卖空与审计费用

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  摘要:基于2010年我国推出融资融券业务的“准自然实验”,本文采用双重差分模型考察卖空机制对审计费用的影响效应。研究发现,进入卖空名单的企业,投资者会挖掘上市公司负面信息獲利,而管理层为了个人私利会隐藏某些信息,从而使得审计师提高其审计费用。国有公司因为其所有权性质的特殊性,相对于非国有企业,也会承担更多的审计费用。
  关键词:卖空 审计费用 产权性质
  一、引言
  卖空机制是在投资者预期股价下跌,先借入股票并出售,等到股价下跌时再买入返还并获利的行为。2010年,我国正式放开对卖空机制的限制。卖空机制的引入使得公司的负面信息能够迅速的反映到股价的波动中(Aitken et al.,1998;Danielsen&Sorescu,2001)显著改善了标的股票和整个市场的定价效率(李志生,2015)。此外,也有部分学者研究了卖空机制的治理效应,卖空机制使得公司财务错报更容易被发现(Karpoff and Lou,2010;Fang et al,2013)严重则会面临退市(Desai et al,2002)。
  卖空机制的引入,使得投资者更多的关注于公司的负面消息,而管理层由于私利等动机更倾向于隐匿公司的坏消息,从而加大了审计风险和审计成本。国有公司因为其所有权性质的特殊性,相对于非国有企业,卖空机制的引入也会承担更多的审计费用。
  本文的贡献体现在:首先,审计费用一直是审计领域的研究热点,有众多学者深入研究了影响审计费用的各项因素,本文的分析在经验上提供了证据,在审计费用的决定因素方面加深了理解。另外,此前很少有学者研究审计费用和卖空间的关系,充实了卖空方面的研究文献。
  二、文献综述
  卖空机制实行后,公司的负面信息能够迅速的反映到股价的波动中(Aitken et al.,1998;Danielsen&Sorescu,2001),能够抑制股价暴跌,对股价暴涨没有影响(许红伟,2012;李志生,2015)。放松卖空管制会明显改变经营业绩较差公司的投资决策和增长期权的价值(靳庆鲁,2015),并通过弥补内部治理水平的不足而规制着企业的融资行为(顾乃康,2017)。
  刘斌(2003)发现上市公司的大小、经济业务复杂与否以及上市公司所在地都会影响上市公司审计收费。伍利娜(2003)认同盈余管理与审计费用存在之间的关系显著为负,而刘运国(2006)认为审计费用和盈余管理存在正向关系。此外,有学者发现公司大小、审计单位是否为国际5大(4大)所审计(伍利娜,2003)、公司治理结构(蔡吉甫,2007;李越冬,2014)、客户集中度(王雄元,2014)均对审计费用产生不同程度的影响。
  三、研究假说
  卖空机制的推出增加了投资者获益的方式,只有获取了私有信息的投资者才倾向于卖空交易(Diamond,1987)。所以这就使得投资者更多的去挖掘卖空公司的负面消息,财务报告存在可疑信息的上市公司往往会吸引更多投资者的关注度(Karpoff,2010)。卖空机制的引进使管理层更有动机去隐藏负面消息。在此情形下,为避免因发表不当审计意见而被投资者、债权人等利益相关者起诉的潜在损失,审计师一方面可能通过增加审计程序等方式降低重大错报风险;另一方面,当无法通过增加审计投入消除风险时,则收取相应的风险溢价。
  本文提出研究假说H1:卖空机制的引入会显著提高公司审计收费。
  国有企业和非国有企业在所有权存在着较大差异,这就导致了两者的信息披露机制也存在不同。国有企业更为严重的代理问题和监管机制的欠缺导致管理层产生了道德问题,政府的社会性目标也使国有公司不再股东利益最大化为主(郝东洋,2015)。国有企业面临的信息披露风险和诉讼风险更高,导致注册会计师要求更高的审计补偿费用。
  本文提出研究假说H2:相对于非国有公司,可卖空国有公司审计收费的提升更高。
