卖空机制对企业创新决策的影响_周开国.pdf

产经评论2023 年 1 月第 1 期收稿日期 2022 06 18基金项目 广东省基础研究及应用研究重大项目“系统性金融风险的形成机理及防范体系研究”(项目批准号:2017WZDXM037，项目负责人:周开国);2016 年广东省特色重点学科“公共管理”建设项目(子课题负责人:周开国);广东省自然科学基金面上项目“粤港澳大湾区产学研合作的作用机制及产学研合作创新网络的形成机制研究”(项目编号:2021A1515012647，项目负责人:周开国)。作者简介 周开国，广州新华学院经济与贸易学院教授，研究方向为资本市场、公司金融、金融风险管理;林彩霞，中山大学岭南学院硕士研究生，研究方向为公司金融;吴兆春，中共广州市委党校经济学教研部教授，研究方向为企业金融、资本市场、风险投资。卖空机制对企业创新决策的影响周开国林彩霞吴兆春 摘要 基于我国融资融券分步扩容的准自然实验，利用 20092018 年中国 A 股上市公司数据，构造双重差分模型，创新性地从企业长期投资的视角切入，考虑卖空机制的引入对企业整体长期投资决策的作用，并分析创新投入占长期投资比例的变化情况，探究卖空机制对企业创新决策的影响。实证结果显示:卖空机制的引入能够有效改善普遍存在的企业过度投资现象，同时对企业创新投入产生显著激励作用。该作用存在两种影响机制，一方面通过降低企业应计盈余管理水平、改善公司治理水平，从而促进创新;另一方面通过增加公司股价特质信息、缓解信息不对称，从而促进创新。异质性分析结果表明，非国有企业和内部控制质量差的企业所受影响更为显著。研究结论对如何利用资本市场促进企业创新投入以及理解影响企业创新决策的外部因素具有重要参考价值。关键词 卖空机制;长期投资;企业创新投入;双重差分法 中图分类号 F273.1 文献标识码 A 文章编号 1674 8298(2023)01 0081 21 DOI 10.14007/ki.cjpl.2023.01.006 引用方式 周开国，林彩霞，吴兆春 卖空机制对企业创新决策的影响 J 产经评论，2023，14(1):81 101一引言习近平总书记指出，创新是引领发展的第一动力。创新也是企业保持竞争优势的源泉。伴随着供给侧结构性改革、新旧动能转换等政策的落实，我国创新水平逐年提升。据国家统计局社科文司中国创新指数研究课题组测算，2021 年，中国创新指数提升至 264.6(2005 年基数 100)，中国创新投入指数达到 219.0(2005 年基数 100)，两者均在过去十多年得到了大幅提升。与此同时，微观层面的企业创新也在宏观环境的促进下迎来了大发展。自熊彼特 1934 年提出企业创新理论以来，企业创新在学术界和政府部门的关注度逐步提升。企业经营决策的调整关乎企业中长期价值的变化，固定资产投资、研发创新投入等长期投资决策则是其中的重要影响因素。企业长期投资决策的调整一方面影响企业资金流动性，另一方面体现管理层决策行为的动机。当管理层因信息不对称等问题采取短视、自利等行为时，可能出现长期投资不足或过度投资的现象，降低创新投资积极性，不利于企业长期价值的提升。18融券卖空机制作为外部治理机制，对市场秩序的调节和市场交易的完善起到正向促进作用(Hsuet al，2014)1，对于微观企业的公司治理和股价信息有效性也存在显著影响。考虑到相关法律法规健全程度不足可能带来的市场风险，国内直至 2010 年才开启融资融券试点。融券业务的推出标志着卖空机制正式引入中国资本市场，为我国长达 20 年的“单边市”交易画上句号。经历六次扩容后两融市值占比已经提升至 87%。2019 年随着注册制改革，部分个股出现融券规模首次超过融资规模的现象，表明卖空交易对我国市场整体和企业个体的影响正逐渐扩大。作为公司治理和企业发展的重要一环，企业创新也必然会受到卖空机制引入的影响。然而，现有关于卖空机制的研究主要集中于其对资本市场的影响(Chang et al，20072;Karpoff和 Lou，20103;许红伟和陈欣，20124;Grullon et al，20155;李志生等，20156;褚剑和方军雄，20167)，而分析卖空机制对企业行为影响的研究多对财报质量等短期经营决策进行讨论(Hir-shleifer et al，20128;陈晖丽和刘峰，20149;Fang et al，201610;李春涛等，201711)，较少文献考察对包括创新行为在内的企业长期投资决策的影响(Massa et al，2015)12。