呂兆德， 李 霜

(北京師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院， 北京 100875)

一、問題的提出

股票內(nèi)在價(jià)值是對(duì)企業(yè)未來盈利能力的貼現(xiàn)，人們通過當(dāng)前以及歷史企業(yè)盈利能力來預(yù)測(cè)未來，由此，會(huì)計(jì)信息顯得尤為重要。依據(jù)行為理論的“損失規(guī)避”效應(yīng)，由于損失的邊際價(jià)值更高，因此任何主體都對(duì)負(fù)面信息給予更多關(guān)注，使得會(huì)計(jì)信息使用者要求企業(yè)能夠更充分地揭示經(jīng)營潛在風(fēng)險(xiǎn)點(diǎn)，于是就有了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的要求。這導(dǎo)致了會(huì)計(jì)系統(tǒng)對(duì)好壞消息的不對(duì)稱確認(rèn)，防止成本和負(fù)債的低估及收入和資產(chǎn)的高估，提高了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

股價(jià)隨機(jī)性地偏離內(nèi)在價(jià)值是資本市場(chǎng)的普遍現(xiàn)象，而且當(dāng)存在賣空限制時(shí)，股價(jià)高估尤為嚴(yán)重[1]。2010年3月31日，為了提高資本市場(chǎng)有效性，我國引入了融券賣空機(jī)制。至此，投資者可以表達(dá)自己的看空意見，并通過賣空操作將之融入市場(chǎng)，修正股價(jià)。企業(yè)負(fù)面消息會(huì)導(dǎo)致股價(jià)發(fā)生回落，這正是賣空者尋求的獲利機(jī)會(huì)。因此賣空行為的發(fā)生與企業(yè)信息質(zhì)量以及信息傳遞具有直接的關(guān)系。我國目前關(guān)于賣空的信息影響研究還比較有限，顧琪、陸蓉[2]探討了賣空機(jī)制與盈余管理的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)賣空者可以識(shí)別出有嚴(yán)重盈余管理和會(huì)計(jì)信息扭曲的公司，并對(duì)其進(jìn)行較為活躍的賣空交易。史永東、李鳳羽[3]發(fā)現(xiàn)企業(yè)年報(bào)公告前投資者的意見分歧與盈余公告日附近的股票超額收益負(fù)相關(guān)。該結(jié)果隱含說明如果允許賣空，賣空獲利的頭寸可能會(huì)在公告前增加。這些研究都將影響賣空行為的因素指向了公司會(huì)計(jì)信息。

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的重要特征之一，尤其是要求對(duì)于企業(yè)負(fù)面信息及時(shí)充分披露，會(huì)直接作用于融券賣空者的決策，但是這會(huì)導(dǎo)致投資者的賣空決策發(fā)生什么變化呢？會(huì)計(jì)穩(wěn)健性更高的公司，其股票定價(jià)是否更為準(zhǔn)確，從而抑制賣空呢？市場(chǎng)是如何判定企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性特征的？對(duì)于具有不同經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)水平的企業(yè)，穩(wěn)健性對(duì)融券賣空行為的影響是否具有差別？本文基于2010—2016年我國A股市場(chǎng)所有融資融券標(biāo)的證券，對(duì)以上問題進(jìn)行了分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性高的公司不容易被賣空，說明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性有助于降低股票的高估程度，提高股票定價(jià)效率。其次，以盈余波動(dòng)衡量公司經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，發(fā)現(xiàn)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)越大，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)賣空的抑制作用越明顯。最后，結(jié)合公司的穩(wěn)健性的動(dòng)態(tài)特征，以企業(yè)歷史會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平的高低衡量會(huì)計(jì)穩(wěn)健性時(shí)間序列特性，將其分為持續(xù)穩(wěn)健、非持續(xù)穩(wěn)健、持續(xù)不穩(wěn)健三類，探討了不同會(huì)計(jì)穩(wěn)健性時(shí)間序列特征對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與融券賣空之間關(guān)系的影響，結(jié)果表明持續(xù)穩(wěn)健特征有助于增強(qiáng)對(duì)賣空的抑制作用，非持續(xù)穩(wěn)健特征對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性抑制賣空的效應(yīng)無明顯影響，而持續(xù)非穩(wěn)健特征會(huì)減弱會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)賣空的抑制作用。

本文豐富了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性經(jīng)濟(jì)后果的研究，擴(kuò)展了對(duì)融券賣空行為的影響因素分析。本文的主要貢獻(xiàn)在于：第一，首次分析了我國會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)融券賣空行為的抑制作用，提供了穩(wěn)健性促進(jìn)市場(chǎng)定價(jià)效率的新證據(jù)；第二，進(jìn)一步揭示了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)差異對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性資產(chǎn)定價(jià)效應(yīng)的影響；第三，拓展了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性時(shí)間序列特征對(duì)資產(chǎn)定價(jià)預(yù)期的作用，為動(dòng)態(tài)穩(wěn)健性的研究提供了新的視角。

