國有股東如何化解民營企業股權質押危機？
——對國有股東“用腳投票”治理機制的實證檢驗

周玨廷 李善民

(中山大學管理學院，廣東 廣州 510275)

一、引言

黨的二十大報告強調，要推動國有資本和國有企業做強做優做大。2020年發布的《國企改革三年行動方案(2020—2022)》提出要增強國有經濟競爭力、創新力、控制力、影響力和抗風險能力，其中增強抗風險能力要求國有資本和國有企業充分發揮帶動作用，在維護國家經濟安全、抵御宏觀風險方面發揮基礎性作用和托底作用。在此背景下，國有股東參股企業是發揮國有資本在國民經濟中抗風險能力的重要途徑之一。已有研究關注國有股東在降低企業和市場風險、促進民營企業高質量發展方面的作用，但對國有股東能否在化解風險過程中發揮國有資本的治理功能及其作用機制少有涉及。

近年來，我國A股市場出現大量民營企業因高比例股權質押引發重大風險的案例。2018年我國上市公司質押股權市值占總流通市值約12%、質押股數約占總股數16%。盡管監管部門不斷采取措施降低股權質押比例，但股權質押仍是A股市場的普遍現象。截至2023年4月，市場質押股數占總股本的比例下降到4.98%1，我國資本市場質押市值總計超過3萬億元，而大股東疑似觸及平倉市值就有近2萬億元2，部分質押比例過高的企業仍存在較大風險。此外，根據相關統計數據3，在中國資本市場中，進行股權質押的主要是民營股東，國有股東基本不進行股權質押。為了化解上市公司股權質押危機，各級國資委設立國資紓困基金及聯合各層級國有企業積極通過股權投資或債股結合等方式，對短期因股權質押出現流動性困難但符合經濟結構優化升級方向、有前景、有市場、有技術優勢的民營企業進行以紓困為目的的投資支持。這些事件成為研究國有股東在化解風險過程中能否以及如何發揮國有資本治理功能的重要場景。

盡管已有研究探討了紓困基金或紓困政策對股權質押較高的民營企業的影響，但主要關注紓困基金或紓困政策對民營企業的資源扶持和救助作用(毛捷和管星華，2022；周孝華和王詩意，2022)，本文基于國有股東參股化解民營企業股權質押危機的場景，探究國有資本治理功能。國有股東參股民營企業，既會直接對其他股東造成影響，也會直接對公司本身造成影響，還會通過影響其他股東從而間接對公司本身造成影響。由于本文關注國有股東的治理功能，且是針對第二類代理問題的“用腳投票”的治理功能，主要關注國有股東如何發揮治理功能影響參股公司民營股東的股權質押行為，并進而影響參股企業財務績效、企業風險、企業價值等經濟指標。本文揭示了國有股東化解民營企業股權質押危機的作用機理，拓展了國有資本對民營企業影響的相關研究，為國有資本的治理功能提供了實證證據，為國有資本與民營資本和諧共生發展提出了新的理論解釋。

基于此，本文以2014—2021年滬深A股民營上市公司為樣本，考察國有股東是否影響其參股民營上市公司中民營股東的股權質押行為及其作用機制和經濟后果。實證研究發現，國有股東通過顯著提高民營企業的股權質押解除率化解了資本市場的股權質押危機，這種作用在企業控制權與所有權分離程度越大、國有股東“退出威脅”的可信度越高和退出的潛在影響程度越大時越顯著，該結果證明國有股東是通過“用腳投票”的治理機制發揮作用的。進一步研究發現，國有股東參股與相關正式制度之間具有互補關系；經濟后果方面，國有股東顯著降低了股權質押導致的盈余管理，降低了參股企業股價崩盤風險并增加了參股企業的盈利能力，長期來看顯著提升了參股高質押企業的價值。

本文貢獻在于：第一，實證上揭示了國有股東發揮治理作用的機制機理。在化解民營企業股權質押危機的研究情景下，本文發現國有股東通過“用腳投票”的治理機制發揮作用，并驗證了這種治理作用將帶來短期及長期的積極后果，拓展了國有股東對民營企業影響的相關研究，是國有股東推動參股上市公司完善公司治理的重要證據。第二，拓展了“用腳投票”機制檢驗的分析框架。已有研究多基于外部流動性沖擊或股票流動性差異，通過區分不同情形下非控股股東“退出威脅”的可信度，檢驗股東“用腳投票”的治理機制。本文提出基于股東異質性和參股情景的異質性，還可以通過股價同步性以及國有股東持股比例衡量“退出威脅”可信度；此外，還可以基于參股企業財務風險、股東質押比例及其控制權轉移風險區分不同情形下國有股東退出的潛在影響程度，借此檢驗股東“用腳投票”的治理機制，從而揭示了國有股東與參股企業公司治理改善之間的強因果關系。第三，從理論和實證上拓展了國有資本研究的資源視角和制度視角的二元論。已有研究多關注國有股東的資源支持和產權保護作用，本文分析認為國有股東由于服務國家長遠利益和整體利益的基本性質，出于化解風險的動機，能夠積極為參股的上市公司提供“治理”功能，在資源視角和制度視角的基礎上為國有資本相關研究的治理視角提供證據。第四，本文實證發現，國有股東參股企業的方式與正式制度之間可以形成互補關系，共同化解民營企業股權質押危機。總體而言，本文結論有利于進一步指導國有資本的功能發揮和回答國有資本相關爭議問題，為國有資本與民營資本和諧共生發展提供理論解釋，具有重要的理論和實踐價值。

