本文主要就涉及到的两个主题做出文献回顾，一是有关卖空机制治理效应的文献，二是有关控股股东与企业投资的文献。

1. 卖空的治理效应

卖空机制作为一种来自资本市场的外部治理机制，对企业行为具有治理效应，从而起到优化企业决策的效果。首先，国内外学者检验了卖空机制对企业会计行为的治理效应并发现，卖空机制的引入不仅能促进企业坏消息的披露^[12]，提高标的公司的信息披露质量^[1]131，还能够减少企业财务重述的概率^[2]177，降低盈余管理程度^[3]45[13]，提高会计稳健性^[14]。其次，国内外学者检验了卖空机制对企业财务行为的治理效应，发现卖空机制的引入抑制了企业的过度投资^[11]80[15]3，推动了企业及时调整投资决策^[16]，起到了优化企业投资行为和资源配置效率的作用^{[4]199[10]1752}；卖空机制引入还能够提升企业的创新产出和创新效率^[6]129[17]，改善企业长期并购绩效^[18-19]，并最终促进公司价值的提升^[20]。与此同时，卖空机制引入对股价造成的负向冲击增加了企业的资本成本^[10]1752，降低了企业的新增外部融资并起到了规制企业融资行为的作用^[5]121，也加快了企业资本结构调整速度^[21]。再次，学者们还检验了卖空机制对企业内部人行为的治理效应，发现卖空机制引入有利于约束大股东的“掏空”行为^[7]1144，减少控股股东的私利侵占^[22]，抑制企业内部人的减持行为^[8]144和寻租行为^[9]167，有效降低高管隐性腐败^[23]。当然，也有部分文献得出相反的结论，即卖空机制没有发挥应有的治理效应，例如，卖空机制带来的股价下跌压力反而使得管理层更倾向于隐瞒企业的负面消息^[24-25]，同时加剧了管理层短视行为并导致企业从事更激进的避税活动^[26]，甚至融资融券的非对称性在总体上还阻碍了企业创新^[27]128。总而言之，多数文献表明卖空机制作为来自资本市场的重要交易机制和治理机制对企业行为产生了治理效应。

2. 控股股东与企业投资

现有文献认为，控股股东对上市公司治理具有监督和侵占双重效应^[28-30]。一方面，控股股东可以利用控制权直接参与上市公司的经营管理，增强对管理层的监督和干预，从而防止管理层出于自身利益考虑而采取机会主义行为。另一方面，控股股东也可能利用其控制地位和影响力进行各种非效率投资等侵占行为，从而攫取控制权私利，损害中小股东的利益。

然而在许多国家，尤其是新兴资本市场国家，由于股权集中及控股股东的存在使得控股股东侵占中小股东利益的现象更为普遍^[31-32]。这是因为，集中的股权会增强控股股东谋取控制权私利的动机和能力^[33]。因此，取得控制权的大股东会依据其自身利益而不是全体股东的利益做出投资决策，并造成投资决策扭曲和公司价值损失。现有文献表明，在所有权集中条件下，随着控制权和现金流权两权分离度的增加，企业的非效率投资行为更加严重^[34-35]，进一步地，控股股东对控制权私有收益的攫取会导致企业过度投资^[36]。就中国而言，中国上市公司股权高度集中且存在“一股独大”的股权结构特征，与此同时，中国中小投资者利益保护仍不足、内部治理结构尚不够完善，这样的股权结构和制度安排客观上为控股股东通过各种非效率投资行为攫取控制权收益提供了可能。国内文献表明，在大股东控制条件下，控股股东的控制权确实存在侵占效应^[37]，且随着两权分离程度的增加，企业非效率投资行为更为严重，公司绩效也随之下降^[38]。进一步地， 股权集中、控股股东的存在会导致企业过度投资^[39]， 且第一大股东持股比例越高，企业过度投资越严重^[40]40。顾乃康等^[41][42]74从理论上通过将控股股东的持股比例内生化到实物期权模型中，并构建了动态的投融资决策模型探索控股股东侵占对企业投融资决策的内在作用机理，研究发现，控股股东的侵占行为会导致企业的投资时机提前，并引发过度投资，造成投资决策扭曲。当然，面对控股股东的非效率投资行为，来自企业内部的治理机制也能够起到抑制作用，例如，股权制衡能够抑制控股股东私利主导下的过度投资行为^[43]；当多个大股东互相监督时，企业的过度投资行为得以缓解^[44]；而机构投资者对控股股东的非效率投资行为也具有治理效应^[40]41。

此外，中国“一股独大”的股权结构特征也可能会影响卖空机制对企业投资的治理效应。王仲兵和王攀娜^[11]80、孙焱林和何振宇^[45]研究发现，放松卖空管制抑制了企业过度投资，提升了企业投资效率，但在大股东持股比例较高和面临市场卖空压力更大的样本中，卖空的治理效应更为显著。虽然已有研究注意到控股股东在内的大股东对卖空治理效应的差异化影响，但并未探究控股股东对卖空治理效应产生影响的内在机理，也未就此做出深入检验。因此，本文将包括控股股东在内的股权结构特征内生到卖空机制与企业投资的研究框架中，以考察中国上市公司存在控股股东的股权结构对卖空治理效应的内在影响。

