放松賣空管制影響審計定價嗎？
——基于融資融券準(zhǔn)自然實驗的分析

， ，

(1.西安交通大學(xué) 管理學(xué)院，陜西 西安 710049； 2.西安交通大學(xué) 管理教學(xué)實驗中心(國家級實驗教學(xué)示范中心)，陜西 西安 710049； 3.香港城市大學(xué) 商學(xué)院，香港 999077)

放松賣空管制影響審計定價嗎？
——基于融資融券準(zhǔn)自然實驗的分析

徐露瑩1,2,3，汪方軍1,2，王璇子1,2

(1.西安交通大學(xué) 管理學(xué)院，陜西 西安 710049； 2.西安交通大學(xué) 管理教學(xué)實驗中心(國家級實驗教學(xué)示范中心)，陜西 西安 710049； 3.香港城市大學(xué) 商學(xué)院，香港 999077)

融資融券交易機(jī)制的啟動是我國證券市場信用交易制度的重大突破。本文利用放松賣空管制這一準(zhǔn)自然實驗，采用雙重差分模型、配對樣本以及安慰劑實驗的方法，系統(tǒng)考察了賣空機(jī)制對審計定價的影響。研究發(fā)現(xiàn)：(1)放松賣空管制后，審計師向融券標(biāo)的公司收取了更多的審計費用；(2)這一現(xiàn)象在會計穩(wěn)健性差和治理水平低的公司中更加明顯；(3)動態(tài)視角下，賣空機(jī)制對審計定價的影響具有瞬時效應(yīng)，而不具有持續(xù)性；(4)引入賣空機(jī)制會使審計師的審計工時延長，標(biāo)的公司被監(jiān)管部門處罰的概率加大，標(biāo)的公司被媒體報道的負(fù)面消息增多，相應(yīng)導(dǎo)致審計成本、審計風(fēng)險以及認(rèn)知風(fēng)險增加，進(jìn)而抬高審計定價。

賣空機(jī)制；審計定價；審計風(fēng)險；認(rèn)知風(fēng)險；雙重差分模型

1 引言

2010年3月31日，隨著融資融券交易機(jī)制的啟動，我國股票市場“單邊市”時代正式結(jié)束。在此之前，由于融券(即賣空)受限，看跌的投資者無法通過賣空套利而被迫離開交易市場，致使負(fù)面消息難以及時反映到股價中，股價往往被高估。沿襲這一基本思路，早期研究主要致力于考察賣空機(jī)制對資本市場價格發(fā)現(xiàn)、流動性和波動性等的影響。近年來，一些學(xué)者開始關(guān)注賣空機(jī)制對公司行為的調(diào)整，如探討其對上市公司盈余管理[1,2]，會計穩(wěn)健性[3]，投資決策[4,5]，信息披露[6]等方面的作用。那么，作為資本市場的重要參與方，審計師的行為決策是否也會受賣空機(jī)制的影響？

為回答上述問題，本文依托于放松賣空管制這一準(zhǔn)自然實驗，采用雙重差分模型、配對樣本以及安慰劑實驗的方法，系統(tǒng)分析了賣空機(jī)制對審計定價的影響。研究發(fā)現(xiàn)：賣空機(jī)制引入后，審計師向融券標(biāo)的公司收取了更多的審計費用；但這一作用隨會計穩(wěn)健性和公司治理水平的高低而有所不同，相較而言，穩(wěn)健性和治理水平較低公司的審計費用上升幅度更大。此外，賣空機(jī)制的影響具有瞬時性的特征，即審計收費的提升主要來自于客戶成為融券標(biāo)的公司的當(dāng)期，隨著時間的推移這種影響不再顯著；賣空機(jī)制的引入延長了審計工時，增大了標(biāo)的公司被監(jiān)管部門處罰的概率，并增多了媒體的負(fù)面報道，進(jìn)而分別通過增加審計成本、審計風(fēng)險以及認(rèn)知風(fēng)險抬高審計收費。

本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在三個方面：首先，現(xiàn)有研究多關(guān)注賣空機(jī)制對市場效率、公司行為的影響，而本文將其拓展至審計領(lǐng)域，檢驗了賣空機(jī)制對審計定價的作用效果，為賣空機(jī)制的經(jīng)濟(jì)后果研究提供了新視角。其次，制度基礎(chǔ)型審計要求審計師關(guān)注公司內(nèi)部控制風(fēng)險，而我國2006年推行的風(fēng)險導(dǎo)向型審計則要求審計師將重心前移至公司外部環(huán)境和公司治理層面。本文的研究結(jié)果表明，審計師在審計定價時會評估賣空行為引致的審計成本和風(fēng)險，其行為決策與風(fēng)險導(dǎo)向型審計的要求相一致。這一發(fā)現(xiàn)證實了風(fēng)險導(dǎo)向型審計的合理性，并對影響審計費用的因素做了進(jìn)一步補(bǔ)充。最后，本文發(fā)現(xiàn)賣空機(jī)制不僅直接增加審計收費，同時通過延長審計工時、增大被監(jiān)管部門處罰的概率，以及增多媒體的負(fù)面報道間接提高審計定價，揭示了賣空機(jī)制與審計收費之間的傳導(dǎo)機(jī)理。

