李紅權，曹佩文

引 言

近年來A股市場的股權質押現象備受關注。據相關統計數據，A股質押總比例由2014年的6.73%上升至2017年的10.86%，質押總市值由2014年初的1.63萬億增長到2017年末的6.15萬億。股權質押融資的強勁增長緩解了上市公司的流動性缺口，但其蘊含的風險也不容小覷。一旦公司股票價格劇烈下跌至平倉警戒線，公司將承受巨大的現金流壓力。若被強制平倉，出質股權方公司股價暴跌將引發(fā)崩盤風險，進而威脅金融市場的穩(wěn)定運行。此外，股權質押過程中存在的無股不押、重復質押、委托代理鏈條長、資金層層嵌套、暴雷之后股權處置難等現象，都會導致質押業(yè)務爆發(fā)風險事件的概率大幅增加。

為控制股權質押帶來的潛在風險，2018年1月上海證券交易所與中國證券登記結算有限責任公司對原有的《股票質押式回購交易及登記結算業(yè)務辦法(試行)》進行修訂并發(fā)布《證券公司參與股票質押式回購交易風險管理指引》(簡稱“質押新規(guī)”)，明確規(guī)定了場內股票質押的融資門檻、資金用途、質押集中度、單只股票的質押比例等內容。雖然新規(guī)出臺后A股質押總比例由2017年末的10.86%回落到2020年末的5.66%，質押總市值也隨之下降到4.32萬億元。但現有股權質押規(guī)模仍然龐大，對資本市場的影響及其所蘊含的系統性金融風險依然值得持續(xù)關注。

與此同時，機構投資者被普遍認為是市場穩(wěn)定機制的重要力量和上市公司有效的外部監(jiān)督者，市場各方也期望機構投資者入主上市公司能夠帶來積極的治理作用?；谏鲜鍪聦?，本文欲厘清以下幾個問題：股權質押是否真的推高了股價崩盤風險？在這個過程中，機構投資者是否是一個合格的外部投資者，且能夠發(fā)揮正面積極的調節(jié)效應，從而緩解大股東股權質押與公司股價崩盤風險之間的聯系？更進一步，機構投資者類別較多，不同類型機構投資者的調節(jié)效應是否具有異質性？

本文利用2010—2018年非金融類A股上市公司數據進行實證研究回答了這一系列焦點問題。相較于已有研究，本文的主要貢獻在于：第一，相較于以往僅采用虛擬變量或者高低分組度量股權質押的方式，本文采用股權質押比例作為解釋變量，考慮了股權質押時間維度上的強度變化，從而能夠提供更加全面、準確的結果。第二，已有研究成果大多從信息披露、會計穩(wěn)健性、高管個人特征、股東行為等公司內部治理機制出發(fā)來研究股權質押對股價崩盤風險的影響。本文采用機構投資者這一外部調節(jié)變量進行研究，為股權質押與股價崩盤風險之間關系的研究提供了全新的外部治理視角。第三，本文將機構投資者細分為獨立型和非獨立型，進一步厘清了不同類型機構投資者的角色和功能，豐富了關于機構投資者行為的相關研究，并為優(yōu)化機構投資者結構、建立健全外部治理機制提供了理論依據和現實路徑。

一、理論分析與研究假說

(一) 股權質押與股價崩盤風險關系的理論分析

對上市公司大股東而言，股權質押融資方便快捷，且能在較大程度上保障大股東的股東權益。大股東選用股權質押融資可能源于公司經營流動性不足和個人利益考量。出于流動性不足驅動的股權質押的貸款通常被用于公司其他資產的投資，這可緩解公司財務困境，解決實際的資金需求，有利于公司長期健康發(fā)展[1-2]。而出于股東個人利益考量發(fā)起的股權質押則會成為股東實現快速套現的工具[3]，損害中小股東利益、掏空上市公司[4]?？紤]到股權質押的本質是以公司股票為抵押的保證金貸款，一旦股票價格下跌至預警線以下，無論動機如何都會自動觸發(fā)保證金追繳，因而在現實生活中大股東股權質押也一直被投資者視為利空消息[5]，相關聯的公司也將面臨更多的市場不確定性。

