卿 松，林宇航，賈 夢

（集美大學財經(jīng)學院，福建廈門 361021）

一、引言

當前，高質(zhì)量發(fā)展是一個重要課題，宏觀經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展離不開企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。對企業(yè)而言，財務業(yè)績可持續(xù)是企業(yè)可持續(xù)發(fā)展中的基礎保障及根本動力。資本市場存在的融資約束問題制約著我國企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，而上市公司股權(quán)透明度較高、可兌性強、流動性好，因此權(quán)質(zhì)押這一融資方式在我國上市公司中日漸盛行。近年來，我國上市公司的股權(quán)質(zhì)押規(guī)模越來越大。

股權(quán)質(zhì)押是指出質(zhì)人以其所持公司股權(quán)為質(zhì)押標的物設立質(zhì)押，繼而向質(zhì)權(quán)人貸款或者為第三方的貸款提供擔保，并在質(zhì)押合同約定的期限內(nèi)支付利息、贖回股權(quán)以及返還資金的一種融資行為。據(jù)Wind數(shù)據(jù)統(tǒng)計，截至2020年12月31日，A股市場質(zhì)押總股數(shù)為4865億股，占總股數(shù)的5.66%，進行股權(quán)質(zhì)押的上市公司有2632家，質(zhì)押的總市值達4.32萬億元。一方面，股權(quán)質(zhì)押具有明顯的積極作用，李旎和鄭國堅（2015）發(fā)現(xiàn)控股股東進行股權(quán)質(zhì)押能夠強化市值管理對控股股東侵占上市公司利益的治理效應，林艷等（2018）認為股權(quán)質(zhì)押緩解了上市公司的融資約束，促進公司進行投資進而提升了公司績效。另一方面，股權(quán)質(zhì)押在緩解企業(yè)融資壓力的同時也會給企業(yè)帶來風險（Chen 和 Hu，2007），被質(zhì)押股票價格下跌、達到股權(quán)質(zhì)押平倉線時，質(zhì)權(quán)人有權(quán)凍結(jié)被質(zhì)押的股權(quán)甚至在流通市場上強行拍賣、拋售被質(zhì)押股權(quán)，作為出質(zhì)人的控股股東面臨著控制權(quán)轉(zhuǎn)移的風險，此時控股股東將會有動機采取一系列措施以避免控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移（謝德仁等，2016），比如調(diào)整其財務決策，不再接受高風險的項目投資以穩(wěn)定股價（王新紅和李拴拴，2020）。股權(quán)質(zhì)押還會加劇公司與資金提供者之間的信息不對稱，加大公司的融資約束（唐瑋等，2019）。此外，股權(quán)質(zhì)押后控股股東還可能采取資金侵占等掏空上市公司的行為，不僅侵犯了中小股東的利益，還會對企業(yè)績效產(chǎn)生不利影響（Johnson等，2000；鄭國堅等，2014；陳澤藝等，2018）。綜上，股權(quán)質(zhì)押給企業(yè)帶來所需資金的同時促進抑或抑制了企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力。

創(chuàng)新是驅(qū)動我國宏觀經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要因素。黨的十九大報告指出，創(chuàng)新是推動經(jīng)濟社會發(fā)展的重要動力，作為企業(yè)創(chuàng)新水平的代表，研發(fā)投入的高低影響著企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力。學者們探討了股權(quán)質(zhì)押與企業(yè)研發(fā)投入的關系，張瑞君等（2017）認為，控股股東股權(quán)質(zhì)押與企業(yè)研發(fā)投入負相關，且影響程度隨公司金字塔控制層級的增加而增大；李常青等（2018）認為，控股股東股權(quán)質(zhì)押會抑制企業(yè)創(chuàng)新投入，且該控制作用在控股股東持股比例較低和兩職合一的公司中更加顯著。創(chuàng)新與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的相關研究中；李瑞雪等（2019）發(fā)現(xiàn)雙元創(chuàng)新對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生正向影響；蘇屹等（2018）發(fā)現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新能力能夠有效促進企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。由此可見，創(chuàng)新能力作為推動企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要因素，深入研究其在股權(quán)質(zhì)押與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展之間的關系具有重要的現(xiàn)實意義。

