賣空機制對企業創新決策的影響

周開國 林彩霞 吳兆春

一 引 言

習近平總書記指出，創新是引領發展的第一動力。創新也是企業保持競爭優勢的源泉。伴隨著供給側結構性改革、新舊動能轉換等政策的落實，我國創新水平逐年提升。據國家統計局社科文司《中國創新指數研究》課題組測算，2021年，中國創新指數提升至264.6(2005年基數100)，中國創新投入指數達到219.0(2005年基數100)，兩者均在過去十多年得到了大幅提升。與此同時，微觀層面的企業創新也在宏觀環境的促進下迎來了大發展。自熊彼特1934年提出企業創新理論以來，企業創新在學術界和政府部門的關注度逐步提升。企業經營決策的調整關乎企業中長期價值的變化，固定資產投資、研發創新投入等長期投資決策則是其中的重要影響因素。企業長期投資決策的調整一方面影響企業資金流動性，另一方面體現管理層決策行為的動機。當管理層因信息不對稱等問題采取短視、自利等行為時，可能出現長期投資不足或過度投資的現象，降低創新投資積極性，不利于企業長期價值的提升。

融券賣空機制作為外部治理機制，對市場秩序的調節和市場交易的完善起到正向促進作用(Hsu et al.，2014)[1]，對于微觀企業的公司治理和股價信息有效性也存在顯著影響。考慮到相關法律法規健全程度不足可能帶來的市場風險，國內直至2010年才開啟融資融券試點。融券業務的推出標志著賣空機制正式引入中國資本市場，為我國長達20年的“單邊市”交易畫上句號。經歷六次擴容后兩融市值占比已經提升至87%。2019年隨著注冊制改革，部分個股出現融券規模首次超過融資規模的現象，表明賣空交易對我國市場整體和企業個體的影響正逐漸擴大。作為公司治理和企業發展的重要一環，企業創新也必然會受到賣空機制引入的影響。

然而，現有關于賣空機制的研究主要集中于其對資本市場的影響(Chang et al.，2007[2]；Karpoff和Lou，2010[3]；許紅偉和陳欣，2012[4]；Grullon et al.，2015[5]；李志生等，2015[6]；褚劍和方軍雄，2016[7])，而分析賣空機制對企業行為影響的研究多對財報質量等短期經營決策進行討論(Hirshleifer et al.，2012[8]；陳暉麗和劉峰，2014[9]；Fang et al.，2016[10]；李春濤等，2017[11])，較少文獻考察對包括創新行為在內的企業長期投資決策的影響(Massa et al.，2015)[12]。與此同時，對企業創新行為影響因素的探究主要集中于企業內外部治理環境(Galasso和Simcoe，2011[13]；陳思等，2017[14])，缺乏從外部政策變更的角度進行考察。此外，對賣空機制與企業創新行為關系的分析多以創新產出這一操縱性較強的指標為研究對象(He和Tian，2016[15]；權小鋒和尹洪英，2017[16]；郝項超等，2018[17]；李春濤等，2020[18])，對研發投入的研究也未考慮企業整體長期投資的調整情況。因此，在市場化程度日益提高的環境下，探究賣空機制對企業創新的影響和作用機制具有重要現實意義。

本文選擇2009—2018年中國A股市場上市公司作為研究對象，根據信息不對稱理論及委托代理理論，以融資融券標的股票分步擴容作為準自然實驗，首先構造雙重差分模型(DID)研究賣空機制對企業創新投資行為的影響；然后通過考察盈余管理變化和股價特質信息變化，研究賣空機制對企業創新投入的影響機制；最后根據產權性質和內控質量，對賣空機制影響企業創新投入的異質性進行檢驗。實證結果表明：賣空機制對企業創新投入有顯著激勵作用。進一步研究發現，該作用存在兩種影響機制，一方面通過降低企業應計盈余管理水平、改善公司治理水平，從而促進創新；另一方面通過增加公司股價特質信息、緩解信息不對稱，從而促進創新。此外，在不同的企業內部治理情況下，賣空機制對企業創新投入的促進效果不同，非國有企業和內部控制質量差的企業所受影響更為顯著。

