大股東股權質押、股價波動與公司風險承擔能力
——以A股上市房地產公司為例

羅若燕

（安徽大學，安徽 合肥 230601）

一、引言

2018年1月12日《股票質押式回購交易及登記結算業務辦法（2018年修訂）》發布，并于2018年3月12日起正式實施。修訂后的股權質押業務辦法，在單支股票質押率、質押監管、資金用途等方面制定了嚴格規定，被稱為資本市場史上最嚴格的股權質押新規。

隨著我國資本市場建設的日漸完善，股東股權質押行為已經屢見不鮮，成本低、效率高、對財務影響小等優點讓股權質押成為上市公司重要的融資渠道之一。根據中證登統計數據，截至2018年10月底，場內和場外未解押股票質押市值4.54萬億，占總市值的8.98%，占A股流通市值的12.45%。全市場共有上市公司3575家，其中有3474家上市公司進行了質押，占比超過97%。股權質押行為也會引發眾多的風險，其中最大的風險在于平倉風險。根據國泰君安研究，截至2018年10月底，部分行業已跌破平倉線，包括傳媒、電子、醫藥等近年來快速發展、被寄予厚望的明星行業。

房地產行業體量龐大，對國民經濟發展貢獻度高。據國家統計局統計，從2012年開始，我國建筑業總產值逐年上升，2016年已達到193566.78億元，約占當年全國GDP的26%。近幾年，中國宏觀經濟增速放緩，國家及地方政府出臺房市管控政策，房地產市場經歷了由起而落的過程，房地產公司運營遭遇“寒冬”。房地產行業項目規模大、投入多、建設周期較長，房地產開發公司賬面流動資金難以滿足項目建設資金需求，大股東通過股份質押獲得融資是房地產公司正常運營的重要環節。根據wind數據庫和國泰君安證券研究，房地產行業的股權質押市值在分行業股票質押市值中排名第二，約3269億元，平均質押比例達到21.21%。隨著我國供給側結構性改革的全面推進以及維護金融穩定工作的開展，房地產市場作為重點調控和監管行業，如何通過改革觸發增長點，保持平穩向上發展，也是市場亟需解決的問題。

控股股東的行為可謂是 “牽一發而動全身”，大股東股權質押必定會導致企業股價和公司風險承擔能力發生變動。因此對房地產公司大股東股權質押行為、股價波動和公司風險承擔狀況三者之間關系的研究具有必要性。鑒于數據可得性制約，無法進一步分析房地產商再融資所得資金的具體投向，因此本文僅從理論角度分析房地產市場股權質押和股價波動、公司風險承擔能力的關系。

二、文獻綜述與研究假設

隨著我國資本市場建設日漸完善，資本市場管制放松，股票市場信息透明度提高，對登陸證券交易所的A股上市公司大股東股權質押行為、股價波動以及企業風險承擔的研究屢見不鮮。

（一）股權質押與公司風險承擔能力

諸多學者對于股權質押可能引發的代理問題都加以關注，從不同角度分析得出不同的結論。其中大部分學者認為大股東的存在及其股權質押行為會對公司經營和風險承擔能力造成不利影響。JOHN K等人認為，大股東存在侵占中小股東利益的動機，對風險承擔有壕溝效應，因此會降低風險承擔能力[1]。Yeh等研究發現，股權質押行為會導致大股東與中小股東代理關系惡化，進一步增加大股東侵占上市公司利益的動機[2]。鄭國堅等通過研究發現，大股東股權質押行為會增加大股東占用公司資金的可能性，從而導致公司業績受到不利影響[3]。黎來芳、李永偉和李若山從案例分析的角度印證了這一結論。在對鴻儀系、明星電力的案例分析都表明，大股東利用股份質押侵占中小股東利益，是公司最終控制人掏空上市公司的手段之一[4-5]。何威風等（2018）則是從股權性質、連續質押兩個角度深入的研究了企業的風險承擔能力，不僅發現大股東股權質押行為與企業風險承擔能力負相關，更進一步發現國有企業和有融資約束企業的控股股東質押以及大股東進行連續質押都會造成企業風險承擔能力的下降[6]。此外，大股東股權質押行為也會影響公司的風險偏好，進一步影響公司風險承受能力。Kao、Chen（2005）的分析認為，大股東股權質押后，風險偏好會得到加強，會選擇高風險的項目以期獲得更好的收益[7]。Dou、Masulis,和 Zein（2007）則得出不同結論：股權質押與公司的投資風險偏好呈負相關關系，股權質押比例高的風險偏好趨于保守[8]。