面對負面評價和價格調整壓力，股東理論上可以拿出更多的股票或現金(或賣出股票以籌集現金)滿足保證金要求，或通過回購股票的方法支撐股價、防止股價進一步下跌來緩解保證金繳納壓力[6]。但對于質押動機是流動性不足的公司而言，追加保證金的要求無疑十分困難。若公司無法滿足保證金要求，貸款人就會處置質押標的股票來結清貸款。在股價下行情景中，貸款人強制出售股票將增加二級市場的賣出訂單，加劇了股票價格的下行壓力，這反過來又迫使公司繳納更多的保證金，對股價產生連鎖的負面效應[7]，公司將承受更大的股價崩盤風險。不僅如此，公司外部投資者的行為也可能會使股價崩盤問題雪上加霜，質押股票的拋售傳遞了公司因面臨流動性問題而無法滿足保證金要求的信號，這對外部投資者而言，無疑是利空消息[8]。加之流動性不足的消息會提高投資者對公司未來股價崩盤的概率預期，質押引起的股價下跌趨勢不太可能發(fā)生逆轉[5，9]。

另一方面，面對股權質押可能會引發(fā)股價崩盤的風險以及權益損失，大股東出于自身利益的考慮也有動機積極管理/減弱或降低股價崩盤風險，代表性的觀點有“內部人風險規(guī)避假說”和“控制權激勵假說”。Dou等(2019)認為理性的股東應該預見到這類負面影響，選擇能降低公司風險水平的決策來減少股價暴跌引發(fā)的保證金追繳和強制出售股票的概率，從事前的角度減少發(fā)生股價崩盤的可能性，即大股東會誘導/迫使公司放棄有風險但有利可圖的投資項目轉而選擇更為保守的投資策略,并將股東從事前角度以個人利益優(yōu)先而讓公司安全行事的動機稱為“內部人風險規(guī)避假說”[7]。同時，控股股東在質押持股期間也會由于害怕失去控制權而有動力去降低公司的股價崩盤風險，學界稱之為“控制權激勵動機”[6]。Barclay和Holderness(1989)發(fā)現上市公司的大股東有很大的控制權私人利益[10]；Dyck和Zingales(2004)進一步表明，控制權私人利益在較不發(fā)達的資本市場和較集中的所有權中更為顯著。顯然質押股權強制平倉會極大損害大股東的個人財富和失去控制權的私人利益，因此大股東有動機在股票質押期間保持穩(wěn)定的股票價格[11]。一方面，大股東對可能破壞公司短期業(yè)績和股票價格的事件容忍度較低，以減少追繳保證金引發(fā)的強制出售股票的情況下喪失公司控制權的概率[12]。另一方面，大股東在股權質押期間依然享有股份代表的控制權，可以將貸款用于公司日常經營生產，努力提升公司業(yè)績，從而向投資者釋放利好消息，提升公司股票價值[13]。

綜上所述，提出以下競爭性假設。

H1a：控制其他影響因素后，公司的大股東股權質押比例越高，其股價崩盤風險越高；

H1b：控制其他影響因素后，公司的大股東股權質押比例越高，其股價崩盤風險越低。

圖1 股權質押對股價崩盤風險的影響路徑

(二)機構投資者治理角色的理論分析

機構投資者在資本市場中發(fā)揮的作用不容小覷，關于機構投資者在上市公司中發(fā)揮的治理效力存在兩類針鋒相對的觀點：第一類是“有效監(jiān)管論”，由Shleifer和Vishny(1997)最早提出，他們認為機構投資者持有大量股份，相較于散戶更有動力收集信息和監(jiān)督，并能從監(jiān)督活動中獲更大的收益[14]。An和Zhang(2013)研究了美國股票市場，發(fā)現專門的機構投資者能夠積極參與公司治理、督促公司經營管理合規(guī)化，及時披露違規(guī)行為，扮演“監(jiān)督者”角色[15]。第二類觀點是“無效監(jiān)管論”。如果機構投資者對公司管理層的監(jiān)督成本高或需要耗費大量時間收集信息，他們對公司出現不利消息更可能采取出售股票，而不是實施糾正管理層的行為[16-17]。同時機構投資者本身也面臨較大的短期業(yè)績壓力，追逐短期利益會抬升其投機傾向、加速制造資本市場泡沫，造成股價更大幅度波動，因此機構投資者不僅不能穩(wěn)定市場，反而會加劇市場波動[18-20]；以分散風險和保持流動性為目的的機構投資者參與公司治理的動力不足，起不到應有的監(jiān)督作用[21]；而非營利性少數機構股東卻能有效降低公司的股價崩盤風險[22]。

