自信程度與股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)

祁懷錦 劉艷霞 曹修琴

內(nèi)容提要：控股股東兼任公司高管直接參與上市公司經(jīng)營(yíng)在非國(guó)企中是普遍現(xiàn)象，鮮有研究考察這類人員的自信程度對(duì)股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的影響。本文以2013-2017年A股非國(guó)有上市公司為樣本對(duì)比影響進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)控股股東兼任公司高管這類人員的自信程度與股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)具有顯著的正相關(guān)性，自信程度越高越會(huì)提高股權(quán)質(zhì)押規(guī)模和降低質(zhì)押股權(quán)市值，進(jìn)而促使股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的上升；無(wú)論控股股東兼任高管的何種角色，上述正向影響關(guān)系不變，控股股東控制力對(duì)這種正向影響關(guān)系具有顯著的強(qiáng)化效應(yīng)。因此，監(jiān)管者、管理層、投資者和債權(quán)人等在識(shí)別和防控股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)時(shí)需高度關(guān)注管理者自信這一重要影響因素。

關(guān)鍵詞：雙重身份管理者；自信程度；股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)

中圖分類號(hào)：F832? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? 文章編號(hào)：1001-148X（2022）05-0023-12

近年來(lái)資本市場(chǎng)的股權(quán)質(zhì)押蓬勃發(fā)展，相比其他抵押物、質(zhì)押物以及信用擔(dān)保，股權(quán)質(zhì)押具有擔(dān)保物評(píng)估簡(jiǎn)單、變現(xiàn)容易的優(yōu)點(diǎn)，能充分保障質(zhì)權(quán)人利益，降低債權(quán)代理成本。對(duì)公司股東而言，股權(quán)質(zhì)押還拓展了融資渠道、降低了融資約束。上市公司股權(quán)質(zhì)押不僅涉及上市公司自身、股東、券商及銀行等直接相關(guān)方的利益，還關(guān)系到資本市場(chǎng)的穩(wěn)定。因此，對(duì)股權(quán)質(zhì)押進(jìn)行研究，尤其是從對(duì)上市公司有重大影響的控股股東兼任公司高管的行為視角，探討其對(duì)股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的影響及其路徑，有助于各方合力平穩(wěn)化解股權(quán)質(zhì)押危機(jī)，充分發(fā)揮資本市場(chǎng)的資源配置作用。

一、研究假說(shuō)的提出

（一）控股股東兼任公司高管的自信與其股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)

本文視管理者自信為連續(xù)變量，不再只考察過(guò)度自信，而是對(duì)這一重要變量做較為全貌的刻畫，從控股股東兼任公司高管這種雙重身份的管理者視角切入，主要考察自信與股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系。

1.管理者過(guò)度自信對(duì)公司的影響

首先，管理者過(guò)度自信會(huì)影響企業(yè)并購(gòu)及投資效率。過(guò)度自信的管理者容易高估自己對(duì)被收購(gòu)方的整合及改進(jìn)能力，認(rèn)為其發(fā)起的收購(gòu)活動(dòng)能獲得超額回報(bào)，傾向于支付更高的收購(gòu)溢價(jià)，且公司現(xiàn)金充足時(shí)投資-現(xiàn)金流敏感性更低，現(xiàn)金短缺時(shí)又有可能投資不足［1］。其次，管理者過(guò)度自信會(huì)影響企業(yè)融資決策。理性的管理者會(huì)盡量選擇長(zhǎng)期負(fù)債，因?yàn)樗梢云交С觯^(guò)度樂(lè)觀的管理者則傾向于短期債務(wù)以及更高的資產(chǎn)負(fù)債率［2］。Malmendier等（2015）［3］發(fā)現(xiàn)CEO過(guò)度自信會(huì)采取更激進(jìn)的融資策略。過(guò)度自信的管理者還因?yàn)楦吖牢磥?lái)現(xiàn)金流、低估未來(lái)風(fēng)險(xiǎn)而導(dǎo)致較高的資本成本粘性，且公司在偏離資本結(jié)構(gòu)時(shí)調(diào)整速度更慢［4］。過(guò)度自信的CEO會(huì)高估公司股票內(nèi)在價(jià)值，認(rèn)為外部權(quán)益融資成本太高，因而更愿意選擇內(nèi)源融資，更傾向于少發(fā)股利［5］。最后，管理者過(guò)度自信會(huì)影響企業(yè)信息披露行為、降低會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。過(guò)度自信會(huì)使管理者高估公司未來(lái)盈余、低估損失，進(jìn)而降低會(huì)計(jì)穩(wěn)健性［6］。Schrand等（2012）［7］發(fā)現(xiàn)樣本公司75%的錯(cuò)報(bào)反映了一種樂(lè)觀的偏見，且由于這種錯(cuò)報(bào)，在隨后期間這些公司更可能故意謊報(bào)收入。過(guò)度自信會(huì)增加管理者發(fā)布盈利預(yù)測(cè)的可能性，盈利預(yù)測(cè)更樂(lè)觀，預(yù)測(cè)偏差更大［8］。過(guò)度自信管理者更容易通過(guò)提高信息不對(duì)稱程度進(jìn)行盈余管理，也更傾向于迎合分析師預(yù)期［9］。祁懷錦等（2018）［10］發(fā)現(xiàn)管理者自信程度會(huì)降低企業(yè)會(huì)計(jì)信息的穩(wěn)健性。管理者自信程度偏差會(huì)使企業(yè)投資和資本結(jié)構(gòu)偏離正常水平、會(huì)計(jì)信息質(zhì)量更低，從而影響了企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策與結(jié)果。當(dāng)控股股東兼任公司高管時(shí)，自信程度的偏差不僅影響到公司經(jīng)營(yíng)決策和業(yè)績(jī)，還影響其個(gè)人資產(chǎn)處理，如股權(quán)質(zhì)押時(shí)機(jī)和規(guī)模的選擇。

2.控股股東股權(quán)質(zhì)押對(duì)公司的影響

上市公司價(jià)值下降與控股股東股權(quán)質(zhì)押行為相伴隨，當(dāng)控股股東進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押時(shí)會(huì)存在明顯的激勵(lì)弱化和侵占強(qiáng)化效應(yīng)，且這些效應(yīng)在民營(yíng)控股公司中更顯著［11］。當(dāng)控股股東股權(quán)被質(zhì)押或凍結(jié)時(shí)，說(shuō)明其資金短缺且面臨融資約束，此時(shí)大股東更有可能掏空上市公司，顯著降低公司價(jià)值［12］?？毓晒蓶|進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押與上市公司其他行為緊密聯(lián)系，如操控信息披露［13］、使公司現(xiàn)金持有水平偏離常規(guī)［14］、抑制企業(yè)創(chuàng)新投入［15］、債務(wù)融資成本上升［16］、實(shí)施“高送轉(zhuǎn)”利潤(rùn)分配方案、回避或降低現(xiàn)金股利［17］等。

