融資融券、特質信息披露與股價同步性

（博士），副教授）

一、引言

2010年3月31日，我國正式啟動了國內A股市場融資融券交易試點。自融資融券制度實施以來，其經濟后果成為理論界和實務界爭論的焦點。有學者認為融資融券并未實現價格發現功能，反而引起股市大幅波動。也有學者認為融資融券能使股價更快地吸收負面消息，提高股票流動性和股票定價效率。

根據證監會的預期，“融資融券交易可以將更多的信息融入證券的價格，可以為市場提供方向相反的證券交易活動，當投資者認為股票價格過高或過低時，可以融券賣出或融資買入，這有利于股票價格趨于合理，總體上有助于市場內在的價格穩定機制的形成?！贝送?，融資融券對管理層的事前威懾促使管理層主動進行信息披露，提高信息披露質量，減少企業財務造假行為。在實務中，融資融券產生的經濟后果難以確定。從監管層和廣大投資者的角度考察，融資融券制度是否達到了證監會的預期效果？是否有利于更多的個股信息融入價格，從而促進市場價格趨于合理？對于上述問題的解答，有利于進一步規范融資融券制度，促進市場健康發展。

二、理論分析與假設提出

1.融資融券的經濟后果。我國融資融券制度建立較晚，其經濟后果研究主要集中在價格發現、定價效率、市場波動性和公司治理效應方面。①價格發現功能方面。廖士光（2011）發現融資融券發展呈現融資占比過高的“跛足”狀態，其價格發現功能有限。李科等（2014）從白酒行業“塑化劑事件”的角度研究發現，融資融券業務的開通有助于矯正高估的股價。②定價效率方面。許紅偉等（2012）發現，融資融券對股票定價效率的改善較小。而Chang等（2014）以及李志生等（2015）的研究則發現，融資融券顯著提高了標的股票的定價效率，其中融券賣空的影響尤其顯著。③對于股市波動性方面的研究同樣存在爭議。陳海強等（2015）發現融資交易會降低股價波動性，而融券交易則會提高股價波動性，整體效果則是降低了個股波動率。而Chang等（2014）和Wang（2014）研究發現，融資和融券均能有效降低收益波動性。在極端情況下，褚劍等（2016）發現融資融券的實施提高了標的股票的崩盤風險。④在治理效應方面，陳暉麗等（2014）發現成為融資融券標的股票后盈余管理程度顯著降低；而張俊瑞等（2016）則發現融資融券的實施反而提升了內幕交易的可能性。綜上所述，目前對于融資融券的實際效用研究存在較大的爭議，本文將從融資融券對信息披露環境的影響方面進行探索，以提供更直接的證據。

2.股價同步性及其影響因素。股價同步性是指股票市場的“同漲共跌”現象。股價同步性越高，市場和行業層面的消息對公司股價波動影響越大，股價中所包含的公司特質信息越少，市場有效性則越低，反之則反（Roll，1988；Dumev等，2003）。

大量文獻研究了股價同步性的影響因素，主要包括外部制度環境、信息環境因素以及公司治理等因素。①制度環境方面，Morck等（2000）發現不同的投資者保護水平是引起股價同步性國別差異的主要原因。游家興等（2006）發現我國投資者保護制度的完善抑制了股價的“同漲共跌”現象。②在外部信息環境方面，Piotroski等（2004）、朱紅軍等（2007）發現分析師的信息挖掘和預測有助于降低股價同步性。伊志宏等（2015）從分析師的性別特征研究發現，女性分析師與股價同步性的負向關系更顯著。侯宇等（2008）則發現，機構投資者交易會增加股價中的公司特質信息含量。黃俊等（2014）發現媒體報道的增多能夠降低股價同步性。胡軍等（2015）發現微博作為社交網絡平臺，有利于將公司特質信息傳遞到市場，降低股價同步性。③在公司層面，Jin等（2006）、Hutton等（2009）研究均發現公司透明度與股價同步性存在顯著負向關系。馮用富等（2009）研究發現，第一大股東持股比例與股價同步性存在顯著負相關關系。唐松等（2011）發現政治關系會削弱公司披露特質信息的動機，進而提高股價同步性。但是，目前對除機構投資者外的其他市場交易者對股價同步性的影響的研究較少，這也是本文的研究重點。

