賣空機制、管理層短視行為與盈余管理

朱榮 孫嫚 饒靜

【摘 要】 賣空機制是近年來資本市場關(guān)注的重點話題。選取2007—2022年滬深A(yù)股上市公司為研究對象，采用多期DID模型，研究賣空機制對盈余管理的影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）賣空機制引入后上市公司盈余管理方式由應(yīng)計盈余管理轉(zhuǎn)向真實盈余管理。（2）賣空機制通過減少管理層短視行為，進(jìn)而抑制應(yīng)計盈余管理并促進(jìn)真實盈余管理。（3）機構(gòu)投資者持股加強了賣空機制與應(yīng)計盈余管理的負(fù)相關(guān)關(guān)系，削弱了賣空機制與真實盈余管理的正相關(guān)關(guān)系。相比交易型機構(gòu)投資者，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者持股加強了賣空機制與應(yīng)計盈余管理的負(fù)相關(guān)關(guān)系，削弱了賣空機制與真實盈余管理的正相關(guān)關(guān)系。研究結(jié)論豐富了賣空機制和盈余管理相關(guān)領(lǐng)域的文獻(xiàn)，對政府加強監(jiān)管、企業(yè)完善公司治理以及投資者決策有一定的參考價值。

【關(guān)鍵詞】 賣空機制； 盈余管理； 管理層短視行為； 機構(gòu)投資者

【中圖分類號】 F832.51? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2024）14-0098-10

一、引言

黨的二十大報告明確指出，要健全資本市場功能，依法規(guī)范和引導(dǎo)資本健康發(fā)展。近年來分眾傳媒、瑞幸咖啡等上市公司被做空事件進(jìn)一步引發(fā)了學(xué)界和業(yè)界對賣空機制的關(guān)注。作為我國金融市場改革的產(chǎn)物，賣空機制對我國資本市場和公司治理均產(chǎn)生了重要影響。已有研究認(rèn)為引入賣空機制后公司財務(wù)錯報被發(fā)現(xiàn)的概率增加[ 1 ]，潛在的賣空威脅會促使公司減少其盈余管理行為[ 2 ]。陳暉麗和劉峰[ 3 ]研究發(fā)現(xiàn)融資融券公司的應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理顯著降低，但有關(guān)賣空機制影響盈余管理的作用路徑、賣空機制對不同盈余管理方式的影響以及賣空機制是否會導(dǎo)致企業(yè)盈余管理方式的轉(zhuǎn)變等問題有待進(jìn)一步研究。

基于此，本文以2007—2022年滬深A(yù)股上市公司為樣本，采用多期DID模型研究賣空機制對盈余管理的影響。研究發(fā)現(xiàn)：首先，賣空機制引入后上市公司盈余管理方式由應(yīng)計盈余管理轉(zhuǎn)向真實盈余管理。其次，賣空機制通過減少管理層短視行為，進(jìn)而抑制應(yīng)計盈余管理并促進(jìn)真實盈余管理。再次，機構(gòu)投資者持股加強了賣空機制與應(yīng)計盈余管理的負(fù)相關(guān)關(guān)系，削弱了賣空機制與真實盈余管理的正相關(guān)關(guān)系。相比交易型機構(gòu)投資者，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者持股加強了賣空機制與應(yīng)計盈余管理的負(fù)相關(guān)關(guān)系，削弱了賣空機制與真實盈余管理的正相關(guān)關(guān)系。最后，采用PSM-DID檢驗、安慰劑檢驗、平行趨勢檢驗等一系列穩(wěn)健性檢驗后，結(jié)論依然穩(wěn)健。

本研究可能的貢獻(xiàn)主要有：基于賣空機制對盈余管理的影響，進(jìn)一步探討了賣空機制對公司盈余管理方式選擇的影響。同時，改進(jìn)了管理層短視行為的衡量方式，厘清了管理層短視在賣空機制和盈余管理之間的作用機制，進(jìn)一步拓展了賣空機制對公司治理影響的研究文獻(xiàn)。此外，從機構(gòu)投資者角度，探討機構(gòu)投資者持股及不同機構(gòu)投資者對賣空機制與盈余管理的影響。

