劉亭立，姜 瑩

(北京工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，北京 100124)

內(nèi)容提要：我國證券市場賣空合法化已近十年時間，但前期賣空約束的存在使得該機制對上市公司的治理作用存在爭議?；谵D(zhuǎn)融券制度這一準(zhǔn)自然實驗窗口，本文以2014-2016年我國A股上市公司為研究樣本，采用傾向得分匹配法排除了樣本選擇偏誤后，通過盈余反應(yīng)系數(shù)模型檢驗在賣空約束得到了極大緩解的情況下，賣空的事前威懾效應(yīng)對盈余質(zhì)量的影響，并分析不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)及股權(quán)結(jié)構(gòu)下影響的效果及差異。研究結(jié)果表明，緩解賣空約束具有積極的外部治理效應(yīng)，潛在的賣空機會具有典型的事前威懾效應(yīng)，能夠有效抑制盈余操縱、提高盈余質(zhì)量；但對于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和股權(quán)結(jié)構(gòu)的公司，賣空機制的治理效應(yīng)對盈余質(zhì)量的影響不盡相同。上述結(jié)論為賣空對上市公司的治理效應(yīng)提供了不同角度的檢驗，并為轉(zhuǎn)融券制度的推進(jìn)及完善提供了調(diào)整思路和方向。

一、引言

我國在2010年3月31日開始正式實施融資融券業(yè)務(wù)，結(jié)束了證券市場20年來只能單邊做多的歷史，標(biāo)志著我國證券市場中賣空交易的合法化。我國融資融券標(biāo)的范圍歷經(jīng)五次擴容，已從最初90家公司的證券增加到950家，2014年12月融資融券余額突破了萬億大關(guān)。作為一種重要的對沖機制，賣空是證券市場不可或缺的組成部分。賣空機制的治理效應(yīng)不僅是政策監(jiān)管部門和實務(wù)界關(guān)心的話題，更是理論研究的熱點問題，融資融券業(yè)務(wù)的開展為賣空效應(yīng)的檢驗提供了良好契機。

目前的相關(guān)研究存在兩種截然不同的觀點：一種觀點認(rèn)為放松賣空管制可以抑制過度虛高的股價，從而提高市場的定價效率(Boehmer and Wu，2013)，融資融券的開展對盈余管理存在顯著的約束作用(陳暉麗和劉峰，2014)，對提高盈余質(zhì)量具有積極影響；另一種觀點認(rèn)為賣空交易機制對市場產(chǎn)生的影響具有不確定性，受到賣空交易者類型、投資者操作策略及交易信息透明度等因素的制約(廖士光和張宗新，2005)。之所以存在反差較大的兩種觀點，原因可能在于融資交易量與融券交易量的不均衡導(dǎo)致的，融券業(yè)務(wù)的發(fā)展遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于融資業(yè)務(wù)，實際的賣空交易量還相當(dāng)有限，與成熟資本市場存在較大差距(顧乃康和周艷利，2017)。在這種情況下以融資融券標(biāo)的作為賣空的觀測變量，而將經(jīng)濟后果完全歸因于賣空會存在較大偏誤，為此對賣空的研究需要進(jìn)一步凈化的觀測變量。

為了緩解證券借貸市場上的供給面約束，2013年2月28日，中國證券金融公司(以下簡稱：證金公司)開始推行轉(zhuǎn)融券業(yè)務(wù)，首批標(biāo)的有90家公司，此后進(jìn)行了三次擴容，與可融券標(biāo)的數(shù)量基本持平。轉(zhuǎn)融券制度緩解了融券過程中自有證券不足的問題，主要流程是證券公司通過證金公司向上市公司機構(gòu)股東、指數(shù)型基金、保險公司、社?；鸬乳g接借入證券，證金公司在此過程中起到中介作用，是“轉(zhuǎn)”的核心。

