【《基于A股上市公司数据的控股股东股权质押对企业绩效的直接与中介效应分析案例》16000字】

第三章研究设计基于A股上市公司数据的控股股东股权质押对企业绩效的直接与中介效应分析案例目录TOC\o"1-3"\h\u24447基于A股上市公司数据的控股股东股权质押对企业绩效的直接与中介效应分析案例 126617第一节样本选择与变量选取 123145一、样本选择 128402二、变量选取 232637第二节模型简介与模型设计 528250一、模型简介 524441二、模型设计 613674第四章实证分析 820573第一节描述性统计 87973第二节控股股东股权质押对企业绩效的直接与中介效应 1012822一、直接效应 108405二、中介效应 1411671第三节稳健性检验与内生性检验 1619777一、稳健性检验 1627041二、内生性检验 1831454第四节异质性分析 2319133第五节进一步研究 2527725一、机构投资者持股比例 2516452二、股权制衡度 28第一节样本选择与变量选取一、样本选择本文样本为沪深两地2013年至2019年间中国A股上市公司。从2013年开始，主要出于以下原因：在2013年监管部门发布《股票质押式回购交易及登记结算业务办法》为规范股票质押式回购交易，2013为规范股票质押式回购交易，2013年上海证券交易所与中国证券登记结算有限责任公司共同制定了《股票质押式回购交易及登记结算业务办法（试行）》（1）剔除证监会2012年行业分类标准为规范上市公司行业分类工作，根据《中华人民共和国统计法》、《证券期货市场统计管理办法》、《国民经济行业分类》等法律法规和相关规定，证监会于2012年制定《上市公司行业分类指引》为规范上市公司行业分类工作，根据《中华人民共和国统计法》、《证券期货市场统计管理办法》、《国民经济行业分类》等法律法规和相关规定，证监会于2012年制定《上市公司行业分类指引》金融业公司指行业代码为开头的公司，具体主要有银行、证券、保险等（2）剔除样本期内任一年度被ST、*ST为其他特别处理，*为退市风险警示为其他特别处理，*为退市风险警示（3）剔除了存在变量值缺失的公司样本，主要是考虑将这些上市公司纳入研究数据中会干扰实验结果。同时本文对所有的连续变量进行了上下各1%的Winsorize处理。本文中控股股东股权质押比例来源于WIND数据库，除此之外所有公司财务数据，公司治理相关数据均来自于CSMAR数据库。后文中行业分类做法参照证监会2012年颁布的分类标准，将公司大体上分为19个门类、90个大类。最终样本中包括1558家上市公司，其中国有公司国有企业包括国资委、中央国家机关、地方国资委、地方政府作为实际控制人的企业。国有企业包括国资委、中央国家机关、地方国资委、地方政府作为实际控制人的企业。二、变量选取（一）被解释变量公司绩效反映了一个公司的经营状况，深受投资者，债权人以及利益相关者的重点关注。参考过往文献，一般学者采用市场指标与会计指标衡量公司绩效。市场类指标主要以托宾Q值托宾值的衡量方法：企业市场价值与重置成本的比例。为主，会计指标主要以每股收益（EPS）、净资产收益率（ROE）、总资产收益率（ROA）为主。然而由于我国资本市场并不成熟，企业市场价值的估计并不够精准，且我国资本市场容易受到政策影响，“羊群效应”托宾值的衡量方法：企业市场价值与重置成本的比例。在资本市场上，“羊群效应”是指在一个投资群体中，单个投资者总是根据其他同类投资者的行动而行动，在他人买入时买入，在他人卖出时卖出。（二）解释变量参考参考以往文献的做法（谢德仁等，2016），本文从控股股东个体层面观测其质押比例Pledge_ratio，其等于控股股东年底被质押股票数量与股东所持有股票总数的比值，可以深入探究控股股东股权质押的程度对企业绩效的影响。与此同时，本文还引入控股股东股权质押的虚拟变量（Pledge_dum），在后续的稳健型检验进一步分析。当该年年末控股股东存在股权质押行为时，取1，否则取0。（三）中介变量本文的中介变量为控股股东掏空（Tunnel），该概念由Johnsonetal.（2000）提出。其将“掏空”定义为公司股东为了自身利益转移公司资产或者利润的行为。在如何度量“掏空”这一关键性指标的问题上，许多学者使用股东对上市公司的资金占用量化股东“掏空”行为（Jiang，2010；郑国坚，2014）。这也恰好与本文的写作背景相符，即控股股东股权质押时往往面临融资约束的问题，占用上市公司的动机很强，其“掏空”行为也主要体现为占用上市公司资金。