根據第一種觀點，機構投資者會降低股價崩盤風險。機構投資者作為有效監(jiān)督者，不僅可以通過抑制管理者囤積壞消息的行為來減少未來的股價崩盤風險，也能憑借機構投資者在資本市場中的“買方”地位，更及時、更準確地獲取上市公司的相關經營信息，從而降低資本市場中小投資者的信息不對稱行為，促成金融市場的價格發(fā)現功能，有效避免股價的異常波動[23]。

根據第二種觀點，機構投資者會提升股價崩盤風險。相比理想化投資機構的設定，現實中的機構投資者面臨短期業(yè)績或市場排名壓力，存在機構投資者散戶化的行為。機構投資者之間也存在互相模仿的行為(羊群效應)，加劇了股價在短時間內的暴漲暴跌，提升了股價崩盤風險[24]。不僅如此，一旦機構投資者與上市公司內部高管、股東進行合謀，會激勵經理人囤積壞消息的傾向、包庇大股東或管理層的不當行為或對真實經營情況進行隱瞞，這都會進一步加劇股價崩盤風險。

基于以上分析，關于機構投資者能否對大股東股權質押與股價崩盤風險之間的關系調節(jié)發(fā)揮有效的治理作用，提出以下競爭性假設。

H2a：機構投資者總體上屬于非有效的外部監(jiān)管者，其調節(jié)作用是消極負面的，即機構投資者的存在會進一步加劇大股東股權質押與公司股價崩盤之間的聯系；

H2b：機構投資者是有效的外部監(jiān)管者，其調節(jié)作用是積極正面的，即機構投資者的存在會減弱/緩解大股東股權質押與公司股價崩盤之間的聯系。

(三)機構投資者異質性的理論分析

進一步分析，若假設H2a成立，機構投資者不是合格的外部監(jiān)督者，不能發(fā)揮外部治理作用，那么是否所有的機構投資者都不能發(fā)揮外部治理作用。同理，若假設H2b成立，機構投資者是合格的外部監(jiān)督者，能夠發(fā)揮外部治理作用，那么是否所有的機構投資者都能夠發(fā)揮外部治理作用。

不同的機構投資者在企業(yè)性質、投資偏好、資金實力、行為方式、持股比例、監(jiān)管力度、政策支持等方面都存在差異，因此將機構投資者作為同一整體來研究其對大股東股權質押與股價崩盤風險之間關系的調節(jié)作用是不準確的。Bushee(1998)依據機構投資者持股的穩(wěn)定性和持股規(guī)模將機構投資者細分為專業(yè)的機構投資者、短暫的機構投資者與準指數投資者。根據這一分類，An和Zhang(2013)認為專業(yè)的機構投資者擁有穩(wěn)定的所有權且投資期限更長，有更大的動力了解和監(jiān)督被投資公司，從而能夠減少管理者對公司現金流的侵占，緩解股價崩盤風險[15]；短暫的機構投資者表現出高投資周轉率，短期關注和高度多樣化的持股，為的是分散風險和保持流動性，幾乎沒有治理作用反而會提高公司的股價崩盤風險；準指數投資者屬于被動投資者，不經常交易且股權較少。國內的研究主要以獨立性來劃分機構投資者，而當機構投資者與上市公司存在業(yè)務往來時，考慮到利益關聯關系，機構投資者更傾向于與上市公司做出一致的決策。本文借鑒Chen等(2007)對機構投資者分類的方法，將證券投資基金、社?；?、合格境外投資者歸為獨立型機構投資者，將證券公司、保險公司、信托公司歸為非獨立型機構投資者[26]。證券公司與被投資上市公司之間存在咨詢、再融資、股票增發(fā)、發(fā)行債券、關聯并購等業(yè)務。而保險公司與被投資上市公司之間雖然存在保險業(yè)務往來，但保險公司的主要投資收益來源于固定收益證券，對股票市場的配置份額相對較小，因而缺乏參與治理的強烈動因。此外，信托公司在我國還處于初級發(fā)展階段，資金實力不夠雄厚，容易受利益關系牽制，難以發(fā)揮獨立外部監(jiān)督作用。而證券投資基金、社?；稹⒑细窬惩馔顿Y者與被投資上市公司沒有潛在業(yè)務往來，利益關系沒有一致性，較少受到牽制。