与此同时，对企业创新行为影响因素的探究主要集中于企业内外部治理环境(Galasso 和 Simcoe，201113;陈思等，201714)，缺乏从外部政策变更的角度进行考察。此外，对卖空机制与企业创新行为关系的分析多以创新产出这一操纵性较强的指标为研究对象(He 和 Tian，201615;权小锋和尹洪英，201716;郝项超等，201817;李春涛等，202018)，对研发投入的研究也未考虑企业整体长期投资的调整情况。因此，在市场化程度日益提高的环境下，探究卖空机制对企业创新的影响和作用机制具有重要现实意义。本文选择 20092018 年中国 A 股市场上市公司作为研究对象，根据信息不对称理论及委托代理理论，以融资融券标的股票分步扩容作为准自然实验，首先构造双重差分模型(DID)研究卖空机制对企业创新投资行为的影响;然后通过考察盈余管理变化和股价特质信息变化，研究卖空机制对企业创新投入的影响机制;最后根据产权性质和内控质量，对卖空机制影响企业创新投入的异质性进行检验。实证结果表明:卖空机制对企业创新投入有显著激励作用。进一步研究发现，该作用存在两种影响机制，一方面通过降低企业应计盈余管理水平、改善公司治理水平，从而促进创新;另一方面通过增加公司股价特质信息、缓解信息不对称，从而促进创新。此外，在不同的企业内部治理情况下，卖空机制对企业创新投入的促进效果不同，非国有企业和内部控制质量差的企业所受影响更为显著。余下内容安排为:第二部分是理论分析和研究假设;第三部分是实证研究设计;第四部分是实证结果分析;第五部分是研究结论与政策启示。二理论分析和研究假设(一)卖空机制对创新投入的影响已有研究表明，资本市场的稳步发展对企业创新起到促进作用，而卖空机制的引入会从增加流动性、提供价格发现机制等角度填补“单边市”的空白。卖空交易者会主动挖掘股价利空信息以对冲相对较高的卖空成本，而卖空交易的负面信息传导产生股价下行压力，使企业股东和管理层利益受到威胁。根据理性经济人的假设，为了实现利益最大化，企业股东和管理层的行为都会做出改变。大股东会更积极地了解管理层经营管理决策和包括创新项目在内的长期投资项目的详细信息，以消除信息不对称引发的第一类委托代理问题(靳庆鲁等，2015)19。管理层出于稳定股价、保证资本收益的目的，会减少企业负面信息发生，进而通过约束自身机会主义行为、调整长期投资决策而对企业长期价值提升产生积极作用(Massa et al，201512;Grullon et al，20155;侯青川等，201620;顾乃康和周艳利，201721)。因此，卖空机制的引入作为外部治理机制能够加强对管理层的监督，有效控制管理层短视行为，缓解企业长期投资出现因管理层滥用企业资源或过度自信引发的过度投资等问题(李云鹤，2014)22，使经营管理决策向有利于长期价值提升的方向发展。28在中国资本市场上，高水平的资本投资与累积促进了市场和企业的快速成长，但过度投资现象在国内上市公司中普遍存在(李维安和姜涛，200723;唐雪松等，200724)。卖空机制在调整企业整体长期投资、缓解过度投资的同时，会改变企业创新投资在长期投资中所占比例。企业创新投资水平的提升一定程度上意味着核心竞争力的提高，创新投资强度加大能向市场释放利好消息。若企业在调整长期投资决策、有效抑制过度投资的前提下，创新投资相对水平(即创新投资在长期投资中所占比例)仍呈现显著提升的情形，代表企业未来发展动力强劲，外部投资者会基于企业的投资结构调整对企业未来价值走向的判断。卖空机制作为外部治理机制，能够通过加强监督而提高企业创新投资水平，因此对企业创新投入有实质性的激励作用。基于上述分析，提出研究假设 H1。H1:卖空机制的引入对企业创新投入存在显著激励作用。(二)卖空机制对创新投入的影响机制卖空机制的引入可能通过不同传导机制作用于企业创新投资。一方面，从公司治理的角度看，卖空机制的引入对企业经营起到外部监督作用，在将看空交易者的悲观情绪反映到股价中的同时，实行创新投资项目、改善公司治理等“利好信息”也能够通过融资融券交易制度有效传播，因此，管理层对创新项目的投资行为能够在股价调整中得到激励，控制为了美化财务报表而采取的、不能实质性提升企业价值的应计盈余管理行为，提升公司治理水平，增强企业创新投资积极性(刘惠好和冯永佳，2020)25。