賣空威脅能提升企業創新嗎？
——基于融券交易的準自然實驗

徐詠梅，趙 仟，葉 濤

（1.暨南大學 管理學院，廣州 510632；2.澳門科技大學 商學院，澳門 999078）

一、引言

創新不僅是企業建立核心競爭優勢的來源（Massis et al，2013），也是推動經濟高質量發展的重要“支點”。自2006 年建設創新型國家這一目標提出以后，我國政府對創新給予高度重視（李新春和肖宵，2017）。黨的十九大報告中強調要堅定實施創新驅動發展戰略，并明確指出“創新是引領發展的第一動力，是建設現代化經濟體系的戰略支撐?！比欢?，在我國經濟發展的新常態和企業轉型升級的背景下，原有的利用勞動力的成本優勢逐漸減少，發展動力正轉向依靠創新驅動轉變，創新的重要性進一步提升（羅宏和秦際棟，2019）。然而，企業創新是具有典型投入沉沒性、過程不可逆及產出不確定性的高風險活動（Mckinley et al，2014）。因此，需要投資者風險容忍度更高的市場環境。資本市場對于企業創新方面具有發現、篩選和助力創新型企業，激勵企業研發創新，合理分散創新風險，促進創新資本形成等功能（李薇等，2019）。與此同時，在經濟發展新常態和產業轉型升級的背景下，需要推動企業技術創新，也亟需進一步地完善資本市場的功能和體系，構建驅動創新發展戰略的多層級資本市場（譚小芬和錢佳琪，2020）。近年來，我國資本市場通過不斷地深化改革，已經成為現代化經濟體系中的重要部分，對企業創新戰略決策具有重要作用。因此，如何促使資本市場更好地服務于企業創新戰略和驅動我國經濟高質量發展等方面的作用，值得深入探討。

2010 年證監會啟動實施A 股市場融券交易試點，允許投資者的賣空行為，這意味著上市企業面臨資本市場的賣空威脅不斷地提升，由該政策形成的準自然實驗也為研究賣空威脅對企業創新的影響帶來了獨特的研究視角。賣空機制是資本市場的基礎性制度，一方面，可以通過提升市場流動性，將更多企業信息融入股價，有利于改善因創新所產生的企業與投資者的信息不對稱。但另一方面，鑒于賣空者的動機是加速公司的衰落，對公司股價形成下跌壓力，進而對經營管理者施加短期業績的威脅（Lamont，2012），使得管理層采取短視行為進而不利于企業長期的研發創新活動。例如，林志帆和龍曉旋（2019）研究認為，企業在賣空威脅的影響下，通過采取策略性專利活動來向資本市場釋放“利好信號”，表現為企業對非發明專利“重申請而輕維持”。因此，深入研究賣空威脅對企業創新及其影響機制是重要的實踐話題，對創新驅動背景下的國家經濟高質量發展、提升金融服務實體企業功能具有重要現實意義。

針對上述現實背景回顧研究發現，企業創新一直是理論關注的熱點?，F有文獻內部影響因素包括了代際傳承（Hauck 和Prügl，2015）、高管風險承擔傾向（陳建林等，2018）、股權和控制權（馮根福和溫軍，2008）、國有股權參股（羅宏和秦際棟，2019）、治理結構（如董事會）（Balsmeier et al，2017）和資本市場壓力（Shi et al，2018）等方面，外部影響因素包括了制度環境、知識產權保護程度（Kotlar 和Massis，2013）、政府政策及機構投資者（Chemmanur et al，2014）等方面對企業創新的影響，這些通常基于代理理論及其拓展理論來論述不同類型的投資者如何影響創新決策。然而，從外部政策變化的視角來分析制度環境變更之后企業創新行為的影響效應較為缺乏，即很少有學者研究資本市場的賣空投資者如何影響企業創新行為，并且在為數不多的研究中，賣空威脅對企業創新的影響關系仍具有不一致的觀點：一種觀點認為賣空威脅是“創新之源”，認為賣空威脅是企業創新的驅動因素（權小鋒和尹洪英，2017）；另一種觀點認為賣空威脅是“剛性之母”（王立威和周鵬，2017），基于資源消耗的壓力和組織合法性降低的羈絆，面臨賣空威脅的企業更愿意采取較為保守的戰略，進而抑制了企業創新行為（Shi et al，2018）。基于現有研究發現，賣空威脅與企業創新行為之間的關系不確定性，表明了兩者關系的影響機理尚未被完全解析。因此，本文突出如下研究問題：賣空威脅與企業創新之間的關系是什么？這種關系背后的影響機制是什么？針對上述問題的深入探討，能夠更好的理解資本市場中賣空機制的作用，對推動金融服務實體企業、創新驅動經濟高質量發展具有重要的理論意義。

