楊棉之，張園園

(安徽大學 商學院，安徽 合肥　230601)

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會計穩(wěn)健性、機構投資者異質性與股價崩盤風險
——來自中國A股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)

楊棉之，張園園

(安徽大學 商學院，安徽 合肥230601)

股價崩盤風險已經(jīng)對資本市場的健康發(fā)展產(chǎn)生了重要影響。以中國資本市場2008年至2013年A股上市公司為樣本，實證檢驗了會計穩(wěn)健性與股價崩盤風險的關系，并考察機構投資者異質性對二者關系的影響。研究結果表明，會計穩(wěn)健性能夠顯著降低股價崩盤風險。進一步考察機構投資者異質性，在劃分為穩(wěn)定型與交易型的基礎上，發(fā)現(xiàn)穩(wěn)定型機構投資者會增強二者的負向關系，交易型機構投資者則削弱二者的負向程度。文章的研究結論為防范股價崩盤風險、構建平穩(wěn)有序的資本市場提供了一定的借鑒意義。

股價崩盤風險;會計穩(wěn)健性;穩(wěn)定型機構投資者;交易型機構投資者；機構投資者異質性；資本市場；會計信息質量

一、引言

股價崩盤是股價波動非對稱分布下“暴跌”帶來的極端表現(xiàn)，屬于傳統(tǒng)有效市場理論難以解釋的“金融異象”[1]?！氨┑睅淼墓蓛r崩盤風險，不僅破壞股票市場的有序穩(wěn)定，而且損害投資者的利益、動搖資本市場的信心，因此，開展對股價崩盤風險的研究具有一定的理論和現(xiàn)實意義。已有學者從不同視角展開研究，如信息透明度、期權激勵、分析師樂觀偏差、大股東控制權等，并且大多將管理層對公司層面“壞消息”的“窖藏”歸結為股價崩盤風險的生成根源[2-5]，但聚焦會計穩(wěn)健性與股價崩盤風險之間聯(lián)系的文獻略顯匱乏*僅有一篇外文文獻(Accounting Conservatism and Stock Price Crash Risk：Firm-level Evidence)也是以美國上市公司為研究樣本。盡管發(fā)現(xiàn)了會計穩(wěn)健性能夠降低股價崩盤風險，但其結論是基于擁有較為完善賣空制度和成熟機構投資者的美國市場得出的，上述結論是否對中國市場適用尚需確認。同時，由于會計制度的差異，使得不同會計指標包含的信息存在差異，這就導致穩(wěn)健性的度量也存在差別。因此，本文基于中國制度背景，探究二者關系。。

會計穩(wěn)健性是會計信息質量的重要參照，其實質是通過對“好壞消息”的非對稱確認，使得“壞消息”更及時地反映在會計盈余中[6]。研究發(fā)現(xiàn)，會計穩(wěn)健性能夠抑制管理層操縱會計數(shù)據(jù)、粉飾公司盈余的動機和能力，從而降低了信息不對稱程度并及早釋放公司風險信號，有助于增強股價抗跌能力[7-8]。近年來，機構投資者規(guī)模日益壯大，憑借自身的信息優(yōu)勢和專業(yè)水平[9-10]，有能力和意愿去監(jiān)督和影響上市公司的治理行為和信息披露。然而，學術界對于其在上市公司中扮演的角色究竟是“市場穩(wěn)定器”還是“崩盤加速器”存在爭論。同時，已有研究表明不同類型的機構投資者對會計穩(wěn)健性的影響存在差異[11-12]。本文認為，不應忽視機構投資者在投資風格和持股動機等方面存在的異質性，因此將其劃分為穩(wěn)定型和交易型兩類。那么，會計穩(wěn)健性是否影響股價崩盤風險？機構投資者是否會對二者之間的關系產(chǎn)生影響？如果影響，穩(wěn)定型與交易型兩類機構投資者的影響程度是否存在差異？本文將采用實證研究方法依次對上述問題進行回答。