從防止控制權(quán)轉(zhuǎn)移的動(dòng)機(jī)出發(fā)，控股股東也可能會(huì)存在一系列保持上市公司市值穩(wěn)定的行為，降低股價(jià)波動(dòng)性以避免股價(jià)觸及預(yù)警線或平倉(cāng)線。對(duì)上市公司進(jìn)行市值管理不僅有助于控股股東獲得股權(quán)質(zhì)押融資，而且還可以減少控股股東對(duì)上市公司的掏空［18］。當(dāng)控股股東進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押時(shí)，其盈余管理和關(guān)聯(lián)交易程度也顯著低于配對(duì)公司［19］?？毓晒蓶|還會(huì)通過(guò)市值管理來(lái)排除股權(quán)質(zhì)押“爆雷”風(fēng)險(xiǎn)［20］。由于股權(quán)質(zhì)押交易中的質(zhì)權(quán)人對(duì)上市公司具有外部治理效應(yīng)，上市公司的應(yīng)計(jì)盈余管理會(huì)降低［21］，并且大股東股權(quán)質(zhì)押會(huì)降低公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平［22］。

從上述有關(guān)控股股東股權(quán)質(zhì)押的文獻(xiàn)來(lái)看，控股股東股權(quán)質(zhì)押行為對(duì)上市公司價(jià)值的影響還是以負(fù)面為主，即使是為了防止控制權(quán)轉(zhuǎn)移而做的市值管理，也只是暫時(shí)的權(quán)宜之計(jì)。當(dāng)控股股東兼任公司高管時(shí)，其自信程度對(duì)公司的影響是雙重的：一方面，控股股東（同時(shí)也是管理者）自信程度越高，他們?cè)饺菀椎凸拦蓹?quán)質(zhì)押被預(yù)警或被平倉(cāng)的風(fēng)險(xiǎn)，認(rèn)為公司或其自身投資收益足以償還相應(yīng)負(fù)債，在個(gè)人股權(quán)質(zhì)押決策上表現(xiàn)得更為樂(lè)觀；另一方面，管理者（同時(shí)也是控股股東）自信程度越高，公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)波動(dòng)性也越大，股票價(jià)格波動(dòng)也越大，股價(jià)觸及預(yù)警線或平倉(cāng)線的風(fēng)險(xiǎn)也就越高?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦录僬f(shuō)：

H1：在其他因素不變情況下，控股股東兼任公司高管這種雙重身份人員的自信程度越高，股權(quán)質(zhì)押被預(yù)警和被平倉(cāng)的風(fēng)險(xiǎn)越高。

（二）控股股東兼任公司高管的自信對(duì)其股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)影響路徑一：質(zhì)押股權(quán)規(guī)模

根據(jù)《股票質(zhì)押式回購(gòu)交易及登記結(jié)算業(yè)務(wù)辦法（2018年修訂）》規(guī)定，公式（1）為履約保障比例的計(jì)算方法，股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)指的是履約保障比例低于160%（警戒線）和140%（平倉(cāng)線）的可能性①。當(dāng)履約保障比例越高時(shí)，股權(quán)質(zhì)押被預(yù)警或被平倉(cāng)的可能性越低。履約保障比例公式的分子與質(zhì)押股權(quán)市值相關(guān)、分母與質(zhì)押股權(quán)規(guī)模相關(guān)。在路徑一中，控股股東兼任公司高管這種雙重身份人員自信程度越高，越有可能大規(guī)模質(zhì)押股權(quán)，而過(guò)高的股權(quán)質(zhì)押比例提高了質(zhì)押股權(quán)規(guī)模，即增大了公式（1）中的分母，最終提高了股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)②。

履約保障比例=初始交易證券市值+補(bǔ)充質(zhì)押證券市值+質(zhì)押證券孳息－部分解除質(zhì)押證券市值質(zhì)押股權(quán)規(guī)模×質(zhì)押率+應(yīng)付利息+其他費(fèi)用（1）

我國(guó)上市公司基本都存在著一股獨(dú)大的現(xiàn)象，控股股東通常會(huì)直接參與公司經(jīng)營(yíng)。根據(jù)上市公司高管任職數(shù)據(jù)，控股股東介入方式可能是直接擔(dān)任CEO和董事長(zhǎng)的絕對(duì)控制、只擔(dān)任CEO或董事長(zhǎng)的強(qiáng)勢(shì)控制，這兩種情況在民營(yíng)企業(yè)中占比高達(dá)77%，剩下的情形，可能是不擔(dān)任CEO和董事長(zhǎng)但通過(guò)擔(dān)任其他高管職位或委任親屬擔(dān)任CEO和董事長(zhǎng)的“垂簾聽政”模式③。基于當(dāng)前現(xiàn)狀，可以認(rèn)為在非國(guó)有企業(yè)中，77%以上的公司控股股東和管理者是同一人。出于對(duì)自己管理能力和公司未來(lái)股價(jià)的信心，自信程度高的管理者會(huì)低估質(zhì)押股權(quán)被預(yù)警和被平倉(cāng)的風(fēng)險(xiǎn)，更可能在面臨融資約束時(shí)質(zhì)押其所持有股票，從而使得質(zhì)押股權(quán)的規(guī)模提升。根據(jù)相關(guān)業(yè)務(wù)法規(guī)，股權(quán)質(zhì)押比例是指控股股東質(zhì)押股份占其持股總數(shù)之比。從定義可見股權(quán)質(zhì)押比例影響股權(quán)質(zhì)押規(guī)模，控股股東高比例地質(zhì)押股票不僅會(huì)降低股價(jià)大幅下跌時(shí)股東追加質(zhì)押的能力，提高了質(zhì)押股權(quán)規(guī)模，同時(shí)還向市場(chǎng)傳遞了緊張信號(hào)，當(dāng)公司出現(xiàn)負(fù)面信息時(shí)更容易形成超跌的過(guò)度反應(yīng)。因此，當(dāng)控股股東質(zhì)押股權(quán)規(guī)模上升時(shí)，會(huì)加劇股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)?；谝陨戏治?，本文提出如下假說(shuō)：

H2：控股股東兼任公司高管這種雙重身份人員的自信程度會(huì)通過(guò)質(zhì)押股權(quán)規(guī)模的提升加劇股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)，即控股股東兼任公司高管這種雙重身份人員的自信程度越高，越會(huì)增加質(zhì)押股權(quán)規(guī)模，從而加劇股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)。

