朱菲菲 楊云紅

(1.中央財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院 北京 102206)

(2.北京大學(xué)光華管理學(xué)院 北京 100081)

一、引 言

股權(quán)質(zhì)押，指出質(zhì)人以持有的股份作為質(zhì)押物向質(zhì)權(quán)人融資，并約定當(dāng)債務(wù)人到期不能如約履行債務(wù)時(shí)，債權(quán)人可就股份折價(jià)受償，或?qū)⒃摴煞莩鍪鄄?yōu)先受償?shù)囊环N擔(dān)保融資方式。直至2018年之前，我國股權(quán)市場(chǎng)經(jīng)歷了十余年的快速發(fā)展歷程。在2018年第一季度頂峰時(shí)期，中國A股市場(chǎng)中超過95%的上市公司(3 462家)存在大股東股權(quán)質(zhì)押，整個(gè)市場(chǎng)幾乎達(dá)到了“無股不押”的程度，質(zhì)押市值超過5萬億元(占A股市場(chǎng)總市值的10%)。然而，伴隨著2018年夏天A股市場(chǎng)的集體性下行，股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)逐漸被爆出。之后，政府部門意識(shí)到該類融資方式背后巨大的潛在風(fēng)險(xiǎn)并對(duì)其進(jìn)行嚴(yán)格監(jiān)管。在去杠桿和防風(fēng)險(xiǎn)的背景下，股權(quán)質(zhì)押的市場(chǎng)規(guī)模應(yīng)聲下落，截止到2020年底，A股市場(chǎng)中存在大股東股權(quán)質(zhì)押的上市公司數(shù)量下降到2 632家(占A股上市公司總數(shù)的63.58%)，質(zhì)押股數(shù)和市值的占比也分別下降至6.83%和5.43%。

隨著股票質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)事件的發(fā)生，該種融資方式受到了學(xué)術(shù)界、業(yè)界和政府部門的高度關(guān)注。學(xué)者們從股權(quán)質(zhì)押產(chǎn)生的代理沖突及其可能引發(fā)的控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)入手，去探究大股東股權(quán)質(zhì)押的經(jīng)濟(jì)后果。在“十四五”規(guī)劃提出要構(gòu)建金融有效支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)的體制機(jī)制、更好地推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展的大背景下，股權(quán)質(zhì)押融資這一大股東的重要融資方式，是否以及在多大程度上會(huì)影響企業(yè)的實(shí)體投資?如果是，其潛在機(jī)制是什么?股權(quán)質(zhì)押是否真的緩解了上市公司融資約束，解決了企業(yè)融資難、融資貴的問題?質(zhì)押融資規(guī)模中所包含的股價(jià)表現(xiàn)信息是否會(huì)影響企業(yè)的投資決策?上述問題的答案對(duì)于如何評(píng)價(jià)以股權(quán)為質(zhì)押物的融資方式、增加企業(yè)實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展都具有重要意義。

鑒于此，本文以2007—2020年中國A股上市公司為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了控股股東股權(quán)質(zhì)押融資規(guī)模與上市公司實(shí)體投資之間的關(guān)系及其潛在渠道。結(jié)果顯示，控股股東的股權(quán)質(zhì)押融資會(huì)促進(jìn)企業(yè)的實(shí)體投資。股權(quán)質(zhì)押融資規(guī)模增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差會(huì)使得企業(yè)實(shí)體投資水平相對(duì)于其平均值提高5.76%。通過利用2013年政策允許券商開展場(chǎng)內(nèi)股權(quán)質(zhì)押交易這一外生沖擊，本文使用雙重差分方法(Difference-in-Differences，DID)對(duì)研究問題中可能的內(nèi)生性進(jìn)行了處理。結(jié)果顯示，在政策沖擊前，處在有著更多券商營業(yè)部城市中的上市公司在政策發(fā)生之后的投資規(guī)模會(huì)顯著增加。平行趨勢(shì)檢驗(yàn)與經(jīng)過傾向得分匹配后的樣本檢驗(yàn)均支持上述結(jié)論。渠道分析表明，信息渠道是控股股東質(zhì)押融資促進(jìn)企業(yè)投資的重要機(jī)制，在股價(jià)信息含量較高以及市場(chǎng)表現(xiàn)較好的時(shí)候，控股股東質(zhì)押融資規(guī)模對(duì)企業(yè)投資的促進(jìn)作用更加明顯。然而，控股股東質(zhì)押融資對(duì)企業(yè)投資的促進(jìn)作用在不同融資約束的上市公司中并無顯著差異，即排除了融資約束渠道。

本文的貢獻(xiàn)是:第一，通過構(gòu)造信息含量更加豐富的“質(zhì)押融資規(guī)?！弊兞?，拓展了有關(guān)股權(quán)質(zhì)押經(jīng)濟(jì)后果的研究。該指標(biāo)不僅包含股東是否質(zhì)押以及質(zhì)押比例的信息，而且還將上市公司股價(jià)表現(xiàn)考慮其中，對(duì)于更加細(xì)致和準(zhǔn)確地研究股權(quán)質(zhì)押“真金白銀”所帶來的經(jīng)濟(jì)影響具有一定的參考價(jià)值。不同于之前的研究，本文首次從質(zhì)押融資規(guī)模這一角度對(duì)控股股東的質(zhì)押行為進(jìn)行刻畫，并對(duì)其產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果進(jìn)行研究。第二，從信息渠道驗(yàn)證了質(zhì)押融資如何促進(jìn)企業(yè)投資行為，提供了有關(guān)信息渠道在中國的實(shí)證證據(jù)。中國股票市場(chǎng)還處在發(fā)展中階段，經(jīng)常被詬病定價(jià)效率較低、信息含量較差等。然而，本文通過選取股權(quán)質(zhì)押這一獨(dú)特場(chǎng)景，發(fā)現(xiàn)控股股東質(zhì)押對(duì)企業(yè)投資的影響在股價(jià)信息含量更高以及市場(chǎng)表現(xiàn)更好的情況下存在更顯著的影響，從而豐富了有關(guān)信息渠道的中國證據(jù)，增補(bǔ)了市場(chǎng)表現(xiàn)影響企業(yè)投資決策的相關(guān)文獻(xiàn)。第三，對(duì)金融如何支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)具有一定的啟示意義?！笆奈濉币?guī)劃綱要強(qiáng)調(diào)，要健全具有高度適應(yīng)性、競(jìng)爭(zhēng)力、普惠性的現(xiàn)代金融體系，構(gòu)建金融有效支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)的體制機(jī)制。一方面，金融機(jī)構(gòu)為存在融資約束的企業(yè)提供資金、緩解企業(yè)的融資約束，可以促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展；另一方面，本文的研究還表明，在市場(chǎng)反饋機(jī)制下，提高金融市場(chǎng)的定價(jià)效率與信息含量，可以使得企業(yè)更加有效地調(diào)整投資決策，發(fā)展實(shí)體經(jīng)濟(jì)。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假說