余下內容安排為：第二部分是理論分析和研究假設；第三部分是實證研究設計；第四部分是實證結果分析；第五部分是研究結論與政策啟示。

二 理論分析和研究假設

(一)賣空機制對創新投入的影響

已有研究表明，資本市場的穩步發展對企業創新起到促進作用，而賣空機制的引入會從增加流動性、提供價格發現機制等角度填補“單邊市”的空白。賣空交易者會主動挖掘股價利空信息以對沖相對較高的賣空成本，而賣空交易的負面信息傳導產生股價下行壓力，使企業股東和管理層利益受到威脅。根據理性經濟人的假設，為了實現利益最大化，企業股東和管理層的行為都會做出改變。大股東會更積極地了解管理層經營管理決策和包括創新項目在內的長期投資項目的詳細信息，以消除信息不對稱引發的第一類委托代理問題(靳慶魯等，2015)[19]。管理層出于穩定股價、保證資本收益的目的，會減少企業負面信息發生，進而通過約束自身機會主義行為、調整長期投資決策而對企業長期價值提升產生積極作用(Massa et al.，2015[12]；Grullon et al.，2015[5]；侯青川等，2016[20]；顧乃康和周艷利，2017[21])。因此，賣空機制的引入作為外部治理機制能夠加強對管理層的監督，有效控制管理層短視行為，緩解企業長期投資出現因管理層濫用企業資源或過度自信引發的過度投資等問題(李云鶴，2014)[22]，使經營管理決策向有利于長期價值提升的方向發展。

在中國資本市場上，高水平的資本投資與累積促進了市場和企業的快速成長，但過度投資現象在國內上市公司中普遍存在(李維安和姜濤，2007[23]；唐雪松等，2007[24])。賣空機制在調整企業整體長期投資、緩解過度投資的同時，會改變企業創新投資在長期投資中所占比例。企業創新投資水平的提升一定程度上意味著核心競爭力的提高，創新投資強度加大能向市場釋放利好消息。若企業在調整長期投資決策、有效抑制過度投資的前提下，創新投資相對水平(即創新投資在長期投資中所占比例)仍呈現顯著提升的情形，代表企業未來發展動力強勁，外部投資者會基于企業的投資結構調整對企業未來價值走向的判斷。賣空機制作為外部治理機制，能夠通過加強監督而提高企業創新投資水平，因此對企業創新投入有實質性的激勵作用。

基于上述分析，提出研究假設H1。

H1：賣空機制的引入對企業創新投入存在顯著激勵作用。

(二)賣空機制對創新投入的影響機制

賣空機制的引入可能通過不同傳導機制作用于企業創新投資。一方面，從公司治理的角度看，賣空機制的引入對企業經營起到外部監督作用，在將看空交易者的悲觀情緒反映到股價中的同時，實行創新投資項目、改善公司治理等“利好信息”也能夠通過融資融券交易制度有效傳播，因此，管理層對創新項目的投資行為能夠在股價調整中得到激勵，控制為了美化財務報表而采取的、不能實質性提升企業價值的應計盈余管理行為，提升公司治理水平，增強企業創新投資積極性(劉惠好和馮永佳，2020)[25]。另一方面，從信息傳播的角度看，賣空機制引入后，為了對沖較高的賣空成本，賣空投資者和分析師都會增強對企業信息的挖掘，管理層的短視行為和機會主義行為能被較快發現并以“利空信息”的形式反映到股價中，由此帶來股價下行威脅，影響股東和管理層的長期資本收益。因此，可賣空企業的管理層會加大創新投入以維持長期收益。