与西方成熟资本市场不同，中国上市公司体现出股权高度集中且普遍存在控股股东的股权结构特征。在这种情况下，中国上市公司面临了较为突出的控股股东与中小股东之间的代理冲突，控股股东有可能凭借所拥有的控制地位进行过度投资，以攫取控制权私利，侵占中小股东利益，进而损害企业的资源配置效率^[42]73。而卖空机制作为一种来自资本市场的外部治理机制，可以通过卖空的事前威慑和事后惩罚效应对包括控股股东在内的内部人以及企业行为产生治理效应^{[5]121[46-48]}。其中卖空的事前威慑效应与卖空机制的引入或放松有关，一旦引入或放松卖空，潜在的卖空行动可能会带来企业负面信息传递和股价下跌的压力从而威胁到控股股东等内部人的财富和声望。因此，控股股东等内部人不得不对这种卖空带来的潜在损失做出事前反应，约束其采取不良财务行为的冲动，这就是卖空的事前威慑效应^[5]121[46]2，其强度取决于潜在的可供出借的股票数量即卖空供应量。此外，一旦卖空者实施卖空攻击，那么股价下跌成为现实并直接导致融资成本上升，甚至使企业陷入财务困境。在这种情况下，控股股东等内部人不得不在遭到现实的卖空攻击后调整、优化其财务行为，这就是卖空的事后惩罚效应^[47]41[48]，其强度取决于实际的卖空交易量也即卖空需求量。

依据卖空机制与企业投资行为的现有研究成果，并结合中国上市公司“一股独大”的股权结构特征，我们认为，控股股东的存在对卖空治理效应的发挥可能产生正反两个方向的影响。

一方面，与不存在控股股东的企业相比，存在控股股东的企业其卖空的治理效应可能得到强化。卖空机制通过负面信息传递^[49]和股价下跌压力^[50]会对控股股东的财富和声望产生直接的威胁^[5]121。作为长期投资者和内部人的控股股东其当前采取的不良财务行为的后果原本可能在未来相当长一段时间后才会在市场上反映出来，但一旦遭受到卖空的事前威慑和事后惩罚，不良的财务行为可能会很快被揭露并及时反映到股价中^[51]，其结果将直接损害控股股东当前的财富和声望。在这种情况下，与不存在控股股东的企业相比，存在控股股东的企业在引入卖空机制后其由卖空带来的财富和声望损失将更大，且控股股东的持股比例（控制程度）越高，卖空带来的财富和声望损失也就越大^[7]1149，其对卖空的事前威慑和事后惩罚效应的反应程度也就会越大。由此可见，面对卖空的压力和惩罚，存在控股股东的企业具有更大的规范企业财务行为的内在激励^[6]133[11]82，从而使得卖空机制起到改善企业投资决策、抑制企业投资支出和过度投资的治理效应也更大。我们将这种控股股东与卖空治理效应之间的关系称为“卖空压力假说”，并由此提出如下研究假设。

H1（卖空压力假说）. 与不存在控股股东的企业相比，存在控股股东的企业在卖空机制引入后其投资支出（或过度投资）的下降程度更大。

另一方面，与不存在控股股东的企业相比，存在控股股东的企业其卖空的治理效应也可能得以减弱。这是因为，中国控股股东对公司的控制需求较高^[6]，控股股东出于控制权的考虑和外部监管的要求，不会频繁入市进行股票交易^[5]，且控股股东通常也不会出借自己持有的本公司股票给潜在的卖空者，即使发生出借，出借数量也非常小，出借股份的所有权不会发生转移，其结果将导致存在控股股东的企业其潜在的卖空供应量大为减少，且卖空者在打算实施卖空行动时也借不到足够的股票。这种局面将使得卖空机制所产生的事前威慑和事后惩罚效应大打折扣，其结果将导致卖空机制难以起到改善企业投资决策、抑制企业投资支出和过度投资的治理效应，因而使得卖空的治理效应得到削弱。我们将这种控股股东与卖空治理效应之间的关系称为“卖空约束假说”，并由此提出如下备择假设。

H2（卖空约束假说）. 与不存在控股股东的企业相比，存在控股股东的企业在卖空机制引入后其投资支出（或过度投资）的下降程度更小。

考虑到中国于2006年进行了会计制度改革，2010年引入了融资融券制度，因此，选取2007—2020年作为检验的样本期间。研究对象为沪深两市A股上市公司，并在此基础上剔除了以下样本或观测值：（1）剔除了金融类行业的公司；（2）剔除了样本期间被ST、*ST和PT的公司；（3）剔除了创业板、科创板公司；（4）剔除了试点期间调进调出融资融券、转融券名单的公司；（5）剔除了相关变量缺失的公司。经过数据筛选，最终获得2 767家上市公司的26 540个观测值。融资融券标的数据来自于Wind数据库，转融券标的、其他财务数据均来自于CSMAR。为了控制极端值的影响，本文在回归分析中对所有连续变量进行了上下1%的winsorize处理。

