融券機制對上市公司信息披露違規行為存在治理效應嗎

楊慧輝 劉 偉

(1.上海對外經貿大學 會計學院，上海 201620； 2.安永華明會計師事務所 上海分所，上海 200120)

一、引言及相關文獻綜述

據不完全統計，自2010年以來，在美國資本市場上市的中概股因受到香櫞、渾水等專業做空機構的質疑，最終多達40余家退市。這些事件充分體現了賣空在資本市場上的重要作用。專業做空機構主要通過分析公司是否存在會計信息瑕疵，繼而選擇標的公司進行賣空，它們一般會利用發布負面調查報告所形成的利空信號，引發股價下跌以鎖定利潤。雖然賣空機構僅是為了逐利，但不可否認的是，它們通過深入挖掘和廣泛傳播負面私有信息，對“用腳投票”機制發揮了重要的杠桿效應，客觀上起到了監督會計信息真實性、完整性，提升會計信息質量的作用。那么，我國資本市場自2010年3月引入的融券賣空機制，是否也能對上市公司產生震懾作用，從而有助于減少上市公司的會計信息瑕疵，提升會計信息質量?；谏鲜龇治?，本文將重點關注，相對于未進入融券名單的公司，可融券賣空的公司信息披露行為與質量是否因公司進入融券名單而發生改變。

在成熟的資本市場中，賣空是一種有效的外部治理機制。其一，融券賣空為市場提供了自我糾正的手段，有助于提高信息的發現功能和股價的定價效率，促使系統估值更加合理化。Miller(1977)指出，如果股票被限制賣空，悲觀的投資者就無法執行對標的股票的“高位賣空、低位平倉”的獲利操作，只能被迫離開交易市場，有關該股票的負面消息就不能反映到股票價格中。這將造成股票價格僅僅體現了市場上最樂觀的投資者對于公司未來的預期，即股價會因此而被高估，出現價格泡沫?；谖覈Y本市場中的賣空機制，李科等(2014)通過事件研究法的分析發現，賣空機制可以起到矯正股價高估的作用；李志生等(2015)則通過對比研究發現，融資融券交易的推出有效改善了股市的定價效率。其二，融券賣空有助于降低市場的整體波動和崩潰的概率。陳淼鑫等(2008)選取37個國家和地區的證券市場作為研究對象，結果表明，取消賣空限制可以降低市場崩潰的概率。肖浩等(2014)進一步基于我國資本市場的研究顯示，融資融券具有降低股票噪音交易、提高股市信息傳遞效率的功能，并有助于降低標的股票的特質性波動。其三，融券賣空能夠對公司盈余操縱行為產生一定程度的影響。賣空者對目標公司盈余質量的關注，提高了公司操縱利潤的風險，進而有助于在一定程度上約束公司的盈余管理行為。Massa et al.(2015)基于33個國家上市公司賣空數據的分析表明，賣空威脅與公司應計盈余管理水平顯著負相關，表明賣空機制是企業外部治理機制的一部分，其對管理層的盈余管理行為具有限制作用。而且，Fang et al.(2016)以美國資本市場實施的一項可以降低賣空成本的政策為背景的研究還發現，賣空成本的改變對上市公司的應計盈余管理行為產生了差異影響，降低賣空成本能夠抑制上市公司的盈余操縱行為。以我國2010年引入融資融券機制這一準自然試驗的研究也表明，融券賣空機制可以在一定程度上提高納入融資融券名單公司的會計穩健型，顯著降低其應計和真實盈余管理水平(陳暉麗 等，2014)，因為賣空機制加大了管理層盈余管理行為被發現的概率，增加了管理層盈余操縱的成本(顧琪 等，2016)。進一步，賣空機制可以通過增加激勵合約的有效性和吸引分析師跟蹤來減少財務重述，使得融券標的公司發生財務重述的可能性顯著降低，會計盈余質量得以提高(張璇 等，2016)。賣空機制的引入提高了公司的信息透明度，由此可以降低分析師盈余預測偏差，提高其預測的準確性(黃俊 等，2018)。

