白雪蓮，張俊瑞，馬云高,3

(1. 首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，北京 100071；2. 西安交通大學(xué) 管理學(xué)院，陜西 西安 710049；3. 國(guó)網(wǎng)能源研究院有限公司，北京 102200)

一、 引言

融券交易，俗稱賣空，是市場(chǎng)中證券交易的一種特殊形式。在這種交易模式下，當(dāng)預(yù)測(cè)證券價(jià)格將下跌時(shí)，投資者可以通過向證券公司提供擔(dān)保物以借入相應(yīng)數(shù)量的證券，并將其賣出，從而實(shí)現(xiàn)看跌交易的目的。2010年3月31日，經(jīng)過一系列前期考察及準(zhǔn)備工作后，我國(guó)正式啟動(dòng)融資融券業(yè)務(wù)試點(diǎn)，結(jié)束了證券市場(chǎng)長(zhǎng)達(dá)20多年的單邊交易時(shí)代。

隨著融資融券業(yè)務(wù)的全面推廣，其能夠給證券市場(chǎng)帶來哪些影響，引起了理論界和實(shí)務(wù)界的廣泛討論。特別是融券交易方式的實(shí)現(xiàn)，為投資者提供了一種新的獲利途徑。投資者可以利用賣空手段實(shí)現(xiàn)看跌交易的目的，激發(fā)了其對(duì)負(fù)面信息搜索的積極性。Desai等指出，賣空交易者會(huì)盯住那些盈余質(zhì)量較差的公司，當(dāng)預(yù)測(cè)公司即將發(fā)生財(cái)務(wù)重述等不好的狀況時(shí)，會(huì)提前賣空公司股票以賺取投資收益[1]。Karpoff和Lou指出，賣空交易者具有敏銳的洞察力，且十分關(guān)注公司的財(cái)務(wù)信息質(zhì)量[2]。不僅如此，一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，賣空者通常具有信息優(yōu)勢(shì)，他們或精通于基本面分析并更努力地搜集和挖掘負(fù)面信息[3]，或本身就是內(nèi)幕信息的擁有者[4-5]，從而能夠在分析師向下調(diào)整股票評(píng)級(jí)或內(nèi)部者進(jìn)行大量交易前先采取行動(dòng)[6-7]?？梢姡啾绕渌顿Y者，采用賣空策略的交易者通常表現(xiàn)出對(duì)負(fù)面信息需求更強(qiáng)烈、捕捉更敏銳以及反應(yīng)更迅速等特點(diǎn)。

一方面,賣空交易者對(duì)“壞信息”的積極搜索以及迅速反應(yīng)加快了股價(jià)對(duì)負(fù)面信息的調(diào)整速度，從而有利于擠壓出股票價(jià)格中的泡沫，提高市場(chǎng)定價(jià)效率[8]。但另一方面，股票交易者的大量賣空行為能夠?qū)е鹿蓛r(jià)在短時(shí)間內(nèi)迅速下跌，惡化股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)[9-10]；而股票價(jià)值波動(dòng)也將直接影響企業(yè)的未來融資能力和投資行為[11-12]，由此給企業(yè)的未來經(jīng)營(yíng)活動(dòng)帶來了不確定性。對(duì)于債權(quán)人而言，債務(wù)人的持續(xù)經(jīng)營(yíng)和盈利能力是保證其資金安全的必要條件，而賣空交易帶來的下行風(fēng)險(xiǎn)以及不確定性無疑對(duì)債權(quán)人產(chǎn)生了威脅。相比股權(quán)投資者，債權(quán)投資者缺乏搜集信息的激勵(lì)，不能及時(shí)利用市場(chǎng)信息調(diào)整投資決策，對(duì)市場(chǎng)信息反應(yīng)不敏感。但穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策能夠在公司年報(bào)中及時(shí)反映“壞消息”，從而降低債權(quán)人的投資風(fēng)險(xiǎn)[13]。由此可以推測(cè)，在賣空的市場(chǎng)中，債權(quán)人需要管理層采用更加穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策來了解公司負(fù)面情況，以此來應(yīng)對(duì)賣空交易帶來的風(fēng)險(xiǎn)。為了驗(yàn)證上述假設(shè)，本文基于我國(guó)首次放開賣空管制的事件背景，檢驗(yàn)賣空機(jī)制對(duì)上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響，并通過引入公司債務(wù)水平指標(biāo)來識(shí)別上述影響的作用路徑。

與以往文獻(xiàn)相比，本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面。第一，自我國(guó)引入賣空機(jī)制以來，學(xué)者們積極探討該項(xiàng)交易制度的實(shí)施效果，相關(guān)文獻(xiàn)包括賣空對(duì)市場(chǎng)有效性、管理層自利動(dòng)機(jī)以及分析師行為等方面的影響，但尚無研究涉及賣空機(jī)制對(duì)債權(quán)人產(chǎn)生的影響，本文彌補(bǔ)了該研究領(lǐng)域的這一空白。第二，陳暉麗和劉峰研究了融資融券對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響，他們認(rèn)為，融資融券發(fā)揮的外部治理效應(yīng)能夠約束管理層自利行為，從而有利于提升公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性[14]。本文認(rèn)為，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性主要是為了滿足債權(quán)人的需求，因此與陳暉麗和劉峰的研究視角不同，本文從債權(quán)人的角度分析了賣空機(jī)制引入后債權(quán)人對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性需求程度的變化，并通過引入債務(wù)水平指標(biāo)來識(shí)別上述影響路徑的存在。

