股權質押、融資約束與企業(yè)綠色技術創(chuàng)新

張云 楊凌霄 張紫婷 尹筑嘉

一 引 言

2020 年9 月，中國明確提出2030 年實現“碳達峰”與2060 年實現“碳中和”目標（簡稱“雙碳”目標或“3060”目標），這彰顯了我國深度參與全球環(huán)境治理的大國擔當，也再次強調了綠色低碳轉型在新發(fā)展格局中的重要地位。作為推動“雙碳”目標如期實現的關鍵群體與主力軍，企業(yè)需要放棄傳統的高碳排放、非綠盈利模式，向低排放、高利用、高產出的發(fā)展模式轉變（馬駿，2021），其有效途徑之一就是開展綠色技術創(chuàng)新。綠色技術創(chuàng)新以遵循生態(tài)經濟規(guī)律、節(jié)約能源消耗、消除或減輕環(huán)境污染為導向，具有價值與環(huán)境的雙重外部性，相較于傳統創(chuàng)新需要更大的資金投入、面臨更高的風險，對公司績效影響也更具滯后性，因此也往往面臨更大的融資約束，難以獲得高質量融資支持。與此同時，股權質押因其約束少、流程快、易估值等優(yōu)勢成為我國迅速發(fā)展的一種新型融資方式。據國泰安數據統計，截至2021 年底，近十年我國滬深兩市共有2 915 家上市公司進行股權質押，占全部上市公司的62%，融資規(guī)模也達到了22.62 萬億。而控股股東股權質押行為背后存在的代理問題、負向信號及控制權轉移風險等，無疑將會影響企業(yè)的生產經營決策。那么，在這種資本市場融資“新常態(tài)”的背景下，企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入是否會受到控股股東股權質押行為的影響？企業(yè)面臨的融資約束將對兩者關系產生哪些作用？這些都是當前我國企業(yè)綠色發(fā)展中迫切需要厘清的問題，對預判“雙碳”目標下企業(yè)決策行為和政府制定針對性支持政策也具有重要啟發(fā)意義。本文擬就此展開探析，并提出相關對策及建議。

二 文獻回顧與假說提出

（一）文獻回顧

已有關于控股股東股權質押的研究較為豐富，主要關注股權質押對公司財務困境、公司估值、盈余管理、股價風險、經濟后果等的影響（Kao &Chen，2007；李旎等，2015；謝德仁等，2016；王雄元等，2018；Ying，et al.2019；陸蓉等，2021；徐龍炳等，2021；史永東等，2021；汪先珍等，2022）。近年來，有學者關注到股權質押與企業(yè)創(chuàng)新的關系（李常青等，2018；Pang &Wang，2020；Wang，et al.，2020；謝雪燕等，2020；姜軍等，2020），大部分證實控股股東的股權質押行為與企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率存在負向關系，并且在持股比例、質押比率、代理問題等不同條件下兩者關系存在一定差異。關于股權質押影響企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的研究則相對不多，其中，孫再凌等（2020）從市場化程度調節(jié)作用角度分析了股權質押對綠色技術創(chuàng)新的影響。

近年來由于環(huán)境保護和“雙碳”目標受到關注，綠色技術創(chuàng)新研究開始得到重視。已有關于綠色技術創(chuàng)新的文獻主要研究環(huán)境規(guī)制下綠色技術創(chuàng)新及其傳導擴散效應（王旭等，2018；王旭等，2019；徐佳等，2020；陸菁等，2021；王馨等，2021；汪明月等，2021；李秀珍等，2022；陳恒等，2022），大多證實了綠色技術創(chuàng)新對節(jié)能減排和環(huán)境保護的有效性。從研究視角來看，這類研究主要基于企業(yè)外部環(huán)境視角展開，而立足于企業(yè)內部探索綠色技術創(chuàng)新的文獻相對較少。綠色技術創(chuàng)新是企業(yè)內部決策特別是財務融資決策的重要事項之一，由于在市場發(fā)展不完全、存在信息不對稱情況下大多數企業(yè)存在融資約束問題，因此，對綠色技術創(chuàng)新企業(yè)而言，融資約束影響更為廣泛和深刻（楊國忠等，2019）。融資約束概念自從Fazzari 等（1988）提出之后已得到眾多學者關注，許多研究發(fā)現企業(yè)融資約束與內部現金流有關，而企業(yè)內部現金流與企業(yè)研發(fā)投入支出有聯系（盧馨等，2013）。對企業(yè)來說，綠色技術創(chuàng)新投入規(guī)模大、期限長和風險高，其融資約束壓力更大，而且企業(yè)控股股東進行股權質押后，企業(yè)面臨的融資約束可能變得更為嚴重。

