朱菲菲 杨云红
(1.中央财经大学金融学院 北京 102206)
(2.北京大学光华管理学院 北京 100081)
一、引 言
股权质押，指出质人以持有的股份作为质押物向质权人融资，并约定当债务人到期不能如约履行债务时，债权人可就股份折价受偿，或将该股份出售并优先受偿的一种担保融资方式。直至2018年之前，我国股权市场经历了十余年的快速发展历程。在2018年第一季度顶峰时期，中国A股市场中超过95%的上市公司(3 462家)存在大股东股权质押，整个市场几乎达到了“无股不押”的程度，质押市值超过5万亿元(占A股市场总市值的10%)。然而，伴随着2018年夏天A股市场的集体性下行，股权质押风险逐渐被爆出。之后，政府部门意识到该类融资方式背后巨大的潜在风险并对其进行严格监管。在去杠杆和防风险的背景下，股权质押的市场规模应声下落，截止到2020年底，A股市场中存在大股东股权质押的上市公司数量下降到2 632家(占A股上市公司总数的63.58%)，质押股数和市值的占比也分别下降至6.83%和5.43%。
随着股票质押风险事件的发生，该种融资方式受到了学术界、业界和政府部门的高度关注。学者们从股权质押产生的代理冲突及其可能引发的控制权转移风险入手，去探究大股东股权质押的经济后果。在“十四五”规划提出要构建金融有效支持实体经济的体制机制、更好地推动经济的高质量发展的大背景下，股权质押融资这一大股东的重要融资方式，是否以及在多大程度上会影响企业的实体投资?如果是，其潜在机制是什么?股权质押是否真的缓解了上市公司融资约束，解决了企业融资难、融资贵的问题?质押融资规模中所包含的股价表现信息是否会影响企业的投资决策?上述问题的答案对于如何评价以股权为质押物的融资方式、增加企业实体经济投资、促进经济的高质量发展都具有重要意义。
鉴于此，本文以2007—2020年中国A股上市公司为样本，实证检验了控股股东股权质押融资规模与上市公司实体投资之间的关系及其潜在渠道。结果显示，控股股东的股权质押融资会促进企业的实体投资。股权质押融资规模增加1个标准差会使得企业实体投资水平相对于其平均值提高5.76%。通过利用2013年政策允许券商开展场内股权质押交易这一外生冲击，本文使用双重差分方法(Difference-in-Differences，DID)对研究问题中可能的内生性进行了处理。结果显示，在政策冲击前，处在有着更多券商营业部城市中的上市公司在政策发生之后的投资规模会显着增加。平行趋势检验与经过倾向得分匹配后的样本检验均支持上述结论。渠道分析表明，信息渠道是控股股东质押融资促进企业投资的重要机制，在股价信息含量较高以及市场表现较好的时候，控股股东质押融资规模对企业投资的促进作用更加明显。然而，控股股东质押融资对企业投资的促进作用在不同融资约束的上市公司中并无显着差异，即排除了融资约束渠道。
本文的贡献是:第一，通过构造信息含量更加丰富的“质押融资规模”变量，拓展了有关股权质押经济后果的研究。该指标不仅包含股东是否质押以及质押比例的信息，而且还将上市公司股价表现考虑其中，对于更加细致和准确地研究股权质押“真金白银”所带来的经济影响具有一定的参考价值。不同于之前的研究，本文首次从质押融资规模这一角度对控股股东的质押行为进行刻画，并对其产生的经济后果进行研究。第二，从信息渠道验证了质押融资如何促进企业投资行为，提供了有关信息渠道在中国的实证证据。中国股票市场还处在发展中阶段，经常被诟病定价效率较低、信息含量较差等。然而，本文通过选取股权质押这一独特场景，发现控股股东质押对企业投资的影响在股价信息含量更高以及市场表现更好的情况下存在更显着的影响，从而丰富了有关信息渠道的中国证据，增补了市场表现影响企业投资决策的相关文献。第三，对金融如何支持实体经济具有一定的启示意义。“十四五”规划纲要强调，要健全具有高度适应性、竞争力、普惠性的现代金融体系，构建金融有效支持实体经济的体制机制。一方面，金融机构为存在融资约束的企业提供资金、缓解企业的融资约束，可以促进实体经济发展；另一方面，本文的研究还表明，在市场反馈机制下，提高金融市场的定价效率与信息含量，可以使得企业更加有效地调整投资决策，发展实体经济。