二、理論分析和研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)回顧

有關(guān)賣空機制的研究，已有文獻(xiàn)認(rèn)為，作為一種交易機制，賣空機制會對市場定價效率、股價波動性、市場流動性等產(chǎn)生影響。但對市場定價效率的影響，已有研究尚未形成一致結(jié)論。BRIS et al.[ 4 ]認(rèn)為賣空機制的存在能夠促使公司的負(fù)面信息被股價吸收，使公司的負(fù)面消息更容易被發(fā)現(xiàn)，從而使股價回歸正常水平，提高定價效率[ 5 ]；而許紅偉等認(rèn)為由于存在諸多交易限制，賣空機制對股票定價效率的影響相當(dāng)有限。有關(guān)賣空機制對股價波動性產(chǎn)生的影響，已有研究[ 6-7 ]也未形成一致結(jié)論，而有關(guān)賣空機制對市場流動性的影響，已有研究一致認(rèn)為賣空機制為市場提供了流動性[ 8 ]。

有關(guān)盈余管理影響因素研究，已有研究文獻(xiàn)主要從企業(yè)內(nèi)外部兩個層面展開。一方面，企業(yè)內(nèi)部決策個體的異質(zhì)性、治理水平、機構(gòu)投資者等因素會顯著影響盈余質(zhì)量[ 9 ]；另一方面，媒體負(fù)面報道等外部環(huán)境也會影響企業(yè)盈余管理方式的選擇[ 10 ]。

有關(guān)賣空機制對公司盈余管理影響的研究，已有文獻(xiàn)一致認(rèn)為，賣空機制能夠降低公司的盈余管理行為。Fang et al.[ 11 ]研究發(fā)現(xiàn)，上市公司盈余管理水平隨著賣空交易成本的減少而降低，在試驗期結(jié)束后恢復(fù)原來水平。Massa et al.[ 2 ]研究發(fā)現(xiàn)公司股票的賣空威脅與公司的應(yīng)計水平顯著負(fù)相關(guān)。陳暉麗和劉峰[ 3 ]研究發(fā)現(xiàn)，賣空機制使公司的應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理顯著降低。

基于此，在已有研究的基礎(chǔ)上進(jìn)一步挖掘賣空機制與盈余管理之間的關(guān)系，探討賣空機制的存在是否會影響盈余管理方式的選擇，以及賣空機制影響盈余管理的作用機制等問題，具有重要的理論意義和應(yīng)用價值。

（二）研究假設(shè)

1.賣空機制與應(yīng)計盈余管理

首先，上市公司在金融市場中處于賣方地位，擁有更多信息。為吸引投資者，公司會發(fā)布利好消息，但為避免聲譽受損和受到監(jiān)管部門處罰，也會隱瞞不利信息，甚至進(jìn)行財務(wù)造假，導(dǎo)致股票價格偏離實際價值。在引入賣空機制后，賣空機制會增加公司財務(wù)錯報被發(fā)現(xiàn)的概率和公司退市風(fēng)險，因此，公司會減少其應(yīng)計盈余管理行為，披露更為真實的財務(wù)信息。

其次，由于普通投資者難以辨別公司是否進(jìn)行盈余管理，更多依賴公司發(fā)布的財務(wù)信息或機構(gòu)投資者和分析師的信息。若信息有偏，會影響投資者決策，使股票偏離真實價值。賣空機制的引入增加了財務(wù)錯報被發(fā)現(xiàn)的概率，同時降低了分析師盈余預(yù)測的偏差[ 12 ]，普通投資者得以了解更真實的財務(wù)信息；而上市公司為了降低操縱信息被發(fā)現(xiàn)的風(fēng)險，維護(hù)公司在投資者心中的良好形象，會減少應(yīng)計盈余管理行為。