3.假設提出。筆者認為，融資融券制度的實施將通過以下途徑影響公司異質個體信息的傳遞。

（1）從市場交易者的角度來看，融資融券制度引入了一類新的知情交易者：信用交易者。過去由于對信用交易的限制，投資者只能利用自有資金單方面買入股票，導致大量知情的信息交易者被排除在市場之外（Hong等，2003）。而在融資融券交易開通之后，為這一類交易者開啟了進入市場的通道，對于具有內幕信息而缺乏資金的投資者，他們可以借入資金買入股票；而對于發現股價存在高估的投資者，則能夠融券賣出，從而使得交易渠道更為通暢。同時，由于較高的融資或融券交易成本的存在，使得信用交易者只有在具備確切消息的情況下才會開展交易，因此進入市場的信用交易者通常是攜帶了私有信息的交易者。已有的研究表明，信用交易者中的賣空方通常具有私有信息，如Efendi等（2005）、Desai等（2006）、Karpaff等（2010）研究發現，賣空者能在財務違規或財務重述被披露之前提前賣空；Christophe等（2010）則發現賣空者能夠提前預知分析師的降級公告。筆者認為由于融資成本的存在，使得信用交易中的融資交易者也應當具備類似特征。因此，引入新的知情信用交易者有利于股價真實反映企業價值，并促進私有信息融入股價。

（2）從管理層的角度來看，融資融券制度能夠激勵或監督公司管理層及時披露公司信息，提高會計信息透明度。第一，融資融券制度可以激勵管理層主動進行信息披露。第二，融資融券制度作為一種外部治理機制能夠提高公司透明度，對管理層的信息披露行為進行監督。已有研究表明，融資融券業務的開通能夠吸引更多分析師的跟蹤（張璇等，2016），并顯著降低分析師的樂觀性偏差（李丹等，2016），信息環境更加透明且信息質量更高。因此，本文認為融資融券制度的引入能夠提升股價中的信息含量和質量。

（3）從外部其他投資者交易的角度來看，融資融券作為一種新的交易機制將提高市場流動性（Beber等，2013）。第一，大量的理論和實證證據表明流動性可以促進外部投資者深入挖掘公司層面的特質信息，提高股價的信息含量。Holmstrom等（1993）的理論模型表明，股價流動性提升后，私人信息的邊際價值增加，因此非知情交易者愿意為獲得知情交易者的信息而支付一定的費用，從而促進公司特質信息融入股價。第二，流動性同樣可以促進基于外部投資者交易的監管，有利于揭示管理者的幕后交易行為及公司的真實價值，從而提升上市公司信息違規披露被發現的可能性（Callen等，2015；Seguin等，1990）。隨著我國證監會對信息披露違法違規行為懲罰力度的加大，融資融券后管理層及時披露信息的動機將增強?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僭O：

H：融資融券制度有利于提高個體異質信息傳遞效率，降低股票的股價同步性水平。

三、研究設計

1.樣本選擇。以融資融券交易開通的2010年作為基點，本文選取了2010～2016年共7年滬深兩市全部A股上市公司的數據，并剔除以下樣本：①金融行業公司數據；②變量數據缺失的樣本；③年交易周數不足30周的數據。經過上述處理后共得到12926個觀測樣本。另外，為了控制極端值的影響，本文對所有連續變量按照1%的標準進行了Winsorize處理。本文所使用的融資融券數據、公司財務數據和股票市場交易數據均來自CSMAR數據庫。

2.模型構建。為檢驗融資融券業務的開通對股價同步性的影響，并控制可能存在的內生性問題，本文采用面板數據固定效應模型驗證假設：

Synchi，t=β0+β1Margini，t+β2Sizei，t+β3Levi，t+β4ROAi，t+β5BMi，t+β6Lholdi，t+β7Rindei，t+β8Insti，t+β9Big4i，t+ui+dt+εi，t （1）

其中，被解釋變量Synch為股價同步性指標；解釋變量Margin為融資融券交易的虛擬變量，當年度為融資融券標的股票取值為1，否則為0。Margin的系數β1反映了融資融券對股價同步性的影響，前文假設預計β1顯著為負，意味著融資融券業務的開通能降低股價同步性。

