周開國(guó) 林彩霞 吳兆春

一 引 言

習(xí)近平總書記指出，創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力。創(chuàng)新也是企業(yè)保持競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的源泉。伴隨著供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、新舊動(dòng)能轉(zhuǎn)換等政策的落實(shí)，我國(guó)創(chuàng)新水平逐年提升。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局社科文司《中國(guó)創(chuàng)新指數(shù)研究》課題組測(cè)算，2021年，中國(guó)創(chuàng)新指數(shù)提升至264.6(2005年基數(shù)100)，中國(guó)創(chuàng)新投入指數(shù)達(dá)到219.0(2005年基數(shù)100)，兩者均在過(guò)去十多年得到了大幅提升。與此同時(shí)，微觀層面的企業(yè)創(chuàng)新也在宏觀環(huán)境的促進(jìn)下迎來(lái)了大發(fā)展。自熊彼特1934年提出企業(yè)創(chuàng)新理論以來(lái)，企業(yè)創(chuàng)新在學(xué)術(shù)界和政府部門的關(guān)注度逐步提升。企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策的調(diào)整關(guān)乎企業(yè)中長(zhǎng)期價(jià)值的變化，固定資產(chǎn)投資、研發(fā)創(chuàng)新投入等長(zhǎng)期投資決策則是其中的重要影響因素。企業(yè)長(zhǎng)期投資決策的調(diào)整一方面影響企業(yè)資金流動(dòng)性，另一方面體現(xiàn)管理層決策行為的動(dòng)機(jī)。當(dāng)管理層因信息不對(duì)稱等問(wèn)題采取短視、自利等行為時(shí)，可能出現(xiàn)長(zhǎng)期投資不足或過(guò)度投資的現(xiàn)象，降低創(chuàng)新投資積極性，不利于企業(yè)長(zhǎng)期價(jià)值的提升。

融券賣空機(jī)制作為外部治理機(jī)制，對(duì)市場(chǎng)秩序的調(diào)節(jié)和市場(chǎng)交易的完善起到正向促進(jìn)作用(Hsu et al.，2014)[1]，對(duì)于微觀企業(yè)的公司治理和股價(jià)信息有效性也存在顯著影響?？紤]到相關(guān)法律法規(guī)健全程度不足可能帶來(lái)的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，國(guó)內(nèi)直至2010年才開啟融資融券試點(diǎn)。融券業(yè)務(wù)的推出標(biāo)志著賣空機(jī)制正式引入中國(guó)資本市場(chǎng)，為我國(guó)長(zhǎng)達(dá)20年的“單邊市”交易畫上句號(hào)。經(jīng)歷六次擴(kuò)容后兩融市值占比已經(jīng)提升至87%。2019年隨著注冊(cè)制改革，部分個(gè)股出現(xiàn)融券規(guī)模首次超過(guò)融資規(guī)模的現(xiàn)象，表明賣空交易對(duì)我國(guó)市場(chǎng)整體和企業(yè)個(gè)體的影響正逐漸擴(kuò)大。作為公司治理和企業(yè)發(fā)展的重要一環(huán)，企業(yè)創(chuàng)新也必然會(huì)受到賣空機(jī)制引入的影響。

然而，現(xiàn)有關(guān)于賣空機(jī)制的研究主要集中于其對(duì)資本市場(chǎng)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(jī)制對(duì)企業(yè)行為影響的研究多對(duì)財(cái)報(bào)質(zhì)量等短期經(jīng)營(yíng)決策進(jìn)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(xiàn)考察對(duì)包括創(chuàng)新行為在內(nèi)的企業(yè)長(zhǎng)期投資決策的影響(Massa et al.，2015)[12]。與此同時(shí)，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為影響因素的探究主要集中于企業(yè)內(nèi)外部治理環(huán)境(Galasso和Simcoe，2011[13]；陳思等，2017[14])，缺乏從外部政策變更的角度進(jìn)行考察。此外，對(duì)賣空機(jī)制與企業(yè)創(chuàng)新行為關(guān)系的分析多以創(chuàng)新產(chǎn)出這一操縱性較強(qiáng)的指標(biāo)為研究對(duì)象(He和Tian，2016[15]；權(quán)小鋒和尹洪英，2017[16]；郝項(xiàng)超等，2018[17]；李春濤等，2020[18])，對(duì)研發(fā)投入的研究也未考慮企業(yè)整體長(zhǎng)期投資的調(diào)整情況。因此，在市場(chǎng)化程度日益提高的環(huán)境下，探究賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響和作用機(jī)制具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

本文選擇2009—2018年中國(guó)A股市場(chǎng)上市公司作為研究對(duì)象，根據(jù)信息不對(duì)稱理論及委托代理理論，以融資融券標(biāo)的股票分步擴(kuò)容作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，首先構(gòu)造雙重差分模型(DID)研究賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資行為的影響；然后通過(guò)考察盈余管理變化和股價(jià)特質(zhì)信息變化，研究賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響機(jī)制；最后根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和內(nèi)控質(zhì)量，對(duì)賣空機(jī)制影響企業(yè)創(chuàng)新投入的異質(zhì)性進(jìn)行檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果表明：賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入有顯著激勵(lì)作用。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，該作用存在兩種影響機(jī)制，一方面通過(guò)降低企業(yè)應(yīng)計(jì)盈余管理水平、改善公司治理水平，從而促進(jìn)創(chuàng)新；另一方面通過(guò)增加公司股價(jià)特質(zhì)信息、緩解信息不對(duì)稱，從而促進(jìn)創(chuàng)新。此外，在不同的企業(yè)內(nèi)部治理情況下，賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)效果不同，非國(guó)有企業(yè)和內(nèi)部控制質(zhì)量差的企業(yè)所受影響更為顯著。

