馮套柱 李井泉 景路帆

【摘 要】 大股東通過股權(quán)質(zhì)押進(jìn)行融資已是上市公司的普遍行為，也成為當(dāng)前學(xué)術(shù)界和實務(wù)界關(guān)注的焦點。以現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型為基礎(chǔ)，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)雙向固定效應(yīng)模型，研究大股東股權(quán)質(zhì)押行為對被質(zhì)押上市公司融資約束的影響，以及在不同性質(zhì)企業(yè)、不同上市板塊企業(yè)中兩者關(guān)系的差異性。研究表明：大股東股權(quán)質(zhì)押行為整體上并不能改善被質(zhì)押企業(yè)融資約束;進(jìn)一步對樣本細(xì)分后發(fā)現(xiàn)在非國有企業(yè)或創(chuàng)業(yè)板上市公司樣本中，大股東股權(quán)質(zhì)押行為能夠有效改善被質(zhì)押企業(yè)融資約束，而在國有企業(yè)和主板上市公司樣本中效果則不明顯。研究結(jié)論彌補了已有研究的不足，為進(jìn)一步規(guī)范大股東股權(quán)質(zhì)押行為和緩解企業(yè)融資約束提供了理論參考和實踐指導(dǎo)。

【關(guān)鍵詞】 股權(quán)質(zhì)押; 融資約束; 現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性 創(chuàng)業(yè)板

【中圖分類號】 F275 ?【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】 A ?【文章編號】 1004-5937（2020）10-0071-07

一、引言

近年來，股權(quán)質(zhì)押作為一種質(zhì)押擔(dān)保的融資行為，由于其具有程序便捷、可操作性強等優(yōu)點，且不會稀釋大股東對企業(yè)的控制權(quán)，越來越受到上市公司大股東的青睞。根據(jù)WIND數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計，2014—2018年我國上市公司發(fā)生股權(quán)質(zhì)押事例分別為4 674例、7 965例、12 513例、15 902例和17 022例，平均每年以66%的速度增長，上市公司中98%的公司實施過股權(quán)質(zhì)押。股權(quán)質(zhì)押規(guī)模和頻率還在不斷上升，出現(xiàn)了“無股不押”的現(xiàn)象。盡管股權(quán)質(zhì)押融資是大股東的個體行為，但如此頻繁且大規(guī)模的股權(quán)質(zhì)押行為對持股企業(yè)經(jīng)營決策、公司治理可能產(chǎn)生的影響不容忽視，也引起了學(xué)者們的廣泛關(guān)注。已有研究大多從代理理論視角出發(fā)，認(rèn)為股權(quán)質(zhì)押行為不僅會加深代理問題、加劇所有權(quán)與控制權(quán)分離所引發(fā)的道德問題進(jìn)而降低公司價值[ 1-2 ]，而且會激化大股東與中小股東的矛盾，對企業(yè)價值產(chǎn)生負(fù)面影響[ 3 ]。也有部分學(xué)者從控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險的視角出發(fā)，認(rèn)為大股東有足夠的動力通過公司治理、管理機制來改善上市公司運營，抑制“掏空”行為，并通過現(xiàn)金分紅等方式獲取正當(dāng)?shù)目刂茩?quán)收益，規(guī)避因質(zhì)押帶來的控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險，如王斌等[ 4 ]、謝德仁等[ 5 ]和林艷等[ 6 ]的研究。

股權(quán)質(zhì)押的本質(zhì)是股東通過質(zhì)押股權(quán)來獲取資金的個體融資行為，但這種融資行為能否真正達(dá)到融資的目的，即將獲取的資金投向被質(zhì)押上市公司緩解被質(zhì)押上市公司的融資約束？張?zhí)沼潞完愌嫒A[ 7 ]從股權(quán)質(zhì)押資金投向視角出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)質(zhì)押資金流向被質(zhì)押上市公司時，有助于企業(yè)績效的提升，但控股股東更傾向于將質(zhì)押資金流向自身或第三方。侯婧和朱蓮美[ 8 ]基于融資約束視角，實證研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)質(zhì)押行為加重了大股東的利益侵占行為，增加了投資現(xiàn)金流敏感性，導(dǎo)致企業(yè)的非效率投資行為。何威風(fēng)等[ 9 ]研究表明當(dāng)上市公司存在融資約束時，意味著進(jìn)行投資等活動會受到限制，大股東股權(quán)質(zhì)押會進(jìn)一步降低上市公司風(fēng)險承擔(dān)水平。通過文獻(xiàn)梳理，目前只有極少數(shù)文獻(xiàn)直接或間接研究了股權(quán)質(zhì)押與融資約束的關(guān)系，研究體系還不夠完善、系統(tǒng)，且研究結(jié)論也不一致。鑒于此，本文從股權(quán)質(zhì)押動機的視角出發(fā)，研究大股東股權(quán)質(zhì)押行為對被質(zhì)押企業(yè)融資約束的影響。此外，由于我國體制的特殊性，以及創(chuàng)業(yè)板與主板上市公司的差異性，故對研究樣本進(jìn)行細(xì)分，以期探討在不同性質(zhì)企業(yè)、不同上市板塊企業(yè)中大股東股權(quán)質(zhì)押行為對企業(yè)融資約束影響的差異性。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）大股東股權(quán)質(zhì)押與融資約束