二、文獻回顧

盡管早期的研究多從政府干預層面(S h l e i f e r a n d Vishny，1994；Shleifer and Vishny，1998；方軍雄，2008；李增泉等，2005；潘紅波等，2008)、代理問題層面(Chen et al.，2018；Jiang and Kim，2020；張維迎，2015)、政策性負擔層面(黃速建和余菁，2006；林毅夫和李志赟，2004；張天華和張少華，2016)以及效率損失層面(劉瑞明和石磊，2010；吳延兵，2012)認為國有股東對企業的影響是負面的，但金融危機爆發后，學術界對國有企業和國有股東在防控風險和穩定經濟方面的作用進行了反思(Davydov，2018；Houston et al.，2014；Liu et al.，2012；梁琪和余峰燕，2014)，一些文獻從資源視角和制度視角關注國有股東在促進創新、促進綠色發展、降低股價崩盤風險和抑制證券欺詐等關乎長期社會效應方面的正向作用(Ding et al.，2021；Pan et al.，2020；Shi et al.，2020；羅宏和秦際棟，2019；王愛國等，2022；王彩萍等，2022；肖正等，2022)。盡管以上研究認為國有股東可能存在基于制度視角和資源視角的積極作用，但對于國有股東基于化解風險的動機對參股企業發揮治理作用的問題關注較少。西方經濟理論的研究總體認為絕大部分國有企業應該進行私有化，國有資本的運行邊界僅限于公益領域(Liao et al.，2014；Ng et al.，2009；Sun and Tong，2003)，國有資本和國有企業天生更容易出現代理問題，因此并不認為國有資本可能有積極的治理作用。然而，國有資本和國有企業在中國的社會經濟運行中確實發揮著不可替代的作用，其所存在的領域邊界和發揮的功能作用，無法用西方經濟學中基于“市場失靈”視角的國資國企理論充分揭示，這凸顯了深入研究我國國有資本和國有企業功能作用的緊迫性和重要性。

在公司治理領域有關國有股權作用的研究中，盡管有文獻指出國有企業由于所有人缺位的問題，容易形成內部人控制(張維迎，2015)，以及國有企業容易受到政府干預，因此國有股權可能給企業增加代理問題，但國有企業發生第二類代理問題即國有企業控股股東或大股東侵占中小股東利益的可能性卻更小。例如，Jiang et al.(2010)發現控股股東以企業間貸款的形式挪用公司資金的情況在國有企業較少發生。盡管一些研究認為國有企業也存在控股股東掏空問題(Liu and Lu，2007)，但國有企業的掏空現象與民營企業的掏空現象有許多不同之處。具體體現在兩個方面：如果是政府工作人員代表非法私人收益進行掏空，本質上還是第一類代理問題；如果是政府股東為實現社會或政治目標而導致企業的經濟利益降低的“掏空”，也即并不是出于私人利益(Jiang and Kim，2020)，這種“掏空”或許并不符合經濟利益最大化，但可能是從國家和社會的整體利益進行考量的。但是，隨著一系列國資國企改革措施推進，國有企業和國有資本的代理問題和政府干預問題也在逐漸減少(戚聿東和肖旭，2019；中國社會科學院工業經濟研究所課題組等，2014)。已有研究表明，國有企業或國有資本的第一類代理問題更為嚴重，而民營企業或民營資本由于股權集中而產生的控股股東或大股東與中小股東之間的第二類代理問題更為突出(Jiang and Kim，2020)。近年來，也有研究發現民營資本對于國有企業的第一類代理問題具有治理作用(蔡貴龍等，2018)，那么進入民營企業的國有資本在理論上也可能對民營企業第二類代理問題產生治理作用，這有待我們深入探討，為國有資本與民營資本和諧共生發展提供新的理論解釋。

在國有資本的治理作用方面，有少量研究關注國有股東的存在可能提高民營企業信息質量(何德旭等，2022)或弱化控股股東利益侵占(毛捷和管星華，2022)；也有研究從股權制衡角度發現，多個大股東對第二類代理問題可能存在治理作用，但也可能出現股東合謀(Faccio et al.，2001；Laeven and Levine，2008；Maury and Pajuste，2005)，結果取決于合謀收益和討價還價成本的權衡，但當外部大股東為中央直屬國有企業或者外資股份時具有較為顯著的正向治理作用(徐莉萍等，2006)。這些研究主要是從國有股東與公司治理效果之間的相關關系出發，對于國有股東發揮治理作用的作用機理關注較少。根據公司治理領域的相關研究，公司股東(尤其是非控股股東和中小股東)對企業的治理作用主要通過兩種方式(Hirschman，1970)：一是“用手投票”，即股東通過積極參與股東會決議、派駐董事參與決策等方式改善公司的治理制度，相關研究起源于對股東積極主義的探索(Shleifer and Vishny，1986)；二是“用腳投票”(voting with the feet)，即股東通過賣出企業股權的“退出威脅”倒逼企業改善治理狀況。因此，盡管學術界對于國有股東與參股企業治理改善之間的相關關系有所關注，但并沒有采取相關樣本數據或實證設計將研究視角深入到國有股東發揮治理作用的具體作用機理，使得目前的研究對于國有股東與公司治理改善之間的因果關系識別和論證不足。

三、理論基礎和研究假設

國有資本與國有企業有相似的屬性，都是國家實現國家戰略、參與經濟活動的工具，但不同的是國有企業通過企業的生產經營實現國家戰略，而國有資本通過資本運作執行國家戰略。李榮融和李金波(2020)指出，國有資本就是國家對企業各種形式的投資及所形成的權益，因此在微觀層面，國有資本要發揮作用，可以通過形成國有股權、行使股東權利來對參股企業產生影響。在國家戰略層面，國有資本要發揮抗風險作用，一方面，是防范宏觀的國家戰略層面風險，將國有資本布局到關系國計民生和國民經濟命脈的領域，起到“穩定器”和“壓艙石”的作用；另一方面，作為經濟活動的實際參與者，在微觀的資本運營層面，國有資本還需要通過股東身份對參股的企業施加影響，發揮監督治理作用，助力其控制風險，實現高質量發展。

