賣空制度、企業(yè)異質(zhì)性與企業(yè)違約風險

高勁 宋佳訊

【摘 要】 在我國實體和虛擬經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展的背景下，企業(yè)的債務違約問題逐漸成為社會各界關注的重點問題之一。我國融券賣空機制自2010年開始已經(jīng)有十余年歷程，文章依據(jù)融資融券分布式擴容制度的特征，以2010—2020年上市公司為樣本，通過DID實驗檢驗融券賣空政策對于企業(yè)債務違約的“事前威懾”效應，并以進入標的的股票為研究對象分析已發(fā)生的賣空交易對企業(yè)債務違約風險的“事后懲罰”效應。研究發(fā)現(xiàn)，融券賣空限制逐步放開有助于抑制企業(yè)債務違約風險，且該賣空政策對董事與CEO兩職分離、股權集中度高以及融資約束弱的企業(yè)抑制效應更強。最后在已有結論基礎上進行了影響機制分析，賣空試點政策通過影響市場對企業(yè)的關注程度、企業(yè)盈余管理來發(fā)揮“事前威懾”效應以降低標的企業(yè)的違約風險，賣空交易通過降低標的企業(yè)過度負債水平和提高企業(yè)去杠桿化水平發(fā)揮“事后懲罰”效應以降低企業(yè)債務違約風險。

【關鍵詞】 融券賣空； 債務違約； 雙重差分法； 事前威懾； 事后懲罰

【中圖分類號】 F275.1；F832.5? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2023）05-0028-10

一、引言

自20世紀90年代至今，我國資本市場一直沒有完全放開股票賣空交易限制。已有研究表明，賣空交易機制的不完善會導致市場波動，投資者羊群效應與過度投機，使股價不能反映出完全的市場信息。目前，我國以試點的形式逐步開放股票的賣空限制，該試點對我國資本市場和上市公司的公司治理產(chǎn)生一系列影響，已經(jīng)有許多文獻進行探討。本文將在已有結論之上進一步研究賣空制度對企業(yè)債務違約風險的影響效應，豐富對于融券賣空制度的研究結論。

2022年12月召開的中央經(jīng)濟工作會議指出，當前我國經(jīng)濟恢復的基礎尚不牢固，需求收縮、供給沖擊、預期轉弱三重壓力仍然較大。2022年全年我國的非金融企業(yè)部門杠桿率上升了6.8個百分點，從2021年末的154.1%上升至160.9%，四個季度的增幅持續(xù)下降，增幅分別為4.1、2.1、0.7和-0.1個百分點。隨著宏觀經(jīng)濟政策的寬松、居民消費的回升以及企業(yè)投資意愿的增強，未來一段時期我國的企業(yè)杠桿率還將呈現(xiàn)溫和上升趨勢，與之相關的便是企業(yè)的債務違約問題，當企業(yè)債務結構不合理，或是信用層級較差時，可能會因為債務違約而陷入經(jīng)營困境。在本文中，考慮資本市場的政策沖擊——融資融券分布式擴容制度對企業(yè)違約風險的影響作用與機制，賣空機制的引入能夠增加負面情緒與股價下行壓力的相關性，進而影響企業(yè)治理。進一步來說，股票賣空能從兩方面影響標的企業(yè)：首先，潛在的賣空交易提高了公司價值的下行壓力，能夠起到對企業(yè)運營的監(jiān)督和約束作用；其次，對進入賣空標的的企業(yè)而言，實際發(fā)生的賣空交易對企業(yè)價值造成了真實的影響，進而影響企業(yè)行為，學術界將兩種效應稱為賣空制度的“事前威懾”和“事后懲罰”。

自2010年3月起，我國證券市場的融券賣空試點機制逐步放開，并對進入融券賣空標的的股票開放賣空限制。在試點開始之前，所有股票都不允許被賣空，但試點開始以后，部分股票允許被賣空，基于這種自然實驗框架，本文選取2010—2020年的上市公司樣本，構造了多期雙重差分實驗來考察賣空的事前威脅對于企業(yè)債務違約風險的影響，即“事前威懾”效應。進一步的，以進入賣空標的企業(yè)為研究對象來分析已經(jīng)產(chǎn)生的賣空交易對企業(yè)債務違約風險的影響，即賣空制度的“事后懲罰”效應。