融資約束是指資本市場摩擦導(dǎo)致公司內(nèi)外部融資成本存在差異，外源融資成本過高，致使資金需求受到制約，不得不放棄有利的投資機會。因此，向外界融資是企業(yè)發(fā)展過程中的一個必然趨勢。由于股權(quán)質(zhì)押融資業(yè)務(wù)在我國資本市場迅猛發(fā)展，使其成為上市公司重要的融資渠道，在企業(yè)融資結(jié)構(gòu)中占有舉足輕重的地位。對于大股東而言，股權(quán)質(zhì)押已經(jīng)成為大股東一種常態(tài)化的主動融資策略，將“經(jīng)濟(jì)存量”轉(zhuǎn)化為“經(jīng)濟(jì)能量”，充分利用財務(wù)資源杠桿，獲取大量營運資金[ 4 ]。融資也成為大股東股權(quán)質(zhì)押最直接的目的。然而，已有研究表明大股東股權(quán)質(zhì)押后的資金投向才能體現(xiàn)其最終目的和動機[ 7 ]。KAO等[ 10 ]研究表明大股東可能將通過股權(quán)質(zhì)押獲取的資金增持股票，鞏固對上市公司的控制權(quán)，當(dāng)公司面臨惡意收購時，這個動機更為強烈。侯婧和朱蓮美[ 8 ]研究發(fā)現(xiàn)大多數(shù)控股股東股權(quán)質(zhì)押獲取資金后，將資金投向了自身或第三方機構(gòu)，只有部分資金流入被質(zhì)押上市公司，股權(quán)質(zhì)押能否真正緩解上市公司的融資約束有待商榷。

對于被質(zhì)押上市公司而言，如果大股東能夠?qū)①|(zhì)押獲取的資金投向被質(zhì)押上市公司，不僅直接為企業(yè)帶來了營運資金，而且給外界傳遞出強烈的支持被質(zhì)押公司發(fā)展的信號，這種積極信號能夠有效緩解企業(yè)面臨的融資約束。王雄元等[ 11 ]研究表明大股東為了有效抑制股權(quán)質(zhì)押后帶來的控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險，更有動力提升企業(yè)業(yè)績和股價。如果質(zhì)押資金投向了大股東自身或者是第三方，一方面意味著大股東很可能遇到較為嚴(yán)重的融資約束問題[ 12 ]，另一方面?zhèn)鬟f出大股東對被質(zhì)押上市公司的發(fā)展不看好等消極信號，加大了上市公司融資難度。此外，股權(quán)質(zhì)押具有“弱化激勵效應(yīng)”和“強化侵占效應(yīng)”，在股權(quán)質(zhì)押之后，弱化了大股東與企業(yè)之間的利益聯(lián)合作用，加大了兩權(quán)分離度，從而強化了彼此利益沖突[ 13 ]?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

H1a：大股東股權(quán)質(zhì)押能夠緩解被質(zhì)押上市公司融資約束;

