張長征，李洪梅，劉 冕

(河海大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 211100)

一、 引言

自2014年“11超日債”違約以來，近幾年我國債券市場頻發(fā)“爆雷”事件。滬華信、永煤、華晨等AAA級主體債券違約令市場一片嘩然，僅2020年，我國債券市場就有132只債券發(fā)生違約，新增違約金額達(dá)1341.20億元，2021年“地產(chǎn)大亨”恒大亦深陷債務(wù)危機(jī)。究其原因，受外部經(jīng)濟(jì)調(diào)整的大環(huán)境及企業(yè)內(nèi)部財務(wù)小氣候的協(xié)同影響，在經(jīng)濟(jì)下行和金融去杠桿的壓力下，實體經(jīng)濟(jì)疲軟，實際利率、杠桿率攀高；疊加企業(yè)盈利能力下滑、資金回流困難和外源性融資渠道收窄等多重原因，內(nèi)外交困導(dǎo)致上市公司債務(wù)違約概率增加，嚴(yán)重時將觸發(fā)“鏈條式”違約事件[1]。企業(yè)債務(wù)違約暴露的是信用風(fēng)險問題，不僅使投資者損失慘重，還可能通過信用風(fēng)險的“傳染機(jī)制”對非違約企業(yè)產(chǎn)生不利影響[2]，引發(fā)連鎖效應(yīng)，甚至造成系統(tǒng)性風(fēng)險。

完善的金融體系對于企業(yè)規(guī)避信用風(fēng)險，改善信用評級具有重要影響，市場機(jī)制在幫助企業(yè)實現(xiàn)風(fēng)險端口前移的過程中不可或缺，但我國金融市場在發(fā)展初期的較長一段時間內(nèi)限制了賣空交易。2010年我國推出融資融券交易制度，正式放松賣空約束，彌補(bǔ)了資本市場“單邊市”交易機(jī)制的不足。十九大報告指出，防止發(fā)生系統(tǒng)性金融風(fēng)險是金融工作的底線，賣空機(jī)制能否防范化解企業(yè)信用風(fēng)險值得關(guān)注。一些研究表明，賣空機(jī)制有利于緩解信息不對稱和委托代理問題，發(fā)揮了抑制管理層盈余管理[3]和約束大股東“掏空”行為的作用[4]，公司治理水平得到提升有利于降低企業(yè)信用風(fēng)險，企業(yè)信用評級因此顯著提高[5]。但也有研究發(fā)現(xiàn)，賣空機(jī)制可能加劇融資約束[6]、惡化股價崩盤[7]，導(dǎo)致企業(yè)面臨更為嚴(yán)峻的信用風(fēng)險敞口。從現(xiàn)有研究來看，賣空機(jī)制對公司治理產(chǎn)生了重要影響，但在對公司信用風(fēng)險的影響關(guān)系上，學(xué)者們莫衷一是，且目前鮮少文獻(xiàn)探討了賣空機(jī)制與上市公司信用風(fēng)險間的作用機(jī)制。賣空交易機(jī)制的引入對公司信用風(fēng)險的影響到底如何？管理層和大股東作為公司治理中的兩大主體，其行為在二者的關(guān)系中發(fā)揮了怎樣的作用？這是本文探究的主要問題。

具體地，本文以2007—2019年我國A股上市公司為樣本對象，以2010年我國推出融資融券交易制度為事件沖擊起點，由于A股市場多次擴(kuò)大融資融券標(biāo)的范圍，本文構(gòu)建了多期雙重差分回歸模型展開分析。研究發(fā)現(xiàn)，賣空機(jī)制顯著降低了上市公司信用風(fēng)險，同時由于信息不對稱、委托代理等現(xiàn)象的存在，賣空機(jī)制對上市公司信用風(fēng)險的影響有兩個渠道，分別為管理層盈余管理和大股東掏空行為。本文進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，在制度環(huán)境好的地區(qū)以及非國有企業(yè)中，賣空機(jī)制對上市公司信用風(fēng)險的抑制效應(yīng)更為明顯，而在國有企業(yè)中則不明顯。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，豐富公司信用風(fēng)險影響因素的研究，現(xiàn)有研究集中于經(jīng)濟(jì)環(huán)境、政策和企業(yè)內(nèi)部環(huán)境對公司信用風(fēng)險的影響，本文從賣空交易機(jī)制的新視角展開對公司信用風(fēng)險的影響分析。第二，豐富了賣空機(jī)制的經(jīng)濟(jì)影響相關(guān)文獻(xiàn)。已有研究主要圍繞賣空機(jī)制對資本市場和公司行為產(chǎn)生的影響，對于賣空機(jī)制如何影響公司信用風(fēng)險較少關(guān)注，本文就賣空機(jī)制對公司信用風(fēng)險的影響進(jìn)行了豐富的探討。第三，從管理層和大股東行為視角出發(fā)，進(jìn)一步厘清了賣空機(jī)制對公司信用風(fēng)險影響的作用渠道，并從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和制度環(huán)境方面展開異質(zhì)性分析。

