國有股東如何化解民營企業(yè)股權(quán)質(zhì)押危機(jī)？
——對國有股東“用腳投票”治理機(jī)制的實(shí)證檢驗(yàn)

周玨廷 李善民

(中山大學(xué)管理學(xué)院，廣東 廣州 510275)

一、引言

黨的二十大報告強(qiáng)調(diào)，要推動國有資本和國有企業(yè)做強(qiáng)做優(yōu)做大。2020年發(fā)布的《國企改革三年行動方案(2020—2022)》提出要增強(qiáng)國有經(jīng)濟(jì)競爭力、創(chuàng)新力、控制力、影響力和抗風(fēng)險能力，其中增強(qiáng)抗風(fēng)險能力要求國有資本和國有企業(yè)充分發(fā)揮帶動作用，在維護(hù)國家經(jīng)濟(jì)安全、抵御宏觀風(fēng)險方面發(fā)揮基礎(chǔ)性作用和托底作用。在此背景下，國有股東參股企業(yè)是發(fā)揮國有資本在國民經(jīng)濟(jì)中抗風(fēng)險能力的重要途徑之一。已有研究關(guān)注國有股東在降低企業(yè)和市場風(fēng)險、促進(jìn)民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展方面的作用，但對國有股東能否在化解風(fēng)險過程中發(fā)揮國有資本的治理功能及其作用機(jī)制少有涉及。

近年來，我國A股市場出現(xiàn)大量民營企業(yè)因高比例股權(quán)質(zhì)押引發(fā)重大風(fēng)險的案例。2018年我國上市公司質(zhì)押股權(quán)市值占總流通市值約12%、質(zhì)押股數(shù)約占總股數(shù)16%。盡管監(jiān)管部門不斷采取措施降低股權(quán)質(zhì)押比例，但股權(quán)質(zhì)押仍是A股市場的普遍現(xiàn)象。截至2023年4月，市場質(zhì)押股數(shù)占總股本的比例下降到4.98%1，我國資本市場質(zhì)押市值總計(jì)超過3萬億元，而大股東疑似觸及平倉市值就有近2萬億元2，部分質(zhì)押比例過高的企業(yè)仍存在較大風(fēng)險。此外，根據(jù)相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)3，在中國資本市場中，進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押的主要是民營股東，國有股東基本不進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押。為了化解上市公司股權(quán)質(zhì)押危機(jī)，各級國資委設(shè)立國資紓困基金及聯(lián)合各層級國有企業(yè)積極通過股權(quán)投資或債股結(jié)合等方式，對短期因股權(quán)質(zhì)押出現(xiàn)流動性困難但符合經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級方向、有前景、有市場、有技術(shù)優(yōu)勢的民營企業(yè)進(jìn)行以紓困為目的的投資支持。這些事件成為研究國有股東在化解風(fēng)險過程中能否以及如何發(fā)揮國有資本治理功能的重要場景。

盡管已有研究探討了紓困基金或紓困政策對股權(quán)質(zhì)押較高的民營企業(yè)的影響，但主要關(guān)注紓困基金或紓困政策對民營企業(yè)的資源扶持和救助作用(毛捷和管星華，2022；周孝華和王詩意，2022)，本文基于國有股東參股化解民營企業(yè)股權(quán)質(zhì)押危機(jī)的場景，探究國有資本治理功能。國有股東參股民營企業(yè)，既會直接對其他股東造成影響，也會直接對公司本身造成影響，還會通過影響其他股東從而間接對公司本身造成影響。由于本文關(guān)注國有股東的治理功能，且是針對第二類代理問題的“用腳投票”的治理功能，主要關(guān)注國有股東如何發(fā)揮治理功能影響參股公司民營股東的股權(quán)質(zhì)押行為，并進(jìn)而影響參股企業(yè)財務(wù)績效、企業(yè)風(fēng)險、企業(yè)價值等經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。本文揭示了國有股東化解民營企業(yè)股權(quán)質(zhì)押危機(jī)的作用機(jī)理，拓展了國有資本對民營企業(yè)影響的相關(guān)研究，為國有資本的治理功能提供了實(shí)證證據(jù)，為國有資本與民營資本和諧共生發(fā)展提出了新的理論解釋。

基于此，本文以2014—2021年滬深A(yù)股民營上市公司為樣本，考察國有股東是否影響其參股民營上市公司中民營股東的股權(quán)質(zhì)押行為及其作用機(jī)制和經(jīng)濟(jì)后果。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，國有股東通過顯著提高民營企業(yè)的股權(quán)質(zhì)押解除率化解了資本市場的股權(quán)質(zhì)押危機(jī)，這種作用在企業(yè)控制權(quán)與所有權(quán)分離程度越大、國有股東“退出威脅”的可信度越高和退出的潛在影響程度越大時越顯著，該結(jié)果證明國有股東是通過“用腳投票”的治理機(jī)制發(fā)揮作用的。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，國有股東參股與相關(guān)正式制度之間具有互補(bǔ)關(guān)系；經(jīng)濟(jì)后果方面，國有股東顯著降低了股權(quán)質(zhì)押導(dǎo)致的盈余管理，降低了參股企業(yè)股價崩盤風(fēng)險并增加了參股企業(yè)的盈利能力，長期來看顯著提升了參股高質(zhì)押企業(yè)的價值。

本文貢獻(xiàn)在于：第一，實(shí)證上揭示了國有股東發(fā)揮治理作用的機(jī)制機(jī)理。在化解民營企業(yè)股權(quán)質(zhì)押危機(jī)的研究情景下，本文發(fā)現(xiàn)國有股東通過“用腳投票”的治理機(jī)制發(fā)揮作用，并驗(yàn)證了這種治理作用將帶來短期及長期的積極后果，拓展了國有股東對民營企業(yè)影響的相關(guān)研究，是國有股東推動參股上市公司完善公司治理的重要證據(jù)。第二，拓展了“用腳投票”機(jī)制檢驗(yàn)的分析框架。已有研究多基于外部流動性沖擊或股票流動性差異，通過區(qū)分不同情形下非控股股東“退出威脅”的可信度，檢驗(yàn)股東“用腳投票”的治理機(jī)制。本文提出基于股東異質(zhì)性和參股情景的異質(zhì)性，還可以通過股價同步性以及國有股東持股比例衡量“退出威脅”可信度；此外，還可以基于參股企業(yè)財務(wù)風(fēng)險、股東質(zhì)押比例及其控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險區(qū)分不同情形下國有股東退出的潛在影響程度，借此檢驗(yàn)股東“用腳投票”的治理機(jī)制，從而揭示了國有股東與參股企業(yè)公司治理改善之間的強(qiáng)因果關(guān)系。第三，從理論和實(shí)證上拓展了國有資本研究的資源視角和制度視角的二元論。已有研究多關(guān)注國有股東的資源支持和產(chǎn)權(quán)保護(hù)作用，本文分析認(rèn)為國有股東由于服務(wù)國家長遠(yuǎn)利益和整體利益的基本性質(zhì)，出于化解風(fēng)險的動機(jī)，能夠積極為參股的上市公司提供“治理”功能，在資源視角和制度視角的基礎(chǔ)上為國有資本相關(guān)研究的治理視角提供證據(jù)。第四，本文實(shí)證發(fā)現(xiàn)，國有股東參股企業(yè)的方式與正式制度之間可以形成互補(bǔ)關(guān)系，共同化解民營企業(yè)股權(quán)質(zhì)押危機(jī)。總體而言，本文結(jié)論有利于進(jìn)一步指導(dǎo)國有資本的功能發(fā)揮和回答國有資本相關(guān)爭議問題，為國有資本與民營資本和諧共生發(fā)展提供理論解釋，具有重要的理論和實(shí)踐價值。

