朱文莉 陳鑫鑫 闞立娜

【摘要】以2015～2018年A股上市公司為樣本，研究不同狀態(tài)的股權(quán)質(zhì)押與公司價值之間的關系。研究發(fā)現(xiàn)：上市公司股權(quán)質(zhì)押比例與公司價值呈倒U型關系，關系發(fā)生轉(zhuǎn)變的門檻值為36.53%，當累計質(zhì)押率低于門檻值時，公司價值會隨著質(zhì)押比例的提高而提高，質(zhì)押比例超過門檻值時則相反；連續(xù)股權(quán)質(zhì)押行為并不一定降低公司價值，對累計質(zhì)押率超過40.00%的公司而言，連續(xù)股權(quán)質(zhì)押行為顯著降低公司價值，對于質(zhì)押比例較低的公司而言，連續(xù)股權(quán)質(zhì)押不會降低公司價值；質(zhì)押式回購股權(quán)質(zhì)押與公司價值正相關；股價突破預警線的股權(quán)質(zhì)押顯著降低公司價值。

【關鍵詞】股權(quán)質(zhì)押；公司價值；質(zhì)押類型；門限模型

【中圖分類號】F272.5【文獻標識碼】A【文章編號】1004-0994（2020）02-0048-8

【基金項目】國家社會科學基金青年項目（項目編號：17CYJ028）

一、引言

隨著2013年券商股權(quán)質(zhì)押業(yè)務的開放，A股上市公司大股東股權(quán)質(zhì)押（以下簡稱“股權(quán)質(zhì)押”）進入迅猛發(fā)展階段。2012年進行股權(quán)質(zhì)押的上市公司有696家，全年質(zhì)押總市值約3.8千億元，2018年則達到2009家，全年質(zhì)押總市值約為2012年的6.38倍。截至2019年5月，A股市場中超過90%的上市公司有過股權(quán)質(zhì)押行為，公司一次質(zhì)押后再次質(zhì)押的概率高達84.60%。由此可見，股權(quán)質(zhì)押已成為上市公司熱衷采用的融資方式。

大量研究表明，大股東股權(quán)質(zhì)押行為會對公司產(chǎn)生負面影響，股權(quán)質(zhì)押擴大了所有權(quán)與控制權(quán)的分離度，具有“掏空”公司的動機，不利于公司長遠發(fā)展，降低了公司價值。但同時，也有研究提出了相反的觀點，認為股權(quán)質(zhì)押引入質(zhì)權(quán)人，強化了公司外部監(jiān)督，同時公司還能通過股權(quán)質(zhì)押緩解現(xiàn)金流壓力，對公司提高經(jīng)營業(yè)績，提升公司價值有正面意義。那么股權(quán)質(zhì)押到底會不會侵害公司價值？質(zhì)押比例的高低、質(zhì)押連續(xù)與否、質(zhì)押之后是否回購、質(zhì)押之后股價是否突破預警等不同的狀態(tài)是否會對公司價值產(chǎn)生不同的影響？本文運用2015～2018年A股上市公司數(shù)據(jù)，揭示不同狀態(tài)下的股權(quán)質(zhì)押與公司價值之間的關系，為上市公司防范股權(quán)質(zhì)押風險、監(jiān)管部門強化股權(quán)質(zhì)押監(jiān)管提供新的理論支撐和路徑選擇。

二、文獻回顧

國際上關于股權(quán)質(zhì)押的研究集中在2012年以后，對此研究持不同觀點的學者大致可以歸為三類：

第一類學者認為股權(quán)質(zhì)押對公司發(fā)展不利，有研究顯示內(nèi)部人通過股權(quán)質(zhì)押獲取利益，損害了外部股東的利益，控股股東股權(quán)質(zhì)押的比例越高，公司的業(yè)績表現(xiàn)越差，公司面臨的風險也越大，存在股權(quán)質(zhì)押行為的公司，其風險比非股權(quán)質(zhì)押公司高9.5%[1，2]。Dou等[3]研究發(fā)現(xiàn)，當股價嚴重下跌時，股權(quán)質(zhì)押公司面臨追加保證金的風險，這不僅加大了公司風險，還可能導致質(zhì)押股東遭受現(xiàn)金流動性的沖擊，甚至放棄控制權(quán)，從而加劇公司負面影響。Deren等[4]從控股股東控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險角度論證了股權(quán)質(zhì)押的公司更可能操縱公司收益管理的假設。

