張戡　杜倩旖

*基金項目：國家級一流專業(yè)建設（金融工程）項目（31412010504）;中南財經(jīng)政法大學研究生教學教改項目（KCJS202206）。

摘要：通過構(gòu)造套利組合及運用改進的Mishkin模型，基于A股上市公司的財務數(shù)據(jù)和股票交易數(shù)據(jù)，檢驗了賣空機制的實施是否會對A股市場的應計異象產(chǎn)生矯正作用。研究發(fā)現(xiàn)：①A股市場存在應計異象，但其程度存在時間序列上的差異;②賣空機制的實施對A股市場的應計異象有顯著的矯正作用，且短期內(nèi)的矯正效果最強，中長期的效果大為減弱;③通過將總樣本按照不同維度分組回歸，發(fā)現(xiàn)賣空機制能夠通過降低套利成本、抑制企業(yè)盈余管理來矯正應計異象，但不能通過改善投資者的盈余功能鎖定來矯正應計異象。

關(guān)鍵詞：應計異象;賣空機制;套利成本;盈余管理;盈余功能鎖定

0 引言

會計信息的定價效率對股票投資決策有著顯著影響，如何提高會計信息的定價效率一直是市場研究的重點。會計盈余作為企業(yè)通過財務報表反映出的當期利潤，是非常重要的會計信息。會計盈余可以劃分為應計項和現(xiàn)金項2部分，應計項包括較容易被操縱的項目如存貨等，現(xiàn)金項則為較難被操縱的當期經(jīng)營性現(xiàn)金流凈值，因此兩部分盈余的會計質(zhì)量是不同的，現(xiàn)金項的質(zhì)量應高于應計項，更能真實地反映公司信息。正因為應計項和現(xiàn)金項盈余質(zhì)量的不同，這兩部分的持續(xù)性也存在差異：虛增當期應計盈余的公司很難繼續(xù)保持后幾期的高盈余，而現(xiàn)金盈余較高的公司則有更好的實力在以后繼續(xù)創(chuàng)造高盈余。

然而，已有許多研究發(fā)現(xiàn)有些投資者會對會計盈余產(chǎn)生“功能鎖定”。這一概念最早由Ijiri等^[1]和Jensen^[2]引入經(jīng)濟金融研究范疇，指的是投資者在投資決策過程中往往只看重某種特定的表面信息，如本年度會計盈余的大小，而忽略了其背后更深層的因素，如會計盈余的質(zhì)量、會計盈余的計算方式等，即只關(guān)注盈余大小的絕對值，而不重視會計盈余中應計項和現(xiàn)金項的質(zhì)量差異，從而高估了應計項的持續(xù)性，進而將高應計公司作為投資對象，使高應計公司的股票價格向上偏離正常水平。當應計項真實的持續(xù)性暴露后，股票價格下跌，投資者就會遭遇損失。基于這一規(guī)律構(gòu)造一個套利組合，賣空高應計股票、買入低應計股票，如果該組合能獲得超額收益，則說明市場存在應計異象（Accrual Anomaly）^[3]。已有研究表明美國股票市場存在應計異象，但中國股票市場是否存在應計異象尚存較大分歧，且相關(guān)研究距今比較久遠。本文將利用新的市場數(shù)據(jù)來進一步檢驗A股市場是否存在應計異象。

應計異象是A股市場的定價效率的一種反映。在如何提高市場定價效率上，已有許多研究表明賣空機制能夠提升海外市場定價效率。Aitken^[4]、Danielsen等^[5]發(fā)現(xiàn)，賣空機制的引入對于資產(chǎn)價格對負面信息的吸收速度有顯著的提升作用。Boehmer^[6]和Diether^[7]基于賣空交易量數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)賣空交易者也擁有與股票價值相關(guān)的信息，因此其交易行為有助于修正錯誤定價，提高定價效率。自2010年3月31日A股啟動了融資融券（以下簡稱“兩融”）交易試點以來，許多國內(nèi)學者也證明了賣空制度能夠提升A股市場的定價效率。例如，黃洋等^[8]發(fā)現(xiàn)兩融制度為投資者對市場信息做出及時反應提供了新的選擇和手段。李志生等^[9]的研究結(jié)果表明兩融交易制度的出現(xiàn)，對于中國股票市場定價效率的提升起到了積極作用。但這些研究都著眼于A股市場的整體定價效率，而非針對某一個市場定價異象的矯正。本文聚焦于應計異象這一問題，探討賣空機制是否能夠?qū)ζ淦鸬匠C正作用，從而提高A股市場的定價效率。

在此基礎上，本文進一步探究賣空機制矯正應計異象的傳導路徑。首先從應計異象的成因入手，具體分成3個方面，即投資者的盈余功能鎖定、套利的成本約束、企業(yè)的盈余管理;然后將總樣本按照機構(gòu)持股比例高低和大股東持股集中度進行分組回歸，分析賣空機制是否是通過改變這3個成因來矯正應計異象。

