貸款公告市場反應機制探究——基于我國上市公司的經驗證據

武漢大學經濟與管理學院 容 欣

一、引言

任何企業的發展都離不開融資，向銀行借款是企業主要融資方式之一。企業向銀行借款的行為通過影響生產、經營、投資等各個方面最終影響到企業價值。對于上市公司而言，其借款行為對企業價值的影響將直接反映為股價的波動，即發生貸款公告市場反應。早期的大量研究表明，貸款公告公布后借款企業股票會出現積極市場反應。然而，這種關于信息傳遞的觀點僅在借款行為以貸款價值和企業價值最大化為目標的條件下產生：即銀行出于貸款價值最大化的激勵向企業放貸，并且在放貸前后進行足夠的審查和監控工作，保證貸款資金流向高質量的且具有價值的項目和資產中；企業出于企業價值最大化的激勵向銀行借款，最終借款資金沒有被濫用而是投向可行的且NPV顯著為正的項目中。雖然這種條件在美國、英國、加拿大、日本等非政府控制銀行體系的發達市中普遍存在，但對于許多被政府所控制并且不是出于經濟性目的進行借貸的銀行體系中并不適用（Bailey et al.,2010）。如果是出于政治或者其他非經濟性目的進行借貸活動，銀行并不會進行大量的充分的貸前調查以及貸后監督和跟蹤工作，這些貸款資金也不一定投向有價值的項目和資產中，那么這類銀行貸款公告會產生相反的市場反應，即貸款公告負超常收益。為了理解銀行貸款公告在我國市場中的反應方向以及引起該市場反應的機制，本文利用我國深滬兩市上市公司2005年至2011年貸款公告的經驗數據，運用事件分析法和多元回歸分析法來檢驗我國上市公司貸款公告的市場反應以及貸款公告超常收益在新興市場中的反應機制。

二、文獻綜述

（一）盈余質量研究 盈余質量作為一種內部機制可以通過對企業管理者的投資行為進行約束進而提升公司的價值。第一，盈余質量與企業投資行為。Watts（2003）最早提出會計穩健性越高的企業越容易限制管理者機會主義報告行為并使得管理者隱藏不利投資項目的動機降低，因為高會計穩健性能夠使董事和外部投資者及時得到投資項目NPV為負的信號，并及時采取措施進一步避免不必要的損失。同時，會計穩健性能夠使管理者的不利投資和并購等決策在管理者任期內及時確認為盈余，影響管理者業績，因而企業管理者有動機及時終止不利投資項目（Ball and Shivakumar,2005）。故會計信息質量越高的公司在未來盈利能力和利潤水平就會越高（Ahmed and Duellman,2011），公司價值也會越高。第二，盈余質量與企業投資效率。Biddle et al.（2007）、Chen et al.（2011）等學者研究投資效率與會計信息質量的關系均發現會計信息質量同投資不足和投資過度負相關，表明高質量會計信息使公司的投資行為更加穩定，并在緩解過度投資方面發揮了巨大的作用，從而提高企業投資效率（Francis and Martin,2010）。

（二）貸款公告超常收益研究 銀行貸款公告超常收益的產生源于貸款公告向投資者傳遞了新的信息，當投資者吸收這些信息后，這些信息會在借款企業股票市場中反應出來。目前對貸款公告研究結果主要分為以下兩種：

（1）貸款公告正超常收益論。貸款公告正超常收益論主要集中在對發達市場的研究中。James（1987）發現市場對銀行貸款公告的反應為積極反應，后續研究進一步證實了James的結果，并且進行了有意義的拓展。Lummer and McConnell（1989）發現正超常收益只與順利重新簽訂的續借貸款協議有關。Slovin et al.（1992）的研究結果顯示企業規模越小，銀行貸款公告公布后的股票價格變動越顯著。Billett（1995）等學者研究發現，企業向聲譽越高，資信水平越好的銀行借款，貸款公告公布后的超常收益越高。Byers al.（2008）發現內部治理越差的企業，貸款公告超常收益越高。對于貸款公告正超常收益的現象主要通過銀行“信息制造說”以及“委托監督說”進行解釋的。“信息制造說”認為金融中介存在的意義就是制造信息。通過這種信息制造過程，銀行能夠解決投資者和上市公司的信息不對稱問題Brealey et al.（1977）?！拔斜O督說”認為銀行為了克服信息不對稱問題會對獲得貸款的企業進行監督，并且銀行監控相對于一般債權人更有效（Diamond,1984）。