理論上，信息披露虛假、延誤、遺漏等違規行為是上市公司會計信息質量低下的直接表現，賣空者對會計盈余質量的重視促使其深入挖掘公司負面私有信息，其發布的目標公司存在財務瑕疵的調查報告加大了上市公司被監管部門查處的風險和概率。這種震懾作用會迫使上市公司謹慎地披露會計信息，進而約束上市公司違規披露會計信息的行為?；诖?，本文通過理論和實證分析，從融券賣空者對上市公司違規行為的預見性和抑制性兩方面檢驗我國資本市場引入的融券賣空機制能否發揮提高上市公司會計信息質量的外部治理效應。本文貢獻主要體現在：第一，雖然有關融券賣空機制外部治理效應的研究已經取得了較為豐碩的成果，但當前國內的研究主要是從融券賣空機制對上市公司盈余管理和操縱行為影響的視角展開，無法全面反映融資融券做空機制提升會計信息質量的外部治理效應。而本文基于融券賣空機制對上市公司會計信息披露違規行為的預見性和抑制性的視角展開探討，拓寬了賣空機制治理效應和經濟后果的研究視野，豐富了相關文獻。第二，本研究結論不僅為更加全面地評價我國融券賣空機制的外部治理效應及其影響因素提供了全新的經驗證據，而且為上市公司、投資者和監管機構更為理性地評估我國將融券賣空機制引入二級市場的得失和影響提供了重要的借鑒。

二、理論分析與研究假設

上市公司披露的會計信息是資本市場中重要的信息來源之一，其質量高低對市場參與者的交易行為具有直接影響。信息披露違規是會計信息質量低下的一種直接外在表現，其主要包括信息披露虛假、延誤、遺漏等。在資本市場信息不對稱的現實環境中，上市公司的會計信息披露行為是公司控制權的一種體現，會計信息違規披露的實質是內部控制人為追求個人利益最大化而采取的損害外部投資者的一種自利的機會主義行為。按照委托代理理論，公司治理作為緩解代理沖突、抑制內部人控制權私利的機制設計，可以通過內部和外部治理來約束公司內部控制人的自利機會主義行為。體現在會計信息披露行為上，應該是內部治理結構良好的公司，信息披露違規造假的可能性較低，會計信息質量較高；外部治理效應的提升將提升公司會計信息披露違規的難度。

融券賣空者作為社會監督的一員被納入公司外部治理機制中，其為了謀利而對公司會計信息質量的特別關注可以形成一定的事前威懾作用。賣空投資者想要獲利，需依賴公司不透明的信息環境，發現并揭露公司經營活動中存在的“污點”(Desai et al.，2006)。因此，在選擇融券目標時，賣空投資者偏好那些信息披露存在問題、股價被高估的“問題公司”。賣空者通過及時發現和深入挖掘目標公司的利空信息，預測出目標公司可能存在包括信息披露違規等方面的問題，并在這些問題被公開披露前實施賣空，同時發布目標公司的“污點”消息以打壓股價形成套利。這些“污點”消息大多涉及目標公司信息披露方面存在的問題，因而更容易引發監管層的關注和進一步調查，加大公司信息披露違規被發現，進而受到懲處的風險和概率(Karpoff et al.，2010)。因此，融券賣空機制會提高上市公司信息披露違規被發現的風險，進而形成威懾作用，降低公司的信息披露違規行為。

在A股市場賣空受限的情況下，投資者即便質疑某家上市公司的信息披露存在問題，也只能采取“用腳投票”，即不再選擇該公司作為投資目標，而無法對其產生任何威懾作用。2010年融券賣空機制的引入，結束了我國股票市場的“單邊市”，為資本市場的投資者提供了一種新的獲利方式。當前，機構投資者作為我國資本市場上從事融券賣空業務的主要參與者，他(她)們憑借專業的研究團隊、多樣化的信息渠道和大額的資金支持，有能力挖掘上市公司負面的私有信息，找尋到存在“污點”的目標公司。賣空投資者偏好“問題公司”的獲利模式會對市場中所有的上市公司形成威懾，一旦成為賣空者的標的，公司在信息披露方面存在的問題便會被曝光，相應地，公司因信息披露違規而被發現和查處的風險也將大幅提高。因此，引入融券賣空機制，有助于抑制上市公司的信息披露違規行為。基于此，我們提出：