二、文献综述与研究假说
(一)文献综述
与本文研究最为相关的一支文献是上市公司大股东的股权质押。目前关于该领域的研究大多集中在大股东股权质押所带来的经济后果。在公司价值方面，Dou等(2019)使用中国台湾地区证券市场的股权质押数据发现，股权质押会显着降低上市公司的股东财富，并且该效应主要通过增加股价的下行风险以及提升公司的风险厌恶导致。在公司治理角度下，学者们发现，大股东的股权质押会弱化正向的激励效应，增大负向的侵占效应(如掏空上市公司等)，从而损害公司价值(Yeh等，2003；郑国坚等，2014)。
在公司风险方面，股权质押所带来的经济后果还尚未得到一致的结论。谢德仁等(2016)发现控股股东的股权质押会显着降低上市公司股价崩盘的风险，但该结果并非通过上市公司提高经营业绩，而是通过上市公司操纵信息披露所致。但也有学者发现，大股东的股权质押会增大上市公司的风险承担倾向，公司在质押之后会更多地投资风险较高的项目(Chen和Hu，2007)，并且上市公司股价的波动率、偏度和峰度都会更大(Anderson和Puleo，2020)。在大股东股权质押对公司决策的影响方面，近年来的研究尤其丰富。Chan等(2018)使用中国台湾地区股票市场的质押数据发现，存在大股东股权质押风险的公司更可能通过股票回购行为进行自救。胡聪慧等(2020)发现，在中国，大股东会选择使用股票增持的方式去缓解股权质押带来的风险。李常青和幸伟(2017)发现，控股股东质押的公司更多地在交易日披露好消息，在非交易日披露坏消息，该行为虽然能明显地提升公司股价，但是加剧了股价的波动性，降低了股价的信息含量。王雄元等(2018)发现，股权质押的上市公司更可能会进行税收规避。此外，Pang和Wang(2020)还发现，出于对丧失控制权的担忧，控股股东的股权质押会显着降低上市公司的研发投入和创新产出。
综上，关于股权质押经济后果的文献非常丰富，学者们大多采用上市公司控股股东在年末“是否存在质押”以及“质押的比例”作为大股东股权质押行为的替代变量，并在此基础上对其所产生的经济后果进行研究。在渠道分析上，学者们重点关注了代理冲突渠道和控制权转移风险渠道，前者强调股权质押会恶化股东之间的代理冲突，加重大股东的掏空动机，从而对公司的融资能力、公司价值等方面产生影响；后者强调大股东，尤其是控股股东在质押之后，出于对质押风险的担忧，会做出相应决策去降低质押风险，如减少创新投入、进行盈余管理、弱化信息披露等。
与本文研究相关的另外一支文献是企业投资的影响因素，该话题一直都是公司金融领域的研究核心。现有研究从众多角度对该问题进行了分析，较为重要的分析视角包括如下几方面:第一，企业基本特征，比如企业的规模、负债情况、融资约束、产权性质、自由现金流水平、面临的增长机会等，这些基本特征都是影响企业投资决策的重要因素。Myers(1977)指出，短期负债的增加可以缓解企业的投资不足和资产替代等问题；Fazzari等(1988)、Kaplan和Zingales(2000)发现，融资约束是抑制企业投资的重要因素；Jensen(1986)认为，企业的自由现金流过多会导致管理者过度投资；而在我国产权性质(国有企业和非国有企业)的差异也会导致企业投资行为的不同(申慧慧等，2012)。
第二，代理冲突。Jensen和Meckling(1976)指出，股东和债权人之间的代理冲突会导致股东在债权人不知情的情况下发生资产替代问题，即股东有强烈的动机去从事那些尽管成功机会慎微，但一旦成功就获利颇丰的投资；Myers(1977)发现，股东和债权人之间的代理冲突还可能会导致企业的投资不足问题；Jensen(1986)指出，经理们存在扩张企业规模的动机，这种动机会促使经理将闲置资金投资于能够扩大企业规模的非营利项目上，导致企业过度投资问题。