本文以下組成部分分別為：第二部分為理論分析與研究假設(shè)，第三部分為研究設(shè)計(jì)，第四部分為實(shí)證結(jié)果，第五部分為進(jìn)一步檢驗(yàn)，第六部分為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，第七部分為本文的研究結(jié)論。

二、理論分析與研究假設(shè)

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性會(huì)導(dǎo)致對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)狀況、經(jīng)營成果的不對(duì)稱反映，影響會(huì)計(jì)信息相關(guān)利益者的判斷及利益，尤其是影響和改變投資者對(duì)企業(yè)的定價(jià)，以及企業(yè)融資、投資、公司治理等各個(gè)方面的經(jīng)濟(jì)后果。融資融券是投資者的激進(jìn)投資行為，要求投資者對(duì)企業(yè)信息有充分、客觀的了解和掌握，否則很容易產(chǎn)生較大的投資損失。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的關(guān)鍵指標(biāo)之一，影響收益和損失的確認(rèn)，尤其是會(huì)計(jì)系統(tǒng)對(duì)利空確認(rèn)和披露的及時(shí)性，對(duì)沖了企業(yè)管理層延時(shí)披露壞消息的傾向，減少了壞消息在企業(yè)內(nèi)部的累計(jì)效應(yīng)，降低了股價(jià)暴跌的風(fēng)險(xiǎn)。

1.會(huì)計(jì)穩(wěn)健性抑制市場(chǎng)賣空程度

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是企業(yè)在面臨不確定事項(xiàng)時(shí)，對(duì)好壞消息的不對(duì)稱確認(rèn)。穩(wěn)健性要求會(huì)計(jì)系統(tǒng)對(duì)好消息的確認(rèn)標(biāo)準(zhǔn)要嚴(yán)于壞消息，這樣做可以防止資產(chǎn)、收入的高估和負(fù)債、費(fèi)用的低估。所以會(huì)計(jì)穩(wěn)健性提升了財(cái)務(wù)報(bào)告中企業(yè)資產(chǎn)和盈余的信息質(zhì)量，提高了市場(chǎng)對(duì)負(fù)面信息的定價(jià)效率，使得證券市場(chǎng)價(jià)格更為準(zhǔn)確地反映內(nèi)在風(fēng)險(xiǎn)水平，減少了壞消息對(duì)股價(jià)的沖擊力度。Francis et al.[4]分析了經(jīng)濟(jì)金融危機(jī)中穩(wěn)健性與股票價(jià)格之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)條件和非條件穩(wěn)健性與金融危機(jī)期間的異常收益率之間存在正相關(guān)關(guān)系，這表明在金融危機(jī)前會(huì)計(jì)穩(wěn)健性更高的企業(yè)在金融危機(jī)中股票的市場(chǎng)價(jià)值下跌更小。王沖、謝雅璐[5]的檢驗(yàn)結(jié)果也表明，伴隨著會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提高，公司股價(jià)的暴跌風(fēng)險(xiǎn)顯著降低。

其次，高會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的公司具有更好的信息披露質(zhì)量，公司負(fù)面消息能夠及時(shí)傳遞到市場(chǎng)上，使之快速成為公眾信息，融入股價(jià)，降低市場(chǎng)關(guān)于負(fù)面消息的信息不對(duì)稱程度。LaFond & Watts[6]就明確指出權(quán)益投資者需要會(huì)計(jì)穩(wěn)健性來緩解投資者與企業(yè)內(nèi)部人之間的信息不對(duì)稱，并且由于穩(wěn)健性對(duì)于收益和損失的不對(duì)稱確認(rèn)，降低了壞消息被管理層隱匿的可能。Hu et al.[7]發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與自愿性披露之間具有負(fù)向關(guān)系，也就是兩者可以相互替代，這說明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)損失的及時(shí)確認(rèn)緩解了壞消息的信息不對(duì)稱程度。這導(dǎo)致賣空者挖掘公司負(fù)面信息并使之成為私人信息的難度大大增加，減少了賣空收益，降低了公司股票賣空的吸引力。反之會(huì)計(jì)穩(wěn)健性較低的公司會(huì)受到賣空者更多的關(guān)注，因而也更容易被融券賣空。

再有，穩(wěn)健性影響企業(yè)價(jià)值。高穩(wěn)健性使會(huì)計(jì)報(bào)表能夠更好地釋放企業(yè)潛在風(fēng)險(xiǎn)，贏得債權(quán)人的信任，降低融資成本。Zhang[8]的研究表明，由于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能及時(shí)傳遞企業(yè)債務(wù)的違約風(fēng)險(xiǎn)信息，所以作為回報(bào)，債權(quán)人會(huì)給予債務(wù)人較低的利率。而且穩(wěn)健性高的企業(yè)由于對(duì)損失確認(rèn)及時(shí)，能夠抑制管理層投資短視行為，降低了企業(yè)投資過度的風(fēng)險(xiǎn)。楊丹等[9]通過資產(chǎn)減值角度考察會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)公司投資行為的影響，確實(shí)發(fā)現(xiàn)高穩(wěn)健性可以抑制過度投資，及早停止低效率投資。可見，穩(wěn)健性有助于提升企業(yè)投資效率，增加企業(yè)價(jià)值。這也增加了賣空的難度，減少了賣空行為。

