股權質押與市值管理的內在機理研究
——基于中介效應的檢驗

宋 巖,李 帥,宋 爽

(煙臺大學 經濟管理學院,山東 煙臺 264005)

股權質押作為上市公司再融資的重要工具,在資本市場中發(fā)揮著越來越重要的作用。據初步統(tǒng)計,滬深上市公司涉及股權質押的公司數量達到3000多家,部分公司第一大股東股權質押比例更是高達100%。在中國證券市場中,資金鏈斷裂、投資失敗、戰(zhàn)略決策錯誤等狀況一旦發(fā)生,存在股權質押行為的公司所承受的風險也會呈指數倍上漲。股價持續(xù)下跌,不僅控股股東面臨著控制權喪失或被強制平倉的風險,企業(yè)正常生產經營活動也將受到嚴重影響。為防止上述狀況的出現,存在控股股東股權質押的上市公司是否會采取更多的措施來進行市值管理,在通過市值管理提升企業(yè)財務能力,增強風險把控能力的同時,將會采取何種措施避免股價異常波動,均值得我們研究。

市值管理是上市公司為穩(wěn)定、提升市值,通過戰(zhàn)略規(guī)劃、經營管理和投資者關系管理,將公司創(chuàng)造價值、實現價值和經營價值的活動有機地聯(lián)系起來,使股價充分反映公司的內在價值并努力實現以內在價值為支撐的市值最大化的管理活動。(1)張濟建、苗晴:《中國上市公司市值管理研究》,《會計研究》2010年第4期。市值管理作為上市公司資本運作的手段,在穩(wěn)定企業(yè)股價和實現股東價值最大化中扮演著重要角色。良好的市值管理,可以減少政策變化和市場環(huán)境波動給企業(yè)帶來的負面影響,繼而減少股價發(fā)生非正常波動的可能性?；诖?我們提出合理假設,企業(yè)大股東發(fā)生股權質押行為后,為了避免股價發(fā)生異常波動,會有更強的動機進行市值管理。那么,股權質押與市值管理之間的內在作用機制究竟如何?對此需要進行仔細研究。為了在利益風險叢生的資本市場中站穩(wěn)腳跟,除了股權激勵、股票回購、并購和投資者關系管理這些傳統(tǒng)手段外,企業(yè)是否可以采取其他更為隱蔽的方式?盈余管理能否成為企業(yè)提升市值的一種手段?企業(yè)是否會通過增加研發(fā)投入來進行市值管理?這些都值得我們進行更深層次的分析。

因此本文以行為—手段—經濟后果為研究范式,以2013-2017年中國滬深A股上市公司為研究對象,在股權質押與市值管理之間架起橋梁,研究股權質押對市值管理可能存在的作用機理,探究上市公司控股股東股權質押后企業(yè)進行市值管理的手段,并站在研發(fā)投入和盈余管理的視角,研究股權質押對市值管理影響的具體途徑,從而揭開股權質押與企業(yè)市值管理之間的“黑箱”。