后文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分梳理相關(guān)文獻(xiàn)并在此基礎(chǔ)上提出本文的研究假設(shè)；第三部分介紹研究設(shè)計(jì)；第四部分為實(shí)證結(jié)果分析；第五部分進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)；最后為研究結(jié)論。

二、 文獻(xiàn)回顧與假設(shè)提出

(一) 文獻(xiàn)回顧

在美國(guó)、歐洲等較為發(fā)達(dá)的資本市場(chǎng)，賣空行為已相對(duì)成熟，因此國(guó)外學(xué)者在該領(lǐng)域取得的研究成果已十分豐厚，且主要集中在探討賣空機(jī)制如何作用于證券市場(chǎng)質(zhì)量，涉及賣空機(jī)制對(duì)市場(chǎng)有效性、流動(dòng)性以及穩(wěn)定性等方面的影響。自2010年我國(guó)引入融資融券交易制度以來，國(guó)內(nèi)學(xué)者結(jié)合中國(guó)特殊的制度背景，也積極探討了賣空機(jī)制在上述方面的作用效果。表1匯總了賣空機(jī)制影響證券市場(chǎng)質(zhì)量相關(guān)研究的主要觀點(diǎn)及其代表性文獻(xiàn)。

表1 賣空機(jī)制與證券市場(chǎng)質(zhì)量研究文獻(xiàn)匯總表

從上述研究成果可以看出，賣空機(jī)制對(duì)證券市場(chǎng)質(zhì)量的影響結(jié)論不一，但目前就我國(guó)市場(chǎng)而言，賣空在市場(chǎng)有效性方面表現(xiàn)了較為積極的作用，賣空交易有利于擠壓股票價(jià)格泡沫、提高股票定價(jià)效率。

近年來，逐漸有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，除直接作用于證券市場(chǎng)質(zhì)量外，賣空還能夠間接影響上市公司管理者以及證券分析師行為，對(duì)其起到約束和外部治理作用。由于這一領(lǐng)域的研究起步較晚，目前研究成果還相對(duì)有限。Li和Zhang指出，由于放松賣空后股價(jià)對(duì)負(fù)面信息的反應(yīng)更敏感，因此在賣空約束較弱的公司中，管理層披露負(fù)面信息的壓力更大，從而會(huì)采取相對(duì)模糊的披露方式[24]。Grullon等的研究結(jié)果顯示，賣空交易量上升會(huì)引起股票價(jià)格下跌，不僅如此，規(guī)模較小的公司管理層會(huì)選擇降低投融資水平來應(yīng)對(duì)由賣空帶來的股票價(jià)格壓力[25]。Massa等認(rèn)為，賣空交易者對(duì)負(fù)面信息的挖掘，有利于市場(chǎng)發(fā)現(xiàn)公司盈余管理等活動(dòng)，從而對(duì)管理層機(jī)會(huì)主義行為產(chǎn)生約束作用[26]。利用我國(guó)證券市場(chǎng)提供的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)環(huán)境，陳暉麗和劉峰的研究也得出了一致結(jié)論，他們發(fā)現(xiàn)，融資融券啟動(dòng)后標(biāo)的公司的盈余管理水平顯著降低，盈余質(zhì)量上升[27]。靳慶魯?shù)鹊难芯拷Y(jié)果表明，當(dāng)公司面臨較差的投資機(jī)會(huì)時(shí)，為避免管理層錯(cuò)誤決策而招致賣空風(fēng)險(xiǎn)，大股東會(huì)更加有效地監(jiān)督管理層，促使其及時(shí)調(diào)整投資策略[28]。徐蕊和邱妘指出，我國(guó)市場(chǎng)中相當(dāng)一部分上市企業(yè)存在過度投資現(xiàn)象，而融資融券業(yè)務(wù)推出對(duì)于改善標(biāo)的公司過度投資行為起到了積極作用[29]。此外，李丹等首次研究了賣空機(jī)制對(duì)證券分析師行為的影響，并發(fā)現(xiàn)賣空顯著抑制了分析師受利益沖突驅(qū)使所形成的樂觀偏差[30]。

通過上述研究可以看出，賣空機(jī)制不僅能夠直接影響證券市場(chǎng)質(zhì)量，同時(shí)這種影響具有溢出效應(yīng)，還會(huì)進(jìn)一步作用于上市公司管理層或外部分析師身上，對(duì)他們的行為產(chǎn)生約束或治理效應(yīng)，但關(guān)于賣空機(jī)制對(duì)債權(quán)人影響的研究還十分罕見。

