賣空與審計費用

劉淑君

摘要：基于2010年我國推出融資融券業務的“準自然實驗”，本文采用雙重差分模型考察賣空機制對審計費用的影響效應。研究發現，進入賣空名單的企業，投資者會挖掘上市公司負面信息獲利，而管理層為了個人私利會隱藏某些信息，從而使得審計師提高其審計費用。國有公司因為其所有權性質的特殊性，相對于非國有企業，也會承擔更多的審計費用。

關鍵詞：賣空 審計費用 產權性質

一、引言

賣空機制是在投資者預期股價下跌，先借入股票并出售，等到股價下跌時再買入返還并獲利的行為。2010年，我國正式放開對賣空機制的限制。賣空機制的引入使得公司的負面信息能夠迅速的反映到股價的波動中（Aitken et al.，1998;Danielsen&Sorescu，2001）顯著改善了標的股票和整個市場的定價效率（李志生，2015）。此外，也有部分學者研究了賣空機制的治理效應，賣空機制使得公司財務錯報更容易被發現（Karpoff and Lou，2010;Fang et al，2013）嚴重則會面臨退市（Desai et al，2002）。

賣空機制的引入，使得投資者更多的關注于公司的負面消息，而管理層由于私利等動機更傾向于隱匿公司的壞消息，從而加大了審計風險和審計成本。國有公司因為其所有權性質的特殊性，相對于非國有企業，賣空機制的引入也會承擔更多的審計費用。

本文的貢獻體現在：首先，審計費用一直是審計領域的研究熱點，有眾多學者深入研究了影響審計費用的各項因素，本文的分析在經驗上提供了證據，在審計費用的決定因素方面加深了理解。另外，此前很少有學者研究審計費用和賣空間的關系，充實了賣空方面的研究文獻。

二、文獻綜述

賣空機制實行后，公司的負面信息能夠迅速的反映到股價的波動中（Aitken et al.，1998;Danielsen&Sorescu，2001），能夠抑制股價暴跌，對股價暴漲沒有影響（許紅偉，2012;李志生，2015）。放松賣空管制會明顯改變經營業績較差公司的投資決策和增長期權的價值（靳慶魯，2015），并通過彌補內部治理水平的不足而規制著企業的融資行為（顧乃康，2017）。

劉斌（2003）發現上市公司的大小、經濟業務復雜與否以及上市公司所在地都會影響上市公司審計收費。伍利娜（2003）認同盈余管理與審計費用存在之間的關系顯著為負，而劉運國（2006）認為審計費用和盈余管理存在正向關系。此外，有學者發現公司大小、審計單位是否為國際5大（4大）所審計（伍利娜，2003）、公司治理結構（蔡吉甫，2007;李越冬，2014）、客戶集中度（王雄元，2014）均對審計費用產生不同程度的影響。

三、研究假說

賣空機制的推出增加了投資者獲益的方式，只有獲取了私有信息的投資者才傾向于賣空交易（Diamond，1987）。所以這就使得投資者更多的去挖掘賣空公司的負面消息，財務報告存在可疑信息的上市公司往往會吸引更多投資者的關注度（Karpoff，2010）。賣空機制的引進使管理層更有動機去隱藏負面消息。在此情形下，為避免因發表不當審計意見而被投資者、債權人等利益相關者起訴的潛在損失，審計師一方面可能通過增加審計程序等方式降低重大錯報風險;另一方面，當無法通過增加審計投入消除風險時，則收取相應的風險溢價。

本文提出研究假說H1：賣空機制的引入會顯著提高公司審計收費。

國有企業和非國有企業在所有權存在著較大差異，這就導致了兩者的信息披露機制也存在不同。國有企業更為嚴重的代理問題和監管機制的欠缺導致管理層產生了道德問題，政府的社會性目標也使國有公司不再股東利益最大化為主（郝東洋，2015）。國有企業面臨的信息披露風險和訴訟風險更高，導致注冊會計師要求更高的審計補償費用。