  四、研究设计
  (一)样本选择与数据来源
  本文选择2008-2016年A 股全部非金融类上市公司为研究样本。数据全部来源于国泰安数据库。为了本文结论的严谨性,剔除了缺失值。在进行完以上操作后,所有变量均收集到11844个样本。为了避免极端值对研究结果的影响,本文对所有连续变量观测值进行了缩尾处理。
  (二)研究模型与变量定义
  为了验证假设H1:卖空机制的引入会显著提高公司审计收费,本文提出以下模型
  模型(1)中的Lnfee为被解释变量,表示的是企业的审计费用的对数。解释变量为short,表示的是卖空的虚拟变量,企业本年度可买空取1,否则取0。若假设H1成立,回归系数β1显著为正,意味着进入买空机制的公司,其审计费用得到了提高。
  为了验证假设H2,本文首先构建了如式(2)所示的检验模型,目的是为了考察国企和非国企在卖空机制引入后审计费用是否存在差异。
  具体地,本文选取Lnfee为被解释变量,表示的是本年度企业的审计费用的对数。解释变量为short,表示的是卖空的虚拟变量,SOE表示股权性质的虚拟变量。SOE*short为short与SOE的交乘项,是为了观察国有企业可卖空后对审计费用的影响。若假设H2成立,那么回归系数β2将显著为正。
  五、实证检验与分析
  (一)描述性统计
  我们首先对上述模型中提及的所有变量进行描述性统计。结果可如表1所示,Lnfee的平均值为13.569,均值标准差为0.679,说明公司的审计费用存在些许差别。short、SOE的平均值分别为0.214和0.428,表示在所有的样本中,可卖空的企业占21.4%,国有企业占42.8%。CD的平均值为0.227,表示在所有的样本中,披露内部缺陷企业占22.7%,比例约为总样本的四分之一,比例并不是特别高。   (二)多元回归模型检验结果
  为了验证假说H1,我们根据模型(1)进行回归,考察了企业卖空是否影响企业的审计费用,结果如表2第一列所示。企业是否卖空的总样本与企业的审计费用Lnfee正相关,系数的显著性水平为1%。表明可卖空后,企业的审计费用显著提高,假说H1得到验证。
  在假说H1的基础上,本文利用模型(2)对国有企业卖空与企业审计费用的关系进行检验,结果如表2第二列所示。从表中我们可以看出,国有企业是否卖空的样本与企业审计费用正相关,系数的显著性水平为1%。另外,国有企业卖空的系数0.102大于企业卖空的系数0.0872,说明假说H2得到验证。
  (三)稳健性检验
  本文从以下方面进行了稳健性检验,以保证主要研究结论的可靠性,因篇幅限制,并未将回归结果列出。
  1.被解释变量的重新定义。将被解释变量滞后一期。short和交互项SOE*short的回归系数为正,显著性水平为1%。与前文结果一致。
  2.卖空样本的重新定义。虑按照如下方式对卖空样本加以扩充:如果一家上市公司的股票在本年度可以进行卖空交易,即可放入样本中。short和交互项SOE*short的回归系数为正,显著性水平为1%。可以验证本文所提出的假设。
  六、结论和启示
  本文通过双重差分模型,来考察引进卖空机制后对审计费用的影响,并在此基础上,进一步探究了国有企业和非国有企业的区别。研究发现:与对照组相比,进入卖空名单的企业的审计费用会显著提高。在此基础上,本文发现国有企业在可卖空后比非国有企业会面临更高的审计费用。
  本文探讨了卖空机制和审计收费之间的关系,未来还可以发现新的角度,如卖空会提高股价的定价效率,但同时也会使得股价可能会下跌,可卖空公司的机构投资者对股票如何调整将实现盈利。
  参考文献:
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  作者单位:上海对外经贸大学
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