从会计科目的角度来说，大股东占用上市公司的资金主要有两种形式，经营性现金的占用主要记录在应收账款和预付账款之下，非经营性现金的占用主要记录在其他应收款下（李增泉等，2004）。其中经营性现金的占用可能是企业经营战略上的需要，而不是控股股东“掏空”上市公司的手段。进一步的，李增泉等（2014）使用关联交易中的应收款与应付款的差额与总资产的比值度量控股股东“掏空”上市公司的程度。但有学者认为这种度量方法会低估大股东占用资金的规模（马曙光等2005）。郑国坚等（2014），姜国华（2005），马曙光（2005）均采用了其他应收款与总资产的比值作为“掏空”的度量方式。因此本文参考已有学者的观点，从资金占用的角度衡量控股股东“掏空”上市公司的程度，采用上市公司中其他应收款占总资产比重来衡量。（四）其他控制变量在控制变量的选择方面，由于影响公司绩效的变量众多，参考已有文献（郑国坚2014，王雄元2018，谢德仁2016），本文选取如下控制变量加入回归模型中：（1）公司规模（Insize）：上市公司总资产的对数，通过对数化处理减少指标波动并尽可能消除异方差影响；（2）资产负债率（lev）：上市公司的总负债与总资产的比值；（3）公司成长率（growth）：销售收入的同比增长率，为本年销售收入与上年销售收入差额同上年销售收入的比值；（4）市净率（pb）：每股股价与每股净资产的比值；（5）公司上市年数（Years_listed）：公司目前已上市的总年数；（6）年度虚拟变量（year）：当年取1，其他年份取0；（7）行业虚拟变量（industry）：根据证监会行业分类构建的行业虚拟变量；（8）地区虚拟变量（province）：按照我国省级行政区行政区划是国家为便于行政管理而分级划分的区域。目前中国有行政区划是国家为便于行政管理而分级划分的区域。目前中国有34个省级行政区，包括23个省、5个自治区、4个直辖市、2个特别行政区。（五）调节变量本文后续还引入了多个调节变量以探究在不同情况下控股股东股权质押对公司绩效的影响。具体变量定义如下：（1）产权性质（state）：用以区分公司的所有权性质的虚拟变量，当公司为国有控股公司时取1，否则取0；（2）股权制衡度（Balance）：采用第二到第五大股东持股比例之和除以第一大股东持股比例。（3）机构投资者持股比例（insti_hold）：机构投资者持有上市公司股份数量与上市公司总股份数量的比值。本文中涉及的所有变量如表3-1所示。表3-1变量定义变量名称变量符号变量含义因变量总资产回报率ROA净利润/总资产每股收益EPS净利润/总股数自变量控股股东股权质押Pledge_ratio控股股东质押股票数目占其持有总股数比例控股股东股权质押虚拟变量Pledge_dum控股股东股权质押与否，是取1，否取0中介变量控股股东占款Tunnel其他应收款/年末总资产控制变量公司规模lnsize公司总资产的自然对数资产负债率lev负债总额/资产总额公司成长率growth销售收入相对于上年度的增长率市净率pb每股股价/每股净资产上市年数Years_listed公司已上市年份年度虚拟变量year当年取1，其他年份取0行业虚拟变量industry根据证监会行业分类构建的行业虚拟变量地区虚拟变量province根据我国省级行政区设定的地区虚拟变量调节变量公司产权性质state国有控股公司取1，非国有取0股权制衡度Balance第二到第五大股东持股比例之和除以第一大股东持股比例机构投资者持股比例Insti_hold机构投资者持股数量/上市公司总股数量第二节模型简介与模型设计一、模型简介（一）中介效应本文采用Baron和Kenny（1986）提出的中介效应模型对控股股东股权质押、掏空行为与公司绩效之间的关系进行检验。检验思路如下：设有一变量为M，若自变量X可以通过影响变量M的途径影响因变量Y，则可以称M是X影响Y的中介变量（Mediator）。以本文为例，自变量“控股股东股权质押”通过影响中介变量“控股股东掏空”从而对因变量“公司绩效”造成影响。三者之间的关系可由可由下列（3-1）、（3-2）、（3-3）三个回归方程来描述。Y=cX+e1 M=aX+e2 Y=c'X+bM+e3 其中公式（3-1）中系数被称为自变量X对因变量Y的总效应，公式（3-2）中的系数a代表自变量X对中介变量M的效应，公式（3-3）中的系数b被称为控制自变量后中介变量M对因变量Y的效应，系数c'则代表控制中介变量M后自变量X对因变量Y的直接效应，这就是简单形式的中介效应模型。