券賣空對股價同步性的作用[15] 。 Xi，t為控制變量。

模型（1）中的被解釋變量Synch代表上市公司的股價同步性。 關(guān)于股價同步性的衡量， 本文在Morck等[6] 研究的基礎(chǔ)上建立如下模型：

ri，t，w=β0+β1rm，t，w+εi，t，w? ?（2）

其中： ri，t，w為公司i第t年第w周的收益率， rm，t，w為市場第t年第w周的收益率（為了避免周末效應(yīng)， 選取本周四至下周三的股票收益率）。 對于公司i的任意年度t， 根據(jù)模型（2）總會得到每次回歸的擬合優(yōu)度R2， R2越大， 則表明在該年度內(nèi)， 該股票的價格變動與市場指數(shù)變動越趨近， 因此同步性越高。 由于R2的取值范圍為（0，1）， 不能直接作為回歸的被解釋變量， 因此， 按照Morck等[6] 的方法， 對R2進(jìn)行如下變換：

Synchi，t=ln（[R21-R2]）? （3）

經(jīng)過變換， 股價同步性Synch的取值就介于（-∞， +∞）之間。

除了利用融資融券試點的自然實驗檢驗賣空制度引入對股價同步性的“事前威懾”效應(yīng) ， 本文還參照He和Tian[11] 的方法， 使用可貸出證券數(shù)量（Lendable）作為賣空數(shù)量的代理指標(biāo)， 來具體測度賣空機(jī)制對股價同步性的“事后懲罰”效應(yīng)。 具體模型如下：

Synch=α+βLendablei，t+γ'Xi，t+εi，t? （4）

其中： Lendable代表可貸出證券數(shù)量， 以融券余量與流通股股數(shù)的比值表示， 該變量值越大， 代表賣空勢力越強(qiáng)。 計量模型中的控制變量Xi，t參考劉飛等[16] 的方法， 主要包括企業(yè)特征與公司治理特征等變量。 變量符號和定義如表1所示。

2. 數(shù)據(jù)來源與樣本選擇。 本文選擇滬深兩市A股上市公司年度數(shù)據(jù)作為研究樣本， 樣本區(qū)間為2007 ～ 2016年。 融資融券標(biāo)的證券的信息來自于滬深證券交易所網(wǎng)站， 公司財務(wù)數(shù)據(jù)、融資融券交易數(shù)據(jù)來自于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。 本文刪除了金融類和ST公司及相關(guān)年份資產(chǎn)、主營業(yè)務(wù)收入、凈利潤等關(guān)鍵變量缺失的樣本， 共獲得16367個樣本觀測值。 描述性統(tǒng)計結(jié)果②顯示， 上市公司股價同步性Synch的平均值為-0.3162， 對應(yīng)的R2為0.4447， 略低于Mock等[6] 公布的中國股票市場R2平均值（0.45）， 但卻遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于Mock等[6] 、Jin和Myers[17] 報告的其他絕大部分國家的R2， 而Piotroski[18] 報告的美國股票市場的R2均值僅為0.193， 不到中國的一半， 說明我國證券市場的股價同步性較高。 Synch的最小值為-4.0879， 最大值為1.5672， 說明上市公司之間的股價同步性水平差別較大。 可貸出證券數(shù)量Lendable和賣空頭寸ShortInterest的平均值分別為0.0024和0.0026， 中位數(shù)均為0， 這是因為截至2016年12月， 大部分上市公司仍然不能被賣空， 拉低了平均值。 融資量RZ的均值為0.0381， 約為可貸出證券數(shù)量和賣空頭寸的15倍， 說明目前我國資本市場上融資融券交易具有不對稱的特征， 融資量遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過融券數(shù)量。

四、實證分析

1. 主效應(yīng)分析。 表2列出了放松賣空管制與股價同步性的回歸結(jié)果。 在具體估計方法的選擇上， Hausman檢驗拒絕了固定效應(yīng)假設(shè)， F統(tǒng)計量檢驗拒絕了混合數(shù)據(jù)假設(shè)， 因此筆者采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析。 其中， 第（1）列為放松賣空管制對股價同步性“事前威懾”效應(yīng)的檢驗結(jié)果。 賣空變量Short的系數(shù)為-0.0761， 并且在1%的水平上顯著， 表明在融資融券制度實施以后， 相比于不能賣空股票的上市公司， 允許賣空股票的上市公司的股價同步性水平顯著下降。 第（2）列為放松賣空管制對股價同步性“事后懲罰”效應(yīng)的檢驗結(jié)果， 可貸出證券數(shù)量Lendable的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)， 也表明隨著賣空壓力和賣空數(shù)量的增大， 上市公司的股價同步性水平會顯著下降。 因此， 表2實證結(jié)果與假設(shè)1a的預(yù)期一致。

