賣空機制引入能提升公司價值嗎？
——來自融資融券制度的檢驗證據(jù)

周艷利 顧乃康

(1.廣東外語外貿(mào)大學 金融學院，廣東 廣州 510420； 2.中山大學 管理學院，廣東 廣州 510275)

一、引言

2010年3月，我國證券市場融資融券交易試點正式啟動，標志著賣空機制正式被引入股票市場(1)正如顧乃康等(2017)所指出的，我國融資融券制度的實施本質(zhì)是引入了賣空機制。融資融券制度包括融資交易制度與融券交易制度，其中：融資交易，即杠桿交易，在我國股票市場上早已有之，許多投資者通過各種信用渠道借入資金并投入股市，融資交易制度的實施只是建立了較為規(guī)范的杠桿交易制度而已；融券交易制度的實施則意味著我國股票市場首次引入賣空機制，其對于股票市場和上市公司來說是一種全新的交易機制。。在融資融券制度的實施過程中，我國采取了“試點先行、逐步推進”的原則，至2016年12月歷經(jīng)5次擴容，融資融券試點企業(yè)達到950家。從業(yè)務規(guī)模來看，融資融券總體交易量雖呈逐年遞增的態(tài)勢(2)自融資融券制度實施以來，我國的融資融券總體交易量呈逐年遞增的趨勢，并于2015年7月達至歷史最高峰，隨后因股市暴跌、政策限制而回落至2015年初的水平。，但融券業(yè)務規(guī)模卻一直遠小于融資業(yè)務規(guī)模，融資業(yè)務和融券業(yè)務發(fā)展不平衡的問題較為突出。

在理論研究方面，盡管我國實際的融券賣空量相當有限，且融資融券制度的完善程度與成熟資本市場相比存在較大差距，但學者已經(jīng)開始對賣空機制引入及其所帶來的經(jīng)濟后果產(chǎn)生濃厚的研究興趣。總體上，相關研究成果主要體現(xiàn)在兩個方面：一是針對股票市場，已有研究發(fā)現(xiàn)賣空機制的引入通過將企業(yè)的負面信息及時反映至股價中，進而可提高股票市場的定價效率和股價的信息含量(李科 等，2014；Sharif et al.，2014；肖浩 等，2014；李志生 等，2015a、2015b；唐松 等，2016)(3)也有部分研究表明，由于我國的融資融券制度存在不對稱性，其結(jié)果導致基于融券交易的賣空機制難以在股票市場發(fā)揮應有效應(陳海強 等，2015；褚劍 等，2016；王朝陽 等，2017)，但多數(shù)研究還是對賣空機制引入提高了我國股票市場的資源配置效率持肯定態(tài)度。；二是針對企業(yè)行為，部分實證檢驗發(fā)現(xiàn)賣空機制的引入通過優(yōu)化或約束盈余管理、信息披露、投融資決策、創(chuàng)新支出、大股東“掏空”等，進而能夠提升實體經(jīng)濟的資源配置效率(陳暉麗 等，2014；靳慶魯 等，2015；張璇 等，2016；顧琪 等，2016；李丹 等，2016；顧乃康 等，2017；李春濤 等，2017；權小鋒 等，2017；倪驍然 等，2017；侯青川 等，2017)。本研究與后者相關，試圖回答：既然賣空機制引入能夠優(yōu)化或約束企業(yè)行為，那么最終能否提高企業(yè)價值呢？若企業(yè)價值得以提高，又是通過何種機制實現(xiàn)的呢？盡管現(xiàn)有研究結(jié)論顯示，賣空機制引入會對企業(yè)行為產(chǎn)生諸多影響，但對于其能否提升公司價值卻尚未展開直接檢驗和深入分析。

有鑒于此，本文以2014年之前被選為融資融券標的的企業(yè)作為處理組，同時依據(jù)融資融券標的選取規(guī)則，選擇與標的企業(yè)屬同一行業(yè)、資產(chǎn)規(guī)模最為接近的非融資融券企業(yè)作為控制組，并將融資融券制度的實施視作準自然實驗，采用雙重差分法檢驗賣空機制引入對公司價值的影響。本研究的貢獻主要體現(xiàn)在兩個方面：第一，我國實施的融資融券制度具有試點企業(yè)選擇非隨機、試點企業(yè)逐步擴容、機構投資者參與程度不足、融券券源較少和融券交易規(guī)模較小等特征，因此賣空機制的完善程度與國外成熟資本市場相比存在較大差距。在此背景下，探討賣空機制引入能否通過優(yōu)化或約束企業(yè)行為進而提高公司價值，有助于推動新興經(jīng)濟體下賣空理論的發(fā)展，也可以深化賣空理論與公司財務的交叉研究。第二，本研究不僅是對賣空機制引入與企業(yè)行為關系方面文獻的重要補充，同時為科學評估融資融券實施的政策效果提供了可靠的經(jīng)驗證據(jù)。

二、文獻回顧與研究假設

(一)文獻回顧

鑒于本文著重探討賣空機制引入對公司價值的影響，而這與賣空機制引入對企業(yè)行為尤其是財務行為的研究聯(lián)系密切，因此接下來主要圍繞于此展開文獻評述。

近年來，隨著賣空研究的逐步深入，學者們除了考察賣空機制引入對股票市場資源配置效率的影響外，也開始關注賣空機制引入對實體經(jīng)濟尤其是企業(yè)行為的影響。

首先，在會計行為方面，國內(nèi)外學者主要從企業(yè)的盈余管理、盈余預測、信息披露等角度探討了賣空機制的影響。相關研究發(fā)現(xiàn)，賣空者尤為關注企業(yè)的財務信息質(zhì)量，目的在于甄別出盈余管理嚴重、會計信息失真的“問題公司”，以實施賣空攻擊(顧琪 等，2016)，從而使得賣空機制作為一種外部治理機制，可以有效約束企業(yè)的盈余管理行為，降低盈余管理程度(Karpoff et al.，2010；Fang et al.，2016；陳暉麗 等，2014)。同時，賣空機制引入還能夠顯著降低分析師盈余預測的樂觀偏差，提高盈余預測的準確度(李丹 等，2016)，并降低企業(yè)財務重述的概率(張璇 等，2016)，提高上市公司的信息披露質(zhì)量(李春濤 等，2017)。

