贸易政策不确定性、股权质押与企业风险——基于3 453家上市企业数据的验证

乔桂明 李梓旗

(苏州大学 东吴商学院，江苏 苏州 215021)

一、引言

“贸易政策不确定性”近年成为全球热词，是学者通过报刊关于“贸易政策以及不确定性”相关字样的出现频度来度量国内国外双重指标的具体数值，也是衡量一国贸易政策的综合性指标。Handley and Limão[1]指出了当贸易政策不确定性增长会减少企业的资金和投资，从而导致了贸易数量和消费者实际数量的降低，并建立了一种关于贸易政策不确定性的模型，分析了中国加入WTO后国际贸易方面交易量爆发性增长的原因，分析结果表明中国加入WTO后对美出口增长的22%～30%可以由政策不确定性的变化所解释。

由于国家是制定政策的主导者，当一国经济政策激进、不稳定甚至毫无规则和信用时，一国的金融风险就会提高，由于美国近期制定的政策大部分都是针对某一国家或者某些企业并且在毫无征兆的前提下突然宣布的，导致这些国家及企业措手不及从而导致陷入了极其被动的局面，而这些政策部分是美国政府或者领导人的突发决定，对企业的影响估计不足，从而导致政策制定国的很多企业也受到巨大的影响。

而贸易政策作为经济政策的重要分支，其不确定性升高直接影响到企业，由于企业风险厌恶程度增加导致企业经营活动现金流的不确定性增大、未来不可预测性升高，从而导致企业投资减少[2][3][4]，继而减少或拒绝在该国投资。当股市的不稳定性和波动性更大的时候，企业宁可选择暂停投资来规避风险[5]。然而，当部分企业的投资项目正在进行的时候，往往企业被该项目所拖累而无法停止，企业虽面临融资约束却不得不继续追加投资直至项目完成，此时部分股东和企业就不得不选择进行股权质押行为来缓解融资约束。

股权质押行为作为企业获得现金流的一种重要渠道而变得越来越普遍。根据中国沪深两市上市公司2020年10月的数据，在上市公司中，共有多达2 750家公司进行了股权质押，股权质押比例超过50%的公司有64家、30%～50%的公司有338家、10%～30%的公司占1 121家、小于10%的公司则达到了1 227家之多。共计质押股数达5 057亿股，质押总市值达到4.51万亿元。何威风等[6]认为股权质押融资与其他不动产相比，具有价值明确、容易观测以及流动性强的特点，而且可以减少信息的不对称。种种迹象表明，股权质押行为正在成为公司缓解融资约束的一种重要选择。

然而，当企业股东选择进行股权质押来缓解企业面临的融资约束和资金问题时，反而让企业面临了新的经营风险。王斌等[7]认为当股东进行股权质押而股票价格降到质押底线价值之下时，金融机构可能会抛售股票来维持保证金比例从而触发金融风险。当股东想通过股权质押来缓解公司融资约束问题时，反而可能把公司推向恶性循环的深渊里。郑国坚等[8]研究发现大股东面临企业融资约束而进行股权质押会增加掏空上市公司的可能性。当股东进行股权质押而缓解自身融资约束时，质押股票以及质押物的价值波动也会引发一系列金融风险。[6]

基于以上分析，本文以2014—2019年全部A股上市公司的季度数据为研究样本，以公司股权质押行为为视角观察并分析贸易政策不确定性对企业经营风险的影响。研究发现贸易政策不确定性对企业经营风险会产生巨大的影响，在运用GMM估计控制贸易政策不确定性的潜在的内生性之后，该结论依然成立。本文进一步发现，贸易政策不确定性对国有企业经营风险的影响小于非国有企业，对小企业经营风险的影响大于大企业，并且组间系数差异检验均通过了显著性检验。

本文主要有以下贡献：第一，细化了政策不确定性对金融风险的影响，从贸易政策视角切入分析企业经营风险，丰富了贸易政策不确定性领域的文献。第二，区别于现有文献贸易政策不确定性对企业经营风险的影响机制，并且从企业股权质押视角研究了贸易政策不确定性对企业经营风险的影响，丰富了该领域的相关文献。第三，进一步检验影响机制的异质性，发现贸易政策不确定性对国有企业经营风险的影响比非国有企业弱，证明了国有企业在贸易政策不确定性的背景下抗风险能力更强。

