多個大股東對控股股東股權質押的抑制作用

宋建波 馮曉晴 周書琪

【摘要】本文利用2007～2017年滬深A股非金融類上市公司數據，實證檢驗了多個大股東對控股股東股權質押的影響。實證結果表明，當公司存在多個大股東時，其控股股東股權質押比例更低。在采用公司固定效應、傾向得分匹配以及雙重差分分析等方法控制內生性問題以后，以上結論依然成立。細分產權性質后研究發現，其他大股東對控股股東股權質押比例的抑制作用主要體現在非國有控股公司中。本研究為保證股權質押緩解融資約束的同時，預防控股股東股權質押爆發風險提供了有益參考。

【關鍵詞】多個大股東；退出威脅；控股股東；

股權質押

【中圖分類號】F271；F275；F832.51

一、引言

股權質押是股東（出質人）將其持有的上市公司股權作為質押標的物抵押給第三方或金融機構（質權人），并據此獲取資金的行為。股權質押融資的本質是出質人與質權人以“股權”作為擔保的債務融資。一般分成場內質押和場外質押。場內質押的主要資金融出方是券商，包括券商自有資金和資管資金；場外質押的主要資金融出方是銀行和信托。2013年以前，股票質押主要以場外為主，銀行與信托是主要的資金融出方。2013年，證監會正式推出股票質押式回購業務后，因標準化、審批效率高、違約易處置、風險相對低等優勢，以券商為主導地位的場內模式慢慢吞噬場外市場，成為了主要的模式。股票質押的規模也就開始快速攀升。2014年新增質押市值1.8萬億元，2015～2017年持續走高。

股權質押是一柄雙刃劍，一方面能夠緩解上市公司或股東的融資約束，另一方面可能會增加上市公司的非系統風險，尤其是控股股東高比例質押股權對上市公司的負面影響不容忽視。具體而言，控股股東質押股權后，為防止股價下跌觸及平倉線，會進行損害公司價值的市值管理行為，譬如盈余管理（謝德仁等，2016）、操縱現金持有水平（李常青等，2018）、操縱上市公司會計政策選擇（謝德仁等，2017）；如果控股股東質押的股票觸及平倉線，將直接導致上市公司的股價下跌；在整個股市下行及金融去杠桿的大環境下，高比例質押股權的控股股東無力繼續補倉并難以獲得新的流動性去償還質押融資貸款，使得上市公司面臨控制權變更的風險。據wind數據統計，2018年1月～11月，已經有128家上市公司發生控制權變更，這些變更均與控股股東股權質押有密切關系。

為控制股權質押風險的擴大及蔓延，2018年3月12日開始實施證監會發布的《股票質押式回購交易及登記結算業務辦法（2018年修訂）》。質押新規新增了五個限制條件：單一股票質押率不得超過60%；單一股票市場整體質押比例不得超過50%；單一股票證券公司質押比例不得超過30%；單一股票資管質押比例不得超過15%；融資資金專戶管理并跟蹤后續資金用途，融入資金只能用于實體經濟。其中第二條意味著先到先得，股東誰先辦理股票質押，誰就搶先占了“指標”。由于控股股東持股往往低于總股本的50%，如此規定可能促使控股股東趕快將自己持有的股票進行質押，導致在股價下跌至預警線時，再無補倉能力，反而會增加質押風險。因此，研究如何才能從根源上預防因控股股東高比例質押股權而引發的質押風險具有重要的現實意義。

關于抑制控股股東為自身利益實施對上市公司產生不利影響的行為，許多研究發現多個大股東的股權結構對此有非常顯著的治理作用。控股股東之外的其他大股東持股比例較高，能在董事會中占有一席之地，對上市公司的經營決策有重要影響，對控股股東侵害上市公司的行為有監督制約的動機和能力（Attig et al.， 2008； Bennedsen and Wolfenzon， 2000； Maury and Pajuste， 2005）。雖然控股股東質押股權處置的是其自身的財產，其他大股東不能通過公司內部治理機制以用手投票的方式制約控股股東的高比例質押股票的私利行為，但是可以選擇清倉式減持股票以用腳投票的方式對控股股東形成退出威脅，增加控股股東高比例質押股權的成本，從而達到抑制控股股東股權質押比例的目的。

