李青原 黃 威

(武漢大學 經濟與管理學院，湖北 武漢 430072)

一、引言

近年來，從安然事件、麥道夫丑聞到東芝集團財務造假案，會計丑聞層出不窮，使公司利益相關者遭受了嚴重損失，再次引發(fā)了人們對會計信息質量的高度關注。會計穩(wěn)健性作為會計信息質量最重要的特征之一，是指對于收益和損失確認所需條件的差異性，即比確認收益更及時地確認損失(Watts,2003)。并且，其認為會計穩(wěn)健性產生的主要原因在于，它可以通過延遲向股東支付和基于盈余的報酬支付以保證債權人和股東的利益。在Basu(1997)提出能夠比較準確地計量會計穩(wěn)健性的Basu模型之后，相關會計穩(wěn)健性的實證研究大量涌現(xiàn)。

會計穩(wěn)健性的影響主要包括對于財務報告信息、債權人以及股東的影響，關于會計穩(wěn)健性的收益與成本的分析，尚存較大分歧。從實務界來看，在國際會計準則理事會(IASB)的財務報告概念框架中，會計穩(wěn)健性作為財務報告質量的基本特征被多次移入移除，這一反復的舉動體現(xiàn)了會計穩(wěn)健性在會計實務中的確存在爭議。從理論界來看，一方面，Monahan(2005)從估值模型的角度指出會計穩(wěn)健性會導致會計信息存在向下的偏差，這種偏差改變了投資者對未來收益的預期，使他們對公司價值的估計降低，從而降低了會計信息的價值相關性。此外，Gigler et al.(2009)認為會計穩(wěn)健性損害了債務契約的有效性。另一方面，Hui et al.(2009)發(fā)現(xiàn)會計穩(wěn)健性可以在一定程度上替代管理層的自我披露行為，從而緩解信息不對稱問題。Balakrishnan et al.(2016)的研究指出：在經濟危機時期，低會計穩(wěn)健性公司的投資水平下滑的更加明顯；高會計穩(wěn)健性的公司在經濟危機時期的股票業(yè)績更好、債務融資更容易。Beatty et al.(2008)認為單靠債務契約的調整作用并不足以滿足債權人的穩(wěn)健性需求，財務報告的會計穩(wěn)健性有助于完善債務契約。此外，穩(wěn)健性高的會計信息還能降低企業(yè)在產生壞的經濟消息時股票市場的損失(Francis et al.,2013；Kim et al.,2013)。

銀行貸款作為企業(yè)重要的融資方式之一，在我國現(xiàn)階段的金融體制中仍處于主導地位(Allen et al.,2012)。但由于法律與制度背景的差異，我國銀行貸款產生的經濟后果與西方發(fā)達國家可能存在差異。西方學者的研究表明，銀行對貸款企業(yè)存在“監(jiān)管效應”(Jensen,1986；Stulz,1990；Diamond,1984)，并且銀行貸款公告存在顯著的正向市場反應(Best et al.,1993)。然而，我國商業(yè)銀行由政府主導，企業(yè)存在“預算軟約束”，銀行并不能很好地發(fā)揮監(jiān)管作用。此外，銀行貸款帶來的充裕的現(xiàn)金流增加了代理成本(Cheung et al.,2005)和經營風險(翟勝寶 等，2014)。所以，在我國，銀行貸款公告被視為負面消息，資本市場也給出了相應的負向市場反應(Bailey et al.,2011)。本文旨在探究會計穩(wěn)健性能否緩解銀行貸款的負面影響，提高貸款公告期累計超額收益。此外，還分別考察了股權分置改革前后以及不同產權性質下，會計穩(wěn)健性對貸款公告市場反應的影響的差異。

本文可能的貢獻主要有：(1)深入分析了國內外市場環(huán)境差異、銀行治理差異、企業(yè)預算約束差異，從理論上論證了我國銀行貸款的市場反應不同于歐美發(fā)達國家，并實證檢驗了銀行貸款公告的市場反應。(2)首次從銀行貸款視角，研究會計穩(wěn)健性的經濟后果。目前，國內外關于會計穩(wěn)健性經濟后果的研究已然汗牛充棟，主要集中在對企業(yè)代理成本、融資成本、投資效率、企業(yè)業(yè)績等影響方面，而本文以公司銀行貸款為背景分析了會計穩(wěn)健性的影響，豐富了會計穩(wěn)健性經濟后果的研究。(3)本文還結合我國市場特有的制度變遷過程和特殊的產權結構，進一步探究了股權流通制度改革前后和不同產權結構的企業(yè)中，會計穩(wěn)健性影響的差異，拓展了相關研究的內容。