基于以上分析，本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)1：會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能抑制公司被賣空程度，即會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越高，證券賣空水平越低。

2.企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)的調(diào)節(jié)作用

企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)增加了未來經(jīng)濟(jì)事項(xiàng)結(jié)果的不確定性，這正是會(huì)計(jì)穩(wěn)健性存在的價(jià)值。對(duì)于經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)大的公司，由于其未來盈余的不確定性更高，所以市場(chǎng)投資者定價(jià)的分歧更大，往往對(duì)應(yīng)著更低的市場(chǎng)定價(jià)效率，更高的股價(jià)波動(dòng)。Miller[1]認(rèn)為投資者意見分歧導(dǎo)致了股票價(jià)格高估。從投機(jī)的角度講，這具有更多的賣空獲利機(jī)會(huì)，這樣的公司更容易受到賣空者的關(guān)注。而會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠及時(shí)披露企業(yè)潛在風(fēng)險(xiǎn)點(diǎn)，減少當(dāng)前股價(jià)被高估的可能，縮小未來公司價(jià)格下降的空間，從而降低投資者分歧。Lara et al.[10]通過數(shù)據(jù)分析，顯示穩(wěn)健的會(huì)計(jì)信息能夠降低信息不對(duì)稱程度和股票收益率的波動(dòng)水平，這說明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越高的公司，其投資者意見分歧較低，證券定價(jià)準(zhǔn)確，賣空者對(duì)其進(jìn)行的賣空獲利空間越小。可見，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性提升了公司股票的市場(chǎng)定價(jià)效率。對(duì)于經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)越大的公司，穩(wěn)健性能夠糾正的市場(chǎng)定價(jià)空間越大，降低的賣空者關(guān)注程度越多。因此，本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)2：經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)越大的公司，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)賣空的抑制程度更高。

3.穩(wěn)健性時(shí)間序列特征的影響

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性作為企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量特征之一，是管理層選擇的風(fēng)險(xiǎn)信息披露態(tài)度。而管理層風(fēng)險(xiǎn)偏好程度以及面對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的披露傾向具有一貫性，難以在短期內(nèi)發(fā)生顯著改變。這就對(duì)應(yīng)了企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性特征的時(shí)間序列一致性。投資者的定價(jià)依據(jù)是當(dāng)前對(duì)企業(yè)未來的預(yù)期，賣空者會(huì)依據(jù)歷史會(huì)計(jì)信息時(shí)間序列特征推斷企業(yè)未來會(huì)計(jì)信息穩(wěn)健性，進(jìn)而決定其賣空策略。結(jié)合吳錫皓、胡國柳的研究[11]，本文將會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的歷史時(shí)間序列特征分為以下三類。

第一，持續(xù)穩(wěn)健，即連續(xù)三年一直保持較高的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平，這向投資者表明企業(yè)的高穩(wěn)健性特征是可持續(xù)的，可以在長時(shí)間內(nèi)保持對(duì)負(fù)面信息的及時(shí)充分披露，會(huì)使得市場(chǎng)在較長期內(nèi)形成該公司風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)信息已經(jīng)及時(shí)成為公共信息的心理預(yù)期，意味著更高的私人負(fù)面信息挖掘成本和更低的私人負(fù)面信息邊際收益，降低賣空者信息挖掘的效用。并且這種市場(chǎng)心理預(yù)期形成后，還不斷得到其后期間的穩(wěn)健性水平驗(yàn)證，這進(jìn)一步強(qiáng)化了市場(chǎng)預(yù)期，更加降低了賣空者的關(guān)注度。另外，持續(xù)穩(wěn)健的公司因?yàn)楸３至藭?huì)計(jì)信息質(zhì)量特征的一致性，因此市場(chǎng)預(yù)期其對(duì)未來不確定事項(xiàng)的處理政策的可預(yù)測(cè)性更高，市場(chǎng)對(duì)其未來盈余更容易形成一致預(yù)測(cè)結(jié)果，獲得更準(zhǔn)確的市場(chǎng)定價(jià)，減少定價(jià)波動(dòng)和定價(jià)誤差，降低賣空水平。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)3a：持續(xù)穩(wěn)健可以增強(qiáng)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)賣空的抑制作用。