由此提出關于影響機制的研究假設H2-a和H2-b。

H2-a：賣空機制會通過公司治理機制，改變企業管理層的盈余管理行為，從而影響企業創新投入。

H2-b：賣空機制會通過信息機制，利用股價特質信息改變信息不對稱程度，從而影響企業創新投入。

(三)賣空機制對創新投入影響的異質性

不同內部治理情況企業采取的創新策略有所差異，從而使賣空機制對不同性質和內部控制質量企業創新投入的影響具有異質性。

1.產權性質

企業產權性質很大程度上影響著政策實施效果。首先，國有企業以其特殊的身份發揮著穩定市場的作用，當賣空機制造成股價下行威脅時，國有企業管理層可能會傾向于改善短期經營業績，進而對相對長期的創新投資產生抑制作用。其次，國有企業更易受到國家政策扶持、享受政策優惠，創新活動中所面臨的融資約束和籌資難度相對較低，創新投資項目因資金不足受到阻礙的可能性較小。最后，國有企業常處于壟斷地位，投資者很難挖掘到國有企業的信息，無法通過信息反饋調整股票價格以影響管理層資本收益情況，因此，賣空機制對國有企業管理層的監督效果相對較弱。

2.內部控制質量

企業內部控制是企業為保證經營管理活動有序開展而實行的監管措施，通過建立監督機制，對企業資產狀況、財務信息提出要求，有效管控企業員工行為和公司運營情況。因此，對于內部控制質量較差的企業，在賣空機制作為市場化政策變更作用下，公司經營管理情況和信息披露情況有更大改善空間。賣空機制能通過公司治理機制和信息機制影響企業長期投資結構，提升企業創新投資水平。

綜上所述，提出研究假設H3-a和H3-b。

H3-a：相對于國有企業，賣空機制的引入對非國有企業創新投入的激勵作用更顯著。

H3-b：相對于內控質量好的企業，賣空機制的引入對內控質量差企業創新投入的激勵作用更顯著。

三 實證研究設計

(一)樣本選擇和數據來源

本文融資融券數據、企業財務數據等均來源于國泰安數據庫(CSMAR)和萬得數據庫(Wind)，企業內部控制質量DIB指數來自迪博內部控制與風險管理數據庫。數據樣本期間為2009—2018年。對樣本公司進行如下處理工作：(1)剔除金融業上市公司，主要是行業代碼為J66的銀行業上市公司；(2)剔除被標記為ST和*ST的公司；(3)剔除非A股公司；(4)剔除數據缺失的觀測值；(5)將個別年份缺失數據賦值為0。

(二)變量定義

1.被解釋變量

本文關注企業研發投入水平而非研發產出，考慮到賣空機制可能對企業長期投資整體有顯著影響，而企業長期投資中除了研發投入以外還包括固定資產投資在內的其他投資，因此選取企業長期投資和創新投入水平作為被解釋變量：INV為長期投資占總資產的比重；RDINV為研發投入與長期投資的比值，表示企業創新投入的相對量，反映企業實質性研發投入水平。其中，考慮到企業長期投資包括研發投入、固定資產投資等在內的各項支出，參考劉慧龍等(2014)[26]的研究，以“(構建固定資產、無形資產和其他長期投資資產所支付的現金+購買子公司及其他營業單位所支付的現金-處置子公司及其他營業單位所收到的現金)/總資產”為計算方法，衡量企業新增長期投資支出。

2. 解釋變量

解釋變量為企業是否引入賣空機制。本文以融資融券這一準自然實驗為代表衡量賣空機制的政策實施，設置list和post兩個虛擬變量構建擬合模型。其中，list為融資融券公司虛擬變量，當該公司股票在樣本期間納入融資融券名單，取值為1，否則為0；post為兩融實施時間虛擬變量，公司股票進入融資融券名單之后的年度取值為1，否則為0。

3. 控制變量

參考已有文獻，選擇衡量公司層面和管理層特征的11個變量作為控制變量，包括資產負債率(lev)、公司規模(size)、資產收益率(ROA)、是否為國有企業(state)、董事長與總經理是否二職合一(dual)、企業托賓Q值(tobinQ)、股權集中度(first)、獨立董事占比(independence)、管理層持股水平(mshares)、公司成立年限(age)、經營性現金流水平(FCF)。對所有連續變量進行5%和95%的縮尾處理，以消除極端值的影響。

表1是主要變量定義，表2、表3是變量的描述性統計結果。可以看出，幾乎所有控制變量在實驗組和對照組的均值均存在顯著差異。

表1 變量定義

(續上表)

表2 全樣本描述性統計

表3 實驗組和對照組的描述性統計

(續上表)

