股權質押對中國上市公司綠色創新的影響與機制研究

張詠梅,劉 雪,趙金凱

(山東科技大學 經濟管理學院，山東 青島 266590)

一、引言

改革開放40多年來，我國經濟持續快速發展，取得了舉世矚目的成就，然而粗放型的經濟發展模式給經濟帶來快速增長的同時也給生態環境帶來了嚴重的危機，氣候變暖、大氣和水污染、土地沙漠化等生態問題日益突出，我國環境承載能力已達到或接近上限，必須推動形成綠色低碳循環發展新方式。黨的十九屆五中全會提出,堅定不移貫徹創新、協調、綠色、開放、共享的新發展理念,不斷提高貫徹新發展理念、構建新發展格局能力和水平，為實現高質量發展提供根本保證。因此，要徹底解決經濟和環境之間的沖突，實現高質量、可持續發展，綠色創新是必由之路。

綠色創新是指為了提高資源利用率和減少環境污染，通過新思想、新產品、新服務、新工藝等方式來實現經濟效益和環境效益雙重目標的創新活動[1]。目前，對綠色創新影響因素的研究集中在國家政策層面、產業層面、企業層面和個體層面。在國家政策層面，環境稅[2]、環保法[3]、環境規制[4-5]以及碳排放交易體系[6]和碳交易政策[7]等均可以有效促進企業進行綠色創新。在產業層面，產業集聚也會驅動企業綠色創新[8-9]。在企業層面，商業信用[10]、會計信息可比性[11]和環境信息披露[12]、企業社會責任[13-14]等均會對企業綠色創新產生影響。在個體層面，董事會成員性別差異[15]和國際化[16]、高管學術[17]和海外背景[18]、CEO政治背景[19]和家鄉認同[20]等均會對企業綠色創新產生影響。

國內外學者對綠色創新的影響因素進行了大量的研究，但忽略了大股東的股權質押行為對企業綠色創新的影響。股權質押是出質人以其所持有的股權作為質押標的物質押給銀行等金融機構來獲取資金的一種融資方式，由于其融資成本低、速度快，已成為大股東重要的融資渠道[21]。然而，股權質押給企業帶來融資便利的同時又夾雜著各種風險。股東在股權質押后對股價波動的敏感性增大，任何負面信息都會引起股價下跌，當股價下跌至警戒線或平倉線且股東無力補倉時，會引起股價崩盤風險[22]和控制權轉移風險[23]。因此，對于企業來說，股權質押一方面可以提供綠色創新所需資金，另一方面其存在的風險也可能會抑制企業的綠色創新活動。那么，股權質押會對企業綠色創新活動產生何種影響呢？

本文以我國滬深兩市A股上市公司2010—2019年的數據為基礎，首先研究了大股東股權質押行為對企業綠色創新能力的影響，其次分析了不同規模、不同行業的條件下股權質押對綠色創新的影響是否具有異質性，最后研究了真實盈余管理的中介作用以及內部控制的調節作用。本文的研究貢獻在于：第一，本文從大股東股權質押行為這一角度出發，研究其對企業綠色創新的影響，并分析了不同規模、不同行業的異質性，豐富了股權質押和綠色創新的相關研究。第二，本文進一步考慮了真實盈余管理的中介效應和內部控制的調節作用，可為企業更好地發揮股權質押的融資作用以及提升企業綠色創新水平提供參考。

二、理論分析和研究假設

(一)股權質押對綠色創新的影響

企業進行綠色創新，需要持續投入大量的資金、人力等資源，而且為了防止出現因資金鏈斷裂而導致的創新失敗、研發投入血本無歸的局面，還需要通過融資來保證綠色創新投入的持續性[24]。股權質押作為一種新型的融資方式，具有成本低、手續快、額度高的特點，在滿足企業對資金迫在眉睫的需求的同時，還將企業的控制權保留在自己手中，是大股東常用的融資方式。因此，大股東股權質押必然會對企業的綠色創新產生影響。

