企业战略激进度与融券卖空规模

黎来芳 孙河涛

一、引言

作为影响公司经营、决策的决定性因素，公司战略直接影响企业的发展目标、盈利模式与组织架构(Miles和Snow，1978[1]、2003[2])。战略管理研究表明，企业通过实施增长型战略能够提高生产经营效率与效益，提升自身价值，实现特定的竞争优势，但也有可能导致企业过度扩张，甚至经营失败。然而，作为推动中国经济转型升级的重要微观主体，上市公司的战略在国内会计与财务研究中没有得到广泛重视(王化成等，2011[3])。自Miles和Snow(1978，2003)[1][2]将公司战略划分为进攻型、分析型和防御型战略，Bentley等(2013)[4]首先应用这一分类方法进行实证研究以来，公司战略与财务会计研究的结合更加紧密。研究结论显示，公司战略激进可能带来诸多消极后果，如财务报告违规(Bentley等，2013[4])、过度投资(王化成等，2016[5])、盈余管理(孙健等，2016[6])、股价崩盘风险(孙健等，2016[7])。鉴于公司战略在企业经营、发展过程中扮演的重要角色，有必要从财务决策与资本市场领域进一步研究公司战略的经济后果。

在中国推进市场经济、完善资本市场的进程中，2010年3月，沪深交易所正式开启融资融券试点，自此A股诞生了真正意义的做空机制，探寻上市公司被卖空的影响因素也具有重要的现实意义。作为消息灵通的投资者，卖空交易者对于公司业绩的失败表现具有“天生的厌恶”(He和Tian，2014[8])，而企业的经营业绩很大程度上由公司战略决定。此外，研究表明出现财务丑闻(Karpoff和Lou，2010[9])、盈余管理水平高(顾琪和陆蓉，2016[10])的公司更有可能被卖空。由此可见，公司与投资者之间的信息不对称是影响卖空的重要因素。进一步地，已有文献指出战略激进的公司具有更高的盈余管理水平(孙健等，2016[6])、更低的会计稳健性(刘行，2016[11])，即公司战略越激进，公司与投资者之间的信息不对称程度越大。如此，公司战略可能通过影响信息不对称程度，进而影响公司的被卖空规模。在这一路径下，卖空可能是做空交易者对公司战略进行分析后做出的投资决策。然而，现有文献尚未对公司战略与卖空规模之间的关系进行深入研究。那么，战略激进的公司被卖空了吗？

以产品和市场的更新速率为标准，Miles和Snow(1978，2003)[1][2]将企业战略划分为进攻型、分析型和防御型三种类型，相对应的战略激进程度从高到低。在这种分类下，进攻型企业的战略激进可能有两类体现：一类是企业热衷于产品开发与市场开拓，开展大量研发与创新活动，力图提高市场份额与企业竞争力；另一类则是代理问题导致的机会主义行为，比如过度投资(王化成等，2016[5])、盈余管理(孙健等，2016[6])等。以往关于进攻型战略经济后果的研究存在分歧，可能是由于不同文献只站在创新动机或代理动机的其中一个角度，从而分别得到了正面或负面影响的结论。也就是说，关于公司战略经济后果的研究结论存在差异，可能是由于没有区分具体情境。由于战略管理是一系列综合考虑企业内外部多种因素的决策活动，因此公司战略对企业的影响应该是权变的，公司的外部环境、内部因素都会影响战略实施的经济后果。在外部环境中，对公司战略影响最大的是行业环境，每个行业在发展过程中会形成一套常规的战略模式(Meyer和Rowan，1977[12]；Dimaggio和Powell，1983[13])；内部因素方面，公司战略的后果可能受到管理层机会主义和大股东侵占中小股东利益等代理问题影响。因此，在分析公司战略所产生经济后果的传导机制时，有必要结合内外部环境深入研究，这在近年的相关研究中没有得到足够的重视。本文拟区分进攻型战略的创新动机和代理动机，分别从行业环境和代理成本的角度，进一步探讨公司战略与融券卖空规模的关系。

