卖空机制与审计收费

赵敬文

摘 要：我国引进融资融券制度是完善证券市场的重要举措。本文采用DID双重差分模型以及配对样本，考察了卖空机制对审计收费的影响。研究发现，卖空机制的引入使得融券标的企业的审计收费有所提高；分析师跟踪人数越多，融券标的企业的审计收费提高程度会越弱；当股权结构适度集中时，这种“提价效应”会消失。此外，本文还考察了卖空机制对异常审计收费的影响。

关键词：卖空机制；审计收费；融资融券；分析师跟踪；股权集中度

中图分类号：F832.5 文献标识码：A 文章编号：1674-2265（2018）11-0077-07

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2018.11.011

一、制度背景与文献回顾

（一）融资融券制度背景

融资融券制度是欧美发达国家成熟证券市场的基础制度。股市中，卖空限制的存在会阻碍投资者向市场传递其所掌握的企业负面信息、对相关企业未来股价走势的悲观态度，使得股票价格只能涵盖“好”的交易者观点，高于了其应有的内在价值（Miller，1977）。融券制度作为一种卖空机制，打破了以上限制，发挥其价格发现功能，提高了股票市场的定价效率和市场流动性。

我国2005年通过新修订的证券法之前，出于证券市场发展不完善的考虑，为了防止證券价格剧烈波动、投机行为泛滥，禁止卖空行为。直至2010年3月31日，推出融资融券制度的前期准备、试水、正式开启三个过程全部完成，我国才结束了此前股票市场“单边市”的时代。融券业务的推出，标志着卖空机制在我国A股市场正式引入，是我国资本市场发展完善的重要里程碑事件。试点启动后，融资融券标的股票开始了分步扩容的过程，越来越多的上市公司股票进入了标的名单。2010年10月31日，融资融券标的股票数只有90只，标的股票占A股全部公司数量的5.53%。到了2016年12月12日第五次扩容调整，标的股票总数已经达到950只，标的股票占A股全部公司数比例也已上涨到30%左右。从标的股票占A股全部公司数比例来看，我国融资融券制度已步入正轨，但考虑到融券业务仍受限很多，融券余额远远低于融资余额，并且两者差值仍在不断拉大的情况，该制度的不成熟也显而易见。

（二）文献回顾

关于融资融券交易，欧美等发达国家学者的研究起步早、成果多，研究多集中于对资本市场的影响和对公司治理的影响两个领域。Miller（1977）首次提出卖空限制的存在会阻碍投资者向市场传递其所掌握的企业负面信息、对相关企业未来股价走势的悲观态度后，Diamond和Verrecchia（1987）建立模型模拟了卖空限制对证券价格调整速度的影响，认为卖空限制的存在降低了证券价格对坏消息的吸收速度。此后，很多学者对卖空机制如何影响资产定价效率进行了实证检验，但结论并不统一。早期的一些实证结论认为卖空管制的存在会降低市场效率（Aitken，1998；Morris和Shin，1998）；但近年的研究结论都更倾向于放松卖空管制会提高资产定价效率（Diether，2009；Hong，2006；Curtis，2014）。除资产定价效率外，国外学者也对卖空机制如何影响证券市场的流动性、波动性进行了研究（Conrad，1994；Aitken，1996；Henry和McKenzie，2006）。卖空机制对公司治理的影响方面，Karpoff和Lou（2010）发现放松卖空管制可以降低企业的盈余管理程度，提升其盈余质量；Massa（2013）发现卖空机制存在带来的压力会促使企业提高其内部治理水平。

在我国，卖空机制引入较晚。对于引入融券制度的经济后果，我国学者进行了一些实证检验，研究热点与趋势同国外相似，从卖空机制对资本市场的影响拓展到了公司治理、企业行为等方面。资产定价效率方面，许红伟和陈欣（2012）认为卖空机制对股票定价效率的改善并不明显；李科等（2014）、李志生等（2015）、孟庆斌等（2018）则认为卖空机制改善了坏消息融入股价的程度和速度，提高了我国股票市场的资产定价效率，去除了部分资产泡沫。股票市场的波动性方面，众多学者对解除卖空限制到底会加剧还是抑制股票市场波动展开了讨论，没有得到一致结论（肖浩和孔爱国，2014；王朝阳和王振霞，2017；王雨和粟勤，2017）。褚剑和方军雄（2016）、李琛等（2017）、俞红海等（2018）则对融券制度对股价崩盘风险的影响进行了研究。公司治理和企业行为方面，融券制度引入后，卖空者对标的企业的关注和负面信息挖掘使得这些公司的信息透明度有所提高，管理者面临着卖空压力。卖空标的上市公司盈余质量的改善效果得到了实证检验（陈晖丽等，2014；张璇等，2016）。管理层信息披露质量加强、企业并购绩效提高、大股东掏空行为受到抑制均体现了融券制度引入为公司治理带来的好处（李志生等，2017；陈胜蓝等，2017；侯青川等，2017）。此外，放松卖空限制对企业投融资行为、创新行为的影响作为新兴热点也受到了学者关注（靳庆鲁等，2015；褚剑等，2017；顾乃康等，2017；权小锋等，2017）。

