股權性質差異下股權質押、高管風險偏好與盈余管理

彭振革，劉 敏

（江蘇理工學院 商學院，江蘇 常州213001）

一、引 言

近年來，上市公司控股股東股權質押融資日益普遍并引起了社會公眾和學術界的廣泛關注。股權質押是指出質人將其持有的公司股權作為質押標的，向銀行、證券公司等金融機構或自然人申請貸款，其可以維持大股東的持股狀態，即在不需要轉移股票所有權以及公司控制權的情況下彌補流動資產的不足，因而備受上市公司大股東的青睞。根據WIND數據庫，截至2018年6月，A股共有約3500家公司存在股權質押行為，占全部A股公司比重達99%。然而，大股東進行股權質押同樣存在風險，雖然股權質押消除了股東的融資約束，但一旦出現違約情況就有被強制平倉的風險，并導致公司控制權的更替，會為公司帶來不確定的隱患，Yeh[1]提出控股股東進行股權質押會加大公司所有權與控制權的分離，加深委托代理問題，公司出現財務困境的可能性隨著股東股權質押的比例增大。2017年洲際油氣、皇氏集團、勤上股份等企業大股東股票質押違約被強制平倉致使上市公司出現控股權危機的事件使上市公司股權質押的風險進一步顯露于大眾視角中，引起社會廣泛關注。

公司盈利狀況是利益相關者衡量公司的重要評判標準，公司盈利水平是否良好直接影響到控股股東是否具有違約風險，而隨著兩權分離，出現公司管理者從自身利益出發或是為了完成預期目標，對可能存在的盈余管理行為進行利潤操控，目前國內針對應計盈余管理的研究偏多，研究真實盈余管理的較少。而相比于國有企業，民營企業融資難度更大，且需要提供擔保或者更高的貸款利率以獲取貸款，故而股東進行股權質押的公司是否會增加其盈余管理程度以避免公司股價的下滑，公司的股權性質是否會對控股股東股權質押與盈余管理的關系產生影響，股權質押、股權性質與盈余管理三者間關系的產生機制又如何？基于對這些問題的思考，利用2007—2017年滬深兩市上市公司的經驗數據，進行調節效應檢驗與有中介的調節效應的檢驗，檢驗股權質押對盈余管理的影響，以及股權質押、股權性質、高管風險偏好以及盈余管理幾者間的關系。區別于已有研究，從進行股權質押的公司受到更多外部監管的角度研究股權質押與盈余管理的影響機制，并從公司的角度出發探討其間的作用機制。主要針對控股股東股權質押這一特定行為，兼顧公司內部與外部兩個角度，探討股權質押與盈余管理的關系及其影響機制。

二、理論分析與研究假設

（一）股權質押與盈余管理

針對股權質押對盈余管理的影響，謝德仁等[1]基于2007—2015年的經驗數據，提出發生控股股東股權質押行為的公司存在將支出資本化的行為，以進行正向的盈余管理，但同時也指出，高質量的外部審計會降低其盈余管理行為。張俊瑞等[2]也證實存在大股東股權質押的公司的審計費用一般更為高昂，并且審計收費隨著控股股東股權質押比例的增加而增加，并且股權質押比例的增加也會增大公司被事務所出具非標準審計意見的可能性。對質權人來說，較高的盈余質量是準確估計質押股權價值的保證，質權人必然選擇盈余質量較高的公司的股權，以減少信息不對稱，避免質押品價值被高估以及追索不足的風險。譚燕等[3]指出應計性盈余質量成為質權人衡量質押股權質量的一個重要依據。

分析可得，隨著股權質押的發展，其容易出現的問題也不斷被暴露出，這引起了社會各界的關注，因此進行股權質押的公司，更容易被審計師關注，其需要接受的外部監督也有所加大，進而抑制其盈余管理行為，因此提出假設1：

H1：上市公司控股股東股權質押與其盈余管理負相關。

（二）股權質押、股權性質與盈余管理

由于政治因素，相較于非國有企業，國有企業進行融資行為時，受到的財務約束較少，且更為容易；翟勝寶等[4]考察了股權性質差異下存在控股股東股權質押情況時對審計師的影響，研究表明，相比于同樣存在控股股東股權質押的非國有企業，國有企業受到的審計師風險應對行為顯著削弱，即審計師增加其審計投入并收取更高的審計費用，甚至出具更多的非標準無保留審計意見的行為在非國有企業中更為常見。這代表著國有企業進行股權質押后，受到的外部監管力度弱于非國有企業，對其盈余管理的抑制作用更弱，因此提出假設2：