同時還對以下變量進行了控制：①公司規模（Size），取總資產的自然對數。②財務杠桿（Lev），等于公司年末負債總額與資產總額的比值。③總資產收益率（ROA），公司盈利能力的衡量指標。④賬面市值比（BM），公司賬面價值與市值的比，BM值越大表示公司成長性越差，外界對其的關注較少，預期對股價同步性的系數為正。⑤第一大股東持股比例（Lhold）。⑥獨立董事占比（Rinde），等于獨立董事人數與全體董事人數的比值，預計回歸系數為負。⑦機構投資者持股（Inst），機構投資者更具有信息優勢，機構投資者持股比例增加有利于降低股價同步性（侯宇等，2008；Piotroski等，2004），因此預計回歸系數為負。⑧是否四大審計（Big4），四大審計意味著較高的審計質量，具有一定的外部監管效應，促進管理層披露信息的質量的提高，股價中股價異質信息含量較高。因此預期股價同步性更低，符號為負。

為控制其他潛在個體因素和時間因素所產生的影響，本文進一步控制了公司固定效應ui和年度固定效應dt。報告的標準差經過了Huber-White調整并經過公司聚類調整。

四、實證分析

1.描述性統計。表1報告了主要變量的描述性統計分析結果。同步性指標Synch的均值為-0.52，最小值為-3.11，最大值為1.28，表明不同樣本間差異較為顯著。Margin均值為0.27，表明可以進行融資融券的觀測值占樣本觀測值的27%。公司規模均值（中位數）為21.75（21.59）。樣本公司平均資產負債率為45%，ROA均值和中位數均為4%，標準差為0.05，說明各公司盈利能力有較大懸殊，整體盈利能力較弱。賬面市值比（BM）均值（中位數）為0.98（0.67）。第一大股東持股比例均值（中位數）為36.02%（34.05%），說明我國上市公司股權集中度相對較高，“一股獨大”現象比較嚴重。獨立董事占比均值（中位數）為37%（33%），我國上市公司獨立董事占比穩定在1/3。Big4均值為0.05，表明有5%的公司是由四大會計師事務所審計。

表1 主要變量描述性統計

2.單變量分析。表2報告了股價同步性的單變量分析結果，融資融券標的公司組成的樣本中Synch的均值（中位數）為-0.56（-0.54），而非融資融券標的公司組成的樣本中Synch均值為-0.51（-0.42），差異檢驗在1%的水平上顯著，這表明融資融券標的公司具有更低的股價同步性。

表2 單變量分析

3.回歸分析。表3為融資融券影響股價同步性的回歸結果。表3第（1）列控制公司固定效應和年度固定效應，主要變量Margin的系數為-0.53，在 1%的水平上顯著負相關。在表3的第（2）列，進一步控制其他影響股價同步性的因素，主要變量Margin的系數為-0.35，并在1%的水平上顯著。這表明，融資融券業務的開通的確降低了公司的股價同步性。此外，公司規模的回歸系數為-0.38，在1%的水平上顯著，表明公司規模越大，其股價同步性越小。Lev的系數為-0.73，在1%的水平上顯著，表明公司杠桿率和股價同步性負相關，與Hotton等（2009）和黃俊等（2014）的結果一致。ROA回歸系數為0.20，但不顯著。變量BM的系數為0.37，在5%的水平上顯著，表明賬面市值比越大的公司具有越高的股價同步性。Lhold的系數為0.01，在5%的水平上顯著，表明第一大股東持股比例越高，股價同步性越高。Rinde的系數為-0.53，在10%的水平上顯著，表明獨立董事占比的提高能夠顯著降低股價同步性。Inst的系數為-0.01，在1%的水平上顯著，表明機構投資者持股比例越大，股價同步性越低。Big4系數為-0.05，但不顯著，表明審計質量對股價同步性沒有顯著影響。

表3 融資融券與股價同步性

4.穩健性檢驗及內生性問題。上述結果雖然證明融資融券標的股票比非融資融券標的股票具有更低的股價同步性，但是也可能該結果是在篩選融資融券標的股票時證監會傾向選擇股價同步性較低的股票導致的?；谝陨峡紤]，本文采用Heckman兩步法模型和傾向得分匹配法（PSM）做進一步檢驗。