另一方面，从信息传播的角度看，卖空机制引入后，为了对冲较高的卖空成本，卖空投资者和分析师都会增强对企业信息的挖掘，管理层的短视行为和机会主义行为能被较快发现并以“利空信息”的形式反映到股价中，由此带来股价下行威胁，影响股东和管理层的长期资本收益。因此，可卖空企业的管理层会加大创新投入以维持长期收益。由此提出关于影响机制的研究假设 H2 a 和 H2 b。H2 a:卖空机制会通过公司治理机制，改变企业管理层的盈余管理行为，从而影响企业创新投入。H2 b:卖空机制会通过信息机制，利用股价特质信息改变信息不对称程度，从而影响企业创新投入。(三)卖空机制对创新投入影响的异质性不同内部治理情况企业采取的创新策略有所差异，从而使卖空机制对不同性质和内部控制质量企业创新投入的影响具有异质性。1 产权性质企业产权性质很大程度上影响着政策实施效果。首先，国有企业以其特殊的身份发挥着稳定市场的作用，当卖空机制造成股价下行威胁时，国有企业管理层可能会倾向于改善短期经营业绩，进而对相对长期的创新投资产生抑制作用。其次，国有企业更易受到国家政策扶持、享受政策优惠，创新活动中所面临的融资约束和筹资难度相对较低，创新投资项目因资金不足受到阻碍的可能性较小。最后，国有企业常处于垄断地位，投资者很难挖掘到国有企业的信息，无法通过信息反馈调整股票价格以影响管理层资本收益情况，因此，卖空机制对国有企业管理层的监督效果相对较弱。2 内部控制质量企业内部控制是企业为保证经营管理活动有序开展而实行的监管措施，通过建立监督机制，对企业资产状况、财务信息提出要求，有效管控企业员工行为和公司运营情况。因此，对于内部控制质量较差的企业，在卖空机制作为市场化政策变更作用下，公司经营管理情况和信息披露情况有更大改善空间。卖空机制能通过公司治理机制和信息机制影响企业长期投资结构，提升企业创新投资水平。综上所述，提出研究假设 H3 a 和 H3 b。H3 a:相对于国有企业，卖空机制的引入对非国有企业创新投入的激励作用更显著。38H3 b:相对于内控质量好的企业，卖空机制的引入对内控质量差企业创新投入的激励作用更显著。三实证研究设计(一)样本选择和数据来源本文融资融券数据、企业财务数据等均来源于国泰安数据库(CSMA)和万得数据库(Wind)，企业内部控制质量 DIB 指数来自迪博内部控制与风险管理数据库。数据样本期间为 20092018 年。对样本公司进行如下处理工作:(1)剔除金融业上市公司，主要是行业代码为 J66 的银行业上市公司;(2)剔除被标记为 ST 和*ST 的公司;(3)剔除非 A 股公司;(4)剔除数据缺失的观测值;(5)将个别年份缺失数据赋值为 0。(二)变量定义1 被解释变量本文关注企业研发投入水平而非研发产出，考虑到卖空机制可能对企业长期投资整体有显著影响，而企业长期投资中除了研发投入以外还包括固定资产投资在内的其他投资，因此选取企业长期投资和创新投入水平作为被解释变量:INV 为长期投资占总资产的比重;DINV 为研发投入与长期投资的比值，表示企业创新投入的相对量，反映企业实质性研发投入水平。其中，考虑到企业长期投资包括研发投入、固定资产投资等在内的各项支出，参考刘慧龙等(2014)26 的研究，以“(构建固定资产、无形资产和其他长期投资资产所支付的现金+购买子公司及其他营业单位所支付的现金 处置子公司及其他营业单位所收到的现金)/总资产”为计算方法，衡量企业新增长期投资支出。2 解释变量解释变量为企业是否引入卖空机制。本文以融资融券这一准自然实验为代表衡量卖空机制的政策实施，设置 list 和 post 两个虚拟变量构建拟合模型。其中，list 为融资融券公司虚拟变量，当该公司股票在样本期间纳入融资融券名单，取值为 1，否则为 0;post 为两融实施时间虚拟变量，公司股票进入融资融券名单之后的年度取值为 1，否则为 0。3 控制变量参考已有文献，选择衡量公司层面和管理层特征的 11 个变量作为控制变量，包括资产负债率(lev)、公司规模(size)、资产收益率(OA)、是否为国有企业(state)、董事长与总经理是否二职合一(dual)、企业托宾 Q 值(tobinQ)、股权集中度(first)、独立董事占比(independence)、管理层持股水平(mshares)、公司成立年限(age)、经营性现金流水平(FCF)。对所有连续变量进行 5%和95%的缩尾处理，以消除极端值的影响。表 1 是主要变量定义，表 2、表 3 是变量的描述性统计结果。