綜上分析，提出以下假設：

H3：在機構投資者對股權質押與股價崩盤關系的調節(jié)作用中，非獨立型機構投資者扮演的是非有效外部監(jiān)管者角色；而獨立型機構投資者能夠發(fā)揮正面的、積極的調節(jié)作用，屬于有效監(jiān)督者。

圖2 機構投資者調節(jié)效應路徑

二、數據來源與模型構建

(一)數據來源與數據說明

本文以滬深A股非金融類上市公司為研究對象，考慮到我國于2020年基本完成股權分置改革，2019年末開始受新冠肺炎疫情的影響，最終選取2010—2018年交易活躍的公司數據(交易周數≥30周)進行本文的實證研究。其中股價崩盤風險指標的衡量需考慮滯后一期，選取數據為2011—2018年，而其他數據選擇2010—2017年。大股東年末股權質押率是本文實證分析中的解釋變量，這一數據在各個數據庫中并不完整，存在缺失值。因此本文以國泰安數據庫(CSMAR)中的數據為基礎，經銳思數據庫(RESSET)和萬得數據庫(WIND)手動補充和交叉核對，在剔除ST、*ST的上市公司樣本后，最終得到15 549個有效觀測值。股價崩盤風險的代理變量——收益負偏態(tài)系數和上下波動率的計算所需數據和其他財務數據均從國泰安數據庫(CSMAR)獲得。本文的分析軟件為STATA14.0軟件，并對數據進行了1%分位winsorize縮尾處理。

(二)變量的定義與測度

1. 股價崩盤風險的定義和測度

學界普遍以負收益偏態(tài)系數(NCSKEW)和收益的上下波動率(DUVOL)來衡量股價崩盤風險。負收益偏態(tài)系數(NCSKEW)的本質是數學中的三階矩，它能衡量分布的偏斜度；股票價格收益分布的左偏程度即反映了股價下跌的幅度。因此，本文選取這兩項主流指標作為股價崩盤風險的代理變量，具體的計算過程如下：

第一步，計算上市公司股票的周收益率Ri,t，并根據回歸方程(1)計算出殘差εi,t。

Ri,t=?i+β1Rm,t-2+β2Rm,t-1+β3Rm,t+β4Rm,t+1+β5Rm,t+2+εi,t

(1)

其中，Ri,t為上市公司股票i考慮現金股利的第t周的股票收益率，Rm,t為投資組合m在第t周按所有股票流通市值加權的投資組合收益率。為考慮市場中并不頻繁交易的股票，分別加入了Rm,t的t-1和t+1這兩期，以消除潛在非同步性交易的影響。

第二步，計算股票i在第t周的特質收益率Wi,t。

Wi,t=ln(1+εi,t)

(2)

第三步，根據股票i在第t周的特質收益率Wi,t，分別計算負收益偏態(tài)系數NCSKEWi.t和收益上下波動率DUVOLi,t。

(3)

其中，n為股票i在第t年的交易周數；NCSKEWi,t表示股票收益負偏程度的大小，此數值越小代表股票收益負偏程度越嚴重，股價崩盤風險越高。

(4)

其中，股票按照周特質收益率的高低分為兩組，高于年平均值記為up，低于年平均值記為down；nu表示在t年中股票周特質收益率大于平均周收益率的周數；nd表示在t年中股票周持有收益率低于平均周收益率的周數；DUVOLi,t表示股票收益左偏的程度，其值越小說明收益率分布左偏程度越大，股價崩盤風險越高。

