控股股東股權質押融資與上市公司實體投資*
——融資約束還是市場信息?

朱菲菲 楊云紅

(1.中央財經大學金融學院 北京 102206)

(2.北京大學光華管理學院 北京 100081)

一、引 言

股權質押，指出質人以持有的股份作為質押物向質權人融資，并約定當債務人到期不能如約履行債務時，債權人可就股份折價受償，或將該股份出售并優先受償的一種擔保融資方式。直至2018年之前，我國股權市場經歷了十余年的快速發展歷程。在2018年第一季度頂峰時期，中國A股市場中超過95%的上市公司(3 462家)存在大股東股權質押，整個市場幾乎達到了“無股不押”的程度，質押市值超過5萬億元(占A股市場總市值的10%)。然而，伴隨著2018年夏天A股市場的集體性下行，股權質押風險逐漸被爆出。之后，政府部門意識到該類融資方式背后巨大的潛在風險并對其進行嚴格監管。在去杠桿和防風險的背景下，股權質押的市場規模應聲下落，截止到2020年底，A股市場中存在大股東股權質押的上市公司數量下降到2 632家(占A股上市公司總數的63.58%)，質押股數和市值的占比也分別下降至6.83%和5.43%。

隨著股票質押風險事件的發生，該種融資方式受到了學術界、業界和政府部門的高度關注。學者們從股權質押產生的代理沖突及其可能引發的控制權轉移風險入手，去探究大股東股權質押的經濟后果。在“十四五”規劃提出要構建金融有效支持實體經濟的體制機制、更好地推動經濟的高質量發展的大背景下，股權質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影響企業的實體投資?如果是，其潛在機制是什么?股權質押是否真的緩解了上市公司融資約束，解決了企業融資難、融資貴的問題?質押融資規模中所包含的股價表現信息是否會影響企業的投資決策?上述問題的答案對于如何評價以股權為質押物的融資方式、增加企業實體經濟投資、促進經濟的高質量發展都具有重要意義。

鑒于此，本文以2007—2020年中國A股上市公司為樣本，實證檢驗了控股股東股權質押融資規模與上市公司實體投資之間的關系及其潛在渠道。結果顯示，控股股東的股權質押融資會促進企業的實體投資。股權質押融資規模增加1個標準差會使得企業實體投資水平相對于其平均值提高5.76%。通過利用2013年政策允許券商開展場內股權質押交易這一外生沖擊，本文使用雙重差分方法(Difference-in-Differences，DID)對研究問題中可能的內生性進行了處理。結果顯示，在政策沖擊前，處在有著更多券商營業部城市中的上市公司在政策發生之后的投資規模會顯著增加。平行趨勢檢驗與經過傾向得分匹配后的樣本檢驗均支持上述結論。渠道分析表明，信息渠道是控股股東質押融資促進企業投資的重要機制，在股價信息含量較高以及市場表現較好的時候，控股股東質押融資規模對企業投資的促進作用更加明顯。然而，控股股東質押融資對企業投資的促進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。

本文的貢獻是:第一，通過構造信息含量更加豐富的“質押融資規模”變量，拓展了有關股權質押經濟后果的研究。該指標不僅包含股東是否質押以及質押比例的信息，而且還將上市公司股價表現考慮其中，對于更加細致和準確地研究股權質押“真金白銀”所帶來的經濟影響具有一定的參考價值。不同于之前的研究，本文首次從質押融資規模這一角度對控股股東的質押行為進行刻畫，并對其產生的經濟后果進行研究。第二，從信息渠道驗證了質押融資如何促進企業投資行為，提供了有關信息渠道在中國的實證證據。中國股票市場還處在發展中階段，經常被詬病定價效率較低、信息含量較差等。然而，本文通過選取股權質押這一獨特場景，發現控股股東質押對企業投資的影響在股價信息含量更高以及市場表現更好的情況下存在更顯著的影響，從而豐富了有關信息渠道的中國證據，增補了市場表現影響企業投資決策的相關文獻。第三，對金融如何支持實體經濟具有一定的啟示意義。“十四五”規劃綱要強調，要健全具有高度適應性、競爭力、普惠性的現代金融體系，構建金融有效支持實體經濟的體制機制。一方面，金融機構為存在融資約束的企業提供資金、緩解企業的融資約束，可以促進實體經濟發展；另一方面，本文的研究還表明，在市場反饋機制下，提高金融市場的定價效率與信息含量，可以使得企業更加有效地調整投資決策，發展實體經濟。

