卖空威胁、公司融资扩张战略与违规行为

杨洁飞 薛熠

(对外经济贸易大学国际经济贸易学院，北京 100029)

一、引言

我国A股市场上市公司违规事件频发严重损害资本市场秩序。2010年3月31日至2016年12月31日，A股市场共发生4269起违规事件，其中违规主体为公司有819起，违规主体为个人有3450起。传统公司治理机制如董事会规模、独立董事、股权结构等公司治理结构变量能否有效规范上市公司治理存在较大争议(Uzun et al., 2004；蔡志岳和吴世农，2007)[9][10]。2010年3月31日，我国融资融券交易机制的推出引起了学术界的广泛关注。大量的研究表明，在我国这种发展中的资本市场中，放松卖空管制依然有助于提高市场定价效率(李志生等，2015)[14]。这说明卖空交易者的确有动机去挖掘企业潜在的负面信息，并进行活跃的卖空交易，使市场信息有效融入股价。这为卖空机制可以成为潜在的外部监管机制打下了基础。

现有研究发现放松卖空管制后交易者能通过“用脚投票”主动参与公司治理，发挥外部监管效应。比如，卖空机制能够显著降低企业盈余管理行为(Massa et al.,2015)[8]、优化企业投融资决策(靳庆鲁等，2015；顾乃康和周艳利，2017)[13][12]、减少财务造假(Karpoff and Lou,2010)[6]、改善公司内部资源配置(Albertus et al., 2019)[1]以及改善企业激励合同的设计(Angelis et al., 2017)[2]等。背后的原因有二：其一，卖空交易者能识别公司潜在的负面信息，通过做空公司股票使得负面信息有效地反映在股价中，因此潜在的卖空行为会促使股东更加有效地监督管理层，从而间接参与公司治理，发挥卖空机制的外部监管效应(Massa et al., 2015)[8]。其二，卖空机制能提高市场的信息效率，促进股东和管理层签订更有效的激励合同，提高公司信息披露质量(Angelis et al., 2017)[2]。

本文关注的问题是卖空机制能否作为外部监管机制规范企业的信息披露行为。上市公司如存在信息披露不规范的行为，包括未能及时披露公司重大事项，或业绩预测结果不准确、不及时，或信息披露虚假或严重误导性陈述，或未按时披露定期报告等，则会受到沪深交易所和证监会公开处罚、公开批评、公开谴责。本文利用2010年3月31日至2016年12月31日上市公司因信息披露行为不规范而受到处罚、批评、谴责的数据，研究卖空机制能否充当外部监管机制规范企业的信息披露行为。为解决可能的内生性问题，本文采用双重差分模型研究放松卖空管制对企业信息披露违规行为的影响。研究发现，放松卖空管制后，相比非融资融券标的企业，标的企业发生信息披露违规行为的概率显著降低，说明卖空交易机制能发挥外部监管作用，规范上市公司信息披露行为。

本文进一步研究了卖空机制发挥外部治理效应的内在机制。研究发现，卖空交易者主动挖掘企业的负面信息，进行卖空交易，从而降低被卖空企业股票的超额收益率，对违规企业形成了有效震慑。具体来说，相对于不可融券卖空的公司，对于可融券卖空的公司，卖空交易者在违规公告日前逐渐增加其持有的卖空头寸；企业的违规行为越严重，异常卖空头寸越大；卖空交易能够显著降低违规企业股票的超额收益率。由于卖空机制是通过企业股票价格下降给予企业压力来发挥作用，本文进一步研究了两个企业可能更关注股票价格的场景：企业有再融资需求和有并购扩张的战略需求。本文发现，当企业有再融资需求或者有并购扩张的战略需求时，卖空机制对企业的震慑作用进一步增强。

本文进行了一系列的稳健性检验。第一，采用平行趋势检验证明了融资融券试点前融券标的组和非融券标的组的企业在违规倾向上没有显著差异；第二，通过构造虚拟的融资融券试点实施的时间表进行安慰剂检验，结果表明虚拟时间点上融券标的组和非融券标的组的违规倾向没有显著差异；第三，区分了与融券交易同时推出的融资交易的可能影响，发现融资头寸在企业违规行为披露前后并没有显著下降的趋势，且融资头寸与公司违规行为严重程度也没有显著关系，说明融资交易者并不关注公司信息披露不规范的违规行为，违规行为下降这一结果不应是融资交易所驱动。