二、 文獻(xiàn)回顧與研究假說

信用不僅能穩(wěn)定市場秩序，還可以提高資金使用率，是企業(yè)核心競爭力的象征，擁有良好的信用水平在激烈的市場競爭中發(fā)揮著舉足輕重的作用。已有文獻(xiàn)對企業(yè)信用風(fēng)險的影響因素研究可分為兩種視角：一是，宏觀經(jīng)濟(jì)狀況、經(jīng)濟(jì)危機(jī)、政策環(huán)境等外部因素視角[8-10]；二是，企業(yè)財務(wù)信息、環(huán)境信息、公司治理等內(nèi)部視角[11-15]。上述研究豐富了企業(yè)信用風(fēng)險影響因素的文獻(xiàn)，但涉及資本市場交易機(jī)制的較少。

2010年，我國金融市場正式開通了融資融券業(yè)務(wù)，引入賣空交易機(jī)制。在資本市場中，賣空交易機(jī)制具有價格發(fā)現(xiàn)功能，賣空交易越活躍，公共信息融入股價的效率更高[16]，則股價更能反映其基本價值，提高了股票市場的定價效率[17]。此外，賣空機(jī)制有利于投資者及時捕捉企業(yè)負(fù)面消息，緩解了信息不對稱，降低了股價特質(zhì)性波動[18]，進(jìn)一步促進(jìn)了市場的穩(wěn)定運行[19]。對于企業(yè)來說，賣空機(jī)制有利于抑制管理層的盈余管理[20]、優(yōu)化投資決策[21-22]、增加企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新[6,23]以及促使企業(yè)做出合適的戰(zhàn)略選擇[24]。雖然眾多研究表明賣空機(jī)制對資本市場、企業(yè)投融資及公司治理等領(lǐng)域產(chǎn)生了較為顯著的正向影響，這些因素亦是影響企業(yè)信用風(fēng)險的內(nèi)外部因素，但是較少學(xué)者構(gòu)建賣空機(jī)制與企業(yè)信用風(fēng)險的直接聯(lián)系。

孟慶斌等[25]發(fā)現(xiàn)引入賣空機(jī)制后，企業(yè)受到外部稽查的概率增加，對管理層有顯著的“威懾”作用，降低了企業(yè)違規(guī)傾向，這一效應(yīng)在進(jìn)行了股權(quán)質(zhì)押的公司中更加明顯，信息透明度在其中同時發(fā)揮了中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)。陸瑤等[26]認(rèn)為通過促進(jìn)企業(yè)信息釋放，賣空交易機(jī)制提升了公司治理水平，且在公司面臨財務(wù)約束時表現(xiàn)出的提升作用更為明顯。許晨曦和尚鐸[5]分析了放松賣空約束與企業(yè)信用評級間的關(guān)系，是當(dāng)前學(xué)術(shù)界為數(shù)不多的基于二者關(guān)系的研究。他們發(fā)現(xiàn)，放松賣空約束有利于緩解委托代理問題，降低信息不對稱，其中公司治理效應(yīng)發(fā)揮重要作用，使放松賣空約束降低了信用風(fēng)險，產(chǎn)生提高企業(yè)信用評級的溢出效應(yīng)?？傮w來看，賣空機(jī)制釋放了多元化的企業(yè)信息，降低了信息不對稱，公司受到更為嚴(yán)厲的外部監(jiān)督，起到規(guī)范公司行為的外部治理作用，進(jìn)而能夠降低企業(yè)信用風(fēng)險?；谝陨戏治?，本文提出假說1。

