呂兆德， 李 霜

(北京師范大學 經(jīng)濟與工商管理學院， 北京 100875)

一、問題的提出

股票內(nèi)在價值是對企業(yè)未來盈利能力的貼現(xiàn)，人們通過當前以及歷史企業(yè)盈利能力來預測未來，由此，會計信息顯得尤為重要。依據(jù)行為理論的“損失規(guī)避”效應，由于損失的邊際價值更高，因此任何主體都對負面信息給予更多關注，使得會計信息使用者要求企業(yè)能夠更充分地揭示經(jīng)營潛在風險點，于是就有了會計穩(wěn)健性的要求。這導致了會計系統(tǒng)對好壞消息的不對稱確認，防止成本和負債的低估及收入和資產(chǎn)的高估，提高了會計信息質(zhì)量。

股價隨機性地偏離內(nèi)在價值是資本市場的普遍現(xiàn)象，而且當存在賣空限制時，股價高估尤為嚴重[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制。至此，投資者可以表達自己的看空意見，并通過賣空操作將之融入市場，修正股價。企業(yè)負面消息會導致股價發(fā)生回落，這正是賣空者尋求的獲利機會。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系。我國目前關于賣空的信息影響研究還比較有限，顧琪、陸蓉[2]探討了賣空機制與盈余管理的關系，發(fā)現(xiàn)賣空者可以識別出有嚴重盈余管理和會計信息扭曲的公司，并對其進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相關。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信息。

會計穩(wěn)健性是會計信息質(zhì)量的重要特征之一，尤其是要求對于企業(yè)負面信息及時充分披露，會直接作用于融券賣空者的決策，但是這會導致投資者的賣空決策發(fā)生什么變化呢？會計穩(wěn)健性更高的公司，其股票定價是否更為準確，從而抑制賣空呢？市場是如何判定企業(yè)會計穩(wěn)健性特征的？對于具有不同經(jīng)營風險水平的企業(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的證券，對以上問題進行了分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，會計穩(wěn)健性高的公司不容易被賣空，說明會計穩(wěn)健性有助于降低股票的高估程度，提高股票定價效率。其次，以盈余波動衡量公司經(jīng)營風險，發(fā)現(xiàn)經(jīng)營風險越大，會計穩(wěn)健性對賣空的抑制作用越明顯。最后，結(jié)合公司的穩(wěn)健性的動態(tài)特征，以企業(yè)歷史會計穩(wěn)健性水平的高低衡量會計穩(wěn)健性時間序列特性，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，探討了不同會計穩(wěn)健性時間序列特征對會計穩(wěn)健性與融券賣空之間關系的影響，結(jié)果表明持續(xù)穩(wěn)健特征有助于增強對賣空的抑制作用，非持續(xù)穩(wěn)健特征對會計穩(wěn)健性抑制賣空的效應無明顯影響，而持續(xù)非穩(wěn)健特征會減弱會計穩(wěn)健性對賣空的抑制作用。

本文豐富了會計穩(wěn)健性經(jīng)濟后果的研究，擴展了對融券賣空行為的影響因素分析。本文的主要貢獻在于：第一，首次分析了我國會計穩(wěn)健性對融券賣空行為的抑制作用，提供了穩(wěn)健性促進市場定價效率的新證據(jù)；第二，進一步揭示了企業(yè)風險差異對會計穩(wěn)健性資產(chǎn)定價效應的影響；第三，拓展了會計穩(wěn)健性時間序列特征對資產(chǎn)定價預期的作用，為動態(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，第三部分為研究設計，第四部分為實證結(jié)果，第五部分為進一步檢驗，第六部分為穩(wěn)健性檢驗，第七部分為本文的研究結(jié)論。

二、理論分析與研究假設

會計穩(wěn)健性會導致對企業(yè)財務狀況、經(jīng)營成果的不對稱反映，影響會計信息相關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，以及企業(yè)融資、投資、公司治理等各個方面的經(jīng)濟后果。融資融券是投資者的激進投資行為，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。會計穩(wěn)健性是會計信息質(zhì)量的關鍵指標之一，影響收益和損失的確認，尤其是會計系統(tǒng)對利空確認和披露的及時性，對沖了企業(yè)管理層延時披露壞消息的傾向，減少了壞消息在企業(yè)內(nèi)部的累計效應，降低了股價暴跌的風險。