一

國內外學者對于股權質押經濟后果的研究主要圍繞兩個方面展開——正向影響和負面影響。高蘭芬認為企業(yè)高級管理人員股權質押比例越高,企業(yè)盈余管理系數越低,與企業(yè)績效呈負相關關系;(2)高蘭芬:《董監(jiān)事股權質押之代理問題對會計信息與公司績效之影響》,博士學位論文,(臺灣)成功大學會計研究所,2002年,第55頁。Yehetal通過實證研究發(fā)現,股權質押比率與公司價值呈負相關關系;(3)Yeh，Y.，C. Ko and Y. Su. “Ultimate Control and Expropriation of Minority Shareholders: New Evidence from Taiwan”， Academia Economic Papers，Vol. 31, No.3 (June 2003), pp. 263～299.郝項超、梁琪從最終控制人角度驗證了股權質押會損害公司價值,同時提出股權質押行為存在弱化激勵和強化侵占兩種效應;(4)郝項超、梁琪:《最終控制人股權質押損害公司價值么?》,《會計研究》2009年第7期。鄭國堅通過研究發(fā)現,存在控股股東股權質押行為的上市公司,大股東占款程度更高。(5)鄭國堅:《大股東股權質押、占款與企業(yè)價值》,《管理科學學報》2014年第9期。而從另一角度來看,也有不少學者指出股權質押行為產生的正面效應。譚燕、吳靜以大股東股權質押行為作為研究對象,對質押品質量在信貸決策中的治理效應進行分析,表明股權質押存在質押效用;(6)譚燕、吳靜:《股權質押具有治理效用嗎?——來自中國上市公司的經驗證據》,《會計研究》2013年第2期。李旎、鄭國堅通過研究表明,控股股東股權質押比例越高,市值管理對利益侵占行為的治理效應越強;(7)李旎、鄭國堅:《市值管理動機下的控股股東股權質押融資與利益侵占》,《會計研究》2015年第5期。王斌等發(fā)現民營企業(yè)控股股東股權質押后,為了避免控制權發(fā)生轉移,會更有動力改善企業(yè)業(yè)績;(8)王斌、蔡安輝、馮洋:《大股東股權質押、控制權轉移風險與公司業(yè)績》,《系統(tǒng)工程理論與實踐》2013年第7期。謝德仁等提出,控股股東股權質押行為將會降低公司股價崩盤的風險。(9)謝德仁、鄭登津:《控股股東股權質押是潛在的“地雷”嗎?》,《管理世界》2016年第5期。以上研究印證了控股股東股權質押行為產生經濟后果中的正面影響。隨著資本市場中股權質押行為的頻繁發(fā)生,一方面企業(yè)獲得大額融資進行外部投資、內部新建,但另一方面股權質押產生的負面效應也將減損企業(yè)價值。一旦外部環(huán)境變化,股價發(fā)生持續(xù)下跌,企業(yè)面臨被平倉、被凍結甚至控制權發(fā)生轉移等風險。股價異常波動如同“多米諾骨牌”的第一張牌,將對存在控股股東股權質押的企業(yè)產生毀滅性打擊。企業(yè)面對如此可怕的質押風險,會坐以待斃,毫無舉措嗎?這顯然不切實際。市值管理作為企業(yè)日常活動中的重要一環(huán),在維持股價穩(wěn)定和實現股東價值最大化中起著關鍵作用。劉國芳研究指出,上市公司通過市值管理可以提高企業(yè)的成長能力以及穩(wěn)定的盈利水平,同時還能有效降低企業(yè)面臨的被收購風險;(10)劉國芳:《上市公司市值管理動因模型研究》,《當代經濟》2010年第12期。施光耀等將市值管理的三個維度分為價值創(chuàng)造、價值實現以及價值關聯(lián),并指出通過市值管理可以更好地實現股東價值。(11)施光耀、劉國芳、梁彥軍:《中國上市公司市值管理評價研究》,《管理學報》2008年第1期。因此,上市公司控股股東在股權質押后,為了穩(wěn)定股價,降低企業(yè)經營風險,會有更強烈的動機進行市值管理。由此我們提出合理假設:

H1:股權質押后,上市公司更有動力進行市值管理。

在上述研究的基礎上,本文進一步探究控股股東股權質押行為發(fā)生后,企業(yè)采取怎樣的措施進行市值管理。市值管理傳統(tǒng)手段主要體現在股權激勵、投資者關系管理、并購重組、股份回購等方面。文夢涓運用因子分析法構建市值管理指標,以資本市場的弱有效性和資本營銷理論為理論基礎,驗證了投資者關系管理對企業(yè)市值的正向影響;(12)文夢涓:《上市公司投資者關系管理對市值管理績效影響的實證研究》,碩士學位論文,中南大學會計系,2013年,第40頁。徐昭以2007-2010年發(fā)生并購的A股上市公司為研究對象,顯示并購產生的協(xié)同效應會對上市公司市值管理帶來更加積極的影響;(13)徐昭:《上市公司市值管理的有效性研究——基于企業(yè)并購績效的實證分析》,《經濟理論與經濟管理》2017年第1期。黃之駿等認為經營者股權激勵與企業(yè)價值之間存在倒U型關系,在一定區(qū)間內,企業(yè)通過實施股權激勵政策來提升企業(yè)價值。(14)黃之駿、王華:《經營者激勵與企業(yè)價值》,《中國會計評論》2006年第6期。上述舉措均為上市公司如何進行市值管理指明了方向,但與此同時,企業(yè)市值管理是一個非常復雜的過程,除了以上傳統(tǒng)舉措外,尤其是在發(fā)生大股東股權質押行為后,股權質押與市值管理之間是否還存在其他紐帶呢?研發(fā)投入和盈余操縱能否影響企業(yè)市值管理水平?股權質押、盈余操縱和企業(yè)市值管理,三者之間是否存在傳導關系以及研發(fā)投入在股權質押和市值管理之間的中介效用是否存在都值得我們仔細探究。

目前,單獨研究股權質押、盈余操縱和市值管理的文獻已經很豐富,也有文獻對股權質押和盈余管理之間的關系進行了探究,但總體而言,研究股權質押、盈余操縱和市值管理三者之間關系的研究成果較少。大部分學者對于盈余操縱的研究集中在動機和方式兩個方面。現有研究將盈余管理的動機從三個維度展開——契約關系動機、資本市場動機、政治資本動機。Watts和Zimmerman通過研究證實了管理層會計政策選擇的“三大動機”,即報酬契約、債務契約和政治成本。(15)Watts R L, Zimmerman J L.“Towards a Positive Theory of the Determination of Accounting Standards”. Accounting Review, Vol.53,No.1(April 1978),pp.112-134.此外,經過一系列研究表明,盈余管理的動機還包括平滑盈余,Chihetal提出盈余可預測假說,管理層為了避免利潤的異常波動給企業(yè)帶來負面影響,會采用平滑盈余的方式來降低盈余的非正常波動。(16)Chih H L，Shen C H，Kang F C. “Corporate Social Responsibility, Investor Protection, and Earning Management: Some International Evidence”,Journal of Business Ethics,Vol.79, No.2(June 2008), pp.179-198.林舒和魏明海通過實證研究也表明IPO公司為了通過證監(jiān)會的審核,會有更大的動機進行盈余操縱。(17)林舒、魏明海:《中國A股發(fā)行公司首次公開募股過程中的盈利管理》,《中國會計與財務研究》2000年第2期。于李勝通過實證研究發(fā)現,在其他條件相同的情況下,新會計準則頒布前后,長期資產計提和轉回的盈余管理動機下降。(18)于李勝:《盈余管理動機、信息質量與政府監(jiān)管》,《會計研究》2007年第9期。另一方面,也有很多文獻對盈余管理的影響因素進行了探討。例如,杜興強等通過實證分析研究了女性高管比例對盈余管理的影響,發(fā)現女性高管比例和盈余管理之間存在倒U型關系。(19)杜興強、賴少娟、裴紅梅:《女性高管總能抑制盈余管理嗎?——基于中國資本市場的經驗證據》,《會計研究》2017年第1期。胥朝陽和劉睿智研究發(fā)現,提高會計信息可比性在一定程度上抑制了企業(yè)盈余管理的行為。(20)胥朝陽、劉睿智:《提高會計信息可比性能抑制盈余管理嗎?》,《會計研究》2014年第7期。胡元木等從可操控R&D費用角度,研究發(fā)現通過操控R&D費用可以有效提高盈余信息質量。(21)胡元木、劉佩、紀端:《技術獨立董事能有效抑制真實盈余管理嗎?——基于可操控R&D費用視角》,《會計研究》2016年第3期。姜付秀等以2002—2012年滬深A股上市公司為研究對象,發(fā)現“誠信”導向的企業(yè)文化對企業(yè)盈余管理具有抑制作用。(22)姜付秀、石貝貝、李行天:《“誠信”的企業(yè)誠信嗎?》,《會計研究》2015年第8期。