余下內(nèi)容安排為：第二部分是理論分析和研究假設(shè)；第三部分是實(shí)證研究設(shè)計(jì)；第四部分是實(shí)證結(jié)果分析；第五部分是研究結(jié)論與政策啟示。

二 理論分析和研究假設(shè)

(一)賣空機(jī)制對(duì)創(chuàng)新投入的影響

已有研究表明，資本市場(chǎng)的穩(wěn)步發(fā)展對(duì)企業(yè)創(chuàng)新起到促進(jìn)作用，而賣空機(jī)制的引入會(huì)從增加流動(dòng)性、提供價(jià)格發(fā)現(xiàn)機(jī)制等角度填補(bǔ)“單邊市”的空白。賣空交易者會(huì)主動(dòng)挖掘股價(jià)利空信息以對(duì)沖相對(duì)較高的賣空成本，而賣空交易的負(fù)面信息傳導(dǎo)產(chǎn)生股價(jià)下行壓力，使企業(yè)股東和管理層利益受到威脅。根據(jù)理性經(jīng)濟(jì)人的假設(shè)，為了實(shí)現(xiàn)利益最大化，企業(yè)股東和管理層的行為都會(huì)做出改變。大股東會(huì)更積極地了解管理層經(jīng)營(yíng)管理決策和包括創(chuàng)新項(xiàng)目在內(nèi)的長(zhǎng)期投資項(xiàng)目的詳細(xì)信息，以消除信息不對(duì)稱引發(fā)的第一類委托代理問(wèn)題(靳慶魯?shù)龋?015)[19]。管理層出于穩(wěn)定股價(jià)、保證資本收益的目的，會(huì)減少企業(yè)負(fù)面信息發(fā)生，進(jìn)而通過(guò)約束自身機(jī)會(huì)主義行為、調(diào)整長(zhǎng)期投資決策而對(duì)企業(yè)長(zhǎng)期價(jià)值提升產(chǎn)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(jī)制的引入作為外部治理機(jī)制能夠加強(qiáng)對(duì)管理層的監(jiān)督，有效控制管理層短視行為，緩解企業(yè)長(zhǎng)期投資出現(xiàn)因管理層濫用企業(yè)資源或過(guò)度自信引發(fā)的過(guò)度投資等問(wèn)題(李云鶴，2014)[22]，使經(jīng)營(yíng)管理決策向有利于長(zhǎng)期價(jià)值提升的方向發(fā)展。

在中國(guó)資本市場(chǎng)上，高水平的資本投資與累積促進(jìn)了市場(chǎng)和企業(yè)的快速成長(zhǎng)，但過(guò)度投資現(xiàn)象在國(guó)內(nèi)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(jī)制在調(diào)整企業(yè)整體長(zhǎng)期投資、緩解過(guò)度投資的同時(shí)，會(huì)改變企業(yè)創(chuàng)新投資在長(zhǎng)期投資中所占比例。企業(yè)創(chuàng)新投資水平的提升一定程度上意味著核心競(jìng)爭(zhēng)力的提高，創(chuàng)新投資強(qiáng)度加大能向市場(chǎng)釋放利好消息。若企業(yè)在調(diào)整長(zhǎng)期投資決策、有效抑制過(guò)度投資的前提下，創(chuàng)新投資相對(duì)水平(即創(chuàng)新投資在長(zhǎng)期投資中所占比例)仍呈現(xiàn)顯著提升的情形，代表企業(yè)未來(lái)發(fā)展動(dòng)力強(qiáng)勁，外部投資者會(huì)基于企業(yè)的投資結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)企業(yè)未來(lái)價(jià)值走向的判斷。賣空機(jī)制作為外部治理機(jī)制，能夠通過(guò)加強(qiáng)監(jiān)督而提高企業(yè)創(chuàng)新投資水平，因此對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入有實(shí)質(zhì)性的激勵(lì)作用。

基于上述分析，提出研究假設(shè)H1。

H1：賣空機(jī)制的引入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入存在顯著激勵(lì)作用。

(二)賣空機(jī)制對(duì)創(chuàng)新投入的影響機(jī)制

賣空機(jī)制的引入可能通過(guò)不同傳導(dǎo)機(jī)制作用于企業(yè)創(chuàng)新投資。一方面，從公司治理的角度看，賣空機(jī)制的引入對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)起到外部監(jiān)督作用，在將看空交易者的悲觀情緒反映到股價(jià)中的同時(shí)，實(shí)行創(chuàng)新投資項(xiàng)目、改善公司治理等“利好信息”也能夠通過(guò)融資融券交易制度有效傳播，因此，管理層對(duì)創(chuàng)新項(xiàng)目的投資行為能夠在股價(jià)調(diào)整中得到激勵(lì)，控制為了美化財(cái)務(wù)報(bào)表而采取的、不能實(shí)質(zhì)性提升企業(yè)價(jià)值的應(yīng)計(jì)盈余管理行為，提升公司治理水平，增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)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(jī)制引入后，為了對(duì)沖較高的賣空成本，賣空投資者和分析師都會(huì)增強(qiáng)對(duì)企業(yè)信息的挖掘，管理層的短視行為和機(jī)會(huì)主義行為能被較快發(fā)現(xiàn)并以“利空信息”的形式反映到股價(jià)中，由此帶來(lái)股價(jià)下行威脅，影響股東和管理層的長(zhǎng)期資本收益。因此，可賣空企業(yè)的管理層會(huì)加大創(chuàng)新投入以維持長(zhǎng)期收益。

