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【摘 要】 在我国实体和虚拟经济协同发展的背景下，企业的债务违约问题逐渐成为社会各界关注的重点问题之一。我国融券卖空机制自2010年开始已经有十余年历程，文章依据融资融券分布式扩容制度的特征，以2010—2020年上市公司为样本，通过DID实验检验融券卖空政策对于企业债务违约的“事前威慑”效应，并以进入标的的股票为研究对象分析已发生的卖空交易对企业债务违约风险的“事后惩罚”效应。研究发现，融券卖空限制逐步放开有助于抑制企业债务违约风险，且该卖空政策对董事与CEO两职分离、股权集中度高以及融资约束弱的企业抑制效应更强。最后在已有结论基础上进行了影响机制分析，卖空试点政策通过影响市场对企业的关注程度、企业盈余管理来发挥“事前威慑”效应以降低标的企业的违约风险，卖空交易通过降低标的企业过度负债水平和提高企业去杠杆化水平发挥“事后惩罚”效应以降低企业债务违约风险。
【关键词】 融券卖空； 债务违约； 双重差分法； 事前威慑； 事后惩罚
【中图分类号】 F275.1；F832.5 【文献标识码】 A 【文章编号】 1004-5937（2023）05-0028-10
一、引言
自20世纪90年代至今，我国资本市场一直没有完全放开股票卖空交易限制。已有研究表明，卖空交易机制的不完善会导致市场波动，投资者羊群效应与过度投机，使股价不能反映出完全的市场信息。目前，我国以试点的形式逐步开放股票的卖空限制，该试点对我国资本市场和上市公司的公司治理产生一系列影响，已经有许多文献进行探讨。本文将在已有结论之上进一步研究卖空制度对企业债务违约风险的影响效应，丰富对于融券卖空制度的研究结论。
2022年12月召开的中央经济工作会议指出，当前我国经济恢复的基础尚不牢固，需求收缩、供给冲击、预期转弱三重压力仍然较大。2022年全年我国的非金融企业部门杠杆率上升了6.8个百分点，从2021年末的154.1%上升至160.9%，四个季度的增幅持续下降，增幅分别为4.1、2.1、0.7和-0.1个百分点。随着宏观经济政策的宽松、居民消费的回升以及企业投资意愿的增强，未来一段时期我国的企业杠杆率还将呈现温和上升趋势，与之相关的便是企业的债务违约问题，当企业债务结构不合理，或是信用层级较差时，可能会因为债务违约而陷入经营困境。在本文中，考虑资本市场的政策冲击——融资融券分布式扩容制度对企业违约风险的影响作用与机制，卖空机制的引入能够增加负面情绪与股价下行压力的相关性，进而影响企业治理。进一步来说，股票卖空能从两方面影响标的企业：首先，潜在的卖空交易提高了公司价值的下行压力，能够起到对企业运营的监督和约束作用；其次，对进入卖空标的的企业而言，实际发生的卖空交易对企业价值造成了真实的影响，进而影响企业行为，学术界将两种效应称为卖空制度的“事前威慑”和“事后惩罚”。
自2010年3月起，我国证券市场的融券卖空试点机制逐步放开，并对进入融券卖空标的的股票开放卖空限制。在试点开始之前，所有股票都不允许被卖空，但试点开始以后，部分股票允许被卖空，基于这种自然实验框架，本文选取2010—2020年的上市公司样本，构造了多期双重差分实验来考察卖空的事前威胁对于企业债务违约风险的影响，即“事前威慑”效应。进一步的，以进入卖空标的企业为研究对象来分析已经产生的卖空交易对企业债务违约风险的影响，即卖空制度的“事后惩罚”效应。
二、文献综述
