顧小龍，王 彬，張霖琳，李東輝

（1.廣東財經大學 會計學院，廣東 廣州 510320；2.北京交通大學 經濟管理學院，北京 100044；3.深圳大學 經濟學院，廣東 深圳 518060）

一、引 言

已有資本結構理論認為，為實現價值最大化，公司會權衡不同條件下的財務調整成本與收益，動態(tài)持續(xù)地調整資本結構［1］。而當公司存在“累積壞消息”時［2-3］，公司外部人包括投資者或債權人，會根據風險公司特有財務特征及股價運動態(tài)勢，判斷潛在暴跌風險［4］，調整風險溢價并提高融資門檻，以規(guī)避資金風險。從而，進一步影響融資公司的資金調整成本及資本結構動態(tài)調整速度。本文以公司股價崩盤風險特征為研究視角，考慮融資公司真實業(yè)務操縱等行為，測算公司“累積壞消息”風險敞口，實證檢驗其對公司資本結構實際調整策略的影響。進一步給出中國資本市場情境下，外部資金融出方與融資公司，關于信息風險和融資行為所發(fā)生的經濟博弈與效率變化的經驗證據。研究結果表明：①公司未來股價暴跌可能性越大，公司資本結構調整速度越慢；②在市場化程度較發(fā)達地區(qū)，真實盈余管理顯著緩解了公司股價暴跌風險與資本結構調整速度之間的負向關系。上述結論，揭示了當前中國資本市場發(fā)展過程中，資金融通過程中的信息傳遞與信息識別問題。

研究結論兼具文獻與政策啟示：首先，本文立足行為金融學理論，拓展了股價暴跌風險與資本結構動態(tài)調整的研究框架，將暴跌風險視作外部投資者與內部經理人之間信息不對稱的動態(tài)博弈過程，將以往靜態(tài)研究暴跌風險影響因素的文獻，向后延展至經濟后果上，亦從微觀層面檢驗了公司特定風險向外部傳導的機制與條件。其次，本文為真實盈余管理的信號作用提供了進一步證據，進一步指出真實盈余管理弱化了投資者的風險預期，加快了風險公司的資本結構調整，有可能扭曲金融資源配置。更為重要的是，本文有關暴跌風險識別與公司財務政策行為的關系研究，刻畫了公司個體風險向資金融出方轉移的具體路徑，表明中國經濟在市場化推進過程中，信息甄別能力的重要性。這與陳雨露等（2010）從信息視角解讀美國次貸危機的邏輯是一致的［5］。因此本文的政策意義在于，在推進市場化的過程中，提高金融市場的信息甄別能力，有助于真正落實金融資源的優(yōu)化配置，防范金融風險。

余文結構安排如下：第二部分為文獻回顧與研究假設，第三部分為本文研究設計，第四部分為實證結果解析，第五部分為穩(wěn)健性檢驗；最后是本文的結語。

二、文獻回顧與研究假設

（一 ）股價崩盤風險與資本結構調整速度

中國作為全球最大新興市場，歷經三十多年的改革開放和經濟轉軌之后，銀行體系與多層次資本市場逐步完善，市場規(guī)則與信息機制在企業(yè)融資行為中逐步發(fā)揮作用。一方面，外部人會根據公有或私有信息評判融資公司的資金風險，調整融資供給或提高融資成本。例如，關聯(lián)方在識別公司未來存在較大股價暴跌風險的條件下，會拒絕公司的融資要求或者提高其融資成本，增加其融資難度。Gu等（2019）使用中國上市公司的銀行貸款數據研究發(fā)現，貸款銀行發(fā)放貸款時會預先評估上市公司信息風險，調整上市公司貸款利率［6］。Dang等（2018）認為，短期貸款人會監(jiān)督經理人隱藏壞消息的行為［7］。另一方面，根據動態(tài)權衡理論，融資公司亦會根據面臨融資成本的大小，在次優(yōu)資本結構和調整成本之間進行權衡，改變資本結構調整速度［1，8-11］。Drobetz等（2015）通過比較不同國家公司的資本結構調整行為發(fā)現，受宏觀微觀資金供給約束影響，公司會根據調整成本對公司資本結構作出不同的調整［12］。因此，提出假設H1。