第三，外部环境。企业投资还受外部环境的影响，比如经济环境的不确定性会削弱企业投资的预测能力、增大对管理层绩效考核的难度等。徐业坤等(2013)发现，当面临政治不确定性时，企业的投资支出会明显下降；李凤羽和杨墨竹(2015)也发现，经济政策不确定性的上升会抑制企业投资，且这种抑制作用在2008年金融危机之后变得更加显着。
第四，管理者个人特征。行为经济学认为，投资者并非总是理性的，他们的投资决策会受个人信念和情绪的影响(Kahneman和Lovallo，1993)。管理者的家庭、年龄、学历、工作经历等背景都会对其投资决策产生影响。Carlsson和Karlsson(1970)表明，年龄大的管理者偏向于风险小的投资；姜付秀等(2009a)发现，管理层的教育水平、平均年龄等特征都与企业过度投资存在显着的相关性。此外，管理者过度自信和企业的总投资水平、内部扩张之间也存在显着的正相关关系(姜付秀，2009b)。
第五，市场信息。近年来新兴的“市场反馈”(market feedback)研究发现，上市公司在二级市场的股价表现会反过来影响企业的投资行为，其逻辑在于:上市公司在二级市场上的股价体现了交易各方对其的均衡定价，管理者可以从该均衡定价中习得自己并不掌握的增量信息，根据这一增量信息管理者可以对企业投资决策进行相应的调整，因此，股价会反过来影响企业的投资决策(Bond等，2012)。在实证研究中，学者们发现，当股价信息含量更高以及市场表现更好的时候，市场信息对企业的投资决策影响更明显(Chen等，2007；Luo，2005)。
综上，有关企业投资决策的影响因素研究非常丰富，为我们提供了扎实的分析框架。然而，一方面，有关控股股东个人行为如何影响企业投资决策的研究还较少；另一方面，中国A股市场尚不发达，定价效率还有待进一步提升，近年来新兴的“市场反馈”研究在中国是否成立，还有待进一步研究。
(二)研究假说
控股股东的股权质押融资是否会影响上市公司投资，本质上是一个需要被实证检验的问题。一方面，控股股东的股权质押会抑制上市公司的投资。比如，在代理冲突理论下，由于大股东在质押股权时仅失去了股票的现金流权，但仍掌握着对股票的投票权，股权质押会进一步加剧大股东的两权分离度，恶化大股东和中小股东之间的代理冲突，促使大股东掏空上市公司(Yeh等，2003；郑国坚等，2014)，而掏空会削弱上市公司的自由现金流，从而抑制企业投资。此外，在风险承担理论下，控股股东的股权质押也会使企业削减投资，因为股权质押可能会引发潜在的质押风险。每一笔质押都设置了相应的警戒线和平仓线，当股价发生明显下挫时，股东会被通知增补质押物，严重时控股股东甚至会丢失控制权。出于对风险的担忧，控股股东在股权质押后会显着降低其风险偏好，相应地减少创新投入、降低资本支出等(Pang和Wang，2020)。鉴于此，本文提出以下假说。
假说1:控股股东的股权质押会抑制企业投资水平。
进一步地，本文还针对假说1成立的潜在渠道提出如下假说。
假说2a:控股股东股权质押与企业投资水平的负向关系在代理冲突越严重的企业中越明显，即代理冲突渠道成立；
假说2b:控股股东股权质押与企业投资水平的负向关系在控股股东面临质押风险时更加明显，即控制权风险渠道成立。
另一方面，控股股东的股权质押还可能导致上市公司增加投资。比如，在融资约束渠道下，控股股东通过质押股权所获得的资金很可能被用于上市公司发展(Fazzari等，1988)。这一替代性的融资渠道能够缓解企业的融资约束，从而促进企业投资；在市场信息渠道下，大股东股权质押融资规模的大小反映了当前市场对上市公司的价值评估，而该信息会反过来影响上市公司的投资决策(Bond等，2012)。尤其当股票信息含量更高或股价表现更好时，股东从质押融资规模中所获得的增量信息更多，从而更加明显地意识到市场对企业正面的未来预期，由此会增加企业投资。鉴于此，本文提出以下假说。