微觀作用機理方面，已有研究多關注國有資本的救助作用，關注其如何通過資源扶持的方式，救助陷入經營困境的民營企業，幫助其降低風險，恢復正常經營。但從國有資本的根本性質而言，國有資本發揮的是長遠視角和整體視角的抗風險能力，因此，除了幫助民營企業緩解短期流動性壓力、進行“治標”之外，也有“治本”功能，即對民營企業股東而言，股權質押雖可能帶來短期好處，但長期的高比例股權質押可能增加企業代理問題及經營風險，最終引發重大市場風險。因此，國有資本不僅有動力通過資源扶持作用幫助質押民企化解危機，還有動力通過治理監督作用幫助質押民企減少代理問題和非理性行為，促使股東和企業從更加長遠的角度理性決策，助力企業高質量發展。基于以上分析，圖1展示了本文提出的國有資本基于抗風險目標、通過發揮治理作用化解民營企業股權質押危機的邏輯框架。

圖1 國有資本化解民營企業股權質押危機的邏輯框架

在化解民營企業股權質押危機的場景下，研究國有股東治理作用及其具體機制，建立在已有研究關于股東股權質押的動因和經濟后果的討論上。具體來說，股權質押本身是股東獲取流動性資金的合法方式，在規范的使用下能夠為企業和股東帶來好處。例如，控股股東和大股東出于保留控制權的要求，即使存在資金需求，也不會輕易變賣股權獲取資金，而質押式融資則在保留控制權的同時，通過質押股權為股東帶來融資資金流入，緩解股東的資金緊張。向銀行貸款是我國上市公司最常見也最常用的融資方式之一，而銀行貸款額度的多少極大程度上取決于企業可供抵押的固定資產多少。因此對于部分輕資產企業，銀行的貸款融資渠道存在局限性，目前銀行對于知識產權和人力資本等非固定資產的抵押價值認可不足，此時這些企業的大股東或控股股東可以進行質押式融資，將手中的股權進行質押，從而獲得融資投入企業，緩解企業的資金需求缺口。

雖然股權質押本身對企業而言并不一定是壞事，但實踐中，過高的股權質押卻如同打開了“潘多拉魔盒”，會帶來一系列風險，這些風險雖然非民營股東的本愿，卻可能導致企業面臨最終破產的困境。例如，股權質押在一定程度上限制股東所有權的部分權利，如獲得股息和再融資的權利，且必須向投資者公告，因此可能會向市場傳遞大股東資金緊張的負面信號(鄭國堅等，2014)；當質押股權價值由于市場波動或者公司自身負面信息影響下跌時，質押股權可能被強制平倉，并導致股價進一步下跌，因此高比例股權質押可能放大股價崩盤風險甚至造成系統性風險，使質押股東、其他中小股東等投資者受到損失(謝德仁等，2016)。控股股東或大股東股權質押還可能加重第二類代理問題：一方面，股權質押導致股東控制權和現金流權進一步分離(郝項超和梁琪，2009)，因而弱化了激勵動機并強化了掏空動機(Claessens et al.，2000；Grossman and Hart，1988)；另一方面，控股股東為了消除股權質押后的控制權轉移風險，可能進行盈余管理、信息操縱等投機行為，客觀上損害了中小股東的利益(胡珺等，2020；廖珂等，2018；謝德仁等，2016)。

在我國A股市場民營企業接連遭遇股權質押平倉風險之后，一些國有企業或國資紓困基金積極入場拆解風險。從財務視角出發，國資的積極入股為企業帶來流動資金注入，并在市場上傳遞了積極信號，為民營上市公司帶來了“重生”的資源和機會。但是，民營上市公司之所以面臨如此重大的企業危機，歸根結底還是其股東存在一些不規范、不理性的行為。在此背景下，國有股東出于抗風險動機和紓困動機，一般會立即設法對參股企業控股股東不恰當的股權質押行為進行規范，幫助其解除過高的股權質押比例，化解存量風險。因此，本文提出第一個研究假設：

H1：國有股東提高了參股民營企業的股權質押解除率。

在化解民營企業股權質押危機的場景下，國有股東更有可能是通過“用腳投票”的機制發揮作用：首先，中國上市公司普遍存在一股獨大、股權集中的特點，民營企業的第二類代理問題更加嚴重，股權質押過高導致的代理問題屬于第二類代理問題，“用腳投票”的治理方式通過股東之間的制衡能夠對第二類代理問題發揮更顯著的作用。其次，國有股東在紓困情景下進入民營企業的原則之一就是“不干預經營”，尤其是在較短參股周期和持股比例不高的情況下，其通過“用手投票”的積極有為方式進行治理的力度可能更小，通過“用腳投票”的“退出威脅”發揮作用的力度可能更大。因此，國有股東發揮作用的過程可能是：部分進行股權質押的股東可能存在代理問題，通過股權質押將資金投向了自己的其他用途，如自己旗下的其他公司等，對上市公司形成了掏空；在國資入股后，國有股東發揮“用腳投票”治理作用，面對國有股東的“退出威脅”，質押股東降低掏空傾向，籌措資金解除質押。

由于我國上市公司金字塔式持股結構非常普遍，企業的控制權和所有權呈現不同程度的分離。企業的控制權和所有權的兩權分離程度一般用實際控制人擁有上市公司控制權比例減去實際控制人擁有上市公司所有權比例進行衡量，兩權分離指數越大，表示控制權與所有權偏離程度越大，控股股東掏空動機越強，企業越可能出現第二類代理問題(張華等，2004)。根據上述理論分析，本文認為國有股東在兩權分離越大的企業發揮的治理作用應當更顯著，因此提出第二個研究假設：