(二) 假設(shè)提出

債權(quán)人是資本市場(chǎng)中主要參與者之一，是上市公司獲取資金的重要來源。與股票投資者不同的是，由于債權(quán)投資通常具有一定的時(shí)間期限，且債權(quán)投資者在投資期間內(nèi)難以對(duì)其投資決策做出及時(shí)調(diào)整，因此他們?nèi)狈λ鸭袌?chǎng)信息的激勵(lì)，對(duì)市場(chǎng)中隨時(shí)釋放的信息反應(yīng)也不靈敏。而為了盡可能降低投資風(fēng)險(xiǎn)，債權(quán)人對(duì)債務(wù)人會(huì)計(jì)信息質(zhì)量提出了穩(wěn)健性要求[13]。穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策要求會(huì)計(jì)信息在確認(rèn)時(shí)不得高估資產(chǎn)和收益、不得低估負(fù)債和費(fèi)用，從而有利于會(huì)計(jì)信息能夠及時(shí)反映企業(yè)的最低價(jià)值，保護(hù)債權(quán)人利益。在債務(wù)契約中，無論企業(yè)未來利潤(rùn)如何，債權(quán)人都只有收回本金和獲取利息的權(quán)利。然而，一旦企業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況出現(xiàn)危機(jī)，可變現(xiàn)資產(chǎn)無法償還債務(wù)時(shí)，債權(quán)人將面臨嚴(yán)重?fù)p失。這種非對(duì)稱性促使債權(quán)人時(shí)刻關(guān)心企業(yè)的剩余價(jià)值，而穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策能夠及時(shí)反映導(dǎo)致公司價(jià)值流失的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，同時(shí)能夠約束公司過度派發(fā)股利等行為，緩解了債權(quán)人和股東之間的利益沖突[31]。

根據(jù)Fama的有效市場(chǎng)假說，在完美市場(chǎng)中，股票價(jià)格能夠充分反映所有信息，通過對(duì)信息做出迅速調(diào)整，能夠及時(shí)準(zhǔn)確地反映股票內(nèi)在價(jià)值。然而在現(xiàn)實(shí)中，市場(chǎng)并不是完全有效的。Miller指出，在限制賣空的市場(chǎng)中，由于悲觀者的負(fù)面信息不能及時(shí)有效地傳遞到股價(jià)中，從而股價(jià)往往只能反映樂觀者態(tài)度，造成股價(jià)估值過高[15]。我國(guó)市場(chǎng)長(zhǎng)期以來都對(duì)賣空交易進(jìn)行嚴(yán)格限制，導(dǎo)致股票價(jià)格過多地反映了利好信息，而對(duì)利空信息反映不足，股票價(jià)值被嚴(yán)重高估[32]。在這樣的市場(chǎng)環(huán)境下，放松賣空可能導(dǎo)致市場(chǎng)對(duì)長(zhǎng)期積累的負(fù)面信息迅速調(diào)整，促使股票價(jià)格大幅下跌。Grullon等研究發(fā)現(xiàn)，放松賣空帶來公司股票價(jià)格下降，且下跌的股價(jià)會(huì)進(jìn)一步影響企業(yè)未來的投融資機(jī)會(huì)和成本[25]。不僅如此，被大量賣空的公司還面臨著更高的退市風(fēng)險(xiǎn)[33]?？梢姡_展賣空交易帶來的上述風(fēng)險(xiǎn)，無疑會(huì)對(duì)債權(quán)人的資金安全產(chǎn)生威脅。

此外，相比常規(guī)性交易，融資融券的杠桿效應(yīng)使得這種交易形式伴隨著極高的投資風(fēng)險(xiǎn)。特別是融券交易，當(dāng)股票價(jià)格上漲時(shí)賣空投資者將遭受投資損失，且隨著股價(jià)的不斷上升這種損失也將被無限放大，損失不可估計(jì)。因此，一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，相比其他投資者，采取賣空交易形式的投資者通常都具有信息優(yōu)勢(shì)，他們或精通于基本面分析并更努力地搜集和挖掘信息[3]，或本身就是內(nèi)幕信息的擁有者[4-5]，他們的存在和活躍無疑會(huì)對(duì)市場(chǎng)中其他投資者的利益構(gòu)成了侵占和威脅。不同于這類投資者，債權(quán)投資者難以隨時(shí)調(diào)整投資決策來應(yīng)對(duì)瞬息變化的證券市場(chǎng)，因此他們可能需要債務(wù)人采取更加穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策，來提前預(yù)測(cè)和應(yīng)對(duì)未來的不確定性，以盡可能降低投資風(fēng)險(xiǎn)[13]。

基于上述分析，本文認(rèn)為，引入賣空機(jī)制后，債權(quán)人會(huì)要求標(biāo)的公司采取更加穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策，表現(xiàn)為標(biāo)的公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提升，據(jù)此，本文提出如下假設(shè)。

H1：引入賣空機(jī)制后，標(biāo)的公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性顯著提升。

已有研究發(fā)現(xiàn)，債務(wù)比重越高，企業(yè)面臨的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)越大，債權(quán)人資金安全受到的威脅也越大，因此，在債務(wù)比例較高的公司中，債權(quán)人會(huì)更加積極地約束債務(wù)人的行為，從而對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性提出了更高的要求[34]。賣空機(jī)制引入后，賣空交易帶來的下行風(fēng)險(xiǎn)以及由此給企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)帶來的不確定性，會(huì)影響債務(wù)人的持續(xù)經(jīng)營(yíng)能力和還款能力，威脅債權(quán)人的資金安全；且相比于債務(wù)水平較低的公司，這種風(fēng)險(xiǎn)在債務(wù)水平較高的公司中更大。因此，本文認(rèn)為，開展賣空交易后，相比低債務(wù)水平公司，債權(quán)人對(duì)高債務(wù)水平公司提出的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性要求會(huì)更高，據(jù)此提出本文的研究假設(shè)2。

H2：賣空機(jī)制引入后，相比于債務(wù)水平較低的公司，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性在較高債務(wù)水平的標(biāo)的公司中提升更顯著。

三、 研究設(shè)計(jì)

