卖空机制真的可以抑制公司违规吗？——基于中国式融资融券的实证分析

武 晨，王可第

(1.南开大学 金融发展研究院，天津 300071；2.北京大学 新结构经济学研究院，北京 100871)

一、问题的提出

经过近30年的发展，中国资本市场逐步完善,使得上市公司治理水平同步提高。然而，上市公司违规事件依然频发。据统计，在2007—2017年间，最高有18.98%的上市公司存在违规行为，最低也有9.07%的上市公司存在违规行为。此外，上市公司违规行为花样百出。前有冠福股份大股东林氏集团利用企业为自己名下的其他公司担保借款或者直接借款，甚至不通过冠福股份审批就直接开具商业承兑汇票。后有獐子岛利用海底库存和采捕情况难发现、难调查、难核实的特点，通过操纵财务报表，2016年虚增利润13114.77万元,占当期利润总额的158.11%，并在2017年虚减利润27865.09万元,占当期披露利润总额的38.57%。然而，上市公司严重的违规行为最终却需要资本市场和众多中小投资者为其买单，这既严重损害了投资者的利益，又不利于资本市场的健康发展。因此，如何有效约束上市公司行为，防范上市公司违规，保护市场参与主体的合法权益，对于促进我国资本市场健康发展具有重要现实意义。

面对我国上市公司违规行为频发，已有研究主要从内部治理与外部环境两个角度探讨公司违规的影响因素。对于内部治理，单华军(2010)[1]检验了内部控制缺陷与公司违规行为的相关性。蔡志岳和吴世农(2007)[2]研究发现董事会特征对公司违规具有显著影响。Hass et al.(2015)[3]研究发现CEO的股权激励提高了公司财务欺诈的概率。陆瑶和胡江燕(2016)、陆瑶和李茶(2016)[4～5]等则发现高管裙带关系对公司违规具有重要影响。对于外部环境如何影响公司违规行为，周开国等(2016)[6]发现媒体监督能够发挥外部治理作用，抑制公司的违规行为。滕飞等(2016)[7]研究发现产品竞争对公司违规行为具有“诱发”效果，产品竞争激烈，公司越倾向违规。

针对发达资本市场的研究发现，卖空机制能够扮演资本市场“看门者”的角色，对约束公司的违规行为具有重要作用(Karpoff and Lou，2010；Massa et al.，2015)[8～9]。然而，中国资本市场在2010年以前一直严格限制卖空交易，缺少卖空机制。直到融资融券制度推出才放松卖空管制，允许投资者卖空。融资融券制度的推出是中国资本市场的重要变迁，外生性改变了上市公司面临的外部环境。那么，融资融券制度的推出能否如发达资本市场卖空机制一样发挥外部治理作用，抑制公司违规呢？需要注意的是，中国融资融券有其自身的独特特征：对于标的股票可同时进行融资和融券交易，并且融资交易与融券交易的发展和规模既不平衡也不对称。由于融券交易在实际操作中面临高昂的成本，融资交易远比融券交易更为活跃(田利辉和王可第，2019)[10]。孟庆斌等(2019)、雷啸等(2019)[11～12]对这一问题进行了有益探索，他们利用中国推出放松卖空管制这一事件，进行准自然实验，发现卖空机制能抑制公司的违规行为。但这些文献忽视了融资制度对公司违规的影响，将融资融券的经济效应粗略地归结为是由于放松卖空管制所导致的。

为此，本文以2007—2017年A股上市公司为研究样本，在充分考虑中国特殊制度背景的基础上，对融资融券制度如何影响公司违规行为进行实证检验。使用固定行业和年度的双重差分法(DID)，发现融资融券整体上并未抑制公司违规，反而提高了公司违规的可能。这一结果在使用倾向得分匹配(PSM)等方法后依然成立。在使用融资融券交易数据分析发现，融资交易显著提高了公司违规的可能，但融券交易与公司违规不存在显著关系。进一步分析发现，如果公司代理成本越大,股东监督力量越薄弱,信息环境越不透明,审计服务就不能保证独立性，则融资交易与公司违规之间的正向关系越显著。这说明在中国特殊的制度背景下，融券交易并没有发挥卖空机制的治理影响，而与之同时存在的融资交易却恶化了公司治理，助长了公司违规行为的产生。