假說1：賣空機(jī)制的引入能夠顯著降低上市公司信用風(fēng)險。

賣空機(jī)制通過哪些渠道影響上市公司信用風(fēng)險？通過文獻(xiàn)梳理，本文認(rèn)為有兩個方面。首先，賣空機(jī)制有利于抑制管理層的盈余管理，從而降低公司信用風(fēng)險。公司管理層既要優(yōu)化經(jīng)營方式、完善投資決策以提升公司盈利能力，同時要提升信用品質(zhì)和評級，因此上市公司可能做出粉飾財報、選擇性披露信息的行為[27]，盈余管理則是管理層采取的粉飾太平行為?，F(xiàn)有研究表明，賣空機(jī)制的引入抑制了管理層的盈余管理。Massaetal.[3]采用2002年到2009年全球33個國家公司層面的賣空數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)賣空機(jī)制向外界釋放了多元化的企業(yè)信息，是一種行之有效的外部監(jiān)督機(jī)制，限制了管理層的盈余管理。袁鯤和武梓楊[28]的研究證實了這一結(jié)論，他們進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)企業(yè)投資效率因此提高，且在企業(yè)治理質(zhì)量較低時更為顯著。在資本市場中，敏銳的投資者能及時捕捉到企業(yè)的負(fù)面消息，尤其是通過盈余管理來粉飾公司財務(wù)信息的公司，投資者通過賣空操作可將企業(yè)的負(fù)面信息反映到股價上。當(dāng)賣空信號在資本市場中傳遞時，空方勢力愈加強(qiáng)大，股價下跌風(fēng)險增加，達(dá)到對管理層的事前威懾作用。面對股價下跌，公司股東將會對管理層施加更大壓力，監(jiān)督管理層盈余管理，減少公司財務(wù)錯報及負(fù)面信息出現(xiàn)的概率，起到對管理層的事后懲罰作用。同時，盈余管理過度極易帶來業(yè)績波動，使公司違約概率增大[29]，從而適得其反。因此，賣空機(jī)制提高了信息透明度，并協(xié)同股東對管理層盈余管理行為發(fā)揮內(nèi)外部監(jiān)督作用，督促其進(jìn)行有效的財務(wù)信息披露，進(jìn)一步緩解了資本市場的信息不對稱，降低上市公司信用風(fēng)險?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僬f2。

假說2：賣空機(jī)制作用于管理層行為，通過抑制盈余管理，降低上市公司信用風(fēng)險。

賣空機(jī)制有利于抑制大股東的掏空行為，進(jìn)而降低企業(yè)信用風(fēng)險。根據(jù)委托代理理論，管理層、大股東和中小股東之間皆存在代理問題。在我國，大股東往往掌握公司的控股權(quán)，處于信息有利方，現(xiàn)實情況中，大股東往往利用公司與其他公司間的交易實現(xiàn)私人利益，這在一定程度上會侵占中小股東權(quán)益，這種現(xiàn)象即為“掏空”。掏空行為較難得到懲治，導(dǎo)致大股東與中小股東的代理問題格外突出。大股東通常采取股權(quán)質(zhì)押、關(guān)聯(lián)交易等方式進(jìn)行資金轉(zhuǎn)移，對上市公司進(jìn)行“掏空”。股權(quán)質(zhì)押行為會提高股東自身的信用風(fēng)險，同時可能會通過信用風(fēng)險的傳染效應(yīng)傳遞給上市公司，導(dǎo)致股價波動、違法違規(guī)、企業(yè)創(chuàng)新投資降低；關(guān)聯(lián)交易可能會在降低交易成本的同時使得內(nèi)部信息的隱蔽性產(chǎn)生溢價[30-31]，關(guān)聯(lián)交易越頻繁，控股股東自身的信用風(fēng)險傳遞給上市公司的可能性越大，加劇風(fēng)險的“感染效應(yīng)”。大股東掏空行為嚴(yán)重?fù)p害了中小股東和投資者的利益，被掏空后的上市公司極易因資金鏈斷裂導(dǎo)致經(jīng)營業(yè)績下滑，從而喪失還本付息的保障，增加信用違約風(fēng)險。

考慮到大股東掏空行為會給公司信用風(fēng)險帶來潛在威脅，通過前文分析可知，賣空機(jī)制可發(fā)揮外部監(jiān)督作用，本文認(rèn)為這一作用同樣適用于抑制大股東掏空行為。賣空機(jī)制作為促進(jìn)資本市場開放的一種創(chuàng)新制度，為中小股東提供了外部監(jiān)督方式。當(dāng)中小股東發(fā)現(xiàn)大股東存在掏空行為，中小股東可以更快通過做空股票對大股東進(jìn)行施壓[4]，若賣空交易反映的投資者和中小股東的負(fù)面意愿給公司帶來的市值損失過大，則大股東的利益也會隨之受損，迫使其停止掏空行為，這在一定程度上緩解了委托代理問題。當(dāng)大股東更加專注于企業(yè)經(jīng)營業(yè)績，在一定程度上能夠提升企業(yè)真實價值，緩解信用風(fēng)險水平。基于以上分析，本文提出假說3。

假說3：賣空機(jī)制作用于大股東行為，通過抑制大股東掏空，降低上市公司信用風(fēng)險。

三、 研究設(shè)計

(一) 數(shù)據(jù)說明

我國在2010年正式引入賣空交易，本文搜集了2007—2019年中國A股上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)，并進(jìn)行如下處理：(1)剔除ST、*ST、PT處理的樣本；(2)剔除金融類行業(yè)；(3)剔除2007年之后上市的樣本；(4)剔除曾被調(diào)出融資融券名單的樣本；(5)剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1或者小于0的異常值；(6)剔除數(shù)據(jù)存在缺失的上市公司樣本。經(jīng)過篩選，最終獲取690家公司，2007—2019年合計得到8970個觀測值。為了克服異常值影響，對連續(xù)變量進(jìn)行了1%與99%縮尾。本文數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和王小魯?shù)萚32]編制的《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)》。