H1b：大股東股權(quán)質(zhì)押并不能緩解被質(zhì)押上市公司融資約束。

（二）大股東股權(quán)質(zhì)押、企業(yè)性質(zhì)與融資約束

不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)在股權(quán)質(zhì)押業(yè)務(wù)中面對的制度安排存在很大差異[ 5 ]，因此股權(quán)質(zhì)押的動機也有所差異。一方面，國有控股上市公司具有天然的“政治優(yōu)勢”和“預(yù)算軟約束”，更容易得到政府的支持和銀行的貸款，大股東進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押行為的“融資”動機較低，會將資金更多地投向自身或第三方;而非國有企業(yè)處于激烈的市場競爭環(huán)境中，面臨的融資約束較大，相對于國有企業(yè)，股權(quán)質(zhì)押的融資方式對非國有企業(yè)更具吸引力，“融資”動機更為突顯，且非國有企業(yè)在股權(quán)質(zhì)押后面臨的業(yè)績壓力和控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險較高，大股東有足夠的動力將質(zhì)押獲取的資金投向被質(zhì)押上市公司，通過公司治理、管理機制來改善上市公司運營狀況[ 4 ]。另一方面，國有企業(yè)普遍存在產(chǎn)權(quán)主體缺位的問題，第一類代理問題比較嚴(yán)重，因而缺乏足夠的經(jīng)濟(jì)利益動機去監(jiān)督公司管理者，導(dǎo)致國有企業(yè)管理層機會主義行為時有發(fā)生，致使大股東股權(quán)質(zhì)押行為中“侵占”動機較為明顯;相對于國有企業(yè)，非國有企業(yè)公司治理機制較為完善，第一類代理問題比較輕，對上市公司治理、管理更趨理性，也更有動力去降低股權(quán)質(zhì)押平倉風(fēng)險[ 5 ]，讓大股東股權(quán)質(zhì)押更好地為被質(zhì)押上市公司融資服務(wù)，換取轉(zhuǎn)瞬即逝的投資機會，擴(kuò)大投資規(guī)模?；谝陨戏治?，本文提出如下假設(shè)：

H2：非國有企業(yè)大股東股權(quán)質(zhì)押行為能夠緩解企業(yè)融資約束，而在國有企業(yè)中效果則不顯著。

（三）大股東股權(quán)質(zhì)押、上市板塊與融資約束

不同板塊的上市公司在上市門檻、監(jiān)管制度、信息披露、交易者條件、投資風(fēng)險等方面存在很大差異，因此股權(quán)質(zhì)押的動機也應(yīng)有所差異。一方面，創(chuàng)業(yè)板上市公司大多從事高科技業(yè)務(wù)，具有較高的成長性，對資金依賴性強，但由于成立時間短、規(guī)模小以及盈利能力較弱等缺點，獲取銀行貸款的成本較高，面臨的融資約束問題較為嚴(yán)重[ 14 ]，因此相較于主板上市公司，創(chuàng)業(yè)板上市公司的大股東在不影響其控制權(quán)的情況下，更愿意將“閑置”的股票進(jìn)行質(zhì)押，為企業(yè)補充營運資金來緩解融資約束。另一方面，創(chuàng)業(yè)板上市公司一般發(fā)展時間短、規(guī)模小，抵御內(nèi)外風(fēng)險的能力比主板企業(yè)弱，當(dāng)創(chuàng)業(yè)板企業(yè)大股東進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押時，面臨的控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險更大，往往更加注重資金的使用效率，對上市公司治理、管理更趨理性。而主板企業(yè)發(fā)展相對較為成熟，往往開展多元化經(jīng)營，抵御風(fēng)險的能力較強，面臨的融資約束程度較低，大股東進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押行為的“融資”動機較低，強化上市公司治理、管理以規(guī)避其控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險的動力也相對不足。基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

H3：創(chuàng)業(yè)板上市公司大股東股權(quán)質(zhì)押行為能夠緩解企業(yè)融資約束，而在主板上市公司中效果則不顯著。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2014—2018年滬深兩市A股上市公司面板數(shù)據(jù)作為研究初始樣本，由于模型中用到了上一期的大股東股權(quán)質(zhì)押數(shù)據(jù)，因此選用了2013—2017年大股東股權(quán)質(zhì)押數(shù)據(jù)。對初始樣本采用以下原則進(jìn)行篩選：（1）剔除金融保險行業(yè)上市公司;（2）剔除樣本當(dāng)年被ST和*ST處理的上市公司;（3）為了保證企業(yè)數(shù)據(jù)的有效性和穩(wěn)定性，剔除上市時間不滿一年的企業(yè);（4）剔除財務(wù)數(shù)據(jù)殘缺或變量存在極值的樣本。經(jīng)過以上篩選，得到12 922組樣本數(shù)據(jù)。其中國有企業(yè)樣本數(shù)據(jù)4 431組，非國有企業(yè)8 491組;主板企業(yè)樣本數(shù)據(jù)10 424組，創(chuàng)業(yè)板企業(yè)數(shù)據(jù)2 498組。股權(quán)質(zhì)押數(shù)據(jù)來源于WIND金融數(shù)據(jù)庫，其余財務(wù)數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，并與上市公司年度數(shù)據(jù)進(jìn)行比對核實。本文所有的數(shù)據(jù)處理均由Stata14.0完成，同時對主要連續(xù)變量在1%水平上進(jìn)行了Winsorize處理。