二、文獻綜述

在研究內(nèi)容上，已有文獻基本有兩大側重點，第一類研究主要聚焦于賣空機制的引入對資本市場運作效率的作用和影響機制，第二大類研究主要探討賣空機制對于企業(yè)治理、投融資決策等的影響。許多文獻已經(jīng)證明，融券賣空機制可以有效地分化市場預期，穩(wěn)定股票價格走勢。Chang et al.[1] and Bris et al.[2]研究發(fā)現(xiàn)賣空政策可以提高市場效率，降低市場崩潰風險；Saffi et al.[3]發(fā)現(xiàn)賣空限制削弱了股票價格對市場沖擊的反應速度；李志生等[4]對2009—2013年A股市場的數(shù)據(jù)進行實證研究，認為中國股票市場融資融券機制的推出顯著提升了股票的定價效率，同時可以抑制股票市場的異質(zhì)性波動、提高股票市場的價格穩(wěn)定性；Chen et al.[5]重點關注融券賣空的時序特征，考察了賣空效率對股票未來收益的預測效應和對股票錯誤定價的抑制效果。

也有學者將股票市場和公司治理聯(lián)系起來，研究融券賣空機制和企業(yè)績效之間的關系。已有研究表明，融券賣空機制的推出為上市公司增加了新的股價下行壓力，為了維持企業(yè)價值，所流通股票能夠被賣空的上市企業(yè)會更加規(guī)范自身行為。Massa et al.[6]通過對全球股票市場賣空政策的研究分析，認為賣空政策有利于緩解委托代理問題，抑制企業(yè)盈余管理行為。De et al.[7]分析了引入證券借貸試點對激勵合同設計的影響，發(fā)現(xiàn)賣空增加了企業(yè)向高管發(fā)行股票和期權激勵的動機。顧乃康等[8]研究認為，賣空機制可以對企業(yè)產(chǎn)生一種事前威脅，進而影響股東和債權人對于企業(yè)治理的判斷，迫使企業(yè)管理者約束不良財務行為。劉飛等[9]研究賣空機制對企業(yè)研發(fā)投資的影響機制，得出結論認為賣空機制的引入降低企業(yè)的研發(fā)效率，并且在治理機制不完善的企業(yè)中更加明顯。賣空限制的放開對于股票市場穩(wěn)定性的積極影響，對企業(yè)經(jīng)營穩(wěn)健性的促進作用，以及對于不良行為的抑制效應，在相關文獻中都有研究，而企業(yè)的債務違約情況通常與不當?shù)钠髽I(yè)運營和管理方式有很大相關性，賣空約束的放開能否對企業(yè)債務違約情況產(chǎn)生影響，目前鮮有文獻探討。已經(jīng)有學者探討了融券賣空機制與企業(yè)違規(guī)稽查的關系，孟慶斌等[10]認為賣空機制可以提高公司被稽查的可能性，進而抑制企業(yè)違規(guī)傾向，融券賣空機制不僅可以抑制市場波動，同時也能作為外部治理手段來規(guī)范企業(yè)行為。

本文研究賣空政策的實行對標的企業(yè)特征的影響作用，對于這一類研究，我國文獻基本使用DID方法研究賣空機制的“事前威懾”效應，然而對于“事后懲罰”效應研究相比之下仍有待豐富。本文將在已有文獻的基礎上進一步證明的是，企業(yè)的債務違約風險是否會受到賣空政策的影響，本文通過將股票市場和企業(yè)經(jīng)營困境聯(lián)系起來，從賣空制度的“事前威懾”“事后懲罰”全面分析其對于企業(yè)債務違約風險的影響效應以及機制分析。

三、實證假設提出

首先，本文認為企業(yè)進入融券標的后，可能發(fā)生的賣空交易會發(fā)揮“事前威懾”作用，帶來股票價格潛在的下行壓力，增大企業(yè)的市場關注度，進而使企業(yè)做出調(diào)整，例如降低盈余管理行為等，從而降低企業(yè)債務違約風險，預防企業(yè)進入財務困境。因此本文提出假設1。