2. 異質(zhì)性檢驗。 在主效應(yīng)檢驗的基礎(chǔ)上， 本文通過進(jìn)一步尋找調(diào)節(jié)變量， 檢驗放松賣空管制對股價同步性影響的異質(zhì)性。

首先， 機(jī)構(gòu)投資者在證券市場中具有信息發(fā)現(xiàn)與信息交易的作用， 其交易行為對股價的變動具有重要影響。 Piotroski[18] 發(fā)現(xiàn)， 美國大機(jī)構(gòu)投資者的出現(xiàn)對股票價格中體現(xiàn)的公司特定信息含量有凈增加影響， 提高了公司股價的異質(zhì)性波動水平。 侯宇和葉冬艷[19] 也發(fā)現(xiàn)， 我國上市公司的股價同步性會隨著機(jī)構(gòu)持股比例的提高而降低。 An和Zhang[20] 發(fā)現(xiàn)， 機(jī)構(gòu)投資者提高其持股比例能夠加快股價對個體信息的吸收和反饋， 降低股價同步性。 因此， 機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低的公司， 其股價同步性相對更高， 面對賣空攻擊時同步性下降的空間可能更大。 但是， Nagel[21] 和Hirshleifer等[22] 均指出， 機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低的公司， 其股票被賣空的限制和約束較多， 賣空的效應(yīng)也相對較小， 原因在于機(jī)構(gòu)投資者是被賣空股票的主要供給方， 機(jī)構(gòu)投資者持有的股份越少， 其能夠提供給賣空交易者的股票也就越少， 因此， Ke等[9] 認(rèn)為賣空的影響可能在機(jī)構(gòu)持股比例較高的公司更顯著。

為了檢驗機(jī)構(gòu)投資者持股的差異對賣空效應(yīng)的影響， 計算出上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)中機(jī)構(gòu)投資者的持股總和占總股本的比值， 然后按照機(jī)構(gòu)投資者持股比例是否大于年度樣本中位數(shù)對整體樣本進(jìn)行分組， 比較兩組樣本賣空效應(yīng)系數(shù)和顯著性的差異。 表3列出了對于機(jī)構(gòu)投資者持股比例不同的上市公司， 賣空機(jī)制對股價同步性的差異化影響。 表3第（1）、（2）列是賣空機(jī)制的“事前威懾”效應(yīng)， 在第（1）列機(jī)構(gòu)持股比例較高的樣本中， 賣空變量Short的系數(shù)雖然為負(fù)， 但是不顯著; 在第（2）列機(jī)構(gòu)持股比例較低的樣本中， 賣空變量Short的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)。 第（3）、（4）列是賣空機(jī)制的“事后懲罰”效應(yīng)， 在第（3）列機(jī)構(gòu)持股比例較高的樣本中， 可貸出證券數(shù)量Lendable的系數(shù)為負(fù)但不顯著; 在第（4）列機(jī)構(gòu)持股比例較低的樣本中， 可貸出證券數(shù)量Lendable的系數(shù)則在1%的水平上顯著為負(fù)。 因此， 表3的結(jié)果顯示， 放松賣空管制降低股價同步性的效應(yīng)在機(jī)構(gòu)持股比例較低的公司中更顯著。

此外， 已有研究認(rèn)為賣空交易者喜歡攻擊有盈余操縱和丑聞的企業(yè)， Hirshleifer等[22] 與Karpoff等[23] 均發(fā)現(xiàn)賣空交易者能夠察覺公司的財務(wù)不端行為和可疑企業(yè)的欺騙行為。 實證結(jié)果也顯示， 賣空交易者會在盈余重述、被指控證券欺詐或監(jiān)管部門對財務(wù)違規(guī)的判決執(zhí)行之前積累空頭頭寸[23] 。 因此， 賣空交易者會攻擊那些存在盈余管理或盈余操縱行為的公司， 而且盈余管理程度越高， 賣空交易獲利的可能性就越大， 賣空的效應(yīng)也就越強(qiáng)[1] 。 此外， 盈余管理水平越高的公司， 為掩蓋其盈余操縱行為， 信息透明度相對越低， 股價同步性則越高， 面對賣空攻擊時股價同步性下降的空間也就越大。