二、文獻綜述與研究假設

(一) 文獻綜述

管理層出于自身利益的考慮，傾向于在財務報告中暫時隱藏“壞消息”、加速披露“好消息”，從而達到粉飾盈余的效果。管理層選擇性地信息披露導致“壞消息”在公司內部不斷累積，并使得股價被持續(xù)高估而產(chǎn)生泡沫，當“壞消息”的累積到達某個臨界閥值，最終將集中向市場釋放，進而對股價造成極大的負面沖擊并引發(fā)崩盤[2-5]。沿著崩盤風險的生成邏輯，學者們分別從市場和公司層面開展了相關的研究。市場層面，Callen和Fang研究發(fā)現(xiàn)公司所在地的宗教信仰水平能夠降低股價崩盤風險，這是由于宗教的社會影響既提供了法律制度外的約束，也增加了“窖藏”“壞消息”的機會成本和聲譽影響[13]。許年行等研究了證券分析師對崩盤風險的影響，并發(fā)現(xiàn)分析師樂觀偏差與股價崩盤風險顯著正相關，并且在牛市時期更為顯著[4]。An和Zhang則以機構投資者穩(wěn)定性為切入點，發(fā)現(xiàn)機構投資者的持股穩(wěn)定性與股價崩盤風險顯著負相關，因為穩(wěn)定性代表了更高的價值投資意愿和監(jiān)督動機[14]。羅進輝和杜興強從媒體環(huán)境的角度發(fā)現(xiàn)媒體報道水平與股價崩盤風險顯著負相關[15]。Defond等立足國際會計準則趨同的背景，實證檢驗了強制執(zhí)行IFRS(國際財務報告準則)對應股價崩盤風險的強弱，并發(fā)現(xiàn)強制執(zhí)行IFRS有利于降低非金融企業(yè)的股價崩盤風險，金融類企業(yè)則相反[16]。公司層面，Hutton等以信息透明度為切入點，分別從理論和實證層面檢驗了信息透明度對崩盤風險的抑制作用[17]；李小榮、劉行則從高管性別出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)女性高管的代理成本和信息不透明度較低但風險規(guī)避程度更高，使得女性CEO能顯著降低股價崩盤風險，但女性CFO并沒有表現(xiàn)出明顯的影響[18]。

(二)理論分析

1.會計穩(wěn)健性與股價崩盤風險

當公司管理層與投資者處于信息不對稱的狀態(tài)，管理層非對稱的披露偏好帶來的“壞消息”的累積及瞬間釋放是導致股價崩盤風險的一個重要原因[2-5]。股價崩盤風險的產(chǎn)生機理突顯了會計穩(wěn)健性的重要作用。會計穩(wěn)健性的實質是對“好消息”(經(jīng)濟利益的流入)的確認比對“壞消息”(經(jīng)濟利益的流出)的確認有著更高程度的驗證標準[6]，是影響會計信息生成的重要原則。因此，會計穩(wěn)健性能夠將企業(yè)的風險和不確定性及時釋放，不僅提高了會計盈余的信息含量以減少股票定價中的噪音和不確定因素[8]，也使得投資者得以及早和充分地獲知“壞消息”，幫助其辨別掩藏在會計數(shù)字下的“冰山”。企業(yè)內外的信息不對稱由此緩解，從而降低了“壞消息”瞬間釋放的危害，股價崩盤風險隨之降低。

同時，會計穩(wěn)健性的應用是追求審慎會計信息的結果，體現(xiàn)了面對未知風險的謹慎和小心，穩(wěn)健性的推廣和應用將帶動企業(yè)上下形成審慎的風氣，為企業(yè)文化注入穩(wěn)健的特性。而管理學認為，組織文化是一種軟性的約束，能夠在潛移默化中引導和規(guī)范組織內部的行為和活動，穩(wěn)健的文化氛圍有助于提高管理層的職業(yè)道德水平和責任意識，促使管理層更加注重打造企業(yè)的長遠競爭力，減少短期視野行為。進一步地，穩(wěn)健性更高的企業(yè)里，管理行為更加自覺和長遠化，利用激進的會計政策來掩飾業(yè)績不良的情形得以避免，加之外部審計機構的監(jiān)督，管理者進行盈余操縱的成本進一步上升，操縱會計數(shù)據(jù)去粉飾盈余的動機、能力和機會得到抑制[3-7]。從這個層面來說，會計穩(wěn)健性的應用使得管理層制造和潛藏“水面下冰山”的機會被限制在一定的范圍內，從而降低了股價崩盤風險。

此外，高會計穩(wěn)健性下的會計信息不僅在質量上更加真實可靠，數(shù)量上也更加豐富多樣，相關信息在資本市場的流動使得企業(yè)各利益相關方的信息阻塞和利益沖突得到緩解[7，19]。因此穩(wěn)健且多樣的會計信息將成為投資者據(jù)以評價公司價值、市場競爭力和未來盈利能力的“標桿”，不僅削弱內幕信息的作用，而且將進一步提升資本市場的效率。投資者的投資行為趨于理性，將更多關注企業(yè)的基本面信息，企業(yè)在此激勵下進行自愿性信息披露的動機和意愿越發(fā)強烈，“好壞消息”的流動性更高，投資者與企業(yè)間的互動將促成良性循環(huán)。從這個角度來說，會計穩(wěn)健性也是兩權分離的現(xiàn)代企業(yè)里對信息不對稱的一種天然反應機制和預警機制[7]，企業(yè)基于信息反饋及時發(fā)現(xiàn)獲利低的項目，及早止損能夠從源頭減少壞消息的累積，投資者亦然。良性互動下的股票市場將提升防范風險、抵抗風險的能力，崩盤可能性由此降低?；谝陨戏治觯疚奶岢龅谝粋€假設。

