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摘要：賣空機制作為一種金融創新，如何在提高證券市場定價效率的同時，有效發揮外部治理功能、改善公司治理、間接推動國內資本市場健康發展成為理論和實踐中的一項重要課題。運用多元回歸模型對國內賣空機制改變審計風險、進而影響審計收費行為的實證檢驗表明，隨著股票賣空比率的上升，公司審計收費也相應增加。而股票賣空比率與公司審計費用受制度環境影響顯著，在市場化水平較高的地區，公司審計面臨來自投資者更大的壓力。此外，公司審計收費與股票賣空比率的正相關關系會因賣空機制的存在變得更加顯著。

關鍵詞：賣空比率；審計收費；審計風險；市場化水平

一、引言

賣空機制是在預期市場下跌的情況下，預先借入他人的股票賣出，再在低位買回償還借方平倉獲利的機制。賣空交易指投資者出售通過合法手段借入的證券而獲利的證券操作方式。美國和日本分別于1934年和1951年引入賣空機制，香港則于1994年推出受監管的賣空制度。2010年3月31日我國正式啟動融資融券交易試點，盡管從標的證券范圍、擔保品范圍、交易規則等方面看，國內融資融券業務的制度設計都顯著區別于國外的賣空制度，但一定程度意味著國內資本市場賣空管制的正式放開。近年來，融資融券業務得到快速發展，標的股票由試點初期的數十只股票發展到2017年6月的近900只可交易標的股票，滬深兩市融資融券余額高達8732.35億元。盡管人們對于賣空機制是否會加劇資本市場的波動性以及誘發資產泡沫的判斷尚未達成一致，但作為一種金融創新，賣空機制對于完善資本市場功能、提高證券交易活躍度、提升股票市場流動性等方面的作用是確定的。此外，賣空機制也是實現市場合理定價的重要手段，有助于公司股價充分反映公司信息，實現證券內在價值，同時也對公司經營產生監督制約，有利于改善公司信息環境，推動公司治理水平的完善提高。第五次全國金融工作會議把完善公司治理、加快資本市場發展放在了更加重要的位置。作為一項公司外部治理機制和資本市場的重要制度安排，賣空機制可以通過改變審計風險、進而影響審計收費行為等途徑發揮積極作用。在賣空機制下，賣空交易者往往是更加精明的報表使用者，賣空交易比率①的提升會誘使其投入更多時間和精力搜集和分析公司信息，而公司管理層為隱藏負面信息而操縱財務報表的概率加大，這些因素都增加了審計的責任和審計錯報的風險，相應的審計師會加大審計工作量并提高審計費用。從這條邏輯主線可以看出，隨著賣空機制這一外部市場環境建設水平的提升，會計、審計等等機構自律性、公正性和專業化水平也會提升，這有助于加強外部市場約束，為深化資本市場金融改革提供良好環境。因此，隨著我國融資融券業務的穩步發展，以及會計、審計等市場外部約束機制的日趨完善，本文創新性地將賣空比率作為影響因素拓展至公司審計領域，一方面可以深化對公司審計費用影響因素的理解，另一方面也深化了對國內融資融券業務相關經濟后果的認知，對于完善上市公司治理、推動國內資本市場健康發展提供了新的視角。

二、文獻回顧

從當前國內外關于賣空機制的研究看，主要圍繞兩個領域展開：一是關于賣空機制對資產價格波動和資產泡沫的影響；二是圍繞賣空機制對市場效率和公司行為的影響。此外，隨著各國資本市場的發展、創新和影響力的不斷擴大，資本市場賣空機制對于審計風險和審計收費領域的影響日益成為一個新的研究領域。

（一）關于賣空機制對資產價格波動和資產泡沫影響的研究。

現有的研究對于賣空機制是否會加劇資本市場的波動性并誘發資產泡沫尚未形成定論。有效市場理論從有效市場的無套利均衡出發，認為賣空機制并不支持資產泡沫現象的存在。但現實中，賣空限制總一定程度存在于證券市場。Allendetal（1993）提出賣空限制是資產泡沫產生的必要條件之一。Scheinkmanetal（2003）構建了資產泡沫均衡模型，分析提出存在賣空限制會減少套利，進而導致資產泡沫和資產價格波動的增加。胡華鋒（2012）利用香港市場數據，也發現賣空額度變化可以解釋資產價格波動性變化。但有研究認為，賣空機制和行為與資產價格波動和資產泡沫之間的關系還存在許多其他影響因素。Gallmewyeretal（2008）對投資者情緒和風險感知納入研究模型后發現，賣空約束對資產價格是否被高估具有不確定性，這為未來研究賣空機制和資產價格之間的關系提供了研究方向。