二、文獻(xiàn)回顧

盡管早期的研究多從政府干預(yù)層面(S h l e i f e r a n d Vishny，1994；Shleifer and Vishny，1998；方軍雄，2008；李增泉等，2005；潘紅波等，2008)、代理問題層面(Chen et al.，2018；Jiang and Kim，2020；張維迎，2015)、政策性負(fù)擔(dān)層面(黃速建和余菁，2006；林毅夫和李志赟，2004；張?zhí)烊A和張少華，2016)以及效率損失層面(劉瑞明和石磊，2010；吳延兵，2012)認(rèn)為國有股東對企業(yè)的影響是負(fù)面的，但金融危機(jī)爆發(fā)后，學(xué)術(shù)界對國有企業(yè)和國有股東在防控風(fēng)險和穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)方面的作用進(jìn)行了反思(Davydov，2018；Houston et al.，2014；Liu et al.，2012；梁琪和余峰燕，2014)，一些文獻(xiàn)從資源視角和制度視角關(guān)注國有股東在促進(jìn)創(chuàng)新、促進(jìn)綠色發(fā)展、降低股價崩盤風(fēng)險和抑制證券欺詐等關(guān)乎長期社會效應(yīng)方面的正向作用(Ding et al.，2021；Pan et al.，2020；Shi et al.，2020；羅宏和秦際棟，2019；王愛國等，2022；王彩萍等，2022；肖正等，2022)。盡管以上研究認(rèn)為國有股東可能存在基于制度視角和資源視角的積極作用，但對于國有股東基于化解風(fēng)險的動機(jī)對參股企業(yè)發(fā)揮治理作用的問題關(guān)注較少。西方經(jīng)濟(jì)理論的研究總體認(rèn)為絕大部分國有企業(yè)應(yīng)該進(jìn)行私有化，國有資本的運(yùn)行邊界僅限于公益領(lǐng)域(Liao et al.，2014；Ng et al.，2009；Sun and Tong，2003)，國有資本和國有企業(yè)天生更容易出現(xiàn)代理問題，因此并不認(rèn)為國有資本可能有積極的治理作用。然而，國有資本和國有企業(yè)在中國的社會經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中確實(shí)發(fā)揮著不可替代的作用，其所存在的領(lǐng)域邊界和發(fā)揮的功能作用，無法用西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中基于“市場失靈”視角的國資國企理論充分揭示，這凸顯了深入研究我國國有資本和國有企業(yè)功能作用的緊迫性和重要性。

在公司治理領(lǐng)域有關(guān)國有股權(quán)作用的研究中，盡管有文獻(xiàn)指出國有企業(yè)由于所有人缺位的問題，容易形成內(nèi)部人控制(張維迎，2015)，以及國有企業(yè)容易受到政府干預(yù)，因此國有股權(quán)可能給企業(yè)增加代理問題，但國有企業(yè)發(fā)生第二類代理問題即國有企業(yè)控股股東或大股東侵占中小股東利益的可能性卻更小。例如，Jiang et al.(2010)發(fā)現(xiàn)控股股東以企業(yè)間貸款的形式挪用公司資金的情況在國有企業(yè)較少發(fā)生。盡管一些研究認(rèn)為國有企業(yè)也存在控股股東掏空問題(Liu and Lu，2007)，但國有企業(yè)的掏空現(xiàn)象與民營企業(yè)的掏空現(xiàn)象有許多不同之處。具體體現(xiàn)在兩個方面：如果是政府工作人員代表非法私人收益進(jìn)行掏空，本質(zhì)上還是第一類代理問題；如果是政府股東為實(shí)現(xiàn)社會或政治目標(biāo)而導(dǎo)致企業(yè)的經(jīng)濟(jì)利益降低的“掏空”，也即并不是出于私人利益(Jiang and Kim，2020)，這種“掏空”或許并不符合經(jīng)濟(jì)利益最大化，但可能是從國家和社會的整體利益進(jìn)行考量的。但是，隨著一系列國資國企改革措施推進(jìn)，國有企業(yè)和國有資本的代理問題和政府干預(yù)問題也在逐漸減少(戚聿東和肖旭，2019；中國社會科學(xué)院工業(yè)經(jīng)濟(jì)研究所課題組等，2014)。已有研究表明，國有企業(yè)或國有資本的第一類代理問題更為嚴(yán)重，而民營企業(yè)或民營資本由于股權(quán)集中而產(chǎn)生的控股股東或大股東與中小股東之間的第二類代理問題更為突出(Jiang and Kim，2020)。近年來，也有研究發(fā)現(xiàn)民營資本對于國有企業(yè)的第一類代理問題具有治理作用(蔡貴龍等，2018)，那么進(jìn)入民營企業(yè)的國有資本在理論上也可能對民營企業(yè)第二類代理問題產(chǎn)生治理作用，這有待我們深入探討，為國有資本與民營資本和諧共生發(fā)展提供新的理論解釋。

在國有資本的治理作用方面，有少量研究關(guān)注國有股東的存在可能提高民營企業(yè)信息質(zhì)量(何德旭等，2022)或弱化控股股東利益侵占(毛捷和管星華，2022)；也有研究從股權(quán)制衡角度發(fā)現(xiàn)，多個大股東對第二類代理問題可能存在治理作用，但也可能出現(xiàn)股東合謀(Faccio et al.，2001；Laeven and Levine，2008；Maury and Pajuste，2005)，結(jié)果取決于合謀收益和討價還價成本的權(quán)衡，但當(dāng)外部大股東為中央直屬國有企業(yè)或者外資股份時具有較為顯著的正向治理作用(徐莉萍等，2006)。這些研究主要是從國有股東與公司治理效果之間的相關(guān)關(guān)系出發(fā)，對于國有股東發(fā)揮治理作用的作用機(jī)理關(guān)注較少。根據(jù)公司治理領(lǐng)域的相關(guān)研究，公司股東(尤其是非控股股東和中小股東)對企業(yè)的治理作用主要通過兩種方式(Hirschman，1970)：一是“用手投票”，即股東通過積極參與股東會決議、派駐董事參與決策等方式改善公司的治理制度，相關(guān)研究起源于對股東積極主義的探索(Shleifer and Vishny，1986)；二是“用腳投票”(voting with the feet)，即股東通過賣出企業(yè)股權(quán)的“退出威脅”倒逼企業(yè)改善治理狀況。因此，盡管學(xué)術(shù)界對于國有股東與參股企業(yè)治理改善之間的相關(guān)關(guān)系有所關(guān)注，但并沒有采取相關(guān)樣本數(shù)據(jù)或?qū)嵶C設(shè)計(jì)將研究視角深入到國有股東發(fā)揮治理作用的具體作用機(jī)理，使得目前的研究對于國有股東與公司治理改善之間的因果關(guān)系識別和論證不足。

三、理論基礎(chǔ)和研究假設(shè)

國有資本與國有企業(yè)有相似的屬性，都是國家實(shí)現(xiàn)國家戰(zhàn)略、參與經(jīng)濟(jì)活動的工具，但不同的是國有企業(yè)通過企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營實(shí)現(xiàn)國家戰(zhàn)略，而國有資本通過資本運(yùn)作執(zhí)行國家戰(zhàn)略。李榮融和李金波(2020)指出，國有資本就是國家對企業(yè)各種形式的投資及所形成的權(quán)益，因此在微觀層面，國有資本要發(fā)揮作用，可以通過形成國有股權(quán)、行使股東權(quán)利來對參股企業(yè)產(chǎn)生影響。在國家戰(zhàn)略層面，國有資本要發(fā)揮抗風(fēng)險作用，一方面，是防范宏觀的國家戰(zhàn)略層面風(fēng)險，將國有資本布局到關(guān)系國計(jì)民生和國民經(jīng)濟(jì)命脈的領(lǐng)域，起到“穩(wěn)定器”和“壓艙石”的作用；另一方面，作為經(jīng)濟(jì)活動的實(shí)際參與者，在微觀的資本運(yùn)營層面，國有資本還需要通過股東身份對參股的企業(yè)施加影響，發(fā)揮監(jiān)督治理作用，助力其控制風(fēng)險，實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。