(一)文獻(xiàn)綜述

與本文研究最為相關(guān)的一支文獻(xiàn)是上市公司大股東的股權(quán)質(zhì)押。目前關(guān)于該領(lǐng)域的研究大多集中在大股東股權(quán)質(zhì)押所帶來的經(jīng)濟(jì)后果。在公司價(jià)值方面，Dou等(2019)使用中國臺(tái)灣地區(qū)證券市場(chǎng)的股權(quán)質(zhì)押數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，股權(quán)質(zhì)押會(huì)顯著降低上市公司的股東財(cái)富，并且該效應(yīng)主要通過增加股價(jià)的下行風(fēng)險(xiǎn)以及提升公司的風(fēng)險(xiǎn)厭惡導(dǎo)致。在公司治理角度下，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)，大股東的股權(quán)質(zhì)押會(huì)弱化正向的激勵(lì)效應(yīng)，增大負(fù)向的侵占效應(yīng)(如掏空上市公司等)，從而損害公司價(jià)值(Yeh等，2003；鄭國堅(jiān)等，2014)。

在公司風(fēng)險(xiǎn)方面，股權(quán)質(zhì)押所帶來的經(jīng)濟(jì)后果還尚未得到一致的結(jié)論。謝德仁等(2016)發(fā)現(xiàn)控股股東的股權(quán)質(zhì)押會(huì)顯著降低上市公司股價(jià)崩盤的風(fēng)險(xiǎn)，但該結(jié)果并非通過上市公司提高經(jīng)營業(yè)績，而是通過上市公司操縱信息披露所致。但也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，大股東的股權(quán)質(zhì)押會(huì)增大上市公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)傾向，公司在質(zhì)押之后會(huì)更多地投資風(fēng)險(xiǎn)較高的項(xiàng)目(Chen和Hu，2007)，并且上市公司股價(jià)的波動(dòng)率、偏度和峰度都會(huì)更大(Anderson和Puleo，2020)。在大股東股權(quán)質(zhì)押對(duì)公司決策的影響方面，近年來的研究尤其豐富。Chan等(2018)使用中國臺(tái)灣地區(qū)股票市場(chǎng)的質(zhì)押數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，存在大股東股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的公司更可能通過股票回購行為進(jìn)行自救。胡聰慧等(2020)發(fā)現(xiàn)，在中國，大股東會(huì)選擇使用股票增持的方式去緩解股權(quán)質(zhì)押帶來的風(fēng)險(xiǎn)。李常青和幸偉(2017)發(fā)現(xiàn)，控股股東質(zhì)押的公司更多地在交易日披露好消息，在非交易日披露壞消息，該行為雖然能明顯地提升公司股價(jià)，但是加劇了股價(jià)的波動(dòng)性，降低了股價(jià)的信息含量。王雄元等(2018)發(fā)現(xiàn)，股權(quán)質(zhì)押的上市公司更可能會(huì)進(jìn)行稅收規(guī)避。此外，Pang和Wang(2020)還發(fā)現(xiàn)，出于對(duì)喪失控制權(quán)的擔(dān)憂，控股股東的股權(quán)質(zhì)押會(huì)顯著降低上市公司的研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出。

綜上，關(guān)于股權(quán)質(zhì)押經(jīng)濟(jì)后果的文獻(xiàn)非常豐富，學(xué)者們大多采用上市公司控股股東在年末“是否存在質(zhì)押”以及“質(zhì)押的比例”作為大股東股權(quán)質(zhì)押行為的替代變量，并在此基礎(chǔ)上對(duì)其所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果進(jìn)行研究。在渠道分析上，學(xué)者們重點(diǎn)關(guān)注了代理沖突渠道和控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)渠道，前者強(qiáng)調(diào)股權(quán)質(zhì)押會(huì)惡化股東之間的代理沖突，加重大股東的掏空動(dòng)機(jī)，從而對(duì)公司的融資能力、公司價(jià)值等方面產(chǎn)生影響；后者強(qiáng)調(diào)大股東，尤其是控股股東在質(zhì)押之后，出于對(duì)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)的擔(dān)憂，會(huì)做出相應(yīng)決策去降低質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)，如減少創(chuàng)新投入、進(jìn)行盈余管理、弱化信息披露等。

與本文研究相關(guān)的另外一支文獻(xiàn)是企業(yè)投資的影響因素，該話題一直都是公司金融領(lǐng)域的研究核心?，F(xiàn)有研究從眾多角度對(duì)該問題進(jìn)行了分析，較為重要的分析視角包括如下幾方面:第一，企業(yè)基本特征，比如企業(yè)的規(guī)模、負(fù)債情況、融資約束、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、自由現(xiàn)金流水平、面臨的增長機(jī)會(huì)等，這些基本特征都是影響企業(yè)投資決策的重要因素。Myers(1977)指出，短期負(fù)債的增加可以緩解企業(yè)的投資不足和資產(chǎn)替代等問題；Fazzari等(1988)、Kaplan和Zingales(2000)發(fā)現(xiàn)，融資約束是抑制企業(yè)投資的重要因素；Jensen(1986)認(rèn)為，企業(yè)的自由現(xiàn)金流過多會(huì)導(dǎo)致管理者過度投資；而在我國產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(國有企業(yè)和非國有企業(yè))的差異也會(huì)導(dǎo)致企業(yè)投資行為的不同(申慧慧等，2012)。

