康 雯，劉力臻

（東北師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，吉林 長(zhǎng)春 130117）

一、引 言

2010年3月賣(mài)空交易正式進(jìn)入我國(guó)股票市場(chǎng)，經(jīng)歷數(shù)次擴(kuò)容之后，截至2021年第二季度末，滬深兩市賣(mài)空標(biāo)的股票數(shù)量已經(jīng)由最初的90只增至2022只，日均融券余額也達(dá)到了1 560.47億元，占A股日均流通市值的0.22%，這也是我國(guó)資本市場(chǎng)基礎(chǔ)制度促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量運(yùn)轉(zhuǎn)的重要舉措，中國(guó)股市開(kāi)啟了“雙邊市”的大門(mén)，為投資者向市場(chǎng)中融入負(fù)面信息提供了機(jī)會(huì)。但相比其他成熟資本市場(chǎng)，我國(guó)賣(mài)空交易的比例仍然較小，放松賣(mài)空約束能否依舊起到優(yōu)化資源配置，尤其是敦促企業(yè)內(nèi)部資源高效配置的作用仍然值得思考。因此，把放松賣(mài)空約束與企業(yè)過(guò)度投資的問(wèn)題聯(lián)系起來(lái)，并發(fā)掘其在企業(yè)內(nèi)部治理方面的作用路徑，對(duì)評(píng)價(jià)融資融券制度的政策效果以及從加強(qiáng)市場(chǎng)機(jī)制改革角度出發(fā)提高企業(yè)運(yùn)行效率具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

融資融券制度在我國(guó)證券市場(chǎng)中的逐步推行，為研究放松賣(mài)空約束對(duì)我國(guó)上市公司投資行為是否產(chǎn)生影響創(chuàng)造了應(yīng)用“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”的機(jī)會(huì)。本文基于2007～2019年A股上市公司的披露數(shù)據(jù)，采用雙重差分模型考察了不同內(nèi)外部情境下放松賣(mài)空約束對(duì)企業(yè)過(guò)度投資的影響及其作用路徑。本文的主要貢獻(xiàn)在于：（1）從融資融券制度實(shí)施前后，企業(yè)對(duì)出現(xiàn)財(cái)務(wù)困境和破產(chǎn)可能性的判斷變化角度出發(fā)，分析了放松賣(mài)空約束之后，企業(yè)投資決策可能受到的影響，補(bǔ)充了融資融券制度影響企業(yè)投資行為的相關(guān)研究；（2）從內(nèi)部控制和真實(shí)盈余管理角度出發(fā)，在企業(yè)內(nèi)部治理層面尋找賣(mài)空機(jī)制對(duì)企業(yè)過(guò)度投資的影響路徑，豐富和拓展了賣(mài)空機(jī)制影響公司治理的相關(guān)研究；（3）有助于評(píng)估市場(chǎng)機(jī)制改革對(duì)企業(yè)過(guò)度投資及內(nèi)部治理產(chǎn)生的政策效果，也為監(jiān)管層進(jìn)一步有序推進(jìn)融資融券標(biāo)的擴(kuò)容提供證據(jù)支持。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

