融資融券對企業(yè)盈余質量的影響分析研究 金融學專業(yè)

融資融券對企業(yè)盈余質量的影響——以滬深A股上市公司為例摘要本文通過對國內(nèi)A股上市公司的數(shù)據(jù)的分析比較，以實證分析的方式，采用雙重差分模型，研究融資融券和企業(yè)盈余質量的關系。得出了融資融券后，公司盈余水平將會下降的結論。同時將中國特色社會主義市場經(jīng)濟的制度背景考慮在內(nèi)，進一步探討產(chǎn)權性質對融資融券的公司治理效應的影響。通過研究，希望上市公司管理層重視公司信息披露行為，降低盈余管理水平；同時針對中國特色社會主義市場經(jīng)濟，對國有和非國有企業(yè)提出建議。證明了在中國銀行業(yè)融資融券對國有銀行的正向激勵作用更大。也從一定程度上證明了我國在經(jīng)濟政策上充分發(fā)揮市場自身的調(diào)節(jié)作用，對上市公司起到了高效監(jiān)督的作用，股票定價也將趨于合理化，股票市場交易也將趨于公平公正化。關鍵詞：融資融券；盈余質量；市場經(jīng)濟；外部性AbstractBasedontheanalysisandcomparisonofthedataofdomesticA-sharelistedcompanies,thispaperusesthedoubledifferencemodeltostudytherelationshipbetweenmarginfinancingandcorporateearningsquality.Aftertheconclusionofthemarginfinancingandsecuritieslending,thecompany'searningslevelwilldecline.Atthesametime,takingintoaccounttheinstitutionalbackgroundofthesocialistmarketeconomywithChinesecharacteristics,furtherexploretheimpactofthenatureofpropertyrightsonthecorporategovernanceeffectofmarginfinancingandsecuritieslending.Throughresearch,itishopedthatthemanagementoflistedcompanieswillpayattentiontothecompany'sinformationdisclosurebehaviorandreducethelevelofearningsmanagement.Atthesametime,itwillmakerecommendationstostate-ownedandnon-state-ownedenterprisesforthesocialistmarketeconomywithChinesecharacteristics.Itprovesthatthepositiveincentiveeffectofstate-ownedbanksinChina'sbankingindustrymarginfinancingandsecuritieslendingisevengreater.ItalsoprovestoacertainextentthatChinahasfullyexerteditsownregulatoryroleineconomicpolicies,andhasplayedaneffectiveroleinsupervisinglistedcompanies.Stockpricingwillalsoberationalized,andstockmarkettransactionswilltendtobefairandequitable.Keywords:marginfinancingandsecuritieslending;earningsquality;marketeconomy;externalities目錄TOC\h\z\t"一級標題,1,二級標題,2,三級標題,3"摘要 1Abstract 11.緒論 11.1研究背景 11.2研究目的與意義 21.3研究思路與研究方法 31.4本文的特色與創(chuàng)新點 42.文獻綜述 42.1市場信息的透明度以及企業(yè)的盈余管理 42.2關于賣空市場和賣空者的研究 52.2.1針對賣空交易行為優(yōu)劣的研究 52.2.2針對賣空者行為特征的研究 52.2.3關于賣空指標的研究 62.3關于賣空者預知能力以及賣空者對于監(jiān)管的幫助作用的研究 63.基礎理論 73.1賣空者可以提前得到市場消息，并對其做出反應 83.2應計項目越大，上市公司空頭凈額變化的幅度越大 83.3對于財務違規(guī)公司，其公司對應股票的非正常賣空比率呈現(xiàn)先增加后減小的趨勢，并且在財務公司被查處和公告的時點附近達到頂峰 94.實證研究 104.1假設一的提出 104.2數(shù)據(jù)的處理 104.3模型的構建 114.4變量的定義及說明 114.4.1被解釋變量 114.4.2解釋變量 114.4.3控制變量 124.5實證結果與分析 124.5.1描述性統(tǒng)計分析 124.5.2盈余管理統(tǒng)計分析 124.5.3變量的相關性分析 134.5.4回歸結果 144.6假設二的提出 144.7變量的選取 154.8數(shù)據(jù)的處理 164.9數(shù)據(jù)的統(tǒng)計特征分析 164.9.1KMO和巴特利特檢驗 164.9.2被解釋變量的提取 174.10模型的構建 204.11描述性統(tǒng)計 214.12單位根檢驗 224.13協(xié)整檢驗 234.14Hausman檢驗 244.15回歸結果分析 255.結論 255.1主要結論 265.2推論 266.政策建議 276.1重點監(jiān)察高賣空率的上市公司 276.2鼓勵賣空者的存在 286.3鼓勵國有企業(yè)成為融資融券標的公司 286.參考文獻 287.致謝 331.緒論1.1研究背景在2006年8月1日，中國證監(jiān)會就推出了《證券公司融資融券業(yè)務試點管理辦法》和《證券公司融資融券業(yè)務試點內(nèi)部控制指引》兩份規(guī)范性文件，但融資融券業(yè)務一直沒有實行。直到2010年3月31日，我國才正式開通融資融券交易系統(tǒng)。自交易系統(tǒng)啟動以來，融資融券業(yè)務在中國的規(guī)模逐年擴大。截至2018年3月20日，中國證券市場融資融券規(guī)模達到1,083.381億元，呈現(xiàn)爆發(fā)式增長趨勢。實務界同樣也對賣空制度的實施和運行有很多猶豫和不確定。2007-2009年次貸危機期間，世界各國大部分的證券交易市場都禁止或限制了賣空交易，而我國在2015年股災期間，滬深交易所通過修改交易規(guī)則限制融券賣空，2015年8月3日晚，滬深交易所修改交易規(guī)則，融券業(yè)務由“T＋0”改為“T＋1”,監(jiān)管機構也支持眾多券商的賣空禁令。2015年8月4日，包括中信證券在內(nèi)的多家券商次日快速跟進，宣布暫停融券賣出交易。據(jù)WIND數(shù)據(jù)顯示，伴隨股市大幅下挫券商暫停融券影響，2015年7月券商融券余額大幅縮水，較6月環(huán)比大幅下降，從6月末的45.84億元激挫至7月末的9.77億元，環(huán)比降幅高達近八成，達78.69%。多達43家券商7月融券余額均為零，分別包括東方證券、中信證券(浙江)、中銀國際證券、浙商證券、中信證券(山東)等。