股權質(zhì)押對股票誤定價的影響——來自A股市場的實證證據(jù)

陳澤藝 李常青 陳如茵

(1.廣東金融學院會計學院，廣東 廣州 510521；2.廈門大學管理學院，福建 廈門 361005；3.深圳證券交易所固定收益部，廣東 深圳 518038)

一、引言

股權質(zhì)押是指股東將其所擁有的股權作為質(zhì)押擔保物，向金融機構貸款或為第三方提供擔保的行為。股權質(zhì)押無需監(jiān)管部門審批、融資速度快，質(zhì)押后控制權或表決權不受影響，因而獲得廣大股東的青睞，成為資本市場的一項融資利器。尤其是2013年5月《股票質(zhì)押式回購及登記結算業(yè)務辦法(試行)》實施以來，股權質(zhì)押業(yè)務發(fā)展迅速。據(jù)Wind數(shù)據(jù)統(tǒng)計，截至2020年10月30日，A股2002家上市公司股東質(zhì)押股權5031.67億股，質(zhì)押市值達4.42萬億元。股權質(zhì)押業(yè)務的飛速發(fā)展引發(fā)市場潛在風險。2015年股市異常波動期間，A股千股跌停現(xiàn)象使得股權質(zhì)押風險受到廣泛關注。此外，隨著“去杠桿”政策的推行和中美貿(mào)易戰(zhàn)的不斷升級，資本市場的不穩(wěn)定性進一步加劇了股權質(zhì)押風險。股權質(zhì)押被迫平倉甚至爆倉的新聞屢屢傳出，引發(fā)投資者恐慌性拋售，嚴重沖擊市場流動性。2018年8月24日，國務院召開了防范化解金融風險專題會議，議題之一就是關注股票質(zhì)押的風險問題。

現(xiàn)有股權質(zhì)押的研究主要基于兩種思路。一是，股權質(zhì)押不影響股東的控制權，但“質(zhì)權人有權收取質(zhì)物所生的孳息”，進一步加大了控制權和現(xiàn)金流量權的分離程度，加劇大股東與中小股東之間的代理沖突。基于此，現(xiàn)有文獻主要從“掏空”視角研究股權質(zhì)押對公司價值的負面影響(黎來芳，2005；郝項超和梁琪，2009)][27][24]。二是，股權質(zhì)押后公司的股價崩盤風險加大(Dou et al.，2019)[7]，當股價大幅下跌至平倉線時，若控股股東無力追加擔保，質(zhì)押股權可能被平倉，控股股東將喪失控制權，因此控股股東有動機用公司資源謀取私利(Chan et al.，2018)[3]。基于這一思路，學者們主要從規(guī)避控制權轉移風險角度出發(fā)，研究股權質(zhì)押后控股股東對公司決策的影響。具體而言，現(xiàn)有研究主要從股權質(zhì)押后公司的盈余管理(Huang and Xue，2016；謝德仁和廖珂，2018)[13][47]、回購股份(Chan et al.，2018)[3]、股利政策(Li et al.，2019；Xu and Huang，2021；廖珂等，2018)[14][19][34]、會計政策(Xu，2021；謝德仁等，2017)[18][48]、創(chuàng)新投入(Ouyang et al.，2019；李常青等，2018)[15][30]、信息披露(Wang et al.，2020；李常青和幸偉，2017)[17][31]、稅收規(guī)避(王雄元等，2018)[45]、停牌操縱(孫建飛，2017)[40]、風險承擔(Dou et al.，2019)[7]等方面展開。

在完全競爭的有效市場，市場價格總是圍繞內(nèi)在價值在一定范圍內(nèi)上下波動，并會在短時間內(nèi)回復到正常的價格水平。但現(xiàn)實中，由于資本市場不完全有效、信息不對稱、投資者“非理性”以及市場機制不完美等原因，股票誤定價(股票的市場價格偏離其內(nèi)在真實價值)現(xiàn)象十分普遍。毫無疑問，股票誤定價是資本市場定價效率低下的體現(xiàn)，其中更是折射了資本市場各個方面可能存在的問題，因此對于股票誤定價現(xiàn)象的研究具有重要的現(xiàn)實意義。現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，股權質(zhì)押之后，股價的變動猶如“達摩克利斯之劍”懸于控股股東頭上。基于維護控制權的考慮，控股股東往往會想方設法來維護甚至抬升股價，操縱信息披露、通過盈余管理粉飾信息等手段更是屢見不鮮。那么，一個自然的疑問是，股權質(zhì)押后，控股股東采取各種手段維護股價，是否會影響資本市場定價效率？遺憾的是，目前鮮有文獻關注股權質(zhì)押對資產(chǎn)定價的影響。為了回答這一問題，本文嘗試從股權質(zhì)押是否以及如何影響股票誤定價這一視角展開研究。