（2）貸款公告負超常收益論。貸款公告負超常收益論主要集中在對新興市場的研究中。沈紅波等（2007）最早研究中國2005年股票價格對銀行貸款公告市場反應，研究發現中國上市公司在貸款公告窗口期會產生顯著的負超常收益。Huang et al.（2008）從大股東挪用甚至侵吞上市公司資金從而侵害小股東利益行為的角度解釋了中國的貸款公告產生負超常收益的原因。Bailey et al.（2010）則從貸款目的的角度解釋1999年到2004年中國上市公司288份貸款公告樣本市場反應顯著為負的原因，他們認為中國銀行業受政府影響較大，很多貸款是出于社會穩定等政治目的發放，故會出現負貸款公告超常收益。對于貸款公告這種負超常收益現象的解釋主要是通過資金使用方向進行解釋的。出于社會維穩等政治目的的貸款資金投放并沒有考慮企業的實際償還能力或者企業是否處于非健康經營狀態，故無法向外部投資者傳遞關于企業發展的積極信號，所以此類貸款并不會提高借款企業的價值。其次，借款企業本身內部治理可能并不完善，得到借款資金后更易助長管理者機會主義行為，這會對借款企業的價值產生負面影響，從而帶來貸款公告負超常收益。

三、理論分析與研究假設

（一）盈余質量與貸款公告超常收益率 根據已有文獻，銀行貸款超常收益現象可由以下兩種機制進行解釋：

（1）銀行債務治理效應機制：在銀行債務治理效應機制下，銀行以貸款價值最大化為目的運營，所以在利潤與效率激勵下銀行只會借款給經營狀況良好，且未來現金流量充足能夠進行債務償還的企業，唯此銀行才能保障貸款價值的最大化。因此在發放貸款前、中、后期銀行都會對借款企業各項能力進行分析，盡可能控制潛在違約風險，并減少承擔的可能損失。獲得銀行貸款的企業向市場表明企業通過了銀行對該企業經營狀況的審核，通過審核銀行認定企業有足夠的發展潛力、較強的債務償還能力，這些能力的認定有助于企業提升價值，但是這些能力對外部投資者而言難以觀察到，所以，對于盈余質量越低的企業，外部投資者和企業管理者之間的信息不對稱程度越高，即投資者對借款企業各項能力的觀測和分析越有限，外部投資者會通過降低預期每股價格以反映觀測有限帶來的可能損失，但有效的銀行貸款決策可以降低外部投資者觀測有限的缺陷。這些銀行決策帶來新信息反映在每股價格上就是外部投資者調整以往低估的每股價格，所以貸款公告后會出現正超常收益。

（2）盈余質量治理效應機制：在盈余質量治理效應機制下，銀行對企業貸款的監督等約束相對于債務治理效應機制下更弱，所以，企業自身的高盈余質量反而可以作為一項內部治理的約束機制對企業的貸款用途予以約束。對于盈余質量本身較高的企業，企業在向銀行貸款后，首先由于管理者在經營、投融資等決策中能更好的進行自我約束，對資金的使用較謹慎，借款企業出現過度投資、投資不足等的可能性較小，即貸款會流向具有價值的資產和項目，這將會給企業未來帶來穩定的現金流入，最終提升企業的價值；其次，企業進行債務融資，由于定期要支付固定的融資成本，這也無形中向管理層施加了壓力，促使他們竭盡全力經營企業，提升企業績效，保證債務能夠按期償還，以此來維護企業和管理者自身良好聲譽。所以，對于盈余質量越高的企業，投資者將能予以識別，并看好企業貸款舉措，最終的結果是帶來貸款公告的正超常收益。而對于盈余質量低的企業，貸款資金的取得可能是出于政治性目的或是其他非經濟性目的，最終貸款資金并不一定流向NPV為正的項目，容易出現貸款資金的挪用、濫用現象從而提高了代理成本，這些都會向市場傳遞不良信號，并且銀行貸款增加了盈余質量較低企業進行資金挪用、投資過度的機會，更容易導致企業價值降低，影響到投資者的收益，投資者將不會看好該類貸款公告，降低銀行貸款公告事件后的借款企業的每股價格預期，所以，盈余質量越低的企業會出現顯著的負的超常收益。

