武漢大學經(jīng)濟與管理學院 容 欣

一、引言

任何企業(yè)的發(fā)展都離不開融資，向銀行借款是企業(yè)主要融資方式之一。企業(yè)向銀行借款的行為通過影響生產(chǎn)、經(jīng)營、投資等各個方面最終影響到企業(yè)價值。對于上市公司而言，其借款行為對企業(yè)價值的影響將直接反映為股價的波動，即發(fā)生貸款公告市場反應。早期的大量研究表明，貸款公告公布后借款企業(yè)股票會出現(xiàn)積極市場反應。然而，這種關于信息傳遞的觀點僅在借款行為以貸款價值和企業(yè)價值最大化為目標的條件下產(chǎn)生：即銀行出于貸款價值最大化的激勵向企業(yè)放貸，并且在放貸前后進行足夠的審查和監(jiān)控工作，保證貸款資金流向高質(zhì)量的且具有價值的項目和資產(chǎn)中；企業(yè)出于企業(yè)價值最大化的激勵向銀行借款，最終借款資金沒有被濫用而是投向可行的且NPV顯著為正的項目中。雖然這種條件在美國、英國、加拿大、日本等非政府控制銀行體系的發(fā)達市中普遍存在，但對于許多被政府所控制并且不是出于經(jīng)濟性目的進行借貸的銀行體系中并不適用（Bailey et al.,2010）。如果是出于政治或者其他非經(jīng)濟性目的進行借貸活動，銀行并不會進行大量的充分的貸前調(diào)查以及貸后監(jiān)督和跟蹤工作，這些貸款資金也不一定投向有價值的項目和資產(chǎn)中，那么這類銀行貸款公告會產(chǎn)生相反的市場反應，即貸款公告負超常收益。為了理解銀行貸款公告在我國市場中的反應方向以及引起該市場反應的機制，本文利用我國深滬兩市上市公司2005年至2011年貸款公告的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，運用事件分析法和多元回歸分析法來檢驗我國上市公司貸款公告的市場反應以及貸款公告超常收益在新興市場中的反應機制。

二、文獻綜述

（一）盈余質(zhì)量研究 盈余質(zhì)量作為一種內(nèi)部機制可以通過對企業(yè)管理者的投資行為進行約束進而提升公司的價值。第一，盈余質(zhì)量與企業(yè)投資行為。Watts（2003）最早提出會計穩(wěn)健性越高的企業(yè)越容易限制管理者機會主義報告行為并使得管理者隱藏不利投資項目的動機降低，因為高會計穩(wěn)健性能夠使董事和外部投資者及時得到投資項目NPV為負的信號，并及時采取措施進一步避免不必要的損失。同時，會計穩(wěn)健性能夠使管理者的不利投資和并購等決策在管理者任期內(nèi)及時確認為盈余，影響管理者業(yè)績，因而企業(yè)管理者有動機及時終止不利投資項目（Ball and Shivakumar,2005）。故會計信息質(zhì)量越高的公司在未來盈利能力和利潤水平就會越高（Ahmed and Duellman,2011），公司價值也會越高。第二，盈余質(zhì)量與企業(yè)投資效率。Biddle et al.（2007）、Chen et al.（2011）等學者研究投資效率與會計信息質(zhì)量的關系均發(fā)現(xiàn)會計信息質(zhì)量同投資不足和投資過度負相關，表明高質(zhì)量會計信息使公司的投資行為更加穩(wěn)定，并在緩解過度投資方面發(fā)揮了巨大的作用，從而提高企業(yè)投資效率（Francis and Martin,2010）。

（二）貸款公告超常收益研究 銀行貸款公告超常收益的產(chǎn)生源于貸款公告向投資者傳遞了新的信息，當投資者吸收這些信息后，這些信息會在借款企業(yè)股票市場中反應出來。目前對貸款公告研究結果主要分為以下兩種：

