放松卖空管制、公司投资决策与期权价值，本文主要内容关键词为：期权论文,管制论文,投资决策论文,价值论文,公司论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言 为促进资本市场的健康发展、建立健全资本市场的交易制度，2010年3月31日证监会正式放开卖空管制，投资者可以对特定的股票进行卖空。放松卖空管制标志着我国A股市场的一个突破性发展，意味着我国股票市场“单边市”正式结束，投资者可以对列入可卖空名单的个股进行卖空交易。本文关注在这一背景之下，相对于不可卖空的公司，放松卖空管制的公司投资行为是否会因此而变化，公司价值是否会因此而不同。 Miller(1977)指出，卖空限制使得负面消息难以及时反映到股价之中，导致股价被高估，而放松卖空限制有助于提高信息的发现功能和股价的定价效率。在放松卖空管制之后，对于列入可卖空名单的公司，当公司投资机会或业绩较差时，如果管理层不及时调整投资决策，缩减投资规模，潜在投资者会籍此负面消息卖空公司股票，从而导致股价下跌、大股东财富缩水，由此促使大股东监督管理层及时缩减投资以应对变差的投资机会。 基于实物期权的视角，放松卖空管制后，可卖空公司的股票价格会及时反映利空消息，大股东出于对自身财富的考虑，会产生更强的动机去监督投资前景不佳公司的管理层，从而提高公司清算期权的执行效率。由于投资活动是公司价值创造的源动力，如果清算期权执行效率得到提高，公司清算期权的价值也会有所提升(Zhang，2000)。但对于投资机会较好或盈利能力较强的公司而言，卖空管制与否不会从根本上影响股票价格对于公司利好信息的融入机制，从而不会在实质上改变大股东的监督动机与公司管理层对于增长期权的执行。 本文的贡献主要体现在以下几个方面。第一，在中国资本市场，可卖空和不可卖空股票同时并存，本文借助这一准自然试验可以相对准确地衡量放松卖空约束对公司投资行为和公司价值的影响。第二，借鉴Zhang(2000)的理论框架和Chen et al.(2015)的分析方法，本文将基于实物期权的公司价值理论引入到放松卖空管制的研究环境，填补了这方面研究的空白。第三，Morck et al.(1990)指出，股票价格可能会通过三种机制(管理层迎合机制、融资机制和信号机制)影响公司的投资行为，卖空机制有助于将股价泡沫挤出，发挥价格纠正功能，本文对放松卖空管制是否影响公司投资决策的研究，将会进一步丰富和补充“股价机制与公司投资行为”相关的研究文献。第四，放松卖空管制可在一定程度上理解为赋予了投资者更具价值的金融期权，因此，本文借助这一准自然试验首次把金融期权与实物期权联系起来，考察金融期权与实物期权的因果关系。最后，本文的研究结论可为上市公司、投资者和监管机构提供借鉴，以便更好地评估和洞察卖空机制的相关经济后果。 二、文献回顾及假说提出 (一)放松卖空管制与公司投资决策 Miller(1977)研究了卖空限制对股票价格的影响，提出了“股价高估”假说。Miller认为，投资者对于股票的内在价值存在异质信念(heterogeneous beliefs)，不同个体可能会存在不同先验观点或者对于相同信息做出不同的解释，卖空限制会导致股价在一定时期内被高估。换言之，证券市场中既存在乐观投资者，也存在悲观投资者。如果股票被限制卖空，当股票价格超过其内在价值时，悲观的投资者不能通过卖空进行充分套利。因此，在存在卖空限制的证券市场，负面信息不能够充分反映，股票价格仅仅体现了市场上最乐观的投资者对公司未来的预期，从而由于乐观性偏差而出现价格泡沫(李志生等，2015)。 相关的实证研究基本上验证了Miller(1977)所提出的“股价高估”假说，即卖空限制会阻碍市场的有效性，导致股价被高估。如果放松卖空管制，悲观的投资者能通过卖空进行充分套利，股价会回归内在价值。Bris et al.