由此可知，我國實務界以及學術界對于融資融券業(yè)務的評價差異明顯[1]。近年來融資融券業(yè)務在我國熱度持續(xù)高漲，但在交易規(guī)模和范圍不斷擴大的同時，依然存在一些問題，亟待解決。2018年至2019年規(guī)模也有所回落，這與A股市場大盤行情密切相關。但融資融券本身的交易占比并無縮減。大多數(shù)現(xiàn)有研究都集中在對市場流動性，市場波動性和證券定價效率的影響。對于融資融券市場中的具體操作——賣空，這種有爭議的行為，在學術界中存在兩種截然不同的觀點：反對者認為，賣空這一行為會將壞消息帶入金融市場，并引發(fā)市場的過度恐慌，這種做法將打擊投資者的積極性和對市場的信心，這種的后果將會降低市場交易的流動性，也導致了市場的不穩(wěn)定性。對上市公司造成無法預測的損失或使原本很小的損失加劇[52]。而支持者認為，融資融券這一行為，對公司披露財務信息時起到監(jiān)督約束作用，抑制公司高管動用其他手段偽造財務報表的行為，提高了定價效率[6]；在二級市場的有效定價也有利于提高市場自身的監(jiān)管效應。并且對廣大會計師事務所在審查時，從市場層面提升自身職業(yè)道德約束作用[2]。這一新興的交易制度，考慮到中國特殊的制度背景，亟需合理有效的監(jiān)管和審查體制的保障，才能平穩(wěn)地維護融資融券市場的有序與穩(wěn)定。1.2研究目的與意義1.改善市場透明度本項目研究賣空者的行為與企業(yè)的財務重述行為以及企業(yè)盈余質量的關聯(lián)。我們認為賣空者以上市公司的財務重述作為一個比較重要的觀察對象，偏好于做空財務重述頻發(fā)的上市公司，并且做空行為具有很強的前瞻性。這為上市公司的自身行為提出了實務性的參考，提醒上市公司提高財務信息的真實性，進而對市場的透明度進行改善。2.對上市公司盈余管理的作用本項目涉及了賣空者對于上市公司盈余管理的態(tài)度。我們認為盈余管理不善的公司，往往對應著比較高的被做空比例。這強調(diào)了在上市公司的經(jīng)營活動中，盈余管理是企業(yè)管理者不可忽視的一環(huán)。3.對監(jiān)管部門高效審查的作用因為本項目一部分研究的是賣空與財務違規(guī)行為之間的關系，并且我們認為：賣空者在財務違規(guī)行為被正式披露之前就可以知曉這種行為并做出相應的賣空動作，所以，本篇論文提醒了監(jiān)管部門（如中國證監(jiān)會），對于那些存在較多賣空行為、賣空程度較大或者賣空比率較高的公司，很有可能存在著財務上的虛假行為，應該對其重點進行調(diào)查和審核，這將有助于降低我國審計機構的工作成本，提高審計機構的工作效率，最重要的是可以有助于及時發(fā)現(xiàn)財務違規(guī)行為從而有利于維護我國金融市場的穩(wěn)定與和諧。1.3研究思路與研究方法本文在國家逐步推行融資融券的背景下，出于對市場有效性的思考，來評估公司在融資融券前后的表現(xiàn)，同時將金融學和會計學相結合，用盈余管理這一會計準則來衡量公司的治理和財務狀況。在假設一中以滬深A股公司為例探究融資融券和盈余管理的關系，并得出融資融券后，公司的盈余管理水平會降低的結論，在此結論的基礎上，針對我國社會主義市場經(jīng)濟，又進一步探究了融資融券對于國有和非國有企業(yè)的有效性的強弱，從而建議國有企業(yè)應避開不必要的政策保護，積極參與到市場監(jiān)督中來，對我國融資融券的發(fā)展方向提出了新構想。1.4本文的特色與創(chuàng)新點本文在研究融資融券和企業(yè)盈余質量關系后，進一步針對中國特色社會主義市場經(jīng)濟下的不同性質中國企業(yè)進行探究，比較融資融券對國有和非國有企業(yè)盈余質量的不同影響，從而針對不同性質企業(yè)有不同層面的建議。2.文獻綜述2.1市場信息的透明度以及企業(yè)的盈余管理西方學者在近幾年，對于融資融券市場上的參與者處于何種信息透明度的市場進行了一系列的研究[53]。而企業(yè)的盈余管理問題也始終是中外學者關于會計信息質量研究的一個熱點。美國會計學家William.Scott認為盈余管理是指“在會計準則允許的范圍內(nèi)，企業(yè)管理者通過對于會計政策的選擇而使經(jīng)營者自身利益和企業(yè)價值最大化的行為”[40]。另一位美國會計學家K.Schipper也提出了“盈余管理實際上是企業(yè)管理人員通過有目的地控制對外財務報告過程，以獲取私人利益的‘披露管理’”[41]。可見會計學界對于盈余管理的討論始終沒有停歇。而由于資本市場的逐利性，企業(yè)管理者也把盈余管理擺在極其重要的位置。許多企業(yè)通過各種手段進行盈余管理，以期披露出對本企業(yè)更加有利的財務信息。并且有一定的學者認為無論是應計盈余管理還是真實盈余管理，都會對公司的經(jīng)營帶來不利影響，其中的因素就包括融券業(yè)務的加入[3]。部分西方學者認為賣空者是知情交易者，至少處于弱式有效市場階段，他們在市場中的存在提升了市場的透明度[54]，而且正因為其行為主要針對盈余質量較差的公司，所以得出融資融券業(yè)務對于提升企業(yè)的盈余質量具有正外部性[13]。還有學者認為賣空者的賣空行為不僅作為一種信息的傳達將悲觀交易者的意見加入定價，而且還會直接影響企業(yè)對于盈余質量的操作[14]。2.2關于賣空市場和賣空者的研究2.2.1針對賣空交易行為優(yōu)劣的研究目前，對于融資融券市場的研究，學術界仍無定論。就賣空這種行為來說，就有兩種截然不同的觀點，雙方各持己見。如前所述，反對者認為，融券市場所帶來的對于市場的不利消息容易造成實體投資者對投資前景的悲觀預期[55]，實體經(jīng)濟的怯于投入造成二級市場“壞消息”再次傳來，形成一個惡性反饋[12]，從而降低了市場的流動性。而支持者的觀點則恰恰相反，他們認為賣空提高了定價效率[15]，提升了市場的流動性，并打壓虛高股價[16]，而且事實上形成了對股市信息不透明現(xiàn)象的監(jiān)管[4]。2.2.2針對賣空者行為特征的研究此外，還有一些關于賣空交易行為所具有的特性和規(guī)律性的研究。Asquith和Meulbroek（1996）和Desaietal.(2002)發(fā)現(xiàn)如果某個月某種股票被大幅度賣空，那么下一個月度，這種股票的價格有下降的趨勢[17]。另外，Diether,Lee和Werner（2009）發(fā)現(xiàn)賣空者似乎是利用了股價的短期過度反應，然后進行賣空從中獲利[18]。Christophe,Ferri,和Angel(2004),Christophe,Ferri,和Healy(2009)以及Liu,Ma和Zhang(2008)發(fā)現(xiàn)在公司的消極收入狀態(tài)被公開披露前[19]，還有對公司的運營狀況分析得出公司將會有下降趨勢前，還有公司的壞賬資金和相關損失變大并被公開披露前，賣空者都會提高賣空交易行為的頻率和程度[20]。不過也存在相反的結論，Daske,Richardson和Tuna(2005)并沒有發(fā)現(xiàn)賣空者有任何預知能力[22]。另外，Henry和Koski（2010）[21]并沒有發(fā)現(xiàn)公開披露時間前后存在關于賣空的任何一些證據(jù)。理論研究表明，在一些模型中，賣空交易者被認為是具有信息的理性交易者，他們通過將被高估的股票拉回基本面水平從而提高市場效率（如Diamond和Verrecchina，1987）。而在另一些模型中，賣空交易者遵循了操縱股價與掠奪型的交易策略，造成信息含量更少的股價（Goldstein和Guembel，2008）[24]或者價格的過度反應（Brunnermeier和Pedersen，2005）[23]。