根据以上方程构建中介效应模型后，即可以得到系数abc=c'+ab 判断该中介效应是完全中介效应还是部分中介效应是根据检验式（3-4）中的系数是否是显著的，若不显著，属于完全中介效应（James和Brett，1984），反之则为部分中介效应。（二）调节效应本节借鉴温忠麟等（2005）有关调节效应的研究，展开进一步的分析。如图3-1，被解释变量为Y，解释变量为X。变量M对Y有影响，与此同时，当M变化时，X对Y的影响也发生改变。此时我们称M为调节变量。图3-1调节效应原理根据调节效应的原理，对于模型Y=β0+β1当β1>0时，X与Y正相关。若β3当β1<0时，X与Y负相关。若β3二、模型设计 （一）假设1、2的模型设计为了分析控股股东股权质押比例对公司绩效的影响，先构建如下的基准模型检验假设1，基准模型如下：ROAi,t=α0+α1Pledge_ratioi,t+γControls变量的下标i、t分别代表企业、年份。公式（3-5）中的总资产收益率ROAi,t是公司绩效的代理变量，Pledge_ratioi,t是控股股东股权质押比例，定义为年末控股股东累计质押的股份数量占其持有股份的比例。借鉴先前研究，在模型中加入公司规模的对数lnsizei,如果假设1成立，控股股东股权质押比例对公司绩效有负面影响，那么股权质押比例系数α1在作用机制的检验中，对结合委托代理理论提出的股东掏空观点进行验证。为检验假设2，即控股股东股权质押比例升高时，控股股东掏空行为增强是导致公司绩效下降的机制之一，采用上述提出的中介效应检验方法对其进行检验，构建模型如下：Tunneli,t=α0+α1Pledgei,t+γROAi,t=α0+其中，掏空行为的解释变量使用指标Tunneli,t，衡量控股股东通过资金占用行为直接对公司进行利益侵占的程度。结合（3-5）（3-6）和（3-7）三个回归，若假设2成立，控股股东掏空行为的确为股权质押比例升高是公司绩效下降的一个作用机制，则（3-6）中股权质押比例对掏空行为的回归系数α1应当显著为正。在模型（3-7）中，若加入掏空行为的变量Tunneli,t后，掏空行为回归系数α1显著为负，同时（二）假设3、4、5的模型设计为了分析产权性质、股权制衡、机构投资者持股对控股股东股权质押与企业绩效间的调节效应，在回归（3-5）的基础上，加入交叉项，为了使含有交叉项的模型中Pledge_ratio和state/instit_hold/balance（以下统称为moderate）的系数具有解释意义，回归时使用中心化处理后的交叉项。构建以下的模型检验：ROAi,t=α0+α1Pledge_ratioi,t+γControlsROAi,t=α0+δ1moderatei,t+γControlsi,tROAi,t=α0若交叉项Pledge_ratioi,t第四章实证分析第四章实证分析在进行实证分析前，本章先对主要变量进行了描述性统计，然后对所选样本控股股东股权质押情况进行分析。在进行实证检验时，本章首先进行了基准模型回归，探究控股股东股权质押和企业绩效之间的关系。其次，加入“掏空”行为作为中介变量进行中介效应检验，研究控股股东的股权质押行为是否会促使控股股东“掏空”，进而恶化企业的绩效，并对回归结果进行稳健性检验和内生性检验。之后引入多个调节变量探究控股股东股权质押对企业绩效的影响在不同情况下的差异。第一节描述性统计在进行实证分析前，本节先对所有变量进行了描述性统计，结果如表4-1所示。表4-1全样本描述性统计表变量中文解释均值标准差最小值中位数最大值ROA总资产收益率0.0370.058-0.4730.0340.205EPS每股收益0.3820.569-2.2590.2643.601Pledge_ratio控股股东股权质押比例0.2040.326001.000Pledge_dum控股股东股权质押虚拟变量0.3510.477001.000Tunnel控股股东占款0.0160.02400.0080.176lnsize公司规模22.4601.27019.73022.29026.41lev资产负债率0.4300.2010.0460.4220.876growth营业收入增长率0.1650.412-0.5680.0994.429pb市净率3.2992.6900.4942.54228.610Years_listed公司上市年份19.9805.3317.0002039.000State公司产权属性0.3910.488001.000Balance股权制衡0.6960.5860.0370.5303.814Insti_hold机构投资者持股比例0.4240.23000.4410.893数据来源：Wind，CSMAR加工整理得到，下同表4-1的统计结果显示，公司绩效指标总资产回报率（ROA）的最小值为-47.3%，最大值为20.5%，标准差5.8%；另一绩效指标每股收益（EPS）的最小值为-2.259，最大值为3.601，标准差为0.569，一定程度上反映了上市公司个体之间的绩效差异较大。