股權質押對企業(yè)創(chuàng)新的影響研究—基于貨幣政策不確定性調節(jié)效應的分析

楊鳴京，程小可，鐘 凱

（1. 北京交通大學 經濟管理學院，北京 100044；2. 對外經濟貿易大學 國際商學院，北京 100029）

一、引 言

近年來，質押股票進行借款成為上市公司控股股東外部融資的重要手段，不少控股股東利用上市公司這一平臺進行融資以滿足自身資金需求。2017年以來，不少個股遭遇“爆倉”危機，或追加擔保，或停牌自救。股權質押融資在為控股股東帶來現金流量的同時，也會帶來一系列風險。盡管質押股票進行融資是控股股東的個體行為，但是這種行為有可能導致控股股東失去對上市公司的控制權，從而影響其經營決策。頻繁質押股票借款容易向資本市場傳遞控股股東資金鏈斷裂的負面信號，進一步惡化上市公司的融資環(huán)境，嚴重影響其正常經營活動。

我國已經步入經濟新常態(tài)，如何在宏觀經濟政策的指引下，實現實體經濟的長期可持續(xù)發(fā)展，是當前政府亟待解決的關鍵問題。企業(yè)是經濟增長的主體，創(chuàng)新則是企業(yè)提高生產率的重要源泉。自2014年李克強總理大力倡導“雙創(chuàng)”以來，政府實施了多項政策鼓勵創(chuàng)新投資，企業(yè)的創(chuàng)新活力不斷被激發(fā)。與普通資本投資不同的是，創(chuàng)新投資風險較大，需要長期穩(wěn)定的融資來源，且短期回報較低。在股權質押的背景下，上市公司控股股東將如何對待高風險的創(chuàng)新投資？

宏觀經濟政策是影響我國實體經濟發(fā)展的重要因素之一，探討微觀企業(yè)行為需要考慮宏觀經濟政策的影響（姜國華和饒品貴，2011）。自金融危機爆發(fā)以來，我國貨幣政策的頻繁調整引發(fā)了不確定性預期，加劇了股票市場的不穩(wěn)定，也惡化了企業(yè)的融資環(huán)境。質押股權的控股股東需要穩(wěn)定的股票市場來降低控制權轉移風險，也需要良好的融資環(huán)境來改善自身現金流。在這種情況下，貨幣政策不確定性加劇又將如何影響控股股東對企業(yè)創(chuàng)新的態(tài)度？探討這些問題對于創(chuàng)造良好的企業(yè)創(chuàng)新環(huán)境、維護我國資本市場穩(wěn)定等都具有較強的現實意義。

本文以2005?2015年A股上市公司為樣本，探討了控股股東股權質押與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系，以及貨幣政策不確定性對這一關系的調節(jié)作用。研究發(fā)現，控股股東股權質押會顯著抑制企業(yè)創(chuàng)新，且這種抑制作用具有持續(xù)性，而貨幣政策不確定性加劇了股權質押對上市公司創(chuàng)新活動的抑制作用。進一步研究發(fā)現，與策略性創(chuàng)新相比，控股股東股權質押對上市公司實質性創(chuàng)新的抑制作用更強；控股股東股權質押對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用存在控制權轉移風險和融資約束兩種作用機制。

本文的研究貢獻主要體現在：第一，拓展了控股股東行為對企業(yè)投融資決策影響的文獻，豐富了股權質押對企業(yè)創(chuàng)新的作用機制。關于股權結構特別是控股股東對企業(yè)創(chuàng)新的影響，現有文獻主要考察的是股權集中度對創(chuàng)新的直接影響（李春濤和宋敏，2010；任海云，2010；唐清泉和徐欣，2010；魯桐和黨印，2014），且沒有得到統(tǒng)一的結論。鮮有研究從自身狀況出發(fā)探討控股股東行為對企業(yè)創(chuàng)新的作用機制。張瑞君等（2017）從控制權轉移風險的角度發(fā)現股權質押不利于研發(fā)投入，但他們沒有對兩者間關系的具體機制做進一步分析和檢驗。本文基于短視理論和代理理論，詳細探討了股權質押對企業(yè)創(chuàng)新的作用機制。研究表明，控股股東股權質押對企業(yè)創(chuàng)新存在控制權轉移風險和融資約束兩條作用路徑：一是控股股東股權質押后，為避免股價波動而失去控制權，不愿上市公司承擔過高風險，導致風險承擔能力下降，從而抑制了創(chuàng)新活動；二是控股股東股權質押后代理沖突加劇，上市公司面臨更嚴重的融資約束，導致創(chuàng)新活動減少。

