股權質押、現金持有水平與企業投資效率

李佳琪

（北京語言大學商學院 北京 100083）

我國在高速投資型增長的同時，由于盲目投資熱門行業和開展多元化經營，一些公司出現了嚴重的投資過度。另外，受限于融資難問題，一些公司出現了嚴重的投資不足。

股權質押是一種逐漸普遍化的融資方式，是指出質人以其擁有的股權作為質押標的物而設立的質押。2010年以來，我國股票質押業務呈現爆炸式增長，截至2020年8月7日,存在股權質押的A股上市公司情況近7成。股權質押有其自身的融資優勢，審批流程較簡潔，再加上股權質押融資的優惠政策支持，這種融資方式深受股東青睞。但股權質押容易給企業帶來較大風險，在股價不斷上升時，許多股東借機高位質押股權，但當股市出現大幅下跌，跌過質押價格時若不及時補充資金，就會強制平倉，容易導致二級市場大量拋售股票，引發一系列危機。

1 文獻綜述與研究假設

1.1 股權質押與企業投資效率

作為一種融資方式，股權質押通過不同途徑對投資效率產生影響。翟勝寶等（2017）[1]認為，股權質押的法律法規相關約束較少，且速度快、成本低，利于投資效率的提高。但對個人控股股東而言，股權質押從根本上分散了個人投資組合的風險，增加股東的風險承受能力，增加風險承擔行為，導致投資效率低下（葉陳剛等，2020[2]）。謝德仁等（2016)[3]研究發現，控股股東會采取盈余管理方式避免控制權轉移風險。盈余管理由于股東操控行為及代理成本加劇，會降低投資效率（孫涵、張勁松，2021）[4]。由此提出以下假設：

H1：其他條件不變，股權質押與企業非效率投資成正相關，有股權質押行為的企業投資效率平均水平低于無質押行為企業的投資效率。

1.2 現金持有水平、股權質押與企業投資效率

王衛星、杜靖（2021）[5]研究發現，當企業現金持有水平越高時，其競爭力水平越高，但現金持有量對企業投資效率的影響并不是單一線性的。Almeida等(2004)[6]認為，更高的現金儲蓄需要減少當前有價值的投資，而融資約束會導致企業過度依賴自身的現金流，并傾向持有大量現金而造成投資不足。耿成軒等（2022）[7]認為，超額持有現金能夠放大環境不確定性對企業投資效率的不良影響。根據Myers等（1984）[8]提出的優序融資理論，企業融資時應優先考慮內部融資。當企業面臨融資需求時，現金持有水平較高，意味著較低的融資成本，從而提高企業投資效率。由此提出以下假設：

H2a：現金持有水平與企業投資效率呈負相關關系，現金持有水平越高，企業投資效率越低。

H2b：現金持有水平抑制股權質押行為對企業投資效率的抑制作用。

2 研究設計

2.1 樣本選取、數據來源與變量定義

本文選取我國滬深A股2010—2020年數據為初始研究樣本，對數據進行縮尾處理，最終得到19334條非平衡面板數據，數據均來自CSMAR數據庫。本文選取 Richardson投資期望模型對投資效率進行衡量，模型具體如下。

2.1.1 企業投資效率

其中，It為企業第t期的投資支出；Growtht-1為企業成長性水平；Casht-1為企業第t-1期現金持有水平；ALt-1為企業第t-1期資產負債率；NLAt-1為企業第t-1期的規模；NLYt-1為企業截至第t-1期的年齡。模型計算取得的殘差值代表企業實際投資水平對最優投資水平的偏離程度，殘差為正代表投資過度，殘差為負代表投資不足，殘差的絕對值INEFFI越大，企業投資效率越低。