本文的創(chuàng)新和貢獻在于：一是拓展了股權質(zhì)押的研究視角。現(xiàn)有文獻主要研究股權質(zhì)押對公司盈余管理、股利政策、創(chuàng)新投入、投資行為、企業(yè)價值或股價崩盤風險的影響，本文將研究視角拓展到股票誤定價，拓展了股權質(zhì)押的研究視角。二是豐富了股票誤定價的微觀影響因素研究。現(xiàn)有文獻主要研究信息披露質(zhì)量、投資者關注、投資者情緒、分析師或審計師對股票誤定價的影響，本文從控股股東視角出發(fā)，考察控股股東股權質(zhì)押對股票誤定價的影響，豐富了股票誤定價影響因素的研究。

二、理論分析與研究假設

信息不對稱和投資者非理性是股票誤定價的重要原因(Berkman et al.，2009；權小鋒和吳世農(nóng)，2012；徐壽福和徐龍炳，2015)[2][38][50]。一方面，隨著公司信息不對稱程度的提高，投資者難以形成一致預期，意見分歧加大，促使股票價格偏離其內(nèi)在價值，提高股票誤定價的程度(Berkman et al.，2009)[2]；另一方面，認知偏差和非理性情緒可能導致投資者做出錯誤的投資決策，使短期內(nèi)股票價格偏離價值(王生年和張靜，2017)[44]。

從信息不對稱角度看，控股股東股權質(zhì)押后，為了降低控制權轉移的風險，控股股東往往都會采用手段粉飾報表，降低公司信息質(zhì)量。一方面，股權質(zhì)押后，為維護公司股價(謝德仁等，2016)[49]或平滑盈余(Huang and Xue，2016)[13]，控股股東會通過盈余管理等手段來進行市值管理(謝德仁和廖珂，2018；張雪梅和陳嬌嬌，2018)[47][56]，降低控制權轉移風險；另一方面，上市公司還可能通過干預信息披露的方式來維護或抬升股價，如選擇性披露信息(黎來芳和陳占燎，2018)[28]、披露更多的好消息(Wang et al.，2020；李常青和幸偉，2017；馬宏和劉心怡，2020)[17][31][35]、隱藏壞消息(錢愛民和張晨宇，2018)[37]、盡量少披露特質(zhì)性信息(馮曉晴等，2020)[22]，降低信息披露質(zhì)量。因此，股權質(zhì)押后，出于自身利益考慮，控股股東有動機和能力向資本市場選擇性地披露上市公司的相關信息，這無疑會對股票的正確定價產(chǎn)生不良影響。

從投資者角度看，中國資本市場的投資者主要由個人投資者構成。個人投資者由于缺乏相應的專業(yè)知識和分析能力，對于上市公司披露的經(jīng)過粉飾的信息或者有選擇地披露出來的信息，往往不能正確識別和分析，因此容易據(jù)此做出不正確的價值判斷，并通過其投資行為最終反映到股價上。此外，中國資本市場發(fā)展尚未成熟，且個人投資者居多，整體而言資本市場上存在著一定的盲目跟風、追漲殺跌的投機風氣，這些客觀現(xiàn)實無疑會對投資者的信息判斷產(chǎn)生一定干擾。股權質(zhì)押后控股股東和公司內(nèi)部人市值管理的動機更強烈(李旎和鄭國堅，2015)[33]，公司會通過提升業(yè)績(王斌等，2013)[41]、盈余管理(謝德仁和廖珂，2018)[47]和選擇性披露信息(李常青和幸偉，2017；錢愛民和張晨宇，2018)[31][37]來提升公司股價。而高股價向市場傳遞了利好消息，投資者情緒高漲(李秉祥和簡冠群，2017)[29]。因此，股權質(zhì)押后，在市值管理動機和投資者非理性情緒的雙重推動下，公司的股價可能逐漸偏離價值。