本文的学术贡献体现在如下三个方面：首先，理论上将融资融券对公司违规行为进行了逻辑解释与细化分解，不仅阐述了融券卖空机制对公司违规行为的影响，而且分析了融资机制如何影响经理人机会主义行为，从而影响公司违规，弥补了已有研究将融资融券的总效应仅仅归结于融券机制的不足。其次，实证上不仅使用固定行业与年度的双重差分模型较为有效地解决了融资融券与公司违规之间的内生性，而且基于融资融券交易数据验证了融资机制与融券机制对公司违规的不同影响。最后，与已有研究不同，结论上未发现融券机制对减少公司违规行为的产生存在治理作用。相反，发现融资机制显著恶化了公司治理，加剧了公司违规，该结论有助于深入全面地理解融资融券机制对公司治理的影响。

二、研究假说

上市公司管理者通过权衡违规的预期收益与违规的成本来决定是否违规(Dyck et al.，2010)[13]。借鉴陆瑶等(2016，2012)[4～5][14]“公司违规成本与收益分析”方法分析融资交易与融券交易分别如何影响公司违规行为。本文将违规能够为公司管理层带来的收益记为B，包括违规行为的直接收益以及虚报公司业绩带来的薪酬等的增加。违规给公司管理层带来的成本记为C，C=P×L。其中，P为公司违规被发现的概率，L为公司违规被发现后可能的罚款、刑事处分、薪酬损失以及解雇等损失。根据上述分析方法，在给定违规成本的前提下，通过违规能够带来的预期违规收益越大，公司管理层违规的激励就越高；在给定违规预期收益的前提下，公司违规被发现的概率越小或者违规被发现后的惩罚越轻，公司管理者的违规倾向就越高。

(一)融资交易与公司违规

融资交易能够提高公司管理层违规的预期收益(B)和降低公司管理层违规被发现的概率(P)，从而提高公司违规的倾向。

一方面，融资交易可能会为管理层带来更高的预期违规收益。融资交易的投机性质能够迅速推高股价(李政等，2016)[15]。被推高的股价不仅能够提高公司管理层所持有的股票或期权的价值从而提高公司管理层的个人财富，而且能够提高管理层的声誉，并且如果公司设定了与股价挂钩的薪酬契约，还有助于管理层获得更多的薪酬。不仅如此，股票价格也关系到公司股东的财富。在融资交易推高股价的情形下，公司管理层无论是出于维护自身财富的需要还是基于满足公司股东的期待，都会有足够的激励通过违规行为维持被推高的股价。因此，在存在融资交易的市场中，管理层进行违规的预期收益被放大，从而提高管理层进行违规的倾向。

另一方面，融资交易可能会降低违规行为被发现的概率。已有研究认为，通过融资机制买入股票往往是投资者的投机行为，融资交易为非知情交易(Hardouvelis and Peristiani，1992)[16]。Chang et al.(2014)[17]对中国股票市场的研究发现，融资交易并没有提高标的股票的定价效率，反而降低了个股的特质信息含量，恶化了公司的信息环境。在以个体投资者为主的中国股票市场中，融资交易会提高股价中的噪音，使公司的信息环境更为不透明。不透明的信息环境增加了公司利益相关者察觉公司管理层不当行为的难度，也就降低了公司管理层违规被发现的概率。