2 理論分析與研究假設(shè)

賣空機(jī)制的引入是否影響審計師的行為決策？這取決于審計師對這一機(jī)制引發(fā)的預(yù)期成本的考量。審計定價模型指出審計收費主要由審計過程投入的人力、物力等審計資源成本和潛在風(fēng)險成本構(gòu)成[7,8]，其中風(fēng)險又分為因未發(fā)現(xiàn)重大錯報引起的審計風(fēng)險(audit risk)、由非重大錯報引起的剩余訴訟風(fēng)險(residual litigation risk)以及其他可能引起審計師損失的非訴訟風(fēng)險(non-litigation risk)。因此，一旦賣空機(jī)制觸及審計成本或風(fēng)險的變動，審計師勢必對此進(jìn)行差別定價。

究其本質(zhì)，賣空機(jī)制為投資者提供了新的獲利途徑：看跌的投資者通過向券商出借股票高位賣出，在未來低位時購入，最終在交割日時歸還所借股票，以高賣低買的方式賺取差價。這意味著“壞消息”將更加具有價值，因此引發(fā)投資者對融券標(biāo)的公司的關(guān)注，并放大其挖掘和傳播公司潛在利空的動機(jī)。與此同時，賣空者亦有能力通過收集、分析和處理公共信息實現(xiàn)收益[9]。在具體識別目標(biāo)公司的過程中，財務(wù)報告信息質(zhì)量往往成為賣空投資者關(guān)注的重點。以往研究發(fā)現(xiàn)，一旦目標(biāo)公司出現(xiàn)財報錯報或重述的端倪，賣空投資者便會提前累積頭寸，等待“東窗事發(fā)”[10,11]。這一行為繼而提高了公司財務(wù)錯報被監(jiān)管部門發(fā)現(xiàn)的概率[12]，甚至引發(fā)退市風(fēng)險[13]?？梢姡u空者對財務(wù)報告的密切關(guān)注和做空的市場行為將增大識別審計失誤的概率。在此情形下，為避免因發(fā)表不當(dāng)審計意見而被投資者、債權(quán)人等利益相關(guān)者起訴的潛在損失，審計師一方面可能通過增加審計程序、擴(kuò)大實質(zhì)性測試范圍、增加高素質(zhì)審計師人數(shù)、延長審計時間等方式降低重大錯報風(fēng)險；另一方面，當(dāng)無法通過增加審計投入消除風(fēng)險時，則收取相應(yīng)的風(fēng)險溢價。此外，審計師的風(fēng)險認(rèn)知亦有可能受到賣空者行為的影響。這主要是由于賣空投資者為尋求利益最大化，不僅善于搜集信息，亦樂于聯(lián)合媒體釋放并傳播公司的負(fù)面消息[12,14]，而媒體同樣有動機(jī)報道企業(yè)此類潛在問題以贏得社會聲譽(yù)和商業(yè)利益[15]。實證研究表明，媒體負(fù)面報道可以通過“認(rèn)知模式”和“顯著性模式”放大審計師的信息占有和風(fēng)險判斷，導(dǎo)致審計師更關(guān)注聲譽(yù)和恢復(fù)成本，進(jìn)而表現(xiàn)出策略性保護(hù)行為[16]，如加劇簽發(fā)非標(biāo)審計意見、增加審計收費、引發(fā)事務(wù)所變更等[17,18]。綜上，我們認(rèn)為，引入賣空機(jī)制可能增加審計師的審計成本、審計風(fēng)險以及認(rèn)知風(fēng)險，從而提高審計定價，故提出如下假設(shè)：

