■毛瑩，王博陽，毛柳芳

一、引言

2019年上市公司債務(wù)違約事件頻發(fā)，共計152只債券違約，涉及金額1179.51億元，而2020年的新冠肺炎疫情更是給各行各業(yè)帶來了巨大的外部沖擊，但除此之外，企業(yè)的內(nèi)部因素也是債務(wù)違約風(fēng)險暴露的重要原因。企業(yè)信用風(fēng)險的產(chǎn)生包含很多因素，但歸根結(jié)底還是公司的不當(dāng)經(jīng)營導(dǎo)致公司現(xiàn)金流斷裂，無法及時支付利息或償還債務(wù)。通常而言，上市公司擁有多樣化的融資渠道，如銀行借款、債券發(fā)行、股權(quán)質(zhì)押、定向增發(fā)等，能使公司獲得充足的現(xiàn)金流進(jìn)行經(jīng)營，但也會提高公司股東的風(fēng)險偏好，造成過度投資、賒銷激進(jìn)等，降低了企業(yè)資金的配置效率，增加了公司現(xiàn)金流斷裂的風(fēng)險，并且大股東（指第一大股東，后文均使用大股東來代稱第一大股東）持股比例越高，就越有可能憑借其對公司的控制權(quán)掏空公司以謀取私利（李永壯等，2017）。

在我國資本市場中，大股東為了避開銀行貸款程序的嚴(yán)苛耗時和減持股票的控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險，會通過股權(quán)質(zhì)押融資獲取資金，但如果股價大幅度下跌至預(yù)警線時，機(jī)構(gòu)會通知大股東及時補(bǔ)倉，否則會將大股東質(zhì)押的股份在二級市場上拋售，危及到大股東對公司的控制；股權(quán)質(zhì)押行為也會加劇大股東與中小投資者的代理問題，增加大股東掏空上市公司的概率（胡凱和漆圣橋，2020），并且存在大股東股權(quán)質(zhì)押的上市公司往往內(nèi)部控制質(zhì)量更低（富鈺媛等，2019），股權(quán)質(zhì)押融資提高了公司股東的風(fēng)險偏好，造成過度投資、賒銷激進(jìn)等（張會麗和鄒至偉，2020）；這些行為降低了公司資金的使用效率，提高了公司陷入財務(wù)困境的可能。融資融券作為一種市場交易機(jī)制，于2010年開始試點并實施，該市場機(jī)制的引入一方面加劇了股票價格的波動，繼而增大了大股東的質(zhì)押風(fēng)險，大股東會濫用公司資金維護(hù)對公司的控制權(quán)，加劇上市公司信用風(fēng)險的上升。另一方面也有學(xué)者認(rèn)為該市場機(jī)制可能會通過某些中間因素降低了標(biāo)的證券股價特質(zhì)性波動（肖浩和孔愛國，2014），而股權(quán)質(zhì)押后上市公司實際流通股供給減少，大股東維護(hù)股價的可能性和成本降低，降低公司現(xiàn)金流斷裂的風(fēng)險，減緩上市公司信用風(fēng)險的上升。據(jù)此，筆者將從大股東股權(quán)質(zhì)押視角對這一機(jī)制上市公司信用風(fēng)險的影響做深入分析。

二、研究假設(shè)