最后，融資融券制度具有較強的杠桿效應(yīng)，如果監(jiān)管不到位，會導(dǎo)致市場更加混亂。為了穩(wěn)定市場，政策②對融資融券業(yè)務(wù)做出了原則性規(guī)定，并將信用交易活動中的市場主體嚴(yán)重失信信息納入誠信檔案范圍。隨著監(jiān)管的趨嚴(yán)，公司信息舞弊的處罰成本增加，公司會更傾向于披露真實的財務(wù)信息，減少應(yīng)計盈余管理行為。基于上述分析，提出H1。

H1：賣空機制的引入會抑制上市公司的應(yīng)計盈余管理行為。

2.賣空機制與真實盈余管理

已有研究提供的經(jīng)驗證據(jù)表明，隨著政策不斷完善、外部監(jiān)督力量逐漸加強以及大數(shù)據(jù)等技術(shù)的發(fā)展，公司進(jìn)行應(yīng)計盈余管理被發(fā)現(xiàn)的風(fēng)險增加，事后公司面臨更多的處罰成本和更嚴(yán)重的聲譽影響。賣空機制的引入、相關(guān)政策的不斷完善和外部監(jiān)督的不斷加強、投資者專業(yè)分析能力的提升都會增加公司應(yīng)計盈余管理的風(fēng)險和事后成本，加之賣空機制本身的事前威懾效應(yīng)會擴大公司壞消息的公開程度[ 12 ]，使公司減少應(yīng)計盈余管理行為。另外，由于真實盈余管理的隱蔽性，與正常的經(jīng)營活動較難區(qū)分，投資者和監(jiān)管機構(gòu)難以發(fā)現(xiàn)公司的真實盈余管理活動。研究表明，公司會替代性地使用應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理[ 13 ]，賣空機制的引入使公司實施應(yīng)計盈余管理的風(fēng)險和成本不斷增加，上市公司轉(zhuǎn)向?qū)嵤┱鎸嵱喙芾硎禽^好的選擇。基于上述分析，提出H2。

H2：引入賣空機制后，上市公司傾向于從應(yīng)計盈余管理轉(zhuǎn)向真實盈余管理。

3.賣空機制、管理層短視與盈余管理

管理層作為公司的實際運營者，會獲得比股東更優(yōu)先的信息。為了提高報酬并使自身利益最大化，管理層會操縱公司的財務(wù)信息，從而進(jìn)行利己的盈余管理行為。已有研究表明，融資交易會加強管理層短視，而融券交易會遏制管理層短視[ 14 ]，雖然在我國融資融券起步初期，占主導(dǎo)影響的是融資效應(yīng)，但是融券交易可以通過降低信息不對稱程度對公司管理層形成內(nèi)部和外部的壓力，因此，賣空機制對公司的積極治理效應(yīng)仍不可忽視。

本文認(rèn)為賣空機制通過抑制管理層短視進(jìn)而促使盈余管理方式的變化。一是從賣空者角度看，賣空者可以通過賣空機制揭露管理層的財務(wù)違規(guī)行為，導(dǎo)致股價下跌。因此，管理層為了避免賣空風(fēng)險，會更注重公司長期發(fā)展，抑制短視行為[ 14 ]，促使管理層減少財務(wù)造假行為，提高信息披露質(zhì)量，從而減少應(yīng)計盈余管理。二是從機構(gòu)投資者角度看，機構(gòu)投資者具有明顯的信息和資源優(yōu)勢[ 15 ]，機構(gòu)投資者通過積極參與公司治理以監(jiān)督管理層。若管理層存在違反公司長期利益的短視行為，機構(gòu)投資者會抑制該行為并促使其改善信息披露質(zhì)量。三是從分析師角度看，賣空機制使分析師的有偏預(yù)測被發(fā)現(xiàn)的風(fēng)險增大，分析師為了維護(hù)自身聲譽和地位，會努力降低自己對目標(biāo)公司財務(wù)分析的偏差，使目標(biāo)公司更真實的財務(wù)信息被投資者所了解，管理層操控信息而被發(fā)現(xiàn)的風(fēng)險增加，抑制了管理層的短視行為，從而根本上驅(qū)使公司發(fā)布更真實的財務(wù)信息。因此，賣空機制的引入會抑制管理層的短視行為，進(jìn)而抑制上市公司的應(yīng)計盈余管理行為，促使其轉(zhuǎn)向真實盈余管理。基于上述分析，提出H3。