第二，本文區(qū)分創(chuàng)新活動的不同類型來考察股權質押帶來的不同影響，豐富了企業(yè)創(chuàng)新的相關文獻。黎文靖和鄭曼妮（2016）認為，企業(yè)存在實質性創(chuàng)新和策略性創(chuàng)新，實質性創(chuàng)新有助于推動企業(yè)技術進步、獲取競爭優(yōu)勢，而策略性創(chuàng)新追求創(chuàng)新數量和速度以謀求他利。本文研究發(fā)現，控股股東股權質押對上市公司實質性創(chuàng)新的抑制作用更大，不利于企業(yè)形成持久競爭力與可持續(xù)發(fā)展。這進一步說明了控股股東股權質押給上市公司帶來的負面影響，也補充了企業(yè)創(chuàng)新的相關文獻。

第三，本文還從貨幣政策不確定性出發(fā)，考察了貨幣政策的動態(tài)調整對股權質押與企業(yè)創(chuàng)新之間關系的調節(jié)效應，豐富了宏觀經濟政策與微觀企業(yè)行為的相關研究。已有研究大多討論的是靜態(tài)視角下貨幣政策對企業(yè)行為的影響（葉康濤和祝繼高，2009；靳慶魯等，2012；喻坤等，2014；代冰彬和岳衡，2015），但忽略了貨幣政策的動態(tài)調整過程。而頻繁調整的貨幣政策會引發(fā)不確定性預期，影響企業(yè)的經營決策和長期投資行為。本文研究表明，貨幣政策不確定性加劇了控股股東股權質押對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用，從而豐富了宏觀經濟政策對微觀企業(yè)行為影響的相關文獻。

二、理論分析與研究假設

（一）控股股東股權質押與企業(yè)創(chuàng)新

已有研究表明，控股股東股權質押會加大控股股東的控制權轉移風險。在質押股票之后，控股股東對股價的敏感性增強，如果被質押股票價格下跌至合同警戒線或平倉線，控股股東會被要求追加擔保甚至被債權人強制平倉，由此觸發(fā)控制權轉移風險（謝德仁等，2017），形成股權質押的隱性成本（王斌等，2013）。出于維護自身控制權的目的，控股股東有較強的動機來降低控制權轉移風險（謝德仁等，2016；王雄元等，2018）。與普通資本投資不同的是，創(chuàng)新活動的不確定性較高且失敗的可能性較大，有可能引起公司股價的大幅波動，①例如，2011年12月7日，重慶啤酒宣布公司投入巨資參與研制十三年的乙肝疫苗，經臨床實驗評估為無顯著療效，公司股價應聲暴跌。又如，2015年以來，以科技創(chuàng)新著稱的暴風科技股價經歷了一路飆升至數次一字跌停。增加控股股東的控制權轉移風險?；诙桃暲碚?，盡管創(chuàng)新活動有助于提升企業(yè)的長期競爭力，但是對質押公司股票的控股股東而言，他們更在乎如何降低短期內的控制權轉移風險。如果短期內創(chuàng)新的風險大于其帶來的收益，控股股東就有動機減少高風險的創(chuàng)新投資。

另外，控股股東股權質押也可能加劇公司面臨的融資約束?？毓晒蓶|股權質押后，其現金流權下降，控制權和現金流權的分離度加大，導致第二類代理沖突加劇，大股東侵害中小股東利益的動機增強（Bebchuk 等，1999；Yeh 等，2003；黎來芳，2005；郝項超和梁琪，2009）。在第二類代理沖突的影響下，控股股東開展高風險創(chuàng)新活動的意愿降低（左晶晶等，2013），以占款等方式掏空上市公司的動機增強，進而加劇上市公司面臨的融資約束（鄭國堅等，2014）。同時，控股股東股權質押很可能向資本市場傳遞出負面信號（如控股股東自身資金鏈斷裂、代理沖突加劇等），從而進一步惡化上市公司的融資環(huán)境，融資約束變得更加嚴重（李旎和鄭國堅，2015）。而創(chuàng)新投資需要比較穩(wěn)定的融資來源，一旦資金鏈斷裂，前期的投入將形成沉沒成本，嚴重影響創(chuàng)新的持續(xù)性?；谏鲜龇治觯疚奶岢鲆韵录僭O：

