股权质押、非效率投资与全要素生产率——基于沪深A 股制造业上市公司的实证研究

(山东财经大学 金融学院，山东 济南 250014)

一、引言

股权质押是控股股东融资的重要途径之一①Wind 数据库显示，截至2019 年6 月11 日，市场质押股数6 146.29 亿股，市场质押股数占总股本9.37%，市场质押市值为45 110.25 亿元，其中，大股东质押股数6 081.34 亿股，大股东质押股数占所持股份比为7.21%。。由于股权质押不转移控股股东对公司的控制权，因此存在股权质押的公司会出现控制权与现金流权分离的情况，而控制权与现金流权的分离加剧了控股股东与小股东之间的代理问题[1]，可能会导致控股股东对上市公司的利益侵占，损害公司整体利益。但是，鲜有学者从上市公司发展质量角度对股权质押的影响进行衡量。

习近平总书记在党的十九大报告中做出了中国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段的重大判断，高质量发展成为学术界与理论界探讨的热点话题[2]。上市公司作为经济发展中最具代表性的微观个体，其发展质量构成国民经济发展质量的基础，探究股权质押对上市公司发展质量的影响就显得尤为重要。高质量发展的根本在于提高劳动生产率和全要素生产率[3]，本文通过考察上市公司控股股东股权质押与全要素生产率之间的关系，探究股权质押对上市公司高质量发展的影响。

通过对2009—2018 年制造业上市公司的数据进行分析，我们发现，存在控股股东股权质押公司的全要素生产率低于不存在控股股东股权质押的公司，而且控股股东对公司的控制能力越强，这一现象越明显。从非效率投资角度，我们发现控股股东股权质押导致了公司的非效率投资，进而导致了公司全要素生产率的下降，也就是说，非效率投资对控股股东股权质押与上市公司全要素生产率之间的关系具有中介效应。进一步地，我们发现，存在股权质押的公司中，股权质押比例与投资残差有负相关关系，质押比例高的公司存在投资不足现象，质押比例低的公司存在投资过度现象。

二、文献综述与理论假说

学者们从股权质押导致的代理问题与控制权转移问题两个方面对股权质押的经济后果进行了探讨。如果股票价格在股权质押时期出现大幅下降，导致控股股东无法赎回股票，则会产生控制权转移风险，控股股东为了保住控制权可能会使上市公司采取盈余管理、税收规避等措施[4-5]。因此股权质押行为虽然是股东的个人行为，但对上市公司会产生重要影响。已有研究从公司价值、创新投入以及风险承担等方面探讨了控股股东股权质押对上市公司的影响[6-9]。

由于股权质押不减少控股股东对公司的控制权，从而导致控制权与现金流权分离，控股股东与中小股东之间的利益不再一致，出现代理问题[10]。股权质押比例越高、控制权与现金流权的分离程度越大，公司陷入财务困境的可能性越大。当控制权与现金流权分离程度较大时，由于控股股东与少数股东所追求的目标不一致，公司的价值往往较低[11-12]。郝项超和梁琪[6]的研究也发现，由于股权质押导致控股股东实际现金流权下降而控制权杠杆效应增加，这就弱化了控股股东提高公司价值的动机，而强化了其侵占动机。此外，由于股权质押可以看作是股东面临财务约束的信号。控股股东在股权质押之后更容易对公司进行占款、掏空上市公司，从而加剧了上市公司的融资约束、对公司绩效产生负面影响[13]。