H1：進入融券賣空標的可以降低企業(yè)債務違約風險。

另一方面，本文認為賣空政策對于企業(yè)的影響會因公司治理機制的不同而產(chǎn)生異質(zhì)性，本文著眼于股權集中度與董事CEO兩職合一。股權集中度較高的企業(yè)股權結構較為穩(wěn)定，在管理和決策方面具有利益一致性，更重視資本市場的有利或不利條件，便于賣空政策治理效應的實現(xiàn)。對股權集中度高的企業(yè)而言，由于控股股東長期控股，股東與企業(yè)利益統(tǒng)一，會更注重企業(yè)的健康發(fā)展。徐莉萍等（2006）研究認為持股比例高的企業(yè)有更高的業(yè)績表現(xiàn)。陳大鵬等[11]認為股權分散的企業(yè)里，股東對管理層的監(jiān)督更弱，企業(yè)更有動機通過盈余管理修飾報表推升股價。兩職合一是一個企業(yè)的決策制定權和決策執(zhí)行權是否分離的指標。Gul et al.（2004）認為，兩職分離可以增進企業(yè)自愿性信息披露；劉行等[12]認為兩職合一的企業(yè)會損害企業(yè)投資效率。在兩職分離的企業(yè)中，董事會可以起到對總經(jīng)理行為的監(jiān)督作用，有利于提高企業(yè)決策的制定與執(zhí)行效率，然而如果董事長兼任總經(jīng)理，這種監(jiān)督作用就會被削弱。據(jù)此本文提出假設2。

H2：賣空的“事前威懾”對企業(yè)違約風險的影響主要作用于股權集中度高以及兩職分離的企業(yè)。

由于資本市場各種交易成本的存在，企業(yè)在進行外源融資時會遇到一定的限制。Almeida et al.認為融資約束強的企業(yè)，現(xiàn)金流與現(xiàn)金持有的相關性較低。李君平等[13]認為，強融資約束的企業(yè)服從股權融資、短期債務融資和長期債務融資的融資選擇順序。因此不同融資約束的企業(yè)往往具有不同的債務結構和現(xiàn)金持有水平，我們推斷賣空機制的政策效應也會因此有所不同。本文認為，對于弱融資約束的企業(yè)來說，其外源債務融資更加便利，杠桿率相對較高，債務結構比較豐富，企業(yè)的現(xiàn)金持有也較低，當企業(yè)股票可以被賣空時，這一類高負債企業(yè)對于賣空政策沖擊相對更加敏感，因而會調(diào)整企業(yè)戰(zhàn)略以降低違約風險。而對于融資約束強的企業(yè)而言，由于其企業(yè)的現(xiàn)金持有和本身較低的負債率，使融資約束本身就發(fā)揮了對企業(yè)違約風險的抑制效果，因此賣空政策沖擊效果對該類企業(yè)作用并不如弱約束企業(yè)明顯。據(jù)此提出假設3。

H3：賣空的“事前威懾”對企業(yè)違約風險的影響主要作用于融資約束程度低的企業(yè)。

Massa et al.認為賣空機制主要從“事前威脅”和“事后懲罰”兩個方面對標的企業(yè)起到影響作用。在前文對“事前威懾”的結論基礎上，本文試圖驗證賣空制度能夠通過“事后懲罰”機制來抑制企業(yè)債務違約風險。本文認為當市場對企業(yè)看空規(guī)模增大，能夠成為一種懲罰和警示信號傳遞給標的企業(yè)，進而提醒企業(yè)采取一系列措施以降低未來的債務違約風險。據(jù)此本文提出假設4。

H4：已發(fā)生的賣空交易能夠降低企業(yè)未來違約風險。

四、實證分析框架

（一）數(shù)據(jù)選取

為了進行實證分析，本文通過CSMAR數(shù)據(jù)庫選取2010—2020年A股上市公司為樣本，剔除了存在ST或PT警示的企業(yè)、金融類企業(yè)，同時也進一步剔除了進入賣空標的但又退出的企業(yè)?？紤]到我國在2015年股災期間為救市暫停了融券賣空交易，因此不考慮2015年政策效應。為了防止極端值對結果的影響，本文對參與回歸的連續(xù)變量進行了上下1%分位的縮尾處理。