盡管反對的聲音此起彼伏，仍有一些學者支持大股東股權質押行為。一些學者認為，大股東的存在對風險承擔具有激勵效應，因而會提高公司風險承擔能力[9-10]。另外一些學者從控股股東股權性質和控制權轉移風險角度出發進行分析。王斌認為民營大股東在股權質押后，有更大的激勵來提高經營業績以避免控制權轉移的風險，所以從股權質押融資這一視角來看，大股東不完全是“利益掏空”的代名詞[11]。

究竟控股股東股權質押是否會侵占公司利益、惡化公司經營、增加公司風險，取決大股東質押所獲資金的用途。根據張陶勇、陳焰華（2014）的分析，大股東質押資金的投向大致分為投向股權被質押的公司、控股股東自身或第三方、雙向投向或者投向不詳，而控股股東更傾向于將資金用于股東自身或者第三方，并且將導致公司績效低于將資金投向被質押上市公司的績效[12]。鑒于房地產行業的特殊性和近三年的樓市環境，A股上市房地產公司大股東選擇股權質押后，會將新獲融資投向公司，即用于項目運營，滿足項目運營的資金需求，提升公司價值創造力。伴隨著資金到位、融資約束緩解，管理層把盈余資金轉而投入高風險且預期回報為正的項目，從而會提升企業的風險承擔水平[13]。因此提出假設1。

H1：上市房地產公司控股股東的股權質押行為與企業的風險承擔能力正相關，大股東進行股權質押則公司風險承擔能力相對提高。

（二）股權質押、股價波動性與公司風險承擔能力

股價作為股票市場重要的變動信號，與股權質押和企業風險承擔能力息息相關，一部分學者已從股權質押角度對股價波動進行了研究。根據股票質押規定，當股價下跌達到平倉線時，出質人需要追加保證金，否則被質押股份將被轉讓給出資人，即發生股權變更。當大股東無法追加擔保時，質權方可以通過拋售股票以維持保證金比例，將進一步加大股價的波動性[14]。股價的劇烈變動極易導致股價崩盤事件的發生，進而增加企業的控制權轉移風險、降低風險承受能力。謝德仁（2016）等研究發現：控股股東股權質押后,主要利益相關方會積極采取行動去降低股價崩盤風險,“但這只是其股權質押期間機會主義的權宜之計”[15]。股價崩盤風險還會受到大股東行為的影響，大股東掏空行為會顯著提高未來股價崩盤的風險[16]。此外，根據心理學研究，投資者個人心理對股價也會造成影響。由于認知偏差的存在，使得投資者傾向于有限理性并導致整個金融市場出現系統性偏差。反過來，這種偏差會進一步影響投資者心理，最終放大股價波動，導致股災的發生[17]。

受到國家宏觀經濟因素和房地產管控政策影響，近兩年我國樓市頻頻遇冷，眾多城市房價紛紛下跌，對于房地產公司的運營造成不利影響，股價波動被進一步放大。對于有大股東股權質押行為的房地產企業，存在較大的控制權轉移風險，股價的波動容易引發投資者對房地產公司現有控股股東對公司控制權的懷疑，并最終引發股價的大幅波動。因此提出假設2。