(2007)运用面板数据分析了在1990-2001年46个国家(地区)的市场中，卖空限制对资本市场有效性的影响，他们的研究发现，在允许卖空的市场，股价能够较快地吸收负面信息。这种方法对比了可卖空和不可卖空市场股价的形成机制，但是由于市场环境的不同，产生的噪音比较大。在香港资本市场，监管机构会定期调整卖空名单，投资者对列入名单的股票可进行卖空交易。基于香港市场的样本，Chang et al.(2007)的研究发现，卖空限制会造成股价被高估，并且对那些投资者意见分歧较大的股票，这种高估的效果更为明显。我国由于卖空机制引入时间较短，相关实证研究还较少。Chang et al.(2014)比较了放松卖空管制前后我国A股市场的股价变动情况，研究发现，股票进入卖空名单之后，可卖空的标的股票超额收益率显著为负，而定价效率有所提升。这说明存在卖空限制的股票价格会被市场高估，放松卖空管制后，标的股票价格下降，消除了股价的泡沫。李志生等(2015)通过比较融资融券标的股票和非融资融券标的股票，以及股票加入和剔出融资融券标的前后的定价效率，发现融资融券交易的推出有效改善了中国股票市场的价格发现功能，融资融券标的股票的定价效率有所提高。李科等(2014)亦发现，卖空机制有助于矫正高估的股价，提高市场定价效率。 国内外的现有研究主要关注卖空限制或者放松卖空管制对于股价或定价效率的影响，比如，Karpoff & Lou(2010)的研究发现，在可以相对自由卖空的美国资本市场，卖空交易能够及时发现和挖掘利空信息，并运用做空手段使得股价做出迅速调整。做空者能够识别出那些股价被高估的公司，提前预测出“坏消息”，在坏消息被公开披露之前实施卖空。①证据表明，在“坏消息”被公布前的19个月，公司被卖空的头寸就会显著上升，并且“坏消息”越严重，公司被卖空头寸越多。通过卖空者的套利行为，利空消息会在“坏消息”公布前有效地反映在股价中。美国资本市场于2005-2007年放松了对特定股票的卖空限制，②Grullon et al.(2015)利用这一自然试验分析了放松卖空限制对公司投资的影响，发现放松卖空限制的公司减少了资本投资，但并未考虑放松卖空限制对公司资本逐利动机和价值创造的影响。 资本逐利动机认为，管理层应当及时抓住好的投资机会，扩大投资规模；当投资机会变差时，管理层应当及时缩减投资规模，防止损失的持续。然而，由于所有权与经营权分离产生的第一类代理问题会削弱管理层根据投资机会及时进行动态调整(资本逐利)的动机。对于那些具有较高代理问题的公司来说，管理层做出投资决策并非完全以股东价值最大化为目标，他们会因为私人利益(Jensen & Meckling，1976)、帝国扩张动机(Williamson，1974；Jensen，1986，1993)、短期机会主义动机(Narayanan，1985；Bebchuk & Stole，1993)等扭曲投资机会和投资行为之间关系，从而造成非效率投资(Shin & Kim，2002)。 陈辉丽和刘峰(2014)的研究发现，融资融券公司的应计和真实盈余管理都显著降低，表明卖空机制在中国资本市场上可以抑制管理层的机会主义行为。在放松卖空管制之后，对于业绩不好的公司，卖空的运用会使得股价及时融入坏消息，股票对于利空消息的这种价格发现功能，会促使公司大股东实施对管理层的有效监督，从而进一步缓解公司大股东和公司管理层的代理问题(Massa et al.，2015)。在这种机制之下，管理层会及时缩减投资以应对变差的投资机会。但对于经营业绩好的公司而言，无论是否可以卖空，股价对利好消息的传导机制从根本上没有发生变化，大股东对管理层进行监督的动机在实质上也不会发生改变。因此，放松卖空管制不会明显改变经营业绩好的公司的投资决策。 Morck et al.(1990)指出，股票价格可能会通过三种机制(管理层迎合机制、融资机制和信号机制)影响公司的投资行为。