假設1：控股股東股權質押會抑制企業(yè)的創(chuàng)新活動。

（二）貨幣政策不確定性、控股股東股權質押與企業(yè)創(chuàng)新

宏觀經濟政策是影響我國實體經濟發(fā)展的重要因素之一。自金融危機爆發(fā)以來，我國貨幣政策的頻繁調整加劇了其不確定性，影響了企業(yè)的長期經營發(fā)展。在中國當前的金融環(huán)境下，信貸資金是企業(yè)融資的重要來源（Ayyagari等，2010），貨幣政策通過信貸渠道會對企業(yè)的經營決策產生重大影響（葉康濤和祝繼高，2009；靳慶魯等，2012；喻坤等，2014；鐘凱等，2016）。已有研究表明，頻繁調整的貨幣政策容易引發(fā)不確定性預期（楊海生等，2014），增加資金供需雙方的預測難度，使銀行更愿意將信貸資金留在金融體系內部以應對可能的風險，從而導致信貸供給減少（鐘凱等，2017）。如前所述，控股股東股權質押會減少上市公司的創(chuàng)新投資，貨幣政策不確定性則進一步加劇了控股股東面臨的融資約束，導致其侵占動機增強，從而進一步抑制了創(chuàng)新活動。

另外，已有研究表明，股票市場是貨幣政策重要的傳導渠道之一（孫華妤和馬躍，2003），頻繁調整的貨幣政策會增大股票價格和收益率的波動。圖1展示了上海銀行間同業(yè)拆借7日利率的年度波動率與股票市場綜合周收益率的年度波動率的關系。從中可以看出，貨幣政策波動越大，股票收益波動越大，而股票收益率的波動狀況在一定程度上反映了企業(yè)的風險水平（Bargeron等，2010），因此貨幣政策不確定性可以通過股票市場來影響企業(yè)的風險承擔能力。如前所述，在質押股權后，控股股東對股價的敏感性增強。為了規(guī)避股價波動所帶來的控制權轉移風險，控股股東會減少創(chuàng)新活動以提高自身的風險承擔能力。貨幣政策不確定性則進一步加劇了股價的不穩(wěn)定，增加了控股股東股權質押所帶來的風險。因此，對存在股權質押的控股股東而言，貨幣政策不確定性使其更有動機去減少上市公司的創(chuàng)新活動。基于上述分析，本文提出以下假設：

圖1 貨幣政策不確定性與股票收益波動關系圖

假設2：當貨幣政策不確定性更大時，控股股東股權質押對企業(yè)創(chuàng)新活動的抑制作用更強。

（三）控股股東股權質押與創(chuàng)新類型

黎文靖和鄭曼妮（2016）將企業(yè)的創(chuàng)新活動分為兩類：實質性創(chuàng)新（substantial innovation）和策略性創(chuàng)新（strategic innovation）。實質性創(chuàng)新是以推動企業(yè)技術進步和獲取競爭優(yōu)勢為目的的高質量創(chuàng)新行為；策略性創(chuàng)新則是以謀求其他利益為目的，追求創(chuàng)新數量和速度的創(chuàng)新行為。不同的創(chuàng)新活動所需耗費的資源不同，也存在不同的風險。首先，實質性創(chuàng)新是提高企業(yè)競爭能力最主要的因素，企業(yè)所需承擔的風險較高，一旦失敗會造成較大的損失，策略性創(chuàng)新的風險則相對較??；其次，實質性創(chuàng)新需要持續(xù)不斷的資金投入，對企業(yè)的融資能力有較高的要求，策略性創(chuàng)新所需投入的成本則較少。在控股股東存在股權質押的背景下，實質性創(chuàng)新對股價波動的影響較大。隨著控股權轉移壓力的增大和融資環(huán)境的惡化，股權質押對企業(yè)實質性創(chuàng)新的抑制作用可能更強?；谏鲜龇治觯疚奶岢鲆韵录僭O：

