股權質押違約事件的風險傳導
——基于股票價格聯動的分析

何東良

內容提要：基于2014-2019年中國A股市場上市公司的樣本，探究股權質押違約事件是否通過價格聯動導致風險傳導。研究發(fā)現，存在控股股東股權質押的公司在股票價格上呈現顯著的聯動效應，且股權質押比例越高股價聯動水平越高?；陔p重差分模型(DID)和傾向評分匹配方法(PSM)的結果顯示，股權質押違約事件發(fā)生后，未違約的股權質押公司之間的股價聯動效應將顯著上升，受到了違約事件的風險傳導。進一步研究發(fā)現，股權質押公司的盈余相關性在違約事件發(fā)生后并未顯著變化，基本面信息相關性因素不是違約事件提升股價聯動效應的原因。投資者有限關注和控股股東持股網絡會加劇違約事件后的股價聯動，反映出股權質押違約事件導致的市場風險傳導是非理性的。

一、 引 言

中共十九大報告中明確提出“守住不發(fā)生系統性金融風險的底線”，對資本市場的風險控制提出了明確要求。2015年來，中國資本市場頻頻發(fā)生控股股東股權質押違約而導致的強制平倉事件，一方面擴大了銀行等金融機構的不良債權，另一方面也加劇了資本市場的價格波動，提高了金融系統整體風險水平。股權質押，是指股東以其持有的上市公司股權作為標的向銀行、證券公司等金融機構出質，以獲得資金的融資行為(謝德仁等，2016)?，F有研究認為，控股股東出于“掏空”上市公司的動機將上市公司股權進行質押(郝項超和梁琪，2009)，會惡化上市公司的經營業(yè)績(夏一丹等，2019)，對公司自身的股價崩盤風險造成影響(夏常源和賈凡勝，2019；謝德仁等，2016)。然而，目前的研究側重于股權質押對質押標的公司的影響，較少關注于股權質押對資本市場其他上市公司的溢出效應，關于股權質押違約事件造成的經濟后果也缺乏足夠證據。

股權質押違約，是指股票價格低于質押協議規(guī)定的平倉線后，股東未及時補充資金或質押物導致所質押股票被強制平倉的局面(陸蓉和蘭袁，2021；羅進輝等，2020)。股權質押違約事件發(fā)生后，違約公司的股票面臨著被市場投資者拋售的危機，加劇股價的下行。而其他同樣具有股權質押特征但未發(fā)生違約的公司，其股票價格是否會受到違約事件的影響而產生聯動效應，這一問題尚無明確答案。所謂股價聯動效應，是指不同股票之間價格的“同漲同跌”現象(許年行等，2011)。許多研究認為股票價格的聯動是導致風險傳導的原因，股票價格的過度聯動將放大系統性風險(張兵等，2010)，因此基于價格聯動的視角研究股權質押違約事件的風險傳導具有重要意義。

本文從價格聯動的微觀視角出發(fā)，以2014年至2019年間中國A股上市公司為研究對象，基于雙重差分模型(DID)與傾向評分匹配方法(PSM)，研究股權質押違約事件是否會將風險傳導至其他公司。本文的主要結論如下：第一，存在控股股東股權質押的公司之間呈現出顯著的股票價格聯動特征，控股股東股權質押的比例與股價聯動效應正相關。第二，股權質押違約事件發(fā)生后，未違約的股權質押公司股價聯動效應將顯著提升，意味著違約事件將風險通過股價聯動機制傳導至其他公司。第三，未違約股權質押公司的盈余相關性在違約事件后沒有顯著變化，但股價信息含量在違約事件后顯著下降，違約事件中處于控股股東持股網絡上的公司股價聯動效應提升更加顯著，表明投資者的有限關注和控股股東的持股網絡是違約事件風險傳導的可能渠道。本文的主要結論在控制市場風險影響、更換雙重差分模型的窗口期、控制其他影響股價聯動的因素后均保持穩(wěn)健。

