許晨曦 尚 鐸

(1.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學 會計學院，北京 100070；2.對外經(jīng)濟貿(mào)易大學 國際商學院，北京 100029)

一、引言

隨著我國金融市場的發(fā)展，債券市場不斷擴容，發(fā)行債券已成為企業(yè)重要的直接融資渠道。信用債作為企業(yè)發(fā)行債券的重要方式，近年來得以快速發(fā)展。據(jù)萬得(WIND)數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計，2019年我國全年共發(fā)行主要信用債13872期，發(fā)行規(guī)模達到14.82萬億元，發(fā)行期數(shù)較去年增長超過35%，發(fā)行規(guī)模較去年增長近30%；截至2019年底，我國企業(yè)信用債券融資額在短短17年的時間內(nèi)增長了約286倍。信用債在債券市場的比重顯著提升，已經(jīng)達到與國債、金融債券“三分天下”的態(tài)勢。由于企業(yè)信用債券在發(fā)行時需要進行主體長期信用評級，因此，信用評級在現(xiàn)實中正發(fā)揮著越來越重要的作用。

作為衡量企業(yè)信用風險程度的一種主要方式，信用評級向市場傳遞了企業(yè)信用質(zhì)量高低的信息[1]，在發(fā)債人、投資者和監(jiān)管機構(gòu)之間起到了緩解信息不對稱、增加資本市場透明度和誠信度[2]、提高企業(yè)投融資效率[3]以及金融監(jiān)管的作用[4]。有關(guān)影響企業(yè)信用評級的相關(guān)研究中，大部分是從影響企業(yè)信用風險的角度展開，例如：企業(yè)規(guī)模[5]、盈利能力[6]、杠桿水平[7]、公司治理[8]、管理層能力[9]以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)[10]等。與此同時，考慮到不同市場主體之間可能存在的溢出效應(yīng)，研究者開始關(guān)注其他市場主體對企業(yè)信用評級的影響。己有研究發(fā)現(xiàn)，金融市場發(fā)展能夠?qū)ζ髽I(yè)信用評級產(chǎn)生重要影響[11]。相比國外較為發(fā)達成熟的金融市場，我國金融市場起步較晚，發(fā)展進程也較為緩慢，各項交易制度還不是很完善，長期以來，我國金融市場并不允許對股票進行賣空交易。

為了完善我國資本市場股票交易制度，促進金融市場的良性發(fā)展，我國于2010年3月31日開通資本市場融資融券業(yè)務(wù)，正式放松賣空限制，標志著我國資本市場“單邊市”交易制度的結(jié)束，這對整個資本交易市場包括企業(yè)在內(nèi)都產(chǎn)生了巨大影響。一方面，賣空交易制度可以降低股票被高估的可能性[12]，減小股票收益的波動性[13]，穩(wěn)定市場運行效率[14]，提高公司治理水平[15]，從而降低企業(yè)面臨的信用風險；另一方面，賣空交易制度可能加大企業(yè)融資約束[16]，增加股價崩盤風險[17]和企業(yè)風險承擔水平[18]，從而提高企業(yè)面臨的信用風險。那么，放松賣空約束對企業(yè)信用評級的影響到底如何？

為了研究上述問題，本文采用2008～2017年在滬深上市且擁有主體長期信用評級的公司為研究樣本，以我國資本市場2010年實施的融資融券制度這一“準自然實驗”為契機，采用雙重差分模型(DID)研究二級市場中專業(yè)投資者——賣空交易者對企業(yè)主體長期信用評級可能產(chǎn)生的影響。研究發(fā)現(xiàn)，賣空約束放松以后，企業(yè)主體長期信用評級顯著提高，通過一系列穩(wěn)健性檢驗以及解決內(nèi)生性問題之后，上述結(jié)果仍然成立。進一步研究發(fā)現(xiàn)，放松賣空約束降低了企業(yè)信用風險，提高了企業(yè)信用評級，其原因主要是放松賣空約束發(fā)揮了公司治理效應(yīng)，且在聲譽較好的評級公司，放松賣空約束對公司主體長期信用等級的改善作用更加明顯。