（1）貸款公告正超常收益論。貸款公告正超常收益論主要集中在對發(fā)達市場的研究中。James（1987）發(fā)現(xiàn)市場對銀行貸款公告的反應為積極反應，后續(xù)研究進一步證實了James的結果，并且進行了有意義的拓展。Lummer and McConnell（1989）發(fā)現(xiàn)正超常收益只與順利重新簽訂的續(xù)借貸款協(xié)議有關。Slovin et al.（1992）的研究結果顯示企業(yè)規(guī)模越小，銀行貸款公告公布后的股票價格變動越顯著。Billett（1995）等學者研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)向聲譽越高，資信水平越好的銀行借款，貸款公告公布后的超常收益越高。Byers al.（2008）發(fā)現(xiàn)內(nèi)部治理越差的企業(yè)，貸款公告超常收益越高。對于貸款公告正超常收益的現(xiàn)象主要通過銀行“信息制造說”以及“委托監(jiān)督說”進行解釋的?！靶畔⒅圃煺f”認為金融中介存在的意義就是制造信息。通過這種信息制造過程，銀行能夠解決投資者和上市公司的信息不對稱問題Brealey et al.（1977）?！拔斜O(jiān)督說”認為銀行為了克服信息不對稱問題會對獲得貸款的企業(yè)進行監(jiān)督，并且銀行監(jiān)控相對于一般債權人更有效（Diamond,1984）。

（2）貸款公告負超常收益論。貸款公告負超常收益論主要集中在對新興市場的研究中。沈紅波等（2007）最早研究中國2005年股票價格對銀行貸款公告市場反應，研究發(fā)現(xiàn)中國上市公司在貸款公告窗口期會產(chǎn)生顯著的負超常收益。Huang et al.（2008）從大股東挪用甚至侵吞上市公司資金從而侵害小股東利益行為的角度解釋了中國的貸款公告產(chǎn)生負超常收益的原因。Bailey et al.（2010）則從貸款目的的角度解釋1999年到2004年中國上市公司288份貸款公告樣本市場反應顯著為負的原因，他們認為中國銀行業(yè)受政府影響較大，很多貸款是出于社會穩(wěn)定等政治目的發(fā)放，故會出現(xiàn)負貸款公告超常收益。對于貸款公告這種負超常收益現(xiàn)象的解釋主要是通過資金使用方向進行解釋的。出于社會維穩(wěn)等政治目的的貸款資金投放并沒有考慮企業(yè)的實際償還能力或者企業(yè)是否處于非健康經(jīng)營狀態(tài)，故無法向外部投資者傳遞關于企業(yè)發(fā)展的積極信號，所以此類貸款并不會提高借款企業(yè)的價值。其次，借款企業(yè)本身內(nèi)部治理可能并不完善，得到借款資金后更易助長管理者機會主義行為，這會對借款企業(yè)的價值產(chǎn)生負面影響，從而帶來貸款公告負超常收益。

三、理論分析與研究假設

（一）盈余質(zhì)量與貸款公告超常收益率 根據(jù)已有文獻，銀行貸款超常收益現(xiàn)象可由以下兩種機制進行解釋：

（1）銀行債務治理效應機制：在銀行債務治理效應機制下，銀行以貸款價值最大化為目的運營，所以在利潤與效率激勵下銀行只會借款給經(jīng)營狀況良好，且未來現(xiàn)金流量充足能夠進行債務償還的企業(yè)，唯此銀行才能保障貸款價值的最大化。因此在發(fā)放貸款前、中、后期銀行都會對借款企業(yè)各項能力進行分析，盡可能控制潛在違約風險，并減少承擔的可能損失。獲得銀行貸款的企業(yè)向市場表明企業(yè)通過了銀行對該企業(yè)經(jīng)營狀況的審核，通過審核銀行認定企業(yè)有足夠的發(fā)展?jié)摿?、較強的債務償還能力，這些能力的認定有助于企業(yè)提升價值，但是這些能力對外部投資者而言難以觀察到，所以，對于盈余質(zhì)量越低的企業(yè)，外部投資者和企業(yè)管理者之間的信息不對稱程度越高，即投資者對借款企業(yè)各項能力的觀測和分析越有限，外部投資者會通過降低預期每股價格以反映觀測有限帶來的可能損失，但有效的銀行貸款決策可以降低外部投資者觀測有限的缺陷。這些銀行決策帶來新信息反映在每股價格上就是外部投資者調(diào)整以往低估的每股價格，所以貸款公告后會出現(xiàn)正超常收益。