由此提出關(guān)于影響機(jī)制的研究假設(shè)H2-a和H2-b。

H2-a：賣空機(jī)制會(huì)通過(guò)公司治理機(jī)制，改變企業(yè)管理層的盈余管理行為，從而影響企業(yè)創(chuàng)新投入。

H2-b：賣空機(jī)制會(huì)通過(guò)信息機(jī)制，利用股價(jià)特質(zhì)信息改變信息不對(duì)稱程度，從而影響企業(yè)創(chuàng)新投入。

(三)賣空機(jī)制對(duì)創(chuàng)新投入影響的異質(zhì)性

不同內(nèi)部治理情況企業(yè)采取的創(chuàng)新策略有所差異，從而使賣空機(jī)制對(duì)不同性質(zhì)和內(nèi)部控制質(zhì)量企業(yè)創(chuàng)新投入的影響具有異質(zhì)性。

1.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)很大程度上影響著政策實(shí)施效果。首先，國(guó)有企業(yè)以其特殊的身份發(fā)揮著穩(wěn)定市場(chǎng)的作用，當(dāng)賣空機(jī)制造成股價(jià)下行威脅時(shí)，國(guó)有企業(yè)管理層可能會(huì)傾向于改善短期經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)，進(jìn)而對(duì)相對(duì)長(zhǎng)期的創(chuàng)新投資產(chǎn)生抑制作用。其次，國(guó)有企業(yè)更易受到國(guó)家政策扶持、享受政策優(yōu)惠，創(chuàng)新活動(dòng)中所面臨的融資約束和籌資難度相對(duì)較低，創(chuàng)新投資項(xiàng)目因資金不足受到阻礙的可能性較小。最后，國(guó)有企業(yè)常處于壟斷地位，投資者很難挖掘到國(guó)有企業(yè)的信息，無(wú)法通過(guò)信息反饋調(diào)整股票價(jià)格以影響管理層資本收益情況，因此，賣空機(jī)制對(duì)國(guó)有企業(yè)管理層的監(jiān)督效果相對(duì)較弱。

2.內(nèi)部控制質(zhì)量

企業(yè)內(nèi)部控制是企業(yè)為保證經(jīng)營(yíng)管理活動(dòng)有序開展而實(shí)行的監(jiān)管措施，通過(guò)建立監(jiān)督機(jī)制，對(duì)企業(yè)資產(chǎn)狀況、財(cái)務(wù)信息提出要求，有效管控企業(yè)員工行為和公司運(yùn)營(yíng)情況。因此，對(duì)于內(nèi)部控制質(zhì)量較差的企業(yè)，在賣空機(jī)制作為市場(chǎng)化政策變更作用下，公司經(jīng)營(yíng)管理情況和信息披露情況有更大改善空間。賣空機(jī)制能通過(guò)公司治理機(jī)制和信息機(jī)制影響企業(yè)長(zhǎng)期投資結(jié)構(gòu)，提升企業(yè)創(chuàng)新投資水平。

綜上所述，提出研究假設(shè)H3-a和H3-b。

H3-a：相對(duì)于國(guó)有企業(yè)，賣空機(jī)制的引入對(duì)非國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新投入的激勵(lì)作用更顯著。

H3-b：相對(duì)于內(nèi)控質(zhì)量好的企業(yè)，賣空機(jī)制的引入對(duì)內(nèi)控質(zhì)量差企業(yè)創(chuàng)新投入的激勵(lì)作用更顯著。

三 實(shí)證研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文融資融券數(shù)據(jù)、企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)等均來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR)和萬(wàn)得數(shù)據(jù)庫(kù)(Wind)，企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量DIB指數(shù)來(lái)自迪博內(nèi)部控制與風(fēng)險(xiǎn)管理數(shù)據(jù)庫(kù)。數(shù)據(jù)樣本期間為2009—2018年。對(duì)樣本公司進(jìn)行如下處理工作：(1)剔除金融業(yè)上市公司，主要是行業(yè)代碼為J66的銀行業(yè)上市公司；(2)剔除被標(biāo)記為ST和*ST的公司；(3)剔除非A股公司；(4)剔除數(shù)據(jù)缺失的觀測(cè)值；(5)將個(gè)別年份缺失數(shù)據(jù)賦值為0。

(二)變量定義

1.被解釋變量

本文關(guān)注企業(yè)研發(fā)投入水平而非研發(fā)產(chǎn)出，考慮到賣空機(jī)制可能對(duì)企業(yè)長(zhǎng)期投資整體有顯著影響，而企業(yè)長(zhǎng)期投資中除了研發(fā)投入以外還包括固定資產(chǎn)投資在內(nèi)的其他投資，因此選取企業(yè)長(zhǎng)期投資和創(chuàng)新投入水平作為被解釋變量：INV為長(zhǎng)期投資占總資產(chǎn)的比重；RDINV為研發(fā)投入與長(zhǎng)期投資的比值，表示企業(yè)創(chuàng)新投入的相對(duì)量，反映企業(yè)實(shí)質(zhì)性研發(fā)投入水平。其中，考慮到企業(yè)長(zhǎng)期投資包括研發(fā)投入、固定資產(chǎn)投資等在內(nèi)的各項(xiàng)支出，參考劉慧龍等(2014)[26]的研究，以“(構(gòu)建固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期投資資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金+購(gòu)買子公司及其他營(yíng)業(yè)單位所支付的現(xiàn)金-處置子公司及其他營(yíng)業(yè)單位所收到的現(xiàn)金)/總資產(chǎn)”為計(jì)算方法，衡量企業(yè)新增長(zhǎng)期投資支出。