H1a：融券賣空者具備發現上市公司信息披露違規行為的能力；

H1b：融券賣空機制有助于抑制上市公司的信息披露違規行為。

在我國股權集中的所有權結構下，股權代理問題分為控股股東代理問題和管理層代理問題兩類。

一方面，終極控股股東擁有公司的實質控制權。上市公司的信息披露行為作為公司控制權的一種體現，不可避免地會受到終極控股股東的影響?，F金流權與控制權分離的終極控股股東存在對上市公司進行“掏空”的原動力，原因在于，終極控股股東憑借其控制權“掏空”上市公司所能獲取的收益大于其需按照現金流權比例承擔的公司價值損失，可獲取“掏空”的凈收益(La Porta et al.，1999，2002；朱清 等，2014)。在信息不對稱的現實環境中，為了掩蓋實際上已經發生的“掏空”行為，終極控股股東有動機與能力對信息披露內容進行選擇甚至是虛構。而且，終極控股股東的兩權分離度越高，上市公司信息披露違規的可能性越大(馮旭南 等，2011)，信息披露質量越低(Fan et al.，2002)。理論上而言，公司為了掩蓋控股股東掏空而進行的信息披露違規行為的概率越高，越容易受到對“問題公司”有敏銳嗅覺的賣空者的關注，信息披露違規行為被查處的風險也就會因為賣空者對標的公司私有信息的挖掘和披露而增大。這使得融券機制所產生的對信息披露違規行為的事前威懾作用在終極控股股東兩權分離度高的公司發揮得更強?；诖?，我們提出：

H2:融券機制對信息披露違規的抑制效應在終極控股股東兩權分離度高的公司更為明顯。

另一方面，隨著控制鏈的延長，作為控制權底層的上市公司的信息披露行為除了受終極控股股東的影響，還會受上市公司管理層的影響。而管理層激勵機制作為公司內部治理的重要組成部分，會對管理層行為產生引導效應，進而影響包括信息披露在內的各類公司行為。已有研究表明，貨幣薪酬激勵契約與財務業績掛鉤，具有信息優勢的管理層有動機和能力操縱財務業績，以達到薪酬契約的財務業績考核要求，這會降低會計信息披露質量(Healy，1985；Guidry et al.，1999)。管理層持股、股票期權等股權激勵，理論上是一項有效的激勵契約設計，可以產生利益趨同效應，有助于緩解管理層代理問題，減少管理層的自利行為。然而，安然、世通等大公司假賬丑聞背后的股權激勵誘因，促使理論界與實踐界開始關注股權激勵可能誘發的信息披露違規。股權激勵作為管理層薪酬組合的一個組成部分，與貨幣薪酬相比，其收益取決于公司的股價，對公司市值的依賴程度更高。這會誘導自利的管理層利用信息優勢，運用包括財務造假在內的各種方法，制造“題材”，創造利潤，抬高股價，進而從公司股票的升值中獲利。如Sen(2007)通過選取因財務舞弊而遭遇起訴的公司作為樣本的研究找到了管理層股權激勵會提升公司財務舞弊概率的經驗證據。此外，管理層還可以通過信息披露違規等方法壓低股權激勵的獲取成本，2006年席卷美國的高管股票期權倒簽丑聞潮就是實證。而且，管理層股權激勵增加了管理層在公司股權結構中的持股比例，提高了管理層權力，使得股東以及外部力量對其進行約束并監督的能力減弱。按照管理層權力論，管理層可以憑借其內部權力謀取私利，并通過操縱信息披露的內容和時間，甚至財務信息假造(Aboody et al.，2000)等違規行為掩蓋自己的利益攫取行為(Bebchuk et al.，2010)。賣空者基于高持股比例的管理層的這些機會主義行為動機，會提高對公司存在信息披露違規行為的先驗概率，這將使該類公司更容易被賣空者作為標的。此外，管理層持股比例越高，他(她)們的財富就會越依賴于股價，公司被賣空對其財富產生的負面影響越大。因此，融券賣空機制對這類公司所產生的威懾作用更大，對信息披露違規的約束作用更強。基于此，我們提出：

