控股股東股權(quán)質(zhì)押與公司非效率投資行為

侯 婧（副教授），朱蓮美（博士生導師）

一、引言

在完美資本市場假設(shè)下，各種融資方式都可以相互替代，投資行為與融資方式無關(guān)[1]。而真實情況是，資本市場的信息不對稱導致企業(yè)內(nèi)外部融資成本存在差異，多數(shù)公司面臨著融資約束，從而使投資支出對現(xiàn)金流的變動非常敏感[2][3]。在融資約束下，企業(yè)有時不得不放棄一些好的投資機會，從而引發(fā)投資不足的非效率投資問題，進而降低企業(yè)價值。

我國大部分企業(yè)面臨融資約束問題，當上市公司急需資金時，控股股東常通過一種新興的質(zhì)押方式——股權(quán)質(zhì)押來獲得融資。相比于銀行貸款和減持套現(xiàn)，股權(quán)質(zhì)押既不需要監(jiān)管層的重重審批也不會有削減控制權(quán)的風險，受到控股股東的青睞。根據(jù)新浪財經(jīng)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，2011年1月～2017年9月期間，A股市場上進行股權(quán)質(zhì)押的公司占境內(nèi)上市公司的比重從24.89%增至98.5%，整個市場只剩下不足50只個股沒有涉及股權(quán)質(zhì)押，質(zhì)押總股票市值從7538.99億元增至61339.54億元。累計質(zhì)押總次數(shù)從1714次增至228676次，各行業(yè)均涉及股權(quán)質(zhì)押。可見，控股股東股權(quán)質(zhì)押融資已成為我國資本市場上普遍采用的融資方式?？毓晒蓶|股權(quán)質(zhì)押的主要目的是在一定程度上緩解上市公司的融資約束，其對于投資不足引起的非效率投資能否起到一定的抑制作用？同時由于金融部門監(jiān)管不嚴，如此普遍的股權(quán)質(zhì)押行為使上市公司較為“輕易”地獲取了大量現(xiàn)金，部分資金已流入“兩高一剩”行業(yè)，控股股東股權(quán)質(zhì)押行為是否刺激了過度投資？引起投資不足或投資過度等非效率投資行為的深層次原因是什么？

本文以2010～2016年我國A股上市公司為研究樣本，將控股股東股權(quán)質(zhì)押與投資現(xiàn)金流敏感性結(jié)合在一個模型中進行研究，分析控股股東股權(quán)質(zhì)押對非效率投資行為的影響。本文的貢獻主要有三點：首先，豐富了控股股東股權(quán)質(zhì)押經(jīng)濟后果的相關(guān)文獻，已有文獻主要從盈余管理[4]、公司違規(guī)[5]、股價崩盤風險[6]、市值管理下的利益侵占[7]、企業(yè)創(chuàng)新[8][9]以及公司價值[10][11]等方面進行研究，本文則分析了控股股東股權(quán)質(zhì)押與非效率投資之間的關(guān)系；其次，拓展了非效率投資方面的研究，本文以融資約束[3]和代理成本[12]為視角探究了控股股東股權(quán)質(zhì)押對非效率投資行為的影響；最后，通過分組檢驗的方式從公司治理和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)兩個角度分析控股股東股權(quán)質(zhì)押對非效率投資行為的影響。