本文以2006—2016年中国A股上市公司为样本，借鉴Miles和Snow(1978，2013)[1][2]对公司战略的定义，以及Bentley等(2013)[4]对公司战略的度量方法，探寻了公司战略与融券卖空规模的关系。研究结果表明：公司战略越激进，企业被融券卖空规模越高。在高新技术企业中，战略激进对融券卖空规模的正向影响不显著。在代理成本高的企业中，战略激进对融券卖空规模的正向影响更显著。

本文的贡献主要体现为：第一，拓宽了公司战略在公司财务与资本市场领域的研究应用。近年来，许多学者响应王化成等(2011)[3]关于提升公司战略在财务管理研究中的应用的号召，发现公司战略确实会影响财务与会计领域关注的重要话题，如企业投资、融资、盈余管理等。但是，从资本市场表现的角度研究公司战略经济后果的文献并不多。本文立足于中国资本市场新兴的融资融券制度背景，发现公司战略会影响企业被融券卖空的规模，有助于拓展未来公司战略在资本市场研究领域的应用。第二，丰富了关于公司被卖空的影响因素的相关研究。以往文献探讨了公司盈余管理、财务重述以及财务丑闻等因素与企业被卖空规模之间的关系，但忽视了公司战略对融券卖空规模的影响。已有研究证明公司战略会影响企业的盈余管理(孙健等，2016[6])、财务报告违规(Bentley，2013[4])，因此公司战略可能是影响公司被融券卖空规模的深层原因。本文将战略管理与资本市场研究结合，以公司战略为出发点，发现公司的战略激进度是影响卖空规模的潜在“原罪”，为以后的研究提供了新的方向。第三，说明了站在资本市场视角下的投资者如何看待公司战略。以往研究主要从财务决策、信息披露等层面研究公司战略的经济后果，本文的研究结论证明公司战略为资本市场中的卖空交易者提供了决策依据，能够影响投资者行为，进而反映到公司的资本市场表现。

二、理论分析与研究假设

(一)公司战略与融券卖空规模

卖空制度的建立对资本市场与公司行为产生何种影响，是学者研究的热点话题。然而，关于公司被卖空的影响因素尚缺乏横截面意义的经验证据，很少有研究关注公司战略对卖空规模的影响。作为统领公司经营、发展的核心因素，企业战略很可能会影响公司的资本市场表现。在新兴融资融券机制的背景下，有必要探寻企业被融券卖空规模与公司战略之间的关系。本文认为，公司战略通过影响公司与投资者之间的信息不对称程度，进而影响公司被融券卖空的规模。

研究表明，不同战略类型的公司，其信息披露质量存在显著差异，进攻型企业的信息不对称程度更高。相比于防御型企业，进攻型企业致力于开发新产品、进入新市场，研发投入和市场拓展费用高(Miles和Snow，1978[1]、2003[2])，产出不确定性更高，缺少行业标杆，信息不对称程度更大(Aboody和Lev，2000[14]；Kothari等，2009[15])。Holmstrom(1989)[16]指出，由于创新活动是对未知领域的探索，失败的可能性较大，因此创新过程周期长、风险高。因此，投资于大量创新项目的公司信息不对称程度更高(Bhattacharya和Ritter，1980[17])，其股价更有可能被看低(Stein，1988[18])。此外，进攻型企业内部控制机制相对分散(Miles和Snow，1978[1]、2003[2]；Simons，1987[19])，存在更多的财务报表舞弊行为，加剧了公司与投资者之间的信息不对称程度。Bentley等(2013)[4]发现，进攻型企业更容易发生财务舞弊，审计费用更高。刘行(2016)[11]发现，进攻型企业的会计信息稳健性更低。孙健等(2016)[6]指出，公司战略越激进，面临的融资约束越大，盈余管理水平越高。因此，公司战略越激进，企业与投资者之间的信息不对称程度越高。

已有研究认为，信息不对称是影响卖空交易的重要因素。作为知情交易与专业投资者，做空者擅于利用其信息优势与专业技能，挖掘公司隐藏的负面消息、识别公司披露的虚假信息，并采取相应的卖空交易，当公司“东窗事发”后，股价大幅下跌，做空者顺势平仓从而获得卖空收益，这也正是浑水等专业机构的做空手法。Drake等(2015)[20]、张璇(2016)[21]发现，发生财务重述的公司被卖空的规模更高。Karpoff 和Low(2010)[9]、Hirshleifer等(2011)[22]指出，卖空交易多集中于那些应计异象严重和出现财务丑闻的个股，做空者能在公司财务错报被公之于众前进行识别、卖空。顾琪和陆蓉(2016)[10]发现，盈余管理水平高的公司更有可能被卖空，卖空机制建立后，被列入融资融券名单的上市公司盈余管理水平下降。以上研究表明，信息不对称程度高的公司更有可能被做空交易者选择为卖空对象，因而被卖空的规模更高。