H3:融券機制對信息披露違規的抑制效應在管理層持股比例高的公司更為明顯。

在融券機制的事前威懾作用下，上市公司需要努力減少自身潛在的“污點問題”，降低成為賣空者標的的概率。由于賣空者主要從會計信息上尋找上市公司的“污點”(Desai et al.，2006)，這意味著上市公司必須提高所披露信息的真實性、準確性、完整性、及時性、合法合規性和公平性。因此，一定程度而言，融券賣空機制有助于促進上市公司信息披露質量的提升。基于此，我們提出：

H4:在成為融資融券標的證券后，上市公司的信息披露質量會提高。

三、研究設計

(一)模型構建

1.融券賣空者對上市公司信息披露違規行為的預見能力

客觀上，融券機制能夠對上市公司信息披露違規行為發揮抑制作用的前提是，融券賣空者可以發現存在信息披露違規的“問題公司”。按照融券賣空的獲利模式，賣空者首先需要通過細致的調查和研究發現標的公司的信息披露違規問題，然后融券賣出該公司的股票并發布對該公司信息披露違規問題的調查報告。這些報告的發布會提高標的公司被監管層關注和進一步調查的概率，從而引發公司的股價進入下行通道，賣空者可以擇機低價購入標的公司股票進行還券平倉，以實現獲利。也就是說，在公司因信息披露違規被立案調查前的研究窗口內，公司的融券量會非正常性地顯著上升。因此，為驗證本文的假設H1a，我們采用事件研究法，以確定在公司發生信息披露違規行為之前一段時間的研究窗口內，融券標的公司的非正常性融券量的變化情況。

對于非正常性融券量(ABSS)，本文參照計算股票非正常超額收益率的方法，并借鑒Karpoff et al.(2010)的衡量方法，以融券標的公司月度實際融券比例與公司所屬行業月度融券比例的差額來表征。做空投資者從事的融券業務，既包括看跌時的融券賣出額，也包括后續平倉的融券償還額。反映融券賣出額與融券償還額差額的融券凈賣出額能更加全面地衡量融券機制借券、還券的綜合效應。因此，本文以融券凈賣出額為基礎來計算融券標的公司的月度非正常性融券量。同時，為剔除公司規模因素的影響，我們采用融券凈賣出額占成交量比例的相對值指標，具體見模型1。

ABSS=(融券凈賣出額/成交額i，t-所屬行業的融券凈賣出額/成交額t)×100%

(模型1)

2.融券機制對上市公司信息披露違規行為的抑制性

在我國，融券標的股票的選擇，是由證券交易所綜合考慮上市公司及市場情況后選取的。因此，在對融券機制的政策影響的準自然實驗中，實驗組(融資融券樣本組)和控制組(非融資融券樣本組)為非隨機性樣本，存在系統性差異。若直接采用傳統的OLS(被解釋變量為連續變量)或Logistic(被解釋變量為離散變量)回歸模型，則會導致解釋變量對應的回歸系數在實驗組和控制組的估計結果不一致，削弱兩組回歸系數的可比性。因為該比較的前提在于，某樣本歸屬于實驗組或控制組是完全隨機的。

近年來，雙重差分模型(DID)在經濟、金融等領域得到了廣泛應用，其是評估政策效果的重要方法之一。雙重差分模型利用包含實驗前后狀態的兩期面板數據，在引入是否屬于實驗組和是否處于實驗期兩個虛擬變量，以及這兩個虛擬變量的交互項的基礎上，進行OLS或Logistic回歸?；貧w方程中兩個虛擬變量的交互項剔除了實驗組與控制組實驗前的差異，其估計量是一致的，從而可以得到較為可信的實驗效應。因此，為剔除實驗組(融資融券樣本組)和控制組(非融資融券樣本組)之間的系統性差異，得到可信的實驗效應，本文采用雙重差分模型(模型2.1和2.2)，以檢驗假設H1b、H2、H3和H4。

在檢驗假設H1b、H2以及H3時(模型2.1)，以信息披露違規(EF)為被解釋變量；在檢驗假設H4時(模型2.2)，以信息披露評級(IDM)為被解釋變量。解釋變量為時間虛擬變量(Post)和組間虛擬變量(List)。List為處理組識別變量，List=1代表融資融券標的股票，即處理組；List=0代表非融資融券標的股票，即控制組。Post為實驗期識別變量，當公司進入融資融券標的股票名單后，Post=1；否則，Post=0。主要的測試變量為Post×List的交互項，其系數表示公司在成為融資融券標的股票后信息披露違規行為的變化和信息披露質量的變化。由于信息披露違規與否是啞變量，將其作為被解釋變量時，使用Logistic回歸；信息披露評級為有序變量，則采用有序Logistic回歸。