二、理論分析與研究假設

控股股東股權質押本身并不必然代表對上市公司有負面影響，但是高比例的質押就很有可能對上市公司產生不利影響。按照以往慣例，上市公司大股東都是通過借新還舊的方式來償還到期的股票質押融資。在遇上金融去杠桿后，證監會對于場內股權質押融資業務的門檻不斷提高，導致大股東繼續通過場內融資的難度增加。同時銀行收緊放貸業務，導致大股東也難以獲得銀行信貸。由于公司大股東之前通過股權質押融到的資金很多都是投入到項目投資中，短期內難以通過正常的業務調整收回大量的資金，而存量資產的處置又需要一定的時間才能完成。無法獲得新的流動性支持，處置存量資產又難上加難，很多上市公司大股東層面的流動性危機已經出現，風險亦很快就從大股東層面向上市公司層面傳遞。大股東無法償還即將到期的股權質押債務融資款增加了平倉風險，如此一方面，標的股票被質權人在二級市場處置會直接沖擊上市公司股價；另一方面，增加了公司控制權變更風險，不利于上市公司的持續穩定經營。而股價下跌和難以持續經營的狀態都會損害其他大股東的利益，因此其他大股東對控股股東的高比例股權質押行為有防范和制約的動機。

已有研究表明，當公司存在多個大股東時，控股股東之外的其他大股東能夠有效地監督與制約控股股東過度加杠桿以及資金占用、非公平關聯交易、貸款擔保等隧道挖掘行為（Boateng and Huang， 2017； Jiang et al.， 2018； Maury and Pajuste， 2005； Pagano and Roell， 1998）。非控制性的其他大股東的退出威脅同樣能夠抑制控股股東謀取私利的行為（姜付秀等， 2015）。控股股東股權質押處理的雖然是其自身的財產，在法理上其他大股東無權進行干涉。但其他大股東能夠通過用腳投票的方式誘發公司股價崩盤。非控制性的其他大股東賣出公司股票的行為對于資本市場投資者來說是一個非常重要的不利信號。在這個不利信號的引導下，投資者會紛紛拋售所持該公司的股票，導致股價下跌甚至崩盤。例如在上交所上市的博天環境公司控股股東累計質押的股份占其所持股份的比例達到98.88%。公司于2018年11月19日發布公告稱公司第二、三、四大股東計劃減持全部股份，合計占公司總股本的31.35%。此公告發布后，博天環境的股價閃崩，于20日以跌停價開盤并牢牢封死跌停。股價下跌會誘發控股股東的股權質押觸及警戒線。如果控股股東的股權質押比例過高，將沒有能力繼續補充質押而面臨被強行平倉的危機。如果質押的股票被強行處置，控股股東就喪失了控制權。考慮到這些嚴重的后果，控股股東就不會做出高比例質押股權的決策。因此，我們提出如下假說：

H1：與單一大股東的公司相比，存在多個大股東的公司的控股股東股權質押比例更低。

為了防止國有資產流失，避免上市公司頻繁更換大股東而陷入經營泥潭，政府對國有控股上市公司的股權質押監管非常嚴格，譬如質押的目的只限于為上市公司及其全資或控股子公司提供擔保、質押的數量不得超過其所持該上市公司國有股總額的50%、質押需經董事會審議決定，在質押協議簽訂后，按照財務隸屬關系報省級以上主管財政機關備案。同時，由于國有控股公司的融資約束比較低，無需通過質押股權來獲取資金。基于以上兩點原因，國有控股公司的控股股東質押股權的動機較弱。即使國有控股公司存在控股股東質押股權的情況，政府作為控股股東對公司有絕對控制權，非控制性的其他大股東能夠產生的影響也非常小（Boateng and Huang， 2017）。這意味著，相對于非國有控股公司而言，其他大股東對控股股東股權質押比例的抑制作用就非常有限。因此，我們提出如下假說：

H2：相對于國有控股上市公司，在非國有控股上市公司中，存在多個大股東與控股股東股權質押比例間的負相關關系更強。

三、研究設計

（一）樣本與數據來源

本研究以我國2007～2017年間的滬深A股上市公司為初始樣本。我國上市公司存在多個股東組成一致行動人，統一行使表決權的現象。我們借鑒已有研究，手工整理上市公司的股東持股情況，將一致行動人的持股數量合計視為一個股東（姜付秀等，2018；姜付秀等， 2017）。

由于本研究所界定的大股東是指持股比例大于等于10%的股東，故剔除控股股東持股比例低于10%的樣本。由于財務數據缺乏可比性以及在股權質押業務中扮演的是質權人的角色，故剔除金融行業樣本。同時剔除被ST的樣本和相關數據有缺失的樣本，最終得到23 471個公司——年觀察值。所有數據取自國泰安數據庫。為控制極端值的影響，本研究對所有的連續變量進行了上下1%的縮尾處理。