其次，在企業(yè)財務行為方面，相關研究主要探討了賣空機制對企業(yè)投融資決策的影響。賣空對企業(yè)投資行為的影響：一是從賣空的治理效應出發(fā)，部分研究表明，賣空機制引入有助于賣空者更好地識別管理者隱藏的信息，挖掘并披露與公司價值有關的負面信息，賣空引致的股價下跌會給大股東和管理者帶來利益受損或職位安全的事前威脅，由此賣空機制能夠發(fā)揮監(jiān)督和約束大股東及管理者不當行為的作用，促使管理者優(yōu)化財務決策，減少過度投資，提高投資效率(靳慶魯 等，2015)。同時，賣空交易能夠傳遞出與企業(yè)價值有關的信息，降低創(chuàng)新投資中內(nèi)外部人之間的信息不對稱，減少代理沖突，從而促使企業(yè)更傾向于投資風險高但能創(chuàng)造價值的創(chuàng)新項目(He et al.，2014；Massa et al.，2015)，因此企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出得以提升(權小鋒 等，2017)。此外，賣空者還可以通過實際的賣空活動向企業(yè)傳遞產(chǎn)品市場的信息，進而優(yōu)化企業(yè)的投資決策(Chu，2015)，推動企業(yè)實施更多的長期投資項目(Nezafat et al.，2014)。二是從賣空的市場反饋效應出發(fā)，經(jīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，賣空機制引入使得有關公司價值的負面信息被注入股價，股價的信息含量增加，經(jīng)過矯正的股價能夠更好地反映企業(yè)的真實價值和成長機會。也就是說，賣空機制引入可以提高股價的信息含量，幫助管理者通過股價更加全面地了解企業(yè)的真實情況，進而做出合理的投資決策(Deng et al.，2016)(4)但也有學者指出，賣空者中存在一些不具有信息優(yōu)勢的噪音交易者，這些噪音交易者及其所進行的賣空行為不僅不能增加股價中的信息含量，而且還有可能通過操縱股價導致企業(yè)投資決策扭曲(Goldstein et al.，2008)。但 Goldstein et al.(2008)所指出的賣空者操縱行為其發(fā)生的前提是需要有足夠大的實際賣空交易量，而當前我國的賣空交易量還十分有限，因此賣空者很難通過操縱股價影響企業(yè)的投資行為。有鑒于此，在我國，賣空機制引入所產(chǎn)生的證券市場反饋作用主要是通過管理者的學習路徑而發(fā)揮其效應的。。在賣空對企業(yè)融資決策的影響方面，已有研究表明，賣空約束放松會對股價造成負面沖擊，從而提高權益的資本成本，減少企業(yè)新增權益的發(fā)行(Grullon et al.，2015)。不僅如此，由于賣空者擁有與企業(yè)價值相關的信息，因此賣空機制引入還會影響債券市場的定價效率，并對企業(yè)的債務融資行為產(chǎn)生影響(Erturk et al.，2015；Ho et al.，2016)。顧乃康等(2017)基于我國證券市場實施融資融券制度的準自然實驗檢驗發(fā)現(xiàn)，與不允許賣空的企業(yè)相比，允許賣空的企業(yè)其新增的外部權益融資、債務融資以及外部融資總額均顯著減少。

由上述文獻回顧可知，盡管學者圍繞賣空機制引入對企業(yè)行為的影響進行了多方面考察，且發(fā)現(xiàn)賣空機制引入可以優(yōu)化或約束企業(yè)行為的諸多證據(jù)，但很少有研究深入探討賣空機制引入是否會影響公司價值。國內(nèi)現(xiàn)有文獻中，僅有兩篇文章涉及賣空機制引入對公司價值的影響。一是權小鋒等(2017)考察了賣空機制與企業(yè)創(chuàng)新的關系，發(fā)現(xiàn)賣空機制引入會顯著提升公司的創(chuàng)新產(chǎn)出，并通過創(chuàng)新渠道產(chǎn)生滯后的“價值提升效應”。也就是說，從對企業(yè)行為的長期影響看，賣空機制具有顯著的創(chuàng)新激勵效應和價值提升效應。二是靳慶魯?shù)?2015)探討了放松賣空管制與公司投資決策和價值創(chuàng)造之間的關系，發(fā)現(xiàn)：只有在面臨較差的投資機會時，可賣空企業(yè)的大股東才有激勵促使管理層及時調(diào)整投資決策，提升清算期權的價值；當公司經(jīng)營業(yè)績較好時，放松賣空管制并不會明顯改善公司的投資決策及提高期權價值。上述兩項研究雖然均涉及賣空機制對公司價值的影響，但主要是通過考察賣空機制如何影響企業(yè)投資進而對公司價值產(chǎn)生作用的。不同于此，本文則是在已有研究的基礎上，全面分析與直接檢驗賣空機制對公司價值的影響程度及作用機理。

(二)基本假設

賣空機制引入對公司股價和價值的影響可以從短期和長期兩個方面加以分析。短期來看，賣空機制引入促使有關企業(yè)的負面消息可以及時反映到股價中，使得股價能夠反映悲觀交易者的觀點和交易，高估的股價得以矯正，進而給股價帶來下跌的壓力。例如，Sharif et al.(2014)針對我國融資融券制度實施進行的檢驗發(fā)現(xiàn)，在允許賣空的公告當日，允許賣空的融資融券試點企業(yè)其股票收益率為-0.41%，相比不允許賣空的企業(yè)(其股票收益率為-0.03%)多下降0.38%；且公告后五日內(nèi)，允許賣空的企業(yè)其股票累計收益率為-1.54%，相比不允許賣空的企業(yè)(其股票累計收益率為0.61%)多下降2.15%。由此可見，賣空機制引入在短期內(nèi)確實會導致允許賣空的企業(yè)面臨股價下行的壓力。

然而，長期來看，賣空機制引入會通過影響企業(yè)行為及財務決策，進而對企業(yè)的資源配置效率產(chǎn)生作用，并最終提升企業(yè)的內(nèi)在價值，這也是本研究關注的重點。賣空機制引入之所以會對公司價值產(chǎn)生影響，其作用機理主要包括兩個方面：一是賣空機制引入可以作為一種來自外部證券市場的治理機制，通過約束企業(yè)的不良行為，進而對公司價值產(chǎn)生長期的正向作用(Massa et al.，2015；Nezafat et al.，2014)；二是賣空機制引入能夠通過股票市場的反饋效應，進而優(yōu)化企業(yè)的財務行為，并最終對公司價值產(chǎn)生長期的正向影響(Dow et al.，1997；Subrahmanyam et al.，1999；Chen et al.，2007；Deng et al.，2016)。需再次強調(diào)的是，本文主要從長期視野來分析賣空機制引入對公司價值的影響，與從短期視角進行的考察具有不同的作用機理和影響結(jié)果。