H3：賣空機制的引入會抑制管理層短視行為，進(jìn)而促使公司盈余管理方式的改變。

4.賣空機制、機構(gòu)投資者與盈余管理

與個體投資者相比，機構(gòu)投資者擁有更多資源優(yōu)勢，更了解公司的經(jīng)營狀況，有能力監(jiān)督被持股公司，能在一定程度上約束管理層的機會主義行為，改善公司盈余信息披露質(zhì)量。由于機構(gòu)投資者擁有眾多的天然優(yōu)勢，其在資本市場上有更高的話語權(quán)，做出的一系列行動會引起中小股東關(guān)注，有助于減少被持股公司的盈余管理行為。另外，相較于持股比例較低的機構(gòu)投資者，持股比例較高的機構(gòu)投資者可以通過股東大會和董事會發(fā)表意見，積極參與公司治理，約束管理層的自利行為，有效改善被持股公司的盈余信息披露質(zhì)量[ 16 ]。

機構(gòu)投資者按性質(zhì)劃分一般分為交易型機構(gòu)投資者和穩(wěn)定型機構(gòu)投資者[ 17 ]。交易型機構(gòu)投資者持股比例較低、交易較頻繁、傾向于短期持有股票、更看重短期利益，這類機構(gòu)投資者更可能加劇管理層的短視，從而促使管理層實施更多的盈余管理行為。與交易型機構(gòu)投資者相反，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者能對管理層進(jìn)行有效的監(jiān)督，發(fā)揮更積極的治理效應(yīng)。因此，交易型機構(gòu)投資者監(jiān)督管理層的積極性不高，管理層進(jìn)行投機行為被發(fā)現(xiàn)的概率較低，在此背景下其對管理層盈余管理的抑制作用不明顯。而穩(wěn)定型機構(gòu)投資者對被持股公司了解更深，有動力積極監(jiān)督和治理公司[ 18 ]，抑制損害其長期利益的行為，管理層進(jìn)行投機行為的成本更高、被發(fā)現(xiàn)的概率加大，在此背景下其能顯著抑制被持股公司的盈余管理行為。綜上所述，提出H4。

H4：機構(gòu)投資者持股加強賣空機制與應(yīng)計盈余管理的負(fù)相關(guān)關(guān)系，削弱賣空機制與真實盈余管理的正相關(guān)關(guān)系。相比交易型機構(gòu)投資者，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者持股加強賣空機制與應(yīng)計盈余管理的負(fù)相關(guān)關(guān)系，削弱賣空機制與真實盈余管理的正相關(guān)關(guān)系。

本文研究的邏輯框架如圖1所示。

三、研究設(shè)計和樣本選擇

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

選取2007—2022年A股上市公司為研究樣本，并根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行處理：（1）剔除金融行業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)；（2）剔除ST樣本；（3）剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1的樣本；（4）剔除關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失且通過其他方式難以獲取的樣本。經(jīng)過上述處理，最終得到16 235個觀測值。為了控制極端值對研究結(jié)論的影響，對所有連續(xù)變量在前后1%的水平上進(jìn)行縮尾處理。機構(gòu)投資者數(shù)據(jù)來自于WIND數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，使用Stata15.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理和分析。

（二）變量定義

1.被解釋變量

（1）應(yīng)計盈余管理

借鑒Dechow et al.[ 19 ]以及李增福等[ 13 ]的研究，采用修正的瓊斯模型來計算應(yīng)計盈余管理。

（2）真實盈余管理

借鑒Roychowdhury[ 20 ]的方法，分別從三個方面衡量真實盈余管理：銷售操控（DCFO）、生產(chǎn)操控（DPROD）、費用操控（DDISEXP）。三種操控方式可以分別用異常經(jīng)營現(xiàn)金凈流量、異常產(chǎn)品成本和異常操控性費用來計量。同時，借鑒李增福等[ 13 ]的研究，用REM表示上市公司整體真實盈余管理，即REM=DPROD－DCFO－DDISEXP。