假設3：控股股東股權質押對企業(yè)實質性創(chuàng)新的抑制作用更強。

三、研究設計

（一）變量定義

1. 股權質押。結合已有研究，本文定義兩個變量來度量控股股東股權質押：定義Pledge1為控股股東是否存在股權質押，若當年年末控股股東存在股權質押，則Pledge1為1，否則為0；定義Pledge2為控股股東股權質押比例，等于控股股東股權質押數量與持股數量之比。

2. 貨幣政策不確定性。本文借鑒鐘凱等（2017）以及孫健等（2017）的研究，采用上海銀行間同業(yè)拆借7日利率的年度標準差來度量貨幣政策不確定性（ShiborSD）。采用這種方法進行度量的主要原因是：（1）銀行間拆借利率主要由貨幣市場供求關系決定，Shibor能夠反映我國貨幣市場的供求關系；（2）已有研究表明貨幣政策主要通過Shibor這一中介渠道發(fā)揮作用（錢雪松等，2015），因此Shibor的變化能夠反映我國貨幣政策的動態(tài)調整；（3）已有研究通過設置虛擬變量、M2等定義貨幣政策（葉康濤和祝繼高，2009；靳慶魯等，2012；喻坤等，2014，代冰彬和岳衡，2015；袁衛(wèi)秋等，2017；趙振洋等，2017），但這些方法反映的是靜態(tài)的貨幣政策，無法體現貨幣政策的動態(tài)調整，采用銀行間同業(yè)拆借7日利率的年度標準差能夠衡量貨幣政策的不確定性。

3. 企業(yè)創(chuàng)新。結合已有研究，本文采用上市公司專利申請數量來衡量企業(yè)創(chuàng)新（He和Tian，2013；Chemmanur等，2014；Fang等，2014），等于公司專利申請數量加上 1后取自然對數（LnInnovation）?？紤]到創(chuàng)新是一個較長時間的投資行為，且控股股東對貨幣政策不確定性做出反應可能存在滯后效應，本文采用當期、未來一期和未來兩期專利申請數量來分別度量公司的創(chuàng)新活動。本文還借鑒黎文靖和鄭曼妮（2016）的做法，定義發(fā)明類專利為實質性創(chuàng)新（LnInvention），實用新型專利和外觀類專利為策略性創(chuàng)新（LnNoninvention），分別加上1后取自然對數作為各自的代理變量，以檢驗股權質押對不同類型創(chuàng)新的作用。

4. 控制變量。已有研究表明公司治理結構與股權安排對企業(yè)創(chuàng)新有顯著影響，魯桐和黨?。?014）認為大股東持股在一定程度上決定了對創(chuàng)新的支持力度，而董事長和總經理兩職合一有助于提高決策效率。基于此，本文加入了第一大股東持股比例（Bighold）和兩職合一（Dual）這兩個變量。企業(yè)創(chuàng)新需要穩(wěn)定的資金來源，而固定資產投資有可能擠占創(chuàng)新投資，同時較大的公司規(guī)模有助于緩解融資約束，國有企業(yè)通常面臨較輕的融資約束。參考He和Tian（2013）及魯桐和黨?。?014）的研究，本文還引入了產權性質（SOE）、固定資產（PPE）、經營活動現金流量（Ocfo）、公司規(guī)模（Size）和資產負債率（Lev）這五個控制變量。此外，張瑞君等（2017）的研究表明，非控股股東股權質押（Nonconpledge）、總資產收益率（ROA）和托賓Q值（TobinQ）對創(chuàng)新也存在影響，因此本文也控制了這三個變量。變量定義見表1。

表1 變量定義

（二）研究模型。本文采用模型（1）和模型（2）來分別檢驗假設1和假設2，其中LnInnovation分別采用當期、未來一期和未來兩期的專利申請數，Pledge采用虛擬變量與連續(xù)變量兩種度量方法。本文在模型（1）的基礎上將因變量替換為LnInvention和LnNoninvention分別回歸，比較Pledge的系數大小以檢驗假設3，即股權質押對不同創(chuàng)新類型的作用。本文對回歸標準誤在公司和時間層面進行聚類（Cluster）調整，并控制年度和行業(yè)效應，①由于ShiborSD本身具有年度效應，模型（2）中沒有控制年份效應。采用基于pooled data的普通最小二乘法進行回歸。