綜上所述，企業(yè)控股股東股權質押對企業(yè)研發(fā)投入和融資約束的重要影響已經得到論證，但關于綠色技術創(chuàng)新與研發(fā)投入、融資約束等企業(yè)內部因素的針對性研究還處于起步階段。有鑒于此，本文將研究我國資本市場上近年來經常出現的控股股東股權質押融資行為對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入、融資約束等的影響及其作用機制，以期從我國資本市場建設和企業(yè)微觀決策行為的產業(yè)與技術創(chuàng)新效應角度為我國金融支持“雙碳”目標提供建議。

（二）假設提出

技術創(chuàng)新需要長期穩(wěn)定投入，而且收益具有不確定性，因而具有較高的風險。綠色技術創(chuàng)新投入的收益滯后期更長，且對企業(yè)短期內業(yè)績提升沒有顯著作用?？毓晒蓶|進行股權質押后可能通過削減研發(fā)投入的方式維持股價，對綠色技術創(chuàng)新投入形成直接影響效應（見圖1）。首先，控股股東為了避免潛在資產損失、維持股價，傾向于削減存在不確定性的長期投資。比如，減少研發(fā)投入短期內可增加企業(yè)業(yè)績，因為按照財務會計準則，研發(fā)投入資本化需要滿足苛刻條件，大多數情況下企業(yè)對其采用費用化處理，這會拖累企業(yè)的業(yè)績（李常青等，2018）。其次，綠色技術創(chuàng)新時間長、風險高，一旦研發(fā)失敗可能會導致股價下跌，這對控股股東來說是最不愿發(fā)生的。我國股權質押中金融機構為了維護自身安全，都對質押股票設置“平倉線”“警戒線”。研發(fā)失敗引發(fā)股價下跌，股價觸及“平倉線”，不僅給控股股東帶來經濟損失，而且還可能引發(fā)企業(yè)控制權轉移，對控股股東來說風險極大?？梢?，控股股東的短視決策效應，將形成股權質押對綠色技術創(chuàng)新的直接效應，據此，我們提出假設1：

圖1 股權質押對綠色技術創(chuàng)新投入的影響效應

假設1：在其他條件相同的情況下，企業(yè)控股股東股權質押會抑制企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入。

控股股東進行股權質押后除了直接效應外，還存在間接效應，即可能會惡化綠色技術創(chuàng)新融資環(huán)境?；诖砝碚?，控股股東質押股權將加劇其現金流權與控制權的兩權分離程度，進一步激發(fā)大小股東之間的第二類代理沖突，促使大股東對上市公司進行占款，進而“掏空”公司（鄭國堅等，2014）。而信號理論認為，控股股東股權質押一般會向資本市場傳遞大股東資金緊張、資金鏈存在問題等負面信息，這會加劇企業(yè)面臨的融資約束，進而導致企業(yè)減少綠色技術創(chuàng)新投入。因此，控股股東股權質押對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入存在間接影響，融資約束在其傳導機制中起到中介作用。據此，我們提出假設2：

假設2：在其他條件相同的情況下，企業(yè)控股股東進行股權質押加劇企業(yè)的融資約束，進而抑制企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入，即融資約束在控股股東股權質押對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入的影響中起中介作用。

三 研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文研究對象為重污染行業(yè)上市公司。參考王鋒正等（2018）的研究，根據2012 年中國證監(jiān)會修訂的《上市公司行業(yè)分類指引》的行業(yè)代碼①根據中國證監(jiān)會《上市公司行業(yè)分類指引》（2012 年版），重污染行業(yè)包括以下行業(yè)代碼：B06——B12、C17——C19、C22、C25——C29、C31——C32、D44。，結合2008 年國家環(huán)保局頒布的《上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》所列14 個重污染行業(yè)以及2010 年進一步細分的16 個重污染行業(yè)標準進行匹配調整，本文收集2008—2020 年滬深A 股重污染行業(yè)上市公司數據作為研究樣本。本文所有數據均來自CSMAR 數據庫和WIND 數據庫，為了避免極端值對實證結果的影響，對所有連續(xù)變量進行了上下1%的Winsorize 縮尾處理。

