何東良

內(nèi)容提要：基于2014-2019年中國A股市場上市公司的樣本，探究股權(quán)質(zhì)押違約事件是否通過價格聯(lián)動導(dǎo)致風(fēng)險傳導(dǎo)。研究發(fā)現(xiàn)，存在控股股東股權(quán)質(zhì)押的公司在股票價格上呈現(xiàn)顯著的聯(lián)動效應(yīng)，且股權(quán)質(zhì)押比例越高股價聯(lián)動水平越高。基于雙重差分模型(DID)和傾向評分匹配方法(PSM)的結(jié)果顯示，股權(quán)質(zhì)押違約事件發(fā)生后，未違約的股權(quán)質(zhì)押公司之間的股價聯(lián)動效應(yīng)將顯著上升，受到了違約事件的風(fēng)險傳導(dǎo)。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)質(zhì)押公司的盈余相關(guān)性在違約事件發(fā)生后并未顯著變化，基本面信息相關(guān)性因素不是違約事件提升股價聯(lián)動效應(yīng)的原因。投資者有限關(guān)注和控股股東持股網(wǎng)絡(luò)會加劇違約事件后的股價聯(lián)動，反映出股權(quán)質(zhì)押違約事件導(dǎo)致的市場風(fēng)險傳導(dǎo)是非理性的。

一、 引 言

中共十九大報告中明確提出“守住不發(fā)生系統(tǒng)性金融風(fēng)險的底線”，對資本市場的風(fēng)險控制提出了明確要求。2015年來，中國資本市場頻頻發(fā)生控股股東股權(quán)質(zhì)押違約而導(dǎo)致的強制平倉事件，一方面擴大了銀行等金融機構(gòu)的不良債權(quán)，另一方面也加劇了資本市場的價格波動，提高了金融系統(tǒng)整體風(fēng)險水平。股權(quán)質(zhì)押，是指股東以其持有的上市公司股權(quán)作為標(biāo)的向銀行、證券公司等金融機構(gòu)出質(zhì)，以獲得資金的融資行為(謝德仁等，2016)。現(xiàn)有研究認(rèn)為，控股股東出于“掏空”上市公司的動機將上市公司股權(quán)進(jìn)行質(zhì)押(郝項超和梁琪，2009)，會惡化上市公司的經(jīng)營業(yè)績(夏一丹等，2019)，對公司自身的股價崩盤風(fēng)險造成影響(夏常源和賈凡勝，2019；謝德仁等，2016)。然而，目前的研究側(cè)重于股權(quán)質(zhì)押對質(zhì)押標(biāo)的公司的影響，較少關(guān)注于股權(quán)質(zhì)押對資本市場其他上市公司的溢出效應(yīng)，關(guān)于股權(quán)質(zhì)押違約事件造成的經(jīng)濟后果也缺乏足夠證據(jù)。

股權(quán)質(zhì)押違約，是指股票價格低于質(zhì)押協(xié)議規(guī)定的平倉線后，股東未及時補充資金或質(zhì)押物導(dǎo)致所質(zhì)押股票被強制平倉的局面(陸蓉和蘭袁，2021；羅進(jìn)輝等，2020)。股權(quán)質(zhì)押違約事件發(fā)生后，違約公司的股票面臨著被市場投資者拋售的危機，加劇股價的下行。而其他同樣具有股權(quán)質(zhì)押特征但未發(fā)生違約的公司，其股票價格是否會受到違約事件的影響而產(chǎn)生聯(lián)動效應(yīng)，這一問題尚無明確答案。所謂股價聯(lián)動效應(yīng)，是指不同股票之間價格的“同漲同跌”現(xiàn)象(許年行等，2011)。許多研究認(rèn)為股票價格的聯(lián)動是導(dǎo)致風(fēng)險傳導(dǎo)的原因，股票價格的過度聯(lián)動將放大系統(tǒng)性風(fēng)險(張兵等，2010)，因此基于價格聯(lián)動的視角研究股權(quán)質(zhì)押違約事件的風(fēng)險傳導(dǎo)具有重要意義。

本文從價格聯(lián)動的微觀視角出發(fā)，以2014年至2019年間中國A股上市公司為研究對象，基于雙重差分模型(DID)與傾向評分匹配方法(PSM)，研究股權(quán)質(zhì)押違約事件是否會將風(fēng)險傳導(dǎo)至其他公司。本文的主要結(jié)論如下：第一，存在控股股東股權(quán)質(zhì)押的公司之間呈現(xiàn)出顯著的股票價格聯(lián)動特征，控股股東股權(quán)質(zhì)押的比例與股價聯(lián)動效應(yīng)正相關(guān)。第二，股權(quán)質(zhì)押違約事件發(fā)生后，未違約的股權(quán)質(zhì)押公司股價聯(lián)動效應(yīng)將顯著提升，意味著違約事件將風(fēng)險通過股價聯(lián)動機制傳導(dǎo)至其他公司。第三，未違約股權(quán)質(zhì)押公司的盈余相關(guān)性在違約事件后沒有顯著變化，但股價信息含量在違約事件后顯著下降，違約事件中處于控股股東持股網(wǎng)絡(luò)上的公司股價聯(lián)動效應(yīng)提升更加顯著，表明投資者的有限關(guān)注和控股股東的持股網(wǎng)絡(luò)是違約事件風(fēng)險傳導(dǎo)的可能渠道。本文的主要結(jié)論在控制市場風(fēng)險影響、更換雙重差分模型的窗口期、控制其他影響股價聯(lián)動的因素后均保持穩(wěn)健。