2. 解釋變量

解釋變量為企業(yè)是否引入賣空機(jī)制。本文以融資融券這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)為代表衡量賣空機(jī)制的政策實(shí)施，設(shè)置list和post兩個(gè)虛擬變量構(gòu)建擬合模型。其中，list為融資融券公司虛擬變量，當(dāng)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(shí)施時(shí)間虛擬變量，公司股票進(jìn)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(xiàn)，選擇衡量公司層面和管理層特征的11個(gè)變量作為控制變量，包括資產(chǎn)負(fù)債率(lev)、公司規(guī)模(size)、資產(chǎn)收益率(ROA)、是否為國(guó)有企業(yè)(state)、董事長(zhǎng)與總經(jīng)理是否二職合一(dual)、企業(yè)托賓Q值(tobinQ)、股權(quán)集中度(first)、獨(dú)立董事占比(independence)、管理層持股水平(mshares)、公司成立年限(age)、經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流水平(FCF)。對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)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(tǒng)計(jì)結(jié)果?？梢钥闯?，幾乎所有控制變量在實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的均值均存在顯著差異。

表1 變量定義

(續(xù)上表)

表2 全樣本描述性統(tǒng)計(jì)

表3 實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的描述性統(tǒng)計(jì)

(續(xù)上表)

(三)模型構(gòu)造

我國(guó)融資融券制度的實(shí)施采用“先試點(diǎn)，后推廣”模式，其實(shí)施過(guò)程將研究樣本自然劃分成實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組。因此，本文在準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的背景下，采用多期雙重差分法(DID)，將主要研究模型設(shè)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(yè)長(zhǎng)期投資支出的被解釋變量INV和衡量創(chuàng)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(xiàng)，CVi，t為控制變量，year和industry分別為時(shí)間和行業(yè)固定效應(yīng)。

在影響機(jī)制的研究中，分別以應(yīng)計(jì)盈余管理DA和股價(jià)特質(zhì)信息SYN作為公司治理機(jī)制與信息機(jī)制的代理變量。對(duì)于公司治理機(jī)制，參考Fang et al.(2016)[10]、陳國(guó)輝等(2018)[27]等文獻(xiàn)，以利用修正Jones模型估計(jì)的操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)作為代理變量，檢驗(yàn)公司治理機(jī)制作用下賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生的影響。具體模型設(shè)置如下：

(2)

其中，TAi，t為當(dāng)期總應(yīng)計(jì)利潤(rùn)，Ai，t-1為滯后一期的總資產(chǎn)，ΔREVi，t為當(dāng)期營(yíng)業(yè)收入變動(dòng)情況，ΔRECi，t為當(dāng)期應(yīng)收賬款變動(dòng)情況，PPEi，t為當(dāng)期固定資產(chǎn)。由上述模型估計(jì)得到的殘差即為操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)，即盈余管理水平。

對(duì)于信息機(jī)制，參考Roll(1988)[28]、朱紅軍等(2007)[29]的研究，采用股價(jià)非同步性指標(biāo)測(cè)度股價(jià)特質(zhì)信息SYN，基于股票收益數(shù)據(jù)構(gòu)建回歸模型。具體模型設(shè)置如下：

Ri，t=α+β×Rm，t+ε

(3)

其中，Ri，t為股票i考慮現(xiàn)金紅利再投資的收益率，Rm，t為A股所有股票經(jīng)流通市值加權(quán)的平均收益率。由上述模型估計(jì)得到擬合系數(shù)R2，并用1-R2得到股價(jià)特質(zhì)信息SYN。賣空交易作為知情交易，股價(jià)特質(zhì)信息增加時(shí)，意味著股價(jià)捕捉到了更多市場(chǎng)信息難以解釋的公司經(jīng)營(yíng)特質(zhì)信息，即公司股票價(jià)值及波動(dòng)調(diào)整更接近企業(yè)基本價(jià)值情況，定價(jià)效率提升同時(shí)信息不對(duì)稱程度降低，因此，賣空機(jī)制理論上應(yīng)該能夠顯著增加股價(jià)特質(zhì)信息。

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

四 實(shí)證結(jié)果分析

(一)賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響分析

表4是賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)長(zhǎng)期投資與創(chuàng)新投入影響的全樣本回歸結(jié)果。列(1)以企業(yè)長(zhǎng)期投資INV作為被解釋變量。結(jié)果顯示，交乘項(xiàng)did的系數(shù)為-0.005，在1%的水平上顯著，表示賣空機(jī)制的引入會(huì)使企業(yè)長(zhǎng)期投資規(guī)模以0.5%的比例下降，說(shuō)明在賣空壓力的作用下，委托代理問(wèn)題有所改善，賣空機(jī)制能夠有效緩解企業(yè)過(guò)度投資問(wèn)題。列(2)以企業(yè)創(chuàng)新投入在長(zhǎng)期投資中所占比重RDINV作為被解釋變量。結(jié)果顯示，交乘項(xiàng)did的系數(shù)為0.135，在1%的水平上顯著，表明賣空機(jī)制的引入能夠顯著提升企業(yè)創(chuàng)新投入水平，這與王春燕等(2018)[30]的發(fā)現(xiàn)相一致。同時(shí)考慮到公司變量存在較強(qiáng)的自相關(guān)特征，為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文使用滯后一期控制變量進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示核心解釋變量的符號(hào)和顯著性與列(1)、 列(2)基本一致。

由此可見(jiàn)，賣空機(jī)制的引入在抑制企業(yè)長(zhǎng)期投資規(guī)模的同時(shí)，有效提升了企業(yè)創(chuàng)新投入水平，因此假設(shè)H1的“激勵(lì)效應(yīng)”得證。

表4 賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)長(zhǎng)期投資與創(chuàng)新投入的影響

(續(xù)上表)

(二)賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響機(jī)制分析

為進(jìn)一步研究以融資融券為代表的賣空機(jī)制如何影響企業(yè)創(chuàng)新投入，本文考慮了公司治理機(jī)制和信息機(jī)制兩個(gè)方面。表5是賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響機(jī)制分析回歸結(jié)果。

