■張軍華

一、引言

融資約束會造成資本配置的非效率，影響企業(yè)固定資產投資、存貨管理、勞動雇傭等經營活動，進而影響宏觀經濟增長。作為發(fā)展中國家，我國企業(yè)面臨著不同程度的融資約束。據統計，企業(yè)平均融資成本為7.6%，加上其他中介費用等，平均融資成本超過8%，中小企業(yè)融資成本大部分為10%①高連奎等.中國社會融資環(huán)境報告：中小企業(yè)融資方式全面萎縮。。較高的融資成本和有限的融資渠道縮小了企業(yè)融資規(guī)模，是制約企業(yè)成長與發(fā)展的主要障礙之一，成為我國“調結構、促增長”戰(zhàn)略轉型的瓶頸。

學術界普遍認為，資本市場的摩擦提高了外部融資成本，信息不對稱和代理問題是產生融資約束的重要原因。這些研究主要以股權較為分散的西方資本市場為研究背景，聚焦于第一類代理問題。隨著學術界對股權結構、控股股東道德風險的關注，學者們研究發(fā)現第二類代理問題也會加重企業(yè)的融資約束，控股股東控制權和現金流權分離程度越大，融資約束越嚴重（Luo et al.，2015）。在我國等新興市場上，控股股東與中小股東之間的第二類代理問題更為突出（La Porta et al.，1998）。但由于控股股東大多為非上市公司，其財務狀況及其侵占中小股東利益的動機與行為難以直接觀察?，F有研究主要基于代理理論推斷控股股東的掏空動機，用上市公司財務數據度量掏空行為，存在一定的局限性。近幾年備受關注的控股股東股權質押為研究控股股東的財務行為、侵占動機及其經濟后果提供了進一步的研究空間。

控股股東股權質押是個體財務行為，融入資金的同時不改變控股股東的控股地位，但股價的下行帶來了控制權轉移風險?？刂茩嗍强毓晒蓶|非常重視的權利（王雄元等，2018），為規(guī)避控制權轉移風險，控股股東有能力與管理層合謀進行市值管理，損害了中小股東利益，第二類代理矛盾凸顯，有可能加重上市公司的融資約束水平?；诖?，筆者以2005—2018年滬深A股上市公司為樣本，實證研究了控股股東股權質押對上市公司融資約束的影響、作用路徑及其表現形式，并進一步從董事會結構、參股銀行、機構投資者角度研究了治理機制。這一研究豐富了融資約束的影響因素研究，拓展了控股股東股權質押的經濟后果研究。

二、理論分析與研究假設

從資本供應角度看，當供應曲線缺乏彈性時，企業(yè)融入邊際單位資本的成本更高，其極端情況是資本供應曲線垂直，則為完全缺乏彈性，即使再高的成本也無法融資（Whited&Wu，2006），融資約束表現為融資渠道萎縮。在完美無摩擦的資本市場中，企業(yè)可以籌集到充足的資金，無需考慮流動性問題。但現實市場中，信息不對稱和代理問題導致外源融資成本大于內源融資成本，該差值越大，企業(yè)面臨的融資約束程度越大。其中，代理問題對融資約束的影響源自股權結構的安排。

作為人為設計的制度安排，股權結構是政治、經濟、文化等因素影響下收益與成本權衡的理性回應，呈現出不同的特征，不同的法律體系賦予了投資者不同的權利束。在投資者法律保護較強的國家，公司股權較為分散（La porta et al.，1998）。我國早期資本市場呈現國有股占主導地位的特點，2005年股權分置改革后，國有股占比逐年下降，但國有股權比重仍較高，非國有股權集中現象也十分明顯（趙國宇，2017）。整體而言我國上市公司的第二類代理問題更為突出，存在著控股股東與管理層的合謀獲取私利的各種可能。已有研究表明，控股股東可以通過資金占用、現金股利、關聯交易等方式實現對上市公司優(yōu)勢資源的侵占（鄭國堅等，2014；羅琦和吳哲棟，2016；吳先聰等，2016）。