与此同时，控股股东股权质押比例（pledge_ratio）的平均值为20.4%，标准差高达32.6%，说明在不同公司之间，控股股东股权质押水平的差异较大。进一步本文对不同年度的控股股东股权质押比例分别进行描述性统计，结果如表4-2所示。表4-2股权质押比例分年度描述性统计表年度样本数均值标准差最小值中位数最大值201315580.0830.232001201415580.1360.281001201515580.1610.289001201615580.2130.322001201715580.2600.349001201815580.2890.368001201915580.2830.357001合计109060.2040.326001数据来源：Wind，CSMAR加工整理得到，下同如表所示，该比例从2013年的8.3%，逐渐递增至2018年的28.9%，于2019为进一步聚焦股票质押式回购交易业务服务实体经济的定位，防控业务风险，规范业务运作，上海证券交易所与中国证券登记结算有限责任公司对《股票质押式回购交易及登记结算业务办法（试行）》（以下简称《业务办法（试行）》）进行了修订，形成了《股票质押式回购交易及登记结算业务办法（2018年修订）》为进一步聚焦股票质押式回购交易业务服务实体经济的定位，防控业务风险，规范业务运作，上海证券交易所与中国证券登记结算有限责任公司对《股票质押式回购交易及登记结算业务办法（试行）》（以下简称《业务办法（试行）》）进行了修订，形成了《股票质押式回购交易及登记结算业务办法（2018年修订）》表3-1显示，作为常用的衡量资金占用程度的指标，控股股东占款（Tunnel）均值为0.016，这与黄冰冰（2018）文献中统计1996-2016的结果大致相同，一定程度上反映了在上市公司中控股股东的资金侵占行为较为严重。全样本描述统计还显示，公司规模在取对数后，中位数与平均数基本相等，最大最小值差异并不大，标准差也较小，说明样本公司的规模较大且分布较为集中。资产负债率（lev）的平均值43.0%，说明样本公司的总体负债水平处于正常区间，偿债风险较小。营业收入增长率（growth）的平均值为16.5%，标准差41.2%，最大值高达442%，最小值低至-56%，这体现了样本公司的营业收入增长率，即上市公司成长性之间存在较大的差异。市净率（pb）在样本公司中也存在较大差距，平均值为3.299，标准差高至2.69。调节变量股权制衡度（Balance）均值仅为69.6%，这符合中国上市公司的情况，即存在股权较为集中的情况。机构投资者持股比例（insti_hold）均值为42.4%，中位数为44.1%，这体现了随着我国资本市场深化改革的持续推进，持股向机构集中的趋势越来越明显，市场逐渐趋于成熟。接下来按照控股股东是否进行股权质押将样本分为质押和非质押两个子样本进行描述统计，并对各个变量的组间差异进行汇报，统计结果如表3-3所示。表4-3描述统计结果Variable质押样本非质押样本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%的显著性水平下同表4-3展示了依据控股股东是否进行股权质押分组的差异检验结果。不难发现，在两组样本中，总资产报酬率（ROA）均值在1%的显著性水平下存在差异。ROA在非质押样本中的均值为4.1%，显著大于质押样本中的均值3.1%。与此同时，观察另一绩效指标每股收益（EPS），其在非质押样本中的均值为0.421，质押样本中均值为0.308，在1%的显著性水平下存在差异。因此，初步可以发现当控股股东存在股权质押行为时，会一定程度上损害公司的绩效，这与本文的研究假设相符。在接下来的部分中，将运用多元回归分析系统检验控股股东股权质押行为对公司绩效的影响。对于其他变量，质押样本的股东占款较高，这与本文假设一致；质押样本的企业规模较小，杠杆率略高，成长性和市净率高于非质押样本，机构投资者持股比例也显著较低，这也与本文先前描述一致。