（一）大股東股權(quán)質(zhì)押與上市公司信用風(fēng)險

股權(quán)質(zhì)押融資是指股東將持有的股權(quán)進(jìn)行質(zhì)押，從金融機(jī)構(gòu)獲得資金的一種融資行為。而上市公司信用風(fēng)險的產(chǎn)生是由于企業(yè)經(jīng)營管理不當(dāng)、不能適應(yīng)外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化而導(dǎo)致的一種可能無法及時償還本息的不確定性。從某種意義上來說，企業(yè)通過諸如股權(quán)質(zhì)押等外源融資方式來彌補(bǔ)資金漏洞，往往反映短期內(nèi)公司經(jīng)營效率不高，資金回轉(zhuǎn)效率低。而從資金使用角度來看，通過股權(quán)質(zhì)押融資獲取的資金配置效率低：第一，大股東股權(quán)質(zhì)押會提升股東的風(fēng)險偏好，進(jìn)而促使上市公司投資風(fēng)險過高的項目，導(dǎo)致過度投資現(xiàn)象發(fā)生，并且大股東股權(quán)質(zhì)押水平與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平呈顯著負(fù)相關(guān)（何威風(fēng)等，2018）。第二，存在大股東股權(quán)質(zhì)押的公司，往往會在商業(yè)信用供給（賒銷）方面更加激進(jìn)，即為刺激銷售獲取更高的利潤愿意冒更高的壞賬風(fēng)險，且這種效應(yīng)在大股東代理問題較為突出、資金約束水平較強(qiáng)以及公司治理水平較差的公司中更加嚴(yán)重（張會麗和鄒至偉，2020）。第三，上市公司大股東質(zhì)押股權(quán)后，市值管理動機(jī)會顯著增強(qiáng)，侵占公司資金進(jìn)行市值管理（李賢等，2020）。以上這些行為降低了公司資金的配置效率，在此過程中公司出現(xiàn)財務(wù)困境的可能性將會增加，使上市公司信用風(fēng)險上升。據(jù)此提出假設(shè)1：

假設(shè)1：大股東股權(quán)質(zhì)押行為提高了上市公司信用風(fēng)險。

（二）賣空機(jī)制①的調(diào)節(jié)效應(yīng)

①本文將賣空機(jī)制分為兩個概念，一是“放松賣空管制”，即區(qū)分可賣空標(biāo)的與不可賣空標(biāo)的差異；二是“賣空交易”或“融券交易”，即分析可賣空標(biāo)的公司在放松賣空管制后，賣空交易規(guī)模變化產(chǎn)生的影響。

為了研究賣空機(jī)制、大股東質(zhì)押與上市公司信用風(fēng)險，本文將賣空機(jī)制視作一個“外生沖擊”，這個沖擊可以通過影響上市公司股價波動，間接作用于大股東質(zhì)押與上市公司信用風(fēng)險之間的關(guān)系?？赡艿挠绊憴C(jī)制是，股權(quán)質(zhì)押存在爆倉風(fēng)險，股權(quán)質(zhì)押水平高的大股東對股價波動更加敏感（謝德仁，2016），因此股權(quán)質(zhì)押的爆倉風(fēng)險可能會促使股權(quán)質(zhì)押水平高的大股東，通過侵占公司資產(chǎn)、調(diào)用公司資源來維持股價（Yeh et al.，2003），維護(hù)股價所需的資金量較大，這種非理性的、非效率的行為會極大的沖擊公司的現(xiàn)金流狀況、使上市公司財務(wù)狀況惡化，進(jìn)一步提高了公司現(xiàn)金流斷裂的風(fēng)險，加劇上市公司信用風(fēng)險的上升。據(jù)此提出假設(shè)2a：

假設(shè)2a：放松賣空管制減弱了大股東股權(quán)質(zhì)押行為對上市公司信用風(fēng)險上升的影響。

需要注意的是，我國融資交易與賣空交易的發(fā)展和規(guī)模并不平衡，融資交易遠(yuǎn)比賣空交易更為活躍，且融資交易和賣空交易對股票市場的影響存在差異，因而融資交易和賣空交易對大股東股權(quán)質(zhì)押行為的影響也存在差異。首先，賣空機(jī)制主要通過影響股價波動，提高上市公司股東股權(quán)質(zhì)押爆倉風(fēng)險，而股東為保持控制權(quán)穩(wěn)定會通過侵占公司資產(chǎn)、調(diào)用公司資源來維持股價（Yeh et al.，2003），維持股價所需資金量較大，會惡化公司財務(wù)狀況繼而加劇公司信用風(fēng)險的上升。其次，賣空交易和融資交易對股價波動的影響存在非對稱性，如陳海強(qiáng)和范云菲（2015）發(fā)現(xiàn)實行融資融券制度后，融資交易降低了股市波動，而賣空交易則增加了股市波動，而股價波動的降低并不會增加股東股權(quán)爆倉風(fēng)險，也就不會促使股東侵占公司資產(chǎn)使公司現(xiàn)金流情況惡化，同時由于融資交易指借錢買股票，而這種行為在融資交易機(jī)制沒有產(chǎn)生的時候就已經(jīng)存在，因此相對于賣空交易來說，融資交易機(jī)制的調(diào)節(jié)作用較弱。據(jù)此提出假設(shè)2b：

