大股東股權(quán)質(zhì)押與上市公司權(quán)益風險的中介效應(yīng)研究

肖忠意 冉春莉

摘 要：通過以2009-2018年A股上市公司為樣本，基于企業(yè)戰(zhàn)略和投資效率視角，研究大股東股權(quán)質(zhì)押是否會對上市公司的權(quán)益風險產(chǎn)生影響及其中介效應(yīng)，可以發(fā)現(xiàn)，大股東股權(quán)質(zhì)押顯著提高了上市公司的權(quán)益風險水平，且比例越高，權(quán)益風險水平越高;大股東股權(quán)質(zhì)押使投資效率降低、戰(zhàn)略激進度和戰(zhàn)略差異度提高，進而導(dǎo)致上市公司權(quán)益風險水平顯著上升。大股東股權(quán)質(zhì)押與權(quán)益風險的相關(guān)關(guān)系在上市公司第一大股東持股比例不同、市場分別處于牛市與熊市時，存在異質(zhì)性。

關(guān)鍵詞：股權(quán)質(zhì)押;權(quán)益風險;投資效率;戰(zhàn)略差異度;戰(zhàn)略激進度

中圖分類號：F830.91 文獻標志碼：A

DOI：10.3969/j.issn.1008-4355.2020.06.12

一、問題的提出

近年來，股權(quán)質(zhì)押在我國資本市場得到了快速發(fā)展，全市場股權(quán)質(zhì)押涉及市值一舉突破萬億，A股市場逐漸形成了“無股不押”的局面。2019年更是不斷有上市公司補充質(zhì)押或延期回購，A股市場股權(quán)質(zhì)押余額較去年增加了千億。但同時，股權(quán)質(zhì)押的迅速發(fā)展也帶來了風險。近期，多家上市公司發(fā)布控股股東或?qū)嵖厝速|(zhì)押股份面臨平倉風險公告，股權(quán)質(zhì)押爆倉或者觸及平倉的個股數(shù)量更是不斷增加。股權(quán)質(zhì)押是指出質(zhì)人以其所擁有的股權(quán)作為質(zhì)押標的物向金融機構(gòu)申請貸款或為第三方貸款提供擔保的行為，質(zhì)押到期后由融資人償還融資實現(xiàn)退出，也稱股票質(zhì)押式回購業(yè)務(wù)。目前股權(quán)質(zhì)押已經(jīng)發(fā)展成為我國資本市場上一種非常普遍的融資現(xiàn)象，在不需要削弱股東對上市公司控制權(quán)的前提下，股東可以質(zhì)押股權(quán)獲取大量借貸資金，緩解企業(yè)和股東自身的融資約束，因此，這種融資方式成為了上市公司股東相對便捷的一種融資方式選擇。股權(quán)質(zhì)押在我國上市公司中扮演了愈發(fā)重要的戰(zhàn)略角色，大股東和控股股東以及中小股東質(zhì)押公司股權(quán)的行為越發(fā)頻繁，且股東所質(zhì)押的股份占其持有股票數(shù)量的比例逐漸增加，該話題越來越多地受到國際社會和專家學(xué)者的廣泛關(guān)注。

股東股權(quán)質(zhì)押影響了上市公司的風險水平。參考銀行質(zhì)押合同，當被質(zhì)押股票股價低于預(yù)警線，融資人須在規(guī)定的交易日內(nèi)追加保證金或追加質(zhì)押同類股票，否則銀行或金融機構(gòu)有權(quán)變現(xiàn)質(zhì)押股票;若低于平倉線，管理人應(yīng)在觸及平倉線后的規(guī)定交易日內(nèi)通過二級市場減持、大宗交易等方式啟動平倉機制，或通過處置特定目的載體、申請法院強制執(zhí)行等各種方式實現(xiàn)理財資金本金和收益的安全退出。若質(zhì)押股票無法及時處置，則自首個平倉日起至履約保障比率再次達到預(yù)警線期間，每日按應(yīng)補未補保證金資金的萬分之五計提罰息。因此，為避免股價下跌，觸及警戒線或平倉線，導(dǎo)致追加保證金或追加質(zhì)押，或被處罰息甚至導(dǎo)致強制平倉、失去對上市公司的控制權(quán)，利益相關(guān)方可能會采取盈余管理、信息披露操縱、占款等行動控制股票價格，使股票價格偏離其內(nèi)在價值，損害公司價值，提高實際或潛在的風險。

有大量文獻表明，股權(quán)質(zhì)押對公司股價和風險存在顯著的影響。部分學(xué)者認為股東股權(quán)質(zhì)押行為加劇了股價崩盤風險，也有學(xué)者提出股權(quán)質(zhì)押會降低股價崩盤風險，還有研究表明控股股東股權(quán)質(zhì)押加劇了股價波動程飛、但鮮有文章研究股東股權(quán)質(zhì)押對上市公司權(quán)益風險的影響。