1.會計穩(wěn)健性抑制市場賣空程度

會計穩(wěn)健性是企業(yè)在面臨不確定事項時，對好壞消息的不對稱確認。穩(wěn)健性要求會計系統(tǒng)對好消息的確認標準要嚴于壞消息，這樣做可以防止資產(chǎn)、收入的高估和負債、費用的低估。所以會計穩(wěn)健性提升了財務報告中企業(yè)資產(chǎn)和盈余的信息質(zhì)量，提高了市場對負面信息的定價效率，使得證券市場價格更為準確地反映內(nèi)在風險水平，減少了壞消息對股價的沖擊力度。Francis et al.[4]分析了經(jīng)濟金融危機中穩(wěn)健性與股票價格之間的關系，發(fā)現(xiàn)條件和非條件穩(wěn)健性與金融危機期間的異常收益率之間存在正相關關系，這表明在金融危機前會計穩(wěn)健性更高的企業(yè)在金融危機中股票的市場價值下跌更小。王沖、謝雅璐[5]的檢驗結(jié)果也表明，伴隨著會計穩(wěn)健性的提高，公司股價的暴跌風險顯著降低。

其次，高會計穩(wěn)健性的公司具有更好的信息披露質(zhì)量，公司負面消息能夠及時傳遞到市場上，使之快速成為公眾信息，融入股價，降低市場關于負面消息的信息不對稱程度。LaFond & Watts[6]就明確指出權益投資者需要會計穩(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，降低了壞消息被管理層隱匿的可能。Hu et al.[7]發(fā)現(xiàn)會計穩(wěn)健性與自愿性披露之間具有負向關系，也就是兩者可以相互替代，這說明會計穩(wěn)健性對損失的及時確認緩解了壞消息的信息不對稱程度。這導致賣空者挖掘公司負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。反之會計穩(wěn)健性較低的公司會受到賣空者更多的關注，因而也更容易被融券賣空。

再有，穩(wěn)健性影響企業(yè)價值。高穩(wěn)健性使會計報表能夠更好地釋放企業(yè)潛在風險，贏得債權人的信任，降低融資成本。Zhang[8]的研究表明，由于會計穩(wěn)健性能及時傳遞企業(yè)債務的違約風險信息，所以作為回報，債權人會給予債務人較低的利率。而且穩(wěn)健性高的企業(yè)由于對損失確認及時，能夠抑制管理層投資短視行為，降低了企業(yè)投資過度的風險。楊丹等[9]通過資產(chǎn)減值角度考察會計穩(wěn)健性對公司投資行為的影響，確實發(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。

假設1：會計穩(wěn)健性能抑制公司被賣空程度，即會計穩(wěn)健性越高，證券賣空水平越低。

2.企業(yè)經(jīng)營風險的調(diào)節(jié)作用

企業(yè)風險增加了未來經(jīng)濟事項結(jié)果的不確定性，這正是會計穩(wěn)健性存在的價值。對于經(jīng)營風險大的公司，由于其未來盈余的不確定性更高，所以市場投資者定價的分歧更大，往往對應著更低的市場定價效率，更高的股價波動。Miller[1]認為投資者意見分歧導致了股票價格高估。從投機的角度講，這具有更多的賣空獲利機會，這樣的公司更容易受到賣空者的關注。而會計穩(wěn)健性能夠及時披露企業(yè)潛在風險點，減少當前股價被高估的可能，縮小未來公司價格下降的空間，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)健的會計信息能夠降低信息不對稱程度和股票收益率的波動水平，這說明會計穩(wěn)健性越高的公司，其投資者意見分歧較低，證券定價準確，賣空者對其進行的賣空獲利空間越小?？梢?，會計穩(wěn)健性提升了公司股票的市場定價效率。對于經(jīng)營風險越大的公司，穩(wěn)健性能夠糾正的市場定價空間越大，降低的賣空者關注程度越多。因此，本文提出以下假設。