H1：保持其他條件不變，在中國資本市場上，公司股價暴跌風險可能性越大，則公司資本結構調整速度越慢。

（二 ）真實盈余管理的信號作用

Trueman and Titman（1988）認為平滑收益有助于緩解外界對公司盈余估計的波動，進而降低公司借貸成本［13］。事實上，上市公司的會計盈余具有信息價值，內部人可以通過應計或真實盈余管理，影響外部會計信息使用者對公司經營業(yè)績的理解，調整其對公司未來經營的預期。Graham等（2005）研究發(fā)現，當公司存在較大信息風險并偏離盈余基準點時，公司管理層會通過真實盈余管理活動調整盈余水平，向外部投資者傳遞公司未來成長良好的信號，提升公司在資本市場的信譽以及管理團隊的外部聲譽［14］，增強利益相關者對公司的信心，減少股票的信息風險并降低融資成本［15-16］。在股權融資方面，Mizik and Jacobson（2007），Cohen and Zarowin（2010）均發(fā)現公司在股票增發(fā)時也會通過多種方式進行盈余管理［17-18］。Commerford等（2019）也發(fā)現，公司在發(fā)放股利時，存在使用真實盈余管理行為進行業(yè)績操縱，進一步釋放公司未來業(yè)績一致成長的信號［19］。

當公司存在較大股價暴跌風險時，公司經營難度和融資成本會上升。出于自利動機，公司會通過信息操縱向外部傳遞公司經營良好信號，以利自身經營，從而增加資本市場的風險識別難度，使得資本結構調整相對變容易。而我國自2006年新會計準則與審計準則實施后，監(jiān)管力量和外部審計不斷加強，相較于應計盈余管理，真實盈余管理隱蔽且難以監(jiān)管。因此，當公司存在較大信息風險時，相較于應計操縱，管理層更傾向通過真實盈余管理向外部傳遞公司經營良好的信號，特別是那些在法律和監(jiān)管框架下但缺乏實際經濟效益的業(yè)績包裝，將更具有迷惑性。Abad等（2016）也發(fā)現，由于不透明度及難于理解的特性，公司更傾向于采用真實盈余管理策略，以增加權益市場的信息不對稱［20］。因此提出假設H2。

H2：保持其他條件不變，真實盈余管理會削弱股價暴跌風險識別與資本結構調整速度之間的負向關系。

（三 ）市場化問題探討

前文探討了公司暴跌風險預期的下財務調整行為，考慮國情，我們進一步從市場化進程角度加以闡述。由于地理位置或者政策差異等原因，不同地區(qū)市場化發(fā)育程度仍存在較大不平衡（樊綱，2011）［21］，并進一步影響微觀層面的企業(yè)行為特征。市場化程度高的地區(qū)，行政干預力量更少，要素市場發(fā)育更加成熟，信息機制在資本市場交易中發(fā)揮更重要作用［22-23］，市場參與人更有可能利用信息機制實現交易目的，反之，市場化進程落后地區(qū)，更有可能依賴于行政力量或者社會資本實現資源配置目的。因此，如果信息機制發(fā)揮作用的條件充分，則企業(yè)更有可能通過信息操控實現融資目的。因此，提出假設H3。

H3：在市場化程度較高的地區(qū)，真實盈余管理的信號作用更有可能削弱股價暴跌風險識別與資本結構調整速度之間的負向關系。

三、數據、樣本與研究設計

本文公司財務數據來源于國泰安（CSMAR）數據庫和萬德（WIND）數據庫，市場化進程數據來源于樊綱和王小魯《中國市場化指數：各地區(qū)市場化相對進程2011年報告》和王小魯等《中國市場化八年進程報告》。全部樣本數據涵蓋中國滬深兩市2 390家A股上市公司，樣本期間為2006-2018年（1）。

（一 ）股價暴跌風險預期

參考Hutton等（2009），Jin and Myers（2006）以及Chen等（2001）相關資料，本文設定三個股價暴跌風險（CR）代理變量［2-3，24］：Ncskewi，t，Duvoli，t，Crashi，t。參考An等（2015）相關資料，本文將公司未來發(fā)生股價暴跌的可能性（風險敞口）作為公司暴跌的風險識別度［8］，計算如下：