基于以上分析，本文预期，公司战略是影响企业被融券卖空规模的重要因素。相对于防御型企业，进攻型企业与投资者之间的信息不对称程度更大，因而被投资者融券卖空的规模更大。据此，提出本文的核心假设。

H1：公司战略越激进，企业被融券卖空规模越大。

(二)公司战略、创新动机与融券卖空规模

在战略管理研究领域，战略激进度实际上是对公司战略态势(导向)的区分，许多学者探讨了不同战略导向类型的先行因素及其对公司绩效的作用机制，主要集中在两大方面：一是企业外部环境。Miller和Friesen(1983)[23]从企业生命周期角度说明战略导向必须与环境相适应，Hambrick(1984)[24]发现企业战略选择应关注市场环境、经济背景等因素的影响。二是企业自身因素。包括内部资源与能力、企业经营理念、组织文化和高层管理者因素等。近年来，虽然战略被广泛应用于财务会计领域的研究，但是相关文献在探讨公司战略的经济后果时，战略导向的先行因素如何影响公司战略经济后果的传导机制没有得到足够的重视。瞿燕舞等(2009)[25]综合已有文献认为，影响企业战略导向的外部环境主要指企业所处的行业整体环境。刘刚和于晓东(2015)[26]指出，影响企业能力生命周期演变进程的最重要的环境因素是行业环境。那么，公司战略对融券卖空规模的影响是否因行业而异？本文认为，在创新动机驱动的高新技术企业中，进攻型战略并未增大公司与投资者之间的信息不对称，反而通过减少信息不对称，降低了公司被融券卖空的风险。

首先，从信息披露的角度分析，我国高新技术企业大多在创业板上市，与股票市场其他板块相比，创业板监管对上市公司研发信息的披露要求更加严格，企业必须及时披露产品和技术的研发状况，以降低外部投资者的信息不对称损失(周铭山等，2017[27])。高新技术企业的公司战略越激进，体现为研发创新投入越多，与研发活动相关的企业经营信息披露水平越高。那么，进攻型战略在高新技术企业中的实施，可以通过改善信息披露质量降低公司与投资者之间的信息不对称，减少被融券卖空规模。

此外，从投资者关注的角度而言，相比于缺乏创新的公司，高新技术企业更容易获得投资者关注(周铭山等，2017[27])。当高新技术企业采取进攻型战略时，战略驱动下的研发、市场等经营活动会得到更高的投资者关注度。当投资者关注某只(类)股票时，会花费更多时间、精力对企业信息进行分析，从而提高了股价信息含量(Loh，2010[28]；施荣盛，2012[29])。股价信息含量越高，公司的特质信息反映得越充分，信息不对称程度越低，被融券卖空的概率更低。周铭山等(2017)[27]发现，基于信息披露效应，创业板公司创新投入越多，股价崩盘风险越低。这说明高新技术企业的激进战略是不是做空者的“猎物”，有利于获得资本市场的正面评价。根据上述分析，提出第二个研究假设。

H2：创新动机减弱了公司战略与融券卖空规模的正向关系，即在创新驱动的高新技术企业中，公司战略激进对融券卖空规模的正向影响不显著。

(三)公司战略、代理动机与融券卖空规模

在探讨了外部行业环境如何作用于“公司战略-融券卖空规模”的传导机制后，本文拟进一步分析影响公司战略经济后果的内部因素，并重点关注代理动机的影响。经典财务学理论认为，随着所有权和经营权分离，企业的股东和管理者之间会产生委托代理问题(Jensen和Meckling，1976[30])。本文认为，代理动机加剧了公司战略与融券卖空规模之间的正向关系。