控股股東大多為非上市公司，以銀行貸款為主要融資渠道，但貸款手續(xù)繁瑣、門檻高、限制條件多。近幾年股權質押業(yè)務以其方便快捷、不轉移控制權的優(yōu)勢成為控股股東融資的渠道之一?？毓晒蓶|的股東地位增強了質權人對股權這一標的物價值的信心，助推了股權質押的熱潮，但預警線和平倉線的設置加大了控制權轉移風險。此外，我國國有企業(yè)經理人市場受到一定程度的管制，民營企業(yè)經理人市場并不成熟，管理層的聲譽風險和法律風險較低，為謀求職位穩(wěn)定和平靜生活，管理層有動機配合控股股東的策略選擇。這可能會抑制提升企業(yè)價值的長期投資，例如，控股股東股權質押降低了企業(yè)的研發(fā)投入（李常青等，2018），抑制了創(chuàng)新產生，尤其是對風險更大的發(fā)明類專利這種實質性創(chuàng)新產出的抑制作用更強（楊鳴京等，2019）。由于實業(yè)投資回收期長，企業(yè)會增加金融投資和現金持有，實業(yè)投資和資本性投資縮水（李常青等，2018）。上市公司的信息披露也受到控股股東的干預，控股股東股權質押的公司向上的真實盈余管理程度更高（謝德仁和廖珂，2018），更可能及時披露好消息而遲延公布壞消息（錢愛民和張晨宇，2018），選擇質量較低的非四大審計師（徐會超等，2019）。當市場出現劇烈波動時，控股股東還可以通過申請停牌來維持股價（羅進輝等，2020）。此外，我國《擔保法》第68條規(guī)定：“質權人有權收取質物所生的孽息”，即控股股東在股權質押期間無法獲得該股權所產生的現金流，現金流收益下降，從而提高了現金流權與控制權的分離程度，控股股東的侵占和掏空動機隨之增大（郝項超和梁琪，2009）。

綜上，股權質押強化了控股股東的投機動機，降低了信息披露質量，提高了信息不對稱程度，其非效率投資損害了企業(yè)價值和中小股東利益，加重了第二類代理沖突，進而提高了融資約束程度。由此提出假設1：

H1：控股股東股權質押會提高企業(yè)的融資約束程度。

在第二類代理沖突中，控股股東的自利行為主要表現為帝國建造和掏空效應?？毓晒蓶|利用質押股權的融資在其控制的集團內形成內部資本市場以便其帝國建造，集團內配置資源形成了復雜的關聯交易，增加了其他股東、資本市場、媒體、監(jiān)管層的監(jiān)督難度（王嫻，2019）。為規(guī)避股價下跌導致的控制權轉移風險，控股股東傾向于采用短視的財務政策，道德風險隨之增大。外部投資者和債權人預期到投資收益將會被控股股東侵占，其投資意愿降低，或對風險溢價要求額外補償，資本成本提高，融資約束程度隨之加重。

作為重要的信息中介，分析師擁有信息搜集渠道和專業(yè)技術，信息質量高的上市公司可以吸引更多的分析師跟蹤，便于私有信息融入資本市場，提高分析師的預測準確度。但在股權質押下控股股東對信息的策略性披露加劇了企業(yè)與投資者之間的信息不對稱程度，同時也增加了上市公司財務政策的不確定性，可能會降低分析師跟蹤、提高分析師預測偏差。分析師在企業(yè)與投資者之間的信息橋梁作用和在資本市場中的外部治理作用均無法全面發(fā)揮，惡化了市場信息環(huán)境，可能會提高資本成本或導致融資渠道受阻。由此提出假設2：

H2：第二類代理成本、分析師跟蹤、預測偏差在控股股東股權質押與融資約束程度之間發(fā)揮了顯著的中介效應。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

以2005—2018年全部A股上市公司為研究對象，股權質押數據來自Wind數據庫，財務數據和公司治理數據來自CSMAR數據庫。剔除金融類公司、特別處理公司和數據缺失的觀測值，最終得到公司年度樣本24464個。為減輕極端異常值的影響，對所有連續(xù)變量在1%和99%分位上進行了縮尾處理。