二、文献回顾与研究假说

Huang and Luk[9]对Baker的经济政策不确定性指数细分成为贸易、财政和货币政策不确定性指数。随着经济政策不确定性指数的出现，有关于政策不确定与企业相关文献也越来越多，政策不确定性与企业出口[10][11]、企业技术改革和企业资本结构[12]、企业进口[13]和企业贷款成本[14]等方面都有人涉及。而Backmann等[15]发现经济政策不确定性上升会降低企业生产率，从而使企业盈利能力下降。

部分文献从股票以及外汇市场等方面研究金融风险。杨子晖等[16]认为经济政策不确定会以股票市场为源头对全球金融市场产生风险溢出效应，而外汇市场会成为金融市场风险溢出效应的主要接受方。Pastor和Veronesi[17]通过构建一般均衡模型发现经济政策不确定性越大股价跌幅越大。

也有部分文献研究经济政策不确定性与银行业风险的相关关系。有研究表明银行业信贷作为扩张经济政策的主要渠道，银行比一般企业受不确定性政策影响更为明显，敏感度影响也更大，经济政策不确定性对宏观及微观层面的影响最终会传递到银行业风险上。[18][19]巴曙松等[20]认为中国银行业过于依赖中间业务，以利差为主要盈利模式。当政策不确定性升高时，这种单一的盈利模式会给银行业带来更高的风险。顾海峰和于家珺[21]研究了经济政策不确定性通过影响股权质押价值下降而导致违约率攀升，从而影响银行业风险上升。以上文献研究经济政策不确定性引发的风险，并且围绕银行业风险的研究较多。

企业风险方面，余明桂、李文贵和潘红波从民营化与企业产权保护的角度研究了企业的风险承担。[22]也有不少从股权质押角度切入的研究，谭小芬和张文婧[23]研究发现当企业对投资者预期较为乐观时，企业会选择通过股权质押方式来进行债务融资。程晨和陈青[24]认为企业为了化解政策不确定性的冲击，有动力利用股权质押行为来缓解该企业债务融资。

以上大部分文献研究了经济政策不确定性引发的风险，并且围绕银行业风险的研究较多，较少文献研究贸易政策不确定性与企业之间的关系，更少有关于股权质押引发企业经营风险以及贸易政策不确定性通过企业股权质押行为而引起的企业经营风险的相关研究。基于此，我们提出的传导渠道为：贸易政策不确定性会引发企业现金流紧张，从而引发企业融资约束问题，导致公司股东不得不进行股权质押行为来缓解现金流压力，股权质押比例越高，越容易引发企业经营风险。传导渠道为贸易政策不确定性-企业股权质押比例-企业经营风险。从而提出假设1(H1)与假设2(H)：

H1：贸易政策不确定性增加了企业的经营风险。

H2：贸易政策不确定性提高了企业股权质押比例从而引发企业经营风险。

不同决策者对待风险的态度却是截然不同的，风险厌恶较高的决策者更倾向于规避风险，这些决策者可能会放弃那些风险高收益高的项目。[25]同理，当企业拥有政府背景时，由于体量相对较大、公司相对较成熟且政府定位较为明确，决策者在制定策略时会不同于那些初创企业或部分急于转型的企业，往往会更加稳健。但非国有企业则与之不同，决策者的风险偏好往往更加主导了企业的行为，风险厌恶低的决策者行事风格可能会较为冒进，导致资金链断裂，而风险厌恶高的企业家往往会因为厌恶风险而错失机会而逐渐沉沦。当部分国有企业由于贸易政策不确定性而导致面临经营风险甚至资金链断裂时，由于国有企业的政府背景，而中国银行业又占据极为特殊的融资支持地位，国有企业相较于非国有企业更容易获得资金，来弥补之前政策不确定性带来的经营风险。当非国有企业面临贸易政策不确定性，除非该企业潜力巨大或者是某方面龙头企业或者从事相关稀缺产业，则非国有企业相较于国有企业获得资金的能力较弱，从而带来企业经营风险。基于以上分析，提出假设3(H3)：