（3）企業(yè)盈余管理行為隱性化程度的衡量

借鑒蔡春等[ 21 ]的研究，使用真實盈余管理程度占盈余管理程度的比例來衡量企業(yè)盈余管理行為的隱性化程度（EMS）。EMS值越大表示企業(yè)越傾向于選擇真實盈余管理，企業(yè)盈余管理行為的隱性化程度越高。

2.解釋變量

LIST和POST的交乘項LIST×POST為主要解釋變量，其中LIST為融資融券的虛擬變量，若公司當(dāng)年為融資融券標(biāo)的取值為1，否則為0；POST為公司進(jìn)入融資融券名單后的時間虛擬變量，公司進(jìn)入融資融券名單后的年度取值為1，之前年度為0。

3.中介變量

在田利輝和王可第[ 14 ]研究的基礎(chǔ)上，本文對管理層短視行為的衡量方式進(jìn)行了改進(jìn)，用是否削減研發(fā)支出比例來衡量管理層短視行為（DS）。具體地，以當(dāng)年研發(fā)費用占營業(yè)收入比例與上一年該比例的差額衡量管理層短視行為，DS越小表明管理層短視行為越嚴(yán)重。

4.調(diào)節(jié)變量

將機構(gòu)投資者作為調(diào)節(jié)變量。機構(gòu)投資者持股比例（INVH）為機構(gòu)投資者持股占上市公司總股份的比例，機構(gòu)投資者異質(zhì)性（STABLE）借鑒牛建波等（2013）、李爭光等[ 17 ]做法，采用時間和行業(yè)兩個維度研究機構(gòu)投資者的異質(zhì)性。機構(gòu)投資者異質(zhì)性取值為1時，表示公司為穩(wěn)定型機構(gòu)投資者；否則取值為0，表示公司為交易型機構(gòu)投資者。

5.控制變量

借鑒已有研究，加入公司規(guī)模（SIZE）、上市年限（AGE）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、盈利能力（ROA）、成長性（GROWTH）、第一大股東持股比例（TOP1）、審計質(zhì)量（BIG10）等控制變量。具體變量定義如表1所示。

（三）模型構(gòu)建

為了驗證H1，構(gòu)建多期DID模型，具體如下：

（四）描述性統(tǒng)計

表2為變量的描述性統(tǒng)計③④，分別報告了變量的樣本量、均值、最小值、第一四分位數(shù)、中位數(shù)、第三四分位數(shù)、最大值、標(biāo)準(zhǔn)差。樣本量共16 235個，樣本公司在考察期內(nèi)應(yīng)計盈余管理均值為0.0499，最小值為0.0011，最大值為0.2303，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0438，說明我國上市公司之間存在不同程度的應(yīng)計盈余管理。真實盈余管理均值為0.1012，最小值為0.0016，最大值為0.5146，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0947，說明我國上市公司之間存在不同程度的真實盈余管理。盈余管理隱性化程度均值為0.6191，最小值為0.0397，最大值為0.9880，標(biāo)準(zhǔn)差為0.2405，說明不同公司之間盈余管理隱性化程度不同。銷售操控、生產(chǎn)操控、費用操控分布均在合理范圍內(nèi)。賣空機制均值為0.4063，最小值為0，最大值為1，標(biāo)準(zhǔn)差為0.4912，即樣本區(qū)分度較理想，主要變量不存在明顯的分布異常，具有一定的差異識別度。此外，控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果和既有研究相似。

四、實證結(jié)果及分析

（一）賣空機制與盈余管理

表3為賣空機制對上市公司盈余管理影響的回歸結(jié)果。列（1）LIST×POST與DACC的回歸系數(shù)為-0.0075，且在1%的水平上顯著，說明賣空機制抑制應(yīng)計盈余管理，驗證了H1。