H2：大股東進行股權質押會導致較大的股價波動。

（三）中介效應模型

中介效應最先應用于心理學的研究中，現在也被經濟學等諸多社會科學學科所采用。中介作用分析是在確認了兩個變量有因果關系的前提下，確認中介變量可以全部或部分地解釋這種因果關系的機制的統計程序[18]。中介效應模型可以分析自變量對因變量影響的過程和作用機制，相比單純分析自變量對因變量影響的同類研究，中介分析不僅方法上有進步，而且往往能得到更多更深入的結果[19]。中介效應進一步可以分為完全中介效應和部分中介效應。

在控股股東進行股權質押的情形下，股價如若發生大幅波動則會導致企業風險承擔能力的下降。另外由未及時補充保證金引發的控制權轉移風險，也會降低公司的風險承擔能力。因此股權質押可能會通過股價變動這一變量降低企業對于風險的承受能力。但從整體來看，從股權質押到股價波動再到公司風險承擔能力變動，傳導鏈與傳導時間相對較長，股價波動變量可能只產生部分中介效應，所以影響作用相對較小，即不改變股權質押對風險承擔能力的正向影響結果。故提出假設3。

H3：股權質押行為通過股價波動間接影響公司風險承擔能力且為負向影響，但是中介效應較小，所以股權質押行為仍然正向影響公司風險承擔能力。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

根據以上分析，借鑒相關文獻中的變量選取方法，本文采用中介模型對樣本數據進行實證分析。本文采用2015年第三季度至2018年第二季度全國A股上市房地產公司數據作為初選樣本，基于數據的完整性和可得性，剔除數據缺失和存疑的樣本，最后保留111家房地產公司作為研究對象。樣本公司股權質押、股價、財務等初始數據均來自國泰安數據庫，經手工篩選和計算后得到大股東是否股權質押、公司股價波動性以及公司風險承擔能力等最終數據。本文利用stata15.0進行實證分析。

（二）變量設計與模型構建

1.變量設計

（1）企業風險承擔能力zscore

從現有文獻來看，主要采用zscore、資產收益率的波動率以及預期違約率等數據衡量企業的風險承擔能力。理論上預期違約率是衡量企業風險水平和承擔能力較好的數據指標，但是我國目前尚未對違約數據進行完整全面的統計，違約數據的缺失使得無法采用預期違約率指標。鑒于zscore中已經包含資產收益率方差，且被廣泛應用于相關實證研究中，故本文采用 zscore=（ROA+CAR）/σ（ROA）作為公司風險承擔能力的衡量指標，即，其中ROA為企業的資產回報率，CAR為企業 （股東權益/總資產），σ（ROA）表示資產回報率的方差。該指標常被用來測量企業的破產風險，zscore值越高則破產可能性越小，即zscore值越大則風險承擔能力越大。

（2）企業股價波動spread

方差作為數理統計數據，常被用于衡量變量數值的變動幅度，即波動性大小。本文采用企業季度個股回報率方差作為衡量企業股價波動性的指標，即spread=該季度月個股回報率方差*該季度交易天數，其中該季度月個股回報率方差是由考慮現金紅利再投資的月個股回報率計算得來。spread越大，即季度個股回報率方差越大，則股價波動性越大。

（3）股權質押 pledge

本文采用pledge指標作為衡量大股東是否進行股權質押的標準，pledge為虛擬變量，取0和1兩個數值。pledge=0即為大股東未進行股份質押，pledge=1則是發生了股份質押。

（4）控制變量

在控制變量的選取上，為了有效的衡量大股東股權質押行為對企業風險承擔能力的影響，參考相關文獻的做法，本文設置了lnasset、LEV、ROA三個控制變量。其中，lnasset是企業總資產的對數，用于衡量企業的資產規模；LEV是企業的資產負債率（總負債/總資產），用于衡量公司的負債水平；ROA是企業的總資產回報率（凈利潤/總資產），用于衡量企業的盈利狀況。各變量的定義見表1。