本文可能的研究貢獻(xiàn)如下：第一，本文研究了股權(quán)質(zhì)押違約事件對資本市場的影響，豐富了對股權(quán)質(zhì)押經(jīng)濟后果的研究。本文發(fā)現(xiàn)股權(quán)質(zhì)押違約事件會產(chǎn)生風(fēng)險溢出效應(yīng)，將股權(quán)質(zhì)押經(jīng)濟影響的研究對象從質(zhì)押標(biāo)的公司擴展到資本市場其他主體。第二，本文從價格聯(lián)動性的微觀視角出發(fā)，分析了股權(quán)質(zhì)押違約事件后系統(tǒng)性風(fēng)險傳導(dǎo)的路徑。本文檢驗了股權(quán)質(zhì)押違約事件引發(fā)價格聯(lián)動性變化的具體渠道，豐富了股權(quán)質(zhì)押經(jīng)濟后果具體作用機理的研究。第三，本文針對股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險傳導(dǎo)的分析對加強上市公司股權(quán)質(zhì)押監(jiān)管具有一定的政策啟示。本文結(jié)果表明，股權(quán)質(zhì)押違約事件造成的風(fēng)險傳導(dǎo)是非理性的，對股權(quán)質(zhì)押監(jiān)管政策的制定具有重要的指導(dǎo)意義。

二、 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

1. 股權(quán)質(zhì)押的經(jīng)濟后果

梳理現(xiàn)有文獻(xiàn)中關(guān)于控股股東股權(quán)質(zhì)押經(jīng)濟后果的研究，本文將其概括為以下三個方面。

第一，股權(quán)質(zhì)押對質(zhì)押標(biāo)的公司經(jīng)營狀況的影響?？毓晒蓶|通過質(zhì)押股權(quán)的行為獲得了融資，但對上市公司的控制權(quán)未隨股權(quán)質(zhì)押而轉(zhuǎn)移(郝項超和梁琪，2009)，控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離強化了控股股東對中小股東的利益侵占動機，損害了公司的價值(郝項超和梁琪，2009)?，F(xiàn)有研究在多個維度驗證了股權(quán)質(zhì)押對公司經(jīng)營狀況的負(fù)面影響。例如，夏一丹等(2019)發(fā)現(xiàn)控股股東股權(quán)質(zhì)押會損害公司的業(yè)績，姜軍等(2020)發(fā)現(xiàn)控股股東的股權(quán)質(zhì)押行為會抑制企業(yè)創(chuàng)新的效率等。

第二，股權(quán)質(zhì)押對于質(zhì)押標(biāo)的公司股票風(fēng)險的影響。由于股權(quán)質(zhì)押會惡化公司業(yè)績，其對股票風(fēng)險的影響不容忽視。一方面，控股股東質(zhì)押股權(quán)后，面臨著股價下跌導(dǎo)致平倉而喪失控制權(quán)的風(fēng)險，因而會通過披露好消息、隱藏壞消息的方式干預(yù)信息披露(錢愛民和張晨宇，2018)、向上操縱盈余進(jìn)行市值管理(謝德仁和廖珂，2018)、通過稅收規(guī)避操縱業(yè)績(王雄元等，2018)、加大資本運作力度(胡聰慧等，2020；陸蓉和蘭袁，2021；徐龍炳和汪斌，2021)等手段，盡量降低股價崩盤風(fēng)險(謝德仁和廖珂，2018)，避免控制權(quán)因股價下跌而喪失。但另一方面，控股股東質(zhì)押股權(quán)的過程中存在信息不透明，由此引發(fā)投資者情緒變化，導(dǎo)致股價崩盤風(fēng)險上升(夏常源和賈凡勝，2019)。羅進(jìn)輝等(2020)發(fā)現(xiàn)控股股東質(zhì)押股權(quán)后，為了避免自身利益受損，會在“股災(zāi)”中操縱停牌，而股票復(fù)牌后會承受更大的下跌損失。熊禮慧等(2021)則認(rèn)為股權(quán)質(zhì)押會加劇上市公司股價的波動風(fēng)險和極端下跌風(fēng)險。

第三，股權(quán)質(zhì)押對于股票市場系統(tǒng)性風(fēng)險的影響。熊海芳等(2020)研究了2018年出臺的“質(zhì)押新規(guī)”事件，發(fā)現(xiàn)“質(zhì)押新規(guī)”的出臺會對質(zhì)押比例較低的企業(yè)產(chǎn)生負(fù)面的溢出效應(yīng)。但現(xiàn)有文獻(xiàn)中，關(guān)于股權(quán)質(zhì)押對其他市場主體影響的相關(guān)研究仍存在一定空白。