基于上述現實和理論背景，本文構建了雙重差分（differences-in-differences，DID）模型，檢驗了賣空威脅與企業創新之間的關系。同時，為了深入了解上述關系的影響機制，本文引入高管團隊職能經驗異質性和行業競爭性作為調節變量，檢驗其對賣空威脅與企業創新之間關系的影響。此外，在進一步分析中，檢驗了賣空威脅對企業創新的作用機制，并探討了企業所處生命周期和產權性質的影響差異。為實現上述目標，本文利用2007—2018 年所有A 股上市企業作為初始研究樣本，根據上市公司招股說明書、上市公司年報及相關數據庫獲取融券政策信息、企業創新等關鍵數據進行實證檢驗。

本文的研究貢獻有以下三點：第一，本文基于資本市場中賣空威脅的視角來討論企業創新問題，豐富了企業創新成因方面的文獻。之前研究雖然關注到了企業創新的內外部因素，然而，很少有研究資本市場的賣空投資者如何影響企業創新行為，基于此，本文以賣空威脅為切入點來研究其對企業創新水平的影響，拓展了有關企業創新前因的研究。第二，結合高階梯隊理論（upper echelons theory）和外部競爭環境因素，考察高管團隊職能經驗異質性和行業競爭性對賣空威脅與企業創新之間關系的調節效應，豐富和拓展了賣空威脅影響企業創新的情境差異，更加全面地刻畫了賣空威脅對企業創新產生的影響機制。第三，豐富了賣空威脅影響創新行為渠道的文獻。本文的研究發現，治理機制和信息機制都是賣空威脅影響企業創新的重要影響渠道，這也豐富了現有關于賣空威脅的作用機制研究?？傊?，本文的研究結論為賣空威脅如何影響企業創新提供了新的經驗證據。

二、研究假設

創新是企業保持其卓越績效的重要因素，也是其獲得核心競爭力的關鍵來源。本文著重考察賣空威脅對企業創新行為的影響，從而豐富了企業創新前因的文獻，并且為賣空機制治理效應提供新的經驗證據。綜合已有文獻（郝項超等，2018），本文從公司治理機制和信息機制兩方面來提出賣空威脅與企業創新行為之間關系的研究假設，并在此基礎上論述兩個調節機制的作用。

（一）賣空威脅與企業創新

基于公司治理的角度分析，賣空機制降低了管理層短視行為（managerial myopia），有利于實施長期的創新戰略決策。這是由于賣空投資者通過負面信息選擇做空目標，而缺少創新能力將會限制公司的市場價值上升，做空這種公司的股票將使其獲得一定的投資收益。同時，賣空交易活躍本身反映著企業內部可能存在負面信息，會引導其他類型的投資者“用腳投票”，形成市場對該公司股票的“恐慌”情緒，會出現拋售股票的行為，使得股票價格下跌（林志帆和龍曉旋，2019），并且，股價波動性是管理層決策的“反饋機制”（Mckinley et al，2014），由于管理者的薪資與股價相關聯，而賣空常會使得股價下跌，如果賣空投資者發現公司管理層對于創新方面重視不足，那極有可能采取賣空交易行為“攻擊”公司。因此，在資本市場的賣空壓力下，管理者會轉變投資策略，以契合投資者的公司價值判斷標準，從而形成長期導向的決策，并將公司資源投入于創新活動中，以期提升公司長期價值。此外，公司大股東的利益因為股價下跌而受到嚴重侵害。因此在資本市場融券政策實施后，大股東會投入更多的精力對管理層進行監督（朱冰等，2018），從而降低管理層的“創新短視”行為。綜上所述，賣空威脅對企業創新將會通過治理機制發揮治理效應，使公司更為科學合理地進行創新決策，從而對企業提升創新水平具有正向影響。

基于信息效應角度分析，賣空投資者的信息中介功能有利于促進企業和投資者之間的信息傳遞，有效地提升了管理層實施創新的意愿。這是因為，首先，賣空交易的實施成本與風險都極高，當股價如賣空投資者預期下跌時，賣空可以順利獲得收益。但如果股價不跌反漲，賣空投資者將面臨損失，而且賣空損失是無限大的。因此，為了獲得收益避免損失，賣空投資者會投入較長的時間搜尋并分析公司的各種信息。其次，賣空投資者作為市場信息中介的重要角色，有效的降低了公司和普通投資者之間的信息不對稱性，提升公司信息在資本市場傳遞的效率。因此，通過賣空投資者積極“挖掘-解讀-傳播”公司各類信息，公司的創新信息也會因賣空投資者而被資本市場投資者廣泛關注。最后，為了提升公司的股票價值，防止公司被惡意賣空，管理層會有更強的主觀創新意愿，通過創新成就來向市場傳遞利好信息，進而對抗賣空投資者的“狙擊”行為（Hirshleifer et al，2012）。根據上述分析，本文認為通過“治理效應”與“信息效應”的作用機制，賣空威脅有利于提升融券標的企業創新水平。基于此，本文提出如下假設：