微觀作用機(jī)理方面，已有研究多關(guān)注國有資本的救助作用，關(guān)注其如何通過資源扶持的方式，救助陷入經(jīng)營困境的民營企業(yè)，幫助其降低風(fēng)險，恢復(fù)正常經(jīng)營。但從國有資本的根本性質(zhì)而言，國有資本發(fā)揮的是長遠(yuǎn)視角和整體視角的抗風(fēng)險能力，因此，除了幫助民營企業(yè)緩解短期流動性壓力、進(jìn)行“治標(biāo)”之外，也有“治本”功能，即對民營企業(yè)股東而言，股權(quán)質(zhì)押雖可能帶來短期好處，但長期的高比例股權(quán)質(zhì)押可能增加企業(yè)代理問題及經(jīng)營風(fēng)險，最終引發(fā)重大市場風(fēng)險。因此，國有資本不僅有動力通過資源扶持作用幫助質(zhì)押民企化解危機(jī)，還有動力通過治理監(jiān)督作用幫助質(zhì)押民企減少代理問題和非理性行為，促使股東和企業(yè)從更加長遠(yuǎn)的角度理性決策，助力企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。基于以上分析，圖1展示了本文提出的國有資本基于抗風(fēng)險目標(biāo)、通過發(fā)揮治理作用化解民營企業(yè)股權(quán)質(zhì)押危機(jī)的邏輯框架。

圖1 國有資本化解民營企業(yè)股權(quán)質(zhì)押危機(jī)的邏輯框架

在化解民營企業(yè)股權(quán)質(zhì)押危機(jī)的場景下，研究國有股東治理作用及其具體機(jī)制，建立在已有研究關(guān)于股東股權(quán)質(zhì)押的動因和經(jīng)濟(jì)后果的討論上。具體來說，股權(quán)質(zhì)押本身是股東獲取流動性資金的合法方式，在規(guī)范的使用下能夠?yàn)槠髽I(yè)和股東帶來好處。例如，控股股東和大股東出于保留控制權(quán)的要求，即使存在資金需求，也不會輕易變賣股權(quán)獲取資金，而質(zhì)押式融資則在保留控制權(quán)的同時，通過質(zhì)押股權(quán)為股東帶來融資資金流入，緩解股東的資金緊張。向銀行貸款是我國上市公司最常見也最常用的融資方式之一，而銀行貸款額度的多少極大程度上取決于企業(yè)可供抵押的固定資產(chǎn)多少。因此對于部分輕資產(chǎn)企業(yè)，銀行的貸款融資渠道存在局限性，目前銀行對于知識產(chǎn)權(quán)和人力資本等非固定資產(chǎn)的抵押價值認(rèn)可不足，此時這些企業(yè)的大股東或控股股東可以進(jìn)行質(zhì)押式融資，將手中的股權(quán)進(jìn)行質(zhì)押，從而獲得融資投入企業(yè)，緩解企業(yè)的資金需求缺口。

雖然股權(quán)質(zhì)押本身對企業(yè)而言并不一定是壞事，但實(shí)踐中，過高的股權(quán)質(zhì)押卻如同打開了“潘多拉魔盒”，會帶來一系列風(fēng)險，這些風(fēng)險雖然非民營股東的本愿，卻可能導(dǎo)致企業(yè)面臨最終破產(chǎn)的困境。例如，股權(quán)質(zhì)押在一定程度上限制股東所有權(quán)的部分權(quán)利，如獲得股息和再融資的權(quán)利，且必須向投資者公告，因此可能會向市場傳遞大股東資金緊張的負(fù)面信號(鄭國堅(jiān)等，2014)；當(dāng)質(zhì)押股權(quán)價值由于市場波動或者公司自身負(fù)面信息影響下跌時，質(zhì)押股權(quán)可能被強(qiáng)制平倉，并導(dǎo)致股價進(jìn)一步下跌，因此高比例股權(quán)質(zhì)押可能放大股價崩盤風(fēng)險甚至造成系統(tǒng)性風(fēng)險，使質(zhì)押股東、其他中小股東等投資者受到損失(謝德仁等，2016)?？毓晒蓶|或大股東股權(quán)質(zhì)押還可能加重第二類代理問題：一方面，股權(quán)質(zhì)押導(dǎo)致股東控制權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)進(jìn)一步分離(郝項(xiàng)超和梁琪，2009)，因而弱化了激勵動機(jī)并強(qiáng)化了掏空動機(jī)(Claessens et al.，2000；Grossman and Hart，1988)；另一方面，控股股東為了消除股權(quán)質(zhì)押后的控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險，可能進(jìn)行盈余管理、信息操縱等投機(jī)行為，客觀上損害了中小股東的利益(胡珺等，2020；廖珂等，2018；謝德仁等，2016)。

在我國A股市場民營企業(yè)接連遭遇股權(quán)質(zhì)押平倉風(fēng)險之后，一些國有企業(yè)或國資紓困基金積極入場拆解風(fēng)險。從財務(wù)視角出發(fā)，國資的積極入股為企業(yè)帶來流動資金注入，并在市場上傳遞了積極信號，為民營上市公司帶來了“重生”的資源和機(jī)會。但是，民營上市公司之所以面臨如此重大的企業(yè)危機(jī)，歸根結(jié)底還是其股東存在一些不規(guī)范、不理性的行為。在此背景下，國有股東出于抗風(fēng)險動機(jī)和紓困動機(jī)，一般會立即設(shè)法對參股企業(yè)控股股東不恰當(dāng)?shù)墓蓹?quán)質(zhì)押行為進(jìn)行規(guī)范，幫助其解除過高的股權(quán)質(zhì)押比例，化解存量風(fēng)險。因此，本文提出第一個研究假設(shè)：

H1：國有股東提高了參股民營企業(yè)的股權(quán)質(zhì)押解除率。

在化解民營企業(yè)股權(quán)質(zhì)押危機(jī)的場景下，國有股東更有可能是通過“用腳投票”的機(jī)制發(fā)揮作用：首先，中國上市公司普遍存在一股獨(dú)大、股權(quán)集中的特點(diǎn)，民營企業(yè)的第二類代理問題更加嚴(yán)重，股權(quán)質(zhì)押過高導(dǎo)致的代理問題屬于第二類代理問題，“用腳投票”的治理方式通過股東之間的制衡能夠?qū)Φ诙惔韱栴}發(fā)揮更顯著的作用。其次，國有股東在紓困情景下進(jìn)入民營企業(yè)的原則之一就是“不干預(yù)經(jīng)營”，尤其是在較短參股周期和持股比例不高的情況下，其通過“用手投票”的積極有為方式進(jìn)行治理的力度可能更小，通過“用腳投票”的“退出威脅”發(fā)揮作用的力度可能更大。因此，國有股東發(fā)揮作用的過程可能是：部分進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押的股東可能存在代理問題，通過股權(quán)質(zhì)押將資金投向了自己的其他用途，如自己旗下的其他公司等，對上市公司形成了掏空；在國資入股后，國有股東發(fā)揮“用腳投票”治理作用，面對國有股東的“退出威脅”，質(zhì)押股東降低掏空傾向，籌措資金解除質(zhì)押。

由于我國上市公司金字塔式持股結(jié)構(gòu)非常普遍，企業(yè)的控制權(quán)和所有權(quán)呈現(xiàn)不同程度的分離。企業(yè)的控制權(quán)和所有權(quán)的兩權(quán)分離程度一般用實(shí)際控制人擁有上市公司控制權(quán)比例減去實(shí)際控制人擁有上市公司所有權(quán)比例進(jìn)行衡量，兩權(quán)分離指數(shù)越大，表示控制權(quán)與所有權(quán)偏離程度越大，控股股東掏空動機(jī)越強(qiáng)，企業(yè)越可能出現(xiàn)第二類代理問題(張華等，2004)。根據(jù)上述理論分析，本文認(rèn)為國有股東在兩權(quán)分離越大的企業(yè)發(fā)揮的治理作用應(yīng)當(dāng)更顯著，因此提出第二個研究假設(shè)：