本文之前闡述了股權質押與企業(yè)市值管理之間可能存在的顯著相關關系,而二者之間的作用路徑更值得我們進行更進一步的探究,此外大部分對于盈余操縱的研究集中在了動機和方式兩方面,而對盈余操縱后的經濟后果鮮有涉及。從邏輯上來說,股權質押后,企業(yè)更有動力進行市值管理,那么盈余操縱這類無需較大資本投入且見效顯著的手段很可能成為企業(yè)短時間內提升市值的手段,其影響企業(yè)市值的效果是好是壞,都值得我們進行研究。因此本文提出如下研究假設驗證盈余操縱的中介效應是否成立。

H2:股權質押后,上市公司通過操縱盈余來進行市值管理。

習近平總書記在黨的十九大報告中指出,創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力,是建設現代化經濟體系的戰(zhàn)略支撐。從企業(yè)層面上來看,創(chuàng)新的持久性也是企業(yè)長期經營發(fā)展的必備要素,企業(yè)通過增加研發(fā)投入提高創(chuàng)新水平,尋求合適的技術突破口,繼而達到提升企業(yè)業(yè)績的目標。根據國家統(tǒng)計局公布的最新數據顯示,2017年全國研發(fā)投入經費約為17606.1億元,同比增加1929.4億元,研發(fā)經費投入強度為2.13%,相較去年增加0.02個百分點,以上數據均表明國家對研發(fā)投入的重視。在經濟全球化的背景下,中美貿易戰(zhàn)博弈的過程中,企業(yè)生產經營不斷受到各類因素的波及,而走出困境的主要途徑就是增強自身核心競爭力。那么何為核心競爭力?本文將其定義為難以被其他競爭對手模仿的、可以使企業(yè)獲得競爭優(yōu)勢的能力。如果說技術創(chuàng)新水平是作為衡量企業(yè)競爭優(yōu)勢的標桿,那么研發(fā)投入就是提高創(chuàng)新水平的主要驅動力,Johnson & Pazderka早在1993年就指出研發(fā)投入能夠促進企業(yè)創(chuàng)新能力的提升,繼而增強其在資本市場的競爭優(yōu)勢。(23)Johnson L D，Pazderka B. “Firm Value and Investment in R&D”. Managerial and Decision Economics,Vol.14, No.1 (July 1993), pp. 15-24．近年來研發(fā)投入也是國內外學者研究的熱點問題。目前很多研究表明研發(fā)支出對企業(yè)以及資本市場的正面促進作用,例如,朱乃平等以2009-2011年高新技術企業(yè)為研究對象,通過研究發(fā)現技術創(chuàng)新投入與企業(yè)短期財務績效和長期財務績效均呈顯著正相關;(24)朱乃平、朱麗、孔玉生:《技術創(chuàng)新投入、社會責任承擔對財務績效的協(xié)同影響研究》,《會計研究》2014年第2期。Bae等以日本、美國和德國的企業(yè)為研究對象,實證結果表明研發(fā)支出與企業(yè)市場價值呈正向相關關系;(25)Bae S C，Kim D. “The effect of R&D Investment on Market Value of Firm: Evidence from the US，Germany，and Japan,” Multinational Business Review, Vol(11), No.3(May 2003) ,pp.51-75．戴小勇和成力為使用門檻面板數據模型對研發(fā)投入強度和企業(yè)績效進行了研究,表明研發(fā)投入達到第一門檻值時對企業(yè)業(yè)績的促進作用尤為明顯。(26)戴小勇、成力為:《研發(fā)投入強度對企業(yè)績效影響的門檻效應研究》,《科學學研究》2013年第13期。以往文獻還分別從企業(yè)生產率、托賓Q、銷售收入、社會責任等方面證明了研發(fā)投入的促進作用,但無人從股權質押的視角研究其與市值管理的內在關系。所以我們假定股權質押與市值管理之間存在一些紐帶,股權質押后,企業(yè)會通過增加研發(fā)投入來提升企業(yè)績效,繼而保持股價穩(wěn)定增長影響市值。基于以上,我們提出以下假設:

