董 捷 張心靈 陳勝藍(lán)

(1. 內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010010；2. 內(nèi)蒙古大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010021)

賣空壓力與公司現(xiàn)金持有
——基于中國賣空管制放松的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)證據(jù)

董 捷1張心靈1陳勝藍(lán)2

(1. 內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010010；2. 內(nèi)蒙古大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010021)

使用中國股票市場(chǎng)的賣空管制放松政策作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，本文考察由此產(chǎn)生的賣空壓力對(duì)公司現(xiàn)金持有的治理效應(yīng)。使用雙重差分方法的研究結(jié)果表明，賣空管制放松使公司現(xiàn)金持有程度降低了11.23%；橫截面差異檢驗(yàn)結(jié)果表明，公司面臨的產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越低、破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)越高或者公司自身的融資約束程度越低，賣空管制放松對(duì)公司現(xiàn)金持有的治理效應(yīng)越強(qiáng)；賣空管制放松顯著提升了公司現(xiàn)金持有的市場(chǎng)價(jià)值。

賣空壓力；賣空管制放松；現(xiàn)金持有；市場(chǎng)價(jià)值

一、引言

公司的現(xiàn)金持有決策是經(jīng)營活動(dòng)中的重要財(cái)務(wù)決策。早期的研究關(guān)注公司外部經(jīng)營環(huán)境對(duì)公司現(xiàn)金持有的影響，最近的研究在代理理論的基礎(chǔ)上考察治理機(jī)制如何影響公司的現(xiàn)金持有決策。例如，Dittmar、Mahrt-Smith和Servaes(2003)基于跨國樣本的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，在投資者保護(hù)水平較低的國家中，公司現(xiàn)金持有呈現(xiàn)出高水平卻低價(jià)值的顯著特征[1]。最近，Seifert和Gonenc(2016)發(fā)現(xiàn)債權(quán)人權(quán)利保護(hù)水平較高的國家，公司現(xiàn)金持有較低[2]。

基于代理理論，公司內(nèi)部人(控股股東和公司高管)出于獲取私人收益的動(dòng)機(jī)使公司持有較高程度的現(xiàn)金，而有效的治理機(jī)制能夠減少這部分現(xiàn)金持有量，降低公司的代理成本。本文關(guān)注賣空機(jī)制作為外部治理機(jī)制所發(fā)揮的治理作用。從理論上，賣空機(jī)制能夠降低公司內(nèi)部人因獲取私人收益的動(dòng)機(jī)而持有的現(xiàn)金。首先，對(duì)于中國資本市場(chǎng)而言，公司控股股東與公司外部中小股東的代理問題尤為嚴(yán)重[3][4]。賣空管制放松會(huì)使代理問題嚴(yán)重的公司面臨更大的股票下跌風(fēng)險(xiǎn)[5]。這意味著公司控股股東必須在轉(zhuǎn)移公司現(xiàn)金獲取的私人收益和股價(jià)下跌帶來的持有股票回報(bào)損失這兩者之間進(jìn)行權(quán)衡。一旦控股股東認(rèn)為股價(jià)下跌會(huì)帶來更大的預(yù)期損失，控股股東就會(huì)減少公司目前出于私人收益動(dòng)機(jī)而持有的現(xiàn)金。第二，如果公司出于私人收益而持有的現(xiàn)金不是來源于控股股東，而是來源于公司高管，賣空交易者同樣可以通過賣空交易向市場(chǎng)傳遞這一信息，股價(jià)下跌風(fēng)險(xiǎn)的增加不僅會(huì)使公司高管擔(dān)心自己持有的股權(quán)(或者股票期權(quán))收益下降，還得考慮被解雇的風(fēng)險(xiǎn)。這種來自于賣空壓力的治理作用能夠有效緩解公司高管出于私人收益動(dòng)機(jī)的盈余管理行為[6][7]，以及公司創(chuàng)新活動(dòng)中的高管風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避行為等[8]。因此，受到賣空壓力的影響，公司高管會(huì)減少目前出于私人收益動(dòng)機(jī)而持有的現(xiàn)金。

然而，考察賣空機(jī)制的治理效應(yīng)面臨考察其他治理機(jī)制同樣的挑戰(zhàn)。因?yàn)橹卫頇C(jī)制與公司現(xiàn)金持有往往是同時(shí)被決定的，這就難以辨識(shí)出治理機(jī)制影響現(xiàn)金持有的因果效應(yīng)。而一些同時(shí)影響治理機(jī)制與公司現(xiàn)金持有的重要因素難以準(zhǔn)確觀測(cè)，例如，公司面臨的經(jīng)營環(huán)境，公司本身的質(zhì)量特征，以及高管的個(gè)人特征等。缺失這些重要變量或者依賴于不可靠的替代變量都將產(chǎn)生嚴(yán)重的估計(jì)偏誤，最終無法得到讓人信服的因果推斷。從這個(gè)角度，已有對(duì)治理機(jī)制與公司現(xiàn)金持有因果關(guān)系的研究都值得懷疑。為了克服這些內(nèi)生性問題的影響，本文將中國股票市場(chǎng)賣空管制放松制度作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，從賣空壓力這一新穎的視角，考察治理機(jī)制對(duì)公司現(xiàn)金持有的因果效應(yīng)。由于賣空管制的放松對(duì)公司高管所面臨的賣空壓力產(chǎn)生了一個(gè)顯著的外生變化，這就有利于本文更加準(zhǔn)確地估計(jì)賣空壓力與公司現(xiàn)金持有之間的因果關(guān)系。