H1放松賣空管制顯著增加標(biāo)的公司的審計收費。

此外，基于獲利空間的考量，負(fù)面信息隱匿越多的公司更易受到賣空投資者的青睞。穩(wěn)健性是保障會計信息質(zhì)量的重要內(nèi)容，它要求會計確認(rèn)與計量時采取謹(jǐn)慎的原則，即相較于“好消息”，對于“壞消息”的確認(rèn)應(yīng)更加及時。及時確認(rèn)“壞消息”能夠遏制管理層隱藏負(fù)面信息的動機(jī)[19]，避免公司大量負(fù)面信息同時曝光的情形，降低公司股價的暴跌風(fēng)險[20]，縮減賣空者的獲利空間。因此，對比穩(wěn)健性高的公司，賣空者更易做空穩(wěn)健性低的公司。相應(yīng)地，這類公司財務(wù)錯報被發(fā)現(xiàn)的可能性將更高。與此類似，公司治理越規(guī)范，治理層對管理層的監(jiān)督將越到位，管理層財務(wù)舞弊的幾率也將越低。大量從股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會、監(jiān)事會、機(jī)構(gòu)投資者持股、股權(quán)激勵等方面的研究表明：良好的公司治理能夠抑制盈余管理、財務(wù)欺詐等有損于會計信息質(zhì)量的行為。由此，我們認(rèn)為相較公司治理水平高的公司，治理水平低的公司更易被賣空投資者關(guān)注。當(dāng)引入賣空機(jī)制后，審計師更可能對穩(wěn)健性和治理水平較低公司的審計定價做出調(diào)整?；谝陨戏治?，我們提出如下假設(shè)：

H2融券標(biāo)的公司的會計穩(wěn)健性越低，其審計費用越高。

H3融券標(biāo)的公司的公司治理水平越低，其審計費用越高。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2006～2014年滬深兩市所有A股上市公司為初始樣本，并按照以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選：(1)剔除金融行業(yè)；(2)刪除主要數(shù)據(jù)缺失的樣本；(3)確保標(biāo)的公司融券事件前后均有數(shù)據(jù)；(4)考慮到樣本的平衡性，刪除2009年之后IPO的非標(biāo)的公司。同時，為避免極端值的影響，我們對所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的縮尾(winsorize)處理，最終得到1599家A股上市公司的11456個公司-年度觀測值。文中涉及的財務(wù)數(shù)據(jù)、審計數(shù)據(jù)以及股票市場數(shù)據(jù)均來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫，事務(wù)所變更數(shù)據(jù)經(jīng)中國注冊會計師協(xié)會網(wǎng)站整理而成，融券批次相關(guān)數(shù)據(jù)取自滬深交易所。

3.2 模型設(shè)定與變量定義

本文采用如下雙重差分模型檢驗放松賣空管制對審計定價的影響。

lnfee=β0+β1List+β2List×Post+β3lnasset+β4Rec+

β5Inv+β6Leverage+β7Curratio+β8Aturnover+

β9Roa+β10Loss+β11Mao+β12Big4+β13Switch+

β14Soe+ΣYear+ΣIndustry+ε

變量定義列示如下：

(1)被解釋變量：本文的被解釋變量為審計收費(lnfee)，以審計費用的自然對數(shù)表示。

(2)解釋變量：本文的解釋變量為List與Post的交互項，該系數(shù)度量了放松賣空管制對審計定價的凈影響，其符號和顯著性是本文關(guān)注的重點。其中List為虛擬變量，衡量公司是否為賣空標(biāo)的公司，若為標(biāo)的公司(實驗組)則取1，否則為0(控制組)；Post同樣為虛擬變量，衡量公司可賣空時點，當(dāng)處于成為標(biāo)的公司之后的年度(不含標(biāo)的當(dāng)年時間)則取1，之前年度取0。

(3)控制變量：借鑒已有相關(guān)研究，我們同時控制了其他可能影響審計定價的因素[7,21,22]。包括：公司規(guī)模(lnasset)，客戶規(guī)模越大，審計投入將越多，相應(yīng)審計收費越高，我們以總資產(chǎn)的自然對數(shù)加以控制；應(yīng)收賬款占總資產(chǎn)比重(Rec)與存貨占總資產(chǎn)比重(Inv)，應(yīng)收賬款和存貨反映了審計的復(fù)雜程度，與審計費用正相關(guān)；資產(chǎn)負(fù)債率(Leverage)，流動比率(Curratio)、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Aturnover)、資產(chǎn)報酬率(Roa)和是否存在虧損(Loss，虧損為1，否則為0)分別反映了企業(yè)的償債能力、經(jīng)營能力和盈利能力。償債能力、經(jīng)營能力或盈利能力越強(qiáng)，審計風(fēng)險越小，則審計收費越低；審計意見類型(Mao，非標(biāo)審計意見為1，否則為0)亦可作為審計風(fēng)險的替代指標(biāo)，出具非標(biāo)審計意見往往與審計收費正相關(guān)；審計師質(zhì)量(Big4，會計師事務(wù)所為國際“四大”取1，否則為0)，高質(zhì)量的審計服務(wù)通常意味著較高的審計價格；會計師事務(wù)所變更(Switch，更換事務(wù)所為1，否則為0)，客戶變更事務(wù)所時，新任事務(wù)所多采用“低價攬客”的策略吸引客戶，因而審計收費較低；所有權(quán)性質(zhì)(Soe，實際控制人為國有取1，否則為0)，國有企業(yè)較強(qiáng)的資源優(yōu)勢和違規(guī)所受的較輕處罰會減少審計師的潛在風(fēng)險，從而降低審計定價。此外，本文在模型中加入了年度(Year)和行業(yè)(Industry)的固定效應(yīng)以控制其可能帶來的影響。