（2）盈余質(zhì)量治理效應機制：在盈余質(zhì)量治理效應機制下，銀行對企業(yè)貸款的監(jiān)督等約束相對于債務治理效應機制下更弱，所以，企業(yè)自身的高盈余質(zhì)量反而可以作為一項內(nèi)部治理的約束機制對企業(yè)的貸款用途予以約束。對于盈余質(zhì)量本身較高的企業(yè)，企業(yè)在向銀行貸款后，首先由于管理者在經(jīng)營、投融資等決策中能更好的進行自我約束，對資金的使用較謹慎，借款企業(yè)出現(xiàn)過度投資、投資不足等的可能性較小，即貸款會流向具有價值的資產(chǎn)和項目，這將會給企業(yè)未來帶來穩(wěn)定的現(xiàn)金流入，最終提升企業(yè)的價值；其次，企業(yè)進行債務融資，由于定期要支付固定的融資成本，這也無形中向管理層施加了壓力，促使他們竭盡全力經(jīng)營企業(yè)，提升企業(yè)績效，保證債務能夠按期償還，以此來維護企業(yè)和管理者自身良好聲譽。所以，對于盈余質(zhì)量越高的企業(yè)，投資者將能予以識別，并看好企業(yè)貸款舉措，最終的結果是帶來貸款公告的正超常收益。而對于盈余質(zhì)量低的企業(yè)，貸款資金的取得可能是出于政治性目的或是其他非經(jīng)濟性目的，最終貸款資金并不一定流向NPV為正的項目，容易出現(xiàn)貸款資金的挪用、濫用現(xiàn)象從而提高了代理成本，這些都會向市場傳遞不良信號，并且銀行貸款增加了盈余質(zhì)量較低企業(yè)進行資金挪用、投資過度的機會，更容易導致企業(yè)價值降低，影響到投資者的收益，投資者將不會看好該類貸款公告，降低銀行貸款公告事件后的借款企業(yè)的每股價格預期，所以，盈余質(zhì)量越低的企業(yè)會出現(xiàn)顯著的負的超常收益。

通過以上對貸款公告影響借款企業(yè)股票價格機制的分析，不難發(fā)現(xiàn)若債務治理效應機制存在且有效，對于盈余質(zhì)量越低的企業(yè)，即信息不對稱程度越高的企業(yè)，通過債務治理效應機制的作用，能更大程度降低企業(yè)與投資者之間的信息不對稱，故會產(chǎn)生貸款公告正超常收益，并且盈余質(zhì)量越低，貸款公告超常收益越高。而若盈余質(zhì)量治理效應機制存在且有效，那么對于盈余質(zhì)量高的企業(yè)，由于本身具有良好的企業(yè)治理機制，貸款資金的注入能夠投向有價值的資產(chǎn)或者項目，較少出現(xiàn)投資過度、資金掏空等現(xiàn)象，所以銀行貸款公告會帶來的正超常收益，且盈余質(zhì)量越高，貸款公告超常收益率越高；反之，貸款公告超常收益率越低。由于貸款公告可以通過盈余質(zhì)量治理效應機制和債務治理效應機制來影響貸款事件后企業(yè)股票的超常收益，并最終影響到企業(yè)價值，而這兩種機制的總效應取決于哪種機制占主導作用。

基于以上分析本文得到以下備擇假設：

假設1a：若債務治理效應機制存在且有效，那么盈余質(zhì)量和銀行貸款公告超常收益率之間存在顯著的負相關關系，且貸款公告會帶來較為顯著的正超常收益

假設1b：若盈余質(zhì)量治理效應機制存在且有效，那么盈余質(zhì)量和銀行貸款公告超常收益率之間存在顯著的正相關關系

（二）信息不對稱、盈余質(zhì)量與貸款公告超常收益率企業(yè)與外部投資者信息不對稱程度越高，貸款資金能否得到有效利用、是否存在嚴重的代理成本、貸款是否能到期償還等問題對于投資者和銀行的不確定性程度越高。所以，投資者會降低企業(yè)每股價格預期，以減少這些可能問題發(fā)生引起的不必要損失。與此同時，這種信息不對稱程度也會降低貸款公告的有效信息含量，從而降低貸款公告超常收益率。所以，若盈余質(zhì)量治理機制存在且主導，那么信息不對稱程度越低的企業(yè)，盈余質(zhì)量相對會越高，企業(yè)內(nèi)部治理能力越強，貸款公告會帶來越高的超常收益，即信息不對稱程度與貸款公告超常收益負相關。若債務治理效應機制存在且主導，銀行貸款決策的公告能很好的補充信息不對稱引發(fā)的貸款公告有效信息含量較少問題，所以貸款公告會出現(xiàn)正超常收益，且信息不對稱程度越高，貸款公告超常收益越高?；谝陨戏治隹傻玫揭韵录僭O：