二、文獻綜述與研究假說

(一)文獻綜述

與本文研究最為相關的一支文獻是上市公司大股東的股權質押。目前關于該領域的研究大多集中在大股東股權質押所帶來的經濟后果。在公司價值方面，Dou等(2019)使用中國臺灣地區證券市場的股權質押數據發現，股權質押會顯著降低上市公司的股東財富，并且該效應主要通過增加股價的下行風險以及提升公司的風險厭惡導致。在公司治理角度下，學者們發現，大股東的股權質押會弱化正向的激勵效應，增大負向的侵占效應(如掏空上市公司等)，從而損害公司價值(Yeh等，2003；鄭國堅等，2014)。

在公司風險方面，股權質押所帶來的經濟后果還尚未得到一致的結論。謝德仁等(2016)發現控股股東的股權質押會顯著降低上市公司股價崩盤的風險，但該結果并非通過上市公司提高經營業績，而是通過上市公司操縱信息披露所致。但也有學者發現，大股東的股權質押會增大上市公司的風險承擔傾向，公司在質押之后會更多地投資風險較高的項目(Chen和Hu，2007)，并且上市公司股價的波動率、偏度和峰度都會更大(Anderson和Puleo，2020)。在大股東股權質押對公司決策的影響方面，近年來的研究尤其豐富。Chan等(2018)使用中國臺灣地區股票市場的質押數據發現，存在大股東股權質押風險的公司更可能通過股票回購行為進行自救。胡聰慧等(2020)發現，在中國，大股東會選擇使用股票增持的方式去緩解股權質押帶來的風險。李常青和幸偉(2017)發現，控股股東質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，但是加劇了股價的波動性，降低了股價的信息含量。王雄元等(2018)發現，股權質押的上市公司更可能會進行稅收規避。此外，Pang和Wang(2020)還發現，出于對喪失控制權的擔憂，控股股東的股權質押會顯著降低上市公司的研發投入和創新產出。

綜上，關于股權質押經濟后果的文獻非常豐富，學者們大多采用上市公司控股股東在年末“是否存在質押”以及“質押的比例”作為大股東股權質押行為的替代變量，并在此基礎上對其所產生的經濟后果進行研究。在渠道分析上，學者們重點關注了代理沖突渠道和控制權轉移風險渠道，前者強調股權質押會惡化股東之間的代理沖突，加重大股東的掏空動機，從而對公司的融資能力、公司價值等方面產生影響；后者強調大股東，尤其是控股股東在質押之后，出于對質押風險的擔憂，會做出相應決策去降低質押風險，如減少創新投入、進行盈余管理、弱化信息披露等。

與本文研究相關的另外一支文獻是企業投資的影響因素，該話題一直都是公司金融領域的研究核心。現有研究從眾多角度對該問題進行了分析，較為重要的分析視角包括如下幾方面:第一，企業基本特征，比如企業的規模、負債情況、融資約束、產權性質、自由現金流水平、面臨的增長機會等，這些基本特征都是影響企業投資決策的重要因素。Myers(1977)指出，短期負債的增加可以緩解企業的投資不足和資產替代等問題；Fazzari等(1988)、Kaplan和Zingales(2000)發現，融資約束是抑制企業投資的重要因素；Jensen(1986)認為，企業的自由現金流過多會導致管理者過度投資；而在我國產權性質(國有企業和非國有企業)的差異也會導致企業投資行為的不同(申慧慧等，2012)。

第二，代理沖突。Jensen和Meckling(1976)指出，股東和債權人之間的代理沖突會導致股東在債權人不知情的情況下發生資產替代問題，即股東有強烈的動機去從事那些盡管成功機會慎微，但一旦成功就獲利頗豐的投資；Myers(1977)發現，股東和債權人之間的代理沖突還可能會導致企業的投資不足問題；Jensen(1986)指出，經理們存在擴張企業規模的動機，這種動機會促使經理將閑置資金投資于能夠擴大企業規模的非營利項目上，導致企業過度投資問題。

第三，外部環境。企業投資還受外部環境的影響，比如經濟環境的不確定性會削弱企業投資的預測能力、增大對管理層績效考核的難度等。徐業坤等(2013)發現，當面臨政治不確定性時，企業的投資支出會明顯下降；李鳳羽和楊墨竹(2015)也發現，經濟政策不確定性的上升會抑制企業投資，且這種抑制作用在2008年金融危機之后變得更加顯著。

