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    會計(jì)穩(wěn)健性抑制賣空了嗎?
    ——基于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)和會計(jì)穩(wěn)健性時(shí)序特征的分析

    2019-05-21 01:40:58呂兆德
    關(guān)鍵詞:賣空融券穩(wěn)健性

    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)測未來,由此,會計(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,因此任何主體都對負(fù)面信息給予更多關(guān)注,使得會計(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),于是就有了會計(jì)穩(wěn)健性的要求。這導(dǎo)致了會計(jì)系統(tǒng)對好壞消息的不對稱確認(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,修正股價(jià)。企業(yè)負(fù)面消息會導(dǎo)致股價(jià)發(fā)生回落,這正是賣空者尋求的獲利機(jī)會。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)賣空者可以識別出有嚴(yán)重盈余管理和會計(jì)信息扭曲的公司,并對其進(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計(jì)信息。

    會計(jì)穩(wěn)健性是會計(jì)信息質(zhì)量的重要特征之一,尤其是要求對于企業(yè)負(fù)面信息及時(shí)充分披露,會直接作用于融券賣空者的決策,但是這會導(dǎo)致投資者的賣空決策發(fā)生什么變化呢?會計(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?市場是如何判定企業(yè)會計(jì)穩(wěn)健性特征的?對于具有不同經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)水平的企業(yè),穩(wěn)健性對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股市場所有融資融券標(biāo)的證券,對以上問題進(jìn)行了分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn),會計(jì)穩(wěn)健性高的公司不容易被賣空,說明會計(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,會計(jì)穩(wěn)健性對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)歷史會計(jì)穩(wěn)健性水平的高低衡量會計(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,探討了不同會計(jì)穩(wěn)健性時(shí)間序列特征對會計(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)對賣空的抑制作用,非持續(xù)穩(wěn)健特征對會計(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)健特征會減弱會計(jì)穩(wěn)健性對賣空的抑制作用。

    本文豐富了會計(jì)穩(wěn)健性經(jīng)濟(jì)后果的研究,擴(kuò)展了對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,首次分析了我國會計(jì)穩(wěn)健性對融券賣空行為的抑制作用,提供了穩(wěn)健性促進(jìn)市場定價(jià)效率的新證據(jù);第二,進(jìn)一步揭示了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)差異對會計(jì)穩(wěn)健性資產(chǎn)定價(jià)效應(yīng)的影響;第三,拓展了會計(jì)穩(wěn)健性時(shí)間序列特征對資產(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)

    會計(jì)穩(wěn)健性會導(dǎo)致對企業(yè)財(cái)務(wù)狀況、經(jīng)營成果的不對稱反映,影響會計(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。會計(jì)穩(wěn)健性是會計(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),尤其是會計(jì)系統(tǒng)對利空確認(rèn)和披露的及時(shí)性,對沖了企業(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.會計(jì)穩(wěn)健性抑制市場賣空程度

    會計(jì)穩(wěn)健性是企業(yè)在面臨不確定事項(xiàng)時(shí),對好壞消息的不對稱確認(rèn)。穩(wěn)健性要求會計(jì)系統(tǒng)對好消息的確認(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,提高了市場對負(fù)面信息的定價(jià)效率,使得證券市場價(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)前會計(jì)穩(wěn)健性更高的企業(yè)在金融危機(jī)中股票的市場價(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)傳遞到市場上,使之快速成為公眾信息,融入股價(jià),降低市場關(guān)于負(fù)面消息的信息不對稱程度。LaFond & Watts[6]就明確指出權(quán)益投資者需要會計(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稱,并且由于穩(wěn)健性對于收益和損失的不對稱確認(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,這說明會計(jì)穩(wěn)健性對損失的及時(shí)確認(rèn)緩解了壞消息的信息不對稱程度。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。反之會計(jì)穩(wěn)健性較低的公司會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)減值角度考察會計(jì)穩(wěn)健性對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??梢?,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:會計(jì)穩(wěn)健性能抑制公司被賣空程度,即會計(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,這正是會計(jì)穩(wěn)健性存在的價(jià)值。對于經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)大的公司,由于其未來盈余的不確定性更高,所以市場投資者定價(jià)的分歧更大,往往對應(yīng)著更低的市場定價(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,這樣的公司更容易受到賣空者的關(guān)注。而會計(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)健的會計(jì)信息能夠降低信息不對稱程度和股票收益率的波動(dòng)水平,這說明會計(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,賣空者對其進(jìn)行的賣空獲利空間越小??梢姡瑫?jì)穩(wěn)健性提升了公司股票的市場定價(jià)效率。對于經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)越大的公司,穩(wěn)健性能夠糾正的市場定價(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,會計(jì)穩(wěn)健性對賣空的抑制程度更高。

    3.穩(wěn)健性時(shí)間序列特征的影響

    會計(jì)穩(wěn)健性作為企業(yè)會計(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。這就對應(yīng)了企業(yè)會計(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)前對企業(yè)未來的預(yù)期,賣空者會依據(jù)歷史會計(jì)信息時(shí)間序列特征推斷企業(yè)未來會計(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)保持對負(fù)面信息的及時(shí)充分披露,會使得市場在較長期內(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?jì)信息質(zhì)量特征的一致性,因此市場預(yù)期其對未來不確定事項(xiàng)的處理政策的可預(yù)測性更高,市場對其未來盈余更容易形成一致預(yù)測結(jié)果,獲得更準(zhǔn)確的市場定價(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)會計(jì)穩(wěn)健性對賣空的抑制作用。

