卖空机制的审计收费效应探讨范文

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摘要：卖空机制作为一种金融创新，如何在提高证券市场定价效率的同时，有效发挥外部治理功能、改善公司治理、间接推动国内资本市场健康发展成为理论和实践中的一项重要课题。运用多元回归模型对国内卖空机制改变审计风险、进而影响审计收费行为的实证检验表明，随着股票卖空比率的上升，公司审计收费也相应增加。而股票卖空比率与公司审计费用受制度环境影响显著，在市场化水平较高的地区，公司审计面临来自投资者更大的压力。此外，公司审计收费与股票卖空比率的正相关关系会因卖空机制的存在变得更加显著。

关键词：卖空比率；审计收费；审计风险；市场化水平

一、引言

卖空机制是在预期市场下跌的情况下，预先借入他人的股票卖出，再在低位买回偿还借方平仓获利的机制。卖空交易指投资者出售通过合法手段借入的证券而获利的证券操作方式。美国和日本分别于1934年和1951年引入卖空机制，香港则于1994年推出受监管的卖空制度。2010年3月31日我国正式启动融资融券交易试点，尽管从标的证券范围、担保品范围、交易规则等方面看，国内融资融券业务的制度设计都显著区别于国外的卖空制度，但一定程度意味着国内资本市场卖空管制的正式放开。近年来，融资融券业务得到快速发展，标的股票由试点初期的数十只股票发展到2017年6月的近900只可交易标的股票，沪深两市融资融券余额高达8732.35亿元。尽管人们对于卖空机制是否会加剧资本市场的波动性以及诱发资产泡沫的判断尚未达成一致，但作为一种金融创新，卖空机制对于完善资本市场功能、提高证券交易活跃度、提升股票市场流动性等方面的作用是确定的。此外，卖空机制也是实现市场合理定价的重要手段，有助于公司股价充分反映公司信息，实现证券内在价值，同时也对公司经营产生监督制约，有利于改善公司信息环境，推动公司治理水平的完善提高。第五次全国金融工作会议把完善公司治理、加快资本市场发展放在了更加重要的位置。作为一项公司外部治理机制和资本市场的重要制度安排，卖空机制可以通过改变审计风险、进而影响审计收费行为等途径发挥积极作用。在卖空机制下，卖空交易者往往是更加精明的报表使用者，卖空交易比率①的提升会诱使其投入更多时间和精力搜集和分析公司信息，而公司管理层为隐藏负面信息而操纵财务报表的概率加大，这些因素都增加了审计的责任和审计错报的风险，相应的审计师会加大审计工作量并提高审计费用。从这条逻辑主线可以看出，随着卖空机制这一外部市场环境建设水平的提升，会计、审计等等机构自律性、公正性和专业化水平也会提升，这有助于加强外部市场约束，为深化资本市场金融改革提供良好环境。因此，随着我国融资融券业务的稳步发展，以及会计、审计等市场外部约束机制的日趋完善，本文创新性地将卖空比率作为影响因素拓展至公司审计领域，一方面可以深化对公司审计费用影响因素的理解，另一方面也深化了对国内融资融券业务相关经济后果的认知，对于完善上市公司治理、推动国内资本市场健康发展提供了新的视角。

二、文献回顾

从当前国内外关于卖空机制的研究看，主要围绕两个领域展开：一是关于卖空机制对资产价格波动和资产泡沫的影响；二是围绕卖空机制对市场效率和公司行为的影响。此外，随着各国资本市场的发展、创新和影响力的不断扩大，资本市场卖空机制对于审计风险和审计收费领域的影响日益成为一个新的研究领域。

（一）关于卖空机制对资产价格波动和资产泡沫影响的研究。

现有的研究对于卖空机制是否会加剧资本市场的波动性并诱发资产泡沫尚未形成定论。有效市场理论从有效市场的无套利均衡出发，认为卖空机制并不支持资产泡沫现象的存在。但现实中，卖空限制总一定程度存在于证券市场。Allendetal（1993）提出卖空限制是资产泡沫产生的必要条件之一。Scheinkmanetal（2003）构建了资产泡沫均衡模型，分析提出存在卖空限制会减少套利，进而导致资产泡沫和资产价格波动的增加。胡华锋（2012）利用香港市场数据，也发现卖空额度变化可以解释资产价格波动性变化。但有研究认为，卖空机制和行为与资产价格波动和资产泡沫之间的关系还存在许多其他影响因素。Gallmewyeretal（2008）对投资者情绪和风险感知纳入研究模型后发现，卖空约束对资产价格是否被高估具有不确定性，这为未来研究卖空机制和资产价格之间的关系提供了研究方向。