H2：國有股東提高民營企業(yè)的股權(quán)質(zhì)押解除率的作用在兩權(quán)分離度越大的企業(yè)越顯著。

已有研究對機(jī)構(gòu)投資者等股東通過“用手投票”的方式參與公司治理的研究較多，其中一個重要原因是“用手投票”的機(jī)制可以體現(xiàn)為股東派駐董事、參與股東大會投票等可觀測的方式；而“用腳投票”機(jī)制體現(xiàn)為股東通過“退出威脅”對控股股東或管理層施加壓力，致使他們努力改善公司治理現(xiàn)狀。然而，股東是否實(shí)施了“退出威脅”以及這種威脅的壓力是否導(dǎo)致了控股股東或管理層改變自己的行為決策從而實(shí)現(xiàn)公司治理改善，都是不可觀測的(如果“退出威脅”發(fā)生了作用，股東便不會退出)，這為實(shí)證上識別股東的“退出威脅”與評估其因果關(guān)系帶來挑戰(zhàn)。

關(guān)于如何在實(shí)證上檢驗(yàn)股東的“退出威脅”，目前有學(xué)者通過問卷調(diào)研的方式進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)接近半數(shù)的投資者認(rèn)為“用腳投票”的機(jī)制是有效的(McCahery et al.，2016)。此外，較為主流的方法是通過股權(quán)分置改革(Hope et al.，2017；姜付秀等，2015)、融資融券制度實(shí)施(余怒濤等，2021)等作為外生的股票流動性沖擊，以及通過股票流動性分組檢驗(yàn)(陳克兢等，2021)的方式進(jìn)行間接檢驗(yàn)，其原理是“退出威脅”的有效性取決于“退出威脅”的可信度，企業(yè)股票流動性越強(qiáng)，股東退出越容易，此時“退出威脅”越可信，其效果也就越好(Edmans et al.，2013；Maug，1998)。本文借鑒了相關(guān)研究的做法，從“退出威脅”可信度出發(fā)，基于股票流動性檢驗(yàn)“退出威脅”的效果。

此外，Edmans et al.(2013)提出，股票流動性也可能削弱了治理，因?yàn)樗鼮楣蓶|提供了出售陷入困境公司股份的選擇，而不是鼓勵他們通過積極的行為影響公司治理。根據(jù)前文的分析，“退出威脅”之所以能夠發(fā)揮作用，取決于股東是否通過各種手段表露或?qū)嵤┝恕巴{”，因此，僅僅基于股票流動性檢驗(yàn)“退出威脅”的可信度存在局限?；诖?，本文提出還可以基于股價同步性進(jìn)行檢驗(yàn)，因?yàn)楣蓛r同步性越低，表明股票信息含量越高，企業(yè)的股價更加及時準(zhǔn)確地反映企業(yè)價值，鼓勵投資者加強(qiáng)信息搜集，通過積極行動影響公司治理并提高股價，這顯著增強(qiáng)了股東實(shí)施“退出威脅”的積極性；并且如果“退出威脅”最終實(shí)施，股票同步性越強(qiáng)，投資者越能通過股價中已經(jīng)反映的部分治理效應(yīng)獲得部分收益，這也會提高非控股股東治理監(jiān)督企業(yè)的積極性，增強(qiáng)“退出威脅”的可信度。

基于國有股東自身的行為特征，本文認(rèn)為，國有股東“退出威脅”的可信度還與股東的持股規(guī)模相關(guān)。當(dāng)國有股東持股比例越高時，國有股東不僅可以通過“用腳投票”的方式發(fā)揮治理作用，還可以通過“用手投票”的方式，通過派駐董事和參加股東大會投票等方式參與企業(yè)決策決議，發(fā)出“用腳投票”的“退出威脅”不再是唯一可行的治理方式。此外，國有股東持股比例越高，基于防范國有資產(chǎn)流失的嚴(yán)格規(guī)定，如果國有股東決定在參股企業(yè)持續(xù)治理不善和盈利不強(qiáng)的情況下退出，可能需要更謹(jǐn)慎的考慮和更復(fù)雜的決策流程，國資內(nèi)部的溝通成本更高，因此“退出威脅”的可信度下降。

基于此，本文提出第三組假設(shè)：

H3a：國有股東提高民營企業(yè)的股權(quán)質(zhì)押解除率的作用在股票流動性越高的企業(yè)更為顯著。

H3b：國有股東提高民營企業(yè)的股權(quán)質(zhì)押解除率的作用在股價同步性越低的企業(yè)更為顯著。

H3c：國有股東提高民營企業(yè)的股權(quán)質(zhì)押解除率的作用在國資持股比例較低的企業(yè)更為顯著。

已有研究大多從“退出威脅”的可信度方面檢驗(yàn)非控股股東“用腳投票”的治理機(jī)制，但正如前文分析，“退出威脅”之所以能夠發(fā)揮作用，不僅取決于股東是否通過各種手段表露或?qū)嵤┝恕巴{”，還取決于股東所實(shí)施的“退出威脅”的壓力是否真正影響了控股股東或在位股東的行為決策。因此，本文提出還應(yīng)當(dāng)從退出的潛在影響程度進(jìn)行檢驗(yàn)。不同類型的股東所帶來的資源和幫助是不同的，而當(dāng)企業(yè)處于不同階段時，其需求與不同股東的匹配程度也不同。非控股股東退出的潛在影響程度越大，則其“退出威脅”對控股股東和企業(yè)管理層造成的壓力也就越大，越能迫使后者改善公司的治理狀況。因此，需要結(jié)合非控股股東異質(zhì)性和治理情景的異質(zhì)性，基于這類股東退出的潛在影響程度檢驗(yàn)“退出威脅”帶來的壓力是否能夠?qū)嶋H改變控股股東或公司的決策行為。

基于國有股東的特點(diǎn)，一些研究認(rèn)為民營企業(yè)是為尋求產(chǎn)權(quán)保護(hù)(李文貴和余明桂，2017；孫亮和劉春，2021)或資源獲取(羅宏和秦際棟，2019；宋增基等，2014)才引入國有股東。那么，當(dāng)民營企業(yè)的財務(wù)困境越嚴(yán)重時，企業(yè)越急需國有股東帶來的資源和幫助，國有股東的退出造成的影響越大，其威脅作用也就越強(qiáng)。國有股東體現(xiàn)“白衣騎士”的特征，通常奉行“不控股、不做大股東、不干預(yù)經(jīng)營”原則。大量質(zhì)押股權(quán)可能導(dǎo)致民營企業(yè)面臨較大的控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(鄭國堅(jiān)等，2014)，在控股股東質(zhì)押比例高、控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險大的情況下，將股權(quán)賣給“白衣騎士”而不是其他的“門口野蠻人”不失為民營企業(yè)股東緩解自身財務(wù)狀況而又避免失去控制權(quán)的理想途徑。因此，民營股東的質(zhì)押率越高、控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險越大時，國有股東“用腳投票”的“退出威脅”作用越強(qiáng)。

