邵毅平，路 軍

(浙江財經大學，會計學院，浙江 杭州 310018)

一、 引 言

賣空具有價格發(fā)現的功能(Boehmer和Wu，2013)[1]，賣空交易者為了探尋獲利空間會積極主動地挖掘公司負面消息，然后通過賣空股票將此類消息反映在股價之中，使股價能夠更好地反應公司的實際經營情況。長期以來我國股票市場沒有賣空機制，這使得上市公司的“好消息”可以通過各種正式或非正式渠道體現在公司股價之中，而公司的“壞消息”卻無法及時反應在股價之中。對賣空的限制會阻礙股票價格對壞消息的反應，從而導致公司股票價格高估(Miller，1977)[2]，降低股票市場定價效率(Diamond和Verrecchia，1987)[3]。2010年3月31日中國資本市場正式推出融資融券業(yè)務，結束了長期以來的“單邊市”局面。融資融券交易機制啟動以來，兩融交易在我國獲得了較為迅猛的發(fā)展。根據Wind數據庫的統(tǒng)計，2010—2015年六年間我國兩融交易額從人民幣707億上升到34萬億，兩融交易額占A股交易額的比例也從0.16%上升到14%左右；平均而言融資交易占兩融交易總額的90%左右，融券交易占兩融交易總額的10%左右。

伴隨我國兩融業(yè)務的不斷發(fā)展，關于融資融券業(yè)務實施效果的研究也不斷豐富。早期大量文獻關注了融資融券業(yè)務對我國資本市場股票定價效率的影響(許紅偉和陳欣，2012；李志生等，2015等)[4-5]。雖然目前我國資本市場融券交易量不大，但根據顧乃康和周艷利(2017)[6]的觀點，融券交易本身可以帶來賣空威懾效應，這與實際發(fā)生的交易量無關。而且在研究賣空對公司及其經理人行為的影響時，這種威懾效應更為重要。因此近期較多文獻開始關注賣空壓力對我國上市公司行為選擇的影響(顧乃康和周艷利，2017；權小鋒和尹洪英，2017；陳勝藍和馬慧，2017；李志生等，2017等)[6-9]。權小鋒和尹洪英(2017)[7]指出，在現階段厘清賣空機制對企業(yè)行為的影響顯得尤為重要。

經理人私有收益屬于代理成本范疇，雖然眾多研究融資融券對公司行為影響的文獻中都曾提及，賣空機制可能會通過多種路徑約束公司經理人的行為，從而緩解委托代理問題，但目前尚未有文獻直接就賣空壓力對上市公司經理人私有收益的影響展開研究。本文借助我國融資融券制度逐步推行提供的準自然實驗機會，采取雙重差分法研究了賣空壓力對公司經理人私有收益的影響。研究發(fā)現，賣空壓力顯著抑制了經理人的私有收益，在進行了多項穩(wěn)健性檢驗之后，該結論依舊成立。進一步地本文發(fā)現，賣空壓力對經理人私有收益的抑制作用在信息透明度高、經理人權力大、行業(yè)競爭激烈的公司中表現得更為明顯。本文研究結論表明，作為一種外部治理機制，融資融券業(yè)務帶來的賣空威懾緩解了代理問題。

本文主要貢獻體現在以下幾方面：首先，本文豐富了賣空機制經濟后果方面的研究。大量文獻從資本市場信息效率和股票收益率等角度對股票賣空的經濟后果進行了探討(Miller，1977；Diamond和Verrecchia，1987；李志生等，2015；Bris等，2007)[2-3,5,10]，本文基于更完整的影響鏈條，從公司角度分析并檢驗了賣空威脅對經理人私有收益的影響。這既補充了該領域的文獻，又回應了Massa等(2015)[11]、張璇等(2016)[12]等人的研究。其次，本文深化了經理人私有收益領域的研究。大量研究表明，公司內外部治理機制都會抑制經理人的私有收益(陳仕華等，2014等)[13]，少有研究從股票交易角度對該問題展開討論。本文從股票賣空視角探討了資本市場壓力對經理人行為的影響，這既有助于拓展本文對經理人私有收益治理的認識，也有助于探明一條新的外部治理路徑。

