徐詠梅，趙 仟，葉 濤

（1.暨南大學(xué) 管理學(xué)院，廣州 510632；2.澳門(mén)科技大學(xué) 商學(xué)院，澳門(mén) 999078）

一、引言

創(chuàng)新不僅是企業(yè)建立核心競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的來(lái)源（Massis et al，2013），也是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要“支點(diǎn)”。自2006 年建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家這一目標(biāo)提出以后，我國(guó)政府對(duì)創(chuàng)新給予高度重視（李新春和肖宵，2017）。黨的十九大報(bào)告中強(qiáng)調(diào)要堅(jiān)定實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略，并明確指出“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐?！比欢?，在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新常態(tài)和企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的背景下，原有的利用勞動(dòng)力的成本優(yōu)勢(shì)逐漸減少，發(fā)展動(dòng)力正轉(zhuǎn)向依靠創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)變，創(chuàng)新的重要性進(jìn)一步提升（羅宏和秦際棟，2019）。然而，企業(yè)創(chuàng)新是具有典型投入沉沒(méi)性、過(guò)程不可逆及產(chǎn)出不確定性的高風(fēng)險(xiǎn)活動(dòng)（Mckinley et al，2014）。因此，需要投資者風(fēng)險(xiǎn)容忍度更高的市場(chǎng)環(huán)境。資本市場(chǎng)對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新方面具有發(fā)現(xiàn)、篩選和助力創(chuàng)新型企業(yè)，激勵(lì)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，合理分散創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，促進(jìn)創(chuàng)新資本形成等功能（李薇等，2019）。與此同時(shí)，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的背景下，需要推動(dòng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，也亟需進(jìn)一步地完善資本市場(chǎng)的功能和體系，構(gòu)建驅(qū)動(dòng)創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略的多層級(jí)資本市場(chǎng)（譚小芬和錢(qián)佳琪，2020）。近年來(lái)，我國(guó)資本市場(chǎng)通過(guò)不斷地深化改革，已經(jīng)成為現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系中的重要部分，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略決策具有重要作用。因此，如何促使資本市場(chǎng)更好地服務(wù)于企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略和驅(qū)動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展等方面的作用，值得深入探討。

2010 年證監(jiān)會(huì)啟動(dòng)實(shí)施A 股市場(chǎng)融券交易試點(diǎn)，允許投資者的賣(mài)空行為，這意味著上市企業(yè)面臨資本市場(chǎng)的賣(mài)空威脅不斷地提升，由該政策形成的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)也為研究賣(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響帶來(lái)了獨(dú)特的研究視角。賣(mài)空機(jī)制是資本市場(chǎng)的基礎(chǔ)性制度，一方面，可以通過(guò)提升市場(chǎng)流動(dòng)性，將更多企業(yè)信息融入股價(jià)，有利于改善因創(chuàng)新所產(chǎn)生的企業(yè)與投資者的信息不對(duì)稱(chēng)。但另一方面，鑒于賣(mài)空者的動(dòng)機(jī)是加速公司的衰落，對(duì)公司股價(jià)形成下跌壓力，進(jìn)而對(duì)經(jīng)營(yíng)管理者施加短期業(yè)績(jī)的威脅（Lamont，2012），使得管理層采取短視行為進(jìn)而不利于企業(yè)長(zhǎng)期的研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)。例如，林志帆和龍曉旋（2019）研究認(rèn)為，企業(yè)在賣(mài)空威脅的影響下，通過(guò)采取策略性專(zhuān)利活動(dòng)來(lái)向資本市場(chǎng)釋放“利好信號(hào)”，表現(xiàn)為企業(yè)對(duì)非發(fā)明專(zhuān)利“重申請(qǐng)而輕維持”。因此，深入研究賣(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新及其影響機(jī)制是重要的實(shí)踐話(huà)題，對(duì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)背景下的國(guó)家經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展、提升金融服務(wù)實(shí)體企業(yè)功能具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

針對(duì)上述現(xiàn)實(shí)背景回顧研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)創(chuàng)新一直是理論關(guān)注的熱點(diǎn)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)內(nèi)部影響因素包括了代際傳承（Hauck 和Prügl，2015）、高管風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)傾向（陳建林等，2018）、股權(quán)和控制權(quán)（馮根福和溫軍，2008）、國(guó)有股權(quán)參股（羅宏和秦際棟，2019）、治理結(jié)構(gòu)（如董事會(huì)）（Balsmeier et al，2017）和資本市場(chǎng)壓力（Shi et al，2018）等方面，外部影響因素包括了制度環(huán)境、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度（Kotlar 和Massis，2013）、政府政策及機(jī)構(gòu)投資者（Chemmanur et al，2014）等方面對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，這些通?；诖砝碚摷捌渫卣估碚搧?lái)論述不同類(lèi)型的投資者如何影響創(chuàng)新決策。然而，從外部政策變化的視角來(lái)分析制度環(huán)境變更之后企業(yè)創(chuàng)新行為的影響效應(yīng)較為缺乏，即很少有學(xué)者研究資本市場(chǎng)的賣(mài)空投資者如何影響企業(yè)創(chuàng)新行為，并且在為數(shù)不多的研究中，賣(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響關(guān)系仍具有不一致的觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)認(rèn)為賣(mài)空威脅是“創(chuàng)新之源”，認(rèn)為賣(mài)空威脅是企業(yè)創(chuàng)新的驅(qū)動(dòng)因素（權(quán)小鋒和尹洪英，2017）；另一種觀點(diǎn)認(rèn)為賣(mài)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(mài)空威脅的企業(yè)更愿意采取較為保守的戰(zhàn)略，進(jìn)而抑制了企業(yè)創(chuàng)新行為（Shi et al，2018）?；诂F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，賣(mài)空威脅與企業(yè)創(chuàng)新行為之間的關(guān)系不確定性，表明了兩者關(guān)系的影響機(jī)理尚未被完全解析。因此，本文突出如下研究問(wèn)題：賣(mài)空威脅與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系是什么？這種關(guān)系背后的影響機(jī)制是什么？針對(duì)上述問(wèn)題的深入探討，能夠更好的理解資本市場(chǎng)中賣(mài)空機(jī)制的作用，對(duì)推動(dòng)金融服務(wù)實(shí)體企業(yè)、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的理論意義。

基于上述現(xiàn)實(shí)和理論背景，本文構(gòu)建了雙重差分（differences-in-differences，DID）模型，檢驗(yàn)了賣(mài)空威脅與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系。同時(shí)，為了深入了解上述關(guān)系的影響機(jī)制，本文引入高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性和行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性作為調(diào)節(jié)變量，檢驗(yàn)其對(duì)賣(mài)空威脅與企業(yè)創(chuàng)新之間關(guān)系的影響。此外，在進(jìn)一步分析中，檢驗(yàn)了賣(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的作用機(jī)制，并探討了企業(yè)所處生命周期和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響差異。為實(shí)現(xiàn)上述目標(biāo)，本文利用2007—2018 年所有A 股上市企業(yè)作為初始研究樣本，根據(jù)上市公司招股說(shuō)明書(shū)、上市公司年報(bào)及相關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)獲取融券政策信息、企業(yè)創(chuàng)新等關(guān)鍵數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