(二) 變量選取

1. 被解釋變量

企業(yè)信用違約距離(DD)：國外學(xué)者頻繁使用的現(xiàn)代信用風(fēng)險的度量模型源于Merton[33]對期權(quán)定價理論的開拓性研究，基于未定權(quán)益分析法，逐漸發(fā)展出Merton結(jié)構(gòu)距離違約模型及KMV模型，在學(xué)術(shù)界被統(tǒng)稱為結(jié)構(gòu)化模型，其核心在于比較企業(yè)資產(chǎn)價值與企業(yè)債務(wù)價值之間的關(guān)系，如果企業(yè)債務(wù)價值高于資產(chǎn)價值，則資不抵債，發(fā)生信用違約的概率增加。本文采用Merton違約距離模型來對上市公司信用風(fēng)險進(jìn)行測度，并借鑒Bharath and Shumway[34]的Nav?eDD模型計算方法對Merton DD模型中的關(guān)鍵參數(shù)進(jìn)行估算。計算模型如下：

(1)

其中，V表示公司資產(chǎn)的市場價值，F(xiàn)是公司債務(wù)的賬面價值，μ表示預(yù)期資產(chǎn)收益率，σv為公司的債務(wù)波動性，T則代表了公司債務(wù)的到期時間。DD數(shù)值越大，表明違約概率越小，上市公司信用風(fēng)險水平越低。

2. 解釋變量

賣空機(jī)制(Short)：描述企業(yè)是否進(jìn)入賣空標(biāo)的池以及其年份，衡量賣空機(jī)制是否發(fā)揮作用。若上市公司是融資融券標(biāo)的企業(yè)，則能夠進(jìn)行融資融券交易。參照侯青川等[4]的做法，設(shè)置虛擬變量Short，當(dāng)上市公司進(jìn)入可賣空標(biāo)的池的當(dāng)年及以后年份，取值為1，否則取值為0。

3. 中介變量

盈余管理(Da)：借鑒Gunny and Zhang[35]的做法，采用可操控應(yīng)計額作為盈余管理的度量指標(biāo)，探究管理層私利行為在賣空機(jī)制和公司信用風(fēng)險間的作用。

大股東掏空(Tunnel)：參考鄭國堅等[36]的研究，使用其他應(yīng)收款占總資產(chǎn)的比值作為衡量大股東掏空的指標(biāo)。

4. 控制變量

本文在模型中加入公司層面的相關(guān)控制變量，具體包括：企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Dta)、盈利能力(Roa)、企業(yè)成長性(Growth)、利息保障倍數(shù)(Coverage)、流動比率(Current)。

表1 變量定義表

(三) 模型設(shè)定

由于證監(jiān)會在2010年至2019年期間多次對標(biāo)的公司進(jìn)行了擴(kuò)容，可以認(rèn)為賣空機(jī)制產(chǎn)生了多期的事件沖擊，因此本文構(gòu)建了多期雙重差分模型來檢驗賣空機(jī)制對上市公司信用風(fēng)險的影響。模型(2)設(shè)定如下。

DDi,t=α0+α1Shorti,t+∑Controlsi,t+θi+δt+εi,t

(2)

中介效應(yīng)模型是學(xué)術(shù)界常用的機(jī)制檢驗?zāi)Ｐ?，本文重點探究賣空機(jī)制是否能通過抑制管理層和大股東私利行為，進(jìn)而達(dá)到降低企業(yè)信用風(fēng)險的影響，故采用因果逐步回歸法進(jìn)行賣空機(jī)制影響企業(yè)信用風(fēng)險的渠道檢驗。根據(jù)本文的假設(shè)，引入盈余管理Da和大股東掏空Tunnel兩個中介變量后，模型設(shè)定如下：

Dai,t=β10+β11Shorti,t+∑Controlsi,t+θi+δt+εi,t

(3)

Tunneli,t=β20+β21Shorti,t+∑Controlsi,t+θi+δt+εi,t

(4)

DDi,t=γ10+γ11Shorti,t+γ12Dai,t+∑Controlsi,t+θi+δt+εi,t

(5)

DDi,t=γ20+γ21Shorti,t+γ22Tunneli,t+∑Controlsi,t+θi+δt+εi,t

(6)

表2 樣本變量描述性統(tǒng)計——分年度企業(yè)違約距離測度

表3 主要變量描述性統(tǒng)計

表4 分組變量描述性統(tǒng)計

中介效應(yīng)的步驟為：(1)檢驗自變量與因變量的關(guān)系α1是否顯著；(2)檢驗自變量對中介變量的回歸方程，即模型(3)和模型(4)的回歸系數(shù)β11和β21是否顯著；(3)加入自變量和中介變量后，檢驗?zāi)Ｐ?5)和模型(6)中的回歸系數(shù)γ11、γ12、γ21和γ22是否顯著。β11×γ12即表示盈余管理的中介效應(yīng)，β21×γ22為大股東掏空的中介效應(yīng)。