在“委托-代理”关系下，已有文献指出，由于薪酬和职业(Graham等，2004[31]；Khan和Kim，2009[32])、自利掏空(Kim等，2011[33])以及构建商业帝国(Kothari等，2009[15])等因素的驱使，管理者存在“报喜不报忧”的消息管理行为(Ball，2009[34])。管理层有动机隐藏超额在职消费、投资效率低等坏信息，并可能采取盈余操纵等方式夸大公司业绩，导致负面信息在公司内部不断积累。与防御型企业相比，进攻型企业的业绩不良风险更高(Miles和Snow，1978[1]、2003[2])。Hambrick(1984)[24]发现，进攻型企业的投资回报率较低。王化成等(2016)[5]发现，进攻型企业更容易过度投资。而进攻型企业为鼓励经营者进行风险承担，薪酬政策中固定薪酬比重较低，业绩奖金等浮动薪酬比重较高(Simons，1987[19]；Singh和Agrawall，2002[35])。出于利己考虑，在代理成本高的企业中，管理者有更强的动机隐藏激进战略导致的负面消息，从而加剧了公司与投资者之间的信息不对称。除此之外，在代理成本高的公司，管理层倾向于不披露甚至发布精确度较低的自愿披露信息(罗炜和朱春艳，2010[36]；袁振超等，2014[37])，以此掩盖委托代理问题，进一步增大了信息不对称程度。Kim等(2011)[33]发现，高管为实现薪酬最大化隐藏公司坏消息，加剧了股价崩盘风险。

在我国，上市公司普遍存在“一股独大”现象，较高的股权集中度导致了大股东与中小股东之间的第二类代理问题。已有研究发现，大股东通过利润转移、侵占资产、融资担保等形式侵蚀中小股东利益。为避免自身的利益侵占行为被揭露，大股东不仅有动机也有能力对公司盈余信息进行操纵(Fan和Wong，2002[38])、掩盖违规行为(唐跃军等，2006[39])，导致公司与投资者之间的信息不对称程度提高。陈翔宇和万鹏(2016)[40]发现，上市公司代理成本越高，隐藏各种坏消息的可能性越大，股价崩盘风险越大。

因此，第一类代理成本导致管理层具有较强的自利动机，第二类代理成本使得大股东有动机隐藏坏消息以攫取私利。总而言之，代理成本增加了进攻型企业的坏消息藏匿，提高了公司与投资者之间的信息不对称程度，使得进攻型企业更有可能成为被融券卖空的对象。据此，本文提出第三个研究假设。

H3：代理动机加剧了公司战略与融券卖空规模的正向关系，即在代理成本高的企业中，公司战略激进对融券卖空规模的正向影响更加显著。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文以我国2006—2016年A股上市公司的相关数据为样本，之所以从2006年开始，是因为我国融资融券制度自2010年开启试点，而公司战略指标的构建需要计算近5年相关数据的移动平均值。在此基础上，本文对原始样本进行了如下筛选：剔除金融行业公司样本；剔除ST和*ST的公司样本；剔除存在缺失和异常数据的样本。经过以上筛选和整理，最终得到2010—2016年共计3 536个观测值。此外，为避免极端值造成影响，本文对所有连续变量进行了1%～99%水平的winsorize，并对相关变量进行标准化处理。本文所选用的数据来自CSMAR和RESSET数据库，统计软件采用STATA14.0。

(二)变量定义

1.被解释变量：融券卖空规模。

由于欧美国家卖空机制历史较长、发展成熟，国外已有成熟的指标用以衡量做空规模。在我国建立融资融券制度前，A股市场并没有直接的卖空手段，新兴融券机制使得投资者可以通过融券卖出的方式对企业进行做空交易，从而可以有效衡量企业被卖空规模。本文参考Dechow等(2001)[41]、Zhang(2014)[42]、张会丽等(2016)[43]的研究，以年度累计融券卖出规模(年度累计融券卖出总量除以流通总股数)衡量公司被融券卖空规模。