（二）关于卖空机制对市场效率和公司行为的影响。

从国外研究看，融券研究主要讨论卖空机制对市场效率和公司行为的影响。前者分析卖空机制如何影响信息传递，如何影响价格形成，进而影响市场的流动性和波动性（HongandStein，2003）；后者则从个人动机和行为的角度，探讨卖空机制如何影响股东、管理层以及其他利益相关者的决策（Fangetal.,2013）。从国内研究看，研究主要分析其对市场效率的影响。部分研究结论支持融资融券的积极作用，如引入卖空机制将有利于稳定市场（陈进国和张贻军，2009），有助于发挥价格发现机制（古志辉等，2011）等。但是，廖士光（2011）利用2010年沪深两市融资融券标的证券确定和调整事件，分析得出，融资融券交易未能发挥价格发现功能。因此，目前关于融资融券如何影响市场效率，现有研究没有形成一致的观点。

（三）审计风险及审计收费领域有关研究。

随着各国资本市场的发展、创新和影响力的不断扩大，人们对于资本市场卖空机制如何影响审计风险和审计收费的关注也不断提升。Simunic（1980）首次建模来研究审计工作量和审计费用的决定因素。继Simunic开创性的研究之后，包括Hayetel.（2006）在内的众多学者开始研究审计收费与客户性质之间的关系，认为客户性质对审计风险有重要影响。Hay（2006）的研究为检验哪些风险因素会影响审计费用提供了强大的证据支撑，这些风险因素包括客户规模、客户复杂度（如客户旗下有几家子公司）以及较难审计账户所带来的固有风险（如存货、应收账款等）。李爽和吴溪（2004）认为，对于高风险企业，由于面临诉讼可能性较大，审计费用相应提高，审计收费存在风险溢价，由此提出公司风险与审计费用之间相关联。尽管上述研究已取得积极进展，但对融资融券业务影响公司审计收费进而对改善公司治理等领域的研究还不多，成为今后研究的重点方向之一。

三、理论分析及研究假说

（一）卖空比率对审计收费的影响。

关于卖空比率对审计收费的影响，可从投资者角度和公司管理层角度两方面进行分析：首先，卖空交易会激励投资者挖掘公司的负面信息，识别出公司财务的舞弊行为。由于卖空交易有抵押受限、下行风险无限性的特点，持有的卖空头寸的成本较高，卖空交易者只有掌握了一定可靠的内部信息时才会进行卖空交易。因此，卖空交易者会投入大量时间和精力搜集和分析公司信息。其次，卖空交易会加大股票下行压力，出于私人利益最大化考虑，如维护股权激励的价值、职业前景等，公司管理层隐藏负面信息的动机也相应增强，使得财务报表操纵的可能性提高。根据审计风险模型的定义：可接受检查风险=可接受审计风险/评估的重大错报风险，可知评估的重大错报风险随着财务报表操纵可能性的增加而增加，在其他条件不变的情况下，审计的可接受检查风险如需要降低到可接受审计风险得到合理保证的程度时，就要相应扩大审计工作量，并影响了审计收费。基于上述分析，提出以下假说：假说1：股票卖空比率越高，公司审计收费也越高。

（二）市场化水平对卖空比率与公司审计收费间关系的影响。

制度环境对公司经营行为具有较大影响，我国各地的市场化水平有较大的异质性，讨论公司所在地区的市场化程度如何影响卖空比率与公司审计收费的关系更具有现实意义。在市场化水平相对高的地区，卖空交易会更活跃，有助于卖空机制发挥市场定价和外部治理作用；同时，市场化水平的提高伴随着法制环境的优化，投资者运用法律手段对会计师事务所的诉讼的情况会更有可能发生，审计师为减少这样的情况发生，会通过增加审计工作预先防控诉讼风险，进而推升审计费用。由此可见，作为一项公司外部治理机制，卖空机制对公司经营行为的监督制约机制在市场化水平较高的地区能够更好的发挥作用，对于审计费用风险意见的影响也更加显著。基于上述分析，提出以下假说：假说2：相对于市场化水平较低地区，市场化水平较高地区公司卖空比率和审计收费的正相关关系更显著。

四、研究设计

（一）样本与数据来源。

本文以深沪两市所有上市公司为研究对象，以2010-2016年为样本期间，并按以下标准筛选公司：剔除金融类公司，剔除其他相关数据缺失公司，剔除上市公司股票本年度可卖空时间小于三个月的样本。研究使用的公司财务数据来自CSMAR数据库。为消除极端值的影响，在进行回归分析时对所有连续变量进行了头尾1%的Winsorize处理，共得到1773个有效数据观察值。

（二）检验模型。

为检验上面的两个研究假说，建立如下回归模型。

五、实证分析

（一）描述性统计分析及相关性分析。

表2报告了描述性统计的结果。公司审计费用的自然对数均值为14.23，中位数为14.05。若将审计费用的自然对数转换为审计费用值，则其均值为1,513,598元,中位数为1,264,263元。卖空变量shortratio1的均值为0.0181，卖空变量shortratio2的均值为0.0209，表明样本中可卖空的公司比例不高，若考虑未来我国融资融券业务的进一步推广，随着更多公司股票进入可卖空交易名单，该比例将逐步提高。公司存货和应收账款平均占总资产的17.80%和9.29%，公司成长性变量growth的均值为15.00%，总资产收益率的均值为5.06%，平均负债率为49.8%，平均流动比率为1.91，约有5.87%的公司出现亏损。样本公司中收到非标准审计意见的比例为1.97%，聘用国际“四大”会计师事务所的公司占比为14.4%。此外，对涉及的各主要变量进行Pearson相关系数检验可知，解释变量与控制变量之间，以及各控制变量之间的相关系数整体较小，回归模型不存在严重的多重共线性问题。