在模型(2)至模型(6)中，i和t分別代表公司和樣本時間；DD為企業(yè)違約距離，衡量公司信用風(fēng)險；Short表示是否經(jīng)歷賣空約束放松，衡量賣空機(jī)制發(fā)揮的作用；Da表示公司的盈余管理水平；Tunnel表示大股東掏空行為；Controls為表1中所示的控制變量；ε為隨機(jī)誤差項。同時本文在模型中加入了θi和δt，分別用來控制個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)。

四、 實證結(jié)果與分析

(一) 描述性統(tǒng)計

表2展示了分年度的企業(yè)違約距離(DD)測度結(jié)果，2007—2019年樣本企業(yè)違約距離總體均值為正，即整體的違約概率較小，處于財務(wù)困境的可能性較低，信用風(fēng)險在可接受范圍內(nèi)。2010年我國允許賣空后，企業(yè)信用風(fēng)險較此前有所降低。2015年受股市大幅震蕩的影響，企業(yè)違約增多，信用風(fēng)險水平降至近年來的最低值，此后信用風(fēng)險有所緩解，但仍高于2010—2014年的水平。表3為主要變量的描述性統(tǒng)計，企業(yè)違約距離的標(biāo)準(zhǔn)差為5.862，相對于其他多數(shù)變量來說，其標(biāo)準(zhǔn)差較大，說明上市公司的信用風(fēng)險水平存在一定的差異性。放松賣空約束(Short)的平均值為0.448，即表示樣本中44.8%的企業(yè)允許被賣空。盈余管理(Da)的平均值為0.005，標(biāo)準(zhǔn)差為0.076，表明樣本公司存在不同程度的盈余管理，盈余管理程度最大的公司達(dá)到了總資產(chǎn)規(guī)模的53.6%。大股東掏空(Tunnel)的平均值為0.019，標(biāo)準(zhǔn)差為0.034，說明樣本公司存在不同程度的掏空，且差距較大。表4以樣本公司是否允許賣空進(jìn)行分組描述性統(tǒng)計，可賣空公司(Short=1)的信用風(fēng)險總體低于不可賣空公司(Short=0)。

表5 賣空機(jī)制與上市公司信用風(fēng)險

(二) 基準(zhǔn)回歸分析

賣空機(jī)制對上市公司信用風(fēng)險的影響檢驗結(jié)果見表5，其中列(1)為單變量回歸結(jié)果，在不考慮控制變量的情況下，short的系數(shù)為0.2919，在1%的水平上顯著；列(2)為納入了一系列控制變量后的多元回歸結(jié)果，short的系數(shù)為0.2255，在1%的水平上顯著，系數(shù)相比單變量回歸有所減小，模型擬合度R2在0.7以上，印證了本文選取的控制變量是合乎經(jīng)濟(jì)意義的。在多期雙重差分基準(zhǔn)回歸中，short系數(shù)始終為正，表明相對于未被允許賣空的公司而言，允許賣空的上市公司信用風(fēng)險水平有所降低，初步說明賣空機(jī)制顯著降低了上市公司的信用風(fēng)險，假說1得到驗證。

(三) 穩(wěn)定性檢驗(1)限于篇幅，穩(wěn)健性實證結(jié)果未列出，留存?zhèn)渌鳌?/h3>

多期雙重差分基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明，賣空機(jī)制有利于降低上市公司信用風(fēng)險，為保障結(jié)果的穩(wěn)健性，本文從以下幾個方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

1. 平行趨勢檢驗

使用雙重差分模型的前提是樣本滿足平行趨勢檢驗。平行趨勢檢驗方法一般有兩種，一是比較實驗組和控制組因變量均值隨時間變化的趨勢；二是在基準(zhǔn)回歸中加入時間虛擬變量和政策的交互項，若政策發(fā)生前的交互項系數(shù)不顯著，則滿足平行趨勢檢驗。本文在模型中納入交互項Short×Year，檢驗賣空機(jī)制發(fā)生的前三年和后三年Short×Year系數(shù)的變化情況。結(jié)果顯示，在賣空機(jī)制發(fā)生沖擊的前三年，Short×Year系數(shù)不顯著異于0，而在后三年，系數(shù)顯著異于0，通過了平行趨勢檢驗，表明賣空機(jī)制的引入有助于降低上市公司信用風(fēng)險，研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

2. 換用KMV模型測量上市公司信用風(fēng)險

前文對公司信用風(fēng)險的衡量采用了Merton DD模型，為了檢驗基準(zhǔn)回歸實證結(jié)果的可靠性，換用KMV模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，KMV測算出來的違約距離越大，公司違約的概率越低[37]。實證結(jié)果顯示，在單變量回歸和加入控制變量后的回歸中，short的系數(shù)均顯著為正，系數(shù)大小略有改變，但不影響前文所得結(jié)論，即賣空機(jī)制有利于降低上市公司信用風(fēng)險。