本文可能的邊際貢獻有：(1)有助于從多個角度拓展現(xiàn)有的研究。已有研究主要關(guān)注的是放松賣空約束對資本市場定價效率以及公司行為的影響，而關(guān)于放松賣空約束對其他市場主體影響的研究并不多見，目前主要集中在審計市場、銀行信貸等方面。本文則將放松賣空約束的溢出效應(yīng)拓展到評級市場，豐富了相關(guān)領(lǐng)域的研究。(2)本文研究結(jié)論對上市公司、投資者以及監(jiān)管機構(gòu)具有重要的參考價值。自融資融券交易制度推行以來，賣空交易得以在我國資本市場中實施。本文將賣空交易制度與微觀企業(yè)行為的改善聯(lián)系起來，并結(jié)合評級機構(gòu)的行為決策，為賣空交易制度的效果檢驗與后期發(fā)展提供了經(jīng)驗證據(jù)，可以為改善企業(yè)經(jīng)營發(fā)展狀況、優(yōu)化投資者交易策略以及最終實現(xiàn)資本市場高效率運行提供重要的參考價值。

本文剩余部分安排如下：第二部分為理論推演與假設(shè)提出；第三部分為研究設(shè)計；第四部分為實證結(jié)果與分析；第五部分為機制檢驗；第六部分為結(jié)論與啟示。

二、理論推演與假設(shè)提出

賣空交易制度是我國資本市場中一項創(chuàng)新的金融交易制度，作為資本市場中的知情交易者，賣空交易者的行為對資本市場有重要的影響。本文從影響企業(yè)信用風險的角度來分析放松賣空約束對企業(yè)信用評級的作用。

一方面，放松賣空約束能夠提高公司治理水平，降低企業(yè)信用風險，從而提高企業(yè)信用評級。作為金融市場中的一項創(chuàng)新交易制度，賣空交易制度可以有效監(jiān)督企業(yè)行為，發(fā)揮公司治理作用[15][19]。具體而言，由于賣空交易者有能力挖掘出公司的負面消息，并發(fā)現(xiàn)公司高管的私利行為，當管理層存在私利行為時，賣空交易者可以通過對公司股票進行賣空而“懲罰”高管，即賣空交易者能夠充分挖掘企業(yè)負面信息，通過對公司股票進行賣空處理，從而對管理層產(chǎn)生一種事前“震懾”[12]。同時，賣空交易者對管理層做出的“反對投票”，能夠擴大投資者“用腳投票”的作用[15]。因此，賣空交易制度可以通過約束管理層的私利行為，對企業(yè)形成有效的治理作用。此外，放松賣空約束也可以抑制大股東的私利行為，對大股東產(chǎn)生治理效應(yīng)。由于投資者可以對股票進行賣空，如果大股東存在不當行為損害了投資者的利益，那么投資者就會對企業(yè)股票進行賣空處理以直接影響大股東利益，加大對大股東的懲罰力度。也就是說，放松賣空約束可以通過加強對大股東的治理效應(yīng)，有效抑制大股東“掏空”等私利行為[20]，有利于公司管理層做出最優(yōu)決策，從而提高公司治理水平[21]。因此，當放松賣空約束后，企業(yè)管理層以及大股東十分忌憚賣空交易者的信息挖掘能力，管理層以及大股東出于自身利益的考慮往往會事前減少其私利行為，降低企業(yè)利益被其侵占的程度和概率，從而提高了公司治理水平，降低了企業(yè)可能產(chǎn)生的信用風險，進而提高企業(yè)主體長期信用評級。

另一方面，放松賣空約束也可能會加劇企業(yè)信用風險，降低企業(yè)信用評級。作為二級市場中重要的知情交易者，賣空交易者會通過對標的公司股票做空而獲利，這使得他們會利用各種渠道去充分挖掘企業(yè)負面信息而獲利[12]。因此，放松賣空約束可能會給企業(yè)股價帶來較大的下行壓力[22]，使得企業(yè)外部風險增加，從而不利于企業(yè)信用評級。已有文獻也從其他視角印證了放松賣空約束不利于企業(yè)外部信用風險的問題，具體有：放松賣空約束可能會通過加大企業(yè)融資約束[16]，增加股價崩盤風險[17]和企業(yè)風險承擔水平[18]等提高企業(yè)面臨的信用風險水平。因此，放松賣空約束可能會導致企業(yè)面臨較大的信用風險，從而降低企業(yè)主體長期信用評級。通過以上兩方面的分析，本文提出如下競爭性假設(shè)：