（二）變量定義與模型設定

1.因變量

采用Kz指數度量融資約束。借鑒Kaplan&Zingales的做法（1997），首先計算托賓Q、現金及現金等價物與總資產的比值、經營活動現金流量與總資產的比值、資產負債率、現金股利與總資產的比值，小于各財務指標中位數的取值為1，否則為0。其次，賦值后的各財務指標加總得到Kz，以Kz為因變量，以上述財務指標為自變量，采用有序logit回歸，計算回歸系數。最后，將五個財務指標的原值代入回歸模型，計算出Kz指數，該指數越大，融資約束程度越高。

2.自變量

控股股東股權質押變量包括控股股東是否質押（Pledge）和質押規(guī)模（Plerate），年末控股股東存在股權質押時Pledge取值為1，否則為0；Plerate用年末控股股東質押股數與持股總數的比值度量。

3.中介變量

第二類代理成本（Agency2）用其他應收款與總資產的比值來度量，分析師跟蹤人數（lncoverage）用當年分析師跟蹤人數加1后的自然對數來度量，分析師預測偏差（Ferr）用實際每股收益減去預測每股收益均值的絕對值與實際每股收益絕對值的比值來度量。

4.控制變量

企業(yè)規(guī)模（Size）為總資產的自然對數；財務杠桿（Lev）為負債與資產的比值；發(fā)展能力（Grow）為營業(yè)收入增長率；控股股東持股比例（Top）為持股數量與總股本的比值；股權集中度（Herf5）為前五大股東持股比例的平方和；獨董比例（Indboard）為獨董人數與董事會總人數的比值；管理層持股比例（Share）為管理層持股數量與總股本的比值；國有企業(yè)時，企業(yè)性質（State）為1，否則為0。此外還控制了行業(yè)虛擬變量（Ind）和年份（Year）。

5.模型設定

為驗證假設1，構建如下模型：

為驗證假設2，采用中介效應三步法構建如下模型：

四、實證過程與結果分析

（一）描述性統計

樣本中，39.28%的企業(yè)和52.24%的民營企業(yè)年末存在控股股東股權質押現象，質押比例Plerate的最大值為1，表明個別控股股東質押了所有股權?？毓晒蓶|持股比例Top的中位數為0.333，表明我國企業(yè)股權集中度較高。

按年末是否存在控股股東股權質押將全樣本分為質押組和非質押組，表2結果顯示，質押組的Kz指數大于非質押組，均值差異的T值、Mann-Whitney秩和檢驗Z值表明兩組的融資約束程度存在顯著差異，初步符合H1的預期。

表1 描述性統計

表2 融資約束的T檢驗和Mann-Whitney秩和檢驗

（二）回歸分析

1.控股股東股權質押與融資約束

表3中，Pledge、Plerate的系數在1%水平上顯著為正，表明控股股東股權質押顯著提高了企業(yè)融資約束程度，質押比例越大，融資約束程度越高，假設1得到驗證。按產權性質進行分組回歸，非國企樣本中Pledge的系數依然顯著為正，但國企樣本中Pledge的系數不再顯著，說明股權質押惡化融資約束的負面效應只存在于非國企中?？赡苁且驗閲衅髽I(yè)在獲取信貸資源、政府補助等方面具有天然的政治優(yōu)勢，股權質押對資金提供方的供給策略影響不大。

表3 控股股東股權質押影響融資約束的回歸結果

2.第二類代理成本的中介效應檢驗

表4 第二類代理成本的中介效應三步法和Sobel檢驗結果

續(xù)表4

表4顯示，Pledge和Agency2的系數都顯著為正，表明控股股東股權質押提高了第二類代理成本，第二類代理成本提高了融資約束水平，Sobel Z值為5.054（P=0）。以上結果說明，第二類代理成本在股權質押與融資約束之間的中介效應顯著，即控股股東股權質押提高了第二類代理成本，進而加重了融資約束程度。用管理費用與總資產的比來度量第一類代理（Agency1），列（4）中Pledge的系數顯著為負，表明股權質押降低了第一類代理成本，在某種程度上證實了股權質押后控股股東與管理層合謀，成為利益共同體。