二、文獻回顧

1.與控股股東股權(quán)質(zhì)押相關(guān)的文獻。目前學者們關(guān)于控股股東股權(quán)質(zhì)押的文獻大多集中于研究股權(quán)質(zhì)押的動機及其經(jīng)濟后果等方面。股權(quán)質(zhì)押會向公眾傳遞控股股東面臨財務約束的信號，具有負面性，導致控股股東的現(xiàn)金流權(quán)和控制權(quán)分離度增大。在質(zhì)押期間當股票價格下降時，金融機構(gòu)會要求股東彌補下跌缺口，從而促使實際控制人采用不合理的方式調(diào)用公司資產(chǎn)來維持或提升股價。因此，股權(quán)質(zhì)押會擴大控制權(quán)的杠桿效應，股權(quán)質(zhì)押比例越高代理問題越嚴重[13]。股權(quán)質(zhì)押引起控股股東對上市公司的“掏空”行為[14][15]，對上市公司的價值存在明顯的弱化激勵效應和強化侵占效應[11]。控股股東在股權(quán)質(zhì)押后，為避免控制權(quán)轉(zhuǎn)移的風險，往往通過盈余管理來降低質(zhì)押期間的股價崩盤風險[6]，同時質(zhì)權(quán)人的外部監(jiān)督，抑制了上市公司應計性盈余操縱行為，使其盈余管理方式向更為隱蔽的真實盈余管理轉(zhuǎn)變，以及通過在質(zhì)押期間將開發(fā)支出資本化進行正向盈余管理[16]。但并非所有控股股東的股權(quán)質(zhì)押都具有“掏空”動機，不同類型股權(quán)質(zhì)押傳遞的信號存在顯著差異，當股權(quán)質(zhì)押資金投向質(zhì)押上市公司時能夠向市場傳遞控股股東的“支持”動機[17]，公司業(yè)績顯著提高[18]，民營企業(yè)大股東在質(zhì)押股權(quán)后有更強的動機改善公司業(yè)績以避免控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險，因而單純從股權(quán)質(zhì)押融資這一視角來看，大股東（尤其是民營大股東）的財務行為可能日趨理性，其存在并非一味為了“利益掏空”[4]。

綜上文獻可知，控股股東股權(quán)質(zhì)押除了會導致大股東侵占小股東利益等代理問題，以及可能發(fā)生的控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險外，部分學者認為股權(quán)質(zhì)押也能體現(xiàn)出控股股東的“支持”動機。

2.與控股股東非效率投資行為相關(guān)的文獻。非效率投資行為一直是國內(nèi)外學者廣泛關(guān)注的問題，當公司的實際投資偏離最優(yōu)投資水平時會造成投資不足和投資過度兩種非效率投資行為。

關(guān)于非效率投資形成原因的研究：其一是融資約束假說，該假說認為公司內(nèi)外部信息不對稱，受逆向選擇的影響，外部融資成本較高，迫使企業(yè)放棄好的投資機會，此時投資對現(xiàn)金流的敏感性是融資約束導致的投資不足的證據(jù)[2][3]；其二是自由現(xiàn)金流假說，該假說認為當股權(quán)較為分散時，管理層作為內(nèi)部控制人會優(yōu)先考慮自身利益而擴大投資，寧愿投資凈現(xiàn)值可能小于零的項目，導致股東與管理層之間的利益沖突，此時投資對現(xiàn)金流的敏感性是股東與管理層代理沖突導致的過度投資的證據(jù)[12][19]。

就融資約束假說的本質(zhì)來看，股東與管理者之間的利益是一致的，而自由現(xiàn)金流假說則認為股東與管理者之間的利益沖突導致代理成本的產(chǎn)生。因此，研究投資現(xiàn)金流敏感性背后的投資行為可以以股權(quán)結(jié)構(gòu)為切入點。隨著近年來股權(quán)集中現(xiàn)象愈發(fā)普遍，控股股東的侵占效應被引入投資現(xiàn)金流敏感性研究中。Pindado、Chabela[20]在研究股權(quán)集中和內(nèi)部持股對投資現(xiàn)金流的敏感性時采用的是拓展的托賓Q模型，發(fā)現(xiàn)較高的股權(quán)比例導致塹壕效應明顯，當大股東侵占中小股東利益時，非效率投資問題加?。欢蓹?quán)集中的監(jiān)督效應和管理層的激勵效應能有效降低公司投資現(xiàn)金流敏感性，作為投資不足與投資過度的約束機制。王鵬等[21]通過實證研究發(fā)現(xiàn)在大股東的控制下，控股股東的控制權(quán)存在侵占效應，現(xiàn)金流權(quán)存在激勵作用，隨著兩者分離程度加大，非效率投資問題更為嚴重，公司績效降低。安靈等[22]運用門檻面板模型研究股權(quán)制衡、終極所有權(quán)性質(zhì)與上市公司非效率投資行為時發(fā)現(xiàn)大股東對上市公司的實際控制度與非效率投資行為呈非線性關(guān)系，股權(quán)制衡可以抑制大股東利益下的過度投資。竇煒等[23]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的過度投資扭曲程度與控股股東持股比例負相關(guān)，投資不足則與其正相關(guān)，當多個大股東相互監(jiān)督時，過度投資得以緩解但投資不足加劇，而當多個大股東合謀時，結(jié)論則相反。