H2：國有股東提高民營企業的股權質押解除率的作用在兩權分離度越大的企業越顯著。

已有研究對機構投資者等股東通過“用手投票”的方式參與公司治理的研究較多，其中一個重要原因是“用手投票”的機制可以體現為股東派駐董事、參與股東大會投票等可觀測的方式；而“用腳投票”機制體現為股東通過“退出威脅”對控股股東或管理層施加壓力，致使他們努力改善公司治理現狀。然而，股東是否實施了“退出威脅”以及這種威脅的壓力是否導致了控股股東或管理層改變自己的行為決策從而實現公司治理改善，都是不可觀測的(如果“退出威脅”發生了作用，股東便不會退出)，這為實證上識別股東的“退出威脅”與評估其因果關系帶來挑戰。

關于如何在實證上檢驗股東的“退出威脅”，目前有學者通過問卷調研的方式進行研究，發現接近半數的投資者認為“用腳投票”的機制是有效的(McCahery et al.，2016)。此外，較為主流的方法是通過股權分置改革(Hope et al.，2017；姜付秀等，2015)、融資融券制度實施(余怒濤等，2021)等作為外生的股票流動性沖擊，以及通過股票流動性分組檢驗(陳克兢等，2021)的方式進行間接檢驗，其原理是“退出威脅”的有效性取決于“退出威脅”的可信度，企業股票流動性越強，股東退出越容易，此時“退出威脅”越可信，其效果也就越好(Edmans et al.，2013；Maug，1998)。本文借鑒了相關研究的做法，從“退出威脅”可信度出發，基于股票流動性檢驗“退出威脅”的效果。

此外，Edmans et al.(2013)提出，股票流動性也可能削弱了治理，因為它為股東提供了出售陷入困境公司股份的選擇，而不是鼓勵他們通過積極的行為影響公司治理。根據前文的分析，“退出威脅”之所以能夠發揮作用，取決于股東是否通過各種手段表露或實施了“威脅”，因此，僅僅基于股票流動性檢驗“退出威脅”的可信度存在局限。基于此，本文提出還可以基于股價同步性進行檢驗，因為股價同步性越低，表明股票信息含量越高，企業的股價更加及時準確地反映企業價值，鼓勵投資者加強信息搜集，通過積極行動影響公司治理并提高股價，這顯著增強了股東實施“退出威脅”的積極性；并且如果“退出威脅”最終實施，股票同步性越強，投資者越能通過股價中已經反映的部分治理效應獲得部分收益，這也會提高非控股股東治理監督企業的積極性，增強“退出威脅”的可信度。

基于國有股東自身的行為特征，本文認為，國有股東“退出威脅”的可信度還與股東的持股規模相關。當國有股東持股比例越高時，國有股東不僅可以通過“用腳投票”的方式發揮治理作用，還可以通過“用手投票”的方式，通過派駐董事和參加股東大會投票等方式參與企業決策決議，發出“用腳投票”的“退出威脅”不再是唯一可行的治理方式。此外，國有股東持股比例越高，基于防范國有資產流失的嚴格規定，如果國有股東決定在參股企業持續治理不善和盈利不強的情況下退出，可能需要更謹慎的考慮和更復雜的決策流程，國資內部的溝通成本更高，因此“退出威脅”的可信度下降。

基于此，本文提出第三組假設：

H3a：國有股東提高民營企業的股權質押解除率的作用在股票流動性越高的企業更為顯著。

H3b：國有股東提高民營企業的股權質押解除率的作用在股價同步性越低的企業更為顯著。

H3c：國有股東提高民營企業的股權質押解除率的作用在國資持股比例較低的企業更為顯著。

已有研究大多從“退出威脅”的可信度方面檢驗非控股股東“用腳投票”的治理機制，但正如前文分析，“退出威脅”之所以能夠發揮作用，不僅取決于股東是否通過各種手段表露或實施了“威脅”，還取決于股東所實施的“退出威脅”的壓力是否真正影響了控股股東或在位股東的行為決策。因此，本文提出還應當從退出的潛在影響程度進行檢驗。不同類型的股東所帶來的資源和幫助是不同的，而當企業處于不同階段時，其需求與不同股東的匹配程度也不同。非控股股東退出的潛在影響程度越大，則其“退出威脅”對控股股東和企業管理層造成的壓力也就越大，越能迫使后者改善公司的治理狀況。因此，需要結合非控股股東異質性和治理情景的異質性，基于這類股東退出的潛在影響程度檢驗“退出威脅”帶來的壓力是否能夠實際改變控股股東或公司的決策行為。

基于國有股東的特點，一些研究認為民營企業是為尋求產權保護(李文貴和余明桂，2017；孫亮和劉春，2021)或資源獲取(羅宏和秦際棟，2019；宋增基等，2014)才引入國有股東。那么，當民營企業的財務困境越嚴重時，企業越急需國有股東帶來的資源和幫助，國有股東的退出造成的影響越大，其威脅作用也就越強。國有股東體現“白衣騎士”的特征，通常奉行“不控股、不做大股東、不干預經營”原則。大量質押股權可能導致民營企業面臨較大的控制權轉移風險(鄭國堅等，2014)，在控股股東質押比例高、控制權轉移風險大的情況下，將股權賣給“白衣騎士”而不是其他的“門口野蠻人”不失為民營企業股東緩解自身財務狀況而又避免失去控制權的理想途徑。因此，民營股東的質押率越高、控制權轉移風險越大時，國有股東“用腳投票”的“退出威脅”作用越強。