1. 被解释变量

1）投资支出。为了使得研究结果具有可比性，参考Grullon等^[10]以及顾乃康和周艳利^[4]的做法，采用三个指标来衡量企业投资支出，包括企业固定资产的投资支出 $\text{CAPX}$ （即年末与年初的“固定资产+在建工程+工程物资”之差/年初总资产）、固定资产和无形资产的投资支出 $ \text{Invest} $ （即年末与年初的“固定资产+在建工程+工程物资+无形资产”之差/年初总资产）、总资产的投资支出 $ {\Delta }{{\rm{Tasset}}} $ （即年末与年初总资产之差/年初总资产）。

2）过度投资、投资不足。采用Richardson^[52]对投资效率的估计模型^①，通过对该模型分年度和分行业进行回归，将回归得到的残差 ${ \varepsilon }$ 来衡量企业的投资效率，其反映的是企业的实际投资支出与企业期望的投资支出之间的差额或偏离程度。若残差大于0，则表示企业发生过度投资，且其值越大，过度投资程度越大；若残差小于0，则表示企业发生投资不足，且其绝对值越大，投资不足程度越大。本文采用该模型回归得到的大于0的残差来衡量企业的过度投资 $ \text{OverINV} $ ，采用该模型回归得到的小于0的残差的绝对值来衡量企业的投资不足 $ \text{UnderINV} $ 。

2. 解释变量

1）卖空机制引入：本文构建了反映是否为融资融券试点标的的虚拟变量 $ \text{Treat} $ （当该企业在样本期间纳入融资融券名单取值为1；否则为0），且 $ \text{Treat=1} $ 的样本进入处理组， $ \text{Treat=0} $ 的样本进入控制组；构建了反映成为融资融券试点标的年份的虚拟变量 $ \text{Post} $ （该企业首次进入融资融券名单之后的年份取值为1；否则为0）。卖空机制引入的虚拟变量则为二者的交乘项 $ \text{Treat×Post} $ 。

2）控股股东虚拟变量：依据第一大股东持股比例 $ \text{First}\text{\_}\text{holding} $ ，构建了是否存在控股股东的虚拟变量 $ \text{Contr\_33\%} $ 。鉴于《公司法》规定，持股达到33%以上的股东，对公司重大事项拥有“一票否决权”，因此，若该公司的第一大股东持股比例大于33%，则 $ \text{Contr\_33\%} $ 取值为1，即表示该公司存在控股股东；否则为0，即不存在控股股东。

3. 控制变量

根据Grullon等^[10]、顾乃康和周艳利^[4]的研究，选取以下影响企业投资支出的控制变量：企业规模 $ \text{Size} $ （年末总资产的自然对数）、财务杠杆 $ \text{Lev} $ （年末总负债/总资产）、资产收益率 $ \text{Roa} $ （年末净利润/总资产）、当期现金流 $ \text{Cashflow} $ （年末经营现金流/总资产）、营业收入增长率 $ \text{Growth} $ （当年营业收入与上一年营业收入之差/上一年营业收入）。此外，在检验中还控制了年份和行业的固定效应 $ \text{Year} $ 和 $ \text{Industry} $ 。具体主要变量的定义如表1所示。

本文基于中国存在控股股东的股权结构特征，以融资融券制度实施为准自然实验，采用多期双重差分方法（difference-in-difference，DID）检验控股股东的存在对卖空治理效应的影响，也即检验到底是“卖空压力假说”（假设H1）还是“卖空约束假说”（假设H2）成立。为了使得研究结果具有可比性，以Grullon等^[10]、顾乃康和周艳利^[4]的研究为基础，引入控股股东的虚拟变量 $ \text{Contr\_33\%} $ ，以及控股股东的虚拟变量 $ \text{Contr\_33\%} $ 与卖空机制引入虚拟变量 $ \text{Treat×Post} $ 的交乘项 $ \text{Treat×Post×Contr\_33}\text{%} $ ，并构建回归模型式（1），以检验存在控股股东的企业在引入卖空机制后，其投资支出、过度投资（或投资不足）与不存在控股股东的企业的差异。