從2010年3月31日起，中國證監(jiān)會(huì)開始逐步放松賣空管制，投資者可以對(duì)試點(diǎn)公司股票進(jìn)行賣空交易，中國股票市場(chǎng)的“單邊市”正式結(jié)束。隨后，允許賣空的試點(diǎn)公司名單又相繼進(jìn)行4次調(diào)整，從首批的90家試點(diǎn)公司有序擴(kuò)容至滬深兩市的900家試點(diǎn)公司。這種制度特征為本文研究的展開提供了錯(cuò)層結(jié)構(gòu)的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)情景。本文使用雙重差分方法(Difference-in-Differences)來估計(jì)賣空管制放松對(duì)公司現(xiàn)金持有的因果關(guān)系。如果公司在年末已被列示在融資融券證券的試點(diǎn)名單之中，本文將其定義為處理組，否則定義為控制組。由于事件是錯(cuò)層發(fā)生的，同一公司在不同時(shí)期既可以作為處理組也可以作為控制組，這利于緩解處理組樣本公司與控制組樣本公司之間固有差異對(duì)研究結(jié)論的干擾[9][10]。以中國上市公司2007～2014年數(shù)據(jù)為研究樣本，按照該期間多次調(diào)整的融資融券試點(diǎn)公司名單來設(shè)置處理組和控制組，檢驗(yàn)結(jié)果表明，在賣空管制放松之后，相比非試點(diǎn)公司，試點(diǎn)公司的現(xiàn)金持有降低了11.23%。

接下來，本文考察了其他外部治理機(jī)制以及公司特征不同時(shí)，賣空管制放松對(duì)公司現(xiàn)金持有的治理效應(yīng)。首先，已有研究表明激烈的產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)會(huì)對(duì)公司內(nèi)部人的自利行為產(chǎn)生治理效應(yīng)。這意味著產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)可能會(huì)部分替代賣空管制放松產(chǎn)生的治理效應(yīng)。因此，本文預(yù)期當(dāng)公司面臨的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度較低時(shí)，賣空管制放松對(duì)公司現(xiàn)金持有的治理效應(yīng)更強(qiáng)。其次，公司面臨的破產(chǎn)清算風(fēng)險(xiǎn)也可能會(huì)影響賣空管制放松對(duì)公司現(xiàn)金持有的治理效應(yīng)。由于賣空成本的存在，相比財(cái)務(wù)狀況較好的公司，面臨破產(chǎn)清算風(fēng)險(xiǎn)較高的公司更可能被賣空交易者所賣空，這就使得賣空管制放松對(duì)公司高管自利行為的治理效應(yīng)更加明顯。因此，本文預(yù)期賣空管制放松對(duì)公司現(xiàn)金持有的治理作用在破產(chǎn)清算風(fēng)險(xiǎn)較高的公司中更大。最后，考慮到融資約束程度較低的公司，其內(nèi)部人更可能利用現(xiàn)金來謀取私人收益，本文預(yù)期賣空管制放松對(duì)公司現(xiàn)金持有的治理作用在融資約束程度較低的公司中更大。最終，本文研究結(jié)果與預(yù)期保持一致。

為進(jìn)一步驗(yàn)證賣空管制放松產(chǎn)生的治理效應(yīng)，本文接下來考察賣空管制放松對(duì)公司現(xiàn)金持有市場(chǎng)價(jià)值的影響。市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)金持有的定價(jià)在一定程度上反映了公司持有現(xiàn)金的合理性以及使用現(xiàn)金的效率[11]。因此，如果賣空管制放松確實(shí)能夠有效緩解公司內(nèi)部人在現(xiàn)金管理決策中的自利行為，那么在賣空管制放松之后，相比非試點(diǎn)公司，試點(diǎn)公司持有現(xiàn)金的市場(chǎng)價(jià)值就會(huì)更高。借鑒Faulkender和Wang(2006)提出的計(jì)量方法來衡量公司的現(xiàn)金持有市場(chǎng)價(jià)值[11]，檢驗(yàn)結(jié)果支持了本文的預(yù)期。

本文還進(jìn)行了如下測(cè)試來加強(qiáng)推斷的有效性，并緩解內(nèi)生性問題的干擾。第一，使用傾向得分匹配法(propensity score matching)重新選擇控制組，之后再使用雙重差分方法對(duì)基本問題進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果與正文結(jié)果基本保持一致，并沒有發(fā)生顯著變化。這為賣空管制放松降低公司現(xiàn)金持有的因果效應(yīng)提供了進(jìn)一步的經(jīng)驗(yàn)支持。第二，本文使用雙重差分方法的一個(gè)重要假定是：處理組和控制組在“處理”實(shí)施之前應(yīng)該具有平行趨勢(shì)(parallel trend)。本文按照Roberts和Whited(2013)[12]的建議并借鑒最新的相關(guān)研究，考察平均處理效應(yīng)的時(shí)間趨勢(shì)。結(jié)果表明，在賣空管制放松之前，試點(diǎn)公司與非試點(diǎn)公司間的現(xiàn)金持有并無顯著差異，但在賣空管制放松之后，相比非試點(diǎn)公司，試點(diǎn)公司的現(xiàn)金持有顯著降低。這為平行趨勢(shì)假定提供了支持的證據(jù)，也進(jìn)一步加強(qiáng)了本文基本結(jié)果的有效性。