（二）研究模型

為檢驗假設1，本文構建如下回歸模型：

其中，被解釋變量為Green_RDi,t，代表重污染企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入水平；核心解釋變量為Pledgei,t，代表控股股東股權質押，在實證過程中用Pledge_dum表示控股股東是否進行股權質押，用Pledge_rate表示控股股東股權質押率；Controlsi,t代表控制變量。

如果假設1 成立，那么核心解釋變量控股股東股權質押的系數α1顯著為負。

進一步地，為檢驗假設2，在模型（1）基礎上，本文構建模型（2）和模型（3），借鑒Judd 等（1981）的中介效應分析法，使用三步回歸檢驗法逐步驗證融資約束的中介效應：

其中，KZi,t表示企業(yè)所受融資約束的水平。

根據判別方法，模型（1）中表示控股股東股權質押對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入直接效應的α1顯著是中介效應存在的必要條件。在此基礎上，模型（2）中控股股東股權質押率的系數β1顯著為正，且模型（3）中融資約束的系數γ2顯著為負，則假設2 成立，此時融資約束的中介效應系數為β1×γ2。當假設2 得到驗證時，如果模型（3）中控股股東股權質押率的系數γ1不顯著，則表示融資約束對控股股東股權質押與企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入之間關系存在完全中介效應；若γ1顯著，則表示融資約束在其中存在部分中介效應。

（三）變量定義及說明

1.被解釋變量：企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入。梳理已有文獻關于企業(yè)技術創(chuàng)新的度量指標，主要分為創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產出（比如專利）兩大類。企業(yè)創(chuàng)新產出受到的外部影響因素較多，相比較而言創(chuàng)新投入主要由企業(yè)管理層決策，可以反映出企業(yè)管理層的創(chuàng)新意愿（魯桐等，2014）。本文主要研究控股股東股權質押行為與綠色技術創(chuàng)新投入的關系，屬于管理層融資決策范疇，因此，選取技術創(chuàng)新投入來衡量企業(yè)技術創(chuàng)新水平。此外，重污染行業(yè)上市企業(yè)研發(fā)活動和技改創(chuàng)新絕大部分以綠色技術創(chuàng)新為主（孫再凌等，2020），本文將以重污染行業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入與當期營業(yè)收入總額的比值來度量企業(yè)綠色技術創(chuàng)新水平。

2.主要解釋變量：控股股東股權質押。參考已有相關文獻，本文選擇用Pledge_dum表示控股股東是否進行股權質押，用Pledge_rate表示控股股東股權質押率，即年末控股股東股權質押總股數與公司總股數的比值。

3.中介變量。借鑒Kaplan 等（1997）的思想，參考譚躍等（2011）、魏志華等（2014）的方法，本文計算樣本企業(yè)的KZ指數作為衡量企業(yè)所受融資約束程度的指標。先計算全樣本各個年度的以下指標：經營性凈現金流/年初總資產（Cfoi,t/Tai,t-1）、現金股利/年初總資產（Divi,t/Tai,t-1）、現金持有量/年初總資產（Cashi,t/Tai,t-1）、資產負債率（Levi,t）和托賓Q 值（TobinQi,t），并獲取每類指標每年的中位數。如果Cfoi,t/Tai,t-1低于中位數，則KZ1i,t值取1，否則取0；同理，Divi,t/Tai,t-1、Cashi,t/Tai,t-1、Levi,t、TobinQi,t分別對應KZ2i,t、KZ3i,t、KZ4i,t、KZ5i,t。然后，計算KZ指數，KZi,t=KZ1i,t+KZ2i,t+KZ3i,t+KZ4i,t+KZ5i,t。按照模型（4）進行排序邏輯回歸，得到各變量的回歸系數：