H3：贸易政策不确定性背景下国有企业抵御风险能力高于非国有企业抵御风险的能力。

大企业在各行各业占据着龙头地位，并且是某些地区乃至全国的支柱性企业。当面临贸易政策不确定性时，银行更愿意为大企业发放贷款。而小企业由于自身抵御风险的能力相对较弱，银行业出于规避风险的原因，更加不愿意给小企业发放贷款，从而导致市场现金流向两极化，大企业资金流充裕从而有足够的能力抵御贸易政策不确定性带来的风险。而小企业则比平时更难得到资金，从而更容易引发企业经营风险。综上所述，提出假设4(H4)：

H4：企业规模越大抵御风险的能力越强，企业规模越小抵御风险的能力越弱。

三、研究设计

(一)数据来源与样本筛选

由于股权质押只有2014年以后的数据，本文以2014—2019年全部A股上市公司季度数据作为样本，以股权质押为视角，剔除从未进行过股权质押的企业共得到3 453家上市公司。研究数据均来自国泰安经济金融研究数据库(CSMAR)以及同花顺数据库。本文剔除了金融行业、被特殊处理(ST、ST*)样本和剔除数据缺失严重的样本，最终样本量为59 792个，并且为避免极端值影响，本文对所有连续变量进行1%和99%的水平进行缩尾处理。

(二)变量定义

1.核心解释变量：本文选取Huang and Luk[9]构建的中国贸易政策不确定性指数(cntpu)的季度数据作为核心解释变量，时间跨度为2014年1月至2019年12月，Huang and Luk[9]在大陆的114家报纸中，统计了经济、不确定性、政策和贸易政策这四个关键词至少包含一个关键词的文章，并将每个月的文章数量按照当月符合标准的文章进行缩放，并进行标准化得到统一标准差，计算报纸每月的平均值，并将其正常化，使其在2000年1月至2011年12月期间的平均值为100。贸易政策不确定性指数越大代表其对本国贸易的影响越大。

2.被解释变量：企业层面的被解释变量，本文参考Atlman提出的经营风险指数(Zscore)来作为企业经营风险的代理指标[26][27]，标记为Zscore。企业经营风险Zscore的计算公式为：Zscore=1.2×营运资金/总资产+1.4×留存收益/总资产+3.3息税前利润/总资产+0.6×股票总市值/负债面价值+0.999×销售收入/总资产。Zscore指数用于衡量企业陷入财务危机的可能性,故与经营风险成反比。

3.控制变量：本文借鉴了方军雄等[28]、Lin等[29]和姜付秀等[30]的做法，控制了公司的盈利能力(ROA)、流动比率(CurRatio)、企业价值(TobinQ1)和总资产周转率(TurnoverR)。根据毛其淋[13]、Blundell等[31]和聂辉华等[32]的做法，控制变量包括企业杠杆率(AssetLiabilityR)，用负债总额与总资产的比值衡量。同时控制宏观变量一国货币增速(M2)以及国内生产总值增长率(Gdpg)。由于本文以季度数据为样本，time为季度(时间)固定效应来控制宏观经济环境。

4.中介变量：本文参考了杨鸣京等[33]、姜付秀等[30]在股权质押方面选取的中介变量，选取股权质押行为并且用上市公司股权质押数量/上市公司股权总数量来表示，中介变量为企业股权质押比率(PledRatio)，即为企业股权质押数量与实际数量之比。

(三)研究模型

本文参照Baron和Kenny[34]提出的逐步检验法(Causal Steps Approach)来分四阶段检验，第一阶段检验贸易政策不确定性对企业经营风险的直接影响；第二阶段检验贸易政策不确定性对股权质押比率的影响；第三阶段检验股权质押比率对企业经营风险的影响；最后阶段检验在控制了股权质押比率，贸易政策不确定性对企业经营风险的影响。