（二）實證模型與變量定義

我們構建OLS回歸模型來檢驗研究假設。為控制混合橫截面數據的聚類問題，本研究采用基于公司層面的聚類穩健標準差，如此對于公司內的序列相關問題和橫截面異方差都更為穩健。具體OLS回歸模型如下：

其中：PLEDGERATE衡量控股股東股權質押的比例，由當年末控股股東質押的股數除以控股股東持股總數計算而得（文雯等， 2018）。MULTI衡量公司是否存在多個大股東，若公司除控股股東之外，至少還有一個大股東的取值為1，否則取值為0。關于大股東的界定，我們以10%的持股比例作為判斷標準。如此確定的依據是，我國《公司法》賦予持股比例超過10%的股東向董事會請求召開或者自行召開臨時股東會議的權利。同時，持股比例在10%以上的股東能夠向上市公司派出董事或高管，參與上市公司的經營管理決策（姜付秀等， 2015）。

控制變量包括：公司規模（SIZE），由公司期末總資產取自然對數計算而得；公司資產負債率（LEV），由期末負債總額除以期末資產總額計算而得；公司現金持有水平（CASH），由現金及現金等價物期末余額除以期末資產總額計算而得；機構投資者持股比例（INSI），由所有機構投資者持股合計數除以總流通股數計算而得；控股股東持股比例（SHR1），由控股股東所持股數除以公司總股數計算而得，當存在一致行動人時，將一致行動人持股比例合計計算；產權性質（SOE），若上市公司的控股股東為國有性質則取值為1，否則取值為0；控股股東是否絕對控股（SHR），若控股股東持股比例大于等于50%，就視為絕對控股，取值為1，否則視為非絕對控股，取值為0。同時通過加入虛擬變量IND和YEAR來控制行業和年度效應。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

主要變量的描述性統計如表1所示：上市公司控股股東的股權質押比例（PLEDGERATE）在平均水平上為19.4%，在上四分位點為32.2%，最大值為100%，說明就整個證券市場而言，有25%的公司控股股東的股權質押比例超過30%，同時存在控股股東將所持股票質押一空的情況。是否存在多個大股東（MULTI）的均值為0.398，說明平均而言有39.8%的上市公司除控股股東之外至少還有一個大股東（持股比例超過10%的股東）。現金持有水平（CASH）的均值為0.167，說明上市公司現金及現金等價物占總資產的比重平均為16.7%。機構投資者持股比例（INSI）的均值為0.358，說明平均而言，所有機構投資者持股占比為35.8%；控股股東持股比例（SHR1）的均值為0.382，說明控股股東持股比例平均為38.2%；產權性質（SOE）的均值為0.429，說明樣本中有42.9%的公司屬于國有資本控股。是否為絕對控股（SHR）的均值為0.239，說明樣本中有23.9%的公司控股股東持股比例超過總股本的一半，屬于絕對控股。

（二）差異檢驗

本研究以上市公司是否存在多個大股東（MULTI）為標準，將樣本分為兩組進行均值差異檢驗，結果如表2所示：存在多個大股東的樣本組控股股東股權質押比例（PLEDGERATE）的均值為0.185，而不存在多個大股東的樣本組控股股東股權質押比例（PLEDGERATE）的均值為0.201，均值T檢驗顯示存在多個大股東的公司控股股東股權質押比例顯著小于不存在多個大股東的公司。各控制變量的均值在兩組之間也都存在顯著差異。

（三）主要實證結果

1.假設1的多元回歸結果及分析

表3報告了檢驗結果。從回歸結果可見，是否存在多個大股東（MULTI）的回歸系數為-0.044，并在1%的水平下顯著，說明相對于沒有多個大股東的公司，存在多個大股東的公司控股股東股權質押的比例更低。此結果支持假設1，證實了多個大股東的監督與制約能夠防止控股股東高比例質押股權的行為。

2.假設2的多元回歸結果及分析

首先，本研究在主模型中加入是否存在多個大股東（MULTI）和產權性質（SOE）的交乘項（MULTI*SOE），回歸結果如表4列（1）所示：交乘項（MULTI*SOE）的系數為0.931，并在1%的水平下顯著。其次，本研究以上市公司的產權性質（SOE）為依據將所有樣本分為國有控股公司組和非國有控股公司組兩個子樣本，分別進行回歸并檢驗是否存在多個大股東（MULTI）的系數在兩組之間是否存在顯著差異。檢驗結果如表4列（2）和列（3）所示：在非國有控股公司中，是否存在多個大股東（MULTI）的回歸系數為-0.059，并在1%的水平下顯著，而在國有控股公司中，是否存在多個大股東（MULTI）的回歸系數雖然為負，但是沒有通過顯著性檢驗。系數差異檢驗顯示，是否存在多個大股東（MULTI）的回歸系數在國有控股公司和非國有控股公司之間的差異顯著。以上結果支持了假設2，說明多個大股東對非國有控股公司的控股股東高比例質押股權行為的抑制作用更強。