與沒有面臨賣空威脅的企業相比，面臨賣空威脅的企業創新水平較高（H1）。

（二）高管團隊職能經驗異質性的調節作用

企業創新戰略能否獲得成功，還依賴于高管團隊成員（TMT）是否具有成功制定和實施創新戰略的經驗、知識、能力和資源等（Murray，1989）。高管團隊職能經驗體現著高管團隊不同經驗和知識的積累（Casson，1982），較高的異質性可以幫助公司獲得多元的管理知識和經驗，這有利于突破公司的認知約束，產生新的戰略決策和實施方法，打破行業標準的“鎖定效應”（lock in）。因此，高管團隊異質性作為企業重要的無形資源，可以有效的促進企業創新決策的制定和實施（Makadok，2003）。

在知識信息時代，擁有公司自身的知識庫，提高組織創新能力成為公司發展戰略的重要內容，但國內相關產業現有的管理框架，極大地限制了高管團隊的創新能力（楊俊等，2010）。而具有職能經驗異質性的高管團隊成員對于所在公司存在知識溢出效應（Liu et al，2010）。首先，高管團隊的職能經驗異質性程度越高，意味著公司所擁有的人才財富越多元化，高管團隊擁有多元管理技能，可以處理更為復雜的信息（陳傳明和孫俊華，2008），這為企業的創新戰略提供了重要的經驗和知識積累。其次，高管團隊職能經驗可以反映團隊成員的思維方式和決策偏好，異質性的高管團隊職能經驗會影響企業的戰略決策行為傾向（楊林等，2018），在職能經驗異質性的高管團隊中，團隊基于多元化的認知背景和結構，能提供多樣化的知識基礎、思考方式和知識網絡，增加企業的信息收集渠道，有利于企業根據更豐富的內外部信息有效應對不確定性，從而獲取更理想的創新績效。此外，職能背景異質性會促使高管團隊之間不同觀點的形成與交流，有利于減少單一個體短視和群體思維，促進解決非標準化和非慣例性的復雜問題，從而有利于公司發揮主動創造性（楊林，2013）。具有創造性的高管團隊更注重企業的創新和發展，具有更強的風險承受能力，也更傾向于制定企業管理理念、商業模式、技術研發等方面的跨越式戰略決策（劉新梅和白楊，2013），從而更加可能誘發企業創新?；诖?，本文提出如下假設：

高管團隊職能經驗異質性越高時，會強化賣空威脅對企業創新的正效應（H2）。

（三）行業競爭性的調節作用

作為重要的外部治理機制，已有研究認為來自外部市場競爭對管理者機會主義行為會產生約束作用。一方面，在外部市場激烈的競爭下，委托與代理雙方之間的信息不對稱程度較低，降低了代理成本，股東對管理層決策將產生更為有效地監督，能很大程度上激勵管理者的管理能力和動機（連燕玲等，2019）。例如，Grossman 和Hart（1988）研究認為，當行業市場競爭程度較高時，企業信息披露較為全面，股東與管理層之間信息不對稱程度較低，股東可以更為有效地監督管理層的創新決策，從而避免管理層在創新決策中出現短視行為；另一方面，激烈的外部市場競爭會提升管理者機會主義的行為成本，出于利益得失的權衡，管理者會減少自利行為。Schmidt（1997）的研究表明，在激勵的行業競爭中，市場競爭的清算風險較高，會使得經營不佳的企業面臨被兼并或破產的風險，這將直接對管理者利益產生威脅。因此管理者在激烈的競爭壓力下，需要不斷提升產品和服務質量以取得競爭優勢，應對市場競爭環境的壓力。創新是提升產品和服務質量的重要方式，高市場競爭環境下的企業管理層會更為注重創新?？傮w而言，基于已有研究文獻，行業市場競爭作為外部治理機制，有效地約束了管理層的投機行為。然而，當企業面臨行業市場競爭度較低時，行業市場競爭難以有效地發揮外部治理作用。此時，賣空威脅作為另外一種外部治理機制，有效地提升管理層的創新行為。類似地，權小鋒和尹洪英（2017）研究認為在競爭性較弱的行業中，融資融券制度的“創新激勵”效應也更為顯著。因此，本文認為引入賣空機制后，其“治理效應”應在產品市場競爭度較低的行業公司中有更加顯著的體現，能夠有效治理這類行業中公司管理層的“創新短視”行為，提高公司的創新水平。基于此，本文提出如下假設：