H3:研發(fā)投入為股權質押與市值管理之間的中介變量,三者存在傳導關系。

二

(一)樣本選擇和數據來源

本文將證明盈余操縱在股權質押與市值管理之間的傳導機制,初始樣本選擇范圍包括2013-2017年間所有A股上市公司。在17054個觀測值的基礎上,我們進行如下篩選:(1)剔除金融保險行業(yè);(2)為保證數據的連續(xù)性剔除ST、*ST的公司;(3)剔除財務數據缺失值較多的公司。最終得到有效樣本13807個。樣本所用數據均來自國泰安數據庫、和訊網等資訊網站披露的公司年報,并將其原始數據進行加工處理,同時用Stata14和Spss24對數據進行統(tǒng)計分析。同時,為了避免極值的影響,本文對變量進行了1%-99%水平的Winsorize縮尾處理。

(二)變量定義

1.被解釋變量

本文以市值管理作為被解釋變量,借鑒施光耀等在上市公司市值管理研究中心發(fā)布的市值管理效果評級指標體系,(27)施光耀、劉國芳、梁彥軍:《中國上市公司市值管理評價研究》,《管理學報》2008年第1期。并根據滬深股市上市公司實際情況進行調整,從價值創(chuàng)造和價值實現兩大維度出發(fā),構建三級指標評級體系,共計17個指標。采用因子分析對測量市值管理水平的17個指標進行公因子提取,通過得分函數計算出企業(yè)市值管理綜合水平。指標選取結果見表1。

表1 市值管理指標綜合選取

對17個指標進行KMO和Bartlett檢驗,具體檢驗結果如表2, KMO=0.625>0.5,Sig<0.05,表明本文選擇的指標具有合理性。

表2 KMO和Bartlett檢驗

根據特征值大于1的準則,選取了前八個主成分為公因子。表3給出了主成分的初始特征根和方差貢獻率,累積方差貢獻率為76.475%,表明該綜合指標可以代表企業(yè)市值管理水平。

表3 解釋的總方差

提取方法:主成分分析

2.中介變量

TACCi,t=△ASSETi,t+△CASHi,t+△LIABi,t

(1)

(2)

其中TACCi,t為i公司在第t年的總體應計利潤;ΔASSETi,t、ΔCASHi,t、ΔLIABi,t為i公司在第t年與t-1年的總資產、貨幣資金、總負債的變化額;ΔREVi,t、ΔRECi,t為i公司在第t年與t-1年的營業(yè)收入、應收賬款變化額;ASSETi,t為i公司在第t年的總資產;PPEi,t為i公司在第t年的固定資產原值,得到的殘差作為盈余操縱的衡量指標。

3.解釋變量

本文選擇的解釋變量為股權質(PLD),當上市公司控股股東存在股權質押時為1,不存在股權質押行為時為0。

4.控制變量

本文選擇的控制變量有:企業(yè)規(guī)模(SIZE)、股權集中度(SHRCR)、企業(yè)年齡(AGE)、產權性質(SOE)以及企業(yè)現金流(CASH)等,具體定義見表4。

表4 變量定義

(三)模型建立

為實證考察盈余操縱的傳導機制,我們構造了以下兩個實證模型:

一方面,為考察控股股東股權質押后是否對企業(yè)市值管理施加影響,在控制借款企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、年度等變量的基礎上,檢驗控股股東股權質押與市值管理之間的關系,如(3)式所示：

Rock slowly got up fromthe mat,planning his escape.He hesitated a moment and thought.Things were not going well.What bothered himwas being held,especially since the charge against himhad been weak.He considered his present situation.The lock that held himwas strong,but he thought he could break it.