通過以上文獻梳理可見，非效率投資行為可能源于內(nèi)外部信息不對稱所致的投資不足，也可能源于代理沖突所致的投資過度。代理沖突一方面是股權(quán)分散下管理者作為內(nèi)部控制人通過過度投資謀取私利導致的管理層與股東之間的代理問題，另一方面是在股權(quán)集中下控股股東作為公司的主導通過過度投資謀取私利導致的大股東與小股東之間的代理問題。而在股權(quán)質(zhì)押下，控股股東對上市公司的投資行為會產(chǎn)生何種影響是本文的研究重點。

三、理論分析與研究假設(shè)

1.控股股東股權(quán)質(zhì)押與非效率投資?？毓晒蓶|占用上市公司資金相當于是無息貸款且不用考慮期限，當面臨資金短缺時，侵占上市公司資金對其來說是有效而低成本的方式。從概念上說，股權(quán)質(zhì)押是出質(zhì)人（股票持有人）以其所擁有的股權(quán)作為質(zhì)押標的物向金融機構(gòu)申請貸款或為第三方貸款提供擔保的行為。在質(zhì)押期間，雖然股權(quán)被作為質(zhì)押物出質(zhì)給質(zhì)權(quán)人，但這并不影響控股股東的投票權(quán)（表決權(quán)），質(zhì)權(quán)人只是債權(quán)人或擔保人，而最終控制權(quán)仍歸實際控股股東所有。但同時也應注意到《擔保法》第68條的規(guī)定：“質(zhì)權(quán)人有權(quán)收取質(zhì)物所生的孳息”，因此部分股權(quán)的現(xiàn)金流權(quán)在質(zhì)押期間屬于質(zhì)權(quán)人，實際控股股東的現(xiàn)金流權(quán)是扣除質(zhì)押股權(quán)部分后的剩余現(xiàn)金流權(quán)，現(xiàn)金流權(quán)顯著小于控制權(quán)。在我國上市公司普遍存在股權(quán)高度集中及“一股獨大”的情況下，葉勇等[24]以5%的控制標準發(fā)現(xiàn)實際控股股東擁有的控制權(quán)平均為43.67%，現(xiàn)金流權(quán)平均只有39.33%，表明其所獲得的控制權(quán)顯著大于所投入的現(xiàn)金流權(quán)。而控股股東股權(quán)質(zhì)押后使得控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)差異變得更大，即兩權(quán)分離問題更加嚴重。當控股股東擁有較大的現(xiàn)金流權(quán)（與中小股東利益協(xié)同）時會緩解公司的過度投資，即投資現(xiàn)金流敏感性減弱；而當控股股東擁有較大的控制權(quán)或兩權(quán)分離嚴重問題（對中小股東的利益侵占動機明顯）時會加劇公司的過度投資，投資現(xiàn)金流敏感性增加且有更大的能力和動機進行非效率投資和“掏空”行為[25]。因此本文提出假設(shè)：

H1a：自由現(xiàn)金流代理成本會使控股股東偏好于過度投資，控股股東股權(quán)質(zhì)押后兩權(quán)分離程度更加嚴重，能夠顯著增強投資現(xiàn)金流敏感性。