行業競爭性越低時，會強化賣空威脅對企業創新的正效應（H3）。

三、研究設計

（一）數據來源與樣本選擇

本文以2007—2018 年A 股所有上市企業為初始研究樣本，數據主要從國泰安數據庫獲取，其中包括財務和公司治理數據等；創新專利數據來源于國泰安（CSMAR）上市公司研發創新數據庫。借鑒以往學者（林志帆和龍曉旋，2019；權小鋒和尹洪英，2017）的研究，對研究初始樣本進行篩選：①剔除存在退市風險（ST、ST*）及已退市的公司樣本；②剔除地產和金融類的公司樣本；③剔除數據缺失值較多的公司樣本；④為避免極端值和異常值的干擾，對本文的連續型相關變量在1%和99%分位進行縮尾（winsor）處理。經上述處理，最終獲得樣本涉及2007—2018 年26047 個公司-年度的觀察值。

（二）模型構建

本文利用2007—2018 年的上市公司作為研究對象，由于我國推出賣空機制屬于試點性質的政策沖擊。因此，研究采用進入融券標的公司為實驗組，而未進入標的公司為對照組，構建了雙重差分（differences-indifferences，DID）模型，檢驗了賣空威脅對企業創新活動的影響。這是由于標的名單的設立企業是非隨機的，如果采用單差法來直接比較上市公司在進入融券標的證券列表前后的創新專利數量，極容易產生選擇誤差。因此，為驗證賣空威脅效應，較好的方法是利用融券政策試點這一“準自然實驗”，采用雙重差分（DID）法來估計賣空威脅效應，構建如下具體模型：

本文建立回歸模型（2）檢驗高管團隊異質性（TMTH）和行業競爭性（IHHI）對賣空威脅與企業創新之間關系的調節效應。為避免可能存在的多重共線性問題，對交互項中的變量均進行中心化處理。各指標定義參見表1。

其中：下標i表示第i個上市公司，t表示年份；被解釋變量Innovation表示企業創新水平，使用企業專利申請數（發明專利、非發明專利）加1 取對數來測量；Treat表示標的虛擬變量，當公司股票為標的時，取值為1，否則為0；Post表示事件虛擬變量，當公司成為標的股票年度及之后年份時，取值為1，否則為0；交乘項Treat×Post表示雙重差分模型的核心解釋變量；α1和β1系數度量了賣空威脅對企業創新的影響效應；∑Control表示模型的控制變量的加和，包括公司治理結構變量和財務變量；εi，t表示隨機誤差項。

（三）關鍵變量測量

1.因變量

企業創新（Innovation）。企業的創新測度分為創新投入和創新產出，前者包括研發投入和研發人數（馮根福和溫軍，2008），后者則主要是企業專利的申請（江軒宇，2016）、授權或引用數量（黎文靖和鄭曼妮，2016）。本文為了考察賣空威脅對企業創新的影響，采用專利申請指標來測度創新產出能力，因為企業申請的專利數量反映了投入資源的利用效率，能夠較好地體現技術創新的能力（楊林，2013），企業創新產出（Patent）是以企業專利申請總數加1 后取對數來衡量?？紤]到很多樣本企業的年度專利申請數量為0。因此，企業創新需要對專利數量加1 后取自然對數。同時，參考黎文靖和鄭曼妮（2016）對專利的分類，發明專利創新（Patent1）是以企業發明專利申請數加1 后取對數衡量，非發明專利創新（Patent2）是以實用新型專利與外觀設計專利申請數之和加1 后取對數衡量。

2.自變量

3.調節變量

高管團隊職能經驗異質性。借鑒楊林等（2020）的測量方法，將高層管理團隊（TMT）成員限定為董事長、總經理、副總經理、副總裁、總會計師/財務總監。其次，結合樣本公司性質，本文參考Tihanyi et al（2000）、楊林等（2020）的研究方法，將高管團隊成員的職能背景劃分為六大類：生產制造、研發、金融財會、市場營銷、法律、行政管理，并根據這一分類對職能背景進行編碼。高管團隊職能背景的編碼結果為：生產運作/制造=1；研發=2；金融與財務=3；市場營銷與公共關系=4；法律=5；行政管理=6。然后，采用Blau（1977）分類指數（Blau’s categorical）對高管團隊職能經驗異質性進行計算，公式如下：

行業競爭性。參考Haveman et al（2016）和連燕玲等（2019）的測量方法，采取各行業當年的Herfindahl-Hirschman 指數（HHI）來衡量行業的競爭性。首先按照證監會（2012 版）行業代碼（1 位）分類，同時制造業采用行業代碼（兩位）進行細分行業分類，之后按各分類行業內全部企業的營業收入計算出每個企業所占的市場份額，最后計算出分類行業內所有企業市場份額的平方和，即得到各行業當年度的HHI，該指標越大代表著行業競爭性越弱。為了實證結果的更好解釋，本文對HHI指數進行負向處理，得到行業競爭性指標（IHHI），該指標越大，表明行業競爭性越強。