假設2a：若債務治理效應機制存在且有效，信息不對稱程度與貸款公告超常收益正相關

假設2b：若盈余質(zhì)量治理效應機制存在且有效，信息不對稱程度與貸款公告超常收益負相關

（三）投資不足、盈余質(zhì)量與貸款公告超常收益率

童盼和陸正飛（2005）在研究我國負債融資及負債來源對企業(yè)投資行為的影響時發(fā)現(xiàn)對于負債比例越高的企業(yè)，企業(yè)投資規(guī)模越小。即企業(yè)在面臨資金約束情況下，更可能出現(xiàn)投資不足現(xiàn)象。在企業(yè)獲得銀行貸款后這種投資不足的狀況能夠得到有效緩解，所以企業(yè)在遇到好投資機會時能夠及時把握，提高了企業(yè)的投資效率及企業(yè)價值，從而帶來貸款公告超常收益。與此同時，企業(yè)獲得銀行貸款后，企業(yè)自由現(xiàn)金量增多，企業(yè)的管理者為獲得更多管理層升遷機會，會高速擴張企業(yè)規(guī)模、涉獵投資不熟悉行業(yè)，可能出現(xiàn)投資過度傾向，從而對企業(yè)價值產(chǎn)生影響。

若企業(yè)原本存在很好的盈余質(zhì)量治理效應機制，由于不良投資損失可以得到及時確認、不良投資行為得到及時制止，管理層不會冒險去進行過度投資以避免對自己的職業(yè)生涯產(chǎn)生影響，所以企業(yè)借款所得資金能夠投向有價值的項目和資產(chǎn)中，最終提升企業(yè)價值。因此，盈余質(zhì)量越高但越存在投資不足傾向企業(yè)的貸款公告超常收益越高。若債務治理效應機制主導，首先債務治理效應帶來的貸款公告超常收益主要是通過解決信息不對稱問題帶來的，企業(yè)投資是否存在不足傾向無法解決信息不對稱問題；其次，銀行對企業(yè)貸款去向跟蹤在有效性和及時性上不如企業(yè)自身良好的公司治理所帶來的，所以對于存在投資不足傾向企業(yè)，盈余質(zhì)量同貸款公告超常收益間的關系不如盈余質(zhì)量治理效應機制明顯?；谝陨戏治隹傻玫揭韵录僭O：

假設3a：若債務治理效應機制存在且有效，當企業(yè)存在投資不足傾向時，盈余質(zhì)量與貸款公告超常收益率無明顯相關關系

假設3b：若盈余質(zhì)量治理效應機制存在且有效，當企業(yè)存在投資不足傾向時，盈余質(zhì)量與貸款公告超常收益率正相關

三、研究設計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源 貸款公告的樣本數(shù)據(jù)由深滬兩市交易所披露的公告中手工整理。貸款公告來源于2005年1月到2011年12月的披露數(shù)據(jù)，共得到650個貸款公告樣本。在搜集的貸款公告中本文剔除以下特征樣本：貸款金額缺失和貸款金額較小的公告、在事件窗口其內(nèi)出現(xiàn)重大事件的公告、金融和保險類企業(yè)的公告、在窗口期內(nèi)被標注了的ST以及ST*公告、最高額度授信協(xié)定貸款公告和委托貸款公告。

（二）模型建立和變量定義 本文采用事件研究方法，將企業(yè)發(fā)布的銀行貸款公告看成事件，并將貸款公告前第120日到第20日作為貸款公告事件估計期，利用市場模型計算事件后的超常收益，以考察銀行貸款公告的市場反應及其影響因素。根據(jù)夏立軍（2003）等研究，本文采用Jones截面模型來計算上市公司的盈余質(zhì)量。本文對Jones截面模型進行分行業(yè)回歸，運用回歸結果中的殘差絕對值來度量特定上市公司的盈余質(zhì)量（DA）。

