朱榮 孫嫚 饒靜

【摘 要】 賣空機制是近年來資本市場關注的重點話題。選取2007—2022年滬深A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，進而抑制應計盈余管理并促進真實盈余管理。（3）機構投資者持股加強了賣空機制與應計盈余管理的負相關關系，削弱了賣空機制與真實盈余管理的正相關關系。相比交易型機構投資者，穩(wěn)定型機構投資者持股加強了賣空機制與應計盈余管理的負相關關系，削弱了賣空機制與真實盈余管理的正相關關系。研究結論豐富了賣空機制和盈余管理相關領域的文獻，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。

【關鍵詞】 賣空機制； 盈余管理； 管理層短視行為； 機構投資者

【中圖分類號】 F832.51? 【文獻標識碼】 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一步引發(fā)了學界和業(yè)界對賣空機制的關注。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。已有研究認為引入賣空機制后公司財務錯報被發(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)融資融券公司的應計盈余管理和真實盈余管理顯著降低，但有關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致企業(yè)盈余管理方式的轉(zhuǎn)變等問題有待進一步研究。

基于此，本文以2007—2022年滬深A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，進而抑制應計盈余管理并促進真實盈余管理。再次，機構投資者持股加強了賣空機制與應計盈余管理的負相關關系，削弱了賣空機制與真實盈余管理的正相關關系。相比交易型機構投資者，穩(wěn)定型機構投資者持股加強了賣空機制與應計盈余管理的負相關關系，削弱了賣空機制與真實盈余管理的正相關關系。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，結論依然穩(wěn)健。

本研究可能的貢獻主要有：基于賣空機制對盈余管理的影響，進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，進一步拓展了賣空機制對公司治理影響的研究文獻。此外，從機構投資者角度，探討機構投資者持股及不同機構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

（一）文獻回顧

有關賣空機制的研究，已有文獻認為，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論。BRIS et al.[ 4 ]認為賣空機制的存在能夠促使公司的負面信息被股價吸收，使公司的負面消息更容易被發(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有限。有關賣空機制對股價波動性產(chǎn)生的影響，已有研究[ 6-7 ]也未形成一致結論，而有關賣空機制對市場流動性的影響，已有研究一致認為賣空機制為市場提供了流動性[ 8 ]。

有關盈余管理影響因素研究，已有研究文獻主要從企業(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、機構投資者等因素會顯著影響盈余質(zhì)量[ 9 ]；另一方面，媒體負面報道等外部環(huán)境也會影響企業(yè)盈余管理方式的選擇[ 10 ]。

有關賣空機制對公司盈余管理影響的研究，已有文獻一致認為，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，在試驗期結束后恢復原來水平。Massa et al.[ 2 ]研究發(fā)現(xiàn)公司股票的賣空威脅與公司的應計水平顯著負相關。陳暉麗和劉峰[ 3 ]研究發(fā)現(xiàn)，賣空機制使公司的應計盈余管理和真實盈余管理顯著降低。

基于此，在已有研究的基礎上進一步挖掘賣空機制與盈余管理之間的關系，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用價值。

（二）研究假設

1.賣空機制與應計盈余管理

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，甚至進行財務造假，導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錯報被發(fā)現(xiàn)的概率和公司退市風險，因此，公司會減少其應計盈余管理行為，披露更為真實的財務信息。

其次，由于普通投資者難以辨別公司是否進行盈余管理，更多依賴公司發(fā)布的財務信息或機構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錯報被發(fā)現(xiàn)的概率，同時降低了分析師盈余預測的偏差[ 12 ]，普通投資者得以了解更真實的財務信息；而上市公司為了降低操縱信息被發(fā)現(xiàn)的風險，維護公司在投資者心中的良好形象，會減少應計盈余管理行為。