第二，代理沖突。Jensen和Meckling(1976)指出，股東和債權(quán)人之間的代理沖突會(huì)導(dǎo)致股東在債權(quán)人不知情的情況下發(fā)生資產(chǎn)替代問題，即股東有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)去從事那些盡管成功機(jī)會(huì)慎微，但一旦成功就獲利頗豐的投資；Myers(1977)發(fā)現(xiàn)，股東和債權(quán)人之間的代理沖突還可能會(huì)導(dǎo)致企業(yè)的投資不足問題；Jensen(1986)指出，經(jīng)理們存在擴(kuò)張企業(yè)規(guī)模的動(dòng)機(jī)，這種動(dòng)機(jī)會(huì)促使經(jīng)理將閑置資金投資于能夠擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模的非營利項(xiàng)目上，導(dǎo)致企業(yè)過度投資問題。

第三，外部環(huán)境。企業(yè)投資還受外部環(huán)境的影響，比如經(jīng)濟(jì)環(huán)境的不確定性會(huì)削弱企業(yè)投資的預(yù)測(cè)能力、增大對(duì)管理層績效考核的難度等。徐業(yè)坤等(2013)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)面臨政治不確定性時(shí)，企業(yè)的投資支出會(huì)明顯下降；李鳳羽和楊墨竹(2015)也發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升會(huì)抑制企業(yè)投資，且這種抑制作用在2008年金融危機(jī)之后變得更加顯著。

第四，管理者個(gè)人特征。行為經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，投資者并非總是理性的，他們的投資決策會(huì)受個(gè)人信念和情緒的影響(Kahneman和Lovallo，1993)。管理者的家庭、年齡、學(xué)歷、工作經(jīng)歷等背景都會(huì)對(duì)其投資決策產(chǎn)生影響。Carlsson和Karlsson(1970)表明，年齡大的管理者偏向于風(fēng)險(xiǎn)小的投資；姜付秀等(2009a)發(fā)現(xiàn)，管理層的教育水平、平均年齡等特征都與企業(yè)過度投資存在顯著的相關(guān)性。此外，管理者過度自信和企業(yè)的總投資水平、內(nèi)部擴(kuò)張之間也存在顯著的正相關(guān)關(guān)系(姜付秀，2009b)。

第五，市場(chǎng)信息。近年來新興的“市場(chǎng)反饋”(market feedback)研究發(fā)現(xiàn)，上市公司在二級(jí)市場(chǎng)的股價(jià)表現(xiàn)會(huì)反過來影響企業(yè)的投資行為，其邏輯在于:上市公司在二級(jí)市場(chǎng)上的股價(jià)體現(xiàn)了交易各方對(duì)其的均衡定價(jià)，管理者可以從該均衡定價(jià)中習(xí)得自己并不掌握的增量信息，根據(jù)這一增量信息管理者可以對(duì)企業(yè)投資決策進(jìn)行相應(yīng)的調(diào)整，因此，股價(jià)會(huì)反過來影響企業(yè)的投資決策(Bond等，2012)。在實(shí)證研究中，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)，當(dāng)股價(jià)信息含量更高以及市場(chǎng)表現(xiàn)更好的時(shí)候，市場(chǎng)信息對(duì)企業(yè)的投資決策影響更明顯(Chen等，2007；Luo，2005)。

綜上，有關(guān)企業(yè)投資決策的影響因素研究非常豐富，為我們提供了扎實(shí)的分析框架。然而，一方面，有關(guān)控股股東個(gè)人行為如何影響企業(yè)投資決策的研究還較少；另一方面，中國A股市場(chǎng)尚不發(fā)達(dá)，定價(jià)效率還有待進(jìn)一步提升，近年來新興的“市場(chǎng)反饋”研究在中國是否成立，還有待進(jìn)一步研究。

(二)研究假說

控股股東的股權(quán)質(zhì)押融資是否會(huì)影響上市公司投資，本質(zhì)上是一個(gè)需要被實(shí)證檢驗(yàn)的問題。一方面，控股股東的股權(quán)質(zhì)押會(huì)抑制上市公司的投資。比如，在代理沖突理論下，由于大股東在質(zhì)押股權(quán)時(shí)僅失去了股票的現(xiàn)金流權(quán)，但仍掌握著對(duì)股票的投票權(quán)，股權(quán)質(zhì)押會(huì)進(jìn)一步加劇大股東的兩權(quán)分離度，惡化大股東和中小股東之間的代理沖突，促使大股東掏空上市公司(Yeh等，2003；鄭國堅(jiān)等，2014)，而掏空會(huì)削弱上市公司的自由現(xiàn)金流，從而抑制企業(yè)投資。此外，在風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)理論下，控股股東的股權(quán)質(zhì)押也會(huì)使企業(yè)削減投資，因?yàn)楣蓹?quán)質(zhì)押可能會(huì)引發(fā)潛在的質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)。每一筆質(zhì)押都設(shè)置了相應(yīng)的警戒線和平倉線，當(dāng)股價(jià)發(fā)生明顯下挫時(shí)，股東會(huì)被通知增補(bǔ)質(zhì)押物，嚴(yán)重時(shí)控股股東甚至?xí)G失控制權(quán)。出于對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的擔(dān)憂，控股股東在股權(quán)質(zhì)押后會(huì)顯著降低其風(fēng)險(xiǎn)偏好，相應(yīng)地減少創(chuàng)新投入、降低資本支出等(Pang和Wang，2020)。鑒于此，本文提出以下假說。

假說1:控股股東的股權(quán)質(zhì)押會(huì)抑制企業(yè)投資水平。

進(jìn)一步地，本文還針對(duì)假說1成立的潛在渠道提出如下假說。

假說2a:控股股東股權(quán)質(zhì)押與企業(yè)投資水平的負(fù)向關(guān)系在代理沖突越嚴(yán)重的企業(yè)中越明顯，即代理沖突渠道成立；

假說2b:控股股東股權(quán)質(zhì)押與企業(yè)投資水平的負(fù)向關(guān)系在控股股東面臨質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)時(shí)更加明顯，即控制權(quán)風(fēng)險(xiǎn)渠道成立。