在研究内容上，已有文献基本有两大侧重点，第一类研究主要聚焦于卖空机制的引入对资本市场运作效率的作用和影响机制，第二大类研究主要探讨卖空机制对于企业治理、投融资决策等的影响。许多文献已经证明，融券卖空机制可以有效地分化市场预期，稳定股票价格走势。Chang et al.[1] and Bris et al.[2]研究发现卖空政策可以提高市场效率，降低市场崩溃风险；Saffi et al.[3]发现卖空限制削弱了股票价格对市场冲击的反应速度；李志生等[4]对2009—2013年A股市场的数据进行实证研究，认为中国股票市场融资融券机制的推出显着提升了股票的定价效率，同时可以抑制股票市场的异质性波动、提高股票市场的价格稳定性；Chen et al.[5]重点关注融券卖空的时序特征，考察了卖空效率对股票未来收益的预测效应和对股票错误定价的抑制效果。
也有学者将股票市场和公司治理联系起来，研究融券卖空机制和企业绩效之间的关系。已有研究表明，融券卖空机制的推出为上市公司增加了新的股价下行压力，为了维持企业价值，所流通股票能够被卖空的上市企业会更加规范自身行为。Massa et al.[6]通过对全球股票市场卖空政策的研究分析，认为卖空政策有利于缓解委托代理问题，抑制企业盈余管理行为。De et al.[7]分析了引入证券借贷试点对激励合同设计的影响，发现卖空增加了企业向高管发行股票和期权激励的动机。顾乃康等[8]研究认为，卖空机制可以对企业产生一种事前威胁，进而影响股东和债权人对于企业治理的判断，迫使企业管理者约束不良财务行为。刘飞等[9]研究卖空机制对企业研发投资的影响机制，得出结论认为卖空机制的引入降低企业的研发效率，并且在治理机制不完善的企业中更加明显。卖空限制的放开对于股票市场稳定性的积极影响，对企业经营稳健性的促进作用，以及对于不良行为的抑制效应，在相关文献中都有研究，而企业的债务违约情况通常与不当的企业运营和管理方式有很大相关性，卖空约束的放开能否对企业债务违约情况产生影响，目前鲜有文献探讨。已经有学者探讨了融券卖空机制与企业违规稽查的关系，孟庆斌等[10]认为卖空机制可以提高公司被稽查的可能性，进而抑制企业违规倾向，融券卖空机制不仅可以抑制市场波动，同时也能作为外部治理手段来规范企业行为。
本文研究卖空政策的实行对标的企业特征的影响作用，对于这一类研究，我国文献基本使用DID方法研究卖空机制的“事前威慑”效应，然而对于“事后惩罚”效应研究相比之下仍有待丰富。本文将在已有文献的基础上进一步证明的是，企业的债务违约风险是否会受到卖空政策的影响，本文通过将股票市场和企业经营困境联系起来，从卖空制度的“事前威慑”“事后惩罚”全面分析其对于企业债务违约风险的影响效应以及机制分析。
三、实证假设提出
首先，本文认为企业进入融券标的后，可能发生的卖空交易会发挥“事前威慑”作用，带来股票价格潜在的下行压力，增大企业的市场关注度，进而使企业做出调整，例如降低盈余管理行为等，从而降低企业债务违约风险，预防企业进入财务困境。因此本文提出假设1。
H1：进入融券卖空标的可以降低企业债务违约风险。
另一方面，本文认为卖空政策对于企业的影响会因公司治理机制的不同而产生异质性，本文着眼于股权集中度与董事CEO两职合一。股权集中度较高的企业股权结构较为稳定，在管理和决策方面具有利益一致性，更重视资本市场的有利或不利条件，便于卖空政策治理效应的实现。对股权集中度高的企业而言，由于控股股东长期控股，股东与企业利益统一，会更注重企业的健康发展。徐莉萍等（2006）研究认为持股比例高的企业有更高的业绩表现。陈大鹏等[11]认为股权分散的企业里，股东对管理层的监督更弱，企业更有动机通过盈余管理修饰报表推升股价。两职合一是一个企业的决策制定权和决策执行权是否分离的指标。Gul et al.（2004）认为，两职分离可以增进企业自愿性信息披露；刘行等[12]认为两职合一的企业会损害企业投资效率。在两职分离的企业中，董事会可以起到对总经理行为的监督作用，有利于提高企业决策的制定与执行效率，然而如果董事长兼任总经理，这种监督作用就会被削弱。据此本文提出假设2。