假说3:控股股东的股权质押会提高企业投资水平。
进一步地，本文还针对假设3成立的潜在渠道提出如下假说。
假说4a:控股股东股权质押与企业投资水平的正向关系在融资约束越严重的企业中越明显，即融资约束渠道成立。
假说4b:控股股东股权质押与企业投资水平的正向关系在股票信息含量更高或股价表现更好时更加明显，即市场信息渠道成立。
三、样本、变量与描述性统计
(一)样本选取
本文的样本区间为2007—2020年。样本始于2007年，是因为自2007年1月《上市公司信息披露管理办法》规定实施之后，证监会才强制性要求持有5%以上股份股东、公司的实际控制人，以及公司董监高股东在质押上市公司股份进行融资时，该股东应及时告知董事会，上市公司做出相应披露。为了尽可能减少样本的选择性偏差，数据开始时间定为2007年，主要数据来自CSMAR数据库和Wind数据库。根据研究惯例，本文剔除了金融业的样本、主要变量存在缺失值的样本，以及处于特殊状态(ST、*ST、暂停上市、退市)的样本，并且为了排除极端值的影响，对所有连续变量都在前后1%的水平上进行了缩尾处理。
(二)变量定义①因篇幅所限，本文省略了变量具体定义，感兴趣的读者可在《经济科学》官网论文页面“附录与扩展”栏目下载。
(1)企业投资规模。参考Duchin(2010)、潘红波和陈世来(2017)等研究，本文采用现金流表项目计算上市公司的投资水平()。具体地，＝(购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金-处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额)/上年期末总资产。
(2)股权质押融资规模。得益于证监会的强制性披露政策，CSMAR数据库收录了上市公司大股东股权质押交易的明细数据，比如每一笔交易所涉及的质押人名称、质权人名称、被质押股票的上市公司信息、质押(或解押)交易的时间以及相对应股数等。利用这些数据，本文不仅可以计算出控股股东在每年的质押状态，如是否存在质押()、质押比例()等，而且可以对该年度控股股东的股权质押融资规模()进行较为准确的度量。该变量不仅包含了股东是否存在质押以及质押多少的信息，而且还能够反映出当前市场对企业股价表现的评估。具体构建方法如下。
首先，对于上市公司控股股东的每一笔新增质押交易，使用式(1)可得到该笔交易的新增质押融资金额:
其中，为上市公司，为上市公司控股股东，表示新增质押交易的发生时点；表示上市公司的控股股东在时刻新增质押的股票数量；表示在质押交易发生前一个月股票的日度收盘价平均；表示该公司股权质押的贷款价值比。根据行业经验，主板、中小板与创业板上市公司的贷款价值比分别为50%、40%和30%。
其次，对于上市公司控股股东的每一笔解除质押交易，使用式(2)可得到该笔交易的解除质押融资金额:
其中，表示上市公司控股股东在时刻解除质押的股票数量；表示该笔质押的质押融资利率，根据行业经验，本文使用年化利率8%进行计算；表示当前解押时刻与初始新增质押时刻之间的时间间隔，单位为年。
再次，使用式(3)将上市公司控股股东股权质押的新增质押融资金额和解除质押融资金额在“公司—年度”维度上进行加总，得到上市公司在年度中的股权质押融资金额:
最后，为了使融资金额在不同企业中可比，本文使用上市公司在上年期末总资产对质押融资金额进行标准化处理，从而最终得到股权质押融资规模()变量。
(3)控制变量。参考企业投资的相关研究(Duchin，2010；潘红波和陈世来，2017)，本文主要考虑如下控制变量:投资机会()、经营现金流水平()、总资产负债率(ROA)、销售收入增长率()、公司规模()、上市年龄()、资产负债率()、股权集中度()、独立董事占比()以及是否两职合一()。这些变量综合考虑了企业基本特征、代理冲突、管理者特征等。