3.分析師跟蹤與預測偏差的中介效應檢驗

表5 分析師跟蹤、預測偏差的中介效應三步法和Sobel檢驗結果

續(xù)表5

表5中列（1）—列（3）是以Ferr為中介變量的檢驗結果，Pledge的系數顯著為正，表明股權質押提高了融資約束程度和分析師預測偏差，Ferr的系數顯著為正，表明預測偏差提高了融資約束，Sobel Z為3.564（P=0）。列（4）—列（6）是以lncoverage為中介變量的檢驗結果，列（5）、列（6）中 Pledge和lncoverage的系數顯著為負，表明股權質押降低了跟蹤的分析師人數，跟蹤的分析師越少融資約束程度越高，Sobel Z為3.845（P=0）。以上結果表明，控股股東股權質押減少了分析師跟蹤人數，提高了預測偏差，進而提高了融資約束，分析師跟蹤、預測偏差在控股股東股權質押與融資約束之間發(fā)揮了顯著的部分中介效應。

（三）穩(wěn)健性檢驗①

①限于篇幅，檢驗結果留存?zhèn)渌?/p>

為驗證結果的穩(wěn)健性，借鑒謝德仁等（2018）做法，選取同年度同行業(yè)的平均質押率Plerate_m作為Pledge的工具變量，并通過傾向得分匹配法排除質押組和非質押組公司特征的差異對結論的干擾。采用最近鄰匹配方法對是否存在控股股東股權質押進行1：1配對，配對成功的樣本量為19443個。結果均顯示，Pledge、Plerate的系數顯著為正，研究結論保持不變。

此外，借鑒Almeida等（2004）的做法，用現金—現金流敏感性度量融資約束，構建如下模型：

其中，△Cash為當年新增現金持有量與總資產的比值，Cashflow為經營活動現金凈流量與總資產的比值，Q為托賓Q值，△SD為短期流動負債增加額與總資產的比值，△NWC為非現金營運資本增加額與總資產的比值，Inv為資本支出，其他變量定義與上文一致?；貧w結果顯示Pledge×Cashflow的系數顯著為正，說明股權質押提高了企業(yè)融資約束，主要研究結論保持不變。

五、進一步證據

（一）融資約束的表現形式：規(guī)模和成本

1.股質質押對信貸規(guī)模和商業(yè)信用的影響

用長期借款與短期借款之和除以總資產來度量信貸規(guī)模（Loan），并用短期借款除以總資產（Shortloan）和長期借款除以總資產（Longloan）度量信貸結構。結果如表6所示，Pledge、Plerate分別與Loan、Shortloan顯著正相關，表明控股股東股權質押提高融資約束程度并沒有表現在信貸規(guī)模的縮小，反而增加了短期信貸。其原因在于，就資金需求方而言，股權質押后，控股股東有動機增加上市公司現金持有。就資金供給方而言，短期信貸對銀行而言監(jiān)督成本低。此外，為化解股權質押引起的資本市場風險，各地政府牽頭發(fā)起的紓困基金為企業(yè)增加短期貸款提供了契機。

作為非正式融資方式，商業(yè)信用發(fā)揮著緩解企業(yè)融資約束的重要功能。與企業(yè)的長期合作使得供應商更了解客戶的信用狀況，但控股股東股權質押提高了信息不對稱程度，加重了第二類代理問題，若供應商預期到控股股東的侵占行為，可能會降低對企業(yè)的信用評估水平，減少商業(yè)信用供給。筆者用應付票據、應付賬款、預收賬款之和除以總資產來度量商業(yè)信用（Credit）。表6顯示，Pledge、Plerate與Credit分別顯著負相關，表明股權質押縮小了商業(yè)信用，質押比例越大，商業(yè)信用越少，供應商將股權質押視為不利信號。

2.股權質押對資本成本的影響

采用利息支出、資本化支出之和與長短期借款之和的比值來度量債務資本成本（Rd），用PEG模型、MPEG模型和OJ模型估算值的平均數來度量股權資本成本（Re），PEG模型為MPEG模型為OJ模型其中eps為期望每股收益，dps為每股股利，P0是t=0期的股價，，γ-1是長期增長率，采用十年期國債收益率度量。表7是股權質押與資本成本的回歸結果，Pledge、Plerate的系數顯著為正，說明控股股東股權質押顯著提高了債務資本成本和股權資本成本。