因此，融资交易可以通过提高违规预期收益和降低违规行为被发现的概率两种渠道加大公司违规倾向。

(二)融券交易与公司违规

融券交易作为一种卖空机制，能够提高公司违规被发现的概率(P)和公司违规被暴露情境下的损失(L)，从而降低公司管理层进行违规的激励。

一方面，融券交易能够加大公司违规行为被发现的概率。首先，典型的卖空者是追逐公司负面消息的专业投资者，卖空交易者往往通过发现公司的不当行为卖空股票而获益(Boehmer et al.，2008)[18]。Massa et al.(2015)[9]研究发现卖空对经理人具有约束效应，卖空压力能显著降低公司的盈余管理水平。Fang et al.(2016)[19]以美国证监会推出Regulation SHO为准自然实验，研究发现放松卖空管制能够抑制盈余管理，有助于察觉公司欺诈行为。陈晖丽和刘峰(2014)[20]以我国融资融券交易试点为背景也得到了类似的结论。其次，卖空交易能够强化公司内部治理机制。Massa et al.(2013)[9]使用23个国家或地区的数据研究发现卖空机制与内部治理存在“互补效应”，卖空机制提高了公司股东进行内部治理的积极性。在存在卖空机制的情境下，大股东等利益相关者出于对自身财富的考虑，会产生更强烈的动机去监督公司的管理层，从而提高管理层违规行为被发现的概率。再次，卖空交易能够提供公司透明度。理论上，卖空交易有助于价格发现(Miller，1977)[21]，能够提高股价信息含量，优化公司信息环境(李志生等，2017)[22]。公司透明度的提高有助于公司利益相关者及时发现公司违规行为，加大了公司违规被发现的概率。

另一方面，融券交易能够加大公司违规被暴露的损失，提高违规成本(L)[23]。在存在卖空机制的情况下，如果公司违规行为被发现，投资者可以通过融券交易机制卖空公司股票，放大投资者“用脚投票”的效应，带来股价下跌，导致公司管理层和大股东所持有的股票或者期权的价值下降，造成公司管理层和大股东的财富损失，引发股东对管理层的追责，并提高被敌意收购的概率，对管理层的职业生涯造成负面影响。

综上所述，无论是管理层违规被发现的概率越大还是违规被发现的损失越多，融券交易都能够通过提高违规的预期成本来降低公司管理层的违规激励。

三、研究设计

(一)样本数据

本文的初始样本为沪深两市2007—2017年A股上市公司。融资融券相关数据来自Wind数据库、CSMAR数据库。其中，对于初始数据，做了如下处理：一是剔除相关变量缺失的上市公司，剔除金融行业的上市公司，剔除ST和*ST的上市公司；二是为了减少极端值造成的影响，增强结论的可靠性，对所有连续变量的双侧极端值分别按照1%分位和99%分位进行了缩尾处理(Winsorize)。

(二)变量的选择和度量

1.公司违规

公司违规数据来自CSMAR数据库“公司研究系列违规处理”信息库。参考陆瑶和李茶(2016)对公司违规的定义，将由于存在虚构利润、虚列资产、虚假记载(误导性陈述)、推迟披露、重大遗漏、披露不实、欺诈上市、出资违规、擅自改变资金用途、占用公司资产、内幕交易、违规买卖股票、操纵股价、违规担保以及一般会计处理不当等行为，并受到中国证监会、深圳证券交易所、上海证券交易所、上市公司、财政部等机构公开谴责、批评和处罚的公司，记为存在公司违规行为的公司。借鉴Khanna et al.(2015)的研究[24]，使用虚拟变量Misconduct来表征公司违规行为，即若公司在当年度存在违规行为，则Misconduct取值为1，否则为0。

2.DID变量

本文引入虚拟变量List和AfterList。List为受到融资融券影响股票的虚拟变量，若公司在某一年度加入融资融券标的名单，取值为1，否则为0。AfterList为股票加入标的名单后的时间虚拟变量，若公司加入融资融券标的名单且没有被剔除，则AfterList取值为1，否则为0。

3.融资融券

借鉴Chen et al.(2015)的做法[25]，使用当年末的融资余额、融券余额度量公司融资融券交易活动，为了避免公司市值大小对融资融券交易活动的影响，Margin和Short分别为经市值调整后的融资余额和融券余额。