（二）模型設(shè)計與變量定義

衡量企業(yè)融資約束程度的方法和指標(biāo)較多，主要包括投資—現(xiàn)金流敏感性模型（FHP）、現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型（ACW）、KZ指數(shù)、WW指數(shù)以及企業(yè)關(guān)鍵的財務(wù)指標(biāo)（如企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率和利息保障倍數(shù)等），但投資—現(xiàn)金流敏感性模型一直廣受國內(nèi)外學(xué)者的詬病。如Chang等[ 15 ]研究發(fā)現(xiàn)，面臨外部融資約束的企業(yè)并不一定表現(xiàn)出更強的投資—現(xiàn)金流敏感性;連玉君等[ 16 ]發(fā)現(xiàn)，融資約束程度較低的企業(yè)更傾向于過度投資，產(chǎn)生的代理問題影響了投資—現(xiàn)金流敏感性。此外，KZ指數(shù)也受到不少質(zhì)疑，Whited和Wu[ 17 ]研究發(fā)現(xiàn)KZ指數(shù)的大小并不能有效反映企業(yè)融資約束程度的高低。

Almeida等[ 18 ]研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)面臨較強的融資約束時，管理層更愿意從企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流中提取更多部分作為儲備現(xiàn)金，表現(xiàn)出更強的現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性，據(jù)此提出現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型。該模型得到了國內(nèi)學(xué)者的廣泛認(rèn)可，認(rèn)為現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型是衡量我國上市公司融資約束較為合適的指標(biāo)模型[ 19 ]。鑒于此，本文主要選取現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型來檢驗大股東股權(quán)質(zhì)押行為對企業(yè)融資約束的影響，并使用WW指數(shù)做穩(wěn)健性檢驗。與此同時，本文在兼顧指標(biāo)的可比性、綜合性以及緩解內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上，借鑒Almeida等[ 18 ]以及連玉君等[ 16 ]的研究方法構(gòu)建如下雙向固定效應(yīng)模型，檢驗大股東股權(quán)質(zhì)押行為對企業(yè)融資約束的影響：

式中，CASH為樣本企業(yè)當(dāng)期現(xiàn)金持有量變動;Pledge為樣本企業(yè)大股東股權(quán)質(zhì)押指標(biāo)，分別用大股東是否股權(quán)質(zhì)押（Pledge_d）與大股東股權(quán)質(zhì)押比例（Pledge_p）的上一期值來衡量;CF為樣本企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流量;TQ和SIZE分別為投資機會和公司規(guī)模。同時結(jié)合現(xiàn)有研究本文進(jìn)一步控制了樣本企業(yè)的資本支出（Expend）、凈營運資本變動（NWC）、短期債務(wù)比例（STD）。此外，為了控制宏觀經(jīng)濟(jì)狀況以及公司層面異質(zhì)性的影響，在模型中控制了時間效應(yīng)（λ）和個體效應(yīng)（u）。進(jìn)一步對樣本進(jìn)行細(xì)分，為檢驗在不同企業(yè)性質(zhì)和不同上市板塊的樣本企業(yè)中大股東股權(quán)質(zhì)押對融資約束的影響，在上述模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行分組回歸檢驗。

大股東股權(quán)質(zhì)押行為能否改善企業(yè)融資約束在模型中主要體現(xiàn)在交互項系數(shù)？茁3的符號及顯著性。若？茁3顯著且符號為正，表明上市公司大股東股權(quán)質(zhì)押行為加大了融資約束程度;若？茁3不顯著，則說明兩者之間的關(guān)系并不顯著;若？茁3顯著為負(fù)，表明大股東股權(quán)質(zhì)押行為有助于改善我國上市公司的融資約束狀況。模型主要變量的定義如表1所示。

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

表2報告了模型中主要變量的基本描述性統(tǒng)計結(jié)果。本文發(fā)現(xiàn)：（1）我國上市公司現(xiàn)金持有變化量和經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額情況參差不齊，差異較大?，F(xiàn)金持有變化量的最大值為0.236，最小值為-0.155，而經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額的標(biāo)準(zhǔn)差為0.084，遠(yuǎn)大于其均值0.007，說明我國上市公司在經(jīng)營過程中對企業(yè)流動資金的控制存在很大的差異。（2）樣本企業(yè)中有31.2%的企業(yè)有大股東股權(quán)質(zhì)押行為，整體平均質(zhì)押率為17.5%，而最大值高達(dá)100%，說明大股東將其所持股份全部質(zhì)押，面臨的控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險較大。