股權質押可能抑制企業進行綠色創新。首先，股權質押增加了企業的風險，進而降低對綠色創新的投入。股權質押雖然緩解了融資約束，但是股價一旦下跌至警戒線且質押人無力補倉時，質押股權便會被出質人拋售，這時股東便會面臨著極大的股價崩盤風險[23,25]。當股價下跌至平倉線時，若股東仍沒辦法追加質押股權或者沒有能力贖回股權，將會面臨控制權轉移風險[22,26]。此外，由于股票價值波動性太大，導致貸款回收率的不確定性上升，股權質押還提高了質押股東的信用風險[27]。由此可見，股權質押增加了企業的風險，降低了企業的風險承擔水平[28]，而綠色創新是一種高投入、高風險但回報存在不確定性的活動[29]，因此，在質押期間，企業出于對風險的厭惡必然會對其投資結構進行調整，減少對綠色創新等高風險項目的投資。

其次，股權質押增加了企業真實盈余管理程度，進而降低了對綠色創新的投入。盈余信息是投資者對股票價格進行估值的重要依據之一，大股東在股權質押后為了防止股價下跌帶來的股價崩盤和控制權轉移等風險，會通過盈余管理等手段操縱盈余，尤其是真實盈余管理因其自身的隱蔽性而更容易為大股東所采用[30-31]。真實盈余管理的手段有三種，分別是生產操縱、銷售操縱和費用操縱，其中削減研發支出是費用操縱的重要手段[32]。因此，在質押期間為了進行真實盈余管理，會削減對綠色創新的投入。

最后，股權質押增加了大股東的“掏空”和利益侵占行為，進而降低對綠色創新的投入。根據代理理論，大股東的股權質押行為加大了控制權和現金流權的兩權分離程度，這會弱化對控股股東的激勵效應并強化了其侵占效應，從而使得控股股東更容易“掏空”公司和侵占中小股東利益[33-34]。因此，大股東在質押期間會為了“掏空”企業而減少對綠色創新的投入。總之，大股東為了降低股權質押帶來的一系列負面影響，有動機減少企業的綠色創新行為。

然而，股權質押也可能會促進企業進行綠色創新。一方面，“十四五規劃”中明確提出“堅持創新驅動發展”和“構建生態文明體系，促進經濟社會發展全面綠色轉型”，說明綠色創新是大勢所趨，企業為了不被淘汰，必然會順應趨勢，進行綠色創新。此外，企業進行綠色創新既能達到經濟效益目標，也能實現環境效益目標，在增強產品的質量和功能的同時，還可以降低企業的資源投入和環保支出[35]，企業基于可持續發展的角度，也會進行綠色創新。股權質押作為一種融資方式，能夠及時提供綠色創新所需資金，降低資金鏈中斷的風險，提高研發成功的可能性。另一方面，大股東在股權質押后有防止股價下跌和引導股價上漲的動機[36]，而有學者認為綠色創新可以提高企業的聲譽和財務績效[37-38]，進而提高股價，根據協同理論，大股東在股權質押后可能會通過增加綠色創新來達到提高股價的目的。

基于以上分析，本文提出以下競爭性假設：

H1a：大股東的股權質押行為會抑制企業綠色創新。

H1b：大股東的股權質押行為會促進企業綠色創新。

(二)企業異質性分析

1.企業規模差異

“熊彼特假說”認為規模越大的企業，往往擁有更多的資金優勢、人才優勢，具備更強的創新能力。規模大的企業具有規模經濟、壟斷優勢以及較高市場控制能力，更能夠承擔創新所需的高成本，也容易消化研發失敗的風險，有利于企業的創新[39],而且規模越大的企業更注重長遠利益和可持續發展，因此相比于小規模企業，大規模企業的綠色創新活動更多。對于大規模企業來說，股權質押一方面可以提供資金上的支持，保障綠色創新的持續性;另一方面，大規模企業的質押股東承受的風險和損失要遠大于規模小的企業。基于以上分析，提出以下假設：

H2：相比于規模較小的企業，股權質押對企業綠色創新的影響在大規模企業中更顯著。

2.行業差異

不同行業的企業擁有不同的勞動者素質、政府支持程度，也處于不同的行業環境和市場競爭程度[40]。制造業是國民經濟的主體，打造具有國際競爭力的制造業是我國提升綜合國力的必由之路。然而，我國制造業長期存在著高消耗、高投入、產業結構不合理、發展方式粗放等問題，導致能源、生態環境與經濟、社會的矛盾日益突出[41]，“綠色創新”是制造業轉型升級和增強競爭力的必然選擇。因此，相比于其他行業，制造業企業綠色創新需求更多[14]，股權質押所提供的資金對綠色創新的促進作用更大。同時，大股東在質押后降低風險和利益侵占的動機更強，對制造業企業綠色創新的抑制作用也更顯著。基于以上分析，提出以下假設：