（三）控股股東兼任公司高管的自信對(duì)其股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)影響路徑二：質(zhì)押股權(quán)市值

控股股東兼任公司高管這種雙重身份人員自信程度越高，在經(jīng)營(yíng)管理過(guò)程中所表現(xiàn)的風(fēng)格越激進(jìn)，公司業(yè)績(jī)波動(dòng)性越大，即經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)越大，而過(guò)高的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)最終會(huì)影響質(zhì)押股權(quán)市值，降低了履約保障比例公式（1）的分子部分，增大了質(zhì)押股權(quán)觸線的可能性。

隨著管理者自信程度的上升，企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)、經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)以及股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)也會(huì)隨之呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)［23］。具體來(lái)說(shuō)，自信程度較高的管理者在預(yù)期企業(yè)前景時(shí)會(huì)有更大幅度的偏差［24］；對(duì)企業(yè)出現(xiàn)的問(wèn)題更容易漠視，導(dǎo)致問(wèn)題很可能再次發(fā)生［25］；具有不對(duì)稱的投機(jī)行為，當(dāng)公司衍生品投機(jī)上漲時(shí)他們會(huì)追加投機(jī)，但是下跌時(shí)卻沒有相應(yīng)的減少［26］；所實(shí)施的擴(kuò)張戰(zhàn)略會(huì)加大企業(yè)陷入財(cái)務(wù)困境的可能性［27］；會(huì)提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平［28］，流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的上升，使得公司財(cái)務(wù)彈性更低［29］。這些研究為管理者過(guò)度自信導(dǎo)致企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)提升提供了有力證據(jù)。上市公司經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)即盈利水平的波動(dòng)會(huì)隨著信息披露傳導(dǎo)至資本市場(chǎng)，反映在相應(yīng)的股價(jià)變化中。王化成等（2017）［30］也認(rèn)為經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)（盈利波動(dòng)程度）的增加會(huì)使投資者要求更高的投資回報(bào)率，表現(xiàn)為權(quán)益資本成本較高、股價(jià)降低。而由于我國(guó)資本市場(chǎng)制度建設(shè)還在完善，投資者也以散戶為主，對(duì)上市公司盈利水平的波動(dòng)更容易過(guò)度反應(yīng)，尤其是當(dāng)市場(chǎng)情緒整體悲觀時(shí)，這種放大效應(yīng)更加明顯。因此，當(dāng)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)較大的上市公司盈利水平?jīng)]有達(dá)到預(yù)期或出現(xiàn)相關(guān)負(fù)面新聞時(shí)，其股價(jià)下行波動(dòng)程度會(huì)更大，如果此時(shí)公司控股股東已經(jīng)大量質(zhì)押了股權(quán)，則觸及預(yù)警線和平倉(cāng)線的可能性也會(huì)顯著增加。基于以上分析，本文提出如下假說(shuō)：

H3：控股股東兼任公司高管這種雙重身份人員自信程度會(huì)通過(guò)質(zhì)押股權(quán)市值的下降加劇股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)，即控股股東兼任公司高管這種雙重身份人員自信程度越高，經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)越大，越會(huì)降低質(zhì)押股權(quán)市值，從而加劇股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)。

二、樣本選取與模型設(shè)定

（一）樣本選取

由于股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)集中爆發(fā)在2018年度，且當(dāng)年股權(quán)質(zhì)押業(yè)務(wù)監(jiān)管規(guī)則的修訂和紓困基金的出臺(tái)都極大程度地改變了股權(quán)質(zhì)押業(yè)務(wù)形態(tài)，本文選擇2013-2017年作為樣本期間。數(shù)據(jù)主要來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，并根據(jù)上市公司公告手工搜集補(bǔ)充缺失數(shù)據(jù)，按照如下操作：（1）剔除金融行業(yè)；（2）剔除ST、*ST狀態(tài)及退市公司；（3）剔除控股股東及實(shí)際控制人在2017年底之前一直未進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押的公司；（4）由于要考察控股股東本人親自兼任高管這種雙重身份，剔除國(guó)有企業(yè)、剔除控股股東沒有擔(dān)任CEO或董事長(zhǎng)的公司；（5）剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本；（6）為了排除極端值對(duì)研究結(jié)果干擾，對(duì)連續(xù)變量在1%和99%分位進(jìn)行Winsorize處理，最終獲得3893個(gè)樣本。

（二）模型設(shè)定

考慮到本文的被解釋變量股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)雖然是一個(gè)在正值上的大概連續(xù)分布，但具有大量值為0的特征，因此使用Tobit模型進(jìn)行回歸分析，中介效應(yīng)檢驗(yàn)中關(guān)于自信程度與股權(quán)質(zhì)押比例、自信程度與經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的回歸均使用OLS模型。為了檢驗(yàn)H1控股股東兼任高管這種雙重身份人員自信程度與控股股東股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系，構(gòu)建Tobit回歸模型（2）：

P_Ratiot+1=β0+β1Conft+∑controlst+∑IND+∑Year+ε1t（2）

為了檢驗(yàn)H2上述自信程度對(duì)股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)影響的質(zhì)押股權(quán)規(guī)模路徑，構(gòu)建回歸模型（3）和（4）：

P_Ratiot+1=β0+β1Conft+∑controlst+∑IND+∑Year+ε2t （3）

Pledge_Riskt+1=β0+β1P_Ratiot+β2Conft+∑controlst+∑IND+∑Year+ε3t（4）

為了檢驗(yàn)H3上述自信程度對(duì)股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)影響的質(zhì)押股權(quán)市值路徑，構(gòu)建回歸模型（5）和（6）：

Riskt+1=β0+β1Conft+∑controlst+∑IND+∑Year+ε4t（5）

Pledge_Riskt+1=β0+β1Riskt+β2Conft+∑controlst+∑IND+∑Year+ε5t（6）

其中，Pledge_Risk分別以預(yù)警風(fēng)險(xiǎn)（Alert）和平倉(cāng)風(fēng)險(xiǎn)（Forced）來(lái)衡量，Conf通過(guò)主成分分析方法獲取，其他控制變量定義見表2。所有回歸都控制了年度和行業(yè)固定效應(yīng)，假設(shè)ε1t-ε5t之間互不相關(guān)。