34例患者中有29例首次應用唑來膦酸后未再次使用，2例患者在預防性靜脈輸注地塞米松及潑尼松龍滴眼液后，再次使用唑來膦酸治療未出現眼部不適[5]。1項回顧性臨床調查[20]中，8例急性葡萄膜炎患者中有3例在發(fā)生唑來膦酸相關性急性葡萄膜炎18個月后，在未給予任何預處理的情況下再次應用唑來膦酸治療，未再出現眼部癥狀及體征[22]。

其中，α為常數項，CR∈{Ncskew，Duvol，Crash}；Zi，t-1代表公司層面的滯后一期變量，包括負收益偏態(tài)系數（Ncskewi，t-1），去趨勢換手率（Dtni，t-1），市賬比（Mtb_ei，t-1），長期借款比率（LDi，t-1），公司特質周收益率的均值（Rwi，t-1）和標準差（Sig wi，t-1），公司權益規(guī)模（Size_ei，t-1），資產收益率（Roai，t-1），公司盈余透明度（Opaquei，t-1）；IND_DUMMY 和 YEAR_DUMMY是為了控制行業(yè)固定效應和年度效應。

在具體估計的過程中，本文使用線性模型對Ncskew，Duvol進行擬合，使用Logit模型對Crash進行擬合，本文將上述變量的擬合值作為公司未來發(fā)生股價暴跌的可能性，也即資本市場對公司暴跌的風險識別。

（二 ）目標資本結構

參考An等（2015），盛明泉等（2012）相關資料，本文將公司賬面杠桿率（BL）對一系列決定因素進行回歸［8，25］：

其中α為常數項，Xi，t代表一系列滯后一期的公司和行業(yè)變量，包括公司規(guī)模（Size_ai，t-1），有形資產比率（Tangi，t-1），市賬比（Mtb_ai，t-1），盈利能力（Profi，t-1），折舊率（Depi，t-1），研發(fā)費用（R&Di，t-1），研發(fā)費用是否公布的虛擬變量（R&D dumi，t-1），行業(yè)杠桿率的中位數（BL_ind_medi，t-1或者 PBL_ind_medi，t-1）。本文同時控制了行業(yè)（IND_DUMMY）和年度（YEAR_DUMMY）的固定效應。式（2）的回歸擬合值（BLi,t）為目標資本結構。

（三 ）資本結構的偏調整模型

根據式（2）得到的目標資本結構，本文采用如下資本結構偏調整模型：

其中，fi代表公司的個體效應，λi，t-1為公司i在t-1年向資本結構的調整速度。

根據假說，資本結構調整速度λi，t-1受到資本市場對公司暴跌風險識別的影響，其模型為：

綜合式（3）和式（4），CRi,t代表t-1期公司i對未來t期的股價暴跌風險預期，反映出資本市場在t-1期根據公司的各種情況，對其未來發(fā)生股價暴跌的風險識別程度。Xi，t-1與式（2）相同，代表滯后一期公司層面的控制變量。根據H1，系數θ應該顯著為負。

其中Di，t-1是公司i在t-1期末的賬面?zhèn)鶆?；Ai，t-1是公司i在t-1期末的賬面總資產；NIi，t是公司i在t期的凈利潤。此時用 PBLi，t-1代替 BLi，t-1以反映出公司資本結構主動調整的部分。出于穩(wěn)健性考慮本文在主檢驗中將會分別使用BL和PBL兩種賬面杠桿比率分別進行檢驗。

根據H2，將真︵實盈余管理與暴跌風險擬合值的交乘項（REM×CR）代入式（4）：

如果H2正確，式（6）中的系數κ應該為正。其中真實盈余管理指標參考Zang（2012），將異常生產成本和異常酌量性費用支出整合為真實盈余管理變量 REM_1i，t。