H2：卖空的“事前威慑”对企业违约风险的影响主要作用于股权集中度高以及两职分离的企业。
由于资本市场各种交易成本的存在，企业在进行外源融资时会遇到一定的限制。Almeida et al.认为融资约束强的企业，现金流与现金持有的相关性较低。李君平等[13]认为，强融资约束的企业服从股权融资、短期债务融资和长期债务融资的融资选择顺序。因此不同融资约束的企业往往具有不同的债务结构和现金持有水平，我们推断卖空机制的政策效应也会因此有所不同。本文认为，对于弱融资约束的企业来说，其外源债务融资更加便利，杠杆率相对较高，债务结构比较丰富，企业的现金持有也较低，当企业股票可以被卖空时，这一类高负债企业对于卖空政策冲击相对更加敏感，因而会调整企业战略以降低违约风险。而对于融资约束强的企业而言，由于其企业的现金持有和本身较低的负债率，使融资约束本身就发挥了对企业违约风险的抑制效果，因此卖空政策冲击效果对该类企业作用并不如弱约束企业明显。据此提出假设3。
H3：卖空的“事前威慑”对企业违约风险的影响主要作用于融资约束程度低的企业。
Massa et al.认为卖空机制主要从“事前威胁”和“事后惩罚”两个方面对标的企业起到影响作用。在前文对“事前威慑”的结论基础上，本文试图验证卖空制度能够通过“事后惩罚”机制来抑制企业债务违约风险。本文认为当市场对企业看空规模增大，能够成为一种惩罚和警示信号传递给标的企业，进而提醒企业采取一系列措施以降低未来的债务违约风险。据此本文提出假设4。
H4：已发生的卖空交易能够降低企业未来违约风险。
四、实证分析框架
（一）数据选取
为了进行实证分析，本文通过CSMAR数据库选取2010—2020年A股上市公司为样本，剔除了存在ST或PT警示的企业、金融类企业，同时也进一步剔除了进入卖空标的但又退出的企业。考虑到我国在2015年股灾期间为救市暂停了融券卖空交易，因此不考虑2015年政策效应。为了防止极端值对结果的影响，本文对参与回归的连续变量进行了上下1%分位的缩尾处理。
（二）倾向得分匹配
本文使用倾向得分匹配法来筛选样本，通过Logit回归，估计具有相似进入融券标的概率的一组企业作为实验样本。本文的实验组为进入股票卖空标的的企业，对照组为没有进入卖空标的的企业。根据融资融券标的筛选标准，本文倾向得分匹配过程使用的协变量包括了上市时长、个股回报率、日均换手率、回报波动和年个股流通股数；在匹配方式方面，本文选择使用最近临1■2匹配，即一个处理组匹配两个对照组。逐年匹配完成后每一个协变量的偏差小于3%，且均不具有统计学意义上的显着性，意味着选取的匹配方式是合适的，由于篇幅所限，本文省略了平衡性检验结果。
（三）双重差分法
接下来以DID方法检验卖空制度的“事前威慑”效应，参考 Beck et al.[14]，建立如下计量回归模型：
在模型1中，被解释变量Defaulti，t为量化企业债务违约风险的指标。企业的债务违约是指一个企业由于资产与负债结构性不匹配，导致了经营性现金流量不足，难以抵偿利息或者现有到期债务。债务合约能否正常履行不仅仅关系到一个企业的经营活动，更关系到企业的社会地位和信用。陈德球等[15]认为企业的社会破产成本会降低银行的筛选标准，进而增加企业债务违约概率；李萌等[16]认为企业内控质量低下是引发企业债务违约的原因之一。吴世农等[17]认为使用Logit模型衡量企业违约风险概率最为合适。本文引用吴世农等（2001）的方程，作为本文的模型2。另外，考虑到结果的稳健性，在稳健性检验环节中我们也采用KMV模型对企业的债务违约风险进行量化。
在模型1的解释变量中，DIDi，t为考察政策影响的关键变量，如果样本企业股票i在年度t是融券标的股，则该值为1，否则为0；controli，t为一系列控制变量，见表1；γi是个体固定效应的虚拟变量，δt为时间固定效应的虚拟变量，μi，t为随机扰动项。在实证结果中主要关注变量DIDi，t的系数，若为负，则进入融券标的有助于降低企业债务违约概率。