其中， $ \text{INV} $ 包括企业固定资产的投资支出 $ \text{CAP} $ X、固定资产和无形资产的投资支出 $ \text{Invest} $ 、总资产的投资支出 $ {\Delta }\text{Tasset} $ ，以及企业的过度投资 $ \text{OverINV} $ （或投资不足 $ \text{UnderINV} $ ）；其他变量定义如表1所示；下标 $i$ 和 $t$ 表示第 $i$ 企业第 $t$ 年度； ${ \varepsilon }$ 为随机误差项。本文关注的核心变量为交乘项 $ \text{Treat×Post×Contr\_33}\text{%} $ ，若其回归系数 ${a_3}$ 显著为负，则意味着与不存在控股股东的企业相比，存在控股股东的企业在引入卖空机制后其投资支出或过度投资的下降程度更大，即符合“卖空压力假说”（假设H1），反之则符合“卖空约束假说”（假设H2）。

各变量的描述性统计结果如表2所示。由描述性统计结果可知，三个衡量投资支出的变量 $ \text{CAPX} $ 、 $ \text{Invest} $ 与 ${\Delta }\text{Tasset}$ 的均值分别为0.038 7、0.047 3和0.200 2。过度投资 $ \text{OverINV} $ 的均值为0.058 8，投资不足 $ \text{UnderINV} $ 的均值为0.040 7，这意味着从均值上看，相对于投资不足，中国上市公司过度投资的程度更为严重。第一大股东持股比例 $ \text{First}\text{\_}\text{holding} $ 的均值为0.362 5，中位数为0.344 6，说明第一大股东持股数量占到总股数的三分之一以上；是否存在控股股东的虚拟变量 $ \text{Contr\_33\%} $ 的均值为0.535 3，说明存在控股股东的样本占到总样本的一半以上，这也意味着中国上市公司股权较为集中并存在着“一股独大”的股权结构特征。融资融券标的虚拟变量 $ \text{Treat} $ 的均值为0.591 0，这说明允许卖空的样本占到了总样本的一半以上。其他控制变量的描述性统计结果也与国内相关文献的结果基本一致^[4]201。

为了对基于控股股东下的卖空治理效应也即假设H1和假设H2进行检验，本文将融资融券制度实施作为外生政策事件，采用多期DID方法就模型式（1）进行回归统计，结果如表3所示。从表3的逐步回归结果可知，在表3列（1）、列（4）和列（7）中， $ \text{Treat×Post} $ 的回归系数均在1%的水平上显著为负，表明卖空机制引入显著降低了企业的投资支出，这与Grullon等^[10]、顾乃康和周艳利^[4]的结果一致。在表3列（2）、列（5）和列（8）中， $ \text{Contr\_33\%} $ 的回归系数均在1%水平上显著为正，说明与不存在控股股东的企业相比，存在控股股东的企业其投资支出更高。在表3列（3）、列（6）和列（9）中，核心变量 $ \text{Treat×Post×Contr\_33}\text{%} $ 的回归系数分别为−0.010 9、−0.012 9和−0.033 6，且均在1%的水平上显著，这意味着与不存在控股股东的企业相比，存在控股股东的企业在引入卖空机制后，其投资支出的下降程度更大，符合“卖空压力假说”（假设H1）的预期，而不支持“卖空约束假说”（假设H2）的预期。以上结果表明，中国“一股独大”的特殊股权结构确实会对卖空治理效应产生影响，具体表现为控股股东的存在强化了卖空的治理效应，也即卖空机制通过对中国上市公司控股股东的财富和声望产生威慑作用而显著抑制了企业的投资支出。此外，控制变量的回归结果也与顾乃康和周艳利^[4]的结果基本一致。

在上述检验中发现，在存在控股股东的情况下，卖空机制对企业投资支出的治理效应符合“卖空压力假说”（假设H1）。在此，将进一步检验这种对投资支出的降低作用是否是因提高了投资效率也即抑制了过度投资引起的。为此，采用由Richardson^[52]模型经回归得到的过度投资 $ \text{OverINV} $ 和投资不足 $ \text{UnderINV} $ 作为模型式（1）的被解释变量并进行逐步回归，统计结果如表4所示。从表4列（1）~列（3）可知，列（1）中卖空机制引入 $ \text{Treat×Post} $ 与过度投资 $ \text{OverINV} $ 的回归系数显著为负，这表明卖空机制引入能够显著降低企业过度投资，并体现出卖空机制对企业投资的治理效应，这与Chang等^[15]、顾乃康和周艳利^[4]的结果一致。列（3）中将 $ \text{Treat×Post} $ 、 $ \text{Contr\_33\%} $ 以及 $ \text{Treat×Post×Contr\_33}\text{%} $ 同时纳入模型进行回归，发现核心变量 $ \text{Treat×Post×Contr\_33}\text{%} $ 与过度投资 $ \text{OverINV} $ 的回归系数为–0.007 4，且在5%的水平上显著，这意味着与不存在控股股东的企业相比，存在控股股东的企业在引入卖空机制后，其过度投资的下降程度更大。进一步地，针对投资不足 $ \text{UnderINV} $ 进行了与上述类似的检验。由表4列（6）可知，核心变量 $ \text{Treat×Post×Contr\_33}\text{%} $ 与投资不足 $ \text{UnderINV} $ 的回归系数不显著，这表明在存在控股股东的企业中，卖空机制对投资不足没有产生显著影响。由此可见，与不存在控股股东的企业相比，存在控股股东的企业在引入卖空机制后不仅体现出更大程度的投资支出的下降，而且也表现出更大程度的过度投资的下降，但对投资不足没有显著影响。也即卖空机制引入对存在控股股东的企业产生更大的投资支出的下降是由相应的更大的过度投资下降引起的，而与投资不足没有显著的因果关系。该研究结果再次支持了“卖空压力假说”（假设H1）。