基于以上分析，本文提出如下假設：

H1：在其他條件相同情況下，控股股東股權質(zhì)押提高了公司股票誤定價的程度，且質(zhì)押比率越高，股票誤定價程度越大。

股權質(zhì)押合同中通常設置了預警線和平倉線，當股價下跌至預警線時，出質(zhì)人(質(zhì)押股東)會被要求追加擔保或者提前贖回股票；當股價進一步下跌至平倉線時，如果質(zhì)押股東無法還款，則質(zhì)權人將在二級市場上拋售股票，質(zhì)押股東可能面臨喪失控制權的風險。現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，股權質(zhì)押后，控股股東和公司更傾向于向市場傳遞“積極”的信號以獲得較高的股價來維持控股股東的控制權，如選擇性地披露信息(錢愛民和張晨宇，2018)[37]、或向上盈余管理(謝德仁和廖珂，2018)[47]和“高送轉”(黃登仕等，2018)[26]等方式維護公司股價。因此，控股股東股權質(zhì)押的公司傳遞給市場的消息的正負面性是有偏的，偏向于“正面”信息。

投資者根據(jù)獲取的信息所做出的反應也可能是有偏的，且市場上個人投資者居多，在面對上司公司傳遞出來的“好消息”時更可能產(chǎn)生非理性的情緒，最終推高股價。再加上關聯(lián)分析師可能做出更為樂觀的盈余預測(華鳴和孫謙，2017)[25]，這無疑也可能導致市場對股權質(zhì)押公司的股票定價存在著“正向”的偏差，使得股價更可能被高估。

基于以上分析，本文提出如下假設：

H2：在其他條件相同情況下，控股股東質(zhì)押提高了股票正向誤定價的程度，但對股票負向誤定價沒有影響。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2007―2019年滬深兩市A股上市公司作為初始數(shù)據(jù)樣本，并按以下步驟對初始數(shù)據(jù)樣本進行篩選：剔除ST、*ST、PT公司；剔除金融保險行業(yè)公司；剔除資產(chǎn)負債率大于1的公司；剔除數(shù)據(jù)缺失公司；最終得到15501個觀測值。數(shù)據(jù)來源于CSMAR、Wind和DIB數(shù)據(jù)庫。為了避免異常值的干擾，所有連續(xù)變量都經(jīng)過上下1%的縮尾處理。

(二)變量定義

1.股票誤定價

借鑒游家興和吳靜(2012)[53]的研究，采用公式(1)計算股票誤定價：

式中，股票市場價格P采用t年5月至t+1年4月的日均收盤價計算而得。借鑒饒品貴和岳衡(2012)[39]、徐壽福和徐龍炳(2015)[50]的研究，本文采用Frankel and Lee(1998)[11]修正后的剩余收益模型計算股票的真實價值V。具體而言，假設未來第三年的盈余可持續(xù)，用公司未來1～3年的盈余預測估計股票的真實價值。

若Misp大于0，說明股票價格高于真實價值，股價被高估；反之，若Misp小于0，則意味著股票價格低于真實價值，股價被低估。Misp的絕對值(|Misp|)越大，股票誤定價的程度越大。

2.控股股東股權質(zhì)押

解釋變量Pledge包含兩個指標：一是是否質(zhì)押Plg_D，如果公司控股股東當年末存在股權質(zhì)押行為，則取值為1，否則為0；二是質(zhì)押比例Plg_R，用年末控股股東質(zhì)押股數(shù)除以總持有股數(shù)計算而得。

3.控制變量

參考游家興和吳靜(2012)[53]、張瑋倩等(2016)[55]的研究，本文選取以下變量作為控制變量：公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Lev)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、營業(yè)收入增長率(Growth)、第一大股東持股比例(Block)、管理層持股比例(Mngsh)、董事會規(guī)模(BdSize)、獨立董事比例(Idp)、流通股比例(Float)、市場情緒指數(shù)(CICSI)、公司產(chǎn)權性質(zhì)(State)以及行業(yè)(Ind)和年度(Year)。變量定義具體見表1。

表1 變量定義

(三)研究模型

為檢驗假設H1，本文構建模型(2)進行檢驗：

其中，被解釋變量|Misp|為股票誤定價的絕對值，解釋變量Pledge是股權質(zhì)押狀況，包括是否質(zhì)押(Plg_D)和質(zhì)押比例(Plg_R)兩個變量，CV表示控制變量，Ind和Year分別表示行業(yè)和年度虛擬變量，ε是隨機誤差項。如果Pledge的回歸系數(shù)α1顯著為正，則說明股權質(zhì)押提高了公司股票誤定價程度，支持假設H1。