第二類學者持相反觀點，認為股權(quán)質(zhì)押對公司的影響是積極正面的，股權(quán)質(zhì)押行為能抑制公司風險承擔，可以提高公司創(chuàng)新效率，還能通過質(zhì)權(quán)人發(fā)揮監(jiān)督作用，提高公司風險項目的投資效率[5]。Huang等[6]以我國非公有制公司為例進行研究，發(fā)現(xiàn)股權(quán)分置改革后，股權(quán)質(zhì)押公司相比其他公司更能平穩(wěn)盈利。Wang等[7]利用臺灣的經(jīng)驗數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)監(jiān)管環(huán)境發(fā)生改變后，有股權(quán)質(zhì)押行為的公司股票回報率更高。

第三類學者則認為股權(quán)質(zhì)押對公司的影響應該分情況討論。Hwang等[8]認為，股權(quán)質(zhì)押對公司的影響并不全是負面的，當公司股東進行股權(quán)質(zhì)押而不是出售時，微觀層面可以提高公司資金的流動性，提供資金，調(diào)整股東利益，宏觀層面可以刺激經(jīng)濟。

在國內(nèi)，股權(quán)質(zhì)押的相關研究比較廣泛，包括股權(quán)質(zhì)押的動機、影響因素及經(jīng)濟后果等多個方面。大部分學者將股權(quán)質(zhì)押的質(zhì)押股東研究范圍限于控股股東或第一大股東，從大股東特征的角度來分析股權(quán)質(zhì)押的前因后果[9，10]。在股權(quán)質(zhì)押的經(jīng)濟后果研究方面，多數(shù)學者認為股權(quán)質(zhì)押對公司發(fā)展具有負面影響。進行股權(quán)質(zhì)押的上市公司，質(zhì)押比例越大，公司價值越低，股價波動越大，創(chuàng)新能力越弱，盈余管理水平越高，越可能由應計盈余管理轉(zhuǎn)向真實盈余管理[11-15]。也有學者認為大股東進行股權(quán)質(zhì)押并不全是為了“掏空”公司，而是會出于防止控制權(quán)旁落危機發(fā)生的考慮，有意圖改善公司業(yè)績，提高公司價值[16]，且股權(quán)質(zhì)押融資方式引入了質(zhì)權(quán)人角色，從而加強了公司外部監(jiān)督。夏婷等[17]則從質(zhì)押程度（第一大股東質(zhì)押股份占其所持總股份的比例）和質(zhì)押規(guī)模（第一大股東質(zhì)押股份占公司總股份的比例）兩個層面對股權(quán)質(zhì)押和公司價值的影響路徑進行分析，研究結(jié)果顯示質(zhì)押程度負向影響公司價值，而質(zhì)押規(guī)模則與公司價值顯著正相關。

綜合分析已有研究成果，存在的問題主要包括以下兩個方面：

其一，在研究股權(quán)質(zhì)押的經(jīng)濟后果方面，股權(quán)質(zhì)押的代理變量一般局限于是否存在股權(quán)質(zhì)押行為以及質(zhì)押股份占公司總股份或質(zhì)押人所持總股份的比例。事實上，質(zhì)押比例的高低、質(zhì)押連續(xù)與否、是否屬于質(zhì)押式回購、質(zhì)押之后股價是否突破預警線等不同的質(zhì)押狀態(tài)均會對上市公司經(jīng)濟后果造成影響，應將其納入股權(quán)質(zhì)押的代理變量中，不同情境下股權(quán)質(zhì)押對上市公司的影響可能存在不同。僅考慮是否存在股權(quán)質(zhì)押行為及質(zhì)押比例，顯然不夠全面。

其二，股權(quán)質(zhì)押與公司價值的相關研究一般采用單一線性模型，得出線性因果關系，即隨著股權(quán)質(zhì)押比例的提高，其對公司正向影響或者負向影響的顯著性也會提高，但上市公司的股權(quán)質(zhì)押比例與公司價值之間不一定是單一線性關系。