本文可能的研究貢獻如下：第一，本文研究了股權質押違約事件對資本市場的影響，豐富了對股權質押經濟后果的研究。本文發(fā)現股權質押違約事件會產生風險溢出效應，將股權質押經濟影響的研究對象從質押標的公司擴展到資本市場其他主體。第二，本文從價格聯動性的微觀視角出發(fā)，分析了股權質押違約事件后系統性風險傳導的路徑。本文檢驗了股權質押違約事件引發(fā)價格聯動性變化的具體渠道，豐富了股權質押經濟后果具體作用機理的研究。第三，本文針對股權質押風險傳導的分析對加強上市公司股權質押監(jiān)管具有一定的政策啟示。本文結果表明，股權質押違約事件造成的風險傳導是非理性的，對股權質押監(jiān)管政策的制定具有重要的指導意義。

二、 文獻綜述與研究假設

1. 股權質押的經濟后果

梳理現有文獻中關于控股股東股權質押經濟后果的研究，本文將其概括為以下三個方面。

第一，股權質押對質押標的公司經營狀況的影響?？毓晒蓶|通過質押股權的行為獲得了融資，但對上市公司的控制權未隨股權質押而轉移(郝項超和梁琪，2009)，控制權與現金流權的分離強化了控股股東對中小股東的利益侵占動機，損害了公司的價值(郝項超和梁琪，2009)?，F有研究在多個維度驗證了股權質押對公司經營狀況的負面影響。例如，夏一丹等(2019)發(fā)現控股股東股權質押會損害公司的業(yè)績，姜軍等(2020)發(fā)現控股股東的股權質押行為會抑制企業(yè)創(chuàng)新的效率等。

第二，股權質押對于質押標的公司股票風險的影響。由于股權質押會惡化公司業(yè)績，其對股票風險的影響不容忽視。一方面，控股股東質押股權后，面臨著股價下跌導致平倉而喪失控制權的風險，因而會通過披露好消息、隱藏壞消息的方式干預信息披露(錢愛民和張晨宇，2018)、向上操縱盈余進行市值管理(謝德仁和廖珂，2018)、通過稅收規(guī)避操縱業(yè)績(王雄元等，2018)、加大資本運作力度(胡聰慧等，2020；陸蓉和蘭袁，2021；徐龍炳和汪斌，2021)等手段，盡量降低股價崩盤風險(謝德仁和廖珂，2018)，避免控制權因股價下跌而喪失。但另一方面，控股股東質押股權的過程中存在信息不透明，由此引發(fā)投資者情緒變化，導致股價崩盤風險上升(夏常源和賈凡勝，2019)。羅進輝等(2020)發(fā)現控股股東質押股權后，為了避免自身利益受損，會在“股災”中操縱停牌，而股票復牌后會承受更大的下跌損失。熊禮慧等(2021)則認為股權質押會加劇上市公司股價的波動風險和極端下跌風險。

第三，股權質押對于股票市場系統性風險的影響。熊海芳等(2020)研究了2018年出臺的“質押新規(guī)”事件，發(fā)現“質押新規(guī)”的出臺會對質押比例較低的企業(yè)產生負面的溢出效應。但現有文獻中，關于股權質押對其他市場主體影響的相關研究仍存在一定空白。

2. 股價聯動性的成因與后果

股價聯動性是指不同股票的價格變動在橫截面上呈現同一時間上的相關性，即股票“同漲同跌”現象(許年行等，2011)。Barberis等(2005)將不同股票之間存在價格聯動性的原因歸納為三個方面。第一，公司盈余等基本面信息的相關性導致股票價格聯動。根據金融學理論，股票價格是預期未來現金流的貼現，預期未來現金流則是公司基本面狀況的反映，因此盈余相關性會導致價格聯動(Barberis等，2005)。不同公司的主營業(yè)務相似性是導致基本面信息相關性的原因之一，具有相似主營業(yè)務的公司之間會呈現出股價聯動效應(吳璇等，2019)。第二，投資者有限關注和特殊偏好等非理性的行為特征會導致不同公司股票在基本面因素之外呈現出價格聯動。投資者的行為偏誤會造成特殊的信息處理模式，由此導致基本面信息不存在相關性的公司呈現出價格聯動。Barberis等(2005)發(fā)現當股票被加入指數成分股之后，投資者會增大對該股票的關注，從而導致該股票與指數組合價格聯動性上升。投資者的行為偏誤會導致其對股票所處的價格水平(Green和Hwang，2009)、所屬的投資風格(Barberis和Shleifer，2003)、股票名稱(李廣子等，2011)等其他與基本面信息無關的特征產生分類學習效應，致使具有相同分類特征的股票之間呈現出價格聯動。第三，信息在不同資產間擴散速度的差異會導致部分股票的價格聯動。例如，投資者的社交網絡會影響信息在資產間的傳遞速度，從而使得處于同一社交網絡上的資產產生價格聯動(Grullon等，2014)。分析師報告覆蓋范圍(Muslu等，2014)、市場分割程度(Froot和Dabora，1999)等因素也都會通過影響信息的擴散速度而影響資產價格聯動。