各变量定义见表1。
五、“事前威慑”的实证结果
（一）基准回归
本文基准回归结果如表2所示，其中列（1）、列（2）为未经匹配的样本回归结果，列（3）、列（4）为PSM后的样本回归结果。DIDi，t系数在1%的显着性水平下显着为负值，这一证据支持了H1。
考虑到不同股权性质的企业可能存在不同的时变趋势，在列（5）中本文引入企业产权性质（Nature）与时间的交互固定效应；考虑到不同行业可能存在不同的经济发展趋势，例如国家可能针对某些新兴行业进行一定政策扶持，因此在列（6）汇报了引入企业所处行业（Industry）与年份的交互固定效应以排除这些效应的影响，列（7）进一步引入产权性质、所处行业与年份的三重交互固定效应，上述回归中核心解释变量的系数始终在5%及以下的显着性水平显着为负，该结果也说明基准回归的结果具备一定稳健性。
（二）考虑治理机制异质性的分样本回归
为了证明H2，本文进行第一次分样本回归。本文采取股权集中度和董事CEO两职合一两个指标进行分类，股权集中度是公司治理的重要部分之一，该指标能够反映大股东对于企业的控制能力，本文采用第一大股东持股比例作为治理机制代理变量，当企业某年的第一大股东持股比例高于年度截面的中位数时，认为该企业股权集中度较高。
本次分样本回归结果如表3的Panel A所示。由回归结果可知，核心解释变量DIDi，t的系数均在高股权集中度和非两职合一的子样本中在1%的水平显着为负，说明卖空政策的“事前威慑”效应在两职分离和股权集中度高的企业中更明显，这一结果与H2一致。
本文第二次分样本回归的结果如表3的Panel B所示。很显然，在WW和SA指数的分组回归中，核心解释变量DIDi，t的系数均在弱融资约束的子样本中在1%的水平显着为负，说明融券政策的“事前威慑”效应对弱融资约束的企业抑制效应更强，这一证据支持了H3。
（三）考虑融资约束异质性的分样本回归
为了考察融资约束下的企业债务结构的差异，本文对不同融资约束的现金持有、资产负债率、金融负债率和非流动负债率进行均值t检验，本文在每一个年度截面上，以融资约束WW指数、SA指数中位数进行划分，大于中位数为该年度融资约束强的一组，小于中位数的企业划分为该年度融资约束弱的一组。结果如表4所示，融资约束强的企业会持有更多的现金资产以应对企业外源融资时的阻力。除此之外，可以看出，强融资约束的企业，资产负债比也显着低于融资约束弱的企业，并且金融负债和非流动负债占比也显着更低。这一结果一方面印证了融资约束强的企业，偏向于持有更多现金资产；另一方面也说明了融资约束本身也影响到企业的债务结构选择，融资约束弱的企业相比于强约束的企业而言，其与金融机构的信息流通门槛更低，自身信用水平较高，因此该类企业更易获得交付灵活的金融负债和借款成本更低的长期负债来进行融资。
（四）稳健性检验
本文根据以上实证环节的特点分别设计了四个环节检验DID回归的稳健性，包括DID方法必须要进行的平行趋势检验和安慰剂检验，以及目前计量经济学文献中比较常用的替换解释变量和替换匹配方式对结果的稳健性进行考察。
1.平行趋势检验
检验样本企业在政策推行之前和之后的违约概率是否具有显着性差异，进而确保在推行试点之后企业违约概率的变化确实是由进入融券标的这一事件引起。据此建立模型3，在该模型中，M和N分别为政策时点前和时点后的期数，policyi，t+j为政策发生相对时期的虚拟变量，其系数可以衡量融券政策时间点前后实验组和对照组之间违约概率的差异。