H1：限定其他條件，會計穩(wěn)健性越高，股價崩盤風險越小。

2.會計穩(wěn)健性、機構投資者異質性與股價崩盤風險

機構投資者對于資本市場的作用究竟是“市場穩(wěn)定器”還是“崩盤加速器”，學術界對此存在爭議。一方面，機構投資者在專業(yè)能力、資金實力、信息渠道等方面的優(yōu)勢使得投資行為更加理性并且能夠有效監(jiān)督管理層，從而發(fā)揮著“市場穩(wěn)定器”的作用[9，12，14，20]；另一方面，機構投資者的“羊群行為”導致投資行為的模仿，大幅度地持有或拋售股票會帶動資本市場行情的大起大落，引發(fā)暴漲暴跌[10]。研究結果的差異可能源于對機構投資者間差異的忽略*事實上機構投資者種類繁多，CSMAR數(shù)據(jù)庫將機構投資者分為九大類，包括基金、合格境外投資者、券商、保險、社?；稹⑿磐?、財務公司、銀行以及非金融類公司，并且各自在資產(chǎn)性質、法規(guī)環(huán)境、投資偏好等方面存在差異。，并且已有研究證實了機構投資者異質性的存在[9-10，12]。因此，為避免研究結論有失公允，本文將機構投資者劃分為穩(wěn)定型和交易型兩類。其中，穩(wěn)定型機構投資者是指持股比例較高、持股波動較小、注重長線投資的一類機構投資者，交易型機構投資者持股則具有較強的短期投機性，寄希望于股價波動以獲取短期收益。

首先，研究發(fā)現(xiàn)異質機構投資者對公司治理的積極性存在差異[9，12]。穩(wěn)定型機構投資者由于長期較高比例地持股，有意愿和能力去監(jiān)督管理層、參與和提升公司治理水平。交易型機構投資者則希望短期內快速收益，而參與治理所耗費的成本無法最大化其短期利益，并且本身持股比例不高，因此既沒有動力也缺乏能力去監(jiān)督管理層，一定程度上給管理層帶來操縱會計數(shù)據(jù)的空間，容易引發(fā)股價波動。因此，相較于交易型機構投資者，穩(wěn)定型機構投資者對于規(guī)范公司治理、降低“壞消息”“窖藏”等機會主義行為的作用更加明顯，從而降低股價崩盤風險[9，12]。其次，機構投資者的類型差異會影響信息披露的程度。牛建波等發(fā)現(xiàn)與交易型機構投資者相比，穩(wěn)定型機構投資者更能提高公司的自愿性信息披露程度[9]。這是因為自愿性信息披露水平的提升是獲得投資者認可的重要手段，而穩(wěn)定型機構投資者對企業(yè)的市場價值和長遠發(fā)展的關注是對企業(yè)行為的重要激勵和引導。因此，信息不對稱程度會隨著信息披露水平的提高而降低，進而降低股價崩盤風險。此外，機構投資者異質性也是影響會計穩(wěn)健性水平的重要因素，李爭光等研究發(fā)現(xiàn)，穩(wěn)定型機構投資者對于提升會計穩(wěn)健性的作用更加明顯[12]；楊海燕等指出不同類型機構投資者對上市公司會計信息質量影響的渠道存在差異[21]；陳愛華則發(fā)現(xiàn)，“壓力敏感型”比“壓力抵制型”機構投資者對降低會計穩(wěn)健性的作用更加顯著[11]。可以看出，機構投資者異質性具有一定的調節(jié)作用，既能影響會計穩(wěn)健性，又對股價崩盤水平有所作用，尤其是穩(wěn)定型機構投資者表現(xiàn)出更加顯著的調節(jié)作用。因此，本文提出以下假設。

H2：限定其他條件，相較于交易型機構投資者，穩(wěn)定型機構投資者加劇了會計穩(wěn)健性與股價崩盤風險之間的負向關系。

三、研究設計

(一) 樣本數(shù)據(jù)