Zscoreit=a0+a1TPUAveraget+a2Xit+a3Mt+qi+εit

(1)

Pledgeit=b0+b1TPUAveraget+b2Xit+b3Mt+qi+εit

(2)

Zscoreit=c0+c1PledRatioit+c2Xit+c3Mt+qi+εit

(3)

Zscoreit=β0+β1TPUAveraget+β2PledRatioit+β3Xit+β4Mt+qi+εit

(4)

表1 主要变量及定义

其中企业Zscore为企业经营风险，核心解释变量TPUAverage为贸易政策不确定性季度值，其系数表该指数对企业经营风险的影响，Xit为随时间变化的企业层面控制变量，qi为企业固定效应，控制不随时间变化的个体特征，以缓解遗漏变量问题。核心解释变量为时间序列数据，无法控制时间固定效应，所以要控制宏观层面的因素，标记为Mt。εit为随机误差项，β0为截距项。选取股权质押比率用PledRatio来表示，股权质押比率越高，引发的企业经营风险越大。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2是数据的描述性统计结果。从中可以看出，经过对数化处理的企业经营风险lnzscore最小值与最大值依然具有很大差距，表明上市公司应对风险的能力参差不齐。股权质押PledRatiode的均值为14.32，表明企业股权质押的平均比例为14.32%，最小值和最大值分别为0和86.06，说明企业之间对进行股权质押的态度和需求不一，部分公司不需要进行股权质押行为，而另一部分公司对股权质押的依赖则相对较大。贸易政策不确定性TPUaverage的均值为257.1，而最小值和最大值分别为21.62和599.8，说明受外部环境影响，我国贸易政策不确定性指数波动较大，存在较强的不确定性。SOE的均值为0.488，说明我国非国有企业和国有企业比例大致相同。

表2 描述性统计

(二)基本结果回归和中介效应检验

表3列(1)是贸易政策不确定性(TPUaverage)对企业经营风险的基本回归。由于zscore衡量企业陷入财务危机的可能性,故与企业的经营风险呈反向相关关系，回归结果证明贸易政策不确定性对企业经营风险系数为-0.000 567，在1%水平上显著为负，说明贸易政策不确定性的提升会显著增加企业的经营风险，假设1得到证明。表3列(2)是中介效应的分段回归，是股权质押比率(PledRatio)对企业经营风险lnzscore的回归。回归结果表明股权质押行为与企业经营风险的系数为-0.001 81，在1%水平上呈显著负相关关系，说明企业股权质押比率越大，企业面临的经营风险越高。表3列(3)是贸易政策不确定性对企业股权质押比率的分段回归。是贸易政策不确定性对股权质押比率的回归。回归结果表明贸易政策不确定性与企业股权质押比率的系数为0.004 41，在1%水平上呈显著正相关关系，说明贸易政策不确定性指数越高，企业进行股权质押比率就越高。表3列(4)是加入了股权质押比率的贸易政策不确定性对企业经营风险的回归结果。贸易政策不确定性对企业经营风险的系数为0.000 560且在1%水平上显著为负，小于表3列(1)系数且显著，说明股权质押比率为贸易政策不确定性与企业经营风险的部分中介，部分中介效应明显。假设2得到验证。