（三）變量定義

1.股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的度量

根據(jù)《股票質(zhì)押式回購(gòu)交易及登記結(jié)算業(yè)務(wù)辦法（2018年修訂）》的規(guī)定，履約保障比例達(dá)到或低于約定數(shù)值的，證券公司應(yīng)要求融資方采取相應(yīng)措施，履約保障比例計(jì)算公式如上文公式（1）所示。其中，在分母的計(jì)算上按照加權(quán)平均成本法計(jì)算其股權(quán)質(zhì)押交易的累計(jì)質(zhì)押股權(quán)規(guī)模，再乘以對(duì)應(yīng)板塊的質(zhì)押率④，即為待償還融資余額；根據(jù)規(guī)定單筆質(zhì)押交易合約期限不得超過(guò)三年，且資金利率通常在7%左右，本文將年度應(yīng)付利息簡(jiǎn)化為待償還融資余額的10.5%（即7%*3/2），融資費(fèi)用忽略不計(jì)。在分子的計(jì)算上履約保障比例公式中市值取每個(gè)交易日的收盤價(jià)，再乘以質(zhì)押股權(quán)的數(shù)量。在質(zhì)押交易合約存續(xù)期間，券商根據(jù)規(guī)定以履約保障比例設(shè)置相應(yīng)的警戒線和平倉(cāng)線，通常分別為160%和140%，蘇中一（2001）［31］充分論述了控制這兩條線對(duì)控制股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的重要性。故本文股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)有兩個(gè)：預(yù)警風(fēng)險(xiǎn)（Alert）和平倉(cāng)風(fēng)險(xiǎn)（Forced）。

預(yù)警風(fēng)險(xiǎn)（Alert）：上市公司控股股東質(zhì)押的股票在每個(gè)年度履約保障比例低于160%的天數(shù)占年度總交易天數(shù)之比；

平倉(cāng)風(fēng)險(xiǎn)（Forced）：上市公司控股股東質(zhì)押的股票在每個(gè)年度履約保障比例低于140%的天數(shù)占年度總交易天數(shù)之比；

李常青等（2018）［15］用“年末股價(jià)/平倉(cāng)價(jià)”來(lái)度量質(zhì)押股權(quán)被平倉(cāng)的可能性。廖珂等（2018）［17］基于質(zhì)押當(dāng)月股價(jià)計(jì)算質(zhì)押股權(quán)規(guī)模，并對(duì)所有股票均以30%的質(zhì)押率來(lái)估算股權(quán)質(zhì)押借款的待償還融資余額。

本文的預(yù)警風(fēng)險(xiǎn)和平倉(cāng)風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)基于以上文獻(xiàn)做了如下改進(jìn)：首先，計(jì)算待償還融資余額時(shí)，直接使用上市公司質(zhì)押公告中質(zhì)押開始日的前一交易日收盤價(jià)為質(zhì)押價(jià)格。其次，計(jì)算平倉(cāng)風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，用“每日股價(jià)減平倉(cāng)價(jià)”以及一年中股價(jià)跌破平倉(cāng)價(jià)的天數(shù)占年度總交易天數(shù)之比來(lái)衡量控股股東股權(quán)質(zhì)押低于平倉(cāng)線的風(fēng)險(xiǎn)。計(jì)算時(shí)采用的股價(jià)具體到每一個(gè)交易日，因此計(jì)算出的平倉(cāng)風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)更加精確。另外，本文還計(jì)算了預(yù)警風(fēng)險(xiǎn)，其衡量的風(fēng)險(xiǎn)程度比平倉(cāng)風(fēng)險(xiǎn)要低，是一個(gè)重要的股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)。

2.管理者自信程度的度量

現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)管理者自信的度量，基本上是將代理變量處理為虛擬變量，簡(jiǎn)單地劃分為過(guò)度自信和非過(guò)度自信兩種，這種降維處理在一定程度上會(huì)導(dǎo)致信息丟失。為了解決自信程度代理變量的二元數(shù)據(jù)信息量降低等問(wèn)題，本文采用主成分分析法，在過(guò)去研究基礎(chǔ)上，選取六個(gè)包含管理者自信程度信息且互相之間相關(guān)程度較高的原始變量，從這組基礎(chǔ)變量中提取出互不相關(guān)的五個(gè)主成分，按照每個(gè)主成分的方差貢獻(xiàn)率進(jìn)行加權(quán)，最后獲得一個(gè)基于六個(gè)原始變量的新代理變量。這六個(gè)原始變量定義如下：

Bias，管理層盈利預(yù)測(cè)偏差=（管理層盈利預(yù)測(cè)平均值-盈利實(shí)際值）/盈利實(shí)際值的絕對(duì)值；Fraction，高管薪酬相對(duì)比例=前三高管薪酬總和／全部高管薪酬總和；INVRSD，公司投資偏離程度，根據(jù)Richardson模型計(jì)算每個(gè)樣本公司的投資水平回歸殘差，即為公司投資偏離正常水平的程度；INV_Risk，公司投資風(fēng)險(xiǎn)=長(zhǎng)期股權(quán)投資凈額/總資產(chǎn)；FIN_Risk，公司流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)=流動(dòng)負(fù)債總額/總資產(chǎn)；Lev，資產(chǎn)負(fù)債率=總負(fù)債/總資產(chǎn)。

根據(jù)主成分分析法的操作步驟，本文獲得如表1 Panel A所示的7個(gè)主成分，選取前5個(gè)特征值接近1的主成分作為基礎(chǔ)變量獲得自信程度信息，累計(jì)解釋比例為85.99%，能夠概括六個(gè)初始變量所包含的絕大部分信息。從初始變量定義中可看出初始變量之間具有較高的共性，適合做主成分分析。而Panel B的KMO檢驗(yàn)顯示變量之間共性值在0.6242，可以接受。

參考謝德仁等（2016）［20］做法，本文設(shè)置了表2所示的控制變量，由于公司層面特征對(duì)股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的影響主要在于股票市值，所以控制變量分為影響股價(jià)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和市場(chǎng)表現(xiàn)數(shù)據(jù)兩大類。鑒于上市公司財(cái)務(wù)報(bào)告披露滯后，而公司股價(jià)變化主要反映了上期信息，故本文回歸分析中使用的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)以上一期為主，市場(chǎng)表現(xiàn)數(shù)據(jù)和股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)數(shù)據(jù)則基于本期。

三、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

樣本各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表3。預(yù)警風(fēng)險(xiǎn)（Alert）和平倉(cāng)風(fēng)險(xiǎn)（Forced）的均值分別為3.16%和1.34%，若每年交易天數(shù)為242天，則意味著樣本公司平均有7.64（3.24）個(gè)交易日股價(jià)跌破了預(yù)警線（平倉(cāng)線）。預(yù)警風(fēng)險(xiǎn)和平倉(cāng)風(fēng)險(xiǎn)的離散程度比較大，雖然大部分樣本公司在觀測(cè)年度預(yù)警風(fēng)險(xiǎn)和平倉(cāng)風(fēng)險(xiǎn)為0，但對(duì)于存在預(yù)警風(fēng)險(xiǎn)和平倉(cāng)風(fēng)險(xiǎn)的公司，Alert和Forced均值分別為28.16%和14.01%，這和2013-2017年A股市場(chǎng)實(shí)際表現(xiàn)一致。這5年中，除2015年度經(jīng)歷了暴漲暴跌外，其他年度市場(chǎng)表現(xiàn)相對(duì)平穩(wěn)。自信程度代理變量Conf的均值為-0.1343，大于中位數(shù)-0.1898，圖1為管理者自信程度的核密度函數(shù)分布，從圖中可見管理者自信程度是一個(gè)右偏分布，表明過(guò)度自信的高管多于過(guò)度謹(jǐn)慎的高管，與心理學(xué)領(lǐng)域?qū)^(guò)度自信的分析一致。

