第三章研究設(shè)計(jì)基于A股上市公司數(shù)據(jù)的控股股東股權(quán)質(zhì)押對企業(yè)績效的直接與中介效應(yīng)分析案例目錄TOC\o"1-3"\h\u24447基于A股上市公司數(shù)據(jù)的控股股東股權(quán)質(zhì)押對企業(yè)績效的直接與中介效應(yīng)分析案例 126617第一節(jié)樣本選擇與變量選取 123145一、樣本選擇 128402二、變量選取 232637第二節(jié)模型簡介與模型設(shè)計(jì) 528250一、模型簡介 524441二、模型設(shè)計(jì) 613674第四章實(shí)證分析 820573第一節(jié)描述性統(tǒng)計(jì) 87973第二節(jié)控股股東股權(quán)質(zhì)押對企業(yè)績效的直接與中介效應(yīng) 1012822一、直接效應(yīng) 108405二、中介效應(yīng) 1411671第三節(jié)穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性檢驗(yàn) 1619777一、穩(wěn)健性檢驗(yàn) 1627041二、內(nèi)生性檢驗(yàn) 1831454第四節(jié)異質(zhì)性分析 2319133第五節(jié)進(jìn)一步研究 2527725一、機(jī)構(gòu)投資者持股比例 2516452二、股權(quán)制衡度 28第一節(jié)樣本選擇與變量選取一、樣本選擇本文樣本為滬深兩地2013年至2019年間中國A股上市公司。從2013年開始，主要出于以下原因：在2013年監(jiān)管部門發(fā)布《股票質(zhì)押式回購交易及登記結(jié)算業(yè)務(wù)辦法》為規(guī)范股票質(zhì)押式回購交易，2013為規(guī)范股票質(zhì)押式回購交易，2013年上海證券交易所與中國證券登記結(jié)算有限責(zé)任公司共同制定了《股票質(zhì)押式回購交易及登記結(jié)算業(yè)務(wù)辦法（試行）》（1）剔除證監(jiān)會2012年行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)為規(guī)范上市公司行業(yè)分類工作，根據(jù)《中華人民共和國統(tǒng)計(jì)法》、《證券期貨市場統(tǒng)計(jì)管理辦法》、《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》等法律法規(guī)和相關(guān)規(guī)定，證監(jiān)會于2012年制定《上市公司行業(yè)分類指引》為規(guī)范上市公司行業(yè)分類工作，根據(jù)《中華人民共和國統(tǒng)計(jì)法》、《證券期貨市場統(tǒng)計(jì)管理辦法》、《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》等法律法規(guī)和相關(guān)規(guī)定，證監(jiān)會于2012年制定《上市公司行業(yè)分類指引》金融業(yè)公司指行業(yè)代碼為開頭的公司，具體主要有銀行、證券、保險(xiǎn)等（2）剔除樣本期內(nèi)任一年度被ST、*ST為其他特別處理，*為退市風(fēng)險(xiǎn)警示為其他特別處理，*為退市風(fēng)險(xiǎn)警示（3）剔除了存在變量值缺失的公司樣本，主要是考慮將這些上市公司納入研究數(shù)據(jù)中會干擾實(shí)驗(yàn)結(jié)果。同時(shí)本文對所有的連續(xù)變量進(jìn)行了上下各1%的Winsorize處理。本文中控股股東股權(quán)質(zhì)押比例來源于WIND數(shù)據(jù)庫，除此之外所有公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，公司治理相關(guān)數(shù)據(jù)均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫。后文中行業(yè)分類做法參照證監(jiān)會2012年頒布的分類標(biāo)準(zhǔn)，將公司大體上分為19個(gè)門類、90個(gè)大類。最終樣本中包括1558家上市公司，其中國有公司國有企業(yè)包括國資委、中央國家機(jī)關(guān)、地方國資委、地方政府作為實(shí)際控制人的企業(yè)。國有企業(yè)包括國資委、中央國家機(jī)關(guān)、地方國資委、地方政府作為實(shí)際控制人的企業(yè)。二、變量選?。ㄒ唬┍唤忉屪兞抗究冃Х从沉艘粋€(gè)公司的經(jīng)營狀況，深受投資者，債權(quán)人以及利益相關(guān)者的重點(diǎn)關(guān)注。參考過往文獻(xiàn)，一般學(xué)者采用市場指標(biāo)與會計(jì)指標(biāo)衡量公司績效。市場類指標(biāo)主要以托賓Q值托賓值的衡量方法：企業(yè)市場價(jià)值與重置成本的比例。為主，會計(jì)指標(biāo)主要以每股收益（EPS）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、總資產(chǎn)收益率（ROA）為主。然而由于我國資本市場并不成熟，企業(yè)市場價(jià)值的估計(jì)并不夠精準(zhǔn)，且我國資本市場容易受到政策影響，“羊群效應(yīng)”托賓值的衡量方法：企業(yè)市場價(jià)值與重置成本的比例。在資本市場上，“羊群效應(yīng)”是指在一個(gè)投資群體中，單個(gè)投資者總是根據(jù)其他同類投資者的行動(dòng)而行動(dòng)，在他人買入時(shí)買入，在他人賣出時(shí)賣出。（二）解釋變量參考參考以往文獻(xiàn)的做法（謝德仁等，2016），本文從控股股東個(gè)體層面觀測其質(zhì)押比例Pledge_ratio，其等于控股股東年底被質(zhì)押股票數(shù)量與股東所持有股票總數(shù)的比值，可以深入探究控股股東股權(quán)質(zhì)押的程度對企業(yè)績效的影響。與此同時(shí)，本文還引入控股股東股權(quán)質(zhì)押的虛擬變量（Pledge_dum），在后續(xù)的穩(wěn)健型檢驗(yàn)進(jìn)一步分析。當(dāng)該年年末控股股東存在股權(quán)質(zhì)押行為時(shí)，取1，否則取0。（三）中介變量本文的中介變量為控股股東掏空（Tunnel），該概念由Johnsonetal.（2000）提出。其將“掏空”定義為公司股東為了自身利益轉(zhuǎn)移公司資產(chǎn)或者利潤的行為。在如何度量“掏空”這一關(guān)鍵性指標(biāo)的問題上，許多學(xué)者使用股東對上市公司的資金占用量化股東“掏空”行為（Jiang，2010；鄭國堅(jiān)，2014）。這也恰好與本文的寫作背景相符，即控股股東股權(quán)質(zhì)押時(shí)往往面臨融資約束的問題，占用上市公司的動(dòng)機(jī)很強(qiáng)，其“掏空”行為也主要體現(xiàn)為占用上市公司資金。從會計(jì)科目的角度來說，大股東占用上市公司的資金主要有兩種形式，經(jīng)營性現(xiàn)金的占用主要記錄在應(yīng)收賬款和預(yù)付賬款之下，非經(jīng)營性現(xiàn)金的占用主要記錄在其他應(yīng)收款下（李增泉等，2004）。其中經(jīng)營性現(xiàn)金的占用可能是企業(yè)經(jīng)營戰(zhàn)略上的需要，而不是控股股東“掏空”上市公司的手段。進(jìn)一步的，李增泉等（2014）使用關(guān)聯(lián)交易中的應(yīng)收款與應(yīng)付款的差額與總資產(chǎn)的比值度量控股股東“掏空”上市公司的程度。但有學(xué)者認(rèn)為這種度量方法會低估大股東占用資金的規(guī)模（馬曙光等2005）。鄭國堅(jiān)等（2014），姜國華（2005），馬曙光（2005）均采用了其他應(yīng)收款與總資產(chǎn)的比值作為“掏空”的度量方式。因此本文參考已有學(xué)者的觀點(diǎn)，從資金占用的角度衡量控股股東“掏空”上市公司的程度，采用上市公司中其他應(yīng)收款占總資產(chǎn)比重來衡量。