本文的研究貢獻(xiàn)主要在于以下三個(gè)方面：第一，本文拓展了金融市場(chǎng)如何影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的相關(guān)研究。已有研究主要考察了賣空管制放松對(duì)中國股市效率的影響[13]，而從治理角度分析賣空管制放松產(chǎn)生影響的研究則相對(duì)較少。本文從公司現(xiàn)金持有的代理問題入手，檢驗(yàn)了賣空管制放松對(duì)公司現(xiàn)金持有的治理效應(yīng)。這有助于更加全面地洞悉和評(píng)估賣空管制放松產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果。第二，本文擴(kuò)展了公司現(xiàn)金持有的相關(guān)研究。已有研究分別從投資者保護(hù)程度、董事會(huì)治理、行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)等視角考察了治理機(jī)制對(duì)公司現(xiàn)金持有的影響[14]。本文的研究表明賣空壓力也可以發(fā)揮一定的治理作用，減少公司內(nèi)部人在現(xiàn)金持有中的自利行為。與這些研究不同的是，本文通過影響治理機(jī)制的外生變化來考察治理機(jī)制對(duì)公司現(xiàn)金持有的影響，這有助于更好地估計(jì)治理機(jī)制對(duì)現(xiàn)金持有的因果效應(yīng)。第三，本文的研究結(jié)果有助于政策制定者、市場(chǎng)參與者等對(duì)賣空管制放松產(chǎn)生的成本與收益的討論。

二、樣本選擇、研究設(shè)計(jì)與描述性統(tǒng)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)收集

從2010年3月31日開始，中國證監(jiān)會(huì)允許對(duì)指定的股票進(jìn)行融資融券交易，賣空管制開始逐步放松。首期試點(diǎn)公司為上證50指數(shù)成分股和深圳成分股，共計(jì)90只股票。隨后，試點(diǎn)公司名單又分別于2011年12月5日、2013年1月31日、2013年9月16日、2014年9月12日經(jīng)歷了4次有序擴(kuò)容，試點(diǎn)公司從最初的90只股票增至900只股票?；谶@一背景，本文主要關(guān)注相比非試點(diǎn)公司，試點(diǎn)公司的現(xiàn)金持有是否隨賣空管制的放松而發(fā)生變化。本文以2007～2014年A股上市公司數(shù)據(jù)為初始研究樣本，然后刪除了金融、保險(xiǎn)行業(yè)上市公司的觀測(cè)值以及其他數(shù)據(jù)缺失的觀測(cè)值。上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來源于深圳國泰安信息技術(shù)有限公司(CSMAR)。

(二)模型設(shè)計(jì)與變量定義

由于中國證監(jiān)會(huì)從2010年3月開始多次指定試點(diǎn)公司名單，這意味著中國的賣空管制放松制度是一個(gè)多期的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)情境。因此，本文使用Bertrand和Mullainathan(2003)[9]針對(duì)多期準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)情景設(shè)計(jì)的雙重差分方法，把賣空管制放松帶來的賣空壓力對(duì)公司現(xiàn)金持有的影響從時(shí)間序列上的變化中分離出來。借鑒已有文獻(xiàn)[14]，本文基本研究模型如下：

Cash_Hold=β0+β1Treat+β2Size+β3Lev+β4WP+β5CFO+β6VCFO+ β7R&D+β8Growth+β9Age+β10CAPX+β11DSize+ β12IndepR+β13CEOD+Firm+Year+ε

(1)

其中，Cash_Hold為公司現(xiàn)金持有變量，使用公司貨幣資金加上短期投資再除以總資產(chǎn)的比率來衡量；Treat為虛擬變量，如果公司當(dāng)年末已被列入融資融券試點(diǎn)名單則取值為1，否則為0；Size為規(guī)模變量，使用公司總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)來衡量；Lev為財(cái)務(wù)杠桿變量，使用公司總負(fù)債與總資產(chǎn)的比率來衡量；WP為營運(yùn)資本變量，使用公司營運(yùn)資本與總資產(chǎn)的比率來衡量；CFO為經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量變量，使用公司經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量凈額與總資產(chǎn)的比率來衡量；VCFO為經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量波動(dòng)率變量，使用公司前5年經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量變量的標(biāo)準(zhǔn)差來衡量；R&D為研發(fā)支出變量，使用公司當(dāng)年研發(fā)支出與總資產(chǎn)的比率來衡量；Growth為成長性變量，使用公司營業(yè)收入增長率衡量；Age為年齡變量，使用公司成立年數(shù)的自然對(duì)數(shù)衡量；CAPX為資本性支出變量，使用公司資本性支出與總資產(chǎn)的比率來衡量；DSize為董事會(huì)規(guī)模變量，使用公司董事會(huì)總?cè)藬?shù)的自然對(duì)數(shù)來衡量；IndepR為董事會(huì)獨(dú)立性變量，使用公司獨(dú)董人數(shù)與董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比率來衡量；CEOD為公司董事長與總經(jīng)理兩職兼任虛擬變量，當(dāng)兩職兼任時(shí)取值為1，否則為0。此外，模型中同時(shí)控制了公司固定效應(yīng)Firm和年度固定效應(yīng)Year。公司固定效應(yīng)旨在控制試點(diǎn)公司與非試點(diǎn)公司之間的固定差異，年度虛擬變量旨在控制賣空管制放松前后由于宏觀環(huán)境變化而導(dǎo)致的差異。