本研究以2008—2013年滬深兩市A股主板上市公司為初選樣本，之所以選擇此樣本區(qū)間，主要考慮到2007年新會計準則實施可能會對上市公司數(shù)據(jù)造成影響。本文有關會計穩(wěn)健性、機構投資者、股價崩盤風險的數(shù)據(jù)均來自CSMAR國泰安數(shù)據(jù)庫。對于初始樣本，按照下列程序進行篩選：剔除金融類行業(yè)的上市公司；剔除當年IPO的上市公司；剔除ST、*ST和PT等交易狀態(tài)異常的上市公司；剔除數(shù)據(jù)缺失樣本；為保證股價崩盤風險指標計算的可靠性，參照Jin和Myers，剔除每年交易周數(shù)小于30的樣本[2]；剔除中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司*考慮到創(chuàng)業(yè)板和中小板的上市條件較為寬松，容易出現(xiàn)暴漲暴跌的情形，因此這里選擇主板上市公司。。為了消除異常值對研究結果的影響，本文對主要的連續(xù)變量采取上下1%的縮尾處理。根據(jù)上述標準，最終得到7062個公司-年觀測值。進一步地，本文在此基礎上又從時間和行業(yè)兩個角度度量機構投資者異質性，由此得到各1299*由于異質性的度量需要考慮樣本前三年的數(shù)據(jù)，因此初始樣本區(qū)間為2005—2013年，初始數(shù)據(jù)為9769個，其中前三年數(shù)據(jù)缺失1273個，零值為3882個，計算后剔除樣本年份外數(shù)據(jù)后最終得到異質性數(shù)據(jù)各1299個。個機構投資者異質性的數(shù)據(jù)。

(二) 變量的選擇和度量

1.股價崩盤風險

借鑒Chen、許年行等的研究，本文采用負收益偏態(tài)系數(shù)(NCSKEW)和收益上下波動比率(DUVOL)度量股價崩盤風險[22，4]，具體計算方法如下。

首先，利用每年股票i的周收益數(shù)據(jù)進行下列回歸，估計出公司層面的周回報率，即

Ri，t=αi+β1RM，t-2+β2RM，t-1+β3RM，t+β4RM，t+1+β5RM，t+2+εi，t

(1)

其中，Ri，t為股票i第t周考慮現(xiàn)金紅利再投資的周收益率，Rm，t為股票i所在市場在第t周經(jīng)流通市值加權的市場周回報率，εi，t為回歸方程(1)的殘差。本文在方程(1)中加入市場周收益率的滯后項和超前項，以調整股票非同步性交易的影響[23]。Wi，t為股票i在第t周的公司特有周收益率，等于1加殘差后再取自然對數(shù)，即Wi，t=Ln(1+εi，t) 。

其次，本文基于Wi，t構造以下兩個變量NCSKEW和DUVOL。

(1) 負收益偏態(tài)系數(shù)(NCSKEW)

(2)

其中，n為每年股票i的交易周數(shù)。NCSKEW的數(shù)值越大，表示偏態(tài)系數(shù)負的程度越嚴重，股價崩盤風險越大。

(2) 收益上下波動比率(DUVOL)

(3)

其中，nu(nd)為股票i的周特有收益Wi，t高于(低于)當年Wi，t均值的周數(shù)。DUVOL的數(shù)值越大，表明收益率分布越傾向于左偏，崩盤風險越大。

2.會計穩(wěn)健性

Basu模型是衡量會計穩(wěn)健性的常用模型，然而由于Basu模型忽略單個公司的財務報表穩(wěn)健性且模型自身對市場有效性要求較高[24]，因而對于中國資本市場而言，直接采用Basu模型可能帶來結果偏差。因此，本文采用更加穩(wěn)妥的Khan和Watts的C_SCORE模型來衡量會計穩(wěn)健性，C_SCORE模型是在Basu模型基礎上的改進，加入市賬比(MB)、公司規(guī)模(Size)和財務杠桿(Lev)這三個影響會計穩(wěn)健性的主要因素，能夠測度出每個公司的會計穩(wěn)健性[25]，計算過程如下。

Basu模型：

EPSi，t/Pi=α0+α1Di，t+α2Ri，t+α3Di，t×Ri，t +εi，t

(4)

其中，EPSi，t為公司i第t年扣除非經(jīng)常性損益的基本每股收益；Pi為i公司t-1年末股票價格(即i公司第t年4月最后一個交易日的收盤價)；Ri，t為當年5月至次年4月以月度計算的股票年回報率；DRi，t為虛擬變量，如果Ri，t小于0，DRi，t等于1，否則等于0。

模型(4)中，α1用來度量“壞消息”確認的及時性，α2用來度量對“好消息”確認的及時性，α3表示“壞消息”確認相對于“好消息”確認的增量及時性，即本文所需的會計穩(wěn)健性。