(一) 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

2010年3月31日，我國(guó)正式開啟涵蓋90只股票的融資融券交易試點(diǎn)，隨后經(jīng)歷了多次擴(kuò)容與調(diào)整。2014年9月22日，在第四次大規(guī)模擴(kuò)容后，我國(guó)融資融券標(biāo)的股票數(shù)量達(dá)到了歷史最高峰，包含了來自深交所的400只股票和上交所的500只股票，兩所合計(jì)900只，占上市公司總量的近三分之一。此后，融資融券標(biāo)的股票數(shù)量基本穩(wěn)定，未再出現(xiàn)大幅度調(diào)整，只出現(xiàn)個(gè)別公司曾被剔除或再次調(diào)入標(biāo)的名單[注]2016年12月12日，我國(guó)融資融券標(biāo)的迎來了第五次大規(guī)模擴(kuò)容，但考慮到2015年我國(guó)股市經(jīng)歷了大漲大跌，且在這一年內(nèi)融資融券相關(guān)政策不斷調(diào)整，與以前年度不具可比性，故本文研究區(qū)間截至2014年末，不包含2016年的擴(kuò)容樣本。。截至2014年末，我國(guó)融資融券標(biāo)的涵蓋899家上市公司股票，其中有399家深交所上市公司，500家源自上交所。表2列示了上述期間標(biāo)的數(shù)量的詳細(xì)變動(dòng)情況。

表2 融資融券標(biāo)的股票數(shù)量變動(dòng)表

注：統(tǒng)計(jì)截至2014年12月31日。

本文以上述期間入選融資融券標(biāo)的范圍的公司作為實(shí)驗(yàn)組，以滬深兩市A股上市公司中未進(jìn)入名單的公司為控制組，探究融資融券對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響。為了使融資融券啟動(dòng)前后樣本年份保持均衡，我們選取2006—2014年作為樣本研究區(qū)間，覆蓋首次啟動(dòng)前后各四年。我們對(duì)樣本進(jìn)行如下篩選：(1)剔除金融類公司；(2)剔除ST公司；(3)剔除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)存在缺失的樣本，最終得到符合上述條件的觀測(cè)共計(jì)14950個(gè)。其中涉及實(shí)驗(yàn)組公司809家，對(duì)應(yīng)樣本-年觀測(cè)5738個(gè)以及控制組公司1666家，對(duì)應(yīng)樣本-年觀測(cè)9212個(gè)。本文涉及的股票和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

(二) 會(huì)計(jì)穩(wěn)健性衡量指標(biāo)

本文研究我國(guó)引入賣空機(jī)制前后標(biāo)的公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的變化。度量會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的方法有多種，其中Basu提出的會(huì)計(jì)盈余—股票收益率關(guān)系模型被后續(xù)研究廣泛采用[35]。Basu認(rèn)為，穩(wěn)健性是指會(huì)計(jì)盈余對(duì)“壞消息”的確認(rèn)比“好消息”更及時(shí)，以股票收益率正負(fù)來衡量“好壞消息”，若會(huì)計(jì)盈余對(duì)負(fù)收益率(即“壞消息”)的反應(yīng)程度大于對(duì)正收益率(即“好消息”)的反應(yīng)，則表明會(huì)計(jì)政策具有穩(wěn)健性[35]。因此，本文通過構(gòu)建如下模型衡量穩(wěn)健性程度：

EPSit/Pit-1=β0+β1Dit+β2Rit+β3Dit×Rit+εit

(1)

其中，EPSit為公司i在t年的每股收益，計(jì)算為凈利潤(rùn)與總股數(shù)的比值；Pit-1是公司i在t年4月最后一個(gè)交易日的收盤價(jià)；Rit表示公司i在t年的股票收益率，計(jì)算為Rit=∏(1+Rij)-1，Rij為股票月收益率，取值從t年5月至次年4月；Dit是啞變量，當(dāng)Rit<0時(shí)，取值為1，代表“壞消息”，反之為0代表“好消息”。

模型(1)中，β2是會(huì)計(jì)盈余對(duì)“好消息”的反應(yīng)系數(shù)，(β2+β3)表示盈余對(duì)“壞消息”的反應(yīng)程度，兩者之差β3則為會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的衡量指標(biāo)，β3>0表明盈余對(duì)“壞消息”的反應(yīng)程度強(qiáng)于“好消息”，存在穩(wěn)健性。β3系數(shù)取值越大，穩(wěn)健性程度越高。