(三)主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

為避免極端值對(duì)結(jié)果的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量都在1%和99%分位數(shù)上實(shí)施了縮尾處理(Winsorize)。表1給出了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表1可以發(fā)現(xiàn)，公司現(xiàn)金資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比率平均為26.7%，處理組公司觀測(cè)值大約占總樣本的15.3%。公司規(guī)模變量Size的均值為21.853，財(cái)務(wù)杠桿變量Lev的均值為0.492，營運(yùn)資本變量WP的均值為-0.029，公司經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量變量CFO的均值為0.035，經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流波動(dòng)率變量VCFO的均值為0.025，R&D支出占總資產(chǎn)的比率平均為0.2%，公司營業(yè)收入增長率平均為2.8%，公司年齡變量Age的均值為2.254，公司資本性支出CAPX的均值為0.055。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)表

三、賣空管制放松與公司現(xiàn)金持有

(一)基本問題的回歸結(jié)果

本文首先考察賣空管制放松對(duì)公司現(xiàn)金持有的影響，表2給出了相應(yīng)的回歸結(jié)果。由表2可以發(fā)現(xiàn)，在不控制其他任何變量的情況下，第(1)列中Treat的回歸系數(shù)為-0.026，在1%水平下通過顯著性檢驗(yàn)，這表明相比非試點(diǎn)公司，試點(diǎn)公司在賣空管制放松之后的現(xiàn)金持有顯著降低。在進(jìn)一步控制公司基本特征后，第(2)列中Treat的回歸系數(shù)為-0.031，在1%水平下通過顯著性檢驗(yàn)，這意味著在控制公司基本特征的影響后，試點(diǎn)公司的現(xiàn)金持有在賣空管制放松后顯著降低。此外，本文在模型中進(jìn)一步控制公司治理變量，第(3)列的回歸結(jié)果顯示，Treat的回歸系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)，與第(1)列和第(2)列的結(jié)果保持一致。綜合上述結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，賣空管制放松能夠有效緩解公司代理問題，降低公司現(xiàn)金持有。考慮到公司現(xiàn)金持有的均值為0.267，根據(jù)第(3)列的回歸結(jié)果，賣空管制放松之后，相比非試點(diǎn)公司，試點(diǎn)公司的現(xiàn)金持有下降了11.23%。

(二)橫截面差異檢驗(yàn)

本文關(guān)注產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、公司破產(chǎn)清算風(fēng)險(xiǎn)和公司融資約束這三個(gè)方面的橫截面差異。首先，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)作為一種外部治理機(jī)制，能夠有效緩解公司內(nèi)部代理問題，從而對(duì)公司高管持有較高現(xiàn)金的自利行為起到抑制作用[15]。這意味著產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)能夠在一定程度上緩解公司由于代理問題而持有的現(xiàn)金。因此，本文預(yù)期當(dāng)外部產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度較高時(shí)，公司內(nèi)部人為獲取私人收益而持有現(xiàn)金的自利行為將在一定程度上得到抑制，那么賣空管制放松對(duì)這類公司現(xiàn)金持有的治理效應(yīng)可能相對(duì)較小；但當(dāng)外部產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度較低時(shí)，賣空管制放松對(duì)公司現(xiàn)金持有的治理效應(yīng)則相對(duì)更大。

表2 賣空管制放松與公司現(xiàn)金持有的回歸結(jié)果

注：所有系數(shù)估計(jì)值都使用異方差調(diào)整和公司聚類(Clustering)調(diào)整得到穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**、*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著(雙尾檢驗(yàn))。下表同。

檢驗(yàn)中橫截面差異變量Cross分別使用3個(gè)不同的替代變量。具體而言，本文使用公司所處行業(yè)銷售收入前4位公司的銷售收入集中度變量CR4來衡量產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，計(jì)算公式為：CR4= (∑Pi)/P，Pi為行業(yè)內(nèi)銷售收入前4名上市公司的銷售額，P為行業(yè)內(nèi)所有上市公司的銷售額總和。變量CR4取值越大，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越低。再按照變量CR4的年度中位數(shù)設(shè)置虛擬變量CR4Dummy，若觀察值CR4大于其年度中位數(shù)則取值為1，否則為0。表3的第(1)列給出了交互項(xiàng)的回歸結(jié)果，交互項(xiàng)Treat×CR4Dummy的回歸系數(shù)為-0.174，在5%水平下顯著為負(fù)，這表明當(dāng)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度較低時(shí)，賣空管制放松對(duì)公司現(xiàn)金持有的治理效應(yīng)更強(qiáng)。