另一方面，控股股東的股權(quán)質(zhì)押還可能導(dǎo)致上市公司增加投資。比如，在融資約束渠道下，控股股東通過質(zhì)押股權(quán)所獲得的資金很可能被用于上市公司發(fā)展(Fazzari等，1988)。這一替代性的融資渠道能夠緩解企業(yè)的融資約束，從而促進(jìn)企業(yè)投資；在市場(chǎng)信息渠道下，大股東股權(quán)質(zhì)押融資規(guī)模的大小反映了當(dāng)前市場(chǎng)對(duì)上市公司的價(jià)值評(píng)估，而該信息會(huì)反過來影響上市公司的投資決策(Bond等，2012)。尤其當(dāng)股票信息含量更高或股價(jià)表現(xiàn)更好時(shí)，股東從質(zhì)押融資規(guī)模中所獲得的增量信息更多，從而更加明顯地意識(shí)到市場(chǎng)對(duì)企業(yè)正面的未來預(yù)期，由此會(huì)增加企業(yè)投資。鑒于此，本文提出以下假說。

假說3:控股股東的股權(quán)質(zhì)押會(huì)提高企業(yè)投資水平。

進(jìn)一步地，本文還針對(duì)假設(shè)3成立的潛在渠道提出如下假說。

假說4a:控股股東股權(quán)質(zhì)押與企業(yè)投資水平的正向關(guān)系在融資約束越嚴(yán)重的企業(yè)中越明顯，即融資約束渠道成立。

假說4b:控股股東股權(quán)質(zhì)押與企業(yè)投資水平的正向關(guān)系在股票信息含量更高或股價(jià)表現(xiàn)更好時(shí)更加明顯，即市場(chǎng)信息渠道成立。

三、樣本、變量與描述性統(tǒng)計(jì)

(一)樣本選取

本文的樣本區(qū)間為2007—2020年。樣本始于2007年，是因?yàn)樽?007年1月《上市公司信息披露管理辦法》規(guī)定實(shí)施之后，證監(jiān)會(huì)才強(qiáng)制性要求持有5%以上股份股東、公司的實(shí)際控制人，以及公司董監(jiān)高股東在質(zhì)押上市公司股份進(jìn)行融資時(shí)，該股東應(yīng)及時(shí)告知董事會(huì)，上市公司做出相應(yīng)披露。為了盡可能減少樣本的選擇性偏差，數(shù)據(jù)開始時(shí)間定為2007年，主要數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫。根據(jù)研究慣例，本文剔除了金融業(yè)的樣本、主要變量存在缺失值的樣本，以及處于特殊狀態(tài)(ST、*ST、暫停上市、退市)的樣本，并且為了排除極端值的影響，對(duì)所有連續(xù)變量都在前后1%的水平上進(jìn)行了縮尾處理。

(二)變量定義①因篇幅所限，本文省略了變量具體定義，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴(kuò)展”欄目下載。

(1)企業(yè)投資規(guī)模。參考Duchin(2010)、潘紅波和陳世來(2017)等研究，本文采用現(xiàn)金流表項(xiàng)目計(jì)算上市公司的投資水平()。具體地，＝(購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金-處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額)/上年期末總資產(chǎn)。

(2)股權(quán)質(zhì)押融資規(guī)模。得益于證監(jiān)會(huì)的強(qiáng)制性披露政策，CSMAR數(shù)據(jù)庫收錄了上市公司大股東股權(quán)質(zhì)押交易的明細(xì)數(shù)據(jù)，比如每一筆交易所涉及的質(zhì)押人名稱、質(zhì)權(quán)人名稱、被質(zhì)押股票的上市公司信息、質(zhì)押(或解押)交易的時(shí)間以及相對(duì)應(yīng)股數(shù)等。利用這些數(shù)據(jù)，本文不僅可以計(jì)算出控股股東在每年的質(zhì)押狀態(tài)，如是否存在質(zhì)押()、質(zhì)押比例()等，而且可以對(duì)該年度控股股東的股權(quán)質(zhì)押融資規(guī)模()進(jìn)行較為準(zhǔn)確的度量。該變量不僅包含了股東是否存在質(zhì)押以及質(zhì)押多少的信息，而且還能夠反映出當(dāng)前市場(chǎng)對(duì)企業(yè)股價(jià)表現(xiàn)的評(píng)估。具體構(gòu)建方法如下。

首先，對(duì)于上市公司控股股東的每一筆新增質(zhì)押交易，使用式(1)可得到該筆交易的新增質(zhì)押融資金額:

其中，為上市公司，為上市公司控股股東，表示新增質(zhì)押交易的發(fā)生時(shí)點(diǎn)；表示上市公司的控股股東在時(shí)刻新增質(zhì)押的股票數(shù)量；表示在質(zhì)押交易發(fā)生前一個(gè)月股票的日度收盤價(jià)平均；表示該公司股權(quán)質(zhì)押的貸款價(jià)值比。根據(jù)行業(yè)經(jīng)驗(yàn)，主板、中小板與創(chuàng)業(yè)板上市公司的貸款價(jià)值比分別為50%、40%和30%。

其次，對(duì)于上市公司控股股東的每一筆解除質(zhì)押交易，使用式(2)可得到該筆交易的解除質(zhì)押融資金額:

其中，表示上市公司控股股東在時(shí)刻解除質(zhì)押的股票數(shù)量；表示該筆質(zhì)押的質(zhì)押融資利率，根據(jù)行業(yè)經(jīng)驗(yàn)，本文使用年化利率8%進(jìn)行計(jì)算；表示當(dāng)前解押時(shí)刻與初始新增質(zhì)押時(shí)刻之間的時(shí)間間隔，單位為年。

再次，使用式(3)將上市公司控股股東股權(quán)質(zhì)押的新增質(zhì)押融資金額和解除質(zhì)押融資金額在“公司—年度”維度上進(jìn)行加總，得到上市公司在年度中的股權(quán)質(zhì)押融資金額:

最后，為了使融資金額在不同企業(yè)中可比，本文使用上市公司在上年期末總資產(chǎn)對(duì)質(zhì)押融資金額進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，從而最終得到股權(quán)質(zhì)押融資規(guī)模()變量。

(3)控制變量。參考企業(yè)投資的相關(guān)研究(Duchin，2010；潘紅波和陳世來，2017)，本文主要考慮如下控制變量:投資機(jī)會(huì)()、經(jīng)營現(xiàn)金流水平()、總資產(chǎn)負(fù)債率(ROA)、銷售收入增長率()、公司規(guī)模()、上市年齡()、資產(chǎn)負(fù)債率()、股權(quán)集中度()、獨(dú)立董事占比()以及是否兩職合一()。這些變量綜合考慮了企業(yè)基本特征、代理沖突、管理者特征等。

(三)描述性統(tǒng)計(jì)