（1）假設1檢驗模型。根據(jù)沈紅波（2007）等的研究，本文選取企業(yè)規(guī)模SIZE，盈利能力ROA，資產(chǎn)負債率LEV，自有資金充裕度Fcfo，企業(yè)成長性Growth，企業(yè)治理Gov，企業(yè)年齡Age，審計意見Audit，年份Year，行業(yè)Industry等做作為檢驗模型的控制變量，同時為了避免被解釋變量和解釋變量間存在的同期性偏見，解釋變量采用滯后一期的數(shù)值來建立計量檢驗模型。

（2）假設2檢驗模型 為了檢驗假設2，模型（2）在模型（1）基礎上納入了信息不對稱程度對盈余質(zhì)量與貸款公告超常收益的影響。本文采用Kanagaretnam et al.（2007）處理方式來衡量企業(yè)信息不對稱程度（Hinfoasy），即采用本文事件窗口估計期［-20,-120］內(nèi)用市場模型計算企業(yè)β系數(shù)時的殘差標準差作為衡量企業(yè)和外部投資者之間的信息不對稱的代理變量。本文先將298個貸款公告在事件窗口估計期市場模型計算企業(yè)β系數(shù)時的殘差標準差進行排序，高于中位值的Hinfoasy取1，低于中位值的Hinfoasy取0。

（3）假設3檢驗模型。為了檢驗假設3，模型（3）在模型（1）基礎上納入了企業(yè)是否存在投資不足傾向這一因素以考察對盈余質(zhì)量與貸款公告超常收益關系的影響。模型（3）在模型（1）的基礎上增加了uninv這一虛擬變量，當借款企業(yè)存在投資不足傾向時uninv取1，反之取0。借款企業(yè)是否存在投資不足傾向的劃分標準本文參照Biddle et al.（2009）的選取方式，即采用現(xiàn)金余額比例和財務杠桿兩種標準。

四、實證檢驗分析

（一）描述性統(tǒng)計 表1顯示了貸款公告所有298樣本的行業(yè)分布情況，本文搜集的貸款公告廣泛分布于各個行業(yè)，但是絕大部分集中在制造業(yè)，共有141份貸款公告樣本來自于制造業(yè)，占全樣本47%。其次是房地產(chǎn)業(yè)和交通運輸業(yè)，位列第二和第三，分別占全樣本的13%和12%。表2中的描述性統(tǒng)計結果顯示，CAR在貸款公告窗口期的平均累計超常收益率為-1.7%，DA的均值為0.108，中位值為0.087，這意味著樣本中存在著一些盈余質(zhì)量非常低的樣本，即樣本中的盈余質(zhì)量差異較大。Age平均在11年左右，說明貸款公告樣本中涉及的企業(yè)上市公司建立時間較長。LEV在53.6%左右，同相關研究相比本文貸款公告樣本中企業(yè)的資產(chǎn)負債率較高。ROA均值為4.96%，該值與同類研究相似。Fcfo的均值和中位值差別較大，說明貸款公告在自由現(xiàn)金流量上的差異度較大，Gov即第一大股東持股比例為39%說明樣本中股權集中度較高。Audit均值為0.98，說明貸款公告樣本涉及的企業(yè)大多在上一年度的財務報表的審計意見為標準審計意見。Growth極大值和極小值間均存在較大的差異，說明貸款公告樣本成長能力差異度較大。

表1 行業(yè)分布

表2 描述性統(tǒng)計量

（二）相關性分析 表3Pearson相關系數(shù)表中，可以發(fā)現(xiàn)貸款公告超常收益率同可操控性應計（DA）間負相關，兩者相關性在1%水平上顯著且Pearson系數(shù)為-0.175，這初步表明企業(yè)可操控性應計越低，盈余質(zhì)量越高，貸款公告超常收益率越高。同時，可操控性應計與其它解釋變量之間的Pearson相關系數(shù)較低，表明DA同其他解釋變量之間線性關系較弱。