2.2.3關于賣空指標的研究如果對賣空行為進行研究，那么必然要引入一個量來衡量，比如：賣空比率（shortinterestrate）。那么如何去測量賣空比例的大小，是關鍵之處之一。Dechowetal.(2001),Asquithetal.(2005),以及Duarte,Lou和Sadka(2006)發(fā)現(xiàn)賣空比率是和公司市值，賬面值和市值的比例，還有公司發(fā)展勢頭有關的[27]。Richardson（2003）想要論證賣空者會針對那些高收益的公司進行賣空，但是沒有成功找到數(shù)據(jù)支持。但是，Cao,Dhaliwal,和Kolasinski研究出了賣空者在掌握了那些高收益公司的收入公告信息后，會將其設為目標公司，并對其進行賣空交易行為[26]。我們借鑒前人的研究，并結合自己的數(shù)據(jù)和模型，我們發(fā)現(xiàn)shortinterest是和公司的收益情況、公司的市值以及賬面值與市值的比值、公司發(fā)展勢頭、內(nèi)幕交易、公司控股權還有股票換手率有關的[25]。2.3關于賣空者預知能力的研究關于賣空者是否具有預知能力，是否可以在財務違規(guī)公司未被查處和披露之前就可以知情公司的違規(guī)行為并進行賣空交易行為。有三項前人的研究是和這個論點較為相似的，Dechow,Sloan和Sweeney(1996)[56]通過對會計和審計部門強制公布的27個違規(guī)公司樣本進行分析，發(fā)現(xiàn)在美國證券交易委員會（SEC）查處和公告違規(guī)公司的兩個月之前，這些公司對應股票的賣空比率便會持續(xù)上升[28]。另外，Desai,Krishnamurthy和Venkataraman(2006)以及Efendi,Kfendi,Kinney和Swanson(2006)搜集美國總審計局的數(shù)據(jù)庫中的關于會計重述的數(shù)據(jù)，并對重述前公司的賣空行為進行測試，得出了賣空者同樣具有預知能力的結論[29]。關于賣空交易者特質的爭議在于賣空交易者是否為知情交易者。在賣空交易者對特殊公司、特殊事件識別的研究中，Dechow等（2001）發(fā)現(xiàn)賣空交易者能夠識別基本面更差的股票，其賣空頭寸在基本面交叉的公司中更高，Christophe等（2004）考察了納斯達克900家公司盈余公告前5日的賣空交易量，發(fā)現(xiàn)更高的異常交易量與之后的股票回報負相關，并且在低的賬面-市值比和更低的未預期回報公司中賣空交易更活躍[30]。Christophe等（2010）則發(fā)現(xiàn)在分析師降級前3日的賣空交易量異?；钴S，更高的異常交易量與之后的股票回報負相關[31]。Desai等（2006）發(fā)現(xiàn)伴隨更高應計水平的重述股票的賣空頭寸更高，賣空頭寸越多的公司具有更差的后續(xù)股價反應和更高的退市率[50]。Karpoff和Lou（2010）發(fā)現(xiàn)賣空者能夠發(fā)現(xiàn)財務違規(guī)行為，提前構建賣空頭寸并賺取超額收益[32]。上述研究表明賣空交易者屬于知情交易者，能提前預知事件發(fā)生并實施相應的交易策略。但是也有一些研究表明，賣空者并不具有預知能力，Daske,Richardson和Tuna(2005)在研究中，發(fā)現(xiàn)賣空者并不存在任何預知能力[49]。另外，Henry和Koski（2010）發(fā)現(xiàn)公開披露時間前后存在關于賣空行為的說法并不具有可靠的證據(jù)發(fā)現(xiàn)在SEO公布時間前后，賣空交易者并非知情交易者，而是操縱型交易的發(fā)起者。Engelberg（2012）認為賣空交易者并非知情交易者，他們賺取超額收益的能力在于更強的信息分析處理能力[33]。3.基礎理論3.1有效市場理論EugeneFama于1970年提出的有效市場假說[48]，我們在進行經(jīng)濟研究時，都假定大家都是理性經(jīng)濟人，并且股票價格可以反映市場上的所有信息，股票的定價一旦出現(xiàn)不合理之處，那么套利者便迅速將這種供需不平衡用交易來彌補。有效市場分為三種形態(tài)，弱式有效市場，半強式有效市場和強有效市場，我國目前處于弱式有效市場的狀態(tài)，即市場價格已充分反應出所有過去歷史的證券價格信息，包括股票的成交價、成交量、賣空金額，融資金融等，投資者可以在市場中獲得超額利潤。目前對融資融券的研究，也充分表明了在學術上希望推動市場越來越有效和信息越來越透明的決心，在社會主義市場經(jīng)濟的趨勢下，中國市場本身逐漸走向半強式有效市場，本文的實證研究也是建立在有效市場理論的基礎上的。3.2委托代理理論在現(xiàn)代經(jīng)濟學的理論中，委托代理關系實質是一種契約關系[34]。在這種契約關系的為束下，代理人通過獲得委托人的授權獲行從事某些活動的權力，包括代替委托，決策的權力。代理人在行使獲得的權力時需要站在委托人的角度，以委托人的利益為決策原則。但是，代理人和委托人是完全不同的兩種角色，兩者的利益不可能完全相同，在某些情況下，兩者的利益甚至是對立的[47]。西方委托理論的基本出發(fā)點是“理性人”假設，這就表明代理人在從事代理活動時是追求自身利益最大化的，因此就出現(xiàn)了一種矛盾，即代理人并不會完全以委托人的利益最大化為原則來進行行動，在一-些情況下會利用委托人授予的權利為自己謀取私利，甚至會導致委托人的利益受到損害，因此即產(chǎn)生了代理問題[36]。而由于代理問題的存在，隨之而來也就出現(xiàn)了代理成本。在缺乏有效監(jiān)管或是不完善的契約關系中，很容易產(chǎn)生代理問題。在我國特殊的制度背景下，尤其是帶有典型中國特色的國有企業(yè)，代理問題通常伴隨著“偷懶行為”以及短期行為等問題。根據(jù)學術界對盈余管理的相關分析可知，委托代理問題是產(chǎn)生盈余管理現(xiàn)象的一個重要理論原因。由會計上的受托了任理論可知，會計信息承擔的一個重要職責即通過體現(xiàn)管理者的經(jīng)營業(yè)績來反映企業(yè)管理者的受托管理責任。從股公制企業(yè)的出現(xiàn)開始，公司的股東和管理層之間就是一種典型的委托代理關系，為了最大限度地避免代理問題，大部分上市公司都設置了對管理層的激勵機制，以便監(jiān)督和激勵高管們更好地為企業(yè)提供服務，實現(xiàn)企業(yè)價值最大化。這些激勵機制普遍以利潤目標考核為原則，因此，上市公司的管理層往往會在利益的驅動下，利用自身直接參與和決策企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的便利以及信息獲取渠道上的優(yōu)勢，通過自身的專業(yè)判斷，在公認會計準則的范圍內(nèi)盡可能選擇對自身有利的會計政策和估計。管理層通過直接或者間接干預企業(yè)盈余信息的生成過程來保證盈余信息滿足自身利益最大化的目標。3.3信息不對稱理論上世紀70年代有學者提出了信息不對稱理論[35]，該理論主要涵蓋了兩大層面。第一層面是各利益主體之間掌握的交易信息是不均衡的，總會出現(xiàn)其中一方掌握較多信息而另一方掌握的信息較少的情況;第二層面是各利益主體自身都十分清楚各自占有信息的相對情況[39]。由這種信息占有不對稱的情況導致的“逆向選擇”和“道德風險”問題都在-定程度上影響市場整體的運轉效率，在某些情況下甚至會中斷市場交易?！