假設(shè)2b：融資交易和賣空交易對大股東股權(quán)質(zhì)押與上市公司信用風(fēng)險之間關(guān)系的作用存在差異。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

選擇我國滬深A(yù)股2013—2019年上市公司（除創(chuàng)業(yè)板和科創(chuàng)版外的）作為研究對象，并對樣本進(jìn)行篩選：剔除金融業(yè)上市公司；剔除關(guān)鍵變量存在數(shù)據(jù)缺失的上市公司；剔除曾被ST和*ST的上市公司。全文數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫，根據(jù)上述標(biāo)準(zhǔn)，剔除后最終獲得13545個樣本。

（二）變量定義和度量

1.被解釋變量

謝邦昌（2008）檢驗了不同信用風(fēng)險度量模型的風(fēng)險甄別效果，認(rèn)為KMV模型適合我國上市公司的信用風(fēng)險。故本文選擇KMV模型進(jìn)行分析。

為避免除權(quán)除息的影響，收盤價采用國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫中的“考慮現(xiàn)金紅利再投資的收盤價的可比價格”；公司權(quán)益的市場價值E等于A股流通股與非流通股價值之和，其中A股流通股價值等于年末收盤價乘以流通股股數(shù)，非流通股價值等于每股凈資產(chǎn)乘以非流通股股數(shù)；波動率σE是通過股價對數(shù)收益率計算得出；負(fù)債的賬面價值D等于年報中資產(chǎn)負(fù)債表的負(fù)債合計；無風(fēng)險利率r基準(zhǔn)選擇—年期定期存款（整存整?。├?，2013—2019年間該利率共有六次調(diào)整①六次調(diào)整時間分別為2014年11月22日、2015年3月1日、2015年5月11日、2015年6月28日、2015年8月26日和2015年10月24日。，按時間加權(quán)平均計算得到；到期時間τ取1。KMV模型計算公式如下：

首先，根據(jù)公司權(quán)益的市場價值E及其波動率σE、公司負(fù)債的賬面價值D、無風(fēng)險利率r和到期時間τ，估計出公司資產(chǎn)的市場價值Va和波動率σa

其次，根據(jù)公司的債務(wù)計算出公司的違約點DPT，此處定義為DPT=STD+0.5×LTD，其中STD為企業(yè)短期債務(wù)，LTD為企業(yè)長期債務(wù)，而E（Va）為公司資產(chǎn)價值的期望，在根據(jù)下式計算出違約距離

最后，根據(jù)企業(yè)的違約距離計算出逾期違約率：EDF=N（-DD）。

由于我國目前沒有可靠的違約距離DD和預(yù)期違約概率EDF的經(jīng)驗數(shù)據(jù)庫累積，KMV公司通過積累大量公司的違約數(shù)據(jù)，建立了違約距離DD和預(yù)期違約概率EDF之間的映射關(guān)系數(shù)據(jù)庫，因此本文使用KMV模型中的違約距離DD來度量上市公司信用風(fēng)險，違約距離越大，上市公司信用風(fēng)險越低。