第二节控股股东股权质押对企业绩效的直接与中介效应一、直接效应本节利用多元回归分析法探究控股股东股权质押对企业绩效的具体影响，探究其是因为控股股东担心控制权转移风险进而优化公司治理、努力经营公司，正向提升了公司绩效。还是因为控股股东股权质押后由于两权分离加大进而导致的大股东的资金占用，即掏空行为，恶化了公司绩效。在进行多元回归分析前，首先利用Pearson相关系数检验计算各主要变量的相关性系数，分析结果如表4-4所示。控股股东股权质押比例与企业绩效显著负相关，质押比例与掏空行为显著正相关，均与本文假设相符。大部分自变量之间的相关性系数均较小，初步认为本文的变量之间不存在严重的多重共线性多重共线性是指线性回归模型中的解释变量之间由于存在精确相关关系或高度相关关系而使模型估计失真或难以估计准确。多重共线性是指线性回归模型中的解释变量之间由于存在精确相关关系或高度相关关系而使模型估计失真或难以估计准确。表4-4相关性系数矩阵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%及其以上的显著性水进一步对主要自变量进行VIF检验VIFVIF：方差膨胀因子，一般而言，经验法则：最大值不应超过10表4-5方差膨胀因子VIFVariableVIF1/VIFPledge_ratio1.1400.877lnsize2.1200.473lev1.8000.556Growth1.0500.949Yearslisted1.3700.731pb1.6300.612Years_listed1.3700.731根据上述假设分析，接下来根据模型（3-5）进行多元回归分析。由于公司绩效在单个公司内部的波动较小，但是根据前述分析，在不同公司之间的波动较大，因此本文不考虑控制个体效应，而是固定行业、省份、年份效应。表4-6显示了对假设1的回归结果，表中（1）（2）列采用ROA作为被解释变量，（3）（4）列采用EPS作为被解释变量，（1）（3）列仅对解释变量P1edge_ratio回归，（2）（4）列引入了其他控制变量。所有回归均控制行业，年度，地区的固定效应。表4-6第（1）列显示，未加入控制变量时，控股股东股权质押比例Pledge_ratio与公司绩效ROA的系数为-0.025，且在1%的水平下显著；表4-6第（2）列显示，加入控制变量时，控股股东股权质押比例Pledge_ratio与公司绩效ROA的系数为-0.015，且在1%的水平下显著；表4-6第（3）列显示，未加入控制变量时，控股股东股权质押比例P1edge_ratio与公司绩效EPS的系数为-0.243，且在1%的水平下显著；表4-6第（4）列显示，加入控制变量时，控股股东股权质押比例Pledge_ratio与公司绩效EPS的系数为-0.152，且在1%的水平下显著。因此，假说H1通过了检验。回归结果显示，在其他条件相同的情况下，不论是以ROA、还是EPS作为绩效的代理变量，P1edge_ratio的估计系数均显著为负，有力地验证了假设1，即控股股东股权质押比例高对公司绩效有负面影响。控制变量的回归结果也比较合理。例如，在各回归中，lev的估计系数都显著为负，说明对于偿债风险高的公司,绩效水平更低。而lnsize，growth的估计系数都显著为正，说明规模大、成长性好的公司，绩效水平更好。由于公司绩效的影响因素较多，这里仅研究了部分，因此模型的R方有限。在模型（1）（3）中，仅以质押比例作为自变量，（2）（4）中加入了控制变量，对比调整R方可知，加入控制变量后模型的调整R方大幅上升，说明股权质押比例是公司绩效的一个解释变量，但并非主要解释变量。表4-6控股股东股权质押对公司绩效的影响变量（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%的显著性水平；括号内是t值。二、中介效应假设1的结论显示控股股东股权质押的上升会使公司绩效水平变差，并且理论上这种危害很可能是由于控股股东加强对上市公司的掏空行为所致。在作用机制方面，股权质押的负面影响是否经由掏空行为传导到公司绩效呢？为回答这一问题，本节对假设2进行检验。采用Barron和Kenny（1986）提出的因果逐步回归法对掏空行为的中介作用进行检验。对模型（3-1）（3-2）（3-3）的回归结果如表4-7所示。表4-7控股股东股权质押对公司绩效的中介效应实证结果变量（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%的显著性水平；括号内是t值。