通過以上對貸款公告影響借款企業股票價格機制的分析，不難發現若債務治理效應機制存在且有效，對于盈余質量越低的企業，即信息不對稱程度越高的企業，通過債務治理效應機制的作用，能更大程度降低企業與投資者之間的信息不對稱，故會產生貸款公告正超常收益，并且盈余質量越低，貸款公告超常收益越高。而若盈余質量治理效應機制存在且有效，那么對于盈余質量高的企業，由于本身具有良好的企業治理機制，貸款資金的注入能夠投向有價值的資產或者項目，較少出現投資過度、資金掏空等現象，所以銀行貸款公告會帶來的正超常收益，且盈余質量越高，貸款公告超常收益率越高；反之，貸款公告超常收益率越低。由于貸款公告可以通過盈余質量治理效應機制和債務治理效應機制來影響貸款事件后企業股票的超常收益，并最終影響到企業價值，而這兩種機制的總效應取決于哪種機制占主導作用。

基于以上分析本文得到以下備擇假設：

假設1a：若債務治理效應機制存在且有效，那么盈余質量和銀行貸款公告超常收益率之間存在顯著的負相關關系，且貸款公告會帶來較為顯著的正超常收益

假設1b：若盈余質量治理效應機制存在且有效，那么盈余質量和銀行貸款公告超常收益率之間存在顯著的正相關關系

（二）信息不對稱、盈余質量與貸款公告超常收益率企業與外部投資者信息不對稱程度越高，貸款資金能否得到有效利用、是否存在嚴重的代理成本、貸款是否能到期償還等問題對于投資者和銀行的不確定性程度越高。所以，投資者會降低企業每股價格預期，以減少這些可能問題發生引起的不必要損失。與此同時，這種信息不對稱程度也會降低貸款公告的有效信息含量，從而降低貸款公告超常收益率。所以，若盈余質量治理機制存在且主導，那么信息不對稱程度越低的企業，盈余質量相對會越高，企業內部治理能力越強，貸款公告會帶來越高的超常收益，即信息不對稱程度與貸款公告超常收益負相關。若債務治理效應機制存在且主導，銀行貸款決策的公告能很好的補充信息不對稱引發的貸款公告有效信息含量較少問題，所以貸款公告會出現正超常收益，且信息不對稱程度越高，貸款公告超常收益越高?；谝陨戏治隹傻玫揭韵录僭O：

假設2a：若債務治理效應機制存在且有效，信息不對稱程度與貸款公告超常收益正相關

假設2b：若盈余質量治理效應機制存在且有效，信息不對稱程度與貸款公告超常收益負相關

（三）投資不足、盈余質量與貸款公告超常收益率

童盼和陸正飛（2005）在研究我國負債融資及負債來源對企業投資行為的影響時發現對于負債比例越高的企業，企業投資規模越小。即企業在面臨資金約束情況下，更可能出現投資不足現象。在企業獲得銀行貸款后這種投資不足的狀況能夠得到有效緩解，所以企業在遇到好投資機會時能夠及時把握，提高了企業的投資效率及企業價值，從而帶來貸款公告超常收益。與此同時，企業獲得銀行貸款后，企業自由現金量增多，企業的管理者為獲得更多管理層升遷機會，會高速擴張企業規模、涉獵投資不熟悉行業，可能出現投資過度傾向，從而對企業價值產生影響。