（二）傾向得分匹配

本文使用傾向得分匹配法來篩選樣本，通過Logit回歸，估計具有相似進入融券標的概率的一組企業(yè)作為實驗樣本。本文的實驗組為進入股票賣空標的的企業(yè)，對照組為沒有進入賣空標的的企業(yè)。根據(jù)融資融券標的篩選標準，本文傾向得分匹配過程使用的協(xié)變量包括了上市時長、個股回報率、日均換手率、回報波動和年個股流通股數(shù)；在匹配方式方面，本文選擇使用最近臨1■2匹配，即一個處理組匹配兩個對照組。逐年匹配完成后每一個協(xié)變量的偏差小于3%，且均不具有統(tǒng)計學意義上的顯著性，意味著選取的匹配方式是合適的，由于篇幅所限，本文省略了平衡性檢驗結果。

（三）雙重差分法

接下來以DID方法檢驗賣空制度的“事前威懾”效應，參考 Beck et al.[14]，建立如下計量回歸模型：

在模型1中，被解釋變量Defaulti，t為量化企業(yè)債務違約風險的指標。企業(yè)的債務違約是指一個企業(yè)由于資產(chǎn)與負債結構性不匹配，導致了經(jīng)營性現(xiàn)金流量不足，難以抵償利息或者現(xiàn)有到期債務。債務合約能否正常履行不僅僅關系到一個企業(yè)的經(jīng)營活動，更關系到企業(yè)的社會地位和信用。陳德球等[15]認為企業(yè)的社會破產(chǎn)成本會降低銀行的篩選標準，進而增加企業(yè)債務違約概率；李萌等[16]認為企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量低下是引發(fā)企業(yè)債務違約的原因之一。吳世農(nóng)等[17]認為使用Logit模型衡量企業(yè)違約風險概率最為合適。本文引用吳世農(nóng)等（2001）的方程，作為本文的模型2。另外，考慮到結果的穩(wěn)健性，在穩(wěn)健性檢驗環(huán)節(jié)中我們也采用KMV模型對企業(yè)的債務違約風險進行量化。

在模型1的解釋變量中，DIDi，t為考察政策影響的關鍵變量，如果樣本企業(yè)股票i在年度t是融券標的股，則該值為1，否則為0；controli，t為一系列控制變量，見表1；γi是個體固定效應的虛擬變量，δt為時間固定效應的虛擬變量，μi，t為隨機擾動項。在實證結果中主要關注變量DIDi，t的系數(shù)，若為負，則進入融券標的有助于降低企業(yè)債務違約概率。

各變量定義見表1。

五、“事前威懾”的實證結果

（一）基準回歸

本文基準回歸結果如表2所示，其中列（1）、列（2）為未經(jīng)匹配的樣本回歸結果，列（3）、列（4）為PSM后的樣本回歸結果。DIDi，t系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為負值，這一證據(jù)支持了H1。

考慮到不同股權性質(zhì)的企業(yè)可能存在不同的時變趨勢，在列（5）中本文引入企業(yè)產(chǎn)權性質(zhì)（Nature）與時間的交互固定效應；考慮到不同行業(yè)可能存在不同的經(jīng)濟發(fā)展趨勢，例如國家可能針對某些新興行業(yè)進行一定政策扶持，因此在列（6）匯報了引入企業(yè)所處行業(yè)（Industry）與年份的交互固定效應以排除這些效應的影響，列（7）進一步引入產(chǎn)權性質(zhì)、所處行業(yè)與年份的三重交互固定效應，上述回歸中核心解釋變量的系數(shù)始終在5%及以下的顯著性水平顯著為負，該結果也說明基準回歸的結果具備一定穩(wěn)健性。

（二）考慮治理機制異質(zhì)性的分樣本回歸

為了證明H2，本文進行第一次分樣本回歸。本文采取股權集中度和董事CEO兩職合一兩個指標進行分類，股權集中度是公司治理的重要部分之一，該指標能夠反映大股東對于企業(yè)的控制能力，本文采用第一大股東持股比例作為治理機制代理變量，當企業(yè)某年的第一大股東持股比例高于年度截面的中位數(shù)時，認為該企業(yè)股權集中度較高。

