賣空機制、大股東股權質押與上市公司信用風險

■毛瑩，王博陽，毛柳芳

一、引言

2019年上市公司債務違約事件頻發(fā)，共計152只債券違約，涉及金額1179.51億元，而2020年的新冠肺炎疫情更是給各行各業(yè)帶來了巨大的外部沖擊，但除此之外，企業(yè)的內部因素也是債務違約風險暴露的重要原因。企業(yè)信用風險的產生包含很多因素，但歸根結底還是公司的不當經營導致公司現(xiàn)金流斷裂，無法及時支付利息或償還債務。通常而言，上市公司擁有多樣化的融資渠道，如銀行借款、債券發(fā)行、股權質押、定向增發(fā)等，能使公司獲得充足的現(xiàn)金流進行經營，但也會提高公司股東的風險偏好，造成過度投資、賒銷激進等，降低了企業(yè)資金的配置效率，增加了公司現(xiàn)金流斷裂的風險，并且大股東（指第一大股東，后文均使用大股東來代稱第一大股東）持股比例越高，就越有可能憑借其對公司的控制權掏空公司以謀取私利（李永壯等，2017）。

在我國資本市場中，大股東為了避開銀行貸款程序的嚴苛耗時和減持股票的控制權轉移風險，會通過股權質押融資獲取資金，但如果股價大幅度下跌至預警線時，機構會通知大股東及時補倉，否則會將大股東質押的股份在二級市場上拋售，危及到大股東對公司的控制；股權質押行為也會加劇大股東與中小投資者的代理問題，增加大股東掏空上市公司的概率（胡凱和漆圣橋，2020），并且存在大股東股權質押的上市公司往往內部控制質量更低（富鈺媛等，2019），股權質押融資提高了公司股東的風險偏好，造成過度投資、賒銷激進等（張會麗和鄒至偉，2020）；這些行為降低了公司資金的使用效率，提高了公司陷入財務困境的可能。融資融券作為一種市場交易機制，于2010年開始試點并實施，該市場機制的引入一方面加劇了股票價格的波動，繼而增大了大股東的質押風險，大股東會濫用公司資金維護對公司的控制權，加劇上市公司信用風險的上升。另一方面也有學者認為該市場機制可能會通過某些中間因素降低了標的證券股價特質性波動（肖浩和孔愛國，2014），而股權質押后上市公司實際流通股供給減少，大股東維護股價的可能性和成本降低，降低公司現(xiàn)金流斷裂的風險，減緩上市公司信用風險的上升。據(jù)此，筆者將從大股東股權質押視角對這一機制上市公司信用風險的影響做深入分析。

二、研究假設

（一）大股東股權質押與上市公司信用風險

股權質押融資是指股東將持有的股權進行質押，從金融機構獲得資金的一種融資行為。而上市公司信用風險的產生是由于企業(yè)經營管理不當、不能適應外部經濟環(huán)境變化而導致的一種可能無法及時償還本息的不確定性。從某種意義上來說，企業(yè)通過諸如股權質押等外源融資方式來彌補資金漏洞，往往反映短期內公司經營效率不高，資金回轉效率低。而從資金使用角度來看，通過股權質押融資獲取的資金配置效率低：第一，大股東股權質押會提升股東的風險偏好，進而促使上市公司投資風險過高的項目，導致過度投資現(xiàn)象發(fā)生，并且大股東股權質押水平與企業(yè)風險承擔水平呈顯著負相關（何威風等，2018）。第二，存在大股東股權質押的公司，往往會在商業(yè)信用供給（賒銷）方面更加激進，即為刺激銷售獲取更高的利潤愿意冒更高的壞賬風險，且這種效應在大股東代理問題較為突出、資金約束水平較強以及公司治理水平較差的公司中更加嚴重（張會麗和鄒至偉，2020）。第三，上市公司大股東質押股權后，市值管理動機會顯著增強，侵占公司資金進行市值管理（李賢等，2020）。以上這些行為降低了公司資金的配置效率，在此過程中公司出現(xiàn)財務困境的可能性將會增加，使上市公司信用風險上升。據(jù)此提出假設1：

假設1：大股東股權質押行為提高了上市公司信用風險。

（二）賣空機制①的調節(jié)效應

①本文將賣空機制分為兩個概念，一是“放松賣空管制”，即區(qū)分可賣空標的與不可賣空標的差異；二是“賣空交易”或“融券交易”，即分析可賣空標的公司在放松賣空管制后，賣空交易規(guī)模變化產生的影響。