基于此，本文提出第四組假設：

H4a：國有股東提高民營企業的股權質押解除率的作用在財務風險更高的企業更為顯著。

H4b：國有股東提高民營企業的股權質押解除率的作用在質押比例更高的企業更為顯著。

H4c：國有股東提高民營企業的股權質押解除率的作用在控制權轉移風險越大的企業更為顯著。

四、研究設計

(一)樣本選擇和數據來源

本文選取2014—2021年滬深A股民營上市企業為研究樣本，數據來源于CSMAR數據庫，包括中登公司公布的上市公司質押率數據、十大股東性質數據、財務指標等控制變量數據。由于中登公司的股權質押率數據從2014年開始公布，本文選取2014—2021年作為樣本的時間區間。本文的被解釋變量Relieve為公司民營股東解除質押比例，計算方法為公司民營股東股權質押解除導致的總質押股數減少數占公司總股數的比例。CSMAR數據庫中的股權質押解除率數據均來自巨潮資訊網的上市公司公告，因此股權質押解除率即為上市公司當年公告的所有民營股東股權質押解除事件解除股權質押比例之和。

由于國有資本選擇參股哪家民營企業可能是內生的，如進行紓困的國有資本可能選擇性進入股權質押比例較高、流動性壓力較大的企業，本文采用多時點PSM-DID的研究方法緩解研究問題的內生性：按照目標民營企業的平均股權質押率及基本面信息(包括托賓Q、總資產收益率、凈資產收益率、資產負債率、銷售增長率)進行傾向性得分匹配(PSM)，匹配方法是1:2有放回的近鄰匹配法，匹配后的協變量標準差幅度均小于5%。剔除數據缺失的樣本后，總共獲得10369個觀測值，其中實驗組4985個。

(二)模型設定和變量定義

按照多時點DID的研究方法，本文的主回歸模型設定如式(1)所示：

其中，Relieve表示民營企業民營股東解除股權質押的比例，SOEsher代表公司是否有國有股東的虛擬變量，Ctrls代表控制變量。參考相關研究，上市公司經營情況、股票定價和信貸狀況(徐壽福等，2016)，以及公司治理水平(梁琪和余峰燕，2014；鄭國堅等，2014)都可能對股東質押行為造成影響，因此本文的控制變量包括公司的基本財務指標、股價估值和信貸情況以及公司治理指標，即資產收益率、資產負債率、公司規模、托賓Q、銷售增長率、第一大股東持股、高管薪酬、是否兩職合一、是否四大審計。回歸通過固定效應模型控制了個體固定效應γi，并同時控制了行業固定效應υi,t和年份固定效應θt。模型采用了公司層面聚類的穩健標準誤，并對所有連續變量進行了縮尾處理，對所有控制變量和自變量都采取了滯后一期處理。

主要變量定義如表1所示。

表1 主要變量定義

五、實證結果與分析

(一)描述性統計

本文描述性統計結果如表2所示。2014—2021年，約48.1%的民營上市企業前十大股東中至少有一位國有股東，民營企業的質押解除率Relieve是一個負向指標，表明股權質押解除導致的總質押股數減少數占公司總股數的比例，民營企業平均每年解除質押股數占總股數約8.96%，解除最多的企業一年解除質押比例高達52.86%。

表2 主要變量的描述性統計結果

(二)PSM-DID多元回歸

本文首先將民營企業質押解除比例對公司是否具有國有股東的虛擬變量進行回歸，結果如表3所示。列(1)展示了未加入相關控制變量的回歸結果，列(2)～(4)展示了加入控制變量后控制不同固定效應的回歸結果，均顯示國有股東虛擬變量與企業質押解除率顯著負相關。由于質押解除率是一個負向指標，回歸系數顯著為負表明國有股東顯著提高了企業的質押解除率，驗證了假設H1。

表3 國有股東與企業股權質押解除

(三)內生性問題和穩健性檢驗

1.加入可能的遺漏變量

股東的質押行為與股東本身的風險傾向、質押偏好和財務約束等特征有關(鄭國堅等，2014)，但由于這些股東特征數據是不可觀測的，目前尚未有數據對股東的這些風險特征等進行披露。考慮到一些專注股權質押紓困的國有資本可能選擇性地進入了質押率高的企業，而股權質押率越高的企業可能本身就有更高的股權質押解除率，因此，本文將t-1期企業質押率變量(Pledget-1表示公司t-1年的質押股數占總股數的比例)加入回歸，以控制不可觀測但會影響股東質押傾向的其他因素。

由于國有股東的加入，民營股東的持股比例下降，國有股東持股比例增加，而國有股東本身只進行很少量的股權質押，因此質押率的下降可能源于民營股東總持股比例的下降，而并非受到國有股東的治理作用。本文在主回歸中已經采取將自變量和控制變量滯后一期的方法排除這一替代性解釋，同時選取股權質押解除率而非總體質押率作為被解釋變量即為了解決這一問題(因為股權質押解除率指標只統計了民營股東質押解除的情況，且該指標為負向指標)，因此只可能因為國有股東持股比例的增加而升高，即便存在遺漏變量問題，也只可能是縮小了國有股東與股權質押解除的相關性。

進一步，本文也將國有股東持股比例(SOEsratet-1表示t-1年企業國有股東持股比例)這一變量加入回歸。表4列(1)顯示了加入t-1年的企業平均股權質押率和企業國有股東持股比例作為控制變量的回歸結果，國有股東對企業股權質押解除率的作用仍然在5%水平下顯著，說明結果具有穩健性。

表4 考慮遺漏變量和更換匹配方法的穩健性檢驗

2.更換匹配方法

本文通過更換PSM匹配方法對主回歸的結果進行穩健性檢驗，也同時控制了上述分析認為可能存在的兩個遺漏變量。表4列(2)～(4)分別列示了更換為1:3有放回的近鄰匹配、1:4有放回的近鄰匹配以及核匹配方法的回歸結果，國有股東的回歸系數仍在5%或1%水平下顯著，說明結果具有穩健性。