表4-7的（2）列显示，股权质押比例Pledge_ratio对掏空Tunnel的回归系数为0.005，并且在1%的水平上显著，说明股权质押比例与掏空行为呈正相关关系。股权质押比例越高，控股股东就越倾向侵占上市公司的资金，掏空行为越强。（3）列显示将掏空Tunnel作为解释变量和Pledge_ratio一同放入模型进行回归时，Tunnel的系数为-0.244，并在1%的水平上显著，而Pledge_ratio的系数从单独回归时的-0.015变成了-0.014，绝对值变小。说明股权质押比例上升时，使得控股股东更多地侵占上市公司资金，掏空上市公司，进而导致公司绩效下降的传导机制是确实存在的，假设2得到验证。回到先前的解释变量相关系数矩阵表4-4，显示Tunnel与Pledge_ratio之间的相关系数为0.101，并不高，（2）列中Pledge_ratio的系数也不是很高，说明股权质押比例只是掏空行为变量的一个影响因素，而且可能并非最重要的影响因素。而（3）中Pledge_ratio的系数绝对值变小但仍然显著，说明掏空机制是作用机制中的一种，可能仍有其他机制的存在，掏空行为起到了部分中介的效果。第三节稳健性检验与内生性检验一、稳健性检验（一）更换不同的解释变量为检验研究结果的稳健性，将解释变量选取为控股股东股权质押的虚拟变量Pledge_dum，进行回归，回归结果如表4-8、4-9所示。表4-8、4-9中，Pledge_dum对各绩效指标（ROA、EPS）的回归系数均在1%水平上显著为负，同用控股股东股权质押比例Pledge_ratio作为解释变量时方向一致,说明相比于控股股东股权质押与公司绩效负相关，且掏空机制依然成立，印证了假设1、2的结论。表4-8用股权质押虚拟变量进行回归（被解释变量为ROA）变量（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%的显著性水平；括号内是t值。表4-9用股权质押虚拟变量进行回归（被解释变量为EPS）变量（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%的显著性水平；括号内是t值。（二）更换不同的被解释变量为检验研究结果的稳健性，本文使用不同的被解释变量。前文中不管是ROA还是EPS，它们都是从企业的会计指标衡量企业绩效，因此本节引入常用的市场指标——托宾Q。结果与假设1保持一致，控股股东股权质押依然会恶化企业的绩效表现，且“掏空”行为发挥了部分中介作用。具体回归结果见表4-10。表4-10用托宾Q值进行回归变量（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%的显著性水平；括号内是t值。二、内生性检验通过前文的实证结果，本文发现控股股东股权质押将会导致公司绩效的下降。但是，两者之间的关系可能会受到内生性问题的干扰，从而使回归系数估计不准确。因此本文运用以下多种方式试图解决这一问题。（一）对解释变量取滞后一期控股股东股权质押对企业绩效的影响可能存在互为因果，即并非是控股股东的高比例股权质押恶化公司的绩效，而是当公司绩效水平不佳时会促使控股股东进行高比例的股权质押。但是从理论上来说，当企业绩效水平不佳时，往往股票价格有着较大的下行风险，因此此时控股股东如果仍进行高比例的股权质押，当股价一旦下跌，很有可能面临着追加担保，控制权丧失等风险（谢德仁，2016）。因此控股股东不太可能会选择在此时增加股权质押比例。亦如徐寿福等（2016）发现，大股东具有择时动机，其股权质押行为对股价敏感，更倾向于在股价上升时进行股权质押。尽管如此，本文依然采用滞后处理试图缓解这一问题带来的内生性。具体而言，本文使用滞后一期的股权质押变量Pledge_ratio和Pledge_dum分别对ROA与EPS进行回归，回归结果如表4-11和表4-12所示。表4-11用滞后一期的股权质押比例回归（被解释变量为ROA）变量自变量为L.pledge_ratio自变量为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%的显著性水平；括号内是t值。表4-12用滞后一期的股权质押比例回归（被解释变量为EPS）变量自变量为L.pledge_ratio自变量为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%的显著性水平；括号内是t值。