一致行動人股權質押視角下的控股股東股票增持研究

［摘 要］ 股權質押背景下，股票增持是控股股東應對控制權轉移風險的重要方式。研究發現，一致行動人存在股權質押時，控股股東更容易進行股票增持，且一致行動人質押比例越高控股股東增持比例越大；當控股股東也存在股權質押時，該正向影響依然顯著；此外，一致行動人凈質押比例越高控股股東增持比例越大。進一步研究發現，國有產權在控股股東股票增持與一致行動人股權質押之間發揮了正向調節作用。研究結論為有關部門加強對控股股東及一致行動人的協同監管提供了參考依據，有助于投資者理性看待控股股東的股票增持行為。

［關鍵詞］ 一致行動人 股權質押 控股股東 股票增持 凈質押

一、引言

自2013年中國A股市場開放場內質押以來，股權質押規模迅速擴大，對資本市場的穩定運行、上市公司的規范治理以及投資者權益保護都產生了重要影響。盡管股權質押為便捷的融資方式，但質押之后的股價大幅度下跌可能導致股權轉移風險，進而涉及上市公司控制權的轉移。

控制權對于控股股東至關重要?？刂茩嗟南魅趸騿适?，不僅可能導致自身利益的巨大損失，還可能嚴重影響上市公司的正常經營，甚至可能引發外部“野蠻人”干預。2015年萬科寶能事件之后，上市公司控股股東的平均持股比例持續下降，由2017年末的33.75%下降至2021年末的32.5%，低于具備一票否決權的33.3%。這標志著中國資本市場進入了分散股權的時代[1]。在此背景下，許多控股股東與相關經濟體簽訂了一致行動人協議。根據協議，一致行動人的持股表決權由控股股東行使，這種安排有助于鞏固或擴大控股股東的實際控制權。

為了保持實際控制權，控股股東可能采取各種措施應對一致行動人面臨的股權轉移風險。在信息不對稱的情況下，控股股東常常選擇通過增持股票來維護其地位。這種在二級市場購入股票的行為傳遞了積極信號，可以吸引處于信息劣勢地位的投資者跟進買入，從而提振股價、緩解一致行動人股權轉移風險。相較于上市公司層面的股票回購、盈余管理等應對措施，股票增持屬于控股股東的私人行為，操作更為靈活，對股價的影響也更為迅速。2015年股市劇烈振蕩后，中國證監會出臺了一系列鼓勵措施，為控股股東增持股票提供了便利。面臨質押預警壓力的控股股東更有可能采取增持股票的舉措，這也讓上市公司股價表現更為出色[2]。值得注意的是，股票增持所帶來的股價提振效應通常是短期的，長期來看上市公司的股價和經營績效卻變得更差。這表明，控股股東的增持行為主要是利用投資者的慣性反應，并不能反映公司樂觀的長期前景[3]。然而，相關文獻卻未考慮一致行動人的股權質押問題。

據此，本文以2017—2021年A股上市公司半年度數據為研究樣本，考察了一致行動人股權質押對控股股東股票增持的影響。

本文可能的邊際貢獻有以下三方面：首先，從一致行動人的視角出發，通過檢驗控股股東股票增持與一致行動人股權質押之間的關系，豐富控股股東增持股票動機的相關文獻。其次，不僅關注股權質押對股票增持的存量影響，還研究股權凈質押對股票增持的增量效應，從而擴展有關股權質押經濟影響的研究。最后，通過考察產權性質的調節效應，揭示國有控股股東股票增持與其一致行動人股權質押之間的獨特關系。

二、文獻回顧與研究假設

（一）股權質押

已有研究主要聚焦股權質押產生的代理問題和其對上市公司的影響。股權質押降低了控股股東的現金流權，容易引發代理問題。控股股東現金流權與公司利益一致性越高，越難出現公司資源轉移的現象[4-6]。不過，若現金流權弱于控制權，控股股東則有可能濫用表決權來轉移公司資源，甚至“掏空”上市公司[7]，這種不一致性的增加會加大中小股東的風險[8-9]。綜上，股權質押對上市公司價值存在負面影響[10-12]。