針對以上不足，本文以2015 ～2018年A股上市公司為樣本，進行股權(quán)質(zhì)押的股東范圍界定為持股10%以上的股東。建立非線性模型研究股權(quán)質(zhì)押比例與公司價值之間的關系，再結(jié)合股權(quán)質(zhì)押連續(xù)與否、是否屬于質(zhì)押式回購、質(zhì)押之后股價是否突破預警線等方面進行研究，進一步豐富股權(quán)質(zhì)押的代理變量。

三、作用機理及研究假設

股權(quán)質(zhì)押在公司價值提升過程中發(fā)揮的作用目前尚無定論，國內(nèi)外學者的觀點不一，主要分為以下三種：

其一，股權(quán)質(zhì)押與公司價值負相關。這一觀點得到較多學者認同，認為控股股東高比例質(zhì)押釋放出消極信號，阻礙了公司業(yè)績的提升，最終控制人的此種行為有損中小股東利益，弱化激勵效應，提高了公司未來的經(jīng)營風險[11，18，19]。負相關的機理解釋大多從控制權(quán)旁落風險和代理成本兩方面論證大股東對上市公司的“掏空”傾向[20]。

其二，股權(quán)質(zhì)押與公司價值正相關。這一觀點也得到部分學者的支持，Michelle等[21]運用中國上市公司的數(shù)據(jù)，實證檢驗得出控股股東股權(quán)質(zhì)押與公司價值正相關的結(jié)論，并未發(fā)現(xiàn)股權(quán)質(zhì)押會增加股價崩盤風險。王斌等[14]研究發(fā)現(xiàn)，民營公司大股東將股權(quán)質(zhì)押后不是一味“掏空”公司，反而因擔憂控制權(quán)轉(zhuǎn)移而試圖改善公司業(yè)績。

其三，股權(quán)質(zhì)押與公司價值之間的關系在不同路徑和情境下可能不同。Pranav Pratap Singh[22]采用印度公司的數(shù)據(jù)，根據(jù)質(zhì)押股東的類型對股權(quán)質(zhì)押公司進行分類，當質(zhì)押股東為個人時，此類股權(quán)質(zhì)押行為將降低控股股東的有效所有權(quán)，破壞公司價值；當質(zhì)押股東為公司時，此類股權(quán)質(zhì)押將緩解公司現(xiàn)金流壓力，從而提高公司價值。杜勇等[23]認為，控股股東可能在公司出現(xiàn)短期虧損時幫助公司扭虧為盈，但對扭虧的持續(xù)性并不能發(fā)揮積極作用。

由此可見，股權(quán)質(zhì)押與公司價值之間的關系可能并不是單一的線性關系。如果將質(zhì)押股東的范圍擴大，考慮公司整體累計股權(quán)質(zhì)押率，而不僅僅將控股股東或第一大股東的行為作為信號傳遞，那么這種單一的線性關系可能發(fā)生改變。當公司整體質(zhì)押水平尚未達到累計值時，此時股東進行股權(quán)質(zhì)押的動機可能是良性的（融資解決公司資金周轉(zhuǎn)問題、質(zhì)押股東將質(zhì)押所得資金用于購買該公司股份以增加控制權(quán)等），質(zhì)押規(guī)模的擴大有助于提高公司業(yè)績，但當質(zhì)押率累計達到一定程度后，股東進行股權(quán)質(zhì)押則釋放出危險信號，此時隨著質(zhì)押率的提升，股權(quán)質(zhì)押對公司價值的影響為負。綜上，本文提出假設：

H1：股權(quán)質(zhì)押比例與公司價值呈倒U型關系，即累計質(zhì)押率處于較低水平時，股權(quán)質(zhì)押率的提升能促進公司價值提高，累計質(zhì)押率達到一定程度后，質(zhì)押比例的提高將降低公司價值。