4.控制變量

參照以往學者的研究，本文主要控制變量如下：公司治理變量包括企業規模（Size）、企業年齡（Age）、董事會規模（Board）、獨董比例（Inde）和實際控制人所有權（Top1）等，其他財務指標包括資產負債率（Lev）、資產報酬率（Roa）、資產結構（Tangibility）和企業價值（TobinQ）等，而且考慮到對公司創新影響的變量，還增加了研發投入強度（RDS）這一重要的控制變量。此外，考慮到年度趨勢變化和行業差異對公司創新的影響，也控制了年度和行業虛擬變量。具體定義見表1。

表1 主要變量定義

（四）描述性統計和相關性分析

表2 給出了各主要變量的描述性統計結果。表中結果顯示，專利申請總數（Patent）的均值為1.4725，標準差為1.5635，最小值為0，最大值為5.9108，表明上市公司之間專利申請差異較大，反映了創新能力有所差異，與朱冰等（2018）的研究結果相似。標的虛擬變量（Treat）的均值為0.3863，表明實驗組和對照組樣本數量分別為全樣本的38.63%和61.37%。而交乘項啞變量（Treat×Post）的均值為0.2056，表明進入融券名單之后的實驗組樣本數量為全樣本的20.56%。其他控制變量均符合研究和現實要求，見表2，則不再進行說明。

表2 主要變量描述性統計

進一步地，本文進行變量間的Pearson 相關性系數檢驗，見表3 和表4，結果顯示被解釋變量和解釋變量與控制變量之間的系數均小于0.5。因此可以推斷回歸模型中不存在多重共線性問題。此外還發現賣空威脅（Treat×Post）與企業總專利申請數（Patent）的相關系數為0.103，且均在1%水平上顯著。因此，相關性分析表明，賣空威脅與企業創新之間具有顯著的相關性，同時上述基本關系還需下文實證研究進行統計檢驗。

作為立法機關的工作者，廣大機關干部表示要尊崇并帶頭遵守憲法法律，成為憲法的忠實崇尚者、自覺遵守者、堅定捍衛者，在今后的工作中，大力弘揚憲法精神，善用法治思維想問題、作判斷、出措施，為全面開創新時代現代化強省建設新局面、建設法治山東貢獻力量。

表3 變量間相關性系數表

四、實證分析

（一）基本回歸結果

本文運用雙重差分模型研究賣空威脅對企業創新的影響，基本回歸結果見表4。（1）列是對企業專利產出總量的影響。結果顯示，被解釋變量為當年公司專利申請總數時，核心解釋變量（Treat×Post）的回歸系數顯著為正（coef.=0.1510，p＜0.01），表明上市公司面臨賣空威脅時，企業創新專利產出更多。表4中（2）列和（3）列分別研究賣空威脅對發明專利和非發明專利的申請量的影響，結果發現，賣空威脅（Treat×Post）對企業發明和非發明專利的回歸系數也均顯著為正（coef.=0.1142，p＜0.01；coef.=0.1191，p＜0.01），表現出穩健性的結果。這表明上市公司被納入融券標的名單后，賣空威脅隨之增加，企業的創新水平也增高，由此，本文的研究假設1 得以驗證。在控制變量的系數方面，（1）列中，企業規模（Size）系數顯著為正（coef.=0.0553，p＜0.05），說明公司規模較大的公司創新較多，研發投入強度（RDS）系數顯著為正（coef.=0.0173，p＜0.01），說明研發投入越多的公司創新越多，固定資產凈額（Tangiblity）的系數顯著為正（coef.=0.3487，p＜0.01），表明公司固定資產凈額越多，越重視創新能力的提升。

表4 賣空威脅與企業創新：主效應檢驗

（二）調節效應檢驗

進一步分析高管團隊職能經驗異質性與行業競爭性對賣空威脅與企業創新之間關系的調節作用。具體而言，模型（1）檢驗高管團隊職能經驗異質性對賣空威脅與企業創新的調節效應，模型（4）檢驗行業競爭性對賣空威脅和企業創新關系的調節效應，實證結果見表5。從模型（1）中可以看出，Treat×Post和TMTH的交乘項回歸系數為正，但并不顯著，模型（2）中該交乘項回歸系數顯著為正（coef.=0.1802，p＜0.05），表明賣空威脅和發明型專利創新之間受高管團隊職能經驗異質性的正向調節作用，模型（3）中該交乘項系數為正但不顯著，表明研究假設H2 部分成立，意味著高管團隊職能經驗異質性對于強化賣空威脅與發明型創新的正效應作用更大；模型（4）中Treat×Post和IHHI的交乘項回歸系數通過顯著性檢驗（coef.=-0.4805，p＜0.01），這意味著行業競爭性在賣空威脅與企業創新關系中的調節效應得到支持，意味著行業競爭性會弱化賣空威脅對企業創新的正效應，研究假設H3 成立；模型（6）中該交乘項回歸系數通過顯著性檢驗（coef.=-0.4904，p＜0.05），而模型（5）中該交乘項回歸結果系數不顯著，這意味著行業競爭程度的增加對于賣空威脅與非發明型專利創新的正效應具有削弱作用，進一步地支持研究假設H3。總體而言，高管團隊職能經驗異質性越高，賣空威脅對企業創新的正向關系越強（假設H2 部分成立）；行業競爭性越高，賣空威脅對企業創新的正向關系越弱（假設H3 成立）。

