田苑潔
(四川大學 經(jīng)濟學院,四川 成都 610000)
近年來,股權質押由于成本較低且速度快的特點,已經(jīng)成為資本市場的普遍現(xiàn)象,越來越多的上市公司大股東利用股權質押解決“燃眉之急”。但股權質押對上市公司而言并不是無風險,潛在的強制平倉和爆倉風險也會加劇公司面臨的不確定性。
近年來大股東頻繁的股權質押,對上市公司的影響越來越引起學術界的重視。比如鄭國堅等(2014)發(fā)現(xiàn)大股東進行股權質押后,所有權和控制權發(fā)生分離而使公司風險上升。謝德仁等(2016)認為當股價下跌至警戒線或平倉線時,如果大股東不能及時補充質押物,質權方將會拋售股票,控制權會發(fā)生轉移,影響公司穩(wěn)定發(fā)展。其次,為了避免控制權轉移,陸蓉和蘭袁(2021)發(fā)現(xiàn)大股東在股權質押期間有強烈動機采取資本運作的市值管理方式來穩(wěn)定或提升股價,雖然短期內能發(fā)揮效用,但長期卻會損害公司價值。因此,對于債權人而言,上市公司的大股東存在股權質押,公司價值將會變得不穩(wěn)定,風險不確定性增加,債權人為了保障本金安全,傾向于收取更多的風險溢價,上市公司債務融資成本上升。綜上,本文提出第一個假設:
假設H1:在其他條件一定的情況下,大股東股權質押會抬高上市公司的債務融資成本。
已有研究表明控制權和現(xiàn)金流權差異越大,終極控制人對公司的掏空就越大(吳紅軍和吳世農,2009),當大股東進行股權質押后,兩權分離程度加大,大股東更容易掏空上市公司;如果股價下跌,大股東也會通過侵占公司資金來補充質押物(鄭國堅等,2014)。王皓非和錢軍(2021)發(fā)現(xiàn)大股東股權質押會通過掏空行為影響上市公司債務融資成本,但文中關于掏空行為的衡量僅僅考慮了資金占用,并未討論關聯(lián)交易,實際上兩種方式都是最為常見和典型的掏空手段。從上述文獻來看,大股東將股權質押后,更容易對上市公司進行利益侵占,增加公司風險,并最終傳導至債務融資成本。因此,本文提出第二個假設:
假設H2:在其他條件一定的情況下,大股東股權質押會通過掏空行為抬高上市公司的債務融資成本。
同時,相較于傳統(tǒng)行業(yè),高新技術行業(yè)具有高投入、高成長性和高風險的特點,決定了兩種行業(yè)在融資方式、資金依賴程度和債務風險程度等方面存在差異。隨著股權質押的發(fā)展,其低成本、手續(xù)簡便的特點也吸引了高新技術行業(yè)的大股東。李宇坤(2018)發(fā)現(xiàn)以制造業(yè)為主體的行業(yè)大類中,高新技術行業(yè)大股東股權質押公司占比更高。在股權質押期間,高新技術行業(yè)由于風險和不確定性比傳統(tǒng)行業(yè)更高,如果產(chǎn)品研發(fā)成功,投入市場獲得認可能夠幫助上市公司獲取高收益,股價上漲;而一旦產(chǎn)品研發(fā)失敗,可能會導致股價下跌,股價波動幅度更大。而股票價格是股權質押合同條款的關鍵因素,與傳統(tǒng)行業(yè)的大股東相比,高新技術行業(yè)的大股東在股權質押期間可能面臨更大的潛在強制平倉和爆倉風險,大股東也更有意愿頻繁采取市值管理措施來維持或提高股價(謝德仁等,2017),加劇了公司價值的波動,從而傳遞至債務融資成本,導致債務融資成本上升幅度更大。因此,本文提出第三個假設:
假設H3:在其他條件一定的情況下,相比于傳統(tǒng)行業(yè),高新技術行業(yè)大股東股權質押對債務融資成本的增加更加明顯,并且存在更加顯著的大股東掏空中介效應。
本文選取2013-2019年滬深兩市A股上市公司年度數(shù)據(jù)作為研究樣本,并進行以下處理:1.剔除金融類上市公司;2.剔除S T、*S T等特殊處理的樣本;3.剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本;4.對連續(xù)變量上下縮尾1%;5.主要解釋變量和控制變量均取滯后一期,最終得到11088個樣本。債務融資成本——利息支出取自萬得數(shù)據(jù)庫,其他變量相關數(shù)據(jù)均取自國泰安數(shù)據(jù)庫。
為了驗證大股東股權質押與上市公司債務融資成本之間的關系,建立模型(1):
其中,被解釋變量C O D是債務融資成本,核心解釋變量P l ed g e是第一大股東股權質押比例??刂谱兞康倪x取及變量定義具體如表1所示。
為了檢驗大股東掏空的傳導機制,建立如下模型:實際上,上市公司可能同時存在資金占用和關聯(lián)交易的掏空行為,因此本文同時考慮兩種掏空手段。參考余明桂(2004)的做法,資金占用方面,以其他應收款凈額占總資產(chǎn)的比例來衡量;關聯(lián)交易方面,以關聯(lián)交易總和占總資產(chǎn)的比值來衡量。最后將兩個變量求平均值,作為大股東掏空的指標(T u nn e l)。