本文验证政策发生前五年到后四年的对照组和实验组之间是否具有显着性差异，为了防止“虚拟变量陷阱”，仅在模型中放入九个虚拟变量，将回归结果的系数以及95%置信区间以折线图形式列示。由图1可知，政策发生时点之前所有的系数置信区间均包含零，证明政策发生之前实验组和对照组之间不存在显着性差异，平行趋势检验通过。
2.替换被解释变量
考虑到结果的稳健性，本文进一步借鉴Bharath et al.（2008）方法采用KMV模型对企业债务违约风险进行测度。以违约距离变量（EDFi，t）作为被解释变量进行回归，结果与前文结果一致。
3.更换匹配方法
4.安慰剂检验
为了排除某些无法观测的外部冲击导致企业违约风险的变化，本文进行安慰剂检验。针对每一个实验组样本，随机抽取一个年份作为政策的发生时间，并进行基准回归，重复该过程1 000次，提取每一次回归结果中虚拟变量（DIDi，t）的系数和P值。在结果中，随机设定政策发生时间对企业违约风险的影响效应集中分布于0附近，且大部分P值均不低于0.1，即效应不显着，意味着通过了安慰剂检验。
（五）“事前威慑”潜在机制
顾乃康等[8]研究表明，进入融券标的企业的负面消息可以更多地被资本市场利用且放大。因此笔者认为，进入融券标的的企业，由于市场对于企业的关注度增大，更多“眼睛”注视该企业，就会迫使企业更加约束自身的行为，使企业稳健经营，违约风险降低。因此本文手工搜集并加入分析师关注人数作为市场关注度的机制变量，使用三步法考察机制。
如表5所示，Panel A的列（1）和列（2）为将研报关注度和分析师关注人数作为被解释变量时的回归结果，回归结果说明进入融券标的会使关注该企业的分析师人数和研究该企业的研报数量增多，进一步的，在基准回归中控制分析师人数和研报数量，结果如列（3）、列（4）所示，相较于表2，DIDi，t的系数绝对值与t统计量绝对值有所下降，意味着市场关注度属于融券政策影响企业违约风险的潜在机制。
另一方面，Massa et al.[6]验证了卖空制度会抑制企业的盈余管理，因此本文引入企业真实的盈余管理作为第二个作用机制变量。真实的盈余管理是指企业通过实际的经济活动来达到操控美化账面利润的目的，本文认为企业为了操纵利润而进行的脱离市场供需关系和企业长期发展战略的经营活动会降低财务质量，影响企业长期发展。Roychowdhury认为真实盈余管理对企业绩效存在负面影响，徐朝辉等[18]认为该行为会增加企业信用风险。本文基于Roychowdhury（2006）和Cohen et al.（2008）的方法构造企业的真实盈余管理变量（REMi，t），取绝对值（absREMi，t）作为总盈余管理行为的衡量。
在表5的Panel A中，列（5）为将真实的盈余管理作为因变量的回归结果，证明企业进入融券标的降低了企业实际盈余管理行为，列（6）为将真实的盈余管理加入主回归方程的结果，可以观察到DIDi，t的系数和t统计量绝对值均有所下降，意味着卖空机制有助于降低企业盈余管理行为进而降低债务违约风险。进一步的，针对盈余管理的方向对违约效应的影响，因此本文取REMi，t为正和为负两个子样本进行基准回归分析，结果如Panel B的列（1）至列（4）所示，本文发现，DIDi，t的系数在REMi，t为正的子样本中显着为负，且将真实的盈余管理纳入控制变量后，系数的绝对值和t统计量进一步下降，说明卖空制度主要通过减少正向的盈余管理，即减少企业通过实际经济活动增高账面利润的行为来降低未来违约风险。综上，当企业开放卖空限制，标的企业市场关注度提升，更多分析师对标的企业跟踪研究，负面信息更容易被挖掘；当卖空制度推行后引起企业股价与负面情绪敏感度提升时，迫于压力企业会减少操控利润以粉饰报表的行为，在金融机构借贷和商业行为合作中，符合实际情况的报表披露有助于企业违约风险的降低。
六、进一步分析——融券卖空的“事后惩罚”效应
（一）“事后惩罚”效应基准回归