除了股價聯動性的成因外，一些文獻探索了股價聯動與股票市場系統性風險傳導的關系。張兵等(2010)認為中美兩國股票市場的價格聯動會導致風險的跨國傳導，股票價格的“同漲同跌”會提高市場的系統性風險，損害股票市場穩(wěn)定。

綜上，關于股權質押經濟后果的研究目前集中于股權質押對質押標的公司的影響，較少關注于股權質押的風險傳導特別是股權質押違約事件的系統性風險傳導這一方向?，F有文獻亦表明股價聯動性可能是系統性金融風險傳導的微觀機制。因此，本文從價格聯動性的微觀視角，探索股權質押違約事件如何通過影響股價聯動而傳導系統性風險。

3. 理論分析與研究假設

股權質押違約，是指股票價格下跌至股權質押協議約定的平倉線后，質押股權的股東未繼續(xù)補充質押物或保證金導致所質押股權被金融機構強制平倉賣出的事件?；诠蓛r聯動性的形成原因，本文從以下三個角度分析了股權質押違約事件影響價格聯動的理論機制。

第一，基本面信息相關性的視角?，F有文獻表明股權質押公司的業(yè)績較差，意味著股權質押公司之間的基本面存在相關性。股權質押違約事件很可能由股權質押公司基本面狀況發(fā)生聯動的惡化所致，基本面的相關性可能是導致違約事件后股價聯動性上升的原因。

第二，投資者有限關注的視角。由于投資者存在有限關注，當股權質押違約事件爆發(fā)后，投資者的注意力會集中在同樣具有股權質押特征的公司，而分散對于其他公司的關注。即使股權質押公司的基本面信息不存在相關性，投資者也可能因有限關注而產生羊群交易行為，加劇股價聯動。

第三，投資者關系網絡的視角。當股權質押違約事件發(fā)生后，與股權質押相關的信息可能沿著控股股東的持股關系網絡而更快擴散，從而對持股關系網絡上的公司產生更強的溢出效應，強化同一關系網絡上其他公司的股價聯動。

上述的理論分析表明，股權質押違約事件很可能通過各種渠道提高未違約的股權質押公司之間的股價聯動，因此本文提出研究假設1和研究假設2：

假設1：控股股東股權質押的公司，其股票存在顯著的價格聯動效應。

假設2：當股權質押違約事件發(fā)生后，未違約的存在控股股東股權質押行為的公司，其股票價格之間的聯動性將增大。

理論分析也顯示，股權質押提升價格聯動性可能存在不同的影響渠道，本文提出研究假設3探索影響價格聯動性變化的具體機制：

假設3a：股權質押公司基本面信息相關性導致股權質押違約事件后的價格聯動上升。

假設3b：投資者有限關注導致股權質押違約事件后的價格聯動上升。

假設3c：控股股東持股網絡導致股權質押違約事件后的價格聯動上升。

三、 數據說明與研究設計

1. 樣本說明與數據來源

本文研究的樣本為中國A股市場的全部上市公司，樣本區(qū)間為2014年至2019年。本文從上市公司發(fā)布的公告中，手工整理了2014年1月至2019年12月期間發(fā)生的84起股權質押違約事件的具體信息。對于同一家公司多次發(fā)生違約的情況，本文選擇其第一次違約的時間作為事件發(fā)生時間。