若企業原本存在很好的盈余質量治理效應機制，由于不良投資損失可以得到及時確認、不良投資行為得到及時制止，管理層不會冒險去進行過度投資以避免對自己的職業生涯產生影響，所以企業借款所得資金能夠投向有價值的項目和資產中，最終提升企業價值。因此，盈余質量越高但越存在投資不足傾向企業的貸款公告超常收益越高。若債務治理效應機制主導，首先債務治理效應帶來的貸款公告超常收益主要是通過解決信息不對稱問題帶來的，企業投資是否存在不足傾向無法解決信息不對稱問題；其次，銀行對企業貸款去向跟蹤在有效性和及時性上不如企業自身良好的公司治理所帶來的，所以對于存在投資不足傾向企業，盈余質量同貸款公告超常收益間的關系不如盈余質量治理效應機制明顯。基于以上分析可得到以下假設：

假設3a：若債務治理效應機制存在且有效，當企業存在投資不足傾向時，盈余質量與貸款公告超常收益率無明顯相關關系

假設3b：若盈余質量治理效應機制存在且有效，當企業存在投資不足傾向時，盈余質量與貸款公告超常收益率正相關

三、研究設計

（一）樣本選擇和數據來源 貸款公告的樣本數據由深滬兩市交易所披露的公告中手工整理。貸款公告來源于2005年1月到2011年12月的披露數據，共得到650個貸款公告樣本。在搜集的貸款公告中本文剔除以下特征樣本：貸款金額缺失和貸款金額較小的公告、在事件窗口其內出現重大事件的公告、金融和保險類企業的公告、在窗口期內被標注了的ST以及ST*公告、最高額度授信協定貸款公告和委托貸款公告。

（二）模型建立和變量定義 本文采用事件研究方法，將企業發布的銀行貸款公告看成事件，并將貸款公告前第120日到第20日作為貸款公告事件估計期，利用市場模型計算事件后的超常收益，以考察銀行貸款公告的市場反應及其影響因素。根據夏立軍（2003）等研究，本文采用Jones截面模型來計算上市公司的盈余質量。本文對Jones截面模型進行分行業回歸，運用回歸結果中的殘差絕對值來度量特定上市公司的盈余質量（DA）。

（1）假設1檢驗模型。根據沈紅波（2007）等的研究，本文選取企業規模SIZE，盈利能力ROA，資產負債率LEV，自有資金充裕度Fcfo，企業成長性Growth，企業治理Gov，企業年齡Age，審計意見Audit，年份Year，行業Industry等做作為檢驗模型的控制變量，同時為了避免被解釋變量和解釋變量間存在的同期性偏見，解釋變量采用滯后一期的數值來建立計量檢驗模型。

（2）假設2檢驗模型 為了檢驗假設2，模型（2）在模型（1）基礎上納入了信息不對稱程度對盈余質量與貸款公告超常收益的影響。本文采用Kanagaretnam et al.（2007）處理方式來衡量企業信息不對稱程度（Hinfoasy），即采用本文事件窗口估計期［-20,-120］內用市場模型計算企業β系數時的殘差標準差作為衡量企業和外部投資者之間的信息不對稱的代理變量。本文先將298個貸款公告在事件窗口估計期市場模型計算企業β系數時的殘差標準差進行排序，高于中位值的Hinfoasy取1，低于中位值的Hinfoasy取0。

（3）假設3檢驗模型。為了檢驗假設3，模型（3）在模型（1）基礎上納入了企業是否存在投資不足傾向這一因素以考察對盈余質量與貸款公告超常收益關系的影響。模型（3）在模型（1）的基礎上增加了uninv這一虛擬變量，當借款企業存在投資不足傾向時uninv取1，反之取0。借款企業是否存在投資不足傾向的劃分標準本文參照Biddle et al.（2009）的選取方式，即采用現金余額比例和財務杠桿兩種標準。