本文的研究貢獻(xiàn)有以下三點(diǎn)：第一，本文基于資本市場(chǎng)中賣(mài)空威脅的視角來(lái)討論企業(yè)創(chuàng)新問(wèn)題，豐富了企業(yè)創(chuàng)新成因方面的文獻(xiàn)。之前研究雖然關(guān)注到了企業(yè)創(chuàng)新的內(nèi)外部因素，然而，很少有研究資本市場(chǎng)的賣(mài)空投資者如何影響企業(yè)創(chuàng)新行為，基于此，本文以賣(mài)空威脅為切入點(diǎn)來(lái)研究其對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平的影響，拓展了有關(guān)企業(yè)創(chuàng)新前因的研究。第二，結(jié)合高階梯隊(duì)理論（upper echelons theory）和外部競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境因素，考察高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性和行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性對(duì)賣(mài)空威脅與企業(yè)創(chuàng)新之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，豐富和拓展了賣(mài)空威脅影響企業(yè)創(chuàng)新的情境差異，更加全面地刻畫(huà)了賣(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生的影響機(jī)制。第三，豐富了賣(mài)空威脅影響創(chuàng)新行為渠道的文獻(xiàn)。本文的研究發(fā)現(xiàn)，治理機(jī)制和信息機(jī)制都是賣(mài)空威脅影響企業(yè)創(chuàng)新的重要影響渠道，這也豐富了現(xiàn)有關(guān)于賣(mài)空威脅的作用機(jī)制研究?？傊?，本文的研究結(jié)論為賣(mài)空威脅如何影響企業(yè)創(chuàng)新提供了新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、研究假設(shè)

創(chuàng)新是企業(yè)保持其卓越績(jī)效的重要因素，也是其獲得核心競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)鍵來(lái)源。本文著重考察賣(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的影響，從而豐富了企業(yè)創(chuàng)新前因的文獻(xiàn)，并且為賣(mài)空機(jī)制治理效應(yīng)提供新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。綜合已有文獻(xiàn)（郝項(xiàng)超等，2018），本文從公司治理機(jī)制和信息機(jī)制兩方面來(lái)提出賣(mài)空威脅與企業(yè)創(chuàng)新行為之間關(guān)系的研究假設(shè)，并在此基礎(chǔ)上論述兩個(gè)調(diào)節(jié)機(jī)制的作用。

（一）賣(mài)空威脅與企業(yè)創(chuàng)新

基于公司治理的角度分析，賣(mài)空機(jī)制降低了管理層短視行為（managerial myopia），有利于實(shí)施長(zhǎng)期的創(chuàng)新戰(zhàn)略決策。這是由于賣(mài)空投資者通過(guò)負(fù)面信息選擇做空目標(biāo)，而缺少創(chuàng)新能力將會(huì)限制公司的市場(chǎng)價(jià)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(shí)，賣(mài)空交易活躍本身反映著企業(yè)內(nèi)部可能存在負(fù)面信息，會(huì)引導(dǎo)其他類(lèi)型的投資者“用腳投票”，形成市場(chǎng)對(duì)該公司股票的“恐慌”情緒，會(huì)出現(xiàn)拋售股票的行為，使得股票價(jià)格下跌（林志帆和龍曉旋，2019），并且，股價(jià)波動(dòng)性是管理層決策的“反饋機(jī)制”（Mckinley et al，2014），由于管理者的薪資與股價(jià)相關(guān)聯(lián)，而賣(mài)空常會(huì)使得股價(jià)下跌，如果賣(mài)空投資者發(fā)現(xiàn)公司管理層對(duì)于創(chuàng)新方面重視不足，那極有可能采取賣(mài)空交易行為“攻擊”公司。因此，在資本市場(chǎng)的賣(mài)空壓力下，管理者會(huì)轉(zhuǎn)變投資策略，以契合投資者的公司價(jià)值判斷標(biāo)準(zhǔn)，從而形成長(zhǎng)期導(dǎo)向的決策，并將公司資源投入于創(chuàng)新活動(dòng)中，以期提升公司長(zhǎng)期價(jià)值。此外，公司大股東的利益因?yàn)楣蓛r(jià)下跌而受到嚴(yán)重侵害。因此在資本市場(chǎng)融券政策實(shí)施后，大股東會(huì)投入更多的精力對(duì)管理層進(jìn)行監(jiān)督（朱冰等，2018），從而降低管理層的“創(chuàng)新短視”行為。綜上所述，賣(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新將會(huì)通過(guò)治理機(jī)制發(fā)揮治理效應(yīng)，使公司更為科學(xué)合理地進(jìn)行創(chuàng)新決策，從而對(duì)企業(yè)提升創(chuàng)新水平具有正向影響。

基于信息效應(yīng)角度分析，賣(mài)空投資者的信息中介功能有利于促進(jìn)企業(yè)和投資者之間的信息傳遞，有效地提升了管理層實(shí)施創(chuàng)新的意愿。這是因?yàn)椋紫?，賣(mài)空交易的實(shí)施成本與風(fēng)險(xiǎn)都極高，當(dāng)股價(jià)如賣(mài)空投資者預(yù)期下跌時(shí)，賣(mài)空可以順利獲得收益。但如果股價(jià)不跌反漲，賣(mài)空投資者將面臨損失，而且賣(mài)空損失是無(wú)限大的。因此，為了獲得收益避免損失，賣(mài)空投資者會(huì)投入較長(zhǎng)的時(shí)間搜尋并分析公司的各種信息。其次，賣(mài)空投資者作為市場(chǎng)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(duì)稱(chēng)性，提升公司信息在資本市場(chǎng)傳遞的效率。因此，通過(guò)賣(mài)空投資者積極“挖掘-解讀-傳播”公司各類(lèi)信息，公司的創(chuàng)新信息也會(huì)因賣(mài)空投資者而被資本市場(chǎng)投資者廣泛關(guān)注。最后，為了提升公司的股票價(jià)值，防止公司被惡意賣(mài)空，管理層會(huì)有更強(qiáng)的主觀創(chuàng)新意愿，通過(guò)創(chuàng)新成就來(lái)向市場(chǎng)傳遞利好信息，進(jìn)而對(duì)抗賣(mài)空投資者的“狙擊”行為（Hirshleifer et al，2012）。根據(jù)上述分析，本文認(rèn)為通過(guò)“治理效應(yīng)”與“信息效應(yīng)”的作用機(jī)制，賣(mài)空威脅有利于提升融券標(biāo)的企業(yè)創(chuàng)新水平?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