此外，根據(jù)Misp是否大于0將樣本分為股價低估組(Misp<0)和股價高估組(Misp>0)，分別進行回歸。如果在股價高估組α1顯著為正，而在股價低估組α1不顯著，則假設H2得到支持。

四、實證結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2報告了全樣本的描述性統(tǒng)計結果。結果顯示，從股票誤定價指標看，Misp的均值為0.936，最小值和最大值分別是-0.987和4.545，說明股價高估的幅度大于股價低估的幅度，股票誤定價存在有偏現(xiàn)象。控股股東股權質(zhì)押的樣本數(shù)占總樣本的37.4%，平均質(zhì)押比例為21.5%，可見控股股東股權質(zhì)押在我國資本市場比較普遍。

表2 全樣本描述性統(tǒng)計

表3報告了不同子樣本的描述性統(tǒng)計結果。Panal A的結果表明，質(zhì)押組和未質(zhì)押組的股票誤定價程度存在顯著差別。未質(zhì)押組的|Misp|平均值為1.001，而質(zhì)押組該指標的平均值為1.219，這表明質(zhì)押組的股票誤定價程度顯著高于非質(zhì)押組。初步印證了假設H1。從Panal B可以看出，非國有企業(yè)的股票誤定價程度顯著高于國有企業(yè)。此外，國有企業(yè)與非國有企業(yè)的股權質(zhì)押狀狀況也存在明顯差異。具體而言，非國有企業(yè)控股股東質(zhì)押股權的比例為50.5%，而國有企業(yè)這一比例只有19.8%；非國有企業(yè)的控股股東股權質(zhì)押比例達31.5%，遠高于國有企業(yè)的8.1%，這可能與國有企業(yè)控股股東質(zhì)押條件限制較多等有關。

表3 分組描述性統(tǒng)計

(二)回歸結果分析

表4報告了模型(2)的回歸結果，即股權質(zhì)押對股票誤定價程度的影響。其中第(1)和(3)欄只加入自變量和行業(yè)、年度控制變量；第(2)和(4)欄在此基礎上加入其他控制變量。結果表明，在控制其他變量的情況下，Plg_D的回歸系數(shù)為0.076，Plg_R的回歸系數(shù)為0.112，且均在1%水平下顯著。這說明，控股股東股權質(zhì)押對股票誤定價程度有正向影響，即相比于未質(zhì)押組，質(zhì)押組的股票誤定價程度更大；此外，質(zhì)押比例越高，誤定價程度更嚴重。表4的實證結果支持假設H1。

表4 股權質(zhì)押與股票誤定價程度

控制變量方面，公司規(guī)模、總資產(chǎn)收益率、第一大股東持股比例與誤定價程度顯著負相關，說明公司規(guī)模大、總資產(chǎn)收益率高和第一大股東持股比例高的公司更不容易被錯誤定價；而營業(yè)收入增長率和產(chǎn)權性質(zhì)與誤定價程度顯著正相關，說明成長性好的公司、國有上市公司更有可能被錯誤定價。此外，高漲的市場情緒也會提高股票誤定價的程度。

按照股價低估或高估分組重新進行回歸，結果如表5所示。在股價低估組中，Plg_D和Plg_R回歸系數(shù)均不顯著，說明控股股東股權質(zhì)押對股價低估程度沒有影響；而在股價高估組中，Plg_D和Plg_R的回歸系數(shù)均仍然在1%水平下顯著為正，說明股權質(zhì)押顯著提升股價高估的程度，且質(zhì)押比例越高，高估程度越大，假設H2得到支持。

表5 股權質(zhì)押與股票誤定價程度(分組回歸)

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)將解釋變量滯后一期

控股股東可能在股價高估時質(zhì)押股權(徐壽福和徐龍炳，2015)[50]，因此股權質(zhì)押與股票誤定價之間可能存在互為因果的問題，為此本文將解釋變量滯后一期重新進行回歸。表6報告了解釋變量滯后一期的回歸結果，Plg_D和Plg_R的系數(shù)均在1%水平下顯著為正，說明本文的結論是穩(wěn)健的。

表6 穩(wěn)健性檢驗(解釋變量滯后一期)