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，企業(yè)實(shí)體投資水平()的均值和中位數(shù)分別為7.659%和4.975%，控股股東通過股權(quán)質(zhì)押融資的凈金額占上年度公司總資產(chǎn)()的平均值為1.552%，最大值為61.391%，表明控股股東的股權(quán)質(zhì)押融資規(guī)模較大。有41.3%的樣本其上市公司控股股東在年末存在質(zhì)押()；平均質(zhì)押比例()為7.687%。此外，在控制變量維度上，投資機(jī)會(huì)()的均值和中位數(shù)分別為2.090和1.635；企業(yè)經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流占上年末總資產(chǎn)的比例()為5.052%，總資產(chǎn)收益率為6.221%；銷售收入增長率()的中位數(shù)為21.606%；公司上市年齡()的平均值為10年；資產(chǎn)負(fù)債率()約為44%；前五大股東持股比例()的平均值為53.294%；獨(dú)立董事占比()約為1/3；大約有26.1%的觀測(cè)值存在董事長與總經(jīng)理兩職合一的情況()。所有變量的統(tǒng)計(jì)分布均在合理范圍之內(nèi)。

四、實(shí)證結(jié)果

(一)基礎(chǔ)模型結(jié)果

為了研究上市公司控股股東股權(quán)質(zhì)押融資是否以及在多大程度上影響上市公司的實(shí)體投資，本文使用如下回歸模型:

其中，代表企業(yè)，代表年份，表示上市公司在年度的實(shí)體投資水平，為上市公司的控股股東在-1年的股權(quán)質(zhì)押情況。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文先初步使用之前研究常用的控股股東是否存在質(zhì)押()以及控股股東的質(zhì)押比例()作為替代變量；隨后，更重要的是，本文使用控股股東的股權(quán)質(zhì)押融資規(guī)模()變量從經(jīng)濟(jì)意義上估算一單位的股權(quán)質(zhì)押融資規(guī)?？梢栽诙啻蟪潭壬嫌绊懫髽I(yè)實(shí)體投資規(guī)模。此外，模型中還加入了一系列的控制變量()以及行業(yè)公司、年份固定效應(yīng)(FE)。為了緩解反向因果所帶來的內(nèi)生性問題，所有解釋變量均滯后一期；為了防止同一企業(yè)在不同年份的投資水平存在序列相關(guān)，誤差項(xiàng)均在企業(yè)維度進(jìn)行了聚類處理。

表1為本文的基礎(chǔ)模型結(jié)果，模型的被解釋變量為企業(yè)當(dāng)年的投資規(guī)模()，核心解釋變量為上市公司控股股東在上年度的質(zhì)押情況，其中第(1)、(2)列使用控股股東是否存在質(zhì)押()作為其質(zhì)押情況的替代，第(3)、(4)列使用控股股東的質(zhì)押比例()作為替代變量，第(5)、(6)列使用控股股東的質(zhì)押融資規(guī)模()作為替代變量。表中的奇數(shù)列控制了行業(yè)和年份固定效應(yīng)，偶數(shù)列控制了公司和年份固定效應(yīng)。結(jié)果顯示，無論采用何種變量作為控股股東質(zhì)押情況的替代，其前面的系數(shù)均在統(tǒng)計(jì)意義上顯著為正。與控制“行業(yè)—年份”固定效應(yīng)下的結(jié)果相比，當(dāng)控制“公司—年份”固定效應(yīng)時(shí)，核心變量前面的系數(shù)大小和顯著性都有一定程度的削減，表明在公司維度上的確存在一些不可觀測(cè)的因素，后文的回歸應(yīng)該統(tǒng)一控制更加嚴(yán)格的“公司—年份”固定效應(yīng)。

表1 控股股東質(zhì)押與企業(yè)實(shí)體投資的基礎(chǔ)模型結(jié)果

在核心解釋變量結(jié)果上，當(dāng)采用之前研究常用的是否存在質(zhì)押()以及質(zhì)押比例()作為控股股東質(zhì)押情況的替代時(shí)，我們發(fā)現(xiàn)，上年末的控股股東質(zhì)押對(duì)當(dāng)年的投資水平存在顯著為正的影響。更為重要的是，當(dāng)使用本文創(chuàng)新性構(gòu)建的質(zhì)押融資規(guī)模()作為替代變量時(shí)，系數(shù)結(jié)果在1%的水平下顯著。從經(jīng)濟(jì)意義上來說，股權(quán)質(zhì)押融資規(guī)模增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差會(huì)使得企業(yè)實(shí)業(yè)投資增加0.44，這一變化相當(dāng)于樣本內(nèi)企業(yè)實(shí)體投資規(guī)模平均值的5.76%。上述結(jié)果表明，控股股東的質(zhì)押會(huì)顯著影響企業(yè)的實(shí)體投資水平，并且質(zhì)押融資規(guī)模越大，企業(yè)的實(shí)體投資水平越大。驗(yàn)證了本文的假說3。

值得一提的是，一方面，由于質(zhì)押融資規(guī)模()的變量內(nèi)涵較為豐富，不僅考慮了控股股東股權(quán)質(zhì)押的比例，而且包含了股東在質(zhì)押時(shí)的股價(jià)表現(xiàn)信息，其不僅可以較為準(zhǔn)確和細(xì)致地描述大股東的質(zhì)押行為，從而可用于分析單位質(zhì)押融資規(guī)模變化對(duì)企業(yè)投資規(guī)模變化的影響；另一方面，該變量與本文的被解釋變量(企業(yè)實(shí)體投資規(guī)模)都屬于流量變量，與存量變量在各期之間存在較為明顯的序列相關(guān)不同，在回歸分析中使用流量變量所引發(fā)的內(nèi)生性問題相對(duì)較小。因此，在后文的回歸中，本文統(tǒng)一使用質(zhì)押融資規(guī)模()去衡量控股股東的質(zhì)押融資情況。