3. 更換樣本研究區(qū)間

在2007年至2019年樣本期間內(nèi)，我國A股市場經(jīng)歷了階段性的市場波動，市場行情變動幅度較大，其中2015年股市發(fā)生劇烈震蕩，2018年受中美貿(mào)易戰(zhàn)影響，股市再次出現(xiàn)災(zāi)情，為避免此類沖擊事件對研究結(jié)論的影響，本文將2015年與2018年樣本數(shù)據(jù)刪除，重新回歸后，前文結(jié)論依舊穩(wěn)健。

4. 安慰劑檢驗

賣空機(jī)制有助于降低上市公司信用風(fēng)險，然而證監(jiān)會可能會選擇本身信用風(fēng)險較低的公司作為標(biāo)的，以保障資本市場的平穩(wěn)運行，因此模型中可能存在雙向因果關(guān)系。本文通過安慰劑檢驗識別模型中潛在的雙向因果關(guān)系。由于本文采用的是多期雙重差分模型，首先隨機(jī)生成偽實驗組，其次為樣本公司隨機(jī)抽取樣本研究期(2007年至2019年)作為其受賣空機(jī)制沖擊的政策時間點。重新回歸后結(jié)果顯示估計系數(shù)顯著異于真實系數(shù)0.2255，大多聚集在0附近且不顯著，說明本文的研究結(jié)論是可靠的。

表6 賣空機(jī)制、盈余管理與上市公司信用風(fēng)險

五、 進(jìn)一步分析

(一) 作用渠道檢驗

1. 賣空機(jī)制、盈余管理與上市公司信用風(fēng)險

表6的列(1)至列(3)展示了盈余管理在賣空機(jī)制和上市公司信用風(fēng)險中的渠道效應(yīng)，模型中皆納入了控制變量，并使用了個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)。列(1)的數(shù)據(jù)為上文多期DID基準(zhǔn)回歸結(jié)果，即賣空機(jī)制顯著降低了上市公司的信用風(fēng)險；列(2)的數(shù)據(jù)檢驗了賣空機(jī)制Short與盈余管理Da之間的關(guān)系，回歸系數(shù)為-0.097，且在5%的水平上顯著，表明賣空機(jī)制顯著降低了企業(yè)盈余管理水平，有助于抑制管理層的過度盈余管理行為；列(3)的數(shù)據(jù)顯示，在納入中介變量盈余管理Da之后，盈余管理Da對企業(yè)信用違約距離的回歸系數(shù)DD為-0.2438，通過了5%的顯著性檢驗，表明盈余管理水平對于企業(yè)信用違約距離存在顯著的負(fù)效應(yīng)，即會增加上市公司信用風(fēng)險水平。此時賣空機(jī)制(Short)對企業(yè)信用違約距離DD的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著，系數(shù)由0.2255下降為0.2018。在此中介模型中，總效應(yīng)為0.2255，直接效應(yīng)為0.2018，中介效應(yīng)為0.0236，表明賣空機(jī)制通過抑制管理層盈余管理，降低了企業(yè)信用風(fēng)險水平，假說2得到驗證。

表7 賣空機(jī)制、大股東掏空與上市公司信用風(fēng)險

2. 賣空機(jī)制、大股東掏空與上市公司信用風(fēng)險

表7的列(1)至列(3)數(shù)據(jù)展示了大股東掏空行為在賣空機(jī)制和上市公司信用風(fēng)險中的渠道效應(yīng)。列(1)數(shù)據(jù)不再贅述。列(2)檢驗了賣空機(jī)制(Short)與大股東掏空(Tunnel)之間的關(guān)系，Short系數(shù)在5%的水平下顯著為負(fù)，說明引入賣空機(jī)制后，大股東掏空行為受到了明顯約束；在賣空機(jī)制、大股東掏空與上市公司信用風(fēng)險三者的關(guān)系中，大股東掏空(Tunnel)對企業(yè)信用違約距離DD的回歸系數(shù)為-0.551，通過了5%水平下的顯著性檢驗，大股東掏空行為與企業(yè)違約距離(DD)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，大股東掏空越嚴(yán)重，企業(yè)違約距離越低，信用風(fēng)險越高。賣空機(jī)制(Short)對企業(yè)信用違約距離(DD)的回歸系數(shù)為0.2145，且在1%的水平下顯著，表明大股東掏空行為在賣空機(jī)制和上市公司信用風(fēng)險中起到了中介作用，中介效應(yīng)為0.021驗證了假說3。