運用模型（4）得到的回歸系數，再根據模型（4）計算出體現每個樣本企業(yè)每年所受融資約束程度的KZ指數。

4.控制變量。綜合鄭國堅等（2014）、潘越等（2016）、姜軍等（2020）的研究，本文選擇了可能會影響企業(yè)綠色技術創(chuàng)新水平的變量作為控制變量，包括公司規(guī)模（Size）、盈利能力（Roa）、公司年齡（Age）、股權制衡度（Balance）、營業(yè)收入增長（Grow）、經營現金流量（Cfo）等。具體變量定義詳見表1。

表1 變量定義

四 實證結果及分析

（一）描述性統計

本文實證研究中相關變量的描述性統計結果見表2。作為研究樣本的重污染行業(yè)上市公司綠色技術創(chuàng)新水平投入的均值為2%，標準差為0.03，說明我國重污染行業(yè)企業(yè)雖然綠色技術創(chuàng)新投入仍不及發(fā)達國家，但各企業(yè)管理層對綠色技術創(chuàng)新作用的認知較為統一，因此綠色技術創(chuàng)新的投入強度比較穩(wěn)定?？毓晒蓶|股權質押比率平均值為23%，最大值卻達100%，對此我們應加以關注。其他變量的均值與標準差與已有文獻相似，在此不作贅述。

表2 描述性統計

（二）主要實證結果及分析

1.控股股東股權質押對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入的影響

本文基于模型（1）就控股股東股權質押對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入的影響進行實證檢驗，結果見表3。在（1）（2）列中，把控股股東是否進行股權質押的啞變量（Pledge_dum）作為控股股東股權質押的代理變量，結果顯示無論是否控制其他條件，Pledge_dum的系數均不顯著。與此顯著不同的是，在（3）（4）列中把控股股東股權質押數占公司總股數的比例（Pledge_rate）作為控股股東股權質押的代理變量，無論是否控制其他條件，回歸得到Pledge_rate的系數均至少在5%水平上顯著為負，這說明控股股東股權質押對綠色技術創(chuàng)新投入帶來負面影響，符合假設1 的觀點。以上是對全樣本進行檢驗得到的一個有趣的結果，是否進行股權質押（Pledge_dum）與股權質押數率（Pledge_rate）回歸結果迥然不同的原因可能在于兩方面：一是當企業(yè)控股股東股權質押率較低（極端情況為無股權質押），融資約束較小，股價下跌需要追加保證金時，可以利用未質押股票進行融資而不會影響研發(fā)投入；二是部分企業(yè)的綠色技術創(chuàng)新項目具有長期性，企業(yè)通過多渠道融資保障項目運營，對企業(yè)業(yè)績和股價影響也具有長期效應，短期內企業(yè)是否選擇通過降低研發(fā)投入來維持業(yè)績和股價是不確定的。因此總體來說，假設1 是部分成立。

表3 對假設1 的檢驗結果

為探討控股股東股權質押對綠色技術創(chuàng)新投入的影響，本文進一步排除無控股股東股權質押行為的企業(yè)建立新樣本進行回歸。表3 中（5）（6）列展示了存在控股股東股權質押的企業(yè)樣本的回歸結果，相較于（3）（4）列，控股股東股權質押對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入的影響更為顯著。綜合分析表3 結果可知，當企業(yè)控股股東通過質押其擁有的股權而進行融資時，“平倉線”對控股股東控制權的威脅強化了控股股東的短視效應，同時弱化了控股股東的抗風險能力，此時控股股東會選擇規(guī)避風險高、時期長的綠色技術創(chuàng)新項目。此外，“控股股東股權質押”這一事件發(fā)生與否不會對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入產生顯著影響，而真正產生影響的是控股股東股權質押的具體比例。