2.解釋變量

選取連續(xù)變量Pledge表示大股東股權(quán)質(zhì)押比例，即第一大股東尚未解押的累計質(zhì)押股份數(shù)占持股數(shù)比例。選取虛擬變量Post來衡量“融資融券整體”或放松賣空管制的影響，當(dāng)年能進(jìn)行賣空交易取值為1，否則為0。為了對融資交易和融券交易的影響進(jìn)行區(qū)分，借鑒田利輝和王可第等（2019）的做法，使用融資指標(biāo)1和賣空指標(biāo)1來度量融資融券交易活動的影響；為保持結(jié)果的穩(wěn)健性，同時使用融資指標(biāo)2和賣空指標(biāo)2進(jìn)行度量。

3.其他控制變量

本文控制了其他可能影響違約距離DD的變量：公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、現(xiàn)金比率（Cash）、國有股份比例（SOE）、大股東持股比例（Top1）、機(jī)構(gòu)持股比率（Inst）、獨董比例（Indep）、兩職重合（Dual）等。變量的定義和度量如表1所示。

表1 變量定義

（三）模型設(shè)定

為驗證前述假設(shè)，構(gòu)建了下列模型驗證假設(shè)：

通過模型（5）檢驗大股東股權(quán)質(zhì)押行為與上市公司信用風(fēng)險的關(guān)系，如果模型中自變量PledgePcti，t的系數(shù)β1顯著，就說明大股東股權(quán)質(zhì)押和上市公司信用風(fēng)險的關(guān)系是顯著的，以此驗證假設(shè)1。

首先通過模型（6）衡量賣空機(jī)制的調(diào)節(jié)效應(yīng)在第一階段的影響，即在模型（5）的基礎(chǔ)上通過引入虛擬變量Post和Pledge的交互項，來衡量放松賣空管制對大股東股權(quán)質(zhì)押行為與上市公司信用風(fēng)險之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。已進(jìn)融資融券標(biāo)的名單的公司為實驗組，此時虛擬變量Post取1，未進(jìn)標(biāo)的名單的公司為控制組，此時虛擬變量Post取0。模型（6）中大股東質(zhì)押比例對上市公司信用風(fēng)險的影響是：β1+β2×Post，如果β1和β2的系數(shù)相反且都顯著，即說明放開賣空管制后，大股東質(zhì)押比例與上市公司信用風(fēng)險的正向關(guān)系或負(fù)向關(guān)系減弱了。

其次通過模型（7）和模型（8）來衡量賣空機(jī)制的調(diào)節(jié)效應(yīng)在第二階段的影響，即在放松賣空管制后，通過模型（7）和模型（8）分開衡量融資交易和賣空交易對大股東質(zhì)押行為與上市公司信用風(fēng)險之間關(guān)系的影響。若模型（7）和模型（8）的系數(shù)β3顯著，說明大股東質(zhì)押行為與上市公司信用風(fēng)險之間的關(guān)系會受到融資交易和賣空交易的影響；若模型（7）模型（8）的系數(shù)β3顯著且方向相反，說明融資交易和賣空交易的影響是存在差異的，以此驗證假設(shè)2a和2b。

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2 的描述性統(tǒng)計結(jié)果證明，融資融券的發(fā)展存在嚴(yán)重的不平衡現(xiàn)象，在我國占主導(dǎo)地位的是融資交易而非融券交易，這也預(yù)示著融資交易和賣空交易對大股東股權(quán)質(zhì)押與上市公司信用風(fēng)險關(guān)系的影響可能截然不同。

表2 核心變量描述性統(tǒng)計

（二）單變量檢驗

表3 是對不可賣空組與可賣空組指標(biāo)的單變量檢驗。對比發(fā)現(xiàn)，不可賣空組的違約距離均值為2.657，顯著低于可賣空組的均值3.081，說明可賣空組相較于不可賣空組的違約距離更大，而違約距離越大，上市公司信用風(fēng)險越小，即說明“融資融券”整體上降低了上市公司信用風(fēng)險。此外，大股東股權(quán)質(zhì)押比率在可賣空組與不可賣空組之間存在較大差異，其他控制變量也存在顯著差異，因此在進(jìn)行回歸分析時，需要對這些變量加以控制。