本次分樣本回歸結果如表3的Panel A所示。由回歸結果可知，核心解釋變量DIDi，t的系數(shù)均在高股權集中度和非兩職合一的子樣本中在1%的水平顯著為負，說明賣空政策的“事前威懾”效應在兩職分離和股權集中度高的企業(yè)中更明顯，這一結果與H2一致。

本文第二次分樣本回歸的結果如表3的Panel B所示。很顯然，在WW和SA指數(shù)的分組回歸中，核心解釋變量DIDi，t的系數(shù)均在弱融資約束的子樣本中在1%的水平顯著為負，說明融券政策的“事前威懾”效應對弱融資約束的企業(yè)抑制效應更強，這一證據(jù)支持了H3。

（三）考慮融資約束異質(zhì)性的分樣本回歸

為了考察融資約束下的企業(yè)債務結構的差異，本文對不同融資約束的現(xiàn)金持有、資產(chǎn)負債率、金融負債率和非流動負債率進行均值t檢驗，本文在每一個年度截面上，以融資約束WW指數(shù)、SA指數(shù)中位數(shù)進行劃分，大于中位數(shù)為該年度融資約束強的一組，小于中位數(shù)的企業(yè)劃分為該年度融資約束弱的一組。結果如表4所示，融資約束強的企業(yè)會持有更多的現(xiàn)金資產(chǎn)以應對企業(yè)外源融資時的阻力。除此之外，可以看出，強融資約束的企業(yè)，資產(chǎn)負債比也顯著低于融資約束弱的企業(yè)，并且金融負債和非流動負債占比也顯著更低。這一結果一方面印證了融資約束強的企業(yè)，偏向于持有更多現(xiàn)金資產(chǎn)；另一方面也說明了融資約束本身也影響到企業(yè)的債務結構選擇，融資約束弱的企業(yè)相比于強約束的企業(yè)而言，其與金融機構的信息流通門檻更低，自身信用水平較高，因此該類企業(yè)更易獲得交付靈活的金融負債和借款成本更低的長期負債來進行融資。

（四）穩(wěn)健性檢驗

本文根據(jù)以上實證環(huán)節(jié)的特點分別設計了四個環(huán)節(jié)檢驗DID回歸的穩(wěn)健性，包括DID方法必須要進行的平行趨勢檢驗和安慰劑檢驗，以及目前計量經(jīng)濟學文獻中比較常用的替換解釋變量和替換匹配方式對結果的穩(wěn)健性進行考察。

1.平行趨勢檢驗

檢驗樣本企業(yè)在政策推行之前和之后的違約概率是否具有顯著性差異，進而確保在推行試點之后企業(yè)違約概率的變化確實是由進入融券標的這一事件引起。據(jù)此建立模型3，在該模型中，M和N分別為政策時點前和時點后的期數(shù)，policyi，t+j為政策發(fā)生相對時期的虛擬變量，其系數(shù)可以衡量融券政策時間點前后實驗組和對照組之間違約概率的差異。

本文驗證政策發(fā)生前五年到后四年的對照組和實驗組之間是否具有顯著性差異，為了防止“虛擬變量陷阱”，僅在模型中放入九個虛擬變量，將回歸結果的系數(shù)以及95%置信區(qū)間以折線圖形式列示。由圖1可知，政策發(fā)生時點之前所有的系數(shù)置信區(qū)間均包含零，證明政策發(fā)生之前實驗組和對照組之間不存在顯著性差異，平行趨勢檢驗通過。

2.替換被解釋變量

考慮到結果的穩(wěn)健性，本文進一步借鑒Bharath et al.（2008）方法采用KMV模型對企業(yè)債務違約風險進行測度。以違約距離變量（EDFi，t）作為被解釋變量進行回歸，結果與前文結果一致。

3.更換匹配方法

4.安慰劑檢驗

為了排除某些無法觀測的外部沖擊導致企業(yè)違約風險的變化，本文進行安慰劑檢驗。針對每一個實驗組樣本，隨機抽取一個年份作為政策的發(fā)生時間，并進行基準回歸，重復該過程1 000次，提取每一次回歸結果中虛擬變量（DIDi，t）的系數(shù)和P值。在結果中，隨機設定政策發(fā)生時間對企業(yè)違約風險的影響效應集中分布于0附近，且大部分P值均不低于0.1，即效應不顯著，意味著通過了安慰劑檢驗。