為了研究賣空機制、大股東質押與上市公司信用風險，本文將賣空機制視作一個“外生沖擊”，這個沖擊可以通過影響上市公司股價波動，間接作用于大股東質押與上市公司信用風險之間的關系?？赡艿挠绊憴C制是，股權質押存在爆倉風險，股權質押水平高的大股東對股價波動更加敏感（謝德仁，2016），因此股權質押的爆倉風險可能會促使股權質押水平高的大股東，通過侵占公司資產、調用公司資源來維持股價（Yeh et al.，2003），維護股價所需的資金量較大，這種非理性的、非效率的行為會極大的沖擊公司的現(xiàn)金流狀況、使上市公司財務狀況惡化，進一步提高了公司現(xiàn)金流斷裂的風險，加劇上市公司信用風險的上升。據(jù)此提出假設2a：

假設2a：放松賣空管制減弱了大股東股權質押行為對上市公司信用風險上升的影響。

需要注意的是，我國融資交易與賣空交易的發(fā)展和規(guī)模并不平衡，融資交易遠比賣空交易更為活躍，且融資交易和賣空交易對股票市場的影響存在差異，因而融資交易和賣空交易對大股東股權質押行為的影響也存在差異。首先，賣空機制主要通過影響股價波動，提高上市公司股東股權質押爆倉風險，而股東為保持控制權穩(wěn)定會通過侵占公司資產、調用公司資源來維持股價（Yeh et al.，2003），維持股價所需資金量較大，會惡化公司財務狀況繼而加劇公司信用風險的上升。其次，賣空交易和融資交易對股價波動的影響存在非對稱性，如陳海強和范云菲（2015）發(fā)現(xiàn)實行融資融券制度后，融資交易降低了股市波動，而賣空交易則增加了股市波動，而股價波動的降低并不會增加股東股權爆倉風險，也就不會促使股東侵占公司資產使公司現(xiàn)金流情況惡化，同時由于融資交易指借錢買股票，而這種行為在融資交易機制沒有產生的時候就已經存在，因此相對于賣空交易來說，融資交易機制的調節(jié)作用較弱。據(jù)此提出假設2b：

假設2b：融資交易和賣空交易對大股東股權質押與上市公司信用風險之間關系的作用存在差異。

三、研究設計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

選擇我國滬深A股2013—2019年上市公司（除創(chuàng)業(yè)板和科創(chuàng)版外的）作為研究對象，并對樣本進行篩選：剔除金融業(yè)上市公司；剔除關鍵變量存在數(shù)據(jù)缺失的上市公司；剔除曾被ST和*ST的上市公司。全文數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫，根據(jù)上述標準，剔除后最終獲得13545個樣本。

（二）變量定義和度量

1.被解釋變量

謝邦昌（2008）檢驗了不同信用風險度量模型的風險甄別效果，認為KMV模型適合我國上市公司的信用風險。故本文選擇KMV模型進行分析。

為避免除權除息的影響，收盤價采用國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫中的“考慮現(xiàn)金紅利再投資的收盤價的可比價格”；公司權益的市場價值E等于A股流通股與非流通股價值之和，其中A股流通股價值等于年末收盤價乘以流通股股數(shù)，非流通股價值等于每股凈資產乘以非流通股股數(shù)；波動率σE是通過股價對數(shù)收益率計算得出；負債的賬面價值D等于年報中資產負債表的負債合計；無風險利率r基準選擇—年期定期存款（整存整取）利率，2013—2019年間該利率共有六次調整①六次調整時間分別為2014年11月22日、2015年3月1日、2015年5月11日、2015年6月28日、2015年8月26日和2015年10月24日。，按時間加權平均計算得到；到期時間τ取1。KMV模型計算公式如下：

首先，根據(jù)公司權益的市場價值E及其波動率σE、公司負債的賬面價值D、無風險利率r和到期時間τ，估計出公司資產的市場價值Va和波動率σa

其次，根據(jù)公司的債務計算出公司的違約點DPT，此處定義為DPT=STD+0.5×LTD，其中STD為企業(yè)短期債務，LTD為企業(yè)長期債務，而E（Va）為公司資產價值的期望，在根據(jù)下式計算出違約距離

最后，根據(jù)企業(yè)的違約距離計算出逾期違約率：EDF=N（-DD）。

由于我國目前沒有可靠的違約距離DD和預期違約概率EDF的經驗數(shù)據(jù)庫累積，KMV公司通過積累大量公司的違約數(shù)據(jù)，建立了違約距離DD和預期違約概率EDF之間的映射關系數(shù)據(jù)庫，因此本文使用KMV模型中的違約距離DD來度量上市公司信用風險，違約距離越大，上市公司信用風險越低。