本文的貢獻在于：①利用新的市場數(shù)據(jù)，驗證了A股市場確實存在應計異象，并通過構(gòu)造套利組合顯示了不同年份的應計異象水平;②聚焦于賣空機制對應計異象的矯正，為賣空機制提升A股市場定價效率提供了一個可能的解釋;③對Mishkin模型進行改進，從已有文獻中借鑒控制變量并不斷調(diào)試，改善了Mishkin模型的解釋效果;④通過分組回歸探究了賣空機制矯正應計異象的傳導路徑，表明賣空機制能夠通過降低套利成本、抑制企業(yè)盈余管理來矯正應計異象，但不能通過改善投資者的盈余功能鎖定來矯正應計異象。

全文結(jié)構(gòu)安排如下：第一部分為引言;第二部分為文獻綜述與假設提出，梳理了研究應計異象的相關(guān)文獻，并在此基礎上提出本文待驗證的假設;第三部分為研究設計，闡述模型、變量、數(shù)據(jù)來源等;第四部分為實證結(jié)果和理論解釋;第五部分進一步探究賣空機制作用的傳導路徑;第六部分通過改變套利組合、控制變量、超額收益的計算方法等來進行穩(wěn)健性檢驗;第七部分為研究結(jié)論;第八部分為結(jié)語。

1 文獻綜述與假設提出

1.1 應計異象的存在性

Sloan^[3]最早對應計異象做了系統(tǒng)性的研究。此后，對應計異象的研究逐漸增多，主要集中在應計異象的存在性、影響因素與成因上。

國外學者的研究一般認為美國市場上存在持續(xù)的應計異象。代表性的研究是Sloan^[3]采用1962—1991的紐交所（NYSE）與美交所（AMEX）上市公司的數(shù)據(jù)，通過構(gòu)造買入低應計賣空高應計的套利組合，發(fā)現(xiàn)最多可以獲得10.4%的超額收益。但對A股市場是否存在應計異象則存在較大的分歧，李遠鵬和牛建軍^[10]利用1998—2002年的A股市場數(shù)據(jù)重復Sloan的做法，卻發(fā)現(xiàn)應計異象在統(tǒng)計意義上不顯著，且套利組合的超額收益僅在3.2%左右。宋云玲和李志文^[11]采用Fama-Macbeth^[12]方法計算超額收益，并將時間區(qū)間擴展為1998—2005年，發(fā)現(xiàn)中國市場存在應計異象，且在牛市中應計項被高估的程度更大。王生年^[13]以2011—2017年的滬深A股為樣本，發(fā)現(xiàn)中國資本市場長期存在應計異象，且滬港通開通后進一步加劇了應計異象。

由于國內(nèi)已有的相關(guān)研究結(jié)論不一，且時間跨度較大，本文采用新的A股上市公司財務數(shù)據(jù)和市場交易數(shù)據(jù)來檢驗A股市場是否存在應計異象，提出假設1：

H1：A股市場存在應計異象。

1.2 賣空機制與應計異象

應計異象顯然是違背有效市場假說的。有效市場假說的主要觀點是：在任何時刻資產(chǎn)價格都能充分、及時地反映市場上所有可獲得的信息，市場上的投資者都是理性人，資產(chǎn)價格反映了這些理性人的共同預期，即使市場中有非理性的投資者，其操作帶來的影響也會相互抵消，或是由理性投資者通過套利來抵消。而賣空限制的存在顯然無法滿足有效市場的前提條件，因為賣空限制使得一部分看空的投資者無法通過賣空來表達自己的觀點，只能被迫離場，因此資產(chǎn)價格無法充分反映負面信息^[14]。同時，一些套利行為也無法展開，使得資產(chǎn)價格長期偏離。如果賣空限制能夠被解除或有所放松，那么賣空觀點就得以表達，套利行為順利開展，理論上能夠提高市場有效性。從應計異象的角度來看，引入賣空機制能夠使利用應計異象的套利順利進行，對應計項和現(xiàn)金項持續(xù)性的不同看法被充分體現(xiàn)，進而矯正應計異象，因此本文提出假設2：