(二)內(nèi)生性問題

(1)2013年政策沖擊。雖然在基礎(chǔ)模型中，我們控制了公司和年份維度的固定效應(yīng)、采用流量變量進(jìn)行回歸并且對(duì)所有解釋變量都進(jìn)行了滯后一期的處理，但是仍然不能完全避免內(nèi)生性問題?？毓晒蓶|自身的風(fēng)險(xiǎn)偏好或經(jīng)營理念有可能是潛在的遺漏變量，其一方面會(huì)影響股東是否采用股權(quán)質(zhì)押進(jìn)行融資的決策，另一方面也會(huì)對(duì)上市公司的實(shí)體投資行為產(chǎn)生影響。為了處理潛在的內(nèi)生性問題，本文借用2013年在中國股權(quán)質(zhì)押市場(chǎng)發(fā)生的外生政策沖擊，采用雙重差分模型進(jìn)行分析。

中國的股權(quán)質(zhì)押業(yè)務(wù)可分為場(chǎng)外股權(quán)質(zhì)押和場(chǎng)內(nèi)股權(quán)質(zhì)押。場(chǎng)外股權(quán)質(zhì)押指一般的股權(quán)質(zhì)押貸款，其相關(guān)政策法規(guī)最早可追溯到1995年《中華人民共和國擔(dān)保法》對(duì)“權(quán)利質(zhì)押”的規(guī)定。2013年5月，證監(jiān)會(huì)聯(lián)合交易所與中國證券登記結(jié)算有限責(zé)任公司(以下簡稱“中國結(jié)算”)推出《股權(quán)質(zhì)押式回購交易及登記結(jié)算業(yè)務(wù)辦法(試行)》(以下簡稱“辦法”)，該辦法的推行標(biāo)志著場(chǎng)內(nèi)股權(quán)質(zhì)押的正式開始。自此之后，券商作為信貸供給方開始大規(guī)模地參與場(chǎng)內(nèi)質(zhì)押業(yè)務(wù)。由于場(chǎng)內(nèi)股權(quán)質(zhì)押具有標(biāo)準(zhǔn)、便捷、風(fēng)險(xiǎn)管控更好等優(yōu)點(diǎn)，2013年推出場(chǎng)內(nèi)股權(quán)質(zhì)押模式之后，中國股權(quán)質(zhì)押市場(chǎng)迎來了快速的發(fā)展。

(2)DID分析。2013年場(chǎng)內(nèi)質(zhì)押的推出，從本質(zhì)上可視作為股權(quán)質(zhì)押市場(chǎng)的一次供給沖擊，而該信貸供給增加的主要提供方是券商。因此，在政策沖擊之前，該城市的券商營業(yè)部越多，則在該城市注冊(cè)的上市公司控股股東會(huì)面臨的正向信貸供給沖擊越大，其能夠通過股權(quán)質(zhì)押交易獲得的質(zhì)押融資越多。鑒于此，本文將2013年的政策變化作為一個(gè)外生的正向沖擊，進(jìn)行如下DID檢驗(yàn)。

其中，為上市公司是否受到較大政策沖擊的虛擬變量:如果在2012年末，上市公司注冊(cè)地所在城市的券商營業(yè)部超過該年度的樣本中位數(shù)，則將該上市公司作為政策變化的處理組(＝1)，否則為對(duì)照組(＝0)。為時(shí)間虛擬變量，如果樣本時(shí)間位于2013年及其之后，＝1，否則為0。模型中加入了滯后一期的控制變量，考慮了公司固定效應(yīng)(α)以及時(shí)間固定效應(yīng)(α)，誤差項(xiàng)也均在公司維度進(jìn)行了聚類處理。

為了防止其他宏觀事件對(duì)結(jié)果的干擾，我們選用政策前后各4年(即2009—2017年)作為DID分析的時(shí)間窗口，表2的第(1)、(2)列展示了模型的回歸結(jié)果。其中第(1)列未加入控制變量，第(2)列在其基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入了滯后一期的控制變量。結(jié)果顯示，交乘項(xiàng)(Treat×After)前面的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明在2013年政策沖擊后，那些在政策沖擊前所在地有更多券商營業(yè)部的上市公司，其投資水平顯著上升。該結(jié)果再次驗(yàn)證了假說3。此外，為了保證在外生沖擊之前，處理組和對(duì)照組在實(shí)體投資水平上具有平行趨勢(shì)，本文還做了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，結(jié)果也支持該假說。

表2 控股股權(quán)質(zhì)押融資規(guī)模與企業(yè)實(shí)體投資的DID分析結(jié)果

五、進(jìn)一步討論

(一)渠道分析

1.融資約束渠道

本文從兩個(gè)方面對(duì)融資約束渠道進(jìn)行檢驗(yàn)。一方面，從CSMAR數(shù)據(jù)庫整理的股權(quán)質(zhì)押融資用途數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，95%的質(zhì)押股票都被用于大股東自身融資或第三方，用于上市公司的質(zhì)押股票規(guī)模較小(不到5%)，而且隨著時(shí)間的推移，質(zhì)押用途為上市公司的股權(quán)質(zhì)押規(guī)模占比顯著下降。顯然，股東的股權(quán)質(zhì)押在大多數(shù)情況下是股東的個(gè)體融資方式，并不代表上市公司的行為。如果融資約束渠道成立，當(dāng)樣本中排除用于上市公司的質(zhì)押交易后(即排除掉由于上市公司融資規(guī)模增加所帶來的實(shí)體投資上升這一渠道)，控股股東質(zhì)押融資規(guī)模對(duì)上市公司的投資影響應(yīng)該顯著降低，甚至不再顯著。

鑒于此，本文去除用于上市公司的股權(quán)質(zhì)押交易，并在此基礎(chǔ)上計(jì)算上市公司控股股東每一年的質(zhì)押融資規(guī)模，構(gòu)造了“用于非上市公司的質(zhì)押融資規(guī)?！?_)這一變量，重新對(duì)基礎(chǔ)模型進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示，在排除掉用于上市公司的質(zhì)押融資之后，控股股東的股權(quán)質(zhì)押對(duì)上市公司的實(shí)體投資仍然在1%的水平下顯著為正，而且與表1第(6)列的系數(shù)結(jié)果(0.042)相比，新變量的系數(shù)結(jié)果(0.043)不但沒有發(fā)生明顯下降，反而存在微小上升，從而否定了融資約束渠道(即假說4a)。