（四）其他控制變量在控制變量的選擇方面，由于影響公司績效的變量眾多，參考已有文獻(xiàn)（鄭國堅(jiān)2014，王雄元2018，謝德仁2016），本文選取如下控制變量加入回歸模型中：（1）公司規(guī)模（Insize）：上市公司總資產(chǎn)的對數(shù)，通過對數(shù)化處理減少指標(biāo)波動(dòng)并盡可能消除異方差影響；（2）資產(chǎn)負(fù)債率（lev）：上市公司的總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值；（3）公司成長率（growth）：銷售收入的同比增長率，為本年銷售收入與上年銷售收入差額同上年銷售收入的比值；（4）市凈率（pb）：每股股價(jià)與每股凈資產(chǎn)的比值；（5）公司上市年數(shù)（Years_listed）：公司目前已上市的總年數(shù)；（6）年度虛擬變量（year）：當(dāng)年取1，其他年份取0；（7）行業(yè)虛擬變量（industry）：根據(jù)證監(jiān)會行業(yè)分類構(gòu)建的行業(yè)虛擬變量；（8）地區(qū)虛擬變量（province）：按照我國省級行政區(qū)行政區(qū)劃是國家為便于行政管理而分級劃分的區(qū)域。目前中國有行政區(qū)劃是國家為便于行政管理而分級劃分的區(qū)域。目前中國有34個(gè)省級行政區(qū)，包括23個(gè)省、5個(gè)自治區(qū)、4個(gè)直轄市、2個(gè)特別行政區(qū)。（五）調(diào)節(jié)變量本文后續(xù)還引入了多個(gè)調(diào)節(jié)變量以探究在不同情況下控股股東股權(quán)質(zhì)押對公司績效的影響。具體變量定義如下：（1）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（state）：用以區(qū)分公司的所有權(quán)性質(zhì)的虛擬變量，當(dāng)公司為國有控股公司時(shí)取1，否則取0；（2）股權(quán)制衡度（Balance）：采用第二到第五大股東持股比例之和除以第一大股東持股比例。（3）機(jī)構(gòu)投資者持股比例（insti_hold）：機(jī)構(gòu)投資者持有上市公司股份數(shù)量與上市公司總股份數(shù)量的比值。本文中涉及的所有變量如表3-1所示。表3-1變量定義變量名稱變量符號變量含義因變量總資產(chǎn)回報(bào)率ROA凈利潤/總資產(chǎn)每股收益EPS凈利潤/總股數(shù)自變量控股股東股權(quán)質(zhì)押Pledge_ratio控股股東質(zhì)押股票數(shù)目占其持有總股數(shù)比例控股股東股權(quán)質(zhì)押虛擬變量Pledge_dum控股股東股權(quán)質(zhì)押與否，是取1，否取0中介變量控股股東占款Tunnel其他應(yīng)收款/年末總資產(chǎn)控制變量公司規(guī)模lnsize公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)資產(chǎn)負(fù)債率lev負(fù)債總額/資產(chǎn)總額公司成長率growth銷售收入相對于上年度的增長率市凈率pb每股股價(jià)/每股凈資產(chǎn)上市年數(shù)Years_listed公司已上市年份年度虛擬變量year當(dāng)年取1，其他年份取0行業(yè)虛擬變量industry根據(jù)證監(jiān)會行業(yè)分類構(gòu)建的行業(yè)虛擬變量地區(qū)虛擬變量province根據(jù)我國省級行政區(qū)設(shè)定的地區(qū)虛擬變量調(diào)節(jié)變量公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)state國有控股公司取1，非國有取0股權(quán)制衡度Balance第二到第五大股東持股比例之和除以第一大股東持股比例機(jī)構(gòu)投資者持股比例Insti_hold機(jī)構(gòu)投資者持股數(shù)量/上市公司總股數(shù)量第二節(jié)模型簡介與模型設(shè)計(jì)一、模型簡介（一）中介效應(yīng)本文采用Baron和Kenny（1986）提出的中介效應(yīng)模型對控股股東股權(quán)質(zhì)押、掏空行為與公司績效之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)思路如下：設(shè)有一變量為M，若自變量X可以通過影響變量M的途徑影響因變量Y，則可以稱M是X影響Y的中介變量（Mediator）。以本文為例，自變量“控股股東股權(quán)質(zhì)押”通過影響中介變量“控股股東掏空”從而對因變量“公司績效”造成影響。三者之間的關(guān)系可由可由下列（3-1）、（3-2）、（3-3）三個(gè)回歸方程來描述。Y=cX+e1 M=aX+e2 Y=c'X+bM+e3 其中公式（3-1）中系數(shù)被稱為自變量X對因變量Y的總效應(yīng)，公式（3-2）中的系數(shù)a代表自變量X對中介變量M的效應(yīng)，公式（3-3）中的系數(shù)b被稱為控制自變量后中介變量M對因變量Y的效應(yīng)，系數(shù)c'則代表控制中介變量M后自變量X對因變量Y的直接效應(yīng)，這就是簡單形式的中介效應(yīng)模型。根據(jù)以上方程構(gòu)建中介效應(yīng)模型后，即可以得到系數(shù)abc=c'+ab 判斷該中介效應(yīng)是完全中介效應(yīng)還是部分中介效應(yīng)是根據(jù)檢驗(yàn)式（3-4）中的系數(shù)是否是顯著的，若不顯著，屬于完全中介效應(yīng)（James和Brett，1984），反之則為部分中介效應(yīng)。（二）調(diào)節(jié)效應(yīng)本節(jié)借鑒溫忠麟等（2005）有關(guān)調(diào)節(jié)效應(yīng)的研究，展開進(jìn)一步的分析。如圖3-1，被解釋變量為Y，解釋變量為X。變量M對Y有影響，與此同時(shí)，當(dāng)M變化時(shí)，X對Y的影響也發(fā)生改變。此時(shí)我們稱M為調(diào)節(jié)變量。圖3-1調(diào)節(jié)效應(yīng)原理根據(jù)調(diào)節(jié)效應(yīng)的原理，對于模型Y=β0+β1當(dāng)β1>0時(shí)，X與Y正相關(guān)。若β3當(dāng)β1<0時(shí)，X與Y負(fù)相關(guān)。若β3二、模型設(shè)計(jì) （一）假設(shè)1、2的模型設(shè)計(jì)為了分析控股股東股權(quán)質(zhì)押比例對公司績效的影響，先構(gòu)建如下的基準(zhǔn)模型檢驗(yàn)假設(shè)1，基準(zhǔn)模型如下：ROAi,t=α0+α1Pledge_ratioi,t+γControls變量的下標(biāo)i、t分別代表企業(yè)、年份。公式（3-5）中的總資產(chǎn)收益率ROAi,t是公司績效的代理變量，Pledge_ratioi,t是控股股東股權(quán)質(zhì)押比例，定義為年末控股股東累計(jì)質(zhì)押的股份數(shù)量占其持有股份的比例。借鑒先前研究，在模型中加入公司規(guī)模的對數(shù)lnsizei,如果假設(shè)1成立，控股股東股權(quán)質(zhì)押比例對公司績效有負(fù)面影響，那么股權(quán)質(zhì)押比例系數(shù)α1在作用機(jī)制的檢驗(yàn)中，對結(jié)合委托代理理論提出的股東掏空觀點(diǎn)進(jìn)行驗(yàn)證。為檢驗(yàn)假設(shè)2，即控股股東股權(quán)質(zhì)押比例升高時(shí)，控股股東掏空行為增強(qiáng)是導(dǎo)致公司績效下降的機(jī)制之一，采用上述提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法對其進(jìn)行檢驗(yàn)，構(gòu)建模型如下：Tunneli,t=α0+α1Pledgei,t+γROAi,t=α0+其中，掏空行為的解釋變量使用指標(biāo)Tunneli,t，衡量控股股東通過資金占用行為直接對公司進(jìn)行利益侵占的程度。結(jié)合（3-5）（3-6）和（3-7）三個(gè)回歸，若假設(shè)2成立，控股股東掏空行為的確為股權(quán)質(zhì)押比例升高是公司績效下降的一個(gè)作用機(jī)制，則（3-6）中股權(quán)質(zhì)押比例對掏空行為的回歸系數(shù)α1應(yīng)當(dāng)顯著為正。在模型（3-7）中，若加入掏空行為的變量Tunneli,t后，掏空行為回歸系數(shù)α1顯著為負(fù)，同時(shí)（二）假設(shè)3、4、5的模型設(shè)計(jì)為了分析產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、股權(quán)制衡、機(jī)構(gòu)投資者持股對控股股東股權(quán)質(zhì)押與企業(yè)績效間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，在回歸（3-5）的基礎(chǔ)上，加入交叉項(xiàng)，為了使含有交叉項(xiàng)的模型中Pledge_ratio和state/instit_hold/balance（以下統(tǒng)稱為moderate）的系數(shù)具有解釋意義，回歸時(shí)使用中心化處理后的交叉項(xiàng)。