為緩解控股股東實際控制權轉移風險，上市公司可能采取多種措施，包括盈余管理[13]、稅收規避[14]、提供前瞻性信息[15]、杠桿操縱[16]等。上市公司也更愿意采取“高送轉”而非現金股利[17-18]、積極進行并購或資本運作[19-20]、簽署并購業績承諾[21]、改善投資者關系[22]、增加金融化投資[23]、配置短期金融資產[24]、推出員工持股計劃[25-27]、進行慈善捐贈、實施股份回購[28-30]等。然而，股權質押也帶來融資不確定性，導致銀行貸款評估更保守[31]，上市公司面臨更強的貸款約束[32]，需要提供更高質量的質押品[33]，這加大了債券持有人的信用風險[34] ，使得上市公司短貸長投現象更嚴重[35]。并且，股權質押也影響了創新投入[36-37]、業務審計[38]、信息披露[39]等其他公司指標。

股權質押的動機方面，同行業或同地區公司的股權質押行為[40]、超額商譽[41]和地區投機文化[42]等都會影響控股股東的質押行為。

（二）股票增持

已有文獻提出了三種關于控股股東增持股票動機的研究假說：信號傳遞假設、擇時假設和政治動機假設。信號傳遞假說認為，內部人員的股票增持行為向信息不足的投資者發出信號，暗示公司股價低于內在價值，這種增持可能在長期內獲得正向的超額收益[43]。內部人員傾向于通過增持股票來傳遞關于公司運營狀況和未來前景的積極信號，以穩定和提升投資者的預期[44]。擇時假說認為，內部人員具有更好的市場擇時能力，他們的交易行為能更準確地預測公司未來的股票回報[45]。控股股東的增持更多發生在股價下跌期間[46]，因此，他們可以采取逆市交易策略以獲得收益[47-49]。政治動機假說則認為，國有控股股東的增持可能是為了響應政府的號召或滿足政策需求，而不是純粹出于財務動機[50]。

然而，控股股東的增持研究較少關注股東的股權質押背景。自身面臨股權質押的預警壓力時，控股股東更有動機進行增持[2]。盡管控股股東股權質押對其增持行為有正向影響，但增持僅在短期內產生正向市場反應，說明股權質押下的增持釋放的并不是公司價值信號，而是企圖利用投資者慣性反應提振股價的行為信號[3]。

（三）一致行動人

《上市公司收購管理辦法》（2022年修訂）第八十三條規定，一致行動人是指通過協議、其他安排等途徑擴大其所能夠支配的一個上市公司股份表決權數量，或者鞏固其對上市公司的控制地位，在行使表決權時采取相同意思表示的兩個以上的投資者。通過簽訂一致行動人協議，控股股東可以擴大控制權或鞏固控制地位。信息披露方面，一致行動人持有股份發生變動，上市公司應及時進行公告；一致行動人成員發生變化，上市公司應在兩個工作日內對該事實進行公告；持股5%以上的一致行動人有披露其股權質押情況的義務。

截至2021年上半年，58.5%的A股上市公司控股股東的持股比例低于33.3%。根據《中華人民共和國公司法》第103條，這意味著超過半數的控股股東不再具有一票否決權。在分散股權的背景下，通過簽訂一致行動人協議鞏固控制權，已成為資本市場上常見的行為[51]。2007—2017年上市的非國有公司中，263家在招股說明書中披露實際控制人簽訂了一致行動人協議，其中高科技企業占比近五成[1]。此外，部分國有上市公司的控股股東也簽訂了一致行動人協議，如本文統計的瀘州老窖、凱龍股份、航天發展等。

目前，國內外文獻主要從法學角度研究一致行動人，包括一致行動人在并購方案中的優勢[52]，在歐盟國家之間面臨的法制差異[53]，以及在并購資管計劃中的特殊風險[54]等。公司治理領域的文獻則主要關注由親屬關系構成的一致行動人，研究發現家族企業的控股股東及其一致行動人對上市公司價值產生了“侵害—協同—掘壕”的影響[55]。另外，將擁有一致行動關系的股東分為不同利益陣營后發現，第一大股東利益陣營之間的股權制衡顯著提高了關聯應計項目的可靠性[56]。