3.處理效應模型

由于國有股東持股的民營企業(處理組)相較于國有股東未持有的民營企業(控制組)可能存在特征差異，民營企業是否有國有股東可能是內生的。首先，有資源獲取需求或產權保護需求的民營企業可能積極引入國有股東(孫亮和劉春，2021)；其次，由于近年來國有企業有聚焦主業發展和做強做優做大的要求，如果行業中的國有資本占比很高，則其收購民營企業成為民營企業股東的可能性也更高；最后，以紓困為目的的國有資本可能只會參股滿足特定標準的民營企業，如因股權質押過高但存在流動性風險但有“優勢產業、優質企業、優秀團隊”特征的民營企業。因此，本文參考徐業坤等(2013)、陳強(2010)的做法，通過處理效應模型解決自選擇偏差問題。

本文選取民營企業t-1年的注冊地區市場化指數(該數據只更新到2019年)4、同行業及同地區國有上市公司占所有上市公司比例、融資約束FC指數5、凈資產收益率來估計公司是否具有國有股東的概率。處理效應模型要求第一步回歸中至少有一個控制變量是外生的工具變量，本文選擇t-1年公司所在行業的民營企業平均國有股份比例為工具變量。處理效應模型的估計方法有極大似然法(MLE)和兩步法(2SLS)，其實證結果分別如表5列(1)(2)所示，逆米爾斯比率IMR的系數顯著，說明存在自選擇偏差問題，但控制IMR系數之后，兩種估計方法下自變量的系數仍然顯著，說明結果穩健。

表5 使用處理效應模型的穩健性檢驗

(四)作用機制分析

企業的控制權與所有權分離程度通常用公司控股股東控制權減去其所有權衡量(張華等，2004)。控股股東通過金字塔式持股結構控制企業時，控制權與所有權的偏離加強了股東的掏空動機，同時抑制了激勵動機，因此容易發生第二類代理問題(郝項超和梁琪，2009)。本文以兩權分離程度高于和低于中位數進行分組，如果國有股東是通過發揮治理作用增加股權質押解除率的，那么應當觀測到國有股東虛擬變量的回歸系數在兩權分離程度高的企業更顯著。

分組回歸使用了和主回歸相同的回歸模型和控制變量，結果如表6列(1)(2)所示。在兩權分離程度更高的分組，國有股東虛擬變量的回歸系數在5%水平下顯著，而在兩權分離程度更低的分組不顯著，該結果驗證了假設H2。

表6 國有股東、兩權分離程度與股權質押解除

本文進一步從“退出威脅”的可信度和退出的潛在影響程度兩個方面，檢驗國有股東的治理作用是否是通過“用腳投票”的方式實現的。“退出威脅”的可信度可以基于股票流動性、股價同步性和國有股東持股比例進行檢驗。因為股票流動性越高，國有股東退出越便利，國有股東的“退出威脅”更可信；同時，股價同步性越低，國有股東越有動力發出“威脅”以改善治理獲得股價上升的收益；此外，國有股東持股比例越低時，其退出的決策流程更簡便、溝通成本更低。

本文基于樣本的股票流動性、股價同步性和國有股東持股比例進行分組檢驗。股票流動性采用的是Roll指標(Goyenko et al.，2009)，Roll指標低于中位數的即為高流動性分組，Roll指標高于中位數為低流動性分組。股價同步性6的計算參考許年行等(2011)的研究，股價同步性指標越小，說明企業股價與市場同步性越低，股價信息含量越大，股價同步性指標低于中位數的樣本歸入低股價同步性組，反之為高股價同步性組。國有股東持股比例以5%作為閾值，高于5%持股比例的認定為高持股比例，低于5%但大于0的認定為低持股比例分組。

分組回歸均采取和主回歸相同的回歸模型和控制變量。表7列(1)～(4)分別列示了基于股票流動性分組和基于股價同步性分組后，國有股東虛擬變量與股權質押解除率的回歸結果。在高股票流動性組和低股價同步性組，國有股東虛擬變量的系數均在5%水平下顯著，結果驗證了假設H3a、H3b。

表7 國有股東、“退出威脅”可信度和股權質押解除

表7列(5)(6)展示了國有股東持股比例分組下，股權質押解除率對國有股東持股比例的分組回歸結果。國有股東持股比例較低時，國有股東持股比例與質押解除率顯著負相關，并在1%水平下顯著；國有股東持股比例較高時，股權質押解除率與國有股東持股比例是正相關的，結果驗證了假設H3c。表7列(5)(6)回歸結果截然相反說明，由于國有股權的特殊性，國有股東持股比例在適當的情況下，其“用腳投票”的治理作用最強，持股比例過高或過低都會降低該治理作用。持股比例較低時，股份比例越高，國有股東“用腳投票”的動機越強；持股比例較高時，由于防范國有資產流失的退出限制以及更多采用“用手投票”的治理路徑，國有股東“用腳投票”的動機下降，國有股東的作用隨持股比例增加而減小。

退出的潛在影響程度方面，本文采用和主回歸相同的回歸模型和控制變量，通過對樣本的公司財務風險狀況、股東質押比例情況以及控制權轉移風險的分組進行檢驗。首先，當公司財務風險越高時，企業對于國有股東入股帶來的積極信號和救助資源有更大的需求，國有股東一旦退出引發的資源抽離和負面信號對企業影響較大。因此在高財務風險的樣本組，國有股東“退出威脅”帶來的壓力更可能改變企業和股東的行為決策。表8列(1)(2)展示了根據企業財務風險Z指數7(Altman，1968)中位數進行分組的回歸結果，其中Z指數越小說明企業財務風險越大，因此Z指數低于中位數的樣本被歸入高財務風險組，Z指數高于中位數樣本歸入低財務風險分組。結果顯示，國有股東虛擬變量與股權質押解除率的負相關關系在高財務風險組更為顯著，驗證了假設H4a。