二、 文獻綜述與研究假設

(一) 文獻綜述

根據本文對相關文獻的梳理，目前針對融資融券業(yè)務實施效果的研究主要集中在以下兩個方面：一是研究融資融券業(yè)務對資本市場信息效率及股票收益的影響；二是研究融資融券業(yè)務對各市場主體行為選擇的影響。

大量文獻研究了賣空機制對資本市場信息效率和股票定價效率的影響(Boehmer和Wu，2013；Miller，1977；Diamond和Verrecchia，1987；許紅偉和陳欣，2012；李志生等，2015；Bris等，2007；李科等，2014)[1-5,10,14]。Miller(1977)[2]指出，如果賣空受到限制，那股價只能更多地反應公司的積極信息，消極信息無法在股價中得到反應，因而公司股價會被高估。Diamond和Verrecchia(1987)[3]通過理論模型推導發(fā)現賣空限制使得公司股價對未公開的正面消息的反應速度明顯高于對未公開的負面消息的反應速度。實證研究方面，Bris等(2007)[10]的跨國研究發(fā)現賣空能夠使得股票更快地吸收負面信息。Boehmer和Wu(2013)[1]發(fā)現賣空交易者越活躍，股票定價越準確。伴隨我國融資融券業(yè)務的推出，部分學者關注了兩融業(yè)務對我國資本市場股票定價效率的影響。雖然許紅偉和陳欣(2012)[4]發(fā)現我國融資融券業(yè)務啟動的首年并未明顯改善股票的定價效率，不過后續(xù)研究卻發(fā)現融資融券業(yè)務對我國資本市場的發(fā)展具有積極意義(李志生等，2015；李科等，2014)[5,14]。

伴隨研究的深入，越來越多的文獻開始關注賣空機制對資本市場主體(主要包括分析師、審計師和上市公司)行為選擇的影響。(1)分析師方面：Ke等(2014)[15]基于美國數據的研究發(fā)現放松賣空約束能夠抑制分析師盈利預測的樂觀性，李志生等(2017)[9]的研究也發(fā)現，我國融資融券交易的推出降低了財務分析師對目標公司盈利預測的偏差與分歧。(2)審計師方面：Hope等(2016)[16]研究發(fā)現賣空威脅的存在提高了審計師面臨的訴訟風險，從而導致了審計費用的上升。黃超和黃俊(2016)[17]基于中國背景的研究得出了同樣的結論。(3)上市公司方面：賣空機制的引入會加速公司負面消息的傳播，因此公司和經理人的行為選擇可能會出現變化，賣空機制對上市公司的影響主要體現在以下方面：(1)賣空改善信息質量。陳暉麗和劉峰(2014)[18]、Fang等(2016)[19]、Massa等(2015)[11]基于不同數據的研究均發(fā)現賣空能夠顯著降低企業(yè)的盈余管理程度，張璇等(2016)[12]發(fā)現賣空能夠顯著降低企業(yè)財務報告重述的概率。(2)賣空影響企業(yè)的投融資行為。靳慶魯等(2015)[20]、Grullon等(2015)[21]的研究發(fā)現賣空壓力促使公司對投資決策作出了調整，顧乃康和周艷利(2017)[6]的研究認為融資融券業(yè)務帶來的賣空威懾會促使企業(yè)降低財務杠桿。此外部分學者還針對具體的投融資行為進行了探討，如Chang等(2013)[22]、陳勝藍和馬慧(2017)[8]等發(fā)現賣空壓力能夠改善公司的并購績效；He和Tian(2014)[23]、權小鋒和尹洪英(2017)[7]等分別運用美國和中國的數據證實賣空管制的放松有助于提高公司的創(chuàng)新產出。通過對該領域相關文獻的梳理本文發(fā)現，盡管少數文獻的結論略有分歧，但就整體而言，大部分研究都認為賣空機制對企業(yè)經營、投資和融資行為具有積極意義。