最后，融資融券制度具有較強的杠桿效應，如果監(jiān)管不到位，會導致市場更加混亂。為了穩(wěn)定市場，政策②對融資融券業(yè)務做出了原則性規(guī)定，并將信用交易活動中的市場主體嚴重失信信息納入誠信檔案范圍。隨著監(jiān)管的趨嚴，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信息，減少應計盈余管理行為?；谏鲜龇治?，提出H1。

H1：賣空機制的引入會抑制上市公司的應計盈余管理行為。

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)等技術的發(fā)展，公司進行應計盈余管理被發(fā)現(xiàn)的風險增加，事后公司面臨更多的處罰成本和更嚴重的聲譽影響。賣空機制的引入、相關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計盈余管理的風險和事后成本，加之賣空機制本身的事前威懾效應會擴大公司壞消息的公開程度[ 12 ]，使公司減少應計盈余管理行為。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計盈余管理的風險和成本不斷增加，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信息，從而進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，占主導影響的是融資效應，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仍不可忽視。

本文認為賣空機制通過抑制管理層短視進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違規(guī)行為，導致股價下跌。因此，管理層為了避免賣空風險，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造假行為，提高信息披露質(zhì)量，從而減少應計盈余管理。二是從機構投資者角度看，機構投資者具有明顯的信息和資源優(yōu)勢[ 15 ]，機構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測被發(fā)現(xiàn)的風險增大，分析師為了維護自身聲譽和地位，會努力降低自己對目標公司財務分析的偏差，使目標公司更真實的財務信息被投資者所了解，管理層操控信息而被發(fā)現(xiàn)的風險增加，抑制了管理層的短視行為，從而根本上驅(qū)使公司發(fā)布更真實的財務信息。因此，賣空機制的引入會抑制管理層的短視行為，進而抑制上市公司的應計盈余管理行為，促使其轉(zhuǎn)向真實盈余管理?；谏鲜龇治觯岢鯤3。

H3：賣空機制的引入會抑制管理層短視行為，進而促使公司盈余管理方式的改變。

4.賣空機制、機構投資者與盈余管理

與個體投資者相比，機構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，做出的一系列行動會引起中小股東關注，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投資者，持股比例較高的機構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 ]。

機構投資者按性質(zhì)劃分一般分為交易型機構投資者和穩(wěn)定型機構投資者[ 17 ]。交易型機構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。與交易型機構投資者相反，穩(wěn)定型機構投資者能對管理層進行有效的監(jiān)督，發(fā)揮更積極的治理效應。因此，交易型機構投資者監(jiān)督管理層的積極性不高，管理層進行投機行為被發(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：機構投資者持股加強賣空機制與應計盈余管理的負相關關系，削弱賣空機制與真實盈余管理的正相關關系。相比交易型機構投資者，穩(wěn)定型機構投資者持股加強賣空機制與應計盈余管理的負相關關系，削弱賣空機制與真實盈余管理的正相關關系。

本文研究的邏輯框架如圖1所示。

三、研究設計和樣本選擇

（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)以下標準進行處理：（1）剔除金融行業(yè)相關數(shù)據(jù)；（2）剔除ST樣本；（3）剔除資產(chǎn)負債率大于1的樣本；（4）剔除關鍵數(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論的影響，對所有連續(xù)變量在前后1%的水平上進行縮尾處理。機構投資者數(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)進行處理和分析。

（二）變量定義

1.被解釋變量

（1）應計盈余管理

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，若公司當年為融資融券標的取值為1，否則為0；POST為公司進入融資融券名單后的時間虛擬變量，公司進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 ]研究的基礎上，本文對管理層短視行為的衡量方式進行了改進，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重。

4.調(diào)節(jié)變量

將機構投資者作為調(diào)節(jié)變量。機構投資者持股比例（INVH）為機構投資者持股占上市公司總股份的比例，機構投資者異質(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)兩個維度研究機構投資者的異質(zhì)性。機構投資者異質(zhì)性取值為1時，表示公司為穩(wěn)定型機構投資者；否則取值為0，表示公司為交易型機構投資者。