第四，管理者個人特征。行為經濟學認為，投資者并非總是理性的，他們的投資決策會受個人信念和情緒的影響(Kahneman和Lovallo，1993)。管理者的家庭、年齡、學歷、工作經歷等背景都會對其投資決策產生影響。Carlsson和Karlsson(1970)表明，年齡大的管理者偏向于風險小的投資；姜付秀等(2009a)發現，管理層的教育水平、平均年齡等特征都與企業過度投資存在顯著的相關性。此外，管理者過度自信和企業的總投資水平、內部擴張之間也存在顯著的正相關關系(姜付秀，2009b)。

第五，市場信息。近年來新興的“市場反饋”(market feedback)研究發現，上市公司在二級市場的股價表現會反過來影響企業的投資行為，其邏輯在于:上市公司在二級市場上的股價體現了交易各方對其的均衡定價，管理者可以從該均衡定價中習得自己并不掌握的增量信息，根據這一增量信息管理者可以對企業投資決策進行相應的調整，因此，股價會反過來影響企業的投資決策(Bond等，2012)。在實證研究中，學者們發現，當股價信息含量更高以及市場表現更好的時候，市場信息對企業的投資決策影響更明顯(Chen等，2007；Luo，2005)。

綜上，有關企業投資決策的影響因素研究非常豐富，為我們提供了扎實的分析框架。然而，一方面，有關控股股東個人行為如何影響企業投資決策的研究還較少；另一方面，中國A股市場尚不發達，定價效率還有待進一步提升，近年來新興的“市場反饋”研究在中國是否成立，還有待進一步研究。

(二)研究假說

控股股東的股權質押融資是否會影響上市公司投資，本質上是一個需要被實證檢驗的問題。一方面，控股股東的股權質押會抑制上市公司的投資。比如，在代理沖突理論下，由于大股東在質押股權時僅失去了股票的現金流權，但仍掌握著對股票的投票權，股權質押會進一步加劇大股東的兩權分離度，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；鄭國堅等，2014)，而掏空會削弱上市公司的自由現金流，從而抑制企業投資。此外，在風險承擔理論下，控股股東的股權質押也會使企業削減投資，因為股權質押可能會引發潛在的質押風險。每一筆質押都設置了相應的警戒線和平倉線，當股價發生明顯下挫時，股東會被通知增補質押物，嚴重時控股股東甚至會丟失控制權。出于對風險的擔憂，控股股東在股權質押后會顯著降低其風險偏好，相應地減少創新投入、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:控股股東的股權質押會抑制企業投資水平。

進一步地，本文還針對假說1成立的潛在渠道提出如下假說。

假說2a:控股股東股權質押與企業投資水平的負向關系在代理沖突越嚴重的企業中越明顯，即代理沖突渠道成立；

假說2b:控股股東股權質押與企業投資水平的負向關系在控股股東面臨質押風險時更加明顯，即控制權風險渠道成立。

另一方面，控股股東的股權質押還可能導致上市公司增加投資。比如，在融資約束渠道下，控股股東通過質押股權所獲得的資金很可能被用于上市公司發展(Fazzari等，1988)。這一替代性的融資渠道能夠緩解企業的融資約束，從而促進企業投資；在市場信息渠道下，大股東股權質押融資規模的大小反映了當前市場對上市公司的價值評估，而該信息會反過來影響上市公司的投資決策(Bond等，2012)。尤其當股票信息含量更高或股價表現更好時，股東從質押融資規模中所獲得的增量信息更多，從而更加明顯地意識到市場對企業正面的未來預期，由此會增加企業投資。鑒于此，本文提出以下假說。

假說3:控股股東的股權質押會提高企業投資水平。

進一步地，本文還針對假設3成立的潛在渠道提出如下假說。

假說4a:控股股東股權質押與企業投資水平的正向關系在融資約束越嚴重的企業中越明顯，即融資約束渠道成立。

假說4b:控股股東股權質押與企業投資水平的正向關系在股票信息含量更高或股價表現更好時更加明顯，即市場信息渠道成立。

三、樣本、變量與描述性統計

(一)樣本選取

本文的樣本區間為2007—2020年。樣本始于2007年，是因為自2007年1月《上市公司信息披露管理辦法》規定實施之后，證監會才強制性要求持有5%以上股份股東、公司的實際控制人，以及公司董監高股東在質押上市公司股份進行融資時，該股東應及時告知董事會，上市公司做出相應披露。為了盡可能減少樣本的選擇性偏差，數據開始時間定為2007年，主要數據來自CSMAR數據庫和Wind數據庫。根據研究慣例，本文剔除了金融業的樣本、主要變量存在缺失值的樣本，以及處于特殊狀態(ST、*ST、暫停上市、退市)的樣本，并且為了排除極端值的影響，對所有連續變量都在前后1%的水平上進行了縮尾處理。