2.1.2 變量的類型、符號、定義及內涵

本文變量的類型、符號、定義及內涵如表1所示。

表1 變量定義及含義

2.2 模型設計

2.2.1 基礎回歸

為了檢驗假設 H1，模型設定如下：

2.2.2 調節效應

為了檢驗假設H2a及H2b，模型設定如下：

3 實證分析

3.1 描述性統計

為探究變量的基本特征，本文對選擇的樣本進行統計和分析，具體結果如表2所示。

表2 主要變量描述性統計

3.2 基礎回歸分析

為了驗證假設H1，本文采用回歸模型（2）來度量股權質押行為對企業投資效率的影響。本文的數據是面板數據結構，為消除不隨時間變化的因素對估計結果可能造成的偏誤，選用固定效應模型進行回歸，結果如表3所示。未加入控制變量時，結果如表3第（1）列所示，股權質押 (EPLE)與投資效率（INEFFI）的回歸系數分別為0.005，且在1%的水平下顯著，初步說明股權質押抑制企業投資效率的提高。加入多個控制變量后，結果如表3第（2）列所示，股權質押（EPLE）與投資效率（INEFFI）的回歸系數為0.062，在 10%的水平上顯著，說明股權質押與企業投資效率呈負相關，驗證了假設H1。

3.3 調節效應檢驗

為檢驗假設H2a及假設H2b，利用回歸模型（3）進行實證檢驗，結果如表3第（3）列所示，現金持有水平（CHOLD）與投資效率（INEFFI）相關系數為正，為1%顯著，現金持有水平與股權質押的交互項（CHOLD*EPLE）與投資效率（INEFFI）正相關，且為10%顯著，表明現金持有水平削弱了股權質押對企業投資效率的抑制作用，驗證了假設H2b。

表3 基礎回歸和調節效應回歸結果

3.4 異質性檢驗

本文選直接控股股東持股比例、負債期限結構兩個指標作為分類回歸依據，分別研究不同分類中股權質押對企業投資效率的影響。

3.4.1 直接控股股東持股比例

直接控股股東常常會對公司產生重大影響。本文選取直接控股股東持股比例（SRATIO），將高直接控股股東持股比例與低直接控股股東持股比例分別進行基礎回歸，結果如表4所示。結果表明，高直接控股股東持股比例一組股權質押對投資效率的抑制為5%顯著，低直接控股股東持股比例一組10%，直接控股股東持股降低后，股權質押對企業投資效率的影響顯著降低。

3.4.2 負債期限結構

如果負債期限結構較短，較大的償還壓力會在一定程度上加大企業的風險預期，從而阻止企業高風險投資。另外，較高的資產負債率會影響投資者對企業的整體評估，增大融資約束。本文引入連續變量負債期限結構（TOFLIA），將負債期限結構-長與負債期限結構-短兩組分別進行基礎回歸檢驗，結果如表4所示。結果表明，擁有較短負債期限結構企業股權質押對投資效率的抑制10%顯著，而期限較長的企業此影響不再顯著。

表4 異質性檢驗

3.5 穩健性檢驗

為檢驗模型的穩健性，本文更換被解釋變量投資效率（EPLE）的衡量方式，以及去掉被解釋變量衡量回歸中殘值最大10%的數據，分別再次進行回歸。另外，本文采用兩階段最小二乘法，引入核心解釋變量（EPLE）的一階滯后項作為工具變量，重新估計樣本。結果表明，投資效率（EPLE）依然1%顯著，證明本文結果的有效性，回歸結果因篇幅限制不予展示。

4 結語

綜上所述，本文有以下啟示：首先，企業在追求減小融資約束的同時，也應控制質押規模。其次，適當增加現金持有量可以削弱股權質押對投資效率的影響，優化公司財務狀況，增強抵御風險的能力，因此企業應加強對本公司最優現金持有水平動態模型的研究，平衡保守抵御風險和投資之間的關系。最后，降低直接控股股東的持股比例及增加長期負債對短期借債的替代，可以有效緩解股權質押對企業投資效率的抑制作用。

因數據量不足及信息缺失，本文未加以區分高比例股權質押與低比例股權質押，但現今股權質押在上市公司中越來越普遍，大規模質押日益增多，因此加入高比例與低比例的區分將使研究更完善。