2.核心解释变量：公司战略。

在财务与会计领域，目前已有统一的度量公司战略的实证方法。本文参考Bentley等(2013)[4]、王化成等(2016)[5]、孙健等(2016)[6]的研究，从六个维度来构建公司战略的度量变量，包括：(1)研发支出占销售收入的比例；(2)员工人数与销售收入的比率；(3)销售收入增长率；(4)销售费用和管理费用占销售收入的比例；(5)员工人数波动性；(6)固定资产占总资产的比例。每个构成变量均按行业-年度、根据过去五年的移动平均值进行度量并平均分为五组。前五个维度最小组赋值为1分，最大组赋值为5分。第六个维度将最小组赋值为5分，最大组赋值为1分。对于每一个公司-年度样本，将6个维度的分组得分相加，得到该公司的战略得分，取值在6～30分之间。分值越大，表明企业战略越表现为进攻型战略；分值越小，表明企业战略越表现为防御型战略。

3.调节变量。

(1)高新技术企业的界定。

鲁桐和党印(2014)[44]采用聚类分析的方法，按要素密集度将中国沪深A、B股公司划分为劳动密集型、资本密集型和技术密集型三类行业，得到了电子、信息技术等5个技术密集型行业。本文参照其研究结论，将其定义的技术密集型行业与证监会最新的行业分类进行对应，得到新行业分类下的技术密集型行业，并界定这些行业中的上市公司为本文关注的高新技术企业，具体范围见表1。

表1 技术密集型行业界定

(2)代理成本。

参考已有研究，Jensen和Meckling(1976)[30]、Shleifer和Vishny(1997)[45]、李明辉(2009)[46]发现管理层持股使得管理层与股东的利益冲突减少，降低了第一类代理成本；刘星和刘伟(2007)[47]、罗昆等(2014)[48]发现股权制衡有助于降低第二类代理成本、提高公司价值；薄仙慧和吴联生(2009)[49]指出机构投资者有利于公司治理的改善。因此，本文以高管持股比例、股权制衡度、机构投资者持股比例三个变量衡量公司的代理成本。高管持股比例越大、股权制衡度越高(Z指数越小)、机构投资者持股比例越大，代理成本越低；反之，代理成本越高。

4.控制变量。

考虑到其他因素对研究结果的潜在影响，本文选取了以下控制变量：公司规模、资产负债率、总资产报酬率、公司市值、股票回报率、每股收益、董事会规模、独立董事比例、盈余管理水平、股权性质等。具体的变量定义见表2。

表2 变量定义

(三)模型设计

为了研究公司战略激进是否影响企业被融券卖空的规模，本文建立了回归模型(1)：

Short=β0+β1Strategy+β2Size+β3Lev+β4Roa

+β5Value+β6Ret+β7Eps+β8Board

+β9Outdir+β10Acc+β11Nature+ε

(1)

在模型(1)中，本文重点考察公司战略(Strategy)的系数，评价其对企业被融券卖空规模的影响。根据假设1，本文预期变量Strategy的系数显著为正，即公司战略越激进，被融券卖空规模越大。

为了检验不同行业环境下公司战略与融券卖空规模的关系，本文加入高新技术企业的界定变量(Tech)作为调节变量，构建交互项模型(2)：

Short=β0+β1Strategy+β2Tech+β3Tech

×Strategy+β4Size+β5Lev+β6Roa

+β7Value+β8Ret+β9Eps+β10Board

+β11Outdir+β12Acc+β13Soe+ε

(2)

在模型(2)中，本文重点关注高新技术企业的战略变量(Tech×Strategy)，探究与其他企业相比，高新技术企业战略激进对融券卖空规模的影响是否存在差异。根据假设2，本文预期其显著为负，表明相对于其他行业的上市公司，高新技术企业战略激进对融券卖空规模的影响不显著。

为了检验不同代理成本下公司战略与融券卖空规模的关系，本文加入代理成本变量(Agency)及其与公司战略的交互项(Agency×Strategy)，构建模型(3)：

Short=β0+β1Strategy+β2Agency+β3Agency

×Strategy+β4Size+β5Lev+β6Roa

+β7Value+β8Ret+β9Eps+β10Board

+β11Outdir+β12Acc+β13Soe+ε

(3)

在实证检验中，本文分别使用代理成本的代理变量高管持股比例、Z指数、机构投资者持股比例及其与公司战略的交互项进行回归分析。本文预期三个交互项Exstock×Str、Z×Str、Instock×Str的系数分别显著为负、显著为正、显著为负，表明代理成本越高，公司战略激进对融券卖空规模的正向影响更显著。