Polk & Sapienza(2009)基于美国样本的研究发现，公司为推高短期股价而进行更多的投资，即股票的错误定价会影响公司的投资决策。基于中国1995-2004年的样本，Wang et al.(2009)的研究发现，股票市场并没有通过其信息功能影响到公司投资，其原因在于股价信息含量相对较少。而俞鸿琳(2011)基于1998-2009年的研究发现，股价高估会通过融资渠道影响公司的投资决策。从理论和发达资本市场的实证证据来看，卖空机制的引入将有助于挤出股价泡沫，降低股价被高估的程度，提高股价信息含量。因此，在股价噪音信息较大的中国资本市场，卖空机制是否具有这种价格发现或纠正功能，从而能否影响公司的投资决策，是一个非常值得研究的理论和实证问题。 总的来说，放松卖空管制会缓解公司的代理问题，特别是对于投资机会较差的公司，大股东会更有动机监督管理层的投资行为，促使管理层及时缩减投资规模。基于上述分析，本文提出两个相互关联的研究假说： H1a：当公司面临较差的投资机会时，放松卖空管制提高了投资与投资机会的敏感性。 H1b：当公司面临较好的投资机会时，放松卖空管制不会显著改变投资与投资机会的敏感性。 (二)放松卖空管制与公司期权价值 根据Zhang(2000)所提出的资本逐利理论与公司价值模型，公司面临较好的投资机会时，会及时把握投资机会，执行增长期权，从而扩大投资规模。公司面临较差的投资机会时，会通过执行清算期权，及时缩减投资规模。现有相关研究关注重点之一是外部制度环境对公司权益价值的影响。靳庆鲁等(2010)以2001-2005年所有A股上市的公司为样本，考察了我国不同地区的市场化进程对公司价值的影响，结果发现，对于高盈利公司，市场化进程增加了公司的增长期权价值，而对于低盈利公司，市场化进程则增加了公司的清算期权价值。Chen et al.(2015)以30个国家的数据为样本，考察了不同国家经济自由度(保护管理层的决策权、限制政府干预)对公司投资灵活性和权益价值的影响，结果发现在经济自由度较高的国家，投资灵活性(投资对公司盈利能力的敏感性)更高，公司的增长和清算期权价值更大。上述文献表明，制度环境会影响公司实物期权的执行和实物期权的价值。 在放松卖空管制后，相对不可卖空的低盈利公司，可卖空低盈利公司的股票价格会及时反映利空消息，管理层在大股东的监督下会及时缩减投资，有效执行清算期权(H1a)，从而提高公司的清算期权价值(Zhang，2000)。另一方面，对于盈利能力强的公司，放松卖空管制不会显著改变管理层的投资决策(H1b)，因而增长期权的价值不会发生明显变化。由此提出两个相互关联的研究假说： H2a：相对不可卖空的公司，在可卖空的条件下，给定净利润，低盈利能力公司的权益价值与净资产之间的凸增关系(体现清算期权价值)更强。 H2b：相对不可卖空的公司，在可卖空的条件下，给定净资产，高盈利能力公司的权益价值与净利润之间的凸增关系(体现增长期权价值)没有显著变化。 三、模型设计和变量定义 (一)卖空机制与公司的投资决策 对于投资机会较差的公司，放松卖空管制会促使公司及时缩减投资规模，但对于投资机会较好的公司，放松卖空管制不会影响公司资本逐利的动机。因此对于不同类型的公司，放松卖空管制对公司投资决策(投资和投资机会敏感性)的影响机制有所不同。以往文献在衡量公司投资和投资机会敏感性时，没有对投资机会好坏加以区分，本文在借鉴相关研究模型的基础上，加入了衡量投资机会好坏的哑变量，对公司进行分类。 具体而言，本文采用如下模型来检验假说1a和假说1b；