假設(shè)1a：放松賣空約束降低了企業(yè)信用風險，提高了企業(yè)信用評級；

假設(shè)1b：放松賣空約束提高了企業(yè)信用風險，降低了企業(yè)信用評級。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2008～2017年在滬深兩市發(fā)行信用債券且被第三方評級機構(gòu)實施主體長期信用評級的上市公司作為初始研究樣本，研究中所需要的企業(yè)信用評級數(shù)據(jù)主要來自萬得(WIND)數(shù)據(jù)庫。對于企業(yè)信用評級的搜集方法，參照李琦等(2011)、王雄元和張春強(2013)的研究[23][24]，本文通過萬得(WIND)數(shù)據(jù)庫“發(fā)債主體歷史信用等級”，手工整理滬深A(yù)股所有擁有主體長期信用評級的上市公司的數(shù)據(jù)，共得到8253條年度上市公司主體信用評級記錄。并對樣本做了如下處理：首先，剔除企業(yè)在同年內(nèi)存在多次主體長期信用評級記錄的上市公司樣本，因為這類公司在同年內(nèi)多次發(fā)行信用債或發(fā)行了不同類型債券；其次，剔除金融類行業(yè)上市公司樣本，因為這類公司的業(yè)務(wù)性質(zhì)比較特殊；再次，剔除IPO之前的上市公司樣本，因為這類公司的財務(wù)等相關(guān)數(shù)據(jù)與其他年份差距較大；最后，剔除了主要變量存在缺失的上市公司樣本。經(jīng)過以上處理，最終得到了1027家上市公司，4111個年度觀測值。另外，本文將得到的評級結(jié)果與銳思(RESSET)數(shù)據(jù)庫“債券信用評級及擔?！敝械男畔⒁灰缓藢Γ⒃u級記錄有差異的樣本通過評級機構(gòu)公告以及媒體披露進行最終確定。

最終樣本的年度分布情況如表1所示，各年度的樣本量呈現(xiàn)合理的遞增趨勢，其中實驗組樣本為2010年資本市場正式開通融資融券業(yè)務(wù)后，進入標的池的可被賣空的上市公司，對照組樣本為當年度其他不可被賣空的上市公司。本文發(fā)現(xiàn)實驗組樣本量在2011年呈現(xiàn)較大幅度遞增，這與放松賣空約束政策實施的時間相符合。本文相關(guān)數(shù)據(jù)均來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫和萬得(WIND)數(shù)據(jù)庫，部分財務(wù)指標通過手工搜集并計算獲得。此外，本文使用Stata14.0進行統(tǒng)計分析，并對主要連續(xù)變量進行了上下1%分位數(shù)的縮尾(Winsorize)處理。

表1 樣本量統(tǒng)計

(二)變量說明與模型構(gòu)建

自2010年3月放松賣空約束以來，證監(jiān)會分別在2011年11月、2013年1月和9月、2014年9月、2016年12月以及2017年3月連續(xù)6次對標的公司進行擴容。因此，放松賣空約束可以看作多期的外生沖擊。本文借鑒Bertrand和Mullainathan(2003)的多期雙重差分模型(DID)[25]，構(gòu)建如下模型(1)以檢驗本文的主要假設(shè)：

Rate/Ln(Rate)=a+β1Short+β2Size+β3Lev+β4Growth+β5Roa+β6Coverage+β7Current+∑Year+∑Firm+ε

(1)

模型(1)的因變量為企業(yè)信用評級等級，本文采用的信用評級數(shù)據(jù)是信用評級機構(gòu)公布的主體長期信用等級。參照Becker和Milbourn(2011)的賦值法將評級機構(gòu)所評結(jié)果轉(zhuǎn)換為數(shù)字形式[26]，其中：AAA=20，AAA-=19，AA+=18，AA=17，AA-=16，A+=15，A=14，A-=13，BBB+=12，BBB=11，BBB-=10，BB+=9，BB=8，BB-=7，B+=6，B=5，B-=4，CCC=3，CC=2，C=1。具體的，本文從兩個層面進行分析，即企業(yè)信用評級等級(Rate)以及量化企業(yè)信用評級等級(Ln(Rate))，其中Rate為企業(yè)信用評級等級，按照企業(yè)信用評級等級賦值；Ln(Rate)為量化的企業(yè)信用評級等級，等于企業(yè)信用評級賦值后的自然對數(shù)。