從質(zhì)押連續(xù)性來看，公司股權(quán)質(zhì)押存在連續(xù)股權(quán)質(zhì)押與非連續(xù)股權(quán)質(zhì)押兩種情況。何威風等[24]構(gòu)造了股權(quán)質(zhì)押連續(xù)性的虛擬變量，研究證實大股東連續(xù)股權(quán)質(zhì)押行為與公司風險承擔水平負相關，認為大股東為了避免控制權(quán)轉(zhuǎn)移及股價崩盤的風險，會有更大可能要求公司保守經(jīng)營，從而降低上市公司的風險承擔水平。股東將其所持股票連續(xù)質(zhì)押，質(zhì)押動機可能不同，但能反映股東對待股權(quán)質(zhì)押的態(tài)度，同時也能在一定程度上體現(xiàn)公司資金方面的問題。股權(quán)質(zhì)押融資相對于其他融資方式而言成本較低，存在連續(xù)質(zhì)押行為的公司，股東可能更青睞此種融資方式。但此類公司存在現(xiàn)金流問題的可能性也更大，股東需要通過連續(xù)質(zhì)押來獲得資金，暫時性資金短缺的可能性更低，此時公司更可能存在財務、經(jīng)營等方面的問題，股東存在“掏空”動機的可能性也越大，從而給公司價值提升帶來隱患。若股東為避免股價崩盤和控制權(quán)轉(zhuǎn)移而選擇要求公司保守經(jīng)營，降低公司風險承擔水平，此舉對公司價值的提升而言也無利好。總之，股東連續(xù)進行質(zhì)押表露出公司經(jīng)營存在問題的非利好消息。非連續(xù)質(zhì)押的公司（包括未質(zhì)押及間斷質(zhì)押的公司）股東進行股權(quán)質(zhì)押的動機可能更單一更良性，融資渠道也可能更廣，不會過分依賴股權(quán)質(zhì)押方式進行融資，此時，公司的經(jīng)營狀況可能更佳。根據(jù)以上分析，本文提出假設：

H2：連續(xù)性股權(quán)質(zhì)押與公司價值負相關，連續(xù)實施股權(quán)質(zhì)押會降低公司價值。

質(zhì)押式回購股權(quán)質(zhì)押約定了解除質(zhì)押、返還資金的時間，一般情況下期限不超過3年，是標準化的股權(quán)質(zhì)押。針對股票質(zhì)押式回購交易，上交所與深交所2013年發(fā)布了《股票質(zhì)押式回購交易及登記結(jié)算業(yè)務辦法（試行）》，2018年對試行版予以修訂。該辦法對參與股權(quán)質(zhì)押式回購交易的資金融入方、融出方及證券機構(gòu)提出了相關要求，限定了融資方的范圍，審查其財務、信用、營運、擔保等方面的能力，明確其資金用途，同時限定了資金融出方接受單個A股的股票質(zhì)押數(shù)量占該A股股本的最大比例。對公司而言，股票質(zhì)押式回購一方面對其資質(zhì)提出了更高的要求，資金融出方對融入方的審查更嚴格，另一方面在質(zhì)押的時間和比例上也存在約束。當公司滿足條件，進行股票質(zhì)押式回購交易后，需要在合約規(guī)定到期日前購回質(zhì)押的股票，質(zhì)押式回購的時間期限相對較短，質(zhì)押比例受限，平倉風險相對較小。股東一方面可以通過質(zhì)押式回購獲取資金，解決公司的燃眉之急，另一方面在質(zhì)押期限內(nèi)，股東更有動力解決公司存在的問題，完善公司經(jīng)營，促進公司價值提升，維持股價穩(wěn)定，以在到期時能有充足的資金回購股票，防止股價下跌帶來的平倉壓力。根據(jù)以上分析，本文提出假設：

H3：質(zhì)押式回購股權(quán)質(zhì)押與公司價值正相關，有助于公司價值的提高。

股權(quán)質(zhì)押的預警線及平倉線是資金融出方為維護自身利益、防止股價下跌影響利益獲得而設置的防線。當股價下跌至警戒線時，融出方將要求股東補倉，一旦跌至平倉線，股東無法補倉和回購質(zhì)押股票時，資金融出方有權(quán)將股票在二級市場拋售以降低損失。有研究表明，股價嚴重下跌時，股權(quán)質(zhì)押公司面臨追加保證金的風險，還可能導致質(zhì)押股東面臨補倉的資金壓力，以致放棄控制權(quán)，從而加大對公司的負面影響[3]。對股東而言，質(zhì)押的股份到達預警狀態(tài)后將面臨補倉和回購質(zhì)押股票，遭受現(xiàn)金流沖擊，若無法及時補倉，則面臨極大的控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險；對公司而言，在被質(zhì)押的股份出現(xiàn)到達預警線的狀態(tài)時，會釋放出危險信號，此時更不利于穩(wěn)定公司股價，加劇對公司的負面影響，從而阻礙公司價值的提升。綜上，本文提出假設：