由于股权质押会带来控制权转移风险，而控制权能够为控股股权带来丰厚私利[14]。因此，控股股东在股权质押后，会采取一系列措施维护其控制权。Chan 等[15]发现，控股股东在股价大幅下降时会让上市公司回购股票以稳定和提升股价。为了防止股票价格大幅下跌现象的出现，控股股东还会要求公司进行信息控制[16]、进行向上的盈余管理[17]、进行税收规避[3]以及作出更加积极的收益预期[18]。在风险承担方面，何威风等[9]发现大股东股权质押显著降低了公司的风险承担，张瑞君等[8]指出控股股东股权质押显著降低了公司的研发投入。Pang 等[19]指出控股股东股权质押的存在和控股股东股权质押的比例与企业未来的创新产出和创新质量均呈显著负相关。在现金持有方面，李常青等[20]指出，出于资金占用目的，当质押比例低时，上市公司现金持有水平较低；出于防止控制权转移目的，当质押比例高时，现金持有水平较高。

不论是控制权与现金流权分离导致的代理问题，还是控股股东为了防止控制权转移而使上市公司采取的一系列应对措施，都会影响到企业的发展质量，导致资源配置扭曲。当控股股东存在掏空上市公司行为时，公司原有的资源配置方式受到冲击，控股股东将上市公司的资源更多地占为己有、占为己用，必然会影响上市公司的全要素生产率。为了防止控制权转移风险，控股股东让上市公司采取的股票回购、盈余管理、风险控制等措施也不是公司正常经营所必需的，这些措施扰乱了公司正常经营秩序，进一步扭曲了公司的资源配置，降低了公司的全要素生产率。控股股东股权质押后的行为可能会受到其他股东的制约，因此我们认为，控股股东的影响力越大，控股股东股权质押导致的全要素生产率下降越明显。

存在控股股东股权质押的公司中，控股股东的个人行为影响了上市公司的公司行为，在这一系列的影响中，现有文献并没有考虑到股权质押对公司投资行为的影响，而控股股东股权质押后，由于侵占动机，很有可能增加投资，导致投资过度，由于风险规避动机，很有可能减少公司的投资，导致投资不足，无论是投资过度还是投资不足，都是公司的非效率投资，也会进一步降低公司的全要素生产率。因此，我们认为控股股东股权质押会增加公司的非效率投资，进而负面影响公司的全要素生产率。也就是说，非效率投资对控股股东股权质押与上市公司全要素生产率之间的负向关系具有中介效应。

综上所述，可以提出假设1:控股股东股权质押与上市公司全要素生产率负相关；假设2:控股股东的影响力越大，控股股东股权质押导致的全要素生产率下降越明显；假设3:非效率投资对控股股东股权质押与上市公司全要素生产率之间的关系具有中介效应。

三、研究设计

(一)数据样本

本文选取2009—2018 年沪深A 股制造业上市公司作为研究样本，选取2009 年以后的数据，能够有效规避金融危机对上市公司的影响，一定程度上保证了分析结论的稳健性。由于不同行业的生产函数存在较大差异，制造业公司作为经济发展的主力军[21]，其投融资结构相对稳定，更适用于投资效率的分析，因此我们选择了制造业上市公司样本。参考王雄元等[5]的研究，从国泰安(CSMAR)数据库获得第一大股东股权质押样本，即为控股股东股权质押样本，剔除数据不全的样本后，本文共获得12 763 个公司年度样本，为了避免异常值的影响，本文对所有连续变量进行1%的双边缩尾处理。本文其余数据均来自万得(Wind)数据库和国泰安(CSMAR)数据库。

(二)研究变量选择

1.被解释变量

在企业层面，学者们多采用Cobb-Douglas 生产函数以及超越对数生产函数进行全要素生产率的估计，但这种估计方式可能会产生同时性偏差以及样本选择偏差。针对这一问题，Olley 等[22]发展了基于一致半参数的估计方法，即OP 估计方法，可以提供对企业层面生产函数的一致估计；Levinsohn 等[23]提出的LP 估计方法以中间品投入指标代替投资额指标，进一步拓展了半参数估计方法的适用性。为了保证结果的稳健性，本文同时使用OP 和LP 两种方法对全要素生产率进行估计。