制造業(yè)在我國實體經(jīng)濟中占有重要地位，其可持續(xù)發(fā)展對宏觀經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展具有重要影響，制造業(yè)控股股東股權(quán)質(zhì)押規(guī)模占整個股權(quán)質(zhì)押市場的60%以上。因此本文以2012－2019年A股制造業(yè)上市公司為研究對象,實證檢驗控股股東股權(quán)質(zhì)押、研發(fā)投入與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展之間的關系。

二、理論分析與研究假設

首先，基于委托代理理論，股權(quán)質(zhì)押后被質(zhì)押股權(quán)產(chǎn)生的孳息歸質(zhì)權(quán)人所有，而公司的重大決策和管理層的任免等非財產(chǎn)性權(quán)利仍由出質(zhì)人享有，即大股東（出質(zhì)人）擁有的真實的現(xiàn)金流權(quán)是下降的，但其對企業(yè)經(jīng)營管理的表決權(quán)并未受到影響，因此股權(quán)質(zhì)押加大了控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離程度，削弱了激勵效應, 強化了侵占效應（郝項超和梁琪，2009），為大股東獲得控制權(quán)收益提供了方便（Claessens 和Yurtoglu，2013），導致大股東與中小股東之間的代理問題更加嚴重（Yeh等，2003）。股權(quán)質(zhì)押后，大股東更傾向于作出資金侵占等掏空企業(yè)的行為（鄭國堅等，2014）。同樣，對股權(quán)質(zhì)押的披露信息進行分析可以發(fā)現(xiàn)，大股東股權(quán)質(zhì)押獲得的資金主要用于大股東自身而非上市公司（陳焰華，2015）。這表明股權(quán)質(zhì)押加劇了第二類代理問題①20世紀70年代，Jensen和Meckling（1976）將代理問題分成了三類，分別為股東與公司管理者、股東與債權(quán)人以及大股東與中小股東之間的代理問題。其中，第二類代理問題是指大股東與中小股東之間的代理問題。，大股東的資金占用、轉(zhuǎn)移等行為可能加劇企業(yè)資金緊張的狀況，不利于企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。

其次，基于控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險視角，控股股東股權(quán)質(zhì)押后，股票價格的持續(xù)下跌會使出質(zhì)股票面臨在流通市場上被強行拍賣、拋售的風險，從而造成股價進一步下跌，作為出質(zhì)人的控股股東面臨控制權(quán)轉(zhuǎn)移的風險?？毓晒蓶|有動機也有能力采取一系列市值管理手段，諸如盈余操縱、信息披露操縱、策略性慈善捐贈以及選擇低質(zhì)量的審計師等方式，防止喪失對公司的控制權(quán)。但相關的研究表明，這些市值管理手段只是在短期內(nèi)穩(wěn)定了股價，降低了公司股價崩盤風險，長期來看，卻增加了股價波動性、降低了會計信息質(zhì)量（謝德仁等，2016；李常青和幸偉，2017；謝德仁和廖珂，2018；胡珺等，2020）?？毓晒蓶|股權(quán)質(zhì)押情境下，為了防止控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險而采取的市值管理行為可能更多的是一種機會主義行為，對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展會造成不利影響。綜上所述，本文提出假設1。

假設1：控股股東股權(quán)質(zhì)押會降低企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力。