表5 調節效應檢驗

（三）穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

雙重差分模型的回歸系數估計的前提假設為：處理組和控制組的樣本在政策變動之前具有平行趨勢（parallel trend）。本文采用如下方法進行檢驗：考察2010 年之前兩年及之后的企業為研究樣本，然后比較后續列入融券試點范圍的公司和未列入試點范圍的公司在賣空管制放松之前的企業創新水平差異。實證檢驗結果見表6，可以發現，在控制其他變量后，在融券政策沖擊前置項中（Before2 和Before1），其回歸系數均沒有通過顯著性檢驗。這表明公司在未受到賣空威脅之前，標的公司和非標的公司的企業創新水平并沒有顯著差異。因此，該結果為處理組和控制組樣本在受賣空威脅影響之前具有平行趨勢提供了支持證據。除了公司進入融券標的名單當年（Current）系數不顯著外，進入該名單后一年（After1）、兩年（After2）及3 年以上（After3_）的回歸系數均至少通過了10%的統計顯著性檢驗，這說明賣空威脅對企業創新的正向影響具有較強的持續性特征。

表6 平行趨勢檢驗：基于企業專利申請總數

2.內生性檢驗

第一，基于傾向得分匹配法（PSM）的重新檢驗。為了減少由于樣本選擇偏誤產生的回歸偏差，進一步地采用PSM 傾向得分匹配法進行內生性的控制，為標的公司匹配各方面特征相近的非標的公司。本文為融券標的（Treat）樣本尋找配對樣本，并基于傾向得分匹配（PSM）后的樣本，對研究假設再次進行檢驗。在以往文獻的基礎上，選擇如下匹配變量：企業規模、企業年齡、董事會規模、獨立董事占比、企業績效、資產負債率、股票流通市值等變量。然后對樣本進行1∶1 配對，為每個實驗組公司匹配出一個控制組公司，最終得到13091 個觀測值。在此基礎上，運用模型（1）對研究假設重新進行了檢驗，從表7 中Treat×Post的回歸系數可知，在使用配對樣本進行回歸分析后，實證結果依然支持本文的研究結論。

表7 PSM-DID 檢驗結果

第二，解釋變量滯后一期。由于賣空威脅與企業創新之間可能存在時滯性，同時為了減少內生性的影響，將解釋變量滯后一期進行檢驗。表8 的實證研究結果表明，在對解釋變量進行滯后處理后，本文的主要結論依然成立。

表8 解釋變量滯后一期

3.穩健性測試

（1）更換解釋變量檢驗。本文使用融券余額變量來衡量賣空壓力，該值越大意味著市場上的賣空方勢力就越強。表9 的實證結果發現賣空壓力越大，企業專利創新產出越高，與本文基本結論保持一致。

表9 更換解釋變量的穩健性檢驗

（2）更換回歸模型?；貧w模型中采用時間和行業的固定模型是一種常規做法，但可能較為“柔性”，對內生性控制尚不夠嚴格。因此，本文采用Moser和Voena（2012）關于控制“行業×年份”的高階聯合固定效應方法。表10 的實證結果表明，賣空威脅依然對企業創新具有顯著的促進效應。

表10 高階聯合固定效應方法的穩健性檢驗

（3）更換樣本區間。賣空威脅對企業創新的影響，可能會與國內金融發展態勢密切相關，忽視這類因素可能會對回歸產生偏誤的影響。在本項研究中，時間樣本范圍涉及2007—2018 年，這期間的典型金融沖擊事件為2008 年的金融危機和2015 年的股災。但是客觀來看，這類因素又難以通過特定的變量進行測度。鑒于此，將金融沖擊事件（2008 年和2015 年）的影響進行了剔除，以盡可能排除金融波動態勢干擾。表11 的實證結果顯示，檢驗結果與本文基本結論一致。

表11 更換樣本區間

（4）剔除樣本期內未申請專利的企業。本文將專利申請量為零的公司樣本進行剔除，進一步地增強本文結果的可靠性。回歸結果見表12，在剔除專利申請數為零的公司樣本后，賣空威脅（Treat×Post）對企業創新依然具有顯著促進作用。