另一方面，如果控股股東的股權(quán)質(zhì)押融資規(guī)模通過融資約束渠道影響上市公司的投資行為，則在上市公司融資約束較為緊張的時(shí)候，股權(quán)質(zhì)押融資對(duì)企業(yè)實(shí)體投資的影響應(yīng)該更加明顯。鑒于此，本文首先仿照Kaplan和Zingales(2000)、Whited和Wu(2006)以及Hadlock和Pierce(2010)分別構(gòu)造KZ指數(shù)、WW指數(shù)以及SA指數(shù)，并將其作為上市公司融資約束的替代變量，指數(shù)越大，表明公司的融資約束問題越嚴(yán)重。隨后，本文通過在基礎(chǔ)模型中加入融資約束指標(biāo)及其與質(zhì)押融資規(guī)模的交乘項(xiàng)進(jìn)行截面維度異質(zhì)性檢驗(yàn)來判斷融資約束渠道是否成立。

表3的第(1)、(2)列，第(3)、(4)列和第(5)、(6)列分別使用KZ指數(shù)、WW指數(shù)以及SA指數(shù)作為融資約束的替代指標(biāo)。奇數(shù)列展示了沒有加入控制變量的結(jié)果，偶數(shù)列展示了進(jìn)一步加入控制變量的結(jié)果。所有模型均控制了公司和年份維度固定效應(yīng)，誤差項(xiàng)也均在公司維度進(jìn)行了聚類處理。結(jié)果顯示，上市公司的融資約束程度與實(shí)體投資水平顯著負(fù)相關(guān)，這一結(jié)果符合經(jīng)驗(yàn)直觀。然而，控股股東質(zhì)押融資規(guī)模與融資約束的交乘項(xiàng)在所有模型中都不顯著，系數(shù)結(jié)果與0基本無差異。這表明，控股股東質(zhì)押融資規(guī)模對(duì)上市公司實(shí)體投資的促進(jìn)作用并不會(huì)隨著企業(yè)的融資約束水平而發(fā)生變化，該結(jié)果再次排除了融資約束渠道(即假說4a)。

表3 融資約束渠道檢驗(yàn)

2.市場(chǎng)信息渠道

Bond等(2012)以及Chen等(2007)等有關(guān)市場(chǎng)反饋的研究表明，當(dāng)股價(jià)信息含量較高的時(shí)候，企業(yè)內(nèi)部人從外部市場(chǎng)中獲得的信息增量更大，此時(shí)外部市場(chǎng)對(duì)企業(yè)投資決策的影響更加顯著。如果信息渠道成立，在本文情景下股權(quán)質(zhì)押融資規(guī)模對(duì)企業(yè)實(shí)體投資行為的影響應(yīng)該在股價(jià)信息含量較高的時(shí)候更加顯著。

鑒于此，本文選取股價(jià)同步性()與分析師數(shù)量()作為股價(jià)信息含量的替代指標(biāo)。股價(jià)同步性越高，股價(jià)的信息含量越低；跟蹤上市公司的分析師數(shù)量越多，股價(jià)的信息含量越高。隨后，本文將股價(jià)信息含量指標(biāo)及其與質(zhì)押融資規(guī)模的交乘項(xiàng)加入基礎(chǔ)回歸模型中，進(jìn)行截面維度異質(zhì)性檢驗(yàn)。

表4的第(1)、(2)列和第(3)、(4)列分別為使用股價(jià)同步性()和分析師數(shù)量()作為股價(jià)信息含量替代指標(biāo)的結(jié)果。結(jié)果顯示，上市公司的股價(jià)信息含量越高，實(shí)體投資水平越高，表明股價(jià)信息含量與企業(yè)投資正相關(guān)。更重要的是，股價(jià)信息含量與控股股東質(zhì)押融資規(guī)模交乘項(xiàng)前面的系數(shù)顯著為正，表明股價(jià)信息含量越高，股權(quán)質(zhì)押融資規(guī)模對(duì)企業(yè)實(shí)體投資水平的促進(jìn)作用越顯著，該結(jié)果支持了信息渠道(即假說4b)。

表4 質(zhì)押融資規(guī)模、股價(jià)信息含量與企業(yè)實(shí)體投資

此外，借鑒Luo(2005)等研究，如果信息渠道成立，當(dāng)市場(chǎng)表現(xiàn)較好時(shí)，決策者從市場(chǎng)信息中獲得了較多的正向反饋，會(huì)更明顯地增加投資。為了對(duì)該推論進(jìn)行檢驗(yàn)，本文選取如下兩個(gè)場(chǎng)景對(duì)市場(chǎng)表現(xiàn)進(jìn)行劃分，進(jìn)一步驗(yàn)證市場(chǎng)信息渠道(即假說4b)。

場(chǎng)景一:本文使用質(zhì)押公告的短期市場(chǎng)反應(yīng)來刻畫市場(chǎng)表現(xiàn)。如果上市公司在披露大股東新增質(zhì)押融資時(shí)股價(jià)的市場(chǎng)短期反應(yīng)為正，表明資本市場(chǎng)對(duì)質(zhì)押期間企業(yè)投資回報(bào)有著較為良好的預(yù)期，則控股股東更有可能做出增加投資的決策；如果股東新增質(zhì)押融資的消息公布時(shí)市場(chǎng)短期反應(yīng)為負(fù)，則企業(yè)就不太可能增加投資。

首先，本文運(yùn)用事件研究法對(duì)股東新增質(zhì)押融資時(shí)的累計(jì)超額收益率進(jìn)行計(jì)算，采用資本市場(chǎng)定價(jià)模型(CAPM)作為基準(zhǔn)，由此計(jì)算在事件發(fā)生前后各5天內(nèi)的累計(jì)超額收益率，即CAR(-5，+5)。其次，在公司—年份維度上，對(duì)累計(jì)超額收益率進(jìn)行平均，從而將發(fā)生質(zhì)押的公司—年份樣本分為正累計(jì)超額收益率組(CAR(-5，+5)＞0組)與負(fù)累計(jì)超額收益率組(CAR(-5，+5)＜0組)。最后，在兩個(gè)子樣本中進(jìn)行分組分析，如果在正累計(jì)超額收益率組中，質(zhì)押融資規(guī)模對(duì)企業(yè)投資規(guī)模的影響比在負(fù)累計(jì)超額收益率組中更加顯著，則表明控股股東有著較強(qiáng)的擇時(shí)動(dòng)機(jī)，信息渠道成立。