從圖1可以看出融券業(yè)務(wù)開展較早，前后經(jīng)歷了六次標(biāo)的擴容，目前標(biāo)的數(shù)量已達(dá)950只。轉(zhuǎn)融券業(yè)務(wù)開始較晚，成為轉(zhuǎn)融券標(biāo)的的前提是該證券必須為融券標(biāo)的。轉(zhuǎn)融券標(biāo)的共經(jīng)歷了四次擴容，截至2015年5月6日標(biāo)的數(shù)量已達(dá)893只(至今未增加)，占融券標(biāo)的94%。圖2是2013.02.28-2017.12.31半年度轉(zhuǎn)融券融出交易額變化圖，縱軸表示轉(zhuǎn)融券融出交易額，橫軸表示交易日期。從轉(zhuǎn)融券實施到2015年年中以前整體融出交易額呈現(xiàn)增長趨勢，交易量在實施初期的一年中并不是很大。其原因在于出于控制風(fēng)險的角度，第一批轉(zhuǎn)融券標(biāo)的大多為大型藍(lán)籌股，本身業(yè)績和股價較為穩(wěn)定，可賣空的機會和空間并不大，故而市場融券需求不高，證券公司轉(zhuǎn)融券需求也不高。在2014年年中至2015年年中交易額增速最快，主要原因在于股市從2015年年初開始逐漸呈現(xiàn)牛市，激進(jìn)的投資者會繼續(xù)看漲，而保守的投資者會認(rèn)為價格已經(jīng)處于非常高的點，短時間內(nèi)會下降，進(jìn)而實施看跌操作，對融券需求量增大，導(dǎo)致證券公司自有證券供給不足，繼而大量從證金公司進(jìn)行轉(zhuǎn)融券以滿足市場需求。2015年6月底股市在國家去杠桿的行動中快速轉(zhuǎn)頭，從一路飆升變?yōu)榍Ч傻＃m然應(yīng)出現(xiàn)看跌市場，但是大部分資金在如此巨幅波動下被套牢，仍有少量自由資金的也不敢輕易進(jìn)行融券操作，使得證券需求減少。前期大量拋出的證券又使得供給面充足，在接下來的半年中證券公司的轉(zhuǎn)融通交易量急劇萎縮。2016年后半年股市情況逐漸緩和，隨著融資融券制度進(jìn)一步推進(jìn)，轉(zhuǎn)融券業(yè)務(wù)的融出交易量呈現(xiàn)出小幅穩(wěn)定增長態(tài)勢。

圖1 融券及轉(zhuǎn)融券標(biāo)的數(shù)量增長情況 圖2 轉(zhuǎn)融券融出交易額變化趨勢

圖3 轉(zhuǎn)融券融出股數(shù)占融券融出股數(shù)趨勢圖

圖3列示了2013.2.28-2016.12.31轉(zhuǎn)融券交易股數(shù)的變化趨勢，可以看出轉(zhuǎn)融券融出股數(shù)占融券融出股數(shù)的比重有穩(wěn)定上漲趨勢，排除個股價格影響，轉(zhuǎn)融券對賣空機制在券源方面的貢獻(xiàn)體現(xiàn)非常直觀。因此，轉(zhuǎn)融券是我國資本市場上不可小覷的賣空力量。轉(zhuǎn)融券制度的實施促進(jìn)了賣空機制的完善。一方面，從供給面削弱了中國資本市場的賣空約束(蘇冬蔚和倪博，2018)，可以被視為研究賣空約束的純外生事件，以轉(zhuǎn)融券標(biāo)的為研究對象規(guī)避了兩融標(biāo)的在研究賣空過程中的偏誤；另一方面，從轉(zhuǎn)融券業(yè)務(wù)的特點來看，其前端勾稽了涉及民生的社?；鸷捅ｋU公司，后端掛鉤了呼吁已久的減少賣空約束，是非常具有現(xiàn)實意義的關(guān)于賣空制度的準(zhǔn)自然實驗。本文以轉(zhuǎn)融券制度的實施及標(biāo)的擴容為背景，以公司治理的盈余質(zhì)量為切入點，通過傾向評分匹配法(Propensity Score Matching)構(gòu)建處理組和控制組樣本，建立盈余反應(yīng)系數(shù)模型，檢驗賣空約束緩解對盈余質(zhì)量的威懾作用，分析賣空約束緩解的事前威懾效應(yīng)，檢驗不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和股權(quán)結(jié)構(gòu)特征對賣空約束緩解的反應(yīng)差異。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)文獻(xiàn)回顧

發(fā)達(dá)國家普遍采用高度市場化的分散信用模式，而轉(zhuǎn)融券制度具有典型的中國特色。在為數(shù)不多的轉(zhuǎn)融券研究中，學(xué)者們有三種不同的觀點。一種是肯定的觀點，認(rèn)為轉(zhuǎn)融券業(yè)務(wù)的實施能顯著增強市場有效性。宋常和陳茜(2013)在轉(zhuǎn)融通實施初期通過對轉(zhuǎn)融資事件推出前后股價的波動進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)增加融資來源和渠道后能夠提高金融市場運行效率，并認(rèn)為如果同樣能夠擴大融券來源和渠道，早日開通轉(zhuǎn)融券業(yè)務(wù)，便可更多地將市場信息反映在股價之中，進(jìn)一步增加市場的有效性。蘇冬蔚和倪博(2018)在轉(zhuǎn)融券業(yè)務(wù)正式開通后將該事件作為賣空約束減少的標(biāo)志，檢驗了后續(xù)四次擴容時點前后的日均異常收益和累計異常收益，發(fā)現(xiàn)相較于非轉(zhuǎn)融券標(biāo)的而言，轉(zhuǎn)融券標(biāo)的在上述兩項指標(biāo)方面都顯著更低，說明了轉(zhuǎn)融券的實施促進(jìn)了市場定價效率的提高。第二種是否定的觀點，認(rèn)為轉(zhuǎn)融券制度對我國證券市場尚無積極影響?；谑状卧圏c的90只轉(zhuǎn)融券標(biāo)的股數(shù)據(jù)對日均異常收益和累計異常收益兩指標(biāo)的實證檢驗，馬溯綱(2014)發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)融券對滬深市產(chǎn)生了負(fù)效應(yīng)。第三種觀點持觀望態(tài)度，認(rèn)為轉(zhuǎn)融通制度具有雙面性，其正負(fù)效應(yīng)的發(fā)揮取決于市場環(huán)境是否穩(wěn)定。魏曉琴等(2016)在進(jìn)一步結(jié)合對2015年股市巨幅波動的研究后，發(fā)現(xiàn)穩(wěn)定的市場環(huán)境下，轉(zhuǎn)融券的實施會錦上添花，劇烈波動的市場環(huán)境下會火上澆油。