对于卖空机制与公司审计之间的关系，有个别学者进行了研究。张洪辉和章琳一（2018）发现融券制度的存在提高了审计师承担的潜在法律风险，使他们降低了对标的公司盈余管理的接受度，从而提高了审计质量。黄超和黄俊（2016）则发现潜在诉讼风险的存在使他们提高了审计定价，但他们在进行实证检验的过程中，并未建立双重差分模型，仅把企业是否为融券标的企业作为简单的虚拟变量。本文对模型设计和实证过程进行了改进，注意了样本筛选配对等问题，重新检验了卖空机制对审计收费的影响，并考察了分析师跟踪、股权集中度对这种影响的调节。

二、理论分析与假设提出

对卖空限制的放松结束了我国股票市场投资者只能“买涨不买跌”的局面，融券交易使得投资者可以向市场传达消极情绪，让他们掌握的负面消息可以快速地融入股价当中。在潜在的股价下行压力之下，管理者会约束自己的机会主义行为，使公司的治理水平得到提高（Massa，2013），降低企业盈余成果中的“水分”（陈晖丽和刘峰，2014），更及时、高质地披露企业相关信息（李春涛和刘贝贝等，2017）。但同时，股价下行的风险使管理者的职位、薪酬、声誉等受到了巨大威胁，他们有动机对已发生不可挽回的有损企业价值的事件进行遮掩，或在外界无法发现的情况下隐蔽地继续自己的机会主义行为，对消极消息进行隐瞒。但进行卖空交易的投资者一般具备专业知识、分析能力和信息渠道，有能力和动力发现企业的隐蔽不当行为。卖空机制会导致企业的财务舞弊更容易被曝光（Karpoff和Lou，2010）。在外界投资者高度关注卖空标的企业并挖掘、扩散其负面消息的情况下，一旦“东窗事发”，审计事务所将承担连带责任，受到经济上和声誉上的损失。由此可以看出，为卖空标的企业进行审计的事务所面临着更大的潜在诉讼风险。

审计的保险假说认为审计作为一种风险转移机制，向财务报表使用者保证经其审计的财务信息真实可靠是审计的重要价值之一（Dye，1993）。如果因审计失败致使财务报表使用者遭受损失，事务所自身也难逃其责，需要对投资者进行经济补偿，其自身声誉也有了“污点”。因此，事务所在面临高诉讼风险的情况下，可能会要求更高的审计收费作为补偿。另一方面，潜在的法律风险使得审计师在执业过程中更加谨慎合规，对企业盈余管理等行为的容忍度降低（张洪辉和章琳一，2018）。审计师要提高其审计质量，需要执行更多的审计程序，获得更多高质量的审计证据，这些增加的成本需要更高的审计收费支撑。基于上述分析，提出假设1：

H1：卖空机制的引入使得融券标的企业的审计收费有所提高。

分析师跟踪作为一种外部监督，同样使企业管理者的行为受到高度关注。这种高关注度会促使企业提高其内部治理水平，减少不当行为，降低财务报表披露中隐藏的风险。如果有更多的分析师去追踪一个公司，那么这个企业的盈余管理行为会受到抑制，公司的违规行为会减少（叶陈刚和刘猛，2018；肖奇和沈华玉，2017）。分析师跟踪人数多的融券标的企业与分析师跟踪人数少的融券标的企业相比，前者财务行为更为合规，事务所面临的潜在诉讼风险更小，支出的审计成本更低，对前面二者要求的定价上的补偿也就越低。

股东的监督是企业内部监督机制的重要组成部分。股东和管理者之间存在代理问题，由于信息不对称和利益冲突的存在，管理者往往在企业日常经营决策中谋求个人利益最大化而偏离股东初衷。为解决代理问题股东需在企业的日常经营中加强对管理当局的监督，以使自身利益不受侵害。股权分散有可能造成股东互相推脱监管责任的局面，但当股权过于集中、大股东一股独大时，大股东与经营者共谋以共同侵害中小股东利益的现象很可能发生。只有当股权适度集中时，才会形成利益协同效应，使掌握大部分股权的股东能够积极地代表全体股东行使监督权维护自身的利益（Morck和Shleifer等，1988；Shleifer和Vishny，1997）。股权较为分散和股权高度集中无法制约企业的不当行为，只有股权的适度集中会使大股东对企业管理当局行为的监督更加到位，使其采取机会主义行为的可能性偏低，事务所日后因企业不当行为面临连带赔偿责任的可能性较小，不需要从审计定价上获取补偿。基于上述分析，提出假设2和假设3：