4 實證結(jié)果

4.1 描述性統(tǒng)計分析

從主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果來看，List的均值為0.341，表明樣本期間約有34.1%的公司可以進(jìn)行賣空交易，Post的均值為0.086，說明標(biāo)的公司處于賣空交易狀態(tài)下的觀測約占8.60%，可見我國賣空交易活動不夠活躍。其余變量分布特征與以往文獻(xiàn)基本一致。

進(jìn)一步地，我們比較了放松賣空管制前，融券標(biāo)的公司(實驗組)與非標(biāo)的公司(控制組)在基本特征上的差異。兩組公司的均值(T檢驗)與中位數(shù)(Wilcoxon檢驗)差異較大，融券標(biāo)的公司的規(guī)模(lnasset)、存貨占比(Inv)、流動比率(Curratio)、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Aturnover)、資產(chǎn)報酬率(Roa)均高于非標(biāo)的公司，而資產(chǎn)負(fù)債率(Leverage)、發(fā)生虧損(Loss)、收到非標(biāo)審計意見(Mao)以及事務(wù)所變更(Switch)的比率則低于控制組。因此，設(shè)定模型時有必要控制這些變量。

4.2 多元回歸分析

4.2.1 賣空與審計定價

雙重差分估計的重要前提是實驗組和控制組在“事件”之前需要滿足平行趨勢假定的要求，這樣才能通過對比兩次差分(事件前后及實驗組與控制組)得到事件沖擊的凈影響。在滿足平行趨勢假定的條件下，我們通過回歸模型進(jìn)一步分析賣空機(jī)制對審計定價的影響。

表1 賣空與審計定價

注： ()內(nèi)為t值；***,**,*分別表示統(tǒng)計結(jié)果在1%,5%和10%的水平下顯著。下同。

表1報告了放松賣空管制與審計收費的雙重差分估計結(jié)果。其中第(1)列控制了行業(yè)和年度的固定效應(yīng)，第(2)列控制了公司和年度的固定效應(yīng)。為消除異方差和自相關(guān)的影響，本文所有回歸中的統(tǒng)計推斷均進(jìn)行了穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤(robust)及公司維度的聚類(cluster)處理?；貧w結(jié)果顯示，交互項List×Post的系數(shù)均顯著為正(t值分別為3.56與2.36)，表明放松賣空管制后，融券標(biāo)的公司的審計費用顯著高于非標(biāo)的公司，驗證了本文的H1。此外，回歸結(jié)果中的控制變量對審計收費的影響也與以往研究較為一致：公司規(guī)模越大，資產(chǎn)負(fù)債率越高，聘請國際四大事務(wù)所，則審計收費越高；而流動比率越高，審計收費越低；同時相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)的審計收費也較低。

4.2.2 會計穩(wěn)健性與公司治理水平對賣空與審計定價關(guān)系的影響

為檢驗賣空機(jī)制對審計費用在不同類別公司影響的差異，本文從會計穩(wěn)健性和公司治理水平的角度進(jìn)行了截面分析。我們按照Khan和Watts[23]的方法計算Basu模型中的會計穩(wěn)健性指標(biāo)，分年度回歸得到每家公司各年的Cscore值，數(shù)值越大表示會計穩(wěn)健性越高。計算公式如下

EPS/P=(λ0+λ1lnasset+λ2Leverage+λ3BM)+

D(δ0+δ1lnasset+δ2Leverage+δ3BM)+

R(μ0+μ1lnasset+μ2Leverage+μ3BM)+

D×R(γ0+γ1lnasset+γ2Leverage+γ3BM)+ε

其中EPS/P為每股收益除以上年度4月底的股票收盤價；R表示當(dāng)年5月至次年4月購進(jìn)并持有的股票年回報率；D為度量壞消息的虛擬變量，R為負(fù)時取1，否則為0；lnasset為總資產(chǎn)的自然對數(shù)；Leverage為資產(chǎn)負(fù)債率；BM為賬市比，則Cscore=γ0+γ1lnasset+γ2Leverage+γ3BM。

將樣本公司按照Cscore當(dāng)年度的中位數(shù)劃分為高穩(wěn)健性組和低穩(wěn)健性組進(jìn)行分組回歸?；貧w結(jié)果如表2第(1)、(2)列所示，低穩(wěn)健性組的交互項在1%的水平下顯著為正，而高穩(wěn)健性組的交互項系數(shù)并不顯著。使用“似無關(guān)估計模型”進(jìn)一步檢驗交互項系數(shù)在兩組之間的差異，發(fā)現(xiàn)賣空的作用存在顯著不同(p=0.008)。這表明，會計信息越不穩(wěn)健，賣空機(jī)制對審計收費的作用越強(qiáng)。