表3 贸易政策不确定性、股权质押与经营风险

续表

(三)异质性检验

表4是分国有非国有以及大规模小规模企业的异质性检验，国有非国有企业的检验结果证明贸易政策不确定性对国有企业的经营风险明显低于非国有企业。说明国有企业面临贸易政策的不确定性有更强的预防风险能力，中间的逻辑链条是，由于中国金融体系以间接融资为主导，银行信贷在缓解融资约束和支持实体经济发展起着重大的作用。[35]当贸易政策不确定性指数升高时，国有企业由于有国家作为信用背书，更容易从银行获得贷款，面临的融资约束更低，获得现金流的能力更强，抵御风险的能力更强。而非国有企业由于没有政府的信用背书，在贸易政策不确定性的背景下银行出于预防风险的目的，以个人名义的信用资质难以获得银行的信任，从而增加了企业的融资约束，导致非国有企业面临的经营风险更高。表4国有企业与非国有企业贸易政策不确定性系数都在1%的水平上显著为负，说明不管是非国有企业还是国有企业在贸易政策不确定性的背景下经营风险都显著上升。分企业规模的检验结果证明贸易政策不确定性对小规模企业经营风险的提升显著大于大规模企业。其逻辑是，当贸易政策不确定性升高时，银行业也面临着巨大的经营风险，从而逼迫银行业发放贷款更为谨慎，由于大企业的信用以及实力相较于小企业更好，银行面临大企业与小企业的时候会更愿意选择规模相对较大的企业发放贷款，从而达到规避风险的目的。而银行业的避险态度虽然给了大企业帮助，却让小企业面临更为困难的经营模式和更强的融资约束，从而使小企业面临更高的风险。表4大规模企业与小规模企业贸易政策不确定性系数都在1%的水平上显著为负，说明当贸易政策不确定性升高时，无论是大企业还是小企业都面临着更高的经营风险。

表4 异质性检验

五、内生性检验与稳健性检验

(一)稳健性检验

本文稳健性检验(表5)采取替换核心变量的方法，参考Steven计算出的贸易政策不确定性指数，为了从不同视角检验贸易政策不确定性对企业经营风险的影响，替换贸易政策不确定性这个核心解释变量，回归符号与显著性与基本回归一致。

表5 稳健性检验

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(二)内生性检验

企业经营风险增加会不会导致贸易政策不确定性增加呢？理论来讲是否定的，所以我们认为不存在双向因果关系。一方面，贸易政策不确定性波动带来经营环境变化必然会导致企业经营风险，目前国家非常在意企业风险的防控，通过对外进行多边贸易谈判、对内进行监管防控及预警的一系列行为来帮助企业预防和降低风险；另一方面，贸易政策不确定性是政府政策变动和国际经济环境波动以及国际政治影响的多方面因素共同作用的结果而形成的，微观企业风险的大小对其产生的影响非常微小。本文在处理数据和计量设定方面对核心解释变量和控制变量进行滞后一期处理，本期的企业经营风险对事前产生的不确定性更加难以影响，在一定程度上避免了反向因果关系并缓解了内生性问题。为了增强稳健性对反向因果关系进行处理，借鉴王义中和宋敏[36]、顾夏铭等[37]以及李敬子和刘月[38]的方法，使用日本贸易政策不确定性指数为工具变量，回归结果见表6列(1)，并考虑核心解释变量滞后一期和滞后两期为工具变量进行GMM回归，见表6列(2)和列(3)，对比基准回归，贸易政策不确定性系数均呈显著负向相关，结果稳健可靠。

表6 内生性检验

续表

六、结论与建议

本文从股权质押视角探讨了贸易政策不确定性对企业经营风险的影响[39]，并证明了股权质押是贸易政策不确定性与企业经营风险的一条重要传导渠道。主要研究结果为：贸易政策不确定性会显著影响企业经营风险，并且会使企业增加股权质押比率来缓解融资约束，从而加剧企业的经营风险。进一步研究发现，与非国有相比国有企业抵御风险能力更强，但面对贸易政策不确定性的提高，不管是对国有企业还是非国有企业都会带来巨大的经营风险。与小规模企业相比，大规模企业抵御风险的能力更强，但不管是大规模企业还是小规模企业，贸易政策不确定性引发的经营风险对企业都是显著的。

本研究具有较强的现实意义：首先，当贸易政策不确定性升高时，企业应该尽早准备预防性措施来减轻企业的经营风险；其次，在国际环境不稳定的前提下，企业应该避免盲目扩张，保持资金充足来应对一系列未知的风险；最后，对政策制定者而言，应该设置企业股权质押比率预警，设置股权质押比率警戒线来警示企业面临风险的高低。同时提高银行业信贷的透明度，从严监管并检查银行业选择性放贷，只针对部分国有企业或大规模企业放贷的盈利性偏好，从而给中小企业及非国有企业的生存和健康发展带来资金活力。