(三)描述性统计
描述性统计结果显示，企业实体投资水平()的均值和中位数分别为7.659%和4.975%，控股股东通过股权质押融资的净金额占上年度公司总资产()的平均值为1.552%，最大值为61.391%，表明控股股东的股权质押融资规模较大。有41.3%的样本其上市公司控股股东在年末存在质押()；平均质押比例()为7.687%。此外，在控制变量维度上，投资机会()的均值和中位数分别为2.090和1.635；企业经营活动现金流占上年末总资产的比例()为5.052%，总资产收益率为6.221%；销售收入增长率()的中位数为21.606%；公司上市年龄()的平均值为10年；资产负债率()约为44%；前五大股东持股比例()的平均值为53.294%；独立董事占比()约为1/3；大约有26.1%的观测值存在董事长与总经理两职合一的情况()。所有变量的统计分布均在合理范围之内。
四、实证结果
(一)基础模型结果
为了研究上市公司控股股东股权质押融资是否以及在多大程度上影响上市公司的实体投资，本文使用如下回归模型:
其中，代表企业，代表年份，表示上市公司在年度的实体投资水平，为上市公司的控股股东在-1年的股权质押情况。参考现有文献，本文先初步使用之前研究常用的控股股东是否存在质押()以及控股股东的质押比例()作为替代变量；随后，更重要的是，本文使用控股股东的股权质押融资规模()变量从经济意义上估算一单位的股权质押融资规模可以在多大程度上影响企业实体投资规模。此外，模型中还加入了一系列的控制变量()以及行业公司、年份固定效应(FE)。为了缓解反向因果所带来的内生性问题，所有解释变量均滞后一期；为了防止同一企业在不同年份的投资水平存在序列相关，误差项均在企业维度进行了聚类处理。
表1为本文的基础模型结果，模型的被解释变量为企业当年的投资规模()，核心解释变量为上市公司控股股东在上年度的质押情况，其中第(1)、(2)列使用控股股东是否存在质押()作为其质押情况的替代，第(3)、(4)列使用控股股东的质押比例()作为替代变量，第(5)、(6)列使用控股股东的质押融资规模()作为替代变量。表中的奇数列控制了行业和年份固定效应，偶数列控制了公司和年份固定效应。结果显示，无论采用何种变量作为控股股东质押情况的替代，其前面的系数均在统计意义上显着为正。与控制“行业—年份”固定效应下的结果相比，当控制“公司—年份”固定效应时，核心变量前面的系数大小和显着性都有一定程度的削减，表明在公司维度上的确存在一些不可观测的因素，后文的回归应该统一控制更加严格的“公司—年份”固定效应。
表1 控股股东质押与企业实体投资的基础模型结果
在核心解释变量结果上，当采用之前研究常用的是否存在质押()以及质押比例()作为控股股东质押情况的替代时，我们发现，上年末的控股股东质押对当年的投资水平存在显着为正的影响。更为重要的是，当使用本文创新性构建的质押融资规模()作为替代变量时，系数结果在1%的水平下显着。从经济意义上来说，股权质押融资规模增加1个标准差会使得企业实业投资增加0.44，这一变化相当于样本内企业实体投资规模平均值的5.76%。上述结果表明，控股股东的质押会显着影响企业的实体投资水平，并且质押融资规模越大，企业的实体投资水平越大。验证了本文的假说3。
值得一提的是，一方面，由于质押融资规模()的变量内涵较为丰富，不仅考虑了控股股东股权质押的比例，而且包含了股东在质押时的股价表现信息，其不仅可以较为准确和细致地描述大股东的质押行为，从而可用于分析单位质押融资规模变化对企业投资规模变化的影响；另一方面，该变量与本文的被解释变量(企业实体投资规模)都属于流量变量，与存量变量在各期之间存在较为明显的序列相关不同，在回归分析中使用流量变量所引发的内生性问题相对较小。因此，在后文的回归中，本文统一使用质押融资规模()去衡量控股股东的质押融资情况。
(二)内生性问题
