□鲍学欣

一、引言

股票流动性代表着上市公司股票在股票市场中的被认可程度，反映了上市公司资源在股票市场中的配置效率，从而使股票流动性不仅会影响到上市公司的融资行为，也会影响到市场投资者在股票市场中的态度及决策(张峥等，2014)。若上市公司股票能够在股票市场中具备良好的流动性，则意味着上市公司有机会通过资本成本机制、交易反馈机制等降低融资成本，缓解融资约束，进而缓解上市公司面临的投资不足的困境(李井林等，2018)。同时，股票流动性也给予了上市公司与市场投资者之间一个互动的关系。当市场投资者能够给予上市公司充分的信任时，这种信任就会反映在股票市场中，也就是上市公司的股票会表现出具备更强的流动性能力，反之则会使得上市公司的股票“无人问津”。

股票流动性与“信息”同样具有相关性，上市公司在操弄盈余管理的同时，由于会使得市场投资者无法更及时、更完整地知晓上市公司的真实情况，从而就会影响到上市公司的股票流动性。Lang and Maffett(2011)就均指出了上市公司的盈余管理行为与股票流动性之间存在相关性。那么，对真实盈余的管理不仅会涉及到中小投资者的直接利益，同样也会对上市公司的信息产生影响，造成市场投资者与上市公司之间的信息不对称，但真实盈余管理的操弄会对上市公司股票流动性产生什么影响，现有文献并未给出相应的结论，而这就是本文研究的问题。

二、理论分析与研究假说

真实盈余管理的操弄影响了上市公司的信息发布以及信息质量，从而影响了其股票流动性。首先，从信息不对称的视角来看，真实盈余管理影响到上市公司什么时间发布信息以及发布信息的内容，这就会造成资本市场中的中小投资者并没有办法可以获得相应的信息，致使上市公司与市场投资者之间形成信息不对称，于是市场投资者就无法对上市公司进行一个真实的分析，这不但会影响到市场投资者对于上市公司股票的判断，致使市场投资者不愿意对该类上市公司股票进行买卖，也会影响到上市公司信息传递的效率与资源配置的效应，进而也就会影响到上市公司股票的流动性(胡华夏等，2018)。

另外，真实盈余管理的操弄也会降低上市公司披露信息的透明度。信息透明度会对市场投资者的决策产生影响，会降低市场投资者的决策有效性，从而也会使得市场投资者无法对上市公司进行正确的估值，于是市场投资者就会盲目地进行交易，这同样会增加上市公司股票的交易难度与流动性风险(Mark et al，2012)。因此，本文提出研究假设：研究假设上市公司真实盈余管理程度越高，则其股票流动性越差。

三、研究设计

(一)被解释变量。股票流动性(ILLIQ)。关于股票流动性的衡量，现有文献多以非流动性指标与收益反转指标衡量，本文参考Amihud(2002)、张超林和杨竹青(2018)、闫红蕾和赵胜民(2018)等的研究，以非流动性指标(ILLIQ)进行相应定义，即：

指标1：以上市公司回报率与交易金融进行定义，即：

(1)

在(1)式中，ri,t,d为t日忽略红利再投资的股票回报率，Vi,t,d为t日股票交易金额，该指标以千万元为计量单位，Di,t为当年度交易天数。

指标2：以上市公司回报率与换手率进行定义，即：

(2)

在(2)式中，ri,t,d与Di,t的定义与(8.6)式相同，TRi,t,d为t日股票换手率。

通过(1)式与(2)式构建的变量数值越大，则意味着股票流动性越差，反之变量数值越小，则意味着股票流动性越强。

(二)解释变量。真实盈余管理(|RM|)。真实盈余管理计量模型参考Roychowdhury(2006)的原始模型与李彬等(2009)对其进行修正之后的检验模型，并考虑到上市公司对真实盈余管理可能存在正向和负向操弄的可能，分别对销售操控ACFO、费用操控AEXP及生产操控APROD进行度量后的真实盈余管理数值取绝对值即|RM|=(|ACFO|+|AEXP|+|APROD|)衡量。