借鉴Bertrand & Mullainathan(2003)与Chen et al.(2012)的研究设计，我们控制年份及公司固定效应来进行DID(difference-in-difference)研究设计。具体变量定义如表1所示。 本文借鉴辛清泉等(2007)、张祥建等(2009)、Biddle et al.(2009)等的研究，用营业收入增长率(Growth)来衡量公司潜在的投资机会。如果一个公司Growth为负，则DGrowth取1；否则取0。用营业收入增长率而非其他指标来区分投资机会好坏，主要出于如下原因：第一，营业收入增长率能够有效地反映公司的成长性，一般认为成长性越高的公司，其投资机会越多。第二，目前进入可卖空名单的样本普遍是非亏损的公司，很难用盈利指标来遴选出可卖空的“差公司”。而在可卖空名单的样本中，有一定比例的公司营业收入增长率为负。 在模型(1)中，INV表示公司的资本支出水平，本文运用现金流量表项目计算资本支出水平：“资本支出水平=(购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金-处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额)/(前期固定资产净额+无形资产净额)”(Biddle & Hilary，2006：Biddle et al.,2009)。
根据假说1a，公司面临较差的投资机会时，放松卖空管制提高了公司投资与投资机会之间的敏感性。因此预期Short*Growth*Dgrowth的回归系数
，显著为正。根据假说1b，当公司面临较好的投资机会时，放松卖空管制不会显著地改变公司投资与投资机会之间的敏感性。因此，预期Short*Growth的回归系数
不显著。 由于股权集中度会影响大股东的动机和管理层的代理问题(夏纪军、张晏，2008)，我们把第一大股东持股比例(Firstholding)作为控制变量。因为公司的资本结构(Leverage)、风险(Beta)、上市年龄(Age)、现金水平(Cash)会影响投资支出(Richardson，2006)，本文对这三个变量加以了控制。另外，监管机构在确定可卖空股票标的时，将公司规模(Log(MV))、换手率(Turnover)、波动率(Volatility)作为主要的参考指标，因此本文也把上述三个变量纳入回归模型。 (二)卖空机制与公司期权价值模型 1.公司清算期权价值模型 为检验假说2a，本文借鉴Burgstahler & Dichev(1997)、靳庆鲁等(2010)和陈信元等(2013)的研究，采用如下模型来估算公司的清算期权价值：
根据假说2a，放松卖空管制会增加盈利能力较差公司的清算期权价值，因此预测“可卖空组”的系数
显著为正。 2.公司增长期权价值模型 为检验假说2b，本文借鉴Burgstahler & Dichev(1997)、靳庆鲁等(2010)和陈信元等(2013)的研究，采用如下模型来估算公司的增长期权价值：
根据假说2b，放松卖空管制不会改变盈利能力较强公司的增长期权价值，因此预测“可卖空组”的系数
不显著。 四、实证检验 (一)描述性统计 本文的数据来源于CSMAR及Wind数据库，初始样本为沪深两市所有A股上市公司，考虑到不同模型的研究设计不同，本文对三个模型的数据进行了分样本筛选。 在模型(1)中，既需要比较在相同的时间内可卖空公司和不可卖空公司的投资决策，也需要比较放松卖空管制前后特定公司投资决策的变化，因此本文所选取的样本期间为2007-2014年，并按照如下标准进行了筛选：(1)剔除相关变量缺失的样本；(2)剔除金融行业的样本；(3)剔除特别处理(ST)的样本。最终得到有效样本数12290个。为缓解极值影响，本文在回归分析中对所有连续变量上下各1％进行了Winsorize处理。 在模型(2)和模型(3)，需要比较可卖空公司和不可卖空公司实物期权价值的不同，样本选取期间为2007-2014年，③数据筛选过程同上。另外，根据Burgstahler & Dichev(1997)的做法，本文进一步剔除了净资产为负及年度亏损的样本。