(二)工具變量法

如果存在未觀測到的因素導致控股股東股權質(zhì)押的公司的股價偏離內(nèi)在價值，將使本文的估計造成偏誤。因此，本文借鑒謝德仁等(2016)[49]的做法，采用當年公司所在行業(yè)的平均質(zhì)押率(IndM_R)和當年公司所在省份的平均質(zhì)押率(PrvM_R)作為股權質(zhì)押變量(Plg_D和Plg_R)的工具變量，采用兩階段回歸法進行回歸檢驗，進一步控制可能的遺漏變量問題。

表7為工具變量法的回歸結果，工具變量檢驗結果表明所選工具變量不是弱工具變量，也不存在過度識別問題。第(1)和(3)欄為第一階段回歸結果，工具變量(IndM_R和PrvM_R)與解釋變量(Plg_D或Plg_R)均在1%水平下顯著正相關；第(2)和(4)欄為第二階段的回歸結果，Plg_D和Plg_R的回歸系數(shù)仍在5%水平下顯著為正，這表明本文的研究結論是穩(wěn)健的。

表7 穩(wěn)健性檢驗(工具變量法)

(三)傾向性得分匹配方法(PSM)

控股股東質(zhì)押股權的公司和未質(zhì)押股權的公司之間可能存在著系統(tǒng)性的差別，為此本文采用傾向性得分匹配法來緩解這一問題。根據(jù)謝德仁等(2016)[49]的研究，按照企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Lev)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、營業(yè)收入增長率(Growth)、經(jīng)行業(yè)調(diào)整的年度股票回報(Return)、周股票收益標準差(SdRtn)、產(chǎn)權性質(zhì)(State)和行業(yè)按年度對控股股東是否質(zhì)押股權進行配對。本研究采用k近鄰配對方法，按照1:1、允許控制組被重復匹配的原則進行匹配，配對樣本滿足平衡性假設。利用配對后的樣本重新進行回歸。表8報告了PSM后的回歸結果，加入控制變量和行業(yè)與年度虛擬變量后，Plg_D和Plg_R的系數(shù)都仍然在1%水平下顯著為正，說明本文的研究結論是穩(wěn)健的。

表8 穩(wěn)健性檢驗(PSM)

(四)其他穩(wěn)健性檢驗

借鑒王生年和王松鶴(2018)[43]的研究，采用公式(3)重新計算股票誤定價，其中P表示股票價格，V表示股票的真實價值，P和V的計算方法與前文相同。

此外，參考Doukas et al.(2010)[8]、游家興和吳靜(2012)[53]的方法，本文采用公式(4)重新度量股票誤定價，其中Market等于權益市場價值與負債賬面價值之和，Asset等于資產(chǎn)賬面價值，Ratio等于公司所在行業(yè)Market與Asset比值的中位數(shù)。

六、影響渠道分析

以上研究表明，控股股東質(zhì)押股權提高了公司股票誤定價的程度，且股權質(zhì)押比例越高，股票誤定價的程度相應更高。但這種現(xiàn)象只存在于股價被高估的情況，即質(zhì)押股權的公司股價更可能被高估；質(zhì)押比例越高，股價高估的程度也越大。那么控股股東股權質(zhì)押后是通過何種渠道影響到資本市場的錯誤定價呢？

(一)盈余管理

盈余管理可能成為控股股東股權質(zhì)押影響公司股票價格一個可能途徑。股權質(zhì)押后，控股股東會采取各種手段避免股價的大幅下跌，甚至抬升股價，如“高送轉”(廖珂等，2018)[34]、減少研發(fā)投入(李常青等，2018)[30]、避稅(王雄元等，2018)[45]等。但上述活動操作復雜、效果可能不明顯。盈余管理活動則較為普遍，對股價的影響也更為直接。因此，控股股東股權質(zhì)押的上市公司大多會通過向上的盈余管理提升股價(謝德仁和廖珂，2018)[47]，這必將降低資本市場的定價效率。

本文采用中介效應檢驗方法，構建模型(5)和(6)進一步考察盈余管理是否股權質(zhì)押影響股票誤定價的作用渠道：

表9 其他穩(wěn)健性檢驗(更換股票誤定價的度量方法)

其中EM表示盈余管理，包括應計盈余管理(DA)和真實盈余管理(REM)。參考李春濤等(2014)[32]和謝德仁和廖珂(2018)[47]的研究，DA用修正瓊斯模型計算可操縱應計項目度量(Dechow et al.，1995)[6]，REM則借鑒Cohen and Zarowin(2010)[5]的方法計算而得。此外，參考謝德仁和廖珂(2018)[47]、張雪梅和陳嬌嬌(2018)[56]的研究，在模型(5)中控制了公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Lev)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、營業(yè)收入增長率(Growth)、第一大股東持股比例(Block)、管理層持股比例(Mngsh)、董事會規(guī)模(BdSize)、獨立董事比例(Idp)、公司產(chǎn)權性質(zhì)(State)、上市年限(Age)以及行業(yè)(Ind)和年度(Year)。模型(6)的控制變量與模型(2)相同。