相比现有研究，本文贡献在于：第一，现存文献较少关注卖空机制发挥治理效应的深层机制。陈胜蓝和马慧(2017)[11]从高管权益薪酬的角度研究了卖空机制对公司并购绩效的影响机制，本文从上市公司融资需求和并购扩张的角度研究卖空机制发挥治理效应的深层机制，进一步丰富现有关于卖空机制与公司治理的研究。第二，由于融资融券交易同时实施，研究融券卖空机制对企业信息披露违规行为的影响颇具挑战。本文通过研究融券交易者和融资交易者在企业违规行为前的不同行为模式，有效地排除了融资交易的潜在影响，证实了卖空机制的治理效应。第三，本文关注的是企业信息披露方面的违规行为。信息披露是资本市场发挥资源配置作用的基础，本研究表明，可以利用卖空机制这一类外部治理机制，通过市场压力规范企业行为，再一次印证了二级市场交易机制对资本市场建设的重要意义。

二、理论分析与研究假设

(一)卖空机制与公司违规行为

大量研究表明卖空者能通过“用脚投票”充当外部监管者，改善上市公司治理(Karpoff and Lou, 2010; Massa et al., 2015)[6][8]。一方面，放松卖空管制后，卖空交易者能利用其专业优势挖掘企业层面的负面信息，并通过活跃的卖空交易做空公司股票，加快股价对私人信息的调整速度，提升市场的信息效率(Boehmer et al., 2008；李志生等，2015)[3][14]。潜在的卖空威胁会增加公司信息披露违规的成本，促使股东对管理层实施更有效地监督，从而管理层规范信息披露。另一方面，卖空机制能提高市场的信息效率，促进股东和管理层签订更有效的激励合同，提高公司信息披露质量(Angelis et al., 2017)[2]。因此，放松卖空管制有助于提高投资者对公司主动治理的参与度，充当外部监管机制。研究文献认为企业财务状况、控制人动机、公司治理结构会影响企业信息披露(蔡志岳和吴世农，2007)[10]。此外，陆瑶等(2012)[15]的研究表明机构投资者能利用专业优势对企业进行监督，机构投资者持股比例越高，对上市公司监管的动机越强，公司违规概率显著降低。据此，本文从卖空交易者的角度探究其对企业违规行为的外部治理作用，由此提出研究假设1：

H1：放松卖空管制后，企业发生违规行为的概率显著降低。

(二)卖空机制与市场信息效率

如前所述，放松卖空管制能规范公司治理的前提条件之一是卖空者是知情交易者，能识别潜在的公司违规行为，利用其专业优势和分析能力有效识别上市公司违规严重程度，并进行较为活跃的卖空交易(karpoff and Lou,2010)[6]，改善公司信息不对称程度。由此提出假设2：

H2：卖空交易者具有信息优势，能有效识别公司潜在的违规行为。对于融资融券标的公司，越靠近违规公告日，异常卖空头寸越大；违规行为越严重，卖空交易越活跃。

卖空机制发挥外部治理作用的第二个前提条件是卖空机制能提高市场的信息效率(Boehmer et al., 2008)[3]。卖空交易者通过有效识别公司潜在的负面信息进行活跃的卖空交易使负面信息融入股价，从而潜在的卖空威胁会促使股东对管理层实施更有效地监督，规范公司违规行为，改善公司治理。为完善这一逻辑链，本文提出假设3：

H3：卖空交易者能通过活跃的卖空交易做空潜在违规公司的股票，使负面信息融入公司股价。

(三)卖空机制与企业融资扩张战略

放松卖空管制会对企业产生卖空压力，促使管理层规范公司治理。为完整地建立起卖空机制抑制公司违规行为的因果关系，本文进一步从公司融资扩张战略的角度探究了卖空机制抑制公司违规行为的内在机制。