（三）樣本選擇。為了盡可能保留較長的樣本期間，研究較長時期內股權質押對企業(yè)創(chuàng)新的影響，在數據可得的情況下，本文選擇2005?2015年A股上市公司為研究樣本，基本數據來源于CSMAR數據庫，股權質押數據來源于WIND數據庫。本文剔除了金融行業(yè)、數據缺失、ST公司以及所有者權益小于0的樣本，并對連續(xù)變量做了上下1%的winsorize縮尾處理。經過上述處理，本文得到20 198個研究樣本。

四、實證檢驗

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了本文變量的描述性統(tǒng)計結果。從中可以看出，經過對數化處理之后的創(chuàng)新變量LnInnovation依然存在較大的差距，表明上市公司的創(chuàng)新水平參差不齊。Pledge1的均值為0.359，表明35.9%的上市公司控股股東存在股權質押行為；Pledge2的均值為0.214，表明控股股東股權質押的平均比例為21.4%。ShiborSD的均值為0.009，最小值和最大值分別為0.003和0.015，說明我國貨幣政策的波動較大，存在較強的不確定性。Nonconpledge的均值為0.309，表明除了控股股東外，其他股東質押股權的比例也較高。Bighold的均值為0.364，說明上市公司的股權相對比較集中，也表明控股股東的控制權較大。Dual的均值為0.216，說明有21.6%的上市公司存在董事長和總經理兩職兼任的情況。SOE的均值為0.488，說明樣本中國有和非國有企業(yè)的比例大致相同。

表2 描述性統(tǒng)計

（二）基本結果分析

1. 控股股東股權質押與企業(yè)創(chuàng)新。表3展示了控股股東股權質押和企業(yè)創(chuàng)新之間的關系，①為節(jié)省篇幅，表中未列示控制變量回歸結果，下同。其中列（1）和列（2）是控股股東股權質押對當期企業(yè)創(chuàng)新的影響，列（3）和列（4）是股權質押對未來一期創(chuàng)新的影響，列（5）和列（6）是股權質押對未來兩期創(chuàng)新的影響。列（1）中Pledge1的系數為?0.196，在1%水平上顯著為負，表明控股股東存在股權質押會抑制企業(yè)的創(chuàng)新活動；列（2）中Pledge2的系數為?0.356，同樣在1%水平上顯著為負，表明控股股東質押股權比例每上升1個單位，專利申請數量下降0.356個單位。采用未來一期和未來兩期創(chuàng)新的回歸結果與當期結果類似。表3結果表明，控股股東股權質押會抑制上市公司的創(chuàng)新活動，且這種抑制作用具有持續(xù)性。假設1得到驗證。

表3 控股股東股權質押與企業(yè)創(chuàng)新

2. 貨幣政策不確定性、控股股東股權質押與企業(yè)創(chuàng)新。表4展示了貨幣政策不確定性、控股股東股權質押與企業(yè)創(chuàng)新的回歸結果。同樣，列（1）和列（2）是對當期創(chuàng)新的影響，列（3）和列（4）是對未來一期創(chuàng)新的影響，列（5）和列（6）是對未來兩期創(chuàng)新的影響。列（1）中Pledge1×ShiborSD的系數為?2.552，在統(tǒng)計上不顯著；列（2）中Pledge2×ShiborSD的系數為?10.912，在10%水平上顯著為負。列（3）中 Pledge1×ShiborSD 的系數為?3.091，在 10% 水平上顯著為負；列（4）中 Pledge2×ShiborSD的系數為?13.915，在5%水平上顯著為負。與前兩列相比，Pledge×ShiborSD的系數絕對值增加，且顯著性水平有所提升。列（5）中Pledge1×ShiborSD的系數為?8.518，在1%水平上顯著為負；列（6）中 Pledge2×ShiborSD 的系數為?16.574，在 1% 水平上顯著為負。Pledge×ShiborSD的系數絕對值與顯著性水平進一步提升。可見，貨幣政策不確定性會加劇股權質押對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用。假設2得到驗證。