表8 國有股東、退出潛在影響程度和股權質押解除

其次，控股股東或其他在位股東股權質押比例越高，則越不希望國有股東退出傳遞消極信號引發股價下跌。控股股東股權質押之后，如果股價暴跌可能會被強行平倉，造成控制權轉移風險增加。當控制權轉移風險變大時，把股權賣給作為“白衣騎士”的國有股東而不是其他的“門口野蠻人”，對于控股股東來說是更優的選擇。因此，控制權轉移風險越大，企業越希望接受股權的是國資股東，此時國有股東的“退出威脅”效果更好。本文采取股價是否疑似觸及警戒線8來衡量控制權轉移風險。表8列(3)～(6)展示了基于股權質押率中位數和股價是否疑似觸及警戒線進行分組回歸的結果。考慮到分組變量的內生性，引入上一年的股權質押比例作為控制變量(因上一年質押率可能與國有股東是否入股以及是否處于高質押組和股價觸及警戒線組有顯著關系)。結果表明，國有股東虛擬變量的回歸系數仍然在股權質押比例高和股價疑似觸及平倉線的企業更顯著，驗證了假設H4b和H4c。

六、進一步研究

(一)國有股東的作用路徑及其與正式制度的互補關系

企業總體股權質押率的降低通過兩種作用路徑實現：一是降低股東每年的新增質押率，降低企業未來過度質押的風險；二是提高股東已質押股份的質押解除率，化解企業存量質押風險。本文進一步驗證國有股東提高股東股權質押解除率的作用是否最終促進了民營企業整體質押率下降，以及國有股東主要是通過提高質押解除率還是降低新增質押率發揮作用的。此外，由于監管部門在2018年實施了旨在有效化解資本市場股權質押風險的股權質押新規9，本文進一步考察該政策效果與國有股東參股效果的差異和關系。

參考中介效應研究思路(江艇，2022)，當中介變量對被解釋變量的作用顯而易見時，只需要在考慮內生性問題的情況下檢驗解釋變量對中介變量的作用。新增股權質押率和股權質押解除率與總體質押率的關系顯而易見，股東每年新增的股權質押會增加總體質押率，每年解除的股權質押會降低總體質押率，分別檢驗政策新規及國有股東參股與民營企業股權質押解除率和新增率的關系就可以區分二者的作用路徑。本文以2018年實施的政策沖擊做DID回歸，并加入是否存在國有股東作為交乘項，分別與企業股權質押率變動△Pledget、質押解除率Relievet以及新增質押率Newpledget進行回歸。其中，高質押組作為實驗組，其啞變量Treat取值為1，低質押組為對照組，其啞變量Treat取值為0；2018年及其以后的樣本Post變量取值為1，其余為0；交乘項Treat×Post的系數為本文關注的政策效應，交乘項Treat×SOEshert-1的系數表示國有股東效應，交乘項Treat×Post×SOEshert-1的系數用于考察2018年實施的股權質押制度及國資紓困政策是否對國有股東作用有調節關系。回歸控制了t-1期的股權質押率、新增質押率和質押解除率以消除不可觀測但可能影響股東質押傾向的因素影響。

回歸結果如表9所示，Treat×Post和Treat×SOEshert-1與股權質押變化量顯著負相關，說明政策新規和國有股東均發揮了降低高質押企業股權質押率的作用。但二者與股權質押解除率和股權質押新增率的回歸系數符號恰好相反，即Treat×Post與股權質押解除率正相關及與股權質押新增率負相關，說明政策新規通過抑制股權質押新增率預防未來質押風險發揮作用。Treat×SOEshert與股權質押解除率負相關及與股權質押新增率正相關，說明國有股東通過加大股權質押解除率化解存量質押風險發揮作用。以上結果說明，正式的政策新規與國有股東參股之間有互補關系，正式制度對于抑制新增質押風險的作用更為顯著，而國有股東參股對于化解存量質押風險作用更為顯著。Treat×Post×SOEshert-1交乘項與質押率變動的回歸系數為正也再次體現政策新規對國有股東效應有調節作用，政策實施后，國有股東效應降低。

表9 股權質押新規政策效應及其對國有股東作用的調節效應

(二)國有股東化解股權質押危機的短期經濟后果

本文從盈余管理程度(DAt)、股價崩盤風險(Duvolt)10和資本收益率變動(△Roet)考察國有股東化解股權質押危機的短期后果。本文使用修正的Jones模型計算企業盈余管理程度，DAt表示企業當年的操縱性應計利潤的絕對值，該指標越高說明企業盈余管理程度越高；參考許年行等(2013)的研究，采用股票收益率上下波動比率(Duvolt)衡量股價崩盤風險，該指標越大說明股價崩盤風險越高；通過考察資本收益率變動(△Roet)考察企業盈利能力變化。

首先，根據謝德仁等(2016)的研究，股權質押之后，控股股東為了防范控制權轉移風險，可能積極從事盈余管理等投機行為以降低股價崩盤風險。為了檢驗國有股東是否對股權質押導致的盈余管理有抑制作用，本文將t-1年的國有股東虛擬變量與股權質押解除率及其交乘項放入以盈余管理程度為被解釋變量的回歸(采用了和主回歸相同的模型和控制變量)，結果如表10列(1)所示。國有股東虛擬變量與股權質押解除率虛擬變量的交乘項顯著正相關，由于質押解除率是負指標，說明國有股東的存在能夠抑制高股權質押導致的盈余管理行為。

表10 國有股東與高質押企業盈余管理、股價崩盤風險和盈利能力

其次，根據謝德仁等(2016)的研究，股東進行股權質押后會積極采取盈余管理、信息操縱的方式隱匿壞消息，從而降低股價崩盤風險，但股權質押一旦解除，股價崩盤風險就會迅速上升。因此，本文將t-1年的國有股東虛擬變量和t年的股權質押解除率及其交乘項放入以股價崩盤風險為被解釋變量的回歸(采用了和主回歸相同的模型和控制變量)，結果如表10列(2)所示。交乘項系數不顯著說明國有股東對于股權質押解除和股價崩盤風險之間的關系不具有調節作用，但股權質押解除仍然可降低股價崩盤風險，同時國有股東的存在也降低了企業的股價崩盤風險。