首先，賣空機制作為一種基于負面信息傳遞和交易的外部治理機制，可以通過賣空的事前威懾和賣空的事后懲罰兩種效應對企業(yè)行為產(chǎn)生約束作用。在引入賣空機制后，賣空者為了尋求賣空機會，存在挖掘和披露企業(yè)負面信息的激勵。企業(yè)的負面信息隨時會通過賣空交易反映至股價中，產(chǎn)生股價下跌的壓力，因此大股東和管理者時刻可能面臨財富受損或職位安全的威脅。這便是賣空機制所帶來的事前威懾，其不取決于賣空的實際交易量。面對這種事前威懾，大股東和管理者不得不嚴格約束企業(yè)的不良行為，以緩解潛在賣空壓力。不僅如此，一旦引入賣空機制，賣空者就有可能實施賣空攻擊，實際的賣空攻擊會導致投資者(包括股東和債權人)及其他利益相關者對企業(yè)產(chǎn)生負面看法，并減少與企業(yè)的業(yè)務聯(lián)系進而使企業(yè)陷入財務困境。在受到賣空攻擊后，大股東和管理者不得不約束企業(yè)的不良行為，這便是賣空的事后懲罰效應，其強度取決于實際的賣空交易量。由于我國融資融券制度的實施時間較短且當前實際融券賣空量較小，因此賣空的事前威懾作用可能更為重要(顧乃康 等，2017)?？傊鳛橐环N來自證券市場的治理機制，賣空機制可以通過事前威懾與事后懲罰兩種效應約束企業(yè)的不良行為，從而改善公司治理，并最終提升公司價值。國內(nèi)多項研究已證實，賣空機制引入確實能改善企業(yè)行為，例如融資融券制度的實施可以有效約束企業(yè)的盈余管理(陳暉麗 等，2014)，降低企業(yè)發(fā)生財務重述的概率(張璇 等，2016)，提高上市公司的信息披露質(zhì)量(李春濤 等，2017)，制約大股東的“掏空”行為(侯青川 等，2017)，改善企業(yè)的投資決策(靳慶魯 等，2015)，優(yōu)化企業(yè)的融資行為及資本結(jié)構決策(顧乃康 等，2017)，提高企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出(權小鋒 等，2017)。由此，本文認為，既然賣空機制引入能夠有效約束企業(yè)不良行為，那么長期來看這種積極影響最終將體現(xiàn)在公司價值的提升上。

其次，賣空機制作為一種基于負面信息傳遞和交易的信息機制，可以在股票市場上產(chǎn)生反饋效應，那些具有學習能力的管理者能夠從賣空交易中挖掘出企業(yè)的負面信息并據(jù)此優(yōu)化企業(yè)行為。股票市場的反饋作用理論認為，投資者可以通過交易將其所擁有的私人信息反映到股價中，而管理者也存在從股價中習得自己不知曉的信息以優(yōu)化企業(yè)行為的內(nèi)在傾向，因此股價對企業(yè)行為具有引導或反饋作用(Dow et al.，1997；Subrahmanyam et al.，1999；Chen et al.，2007)。長期來看，賣空機制引入提高了股票市場的定價效率，使得股價的信息含量增加，管理者可以從矯正后的股價中準確把握企業(yè)的真實信息，從而改善企業(yè)的行為尤其是投資行為，促使公司價值進一步提升。靳慶魯(2015)指出，引入賣空機制有助于擠出股價泡沫，降低股價被高估的程度，提升股價的信息含量，優(yōu)化企業(yè)的投資決策，因此在放松賣空管制后，相對于不允許賣空的低盈利企業(yè)，允許賣空的低盈利企業(yè)的股價更能及時反映利空消息，管理層也會及時減少投資，有效執(zhí)行清算期權，從而提高公司的清算價值?？傊幢悴豢紤]賣空機制引入對大股東和管理者所產(chǎn)生的事前威懾和事后懲罰效應，這種股票市場反饋效應也能起到優(yōu)化企業(yè)行為，并最終提升公司價值的作用。

綜上所述，盡管從短期看賣空機制引入會產(chǎn)生股價下跌的壓力或?qū)е鹿蓛r確實發(fā)生下跌，但長期來看引入賣空機制所帶來的治理效應和股票市場的反饋效應最終可有效提升公司價值。據(jù)此，本文提出：

假設1：與不允許賣空的企業(yè)相比，賣空機制引入后，允許賣空的企業(yè)其公司價值將顯著提升。

上文指出，賣空機制作為一種外部治理機制，可以發(fā)揮事前威懾和事后懲罰兩種效應，大股東以及管理者出于保護自身利益及職位安全的考慮，會嚴格約束自身的機會主義行為，因此賣空機制引入對于改善公司治理具有積極影響。我們有理由認為，引入賣空機制所帶來的公司價值提升效應在內(nèi)部治理水平較差的企業(yè)中表現(xiàn)得更為明顯。原因在于：一方面，賣空機制引入后，投資者可以通過賣空獲益，這為市場上潛在的賣空者提供了挖掘企業(yè)負面信息的激勵，顯然那些內(nèi)部治理水平較差的企業(yè)更易受賣空者關注；另一方面，內(nèi)部治理較差的企業(yè)往往信息披露更不充分，信息透明度更差(黎文靖 等，2013)，賣空者通過挖掘此類企業(yè)負面信息進而獲益的機會更多，因此引入賣空機制有助于推動內(nèi)部治理水平較差的企業(yè)更加充分地披露負面信息。也就是說，那些內(nèi)部治理水平較差的企業(yè)更易被賣空者關注，其受賣空事前威懾和事后懲罰的影響更大，因此賣空機制所發(fā)揮的治理效應更加明顯。據(jù)此，本文提出：