2.解释变量与中介变量

参考谢德仁等[16]的方法，本文将股权质押(Pledge)变量设定为虚拟变量，当上市公司存在控股股东股权质押时取值为1，否则为0。同时在稳健性检验中，使用股权质押虚拟变量的滞后一期、股权质押比例(Ple_rat)以及经过倾向得分匹配后的股权质押比例样本进行检验。

中介变量非效率投资参考Richardson[24]和刘慧龙等[25]的估计方法，使用如下模型回归所得残差的绝对值来衡量企业的非效率投资:

其中，Invest 表示企业的新增投资；Lev 表示资产负债率；Cash 表示现金持有量，等于现金及现金等价物除以总资产；Age 为公司的上市年限，Size 为公司总资产的自然对数，Returns 为度考虑现金红利再投资的年个股回报率，Growth 为公司营业收入的增长率；Industry 和Year 分别表示行业变量和年份变量。β0为常数项，β1至β7分别为对应变量的回归系数。下标i 表示公司，下标t 表示时间，Investi，t即为公司i 在时间t 的新增投资。对模型(1)进行分行业、年度回归后，残差项ε 即为企业的非效率投资，当残差大于零时，企业存在投资过度现象，当残差小于零时，企业存在投资不足现象，本文对残差取绝对值，表示企业的非效率投资(Ine_inv)。

3.控制变量

参考钱雪松等[26]的研究，本文选取企业规模(Size)、企业年龄(Age)、财务杠杆(Lev)、资本密度(Cap_int)、托宾Q 值(TobinQ)以及股权集中度(Conc)作为控制变量，Z 指数(Z_ind)作为调节变量。主要变量含义、符号与测度方法见表1。

表1 变量符号、名称及测度方法

(三)模型设计

为了考察股权质押对上市公司全要素生产率的影响，本文构建基准回归模型，如模型(2)所示，被解释变量为采用OP、LP 方法测度的上市公司全要素生产率，解释变量为股权质押，Control 表示上述一系列的控制变量，同时，本文还控制了行业和年份变量。

为了验证假设2，本文构建了回归模型(3)，在模型(2)的基础上增加了Z 指数与股权质押的交叉项。为了验证假设3，本文构建了回归模型(4)和(5)，与模型(2)一起构成中介效应检验的回归方程组。

其中，TFP 表示企业的全要素生产率，在实际回归中，分别采用根据OP 方法测度的全要素生产率TFP_OP和根据LP 方法测度的全要素生产率TFP_LP 作为被解释变量； Pledge 是表示企业的股权质押；Z_ind 即为Z 指数，用公司第一大股东与第二大股东持股比例的比值计算；Ine_inv 即为根据模型(1)计算的非效率投资。Control 表示控制变量，Industry 和Year 分别表示行业变量和年份变量，ε 为残差项。β0为常数项，β1、 β2、 β3分别为对应变量的回归系数，βk为对应控制变量的回归系数。下标i 表示公司，下标t 表示时间，如TFPi，t即为公司i 在时间t 的全要素生产率。

四、实证分析

(一)描述性统计

表2 为主要变量的描述性统计。如表2 所示，以OP 和LP 方法计算的上市公司全要素生产率具有较大差异，以OP 方法计算的最大值为5.540，且样本标准差为0.331，差异较小，以LP 方法计算的最大值为14.091，且样本标准差为0.915，差异较大。股权质押的平均值为0.459，说明有45.9%的样本公司控股股东进行了股权质押，非效率投资的样本平均值为0.038，公司规模的平均值为21.984，公司年龄的平均值为16.986，财务杠杆的评价值为0.434，资本密度的平均值为436.502，托宾Q 的平均值为2.654，股权集中度的平均数为33.805，第一大股东平均持有公司33%的股权，Z 指数的平均数为11.533，第一大股东与第二大股东持股数量之间平均存在11.5 倍的差异。