基于此，本文提出第四組假設(shè)：

H4a：國有股東提高民營企業(yè)的股權(quán)質(zhì)押解除率的作用在財務(wù)風(fēng)險更高的企業(yè)更為顯著。

H4b：國有股東提高民營企業(yè)的股權(quán)質(zhì)押解除率的作用在質(zhì)押比例更高的企業(yè)更為顯著。

H4c：國有股東提高民營企業(yè)的股權(quán)質(zhì)押解除率的作用在控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險越大的企業(yè)更為顯著。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選取2014—2021年滬深A(yù)股民營上市企業(yè)為研究樣本，數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，包括中登公司公布的上市公司質(zhì)押率數(shù)據(jù)、十大股東性質(zhì)數(shù)據(jù)、財務(wù)指標(biāo)等控制變量數(shù)據(jù)。由于中登公司的股權(quán)質(zhì)押率數(shù)據(jù)從2014年開始公布，本文選取2014—2021年作為樣本的時間區(qū)間。本文的被解釋變量Relieve為公司民營股東解除質(zhì)押比例，計(jì)算方法為公司民營股東股權(quán)質(zhì)押解除導(dǎo)致的總質(zhì)押股數(shù)減少數(shù)占公司總股數(shù)的比例。CSMAR數(shù)據(jù)庫中的股權(quán)質(zhì)押解除率數(shù)據(jù)均來自巨潮資訊網(wǎng)的上市公司公告，因此股權(quán)質(zhì)押解除率即為上市公司當(dāng)年公告的所有民營股東股權(quán)質(zhì)押解除事件解除股權(quán)質(zhì)押比例之和。

由于國有資本選擇參股哪家民營企業(yè)可能是內(nèi)生的，如進(jìn)行紓困的國有資本可能選擇性進(jìn)入股權(quán)質(zhì)押比例較高、流動性壓力較大的企業(yè)，本文采用多時點(diǎn)PSM-DID的研究方法緩解研究問題的內(nèi)生性：按照目標(biāo)民營企業(yè)的平均股權(quán)質(zhì)押率及基本面信息(包括托賓Q、總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)負(fù)債率、銷售增長率)進(jìn)行傾向性得分匹配(PSM)，匹配方法是1:2有放回的近鄰匹配法，匹配后的協(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)差幅度均小于5%。剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本后，總共獲得10369個觀測值，其中實(shí)驗(yàn)組4985個。

(二)模型設(shè)定和變量定義

按照多時點(diǎn)DID的研究方法，本文的主回歸模型設(shè)定如式(1)所示：

其中，Relieve表示民營企業(yè)民營股東解除股權(quán)質(zhì)押的比例，SOEsher代表公司是否有國有股東的虛擬變量，Ctrls代表控制變量。參考相關(guān)研究，上市公司經(jīng)營情況、股票定價和信貸狀況(徐壽福等，2016)，以及公司治理水平(梁琪和余峰燕，2014；鄭國堅(jiān)等，2014)都可能對股東質(zhì)押行為造成影響，因此本文的控制變量包括公司的基本財務(wù)指標(biāo)、股價估值和信貸情況以及公司治理指標(biāo)，即資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)負(fù)債率、公司規(guī)模、托賓Q、銷售增長率、第一大股東持股、高管薪酬、是否兩職合一、是否四大審計(jì)?；貧w通過固定效應(yīng)模型控制了個體固定效應(yīng)γi，并同時控制了行業(yè)固定效應(yīng)υi,t和年份固定效應(yīng)θt。模型采用了公司層面聚類的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，并對所有連續(xù)變量進(jìn)行了縮尾處理，對所有控制變量和自變量都采取了滯后一期處理。

主要變量定義如表1所示。

表1 主要變量定義

五、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

本文描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。2014—2021年，約48.1%的民營上市企業(yè)前十大股東中至少有一位國有股東，民營企業(yè)的質(zhì)押解除率Relieve是一個負(fù)向指標(biāo)，表明股權(quán)質(zhì)押解除導(dǎo)致的總質(zhì)押股數(shù)減少數(shù)占公司總股數(shù)的比例，民營企業(yè)平均每年解除質(zhì)押股數(shù)占總股數(shù)約8.96%，解除最多的企業(yè)一年解除質(zhì)押比例高達(dá)52.86%。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)PSM-DID多元回歸

本文首先將民營企業(yè)質(zhì)押解除比例對公司是否具有國有股東的虛擬變量進(jìn)行回歸，結(jié)果如表3所示。列(1)展示了未加入相關(guān)控制變量的回歸結(jié)果，列(2)～(4)展示了加入控制變量后控制不同固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，均顯示國有股東虛擬變量與企業(yè)質(zhì)押解除率顯著負(fù)相關(guān)。由于質(zhì)押解除率是一個負(fù)向指標(biāo)，回歸系數(shù)顯著為負(fù)表明國有股東顯著提高了企業(yè)的質(zhì)押解除率，驗(yàn)證了假設(shè)H1。

表3 國有股東與企業(yè)股權(quán)質(zhì)押解除

(三)內(nèi)生性問題和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.加入可能的遺漏變量

股東的質(zhì)押行為與股東本身的風(fēng)險傾向、質(zhì)押偏好和財務(wù)約束等特征有關(guān)(鄭國堅(jiān)等，2014)，但由于這些股東特征數(shù)據(jù)是不可觀測的，目前尚未有數(shù)據(jù)對股東的這些風(fēng)險特征等進(jìn)行披露?？紤]到一些專注股權(quán)質(zhì)押紓困的國有資本可能選擇性地進(jìn)入了質(zhì)押率高的企業(yè)，而股權(quán)質(zhì)押率越高的企業(yè)可能本身就有更高的股權(quán)質(zhì)押解除率，因此，本文將t-1期企業(yè)質(zhì)押率變量(Pledget-1表示公司t-1年的質(zhì)押股數(shù)占總股數(shù)的比例)加入回歸，以控制不可觀測但會影響股東質(zhì)押傾向的其他因素。

由于國有股東的加入，民營股東的持股比例下降，國有股東持股比例增加，而國有股東本身只進(jìn)行很少量的股權(quán)質(zhì)押，因此質(zhì)押率的下降可能源于民營股東總持股比例的下降，而并非受到國有股東的治理作用。本文在主回歸中已經(jīng)采取將自變量和控制變量滯后一期的方法排除這一替代性解釋，同時選取股權(quán)質(zhì)押解除率而非總體質(zhì)押率作為被解釋變量即為了解決這一問題(因?yàn)楣蓹?quán)質(zhì)押解除率指標(biāo)只統(tǒng)計(jì)了民營股東質(zhì)押解除的情況，且該指標(biāo)為負(fù)向指標(biāo))，因此只可能因?yàn)閲泄蓶|持股比例的增加而升高，即便存在遺漏變量問題，也只可能是縮小了國有股東與股權(quán)質(zhì)押解除的相關(guān)性。

進(jìn)一步，本文也將國有股東持股比例(SOEsratet-1表示t-1年企業(yè)國有股東持股比例)這一變量加入回歸。表4列(1)顯示了加入t-1年的企業(yè)平均股權(quán)質(zhì)押率和企業(yè)國有股東持股比例作為控制變量的回歸結(jié)果，國有股東對企業(yè)股權(quán)質(zhì)押解除率的作用仍然在5%水平下顯著，說明結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表4 考慮遺漏變量和更換匹配方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.更換匹配方法

本文通過更換PSM匹配方法對主回歸的結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，也同時控制了上述分析認(rèn)為可能存在的兩個遺漏變量。表4列(2)～(4)分別列示了更換為1:3有放回的近鄰匹配、1:4有放回的近鄰匹配以及核匹配方法的回歸結(jié)果，國有股東的回歸系數(shù)仍在5%或1%水平下顯著，說明結(jié)果具有穩(wěn)健性。

3.處理效應(yīng)模型

由于國有股東持股的民營企業(yè)(處理組)相較于國有股東未持有的民營企業(yè)(控制組)可能存在特征差異，民營企業(yè)是否有國有股東可能是內(nèi)生的。首先，有資源獲取需求或產(chǎn)權(quán)保護(hù)需求的民營企業(yè)可能積極引入國有股東(孫亮和劉春，2021)；其次，由于近年來國有企業(yè)有聚焦主業(yè)發(fā)展和做強(qiáng)做優(yōu)做大的要求，如果行業(yè)中的國有資本占比很高，則其收購民營企業(yè)成為民營企業(yè)股東的可能性也更高；最后，以紓困為目的的國有資本可能只會參股滿足特定標(biāo)準(zhǔn)的民營企業(yè)，如因股權(quán)質(zhì)押過高但存在流動性風(fēng)險但有“優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)、優(yōu)質(zhì)企業(yè)、優(yōu)秀團(tuán)隊(duì)”特征的民營企業(yè)。因此，本文參考徐業(yè)坤等(2013)、陳強(qiáng)(2010)的做法，通過處理效應(yīng)模型解決自選擇偏差問題。