(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《經濟科學》官網論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。

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

(2)股權質押融資規模。得益于證監會的強制性披露政策，CSMAR數據庫收錄了上市公司大股東股權質押交易的明細數據，比如每一筆交易所涉及的質押人名稱、質權人名稱、被質押股票的上市公司信息、質押(或解押)交易的時間以及相對應股數等。利用這些數據，本文不僅可以計算出控股股東在每年的質押狀態，如是否存在質押()、質押比例()等，而且可以對該年度控股股東的股權質押融資規模()進行較為準確的度量。該變量不僅包含了股東是否存在質押以及質押多少的信息，而且還能夠反映出當前市場對企業股價表現的評估。具體構建方法如下。

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

其中，為上市公司，為上市公司控股股東，表示新增質押交易的發生時點；表示上市公司的控股股東在時刻新增質押的股票數量；表示在質押交易發生前一個月股票的日度收盤價平均；表示該公司股權質押的貸款價值比。根據行業經驗，主板、中小板與創業板上市公司的貸款價值比分別為50%、40%和30%。

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

其中，表示上市公司控股股東在時刻解除質押的股票數量；表示該筆質押的質押融資利率，根據行業經驗，本文使用年化利率8%進行計算；表示當前解押時刻與初始新增質押時刻之間的時間間隔，單位為年。

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

最后，為了使融資金額在不同企業中可比，本文使用上市公司在上年期末總資產對質押融資金額進行標準化處理，從而最終得到股權質押融資規模()變量。

(3)控制變量。參考企業投資的相關研究(Duchin，2010；潘紅波和陳世來，2017)，本文主要考慮如下控制變量:投資機會()、經營現金流水平()、總資產負債率(ROA)、銷售收入增長率()、公司規模()、上市年齡()、資產負債率()、股權集中度()、獨立董事占比()以及是否兩職合一()。這些變量綜合考慮了企業基本特征、代理沖突、管理者特征等。

(三)描述性統計

描述性統計結果顯示，企業實體投資水平()的均值和中位數分別為7.659%和4.975%，控股股東通過股權質押融資的凈金額占上年度公司總資產()的平均值為1.552%，最大值為61.391%，表明控股股東的股權質押融資規模較大。有41.3%的樣本其上市公司控股股東在年末存在質押()；平均質押比例()為7.687%。此外，在控制變量維度上，投資機會()的均值和中位數分別為2.090和1.635；企業經營活動現金流占上年末總資產的比例()為5.052%，總資產收益率為6.221%；銷售收入增長率()的中位數為21.606%；公司上市年齡()的平均值為10年；資產負債率()約為44%；前五大股東持股比例()的平均值為53.294%；獨立董事占比()約為1/3；大約有26.1%的觀測值存在董事長與總經理兩職合一的情況()。所有變量的統計分布均在合理范圍之內。

四、實證結果

(一)基礎模型結果

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

其中，代表企業，代表年份，表示上市公司在年度的實體投資水平，為上市公司的控股股東在-1年的股權質押情況。參考現有文獻，本文先初步使用之前研究常用的控股股東是否存在質押()以及控股股東的質押比例()作為替代變量；隨后，更重要的是，本文使用控股股東的股權質押融資規模()變量從經濟意義上估算一單位的股權質押融資規模可以在多大程度上影響企業實體投資規模。此外，模型中還加入了一系列的控制變量()以及行業公司、年份固定效應(FE)。為了緩解反向因果所帶來的內生性問題，所有解釋變量均滯后一期；為了防止同一企業在不同年份的投資水平存在序列相關，誤差項均在企業維度進行了聚類處理。