(三) 模型構(gòu)建

現(xiàn)有文獻(xiàn)研究某一政策的實(shí)施效果時(shí)，多采用雙重差分模型。所謂雙重差分，即實(shí)驗(yàn)組樣本在政策實(shí)施前后的變化相比于同一時(shí)段控制組樣本變化的差異。由于控制組沒有受到政策的影響，因此控制組樣本在事件發(fā)生前后的差異衡量了除政策外其他因素的干擾。若實(shí)驗(yàn)組樣本的變化差異顯著異于控制組，則說明政策的實(shí)施發(fā)揮了作用。然而，傳統(tǒng)雙重差分模型具有一定的局限性。當(dāng)存在多個(gè)事件日時(shí)，我們難以定義非實(shí)驗(yàn)組樣本的事件日，除非采用配對(duì)方式為每一批實(shí)驗(yàn)組樣本分別匹配未受事件影響的控制樣本。然而，由于配對(duì)樣本的可操控性太強(qiáng)，配對(duì)方法層出不窮，很難保證研究結(jié)論的可靠性。為了解決這一難題，Bertrand和Mullainathan在傳統(tǒng)雙重差分模型基礎(chǔ)上，發(fā)展出了多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型[36]，并被廣泛借鑒。近些年，我國(guó)融資融券試點(diǎn)分批啟動(dòng)后，引起了國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)這一領(lǐng)域研究問題的廣泛關(guān)注，在相關(guān)研究中也普遍采用了多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型[8,28,37]。因此，本文也借鑒該方法，在模型(1)基礎(chǔ)上引入賣空事件標(biāo)識(shí)變量(Shorting)及其與其他各變量之間的交互項(xiàng)，同時(shí)加入公司固定效應(yīng)(∑Firm)用來控制不隨時(shí)間變化的公司特質(zhì)因素的影響，從而對(duì)賣空標(biāo)的和非標(biāo)的兩類公司的系統(tǒng)性差異進(jìn)行有效控制以及加入時(shí)間固定效應(yīng)(∑Year)用來控制年份效應(yīng)。具體地，本文研究模型設(shè)定如下：

EPSit/Pit-1=β0+β1Dit+β2Rit+β3Dit×Rit+β4Shortingit+β5Shortingit×Dit+β6Shortingit×Rit+β7Shortingit×Dit×Rit+β8Controlsit+β9Controlsit×Dit+β10Controlsit×Rit+β11Controlsit×Dit×Rit+∑Firm+∑Year+εit

(2)

其中，Shorting是賣空交易標(biāo)識(shí)變量，若樣本公司入選賣空標(biāo)的名單且樣本年在交易啟動(dòng)年之后則為1，否則為0。交互項(xiàng)Shortingit×Dit×Rit為本文的研究變量，該變量的回歸系數(shù)β7反映了賣空交易對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響。若回歸結(jié)果中β7顯著為正，則表明相比控制組公司，標(biāo)的公司在放松賣空后會(huì)計(jì)穩(wěn)健性顯著上升，從而H1成立。

在模型(2)中，Controls代表控制變量，根據(jù)Khan和Watts的研究，公司規(guī)模(Size)、市值賬面比(Mtb)和財(cái)務(wù)杠桿(Lev)是影響會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的主要因素[38]，因此本文對(duì)上述變量加以控制。此外，為避免異常值對(duì)研究結(jié)果的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量在1%水平上進(jìn)行了Winsorize處理；為控制異方差問題以及樣本公司在時(shí)間序列上可能存在的自相關(guān)問題，本文在所有回歸中對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤均進(jìn)行了Robust處理以及公司層面的Cluster處理。

對(duì)H2的檢驗(yàn)，我們把樣本公司按照各年債務(wù)水平高低進(jìn)行了分組，將財(cái)務(wù)杠桿水平高于各年中位數(shù)的樣本定義為高債務(wù)水平組(High_lev=1)，低于各年中位數(shù)的樣本視為低債務(wù)水平組(High_lev=0)，并在兩組樣本中對(duì)模型(2)分別進(jìn)行回歸，對(duì)比兩組回歸結(jié)果中系數(shù)β7的差異。

各變量定義見表3。

表3 變量定義

(四) 描述性統(tǒng)計(jì)

表4列示了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由研究變量Shorting的統(tǒng)計(jì)結(jié)果可見，可賣空樣本的數(shù)量?jī)H占到了全樣本的13%，這主要是因?yàn)榇罅繕?biāo)的公司都是在近幾年才被允許進(jìn)行融資融券交易的。限于篇幅，其他變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果不做詳細(xì)說明。

表4 描述性統(tǒng)計(jì)

在總體樣本描述性統(tǒng)計(jì)基礎(chǔ)上，為了初步識(shí)別賣空標(biāo)的公司和非標(biāo)的公司在盈利能力、資產(chǎn)規(guī)模等方面存在的差異，本部分進(jìn)一步針對(duì)分樣本進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，并對(duì)兩類樣本的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果進(jìn)行差異檢驗(yàn)。表5列示了分樣本的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果及其差異檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，標(biāo)的公司中變量EPS/P、R的均值和中位數(shù)都顯著高于非標(biāo)的公司，反映了無論從每股收益還是累積股票回報(bào)率來看，標(biāo)的公司的整體表現(xiàn)都更好。此外，標(biāo)的公司的資產(chǎn)規(guī)模、市值賬面比以及資產(chǎn)負(fù)債率也都顯著高于非標(biāo)的公司。

表5 分樣本描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果及其差異檢驗(yàn)

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著(雙尾檢驗(yàn))。

四、 實(shí)證結(jié)果分析

(一) 賣空機(jī)制與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性

表6報(bào)告了賣空對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性影響的回歸結(jié)果。首先，本文對(duì)基本的Basu模型進(jìn)行了回歸，回歸結(jié)果見表6列(1)。與已有文獻(xiàn)結(jié)果一致，股票回報(bào)率R的回歸系數(shù)以及交互項(xiàng)D×R的系數(shù)均為正，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明會(huì)計(jì)盈余對(duì)“壞消息”的反應(yīng)程度強(qiáng)于“好消息”，大約是“好消息”的5.67倍([0.006+0.028]/0.006)，說明從整體上看，我國(guó)上市公司的財(cái)務(wù)報(bào)告具有一定的穩(wěn)健性。