股權(quán)質(zhì)押一方面誘發(fā)了大股東掏空上市公司的動機，另一方面使控股股東面臨控制權(quán)轉(zhuǎn)移的風險，兩者都影響了企業(yè)對創(chuàng)新活動的整體投入。創(chuàng)新活動的特點之一是風險高，創(chuàng)新活動的投入與產(chǎn)出不一定成正比，前期大量的投入可能無法取得預期收益，因此創(chuàng)新活動會給企業(yè)帶來收益不確定性的風險，且失敗的可能性非常高，而一旦創(chuàng)新投資失敗的信息被外界所知，將對上市公司的股價帶來一定沖擊，減少當期研發(fā)投入能夠使企業(yè)短期內(nèi)增加財務業(yè)績，實現(xiàn)市場預期，最終達到穩(wěn)定股票價格的目的（Graham 等,2005，He和Tian，2013）。我國控股股東對上市公司具有相對或者絕對控制權(quán)（鄭國堅等，2013），控股股東在控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險的壓力下，通常有能力調(diào)整企業(yè)的投資決策，通過削減研發(fā)投入增加短期業(yè)績來刺激股價（李常青等，2018）。同樣，控股股東在股權(quán)質(zhì)押后產(chǎn)生的掏空動機會對企業(yè)的研發(fā)投入產(chǎn)生不利影響，股權(quán)質(zhì)押加大了兩權(quán)分離的程度，強化了大股東的侵占效應（郝項超和梁琪，2009），而控股股東的一個重要職能是在股權(quán)較為分散的情況下作為一種法律保護替代機制以維護投資者利益（La Porta等，1998），但股權(quán)質(zhì)押后控股股東不僅沒有緩解第一類代理問題，反而加劇了第二類代理問題，股權(quán)質(zhì)押誘發(fā)了控股股東掏空上市公司的動機，侵占企業(yè)原本可用于創(chuàng)新投資的經(jīng)濟資源，進而減少研發(fā)投入（朱磊等，2019）。綜上所述，本文提出假設2。

假設2：控股股東股權(quán)質(zhì)押會使企業(yè)減少研發(fā)投入。

企業(yè)要保持可持續(xù)發(fā)展能力，應考慮自身財務業(yè)績的可持續(xù)性，保持持久的盈利能力。創(chuàng)新是提升企業(yè)核心競爭力、促進企業(yè)績效提升的一個重要因素，對企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力有重要影響。解維敏和唐清泉（2011）發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的研發(fā)投入與績效正相關；仇云杰和魏煒（2016）運用傾向值匹配模型（PSM）研究研發(fā)投入對企業(yè)績效的處理效應，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的研發(fā)行為能夠提升績效；褚淑貞和都蘭娜（2017）以醫(yī)藥行業(yè)上市公司為樣本，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新投入通過知識生產(chǎn)過程間接提升企業(yè)績效。因此，企業(yè)研發(fā)投入水平對企業(yè)的績效增長具有重要作用，財務績效的可持續(xù)性是企業(yè)保持可持續(xù)能力的關鍵，提高企業(yè)的創(chuàng)新能力能夠促進企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展（蘇屹等，2018）。面臨嚴重融資約束的控股股東進行股權(quán)質(zhì)押時，傾向于減少對風險較高且投資周期較長的創(chuàng)新活動進行投入，以降低企業(yè)風險承擔水平，從而對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生不利影響（張瑞君等，2017）。因此，企業(yè)的研發(fā)投入由于控股股東股權(quán)質(zhì)押而減少時，企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力勢必會下降。綜上，本文提出假設3。

假設3：研發(fā)投入在控股股東股權(quán)質(zhì)押與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力之間起中介作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

2012年，中國證券監(jiān)督管理委員會發(fā)布《證券公司客戶資產(chǎn)管理業(yè)務管理辦法》（證監(jiān)會第87號令），允許券商提供股權(quán)質(zhì)押融資服務。在相關政策支持下，股權(quán)質(zhì)押逐漸進入上市公司大股東的視野，發(fā)展迅速。本文選取2012—2019年A股制造業(yè)上市公司的年度數(shù)據(jù)為初始樣本，并對初始樣本做如下處理：一是剔除金融保險行業(yè)的樣本；二是剔除ST、*ST樣本；三是剔除主要變量缺失的樣本；四是對所有連續(xù)變量進行雙側(cè)1%縮尾處理。處理后，共得到7746個樣本觀測值?？毓晒蓶|股權(quán)質(zhì)押數(shù)據(jù)根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫中股權(quán)質(zhì)押數(shù)據(jù)手工整理得到；其余數(shù)據(jù)主要來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和RESSET數(shù)據(jù)庫。本文使用Excel2019和Stata15.0軟件進行數(shù)據(jù)整理和實證分析。