有效市場(chǎng)理論認(rèn)為股票的價(jià)格能充分反映出關(guān)于公司運(yùn)營(yíng)的所有正面或負(fù)面信息，然而現(xiàn)實(shí)市場(chǎng)并不能達(dá)到這種理想的有效狀態(tài)，信息不對(duì)稱(chēng)問(wèn)題普遍存在。當(dāng)市場(chǎng)存在賣(mài)空約束時(shí)，負(fù)面消息渠道不暢，股價(jià)中包含的信息主要由樂(lè)觀投資者的交易行為所提供，負(fù)面信息不能及時(shí)融入到股價(jià)之中，這將導(dǎo)致股價(jià)向上偏離企業(yè)的真實(shí)價(jià)值。［1］當(dāng)市場(chǎng)中的賣(mài)空約束被解除，市場(chǎng)中的負(fù)面消息能更快地被調(diào)整并包含在股價(jià)之中，從而形成新的價(jià)格發(fā)現(xiàn)機(jī)制。［2］國(guó)內(nèi)學(xué)者在過(guò)往的研究中也驗(yàn)證了賣(mài)空機(jī)制對(duì)我國(guó)資本市場(chǎng)定價(jià)效率的整體影響，大多認(rèn)為放松賣(mài)空約束有助于股票價(jià)格的形成與發(fā)現(xiàn)，從而提高市場(chǎng)定價(jià)效率，穩(wěn)定市場(chǎng)中個(gè)股股價(jià)的波動(dòng)性，增強(qiáng)個(gè)股的流動(dòng)性。［3-4］但也有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，放松賣(mài)空約束僅能讓盈利能力較強(qiáng)的上市公司的股價(jià)更加穩(wěn)定，對(duì)經(jīng)營(yíng)效率較低的重資產(chǎn)類(lèi)公司作用并不明顯。［5］

從微觀企業(yè)行為來(lái)看，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為賣(mài)空機(jī)制能夠?qū)芾韺有袨闆Q策產(chǎn)生外部治理的效果。放松賣(mài)空約束后，當(dāng)賣(mài)空投資者在市場(chǎng)中尋找負(fù)面消息來(lái)獲取收益時(shí)，由于會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越低的企業(yè)越可能被融券賣(mài)出，［6］因此管理層會(huì)減少在會(huì)計(jì)操縱上的機(jī)會(huì)主義行為。［7-8］同時(shí)，在賣(mài)空投資者帶來(lái)的股價(jià)下跌壓力下，大股東發(fā)生侵占行為的可能性降低，企業(yè)不僅會(huì)規(guī)制自身的非理性融資行為，也會(huì)從加強(qiáng)創(chuàng)新、改善并購(gòu)績(jī)效等方面積極提升正面形象。［9-12］也有學(xué)者提出不同觀點(diǎn)，由于放松賣(mài)空約束會(huì)對(duì)股價(jià)產(chǎn)生壓力，管理層可能迫于賣(mài)空威脅而集中采取短視行為，減少研發(fā)投資水平，甚至采取策略性專(zhuān)利行為以迎合市場(chǎng)的投機(jī)偏好。［13-15］因此，市場(chǎng)運(yùn)行效率的提高，會(huì)對(duì)企業(yè)內(nèi)部人的行為與決策形成外部約束，還是會(huì)提高內(nèi)部人掩蓋負(fù)面消息的道德風(fēng)險(xiǎn)，這仍然是值得探討的話題。

我國(guó)在對(duì)融資融券標(biāo)的企業(yè)進(jìn)行篩選時(shí)，設(shè)置了一定的準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)，具體涵蓋上市時(shí)間、流通股本和市值、股東人數(shù)、日均換手率和日均漲跌幅度、股票發(fā)行公司已經(jīng)完成股權(quán)分置改革等多個(gè)方面。由此可以看出，相比于非融資融券標(biāo)的，交易所對(duì)標(biāo)的企業(yè)提出了更為嚴(yán)格的要求，所以標(biāo)的企業(yè)管理層所面對(duì)的外部監(jiān)管壓力也更大。另外，融資融券制度將賣(mài)空機(jī)制引入后，會(huì)進(jìn)一步提升企業(yè)管理層決策與股價(jià)的關(guān)聯(lián)度，企業(yè)一旦由于非效率投資而出現(xiàn)業(yè)績(jī)下滑或者資金流斷裂等負(fù)面情況，大量賣(mài)空投資者帶來(lái)的股價(jià)下跌壓力，將對(duì)大股東的財(cái)富水平造成直接威脅，則大股東對(duì)管理層的監(jiān)管動(dòng)機(jī)也會(huì)被進(jìn)一步激發(fā)。從以上兩個(gè)角度來(lái)看，融資融券制度的實(shí)施，將激勵(lì)管理層積極尋找更為優(yōu)質(zhì)的投資機(jī)會(huì)，并盡量避免出現(xiàn)非效率投資的情況。