二、理論分析與研究假設

銀行貸款是最常見的債務融資方式之一。西方學者的研究表明，銀行貸款有利于降低企業(yè)的融資成本、減少企業(yè)稅賦、降低代理成本、降低經營風險、提高投資效率、提升企業(yè)業(yè)績(Mayer et al.,1984；Jensen,1986；Stulz,1990；Diamond,1984)。Best et al.(1993)指出，銀行貸款公告存在顯著的正向市場反應。然而，銀行貸款的正面影響是基于“預算硬約束”，銀行監(jiān)管效應的前提在于商業(yè)銀行是以股東利益最大化為目標的獨立企業(yè)(Bailey et al.,2011)。而我國市場經濟仍然處在發(fā)展階段，企業(yè)普遍存在“預算軟約束”，銀行體系是由政府主導的，商業(yè)銀行擔負著重要的政治與社會責任。經營狀況好的企業(yè)自然比較容易獲得銀行貸款，但一些陷入困境的企業(yè)也可能會由于處在政府支持的行業(yè)或提供了大量的就業(yè)崗位而得到銀行貸款，這就使得銀行貸款的信號作用不復存在。并且，政府干預會對企業(yè)的投融資行為產生重大影響，在此背景下，銀行很難有效發(fā)揮監(jiān)管作用。此外，銀行貸款增加了企業(yè)的現(xiàn)金流量，在“預算軟約束”與監(jiān)管無效的情況下，管理層擁有更多可以自由操控的現(xiàn)金，這為管理層操控財務數據謀取個人利益提供了便利，從這個角度來看銀行貸款可能會增加管理層與股東之間的代理成本。同時，控股股東可能會利用寬裕的現(xiàn)金流通過資金占用等方式“掏空”上市公司，即銀行貸款可能會增加大股東與中小投資者之間的代理成本(Cheung et al.,2005)。在我國新興市場環(huán)境下，存在大量的投資機會，這使得我國企業(yè)普遍存在過度投資現(xiàn)象(唐雪松 等，2007)。在監(jiān)管不足的情況下，銀行貸款提供的資金無疑會助漲過度投資行為，而過度投資越多，企業(yè)的實際收益與預期收益的偏差就會越大，企業(yè)的經營風險也將隨之擴大(翟勝寶 等，2014)。大額的銀行貸款還會改變企業(yè)的資本結構，提高企業(yè)的資產負債率，增加其財務風險(Fama et al.,2002)。正是基于以上原因，基于我國資本市場的實證研究表明，銀行貸款存在顯著的負向市場反應(Bailey et al.,2011)。

盡管關于會計穩(wěn)健性的成本與收益仍然存在爭議，但已有的經驗研究表明，近年來，企業(yè)會計穩(wěn)健性普遍提高。一方面，會計穩(wěn)健性能夠緩解信息不對稱問題，降低代理成本。在所有權與經營權相分離的環(huán)境下，管理層有動機高估資產與收益、低估負債與費用，從而增加其個人報酬(LaFond et al.,2008)。并且，當公司面臨財務困難時，這種信息不對稱和代理問題更加嚴重(Jensen et al.,1976)。而會計穩(wěn)健性要求更嚴格地確認收益更及時地確認損失，這有助于削弱管理層操縱財務數據的能力，使得會計信息能夠更加真實地反映管理層的受托責任，從而降低管理層與股東之間的代理成本。Lara et al.(2016)發(fā)現(xiàn)，在投資不足的企業(yè)中，穩(wěn)健的會計信息便于融資，從而提高投資水平；而在過度投資的企業(yè)中，會計穩(wěn)健性能夠約束管理層行為，減少過度投資。Ahmed et al.(2016)也指出，會計穩(wěn)健性會降低管理層從事無效投資的事前動機，提高他們對投資項目進行事后監(jiān)管的動機，同時高會計穩(wěn)健性還能降低非經常項目支出。另外，控股股東通常以其他應收款的形式占用上市公司的資金，而其他應收款項目來源眾多，這就使得這種資金占用具有一定的“隱蔽性”(姜國華 等，2005)。但是會計穩(wěn)健性要求更及時地將長期未還的其他應收款計提一定比例的損失，此時這種資金占用更明確地反映為財務報表中資產的減少與損失的增加，這會迫使控股股東減少對上市公司的資金占用，從而降低大股東與中小投資者之間的代理成本。從這一方面來看，會計穩(wěn)健性有利于降低企業(yè)的兩類代理成本，削弱銀行貸款增加代理成本的負面影響。