融資約束假說認為，信息不對稱造成企業(yè)內(nèi)外部融資成本存在差異，當外部融資成本較高時，企業(yè)不得不放棄好的投資機會而形成投資不足，導致較強的投資現(xiàn)金流敏感性。上市公司大多面臨融資困境，當其急需資金時，股權(quán)質(zhì)押相比于銀行貸款或減持套現(xiàn)等方式，既不需要監(jiān)管層審批也不會削減控制權(quán)，同時股價較高時質(zhì)押融得的資金量更多，增加了控股股東質(zhì)押融資的積極性。但從質(zhì)押資金的投向來看，大多數(shù)控股股東取得資金后用于擔?；蜃陨硎褂?，只有部分控股股東將資金投向上市公司，股權(quán)質(zhì)押能否真正緩解上市公司的融資約束有待商榷。如果控股股東出于融資約束壓力，以股權(quán)質(zhì)押方式獲取資金，就會有效抑制由投資不足引發(fā)的投資現(xiàn)金流敏感性。因此本文提出假設(shè)：

H1b：內(nèi)外部融資成本信息不對稱會使上市公司出現(xiàn)投資不足，控股股東股權(quán)質(zhì)押后資金量增加抑制了投資不足，能夠顯著削弱投資現(xiàn)金流敏感性。

2.公司治理、股權(quán)質(zhì)押與非效率投資。如果H1a成立，其根源是由大股東與上市公司中小股東之間的代理沖突引起的投資現(xiàn)金流敏感性，除通過法律制度對中小股東利益進行保護外，在一定程度上也可通過公司治理來抑制股權(quán)質(zhì)押后控股股東的代理問題。如合理的股權(quán)集中度[26][27][28]、較高的獨立董事比例[29][30]以及股權(quán)制衡度[31][32]均能有效緩解代理沖突，而公司治理監(jiān)督機制較弱時，非效率投資更為明顯。因此本文提出假設(shè)：

H2：在其他條件相同的情況下，當公司治理內(nèi)部監(jiān)督機制較弱時，控股股東股權(quán)質(zhì)押對投資現(xiàn)金流敏感性的影響更顯著。

3.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、股權(quán)質(zhì)押與非效率投資。進一步來看，在我國，企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對股權(quán)質(zhì)押有很大的影響。國有上市公司規(guī)模相對較大，且具有天然的政治優(yōu)勢和“預算軟約束”[33]，能以較低成本、較容易地獲得銀行貸款的支持，融資約束較小，同時其財務決策和經(jīng)營決策監(jiān)管較為嚴格，尤其股權(quán)質(zhì)押后向社會拋出了資金緊張的信號，媒體關(guān)注較多、信息披露透明度提高，控股股東通過股權(quán)質(zhì)押進行利益侵占的政治成本和聲譽風險較大，侵占的可能性和程度降低，而上市公司的管理層出于職業(yè)生涯和政治使命考慮，與股東之間的利益相對一致，代理沖突引起的過度投資行為減少，投資現(xiàn)金流敏感性減弱。而非國有上市公司實際控股人是家族或自然人，股權(quán)質(zhì)押后控股股東侵占動機明顯[11]，傾向于通過擴大投資獲取更多的控制權(quán)收益，增強了投資現(xiàn)金流敏感性。同時非國有上市公司面臨著嚴峻的融資約束挑戰(zhàn)，不管是資金政策支持還是融資渠道對其天然屏蔽，股權(quán)質(zhì)押可能在一定程度上減輕了資金壓力，但其投資行為可能仍受到資金不足的約束，增強了投資現(xiàn)金流敏感性。且股權(quán)質(zhì)押同樣存在風險，控股股東股權(quán)質(zhì)押到期時，如果無法償還抵押款，質(zhì)權(quán)方有權(quán)將股份出售，售價不足償還部分由控股股東清償，并且一旦股價崩盤使控股股東無法擔保時，質(zhì)權(quán)方可提前變賣控股股東的股份，則控股股東的控制權(quán)將轉(zhuǎn)移至質(zhì)權(quán)方。因此股權(quán)質(zhì)押后，控股股東可能將質(zhì)押獲得的資金用于投資項目，向公眾傳遞努力扭轉(zhuǎn)企業(yè)資金困境的信號，提高股價以降低控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險，而且控股股東可能出于“支持”動機對其利益侵占有所限制，侵占動機和支持動機相博弈，但兩者都會對投資現(xiàn)金流敏感性產(chǎn)生明顯的影響。因此本文提出假設(shè)：