樣本公司的規(guī)模（Size）均值為21.724，資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）均值為36.37%，總資產(chǎn)收益率（ROA）為3.97%，賬面市值比（MB）為4.8151，大股東持股比例（F_Ratio）為31.86%。相比較A股總體，本文樣本公司是控股股東進(jìn)行了股權(quán)質(zhì)押的非國(guó)有企業(yè)，主要來(lái)自中小板塊、規(guī)模相對(duì)較小、可獲得負(fù)債融資相對(duì)較低、收益率相對(duì)較高、偏成長(zhǎng)型的公司。

（二）相關(guān)性分析

變量間相關(guān)性分析見表4。因預(yù)警風(fēng)險(xiǎn)和平倉(cāng)風(fēng)險(xiǎn)的計(jì)算方法相似，只是股價(jià)下跌程度不同，因此相關(guān)系數(shù)表僅列示預(yù)警風(fēng)險(xiǎn)與各主要變量。從表4可見，公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）和自信程度（Conf）的相關(guān)系數(shù)大于0.5，日換手率（Turnover）、日收益率（D_Return）和日收益率標(biāo)準(zhǔn)差（Diviation）的相關(guān)系數(shù)大于0.5，其他變量間的相關(guān)系數(shù)都在0.2左右，且方差膨脹因子（VIF）為3.31，變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。

（三）回歸結(jié)果分析

為驗(yàn)證本文假說(shuō)1，我們根據(jù)模型（2）進(jìn)行了Tobit回歸，回歸結(jié)果如表5所示。在控制其他影響股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的因素后，管理者自信程度與股權(quán)質(zhì)押預(yù)警風(fēng)險(xiǎn)和平倉(cāng)風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)分別為0.140和0.133，兩者均在1%水平上顯著。管理者自信程度越高，控股股東股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)越大，假說(shuō)1得以驗(yàn)證。企業(yè)總資產(chǎn)收益率（ROA）越高、大股東持股比例（F_Ratio）越高、日收益率年化值（D_Return）越高，控股股東股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)越低；股票波動(dòng)性（Diviation）越大，控股股東股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)越高；本樣本中，企業(yè)規(guī)模（Size）、負(fù)債率（Lev）、自由現(xiàn)金流（FCFF）、盈余管理程度（ABSDA）、企業(yè)賬面市值比（MB）、年內(nèi)交易日PE高于行業(yè)的天數(shù)占比（PE_IND）等指標(biāo)對(duì)股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的影響均不顯著。

為驗(yàn)證本文假說(shuō)2，根據(jù)模型（3）和（4）進(jìn)行了回歸分析，回歸結(jié)果如表6和表7所示。其中，從表6可以發(fā)現(xiàn)在控制其他可能影響股權(quán)質(zhì)押比例的因素后，上一期的控股股東兼任高管這種管理者自信程度和本期的股權(quán)質(zhì)押比例之間回歸系數(shù)為0.052，且在10%水平上顯著，表明控股股東兼任高管這種管理者自信程度與質(zhì)押股權(quán)規(guī)模之間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。由于本文樣本是控股股東兼任高管這種管理者，所以回歸結(jié)果支持了本文的分析。

從表7的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)在控制其他影響股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的變量后，股權(quán)質(zhì)押比例與預(yù)警風(fēng)險(xiǎn)和平倉(cāng)風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)分別為0.240和0.188，且均在1%水平上顯著；自信程度與預(yù)警風(fēng)險(xiǎn)和平倉(cāng)風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)分別為0.119和0.115，且均在1%水平上顯著。表6和表7共同驗(yàn)證了本文提出的第一個(gè)路徑：當(dāng)控股股東兼任高管這種身份的管理者自信程度越高時(shí)，在個(gè)人資產(chǎn)處置決策上，其股權(quán)質(zhì)押比例越高，即質(zhì)押股權(quán)規(guī)模越高，進(jìn)而導(dǎo)致股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)也越高。由于在表7回歸中質(zhì)押比例和自信程度均顯著，且Sobel檢驗(yàn)顯示Z值分別為2.040和1.958，大于臨界值0.97，根據(jù)溫忠麟等（2005）［32］關(guān)于中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的分析，股權(quán)質(zhì)押比例是一個(gè)部分中介效應(yīng)。

為驗(yàn)證假說(shuō)3，本文根據(jù)模型（5）和（6）進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如表8和表9所示。其中，從表8可以發(fā)現(xiàn)在控制其他影響公司經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的變量后，前一期控股股東兼任高管這種管理者的自信程度與公司本期的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)回歸系數(shù)為0.022，且在1%水平上顯著。該結(jié)果說(shuō)明控股股東兼任高管這種身份管理者自信程度越高，公司的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)水平越高。

從表9的回歸結(jié)果中可以看出在控制其他影響股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的變量后，公司經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)與控股股東股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)為0.516和0.513，均在5%水平上顯著；控股股東兼任高管這種管理者自信程度與股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)為0.127和0.120，且均在1%水平上顯著。表8和表9共同驗(yàn)證了本文提出的第二個(gè)路徑：控股股東兼任高管這種管理者自信程度越高，公司經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)水平越高，即質(zhì)押股權(quán)市值下降的可能性越大，最終其股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)也越大。由于在表9回歸中自信程度和經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)都顯著，且Sobel檢驗(yàn)顯示Z值分別為3.570和3.983，大于臨界值0.97，根據(jù)溫忠麟等（2005）［32］關(guān)于中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的分析，公司經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)水平是一個(gè)部分中介效應(yīng)。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第一，以上市公司管理層盈利預(yù)測(cè)偏差和管理層薪酬相對(duì)水平直接作為控股股東兼任高管這種管理者自信程度的代理變量，按照模型（2）進(jìn)行了回歸，結(jié)果如表10。（1）-（2）列顯示管理層盈利預(yù)測(cè)偏差和股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)變量之間的回歸系數(shù)分別為0.071和0.092，且均在5%水平上顯著，（3）-（4）列顯示管理層薪酬相對(duì)水平與股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)變量之間的回歸系數(shù)分別為0.154和0.157，且均在10%水平上顯著。上述結(jié)果均表明控股股東兼任高管這種管理者自信程度與控股股東股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)具有顯著正向關(guān)系，與主回歸結(jié)果一致。