H2：相比于非國有企業，國有企業股權質押對盈余管理的降低作用更弱。

（三）股權質押、股權性質、高管風險偏好與盈余管理

高管風險偏好的高低與其是否進行股權質押、股權質押的比例以及盈余管理的程度均存在一定關系，黃好杰、吉格爾·哈依拉提[5-6]的研究結果表明，高管風險偏好程度與盈余管理間顯著正相關，且更為傾向真實盈余管理。在股權性質作為調節變量調節股權質押與盈余管理關系的基礎上，其作用機制主要是通過高管風險偏好起作用的，也就是假設2中調節效應通過影響高管風險偏好起作用，如圖1所示。基于此提出假設3：

H3：股權性質對股權質押與盈余管理關系的調節效應通過高管風險偏好起作用。

圖1 有中介的調節示意圖

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

選取2007—2017年發生股權質押的滬深A股市場上市公司的數據為研究對象，其中股權質押數據來源于WIND數據庫，并進行滯后一期處理，其他數據均來源于國泰安數據庫，數據類型為面板數據。同時在研究樣本中剔除（1）ST、*ST企業；（2）金融、保險行業企業；（3）相關變量值存在缺失的樣本。最終得到2449家公司共14480個觀測值。采用STATA15對經驗數據進行處理分析。

（二）變量定義

1.盈余管理

盈余管理包括真實盈余管理和應計盈余管理兩種類型，而隨著經濟社會規則的不斷發展與完善，相比于應計盈余管理，真實盈余管理具有更大的靈活性和隱蔽性。目前，企業易于進行真實盈余管理，也更為傾向于真實盈余管理，故盈余管理特指真實盈余管理。

真實活動盈余管理（REM）的計算參考Roy?chowdhury[7]的評價方法，真實盈余管理分為銷售操控、生產操控以及費用操控，擴大銷售、過度生產和降低酌量性費用是企業進行真實盈余管理的主要方式。利用經營現金流量模型、生產成本模型和酌量性費用模型，估計出異常經營現金流量AB_CFOt、異常生產成本AB_PRODt和異常酌量費用AB_DIS?EXPt，并根據Cohen等[8]的研究，構建了真實盈余管理綜合指標REMt，對企業真實盈余管理水平的總體情況進行估計。

企業通過采取異常的折扣或者不正常的放寬信用條件進行銷售操控，從而達到增加報告盈余的目的，而銷售操控會導致當期經營現金流量過低；生產操控則代表著企業進行過度生產，會導致當期生產成本異常高；費用操控則通過不同尋常的調減相應的費用支出以達到調增當期盈余的目的，會造成企業酌量費用過低。因此只有生產操控程度的變化與真實盈余管理程度的變化方向相同，即企業進行真實盈余管理的程度越高，當期生產成本會高于正常值；而銷售操控程度以及費用操控程度的變化方向均與真實盈余管理程度呈現反方向的變化趨勢，得到以下公式。

式中，CFOt代表t期企業經營性現金流量，Assett-1代表企業t-1期期末總資產，Salest代表企業t期營業總收入，△Salest代表t期營業總收入變化額。利用公式（3.1）分行業分年度估計出β系數，并用實際值減去估計值，即可得到異常經營現金流量AB_CFOt，使用銷售操控進行真實盈余管理的公司，通常情況下會表現出異常低的現金流量。

式中，PRODt代表t期生產成本，表示為t期營業總成本和存貨變化額之和，△Salest-1代表t-1期營業總收入變化額。利用公式（3.2）分行業分年度回歸，對企業的正常生產經營進行估計，用實際值減去估計值，就可以得到異常生產成本AB_PRODt，使用操控生產進行真實盈余管理的公司，通常情況下表現出較高的異常生產成本。

式中，DISEXPt代表t期酌量費用，是銷售費用和管理費用的總和，用實際酌量性費用減去估計值，即可得到異常酌量性費用AB_DISEXPt。利用異常酌量性費用進行真實盈余管理的企業，往往呈現出較低的異常酌量性費用。

借鑒Cohen等[8]的研究成果，構建真實的盈余管理綜合指標。由于真實的盈余管理會導致較低的異常現金流量、較高的異常生產成本和較低的異常酌量性費用，因此構建如下公式（3.4）所示的真實盈余管理指標。REM越大，表示企業利用真實盈余管理向上操控利潤的可能性越大。

2.股權質押、股權性質與高管風險偏好

股權質押（PLEDGE）為虛擬變量，本年度發生股權質押行為（不包括當年質押并于當年解除質押）則為1，當年沒有發生股東進行股權質押行為則為0，另外考慮到內生性的影響，將股權質押進行滯后一期處理；股權性質（ENID）同樣設置為虛擬變量，國有企業為1，非國有企業為0；高管風險偏好（MRP）由風險資產占總資產比重決定，計算公式為：高管風險偏好=（交易性金融資產+可供出售金融資產+投資性房地產）/（資產總額+1）。