構(gòu)建以下的模型檢驗(yàn)：ROAi,t=α0+α1Pledge_ratioi,t+γControlsROAi,t=α0+δ1moderatei,t+γControlsi,tROAi,t=α0若交叉項(xiàng)Pledge_ratioi,t第四章實(shí)證分析第四章實(shí)證分析在進(jìn)行實(shí)證分析前，本章先對主要變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)，然后對所選樣本控股股東股權(quán)質(zhì)押情況進(jìn)行分析。在進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)時(shí)，本章首先進(jìn)行了基準(zhǔn)模型回歸，探究控股股東股權(quán)質(zhì)押和企業(yè)績效之間的關(guān)系。其次，加入“掏空”行為作為中介變量進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，研究控股股東的股權(quán)質(zhì)押行為是否會促使控股股東“掏空”，進(jìn)而惡化企業(yè)的績效，并對回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)和內(nèi)生性檢驗(yàn)。之后引入多個(gè)調(diào)節(jié)變量探究控股股東股權(quán)質(zhì)押對企業(yè)績效的影響在不同情況下的差異。第一節(jié)描述性統(tǒng)計(jì)在進(jìn)行實(shí)證分析前，本節(jié)先對所有變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果如表4-1所示。表4-1全樣本描述性統(tǒng)計(jì)表變量中文解釋均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值中位數(shù)最大值ROA總資產(chǎn)收益率0.0370.058-0.4730.0340.205EPS每股收益0.3820.569-2.2590.2643.601Pledge_ratio控股股東股權(quán)質(zhì)押比例0.2040.326001.000Pledge_dum控股股東股權(quán)質(zhì)押虛擬變量0.3510.477001.000Tunnel控股股東占款0.0160.02400.0080.176lnsize公司規(guī)模22.4601.27019.73022.29026.41lev資產(chǎn)負(fù)債率0.4300.2010.0460.4220.876growth營業(yè)收入增長率0.1650.412-0.5680.0994.429pb市凈率3.2992.6900.4942.54228.610Years_listed公司上市年份19.9805.3317.0002039.000State公司產(chǎn)權(quán)屬性0.3910.488001.000Balance股權(quán)制衡0.6960.5860.0370.5303.814Insti_hold機(jī)構(gòu)投資者持股比例0.4240.23000.4410.893數(shù)據(jù)來源：Wind，CSMAR加工整理得到，下同表4-1的統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，公司績效指標(biāo)總資產(chǎn)回報(bào)率（ROA）的最小值為-47.3%，最大值為20.5%，標(biāo)準(zhǔn)差5.8%；另一績效指標(biāo)每股收益（EPS）的最小值為-2.259，最大值為3.601，標(biāo)準(zhǔn)差為0.569，一定程度上反映了上市公司個(gè)體之間的績效差異較大。與此同時(shí)，控股股東股權(quán)質(zhì)押比例（pledge_ratio）的平均值為20.4%，標(biāo)準(zhǔn)差高達(dá)32.6%，說明在不同公司之間，控股股東股權(quán)質(zhì)押水平的差異較大。進(jìn)一步本文對不同年度的控股股東股權(quán)質(zhì)押比例分別進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果如表4-2所示。表4-2股權(quán)質(zhì)押比例分年度描述性統(tǒng)計(jì)表年度樣本數(shù)均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值中位數(shù)最大值201315580.0830.232001201415580.1360.281001201515580.1610.289001201615580.2130.322001201715580.2600.349001201815580.2890.368001201915580.2830.357001合計(jì)109060.2040.326001數(shù)據(jù)來源：Wind，CSMAR加工整理得到，下同如表所示，該比例從2013年的8.3%，逐漸遞增至2018年的28.9%，于2019為進(jìn)一步聚焦股票質(zhì)押式回購交易業(yè)務(wù)服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的定位，防控業(yè)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，規(guī)范業(yè)務(wù)運(yùn)作，上海證券交易所與中國證券登記結(jié)算有限責(zé)任公司對《股票質(zhì)押式回購交易及登記結(jié)算業(yè)務(wù)辦法（試行）》（以下簡稱《業(yè)務(wù)辦法（試行）》）進(jìn)行了修訂，形成了《股票質(zhì)押式回購交易及登記結(jié)算業(yè)務(wù)辦法（2018年修訂）》為進(jìn)一步聚焦股票質(zhì)押式回購交易業(yè)務(wù)服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的定位，防控業(yè)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，規(guī)范業(yè)務(wù)運(yùn)作，上海證券交易所與中國證券登記結(jié)算有限責(zé)任公司對《股票質(zhì)押式回購交易及登記結(jié)算業(yè)務(wù)辦法（試行）》（以下簡稱《業(yè)務(wù)辦法（試行）》）進(jìn)行了修訂，形成了《股票質(zhì)押式回購交易及登記結(jié)算業(yè)務(wù)辦法（2018年修訂）》表3-1顯示，作為常用的衡量資金占用程度的指標(biāo)，控股股東占款（Tunnel）均值為0.016，這與黃冰冰（2018）文獻(xiàn)中統(tǒng)計(jì)1996-2016的結(jié)果大致相同，一定程度上反映了在上市公司中控股股東的資金侵占行為較為嚴(yán)重。全樣本描述統(tǒng)計(jì)還顯示，公司規(guī)模在取對數(shù)后，中位數(shù)與平均數(shù)基本相等，最大最小值差異并不大，標(biāo)準(zhǔn)差也較小，說明樣本公司的規(guī)模較大且分布較為集中。資產(chǎn)負(fù)債率（lev）的平均值43.0%，說明樣本公司的總體負(fù)債水平處于正常區(qū)間，償債風(fēng)險(xiǎn)較小。營業(yè)收入增長率（growth）的平均值為16.5%，標(biāo)準(zhǔn)差41.2%，最大值高達(dá)442%，最小值低至-56%，這體現(xiàn)了樣本公司的營業(yè)收入增長率，即上市公司成長性之間存在較大的差異。市凈率（pb）在樣本公司中也存在較大差距，平均值為3.299，標(biāo)準(zhǔn)差高至2.69。調(diào)節(jié)變量股權(quán)制衡度（Balance）均值僅為69.6%，這符合中國上市公司的情況，即存在股權(quán)較為集中的情況。機(jī)構(gòu)投資者持股比例（insti_hold）均值為42.4%，中位數(shù)為44.1%，這體現(xiàn)了隨著我國資本市場深化改革的持續(xù)推進(jìn)，持股向機(jī)構(gòu)集中的趨勢越來越明顯，市場逐漸趨于成熟。接下來按照控股股東是否進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押將樣本分為質(zhì)押和非質(zhì)押兩個(gè)子樣本進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)，并對各個(gè)變量的組間差異進(jìn)行匯報(bào)，統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表3-3所示。