MVM=α0+α1PLD+α2SIZE+α3SHRCR+α4SOE+

α5CFO+α6AGE+∑αiYEARI+∑αiINDi+ε

(3)

另一方面,為了進一步研究控股股東股權質押后是否通過盈余操縱這一手段影響企業(yè)市值管理,我們運用中介效應檢驗方法來考察。中介效應檢驗的方法有很多,溫忠麟等在綜合不同方法優(yōu)缺點基礎上,首次提出了一個中介檢驗效應程序,可以使發(fā)生第一類和第二類錯誤的概率降低,同時還容易操作實施。(28)溫忠麟、張雷、候杰泰等:《中介效應的檢驗程序及應用》,《心理學報》2004年第5期。后來隨著中介效應的普及和發(fā)展,溫忠麟等在原來模型的基礎上進行了修改。(29)溫忠麟、葉寶娟:《中介效應分析:方法和模型發(fā)展》,《心理科學進展》2014年第5期。本文采用該程序來檢驗盈余操縱和研發(fā)投入的中介效應,具體方程如下面4-1、4-2、4-3和5-1、5-2、5-3所示：

(4-1)

(4-2)

(4-3)

(5-1)

(5-2)

(5-3)

檢驗程序參見圖1。

步驟1:檢驗系數α,若該系數不顯著,則判斷股權質押與市值管理不存在相關關系,按遮掩效應立論;若系數顯著,則表明股權質押對企業(yè)市值管理存在顯著影響,按中介效應立論。無論是否顯著,均應當進行步驟2。

步驟2:依次檢驗系數β和λ,若二者均顯著,則表明盈余操縱的間接中介效應顯著,若至少有一個不顯著,則用Bootstrap法進行檢驗。

步驟3:檢驗系數γ,如果不顯著,則表明盈余操縱的直接效應不顯著,只存在間接效應;若γ顯著,則表明盈余操縱直接效應顯著。

圖1 中介效應檢驗圖

三

(一)描述性統(tǒng)計

表5列示了模型中研究變量的描述性統(tǒng)計結果。市值管理水平的最大值為0.759,最小值為-0.435,說明不同企業(yè)的市值管理水平差距很大?？毓晒蓶|股權質押的平均值為0.263,表明年末存在控股股東股權質押的觀測數占樣本總數的26.31%,進一步印證了股權質押這一行為在A股市場的普遍性。盈余操縱的最大值為0.908,最小值為-0.652,說明樣本中向上調節(jié)盈余與向下調節(jié)盈余的現象均存在。產權性質的均值為0.074,表明有7.4%的樣本為國有企業(yè),說明本文選取的樣本中國有企業(yè)占上市公司的比重并不高。公司規(guī)模的均值為22.097,最大值26.008,方差為1.290,說明樣本公司規(guī)模差異較小。第一大股東持股比例最大值為0.755,均值為0.349,說明上市公司股權集中度相對較高?，F金流比率最大值為0.241,最小值為-0.1742,說明不同上市公司的現金流比率存在較大差異。

表5 描述性統(tǒng)計

在表5的基礎上,根據企業(yè)控股股東股權質押與否來分組描述各主要變量,總體來說,存在控股股東股權質押行為的公司與不存在該行為的公司在諸多方面都存在明顯差異。其中存在大股東股權質押行為的公司市值管理水平(0.011)明顯大于對照組(-0.007),并且在1%的水平上通過T檢驗。這也初步驗證了本文假設1,具體結果如表6所示。