雖然轉(zhuǎn)融券研究的切入點不盡相同，其核心還是聚焦在賣空機制上。眾多研究發(fā)現(xiàn)賣空機制能夠增加資本市場的有效性，從而更好地體現(xiàn)證券價格發(fā)現(xiàn)功能(Boehmer and Wu，2013)。這些市場效應(yīng)在微觀公司層面就體現(xiàn)為治理水平的加強(Massa et al.，2012；陳暉麗和劉峰，2014)，信息披露違規(guī)概率的降低(楊慧輝和劉偉，2018)，會計信息質(zhì)量提高(王蕾茜和鄒輝文，2018)，以及盈余質(zhì)量的提高。

國外的相關(guān)研究結(jié)果大致可以歸結(jié)為賣空機制對上市公司盈余質(zhì)量的影響，主要有事前威懾和事后懲罰兩種途徑。賣空機制對管理層行為起到了外部監(jiān)督的作用，進(jìn)而降低了盈余管理程度(Massa et al.，2012)，財務(wù)重述的可能性降低(張璇等，2016)。這是因為賣空者會主動挖掘財務(wù)不端的公司，并將信息傳遞給外部利益相關(guān)者(Karpoff and Lou，2010)。賣空會懲戒盈余質(zhì)量低的公司。Desai et al.(2006)發(fā)現(xiàn)在財務(wù)重述之前就有較高應(yīng)計水平的公司被賣空的比例更高，且被賣空嚴(yán)重的公司后續(xù)會有更差的業(yè)績及更高的退市率。Park(2017)進(jìn)一步證實真實盈余管理程度越高的公司，后續(xù)被賣空的比例也越高。國內(nèi)學(xué)者關(guān)于賣空對盈余質(zhì)量的影響主要有兩種不同觀點：一是對賣空減少盈余操縱、提高信息披露質(zhì)量持肯定態(tài)度(陳暉麗和劉峰，2014)；二是賣空機制在我國交易市場尚未明顯體現(xiàn)其積極影響，對公司的外部治理作用有待提升，未能顯著持續(xù)抑制上市公司的盈余操縱行為(肖浩和孔愛國，2014)。

國內(nèi)現(xiàn)有文獻(xiàn)主要是基于融資融券制度進(jìn)行賣空研究，這可能是導(dǎo)致研究結(jié)論不一致的主要原因。轉(zhuǎn)融券交易制度的建立為賣空的研究提供了更清潔的實驗樣本，且轉(zhuǎn)融券的公司治理效應(yīng)研究還存在較大空白，主要原因在于政策的鋪開需要時間，交易市場各方都需要了解和適應(yīng)，實施初期難免會有利用交易機制不完善進(jìn)行投機或惡意交易行為，隨著各方面逐漸完善，政策本身的優(yōu)勢便能體現(xiàn)得更加明顯。

(二)研究假設(shè)的提出

對上市公司而言，賣空是一種來自外部證券市場基于負(fù)面信息的傳遞和治理機制。賣空交易者具有信息中介的作用，空頭頭寸是向市場釋放的一種風(fēng)險信號(Pownall and Simko，2005)，為負(fù)面信息的擴散提供了通道。賣空者能夠甄別盈余質(zhì)量低的“問題公司”，因此賣空交易越活躍，對盈余管理的約束能力越強(顧琪和陸蓉，2016)。理性的內(nèi)部人會對此做出反應(yīng)，企業(yè)的財務(wù)行為和資源配置因此發(fā)生改變，從而約束經(jīng)理人行為，實現(xiàn)公司治理功能。企業(yè)較高的盈余管理程度經(jīng)常與較差的內(nèi)部治理環(huán)境相聯(lián)系(Dechow et al.，1995)，賣空通過緩解代理沖突改善公司內(nèi)部治理，抑制經(jīng)理人的盈余操縱行為(Massa et al.，2012)，從而提高盈余質(zhì)量。但是，在賣空約束下持有異質(zhì)信念的投資者難以通過賣空交易進(jìn)行套利，此時悲觀投資者將選擇離場，市場價格也就僅能反映樂觀投資者的估值信息(Miller，1977)。