與沒(méi)有面臨賣(mài)空威脅的企業(yè)相比，面臨賣(mài)空威脅的企業(yè)創(chuàng)新水平較高（H1）。

（二）高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性的調(diào)節(jié)作用

企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略能否獲得成功，還依賴(lài)于高管團(tuán)隊(duì)成員（TMT）是否具有成功制定和實(shí)施創(chuàng)新戰(zhàn)略的經(jīng)驗(yàn)、知識(shí)、能力和資源等（Murray，1989）。高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)體現(xiàn)著高管團(tuán)隊(duì)不同經(jīng)驗(yàn)和知識(shí)的積累（Casson，1982），較高的異質(zhì)性可以幫助公司獲得多元的管理知識(shí)和經(jīng)驗(yàn)，這有利于突破公司的認(rèn)知約束，產(chǎn)生新的戰(zhàn)略決策和實(shí)施方法，打破行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)的“鎖定效應(yīng)”（lock in）。因此，高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性作為企業(yè)重要的無(wú)形資源，可以有效的促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新決策的制定和實(shí)施（Makadok，2003）。

在知識(shí)信息時(shí)代，擁有公司自身的知識(shí)庫(kù)，提高組織創(chuàng)新能力成為公司發(fā)展戰(zhàn)略的重要內(nèi)容，但國(guó)內(nèi)相關(guān)產(chǎn)業(yè)現(xiàn)有的管理框架，極大地限制了高管團(tuán)隊(duì)的創(chuàng)新能力（楊俊等，2010）。而具有職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性的高管團(tuán)隊(duì)成員對(duì)于所在公司存在知識(shí)溢出效應(yīng)（Liu et al，2010）。首先，高管團(tuán)隊(duì)的職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性程度越高，意味著公司所擁有的人才財(cái)富越多元化，高管團(tuán)隊(duì)擁有多元管理技能，可以處理更為復(fù)雜的信息（陳傳明和孫俊華，2008），這為企業(yè)的創(chuàng)新戰(zhàn)略提供了重要的經(jīng)驗(yàn)和知識(shí)積累。其次，高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)可以反映團(tuán)隊(duì)成員的思維方式和決策偏好，異質(zhì)性的高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)會(huì)影響企業(yè)的戰(zhàn)略決策行為傾向（楊林等，2018），在職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性的高管團(tuán)隊(duì)中，團(tuán)隊(duì)基于多元化的認(rèn)知背景和結(jié)構(gòu)，能提供多樣化的知識(shí)基礎(chǔ)、思考方式和知識(shí)網(wǎng)絡(luò)，增加企業(yè)的信息收集渠道，有利于企業(yè)根據(jù)更豐富的內(nèi)外部信息有效應(yīng)對(duì)不確定性，從而獲取更理想的創(chuàng)新績(jī)效。此外，職能背景異質(zhì)性會(huì)促使高管團(tuán)隊(duì)之間不同觀點(diǎn)的形成與交流，有利于減少單一個(gè)體短視和群體思維，促進(jìn)解決非標(biāo)準(zhǔn)化和非慣例性的復(fù)雜問(wèn)題，從而有利于公司發(fā)揮主動(dòng)創(chuàng)造性（楊林，2013）。具有創(chuàng)造性的高管團(tuán)隊(duì)更注重企業(yè)的創(chuàng)新和發(fā)展，具有更強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)承受能力，也更傾向于制定企業(yè)管理理念、商業(yè)模式、技術(shù)研發(fā)等方面的跨越式戰(zhàn)略決策（劉新梅和白楊，2013），從而更加可能誘發(fā)企業(yè)創(chuàng)新?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性越高時(shí)，會(huì)強(qiáng)化賣(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的正效應(yīng)（H2）。

（三）行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性的調(diào)節(jié)作用

作為重要的外部治理機(jī)制，已有研究認(rèn)為來(lái)自外部市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)管理者機(jī)會(huì)主義行為會(huì)產(chǎn)生約束作用。一方面，在外部市場(chǎng)激烈的競(jìng)爭(zhēng)下，委托與代理雙方之間的信息不對(duì)稱(chēng)程度較低，降低了代理成本，股東對(duì)管理層決策將產(chǎn)生更為有效地監(jiān)督，能很大程度上激勵(lì)管理者的管理能力和動(dòng)機(jī)（連燕玲等，2019）。例如，Grossman 和Hart（1988）研究認(rèn)為，當(dāng)行業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度較高時(shí)，企業(yè)信息披露較為全面，股東與管理層之間信息不對(duì)稱(chēng)程度較低，股東可以更為有效地監(jiān)督管理層的創(chuàng)新決策，從而避免管理層在創(chuàng)新決策中出現(xiàn)短視行為；另一方面，激烈的外部市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)會(huì)提升管理者機(jī)會(huì)主義的行為成本，出于利益得失的權(quán)衡，管理者會(huì)減少自利行為。Schmidt（1997）的研究表明，在激勵(lì)的行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)中，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的清算風(fēng)險(xiǎn)較高，會(huì)使得經(jīng)營(yíng)不佳的企業(yè)面臨被兼并或破產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)，這將直接對(duì)管理者利益產(chǎn)生威脅。因此管理者在激烈的競(jìng)爭(zhēng)壓力下，需要不斷提升產(chǎn)品和服務(wù)質(zhì)量以取得競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，應(yīng)對(duì)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境的壓力。創(chuàng)新是提升產(chǎn)品和服務(wù)質(zhì)量的重要方式，高市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境下的企業(yè)管理層會(huì)更為注重創(chuàng)新?？傮w而言，基于已有研究文獻(xiàn)，行業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)作為外部治理機(jī)制，有效地約束了管理層的投機(jī)行為。然而，當(dāng)企業(yè)面臨行業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)度較低時(shí)，行業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)難以有效地發(fā)揮外部治理作用。此時(shí)，賣(mài)空威脅作為另外一種外部治理機(jī)制，有效地提升管理層的創(chuàng)新行為。類(lèi)似地，權(quán)小鋒和尹洪英（2017）研究認(rèn)為在競(jìng)爭(zhēng)性較弱的行業(yè)中，融資融券制度的“創(chuàng)新激勵(lì)”效應(yīng)也更為顯著。因此，本文認(rèn)為引入賣(mài)空機(jī)制后，其“治理效應(yīng)”應(yīng)在產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)度較低的行業(yè)公司中有更加顯著的體現(xiàn)，能夠有效治理這類(lèi)行業(yè)中公司管理層的“創(chuàng)新短視”行為，提高公司的創(chuàng)新水平?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性越低時(shí)，會(huì)強(qiáng)化賣(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的正效應(yīng)（H3）。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本選擇