EF=f(List,Post,Post×List,CONTROLS,Year,IND)

(模型2.1)

IDM=f(List,Post,Post×List,CONTROLS,Year,IND)

(模型2.2)

大量的經驗證據表明，公司特征如規模、償債能力、成長性、上市年限、上市地區等，以及公司的內部治理水平都會對會計信息披露違規行為和會計信息質量產生影響，因此有必要對這些因素進行控制。參照現有研究(Karpoff et al.，2010；馮旭南 等，2011；于曉強 等，2012；Jain et al.，2013；陳暉麗 等，2014；Massa et al.，2015)，本文從公司規模、償債能力、成長性等方面選擇公司特征的控制變量，從股東治理、董事會治理、高管治理等方面選擇公司內部治理結構的控制變量。

相關變量說明見表1。

表1 變量說明

(二)樣本選擇及數據來源

雖然深交所和上交所都會對上市公司的信息披露進行考核，但僅有深交所在其網站上公開信息披露的考核結果。因此，本文選取在深交所上市的公司作為研究樣本。考慮到股權分置改革、2007年會計準則體系大調整以及2008年國際金融危機等事件使得我國資本市場和經濟、政策環境在2009年前后存在巨大差異，而且2015年資本市場也處于非正常波動狀態，本文以2009—2014年為研究窗口，以避免這些噪音對結論產生偏差。

本文的融資融券標的股票公司名單和上市公司每年的信息披露評級數據來自于深交所網站。深交所自2001年起對在深交所上市的公司的信息披露進行考核，并制定了《深圳證券交易所上市公司信息披露工作考核辦法》(最新修訂版為“深證上〔2013〕112號”)，依據從信息披露、規范運作、監管措施和違規處罰等方面構建的量化指標體系對上市公司的信息披露進行考核評級，結果依據信息披露質量從高到低劃分為A(優秀)、B(良好)、C(合格)、D(不合格)四個等級。因此，交易所每年對上市公司信息披露的評級直接體現了公司的信息披露質量。本文的上市公司信息披露違規數據、財務數據和公司內部治理數據均來自國泰安數據庫。

截至2014年12月31日，深市成為融資融券標的股票的上市公司有399家[注]2014年9月12日，深交所將融資融券標的股票范圍擴大到400只，但因宏源證券股份有限公司股票已進入終止上市程序，2014年12月4日起宏源證券(證券代碼：000562)被調出融資融券標的股票名單。因此，2014年底深交所融資融券標的股票為399只。，其中屬于金融行業的10家，予以刪除。因此，本文的融資融券樣本公司共389家，剔除數據缺失的觀測值后，2009—2014年間共計獲得2034個有效公司-年度觀測值。在研究窗口內，我們將非融資融券標的股票的其他深市A股上市公司作為控制組，剔除數據缺失的觀測值，2009—2014年度共計獲得5817個公司-年度觀測值。為控制極端值的影響，我們對所有連續變量按照1%的標準進行Winsorize處理。

表2列示了本文主要變量的描述性統計結果，我們區分融資融券組和非融資融券組進行了分組報告并進行了組間的差異比較。從兩個樣本的均值比較可知，進入深交所融資融券股票名單的公司發生信息披露違規的比例顯著低于未進入融資融券名單的公司。從公司特征和治理特征來看，融資融券標的股票公司與非融資融券標的股票公司僅在終極控股股東兩權分離度、管理層貨幣薪酬、公司規模、償債能力和上市年限方面存在顯著差異。