雖然很多學者研究賣空機制影響企業(yè)行為的時候都提及賣空威脅會緩解代理問題，不過少有文獻直接研究賣空壓力對經理人個人收益的影響。本文將借助我國融資融券業(yè)務啟動帶來的準自然實驗運用雙重差分法研究賣空壓力對經理人超額收益的影響，以對相關領域研究做出補充。

(二) 研究假設

經理人十分關注本公司二級市場股票價格并有著強烈的動機維持或提高公司股價(Li和Zhang，2015)[24]，賣空交易能夠使公司股價更高效地反映公司信息，因此也一定會對公司經理人的行為產生影響。Massa等(2015)[11]的跨國研究發(fā)現，賣空威脅是一種比較有效的外部治理機制，能夠顯著降低企業(yè)的盈余管理程度。張璇等(2016)[12]、陳勝藍和馬慧(2017)[8]、李春濤等(2017)[25]也指出賣空交易者的存在是經理人的一項潛在威脅，所以賣空機制本身具有公司治理功能，能夠約束經理人行為，緩解代理問題。借鑒一系列的前期研究成果，本文認為賣空壓力可能通過多種途徑影響經理人的私有收益。

1.賣空者威脅。賣空機制向投資者提供了利用負面信息獲利的渠道(Diamond和Verrecchia，1987等)[3]，這促使賣空交易者有充分的動機去挖掘關于公司或經理人的負面信息，以通過賣空公司股票獲利(張璇等，2016；李春濤等，2017)[12,25]。大量文獻的研究也表明，賣空交易者會準確地在公司負面信息公開發(fā)布前做空公司股票(Christophe等，2010)[26]。對經理人而言，賣空帶來的股價暴跌風險不僅可能會影響其薪酬水平，還可能影響其工作的安全性，因此經理人會主動選擇減少自利行為(李春濤等，2017)[25]。

值得一提的是，受制度背景的影響，在我國只有部分具有較強資金實力和盈利能力的專業(yè)投資者才能參與融資融券業(yè)務(權小鋒和尹洪英，2017)[7]，這些投資者的資金規(guī)模優(yōu)勢和信息獲取優(yōu)勢促使他們帶來的賣空威脅能夠更好地約束經理人的行為(權小鋒和尹洪英，2017)[7]。

2.經理人約束。賣空機制的引入能夠對經理人的道德風險行為產生抑制和約束(權小鋒和尹洪英，2017)[7]，這主要體現在三個方面：

(1)制度性約束。賣空交易機制提高了經理人不當行為被發(fā)現、甚至被放大的概率，直接威脅到了經理人薪酬水平、工作安全性等個人利益，因此賣空可以約束經理人的自利行為(李春濤等，2017)[25]。

(2)利益性約束。Angelis等(2017)[27]的研究發(fā)現賣空威脅會促使公司向經理人發(fā)放更多的股票期權，經理人基于自身財富效應的考慮，也會減少不道德行為。Li和Zhang(2015)[24]的研究提供了更為直接的證據，他們發(fā)現賣空管制放松之后，經理人有強烈的動機降低公司負面信息對公司股價的影響。

(3)契約性約束。Saffi和Sigurdsson(2011)[28]的跨國研究表明，賣空可以顯著提高公司股票的定價效率，使股價更好地反映公司的實際經營情況，因此經理人契約中可以加入更多的指示性信息，契約的有效性將會得以提高，經理人的自利行為得到抑制(權小鋒和尹洪英，2017；張璇等，2016)[7，12]。

3.大股東監(jiān)督。如果公司股票被投資者做空，股價下跌，則公司大股東的財富縮水，其股票質押、銀行貸款等都將因此而受到影響，因此大股東出于自身財富的考慮，會更加有效地對管理層進行監(jiān)督(靳慶魯等，2015)[20]，減少經理人的利益侵占行為。權小鋒和尹洪英(2017)[7]也指出，我國賣空機制的引入對大股東的信息搜尋和監(jiān)督行為提供了激勵，強化了大股東對管理層的監(jiān)督職能。