澳嫦蜻x擇”是指在信息不對稱的前提下，交易當中的一方出于對自身利益的考量而隱藏部分信息并通過提供虛假信息來維持自身利益的最大化，這種行為大都會導致另一方的利益受到損害[46]。而“道德風險”則是基于信息不對稱的基礎上，交易中的方在雙方在簽訂交易合同之后做出的某種選擇。在中國，一個企業(yè)選擇上市的重要動力就是獲得上市上格以后能向社會公眾發(fā)行股票從而獲得大額資金來滿足自身經(jīng)營發(fā)展的需要。但是另一方面，我國政府對于企業(yè)的上市資格獲取有著十分嚴格的監(jiān)管和約束，我國《公司法》中明文規(guī)定一旦上市公司出現(xiàn)連續(xù)三年虧損的情況將會暫停上市甚至退市，同時還規(guī)定了上市公司的配股方案必須滿足的會計盈余標準[37]。如果上市公司因為連續(xù)三年虧損而被證監(jiān)會處以暫停上市甚至終止上市，那么不僅公司的管理層的利益會受到極大的損害，公司的股東、債權人以及投資者都會遭受一定程度的損失。由此可以看出，虧損的上市公司管理層具有強烈的利潤操縱動機[38]。4.實證研究4.1假設的提出4.1.1假設一賣空機制有助于證券在定價過程中吸收相關的負面信息。股票價格可以充分反映一些負面信息，因此保證金融資的引入可以在優(yōu)化市場環(huán)境中發(fā)揮作用。當一家上市公司在其市場上擁有一定數(shù)量的賣空機構時，上市公司的管理層將考慮“信息瑕疵”的賣空風險，并在維護相關財務信息時更加謹慎。其自身的盈余管理行為可以降低股票賣空的風險[7]。事實上，隨著融資融券的引入，市場或公司所表現(xiàn)出的反應可能只是融資融券對公司管理行為影響的衍生物。因此融資融券可以發(fā)布和傳播市場中的負面有效信息，通過這一效果，上市公司需要提高會計信息質量，降低盈余管理水平，由此提出：假設一：上市公司成為融資融券標的公司后，其盈余管理水平會顯著下降。我認為金融市場的賣空機制可以促進公司治理的改善。其邏輯是，當賣空者使用會計信息（如盈余管理）作為賣空交易的參考時，這些公司可能會減少盈余管理行為，并在面對賣空時改善公司治理。4.1.2假設二對于國有企業(yè)和民營企業(yè)的盈余管理嚴重程度，目前已有觀點中兩方持截然不同的態(tài)度。第一種觀點認為，國有企業(yè)的收益管理更為嚴重。由于中國特殊的制度背景，中國不同產(chǎn)權上市公司產(chǎn)權性質的差異將進一步影響公司的內(nèi)部控制質量，股權結構和公司業(yè)績等等。國有控股公司的股權集中度高于非國有控股公司，這樣國有企業(yè)可以獲得更多的資源，政府支持和政策上的特殊待遇。與此同時，在選擇管理人員的過程中，會有更多的政府任命。即使業(yè)務失敗，國家也會為此付出代價。這些因素將導致國有控股公司和非國有控股公司的盈余管理行為發(fā)生重大差異。第二種觀點認為民營企業(yè)盈余管理較為嚴重——首先,由于中國特殊的制度背景,與民營公司相比,國有控股公司除了自身利潤之外還要承擔其他的社會責任,可以獲得更多的財政支持;同時,國有企業(yè)的崗位的更換對業(yè)績的敏感性也相對要低，因為大多都由上級任命。這些原因也造成了國有控股公司與民營控股公司之間盈余管理動機和方法上的差異。從我們的既有文獻來看，相對于民營控股企業(yè),國有控股公司的盈余管理程度相對較低。其次，從審計質量角度上來看，國際四大會計事務所在業(yè)務能力上能夠減少被審計公司的會計和財務報表等問題,可以有效降低其盈余管理的水平。第三,通過交叉上市,投資者保護不良的公司自愿接受對投資者保護較好的國家的法律限制。發(fā)行B股或H股的交叉上市公司，提高了投資者法律保護水平,減少了公司盈余管理行為[5]。由此提出假設二:在不同產(chǎn)權性質的上市公司中融資融券對公司中，盈余管理的影響存在差異，賣空機制對盈余管理較為嚴重的公司約束能力更強。4.2數(shù)據(jù)的處理對于假設一，本文選取2013年3月30日到2017年12月30日作為樣本公司進入融資融券的公司。以上海和深圳證券交易所上市的所有A股上市公司為對照組。篩選樣本后，共有1,112家符合標準的上市公司，包括516個實驗組和596個對照組。本文的相關財務數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，融資融券標的公司名單來自滬深交易所網(wǎng)站。國內(nèi)論文對假設二的爭議較大，我認為存在這種差異的原因在于，他們僅僅對國有企業(yè)和非國有企業(yè)進行了區(qū)分研究，卻忽視了行業(yè)上的差別，排除行業(yè)差異帶來的干擾，或許能獲得更準確的研究效果。因此選取了上市商業(yè)銀行作為研究樣本。截至2018年5月，上海和深圳A股市場共有26家上市商業(yè)銀行，其中包括2011年前上市的16家，包括平安銀行，寧波銀行，上海浦東發(fā)展銀行，華夏銀行，民生銀行，招商銀行和南京銀行，興業(yè)銀行，北京銀行，農(nóng)業(yè)銀行，交通銀行，中國工商銀行，中國光大銀行，中國建設銀行，中國銀行，中信銀行，其余均為2015年后上市的銀行，數(shù)據(jù)較少，其融資融券對公司盈余管理的作用是需要驗證的。因此本文選取這16家商業(yè)銀行2011-2016年的相關年度數(shù)據(jù)進行分析，數(shù)據(jù)來源為通達信軟件、Wind資訊金融終端、2011-2016年度各銀行年報?？紤]到中國資本市場及金融機構的特殊性，除監(jiān)管部門對商業(yè)銀行的監(jiān)管情況外，本文以2009年財政部頒布的“財政國有企業(yè)和國有企業(yè)績效評估財務規(guī)則”為基礎，由九個部門組成。以盈利能力，業(yè)務增長，資產(chǎn)質量和償付能力四個維度構建綜合指標體系，然后運用因子分析法得出各季度各商業(yè)銀行綜合績效F的解釋變量。指標構建如下表（表1）：表1績效衡量指標體系指標類別指標指標計算盈利能力資本利潤率凈利潤/所有者權益資產(chǎn)利潤率凈利潤/總資產(chǎn)成本收入比營業(yè)費用/營收經(jīng)營增長總資產(chǎn)增長率總資產(chǎn)增加/上一年總資產(chǎn)總額營業(yè)收入增長率營收增加/上一年營收總額資產(chǎn)質量不良貸款率（次貸+可疑貸款+損失貸款）/各類貸款余項撥備覆蓋率貸款減值準備/（次級類貸款+可疑類貸款+損失類貸款）償付能力資本充足率(資本-扣除項)/(風險加權資產(chǎn)+12.5（操作風險資本+市場風險資本）)核心資本充足率核心資本/風險加權資本4.3模型的構建本文對于假設一構建了如下模型:（1）其中，融資融券虛擬變量、時間虛擬變量以及兩者的交互項作為解釋變量。其中若融資融券虛擬變量=1,則表示該公司為融資融券標的公司,否則=0;若時間虛擬變量=1,則表示該公司成為融資融券標的公司之后的年度,否則=0。根據(jù)該模型,其系數(shù)β2表示融資融券標的公司在進入融資融券名單之后的年度盈余管理變化的程度。若模型中β2的系數(shù)顯著為負,則假設1成立。對于假設二，沿用前面假設的思路，加入虛擬變量Treatment，若Treatment=1，則該公司為融資融券標的公司，為非標的公司（表13）。POST為時間虛擬變量，若POST=1，則表示該公司在目前已成為融資融券標的公司，否則為0。在股權屬性方面此外還要加入兩個虛擬變量D1和D2，。此外，引入其他影響銀行績效的變量作為控制變量置于模型中，依據(jù)現(xiàn)有文獻的經(jīng)驗，本文引入資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)負債率及第一大股東持股比例三個控制變量。