另一方面，會計穩(wěn)健性能降低企業(yè)風險。在我國新興市場環(huán)境下，投資機會較多，管理層通常會高估自己的能力而同時接受眾多的投資項目，因此，我國企業(yè)普遍存在過度投資的問題(唐雪松 等，2007)。穩(wěn)健的會計信息能夠更加迅速地反映投資損失，這可能會迫使管理層放棄風險過高的投資項目并更加積極地監(jiān)管已有的項目，從而降低了企業(yè)的投資風險(Ahmed et al.,2007)。Koonce(2005)也指出，投資者能夠使用會計信息來監(jiān)管管理者的冒險行為，從而降低企業(yè)承受的風險。同時，穩(wěn)健的會計信息能夠更好地反映企業(yè)經營狀況，減小未來企業(yè)經營的不確定性，控制經營風險。此外，由于及時地確認了損失并更謹慎地確認了收入，企業(yè)可以更及時地發(fā)現(xiàn)可能存在的財務風險，并提前采取措施加以防范，所以會計穩(wěn)健性能夠降低財務風險。Biddle et al.(2011)認為，會計穩(wěn)健性是一種風險管理工具，它能夠有效監(jiān)管企業(yè)的現(xiàn)金流量，預防財務風險。Kim et al.(2016)還發(fā)現(xiàn)，會計穩(wěn)健性能夠降低公司股價崩盤風險，并且在信息不對稱程度高的企業(yè)這種作用更明顯。從這一方面來看，會計穩(wěn)健性能夠降低企業(yè)風險，削弱銀行貸款導致企業(yè)風險增加的負面影響。綜上所述，我國銀行貸款公告會產生負向市場反應，而會計穩(wěn)健性能夠削弱這種負面影響，減小負向市場反應的程度。因此，本文提出：

H1：會計穩(wěn)健性與貸款公告期累計超額收益呈正相關。

“股權分置”是我國經濟轉型與資本市場發(fā)展過程中產生的獨特現(xiàn)象，在這種特殊的制度安排下，資本存在著非流通股協(xié)議轉讓、流通股競價交易兩種定價機制，這就導致了“同股不同權，同股不同利”的現(xiàn)象，由此產生了一系列公司治理問題?？毓晒蓶|需要一次性投入大量的財產以獲取上市公司股權，進行公司治理使公司股價提高后卻不能通過流通市場獲取股票收益，只能得到相對微薄且不穩(wěn)定的分紅收益，這種收益與成本的不匹配為控股股東侵占中小股東利益提供了強烈的動機。并且，控股股東的利益侵占行為反映為上市公司股價下跌，但控股股東并不會直接受到損失，從而“股權分置”制度為控股股東利益侵占行為充當了“保護傘”。加之在我國“新興加轉軌”的市場進程中，投資者保護等制度仍不完善(姜英兵 等，2013)，較弱的投資者權利保護使得控股股東更容易侵占公司資源獲取私人利益(Pinkowitz et al.,2003)。因此，控股股東通過關聯(lián)交易、違規(guī)擔保、資金占用等方式侵占中小股東利益的事件在我國資本市場上頻頻發(fā)生。同時，股票價格變化不能對管理層形成市場化的激勵，管理層通過過度投資謀取私利的現(xiàn)象嚴重。此外，大股東股份不能在二級市場流通，兼并收購市場無法發(fā)揮作用，外部治理機制缺失(陳信元 等，2016)。在此背景下，銀行貸款無疑為大股東利益侵占與管理層過度投資提供了資金來源，穩(wěn)健的會計信息顯得尤為重要。