(二)相關性檢驗

構建多元回歸模型對上述假設進行實證檢驗,為避免多重共線性對回歸結果的影響,針對被解釋變量、解釋變量、中介變量和主要控制變量進行Pearson相關性檢驗,各主要變量相關性系數基本上小于0.01,表明各變量間相關性弱,可繼續(xù)進行回歸性分析。結果見表7。

(三)回歸分析與假設檢驗

1.假設1的檢驗

本文采用Stata14對滬深兩市2013-2017年所有上市公司進行OLS回歸分析,表8為對假設H1檢驗的多元回歸結果。

從以上樣本數據我們可以發(fā)現,市值管理變量(MVM)與股權質押變量(PLD)的系數為0.0175,且在1%顯著性水平下呈顯著正相關。這一結果有力地證明了存在控股股東股權質押行為的公司確實更有動力進行市值管理,因此H1通過實證檢驗。

2.假設2的檢驗

步驟1 檢驗回歸方程4-1的系數α是否顯著,檢驗結果如表9第1列。

表6 分組變量描述

表7 相關性分析

注:左下角為Pearson相關系數;*,**,***分別表示在10%,5%,1%水平下顯著。

步驟2 檢驗回歸方程4-2的系數β和4-3的系數λ,檢驗系數如表9第2、3列。

步驟3 檢驗回歸方程4-3的系數γ,檢驗系數如表9第3列。

由表9可知,股權質押與市值管理顯著性系數為0.0175,在1%的水平下顯著,由此可以按中介效應立論;隨后依次檢驗盈余操縱與市值管理的顯著性系數β、盈余操縱與市值管理的顯著性系數λ,分別為0.0142和0.0984,且均在1%的水平下顯著,所以不需要進行Bootstrap檢驗,可以直接檢驗系數γ的顯著性。由表9第3列可知,系數γ在1%的水平下顯著,且βλ與γ同號,則盈余操縱屬于部分中介效應,本文假設2成立。

3.假設3的檢驗

檢驗步驟同上,回歸結果見表10。

股權質押與市值管理顯著性系數為0.0175,在1%的水平下顯著,由此可以按中介效應立論。隨后分別對β和λ的顯著性進行檢驗,結果顯示5-3中研發(fā)投入與股權質押的系數β不顯著,所以需要進行Bootstrap檢驗,結果見表11。

表8 股權質押與市值管理

注:*,**,***分別表示在10%,5%,1%水平下顯著。

表9 盈余操縱中介效應檢驗

表10 研發(fā)投入中介效應檢驗

注:*,**,***分別表示在10%,5%,1%水平下顯著

表11 Bootstrap檢驗結果

根據表11檢驗結果,第一行bs-1表示間接效應結果,第二行bs-2表示直接效應結果。系數0.003為正,表明βλ相乘符號為正。間接效應的置信區(qū)間為(0.001,0.005),不包括0,即間接效應存在且顯著,可以繼續(xù)進行中介效應檢驗。

最后我們對5-3中γ的顯著性進行檢驗,如果顯著且βλ與γ同號,則表明存在部分中介效應。由表12可知,γ顯著且符號為正,表明研發(fā)投入的中介效應成立,本文假設3成立。

表12 γ系數顯著性檢驗

四

為了保證結論的穩(wěn)健性,本文對盈余操縱和研發(fā)投入的中介效應進行驗證,具體檢驗結果見表13、14。

由表13、14檢驗結果可知,研發(fā)投入中的Sobel檢驗的Z統(tǒng)計量為3.364,大于5%顯著性水平上的臨界值0.97,屬于部分中介,可以得出研發(fā)投入的中介效應成立的結論。類似的,盈余操縱Sobel檢驗的Z統(tǒng)計量為6.103,大于5%顯著性水平上的臨界值0.97,也表明在控股股東股權質押后企業(yè)進行市值管理的過程中,盈余操縱的中介效應成立,與本文假設結論基本保持一致。