本文以2007—2018 年A 股所有上市企業(yè)為初始研究樣本，數(shù)據(jù)主要從國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)獲取，其中包括財(cái)務(wù)和公司治理數(shù)據(jù)等；創(chuàng)新專(zhuān)利數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安（CSMAR）上市公司研發(fā)創(chuàng)新數(shù)據(jù)庫(kù)。借鑒以往學(xué)者（林志帆和龍曉旋，2019；權(quán)小鋒和尹洪英，2017）的研究，對(duì)研究初始樣本進(jìn)行篩選：①剔除存在退市風(fēng)險(xiǎn)（ST、ST*）及已退市的公司樣本；②剔除地產(chǎn)和金融類(lèi)的公司樣本；③剔除數(shù)據(jù)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(duì)本文的連續(xù)型相關(guān)變量在1%和99%分位進(jìn)行縮尾（winsor）處理。經(jīng)上述處理，最終獲得樣本涉及2007—2018 年26047 個(gè)公司-年度的觀察值。

（二）模型構(gòu)建

本文利用2007—2018 年的上市公司作為研究對(duì)象，由于我國(guó)推出賣(mài)空機(jī)制屬于試點(diǎn)性質(zhì)的政策沖擊。因此，研究采用進(jìn)入融券標(biāo)的公司為實(shí)驗(yàn)組，而未進(jìn)入標(biāo)的公司為對(duì)照組，構(gòu)建了雙重差分（differences-indifferences，DID）模型，檢驗(yàn)了賣(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的影響。這是由于標(biāo)的名單的設(shè)立企業(yè)是非隨機(jī)的，如果采用單差法來(lái)直接比較上市公司在進(jìn)入融券標(biāo)的證券列表前后的創(chuàng)新專(zhuān)利數(shù)量，極容易產(chǎn)生選擇誤差。因此，為驗(yàn)證賣(mài)空威脅效應(yīng)，較好的方法是利用融券政策試點(diǎn)這一“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，采用雙重差分（DID）法來(lái)估計(jì)賣(mài)空威脅效應(yīng)，構(gòu)建如下具體模型：

本文建立回歸模型（2）檢驗(yàn)高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性（TMTH）和行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性（IHHI）對(duì)賣(mài)空威脅與企業(yè)創(chuàng)新之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。為避免可能存在的多重共線(xiàn)性問(wèn)題，對(duì)交互項(xiàng)中的變量均進(jìn)行中心化處理。各指標(biāo)定義參見(jiàn)表1。

其中：下標(biāo)i表示第i個(gè)上市公司，t表示年份；被解釋變量Innovation表示企業(yè)創(chuàng)新水平，使用企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)（發(fā)明專(zhuān)利、非發(fā)明專(zhuān)利）加1 取對(duì)數(shù)來(lái)測(cè)量；Treat表示標(biāo)的虛擬變量，當(dāng)公司股票為標(biāo)的時(shí)，取值為1，否則為0；Post表示事件虛擬變量，當(dāng)公司成為標(biāo)的股票年度及之后年份時(shí)，取值為1，否則為0；交乘項(xiàng)Treat×Post表示雙重差分模型的核心解釋變量；α1和β1系數(shù)度量了賣(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)；∑Control表示模型的控制變量的加和，包括公司治理結(jié)構(gòu)變量和財(cái)務(wù)變量；εi，t表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（三）關(guān)鍵變量測(cè)量

1.因變量

企業(yè)創(chuàng)新（Innovation）。企業(yè)的創(chuàng)新測(cè)度分為創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出，前者包括研發(fā)投入和研發(fā)人數(shù)（馮根福和溫軍，2008），后者則主要是企業(yè)專(zhuān)利的申請(qǐng)（江軒宇，2016）、授權(quán)或引用數(shù)量（黎文靖和鄭曼妮，2016）。本文為了考察賣(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，采用專(zhuān)利申請(qǐng)指標(biāo)來(lái)測(cè)度創(chuàng)新產(chǎn)出能力，因?yàn)槠髽I(yè)申請(qǐng)的專(zhuān)利數(shù)量反映了投入資源的利用效率，能夠較好地體現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新的能力（楊林，2013），企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出（Patent）是以企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)總數(shù)加1 后取對(duì)數(shù)來(lái)衡量?？紤]到很多樣本企業(yè)的年度專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量為0。因此，企業(yè)創(chuàng)新需要對(duì)專(zhuān)利數(shù)量加1 后取自然對(duì)數(shù)。同時(shí)，參考黎文靖和鄭曼妮（2016）對(duì)專(zhuān)利的分類(lèi)，發(fā)明專(zhuān)利創(chuàng)新（Patent1）是以企業(yè)發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)加1 后取對(duì)數(shù)衡量，非發(fā)明專(zhuān)利創(chuàng)新（Patent2）是以實(shí)用新型專(zhuān)利與外觀設(shè)計(jì)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)之和加1 后取對(duì)數(shù)衡量。

2.自變量

3.調(diào)節(jié)變量

高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性。借鑒楊林等（2020）的測(cè)量方法，將高層管理團(tuán)隊(duì)（TMT）成員限定為董事長(zhǎng)、總經(jīng)理、副總經(jīng)理、副總裁、總會(huì)計(jì)師/財(cái)務(wù)總監(jiān)。其次，結(jié)合樣本公司性質(zhì)，本文參考Tihanyi et al（2000）、楊林等（2020）的研究方法，將高管團(tuán)隊(duì)成員的職能背景劃分為六大類(lèi)：生產(chǎn)制造、研發(fā)、金融財(cái)會(huì)、市場(chǎng)營(yíng)銷(xiāo)、法律、行政管理，并根據(jù)這一分類(lèi)對(duì)職能背景進(jìn)行編碼。高管團(tuán)隊(duì)職能背景的編碼結(jié)果為：生產(chǎn)運(yùn)作/制造=1；研發(fā)=2；金融與財(cái)務(wù)=3；市場(chǎng)營(yíng)銷(xiāo)與公共關(guān)系=4；法律=5；行政管理=6。然后，采用Blau（1977）分類(lèi)指數(shù)（Blau’s categorical）對(duì)高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性進(jìn)行計(jì)算，公式如下：

行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性。參考Haveman et al（2016）和連燕玲等（2019）的測(cè)量方法，采取各行業(yè)當(dāng)年的Herfindahl-Hirschman 指數(shù)（HHI）來(lái)衡量行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)性。首先按照證監(jiān)會(huì)（2012 版）行業(yè)代碼（1 位）分類(lèi)，同時(shí)制造業(yè)采用行業(yè)代碼（兩位）進(jìn)行細(xì)分行業(yè)分類(lèi)，之后按各分類(lèi)行業(yè)內(nèi)全部企業(yè)的營(yíng)業(yè)收入計(jì)算出每個(gè)企業(yè)所占的市場(chǎng)份額，最后計(jì)算出分類(lèi)行業(yè)內(nèi)所有企業(yè)市場(chǎng)份額的平方和，即得到各行業(yè)當(dāng)年度的HHI，該指標(biāo)越大代表著行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性越弱。為了實(shí)證結(jié)果的更好解釋?zhuān)疚膶?duì)HHI指數(shù)進(jìn)行負(fù)向處理，得到行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性指標(biāo)（IHHI），該指標(biāo)越大，表明行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性越強(qiáng)。