假設2：與內(nèi)部治理水平較好的企業(yè)相比，賣空機制引入后，內(nèi)部治理水平較差的企業(yè)其公司價值的提升程度更大。

如上文所述，賣空機制引入還可以通過向管理者傳遞市場上有關企業(yè)的負面信息，進而產(chǎn)生股票市場的反饋效應，具有學習能力的管理者可以習得這些信息并據(jù)此調(diào)整投資行為，優(yōu)化投資決策。由此，在引入賣空機制后，企業(yè)的投資水平和股價之間應該具有更高的敏感性。賣空制度引入使得投資者有機會注入與企業(yè)成長性和盈利性有關的負面私人信息，加快股價對私人信息的調(diào)整速度，提高股價中隱含的信息質(zhì)量，使得股價能夠更加全面地反映企業(yè)所面臨的真實成長機會。在股票市場反饋效應路徑下，從股價中學習的管理者有機會獲知自身未知的負面信息，并據(jù)此做出更加科學合理的投資決策。因此，如果引入賣空機制能夠提升公司價值，那么依據(jù)股票市場對企業(yè)投資行為的反饋效應，賣空制度引入后，企業(yè)投資水平將對信息含量更為豐富且更能真實反映企業(yè)未來成長機會的股價具有更高的敏感性。據(jù)此，本文提出：

假設3：與不允許賣空的企業(yè)相比，賣空機制引入后，允許賣空的企業(yè)其投資-股價的敏感性將提高。

三、研究設計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

我國自2010年3月開始實施融資融券制度，并主要依據(jù)“試點先行、逐步推行”的原則多批次逐步擴大融資融券試點企業(yè)范圍。同時，由于我國2006年進行了會計制度改革，2015年4月頒布了允許機構投資者參與融券和轉(zhuǎn)融券業(yè)務的制度，因此為保持財務數(shù)據(jù)口徑的一致性，同時剔除制度安排變化產(chǎn)生的影響，本文選取2007年第1季度至2015年第1季度作為檢驗的樣本期間。不僅如此，我們還使用季度財務數(shù)據(jù)進行了檢驗，以確保在采用雙重差分法進行實證研究時擁有足夠的可比樣本。

在樣本期內(nèi)我國共進行了四次融資融券試點企業(yè)的擴容，加上首批試點共五批樣本，但是2014年9月擴容的第四批試點企業(yè)至2015年第1季度僅有試點實施后兩季度的數(shù)據(jù)，因此本文選取前四批融資融券試點企業(yè)作為研究對象，并將此設定為處理組樣本。同時，我們在至2015年第1季度末從未成為融資融券試點的其他上市企業(yè)中選取控制組樣本。為有效控制處理組與控制組樣本之間的政策選擇偏差和企業(yè)特征差異，本文在非融資融券試點企業(yè)中選取滿足《融資融券交易實施細則》所設定的試點企業(yè)要求(5)包括流通市值、過去三個月相對于基準指數(shù)日均換手率、日均漲跌幅平均值的偏離值、波動幅度等標準。，且與處理組對應樣本屬于同一行業(yè)、規(guī)模最為接近的企業(yè)作為控制組樣本。在此基礎上，對樣本進行了如下篩選：剔除ST企業(yè)；剔除2007年之后上市的樣本；剔除金融行業(yè)的樣本；剔除樣本期內(nèi)曾被取消融資融券試點資格的樣本；剔除實施融資融券政策當期的數(shù)據(jù)；剔除存在異常值、缺失值的樣本。經(jīng)上述處理，本文共得到融資融券試點企業(yè)447家。由于部分行業(yè)中非融資融券試點企業(yè)數(shù)量較少而無法全部配對，最終我們?yōu)?47家試點企業(yè)中的382家找到了可配對的非融資融券試點企業(yè)。由此，本文選取該382家融資融券試點企業(yè)作為處理組樣本，382家配對的非融資融券試點企業(yè)作為控制組樣本，樣本期內(nèi)共獲得21123個企業(yè)-季度財務數(shù)據(jù)。同時，為控制極端值影響，我們對所有變量按1%的標準進行了Winsorize處理。本文財務數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，融資融券數(shù)據(jù)來自滬深交易所網(wǎng)站。

(二)模型構建與變量定義

基于我國實施融資融券制度帶來的準自然實驗的研究機會，本文采用雙重差分法(DID)進行實證分析(6)采用雙重差分法進行檢驗，原因是：一方面，可以減輕內(nèi)生性問題；另一方面，可以通過處理組與控制組的組間比較和融資融券制度實施的前后比較來評估融資融券制度實施所帶來的凈效應。。為檢驗假設H1，構建如下模型：

Qi,t+n=α0+α1Treatmenti×Postt+α2Sizei,t+α3Growthi,t+α4Capitali,t+α5Levi,t+

α6Agei,t+α7Firsti,t+α8Balancei,t+α9Duali,t+α10Indepratioi,t+α11Soei,t+

∑tQuartert+n+∑iIndustryi+εi,t+n

(1)

被解釋變量Q代表公司價值，借鑒Morck et al.(1988)和白重恩等(2005)的做法，本文使用托賓Q(即市賬比)來衡量，其被定義為季末總資產(chǎn)的市場價值MV與季末總資產(chǎn)的賬面價值BV之比，其中季末總資產(chǎn)的市場價值等于(總負債的賬面價值+流通股數(shù)×股價+未流通股數(shù)×每股凈資產(chǎn))。為檢驗賣空機制引入對公司價值的長期影響，我們對未來四個季度的公司價值均進行了分析，相應地，n取1到4。解釋變量Treatment×Post，為反映是否是融資融券試點企業(yè)的虛擬變量Treatment(試點企業(yè)賦值為1，否則賦值為0)和反映融資融券試點企業(yè)前后的虛擬變量Post(成為試點企業(yè)之后的季度賦值為1，否則賦值為0)所構成的交乘項。

同時，參照陳海強等(2012)以及邵帥等(2015)的研究，本文還控制了一系列影響公司價值的主要因素。一是公司基本特征變量。企業(yè)規(guī)模(Size)，利用季末總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量；主營業(yè)務增長率(Growth)，利用季度主營業(yè)務收入增長率衡量；資本支出(Capital)，利用“季度購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)、其他長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金與處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)、其他長期資產(chǎn)所收回的現(xiàn)金之差/季末總資產(chǎn)”衡量；財務杠桿(Lev)，利用“季末負債的賬面價值/總資產(chǎn)的賬面價值”衡量；企業(yè)年齡(Age)，利用公司上市年齡衡量。二是公司股權結(jié)構變量。第一大股東持股比例(First)，利用季末第一大股東持股比例衡量；股權制衡指標(Balance)，利用“季末第二至第五大股東持股比例/第一大股東持股比例”衡量。三是公司董事會治理變量。董事長與總經(jīng)理是否兩職合一的虛擬變量(Dual)，若季度內(nèi)董事長和總經(jīng)理兩職合一，則賦值為1，否則賦值為0；獨立董事比例(Indepratio)，利用“獨立董事數(shù)量/公司董事會規(guī)?！焙饬?。四是公司產(chǎn)權特征變量。產(chǎn)權性質(zhì)是否為國有(Soe)，如果是國有企業(yè)，則賦值為1，否則賦值為0。此外，我們還控制了季度(Quarter)和行業(yè)(Industry)固定效應。下標i和t表示第i企業(yè)第t季度,ε為隨機誤差項。