第二，非持續(xù)穩(wěn)健，本文對(duì)其定義為雖在對(duì)融券賣空的影響年度表現(xiàn)為高會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平，但在以前兩個(gè)年度中至少出現(xiàn)過一次低會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平。由于其歷史會(huì)計(jì)政策上的不穩(wěn)健，因此融券賣空年度的高穩(wěn)健性仍然不能令市場(chǎng)認(rèn)為其會(huì)計(jì)信息已經(jīng)充分揭示了企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)點(diǎn)，難以有效降低賣空者關(guān)注和賣空水平。這說明市場(chǎng)對(duì)于這些穩(wěn)健性時(shí)高時(shí)低的公司，不會(huì)形成會(huì)計(jì)信息穩(wěn)健性較低的一致預(yù)期，進(jìn)而產(chǎn)生較大投資者意見分歧，投資者對(duì)未來盈余預(yù)測(cè)難以達(dá)成共識(shí)，看多與看空者并存。這就導(dǎo)致影響年度的高會(huì)計(jì)穩(wěn)健性難以保證對(duì)賣空力量的抑制。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)3b：非持續(xù)穩(wěn)健對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性抑制賣空的效果無明顯影響。

第三，持續(xù)不穩(wěn)健，即連續(xù)三年一直保持較低的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平。這往往標(biāo)志著公司信息披露質(zhì)量差、企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)揭示不充分和不及時(shí)。對(duì)于賣空者而言，此類公司存在大量的私人利空信息可供挖掘，更容易找出關(guān)于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的信息不對(duì)稱之處。對(duì)應(yīng)的是更低的私人信息挖掘邊際成本和更高的信息邊際收益，因此此類公司是賣空者的長期重點(diǎn)關(guān)注對(duì)象。另外，持續(xù)不穩(wěn)健的公司，市場(chǎng)預(yù)期其未來也傾向于采用不穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策，這加大了市場(chǎng)定價(jià)誤差，增加了預(yù)期賣空收益水平，使得賣空者有利可圖。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)3c：持續(xù)不穩(wěn)健會(huì)減弱會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)賣空的抑制作用。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本文選取從2010年3月31日融資融券試點(diǎn)以來至2016年12月31日，A股市場(chǎng)所有融資融券標(biāo)的證券的年度公司樣本作為研究的初始樣本，數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文剔除了以下樣本：(1)金融類公司和存在相關(guān)變量缺失的公司；(2)當(dāng)年上市的公司；(3)某年5月至第次年4月期間任意月份個(gè)股月回報(bào)率缺失的公司；(4)上一年權(quán)益市場(chǎng)價(jià)值缺失的公司。將融券數(shù)據(jù)與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性及公司基本面數(shù)據(jù)合并，最終得到共計(jì)2 305個(gè)樣本觀測(cè)值。另外，本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了1%的Winsorize處理，以消除極端值的影響。

(二)模型設(shè)定與變量定義

1.會(huì)計(jì)穩(wěn)健性

張長海等[12]通過實(shí)證檢驗(yàn)驗(yàn)證了Khan & Watts[13]會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指數(shù)(Cscore)在中國的適應(yīng)性。因此，本文參照Khan & Watts的計(jì)量方法設(shè)定會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指標(biāo)。具體計(jì)算過程如下，變量說明見注釋①。

Xi=β1+β2Di+β3Ri+β4DiRi+εi,t

(1)

Gscore=β3=μ1+μ2Sizei+μ3Mbi+μ4Levi

(2)

Cscore=β4=γ1+γ2Sizei+γ3Mbi+γ4Levi

(3)

把(2)和(3)代入(1)，得到如下(4)式：

Xi=β1+β2Di+(μ1+μ2Sizei+μ3Mbi+μ4Levi)Ri+
(γ1+γ2Sizei+γ3Mbi+γ4Levi)DiRi+εi,t

(4)

對(duì)式(4)進(jìn)行分年度回歸，得到各年度的回歸系數(shù)并代回式(3)，計(jì)算出每個(gè)公司對(duì)應(yīng)年度的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指標(biāo)Cscore。

2.融券賣空水平

結(jié)合Jain et al.的做法[14]，本文使用會(huì)計(jì)年度內(nèi)日融券余額平均值/流通股總股數(shù)來衡量融券賣空水平(Short)。同時(shí)，為了緩解內(nèi)生性的影響，將模型中的解釋變量滯后一期。

3.研究模型

為了檢驗(yàn)本文提出的研究假設(shè)，本文構(gòu)造了如下基本模型：

Shorti,t=β0+β1Cscorei,t-1+Σcontroli,t+εi,t

(5)

模型中的變量定義見表1。

式(5)中的β1度量了融券賣空水平與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性之間的關(guān)系。根據(jù)假設(shè)1，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠抑制融券賣空，即會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越強(qiáng)，融券賣空水平越低，預(yù)計(jì)β1<0。

表1 研究模型中變量的定義

為了驗(yàn)證假設(shè)2，本文在式(5)的基礎(chǔ)上引入經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)，采用盈余波動(dòng)水平Sd_roa來表示，盈余波動(dòng)水平越大表示公司經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)越高。本文分別使用了3年期②和5年期③的總資產(chǎn)收益率標(biāo)準(zhǔn)差來計(jì)算Sd_roa。建立模型如下：