（二）賣空機制與真實盈余管理

表3列（2）LIST×POST與REM的回歸系數(shù)為0.0046，且在5%的水平上顯著，說明賣空機制促進(jìn)真實盈余管理；列（3）LIST×POST與DCFO的回歸系數(shù)為0.0088，且在1%的水平上顯著，列（4）LIST×POST與DPROD的回歸系數(shù)為0.0061，且在1%水平上顯著，列（5）LIST×POST與DDISEXP的回歸系數(shù)為0.0048，且在1%水平上顯著，說明賣空機制分別從銷售操控、生產(chǎn)操控、費用操控三個方面促進(jìn)真實盈余管理。列（6）為LIST×POST與EMS的回歸結(jié)果，回歸系數(shù)為0.0537，在1%的水平上顯著。說明賣空機制引入后，上市公司盈余管理方式發(fā)生了改變，傾向于從應(yīng)計盈余管理轉(zhuǎn)向真實盈余管理，驗證了H2。

（三）賣空機制、管理層短視與盈余管理

采用逐步回歸檢驗管理層短視對賣空機制和盈余管理的中介效應(yīng)，結(jié)果如表4所示。列（1）為LIST×POST與DACC的回歸結(jié)果，結(jié)果在1%的水平上負(fù)相關(guān)；列（2）為LIST×POST與DS的回歸結(jié)果，結(jié)果在5%的水平上正相關(guān)，說明賣空機制的引入，減少管理層短視行為；列（3）檢驗賣空機制對應(yīng)計盈余管理的影響是否受管理層短視行為的作用，加入DS后，DS與DACC在5%的水平上負(fù)相關(guān)，LIST×POST與DACC在1%的水平上負(fù)相關(guān)，說明管理層短視行為在賣空機制與應(yīng)計盈余管理之間發(fā)揮了部分中介的作用。

列（4）為LIST×POST與REM的回歸結(jié)果，結(jié)果在5%的水平上正相關(guān)；列（5）為LIST×POST與DS的回歸結(jié)果，結(jié)果在5%的水平上正相關(guān)，說明賣空機制的引入，減少管理層短視行為；列（6）檢驗賣空機制對真實盈余管理的影響是否受管理層短視行為的作用，加入DS后，DS與REM在1%的水平上正相關(guān)，LIST×POST與REM在5%的水平上正相關(guān)，說明管理層短視行為在賣空機制與真實盈余管理之間發(fā)揮了部分中介的作用。

綜上，管理層短視行為的中介效應(yīng)檢驗通過，說明賣空機制的引入會抑制管理層短視行為，進(jìn)而促使上市公司盈余管理方式的改變，驗證了H3。

（四）賣空機制、機構(gòu)投資者與盈余管理

表5報告了機構(gòu)投資者持股及機構(gòu)投資者異質(zhì)性的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果。列（1）賣空機制與機構(gòu)投資者持股的交互項（LISTPOSTINVH）對DACC的影響顯著為負(fù)，說明機構(gòu)投資者持股加強賣空機制對應(yīng)計盈余管理的負(fù)向影響；列（2）賣空機制與機構(gòu)投資者持股的交互項（LISTPOSTINVH）對REM的影響顯著為負(fù)，說明機構(gòu)投資者持股弱化賣空機制對真實盈余管理的正向影響，驗證了H4。

按機構(gòu)投資者異質(zhì)性分類，列（3）和列（5）為穩(wěn)定型機構(gòu)投資者，列（4）和列（6）為交易型機構(gòu)投資者。相較于列（4），列（3）賣空機制與機構(gòu)投資者持股的交互項（LISTPOSTINVH）對DACC的影響顯著為負(fù)，說明相比交易型投資者，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者持股加強了賣空機制對應(yīng)計盈余管理的負(fù)向影響；相較于列（6），列（5）賣空機制與機構(gòu)投資者持股的交互項（LISTPOSTINVH）對REM的影響顯著為負(fù)，說明相比交易型投資者，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者持股弱化了賣空機制對真實盈余管理的正向影響，驗證了H4。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）PSM-DID檢驗