表6 控股股東股權質押與信貸規(guī)模、商業(yè)信用的回歸結果

表7 控股股東股權質押與資本成本的回歸結果

（二）控股股東股權質押對融資約束負面影響的治理機制

1.內部治理機制

董事會是內部治理的核心，按照董事會人數和獨立董事比例的年度行業(yè)均值分組，結果如表8所示，無論董事會規(guī)模大小和獨董比例高低，Pledge的系數都顯著為正，說明董事會對控股股東沒有起到約束作用，董事會在某種程度上成為控股股東的合謀者。

2.外部治理機制

機構投資者在信息搜集、解讀及傳播方面具有專業(yè)化和規(guī)?；瘍?yōu)勢，提高了信息的可得性，削弱了內部人的信息優(yōu)勢。為獲得更多收益，機構投資者有動機積極監(jiān)督上市公司，提高公司治理水平。持股比例越高監(jiān)督動機越強。筆者按機構投資者持股比例的年度行業(yè)中位數分組，表8的結果顯示控股股東股權質押與融資約束的正相關關系在高持股組中不顯著，表明持股比例較高時，機構投資者在降低信息不對稱和加強公司治理方面發(fā)揮了積極作用，緩解了控股股東股權質押對融資約束的負面影響。

作為產融結合的主要形式，企業(yè)持有銀行股份拓寬了與銀行的溝通渠道，緩解了銀企之間的信息不對稱，銀行貸款意愿增強。筆者將上市銀行前十大股東、持有非上市銀行和財務公司股權的樣本作為參股銀行樣本，按是否參股銀行進行分組回歸。表8的結果顯示，控股股東股權質押與融資約束的正相關關系在參股銀行組中不顯著，表明參股銀行的上市公司控股股東股權質押不影響其融資約束，參股銀行作為一種信息機制，抑制了股權質押的不利影響。

六、結論與啟示

以2005—2018年全部A股非金融類上市公司為樣本，從股權質押視角研究了控股股東財務行為對上市公司融資約束的影響，進一步檢驗了作用路徑、具體表現和治理機制。主要結論如下：第一，控股股東股權質押提高了企業(yè)融資約束程度，質押比例越大，融資約束程度越高，該影響主要存在于非國有企業(yè)中。第二，分析作用路徑發(fā)現，控股股東股權質押惡化了市場信息環(huán)境，提高了第二類代理成本，進而加重了融資約束程度，分析師跟蹤、預測偏差和第二類代理成本發(fā)揮了顯著的中介效應?？毓晒蓶|股權質押降低了第一類代理成本，某種程度上說明股權質押后控股股東與管理層成為利益共同體。第三，融資約束表現為資本成本顯著提高，商業(yè)信用顯著縮小。第四，參股銀行、引入機構投資者能抑制控股股東股權質押對融資約束的負面影響，但董事會沒有發(fā)揮應有的約束作用。

基于以上結論，得出以下啟示：首先，控股股東股權質押是個體融資行為，鑒于控股股東的控股地位，市場參與者將這一行為視為負面信息，影響了資金供給方的風險判斷，上市公司有必要充分披露控股股東財務狀況、質押資金的用途等信息，保障信息傳遞渠道的順暢，避免市場過度解讀控股股東的投機心理和道德風險。監(jiān)管部門也應重點關注高質押比例的上市公司，健全信息披露要求。其次，民營企業(yè)的控股股東質押股權居多，某種程度上說明其融資困境依然存在，應進一步改善融資環(huán)境，解決民營企業(yè)融資難、融資貴問題，為民營企業(yè)的高質量發(fā)展提供金融支持。最后，內部治理方面，上市公司可以借助混合所有制改革，增強其他大股東對控股股東的監(jiān)督與制衡，完善董事會制度建設，增強董事會的獨立性。外部治理方面，上市公司可以一定程度上參股銀行，促進銀企雙方的信息溝通，實現多元化的同時發(fā)揮融資協同優(yōu)勢，同時以開放姿態(tài)引入機構投資者，有關部門也應當繼續(xù)鼓勵機構投資者積極參與公司治理，促進其外部監(jiān)督職能的發(fā)揮。

表8 控股股東股權質押與融資約束的治理機制