表5(1)考慮到公司治理水平與股價(jià)信息含量均是企業(yè)個(gè)體的特征變量，因此，為保證結(jié)果的可信度，這里額外控制了企業(yè)固定效應(yīng)。Panel A中，參考Fang et al.(2016)[10]的研究，以利用修正Jones模型估計(jì)的應(yīng)計(jì)利潤(rùn)(DA)作為被解釋變量，檢驗(yàn)公司治理機(jī)制作用下賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生的影響。結(jié)果顯示，交乘項(xiàng)did的系數(shù)-0.006，在10%的水平上顯著，即以應(yīng)計(jì)利潤(rùn)為代表的企業(yè)應(yīng)計(jì)盈余管理水平與以融資融券為代表的賣空機(jī)制間呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明賣空機(jī)制的引入會(huì)降低企業(yè)應(yīng)計(jì)利潤(rùn)水平，使盈余管理下降，改善管理層短視行為，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入，因此假設(shè)H2-a得證。

表5 Panel B中，以股價(jià)特質(zhì)性信息(SYN)作為被解釋變量，檢驗(yàn)賣空機(jī)制通過(guò)信息機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生的影響。結(jié)果顯示，交乘項(xiàng)did的系數(shù)為0.12，在1%的水平上顯著，說(shuō)明公司股價(jià)的非同步性與融資融券制度間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，表明企業(yè)成為兩融標(biāo)的后股價(jià)中蘊(yùn)含的企業(yè)自身特質(zhì)信息增加，降低企業(yè)的信息不對(duì)稱程度。賣空機(jī)制的引入通過(guò)信息傳遞影響企業(yè)創(chuàng)新投入，即假設(shè)H2-b得證。進(jìn)一步考慮融資和融券的雙向影響，在后文穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，用融資余額MBI和融券余額SI替代did，單獨(dú)考慮融券賣空的影響可以發(fā)現(xiàn)，賣空機(jī)制的引入將增加企業(yè)股價(jià)的非同步性。

綜合表5結(jié)果發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是通過(guò)公司治理機(jī)制還是通過(guò)信息機(jī)制，賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入都呈現(xiàn)顯著影響，表明賣空機(jī)制的引入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用通過(guò)多種方式實(shí)現(xiàn)。

表5 賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響機(jī)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(jié)果，完整的結(jié)果備索。

(三)賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入影響的異質(zhì)性分析

賣空機(jī)制作為外部治理政策，在不直接參與企業(yè)治理過(guò)程的情況下，發(fā)揮監(jiān)督治理的作用，通過(guò)降低信息不對(duì)稱改變企業(yè)決策行為。當(dāng)企業(yè)性質(zhì)不同時(shí)，賣空機(jī)制的監(jiān)督治理效果存在一定差異。而企業(yè)內(nèi)部治理情況的異質(zhì)性也會(huì)影響賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的作用。因此，本文根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和內(nèi)部控制質(zhì)量劃分樣本企業(yè)進(jìn)行異質(zhì)性分析。

表6報(bào)告了賣空機(jī)制對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，Panel A、Panel B分別為非國(guó)有企業(yè)組和國(guó)有企業(yè)組的回歸結(jié)果，列(1)和列(3)以長(zhǎng)期投資支出占總資產(chǎn)比重INV為被解釋變量，列(2)和列(4)以研發(fā)投入占長(zhǎng)期投資的比例RDINV為被解釋變量。結(jié)果顯示，列(1)中，非國(guó)有企業(yè)組的交乘項(xiàng)did系數(shù)為-0.008，在1%的水平上顯著，而列(3)國(guó)有企業(yè)組的did系數(shù)不顯著，說(shuō)明賣空機(jī)制的引入在降低非國(guó)有企業(yè)長(zhǎng)期投資支出的同時(shí)對(duì)國(guó)有企業(yè)無(wú)顯著影響，即賣空機(jī)制僅能改善非國(guó)有企業(yè)的過(guò)度投資問(wèn)題。列(2)中，非國(guó)有企業(yè)組的交乘項(xiàng)did系數(shù)為0.144，在1%的水平上顯著，表示賣空機(jī)制的引入與非國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新投入水平呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，而列(4)國(guó)有企業(yè)組的did系數(shù)顯著性較低，這一結(jié)果表明賣空機(jī)制的引入對(duì)非國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新投入的激勵(lì)效果更為明顯。

表6 賣空機(jī)制對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

(續(xù)上表)

本文利用迪博內(nèi)部控制指數(shù)(DIB)衡量企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量，根據(jù)企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的差異，以分行業(yè)、分年份DIB的中位數(shù)作為分界點(diǎn)，將全樣本劃分為內(nèi)部控制質(zhì)量好和內(nèi)部控制質(zhì)量差的兩個(gè)組別。當(dāng)企業(yè)DIB高于中位數(shù)時(shí)，認(rèn)為該企業(yè)擁有較高的內(nèi)部控制質(zhì)量，信息披露較完善。

表7報(bào)告了賣空機(jī)制對(duì)不同內(nèi)部控制質(zhì)量企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，Panel A、Panel B分別為內(nèi)部控制質(zhì)量好和內(nèi)部控制質(zhì)量差企業(yè)的回歸結(jié)果，列(1)和列(3)、列(2)和列(4)分別以INV、RDINV為被解釋變量。結(jié)果顯示，列(1)內(nèi)部控制質(zhì)量好組別的did系數(shù)為-0.004，在10%的水平上顯著，列(3)內(nèi)部控制質(zhì)量差組別的did系數(shù)為-0.008，在1%的水平上顯著，說(shuō)明賣空機(jī)制的引入對(duì)長(zhǎng)期投資支出的影響在內(nèi)部控制質(zhì)量較差的企業(yè)作用更顯著。列(2)和列(4)同樣說(shuō)明內(nèi)部控制質(zhì)量較差的企業(yè)對(duì)于賣空機(jī)制的引入更為敏感，賣空機(jī)制能更顯著地提升內(nèi)部控制質(zhì)量差企業(yè)的創(chuàng)新投入水平。由此說(shuō)明，當(dāng)企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量相對(duì)較差時(shí)，賣空機(jī)制的引入更能促進(jìn)其提升創(chuàng)新投入水平。