針對模型(1)，我們重點關注交乘項Treatment×Post的回歸系數(shù)α1，該系數(shù)反映處理組樣本在允許賣空后其公司價值變化與控制組樣本的差異。若假設H1成立，則回歸系數(shù)α1應顯著為正，即與控制組樣本相比，處理組中的融資融券試點企業(yè)在賣空機制引入后公司價值顯著提升。

為檢驗內(nèi)部治理水平差異對賣空機制引入與公司價值關系的影響，即假設H2，本文構建公司內(nèi)部治理指數(shù)作為衡量企業(yè)內(nèi)部治理水平的指標。首先，根據(jù)公司治理研究的相關成果(白重恩 等，2005；張學勇 等，2010)，使用主成分分析法構建反映企業(yè)內(nèi)部治理水平的測度指標。本文共選取六大類指標進行主成分分析，具體為股權結(jié)構指標(股權制衡指標即“第二至五大股東持股比例/第一大股東持股比例”，第一大股東持股比例)、股權性質(zhì)指標(第一大股東是否為國有股東，國有賦值為1，否則賦值為0)、控股股東行為指標(關聯(lián)交易比例，即“向關聯(lián)方銷售產(chǎn)品及提供勞務金額加上向關聯(lián)方采購產(chǎn)品及接受勞務金額/期末總資產(chǎn)”)、董事會治理指標(董事會規(guī)模、獨立董事比例)、管理層治理指標(管理層持股比例、董事長與總經(jīng)理是否兩職合一的虛擬變量)、外部市場競爭指標(市場份額，即“該企業(yè)營業(yè)收入/行業(yè)總營業(yè)收入”)，并選取第一大主成分得分作為反映企業(yè)內(nèi)部治理水平的指標。分析結(jié)果表明，第一大主成分載荷系數(shù)的符號與理論預期基本相同，第一大主成分得分越高，表示企業(yè)的內(nèi)部治理水平越好(7)主成分分析法的檢驗結(jié)果表明，就第一大主成分而言，股權制衡指標的載荷系數(shù)為0.5441；第一大股東持股比例的載荷系數(shù)為-0.5367；第一大股東是否為國有股東虛擬變量的載荷系數(shù)為-0.4064；關聯(lián)交易比例的載荷系數(shù)為-0.0411；董事長與總經(jīng)理是否兩職合一虛擬變量的載荷系數(shù)為0.2190；董事會規(guī)模的載荷系數(shù)為-0.1158；獨立董事比例的載荷系數(shù)為0.0668；管理層持股比例的載荷系數(shù)為0.4161；市場份額的載荷系數(shù)為0.1003。其中，管理層持股比例、董事長與總經(jīng)理是否兩職合一的結(jié)果與張學勇等(2010)一致，其他一些指標也與國內(nèi)相關研究一致，比如白重恩等(2005)。因此，我們所得到的第一大主成分得分與反映企業(yè)內(nèi)部治理水平的各指標之間的關系符合理論預期，且第一大主成分得分越高意味著內(nèi)部治理水平越高。。其次，采用虛擬變量High來衡量內(nèi)部治理水平的好壞，在成為融資融券試點企業(yè)前，其內(nèi)部治理水平指標在行業(yè)中居后1/3的賦值為1，否則賦值為0，即High賦值為1的企業(yè)被認為內(nèi)部治理水平相對較差。經(jīng)上述處理，構建如下所示的檢驗模型：

Qi,t+1=α0+α1Treatmenti×Postt+α2Treatmenti×Postt×High+α3Sizei,t+

α4Growthi,t+α5Capitali,t+α6Levi,t+α7Agei,t+

∑tQuartert+1+∑iIndustryi+εi,t+1

(2)

由于在構建內(nèi)部治理指數(shù)時用到的變量與模型(1)中存在重復，為減輕多重共線性，在針對不同內(nèi)部治理水平企業(yè)的檢驗中，我們只保留了部分控制變量?？刂谱兞康亩x與模型(1)相同。模型(2)中，我們著重關注交乘項Treatmenti×Postt×High的回歸系數(shù)。若假設H2成立，則回歸系數(shù)α2應顯著為正，即對于內(nèi)部治理差的企業(yè)而言，引入賣空機制對其公司價值的提升程度更大。

進一步，對假設H3進行檢驗，即引入賣空制度后，企業(yè)投資-股價之間的敏感性是否會提高。在此，參考Chen et al.(2007)的研究，使用Q來衡量股價(8)Q既是公司價值的衡量指標，也常用于反饋效應投資-股價之間的敏感性檢驗中，股價是公司價值在股票市場上的反映。。如果賣空制度引入有助于釋放企業(yè)的負面信息并使高估的股價得以矯正，那么Q將包含更豐富的企業(yè)信息，且能更加真實地反映企業(yè)所面臨的成長機會。因此，賣空制度引入后，與不允許賣空的企業(yè)相比，允許賣空的企業(yè)其投資水平INV和Q之間的敏感性顯著提高。據(jù)此，構建如下所示的檢驗模型：

INVi,t=α0+α1Treatmenti×Postt+α2Qi,t-1+α3Treatmenti×Postt×Qi,t-1+

α4Sizei,t-1+α5Roai,t-1+α6Levi,t-1+α7Cashflowi,t+

∑tQuartert+∑iIndustryi+εi,t

(3)