表10報告了模型(5)和(6)的檢驗結果，從(1)至(4)可以看出，股權質(zhì)押對DA和REM的回歸系數(shù)均顯著為正，即控股股東股權質(zhì)押顯著提高了公司的應計盈余管理和真實盈余管理。從(5)至(8)的結果表明，DA和REM的回歸系數(shù)均在1%水平下顯著，說明盈余管理顯著提高了公司股票誤定價程度。而且在加入DA或REM后，股權質(zhì)押對股價誤定價的影響仍然顯著為正，但系數(shù)比表4略有下降。這說明盈余管理在控股股東股權質(zhì)押對股票誤定價的影響中發(fā)揮了部分中介效應，即控股股東股權質(zhì)押后會加強公司的盈余管理活動，進而加大公司股票誤定價的程度。因此，盈余管理是股權質(zhì)押后股票誤定價程度增大的一條可能的影響渠道。

表10 影響渠道：盈余管理的中介效應回歸

(二)投資者情緒

除了盈余管理，股權質(zhì)押還可能通過影響投資者情緒(李秉祥和簡冠群，2017)[29]對股票誤定價產(chǎn)生影響。為了檢驗這一可能的作用機理，本文以投資者情緒為中介變量，采用中介效應方法考察投資者情緒是否在股權質(zhì)押與股票誤定價的關系中發(fā)揮中介作用。具體的模型如下：

其中Trn_R表示投資者情緒，參考張雅慧等(2012)[57]的方法，用年度日均換手率度量投資者情緒，并在模型(7)中控制了公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Lev)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、營業(yè)收入增長率(Growth)、公司產(chǎn)權性質(zhì)(State)、第一大股東持股比例(Block)、管理層持股比例(Mngsh)、董事會規(guī)模(BdSize)、獨立董事比例(Idp)、市場情緒指數(shù)(CICSI)以及行業(yè)(Ind)和年度(Year)。模型(8)的控制變量與模型(2)相同。

表11第(1)和(2)欄報告了股權質(zhì)押對投資者情緒的回歸結果，Plg_D和Plg_R對Trn_R的回歸系數(shù)均顯著為正，說明控股股東股權質(zhì)押確實會推高投資者情緒。第(3)和(4)欄報告了股權質(zhì)押和投資者情緒對股票誤定價的回歸結果，Trn_R對|Misp|的回歸系數(shù)為正，說明高漲的投資者情緒會提高股票誤定價程度。加入Trn_R后，Plg_D或Plg_R對|Misp|的回歸系數(shù)仍然顯著為正，但系數(shù)比主回歸(表4)有所降低，說明投資者情緒在股權質(zhì)押對股票誤定價的影響中起了部分中介效應。這表明，控股股東股權質(zhì)押確實會推高投資者情緒，進而增大股票誤定價的程度。因此，投資者情緒是股權質(zhì)押后股票誤定價程度增大的一種可能的影響渠道。

表11 影響渠道：投資者情緒的中介回歸

七、進一步研究

前文已證實控股股東股權質(zhì)押顯著提高了股票誤定價程度，并給出一種可能的解釋，即股權質(zhì)押通過誘發(fā)公司向上盈余管理、推高投資者情緒而影響股票定價。由此可以看出，控股股東股權質(zhì)押對股票誤定價的影響可能是源自于大股東與中小股東的代理沖突(又稱第二類代理沖突)，為此本文將進一步探討第二類代理問題對股權質(zhì)押與股票誤定價關系的影響。此外，股票誤定價是市場定價效率低下的體現(xiàn)，不利于整個資本市場的長遠健康發(fā)展，因此本文還將考察內(nèi)外部治理機制能否對此發(fā)揮治理作用。

(一)股權質(zhì)押與股票誤定價：基于第二類代理沖突視角

第二類代理問題可能對股權質(zhì)押與股票誤定價二者關系產(chǎn)生不可忽視的影響。大股東可能通過資金占用或關聯(lián)交易等多種手段獲取私有利益，侵害中小股東或上市公司利益(鄭國堅，2009)[58]。若第二類代理問題越嚴重，控股股東在股權質(zhì)押之后可能更有動機通過盈余管理和信息披露管理推高股價。