表2 描述性統計

注：*、**、***分別代表融資融券樣本組與非融資融券樣本組的差異在10%、5%、1%的水平上顯著(雙尾)。

四、實證分析與假設檢驗

(一)空方市場對“問題公司”的有效預見性檢驗

我們通過非正常融券量(ABSS)檢驗融券賣空者是否可以發現存在信息披露違規的“問題公司”。表3和圖1列示了融資融券組的非正常融券量均值檢驗結果。對于信息披露違規組而言，在公司信息披露違規被監管部門立案調查前3個月，公司的非正常融券量就開始顯著高于0，賣空投資者已經進行了融券賣出的操作，埋下空倉；在信息披露違規被監管部門立案調查當月以及其后的3個月，公司的非正常融券量則顯著地為負，融券償還額高于融券賣出額，空方投資者平倉獲利。而在這段時期內，信息披露非違規組的非正常融券量并未發生顯著的變化。這表明，資本市場上的融券賣空者在一定程度上具備發現存在信息披露違規行為的“問題公司”的能力。因此，支持本文的假設H1a。

表3 非正常融券量(%)均值差異檢驗

注：*、**、***分別代表在10%、5%、1%的水平上顯著(雙尾)異于0。

圖1非正常融券量(%)均值走勢

(二)融券機制對上市公司信息披露違規的抑制性檢驗

首先，我們以公司是否存在信息披露違規為被解釋變量，以公司是否納入融資融券標的股票名單和納入名單的時點為解釋變量，檢驗公司在進入融資融券標的股票名單后信息披露違規發生的概率是否存在變化?；貧w結果見表4的“全樣本”部分。主要變量Post×List的系數(-0.333)在1%的水平上顯著為負(p值為0.006)，表明融券機制可以在一定程度上抑制公司的信息披露違規行為，支持本文的假設H1b。從控制變量來看，管理層持股比例和終極控股股東兩權分離度均與公司的信息披露違規行為顯著正相關，支持本文理論分析得出的終極控股股東和管理層都有動機通過信息披露違規實現私利。第一大股東持股比例、董事長與總經理兩職合一和獨立董事比例與公司的信息披露違規行為顯著負相關，表明大股東的現金流權、獨立董事治理，以及董事長對公司信息披露行為負有法律責任的制度規定能在一定程度上抑制信息披露違規行為。公司的盈利能力越強，信息披露違規的可能性越低；公司的負債越多、財務壓力越大，信息披露違規的可能性越高。此外，市場化程度越高，市場越能發揮對信息披露違規行為的監督作用。

注：*、**、***分別代表在10%、5%、1%的水平上顯著(雙尾)。

其次，借鑒Almeida et al.(2004)對全樣本進行分組的方法，本文以終極控股股東兩權分離度(CL)的第30百分位和第70百分位為分界點，對全樣本進行了“高CL組”和“低CL組”的劃分。CL高于第70百分位的公司為終極控股股東兩權分離度高的公司，低于第30百分位的公司為終極控股股東兩權分離度低的公司。兩個對照樣本組的回歸結果見表4的“高CL組”和“低CL組”部分。在“高CL組”中，CL在1%的水平上顯著的正相關(系數為0.705，p值為0.004)，表明控股股東的“掏空”動機是影響公司信息披露違規的重要因素，終極控股股東“掏空”動機越強，公司信息披露違規的可能性越大；主要變量Post×List的系數(-0.372)在1%的水平上顯著，支持融券機制可以在一定程度上抑制公司的信息披露違規。在“低CL組”中，CL不顯著(系數為0.639，p值為1.233)；主要變量Post×List的系數(-0.296)在10%的水平上顯著(p值為0.053)，表明在終極控股股東“掏空”動機弱化的公司中，融券機制仍可以在一定程度上抑制公司的信息披露違規。進一步，我們檢驗了Post×List的系數在“高CL組”和“低CL組”之間的差異，發現差異在5%的水平上顯著(p值為0.011)。[注]本文對變量Post×List的系數進行了“高CL組”和“低CL組”之間，以及“高MOS組”和“低MOS組”之間的差異分析，并進行了差異的顯著性檢驗。出于對實證結果報告規范性的考慮，我們未在表中列示。后續表5、表6和表7中處理措施類似，不再贅述。這表明，融券機制對公司信息披露違規的威懾和約束作用在終極控股股東兩權分離度高的公司更為顯著，支持本文的理論假設H2。