可以看出，几乎所有控制变量在实验组和对照组的均值均存在显著差异。表 1变量定义变量类型变量符号变量定义被解释变量DINV公司研发投入占长期投资支出的比例INV公司长期投资支出占总资产的比重解释变量list融资融券虚拟变量，若该公司已被纳入融资融券名单，则取值为 1，否则为 0post公司进入融资融券名单之后的年度取值为 1，否则为 0didlist 变量和 post 变量的交乘项48(续上表)变量类型变量符号变量定义控制变量lev资产负债率size公司规模，用公司总资产的自然对数表示OA资产收益率state国有企业虚拟变量，国有企业取值为 1，否则为 0dual二职合一虚拟变量，董事长与总经理是同一个人兼任取值为 1，否则为 0tobinQ企业托宾 Q 值first股权集中度，用第一大股东持股比例表示independence独立董事在董事会中的占比mshares管理层持股，用管理层持股数量占总股数比重表示age公司成立年限，用公司成立时间到样本期的年限表示FCF经营性现金流，用经营性现金流净额与总资产的比值表示表 2全样本描述性统计变量平均值中位数最小值最大值标准差INV0.05490.04230.00310.16250.0448DINV0.79500.40550.01263.83960.9922lev0.39790.38850.10350.73450.1869size22.108021.956320.467024.51101.1073OA0.04600.04010.03480.13680.0424dual0.27790.00000.00001.00000.4480tobinQ2.10761.70530.37975.83631.4882first33.669931.920713.528260.100013.3767independence0.37360.33330.33330.50000.0496mshares0.11130.00570.00000.47860.1579age16.179616.00007.000025.00005.0137FCF0.04510.04220.05570.15550.0550表 3实验组和对照组的描述性统计变量实验组样本量均值对照组样本量均值均值差异lev46840.362959740.42540.0625size468421.4917597422.59121.0995OA46840.038159740.05210.0140dual46840.316259740.24790.068358(续上表)变量实验组样本量均值对照组样本量均值均值差异tobinQ46842.207659742.02920.1784first468432.3059597434.73952.4336independence46840.373859700.37350.0003mshares46810.161959740.07160.0903age468415.8599597416.43020.5702FCF46840.036659740.05180.0152注:实验组和对照组分别由融资融券标的公司和非标的公司组成;、*分别表示显著性水平为 1%、5%、10%。(三)模型构造我国融资融券制度的实施采用“先试点，后推广”模式，其实施过程将研究样本自然划分成实验组和对照组。因此，本文在准自然实验的背景下，采用多期双重差分法(DID)，将主要研究模型设定为如下形式:Yi，t=0+1listi+2didi，t+3CVi，t+year+industry+i，t(1)其中，Yi，t为衡量企业长期投资支出的被解释变量 INV 和衡量创新投入水平的被解释变量 DINV，listi为融资融券虚拟变量，didi，t为 listi和 posti，t的交乘项，CVi，t为控制变量，year 和 industry 分别为时间和行业固定效应。在影响机制的研究中，分别以应计盈余管理 DA 和股价特质信息 SYN 作为公司治理机制与信息机制的代理变量。对于公司治理机制，参考 Fang et al(2016)10、陈国辉等(2018)27 等文献，以利用修正 Jones 模型估计的操纵性应计利润作为代理变量，检验公司治理机制作用下卖空机制对企业创新投入产生的影响。具体模型设置如下:TAi，tAi，t 1=11Ai，t1+2EVi，t ECi，tAi，t1+3PPEi，tAi，t1+i，t(2)其中，TAi，t为当期总应计利润，Ai，t 1为滞后一期的总资产，EVi，t为当期营业收入变动情况，ECi，t为当期应收账款变动情况，PPEi，t为当期固定资产。