    第二,非持續(xù)穩(wěn)健,本文對其定義為雖在對融券賣空的影響年度表現(xiàn)為高會計(jì)穩(wěn)健性水平,但在以前兩個(gè)年度中至少出現(xiàn)過一次低會計(jì)穩(wěn)健性水平。由于其歷史會計(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認(rèn)為其會計(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。這說明市場對于這些穩(wěn)健性時(shí)高時(shí)低的公司,不會形成會計(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,投資者對未來盈余預(yù)測難以達(dá)成共識,看多與看空者并存。這就導(dǎo)致影響年度的高會計(jì)穩(wěn)健性難以保證對賣空力量的抑制。據(jù)此,本文提出以下假設(shè)。

    假設(shè)3b:非持續(xù)穩(wěn)健對會計(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)的信息不對稱之處。對應(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)注對象。另外,持續(xù)不穩(wěn)健的公司,市場預(yù)期其未來也傾向于采用不穩(wěn)健的會計(jì)政策,這加大了市場定價(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)健會減弱會計(jì)穩(wěn)健性對賣空的抑制作用。

    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)益市場價(jià)值缺失的公司。將融券數(shù)據(jù)與會計(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)樣本觀測值。另外,本文對所有連續(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)公司對應(yīng)年度的會計(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計(jì)穩(wěn)健性之間的關(guān)系。根據(jù)假設(shè)1,會計(jì)穩(wěn)健性能夠抑制融券賣空,即會計(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衡量了會計(jì)穩(wěn)健性對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,會計(jì)穩(wěn)健性對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;若參考年度會計(jì)穩(wěn)健性水平Cscorei,t-1高于當(dāng)年樣本公司會計(jì)穩(wěn)健性中值,但以前年度(Cscorei,t-2,Cscorei,t-3)至少有一年會計(jì)穩(wěn)健性水平低于當(dāng)年樣本公司會計(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。對應(yīng)三類會計(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衡量了不同會計(jì)穩(wěn)健性特征下會計(jì)穩(wěn)健性對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)會計(jì)穩(wěn)健性對賣空的抑制作用,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)健特征對會計(jì)穩(wěn)健性對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)健特征會減弱會計(jì)穩(wěn)健性對賣空的抑制作用,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??傮w來講,五年期的波動(dòng)更大。另外,從會計(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,展示了會計(jì)穩(wěn)健性對融券賣空水平的作用以及在加入企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)因素后,會計(jì)穩(wěn)健性對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,會計(jì)穩(wěn)健性對企業(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,展示不同會計(jì)穩(wěn)健性時(shí)間序列特征對會計(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)會計(jì)穩(wěn)健性對賣空的抑制作用,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)健對會計(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)健會減弱會計(jì)穩(wěn)健性對賣空的抑制作用,驗(yàn)證了假設(shè)3c。

    五、進(jìn)一步檢驗(yàn)

    上述結(jié)論證明了會計(jì)穩(wěn)健性對融券賣空行為的抑制作用。但是無論是因?yàn)榉€(wěn)健性對會計(jì)信息質(zhì)量的提升,還是對投融資效率的改善,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計(jì)穩(wěn)健性對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)果表明會計(jì)穩(wěn)健性對融券賣空機(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數(shù)(Short4)來表示融券賣空水平。檢驗(yàn)結(jié)果表明:會計(jì)穩(wěn)健性分別對賣空替代指標(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,會計(jì)穩(wěn)健性仍然對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)了會計(jì)穩(wěn)健性對賣空的抑制作用,非持續(xù)穩(wěn)健沒有影響會計(jì)穩(wěn)健性對賣空的抑制作用,而持續(xù)不穩(wěn)健減弱了會計(jì)穩(wěn)健性對賣空的抑制。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,會計(jì)穩(wěn)健性對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)會計(jì)穩(wěn)健性對賣空的影響。

    表6 會計(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;括號中為T值。

    本文設(shè)定公司會計(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

    會計(jì)穩(wěn)健性是對企業(yè)會計(jì)信息反映的不對稱要求,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)了會計(jì)穩(wěn)健性對融券賣空的影響。研究發(fā)現(xiàn),會計(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,會計(jì)穩(wěn)健性對企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)披露的作用越大,進(jìn)而對融券賣空的抑制效應(yīng)越明顯。這說明,會計(jì)穩(wěn)健性在一定程度上提升了證券市場的風(fēng)險(xiǎn)定價(jià)效率,降低了定價(jià)誤差。再有,不同會計(jì)穩(wěn)健性的時(shí)間序列特征會影響會計(jì)穩(wěn)健性對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)賣空者對不同會計(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”在會計(jì)穩(wěn)健性對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;括號中為T值。

    (二)研究啟示

    資本市場定價(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,可用的市場工具充分合理。穩(wěn)健性是會計(jì)信息公允、客觀披露的特征要求,融券賣空是糾正市場估值偏差的有效工具。本文的研究結(jié)論對于企業(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),降低不同市場主體間信息不對稱程度,提高會計(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,會計(jì)穩(wěn)健性對賣空行為的抑制,表明會計(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未來會計(jì)信息穩(wěn)健程度判斷的重要基礎(chǔ),投資者會據(jù)此形成關(guān)于會計(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象。因此,企業(yè)不僅應(yīng)保持單一期間的會計(jì)穩(wěn)健性,還應(yīng)長期持續(xù)穩(wěn)健地披露會計(jì)信息,這是降低市場賣空風(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)益的市場價(jià)值。Ri為市場調(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)益市場價(jià)值的自然對數(shù)表示。Mbi是市凈率,等于期末權(quán)益的市場價(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)算會計(jì)穩(wěn)健性特征涉及前三年的會計(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。

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