2. 股權質押和機構投資者的定義和測度

本文選取上市公司大股東在年末股權質押累積的比率PLDEND_C作為股權質押解釋變量，數據從國內各大數據庫搜索整理和交叉核對選取。關于機構投資者持股比例的計算，考慮到政府機構或一般企業(yè)法人不具有金融類機構投資者的專業(yè)性、市場化和高效率等特點，故排除政府機構與一般企業(yè)法人機構投資者，僅以金融類機構投資者持股比例作為本文機構投資者代理變量。

在交互項中，PLDENDC_C×DEP中DEP為非獨立型機構投資者，由券商、保險、信托機構投資者持股比例加總。PLDENDC_C×INDEP中INDEP為獨立型機構投資者，由證券投資基金、社?；鸷秃细窬惩馔顿Y者機構投資者持股比例加總得出。本文涉及的所有變量信息見表1。

針對假設H1，本文采用模型一進行檢驗分析：

NCSKEWt+1=β0+β1PLDEND_Ct+βiControlst+εt

(5)

DUVOLt+1=β0+β1PLDEND_Ct+βiControlst+εt

(6)

針對假設H2，本文采用模型二進行檢驗分析：

NCSKEWt+1=β0+β1PLDEND_Ct+β2PLDEND_Ct×INSt+β3INSt+βiControlst+εt

(7)

DUVOLt+1=β0+β1PLDEND_Ct+β2PLDEND_Ct×INSt+β3INSt+βiControlst+εt

(8)

針對假設H3，本文采用模型三進行檢驗分析：

NCSKEWt+1=β0+β1PLDEND_Ct+β2PLDEND_Ct×DEPt+β3DEPt+βiControlst+εt

(9)

DUVOLt+1=β0+β1PLDEND_Ct+β2PLDEND_Ct×DEPt+β3DEPt+βiControlst+εt

(10)

NCSKEWt+1=β0+β1PLDEND_Ct+β2PLDEND_Ct×INDEPt+β3INDEPt+βiControlst+εt

(11)

DUVOLt+1=β0+β1PLDEND_Ct+β2PLDEND_Ct×INDEPt+β3INDEPt+βiControlst+εt

(12)

其中，NCSKEWt+1為企業(yè)的負收益偏態(tài)系數，DUVOLt+1為企業(yè)收益上下波動比率，均用于衡量股價崩盤風險；PLDEND_Ct為t年末大股東累積的股權質押比例；DEPt為非獨立型機構投資者持股比例之和，INDEPt為獨立型機構投資者持股比例之和；Controlst為控制變量，具體的控制變量信息見表1。

表1 變量說明表

三、實證分析

變量的描述性統計表受篇幅限制未列出，僅在此處對關鍵變量的統計特征進行描述。其中，度量股價崩盤風險的負收益偏態(tài)系數NCSKEW的平均值為-0.396，方差為0.788，收益上下波動率DUVOL的平均值為-0.283，標準差為0.507，且二者的25%分位數到75%分位數都有明顯上升，說明股價崩盤風險水平在不同的上市公司之間存在較大差異。年末大股東股權質押比例指標PLDEND_C的平均值為0.071，方差為0.120，且最小值為0，最大值為1，說明年末大股東股權質押比例隨著上市公司的不同存在很大差異。由于股權質押在近幾年才進入快速發(fā)展階段，所以股權質押數據的整體平均值并不高。機構投資者持股比率也比較離散，最小值是0，最大值是75.1%，同時上市公司股東中機構投資者的整體平均持股比例僅7%，說明未來還有很大上升空間。