4.分析師關注。分析師是重要的信息中介，賣空機制可能會對市場分析師的行為產生影響(Ke等，2014)[15]?；谑袌鲫P注及交易傭金等方面的考慮，股票能夠賣空的公司會吸引更多的分析師，而分析師關注度的提高會進一步提高公司的信息透明度，進而緩解經理人的自利行為(張璇等，2016)[12]。

上市公司高管薪酬一直是資本市場關注的熱點問題。賣空機制引入之后，空頭交易者一定會重點關注上市公司經理人的私有收益問題，基于前文的理論分析，本文提出如下假設：

假設：限定其他條件，相對于沒有賣空壓力的公司，賣空標的公司的經理人私有收益下降。

三、 研究設計與樣本選擇

(一) 樣本選擇和數據來源

本文以2007—2015年中國A股上市公司為研究對象，對樣本進行以下處理：(1)剔除金融類上市公司觀測值；(2)剔除ST類上市公司觀測值；(3)剔除其他財務數據和公司治理變量缺失的上市公司觀測值。最終本文得到14093個公司—年度觀測值。為了緩解離群值的影響，本文對所有連續(xù)變量前后1%進行Winsorize處理。本文融資融券數據來自Wind數據庫，其余數據來自Csmar數據庫。

(二) 模型設定與變量說明

融資融券業(yè)務啟動后，僅有部分企業(yè)進入賣空名單，因此本文借鑒Bertrand和Mullainathan(2003)[29]的研究設計，設定以下雙重差分模型：

Overpay=α+β1*list+β2*post_list+β*ControlVariables+∑year+∑industry+ε

(1)

第一，被解釋變量。Overpay為經理人私有收益指標。參考Core等(2008)[30]、權小鋒等(2010)[31]的研究設計，本文構建模型(2)：

Lnpayit=γ+γ1*Sizeit+γ2*Roait+γ3*Roait-1+γ4*Centralit+γ5*Westit+φ

(2)

其中，Lnpay為公司總經理薪酬的自然對數；Size為公司規(guī)模；Roa為總資產收益率；Central為中部地區(qū)虛擬變量；West為西部地區(qū)虛擬變量。通過文獻梳理本文發(fā)現，國內外學者利用該模型估計經理人私有收益的時候有三種方法，一是在模型(2)中控制行業(yè)和年度虛擬變量，然后對全樣本進行回歸擬合，以模型殘差表示經理人私有收益；二是在模型(2)中控制行業(yè)和年度虛擬變量之后使用民營企業(yè)樣本進行回歸擬合，在此基礎上計算所有公司的經理人私有收益；三是對模型(2)進行分行業(yè)分年度回歸，以殘差衡量經理人私有收益。為了保證本文結論的穩(wěn)健性，本文同時使用這三種方法估計經理人的私有收益，分別記為Overpay1、Overpay2和Overpay3。

第二，解釋變量。list為公司層面變量，如果公司在樣本期間曾經進入融資融券名單，則取1，否則取0。post_list為公司-年度層面變量，公司進入融資融券之后的年度取1，否則取0。

第三，控制變量。借鑒現有研究(Core等，2008；權小鋒等，2010)[30-31]，本文在模型中加入size、roa、lev、tobinq、first、mshr、dual、board、indr、industry、year等控制變量，具體變量定義見表1。

表1 變量定義表

四、 實證結果分析及穩(wěn)健性檢驗

(一) 描述性統(tǒng)計

表2報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計信息。根據表2，overpay1、overpay2和overpay3的均值分別為0.019、-0.126和0.015，本文將這些數據與前文提及的主要文獻中的統(tǒng)計結果進行了比對，發(fā)現本文計算結果與大部分學者的統(tǒng)計結果近似。list均值為0.410，post_list均值為0.190，表明標的公司進入融資融券后的觀測值占比為20%左右。本文其他變量的描述性統(tǒng)計情況(囿于篇幅，未予列報)基本符合中國上市公司的整體特征，不存在異常情況。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計表