最后，本文將t-1年是否存在國有股東的虛擬變量與t年的股權質押解除率及其交乘項放入以t年資產收益率變動為被解釋變量的回歸(采用了和主回歸相同的模型和控制變量)，結果如表10列(3)所示。由于股權質押解除變量Relievet是一個負向指標，交乘項系數顯著為負說明國有股東對股權質押解除與資產收益率變動之間的關系有顯著的調節作用；由于主回歸驗證了國有股東與股權質押解除率之間的因果關系，因此該結果表明國有股東通過促進企業的股權質押解除，從而提升了企業的盈利能力。

(三)國有股東化解股權質押危機的長期經濟后果

從長期看，實現企業價值增加是國有資本在化解股權質押危機情景下治理參股企業的最終目標。基于此，本文檢驗國有資本長期持股對于參股高質押企業價值的作用。本文以t-1年的國有股東虛擬變量以及t-1年至t-3年國有股東平均持股比例變量作為解釋變量，以t-1年至t+1年的托賓Q值變動刻畫的企業價值變動作為被解釋變量，對高質押樣本組和低質押樣本組進行分組回歸(采用和主回歸相同的模型和控制變量)，結果如表11列(1)～(4)所示。該結果表明，從長期看，國有股東提升了高質押企業的企業價值。

表11 國有股東長期持股與高質押企業價值

七、結論與建議

本文以2014—2021年滬深A股民營上市公司為樣本，考察國有股東是否影響其參股民營上市公司中民營股東的股權質押解除及其作用機制。實證研究發現，國有股東通過顯著提高民營企業的股權質押解除率化解資本市場的股權質押危機，這種作用在企業控制權與所有權分離程度越大、國有股東“退出威脅”可信度越高和退出的潛在影響程度越高時越顯著。該結果證明國有股東通過“用腳投票”的治理機制發揮作用。進一步研究發現，國有股東參股與相關正式制度之間具有互補關系；經濟后果方面，國有股東通過顯著提高民營企業的股權質押解除率降低了企業總體質押率，并降低了股權質押導致的盈余管理和股價崩盤風險，增加了參股企業的盈利能力，長期看還顯著提升了高質押企業的價值。

盡管已有少量研究探討了紓困基金或紓困政策對股權質押較高的民營企業的影響，但這些研究主要關注紓困基金或紓困政策對民營企業的資源扶持和救助作用。本文基于化解民營企業股權質押危機的場景，探究國有資本的治理功能，揭示了國有股東化解民營企業股權質押危機的作用機理，拓展了國有股東對民營企業影響的相關研究，為國有資本的治理功能提供了實證證據，為國有資本與民營資本和諧共生發展提供了新的理論解釋。

由此本文提出以下政策建議：一是充分認識國有資本在公司治理中的獨特作用，鼓勵國有資本和民營資本加深資源整合和股權融合，共同探索推動上市公司實現治理完善的高質量發展。二是完善以“管資本”為主的國有資產監督管理體制，通過簡化決策流程和積極授放權等舉措，釋放國有資本活力。本文的研究結論顯示，國有資本能否發揮“用腳投票”的治理作用，取決于國有資本流動退出的內部決策溝通成本，因此提升國有資本管理機制的運行效率有利于充分發揮國有資本治理功能。三是要進一步完善民營企業的信息披露和規范監管，通過以法律法規和規章制度為代表的正式制度和以國有資本參股治理為代表的非正式制度結合的方式，推動民營企業合規經營，防范風險。四是完善資本市場制度建設，進一步提高資本市場效率。根據本文的研究結論，國有股東“用腳投票”的治理機制只有在股票流動性強、股價同步性低的情況下發揮作用，因此還需要繼續加強資本市場建設，才能為外部股東通過股權制衡發揮治理作用提供土壤。 ■

[基金項目：國家自然科學基金重點項目“國有資本并購重組理論、機制與模式研究”(72132010)]

注釋

1.數據來自Wind數據庫。

2.數據來自Wind數據庫。

3.根據CSMAR數據庫數據統計。

4.數據來自中國分省份市場化指標數據庫：https://cmi.ssap.com.cn。

5.融資約束FC指數計算參考陳峻和鄭惠瓊(2020)的研究，先分年份對公司規模、公司年齡、現金股利支付率進行標準化處理，并根據標準化后的變量均值對上市公司進行排序(升序)，分別以上下三分位點作為融資約束的分界點，將小于33%分位的上市公司定義為高融資約束組，再通過Logit回歸生成融資約束發生概率，即為融資約束FC指數，該指數越大，說明融資約束越嚴重。本文使用的融資約束FC指標來自CSMAR數據庫。

6.本文使用的股票流動性Roll指標和股價同步性數據來自CSMAR數據庫。

7.本文使用的財務風險Z指數數據來自CSMAR數據庫。

8.本文根據實踐中的常用方法計算該指標：控制權轉移風險用股權是否疑似觸及平倉線進行衡量，股價是否疑似觸及平倉線變量的構造方法是：統計公司t-1年股東股權質押當天的股價收盤價，取其中最高的價格，按照50%的質押率、7%的融資成本以及150%的警戒線標準計算疑似警戒線的股價，如果公司t年股價最低值低于該警戒線，則判斷該企業股價疑似觸及警戒線，反之則判斷該企業股價未疑似觸及警戒線。

9.股權質押新規是指2017年出臺征求意見稿、2018年正式修訂的《股票質押式回購交易及登記結算業務辦法》。該辦法要求股票質押率上限不得超過60%，單一證券公司、單一資管產品作為融出方接受單只A股股票質押比例不得超過30%、15%，單只A股股票市場整體質押比例不超過50%。

10.本文使用的盈余管理程度和股價崩盤風險衡量指標數據來自CSMAR數據庫。