H3：在其他條件相同的情況下，相對于國有上市公司而言，非國有上市公司股權(quán)質(zhì)押的投資現(xiàn)金流敏感性更強。

四、研究設(shè)計

1.樣本與數(shù)據(jù)。本文以2010～2016年全部A股上市公司為研究樣本，控股股東股權(quán)質(zhì)押數(shù)據(jù)來自萬德（WIND）數(shù)據(jù)庫，其他財務數(shù)據(jù)來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。同時，剔除存在數(shù)據(jù)缺失的公司、金融類公司及ST或PT類公司后，共得到1835家上市公司、11134個樣本觀測值。為消除極端值的影響，對所有連續(xù)變量進行了1%和99%分位的縮尾（winsorize）處理。

2.模型設(shè)定和變量定義。為研究控股股東股權(quán)質(zhì)押對非效率投資行為的影響，建立回歸模型（1）：

模型中涉及的變量及定義見表1。

其中，被解釋變量為企業(yè)投資水平（Invest），以先前學者的研究為基礎(chǔ)[34][35][36][37]，用本年度現(xiàn)金流量表中“購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金”標準化后的結(jié)果表示。解釋變量為現(xiàn)金流水平（CF）和股權(quán)質(zhì)押（Pld），其中現(xiàn)金流水平（CF）表示公司本年的現(xiàn)金流，用現(xiàn)金流量表中“經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額”除以期初固定資產(chǎn)原值來表示，而股權(quán)質(zhì)押（Pld）代表年度內(nèi)控股股東發(fā)生股權(quán)質(zhì)押行為的情況，為虛擬變量，交互項CF×Pld的系數(shù)β2表示控股股東股權(quán)質(zhì)押對投資現(xiàn)金流敏感性的作用情況。將資產(chǎn)負債率（Lev）、企業(yè)規(guī)模（Size）、成長性（Growth）、上市年限（Age）、股權(quán)集中度（Top1）等作為控制變量，其中成長性指標采用營業(yè)收入增長率作為代理變量[38][39]。另外還設(shè)置了年度和行業(yè)啞變量，以控制年度和行業(yè)的影響。為保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，所有檢驗的標準誤均經(jīng)過異方差和企業(yè)層面的聚類調(diào)整。

本文在模型（1）的基礎(chǔ)上依據(jù)公司治理指標進行分組來檢驗H2和H3，內(nèi)部公司治理變量主要選取獨董比例（Idsize）、股權(quán)制衡度（Balance）和兩職兼任（Dual），以考察企業(yè)的監(jiān)督治理力水平。其中，獨董比例根據(jù)獨立董事人數(shù)占董事會總?cè)藬?shù)的比例設(shè)置分組，股權(quán)制衡度根據(jù)中位數(shù)設(shè)置虛擬變量。獨董比例與股權(quán)制衡度兩組中高于中位數(shù)的為高分組，取值為1，否則取值為0。兩職兼任為虛擬變量，當董事長與總經(jīng)理兼任時取1，否則取0?？毓晒蓶|的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分為國有控股和非國有控股，國有控股（包括中央政府控股和地方政府控制）取值為1，否則取值為0。

表1 主要變量及其含義

五、實證分析

1.描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析。表2描述了不同變量的基本情況，可以看到企業(yè)投資水平（Invest）均值為0.071，最小值與最大值相差約為0.42，表明不同企業(yè)在投資水平上存在較大差異。企業(yè)現(xiàn)金流水平均值為0.037，年末控股股東股權(quán)質(zhì)押（Pld）的比例為34.1%。其他各變量的取值與之前學者的統(tǒng)計結(jié)果差別不大[4][5]。