表2 描述性统计

(二)基准回归

表3 列示了变量的基准回归结果。

表3 基准回归结果

如表3 所示，在仅控制年份与行业变量时，无论全要素生产率以OP 方式计算(TFP_OP)还是以LP 方式计算(TFP_LP)，股权质押都显著降低了上市公司的全要素生产率，即存在股权质押公司的全要素生产率明显低于不存在股权质押的公司，在加入了一系列控制变量后，这一结果仍然显著。也就是说，制造业上市公司控股股东股权质押行会给公司的高质量发展带来阻力，导致公司整体资源配置出现扭曲。与前文分析一致，由于控股股东股权质押，导致控股股东与中小股东之间的利益不再一致，将影响其在质押后的一系列行为。这些行为会进一步影响公司的正常运营，从而产生不利于生产率发展的后果。控制变量中，公司规模、公司年龄、托宾Q 值以及股权集中度都显著提升了上市公司的全要素生产率，与现有研究一致。

(三)调节效应

如表4 所示，通过加入股权质押与Z 指数的交叉项，我们发现，交叉项的系数显著为负，即公司第一大股东与第二大股东持股比例的比值越大，股权质押导致的全要素生产率下降越明显。也就是说当第一大股东的持股比例远高于第二大股东时，其股权质押行为对上市公司的负面影响更大。产生这一现象，一方面是因为“一股独大”的公司在进行投票决策时，由于控股股东的投票权更大，也就更容易通过控股股东的决策；另一方面，是因为“一股独大”的公司股东间的制衡作用减弱，控股股东在股权质押后，其他股东对公司进行监督的激励较弱，对资源配置扭曲现象不敏感。

(四)稳健性检验

为了解决可能存在的内生性问题[27]，我们使用股权质押滞后一期作为解释变量进行回归，回归结果如表5 第(1)～(4)列所示，股权质押仍然对以OP 方法或以LP 方法计算的上市公司全要素生产率产生负向影响。同时借鉴何威风等[9]、谢德仁等[16]的研究，选取同年度、同行业和同省份的股权质押水平平均值(Mean_ple)作为是否有控股股东股权质押的工具变量，采用两阶段最小二乘法进行估计[28]，如表5 第(5)列第一阶段回归结果所示，股权质押水平平均值与股权质押虚拟变量有显著正相关关系，如表5 第(6)、(8)列第二阶段回归结果所示，控股股东股权质押显著降低了上市公司的全要素生产率。

表4 Z 指数的调节效应

表5 稳健性检验一

为了解决可能存在的选择性偏误，我们使用质押比例作为解释变量进行回归，同时使用倾向得分匹配(PSM)方法，按公司的规模、年龄、资产负债率、资本密度、托宾Q 以及股权集中度对存在股权质押的公司进行最近邻匹配，对匹配后的数据重新进行回归。回归结果如表6 所示，质押比例与制造业上市公司全要素生产率之间存在负相关关系，质押比例越大，上市公司的全要素生产率越小，而且经过倾向得分匹配后的数据回归结果显示，控股股东股权质押比例与上市公司全要素生产率之间的负相关关系仍然显著。

表6 稳健性检验二

五、进一步分析

(一)非效率投资的中介效应

股权质押是股东的个人行为，全要素生产率则反映了公司整体的资源配置效率，股权质押为什么会导致制造业上市公司全要素生产率下降呢? 为了进一步探究股权质押与公司全要素生产率之间的作用机制，验证假设3 的正确性，我们引入非效率投资变量，考察制造业上市公司非效率投资对两者关系的影响。

一方面，控股股东股权质押导致了控制权与所有权的分离，控股股东股权质押后仍可以继续控制企业，而股票权益则归属于质权人，这就不可避免地产生了第一类代理问题，导致公司不能实现股东权益最大化目标，公司投资决策受到第一类代理问题的影响。另一方面，当控股股东面临由于股权质押可能导致的控制权转移问题时，控股股东与小股东之间的第二类代理问题就会更加突出，控股股东为了保住自己的控制权，倾向于选择低风险的投资决策，而不是使得股东权益最大化的投资决策。因此，股权质押可能会通过影响投资效率进而影响公司的全要素生产率。