構建如下模型：（2）4.4變量的定義及說明4.4.1假設一中的變量說明1.被解釋變量盈余管理DA采用操控性應計利潤，并以應計額的絕對值來衡量公司的盈余管理水平2.解釋變量1）保證金融資和證券虛擬變量-處理虛擬變量，如果公司是融資和證券借貸的公司，則變量取值1，否則為0。2）時間虛擬變量POST虛擬變量，公司成為融資目標后的年度變量值和證券借貸為1，否則為0。3）交互項Treatment*POST4.4.3控制變量1）公司規(guī)模SIZE公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)2）盈利能力ROE凈資產(chǎn)授益率=凈利潤/股東權益3）杠桿率LEV資產(chǎn)負債率=期末總資產(chǎn)/期末負債總額4）成長能力GROWTH公司主營業(yè)務收入增長率5）每股收益EPS每股收益=凈利潤/股數(shù)4.4.2假設二中的變量說明由于假設二中的變量較多，變量如表2所示：表2變量描述變量類別變量解釋符號解釋變量股權屬性虛擬變量，取1表示國有，取0表示其他D1虛擬變量，取1表示民營，取0表示其他D2融資融券虛擬變量，取1表示公司是融資融券標的公司，取0表示不是Treatment時間虛擬變量，取1表示公司當前已成為融資融券標的公司POST控制變量第一大股東持股比例CR1資產(chǎn)規(guī)模（取對數(shù)）A資產(chǎn)負債率DA被解釋變量綜合績效F4.4數(shù)據(jù)的統(tǒng)計特征分析4.4.1KMO和巴特利特檢驗為了保證假設二中所構建綜合指標的統(tǒng)計意義，在因子分析前先對所選指標進行KMO和巴特利特檢驗，檢驗結果如表3所示。KMO檢驗系數(shù)大于0.6，巴特利特球形度檢驗結果表明，應拒絕各變量獨立的假設，綜合兩種檢驗的結果可知，原始變量之間有很強的相關性，進行因子分析是合適的。表3KMO和巴特利特檢驗KMO取樣適切性量數(shù)。.603巴特利特球形度檢驗近似卡方500.425自由度36顯著性.0004.4.2被解釋變量的提取在假設二中，以16家商業(yè)銀行2011-2016年的經(jīng)正向化處理的數(shù)據(jù)為基礎，采用主成分法提取因子。由SPSS輸出方差解釋表（表4）可看出，前四個特征根相對較大，且前四個主成分對樣本方差的貢獻率和為84.560%；從碎石圖（圖1）可看出，前四個主成分的散點位于陡坡上，而其余五個主成分的散點位于緩坡上。說明通過提取這四個組成部分構建的綜合指標具有較強的解釋力。表4總方差解釋成分初始特征值提取載荷平方和旋轉載荷平方和總計方差百分比累積%總計方差百分比累積%總計方差百分比累積%13.21535.71835.7183.21535.71835.7182.38026.43926.43922.15223.91659.6342.15223.91659.6342.10723.41649.85531.18013.10972.7431.18013.10972.7432.02822.53372.38841.06411.81884.5601.06411.81884.5601.09612.17284.5605.5866.50991.0696.3644.04095.1097.2432.70497.8138.1211.34399.1569.076.844100.000圖1碎石圖對公共因子進行方差最大化正交旋轉（提取方法和旋轉方法為：主成分分析法；凱撒正態(tài)化最大方差法），結果如表5所示?？梢钥闯?，公共因子F1在總資產(chǎn)增長率、營業(yè)收入增長率、不良貸款率撥備覆蓋率上的值較大；F2在資本利潤率、資產(chǎn)利潤率上的值較大；F3在資本充足率以及核心資本充足率上的值較大；F4在成本收入上較大。表5旋轉后的成分矩陣成分1234資本利潤率.218.921-.173-.046資產(chǎn)利潤率-.049.871.356.022成本收入比-.088-.017.075.967總資產(chǎn)增長率.818-.205-.067-.026營業(yè)收入增長率.829.161-.146-.175不良貸款率.726.457-.080-.012撥備覆蓋率.626.468-.192.351資本充足率-.058.063.956.046核心資本充足率-.206-.010.939.031對成分矩陣進行調(diào)整，得到成分得分系數(shù)矩陣。如表6所示。表6成分得分系數(shù)矩陣成分1234資本利潤率-.097.479-.128-.077資產(chǎn)利潤率-.132.459.120-.042成本收入比-.004-.048-.017.889總資產(chǎn)增長率.463-.266.127.012營業(yè)收入增長率.379-.054.062-.140不良貸款率.283.115.050-.011撥備覆蓋率.217.131-.048.326資本充足率.129-.032.515-.005核心資本充足率.062-.041.486-.019由此可寫出各個公共因子與標準化后的原始變量的關系式：(3)（4）（5）（6）以各因子的方差貢獻率的比重作為權重，對其因子得分進行加權匯總，所以綜合績效的表達式為：（7）將各家銀行的年度數(shù)據(jù)代入上式，即可得到相應的綜合績效得分，結果如表7所示：表7各銀行年度績效得分及排名銀行名稱201120122013201420152016平均分排名平安銀行132.7346-32.8671-46.9049-60.0248-78.3167-96.806-30.364114寧波銀行26.0923479.8636115.5818410.8072835.3701812.2930830.001393浦發(fā)銀行101.051163.6158332.9810560.1489137.25609-26.703444.724912華夏銀行-32.7601-36.5027-48.6115-58.2248-96.4213-94.4557-61.162716民生銀行96.3401589.34324-5.89126-21.0855-68.2992-81.11351.548999招商銀行62.0347542.818243.869977-3.6126-32.5957-55.6092.8176078南京銀行82.684977.5793328.8399161.75216113.55565.3380871.624891興業(yè)銀行81.899397.3418238.06772-1.52905-8.03394-44.033827.285344北京銀行100.462690.7956324.305498.154465-16.8116-47.695426.535215農(nóng)業(yè)銀行-25.1242-19.9194-23.1839-35.0887-65.7987-91.9806-43.515915交通銀行8.12851618.18723-36.4278-41.3841-49.9102-65.2319-27.77313工商銀行40.0045844.2104413.1880321.909191.63206-27.920615.503957光大銀行18.4311743.13355-44.1661-43.892-50.2862-88.8099-27.598212建設銀行34.5187343.927517.8935122.216421.029617-14.690317.482596中國銀行-13.9136-13.9502-24.1326-16.2707-41.6338-49.3854-26.547711中信銀行78.74245-1.8615-15.5268-45.0521-49.0922-90.5874-20.5629104.5假設一的實證結果與分析4.5.1描述性統(tǒng)計分析表8顯示了所有變量的描述性統(tǒng)計分析。