由上述模型估计得到的残差即为操纵性应计利润，即盈余管理水平。对于信息机制，参考 oll(1988)28、朱红军等(2007)29 的研究，采用股价非同步性指标测度股价特质信息 SYN，基于股票收益数据构建回归模型。具体模型设置如下:i，t=+m，t+(3)其中，i，t为股票 i 考虑现金红利再投资的收益率，m，t为 A 股所有股票经流通市值加权的平均收益率。由上述模型估计得到拟合系数 2，并用 1 2得到股价特质信息 SYN。卖空交易作为知情交易，股价特质信息增加时，意味着股价捕捉到了更多市场信息难以解释的公司经营特质信息，即公司股票价值及波动调整更接近企业基本价值情况，定价效率提升同时信息不对称程度降低，因此，卖空机制理论上应该能够显著增加股价特质信息。以上述影响机制变量 DA 和 SYN 作为被解释变量重新估计模型(1)，分别衡量公司治理机制和信息机制的传导作用。68四实证结果分析(一)卖空机制对企业创新投入的影响分析表 4 是卖空机制对企业长期投资与创新投入影响的全样本回归结果。列(1)以企业长期投资 INV作为被解释变量。结果显示，交乘项 did 的系数为 0.005，在 1%的水平上显著，表示卖空机制的引入会使企业长期投资规模以 0.5%的比例下降，说明在卖空压力的作用下，委托代理问题有所改善，卖空机制能够有效缓解企业过度投资问题。列(2)以企业创新投入在长期投资中所占比重 DINV 作为被解释变量。结果显示，交乘项 did 的系数为0.135，在1%的水平上显著，表明卖空机制的引入能够显著提升企业创新投入水平，这与王春燕等(2018)30 的发现相一致。同时考虑到公司变量存在较强的自相关特征，为保证结果的稳健性，本文使用滞后一期控制变量进行回归，结果显示核心解释变量的符号和显著性与列(1)、列(2)基本一致。由此可见，卖空机制的引入在抑制企业长期投资规模的同时，有效提升了企业创新投入水平，因此假设 H1 的“激励效应”得证。表 4卖空机制对企业长期投资与创新投入的影响变量同期控制变量(1)INV(2)DINV滞后控制变量(3)INV(4)DINVlist0 003*0 0220 0060 065(1 65)(0 55)(2 78)(1 39)did0 0050 1350 0050 118(3 08)(3 21)(2 34)(2 39)lev0 0170 0010 0010 061(3 84)(0 01)(0 28)(0 49)size0 0030 1310 002*0 110(2 48)(5 10)(1 81)(3 59)OA0 0910 4300 0710 122(5 54)(1 05)(3 71)(0 25)state0 0150 3210 0130 331(8 93)(7 69)(7 02)(6 98)dual0 0030 0430 0040 049(2 31)(1 45)(2 22)(1 37)tobinQ0 0010 0440 0010 032*(0 87)(2 90)(1 52)(1 77)first0 0000 0010 0000 001(0 23)(0 95)(0 17)(0 70)independence0 0010 1000 0010 199(0 12)(0 34)(0 07)(0 59)78(续上表)变量同期控制变量(1)INV(2)DINV滞后控制变量(3)INV(4)DINVmshares0 0170 2340 0110 183(3 73)(2 23)(2 11)(1 49)age0 0000 0030 000*0 005(3 18)(0 99)(1 75)(1 22)FCF0 0520 1000 0820 492*(4 94)(0 42)(7 07)(1 75)Constant0 0063 4940 0003 097(0 25)(6 15)(0 02)(4 55)Observations106511065180738073 squared0 1480 1640 1440 154industry FEYESYESYESYESyear FEYESYESYESYES注:括号内为 t 值;模型采用公司层面的 cluster 聚类处理控制自相关问题;、*分别表示显著性水平为 1%、5%、10%。