本文先對假設H1進行實證驗證，結果如表2中第(1)和第(2)列所示。第(1)列使用負收益偏態(tài)系數NCSKEW作為被解釋變量，第(2)列使用收益上下波動率DUVOL作為被解釋變量。大股東年末股權質押率PLDEND_Ct與不同被解釋變量的回歸系數分別為0.253和0.146，在1%顯著性水平上顯著為正，說明大股東股權質押是產生股價崩盤風險的重要影響因素，假設H1a成立。控制變量方面，大股東持股比例SHARE的回歸系數顯著為負，說明大股東高持股比例帶來了監(jiān)督效應的提升以及代理沖突的降低，因而減弱了股價崩盤風險；流動性指標TOVER的回歸系數也顯著為負，說明流動性較好的股票股價崩盤風險更低，這與以前的研究結果一致[26-27]。TOBINQ的回歸系數為正，說明前期市場估值高的公司當期面臨較高的股價下跌風險；資產凈利率與周收益率的回歸系數與前述研究結果有差異，這可能與本文的樣本期有關，也可能是由于近期市場的風險收益特征發(fā)生了變化。

表2 模型一和模型二的實證結果

在初步驗證了大股東股權質押行為會提高公司的股價崩盤風險后，本文將機構投資者引入回歸方程，基于假設H2的機理分析，機構投資者往往不是合格的外部監(jiān)督者，可以推測，在大股東股權質押和股價崩盤風險之間的正向聯系中，機構投資者這一外部影響因素的加入會增強二者之間的關聯度?；谀Ｐ投?，本文對假設H2進行檢驗，實證結果如表2中第(3)列、第(4)列所示。其中，代表調節(jié)作用的交互項PLDEND_Ct×INSt的回歸系數分別為1.653和1.108，且均在5%水平上顯著，這說明機構投資者持股加劇了大股東股權質押與股價崩盤風險之間的關聯關系，支持機構投資者在我國更傾向于扮演非有效的外部監(jiān)管者的角色，假設H2a成立。

在進一步以機構投資者的獨立性對機構投資者分類后，本文繼續(xù)探究機構投資者的異質性是否會對股價崩盤風險帶來不同的調節(jié)作用。通過引入交互項，表3報告了基于模型三的實證研究結果。第(1)、第(2)列報告的是非獨立型機構投資者DEPt調節(jié)效應的結果，第(3)、第(4)列報告的是獨立型機構投資者INDEPt調節(jié)效應的結果。在第(1)列、第(2)列中，大股東股權質押和非獨立型機構投資者的交互項PLDEND_Ct×DEPt的系數分別為7.565、5.035，且均在1%水平上顯著。這些結果表明，非獨立型機構投資者持股對大股東股權質押與股價崩盤風險之間的關系具有消極的調節(jié)作用，這可能是因為非獨立型機構投資者并不能有效發(fā)揮外部治理作用，反而會進一步加劇大股東股權質押造成的信息不對稱和委托代理成本，最終造成股價崩盤風險提升。此外，在表3的第(3)列、第(4)列中，大股東股權質押和獨立型機構投資者的交互項PLDEND_Ct×INDEPt的回歸系數分別為-0.678和-0.395，與第(1)列和第(2)列的非獨立型機構投資者交互項相比，獨立型機構投資者的交互項系數實現了由正到負的轉變，遺憾的是該系數并不顯著。這說明獨立型機構投資者由于能夠發(fā)揮一定程度的外部監(jiān)督調節(jié)作用，不會加劇大股東股權質押與股價崩盤之間的正向聯系，但同時這種積極的有效調節(jié)作用并不顯著，說明其獨立性及有效治理機制還有待進一步建立健全。假設H3基本成立。

表3 模型三的實證結果

四、穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證結果的可靠性，本文對實證分析進行穩(wěn)健性檢驗。借鑒謝德仁等(2016)對股價崩盤研究中的穩(wěn)健性檢驗方法，采用CRASH虛擬變量代替負收益偏態(tài)系數NCSKEW和收益上下波動率DUVOL來衡量股價崩盤風險[28]。CRASH虛擬變量的計算方法如下：

(13)