4.其他控制变量

另外，根据已有研究控制了其他可能影响Misconduct的变量：公司资产(Size)、公司负债水平(Lev)、公司年龄(Age)、行业集中指数(HHI)以及托宾Q(Q)。同时，为了降低内生性对研究结论的干扰，对控制变量均取了滞后一期。变量的定义及度量见表1。

表1 变量定义

(三)实证模型

使用如下的双重差分模型(Difference-in-Difference)，检验融资融券对公司违规行为的研究。

Misconducti,t=β0+β1Listi,t+β2AfterListi,t+γXi,t+μi+di+εi,t

(1)

模型(1)中被解释变量为Misconducti,t，用以衡量公司当期是否出现违规行为；Listi,t为加入融资融券标的名单公司的虚拟变量；AfterListi,t为若加入标的名单后未被剔除，则为1；Xi,t表示t期公司i对应的控制变量；μi为行业固定效应；di为时间固定效应。其中，AfterListi,t前的系数β1是本文需要关注的：若β1为显著正，说明加入融资融券标的后，显著促进了公司违规。

接下来，分别检验融资交易和融券交易以及融资融券交易对公司违规的影响。引入以下模型(2)、(3)、(4)。在模型(2)中，本文关心β1的系数，若H1成立，则β1显著为正，说明融资交易促进了公司违规行为的发生；在模型(3)中，本文关心β1的系数，若H2成立，则β1显著为正，说明融券交易抑制了公司违规行为的发生；模型(4)中本文关心β1和β2的系数，若H1和H2同时成立，则β1显著为正，β2显著为负，说明融资交易促进了公司违规而融券交易抑制了公司违规的发生。

Misconducti,t=β0+β1Margini,t+γXi,t+μi+di+εi,t

(2)

Misconducti,t=β0+β1Shorti,t+γXi,t+μi+di+εi,t

(3)

Misconducti,t=β0+β1Margini,t+β2Shorti,t+γXi,t+μi+di+εi,t

(4)

四、实证结果分析

(一)描述性分析

上市公司年度违规情况如表2所示。从表2可以发现，上市公司违规占比最多的是2012年，最少的是2017年，分别达到了当年度上市公司总数的18.983%和9.065%。从表中数据可知，上市公司年度违规行为的发生无明显规律，但上市公司年度违规情况严重，2007—2017年上市公司年度违规数量最少125家公司，最多392家公司，2007—2017年上市公司年度违规数量平均占比约在15%左右。

表2 上市公司年度违规情况表

表3报告了上司公司行业违规情况。其中租赁和商务服务业违规公司占比最多，住宿和餐饮业次之，违规公司占行业总公司数分别为19.655%和18.889%。交通运输、仓储和邮政业违规公司占比最少，仅为6.527%。可以发现，上司公司行业违规差异化大，违规情况分化严重。

表3 上司公司行业违规情况表

表4 描述性统计

主要变量的描述性统计结果如表4显示，公司违规(Misconduct)的平均值为13.5%，说明在选择的样本中约有13.5%的公司存在违规行为。加入过融资融券标的名单(List)的公司约占总公司数的41.7%，受到融资融券影响(AfterList)的公司占总公司数的17.6%。对于融资融券交易的变量，融资交易(Margin)的均值为0.033，5%分位数为0.001，95%分位数为0.096，标准差为0.031。融券交易(Short)的均值为0.000，5%分位数近乎为0，95%分位数为0.000，标准差为0.000(1)在保留4位小数的情况下，融券交易(Short)的均值为0.0001，5%分位数近乎为0，95%分位数为0.0002，标准差为0.0001。。这也反映了融资融券交易在我国发展不平衡，侧面说明融资业务和融券业务对于我国上市公司来说可能存在不同的影响。