（二）關于賣空機制對市場效率和公司行為的影響。

從國外研究看，融券研究主要討論賣空機制對市場效率和公司行為的影響。前者分析賣空機制如何影響信息傳遞，如何影響價格形成，進而影響市場的流動性和波動性（HongandStein，2003）；后者則從個人動機和行為的角度，探討賣空機制如何影響股東、管理層以及其他利益相關者的決策（Fangetal.,2013）。從國內研究看，研究主要分析其對市場效率的影響。部分研究結論支持融資融券的積極作用，如引入賣空機制將有利于穩定市場（陳進國和張貽軍，2009），有助于發揮價格發現機制（古志輝等，2011）等。但是，廖士光（2011）利用2010年滬深兩市融資融券標的證券確定和調整事件，分析得出，融資融券交易未能發揮價格發現功能。因此，目前關于融資融券如何影響市場效率，現有研究沒有形成一致的觀點。

（三）審計風險及審計收費領域有關研究。

隨著各國資本市場的發展、創新和影響力的不斷擴大，人們對于資本市場賣空機制如何影響審計風險和審計收費的關注也不斷提升。Simunic（1980）首次建模來研究審計工作量和審計費用的決定因素。繼Simunic開創性的研究之后，包括Hayetel.（2006）在內的眾多學者開始研究審計收費與客戶性質之間的關系，認為客戶性質對審計風險有重要影響。Hay（2006）的研究為檢驗哪些風險因素會影響審計費用提供了強大的證據支撐，這些風險因素包括客戶規模、客戶復雜度（如客戶旗下有幾家子公司）以及較難審計賬戶所帶來的固有風險（如存貨、應收賬款等）。李爽和吳溪（2004）認為，對于高風險企業，由于面臨訴訟可能性較大，審計費用相應提高，審計收費存在風險溢價，由此提出公司風險與審計費用之間相關聯。盡管上述研究已取得積極進展，但對融資融券業務影響公司審計收費進而對改善公司治理等領域的研究還不多，成為今后研究的重點方向之一。

三、理論分析及研究假說

（一）賣空比率對審計收費的影響。

關于賣空比率對審計收費的影響，可從投資者角度和公司管理層角度兩方面進行分析：首先，賣空交易會激勵投資者挖掘公司的負面信息，識別出公司財務的舞弊行為。由于賣空交易有抵押受限、下行風險無限性的特點，持有的賣空頭寸的成本較高，賣空交易者只有掌握了一定可靠的內部信息時才會進行賣空交易。因此，賣空交易者會投入大量時間和精力搜集和分析公司信息。其次，賣空交易會加大股票下行壓力，出于私人利益最大化考慮，如維護股權激勵的價值、職業前景等，公司管理層隱藏負面信息的動機也相應增強，使得財務報表操縱的可能性提高。根據審計風險模型的定義：可接受檢查風險=可接受審計風險/評估的重大錯報風險，可知評估的重大錯報風險隨著財務報表操縱可能性的增加而增加，在其他條件不變的情況下，審計的可接受檢查風險如需要降低到可接受審計風險得到合理保證的程度時，就要相應擴大審計工作量，并影響了審計收費。基于上述分析，提出以下假說：假說1：股票賣空比率越高，公司審計收費也越高。

（二）市場化水平對賣空比率與公司審計收費間關系的影響。

制度環境對公司經營行為具有較大影響，我國各地的市場化水平有較大的異質性，討論公司所在地區的市場化程度如何影響賣空比率與公司審計收費的關系更具有現實意義。在市場化水平相對高的地區，賣空交易會更活躍，有助于賣空機制發揮市場定價和外部治理作用；同時，市場化水平的提高伴隨著法制環境的優化，投資者運用法律手段對會計師事務所的訴訟的情況會更有可能發生，審計師為減少這樣的情況發生，會通過增加審計工作預先防控訴訟風險，進而推升審計費用。由此可見，作為一項公司外部治理機制，賣空機制對公司經營行為的監督制約機制在市場化水平較高的地區能夠更好的發揮作用，對于審計費用風險意見的影響也更加顯著。基于上述分析，提出以下假說：假說2：相對于市場化水平較低地區，市場化水平較高地區公司賣空比率和審計收費的正相關關系更顯著。

四、研究設計

（一）樣本與數據來源。

本文以深滬兩市所有上市公司為研究對象，以2010-2016年為樣本期間，并按以下標準篩選公司：剔除金融類公司，剔除其他相關數據缺失公司，剔除上市公司股票本年度可賣空時間小于三個月的樣本。研究使用的公司財務數據來自CSMAR數據庫。為消除極端值的影響，在進行回歸分析時對所有連續變量進行了頭尾1%的Winsorize處理，共得到1773個有效數據觀察值。