最终得到模型(2)和(3)的样本数为11028个。为减轻极值影响，根据以往文献，本文在回归分析中对该模型涉及的连续变量上下各5％进行了Winsorize处理。模型中主要变量的描述性统计结果如表2所示。 从表2可以看到，A股上市公司平均投资水平(以期初“固定资产和无形资产”进行标准化)为30.7％，中位数为17.2％，25分位数为7.1％，75分位数为36.1％，表明不同的上市公司投资水平差异较大。销售收入增长率的均值为19.3％，中位数为13.4％，25分位数为-0.003，这说明在市场当中约有1/4的上市公司销售增长率为负。对于公司股票能否卖空的虚拟变量，均值为0.152，表明在样本当中，约有15.2％的样本允许卖空。 在我国，可卖空公司的规模经历了一个从无到有的过程。在融资融券业务的初始期，上海、深圳两家交易所明确了各自的融资融券标的证券分别为上证50指数成分股和深证成指成分股，共计90只股票。随着融资融券业务的成熟，我国证券市场可卖空股票清单主要经历了以下几次扩容：(1)2011年12月5日，上海、深圳两家交易所宣布扩大融资融券标的证券的范围，将原来的90只股票调整为280只股票。(2)2013年1月31日，上交所的融资融券标的股票由180只调整为300只，深交所的标的股票由98只调整为198只，两市的融资融券标的股票增加至498只。(3)2013年9月16日，上交所的融资融券标的股票扩大至400只，深交所的标的股票扩大至300只，两市的融资融券标的股票增加至700只。(4)2014年9月12日，两市的融资融券标的股票增加至900只。
股票能否卖空由交易所确定，根据规定，新增的标的卖空股票是依据加权平均指标大小，并综合考虑个股及市场情况选取。加权平均指标的计算方式为(以深市为例)：④ 加权评价指标=2×(一定期间内该股票平均流通市值/一定期间内深市A股平均流通市值)+(一定期间内该股票平均成交金额/一定期间内深市A股平均成交金额)
表3提供了各年样本分布以及可卖空与不可卖空股票相应变量的描述性统计量及其差异检验。表3A显示，在样本期间内，可卖空样本数量逐年增加，总数为1864。⑤由于2012年以前所有股票均不可卖空，因此表3B是对2010-2014年可卖空与不可卖空股票的指标进行比较。 通过比较可以发现，可卖空公司规模(市值对数)的均值为16.299，显著高于不可卖空公司规模的均值15.09，这表明市值越大的公司越可能进入可卖空名单。从上市时间来看，可卖空公司上市年龄的均值显著高于不可卖空公司的均值。此外，可卖空与不可卖空公司的资产负债率、Beta系数、波动率、股权集中度也显著不同，因此在模型设计的时候，需要对这些变量加以控制。 (二)放松卖空管制与公司投资决策 表4报告了假说1a和假说1b的回归结果。其中第(1)列是不加公司、年度固定效应与可卖空哑变量及相应交乘项的回归结果，第(2)列是加入公司、年度固定效应与可卖空哑变量及相应交乘项后的回归结果。
第(1)列的回归结果显示，在控制了相关变量之后，公司投资与投资机会(Growth)之间显著正相关，说明整体而言，公司会遵循“资本逐利”的经济规律，换言之，当公司面临较好(差)的投资机会时，会扩大(缩减)投资规模。在控制公司、年度固定效应，并考虑了公司规模、换手率、现金水平、资产负债率、Beta、波动率、上市年龄等因素后，第(2)列的回归结果显示，对于投资机会较差的公司，卖空与投资机会交互项(Short*DGrowth*Growth)的系数显著为正(t=2.19)，这说明对于投资机会较差的公司，放松卖空管制的确提高了公司投资与投资机会之间的敏感性，这与假说1a的预期一致。同时，结果显示，对于投资机会较好的公司，卖空与投资机会的交互项(Short*Growth)的系数并不显著(t=-1.49)，这说明对于投资机会较好的公司，卖空机制的引入并没有改变公司投资与投资机会之间的敏感性，这与假说1b的预期一致。 在控制变量中，资产负债率(Leverage)、公司上市年龄(Age)和公司系统风险(Beta)与公司投资显著负相关，说明融资约束越高、越成熟、系统风险越高的公司，其投资水平越低。现金水平(Cash)和股票的波动率(Volatility)与公司投资显著正相关，说明公司现金储备越充分、公司特有风险越高，其投资水平越高。