表4-11和4-12中，股权质押比例Pledge_ratio和Pledge_dum对各绩效指标的回归系数均在1%水平上显著为负，进一步验证了假设1。（二）工具变量法虽然本文在模型中加入了一些影响企业绩效的控制变量，但仍可能有无法观测的遗漏变量造成内生性。对于遗漏变量可能造成的内生性问题，本文借鉴谢德仁（2016）、王雄元（2018）等研究，以行业t年的平均股权质押水平作为工具变量使用工具变量法的前提是存在内生解释变量，本文对此进行了检验，拒绝原假设，得出_的确为内生变量，相关结果本文并未具体披露。（pledge_indust），采用二阶段最小二乘法进行估计。首先进行第一阶段回归，得到控股股东股权质押比例的拟合值，重新载入方程进行第二阶段的回归，最终得到的结果如表4-13所示。使用工具变量法的前提是存在内生解释变量，本文对此进行了检验，拒绝原假设，得出_的确为内生变量，相关结果本文并未具体披露。表4-13使用行业均值为工具变量的两阶段最小二乘分析结果VARIABLES第一阶段第二阶段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）***、**、*分别对应在1%、5%、10%的显著性水平下显著。（2）括号中的数是t值。表4-13中，第一阶段回归结果显示工具变量在1%的显著性水平下显著，说明其对内生解释变量具有显著的解释力，且显著为正。第二阶段回归结果展示回归系数为-0.060，且在1%的显著性水平下显著。由于内生变量数量与工具变量数量相同，不存在过度识别的问题，以及通过计算第一阶段回归的普通（非稳健）F统计量为83.05，超过10，故认为本文选取的工具变量不存在弱工具变量的问题。以上分析印证了假设1的稳健性，即控股股东股权质押会降低公司业绩。（三）倾向性得分匹配股票被质押的上市公司和未被质押的上市公司之间可能本身就存在系统性的差别。郑国坚等（2014）指出存在融资约束的大股东更可能通过股权质押融资，这也意味着大股东股权质押并非随机选择，因此为了缓解样本由选择问题带来的估计偏差，借鉴谢德仁等（2016）、王雄元等（2018）的做法，本文采用了倾向性得分匹配（PropensityScoreMatching，PSM）的方法缓解这一问题。按企业的规模，资产负债率，企业性质，股价波动率，营业收入增长率，股权制衡度，上市年份，市盈率作为协变量，采用1：1的最近邻无放回匹配，最终得到4144个匹配后的样本观测值。表4-14中第（1）（3）列为未加入控制变量的回归结果，系数均在1%的显著性水平下显著为负。加入控制变量后，是否进行股权质押的虚拟变量（pledge_dum）的系数至少在10%水平上显著为负，进一步验证了上文的假设，即控股股东股权质押行为会恶化企业绩效。表4-14倾向性评分匹配（PSM）方法回归分析变量（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）***、**、*分别对应在1%、5%、10%的显著性水平下显著。（2）括号中的数是t值。（四）双向固定效应模型使用双向固定效应模型控制个体与时间效应，可以部分解决遗漏变量带来的内生性问题（Zhang等，2014）。回归结果如表4-15所示。可以看到，股权质押比例Pledge_ratio和Pledge_dum对各绩效指标的回归系数至少在5%水平上显著为负，进一步验证了假设1。表4-15双向固定效应模型回归结果变量（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公司个体YESYESYESYES注：（1）***、**、*分别对应在1%、5%、10%的显著性水平下显著。（2）括号中的数是t值。第四节异质性分析接下来本节将检验假设3，即相比于国有企业，非国有企业控股股东股权质押对企业绩效的负面影响更显著表4-16按产权性质分类的子样本描述性统计Variable国企样本非国企样本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是按产权性质分类的描述统计结果，其中国企样本有4263个，非国企样本有6643个，非国企占比约为60.9%，符合市场情况。非国有公司的EPS平均值为0.351，ROA平均值为4.00%，国有公司的EPS平均值为0.429，ROA平均值为3.4%，非国有公司的绩效指标均在1%的水平上与国有公司存在差异，但是两个绩效指标在国有与非国有企业间的差值正负不同，因此从均值角度看，并不能确定国有企业与非国有企业谁的绩效更优。