2005年4月證監(jiān)會發(fā)布《關于上市公司股權分置改革試點有關問題的通知》，正式啟動股權分置改革試點工作。此次改革的主要目的是統(tǒng)一上市公司大股東與中小投資者的利益，減少大股東利益侵占行為，改善公司治理。直至2009年，上市公司流通股比例達到80%以上，股權分置改革才基本完成(劉星 等，2011)。因此，本文將樣本期間分成兩個階段，其中，2005—2008年視為股權分置改革完成之前，2009—2014年視為股權分置改革完成之后。股改后，原來的非流通股可以在遵循一定法規(guī)的條件下直接在二級市場交易，大股東可以像小股東一樣獲得股價上升的好處，股東利益與上司公司利益的統(tǒng)一使得控股股東更加關注公司價值最大化。同時，股價關聯(lián)性大大增加了控股股東利益侵占行為的成本，提高了其監(jiān)督管理層行為的動機。廖理等(2008)的研究發(fā)現(xiàn)股權分置改革之后，上市公司控股股東的利益侵占行為明顯減少。并且，管理層過度投資情況也得到了有效遏制(黃晶 等，2011)。綜上所述，股權分置改革之前，銀行貸款帶來了更嚴重的代理問題和經營風險，而穩(wěn)健的會計信息有利于緩解代理問題、控制經營風險，所以，我們認為會計穩(wěn)健性在股權分置改革之前的作用更明顯。因此，本文提出：

H2：股權分置改革之前，會計穩(wěn)健性與貸款公告期累計超額收益的正相關性更強。

在我國社會主義市場經濟體制下，公有制經濟在國民經濟中占主導地位，多種所有制經濟共同發(fā)展，國有企業(yè)是公有制經濟的重要表現(xiàn)形式，民營企業(yè)也在經濟發(fā)展中起到了重要作用。關于企業(yè)產權性質與經營效率的問題一直是理論界與實務界關注的焦點，大量的實證研究表明，國有企業(yè)的經營效率低于民營企業(yè)(Megginson et al.,2001)。國有企業(yè)面臨著更多的政府干預和更嚴重的“預算軟約束”，外部治理機制更加難以發(fā)揮作用，代理成本要顯著高于民營企業(yè)(張兆國 等，2008)。此外，國有企業(yè)更容易獲得銀行貸款等外部融資，存在更嚴重的過度投資問題，從而加劇了企業(yè)經營風險(楊清香 等，2010)。而會計穩(wěn)健性有利于緩解代理問題、控制經營風險，所以，我們認為會計穩(wěn)健性在國有企業(yè)中作用更明顯。因此，本文提出：

H3：相對于民營企業(yè)，在國有企業(yè)中會計穩(wěn)健性與貸款公告期累計超額收益的正相關性更強。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文以2005—2014年(滯后一期為2004—2013年)全部A股上市公司數據為研究樣本。在估計穩(wěn)健性系數的過程中，對樣本公司進行了如下處理：剔除金融類上市公司；剔除ST和*ST的上市公司；剔除數據缺失的上市公司。在計算貸款公告期累計超額收益的過程中，對貸款公告樣本進行了如下篩選：剔除金融類上市公司貸款公告；剔除ST和*ST的上市公司貸款公告；剔除外資銀行、政策性銀行及其他機構貸款公告；剔除重復貸款公告*此處的重復貸款公告是指，同一上市公司在同一天為不同子公司貸款的公告，我們對此進行了合并處理，保留一條有效的公告。；剔除包含其他重大事項的貸款公告*其他重大事項是指項目投資、兼并收購、高管變更等其他公告。；剔除貸款金額或貸款期限缺失的貸款公告；剔除股價缺失及異常的貸款公告。最終得到有效的銀行貸款公告數量為3351個。計算出會計穩(wěn)健性指數與貸款公告期累計超額收益數據后與控制變量數據進行合并，共計得到2815條完整的“公司—年度”觀測值。為消除極端值影響，本文對所有的連續(xù)變量在上下1%的水平上進行Winsorize處理。本文所用的銀行貸款相關數據來自CSMAR數據庫(數據中心——公司研究系列——銀行貸款——基本情況)；股票收益數據與其他財務數據也均來自CSMAR數據庫(股票市場系列和公司研究系列)。