第二，為了研究控股股東對(duì)上市公司控制方式不同對(duì)本文實(shí)證結(jié)果的影響，按照控股股東或?qū)嶋H控制人擔(dān)任CEO和董事長(zhǎng)的方式將總樣本分為兩個(gè)子樣本，并分別按照模型（2）進(jìn)行回歸，表11為兩種控制方式下控股股東兼任高管這種管理者自信程度與股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的回歸結(jié)果。（1）-（2）列表明在控股股東同時(shí)擔(dān)任CEO和董事長(zhǎng)的樣本中，控股股東兼任高管這種管理者自信程度和控股股東股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)分別為0.135和0.123，且分別在1%和5%水平上顯著。（3）-（4）列表明控股股東只擔(dān)任CEO或董事長(zhǎng)時(shí)，控股股東兼任高管這種管理者自信程度和控股股東股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)分別為0.141和0.133，且在1%水平上顯著。兩個(gè)子樣本的回歸結(jié)果均表明控股股東兼任高管這種管理者自信程度對(duì)股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)存在顯著的正向影響。

第三，當(dāng)控股股東股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)較高時(shí)，公司會(huì)采取相應(yīng)措施試圖降低股價(jià)波動(dòng)性和崩盤風(fēng)險(xiǎn)，控股股東兼任高管這種管理者的決策行為可能會(huì)變得穩(wěn)健保守，其自信程度會(huì)受到抑制，這可能導(dǎo)致本文的研究結(jié)果存在著互為因果的內(nèi)生性。為了降低這種可能性對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響，首先，本文對(duì)企業(yè)管理者自信程度按年度做了差值，并對(duì)差值進(jìn)行單變量檢驗(yàn)，結(jié)果顯示t值為11.72，接受差值為0的假設(shè)，表明管理者自信程度不隨年度變化，也即不隨股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)高低而變化。然后，本文選擇2013-2017年間首次進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押的公司年度數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)其質(zhì)押前一年度控股股東兼任高管這種管理者自信程度對(duì)本年度股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的影響。由于只選擇首次股權(quán)質(zhì)押的公司進(jìn)行回歸，故不存在股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)影響管理者自信程度的可能性。結(jié)果如表12所示，上期控股股東兼任高管這種管理者自信程度與本期股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)分別為0.100和0.138，顯著性水平均為1%，表明控股股東兼任高管這種管理者上期自信程度越高，其本期首次質(zhì)押時(shí)股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)越高，與主回歸結(jié)果一致。

第四，由于管理者自信程度的不可觀測(cè)性，為了減少未觀察到的因素可能與解釋變量相關(guān)而導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，本文還進(jìn)行了面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型回歸，進(jìn)一步降低內(nèi)生性影響。結(jié)果如表13所示，控股股東兼任高管這種管理者自信程度與股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)為0.015和0.013，顯著性水平分別為10%和5%，與主回歸結(jié)果一致。

（五）進(jìn)一步分析

當(dāng)控股股東同時(shí)擔(dān)任CEO和董事長(zhǎng)時(shí)，不僅會(huì)影響公司治理結(jié)構(gòu)，作為管理者，他們的自信程度對(duì)上市公司經(jīng)營(yíng)決策也會(huì)產(chǎn)生重大影響，而控股股東只擔(dān)任CEO或董事長(zhǎng)，或兩者都不直接出任時(shí)，其控股股東兼任高管這種管理者自信程度對(duì)上市公司的影響可能會(huì)相對(duì)較低。劉孟暉（2011）［33］在La Porta等 “20%持股比例控制下限”的觀點(diǎn)基礎(chǔ)上提出按照終極所有權(quán)與控制權(quán)二者組合特征將企業(yè)分為四種控制模式：強(qiáng)式股東控制（所有權(quán)和投票權(quán)都大于50%）；半強(qiáng)式股東控制（所有權(quán)小于50%但控制權(quán)大于50%）；弱式股東控制（所有權(quán)小于50%，控制權(quán)在20%和50%之間）；強(qiáng)式經(jīng)理控制（所有權(quán)小于20%，控制權(quán)小于50%）。其中，前3類屬于股東控制公司，第4類屬于經(jīng)理控制公司。

借鑒以上分類方法，本文按照控股股東控制方式由弱至強(qiáng)將公司分為4類，并設(shè)置控股股東控制力變量（Occupation）值分別為1、2、3、4：第1是國(guó)有企業(yè)，控股股東控股權(quán)虛置，由經(jīng)理人和董事長(zhǎng)具體實(shí)施控制權(quán)；第2是非國(guó)有企業(yè)中控股股東未直接擔(dān)任CEO或董事長(zhǎng)；第3是非國(guó)有企業(yè)中控股股東只擔(dān)任CEO或董事長(zhǎng)；第4是非國(guó)有企業(yè)中控股股東既擔(dān)任CEO又擔(dān)任董事長(zhǎng)。前兩種控制方式下管理者和控股股東分離，后兩種情況下管理者和控股股東身份集于一人，故又設(shè)置Dual_Identity啞變量，不存在雙重身份為一人情況時(shí)該值為0，雙重身份為一人時(shí)該值為1。同時(shí)，將主回歸樣本選擇過(guò)程中剔除的國(guó)有企業(yè)、控股股東沒有擔(dān)任CEO或董事長(zhǎng)的公司加入到回歸樣本中。設(shè)置控制力（Occupation）與自信程度（Conf）的交乘項(xiàng)，構(gòu)建如下多元回歸模型：

Pledge_Riskt+1=β0+β1Conft+β2Occupationt+β3Conft×Occupationt+∑controlst+∑IND+∑Year+ε6t （7）

設(shè)置雙重身份（Dual_Identity）與自信程度（Conf）交乘項(xiàng)，構(gòu)建如下多元回歸模型：

Pledge_Riskt+1=β0+β1Conft+β2Dual_Identityt+β3Conft×Dual_Identityt+∑controlst+∑IND+∑Year+ε7t（8）