渠道檢驗表明，盈余管理和大股東掏空都發(fā)揮了部分中介作用，賣空機(jī)制通過抑制管理層盈余管理和大股東掏空行為兩種路徑，降低了上市公司的信用風(fēng)險，體現(xiàn)了賣空機(jī)制作為外部監(jiān)督機(jī)制的作用，驗證了其對上市公司信用風(fēng)險的影響渠道，但對于賣空機(jī)制降低上市公司信用風(fēng)險的其他影響渠道，仍有待進(jìn)一步挖掘。

(二) 異質(zhì)性檢驗

1. 制度環(huán)境異質(zhì)性檢驗

制度經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，制度環(huán)境是市場機(jī)制能否發(fā)揮的重要因素。由于新興市場國家缺乏對投資者的產(chǎn)權(quán)保護(hù)，主動做空或者根據(jù)自身已知信息在二級市場中進(jìn)行買賣操作的知情交易者的數(shù)量較少，進(jìn)而股價不能真正體現(xiàn)公司的價值。而在發(fā)達(dá)國家市場中，股價信息含量則較高。Dangetal.[38]發(fā)現(xiàn)制度環(huán)境越好，投資者可挖掘的信息更多，可以通過買賣操作對公司股價產(chǎn)生影響，反之股價也更能體現(xiàn)公司的真實價值。因此，當(dāng)公司處于一個較透明的信息環(huán)境，賣空機(jī)制的作用會更強(qiáng)。

參照王小魯?shù)萚32]發(fā)布的中國市場化進(jìn)程指數(shù)，本文根據(jù)公司注冊所在省份的評分，從要素市場發(fā)育度和法治環(huán)境兩個維度對樣本進(jìn)行分組檢驗[39]。要素市場發(fā)育度高低取決于是否大于全國要素市場發(fā)育度指數(shù)均值，法治環(huán)境的優(yōu)劣取決于是否大于全國法治環(huán)境指數(shù)均值。分類之后，共有6474個樣本的要素市場發(fā)育度較高，2496個樣本的要素市場發(fā)育度較低；5941個樣本的法治環(huán)境較好，3029個樣本的法治環(huán)境較差。在要素市場發(fā)育度不同及法治環(huán)境不同的地區(qū)，賣空機(jī)制對上市公司信用風(fēng)險的影響不同?；貧w結(jié)果如表8所示。

表8 制度環(huán)境差異對賣空機(jī)制與上市公司信用風(fēng)險的影響

表8的數(shù)據(jù)顯示，在要素市場發(fā)育度高的地區(qū)，Short的系數(shù)為0.2471，在1%的水平上顯著，在要素市場發(fā)育度低的地區(qū)，Short的系數(shù)為0.2381，但不顯著；在法治環(huán)境好的地區(qū)，Short的系數(shù)為0.3481，在法治環(huán)境差的地區(qū)，Short的系數(shù)為0.1834，分別在5%和在10%的水平下顯著，兩組均通過了組間差異系數(shù)檢驗，這體現(xiàn)了完善的金融中介環(huán)境和法治環(huán)境能夠更好地促進(jìn)賣空機(jī)制治理作用的發(fā)揮。在要素發(fā)展更快的地區(qū)，資源優(yōu)化配置等功能也會更強(qiáng)，要素市場效率較高有助于提高經(jīng)濟(jì)體的運行效率，企業(yè)整體運行水平會更高，賣空機(jī)制降低上市公司信用風(fēng)險的效果顯著。從宏觀來看，較高水平的法治環(huán)境能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長、完善資本市場、改善企業(yè)投資環(huán)境；從微觀層面來看，法治環(huán)境較好的地區(qū)擁有更加透明有效的司法系統(tǒng)，公司行為會受到更加嚴(yán)格的規(guī)制和監(jiān)督，限制了公司的違規(guī)行為，賣空機(jī)制降低上市公司信用風(fēng)險效應(yīng)在制度環(huán)境好的地區(qū)更為顯著。

2. 產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性檢驗

企業(yè)信用評級與公司規(guī)模、納稅額、員工數(shù)量呈正相關(guān)，國有企業(yè)以其天然的優(yōu)勢，信用評級較高[10]，融資自然向其傾斜，可以相對輕易地獲取低成本的信貸資金，但也不可避免地會出現(xiàn)預(yù)算軟約束的問題，此時政府往往會充當(dāng)國有企業(yè)的隱形擔(dān)保人，甚至直接為其“買單”。我國民營企業(yè)整體仍面臨投資增長后勁不足、融資難、融資貴等問題，此外還具有內(nèi)部制衡缺位及實際控制人風(fēng)險突出等個性化風(fēng)險特征。從經(jīng)濟(jì)環(huán)境和民營企業(yè)自身來看，民營企業(yè)面臨的信用風(fēng)險要高于國有企業(yè)。鑒于我國特殊的制度環(huán)境和企業(yè)經(jīng)營能力差異，國有企業(yè)出現(xiàn)信用違約的情況遠(yuǎn)遠(yuǎn)少于民營企業(yè)。為了比較產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異帶來的影響，本文將樣本企業(yè)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩組。回歸數(shù)據(jù)如表9所示。