2. 股價聯(lián)動性的成因與后果

股價聯(lián)動性是指不同股票的價格變動在橫截面上呈現(xiàn)同一時間上的相關(guān)性，即股票“同漲同跌”現(xiàn)象(許年行等，2011)。Barberis等(2005)將不同股票之間存在價格聯(lián)動性的原因歸納為三個方面。第一，公司盈余等基本面信息的相關(guān)性導(dǎo)致股票價格聯(lián)動。根據(jù)金融學(xué)理論，股票價格是預(yù)期未來現(xiàn)金流的貼現(xiàn)，預(yù)期未來現(xiàn)金流則是公司基本面狀況的反映，因此盈余相關(guān)性會導(dǎo)致價格聯(lián)動(Barberis等，2005)。不同公司的主營業(yè)務(wù)相似性是導(dǎo)致基本面信息相關(guān)性的原因之一，具有相似主營業(yè)務(wù)的公司之間會呈現(xiàn)出股價聯(lián)動效應(yīng)(吳璇等，2019)。第二，投資者有限關(guān)注和特殊偏好等非理性的行為特征會導(dǎo)致不同公司股票在基本面因素之外呈現(xiàn)出價格聯(lián)動。投資者的行為偏誤會造成特殊的信息處理模式，由此導(dǎo)致基本面信息不存在相關(guān)性的公司呈現(xiàn)出價格聯(lián)動。Barberis等(2005)發(fā)現(xiàn)當(dāng)股票被加入指數(shù)成分股之后，投資者會增大對該股票的關(guān)注，從而導(dǎo)致該股票與指數(shù)組合價格聯(lián)動性上升。投資者的行為偏誤會導(dǎo)致其對股票所處的價格水平(Green和Hwang，2009)、所屬的投資風(fēng)格(Barberis和Shleifer，2003)、股票名稱(李廣子等，2011)等其他與基本面信息無關(guān)的特征產(chǎn)生分類學(xué)習(xí)效應(yīng)，致使具有相同分類特征的股票之間呈現(xiàn)出價格聯(lián)動。第三，信息在不同資產(chǎn)間擴散速度的差異會導(dǎo)致部分股票的價格聯(lián)動。例如，投資者的社交網(wǎng)絡(luò)會影響信息在資產(chǎn)間的傳遞速度，從而使得處于同一社交網(wǎng)絡(luò)上的資產(chǎn)產(chǎn)生價格聯(lián)動(Grullon等，2014)。分析師報告覆蓋范圍(Muslu等，2014)、市場分割程度(Froot和Dabora，1999)等因素也都會通過影響信息的擴散速度而影響資產(chǎn)價格聯(lián)動。

除了股價聯(lián)動性的成因外，一些文獻(xiàn)探索了股價聯(lián)動與股票市場系統(tǒng)性風(fēng)險傳導(dǎo)的關(guān)系。張兵等(2010)認(rèn)為中美兩國股票市場的價格聯(lián)動會導(dǎo)致風(fēng)險的跨國傳導(dǎo)，股票價格的“同漲同跌”會提高市場的系統(tǒng)性風(fēng)險，損害股票市場穩(wěn)定。

綜上，關(guān)于股權(quán)質(zhì)押經(jīng)濟后果的研究目前集中于股權(quán)質(zhì)押對質(zhì)押標(biāo)的公司的影響，較少關(guān)注于股權(quán)質(zhì)押的風(fēng)險傳導(dǎo)特別是股權(quán)質(zhì)押違約事件的系統(tǒng)性風(fēng)險傳導(dǎo)這一方向?，F(xiàn)有文獻(xiàn)亦表明股價聯(lián)動性可能是系統(tǒng)性金融風(fēng)險傳導(dǎo)的微觀機制。因此，本文從價格聯(lián)動性的微觀視角，探索股權(quán)質(zhì)押違約事件如何通過影響股價聯(lián)動而傳導(dǎo)系統(tǒng)性風(fēng)險。

3. 理論分析與研究假設(shè)

股權(quán)質(zhì)押違約，是指股票價格下跌至股權(quán)質(zhì)押協(xié)議約定的平倉線后，質(zhì)押股權(quán)的股東未繼續(xù)補充質(zhì)押物或保證金導(dǎo)致所質(zhì)押股權(quán)被金融機構(gòu)強制平倉賣出的事件。基于股價聯(lián)動性的形成原因，本文從以下三個角度分析了股權(quán)質(zhì)押違約事件影響價格聯(lián)動的理論機制。

第一，基本面信息相關(guān)性的視角?，F(xiàn)有文獻(xiàn)表明股權(quán)質(zhì)押公司的業(yè)績較差，意味著股權(quán)質(zhì)押公司之間的基本面存在相關(guān)性。股權(quán)質(zhì)押違約事件很可能由股權(quán)質(zhì)押公司基本面狀況發(fā)生聯(lián)動的惡化所致，基本面的相關(guān)性可能是導(dǎo)致違約事件后股價聯(lián)動性上升的原因。