H2：賣空制度能夠?qū)股市場的應計異象產(chǎn)生顯著的矯正作用。

1.3 賣空機制影響應計異象的傳導路徑

如果能夠驗證賣空機制對應計異象的矯正作用是顯著的，則進一步研究該作用的傳導路徑。目前對應計異象的成因主要形成了2種觀點：其一是認為由投資者的盈余功能鎖定造成應計異象，投資者無法準確識別應計項較低的會計質(zhì)量和持續(xù)性，Bradshaw等^[15]更是發(fā)現(xiàn)，甚至分析師與審計員都無法識別應計水平和未來收益之間的負相關(guān)關(guān)系;其二是認為套利成本的約束造成了應計異象。Mashruwala^[16]發(fā)現(xiàn)應計異象主要出現(xiàn)在那些有特殊波動或者交易成本較高的公司里，過高的交易成本限制了風險厭惡投資者的套利行為。Li 等^[17]以Fama-French模型中的特質(zhì)波動性來度量套利成本，也得到相同的結(jié)論。A股市場自2010年逐步開放兩融制度后，為套利交易提供了有利條件，降低了套利成本。

為了探究賣空機制是否通過改變投資者的盈余功能鎖定或套利條件來矯正應計異象，本文將樣本按照機構(gòu)投資者比例的高低進行分組。一般來說，機構(gòu)投資者有更完善的風控制度、更豐富的投資經(jīng)驗、更完善的金融知識儲備，其理性程度較高，而個人投資者則正好相反。如果投資者能夠理性地識別會計應計的低持續(xù)性，但受限于交易成本或賣空限制而沒有進行套利操作，那么實施賣空制度帶來的矯正效應將是非常明顯的;如果投資者在主觀上不能分辨應計項的持續(xù)性，即仍然存在盈余功能鎖定，那么即使提供了有利的套利條件，應計異象也無法被矯正?；诖耍疚奶岢黾僭O3a：

H3a：在機構(gòu)投資者占比較高的組別中，賣空制度對應計異象的矯正更加明顯。

上述2種應計異象的成因都是從企業(yè)外部條件考慮的，如果進一步考慮企業(yè)內(nèi)部因素，那么企業(yè)自身的盈余管理行為也可能會造成應計項的持續(xù)性在實際中偏低。Thomas等^[18]發(fā)現(xiàn)最容易被操縱的應計項——存貨也是定價錯誤最嚴重的部分。如果企業(yè)通過盈余管理來操縱某一期的會計盈余，那么應計項的可操縱性比現(xiàn)金項的可操縱性要大得多，盈余管理進一步降低了應計項的會計質(zhì)量與持續(xù)性，造成應計異象。而賣空機制通過促進負面私有信息的傳播，加劇了股價下跌風險：Karpoff和Lou^[19]、Fang等^[20]發(fā)現(xiàn)賣空會引致更嚴厲的監(jiān)管，導致公司財務錯報有更大概率被發(fā)現(xiàn);Desai等^[21]則發(fā)現(xiàn)賣空會增加企業(yè)退市的風險。因此，理論上賣空機制能夠?qū)Υ蠊蓶|和管理層形成事前威懾，促使其降低盈余管理水平。

已有文獻表明，企業(yè)的盈余管理水平和公司股權(quán)結(jié)構(gòu)之間存在聯(lián)系。在大股東缺少約束的公司中，大股東有更多的機會通過關(guān)聯(lián)交易、過度投資等方式來侵占小股東的權(quán)益，陳曉和王琨^[22]發(fā)現(xiàn)關(guān)聯(lián)交易的發(fā)生規(guī)模與股權(quán)集中度顯著正相關(guān)，俞紅海等^[23]發(fā)現(xiàn)股權(quán)過度集中會導致公司過度投資。這些行為往往通過盈余管理來掩飾，以便長期進行^[24]。所以公司的股權(quán)制衡是重要的內(nèi)部約束機制，當公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)缺乏制衡時，盈余管理的程度可能更為嚴重，改進的空間也更大，此時賣空機制對盈余管理的邊際抑制效果更好，進而對應計異象的矯正更加明顯。相比之下，若公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)較為合理，大股東能夠受到一定的制衡，那么賣空作為一種替代的約束機制，發(fā)揮的作用可能就沒那么明顯了。因此，為了檢驗賣空機制是否能夠通過抑制企業(yè)的盈余管理來矯正應計異象，本文將樣本按照企業(yè)的股權(quán)集中度分為股權(quán)高度集中組和股權(quán)均衡組，分組進行賣空制度的矯正作用檢驗，并提出假設3b：

H3b：在大股東股權(quán)集中度較高的組別中，賣空制度對應計異象的矯正更加明顯。

2 研究設計

2.1 變量說明

本文采用的變量見表1，具體說明如下：

（1）區(qū)間累計異?；貓螅ˋR）。用個股在某個區(qū)間內(nèi)的累計收益減去市場指數(shù)同期累計收益得到區(qū)間累計異常回報。以每年年報的最晚公布日期4月30日為區(qū)間起始日，分別計算其后60個、122個、244個交易日內(nèi)的區(qū)間累計異?；貓螅洖锳R60、AR122、AR244。