2.融資約束對控股股東股權質押與企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入之關系的中介效應

表4 報告了中介效應逐步回歸檢驗與Sobel 檢驗的結果。由模型（1）回歸結果可知，控股股東股權質押率對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入存在著1%顯著性水平上的負效應，即具有融資約束產生中介效應的必要條件。模型（2）回歸結果顯示控股股東股權質押率的系數β1在1%的水平上顯著為正，即控股股東股權質押會顯著加劇企業(yè)融資約束程度。這是由于控股股東股權質押信息的披露，會向市場傳導企業(yè)的負面信息，從而加劇了企業(yè)的融資約束。模型（3）的回歸結果顯示，在該模型中融資約束的系數γ2在1%的水平上顯著為負，結合模型（2）回歸結果可判斷融資約束的中介效應存在。同時模型（3）中股權質押率系數γ1仍然顯著為負，說明融資約束發(fā)揮了部分中介作用，從而意味著在控股股東股權質押對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入產生影響的過程中還存在其他中介效應，這是值得我們后續(xù)深入研究的。而中介效應的Sobel 檢驗也顯示該中介作用是顯著存在的，并且在總效應中的占比約為17.9%。以上結果證明了本文的假設2，即控股股東進行股權質押的企業(yè)，股權質押惡化融資環(huán)境、減少資金流動，會加劇企業(yè)融資約束，進而減少綠色技術創(chuàng)新投入。

表4 對假設2 的檢驗結果

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.內生性檢驗

盡管本文盡量控制了可觀測變量的影響，但仍可能存在反向因果等內生性問題，比如綠色技術創(chuàng)新投入的企業(yè)短期業(yè)績表現更好，控股股東可能更傾向于開展股權質押融資。為解決可能存在的內生性問題，本文采用傾向得分匹配和工具變量兩種方法對此進行檢驗。

首先，采用傾向得分匹配法（PSM）。本文選取所有控制變量作為協變量對全體樣本進行傾向得分匹配，經匹配處理后，各協變量的標準化誤差均控制在5%以內。經過傾向得分匹配后的模型（1）回歸結果如表5 所示。由表5 可見，經過傾向得分匹配法降低內生性影響后，模型（1）的回歸結果仍與原回歸結果基本一致。表6 展示了傾向得分匹配后對中介效應的Sobel 檢驗結果，結果表明融資約束的中介效應仍然顯著，而且中介效應占比提高至48.8%，接近總體效應的一半。總體來說，在控制了內生性對實證結果的影響后，假設1 和假設2 仍然得到支持。

表5 傾向得分匹配后對假設1 的檢驗結果

表6 傾向得分匹配后對假設2 的檢驗結果

其次，采用工具變量法。參考謝德仁等（2016）的做法，本文采用剔除樣本本身的同年同行業(yè)的平均質押率（Indu_Pledgerate）作為控股股東股權質押（Pledge_rate）的工具變量。表7 展示了兩階段的回歸結果。在第一階段的回歸結果中，行業(yè)平均的控股股東質押水平（Indu_Pledgerate）與Pledge_rate在1%的水平下顯著為負；第二階段的回歸結果在1%的水平下顯著為負，這同本文基礎回歸的結果是一致的。此外，Anderson Cannon LM 檢驗結果顯著拒絕原假設，說明模型不存在識別不足的問題，即本文所選工具變量與內生解釋變量相關。而Cragg-Donald Wald F 統計量84.15 遠大于Stock-Yogo 弱相關檢驗10%臨界值16.38，顯著拒絕工具變量弱相關的原假設。在控制內生性問題對結果可能造成的影響之后，基本回歸結果仍然成立，說明本文的研究結論是可靠的。

表7 工具變量法回歸結果

2.Bootstrap 檢驗

為保證中介效應檢驗結果的穩(wěn)健性，本文采用Bootstrap 自助抽樣方法進行再次檢驗。具體而言，對全樣本進行1 000 次重復隨機抽樣，然后以抽取的1 000 組樣本進行檢驗（方杰等，2012）。如表8所示，融資約束中介效應的估計值都在1%水平上顯著，無論是直接效應還是間接效應，其系數置信區(qū)間均不包含0。這說明，控股股東股權質押對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入影響的直接效應以及基于融資約束的中介效應都顯著存在，前述基準模型回歸結果的穩(wěn)健性進一步得到驗證。

表8 Bootstrap 中介效應檢驗結果

五 進一步討論：異質性分析

正如變量定義部分所討論的，控股股東股權質押對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入所產生的影響多來源于管理層決策的變化。因此，管理層的異質性可能影響控股股東股權質押對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入的影響效應。下文將分別從兩職合一、控股股東持股比例、控股股東國有性質三個角度，對上文基準回歸的主要結果進行異質性分析。