H4：突破股價預警線的股權(quán)質(zhì)押與公司價值負相關，質(zhì)押后股價若達到預警狀態(tài)將降低公司價值。

四、研究設計與實證分析

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文研究樣本為2015 ～2018年A股上市公司。持有公司10%股份的股東作為公司“內(nèi)部知情者”，有權(quán)提請公司董事會召開股東大會。本文中股權(quán)質(zhì)押股東范圍為持股10%以上的股東。剔除第一大股東持股比例不足10%、ST、ST數(shù)據(jù)嚴重缺失、財務數(shù)據(jù)異常以及金融類公司，最終得到1766個公司樣本，7064組觀測值。各項指標數(shù)據(jù)來源于Wind、CSMAR和Choice金融數(shù)據(jù)庫，同時利用公司年報，深交所、上交所公告，東方財富網(wǎng)等途徑進行手工整理，數(shù)據(jù)處理與檢驗運用Stata 13.0。

（二）變量定義和模型設定

本文被解釋變量為公司價值，采用公司市場價值與總資產(chǎn)賬面價值的比值作為代理變量。解釋變量包括：①股權(quán)質(zhì)押比例。本文的質(zhì)押率為累計股權(quán)質(zhì)押率，計算方式為期末持股10%以上股東累計質(zhì)押股份占公司總股份的比例（僅考慮質(zhì)押期限內(nèi)的股權(quán)質(zhì)押）。②質(zhì)押連續(xù)性。設置虛擬變量，連續(xù)質(zhì)押為1，非連續(xù)質(zhì)押為0。③質(zhì)押形式。根據(jù)目前可獲信息，將股權(quán)質(zhì)押形式分為質(zhì)押式回購及非質(zhì)押式回購，設置虛擬變量，公司股權(quán)質(zhì)押存在質(zhì)押式回購為1、非質(zhì)押式回購為0。④質(zhì)押情境。設置虛擬變量，公司各筆質(zhì)押中至少一筆出現(xiàn)質(zhì)押后股價突破預警線或跌至平倉線情況則為1，否則為0。本文選取公司規(guī)模、產(chǎn)權(quán)比率、營業(yè)收入增長率、每股現(xiàn)金凈流量、股權(quán)集中度、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)作為控制變量，同時根據(jù)證監(jiān)會分類標準劃分公司所屬行業(yè)，對行業(yè)及年份予以控制。各主要變量的取值及相關說明如表1所示。

根據(jù)理論分析，為驗證累計股權(quán)質(zhì)押率與公司價值間的倒U型關系，本文構(gòu)建模型（1）：

（三）實證分析

1.描述性統(tǒng)計。表2、表3及表4列示了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，從表2中的信息可知，樣本間的公司價值（EV）相差較大，股權(quán)質(zhì)押比例（SP）的最小值為0，最大值為0.6845，說明各公司的質(zhì)押比例有較大差異，且存在高比例質(zhì)押情況，有公司近七成的股份被質(zhì)押。從股權(quán)質(zhì)押比例的分布情況來看（見表3），大部分公司的股權(quán)質(zhì)押比例低于20%，質(zhì)押比例大于40%的樣本僅占總樣本的11.03%，中間水平的樣本占21.4%，就公司整體質(zhì)押比例來看，絕大多數(shù)公司的累計質(zhì)押率并不高，處于較低水平。從質(zhì)押連續(xù)性（Continuity）來看，79.06%的樣本存在連續(xù)質(zhì)押行為，說明目前連續(xù)質(zhì)押已經(jīng)成為常態(tài)。從股權(quán)質(zhì)押形式（Type）來看，33.95%的公司選擇售后回購式股權(quán)質(zhì)押，但一半以上均為非售后回購式質(zhì)押。從樣本觀測年份來看（見表4），2015～2018年，質(zhì)押式回購的樣本呈現(xiàn)先增后減的趨勢，但整體差異不大。股權(quán)質(zhì)押后股價觸碰預警線的情況占樣本量的24.48%，2015～2018年觸及預警線的情況越來越多，說明市場上股權(quán)質(zhì)押的平倉風險增大，需要加強管控。股權(quán)集中度（EC）的標準差為0.1381，說明樣本公司的股權(quán)集中度差異相對較小，最小值為0.1311。公司規(guī)模（Size）的均值為22.2566，標準差為1.2305，表明樣本間的差異相對較大。營業(yè)收入增長率（Growth）及每股現(xiàn)金凈流量（NCFPS）的最小值均為負，最大值均超過10，極差相對較大，表明公司間的運營狀態(tài)存在較大差異。