一般來(lái)說(shuō)，企業(yè)的非效率投資可以分為投資不足和過(guò)度投資兩種情況。管理層在選擇投資項(xiàng)目時(shí)，相比于過(guò)度投資，更能接受投資不足帶來(lái)的后果，其主要原因在于過(guò)度投資將帶來(lái)更大的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而加劇企業(yè)的財(cái)務(wù)困境程度，甚至造成企業(yè)破產(chǎn)的后果。圖1列示了管理層判斷的財(cái)務(wù)困境與破產(chǎn)可能性對(duì)過(guò)度投資、投資不足兩種非效率投資的影響方式。在正常情況下，如果管理層認(rèn)為企業(yè)面臨的財(cái)務(wù)困境或破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)較大，即使項(xiàng)目?jī)衄F(xiàn)值為正，管理層也會(huì)選擇放棄投資，自由現(xiàn)金流的短缺會(huì)導(dǎo)致企業(yè)發(fā)生投資不足；如果管理層認(rèn)為企業(yè)面臨的財(cái)務(wù)困境或破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)較小，即使企業(yè)沒(méi)有適當(dāng)?shù)耐顿Y項(xiàng)目，管理層出于獲取更多在職消費(fèi)等自身利益考慮，仍然傾向于將現(xiàn)金流投資在凈現(xiàn)值為負(fù)的項(xiàng)目上，導(dǎo)致企業(yè)發(fā)生過(guò)度投資。

當(dāng)融資融券制度實(shí)施之后，賣(mài)空投資者在市場(chǎng)中出現(xiàn)，其挖掘企業(yè)的負(fù)面消息并促進(jìn)其在股價(jià)中反映的能力，對(duì)融資融券標(biāo)的企業(yè)產(chǎn)生較大的賣(mài)空威脅；同時(shí)，隨著雙向信用交易的開(kāi)啟，信息傳遞效率提升，使得負(fù)面消息傳播和擴(kuò)散的速度更快，股價(jià)下跌的壓力也更大，企業(yè)出現(xiàn)財(cái)務(wù)困境或破產(chǎn)的可能性提高，在圖1中則表現(xiàn)為水平軸下移的情況，相比融資融券實(shí)施之前，企業(yè)發(fā)生過(guò)度投資的可能性也會(huì)降低。基于上述分析，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：融資融券制度實(shí)施之后，允許被賣(mài)空的企業(yè)發(fā)生過(guò)度投資的概率顯著下降；并且融券賣(mài)空交易量越大，企業(yè)發(fā)生過(guò)度投資的可能性越小。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

采用雙重差分模型（DID）來(lái)檢驗(yàn)上述假設(shè)時(shí)，需要使用2010年融資融券制度實(shí)施前后上市公司的數(shù)據(jù)，為排除2007年新企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施對(duì)財(cái)務(wù)信息一致性的影響，本文選擇2007～2019年A股上市公司作為樣本。樣本期間主要涵蓋了融資融券標(biāo)的6次大規(guī)模擴(kuò)容（分別在2010、2011、2013、2014、2016和2019年），為考慮大規(guī)模擴(kuò)容后的制度影響，故在數(shù)據(jù)中剔除了2015、2017和2018年進(jìn)入融資融券名單的公司，也便于后續(xù)傾向得分匹配的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。此外還剔除了樣本期間退出融資融券名單、ST、*ST類(lèi)經(jīng)營(yíng)情況異常、資產(chǎn)負(fù)債率大于1、金融保險(xiǎn)業(yè)和變量缺失的公司，最終得到23283個(gè)有效觀測(cè)樣本。融資融券交易以及上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)分別來(lái)自Wind和CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，內(nèi)部控制信息披露指數(shù)來(lái)自迪博內(nèi)部控制數(shù)據(jù)庫(kù)。同時(shí)對(duì)本文中所涉及的連續(xù)變量按照1%的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行了Winsorize處理以消除極端值的影響，并對(duì)所有回歸中的標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了公司層面聚類(lèi)調(diào)整以控制異方差和序列相關(guān)問(wèn)題。