隨后，在表6列(2)中我們加入了賣空事件標(biāo)識(shí)變量(Shorting)以及各交互項(xiàng)?；貧w結(jié)果顯示，三階交互項(xiàng)Shorting×D×R的回歸系數(shù)為0.040，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，表明在控制了公司固定效應(yīng)、時(shí)間效應(yīng)及其他各因素的影響下，賣空機(jī)制引入后標(biāo)的公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性顯著提升，從而假設(shè)H1得證。此外，控制變量公司規(guī)模(Size)對(duì)穩(wěn)健性的影響為負(fù)，但并不顯著(交互項(xiàng)Size×D×R系數(shù)為負(fù)，統(tǒng)計(jì)意義上不顯著)；市價(jià)賬面比(Mtb)越高的公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越低(交互項(xiàng)Mtb×D×R系數(shù)為負(fù)，且在1%水平上顯著)；而債務(wù)比例(Lev)越高的公司穩(wěn)健性水平越高(交互項(xiàng)Lev×D×R系數(shù)為正，且在1%水平上顯著)，這與劉運(yùn)國(guó)等的研究結(jié)論一致[34]，表明債權(quán)人對(duì)借款比例較高公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的要求更高。

表6 賣空機(jī)制與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%統(tǒng)計(jì)水平下顯著(雙側(cè))，括號(hào)內(nèi)為t值。(后續(xù)表同)

表7 賣空機(jī)制、債務(wù)水平與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性

(二) 賣空機(jī)制、債務(wù)水平與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性

在表6回歸基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步根據(jù)樣本公司債務(wù)水平高低進(jìn)行分組，檢驗(yàn)在不同債務(wù)水平公司中賣空機(jī)制對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響差異，回歸結(jié)果見表7。表7結(jié)果顯示，在低債務(wù)水平公司中，交互項(xiàng)Shorting×D×R的回歸系數(shù)為0.025，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著；而在高債務(wù)水平組中，回歸系數(shù)為0.046，且在5%水平上顯著。因此，無論從系數(shù)大小還是從系數(shù)顯著程度來看，都反映了公司債務(wù)水平影響賣空機(jī)制與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性之間的關(guān)系，表現(xiàn)為在高債務(wù)水平公司中，賣空機(jī)制引入顯著提升標(biāo)的公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，而在低債務(wù)公司中這種作用效果并不顯著，從而與H2預(yù)期一致。

五、 進(jìn)一步分析與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一) 考慮債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的影響

債務(wù)水平較高的公司面臨的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)較大，賣空給企業(yè)帶來的“震懾作用”也更大，因此管理層通過減少機(jī)會(huì)主義行為向市場(chǎng)傳遞“正面信號(hào)”的動(dòng)機(jī)就會(huì)越強(qiáng)，從而在債務(wù)水平較高的公司中賣空機(jī)制對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響更顯著。由此可見，本文現(xiàn)有的實(shí)證結(jié)果無法排除上述可能。因此，本部分通過檢驗(yàn)賣空機(jī)制對(duì)公司債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的影響，來進(jìn)一步檢驗(yàn)本文提出的債權(quán)人約束假設(shè)。本文認(rèn)為，即使賣空標(biāo)的公司的管理層有動(dòng)機(jī)向市場(chǎng)傳遞“正面信號(hào)”，他們通常也不會(huì)采取降低債務(wù)期限的方式，因此若賣空機(jī)制引入后，標(biāo)的公司長(zhǎng)期債務(wù)比重下降而短期債務(wù)比重上升，則反映了債權(quán)人會(huì)主動(dòng)采取積極策略應(yīng)對(duì)賣空交易帶來的風(fēng)險(xiǎn)，從而佐證了債權(quán)人約束路徑的存在。

表8 賣空機(jī)制與公司債務(wù)期限結(jié)構(gòu)

表8報(bào)告了賣空機(jī)制與公司債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的回歸結(jié)果。回歸中，因變量ShortDebt(LongDebt)為樣本公司短期(長(zhǎng)期)借款與借款總額之比；同時(shí)，參考劉運(yùn)國(guó)等、陳駿和徐玉德等的研究[39-40]，選取公司規(guī)模(Size-總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù))、市值賬面比(Mtb-資產(chǎn)總市值與賬面價(jià)值之比)、盈利能力(ROA-凈利潤(rùn)除以總資產(chǎn))、資產(chǎn)期限(AM-固定資產(chǎn)與總資產(chǎn)之比)、自由現(xiàn)金流(FCF-經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量?jī)纛~除以總資產(chǎn))、股權(quán)集中度(Ownership-第一大股東持股比例)、所有權(quán)性質(zhì)(SOE-終極控制人為國(guó)有產(chǎn)權(quán)或私有)以及上市年數(shù)(Age-首發(fā)至當(dāng)年上市總年數(shù))作為控制變量，并加入公司和時(shí)間固定效應(yīng)?；貧w結(jié)果顯示，在控制其他變量的影響下，解釋變量Shorting對(duì)公司短期債務(wù)比例的回歸系數(shù)為0.016，且在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，而對(duì)長(zhǎng)期債務(wù)比例的回歸系數(shù)在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，表示賣空機(jī)制引入后，標(biāo)的公司短期債務(wù)比例顯著上升而長(zhǎng)期債務(wù)比重顯著下降，從而與前文提出的假設(shè)相符。