（二）檢驗模型。

為檢驗上面的兩個研究假說，建立如下回歸模型。

五、實證分析

（一）描述性統計分析及相關性分析。

表2報告了描述性統計的結果。公司審計費用的自然對數均值為14.23，中位數為14.05。若將審計費用的自然對數轉換為審計費用值，則其均值為1,513,598元,中位數為1,264,263元。賣空變量shortratio1的均值為0.0181，賣空變量shortratio2的均值為0.0209，表明樣本中可賣空的公司比例不高，若考慮未來我國融資融券業務的進一步推廣，隨著更多公司股票進入可賣空交易名單，該比例將逐步提高。公司存貨和應收賬款平均占總資產的17.80%和9.29%，公司成長性變量growth的均值為15.00%，總資產收益率的均值為5.06%，平均負債率為49.8%，平均流動比率為1.91，約有5.87%的公司出現虧損。樣本公司中收到非標準審計意見的比例為1.97%，聘用國際“四大”會計師事務所的公司占比為14.4%。此外，對涉及的各主要變量進行Pearson相關系數檢驗可知，解釋變量與控制變量之間，以及各控制變量之間的相關系數整體較小，回歸模型不存在嚴重的多重共線性問題。

（二）多元線性回歸結果與分析。

1.假說1檢驗——賣空比率與審計收費。表3驗證了假說1。第一列是不包括賣空變量、僅考慮了相關控制變量的回歸結果，結果表明：公司應收賬款占總資產比與審計費用負相關；公司負債率越高，審計收費也越高；聘用國際“四大”會計師事務所的審計費用比未聘用“四大”會計師事務所的審計費用顯著偏高。第二列在第一列控制變量的基礎上納入了第一個賣空變量，結果顯示，shortratio1的回歸系數值為4.543，且在1%水平上顯著，這說明公司股票賣空比率越大，該公司審計費用就越高。該結果驗證了假說1。第三列在第一列控制變量的基礎上納入了第二個賣空變量，結果顯示，shortratio2的回歸系數值為4.330，且同樣在1%水平上顯著，再次驗證了研究假說1。2.假說2檢驗——市場化程度的影響。表4的結果驗證了假說2。第一列和第二列是在僅納入賣空變量1和控制變量的情況下，按照市場化水平高低分成兩類進行分樣本回歸得到的結果。其中，在反應高市場化水平的第一列回歸中，賣空變量1（shortratio1）的系數為5.635，且在1%水平上顯著；對應的，在反應低市場化水平的第二列回歸中，賣空變量1（shortratio1）的系數為3.412，且在1%水平上顯著。綜合兩列結果表明：相對于市場化水平較低地區，市場化水平較高地區公司賣空比率和審計收費的正相關關系更顯著，因此驗證了本文的研究假說2。同理，第三列和第四列是在僅納入賣空變量2和控制變量的情況下，按照市場化水平高低進行分樣本回歸得到的結果。結果顯示，市場化水平較高地區的賣空變量2系數（5.323）高于市場化水平較低地區的賣空變量2系數（3.266），兩系數都在1%水平上顯著，再次驗證了研究假說2。

（三）穩健性檢驗。

1.賣空樣本的重新定義。為使研究結果更有普遍意義，可以對樣本容量適當加以擴大。與前面賣空樣本中剔除了上市公司股票本年度可賣空時間小于三個月的樣本不同，可以考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。表5顯示的是擴大賣空樣本后的回歸結果，研究結果依舊保持不變。2.賣空比率的重新定義。之前定義的賣空變量1和賣空變量2，其具體定義分別為：目標公司本年各個交易日的融券賣出量總和與總股數之比；目標公司本年各個交易日的融券賣出量總和與已流通股份之比。為檢驗研究結果不隨賣空變量定義的改變而改變，下文對賣空變量進行再次定義，即：目標公司本年各個交易日的融券賣出量總和與A股流通股數之比。表6的回歸結果表明，即使改變賣空比率的定義，其研究結果仍能夠驗證本文的研究假說1和研究假說2。

六、研究結論

通過對2010-2016年我國深滬兩市所有上市公司進行多元線性回歸和分樣本回歸分析，從實證角度檢驗了股票賣空比率對公司審計收費的影響。研究發現，國內上市公司賣空比率的增加會導致審計師面臨更大的審計風險，增加審計工作量和審計費用。公司所在地區市場化水平越高，賣空交易的活躍度也相應更高，良好的法制環境會增加投資者審計訴訟行為的可能性，進而顯著增加賣空比率對公司審計收費的影響。融資融券業務對公司審計收費的影響正在不斷體現，賣空比率作為影響審計風險的因素對審計收費的重要性在不斷提高。將賣空交易的研究拓展至公司審計領域，也是加深對我國融資融券業務相關經濟后果認知的重要內容，對于完善國內上市公司治理、推動資本市場健康發展也提供了新的視角。

參考文獻

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[7]顧欣.賣空機制與股票市場穩定性——基于周末效應視角[J].南方金融.2016（9）

作者：1陳明端；2管曉明 單位：1.中國人民銀行天津分行，2.中國人民銀行金融研究所