企业基于扩张战略目的进行项目融资、引入战略投资者、资产重组以及并购整合时，往往有利用公开市场渠道持续融资或潜在融资的需求，若股价因负面信息受到打压，不利于企业融资扩张(Burkart, 1995; Lang and Lundholm, 2000)[4][7]。例如，Burkart(1995)[4]发现公司在并购时倾向于提升公司价值，在被并购方采取抵制并购策略、鼓励竞标者参与并购策略时都会倾向于提高并购交易价格。而当企业出现潜在的违规行为时，卖空者会挖掘与公司有关潜在负面信息并通过较活跃的卖空交易做空公司股价，会利空企业的融资扩张战略；因此，职业经理人有动机去改善公司治理，提升公司股价。Hertzel et al.(2006)[5]的研究也表明机构投资者能利用自身的信息渠道优势和分析能力对实施增发的企业进行有效监督。据此，本文提出假设4：

H4：基于企业的再融资和扩张需求，潜在的卖空威胁会促使股东对管理层实施更有效的监督，抑制公司违规行为。

三、研究设计

(一)样本选择

本文研究样本为2010年3月31日至2016年12月31日中国A股上市公司中因未及时披露公司重大事项、或业绩预测结果不准确或不及时、或信息披露虚假或严重误导性陈述、或未依法履行其他职责、或未按时披露定期报告等违规行为而受到沪深交易所和证监会公开处罚、公开批评、公开谴责的上市公司。本文公司违规、卖空交易和公司财务数据来源于Wind数据库，上市公司调入和调出融资融券列表数据来源于沪深交易所，公司治理结构变量数据来源于CSMAR数据库。在研究期内，本文基于如下原则对样本数据进行筛选：(1)剔出统计数据不全或者存在缺失的上市公司；(2)剔除带ST的上市公司；(3)根据中信一级行业分类，删除银行、保险、券商等金融类企业；(4)删除调出以及调出后重复调入融资融券列表的公司。

(二)变量定义

本文以企业是否发生违规行为(Misconduct)的虚拟变量作为被解释变量，以企业是否可以卖空(Treat)为解释变量，该变量当公司在给定时间点存在于融资融券列表中取值为1，否则为0。

为验证卖空交易者是否能识别企业潜在的负面信息，并通过活跃的卖空交易“惩罚”企业的违规行为，本文使用文献中常见的企业违规行为披露日之前的异常卖空交易指标进行刻画。具体来说，对样本时间段内作为实验组的发生违规行为的融资融券标的每个上市公司，按照上市板块、上市时间、所属行业，一对一匹配未发生违规行为的融资融券标的上市公司作为对照组。根据Karpoff and Lou(2010)[6]模型，记违规公告日为初始时点0，在10个不交叉的时间窗口t，即[-100, -91]、[-90, -81]、......、[-10, -1]内，以对照组股票数据为基础，估计下列两个模型，得到两组系数。

用来估计模型的主要指标为市场资本化率(Size)、账面市值比(BM)、股票价格动能(Mom)，以及换手率(ST)和机构持股比例(IO)。两个模型的主要区别是是否加入换手率(ST)和机构持股比例(IO)，其中g=low,medium或者high是指把对应股票按照资本化率、账面市值比、价格动能的大小进行三等分分组。接着应用两个模型的系数估计结果至实验组，即违规的融资融券标的上市公司，得到实验组企业的预期卖空头寸的估计，然后计算实验组企业的异常卖空头寸ABSI等于其实际卖空头寸与预期卖空头寸之差，即

其中，SIit(short interest，公司i在第t周期内的融券余量占流通股本比率)表示公司i在距离违规公告日第t个时间窗口内的实际卖空头寸，E(SI(j)it)表示以两种模型计算的预期卖空头寸，其中j=1,2。1