四、实证结果

(一)描述性统计

描述性统计结果如表3所示。样本公司被融券卖空规模(Short)处于0～0.16之间，均值为0.02，中位数为0.01，与之前的研究结果(张会丽等，2016[38])基本一致；公司战略(Strategy)最小值为9，最大值为27，标准差为3.825，表明不同企业的战略类型差异较大。参考Bentley等(2013)[4]的划分方法，战略分值在6～12分之间表示防御型战略，分值在24～30 分之间表示进攻型战略，分值在13～23分之间表示分析型战略。由此看来，我国企业多采取分析型战略。高管持股比例(Exstock)处于0～49.09%之间，说明我国上市公司高管持股差异较大。Z指数最小值为1.01，最大值为145.37，表明上市公司的股权制衡度差异同样很大。机构投资者持股比例平均值为0.23，说明机构投资者已经普遍参与到了上市公司的公司治理中。其余变量的描述性统计结果不再赘述。

表3 变量描述性统计

(二)回归分析

本文首先检验公司战略对企业被融券卖空规模的影响。进一步，以高新技术企业界定、代理成本作为调节变量，区分不同外部行业环境和内部治理因素下公司战略对融券卖空规模的影响的差异。

1.公司战略与融券卖空规模。

本文使用年度融券卖出量与流通总股数的比值(经过标准化)来衡量被解释变量企业被融券卖空的规模，依据Bentley等(2013)[4]、孙健等(2016)[6]的方法构建解释变量公司战略，进行多元线性回归。其中第(1)列只加入解释变量进行初步回归，第(3)列在第(1)列的基础上加入控制变量，第(2)、(4)列分别在前一列的基础上控制年度和行业效应。为了控制潜在的异方差和序列相关问题，本文对所有回归方程都在公司层面进行了Cluster处理，回归结果如表4所示。

从实证结果来看，第(1)～(4)列公司战略(Strategy)的系数分别为0.017 0、0.014 3、0.019 6、0.016 2，均在1%的水平上显著，说明公司战略与融券卖空规模显著正相关，即公司战略越激进，企业被融券卖空规模越大，假设1得到验证。

表4 公司战略与融券卖空规模

续前表

2.公司战略、创新动机与融券卖空规模。

为了研究不同行业环境下公司战略对融券卖空规模影响的差异，本文加入高新技术企业界定(Tech)和公司战略(Strategy)的交乘项(Tech×Strategy)，探究高新技术企业战略激进对融券卖空规模的影响是否具有显著差异。同时，为了增强结论的稳健性，本文根据是否为高新技术企业，将样本分为高新技术企业组(Tech=1)和非高新技术企业组(Tech=0)，分别进行多元回归。回归结果如表5所示。

表5 公司战略、创新动机与融券卖空规模

续前表

根据第(1)列，公司战略(Strategy)的系数为0.021 6，在1% 的水平上显著为正，交乘项(Tech×Strategy)的系数为-0.018 9，在10%的水平上显著为负。这表明，与其他企业相比，高新技术企业战略激进对融券卖空规模的影响不显著，与假设2一致。分组回归显示，非高新技术企业组的公司战略(Strategy)系数在1%的水平上显著为正，而高新技术企业组的公司战略系数不显著，进一步验证了上述结论。

3.公司战略、代理动机与融券卖空规模。

进一步地，本文从代理动机的角度对公司战略与融券卖空规模的关系做进一步的探讨，以高管持股比例、股权制衡度、机构投资者持股比例三个指标来综合衡量代理成本。根据表6，第(1)～(3)列中公司战略(Strategy)的系数均显著为正，而高管持股比例与公司战略的交乘项(Exstock×Strategy)、机构投资者持股比例与公司战略的交乘项(Instock×Strategy)的系数显著为负，Z指数与公司战略交乘项(Z×Strategy)的系数显著为正。这说明当高管持股比例越低、Z指数越大、机构投资者持股比例越低，即第一和第二类代理成本越高时，公司战略激进与融券卖空规模的正向关系更加显著，验证了假设3。