（二）變量定義

1.被解釋變量

本文借鑒王海兵和韓彬（2016），楊旭東等（2018），王驍羿（2019）的研究方法，運用范霍恩可持續(xù)增長模型，定義企業(yè)可持續(xù)增長率指標，并對上市公司可持續(xù)發(fā)展能力進行衡量，具體計算公式為：企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力=銷售凈利率×收益留存率×權(quán)益乘數(shù)/(1/總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率-銷售凈利率×收益留存率×權(quán)益乘數(shù))。

2.解釋變量

本文選擇控股股東股權(quán)質(zhì)押比率（Pld_rate1）和控股股東股權(quán)質(zhì)押規(guī)模（Pld_rate2）兩個指標衡量控股股東股權(quán)質(zhì)押行為。

3.中介變量

本文選取企業(yè)研發(fā)（RD）投入為中介變量，探討其在控股股東股權(quán)質(zhì)押與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力之間所起的作用。借鑒張瑞君等（2017）、朱磊等（2019）的研究，本文選取當期研發(fā)投入總額占期末資產(chǎn)總額的比重衡量研發(fā)投入強度。

4.控制變量

本文借鑒Brickley等（1988）、芮明杰和吳光飆（2001）、謝德仁和廖珂（2018）關于股權(quán)質(zhì)押以及企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的相關研究，選擇產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）、企業(yè)成長性（Grow）、企業(yè)規(guī)模（Size）、機構(gòu)投資者持股比例①壓力抵抗型機構(gòu)投資是指根據(jù)機構(gòu)投資者和被投資企業(yè)之間的商業(yè)聯(lián)系，將機構(gòu)投資者劃分為壓力抵抗型機構(gòu)投資者和壓力敏感型投資者。由于壓力抵抗型機構(gòu)與被投資企業(yè)之間沒有商業(yè)關系，只是投資與被投資的關系，一般更關注長遠利益，參與企業(yè)管理和決策的動機也比較強，因此本文將壓力抵抗型投資者的持股比例作為控制變量納入模型中進行分析。根據(jù)已有研究，本文將證券投資基金、社?；鸷蚎FII歸為壓力抵抗型機構(gòu)投資者，采用壓力抵抗型機構(gòu)投資者持股總數(shù)除以上市公司總股數(shù)度量該變量。（JJCG）、企業(yè)風險水平（Risk）、企業(yè)負債水平（Lev）、企業(yè)社會責任（SCR）、股權(quán)集中度（CR1）、董事會規(guī)模（Board）和獨立董事比例（Indboard）為控制變量。

相關變量的測算方法如表1所示。

表1 主要變量定義表

（三）模型構(gòu)建

為檢驗研發(fā)投入在控股股東股權(quán)質(zhì)押與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力之間的中介效應，本文借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）關于中介效應檢驗的相關論述，采用逐步檢驗回歸系數(shù)方法檢驗中介效應是否存在，構(gòu)建模型（1）～模型（3）進行檢驗。其中，Pledge表示控股股東股權(quán)質(zhì)押變量，分別用Pld_rate1和Pld_rate2衡量。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。由表2可知，制造業(yè)上市公司可持續(xù)增長率均值為0.070，中位數(shù)為0.051，表明制造業(yè)上市公司可持續(xù)發(fā)展能力變化比較平穩(wěn)，但部分公司的可持續(xù)發(fā)展能力較低，有待進一步提升；控股股東股權(quán)質(zhì)押率（Pld_rate1）的均值為0.251，最小值和最大值分別為0和1，表明制造業(yè)上市公司控股股東股權(quán)質(zhì)押率存在較大差異性，部分公司的控股股東將其所持股份全部質(zhì)押；控股股東股權(quán)質(zhì)押規(guī)模（Pld_rate2）的均值為0.083，最小值和最大值分別為0和0.475，表明制造業(yè)上市公司控股股東的股權(quán)質(zhì)規(guī)模存在較大差異；中介變量研發(fā)投入（RD）均值為0.031，表明我國制造業(yè)上市公司研發(fā)投入有待提升。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