由于中小板、主板與創(chuàng)業(yè)板的公司性質各方面的差異性,本文實證結果可能受其影響,因此剔除創(chuàng)業(yè)板公司的樣本,僅對中小板和主板的公司進行回歸,結果發(fā)現關鍵性變量的顯著性不受影響。

為排除股權質押與市值管理指標之間內生性的影響,選取t年行業(yè)質押水平均值(IND-PLD)作為工具變量進行2SLS回歸,回歸結果與上文保持一致。本文研究假設能夠通過檢驗,具有良好的穩(wěn)定性和可靠性。

五

本文以2013-2017年滬深上市公司為研究對象,基于“行為—手段—經濟后果”的研究范式,從研發(fā)投入和盈余操縱的視角上,揭示了大股東股權質押后影響企業(yè)市值管理的途徑,從而揭開了股權質押與市值管理之間的“黑箱”。實證結果表明,控股股東股權質押與企業(yè)市值管理之間呈現顯著相關性,存在控股股東股權質押的企業(yè)會更有動力進行市值管理,在這個過程中企業(yè)研發(fā)投入和盈余操縱發(fā)揮著部分中介效用。

根據研究結論,提出以下幾點建議:(1)由實證結果可知,股權質押后,為了穩(wěn)定股價和降低風險,盈余操縱也成為了企業(yè)市值管理的手段。盈余操縱是一把“雙刃劍”,我們無法刨除掉企業(yè)特質、行業(yè)影響等諸多因素后簡單來衡量這類手段的好與壞,運用得當,可以通過盈余管理來增強企業(yè)財務柔性,促進企業(yè)發(fā)展,而運用不當,對應計利潤的操縱也能使之成為企業(yè)掩蓋真實財務情況的“遮羞布”。因此,一方面不僅企業(yè)內部需要加強企業(yè)文化建設,提高職業(yè)操守,另一方面政府等監(jiān)管部門也需要對存在股權質押的企業(yè)加強監(jiān)督。(2)研發(fā)投入作為股權質押與市值管理的傳導機制,需要引起企業(yè)和政府的重視。一方面在研發(fā)準備階段及時進行風險評估,將失敗概率降到企業(yè)可接受程度;另一方面,政府也可出臺相關補貼政策,緩解企業(yè)財務壓力。

本文的研究也存在一定的局限性。股權質押與企業(yè)市值管理之間的紐帶是復雜的、多樣的,而我們僅討論了研發(fā)投入和盈余操縱兩類情況,因此未來可以在本文基礎上做更深層次的分析討論。

表13 企業(yè)研發(fā)投入中介效應檢驗

CoefStd ErrZP>|Z| Sobel0.003235880.000961813.3640.00076723 Goodman-1 (Aroian)0.003235880.000962473.3620.00077361 Goodman-20.003235880.000961163.3670.00076089

CoefStd ErrZP>|Z| a coefficient0.0026390.0007783.390960.000696 b coefficient1.22610.04556626.90780 Indirect effect0.0032360.0009623.364350.000767 Direct effect0.0161260.0040443.987960.000067 Total effect0.0193620.0041534.662323.1e-06 Proportion of total effect that is mediated: 0.16712797Ratio of indirect to direct effect: 0.20066465Ratio of total to direct effect: 1.2006646

表14 企業(yè)盈余操縱中介效應檢驗

CoefStd ErrZP>|Z| Sobel0.003911080.000640866.1031.042e-09 Goodman-1 (Aroian)0.003911080.000641876.0931.106e-09 Goodman-20.003911080.000639846.1139.804e-10CoefStd ErrZP>|Z| a coefficient0.0275280.0041916.567945.1e-11 b coefficient0.1420790.00860416.51240 Indirect effect0.0039110.0006416.102891.0e-09 Direct effect0.0154510.0041173.753.000175 Total effect0.0193620.0041534.662323.1e-06 Proportion of total effect that is mediated: 0.2020013Ratio of indirect to direct effect: 0.25313488Ratio of total to direct effect: 1.2531349