（2）應計項（Acc）和現(xiàn)金項（Cash）。將公司的會計盈余（Earn）分為應計項和現(xiàn)金項。為了使不同規(guī)模的公司能夠可比，將公司規(guī)模作為分母項對盈余各部分進行標準化，應計項（Acc）計算公式為（會計盈余-經(jīng)營性現(xiàn)金流凈值）/當期總資產(chǎn)規(guī)模，現(xiàn)金項計算公式為經(jīng)營性現(xiàn)金流凈值/當期總資產(chǎn)規(guī)模。

（3）賣空虛擬變量（Short）。以某一年度的12月31日為標準，若當日該股票屬于兩融標的，則認為該股票在本年度屬于兩融標的，記為1，否則為0。

（4）控制變量（Control）。控制變量包括各個企業(yè)的資產(chǎn)負債率（Leverage）、企業(yè)價值（MtoB）、β系數(shù)（Beta）和企業(yè)規(guī)模（Size）。

2.2 模型設定

針對H1和H2，本文從2個方面來檢驗假設：一是基于會計應計來構(gòu)造套利組合進行檢驗;二是采用改進的Mishkin模型進行計量檢驗。

2.2.1 套利組合

根據(jù)Sloan^[3]對應計異象的定義，投資者難以認識到會計盈余中應計項和現(xiàn)金項的持續(xù)性差異，傾向于高估應計項的持續(xù)性，導致當期的應計項和未來的股票收益成反比?；谶@樣的理論，構(gòu)造如下套利組合：首先將所有樣本分成非兩融樣本和兩融樣本，在兩類樣本中分別按照應計項由低到高排序并等分成10組，買入應計最低組并賣空應計最高組。若存在應計異象，則低應計組在之后將獲得較高的收益，而高應計組會獲得較低收益，該套利組合將獲得正收益，且在非兩融樣本中套利收益應該更高，兩融樣本中套利收益應該有所降低。

2.2.2 Mishkin模型

Mishkin模型最早被Sloan^[3]應用于應計異象的檢驗中，通過構(gòu)造2個回歸模型分別度量應計項實際的定價能力和市場認為的定價能力，并將二者進行比較，從而檢驗市場中是否存在應計異象。本文在原有Mishkin模型基礎上，加入了考察賣空機制效果的虛擬變量，同時增加了4個控制變量，增強了模型的解釋效果。具體模型為

Earn_i，t+1=γ₀+γ₁Acc_i，t+γ_1SShort_i，t×Acc_i，t+γ₂Cash_i，t+γ_2SShort_i，t×Cash_i，t+Control_i，t+ε_t+1（1）

AR_i，t+1=a₀+a₁（Earn_i，t+1-γ₀-γ^*₁Acc_i，t-γ^*_1SShort_i，t×Acc_i，t-γ^*₂Cash_i，t-γ_2S^*Short_i，t×Cash_i，t-Control_i，t）+u_t+1（2）

式中，γ₁、γ₂為持續(xù)性系數(shù);γ^*₁、γ^*₂為估值系數(shù)。

上述模型由2個部分組成，模型（1）為預測模型，用于檢驗某一年度的應計項和現(xiàn)金項對下一年度的利潤預測的持續(xù)性;模型（2）為估值模型，用于反映市場認為的應計項和現(xiàn)金項的持續(xù)性。如果投資者能夠區(qū)分應計項和現(xiàn)金項的持續(xù)性，從而對應計項和現(xiàn)金項做出正確的定價，則持續(xù)性系數(shù)應該等于對應的估值系數(shù)，即γ₁=γ^*₁、γ₂=γ^*₂。

γ₁、γ₂分別反映了沒有賣空機制時應計項和現(xiàn)金項的真實持續(xù)性，γ_1S、γ_2S反映了有無賣空機制之間的差異。γ^*₁、γ^*₂分別反映了沒有賣空機制時市場認為的應計項和現(xiàn)金項的持續(xù)性，γ^*_1S、γ^*_2S反映了有無賣空機制之間的差異。

對應前假設，若H1成立，即A股市場存在應計異象，則γ₁≠γ^*₁，進一步地，若市場對應計項存在過高定價，則γ₁<γ^*₁。為了更好地衡量應計異象的程度，本文構(gòu)造了一個偏誤系數(shù)β₁=γ^*₁-γ₁γ₁，若H1成立，β₁應為正。為了衡量實施賣空機制后的應計異象程度，定義偏誤系數(shù)β_1S=（γ^*₁+γ^*_1S）-（γ₁+γ_1s）γ₁+γ_1s，若H2成立，賣空機制的實施對應計異象有矯正效應，則偏誤系數(shù)β_1S應該相較β₁有所減少，即β_1S<β₁。模型系數(shù)的估算方法為三階段最小二乘法，估值系數(shù)與偏誤系數(shù)的差異是否顯著通過施加約束構(gòu)造χ²統(tǒng)計量來判斷。