为了验证H4，采用进入融券标的的上市公司样本运行面板回归；并构造两个事后惩罚变量：基于融券卖出量构造的（short1i，t即融券卖出量与流通股份的比值）和基于年度卖空余量构造的（short2i，t即卖空余量和流通股份的比值）。对于进入融资融券标的的企业而言，除本文研究的融券交易之外，同时产生的融资交易也应该被考虑在内，因此将企业的年末融资交易额（经过市值调整）纳入控制变量来排除融资交易产生的干扰。回归的核心解释变量替换为前文构建的两个事后惩罚变量：short1i，t和short2i，t，将被解释变量债务违约风险设定为t+1期。
回归结果如表6中Panel A的列（1）至列（4）所示，笔者观察到卖空的事后惩罚变量普遍为负且具有统计学意义的显着性，这一证据支持了H4。接下来进行机制检验。
（二）“事后惩罚”潜在机制效应检验
企业的负债水平，债务结构和债务合理性对企业的债务违约风险存在影响作用，本文认为实际卖空交易的发生能够促使标的企业调整债务结构，进而从根本上降低企业的债务违约风险。因此本节主要考察两个中介变量：企业的过度负债水平与企业的去杠杆程度。过度负债水平参考Harford et al.[19]、Denis et al.[20]，并以资产负债率的变化率作为去杠杆水平[21]，该值越小，说明企业去杠杆水平越高。从表6 Panel B的回归结果观察到，两个惩罚变量short1i，t和short2i，t分别在未来过度负债程度和去杠杆水平作为被解释变量的结果中，其系数在10%、1%的水平显着为负，意味着实际发生的卖空交易可以改善企业未来的过度负债程度，并增加企业去杠杆水平。
本节以当期和未来一期的违约风险为因变量对过度负债和去杠杆程度运行面板数据回归，表7的结果中当期和未来的违约风险与过度负债水 平呈同向变动趋势；同时，由于去杠杆程度变量的值越小意味着去杠杆水平越高，因此未来的违约风险与去杠杆水平呈反向变动趋势，且均具有统计学意义的显着性。该结果进一步说明了卖空交易可以通过降低企业过度负债，以及增加企业的去杠杆水平进而降低未来企业债务违约风险，且这一效应具有一定持续性。
七、结论
本文对卖空的“事前威慑”和“事后惩罚”效应进行实证分析，证明了融券政策的推出对于标的企业债务违约风险的影响：政策推行后，进入融资融券标的的企业，其违约概率较非标的企业而言有所下降，并且通过分样本回归结果证明了政策效应对治理机制完善的企业和融资约束宽松的企业作用效果更强。经过机制分析，卖空的“事前威慑”通过影响市场关注度和降低盈余管理来降低企业债务违约风险。进一步的，已经发生的卖空交易能够对标的企业传输警示信号以降低企业债务违约风险，经过机制分析，实际的卖空交易可以降低标的企业的过度负债程度和提高企业去杠杆水平，从而进一步降低债务违约风险。
根据本文研究结果，提出以下政策建议：首先，卖空制度可以促进企业稳健经营，降低企业运营风险。毋庸置疑，应该优化完善卖空交易机制，进一步扩大融券标的数量，降低交易费用，完善保证金管理机制，让融券机制能够发挥更大的作用，促进虚拟经济和实体经济协同发展。其次，根据分样本的回归结果，上市企业对于治理机制的改善，不仅会产生以往文献所一致认可的提高企业绩效等积极效果，也会使卖空机制发挥对企业的违约风险抑制效果，因此笔者认为交易所在选择融券卖空标的扩容企业时，应当将企业治理机制的完善程度纳入考量范围；另外，根据实证结果，本文认为企业的融资约束也应该作为选择扩容企业的考量标准之一。同时上市公司也应该积极完善治理机制，拓宽融资渠道，使资本市场能够起到监督企业经营的作用，进入融券标的的企业也应该积极接收证券市场看空情绪与卖空交易对于企业的警示信号，优化债务结构。
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