此外，为稳健性考虑，本文还使用上市公司违规罚金(Penalty)作为度量企业违规行为严重程度的指标。

在检验卖空交易对公司股价的影响时，本文考虑违规公告日后10个交易日、30个交易日以及60个交易日的股票超额收益率(CAR)。为探究卖空机制对公司违规行为的治理效应的深层机制，本文从上市公司融资扩张战略的角度提供了一个可能的解释；为检验这一机制，本文以股权再融资虚拟变量(Raise)、股权再融资次数(Raisetimes)以及公司进行增发配股募资金额(Raisevalue)和参与并购交易价值(Tradevalue)作为衡量上市公司融资扩张战略机会的代理变量。

控制变量选择考虑如下。首先，依据Uzun et al.(2004)[9]、蔡志岳和吴世农(2007)[10]等，考虑到公司违规行为会受公司治理结构变量影响，因此应包括公司治理结构变量，具体而言，包括大股东持股比例(Tophold)、独立董事比例(Outdir)、董事会规模(Boardsize)、管理层持股比例(Mgthold)、董事长与总经理是否两职兼任(SBG)等。其次，参照Karpoff and Lou(2010)[6]、陆瑶等(2012)[15]等，公司治理表现也与公司层面的财务表现等相关，因此也加入这方面的控制变量，具体包括净资产收益率(ROE)、财务杠杆率(LEV)、营业收入增长率(Oigr)、股权集中度(Ownratio)等。

本文用到的所有变量的名称、符号及相关定义见表1。

(三)数据描述

表1 变量定义描述

为剔除极端值对研究的影响，本文对连续性变量Oigr、ROE、LEV进行1%的缩尾处理。表2是全部A股在2010年3月31日至2016年12月31日期间主要变量的描述性统计。样本中，公司发生违规行为的概率为21%，管理层持股和大股东持股比例均值为1.36%、35.39%，董事会平均人数为8人，独立董事占比均值为37.3%，26.3%的企业中董事长和总经理为同一人，企业净资产收益率均值为7.94%，资产负债率均值为42.92%，64%的企业在样本期内进行了股权再融资，企业平均参与3次股权再融资，平均募资金额为12.3亿。

四、实证检验与分析

(一)放松卖空管制后，企业发生违规行为的概率显著降低

为解决潜在的内生性问题，本文利用融资融券标的股票列表五次变更的时间点，即2010-03-31、2011-12-05、2013-01-31、2013-09-16、2014-09-22，采用双重差分模型(DID)和倾向得分匹配(PSM)方法，比较融资融券标的与非融资融券标的发生违规概率的差异。具体来说，首先，对于五次融资融券标的列表调整时点，在每一期以当期进入融资融券标的哑变量Treat为因变量，控制变量为公司层面的特征包括公司的净资产收益率(ROE)、盈利情况(Oigr)、权益杠杆(LEV)、市净率(PB)、上市地点(IPOplace)、行业(Ind)，以及证监会规定的融资融券列表的进出标准2相关的变量，如变更时点前三个月公司股票的换手率(Turnover)、波动率(Volatility)，使用Logit模型计算倾向得分，根据倾向得分匹配分值最相近且未进入融资融券列表的股票作为控制组；然后，采用如下双重差分模型分析卖空机制与公司违规行为的关系。

表2 样本相关变量描述性统计

其中，ΔMisconductit为企业在政策实施前后两年内是否发生违规行为的差分，当企业违规情况恶化(当期违规、前期不违规)时，赋值为1；其他情况(当期违规、前期违规，或当期不违规)，赋值为0。Treatit为处理变量，衡量企业是否可以融资融券的虚拟变量。Controlsit为前文列出的所有控制变量如企业财务状况和公司治理结构，εit为随机误差项，回归中控制行业固定效应和五次更改的时间固定效应。

双重差分回归结果如表3所示，表中前三列为仅适用双重差分的回归结果，后三列为线进行倾向匹配得分后使用双重差分模型的回归结果。处理变量(Treat)的回归系数在5%的水平下显著为负，表明卖空机制能显著降低企业的违规概率，并且放松卖空管制后企业发生违规行为的概率显著降低35.49%。这说明卖空机制在统计上和经济意义上都是能够显著降低企业违规行为。