表3為單變量差異檢驗結(jié)果。按控股股東股權(quán)質(zhì)押（Pld）情況進行分組檢驗，將年末控股股東存在股權(quán)質(zhì)押與不存在股權(quán)質(zhì)押的企業(yè)進行對比，前者的投資水平（Invest）和現(xiàn)金流水平（CF）顯著高于后者。股權(quán)質(zhì)押企業(yè)Invest、CF的均值（中位數(shù)）分別為0.072（0.056）、0.043（0.078），非股權(quán)質(zhì)押企業(yè)分別為0.069（0.048）、0.032（0.027），兩者在投資水平上的均值差異和中位數(shù)差異都在5%的水平上顯著，兩者在現(xiàn)金流水平上的均值差異和中位數(shù)差異都在1%的水平上顯著，初步支持了本文的假設(shè)。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

表3 差異檢驗

表4 Pearson相關(guān)系數(shù)

表4為變量的Pearson相關(guān)系數(shù)表，股權(quán)質(zhì)押（Pld）與企業(yè)投資水平（Invest）顯著正相關(guān)，股權(quán)質(zhì)押（Pld）與現(xiàn)金流水平（CF）顯著負相關(guān)。變量的相關(guān)系數(shù)均不超過0.5，VIF最高值為1.45，平均值為1.19，表明模型不存在嚴重的多重共線性。

2.多元回歸分析。本部分主要檢驗控股股東股權(quán)質(zhì)押對上市公司投資現(xiàn)金流敏感性的影響。需要關(guān)注股權(quán)質(zhì)押（Pld）變量與現(xiàn)金流水平（CF）交互項（CF×Pld）的回歸系數(shù)β2及其顯著性。如果交互項的系數(shù)為正，則H1a成立；如果為負，則H1b成立。

表5列示了控股股東股權(quán)質(zhì)押與投資行為之間的檢驗結(jié)果：第（1）列在不加入除年度和行業(yè)個體效應以外的控制變量時，現(xiàn)金流水平（CF）系數(shù)為正且在1%的水平上顯著，說明我國上市公司普遍受到內(nèi)部現(xiàn)金的影響，控股股東股權(quán)質(zhì)押虛擬變量Pld系數(shù)為正且在1%的水平上顯著，本文所關(guān)注的交互項CF×Pld系數(shù)為正且在1%的水平上顯著，說明控股股東股權(quán)質(zhì)押會導致控制權(quán)增加，加劇兩權(quán)分離，控股股東與中小股東之間的利益一致性減弱，投資現(xiàn)金流敏感性隨之增加，投資的非效率更多地表現(xiàn)為過度投資，從而也進一步證實了股權(quán)質(zhì)押更多地表現(xiàn)為控股股東利益侵占效應。第（2）列中，進一步控制企業(yè)層面其他影響投資現(xiàn)金流敏感性的相關(guān)變量后發(fā)現(xiàn)，交互項CF×Pld系數(shù)為正且在1%的水平上顯著，驗證了H1a。H1b中提出的股權(quán)質(zhì)押緩解融資約束從而降低投資現(xiàn)金流敏感性的作用顯著低于其加重兩權(quán)分離度從而增加現(xiàn)金流敏感性的作用。在控制變量方面，企業(yè)規(guī)模（Size）、成長性（Growth）與投資水平之間顯著正相關(guān)，即企業(yè)規(guī)模越大、營業(yè)收入水平越高，企業(yè)投資水平越高；財務杠桿（Lev）和上市年限（Age）與投資水平顯著負相關(guān)，即債務水平對投資具有約束作用，同時公司越成熟，投資越謹慎，投資水平越低。股權(quán)集中度（Top1）的系數(shù)為正但不顯著。

下面進一步驗證H2和H3。為驗證H2，參考曹春方等[39]的做法，選取股權(quán)制衡度、獨董比例及兩職兼任等公司治理指標進行分組，分析控股股東股權(quán)質(zhì)押對非效率投資行為的影響，結(jié)果如表6所示。