(1)2013年政策冲击。虽然在基础模型中，我们控制了公司和年份维度的固定效应、采用流量变量进行回归并且对所有解释变量都进行了滞后一期的处理，但是仍然不能完全避免内生性问题。控股股东自身的风险偏好或经营理念有可能是潜在的遗漏变量，其一方面会影响股东是否采用股权质押进行融资的决策，另一方面也会对上市公司的实体投资行为产生影响。为了处理潜在的内生性问题，本文借用2013年在中国股权质押市场发生的外生政策冲击，采用双重差分模型进行分析。
中国的股权质押业务可分为场外股权质押和场内股权质押。场外股权质押指一般的股权质押贷款，其相关政策法规最早可追溯到1995年《中华人民共和国担保法》对“权利质押”的规定。2013年5月，证监会联合交易所与中国证券登记结算有限责任公司(以下简称“中国结算”)推出《股权质押式回购交易及登记结算业务办法(试行)》(以下简称“办法”)，该办法的推行标志着场内股权质押的正式开始。自此之后，券商作为信贷供给方开始大规模地参与场内质押业务。由于场内股权质押具有标准、便捷、风险管控更好等优点，2013年推出场内股权质押模式之后，中国股权质押市场迎来了快速的发展。
(2)DID分析。2013年场内质押的推出，从本质上可视作为股权质押市场的一次供给冲击，而该信贷供给增加的主要提供方是券商。因此，在政策冲击之前，该城市的券商营业部越多，则在该城市注册的上市公司控股股东会面临的正向信贷供给冲击越大，其能够通过股权质押交易获得的质押融资越多。鉴于此，本文将2013年的政策变化作为一个外生的正向冲击，进行如下DID检验。
其中，为上市公司是否受到较大政策冲击的虚拟变量:如果在2012年末，上市公司注册地所在城市的券商营业部超过该年度的样本中位数，则将该上市公司作为政策变化的处理组(＝1)，否则为对照组(＝0)。为时间虚拟变量，如果样本时间位于2013年及其之后，＝1，否则为0。模型中加入了滞后一期的控制变量，考虑了公司固定效应(α)以及时间固定效应(α)，误差项也均在公司维度进行了聚类处理。
为了防止其他宏观事件对结果的干扰，我们选用政策前后各4年(即2009—2017年)作为DID分析的时间窗口，表2的第(1)、(2)列展示了模型的回归结果。其中第(1)列未加入控制变量，第(2)列在其基础上进一步加入了滞后一期的控制变量。结果显示，交乘项(Treat×After)前面的系数在1%的水平上显着为正，表明在2013年政策冲击后，那些在政策冲击前所在地有更多券商营业部的上市公司，其投资水平显着上升。该结果再次验证了假说3。此外，为了保证在外生冲击之前，处理组和对照组在实体投资水平上具有平行趋势，本文还做了平行趋势检验，结果也支持该假说。
表2 控股股权质押融资规模与企业实体投资的DID分析结果
五、进一步讨论
(一)渠道分析
1.融资约束渠道
本文从两个方面对融资约束渠道进行检验。一方面，从CSMAR数据库整理的股权质押融资用途数据可以发现，95%的质押股票都被用于大股东自身融资或第三方，用于上市公司的质押股票规模较小(不到5%)，而且随着时间的推移，质押用途为上市公司的股权质押规模占比显着下降。显然，股东的股权质押在大多数情况下是股东的个体融资方式，并不代表上市公司的行为。如果融资约束渠道成立，当样本中排除用于上市公司的质押交易后(即排除掉由于上市公司融资规模增加所带来的实体投资上升这一渠道)，控股股东质押融资规模对上市公司的投资影响应该显着降低，甚至不再显着。
鉴于此，本文去除用于上市公司的股权质押交易，并在此基础上计算上市公司控股股东每一年的质押融资规模，构造了“用于非上市公司的质押融资规模”(_)这一变量，重新对基础模型进行回归。结果显示，在排除掉用于上市公司的质押融资之后，控股股东的股权质押对上市公司的实体投资仍然在1%的水平下显着为正，而且与表1第(6)列的系数结果(0.042)相比，新变量的系数结果(0.043)不但没有发生明显下降，反而存在微小上升，从而否定了融资约束渠道(即假说4a)。