表3 双重差分回归结果

(二)卖空交易者具有信息优势，能有效识别公司潜在的违规行为

为进一步说明卖空机制为什么能够起到抑制公司违规行为作用的背后机理，本文需要检验卖空交易者是否能有效识别企业潜在的负面信息，并通过活跃的卖空交易“惩罚”企业的违规行为，建立起卖空交易者与公司违规行为的事前联系。

以违规公告日前第t个周期的异常卖空头寸ABSI(j)it(j=1, 2)为被解释变量，检验发生违规行为的融资融券标的股票在违规公告前的异常卖空头寸随时间的变化趋势，采用公司固定效应的面板回归模型来测量违规公告日前异常卖空量随时间t的平均周期增长率，t∈[-10, 0]，回归方程如下：

其中Controls是一系列控制变量，包括市场资本化率(Size)、账面市值比(BM)、超额累计收益率(Mom)、机构持股比例(IO)、换手率(ST)等，t是时间趋势。

回归结果汇报在表4中。结果显示，解释变量时间变量t的回归系数δ在5%的水平下显著为正，表明违约公告日前异常卖空头寸在靠近违规公告日逐渐增加；这一结果说明卖空交易者是知情交易者，能挖掘公司潜在的负面信息并对其股票进行较为活跃的卖空交易，越靠近违规公告日，异常卖空头寸呈平稳增加的趋势。表中第(1)列显示，δ的值为0.036，表明从违规公告日前100个交易日到违规公告日期间，时间变量t每增加10个交易日，企业的异常卖空头寸增加0.036。

为进一步验证卖空交易者是知情交易者，能识别企业潜在的坏消息并进行活跃的卖空交易，本文检验卖空交易量与违规行为严重程度的关系，以实验组在违规公告日前10个交易日的异常卖空率数据为被解释变量，以违规受罚金额表示违规行为严重程度作为解释变量，检验异常卖空率的横截面差异，回归方程如下：

其中Xi,-1为一系列控制变量，市场资本化率(Size)、账面市值比(BM)、前30个交易日的累计超额收益率(Mom)、机构持股比例(IO)、换手率(ST)、净资产收益率(ROE)、财务杠杆(LEV)、盈利情况(Oigr)等。

表5中实证结果显示，解释变量违规行为严重程度的变量Penalty的回归系数在5%的水平下显著为正，表示异常卖空头寸与违规行为严重程度正相关，即违规行为越严重，卖空交易越活越。因此，卖空交易者在搜寻公司违规信息时能识别出上市公司潜在违规行为的严重程度。所以，本文的结果显示卖空交易者不仅可以识别企业负面信息的存在性，也可以识别出负面信息的严重程度。

表5 卖空活跃度与违规行为严重程度

(三)卖空交易者能通过活跃的卖空交易，使负面信息快速融入股价

为进一步探究卖空交易是否能够对企业形成“惩罚”，即卖空交易是否能带来股价的下跌压力，本文以违规公告日前异常卖空交易活跃情况作为解释变量，研究违规公告日后10个交易日、30个交易日以及60个交易日的股票收益对卖空交易的反应情况，建立如下回归模型：

其中，CARi,T表示违规公告日后T个交易日内(T=10，30，60)股票i的超额收益率，Xi代指一系列控制变量。表6中回归结果显示，违规公告日前异常卖空头寸的系数显著为负，且幅度随时间增大，说明违规公告日前异常卖空交易越活跃，违规后股票收益率越低；且卖空交易对股价的长期影响更显著。

综上，本文至此证明了卖空者能有效识别企业潜在的负面信息并进行活跃的卖空交易，使潜在的负面信息更快地融入股价、导致股价有下降压力，从而能对违规企业形成“有效惩罚”。因此，卖空机制的存在会带来潜在的卖空威胁，促使企业减少违规行为，从而实现事先的“外部治理”。