鉴于前述的检验结果表明，与不存在控股股东的企业相比，卖空机制引入对存在控股股东的企业其过度投资的抑制作用更大，其结果导致企业投资支出的下降程度也更大，由此基于企业投资支出进行检验即可验证卖空的治理效应。在下面的内生性和稳健性检验以及后续的研究中，仅以投资支出作为被解释变量并做出报告。如此处理的另一个好处是可使得本文的研究结果与Grullon等^[10]、顾乃康和周艳利^[4]的研究结果具有可比性，他们均采用投资支出作为被解释变量。

1. 基于PSM-DID的内生性检验

在上述基于模型式（1）的基准回归中，本文采用的多期DID检验方法在一定程度上解决了由反向因果关系带来的内生性问题，但仍然可能存在由样本选择偏差而产生的内生性问题。因此，本文参考权小锋和尹洪英的做法^[6]，采用PSM-DID方法进一步解决由样本选择偏差引起的内生性问题。首先，选取样本期间内成为融资融券标的的企业作为处理组（ $ \text{Treat=1} $ ）；其次，采用倾向值匹配（PSM）方法，根据沪深交易所《融资融券交易实施细则》以及配套规定中公布的融资融券标的选取标准并结合企业特征因素，选择以下变量作为PSM配对变量：超额换手率、企业规模、财务杠杆、资产收益率、现金流比率、营业收入增长率、年份和行业等，并采用1:1最近邻不可重复匹配法，选择0.05的卡尺对样本进行匹配，最终从未成为融资融券标的的企业中找到与处理组相匹配的一组样本作为控制组（ $ \text{Treat=0} $ ），匹配后的样本包含6 265组（12 530个）公司年度数据；再次，基于PSM匹配后的样本再次进行多期DID估计。t检验结果表明，在匹配后处理组和控制组的大部分匹配变量无显著的系统性差异，满足双重差分估计的平行性假定。限于篇幅，未报告此统计结果。表5列示了基于匹配样本的PSM-DID回归统计结果。表5结果显示，我们关注的交乘项 $ \text{Treat×Post×Contr\_33\%} $ 与企业的投资支出 $ \text{CAPX} $ 、 $ \text{Invest} $ 和 $ \Delta \text{Tasset}$ 的回归系数至少在10%的水平上显著为负，这说明在控制了样本选择偏差的内生性问题后，回归结果依然支持“卖空压力假说”（假设H1）。

2. 基于转融券制度实施的稳健性检验

自2013年2月中国转融券制度实施以后，券商可以通过中国证券金融公司这个平台向基金、保险等机构投资者及上市公司大股东借入股票，再将这些借入的股票提供给客户融券卖空。转融券制度的实施，使融资融券标的升级为转融券标的，从而进一步扩大了融资融券标的券源，潜在地增加了可供出借的股票数量也即卖空供给量，其结果使得允许转融券的标的企业面临更大的事前威慑。在这种情况下，卖空机制对控股股东的财富和声望的威慑作用也将更大，从而进一步强化存在控股股东下的卖空治理效应。为了进一步检验转融券制度的实施对控股股东与企业投资支出之间关系的影响，参考苏冬蔚和倪博^[53]的研究，以沪、深两市所有融资融券试点标的企业作为研究样本（即前述 $ \text{Treat=1} $ 的样本），以其中允许转融券的试点标的企业为处理组（ $ \text{ZRQ=1} $ ），不允许转融券的企业为控制组（ $ \text{ZRQ=0} $ ），并参照模型式（1）同样采用多期DID方法进行检验，统计结果如表6所示。表6表明，交乘项 $ \text{ZRQ×Event×Contr\_33\%} $ 与企业投资支出 $ \text{CAPX} $ 、 $ \text{Invest} $ 和 ${\Delta }\text{Tasset}$ 的回归系数至少在10%的水平上显著为负，这意味着与不存在控股股东的企业相比，存在控股股东的企业在卖空管制放松即转融券制度实施后，其投资支出的下降程度更大，由此进一步验证了本文的“卖空压力假说”（假设H1）。