(二)基本回归分析

采用模型(1)检验了融资融券交易对公司违规行为的影响。实证结果如表5第(1)列所示，检验结果表明在控制了企业规模、资产负债率等公司特征后，AfterList的系数显著为正，这说明受到融资融券交易影响的公司更容易出现违规行为。基于此，第(2)到(4)列分别考察了融资交易融券交易对公司违规的影响。表5第(2)列和表第(3)列分别按照模型(2)和模型(3)各自检验了融资交易和融券交易对企业违规行为的影响。第(2)列中Margin的系数显著为正，这说明融资交易在一定程度上促使上市公司违规行为的产生，符合假设H1。第(3)列中的Short系数不显著，这说明融券交易对上市公司违规不会产生影响。第(4)列是按照模型(4)同时检验融资交易和融券交易对公司违规的影响，结果和上述一致。

表5 融资融券与公司违规

(三)稳健性分析

1.倾向得分匹配法(PSM)

为了避免由于融资融券和企业违规存在的因果性而导致内生性问题的产生，进一步采用倾向得分匹配法(PSM)消除可能存在的内生性问题。采用文中使用的控制变量作为匹配变量，新生成PSM处理组。进而采用配对后的处理组对融资融券交易与公司违规的关系进行回归检验，结果如表6第(1)列到第(4)列所示，PSM回归结果表明在解决了因果性导致的内生性问题后，融资交易放大了上市公司违规行为发生的概率，而融券交易对上市公司违规行为没有影响，即与基本回归结果一致。

表6 倾向得分匹配(PSM)估计

2.安慰剂检验(2)限于篇幅，本文未报告相关回归结果，感兴趣的读者可向作者索取。

本文将标的股票进入融资融券名单的时间向前推3年，然后对模型(1)进行重新估计，结果显示重新定义的AfterList的系数并不显著，这说明融资融券的推出的确是导致公司违规行为显著增加的原因。

五、进一步分析

上文发现融资融券交易制度的推出总体上助长了公司违规行为的产生，由于融资交易可以起到提高违规预期收益和降低违规行为被发现的概率的作用，上市公司受到融资行为影响更易违规。因此，为进一步验证上述结论，通过对经理人自利程度高低和违规行为被发现难易进行分组回归，验证融资融券交易制度对公司违规行为的影响。

(一)代理成本分组分析

如果公司经理人自利程度越高，经理人面对更高的预期收益实现，出于自身利益的考虑，经理人越有可能在出现融资交易的情况下进行违规行为以追求自身利益最大化。借鉴Ang et al.(2000)等文献[26]，将管理费用率作为经理人自利程度的代理变量，按照公司管理费用率是否大于行业年度中位数，将样本分为经理人自利程度高和经理人自利程度低两组。

表7报告的分组结果显示，第(1)列Margin的系数显著为正，而第(2)列Margin的系数不显著，这说明代理成本大的公司的更容易受到融资交易的影响，导致公司违规行为的发生。第(3)、(4)列Short的系数均不显著。综上说明，在代理冲突更严重的公司中，受到利益驱使，经理人更容易受到融资交易的影响，导致上市公司违规行为发生。

表7 代理成本分组分析

(二)大股东监督分组分析

公司的监督机制越健全，经理人违规被发现的概率越大。因此，健全的监督机制能够削弱融资交易与公司违规被发现概率之间的正向关系。已有研究认为，非控股大股东既有监督公司内部人的动机，也有监督内部人的能力(Shleifer and Vishny,1997;Claessens and Djankov,1999)[27～28]。本文借鉴Chen et al.(2012)的做法[29]，按照第2至第5大股东持股比例是否大于行业年度中位数，将样本分为监督力度高和监督力度低两组。

表8报告的第2至第5大股东持股比例分组显示，第(1)列Margin的系数不显著，而第(2)列Margin的系数显著为正，这说明受到监督强度越小的公司更容易受到融资交易的影响，导致公司违规行为的发生。第(3)、(4)列Short的系数均不显著。综上所述，融资交易更容易诱发缺乏监督的公司产生不当行为，这说明了面对违规行为更难被发现的公司，融资交易的实施加剧了公司违规行为发生的概率。