那么，大股東公司股權(quán)質(zhì)押的行為究竟是否可能會對上市公司的權(quán)益風險產(chǎn)生直接影響呢？如果存在影響，股權(quán)質(zhì)押又是通過怎樣的中介效應(yīng)影響企業(yè)的權(quán)益風險呢？對于第一大股東持股比例高低程度不同的企業(yè)和在不同波動程度的市場，其影響是否存在異質(zhì)性？本文就上述問題，以2009～2018年A股上市公司為樣本進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)：大股東股權(quán)質(zhì)押與上市公司權(quán)益風險存在正相關(guān)關(guān)系，且大股東質(zhì)押比例越高，上市公司權(quán)益風險程度越高。進一步地，大股東股權(quán)質(zhì)押影響了上市公司的投資行為，導(dǎo)致了上市公司戰(zhàn)略激進和過度投資，并降低了投資效率，提高了上市公司的權(quán)益風險。本文利用2SLS的方法，構(gòu)建工具變量，進行了內(nèi)生性檢驗后，以上結(jié)論仍然成立。本文可能的貢獻和創(chuàng)新點在于：（1）基于企業(yè)投資效率和企業(yè)戰(zhàn)略的視角，研究了大股東股權(quán)質(zhì)押對上市公司權(quán)益風險的影響及其中介效應(yīng)分析;（2）擴展了權(quán)益風險在我國資本市場上的研究;（3）進一步豐富和擴展了大股東股權(quán)質(zhì)押經(jīng)濟后果的研究。

二、文獻綜述與研究假說

（一）股權(quán)質(zhì)押對權(quán)益風險的影響

目前，學(xué)術(shù)界對于股權(quán)質(zhì)押經(jīng)濟后果的研究已取得了豐富的成果，其討論焦點主要集中在于公司股東獲得質(zhì)押所得資金后會出于何種經(jīng)濟動機和何種中介機制直接或間接影響到公司價值。股東股權(quán)質(zhì)押影響了上市公司的市值管理，如盈余管理和信息披露策略，也影響了公司治理，如現(xiàn)金持有水平、稅收規(guī)避和內(nèi)部控制等。關(guān)于股權(quán)質(zhì)押對上市公司風險的影響的研究主要集中在股價崩盤風險，但尚未形成統(tǒng)一的研究定論。

一方面，部分研究認為股東股權(quán)質(zhì)押行為加劇了股價崩盤風險。夏常源和賈凡勝（2019）的研究發(fā)現(xiàn)，控股股東股權(quán)質(zhì)押提高了上市公司的股價崩盤風險，通過進一步的機制分析提出，股權(quán)質(zhì)押引發(fā)股價崩盤風險的原因不在于利益侵占或盈余管理，而是市場信息環(huán)境不透明導(dǎo)致投資者猜測和恐慌;沈冰和陳錫娟（2019）的研究也支持了股權(quán)質(zhì)押會提高股價崩盤風險的觀點，同時投資者情緒加劇了股權(quán)質(zhì)押引發(fā)股價崩盤風險;何斌和劉雯（2019）的研究發(fā)現(xiàn)，當經(jīng)濟政策不確定性較高時，股權(quán)質(zhì)押顯著加劇了崩盤風險，但不確定性較低時兩者沒有必然關(guān)系;卜華等（2020）卜華、楊宇晴、指出，控股股東股權(quán)質(zhì)押加劇股價波動，使公司股價崩盤風險提高，高股權(quán)集中度發(fā)揮監(jiān)督作用緩解了該正向影響關(guān)系。另一方面，也有學(xué)者提出股權(quán)質(zhì)押降低了股價崩盤風險。謝德仁等（2016）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？——基于股價崩盤風險視角的研究》，載《管理世界》2016年第5期，第128-140頁。研究了股權(quán)質(zhì)押解除前后公司股價崩盤風險的變化，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，控股股東股權(quán)質(zhì)押期內(nèi)，公司股價崩盤風險程度降低，但質(zhì)押解除后，股價崩盤風險提高，表明股東只是質(zhì)押期間采取權(quán)宜之計降低風險而不是努力提高業(yè)績。雖然研究結(jié)論尚未統(tǒng)一，但以上研究均表明股東股權(quán)質(zhì)押行為不利于公司價值和股價穩(wěn)定。

還有學(xué)者從股價波動視角研究股權(quán)質(zhì)押對股價的影響，該研究發(fā)現(xiàn)，控股股東股權(quán)質(zhì)押加劇了股價波動。綜上可以發(fā)現(xiàn)，股東股權(quán)質(zhì)押加劇了股價的不穩(wěn)定性和波動性，使風險增加，但目前鮮有文獻研究股權(quán)質(zhì)押行為對上市公司權(quán)益風險的影響，本文就該問題進行了探討。首先，大股東為避免控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險，可能會采取一系列的市值管理行為，如正向盈余管理、提高向上操縱盈余的真實盈余管理程度，影響股東外部融資，進而影響股票價格;也可能通過操作信息披露直接干預(yù)股價。其次，股權(quán)質(zhì)押增加了股東直接損害公司和股東利益的動機，導(dǎo)致機會主義行為。當大股東股權(quán)被質(zhì)押、凍結(jié)時，更容易對上市公司進行占款，且負面影響了上市公司的業(yè)績的分析結(jié)果表明，大股東股權(quán)質(zhì)押顯著提高了大股東占用上市公司資金的可能性;大股東的機會主義行為會對公司經(jīng)營產(chǎn)生惡性影響，損害公司價值，進而影響股價。最后，根據(jù)財務(wù)困境理論和信號傳遞理論，大股東質(zhì)押股權(quán)的行為向市場和投資者傳遞了公司資金短缺和經(jīng)營業(yè)績不佳的信號，引發(fā)投資者對公司財務(wù)的擔憂，悲觀預(yù)期公司股價，從而大量拋售股票導(dǎo)致股價持續(xù)下跌。以上因素都可能最終導(dǎo)致公司權(quán)益風險水平上升，因此，本文提出假說：