3. 区分融资交易与融券交易的稳健性检验

前述的检验从卖空的事前威慑的角度，利用融资融券制度和转融券制度实施这两个准自然实验并采用多期DID 方法对本文的研究假设进行了检验。在此基础上本文将转向卖空事后惩罚的角度，检验存在控股股东下实际融券交易量对企业投资支出的真实影响。由于中国融资融券制度的一大特点是同时引入融资交易和融券交易，而融资交易和融券交易可能会对企业财务行为产生不同的影响^[27]，所以在控股股东下检验融资融券制度对投资支出的治理效应时，有必要区分融资交易和融券交易的影响。借鉴孟庆斌等^[47]，使用融券余额与流通市值之比（再乘以1 000）来反映实际的融券交易量 $ \text{S}\text{hort} $ ，以及融资余额与流通市值之比来反映实际的融资交易量 $ \text{Margin} $ 。融资融券交易数据均来源于Wind数据库。以沪、深两市所有融资融券试点标的企业作为研究样本（即前述 $ \text{Treat=1} $ 的样本），将 $ \text{S}\text{hort} $ 、 $ \text{Margin} $ 及其与是否存在控股股东的虚拟变量 $ \text{Contr\_33\%} $ 的交乘项 $ \text{S}\text{hort×}\text{Contr\_33\%} $ 、 $ \text{M}\text{argin×}\text{Contr\_33\%} $ 分别对投资支出 $ \text{CAPX} $ 、 $ \text{Invest} $ 与 ${\Delta }\text{Tasset}$ 进行OLS回归，并控制了年份和行业固定效应，统计结果如表7所示。从表7列（1）~列（3）可以看出，在不控制实际的融资交易量 $ \text{Margin} $ 的情况下，交乘项 $ \text{S}\text{hort×}\text{Contr\_33\%} $ 的回归系数均在1%水平上显著为负，这表明与不存在控股股东的企业相比，存在控股股东的企业其实际的融券交易量 $ \text{S}\text{hort} $ 越大，企业投资支出的下降程度也越大，符合“卖空压力假说”（假设H1）的预期。从表7列（4）~列（6）可以看出，在不控制实际的融券交易量 $ \text{S}\text{hort} $ 的情况下，交乘项 $ \text{M}\text{argin×}\text{Contr\_33\%} $ 的回归系数均不显著，这表明在存在控股股东的企业中，实际的融资交易量 $ \text{Margin} $ 不会对投资支出产生影响。进一步地，由表7列（7）~列（9）可知，在将实际的融券交易量 $ \text{S}\text{hort} $ 、融资交易量 $ \text{Margin} $ 及交乘项 $ \text{S}\text{hort×}\text{Contr\_33\%} $ 、 $ \text{M}\text{argin×}\text{Contr\_33\%} $ 同时纳入检验后发现，交乘项 $ \text{S}\text{hort×}\text{Contr\_33\%} $ 的回归系数至少在5%的水平上显著为负，而 $ \text{M}\text{argin×}\text{Contr\_33\%} $ 的回归系数仍不显著。这意味着，在存在控股股东的情况下，融资融券制度对企业投资支出所产生的治理效应是由融券交易决定的，排除了融资交易的影响。

4. 基于控股股东替代变量的稳健性检验

在前述的检验中主要使用第一大股东持股比例是否大于33%来反映是否存在控股股东。在此基础上，将实际的第一大股东持股比例 $ \text{First\_holding} $ 以及分别以第一大股东持股比例30%、51%和67%为临界值^②构建反映控股股东不同控制程度的虚拟变量 $ \text{Contr\_30\%} $ （若第一大股东持股大于30%则取值为1，否则为0）、 $ \text{Contr\_51\%} $ （若第一大股东持股大于51%则取值为1，否则为0）和 $ \text{Contr\_67\%} $ （若第一大股东持股大于67%则取值为1，否则为0）替代 $ \text{Contr\_}\text{33}\text{%} $ ，并引入模型式（1）进行检验，统计结果如表8所示。表8的被解释变量为 $ \text{CAPX} $ ，列（1）中，当解释变量采用实际的第一大股东持股比例 $ \text{First\_holding} $ 进行回归时，核心变量 $ \text{Treat×Post×First\_holding} $ 的回归系数在1%的水平上显著为负，这表明在引入卖空机制后，第一大股东持股比例越高，企业投资支出的下降程度越大。在细分控股股东的控制程度后，从表8列（2）~列（4）可知， $ \text{Treat×Post} $ 的回归系数均显著为负，且反映控股股东控制程度的虚拟变量 $ \text{Contr\_30\%} $ 、 $ \text{Contr\_51\%} $ 和 $ \text{Contr\_67\%} $ 的回归系数也均显著为正，而本文的核心变量即交乘项 $ \text{Treat×Post×} $ ${\rm{Contr}}\_30\% $ 、 $ \text{Treat×Post×Contr\_51\%} $ 和 $ \text{Treat×Post×Contr\_}\text{67}\text{%} $ 的回归系数分别为−0.0096、−0.0100和−0.0157，且均在1%的水平上显著。不仅如此，这些交乘项的回归系数的绝对值表现出逐步增大的趋势。这意味着，随着控股股东持股比例（控制程度）的增加，卖空机制引入对企业投资支出的降低程度具有递增趋势。我们还使用 $ \text{Invest} $ 和 $ {\Delta }\text{Tasset} $ 替代 $ \text{CAPX} $ 作为被解释变量并进行与上述相同的检验，其回归统计结果与以 $ \text{CAPX} $ 为被解释变量的结果一致^③。总之，上述基于控股股东替代变量的稳健性检验结果进一步验证了“卖空压力假说”（假设H1）的预期。