表1 變量定義及計算方法

2.模型構建

本文采用2015年第三季度至2018年第二季度111家A股上市房地產公司的面板數據構建形如“pledge—spread—zscore”的中介效應模型。

首先，構建研究股權質押對風險承擔能力總效應的模型（1）：

其次，構建股權質押和股價波動的影響模型（2）：

最后，加入股價波動變量，研究其中介效應（3）：

中介效應檢驗包括三個步驟：

第一，檢驗系數α2。如果α2顯著，則說明控股股東股份質押行為對企業風險承受能力有顯著影響，進入第二步；否則，則說明控股股東是否股權質押與企業風險承受能力沒有顯著的關系，則結束檢驗。

第二，檢驗系數β1和γ3。如果兩個系數都顯著，則說明中介效應顯著；如果至少有一個系數不顯著，則無法判斷是否有中介效應，進入第三步。

第三，進行sobel①法檢驗，判斷中介效應是否顯著。

根據溫忠麟（2014）提出的中介效應模型，中介效應（又稱間接效應）等于 β1γ3，直接效應等于 γ2，總效應等于α2，并且滿足總效應=直接效應+中介效應，即 α2=γ2+β1γ3。 根據 MacKinnon 提出的方法，中介效應/總效應可以用于測度相對中介效應，即為 β1γ3/α2。

四、實證分析

（一）描述性統計與分析

表2 描述性統計結果

表2是主要變量的描述性統計結果。從表中可知，pledge的均值為0.514,264,3，即在樣本年間約有51.4%的A股上市房地產公司控股股東進行了股份質押，說明股份質押在房地產行業十分普遍。Spread的值從0—36.349,54，均值為 5.530,82，說明有個別公司的季度個股股價波動性較大。zscore的方差為225.439,1，最大值為 1,559.525，最小值為-185.602,8，說明房地產行業不同的公司風險承擔能力有極大的差別。

（二）回歸分析

1．股權質押與風險承擔能力

表3是股權質押與風險承擔能力的回歸結果。從表中可以看出，在1%的顯著性水平下，pledge對zscore具有顯著的影響關系，且回歸系數為17.472,5，說明在其他條件不變的情況下，pledge對zscore具有正影響，股權質押會提高企業的風險承擔能力，假設1得到驗證。根據中介效應理論，17.472,5同樣也是總效應水平。

表3 大股東股權質押和企業風險承擔回歸結果

其余變量中，企業資產規模與企業風險承擔能力成反向變動關系，且通過顯著性檢驗，說明當房地產企業資產規模較大時，企業決策者參與風險水平高的投資項目的可能性較大，或者借貸水平較高，相應的企業風險承擔能力就會下降；企業資產負債比率與企業風險承擔能力負相關，即負債水平越高，風險承擔能力越低，側面印證了資產規模與風險承擔能力負相關的分析；企業總資產回報率與風險承擔能力的相關系數為正，通過顯著性檢驗，說明企業盈利能力的提升對于提高風險承擔水平有正向影響。

2．股權質押與股價波動

表4是大股東股權質押與股價波動的回歸結果。從表中可以看出，在1%的顯著性水平下，pledge對spread具有顯著的影響關系，且回歸系數為1.563,3，說明在其他條件不變的情況下，pledge對spread具有正向影響關系，發生股權質押的公司股價波動會較大，即假設2得到驗證。

表4 大股東股權質押與股價波動回歸結果

在控制變量中，資產規模和資產負債率與股價波動均有顯著關系，說明投資者開始關注公司層面信息，公司的總規模、負債水平等信息都會對投資者決策產生影響，并導致股價波動。從行為經濟學的角度進一步分析，公司資產規模與股價波動系數為正，結合上文對公司資產規模和企業風險承擔能力關系的分析，公司資產規模大，從事高風險性項目的可能性較大，導致投資者對其存疑，當股價發生初期波動后投資者行為會更加放大股價波動性。同樣地，資產負債率與股價波動也為正相關，即負債水平高，導致市場對企業投資態度發生轉變，從而投資者決策導致股價波動被放大。