4.控制變量

參照以往學(xué)者的研究，本文主要控制變量如下：公司治理變量包括企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)年齡（Age）、董事會(huì)規(guī)模（Board）、獨(dú)董比例（Inde）和實(shí)際控制人所有權(quán)（Top1）等，其他財(cái)務(wù)指標(biāo)包括資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、資產(chǎn)報(bào)酬率（Roa）、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)（Tangibility）和企業(yè)價(jià)值（TobinQ）等，而且考慮到對(duì)公司創(chuàng)新影響的變量，還增加了研發(fā)投入強(qiáng)度（RDS）這一重要的控制變量。此外，考慮到年度趨勢(shì)變化和行業(yè)差異對(duì)公司創(chuàng)新的影響，也控制了年度和行業(yè)虛擬變量。具體定義見(jiàn)表1。

表1 主要變量定義

（四）描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析

表2 給出了各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。表中結(jié)果顯示，專(zhuān)利申請(qǐng)總數(shù)（Patent）的均值為1.4725，標(biāo)準(zhǔn)差為1.5635，最小值為0，最大值為5.9108，表明上市公司之間專(zhuān)利申請(qǐng)差異較大，反映了創(chuàng)新能力有所差異，與朱冰等（2018）的研究結(jié)果相似。標(biāo)的虛擬變量（Treat）的均值為0.3863，表明實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組樣本數(shù)量分別為全樣本的38.63%和61.37%。而交乘項(xiàng)啞變量（Treat×Post）的均值為0.2056，表明進(jìn)入融券名單之后的實(shí)驗(yàn)組樣本數(shù)量為全樣本的20.56%。其他控制變量均符合研究和現(xiàn)實(shí)要求，見(jiàn)表2，則不再進(jìn)行說(shuō)明。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

進(jìn)一步地，本文進(jìn)行變量間的Pearson 相關(guān)性系數(shù)檢驗(yàn)，見(jiàn)表3 和表4，結(jié)果顯示被解釋變量和解釋變量與控制變量之間的系數(shù)均小于0.5。因此可以推斷回歸模型中不存在多重共線(xiàn)性問(wèn)題。此外還發(fā)現(xiàn)賣(mài)空威脅（Treat×Post）與企業(yè)總專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)（Patent）的相關(guān)系數(shù)為0.103，且均在1%水平上顯著。因此，相關(guān)性分析表明，賣(mài)空威脅與企業(yè)創(chuàng)新之間具有顯著的相關(guān)性，同時(shí)上述基本關(guān)系還需下文實(shí)證研究進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。

作為立法機(jī)關(guān)的工作者，廣大機(jī)關(guān)干部表示要尊崇并帶頭遵守憲法法律，成為憲法的忠實(shí)崇尚者、自覺(jué)遵守者、堅(jiān)定捍衛(wèi)者，在今后的工作中，大力弘揚(yáng)憲法精神，善用法治思維想問(wèn)題、作判斷、出措施，為全面開(kāi)創(chuàng)新時(shí)代現(xiàn)代化強(qiáng)省建設(shè)新局面、建設(shè)法治山東貢獻(xiàn)力量。

表3 變量間相關(guān)性系數(shù)表

四、實(shí)證分析

（一）基本回歸結(jié)果

本文運(yùn)用雙重差分模型研究賣(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，基本回歸結(jié)果見(jiàn)表4。（1）列是對(duì)企業(yè)專(zhuān)利產(chǎn)出總量的影響。結(jié)果顯示，被解釋變量為當(dāng)年公司專(zhuān)利申請(qǐng)總數(shù)時(shí)，核心解釋變量（Treat×Post）的回歸系數(shù)顯著為正（coef.=0.1510，p＜0.01），表明上市公司面臨賣(mài)空威脅時(shí)，企業(yè)創(chuàng)新專(zhuān)利產(chǎn)出更多。表4中（2）列和（3）列分別研究賣(mài)空威脅對(duì)發(fā)明專(zhuān)利和非發(fā)明專(zhuān)利的申請(qǐng)量的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，賣(mài)空威脅（Treat×Post）對(duì)企業(yè)發(fā)明和非發(fā)明專(zhuān)利的回歸系數(shù)也均顯著為正（coef.=0.1142，p＜0.01；coef.=0.1191，p＜0.01），表現(xiàn)出穩(wěn)健性的結(jié)果。這表明上市公司被納入融券標(biāo)的名單后，賣(mài)空威脅隨之增加，企業(yè)的創(chuàng)新水平也增高，由此，本文的研究假設(shè)1 得以驗(yàn)證。在控制變量的系數(shù)方面，（1）列中，企業(yè)規(guī)模（Size）系數(shù)顯著為正（coef.=0.0553，p＜0.05），說(shuō)明公司規(guī)模較大的公司創(chuàng)新較多，研發(fā)投入強(qiáng)度（RDS）系數(shù)顯著為正（coef.=0.0173，p＜0.01），說(shuō)明研發(fā)投入越多的公司創(chuàng)新越多，固定資產(chǎn)凈額（Tangiblity）的系數(shù)顯著為正（coef.=0.3487，p＜0.01），表明公司固定資產(chǎn)凈額越多，越重視創(chuàng)新能力的提升。

表4 賣(mài)空威脅與企業(yè)創(chuàng)新：主效應(yīng)檢驗(yàn)

（二）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

進(jìn)一步分析高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性與行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性對(duì)賣(mài)空威脅與企業(yè)創(chuàng)新之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。具體而言，模型（1）檢驗(yàn)高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性對(duì)賣(mài)空威脅與企業(yè)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)效應(yīng)，模型（4）檢驗(yàn)行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性對(duì)賣(mài)空威脅和企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表5。從模型（1）中可以看出，Treat×Post和TMTH的交乘項(xiàng)回歸系數(shù)為正，但并不顯著，模型（2）中該交乘項(xiàng)回歸系數(shù)顯著為正（coef.=0.1802，p＜0.05），表明賣(mài)空威脅和發(fā)明型專(zhuān)利創(chuàng)新之間受高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性的正向調(diào)節(jié)作用，模型（3）中該交乘項(xiàng)系數(shù)為正但不顯著，表明研究假設(shè)H2 部分成立，意味著高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性對(duì)于強(qiáng)化賣(mài)空威脅與發(fā)明型創(chuàng)新的正效應(yīng)作用更大；模型（4）中Treat×Post和IHHI的交乘項(xiàng)回歸系數(shù)通過(guò)顯著性檢驗(yàn)（coef.=-0.4805，p＜0.01），這意味著行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性在賣(mài)空威脅與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)得到支持，意味著行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性會(huì)弱化賣(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的正效應(yīng)，研究假設(shè)H3 成立；模型（6）中該交乘項(xiàng)回歸系數(shù)通過(guò)顯著性檢驗(yàn)（coef.=-0.4904，p＜0.05），而模型（5）中該交乘項(xiàng)回歸結(jié)果系數(shù)不顯著，這意味著行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度的增加對(duì)于賣(mài)空威脅與非發(fā)明型專(zhuān)利創(chuàng)新的正效應(yīng)具有削弱作用，進(jìn)一步地支持研究假設(shè)H3?？傮w而言，高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性越高，賣(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的正向關(guān)系越強(qiáng)（假設(shè)H2 部分成立）；行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性越高，賣(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的正向關(guān)系越弱（假設(shè)H3 成立）。