H3：相比于非制造業企業，股權質押對制造業企業綠色創新的影響更顯著。

三、研究設計

(一)樣本選取和數據來源

《2010中國可持續發展戰略報告》的主題是“綠色發展與創新”，并提出了“十二五”期間及今后十年，中國應以綠色發展為統領、以綠色創新為橋梁、以資源環境績效和結構調整為重點目標。因此，本文以 2010—2019年我國滬深兩市A股上市公司的數據為樣本研究股權質押對綠色創新的影響，為保證結果的可靠性,按照以下標準對樣本進行處理：(1)剔除金融行業的公司；(2)剔除ST類和*ST類經營不善的公司；(3)剔除數據缺失的樣本；(4)為避免檢驗結果受極端值的影響，對所有連續變量進行了1%縮尾處理，最終本文共獲得17 332個觀察值。本文綠色專利信息來源于CNRDS數據庫中CIRD子庫，股權質押數據來源于WIND數據庫，其他數據來源于CSMAR數據庫，數據處理與統計分析軟件為Stata15.0。

(二)回歸模型構建

為了驗證股權質押行為對上市公司綠色創新能力的影響，本文構建了多元回歸模型(1)：

CGI=α0+α1Pledge+α2Lev+α3First+α4TobinQ+α5Size+α6Age+α7Soe+α8Indir+∑α9Ind+∑α9Year+ε

(1)

其中，α0為截距項;αj為回歸系數;ε為模型隨機誤差項;Pledge表示股權質押，具體用大股東是否存在股權質押(Ple)和股權質押比例(Ple_ratio)兩種方式衡量;其余變量見表1。

表1 變量定義表

(三)變量定義與衡量

1.被解釋變量

綠色創新(CGI)。如何合理衡量綠色創新是學術界面臨的一大難題。借鑒張俊民和王曉祺等的研究，采用綠色專利的申請量(包括綠色發明申請數量和綠色實用新型申請數量)加1的和取自然對數來衡量綠色創新[11,29]。此外，本文還選擇綠色發明(GI)和綠色實用新型(GU)作為綠色創新的替代變量來進行穩健性檢驗[42]。

2.解釋變量

股權質押(Pledge)。借鑒沈冰和陳錫娟、邵劍兵和費寶萱的研究，本文采用兩種方式來衡量企業的股權質押行為：一是是否存在股權質押(Ple)，用年末第一大股東是否進行股權質押來衡量，若存在股權質押行為，則取值為1，否則為0；二是股權質押的比例(Ple_ratio)，用年末大股東股票質押的數量與其所持股份總數的比例來表示[25,23]。

3.控制變量

為了控制其他變量對綠色創新的影響，本文選取資產負債率(Lev)、股權集中度(First)、托賓Q值(TobinQ)、企業規模(Size)、企業年齡(Age)、股權性質(Soe)、獨立董事比例(Indir)以及行業類型(Ind)和年度 (Year)作為控制變量。

四、實證結果分析

(一)描述性統計分析

表2中列示了全樣本和股權質押樣本的描述性統計的結果。全樣本中企業綠色創新最小值為0，最大值為7.534，均值為0.881，方差為1.230，說明我國上市公司的綠色創新水平偏低且各公司的綠色創新能力存在較大差異；在質押樣本中，綠色創新的均值為0.817，低于全樣本，說明股權質押降低了上市公司的綠色創新水平，初步證明了本文的假設1a。此外，綠色發明和綠色實用新型的描述性統計結果與綠色創新的結果有相同規律，再次印證了本文的假設1a。股權質押虛擬變量的均值為0.431，股權質押比例均值為0.248，最大值為1，說明有43.1%的上市公司進行了股權質押，且存在高比例質押現象。控制變量中，資產負債率的均值分別為0.439和0.443，說明我國上市公司負債經營現象普遍存在，而且進行股權質押的上市公司其償債水平低于全樣本公司；股權性質的均值分別為0.346和0.112，表明進行股權質押的上市公司中更多的是非國有性質的企業。其余變量的統計結果與以往的研究類似，此處不在贅述。