場(chǎng)景二:本文使用資產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)值/資產(chǎn)賬面價(jià)值(M2B)衡量市場(chǎng)表現(xiàn)，當(dāng)M2B較高的時(shí)候，控股股東較傾向于增加投資，因此該情況下股權(quán)質(zhì)押融資規(guī)模所帶來的企業(yè)實(shí)體投資增加更加顯著。本文依據(jù)股票的M2B值將全樣本劃分為M2B高組和M2B低組，然后對(duì)兩個(gè)子樣本進(jìn)行基礎(chǔ)模型回歸。如果相比于M2B低組，M2B高組中質(zhì)押融資規(guī)模對(duì)企業(yè)投資的影響更大，則表明控股股東存在擇時(shí)動(dòng)機(jī)，信息渠道成立。

表5展示了兩個(gè)場(chǎng)景下的回歸結(jié)果，其中第(1)—(4)列為場(chǎng)景一下的分析結(jié)果；第(5)—(8)列為場(chǎng)景二下的分析結(jié)果。結(jié)果顯示，在正累計(jì)超額收益率組中，質(zhì)押融資規(guī)模的系數(shù)為0.088，并且在1%的水平下顯著為正，該系數(shù)幾乎為全樣本下結(jié)果(0.042)的兩倍還多；而在負(fù)累計(jì)超額收益率組中，質(zhì)押融資規(guī)模變量前的系數(shù)幾乎為0，而且在統(tǒng)計(jì)意義上不顯著；相似地，在M2B高組中，質(zhì)押融資規(guī)模對(duì)企業(yè)投資規(guī)模的影響比在M2B低組中更加顯著。上述結(jié)果均表明控股股東在質(zhì)押融資之后的投資表現(xiàn)符合信息渠道假說。

表5 質(zhì)押融資規(guī)模、市場(chǎng)表現(xiàn)與企業(yè)實(shí)體投資

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)①所有穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果請(qǐng)見《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。

為了保證本文實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還進(jìn)行了如下檢驗(yàn)。首先，替換被解釋變量。參考屈文洲等(2011)、王中義和宋敏(2014)、潘紅波和陳世來(2017)等，本文構(gòu)造其他指標(biāo)衡量企業(yè)投資水平。其次，多種情形下構(gòu)造股東質(zhì)押融資規(guī)模變量，比如針對(duì)貸款價(jià)值比和利息水平的參數(shù)構(gòu)建了9種情況進(jìn)行穩(wěn)健性分析，使用股東的新增質(zhì)押融資規(guī)模作為被解釋變量等。再次，使用其他方法緩解內(nèi)生性問題。比如，借鑒Laeven和Levine(2009)等研究，我們采用與該企業(yè)在同一省份的其他上市公司控股股東股權(quán)質(zhì)押融資規(guī)模的平均值作為該企業(yè)控股股東質(zhì)押融資規(guī)模的工具變量，并使用兩階段最小二乘法(2SLS)對(duì)內(nèi)生性問題進(jìn)行處理。最后，在渠道檢驗(yàn)中，本文使用分析師報(bào)告數(shù)量作為股價(jià)信息含量的替代指標(biāo)；在事件研究中，使用Fama-French三因子模型，以及Carhart四因子模型作為計(jì)算超額收益率的基準(zhǔn)等，所有結(jié)果均支持前文結(jié)論。

六、結(jié) 論

基于2007—2020年中國A股上市公司樣本，本文創(chuàng)新性地構(gòu)建了股權(quán)質(zhì)押融資規(guī)模這一變量，該變量不僅包含股東是否質(zhì)押以及質(zhì)押比例的信息，而且能夠反映上市公司的股價(jià)表現(xiàn)，對(duì)于更加細(xì)致和準(zhǔn)確地研究股權(quán)質(zhì)押“真金白銀”所帶來的經(jīng)濟(jì)影響具有一定的參考價(jià)值。使用該變量，本文實(shí)證檢驗(yàn)了控股股東股權(quán)質(zhì)押融資規(guī)模與上市公司實(shí)體投資之間的關(guān)系及其潛在渠道。

我們發(fā)現(xiàn)，第一，控股股東的股權(quán)質(zhì)押融資會(huì)促進(jìn)企業(yè)的實(shí)體投資。股權(quán)質(zhì)押融資規(guī)模增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差會(huì)使得企業(yè)實(shí)體投資水平相對(duì)于其平均值增大5.76%；第二，通過利用2013年政策允許券商開展場(chǎng)內(nèi)股權(quán)質(zhì)押交易這一外生沖擊，本文使用雙重差分方法對(duì)研究問題中可能的內(nèi)生性進(jìn)行了處理。結(jié)果顯示，在政策沖擊前，那些處在有著更多券商營業(yè)部城市中的上市公司，其在政策發(fā)生之后的投資規(guī)模會(huì)顯著增加。平行趨勢(shì)檢驗(yàn)和經(jīng)過傾向得分匹配后的樣本檢驗(yàn)均支持上述結(jié)論。

此外，渠道分析表明，信息渠道是控股股東質(zhì)押融資促進(jìn)企業(yè)投資的重要機(jī)制，在股價(jià)信息含量較高(如股價(jià)同步性較低、分析師數(shù)量較多)，以及市場(chǎng)表現(xiàn)較好(如質(zhì)押公告的累計(jì)超額收益為正、M2B較高)時(shí)，控股股東質(zhì)押融資規(guī)模對(duì)企業(yè)的投資促進(jìn)作用更加明顯。然而，在排除掉用于上市公司的股權(quán)質(zhì)押融資后，控股股東質(zhì)押融資仍然顯著影響上市公司的投資。而且，在不同的融資約束組別中，質(zhì)押融資規(guī)模對(duì)上市公司投資規(guī)模的影響并無差異，即融資約束并非控股股東質(zhì)押融資影響企業(yè)投資的主要渠道。

本文的研究結(jié)論豐富了股權(quán)質(zhì)押研究的相關(guān)文獻(xiàn)，增補(bǔ)了有關(guān)信息渠道的中國證據(jù)，具有一定的學(xué)術(shù)意義。此外，在“十四五”規(guī)劃綱要提出要健全具有高度適應(yīng)性、競(jìng)爭(zhēng)力、普惠性的現(xiàn)代金融體系，構(gòu)建金融有效支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)的體制機(jī)制的大背景下，本文所發(fā)現(xiàn)的質(zhì)押融資通過信息渠道影響企業(yè)投資這一結(jié)果，對(duì)于金融如何支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)以及如何促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。