2.解釋變量

選取連續(xù)變量Pledge表示大股東股權質押比例，即第一大股東尚未解押的累計質押股份數(shù)占持股數(shù)比例。選取虛擬變量Post來衡量“融資融券整體”或放松賣空管制的影響，當年能進行賣空交易取值為1，否則為0。為了對融資交易和融券交易的影響進行區(qū)分，借鑒田利輝和王可第等（2019）的做法，使用融資指標1和賣空指標1來度量融資融券交易活動的影響；為保持結果的穩(wěn)健性，同時使用融資指標2和賣空指標2進行度量。

3.其他控制變量

本文控制了其他可能影響違約距離DD的變量：公司規(guī)模（Size）、資產負債率（LEV）、現(xiàn)金比率（Cash）、國有股份比例（SOE）、大股東持股比例（Top1）、機構持股比率（Inst）、獨董比例（Indep）、兩職重合（Dual）等。變量的定義和度量如表1所示。

表1 變量定義

（三）模型設定

為驗證前述假設，構建了下列模型驗證假設：

通過模型（5）檢驗大股東股權質押行為與上市公司信用風險的關系，如果模型中自變量PledgePcti，t的系數(shù)β1顯著，就說明大股東股權質押和上市公司信用風險的關系是顯著的，以此驗證假設1。

首先通過模型（6）衡量賣空機制的調節(jié)效應在第一階段的影響，即在模型（5）的基礎上通過引入虛擬變量Post和Pledge的交互項，來衡量放松賣空管制對大股東股權質押行為與上市公司信用風險之間關系的調節(jié)效應。已進融資融券標的名單的公司為實驗組，此時虛擬變量Post取1，未進標的名單的公司為控制組，此時虛擬變量Post取0。模型（6）中大股東質押比例對上市公司信用風險的影響是：β1+β2×Post，如果β1和β2的系數(shù)相反且都顯著，即說明放開賣空管制后，大股東質押比例與上市公司信用風險的正向關系或負向關系減弱了。

其次通過模型（7）和模型（8）來衡量賣空機制的調節(jié)效應在第二階段的影響，即在放松賣空管制后，通過模型（7）和模型（8）分開衡量融資交易和賣空交易對大股東質押行為與上市公司信用風險之間關系的影響。若模型（7）和模型（8）的系數(shù)β3顯著，說明大股東質押行為與上市公司信用風險之間的關系會受到融資交易和賣空交易的影響；若模型（7）模型（8）的系數(shù)β3顯著且方向相反，說明融資交易和賣空交易的影響是存在差異的，以此驗證假設2a和2b。

四、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2 的描述性統(tǒng)計結果證明，融資融券的發(fā)展存在嚴重的不平衡現(xiàn)象，在我國占主導地位的是融資交易而非融券交易，這也預示著融資交易和賣空交易對大股東股權質押與上市公司信用風險關系的影響可能截然不同。

表2 核心變量描述性統(tǒng)計

（二）單變量檢驗

表3 是對不可賣空組與可賣空組指標的單變量檢驗。對比發(fā)現(xiàn)，不可賣空組的違約距離均值為2.657，顯著低于可賣空組的均值3.081，說明可賣空組相較于不可賣空組的違約距離更大，而違約距離越大，上市公司信用風險越小，即說明“融資融券”整體上降低了上市公司信用風險。此外，大股東股權質押比率在可賣空組與不可賣空組之間存在較大差異，其他控制變量也存在顯著差異，因此在進行回歸分析時，需要對這些變量加以控制。

表3 非融資融券標的組與融資融券標的組的股票指標比較

（三）基本回歸分析

表4 為模型（5）和模型（6）的回歸結果。其中，模型（5）考察了大股東股權質押行為與上市公司信用風險的關系，結果顯示，解釋變量Pledge系數(shù)為負，且在1%的顯著性水平上顯著，說明大股東質押比率越高，上市公司違約距離越小，信用風險越大，與研究假設1相符。接下來分兩階段來分析賣空機制對大股東股權質押和上市公司信用風險之間關系的影響，即放松賣空管制的影響和放松賣空管制后賣空交易和融資交易的影響。

1.放松賣空管制的影響

表4 模型（6）考察了放松賣空管制對大股東股權質押和上市公司信用風險之間的關系的影響，結果顯示，解釋變量Pledge的系數(shù)仍顯著為負，符合研究假設1，解釋變量Post的系數(shù)為正，且在1%的顯著性水平上顯著，說明放松賣空管制后，大股東股權質押對上市公司信用風險上升的作用減弱，具有“治理效應”，與研究假設2a相符。