第二，投資者有限關(guān)注的視角。由于投資者存在有限關(guān)注，當(dāng)股權(quán)質(zhì)押違約事件爆發(fā)后，投資者的注意力會集中在同樣具有股權(quán)質(zhì)押特征的公司，而分散對于其他公司的關(guān)注。即使股權(quán)質(zhì)押公司的基本面信息不存在相關(guān)性，投資者也可能因有限關(guān)注而產(chǎn)生羊群交易行為，加劇股價聯(lián)動。

第三，投資者關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的視角。當(dāng)股權(quán)質(zhì)押違約事件發(fā)生后，與股權(quán)質(zhì)押相關(guān)的信息可能沿著控股股東的持股關(guān)系網(wǎng)絡(luò)而更快擴散，從而對持股關(guān)系網(wǎng)絡(luò)上的公司產(chǎn)生更強的溢出效應(yīng)，強化同一關(guān)系網(wǎng)絡(luò)上其他公司的股價聯(lián)動。

上述的理論分析表明，股權(quán)質(zhì)押違約事件很可能通過各種渠道提高未違約的股權(quán)質(zhì)押公司之間的股價聯(lián)動，因此本文提出研究假設(shè)1和研究假設(shè)2：

假設(shè)1：控股股東股權(quán)質(zhì)押的公司，其股票存在顯著的價格聯(lián)動效應(yīng)。

假設(shè)2：當(dāng)股權(quán)質(zhì)押違約事件發(fā)生后，未違約的存在控股股東股權(quán)質(zhì)押行為的公司，其股票價格之間的聯(lián)動性將增大。

理論分析也顯示，股權(quán)質(zhì)押提升價格聯(lián)動性可能存在不同的影響渠道，本文提出研究假設(shè)3探索影響價格聯(lián)動性變化的具體機制：

假設(shè)3a：股權(quán)質(zhì)押公司基本面信息相關(guān)性導(dǎo)致股權(quán)質(zhì)押違約事件后的價格聯(lián)動上升。

假設(shè)3b：投資者有限關(guān)注導(dǎo)致股權(quán)質(zhì)押違約事件后的價格聯(lián)動上升。

假設(shè)3c：控股股東持股網(wǎng)絡(luò)導(dǎo)致股權(quán)質(zhì)押違約事件后的價格聯(lián)動上升。

三、 數(shù)據(jù)說明與研究設(shè)計

1. 樣本說明與數(shù)據(jù)來源

本文研究的樣本為中國A股市場的全部上市公司，樣本區(qū)間為2014年至2019年。本文從上市公司發(fā)布的公告中，手工整理了2014年1月至2019年12月期間發(fā)生的84起股權(quán)質(zhì)押違約事件的具體信息。對于同一家公司多次發(fā)生違約的情況，本文選擇其第一次違約的時間作為事件發(fā)生時間。

本文使用的股票收益率和公司財務(wù)數(shù)據(jù)來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫，控股股東質(zhì)押股權(quán)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于Wind金融數(shù)據(jù)庫，上市公司公告信息來自Wind金融數(shù)據(jù)庫與中國證監(jiān)會指定的信息披露網(wǎng)站“巨潮資訊網(wǎng)”。

2. 變量計算

(1) 股價聯(lián)動性指標(biāo)。本文將樣本中的上市公司按照是否存在控股股東股權(quán)質(zhì)押分為質(zhì)押組合(Pledge)和非質(zhì)押組合(Non-pledge)。參考Barberis等(2005)對股價聯(lián)動性的測度方法，本文通過回歸模型(1)計算股權(quán)質(zhì)押股票i與質(zhì)押組合(Pledge)之間的價格聯(lián)動效應(yīng)。

(1)

其中，Ri,t表示公司i在時間t的收益率；Rpled,-i,t表示質(zhì)押組合(Pledge)在時間t的收益率，角標(biāo)-i表示若公司i存在控股股東股權(quán)質(zhì)押，則將其從質(zhì)押組合(Pledge)中剔除，從而在計算時剔除了公司自身對股價聯(lián)動測度的影響。該回歸每月滾動進(jìn)行一次，回歸窗口期長度最短為3個月，最長為1年。模型(1)滾動回歸得到的回歸系數(shù)βpledge為價格聯(lián)動性指標(biāo)，該指標(biāo)越大表明公司i與質(zhì)押公司組合(Pledge)的價格聯(lián)動效應(yīng)越強。

(2) 股權(quán)質(zhì)押指標(biāo)。本文選擇了上市公司是否存在控股股東股權(quán)質(zhì)押(PledgeDummy)與控股股東股權(quán)質(zhì)押股份占控股股東持有股份的比例(PledgeRatio)作為股權(quán)質(zhì)押的衡量指標(biāo)。

(3) 控制變量。為了控制其他因素的影響，本文選擇的控制變量包括公司上一季度流通市值的對數(shù)(Size)、財務(wù)杠桿(Lev)、經(jīng)營業(yè)績(ROA)、是否為國有企業(yè)(SOE)、控股股東持股比例(Holdings)等，變量的計算方式見表 1。