（1）Heckman檢驗。融資融券標的股票與非融資融券標的股票相比，可能在公司規模、企業性質、公司治理結構等方面有所差異。這可能導致融資融券與股價同步性之間的關系存在樣本自選擇的問題。本文使用Heckman兩步法解決這一問題。根據《融資融券交易實施細則》中的規定，融資融券標的股票在流通股本或流通市值、股東人數、日換手率和漲跌幅度等方面存在一定門檻?？傮w來說，融資融券標的股票具有規模大、流動性好的特點。因此在Heckman第一階段的模型中，本文選取了公司規模（Size）和換手率（Turn）作為解釋變量。除此之外，還選取了公司其他的特征變量，如企業性質（SOE）、杠桿水平（Lev）、盈利水平（ROA）、市凈率（MTB）、是否交叉上市（Crosslist）、第一大股東持股比例（Lhold）、董事會規模（Bodsize）、兩職合一（Dual）。同時控制了年度固定效應dt和行業固定效應vk。因此Heckman第一階段模型如下：

表4報告了模型（2）的回歸結果，反映出融資融券標的股票的特征?；貧w結果表明：國有性質的公司、大規模公司、流動性好的公司更易成為融資融券的標的股票。除此之外，融資融券標的股票還具有低負債率、盈利性強、成長性較好、非交叉上市、董事會規模小和兩職分離的特征。

在Heckman檢驗的第二階段，將模型（2）求出的逆爾米斯比率（IMR）加入模型（1）中再次進行回歸，回歸結果如表5中列（1）所示，Margin的回歸系數為-0.09，與模型（1）中得到的回歸系數-0.35相比有所降低，但是負相關關系依舊在1%的水平上顯著，結果保持穩健。此外，公司規模、第一大股東持股比例、獨立董事占比、機構投資者持股以及是否四大審計對股價同步性的影響均有所減弱。賬面市值比對股價同步性的影響基本保持不變。

（2）傾向得分匹配法（PSM）。為了解決低股價同步性是由融資融券標的股票本身的特征引起的，而并非是由融資融券業務的開通所引起的這一內生性問題，本文也采用傾向得分匹配法來進行進一步檢驗。通過對模型（2）回歸得出每一個上市公司的傾向得分值，再通過這一得分值將融資融券標的股票組的觀測值對象與非融資融券標的股票組的對象進行近鄰匹配，共得出3441對匹配觀測對象。為確保匹配效果，本文進一步對協變量進行了平衡性檢驗，檢驗兩組中協變量的平均值和中位數是否存在差異。檢驗結果表明平均值和中位數均不存在顯著差異。隨后對匹配的觀測值按照模型（1）進行回歸，回歸結果如表5中列（2）所示，Margin回歸系數為-0.36，在1%的水平上顯著，結果依然顯示融資融券業務能有效降低股價同步性。

表4 Heckman第一階段檢驗結果

表5 Heckman第二階段檢驗結果及PSM模型回歸結果

五、進一步檢驗

1.公司性質和公司規模的影響。與大規模公司相比，小規模公司信息透明度更低（崔學剛等，2004）。同樣的，與國有企業相比，民營企業信息透明度更低（譚勁松等，2010）。信息不透明程度越高的公司，知情交易發生的概率越大（Brown等，2010）。這主要是因為對知情交易者而言，不透明程度越高，公司可被挖掘的信息越多。融資融券交易的開通拓寬了知情交易者的交易渠道，增強了投資者挖掘私有信息的動機。因此，在信息透明度低的小規模公司和民營企業中，融資融券交易帶來的知情交易更多，會將公司更多信息融入股價。根據以上分析，預計在小規模的公司以及民營企業中，融資融券對股價同步性的作用更顯著。

為檢驗融資融券對股價同步性的作用在規模不同的公司中存在的差異，將數據按照公司總資產規模大小分為大規模組（高于規模中位數）和小規模組（低于規模中位數）；為檢驗企業性質的影響，將樣本數據分為國有組和民營組兩類，分組回歸結果如表6所示。表6中的（1）、（2）列分別列出了小規模公司樣本和大規模公司樣本的回歸結果，小規模組和大規模組的回歸系數分別為-0.40和-0.33，均在1%的水平上顯著。表6的下方報告了差異檢驗的P值為0.03，意味著兩組的系數差異在5%的水平上顯著。以上結果表明，融資融券交易對股價同步性的降低作用在小規模公司中更顯著。表6中的（3）、（4）列分別報告了民營組和國有組的回歸結果，Margin系數分別為-0.36和-0.33，均在1%的水平上顯著。差異檢驗P值為0.03，在5%的水平上顯著，表明民營組中融資融券對股價同步性的降低作用更大。