表5 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

雙重差分模型的回歸系數(shù)估計(jì)的前提假設(shè)為：處理組和控制組的樣本在政策變動(dòng)之前具有平行趨勢(shì)（parallel trend）。本文采用如下方法進(jìn)行檢驗(yàn)：考察2010 年之前兩年及之后的企業(yè)為研究樣本，然后比較后續(xù)列入融券試點(diǎn)范圍的公司和未列入試點(diǎn)范圍的公司在賣(mài)空管制放松之前的企業(yè)創(chuàng)新水平差異。實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表6，可以發(fā)現(xiàn)，在控制其他變量后，在融券政策沖擊前置項(xiàng)中（Before2 和Before1），其回歸系數(shù)均沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。這表明公司在未受到賣(mài)空威脅之前，標(biāo)的公司和非標(biāo)的公司的企業(yè)創(chuàng)新水平并沒(méi)有顯著差異。因此，該結(jié)果為處理組和控制組樣本在受賣(mài)空威脅影響之前具有平行趨勢(shì)提供了支持證據(jù)。除了公司進(jìn)入融券標(biāo)的名單當(dāng)年（Current）系數(shù)不顯著外，進(jìn)入該名單后一年（After1）、兩年（After2）及3 年以上（After3_）的回歸系數(shù)均至少通過(guò)了10%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明賣(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的正向影響具有較強(qiáng)的持續(xù)性特征。

表6 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)：基于企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)總數(shù)

2.內(nèi)生性檢驗(yàn)

第一，基于傾向得分匹配法（PSM）的重新檢驗(yàn)。為了減少由于樣本選擇偏誤產(chǎn)生的回歸偏差，進(jìn)一步地采用PSM 傾向得分匹配法進(jìn)行內(nèi)生性的控制，為標(biāo)的公司匹配各方面特征相近的非標(biāo)的公司。本文為融券標(biāo)的（Treat）樣本尋找配對(duì)樣本，并基于傾向得分匹配（PSM）后的樣本，對(duì)研究假設(shè)再次進(jìn)行檢驗(yàn)。在以往文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，選擇如下匹配變量：企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事占比、企業(yè)績(jī)效、資產(chǎn)負(fù)債率、股票流通市值等變量。然后對(duì)樣本進(jìn)行1∶1 配對(duì)，為每個(gè)實(shí)驗(yàn)組公司匹配出一個(gè)控制組公司，最終得到13091 個(gè)觀測(cè)值。在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用模型（1）對(duì)研究假設(shè)重新進(jìn)行了檢驗(yàn)，從表7 中Treat×Post的回歸系數(shù)可知，在使用配對(duì)樣本進(jìn)行回歸分析后，實(shí)證結(jié)果依然支持本文的研究結(jié)論。

表7 PSM-DID 檢驗(yàn)結(jié)果

第二，解釋變量滯后一期。由于賣(mài)空威脅與企業(yè)創(chuàng)新之間可能存在時(shí)滯性，同時(shí)為了減少內(nèi)生性的影響，將解釋變量滯后一期進(jìn)行檢驗(yàn)。表8 的實(shí)證研究結(jié)果表明，在對(duì)解釋變量進(jìn)行滯后處理后，本文的主要結(jié)論依然成立。

表8 解釋變量滯后一期

3.穩(wěn)健性測(cè)試

（1）更換解釋變量檢驗(yàn)。本文使用融券余額變量來(lái)衡量賣(mài)空壓力，該值越大意味著市場(chǎng)上的賣(mài)空方勢(shì)力就越強(qiáng)。表9 的實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)賣(mài)空壓力越大，企業(yè)專(zhuān)利創(chuàng)新產(chǎn)出越高，與本文基本結(jié)論保持一致。

表9 更換解釋變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（2）更換回歸模型?；貧w模型中采用時(shí)間和行業(yè)的固定模型是一種常規(guī)做法，但可能較為“柔性”，對(duì)內(nèi)生性控制尚不夠嚴(yán)格。因此，本文采用Moser和Voena（2012）關(guān)于控制“行業(yè)×年份”的高階聯(lián)合固定效應(yīng)方法。表10 的實(shí)證結(jié)果表明，賣(mài)空威脅依然對(duì)企業(yè)創(chuàng)新具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。

表10 高階聯(lián)合固定效應(yīng)方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（3）更換樣本區(qū)間。賣(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，可能會(huì)與國(guó)內(nèi)金融發(fā)展態(tài)勢(shì)密切相關(guān)，忽視這類(lèi)因素可能會(huì)對(duì)回歸產(chǎn)生偏誤的影響。在本項(xiàng)研究中，時(shí)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(jī)和2015 年的股災(zāi)。但是客觀來(lái)看，這類(lèi)因素又難以通過(guò)特定的變量進(jìn)行測(cè)度。鑒于此，將金融沖擊事件（2008 年和2015 年）的影響進(jìn)行了剔除，以盡可能排除金融波動(dòng)態(tài)勢(shì)干擾。表11 的實(shí)證結(jié)果顯示，檢驗(yàn)結(jié)果與本文基本結(jié)論一致。

表11 更換樣本區(qū)間

（4）剔除樣本期內(nèi)未申請(qǐng)專(zhuān)利的企業(yè)。本文將專(zhuān)利申請(qǐng)量為零的公司樣本進(jìn)行剔除，進(jìn)一步地增強(qiáng)本文結(jié)果的可靠性。回歸結(jié)果見(jiàn)表12，在剔除專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)為零的公司樣本后，賣(mài)空威脅（Treat×Post）對(duì)企業(yè)創(chuàng)新依然具有顯著促進(jìn)作用。

表12 剔除樣本期內(nèi)未申請(qǐng)專(zhuān)利的企業(yè)