表4 貨幣政策不確定性、控股股東股權質押與企業(yè)創(chuàng)新

續(xù)表4 貨幣政策不確定性、控股股東股權質押與企業(yè)創(chuàng)新

3. 控股股東股權質押與創(chuàng)新類型。受篇幅限制，表5僅報告了采用未來一期專利申請數作為創(chuàng)新代理變量的回歸結果。列（1）和列（3）是股權質押對實質性創(chuàng)新的影響，列（2）和列（4）是股權質押對策略性創(chuàng)新的影響。列（1）中Pledge1的系數為?0.142，在1%水平上顯著為負；列（2）中Pledge1的系數為?0.074，在10%水平上顯著為負。Chi2值為14.35，在1%水平上顯著，說明控股股東股權質押對不同類型創(chuàng)新活動的抑制作用不同，對實質性創(chuàng)新活動的抑制作用更強。列（3）和列（4）結果與此基本一致。表5結果表明，控股股東股權質押對上市公司實質性創(chuàng)新的抑制作用更強。假設3得到驗證。

表5 控股股東股權質押與創(chuàng)新類型

五、作用機制分析與穩(wěn)健性檢驗

（一）作用機制分析。本文從風險承擔能力和融資約束兩個維度來檢驗控股股東股權質押對企業(yè)創(chuàng)新的作用機制。

1. 中介變量定義

（1）風險承擔能力。借鑒John等（2008）以及Faccio等（2016）的研究，本文采用企業(yè)盈利的波動性來衡量風險承擔水平（Risk），計算步驟如下：首先對上市公司的年度ROA進行行業(yè)均值調整，得到調整后的總資產收益率（ROAadj），然后計算ROAadj三年的波動情況，得到風險承擔能力Risk，其計算公式為：

其中，Risk表示上市公司的風險承擔能力，數值越大表明盈利波動越大，風險承擔能力越弱。

（2）融資約束。借鑒Kaplan和Zingales（1997）的思想，本文采用KZ指數來度量上市公司面臨的融資約束（FC），計算步驟如下：（1）計算上市公司貨幣資金與上一期總資產之比（Cash）、現金股利與上一期總資產之比（Dividend）、經營活動現金流量凈額與上一期總資產之比（Cashflow）、資產負債率（Lev）和托賓Q值（TobinQ），根據各年中位數對這5個指標進行賦值。若Cash小于中位數，則取值為1，否則為0；若Dividend小于中位數，則取值為1，否則為0；若Cashflow小于中位數，則取值為1，否則為0；若Lev大于中位數，則取值為1，否則為0；若TobinQ大于中位數，則取值為1，否則為0。（2）將賦值后的指標加總求和得到KZ，以KZ為因變量，采用ordered logit模型對Cash、Dividend、Cashflow、Lev和TobinQ這5個變量進行回歸。（3）將原5個變量的值代入回歸模型中，估計出公司的融資約束指數（FC），FC越大說明公司面臨的融資約束越嚴重。

2. 中介檢驗模型。本文借鑒Judd和Kenny（1981）以及Baron和Kenny（1986）的中介效應分析方法，分三步進行檢驗。Path a：檢驗股權質押和企業(yè)創(chuàng)新之間的關系，得到回歸系數α1。如果α1在統(tǒng)計上顯著，則進行下一步。Path b：檢驗股權質押和中介變量（風險承擔能力Risk和融資約束FC）之間關系，得到回歸系數β1。如果β1在統(tǒng)計上顯著，則進行下一步。Path c：檢驗中介效應，將中介變量納入模型中進行回歸，得到回歸系數。如果相比α1的絕對值減小，且不再顯著，則說明存在完全中介效應；如果依舊顯著，則說明存在部分中介效應。