假設2：經(jīng)營風險越大的公司，會計穩(wěn)健性對賣空的抑制程度更高。

3.穩(wěn)健性時間序列特征的影響

會計穩(wěn)健性作為企業(yè)會計信息質(zhì)量特征之一，是管理層選擇的風險信息披露態(tài)度。而管理層風險偏好程度以及面對風險的披露傾向具有一貫性，難以在短期內(nèi)發(fā)生顯著改變。這就對應了企業(yè)會計穩(wěn)健性特征的時間序列一致性。投資者的定價依據(jù)是當前對企業(yè)未來的預期，賣空者會依據(jù)歷史會計信息時間序列特征推斷企業(yè)未來會計信息穩(wěn)健性，進而決定其賣空策略。結(jié)合吳錫皓、胡國柳的研究[11]，本文將會計穩(wěn)健性的歷史時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，可以在長時間內(nèi)保持對負面信息的及時充分披露，會使得市場在較長期內(nèi)形成該公司風險相關信息已經(jīng)及時成為公共信息的心理預期，意味著更高的私人負面信息挖掘成本和更低的私人負面信息邊際收益，降低賣空者信息挖掘的效用。并且這種市場心理預期形成后，還不斷得到其后期間的穩(wěn)健性水平驗證，這進一步強化了市場預期，更加降低了賣空者的關注度。另外，持續(xù)穩(wěn)健的公司因為保持了會計信息質(zhì)量特征的一致性，因此市場預期其對未來不確定事項的處理政策的可預測性更高，市場對其未來盈余更容易形成一致預測結(jié)果，獲得更準確的市場定價，減少定價波動和定價誤差，降低賣空水平。據(jù)此，本文提出以下假設。

假設3a：持續(xù)穩(wěn)健可以增強會計穩(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)為高會計穩(wěn)健性水平，但在以前兩個年度中至少出現(xiàn)過一次低會計穩(wěn)健性水平。由于其歷史會計政策上的不穩(wěn)健，因此融券賣空年度的高穩(wěn)健性仍然不能令市場認為其會計信息已經(jīng)充分揭示了企業(yè)的風險點，難以有效降低賣空者關注和賣空水平。這說明市場對于這些穩(wěn)健性時高時低的公司，不會形成會計信息穩(wěn)健性較低的一致預期，進而產(chǎn)生較大投資者意見分歧，投資者對未來盈余預測難以達成共識，看多與看空者并存。這就導致影響年度的高會計穩(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。

假設3b：非持續(xù)穩(wěn)健對會計穩(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穩(wěn)健性水平。這往往標志著公司信息披露質(zhì)量差、企業(yè)風險揭示不充分和不及時。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，更容易找出關于企業(yè)風險的信息不對稱之處。對應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關注對象。另外，持續(xù)不穩(wěn)健的公司，市場預期其未來也傾向于采用不穩(wěn)健的會計政策，這加大了市場定價誤差，增加了預期賣空收益水平，使得賣空者有利可圖。據(jù)此，本文提出以下假設。

假設3c：持續(xù)不穩(wěn)健會減弱會計穩(wěn)健性對賣空的抑制作用。

三、研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文選取從2010年3月31日融資融券試點以來至2016年12月31日，A股市場所有融資融券標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變量缺失的公司；(2)當年上市的公司；(3)某年5月至第次年4月期間任意月份個股月回報率缺失的公司；(4)上一年權益市場價值缺失的公司。將融券數(shù)據(jù)與會計穩(wěn)健性及公司基本面數(shù)據(jù)合并，最終得到共計2 305個樣本觀測值。另外，本文對所有連續(xù)變量進行了1%的Winsorize處理，以消除極端值的影響。

(二)模型設定與變量定義

1.會計穩(wěn)健性

張長海等[12]通過實證檢驗驗證了Khan & Watts[13]會計穩(wěn)健性指數(shù)(Cscore)在中國的適應性。因此，本文參照Khan & Watts的計量方法設定會計穩(wěn)健性指標。具體計算過程如下，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)進行分年度回歸，得到各年度的回歸系數(shù)并代回式(3)，計算出每個公司對應年度的會計穩(wěn)健性指標Cscore。