本文使用的股票收益率和公司財務數據來自國泰安(CSMAR)數據庫，控股股東質押股權的統計數據來源于Wind金融數據庫，上市公司公告信息來自Wind金融數據庫與中國證監(jiān)會指定的信息披露網站“巨潮資訊網”。

2. 變量計算

(1) 股價聯動性指標。本文將樣本中的上市公司按照是否存在控股股東股權質押分為質押組合(Pledge)和非質押組合(Non-pledge)。參考Barberis等(2005)對股價聯動性的測度方法，本文通過回歸模型(1)計算股權質押股票i與質押組合(Pledge)之間的價格聯動效應。

(1)

其中，Ri,t表示公司i在時間t的收益率；Rpled,-i,t表示質押組合(Pledge)在時間t的收益率，角標-i表示若公司i存在控股股東股權質押，則將其從質押組合(Pledge)中剔除，從而在計算時剔除了公司自身對股價聯動測度的影響。該回歸每月滾動進行一次，回歸窗口期長度最短為3個月，最長為1年。模型(1)滾動回歸得到的回歸系數βpledge為價格聯動性指標，該指標越大表明公司i與質押公司組合(Pledge)的價格聯動效應越強。

(2) 股權質押指標。本文選擇了上市公司是否存在控股股東股權質押(PledgeDummy)與控股股東股權質押股份占控股股東持有股份的比例(PledgeRatio)作為股權質押的衡量指標。

(3) 控制變量。為了控制其他因素的影響，本文選擇的控制變量包括公司上一季度流通市值的對數(Size)、財務杠桿(Lev)、經營業(yè)績(ROA)、是否為國有企業(yè)(SOE)、控股股東持股比例(Holdings)等，變量的計算方式見表 1。

本文根據以下的要求對樣本進行了預處理：去除了金融類企業(yè)的股票，去除了控制變量存在缺失的股票，去除了停牌日期占當年全部交易日10%以上的股票。

表1 主要變量說明

3. 研究設計

本文使用面板回歸模型(2)和(3)對假設1進行檢驗，回歸的自變量分別為是否存在控股股東股權質押PledgeDummy和控股股東股權質押的比例PledgeRatio，因變量為公司i與質押組合(Pledge)的價格聯動性βpledge。若回歸系數b1顯著大于零，則表明股權質押公司的股票之間存在顯著的股價聯動效應。本文在模型中加入了滯后期的公司控制變量Xi,t-1，同時控制了年度固定效應Year和行業(yè)固定效應Industry，并對回歸系數的標準差在公司維度進行了聚類穩(wěn)健調整(cluster)。

(2)

(3)

本文使用股權質押違約事件作為沖擊研究股權質押的風險傳導，該設定具有可行性。第一，股權質押違約事件并非完全由市場風險決定。股權質押違約事件的起因是股票價格下跌超過股權質押協議規(guī)定的平倉線，但股價低于平倉線不直接觸發(fā)違約，只有當控股股東無法進一步補充質押物或保證金后，金融機構才可能通過強制平倉的方式賣出控股股東質押的股票，進而導致違約事件發(fā)生?？毓晒蓶|在股價跌破平倉線時，會優(yōu)先選擇補充保證金或質押股權以避免強制平倉導致控制權喪失。因此，股票價格下跌并不必然導致股權質押違約，違約事件主要由控股股東的行為和公司自身的特征決定。第二，本文的研究對象不是發(fā)生股權質押違約事件的公司，而是存在股權質押的其他未違約公司?？刂葡到y性風險因素后，股權質押違約事件對于其他未違約公司而言是相對外生的。第三，股權質押違約事件后，不會直接觸發(fā)其他公司的違約，違約事件不具有擴散外溢特點。本文的樣本顯示，股權質押并未呈現出集中違約的情形，違約事件的時間分布較為均勻，表明股權質押違約事件不具有集聚特征。