為了檢驗盈余管理水平的差異對賣空效應(yīng)的影響， 首先按照修正的Jones模型[24] 和Roychowdhury[25] 的方法分別計算上市公司每年的應(yīng)計盈余管理水平與真實盈余管理水平， 然后按照盈余管理水平總和是否大于年樣本的中位數(shù)對整體樣本進(jìn)行分組， 比較兩組中賣空效應(yīng)系數(shù)和顯著性的差異。 表4列出了對于盈余管理水平不同的上市公司， 賣空機(jī)制對股價同步性的差異化影響。 表4第（1）、（2）列是賣空機(jī)制的“事前威懾”效應(yīng)， 在第（1）列盈余管理水平較高的樣本中， 賣空變量Short的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù); 在第（2）列盈余管理水平較低的樣本中， 賣空變量Short的系數(shù)則不顯著。 第（3）、（4）列是賣空機(jī)制的“事后懲罰”效應(yīng)， 在第（3）列盈余管理水平較高的樣本中， 可貸出證券數(shù)量Lendable的系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù); 在第（4）列盈余管理水平較低的樣本中， 可貸出證券數(shù)量Lendable的系數(shù)則不顯著。 因此， 表4的結(jié)果顯示， 在盈余管理水平較高的公司中， 放松賣空管制降低股價同步性的效應(yīng)更顯著。

3. 作用機(jī)制檢驗。 實證結(jié)果表明， 我國股票市場的賣空機(jī)制降低了上市公司的股價同步性， 接下來， 本文進(jìn)一步分析放松賣空管制可能通過哪些作用機(jī)制來降低股價同步性。

首先， 考慮放松賣空管制可能吸引更多的證券分析師跟蹤被賣空的上市公司[26] ， 使公司股價中蘊(yùn)含更多公司層面的信息， 從而降低股價同步性， 增強(qiáng)價格對資源配置的引導(dǎo)作用， 提高資本市場的運(yùn)行效率。 表5是賣空機(jī)制通過分析師跟蹤的作用機(jī)制影響股價同步性的檢驗結(jié)果， 本文分別選擇當(dāng)年跟蹤同一家上市公司的證券分析師和券商數(shù)量來表示證券分析師跟蹤度， 具體定義為當(dāng)年分析師或券商數(shù)量加1的自然對數(shù)。 在表5第（2）、（4）、（6）、（8）列中， 分析師跟蹤度Analyst1或Analyst2的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)， 表明分析師跟蹤度的提高能夠顯著降低股價同步性。 在第（1）、（3）列中， 賣空變量Short的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正， 表明相比不能賣空的上市公司， 跟蹤進(jìn)入融資融券試點上市公司的證券分析師人數(shù)Analyst1和券商數(shù)Analyst2均顯著上升; 而在考慮分析師跟蹤情況下的賣空機(jī)制與股價同步性的回歸結(jié)果中， 第（2）列賣空變量Short的系數(shù)為-0.0643（t值為

-2.0877）， 第（4）列賣空變量Short的系數(shù)為-0.0650（t值為-2.1076）， 相比表2沒有控制分析師跟蹤的情況， 賣空變量Short的系數(shù)和t值均有所下降。 在第（5）、（7）列中， 可貸出證券數(shù)量Lendable的系數(shù)均在5%的水平上顯著為正， 表明隨著可貸出證券數(shù)量的上升， 賣空壓力增大， 證券分析師跟蹤人數(shù)和券商跟蹤數(shù)也會顯著上升; 而在考慮分析師跟蹤情況下的賣空機(jī)制與股價同步性的回歸結(jié)果中， 第（6）列可貸出證券數(shù)量Lendable的系數(shù)為-0.7659（t值為-1.7884）， 第（8）列可貸出證券數(shù)量Lendable的系數(shù)為-0.7771（t值為-1.7816）， 相比表2沒有控制分析師跟蹤的情況， 可貸出證券數(shù)量Lendable的系數(shù)和t值均有所下降， 檢驗結(jié)果證明分析師跟蹤的增加可以部分解釋賣空機(jī)制對企業(yè)股價同步性的降低作用。