最后，以管理層持股比例(MOS)低于第30百分位和高于第70百分位為分界點，本文將全樣本分為“低MOS組”和“高MOS組”。兩個對照樣本組的回歸結果見表4的“高MOS組”和“低MOS組”部分。MOS 變量的系數在“高MOS組”中具有顯著性(系數為0.733,p值為0.000)，在“低MOS組”中則不顯著(系數為0.694，p值為0.144)。這表明管理層持股比例對公司信息披露違規行為發生概率的影響僅在管理層高持股時才存在，管理層持股比例越高，公司信息披露違規的可能性越大。主要變量Post×List的系數在“高MOS組”中為-0.353，且在1%的水平上顯著(p值為0.001)；在“低MOS組”中為-0.302，且在5%的水平上顯著(p值為0.017)。這表明無論上市公司管理層持股比例高還是低，融券機制都可以在一定程度上抑制公司的信息披露違規。進一步，我們也檢驗了Post×List的系數在“低MOS組”和“高MOS組”之間的差異，發現差異在10%的水平上顯著(p值為0.063)。這意味著，融券機制對公司信息披露違規的威懾和約束作用在管理層持股比例高的公司更為顯著，支持本文的假設H3。

(三)融券機制提高上市公司信息披露質量的檢驗

上文理論分析認為，融券機制對公司信息披露違規行為的外部治理效應可以直接提高公司信息披露的質量。因此，我們以深交所對在其交易所上市的公司的信息披露考核結果為被解釋變量，進一步考察融券機制對提高公司信息披露質量的外部治理效應，結果見表5。

表5 融券機制對公司信息披露質量影響的檢驗

注：*、**、***分別代表在10%、5%、1%的水平上顯著(雙尾)。

在全樣本的回歸結果中，主要變量Post×List與公司信息披露的評級顯著正相關(系數為0.204，p值為0.077)，表明公司在進入融資融券標的股票名單后，信息披露的真實性、完整性、及時性、合規性等質量會提高。這支持本文的假設H4。分組檢驗中，Post×List的系數在“高CL組”和“低CL組”之間的差異在5%的水平上顯著(p值為0.043)，在“高MOS組”和“低MOS組”之間的差異在10%的水平上顯著(p值為0.064)。這表明，融券機制提升資本市場上信息披露質量的治理效應在終極控股股東兩權分離度高和管理層持股比例高的公司更為明顯。這進一步支持本文的假設H2和H3。

(四)穩健性檢驗

為保證研究結論的穩健性，我們進行了如下的穩健性檢驗：(1)由于融資融券的影響在事件發生當年可能并不明朗，我們剔除了公司在進入融資融券標的股票名單當年的觀測值；(2)在對終極控股股東“掏空”動機和管理層股權基礎薪酬最大化動機進行分組時，借鑒陳暉麗等(2014)的方法，以低于公司所屬行業的25分位和高于公司所屬行業的75分位劃分“低CL組”、“低MOS組”和“高CL組”、“高MOS組”；(3)融資融券標的股票由證券交易所依據一定條件(包括上市年齡、流通市值等公司特征)進行選取，為了控制可能存在的內生性問題，我們按照公司所處地區和所屬行業相同，公司規模和ROA相近(樣本與配對樣本公司的差額在10%以內)為標準，采用一對一的配對樣本的方法，為每一家進入融資融券標的股票名單的上市公司選取一家從未進入融資融券標的股票名單的且在深交所上市的公司為配對樣本；(4)考慮到融券做空機制對信息披露質量的影響可能存在一定的時滯效應，我們將信息披露質量這一因變量進行了相對于公司進入融資融券名單年度的滯后一年處理。采用新的樣本和信息披露質量的滯后一年期數據，再次進行回歸分析，結果見表6和表7。

表6 融券機制抑制公司信息披露違規的穩健性檢驗

注：*、**、***分別代表在10%、5%、1%的水平上顯著(雙尾)。

表6列示的融券機制抑制公司信息披露違規的穩健性檢驗結果顯示：在全樣本中，Post×List變量與公司信息披露違規顯著負相關(系數為-0.255，p值為0.029)，仍支持本文的假設H1b；在分組檢驗中，Post×List的系數在“高CL組”(-0.331)和“低CL組”(-0.236)均具有統計意義上的顯著性，組間差異的p值為0.006，表明融券機制對公司信息披露違約行為的抑制作用在終極控股股東兩權分離度高的公司更大，仍支持本文的假設H2；在“高MOS組”(-0.452)和“低MOS組”(-0.349)也均具有統計意義上的顯著性，組間差異的p值為0.014，表明融券機制對公司信息披露違約行為的抑制作用在管理層持股比例高的公司更大，仍支持本文的假設H3。