3.控制變量

參考現有盈余管理方面的研究，選取資產負債率（LEV）、資產規模（SIZE）、凈資產收益率（ROE）、有形資產占比（CAP）、行業（IND）和年度（YEAR）作為控制變量。其中行業按照證監會行業劃分標準進行劃分，制造業進一步劃分為二級子行業，除去金融、保險行業企業共設置20個行業虛擬變量。變量定義表如表1所示。

表1 變量定義表

（三）模型構建

模型主要應用于檢驗調節效應以及有中介的調節，即涉及兩個第三變量，有中介的調節的檢驗方法參考Muller提供的檢驗流程，國內溫中麟等[9-10]也對此進行了相關研究，即若b13顯著則調節效應顯著，若b13、b23、b34顯著，則中介效應存在，b35顯著則為完全中介，不顯著則為部分中介，基于此提出以下模型：

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

運用統計軟件STATA15進行描述性統計分析，研究對象為2449家公司共14480個觀測值，分析結果如表2所示。PLEDGE為虛擬變量，其均值為0.285，表示有28.5%的公司的股東存在股權質押行為，存在股權質押行為的公司不在少數；盈余管理最大值為1.529，最小值為-1.185，而標準差為0.245，樣本公司中盈余管理程度參差不齊；股權性質均值為0.507，表示樣本中存在50.7%的國有企業；高管風險偏好最大值高達0.981，均值為0.036，說明樣本公司中高管風險偏好較低，但存在個別極高的情況。凈資產收益率為-79.888，最大值為28.652，標準差為1.064，波動較大，說明樣本公司盈利程度存在較大差異。

表2 描述性統計

（二）相關性分析

表3為所有變量的相關矩陣，表示變量與變量之間的相關性。變量間大部分相關系數都比較小，說明各個變量間并不存在多重共線性問題，滿足進行回歸分析的條件。具體變量間的關系則需要由模型檢驗結果進一步確定。

表3 相關性分析

（三）實證分析

1.調節效應檢驗

調節效應檢驗結果如表4所示，其中模型（3.5）與模型（3.6）中，股權質押（PLEDGE）的系數均為負數，分別為-0.024與-0.041，且均在1%的顯著性水平下顯著，代表企業進行股權質押會減弱其盈余管理程度，假設1得到驗證；而交互項Mo系數為0.03，為正數且在5%的顯著性水平下顯著，代表股權性質的增大會使股權質押對盈余管理的負相關作用減弱，即國有企業的股權質押對盈余管理的降低作用弱于非國有企業，驗證假設2。

表4 調節效應檢驗結果

2.有中介的調節檢驗

股權質押、股權性質、盈余管理以及高管風險偏好之間的關系檢驗結果如表5所示，其中不難看出，模型（3.6）、模型（3.7）以及模型（3.8）中，b13、b23、b34分別為-0.041、-0.007以及-0.155，均在1%的顯著性水平下顯著，即中介效應存在；另外b35為0.067，并不顯著，說明存在的是部分中介，而非完全中介。回歸結果表明，股權性質對股權質押與盈余管理的調節效應是通過高管風險偏好產生的，調節效應項通過影響高管風險偏好而起作用，即隨著高管風險偏好程度的加強，股權性質對股權質押與盈余管理的調節效應明顯，假設3成立。且高管風險偏好起部分中介作用，更深入地檢驗了股權性質對股權質押與盈余管理的調節作用，對調節作用的影響和機制進行探討。

表5 有中介的調節檢驗結果

五、結 論

以2007—2017年深滬兩市上市公司為經驗數據，對股權質押、股權性質、高管風險偏好以及盈余管理幾者之間的關系進行探討，研究結果顯示：（1）存在股權質押行為的公司，其盈余管理水平相對較低；（2）股權性質會對這兩者間的關系產生調節效應，國有企業因為受到過多的外部監督，因此股權質押對盈余管理的降低作用更不顯著，股權性質對股權質押與盈余管理的關系起反向調節作用；（3）股權性質的調節效應是有中介的調節，即隨著高管風險偏好程度的加強，股權性質對股權質押與盈余管理的調節效應越明顯。

區別于以往研究，兼顧公司外部環境與內部因素對股權質押與盈余管理的關系進行探討，對規范控股股東股權質押行為、加強外部監督力度以及改善金融環境有一些啟示：（1）應對控股股東股權質押的行為進行規范，加強審核力度，同時投資者應該重視控股股東股權質押行為；（2）對控股股東存在股權質押的公司應該加強外部監督，外部監督的加強能削弱控股股東公司的盈余管理程度；（3）上市公司的公司治理結構以及治理機制應該得到進一步的完善，以避免高管和大股東出于私利性而損害公司的長遠發展。