在穩(wěn)健性檢驗中，采用傾向得分匹配法（PSM）消除可能存在的內(nèi)生性問題。選擇模型（1）中所有的控制變量作為匹配變量。采用1：2近鄰匹配法對樣本進(jìn)行匹配。表6報告了使用傾向得分匹配法后的回歸結(jié)果，檢驗結(jié)果均符合預(yù)期，即支持了前文的研究結(jié)論。

（二）安慰劑檢驗

采用安慰劑檢驗公司盈余管理行為的變化是由于賣空機制的引入導(dǎo)致的，而不是其他原因?qū)е碌摹ｋS機化賣空機制的時間點，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行1 000次回歸。檢驗結(jié)果⑤顯示隨機過程的系數(shù)核密度估計值和t值都分布在0附近，因此，賣空機制引入滿足隨機分配原則，賣空機制對盈余管理的影響不是由其他不可觀測的因素推動的。

（三）平行趨勢檢驗

為了驗證平行趨勢假設(shè)，用各期時間減去各自賣空機制開始的實施時間，生成表示賣空機制時點前后各期的虛擬變量pre8-pre1、Current、POST1-POST10。例如公司在2010年受到賣空機制影響（即賣空機制取值為1時），表示政策時點前四期的變量pre4會在2006年取值為1，其他年份取值為0；表示政策時點后第三期的變量POST3會在2013年取值為1，其他年份取值為0。

平行趨勢回歸圖⑥結(jié)果顯示：在賣空機制實施之前，各期虛擬變量與應(yīng)計盈余管理回歸結(jié)果并不顯著，意味著賣空機制實施之前標(biāo)的公司與非標(biāo)的公司的應(yīng)計盈余管理行為不存在顯著差異，平行趨勢檢驗通過。

（四）滯后解釋變量

將賣空機制滯后一期處理，檢驗結(jié)果如表7，顯示滯后一期賣空機制（LIST×POST1）與各被解釋變量的系數(shù)仍然顯著，方向均符合預(yù)期，同樣驗證了H1。

六、研究結(jié)論和建議

以2007—2022年上市公司為研究樣本，實證檢驗賣空機制對上市公司盈余管理行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)：首先，賣空機制引入后上市公司盈余管理方式由應(yīng)計盈余管理轉(zhuǎn)向真實盈余管理，這是因為賣空機制的引入促進(jìn)公司壞消息的公開程度，增加進(jìn)行應(yīng)計盈余管理被發(fā)現(xiàn)的風(fēng)險，公司更愿意實施較隱蔽的真實盈余管理。其次，賣空機制通過減少管理層短視行為，進(jìn)而抑制應(yīng)計盈余管理并促進(jìn)真實盈余管理。最后，機構(gòu)投資者持股加強了賣空機制與應(yīng)計盈余管理的負(fù)相關(guān)關(guān)系，削弱了賣空機制與真實盈余管理的正相關(guān)關(guān)系。相比交易型機構(gòu)投資者，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者持股加強了賣空機制與應(yīng)計盈余管理的負(fù)相關(guān)關(guān)系，削弱了賣空機制與真實盈余管理的正相關(guān)關(guān)系。

基于上述分析，提出以下建議：第一，政府應(yīng)盡快完善賣空機制相關(guān)政策，不斷深化金融改革，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，在引入賣空機制的同時要加強監(jiān)管和規(guī)范，防止其被濫用，進(jìn)而更好地維護(hù)資本市場穩(wěn)定和保護(hù)投資者利益。第二，企業(yè)應(yīng)該立足長期利益，減少短視行為，通過提高自身經(jīng)濟效益來吸引投資者。第三，投資者除了關(guān)注企業(yè)財務(wù)報表外，還應(yīng)全方位了解企業(yè)的盈余質(zhì)量、經(jīng)營能力、競爭優(yōu)勢和發(fā)展前景等信息，以便做出更科學(xué)合理的投資決策，同時機構(gòu)投資者應(yīng)更好地發(fā)揮對上市公司盈余管理的監(jiān)督作用，通過持股和投票權(quán)等方式積極參與公司治理，促進(jìn)公司治理機制的不斷完善。

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