緩解賣空約束，市場的價格發(fā)現(xiàn)效率會相應(yīng)增加(Boehmer and Wu，2013)，盈余操縱的潛在成本提高，迫使盈余質(zhì)量提高。融券標(biāo)的升級成為轉(zhuǎn)融券標(biāo)的后，市場上可供借貸的資產(chǎn)數(shù)量出現(xiàn)外生增加，基于供給面的賣空約束必然隨之減少(蘇冬蔚和倪博，2018)。賣空限制減弱使得負(fù)面消息的價值上升，也有利于負(fù)面消息的釋放。由于投資者異質(zhì)信念分布特征的存在，減少賣空限制會增加盈余操縱的機會成本。在此情況下，只要有賣空的可能，即使賣空交易沒有真正發(fā)生，經(jīng)理人也會對潛在被賣空所帶來的股價下跌壓力和負(fù)面效應(yīng)做出預(yù)期，從而抑制不良財務(wù)行為的沖動。特別是內(nèi)部治理水平低的公司，更會因潛在被賣空威脅而減少風(fēng)險行為(倪驍然和朱玉杰，2017)。此外，轉(zhuǎn)融券制度在我國實施已有5年，完全可以滿足政策消化和實證研究的歷史觀察需要?？紤]到我國開放賣空交易較晚，賣空交易量較成熟的資本市場仍有較大差距，因此由交易所帶來的懲罰作用有限，賣空對公司治理的作用可能會主要體現(xiàn)為事前的威懾效應(yīng)。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H1：緩解賣空約束，賣空機制的事前威懾效應(yīng)增強，上市公司的盈余質(zhì)量提高。

賣空機制外部治理效應(yīng)的發(fā)揮與公司的治理條件息息相關(guān)，而有效的公司治理又與更好的財務(wù)披露質(zhì)量相關(guān)(Karamanou and Vafeas，2005)。賣空者會對看起來信息治理環(huán)境差的小公司和在財務(wù)重述中減少前期報告收益的公司進(jìn)行非?；钴S的賣空交易(Drake et al.，2015)。如前所述，減少賣空限制有助于改善公司治理，進(jìn)而影響盈余質(zhì)量。從公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)來看，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和股權(quán)結(jié)構(gòu)是公司治理效果的重要影響因素。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)決定了盈余操縱主體的動機，股權(quán)結(jié)構(gòu)均衡程度決定了盈余操縱主體受外部監(jiān)督制衡的程度，進(jìn)而影響了盈余操縱的可行性和操縱程度。國有控股公司中被指派任職的經(jīng)理，可能會因政治利益的過度激勵而犧牲公司利益(Blanchard and Shleifer，2001)。此外，因多數(shù)國有控股公司存在股權(quán)不流通問題，因而更易引發(fā)經(jīng)理人的道德風(fēng)險，使得盈余質(zhì)量較低(王化成和佟巖，2006)。同時，國有公司更大程度存在的所有者“虛位”和經(jīng)營者“錯位”問題造成內(nèi)部制約不足(周江和張蕊，2000)，給予經(jīng)理人進(jìn)行盈余操縱更大的可能性。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H2：相較于非國有控股公司，賣空的事前威懾效應(yīng)對國有控股公司的盈余質(zhì)量有更顯著的促進(jìn)作用。

股權(quán)結(jié)構(gòu)越均衡意味著各利益相關(guān)方的制衡力量越強，上市公司越不容易發(fā)生盈余操縱或操縱程度越低，盈余質(zhì)量越高(林鐘高和儲姣嬌，2012)。過高的股權(quán)集中度會增加大股東謀取私利的能力(Johnson et al.，2000)，使得盈余管理增加(Peasnell et al.，2000)，盈余質(zhì)量降低。賣空限制的減少，有助于抑制大股東盈余操縱(侯青川等，2017)。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H3：相較于股權(quán)結(jié)構(gòu)均衡的公司，賣空的事前威懾效應(yīng)對股權(quán)結(jié)構(gòu)不均衡公司的盈余質(zhì)量有更顯著的促進(jìn)作用。