其次，當(dāng)公司面臨的破產(chǎn)清算風(fēng)險(xiǎn)不同時(shí)，賣空管制放松對(duì)公司現(xiàn)金持有產(chǎn)生的治理效應(yīng)也有所差異。對(duì)于財(cái)務(wù)狀況較好的公司而言，賣空這類公司股票往往面臨較高的成本，甚至?xí)霈F(xiàn)股價(jià)下跌幅度不足以彌補(bǔ)賣空投資者的賣空成本。這就降低了賣空交易者對(duì)財(cái)務(wù)狀況較好公司進(jìn)行賣空的動(dòng)機(jī)。相反，破產(chǎn)清算風(fēng)險(xiǎn)較高的公司更可能被交易者賣空，賣空壓力就能夠產(chǎn)生更強(qiáng)的治理效應(yīng)。Hope、Hu和Zhao(2017)考察了賣空壓力對(duì)公司審計(jì)費(fèi)用的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)當(dāng)公司面臨的破產(chǎn)清算風(fēng)險(xiǎn)較高時(shí)，賣空壓力對(duì)審計(jì)收費(fèi)的提高更加明顯[16]?；谏鲜龇治觯疚念A(yù)期當(dāng)公司面臨的破產(chǎn)清算風(fēng)險(xiǎn)較高時(shí)，公司更可能被投資者賣空，賣空管制放松產(chǎn)生更強(qiáng)的治理效應(yīng)，公司現(xiàn)金持有降低顯著更多。

具體而言，本文借鑒Altman(1968)[17]的方法計(jì)算公司的破產(chǎn)清算風(fēng)險(xiǎn)變量ZScore，該值越小表示公司破產(chǎn)清算風(fēng)險(xiǎn)越高。根據(jù)破產(chǎn)清算風(fēng)險(xiǎn)變量ZScore的年度—行業(yè)中位數(shù)設(shè)置虛擬變量ZScoreDummy，當(dāng)觀察值ZScore低于其年度—行業(yè)中位數(shù)時(shí)取值為1，否則為0。表3第(2)列報(bào)告了交互項(xiàng)的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)交互項(xiàng)Treat×ZScoreDummy的回歸系數(shù)為-0.009，在5%水平下顯著為負(fù)，這表明當(dāng)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)較高時(shí)，賣空管制放松對(duì)公司現(xiàn)金持有的治理效應(yīng)更強(qiáng)。

最后，公司面臨的融資約束程度也會(huì)影響賣空管制放松對(duì)公司現(xiàn)金持有的治理效應(yīng)。當(dāng)公司面臨的融資約束程度較低時(shí)，公司內(nèi)部人為獲取私人收益而持有現(xiàn)金的動(dòng)機(jī)就更強(qiáng)。這主要是因?yàn)槿谫Y不受約束的公司往往具有較為充足的內(nèi)部現(xiàn)金流或者可以較低成本獲取外部融資，這就使得公司高管或者控股股東可利用的現(xiàn)金資源更多，從而提高了公司內(nèi)部人利用現(xiàn)金資源獲取私人收益的可能性。Denis和Sibilkov(2010)提供的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，相比融資約束程度較低的公司，融資約束程度較高的公司持有現(xiàn)金量的價(jià)值更高[18]。基于上述分析，本文預(yù)期當(dāng)公司面臨的融資約束程度較高時(shí)，賣空管制放松對(duì)公司現(xiàn)金持有的治理效應(yīng)相對(duì)較小；但當(dāng)公司面臨的外部融資約束程度相對(duì)較小時(shí)，公司更容易獲得外部資金支持，從而更可能引發(fā)高管或者控股股東為獲取私人收益而持有現(xiàn)金的動(dòng)機(jī)，在這種情況下賣空管制放松則可能產(chǎn)生較強(qiáng)的治理效應(yīng)。

借鑒Kaplan和Zingales(1997)的方法[19]，本文使用KZ指數(shù)衡量公司的融資約束程度，該值越大表示公司的融資約束程度越嚴(yán)重。按照該指數(shù)的年度—行業(yè)中位數(shù)設(shè)置虛擬變量KZDummy，當(dāng)觀察值KZ指數(shù)高于其年度—行業(yè)中位數(shù)時(shí)取值為1，否則為0。表3的第(3)列給出了交互項(xiàng)的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，交互項(xiàng)Treat×KZDummy的回歸系數(shù)為0.028，在5%水平下顯著為正，結(jié)果表明相對(duì)于公司融資約束程度較高時(shí)，當(dāng)公司的融資約束程度較低時(shí)，賣空管制放松對(duì)公司現(xiàn)金持有的治理效應(yīng)更強(qiáng)。

表3 橫截面差異檢驗(yàn)

四、賣空管制放松與公司現(xiàn)金持有市場(chǎng)價(jià)值

為了進(jìn)一步驗(yàn)證賣空管制放松對(duì)公司現(xiàn)金持有的治理效應(yīng)，本文還考察了賣空管制放松與公司現(xiàn)金持有市場(chǎng)價(jià)值之間的關(guān)系。市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)金持有的定價(jià)在一定程度上反映了公司持有現(xiàn)金的合理性以及使用現(xiàn)金的效率[11]。Chan、Lu和Zhang(2013)的證據(jù)表明,當(dāng)公司現(xiàn)金配置效率較高時(shí)，公司持有現(xiàn)金的市場(chǎng)價(jià)值更高[20]。如果賣空管制放松能夠有效緩解公司高管非效率持有和使用現(xiàn)金的自利行為，本文預(yù)期公司現(xiàn)金持有的市場(chǎng)價(jià)值就會(huì)更高。