Khan和Watts對上述模型進行了拓展，加入市賬比(MB)、公司規(guī)模(Size)和財務杠桿(Lev)三個公司特征變量，并將α2和α3定義為這些變量的線性函數(shù)，用G_SCORE表示盈余對“好消息”的反應程度，用C_SCORE表示盈余對“壞消息”反應的增量程度[25]，公式為：

G_SCORE=α2=χ0+χ1Size+χ2MB +χ3Lev

(5)

C_SCORE=α3=β0+β1Size+β2MB +β3Lev

(6)

其中，Sizei，t為當年年末的權益市值的自然對數(shù)；MBi，t為當年年末的賬面價值除以市場價值；Levi，t為資產(chǎn)負債率。

將模型(5)和模型(6)代入模型(4)中，整理得到：

EPSi，t/Pi=α0+α1Di，t+ Ri，t(χ0+χ1Size+χ2MB +χ3Lev)+ Di，t×Ri，t(β0+β1Size+β2MB +β3Lev) +(σ1Size+σ2MB +σ3Lev+σ4Di，t×Size+σ5Di，t×MB +σ6Di，t×Lev)+εi

(7)

對模型(7)進行分年回歸可以估計出系數(shù)β0-3，代入模型(6)中便可計算出每年公司層面的會計穩(wěn)健性指標C_SCORE，C_SCORE的數(shù)值越大則穩(wěn)健性程度越高。

3.機構投資者異質性

借鑒李爭光、牛建波等的研究[12，9]，本文以機構投資者持股比例為基礎，從時間和行業(yè)兩個維度將機構投資者劃分為穩(wěn)定型和交易型兩類，研究機構投資者異質性。首先，穩(wěn)定型應當與時間和持股比例相關，本文認為三年是適宜的比較年度范圍，由此運用上市公司該年機構投資者持股比例除以其機構投資者前三年持股比例的標準差來考察時間維度的機構投資者異質性，記為SD。假定該年機構投資者持股比例一定，SD越大，該公司過去三年的標準差越小，表明該公司的機構投資者持股波動越??；相反，該標準差一定，SD越大，則機構投資者持股比例和持股周期越高。其次，考慮到不同行業(yè)特征各異不能一概而論，因此本文手工計算出分行業(yè)分年度的時間維度指標的中位數(shù)，以此進行行業(yè)維度的比較，即當SD大于(含等于)其年度、行業(yè)的中位數(shù)時，則認定該企業(yè)的機構投資者為穩(wěn)定型機構投資者；反之，則為交易型機構投資者。計算公式如下：

(8)

其中STD(PERCENTi，t-3，PERCENTi，t-2，PERCENTi，t-1)表示公司i前三年機構投資者持股比例的標準差；PERCENTi，t表示i公司t年的機構投資者持股比例；SDi，t表示公司i在t 年機構投資者持股比例與其過去三年機構投資者持股比例標準差的比值；MEDIANt，j(SDt，j)表示t年的行業(yè) j 的中位數(shù)；TYPEi，t啞變量為機構投資者穩(wěn)定性的標識，當SDi，t≥ MEDIANt，j(SDt，j) 時，取值為 1，表示公司i在t年的機構投資者為穩(wěn)定型機構投資者；否則取值為0，表示公司i在t 年的機構投資者為交易型機構投資者。

4.其他控制變量

借鑒已有文獻，控制如下變量：信息透明度ABsACC;投資者異質信念OT;公司特有收益率的標準差Sigma;公司特有收益率的均值Me；公司規(guī)模Size;賬市比MB;財務杠桿Lev;總資產(chǎn)收益率ROA；第一大股東持股比例Bighold。此外，本文加入年度及行業(yè)啞變量，以分別控制年度和行業(yè)固定效應。變量的定義和度量見表1。

表1　主要變量定義表

(三) 模型構建

1.為了檢驗H1，本研究構建以下模型：

CRASHRISKi，t=α0+α1C_SCOREi，t+α2ABsACCi，t+α3OTi，t+α4ROAi，t+α5Sigmai，t+α6Mei，t+α7Sizei，t+α8Levi，t+α9MBi，t+α10Bigholdi，t+α11Yeari，t+α12INDi，t+εi，t

(9)

其中，CRASHRISK表示度量股價崩盤風險的變量NCSKEW和DUVOL，α1為會計穩(wěn)健性變量的系數(shù)，αn為研究模型中控制變量對股價崩盤風險的影響程度。若H1成立，則α1的系數(shù)應顯著為負。

2.為了檢驗會計穩(wěn)健性對股價崩盤風險的影響是否因機構投資者異質性而存在差異，即檢驗H2，本文按照TYPE的結果，進一步將機構投資者分為兩組，分別按照模型(9)進行檢驗，可以得出TYPE=1(穩(wěn)定型機構投資者)和TYPE=0(交易型機構投資者)兩種不同機構投資者類型下會計穩(wěn)健性和股價崩盤風險的關系的結果。