模型(1)的自變量為Short，用來刻畫企業(yè)是否經(jīng)歷過放松賣空約束，如果企業(yè)在樣本期間經(jīng)歷了放松賣空約束，在經(jīng)歷的當年以及以后年份賦值為1，否則為0。

此外，本文還在模型中加入了對企業(yè)信用評級可能造成影響的公司特征、公司治理等相關(guān)變量：企業(yè)規(guī)模(Size)，為公司年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)；企業(yè)杠桿(Lev)，為公司年末總負債與年末總資產(chǎn)的比值；企業(yè)成長性(Growth)，為公司年末營業(yè)收入增長率；企業(yè)盈利能力(Roa)，為公司年末凈利潤與年末總資產(chǎn)的比值；利息保障倍數(shù)(Coverage)，為公司稅前利潤與利息費用的比值；流動比率(Current)，為公司流動資產(chǎn)與流動負債的比值。最后，本文還在模型中加入了年度和公司層面的虛擬變量來控制年度和個體效應(yīng)，并在公司層面去除了聚類效應(yīng)(Cluster)。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計與單變量差異性檢驗

表2是主要變量的描述性統(tǒng)計與單變量差異性檢驗結(jié)果。Panel A為分年度信用評級整體情況，結(jié)果顯示，獲得AA級信用評級的樣本總共為1739個，占樣本總體比例達42.3%；獲得A級信用評級及以下的樣本總共為47個，約占樣本總體比例的1.14%。從信用評級的年度分布來看，樣本區(qū)間內(nèi)發(fā)債公司逐年增加。Panel B為相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從中可以看出，企業(yè)信用評級(Rate/Ln(Rate))的標準差分別為1.487和0.103，最大值和最小值與標準差的差均較大，這說明樣本公司的企業(yè)信用評級狀況存在顯著差異。Short的平均值為0.464，這說明樣本中有46.4%的企業(yè)可以被賣空。進一步，本文按照上市公司是否可以被賣空，將樣本分為實驗組和對照組，分別進行了單變量差異性檢驗。如Panel C所示，相對于不可賣空的一組，可被賣空的一組在相同百分位數(shù)上的信用評級更高；且在可被賣空的一組，信用評級(Rate/Ln(Rate))的均值分別為17.986和2.941，在不可被賣空的一組，信用評級的均值分別對應(yīng)為16.737和2.872，兩者均在1%的水平上通過了差異性檢驗。這說明上市公司進入賣空標的池以后，公司信用評級變得更好。

(二)回歸分析

假設(shè)1的驗證結(jié)果如表3所示，其中第(1)列和第(2)列的因變量為信用評級Rate，第(3)列和第(4)列的因變量為量化的企業(yè)信用評級Ln(Rate)；第(1)列和第(3)列為單變量回歸結(jié)果，第(2)列和第(4)列為加入相關(guān)控制變量后的回歸結(jié)果。由表(3)的第(1)列可知，在不考慮控制變量的情況下，放松賣空約束(Short)的系數(shù)為正，并且在1%的水平上顯著。隨著估計方式的變化，以及控制變量的加入，Short的系數(shù)呈現(xiàn)出合理的降低趨勢。放松賣空約束對企業(yè)信用評級的影響在經(jīng)濟含義上表明：相對于不可賣空的公司，可被賣空公司的信用評級等級提高的概率增加了，采用Ln(Rate)也得到了類似的結(jié)果。因此，相對于不可賣空公司，放松賣空約束可在一定程度上發(fā)揮公司治理作用，抑制大股東或管理層的私利行為，提高可賣空公司的公司治理水平，降低企業(yè)信用風險，從而提高企業(yè)信用評級等級。這與假設(shè)1a的預(yù)期相符。

表2 描述性統(tǒng)計與單變量差異性檢驗

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，T 值對應(yīng)均值差異性檢驗，Z 值對應(yīng)中位數(shù)差異性檢驗。

表3 放松賣空約束與企業(yè)信用評級

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，所有回歸結(jié)果均進行了異方差處理，并考慮了公司層面的聚類效應(yīng)(cluster)。下表同。