(二) 實證結果分析

表3第(1)-(3)列報告了賣空壓力影響經理人私有收益的雙重差分模型回歸結果。post_list系數至少在10%水平顯著為負，這驗證了前文提出的假設，說明標的公司在進入融資融券名單之后經理人私有收益下降明顯，意味著賣空機制作為一項重要的外部治理機制，可能通過賣空威懾、經理人約束、大股東監(jiān)督和分析師關注等路徑影響了經理人的行為選擇。這一結果也回應了張璇等(2016)[12]、權小鋒和尹洪英(2017)[7]等學者的研究，發(fā)現了賣空壓力緩解企業(yè)內部代理問題的實證證據。

表3 賣空壓力與經理人私有收益

注:括號內為穩(wěn)健性標準誤；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

另外，list系數顯著為正，說明在標的公司進入融資融券名單之前經理人的私有收益水平高于非標的公司。一些資質較好的公司屢屢爆出高管天價薪酬的新聞，而根據上海和深圳證券交易所《融資融券交易實施細則》等文件，這些公司比較容易成為融資融券標的公司，因此本文認為list系數符合預期。

(三) 穩(wěn)健性檢驗

1.內生性問題。(1)傾向得分匹配。根據上海和深圳交易所《融資融券交易實施細則》，本文選擇的實驗組和對照組之間可能存在一定的差異，這會降低雙重差分模型估計的有效性。為了緩解這一問題對本文結論的影響，本文借鑒權小鋒和尹洪英(2017)[7]的研究設計，通過傾向得分匹配(PSM)為融資融券標的公司選擇對照組。PSM樣本的雙重差分結果如表3第(4)-(6)列所示，post_list系數在5%水平顯著為負，與基于全樣本的回歸結果并無差異，說明賣空壓力能夠抑制經理人的私有收益。

(2)安慰劑檢驗。雖然本文在模型中控制了行業(yè)、年度等變量，但一個不可忽視的問題是本文結論仍有可能受到樣本選擇或者整體時間趨勢的影響。為了緩解這一問題的影響，本文進行了安慰劑檢驗。具體做法是，本文人為地將企業(yè)成為融資融券標的公司的時間向前推移1年、2年和3年。如果融資融券標的公司經理人私有收益的下降并非融資融券帶來的賣空壓力所致，那轉變之后的相關變量很有可能繼續(xù)顯著。相關回歸結果如表4所示：

表4 賣空壓力與經理人私有收益(安慰劑檢驗)

注:括號內為穩(wěn)健性標準誤；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

根據表4，post_list系數全部不顯著，說明前文結果很有可能就是融資融券賣空壓力導致的結果。

2.其他穩(wěn)健性問題。(1)被解釋變量的穩(wěn)健性問題。首先，根據本文對相關文獻的整理，本文發(fā)現經理人私有收益估計模型并不統(tǒng)一。為了確保本文被解釋變量的穩(wěn)健性，本文又使用模型(3)和模型(4)重新估計了Overpay1、Overpay2和Overpay3。

Lnpayit=γ+γ1*Sizeit+γ2*Roait+γ3*Roait-1+γ4areawageit+γ5*Centralit+γ6*Westit+φ

(3)

Lnpayit=γ+γ1*Sizeit+γ2*Roait+γ3*Roait-1+γ4Levit+γ5*Sizeit+γ6*Dualit+

γ7*Mshr+γ8*Board+γ9*Soe+φ

(4)

其中，areawage為上市公司所處地區(qū)城鎮(zhèn)職工平均工資，其余變量同前。在此基礎上，本文對前文雙重差分模型重新進行了回歸分析，根據表5第(1)-(6)列結果，本文結論依然穩(wěn)健。

表5 賣空壓力與經理人私有收益(被解釋變量穩(wěn)健性)

注:括號內為穩(wěn)健性標準誤；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

其次，本文還嘗試使用超額在職消費度量經理人私有收益。參考權小鋒等(2010)[31]，本文設定模型(5)：

(5)