表2 描述性統計

(二)回歸結果分析

1.股權質押與綠色創新回歸結果分析

本文采用固定行業和年度的多元回歸模型來檢驗股權質押與綠色創新之間的關系，表3為模型(1)的回歸結果。其中，第2、3列為僅控制行業和年度的回歸結果，股權質押虛擬變量與綠色創新的回歸系數為-0.208，股權質押比例與綠色創新的回歸系數為-0.271，均通過了1%的顯著性檢驗。第4、5列為加入全部控制變量的回歸結果，股權質押虛擬變量的系數為-0.081，股權質押比例的系數為-0.096，也通過了1%的顯著性檢驗。以上結果說明大股東的股權質押行為會抑制企業進行綠色創新，即大股東在股權質押后，為了避免控制權發生轉移，也為了獲得更多的利益，會減少對綠色創新投入，該結果支持了本文的假設1a。模型的擬合優度(R2)由0.110增到0.309，說明模型的擬合效果越來越好。

2.企業異質性回歸結果分析

(1)企業規模差異。為了檢驗假設2，本文按照樣本企業規模的平均數分為大規模企業和小規模企業兩組，并分別按照模型(1)進行回歸，從而比較在不同規模的企業中股權質押對綠色創新的影響。

根據表4，在大規模企業組中，股權質押虛擬變量和股權質押比例的系數分別為-0.148、-0.186，且均通過1%的顯著性檢驗;在小規模企業組中，股權質押虛擬變量和股權質押比例與綠色創新的關系并不顯著。該結果說明在大規模企業中，質押股東為了防止控制權轉移會顯著抑制企業進行綠色創新；而在小規模企業中，大股東股權質押并不會對綠色創新產生抑制作用，即股權質押對綠色創新的抑制作用在規模大的企業中更顯著，支持了假設2。

(2)行業差異。為了檢驗假設3，采用2012年證監會行業分類標準，將樣本企業分成制造業企業和非制造業企業兩組，并分別按照模型(1)進行回歸，結果如表5所示。在制造業組中，股權質押虛擬變量和股權質押比例與綠色創新的回歸系數分別為-0.115、-0.162，且均通過1%的顯著性檢驗；而在非制造業組中，股權質押的兩個變量與綠色創新的回歸結果為負，但均不顯著，這說明股權質押對綠色創新的抑制作用在制造業中更顯著。

表5 不同行業股權質押對綠色創新的影響

(三)穩健性檢驗

為了驗證結論的穩健性，本文采用了以下3種方法進行檢驗。

(1)替換被解釋變量。借鑒沈璐和陳素梅的研究[42]，用綠色發明(GI)和綠色實用新型(GU)替代綠色創新對模型(1)重新回歸來進行穩健性檢驗，回歸結果如表6中2到5列所示。

(2)綠色創新滯后一期。股權質押后，大股東降低自身風險和侵占公司利益的動機導致企業減少綠色創新這種不穩定、高風險的項目。但反過來說，企業為了保持核心競爭力需要進行綠色創新，而股權質押可以及時滿足綠色創新所需資金，即綠色創新可能會促使大股東進行股權質押，因此股權質押和綠色創新之間可能存在反向因果的內生性問題。因變量滯后一期可以緩解內生性問題，故本文將綠色創新滯后一期作為被解釋變量對模型(1)重新回歸，結果如表6中6、7列所示。

(3)更換計量模型。用Bootstrap法替換固定行業和年度的多元回歸模型，即從總樣本中重復抽樣，運行1 000次，回歸結果如表6中7、8列所示。

以上結果均顯示股權質押虛擬變量和股權質押比例仍然與綠色創新呈顯著負相關關系，這與本文研究結果一致，說明我們的結論是穩健的。

表6 穩健性檢驗結果

(四)影響機制研究

1.真實盈余管理的中介效應

根據上述分析，本文認為股權質押會抑制企業進行綠色創新的原因之一是大股東在股權質押后為了降低風險會利用其自身的控制權進行真實盈余管理，而費用操縱作為真實盈余管理的手段之一，便是通過削減研發支出等方式對財務報表進行操縱。基于此，本文認為真實盈余管理(REM)可能在股權質押對綠色創新的影響機制中發揮中介作用。

本文借鑒溫忠麟和葉寶娟的中介效應檢驗方法[43]，檢驗真實盈余管理①的中介效應，模型如下：

CGI=β0+cPle+∑βiControls+ξ

(2)