表12 剔除樣本期內未申請專利的企業

（5）更換回歸標準誤的計算方式。第一，本文參考連燕玲等（2019）的研究方法，采用固定效應的面板回歸模型減少潛在的遺漏變量偏誤，同時由于面板數據中可能存在的異方差、截面相關和序列相關等問題。因此采用Driscoll-Kraay 的標準誤差進行估計。第二，本文參考譚小芬和錢佳琪（2020）的方法，采用普通標準誤的估計方式，回歸結果見表13，研究發現更換回歸標準誤計算方式后，研究結論依然具有一致性。

表13 更換回歸標準誤計算的穩健性檢驗

五、進一步研究

（一）中介機制檢驗

前文的回歸結果證明了賣空威脅能夠提升企業創新。那么賣空威脅是通過什么機制發揮其促進效應的呢？本文理論與假設部分歸納了幾個可能的機制，具體包括治理機制與信息機制，有待進一步檢驗與分析。為了檢驗賣空威脅是通過公司治理機制還是信息機制影響企業創新水平，本文將采用如下方法來檢驗上述兩個機制。對于公司治理機制，借鑒李棟棟和陳濤琴（2017）的研究，本文通過考察企業進入融券名單前后的融資約束的變化來檢驗賣空威脅是否通過該機制影響企業創新。在理論分析過程中，融資約束會影響企業創新的意愿和能力（伊志宏等，2019），融資約束也衡量了企業獲得資源支持的程度（羅宏和秦際棟，2019）。如果賣空威脅通過公司治理機制促進企業創新，那么融資約束水平就會下降；反之，則會上升。本文借鑒學者Nianhang et al（2013）的研究，采用SA 指數測度上市公司所面臨的融資約束大小，該指數為負，為方便實證解釋，本文將該值（SA）取絕對值，得到融資約束指標（SAJ），該指標越大表示面臨的融資約束越嚴重。對于信息機制，本文通過考察企業進入融券標的名單前后的企業特質信息在資本市場中的變化來判斷賣空威脅是否通過該機制影響創新投入，借鑒伊志宏等（2019）和Xu et al（2013）的研究方法，采用股價同步性（SYN）來度量企業特質信息。

本文采用溫忠麟等（2004）的方法來檢驗上述兩個中介機制，構建如下模型：

其中：Y為企業創新水平；M為為中介變量；X為賣空威脅；∑Control為模型的控制變量的加和；C1～C3為常數項；α、δ、γ為回歸系數；εit為隨機擾動項。

本文以上述中介效應檢驗方法進行參數估計，具體作用機制檢驗結果見表14。首先從治理機制的中介效應分析，從（2）列可知，當被解釋變量為企業融資約束時，核心解釋變量（Treat×Post）系數顯著為負（coef.=-0.0537，p＜0.01），表明賣空威脅降低了企業融資約束。（3）列的Treat×Post 的回歸系數顯著為正，但比（1）列的系數有所減小。因此，賣空威脅通過治理機制影響企業創新得到支持。其次從信息機制的中介效應分析，類似地，（4）列為當被解釋變量為股價同步性時，核心解釋變量（Treat×Post）的系數顯著為正（coef.=0.1670，p＜0.01），賣空威脅提高了股價同步性，股價同步性提升會導致資本市場無法獲得可靠的公司特質信息，進入融券標的企業為了提升資本市場投資者對企業特質信息的關注，從而提升企業的創新水平。（5）列的Treat×Post的回歸系數顯著為正，但比（1）列的系數有所減小。因此，賣空威脅通過信息機制影響企業創新也得到了支持的證據。綜上所述，兩種機制都通過了中介效應檢驗，表明企業面臨賣空威脅時企業通過公司治理和信息機制影響企業創新水平。具體而言，賣空威脅一方面緩解融資約束方式為企業帶來資源支持；另一方面提升了股價同步性，必然要求企業提升創新能力以獲得資本市場的關注，從而提升企業創新水平。

表14 治理機制和信息機制的中介效應檢驗

（二）異質性分析

不同生命周期的企業在面臨賣空威脅情境下的企業創新水平可能存在差異。因此，本文為了研究在不同生命周期下，賣空威脅對企業創新的影響差異，參考劉詩源等（2020）的研究，本文使用現金流模式法①現金流模式法通過經營、投資、籌資三類活動現金流凈額的正負組合來反映不同生命周期的經營風險、盈利能力和增長速度等特征，既能規避行業固有差異的干擾，也避免對生命周期的樣本分布進行主觀假設，具有較強可操作性和客觀性。劃分企業生命周期，將樣本劃分為成長期、成熟期和衰退期三個階段。