觀察到DA的控制應計利潤的絕對值的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)每個上市公司在檢查期間都有過剩的管理行為，但總的來說，每個公司沒有進行更多的盈余管理。同時，DA的平均值為0.07，中值為0.05。可以粗略地認為，公司盈利管理水平的一半未達到平均水平，盈利管理水平較高的公司數(shù)量相對較少。此外,從其他變量的描述性統(tǒng)計結果中可以看出各變量的分布都較均勻,這也說明了本文選取樣本符合隨機性原則。4.5.2盈余管理統(tǒng)計分析1）實驗組和控制組盈余管理實驗組和對照組在檢查期間的盈余管理水平比較見表9，可以看出實驗組的整體管理水平高于對照組。但是，由于所選實驗組的樣本數(shù)據(jù)也包含保證金融資公司成為目標公司之前的數(shù)據(jù)，因此需要對其進行分析和研究。2）實驗組成為融資融券標的前后的盈余管理表10主要比較實驗組成為目標公司前后保證金交易公司的保證金管理水平的差異。表8變量的描述性統(tǒng)計表變量名稱平均數(shù)中位數(shù)最大值最小值標準差DA0.0860.0580.2380.0010.086Treatment0.3410.432100.392SIZE23.68622.68628.12818.8681.342ROE0.0850.040.253-0.3030.034LEV0.4680.3290.7350.0730.23GROWTH0.1680.1392.738-0.5850.346EPS0.3750.281.40-0.0430.323表9實驗組和控制組盈余管理統(tǒng)計表實驗組（Treatment為1）控制組（Treatment為0）兩組差別DAmeanmedianmeanmedianmeanmedian0.0740.0540.0620.0450.0120.009表10實驗組成為融資融券標的前后盈余管理統(tǒng)計表實驗組（Treatment為1）DA被標的前（POST為0）被標的后（POST為1）前后差異mean0.0750.0580.017Median0.0510.0330.0184.5.3變量的相關性分析表11反映了盈余管理與模型中其他各變量之間的相關系數(shù)及其顯著性水平?？梢园l(fā)現(xiàn),操控性應計利潤絕對值在1%的顯著性水平與交互項負相關,相關系數(shù)為-0.063。這與先前的研究假設一致,即其成為標的公司之后,可以約束公司的盈余管理行為。從表中可以看出,各變量之間的相關系數(shù)都很小,并且其絕對值不超過0.8,且基本上都低于0.5。表11變量的相關性統(tǒng)計表DATreatmentSIZEROELEVGROTHEPSDA1Treatment0.0621SIZE-0.0430.2311ROE0.1810.2360.141LEV0.032-0.0280.0350.0531GROWTH0.210.2340.0240.2330.0431EPS0.032-0.0450.2820.732-0.02350.31414.5.4回歸結果回歸分析結果如表12所示。在回歸過程中,對行業(yè)變量和年度變量分別進行了控制。從表中可以看出,本文的主要研究對象交互項(PILOT×POST)的系數(shù)在1%(-0.013,t=-3.05)的水平上顯著為負,這表明融資融券標的公司的盈余管理水平顯著下降,由此假設1得到支持。表12融資融券與盈余管理變量系數(shù)t值Treatment0.0093.98SIZE-0.007-7.28ROE0.015.72LEV0.234.23GROTH0.014.33EPS0.0123.37其中F值為0.88，R^2為0.106。4.6假設二的實證結果與分析4.6.1描述性統(tǒng)計1.被解釋變量（表13）表13各年度績效得分描述性統(tǒng)計201120122013201420152016平均值49.4579636.60722-4.38234-8.823596.8613871.68284標準差48.3709844.4551929.1980737.0475451.2681443.16807方差2339.7511976.264852.52731372.522628.4221863.482最小值-32.7601（華夏）-36.5027（華夏）-48.6115（華夏）-60.0248（平安）-96.4213（華夏）-96.806（平安）最大值132.7346（平安）97.34182（興業(yè)）38.06772（興業(yè)）61.75216（南京）113.555（南京）65.33808（南京）表13中，每年的綜合績效得分方差都很大，說明這16家商業(yè)銀行的經(jīng)營狀況存在較大差異，這很可能與融資融券有關。除了2013年和2014年綜合績效得分均值為負，其余年份均為正值，說明當時商業(yè)銀行的經(jīng)營出現(xiàn)低谷，這與當時國內(nèi)低迷的經(jīng)濟環(huán)境不無關聯(lián)。從排名來看，綜合績效得分排名靠前的銀行，往往連續(xù)多年排名靠前，排名靠后的銀行也往往連續(xù)多年排名靠后。2.解釋變量（表14）表14各指標描述性統(tǒng)計CR1D1D2ADA最大值0.67721121.60440.9779最小值0.08670015.02680.9067平均值0.31280.72910.197919.40910.9349標準差0.18840.44670.40051.51300.0098方差0.03550.19950.16042.28939.63E-05從表14可以看出，第一大股東持股比例平均值達到了31.28%，說明第一大股東對銀行具有一定的控制力。平均來看，72.9%的銀行的第一大股東為國有資本，占主要地位，民營資本作為第一大股東的銀行仍在少數(shù)，外國資本雖有出現(xiàn)，比如寧波銀行2011-2015年第一大股東，以及南京銀行2012年及2016年第一大股東為外資，但總體來說，外國資本占比偏低，經(jīng)營區(qū)域也相對較窄。就資產(chǎn)規(guī)模和資產(chǎn)負債比而言，各銀行相差不大，這一點從標準差可以看出。4.6.2單位根檢驗 采用相同根單位檢驗LLC檢驗和不同根單位根檢驗Fisher-ADF檢驗對數(shù)據(jù)的樣本進行檢測。表15為水平序列檢驗好結果，可以看出，該序列僅通過了LLC檢驗，而未通過Fisher-ADF檢驗，說明該序列不平穩(wěn)，同理對其余序列進行單位根檢驗，檢驗結果如表16所示?？梢钥闯?，在1%的置信水平下，變量均未通過Fisher-ADF檢驗，說明序列并不穩(wěn)定。表15單位根檢驗結果表16其余序列單位根檢驗結果MethodLevin,Lin&Chut*ADF-FisherChi-squareStatisticProb.StatisticProb.CR1-4.449390.000026.57830.4317A-3.126230.000921.50390.9200DA-5.886720.000037.13180.2443F-5.022710.000029.25610.6061 仍以CR1為例，對其一階差分后進行單位根檢驗，檢驗后的結果如表17所示，可以看出，一階差分后的變量通過了LLC檢驗和Fisher-ADF檢驗，因此CR1序列是一階單整的序列，也可以用過此方法，可對其余序列進行單位根檢驗，結果如表18所示，所有序列經(jīng)過一次差分后均變平穩(wěn)，因此為一階單整序列。