（5）更換回歸標(biāo)準(zhǔn)誤的計(jì)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(yīng)的面板回歸模型減少潛在的遺漏變量偏誤，同時(shí)由于面板數(shù)據(jù)中可能存在的異方差、截面相關(guān)和序列相關(guān)等問(wèn)題。因此采用Driscoll-Kraay 的標(biāo)準(zhǔn)誤差進(jìn)行估計(jì)。第二，本文參考譚小芬和錢(qián)佳琪（2020）的方法，采用普通標(biāo)準(zhǔn)誤的估計(jì)方式，回歸結(jié)果見(jiàn)表13，研究發(fā)現(xiàn)更換回歸標(biāo)準(zhǔn)誤計(jì)算方式后，研究結(jié)論依然具有一致性。

表13 更換回歸標(biāo)準(zhǔn)誤計(jì)算的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、進(jìn)一步研究

（一）中介機(jī)制檢驗(yàn)

前文的回歸結(jié)果證明了賣(mài)空威脅能夠提升企業(yè)創(chuàng)新。那么賣(mài)空威脅是通過(guò)什么機(jī)制發(fā)揮其促進(jìn)效應(yīng)的呢？本文理論與假設(shè)部分歸納了幾個(gè)可能的機(jī)制，具體包括治理機(jī)制與信息機(jī)制，有待進(jìn)一步檢驗(yàn)與分析。為了檢驗(yàn)賣(mài)空威脅是通過(guò)公司治理機(jī)制還是信息機(jī)制影響企業(yè)創(chuàng)新水平，本文將采用如下方法來(lái)檢驗(yàn)上述兩個(gè)機(jī)制。對(duì)于公司治理機(jī)制，借鑒李棟棟和陳濤琴（2017）的研究，本文通過(guò)考察企業(yè)進(jìn)入融券名單前后的融資約束的變化來(lái)檢驗(yàn)賣(mài)空威脅是否通過(guò)該機(jī)制影響企業(yè)創(chuàng)新。在理論分析過(guò)程中，融資約束會(huì)影響企業(yè)創(chuàng)新的意愿和能力（伊志宏等，2019），融資約束也衡量了企業(yè)獲得資源支持的程度（羅宏和秦際棟，2019）。如果賣(mài)空威脅通過(guò)公司治理機(jī)制促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，那么融資約束水平就會(huì)下降；反之，則會(huì)上升。本文借鑒學(xué)者Nianhang et al（2013）的研究，采用SA 指數(shù)測(cè)度上市公司所面臨的融資約束大小，該指數(shù)為負(fù)，為方便實(shí)證解釋?zhuān)疚膶⒃撝担⊿A）取絕對(duì)值，得到融資約束指標(biāo)（SAJ），該指標(biāo)越大表示面臨的融資約束越嚴(yán)重。對(duì)于信息機(jī)制，本文通過(guò)考察企業(yè)進(jìn)入融券標(biāo)的名單前后的企業(yè)特質(zhì)信息在資本市場(chǎng)中的變化來(lái)判斷賣(mài)空威脅是否通過(guò)該機(jī)制影響創(chuàng)新投入，借鑒伊志宏等（2019）和Xu et al（2013）的研究方法，采用股價(jià)同步性（SYN）來(lái)度量企業(yè)特質(zhì)信息。

本文采用溫忠麟等（2004）的方法來(lái)檢驗(yàn)上述兩個(gè)中介機(jī)制，構(gòu)建如下模型：

其中：Y為企業(yè)創(chuàng)新水平；M為為中介變量；X為賣(mài)空威脅；∑Control為模型的控制變量的加和；C1～C3為常數(shù)項(xiàng)；α、δ、γ為回歸系數(shù)；εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

本文以上述中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，具體作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表14。首先從治理機(jī)制的中介效應(yīng)分析，從（2）列可知，當(dāng)被解釋變量為企業(yè)融資約束時(shí)，核心解釋變量（Treat×Post）系數(shù)顯著為負(fù)（coef.=-0.0537，p＜0.01），表明賣(mài)空威脅降低了企業(yè)融資約束。（3）列的Treat×Post 的回歸系數(shù)顯著為正，但比（1）列的系數(shù)有所減小。因此，賣(mài)空威脅通過(guò)治理機(jī)制影響企業(yè)創(chuàng)新得到支持。其次從信息機(jī)制的中介效應(yīng)分析，類(lèi)似地，（4）列為當(dāng)被解釋變量為股價(jià)同步性時(shí)，核心解釋變量（Treat×Post）的系數(shù)顯著為正（coef.=0.1670，p＜0.01），賣(mài)空威脅提高了股價(jià)同步性，股價(jià)同步性提升會(huì)導(dǎo)致資本市場(chǎng)無(wú)法獲得可靠的公司特質(zhì)信息，進(jìn)入融券標(biāo)的企業(yè)為了提升資本市場(chǎng)投資者對(duì)企業(yè)特質(zhì)信息的關(guān)注，從而提升企業(yè)的創(chuàng)新水平。（5）列的Treat×Post的回歸系數(shù)顯著為正，但比（1）列的系數(shù)有所減小。因此，賣(mài)空威脅通過(guò)信息機(jī)制影響企業(yè)創(chuàng)新也得到了支持的證據(jù)。綜上所述，兩種機(jī)制都通過(guò)了中介效應(yīng)檢驗(yàn)，表明企業(yè)面臨賣(mài)空威脅時(shí)企業(yè)通過(guò)公司治理和信息機(jī)制影響企業(yè)創(chuàng)新水平。具體而言，賣(mài)空威脅一方面緩解融資約束方式為企業(yè)帶來(lái)資源支持；另一方面提升了股價(jià)同步性，必然要求企業(yè)提升創(chuàng)新能力以獲得資本市場(chǎng)的關(guān)注，從而提升企業(yè)創(chuàng)新水平。

表14 治理機(jī)制和信息機(jī)制的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

（二）異質(zhì)性分析

不同生命周期的企業(yè)在面臨賣(mài)空威脅情境下的企業(yè)創(chuàng)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(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響差異，參考劉詩(shī)源等（2020）的研究，本文使用現(xiàn)金流模式法①現(xiàn)金流模式法通過(guò)經(jīng)營(yíng)、投資、籌資三類(lèi)活動(dòng)現(xiàn)金流凈額的正負(fù)組合來(lái)反映不同生命周期的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)、盈利能力和增長(zhǎng)速度等特征，既能規(guī)避行業(yè)固有差異的干擾，也避免對(duì)生命周期的樣本分布進(jìn)行主觀假設(shè)，具有較強(qiáng)可操作性和客觀性。劃分企業(yè)生命周期，將樣本劃分為成長(zhǎng)期、成熟期和衰退期三個(gè)階段。

從表15 回歸結(jié)果可知，分企業(yè)生命周期階段來(lái)看，賣(mài)空威脅并未對(duì)衰退期企業(yè)創(chuàng)新水平表現(xiàn)出顯著影響；對(duì)于成長(zhǎng)期企業(yè)，賣(mài)空威脅則顯著提升了其創(chuàng)新水平，其回歸系數(shù)為0.1756，且在1%水平上顯著；對(duì)于成熟期企業(yè)，賣(mài)空威脅顯著提升了成熟期企業(yè)的創(chuàng)新水平，其回歸系數(shù)為0.1867，且在1%水平上顯著。這說(shuō)明了在賣(mài)空威脅的影響下，成長(zhǎng)期企業(yè)和成熟期企業(yè)更加注重提升企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)能力，進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新的動(dòng)力更為明顯。