（一）兩職合一的影響

企業(yè)開展研發(fā)創(chuàng)新屬于企業(yè)內部決策范圍的事項，進行研發(fā)創(chuàng)新投資的決策不僅由CEO 等管理層決定，企業(yè)董事會等也會發(fā)揮重要影響。因此，重污染行業(yè)企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入行為可能同時受到董事長和CEO 的影響。一般來說，控股股東在選定董事長上決定權較大，董事長與控股股東意志是一致的。當CEO 不是董事長兼任時，存在第一類委托代理成本問題（馮福根，2004），CEO 與董事長兩方出于各自利益權衡，有可能使綠色技術創(chuàng)新投入的決策難以推動甚至停滯。據此，董事長與CEO 是否兩職合一很有可能對控股股東股權質押與企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入關系產生影響。本文按照是否兩職合一（Dual），將樣本企業(yè)分為兩組進行分析，分組回歸結果如表9 所示。當企業(yè)中董事長與CEO 兩職合一（即Dual=1）時，控股股東股權質押對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入具有顯著的抑制作用，而且與基準回歸結果相比，抑制作用系數增加了一倍（基準回歸系數為-0.005），這反映兩職合一會加劇控股股東股權質押對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入的抑制作用。同時，中介效應檢驗結果證實，融資約束的中介作用在此類企業(yè)中仍然顯著。但是，在非兩職合一（Dual=0）的企業(yè)中這種抑制作用失去顯著性，由于假設1 的成立是假設2 的必要條件，此處不再對非兩職合一企業(yè)進行中介效應研究。對這些企業(yè)股權質押情況進行分析，發(fā)現這些企業(yè)股權質押比例相對較低，這反映了非兩職合一企業(yè)管理層對于控股股東股權質押或者股權質押后綠色技術創(chuàng)新投入的決策意見存在不一致性，不同企業(yè)或者不同時期的決策存在較大差異。

表9 兩職合一的異質性檢驗結果

（二）控股股東持股比例的影響

當控股股東持股比例較高時，其掌握較大的企業(yè)剩余控制權，在選擇融資方式時具有較大決策權，可以決定選擇其他融資方式而不僅僅是股權質押這一對控制權存在威脅的融資方式。因此，本文判斷控股股東持股比例可能對股權質押與企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入之間關系存在一定影響。本文按控股股東持股比例，將樣本分為三組：當控股股東掌握超過66.7%的股份時，這類企業(yè)被視為控股股東持股比例較高組（High），此時控股股東掌握對企業(yè)的絕對控制權，能夠自主決定企業(yè)的融資方式；當控股股東持股比例位于33.3%——66.7%時，這類企業(yè)被視為控股股東持股比例中等組（Mid）；當控股股東持股比例低于33.3%時，這類企業(yè)被視為控股股東持股比例較低組（Low）。表10 顯示，控股股東持股比例高的企業(yè)（High）中，假設1 未被證實，融資約束的中介效應也不存在。而控股股東持股比例中等組（Mid）和較低組（Low）中，股權質押對綠色技術創(chuàng)新投入都具有顯著的抑制作用，且中等組（Mid）的抑制作用更大更顯著；同時，兩組實證結果也均證實了融資約束中介效應的顯著性。對比樣本企業(yè)中控股股東持股比例和股權質押情況，發(fā)現兩者存在反向關系，控股股東持股比例較高的企業(yè)中，股權質押率較低（極端情況為無股權質押），這可能是因為這類企業(yè)中控股股東為防止控制權轉移更傾向于選擇其他融資方式，自然難以對綠色技術創(chuàng)新投入產生顯著影響，這也與李常青等（2018）的結論不謀而合?？梢?，在控股股東持股比例達到一定程度之前，其持股比例越大，股權質押對綠色技術創(chuàng)新投入的抑制作用越大，而當控股股東持股比例較高時，股權質押與綠色技術創(chuàng)新投入不相關。