為了檢驗第二類代理問題對股權質(zhì)押與股票誤定價關系的影響，本文構建了如下模型：

模型(9)中AC表示第二類代理成本，這里主要關注AC與Pledge的交乘項的系數(shù)?3，如果?3顯著為正，說明第二類代理問題增強了股權質(zhì)押對股票誤定價的影響。借鑒王壘等(2020)[42]的研究，將第二類代理成本分為顯性和隱性代理成本，采用其他應收款占總資產(chǎn)的比重(Occupy)作為顯性代理成本的代理變量，用侵占性關聯(lián)交易金額與營業(yè)收入之比(Invade)作為隱性代理成本的代理變量，其中侵占性關聯(lián)交易包括商品交易、資產(chǎn)交易、勞務交易與股權交易四大類(張洪輝等，2016；鄭國堅，2009)[54][58]。用顯性代理成本與隱性代理成本之和度量總的第二類代理成本(Agtcost)。

表12報告了在模型(9)的回歸結果。從第(1)和(2)欄可以看出，交乘項Plg_D×Occupy和Plg_R×Occupy的系數(shù)在10%水平下顯著為正，說明顯性第二類代理成本增強了股權質(zhì)押對股票誤定價的正向影響。類似地，第(3)和(4)欄的結果顯示，隱性第二類代理成本也增強了股權質(zhì)押與股票誤定價的正相關關系。此外，第(5)和(6)欄中交乘項Plg_D×Agtcost和Plg_R×Agtcost的系數(shù)也顯著為正，這意味著第二類代理成本確實加強了股權質(zhì)押對股票誤定價的影響。

綜觀表12的結果可知，大股東與中小股東之間的代理問題越嚴重，控股股東股權質(zhì)押對股票誤定價的影響更顯著。

表12 第二類代理成本的影響

(二)股權質(zhì)押與股票誤定價：內(nèi)外部治理機制能否發(fā)揮作用

現(xiàn)有文獻表明，良好的內(nèi)外部治理機制能夠在一定程度上抑制股票誤定價(王生年和王松鶴，2018)[43]。因此，本文從公司內(nèi)部治理、市場外部信息中介以及其他市場投資者三個不同角度展開，分別探究內(nèi)部控制質(zhì)量、分析師關注以及機構投資者的參與能否削弱控股股東股權質(zhì)押對股票誤定價的影響。為了檢驗內(nèi)外部治理對股權質(zhì)押與股票誤定價關系的影響，本文構建了如下模型：

其中CG表示分別表示內(nèi)部控制質(zhì)量、分析師關注以及機構投資者等內(nèi)外部治理機制。

1.內(nèi)部控制的影響

內(nèi)部控制是一種公司內(nèi)部治理機制，高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以有效抑制上市公司的應計盈余管理行為(Ashbaugh-Skaife et al.，2008；Doyle et al.，2007；范經(jīng)華等，2013)[1][9][21]。股權質(zhì)押后，控股股東會通過正向的盈余管理行為粉飾信息(謝德仁和廖珂，2018)[47]，向市場傳遞積極的信號，從而導致股票誤定價現(xiàn)象的加劇。因此，本文進一步考察內(nèi)部控制能否發(fā)揮公司內(nèi)部治理作用，削弱控股股東股權質(zhì)押對股票誤定價程度的影響。參考王瑤和黃賢環(huán)(2020)[46]的方法，用迪博內(nèi)部控制指數(shù)的自然對數(shù)作為內(nèi)部控制(IC)的度量指標，用模型(10)檢驗內(nèi)部控制對股權質(zhì)押與股票誤定價關系的影響。表13報告了回歸結果，Plg_D×IC和Plg_R×IC的回歸系數(shù)均顯著為負，說明高質(zhì)量的內(nèi)部控制確實可以發(fā)揮內(nèi)部治理作用，削弱了控股股東股權質(zhì)押對股票誤定價程度的影響。