表1為本文的基礎模型結果，模型的被解釋變量為企業當年的投資規模()，核心解釋變量為上市公司控股股東在上年度的質押情況，其中第(1)、(2)列使用控股股東是否存在質押()作為其質押情況的替代，第(3)、(4)列使用控股股東的質押比例()作為替代變量，第(5)、(6)列使用控股股東的質押融資規模()作為替代變量。表中的奇數列控制了行業和年份固定效應，偶數列控制了公司和年份固定效應。結果顯示，無論采用何種變量作為控股股東質押情況的替代，其前面的系數均在統計意義上顯著為正。與控制“行業—年份”固定效應下的結果相比，當控制“公司—年份”固定效應時，核心變量前面的系數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的因素，后文的回歸應該統一控制更加嚴格的“公司—年份”固定效應。

表1 控股股東質押與企業實體投資的基礎模型結果

在核心解釋變量結果上，當采用之前研究常用的是否存在質押()以及質押比例()作為控股股東質押情況的替代時，我們發現，上年末的控股股東質押對當年的投資水平存在顯著為正的影響。更為重要的是，當使用本文創新性構建的質押融資規模()作為替代變量時，系數結果在1%的水平下顯著。從經濟意義上來說，股權質押融資規模增加1個標準差會使得企業實業投資增加0.44，這一變化相當于樣本內企業實體投資規模平均值的5.76%。上述結果表明，控股股東的質押會顯著影響企業的實體投資水平，并且質押融資規模越大，企業的實體投資水平越大。驗證了本文的假說3。

值得一提的是，一方面，由于質押融資規模()的變量內涵較為豐富，不僅考慮了控股股東股權質押的比例，而且包含了股東在質押時的股價表現信息，其不僅可以較為準確和細致地描述大股東的質押行為，從而可用于分析單位質押融資規模變化對企業投資規模變化的影響；另一方面，該變量與本文的被解釋變量(企業實體投資規模)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不同，在回歸分析中使用流量變量所引發的內生性問題相對較小。因此，在后文的回歸中，本文統一使用質押融資規模()去衡量控股股東的質押融資情況。

(二)內生性問題

(1)2013年政策沖擊。雖然在基礎模型中，我們控制了公司和年份維度的固定效應、采用流量變量進行回歸并且對所有解釋變量都進行了滯后一期的處理，但是仍然不能完全避免內生性問題。控股股東自身的風險偏好或經營理念有可能是潛在的遺漏變量，其一方面會影響股東是否采用股權質押進行融資的決策，另一方面也會對上市公司的實體投資行為產生影響。為了處理潛在的內生性問題，本文借用2013年在中國股權質押市場發生的外生政策沖擊，采用雙重差分模型進行分析。

中國的股權質押業務可分為場外股權質押和場內股權質押。場外股權質押指一般的股權質押貸款，其相關政策法規最早可追溯到1995年《中華人民共和國擔保法》對“權利質押”的規定。2013年5月，證監會聯合交易所與中國證券登記結算有限責任公司(以下簡稱“中國結算”)推出《股權質押式回購交易及登記結算業務辦法(試行)》(以下簡稱“辦法”)，該辦法的推行標志著場內股權質押的正式開始。自此之后，券商作為信貸供給方開始大規模地參與場內質押業務。由于場內股權質押具有標準、便捷、風險管控更好等優點，2013年推出場內股權質押模式之后，中國股權質押市場迎來了快速的發展。

(2)DID分析。2013年場內質押的推出，從本質上可視作為股權質押市場的一次供給沖擊，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，該城市的券商營業部越多，則在該城市注冊的上市公司控股股東會面臨的正向信貸供給沖擊越大，其能夠通過股權質押交易獲得的質押融資越多。鑒于此，本文將2013年的政策變化作為一個外生的正向沖擊，進行如下DID檢驗。

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，上市公司注冊地所在城市的券商營業部超過該年度的樣本中位數，則將該上市公司作為政策變化的處理組(＝1)，否則為對照組(＝0)。為時間虛擬變量，如果樣本時間位于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(α)以及時間固定效應(α)，誤差項也均在公司維度進行了聚類處理。

為了防止其他宏觀事件對結果的干擾，我們選用政策前后各4年(即2009—2017年)作為DID分析的時間窗口，表2的第(1)、(2)列展示了模型的回歸結果。其中第(1)列未加入控制變量，第(2)列在其基礎上進一步加入了滯后一期的控制變量。結果顯示，交乘項(Treat×After)前面的系數在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部的上市公司，其投資水平顯著上升。該結果再次驗證了假說3。此外，為了保證在外生沖擊之前，處理組和對照組在實體投資水平上具有平行趨勢，本文還做了平行趨勢檢驗，結果也支持該假說。