本文選取民營企業(yè)t-1年的注冊地區(qū)市場化指數(shù)(該數(shù)據(jù)只更新到2019年)4、同行業(yè)及同地區(qū)國有上市公司占所有上市公司比例、融資約束FC指數(shù)5、凈資產(chǎn)收益率來估計(jì)公司是否具有國有股東的概率。處理效應(yīng)模型要求第一步回歸中至少有一個控制變量是外生的工具變量，本文選擇t-1年公司所在行業(yè)的民營企業(yè)平均國有股份比例為工具變量。處理效應(yīng)模型的估計(jì)方法有極大似然法(MLE)和兩步法(2SLS)，其實(shí)證結(jié)果分別如表5列(1)(2)所示，逆米爾斯比率IMR的系數(shù)顯著，說明存在自選擇偏差問題，但控制IMR系數(shù)之后，兩種估計(jì)方法下自變量的系數(shù)仍然顯著，說明結(jié)果穩(wěn)健。

表5 使用處理效應(yīng)模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(四)作用機(jī)制分析

企業(yè)的控制權(quán)與所有權(quán)分離程度通常用公司控股股東控制權(quán)減去其所有權(quán)衡量(張華等，2004)。控股股東通過金字塔式持股結(jié)構(gòu)控制企業(yè)時，控制權(quán)與所有權(quán)的偏離加強(qiáng)了股東的掏空動機(jī)，同時抑制了激勵動機(jī)，因此容易發(fā)生第二類代理問題(郝項(xiàng)超和梁琪，2009)。本文以兩權(quán)分離程度高于和低于中位數(shù)進(jìn)行分組，如果國有股東是通過發(fā)揮治理作用增加股權(quán)質(zhì)押解除率的，那么應(yīng)當(dāng)觀測到國有股東虛擬變量的回歸系數(shù)在兩權(quán)分離程度高的企業(yè)更顯著。

分組回歸使用了和主回歸相同的回歸模型和控制變量，結(jié)果如表6列(1)(2)所示。在兩權(quán)分離程度更高的分組，國有股東虛擬變量的回歸系數(shù)在5%水平下顯著，而在兩權(quán)分離程度更低的分組不顯著，該結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H2。

表6 國有股東、兩權(quán)分離程度與股權(quán)質(zhì)押解除

本文進(jìn)一步從“退出威脅”的可信度和退出的潛在影響程度兩個方面，檢驗(yàn)國有股東的治理作用是否是通過“用腳投票”的方式實(shí)現(xiàn)的?！巴顺鐾{”的可信度可以基于股票流動性、股價同步性和國有股東持股比例進(jìn)行檢驗(yàn)。因?yàn)楣善绷鲃有栽礁?，國有股東退出越便利，國有股東的“退出威脅”更可信；同時，股價同步性越低，國有股東越有動力發(fā)出“威脅”以改善治理獲得股價上升的收益；此外，國有股東持股比例越低時，其退出的決策流程更簡便、溝通成本更低。

本文基于樣本的股票流動性、股價同步性和國有股東持股比例進(jìn)行分組檢驗(yàn)。股票流動性采用的是Roll指標(biāo)(Goyenko et al.，2009)，Roll指標(biāo)低于中位數(shù)的即為高流動性分組，Roll指標(biāo)高于中位數(shù)為低流動性分組。股價同步性6的計(jì)算參考許年行等(2011)的研究，股價同步性指標(biāo)越小，說明企業(yè)股價與市場同步性越低，股價信息含量越大，股價同步性指標(biāo)低于中位數(shù)的樣本歸入低股價同步性組，反之為高股價同步性組。國有股東持股比例以5%作為閾值，高于5%持股比例的認(rèn)定為高持股比例，低于5%但大于0的認(rèn)定為低持股比例分組。

分組回歸均采取和主回歸相同的回歸模型和控制變量。表7列(1)～(4)分別列示了基于股票流動性分組和基于股價同步性分組后，國有股東虛擬變量與股權(quán)質(zhì)押解除率的回歸結(jié)果。在高股票流動性組和低股價同步性組，國有股東虛擬變量的系數(shù)均在5%水平下顯著，結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H3a、H3b。

表7 國有股東、“退出威脅”可信度和股權(quán)質(zhì)押解除

表7列(5)(6)展示了國有股東持股比例分組下，股權(quán)質(zhì)押解除率對國有股東持股比例的分組回歸結(jié)果。國有股東持股比例較低時，國有股東持股比例與質(zhì)押解除率顯著負(fù)相關(guān)，并在1%水平下顯著；國有股東持股比例較高時，股權(quán)質(zhì)押解除率與國有股東持股比例是正相關(guān)的，結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H3c。表7列(5)(6)回歸結(jié)果截然相反說明，由于國有股權(quán)的特殊性，國有股東持股比例在適當(dāng)?shù)那闆r下，其“用腳投票”的治理作用最強(qiáng)，持股比例過高或過低都會降低該治理作用。持股比例較低時，股份比例越高，國有股東“用腳投票”的動機(jī)越強(qiáng)；持股比例較高時，由于防范國有資產(chǎn)流失的退出限制以及更多采用“用手投票”的治理路徑，國有股東“用腳投票”的動機(jī)下降，國有股東的作用隨持股比例增加而減小。

退出的潛在影響程度方面，本文采用和主回歸相同的回歸模型和控制變量，通過對樣本的公司財務(wù)風(fēng)險狀況、股東質(zhì)押比例情況以及控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險的分組進(jìn)行檢驗(yàn)。首先，當(dāng)公司財務(wù)風(fēng)險越高時，企業(yè)對于國有股東入股帶來的積極信號和救助資源有更大的需求，國有股東一旦退出引發(fā)的資源抽離和負(fù)面信號對企業(yè)影響較大。因此在高財務(wù)風(fēng)險的樣本組，國有股東“退出威脅”帶來的壓力更可能改變企業(yè)和股東的行為決策。表8列(1)(2)展示了根據(jù)企業(yè)財務(wù)風(fēng)險Z指數(shù)7(Altman，1968)中位數(shù)進(jìn)行分組的回歸結(jié)果，其中Z指數(shù)越小說明企業(yè)財務(wù)風(fēng)險越大，因此Z指數(shù)低于中位數(shù)的樣本被歸入高財務(wù)風(fēng)險組，Z指數(shù)高于中位數(shù)樣本歸入低財務(wù)風(fēng)險分組。結(jié)果顯示，國有股東虛擬變量與股權(quán)質(zhì)押解除率的負(fù)相關(guān)關(guān)系在高財務(wù)風(fēng)險組更為顯著，驗(yàn)證了假設(shè)H4a。

表8 國有股東、退出潛在影響程度和股權(quán)質(zhì)押解除

其次，控股股東或其他在位股東股權(quán)質(zhì)押比例越高，則越不希望國有股東退出傳遞消極信號引發(fā)股價下跌?？毓晒蓶|股權(quán)質(zhì)押之后，如果股價暴跌可能會被強(qiáng)行平倉，造成控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險增加。當(dāng)控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險變大時，把股權(quán)賣給作為“白衣騎士”的國有股東而不是其他的“門口野蠻人”，對于控股股東來說是更優(yōu)的選擇。因此，控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險越大，企業(yè)越希望接受股權(quán)的是國資股東，此時國有股東的“退出威脅”效果更好。本文采取股價是否疑似觸及警戒線8來衡量控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險。表8列(3)～(6)展示了基于股權(quán)質(zhì)押率中位數(shù)和股價是否疑似觸及警戒線進(jìn)行分組回歸的結(jié)果?？紤]到分組變量的內(nèi)生性，引入上一年的股權(quán)質(zhì)押比例作為控制變量(因上一年質(zhì)押率可能與國有股東是否入股以及是否處于高質(zhì)押組和股價觸及警戒線組有顯著關(guān)系)。結(jié)果表明，國有股東虛擬變量的回歸系數(shù)仍然在股權(quán)質(zhì)押比例高和股價疑似觸及平倉線的企業(yè)更顯著，驗(yàn)證了假設(shè)H4b和H4c。