(二) 賣空交易活躍度與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性

2010年，我國(guó)市場(chǎng)同時(shí)啟動(dòng)融資和融券制度，且采用相同的名單，因此以樣本公司是否納入融資融券標(biāo)的作為研究變量無法區(qū)分二者的影響，也無法衡量實(shí)際賣空量對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響。為了彌補(bǔ)上述不足，本部分以樣本公司年度累積賣空交易量的自然對(duì)數(shù)、年度累積賣空交易量與公司總股本之比兩個(gè)指標(biāo)衡量個(gè)股賣空交易活躍度，檢驗(yàn)其對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響，從而較好地區(qū)別開融資交易帶來的影響，回歸結(jié)果見表9。實(shí)證結(jié)果顯示，當(dāng)年個(gè)股累計(jì)賣空交易量越高，公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越高，表明債權(quán)人對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的需求會(huì)隨著賣空交易活躍度的提升而增加。

(三) 基于PSM配對(duì)樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到樣本選擇性偏誤對(duì)研究結(jié)論可能造成的干擾，也就是說研究發(fā)現(xiàn)可能并非賣空交易開展的后果，而是由入選標(biāo)的范圍公司的某些共同特征(如入選公司可能具有更大的公司規(guī)模、更好地盈利能力或更高的股票流動(dòng)性等)，導(dǎo)致在標(biāo)的公司中會(huì)計(jì)穩(wěn)健性變化高于其他公司，因此本節(jié)采用傾向得分匹配法(簡(jiǎn)稱PSM)來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。PSM的目的在于，通過為每一家標(biāo)的公司匹配與之在各項(xiàng)指標(biāo)上盡可能相似的非標(biāo)的公司，以降低兩組樣本之間的系統(tǒng)性差異，從而更好地檢驗(yàn)政策的實(shí)施效果。具體而言，我們首先選定一組影響上市公司入選融資融券標(biāo)的名單的潛在因素，利用這些指標(biāo)對(duì)公司是否入選進(jìn)行回歸估計(jì)，得到每個(gè)公司入選的傾向得分，傾向得分越接近1，意味著公司入選的概率越高；隨后，為每一個(gè)標(biāo)的公司匹配與之入選概率相差小于1%的非標(biāo)的公司，入選概率越接近意味著兩組公司越為相似；最后，利用配對(duì)樣本重新進(jìn)行檢驗(yàn)。

第一階段，我們對(duì)如下模型進(jìn)行回歸，估計(jì)傾向得分：

Logit(List)=β0+β1Size+β2Leverage+β3MTB+β4ROA+β5Age+β6Volume+β7Return+β8Volatility+β9SOE+∑Industry+∑Year+ε

(3)

其中，List是標(biāo)的公司的標(biāo)識(shí)變量，即在研究期間內(nèi)樣本公司入選標(biāo)的則為1，否則為0。我們從公司規(guī)模、債務(wù)結(jié)構(gòu)、盈利能力以及股票表現(xiàn)等多個(gè)維度選取可能影響公司入選標(biāo)的范圍的因素，具體包括了公司規(guī)模(Size-總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù))、財(cái)務(wù)杠桿(Lev-總負(fù)債除以總資產(chǎn))、市值賬面比(Mtb-總資產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)值與賬面價(jià)值之比)、盈利能力(ROA-凈利潤(rùn)除以總資產(chǎn))、上市年數(shù)(Age-首發(fā)至當(dāng)年上市總年數(shù))、股票交易量(Volume-股票年交易量自然對(duì)數(shù))、股票收益率(Return-年度內(nèi)以周收益率計(jì)算的股票平均回報(bào)率)、股票收益率波動(dòng)性(Volatility-年度內(nèi)股票周收益率標(biāo)準(zhǔn)差)以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE-終極控制人為國(guó)有產(chǎn)權(quán)或私有)，同時(shí)加入行業(yè)和年份虛擬變量。

由于因變量是虛擬變量，本部分采用Logit模型進(jìn)行回歸，依據(jù)回歸結(jié)果中各變量系數(shù)估計(jì)值計(jì)算傾向得分。按照得分概率相差小于1%的原則進(jìn)行配對(duì)，保留配對(duì)樣本在賣空交易啟動(dòng)前后各一年觀測(cè)，最終得到3154個(gè)樣本-年觀測(cè)?；谂鋵?duì)樣本對(duì)雙重差分模型(簡(jiǎn)稱DID模型)進(jìn)行回歸估計(jì)，檢驗(yàn)研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

EPSit/Pit-1=β0+β1Dit+β2Rit+β3Dit×Rit+β4Listit+β5Listit×Dit+β6Listit×Rit+β7Listi×Dit×Rit+β8Postit+β9Postit×Dit+β10Postit×Rit+β11Posti×Dit×Rit+β12Listit×Posti×Dit×Rit+β13Controlsit+β14Controlsit×Dit+β15Controlsit×Rit+β16Controlsit×Dit×Rit+∑Industry+∑Year+εit

(4)