2.3 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

由于新會計準則從2007年開始實施，為了保證財務數(shù)據(jù)的連續(xù)性，本文以2007—2019年A股上市公司的財務數(shù)據(jù)和股票交易數(shù)據(jù)為樣本。樣本篩選規(guī)則如下：①剔除中信一級行業(yè)分類中的銀行、非銀行金融、綜合金融3個行業(yè)的股票;②剔除相關(guān)財務數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終得到樣本觀測值28 676個，其中非兩融樣本23 204個，兩融樣本5 472個。所有財務數(shù)據(jù)與市場收益數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫，計量軟件使用Stata15.0。

3 模型結(jié)果

3.1 變量描述性統(tǒng)計

各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。各個區(qū)間的超額累計收益ARn中位數(shù)都略低于0，說明大部分股票是跑輸市場指數(shù)收益的。同時，ARn的最大值相比75%分位有很大提升，這些樣本極端值向上扭曲了均值，使均值為正。為了避免極端值的影響，后文將在實證之前對所有變量的數(shù)據(jù)進行上下1%的縮尾處理。

從整體上看，企業(yè)的會計盈余在應計項和現(xiàn)金項之間的分配并不均等，現(xiàn)金項均值為應計項均值的4倍，說明A股上市公司的會計盈余在整體上是以現(xiàn)金項為主的，但應計項的標準差反而比現(xiàn)金項更大，這也為利用應計項的差異進行套利提供了客觀條件。

Pearson相關(guān)性分析結(jié)果見表3，顯示解釋變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)都低于0.5，解釋變量間不存在嚴重的多重共線性問題。

3.2 套利組合

首先采用套利組合的方式來直觀檢驗市場中是否存在應計異象，將所有非兩融樣本和兩融樣本分別按照應計項從低到高排序，并等分為10組，分別計算每組的應計項、現(xiàn)金項、會計盈余和各區(qū)間累計異常收益的平均值。

按應計項分組排列后，會計盈余的組成分布見表4、圖1。該分布顯示出較強的規(guī)律性，應計項較低的組（現(xiàn)金項較高的組）中總會計盈余更少，表明同一年度的總會計盈余和應計項總體呈正向變動，如果依據(jù)總會計盈余來挑選標的，則會容易挑選到應計項較高而現(xiàn)金項較低的股票，說明“功能鎖定”于會計盈余確實會傾向于選擇高應計股票，存在高估應計項的風險。

在各年度將各區(qū)間的超額收益按照應計項的高低等分成10組，分別計算各組超額收益的均值作為該組的平均收益，通過買入應計項最低組、賣出應計項最高組來構(gòu)造套利組合。非兩融樣本中和兩融樣本中的套利情況見表5。可以看出，在非兩融樣本中，大多數(shù)年份的套利組合都能取得正收益，說明存在應計異象。短期內(nèi)（AR60）存在應計異象的年份占比為75.00%，較長期（AR122、AR244）存在應計異象的年份占比分別為75.00%、66.67%，并且從各年份之間縱向比較可以發(fā)現(xiàn)，2008年的應計異象最為嚴重。在非兩融樣本中，套利組合收益有所下降，即應計異象有所降低的年份占比分別為66.67%、33.33%、55.56%，可見在短期內(nèi)（AR60）賣空機制的矯正較為明顯，但較長期內(nèi)矯正效果明顯下降。

3.3 Mishkin模型結(jié)果

本文繼續(xù)利用改進的Mishkin模型，從實證角度來檢驗市場中是否存在應計異象，見表6。結(jié)果顯示，偏誤系數(shù)β₁均大于0，且β₁與β₂的聯(lián)合檢驗結(jié)果都顯著，說明在沒有賣空機制時，投資者對于應計項有顯著的高估，應計異象確實存在。AR60的估值系數(shù)γ^*_1S為負，說明引入賣空機制對應計項持續(xù)性的高估進行了邊際矯正，且矯正力度較大，而AR122和AR244的估值系數(shù)γ^*_1S相比AR60增大許多，說明矯正力度有所減弱。但總體上看，AR60、AR122、AR244的偏誤系數(shù)都有所下降（β_1S<β₁），且聯(lián)合檢驗結(jié)果高度顯著，說明賣空機制在長短期都對應計異象起到了顯著的矯正作用。

AR60的β_1S相對于β₁下降得多，AR122次之，AR244最少，說明賣空機制對應計異象的矯正效果在短期內(nèi)最好，隨著時間增加，效果逐漸衰減。對此可能的解釋為：在年報發(fā)布后，隨著時間的增加，市場中會不斷產(chǎn)生其他信息，從而對股價造成影響，因此年報信息的影響力會逐漸下降，賣空機制矯正作用發(fā)揮的空間不大。