表3 Pearson相關系數(shù)表

（三）貸款公告超常收益分析 圖1顯示了所有樣本在銀行貸款公告事件附近期間的平均超常收益和累計超常收益變化。數(shù)據(jù)樣本為298家篩選出來的銀行貸款公告，涉及184家上市公司。平均而言在企業(yè)宣布銀行貸款公告后的第2日后超常收益開始出現(xiàn)較為明顯的下跌。同時在公告日第-15日開始，AR與CAR均有較為明顯的下跌，這可能是由于內(nèi)部貸款公告消息被提前泄露，使市場很早出現(xiàn)較為明顯的反應?？偟膩碚f，市場對銀行貸款公告的反應整體上顯著為負。CAR（-15，15）的P值為0.0456，并且，累計超常收益在5%水平上為負。超常收益顯著為負說明投資者整體不看好企業(yè)進行貸款融資?？赡艿脑蚴?，我國上市公司有約70%為國有或者國家控股，同時，樣本中的貸款銀行大部分也是國有或者國家控股的銀行，所以很多貸款出于政治考慮，貸款資金并未投放到能增加企業(yè)價值的項目和資產(chǎn)中，故出現(xiàn)負的超常收益。這一現(xiàn)象直接支持了假設1b并拒絕支持了假設1a。

圖1 窗口期全樣本的累積超常收益和平均超常收益

此外，本文對（-5，5），等多種事件窗口的累積超常收益進行檢驗，具體如表4，在（-15，-9）超常收益通過了5%水平上的顯著性檢驗，說明市場對貸款公告事件提前做出了反應，在事后（3，15）窗口超常收益在10%水平上通過了顯著性檢驗，說明還存在一部分投資者對貸款公告事件反應較為遲鈍。但是無論從事前還是事后角度來考察，貸款公告事件總是帶來市場負面反應，即負超常收益。

（四）回歸分析 本文檢驗了盈余質(zhì)量和貸款公告超常收益率之間的關系，在表5中的各模型檢驗結果中，各個解釋變量的VIF值均小于2，說明不存在強烈的多重共線性問題。且所有模型F值均通過顯著性檢驗。（1）表5中模型A和模型B的回歸結果表明，盈余質(zhì)量同貸款公告累計超常收益率關系均在1%水平上顯著相關，且盈余質(zhì)量越高，貸款公告超常收益率越高。即盈余質(zhì)量治理效應機制在銀行貸款公告超常收益率中起到主導作用。（2）模型C檢驗了假設2，從模型B到模型C，由于交叉項的引入DA的系數(shù)符號方向發(fā)生了變化，但是這種方向的變化并不影響最終結果的解釋。在模型B中盈余質(zhì)量每提升1%，貸款公告超常收益提升0.287%。在模型C中，DA的系數(shù)僅僅度量了Hinfoasy=0時的影響，但是，由于無摩擦的完美市場在現(xiàn)實中并不存在即Hinfoasy值為0無意義，并且本文對（Hinfoasy×DA）以及DA系數(shù)之和進行了F檢驗，檢驗結果在1%的置信水平上拒絕了（Hinfoasy×DA）與DA系數(shù)之和為0的原假設，由此可得，盈余質(zhì)量對貸款公告超常收益的影響是-0.011+0.690=0.689，即盈余質(zhì)量每提升1%，貸款公告超常收益在1%顯著性水平上提升0.689%，將Hinfoasy均值0.5帶入得盈余質(zhì)量每提升1%，貸款公告超常收益提升0.334%（-0.011+0.690×0.5=0.334），該值與模型A與模型B結果一致。這一結果進一步支持了假設H1b。同樣的，為衡量信息不對稱對貸款公告超常收益的影響，本文將DA中位值0.087帶入，以觀測信息不對稱對貸款公告超常收益的影響，結果發(fā)現(xiàn)一般而言，信息不對稱程度高組（Hinfoasy=1）比信息不對稱低組（Hinfoasy=0）的貸款公告超常收益平均低0.03（0.03-0.087×0.690=-0.03），說明信息不對稱程度越高，貸款公告超常收益越低，這一結果直接拒絕支持債務治理效應機制，間接支持了盈余質(zhì)量治理效應機制。（3）模型D檢驗了假設3。在模型D中盈余質(zhì)量與貸款公告超常收益顯著正相關，并且Uninv虛擬變量也與貸款公告超常收益率正相關。這一結果支持了假設H3b，也進一步驗證了假設H1b的可靠性。從模型D的檢驗結果可以看出投資不足與盈余質(zhì)量（Uninv×DA）的交叉項在5%置信水平上顯著正相關。這表明對于盈余質(zhì)量越高但存在投資不足傾向的企業(yè)，貸款公告超常收益率越高，因為該種狀態(tài)下貸款資金的注入能緩解投資不足的現(xiàn)狀，所以能帶來公司價值的提高。說明在高盈余質(zhì)量和投資不足共同作用下投資者越看好這種狀態(tài)下的貸款公告，這兩種效應疊加作用更能產(chǎn)生更高的貸款公告超常收益。從模型具體結果來看，模型D中盈余質(zhì)量每提升1%，貸款公告超常收益將提升0.625%（0.18+0.445）。提升比率大于B模型中的0.289%，故支持了假設H3，即在投資不足狀況下盈余質(zhì)量治理效應機制相對于債務治理效應機制帶來的盈余質(zhì)量與貸款公告超常收益正相互作用越明顯。（4）模型E同時考慮了盈余質(zhì)量，信息不對稱以及投資不足對貸款公告超常收益的影響，該結果與A、B、C、D模型的檢驗結果一致，進一步支持了盈余質(zhì)量治理效應機制在貸款公告超常收益上的主導作用。