(三)模型構造

我國融資融券制度的實施采用“先試點，后推廣”模式，其實施過程將研究樣本自然劃分成實驗組和對照組。因此，本文在準自然實驗的背景下，采用多期雙重差分法(DID)，將主要研究模型設定為如下形式：

Yi，t=β0+β1listi+β2didi，t+β3CVi，t+∑year+∑industry+εi，t

(1)

其中，Yi，t為衡量企業長期投資支出的被解釋變量INV和衡量創新投入水平的被解釋變量RDINV，listi為融資融券虛擬變量，didi，t為listi和posti，t的交乘項，CVi，t為控制變量，year和industry分別為時間和行業固定效應。

在影響機制的研究中，分別以應計盈余管理DA和股價特質信息SYN作為公司治理機制與信息機制的代理變量。對于公司治理機制，參考Fang et al.(2016)[10]、陳國輝等(2018)[27]等文獻，以利用修正Jones模型估計的操縱性應計利潤作為代理變量，檢驗公司治理機制作用下賣空機制對企業創新投入產生的影響。具體模型設置如下：

(2)

其中，TAi，t為當期總應計利潤，Ai，t-1為滯后一期的總資產，ΔREVi，t為當期營業收入變動情況，ΔRECi，t為當期應收賬款變動情況，PPEi，t為當期固定資產。由上述模型估計得到的殘差即為操縱性應計利潤，即盈余管理水平。

對于信息機制，參考Roll(1988)[28]、朱紅軍等(2007)[29]的研究，采用股價非同步性指標測度股價特質信息SYN，基于股票收益數據構建回歸模型。具體模型設置如下：

Ri，t=α+β×Rm，t+ε

(3)

其中，Ri，t為股票i考慮現金紅利再投資的收益率，Rm，t為A股所有股票經流通市值加權的平均收益率。由上述模型估計得到擬合系數R2，并用1-R2得到股價特質信息SYN。賣空交易作為知情交易，股價特質信息增加時，意味著股價捕捉到了更多市場信息難以解釋的公司經營特質信息，即公司股票價值及波動調整更接近企業基本價值情況，定價效率提升同時信息不對稱程度降低，因此，賣空機制理論上應該能夠顯著增加股價特質信息。

以上述影響機制變量DA和SYN作為被解釋變量重新估計模型(1)，分別衡量公司治理機制和信息機制的傳導作用。

四 實證結果分析

(一)賣空機制對企業創新投入的影響分析

表4是賣空機制對企業長期投資與創新投入影響的全樣本回歸結果。列(1)以企業長期投資INV作為被解釋變量。結果顯示，交乘項did的系數為-0.005，在1%的水平上顯著，表示賣空機制的引入會使企業長期投資規模以0.5%的比例下降，說明在賣空壓力的作用下，委托代理問題有所改善，賣空機制能夠有效緩解企業過度投資問題。列(2)以企業創新投入在長期投資中所占比重RDINV作為被解釋變量。結果顯示，交乘項did的系數為0.135，在1%的水平上顯著，表明賣空機制的引入能夠顯著提升企業創新投入水平，這與王春燕等(2018)[30]的發現相一致。同時考慮到公司變量存在較強的自相關特征，為保證結果的穩健性，本文使用滯后一期控制變量進行回歸，結果顯示核心解釋變量的符號和顯著性與列(1)、 列(2)基本一致。

由此可見，賣空機制的引入在抑制企業長期投資規模的同時，有效提升了企業創新投入水平，因此假設H1的“激勵效應”得證。

表4 賣空機制對企業長期投資與創新投入的影響

(續上表)

(二)賣空機制對企業創新投入的影響機制分析

為進一步研究以融資融券為代表的賣空機制如何影響企業創新投入，本文考慮了公司治理機制和信息機制兩個方面。表5是賣空機制對企業創新投入的影響機制分析回歸結果。

表5(1)考慮到公司治理水平與股價信息含量均是企業個體的特征變量，因此，為保證結果的可信度，這里額外控制了企業固定效應。Panel A中，參考Fang et al.(2016)[10]的研究，以利用修正Jones模型估計的應計利潤(DA)作為被解釋變量，檢驗公司治理機制作用下賣空機制對企業創新投入產生的影響。結果顯示，交乘項did的系數-0.006，在10%的水平上顯著，即以應計利潤為代表的企業應計盈余管理水平與以融資融券為代表的賣空機制間呈顯著負相關關系，表明賣空機制的引入會降低企業應計利潤水平，使盈余管理下降，改善管理層短視行為，促進企業創新投入，因此假設H2-a得證。