四、實證檢驗分析

（一）描述性統計 表1顯示了貸款公告所有298樣本的行業分布情況，本文搜集的貸款公告廣泛分布于各個行業，但是絕大部分集中在制造業，共有141份貸款公告樣本來自于制造業，占全樣本47%。其次是房地產業和交通運輸業，位列第二和第三，分別占全樣本的13%和12%。表2中的描述性統計結果顯示，CAR在貸款公告窗口期的平均累計超常收益率為-1.7%，DA的均值為0.108，中位值為0.087，這意味著樣本中存在著一些盈余質量非常低的樣本，即樣本中的盈余質量差異較大。Age平均在11年左右，說明貸款公告樣本中涉及的企業上市公司建立時間較長。LEV在53.6%左右，同相關研究相比本文貸款公告樣本中企業的資產負債率較高。ROA均值為4.96%，該值與同類研究相似。Fcfo的均值和中位值差別較大，說明貸款公告在自由現金流量上的差異度較大，Gov即第一大股東持股比例為39%說明樣本中股權集中度較高。Audit均值為0.98，說明貸款公告樣本涉及的企業大多在上一年度的財務報表的審計意見為標準審計意見。Growth極大值和極小值間均存在較大的差異，說明貸款公告樣本成長能力差異度較大。

表1 行業分布

表2 描述性統計量

（二）相關性分析 表3Pearson相關系數表中，可以發現貸款公告超常收益率同可操控性應計（DA）間負相關，兩者相關性在1%水平上顯著且Pearson系數為-0.175，這初步表明企業可操控性應計越低，盈余質量越高，貸款公告超常收益率越高。同時，可操控性應計與其它解釋變量之間的Pearson相關系數較低，表明DA同其他解釋變量之間線性關系較弱。

表3 Pearson相關系數表

（三）貸款公告超常收益分析 圖1顯示了所有樣本在銀行貸款公告事件附近期間的平均超常收益和累計超常收益變化。數據樣本為298家篩選出來的銀行貸款公告，涉及184家上市公司。平均而言在企業宣布銀行貸款公告后的第2日后超常收益開始出現較為明顯的下跌。同時在公告日第-15日開始，AR與CAR均有較為明顯的下跌，這可能是由于內部貸款公告消息被提前泄露，使市場很早出現較為明顯的反應?？偟膩碚f，市場對銀行貸款公告的反應整體上顯著為負。CAR（-15，15）的P值為0.0456，并且，累計超常收益在5%水平上為負。超常收益顯著為負說明投資者整體不看好企業進行貸款融資?？赡艿脑蚴?，我國上市公司有約70%為國有或者國家控股，同時，樣本中的貸款銀行大部分也是國有或者國家控股的銀行，所以很多貸款出于政治考慮，貸款資金并未投放到能增加企業價值的項目和資產中，故出現負的超常收益。這一現象直接支持了假設1b并拒絕支持了假設1a。

圖1 窗口期全樣本的累積超常收益和平均超常收益

此外，本文對（-5，5），等多種事件窗口的累積超常收益進行檢驗，具體如表4，在（-15，-9）超常收益通過了5%水平上的顯著性檢驗，說明市場對貸款公告事件提前做出了反應，在事后（3，15）窗口超常收益在10%水平上通過了顯著性檢驗，說明還存在一部分投資者對貸款公告事件反應較為遲鈍。但是無論從事前還是事后角度來考察，貸款公告事件總是帶來市場負面反應，即負超常收益。