(二)卖空机制对企业创新投入的影响机制分析为进一步研究以融资融券为代表的卖空机制如何影响企业创新投入，本文考虑了公司治理机制和信息机制两个方面。表 5 是卖空机制对企业创新投入的影响机制分析回归结果。表 5Panel A 中，参考 Fang et al(2016)10 的研究，以利用修正 Jones 模型估计的应计利润(DA)作为被解释变量，检验公司治理机制作用下卖空机制对企业创新投入产生的影响。结果显示，交乘项 did 的系数 0.006，在 10%的水平上显著，即以应计利润为代表的企业应计盈余管理水平与以融资融券为代表的卖空机制间呈显著负相关关系，表明卖空机制的引入会降低企业应计利润水平，使盈余管理下降，改善管理层短视行为，促进企业创新投入，因此假设 H2 a 得证。表 5 Panel B 中，以股价特质性信息(SYN)作为被解释变量，检验卖空机制通过信息机制对企业创新投入产生的影响。结果显示，交乘项 did 的系数为 0.12，在 1%的水平上显著，说明公司股价的非同步性与融资融券制度间呈现正相关关系，表明企业成为两融标的后股价中蕴含的企业自身特质信息增加，降低企业的信息不对称程度。卖空机制的引入通过信息传递影响企业创新投入，即假设H2 b 得证。进一步考虑融资和融券的双向影响，在后文稳健性检验中，用融资余额 MBI 和融券余额 SI 替代 did，单独考虑融券卖空的影响可以发现，卖空机制的引入将增加企业股价的非同步性。综合表 5 结果发现，无论是通过公司治理机制还是通过信息机制，卖空机制对企业创新投入都呈现显著影响，表明卖空机制的引入对企业创新投入的促进作用通过多种方式实现。88考虑到公司治理水平与股价信息含量均是企业个体的特征变量，因此，为保证结果的可信度，这里额外控制了企业固定效应。表 5卖空机制对企业创新投入的影响机制分析变量Panel A:公司治理机制(1)DAPanel B:信息机制(2)SYNdid0.006*0.120(1.70)(2.61)Constant0.2170.459(2.09)(0.49)控制变量YESYESObservations1027810287 squared0.6810.497industry FEYESYESfirm FEYESYESyear FEYESYES注:括号内为 t 值;模型采用公司层面的 cluster 聚类处理控制自相关问题;、*分别表示显著性水平为 1%、5%、10%。(三)卖空机制对企业创新投入影响的异质性分析卖空机制作为外部治理政策，在不直接参与企业治理过程的情况下，发挥监督治理的作用，通过降低信息不对称改变企业决策行为。当企业性质不同时，卖空机制的监督治理效果存在一定差异。而企业内部治理情况的异质性也会影响卖空机制对企业创新投入的作用。因此，本文根据产权性质和内部控制质量划分样本企业进行异质性分析。表 6 报告了卖空机制对不同产权性质企业创新投入的影响，Panel A、Panel B 分别为非国有企业组和国有企业组的回归结果，列(1)和列(3)以长期投资支出占总资产比重 INV 为被解释变量，列(2)和列(4)以研发投入占长期投资的比例 DINV 为被解释变量。结果显示，列(1)中，非国有企业组的交乘项 did 系数为 0.008，在 1%的水平上显著，而列(3)国有企业组的 did 系数不显著，说明卖空机制的引入在降低非国有企业长期投资支出的同时对国有企业无显著影响，即卖空机制仅能改善非国有企业的过度投资问题。列(2)中，非国有企业组的交乘项 did 系数为 0.144，在 1%的水平上显著，表示卖空机制的引入与非国有企业创新投入水平呈现显著正相关关系，而列(4)国有企业组的 did 系数显著性较低，这一结果表明卖空机制的引入对非国有企业创新投入的激励效果更为明显。表 6卖空机制对不同产权性质企业创新投入的影响变量Panel A:非国有企业(1)INV(2)DINVPanel B:国有企业(3)INV(4)DINVlist0 0050 0970 0020 122(2 27)(2 20)(0 77)(1 38)98限于篇幅，此表及随后的表格均略去控制变量 lev、size、OA、state、dual、tobinQ、first、independence、mshares、age、FCF 的回归结果，完整的结果备索。