（五）“事前威懾”潛在機制

顧乃康等[8]研究表明，進入融券標的企業(yè)的負面消息可以更多地被資本市場利用且放大。因此筆者認為，進入融券標的的企業(yè)，由于市場對于企業(yè)的關注度增大，更多“眼睛”注視該企業(yè)，就會迫使企業(yè)更加約束自身的行為，使企業(yè)穩(wěn)健經(jīng)營，違約風險降低。因此本文手工搜集并加入分析師關注人數(shù)作為市場關注度的機制變量，使用三步法考察機制。

如表5所示，Panel A的列（1）和列（2）為將研報關注度和分析師關注人數(shù)作為被解釋變量時的回歸結果，回歸結果說明進入融券標的會使關注該企業(yè)的分析師人數(shù)和研究該企業(yè)的研報數(shù)量增多，進一步的，在基準回歸中控制分析師人數(shù)和研報數(shù)量，結果如列（3）、列（4）所示，相較于表2，DIDi，t的系數(shù)絕對值與t統(tǒng)計量絕對值有所下降，意味著市場關注度屬于融券政策影響企業(yè)違約風險的潛在機制。

另一方面，Massa et al.[6]驗證了賣空制度會抑制企業(yè)的盈余管理，因此本文引入企業(yè)真實的盈余管理作為第二個作用機制變量。真實的盈余管理是指企業(yè)通過實際的經(jīng)濟活動來達到操控美化賬面利潤的目的，本文認為企業(yè)為了操縱利潤而進行的脫離市場供需關系和企業(yè)長期發(fā)展戰(zhàn)略的經(jīng)營活動會降低財務質(zhì)量，影響企業(yè)長期發(fā)展。Roychowdhury認為真實盈余管理對企業(yè)績效存在負面影響，徐朝輝等[18]認為該行為會增加企業(yè)信用風險。本文基于Roychowdhury（2006）和Cohen et al.（2008）的方法構造企業(yè)的真實盈余管理變量（REMi，t），取絕對值（absREMi，t）作為總盈余管理行為的衡量。

在表5的Panel A中，列（5）為將真實的盈余管理作為因變量的回歸結果，證明企業(yè)進入融券標的降低了企業(yè)實際盈余管理行為，列（6）為將真實的盈余管理加入主回歸方程的結果，可以觀察到DIDi，t的系數(shù)和t統(tǒng)計量絕對值均有所下降，意味著賣空機制有助于降低企業(yè)盈余管理行為進而降低債務違約風險。進一步的，針對盈余管理的方向?qū)`約效應的影響，因此本文取REMi，t為正和為負兩個子樣本進行基準回歸分析，結果如Panel B的列（1）至列（4）所示，本文發(fā)現(xiàn)，DIDi，t的系數(shù)在REMi，t為正的子樣本中顯著為負，且將真實的盈余管理納入控制變量后，系數(shù)的絕對值和t統(tǒng)計量進一步下降，說明賣空制度主要通過減少正向的盈余管理，即減少企業(yè)通過實際經(jīng)濟活動增高賬面利潤的行為來降低未來違約風險。綜上，當企業(yè)開放賣空限制，標的企業(yè)市場關注度提升，更多分析師對標的企業(yè)跟蹤研究，負面信息更容易被挖掘；當賣空制度推行后引起企業(yè)股價與負面情緒敏感度提升時，迫于壓力企業(yè)會減少操控利潤以粉飾報表的行為，在金融機構借貸和商業(yè)行為合作中，符合實際情況的報表披露有助于企業(yè)違約風險的降低。