2.相關性分析。本文采用Pearson和Spearman檢驗對各主要變量的相關性進行分析，結(jié)果如表5所示。由表5可知，變量間的相關性均低于0.7，股權(quán)質(zhì)押比例與公司價值正相關但不顯著，股權(quán)集中度、營業(yè)收入增長率及每股現(xiàn)金凈流量與公司價值正相關，且均顯著，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、公司規(guī)模、產(chǎn)權(quán)比率與公司價值顯著負相關。此外，自變量VIF值域為[1.02， 1.27]，最大值小于10，故不存在共線性問題。各變量均通過ADF檢驗，序列平穩(wěn)，無單位根存在。

3.實證結(jié)果。表6列示了各模型的檢驗結(jié)果。模型（1）的檢驗結(jié)果表明，SP2的系數(shù)為負，SP的系數(shù)為正，且均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，證明了H1，即股權(quán)質(zhì)押比例與公司價值之間存在倒U型關系，隨著質(zhì)押率的上升，公司價值先增加后減少。

模型（2）的檢驗結(jié)果顯示，公司價值（EV）與質(zhì)押連續(xù)性（Continuity）之間的系數(shù)為正，但不顯著，與H2存在偏差?？赡艿脑蚴?，大部分公司的累計股權(quán)質(zhì)押率處于較低水平，樣本中累計質(zhì)押率較低且連續(xù)質(zhì)押的情況較多，而對于低累計質(zhì)押率的公司而言連續(xù)質(zhì)押行為可能并不會負向影響公司價值，而樣本中大比例質(zhì)押的公司相對較少，高累計質(zhì)押率公司的連續(xù)質(zhì)押行為對公司價值的影響可能被掩蓋，這符合描述性統(tǒng)計中所報告的累計質(zhì)押率分布情況及H1。

對此，本文設置對照組并加以分析。對照組1將質(zhì)押比例低于40.00%且存在連續(xù)質(zhì)押行為的樣本設置為1，否則為0，構(gòu)造虛擬變量Continuity1，對照組2則篩選出股權(quán)質(zhì)押比例超過40.00%且存在連續(xù)質(zhì)押行為的公司并設置為1，否則為0，構(gòu)造出虛擬變量Continuity2代入模型（2）中進行回歸，回歸結(jié)果如表6所示，新變量Continuity1的系數(shù)在10%的統(tǒng)計水平上顯著為正，Continuity2的系數(shù)在5%的統(tǒng)計水平上顯著為負，說明連續(xù)質(zhì)押行為并不一定降低公司價值，對累計質(zhì)押率較高的上市公司而言連續(xù)質(zhì)押會侵害公司價值，對于質(zhì)押率較低的公司而言連續(xù)質(zhì)押并不會降低公司價值。

模型（3）的檢驗結(jié)果表明，Type的系數(shù)在5%的統(tǒng)計水平上顯著為正，H3得證，即質(zhì)押式回購類型的股權(quán)質(zhì)押相比非質(zhì)押式回購類型的股權(quán)質(zhì)押更有利于推動公司價值的提升。模型（4）的檢驗結(jié)果顯示，State的系數(shù)在5%的統(tǒng)計水平上顯著為負，即質(zhì)押后股價突破預警線的股權(quán)質(zhì)押行為會降低公司價值，H4得證。

4.基于門檻模型的進一步研究。為了進一步驗證股權(quán)質(zhì)押比例與公司價值之間的非線性關系，本文引入Hansen等[25]提出的門檻模型，該模型解決了傳統(tǒng)門限模型中樣本門檻值及區(qū)間選擇具有主觀性的問題，能較準確地估計門檻值的置信區(qū)間。據(jù)此，本文以公司股權(quán)質(zhì)押比例（SP）為門檻變量，建立模型（5）。