三、研究設(shè)計的設(shè)定

基于我國實施轉(zhuǎn)融券制度所帶來的準(zhǔn)自然實驗背景，分析賣空約束緩解的條件下賣空的事前威懾效應(yīng)對盈余質(zhì)量的影響。轉(zhuǎn)融券交易制度為賣空研究提供了更加清潔的樣本，同時較小比重的融券交易量恰為賣空的事前威懾效應(yīng)創(chuàng)造了難得的檢驗機會。賣空的事前威懾效應(yīng)對盈余質(zhì)量的主要作用路徑是公司治理，治理薄弱的公司在賣空威懾效應(yīng)下盈余質(zhì)量的改善更加顯著。因此，本文將對以上三個假設(shè)依次進(jìn)行檢驗。

本文將研究樣本分為實驗組和控制組，轉(zhuǎn)融券標(biāo)的公司為實驗組，非標(biāo)的公司為控制組，采用傾向得分匹配法(PSM)，為實驗組匹配到其他影響因素盡可能相似的控制組。采用此方法主要是基于以下兩點考慮：一是出于控制股價波動風(fēng)險的考慮，目前我國轉(zhuǎn)融券標(biāo)的并非是隨機選取，而是依據(jù)《中國證券金融股份有限公司轉(zhuǎn)融通業(yè)務(wù)規(guī)則(試行)》所制定的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選，使得符合該標(biāo)準(zhǔn)的轉(zhuǎn)融券標(biāo)的多數(shù)為大型藍(lán)籌股，而大型藍(lán)籌股本身就具有市值大、吸納資金多、潛在監(jiān)督者較多的特點，如果直接對兩組樣本進(jìn)行檢驗無法將樣本選擇偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性問題與賣空機制產(chǎn)生的影響進(jìn)行分離。此外，同一家公司又不能同時處于是標(biāo)的公司和不是標(biāo)的公司兩種狀態(tài)下，不能基于相同實驗組進(jìn)行兩種狀態(tài)的制度效應(yīng)檢驗，故而需要引入控制組進(jìn)行對照比較，從而將標(biāo)的自選擇性所帶來的干擾降到最低，更好地反映轉(zhuǎn)融券制度本身所帶來的影響。二是我國轉(zhuǎn)融券制度實施時間較晚，且早期標(biāo)的數(shù)量少，導(dǎo)致將轉(zhuǎn)融券標(biāo)的作為實驗組時與控制組數(shù)量相差較大，盲目地將大量特征差異大的樣本進(jìn)行對比，其可比性不免受到質(zhì)疑。傾向得分匹配法可以很好地解決樣本選擇偏誤導(dǎo)致的除轉(zhuǎn)融券制度外其他因素對盈余質(zhì)量的影響，保證了研究結(jié)果的準(zhǔn)確可靠性。

為了更好地與市場交易情況相結(jié)合，本文采用盈余反應(yīng)系數(shù)計量盈余質(zhì)量。參考相關(guān)研究的模型設(shè)置，同時加入資產(chǎn)負(fù)債率、公司規(guī)模、風(fēng)險評價系數(shù)和賬面市值比作為個體特征的控制變量，在此基礎(chǔ)上控制了時間及行業(yè)的固定效應(yīng)檢驗。模型1為未考慮賣空因素的盈余反應(yīng)系數(shù)基本模型。

Returni,t=?0+?1Earni,t-1+∑Controli,t-1+∑Year+∑Ind+εi,t

(1)

其中Return為上市公司的市場回報率，Earn為單位盈余，α1為盈余反應(yīng)系數(shù)，用來衡量盈余質(zhì)量，其絕對值越大代表盈余反應(yīng)系數(shù)越大，盈余質(zhì)量越高。若α1顯著為正，說明樣本公司的盈余質(zhì)量顯著提高。

在模型1的基礎(chǔ)上引入處理變量(Treat)與單位盈余的交互項檢驗賣空約束緩解的影響，如模型2所示。

Returni,t=β0+β1Earni,t-1+β2Treati,t-1+β3Earni,t-1Treati,t-1+∑Controli,t-1+∑Year+∑Ind+εi,t

(2)

模型2為本文的主要檢驗?zāi)Ｐ?，將采用全樣本檢驗假設(shè)1，再分別依據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和股權(quán)結(jié)構(gòu)均衡程度兩個分組調(diào)節(jié)變量再次進(jìn)行回歸以驗證假設(shè)2和假設(shè)3。模型中Treat為區(qū)分轉(zhuǎn)融券標(biāo)的組和非標(biāo)的組的虛擬變量，以區(qū)分是否受賣空約束緩解的影響。交互項系數(shù)β3表示盈余反應(yīng)系數(shù)，用以衡量盈余質(zhì)量，也是本文的研究重點，該系數(shù)顯著為正，表示賣空標(biāo)的公司比非標(biāo)的公司盈余反應(yīng)系數(shù)大，繼而證明賣空約束緩解能夠提高上市公司盈余質(zhì)量。其他變量定義及解釋見表1。