表4 模型（5）和模型（6）回歸結果

2.放松賣空管制后賣空交易和融資交易的影響

表5 模型（7）考察了融資交易對大股東質押行為與上市公司信用風險關系的影響，首先，解釋變量Pledge的系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為負，與研究假說1相符，即大股東質押行為提高了上市公司信用風險。其次，解釋變量Margin1的系數(shù)顯著為負，交互項Pledge×Margin1的系數(shù)為正，且在5%的顯著性水平上顯著，說明隨著融資交易規(guī)模的增大，上市公司信用風險上升，而融資交易對大股東股權質押對上市公司信用風險上升的減弱作用較小。而解釋變量Margin2的系數(shù)為負且不顯著，雖然交互項Pledge×Margin2為負且不顯著，并且與PledgePct×Margin1的系數(shù)相矛盾，但調節(jié)作用較小。即從總體上來說，放松賣空管制后，隨著融資交易規(guī)模的增大，上市公司信用風險仍然會上升。

表5 模型（7）回歸結果

表6 考察了模型（8）的回歸結果，即考察了賣空交易對大股東質押行為與上市公司信用風險關系的影響，解釋變量Pledge的系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為負，與研究假說1相符，即大股東質押行為提高了上市公司信用風險。解釋變量Short1和Short2的系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為正，而交互項Pledge×Short1和Pledge×Short2的均為負但不顯著。首先，說明賣空交易對大股東股權質押和上市公司信用風險之間的關系不存在調節(jié)作用，但可能與我國賣空交易的規(guī)模小、成本高有關；其次，說明放松賣空管制后，隨著賣空交易規(guī)模的擴大，上市公司信用風險的上升加劇。

表6 模型（6）回歸結果

以上分析表明，賣空機制對上市公司信用風險關系的影響分為兩個階段：首先，放松賣空管制后，與公司經營相關的“負面消息”得以消化，充分反映到公司股價上，大股東股權質押對上市公司信用風險上升的作用減弱，具有一定的“治理效應”。其次，放開賣空管制后，市場上的投機者和噪聲交易者的非理性投資會通過賣空交易加劇股價波動，雖然隨著融資交易規(guī)模的擴大，大股東質押行為對上市公司信用風險上升的邊際影響會減弱，但這種作用微乎其微，而融資交易和融券交易的規(guī)模擴大的主效應在更大程度上會放大資產價格的波動，繼而加劇上市公司信用風險的上升。

（四）穩(wěn)健性檢驗①

①限于篇幅，結果留存?zhèn)渌鳌?/p>

為保持結論的穩(wěn)健性，使用如下方法進行穩(wěn)健性檢驗：一是使用Garch模型改進股價波動率。因為A股市場的收益率分布通常具有偏性、尖峰厚尾和聚集性三大特性，為了契合中國股票市場的實際情況，本文使用GARCH模型擬合每個公司的股價波動率δD，進而計算公司股權價值波動率然后結合公司權益的市場價值E、公司負債的賬面價值D、無風險利率r和到期時間τ，計算出公司資產的市場價值Va和波動率σa，再根據(jù)公司的違約點DPT，計算出新的違約距離GARCH—DD進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)結論與前文保持一致。二是更換違約點DPT的計算方式。通常使用KMV模型時，會根據(jù)公司的債務計算出公司的違約點DPT，其中：DPT=β1STD+β2LTD。STD為企業(yè)短期債務，LTD為企業(yè)長期債務，但由于缺乏可靠的違約距離DD和預期違約概率EDF的經驗數(shù)據(jù)庫累積，參考謝遠濤等（2018）研究，取β1為1，取β2為0.1、0.25、0.5和0.75進行計算，結論仍與前文保持一致。三是刪除年度數(shù)據(jù)。2013年以前，大股東股權質押的規(guī)模較小，平均值僅為0.11%；2013年5月，證監(jiān)會發(fā)布新規(guī)①2013年5月，上交所、中證登聯(lián)合發(fā)布《股票質押式回購交易及登記結算業(yè)務辦法（試行）》。，股權質押業(yè)務發(fā)展速度加快，逐漸成為上市公司大股東進行融資的常用方式之一，因此為進一步保證本文結論的穩(wěn)健性，刪除2013年的樣本，發(fā)現(xiàn)結論仍與前文保持一致。

五、結論及對策建議

以2013—2019年的A股上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)，賣空機制對上市公司信用風險的影響分為兩個階段：第一階段，放松賣空管制會減緩大股東質押行為對上市公司信用風險上升的影響。第二階段，放松賣空管制后，隨著融資交易規(guī)模的擴大，大股東質押行為對上市公司信用風險上升的影響會減弱，但這種作用微乎其微，而融資交易和融券交易的規(guī)模擴大會放大資產價格的波動，繼而加劇上市公司信用風險的上升。

本文提出如下對策建議：自2010年放松賣空管制以來，兩融標的不斷擴容，我國資本市場開放化程度越來越高，但我國資本市場的投機者和噪聲交易者仍比較多，賣空機制給公司經營造成的負面效應本質上是因為股價的異常波動，因此要加強對機構投資者的監(jiān)管，約束違法交易行為。