與已有研究一致，本文使用Faulkender和Wang(2006)[11]提出的方法衡量公司現(xiàn)金持有的市場(chǎng)價(jià)值，并在該模型的基礎(chǔ)上加入變量Treat以及交互項(xiàng)Treat×ΔCash/MVt-1。研究模型如下：

(2)

其中，Ret為公司股票超額回報(bào)率變量，分別使用經(jīng)市場(chǎng)平均收益率調(diào)整的公司股票超額回報(bào)率變量Ret1和經(jīng)公司市值調(diào)整的公司股票超額回報(bào)率變量Ret2衡量；ΔCash為公司現(xiàn)金持有的變動(dòng)值；ΔEarning為公司息稅前盈余的變動(dòng)值；ΔNetAsset為公司非現(xiàn)金資產(chǎn)的變動(dòng)值；ΔInterest為公司利息支出的變動(dòng)值；ΔDividend為公司股利的變動(dòng)值；Casht-1為公司上期現(xiàn)金持有變量；Lev為公司資產(chǎn)負(fù)債率變量，NF為公司當(dāng)期新融資額變量；ΔRD為公司R&D支出費(fèi)用的變動(dòng)值。除去公司股票超額回報(bào)率變量Ret和資產(chǎn)負(fù)債率變量Lev，模型中其他變量都是用上期權(quán)益市場(chǎng)價(jià)值進(jìn)行平減。

從表4提供的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)被解釋變量為Ret1時(shí)，交互項(xiàng)Treat×ΔCasht的回歸系數(shù)為0.121，在5%水平下通過顯著性檢驗(yàn)，這表明相比非試點(diǎn)公司，試點(diǎn)公司在賣空管制放松之后，其現(xiàn)金持有市場(chǎng)價(jià)值顯著提高。當(dāng)被解釋變量為Ret2時(shí)，交互項(xiàng)Treat×ΔCasht的回歸系數(shù)為0.048，在5%水平下通過顯著性檢驗(yàn)，與第(1)列結(jié)果基本一致。這表明，當(dāng)賣空管制放松顯著減少公司內(nèi)部人不合理持有或者使用現(xiàn)金資源的自利行為后，公司現(xiàn)金持有的市場(chǎng)價(jià)值顯著提高。這為賣空管制放松對(duì)公司現(xiàn)金持有的治理效應(yīng)提供了進(jìn)一步的經(jīng)驗(yàn)支持。

表4 賣空管制放松與現(xiàn)金市場(chǎng)價(jià)值

五、附加測(cè)試

(一)內(nèi)生性檢驗(yàn)

本文的基本結(jié)果表明賣空管制放松之后，試點(diǎn)公司的現(xiàn)金持有水平顯著降低。為了進(jìn)一步克服內(nèi)生性問題的干擾，本文采用傾向得分匹配法(PSM)重新設(shè)置控制組，之后再使用雙重差分方法(DID)對(duì)基本研究問題進(jìn)行檢驗(yàn)。不同于單變量匹配，傾向得分匹配法可以同時(shí)按照公司多個(gè)維度信息來匹配控制組，從而盡可能地減少樣本選擇偏誤帶來的干擾。具體而言，本文借鑒Rosenbaum 和Rubin(1983)[21]的方法對(duì)試點(diǎn)公司進(jìn)行匹配。根據(jù)Dehejia和Wahba(2002)[22]的研究，本文在執(zhí)行匹配程序前先隨機(jī)化數(shù)據(jù)，然后估計(jì)一個(gè)Logit回歸模型，若i公司在t年為融券試點(diǎn)公司取值為1，否則為0。其中，匹配變量為公司規(guī)模變量Size、財(cái)務(wù)杠桿變量Lev等模型(1)中的控制變量。接下來，計(jì)算出傾向得分，并使用最近比鄰法尋找公司特征最匹配的非試點(diǎn)公司，匹配過程允許重置抽樣。為了避免不好的匹配以及樣本損失過多，本文把卡尺設(shè)置為0.01。在使用PSM之后，本文重新使用DID方法對(duì)基本問題進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表5。

表5的Panel A給出了使用PSM方法配比之后，試點(diǎn)公司與非試點(diǎn)公司相關(guān)變量的主要描述性統(tǒng)計(jì)以及相應(yīng)的均值t檢驗(yàn)的結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，在PSM方法配比之后，試點(diǎn)公司與非試點(diǎn)公司在公司可觀測(cè)的特征方面基本上不存在顯著差異，這就能夠在一定程度上克服試點(diǎn)公司與非試點(diǎn)公司之間固有差異對(duì)研究結(jié)論的干擾。在重新選定控制組后，使用DID方法對(duì)基本研究問題進(jìn)行重新測(cè)試的結(jié)果見表5的Panel B?？梢园l(fā)現(xiàn)，Treat的回歸系數(shù)為-0.026，在5%水平下通過顯著性檢驗(yàn)，與本文的基本結(jié)果保持一致。這意味著使用PSM結(jié)合DID方法在一定程度上控制樣本選擇偏誤后，本文的基本結(jié)果依然保持不變。