其次， 考慮放松賣空管制可能通過提高市場的有效性[27] ， 吸引更多的投資者關(guān)注， 從而有效提高股價信息含量， 降低股價同步性。 表6是賣空機(jī)制通過投資者關(guān)注的作用機(jī)制影響股價同步性的檢驗結(jié)果。 根據(jù)權(quán)小鋒和吳世農(nóng)[28] 的方法， 分別采用總股數(shù)平均日換手率和流通股平均日換手率表示投資者關(guān)注度。 在表6第（2）、（4）、（6）、（8）列中， 投資者關(guān)注度Investor1或Investor2的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)， 表明投資者關(guān)注度的提高能夠顯著降低股價同步性。 在第（1）、（3）列中， 賣空變量Short的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正， 表明相比不能賣空的上市公司， 關(guān)注進(jìn)入融資融券試點上市公司的投資者人數(shù)均顯著上升; 而在考慮投資者關(guān)注情況下的賣空機(jī)制與股價同步性的回歸結(jié)果中， 第（2）列賣空變量Short的系數(shù)為-0.0645（t值為

-2.2213）， 第（4）列賣空變量Short的系數(shù)為-0.0648（t值為-2.2495）， 相比表2沒有控制投資者關(guān)注的情況， 賣空變量Short的系數(shù)和t值均有所下降。 在第（5）、（7）列中， 可貸出證券數(shù)量Lendable的系數(shù)均在5%的水平上顯著為正， 表明隨著可貸出證券數(shù)量的上升， 賣空壓力增大， 會吸引更多的投資者關(guān)注這些上市公司; 而在考慮投資者關(guān)注情況下的賣空機(jī)制與股價同步性的回歸結(jié)果中， 第（6）列可貸出證券數(shù)量Lendable的系數(shù)為-0.7621（t值為-1.7165）， 第（8）列可貸出證券數(shù)量Lendable的系數(shù)為-0.7537（t值為-1.7185）， 相比表2沒有控制投資者關(guān)注的情況， 可貸出證券數(shù)量Lendable的系數(shù)和t值均有所下降， 檢驗結(jié)果證明投資者關(guān)注度的提高可以部分解釋賣空機(jī)制對企業(yè)股價同步性的降低作用。

五、結(jié)論

利用我國上市公司2007 ～ 2016年的數(shù)據(jù)， 本文研究了放松賣空管制對上市公司股價同步性的影響， 檢驗了賣空機(jī)制對公司信息透明度的治理效應(yīng)。 在檢驗賣空機(jī)制的“事前威懾”和“事后懲罰”效應(yīng)的基礎(chǔ)上， 實證檢驗發(fā)現(xiàn)， 賣空機(jī)制能夠顯著降低上市公司的股價同步性， 增強(qiáng)其信息透明度。 同時發(fā)現(xiàn)， 在機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低、盈余管理水平較高的上市公司， 股票賣空機(jī)制對股價同步性的降低效應(yīng)更加顯著; 進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)， 股票賣空機(jī)制是通過吸引證券分析師跟蹤和投資者關(guān)注等渠道降低企業(yè)股價同步性的。

早在融資融券試點之初， 政策制定者就期望通過放松賣空管制， 改變我國股票市場“單邊市”的局面， 起到發(fā)現(xiàn)價格、穩(wěn)定市場、增強(qiáng)流動性和管理風(fēng)險的作用。 在此背景下， 如果放松賣空管制能夠發(fā)揮外部治理的職能， 規(guī)范和優(yōu)化內(nèi)部治理尚不完善的上市公司行為， 將從根本上提高股票定價效率， 促進(jìn)資本市場的平穩(wěn)健康發(fā)展。 這不僅是一個重要的理論問題， 也是一個重大的實踐問題。 因此， 本文的研究結(jié)論為放松賣空管制發(fā)揮公司治理作用、提高企業(yè)的信息透明度提供了新的證據(jù)， 也豐富和拓展了股價同步性的相關(guān)研究。 此外， 本文的研究結(jié)論也具有一定的政策參考價值。 我國上市公司的信息披露制度還很不完善， 資本市場上的信息不對稱也很嚴(yán)重， 對于證券管理部門來講， 應(yīng)該適當(dāng)增加融券標(biāo)的股票的數(shù)量， 降低融券交易的門檻和成本， 擴(kuò)大股票賣空的市場份額， 最大限度地發(fā)揮放松賣空管制對于優(yōu)化資本市場信息環(huán)境、提高資本市場信息效率的積極作用， 促進(jìn)資本市場的良性發(fā)展。

【 注 釋 】

① 美國資本市場對賣空交易實施uptick rule，即在股價下跌時不允許賣空，以此限制賣空交易。

② 由于篇幅所限，本文的描述性統(tǒng)計結(jié)果沒有展示。

【 主 要 參 考 文 獻(xiàn) 】

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