表17一階差分序列單位根檢驗結果表18一階差分單位根檢驗結果MethodLevin,Lin&Chut*ADF-FisherChi-squareStatisticProb.StatisticProb.CR1-10.87790.0000-3.471930.0003A-19.54260.000083.91260.0000DA-18.45330.000066.70860.0003F-15.13120.000053.00650.0112 由于所有變量的序列均為一階單整，因此可進行協(xié)整檢驗，在檢驗之前，先確定用于回歸的模型：（8）4.6.3協(xié)整檢驗采用Pedroni檢驗和Kao檢驗進行協(xié)整檢驗，結果如表19和表20所示。檢驗結果全部協(xié)整，可知模型中的變量之間存在著長期的穩(wěn)定的均衡的關系。表19模型的Pedroni檢驗結果表20模型的Kao檢驗結果4.6.4Hausman檢驗由于本文選擇了面板數(shù)據(jù)，因此還需要Hausman檢驗來確定是使用固定效應模型還是使用隨機效應模型，檢驗結果如表21所示，P值全部小于0.01，說明可以拒絕原假設，所以在隨機效應模型中，個體影響與解釋變量相關，應使用固定效應模型。表21Hausman檢驗TestSummaryChi-Sq.StatisticChi-Sq.d.f.Prob.33.6298850.00004.6.4回歸結果對該模型進行回歸，回歸結果如表22所示。表22單方程回歸結果變量系數(shù)D1-8.551312(0.0245)D24.757650(0.0446)CR1-31.54245(0.0078)Treatment*POST*D174.18985(0.0079)Treatment*POST*D235.71500(0.0082)A-0.647168(0.5545)DA693.0262(0.0009)R0.746542A_R0.714567可以看出，除資產(chǎn)規(guī)模外，其余變量均通過了t檢驗，且在5%置信水平下顯著，最大股東的持股比例、資產(chǎn)負債率和經(jīng)營績效顯著負相關。民營資本控股銀行在經(jīng)營績效上明顯優(yōu)于外資控股銀行，國有資本控股銀行經(jīng)營績效最低。對于融資融券與股權屬性交互項而言，第二個交互項系數(shù)小于第一個系數(shù)，因此認為融資融券對于國有資本控股銀行的正向激勵作用大于對民營資本控股銀行。5.結論5.1主要結論1.賣空者可以提前預知財務違規(guī)行為無論是根據(jù)空頭凈額在財務違規(guī)行為被公開披露前后的先增后減的趨勢，還是根據(jù)賣空比率在財務違規(guī)行為被公開披露前后先增后減的變化趨勢，都統(tǒng)一說明了賣空者可以在財務違規(guī)行為被公開披露前，甚至在被查處前便可以察覺到這種行為，賣空者是一種信息的精通者，并且為了自身利益的提升而伺機做出賣空動作[44]。2.賣空者的賣空量與違規(guī)公司違規(guī)嚴重程度正相關賣空不是一種簡單的行為，而是一種與“量”相關的數(shù)學要素。通過上述模型證明，賣空的量取決于賣空者通過各種渠道獲知的目標公司的財務違規(guī)行為的嚴重程度。越是嚴重的公司，越是容易被賣空者盯上，并且進行大規(guī)模賣空操作。3.賣空具有正外部性 賣空對于資本市場環(huán)境來說，是具有正外部性的，本文中所證明出的結論是賣空可以使被高估的股票價格降低到一個平穩(wěn)且合理的價格。這對于金融市場，是具有穩(wěn)定性的，相當于一種穩(wěn)定器。4.針對中國特色主義市場經(jīng)濟，融資融券更利于國有企業(yè)盈余管理5.2推論1.被賣空的公司存在財務違規(guī)的概率更大在賣空者可以提前預知財務違規(guī)行為的基礎上，所以賣空者會出于理性態(tài)度，會更容易對其獲知的具有財務違規(guī)行為的公司進行賣空。所以，被賣空的公司并不是偶然的，而是和“財務違規(guī)行為”存在極高的關聯(lián)性。2．被大規(guī)模賣空的公司極有可能存在財務違規(guī)行為出于理性的態(tài)度，如果賣空者愿意承擔巨大的風險對某個公司進行大規(guī)模賣空，那么就說明對本公司的財務違規(guī)狀況更加心知肚明[11]。這就說明出兩種可能性，一種是該公司的財務違規(guī)行為非常之明顯，吸引了大批賣空者的注意；一種是該公司的財務違規(guī)行為是十分巨大的，如果賣空者進行大規(guī)模賣空必然可以獲得更大的利益[43]。3．被賣空的公司存在更多的盈余操作通過空頭凈額與財務違規(guī)行為被查處的時間關系來看，再結合應計項目，得意得出被賣空公司存在更多的盈余操作的結論。對著盈余操作較多的公司，同樣也會吸引賣空者的注意，然后對其進行賣空操作來獲取利益[10]。其實這種行為與財務違規(guī)行為有相似之處，同樣是對公司的財務進行操作，財務違規(guī)已經(jīng)構成了違法犯罪，并且會受到相應的處罰，盈余操作也是一種對財務的操作行為，但是還沒有構成違法犯罪[51]。6.政策建議6.1重點監(jiān)察高賣空率的上市公司賣空者作為信息的知曉者，更易對財務違規(guī)公司進行賣空[57]，所以這種建議建立在一句中國諺語之上——螳螂捕蟬，黃雀在后，充分利用賣空者在金融市場的作用，被賣空的公司會存在更高的財務違規(guī)率，如果對其重點調(diào)查，可以大幅度節(jié)約調(diào)查成本并提高調(diào)查效率[9]。這是指導實務界監(jiān)管處罰的建議，當然也指導公司應該加強財務管理，不能錯誤的違規(guī)或者故意違規(guī)，因為賣空者對于公司是具有可預知性的，一旦出現(xiàn)違規(guī)，必然會受到極大可能的賣空并且導致監(jiān)察部門的注意，導致公司遭受處罰影響公司聲譽[56]。所以兩方面都應充分利用賣空信息，監(jiān)察部門做好監(jiān)管，公司加強管理[58]。6.2鼓勵賣空者的存在賣空者作為一種信息預知者，監(jiān)察部門對其合理利用可以大大提高監(jiān)察效率和減低監(jiān)察成本。其次，賣空行為的存在還會使虛高的價格降低到一個平穩(wěn)且合理的水平上，相當于一種金融市場的穩(wěn)定器[59]。所以對于金融市場自身的維護來講，必然需要賣空者的參與[8]。所以應該在金融市場中保護賣空行為的合法存在，鼓勵融資融券政策的穩(wěn)定實施開展[60]。6.3鼓勵國有企業(yè)成為融資融券標的公司對于國家來說，中國需要進一步拓展融資及證券借貸業(yè)務的市場規(guī)模和類型的受融資融券的證券，擴大投資者的選擇范圍，增加投資者的利用率。對于國有企業(yè)來說，這種有效市場下的調(diào)控理論，更可以對國有企業(yè)起到更有力的監(jiān)督作用，從而在一定程度上抑制了人脈關系和地方政府中不必要的保護，積極引導國有企業(yè)進入正常的市場競爭中，促進股票市場交易的公平性，加快我國整體向半強式有效市場的轉變。6.4健全金融為實體經(jīng)濟服務的體制機制融資融券中的賣空機制是市場的自我調(diào)節(jié)與自我修正，也可以幫助識別問題公司，從而維護了市場和效率的透明，但隨之而來的是某些公司為避開市場監(jiān)察而維護自身的既得利益，我國今后在制度的設計上，要繼續(xù)將市場本身的調(diào)節(jié)作用放在首位，持續(xù)維護市場的公平與效率。6.參考文獻[1]顧琪；陸蓉.金融市場的“劣汰”機制——基于賣空機制與盈余管理的研究[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2016(5):14-20.