綜上所述，雖然對股權質押和股票增持的研究較為豐富，但將二者聯系起來的文獻非常有限，且未見一致行動人視角下股權質押對股票增持影響的研究。事實上，一致行動人所持股份可能是控股股東對上市公司實施控制權的重要組成部分。因此，一致行動人較高比例質押股份可能會引發控股股東的增持行為。

（四）研究假設

當一致行動人較高比例質押其持有股份時，控股股東面臨實際控制權削弱甚至轉移的風險。這是因為，股權質押意味著將股份作為融資貸款的抵押品。如果一致行動人無法滿足還款或維持質押比例的要求，貸款機構可能會強行出售這些股份，進而出現以下情況：一致行動人失去部分或全部股份的所有權，新的股東增加持股份額，最終導致控股股東失去控制地位。為了維護實際控制權，控股股東可能采取諸如增持公司股票的行動，以確保其在公司中的權力和地位。相較于公司層面采取的應對措施，控股股東實施股票增持不受其他大股東制衡，也無需上市公司董事會或股東大會獲準，且能較為靈活地把握增持的時機。由于控股股東受到較多市場關注，其股票增持行為往往被視為包含短期股價上漲的信息或長期發展積極的信號，容易得到其他投資者的跟隨，因此，控股股東可能通過實施股票增持應對一致行動人股權質押帶來的控制權轉移風險。據此，本文提出第一個假設：

假設1a：一致行動人存在股權質押情況下更容易出現控股股東股票增持。

假設1b：一致行動人股權質押比例越高，控股股東股票增持比例越大。

已有研究表明，控股股東增持的動機是緩解自身股權質押帶來的控制權轉移風險[2-3]。本文認為，從維護實際控制權的角度考慮，控股股東的股票增持既能緩解自身股權轉移的風險，也能緩解一致行動人股權轉移的風險。雖然一致行動人和控股股東在公司治理結構中扮演不同的角色，但一致行動人和控股股東都擁有對公司一定程度的控制權，相同的目標也使得一致行動人股權質押與控股股東股權質押之間存在互補關系。如果一致行動人和控股股東都持有較大比例的公司股份，他們就面臨相似的風險，特別是股權質押方面的風險。顯然，一致行動人的股權質押可能導致公司控制權的潛在風險，控股股東會因此感到擔憂。為了共同應對這種風險，控股股東可能會采取股票增持行動，以穩定市場信心、減輕投資者擔憂，并維護公司股價穩定、保持實際控制權?？紤]控股股東的股權質押狀態后，控股股東股票增持與一致行動人股權質押之間的正向關系仍應顯著，從而驗證一致行動人股權質押是控股股東增持研究中被遺漏的動機。據此，本文提出第二個假設：

假設2：控制控股股東股權質押狀態后，一致行動人股權質押對控股股東股票增持的正向影響依然顯著。

進一步，控股股東的股票增持還可能是基于一致行動人股權質押狀況近期的變化做出的決策，即一致行動人股權質押比例的增量也會影響控股股東的股票增持行為。當一致行動人的股權質押比例增加時，意味著他們的現金流更加緊張，未來可能需要更多的資金來償還債務，這種財務風險的增加可能會導致實際控制權轉移風險的上升。控股股東能感知風險的加劇，進而采取增持股票的行動來防止實際控制權的轉移，以確保對公司的實際控制權不受影響。因此，一致行動人股權質押比例的增量在一定程度上反映了控股股東對于風險增加的敏感度。本文用一致行動人股權凈質押比例（即當期質押比例減去前期質押比例）代表其股權轉移風險近期的變化。若一致行動人股權凈質押比例為正，意味著近期其股權轉移的風險增大，控股股東有動機及時實施股票增持以應對實際控制權可能發生轉移的風險。據此，本文提出第三個假設：