表5 Panel B中，以股價特質性信息(SYN)作為被解釋變量，檢驗賣空機制通過信息機制對企業創新投入產生的影響。結果顯示，交乘項did的系數為0.12，在1%的水平上顯著，說明公司股價的非同步性與融資融券制度間呈現正相關關系，表明企業成為兩融標的后股價中蘊含的企業自身特質信息增加，降低企業的信息不對稱程度。賣空機制的引入通過信息傳遞影響企業創新投入，即假設H2-b得證。進一步考慮融資和融券的雙向影響，在后文穩健性檢驗中，用融資余額MBI和融券余額SI替代did，單獨考慮融券賣空的影響可以發現，賣空機制的引入將增加企業股價的非同步性。

綜合表5結果發現，無論是通過公司治理機制還是通過信息機制，賣空機制對企業創新投入都呈現顯著影響，表明賣空機制的引入對企業創新投入的促進作用通過多種方式實現。

表5 賣空機制對企業創新投入的影響機制分析(2)限于篇幅，此表及隨后的表格均略去控制變量lev、size、ROA、state、dual、tobinQ、first、independence、mshares、age、FCF的回歸結果，完整的結果備索。

(三)賣空機制對企業創新投入影響的異質性分析

賣空機制作為外部治理政策，在不直接參與企業治理過程的情況下，發揮監督治理的作用，通過降低信息不對稱改變企業決策行為。當企業性質不同時，賣空機制的監督治理效果存在一定差異。而企業內部治理情況的異質性也會影響賣空機制對企業創新投入的作用。因此，本文根據產權性質和內部控制質量劃分樣本企業進行異質性分析。

表6報告了賣空機制對不同產權性質企業創新投入的影響，Panel A、Panel B分別為非國有企業組和國有企業組的回歸結果，列(1)和列(3)以長期投資支出占總資產比重INV為被解釋變量，列(2)和列(4)以研發投入占長期投資的比例RDINV為被解釋變量。結果顯示，列(1)中，非國有企業組的交乘項did系數為-0.008，在1%的水平上顯著，而列(3)國有企業組的did系數不顯著，說明賣空機制的引入在降低非國有企業長期投資支出的同時對國有企業無顯著影響，即賣空機制僅能改善非國有企業的過度投資問題。列(2)中，非國有企業組的交乘項did系數為0.144，在1%的水平上顯著，表示賣空機制的引入與非國有企業創新投入水平呈現顯著正相關關系，而列(4)國有企業組的did系數顯著性較低，這一結果表明賣空機制的引入對非國有企業創新投入的激勵效果更為明顯。

表6 賣空機制對不同產權性質企業創新投入的影響

(續上表)

本文利用迪博內部控制指數(DIB)衡量企業內部控制質量，根據企業內部控制質量的差異，以分行業、分年份DIB的中位數作為分界點，將全樣本劃分為內部控制質量好和內部控制質量差的兩個組別。當企業DIB高于中位數時，認為該企業擁有較高的內部控制質量，信息披露較完善。

表7報告了賣空機制對不同內部控制質量企業創新投入的影響，Panel A、Panel B分別為內部控制質量好和內部控制質量差企業的回歸結果，列(1)和列(3)、列(2)和列(4)分別以INV、RDINV為被解釋變量。結果顯示，列(1)內部控制質量好組別的did系數為-0.004，在10%的水平上顯著，列(3)內部控制質量差組別的did系數為-0.008，在1%的水平上顯著，說明賣空機制的引入對長期投資支出的影響在內部控制質量較差的企業作用更顯著。列(2)和列(4)同樣說明內部控制質量較差的企業對于賣空機制的引入更為敏感，賣空機制能更顯著地提升內部控制質量差企業的創新投入水平。由此說明，當企業內部控制質量相對較差時，賣空機制的引入更能促進其提升創新投入水平。