(三)放松卖空管制与公司期权价值 为检验假说2a，即放松卖空管制对公司清算期权价值的影响。本文首先进行了不考虑卖空与否及其差异的全样本回归，再按照加入可卖空哑变量和相关交乘项以及影响纳入卖空名单的变量对模型(2)进行回归。实证结果如表5所示。实证结果表明，全样本中未加控制变量时，Dh*
的系数显著为正，表明在盈利能力较低的时候，公司净资产与公司权益价值的关系更强，即清算期权价值更高。加入可卖空哑变量和各个交乘项、公司与年度固定效应以及影响进入卖空名单的变量之后，如第(2)列所示，可卖空公司的short*Dh*
回归系数为2.174，显著为正(t=3.30)⑥这表明，在给定净利润的情况下，放松卖空管制会增加低盈利能力公司权益价值与净资产价值之间的凸增关系，即提高了公司的清算期权价值。 为检验假说2b，即放松卖空管制对公司增长期权价值的影响。我们首先进行全样本回归，再加入可卖空哑变量和各个交乘项、公司与年度固定效应以及影响进入卖空名单的变量进行回归。实证结果表明，全样本中未加其他变量时，Gh*
的系数显著为正，表明给定净资产，高盈利能力公司的权益价值与净利润之间的关系更强。在加入可卖空哑变量和各个交乘项、公司和年度固定效应以及影响进入卖空名单的变量之后，可卖空样本的shon*Gh*
系数为负但不显著(t=-1.11)。这说明，在给定净资产的情况下，放松卖空管制并不会增加高盈利能力公司权益价值与净利润之间的凸增关系。
五、稳健性检验 (一)改变投资机会的衡量方法 本文进一步采用经行业中位数调整的销售收入增长率(Adj-Growth)来衡量投资机会，并且设定当行业调整的销售收入增长率为负时，哑变量DAGrowth=1，否则为0。其他变量与模型(1)相同。结果显示，Short*DAGrowth*Adj-Growth的系数为0.258(t=2.18)，Short*Adj-Growth的系数为-0.044(t=-0.96)。因此，改变投资机会的度量，不影响结论。 (二)改变公司投资水平的衡量方法 本文进一步采用如下定义衡量公司的投资水平，即：“资本支出=(购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金+取得子公司及其他营业单位支付的现金净额-处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额-处置子公司及其他营业单位收到的现金净额)/(前期固定资产净额+前期无形资产净额)”。 结果显示，Short*DGrowth*Growth的系数显著为正(t=2.48)，Short*DAGrowth*Adj-Growth的系数显著为正(t=1.94)；Short*Growth的系数为负(t=-1.74)，Short*Adj-Growth的系数为负但不显著(t=-1.15)。因此，改变投资水平的度量，基本不影响本文结论。 (三)改变实物期权的模型设定 在模型(2)和(3)中，将期初净资产(
)替换为期末净资产(
)，其他变量不变，重新运行相关模型。结果显示，Short*Dh*
的系数为1.739(t=2.87)，Short*Gh*