六、進一步分析——融券賣空的“事后懲罰”效應

（一）“事后懲罰”效應基準回歸

為了驗證H4，采用進入融券標的的上市公司樣本運行面板回歸；并構造兩個事后懲罰變量：基于融券賣出量構造的（short1i，t即融券賣出量與流通股份的比值）和基于年度賣空余量構造的（short2i，t即賣空余量和流通股份的比值）。對于進入融資融券標的的企業(yè)而言，除本文研究的融券交易之外，同時產(chǎn)生的融資交易也應該被考慮在內(nèi)，因此將企業(yè)的年末融資交易額（經(jīng)過市值調(diào)整）納入控制變量來排除融資交易產(chǎn)生的干擾?；貧w的核心解釋變量替換為前文構建的兩個事后懲罰變量：short1i，t和short2i，t，將被解釋變量債務違約風險設定為t+1期。

回歸結果如表6中Panel A的列（1）至列（4）所示，筆者觀察到賣空的事后懲罰變量普遍為負且具有統(tǒng)計學意義的顯著性，這一證據(jù)支持了H4。接下來進行機制檢驗。

（二）“事后懲罰”潛在機制效應檢驗

企業(yè)的負債水平，債務結構和債務合理性對企業(yè)的債務違約風險存在影響作用，本文認為實際賣空交易的發(fā)生能夠促使標的企業(yè)調(diào)整債務結構，進而從根本上降低企業(yè)的債務違約風險。因此本節(jié)主要考察兩個中介變量：企業(yè)的過度負債水平與企業(yè)的去杠桿程度。過度負債水平參考Harford et al.[19]、Denis et al.[20]，并以資產(chǎn)負債率的變化率作為去杠桿水平[21]，該值越小，說明企業(yè)去杠桿水平越高。從表6 Panel B的回歸結果觀察到，兩個懲罰變量short1i，t和short2i，t分別在未來過度負債程度和去杠桿水平作為被解釋變量的結果中，其系數(shù)在10%、1%的水平顯著為負，意味著實際發(fā)生的賣空交易可以改善企業(yè)未來的過度負債程度，并增加企業(yè)去杠桿水平。

本節(jié)以當期和未來一期的違約風險為因變量對過度負債和去杠桿程度運行面板數(shù)據(jù)回歸，表7的結果中當期和未來的違約風險與過度負債水 平呈同向變動趨勢；同時，由于去杠桿程度變量的值越小意味著去杠桿水平越高，因此未來的違約風險與去杠桿水平呈反向變動趨勢，且均具有統(tǒng)計學意義的顯著性。該結果進一步說明了賣空交易可以通過降低企業(yè)過度負債，以及增加企業(yè)的去杠桿水平進而降低未來企業(yè)債務違約風險，且這一效應具有一定持續(xù)性。

七、結論

本文對賣空的“事前威懾”和“事后懲罰”效應進行實證分析，證明了融券政策的推出對于標的企業(yè)債務違約風險的影響：政策推行后，進入融資融券標的的企業(yè)，其違約概率較非標的企業(yè)而言有所下降，并且通過分樣本回歸結果證明了政策效應對治理機制完善的企業(yè)和融資約束寬松的企業(yè)作用效果更強。經(jīng)過機制分析，賣空的“事前威懾”通過影響市場關注度和降低盈余管理來降低企業(yè)債務違約風險。進一步的，已經(jīng)發(fā)生的賣空交易能夠?qū)说钠髽I(yè)傳輸警示信號以降低企業(yè)債務違約風險，經(jīng)過機制分析，實際的賣空交易可以降低標的企業(yè)的過度負債程度和提高企業(yè)去杠桿水平，從而進一步降低債務違約風險。

根據(jù)本文研究結果，提出以下政策建議：首先，賣空制度可以促進企業(yè)穩(wěn)健經(jīng)營，降低企業(yè)運營風險。毋庸置疑，應該優(yōu)化完善賣空交易機制，進一步擴大融券標的數(shù)量，降低交易費用，完善保證金管理機制，讓融券機制能夠發(fā)揮更大的作用，促進虛擬經(jīng)濟和實體經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展。其次，根據(jù)分樣本的回歸結果，上市企業(yè)對于治理機制的改善，不僅會產(chǎn)生以往文獻所一致認可的提高企業(yè)績效等積極效果，也會使賣空機制發(fā)揮對企業(yè)的違約風險抑制效果，因此筆者認為交易所在選擇融券賣空標的擴容企業(yè)時，應當將企業(yè)治理機制的完善程度納入考量范圍；另外，根據(jù)實證結果，本文認為企業(yè)的融資約束也應該作為選擇擴容企業(yè)的考量標準之一。同時上市公司也應該積極完善治理機制，拓寬融資渠道，使資本市場能夠起到監(jiān)督企業(yè)經(jīng)營的作用，進入融券標的的企業(yè)也應該積極接收證券市場看空情緒與賣空交易對于企業(yè)的警示信號，優(yōu)化債務結構。

【參考文獻】

［1］ CHANG E C，CHENG J W，YINGHUI Y U.Short sales constraints and price discovery：evidence from the Hong Kong market［J］.The Journal of Finance，2007，62（5）：2097-2121.