另一方面，如果控股股东的股权质押融资规模通过融资约束渠道影响上市公司的投资行为，则在上市公司融资约束较为紧张的时候，股权质押融资对企业实体投资的影响应该更加明显。鉴于此，本文首先仿照Kaplan和Zingales(2000)、Whited和Wu(2006)以及Hadlock和Pierce(2010)分别构造KZ指数、WW指数以及SA指数，并将其作为上市公司融资约束的替代变量，指数越大，表明公司的融资约束问题越严重。随后，本文通过在基础模型中加入融资约束指标及其与质押融资规模的交乘项进行截面维度异质性检验来判断融资约束渠道是否成立。
表3的第(1)、(2)列，第(3)、(4)列和第(5)、(6)列分别使用KZ指数、WW指数以及SA指数作为融资约束的替代指标。奇数列展示了没有加入控制变量的结果，偶数列展示了进一步加入控制变量的结果。所有模型均控制了公司和年份维度固定效应，误差项也均在公司维度进行了聚类处理。结果显示，上市公司的融资约束程度与实体投资水平显着负相关，这一结果符合经验直观。然而，控股股东质押融资规模与融资约束的交乘项在所有模型中都不显着，系数结果与0基本无差异。这表明，控股股东质押融资规模对上市公司实体投资的促进作用并不会随着企业的融资约束水平而发生变化，该结果再次排除了融资约束渠道(即假说4a)。
表3 融资约束渠道检验
2.市场信息渠道
Bond等(2012)以及Chen等(2007)等有关市场反馈的研究表明，当股价信息含量较高的时候，企业内部人从外部市场中获得的信息增量更大，此时外部市场对企业投资决策的影响更加显着。如果信息渠道成立，在本文情景下股权质押融资规模对企业实体投资行为的影响应该在股价信息含量较高的时候更加显着。
鉴于此，本文选取股价同步性()与分析师数量()作为股价信息含量的替代指标。股价同步性越高，股价的信息含量越低；跟踪上市公司的分析师数量越多，股价的信息含量越高。随后，本文将股价信息含量指标及其与质押融资规模的交乘项加入基础回归模型中，进行截面维度异质性检验。
表4的第(1)、(2)列和第(3)、(4)列分别为使用股价同步性()和分析师数量()作为股价信息含量替代指标的结果。结果显示，上市公司的股价信息含量越高，实体投资水平越高，表明股价信息含量与企业投资正相关。更重要的是，股价信息含量与控股股东质押融资规模交乘项前面的系数显着为正，表明股价信息含量越高，股权质押融资规模对企业实体投资水平的促进作用越显着，该结果支持了信息渠道(即假说4b)。
表4 质押融资规模、股价信息含量与企业实体投资
此外，借鉴Luo(2005)等研究，如果信息渠道成立，当市场表现较好时，决策者从市场信息中获得了较多的正向反馈，会更明显地增加投资。为了对该推论进行检验，本文选取如下两个场景对市场表现进行划分，进一步验证市场信息渠道(即假说4b)。
场景一:本文使用质押公告的短期市场反应来刻画市场表现。如果上市公司在披露大股东新增质押融资时股价的市场短期反应为正，表明资本市场对质押期间企业投资回报有着较为良好的预期，则控股股东更有可能做出增加投资的决策；如果股东新增质押融资的消息公布时市场短期反应为负，则企业就不太可能增加投资。
首先，本文运用事件研究法对股东新增质押融资时的累计超额收益率进行计算，采用资本市场定价模型(CAPM)作为基准，由此计算在事件发生前后各5天内的累计超额收益率，即CAR(-5，+5)。其次，在公司—年份维度上，对累计超额收益率进行平均，从而将发生质押的公司—年份样本分为正累计超额收益率组(CAR(-5，+5)＞0组)与负累计超额收益率组(CAR(-5，+5)＜0组)。最后，在两个子样本中进行分组分析，如果在正累计超额收益率组中，质押融资规模对企业投资规模的影响比在负累计超额收益率组中更加显着，则表明控股股东有着较强的择时动机，信息渠道成立。