2.融券賣空水平

結(jié)合Jain et al.的做法[14]，本文使用會計年度內(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，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

為了檢驗本文提出的研究假設，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穩(wěn)健性之間的關系。根據(jù)假設1，會計穩(wěn)健性能夠抑制融券賣空，即會計穩(wěn)健性越強，融券賣空水平越低，預計β1<0。

表1 研究模型中變量的定義

為了驗證假設2，本文在式(5)的基礎上引入經(jīng)營風險指標，采用盈余波動水平Sd_roa來表示，盈余波動水平越大表示公司經(jīng)營風險越高。本文分別使用了3年期②和5年期③的總資產(chǎn)收益率標準差來計算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衡量了會計穩(wěn)健性對融券賣空的影響水平。根據(jù)假設2，公司經(jīng)營風險越大，會計穩(wěn)健性對融券賣空水平的抑制作用越強，即β1+β3Sd_roai,t<β1，因為Sd_roa≥0，所以對應可以預計β3<0。

為了驗證假設3，本文在式(5)的基礎上引入會計穩(wěn)健性時間序列特征(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年會計穩(wěn)健性(Cscorei,t-1,Cscorei,t-2,Cscorei,t-3)均高于當年所有樣本的會計穩(wěn)健性中值，則判定為持續(xù)穩(wěn)健類型，設定per_conser=1，否則per_conser=0；若參考年度會計穩(wěn)健性水平Cscorei,t-1高于當年樣本公司會計穩(wěn)健性中值，但以前年度(Cscorei,t-2,Cscorei,t-3)至少有一年會計穩(wěn)健性水平低于當年樣本公司會計穩(wěn)健性中值，則判定為非持續(xù)穩(wěn)健類型，設定nonper_conser=1，否則nonper_conser=0；若連續(xù)3年會計穩(wěn)健性指標(Cscorei,t-1,Cscorei,t-2,Cscorei,t-3)均低于當年樣本公司會計穩(wěn)健性中值，則判定為持續(xù)不穩(wěn)健類型，設定per_nonconser=1，否則per_nonconser=0。對應三類會計穩(wěn)健性時間序列特征，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)指標帶入。

其中，α1+α3Conseri,t-1衡量了不同會計穩(wěn)健性特征下會計穩(wěn)健性對融券賣空的影響水平。根據(jù)假設3a，持續(xù)穩(wěn)健特征可以增強會計穩(wěn)健性對賣空的抑制作用，即α1+α3Conseri,t-1<α1，同時因為Conser≥0，α1<0，由此預計此時的α3<0。根據(jù)假設3b，非持續(xù)穩(wěn)健特征對會計穩(wěn)健性對賣空的抑制作用無明顯影響，由此預計此時的α3不顯著區(qū)別于零。根據(jù)假設3c，持續(xù)不穩(wěn)健特征會減弱會計穩(wěn)健性對賣空的抑制作用，即α1+α3Conseri,t-1>α1，同時因為Conser≥0，由此預計此時的α3>0。

四、實證回歸結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計

表2是主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。融券賣空水平(Short)在0～0.000 71之間，中位數(shù)為0.000 05，標準差為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，這也說明投資者在進行賣空時對不同特征的公司有不同的偏好，賣空操作時是有選擇的，而非隨機進行。同樣，會計穩(wěn)健性指標(Cscore)中位數(shù)0.007 43，標準差0.133 85，可以看出不同公司的會計穩(wěn)健性也存在顯著差異。三年期和五年期的盈余波動水平(Sd_roa)相近。總體來講，五年期的波動更大。另外，從會計穩(wěn)健性特征指標可以看出，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%。

進一步，根據(jù)會計穩(wěn)健性指標值是否大于均值，將樣本分為高低兩組，然后檢驗兩組融券賣空水平的均值是否存在顯著差異。檢驗結(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。這個結(jié)果在統(tǒng)計角度初步支持了假設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，展示了會計穩(wěn)健性對融券賣空水平的作用以及在加入企業(yè)風險因素后，會計穩(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，說明會計穩(wěn)健性每增加1個單位，企業(yè)融券賣空水平就下降0.000 13個單位，驗證了假設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)收益率的標準差來衡量盈余波動水平。交互項系數(shù)β3均顯著為負，說明企業(yè)風險越高，會計穩(wěn)健性對企業(yè)融券賣空的抑制作用越強，驗證了假設2。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