前述的研究已经表明，卖空机制作为一种外部治理机制，能够强化对存在控股股东的企业其投资支出或过度投资的治理效应。然而，传统的公司内部治理机制与基于卖空的治理机制之间的交互作用可能会影响卖空事前威慑效应的发挥^[46]。因此，内部股权治理机制（例如：股权制衡、机构投资者持股和类型、个人投资者持股）可能会交互地影响卖空的治理效应，并产生差异化的影响。在此，将上述检验结果纳入整个股权结构的框架中进行深入考察，也即从股权制衡度、机构投资者持股和类型以及个人投资者持股对控股股东下的卖空治理效应进行进一步的分组检验。

股权制衡是一种来自内部股权结构的治理机制，且股权制衡度较低意味着，制衡第一大股东的其他大股东的持股比例相对较低，也即其他大股东对第一大股东的制衡作用较低。在引入卖空机制后，卖空机制作为一种外部治理机制将可能替代股权制衡机制对存在控股股东的企业其投资支出起到抑制作用。也就是说，在股权制衡度较低的企业，卖空机制对存在控股股东的企业其投资支出的治理效应将更显著。反之，在股权制衡度较高的企业，其他大股东对第一大股东的制衡作用较高，即使引入了卖空机制，卖空机制对存在控股股东的企业其投资支出的治理作用有可能削弱或难以发挥作用。为了对此做出检验，参考焦健等^[54]，采用Z指数即“前五大股东持股比例与第一大股东持股比例的占比”来衡量股权制衡度 $ \text{EBD} $ ，并构建了反映股权制衡度的虚拟变量 $ \text{EBD\_dum} $ ，当股权制衡度 $ \text{EBD} $ 大于样本均值时， $ \text{EBD\_dum} $ 取值为1，否则为0。在此基础上将样本划分为股权制衡度较高（ $ \text{EBD\_dum=1} $ ）和股权制衡度较低（ $ \text{EBD=0} $ ）的两组企业并依照模型式（1）进行分组检验。表9列示的回归统计结果表明，在股权制衡度较高的企业中， $ \text{Treat×Post×Contr\_33\%} $ 的回归系数均不显著，而在股权制衡度较低的企业中该回归系数均在1%的水平上显著为负。这说明与股权制衡度较高的企业相比，在股权制衡度较低的企业中，卖空机制对存在控股股东的企业其投资支出的抑制作用更大，并与上述预期一致。这也意味着在抑制存在控股股东的企业其投资支出方面，作为外部治理机制的卖空机制与股权制衡这一内部股权治理机制存在替代关系。

机构投资者在公司治理中扮演着不可或缺的角色，成为推动公司治理的重要外部力量。相关文献表明，机构投资者持股比例与上市公司被关联方占用资金的程度显著负相关^[55]；机构投资者持股能够有效抑制管理层的盈余管理行为，提高公司治理水平^[56-57]；降低企业过度投资和投资不足，对企业投资效率发挥积极的监督作用^[58]。然而，不同性质和类型的机构投资者参与公司治理的积极性往往存在差异。根据牛建波等^[59]和李争光等^[60]的研究，机构投资者可以分为稳定型机构投资者和交易型机构投资者两类。与交易型机构投资者相比，稳定型机构投资者能显著提升自愿性信息披露程度^[59]，抑制公司的盈余管理行为^[60]，表明稳定型机构投资者发挥了公司监督者的作用。此外，卖空机制的引入对机构投资者参与公司治理的作用也存在影响。相关学者研究表明，卖空机制这一重要市场机制的引入与稳定型或长期机构投资者的共同作用能够降低股价崩盘风险^[61]，改善公司治理水平，有效抑制盈余管理行为^[62]。但也有部分学者得出相反的结论，认为机构持股和卖空机制的共同治理效应是替代而非协同关系，即卖空机制削弱了机构持股对企业业绩预告精确度的正向影响^[63]。甚至有研究表明，二者之间不存在共同治理效应，反而卖空机制提高了机构投资者的投机性，加剧了股价崩盘风险^[64]。有鉴于此，有必要在存在控股股东的情况下，探讨和检验机构投资者是否会对卖空的治理效应产生影响以及如何产生影响。