本文根據(jù)以下的要求對樣本進(jìn)行了預(yù)處理：去除了金融類企業(yè)的股票，去除了控制變量存在缺失的股票，去除了停牌日期占當(dāng)年全部交易日10%以上的股票。

表1 主要變量說明

3. 研究設(shè)計

本文使用面板回歸模型(2)和(3)對假設(shè)1進(jìn)行檢驗，回歸的自變量分別為是否存在控股股東股權(quán)質(zhì)押PledgeDummy和控股股東股權(quán)質(zhì)押的比例PledgeRatio，因變量為公司i與質(zhì)押組合(Pledge)的價格聯(lián)動性βpledge。若回歸系數(shù)b1顯著大于零，則表明股權(quán)質(zhì)押公司的股票之間存在顯著的股價聯(lián)動效應(yīng)。本文在模型中加入了滯后期的公司控制變量Xi,t-1，同時控制了年度固定效應(yīng)Year和行業(yè)固定效應(yīng)Industry，并對回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差在公司維度進(jìn)行了聚類穩(wěn)健調(diào)整(cluster)。

(2)

(3)

本文使用股權(quán)質(zhì)押違約事件作為沖擊研究股權(quán)質(zhì)押的風(fēng)險傳導(dǎo)，該設(shè)定具有可行性。第一，股權(quán)質(zhì)押違約事件并非完全由市場風(fēng)險決定。股權(quán)質(zhì)押違約事件的起因是股票價格下跌超過股權(quán)質(zhì)押協(xié)議規(guī)定的平倉線，但股價低于平倉線不直接觸發(fā)違約，只有當(dāng)控股股東無法進(jìn)一步補充質(zhì)押物或保證金后，金融機構(gòu)才可能通過強制平倉的方式賣出控股股東質(zhì)押的股票，進(jìn)而導(dǎo)致違約事件發(fā)生?？毓晒蓶|在股價跌破平倉線時，會優(yōu)先選擇補充保證金或質(zhì)押股權(quán)以避免強制平倉導(dǎo)致控制權(quán)喪失。因此，股票價格下跌并不必然導(dǎo)致股權(quán)質(zhì)押違約，違約事件主要由控股股東的行為和公司自身的特征決定。第二，本文的研究對象不是發(fā)生股權(quán)質(zhì)押違約事件的公司，而是存在股權(quán)質(zhì)押的其他未違約公司。控制系統(tǒng)性風(fēng)險因素后，股權(quán)質(zhì)押違約事件對于其他未違約公司而言是相對外生的。第三，股權(quán)質(zhì)押違約事件后，不會直接觸發(fā)其他公司的違約，違約事件不具有擴散外溢特點。本文的樣本顯示，股權(quán)質(zhì)押并未呈現(xiàn)出集中違約的情形，違約事件的時間分布較為均勻，表明股權(quán)質(zhì)押違約事件不具有集聚特征。

基于上述的理由，本文通過雙重差分模型(DID)檢驗假設(shè)2，探究股權(quán)質(zhì)押違約事件發(fā)生之后，未違約的股權(quán)質(zhì)押公司之間的價格聯(lián)動性是否相對于無股權(quán)質(zhì)押公司發(fā)生了顯著變化。本文將股權(quán)質(zhì)押組合(Pledge)中未發(fā)生違約的股票作為實驗組，為了控制公司特征因素對結(jié)果的影響，使用傾向評分匹配方法(PSM)在非股權(quán)質(zhì)押組合(Non-pledge)中選擇同行業(yè)中公司規(guī)模、杠桿比率、經(jīng)營績效等維度匹配得分最高的兩家公司作為控制組，通過回歸模型(4)檢驗違約事件發(fā)生后，實驗組與控制組之間價格聯(lián)動性的變化是否存在差異。模型(4)中，Treati表示公司i是否為實驗組(是為1，否為0)，Postt表示時間t與違約事件發(fā)生時間的先后關(guān)系，若在違約事件發(fā)生后1個月內(nèi)則Postt為1，在違約事件發(fā)生前1個月內(nèi)則Postt為0。

本文關(guān)注的核心變量為Treati與Postt的交乘項，其系數(shù)b3表示相對于控制組，違約事件對實驗組的股價聯(lián)動性產(chǎn)生的影響。若b3顯著大于零，則說明股權(quán)質(zhì)押違約事件發(fā)生后，實驗組與質(zhì)押股票組合(Pledge)的價格聯(lián)動性相對于控制組而言顯著提升，表明違約事件增強了質(zhì)押股票之間的價格聯(lián)動效應(yīng)。

(4)

四、 實證結(jié)果與分析

1. 描述性統(tǒng)計

表 2展示了樣本的描述性統(tǒng)計。從表 2可以看出，中國超過30%的上市公司存在控股股東質(zhì)押股權(quán)的行為，質(zhì)押股票份額占控股股東所持股份的比例平均在20%左右，規(guī)模不容小覷。股價聯(lián)動性指標(biāo)βpledge均值為正，表明個股與質(zhì)押組合(Pledge)存在正向價格聯(lián)動。