表5 賣空管制放松與公司現(xiàn)金持有(PSM)

(二)平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

使用雙重差分方法的一個(gè)重要假定是：處理組和控制組在“處理”實(shí)施之前應(yīng)該具有平行趨勢(shì)(parallel trend)。本文按照Roberts和Whited(2013)[11]的建議，考察平均處理效應(yīng)的時(shí)間趨勢(shì)。不同于將虛擬變量Treat直接放入回歸模型，本文將按時(shí)段來設(shè)置相應(yīng)的虛擬變量：如果公司列入試點(diǎn)名單后2年及更長年度則虛擬變量Post(>2)取值為1，否則取值為0；如果公司列入試點(diǎn)名單后1年則虛擬變量Post(1)取值為1，否則取值為0;如果公司在當(dāng)年被列入試點(diǎn)名單則虛擬變量Post(0)取值為1，否則取值為0;如果公司列入試點(diǎn)名單前1年則虛擬變量Post(-1)取值為1，否則取值為0;如果公司列入試點(diǎn)名單前2年則虛擬變量Post(-2)取值為1，否則取值為0;如果公司列入試點(diǎn)名單前3年則虛擬變量Post(-3)取值為1，否則取值為0;如果公司列入試點(diǎn)名單前4年或者更早，則作為基準(zhǔn)組，不再設(shè)置虛擬變量。表6給出了加入這些虛擬變量的回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，在賣空管制放松之后，處理組和控制組的現(xiàn)金持有才開始出現(xiàn)顯著差異，這表明滿足平行趨勢(shì)假定。

表6 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

六、研究結(jié)論與政策建議

中國股票市場(chǎng)從2010年3月31日開始試行融資融券交易，允許符合條件的交易者向經(jīng)紀(jì)公司借入證券并賣出。這意味著中國股票市場(chǎng)“單邊市”的結(jié)束，交易者對(duì)試點(diǎn)公司的股票可以進(jìn)行賣空交易。賣空管制放松制度對(duì)賣空壓力帶來了一個(gè)外生的變化。通過考察試點(diǎn)公司在賣空管制放松之后相對(duì)于非試點(diǎn)公司的現(xiàn)金持有的變化，有利于把賣空壓力對(duì)公司現(xiàn)金持有的治理效應(yīng)從其他不可觀測(cè)因素的影響中分離出來。本文使用這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)情境，考察了賣空管制放松對(duì)公司現(xiàn)金持有的影響。

本文以中國上市公司2007～2014年數(shù)據(jù)為研究樣本，按照該期間多次調(diào)整的融資融券試點(diǎn)公司名單來設(shè)置處理組和控制組，并且采用雙重差分模型檢驗(yàn)賣空管制放松對(duì)公司現(xiàn)金持有的影響，研究結(jié)果表明賣空管制放松顯著降低了公司現(xiàn)金持有。具體而言，相比非試點(diǎn)公司，試點(diǎn)公司在賣空管制放松之后的現(xiàn)金持有顯著減少11.23%，進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，公司所處產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越低、公司破產(chǎn)清算風(fēng)險(xiǎn)越高或者其融資約束程度越低，賣空管制放松對(duì)公司現(xiàn)金持有的治理效應(yīng)越顯著。此外，本文研究結(jié)果還表明賣空管制放松還能夠顯著提升公司的現(xiàn)金持有市場(chǎng)價(jià)值。

本文的啟示與建議如下：

第一，從公司治理的視角，本文的研究結(jié)果表明，賣空壓力可以作為一種有效的外部治理機(jī)制，在事前約束公司內(nèi)部人在公司現(xiàn)金持有決策方面可能產(chǎn)生的代理行為，如果公司在現(xiàn)金持有方面存在一定的代理問題，可以通過加強(qiáng)信息披露等方式，增加公司內(nèi)部人面臨的賣空壓力以發(fā)揮賣空壓力在公司現(xiàn)金持有方面的治理作用。而且，如果公司所處的產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越低，或者公司破產(chǎn)清算風(fēng)險(xiǎn)越高，或者公司面臨的融資約束程度較高，賣空壓力對(duì)現(xiàn)金持有的治理效應(yīng)更強(qiáng)，因此，這時(shí)公司更應(yīng)該完善賣空機(jī)制發(fā)揮作用的條件，促使賣空壓力發(fā)揮治理作用。

第二，從股票市場(chǎng)監(jiān)管機(jī)構(gòu)視角，本文研究結(jié)果表明，賣空管制放松不僅有助于降低因代理問題導(dǎo)致公司持有的過多現(xiàn)金，提高公司資金使用效率，還有助于提高公司持有現(xiàn)金的市場(chǎng)價(jià)值。因此，監(jiān)管機(jī)構(gòu)可以在現(xiàn)有的賣空管制放松試點(diǎn)工作的基礎(chǔ)上，繼續(xù)有效推進(jìn)賣空管制的放松。而且，監(jiān)管機(jī)構(gòu)還可以繼續(xù)推進(jìn)促進(jìn)賣空機(jī)制發(fā)揮作用的相關(guān)制度建設(shè)工作，避免一些公司受限于賣空機(jī)制發(fā)揮作用的條件，從而導(dǎo)致實(shí)際上賣空交易過少的現(xiàn)象。這會(huì)減少賣空機(jī)制對(duì)公司內(nèi)部人產(chǎn)生的賣空壓力，從而無法在事前有效約束公司內(nèi)部人的代理行為。

[1] Dittmar, A., J. Mahrt-Smith, H. Servaes. International Corporate Governance and Corporate Cash Holdings[J]. Journal of Financial and Quantitative Analysis，2003，38(1):111—133.