(二)變量與模型

1．會計穩(wěn)健性指數模型

Basu(1997)最早提出用反向回歸方法計量企業(yè)會計穩(wěn)健性的Basu模型。Khan et al.(2009)指出Basu模型存在內生性等問題，因而不能準確計量會計穩(wěn)健性，其對Basu模型進行了修正，得到如下模型：

(1)

在模型(1)中：E/P是指每股收益除以年末收盤價；R是用第t年5月到第t+1年4月的月收益計算出來的年收益；D是虛擬變量，當R≤0時，D=1，否則D=0；SIZE是指個股總市值取對數；MB是指市價與賬面值比率；LEV是指資產負債率。i和t分別是企業(yè)和年度標示，ε指誤差項。

2．累計超額收益率計算

事件研究法是一種測量特定事件(如并購、盈余或貸款公告等)對于股票價格影響的統(tǒng)計方法，其基本思想是區(qū)分特定事件和其他影響資本市場的信息對股票價格的影響?；诖颂攸c，我們運用這種方法來排除其他因素的影響，并用累計超額收益率衡量貸款公告期股東收益。參照Bailey et al.(2011)關于中國市場銀行貸款特征的研究，本文以貸款公告日為事件日，選用的估計期為[-120,-21]。首先，用市場模型估計事件窗口中股票的預期日收益：

Ri,t=αi+βi*Rm,t+εit

(2)

(3)

最后，將事件窗口中的每一個日超額收益率相加得到貸款公告期的累計超額收益率(Cumulative Abnormal Return，CAR)：

(4)

3．累計超額收益率與會計穩(wěn)健性的回歸模型

借鑒Kim et al.(2013)和Francis et al.(2013)的研究模型，本文使用如下模型檢驗會計穩(wěn)健性對貸款公告期股東收益的影響：

CARi,t=β0+β1CSCOREi,t-1+β2OWNi,t-1+β3ASSETi,t-1+β4LEVi,t-1+β5TQi,t-1+

β6AGEi,t-1+β7CASHi,t-1+β8TANGi,t-1+β9SALEi,t-1+β10BETAi,t-1+

β11VOLi,t-1+β12INFORi,t+YEAR+INDUSTRY+BANKTYPE+uit

(5)

在模型(5)中，CAR為因變量貸款公告期累計超額收益率，由模型(4)得到；CSCORE是自變量會計穩(wěn)健性指數，由模型(1)得到。根據已有研究，本文還控制了如下變量：OWN是指最大股東持股比例；ASSET是指總資產除以1000000以后取對數；LEV是指資產負債率；TQ是指托賓Q值，用總市值與總負債之和除以總資產；AGE是指企業(yè)上市年數+1取對數；CASH是指現(xiàn)金持有量，用貨幣資金除以總資產；TANG是指有形資產，用固定資產加存貨除以總資產；SALE是指銷售增長率；VOL是指個股交易量除以總市值。i和t分別是企業(yè)和年度標示；INFOR是指信息不對稱程度，用公告日前60天的股票超額收益的標準差衡量。u是指誤差項。我們將自變量與所有控制變量進行了一期滯后，并且控制了年度、行業(yè)和貸款銀行類型(分為上市商業(yè)銀行、國內非上市商業(yè)銀行、外資銀行三類)的固定效應。

四、實證結果及分析

(一)銀行貸款公告的市場反應

表1列示了銀行貸款公告日附近的資本市場反應，我們考察了公告發(fā)布前后5個交易日的市場反應。從中可見，公告日附近收益率全部為負，其中貸款公告日(即第0天)的負收益最大為-0.282%。并且，公告日附近收益率為正的貸款公告的比例均小于50%，貸款公告日的收益率為正的貸款公告的比例最低為42.88%。我們對每個交易日的收益率與0進行T檢驗，結果發(fā)現(xiàn)各個交易日的收益率均顯著異于0且小于0。威爾科克森符號秩檢驗(Wilcoxon Signed-Rank Test)結果也顯示出現(xiàn)負收益的能量級顯著高于正收益的能量級。為盡量減少其他因素對貸款公告窗口收益的影響，我們考察了[-2,1]、[-1,1]、[-1,2]三個較短的時間窗口，結果表明三個窗口的累計超額收益都顯著為負。