表4-3描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果Variable質(zhì)押樣本非質(zhì)押樣本DifferenceDifferenceMeanMeanMeansT-statisticROA0.0310.041-0.010***-8.825EPS0.3080.421-0.114***-9.989Pledge_ratio0.5810.000--0.581***169.611Tunnel0.0180.0150.003***6.432lnsize22.40522.494-0.088***-3.457lev0.4380.4260.013***3.132Growth0.1980.1470.052***6.242Years_listed19.94520.006-0.061-0.574pb3.4233.2320.191***3.545Insti_hold0.3720.452-0.080***-17.561注：*、**、***代表10%、5%和1%的顯著性水平下同表4-3展示了依據(jù)控股股東是否進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押分組的差異檢驗(yàn)結(jié)果。不難發(fā)現(xiàn)，在兩組樣本中，總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）均值在1%的顯著性水平下存在差異。ROA在非質(zhì)押樣本中的均值為4.1%，顯著大于質(zhì)押樣本中的均值3.1%。與此同時(shí)，觀察另一績效指標(biāo)每股收益（EPS），其在非質(zhì)押樣本中的均值為0.421，質(zhì)押樣本中均值為0.308，在1%的顯著性水平下存在差異。因此，初步可以發(fā)現(xiàn)當(dāng)控股股東存在股權(quán)質(zhì)押行為時(shí)，會一定程度上損害公司的績效，這與本文的研究假設(shè)相符。在接下來的部分中，將運(yùn)用多元回歸分析系統(tǒng)檢驗(yàn)控股股東股權(quán)質(zhì)押行為對公司績效的影響。對于其他變量，質(zhì)押樣本的股東占款較高，這與本文假設(shè)一致；質(zhì)押樣本的企業(yè)規(guī)模較小，杠桿率略高，成長性和市凈率高于非質(zhì)押樣本，機(jī)構(gòu)投資者持股比例也顯著較低，這也與本文先前描述一致。第二節(jié)控股股東股權(quán)質(zhì)押對企業(yè)績效的直接與中介效應(yīng)一、直接效應(yīng)本節(jié)利用多元回歸分析法探究控股股東股權(quán)質(zhì)押對企業(yè)績效的具體影響，探究其是因?yàn)榭毓晒蓶|擔(dān)心控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)而優(yōu)化公司治理、努力經(jīng)營公司，正向提升了公司績效。還是因?yàn)榭毓晒蓶|股權(quán)質(zhì)押后由于兩權(quán)分離加大進(jìn)而導(dǎo)致的大股東的資金占用，即掏空行為，惡化了公司績效。在進(jìn)行多元回歸分析前，首先利用Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)計(jì)算各主要變量的相關(guān)性系數(shù)，分析結(jié)果如表4-4所示?？毓晒蓶|股權(quán)質(zhì)押比例與企業(yè)績效顯著負(fù)相關(guān)，質(zhì)押比例與掏空行為顯著正相關(guān)，均與本文假設(shè)相符。大部分自變量之間的相關(guān)性系數(shù)均較小，初步認(rèn)為本文的變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性多重共線性是指線性回歸模型中的解釋變量之間由于存在精確相關(guān)關(guān)系或高度相關(guān)關(guān)系而使模型估計(jì)失真或難以估計(jì)準(zhǔn)確。多重共線性是指線性回歸模型中的解釋變量之間由于存在精確相關(guān)關(guān)系或高度相關(guān)關(guān)系而使模型估計(jì)失真或難以估計(jì)準(zhǔn)確。表4-4相關(guān)性系數(shù)矩陣ROAEPSPledge_ratioTunnellnsizelevGrowthpbYear_listedROA1.000EPS0.694***1.000Pledge_ratio-0.153***-0.139***1.000Tunnel-0.176***-0.067***0.101***1.000lnsize0.0080.039***-0.032***0.093***1.000lev-0.315***-0.036***0.074***0.224***0.564***1.000Growth0.178***0.158***0.048***0.0000.029***0.029***1.000pb0.122***-0.042***0.0040.012-0.426***-0.167***0.110***1.000Year_listed-0.030***0.062***0.036***0.084***0.169***0.174***-0.044***-0.121***1.000注：***代表1%及其以上的顯著性水進(jìn)一步對主要自變量進(jìn)行VIF檢驗(yàn)VIFVIF：方差膨脹因子，一般而言，經(jīng)驗(yàn)法則：最大值不應(yīng)超過10表4-5方差膨脹因子VIFVariableVIF1/VIFPledge_ratio1.1400.877lnsize2.1200.473lev1.8000.556Growth1.0500.949Yearslisted1.3700.731pb1.6300.612Years_listed1.3700.731根據(jù)上述假設(shè)分析，接下來根據(jù)模型（3-5）進(jìn)行多元回歸分析。由于公司績效在單個(gè)公司內(nèi)部的波動(dòng)較小，但是根據(jù)前述分析，在不同公司之間的波動(dòng)較大，因此本文不考慮控制個(gè)體效應(yīng)，而是固定行業(yè)、省份、年份效應(yīng)。表4-6顯示了對假設(shè)1的回歸結(jié)果，表中（1）（2）列采用ROA作為被解釋變量，（3）（4）列采用EPS作為被解釋變量，（1）（3）列僅對解釋變量P1edge_ratio回歸，（2）（4）列引入了其他控制變量。所有回歸均控制行業(yè)，年度，地區(qū)的固定效應(yīng)。表4-6第（1）列顯示，未加入控制變量時(shí)，控股股東股權(quán)質(zhì)押比例Pledge_ratio與公司績效ROA的系數(shù)為-0.025，且在1%的水平下顯著；表4-6第（2）列顯示，加入控制變量時(shí)，控股股東股權(quán)質(zhì)押比例Pledge_ratio與公司績效ROA的系數(shù)為-0.015，且在1%的水平下顯著；表4-6第（3）列顯示，未加入控制變量時(shí)，控股股東股權(quán)質(zhì)押比例P1edge_ratio與公司績效EPS的系數(shù)為-0.243，且在1%的水平下顯著；表4-6第（4）列顯示，加入控制變量時(shí)，控股股東股權(quán)質(zhì)押比例Pledge_ratio與公司績效EPS的系數(shù)為-0.152，且在1%的水平下顯著。因此，假說H1通過了檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果顯示，在其他條件相同的情況下，不論是以ROA、還是EPS作為績效的代理變量，P1edge_ratio的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，有力地驗(yàn)證了假設(shè)1，即控股股東股權(quán)質(zhì)押比例高對公司績效有負(fù)面影響?？刂谱兞康幕貧w結(jié)果也比較合理。例如，在各回歸中，lev的估計(jì)系數(shù)都顯著為負(fù)，說明對于償債風(fēng)險(xiǎn)高的公司,績效水平更低。而lnsize，growth的估計(jì)系數(shù)都顯著為正，說明規(guī)模大、成長性好的公司，績效水平更好。由于公司績效的影響因素較多，這里僅研究了部分，因此模型的R方有限。在模型（1）（3）中，僅以質(zhì)押比例作為自變量，（2）（4）中加入了控制變量，對比調(diào)整R方可知，加入控制變量后模型的調(diào)整R方大幅上升，說明股權(quán)質(zhì)押比例是公司績效的一個(gè)解釋變量，但并非主要解釋變量。