表4列示了式(7)的回歸結(jié)果，展示不同會計穩(wěn)健性時間序列特征對會計穩(wěn)健性與融券賣空之間關系的影響。從回歸結(jié)果來看，持續(xù)穩(wěn)健(per_conser)的交互項系數(shù)為負，在1%水平顯著，說明持續(xù)穩(wěn)健可以增強會計穩(wěn)健性對賣空的抑制作用，驗證了假設3a；非持續(xù)穩(wěn)健(nonper_conser)的交互項系數(shù)不顯著，說明非持續(xù)穩(wěn)健對會計穩(wěn)健性抑制賣空能力無明顯影響，驗證了假設3b；持續(xù)不穩(wěn)健(per_nonconser)的交互項系數(shù)β3為正，在1%水平顯著，說明持續(xù)不穩(wěn)健會減弱會計穩(wěn)健性對賣空的抑制作用，驗證了假設3c。

五、進一步檢驗

上述結(jié)論證明了會計穩(wěn)健性對融券賣空行為的抑制作用。但是無論是因為穩(wěn)健性對會計信息質(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是賣空者的收益下降。也就是賣空收益在會計穩(wěn)健性對賣空水平的抑制作用具有中介效應。該效應的存在決定著上文假設一中的理論解釋是否合理。

對此，本文的進一步檢驗方法如下：計算個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，代表負的收益比重越大，賣空獲利的空間越大。在式(5)的基礎上，設定式(8)和式(9)來檢驗賣空收益在穩(wěn)健性抑制賣空機制中的中介作用：

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，說明會計穩(wěn)健性越高，個股收益率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，說明個股收益率r的增加(對應賣空獲利水平下降)抑制了賣空，σ1顯著為負，且σ1>β1說明賣空收益在穩(wěn)健性抑制賣空機制中的作用為部分中介作用。檢驗結(jié)果表明會計穩(wěn)健性對融券賣空機制的抑制效應確實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力。

表3 會計穩(wěn)健性抑制賣空及經(jīng)營風險調(diào)節(jié)作用的實證結(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)健性時序特征影響的實證結(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檢驗

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

為了保證結(jié)論的可靠性，本文進行了如下穩(wěn)健性測試⑤。

(一)更換融券賣空指標

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。檢驗結(jié)果表明：會計穩(wěn)健性分別對賣空替代指標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準情況下，會計穩(wěn)健性仍然對融券賣空水平具有顯著抑制作用。

將更換的三個融券賣空指標用于檢驗會計穩(wěn)健性時間序列特征的影響，將Short2、Short3、Short4分別帶入式7，得到的檢驗結(jié)果如表6所示。表6的結(jié)果顯示，對于新更換的三個融券賣空指標，都得到了一致的結(jié)論：持續(xù)穩(wěn)健增強了會計穩(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)健減弱了會計穩(wěn)健性對賣空的抑制。這與前文的檢驗結(jié)論完全一致。

(二)更換企業(yè)風險水平指標

上文使用總資產(chǎn)收益率的標準差表示企業(yè)風險，在企業(yè)實際運營中，企業(yè)風險導致的資產(chǎn)變動一般滯后于銷售變動。因此，本文使用銷售凈利率⑥的波動(Sd_npm)來重新估計公司經(jīng)營風險水平。同樣，分別使用了3年期和5年期的銷售凈利率標準差來計算該指標。檢驗結(jié)果表明：會計穩(wěn)健性分別與3年期銷售凈利率標準差(Sd_npm3)和5年期銷售凈利率標準差(Sd_npm5)構(gòu)建交互項，每個交互項的對應的回歸系數(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。由于表示風險的銷售凈利率標準差均為正數(shù)，所以該結(jié)果表明企業(yè)風險經(jīng)營風險越大，會計穩(wěn)健性對賣空行為的抑制越明顯。