表6 公司性質和公司規模的影響

2.機構投資者和分析師關注度的影響。機構投資者具有信息渠道優勢和專業處理信息的能力優勢（Ke等，2004）。機構投資者所持有公司股份較多且一般采取長期投資策略，更有動力去收集公司相關信息，其交易行為也相對更理性（Cohen等，2002）。因此，機構投資者的參與可以提高市場的投資者理性程度，完善市場信息傳遞機制，促進股價對公司個體異質信息的吸收。融資融券交易的開通為具有信息資源的交易者提供了獲利的渠道，增強了機構投資者利用優勢進行知情交易的動機。同時，機構投資者可以發揮公司治理效應，促進管理層及時對外披露信息（Ajinkya等，2005）。因此預期機構投資者持股比例較高的公司中，融資融券交易對股價同步性作用更大，股價同步性降低得更多。

過高的信息收集成本會影響信息交易者的行為，抑制股價吸收個體異質信息。而分析師作為投資者和公司之間的信息中介，能夠利用其在公開信息上的分析能力優勢和信息獲得優勢，對上市公司的盈余進行預測，提供投資意見供其他投資者參考。因此分析師關注度越高，市場上可供投資者直接獲取的信息越多（Cheng等，2016）。較低的信息收集成本進一步推動了知情交易的開展，使股價中含有更多特質信息。因此，本文認為在分析師關注度較高的公司，融資融券業務對股價同步性的影響更大。

為檢驗機構投資者持股的不同是否會導致融資融券交易對股價同步性的影響產生差異，本文將樣本按照機構投資者持股比例的中位數分為機構投資者持股比例高組（大于中位數）和機構投資者持股比例低組（小于中位數）。按照模型（1）分別進行回歸。回歸結果如表7第（1）、（2）列所示，機構投資者持股比例低組和高組的系數分別為-0.29和-0.34，在1%的水平上顯著，兩組差異檢驗的P值為0.06，在10%的水平上顯著。這表明在機構投資者持股比例較高的公司中，融資融券交易對股價同步性的降低作用更強。

為檢驗分析師關注度的不同是否會導致融資融券交易對股價同步性的影響產生差異，本文按照分析師關注度高低將樣本分為分析師關注度高組（大于中位數）和分析師關注度低組（小于中位數），按照模型（1）分別進行回歸。表7的（3）、（4）列為分析師關注度低組和分析師關注度高組的回歸結果?；貧w系數分別是-0.27和-0.38，均在1%的水平上顯著。這表明在分析師關注度較高的公司中，融資融券交易對股價同步性的降低作用更大。

表7 機構投資者持股和分析師關注的影響

3.公司內部治理的影響。為研究公司治理因素對融資融券和股價同步性之間的關系產生的影響，本文選取了董事會規模（Bodsize）、兩職合一（Dual）和兩權分離（Seperation）來進行檢驗。所有權和經營權分離容易引發代理問題。董事會主要是代表股東來監督管理層的行為，是股東保護自己權益的一種機制。已有研究表明，董事會規模與會計信息透明度存在顯著正相關關系（崔偉等，2008）。因此，一方面，董事會規模越小，公司信息透明度越低，進行知情交易的動機越強；另一方面，小規模董事會的監管效率越高，越有助于對管理層進行監管，這主要是因為小規模的董事會成員之間不易出現“搭便車”行為，工作效率更高。融資融券業務帶來的潛在風險使上市公司股東有動機進一步加強對管理層的監督，因此在董事會規模較小的公司中融資融券帶來的監管效應更強，管理層不得不進行更高質量的信息披露。與此類似，董事長和總經理兩職合一會形成“自己監督自己”的局面，嚴重削弱董事會的監督功能，從而喪失董事會的獨立性（Goyal等，2002），甚至威脅到公司的內部控制質量和信息質量。相反，兩職分離會提高董事會的獨立性，有效發揮對管理層的監督作用。融資融券業務帶來的潛在風險可以進一步強化對兩職分離公司的監管。因此本文推測，在董事會規模較小和兩職分離的公司中，融資融券對股價同步性的影響更大。此外，本文認為在兩權分離度低的情況下，融資融券的監管效應更容易發揮。這主要是因為我國投資者保護制度不完善，大股東存在掏空公司的行為，比如在控股股東同時擔任經理的公司中向經理人員支付較高的薪酬、侵占公司利益。融資融券業務給公司帶來的風險以及外界對公司內部壞消息的關注，對兩權分離度低的公司來說可形成對大股東的有效監管，促使公司進行高質量和更規范的信息披露。因此本文認為，在兩權分離度低的企業中，融資融券對股價同步性的影響更大。