（二）實證結(jié)果分析

1.全樣本中大股東股權(quán)質(zhì)押與融資約束

在前文相關(guān)性分析的基礎(chǔ)上，表3中列示了現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型在全樣本中進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸后的結(jié)果。從結(jié)果中可以看出，模型中各變量的方差膨脹因子取值范圍為[1.02，2.36]，都遠(yuǎn)小于10，說明模型中不存在多重共線性問題，回歸結(jié)果能夠較好地說明自變量與因變量的關(guān)系。模型的R2均為0.123，說明模型擬合優(yōu)度較好，且F值均在1%的水平上通過顯著性檢驗，能夠較好地解釋融資約束的影響因素。

由面板數(shù)據(jù)雙向固定效應(yīng)估計結(jié)果可知，在全樣本中，CF的系數(shù)分別為0.124和0.122，且均在1%的水平上顯著，說明我國上市公司普遍存在融資約束問題，表現(xiàn)出較強的現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性。大股東股權(quán)質(zhì)押與現(xiàn)金流量的交互項系數(shù)分別為-0.004和0.019，但均不顯著，說明我國上市公司大股東股權(quán)質(zhì)押行為在整體上并不能改善企業(yè)融資約束程度，支持假設(shè)H1b。究其原因可能在于大股東股權(quán)質(zhì)押獲取資金后，大多選擇將資金投向自身或第三方機構(gòu)，只有部分資金流入被質(zhì)押上市公司，說明大股東股權(quán)質(zhì)押真正的目的并不是為被質(zhì)押上市公司緩解融資約束，補充營運資金，而是為了大股東自身的發(fā)展，甚至是為了侵占被質(zhì)押上市公司的利益。

2.大股東股權(quán)質(zhì)押、企業(yè)性質(zhì)與融資約束

為驗證假設(shè)H2，分析大股東股權(quán)質(zhì)押行為對不同性質(zhì)企業(yè)的融資約束是否產(chǎn)生不同影響，本文針對上述現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型，把樣本分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)，進(jìn)一步進(jìn)行面板數(shù)據(jù)雙向固定效應(yīng)估計，結(jié)果如表4所示。樣本劃分標(biāo)準(zhǔn)為，按照企業(yè)實際控制人的性質(zhì)進(jìn)行劃分，若實際控制人為國有性質(zhì)是國有企業(yè)，否則為非國有企業(yè)。從結(jié)果中可以看出，在國有企業(yè)樣本中，交互項CF×Pledge_d和CF×Pledge_p的系數(shù)均不顯著;然而在非國有企業(yè)樣本中，交互項CF×Pledge_d和CF×Pledge_p的系數(shù)分別為-0.031和-0.050，且均在5%的水平上顯著，說明大股東股權(quán)質(zhì)押行為能夠有效改善非國有企業(yè)的融資約束問題，但不影響國有企業(yè)的融資約束狀況，假設(shè)H2得到有力證實。

其他控制變量上，企業(yè)投資機會（TQ）的回歸系數(shù)顯著為正，說明隨著企業(yè)投資機會的增多，企業(yè)持有的現(xiàn)金類資產(chǎn)也會增多;企業(yè)規(guī)模（SIZE）表現(xiàn)出了差異性和不穩(wěn)定性;資本支出（Expend）與企業(yè)現(xiàn)金持有的關(guān)系不顯著;凈營運資本變動（NWC）和短期債務(wù)比例（STD）的系數(shù)均顯著為負(fù)，說明兩者的增加會導(dǎo)致企業(yè)減持現(xiàn)金類資產(chǎn)。