H2：分析师跟踪人数越多，融券标的企业的审计收费提高程度会越弱。

H3：当股权结构较为分散或高度集中时，卖空机制的引入使得融券标的企业的审计收费有所提高，但当股权结构适度集中时，这种影响会消失。

异常审计收费会对审计质量产生影响。将异常审计收费的符号纳入考虑，正向异常审计收费的背后往往是上市公司向审计师支付的“准租”，以达到使审计师放松标准、获取更有利的审计意见的目的，严重影响了审计工作的独立性和审计质量（Choi，2010）。但负向异常审计收费并不一定会降低审计质量，一是因为相关监管部门的高度关注使得事务所不敢大量减少必要审计程序或降低审计程序执行质量，二是因为这种情形下审计师不愿意对客户的不当财务处理包容（李明辉和沈真真，2016）。卖空机制的引入会使事务所为应对潜在的诉讼风险去追求更高的审计质量，审计师在衡量风险与收益后可能不再愿意接受“准租”，负向异常审计收费则不受影响。为进一步考察卖空機制对异常审计收费的影响，提出假设4：

H4：卖空机制的引入使得融券标的企业的正向异常审计收费提高，对负向异常审计收费没有影响。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文以深沪两市A股上市公司为研究对象，以2008—2016年为样本期间，并按以下标准筛选样本：（1）剔除金融类公司；（2）剔除ST、PT公司；（3）剔除相关数据缺失的公司；（4）剔除曾退出融券名单的公司。鉴于DID模型适用于对政策实施效果进行定量评估，本文建立DID模型检验融券制度引入的政策影响。DID模型在政策影响上将样本划分为处理组和控制组，在时间上将样本划分为政策前与政策后，这样的设计剔除了单一前后对比忽略时间作用以及单一横向对比忽略组间原有差异带来的影响，将真正的政策影响有效剥离出来。在使用DID双重差分模型进行分析时，为了控制处理组与控制组之间的政策选择偏差和企业特征差异，以企业总资产收益率Roa为标准对两组数据进行了配对，在非融券标的企业中挑选了与处理组对应样本属于同一行业、同一年度且业绩最为接近的企业作为控制组样本。配对筛选后，最终得到9587个样本观测值。本文所用数据来自国泰安数据库、锐思数据库以及万得数据库并经手工整理。为控制极端值的影响，本文把所有连续变量按照1%的标准进行了Winsorize缩尾处理。

（二）模型设定与变量测度

借鉴现有文献，本文采取如下双重差分模型检验卖空机制对企业审计收费的影响：

[Lnfeei，t=β0+β1Listi+β2Listi×Postt+β3CVi，t+Industry+Year+εi，t] （1）

在检验卖空机制对审计收费影响的基础上，构建假设2的检验模型如下所示：

[Lnfeei，t=β0+β1Listi+β2Listi×Postt+β3Listi×Postt×Analyst_numi，t+β4CVi，t+Industry+Year+εi，t] （2）

对于假设3，本文将所有样本按照第一大股东持股比例分为了股权结构较为分散（Big1<30%）、股权结构适度集中（30%<=Big1<50%）、股权结构高度集中（Big1>=50%）三组，使用模型（1）进行分组回归检验。

对于假设4，参考已有研究，将异常审计收费划分为两类，定义变量H_abfee和L_abfee分别代表正向异常审计收费和负向异常审计收费。正向异常收费的取值为模型（1）的正向回归残差，负向异常审计收费的取值为模型（1）的负向回归残差取绝对值。构建假设4的检验模型如下所示：

[H_abfeei，t=β0+β1Listi+β2Listi×Postt+β3CVi，t+Industry+Year+εi，t] （3）

[L_abfeei，t=β0+β1Listi+β2Listi×Postt+β3CVi，t+Industry+Year+εi，t] （4）

模型中各变量定义如表1所示。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

对配对后样本总体进行主要变量的描述性统计分析，结果见表2。在保留的9587个样本中，审计收费的均值为135万元，最小值与最大值差距极大、标准差很高均说明了不同样本个体审计收费存在巨大差异；List均值为0.63，说明大部分样本企业为卖空标的企业；Post均值为0.32，说明32%的企业处于可进行卖空交易的状态。