表7 賣空機制對不同內部控制質量企業創新投入的影響

(續上表)

(四)內生性檢驗

事實上，成為融資融券標的股票需要滿足交易時間長度、流通市值大小、股東人數、漲跌幅、換手率等諸多篩選條件。這些篩選標準使得融資融券標的股票的選取非隨機，標的股可能本身就具備某種區別于對照組的投資水平和企業特征，導致選擇性偏誤而引起內生性問題。

為了解決以上內生性問題，本文采用傾向得分匹配法(PSM)，將實驗組和對照組中協變量值相同的個體進行配對分析，使以融資融券這一準自然實驗為代表的賣空機制的研究建立在可比個體的基礎上。借鑒權小鋒和尹洪英(2017)[16]、郝項超等(2018)[17]的做法，根據滬深交易所頒布的《融資融券交易實施細則》中對融資融券標的股票的篩選標準，選擇股票日波動率(vol)、日換手率(tr)、股東戶數的對數(lnSH)、流通股占比(LRS)、上市年限(IPOage)作為協變量，同時將公司基本面最為核心的企業規模(size)、盈利能力(ROA)、杠桿率(lev)以及tobinQ納入匹配協變量，這里采用K臨近匹配方法、利用Logit模型擬合獲得基于PSM方法的匹配樣本。

1.樣本匹配結果與分析

表8為PSM匹配前后協變量的T檢驗結果，可以看出匹配后所有協變量的T值絕大多數不顯著，對應的P值均大于10%，同時匹配后的均值%bias均小于5%；從平衡性檢驗圖1中可以直觀地看出匹配前后的對比，匹配后取值絕大多數接近于0(小于10%)，滿足PSM方法的平衡假設條件。

表8 匹配前后協變量的T檢驗結果

(續上表)

2.PMS-DID回歸結果分析

基于PSM匹配后樣本，進一步檢驗賣空機制對企業創新投入的影響，考察前述假設論證的合理性。首先，檢驗賣空機制對企業創新投入影響的顯著性。表9為匹配后賣空機制對長期投資支出INV及企業創新投入占長期投資比值RDINV的影響，其中_treated為PSM匹配后新生成的交乘項。可以看出，匹配后的交乘項系數分別為-0.006和0.151，均在1%的水平上顯著，表明賣空機制在減少企業長期投資支出的同時，提高企業創新投入水平，與前述結果一致，且滯后控制變量并不影響核心結論，再次驗證假設H1。

表9 匹配后賣空機制對企業長期投資與創新投入的影響

其次，檢驗匹配后賣空機制對企業創新投入的影響機制。結果如表10所示，同時控制行業、時間和公司個體固定效應的情況下，公司治理機制和信息機制對應的交乘項系數均顯著，表明匹配后賣空機制仍能降低企業應計盈余管理水平、增加股價非同步性信息。由此，假設H2-a和H2-b得證。

表10 匹配后賣空機制對企業創新投入的影響機制分析

表11和表12分別為不同產權結構和不同內部控制質量情況的回歸結果。從企業產權性質看，賣空機制對不同產權結構企業創新投入均有顯著作用，但相對于國有企業，賣空機制對非國有企業創新投入仍顯示出更敏感的影響。對于不同內部控制質量的企業，內部控制質量差企業的創新投入與賣空機制的引入呈現顯著的正相關關系，長期投資與其則呈現顯著負相關關系，而內部控制質量好企業的顯著性相對較差，表明賣空機制對內部控制質量較差企業創新投入和長期投資的影響更顯著。因此，非國有企業及內部控制質量差企業創新投入更易受賣空機制引入的影響，驗證了假設H3-a和H3-b。