(续上表)变量Panel A:非国有企业(1)INV(2)DINVPanel B:国有企业(3)INV(4)DINVdid0 0080 1440 0010 132*(3 33)(2 84)(0 29)(1 71)Constant0 0352 6150 0325 576(1 13)(3 80)(0 93)(5 63)控制变量YESYESYESYESObservations7295729533553355 squared0 1170 1560 1850 249industry FEYESYESYESYESyear FEYESYESYESYES注:括号内为 t 值;模型采用公司层面的 cluster 聚类处理控制自相关问题;、*分别表示显著性水平为 1%、5%、10%。本文利用迪博内部控制指数(DIB)衡量企业内部控制质量，根据企业内部控制质量的差异，以分行业、分年份 DIB 的中位数作为分界点，将全样本划分为内部控制质量好和内部控制质量差的两个组别。当企业 DIB 高于中位数时，认为该企业拥有较高的内部控制质量，信息披露较完善。表 7 报告了卖空机制对不同内部控制质量企业创新投入的影响，Panel A、Panel B 分别为内部控制质量好和内部控制质量差企业的回归结果，列(1)和列(3)、列(2)和列(4)分别以 INV、DINV 为被解释变量。结果显示，列(1)内部控制质量好组别的 did 系数为 0.004，在10%的水平上显著，列(3)内部控制质量差组别的 did 系数为 0.008，在 1%的水平上显著，说明卖空机制的引入对长期投资支出的影响在内部控制质量较差的企业作用更显著。列(2)和列(4)同样说明内部控制质量较差的企业对于卖空机制的引入更为敏感，卖空机制能更显著地提升内部控制质量差企业的创新投入水平。由此说明，当企业内部控制质量相对较差时，卖空机制的引入更能促进其提升创新投入水平。表 7卖空机制对不同内部控制质量企业创新投入的影响变量Panel A:内部控制质量好(1)INV(2)DINVPanel B:内部控制质量差(3)INV(4)DINVlist0 0030 0110 0030 024(1 41)(0 22)(1 30)(0 51)did0 004*0 1080 0080 177(1 68)(2 18)(3 47)(3 38)Constant0 0233 2850 057*4 251(0 83)(4 86)(1 96)(5 86)控制变量YESYESYESYESObservations5332533253185318 squared0 1510 1680 1570 17509(续上表)变量Panel A:内部控制质量好(1)INV(2)DINVPanel B:内部控制质量差(3)INV(4)DINVindustry FEYESYESYESYESyear FEYESYESYESYES注:括号内为 t 值;模型采用公司层面的 cluster 聚类处理控制自相关问题;、*分别表示显著性水平为 1%、5%、10%。(四)内生性检验事实上，成为融资融券标的股票需要满足交易时间长度、流通市值大小、股东人数、涨跌幅、换手率等诸多筛选条件。这些筛选标准使得融资融券标的股票的选取非随机，标的股可能本身就具备某种区别于对照组的投资水平和企业特征，导致选择性偏误而引起内生性问题。为了解决以上内生性问题，本文采用倾向得分匹配法(PSM)，将实验组和对照组中协变量值相同的个体进行配对分析，使以融资融券这一准自然实验为代表的卖空机制的研究建立在可比个体的基础上。借鉴权小锋和尹洪英(2017)16、郝项超等(2018)17 的做法，根据沪深交易所颁布的 融资融券交易实施细则中对融资融券标的股票的筛选标准，选择股票日波动率(vol)、日换手率(tr)、股东户数的对数(lnSH)、流通股占比(LS)、上市年限(IPOage)作为协变量，同时将公司基本面最为核心的企业规模(size)、盈利能力(OA)、杠杆率(lev)以及 tobinQ 纳入匹配协变量，这里采用 K 临近匹配方法、利用 Logit 模型拟合获得基于 PSM 方法的匹配样本。1 样本匹配结果与分析表 8 为 PSM 匹配前后协变量的 T 检验结果，可以看出匹配后所有协变量的 T 值绝大多数不显著，对应的 P 值均大于 10%，同时匹配后的均值%bias 均小于 5%;从平衡性检验图 1 中可以直观地看出匹配前后的对比，匹配后取值绝大多数接近于 0(小于 10%)，满足 PSM 方法的平衡假设条件。