（二）多元线性回归结果与分析。

1.假说1检验——卖空比率与审计收费。表3验证了假说1。第一列是不包括卖空变量、仅考虑了相关控制变量的回归结果，结果表明：公司应收账款占总资产比与审计费用负相关；公司负债率越高，审计收费也越高；聘用国际“四大”会计师事务所的审计费用比未聘用“四大”会计师事务所的审计费用显著偏高。第二列在第一列控制变量的基础上纳入了第一个卖空变量，结果显示，shortratio1的回归系数值为4.543，且在1%水平上显著，这说明公司股票卖空比率越大，该公司审计费用就越高。该结果验证了假说1。第三列在第一列控制变量的基础上纳入了第二个卖空变量，结果显示，shortratio2的回归系数值为4.330，且同样在1%水平上显著，再次验证了研究假说1。2.假说2检验——市场化程度的影响。表4的结果验证了假说2。第一列和第二列是在仅纳入卖空变量1和控制变量的情况下，按照市场化水平高低分成两类进行分样本回归得到的结果。其中，在反应高市场化水平的第一列回归中，卖空变量1（shortratio1）的系数为5.635，且在1%水平上显著；对应的，在反应低市场化水平的第二列回归中，卖空变量1（shortratio1）的系数为3.412，且在1%水平上显著。综合两列结果表明：相对于市场化水平较低地区，市场化水平较高地区公司卖空比率和审计收费的正相关关系更显著，因此验证了本文的研究假说2。同理，第三列和第四列是在仅纳入卖空变量2和控制变量的情况下，按照市场化水平高低进行分样本回归得到的结果。结果显示，市场化水平较高地区的卖空变量2系数（5.323）高于市场化水平较低地区的卖空变量2系数（3.266），两系数都在1%水平上显著，再次验证了研究假说2。

（三）稳健性检验。

1.卖空样本的重新定义。为使研究结果更有普遍意义，可以对样本容量适当加以扩大。与前面卖空样本中剔除了上市公司股票本年度可卖空时间小于三个月的样本不同，可以考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。表5显示的是扩大卖空样本后的回归结果，研究结果依旧保持不变。2.卖空比率的重新定义。之前定义的卖空变量1和卖空变量2，其具体定义分别为：目标公司本年各个交易日的融券卖出量总和与总股数之比；目标公司本年各个交易日的融券卖出量总和与已流通股份之比。为检验研究结果不随卖空变量定义的改变而改变，下文对卖空变量进行再次定义，即：目标公司本年各个交易日的融券卖出量总和与A股流通股数之比。表6的回归结果表明，即使改变卖空比率的定义，其研究结果仍能够验证本文的研究假说1和研究假说2。

六、研究结论

通过对2010-2016年我国深沪两市所有上市公司进行多元线性回归和分样本回归分析，从实证角度检验了股票卖空比率对公司审计收费的影响。研究发现，国内上市公司卖空比率的增加会导致审计师面临更大的审计风险，增加审计工作量和审计费用。公司所在地区市场化水平越高，卖空交易的活跃度也相应更高，良好的法制环境会增加投资者审计诉讼行为的可能性，进而显著增加卖空比率对公司审计收费的影响。融资融券业务对公司审计收费的影响正在不断体现，卖空比率作为影响审计风险的因素对审计收费的重要性在不断提高。将卖空交易的研究拓展至公司审计领域，也是加深对我国融资融券业务相关经济后果认知的重要内容，对于完善国内上市公司治理、推动资本市场健康发展也提供了新的视角。

参考文献

[1]陈国进、张贻军.异质信念、卖空限制与我国股市的暴跌现象研究［J］.金融研究.2009(4):80-91.

[2]古志辉、郝项超、张永杰.卖空约束、投资者行为和A股市场的定价泡沫［J］.金融研究.2011(2):129-148.

[3]胡华锋．卖空交易与市场波动性、流动性研究———基于中国香港证券市场的实证分析［J］.上海财经大学学报.2012（6）:82-29.

[4]樊纲、王小鲁、朱恒鹏.中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011年度报告［M］.北京：经济科学出版社.2011.

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[6]廖士光.融资融券交易价格发现功能研究——基于标的证券确定与调整的视角［J］.上海立信会计学院学报.2011(1):67-76.

[7]顾欣.卖空机制与股票市场稳定性——基于周末效应视角[J].南方金融.2016（9）

作者：1陈明端；2管晓明 单位：1.中国人民银行天津分行，2.中国人民银行金融研究所