表9 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異對賣空機(jī)制與上市公司信用風(fēng)險的影響

根據(jù)表9列(1)的數(shù)據(jù)，在國有企業(yè)中，Short的系數(shù)為0.1611，但回歸結(jié)果不顯著，列(2)數(shù)據(jù)顯示，非國有企業(yè)Short的回歸系數(shù)為0.3825，在1%的水平上顯著，組間差異系數(shù)是顯著的，即賣空機(jī)制對于降低上市公司信用風(fēng)險的影響主要體現(xiàn)在非國有企業(yè)中。可能的原因是，在融資業(yè)務(wù)和日常經(jīng)營中，國有企業(yè)得到更多的政策傾斜和保護(hù)，在外部支撐和內(nèi)部實力的綜合作用下，其出現(xiàn)信用違約的情況遠(yuǎn)遠(yuǎn)少于民營企業(yè)，非國有企業(yè)作為本身信用風(fēng)險水平比較高的研究對象，在賣空機(jī)制這一外部監(jiān)督機(jī)制的作用下，效應(yīng)會更為顯著。

六、 結(jié)論與啟示

本文以賣空機(jī)制的推出為背景，研究了其對公司信用風(fēng)險的影響。當(dāng)前學(xué)術(shù)界對企業(yè)信用風(fēng)險及賣空機(jī)制的相關(guān)研究皆有豐富的成果，但是缺乏對二者之間關(guān)系及影響渠道的探討。在梳理文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文選取2007—2019年A股上市的690家公司為研究樣本，構(gòu)建多期雙重差分模型分析賣空機(jī)制對公司信用風(fēng)險的影響，從管理層盈余管理和大股東掏空產(chǎn)生的中介效應(yīng)視角進(jìn)行影響渠道檢驗，并進(jìn)一步從制度環(huán)境和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)異質(zhì)性的視角展開分析，最終得到以下結(jié)論和啟示：(1)賣空機(jī)制顯著降低了上市公司信用風(fēng)險。賣空機(jī)制和上市公司信用違約距離呈現(xiàn)顯著的正向關(guān)系，即當(dāng)上市公司進(jìn)入賣空標(biāo)的池，則其信用風(fēng)險有一定程度的減小。在進(jìn)行一系列的穩(wěn)健性檢驗后，研究結(jié)論依舊可靠。相關(guān)機(jī)構(gòu)應(yīng)持續(xù)推進(jìn)賣空機(jī)制，擴(kuò)大可賣空標(biāo)的公司范圍，完善交易規(guī)則，充分發(fā)揮賣空機(jī)制在資本市場中的有利作用。(2)賣空機(jī)制降低上市公司信用風(fēng)險有兩個渠道，即通過抑制上市公司管理層盈余管理和大股東掏空行為，進(jìn)而降低企業(yè)的信用風(fēng)險。賣空機(jī)制作為一種外部機(jī)制，放大了盈余管理和大股東掏空行為被發(fā)現(xiàn)的概率，有利于緩解信息不對稱、加強(qiáng)信號傳遞、緩解委托代理矛盾，提高公司治理的水平，降低上市公司可能的信用風(fēng)險。因此公司管理層和大股東應(yīng)約束自身私利行為，減少違規(guī)傾向，減小自身信用風(fēng)險。但管理層盈余管理和大股東掏空行為僅承擔(dān)了部分中介效應(yīng)，還存在賣空機(jī)制降低上市公司信用風(fēng)險的其他渠道。(3)賣空機(jī)制降低上市公司信用風(fēng)險的影響作用在制度環(huán)境較好的地區(qū)以及非國有企業(yè)中更為顯著。較高的要素市場效率帶來了較高的經(jīng)濟(jì)體運行效率，較好的法治環(huán)境帶來了較為完善的司法系統(tǒng)，有利于降低公司信用風(fēng)險。國有企業(yè)信用風(fēng)險水平總體低于非國有企業(yè)，使得賣空機(jī)制降低企業(yè)信用風(fēng)險的作用在非國有企業(yè)中更加明顯。因此，在遴選融資融券標(biāo)的公司時，相關(guān)機(jī)構(gòu)應(yīng)將公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、地區(qū)制度環(huán)境列入選取標(biāo)的公司的考量標(biāo)準(zhǔn)。政府部門應(yīng)不斷完善金融要素市場和法治環(huán)境，致力于減弱市場要素壁壘，加強(qiáng)建立健全相關(guān)法律法規(guī)，為企業(yè)發(fā)展構(gòu)建良好的外部制度環(huán)境，真正保護(hù)投資者權(quán)益。