表7 賣空機(jī)制對(duì)不同內(nèi)部控制質(zhì)量企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

(續(xù)上表)

(四)內(nèi)生性檢驗(yàn)

事實(shí)上，成為融資融券標(biāo)的股票需要滿足交易時(shí)間長(zhǎng)度、流通市值大小、股東人數(shù)、漲跌幅、換手率等諸多篩選條件。這些篩選標(biāo)準(zhǔn)使得融資融券標(biāo)的股票的選取非隨機(jī)，標(biāo)的股可能本身就具備某種區(qū)別于對(duì)照組的投資水平和企業(yè)特征，導(dǎo)致選擇性偏誤而引起內(nèi)生性問(wèn)題。

為了解決以上內(nèi)生性問(wèn)題，本文采用傾向得分匹配法(PSM)，將實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組中協(xié)變量值相同的個(gè)體進(jìn)行配對(duì)分析，使以融資融券這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)為代表的賣空機(jī)制的研究建立在可比個(gè)體的基礎(chǔ)上。借鑒權(quán)小鋒和尹洪英(2017)[16]、郝項(xiàng)超等(2018)[17]的做法，根據(jù)滬深交易所頒布的《融資融券交易實(shí)施細(xì)則》中對(duì)融資融券標(biāo)的股票的篩選標(biāo)準(zhǔn)，選擇股票日波動(dòng)率(vol)、日換手率(tr)、股東戶數(shù)的對(duì)數(shù)(lnSH)、流通股占比(LRS)、上市年限(IPOage)作為協(xié)變量，同時(shí)將公司基本面最為核心的企業(yè)規(guī)模(size)、盈利能力(ROA)、杠桿率(lev)以及tobinQ納入匹配協(xié)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(jié)果與分析

表8為PSM匹配前后協(xié)變量的T檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出匹配后所有協(xié)變量的T值絕大多數(shù)不顯著，對(duì)應(yīng)的P值均大于10%，同時(shí)匹配后的均值%bias均小于5%；從平衡性檢驗(yàn)圖1中可以直觀地看出匹配前后的對(duì)比，匹配后取值絕大多數(shù)接近于0(小于10%)，滿足PSM方法的平衡假設(shè)條件。

表8 匹配前后協(xié)變量的T檢驗(yàn)結(jié)果

(續(xù)上表)

2.PMS-DID回歸結(jié)果分析

基于PSM匹配后樣本，進(jìn)一步檢驗(yàn)賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，考察前述假設(shè)論證的合理性。首先，檢驗(yàn)賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入影響的顯著性。表9為匹配后賣空機(jī)制對(duì)長(zhǎng)期投資支出INV及企業(yè)創(chuàng)新投入占長(zhǎng)期投資比值RDINV的影響，其中_treated為PSM匹配后新生成的交乘項(xiàng)?？梢钥闯?，匹配后的交乘項(xiàng)系數(shù)分別為-0.006和0.151，均在1%的水平上顯著，表明賣空機(jī)制在減少企業(yè)長(zhǎng)期投資支出的同時(shí)，提高企業(yè)創(chuàng)新投入水平，與前述結(jié)果一致，且滯后控制變量并不影響核心結(jié)論，再次驗(yàn)證假設(shè)H1。

表9 匹配后賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)長(zhǎng)期投資與創(chuàng)新投入的影響

其次，檢驗(yàn)匹配后賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響機(jī)制。結(jié)果如表10所示，同時(shí)控制行業(yè)、時(shí)間和公司個(gè)體固定效應(yīng)的情況下，公司治理機(jī)制和信息機(jī)制對(duì)應(yīng)的交乘項(xiàng)系數(shù)均顯著，表明匹配后賣空機(jī)制仍能降低企業(yè)應(yīng)計(jì)盈余管理水平、增加股價(jià)非同步性信息。由此，假設(shè)H2-a和H2-b得證。

表10 匹配后賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響機(jī)制分析

表11和表12分別為不同產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)和不同內(nèi)部控制質(zhì)量情況的回歸結(jié)果。從企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)看，賣空機(jī)制對(duì)不同產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)企業(yè)創(chuàng)新投入均有顯著作用，但相對(duì)于國(guó)有企業(yè)，賣空機(jī)制對(duì)非國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新投入仍顯示出更敏感的影響。對(duì)于不同內(nèi)部控制質(zhì)量的企業(yè)，內(nèi)部控制質(zhì)量差企業(yè)的創(chuàng)新投入與賣空機(jī)制的引入呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，長(zhǎng)期投資與其則呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，而內(nèi)部控制質(zhì)量好企業(yè)的顯著性相對(duì)較差，表明賣空機(jī)制對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量較差企業(yè)創(chuàng)新投入和長(zhǎng)期投資的影響更顯著。因此，非國(guó)有企業(yè)及內(nèi)部控制質(zhì)量差企業(yè)創(chuàng)新投入更易受賣空機(jī)制引入的影響，驗(yàn)證了假設(shè)H3-a和H3-b。

表11 匹配后賣空機(jī)制對(duì)不同產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

表12 匹配后賣空機(jī)制對(duì)不同內(nèi)部控制質(zhì)量企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.改變企業(yè)創(chuàng)新投入的測(cè)度方式