场景二:本文使用资产市场价值/资产账面价值(M2B)衡量市场表现，当M2B较高的时候，控股股东较倾向于增加投资，因此该情况下股权质押融资规模所带来的企业实体投资增加更加显着。本文依据股票的M2B值将全样本划分为M2B高组和M2B低组，然后对两个子样本进行基础模型回归。如果相比于M2B低组，M2B高组中质押融资规模对企业投资的影响更大，则表明控股股东存在择时动机，信息渠道成立。
表5展示了两个场景下的回归结果，其中第(1)—(4)列为场景一下的分析结果；第(5)—(8)列为场景二下的分析结果。结果显示，在正累计超额收益率组中，质押融资规模的系数为0.088，并且在1%的水平下显着为正，该系数几乎为全样本下结果(0.042)的两倍还多；而在负累计超额收益率组中，质押融资规模变量前的系数几乎为0，而且在统计意义上不显着；相似地，在M2B高组中，质押融资规模对企业投资规模的影响比在M2B低组中更加显着。上述结果均表明控股股东在质押融资之后的投资表现符合信息渠道假说。
表5 质押融资规模、市场表现与企业实体投资
(二)稳健性检验①所有稳健性检验的结果请见《经济科学》官网“附录与扩展”。
为了保证本文实证结果的稳健性，本文还进行了如下检验。首先，替换被解释变量。参考屈文洲等(2011)、王中义和宋敏(2014)、潘红波和陈世来(2017)等，本文构造其他指标衡量企业投资水平。其次，多种情形下构造股东质押融资规模变量，比如针对贷款价值比和利息水平的参数构建了9种情况进行稳健性分析，使用股东的新增质押融资规模作为被解释变量等。再次，使用其他方法缓解内生性问题。比如，借鉴Laeven和Levine(2009)等研究，我们采用与该企业在同一省份的其他上市公司控股股东股权质押融资规模的平均值作为该企业控股股东质押融资规模的工具变量，并使用两阶段最小二乘法(2SLS)对内生性问题进行处理。最后，在渠道检验中，本文使用分析师报告数量作为股价信息含量的替代指标；在事件研究中，使用Fama-French三因子模型，以及Carhart四因子模型作为计算超额收益率的基准等，所有结果均支持前文结论。
六、结 论
基于2007—2020年中国A股上市公司样本，本文创新性地构建了股权质押融资规模这一变量，该变量不仅包含股东是否质押以及质押比例的信息，而且能够反映上市公司的股价表现，对于更加细致和准确地研究股权质押“真金白银”所带来的经济影响具有一定的参考价值。使用该变量，本文实证检验了控股股东股权质押融资规模与上市公司实体投资之间的关系及其潜在渠道。
我们发现，第一，控股股东的股权质押融资会促进企业的实体投资。股权质押融资规模增加1个标准差会使得企业实体投资水平相对于其平均值增大5.76%；第二，通过利用2013年政策允许券商开展场内股权质押交易这一外生冲击，本文使用双重差分方法对研究问题中可能的内生性进行了处理。结果显示，在政策冲击前，那些处在有着更多券商营业部城市中的上市公司，其在政策发生之后的投资规模会显着增加。平行趋势检验和经过倾向得分匹配后的样本检验均支持上述结论。
此外，渠道分析表明，信息渠道是控股股东质押融资促进企业投资的重要机制，在股价信息含量较高(如股价同步性较低、分析师数量较多)，以及市场表现较好(如质押公告的累计超额收益为正、M2B较高)时，控股股东质押融资规模对企业的投资促进作用更加明显。然而，在排除掉用于上市公司的股权质押融资后，控股股东质押融资仍然显着影响上市公司的投资。而且，在不同的融资约束组别中，质押融资规模对上市公司投资规模的影响并无差异，即融资约束并非控股股东质押融资影响企业投资的主要渠道。
本文的研究结论丰富了股权质押研究的相关文献，增补了有关信息渠道的中国证据，具有一定的学术意义。此外，在“十四五”规划纲要提出要健全具有高度适应性、竞争力、普惠性的现代金融体系，构建金融有效支持实体经济的体制机制的大背景下，本文所发现的质押融资通过信息渠道影响企业投资这一结果，对于金融如何支持实体经济以及如何促进经济的高质量发展具有一定的现实意义。