非国有公司的控股股东平均股权质押比例高达30.9%，国有公司仅有3.9%，相差近10倍，这说明非国有公司控股股东对股权质押有着更强的偏好。掏空变量的平均值国企仅略低于非国企，且平均值的差异并不显著。观察控制变量，发现相比于国企而言，非国企的平均规模显著较小，平均成长性显著较高，平均市净率显著较高，平均上市时间较短，平均控股股东持股比例略低，平均机构持股比例则大幅度低于国企，这些结果均与实际情况相符合。为了进一步考察产权性质在控股股东股权质押对公司绩效影响中起到的调节作用，利用公式（3-5）（3-8）（3-9）。加入交叉项进行回归，为使含有交叉项的模型中Pledge_ratio和State的系数具有解释意义，回归时使用中心化处理后的交叉项。若交叉项Pledge_ratioi,t−表4-17产权性质对控股股东股权质押的调节作用变量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，控股股东股权质押比例Pledge_ratio的回归系数在第一列与第三列中均为负数，分别为-0.015和-0.010，且在1%的统计水平上显著，再次验证了控股股东股权质押比例高会损害公司绩效。表3-13中第三列的Pledge_ratio的系数（绝对值，下同）低于第一列中的相应系数，经调整后的Ｒ方较列（1）有很小上升，表明：加入公司控股股东性质变量之后，对公司绩效的解释并未明显上升，说明pledge_ratio和state以及方程中已有因素对公司绩效的总影响是一定的，加入新的变量只不过重新估计了不同变量各自的影响；产权性质变量state在第二列中系数为正且不显著，在第三列中系数为负依然不显著，故企业产权性质对于绩效的影响不确定，这与先前的描述性统计分析结果相吻合。而所关注的交叉项Pledge_ratioi,综合以上的实证检验，可以得出结论，产权性质为国有时，会减弱控股股东股权质押与公司绩效之间的负向关系。一个合理的解释是在国有公司中，控股股东掏空的动机和能力都受到限制，股权质押比例上升时道德风险和掏空的程度都小于非国有公司，因而股权质押比例对于公司绩效的影响较小。第五节进一步研究一、机构投资者持股比例接下来本文从机构投资者的视角进一步展开分析，探究其对控股股东股权质押与公司绩效之间的负相关关系的调节作用。作为市场上较为理性成熟的投资者，机构投资者一般持有较高的持股比例，因此往往有更强的动机与能力对公司管理层进行监督与约束。根据过往文献可知，机构投资者可以运用自身的经验、信息和专业优势对公司进行管理监督，优化公司治理。因此，本文推断，当机构投资者持股比例上升时，可以减弱股权质押比例和公司绩效之间的负相关关系。表4-18按机构投资者持股比例分类的子样本描述性统计Variables低比例样本高比例样本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是按机构投资者持股比例分类的描述统计结果，机构持股比例高的样本EPS平均值为0.507，ROA平均值为4.5%，机构持股比例低的样本的EPS平均值为0.256，ROA平均值为3.0%，总体上机构持股比例高的样本绩效指标更好。机构持股比例高的样本控股股东平均股权质押比例为15.8%，在机构持股比例低的样本中这一比例为25%，且差值在1%水平上显著，表明机构持股比例高一定程度上能抑制控股股东的质押行为。再看掏空变量的平均水平，也是机构持股比例高的样本显著更低。接下来进一步考察机构持股比例在控股股东股权质押对公司绩效影响中起到的调节作用，利用公式（3-5）（3-8）（3-9）。加入交叉项进行回归，为使含有交叉项的模型中Pledge_ratio和insti的系数具有解释意义，回归时使用中心化处理后的交叉项。若交叉项Pledge_ratioi,t−Pledge_ratio表4-19中方程（3）的调整R方较方程（1）只有轻微增加，方程（3）中Pledge_ratio的系数（绝对值，下同）较方程（1）中的相应系数有明显下降，表明：①增加解释变量insti_hold对公司绩效的解释的改进有限，也即是增加解释变量insti_hold主要是重新界定原有因素和新增因素的影响；②机构投资者对控股股东的监督作用增强了控股股东追求公司绩效的动机，界定了机构投资者持股比例的正面影响以后，更加凸显了控股股东股权质押比例的负面影响。如表4-18所示，控股股东股权质押比例Pledge_ratio的回归系数在（1）（3）中均为负数，分别为-0.015和-0.012，且均在1%的统