關(guān)于控制變量，在第(2)列中，企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)盈利能力(Roa)、企業(yè)流動比率(Current)三個變量均在1%的水平上顯著為正，這說明上市公司的規(guī)模越大、盈利能力越強以及變現(xiàn)能力越高，企業(yè)違約概率也就越低，信用風險越低，從而企業(yè)信用評級也就越高。企業(yè)杠桿(Lev)、利息保障倍數(shù)(Coverage)、企業(yè)成長性(Growth)三個變量均在5%的水平上顯著為負，這說明上市公司的杠桿越高、償債能力越強，企業(yè)違約概率也就越高，信用風險越高，因而企業(yè)信用評級就越低。另外，企業(yè)處于成長期時，需要進行大量的融資，可能采取較為激進的投融資策略，那么企業(yè)將會面臨較大的違約風險，企業(yè)信用評級也會較低。此外，分析第(4)列中的相關(guān)控制變量系數(shù)，也得到了近似的結(jié)果。

(三)穩(wěn)健性檢驗

本文從以下幾個方面進行穩(wěn)健性檢驗：

1.平行趨勢假定。雙重差分模型(DID)估計的有效性依賴于平行趨勢檢驗(Parallel Trend)。參照Beck等(2010)的研究[27]，本文將發(fā)生沖擊前兩年和后三年變量Short×Year放入回歸中，檢驗實驗組和對照組是否滿足平行趨勢假定。結(jié)果顯示在外生沖擊的前兩年，Short×Year的系數(shù)并不顯著，這表明在外生沖擊前兩年，兩組的差異性不具有統(tǒng)計上的顯著性，而隨著賣空交易制度的實施，Short×Year的系數(shù)顯著性逐年增加，這表明放松賣空約束對實驗組的影響在政策實施后會逐年增加，即企業(yè)信用評級的提高是由放松賣空約束引起的。以上結(jié)果表明，本文模型符合平行趨勢假定，回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

2.信用評級衡量方式變換。借鑒黃小琳等(2017)的研究[28]，本文采用中國人民銀行《信用評級要素、標識及含義》劃分的基本信用等級“三等九級”代替二十一級微調(diào)式信用等級，并進行相應(yīng)賦值。

3.樣本偏誤問題。首先，我國的債券市場從2005年開始進入快速發(fā)展階段，因此，本文擴大樣本區(qū)間年份為2005～2017年。其次，由于2015年股市發(fā)生劇烈震蕩可能會對結(jié)果產(chǎn)生影響①，因此，本文將2015年樣本刪除。最后，借鑒張璇等(2016)的研究[29]，考慮藍籌股對本文結(jié)果的影響。由于滬深兩市是按照一定的標準來選取標的融資融券公司，即進入賣空交易的上市公司是按照一定標準選取的②，而被選入標的池的上市公司，如首批進入標的池的上市公司都是藍籌股，它們的公司治理水平本來就較高，自身發(fā)生信用違約的概率較低，即信用風險水平較低，其信用評級可能本身就較高。因此，本文在總體樣本中分別剔除滬深300的上市公司、首批標的上市公司、前兩批標的上市公司。

4.考慮“評級購買”。我國大部分評級公司的信用評級都是采用發(fā)行人付費模式，這種方式給評級機構(gòu)造成了利益沖突[30]。由于評級公司的主要業(yè)務(wù)收入來自發(fā)行人，而使用評級的外部投資者卻沒有支付費用，因此，發(fā)行人可能存在評級購買行為[31]，而評級機構(gòu)也有動機給予發(fā)行人較高評級，以迎合發(fā)行人。因此，本文在回歸模型中加入一年內(nèi)上市公司更換評級機構(gòu)的數(shù)量(N_Firm)，以控制可能出現(xiàn)的上市公司信用評級購買行為對回歸結(jié)果造成的影響。

以上回歸結(jié)果均顯示，放松賣空約束(Short)與企業(yè)信用評級(Rate/Ln(Rate))仍然呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系③。因此，本文的主要結(jié)論是穩(wěn)健的，假設(shè)1a成立。