表2 控股股權質押融資規模與企業實體投資的DID分析結果

五、進一步討論

(一)渠道分析

1.融資約束渠道

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

鑒于此，本文去除用于上市公司的股權質押交易，并在此基礎上計算上市公司控股股東每一年的質押融資規模，構造了“用于非上市公司的質押融資規模”(_)這一變量，重新對基礎模型進行回歸。結果顯示，在排除掉用于上市公司的質押融資之后，控股股東的股權質押對上市公司的實體投資仍然在1%的水平下顯著為正，而且與表1第(6)列的系數結果(0.042)相比，新變量的系數結果(0.043)不但沒有發生明顯下降，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質押融資規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候，股權質押融資對企業實體投資的影響應該更加明顯。鑒于此，本文首先仿照Kaplan和Zingales(2000)、Whited和Wu(2006)以及Hadlock和Pierce(2010)分別構造KZ指數、WW指數以及SA指數，并將其作為上市公司融資約束的替代變量，指數越大，表明公司的融資約束問題越嚴重。隨后，本文通過在基礎模型中加入融資約束指標及其與質押融資規模的交乘項進行截面維度異質性檢驗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、WW指數以及SA指數作為融資約束的替代指標。奇數列展示了沒有加入控制變量的結果，偶數列展示了進一步加入控制變量的結果。所有模型均控制了公司和年份維度固定效應，誤差項也均在公司維度進行了聚類處理。結果顯示，上市公司的融資約束程度與實體投資水平顯著負相關，這一結果符合經驗直觀。然而，控股股東質押融資規模與融資約束的交乘項在所有模型中都不顯著，系數結果與0基本無差異。這表明，控股股東質押融資規模對上市公司實體投資的促進作用并不會隨著企業的融資約束水平而發生變化，該結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

2.市場信息渠道

Bond等(2012)以及Chen等(2007)等有關市場反饋的研究表明，當股價信息含量較高的時候，企業內部人從外部市場中獲得的信息增量更大，此時外部市場對企業投資決策的影響更加顯著。如果信息渠道成立，在本文情景下股權質押融資規模對企業實體投資行為的影響應該在股價信息含量較高的時候更加顯著。

鑒于此，本文選取股價同步性()與分析師數量()作為股價信息含量的替代指標。股價同步性越高，股價的信息含量越低；跟蹤上市公司的分析師數量越多，股價的信息含量越高。隨后，本文將股價信息含量指標及其與質押融資規模的交乘項加入基礎回歸模型中，進行截面維度異質性檢驗。

表4的第(1)、(2)列和第(3)、(4)列分別為使用股價同步性()和分析師數量()作為股價信息含量替代指標的結果。結果顯示，上市公司的股價信息含量越高，實體投資水平越高，表明股價信息含量與企業投資正相關。更重要的是，股價信息含量與控股股東質押融資規模交乘項前面的系數顯著為正，表明股價信息含量越高，股權質押融資規模對企業實體投資水平的促進作用越顯著，該結果支持了信息渠道(即假說4b)。

表4 質押融資規模、股價信息含量與企業實體投資

此外，借鑒Luo(2005)等研究，如果信息渠道成立，當市場表現較好時，決策者從市場信息中獲得了較多的正向反饋，會更明顯地增加投資。為了對該推論進行檢驗，本文選取如下兩個場景對市場表現進行劃分，進一步驗證市場信息渠道(即假說4b)。

場景一:本文使用質押公告的短期市場反應來刻畫市場表現。如果上市公司在披露大股東新增質押融資時股價的市場短期反應為正，表明資本市場對質押期間企業投資回報有著較為良好的預期，則控股股東更有可能做出增加投資的決策；如果股東新增質押融資的消息公布時市場短期反應為負，則企業就不太可能增加投資。

首先，本文運用事件研究法對股東新增質押融資時的累計超額收益率進行計算，采用資本市場定價模型(CAPM)作為基準，由此計算在事件發生前后各5天內的累計超額收益率，即CAR(-5，+5)。其次，在公司—年份維度上，對累計超額收益率進行平均，從而將發生質押的公司—年份樣本分為正累計超額收益率組(CAR(-5，+5)＞0組)與負累計超額收益率組(CAR(-5，+5)＜0組)。最后，在兩個子樣本中進行分組分析，如果在正累計超額收益率組中，質押融資規模對企業投資規模的影響比在負累計超額收益率組中更加顯著，則表明控股股東有著較強的擇時動機，信息渠道成立。