其中，下標i表示公司，t表示時間，α、β、δ表示系數(shù)，I（）為指示函數(shù)，滿足括號內(nèi)條件時I=1，否則為0，qit為門檻變量，即股權(quán)質(zhì)押比例，Control表示控制變量，εt為殘差項。

采用Wang[26]的驗證步驟予以檢驗，殘差平方和最小的股權(quán)質(zhì)押比例為對應的門檻值，并進一步使用bootstrap（自助抽樣法）估計門檻值的顯著性，檢驗公司股權(quán)質(zhì)押比例與公司價值之間是否存在門檻效應。檢驗結(jié)果如表7所示。統(tǒng)計結(jié)果表明，通過單一門檻檢驗，經(jīng)過300次bootstrap，結(jié)果在1%的統(tǒng)計水平上顯著。表8列示了門檻估計值及置信區(qū)間，結(jié)果顯示，存在門檻值為36.53%，95%的置信區(qū)間為[0.3644，0.3675]，表明當公司累計質(zhì)押比例達到36.53%時，股權(quán)質(zhì)押比例對公司價值的影響將發(fā)生轉(zhuǎn)變。表9列示了逐步加入控制變量的門檻模型回歸結(jié)果，可知β1為正，β2為負，且并不隨控制變量的逐步加入而改變符號及顯著性，這表明股權(quán)質(zhì)押比例與公司價值之間呈倒U型關系。當公司股權(quán)質(zhì)押比例小于門檻值時，股權(quán)質(zhì)押比例與公司價值正相關，即此時股權(quán)質(zhì)押并不會阻礙公司價值提升，反而顯著促進公司價值提升；當公司股權(quán)質(zhì)押比例大于門檻值時，公司的股權(quán)質(zhì)押行為將降低公司價值，門檻值為36.53%。結(jié)合描述性統(tǒng)計的概率分布結(jié)果可知，就公司質(zhì)押規(guī)模而言，大部分公司股權(quán)質(zhì)押比例的提升對公司價值的提高是有利的，這與部分學者的研究結(jié)果一致，但這一結(jié)論僅適用于股權(quán)質(zhì)押比例處于較低水平的公司，對于股權(quán)質(zhì)押比例較高的公司，這一結(jié)論并不成立。

5.穩(wěn)健性檢驗。本文通過以下三種方式來考察研究結(jié)果的穩(wěn)健性及模型內(nèi)生性。①被解釋變量滯后一期。收集整理解釋變量2014～2017年及被解釋變量2015～2018年的數(shù)據(jù)代入模型進行回歸，結(jié)果與前文基本一致。②改變公司價值代理變量。采用凈利潤與平均股東權(quán)益百分比（ROE）作為公司價值的代理變量，代入模型進行回歸。結(jié)果顯示，股權(quán)質(zhì)押比例與ROE之間呈倒U型關系，質(zhì)押式回購股權(quán)質(zhì)押與ROE的回歸系數(shù)顯著為正，質(zhì)押連續(xù)性及預警狀態(tài)股權(quán)質(zhì)押與ROE的回歸結(jié)果相似，即改變變量測度方式后，研究結(jié)論不變。③增加控制變量。在回歸模型中加入資產(chǎn)負債率（Lev）和公司上市年限（Age）作為控制變量代入模型進行回歸?；貧w結(jié)果與增加變量前無實質(zhì)性變化，結(jié)論不變。據(jù)此，本文的結(jié)論較為穩(wěn)健。

五、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

本文以2015 ～2018年A股上市公司為樣本，研究不同狀態(tài)的股權(quán)質(zhì)押與公司價值之間的關系。目前我國股權(quán)質(zhì)押呈現(xiàn)三大特點：其一，普遍性。股權(quán)質(zhì)押是一種創(chuàng)新型融資方式，融資成本相對較低，為上市公司所廣泛采用。其二，連續(xù)性。近年來上市公司連續(xù)進行股權(quán)質(zhì)押成為常態(tài)。其三，風險性。質(zhì)押后股價觸碰預警線的情況呈現(xiàn)逐年增多的趨勢，上市公司的股權(quán)質(zhì)押情況暗藏風險。因此，加強對上市公司股權(quán)質(zhì)押的監(jiān)管具有迫切性。經(jīng)研究，本文最終得出以下結(jié)論：