表6 卖空活跃度对股票收益率的影响

(四)融资需求、扩张战略与卖空机制的治理作用

上文的分析指出，卖空者的确可以识别企业的负面信息，卖空行为的确可以带来股价的下降压力，所以卖空机制的存在成为潜在的卖空威慑，这是卖空机制可以成为外部治理机制的核心。但与成熟的金融市场不同，在新兴市场。大股东和管理层的激励体系还不完善，跟股价的相关性并不大，那么管理层为什么会担心潜在的卖空威胁或者价格下跌压力？要探索卖空机制的外部治理效应的深层机制还需要进一步回答管理层为什么会关心潜在的卖空威胁。在本节，本文试图从上市公司再融资需求和并购重组扩张战略的角度探讨卖空交易发挥治理效应的深层机制和传导过程，解释卖空机制为何能发挥外部监管效应。

上市公司由于有股权再融资的需求，会促使管理层改善对企业的治理，提升公司股价，促进投资者的信心。当公司成为融资融券标的后，卖空交易者能挖掘与公司有关的负面信息并做空公司股价，而管理层会担心股价下跌影响公司融资扩张战略，不利于公司经营战略发展，职业经理人基于公司经营、并购扩张战略会提升对公司的参与治理热情，促进管理层规范违规行为，改善公司治理，因此，对于融资融券标的公司，进行融资并购战略的企业的管理层会更加规范企业的违规行为，改善公司治理。

为检验这一机制，本文以增发配股募资金额(Raisevalue)、并购交易金额(Tradevalue)、是否参与融资交易的虚拟变量(Raise)、参与融资交易的次数(Raisetimes)的差分(政策实施后-政策实施前)作为衡量融资机会的代理变量，在双重差分模型中建立卖空虚拟变量与融资机会代理变量的交互项，研究公司战略对卖空机制治理效应的影响。双重差分和倾向得分匹配后双重差分的回归结果如表7所示，卖空虚拟变量与融资机会代理变量的交互项显著为负，表明进行融资扩张战略的公司，卖空机制对企业违规行为的治理作用更显著，说明企业会关注潜在卖空威胁对公司股权再融资战略的不利影响，从而更加规范公司治理，减少违规行为。

表7 卖空机制的治理效应与公司融资战略

五、稳健性检验

(一)平行趋势检验

双重差分模型的前提条件是受干预的实验组和未受干预的控制组在外生政策冲击前需满足平行趋势假设，本文采用如下模型对加入融资融券标的实验组和倾向得分匹配法构造的对照组的样本进行平行趋势检验，分析卖空限制前后企业违规行为的动态效果。

其中，i表示股票层面，t表示时间层面t∈[1, 6]。以两年为观测频率，dnit表示样本中上市公司距离融资融券试点时间第n个观测期的虚拟变量，n∈[-4, 2]，负数表示在加入试点前，正数表示加入试点后。Yit为是否发生违规行为的虚拟变量，企业i在进入试点前后第t个观测期内发生违规行为时取值为1，否则为0。对于时间变量的设置是以四次融资融券试点时间为分隔点、以两年为观测频率进行划分，以便于观察试点前后企业发生违规行为的动态变化趋势。回归模型中的比较基准组为实验组上市公司加入融资融券标的后的第1个观测期。回归中控制时间固定效应和公司固定效应，并在公司层面进行聚类调整。

图1中显示，实验组和对照组在加入融资融券试点前在不存在明显的趋势差异；加入融资融券试点后，实验组发生违规行为显著降低。这一动态趋势结果证明表3中的双重差分回归结果满足平行趋势假设，因此表3中得出的结论稳健。

(二)安慰剂检验

进一步，本文采用安慰剂实验进行稳健性检验。对于卖空标的股票，构造一个虚拟的融资融券加入时点，如果观察到在该融资融券虚拟时点前后标的股票的违规概率也出现了显著的降低，那么本文的假设1中得出的结论就不成立。本文选取2014年9月22日进入融资融券标的股票列表的218只股票进行安慰剂检验，将时间前推2年、1年，构造两个虚拟时间点，即2012-09-22、2013-09-22；设置虚拟融资融券的哑变量Treat，进入虚拟标的列表的218只股票设为1，从未进入融资融券标的列表的股票为0；然后选择研究样本区间分别为2010-09-22至2014-09-22、2012-09-22至2014-09-22。