四、實證結果和分析

表2　描述性統(tǒng)計

(一) 描述性統(tǒng)計

表2列示了主要研究變量在2008—2013年的描述性統(tǒng)計結果：股價崩盤風險NCSKEW和DUVOL的均值分別為-0.275和-0.199，與許年行、李小榮和王化成等的研究中所報告的數(shù)值差別不大[4-5，18]，表明整體上本文選取的研究區(qū)間具有較大的股價崩盤風險，且均值小于中位數(shù)，符合Hutton等的左偏的結論[17]；NCSKEW和DUVOL的標準差分別為0.878和0.743，說明該指標在不同公司間存在較大差異；會計穩(wěn)健性C_SCORE的均值為0.034，方差為0.168，說明總體上我國上市公司會計信息呈現(xiàn)穩(wěn)健性的特征，但不同公司間會計穩(wěn)健性存在差異且穩(wěn)健性水平不高；機構投資者持股比例PERCENT的均值是6.592%，方差為5.781%，說明機構投資者的類別差異比較明顯，從側面解釋了本文將機構投資者進行分類的原因。

(二) 相關性分析

本文對主要變量進行了Pearson和Spearman相關性分析，結果顯示：股價崩盤風險變量NCSKEW和DUVOL間的相關系數(shù)分別為0.918和0.931，且在1%的水平上顯著，說明二者具有較高的一致性；無論是Pearson還是Spearman相關系數(shù)，會計穩(wěn)健性C_SCORE與NCSKEW和DUVOL均在1%的水平上顯著為負，說明在不考慮其他因素影響時，會計穩(wěn)健性越高的公司股價崩盤風險越低，初步驗證了H1的預測；除因變量外，各主要變量的相關性系數(shù)均小于0.6，說明回歸模型各變量間不存在嚴重的多重共線性問題，多元回歸中的多重共線性影響可以忽略；整體看，單變量分析結果基本與理論預期相符，但因為尚未控制其他變量的影響，故還需進行多元回歸分析才能得到更穩(wěn)健的實證證據(jù)。

表3　相關性分析

注：上下半角分別為Pearson和Spearman相關系數(shù)，***、**、*分別代表在1%、5%和10%的水平上顯著。

(三) 多元回歸結果

1.會計穩(wěn)健性與股價崩盤風險

表4報告了會計穩(wěn)健性與股價崩盤風險的回歸結果，其中PanelA是以NCSKEW作為因變量的回歸結果，PanelB則將其替換為DUVOL，第(1)列和第(4)列未加入任何控制變量，第(2)列和第(5)列顯示了加入相關控制變量的結果，而第(3)列和第(6)列則進一步控制上一期的崩盤風險。

由第(1)列和第(4)列可知，未加入任何控制變量時，無論采用何種崩盤風險度量方式，會計穩(wěn)健性C_SCORE的系數(shù)均顯著為負。而第(2)列顯示，以NCSKEW作為股價崩盤風險的衡量變量，控制相關變量后，會計穩(wěn)健性C_SCORE系數(shù)為-1.883，t值為-2.610，且在1%的水平上顯著;進一步控制上一期的崩盤風險后，C_SCORE系數(shù)為-1.531，在5%的水平上顯著，表明這種負相關關系依舊顯著；將崩盤風險變量替換為DUVOL，同時控制相關變量，可以看到第(5)列中會計穩(wěn)健性C_SCORE系數(shù)依舊為負，t值為-5.041，且在1%的水平上顯著;進一步控制滯后一期的崩盤風險，C_SCORE的系數(shù)依舊為負，且在10%的水平上顯著。上述顯著為負的結果有力地支持了H1，表明隨著會計穩(wěn)健性的提升，股價崩盤風險顯著下降。這是因為會計穩(wěn)健性通過對收益和損失的不對稱確認，一方面抑制了管理層操縱會計數(shù)據(jù)的動機和能力，另一方面加速了公司層面“壞消息”進入會計盈余的進程，使得投資者得以及早和充分地獲知“壞消息”，從而降低了“壞消息”瞬間釋放的危害，在一定程度上抑制了股價崩盤風險。

從控制變量的回歸結果來看，大部分控制變量是顯著的，其中賬市比MB、財務杠桿Lev、投資者異質信念OT與股價崩盤風險顯著正相關，股價波動特征Sigma與Me則與股價崩盤風險顯著負相關。MB的正向系數(shù)表明公司的賬市比越高，股價偏離賬面價值的幅度越大，股價暴跌的可能性越高；OT代表了股票交易的活躍程度，正向的回歸系數(shù)表明換手率越高，股價崩盤風險越高，這可能源于投資者較強的投機心理以及交易行為的模仿與跟風；控制變量的結果與已有研究成果基本一致，同時符合我國資本市場起步較晚、投資者不夠成熟的現(xiàn)狀，從側面保證了主變量回歸結果的合理性。