表6 公司战略、代理动机与融券卖空规模

续前表

五、稳健性检验

本文以被列入融资融券名单的上市公司为样本，研究公司战略对融券卖空规模的影响，并具体分析不同行业环境、代理成本情境下该影响的差异。由于融资融券标的公司由政策部门确定，存在一定的非随机性。那么上述实证结果可能受到质疑：由于标的股票本身处于融资融券名单之中，因此可以被融券卖空，而不在名单之中的上市公司则无法被卖空。也就是说，公司被融券卖空的规模可能是受政策影响，而不是由公司战略导致，即样本存在选择性偏差。因此，应对样本选择性偏差进行检验、修正，本文采取Heckman两阶段模型对该问题加以解决。

第一阶段，构建公司是否被列入融资融券名单的决策变量Dum_Short，建立估计被列入融资融券名单概率的Probit模型。根据沪深交易所《融资融券交易实施细则》，成为融资融券标的的股票必须符合流通市值、成交金额、换手率、波动性等条件的要求。顾琪和陆蓉(2016)[10]在修正融资融券样本的选择性偏差时，用标的股票前一年的日均流通市值对数和日均成交金额对数估计该上市公司被列入融资融券名单的概率。在此基础上，本文选取了标的股票前一年的日均流通市值对数、日均成交金额对数、年均换手率和波动率四个特质指标加入Probit模型，构建“选择方程”(5)，据此估计样本公司被列入融券名单的概率，并计算逆米尔斯比率IMR(Inverse Mills Ratio)。

Dum_Short=β0+β1PreValue+β2PreAmount

+β3Turnover+β4Volatility

+γControls+ε

(5)

第二阶段，将逆米尔斯比率IMR作为自变量引入之前的回归方程(1)～(3)，构建“处理效应方程”(6)～(8)，重点关注逆米尔斯比率IMR和相关重要变量的系数，回归结果见表7。

Short=β0+β1Strategy+β2Controls+λIMR+ε

(6)

Short=β0+β1Strategy+β2Tech+β3Tech

×Strategy+β4Controls+λIMR+ε

(7)

Short=β0+β1Strategy+β2Agency+β3Agency

×Strategy+β4Controls+λIMR+ε

(8)

表7 Heckman两阶段模型的回归结果

续前表

根据表7，每一个处理效应方程中IMR的自选择系数λ均在1%的水平上显著，说明样本确实存在选择性偏差，使用Heckman两阶段模型进行修正是必要的。在控制了样本选择性偏差后，处理效应方程中公司战略(Strategy)、高新技术企业交乘项(Tech×Strategy)、代理成本交乘项(Exstock×Strategy、Z×Strategy、Instock×Strategy)的系数符号与显著性与原来保持一致，证明本文的实证结果是稳健的。

六、研究结论

本文立足于中国资本市场的融资融券制度背景，基于战略管理和公司财务理论分析了公司战略对融券卖空规模的影响，并进一步探讨了这一影响在不同的行业环境和代理成本情境下的差异。研究发现，公司战略越激进，企业被融券卖空规模越大。在高新技术企业中，公司战略激进对融券卖空规模的正向影响不显著。在代理成本高的企业中，公司战略激进对融券卖空规模的正向影响更显著。本文的理论贡献在于拓展了战略在公司财务与资本市场领域的应用，丰富了关于公司被卖空的影响因素的相关研究，并完善了公司战略对经济后果的传导机制。

在实践层面，本文的发现对于监管部门、上市公司以及投资者具有重要的现实意义。对于监管部门而言，本文的研究结论表明，评价公司战略信息对于识别公司的投资价值和风险具有重要意义，而目前关于公司战略信息披露的法规和政策尚不完善，上市公司的战略信息披露也并不充分。政策和监管部门应当出台相应的法规政策，强制上市公司披露必要的战略信息，以加强对投资者利益的保护；对于上市公司而言，本文的结果说明公司战略作为公司运作的核心，能够影响到公司财务决策以及资本市场表现。在新兴融资融券机制的压力下，公司应当在追求发展的同时，注意防范被融券卖空风险。在选择和实施公司战略时，立足于公司的外部环境和内部资源能力，充分发挥公司治理的作用，降低内部代理成本，使公司战略成为公司长久发展的助推力。对于投资者而言，本文的发现意味着投资者应当深入分析公司战略，结合公司内外部环境对战略决策进行全面评价，形成对公司未来发展的合理预期，从而对公司的投资价值做出理性判断。