表11 匹配后賣空機制對不同產權結構企業創新投入的影響

表12 匹配后賣空機制對不同內部控制質量企業創新投入的影響

(五)穩健性檢驗

1.改變企業創新投入的測度方式

上文采用長期投資與總資產的比值和研發投入與長期投資的比值作為被解釋變量，以研究引入賣空機制在企業調整長期投資計劃的情況下是否會顯著提高企業創新投入水平。為避免可能存在的被解釋變量衡量偏誤對回歸結果造成影響，參考已有文獻，以研發投入占總資產比例RDA和研發投入占營業收入比例RDS重新衡量企業創新投入。表13為改變企業創新投入測度方式的穩健性檢驗結果。可以看出，該結果與前文一致，假設H1仍然成立。

表13 改變企業創新投入測度方式的穩健性檢驗結果

2.改變公司治理機制和信息機制的測度方式

為避免代理變量測度方式帶來的影響機制回歸結果偏誤，考慮以新的測度方式重新估計影響機制。

對于公司治理機制，用陸建橋(1999)[31]的模型替換修正Jones模型衡量應計盈余管理，在應計利潤計算中進一步考慮了無形資產和其他長期資產的作用。

其中，Ai，t-1為滯后一期的總資產，ΔREVi，t為當期營業收入變動情況，ΔRECi，t為當期應收賬款變動情況，PPEi，t為當期固定資產，IAi，t為當期無形資產和其他長期資產。

對于信息機制，參考郝項超等(2018)[17]的研究，以周收益率數據計算股價同步性信息。

Ri，t=β0+β1Rm，t+β2Rm，t-1+β3Rl，t+β4Rl，t-1+εi，t

其中，Ri，t為股票i在第t周考慮現金紅利再投資的收益率；Rm，t為所有A股股票在第t周的流通市值加權平均收益率；Rl，t為行業平均收益率，具體計算方式為按照2012年中國證監會行業分類標準，以公司流通市值為權重，計算所在行業剔除本公司股票后的其他股票的加權平均收益率。

表14為改變公司治理機制和信息機制測度方式的穩健性檢驗結果。可以看到，Panel A中，did系數顯著為負，表明賣空機制的引入有效降低企業應計盈余管理水平；Panel B中，did系數顯著為正，表明融資融券標的企業的股價非同步性提升，股價包含更多的企業特質信息。

表14 改變公司治理和信息機制測度方式的穩健性檢驗結果

3. 改變融資融券的代理變量

為區分融資融券制度中，融資交易和融券交易的不同影響，考慮采用融資余額MBI和融券余額SI重新估計賣空機制的影響。其中，MBI和SI分別為融資余額和融券余額占流通股的比例。

表15為改變融資融券代理變量的影響顯著性和影響機制穩健性檢驗結果。Panel A是影響顯著性的檢驗結果，列(1)以長期投資INV為被解釋變量的SI系數顯著為負，列(2)以企業創新投入RDINV為被解釋變量的SI系數顯著為正；同時，Panel A中的MBI系數均不顯著，表明融資交易對企業長期投資和創新投入無顯著影響。由此可以得到與前文一致的結果，即賣空機制的引入在有效控制企業長期投資水平、抑制過度投資的情況下，顯著提高企業創新投入水平，假設H1仍然成立。

Panel B是影響機制的檢驗結果。列(3)以應計利潤DA為被解釋變量的SI系數顯著為負，MBI系數不顯著，表明賣空機制的引入有效降低企業應計盈余管理水平，假設H2-a經檢驗仍然成立。列(4)以股價同步性信息作為被解釋變量，SI系數顯著為正，MBI系數顯著為負，表明在兩融交易中，融券賣空交易會增加股價特質信息，而融資交易會減少股價特質信息，這與郝項超等(2018)[17]的結果一致。假設H2-b經檢驗仍然成立。

表15 改變融資融券代理變量的穩健性檢驗結果

(續上表)

表16為改變融資融券代理變量在不同產權性質企業樣本中的穩健性檢驗結果。可以看出，對于長期投資INV，非國有企業組SI系數在5%的水平上顯著為負，國有企業組則不顯著；對于企業創新投入RDINV，非國有企業組SI系數在1%的水平上顯著為正，國有企業組SI系數則在5%的水平上顯著為正；MBI系數均不顯著。結果與前文一致，即賣空機制的引入對非國有企業創新投入有更顯著的促進作用。假設H3-a仍然成立。