表5 控股股東股權(quán)質(zhì)押與上市公司投資行為的實證結(jié)果

表6中列（1）～（6）是H2的檢驗結(jié)果，可以看出現(xiàn)金流水平（CF）與企業(yè)投資水平（Invest）呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。回歸（1）和（2）表明，交互項CF×Pld系數(shù)在股權(quán)制衡度較低組中顯著為正，而在股權(quán)制衡度較高組中不顯著；回歸（3）和（4）表明，交互項CF×Pld系數(shù)在獨董比例較低組中顯著為正，而在獨董比例較高組中不顯著；回歸（5）和（6）表明，交互項CF×Pld系數(shù)在兩職不兼任組顯著為正，而在兩職兼任組中不顯著。以上結(jié)果驗證了H2。據(jù)此推斷，在公司治理內(nèi)部監(jiān)督機制比較好的公司中，大股東對中小股東的利益侵占與兩者利益協(xié)同相博弈而呈現(xiàn)出不顯著影響的狀態(tài)，而監(jiān)督機制相對較弱的公司股權(quán)質(zhì)押則加劇了大股東對中小股東的侵占作用。

表6中列（7）和列（8）是H3的檢驗結(jié)果。由列（8）可以看出在國有控股上市公司中，現(xiàn)金流水平（CF）與企業(yè)投資水平（Invest）之間的相關(guān)系數(shù)為0.141，但不顯著，表明國有控股上市公司不存在投資現(xiàn)金流敏感性，交互項CF×Pld的系數(shù)為負但不顯著，說明國有控股上市公司股權(quán)質(zhì)押行為并沒有對投資敏感性（非效率投資）產(chǎn)生顯著的影響，系數(shù)為負可以解釋為控股股東與中小股東的利益協(xié)同效應。由列（7）可以看出，非國有控股上市公司中現(xiàn)金流水平（CF）與企業(yè)投資水平（Invest）在1%的水平上顯著正相關(guān)，表明非國有控股上市公司中存在顯著的投資現(xiàn)金流敏感性，同時交互項CF×Pld系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明非國有控股股東股權(quán)質(zhì)押確實增加了投資現(xiàn)金流敏感性，進一步證實了控股股東侵占效應的存在，與自由現(xiàn)金流假說相一致。由此推斷，相對于股權(quán)質(zhì)押改善融資約束環(huán)境、抑制投資現(xiàn)金流敏感性的作用，其增加控制權(quán)杠桿、加劇兩權(quán)分離而帶來過度投資從而增加投資現(xiàn)金流敏感性的效應更強，驗證了H3。

3.穩(wěn)健性檢驗。為了使本文的研究結(jié)果更加穩(wěn)健，本文開展了如下幾方面的穩(wěn)健性測試。

（1）改變模型的估計方法。前文衡量非效率投資時以投資現(xiàn)金流敏感性作為代理變量，現(xiàn)參考Richardson[40]的模型來分析過度投資和投資不足的非效率投資問題。首先以模型估算出企業(yè)正常的資本投資水平，然后用該模型回歸的正殘差衡量過度投資（Over），值越大代表過度投資越嚴重；用負殘差的絕對值衡量投資不足（Under），值越大代表投資不足越嚴重。通過構(gòu)建模型（2）以過度投資和投資不足進一步檢驗控股股東股權(quán)質(zhì)押對投資現(xiàn)金流敏感性的影響，結(jié)果見表7中Over（1）和Under（2）列。模型（2）如下所示：

如表7所示，回歸Over（1）和Under（2）對于投資效率（過度投資和投資不足）類型的分析發(fā)現(xiàn)，在過度投資分組中，控股股東股權(quán)質(zhì)押（Pld）的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，同時交互項CF×Pld系數(shù)在5%的水平上顯著為正，說明存在控股股東股權(quán)質(zhì)押的上市公司過度投資更為嚴重，驗證了H1a。在投資不足組中，控股股東股權(quán)質(zhì)押（Pld）、交互項CF×Pld系數(shù)都不顯著，拒絕了H1b，與前文用投資水平作為代理變量的結(jié)果一致，支持了自由現(xiàn)金流假說中大股東與中小股東之間代理問題的假說，拒絕了融資約束的投資不足假說。