表1 銀行貸款公告窗口收益

注：*、**、***分別表示在0.10、0.05、0.01以下水平統(tǒng)計顯著。

(二)描述性統(tǒng)計與相關分析

表2列示了本文主要變量觀測值的描述性統(tǒng)計，所有的連續(xù)變量均在上下1%的水平上進行了Winsorize處理。其中，因變量為貸款公告期累計超額收益CAR，其均值為-0.005，大于中位數-0.006，基本呈正態(tài)分布。并且，我們發(fā)現(xiàn)貸款公告期累計超額收益的均值與中位數都為負，這說明貸款公告向市場傳達了負面消息，這與Bailey et al.(2011)的研究結論是一致的。自變量為會計穩(wěn)健性指數CSCORE，其均值為0.105，大于其中位數0.068，表明樣本呈現(xiàn)右偏。這一結果與Khan et al.(2009)的研究基本一致。控制變量的分布情況也與已有研究基本一致。表3是變量間的相關系數，貸款公告期累計超額收益CAR與會計穩(wěn)健性CSCORE正相關，并且在5%以下水平統(tǒng)計顯著。這說明會計穩(wěn)健性越高，貸款公告期累計超額收益越高，即會計穩(wěn)健性能夠削弱銀行貸款公告的負面影響。這些結果初步驗證了基本假設H1。

表2 描述性統(tǒng)計

表3 相關性分析

注：*、**、***分別表示在0.10、0.05、0.01以下水平統(tǒng)計顯著。

(三)會計穩(wěn)健性模型結果

表4會計穩(wěn)健性模型的回歸結果，其中列(1)是Basu(1997)計量會計穩(wěn)健性的模型的回歸結果，列(2)是Khan et al.(2009)在Basu模型的基礎上進行修正之后得到的模型的回歸結果。

表4 會計穩(wěn)健性模型結果

注：括號內為T值；*、**、***分別表示在0.10、0.05、0.01以下水平統(tǒng)計顯著。

由表4可知，在兩個模型中，交互項D*R的系數都在1%的水平上顯著為正，說明我國上市公司存在會計穩(wěn)健性，這一結果與李增泉等(2003)的結論完全一致。在Khan et al.(2009)的模型中，我們預測交互項MB*D*R的系數應該為正，而實證結果與預測不一致，這很可能是“緩沖問題”導致的，即在短期內存在大量未確認的資產價值增值，降低了及時確認資產損失的必要性，所以市賬比與會計穩(wěn)健性負相關(Khan et al.,2009)。

(四)基本模型結果

表5是會計穩(wěn)健性對貸款公告期累計超額收益影響的基本模型回歸結果，其中第(1)、(2)、(3)列分別對應的時間窗口是[-2,1]、[-1,1]、[-1,2]。為了排除其他因素的干擾，我們控制了代表企業(yè)特征、市場特征的變量，控制了年度、行業(yè)和貸款銀行類型的固定效應，并且在公司層面上進行了聚類分析。在三個模型中，會計穩(wěn)健性CSCORE的回歸系數都在5%及以下水平上顯著為正，說明會計穩(wěn)健性越高，貸款公告期累計超額收益越高，即會計穩(wěn)健性能夠削弱銀行貸款公告的負面影響，減小銀行貸款公告的負向市場反應。因此，本文提出的假設H1成立。

表5 會計穩(wěn)健性與貸款公告期累計超額收益

注：括號內為T值；*、**、***分別表示在0.10、0.05、0.01以下水平統(tǒng)計顯著。

(五)分組檢驗結果

1．股權分置改革、會計穩(wěn)健性與貸款公告期累計超額收益

表6是我們按照股權分置改革完成前后進行分組檢驗的結果，我們將2005—2008年視為股權分置改革完成前，2009—2014年視為股權分置改革完成之后。從中可見，股改前后會計穩(wěn)健性CSCORE的回歸系數都在5%以下水平顯著為正，這說明股權分置改革前后提高會計穩(wěn)健性都能削弱銀行貸款的負面影響，減小貸款公告的負向市場反應。進一步的系數差異性檢驗結果表明，股改前后會計穩(wěn)健性對貸款公告期累計超額收益的回歸系數存在顯著差異，且股改前會計穩(wěn)健性的回歸系數大于股改后。這說明相對于股改后，股改前會計穩(wěn)健性對貸款公告期累計超額收益影響更大。因此，本文提出的假設H2成立。