模型(4)在模型(2)的基礎(chǔ)上進(jìn)行了適當(dāng)調(diào)整，加入了賣空標(biāo)的標(biāo)識(shí)變量List，List取1代表標(biāo)的公司，取0為控制組公司；Post為時(shí)間變量，Post取1為賣空啟動(dòng)后的樣本觀測(cè)，啟動(dòng)前為0。此外，由于每家公司只對(duì)應(yīng)兩個(gè)觀測(cè)，故將模型(2)中的公司固定效應(yīng)更換為行業(yè)固定效應(yīng)，其他保持不變。四階交互項(xiàng)Listit×Posti×Dit×Rit為研究變量，該變量的回歸系數(shù)β12表示標(biāo)的公司在融券業(yè)務(wù)推出后會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平的變化與控制組公司變化之間的差異；若β12顯著為正，則表明賣空機(jī)制引入促進(jìn)了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提升，研究結(jié)論穩(wěn)健。

表10報(bào)告了基于PSM配對(duì)樣本的檢驗(yàn)結(jié)果，限于篇幅，表中省略了控制變量及其交互項(xiàng)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，交互項(xiàng)Listit×Dit×Rit回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明樣本中標(biāo)的公司的穩(wěn)健性水平低于控制組公司，而四階交互項(xiàng)Listit×Posti×Dit×Rit回歸系數(shù)顯著為正，則說明即使總體上標(biāo)的公司穩(wěn)健性水平不如配對(duì)樣本，但在賣空業(yè)務(wù)推出后，標(biāo)的公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的上升幅度顯著高于控制組公司，進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的研究假設(shè)。

表9 賣空交易活躍度與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性

表10 基于PSM配對(duì)樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

(四) 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文在對(duì)Basu模型進(jìn)行回歸時(shí)[35]，以經(jīng)股價(jià)調(diào)整的每股收益作為因變量，其中每股收益計(jì)算為凈利潤(rùn)與總股本之比，考慮到公司凈利潤(rùn)中非經(jīng)常性損益部分是不可預(yù)期的，從而參照孫光國(guó)和趙健宇的研究，以扣除非經(jīng)常性損益的每股收益作為因變量計(jì)算指標(biāo)[41]，對(duì)主要回歸結(jié)果重新進(jìn)行估計(jì)，研究結(jié)論不受影響，見表11列(1)。

由于樣本中存在曾被多次調(diào)入、調(diào)出標(biāo)的名單的公司，為避免這類樣本對(duì)研究結(jié)果的干擾，本文剔除此類樣本后對(duì)賣空與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性之間的關(guān)系重新進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)論保持不變，見表11列(2)。

我國(guó)自2007年1月1日起開始施行新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則。新舊會(huì)計(jì)準(zhǔn)則在會(huì)計(jì)處理的多個(gè)方面存在差異，從而可能對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性產(chǎn)生影響。因此，本文以新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施后(2007—2014年)的樣本對(duì)表5結(jié)果重新進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表11列(3)。

表11 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

結(jié)果顯示，交互項(xiàng)Shorting×D×R的系數(shù)依然顯著為正，表明賣空交易對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的促進(jìn)作用并未受到會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變更的影響。此外，考慮到2008年金融危機(jī)的影響，本文以金融危機(jī)之后(2009—2014年)的樣本對(duì)主假設(shè)重新進(jìn)行檢驗(yàn)，研究結(jié)論不受影響，檢驗(yàn)結(jié)果見表11列(4)。

六、 結(jié)論

本文利用我國(guó)首次推出融資融券業(yè)務(wù)試點(diǎn)提供的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)環(huán)境，采用多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型，實(shí)證檢驗(yàn)了賣空機(jī)制對(duì)上市公司會(huì)計(jì)政策穩(wěn)健性的影響，從而來了解債權(quán)人如何看待賣空交易這一問題。研究結(jié)果顯示：在控制了公司固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)以及其他等因素影響下，賣空機(jī)制引入后標(biāo)的公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性顯著提升，且這種影響在高債務(wù)比例公司中更為顯著。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，賣空交易越活躍，標(biāo)的公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越高，反映了債權(quán)人對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的需求會(huì)隨著賣空交易活躍度的提升而增加。此外，賣空機(jī)制引入后標(biāo)的公司的短期債務(wù)比例顯著提升而長(zhǎng)期債務(wù)比例顯著下降。隨后，本文對(duì)主要研究結(jié)果進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)，包括基于PSM的配對(duì)樣本檢驗(yàn)、采用扣除非經(jīng)常性損益的每股收益、剔除多次調(diào)入調(diào)出標(biāo)的名單的公司等樣本重新檢驗(yàn)，研究結(jié)論依然成立。

本文研究結(jié)果表明，從債權(quán)人視角來看，賣空交易帶給債務(wù)人的風(fēng)險(xiǎn)和不確定性對(duì)債權(quán)人資金安全構(gòu)成了威脅，從而他們需要債務(wù)人提供更加穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策來提前預(yù)測(cè)和應(yīng)對(duì)未來的不確定性。本文的研究結(jié)論對(duì)于理解債權(quán)人如何看待賣空機(jī)制這一問題提供了一定思考，也對(duì)進(jìn)一步推進(jìn)我國(guó)融資融券業(yè)務(wù)發(fā)展具有借鑒價(jià)值。

當(dāng)然，本文尚存在一定的不足：本文僅研究了賣空交易對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響，而未對(duì)融資交易的影響進(jìn)行分析和檢驗(yàn)；此外，本文僅從最終結(jié)果——會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的角度考察了債權(quán)人如何看待賣空交易這一問題，但至于賣空機(jī)制對(duì)債權(quán)人影響的作用機(jī)理，本文沒能進(jìn)行實(shí)際的檢驗(yàn)，是未來值得進(jìn)一步研究和探索的方向。