表2 會計穩(wěn)健性與公司治理水平對賣空與審計定價關(guān)系的影響

由于公司治理是一系列監(jiān)督協(xié)調(diào)各方利益的制度安排，單一指標(biāo)難以全面反映公司的綜合治理狀況，因此學(xué)術(shù)界多采用主成分分析法構(gòu)建公司治理指數(shù)。本文借鑒白重恩等[24]編制公司治理G指數(shù)的方法，將八個治理變量的第一主成分定義為反映公司治理水平的指標(biāo)，其得分越高表示治理水平越高。這些變量包括：第一大股東持股比例(Topratio)，股權(quán)集中度(Cstr2_10，第二至第十大股東持股比例平方和的對數(shù))，獨立董事比例(Indratio)，管理層持股比例(Exeratio)，是否國有控股(Soe,國有控股為1，否則為0)，是否擁有母公司(Parent，存在母公司為1，否則為0)，CEO與董事長是否二職合一(Dual，二職合一為1，否則取0)以及是否交叉上市(HB_share，交叉上市取值1，否則為0)。第一主成分中，各變量的載荷系數(shù)依次為-0.204、0.222、0.089、0.411、-0.408、-0.025、-0.298和-0.122，系數(shù)符號均與已有研究吻合[24,25]。就載荷系數(shù)大小而言，高管薪酬機(jī)制(Exeratio)、所有權(quán)性質(zhì)(Soe)、股權(quán)結(jié)構(gòu)(Topratio、Cstr2_10)和董事會結(jié)構(gòu)(Dual)對公司治理水平影響較大。

將樣本公司按G指數(shù)當(dāng)年度的中位數(shù)劃分為高治理水平組和低治理水平組進(jìn)行分組回歸。如表2第(3)、(4)列所示，低治理水平組的交互項在1%水平下顯著，而在高治理水平組不顯著，且二者組間系數(shù)差異性檢驗亦得到通過?？梢?，對于治理水平較弱的公司，賣空機(jī)制對審計收費的影響更強(qiáng)。

綜上，當(dāng)公司會計穩(wěn)健性較低或治理水平較差時，可能更易受到賣空投資者的關(guān)注，財務(wù)錯報被發(fā)現(xiàn)的概率更大，審計師的風(fēng)險暴露程度更高，故審計收費上調(diào)的現(xiàn)象更加明顯，假設(shè)H2和H3得以支持。

5 進(jìn)一步分析

5.1 賣空與審計定價的內(nèi)生性與穩(wěn)健性分析

由于兩組樣本公司基本特征具有較大差異，為有效控制樣本選擇性偏誤，本文參照靳慶魯?shù)萚5]的研究，采用傾向得分匹配(PSM)的方法為實驗組選擇配對樣本進(jìn)行重新檢驗。我們選取標(biāo)的公司進(jìn)入賣空名單之前的觀測以及控制組的所有觀測，根據(jù)公司規(guī)模(lnasset)、換手率(Turnover)和波動率(Sdr)，分板塊并控制年度和行業(yè)固定效應(yīng)計算被選為標(biāo)的公司的傾向性得分，隨后以標(biāo)的公司進(jìn)入賣空名單前1年為時點，為其在控制組中進(jìn)行一對一樣本匹配。此外，為消除審計收費的增加可能只是自然演化的顧慮，本文采取安慰劑實驗(placebo)的方法，通過構(gòu)造三個“偽事件日”，即分別虛擬標(biāo)的公司進(jìn)入賣空名單的前1年(Post_lag1)、前2年(Post_lag2)、前3年(Post_lag3)為“實際”進(jìn)入時點重新進(jìn)行診斷。理論上，由于標(biāo)的公司并未真正放松賣空限制，因此“賣空”不應(yīng)該對審計收費產(chǎn)生影響。結(jié)果表明，配對樣本的交互項系數(shù)仍顯著為正，說明在控制了樣本選擇性偏誤后，放松賣空管制對審計收費的作用與表1一致。此外，安慰劑實驗中交互項系數(shù)均不再顯著，表明放松賣空管制的確能導(dǎo)致審計收費上升。

同時，我們還進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗：(1)為消除IPO對審計定價的影響，我們剔除了當(dāng)年上市的樣本重新估計。(2)保留進(jìn)入賣空名單當(dāng)年的數(shù)據(jù)并將其納入Post=1的樣本集，用Post_a(Post_b)表示新的賣空時點，在當(dāng)年或之后(之前)的年份取值1，否則為0。(3)由于融券事件在時間軸上并未均勻分布，我們分批次重新檢驗了賣空機(jī)制對審計費用的影響。以上交互項均顯著為正，僅在各批次的顯著性程度上存在差別。