表8 公司治理的影響

本文將樣本進行如下分組：按照董事會規模大小分為大董事會規模組（大于中位數）和小董事會規模組（小于中位數）；兩職合一組和兩職分離組；兩權分離度低組和兩權分離度高組。具體回歸結果如表8所示。

表8中（1）、（2）列是董事會規模分組的回歸結果，董事會規模大小兩組的Margin系數分別為-0.18和-0.39，均在1%的水平上顯著，兩組差異檢驗P值為0.00，在1%的水平上顯著。這表明在董事會規模小的公司中，融資融券交易對股價同步性的影響更大。表8中（3）、（4）列是兩職分離和兩職合一的回歸結果，Margin的系數分別是-0.36和-0.27，表明兩職分離使融資融券對股價同步性的效用更強。表8中（5）、（6）列是兩權分離度低組和兩權分離度高組的回歸結果，Margin的系數分別為-0.35和-0.34，均在1%的水平上顯著，差異檢驗報告的P值為0.08，在10%的水平上顯著。這表明在兩權分離度低的公司，融資融券業務對股價同步性的影響更大。

六、渠道檢驗

根據以上分析可知，融資融券交易主要是通過兩種方式促進公司內部信息向外部傳遞：一是通過增加知情者交易，使公司的內部異質信息更多地傳遞到市場、包含在股價中，進而降低股價同步性。二是對管理層嚴格的監督，促使其更主動及時地披露信息。這兩種方式均會提高公司信息透明度。公司信息透明度是會計盈余對企業真實經濟盈余的反映程度（Bhattacgarya等，2011）。信息透明度越高的情況下，股價同步性越低（Hutton等，2009）。關于信息透明度的衡量指標，目前缺乏統一的標準。為檢驗融資融券交易是否通過提高公司信息透明度來降低股價同步性這一問題，本文參考Hutton等（2009）、Lang等（2012）對信息透明度的衡量方式，選取了盈余管理、盈余平滑、財務重述和會計穩健性作為公司信息透明度的衡量指標，并進行了以下檢驗：①融資融券業務的開通是否降低了公司的盈余管理程度？②融資融券業務的開通是否使公司盈余平滑程度降低？③融資融券業務的開通是否減少了公司的財務重述行為？④融資融券業務的開通是否提高了會計穩健性？

1.融資融券與盈余管理及盈余平滑。會計盈余是公司的一項重要特質信息，公司管理層傾向于進行盈余管理來掩蓋壞消息。盈余平滑是盈余管理常見的手段之一，反映了公司收益的波動偏離正常水平的程度。盈余平滑程度越大，管理層越有可能為了向外界傳遞公司業績穩定的消息而隱藏業績波動。因此，公司的盈余管理水平和盈余平滑程度可以反映公司的信息不透明度，即盈余管理水平越高、盈余平滑程度越大，說明管理層試圖掩蓋的壞消息越多、信息透明度越低。而融資融券業務所帶來的投資者對公司負面信息的挖掘動機以及公司潛在被賣空的風險使得管理層操縱利潤的動機減弱，進而降低盈余管理水平和盈余平滑程度，最終提高公司透明度。

本文參考Kothari等的模型，分年度分行業對模型（3）進行回歸得到殘差項。EM1為回歸殘差的絕對值，代表公司管理層盈余管理的水平。EM2采用修正Jones模型計算得出。其中，TAi，t為總應計，△REVi，t為公司i第t年的營業收入增加額，△RECi，t為公司 i第 t年的應收賬款增加額，PPEi，t為公司年末的固定資產。Ai，t-1為公司i第t-1年的資產，各變量除以Ai，t-1是為了消除公司規模的影響。

EM1、EM2的數值越大，代表公司管理層盈余管理水平越高。

本文參考游家興等（2007）的研究方法，采用下列公式定義盈余平滑程度。

其中，CFOi，t-k、NIi，t-k分別表示公司i第t-k年的經營活動現金凈流量和凈利潤；Asseti，t-k-1表示公司i第t-k-1年的期末總資產。SD表示計算標準差。ESi，t即公司i第t年的盈余平滑度指標，ES值越大表示盈余平滑程度越高，信息不透明程度越大?；貧w模型如下：