從表15 回歸結果可知，分企業生命周期階段來看，賣空威脅并未對衰退期企業創新水平表現出顯著影響；對于成長期企業，賣空威脅則顯著提升了其創新水平，其回歸系數為0.1756，且在1%水平上顯著；對于成熟期企業，賣空威脅顯著提升了成熟期企業的創新水平，其回歸系數為0.1867，且在1%水平上顯著。這說明了在賣空威脅的影響下，成長期企業和成熟期企業更加注重提升企業核心競爭能力，進行企業創新的動力更為明顯。

表15 基于企業生命周期的異質性分析

企業不同的產權性質使得賣空威脅與企業創新的關系可能存在差異性。因此，本文將樣本按照企業產權性質分為國企和非國企進行分組檢驗，回歸結果見表16。

表16 的結果表明，在國企樣本的回歸中，總專利申請數（包括發明專利和非發明專利申請數）系數顯著為正（coef.=0.1605，p＜0.01），意味著國有企業在面臨賣空威脅時，國有企業表現出更強的創新能力，而從第（6）的回歸結果來看，賣空威脅對非國有企業非發明專利創新顯著為正（coef.=0.1038，p＜0.05），表明非國有企業則更為保守，僅從事于非發明專利的低風險創新。綜上結果表明，賣空威脅對于國有企業的創新提升作用更為明顯。

表16 基于企業產權性質的異質性分析

六、研究結論

（一）研究結論

本文以企業創新視角為切入點，使用2007—2018 年A 股上市公司的數據為樣本，依托2010 年引入的融資融券政策試點，實證檢驗了賣空威脅與企業創新之間的關系，檢驗了高管團隊職能經驗異質性與行業競爭性的調節作用，進一步地研究上述關系的中介作用機制，并檢驗不同生命周期階段和產權性質的影響差異。實證結果表明：第一，當企業面臨賣空威脅時，其對創新活動更為重視，企業創新水平越高。第二，從調節效應分析，當高管團隊職能經驗異質性較大時，會增強賣空威脅對企業創新水平影響的正效應；當行業競爭性較高時，會削弱賣空威脅對企業創新水平影響的正效應。第三，從進一步地研究中發現，除了公司治理機制之外，賣空威脅也通過信息機制影響企業創新。本文還發現，賣空威脅對于提升所處成熟期階段企業和國有企業的創新水平更為明顯。這為賣空威脅會給企業帶來的正面影響提供了證據支持，從而進一步補充了企業創新前因的研究框架。不僅如此，本文的研究結論對于現實中企業如何改善公司治理，提高創新能力，以及國家成功實施創新驅動發展戰略也具有較強的啟示意義。

（二）理論貢獻

本文拓展了現有文獻中有關賣空機制治理效應的研究，驗證了賣空威脅對企業創新水平的提升作用，為企業創新前因研究提供了新的經驗證據。首先，本文從創新角度檢驗了企業面臨賣空威脅時其行為決策的重要作用，研究結論對當下正處于市場威脅的企業在如何保持長期競爭力的問題上具有一定的啟示作用。同時對理論的貢獻在于識別威脅效應對企業創新的影響，豐富了企業創新領域前因的研究。實證研究的結果支持本文的理論預期，通過從組織內外部因素兩個方面，考察了不同情境下賣空威脅與企業創新關系的調節效應，有助于明晰賣空威脅對企業創新的情境機制，本文的研究不僅揭示了微觀層面高管團隊特征（高管團隊職能經驗異質性）和宏觀層面環境特征（行業競爭性）對賣空威脅與企業創新的調節效應，也發現了促進創新決策的中介作用條件。最后，本文考慮到公司創新戰略決策涉及高風險與不確定性，并反映了管理風險承擔傾向，研究賣空威脅對企業創新的影響，可以推動有關風險管理決策研究的發展（Shi et al，2018）。

（三）政策啟示

本文結論具有如下三個方面的重要政策含義。第一，目前我國大多數上市企業面臨著資本市場威脅與轉型發展的現實需要，引導這些企業積極進行創新研發，不能片面要求企業完善內部治理結構，而要進一步地發揮資本市場的作用。第二，盡快完善融券交易制度，發揮賣空機制的積極作用，適當擴大融資融券的范圍及降低融資融券交易門檻，并加強對融券交易的監管。第三，要堅定不移地完善市場功能，穩定外部市場環境，完善行業競爭的相關制度，規范行業競爭秩序，使其更好地服務于資本市場，同時企業中注重高管團隊職能經驗的多元化，引入多元化職能背景高管團隊成員，有助于引導企業確立長期戰略導向?？傊?，完善融券制度可以提高我國股市的信息效率，也更加有利于融券發揮其公司治理的積極作用，從而為上市公司進行高質量創新提供一個更好的市場環境。