图1 平行趋势检验

以是否发生违规行为的哑变量Misconduct为被解释变量，在虚拟时点处是否为卖空标的Treat为解释变量进行双重差分回归分析，预期安慰剂检验效果不成立，即在虚拟时点上的Treat对违规概率无影响，反之如果有显著负作用，说明卖空机制的外部监管作用不成立。

表8中，第1列和第3列分别为两个虚拟时点上双重差分回归结果，第2列和第4列为倾向得分匹配法为实验组找出得分值最相近的控制组后利用双重差分模型得到的回归结果，回归结果显示Treat回归系数不显著，说明在虚拟融资融券时点前后实验组与控制组发生违规行为的概率并无显著变化，因此安慰剂的效果不成立，假设1中得出的结论稳健。

(三)排除融资效应的替代性解释

由于融资融券机制是一体的，我国在放开部分股票卖空限制的同时，也允许投资者进行融资交易，而投资者的融资交易能提升公司股价。因此，关注融资交易的职业经理人可能会为了减少融资交易者对公司违规行为的担忧而规范公司治理，以吸引更多融资交易者，因此，放开卖空管制对公司违规行为的治理效应也可能是由于融资交易的影响。为探究融资交易作用的可能性，本文参照构造异常卖空头寸的方法构造了异常融资头寸(ABLI)3，检验违规公告日前异常融资头寸的走势。表9中实证回归结果显示，违规公告日前100个交易日到违规公告日前10个交易日期间，异常融资头寸并无显著减少的趋势，说明公司违规行为对融资交易并没有显著影响，由此可以推出公司违规的规范作用并非是由于融资效应，也进一步证实了卖空机制对公司违规行为的外部治理效应。

表8 安慰剂实验的违规概率分析

表9 违规公告前异常融资头寸随时间变化的面板回归

表10 异常融资头寸与公司违规行为的严重程度

为进一步排除对融资交易作用的担忧，本文同样以违规罚金作为衡量违规行为严重程度的代理变量，用违规公告日前10个交易日的异常融资头寸对违规罚金进行回归。表10中的回归结果显示，违规罚金的回归系数并未表现出显著为负，说明融资交易与违规行为交易并没有显著的联系，这一结果进一步排除了融资交易作用对公司违规行为的可能影响。

六、研究结论与政策建议

本文以中国实施融资融券交易为准自然实验，以2010年3月31日到2016年12月31日期间因信息披露违规受到沪深交易所以及证监会处罚的融资融券标的上市公司为研究对象，对卖空机制的治理效应进行理论探究和实证分析。双重差分回归结果表明，放松卖空管制后，融券标的企业发生违规行为的概率显著降低；卖空交易者挖掘公司潜在的负面信息并有效识别上市公司潜在违规行为的严重程度而进行活跃的卖空交易使负面信息快速融入股价，形成卖空威慑；上市公司有持续再融资和并购重组扩张战略需求时，企业若因负面信息导致股价受打压会不利于企业的融资扩张，潜在的卖空威胁会促使股东对管理层实施更有效的监督，提升对公司的参与治理，规范公司违规行为。本文的研究结论说明卖空机制能发挥对公司违规行为的外部治理效应。

同时，本文的研究结果为融资融券机制缓解信息不对称、发挥外部监管作用提供新的视角，丰富和拓展了与公司违规行为治理相关的研究；也为资本市场交易制度设计、促进有效公司外部治理、强化外部监管机制及监管公司违规行为提供了实证依据和理论支持。

注释

1. 参照Karpoff and Lou(2010)以异常卖空头寸(ABSI)来衡量卖空交易的活跃度，将其定义为违规公司实际卖空头寸与由基本面决定的期望卖空头寸的差额。

2. 参考《上海证券交易所融资融券交易实施细则》，来源：http://www.sse.com.cn/services/tradingservice/margin/rules/c/c_20150912_3987306.shtml。

3. 参照Karpoff and Lou(2010)构造异常融资头寸(ABLI)，将其定义为违规公司实际融资头寸与期望融资头寸的差值，以此衡量公司股票融资交易的活跃度。