表2 樣本描述性統(tǒng)計

2. 主要回歸結(jié)果

(1) 控股股東股權(quán)質(zhì)押與股價聯(lián)動。本文首先對于控股股東股權(quán)質(zhì)押與股價聯(lián)動性的關(guān)系(假設(shè)1)進(jìn)行了檢驗，結(jié)果如表 3所示。表 3中，變量PledgeDummy和PledgeRatio的系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著，說明控股股東是否質(zhì)押股權(quán)、控股股東質(zhì)押股權(quán)的比例都與股價聯(lián)動性顯著正相關(guān)。存在股權(quán)質(zhì)押公司的股票與質(zhì)押組合(Pledge)的價格聯(lián)動性比非股權(quán)質(zhì)押公司的股票高0.106；當(dāng)控股股東質(zhì)押的比例變動1個標(biāo)準(zhǔn)差，股票與質(zhì)押組合(Pledge)的價格聯(lián)動性將上升0.058，經(jīng)濟意義也較為顯著，支持了假設(shè)1成立。

(2) 股權(quán)質(zhì)押違約事件對股價聯(lián)動的影響。本文通過檢驗?zāi)Ｐ?4)探究股權(quán)質(zhì)押違約事件對股價聯(lián)動性的影響，結(jié)果如表 4所示。表 4中交乘項Treat×Post的系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著，表明市場上發(fā)生股權(quán)質(zhì)押違約事件后，未違約的股權(quán)質(zhì)押公司的股價聯(lián)動效應(yīng)相對于非股權(quán)質(zhì)押公司將顯著上升。具體而言，控制其他因素后，股權(quán)質(zhì)押違約事件將導(dǎo)致股權(quán)質(zhì)押公司的股價聯(lián)動性相對于非股權(quán)質(zhì)押公司上升0.043，經(jīng)濟意義較為顯著，表明違約事件發(fā)生后，未違約的股權(quán)質(zhì)押公司受到了價格聯(lián)動的溢出沖擊，支持了假設(shè)2成立。

表3 控股股東股權(quán)質(zhì)押對股價聯(lián)動性的影響

3. 穩(wěn)健性檢驗

(1) 平行趨勢檢驗。上文雙重差分模型的結(jié)果顯示，股權(quán)質(zhì)押違約事件后，控制組與實驗組之間股價聯(lián)動性水平的差異將上升?？紤]到股權(quán)質(zhì)押違約事件并非隨機發(fā)生，其他不可觀測的因素也可能導(dǎo)致事件發(fā)生后兩組樣本之間產(chǎn)生差異。為了緩解其他因素對結(jié)果的影響，本文進(jìn)行了平行趨勢檢驗，在模型(4)的基礎(chǔ)上，加入了股權(quán)質(zhì)押違約事件前后各3個月的月度虛擬變量Pre1、Pre2、Pre3、Post1、Post2、Post3，并加入月度虛擬變量與處理變量Treat的交乘項。若股權(quán)質(zhì)押違約發(fā)生前，實驗組與控制組之間在股價聯(lián)動性上的差異發(fā)生了顯著的趨勢變化，則表明本文的結(jié)果可能由質(zhì)押違約事件之外的因素所致。

表4 股權(quán)質(zhì)押違約事件對股價聯(lián)動性的影響

表 5的回歸結(jié)果顯示，月度虛擬變量Pre1、Pre2、Pre3與處理變量Treat的交乘項均不顯著，表明在股權(quán)質(zhì)押違約事件發(fā)生前，股價聯(lián)動水平在控制組與實驗組中呈現(xiàn)平行變化的趨勢，符合雙重差分的平行趨勢假定，一定程度上緩解了其他不可觀測因素對結(jié)果的影響。

(2) 控制市場風(fēng)險因素的影響。本文通過一元回歸的方法計算了價格聯(lián)動性指標(biāo)βpledge，該指標(biāo)的計算過程中未控制市場收益率，可能存在測量偏差——βpledge越高可能表明公司與市場組合的價格聯(lián)動性越高，而與是否存在股權(quán)質(zhì)押無關(guān)。為了減輕市場因素對結(jié)果的影響，本文重新計算了價格聯(lián)動性指標(biāo)，在計算時加入了非質(zhì)押組合(Non-pledge)的收益率以控制市場風(fēng)險的影響，方法如模型(5)所示。模型(5)中，Rnon-pled,-i,t表示非質(zhì)押組合(Non-pledge)在時間t的收益率，角標(biāo)-i表示若公司i不存在股權(quán)質(zhì)押，則將其從非質(zhì)押組合(Non-pledge)中剔除。

表5 平行趨勢檢驗

(5)

本文將模型(5)的回歸系數(shù)βpledge*作為優(yōu)化的價格聯(lián)動性指標(biāo)，對假設(shè)2重新進(jìn)行了檢驗，結(jié)果如表 6的(1)和(2)列所示。表 6的(1)和(2)列中交乘項Treat×Post的系數(shù)依然顯著，說明控制了市場風(fēng)險的影響后，質(zhì)押違約事件導(dǎo)致的股價聯(lián)動溢出效應(yīng)依然存在。