本文提出研究假說H2：相對于非國有公司，可賣空國有公司審計收費的提升更高。

四、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選擇2008-2016年A 股全部非金融類上市公司為研究樣本。數據全部來源于國泰安數據庫。為了本文結論的嚴謹性，剔除了缺失值。在進行完以上操作后，所有變量均收集到11844個樣本。為了避免極端值對研究結果的影響，本文對所有連續變量觀測值進行了縮尾處理。

（二）研究模型與變量定義

為了驗證假設H1：賣空機制的引入會顯著提高公司審計收費，本文提出以下模型

模型（1）中的Lnfee為被解釋變量，表示的是企業的審計費用的對數。解釋變量為short，表示的是賣空的虛擬變量，企業本年度可買空取1，否則取0。若假設H1成立，回歸系數β1顯著為正，意味著進入買空機制的公司，其審計費用得到了提高。

為了驗證假設H2，本文首先構建了如式（2）所示的檢驗模型，目的是為了考察國企和非國企在賣空機制引入后審計費用是否存在差異。

具體地，本文選取Lnfee為被解釋變量，表示的是本年度企業的審計費用的對數。解釋變量為short，表示的是賣空的虛擬變量，SOE表示股權性質的虛擬變量。SOE*short為short與SOE的交乘項，是為了觀察國有企業可賣空后對審計費用的影響。若假設H2成立，那么回歸系數β2將顯著為正。

五、實證檢驗與分析

（一）描述性統計

我們首先對上述模型中提及的所有變量進行描述性統計。結果可如表1所示，Lnfee的平均值為13.569，均值標準差為0.679，說明公司的審計費用存在些許差別。short、SOE的平均值分別為0.214和0.428，表示在所有的樣本中，可賣空的企業占21.4%，國有企業占42.8%。CD的平均值為0.227，表示在所有的樣本中，披露內部缺陷企業占22.7%，比例約為總樣本的四分之一，比例并不是特別高。

（二）多元回歸模型檢驗結果

為了驗證假說H1，我們根據模型（1）進行回歸，考察了企業賣空是否影響企業的審計費用，結果如表2第一列所示。企業是否賣空的總樣本與企業的審計費用Lnfee正相關，系數的顯著性水平為1%。表明可賣空后，企業的審計費用顯著提高，假說H1得到驗證。

在假說H1的基礎上，本文利用模型（2）對國有企業賣空與企業審計費用的關系進行檢驗，結果如表2第二列所示。從表中我們可以看出，國有企業是否賣空的樣本與企業審計費用正相關，系數的顯著性水平為1%。另外，國有企業賣空的系數0.102大于企業賣空的系數0.0872，說明假說H2得到驗證。

（三）穩健性檢驗

本文從以下方面進行了穩健性檢驗，以保證主要研究結論的可靠性，因篇幅限制，并未將回歸結果列出。

1.被解釋變量的重新定義。將被解釋變量滯后一期。short和交互項SOE*short的回歸系數為正，顯著性水平為1%。與前文結果一致。

2.賣空樣本的重新定義。慮按照如下方式對賣空樣本加以擴充：如果一家上市公司的股票在本年度可以進行賣空交易，即可放入樣本中。short和交互項SOE*short的回歸系數為正，顯著性水平為1%。可以驗證本文所提出的假設。

六、結論和啟示

本文通過雙重差分模型，來考察引進賣空機制后對審計費用的影響，并在此基礎上，進一步探究了國有企業和非國有企業的區別。研究發現：與對照組相比，進入賣空名單的企業的審計費用會顯著提高。在此基礎上，本文發現國有企業在可賣空后比非國有企業會面臨更高的審計費用。

本文探討了賣空機制和審計收費之間的關系，未來還可以發現新的角度，如賣空會提高股價的定價效率，但同時也會使得股價可能會下跌，可賣空公司的機構投資者對股票如何調整將實現盈利。

參考文獻：

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[13]Fang，V.W.A.Huang，and J.Karpoff .Short Sellingand Earnings Management：a? Controlled Experiment.Working Paper，2013.

作者單位：上海對外經貿大學