假說H1：在其他條件不變的情況下，上市公司大股東股權(quán)質(zhì)押與該公司權(quán)益風險顯著正相關(guān)。

假說H2：在其他條件不變的情況下，上市公司大股東股權(quán)質(zhì)押水平與該公司權(quán)益風險顯著正相關(guān)。

（二）異質(zhì)性檢驗

股權(quán)集中度一直以來是我國公司治理問題的重要研究內(nèi)容，我國大部分國有上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)普遍集中，呈現(xiàn)出股權(quán)高度集中的形勢。上市公司的高股權(quán)集中度可能會引發(fā)公司大股東侵占中小公司股東利益的第二類代理問題，王化成等（2015）在對于高股權(quán)集中度和股價崩盤風險的研究中提出了“更多掏空效應(yīng)”和“更少掏空效應(yīng)”：一方面，高股權(quán)集中度意味著更高的控制權(quán)和話語權(quán)，大股東可以更便利地利用控制權(quán)侵占資金，利用信息不對稱進行并隱瞞掏空行為，導(dǎo)致“更多掏空效應(yīng)”;另一方面，股權(quán)有一定的“監(jiān)督效應(yīng)”，持股比例越高，大股東越有動機努力提升公司價值，親自參與公司治理，更加負責地經(jīng)營和管理企業(yè)，并監(jiān)督管理層以減輕其自利行為，同時，此時大股東和小股東的利益會趨于一致，發(fā)揮“利益協(xié)同”效應(yīng)，大股東減少掏空行為，導(dǎo)致“更少掏空效應(yīng)”。卜華等（2020）卜華、楊宇晴、張銀杰：《控股股東股權(quán)質(zhì)押、股權(quán)集中度與股價崩盤風險》，載《會計之友》2020年第8期，第87-94頁。則認為，股東質(zhì)押股權(quán)后，其控制權(quán)和表決權(quán)保持不變，但財產(chǎn)權(quán)歸質(zhì)押人所有，兩權(quán)分離程度提高，此時大股東可能會利用其控制權(quán)侵占公司資產(chǎn)，并利用信息不對稱掏空公司并掩蓋其行為，會導(dǎo)致公司的風險增加。基于以上研究，本文認為，上市公司股權(quán)集中度的差異可能會導(dǎo)致大股東股權(quán)質(zhì)押與權(quán)益風險相關(guān)關(guān)系的異質(zhì)性，因此，提出：

假說H3a：低股權(quán)集中度的公司和高股權(quán)集中度的公司，其大股東股權(quán)質(zhì)押與權(quán)益風險的相關(guān)關(guān)系存在差異。

當市場波動處于不同階段時，市場總體風險水平也存在差異。股價在持續(xù)下跌時可能會趨于持續(xù)靠近平倉警戒線或平倉線，股東為規(guī)避股價過低被強制平倉，從而失去對其股權(quán)的控制權(quán)的風險，其行為也必然會存在較大差異。因此，當市場總體走勢處于牛市，股價持續(xù)大幅上漲，投資者情緒高漲，投資者買入股票的傾向就會提高，交易更頻繁;而處于熊市階段時，投資者情緒低落，投資者進行股票交易的意愿降低，不愿意買入股票且可能存在“處置效應(yīng)”，不愿意賣出自己手中虧損的股票，因此股市總體的股價向下降波動時，上市公司自身股價難免受到波及，導(dǎo)致權(quán)益風險水平上升。因此本文認為，牛市和熊市對大股東股權(quán)質(zhì)押與上市公司權(quán)益風險相關(guān)關(guān)系的影響存在非對稱性，提出：

假說H3b：大股東股權(quán)質(zhì)押對權(quán)益風險的正向影響關(guān)系只存在于熊市，在牛市不具有顯著相關(guān)性。

三、研究設(shè)計

（一）變量設(shè)定

1.被解釋變量

借鑒Carvalho（2018）Carvalho D. How Do Financing Constraints Affect Firms Equity Volatility？ The Journal of Finance， 2018， 73（3）： 1139-1182.，本文界定權(quán)益風險為股東持有股票價值的波動所帶來的風險。本文采用資本資產(chǎn)定價（Capital Asset Pricing Model，CAPM）的三因子模型進行衡量。具體估計如下：首先對上市公司日交易數(shù)據(jù)采用Fama-Frech三因子模型進行殘差項估計，表示系統(tǒng)風險之外的特質(zhì)風險：

然后，對式（1）所得殘差項進行年化標準差處理，以衡量上市公司的權(quán)益風險水平，具體如式（2）所示：

2.解釋變量

參考謝德仁等（2016）的方法，本文分別采用大股東是否進行股權(quán)質(zhì)押（Pledge1）和大股東股權(quán)質(zhì)押占比（Pledge2）作為解釋變量。其中，大股東是否進行股權(quán)質(zhì)押（Pledge1），即如果上市公司的大股東在當年內(nèi)存在新增質(zhì)押了上市公司的股票，則Pledge1賦值為1，否則賦值為0。另外，使用當年第一大股東累計股權(quán)質(zhì)押的股票數(shù)占其所持有公司股份的比例來衡量大股東股權(quán)質(zhì)押占比（Pledge2）。

（二）計量模型

為驗證本文的研究假說，本文構(gòu)建回歸模型如下：

其中，被解釋變量ER為上市公司權(quán)益風險;解釋變量分別為大股東股權(quán)質(zhì)押（Pledge1）和大股東股權(quán)質(zhì)押占比（Pledge2）;Controls為控制變量集合，包括此外，本文還控制了公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）、總資產(chǎn)報酬率（Roa）、經(jīng)營活動現(xiàn)金流量（Cash）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）、第一大股東持股比例（Top1）、兩職合一（Dual）、董事會規(guī)模（Board）。相關(guān)變量的定義及其描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