［2］ BRIS A，GOETZMANN W N，ZHU N.Efficiency and the bear：short sales and markets around the world［J］.The Journal of Finance，2007，62（3）：1029-1079.

［3］ SAFFI P A C，SIGURDSSON K.Price efficiency and short selling［J］.The Review of Financial Studies，2011，24（3）：821-852.

［4］ 李志生，陳晨，林秉旋.賣空機制提高了中國股票市場的定價效率嗎？——基于自然實驗的證據(jù)［J］.經(jīng)濟研究，2015，50（4）：165-177.

［5］ CHEN Y，DA Z，HUANG D.Short selling efficiency［J］.Journal of Financial Economics，2022，145（2）：387-408.

［6］ MASSA M，ZHANG B，HONG Z.The invisible hand of short selling：does short selling discipline earnings management？［J］.Review of Financial Studies，2015，28（6）：1701-1736.

［7］ DE ANGELIS D，GRULLON G，MICHENAUD S.The effects of short-selling threats on incentive contracts：evidence from an experiment［J］.The Review of Financial Studies，2017，30（5）：1627-1659.

［8］ 顧乃康，周艷利.賣空的事前威懾、公司治理與企業(yè)融資行為——基于融資融券制度的準自然實驗檢驗［J］.管理世界，2017（2）：120-134.

［9］ 劉飛，杜建華，Chao Bian.股票賣空機制與企業(yè)研發(fā)投資［J］.科研管理，2020，41（2）：152-161.

［10］ 孟慶斌，鄒洋，侯德帥.賣空機制能抑制上市公司違規(guī)嗎？［J］.經(jīng)濟研究，2019，54（6）：89-105.

［11］ 陳大鵬，施新政，陸瑤，等.員工持股計劃與財務信息質(zhì)量［J］.南開管理評論，2019（1）：166-180.

［12］ 劉行，葉康濤.企業(yè)的避稅活動會影響投資效率嗎？［J］.會計研究，2013（6）：47-53.

［13］ 李君平，徐龍炳.資本市場錯誤定價、融資約束與公司融資方式選擇［J］.金融研究，2015（12）：113-129.

［14］ BECK T，LEVINE R，LEVKOV A.Big Bad Banks？ The winners and losers from bank deregulation in the United States［J］.The Journal of Finance，2010，65（5）：1637-1667.

［15］ 陳德球，劉經(jīng)緯，董志勇.社會破產(chǎn)成本、企業(yè)債務違約與信貸資金配置效率［J］.金融研究，2013（11）：68-81.

［16］ 李萌，王近.內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)債務違約風險［J］.國際金融研究，2020（8）：77-86.

［17］ 吳世農(nóng)，盧賢義.我國上市公司財務困境的預測模型研究［J］.經(jīng)濟研究，2001（6）：46-55.

［18］ 徐朝輝，周宗放.融資需求驅(qū)動下的盈余管理對公司信用風險的影響研究［J］.管理評論，2016，28（7）：12-21.

［19］ HARFORD J，KLASA S，WALCOTT N.Do firms have leverage targets？ Evidence from acquisitions［J］.Journal of Financial Economics，2009，93（1）：1-14.

［20］ DENIS D J，MCKEON S B.Debt financing and financial flexibility evidence from proactive leverage increases［J］.The Review of Financial Studies，2012，25（6）：1897-1929.

［21］ 許曉芳，周茜，陸正飛.過度負債企業(yè)去杠桿：程度、持續(xù)性及政策效應——來自中國上市公司的證據(jù)［J］.經(jīng)濟研究，2020，55（8）：89-104.