(三)控制变量。为控制对股票流动性影响的其他因素，本文分别加入规模状况(Size)、收益率状况(Roa)、负债状况(Debt)、股权状况(H10)为控制变量。

(四)计量模型。为检验前面所提出的假设，设计以下计量模型用以检验：

ILLIQi,t=α1|RMi,t|+α2AWi,t+α3SEWi,t+α4ln(Size)i,t+α5Roai,t+α6Debti,t+α7H10i,t+C+εi,t

(3)

在(3)式中，股票流动性变量ILLIQ将根据对股票流动性的设计，分别设定为ILLIQ1与ILLIQ2。另外，(8.8)式中，C为常数项，ε为残差项，α为待估系数。

(五)数据说明。本文以2007～2017年间测度真实盈余管理与股价崩盘风险关系的10,968个样本。本文主要的数据来源为锐思金融数据库。

四、实证检验与结果讨论

(一)描述性统计结果。表1列出本文样本的变量描述性统计结果。从中可以看出，被解释变量ILLIQ1均值为0.034，变量ILLIQ2均值为0.386，这与现有研究的统计结果并无实质性差异。在控制变量中，变量ln(Size)均值为22.241，表明样本上市公司资产规模约为45.61亿元人民币，这与本文样本中剔除中小板上市公司有关；变量Roa均值为0.029，表明样本上市公司的净利润占资产总额的2.9%左右；变量Debt均值为0.513，表明样本上市公司的负债总额约占资产总额的51.3%，即平均来看样本公司的负债约为资产总额的一半左右；变量H10均值为0.165，表明样本上市公司的股权集中度并不高。

(二)多元回归检验。表2所示本文所采用的样本检验回归的结果，回归结果能够通过显著性检验，说明回归结构拟合度较高，样本中的被解释变量和控制变量的实际分布状况和预测值不存在显著差异。具体到各解释变量的回归检验结果值来看，解释变量|RM|与被解释变量ILLIQ1之间呈现出正相关关系，能够通过10%置信水平的显著性检验，而解释变量|RM|与被解释变量ILLIQ2之间也呈现出正相关关系，且能够通过5%置信水平的显著性检验，这表明变量|RM|数值越大，则变量ILLIQ1与ILLIQ2的数值也越大，即表明上市公司真实盈余管理操弄的程度越高，则市场投资者对于该上市公司股票的关注度以及购买力度会越低，从而导致上市公司股票的流动性越差，这验证了上述的研究假说。

注：***、**、*分别表示1%、5%和10%置信水平下通过显著性检验，括号内为系数值的标准误差值。

在检验控制变量的过程中，ln(Size)与被解释变量间存在显著的负相关，表明资产规模越大的上市公司，其股票流动性会越强；Roa与被解释变量间也存在显著的负相关关系，表明盈利能力越强的上市公司，其股票流动性也会越强；Debt与被解释变量间存在显著的正相关关系，表明负债率越高的上市公司，其股票流动性会越弱；H10也与被解释变量间存在显著的正相关关系，表明股权集中度越强的上市公司，其股票流动性也会越弱。

另外，本文进行稳健性检验。第一，分别单独以深市、沪市上市公司为样本进行检验；第二，控制样本年度因素后进行检验；第三，对0～1%和99%～100%间的极端值样本进行处理后进行检验；第四，使用Heckman两阶段回归方法进行内生性检验。稳健性检验与上述检验结果并未有实质性差异。

五、研究结论

真实盈余管理由于会造成市场投资者的信息缺失以及损害到市场投资者的利益，从而会影响到市场投资者对于上市公司股票的购买，进而影响到上市公司的股票流动性。因此，本文通过实证得出，上市公司的真实盈余管理对于公司股票的流动性有显著影响。具体来说，上市公司真实盈余管理程度越高，则其股票流动性越差。本文的研究结论表明，在中国上市公司中，真实盈余管理存在对股票流动性的破坏性。

真实盈余管理同样会造成市场投资者与上市公司之间的信息不对称，而这种信息不对称会明显地影响到投资者的投资选择，进而对上市公司股票的流动性产生影响。因此，进一步完善上市公司披露制度，监管上市公司盈余管理行为，降低真实盈余管理过程中的信息不对称程度，对于活跃二级市场的交易，改善股票市场流动性，就会更有意义。