公式右邊為指示函數，表明當不等式滿足時，公式左邊CRASHi,t的取值為1。其中，Wi,t為股票i在第t周的特質收益，σi,t表示i股票t年中收益的標準差。

穩(wěn)健性檢驗結果如表4所示，第(1)列中，PLDEND_Ct的回歸系數為0.063，且在1%的水平上顯著，說明大股東股權質押會提高股價崩盤風險，與假設H1的研究結果一致；第(2)列中交互項PLDEND_Ct×INSt的回歸系數為0.562，且在5%水平上顯著，說明機構投資者持股進一步加劇了大股東股權質押與股價崩盤風險之間的聯系，與假設H2的研究結果一致；第(3)列、第(4)列中，交互項PLDEND_Ct×DEPt的系數為2.878，且在1%水平上顯著，PLDEND_Ct×INDEPt的回歸系數為-0.410，系數為負但不顯著，說明非獨立型機構投資者對大股東股權質押與股價崩盤風險之間的關系調節(jié)無效，而獨立型機構投資者持股雖然顯示出有效的調節(jié)作用但遺憾的是并不顯著，與假設H3的研究結果保持一致。

表4 穩(wěn)健性檢驗

五、結論及政策建議

股權質押融資憑借其高效、便捷的特點，廣受上市公司青睞。本文利用A股上市公司2010—2018年的數據，基于機構投資者這一外部治理視角，重新審視了大股東股權質押與股價崩盤之間的關系。研究結論如下：第一，大股東股權質押比例與股價崩盤風險之間存在顯著的關聯關系，即大股東股權質押行為確實會提高公司股票價格崩盤風險，質押比例越高，公司面臨的股價崩盤風險越高。這說明股權質押融資雖然解決了上市公司的資金需求，但也提升了風險水平，應當引起充分的重視。第二，機構投資者持股對大股東股權質押與股價崩盤風險之間關聯關系的治理作用總體上是無效的，事實上機構投資者還進一步加劇了大股東股權質押帶來的股價崩盤風險。這一方面是由于機構投資者短期內面臨業(yè)績壓力，沒能起到有效的外部監(jiān)督作用，另一方面機構投資者的羊群行為或合謀行為等會進一步提升股價崩盤風險。第三，不同類別機構投資者對大股東股權質押與股價崩盤風險之間關系的調節(jié)作用具有異質性。非獨立型機構投資者和上市公司存在業(yè)務往來或參與治理動機不足等導致其難以發(fā)揮獨立的外部監(jiān)督作用；獨立型機構投資者因其自身與上市公司之間不存在普遍的業(yè)務往來，僅存在投資關系，能夠在一定程度上發(fā)揮外部治理作用，但遺憾的是這一積極的外部治理效應比較弱，尚達不到應有的顯著性水平。

基于以上研究結果，提出以下政策建議。

第一，機構投資者在公司治理和外部監(jiān)督方面的有效機制還有待建立健全。機構投資者由于自身的局限性抑或非理性行為，并不能天然充當“有效的外部治理者”角色；同時，不同類型的機構投資者發(fā)揮的作用也不一樣，應著力發(fā)展獨立型機構投資者。這為我國優(yōu)化機構投資者的結構、建立健全有效的外部治理機制提供了方向。

第二，大股東應審慎選擇融資方式，并理性地做好風險管控。首先大股東應該根據資金用途，結合各種融資方式的利弊，重點考慮潛在的風險水平，選擇最合理的融資方式。選擇股權質押融資方式后，也應避免機會主義的權宜之計，防止負面消息的持續(xù)累積。同時，管理層也應積極完善上市公司的股權質押信息披露制度，信息披露應盡可能詳細，不僅包括出質人、質權人、質押金額、質押比例等基本信息，還應包括融資資金使用用途等投資者更關心的信息，使投資者能充分理解股權質押信息，改善信息不對稱情況，從而有效抑制公司股價的崩盤風險。

第三，對于股權質押融資的監(jiān)管，要做到“管服結合”。既要防范暴雷事件的發(fā)生和宏觀質押率的上升，也要兼顧上市公司的融資需求。具體到監(jiān)管方面，首先，可對股權質押設置分級、分階段式披露要求，逐級強化控股股東股權質押的信息披露內容，從而有效抑制高比例質押帶來的風險。其次，可以引入第三方核查機制，強化外部監(jiān)督。對于控股股東存在被強制平倉或過戶潛在風險的，要求相關責任方(如上市公司的保薦機構和審計機構)出具核查報告，強化第三方的連帶責任和監(jiān)管義務。