[2] Seifert, B., H. Gonenc. Creditor Rights, Country Governance, and Corporate Cash Holdings[J]. Journal of International Financial Management & Accounting，2016，27(1):65—90.

[3] 李增泉，孫錚，王志偉. 掏空與所有權(quán)安排——來自我國上市公司大股東資金占用的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 會(huì)計(jì)研究，2004，(12):3—14.

[4] Jiang, G., C. Lee, H. Yue. Tunneling through Inter-Corporate Loans: The China Experience[J]. Journal of Financial Economics，2010，98(3):1—20.

[5] Goldstein, I., A. Guembel. Manipulation and the Allocational Role of Prices[J]. Review of Economic Studies，2008，75(1):133—164.

[6] Fang, V., A. Huang, J.M. Karpoff. Short Selling and Earnings Management: A Controlled Experiment[J]. Journal of Finance，2016，71(3):1251—1292.

[7] Massa, M., B. Zhang, H. Zhang. The Invisible Hand of Short Selling: Does Short Selling Discipline Earnings Management?[J]. Review of Financial Studies，2015，28(6):1701—1736.

[8] 權(quán)小鋒，尹洪英.中國式賣空機(jī)制與公司創(chuàng)新——基于融資融券分步擴(kuò)容的自然實(shí)驗(yàn)[J].管理世界， 2017，(1):128—144

[9] Bertrand, M., S.Mullainathan. Enjoying the Quiet Life? Corporate Governance and Managerial Preferences[J]. Journal of Political Economy，2003，111(5):1043—1075.

[10] Serfling, M. Firing Costs and Capital Structure Decisions[J]. The Journal of Finance，2016，71(5):2239—2286.

[11] Faulkender, M., R. Wang. Corporate Financial Policy and the Value of Cash[J]. The Journal of Finance，2006，61(4):1957—1990.

[12] Roberts, M., T. Whited. Endogeneity in Empirical Corporate Finance[C]. Constantinides, G. M., M. Harris, R. M. Stulz (Eds.). Handbook of the Economics of Finance. Elsevier，2013:493—572.

[13] 李志生，陳晨，林秉旋. 賣空機(jī)制提高了中國股票市場(chǎng)的定價(jià)效率了嗎？——基于自然實(shí)驗(yàn)的證據(jù)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2015，(4):165—177.

[14] Harford, J., S. A. Mansi, W. F. Maxwell. Corporate Governance and Firm Cash Holdings in the US[J]. Journal of Financial Economics，2008，87(3):535—555.

[15] Schmidt, K. M. Managerial Incentives and Product Market Competition[J]. Review of Economic Studies，1997，64(2):191—213.

[16] Hope, O., D. Hu, Wu. Zhao. Third-Party Consequences of Short-Selling Threats: The Case of Auditor Behavior[J]. Journal of Accounting and Economics，2017，F(xiàn)orthcoming.

[17] Altman, E. I. Financial Ratios, Discriminant Analysis and the Prediction of Corporate Bankruptcy[J]. The Journal of Finance，1968，23(4):589—609.

[18] Denis, D. J., V.Sibilkov.Financial Constraints, Investment, and the Value of Cash Holdings[J]. The Review of Finance Studies，2010，23(1):247—269.

[19] Kaplan, S. N., L. Zingales. Do Investment-Cash Flow Sensitivities Provide Useful Measures of Financing Constraints? [J].The Quarterly Journal of Economics，1997，112(1):169—215.

[20] Chan, H. W. H., Y. Lu, H. Zhang. The Effect of Financial Constraints, Investment Policy, Product Market Competition and Corporate Governance on the Value of Cash Holdings[J]. Accounting and Finance，2013，53(2):339—366.

[21] Rosenbaum, P. R., D. B. Rubin. The Central Role of the Propensity Score in Observational Studies for Causal Effects[J]. Biometrika，1983，70(1):41—55.

[22] Dehejia, R. H., S. Wahba. Propensity Score-Matching Methods for Non-Experimental Causal Studies[J]. Review Economics Statistics，2002，84(1):151—161.

(責(zé)任編輯：胡浩志)

2017-01-17

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“草原生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)確定與實(shí)現(xiàn)途徑研究——基于會(huì)計(jì)視角”(71463041)；國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“競(jìng)爭(zhēng)壓力與企業(yè)成本黏性研究——基于宏觀經(jīng)濟(jì)政策與微觀企業(yè)特征的分析”(71572087)

董 捷(1979— )，女，內(nèi)蒙古包頭人，內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士生； 張心靈(1965— )，女，內(nèi)蒙古土默特左旗人，內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師； 陳勝藍(lán)(1978— )，男，湖北武漢人，內(nèi)蒙古大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授，全國學(xué)術(shù)類會(huì)計(jì)領(lǐng)軍(后備)人才。

F275.1

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1003-5230(2017)03-0031-10