表3 非融資融券標(biāo)的組與融資融券標(biāo)的組的股票指標(biāo)比較

（三）基本回歸分析

表4 為模型（5）和模型（6）的回歸結(jié)果。其中，模型（5）考察了大股東股權(quán)質(zhì)押行為與上市公司信用風(fēng)險的關(guān)系，結(jié)果顯示，解釋變量Pledge系數(shù)為負(fù)，且在1%的顯著性水平上顯著，說明大股東質(zhì)押比率越高，上市公司違約距離越小，信用風(fēng)險越大，與研究假設(shè)1相符。接下來分兩階段來分析賣空機(jī)制對大股東股權(quán)質(zhì)押和上市公司信用風(fēng)險之間關(guān)系的影響，即放松賣空管制的影響和放松賣空管制后賣空交易和融資交易的影響。

1.放松賣空管制的影響

表4 模型（6）考察了放松賣空管制對大股東股權(quán)質(zhì)押和上市公司信用風(fēng)險之間的關(guān)系的影響，結(jié)果顯示，解釋變量Pledge的系數(shù)仍顯著為負(fù)，符合研究假設(shè)1，解釋變量Post的系數(shù)為正，且在1%的顯著性水平上顯著，說明放松賣空管制后，大股東股權(quán)質(zhì)押對上市公司信用風(fēng)險上升的作用減弱，具有“治理效應(yīng)”，與研究假設(shè)2a相符。

表4 模型（5）和模型（6）回歸結(jié)果

2.放松賣空管制后賣空交易和融資交易的影響

表5 模型（7）考察了融資交易對大股東質(zhì)押行為與上市公司信用風(fēng)險關(guān)系的影響，首先，解釋變量Pledge的系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為負(fù)，與研究假說1相符，即大股東質(zhì)押行為提高了上市公司信用風(fēng)險。其次，解釋變量Margin1的系數(shù)顯著為負(fù)，交互項Pledge×Margin1的系數(shù)為正，且在5%的顯著性水平上顯著，說明隨著融資交易規(guī)模的增大，上市公司信用風(fēng)險上升，而融資交易對大股東股權(quán)質(zhì)押對上市公司信用風(fēng)險上升的減弱作用較小。而解釋變量Margin2的系數(shù)為負(fù)且不顯著，雖然交互項Pledge×Margin2為負(fù)且不顯著，并且與PledgePct×Margin1的系數(shù)相矛盾，但調(diào)節(jié)作用較小。即從總體上來說，放松賣空管制后，隨著融資交易規(guī)模的增大，上市公司信用風(fēng)險仍然會上升。

表5 模型（7）回歸結(jié)果

表6 考察了模型（8）的回歸結(jié)果，即考察了賣空交易對大股東質(zhì)押行為與上市公司信用風(fēng)險關(guān)系的影響，解釋變量Pledge的系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為負(fù)，與研究假說1相符，即大股東質(zhì)押行為提高了上市公司信用風(fēng)險。解釋變量Short1和Short2的系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為正，而交互項Pledge×Short1和Pledge×Short2的均為負(fù)但不顯著。首先，說明賣空交易對大股東股權(quán)質(zhì)押和上市公司信用風(fēng)險之間的關(guān)系不存在調(diào)節(jié)作用，但可能與我國賣空交易的規(guī)模小、成本高有關(guān)；其次，說明放松賣空管制后，隨著賣空交易規(guī)模的擴(kuò)大，上市公司信用風(fēng)險的上升加劇。