如表7 所示，无论是否控制其他变量，股权质押都显著增加了制造业上市公司的非效率投资，而且非效率投资与股权质押都对制造业上市公司以OP 方法计算的全要素生产率产生负向影响。这一结果表明，非效率投资对股权质押与上市公司全要素生产率之间的关系具有中介效应。表8 则表明非效率投资的中介效应在以LP 方法计算全要素生产率时仍然成立。同时，值得注意的是，如表7 第(6)列所示，在控制了非效率投资后，股权质押仍然对全要素生产率具有负向影响，这说明非效率投资在两者之间起到了部分中介效应，股权质押本身也降低了公司的全要素生产率。

表7 基于OP 计算方法的非效率投资中介效应

表8 基于LP 计算方法的非效率投资中介效应

(二)质押比例与投资效率

由于非效率投资有投资过度与投资不足两种形式，我们认为，当质押比例较低时，由于存在控制权与所有权的分离，存在股权质押的公司会增加投资，以其获得更多的收益。而当质押比例较高时，存在控制权转移的风险，控股股东为了防止控制权转移，会减少不必要的投资，甚至会出现投资不足。

为了验证上述猜想，我们对所有存在股权质押的企业的质押比例与投资残差进行了回归，结果如表9 的第(1)、(2)列所示，回归表明，质押比例与投资残差具有负相关关系，也就是说，质押比例低时投资残差为正，质押比例高时投资残差为负。为了更清晰地说明以上结论，我们将投资残差三等分，投资残差小于三分之一分位点的记为投资不足①即构造“投资不足”变量，投资残差小于三分之一分位点的取值为1，其余取0。“投资过度”“低质押”“高质押”变量构造方式与之相同。，投资残差大于三分之二分位点的记为投资过度；我们将质押比例三等分，质押比例小于三分之一分位点的记为低质押比例，质押比例大于三分之二分位点的记为高质押比例，如表9 的第(3)～(6)列所示，低质押比例导致了投资过度，高质押比例导致了投资不足。

表9 质押比例与投资效率

六、结论与建议

(一)研究结论

利用2009—2018 年制造业上市公司的数据，综合运用回归分析与中介效应分析等方法，本文发现:

第一，控股股东股权质押行为降低了上市公司的全要素生产率。而且控股股东对公司的影响力越强，这一现象越明显，即在具有“一股独大”现象的上市公司中，控股股东的话语权更大，其个人行为对公司行为的影响更为严重。

第二，控股股东股权质押行为导致了上市公司的非效率投资，进而影响了公司的全要素生产率。控股股东股权质押产生严重代理问题，控股股东会迫使上市公司改变正常的投资模式，产生非效率投资。

第三，存在股权质押的公司中，为了防止控制权转移，质押比例高的公司存在投资不足现象，为了攫取更多控制权私利，质押比例低的公司存在投资过度现象。

(二)政策建议

第一，规范上市公司的控股股东的行为。股权质押作为控股股东重要融资途径之一，不仅是控股股东的个人行为，而且对上市公司行为产生了一定的影响，规范上市公司控股股东行为能够有效规避其个人行为所带来的负面影响。

第二，及时披露控股股东的行为信息。控股股东的个人股权质押行为导致上市公司出现资源配置扭曲，可能会在一定程度上阻碍我国经济高质量发展进程。因此，应及时披露控股股东的行为信息，让市场作出更加有效的反应。

第三，完善公司治理层与外部监管机构的监督机制。控股股东股权质押行为与上市公司整体生产效率的负相关关系，股权质押行为应引起上市公司的重视，相应监管部门也应加强对这一行为的监督管理。