的系数并不显著(t=-1.43)。这说明改变模型设定，不影响结论的有效性。 (四)采用PSM(propensity score matching)配对样本的检验 交易所在选择可卖空标的股票时主要依据加权评价指标，并综合考虑上市公司及市场情况进行选取。比如，在两大交易所发布的《融资融券交易实施细则》中规定，作为融券卖出的标的证券在过去3个月内没有出现下列情形之一：日均换手率低于基准指数日均换手率的15％，且日均成交金额小于5000万元；日均涨跌幅平均值与基准指数涨跌幅平均值的偏离值超过4％；波动幅度达到基准指数波动幅度的5倍以上。 基于上述选取标准，本文采用PSM方法选择配对样本。具体而言，分别按主板、中小板和创业板，根据公司规模、换手率和波动率选择配对样本，时间点为某公司第一次进入卖空名单之时。作为配对样本的公司，需在样本期间内从未进入过卖空名单的公司中选取。 针对假说1的检验，样本数量为7818。⑧基于模型(1)的结果显示，short*DGrowth*Growth的系数为0.292(t=1.77)，Short*Growth的系数为-0.06(t=-1.51)。针对假说2的检验，样本数量为7191。⑨基于基于模型(2)的结果显示，Short*Dh*
的系数为2.331(t=3.50)；基于模型(3)的结果显示，Short*Gh*
的系数为负但不显著(t=-0.73)。上述结果表明，采用PSM配对样本的稳健性检验，不影响本文结论的有效性。 六、结论 本文探讨了放松卖空管制与公司投资决策和价值创造之间的关系。对于可卖空公司，当投资机会较差以及管理层做出错误决策时，潜在投资者会通过卖空公司股票的方式，在股价中融入这些利空消息。因此，大股东出于自身财富的考虑，会更有效地对公司管理层进行监督，从而促使管理层更及时地执行清算期权，更好地提升公司清算期权的价值。但当公司经营业绩较好时，无论是否可以卖空，由于股价对利好消息的传导机制从根本上没有发生改变，在这种情况下，放松卖空管制不会明显改变经营业绩较好公司的投资决策和增长期权的价值。 本文基于Zhang(2000)的实物期权价值理论，借鉴Chen et al.(2015)与陈信元等(2013)的分析框架，将放松卖空管制与公司投资决策、期权价值有机结合起来，有助于补充和完善基于实物期权的公司估值理论以及卖空限制相关的研究文献。另外，本文相关的研究结论，也有助于从公司实体经济活动的角度，评估放松卖空管制的经济后果，这对于上市公司及其投资者、证券市场监管部门和政策制定部门具有一定的参考意义。 注释： ①该文所研究的“坏消息”主要是财务舞弊。 ②美国资本市场对卖空交易实施uptick rule，简单来说，即在股价下跌时不允许卖空，以此限制卖空交易。在2005-2007年间，美国SEC针对特定股票取消了这一限制。 ③在分析卖空机制对投资灵活性的影响时，本文参考相关文献采用的是跨期模型，即t期(如2014年)的投资对于t-1期(2013年)投资机会进行回归。相应地，在研究卖空机制对于公司期权价值的影响时，t期的投资会影响到期权价值，因此样本期间取到2014年。 ④深证所《关于扩大融资融券标的证券范围的通知》：http://www.szse.cn/main/rule/bsywgz/jyl/rzrqiy_front/。 ⑤由于剔除了金融行业的样本公司，以及相关数据缺失的样本公司，本文研究样本中的可卖空股票家数小于证券交易所公布可卖空股票家数。 ⑥回归结果显示，不可卖空样本的清算期权价值即Dh×
的系数显著为负，进一步检验发现，这是由于依据DID的模型设计要求加入公司和年度固定效应所致。在第(1)列，Dh×
的系数为2.136，在加入公司与年度固定效应后，Dh×
的系数变为-1.388(t=-3.43)。 ⑦卖空样本可卖空前的数量为3512，可卖空后的数量为1864，配对样本数量为2442。 ⑧卖空样本可卖空前的数量为3184，可卖空后的数量为1757，配对样本数量为2250。
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