对于稳定型机构投资者来说，其持股比例较高，持股周期较长，并通过发声和退出威胁发挥监督管理者、制衡控股股东、约束企业行为的治理作用，这类机构投资者通常不会轻易将持有的股票出借给潜在的卖空者，也即其所持股票不太容易转化为卖空供应量，但可能会与卖空机制一起交互地影响治理效应的发挥。而对于交易型机构投资者（如ETFs）而言，其往往持股比例较低且交易频繁，更倾向于通过短期交易以获取超额收益，因此并不具有参与公司治理的内在激励，所以其更可能出于自身利益的考虑而将所持股票出借出去，正是这些交易型机构投资者所持有的股票才更有可能转化为卖空供应量，助力卖空的事前威慑效应。总体来看，机构投资者一方面可能通过积极参与监督和治理而与卖空机制一起互补或替代性地发挥治理效应；另一方面也可能通过增加卖空供应量而强化卖空本身的治理效应。为了对这一问题做出探究，进行了以下两个层次的深入检验。

首先，针对机构投资者的持股进行检验，目的是检验机构投资者持股与卖空机制的共同作用有无起到抑制存在控股股东的企业其投资支出的作用。为此本文构建了机构投资者持股的虚拟变量 $ \text{Inst} $ ，当机构投资者持股比例大于样本均值时， $ \text{Inst} $ 取值为1，否则为0。然后将样本划分为机构投资者持股较高（ $ \text{Inst=1} $ ）和机构投资者持股较低（ $ \text{Inst=0} $ ）的两组企业并按照模型式（1）进行分组检验。表10中Panel A的回归统计结果表明，在机构投资者持股较高的企业中， $ \text{Treat×Post×Contr\_33\%} $ 的回归系数至少在5%水平上显著为负，而在机构投资者持股较低的企业中，该回归系数不显著。这说明，与机构投资者持股较低的企业相比，在机构投资者持股较高的企业中，卖空机制对存在控股股东的企业其投资支出的抑制作用更大。这也意味着在抑制存在控股股东的企业其投资支出方面，卖空机制与机构投资者持股的共同作用使得投资支出显著下降了。然而，该结果既可能是卖空机制与稳定型机构投资者这一股权治理机制的共同作用而产生的互补关系造成的，也可能是交易型机构投资者的存在所带来的潜在卖空供应量增加而造成的。为了对此做出识别，我们进行了进一步的检验。

其次，针对机构投资者的类型做出检验，目的是针对上述发现进一步判别机构投资者持股与卖空机制对存在控股股东的企业其投资支出产生的抑制作用到底是由稳定型机构投资者决定的还是由交易型机构投资者决定的。因此，借鉴牛建波等^[59]的方法^④，将样本划分为稳定型机构投资者持股为主（ $ \mathrm{S}\text{table=1} $ ）和交易型机构投资者持股为主（ $ \text{S}\text{table=0} $ ）的两组企业并按照模型式（1）进行分组检验。由表10Panel B回归统计结果表明，在稳定型机构投资者持股为主的企业中， $ \text{Treat×Post×Contr\_33\%} $ 的回归系数至少在5%的水平上显著为负，而在交易型机构投资者持股为主的企业中该系数均不显著。这说明，与交易型机构投资者持股为主的企业相比，在稳定型机构投资者持股为主的企业中，卖空机制对存在控股股东的企业其投资支出的抑制作用更大。这也意味着在抑制存在控股股东的企业其投资支出方面，卖空机制与机构投资者这一股权治理机制存在互补关系，且这种互补关系是由稳定型机构投资者所起到的监督和治理作用引起的，而不是由交易型机构投资者的存在可能增加潜在卖空供应量引起的。总之，上述基于机构投资者持股和类型的检验结果均表明，作为外部治理机制的卖空机制与机构投资者这一内部股权治理机制在抑制存在控股股东的企业其投资支出方面存在互补关系。

在中国证券市场上充斥着大量的不具有信息优势的个人投资者（噪音交易者或“散户”）。一方面，这些不愿也不会起到积极治理作用的噪音交易者的存在及“跟风”行为可能会对卖空行动起到“推波助澜”的作用，强化由卖空机制引起的股价下跌压力或者加快由实际卖空交易引起的股价下跌速度。另一方面，卖空行动也可能有助于将这些噪音交易者逐出市场^[65]，减少噪音交易，从而有利于卖空治理效应的发挥。为了对此做出检验，本文在龙晓旋等^[66]研究的基础上，采用“1–前5大股东持股比例之和–机构投资者持股比例”来衡量个人投资者持股比例。本文构建了反映个人投资者持股的虚拟变量 $ \text{Indiv} $ ，当个人投资者持股比例大于均值时， $ \text{Indiv} $ 取值为1，否则为0，然后将样本划分为个人投资者持股较高（ $ \text{Indiv}\text{=1} $ ）和个人投资者持股较低（ $ \text{Indiv}\text{=0} $ ）的两组企业并按照模型式（1）进行分组检验，回归统计结果如表11所示。