表14的（1）-（2）列示控股股東兩職兼任和只擔(dān)任CEO或董事長(zhǎng)時(shí)，兩種控制方式的不同對(duì)控股股東兼任高管這種管理者自信程度和股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的影響，由于這兩種方式都屬于控股股東兼任高管這種管理者范疇，未發(fā)現(xiàn)這兩種控制方式對(duì)自信程度與股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系影響有差異。（3）-（4）列示四種不同控制力對(duì)控股股東兼任高管這種管理者自信程度與股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系的影響。管理者自信程度和控制力的交乘項(xiàng)系數(shù)分別為0.047和0.045，且均在10%的水平上顯著。表明隨著控股股東或?qū)嶋H控制人控制上市公司的力度由弱變強(qiáng)，控股股東兼任高管這種管理者自信程度對(duì)股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的正向關(guān)系也在增強(qiáng)。（5）-（6）列示控股股東和管理者是否雙重身份集于一人時(shí)對(duì)自信程度與股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系的影響。交乘項(xiàng)回歸系數(shù)分別為0.089和0.086，顯著性水平分別為5%和10%。表明控股股東兼任高管這種雙重身份于一人也加強(qiáng)了控股股東兼任高管這種管理者自信程度與控股股東股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)之間的正向關(guān)系。

四、結(jié)論及建議

基于我國(guó)非國(guó)有上市公司控股股東兼任高管這種雙重身份，以及股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)成為非國(guó)有上市公司“達(dá)摩克利斯之劍”的背景，本文探究了控股股東兼任高管這種管理者自信程度對(duì)股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的影響。首先，在控制其他可能影響控股股東股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的因素后，控股股東兼任高管這種管理者自信程度對(duì)股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的影響顯著為正，即自信程度越高，股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)越大。其次，本文驗(yàn)證了控股股東兼任高管這種管理者自信程度對(duì)股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生影響的路徑：一方面，自信程度越高，股權(quán)質(zhì)押比例越大，提高了質(zhì)押股權(quán)規(guī)模，從而加劇股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)；另一方面，自信程度越高，經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)越高，降低了質(zhì)押股權(quán)市值，從而也會(huì)加劇股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)。最后，無(wú)論控股股東兼任高管的何種角色，控股股東兼任高管這種管理者自信程度對(duì)股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)均有顯著的正向影響；并且隨著控股股東對(duì)上市公司控制力的增強(qiáng)，自信程度對(duì)股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的正向影響也在增強(qiáng)。

基于上述研究結(jié)果，本文提出以下政策建議：第一，監(jiān)管部門要制定、完善并落實(shí)相關(guān)制度以降低控股股東兼任高管這種管理者自信程度對(duì)股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的正向影響。一方面，可制定相關(guān)制度控制股權(quán)質(zhì)押比例，以降低質(zhì)押股權(quán)規(guī)模；另一方面，也可設(shè)定相關(guān)制度約束公司激進(jìn)的投融資策略以降低公司經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，促進(jìn)公司股權(quán)市值提高?；诳毓晒蓶|控制力對(duì)上市公司的影響，當(dāng)控股股東對(duì)上市公司控制較強(qiáng)時(shí)，若其已質(zhì)押股權(quán)，則可部分凍結(jié)其投票權(quán)以降低其控制力，削弱控股股東兼任高管這種管理者自信程度對(duì)股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的正向影響。第二，控股股東一方面應(yīng)當(dāng)主動(dòng)控制股權(quán)質(zhì)押比例和規(guī)模，以便控制股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)；另一方面要盡量控制自身自信程度對(duì)股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的正向影響，必要時(shí)可采取有效措施以降低控制力對(duì)控股股東兼任高管這種管理者自信程度與股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)之間正向影響的增強(qiáng)效應(yīng)。第三，中小股東及潛在投資者在分析上市公司控股股東股權(quán)質(zhì)押信息時(shí)，要充分考慮公司管理者自信程度、控股股東與高管關(guān)系、股權(quán)質(zhì)押比例以及經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)變化等因素，盡量降低由股權(quán)質(zhì)押帶來(lái)的投資風(fēng)險(xiǎn)。第四，銀行和券商等質(zhì)權(quán)人不僅要逐日盯市，還要熟悉公司和管理者的個(gè)性特征，充分了解和判斷公司管理者的自信程度、治理結(jié)構(gòu)以及經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)波動(dòng)等因素，以便有效實(shí)施事前、事中和事后防控，充分發(fā)揮其外部治理作用。

注釋：

① 這里指的是非限售股的比例，限售股在此基礎(chǔ)上要高10%，謹(jǐn)慎起見本文統(tǒng)一以較低的履約保障比例計(jì)算股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)。

② 無(wú)論是首次質(zhì)押還是追加質(zhì)押，控股股東股權(quán)質(zhì)押公告不會(huì)是一個(gè)利好消息，因?yàn)檫@意味著控股股東面臨著嚴(yán)重的財(cái)務(wù)約束。因此，股權(quán)質(zhì)押發(fā)生時(shí)（或公告時(shí)），市場(chǎng)的反應(yīng)通常都是負(fù)面的，如600475.SH，在2019/12/17發(fā)出控股股東100%股權(quán)質(zhì)押公告后3個(gè)交易日的行業(yè)調(diào)整收益率為-5.95%。所以，本文認(rèn)為提高股權(quán)質(zhì)押比例會(huì)增大公式（1）的分母，進(jìn)而導(dǎo)致股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)增加。

③ 本文將上市公司實(shí)際控制人擔(dān)任高管的方式分為了3種，控股股東兩職兼任的 “中央集權(quán)”模式、只擔(dān)任其中一職的“宰相”模式、不擔(dān)任CEO或董事長(zhǎng)的“垂簾聽政”模式。這前兩種模式下，實(shí)際控制人的管理者自信程度會(huì)充分體現(xiàn)在公司經(jīng)營(yíng)表現(xiàn)中，如公司各種風(fēng)險(xiǎn)水平指標(biāo)、預(yù)測(cè)偏差指標(biāo)等。

④ 通常主板、中小板、創(chuàng)業(yè)板公司的質(zhì)押率分別為50%、40%、30%。

參考文獻(xiàn)：

［1］ Roll R. The Hubris Hypothesis of Corporate Takeovers［J］．Journal of Business， 1986，59（2）： 197-216.

［2］ 余明桂，夏新平，鄒振松.管理者過(guò)度自信與企業(yè)激進(jìn)負(fù)債行為［J］．管理世界，2006（8）：104-112.

［3］ Malmendier U.， Tate G. Behavioral CEOs： The Role of Managerial Overconfidence［J］． Journal of Economic Perspectives， 2015， 29（4）： 37-60.

［4］ 龔樸，張兆芹.資本結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)調(diào)整速度的異質(zhì)性研究［J］．管理評(píng)論，2014，26（9）：11-21.

［5］ Deshmukh S.， Goel A. M.， Howe K. M. CEO Overconfidence and Dividend Policy［J］． Journal of Financial Intermediation， 2013，22（3）： 440-463.

［6］ Ahmed A. S.， Duellman S. Managerial Overconfidence and Accounting Conservatism［J］． Journal of Accounting Research， 2013，51（1）： 1-30.