（二）模型設(shè)定與變量定義

本文借鑒顧乃康和周艷利的做法，［10］將未開(kāi)通融資融券業(yè)務(wù)的企業(yè)作為控制組，開(kāi)通融資融券業(yè)務(wù)的企業(yè)作為處理組，構(gòu)建多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型來(lái)檢驗(yàn)放松賣(mài)空約束后企業(yè)過(guò)度投資將發(fā)生如何變化：

式（1）中，模型（1）的被解釋變量OverInv_dum為過(guò)度投資，我們認(rèn)為如果企業(yè)當(dāng)期的實(shí)際新增投資與合理新增投資支出之間存在正向差額，則表示企業(yè)存在過(guò)度投資。國(guó)內(nèi)外學(xué)者普遍采用Richardson模型來(lái)度量企業(yè)實(shí)際新增投資與合理新增投資之間的差異，該模型認(rèn)為企業(yè)當(dāng)期合理新增投資不僅受企業(yè)自身特征和上期投資水平的影響，還會(huì)受其面臨的成長(zhǎng)機(jī)會(huì)所影響，因此構(gòu)建模型（2）來(lái)擬合出當(dāng)期合理新增投資的支出水平，①模型（2）中的被解釋變量Investi，t表示i公司t期的投資支出水平，解釋變量包括：Growthi，t-1，表示i公司在t-1期的成長(zhǎng)性水平，采用托賓Q值來(lái)計(jì)算；Sizei，t-1，表示i公司在t-1期的資產(chǎn)規(guī)模；Levi，t-1，表示i公司在t-1期的資產(chǎn)負(fù)債率；CashFlowi，t-1，表示 i公司在 t-1 期的現(xiàn)金持有水平；Agei，t-1，表示 i公司在 t-1 期的上市年齡；Ri，t-1，表示 i公司在 t-1期的年度超額回報(bào)率；以及t-1期的投資支出水平Investi，t-1，并在模型中控制了行業(yè)和年度因素。擬合值與實(shí)際投資之間的差額（殘差ε）即為實(shí)際投資與合理新增投資之間的偏離程度。我們根據(jù)殘差的符號(hào)方向來(lái)定義虛擬變量OverInv_dum，當(dāng)ε＞0時(shí)，則表示過(guò)度投資，記作為1，否則為0。

解釋變量List為放松賣(mài)空約束虛擬變量，當(dāng)該公司在樣本期間被納入融資融券名單中取值為1，否則為0；Target為放松賣(mài)空約束前后的虛擬變量，公司進(jìn)入融資融券之后的年份取值為1，否則為0。核心解釋變量為T(mén)arget，其系數(shù)反映融資融券標(biāo)的企業(yè)在納入前后過(guò)度投資相比非標(biāo)的企業(yè)變化的差異。

為了進(jìn)一步探尋在融資融券制度中，是融券賣(mài)空機(jī)制還是融資杠桿機(jī)制對(duì)企業(yè)過(guò)度投資產(chǎn)生了影響，本文還選取了融券業(yè)務(wù)量Short（其中融券賣(mài)出量比采用Short_A衡量，融券余量比采用Short_B衡量，具體定義見(jiàn)下表1）、融資業(yè)務(wù)量Margin（其中融資買(mǎi)入量比采用Margin_A衡量，融資余量比采用Margin_B衡量，具體定義見(jiàn)表1）來(lái)衡量市場(chǎng)上融券賣(mài)空和融資杠桿的程度，構(gòu)建多元回歸模型（3）進(jìn)行檢驗(yàn)：

企業(yè)的投資決策受到公司特征和外部環(huán)境的影響，本文參考褚劍和方軍雄等的做法，［20］選取了公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、凈資產(chǎn)收益率、成長(zhǎng)性、董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例、股權(quán)制衡度、兩職合一、機(jī)構(gòu)投資者持股比例、趨勢(shì)換手率、股權(quán)集中度以及上市年限作為控制變量。此外，還控制了行業(yè)和年份的影響，所用主要變量定義如表1所示。