（四）回歸分析 本文檢驗了盈余質量和貸款公告超常收益率之間的關系，在表5中的各模型檢驗結果中，各個解釋變量的VIF值均小于2，說明不存在強烈的多重共線性問題。且所有模型F值均通過顯著性檢驗。（1）表5中模型A和模型B的回歸結果表明，盈余質量同貸款公告累計超常收益率關系均在1%水平上顯著相關，且盈余質量越高，貸款公告超常收益率越高。即盈余質量治理效應機制在銀行貸款公告超常收益率中起到主導作用。（2）模型C檢驗了假設2，從模型B到模型C，由于交叉項的引入DA的系數符號方向發生了變化，但是這種方向的變化并不影響最終結果的解釋。在模型B中盈余質量每提升1%，貸款公告超常收益提升0.287%。在模型C中，DA的系數僅僅度量了Hinfoasy=0時的影響，但是，由于無摩擦的完美市場在現實中并不存在即Hinfoasy值為0無意義，并且本文對（Hinfoasy×DA）以及DA系數之和進行了F檢驗，檢驗結果在1%的置信水平上拒絕了（Hinfoasy×DA）與DA系數之和為0的原假設，由此可得，盈余質量對貸款公告超常收益的影響是-0.011+0.690=0.689，即盈余質量每提升1%，貸款公告超常收益在1%顯著性水平上提升0.689%，將Hinfoasy均值0.5帶入得盈余質量每提升1%，貸款公告超常收益提升0.334%（-0.011+0.690×0.5=0.334），該值與模型A與模型B結果一致。這一結果進一步支持了假設H1b。同樣的，為衡量信息不對稱對貸款公告超常收益的影響，本文將DA中位值0.087帶入，以觀測信息不對稱對貸款公告超常收益的影響，結果發現一般而言，信息不對稱程度高組（Hinfoasy=1）比信息不對稱低組（Hinfoasy=0）的貸款公告超常收益平均低0.03（0.03-0.087×0.690=-0.03），說明信息不對稱程度越高，貸款公告超常收益越低，這一結果直接拒絕支持債務治理效應機制，間接支持了盈余質量治理效應機制。（3）模型D檢驗了假設3。在模型D中盈余質量與貸款公告超常收益顯著正相關，并且Uninv虛擬變量也與貸款公告超常收益率正相關。這一結果支持了假設H3b，也進一步驗證了假設H1b的可靠性。從模型D的檢驗結果可以看出投資不足與盈余質量（Uninv×DA）的交叉項在5%置信水平上顯著正相關。這表明對于盈余質量越高但存在投資不足傾向的企業，貸款公告超常收益率越高，因為該種狀態下貸款資金的注入能緩解投資不足的現狀，所以能帶來公司價值的提高。說明在高盈余質量和投資不足共同作用下投資者越看好這種狀態下的貸款公告，這兩種效應疊加作用更能產生更高的貸款公告超常收益。從模型具體結果來看，模型D中盈余質量每提升1%，貸款公告超常收益將提升0.625%（0.18+0.445）。提升比率大于B模型中的0.289%，故支持了假設H3，即在投資不足狀況下盈余質量治理效應機制相對于債務治理效應機制帶來的盈余質量與貸款公告超常收益正相互作用越明顯。（4）模型E同時考慮了盈余質量，信息不對稱以及投資不足對貸款公告超常收益的影響，該結果與A、B、C、D模型的檢驗結果一致，進一步支持了盈余質量治理效應機制在貸款公告超常收益上的主導作用。

表4 累計超常收益檢驗結果

表5 盈余質量與貸款公告超常收益率

五、結論

本文以我國2005年至2011年7年滬深兩市298個貸款公告為研究樣本，實證檢驗了我國上市公司銀行貸款公告的市場反應及引起該市場反應的機制。結果發現：首先，我國上市公司貸款公告在事件窗口內會帶來顯著的負超常收益，說明貸款公告是通過盈余治理效應機制反映到貸款公告超常收益上的。其次，盈余質量越高的企業，貸款公告超常收益率越高，信息不對稱程度越高，貸款公告超常收益率越低，這進一步證實了貸款公告市場效應是通過盈余治理效應機制反映到貸款公告超常收益上的。盈余質量越高的公司，出現過度投資、投資不足等問題的可能性較小，并且更可能將貸款資金投向NPV為正的項目中，最終帶來企業價值的提升，反映在貸款公告超常收益上。最后，通過對企業特征進行分析，本文發現對于投資不足但是盈余質量較高的企業，向銀行借款可以顯著提升企業的價值，帶來貸款公告超常收益。同時，企業與外部投資者之間信息不對稱程度越高，向銀行借款越會降低企業的價值，帶來負貸款公告超常收益。這進一步驗證了在貸款公告市場反應中起主導作用的是盈余質量治理效應機制。