Shorti,t=β0+β1Cscorei,t-1+β2Sd_roai,t+
β3Cscorei,t-1×Sd_roai,t+Σcontroli,t+εi,t

(6)

式(6)中，β1+β3Sd_roai,t衡量了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)融券賣空的影響水平。根據(jù)假設(shè)2，公司經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)越大，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)融券賣空水平的抑制作用越強(qiáng)，即β1+β3Sd_roai,t<β1，因?yàn)镾d_roa≥0，所以對(duì)應(yīng)可以預(yù)計(jì)β3<0。

為了驗(yàn)證假設(shè)3，本文在式(5)的基礎(chǔ)上引入會(huì)計(jì)穩(wěn)健性時(shí)間序列特征(Conser)。按照上文分析，可以將其分為三類：持續(xù)穩(wěn)健(per_conser④)、非持續(xù)穩(wěn)健(nonper_conser)和持續(xù)不穩(wěn)健(per_nonconser)。若連續(xù)3年會(huì)計(jì)穩(wěn)健性(Cscorei,t-1,Cscorei,t-2,Cscorei,t-3)均高于當(dāng)年所有樣本的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性中值，則判定為持續(xù)穩(wěn)健類型，設(shè)定per_conser=1，否則per_conser=0；若參考年度會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平Cscorei,t-1高于當(dāng)年樣本公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性中值，但以前年度(Cscorei,t-2,Cscorei,t-3)至少有一年會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平低于當(dāng)年樣本公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性中值，則判定為非持續(xù)穩(wěn)健類型，設(shè)定nonper_conser=1，否則nonper_conser=0；若連續(xù)3年會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指標(biāo)(Cscorei,t-1,Cscorei,t-2,Cscorei,t-3)均低于當(dāng)年樣本公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性中值，則判定為持續(xù)不穩(wěn)健類型，設(shè)定per_nonconser=1，否則per_nonconser=0。對(duì)應(yīng)三類會(huì)計(jì)穩(wěn)健性時(shí)間序列特征，建立如下的模型：

Shorti,t=α0+α1Cscorei,t-1+α2Conseri,t-1+
α3Cscorei,t-1×Conseri,t-1+Σcontroli,t+εi,t

(7)

式(7)中，Conser變量分別使用持續(xù)穩(wěn)健(per_conser)、非持續(xù)穩(wěn)健(nonper_conser)和持續(xù)不穩(wěn)健(per_nonconser)指標(biāo)帶入。

其中，α1+α3Conseri,t-1衡量了不同會(huì)計(jì)穩(wěn)健性特征下會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)融券賣空的影響水平。根據(jù)假設(shè)3a，持續(xù)穩(wěn)健特征可以增強(qiáng)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)賣空的抑制作用，即α1+α3Conseri,t-1<α1，同時(shí)因?yàn)镃onser≥0，α1<0，由此預(yù)計(jì)此時(shí)的α3<0。根據(jù)假設(shè)3b，非持續(xù)穩(wěn)健特征對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)賣空的抑制作用無明顯影響，由此預(yù)計(jì)此時(shí)的α3不顯著區(qū)別于零。根據(jù)假設(shè)3c，持續(xù)不穩(wěn)健特征會(huì)減弱會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)賣空的抑制作用，即α1+α3Conseri,t-1>α1，同時(shí)因?yàn)镃onser≥0，由此預(yù)計(jì)此時(shí)的α3>0。

四、實(shí)證回歸結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。融券賣空水平(Short)在0～0.000 71之間，中位數(shù)為0.000 05，標(biāo)準(zhǔn)差為0.000 14，可以看出不同公司的融券賣空水平存在較大差異。同時(shí)，這也說明投資者在進(jìn)行賣空時(shí)對(duì)不同特征的公司有不同的偏好，賣空操作時(shí)是有選擇的，而非隨機(jī)進(jìn)行。同樣，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指標(biāo)(Cscore)中位數(shù)0.007 43，標(biāo)準(zhǔn)差0.133 85，可以看出不同公司的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性也存在顯著差異。三年期和五年期的盈余波動(dòng)水平(Sd_roa)相近。總體來講，五年期的波動(dòng)更大。另外，從會(huì)計(jì)穩(wěn)健性特征指標(biāo)可以看出，持續(xù)穩(wěn)健(per_conser)、非持續(xù)穩(wěn)健(nonper_conser)、持續(xù)不穩(wěn)健(per_nonconser)的公司各占分別為27.82%、22.10%、28.10%。

進(jìn)一步，根據(jù)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指標(biāo)值是否大于均值，將樣本分為高低兩組，然后檢驗(yàn)兩組融券賣空水平的均值是否存在顯著差異。檢驗(yàn)結(jié)果表明，低于均值組的賣空水平均值為0.001 53，高于均值組的賣空水平均值為0.000 47，兩組的均值差異在1%水平下顯著。這個(gè)結(jié)果在統(tǒng)計(jì)角度初步支持了假設(shè)1。