場景二:本文使用資產市場價值/資產賬面價值(M2B)衡量市場表現，當M2B較高的時候，控股股東較傾向于增加投資，因此該情況下股權質押融資規模所帶來的企業實體投資增加更加顯著。本文依據股票的M2B值將全樣本劃分為M2B高組和M2B低組，然后對兩個子樣本進行基礎模型回歸。如果相比于M2B低組，M2B高組中質押融資規模對企業投資的影響更大，則表明控股股東存在擇時動機，信息渠道成立。

表5展示了兩個場景下的回歸結果，其中第(1)—(4)列為場景一下的分析結果；第(5)—(8)列為場景二下的分析結果。結果顯示，在正累計超額收益率組中，質押融資規模的系數為0.088，并且在1%的水平下顯著為正，該系數幾乎為全樣本下結果(0.042)的兩倍還多；而在負累計超額收益率組中，質押融資規模變量前的系數幾乎為0，而且在統計意義上不顯著；相似地，在M2B高組中，質押融資規模對企業投資規模的影響比在M2B低組中更加顯著。上述結果均表明控股股東在質押融資之后的投資表現符合信息渠道假說。

表5 質押融資規模、市場表現與企業實體投資

(二)穩健性檢驗①所有穩健性檢驗的結果請見《經濟科學》官網“附錄與擴展”。

為了保證本文實證結果的穩健性，本文還進行了如下檢驗。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，本文構造其他指標衡量企業投資水平。其次，多種情形下構造股東質押融資規模變量，比如針對貸款價值比和利息水平的參數構建了9種情況進行穩健性分析，使用股東的新增質押融資規模作為被解釋變量等。再次，使用其他方法緩解內生性問題。比如，借鑒Laeven和Levine(2009)等研究，我們采用與該企業在同一省份的其他上市公司控股股東股權質押融資規模的平均值作為該企業控股股東質押融資規模的工具變量，并使用兩階段最小二乘法(2SLS)對內生性問題進行處理。最后，在渠道檢驗中，本文使用分析師報告數量作為股價信息含量的替代指標；在事件研究中，使用Fama-French三因子模型，以及Carhart四因子模型作為計算超額收益率的基準等，所有結果均支持前文結論。

六、結 論

基于2007—2020年中國A股上市公司樣本，本文創新性地構建了股權質押融資規模這一變量，該變量不僅包含股東是否質押以及質押比例的信息，而且能夠反映上市公司的股價表現，對于更加細致和準確地研究股權質押“真金白銀”所帶來的經濟影響具有一定的參考價值。使用該變量，本文實證檢驗了控股股東股權質押融資規模與上市公司實體投資之間的關系及其潛在渠道。

我們發現，第一，控股股東的股權質押融資會促進企業的實體投資。股權質押融資規模增加1個標準差會使得企業實體投資水平相對于其平均值增大5.76%；第二，通過利用2013年政策允許券商開展場內股權質押交易這一外生沖擊，本文使用雙重差分方法對研究問題中可能的內生性進行了處理。結果顯示，在政策沖擊前，那些處在有著更多券商營業部城市中的上市公司，其在政策發生之后的投資規模會顯著增加。平行趨勢檢驗和經過傾向得分匹配后的樣本檢驗均支持上述結論。

此外，渠道分析表明，信息渠道是控股股東質押融資促進企業投資的重要機制，在股價信息含量較高(如股價同步性較低、分析師數量較多)，以及市場表現較好(如質押公告的累計超額收益為正、M2B較高)時，控股股東質押融資規模對企業的投資促進作用更加明顯。然而，在排除掉用于上市公司的股權質押融資后，控股股東質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，質押融資規模對上市公司投資規模的影響并無差異，即融資約束并非控股股東質押融資影響企業投資的主要渠道。

本文的研究結論豐富了股權質押研究的相關文獻，增補了有關信息渠道的中國證據，具有一定的學術意義。此外，在“十四五”規劃綱要提出要健全具有高度適應性、競爭力、普惠性的現代金融體系，構建金融有效支持實體經濟的體制機制的大背景下，本文所發現的質押融資通過信息渠道影響企業投資這一結果，對于金融如何支持實體經濟以及如何促進經濟的高質量發展具有一定的現實意義。