基于上述結論，提出研究建議如下：第一，為了提高企業在銀行貸款后的價值，企業自身需要規劃資金的使用用途，謹慎的使用資金，將資金投向效率最高價值最大的項目中。企業可以通過提高企業的盈余質量對管理者不恰當使用資金的行為加以約束。同時，對于盈余質量高的但是面臨投資不足問題的企業，企業可以積極向銀行尋求貸款緩解相應問題，因為實證研究結果顯示投資者能夠識別出投資不足企業，向銀行借款有利于提升企業價值。第二，貸款在貸款公告事件日前提前出現了顯著的市場反應，說明我國上市公司存在信息提前泄露的狀況，我國證券市場進一步需要規范上市公司信息披露程序，嚴格規范信息披露時間，確保每個投資者獲得公告信息時間一致，提升證券市場效率和公平性。在貸款公告事件日之后也有一部分延遲反應，說明投資者反應較為緩慢，需進一步加強投資者的投資理念和心理素質。第三、本文貸款公告超常收益中債務治理效應機制的作用較少，說明我國銀行在向企業借款過程中同發達市場相比發揮的信息制造和委托監督的作用不強，對于盈余質量較低企業，銀行可以通過嚴格的貸后監督，加強企業貸款資金的使用效率，同時對于借款比較多企業，銀行可以通過適當持股，用銀行的先進管理經驗直接參與企業的治理，加強對企業的內部控制和經營監督，有利于提升企業的價值和完善我國銀企關系。

［1］沈紅波、張春、陳欣：《中國上市公司銀行貸款公告的信息含量》，《金融研究》2007年第12期。

［2］童盼、陸正飛：《負債融資,負債來源與企業投資行為》，《經濟研究》2005年第5期。

［3］夏立軍：《盈余管理計量模型在中國股票市場的應用研究》，《中國會計與財務研究》2003年第2期。

［4］Fama E F.What's different about banks?.Journal of Monetary Economics,1985.

［5］Diamond D W.Monitoring and reputation:The choice between bank loans and directly placed debt.Journal of Political Economy,1991.

［6］Bailey W,Huang W and Yang Z.Bank loans with Chinese characteristics:some evidence on inside debt in a state-controlled banking system.Journal of Financial and Quantitative Analysis,2011.

［7］Watts RL.Conservatism in accounting part II:Evidence and research opportunities.Accounting Horizons,2003.

［8］B Ball R and Shivakumar L.Earnings quality in UK private firms:comparative loss recognition timeliness.Journal of Accounting and Economics,2005.

［9］Ahmed A S and Duellman S.Evidence on the role of accounting conservatism in monitoring managers’investment decisions.Accounting and Finance,2011.

［10］Biddle G C and Hilary G.Accounting quality and firm-level capital investment.The Accounting Review,2006.

［11］Chen F,Hope O K,Li Q,et al.Financial reporting quality and investment efficiency of private firms in emerging markets.The Accounting Review,2011.

［12］Francis JRand Martin X.Acquisition profitability and timely loss recognition.Journal of Accounting and Economics,2010.

［13］James C.Some evidence on the uniqueness of bank loans.Journal of Financial Economics，1987.

［14］Lummer SL and McConnell JJ.Further evidence on the bank lending process and the capital-market response to bank loan agreements.Journal of Financial Economics,1989.

［15］Slovin M B,Johnson SA and Glascock JL.Firm Size and the information content of bank loan announcements.Journal of Banking&Finance,1992.

［16］Billett M T,Flannery M J and Garfinkel J A.The effect of lender identity on a borrowing firm's equity return.The Journal of Finance,1995.

［17］Byers SS，Fields L P and Fraser D R.Are corporate Gov and bank monitoring substitutes:Evidence from the perceived value of bank loans.Journal of Corporate Finance,2008.

［18］Brealey R,Leland H E and Pyle D H.Informational asymmetries,financial structure,and financial intermediation.The Journal of Finance,1977.

［19］Diamond D W.Financial intermediation and delegated monitoring.The Review of Economic Studies,1984.

［20］Huang W,SchwienbacherA and Zhao S.When bank loans are bad news:evidence from market reactions to loan announcements under the risk of expropriation.Journal of International Financial Markets,Institutions and Money,2012.

［21］KanagaretnamK,Lobo GJand Whalen D J.Does good corporate Gov reduce information asymmetry around quarterly earnings announcements？.Journal of Accounting and Public Policy,2007.