其中，被解釋變量為企業(yè)的投資水平(即投資支出)(INV),本文選取企業(yè)季度的固定資產(chǎn)投資支出(CAPX)(即季末與季初的“固定資產(chǎn)+在建工程+工程物資”之差/季初總資產(chǎn))、固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)的投資支出(Invest)(即季末與季初的“固定資產(chǎn)+在建工程+工程物資+無形資產(chǎn)”之差/季初總資產(chǎn))、總資產(chǎn)的投資支出(ΔTassets)(即季末與季初的總資產(chǎn)之差/季初總資產(chǎn))三個指標加以衡量。在此基礎上，參考喻坤等(2014)和俞鴻琳(2011)的做法，控制企業(yè)的相關特征變量，其中盈利能力(Roa)為季度總資產(chǎn)收益率，當期現(xiàn)金流(Cashflow)為季度經(jīng)營現(xiàn)金流/季初總資產(chǎn)，其他控制變量的定義與前文相同。

首先，驗證企業(yè)投資水平(INV)和Q之間是否存在敏感性，觀察Qi,t-1的系數(shù)，如果α2顯著為正，則說明投資水平和股價之間正相關。然后，觀察交乘項Treatmenti×Postt×Qi,t-1的系數(shù)，若α3也顯著為正，則意味著賣空制度引入在投資水平-股價正相關的基礎上，進一步提高了投資水平-股價之間的正相關關系，即提升了投資-股價之間的敏感性，從而證實股票市場反饋效應路徑。

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

表1和表2分別列示了全樣本以及處理組和控制組樣本中各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從中可見，在樣本期內(nèi)，相比于控制組樣本，處理組樣本呈現(xiàn)出企業(yè)規(guī)模較大、財務杠桿較低、盈利性較好的特征，其公司價值也相對較大，但這僅是處理組樣本和控制組樣本之間的簡單對比，并未考慮融資融券制度實施前后的差異。同時，我們還檢驗了各變量之間的相關性，結(jié)果顯示主要變量的相關系數(shù)均在0.5以下(限于篇幅，未列出具體報告)。

表1 全樣本描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2 處理組和控制組樣本變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

注：***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%、10%。

(二)回歸分析

針對假設H1的檢驗，主要是考察賣空機制引入后處理組與控制組樣本的公司價值變化是否存在顯著差異。在依據(jù)模型(1)進行分析時，我們分別針對未來第一季度、第二季度、第三季度、第四季度的公司價值進行了檢驗，結(jié)果見表3。從中可以看出，未來四個季度的公司價值Q與解釋變量Treatment×Post的回歸系數(shù)分別為0.647、0.640、0.626和0.619，且均在1%的水平下顯著。由此可見，與控制組樣本相比，處理組中的融資融券試點企業(yè)在賣空機制引入后其未來的公司價值確實得到了提升，假設H1成立。這意味著，賣空機制引入后所產(chǎn)生的治理效應和股票市場的反饋效應起到了優(yōu)化或約束企業(yè)行為的作用，進而帶動公司價值進一步提升。然而，也應注意到，隨著季度的推移，公司價值的提升程度越來越小。這可能與我國股票市場實際的融券賣空量較小有關，較小的融券賣空量會削弱允許賣空的企業(yè)所受到的賣空壓力。對于控制變量，企業(yè)規(guī)模、成長性、財務杠桿、企業(yè)年齡等變量的回歸結(jié)果與邵帥等(2015)的研究所得基本一致，第一大股東持股比例、股權制衡度、獨立董事比例、產(chǎn)權性質(zhì)等變量的回歸結(jié)果與肖華等(2013)的研究所得類似。

表3 賣空機制引入與公司價值的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為經(jīng)過White修正的t值，且為了控制自相關問題在企業(yè)層面進行了聚類Cluster處理；***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%、10%。

針對假設H2的檢驗，主要是考察賣空機制的治理效應，即探究在不同內(nèi)部治理水平下賣空機制引入是否會導致處理組與控制組樣本的公司價值產(chǎn)生顯著差異。為更加直觀地了解賣空機制引入是否會對不同內(nèi)部治理水平企業(yè)的公司價值產(chǎn)生差異化影響，我們先針對融資融券制度實施前內(nèi)部治理水平較差(即High=1)的樣本和內(nèi)部治理水平較好(即High=0)的樣本進行分組檢驗，然后依據(jù)模型(2)進行檢驗。表4報告了具體的分析結(jié)果。

由表4的Panel A可知，無論是對于內(nèi)部治理水平較差的企業(yè)還是內(nèi)部治理水平較好的企業(yè)，公司價值Q與解釋變量Treatment×Post的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，即賣空機制引入能顯著提升公司價值。而且，在內(nèi)部治理水平較差的企業(yè)中，反映賣空機制引入的解釋變量Treatment×Post的回歸系數(shù)(0.652)大于內(nèi)部治理水平較好企業(yè)的回歸系數(shù)(0.480)，這說明賣空機制引入對不同內(nèi)部治理水平企業(yè)的公司價值存在差異化影響。進一步，為檢驗這種差異是否存在統(tǒng)計上的顯著性，針對模型(2)進行分析，結(jié)果見表4的Panel B。不難發(fā)現(xiàn)，交乘項Treatment×Post×High的回歸系數(shù)為0.166，且在10%的水平下顯著。因此，與內(nèi)部治理水平較好的企業(yè)相比，在引入賣空機制后，內(nèi)部治理水平較差的企業(yè)可能因受到的賣空威懾更大，賣空機制所發(fā)揮的治理效應更加顯著，進而使得公司價值的提升幅度更大。由此，假設2得到支持。

表4 不同內(nèi)部治理水平下賣空機制引入與公司價值的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為經(jīng)過White修正的t值，且為了控制自相關問題在企業(yè)層面進行了聚類Cluster處理；***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%、10%。

針對假設3的檢驗，主要是驗證賣空機制的股票市場反饋效應，即賣空機制引入后是否會提升企業(yè)投資-股價之間的敏感性，回歸結(jié)果見表5。

表5 賣空制度引入與企業(yè)投資-股價敏感性的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為經(jīng)過White修正的t值，且為了控制自相關問題在企業(yè)層面進行了聚類Cluster處理；***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%、10%。

由表5可知，無論使用何種定義的企業(yè)投資支出，Qi,t-1的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。進一步，交乘項Treatmenti×Postt×Qi,t-1的回歸系數(shù)至少在10%的水平下顯著為正，這說明與不允許賣空的企業(yè)相比，賣空制度引入后，允許賣空的企業(yè)其投資水平對矯正后的股價的敏感性得以提升。其中，季度固定資產(chǎn)投資支出CAPX與Q之間的敏感性提升了0.08%，季度固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)投資支出Invest與Q之間的敏感性提升了0.09%，而季度總資產(chǎn)投資支出ΔTassets與Q之間的敏感性提升了0.68%。上述結(jié)果與本文預期一致，即與不允許賣空的企業(yè)相比，賣空機制引入后，允許賣空的企業(yè)其投資-股價的敏感性將提高。由此，假設H3得以驗證。