（二）相關性分析

表3列示了主要變量之間的相關系數(shù)。由表3可知，股權(quán)質(zhì)押變量與企業(yè)可持續(xù)增長率以及研發(fā)投入之間負相關且在5%和1%水平上顯著，研發(fā)投入與企業(yè)可持續(xù)增長率之間正相關且在1%水平上顯著，其余控制變量之間的相關系數(shù)均小于0.200，后續(xù)檢驗對每個模型均用Stata軟件計算出相應的方差膨脹因子VIF，結(jié)果顯示，所有模型中涉及的變量VIF最大值均小于2，因此本文的模型不存在多重共線性問題。

表3 主要變量的相關系數(shù)

（三）回歸分析

表4列示了模型（1）～模型（3）的回歸結(jié)果。模型（1）中，控股股東股權(quán)質(zhì)押比率和質(zhì)押規(guī)模與企業(yè)可持續(xù)增長率均在1%的水平上顯著為負，表明隨著控股股東股權(quán)質(zhì)押率和質(zhì)押規(guī)模的提升，企業(yè)可持續(xù)增長率顯著下降，假設1得到驗證。模型（2）中，控股股東股權(quán)質(zhì)押比率和質(zhì)押規(guī)模與企業(yè)可研發(fā)投入均在1%的水平上顯著為負，表明制造業(yè)公司控股的股權(quán)質(zhì)押行為會減少企業(yè)的研發(fā)投入，假設2得到驗證。模型（3）中，研發(fā)投入與企業(yè)可持續(xù)增長率之間的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明企業(yè)增加研發(fā)投入顯著提升了企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力。由中介效應的檢驗步驟可知，企業(yè)研發(fā)投入在控股股東股權(quán)質(zhì)押和企業(yè)可持續(xù)發(fā)展之間發(fā)揮中介效應，即控股股東股權(quán)質(zhì)押行為通過減少企業(yè)研發(fā)投入對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生不利影響，假設3得到驗證。

表4 回歸結(jié)果

（四）基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性分析

相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)面臨更大的融資約束，其控股股東更傾向于采取股權(quán)質(zhì)押這一融資方式獲取資金。股權(quán)質(zhì)押后，非國有企業(yè)的控股股東面臨較高的控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險，采取盈余操縱、信息披露操縱等消極策略的可能性較高，這會對企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生不利影響。國有企業(yè)擁有較多的融資渠道，即使采取股權(quán)質(zhì)押方式進行融資，高管對上市公司采取掏空行為的動機也較低。因此，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同，控股股東對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生的影響以及研發(fā)投入的中介效應可能存在差異。基于此，本文將全樣本分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個子樣本進行回歸，回歸結(jié)果如表5和表6所示。

表5 基于控股股東股權(quán)質(zhì)押率的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)異質(zhì)性回歸結(jié)果

表6 基于控股股東股權(quán)質(zhì)押規(guī)模的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)異質(zhì)性回歸結(jié)果

由表5可以看出，控股股東股權(quán)質(zhì)押率（Pld_rate1）與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力、股權(quán)質(zhì)押率和研發(fā)投入的回歸系數(shù)，在非國有企業(yè)中均顯著為負，在國有企業(yè)中并不顯著。按照中介效應檢驗步驟分析可知，在非國有企業(yè)中，研發(fā)投入在控股股東股權(quán)質(zhì)押率和企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力之間發(fā)揮著中介作用。由模型（1）可知，在國有企業(yè)中，控股股東股權(quán)質(zhì)押率與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的系數(shù)不顯著，中介效應不存在，研發(fā)投入在控股股東股權(quán)質(zhì)押率與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力之間未發(fā)揮中介作用。