表4-6控股股東股權(quán)質(zhì)押對公司績效的影響變量（1）（2）（3）（4）ROAEPSPledge-0.025***-0.015***-0.243***-0.152***（-14.30）（-9.79）（-14.15）（-9.86）lnsize0.018***0.264***（33.18）（48.99）lev-0.154***-1.059***（-48.76）（-33.65）Growth0.022***0.187***（19.02）（15.96）Yearslisted0.001***0.009***（8.36）（16.81）pb0.005***0.038***（20.93）（8.32）cons0.033***-0.329***0.259***-5.287***（6.59）（-26.87）（5.19）（-43.28）N10906109061090610906R20.0660.2710.0550.255R2_a0.0610.2670.0500.251Year-fixedYESYESYESYESProvince-fixedYESYESYESYESIndustry-fixedYESYESYESYES注：*、**、***代表10%、5%和1%的顯著性水平；括號內(nèi)是t值。二、中介效應(yīng)假設(shè)1的結(jié)論顯示控股股東股權(quán)質(zhì)押的上升會使公司績效水平變差，并且理論上這種危害很可能是由于控股股東加強(qiáng)對上市公司的掏空行為所致。在作用機(jī)制方面，股權(quán)質(zhì)押的負(fù)面影響是否經(jīng)由掏空行為傳導(dǎo)到公司績效呢？為回答這一問題，本節(jié)對假設(shè)2進(jìn)行檢驗(yàn)。采用Barron和Kenny（1986）提出的因果逐步回歸法對掏空行為的中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)。對模型（3-1）（3-2）（3-3）的回歸結(jié)果如表4-7所示。表4-7控股股東股權(quán)質(zhì)押對公司績效的中介效應(yīng)實(shí)證結(jié)果變量（1）（2）（3）ROATunnelROAPledge_ratio-0.015***0.005***-0.014***（-9.79）（7.14）（-9.04）Tunnel-0.244***（-11.51）lev-0.154***0.021***-0.149***（-48.76）（14.77）（-46.96）lnsize0.018***-0.001*0.018***（33.18）（-2.47）（33.10）growth0.022***-0.001*0.022***（19.02）（-2.12）（18.90）pb0.005***0.001***0.005***（20.93）（5.00）（21.58）years_listed0.001***0.000**0.001***（8.36）（2.75）（8.71）_cons-0.329***0.023***-0.324***（-26.87）（4.24）（-26.54）N109061090610906R20.2710.1350.280adj.R20.2670.1310.276Years-fixedeffectYesYesYesProvince-fixedeffectYesYesYesIndustry-fixedeffectYesYesYes注：*、**、***代表10%、5%和1%的顯著性水平；括號內(nèi)是t值。表4-7的（2）列顯示，股權(quán)質(zhì)押比例Pledge_ratio對掏空Tunnel的回歸系數(shù)為0.005，并且在1%的水平上顯著，說明股權(quán)質(zhì)押比例與掏空行為呈正相關(guān)關(guān)系。股權(quán)質(zhì)押比例越高，控股股東就越傾向侵占上市公司的資金，掏空行為越強(qiáng)。（3）列顯示將掏空Tunnel作為解釋變量和Pledge_ratio一同放入模型進(jìn)行回歸時(shí)，Tunnel的系數(shù)為-0.244，并在1%的水平上顯著，而Pledge_ratio的系數(shù)從單獨(dú)回歸時(shí)的-0.015變成了-0.014，絕對值變小。說明股權(quán)質(zhì)押比例上升時(shí)，使得控股股東更多地侵占上市公司資金，掏空上市公司，進(jìn)而導(dǎo)致公司績效下降的傳導(dǎo)機(jī)制是確實(shí)存在的，假設(shè)2得到驗(yàn)證?；氐较惹暗慕忉屪兞肯嚓P(guān)系數(shù)矩陣表4-4，顯示Tunnel與Pledge_ratio之間的相關(guān)系數(shù)為0.101，并不高，（2）列中Pledge_ratio的系數(shù)也不是很高，說明股權(quán)質(zhì)押比例只是掏空行為變量的一個(gè)影響因素，而且可能并非最重要的影響因素。而（3）中Pledge_ratio的系數(shù)絕對值變小但仍然顯著，說明掏空機(jī)制是作用機(jī)制中的一種，可能仍有其他機(jī)制的存在，掏空行為起到了部分中介的效果。第三節(jié)穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性檢驗(yàn)一、穩(wěn)健性檢驗(yàn)（一）更換不同的解釋變量為檢驗(yàn)研究結(jié)果的穩(wěn)健性，將解釋變量選取為控股股東股權(quán)質(zhì)押的虛擬變量Pledge_dum，進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表4-8、4-9所示。表4-8、4-9中，Pledge_dum對各績效指標(biāo)（ROA、EPS）的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，同用控股股東股權(quán)質(zhì)押比例Pledge_ratio作為解釋變量時(shí)方向一致,說明相比于控股股東股權(quán)質(zhì)押與公司績效負(fù)相關(guān)，且掏空機(jī)制依然成立，印證了假設(shè)1、2的結(jié)論。表4-8用股權(quán)質(zhì)押虛擬變量進(jìn)行回歸（被解釋變量為ROA）變量（1）（2）（3）ROATunnelROAPledge_dum-0.004***0.002***-0.004***（-4.08）（3.73）（-3.68）Tunnel-0.254***（-11.98）lev-0.157***0.022***-0.151***（-49.79）（15.45）（-47.82）lnsize0.018***-0.001**0.018***（33.96）（-2.99）（33.82）growth0.022***-0.001*0.022***（18.69）（-1.97）（18.58）pb0.005***0.000***0.005***（21.09）（4.83）（21.76）years_listed0.001***0.000**0.001***（8.47）（2.69）（8.83）_cons-0.337***0.026***-0.331***（-27.48）（4.66）（-27.10）N109061090610906R20.2660.1320.275adj.R20.2620.1280.271Years-fixedeffectYesYesYesProvince-fixedeffectYesYesYesIndustry-fixedeffectYesYesYes注：*、**、***代表10%、5%和1%的顯著性水平；括號內(nèi)是t值。表4-9用股權(quán)質(zhì)押虛擬變量進(jìn)行回歸（被解釋變量為EPS）變量（1）（2）（3）EPSTunnelEPSPledge_dum-0.063***0.002***-0.061***（-5.87）（3.73）（-5.67）Tunnel-1.250***（-5.89）lev-1.084***0.022***-1.056***（-34.52）（15.45）（-33.34）lnsize0.268***-0.001**0.267***（49.67）（-2.99）（49.56）growth0.186***-0.001*0.184***（15.75）（-1.97）（15.66）pb0.038***0.000***0.039***（16.99）（4.83）（17.27）years_listed0.009***0.000**0.009***（8.27）（2.69）（8.43）_cons0.265***0.026***-5.319***（-43.77）（4.66）（-43.53）N109061090610906R20.2510.1320.253adj.R20.2470.1280.249Years-fixedeffectYesYesYesProvince-fixedeffectYesYesYesIndustry-fixedeffectYesYesYes注：*、**、***代表10%、5%和1%的顯著性水平；括號內(nèi)是t值。