表13 內(nèi)部控制的影響

2.分析師關注的影響

分析師作為資本市場中重要的外部信息中介，具有較為便利的信息挖掘渠道和專業(yè)的分析能力，能夠向市場傳遞更多的有效信息。分析師關注能夠提高信息披露質(zhì)量，降低信息不透明(Francis and Soffer，1997；潘越等，2011)[10][36]。此外，分析師作為一個外部監(jiān)督機制，對于上市公司的盈余管理活動有一定的抑制作用(Yu，2008；李春濤等，2014)[20][32]。參考潘越等(2011)[36]的方法，采用跟蹤公司的分析師數(shù)量度量分析師關注(Analyst)。表14報告了分析師關注對股權質(zhì)押與股票誤定價關系的影響結果。Plg_D×Analyst的回歸系數(shù)在5%水平下顯著為負，Plg_R×Analyst的回歸系數(shù)在1%水平下顯著為負，說明分析師關注發(fā)揮了外部治理效應，減弱了控股股東股權質(zhì)押對股票誤定價程度的影響。

表14 分析師關注的影響

3.機構投資者的影響

機構投資者作為資本市場的重要參與者，在資本市場中發(fā)揮著重要作用。機構投資者通常持股比例較高，有動機和能力約束和監(jiān)督公司管理層(Shleifer and Vishny，1997)[16]，是參與公司治理的有效力量。現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，機構投資者可以起到監(jiān)督治理作用(Chung et al.，2002)[4]，抑制公司的盈余管理行為(高雷和張杰，2008)[23]，提高公司的信息質(zhì)量(楊海燕等，2012)[51]。因此，機構投資者能夠發(fā)揮自身力量，抑制公司的盈余管理活動，提高信息的披露治理，從而幫助削弱控股股東股權質(zhì)押對股票誤定價的影響。參考高雷和張杰(2008)[23]的做法，用機構投資者持股數(shù)量占公司總股數(shù)的比重作為機構投資者持股的代理變量。從表15的結果可知，交乘項Plg_D×Inst和Plg_R×Inst的回歸系數(shù)均不顯著，說明機構投資者不能抑制控股股東股權質(zhì)押對股票誤定價的影響。這可能是因為，不同類型的機構投資者在公司治理中的作用不同，有些機構投資者受監(jiān)督成本限制采取“用腳投票”的方式被動參與公司治理(Grinstein and Michaely，2005)[12]，有些機構投資者則可能與上市公司存在業(yè)務或利益關系，無法正常地發(fā)揮監(jiān)督和治理作用。

表15 機構投資者的影響

八、結論與啟示

本文以2007―2019年A股非金融行業(yè)上市公司為樣本，考察控股股東股權質(zhì)押對股票誤定價的影響。實證研究發(fā)現(xiàn)，控股股東股權質(zhì)押顯著提高了上市公司的股票誤定價程度。具體而言，與控股股東未質(zhì)押股權的公司相比，質(zhì)押股權的公司股票誤定價的程度更大；隨著質(zhì)押比例的增加，股票誤定價的程度也相應增大；此外，股權質(zhì)押僅提高了股票正向誤定價的程度，對股票負向誤定價沒有顯著影響。在此基礎上，本文分別從盈余管理和投資者情緒的角度，進一步考察股權質(zhì)押對股票誤定價的影響機制。研究發(fā)現(xiàn)，股權質(zhì)押后控股股東會加強公司的向上盈余管理，進而加大股票誤定價程度；同時，股權質(zhì)押后控股股東的信息披露管理行為導致投資者的情緒高漲，加強了股票的誤定價程度。進一步研究發(fā)現(xiàn)，大小股東的代理沖突增強了股權質(zhì)押對股票誤定價程度的影響；高效的內(nèi)部控制和分析師關注可以削弱控股股東股權質(zhì)押對股票誤定價程度的影響，但機構投資者并不能發(fā)揮類似作用。

本文研究結論的啟示在于：(1)應該更全面地審視控股股東的股權質(zhì)押行為。控股股東股權質(zhì)押不僅會影響公司行為，也會對資本市場產(chǎn)生影響。監(jiān)管部門應加強股權質(zhì)押業(yè)務監(jiān)管，避免質(zhì)押后股東和公司的“短視”行為沖擊資本市場。(2)盈余管理和投資者情緒是股權質(zhì)押影響股票誤定價程度的重要渠道。監(jiān)管部門應進一步規(guī)范上市公司的信息披露行為，積極引導分析師和機構投資者發(fā)揮作用，提高公司信息披露質(zhì)量，緩解股票誤定價。(3)上市公司應進一步規(guī)范內(nèi)部控制建設，提高信息披露質(zhì)量，避免股票劇烈波動對公司和市場的不利影響。 ■