表 8匹配前后协变量的 T 检验结果变量样本匹配均值实验组对照组%biasT 检验T 值P 值size匹配前23 02721 695140 20069 1400 000匹配后23 01923 0432 5000 9300 352lev匹配前0 4520 37343 10020 5900 000匹配后0 4540 48115 3005 9000 000OA匹配前0 0510 04416 0007 8000 000匹配后0 0500 0493 2001 2300 220tobinQ匹配前1 8072 24329 60014 1300 000匹配后1 7941 7433 4001 2700 203vol匹配前1 8492 57843 80019 9800 000匹配后1 8571 9847 6003 2100 00119(续上表)变量样本匹配均值实验组对照组%biasT 检验T 值P 值tr匹配前42 88745 67419 8009 5200 000匹配后42 96143 3432 7001 0700 286lnSH匹配前10 97910 040118 30058 1100 000匹配后10 97510 9962 7001 0200 310LS匹配前89 39071 06689 30039 7500 000匹配后89 33389 9032 8001 4200 155IPOage匹配前12 9837 45292 80044 5600 000匹配后12 95412 9340 3000 1300 899图 1平衡性检验2 PMS DID 回归结果分析基于 PSM 匹配后样本，进一步检验卖空机制对企业创新投入的影响，考察前述假设论证的合理性。首先，检验卖空机制对企业创新投入影响的显著性。表 9 为匹配后卖空机制对长期投资支出 INV及企业创新投入占长期投资比值 DINV 的影响，其中_treated 为 PSM 匹配后新生成的交乘项。可以看出，匹配后的交乘项系数分别为 0.006 和0.151，均在1%的水平上显著，表明卖空机制在减少企业长期投资支出的同时，提高企业创新投入水平，与前述结果一致，且滞后控制变量并不影响核心结论，再次验证假设 H1。29表 9匹配后卖空机制对企业长期投资与创新投入的影响变量同期控制变量(1)INV(2)DINV滞后控制变量(3)INV(4)DINVlist0 0030 0210 0050 059(1 56)(0 49)(2 71)(1 21)_treated0 0060 1510 0050 122(3 49)(3 48)(2 35)(2 42)Constant0 0594 4330 0143 497(2 41)(7 26)(0 52)(5 05)控制变量YESYESYESYESObservations9468946876277627 squared0 1420 1650 1430 154industry FEYESYESYESYESyear FEYESYESYESYES注:括号内为 t 值;模型采用公司层面的 cluster 聚类处理控制自相关问题;、*分别表示显著性水平为 1%、5%、10%。其次，检验匹配后卖空机制对企业创新投入的影响机制。结果如表 10 所示，同时控制行业、时间和公司个体固定效应的情况下，公司治理机制和信息机制对应的交乘项系数均显著，表明匹配后卖空机制仍能降低企业应计盈余管理水平、增加股价非同步性信息。由此，假设 H2 a 和 H2 b 得证。表 10匹配后卖空机制对企业创新投入的影响机制分析变量(1)DA(2)SYN_treated0 005*0 136(1 85)(2 73)Constant0 1910 349(2 80)(0 33)控制变量YESYESObservations92319239 squared0 6920 510industry FEYESYESfirm FEYESYESyear FEYESYES注:括号内为 t 值;模型采用公司层面的 cluster 聚类处理控制自相关问题;、*分别表示显著性水平为 1%、5%、10%。表 11 和表 12 分别为不同产权结构和不同内部控制质量情况的回归结果。从企业产权性质看，卖空机制对不同产权结构企业创新投入均有显著作用，但相对于国有企业，卖空机制对非国有企业创新投入仍显示出更敏感的影响。对于不同内部控制质量的企业，内部控制质量差企业的创新投入与卖空39机制的引入呈现显著的正相关关系，长期投资与其则呈现显著负相关关系，而内部控制质量好企业的显著性相对较差，表明卖空机制对内部控制质量较差企业创新投入和长期投资的影响