表4　會計穩(wěn)健性與股價崩盤風險的多元回歸結果

注：括號里的數(shù)字表示T統(tǒng)計量，***、**、*分別代表在1%、5%和10%的水平上顯著。

2.機構投資者異質性對會計穩(wěn)健性與股價崩盤風險關系的影響

為了檢驗會計穩(wěn)健性對股價崩盤風險的影響是否因為機構投資者異質性而存在差異，本文按照機構投資者異質性虛擬變量TYPE的結果，將機構投資者分為TYPE=1(穩(wěn)定型機構投資者)和TYPE=0(交易型機構投資者)兩種類型進行分組回歸。表5給出了不同類型機構投資者會計穩(wěn)健性與股價崩盤風險的多元回歸結果。其中，PanelA反映了以NCSKEW為股價崩盤衡量變量，PanelB顯示了以DUVOL為替代變量的結果。

以NCSKEW為崩盤風險衡量變量時，第(1)列中穩(wěn)定型機構投資者C_SCORE系數(shù)為-7.345，t值為-3.683，且在1%的水平上顯著，而第(2)列的交易型機構投資者的C_SCORE系數(shù)為-2.593，t值為-1.727，僅在10%的水平上顯著。進一步將因變量替換為DUVOL，由第(3)列可以看到，穩(wěn)定型機構投資者C_SCORE系數(shù)為-6.476，t值為-3.666，且在1%的水平上顯著，而第(4)列交易型機構投資者的C_SCORE系數(shù)為-1.933，t值為-1.701，僅在10%的水平上顯著。從控制變量的回歸結果來看，本文同樣發(fā)現(xiàn)股價波動特征Sigma與Me在兩組中均顯著，同時賬市比MB、財務杠桿Lev均在穩(wěn)定型中顯著，但在交易型中并不顯著。無論采取何種崩盤風險度量方式，實證結果均顯示C_SCORE的系數(shù)顯著為負，由此進一步驗證了H1。同時相較于交易型機構投資者，穩(wěn)定型機構投資者的C_SCORE系數(shù)的絕對值不僅更高而且更加顯著，有力驗證了H2。上述實證結果的差異驗證了機構投資者異質性，這是因為穩(wěn)定型機構投資者持股比例較高且穩(wěn)定，因而有能力和意愿去監(jiān)督管理層，有助于減少管理層“窖藏”“壞消息”等機會主義行為；而交易型機構投資者持股投機性較強，監(jiān)督管理層無益于最大化其短期利益，同時“羊群行為”的存在可能導致拋售行為的模仿，一定程度上給管理層帶來操縱會計數(shù)據(jù)的空間，容易引發(fā)股價波動。

表5　機構投資者異質性對會計穩(wěn)健性與股價崩盤風險關系的影響

注：***、**、*分別代表在1%、5%和10%的水平上顯著。

五、穩(wěn)健性檢驗

本文進行了如下幾個方面的穩(wěn)健性測試以增強研究結論的可靠性。

第一，鑒于股價崩盤風險是本文的核心變量，為了對正文研究結論進行重新驗證，借鑒Marin、陳國進、潘越等的研究[1，24，26]，本文擬采用股價暴跌概率(Crash)來衡量崩盤風險，具體計算方法如下。

首先，利用每年股票i的周收益數(shù)據(jù)進行下列回歸，估計出公司層面的特有周收益率(Wi，t)，Wi，t=Ln(1+εi,t)，εi，t計算如下：

Ri，t=αi+β1RM，t-2+β2RM，t-1+β3RM，t+β4RM，t+1+β5RM，t+2+εi，t

其次，基于Wi，t構造變量股價暴跌概率(Crash)，即是否發(fā)生股價暴跌事件。股價暴跌事件定義為：該周的特有周收益率小于臨界值，臨界值等于所在年的特有周收益率的均值減去3.2個所在年的特有周收益率的標準差。如果該公司在第t年中發(fā)生了1次或1次以上的股票暴跌事件(≥1次)，則定義Crash=1，否則為0。即：

Wi，t≤Average(Wi，t)-3.2×Std(Wi，t)