表8 第2至第5大股东持股比例分组分析

(三)信息环境分组分析

外部审计作为有效规范和监督公司市场经营活动的手段，可以减少股东、投资人与管理层之间的信息不对称，规范管理层行为，对公司治理有着不可忽视的重要性。由“四大会计师事务所”提供外部审计的上市公司能够有效减少信息不对称(Kiridaran et al.,2010)[30]，降低会计报表的错误、舞弊甚至违规现象(DeFond and Jiambalvo,1993; Don et al.,2009)[31～32]，“四大会计师事务所”提供外部审计既是对上市公司合理运营的监督，也为上市公司经营业务的开展起到背书的作用。因此，将上市公司是否聘请“四大会计师事务所”作为公司信息环境的测量指标。

公司信息环境越透明，经理人违规行为被发现的概率越大。公司的透明程度能够缓解融资交易与公司违规发现概率之间的正向关系。根据样本公司是否聘请审计师事务所，将样本分为信息透明度高和信息透明度低两组。分组回归结果如表9显示：对于信息透明度低的组，Margin的系数为3.344且在1%的水平上显著为正，而对于信息透明度高的组，Margin的系数不显著。融资交易与公司违规的正向关系只存在信息透明度低的组，融券交易不影响。

表9 信息透明度分组分析

(四)是否聘请境外审计师分组分析

文化差异(袁德利等，2018)[33]、宗教传统(Du，2014；廉芬芬，2018)[34～35]和人际关系(吴溪等，2015；吴伟荣和李晶晶，2018；谢盛纹和李远艳，2017)[36～38]等，对审计质量均有影响。除此之外，审计机制的有效性受到审计师声誉的影响，而西方审计机制的有效性更是如此(Watts and Zimmerman,1978)[39]。综上所述，中西方文化制度的差异对外部审计的有效性和审计质量也有一定的影响。对比境内审计师，境外审计师更能为上市公司提供独立、客观的审计报告。上市公司聘请境外审计师审计，可以保证审计报告的独立性，提高审计报告的质量，那么上市公司违规行为被发现的概率也会更大。

表10 是否聘请境外审计师分组分析

表10(续)

鉴于此，根据上市公司是否聘请境外审计师分组检验，研究聘请境外审计师是否可以缓解融资交易促进的上市公司违规。分组结果如表10所示，聘请境外审计师虽然不能缓解融资交易所引发的上司公司违规的概率，但是对于不聘请境外审计师的上市公司来说，Margin的系数为3.269且在1%的水平上显著，这说明对于不聘请境外审计师的上市公司来说，融资交易更易引发上司公司违规行为的产生。

六、结论

本文实证分析了融资融券机制对上市公司违规行为的影响。已有文献更多关注融券卖空的重要性，却忽视了与之同时进行的融资交易对公司违规行为的影响。本文在理论和实证层面同时考察了融资与融券对公司违规可能产生的影响。与已有研究结论不同，本文发现融资融券机制的推出并没有抑制公司违规，反而助长了公司违规。在使用融资融券交易数据分析发现，融资交易显著提高了公司违规的可能，但融券交易与公司违规不存在显著关系。在融资交易与融券交易发展不平衡，融资交易占绝对比例的情况下，融资交易对公司违规的助长作用超过了融券的治理效果，并导致融资融券机制的推出总体上助长了公司违规。进一步分析发现，公司经理人的自利程度越高，融资交易与公司违规之间的正向关系更显著。但是如果非控股股东的监督力量足够强，或者公司的信息环境足够透明，或者公司聘请了境外审计师，则融资交易与公司违规之间的正向关系不再显著，这进一步说明融资交易是通过放大违规收益和降低违规被发现的概率两种渠道助长公司违规现象的。