(3) 更改雙重差分模型窗口期。上文雙重差分模型(DID)窗口期為質(zhì)押違約事件發(fā)生前后1個月。本文將違約事件發(fā)生前后2個月和3個月作為窗口期，重新對模型(4)進(jìn)行檢驗，相關(guān)結(jié)果如表 6的(3)和(4)列所示。結(jié)果表明，更改DID模型的窗口期后，交乘項Treat×Post的系數(shù)依然保持顯著，因此窗口期的選擇不影響本文的主要結(jié)論。

(4) 控制其他股價聯(lián)動性因素。Barberis等(2005)發(fā)現(xiàn)股票加入指數(shù)成分股后價格聯(lián)動性將上升，Green和Hwang(2009)發(fā)現(xiàn)不同價格水平之間的股票也存在過度聯(lián)動特征。為了控制這些因素對價格聯(lián)動的影響，本文在控制變量中加入了是否為滬深300指數(shù)成分股變量Index(若公司為滬深300指數(shù)成分股則為1，否則為0)與是否為高價股變量HighPrice(若公司股票收盤價在全市場前30%則為1，否則為0)作為控制變量，對于模型(4)重新進(jìn)行了檢驗。表6的(5)和(6)兩列結(jié)果表明，控制了指數(shù)效應(yīng)和價格效應(yīng)后，股價聯(lián)動性受到違約事件沖擊的效應(yīng)依然顯著。

4. 機制檢驗

本文的實證研究結(jié)果已經(jīng)驗證了股權(quán)質(zhì)押違約事件發(fā)生后，未違約的股權(quán)質(zhì)押公司股價聯(lián)動性上升。本文進(jìn)一步研究違約事件導(dǎo)致股價聯(lián)動性上升的影響機制。

(1) 基本面信息相關(guān)性。股權(quán)質(zhì)押公司在質(zhì)押違約事件后呈現(xiàn)的價格聯(lián)動上升，是否由這些公司的基本面信息相關(guān)性提升所致？本文從兩個角度對基本面信息相關(guān)性進(jìn)行檢驗。

一方面，本文直接考察了違約事件發(fā)生后，股權(quán)質(zhì)押公司盈余相關(guān)性的變化水平。借鑒Muslu等(2014)對于盈余相關(guān)性的計算方法，本文計算了公司與質(zhì)押組合(Pledge)的盈余相關(guān)性EarningsCorr，檢驗盈余相關(guān)性在違約事件后是否顯著變化。表7第(1)和(2)列的結(jié)果顯示，Treat變量的系數(shù)不顯著，表明股權(quán)質(zhì)押公司之間的盈余并不呈現(xiàn)出顯著的相關(guān)性，而交乘項Treat×Post系數(shù)也不顯著，表明違約事件后，股權(quán)質(zhì)押公司的盈余相關(guān)性沒有顯著提升。這些結(jié)果表明，盈余相關(guān)性無法解釋股權(quán)質(zhì)押違約事件后股價聯(lián)動效應(yīng)的提升。

表6 其他穩(wěn)健性檢驗

表7 機制檢驗：基本面信息相關(guān)性

另一方面，如果股權(quán)質(zhì)押公司的價格聯(lián)動完全由基本面所驅(qū)動，則股權(quán)質(zhì)押公司與非股權(quán)質(zhì)押組合(Non-pledge)的價格聯(lián)動效應(yīng)在違約事件前后不應(yīng)呈現(xiàn)顯著的差異。本文因此考察了模型(5)中股權(quán)質(zhì)押公司與非質(zhì)押組合(Non-pledge)的股價聯(lián)動效應(yīng)βnon-pledge在違約事件后是否發(fā)生變化，結(jié)果如表7的(3)和(4)列所示。由于交乘項Treat×Post的系數(shù)顯著為負(fù)，說明違約事件后股權(quán)質(zhì)押公司與非質(zhì)押組合(Non-pledge)的股價聯(lián)動效應(yīng)顯著下降，不支持基本面特征是違約事件影響股價聯(lián)動性的原因。

綜上，本文的結(jié)果表明股權(quán)質(zhì)押公司基本面信息的相關(guān)性在違約事件后未發(fā)生顯著變化，股權(quán)質(zhì)押的風(fēng)險傳導(dǎo)并非由這些公司具有相關(guān)的基本面信息所致，不支持假設(shè)3a成立。

(2) 投資者有限關(guān)注。Peng和Xiong(2006)指出，當(dāng)投資者存在有限關(guān)注時，公司的股價信息含量將顯著下降。因此，本文考察了違約事件之后，股價信息含量變化，對回歸模型(6)進(jìn)行檢驗，從而驗證投資者有限關(guān)注是否為違約事件傳導(dǎo)風(fēng)險的可能渠道。模型(6)中，因變量Syni,t表示公司的股價同步性，它通過個股收益率對市場組合回報率回歸后的擬合優(yōu)度R2進(jìn)行計算，計算公式如(7)所示。Syni,t越高，表明股票收益率與市場組合收益率的趨勢越接近，股價中的特質(zhì)性信息越少，股價信息含量越低。