［7］ Schrand C. M.， Zechman S. L. C. Executive Overconfidence and the Slippery Slope to Financial Misreporting［J］． Journal of Accounting & Economics， 2012，52（1）： 311-329.

［8］ Hribar P.， Yang H. CEO Overconfidence and Management Forecasting［J］． Contemporary Accounting Research， 2016，33（1）： 204-227.

［9］ Hsieh T. S.， Bedard J. C.， Johnstone K. M. CEO Overconfidence and Earnings Management During Shifting Regulatory Regimes［J］． Journal of Business Finance & Accounting， 2014，41（9-10）： 1243-1268.

［10］祁懷錦，劉艷霞.融資融券、管理者自信與企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性［J］．中國(guó)會(huì)計(jì)評(píng)論，2018，16（4）：631-656.

［11］郝項(xiàng)超，梁琪.最終控制人股權(quán)質(zhì)押損害公司價(jià)值么？［J］．會(huì)計(jì)研究，2009（7）：57-63，96.

［12］鄭國(guó)堅(jiān)，林東杰，林斌.大股東股權(quán)質(zhì)押、占款與企業(yè)價(jià)值［J］．管理科學(xué)學(xué)報(bào)，2014，17（9）：72-87.

［13］李常青，幸偉.控股股東股權(quán)質(zhì)押與上市公司信息披露［J］．統(tǒng)計(jì)研究，2017，34（12）：75-86.

［14］李常青，幸偉，李茂良.控股股東股權(quán)質(zhì)押與現(xiàn)金持有水平：“掏空”還是“規(guī)避控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)”［J］．財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2018，39（4）：82-98.

［15］李常青，李宇坤，李茂良.控股股東股權(quán)質(zhì)押與企業(yè)創(chuàng)新投入［J］．金融研究，2018（7）：143-157.

［16］寧哲，何晗彰，冉一涵.控股股東股權(quán)質(zhì)押對(duì)企業(yè)債務(wù)融資成本影響研究［J］．哈爾濱商業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2020（6）：29-37，119.

［17］廖珂，崔宸瑜，謝德仁.控股股東股權(quán)質(zhì)押與上市公司股利政策選擇［J］．金融研究，2018（4）：172-189.

［18］李旎，鄭國(guó)堅(jiān).市值管理動(dòng)機(jī)下的控股股東股權(quán)質(zhì)押融資與利益侵占［J］．會(huì)計(jì)研究，2015（5）：42-49，94.

［19］譚燕，吳靜.股權(quán)質(zhì)押具有治理效用嗎？——來(lái)自中國(guó)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］．會(huì)計(jì)研究，2013（2）：45-53，95.

［20］謝德仁，鄭登津，崔宸瑜.控股股東股權(quán)質(zhì)押是潛在的“地雷”嗎？——基于股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)視角的研究［J］．管理世界，2016（5）：128-140，188.

［21］謝德仁，廖珂.控股股東股權(quán)質(zhì)押與上市公司真實(shí)盈余管理［J］．會(huì)計(jì)研究，2018（8）：21-27.

［22］何威風(fēng)，劉怡君，吳玉宇.大股東股權(quán)質(zhì)押和企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)研究［J］．中國(guó)軟科學(xué)，2018（5）：110-122.

［23］Kim J. B.， Wang Z.， Zhang L. CEO Overconfidence and Stock Price Crash Risk［J］． Contemporary Accounting Research， 2016， 33（4）： 1720-1749.

［24］Ben-david I.， Graham J. R.， Harvey C. R. Managerial Miscalibration［J］． Quarterly Journal of Economics， 2013，128（4）： 1547-1584.

［25］Chen G.， Crossland C.， Luo S. Making the Same Mistake All Over Again： CEO Overconfidence and Corporate Resistance to Corrective Feedback［J］． Strategic Management Journal， 2015，36（10）： 1513-1535.

［26］Adam T. R.， Fernando C. S.， Golubeva E. Managerial Overconfidence and Corporate Risk Management［J］． Journal of Banking & Finance， 2015，60（2）：195-208.

［27］姜付秀，張敏，陸正飛，等.管理者過(guò)度自信、企業(yè)擴(kuò)張與財(cái)務(wù)困境［J］．經(jīng)濟(jì)研究，2009，44（1）：131-143.

［28］余明桂，李文貴，潘紅波.管理者過(guò)度自信與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)［J］．金融研究，2013（1）：149-163.

［29］馬春愛，易彩.管理者過(guò)度自信對(duì)財(cái)務(wù)彈性的影響研究［J］．會(huì)計(jì)研究，2017（7）：75-81，97.

［30］王化成，張修平，侯粲然，等.企業(yè)戰(zhàn)略差異與權(quán)益資本成本——基于經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)和信息不對(duì)稱的中介效應(yīng)研究［J］．中國(guó)軟科學(xué)，2017（9）：99-113.

［31］蘇中一.股票質(zhì)押中的兩條線［J］．改革，2001（1）：78-81.

［32］溫忠麟，侯杰泰，張雷.調(diào)節(jié)效應(yīng)與中介效應(yīng)的比較和應(yīng)用［J］．心理學(xué)報(bào)，2005（2）：268-274.

［33］劉孟暉.內(nèi)部人終極控制及其現(xiàn)金股利行為研究——來(lái)自中國(guó)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］．中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011（12）：122-132.

Confidence and Equity Pledge Risk——Based on the Analysis from the Perspective of

the Controlling Shareholder Concurrently Serving as the Company′s Senior Executive

QI Huai-jin1，LIU Yan-xia2，CAO Xiu-qin3

（1．School of Accountancy， Central University of Finance and Economics， Beijing 100081， China；

2.College of Economics and Management， Beijing University of Chemical Technology，

Beijing 100029，China;3. National Immigration Administration， Beijing 100062， China）

Abstract：It is a common phenomenon in non-state-owned enterprises that controlling shareholders who concurrently serve as senior executives directly participate in the operation of listed companies. However， few studies have investigated the influence of such personnel′s confidence on equity pledge risk. Taking non-state-owned listed companies from 2013 to 2017 as sample， this paper finds that such personnel′s confidence has a significant positive correlation with equity pledge risk. The higher the confidence degree is， the higher the equity pledge scale will be and the lower the market value of the pledged equity will be， thus promoting the increase of equity pledge risk. No matter what kind of role the controlling shareholder holds as senior executive， the above positive influence relationship remains unchanged， and the controlling shareholder′ control has a significant strengthening effect on this positive influence relationship. Therefore， regulators， managers， investors and creditors should pay close attention to the important factor of manager′s confidence when identifying and preventing the risk of equity pledge.

Key words：dual Identity managers; confidence; equity pledge risk

（責(zé)任編輯：關(guān)立新）