表10 控股股東持股比例的異質性檢驗結果

（三）控股股東國有性質的影響

是否具有國有性質對企業(yè)融資存在一定影響。一般認為，國有性質的股東融資能力相對更強，其融資方式相比非國有性質的控股股東更具多樣性。那么，當控股股東具有國有性質時，控股股東在進行融資時可以不選擇股權質押，因為上市公司股權質押信息公告及其潛在風險可能對大股東管理帶來負面影響。本文根據控股股東是否具有國有性質（SOE）將樣本企業(yè)分為兩組進行討論。如表11所示，回歸結果證明了關于控股股東的國有性質對實證結果影響的推斷，在控股股東為國有性質（SOE=1）的企業(yè)中，控股股東股權質押對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入沒有顯著影響?？毓晒蓶|為國有性質的企業(yè)具有多種融資方式，它們通過其他融資渠道削弱了控股股東股權質押對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入的負面影響，說明該類企業(yè)可以保證或維持企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入。而在控股股東為非國有性質（SOE=0）的企業(yè)中，實證結論與全樣本回歸結果相似。這也反映了非國有性質的企業(yè)融資渠道相對較少，而其控股股東股權質押則會抑制企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入。

表11 控股股東國有性質的異質性檢驗結果

六 結論和建議

本文在梳理控股股東股權質押與企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率關系、綠色技術創(chuàng)新投入與融資約束關系等相關文獻基礎上，通過構建模型實證檢驗控股股東股權質押對綠色技術創(chuàng)新投入形成的直接影響效應和間接影響效應，結果發(fā)現，企業(yè)控股股東股權質押將會直接抑制其綠色技術創(chuàng)新投入；同時，還將加劇企業(yè)融資約束，從而進一步抑制企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入，即融資約束在控股股東股權質押對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入的影響中起中介作用。本文通過傾向得分匹配法、工具變量法、Bootstrap 檢驗等驗證了上述結果。另外，從兩職合一、控股股東持股比例、控股股東國有性質三個角度對上述結果進行異質性分析后發(fā)現，董事長與CEO 兩職合一時，控股股東股權質押對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入具有顯著的抑制作用；在控股股東持股比例達到一定程度之前，控股比例越高，股權質押對綠色技術創(chuàng)新投入的抑制作用越大；國有性質的企業(yè)通過其他融資渠道削弱了控股股東股權質押對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新投入的負面影響?；谏鲜鼋Y論，建議有關部門應采取措施，完善監(jiān)管，提升企業(yè)內部治理水平，促進各方面形成綠色發(fā)展共識，從而更有效更有針對性地鼓勵企業(yè)開展綠色技術創(chuàng)新。

第一，監(jiān)管部門應進一步規(guī)范控股股東股權質押行為，完善相關信息披露制度，特別關注對股權質押所獲資金的使用主體與使用方向，考慮限制股權質押率較高的控股股東的投票權等，防止控股股東通過限制綠色技術創(chuàng)新等措施進行策略性市值管理。環(huán)境管理部門應進一步完善各類制度安排，落實企業(yè)環(huán)境治理主體責任，特別關注重污染行業(yè)中股權質押率較高企業(yè)的環(huán)境影響行為。與此同時，相關部門也應完善政府補貼、稅收優(yōu)惠等措施，并不斷拓展融資渠道，解決企業(yè)融資難、融資貴問題，引導企業(yè)開展綠色技術創(chuàng)新。

第二，持續(xù)推動企業(yè)經營模式改革與內部治理結構完善，優(yōu)化公司治理理念，有序推動兩職分離、合理選擇兩職分離形式、引入合格戰(zhàn)略投資者，基于企業(yè)具體情況對董事會領導結構與股權制衡架構進行戰(zhàn)略性調整，協同各方力量推動我國企業(yè)向低排放、高利用、高產出的發(fā)展模式轉變。同時，鑒于國有性質的企業(yè)削弱了控股股東股權質押對綠色技術創(chuàng)新投入的負面影響，相關部門應當引導和支持國有性質的企業(yè)積極拓展更多融資渠道，進一步加大綠色技術創(chuàng)新投入，助力企業(yè)實現長遠的高質量的發(fā)展。

第三，加強投資者教育與風險警示，引導投資者關注上市公司的環(huán)境影響行為與長期價值，對控股股東股權質押率較高的公司保持謹慎態(tài)度，從而促使政府、企業(yè)和大眾共同形成減碳和綠色發(fā)展共識。