（三）數(shù)據(jù)來源與樣本處理

本文選取A股上市公司2009-2018年的數(shù)據(jù)為研究樣本，對初始數(shù)據(jù)進行了如下處理：（1）剔除金融及保險行業(yè)的公司樣本;（2）剔除被ST和PT的公司樣本;（3）剔除數(shù)據(jù)缺失較嚴重的公司樣本，最終共獲得了15730個有公司年觀測樣本。另外，本文大股東股權(quán)質(zhì)押的數(shù)據(jù)來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫并進行手工補充及整理，權(quán)益風險的數(shù)據(jù)來源于銳思（RESSET）金融數(shù)據(jù)庫，其余財務(wù)數(shù)據(jù)來自色諾芬（CCER）數(shù)據(jù)庫和國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。

四、實證結(jié)果與分析

（一）基礎(chǔ)模型檢驗結(jié)果

1.大股東股權(quán)質(zhì)押與權(quán)益風險

表2第（1）列報告了大股東股權(quán)是否質(zhì)押對上市公司權(quán)益風險影響的檢驗結(jié)果。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在加入控制變量后，即其他條件不變的情況下，大股東股權(quán)質(zhì)押（Pledge1）與上市公司權(quán)益風險（ER）的回歸系數(shù)為0.0004，在1%統(tǒng)計水平下顯著。實證結(jié)果說明，股權(quán)質(zhì)押與權(quán)益風險顯著正相關(guān)，即在其他條件不變的情況下，上市公司大股東的股權(quán)質(zhì)押行為提高該上市公司的權(quán)益風險。所得結(jié)果支持了研究假設(shè)H1。

2.大股東股權(quán)質(zhì)押占比與權(quán)益風險

表2第（2）列結(jié)果報告了大股東股權(quán)質(zhì)押占比對上市公司權(quán)益風險影響的檢驗結(jié)果。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，大股東股權(quán)質(zhì)押占比（Pledge2）對上市公司權(quán)益風險的估計系數(shù)為0.0004，在1%統(tǒng)計水平顯著，表明大股東股權(quán)質(zhì)押占比與上市公司權(quán)益風險顯著正相關(guān)，即大股東股權(quán)質(zhì)押的規(guī)模越大，則上市公司的權(quán)益風險越高。所得結(jié)果支持了研究假設(shè)H2。

（二）內(nèi)生性檢驗

為了避免內(nèi)生性問題對研究結(jié)論的干擾，本文分別采用各年行業(yè)股權(quán)質(zhì)押水平和年各省份平均的股權(quán)質(zhì)押水平（Prov_Pledge）作為工具變量進行了兩階段回歸分析（2SLS）。工具變量分析結(jié)果顯示，本文采用的工具變量通過過度識別檢驗、弱工具檢驗及不可識別檢驗，即工具變量有效。表2第（3）列結(jié)果顯示，上市公司大股東股權(quán)是否質(zhì)押對權(quán)益風險的估計系數(shù)仍為正，其系數(shù)為0.0194，且在1%統(tǒng)計水平顯著;另外表2第（4）列結(jié)果顯示，上市公司大股東股權(quán)質(zhì)押占對權(quán)益風險的估計系數(shù)為0.0535，且在1%統(tǒng)計水平顯著。總體而言，工具變量的估計結(jié)果顯示，大股東股權(quán)質(zhì)押與上市公司權(quán)益風險顯著正相關(guān)的結(jié)論是可靠的。即控制內(nèi)生性干擾的情況下，所得估計結(jié)論也支持了研究假設(shè)H1和H2。

（三）異質(zhì)性分析

1.股權(quán)集中度

本文以年行業(yè)大股東持股占比中位數(shù)為依據(jù)，將上市公司劃分為高集中度和低集中度兩組，并分組進行回歸。表3第（1）列結(jié)果顯示，大股東發(fā)生股權(quán)質(zhì)押與高股權(quán)集中度上市公司權(quán)益風險大小顯著正相關(guān)，而第（2）列也得到了類似的結(jié)果，且系數(shù)大小基本面一致，表明大股東是否股權(quán)質(zhì)押對高股權(quán)集中度和低股權(quán)集中度上市公司權(quán)益風險的影響是類似的，無顯著的異質(zhì)性特征。第（3）列和第（4）列報告了基于股權(quán)集中度的大股東股權(quán)質(zhì)押占比對權(quán)益風險影響的估計結(jié)果。第（3）列結(jié)果顯示，對高股權(quán)集中度上市公司而言，大股東股權(quán)質(zhì)押占比與權(quán)益風險關(guān)系不顯著，但是第（4）列結(jié)果顯示，對低股權(quán)集中度上市公司而言，大股東股權(quán)質(zhì)押占比與權(quán)益風險正相關(guān)，在1%統(tǒng)計水平顯著。

2.市場波動階段

此外，本文根據(jù)股票市場的市場波動程度差異，將樣本期劃分為牛市階段和熊市階段。參考王雄元等（2018）的方法，本文根據(jù)A股年度內(nèi)總漲幅和該年內(nèi)累計上漲或下跌的月份數(shù)，并結(jié)合股票數(shù)據(jù)，將2009和2014年設(shè)定為牛市時期，而其他年份設(shè)定為熊市時期，然后將上市公司樣本進行分組檢驗。表3報告了分組回歸的結(jié)果。第（5）列和第（7）結(jié)果顯示，當市場波動階段處于牛市階段時，大股東股權(quán)質(zhì)押和大股東股權(quán)質(zhì)押占比與權(quán)益風險的回歸系數(shù)雖然為正，但并不顯著。然而，第（6）列和第（8）列結(jié)果顯示，當市場波動階段處于熊市階段時，大股東是否參與股權(quán)質(zhì)押和股權(quán)質(zhì)押占比與上市公司權(quán)益風險顯著正相關(guān)?？傮w而言，上述結(jié)果表明大股東股權(quán)質(zhì)押對上市公司權(quán)益風險的影響表現(xiàn)所處市場波動階段的異質(zhì)性特征，支持了研究假設(shè)H3b。