4 傳導路徑

在驗證了應計異象的存在性和賣空機制的矯正作用基礎上，進一步探究賣空機制矯正應計異象的傳導路徑，3條傳導路徑分別對應前文所述的2個假設，見表7。

（1）將樣本按照機構(gòu)持股比例的高低等分為3個樣本組，即高機構(gòu)占比組、中機構(gòu)占比組、低機構(gòu)占比組，并分別進行回歸，見表8～10。結(jié)果顯示，在機構(gòu)持股比例較低的組中，即個人投資者樣本中，不同時間區(qū)間均顯示出顯著的應計異象（β₁與β₂都顯著非0），且賣空機制均未起到顯著的矯正作用（β_1S與β_2S的聯(lián)合檢驗都不顯著），說明即使賣空機制提供了有利的套利條件，個人投資者也不會采取行動來獲取應計異象的超額收益，從而使市場的應計異象長期存在，這也證明了賣空機制無法通過改變盈余功能鎖定來矯正應計異象。

在機構(gòu)持股比例較高的組中，AR60的β₁本身為負，AR122、AR244的β₁與β₂聯(lián)合檢驗結(jié)果并不顯著，說明機構(gòu)投資者樣本中已經(jīng)不存在顯著的應計異象了，短期內(nèi)機構(gòu)投資者甚至對應計項的持續(xù)性有所低估。實施賣空機制后，機構(gòu)投資者在短期內(nèi)對應計項進一步低估，長期來看對應計項的判斷影響不大。在機構(gòu)投資者持股比例處于中游的組中，投資者短期低估應計項，中長期高估應計項。賣空機制實施后，投資者在短期內(nèi)會進一步低估應計項，中長期則沒有顯著的影響。

賣空機制雖然帶來了有利的套利條件，但是個人投資者仍然受制于盈余功能鎖定，不會利用該條件套利;機構(gòu)投資者能夠利用該條件在短期內(nèi)套利，但中長期沒有明顯影響，這也與前文結(jié)論相吻合——矯正作用的長期效果有所衰減。因此，可以認為賣空機制不能通過改變盈余功能鎖定來矯正應計異象，但能夠通過降低套利成本和門檻來發(fā)揮矯正作用，且該傳導機制在短期內(nèi)的效果比較明顯。

（2）將樣本按照企業(yè)的股權(quán)集中度分為股權(quán)高集中組和股權(quán)均衡組分別進行回歸。股權(quán)集中度的衡量借鑒了王躍堂等^[25]的研究成果，當樣本公司的第一大股東持股比例和所有股東持股比例的比值超過行業(yè)中位數(shù)時，認為其屬于股權(quán)高集中的公司，否則屬于股權(quán)分布較為均衡的公司。按股權(quán)集中度分組回歸結(jié)果見表11、表12。結(jié)果顯示，在股權(quán)集中度較高，即大股東權(quán)力制衡較少的組中，β₁大于0且聯(lián)合檢驗顯著，說明存在應計異象，β_1S相較于β₁都有了明顯的下降，說明賣空機制對應計異象起到了非常明顯的矯正作用。而在股權(quán)分布較為均衡的組中，AR60和AR244的回歸中都顯示β₁不顯著，企業(yè)本身已經(jīng)不存在應計異象，只有AR122的回歸中顯示存在應計異象，而對應的β_1S的聯(lián)合檢驗不顯著，說明賣空機制并沒有產(chǎn)生顯著的矯正作用。因此，可以認為賣空機制在股權(quán)高度集中組中的矯正效應要遠強于均衡股權(quán)組，從而證明了賣空機制可以通過抑制企業(yè)的盈余管理來矯正應計異象。

5 穩(wěn)健性檢驗

5.1 改變套利組合計算方式

前文將各組超額收益的均值作為該組的超額收益，此處將其中位數(shù)作為該組超額收益，通過買入應計項最低組、賣出應計項最高組來構(gòu)造套利組合，非兩融樣本中和兩融樣本中的套利情況見表13?？梢钥闯觯诜莾扇跇颖局?，短期內(nèi)（AR60）存在應計異象的年份占比為83.33%，較長期內(nèi)（AR122、AR244）存在應計異象的年份占比分別為75.00%、58.33%。在非兩融樣本中，套利組合收益有所下降，即應計異象有所降低的年份占比分別為66.67%、33.33%、44.44%，可見在短期內(nèi)（AR60）賣空機制的矯正較為顯著，但較長期內(nèi)矯正效果明顯下降，結(jié)論和前文非常相近。