表1 主要變量定義

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

本文對(duì)模型中的主要變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果如表2所示。在被解釋變量方面，過(guò)度投資啞變量的均值為0.403，說(shuō)明樣本中存在過(guò)度投資的企業(yè)占40.3%，相應(yīng)地存在投資不足的企業(yè)占59.7%，表明我國(guó)企業(yè)中投資不足的情況更為普遍。融資融券變量中List的均值為0.567，說(shuō)明樣本中實(shí)驗(yàn)組樣本的比例為56.7%，控制組樣本的比例為43.3%。Target的均值為0.274，說(shuō)明成為融資融券標(biāo)的企業(yè)占總樣本的27.4%。在融資融券交易量方面，融券賣(mài)出量的均值為0.014，融資買(mǎi)入量的均值為679.322，融券業(yè)務(wù)與融資業(yè)務(wù)在交易量方面呈現(xiàn)巨大差異，融資交易相比融券交易活躍程度更高，這與我國(guó)資本市場(chǎng)上融資融券制度實(shí)施的現(xiàn)狀是一致的。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

從控制變量方面來(lái)看，數(shù)據(jù)樣本中國(guó)有企業(yè)的比例為42.9%，非國(guó)有企業(yè)的比例為57.1%；樣本企業(yè)的平均凈資產(chǎn)收益率為6.5%，標(biāo)準(zhǔn)差為0.128，表明樣本企業(yè)之間的盈利能力存在較大差距；樣本企業(yè)的機(jī)構(gòu)投資者持股比例平均為39.7%，表明機(jī)構(gòu)投資者在市場(chǎng)中參與程度較高；樣本企業(yè)中第一大股東平均持股水平為34.7%，表明我國(guó)企業(yè)股權(quán)集中度較高。其余變量的描述性統(tǒng)計(jì)在此不再贅述。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基本回歸結(jié)果

對(duì)模型（1）、（3）的Logit回歸結(jié)果如表3所示。在列（1）中Target的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，表明相比非標(biāo)的企業(yè)，融資融券標(biāo)的企業(yè)發(fā)生過(guò)度投資的概率顯著下降；在列（2）～（3）中可以看出，融券業(yè)務(wù)量越大對(duì)企業(yè)過(guò)度投資的抑制程度越大；在列（4）～（5）中，融資業(yè)務(wù)量與企業(yè)過(guò)度投資之間的回歸系數(shù)并不顯著。這初步說(shuō)明了放松賣(mài)空約束后，融資融券標(biāo)的企業(yè)發(fā)生過(guò)度投資的可能性顯著降低，并且這種效果主要是由賣(mài)空機(jī)制導(dǎo)致的，而非融資機(jī)制，假設(shè)1得以驗(yàn)證。

表3 放松賣(mài)空約束對(duì)企業(yè)過(guò)度投資的影響

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證基本回歸結(jié)果的可靠性，本文還進(jìn)行了一系列的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.基于傾向得分匹配法的重新檢驗(yàn)。根據(jù)上交所、深交所《融資融券交易實(shí)施細(xì)則》的規(guī)定，對(duì)申請(qǐng)成為融資融券標(biāo)的的公司設(shè)置了一定的篩選條件，導(dǎo)致實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組間可能存在明顯的特征差異。本文采用傾向得分匹配法（PSM），選取股票日換手率、日漲跌幅、日波動(dòng)幅度、流通市值和流通股占比作為匹配變量，對(duì)實(shí)驗(yàn)組進(jìn)行了有放回的1對(duì)1最近臨匹配，分別為2010年、2011年、2013年、2014年、2016年、2019年擴(kuò)容樣本匹配出與其前一年特征最為接近的對(duì)照組公司。對(duì)模型（1）重新檢驗(yàn)后，Target系數(shù)依然顯著為負(fù)，與基本回歸中的結(jié)論保持一致。