四、進一步機制分析

（一）企業(yè)戰(zhàn)略差異度中介因子

大股東在將持有的公司股權(quán)質(zhì)押后，不論是出于避免控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險的動機，還是由于失去對股權(quán)的現(xiàn)金流權(quán)轉(zhuǎn)而謀取控制權(quán)私有收益，都可能導(dǎo)致一系列的短視投機行為，甚至可能影響了董事會和管理層對公司長期戰(zhàn)略的正確評估，采取非理性的公司決策和戰(zhàn)略。一般認為，隨著每個行業(yè)的逐步成熟會形成一套趨同化的戰(zhàn)略模式。戰(zhàn)略差異度是指企業(yè)戰(zhàn)略偏離該行業(yè)常規(guī)戰(zhàn)略的程度，戰(zhàn)略差異度越高，企業(yè)越會選擇差異化戰(zhàn)略發(fā)展路徑，從而通過特色化發(fā)展促進企業(yè)績效提升。而大股東作為董事會成員，在企業(yè)戰(zhàn)略制定中發(fā)揮重要作用。大股東股權(quán)質(zhì)押可能會增加資本市場對于企業(yè)戰(zhàn)略持久性的質(zhì)疑，導(dǎo)致市場對差異化企業(yè)戰(zhàn)略不確定性的擔憂，從而提高上市公司權(quán)益風險。鑒于此，本文提出研究假設(shè)H4：

H4a：大股東是否股權(quán)質(zhì)押通過企業(yè)戰(zhàn)略差異形成中介因子效應(yīng)。

H4b：大股東股權(quán)質(zhì)押占比通過企業(yè)戰(zhàn)略差異形成中介因子效應(yīng)。

鑒于此，本文借鑒葉康濤等（2014）方法，綜合采用財務(wù)杠桿、研發(fā)投入、固定資產(chǎn)更新程度、資本密集度、廣告投入和制造費用效率等六項指標構(gòu)建企業(yè)戰(zhàn)略差異度指數(shù)（DS）。然后，將企業(yè)戰(zhàn)略差異度指數(shù)納入Sobel中介效應(yīng)模型進行計量分析。其中表4第（1）列和第（2）列分別為大股東是否參與股權(quán)質(zhì)押和大股東股權(quán)質(zhì)押占比的路徑A估計結(jié)果。對大股東是否參與股權(quán)質(zhì)押（Pledge1）的中介因子而言，表4第（1）列路徑B結(jié)果顯示，大股東是否參與股權(quán)質(zhì)押對企業(yè)戰(zhàn)略差異度的估計系數(shù)為0.0163，在10%統(tǒng)計水平顯著。此外，雖然第（2）列路徑C的估計結(jié)果顯示，企業(yè)戰(zhàn)略差異度的估計系數(shù)在1%統(tǒng)計水平顯著為正，但是Sobel檢驗Z值為1.618，在10%統(tǒng)計水平不顯著，表明大股東是否股權(quán)質(zhì)押通過企業(yè)戰(zhàn)略差異形成中介因子效應(yīng)不成立，拒絕研究假設(shè)H4a。

另外，表4第（3）列結(jié)果顯示，在路徑B中，大股東股權(quán)質(zhì)押占比（Pledge1）對企業(yè)戰(zhàn)略差異度（DS）的估計系數(shù)為0.0246，在10%統(tǒng)計水平顯著，這表明大股東股權(quán)質(zhì)押占比越高，可能引致企業(yè)戰(zhàn)略差異度越大。在路徑C中納入企業(yè)戰(zhàn)略差異度作為中介因子，第（4）列結(jié)果顯示，大股東股權(quán)質(zhì)押占比的估計系數(shù)不顯著。而企業(yè)戰(zhàn)略差異度對上市公司的估計系數(shù)為0.009，在1%統(tǒng)計水平顯著，這與理論預(yù)期基本一致。進一步發(fā)現(xiàn)，Sobel檢驗Z值為1.802，在10%統(tǒng)計水平顯著，即存在完全中介效應(yīng)。這表明大股東股權(quán)質(zhì)押占比通過企業(yè)戰(zhàn)略差異形成中介因子效應(yīng)成立，接受研究假設(shè)H4b。

上述結(jié)果表明，隨著大股東質(zhì)押占比的增大，企業(yè)戰(zhàn)略差異度提高，進而使上市公司權(quán)益風險提高。究其原因，這可能是由于大股東質(zhì)押比例較低時，即使出現(xiàn)股價下跌，股東也可以較為方便的進行補充質(zhì)押或追加擔保，控制權(quán)轉(zhuǎn)移的風險較低，股東影響戰(zhàn)略差異度的動機也較弱;而當大股東質(zhì)押比例較高時，股東已經(jīng)無力承擔追加保證金和追加質(zhì)押，一旦股價下跌至警戒線或平倉線，股東將直接失去對公司的控制權(quán)，因而其提高企業(yè)戰(zhàn)略差異度的動機也較之低質(zhì)押比例的股東更強，進而提高了權(quán)益風險水平。