5.2 改變超額收益與控制變量

前文中超額收益的計算方式為股票區(qū)間漲跌幅減去同期市場指數(shù)的漲跌幅（AR），因此AR已經(jīng)剔除了市場風險，同時模型的控制變量也包含衡量市場風險的Beta值，進一步控制了市場風險?，F(xiàn)在改為只剔除一次市場風險，即沿用超額收益AR且控制變量中不含Beta，或改用實際收益R且控制變量中包含Beta，表14和表15的模型結(jié)果仍與前文基本相符：控制變量中不含Beta的模型顯示β_1S較β₁顯著下降，且β_1S與β_2S的聯(lián)合檢驗高度顯著，說明賣空機制在短期內(nèi)對應計異象有很明顯的矯正作用，而在長期該作用不顯著;將超額收益AR替換為實際收益R的模型顯示，賣空機制在長短期內(nèi)均對應計異象有很明顯的矯正作用。

5.3 按企業(yè)性質(zhì)分類檢驗傳導路徑

為了檢驗賣空機制是否能夠通過抑制企業(yè)的盈余管理來矯正應計異象，本文除將樣本按照股權(quán)集中度高低分類外，還將樣本分為國有企業(yè)組和非國有企業(yè)組來進行分組檢驗。國有企業(yè)既有追求經(jīng)濟利益的動機，也有維護社會穩(wěn)定、承擔就業(yè)等動機。李增泉等^[26]指出，控股股東為了支持母公司存續(xù)，地方政府為了地方經(jīng)濟的發(fā)展，都有動機和能力從上市公司轉(zhuǎn)移利潤。而許多民營上市公司的董事長本身就是公司的大股東，公司股票的漲跌直接關(guān)系到自身利益。因此，相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)對于盈余管理的動機更強烈。畢金玲^[27]也從股權(quán)再融資的角度驗證了該觀點，民營公司因為更難獲得再融資資格，比國有企業(yè)有著更強烈的再融資動機。因此，在非國有企業(yè)的樣本中，更有可能因盈余管理而產(chǎn)生應計異象，賣空制度通過抑制盈余管理來矯正應計異象的效果應該更加明顯，據(jù)此提出假設3c：

H3c：在非國有企業(yè)樣本中，賣空機制對應計異象的矯正效果更加明顯。

按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組回歸結(jié)果見表16和表17?；貧w結(jié)果表明，在國有企業(yè)組中，AR244的β_1S大于β₁，且聯(lián)合檢驗顯示β_1S與β_2S都顯著不為0，說明賣空機制并沒有起到矯正應計異象的作用，反而使應計異象有所加劇;AR122的β_1S雖然明顯小于β₁，但其聯(lián)合檢驗顯示該矯正作用并不顯著。在非國有企業(yè)組中，所有不同區(qū)間的聯(lián)合檢驗都顯示β_1S與β_2S均顯著不為0，且β_1S較β₁都大幅減小，說明賣空機制存在顯著且持續(xù)的矯正作用。因此，非國有企業(yè)樣本中的矯正效應遠強于國有企業(yè)樣本，從而證明了賣空機制可以通過抑制企業(yè)的盈余管理來矯正應計異象。

6 研究結(jié)論

本文基于A股上市公司的年度財務數(shù)據(jù)和股市收益數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建套利組合及運用改進的Mishkin模型，驗證了A股市場確實存在應計異象，而賣空機制的實施能夠?qū)嫯愊螽a(chǎn)生顯著的矯正作用，且該作用在短期內(nèi)最為明顯，長期來看效果有所減弱。

本文進一步從應計異象的成因入手，探究了賣空機制矯正應計異象的傳導路徑。通過將樣本劃分為高機構(gòu)持股組和低機構(gòu)持股組分別回歸，發(fā)現(xiàn)個人投資者并不會利用賣空機制提供的便利來進行套利，導致應計異象長期存在，因此賣空機制并不能通過改變投資者的盈余功能鎖定來矯正應計異象;機構(gòu)投資者在短期內(nèi)能夠利用賣空提供的便利條件進行套利，說明賣空機制在短期內(nèi)能夠通過改善套利條件來矯正應計異象;通過將樣本分成大股東股權(quán)集中度較高組和股權(quán)較均衡組分別回歸，發(fā)現(xiàn)股權(quán)高集中組的矯正效應要明顯強于股權(quán)均衡組，說明賣空機制的威懾作用抑制了大股東的盈余管理行為，進而矯正了應計異象。

7 結(jié)語

賣空機制通過矯正應計異象，能夠?qū)股市場定價效率的提高產(chǎn)生積極影響，因此有必要進一步完善A股的賣空機制，包括降低交易成本、擴大融券標的股票范圍、優(yōu)化交易流程等。賣空機制在短期內(nèi)對應計異象產(chǎn)生了較好的矯正作用，但尚需其他相關(guān)的證券市場制度安排與之協(xié)同，方能進一步改善其對應計異象的長期矯正效果。

參考文獻

[1]IJIRI Y，JAEDICKE R K.Reliability and objectivity of accounting measurements[J].The Accounting Review，1966，41（3）：474-483.