假設3：一致行動人股權凈質押比例越高，控股股東股票增持比例越大。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文以2017—2021年A股上市公司為初始研究樣本。數據來源為國泰安（CSMAR）數據庫，并利用東方財富（Choice）數據庫對一致行動人的股權質押數據進行手工整理。本文對初始樣本進行了如下處理：（1）剔除金融業上市公司；（2）剔除ST、PT類公司；（3）剔除資不抵債的公司；（4）剔除主要變量值缺失的樣本；（5）剔除當期更換控股股東的樣本；（6）針對第一大股東為中國香港中央結算公司的樣本，選擇第二大股東及其一致行動人的相關數據進行替換；（7）剔除2021年上半年度IPO的公司樣本。最終樣本包含3918家上市公司的28002個半年度觀測值。為避免極端值的影響，對所有連續型控制變量進行上下1%的Winsorize縮尾處理。

使用頻率較高的半年度數據主要是為了更精確地捕捉控股股東的增持或減持行為。這些行為較為隱蔽，難以在頻率較低的數據中被捕捉到。特別是，考慮到本文關注的被解釋變量為可能在較短時間內發生控股股東凈增持，使用半年度數據有助于更深刻地理解股權質押與股票增持之間的復雜關系。類似地，本文主要參考的關于股權質押與股票增持的兩篇文章，分別采用了半年度數據和季度數據[2-3]。

（二）變量選取

1. 被解釋變量

本文定義股票凈增持股數為t期（半年）內控股股東的增持股數與減持股數之差。被解釋變量為控股股東股票增持（ZC），包括ZC_dum和ZC_rate。其中，ZC_dum為虛擬變量，衡量控股股東在t期內是否存在凈增持，若凈增持股數為正賦值為1，否則賦值為0；ZC_rate衡量控股股東在t期內的股票凈增持比例，即t期內凈增持股數除以上市公司當期總股本。

2. 解釋變量

解釋變量為一致行動人股權質押（PLE），包括PLE_dum和PLE_rate。其中，PLE_dum為虛擬變量，衡量一致行動人是否存在股權質押，若t期末一致行動人存在股權質押賦值為1，否則賦值為0；PLE_rate衡量一致行動人的股權質押比例，計算方法是將t期末一致行動人存在質押的股票數量之和除以其持股數量之和。在探討一致行動人股權凈質押的影響時，使用的解釋變量為一致行動人股權質押比例的增量（DeltaPLE），即一致行動人t期末質押比例減去t-1期末質押比例。

3. 控制變量

本文使用控股股東是否存在股權質押（PLEBIG_dum）作為主要控制變量，衡量控股股東在t期末是否存在股權質押行為，若存在賦值為1，否則賦值為0。本文還控制了以下變量：產權性質（Soe）、資產負債率（Lev）、凈資產收益率（Roe）、公司規模（Size）、權益賬面市值比（BM）、無限售人民幣普通股比例（Cir）、控股股東持股比例（Hld）、股權集中度（Shrs）、分析師關注度（Analyst）、獨董比例（Outdir）、現金比率（Cash）、營業收入增長率（Growth）、股價漲跌幅（Price）以及行業虛擬變量（Industry）和半年度虛擬變量（Half_Year）。變量定義詳見表1。

（三）模型設定

為驗證假設1，本文構建Logit模型（1a）和OLS模型（1b）。所有變量的下角標i代表公司，下角標t代表半年度。因此，PLE_dumi，t代表控股股東的一致行動人t期末是否存在股權質押，PLE_ratei，t代表控股股東的一致行動人t期末的股權質押比例。ZC_dumi，t代表上市公司控股股東在t期內是否存在股票凈增持，ZC_ratei，t代表上市公司控股股東在t期內的股票凈增持比例。若PLE_dumi，t的系數顯著為正，說明一致行動人存在股權質押的情況下更容易出現控股股東股票增持，從而驗證本文假設1a。若PLE_ratei，t的系數顯著為正，說明一致行動人股權質押比例越高，控股股東股票增持比例越高，從而驗證本文假設1b。