基于上述的理由，本文通過雙重差分模型(DID)檢驗假設2，探究股權質押違約事件發(fā)生之后，未違約的股權質押公司之間的價格聯動性是否相對于無股權質押公司發(fā)生了顯著變化。本文將股權質押組合(Pledge)中未發(fā)生違約的股票作為實驗組，為了控制公司特征因素對結果的影響，使用傾向評分匹配方法(PSM)在非股權質押組合(Non-pledge)中選擇同行業(yè)中公司規(guī)模、杠桿比率、經營績效等維度匹配得分最高的兩家公司作為控制組，通過回歸模型(4)檢驗違約事件發(fā)生后，實驗組與控制組之間價格聯動性的變化是否存在差異。模型(4)中，Treati表示公司i是否為實驗組(是為1，否為0)，Postt表示時間t與違約事件發(fā)生時間的先后關系，若在違約事件發(fā)生后1個月內則Postt為1，在違約事件發(fā)生前1個月內則Postt為0。

本文關注的核心變量為Treati與Postt的交乘項，其系數b3表示相對于控制組，違約事件對實驗組的股價聯動性產生的影響。若b3顯著大于零，則說明股權質押違約事件發(fā)生后，實驗組與質押股票組合(Pledge)的價格聯動性相對于控制組而言顯著提升，表明違約事件增強了質押股票之間的價格聯動效應。

(4)

四、 實證結果與分析

1. 描述性統計

表 2展示了樣本的描述性統計。從表 2可以看出，中國超過30%的上市公司存在控股股東質押股權的行為，質押股票份額占控股股東所持股份的比例平均在20%左右，規(guī)模不容小覷。股價聯動性指標βpledge均值為正，表明個股與質押組合(Pledge)存在正向價格聯動。

表2 樣本描述性統計

2. 主要回歸結果

(1) 控股股東股權質押與股價聯動。本文首先對于控股股東股權質押與股價聯動性的關系(假設1)進行了檢驗，結果如表 3所示。表 3中，變量PledgeDummy和PledgeRatio的系數均在1%的顯著性水平下顯著，說明控股股東是否質押股權、控股股東質押股權的比例都與股價聯動性顯著正相關。存在股權質押公司的股票與質押組合(Pledge)的價格聯動性比非股權質押公司的股票高0.106；當控股股東質押的比例變動1個標準差，股票與質押組合(Pledge)的價格聯動性將上升0.058，經濟意義也較為顯著，支持了假設1成立。

(2) 股權質押違約事件對股價聯動的影響。本文通過檢驗模型(4)探究股權質押違約事件對股價聯動性的影響，結果如表 4所示。表 4中交乘項Treat×Post的系數在1%的顯著性水平下顯著，表明市場上發(fā)生股權質押違約事件后，未違約的股權質押公司的股價聯動效應相對于非股權質押公司將顯著上升。具體而言，控制其他因素后，股權質押違約事件將導致股權質押公司的股價聯動性相對于非股權質押公司上升0.043，經濟意義較為顯著，表明違約事件發(fā)生后，未違約的股權質押公司受到了價格聯動的溢出沖擊，支持了假設2成立。

表3 控股股東股權質押對股價聯動性的影響

3. 穩(wěn)健性檢驗

(1) 平行趨勢檢驗。上文雙重差分模型的結果顯示，股權質押違約事件后，控制組與實驗組之間股價聯動性水平的差異將上升?？紤]到股權質押違約事件并非隨機發(fā)生，其他不可觀測的因素也可能導致事件發(fā)生后兩組樣本之間產生差異。為了緩解其他因素對結果的影響，本文進行了平行趨勢檢驗，在模型(4)的基礎上，加入了股權質押違約事件前后各3個月的月度虛擬變量Pre1、Pre2、Pre3、Post1、Post2、Post3，并加入月度虛擬變量與處理變量Treat的交乘項。若股權質押違約發(fā)生前，實驗組與控制組之間在股價聯動性上的差異發(fā)生了顯著的趨勢變化，則表明本文的結果可能由質押違約事件之外的因素所致。

表4 股權質押違約事件對股價聯動性的影響

表 5的回歸結果顯示，月度虛擬變量Pre1、Pre2、Pre3與處理變量Treat的交乘項均不顯著，表明在股權質押違約事件發(fā)生前，股價聯動水平在控制組與實驗組中呈現平行變化的趨勢，符合雙重差分的平行趨勢假定，一定程度上緩解了其他不可觀測因素對結果的影響。