（四 ）市場化程度的差異

為檢驗H3，本文按照年度對市場化指數分為高低組，分別對式（4）和（6）進行檢驗。

四、實證分析

（一 ）暴跌風險識別與資本結構調整速度

表1報告了資本市場對公司股價暴跌風險識別度對公司賬面資本結構調整速度（（1）（2）（3）列）以及主動調整速度（（4）（5）（6）列）的影響，所有結果均在1%的顯著性水平上顯示股價崩盤風險削弱了資本結構調整速度，表明資本市場對公司未來發(fā)生股價暴跌風險識別度越大，則資本結構調整速度越慢。假說H1得以證實，說明在中國資本市場上，市場規(guī)則和信息機制逐步發(fā)揮作用，面臨高股價暴跌風險的公司更有可能面臨較高到的融資成本，從而使得他們資本結構調整速度趨緩。

表1 暴跌風險識別與資本結構調整速度

（二 ）真實盈余管理的調節(jié)效應

表2報告了真實盈余管理（REM_1）所發(fā)揮的調節(jié)作用，本文可以看到無論對于BL還是PBL，真實盈余管理都能夠削弱股價暴跌風險與資本結構調整速度之間的負向關系。這一結果與本文的預期相符（H2），也進一步驗證了真實盈余管理對于那些暴跌風險識別度較大的企業(yè)，能夠發(fā)揮一定的信號作用，有助于緩解其融資困境。這說明真實盈余管理具有一定的“包裝”效果，在一定程度上掩蓋了企業(yè)潛在的風險，驗證了本文假說H2。

表2 真實盈余管理（REM_1）的調節(jié)效應

（三 ）不同市場化程度下真實盈余管理的信號效應

前述分析表明真實盈余管理具有信號作用，即真實盈余管理所釋放出的“好消息”似乎弱化了外部人對公司的風險判斷，使得那些風險公司的資本結構調整速度更快了。進一步地，考慮到中國不同省份之間的不平衡性，本文有必要考慮不同區(qū)域之間上市公司財務行為及其效果可能存在的差異，即在哪些區(qū)域這種“信號”作用更被市場接受。

表3報告了真實盈余管理（REM_1）在不同市場化水平下對股價暴跌風險敞口和資本結構調整速度關系的調節(jié)效應。本文可以看到，處于市場化進程比較高的地區(qū)的上市公司至少在5%的顯著性水平上削弱股價暴跌風險敞口與賬面資本結構調整速度之間的負向關系（表3（1）（2）（3）列）；即使本文考慮了被動調整的部分，從主動調整的角度來看（表3（4）（5）（6）列），也至少在5%的顯著性水平上支持了本文的結論；而在市場化水平較低的地區(qū)，真實盈余管理似乎并沒有發(fā)揮信號效應。

這一結果支持了本文的假說H3，也進一步說明市場化程度越高，市場機制和信息規(guī)則越能發(fā)揮作用，也從另一個角度增強了表2的結論。但是值得解釋的是，為什么在市場化較低的地區(qū)本文并沒有觀測到這一現象。首先，本文可以看到從樣本量來看，低市場化程度地區(qū)樣本公司數和樣本觀測值遠低于市場化程度較高的地區(qū)，說明在市場化程度較高的地區(qū)有更多的公司上市，因此公司財務行為特征能夠得到更明顯的體現；其二，在市場化程度較低地區(qū)的上市公司往往是地方的龍頭企業(yè)，他們也更可能得到各種社會資源的資助，市場規(guī)則和信息機制對他們來說可能并不重要；而在市場化程度高的地區(qū)，大量企業(yè)在市場規(guī)則和信息機制下競爭，為了獲取更多的資源，能夠規(guī)避監(jiān)管的真實業(yè)績操縱更可能被其所采用。