表4 累計超常收益檢驗結果

表5 盈余質(zhì)量與貸款公告超常收益率

五、結論

本文以我國2005年至2011年7年滬深兩市298個貸款公告為研究樣本，實證檢驗了我國上市公司銀行貸款公告的市場反應及引起該市場反應的機制。結果發(fā)現(xiàn)：首先，我國上市公司貸款公告在事件窗口內(nèi)會帶來顯著的負超常收益，說明貸款公告是通過盈余治理效應機制反映到貸款公告超常收益上的。其次，盈余質(zhì)量越高的企業(yè)，貸款公告超常收益率越高，信息不對稱程度越高，貸款公告超常收益率越低，這進一步證實了貸款公告市場效應是通過盈余治理效應機制反映到貸款公告超常收益上的。盈余質(zhì)量越高的公司，出現(xiàn)過度投資、投資不足等問題的可能性較小，并且更可能將貸款資金投向NPV為正的項目中，最終帶來企業(yè)價值的提升，反映在貸款公告超常收益上。最后，通過對企業(yè)特征進行分析，本文發(fā)現(xiàn)對于投資不足但是盈余質(zhì)量較高的企業(yè)，向銀行借款可以顯著提升企業(yè)的價值，帶來貸款公告超常收益。同時，企業(yè)與外部投資者之間信息不對稱程度越高，向銀行借款越會降低企業(yè)的價值，帶來負貸款公告超常收益。這進一步驗證了在貸款公告市場反應中起主導作用的是盈余質(zhì)量治理效應機制。

基于上述結論，提出研究建議如下：第一，為了提高企業(yè)在銀行貸款后的價值，企業(yè)自身需要規(guī)劃資金的使用用途，謹慎的使用資金，將資金投向效率最高價值最大的項目中。企業(yè)可以通過提高企業(yè)的盈余質(zhì)量對管理者不恰當使用資金的行為加以約束。同時，對于盈余質(zhì)量高的但是面臨投資不足問題的企業(yè)，企業(yè)可以積極向銀行尋求貸款緩解相應問題，因為實證研究結果顯示投資者能夠識別出投資不足企業(yè)，向銀行借款有利于提升企業(yè)價值。第二，貸款在貸款公告事件日前提前出現(xiàn)了顯著的市場反應，說明我國上市公司存在信息提前泄露的狀況，我國證券市場進一步需要規(guī)范上市公司信息披露程序，嚴格規(guī)范信息披露時間，確保每個投資者獲得公告信息時間一致，提升證券市場效率和公平性。在貸款公告事件日之后也有一部分延遲反應，說明投資者反應較為緩慢，需進一步加強投資者的投資理念和心理素質(zhì)。第三、本文貸款公告超常收益中債務治理效應機制的作用較少，說明我國銀行在向企業(yè)借款過程中同發(fā)達市場相比發(fā)揮的信息制造和委托監(jiān)督的作用不強，對于盈余質(zhì)量較低企業(yè)，銀行可以通過嚴格的貸后監(jiān)督，加強企業(yè)貸款資金的使用效率，同時對于借款比較多企業(yè)，銀行可以通過適當持股，用銀行的先進管理經(jīng)驗直接參與企業(yè)的治理，加強對企業(yè)的內(nèi)部控制和經(jīng)營監(jiān)督，有利于提升企業(yè)的價值和完善我國銀企關系。

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