表9列（1）、（2）是融資融券影響盈余管理的回歸結果。在控制了公司規模、杠桿水平、盈利能力、公司治理因素以及外部監管因素后，結果顯示融資融券與盈余管理負相關，Margin的系數分別是-0.01和-0.008，均在10%的水平上顯著。這表明融資融券業務的開通的確抑制了管理層的盈余管理行為。除此之外，公司規模越大，其盈余管理程度越弱。杠桿水平、盈利能力和管理層持股比例均會顯著提高公司盈余管理水平。在表9列（3）中報告了融資融券影響盈余平滑的回歸結果。在控制了公司規模、財務杠桿、權益收益率、股權集中度Z指數和機構投資者持股變量后，Margin的系數為-0.83，在10%的水平上顯著。這表明融資融券降低了公司盈余平滑程度。

2.融資融券與財務重述。財務重述是管理層粉飾報表所造成的，是管理層操縱會計信息的另一種途徑。融資融券為信息交易者提供了利用知情信息進行交易的途徑，提高了公司的崩盤風險。管理層為防范風險會選擇減少上市公司財務重述行為。為檢驗上述假設，本文設置了財務重述虛擬變量Restatement，即公司當年財務報表若存在重述行為，此變量取值為1，否則為0。

本文對模型（7）進行Probit回歸?；貧w結果如表9列（4）所示。Margin的系數為-0.10，在5%水平上顯著，表明融資融券與財務重述顯著負相關。也就是說，融資融券有效減少了公司的財務重述現象。

3.融資融券與會計穩健性。會計穩健性越高，管理層確認壞消息越及時，越能有效提高信息透明度。融資融券交易的開通增強了投資者對公司內部私有消息的需求及挖掘動機，這可以對管理層起到一定的震懾作用，促使管理層更加謹慎進而主動提高會計穩健性。本文借鑒Basu的模型建立模型（8）。其中，EPSi，t是公司i第t年的每股收益，Pi，t-1是公司i第t-1年末的收盤價，變量Reti，t是根據第t年5月至次年4月的月股票收益率所計算的個股年度累計股票收益率，同時設置虛擬變量負收益Di，t，若股票收益＜0，取值為1，否則取值為0。

控制了公司規模（Size）、財務杠桿（Lev）、資產收益率（ROA）、市凈率（MTB）和第一大股東持股比例（Lhold）來檢驗融資融券對會計穩健性的作用。

回歸結果如表9列（5）所示，交乘項Margin×D×Ret的回歸系數為0.01，在10%的水平上顯著。這表明融資融券業務的開通顯著提高了會計穩健性。

通過渠道檢驗發現，融資融券交易的開通有效抑制了公司盈余管理水平，降低了盈余平滑程度，減少了公司財務重述，提升了會計穩健性。該結果支持本文的假設，即融資融券是通過提高公司的透明度來降低股價同步性的。

表9 規模與各變量的變異數分析

七、結論

本文以2010～2016年的滬深A股上市公司為樣本，研究了融資融券交易的開通對上市公司股價同步性的影響。研究結果表明：①融資融券制度的實施能夠顯著降低上市公司股價同步性，意味著該制度的實施提升了個體異質信息的傳遞效率，改善了公司信息披露環境。②在外部關注度較高、信息獲取成本較低的環境下，即機構投資者持股比例較多、分析師關注度較高的公司，融資融券與股價同步性的負相關關系更顯著，說明同步性效用的發揮有賴于外部監管的加強；而在小規模公司以及民營企業中，融資融券對股價同步性的作用更加顯著，說明融資融券制度有利于改善低信息透明度公司的信息披露；在董事會規模小、兩職分離和兩權分離度低的公司中，股價同步性降低更明顯，說明融資融券可以進一步有效加強內部監管。③通過渠道檢驗發現，融資融券業務的開通提高了上市公司信息透明度，包括更低的盈余管理水平、更低的盈余平滑程度、更少的報表重述和更高的會計穩健性，從而有利于標的股票股價同步性的降低。

我國融資融券業務開通以后，學術界對此爭議不斷。本文的研究結果表明，融資融券交易的開通可以有效增加知情交易，促進私有信息流入市場。同時也能提高公司透明度，加強企業內部監管，促使管理層自覺及時地向外界披露公司信息。本文的研究結果可以促進融資融券在我國更好地發展，也進一步充實了融資融券的效用研究成果。

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