五、進一步研究

(一)公司價值的分解檢驗

上一部分的檢驗結(jié)果表明，賣空機制引入確實能提升公司價值。接下來，本文借鑒Fang et al.(2009)的方法對公司價值進行分解，并展開進一步檢驗。公司價值分解模型如下所示：

其中，OIOP為企業(yè)季度的營業(yè)利潤與季末的權益市場價值之比；Levm為企業(yè)季末總負債的賬面價值與總資產(chǎn)的市場價值之比，反映的是企業(yè)季末的市值財務杠桿；Roa為企業(yè)季度的營業(yè)利潤與季末總資產(chǎn)的賬面價值之比，即季度的資產(chǎn)利潤率，反映的是企業(yè)季度的財務經(jīng)營業(yè)績。對公司價值進行分解的目的在于，檢驗賣空機制引入對公司價值的影響是否會通過OIOP、市值財務杠桿Levm以及財務經(jīng)營業(yè)績Roa三部分傳導。本文分別用OIOP、Levm、Roa替代模型(1)中的被解釋變量托賓Q，構建如下所示的模型：

OIOPi,t/

Levmi,t/

Roai,t=α0+α1Treatmenti×Postt+α2Sizei,t-1+α3Growthi,t-1+α4Capitali,t-1+

α5Agei,t+α6Firsti,t-1+α7Balancei,t-1+α8Duali,t-1+α9Indepratioi,t+

α10Soei,t+∑tQuartert+∑iIndustryi+εi,t

(4)

由于需要對市值財務杠桿(Levm)進行檢驗，所以在控制變量中剔除了賬面財務杠桿(Lev)。模型(4)中的其他變量定義與模型(1)相同。針對模型(4)的回歸分析結(jié)果見表6。

從表6列(1)可以看出，交乘項Treatment×Post與OIOP的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正。首先，從經(jīng)濟意義上看，OIOP的倒數(shù)1/

OIOP即為企業(yè)的市盈率，其反映的是企業(yè)未來的成長性，代表外部投資者對企業(yè)未來增長和經(jīng)營風險的判斷。融資融券制度作為一種外生市場沖擊，不會引起企業(yè)本身成長性的改變，因此交乘項Treatment×Post與OIOP之間的正相關性并非成長性的改變所致。其次，由OIOP的含義可知，這種正相關性既可能是賣空機制引入使得經(jīng)營業(yè)績提升所致，也可能是賣空機制引入使得股價下跌造成的，因此還需結(jié)合列(2)和列(3)的回歸結(jié)果進行分析。然而，無論如何，交乘項Treatment×Post與OIOP的關系均顯著為正，即交乘項Treatment×Post與1/

OIOP之間顯著負相關，換言之，賣空機制引入會導致1/

OIOP顯著降低，并由此帶來公司價值Q顯著下降。

由表6列(2)可知，交乘項Treatment×Post與市值財務杠桿Levm的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負。這一結(jié)果與顧乃康等(2017)的研究所得一致。顧乃康等(2017)發(fā)現(xiàn)，賣空機制引入所產(chǎn)生的股價下跌壓力不僅會導致企業(yè)權益資本成本趨于上升，而且還會引發(fā)企業(yè)債務資本成本趨于上升；并且，由于我國企業(yè)在進行債務融資時多采用借貸的方式，而借貸債務的流動性較差，所以債權人對賣空機制引入更敏感，其結(jié)果使得融資融券試點企業(yè)債務資本成本的上升幅度大于權益資本成本的上升幅度，表現(xiàn)為債務融資的減少程度超過權益融資的減少程度，致使企業(yè)的財務杠桿趨于下降。除被動降低財務杠桿外，對于允許賣空的企業(yè)來說，財務杠桿過高意味著財務風險更大，更易受到賣空者關注，因此為降低遭受賣空攻擊的可能，企業(yè)也會主動降低財務杠桿，從而使財務杠桿下降。列(2)的結(jié)果顯示，交乘項Treatment×Post與Levm顯著負相關，由于Levm與1/

(1-Levm)會同方向變動，因此Treatment×Post與1/

(1-Levm)之間呈顯著的負相關關系，也就是說，賣空機制引入會導致1/

(1-Levm)顯著降低，并由此帶來公司價值Q顯著下降。

從表6列(3)可見，交乘項Treatment×Post與資產(chǎn)利潤率Roa的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，即與不允許賣空的企業(yè)相比，賣空機制引入后，允許賣空的企業(yè)其以資產(chǎn)利潤率體現(xiàn)的經(jīng)營業(yè)績提升了0.46%，由此帶來公司價值Q顯著上升。

表6 賣空機制引入與公司價值分解變量的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為經(jīng)過White修正的t值，且為了控制自相關問題在企業(yè)層面進行了聚類Cluster處理；***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%、10%。

通過上述分析可以看出，與不允許賣空的企業(yè)相比，引入賣空機制后，允許賣空的企業(yè)其1/OIOP(季末的權益市場價值/企業(yè)季度的營業(yè)利潤,即市盈率)和1/

(1-Levm)(權益市值杠桿倒數(shù))都會導致公司價值Q顯著下降，僅Roa(資產(chǎn)利潤率)能帶來公司價值Q顯著提升。這說明引入賣空機制后，雖然短期內(nèi)會對公司股價產(chǎn)生影響，矯正高估的股價，導致公司的權益市場價值下跌，但長期來看，賣空機制可以通過治理和矯正企業(yè)的不良行為從而改善企業(yè)經(jīng)營業(yè)績，提升Roa水平，并由此帶來公司價值的提升。這一結(jié)論與當前國內(nèi)有關賣空機制對企業(yè)會計行為和財務行為影響的研究成果具有邏輯上的一致性。

(二)經(jīng)營業(yè)績的長期影響

為進一步驗證賣空機制引入對企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的長期影響，接下來針對企業(yè)未來第二季度、第三季度、第四季度的經(jīng)營業(yè)績進行檢驗，回歸結(jié)果列于表7。從中可知，與不允許賣空的企業(yè)相比，在引入賣空機制后，允許賣空的企業(yè)其未來各季度的經(jīng)營業(yè)績均得以提升，但隨著季度的推移，經(jīng)營業(yè)績的提升程度越來越弱，這與上文關于公司價值的檢驗結(jié)果一致。