5.2 賣空與審計定價的動態(tài)分析

為探究賣空機(jī)制與審計費用的動態(tài)關(guān)系，我們按照Dong等[26]的方法重新設(shè)定模型。新的賣空時點Post_t1，Post_t2，Post_t3和Post_t4均為虛擬變量，當(dāng)樣本公司分別處于實際賣空年份1年后、2年后、3年后和4年后(含當(dāng)年)的年度設(shè)置為1，否則為0。其他變量與前文保持一致。理論上，如果賣空機(jī)制對審計費用提升的作用一直存在，那么List與每一個新的賣空時點的交互項系數(shù)都應(yīng)顯著為正，否則隨著審計師對于標(biāo)的公司審計成本和風(fēng)險的認(rèn)知以及賣空的公司治理效應(yīng)[1]的增強(qiáng)，可能削弱賣空與審計費用間的正向關(guān)系。我們發(fā)現(xiàn)，交互項的顯著性隨著時間的推進(jìn)逐漸消失，說明放松賣空管制對審計定價的影響可能僅體現(xiàn)在公司進(jìn)入賣空名單后的較早年份，表現(xiàn)出一種瞬時效應(yīng)?？紤]到我國的融券業(yè)務(wù)分批進(jìn)行，上述影響既包括前一批標(biāo)的公司進(jìn)入名單后的持續(xù)性作用，又受后一批公司進(jìn)入名單的沖擊。為此，我們在一對一配對樣本中截取四段區(qū)間以驗證賣空機(jī)制后續(xù)各年度的作用，即設(shè)置變量Post_period1,Post_period2,Post_period3和Post_period4，以上市公司成為融券標(biāo)的公司當(dāng)年的時間點為t，通過Post_period1考察所有批次標(biāo)的公司進(jìn)入賣空名單后第1年的作用，將其定義為當(dāng)所處年度是成為標(biāo)的公司后的第1年(t+1)為1，前1年(t-1)為0；以此類推，滾動定義。結(jié)果表明，交互項僅在第(1)列(Post_period1)顯著為正，即審計收費僅在公司進(jìn)入賣空名單后的第1年有大幅提升，進(jìn)一步證實了瞬時效應(yīng)的存在。

5.3 賣空影響審計定價的機(jī)理

如前所述，我們認(rèn)為審計費用的增加可能是審計成本、審計風(fēng)險以及認(rèn)知風(fēng)險上升綜合造成的結(jié)果，故對賣空機(jī)制的影響機(jī)理做進(jìn)一步分析。考慮到數(shù)據(jù)的可得性并結(jié)合以往研究，我們分別選取審計報告時滯[27,28]、監(jiān)管部門的行政處罰[18,29]以及媒體負(fù)面報道[16,17]作為審計成本、審計風(fēng)險和認(rèn)知風(fēng)險的代理變量。其中審計報告時滯(Arlag)為資產(chǎn)負(fù)債表日到審計報告簽發(fā)日的時間間隔；行政處罰(Sanction)為虛擬變量，當(dāng)本年度因會計信息質(zhì)量問題(虛構(gòu)利潤、虛列資產(chǎn)、推遲披露、虛假記載、重大遺漏或披露不實)受到監(jiān)管部門行政處罰取1，否則為0；媒體負(fù)面報道(lnbnews)數(shù)據(jù)取自CSMAR財經(jīng)新聞數(shù)據(jù)庫。參照于忠泊等[30]的方法，我們總結(jié)出負(fù)面關(guān)鍵詞列表，將包含至少一個關(guān)鍵詞的新聞定義為負(fù)面新聞。該變量以年度媒體負(fù)面報道量加1并取對數(shù)計算。各模型新增控制變量包括：股權(quán)集中度(Herf)，以前10大股東持股比例的平方和衡量；未預(yù)期盈余(Ue)，當(dāng)年EPS大于上年EPS時為好消息，取值為1，否則為0；權(quán)益性融資(Capital)，當(dāng)公司在前后1年內(nèi)進(jìn)行權(quán)益性融資取1，否則為0；股票波動率(Sdr)，公司股票日回報率對市場日回報率回歸殘差項的標(biāo)準(zhǔn)差；盈余管理(EM_abs)，以修正的瓊斯模型計算的盈余管理程度的絕對值衡量?；貧w結(jié)果如表3所示，在控制了相關(guān)影響因素后，第(1)、(3)和(5)列交互項List×Post的系數(shù)均顯著為正，說明相對于不能賣空的公司，融券標(biāo)的公司的審計工時延長，被監(jiān)管部門行政處罰的概率增高，負(fù)面媒體報道的數(shù)量增多；同時，第(2)、(4)和(6)列的結(jié)果顯示，上述審計成本(Arlag)、審計風(fēng)險(Sanction)和認(rèn)知風(fēng)險(lnbnews)的增加均會導(dǎo)致審計費用提高，且各交互項List×Post的系數(shù)依然顯著為正；第(7)列同時納入了3種機(jī)制的影響，交互項結(jié)果同樣穩(wěn)健。綜上表明，放松賣空管制后，審計費用的提升部分是通過審計工時的延長、行政處罰概率的增大和負(fù)面新聞的增多實現(xiàn)的，即相應(yīng)增加了審計成本、審計風(fēng)險以及認(rèn)知風(fēng)險，這一發(fā)現(xiàn)進(jìn)一步支持了前文的理論分析。