六、進(jìn)一步研究

(一)國有股東的作用路徑及其與正式制度的互補(bǔ)關(guān)系

企業(yè)總體股權(quán)質(zhì)押率的降低通過兩種作用路徑實(shí)現(xiàn)：一是降低股東每年的新增質(zhì)押率，降低企業(yè)未來過度質(zhì)押的風(fēng)險；二是提高股東已質(zhì)押股份的質(zhì)押解除率，化解企業(yè)存量質(zhì)押風(fēng)險。本文進(jìn)一步驗(yàn)證國有股東提高股東股權(quán)質(zhì)押解除率的作用是否最終促進(jìn)了民營企業(yè)整體質(zhì)押率下降，以及國有股東主要是通過提高質(zhì)押解除率還是降低新增質(zhì)押率發(fā)揮作用的。此外，由于監(jiān)管部門在2018年實(shí)施了旨在有效化解資本市場股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險的股權(quán)質(zhì)押新規(guī)9，本文進(jìn)一步考察該政策效果與國有股東參股效果的差異和關(guān)系。

參考中介效應(yīng)研究思路(江艇，2022)，當(dāng)中介變量對被解釋變量的作用顯而易見時，只需要在考慮內(nèi)生性問題的情況下檢驗(yàn)解釋變量對中介變量的作用。新增股權(quán)質(zhì)押率和股權(quán)質(zhì)押解除率與總體質(zhì)押率的關(guān)系顯而易見，股東每年新增的股權(quán)質(zhì)押會增加總體質(zhì)押率，每年解除的股權(quán)質(zhì)押會降低總體質(zhì)押率，分別檢驗(yàn)政策新規(guī)及國有股東參股與民營企業(yè)股權(quán)質(zhì)押解除率和新增率的關(guān)系就可以區(qū)分二者的作用路徑。本文以2018年實(shí)施的政策沖擊做DID回歸，并加入是否存在國有股東作為交乘項(xiàng)，分別與企業(yè)股權(quán)質(zhì)押率變動△Pledget、質(zhì)押解除率Relievet以及新增質(zhì)押率Newpledget進(jìn)行回歸。其中，高質(zhì)押組作為實(shí)驗(yàn)組，其啞變量Treat取值為1，低質(zhì)押組為對照組，其啞變量Treat取值為0；2018年及其以后的樣本Post變量取值為1，其余為0；交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)為本文關(guān)注的政策效應(yīng)，交乘項(xiàng)Treat×SOEshert-1的系數(shù)表示國有股東效應(yīng)，交乘項(xiàng)Treat×Post×SOEshert-1的系數(shù)用于考察2018年實(shí)施的股權(quán)質(zhì)押制度及國資紓困政策是否對國有股東作用有調(diào)節(jié)關(guān)系?；貧w控制了t-1期的股權(quán)質(zhì)押率、新增質(zhì)押率和質(zhì)押解除率以消除不可觀測但可能影響股東質(zhì)押傾向的因素影響。

回歸結(jié)果如表9所示，Treat×Post和Treat×SOEshert-1與股權(quán)質(zhì)押變化量顯著負(fù)相關(guān)，說明政策新規(guī)和國有股東均發(fā)揮了降低高質(zhì)押企業(yè)股權(quán)質(zhì)押率的作用。但二者與股權(quán)質(zhì)押解除率和股權(quán)質(zhì)押新增率的回歸系數(shù)符號恰好相反，即Treat×Post與股權(quán)質(zhì)押解除率正相關(guān)及與股權(quán)質(zhì)押新增率負(fù)相關(guān)，說明政策新規(guī)通過抑制股權(quán)質(zhì)押新增率預(yù)防未來質(zhì)押風(fēng)險發(fā)揮作用。Treat×SOEshert與股權(quán)質(zhì)押解除率負(fù)相關(guān)及與股權(quán)質(zhì)押新增率正相關(guān)，說明國有股東通過加大股權(quán)質(zhì)押解除率化解存量質(zhì)押風(fēng)險發(fā)揮作用。以上結(jié)果說明，正式的政策新規(guī)與國有股東參股之間有互補(bǔ)關(guān)系，正式制度對于抑制新增質(zhì)押風(fēng)險的作用更為顯著，而國有股東參股對于化解存量質(zhì)押風(fēng)險作用更為顯著。Treat×Post×SOEshert-1交乘項(xiàng)與質(zhì)押率變動的回歸系數(shù)為正也再次體現(xiàn)政策新規(guī)對國有股東效應(yīng)有調(diào)節(jié)作用，政策實(shí)施后，國有股東效應(yīng)降低。

表9 股權(quán)質(zhì)押新規(guī)政策效應(yīng)及其對國有股東作用的調(diào)節(jié)效應(yīng)

(二)國有股東化解股權(quán)質(zhì)押危機(jī)的短期經(jīng)濟(jì)后果

本文從盈余管理程度(DAt)、股價崩盤風(fēng)險(Duvolt)10和資本收益率變動(△Roet)考察國有股東化解股權(quán)質(zhì)押危機(jī)的短期后果。本文使用修正的Jones模型計(jì)算企業(yè)盈余管理程度，DAt表示企業(yè)當(dāng)年的操縱性應(yīng)計(jì)利潤的絕對值，該指標(biāo)越高說明企業(yè)盈余管理程度越高；參考許年行等(2013)的研究，采用股票收益率上下波動比率(Duvolt)衡量股價崩盤風(fēng)險，該指標(biāo)越大說明股價崩盤風(fēng)險越高；通過考察資本收益率變動(△Roet)考察企業(yè)盈利能力變化。

首先，根據(jù)謝德仁等(2016)的研究，股權(quán)質(zhì)押之后，控股股東為了防范控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險，可能積極從事盈余管理等投機(jī)行為以降低股價崩盤風(fēng)險。為了檢驗(yàn)國有股東是否對股權(quán)質(zhì)押導(dǎo)致的盈余管理有抑制作用，本文將t-1年的國有股東虛擬變量與股權(quán)質(zhì)押解除率及其交乘項(xiàng)放入以盈余管理程度為被解釋變量的回歸(采用了和主回歸相同的模型和控制變量)，結(jié)果如表10列(1)所示。國有股東虛擬變量與股權(quán)質(zhì)押解除率虛擬變量的交乘項(xiàng)顯著正相關(guān)，由于質(zhì)押解除率是負(fù)指標(biāo)，說明國有股東的存在能夠抑制高股權(quán)質(zhì)押導(dǎo)致的盈余管理行為。

表10 國有股東與高質(zhì)押企業(yè)盈余管理、股價崩盤風(fēng)險和盈利能力

其次，根據(jù)謝德仁等(2016)的研究，股東進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押后會積極采取盈余管理、信息操縱的方式隱匿壞消息，從而降低股價崩盤風(fēng)險，但股權(quán)質(zhì)押一旦解除，股價崩盤風(fēng)險就會迅速上升。因此，本文將t-1年的國有股東虛擬變量和t年的股權(quán)質(zhì)押解除率及其交乘項(xiàng)放入以股價崩盤風(fēng)險為被解釋變量的回歸(采用了和主回歸相同的模型和控制變量)，結(jié)果如表10列(2)所示。交乘項(xiàng)系數(shù)不顯著說明國有股東對于股權(quán)質(zhì)押解除和股價崩盤風(fēng)險之間的關(guān)系不具有調(diào)節(jié)作用，但股權(quán)質(zhì)押解除仍然可降低股價崩盤風(fēng)險，同時國有股東的存在也降低了企業(yè)的股價崩盤風(fēng)險。