最終得到如表6所示的回歸結果。表6顯示，未控制相關變量時，會計穩(wěn)健性C_SCORE系數(shù)為-0.499，且在1%的水平上顯著，進一步加入相關控制變量后，C_SCORE系數(shù)為-1.026，且在1%的水平上顯著。以上結果說明會計穩(wěn)健性越高，股價崩盤風險越小，進一步證明了H1，同時說明正文研究結果具有穩(wěn)健性。

表6　穩(wěn)健性檢驗

注：***、**、*分別代表在1%、5%和10%的水平上顯著。

第二，機構投資者異質性的計量方法與行業(yè)分類密切相關，因此本文采用CSMAR行業(yè)分類方法重新計量異質性指標，結果發(fā)現(xiàn)與正文研究結果并無差異。上述結果說明，本文的研究結果具有穩(wěn)健性，穩(wěn)健性檢驗結果限于篇幅在此不做報告。

第三，為了保證會計穩(wěn)健性計量的可靠性，本文借鑒Givoly等的研究[27]，進一步采用累計三年的非經(jīng)營性應計利潤負數(shù)來度量公司的會計穩(wěn)健性水平，結果與正文并無差異。上述結果說明，本文的研究結果具有穩(wěn)健性，穩(wěn)健性檢驗結果限于篇幅在此不做報告。

第四，為了排除會計穩(wěn)健性與股價崩盤風險之間的關系可能是滯后一年，本文用滯后一年的會計穩(wěn)健性作為變量研究其對股價崩盤風險的影響，研究發(fā)現(xiàn)滯后一年的會計穩(wěn)健性與當年的股價崩盤風險沒有表現(xiàn)出顯著的關系，表明本文設定的當年模型是合適的。

六、研究結論與啟示

本文以2008—2013年中國A股上市公司為研究樣本，探究會計穩(wěn)健性與股價崩盤風險之間的互動關系。研究發(fā)現(xiàn)，會計穩(wěn)健性與股價崩盤風險之間顯著負相關，即隨著會計穩(wěn)健性的提升，股價崩盤風險顯著降低，表明會計穩(wěn)健性對股價崩盤風險具有一定的治理效應，該結論在進行穩(wěn)健性測試后依然成立。此外，本文檢驗了會計穩(wěn)健性與股價崩盤風險之間的負相關關系是否受機構投資者異質性的影響，為此從時間和行業(yè)兩個維度將機構投資者劃分為穩(wěn)定型和交易型兩類，并以此將研究樣本劃分為兩類分別回歸，結果表明：機構投資者異質性會對會計穩(wěn)健性與股價崩盤風險之間的關系產(chǎn)生顯著影響，其中穩(wěn)定型機構投資者會增強二者關系，交易型機構投資者則抑制二者關系。

上述研究具有以下的政策啟示：一方面，會計穩(wěn)健性能夠降低股價崩盤風險，這就要求上市公司注重營造客觀謹慎的財務氛圍，及時全面地向市場提供公司層面的相關信息，尤其是負面信息，以降低“壞消息”“窖藏”至閥值后集中釋放帶來的沖擊與破壞；另一方面，機構投資者存在異質性，我們應全面客觀地認識機構投資者在資本市場中所扮演的角色及其影響，從而進一步有針對性地加強對機構投資者的分類監(jiān)管和引導。

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[責任編輯：高婷]

Accounting Conservatism，Institutional Investors’ Heterogeneity and Stock Price Crash Risk：Empirical Evidence from China A-share Listed Companies

YANG Mianzhi，ZHANG Yuanyuan

(School of Business，Anhui University，Hefei 230601，China)

Stock price crash risk has an important impact on the healthy development of the capital market.Using the sample of listed companies in China stock market from 2008 to 2013，this paper theoretically analyzes and empirically examines the relationship between accounting conservatism and stock price crash risk.Furthermore，we test whether this relationship is different among institutional investors’ heterogeneity.We find robust evidence of a negative relationship between accounting conservatism and stock price crash risk.The additional analysis shows that after dividing institutional investors into stable type and transactional type，the stable institutional investors have exacerbated the negative relationship，while transactional institutional investors will decrease the degree of such a negative relationship.Results of this study theoretically and practically contribute to the prevention of stock collapse as well as the establishment of a smooth and orderly capital market.

stock price crash risk；accounting conservatism；stable institutional investor；transactional institutional investor； institutional investors’ heterogeneity;capital market;accounting information quality

2015-12-21

國家自然科學基金面上項目(71472002)；教育部人文社會科學規(guī)劃基金項目(14YJA630082)

楊棉之(1969—)，男，安徽滁州人，安徽大學商學院教授，博士生導師，從事資本市場與財務會計研究；張園園(1991—)，女，安徽合肥人，安徽大學商學院碩士研究生，從事資本市場與財務會計研究。

F830.91

A

1004-4833(2016)05-0061-11