上文采用長(zhǎng)期投資與總資產(chǎn)的比值和研發(fā)投入與長(zhǎng)期投資的比值作為被解釋變量，以研究引入賣空機(jī)制在企業(yè)調(diào)整長(zhǎng)期投資計(jì)劃的情況下是否會(huì)顯著提高企業(yè)創(chuàng)新投入水平。為避免可能存在的被解釋變量衡量偏誤對(duì)回歸結(jié)果造成影響，參考已有文獻(xiàn)，以研發(fā)投入占總資產(chǎn)比例RDA和研發(fā)投入占營(yíng)業(yè)收入比例RDS重新衡量企業(yè)創(chuàng)新投入。表13為改變企業(yè)創(chuàng)新投入測(cè)度方式的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果?？梢钥闯?，該結(jié)果與前文一致，假設(shè)H1仍然成立。

表13 改變企業(yè)創(chuàng)新投入測(cè)度方式的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

2.改變公司治理機(jī)制和信息機(jī)制的測(cè)度方式

為避免代理變量測(cè)度方式帶來(lái)的影響機(jī)制回歸結(jié)果偏誤，考慮以新的測(cè)度方式重新估計(jì)影響機(jī)制。

對(duì)于公司治理機(jī)制，用陸建橋(1999)[31]的模型替換修正Jones模型衡量應(yīng)計(jì)盈余管理，在應(yīng)計(jì)利潤(rùn)計(jì)算中進(jìn)一步考慮了無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)的作用。

其中，Ai，t-1為滯后一期的總資產(chǎn)，ΔREVi，t為當(dāng)期營(yíng)業(yè)收入變動(dòng)情況，ΔRECi，t為當(dāng)期應(yīng)收賬款變動(dòng)情況，PPEi，t為當(dāng)期固定資產(chǎn)，IAi，t為當(dāng)期無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)。

對(duì)于信息機(jī)制，參考郝項(xiàng)超等(2018)[17]的研究，以周收益率數(shù)據(jù)計(jì)算股價(jià)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(xiàn)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(quán)平均收益率；Rl，t為行業(yè)平均收益率，具體計(jì)算方式為按照2012年中國(guó)證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，以公司流通市值為權(quán)重，計(jì)算所在行業(yè)剔除本公司股票后的其他股票的加權(quán)平均收益率。

表14為改變公司治理機(jī)制和信息機(jī)制測(cè)度方式的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。可以看到，Panel A中，did系數(shù)顯著為負(fù)，表明賣空機(jī)制的引入有效降低企業(yè)應(yīng)計(jì)盈余管理水平；Panel B中，did系數(shù)顯著為正，表明融資融券標(biāo)的企業(yè)的股價(jià)非同步性提升，股價(jià)包含更多的企業(yè)特質(zhì)信息。

表14 改變公司治理和信息機(jī)制測(cè)度方式的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

3. 改變?nèi)谫Y融券的代理變量

為區(qū)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(jì)賣空機(jī)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?nèi)谫Y融券代理變量的影響顯著性和影響機(jī)制穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。Panel A是影響顯著性的檢驗(yàn)結(jié)果，列(1)以長(zhǎng)期投資INV為被解釋變量的SI系數(shù)顯著為負(fù)，列(2)以企業(yè)創(chuàng)新投入RDINV為被解釋變量的SI系數(shù)顯著為正；同時(shí)，Panel A中的MBI系數(shù)均不顯著，表明融資交易對(duì)企業(yè)長(zhǎng)期投資和創(chuàng)新投入無(wú)顯著影響。由此可以得到與前文一致的結(jié)果，即賣空機(jī)制的引入在有效控制企業(yè)長(zhǎng)期投資水平、抑制過(guò)度投資的情況下，顯著提高企業(yè)創(chuàng)新投入水平，假設(shè)H1仍然成立。

Panel B是影響機(jī)制的檢驗(yàn)結(jié)果。列(3)以應(yīng)計(jì)利潤(rùn)DA為被解釋變量的SI系數(shù)顯著為負(fù)，MBI系數(shù)不顯著，表明賣空機(jī)制的引入有效降低企業(yè)應(yīng)計(jì)盈余管理水平，假設(shè)H2-a經(jīng)檢驗(yàn)仍然成立。列(4)以股價(jià)同步性信息作為被解釋變量，SI系數(shù)顯著為正，MBI系數(shù)顯著為負(fù)，表明在兩融交易中，融券賣空交易會(huì)增加股價(jià)特質(zhì)信息，而融資交易會(huì)減少股價(jià)特質(zhì)信息，這與郝項(xiàng)超等(2018)[17]的結(jié)果一致。假設(shè)H2-b經(jīng)檢驗(yàn)仍然成立。

表15 改變?nèi)谫Y融券代理變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

(續(xù)上表)

表16為改變?nèi)谫Y融券代理變量在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)樣本中的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果?？梢钥闯觯瑢?duì)于長(zhǎng)期投資INV，非國(guó)有企業(yè)組SI系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，國(guó)有企業(yè)組則不顯著；對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新投入RDINV，非國(guó)有企業(yè)組SI系數(shù)在1%的水平上顯著為正，國(guó)有企業(yè)組SI系數(shù)則在5%的水平上顯著為正；MBI系數(shù)均不顯著。結(jié)果與前文一致，即賣空機(jī)制的引入對(duì)非國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新投入有更顯著的促進(jìn)作用。假設(shè)H3-a仍然成立。

表16 改變?nèi)谫Y融券代理變量對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

表17為改變?nèi)谫Y融券代理變量在不同內(nèi)部控制質(zhì)量企業(yè)樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。可以看出，對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新投入RDINV，內(nèi)部控制質(zhì)量好企業(yè)組的SI系數(shù)不顯著，而內(nèi)部控制質(zhì)量差企業(yè)組的SI系數(shù)在1%的水平上顯著為正；MBI系數(shù)均不顯著。由此表明賣空機(jī)制的引入對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量較差企業(yè)的創(chuàng)新投入有更顯著的促進(jìn)作用。假設(shè)H3-b經(jīng)檢驗(yàn)仍然成立。