2.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。本文構(gòu)建跨期模型（4）來(lái)檢驗(yàn)放松賣(mài)空約束對(duì)企業(yè)過(guò)度投資的影響。

在模型（4）中構(gòu)建了以下虛擬變量：Target-n，公司在n年后成為融資融券標(biāo)的則取1，否則取0；Target0，公司在當(dāng)年成為融資融券標(biāo)的則取1，否則取0；Targetn，公司成為融資融券標(biāo)的后的第n年則取1，否則取0。依據(jù)模型（4）的回歸結(jié)果，將Target-3至Target3+的回歸系數(shù)動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)在圖2中匯總出來(lái)，縱向?qū)嵕€為95%的置信區(qū)間。從圖中不難看出，在加入融資融券標(biāo)的當(dāng)年及以后年度，Target的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，而在加入融資融券標(biāo)的之前的年度并不顯著為負(fù)，這表明標(biāo)的企業(yè)過(guò)度投資的概率顯著下降，確實(shí)是在融資融券制度實(shí)施之后出現(xiàn)的，滿(mǎn)足雙重差分模型應(yīng)用的前提，也說(shuō)明基本回歸中的結(jié)論是穩(wěn)健的。

3.其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由于樣本期間涉及的大規(guī)模融資融券擴(kuò)容主要有6次，因此在這選取2010年、2011年、2013年、2014年、2016年作為不同樣本區(qū)間的分界點(diǎn)，以2007年為起點(diǎn)設(shè)置五個(gè)樣本區(qū)間重新檢驗(yàn)，結(jié)果與基本回歸的結(jié)果保持一致。此外，基本回歸中使用的是2007～2019年數(shù)據(jù)，樣本結(jié)束時(shí)點(diǎn)距離2019年8月批次的擴(kuò)容僅相差4個(gè)月，考慮到企業(yè)調(diào)整投資行為需要決策反應(yīng)時(shí)間，故進(jìn)一步刪去2019年擴(kuò)容樣本后重新檢驗(yàn)，得出的結(jié)果仍與基本回歸結(jié)果保持一致。本文還構(gòu)造了虛擬政策進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。具體方法為：將總體樣本區(qū)間向前推四年（即樣本區(qū)間為2003～2015年）、每次融資融券擴(kuò)容的時(shí)點(diǎn)向前推四年（即虛擬政策時(shí)點(diǎn)為2006年、2007年、2009年、2010年、2012年和2015年），同時(shí)每次擴(kuò)容的實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組保持不變，確保不同批次擴(kuò)容的企業(yè)受虛擬政策影響的順序和時(shí)間間隔與實(shí)際政策一致。重新檢驗(yàn)后，模型（1）中Target對(duì)過(guò)度投資的回歸系數(shù)均不顯著，表明虛擬政策不會(huì)對(duì)企業(yè)過(guò)度投資產(chǎn)生影響，進(jìn)一步驗(yàn)證了基本回歸結(jié)論的穩(wěn)健性。

（三）橫截面檢驗(yàn)