（四）內生性檢驗

本文研究的是多個大股東與控股股東股權質押之間的因果關系，可能存在內生性問題。首先是遺漏變量引起的內生性問題。控股股東股權質押比例的高低和控股股東自身的動機有密切關系，但是我們無法從外界觀測到控股股東的動機。其次是多個大股東與控股股東股權質押可能存在反向因果問題。正如前文假設推導中提到的博天環境的例子，就是控股股東高比例質押股權的同時，第二三四大股東公布了“清倉”減持計劃。

為盡可能地控制以上內生性問題對本研究結果的影響，我們采用公司固定效應模型回歸、傾向得分匹配法（PSM）以及雙重差分方法（DID）對主模型進行重新檢驗。

1.公司固定效應模型

我們首先設定面板數據，在此基礎上采用公司固定效應以盡可能控制那些類似于控股股東動機等無法觀測到的影響因素。檢驗結果如表5列（1）所示：是否存在多個大股東（MULTI）的系數為-0.037，并在1%的水平下顯著，說明存在多個大股東的公司，其控股股東股權質押比例顯著更低，假設1依然成立。

2.傾向得分匹配法

現有研究發現公司規模（SIZE）、杠桿率（LEV）、上市年限（AGE）、股權自由現金流量（FCF）、有形資產率（TANGIBILITY）、營業收入增長率（GROWTH）等因素決定了公司是否會出現多個大股東的股權結構（Ben-Nasr et al.， 2015；姜付秀，王運通，田園，吳愷， 2017）。基于此，本研究選取以上這些變量作為匹配過程中的協變量，同時控制行業和年度效應。通過1：1最近鄰有放回方法為處理組（存在多個大股東的公司）從對照組（單一大股東公司）中尋找配對樣本。匹配前，以上變量在兩組間存在顯著差異，匹配后全部沒有顯著差異，兩組樣本的密度函數曲線幾乎重疊，滿足平衡性假設和共同支撐假設。我們用匹配后的樣本重新估計了主模型，檢驗結果如表5列（2）所示：是否存在多個大股東（MULTI）的系數為-0.043，并在1%的水平下顯著，說明存在多個大股東的公司，其控股股東股權質押比例顯著更低，假設1依然成立。

3.雙重差分方法

參考已有文獻（姜付秀，蔡欣妮，朱冰， 2018； 姜付秀，王運通，田園，吳愷， 2017），本研究在PSM配對樣本的基礎上，將樣本期間內股權結構在單一大股東和多個大股東之間發生過轉換的公司作為處理組，TREAT取值為1；沒有發生過轉換的公司作為控制組，TREAT取值為0。由于雙向轉換的關系，此處有兩部分DID。第一部分的處理組是由單一大股東轉為多個大股東的公司，對應的控制組為一直是單一大股東的公司。第二部分的處理組是由多個大股東轉為單一大股東的公司，對應的控制組為一直是多個大股東的公司。本文構建如下模型：

其中，TREAT為虛擬變量，若樣本期間內股權結構在單一大股東和多個大股東之間發生過轉換則取值為1，否則取值為0；POST為期間啞變量，股權結構轉換后的時期取值為1，轉換前的時期取值為0；交乘項TREAT*POST即為是否存在多個大股東對控股股東股權質押比例的凈影響。檢驗結果如表5列（3）和列（4）所示：在單一大股東轉換為多個大股東的DID樣本組中，TREAT*POST的系數為-0.041，并且在5%的水平下顯著，說明當公司股權結構由單一大股東轉換為多個大股東以后，控股股東質押股權的比例顯著降低1。

五、結論

本研究以2007～2017年滬深A股非金融類上市公司為樣本，探討公司是否存在多個大股東對該公司控股股東股權質押的影響。研究結果表明，多個大股東的存在抑制了控股股東股權質押比例。相對于只有單一大股東的上市公司，有多個大股東的上市公司的控股股東股權質押比例更低。進一步研究發現，相對于國有控股上市公司，在非國有控股上市公司中，多個大股東對控股股東股權質押的影響更為顯著。

本研究的結論豐富了股權結構和控股股東股權質押相關的文獻；為抑制控股股東高比例質押股權的行為尋找到一個公司內部因素，即多個大股東的股權結構；為保證股權質押緩解融資約束的同時，預防控股股東股權質押爆發風險提供了可參考的制度設計建議。

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