（二）更換不同的被解釋變量為檢驗(yàn)研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文使用不同的被解釋變量。前文中不管是ROA還是EPS，它們都是從企業(yè)的會計(jì)指標(biāo)衡量企業(yè)績效，因此本節(jié)引入常用的市場指標(biāo)——托賓Q。結(jié)果與假設(shè)1保持一致，控股股東股權(quán)質(zhì)押依然會惡化企業(yè)的績效表現(xiàn)，且“掏空”行為發(fā)揮了部分中介作用。具體回歸結(jié)果見表4-10。表4-10用托賓Q值進(jìn)行回歸變量（1）（2）（3）TobinQTunnelTobinQPledge_ratio-0.034*0.005***-0.037*（-1.89）（7.14）（-2.05）Tunnel0.609*（2.43）lev-1.773***0.021***-1.786***（-47.75）（14.77）（-47.63）lnsize0.026***-0.001*0.026***（4.02）（-2.47）（4.07）growth-0.152***-0.001*-0.152***（-11.00）（-2.12）（-10.95）pb0.427***0.001***0.427***（161.63）（5.00）（161.36）years_listed0.006***0.000**0.006***（5.12）（2.75）（5.06）_cons0.605***0.023***-0.591***（4.20）（4.24）（4.10）N109061090610906R20.8190.1350.820adj.R20.8180.1310.819Years-fixedeffectYesYesYesProvince-fixedeffectYesYesYesIndustry-fixedeffectYesYesYes注：*、**、***代表10%、5%和1%的顯著性水平；括號內(nèi)是t值。二、內(nèi)生性檢驗(yàn)通過前文的實(shí)證結(jié)果，本文發(fā)現(xiàn)控股股東股權(quán)質(zhì)押將會導(dǎo)致公司績效的下降。但是，兩者之間的關(guān)系可能會受到內(nèi)生性問題的干擾，從而使回歸系數(shù)估計(jì)不準(zhǔn)確。因此本文運(yùn)用以下多種方式試圖解決這一問題。（一）對解釋變量取滯后一期控股股東股權(quán)質(zhì)押對企業(yè)績效的影響可能存在互為因果，即并非是控股股東的高比例股權(quán)質(zhì)押惡化公司的績效，而是當(dāng)公司績效水平不佳時(shí)會促使控股股東進(jìn)行高比例的股權(quán)質(zhì)押。但是從理論上來說，當(dāng)企業(yè)績效水平不佳時(shí)，往往股票價(jià)格有著較大的下行風(fēng)險(xiǎn)，因此此時(shí)控股股東如果仍進(jìn)行高比例的股權(quán)質(zhì)押，當(dāng)股價(jià)一旦下跌，很有可能面臨著追加擔(dān)保，控制權(quán)喪失等風(fēng)險(xiǎn)（謝德仁，2016）。因此控股股東不太可能會選擇在此時(shí)增加股權(quán)質(zhì)押比例。亦如徐壽福等（2016）發(fā)現(xiàn)，大股東具有擇時(shí)動(dòng)機(jī)，其股權(quán)質(zhì)押行為對股價(jià)敏感，更傾向于在股價(jià)上升時(shí)進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押。盡管如此，本文依然采用滯后處理試圖緩解這一問題帶來的內(nèi)生性。具體而言，本文使用滯后一期的股權(quán)質(zhì)押變量Pledge_ratio和Pledge_dum分別對ROA與EPS進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表4-11和表4-12所示。表4-11用滯后一期的股權(quán)質(zhì)押比例回歸（被解釋變量為ROA）變量自變量為L.pledge_ratio自變量為L.pledge_dumROAROAL.Pledge_ratio-0.027***-0.017***（-13.63）（-9.59）L.pledge_dum-0.011***-0.007***（-8.11）（-5.51）lev-0.154***-0.157***（-43.22）（-44.09）lnsize0.019***0.019***（30.41）（30.96）Growth0.022***0.022***（16.99）（16.84）pb0.004***0.004***（17.36）（17.43）cons0.031***-0.329***0.031***-0.335***（5.55）（-23.88）（5.57）（-24.30）N9348934893489348R20.0650.2560.0530.252R2_a0.0600.2520.0480.247yearprovinceindustry-fixedyesyesyesyes注：*、**、***代表10%、5%和1%的顯著性水平；括號內(nèi)是t值。表4-12用滯后一期的股權(quán)質(zhì)押比例回歸（被解釋變量為EPS）變量自變量為L.pledge_ratio自變量為Lpledge_dumEPSEPSL.Pledge_ratio-0.256***-0.170***（-13.09）（-9.63）L.pledge_dum-0.127***-0.087***（-9.47）（-7.24）lev-1.058***-1.081***（-29.97）（-30.70）lnsize0.274***0.277***（45.47）（45.94）Growth0.179***0.179***（14.04）（13.97）pb0.035***0.036***（14.39）（14.48）cons0.256***-5.374***0.259***-5.422***（4.61）（-39.40）（4.65）（-39.74）N9348934893489348R20.0560.2510.0480.248R2_a0.0510.2470.0420.244yearprovinceindustry-fixedyesyesyesyes注：*、**、***代表10%、5%和1%的顯著性水平；括號內(nèi)是t值。表4-11和4-12中，股權(quán)質(zhì)押比例Pledge_ratio和Pledge_dum對各績效指標(biāo)的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)1。（二）工具變量法雖然本文在模型中加入了一些影響企業(yè)績效的控制變量，但仍可能有無法觀測的遺漏變量造成內(nèi)生性。對于遺漏變量可能造成的內(nèi)生性問題，本文借鑒謝德仁（2016）、王雄元（2018）等研究，以行業(yè)t年的平均股權(quán)質(zhì)押水平作為工具變量使用工具變量法的前提是存在內(nèi)生解釋變量，本文對此進(jìn)行了檢驗(yàn)，拒絕原假設(shè)，得出_的確為內(nèi)生變量，相關(guān)結(jié)果本文并未具體披露。（pledge_indust），采用二階段最小二乘法進(jìn)行估計(jì)。首先進(jìn)行第一階段回歸，得到控股股東股權(quán)質(zhì)押比例的擬合值，重新載入方程進(jìn)行第二階段的回歸，最終得到的結(jié)果如表4-13所示。使用工具變量法的前提是存在內(nèi)生解釋變量，本文對此進(jìn)行了檢驗(yàn)，拒絕原假設(shè)，得出_的確為內(nèi)生變量，相關(guān)結(jié)果本文并未具體披露。表4-13使用行業(yè)均值為工具變量的兩階段最小二乘分析結(jié)果VARIABLES第一階段第二階段Pledge_ratioROAPledge_ratio-0.060***（-2.96）IV0.976***（9.41）lev0.277***-0.141***（13.88）（-21.19）lnsize-0.039***0.016***（-12.25）（17.33）growth0.039***0.024***（4.66）（12.48）pb-0.003**0.005***（-2.16）（12.88）years_listed-0.004***0.000***（-5.93）（5.57）_cons0.678***-0.294***（9.41）（-14.79）Years-fixedeffectyesyesProvince-fixedeffectyesyesIndustry-fixedeffectyesyesN10,90610,906R20.1290.2138R2_a0.125Fvalue83.705注：（1）***、**、*分別對應(yīng)在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著。