最后，本文將t-1年是否存在國有股東的虛擬變量與t年的股權(quán)質(zhì)押解除率及其交乘項(xiàng)放入以t年資產(chǎn)收益率變動為被解釋變量的回歸(采用了和主回歸相同的模型和控制變量)，結(jié)果如表10列(3)所示。由于股權(quán)質(zhì)押解除變量Relievet是一個負(fù)向指標(biāo)，交乘項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)說明國有股東對股權(quán)質(zhì)押解除與資產(chǎn)收益率變動之間的關(guān)系有顯著的調(diào)節(jié)作用；由于主回歸驗(yàn)證了國有股東與股權(quán)質(zhì)押解除率之間的因果關(guān)系，因此該結(jié)果表明國有股東通過促進(jìn)企業(yè)的股權(quán)質(zhì)押解除，從而提升了企業(yè)的盈利能力。

(三)國有股東化解股權(quán)質(zhì)押危機(jī)的長期經(jīng)濟(jì)后果

從長期看，實(shí)現(xiàn)企業(yè)價值增加是國有資本在化解股權(quán)質(zhì)押危機(jī)情景下治理參股企業(yè)的最終目標(biāo)?；诖耍疚臋z驗(yàn)國有資本長期持股對于參股高質(zhì)押企業(yè)價值的作用。本文以t-1年的國有股東虛擬變量以及t-1年至t-3年國有股東平均持股比例變量作為解釋變量，以t-1年至t+1年的托賓Q值變動刻畫的企業(yè)價值變動作為被解釋變量，對高質(zhì)押樣本組和低質(zhì)押樣本組進(jìn)行分組回歸(采用和主回歸相同的模型和控制變量)，結(jié)果如表11列(1)～(4)所示。該結(jié)果表明，從長期看，國有股東提升了高質(zhì)押企業(yè)的企業(yè)價值。

表11 國有股東長期持股與高質(zhì)押企業(yè)價值

七、結(jié)論與建議

本文以2014—2021年滬深A(yù)股民營上市公司為樣本，考察國有股東是否影響其參股民營上市公司中民營股東的股權(quán)質(zhì)押解除及其作用機(jī)制。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，國有股東通過顯著提高民營企業(yè)的股權(quán)質(zhì)押解除率化解資本市場的股權(quán)質(zhì)押危機(jī)，這種作用在企業(yè)控制權(quán)與所有權(quán)分離程度越大、國有股東“退出威脅”可信度越高和退出的潛在影響程度越高時越顯著。該結(jié)果證明國有股東通過“用腳投票”的治理機(jī)制發(fā)揮作用。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，國有股東參股與相關(guān)正式制度之間具有互補(bǔ)關(guān)系；經(jīng)濟(jì)后果方面，國有股東通過顯著提高民營企業(yè)的股權(quán)質(zhì)押解除率降低了企業(yè)總體質(zhì)押率，并降低了股權(quán)質(zhì)押導(dǎo)致的盈余管理和股價崩盤風(fēng)險，增加了參股企業(yè)的盈利能力，長期看還顯著提升了高質(zhì)押企業(yè)的價值。

盡管已有少量研究探討了紓困基金或紓困政策對股權(quán)質(zhì)押較高的民營企業(yè)的影響，但這些研究主要關(guān)注紓困基金或紓困政策對民營企業(yè)的資源扶持和救助作用。本文基于化解民營企業(yè)股權(quán)質(zhì)押危機(jī)的場景，探究國有資本的治理功能，揭示了國有股東化解民營企業(yè)股權(quán)質(zhì)押危機(jī)的作用機(jī)理，拓展了國有股東對民營企業(yè)影響的相關(guān)研究，為國有資本的治理功能提供了實(shí)證證據(jù)，為國有資本與民營資本和諧共生發(fā)展提供了新的理論解釋。

由此本文提出以下政策建議：一是充分認(rèn)識國有資本在公司治理中的獨(dú)特作用，鼓勵國有資本和民營資本加深資源整合和股權(quán)融合，共同探索推動上市公司實(shí)現(xiàn)治理完善的高質(zhì)量發(fā)展。二是完善以“管資本”為主的國有資產(chǎn)監(jiān)督管理體制，通過簡化決策流程和積極授放權(quán)等舉措，釋放國有資本活力。本文的研究結(jié)論顯示，國有資本能否發(fā)揮“用腳投票”的治理作用，取決于國有資本流動退出的內(nèi)部決策溝通成本，因此提升國有資本管理機(jī)制的運(yùn)行效率有利于充分發(fā)揮國有資本治理功能。三是要進(jìn)一步完善民營企業(yè)的信息披露和規(guī)范監(jiān)管，通過以法律法規(guī)和規(guī)章制度為代表的正式制度和以國有資本參股治理為代表的非正式制度結(jié)合的方式，推動民營企業(yè)合規(guī)經(jīng)營，防范風(fēng)險。四是完善資本市場制度建設(shè)，進(jìn)一步提高資本市場效率。根據(jù)本文的研究結(jié)論，國有股東“用腳投票”的治理機(jī)制只有在股票流動性強(qiáng)、股價同步性低的情況下發(fā)揮作用，因此還需要繼續(xù)加強(qiáng)資本市場建設(shè)，才能為外部股東通過股權(quán)制衡發(fā)揮治理作用提供土壤。 ■

[基金項(xiàng)目：國家自然科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目“國有資本并購重組理論、機(jī)制與模式研究”(72132010)]

注釋

1.數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫。

2.數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫。

3.根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)。

4.數(shù)據(jù)來自中國分省份市場化指標(biāo)數(shù)據(jù)庫：https://cmi.ssap.com.cn。

5.融資約束FC指數(shù)計(jì)算參考陳峻和鄭惠瓊(2020)的研究，先分年份對公司規(guī)模、公司年齡、現(xiàn)金股利支付率進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，并根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化后的變量均值對上市公司進(jìn)行排序(升序)，分別以上下三分位點(diǎn)作為融資約束的分界點(diǎn)，將小于33%分位的上市公司定義為高融資約束組，再通過Logit回歸生成融資約束發(fā)生概率，即為融資約束FC指數(shù)，該指數(shù)越大，說明融資約束越嚴(yán)重。本文使用的融資約束FC指標(biāo)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

6.本文使用的股票流動性Roll指標(biāo)和股價同步性數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

7.本文使用的財務(wù)風(fēng)險Z指數(shù)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

8.本文根據(jù)實(shí)踐中的常用方法計(jì)算該指標(biāo)：控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險用股權(quán)是否疑似觸及平倉線進(jìn)行衡量，股價是否疑似觸及平倉線變量的構(gòu)造方法是：統(tǒng)計(jì)公司t-1年股東股權(quán)質(zhì)押當(dāng)天的股價收盤價，取其中最高的價格，按照50%的質(zhì)押率、7%的融資成本以及150%的警戒線標(biāo)準(zhǔn)計(jì)算疑似警戒線的股價，如果公司t年股價最低值低于該警戒線，則判斷該企業(yè)股價疑似觸及警戒線，反之則判斷該企業(yè)股價未疑似觸及警戒線。

9.股權(quán)質(zhì)押新規(guī)是指2017年出臺征求意見稿、2018年正式修訂的《股票質(zhì)押式回購交易及登記結(jié)算業(yè)務(wù)辦法》。該辦法要求股票質(zhì)押率上限不得超過60%，單一證券公司、單一資管產(chǎn)品作為融出方接受單只A股股票質(zhì)押比例不得超過30%、15%，單只A股股票市場整體質(zhì)押比例不超過50%。

10.本文使用的盈余管理程度和股價崩盤風(fēng)險衡量指標(biāo)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。