[2]JENSEN R E.An experimental design for study of effects of accounting variations in decision making[J].Journal of Accounting Research，1966，4（2）：224-238.

[3]SLOAN R G.Do stock prices fully reflect information in accruals and cash flows about future earnings？[J].The Accounting Review，1996（3）：289-315.

[4]AITKEN M J，F(xiàn)RINO A，MCCORRY M S，et al.Short sales are almost instantaneously bad news：evidence from the Australian stock exchange[J].Journal of Finance，1998，53（6）：2205-2223.

[5]DANIELSEN B R，SORESCU S M.Why do option introductions depress stock prices？A study of diminishing short sale constraints[J].Journal of Financial and Quantitative Analysis，2001，36（4）：451-484.

[6]BOEHMER E，JONES C M，ZHANG X.Which shorts are informed？[J].Journal of Finance，2008，63（2）：491-527.

[7]DIETHER K B，LEE K H，WERNER I M.Short-sale strategies and return predictability[J].The Review of Financial Studies，2009，22（2）：575-607.

[8]黃洋，李宏泰，羅樂，等.融資融券交易與市場價格發(fā)現(xiàn)：基于盈余公告漂移的實證分析[J].上海金融，2013（2）：75-81.

[9]李志生，陳晨，林秉旋.賣空機制提高了中國股票市場的定價效率嗎？基于自然實驗的證據(jù)[J].經(jīng)濟研究，2015，50（4）：165-177.

[10]李遠鵬，牛建軍.退市監(jiān)管與應計異象[J].管理世界，2007（5）：125-132.

[11]宋云玲，李志文.A股公司的應計異象[J].管理世界，2009（8）：17-24.

[12]FAMA E.Efficient capital markets：a review of theory and empirical work[J].Journal of Finance，1970（25）：383- 417.

[13]王生年，孫孟杰.滬港通影響了A股市場的應計異象嗎？＼[J].審計與經(jīng)濟研究，2021，36（2）：63-73.

[14]MILLER E M.Risk，uncertainty，and divergence of opinion[J].Journal of Finance，1977，32（4）：1151-1168.

[15]BRADSHAW M T，RICHARDSON S A，SLOAN R G.Do analysts and auditors use information in accruals？[J].Journal of Accounting Research，2001，39（1）：45-74.

[16]MASHRUWALA C，R AJGOPAL S，SHEVLIN T.Why is the accrual anomaly not arbitraged away？ The role of idiosyncratic risk and transaction costs[J].Journal of Accounting and Economics，2006，42（1-2）：3-33.

[17]LI X，SULLIVAN R N.The limits to arbitrage revisited：the accrual and asset growth anomalies[J].Financial Analysts Journal，2011，67（4）：50-66.

[18]THOMAS J K，ZHANG H.Inventory changes and future returns[J].Review of Accounting Studies，2002，7（2-3）：163-187.

[19]KARPOFF J M，LOU X.Short sellers and financial misconduct[J].The Journal of Finance，2010，65（5）：1879-1913.

[20]FANG V W，HUANG A H，KARPOFF J M.Short selling and earnings management：a controlled experiment[J].The Journal of Finance，2016，71（3）：1251-1294.

[21]DESAI H，RAMESH K，THIAGARAJAN S R，et，al.An investigation of the informational role of short interest in the Nasdaq market[J].Journal of Finance，2002，57（5）：2263-2287.

[22]陳曉，王琨.關(guān)聯(lián)交易、公司治理與國有股改革：來自我國資本市場的實證證據(jù)[J].經(jīng)濟研究，2005（4）：77-86.

[23]俞紅海，徐龍炳，陳百助.終極控股股東控制權(quán)與自由現(xiàn)金流過度投資[J].經(jīng)濟研究，2010，45（8）：103-114.

[24]高雷，張杰.公司治理、資金占用與盈余管理[J].金融研究，2009（5）：121-140.

[25]王躍堂，趙子夜，魏曉雁.董事會的獨立性是否影響公司績效[J].經(jīng)濟研究，2006（5）：62-73.

[26]李增泉，余謙，王曉坤.掏空、支持與并購重組：來自我國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟研究，2005（1）：95-105.

[27]畢金玲.股權(quán)再融資、盈余管理與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)[J].遼寧大學學報（哲學社會科學版），2014，42（5）：103-110.

收稿日期：2022-04-27

作者簡介：

張戡，男，1970年生，博士研究生，副教授，主要研究方向：公司金融、金融工程。

杜倩旖，女，1998年生，碩士研究生，主要研究方向：公司金融、金融工程。