其中Perks為管理費用中扣除了董事、監(jiān)事和高管薪酬等明顯不屬于在職消費項目后的金額；Asset為公司總資產；△Sales為營業(yè)收入變化額；PPE為固定資產凈值；Inventory為存貨總額；LnEmployee為企業(yè)雇員總數的自然對數。本文重新對前文的雙重差分模型進行了回歸分析，結果如表5第(7)列所示。post_list變量的系數顯著為負，說明融資融券業(yè)務帶來的賣空壓力同樣抑制了高管的超額在職消費，從另一個角度說明外部賣空威懾作為一種公司治理機制具有緩解代理問題的作用。

(2)解釋變量的穩(wěn)健性問題。首先，2010年至2015年期間，一些融資融券標的公司因為ST等原因而被調出兩融名單，前文為了充分體現賣空壓力的經濟后果，本文對這些樣本存續(xù)期間的觀測予以保留，在穩(wěn)健性檢驗中，本文將此類公司的全部觀測予以剔除。其次，我國股票市場融資融券名單是動態(tài)調整的，一個自然年度內公司股票可以賣空的時間并不一樣。賣空時間差異可能會影響到其外部治理效應的發(fā)揮，于是本文剔除了當年進入融資融券名單少于90天的樣本。表6列示了相關回歸結果。根據表6，剔除部分可能含噪音的觀測值之后，賣空壓力依舊能夠顯著降低經理人的私有收益。

表6 賣空壓力與經理人私有收益(解釋變量穩(wěn)健性)

注:括號內為穩(wěn)健性標準誤；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

五、 進一步分析

本文從經理人私利角度研究發(fā)現股票融資融券業(yè)務帶來的賣空壓力能夠約束經理人行為，緩解代理問題，表現為融資融券標的公司在進入融資融券名單后經理人私有收益的下降幅度顯著大于沒有進入融資融券名單公司經理人私有收益的下降幅度。結合前文的理論分析，融資融券業(yè)務帶來的賣空壓力對經理人私利行為的影響可能會因為企業(yè)運營環(huán)境的不同而存在差異。借鑒權小鋒和尹洪英(2017)[7]的研究邏輯，本文擬從信息環(huán)境和治理環(huán)境(內部治理環(huán)境和外部治理環(huán)境)角度探討前文主效應的作用條件和作用機理。

(一) 信息透明度

表7 賣空壓力與經理人私有收益(信息透明度分組)

注:括號內為穩(wěn)健性標準誤；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

權小鋒和尹洪英(2017)[7]研究發(fā)現融資融券對公司創(chuàng)新行為的激勵效應會受到公司信息透明度的影響。類似地，公司自身的信息環(huán)境也可能會影響賣空壓力對經理人私有收益的抑制作用。對信息透明度較高的公司而言，第一，直接獲取信息的難度較低；第二，分析師等市場中介往往更傾向于跟蹤信息透明度高的公司。因此賣空者對此類公司的做空會更具可行性，成本收益的性價比也會更高。而對信息透明度較低的公司而言，市場賣空者獲取信息的難度較高，即便能夠獲得相關信息，對該信息是否屬于利空的判斷也較難，因此市場對該類公司的賣空壓力并不大?；诖?，本文認為賣空對經理人私有收益的抑制作用可能會在信息透明度較高的企業(yè)中表現得較為明顯。

參考Hutton等(2009)[32]，本文用樣本公司前3年操縱性應計絕對值(基于修正的瓊斯模型計算而得)的平均數測度公司信息透明度。分組回歸結果如表7所示。通過表7本文發(fā)現，賣空壓力對經理人私有收益的抑制作用主要體現在高信息透明度組，而在低信息透明度組賣空壓力并未顯著影響經理人的私有收益，印證了本文的分析。

(二) 經理人權力

表8 賣空壓力與經理人私有收益(經理人權力分組)