3.大股東股權(quán)質(zhì)押、上市板塊與融資約束

為驗證假設(shè)H3，分析大股東股權(quán)質(zhì)押行為對主板企業(yè)和創(chuàng)業(yè)板企業(yè)融資約束的影響是否存在差異，本文針對上述現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型，把樣本分為主板企業(yè)和創(chuàng)業(yè)板企業(yè)，進(jìn)一步進(jìn)行面板數(shù)據(jù)雙向固定效應(yīng)估計，結(jié)果如表5所示。從表5中可以看出，在主板上市公司樣本中，交互項CF×Pledge_d和CF×Pledge_p的系數(shù)均不顯著;然而在創(chuàng)業(yè)板上市公司樣本中，交互項CF×Pledge_d和CF×Pledge_p的系數(shù)分別為-0.029和-0.121，且分別在5%和1%的水平上顯著。說明大股東股權(quán)質(zhì)押行為能夠有效改善非國有企業(yè)的融資約束問題，但不影響國有企業(yè)的融資約束狀況，假設(shè)H3得到有力證實。究其原因可能在于相比主板企業(yè)，創(chuàng)業(yè)板企業(yè)自身面臨的融資約束較高，股權(quán)質(zhì)押導(dǎo)致的控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險更大，更有動力強化上市公司治理和運營管理，為上市公司補充營運資金，緩解其融資約束。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為驗證上述回歸結(jié)果的可靠性，避免指標(biāo)選取帶來的計量偏差，本文借鑒Whited和Wu（2006）對融資約束指數(shù)的構(gòu)建，即WW指數(shù)=-0.091×CF-0.062×DIVPOS+0.021×LEV-0.044×SIZE+0.102×IGROWTH- 0.035×GROWTH。其中CF為現(xiàn)金流量凈額，DIVPOS為企業(yè)當(dāng)期是否支付現(xiàn)金股利的虛擬變量，SIZE為企業(yè)規(guī)模指標(biāo)，IGROWTH為所屬行業(yè)當(dāng)期的行業(yè)營業(yè)收入增長率，GROWTH為該樣本企業(yè)當(dāng)期的營業(yè)收入增長率。同時采用面板數(shù)據(jù)雙向固定效應(yīng)模型估計，結(jié)果見表6和表7。從回歸結(jié)果可以看出，在全樣本中，大股東股權(quán)質(zhì)押行為對企業(yè)融資約束的作用不明顯;在非國有企業(yè)和創(chuàng)業(yè)板企業(yè)樣本中，大股東股權(quán)質(zhì)押行為能夠有效改善企業(yè)融資約束;在國有企業(yè)和主板企業(yè)樣本中的效果均不明顯，與前文的結(jié)論一致。

五、研究結(jié)論與啟示

本文利用2014—2018年我國滬深兩市A股上市公司數(shù)據(jù)，以現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型為基礎(chǔ)，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)雙向固定效應(yīng)模型，研究了大股東股權(quán)質(zhì)押行為對被質(zhì)押上市公司融資約束的影響，以及在不同性質(zhì)企業(yè)、不同上市板塊企業(yè)中兩者關(guān)系的差異性。研究表明：大股東股權(quán)質(zhì)押行為在整體上并不能改善被質(zhì)押企業(yè)融資約束;進(jìn)一步對樣本細(xì)分后發(fā)現(xiàn)在非國有企業(yè)或創(chuàng)業(yè)板上市公司樣本中，大股東股權(quán)質(zhì)押行為能夠有效改善被質(zhì)押企業(yè)融資約束，而在國有企業(yè)和主板上市公司樣本中的效果則不明顯。此外，研究結(jié)果通過了WW指數(shù)的穩(wěn)健性檢驗。本文的研究結(jié)論彌補了已有研究的不足，為進(jìn)一步規(guī)范大股東股權(quán)質(zhì)押行為和緩解企業(yè)融資約束提供了理論參考和實踐指導(dǎo)。

基于以上結(jié)論，本文的啟示與建議如下：（1）進(jìn)一步規(guī)范大股東股權(quán)質(zhì)押行為的信息披露，引導(dǎo)大股東將資金投向被質(zhì)押企業(yè)。從目前上市公司公布的股權(quán)質(zhì)押公告來看，雖然對累計質(zhì)押率、用途以及是否對上市公司產(chǎn)生重大影響等信息進(jìn)行了披露，但披露內(nèi)容過于簡單，如大多對“用途”的披露僅為“融資”等字眼，而股權(quán)質(zhì)押資金的詳細(xì)用途和具體金額并沒有進(jìn)行披露。因此，監(jiān)管部門應(yīng)進(jìn)一步完善股權(quán)質(zhì)押行為的信息披露制度，真正發(fā)揮股權(quán)質(zhì)押緩解融資約束的作用。（2）多措并舉緩解企業(yè)融資約束。政府應(yīng)進(jìn)一步推進(jìn)金融部門的市場化改革和金融體制的創(chuàng)新，滿足不同企業(yè)的融資需求，拓寬企業(yè)的融資渠道，多措并舉實現(xiàn)我國上市公司融資的多元化和市場化。

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