（二）戰(zhàn)略激進度中介因子

一般而言，管理層是董事會制定的企業(yè)戰(zhàn)略的具體執(zhí)行者，不少研究發(fā)現(xiàn)管理層權(quán)力與委托代理問題顯著正相關(guān)，如管理層權(quán)力越大，其越傾向于利用盈余操縱獲取超額績效。Myers & Rajan（1998）認為，權(quán)力較大的管理層通常試圖通過增加現(xiàn)金持有以穩(wěn)固自身的地位。Guney et al.（2007）認為，在公司治理失效情況下，持有較高水平的公司可能涉及頻繁資本支出，造成股東價值損失。可見，良好的公司治理體系有助于監(jiān)督管理層權(quán)力，影響公司現(xiàn)金持有。大股東質(zhì)押行為可能引致大股東與管理層之間的委托代理問題凸顯，導(dǎo)致管理層選擇執(zhí)行更加激進的企業(yè)戰(zhàn)略，提高企業(yè)經(jīng)營績效不確定性，進而導(dǎo)致上市公司權(quán)益風險。但是目前學(xué)術(shù)界尚未見相關(guān)經(jīng)驗證據(jù)報告。鑒于此，本文提出研究假設(shè)：

H4c：大股東股權(quán)質(zhì)押可能通過企業(yè)戰(zhàn)略激進度形成中介因子效應(yīng)。方法，本文從尋找新產(chǎn)品的傾向、生產(chǎn)分銷產(chǎn)品和服務(wù)的效率、歷史增長、對新產(chǎn)品和新服務(wù)開發(fā)的專注度、組織穩(wěn)定性、對技術(shù)效率的承諾等六個維度構(gòu)建離散變量來度量企業(yè)戰(zhàn)略的激進程度。其中，按從小到大將各變量在每一個年度-行業(yè)樣本中均分為五組，對于技術(shù)效率的承諾變量，按最大組到最小組依次賦值為1～5分;除該變量外，其余五個變量，按最小組到最大組依次賦值為1～5分。再將六個變量的得分相加，得到企業(yè)戰(zhàn)略激進度得分（RS）。企業(yè)戰(zhàn)略激進度得分越高，表示該企業(yè)戰(zhàn)略越激進，相反，得分越低，則表示企業(yè)戰(zhàn)略越保守。

表4第（5）列和第（6）列顯示，大股東是否參與股權(quán)質(zhì)押與企業(yè)戰(zhàn)略激進度（RS）中介因子檢驗結(jié)果。在路徑B中，第（5）列結(jié)果顯示大股東是否參與股權(quán)質(zhì)押與企業(yè)戰(zhàn)略激進度顯著正相關(guān)，在5%統(tǒng)計水平顯著，即大股東參與股權(quán)質(zhì)押對于上市公司管理層采取激進的企業(yè)戰(zhàn)略具有顯著的正向促進作用。在路徑C中，第（6）列結(jié)果顯示，企業(yè)戰(zhàn)略激進與上市公司權(quán)益風險顯著正相關(guān)，這與理論預(yù)期基本一致。進一步結(jié)果顯示，Sobel檢驗Z值為1.944，在10%統(tǒng)計水平顯著，表明大股東是否參與股權(quán)質(zhì)押通過企業(yè)戰(zhàn)略激進對權(quán)益風險形成部分中介效應(yīng)是成立的。另外，第（7）列和第（8）列結(jié)果報告了大股東股權(quán)質(zhì)押占比與企業(yè)戰(zhàn)略激進的中介因子效應(yīng)檢驗結(jié)果。從估計系數(shù)大小和Sobel檢驗Z值結(jié)果來看，結(jié)果顯示中介因子效應(yīng)不成立?？傮w而言，上述結(jié)果表明大股東股權(quán)質(zhì)押在一定程度上提高了上市公司的企業(yè)戰(zhàn)略激進度，使權(quán)益風險水平上升。

（三）企業(yè)投資效率中介因子

股東質(zhì)押股權(quán)后，仍然保有股權(quán)的控制權(quán)，但現(xiàn)金流權(quán)轉(zhuǎn)變?yōu)橘|(zhì)權(quán)人所有，股東投資激勵改變，產(chǎn)生干預(yù)投資決策的動機，從而影響企業(yè)投資效率。股權(quán)質(zhì)押影響企業(yè)投資效率可能存在以下原因。一是直接干預(yù)投資或擠占資金。首先，企業(yè)投資可以被用作一種相較于違規(guī)私利行為更隱蔽的方式來獲取更多控制性資源以獲取私利，同時現(xiàn)金流權(quán)的損失可能會導(dǎo)致大股東通過“隧道效應(yīng)”轉(zhuǎn)移公司利潤或財產(chǎn)，擠占用于公司投資的資金，從而使投資不足或投資機會錯配。二是維持股價。公司大量投資可以向市場發(fā)出良好的信號，使股價提高，降低控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險，但這可能會導(dǎo)致過度投資;股東也可能干預(yù)企業(yè)放棄有投資價值但風險較大的長期研發(fā)投入

以避免股價下跌，導(dǎo)致投資效率的低下。三是侵占中小股東利益。Pindado & Chabela拓展的托賓Q模型發(fā)現(xiàn)，大股東侵占小股東利益導(dǎo)致的塹壕效應(yīng)使上市公司的非效率投資加劇。股權(quán)質(zhì)押使控制權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)分離程度增加，激勵效應(yīng)弱化、侵占效應(yīng)增強，大股東謀取控制權(quán)私利的成本降低，助長大股東自利行為，侵占中小股東利益，從而加劇非效率投資。四是信息不對稱程度提高。股權(quán)質(zhì)押期間大股東可能會采取市值管理和盈余管理行為以維持股價，信息披露質(zhì)量降低，信息不對稱程度加劇，導(dǎo)致外部投資者和內(nèi)部管理層非理性的投資判斷，導(dǎo)致非效率投資。