表7 賣空機制引入對公司經(jīng)營績效長期影響的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為經(jīng)過White修正的t值，且為了控制自相關問題在企業(yè)層面進行了聚類Cluster處理；***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%、10%。

六、穩(wěn)健性檢驗

為確保結(jié)論的可靠性，前文已經(jīng)進行了部分穩(wěn)健性檢驗，具體涉及：首先，在檢驗賣空機制引入與公司價值之間的關系時，我們對未來第一季度的公司價值Qi,t+1、第二季度的公司價值Qi,t+2、第三季度的公司價值Qi,t+3和第四季度的公司價值Qi,t+4分別進行了檢驗，結(jié)果均顯示，反映賣空機制引入的交乘項Treatment×Post與公司價值在1%的水平上顯著正相關，從而進一步支持了假設H1；其次，在檢驗賣空機制引入與經(jīng)營績效之間的關系時，我們對未來第一季度的經(jīng)營績效Roai,t+1、第二季度的經(jīng)營績效Roai,t+2、第三季度的經(jīng)營績效Roai,t+3和第四季度的經(jīng)營績效Roai,t+4分別進行了檢驗，結(jié)論均表明，反映賣空機制引入的交乘項Treatment×Post與經(jīng)營績效之間在1%的水平上顯著正相關，由此進一步證實賣空機制引入所帶來的公司價值提升主要是通過提高經(jīng)營業(yè)績來實現(xiàn)的。

除此之外，本文還進行了兩項穩(wěn)健性檢驗。其一，使用未進行配對處理的處理組與控制組的全樣本進行穩(wěn)健性檢驗，其中處理組樣本447個，控制組樣本804個。為控制樣本選擇偏差問題，我們控制了與融資融券試點企業(yè)標準相關的變量，包括換手率(Turover，即企業(yè)股票季度日均換手率與基準指數(shù)日均換手率之比)、漲跌幅偏離值(Changeratio，即企業(yè)股票季度日均漲跌幅平均值與基準指數(shù)日均漲跌幅平均值之差)、波動幅度(Volatility，即企業(yè)股票季度日均波動幅度與基準指數(shù)日均波動幅度之比)以及企業(yè)規(guī)模(Logmv，即流通市值的自然對數(shù))。限于篇幅，我們僅列示了全樣本下賣空機制引入與公司價值之間關系的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，見表8的Panel A。不難看出，該結(jié)果與前述配對樣本下的分析結(jié)果一致，仍然支持假設H1。其二，使用年度數(shù)據(jù)替代季度數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗，所選取的年度樣本期間為2007—2014年。限于篇幅，我們僅列示了年度數(shù)據(jù)全樣本下賣空機制引入與公司價值之間關系的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，見表8的Panel B?？梢钥闯?，該結(jié)果與前述季度數(shù)據(jù)下的分析結(jié)果一致，仍然支持假設H1。

表8 全樣本下賣空機制引入與公司價值之間關系的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

注：Panel A中下標t表示季度，Panel B中下標t表示年度；括號內(nèi)為經(jīng)過White修正的t值，且為控制自相關問題在企業(yè)層面進行了聚類Cluster處理；***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%、10%。

七、結(jié)論與討論

本文基于賣空機制所帶來的治理效應和股票市場反饋效應，以我國股票市場于2010年3月融資融券制度實施作為研究窗口，通過融資融券試點企業(yè)與非試點企業(yè)的合理配對，使用雙重差分法檢驗了賣空機制引入對公司價值的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：與不允許賣空的企業(yè)相比，在賣空機制引入后，允許賣空的企業(yè)其公司價值顯著提升；賣空機制作為一種外部治理機制，能夠?qū)ζ髽I(yè)行為產(chǎn)生外部監(jiān)督和約束作用，相比于內(nèi)部治理水平較好的企業(yè)，賣空機制引入后，內(nèi)部治理水平較差的企業(yè)其公司價值的提升程度更大；賣空機制還可以通過市場反饋效應路徑，提高投資-股價之間的敏感性，從而優(yōu)化企業(yè)投資決策，提升公司價值。進一步研究顯示，允許賣空的企業(yè)其公司價值之所以會提升主要是因為經(jīng)營業(yè)績得到了提高，但是由于我國股票市場實際賣空量較小，賣空機制引入對公司價值的提升程度在融資融券政策實施之初較大，隨著時間的推移逐步減弱。

引入賣空機制作為我國股票市場交易制度的重要創(chuàng)新，對于股票市場的資源配置以及實體經(jīng)濟尤其是上市公司的資源配置均具有重要影響。本文的研究結(jié)果表明，盡管我國引入賣空機制時間不長且實際的融券賣空量也較小，但賣空機制已經(jīng)可以通過優(yōu)化或約束企業(yè)行為促使企業(yè)價值顯著提升。然而，由于我國股票市場的融券券源供給較小，賣空機制在企業(yè)資源配置方面所發(fā)揮的作用較為有限，并且表現(xiàn)出隨時間推移影響程度趨于減弱的事實。因此，本研究建議應在加強融資融券業(yè)務監(jiān)管、強化融資融券業(yè)務風險控制的前提下，繼續(xù)積極穩(wěn)妥地發(fā)展融資融券業(yè)務，進一步放松賣空約束，擴大融券券源，充分發(fā)揮賣空這種來自證券市場的外部機制的治理效應和股票市場反饋效應，有效限制和約束企業(yè)不當行為。目前，從國外經(jīng)驗來看，賣空機制作為成熟資本市場上的基礎制度，不可或缺。相比依靠監(jiān)管機構對上市公司進行監(jiān)管，通過賣空機制鼓勵投資者利用自身優(yōu)勢和分析能力，監(jiān)督與揭示上市公司的違法違規(guī)行為，無疑會增加市場化的制約力量，激勵企業(yè)矯正不良行為，從而實現(xiàn)更高的公司價值。本文結(jié)論證實了市場機制完善的重要性，為進一步推進金融體制改革，尤其是賣空管制的放松提供了微觀層面的經(jīng)驗證據(jù)。引入賣空機制不僅有助于完善我國證券市場基礎交易制度，促進證券市場功能充分發(fā)揮，而且對于保障上市公司健康發(fā)展也具有重要意義。