表1 變量定義
根據(jù)表2結果,債務融資成本的均值為0.019,平均而言,上市公司的債務融資成本為1.9%。股權質押比例的均值是0.336,說明年末大股東尚未解押的累計質押股份數(shù)占持股數(shù)比例的均值是33.6%。樣本中,高新技術行業(yè)虛擬變量均值為0.577,中位數(shù)為1,占比高于傳統(tǒng)行業(yè)。國有企業(yè)虛擬變量均值為0.399,中位數(shù)為0,占比低于非國有企業(yè)。其他控制變量,不同上市公司均有較大差異,應當在回歸模型中予以控制。
表2 主要變量的描述性統(tǒng)計
為了檢驗假說H1和H2,對三個模型進行回歸分析,表3報告了相應結果。由表可知,P l ed g e的回歸系數(shù)為0.001,在1%的統(tǒng)計水平上顯著,回歸結果說明大股東股權質押比例較高時,上市公司債務融資成本更高,假設H1得以驗證。第(2)列P l ed g e的回歸系數(shù)為0.012,在1%的統(tǒng)計水平上顯著,說明大股東股權質押比例較高時,大股東掏空的程度更高。第(3)列P l ed g e的回歸系數(shù)為0.001,T u nn e l的回歸系數(shù)為0.007,兩個變量均在1%的統(tǒng)計水平上顯著,回歸結果說明大股東質押比例較高時,大股東掏空程度更加嚴重,從而提升債務融資成本,中介效應占總效應的比例為8%,假說H2得以驗證,大股東股權質押會通過掏空行為抬高上市公司的債務融資成本。
表3 全行業(yè)檢驗回歸結果(檢驗假說H1和H2)
為了檢驗假說H3,將全樣本劃分為高新技術行業(yè)和傳統(tǒng)行業(yè),在分樣本下對三個模型進行回歸分析,結果如表4、表5所示。
表4的第(1)列P l ed g e的回歸系數(shù)為0.002,在1%的統(tǒng)計水平上顯著;而表5第(1)列P l ed g e的回歸系數(shù)為0.001,低于高新技術行業(yè)的回歸系數(shù),同時該變量不顯著。以上結果說明相比于傳統(tǒng)行業(yè),高新技術行業(yè)大股東股權質押對債務融資成本的增加更加明顯。第(2)列和第(3)列報告了大股東掏空的中介效應檢驗回歸結果,表4中P l ed g e和T u nn e l的回歸系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著,第(3)列P l ed g e和T u nn e l的回歸系數(shù)分別為0.002和0.005,中介效應占總效應的比重為4%,回歸結果說明大股東股權質押會通過掏空行為抬高上市公司的債務融資成本。表5報告了傳統(tǒng)行業(yè)檢驗回歸結果,結果顯示,P l ed g e與T u nn e l的符號與表4的回歸結果一致,但均不顯著,中介效應不存在。
以上回歸結果均表明,相比于傳統(tǒng)行業(yè),高新技術行業(yè)大股東股權質押對債務融資成本的增加更加明顯,并且存在更加顯著的大股東掏空中介效應,假設H3得以驗證。
表4 高新技術行業(yè)下回歸檢驗結果(檢驗假說H3)
表5 傳統(tǒng)行業(yè)下回歸檢驗結果(檢驗假說H3)
傾向性得分匹配法。本文借鑒謝德仁等(2016)采用的PSM配對方法,按企業(yè)的產(chǎn)權性質、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率和現(xiàn)金能力等進行一一配對,將得到的匹配樣本對模型進行回歸分析,結果與前文所述基本一致,驗證了本文的主要結論。
本文研究發(fā)現(xiàn):(1)大股東股權質押會抬高上市公司債務融資成本。(2)大股東掏空構成其背后的傳導機制。(3)相比于傳統(tǒng)行業(yè),高新技術行業(yè)大股東股權質押對債務融資成本的增加更加明顯,并且存在更加顯著的大股東掏空中介效應。實踐意義在于:(1)對質押比例過高的大股東表決權加以限制,同時進行合理監(jiān)控,防止大股東
表6 全行業(yè)PSM回歸結果(檢驗假說H1和假說H2)
表7 高新技術行業(yè)PSM回歸結果(檢驗假說H3)
表8 傳統(tǒng)行業(yè)PSM回歸結果(檢驗假說H3)
借控股地位掏空上市公司,一方面保護中小投資者和債權投資者的利益;另一方面切斷股權質押影響上市公司債務成本的渠道。(2)國家層面應加大對高新技術行業(yè)的政策引導和資金扶持,逐漸降低股權質押熱度;在放寬高新技術行業(yè)融資門檻的同時,也應當注重風險監(jiān)管,特別是加強對高新技術行業(yè)大股東股權質押融資用途的監(jiān)管以及對掏空行為的處罰力度。