由表6可以看出，控股股東股權(quán)質(zhì)押規(guī)模（Pld_rate2）與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的回歸系數(shù)僅在非國有企業(yè)中顯著為負，非國有企業(yè)研發(fā)投入的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為負，國有企業(yè)在10%水平上顯著為負，表明隨著股權(quán)質(zhì)押規(guī)模的提升，無論是非國有企業(yè)還是國有企業(yè)，控股股東股權(quán)質(zhì)押對企業(yè)研發(fā)投入的不利影響均顯著存在。中介效應的分析與表5相似，研發(fā)投入在控股股東股權(quán)質(zhì)押規(guī)模與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力之間的中介效應僅存在于非國有企業(yè)中。

（五）穩(wěn)健性檢驗

針對模型可能存在的內(nèi)生性問題，本文用Heckman兩階段模型進行穩(wěn)健性檢驗，實證結(jié)果如表7所示。具體做法如下：首先，在第一階段估計中構(gòu)建控股股東股權(quán)質(zhì)押影響因素的Probit模型，以控股股東股權(quán)質(zhì)押虛擬變量（Pld_dum）為被解釋變量，企業(yè)成長性（Grow）、企業(yè)規(guī)模（Size）、機構(gòu)投資者持股比例（JJCG）、企業(yè)風險水平（Risk）、企業(yè)負債水平（Lev）、企業(yè)社會責任（SCR）、股權(quán)集中度（CR1）作為解釋變量，分析控股股東股權(quán)質(zhì)押與否的選擇問題。其次，在第一階段估計中，增加除所選樣本公司之外的公司總部所在省份其他公司控股股東股權(quán)質(zhì)押情況（Prople_dum）這一解釋變量。由于公司所在省份其他公司控股股東股權(quán)質(zhì)押情況與控股股東是否進行股權(quán)質(zhì)押具有較強的相關性，但不直接影響企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力，因而充當有效工具變量。最后，借助回歸結(jié)果構(gòu)造矯正項逆米爾斯比率（IMR），將其作為控制變量代入模型（1）～模型（3）重新進行檢驗?？梢钥闯觯瑢嵶C結(jié)果與前文研究結(jié)論一致。

表7 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

五、結(jié)論與建議

本文以2012－2019年A股制造業(yè)上市公司為樣本，實證檢驗了控股股東股權(quán)質(zhì)押、研發(fā)投入與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展三者之間的關系。研究結(jié)果表明，控股股東股權(quán)質(zhì)押對制造業(yè)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展具有抑制作用；同時，制造業(yè)公司控股股東的股權(quán)質(zhì)押行為會減少企業(yè)的研發(fā)投入；通過中介效應模型分析發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入在控股股東股權(quán)質(zhì)押負向影響企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的過程中發(fā)揮著中介作用。進一步區(qū)分產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性后研究發(fā)現(xiàn)該機制在非國有企業(yè)中顯著存在，而在國有企業(yè)中該作用機制并不顯著。

根據(jù)研究結(jié)果，本文提出以下建議：

第一，對監(jiān)管機構(gòu)而言，首先，要加強對股權(quán)質(zhì)押信息披露的監(jiān)管，應當強制要求上市公司盡可能詳細地披露股權(quán)質(zhì)押信息，同時對單個大股東自身的質(zhì)押比例和規(guī)模做出明確限制；其次，要不斷完善股權(quán)質(zhì)押預警機制，監(jiān)管機構(gòu)應及時對高比例質(zhì)押公司發(fā)出預警通知，重點關注控股股東高比例質(zhì)押的公司和進行股權(quán)質(zhì)押非國有企業(yè)，加強對此類上市公司的監(jiān)管，防止控股股東為了私人收益而侵占上市公司的利益，將股權(quán)質(zhì)押風險降到最低。

第二，對企業(yè)而言，要做好內(nèi)部風險防范措施，進一步完善公司治理機制，制約控股股東掏空上市公司的行為。除此之外，企業(yè)應制定相應的戰(zhàn)略決策，將股權(quán)質(zhì)押融資所得合理地分配到能夠促進企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的投資項目中。

第三，對廣大投資者而言，在選取投資目標時要警惕上市公司隱藏股權(quán)質(zhì)押所帶來的風險。