(二)回歸結(jié)果分析

表3列示了式(5)和式(6)的回歸結(jié)果，展示了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)融券賣空水平的作用以及在加入企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)因素后，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)融券賣空水平影響程度的變化。

從回歸結(jié)果來看，式(5)中，Cscore的系數(shù)β1顯著為負(fù)，說明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性每增加1個(gè)單位，企業(yè)融券賣空水平就下降0.000 13個(gè)單位，驗(yàn)證了假設(shè)1，也與Jain et al.的結(jié)論[14]相一致。

在式(6)中，分別用3年期和5年期總資產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差來衡量盈余波動(dòng)水平。交互項(xiàng)系數(shù)β3均顯著為負(fù)，說明企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)越高，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)企業(yè)融券賣空的抑制作用越強(qiáng)，驗(yàn)證了假設(shè)2。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表4列示了式(7)的回歸結(jié)果，展示不同會(huì)計(jì)穩(wěn)健性時(shí)間序列特征對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與融券賣空之間關(guān)系的影響。從回歸結(jié)果來看，持續(xù)穩(wěn)健(per_conser)的交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，在1%水平顯著，說明持續(xù)穩(wěn)健可以增強(qiáng)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)賣空的抑制作用，驗(yàn)證了假設(shè)3a；非持續(xù)穩(wěn)健(nonper_conser)的交互項(xiàng)系數(shù)不顯著，說明非持續(xù)穩(wěn)健對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性抑制賣空能力無明顯影響，驗(yàn)證了假設(shè)3b；持續(xù)不穩(wěn)健(per_nonconser)的交互項(xiàng)系數(shù)β3為正，在1%水平顯著，說明持續(xù)不穩(wěn)健會(huì)減弱會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)賣空的抑制作用，驗(yàn)證了假設(shè)3c。

五、進(jìn)一步檢驗(yàn)

上述結(jié)論證明了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)融券賣空行為的抑制作用。但是無論是因?yàn)榉€(wěn)健性對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升，還是對(duì)投融資效率的改善，其減少賣空的直接原因和路徑應(yīng)是賣空者的收益下降。也就是賣空收益在會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)賣空水平的抑制作用具有中介效應(yīng)。該效應(yīng)的存在決定著上文假設(shè)一中的理論解釋是否合理。

對(duì)此，本文的進(jìn)一步檢驗(yàn)方法如下：計(jì)算個(gè)股的考慮紅利再投資的日收益率，取得年均值r作為賣空收益的衡量，r越小，代表負(fù)的收益比重越大，賣空獲利的空間越大。在式(5)的基礎(chǔ)上，設(shè)定式(8)和式(9)來檢驗(yàn)賣空收益在穩(wěn)健性抑制賣空機(jī)制中的中介作用：

ri,t=θ0+θ1Cscorei,t-1+Σcontroli,t+εi,t

(8)

Shorti,t=σ0+σ1Cscorei,t-1+
σ2ri,t+Σcontroli,t+εi,t

(9)

回歸結(jié)果如表5所示。從式(8)的回歸結(jié)果來看，θ1顯著為正，說明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越高，個(gè)股收益率r越大，即賣空獲利空間越小。從式(9)的回歸結(jié)果來看，σ2顯著為負(fù)，說明個(gè)股收益率r的增加(對(duì)應(yīng)賣空獲利水平下降)抑制了賣空，σ1顯著為負(fù)，且σ1>β1說明賣空收益在穩(wěn)健性抑制賣空機(jī)制中的作用為部分中介作用。檢驗(yàn)結(jié)果表明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)融券賣空機(jī)制的抑制效應(yīng)確實(shí)部分歸因于賣空收益的下降，從而使得股票自身失去被賣空的動(dòng)力。

表3 會(huì)計(jì)穩(wěn)健性抑制賣空及經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)調(diào)節(jié)作用的實(shí)證結(jié)果

注：***、**、*分別表示在0.01、0.05和0.1水平下顯著；括號(hào)中為T值。

表4 穩(wěn)健性時(shí)序特征影響的實(shí)證結(jié)果

注：***、**、*分別表示在0.01、0.05和0.1水平下顯著；括號(hào)中為T值。

表5 賣空收益的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

注：***、**、*分別表示在0.01、0.05和0.1水平下顯著；括號(hào)中為T值。

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證結(jié)論的可靠性，本文進(jìn)行了如下穩(wěn)健性測(cè)試⑤。

(一)更換融券賣空指標(biāo)