REM=β0+aPle+∑βiControls+ξ

(3)

CGI=β0+c′Ple+bREM+∑βiControls+ξ

(4)

表7為模型(2)(3)(4)的回歸結果，第1列顯示股權質押與綠色創新的回歸系數c為-0.093，在1%的水平上顯著為負；第2列顯示股權質押與真實盈余管理的系數a為0.029，在1%的水平上顯著，說明股權質押會促使企業進行真實盈余管理；第3列顯示股權質押與綠色創新的回歸系數c′為-0.091、真實盈余管理與綠色創新回歸系數b為-0.064，分別通過了1%、5%的顯著性檢驗。根據溫忠麟和葉寶娟的中介效應檢驗方法，由于系數a、b顯著，說明真實盈余管理對企業綠色創新存在間接影響，而系數c′也顯著，則說明真實盈余管理存在中介效應，進一步對比a、b與c′的符號，同號則說明真實盈余管理存在的是部分中介效應，即股權質押企業存在通過真實盈余管理來抑制企業綠色創新的行為。

表7 真實盈余管理的中介效應回歸結果

2.內部控制的調節效應

內部控制是企業內部的一種重要的治理機制。已有研究發現內部控制可以減少兩權分離帶來的代理沖突[44]，也可以有效監督股東或者管理層的操縱行為[45]，降低財務錯報的可能性，減少信息不對稱。此外，還有研究發現完善的內部控制還可以提高企業的風險識別能力[46]，降低企業的股價崩盤風險[47]。據此，本文認為高質量的內部控制可以緩解大股東在股權質押后對企業綠色創新的抑制行為，即內部控制對股權質押與綠色創新之間的負相關關系產生負向調節作用。

為了驗證此推論，采用迪博內部控制指數(指數越高，內部控制越好)除以100來衡量內部控制(IC)[45]，并在模型(1)的基礎上加入內部控制和內部控制與股權質押虛擬變量的交乘項IC_Ple且進行回歸，結果見表8。列1結果仍顯示股權質押與綠色創新呈顯著負相關關系，列2中內部控制與股權質押虛擬變量的交乘項IC_Ple的系數為-0.018，且在10%的水平上顯著，說明內部控制對股權質押與綠色創新之間的關系產生負向調節作用，即上述推論是正確的，高質量的內部控制可以緩解股權質押對企業綠色創新的抑制作用。

表8 內部控制的調節效應回歸結果

五、結論與啟示

(一)結論

本文基于2010—2019年我國滬深A股上市公司的數據，考察大股東的股權質押行為對企業綠色創新的影響。研究發現：(1)股權質押抑制了企業進行綠色創新，即與未進行股權質押的企業相比，股權質押企業的綠色創新水平更低。(2)從企業異質性視角看，股權質押對綠色創新的抑制作用在規模大的企業、制造業企業中更顯著，而在規模小的企業、非制造業企業中并不顯著。(3)真實盈余管理在股權質押對綠色創新的抑制過程中起部分中介作用，即股權質押通過真實盈余管理來抑制企業進行綠色創新。(4)內部控制對股權質押與綠色創新之間的負相關關系產生顯著負向調節作用，說明高質量的內部控制可以緩解股權質押對綠色創新的抑制。

(二)啟示

對企業尤其是大規模、制造業企業來說：(1)要選擇合理的融資方式。股權質押融資雖然便利，但帶來的風險極大。因此要采用股權質押融資和其他權益性融資、債務性融資相組合的融資方式，既要保證資金來源穩定，又要保證企業的綠色創新能力。(2)要發揮好內部控制的作用，建立完善的內部控制體系，抑制企業的真實盈余管理行為，降低企業的風險。

對政府來說：(1)貫徹落實國家“十四五”規劃的重要部署，指導企業進行綠色創新，同時對綠色創新能力強的企業給予物質獎勵、政府補助或者稅收減免優惠，以激發企業進行綠色創新的動力。(2)增加對小規模企業、非制造業企業的扶持力度，減少這些企業在融資、研發等方面的障礙，提高綠色創新水平。

注釋:

① 真實盈余管理的數據來源于國泰安數據庫，由國泰安數據庫參考Dechow(1998)、Sugata Roychowdhury(2006)模型計算所得。