表6 模型（6）回歸結(jié)果

以上分析表明，賣空機(jī)制對上市公司信用風(fēng)險關(guān)系的影響分為兩個階段：首先，放松賣空管制后，與公司經(jīng)營相關(guān)的“負(fù)面消息”得以消化，充分反映到公司股價上，大股東股權(quán)質(zhì)押對上市公司信用風(fēng)險上升的作用減弱，具有一定的“治理效應(yīng)”。其次，放開賣空管制后，市場上的投機(jī)者和噪聲交易者的非理性投資會通過賣空交易加劇股價波動，雖然隨著融資交易規(guī)模的擴(kuò)大，大股東質(zhì)押行為對上市公司信用風(fēng)險上升的邊際影響會減弱，但這種作用微乎其微，而融資交易和融券交易的規(guī)模擴(kuò)大的主效應(yīng)在更大程度上會放大資產(chǎn)價格的波動，繼而加劇上市公司信用風(fēng)險的上升。

（四）穩(wěn)健性檢驗①

①限于篇幅，結(jié)果留存?zhèn)渌鳌?/p>

為保持結(jié)論的穩(wěn)健性，使用如下方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗：一是使用Garch模型改進(jìn)股價波動率。因為A股市場的收益率分布通常具有偏性、尖峰厚尾和聚集性三大特性，為了契合中國股票市場的實際情況，本文使用GARCH模型擬合每個公司的股價波動率δD，進(jìn)而計算公司股權(quán)價值波動率然后結(jié)合公司權(quán)益的市場價值E、公司負(fù)債的賬面價值D、無風(fēng)險利率r和到期時間τ，計算出公司資產(chǎn)的市場價值Va和波動率σa，再根據(jù)公司的違約點DPT，計算出新的違約距離GARCH—DD進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)結(jié)論與前文保持一致。二是更換違約點DPT的計算方式。通常使用KMV模型時，會根據(jù)公司的債務(wù)計算出公司的違約點DPT，其中：DPT=β1STD+β2LTD。STD為企業(yè)短期債務(wù)，LTD為企業(yè)長期債務(wù)，但由于缺乏可靠的違約距離DD和預(yù)期違約概率EDF的經(jīng)驗數(shù)據(jù)庫累積，參考謝遠(yuǎn)濤等（2018）研究，取β1為1，取β2為0.1、0.25、0.5和0.75進(jìn)行計算，結(jié)論仍與前文保持一致。三是刪除年度數(shù)據(jù)。2013年以前，大股東股權(quán)質(zhì)押的規(guī)模較小，平均值僅為0.11%；2013年5月，證監(jiān)會發(fā)布新規(guī)①2013年5月，上交所、中證登聯(lián)合發(fā)布《股票質(zhì)押式回購交易及登記結(jié)算業(yè)務(wù)辦法（試行）》。，股權(quán)質(zhì)押業(yè)務(wù)發(fā)展速度加快，逐漸成為上市公司大股東進(jìn)行融資的常用方式之一，因此為進(jìn)一步保證本文結(jié)論的穩(wěn)健性，刪除2013年的樣本，發(fā)現(xiàn)結(jié)論仍與前文保持一致。

五、結(jié)論及對策建議

以2013—2019年的A股上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)，賣空機(jī)制對上市公司信用風(fēng)險的影響分為兩個階段：第一階段，放松賣空管制會減緩大股東質(zhì)押行為對上市公司信用風(fēng)險上升的影響。第二階段，放松賣空管制后，隨著融資交易規(guī)模的擴(kuò)大，大股東質(zhì)押行為對上市公司信用風(fēng)險上升的影響會減弱，但這種作用微乎其微，而融資交易和融券交易的規(guī)模擴(kuò)大會放大資產(chǎn)價格的波動，繼而加劇上市公司信用風(fēng)險的上升。

本文提出如下對策建議：自2010年放松賣空管制以來，兩融標(biāo)的不斷擴(kuò)容，我國資本市場開放化程度越來越高，但我國資本市場的投機(jī)者和噪聲交易者仍比較多，賣空機(jī)制給公司經(jīng)營造成的負(fù)面效應(yīng)本質(zhì)上是因為股價的異常波動，因此要加強(qiáng)對機(jī)構(gòu)投資者的監(jiān)管，約束違法交易行為。