3. 檢驗結果分析。表6中Panel A是Risk作為中介變量的檢驗結果，Panel B是FC作為中介變量的檢驗結果。受篇幅限制，這里僅報告了采用未來一期專利申請數作為創(chuàng)新代理變量的回歸結果。在Panel A中，列（1）中Pledge1的系數為?0.219，在1%水平上顯著為負，表明股權質押與企業(yè)創(chuàng)新之間呈負相關關系；列（2）中Pledge1的系數為0.003，在1%水平上顯著為正，Risk數值越大，風險承擔能力越弱，因此股權質押與上市公司風險承擔能力之間呈負相關關系；列（3）中加入變量Risk后，Pledge1的系數由?0.219變?yōu)?0.129，在5%水平上顯著為負，Sobel Z值為?2.85且在1%水平上顯著，說明存在部分中介效應，即控股股東股權質押降低了上市公司的風險承擔能力，抑制了高風險的創(chuàng)新活動。后三列是以Pledge2作為代理變量的回歸結果，與上述檢驗結果基本保持一致。Panel B以FC作為中介變量的檢驗結果與Panel A類似，控股股東股權質押加劇了上市公司的融資約束，抑制了創(chuàng)新活動。

表6 中介效應檢驗結果

（二）內生性檢驗①為節(jié)省篇幅，文中未列示內生性檢驗和穩(wěn)健性檢驗結果，感興趣的讀者可向作者索取。

1. Heckman兩階段回歸?？紤]到控股股東股權質押和公司特征可能存在內生關系，本文采用Heckman兩階段估計來緩解內生問題可能帶來的影響。第一階段Probit回歸的因變量為控股股東是否存在質押行為（即Pledge1），得到逆米爾斯比率；然后將控股股東股權質押比例（即Pledge2）作為自變量，將第一階段得到的逆米爾斯比率（Lambda）代入第二階段進行回歸，結果與上文沒有明顯差異。

2. 兩階段最小二乘法（2SLS）。本文還利用工具變量進行兩階段最小二乘回歸來減弱可能存在的內生性問題。首先用Pledge1對剔除樣本后的行業(yè)股權質押均值進行回歸，得到擬合值PrePledge1。由于Pledge1是啞變量，回歸采用Probit模型。我們用PrePledge1替代Pledge1進行回歸分析，采用同樣的方法對Pledge2進行處理并進行回歸分析。檢驗結果與上文無實質性差異。

（三）穩(wěn)健性檢驗。本文還進行了以下穩(wěn)健性檢驗：Tobit模型分析、刪除沒有創(chuàng)新的公司、固定效應檢驗等，分析結果與上文均無實質性差異。

六、結論與啟示

本文從股權質押的角度探討了控股股東行為與貨幣政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的影響機制，主要研究結論為：控股股東股權質押會顯著抑制企業(yè)創(chuàng)新，且這種抑制作用具有持續(xù)性，而貨幣政策不確定性加劇了股權質押對上市公司創(chuàng)新的抑制作用。進一步研究發(fā)現，與策略性創(chuàng)新相比，控股股東股權質押對上市公司實質性創(chuàng)新的抑制作用更強?？毓晒蓶|股權質押抑制企業(yè)創(chuàng)新存在控制權轉移風險和融資約束兩種作用機制。具體而言，控股股東股權質押后，為避免股價波動而失去控制權，上市公司的風險承擔能力下降，從而抑制了創(chuàng)新活動；另外，控股股東股權質押后代理沖突加劇，加劇了上市公司面臨的融資約束，進而導致創(chuàng)新活動減少。

本文的研究具有較強的現實意義：首先，對控股股東而言，需要加強對股權質押借款的信息披露，避免引起資本市場的過度解讀而使融資環(huán)境惡化；其次，對上市公司而言，需要改善自身融資結構，擴大融資來源，同時優(yōu)化治理結構，加強監(jiān)督，減少控股股東對上市公司的利益侵占；最后，對政策制定者而言，貨幣政策的調整需提高透明度，緩解投資者和上市公司的不確定性預期，創(chuàng)建良好的創(chuàng)新環(huán)境，從而促進宏觀經濟政策指引下實體經濟的長期穩(wěn)定發(fā)展。

當然，本文存在一些研究不足。例如，控股股東可能會通過追加擔保或者與債權人談判等方式來應對控制權轉移風險，創(chuàng)新活動是否必然減少有待進一步探討；本文無法判斷控制權轉移給上市公司帶來的風險有多大，以及削減創(chuàng)新投入是否能夠與這樣的風險相匹配，未來的研究可就上述問題展開討論。