ZC_dum*i，t=α0+α1PLE_dumi，t+α2Xi，t+εi，t，ZC_dumi，t=1 ［if ZC_dum*i，tgt;0］（1a）

ZC_ratei，t=α0+α1PLE_ratei，t+α2Controls+∑Half_Year+∑Industry+εi，t（1b）

為驗證假設2，在模型（1b）的基礎上，加入控制變量PLEBIG_dumi，t，構建模型2。PLEBIG_dumi，t為控股股東是否存在股權質押的虛擬變量。如果PLE_ratei，t的系數β1顯著為正，說明在控制控股股東股權質押狀態的情況下，一致行動人股權質押對控股股東股票增持的正向影響依然存在，從而驗證了本文假設2。

ZC_ratei，t=β0+β1PLE_ratei，t+β2PLEBIG_dumi，t+β3Controls+∑Half_Year+∑Industry+εi，t（2）

為驗證假設3，在模型2的基礎上，以DeltaPLEi，t作為解釋變量。DeltaPLEi，t是一致行動人本期期末股權質押比例較上期期末股權質押比例的增量，代表其質押比例的變化程度。如果DeltaPLEi，t的系數γ1顯著為正，說明一致行動人股權凈質押比例越大，控股股東股票增持比例越高，從而驗證了本文假設3。

ZC_ratei，t=γ0+γ1DeltaPLEi，t+γ2PLEBIG_dumi，t+γ3Controls+∑Half_Year+∑Industry+εi，t（3）

四、實證結果分析

（一）樣本描述性統計

表2報告了全樣本的描述性統計。主要變量方面，ZC_dum的均值為0.111，表明樣本中11.1%的上市公司控股股東存在股票凈增持行為。ZC_rate的均值為0.131，標準差為1.218，說明樣本中上市公司控股股東的平均股票凈增持比例為0.131%，且凈增持程度差異較大。PLE_dum的均值為0.095，意味著樣本中9.5%的控股股東的一致行動人存在股權質押。PLE_rate的均值為2.784，標準差為12.015，說明樣本中控股股東的一致行動人平均股權質押比例為2.784%，且差異較大。DeltaPLE的均值為0.116，標準差為9.769，說明樣本中控股股東的一致行動人股權質押比例增量的差異較大。PLEBIG_dum的均值為0.363，意味著樣本中36.3%的上市公司控股股東存在股權質押。

控制變量方面，產權性質的均值為0.295，說明樣本中近三成的上市公司為國有控股。第二至第十大股東合計持股比例的均值為25.78%，標準差12.731%，表明其他大股東對控股股東的制衡能力參差不齊。分析師關注度的均值為6.885，即上市公司半年度平均有6.885個分析師團隊進行跟蹤分析。獨董比例的均值為37.819%，標準差為5.341%，表明上市公司的外部監督程度差距不大。這些變量的取值均在合理范圍。

根據t期末一致行動人是否存在股權質押，本文將樣本分成質押組和未質押組，分別包括2，663個和25，339個觀測值。表3報告了組間差異的檢驗結果。其中，一致行動人質押組中，13.3%的上市公司控股股東實施了股票增持；一致行動人未質押組中，10.9%的上市公司控股股東實施了股票增持。一致行動人質押組發生控股股東股票增持的比例顯著高于一致行動人未質押組，初步驗證了本文的基本假設。

（二）主要回歸結果

表4報告了一致行動人股權質押對控股股東股票增持行為的影響。列1報告了未加入控制變量的模型（1a）的回歸結果，列2報告了加入控制變量后模型1a的回歸結果；被解釋變量為控股股東股票增持的虛擬變量，解釋變量為一致行動人股權質押的虛擬變量。一致行動人存在股權質押的情況下，控股股東更容易進行股票增持。本文假設1a成立。列3報告了未加入控制變量的模型1b的回歸結果，列4報告了加入控制變量后的模型1b的回歸結果；被解釋變量為控股股東股票增持比例，解釋變量為一致行動人股權質押比例。列4中，一致行動人股權質押比例的系數為0.001，在5%統計水平上顯著，這表明一致行動人股權質押比例越高，控股股東股票增持比例越大。本文假設1b成立。