进一步分别对处理组（List=1）和控制组（List=0）进行变量的描述性统计分析。处理组的审计收费均值为174万元，高于控制组的审计收费均值67万元，但组内差异巨大。此外，List=1的样本企业规模普遍大于List=0组，两组样本的Roa较为接近，List=1组样本企业更倾向于聘请国际四大会计师事务所进行审计且获得非标审计意见的概率更低。

（二）回归结果分析

1.对假设1的检验。从回归结果表3可以看出，List的回归系数为-0.0486，在1%的水平上显著，说明在其他条件相同的情况下，进入融券名单的企业相较于未进入融券名单的企业审计收费相对更低，这可能是因为被允许进入融券名单的企业基本都是优质企业，审计师在面对优质企业时愿意在审计定价上让步；交乘项List×Post的回归系数为0.0366，在5%的水平上显著，说明标的企业相对于自身来说，成为融券标的后相较于成为融券标的前审计收费提高了，这是因为事务所在面临更高的诉讼风险时，为追求更高的审计质量而付出了更高的成本，并在进行审计定价时要求了对成本和潜在风险的补偿。本文的假设1得到验证。

从其他控制变量的回归系数看，企业规模、应收账款规模、企业为亏损企业、企业收到非标审计意见、事务所为国际四大、董事会独董占比等因素都会产生提高审计收费的作用，这些变量的回归系数为正，且都在1%的水平上显著。而杠杆率、流动性、企业产权性质为国有企业等因素则会对审计收费产生显著的负向影响。

2. 对假设2、3的检验。为检验假设2，本文参考顾乃康和周艳利（2017）的做法，在模型中引入了三项交乘。从回归结果表4可以看出，List×Post×Analyst_num的回归系数为-0.0017，在1%的水平上显著，说明分析师跟踪人数的增多对卖空机制的“提价效应”产生了负向作用。本文的假设2得到验证。

为检验假设3，本文将所有样本按照第一大股东持股比例分为了三组并进行分组回归。从回归结果表5可以看出，当股权较为分散和股权高度集中时，List×Post的回归系数分别为0.0541和0.0713，并且都在5%的水平上显著，说明在这两种情形下卖空机制的“提价效应”是存在的。当股权适度集中时，List×Post的回归系数是-0.0114但不显著，说明此时卖空机制的“提价效应”消失了。本文的假设3得到验证。

3. 对假设4的檢验。从回归结果表6可以看出，因变量为H_abfee时，交乘项List×Post的回归系数为0.0404，在1%的水平上显著，说明卖空机制的引入使得融券标的企业的正向异常审计收费提高了；因变量为L_abfee时，交乘项List×Post的回归系数为-0.0075，但并不显著，说明卖空机制的引入没有使融券标的企业的负向异常审计收费降低。假设4得到验证。

（三）稳健性检验

本文进行了如下稳健性检验，使本文的几个结论进一步得到了证实：

1.进行样本筛选时不再剔除曾退出融券名单的公司。将曾被移出融券标的名单的公司重新列入处理组样本后，不改变模型设定与变量测度，本文对模型（1）至模型（4）重新进行了回归分析。实证结果显示，模型（1）至模型（4）的回归结果中，无论是各重要变量的回归系数特征还是其显著性水平，都基本没有变化。

2.使用多指标对样本进行“多维”配对。本文此前在使用DID双重差分模型进行分析时，为了控制处理组与控制组之间的政策选择偏差和企业特征差异，使用单一指标对两组样本进行了“一维”配对。为在样本配对过程中涵盖“多维”指标，在阅读了相关政策文件和公告后，本文选择了多个变量采用倾向性匹配得分（PSM）方法重新进行了样本配对，对本文提出的各个假设实现了基于PSM配对方法的重新检验，结论不变。稳健性检验中选择的PSM配对变量有：年日均流通市值、年均换手率、年日均涨跌幅、年振幅、行业、年度等。

五、结论与启示

本文研究发现，卖空机制的引入使得融券标的企业的审计收费有所提高；分析师跟踪人数越多，融券标的企业的审计收费提高程度越弱；当股权结构适度集中时，这种“提价效应”会消失。研究结果表明，放松卖空管制后事务所为应对审计融券标的企业时提升的潜在诉讼风险，会耗费更多审计成本以提高审计质量并在审计定价上要求风险补偿，导致了对卖空标的企业审计收费的提高；分析师的关注会减弱放松卖空管制带来的“提价效应”；当股权适度集中时，这种“提价效应”会消失。此外，本文还考察了卖空机制对异常审计收费的影响。在研究过程中，本文注意了模型选择和样本筛选配对等问题，并关注了分析师追踪、股权集中度等内外部监督因素对卖空机制与审计收费二者关系的调节，为我国今后完善卖空机制和规范审计市场定价提供了一些依据。

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