表1 變量定義

鑒于我國是從2013年2月28日正式啟動轉(zhuǎn)融券業(yè)務(wù)，為了避免首批標(biāo)的賣空動力不足可能帶來的問題，本文選取了2014-2016年的轉(zhuǎn)融券標(biāo)的樣本。轉(zhuǎn)融券標(biāo)的上市公司名單來源于滬深交易所網(wǎng)站，共計893家轉(zhuǎn)融券標(biāo)的公司，其他數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)和銳思數(shù)據(jù)庫(RESSET)。基于以下原則，本文對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理:(1)剔除樣本期間ST、PT等被特殊處理的公司信息，以避免異常值對統(tǒng)計結(jié)果的影響；(2)剔除金融業(yè)的上市公司；(3)剔除樣本期內(nèi)數(shù)據(jù)缺失的樣本。經(jīng)過上述處理后共獲得2127家上市公司的交易數(shù)據(jù)，其中轉(zhuǎn)融券標(biāo)的公司775家，樣本量2079個。選取實驗期內(nèi)未獲得過轉(zhuǎn)融券標(biāo)的資格的上市公司作為控制組，經(jīng)以上處理后，獲得1352家非轉(zhuǎn)融券公司，樣本量3057個。相關(guān)連續(xù)變量進(jìn)行1%的WINSORZE縮尾處理。本文主要采用STATA14及SPSS19進(jìn)行統(tǒng)計分析。

四、實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

模型中主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示，表2反映了未進(jìn)行傾向得分匹配前數(shù)據(jù)的整體情況?？梢钥闯鰧嶒灲M的市場回報率均值略小于控制組，標(biāo)準(zhǔn)差大于控制組，說明控制組的市場回報率略優(yōu)于實驗組且更加穩(wěn)定。這與我們正常所認(rèn)為的實驗組因受賣空威懾影響，數(shù)據(jù)應(yīng)該更加穩(wěn)定并不一致，其原因可能在于2015年股市崩盤影響可賣空標(biāo)的產(chǎn)生了更大幅度的波動，非標(biāo)的卻因不能被市場賣空而顯得較為穩(wěn)定，更加體現(xiàn)出為實驗組匹配到相似控制組的重要性。此外，實驗組單位盈余數(shù)據(jù)的區(qū)間為(-0.41，0.37)，控制組為(-1.08，0.64)，實驗組較控制組在單位盈余水平上更為趨同，故而實驗組的單位盈余數(shù)據(jù)分布更為集中，這與實驗組具有較為嚴(yán)苛的篩選條件相關(guān)。結(jié)合公司規(guī)模、風(fēng)險評價系數(shù)、成長能力這三方面來看，都反映出實驗組的公司規(guī)模更大、風(fēng)險更小、發(fā)展較為穩(wěn)定，這與最初允許賣空的公司多是藍(lán)籌股公司的特點相吻合。

為了避免變量間可能存在多重共線性的問題，表3列示了盈余反應(yīng)系數(shù)模型所涉及變量的相關(guān)系數(shù)檢驗結(jié)果，其中下三角為Pearson檢驗，上三角為Spearman檢驗。由表3可以直觀看出市場回報率與主要解釋變量單位盈余之間顯著相關(guān)，且主變量與其他變量間不存在嚴(yán)重共線性問題，均可予以保留。

表2 描述性統(tǒng)計

表3 相關(guān)性分析

注：***、**、*分別指的是1%、5%和10%的顯著性水平(下同)。

(二)傾向得分匹配法構(gòu)建控制組

參考前人對模型控制變量的選擇，本文將公司規(guī)模(Size)、風(fēng)險評價系數(shù)(Beta)、成長能力(Bm)、所在行業(yè)(Ind)四個方面作為傾向得分的打分指標(biāo)，再將得分(Propensity Score)依據(jù)最近鄰匹配原則，采用logit模型進(jìn)行一比一可重復(fù)匹配后，得到轉(zhuǎn)融券標(biāo)的公司與非標(biāo)的公司匹配前后傾向得分值概率分布對比如圖4。從圖4可以直觀看出運用PSM方法對實驗組和控制組進(jìn)行匹配之前(見左圖)，標(biāo)的公司與非標(biāo)的公司的傾向得分差別較大。經(jīng)過最近鄰匹配后(見右圖)，非標(biāo)的公司的密度分布曲線與標(biāo)的公司曲線的共同面積明顯增多，說明所匹配到的控制組與實驗組在特征值方面差異較小，較匹配前特征值差異明顯減小，此次匹配較為有效。