表15 基于企業(yè)生命周期的異質(zhì)性分析

企業(yè)不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)使得賣(mài)空威脅與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系可能存在差異性。因此，本文將樣本按照企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分為國(guó)企和非國(guó)企進(jìn)行分組檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見(jiàn)表16。

表16 的結(jié)果表明，在國(guó)企樣本的回歸中，總專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)（包括發(fā)明專(zhuān)利和非發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)）系數(shù)顯著為正（coef.=0.1605，p＜0.01），意味著國(guó)有企業(yè)在面臨賣(mài)空威脅時(shí)，國(guó)有企業(yè)表現(xiàn)出更強(qiáng)的創(chuàng)新能力，而從第（6）的回歸結(jié)果來(lái)看，賣(mài)空威脅對(duì)非國(guó)有企業(yè)非發(fā)明專(zhuān)利創(chuàng)新顯著為正（coef.=0.1038，p＜0.05），表明非國(guó)有企業(yè)則更為保守，僅從事于非發(fā)明專(zhuān)利的低風(fēng)險(xiǎn)創(chuàng)新。綜上結(jié)果表明，賣(mài)空威脅對(duì)于國(guó)有企業(yè)的創(chuàng)新提升作用更為明顯。

表16 基于企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性分析

六、研究結(jié)論

（一）研究結(jié)論

本文以企業(yè)創(chuàng)新視角為切入點(diǎn)，使用2007—2018 年A 股上市公司的數(shù)據(jù)為樣本，依托2010 年引入的融資融券政策試點(diǎn)，實(shí)證檢驗(yàn)了賣(mài)空威脅與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，檢驗(yàn)了高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性與行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性的調(diào)節(jié)作用，進(jìn)一步地研究上述關(guān)系的中介作用機(jī)制，并檢驗(yàn)不同生命周期階段和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響差異。實(shí)證結(jié)果表明：第一，當(dāng)企業(yè)面臨賣(mài)空威脅時(shí)，其對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)更為重視，企業(yè)創(chuàng)新水平越高。第二，從調(diào)節(jié)效應(yīng)分析，當(dāng)高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性較大時(shí)，會(huì)增強(qiáng)賣(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平影響的正效應(yīng)；當(dāng)行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性較高時(shí)，會(huì)削弱賣(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平影響的正效應(yīng)。第三，從進(jìn)一步地研究中發(fā)現(xiàn)，除了公司治理機(jī)制之外，賣(mài)空威脅也通過(guò)信息機(jī)制影響企業(yè)創(chuàng)新。本文還發(fā)現(xiàn)，賣(mài)空威脅對(duì)于提升所處成熟期階段企業(yè)和國(guó)有企業(yè)的創(chuàng)新水平更為明顯。這為賣(mài)空威脅會(huì)給企業(yè)帶來(lái)的正面影響提供了證據(jù)支持，從而進(jìn)一步補(bǔ)充了企業(yè)創(chuàng)新前因的研究框架。不僅如此，本文的研究結(jié)論對(duì)于現(xiàn)實(shí)中企業(yè)如何改善公司治理，提高創(chuàng)新能力，以及國(guó)家成功實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略也具有較強(qiáng)的啟示意義。

（二）理論貢獻(xiàn)

本文拓展了現(xiàn)有文獻(xiàn)中有關(guān)賣(mài)空機(jī)制治理效應(yīng)的研究，驗(yàn)證了賣(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平的提升作用，為企業(yè)創(chuàng)新前因研究提供了新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。首先，本文從創(chuàng)新角度檢驗(yàn)了企業(yè)面臨賣(mài)空威脅時(shí)其行為決策的重要作用，研究結(jié)論對(duì)當(dāng)下正處于市場(chǎng)威脅的企業(yè)在如何保持長(zhǎng)期競(jìng)爭(zhēng)力的問(wèn)題上具有一定的啟示作用。同時(shí)對(duì)理論的貢獻(xiàn)在于識(shí)別威脅效應(yīng)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，豐富了企業(yè)創(chuàng)新領(lǐng)域前因的研究。實(shí)證研究的結(jié)果支持本文的理論預(yù)期，通過(guò)從組織內(nèi)外部因素兩個(gè)方面，考察了不同情境下賣(mài)空威脅與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，有助于明晰賣(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的情境機(jī)制，本文的研究不僅揭示了微觀層面高管團(tuán)隊(duì)特征（高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性）和宏觀層面環(huán)境特征（行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性）對(duì)賣(mài)空威脅與企業(yè)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)效應(yīng)，也發(fā)現(xiàn)了促進(jìn)創(chuàng)新決策的中介作用條件。最后，本文考慮到公司創(chuàng)新戰(zhàn)略決策涉及高風(fēng)險(xiǎn)與不確定性，并反映了管理風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)傾向，研究賣(mài)空威脅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，可以推動(dòng)有關(guān)風(fēng)險(xiǎn)管理決策研究的發(fā)展（Shi et al，2018）。

（三）政策啟示

本文結(jié)論具有如下三個(gè)方面的重要政策含義。第一，目前我國(guó)大多數(shù)上市企業(yè)面臨著資本市場(chǎng)威脅與轉(zhuǎn)型發(fā)展的現(xiàn)實(shí)需要，引導(dǎo)這些企業(yè)積極進(jìn)行創(chuàng)新研發(fā)，不能片面要求企業(yè)完善內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，而要進(jìn)一步地發(fā)揮資本市場(chǎng)的作用。第二，盡快完善融券交易制度，發(fā)揮賣(mài)空機(jī)制的積極作用，適當(dāng)擴(kuò)大融資融券的范圍及降低融資融券交易門(mén)檻，并加強(qiáng)對(duì)融券交易的監(jiān)管。第三，要堅(jiān)定不移地完善市場(chǎng)功能，穩(wěn)定外部市場(chǎng)環(huán)境，完善行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)的相關(guān)制度，規(guī)范行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)秩序，使其更好地服務(wù)于資本市場(chǎng)，同時(shí)企業(yè)中注重高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)的多元化，引入多元化職能背景高管團(tuán)隊(duì)成員，有助于引導(dǎo)企業(yè)確立長(zhǎng)期戰(zhàn)略導(dǎo)向。總之，完善融券制度可以提高我國(guó)股市的信息效率，也更加有利于融券發(fā)揮其公司治理的積極作用，從而為上市公司進(jìn)行高質(zhì)量創(chuàng)新提供一個(gè)更好的市場(chǎng)環(huán)境。