(2) 控制市場風險因素的影響。本文通過一元回歸的方法計算了價格聯動性指標βpledge，該指標的計算過程中未控制市場收益率，可能存在測量偏差——βpledge越高可能表明公司與市場組合的價格聯動性越高，而與是否存在股權質押無關。為了減輕市場因素對結果的影響，本文重新計算了價格聯動性指標，在計算時加入了非質押組合(Non-pledge)的收益率以控制市場風險的影響，方法如模型(5)所示。模型(5)中，Rnon-pled,-i,t表示非質押組合(Non-pledge)在時間t的收益率，角標-i表示若公司i不存在股權質押，則將其從非質押組合(Non-pledge)中剔除。

表5 平行趨勢檢驗

(5)

本文將模型(5)的回歸系數βpledge*作為優(yōu)化的價格聯動性指標，對假設2重新進行了檢驗，結果如表 6的(1)和(2)列所示。表 6的(1)和(2)列中交乘項Treat×Post的系數依然顯著，說明控制了市場風險的影響后，質押違約事件導致的股價聯動溢出效應依然存在。

(3) 更改雙重差分模型窗口期。上文雙重差分模型(DID)窗口期為質押違約事件發(fā)生前后1個月。本文將違約事件發(fā)生前后2個月和3個月作為窗口期，重新對模型(4)進行檢驗，相關結果如表 6的(3)和(4)列所示。結果表明，更改DID模型的窗口期后，交乘項Treat×Post的系數依然保持顯著，因此窗口期的選擇不影響本文的主要結論。

(4) 控制其他股價聯動性因素。Barberis等(2005)發(fā)現股票加入指數成分股后價格聯動性將上升，Green和Hwang(2009)發(fā)現不同價格水平之間的股票也存在過度聯動特征。為了控制這些因素對價格聯動的影響，本文在控制變量中加入了是否為滬深300指數成分股變量Index(若公司為滬深300指數成分股則為1，否則為0)與是否為高價股變量HighPrice(若公司股票收盤價在全市場前30%則為1，否則為0)作為控制變量，對于模型(4)重新進行了檢驗。表6的(5)和(6)兩列結果表明，控制了指數效應和價格效應后，股價聯動性受到違約事件沖擊的效應依然顯著。

4. 機制檢驗

本文的實證研究結果已經驗證了股權質押違約事件發(fā)生后，未違約的股權質押公司股價聯動性上升。本文進一步研究違約事件導致股價聯動性上升的影響機制。

(1) 基本面信息相關性。股權質押公司在質押違約事件后呈現的價格聯動上升，是否由這些公司的基本面信息相關性提升所致？本文從兩個角度對基本面信息相關性進行檢驗。

一方面，本文直接考察了違約事件發(fā)生后，股權質押公司盈余相關性的變化水平。借鑒Muslu等(2014)對于盈余相關性的計算方法，本文計算了公司與質押組合(Pledge)的盈余相關性EarningsCorr，檢驗盈余相關性在違約事件后是否顯著變化。表7第(1)和(2)列的結果顯示，Treat變量的系數不顯著，表明股權質押公司之間的盈余并不呈現出顯著的相關性，而交乘項Treat×Post系數也不顯著，表明違約事件后，股權質押公司的盈余相關性沒有顯著提升。這些結果表明，盈余相關性無法解釋股權質押違約事件后股價聯動效應的提升。

表6 其他穩(wěn)健性檢驗

表7 機制檢驗：基本面信息相關性

另一方面，如果股權質押公司的價格聯動完全由基本面所驅動，則股權質押公司與非股權質押組合(Non-pledge)的價格聯動效應在違約事件前后不應呈現顯著的差異。本文因此考察了模型(5)中股權質押公司與非質押組合(Non-pledge)的股價聯動效應βnon-pledge在違約事件后是否發(fā)生變化，結果如表7的(3)和(4)列所示。由于交乘項Treat×Post的系數顯著為負，說明違約事件后股權質押公司與非質押組合(Non-pledge)的股價聯動效應顯著下降，不支持基本面特征是違約事件影響股價聯動性的原因。