為了驗證匹配前后實驗組和控制組參與匹配的變量是否平衡，即實驗組和控制組之間的特征變量不存在統(tǒng)計意義上的顯著差異，以最近鄰匹配法的平衡性假設(shè)檢驗為例，得出匹配平衡性結(jié)果，如表4所示。由表4可以看出大部分特征變量在匹配前均存在不同程度的偏誤，最大達(dá)到100%以上，經(jīng)過匹配后，差異程度明顯減弱或者不存在顯著差異，偏誤比例均降低至10%以下，表明傾向得分匹配確實在很大程度上降低了實驗組和控制組間的差異，使兩組的可比性得到了很大的提升。為了驗證匹配結(jié)果的穩(wěn)定性，本文運用半徑匹配法、核匹配法再次測算了轉(zhuǎn)融券制度對市場回報率的影響。

表4 匹配平衡性假設(shè)檢驗表

表5 轉(zhuǎn)融券對公司市場回報率的實驗組平均處理效應(yīng)的估計結(jié)果

表5列出了匹配前后實驗組和控制組公司的市場回報率差異，其中ATT表示參與者平均處理效應(yīng)，在本文用以衡量轉(zhuǎn)融券制度對標(biāo)的公司的影響。運用最近鄰匹配之后可以看出轉(zhuǎn)融券對標(biāo)的公司市場回報率的影響為-0.029，對非標(biāo)的公司的影響為-0.303，說明賣空約束的緩解降低了公司的市場回報率。此外，ATT表明在排除了影響公司市場回報率的其他因素后，僅賣空約束緩解這一因素使得標(biāo)的公司比非標(biāo)的公司的市場回報率高0.273，說明了在賣空的事前威懾下，標(biāo)的公司已在經(jīng)營期間更加謹(jǐn)慎，盈余質(zhì)量得以提高，使得被賣空空間減小，市場回報所受負(fù)面影響沒有非標(biāo)的公司嚴(yán)重。進(jìn)一步采用半徑匹配、核匹配兩種不同的匹配原則進(jìn)行檢測，結(jié)果與之前一致，保證了匹配結(jié)果的穩(wěn)健性。

(三)回歸結(jié)果分析與討論

假設(shè)1的檢驗實質(zhì)上是驗證賣空約束緩解前后實驗組與控制組的盈余質(zhì)量是否存在顯著差異。針對假設(shè)2的檢驗，考慮到產(chǎn)權(quán)性質(zhì)這一分組調(diào)節(jié)變量為類別型變量，而自變量單位盈余與賣空虛擬變量的交互項為連續(xù)變量，則在驗證調(diào)節(jié)效應(yīng)時采用分組回歸法，依據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)這一分組調(diào)節(jié)變量劃分為國有上市公司和非國有上市公司兩組。假設(shè)3的檢驗是對樣本總體依據(jù)股權(quán)結(jié)構(gòu)均衡程度分為均衡和不均衡兩組，股權(quán)結(jié)構(gòu)均衡程度這一分組調(diào)節(jié)變量也為類別型變量，后續(xù)回歸方法與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組調(diào)節(jié)變量的回歸方法相同。以上各回歸均同時控制了年度和行業(yè)因素的固定效應(yīng)檢驗，具體回歸結(jié)果如表6所示。

從表6的列(1)、列(2)兩組回歸結(jié)果可以看出加入賣空變量及其交互項后，交互項的系數(shù)β3為2.285，在1%水平下顯著，與不考慮賣空變量的情況下樣本的盈余反應(yīng)系數(shù)β1(0.113)相比有很大提高，說明在賣空約束緩解的情況下，能夠顯著提高上市公司盈余質(zhì)量，驗證了假設(shè)1。為了進(jìn)一步驗證假設(shè)2，以產(chǎn)權(quán)性質(zhì)作為分組調(diào)節(jié)變量進(jìn)行回歸分析。由表6的列(3)、列(4)兩組回歸結(jié)果可以看出，對于國有控股上市公司，盈余反應(yīng)系數(shù)為2.534，在1%的水平下顯著；相對而言，非國有控股上市公司的盈余反應(yīng)系數(shù)為1.754，在5%水平下顯著，足以看出無論從賣空對盈余質(zhì)量的提高程度還是影響的顯著程度，均體現(xiàn)出國有控股上市公司受賣空的事前威懾效應(yīng)影響更大，從而驗證了假設(shè)2。

假設(shè)3主要是驗證股權(quán)結(jié)構(gòu)均衡度對賣空機制治理效應(yīng)的影響。由表6的列(5)、列(6)兩組回歸結(jié)果可以看出股權(quán)結(jié)構(gòu)不均衡的情況下，轉(zhuǎn)融券標(biāo)的公司比非標(biāo)的公司的盈余反應(yīng)系數(shù)平均高0.230，且在1%的水平下顯著，說明在股權(quán)結(jié)構(gòu)不均衡的情況下，賣空機制對盈余操縱的治理效果更加明顯，假設(shè)3成立。

五、穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文通過對主要解釋變量單位盈余和被解釋變量市場回報率進(jìn)行變量替換，以及對原有模型2中窗口期進(jìn)行拓展的方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