(四)內(nèi)生性解決

1.傾向得分匹配法(Propensity Score Matching)。根據(jù)上海和深圳證券交易所發(fā)布的《融資融券交易實施細則》，可知交易所是根據(jù)上市公司的換手率、個股波動性以及公司市值等綜合考慮上市公司是否可以進行賣空交易。因此，參照靳慶魯?shù)?2015)的研究[21]，本文進一步運用傾向得分匹配法，按照可賣空上市公司前一年度的市值、轉(zhuǎn)手率和波動率分別進行一比一匹配、半徑匹配以及核匹配④。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，匹配前控制變量都存在不同程度的顯著性差異，而在匹配后控制變量趨于一致，這滿足了傾向得分匹配法的平行趨勢假設(shè)，表明匹配后實驗組和對照組的公司特征和公司治理水平較為相近⑤?；貧w結(jié)果顯示，放松賣空約束(Short)與企業(yè)信用評級(Rate/Ln(Rate))仍然顯著正相關(guān)，主要結(jié)論并未發(fā)生變化，即假設(shè)1a得到驗證。

2.安慰劑檢驗。由于外生事件可能不具有唯一性，放松賣空約束對企業(yè)信用評級的影響或許是一個“假事實”，即并不存在特殊時間點會導致企業(yè)信用評級的提高。參照Chan等(2012)以及倪驍然和朱玉杰(2017)的研究[18][32]，本文通過安慰劑檢驗來識別放松賣空約束對企業(yè)信用評級影響的唯一性。具體地，本文將放松賣空約束實施的時間點分別設(shè)定為提前和滯后兩年，即分別為2008年、2009年以及2011年、2012年為政策實施點，重新進行回歸檢驗。具體如模型(2)所示：

Rate/Ln(Rate)=a+β1Short_Year+β2Size+β3Lev+β4Growth+β5Roa+β6Coverage+

β7Current+∑Year+∑Firm+ε

(2)

模型(2)中的變量定義如下：Short_Year為沖擊點分別提前兩年、一年以及滯后一年、兩年，分別定義為Short_2008、Short_2009、Short_2011、Short_2012。假如Short_Year的系數(shù)仍然顯著，說明企業(yè)在放松賣空約束之前，其主體長期信用評級就發(fā)生了顯著改變，即放松賣空約束對企業(yè)信用評級的影響可能存在反向因果關(guān)系?；貧w結(jié)果顯示，Short_2008、Short_2009以及Short_2011、Short_2012的回歸系數(shù)均不顯著，說明在企業(yè)進入融資融券標的池前兩年、一年以及后一年、后兩年，企業(yè)主體長期信用評級并未發(fā)生顯著變化，即放松賣空約束這一外生沖擊是準確的，假設(shè)1a再次得到驗證。

五、機制檢驗

(一)放松賣空約束與企業(yè)信用風險

根據(jù)上文論證，放松賣空約束對企業(yè)信用評級的提高作用主要是通過降低企業(yè)面臨的信用風險實現(xiàn)的。進一步，本文使用KMV模型度量企業(yè)信用風險，以驗證放松賣空約束是否降低了企業(yè)信用風險。參照Vassalou和Xing(2004)、Garlappi和Yan(2011)的研究[33][34]，本文依照基于Merton模型進行優(yōu)化的KMV模型來對企業(yè)信用風險進行衡量。根據(jù)期權(quán)定價原理，將計算出來的企業(yè)信用風險(CreditRisk)帶入模型(1)中，檢驗放松賣空約束對企業(yè)信用風險的影響。結(jié)果如表4所示，Short的系數(shù)顯著為負，即假設(shè)1a的基本邏輯無誤，放松賣空約束的引入可以降低企業(yè)的信用風險。

表4 放松賣空約束與企業(yè)信用風險

(二)放松賣空約束、公司治理與企業(yè)信用評級

根據(jù)上文分析可知，放松賣空約束可以通過其公司治理效應(yīng)，降低企業(yè)信用風險，從而提高企業(yè)信用評級。進一步，為了驗證放松賣空約束的公司治理效應(yīng)，本文參照白重恩等(2005)使用的主成分分析法構(gòu)造公司治理指數(shù)(CG)[35]，并參照模型(1)來構(gòu)建模型(3)，以檢驗放松賣空約束是否通過提高公司治理水平來提高企業(yè)信用評級。

Rate/Ln(Rate)=a+β1Short+β2Short×CG+β3CG+β4Size+β5Lev+β6Growth+β7Roa+

β8Coverage+β9Current+∑Year+∑Firm+ε

(3)