表3 賣空影響審計定價的中介效應(yīng)檢驗(審計報告時滯、行政處罰與媒體負(fù)面報道)

續(xù)表3

6 結(jié)論與啟示

長期以來，學(xué)術(shù)界對賣空機(jī)制經(jīng)濟(jì)后果的研究歷經(jīng)了從價格發(fā)現(xiàn)、流動性和波動性到公司行為的轉(zhuǎn)變，得出了很多有益的啟示。本文將其拓展至審計領(lǐng)域后發(fā)現(xiàn)，賣空機(jī)制的引入通過增加會計師事務(wù)所的審計工時、標(biāo)的公司被監(jiān)管部門行政處罰的概率以及負(fù)面新聞的報道量，加重了審計師對標(biāo)的公司審計成本、審計風(fēng)險以及認(rèn)知風(fēng)險的擔(dān)憂，因而審計收費有所上升；而當(dāng)客戶會計穩(wěn)健性較低或治理水平較差時，由于更易受到賣空投資者的關(guān)注，上調(diào)審計收費的現(xiàn)象更加明顯。此外，動態(tài)視角下，我們發(fā)現(xiàn)賣空機(jī)制對審計定價的影響主要集中在各公司業(yè)務(wù)開通初期，即表現(xiàn)為瞬時效應(yīng)，并不具有持續(xù)性。綜上可見，賣空機(jī)制不僅影響公司行為，對審計行為亦有所調(diào)整。

本研究從第三方審計的視角補(bǔ)充了賣空機(jī)制的經(jīng)濟(jì)后果研究，有助于全面評價放松賣空管制的實施效果。同時，鑒于審計師在定價時會對賣空機(jī)制可能引致的審計成本和風(fēng)險給予考量，未來研究在使用審計定價模型時，應(yīng)對賣空因素進(jìn)行合理度量并加以控制。最后，本文探明了審計報告時滯、行政處罰和媒體負(fù)面報道在賣空機(jī)制與審計收費之間的中介作用，進(jìn)一步打開了二者關(guān)系的黑箱。

[1] Massa M, Zhang B, Zhang H. The invisible hand of short selling: does short selling discipline earnings management[J]. Review of Financial Studies, 2015, 28(6): 1701-1736.

[2] 陳暉麗,劉峰.融資融券的治理效應(yīng)研究——基于公司盈余管理的視角[J].會計研究,2014,(9):45-52.

[3] 陳暉麗,劉峰.融資融券的治理效應(yīng)研究：基于會計穩(wěn)健性的視角[J].中國會計評論,2014,12(3):277-294.

[4] Grullon G, Michenaud S, Weston J P. The real effects of short-selling constraints[J]. Review of Financial Studies, 2015, 28(6): 1737-1767.

[5] 靳慶魯,侯青川,李剛,等.放松賣空管制、公司投資決策與期權(quán)價值[J].經(jīng)濟(jì)研究,2015,(10):76- 88.

[6] Li Y, Zhang L. Short selling pressure, stock price behavior, and management forecast precision: evidence from a natural experiment[J]. Journal of Accounting Research, 2015, 53(1): 79-117.

[7] Simunic D A. The pricing of audit services: theory and evidence[J]. Journal of Accounting Research, 1980, 18(1): 161-190.

[8] Houston R W, Peters M F, Pratt J H. Non-litigation risk and pricing audit services[J]. Auditing: A Journal of Practice and Theory, 2005, 24(1): 37-53.

[9] Dechow P M, Hutton A P, Meulbroek L, et al.. Short-sellers, fundamental analysis, and stock returns[J]. Journal of Financial Economics, 2001, 61(1): 77-106.

[10] Griffin P A. A league of their own? Financial analysts’ responses to restatements and corrective disclosures[J]. Journal of Accounting, Auditing and Finance, 2003, 18(4): 479-517.

[11] Desai H, Krishnamurthy S, Venkataraman K. Do short sellers target firms with poor earnings quality? Evidence from earnings restatements[J]. Review of Accounting Studies, 2006, 11(1): 71-90.