基于以上分析，本文提出如下研究假設(shè)：

H4d：大股東股權(quán)質(zhì)押可能通過投資效率形成中介因子效應(yīng)。

方法刻畫上市公司過度投資和投資偏度。首先本文采用修正Jones模型估計出預(yù)期投資水平，然后采用實際投資水平與預(yù)期投資水平的差值衡量過度投資（INV1）。其中，如果差值大于0，則表示上市公司過度投資;如果等于0，則表示上市公司投資均衡，如果小于0，則表示上市公司投資不足。另外，本文還采用實際投資水平與預(yù)期投資水平的差值的絕對值衡量投資偏度（INV2），如果所得差值的絕對值越大，則表示上市公司投資水平偏離預(yù)期水平的程度越大。

首先，本文檢驗了過度投資（INV1）中介因子的檢驗結(jié)果。表5第（1）列顯示，在路徑B中，大股東是否參與股權(quán)質(zhì)押與過度投資顯著為正，在1%統(tǒng)計水平下顯著，即表明說明大股東參與股權(quán)質(zhì)押（Pledge1）可能導(dǎo)致上市公司過度投資，導(dǎo)致投資效率降低。表5第（2）列顯示，在路徑C中，大股東參與股權(quán)質(zhì)押估計系數(shù)大小降低為0.0004，而過度投資（INV1）對上市公司權(quán)益風險的估計系數(shù)為0.0025，在1%統(tǒng)計水平顯著。相應(yīng)的Sobel檢驗Z值為2.230，在5%統(tǒng)計水平顯著。另外，第（3）列和第（4）列報告了大股東股權(quán)質(zhì)押占比（Pledge2）與過度投資的中介因子檢驗結(jié)果。第（3）列路徑B的結(jié)果顯示，大股東股權(quán)質(zhì)押占比對過度投資的估計系數(shù)為-0.0029，在5%統(tǒng)計水平顯著。第（4）列結(jié)果顯示，在路徑C中，過度投資對權(quán)益風險的估計系數(shù)為0.0027，在1%統(tǒng)計水平顯著。進一步檢驗結(jié)果顯示，相關(guān)的Sobel檢驗Z值為-3.195，在1%統(tǒng)計水平顯著，即表明大股東股權(quán)質(zhì)押占比與過度投資的中介因子成立?？傮w而言，上述過度投資者中介因子檢驗結(jié)果表明，一方面，上市公司存在大股東股權(quán)質(zhì)押能夠給市場傳遞公司治理中投資效率降低的負面信號;另一方面，大股東股權(quán)質(zhì)押占比卻與過度投資顯著負相關(guān)，其可能的原因是大股東進行更大規(guī)模的股權(quán)質(zhì)押行為可能與大股東“掏空”密切相關(guān)，而非通過股權(quán)質(zhì)押用以緩解上市公司投資融資約束，以提高投資規(guī)模。因此，大股東股權(quán)質(zhì)押放大了上市公司過度投資的負面效應(yīng)，提高了上市公司權(quán)益風險。

其次，本文檢驗了投資偏度（INV2）中介因子的檢驗結(jié)果。表5第（5）列顯示，在路徑B中，大股東股權(quán)質(zhì)押占比對過度投資估計系數(shù)為0.0035，在1%統(tǒng)計水平下顯著，即表明說明大股東股權(quán)質(zhì)押占比（Pledge1）可能導(dǎo)致上市公司投資偏度提高，導(dǎo)致投資效率降低。表5第（6）列顯示，在路徑C中，大股東參與股權(quán)質(zhì)押估計系數(shù)大小降低為0.0004，而投資偏度（INV2）對上市公司權(quán)益風險的估計系數(shù)為0.0031，在1%統(tǒng)計水平顯著。相應(yīng)的Sobel檢驗Z值為2.539，在5%統(tǒng)計水平顯著。

另外，表5第（7）列和第（8）列報告了大股東股權(quán)質(zhì)押占比（Pledge2）與過投資偏度的中介因子檢驗結(jié)果。第（7）列路徑B的檢驗結(jié)果顯示，大股東股權(quán)質(zhì)押占比對投資偏度的估計系數(shù)為-0.0018，但結(jié)果不顯著。雖然第（8）列結(jié)果顯示，在路徑C中投資偏度對權(quán)益風險的估計系數(shù)為0.0033，在1%統(tǒng)計水平顯著，理論預(yù)期基本一致，但進一步Sobel檢驗發(fā)現(xiàn)中介因子效應(yīng)不存在。究其原因，由于企業(yè)投資為股東帶來的控制權(quán)私有收益多是中長期的而非短期，當股東質(zhì)押比例過高時，大股東面臨更高的控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險，可能會傾向于通過其他投機行為獲取資金和維持股價，而不是干預(yù)投資決策，使質(zhì)押比例與投資偏度不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。總體而言，投資偏度中介因子相關(guān)檢驗結(jié)果表明，大股東股權(quán)質(zhì)押能夠通過投資偏度對權(quán)益風險形成中介因子效應(yīng)。