1.基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度的橫截面檢驗(yàn)。為進(jìn)一步探尋在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度的樣本中，融資融券制度對(duì)企業(yè)過(guò)度投資的影響程度是否不同，本文分別按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度高低對(duì)樣本進(jìn)行分組檢驗(yàn)，①行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度采用赫芬達(dá)爾指數(shù)HHI來(lái)衡量，赫芬達(dá)爾指數(shù)是由行業(yè)內(nèi)的各家公司主營(yíng)業(yè)務(wù)收入與行業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入合計(jì)的比值的平方累加計(jì)算所得，HHI數(shù)值越大，表明行業(yè)集中程度越高，行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度越低，將HHI大于行業(yè)中位數(shù)的一組記作行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)低組，HHI小于行業(yè)中位數(shù)的一組記作行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)高組?；貧w結(jié)果如表4的（1）～（4）列所示。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，放松賣(mài)空約束之后，非國(guó)有以及行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)不足的企業(yè)過(guò)度投資下降的程度更大。其主要原因在于國(guó)有企業(yè)普遍存在投資不足而非過(guò)度投資，并且由于具有政府的隱性擔(dān)保及國(guó)有銀行的信貸支持，即使發(fā)生過(guò)度投資，也很難出現(xiàn)資金流斷裂等負(fù)面后果，其減少過(guò)度投資的主觀能動(dòng)性較弱，而放松賣(mài)空約束以后，出于對(duì)市場(chǎng)中賣(mài)空威脅的考量，非國(guó)有企業(yè)則更有動(dòng)力去除過(guò)度投資，以預(yù)防投資失敗后進(jìn)一步遭受賣(mài)空投資者的攻擊；而行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)不足的企業(yè)，由于其投資行為更容易受到頭部企業(yè)投資信號(hào)的影響，將資金使用在重復(fù)或者跟風(fēng)的投資項(xiàng)目上，因此更容易出現(xiàn)過(guò)度投資的情況，［16］因此放松賣(mài)空約束之后，同樣迫于市場(chǎng)中出現(xiàn)的賣(mài)空壓力，則更有動(dòng)力去除過(guò)度投資。可見(jiàn)，賣(mài)空機(jī)制的引入，能夠緩解我國(guó)企業(yè)由于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度不同帶來(lái)的結(jié)構(gòu)性非效率投資問(wèn)題。

表4 橫截面檢驗(yàn)結(jié)果

2.基于不同外部監(jiān)督壓力的橫截面檢驗(yàn)。從分析師跟蹤程度、機(jī)構(gòu)投資者持股水平兩個(gè)視角對(duì)面臨不同外部監(jiān)督壓力的企業(yè)進(jìn)行分情景檢驗(yàn)，探尋放松賣(mài)空約束對(duì)企業(yè)過(guò)度投資的影響渠道。上市公司的透明度能夠因證券分析師跟蹤挖掘與整合市場(chǎng)上的信息而得到改善，［21］更多的分析師跟蹤也能進(jìn)一步豐富企業(yè)的信息環(huán)境。因此，分析師跟蹤的人數(shù)越多，信息向外傳遞的效率越高，企業(yè)相應(yīng)面對(duì)的外部監(jiān)督壓力也越大。除證券分析師之外，機(jī)構(gòu)投資者也是主要的外部監(jiān)督者。相比散戶(hù)投資者，機(jī)構(gòu)投資者的投資金額更大、專(zhuān)業(yè)水平更高，其更有動(dòng)機(jī)和能力對(duì)企業(yè)投資情況進(jìn)行積極的監(jiān)控。［22］因此，當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高時(shí)，企業(yè)面臨的外部監(jiān)督壓力越大；同時(shí)，賣(mài)空投資者必須向愿意借出股票的投資者借入股票，才能完成融券交易，而機(jī)構(gòu)投資者是融券券源的主要提供者，機(jī)構(gòu)持股水平較高的企業(yè)代表著可融券的比例更高，賣(mài)空投資者的融券成本也越低，［23］所以機(jī)構(gòu)持股比例越高的企業(yè)其面臨的潛在賣(mài)空威脅也越大。據(jù)此，本文構(gòu)建虛擬變量HighAnalyst、HighINST①將分析師跟蹤數(shù)量大于樣本中位數(shù)的一組記作HighAnalyst為1，否則為0；將機(jī)構(gòu)投資者持股比例大于樣本中位數(shù)的一組記作HighINST為1，否則為0。，并將Target與HighAnalyst、HighINST的交乘項(xiàng)加入模型（1）后重新檢驗(yàn)。從表4（5）～（6）列的回歸結(jié)果可以看出，在外部監(jiān)督壓力較大的情況下（即分析師跟蹤程度高、機(jī)構(gòu)持股比例高時(shí)），放松賣(mài)空約束對(duì)企業(yè)過(guò)度投資的抑制更為顯著。由此可見(jiàn)，企業(yè)管理層迫于外部監(jiān)督壓力顯著降低了發(fā)生過(guò)度投資的可能性。