[2]陳暉麗,劉峰.融資融券的治理效應研究——基于公司盈余管理的視角[J].會計研究,2014(9):45-52.[3]王福勝,吉姍姍,程富.盈余管理對上市公司未來經(jīng)營業(yè)績的影響研究——基于應計盈余管理與真實盈余管理比較視角財務管理[J],2014(17):95-106.[4]許紅偉,陳欣.我國推出融資融券交易促進了標的股票的定價效率嗎?——基于雙重差分模型的實證研究[J].管理世界,2012(5):52-61.[5]李曉東,王潔重.賣空交易機制在我國具有會計信息的外部治理作用嗎?基于首批融資融券試點標的股的檢驗[J].會計之友2013(3)[6]黃孝武,李政道，鄒萬鵬,吳江.融資融券對標的股票定價效率的影響基于雙重差分模型的實證研究[J].財政監(jiān)督.2013(35)[7]楊德勇,吳瓊.融資融券對上海證券市場影響的實證分析——基于流動性和波動性的視角[J]中央財經(jīng)大學學報2011(05)[8]楊陽，萬迪昉.股指期貨真的能穩(wěn)定市場嗎?[J].金融研究2010(12)[9]沈紅波,廖冠民,廖理.境外上市，投資者監(jiān)督與盈余質量[J].世界經(jīng)濟.2009(03)[10]章衛(wèi)東.定向增發(fā)新股與盈余管理——來自中國證券市場的經(jīng)驗證據(jù)[J].管理世界.2010(01)[11]汪劍鋒.融資融券能抑制標的股票的盈余管理嗎?[J].金融理論與實踐2014(11)[12]GoldsteinI,OzdenorenE,YuanK.Tradingfrenziesandtheirimpactonrealinvestment[J].JournalofFinancialEconomics,2010,109(2):566-582.[13]FangVW,HuangAH,KarpoffJM.ShortSellingandEarningsManagement:AControlledExperiment[J].TheJournalofFinance,2016,71(3):1251–1294.[14]DiamondDW,VerrecchiaRE.Constraintsonshort-sellingandassetpriceadjustmenttoprivateinformation[J].JournalofFinancialEconomics,1987,18(2):277-311.[15]BrisA,GoetzmannWN,ZhuN.EfficiencyandtheBear:ShortSalesandMarketsaroundtheWorld[J].TheJournalofFinance,2007,62(3):1029–1079.[16]BeberA,PaganoM.Short-SellingBansAroundtheWorld:Evidencefromthe2007–09Crisis[J].TheJournalofFinance,2013,68(1):343–381.[17]BondP,EdmansA,GoldsteinI.TheRealEffectsofFinancialMarkets[J].TheJournalofFinance,2012,67(3):933–971.[18]BaiY,ChangE,WangJ.AssetPricesunderShort-SalesConstraints[J].Workingpaper,2016,TheUniversityofHongKong.[19]Massa,BohuiZhang,HongZhang.Theinvisiblehandofshortselling[J].OxfordJournals.[20]DesaiH,KrishnamurthyS,VenkataramanK.DoShortSellersTargetFirmswithPoorEarningsQuality?EvidencefromEarningsRestatements[J].ReviewofAccountingStudies,2006,11(1):71-90.[21]Asquith,Meulboek,Targedshortselling.Springer,1996.[22]Desai,Hemang,K.Ramesh,S.RamuThiagarajan,BalaV.Balachandran,2002,AninvestigationoftheinformationroleofshortinterestintheNASDAQmarket,JournalofFinance57,2263–2287.[23]DietherKB,WernerIM.Short-SaleStrategiesandReturnPredictability[J].ReviewofFinancialStudies,2009,22(2):575-607.[24]ChristopheSE,FerriMG,AngelJJ.Short-SellingPriortoEarningsAnnouncements[J].TheJournalofFinance,2004,59(4):1845-1876.[25]Healy,Paul,1985,Theeffectsofbonusschemesonaccountingdecisions,JournalofAccountingandEconomics7,85–107.[26]Liu,Ming,TongshuMa,andYanZhang,2008,Areshortsellersinformed?Newevidencefromshortsalesonfinancialfirmsduringtherecentsubprimemortgagecrisis,Workingpaper,BinghamtonUniversity–SUNY.[27]Daske,Holger,ScottA.Richardson,andIremTuna,2005,Doshortsaletransactionsprecedebadnewsevents?Workingpaper,UniversityofPennsylvania.[28]HenryTR,KoskiJL.ShortSellingAroundSeasonedEquityOfferings[J].ReviewofFinancialStudies,2010,23(12):4389-4418[29]GoldsteinI,GuembelA.ManipulationandtheAllocationalRoleofPrices[J].ReviewofEconomicStudies,2008,75(1):133-164.[30]BrunnermeierMK,PedersenLH.PredatoryTrading[J].TheJournalofFinance,2005,60(4):1825–1863.[31]DechowPM,HuttonAP,MeulbroekL,etal.Short-sellers,FundamentalAnalysis,andStockReturns[J].JournalofFinancialEconomics,2001,61(1):77-106.[32]AsquithP,PathakPA,RitterJR.ShortInterest,InstitutionalOwnership,andStockReturns[J].JournalofFina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