分別用周融券余額平均值(Short2)和月融券余額平均值(Short3)代替日融券余額平均值來衡量融券賣空水平。另外，參照Henry & Mackenzie[16]的研究方法，用融券賣出量的自然對(duì)數(shù)(Short4)來表示融券賣空水平。檢驗(yàn)結(jié)果表明：會(huì)計(jì)穩(wěn)健性分別對(duì)賣空替代指標(biāo)Short2、Short3、Short4的回歸系數(shù)為-0.000 14，-0.000 14和-1.736 06，而且三者分別在1%水平上顯著。這說明在更換融券賣空水平衡量標(biāo)準(zhǔn)情況下，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性仍然對(duì)融券賣空水平具有顯著抑制作用。

將更換的三個(gè)融券賣空指標(biāo)用于檢驗(yàn)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性時(shí)間序列特征的影響，將Short2、Short3、Short4分別帶入式7，得到的檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。表6的結(jié)果顯示，對(duì)于新更換的三個(gè)融券賣空指標(biāo)，都得到了一致的結(jié)論：持續(xù)穩(wěn)健增強(qiáng)了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)賣空的抑制作用，非持續(xù)穩(wěn)健沒有影響會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)賣空的抑制作用，而持續(xù)不穩(wěn)健減弱了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)賣空的抑制。這與前文的檢驗(yàn)結(jié)論完全一致。

(二)更換企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)水平指標(biāo)

上文使用總資產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差表示企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，在企業(yè)實(shí)際運(yùn)營中，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)致的資產(chǎn)變動(dòng)一般滯后于銷售變動(dòng)。因此，本文使用銷售凈利率⑥的波動(dòng)(Sd_npm)來重新估計(jì)公司經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)水平。同樣，分別使用了3年期和5年期的銷售凈利率標(biāo)準(zhǔn)差來計(jì)算該指標(biāo)。檢驗(yàn)結(jié)果表明：會(huì)計(jì)穩(wěn)健性分別與3年期銷售凈利率標(biāo)準(zhǔn)差(Sd_npm3)和5年期銷售凈利率標(biāo)準(zhǔn)差(Sd_npm5)構(gòu)建交互項(xiàng)，每個(gè)交互項(xiàng)的對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)分別為-0.001 29和-0.001 05，前者在1%水平下顯著，后者在5%水平下顯著。由于表示風(fēng)險(xiǎn)的銷售凈利率標(biāo)準(zhǔn)差均為正數(shù)，所以該結(jié)果表明企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)越大，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)賣空行為的抑制越明顯。

(三)內(nèi)生性檢驗(yàn)

李春濤等[17]的研究發(fā)現(xiàn)賣空機(jī)制可以顯著提高了標(biāo)的公司的信息披露質(zhì)量，結(jié)合本文的研究，可以看出賣空與會(huì)計(jì)信息穩(wěn)健性之間存在互為因果的內(nèi)生性問題。雖然在前文式(5)的設(shè)定中，為了防止內(nèi)生性的影響，將會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指標(biāo)的設(shè)定滯后一期，但這并不是解決內(nèi)生性的標(biāo)準(zhǔn)方法。因此，本文使用工具變量，基于兩階段最小二乘法再次檢驗(yàn)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)賣空的影響。

表6 會(huì)計(jì)穩(wěn)健性時(shí)序特征的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

注：***、**、*分別表示在0.01、0.05和0.1水平下顯著；括號(hào)中為T值。

本文設(shè)定公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的工具變量為樣本公司所在行業(yè)(不包括樣本公司自身)穩(wěn)健性的平均值。設(shè)定的原因在于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性具有行業(yè)間的顯著差異[18]，行業(yè)內(nèi)公司的穩(wěn)健性具有較大的一致性。在理論上，行業(yè)內(nèi)其他公司的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與樣本公司的融券賣空行為沒有內(nèi)在聯(lián)系。

可以看出，在工具變量的設(shè)定比較合理，考慮內(nèi)生性的條件下，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的增加仍然顯著降低了賣空行為，與前文的研究結(jié)論一致。

七、研究結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)信息反映的不對(duì)稱要求，有助于向投資者明確潛在風(fēng)險(xiǎn)點(diǎn)，降低股票定價(jià)的高估程度，減少被賣空的可能。本文以2010—2016年我國A股所有融資融券標(biāo)的證券為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)融券賣空的影響。研究發(fā)現(xiàn)，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越高的公司具有越低的融券賣空水平，這種抑制作用的路徑部分源于穩(wěn)健性降低了賣空收益，從而降低了股票被賣空的吸引力，減少了賣空水平。此外，公司經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)越大，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)披露的作用越大，進(jìn)而對(duì)融券賣空的抑制效應(yīng)越明顯。這說明，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性在一定程度上提升了證券市場(chǎng)的風(fēng)險(xiǎn)定價(jià)效率，降低了定價(jià)誤差。再有，不同會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的時(shí)間序列特征會(huì)影響會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)融券賣空的抑制作用，依據(jù)企業(yè)連續(xù)三年歷史穩(wěn)健性數(shù)據(jù)，我們將穩(wěn)健性時(shí)間序列特征劃分為持續(xù)穩(wěn)健、非持續(xù)穩(wěn)健和持續(xù)不穩(wěn)健三類，發(fā)現(xiàn)賣空者對(duì)不同會(huì)計(jì)穩(wěn)健性時(shí)間序列特征的公司有不同的判斷和預(yù)期，更傾向于賣空“持續(xù)不穩(wěn)健”的公司而規(guī)避“持續(xù)穩(wěn)健”的公司，也就是“持續(xù)不穩(wěn)健”和“持續(xù)穩(wěn)健”在會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)賣空的抑制作用上分別起到了減弱和加強(qiáng)的作用。