1.股權(quán)質(zhì)押比例與公司價值呈倒U型關系，關系發(fā)生轉(zhuǎn)變的質(zhì)押比例為36.53%。當股權(quán)質(zhì)押比例低于門檻值36.53%時，公司價值會隨著股權(quán)質(zhì)押比例的提高而提高，但突破門檻值后，股權(quán)質(zhì)押比例提高將降低公司價值。

2.連續(xù)質(zhì)押行為并不一定降低公司價值，對累計質(zhì)押率超過40.00%的公司而言，連續(xù)質(zhì)押行為會顯著降低公司價值，對于質(zhì)押比例較低的公司而言，連續(xù)股權(quán)質(zhì)押不會降低公司價值。

3.質(zhì)押式回購股權(quán)質(zhì)押與公司價值正相關，有助于公司價值的提高。

4.突破股價預警線的股權(quán)質(zhì)押與公司價值負相關，股權(quán)質(zhì)押后股價若達到預警狀態(tài)將降低公司價值。

（二）啟示

據(jù)此，本文提出以下啟示：

1.對于外部監(jiān)管機構(gòu)而言，一方面，應進一步完善股權(quán)質(zhì)押的信息披露制度及監(jiān)管體系，將股權(quán)質(zhì)押的累計質(zhì)押比例、質(zhì)押連續(xù)性、質(zhì)押類型、資金流向及風險控制水平予以明確披露，不僅關注控股股東，持股10%以上重要股東均應納入資質(zhì)審查與監(jiān)管范圍；另一方面，應該重點關注累計質(zhì)押率超過36.53%公司的相關動態(tài)，特別是質(zhì)押率高且存在連續(xù)質(zhì)押行為以及質(zhì)押后股價突破預警線的公司，應加強對此類上市公司的管理，促進資本市場健康有序發(fā)展，防止公司股東惡意股權(quán)質(zhì)押。

2.對于公司而言，應該合理設計質(zhì)押方案，使得股權(quán)質(zhì)押發(fā)揮的正向作用最大而且風險最低。一方面，股東可以考慮合理范圍內(nèi)的股權(quán)質(zhì)押，對于累計質(zhì)押率較低的公司而言，適當小比例連續(xù)質(zhì)押是可行的融資方式，股權(quán)質(zhì)押融資成本相對較低，當公司面臨現(xiàn)金流等方面的問題時，能幫助公司快速融資，渡過難關，在質(zhì)押類型的選擇上，可以優(yōu)先選擇質(zhì)押式回購；另一方面，應該提升內(nèi)部治理水平，加強對股東的內(nèi)部約束，防范公司累計質(zhì)押率過高而帶來的一系列風險，當公司被大比例質(zhì)押時，不應采取連續(xù)質(zhì)押的方式融資。

3.對于質(zhì)權(quán)人而言，應該評估公司的股權(quán)質(zhì)押風險，積極發(fā)揮外部監(jiān)督作用，通過公司披露的股權(quán)質(zhì)押信息，及時了解公司股權(quán)質(zhì)押動態(tài)，主動關注公司累計股權(quán)質(zhì)押率是否較高，各筆質(zhì)押中是否存在股價突破預警線的情況，若累計質(zhì)押率較高，可以進一步關注公司是否存在連續(xù)質(zhì)押行為，以監(jiān)控和防范公司股權(quán)質(zhì)押風險，更好地維護切身利益。

本文可能的貢獻在于建立非線性模型探究股權(quán)質(zhì)押比例與公司價值之間的關系，從股權(quán)質(zhì)押的連續(xù)性、形式及質(zhì)押后所處狀態(tài)等多個方面研究不同狀態(tài)下的股權(quán)質(zhì)押對公司價值的影響，深化了股權(quán)質(zhì)押的研究。未來隨著股權(quán)質(zhì)押信息披露的逐步完善，可以進一步細化股權(quán)質(zhì)押的代理變量，而不僅是設置虛擬變量，還可以將觀測期間拉長，不僅研究質(zhì)押期間的質(zhì)押狀態(tài)對公司的影響，還可以將質(zhì)押解除后的時間段也納入觀測期，探究股權(quán)質(zhì)押解除前后公司的不同狀態(tài)及其對公司的影響。

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