表16 改變融資融券代理變量對不同產權性質企業的穩健性檢驗結果

表17為改變融資融券代理變量在不同內部控制質量企業樣本的穩健性檢驗結果。可以看出，對于企業創新投入RDINV，內部控制質量好企業組的SI系數不顯著，而內部控制質量差企業組的SI系數在1%的水平上顯著為正；MBI系數均不顯著。由此表明賣空機制的引入對內部控制質量較差企業的創新投入有更顯著的促進作用。假設H3-b經檢驗仍然成立。

表17 改變融資融券代理變量對不同內部控制質量企業的穩健性檢驗結果

4. 安慰劑檢驗

為進一步判斷以融資融券制度為代表的賣空機制引入的政策效果，本文通過虛構政策時間進行安慰劑檢驗。將納入融資融券范圍的時間虛擬變量post向前推三年，即融資融券政策提前三年實施，使樣本企業提前三年設置為兩融標的企業，并以新的交乘項進行回歸。表18是安慰劑檢驗結果，可以看到交乘項系數不顯著，表明在融資融券制度未啟動時，實驗組和對照組企業創新投入的變動趨勢不存在系統性差異，說明賣空機制對企業創新投入的影響顯著存在，假設H1仍然成立。

表18 安慰劑檢驗/提前三年實施兩融政策的穩健性檢驗結果

五 研究結論與政策啟示

本文基于我國融資融券分步擴容的準自然實驗，利用2009—2018年中國A股上市公司數據，運用雙重差分模型研究賣空機制對企業創新決策的影響。主要結論為：(1)賣空機制的引入對企業創新投入有顯著的激勵作用。賣空機制引入后，企業會在控制過度投資、調整企業長期投資計劃的同時提高其創新投入水平。(2)賣空機制對企業創新投入的影響會通過公司治理機制和信息機制兩方面產生作用。對于公司治理機制，賣空機制的實施能降低企業應計盈余管理水平，改善非實質性投資行為，由此提高企業創新投入水平；對于信息機制，賣空機制的實施發揮其流動性和價格發現功能，增加可賣空公司股票價格中的特質信息，緩解信息不對稱問題，由此提高企業創新投入水平。(3)賣空機制對企業創新投入的影響會因企業內部治理情況等而存在差異性。當產權性質和內部控制質量不同時，賣空機制的引入對企業創新投入的影響完全不同。當可賣空企業為國有企業時，賣空機制的引入對企業創新投入無顯著影響；當可賣空企業為非國有企業時，引入賣空機制能顯著提高企業創新投入。當企業內部控制質量相對較差時，賣空機制的引入更能促進其創新投入水平提升。

根據結論得到以下政策啟示：(1)企業應積極開展融券賣空業務。研究結論驗證了引入賣空機制能夠有效緩解委托代理問題、約束管理者機會主義行為，對企業核心競爭力和長期價值提升有顯著積極作用。已成為融資融券標的股票的公司應進一步活躍自身兩融業務，借注冊制改革等市場化變革之東風，讓賣空機制更好地發揮其外部監督作用；還未被允許賣空的上市公司應當不斷改善經營，積極申報成為可融券賣空的標的公司，提升自身股票流動性，為企業長期價值提升提供支持。(2)賣空政策的具體實施中，標的篩選可提高針對性。本文研究發現企業產權性質、內部控制質量等治理特征的異質性都會對融資融券作用的發揮產生影響，公司治理的改善和信息披露質量的提升在部分企業中未能得到有效體現。因此，在選取可賣空標的股票時，可以根據企業治理特征，選取經營管理決策更易受市場化政策變更改善的上市公司，以更大限度發揮賣空機制的治理效果。(3)對于宏觀資本市場，應在配合法律法規完善的前提下，加快推進賣空機制實施，擴大可賣空股票范圍。隨著我國資本市場融券規模的不斷擴大，在市場條件更為成熟、制度環境更為規范的情形下，我國政府應繼續加大力度推進兩融試點工作，擴大賣空股票范圍、豐富可賣空資產品類，從多個維度完善資本市場的賣空機制和市場體系構建，提升資本市場的有效性。