Syni,t=γ0+γ1Treati+γ2Postt+γ3Treati×Postt+γ4Controlsi+εi,t

(6)

(7)

表8第(1)和(2)列的結(jié)果顯示交乘項Treat×Post顯著大于零，說明違約事件發(fā)生后股權(quán)質(zhì)押公司的股價信息含量顯著下降，驗證了投資者有限關(guān)注是質(zhì)押違約事件造成股價聯(lián)動性溢出的機制，支持了假設(shè)3b成立。

表8 機制檢驗：投資者有限關(guān)注與股東持股網(wǎng)絡(luò)

(3) 控股股東持股網(wǎng)絡(luò)。本文檢驗了控股股東的持股網(wǎng)絡(luò)是否導(dǎo)致了違約事件后股價聯(lián)動效應(yīng)提升。本文根據(jù)上市公司前十大股東信息，識別質(zhì)押違約事件中控股股東的持股關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，將網(wǎng)絡(luò)上的其他公司定義為關(guān)聯(lián)公司，用變量Connect表示(若為關(guān)聯(lián)公司則為1，否則為0)。如果控股股東的持股網(wǎng)絡(luò)是造成股價聯(lián)動性上升的原因，則應(yīng)當(dāng)觀察到關(guān)聯(lián)公司的股價聯(lián)動性更加顯著地上升。本文在模型(4)中加入了Connect與Treat、Post的三階交乘項Treat×Post×Connect，若三階交乘項Treat×Post×Connect的系數(shù)顯著大于零，則表明違約事件的關(guān)聯(lián)公司在違約事件后呈現(xiàn)出更顯著的股價聯(lián)動變化。表8的第(3)和(4)列結(jié)果驗證了上述邏輯，表明控股股東的持股網(wǎng)絡(luò)確實加劇了違約事件后股價聯(lián)動性上升，支持了假設(shè)3c成立。

五、 結(jié)論和啟示

本文基于2014年至2019年之間中國A股市場上市公司的樣本，探究了股權(quán)質(zhì)押違約事件發(fā)生后，未違約的股權(quán)質(zhì)押公司是否受到違約事件的風(fēng)險傳導(dǎo)。本文的研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)質(zhì)押違約事件發(fā)生后，未違約的股權(quán)質(zhì)押公司的股價聯(lián)動效應(yīng)將顯著上升，表明股權(quán)質(zhì)押違約事件對未違約的股權(quán)質(zhì)押公司產(chǎn)生風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)。本文進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)質(zhì)押公司的盈余相關(guān)性在違約事件發(fā)生后沒有顯著變化，基本面信息的相關(guān)性不是違約事件提升價格聯(lián)動的原因。投資者的有限關(guān)注和控股股東的持股網(wǎng)絡(luò)會加劇違約事件后的價格聯(lián)動，反映出股權(quán)質(zhì)押違約事件將造成風(fēng)險的非理性傳導(dǎo)。

本文的研究對于中國上市公司股權(quán)質(zhì)押的監(jiān)管具有重要的政策建議。第一，監(jiān)管機構(gòu)應(yīng)當(dāng)加強股權(quán)質(zhì)押的強制信息披露要求，減輕股權(quán)質(zhì)押存在的信息不透明問題。本文的結(jié)果顯示，股權(quán)質(zhì)押導(dǎo)致的風(fēng)險傳導(dǎo)由投資者的有限關(guān)注等非理性行為所導(dǎo)致，違約事件發(fā)生后股價信息含量將下降。充分有效的信息披露將在一定程度上提升資本市場股價的信息含量，減輕投資者有限關(guān)注導(dǎo)致的非理性行為。第二，監(jiān)管機構(gòu)應(yīng)當(dāng)重點關(guān)注持股網(wǎng)絡(luò)復(fù)雜股東的股權(quán)質(zhì)押行為。本文研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)質(zhì)押的風(fēng)險可能沿著持股網(wǎng)絡(luò)而進(jìn)行傳導(dǎo)，持股網(wǎng)絡(luò)復(fù)雜的股東可能成為系統(tǒng)性風(fēng)險的源頭，其行為應(yīng)得到重點監(jiān)控。第三，銀行、證券公司等金融機構(gòu)作為股權(quán)質(zhì)押的受押方，應(yīng)當(dāng)對于不同上市公司的股權(quán)質(zhì)押采取差異化的強制平倉安排，避免單一標(biāo)準(zhǔn)導(dǎo)致違約事件密集發(fā)生對市場產(chǎn)生連鎖沖擊。本文研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)質(zhì)押的風(fēng)險傳導(dǎo)與公司基本面狀況的關(guān)系較弱，當(dāng)市場發(fā)生系統(tǒng)性的價格大跌時，單一標(biāo)準(zhǔn)的平倉安排可能會加劇投資者非理性的羊群賣出行為，擴大風(fēng)險的非理性傳導(dǎo)。