表17 改變?nèi)谫Y融券代理變量對(duì)不同內(nèi)部控制質(zhì)量企業(yè)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4. 安慰劑檢驗(yàn)

為進(jìn)一步判斷以融資融券制度為代表的賣空機(jī)制引入的政策效果，本文通過(guò)虛構(gòu)政策時(shí)間進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。將納入融資融券范圍的時(shí)間虛擬變量post向前推三年，即融資融券政策提前三年實(shí)施，使樣本企業(yè)提前三年設(shè)置為兩融標(biāo)的企業(yè)，并以新的交乘項(xiàng)進(jìn)行回歸。表18是安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果，可以看到交乘項(xiàng)系數(shù)不顯著，表明在融資融券制度未啟動(dòng)時(shí)，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組企業(yè)創(chuàng)新投入的變動(dòng)趨勢(shì)不存在系統(tǒng)性差異，說(shuō)明賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響顯著存在，假設(shè)H1仍然成立。

表18 安慰劑檢驗(yàn)/提前三年實(shí)施兩融政策的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

五 研究結(jié)論與政策啟示

本文基于我國(guó)融資融券分步擴(kuò)容的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用2009—2018年中國(guó)A股上市公司數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙重差分模型研究賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新決策的影響。主要結(jié)論為：(1)賣空機(jī)制的引入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入有顯著的激勵(lì)作用。賣空機(jī)制引入后，企業(yè)會(huì)在控制過(guò)度投資、調(diào)整企業(yè)長(zhǎng)期投資計(jì)劃的同時(shí)提高其創(chuàng)新投入水平。(2)賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響會(huì)通過(guò)公司治理機(jī)制和信息機(jī)制兩方面產(chǎn)生作用。對(duì)于公司治理機(jī)制，賣空機(jī)制的實(shí)施能降低企業(yè)應(yīng)計(jì)盈余管理水平，改善非實(shí)質(zhì)性投資行為，由此提高企業(yè)創(chuàng)新投入水平；對(duì)于信息機(jī)制，賣空機(jī)制的實(shí)施發(fā)揮其流動(dòng)性和價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能，增加可賣空公司股票價(jià)格中的特質(zhì)信息，緩解信息不對(duì)稱問(wèn)題，由此提高企業(yè)創(chuàng)新投入水平。(3)賣空機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響會(huì)因企業(yè)內(nèi)部治理情況等而存在差異性。當(dāng)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和內(nèi)部控制質(zhì)量不同時(shí)，賣空機(jī)制的引入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響完全不同。當(dāng)可賣空企業(yè)為國(guó)有企業(yè)時(shí)，賣空機(jī)制的引入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入無(wú)顯著影響；當(dāng)可賣空企業(yè)為非國(guó)有企業(yè)時(shí)，引入賣空機(jī)制能顯著提高企業(yè)創(chuàng)新投入。當(dāng)企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量相對(duì)較差時(shí)，賣空機(jī)制的引入更能促進(jìn)其創(chuàng)新投入水平提升。

根據(jù)結(jié)論得到以下政策啟示：(1)企業(yè)應(yīng)積極開展融券賣空業(yè)務(wù)。研究結(jié)論驗(yàn)證了引入賣空機(jī)制能夠有效緩解委托代理問(wèn)題、約束管理者機(jī)會(huì)主義行為，對(duì)企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力和長(zhǎng)期價(jià)值提升有顯著積極作用。已成為融資融券標(biāo)的股票的公司應(yīng)進(jìn)一步活躍自身兩融業(yè)務(wù)，借注冊(cè)制改革等市場(chǎng)化變革之東風(fēng)，讓賣空機(jī)制更好地發(fā)揮其外部監(jiān)督作用；還未被允許賣空的上市公司應(yīng)當(dāng)不斷改善經(jīng)營(yíng)，積極申報(bào)成為可融券賣空的標(biāo)的公司，提升自身股票流動(dòng)性，為企業(yè)長(zhǎng)期價(jià)值提升提供支持。(2)賣空政策的具體實(shí)施中，標(biāo)的篩選可提高針對(duì)性。本文研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、內(nèi)部控制質(zhì)量等治理特征的異質(zhì)性都會(huì)對(duì)融資融券作用的發(fā)揮產(chǎn)生影響，公司治理的改善和信息披露質(zhì)量的提升在部分企業(yè)中未能得到有效體現(xiàn)。因此，在選取可賣空標(biāo)的股票時(shí)，可以根據(jù)企業(yè)治理特征，選取經(jīng)營(yíng)管理決策更易受市場(chǎng)化政策變更改善的上市公司，以更大限度發(fā)揮賣空機(jī)制的治理效果。(3)對(duì)于宏觀資本市場(chǎng)，應(yīng)在配合法律法規(guī)完善的前提下，加快推進(jìn)賣空機(jī)制實(shí)施，擴(kuò)大可賣空股票范圍。隨著我國(guó)資本市場(chǎng)融券規(guī)模的不斷擴(kuò)大，在市場(chǎng)條件更為成熟、制度環(huán)境更為規(guī)范的情形下，我國(guó)政府應(yīng)繼續(xù)加大力度推進(jìn)兩融試點(diǎn)工作，擴(kuò)大賣空股票范圍、豐富可賣空資產(chǎn)品類，從多個(gè)維度完善資本市場(chǎng)的賣空機(jī)制和市場(chǎng)體系構(gòu)建，提升資本市場(chǎng)的有效性。