注:括號內為穩(wěn)健性標準誤；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

權小鋒等(2010)[31]的研究表明，經理人權力越大，其私有收益也越大。作為一種外部治理機制，賣空壓力所帶來的經理人私有收益降低可能主要體現在經理人權力較大的樣本中。因為高管薪酬問題很容易引起市場關注，高度聚集的市場注意力使得經理人私有收益很可能會成為賣空交易者重點挖掘的信息。借鑒權小鋒等(2010)[31]，本文用董事長和總經理是否兩職合一衡量經理人權力，兩職合一表示經理人權力大，否則經理人權力小。分組回歸結果如表8所示，在經理人權力較大的企業(yè)中，post_list系數顯著為負，而經理人權力小的企業(yè)中post_list系數不顯著。這意味著賣空壓力對權力較大的經理人的私有收益的抑制作用更加明顯。

(三) 行業(yè)競爭程度

公司外部經營環(huán)境也可能影響賣空壓力對經理人私有收益的抑制作用。Hsu等(2014)[33]指出行業(yè)競爭程度是一項重要的外部治理因素。行業(yè)競爭攤薄了公司的利潤水平，在這種情形下，經理人的私有收益更容易成為市場空頭者重點關注的對象。此外，行業(yè)的競爭性越強，企業(yè)經營的資本市場敏感性越強，賣空者越可能通過挖掘該類公司的負面消息獲利，因此這一類公司面臨的股票市場賣空壓力也更大。因此本文認為賣空壓力對經理人私利的抑制作用在競爭性較強的行業(yè)中表現得較為明顯。

表9 賣空壓力與經理人私有收益(行業(yè)競爭分組)

注:括號內為穩(wěn)健性標準誤；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

本文根據行業(yè)赫芬達爾指數將企業(yè)劃分為高行業(yè)競爭組和低行業(yè)競爭組，分組回歸結果如表9所示。根據表9，賣空壓力對經理人私有收益的抑制作用主要體現在高行業(yè)競爭組，對低行業(yè)競爭組而言，賣空壓力在抑制經理人私利方面的治理作用并不顯著。

六、 結論、啟示與展望

大量文獻關注了融資融券對上市公司行為選擇的影響，然而鮮有研究直接關注賣空壓力是否抑制了經理人的私有收益。本文研究發(fā)現，賣空壓力顯著的抑制了經理人的私有收益，進一步地，賣空壓力對經理人私有收益的抑制作用在信息透明度高、經理人權力大、行業(yè)競爭激烈的公司中表現得更為明顯。本文研究結論表明，作為一種外部治理機制，融資融券業(yè)務帶來的賣空壓力緩解了代理問題。

本文的研究意義主要體現在：一方面，本文為大量的融資融券實施效果方面的研究提供了更為基礎的理論及經驗支持。賣空壓力緩解了企業(yè)內部的委托代理問題，這為其他經營、投資、籌資活動的高效開展奠定了基礎。另一方面，中國股市在2015年5月之后多次出現暴跌，很多人批評融資融券制度是股市大幅波動的助推器，從而對該項制度給予了較為負面的評價。本文的研究結論則表明，不管融資融券制度是否在維護市場穩(wěn)定等方面發(fā)揮了應有的作用，其所帶來的賣空壓力已經產生了較為積極的外部治理效應。這個結論帶來了深刻的啟示：首先，相關研究應從更為基礎的層面關注賣空威懾導致的公司經理人行為選擇的變化，進而才能更加深入、透徹地分析賣空機制對公司生產運營及投融資行為的影響；其次，在實務層面上，鑒于股票賣空威懾積極的外部治理效應，我國應該堅定不移地持續(xù)推進賣空機制的建設工作，加速標的公司擴容和金融創(chuàng)新，以充分發(fā)揮賣空機制對中國資本市場發(fā)展的戰(zhàn)略價值。

本文借助我國啟動融資融券業(yè)務提供的準自然實驗機會從經理人私有收益角度研究發(fā)現股票賣空威懾緩解了第一類代理問題。囿于篇幅及數據，本文暫未對具體融券數額的經濟影響展開深入研究，融券賣出是具體的賣空行為，其作用可能會有別于賣空威懾；另外，賣空機制對第一類代理問題的緩解很可能不僅僅體現在經理人私有收益方面。因此未來研究可以從更加具體的賣空行為和更為豐富的影響視角層面更廣泛和深入地探討賣空機制的經濟后果。