表7 內(nèi)生性檢驗(yàn)

注：***、**、*分別表示在0.01、0.05和0.1水平下顯著；括號(hào)中為T值。

(二)研究啟示

資本市場(chǎng)定價(jià)依據(jù)是投資者基于當(dāng)前既有信息形成的預(yù)期，這就要求披露的信息客觀公允，可用的市場(chǎng)工具充分合理。穩(wěn)健性是會(huì)計(jì)信息公允、客觀披露的特征要求，融券賣空是糾正市場(chǎng)估值偏差的有效工具。本文的研究結(jié)論對(duì)于企業(yè)和投資者都具有較強(qiáng)的啟示。

第一，從投資者角度，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性可以保證投資者及時(shí)獲得企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)數(shù)據(jù)，降低不同市場(chǎng)主體間信息不對(duì)稱程度，提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，有利于投資者形成正確合理的股票價(jià)值判斷，提高證券的市場(chǎng)定價(jià)效率。由于企業(yè)負(fù)面信息的及時(shí)披露，股票價(jià)格被高估的可能性大大下降，市場(chǎng)賣空者獲利空間縮小，降低了賣空收益和賣空者的關(guān)注。其次，賣空者應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)大的企業(yè)，如果這些企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平不高，那么有可能獲得較好的賣空收益。再有，投資者還應(yīng)關(guān)注企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的期間連續(xù)性，如果企業(yè)在連續(xù)較長的時(shí)間內(nèi)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性一直較低，則可能存在較高賣空收益的空間。

第二，從企業(yè)角度，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)賣空行為的抑制，表明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與融券賣空機(jī)制在一定程度上存在相互替代。企業(yè)防止自身股票被賣空，甚至發(fā)生崩盤風(fēng)險(xiǎn)的重點(diǎn)措施在于保持會(huì)計(jì)信息披露的穩(wěn)健性。特別是經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)高的公司，可以通過提升會(huì)計(jì)信息穩(wěn)健性水平來快速擴(kuò)散企業(yè)不利因素的傳播，防止利空消息的堆積，這就主動(dòng)降低了賣空者的獲利空間。而且，企業(yè)穩(wěn)健性的時(shí)間序列特征也具有重要意義，歷史穩(wěn)健性水平是影響投資者對(duì)未來會(huì)計(jì)信息穩(wěn)健程度判斷的重要基礎(chǔ)，投資者會(huì)據(jù)此形成關(guān)于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的預(yù)期，并推斷企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)披露的真實(shí)性和充分性，以選擇有效的賣空對(duì)象。因此，企業(yè)不僅應(yīng)保持單一期間的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，還應(yīng)長期持續(xù)穩(wěn)健地披露會(huì)計(jì)信息，這是降低市場(chǎng)賣空風(fēng)險(xiǎn)的重要途徑。

注 釋：

①根據(jù)Khan & Watts的定義，Xi表示每股盈余，定義為凈利潤除以上一年權(quán)益的市場(chǎng)價(jià)值。Ri為市場(chǎng)調(diào)整的年個(gè)股回報(bào)率，等于公司i第t年5月至第t+1年4月考慮現(xiàn)金紅利再投資的月個(gè)股回報(bào)率的乘積減1。Di是虛擬變量，當(dāng)Ri<0，Di=1，Ri>0，Di=0。Sizei是公司規(guī)模，用權(quán)益市場(chǎng)價(jià)值的自然對(duì)數(shù)表示。Mbi是市凈率，等于期末權(quán)益的市場(chǎng)價(jià)值與賬面價(jià)值的比值。Levi是負(fù)債水平，定義為公司長、短期借款之和與權(quán)益市場(chǎng)價(jià)值的比值。

②計(jì)算3年期盈余波動(dòng)水平涉及前三年的盈余數(shù)據(jù)，去除缺失值后剩余樣本2 886個(gè)。

③計(jì)算5年期盈余波動(dòng)水平涉及前五年的盈余數(shù)據(jù)，去除缺失值后剩余樣本2 397個(gè)。

④計(jì)算會(huì)計(jì)穩(wěn)健性特征涉及前三年的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性數(shù)據(jù)，去除缺失值后剩余樣本2 484個(gè)。

⑤限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果沒有全部列示，歡迎感興趣的讀者索取，電子郵箱03093@bnu.edu.cn。

⑥銷售凈利率=凈利潤/銷售收入。