表7列示的融券機制提高公司信息披露質量的穩健性檢驗結果顯示：在全樣本中，Post×List變量與公司信息披露質量顯著正相關(系數為0.211，p值為0.016)，仍支持本文的假設H4；在分組檢驗中，Post×List的系數在“高CL組”(0.286)和“低CL組”(0.123)、“高MOS組”(0.213)和“低MOS組”(0.189)都具有統計意義上的顯著性，組間差異顯著(p值分別為0.000和0.023)。這表明融券機制對公司信息披露質量的提高作用在終極控股股東兩權高分離和管理層高持股比例的公司更大，仍支持本文的假設H2和H3。因此，本文的研究結論是穩健的。

表7 融券機制提高公司信息披露質量的穩健性檢驗

注：*、**、***分別代表在10%、5%、1%的水平上顯著(雙尾)。

五、研究結論與管理啟示

本文利用2010年我國A股資本市場引入融券賣空機制這一準自然試驗，采用雙重差分法分析和檢驗了融券機制在對上市公司信息披露違規的預見性和抑制性方面的治理效應。結果發現：第一，融券賣空者在一定程度上具備發現存在信息披露違規行為的“問題公司”的能力，這表現為信息披露違規組在其問題被立案調查之前就存在大量的非正常融券賣出。第二，融券賣空者的這種問題發現能力使得融券機制能產生事前威懾作用，抑制上市公司的信息披露違規行為，這體現為上市公司在可被賣空后的信息披露違規概率顯著降低。而且，融券機制抑制公司信息披露違規的效應在終極控股股東兩權分離度高、管理層持股比例高的公司中發揮得更為顯著。第三，融券機制對公司信息披露違規行為的抑制作用，在一定程度上促進了上市公司信息披露質量的提升，這表現為上市公司在可被賣空后深交所對其信息披露的評級顯著提高。

本研究結論的管理啟示主要體現在：第一，融券機制可以從微觀層面對公司的信息披露行為產生影響，一定程度上能對公司會計信息質量的提升發揮積極的治理效應。真實可靠的信息是資本市場實現資源配置功能的基本前提，提升上市公司信息披露質量，將有利于提高資本市場的定價效率和資源配置的有效性。但截至2016年底，我國滬深兩市融資融券標的公司合計957家，還不足滬深兩市上市公司的一半，這很大程度上限制了融券機制效用的發揮。因此，應該繼續擴充融資融券標的名單。第二，2015年A股市場“股災”的經驗教訓告訴我們，融券機制外部治理效應的發揮，離不開外部市場環境的健全和完善。在2015年“股災”來臨前，大股東和高管的集中減持套現形成的市值高估、看空公司經營前景的信號，加劇了股價大幅下跌，在羊群效應的作用下造成市場恐慌。這不僅導致融券賣空的事前威懾作用無從發揮，反而加劇了市場動蕩。因此，要發揮融券賣空機制積極的外部治理效應，監管層應進一步規范大股東和管理層減持公司股票的時點、數量等規定，并加大對大股東或高管違規減持的懲處。

當然，本文也存在一些局限。首先，融券賣空的獲利模式關鍵在于平倉還券時股票現貨市場上標的股票的價格低于融券賣出時的股票價格。這可能會誘發融券賣空者以制造、夸大和擴大下跌預期為特征的市場操縱行為，而不在乎融券標的股票的選擇，節約收集、分析、挖掘上市公司的私有信息以發現“問題公司”作為融券標的的成本。本文并未對此展開研究，對于這種市場操縱行為存在性的剖析和檢驗是后續研究的方向之一。其次，融券賣空者不同的個體特征可能會影響其發現存在信息披露瑕疵的“問題公司”的能力，進而影響融券機制對上市公司信息披露違規的抑制以及對信息披露質量的提升效應，本文對此也未進行區分。因此，更為細致地剖析不同融券賣空者特征如何差異化影響融券機制所發揮的效應，無疑是后續研究的另一個重要方向。