表6 股權分置改革、會計穩(wěn)健性與貸款公告期累計超額收益

注：括號內為T值，在公司層面上進行了cluster修正；*、**、***分別表示在0.10、0.05、0.01以下水平統(tǒng)計顯著。

2．產權性質、會計穩(wěn)健性與貸款公告期股東收益

表7是基于企業(yè)產權性質進行分組檢驗的結果，我們按照企業(yè)最終控制人類型將企業(yè)分為國有企業(yè)和民營企業(yè)。由表可見，在民營企業(yè)中會計穩(wěn)健性CSCORE的回歸系數不顯著，這說明在民營企業(yè)中會計穩(wěn)健性對貸款公告市場反應并無顯著影響。但在國有企業(yè)中會計穩(wěn)健性CSCORE的回歸系數在1%以下水平顯著為正，這說明在國有企業(yè)中提高會計穩(wěn)健性都能削弱銀行貸款的負面影響，減小貸款公告的負向市場反應。系數差異性檢驗的結果接近于顯著。以上結果表明，相對于民營企業(yè)，在國有企業(yè)中會計穩(wěn)健性對貸款公告期累計超額收益影響更明顯。因此，本文提出的假設H3成立。

表7 產權性質、會計穩(wěn)健性與貸款公告期累計超額收益

注：括號內為T值；*、**、***分別表示在0.10、0.05、0.01以下水平統(tǒng)計顯著。

(六)穩(wěn)健性檢驗

為了使本文邏輯與結論更加穩(wěn)健，我們進行了一系列穩(wěn)健性檢驗*限于篇幅，本文沒有列示相關的穩(wěn)健性檢驗結果，如有興趣，請郵件索取。。(1)為排除公司財務狀況異常的影響，我們在剔除銷售收入增長率小于0或大于100%、資產負債率高于80%的樣本后再次進行了檢驗。(2)為排除會計信息質量較差的樣本，我們選擇經“四大”審計的公司樣本重新進行了檢驗。(3)為排除貸款銀行的差異，我們選擇16家上市銀行的貸款樣本進行了再次檢驗。(4)為排除銀企關聯(lián)的影響，我們剔除了存在銀企關聯(lián)(上市公司高管有銀行背景或持有貸款銀行的股份)的樣本，重新進行了檢驗。(5)為排除銀行貸款特征的影響，我們在剔除貸款金額、貸款期限上下10%的樣本后重新進行了檢驗。以上檢驗結果均表明，本文的基本假設H1依然成立。

五、結論與啟示

本文運用事件研究法再次檢驗了銀行貸款的資本市場反應，結果顯示，我國銀行貸款公告存在顯著為負的市場反應?；谟行袌黾僬f，銀行貸款的確帶來了一定的負面影響。原因在于，我國市場經濟仍處于發(fā)展階段，政府干預與企業(yè)“預算軟約束”等問題依然突出，致使銀行難以發(fā)揮有效的監(jiān)管作用。此外，銀行貸款帶來寬裕的現(xiàn)金流反而提高了代理成本與企業(yè)風險，使得資本市場給予了負面反應。因此，只有不斷深化改革，處理好政府與市場的關系，減少不必要的行政干預，改善法律與制度環(huán)境，才能更好地發(fā)揮銀行職能，提高資源配置效率。

本文還探究了會計穩(wěn)健性對貸款公告市場反應的影響，以2005—2014年我國A股上市公司的數據為樣本，結果發(fā)現(xiàn)會計穩(wěn)健性能夠有效提高貸款公告期累計超額收益，即穩(wěn)健的會計信息有利于緩解銀行貸款的負面影響，減小貸款公告的負向市場反應。這說明會計穩(wěn)健性能夠在現(xiàn)行的法律與制度環(huán)境下發(fā)揮積極作用，提高資源配置效率。進一步分組檢驗的結果顯示，股改之前會計穩(wěn)健性的作用更明顯，國有企業(yè)中會計穩(wěn)健性的作用更明顯。這首先說明不同情境下，會計穩(wěn)健性發(fā)揮的作用存在差異，代理成本越高、企業(yè)風險越大的環(huán)境下會計穩(wěn)健性的作用越明顯。其次，這也從側面表明，股權分置改革有效地緩解了企業(yè)的代理問題，降低了企業(yè)風險，國有企業(yè)的逐步私有化有利于提高市場效率。

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