模型(3)的回歸結(jié)果如表5所示，交互項Short×CG的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這說明放松賣空約束通過提高公司治理水平，降低了企業(yè)信用風險，從而提高了企業(yè)信用評級。

表5 放松賣空約束、公司治理與企業(yè)信用評級

(三)放松賣空約束、評級機構(gòu)聲譽與企業(yè)信用評級

聲譽機制對評級質(zhì)量有重要影響[23]。關(guān)于評級機構(gòu)聲譽對評級質(zhì)量的影響，大部分研究認為評級機構(gòu)聲譽機制有助于抑制評級機構(gòu)的私利行為，提高評級質(zhì)量。在信貸市場中，聲譽機制是影響評級機構(gòu)的重要因素之一，擁有良好的聲譽往往代表評級機構(gòu)會做出高質(zhì)量的信用評級[36]。因此，參照王雄元和張春強(2013)的研究[25]，本文以評級機構(gòu)市場份額為基礎(chǔ)，將樣本分為高聲譽組和低聲譽組⑥，研究評級機構(gòu)聲譽對這種效應(yīng)的不同影響?；貧w結(jié)果如表6所示，相比低聲譽組，由聲譽較高的評級公司評級，Short的系數(shù)更為顯著，這表明放松賣空約束的公司治理效應(yīng)在評級公司聲譽較高的樣本中更為顯著，即評級公司的聲譽機制有助于增加放松賣空約束的公司治理效應(yīng)。

表6 放松賣空約束、評級機構(gòu)聲譽與企業(yè)信用評級

注：在分組回歸對比兩組系數(shù)時，本文對這兩組進行了Boostrap 組間系數(shù)1000次抽樣檢驗。

六、結(jié)論與啟示

放松賣空約束作為我國金融市場一項重要的創(chuàng)新交易制度，其持續(xù)時間已經(jīng)近十年，為探究放松賣空約束對企業(yè)信用風險的影響，本文以2008～2017年我國滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，實證檢驗了放松賣空約束對企業(yè)信用風險的溢出效應(yīng)。本文研究得到如下結(jié)論：(1)放松賣空約束與企業(yè)信用評級呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，即放松賣空約束降低了企業(yè)信用風險，提高了企業(yè)信用評級。經(jīng)過一系列的穩(wěn)健性檢驗以及解決內(nèi)生性問題后，該結(jié)論依然成立。(2)放松賣空約束對企業(yè)信用評級的正向作用，主要是通過放松賣空約束的公司治理效應(yīng)發(fā)揮作用，其降低了企業(yè)信用風險，從而提高了企業(yè)信用評級，且聲譽較好的評級公司對放松賣空約束的治理效應(yīng)反應(yīng)更為敏感。

本文的研究結(jié)論表明，放松賣空約束的引入可以約束大股東和管理者行為、降低信息不對稱，起到有效監(jiān)督企業(yè)行為、緩解委托代理問題的作用，并且放松賣空約束的公司治理效應(yīng)在企業(yè)的信用風險中發(fā)揮主要作用，揭示了放松賣空約束對企業(yè)主體長期信用評級的影響，豐富了放松賣空約束經(jīng)濟后果以及影響企業(yè)信用評級方面的相關(guān)文獻。本文的政策啟示主要有：首先，繼續(xù)推進賣空交易制度。基于本文的分析可知，放松賣空約束可以抑制大股東和管理層的私利行為，對企業(yè)的治理水平起到了顯著的促進作用，能夠降低企業(yè)信用風險，提高企業(yè)主體長期信用評級。但是目前我國可賣空的標的公司較少，賣空交易量的規(guī)模不大。因此，隨著我國市場化經(jīng)濟的推進，相關(guān)法律法規(guī)的完善，我國政府應(yīng)該繼續(xù)推進融資融券交易制度，尤其是擴大融券賣空交易量，增加可賣空的標的公司數(shù)量，并在此基礎(chǔ)上多層次推進賣空交易市場體系的構(gòu)建。其次，相關(guān)機構(gòu)應(yīng)當有重點、分層次的進行標的股票的選取。本文的研究發(fā)現(xiàn)，放松賣空約束的引入可以有效約束大股東和管理層行為，起到緩解委托代理問題的作用。因此，在選取標的公司分布擴容的階段，相關(guān)機構(gòu)應(yīng)根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、股權(quán)特征、管理層特征以及外部制度環(huán)境等多個因素，結(jié)合聲譽機制的作用，選取企業(yè)內(nèi)部治理較差的上市公司，以實現(xiàn)放松賣空約束的公司治理作用。最后，建立并完善相關(guān)法律法規(guī)制度，提高放松賣空約束的傳遞效率，并為聲譽機制在證券市場的發(fā)揮提供法律保障。本文的研究發(fā)現(xiàn)，評級機構(gòu)較好的聲譽機制有助于放松賣空約束公司治理效應(yīng)的發(fā)揮。因此，政府可以建立并完善相關(guān)法律法規(guī)制度，努力提高司法運行效率，優(yōu)化企業(yè)外部制度環(huán)境，以實現(xiàn)融資融券的治理作用，這樣能夠使得評級機構(gòu)的聲譽機制在證券市場中充分發(fā)揮作用。