五、穩(wěn)健性檢驗

為保證前文實證結(jié)果具有穩(wěn)健性，本文還進行如下四個方面的穩(wěn)健性檢驗：

（一）調(diào)整時間窗口期

首先，本文在前文中以中國A股市場上市公司2009-2018年的數(shù)據(jù)為實證樣本，在穩(wěn)健性檢驗中，我們采用了增加樣本時間窗口期的方法，以2004年至2018年15年間的股權(quán)質(zhì)押和權(quán)益風險數(shù)據(jù)重新進行了實證檢驗，結(jié)果如表6所示，表格顯示，在延長樣本時間窗口期后，大股東股權(quán)質(zhì)押及其質(zhì)押比例與上市公司權(quán)益風險依舊顯著正相關(guān)，表明本文的分析結(jié)果基本穩(wěn)定。

（二）PSM回歸

其次，本文還引入傾向匹配方法將存在大股東質(zhì)押的上市公司視為處理組（Treat=1），將不存在大股東股權(quán)質(zhì)押的上市公司作為控制組（Treat=0），然后按照企業(yè)的規(guī)模、資產(chǎn)負債率、盈利水平、企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和行業(yè)，對樣本采用最近鄰匹配法進行匹配，最終得到8428個匹配樣本，并進行回歸分析。結(jié)果如表6，第（3）列結(jié)果顯示，大股東是否參與股權(quán)質(zhì)押與上市公司權(quán)益風險水平仍顯著正相關(guān)，而第（4）列結(jié)果顯示大股東股權(quán)質(zhì)押占比也與上市公司權(quán)益風險顯著正相關(guān)?？傮w而言，PSM回歸分析結(jié)果顯示前文所得結(jié)論具有穩(wěn)健性。

（三）被解釋變量替代變量

再次，本文參考Carvalho（2018）的方法，采用當年正常交易日超過150天的股票的日收益年化標準差來衡量上市公司權(quán)益風險（Vol），以此作為被解釋變量的替代變量進行穩(wěn)健性檢驗。表7第（1）列和第（2）列報告了基于被解釋變量替代變量的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示大股東股權(quán)質(zhì)押與上市公司權(quán)益風險仍顯著正相關(guān)，表明本文所得結(jié)果穩(wěn)健可靠。

（四）解釋變量替代變量

最后，本文還采用了大股東股權(quán)質(zhì)押股票數(shù)占上市公司總股數(shù)的比例（Pledge3）作為大股東質(zhì)押占比的替代變量進行穩(wěn)健性檢驗，并以此對權(quán)益風險（ER）進行穩(wěn)健性檢驗。表7第（3）列報告的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯示，前文所得結(jié)論具有穩(wěn)健性。

六、主要結(jié)論與政策建議

本文以2009-2018年我國證券市場A股上市公司為研究樣本，實證檢驗了大股東股權(quán)質(zhì)押對上市公司權(quán)益風險的影響及相關(guān)中介機制檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：（1）大股股東股權(quán)質(zhì)押行為對上市公司權(quán)益風險有顯著的正向影響，且股權(quán)質(zhì)押的比例越高，權(quán)益風險越高。（2）大股東股權(quán)質(zhì)押與權(quán)益風險的相關(guān)關(guān)系在不同情況下存在異質(zhì)性：相較于第一大股東持股比例較低的上市公司，第一大股東持股比例較高的上市公司，股權(quán)質(zhì)押與權(quán)益風險的相關(guān)關(guān)系更強;當市場波動處于牛市階段時，股權(quán)質(zhì)押與權(quán)益風險的相關(guān)關(guān)系不顯著，而當市場整體處于熊市階段時，股權(quán)質(zhì)押顯著增加了上市公司的權(quán)益風險。（3）進一步機制研究表明，大股東為獲得更多的私人收益，會采取影響上市公司投資的行為，不僅導(dǎo)致了企業(yè)的戰(zhàn)略激進，也會使企業(yè)過度投資以及投資效率降低，進而使得上市公司權(quán)益風險顯著提高。

基于上述研究結(jié)論，本文提出以下四點政策建議：第一，考慮到大股東高比例質(zhì)押對上市公司帶來了較高的權(quán)益風險，監(jiān)管機構(gòu)應(yīng)強化對大股東股權(quán)質(zhì)押的監(jiān)管強度。不僅需要抑制大股東新增股權(quán)質(zhì)押行為，還應(yīng)采取手段對存量的股權(quán)質(zhì)押進行約束，充分監(jiān)督股權(quán)質(zhì)押率較高的公司股東，對其質(zhì)押行為施加限制，加強有關(guān)股權(quán)質(zhì)押的信息披露管理。第二，上市公司自身應(yīng)完善內(nèi)部治理和風險控制機制，以約束大股東行為。存在大股東股權(quán)質(zhì)押的上市公司，應(yīng)加強公司治理機制，建立起有效的權(quán)力制衡和風險監(jiān)督體系，有效利用公司管理層、治理層、外部機構(gòu)投資者和中小投資者的共同監(jiān)督，提高企業(yè)投資效率。第三，銀行等金融機構(gòu)作為股權(quán)質(zhì)押的質(zhì)權(quán)人，應(yīng)加強對質(zhì)押人的監(jiān)督，在質(zhì)押條款中加入相關(guān)條款以限制被質(zhì)押公司的高風險投資，并持續(xù)關(guān)注被質(zhì)押公司的投資行為，對過度投資和低效率投資行為加以警覺。第四，市場和投資者應(yīng)更多地關(guān)注大股東的股權(quán)質(zhì)押行為，特別是關(guān)注股東和上市公司間管理層人員變動和交叉持股行為，及時發(fā)現(xiàn)大股東和管理層的合謀行為?？紤]到股權(quán)質(zhì)押對上市公司審計風險和審計定價可能存在影響，市場應(yīng)當對上市公司審計報告進行及時解讀，以保護中小投資者利益。