表3 不同市場化水平下真實盈余管理（REM_1）的調節(jié)效應

（四 ）實證結果的深層解讀

上述實證結果為假說H1，H2和H3提供了經驗證據，揭示出市場化進程中可能存在的潛在問題：股價暴跌風險識別與資本結構調整速度之間的負向關系是資本市場在進行資源配置下的自發(fā)行為，也是金融資源優(yōu)化配置的外在表現，而真實盈余管理通過扭曲的信號效應弱化了資本市場的資源配置效率，并將個體公司潛在的暴跌風險傳導至資金融出方。這種情況在市場化程度較高的地區(qū)更為明顯，凸顯了當前中國經濟市場化進程的復雜性，一方面作為全球最大的新興經濟體，中國社會主義市場經濟建設取得了舉世矚目的成就，市場化進程對經濟的巨大推動有目共睹；另一方面，自2008年美國次貸危機爆發(fā)之后，新自由主義學說（Neo-liberalism）倍受質疑，人們不禁會問為何這場嚴重的經濟災難會在經濟高度自由化的美國爆發(fā)？這是否意味著自由市場也不可避免存在先天缺陷。而中國當前問題的復雜性則在于，我們正處于市場化進程之中，三十多年改革開放成果已經充分證明市場化進程對經濟的巨大促進作用，而美國次貸危機所帶來的巨大破壞力又讓人們對市場化進程的推進充滿了未知的恐慌。因此，如何精準地應對市場化進程可能存在的潛在問題，是擺在實務界和學術界面前的一個現實問題。

五、穩(wěn)健性檢驗

此外，我們還進行了交叉分組檢驗；并根據Maddala（1983），設計了處置效應模型（Treatment effect），考察發(fā)生暴跌的公司（Crash=1）其資本結構調整速度是否降低；對于真實盈余管理，我們進一步綜合考慮到現金流因素后，將異常生產成本、異常酌量性費用和異常現金流整合為替代性的真實盈余管理指標REM_2i，t，檢驗結果均與主檢驗保持一致。最后，考慮真實盈余管理和應計盈余管理之間的替代性［18，27-28］，本文對應計盈余管理也予以控制，對結果無實質影響；同時考慮公司目標資本結構估計方法［29-30］，使用最小二乘虛擬變量法（Least Squares Dummy Variable Correction）估計，結果基本不變。

六、結論與啟示

本文考察了中國資本市場中，投資者與債權人對上市公司股價暴跌風險識別程度，對與上市公司資本結構調整行為的影響。特別地，本文考察了企業(yè)真實盈余管理活動，對暴跌風險識別與資本結構調整速度之間關系的調節(jié)效應。最后，結合中國資本市場“轉軌+新興”發(fā)展階段的特殊性，考察了不同市場化水平下上述現象的差異化表現。

研究發(fā)現：第一，當公司股價暴跌風險較大時，其資本結構調整速度會顯著降低，這說明中國資本市場中，市場規(guī)則和信息機制能夠發(fā)揮作用，資本市場的參與者能夠根據公司個體情況調整其資金融出行為，保持“風險—收益”的均衡。第二，真實盈余管理能夠顯著削弱暴跌風險識別與資本結構調整速度之間的負向關系。這在一定程度上表明，真實盈余管理作為一種盈余調節(jié)手段，向外部投資者傳遞公司成長良好的信號，可以緩解潛在暴跌風險公司的融資困難，促進其資本結構調整。最后，在市場化水平較高的地區(qū)，真實盈余管理能夠更顯著地削弱暴跌風險識別與資本結構調整速度之間的負向關系，而在市場化水平較低的地區(qū)未觀測到這一現象。

本文研究具有重要的文獻與政策啟發(fā)。理論上擴展了股價崩盤風險的研究框架，承接股價崩盤風險影響因素的文獻脈絡，本文將研究視角向后延伸至經濟后果層面，對后續(xù)研究具有較好的啟發(fā)。同時，真實盈余管理緩解了高暴跌風險公司的資本結構調整速度，這種通過扭曲實體經營現狀完成金融資源配置的做法，有可能將個體公司的風險向資本市場傳遞，隱藏著一定風險。對于監(jiān)管當局和金融機構而言，為防范資本市場參與者利用市場規(guī)則與信息機制實現其特定目的，造成金融市場信息處理失真，在強調信息質量、信息傳遞有效性的同時，亦需要重視信息甄別能力的提升，防止信息機制被市場參與者扭曲使用而導致市場低效。

注 釋：

（1）截至完稿時止，市場化指數發(fā)布到2016年，所以相應數據僅更新到2016年；如果自行擴充后續(xù)年度數據值，對本文的結論無實質性影響。