（2）括號中的數(shù)是t值。表4-13中，第一階段回歸結(jié)果顯示工具變量在1%的顯著性水平下顯著，說明其對內(nèi)生解釋變量具有顯著的解釋力，且顯著為正。第二階段回歸結(jié)果展示回歸系數(shù)為-0.060，且在1%的顯著性水平下顯著。由于內(nèi)生變量數(shù)量與工具變量數(shù)量相同，不存在過度識別的問題，以及通過計(jì)算第一階段回歸的普通（非穩(wěn)?。〧統(tǒng)計(jì)量為83.05，超過10，故認(rèn)為本文選取的工具變量不存在弱工具變量的問題。以上分析印證了假設(shè)1的穩(wěn)健性，即控股股東股權(quán)質(zhì)押會降低公司業(yè)績。（三）傾向性得分匹配股票被質(zhì)押的上市公司和未被質(zhì)押的上市公司之間可能本身就存在系統(tǒng)性的差別。鄭國堅(jiān)等（2014）指出存在融資約束的大股東更可能通過股權(quán)質(zhì)押融資，這也意味著大股東股權(quán)質(zhì)押并非隨機(jī)選擇，因此為了緩解樣本由選擇問題帶來的估計(jì)偏差，借鑒謝德仁等（2016）、王雄元等（2018）的做法，本文采用了傾向性得分匹配（PropensityScoreMatching，PSM）的方法緩解這一問題。按企業(yè)的規(guī)模，資產(chǎn)負(fù)債率，企業(yè)性質(zhì)，股價(jià)波動(dòng)率，營業(yè)收入增長率，股權(quán)制衡度，上市年份，市盈率作為協(xié)變量，采用1：1的最近鄰無放回匹配，最終得到4144個(gè)匹配后的樣本觀測值。表4-14中第（1）（3）列為未加入控制變量的回歸結(jié)果，系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著為負(fù)。加入控制變量后，是否進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押的虛擬變量（pledge_dum）的系數(shù)至少在10%水平上顯著為負(fù)，進(jìn)一步驗(yàn)證了上文的假設(shè)，即控股股東股權(quán)質(zhì)押行為會惡化企業(yè)績效。表4-14傾向性評分匹配（PSM）方法回歸分析變量（1）（2）（3）（4）ROAEPSPledge_dum-0.006***-0.004***-0.080***-0.030*（-3.26）（-2.58）（-4.44）（-1.90）lnsize0.021***0.279***（21.34）（30.98）lev-0.160***-1.069***（-29.38）（-21.41）Growth0.021***0.164***（10.85）（9.35）Yearslisted0.001***0.008***（5.15）（5.03）pb0.005***0.039***（14.81）（11.82）cons0.037***-0.395***0.310***-5.582***（4.14）（-17.96）（3.79）（-27.69）N4144414441444144R20.0620.2660.0550.264R2_a0.0500.2560.0430.254Year-fixedYESYESYESYESProvince-fixedYESYESYESYESIndustry-fixedYESYESYESYES注：（1）***、**、*分別對應(yīng)在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著。（2）括號中的數(shù)是t值。（四）雙向固定效應(yīng)模型使用雙向固定效應(yīng)模型控制個(gè)體與時(shí)間效應(yīng)，可以部分解決遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題（Zhang等，2014）?；貧w結(jié)果如表4-15所示。可以看到，股權(quán)質(zhì)押比例Pledge_ratio和Pledge_dum對各績效指標(biāo)的回歸系數(shù)至少在5%水平上顯著為負(fù)，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)1。表4-15雙向固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果變量（1）（2）（3）（4）ROAEPSPledge_ratio-0.012***-0.113***（-5.59）（-6.32）Pledge_dum-0.002**-0.026**（-2.18）（-2.14）lnsize0.027***0.027***0.317***0.314***（18.08）（17.75）（25.68）（25.31）lev-0.203***-0.204***-1.290***-1.301***（-36.15）（-36.33）（-27.73）（-27.93）Growth0.021***0.021***0.155***0.156***（18.72）（18.86）（16.89）（17.04）Yearslisted0.0050.0050.0480.045（0.99）（0.94）（1.06）（1.00）pb0.004***0.004***0.034***0.035***（14.66）（14.86）（14.78）（15.00）cons-0.571***-0.559***-6.866***-6.866***（-5.82）（-5.68）（-8.59）（-8.44）N10906109061090610906R20.1920.1890.1520.149Year-fixedYESYESYESYES公司個(gè)體YESYESYESYES注：（1）***、**、*分別對應(yīng)在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著。（2）括號中的數(shù)是t值。第四節(jié)異質(zhì)性分析接下來本節(jié)將檢驗(yàn)假設(shè)3，即相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)控股股東股權(quán)質(zhì)押對企業(yè)績效的負(fù)面影響更顯著表4-16按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分類的子樣本描述性統(tǒng)計(jì)Variable國企樣本非國企樣本DifferenceDifferenceObsMeanObsMeanMeansT-statisticROA42630.03466430.040-0.006***-5.209EPS42630.42966430.3510.079***7.059Pledge_ratio42630.03966430.309-0.270***-46.248Tunnel42630.01666430.0160-0.620lnsize426322.960664322.1430.817***34.502lev42630.49566430.3890.106***27.756Growth42630.11666430.196-0.080***-9.998Years_listed426320.939664319.3731.567***15.130pb42632.67466433.700-1.027***-19.798Insti_hold42630.53566430.3530.182***43.522Ctril_hold42630.39066430.3120.078***28.150上表4-16是按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分類的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果，其中國企樣本有4263個(gè)，非國企樣本有6643個(gè)，非國企占比約為60.9%，符合市場情況。非國有公司的EPS平均值為0.351，ROA平均值為4.00%，國有公司的EPS平均值為0.429，ROA平均值為3.4%，非國有公司的績效指標(biāo)均在1%的水平上與國有公司存在差異，但是兩個(gè)績效指標(biāo)在國有與非國有企業(yè)間的差值正負(fù)不同，因此從均值角度看，并不能確定國有企業(yè)與非國有企業(yè)誰的績效更優(yōu)。非國有公司的控股股東平均股權(quán)質(zhì)押比例高達(dá)30.9%，國有公司僅有3.9%，相差近10倍，這說明非國有公司控股股東對股權(quán)質(zhì)押有著更強(qiáng)的偏好。掏空變量的平均值國企僅略低于非國企，且平均值的差異并不顯著。