綜上，本文的結果表明股權質押公司基本面信息的相關性在違約事件后未發(fā)生顯著變化，股權質押的風險傳導并非由這些公司具有相關的基本面信息所致，不支持假設3a成立。

(2) 投資者有限關注。Peng和Xiong(2006)指出，當投資者存在有限關注時，公司的股價信息含量將顯著下降。因此，本文考察了違約事件之后，股價信息含量變化，對回歸模型(6)進行檢驗，從而驗證投資者有限關注是否為違約事件傳導風險的可能渠道。模型(6)中，因變量Syni,t表示公司的股價同步性，它通過個股收益率對市場組合回報率回歸后的擬合優(yōu)度R2進行計算，計算公式如(7)所示。Syni,t越高，表明股票收益率與市場組合收益率的趨勢越接近，股價中的特質性信息越少，股價信息含量越低。

Syni,t=γ0+γ1Treati+γ2Postt+γ3Treati×Postt+γ4Controlsi+εi,t

(6)

(7)

表8第(1)和(2)列的結果顯示交乘項Treat×Post顯著大于零，說明違約事件發(fā)生后股權質押公司的股價信息含量顯著下降，驗證了投資者有限關注是質押違約事件造成股價聯動性溢出的機制，支持了假設3b成立。

表8 機制檢驗：投資者有限關注與股東持股網絡

(3) 控股股東持股網絡。本文檢驗了控股股東的持股網絡是否導致了違約事件后股價聯動效應提升。本文根據上市公司前十大股東信息，識別質押違約事件中控股股東的持股關系網絡，將網絡上的其他公司定義為關聯公司，用變量Connect表示(若為關聯公司則為1，否則為0)。如果控股股東的持股網絡是造成股價聯動性上升的原因，則應當觀察到關聯公司的股價聯動性更加顯著地上升。本文在模型(4)中加入了Connect與Treat、Post的三階交乘項Treat×Post×Connect，若三階交乘項Treat×Post×Connect的系數顯著大于零，則表明違約事件的關聯公司在違約事件后呈現出更顯著的股價聯動變化。表8的第(3)和(4)列結果驗證了上述邏輯，表明控股股東的持股網絡確實加劇了違約事件后股價聯動性上升，支持了假設3c成立。

五、 結論和啟示

本文基于2014年至2019年之間中國A股市場上市公司的樣本，探究了股權質押違約事件發(fā)生后，未違約的股權質押公司是否受到違約事件的風險傳導。本文的研究發(fā)現，股權質押違約事件發(fā)生后，未違約的股權質押公司的股價聯動效應將顯著上升，表明股權質押違約事件對未違約的股權質押公司產生風險傳導效應。本文進一步研究發(fā)現，股權質押公司的盈余相關性在違約事件發(fā)生后沒有顯著變化，基本面信息的相關性不是違約事件提升價格聯動的原因。投資者的有限關注和控股股東的持股網絡會加劇違約事件后的價格聯動，反映出股權質押違約事件將造成風險的非理性傳導。

本文的研究對于中國上市公司股權質押的監(jiān)管具有重要的政策建議。第一，監(jiān)管機構應當加強股權質押的強制信息披露要求，減輕股權質押存在的信息不透明問題。本文的結果顯示，股權質押導致的風險傳導由投資者的有限關注等非理性行為所導致，違約事件發(fā)生后股價信息含量將下降。充分有效的信息披露將在一定程度上提升資本市場股價的信息含量，減輕投資者有限關注導致的非理性行為。第二，監(jiān)管機構應當重點關注持股網絡復雜股東的股權質押行為。本文研究發(fā)現，股權質押的風險可能沿著持股網絡而進行傳導，持股網絡復雜的股東可能成為系統性風險的源頭，其行為應得到重點監(jiān)控。第三，銀行、證券公司等金融機構作為股權質押的受押方，應當對于不同上市公司的股權質押采取差異化的強制平倉安排，避免單一標準導致違約事件密集發(fā)生對市場產生連鎖沖擊。本文研究發(fā)現股權質押的風險傳導與公司基本面狀況的關系較弱，當市場發(fā)生系統性的價格大跌時，單一標準的平倉安排可能會加劇投資者非理性的羊群賣出行為，擴大風險的非理性傳導。