（2）改變投資水平和控股股東股權(quán)質(zhì)押變量的估計方法。目前，學術(shù)界對企業(yè)投資水平存在多種不同的度量方法，因此，本文用“購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金”“投資支付的現(xiàn)金”和“取得子公司及其他營業(yè)單位支付的現(xiàn)金凈額”之和減去“處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額”，再減去“收回投資收到的現(xiàn)金”和“處置子公司及其他營業(yè)單位收到的現(xiàn)金凈額”之后的差額除以“期初總資產(chǎn)的賬面價值”作為投資支出的代理變量進行穩(wěn)健性分析，在表8列（1）～（2）中列示；控股股東股權(quán)質(zhì)押使用控股股東質(zhì)押比例（Pld_per）作為代理變量進行穩(wěn)健性分析，在表8列（3）～（4）中列示。由表8可以看出，結(jié)果仍然顯示控股股東股權(quán)質(zhì)押與投資現(xiàn)金流在1%的水平上顯著正相關(guān)，與前文結(jié)論一致。

表6 H2和H3的檢驗結(jié)果

表7 Richardson模型檢驗結(jié)果

（3）遺漏變量所導致的內(nèi)生性問題。為了避免遺漏變量所導致的內(nèi)生性問題，采用兩階段回歸（2SLS）方法。參考謝德仁等[6]的研究，選取t年行業(yè)平均質(zhì)押水平（Pld_ind）和t年省份平均質(zhì)押水平（Pld_area）作為控股股東股權(quán)質(zhì)押（Pld_per）的工具變量。如表9所示，在第一階段回歸結(jié)果中，行業(yè)平均質(zhì)押水平（Pld_ind）和省份平均質(zhì)押水平（Pld_area）與控股股東股權(quán)質(zhì)押（Pld_per）在1%的水平上正相關(guān)；第二階段現(xiàn)金流水平（CF）與企業(yè)投資水平（Invest）在1%的水平上顯著正相關(guān)，交互項CF×Pld_per與企業(yè)投資水平（Invest）在10%的水平上顯著正相關(guān)，回歸結(jié)果基本穩(wěn)定，說明在控制遺漏變量后，H1a仍然成立。

表8 改變代理變量后的檢驗結(jié)果

表9 2SLS回歸結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

1.研究結(jié)論。本文基于融資約束和代理成本視角，以2010～2016年我國A股上市公司為樣本，研究控股股東股權(quán)質(zhì)押對非效率投資行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)：控股股東股權(quán)質(zhì)押加劇了控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離，致使控制權(quán)杠桿增高，上市公司過度投資引起的投資現(xiàn)金流敏感性顯著增加，也表明股權(quán)質(zhì)押行為加劇了控股股東對上市公司中小股東的利益侵占；當公司治理內(nèi)部監(jiān)督機制較弱時，控股股東股權(quán)質(zhì)押對投資現(xiàn)金流敏感性的影響更顯著；相對于國有控股上市公司而言，非國有控股上市公司的控股股東股權(quán)質(zhì)押與投資現(xiàn)金流敏感性更顯著。

2.理論啟示。實施控股股東股權(quán)質(zhì)押的目的是緩解上市公司的融資約束，但在實踐中其對過度投資的增強效果要顯著高于緩解投資不足的效果，控股股東對上市公司中小股東的利益侵占效應明顯。本文首次從融資約束和代理成本視角分析控股股東股權(quán)質(zhì)押對非效率投資行為的影響，豐富了資本市場中控股股東股權(quán)質(zhì)押經(jīng)濟后果方面的文獻，也為監(jiān)管部門對股權(quán)質(zhì)押后資金投向問題的約束提供了依據(jù)，以便減少過度投資行為，抑制控股股東的侵占行為，真正發(fā)揮股權(quán)質(zhì)押緩解融資約束的作用。

3.不足和展望。首先，本文在界定控股股東時使用的是直接股東，并未追溯到最終控制人，當界定為最終控制人時是否存在新的發(fā)現(xiàn)可作為以后研究的方向；其次，本文運用的是全部質(zhì)押樣本數(shù)據(jù)，當質(zhì)押后資金投向不同時是否結(jié)論有所變化以及其能否有效緩解融資約束為以后的研究提供了方向；最后，在進行內(nèi)生性問題檢驗時存在一定的局限性，在今后的研究中應拓展使用不同的解決方法。