(一)替代性檢驗

參考前人對盈余信息含量的不同測度方式，本文將靜態(tài)的時點變量Return替換為動態(tài)的期間變動量，采用當(dāng)期與上期4月末調(diào)整后收盤價的變動除以上一期的值作為替換，具體如式(3)所示。

(3)

同樣，將時點變量Earn分別替換為期間變動量。本文采用當(dāng)期與上期期末每股收益的變動除以上期4月末調(diào)整后收盤價作為替換，具體如式(4)所示。

(4)

其他變量不變，模型形式不變。同樣以產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與股權(quán)結(jié)構(gòu)均衡程度為類型調(diào)節(jié)變量進(jìn)行分組回歸，回歸結(jié)果如表7。由此可以看出加入賣空變量后，賣空對盈余反應(yīng)系數(shù)依舊顯著提高；不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下依舊為賣空約束緩解對國有控股公司的影響更為顯著，且影響程度更大；不同股權(quán)均衡度下，賣空只對股權(quán)結(jié)構(gòu)不均衡的上市公司體現(xiàn)出明顯的治理效應(yīng)，因此可以說明之前的檢驗結(jié)果穩(wěn)健。

表6 賣空約束緩解對盈余質(zhì)量的影響

表7 賣空約束緩解對盈余質(zhì)量變動的影響

(二)拓展窗口期檢驗

通過拉長實驗窗口期的方式增加了2017年的觀測數(shù)據(jù)，依舊采用模型1和模型2再次對上述結(jié)論進(jìn)行驗證，結(jié)果如表8。從中可以看出加入了2017年的上市公司數(shù)據(jù)后，模型整體擬合度有所提高，所得結(jié)果與之前結(jié)論保持一致，且對于兩個分組調(diào)節(jié)變量的效果檢驗更加顯著，證明了之前結(jié)論的可靠性。另外，加入了2017年的觀測數(shù)據(jù)一定程度上可以稀釋2015年股市大幅波動所造成的異常影響，使得結(jié)果更能反映真實情況。

六、結(jié)論與建議

本文將我國2013年2月28日開始實施的轉(zhuǎn)融券制度視為自然實驗的研究窗口，研究賣空威懾效應(yīng)對公司盈余質(zhì)量的影響。通過傾向得分匹配法選擇控制組樣本，采用盈余反應(yīng)系數(shù)模型檢驗了賣空威懾效應(yīng)。研究證實，賣空機制的存在，使得負(fù)面消息具有了價值實現(xiàn)的路徑，從而對上市公司及其經(jīng)理人帶來約束，而這種約束來源于可能存在的賣空，而非真正的賣空操作，因此證明了賣空具有顯著的事前威懾效應(yīng)，事前威懾效應(yīng)具有一定的公司治理作用，提高了公司的盈余質(zhì)量。

表8 不同窗口期下賣空威懾效應(yīng)對盈余質(zhì)量的影響

具體的研究結(jié)論包括：(1)賣空機制的事前威懾效應(yīng)，減弱了控股股東和管理層操縱盈余的動機，雖然通過操縱待披露信息可以獲得超額收益，但是操縱盈余后被賣空的巨大懲罰帶來的機會成本更高，而且隨著轉(zhuǎn)融券券源不斷增多，這種種隱形的威懾作用不斷擴大和增強。(2)國有控股公司在賣空威懾效應(yīng)下盈余質(zhì)量的提升更加顯著。轉(zhuǎn)融券內(nèi)在的賣空機制彌補了國有公司內(nèi)部治理的不足，從外部市場進(jìn)行施壓，迫使其內(nèi)部加以優(yōu)化提升，內(nèi)部監(jiān)管的加強和外部賣空的威脅，共同促使盈余質(zhì)量的提高。(3)股權(quán)結(jié)構(gòu)均衡度低的公司，賣空威懾對提升盈余質(zhì)量的影響更加顯著。證明了賣空作為外部市場機制也具有彌補企業(yè)內(nèi)部治理缺陷的作用。

本文證實了賣空這一外部市場機制的微觀治理作用，對于證券市場投資者、公司治理者和政策制定部門有一定的現(xiàn)實意義。研究建議主要包括：(1)賣空機制具有積極的治理效應(yīng)，應(yīng)進(jìn)一步放松賣空約束，擴充和完善轉(zhuǎn)融券制度，鼓勵包括社?；稹⒐蓟?、信托機構(gòu)等多主體參與轉(zhuǎn)融券業(yè)務(wù)，進(jìn)一步激活轉(zhuǎn)融券市場，活躍市場交易量。(2)將國有企業(yè)和股權(quán)結(jié)構(gòu)不均衡企業(yè)作為轉(zhuǎn)融券標(biāo)的重點擴容對象，通過增加賣空威脅這一外部治理手段向公司施壓，促使其提升治理效率，優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)。