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

[13] Desai H, Ramesh K, Thiagarajan S R, et al.. An investigation of the informational role of short interest in the Nasdaq market[J]. The Journal of Finance, 2002, 57(5): 2263-2287.

[14] Diamond D W, Verrecchia R E. Constraints on short-selling and asset price adjustment to private information[J]. Journal of Financial Economics, 1987, 18(2): 277-311.

[15] 醋衛(wèi)華,李培功.媒體監(jiān)督公司治理的實證研究[J].南開管理評論,2012,15(1):33- 42.

[16] 呂敏康,冉明東.媒體報道影響審計師專業(yè)判斷嗎?——基于盈余管理風(fēng)險判斷視角的實證分析[J].審計研究,2012,(6):82- 89.

[17] Joe J R. Why press coverage of a client influences the audit opinion[J]. Journal of Accounting Research, 2003, 41(1): 109-133.

[18] 劉啟亮,李蕙,趙超,等.媒體負(fù)面報道,訴訟風(fēng)險與審計費用[J].會計研究,2014,(6):81- 88.

[19] LaFond R, Watts R L. The information role of conservatism[J]. The Accounting Review, 2008, 83(2): 447- 478.

[20] 王沖,謝雅璐.會計穩(wěn)健性,信息不透明與股價暴跌風(fēng)險[J].管理科學(xué),2013,26(1):68-79.

[21] 張繼勛,劉成立.審計收費研究綜述及啟示[J].當(dāng)代財經(jīng),2006,(7):123-128.

[22] 馮延超,梁萊歆.上市公司法律風(fēng)險、審計收費及非標(biāo)準(zhǔn)審計意見——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].審計研究,2010,(3):75- 81.

[23] Khan M, Watts R L. Estimation and empirical properties of a firm-year measure of accounting conservatism[J]. Journal of Accounting and Economics, 2009, 48(2): 132-150.

[24] 白重恩,劉俏,陸洲,等.中國上市公司治理結(jié)構(gòu)的實證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究,2005,(2):81-91.

[25] 蔣琰.權(quán)益成本,債務(wù)成本與公司治理:影響差異性研究[J].管理世界,2009,(11):144-155.

[26] Dong Y, Li O Z, Lin Y, et al.. Does information-processing cost affect firm-specific information acquisition? Evidence from XBRL adoption[J]. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 2016, 51(2): 435- 462.

[27] Knechel W R, Payne J L. Additional evidence on audit report lag[J]. Auditing: A Journal of Practice and Theory, 2001, 20(1): 137-146.

[28] Mao M Q, Yu Y. Analysts’ cash flow forecasts, audit effort, and audit opinions on internal control[J]. Journal of Business Finance and Accounting, 2015, 42(5- 6): 635- 664.

[29] Chen S, Sun S Y J, Wu D. Client importance, institutional improvements, and audit quality in China: an office and individual auditor level analysis[J]. The Accounting Review, 2010, 85(1): 127-158.

[30] 于忠泊,田高良,齊保壘,等.媒體關(guān)注的公司治理機(jī)制——基于盈余管理視角的考察[J].管理世界,2011,(9):127-140.

DoestheDeregulationonShortSaleConstraintInfluenceAuditPricing? ——AQuasi-naturalExperimentonMarginTrading

XU Lu-ying1,2,3, WANG Fang-jun1,2, WANG Xuan-zi1,2

(1.SchoolofManagement,Xi’anJiaotongUniversity,Xi’an710049,China; 2.ExperimentCenterfortheTeachingofManagementEducation(Demo-CenteratStateLevelforExperimentTeaching),Xi’anJiaotongUniversity,Xi’an710049,China; 3.CollegeofBusiness,CityUniversityofHongKong,HongKong999077,China)

The setup of margin trading is a breakthrough in credit trading system for Chinese security market. Under such a context, this paper examines how short selling influences audit pricing based on the quasi-natural experiment. By using approaches of difference-in-differences design, matched sample and placebo test, we find that (1)auditors charge their clients higher audit fees when these firms are available to short sellers; (2)this effect is more pronounced for firms with weaker accounting conservatism and corporate governance; (3)dynamically, there is an instant increase in audit fees at the point of the deregulation, after which audit fees remain stable; (4)the introduction of short sale mechanism promotes audit pricing by increasing audit delay, probability of sanction by the regulators and negative news, which leads to a rise in audit effort, audit risk and cognitive risk, respectively.

short sale mechanism; audit pricing; audit risk; cognitive risk; DID model

2016-11-22

國家自然科學(xué)基金資助項目(71472148)；中央高校基本科研業(yè)務(wù)費專項資金資助項目(sk2016011)

F239

A

1003-5192(2017)06- 0030- 07

10.11847/fj.36.6.30