3．股權質押、股價波動與風險承擔能力

前兩個回歸結果已經證明股權質押對風險承擔能力和股價波動具有顯著影響，因此構建股權質押、股價波動和風險承擔能力三者的回歸模型，研究股價波動的中介效應。表5是股權質押、股價波動與風險承擔能力的回歸結果。從表中可知，spread前的系數通過10%水平的顯著性檢驗，表示中介效應顯著。此處可以測算中介效應水平=1.563,3*1.377,4=2.153,3，中介效應/總效應=2.153,3/17.472,5=0.123,2，即中介效應在總效應中占比為12.32%，中介變量產生部分中介效應。

表5 股權質押、股價波動與風險承擔能力回歸結果

回歸的顯示意義為，A股上市房地產公司控股股東股份質押行為對公司風險承擔能力確實有影響，且分兩種方式產生影響。一種是股份質押行為直接作用于風險承擔能力；另一種是股權質押行為先影響股價波動，再間接影響風險承擔能力，由回歸結果可以發現，此處中介作用為負向相關，即當控股股東進行股權質押會放大公司股價波動，進而降低公司風險承擔能力。由于股價波動產生的是部分中介效應，所以股權質押行為對風險承擔能力的總效應仍然為正，假設3得到驗證。

控制變量中，資產規模和資產回報率前的系數通過了顯著性檢驗，說明這二者在中介變量作用下，與企業風險承擔能力顯著相關。資產規模與風險承擔能力顯著負相關，與前面回歸分析結果相互印證，同時也可以得出股價波動在資產規模對風險承擔能力的回歸中也具有中介效應。另外，資產回報率與風險承擔能力正相關，與第一個回歸結果相同。

4．穩健性檢驗

為驗證上述實證檢驗的可靠性，本文采用對風險承擔能力取對數得到LNzscore的方式進行穩健性檢驗，檢驗結果表6所示。根據下表，股權質押對風險承擔能力有正向影響，且通過1%水平顯著性檢驗；股價波動對風險承擔能力產生負向中介效應，也通過了顯著性檢驗。因此，本文實證檢驗結果具有穩健性。

表6 穩健性檢驗

五、結論

本文從控股股東股份質押的角度出發，將股權質押、股價波動和公司風險承擔能力三者聯系起來，試圖用實證數據分析房地產行業股權質押和公司發展的內在機理與聯系。本文得出以下結論：第一，大股東股權質押與公司風險承擔能力正相關，即發生股權質押行為的房地產上市企業有較高的風險承擔水平；第二，大股東股權質押會對股價波動產生正向影響，隨后通過股價波動負向間接影響公司風險承擔能力，即發生股權質押行為會加劇股價波動，股價的劇烈震蕩降低公司風險承擔能力。

從中國的現實情況來看，近幾年樓市行情大起大落，受到政府調控影響，房地產銷售慘淡，開發商紛紛出現資金回收難、周轉難等困境。通過股權質押融資再投資，房地產商陷入“投資——融資——再投資”的死循環中，大量資金套牢，部分中小型房地產企業倒閉，一批大型房地產商開始拋售土地資產，加劇資本市場波動，引發社會不穩定因素。盡管理論分析和實際情況有所偏差，但是通過對理論的分析，也為房地產市場的供給側結構性改革、化解潛在違約風險提供了一些思考。此外根據本文分析，股權質押、股價波動和公司風險承擔能力會形成一條影響鏈條，而投資者行為也會在整個影響傳遞過程中發揮作用。據此提出以下參考建議：

第一，改變投資觀念，多樣多渠道投資。通過多渠道投資，提高公司投資水平，保證資金鏈穩定；因時因地制宜，迎合消費者需求。

第二，控制企業負債水平，制定風險處置方案。嚴格規范公司股東股權質押行為，將公司的資產規模和負債水平控制在合理范圍內，穩定公司治理；提前準備風險處置方案，密切關注風險指標，提高風險意識水平。

第三，完善信息披露機制，強化質押融資監管。與政府部門、股權質押市場合作，搭建信息共享平臺，實現股權質押透明化，方便政府監管和市場監督；政府加強監管，密切關注質押企業的發展狀況和風險水平，建立風險處置預案，維護市場發展穩定。

注釋：