觀察控制變量，發(fā)現(xiàn)相比于國企而言，非國企的平均規(guī)模顯著較小，平均成長性顯著較高，平均市凈率顯著較高，平均上市時(shí)間較短，平均控股股東持股比例略低，平均機(jī)構(gòu)持股比例則大幅度低于國企，這些結(jié)果均與實(shí)際情況相符合。為了進(jìn)一步考察產(chǎn)權(quán)性質(zhì)在控股股東股權(quán)質(zhì)押對公司績效影響中起到的調(diào)節(jié)作用，利用公式（3-5）（3-8）（3-9）。加入交叉項(xiàng)進(jìn)行回歸，為使含有交叉項(xiàng)的模型中Pledge_ratio和State的系數(shù)具有解釋意義，回歸時(shí)使用中心化處理后的交叉項(xiàng)。若交叉項(xiàng)Pledge_ratioi,t?表4-17產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對控股股東股權(quán)質(zhì)押的調(diào)節(jié)作用變量ROA（1）（2）（3）Pledge_ratio-0.015***-0.010***（-9.79）（-4.22）state0.002-0.001（1.43）（-0.35）Pledge*state0.022***（3.78）lev-0.154***-0.159***-0.152***（-48.76）（-50.31）（-47.66）lnsize0.018***0.018***0.018***（33.18）（33.87）（33.38）Growth0.022***0.022***0.022***（19.02）（18.53）（18.71）pb0.005***0.005***0.005***（20.93）（21.11）（20.76）Yearslisted0.001***0.001***0.001***（8.36）（8.64）（8.59）cons-0.329***-0.339***-0.333***（-26.87）（-27.60）（-27.14）N109061090610906R20.2710.2650.272R2_a0.2670.2610.268如表4-17所示，控股股東股權(quán)質(zhì)押比例Pledge_ratio的回歸系數(shù)在第一列與第三列中均為負(fù)數(shù)，分別為-0.015和-0.010，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，再次驗(yàn)證了控股股東股權(quán)質(zhì)押比例高會損害公司績效。表3-13中第三列的Pledge_ratio的系數(shù)（絕對值，下同）低于第一列中的相應(yīng)系數(shù)，經(jīng)調(diào)整后的Ｒ方較列（1）有很小上升，表明：加入公司控股股東性質(zhì)變量之后，對公司績效的解釋并未明顯上升，說明pledge_ratio和state以及方程中已有因素對公司績效的總影響是一定的，加入新的變量只不過重新估計(jì)了不同變量各自的影響；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變量state在第二列中系數(shù)為正且不顯著，在第三列中系數(shù)為負(fù)依然不顯著，故企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對于績效的影響不確定，這與先前的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果相吻合。而所關(guān)注的交叉項(xiàng)Pledge_ratioi,綜合以上的實(shí)證檢驗(yàn)，可以得出結(jié)論，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為國有時(shí)，會減弱控股股東股權(quán)質(zhì)押與公司績效之間的負(fù)向關(guān)系。一個(gè)合理的解釋是在國有公司中，控股股東掏空的動(dòng)機(jī)和能力都受到限制，股權(quán)質(zhì)押比例上升時(shí)道德風(fēng)險(xiǎn)和掏空的程度都小于非國有公司，因而股權(quán)質(zhì)押比例對于公司績效的影響較小。第五節(jié)進(jìn)一步研究一、機(jī)構(gòu)投資者持股比例接下來本文從機(jī)構(gòu)投資者的視角進(jìn)一步展開分析，探究其對控股股東股權(quán)質(zhì)押與公司績效之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。作為市場上較為理性成熟的投資者，機(jī)構(gòu)投資者一般持有較高的持股比例，因此往往有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)與能力對公司管理層進(jìn)行監(jiān)督與約束。根據(jù)過往文獻(xiàn)可知，機(jī)構(gòu)投資者可以運(yùn)用自身的經(jīng)驗(yàn)、信息和專業(yè)優(yōu)勢對公司進(jìn)行管理監(jiān)督，優(yōu)化公司治理。因此，本文推斷，當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者持股比例上升時(shí)，可以減弱股權(quán)質(zhì)押比例和公司績效之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系。表4-18按機(jī)構(gòu)投資者持股比例分類的子樣本描述性統(tǒng)計(jì)Variables低比例樣本高比例樣本DifferenceT值ObsMeanObsMeanMeanMeanDiffROA54530.03054530.044-0.015***-13.35EPS54530.25654530.507-0.251***-23.63Pledge_ratio54530.25054530.1580.092***14.94Tunnel54530.01754530.0160.001**2.49lnsize545322.048545322.88-0.829***-36.04Growth54530.17554530.1550.020**2.57pb54533.47954533.1200.360***7.00lev54530.40154530.460-0.059***-15.62Inst_thold54530.23254530.616-0.384***-1.6e+02Ctril_hold54530.27754530.408-0.131***-52.02Years_listed545319.718545320.251-0.533***-2.23上表4-18是按機(jī)構(gòu)投資者持股比例分類的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果，機(jī)構(gòu)持股比例高的樣本EPS平均值為0.507，ROA平均值為4.5%，機(jī)構(gòu)持股比例低的樣本的EPS平均值為0.256，ROA平均值為3.0%，總體上機(jī)構(gòu)持股比例高的樣本績效指標(biāo)更好。機(jī)構(gòu)持股比例高的樣本控股股東平均股權(quán)質(zhì)押比例為15.8%，在機(jī)構(gòu)持股比例低的樣本中這一比例為25%，且差值在1%水平上顯著，表明機(jī)構(gòu)持股比例高一定程度上能抑制控股股東的質(zhì)押行為。再看掏空變量的平均水平，也是機(jī)構(gòu)持股比例高的樣本顯著更低。接下來進(jìn)一步考察機(jī)構(gòu)持股比例在控股股東股權(quán)質(zhì)押對公司績效影響中起到的調(diào)節(jié)作用，利用公式（3-5）（3-8）（3-9）。加入交叉項(xiàng)進(jìn)行回歸，為使含有交叉項(xiàng)的模型中Pledge_ratio和insti的系數(shù)具有解釋意義，回歸時(shí)使用中心化處理后的交叉項(xiàng)。若交叉項(xiàng)Pledge_ratioi,t?Pledge_ratio表4-19中方程（3）的調(diào)整R方較方程（1）只有輕微增加，方程（3）中Pledge_ratio的系數(shù)（絕對值，下同）較方程（1）中的相應(yīng)系數(shù)有明顯下降，表明：①增加解釋變量insti_hold對公司績效的解釋的改進(jìn)有限，也即是增加解釋變量insti_hold主要是重新界定原有因素和新增因素的影響；②機(jī)構(gòu)投資者對控股股東的監(jiān)督作用增強(qiáng)了控股股東追求公司績效的動(dòng)機(jī)，界定了機(jī)構(gòu)投資者持股比例的正面影響以后，更加凸顯了控股股東股權(quán)質(zhì)押比例的負(fù)面影響。如表4-18所示，控股股東股權(quán)質(zhì)押比例Pledge_ratio的回歸系數(shù)在（1）（3）中均為負(fù)數(shù)，分別為-0.015和-0.012，且均在1%的統(tǒng)