五、放松賣(mài)空約束、內(nèi)部治理與企業(yè)過(guò)度投資

放松賣(mài)空約束后，賣(mài)空投資者將盡力挖掘企業(yè)負(fù)面行為，一旦企業(yè)過(guò)度投資產(chǎn)生負(fù)面后果，其股價(jià)將面臨下跌的風(fēng)險(xiǎn)，還將影響管理層的業(yè)績(jī)表現(xiàn)和股權(quán)激勵(lì)的兌現(xiàn)等。大股東為避免公司市值下降，將更有動(dòng)力去監(jiān)督管理層改善公司內(nèi)部治理環(huán)境，避免過(guò)度投資后業(yè)績(jī)表現(xiàn)較差、資金流斷裂等重大負(fù)面消息在資本市場(chǎng)上蔓延。如此一來(lái)，管理層凌駕于內(nèi)部控制之上、觸犯道德風(fēng)險(xiǎn)的成本提高，則更有動(dòng)力積極維護(hù)內(nèi)部治理環(huán)境，規(guī)制盈余管理行為。本文從內(nèi)部控制質(zhì)量、真實(shí)盈余管理角度出發(fā)衡量企業(yè)內(nèi)部治理環(huán)境，構(gòu)建中介效應(yīng)模型，并進(jìn)一步探尋放松賣(mài)空約束對(duì)企業(yè)過(guò)度投資的影響路徑。

表5 基于內(nèi)部控制與真實(shí)盈余管理的路徑分析

六、研究結(jié)論與政策建議

本文以2007～2019年滬深A(yù)股上市公司為樣本，從市場(chǎng)機(jī)制改革的角度出發(fā)，著重考察了融資融券制度的實(shí)施能否以及如何對(duì)企業(yè)過(guò)度投資產(chǎn)生影響。實(shí)證檢驗(yàn)顯示，放松賣(mài)空約束后，與不允許賣(mài)空的企業(yè)相比，允許賣(mài)空的企業(yè)發(fā)生過(guò)度投資的概率顯著降低。同時(shí)賣(mài)空交易量越大，過(guò)度投資受到的抑制程度越大。不僅如此，在非國(guó)有、行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度低及外部監(jiān)督壓力更大的企業(yè)中，放松賣(mài)空約束對(duì)企業(yè)過(guò)度投資的抑制程度更為明顯。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，這種外部治理作用是通過(guò)提高企業(yè)內(nèi)部控制有效性、降低真實(shí)盈余管理程度來(lái)發(fā)揮的。這也意味著，盡管我國(guó)融資融券制度啟動(dòng)的時(shí)間不長(zhǎng)，且市場(chǎng)中融券交易量較小，但是賣(mài)空機(jī)制的引入對(duì)我國(guó)企業(yè)已經(jīng)產(chǎn)生了現(xiàn)實(shí)的威懾力量，尤其是作為一種外部治理機(jī)制已經(jīng)明顯的起到了優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部治理環(huán)境，緩解我國(guó)企業(yè)資源配置效率結(jié)構(gòu)性問(wèn)題的作用。因此，監(jiān)管部門(mén)應(yīng)該在重視融資融券制度建設(shè)和風(fēng)險(xiǎn)控制的基礎(chǔ)上，繼續(xù)擴(kuò)大融資融券標(biāo)的范圍，積極完善轉(zhuǎn)融通制度，縮小市場(chǎng)中融券與融資業(yè)務(wù)不平衡的狀態(tài)，以保證賣(mài)空機(jī)制外部治理的作用得以充分發(fā)揮。然而，任何市場(chǎng)化機(jī)制改革都需要內(nèi)部與外部相互配合，其外部治理效果的發(fā)揮還有賴(lài)于內(nèi)部治理的建設(shè)。只有加強(qiáng)自身的內(nèi)部治理能力，企業(yè)才能共享金融體制深化改革的成果，最終實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的長(zhǎng)期目標(biāo)。