總之，在政府不斷強調(diào)化解防范企業(yè)重大風險，推動我國經(jīng)濟實現(xiàn)“高質(zhì)量發(fā)展”的背景下，放松賣空約束有助于降低企業(yè)信用風險，提高企業(yè)信用評級。相關(guān)機構(gòu)應(yīng)當有重點、分層次地進行標的股票的選取，同時監(jiān)管部門不應(yīng)過度干預(yù)市場中賣空交易制度地發(fā)揮，應(yīng)當繼續(xù)推進賣空交易，并不斷完善融資融券的交易規(guī)則，以推進企業(yè)積極開展賣空交易業(yè)務(wù)，提高放松賣空約束在資本市場中的作用，從而降低企業(yè)信用風險，進而提高企業(yè)經(jīng)營效率，增強企業(yè)競爭力。

注釋：

①2015年6月15日，滬指震蕩下挫尾盤跳水，當日跌幅2.00%，險守5000點，創(chuàng)業(yè)板暴跌5.22%。2015年7月1日，上交所對融資融券細則做了較大幅度的修改，其中第十二條規(guī)定：融券賣出的申報價格不得低于該證券的最新成交價，當天沒有產(chǎn)生成交的，申報價格不得低于其前收盤價。同年8月3日上交所發(fā)布公告稱，將對融資融券交易實施細則第十五條修改為：“客戶融券賣出后，自次一交易日起可通過買券還券，或直接還券的方式向會員償還融入證券”。同時，深交所也發(fā)布通知，對《深圳證券交易所融資融券交易實施細則(2015年修訂)》第2.13條進行修訂，修改后的版本增加了“自次一交易日起”。這意味著融券賣出+還券的交易閉環(huán)從此前的T+0變?yōu)門+1。同年8月4日，多家券商宣布暫停賣空交易。直至2016年4月，券商才陸續(xù)開通賣空交易。

②《融資融券交易實施細則》規(guī)定：根據(jù)上市公司的換手率、個股波動性以及公司市值等綜合考慮上市公司是否可以進行可賣空交易。具體標準為：作為融券賣出的標的證券在過去3個月內(nèi)沒有出現(xiàn)下列情形之一：日均換手率低于基準指數(shù)日均換手率的15%，且日均成交金額小于5000 萬元；日均漲跌幅平均值與基準指數(shù)漲跌幅平均值的偏離值超過4%；波動幅度達到基準指數(shù)波動幅度的5倍以上。

③限于篇幅，未報告穩(wěn)健性和內(nèi)生性回歸結(jié)果，作者留存被索。

④上市公司市值、轉(zhuǎn)手率、波動率為日交易數(shù)據(jù)，每年共256個交易數(shù)據(jù)，本文采用市值和波動率256個交易日的均值作為其年度效應(yīng)值，轉(zhuǎn)手率的256個交易日的方差作為其年度效應(yīng)值。

⑤本文同樣使用了控制變量作為協(xié)變量，重新進行PSM匹配，結(jié)果均顯示主要結(jié)論并未發(fā)生變化。限于篇幅，未報告回歸結(jié)果。

⑥本文將市場份額前兩名的評級機構(gòu)——聯(lián)合資信評估有限公司與中誠信國際信用評級有限公司定義為高聲譽組；將市場份額后三名的評級機構(gòu)——上海新世紀資信評估投資服務(wù)有限公司、大公國際評估有限公司與中證鵬元資信評估股份有限公司定義為低聲譽組。