(三)內(nèi)生性檢驗

李春濤等[17]的研究發(fā)現(xiàn)賣空機制可以顯著提高了標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)的設定中，為了防止內(nèi)生性的影響，將會計穩(wěn)健性指標的設定滯后一期，但這并不是解決內(nèi)生性的標準方法。因此，本文使用工具變量，基于兩階段最小二乘法再次檢驗會計穩(wěn)健性對賣空的影響。

表6 會計穩(wěn)健性時序特征的穩(wěn)健性檢驗結(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。

本文設定公司會計穩(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。設定的原因在于會計穩(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，在工具變量的設定比較合理，考慮內(nèi)生性的條件下，會計穩(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

會計穩(wěn)健性是對企業(yè)會計信息反映的不對稱要求，有助于向投資者明確潛在風險點，降低股票定價的高估程度，減少被賣空的可能。本文以2010—2016年我國A股所有融資融券標的證券為樣本，實證檢驗了會計穩(wěn)健性對融券賣空的影響。研究發(fā)現(xiàn)，會計穩(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)營風險越大，會計穩(wěn)健性對企業(yè)風險披露的作用越大，進而對融券賣空的抑制效應越明顯。這說明，會計穩(wěn)健性在一定程度上提升了證券市場的風險定價效率，降低了定價誤差。再有，不同會計穩(wěn)健性的時間序列特征會影響會計穩(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)賣空者對不同會計穩(wěn)健性時間序列特征的公司有不同的判斷和預期，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”在會計穩(wěn)健性對賣空的抑制作用上分別起到了減弱和加強的作用。

表7 內(nèi)生性檢驗

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

資本市場定價依據(jù)是投資者基于當前既有信息形成的預期，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的啟示。

第一，從投資者角度，會計穩(wěn)健性可以保證投資者及時獲得企業(yè)風險數(shù)據(jù)，降低不同市場主體間信息不對稱程度，提高會計信息質(zhì)量，有利于投資者形成正確合理的股票價值判斷，提高證券的市場定價效率。由于企業(yè)負面信息的及時披露，股票價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注。其次，賣空者應重點關注經(jīng)營風險大的企業(yè)，如果這些企業(yè)的會計穩(wěn)健性水平不高，那么有可能獲得較好的賣空收益。再有，投資者還應關注企業(yè)會計穩(wěn)健性的期間連續(xù)性，如果企業(yè)在連續(xù)較長的時間內(nèi)會計穩(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，會計穩(wěn)健性對賣空行為的抑制，表明會計穩(wěn)健性與融券賣空機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)生崩盤風險的重點措施在于保持會計信息披露的穩(wěn)健性。特別是經(jīng)營風險高的公司，可以通過提升會計信息穩(wěn)健性水平來快速擴散企業(yè)不利因素的傳播，防止利空消息的堆積，這就主動降低了賣空者的獲利空間。而且，企業(yè)穩(wěn)健性的時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信息穩(wěn)健程度判斷的重要基礎，投資者會據(jù)此形成關于會計穩(wěn)健性的預期，并推斷企業(yè)風險披露的真實性和充分性，以選擇有效的賣空對象。因此，企業(yè)不僅應保持單一期間的會計穩(wěn)健性，還應長期持續(xù)穩(wěn)健地披露會計信息，這是降低市場賣空風險的重要途徑。

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益的市場價值。Ri為市場調(diào)整的年個股回報率，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股回報率的乘積減1。Di是虛擬變量，當Ri<0，Di=1，Ri>0，Di=0。Sizei是公司規(guī)模，用權益市場價值的自然對數(shù)表示。Mbi是市凈率，等于期末權益的市場價值與賬面價值的比值。Levi是負債水平，定義為公司長、短期借款之和與權益市場價值的比值。

②計算3年期盈余波動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。

③計算5年期盈余波動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。

④計算會計穩(wěn)健性特征涉及前三年的會計穩(wěn)健性數(shù)據(jù)，去除缺失值后剩余樣本2 484個。

⑤限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗的結(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。