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）模型構建

為了驗證H1，構建多期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、標準差。樣本量共16 235個，樣本公司在考察期內(nèi)應計盈余管理均值為0.0499，最小值為0.0011，最大值為0.2303，標準差為0.0438，說明我國上市公司之間存在不同程度的應計盈余管理。真實盈余管理均值為0.1012，最小值為0.0016，最大值為0.5146，標準差為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，標準差為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，標準差為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)計結果和既有研究相似。

四、實證結果及分析

（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真實盈余管理。列（6）為LIST×POST與EMS的回歸結果，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，結果如表4所示。列（1）為LIST×POST與DACC的回歸結果，結果在1%的水平上負相關；列（2）為LIST×POST與DS的回歸結果，結果在5%的水平上正相關，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%的水平上負相關，LIST×POST與DACC在1%的水平上負相關，說明管理層短視行為在賣空機制與應計盈余管理之間發(fā)揮了部分中介的作用。

列（4）為LIST×POST與REM的回歸結果，結果在5%的水平上正相關；列（5）為LIST×POST與DS的回歸結果，結果在5%的水平上正相關，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，LIST×POST與REM在5%的水平上正相關，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檢驗通過，說明賣空機制的引入會抑制管理層短視行為，進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、機構投資者與盈余管理

表5報告了機構投資者持股及機構投資者異質(zhì)性的調(diào)節(jié)效應檢驗結果。列（1）賣空機制與機構投資者持股的交互項（LISTPOSTINVH）對DACC的影響顯著為負，說明機構投資者持股加強賣空機制對應計盈余管理的負向影響；列（2）賣空機制與機構投資者持股的交互項（LISTPOSTINVH）對REM的影響顯著為負，說明機構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。

按機構投資者異質(zhì)性分類，列（3）和列（5）為穩(wěn)定型機構投資者，列（4）和列（6）為交易型機構投資者。相較于列（4），列（3）賣空機制與機構投資者持股的交互項（LISTPOSTINVH）對DACC的影響顯著為負，說明相比交易型投資者，穩(wěn)定型機構投資者持股加強了賣空機制對應計盈余管理的負向影響；相較于列（6），列（5）賣空機制與機構投資者持股的交互項（LISTPOSTINVH）對REM的影響顯著為負，說明相比交易型投資者，穩(wěn)定型機構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行匹配。表6報告了使用傾向得分匹配法后的回歸結果，檢驗結果均符合預期，即支持了前文的研究結論。

（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致的，而不是其他原因?qū)е碌?。隨機化賣空機制的時間點，并在此基礎上進行1 000次回歸。檢驗結果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，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結果顯示：在賣空機制實施之前，各期虛擬變量與應計盈余管理回歸結果并不顯著，意味著賣空機制實施之前標的公司與非標的公司的應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，方向均符合預期，同樣驗證了H1。

六、研究結論和建議

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公司壞消息的公開程度，增加進行應計盈余管理被發(fā)現(xiàn)的風險，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，進而抑制應計盈余管理并促進真實盈余管理。最后，機構投資者持股加強了賣空機制與應計盈余管理的負相關關系，削弱了賣空機制與真實盈余管理的正相關關系。相比交易型機構投資者，穩(wěn)定型機構投資者持股加強了賣空機制與應計盈余管理的負相關關系，削弱了賣空機制與真實盈余管理的正相關關系。

基于上述分析，提出以下建議：第一，政府應盡快完善賣空機制相關政策，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，進而更好地維護資本市場穩(wěn)定和保護投資者利益。第二，企業(yè)應該立足長期利益，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，投資者除了關注企業(yè)財務報表外，還應全方位了解企業(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，以便做出更科學合理的投資決策，同時機構投資者應更好地發(fā)揮對上市公司盈余管理的監(jiān)督作用，通過持股和投票權等方式積極參與公司治理，促進公司治理機制的不斷完善。

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