此外，列4控制變量中，Shrs的系數為-0.004，在1%統計水平上顯著，表明其他大股東的制衡能力越強，控股股東股票增持的比例越小。Analyst和Outdir也與控股股東股票增持比例顯著負相關，這表明上市公司受到的外部和內部監督越少，控股股東越會實施更大比例的股票增持。Hld與控股股東股票增持比例顯著正相關，這表明控股股東股權越集中，其股票增持比例越大。Growth系數在1%水平上顯著，這表明在發展速度更快的上市公司，其控股股東進行了更大比例的股票增持。這些結果與已有文獻結論保持一致。

表5報告了控制控股股東質押狀態的情況下一致行動人股權質押對控股股東股票增持的影響。除了新增的控股股東是否存在股權質押的虛擬變量以外，其余變量與表4完全相同。列1報告了未加入控制變量的模型2的回歸結果，列2報告了加入控制變量后的回歸結果?？刂瓶毓晒蓶|股權質押狀態后，一致行動人股權質押比例的系數為0.001，仍在5%統計水平上顯著。本文假設2成立。此外，控股股東是否存在股權質押的系數為0.033，在5%統計水平上顯著，表明控股股東股權質押狀態對其股票增持同樣具有正向影響。這意味著控股股東實施股票增持或可實現“一石二鳥”，即同時緩解自身和一致行動人的股權轉移風險。因此，以上回歸結果表明一致行動人的股權質押是控股股東股票增持研究中被忽視的重要動機之一。

表6報告了一致行動人股權凈質押對控股股東股票增持的影響。其中，解釋變量為一致行動人股權質押比例的增量，用來衡量一致行動人質押比例上升可能引發的股權轉移風險。列1的結果顯示，未加入控制變量時，DeltaPLE系數為0.003，在1%統計水平上顯著；列2的結果顯示，加入控制變量后，DeltaPLE的系數仍為0.003，在1%統計水平上顯著。以上結果表明，一致行動人股權凈質押比例越高，控股股東股票增持的比例越大，即控股股東通過增持股票的方式幫助一致行動人應對潛在的股權轉移風險。本文假設3成立。

（三）穩健性檢驗

1. 傾向得分匹配

對于一致行動人股權質押公司與未股權質押公司之間可能存在的系統性差異，本部分采用了傾向得分匹配的解決辦法。首先，將控制變量作為協變量。然后，使用分位數方法，以上三分位為臨界值，將連續型解釋變量一致行動人質押比例（PLE_rate）和一致行動人凈質押比例（DeltaPLE）分別轉換為虛擬變量ple_dum和delta_dum。最后，采用最近鄰匹配法對PLE_dum、ple_dum和delta_dum進行1∶3配對，其中，PLE_dum匹配到8，769個數據，ple_dum匹配到8，798個數據，delta_dum匹配到3，762個數據。表7報告了匹配后的回歸結果。解釋變量PLE_dum、ple_dum和delta_dum的系數分別為0.145、0.042和0.124，均在5%統計水平上顯著。本文的三個假設依然成立。

2. 工具變量

為緩解遺漏變量導致的內生性問題，本部分考慮兩階段最小二乘法（2SLS）。采用半年末同行業一致行動人是否存在股權質押的均值（IND_ple）和半年末同省份一致行動人是否存在股權質押的均值（PRO_ple）為工具變量[57]，并生成第二階段的一致行動人股權質押解釋變量PLED。IND_ple反映了行業內股權質押的普遍水平。在同一行業內，控股股東可能面臨相似的控制權轉移風險，即同行業其他控股股東的一致行動人是否傾向于進行股權質押可能影響研究對象的股權質押行為。類似地，在同一省份內，一致行動人可能受到相似的地方政策、法規和市場環境的影響，傾向于利用股權質押獲取融資貸款，即PRO_ple捕捉了地理因素對一致行動人股權質押的影響。表8展示了回歸結果。在第一階段回歸中，IND_ple和PRO_ple均與一致行動人是否存在股權質押（PLE_dum）正相關，且均在1%統計水平上顯著。在第二階段回歸中，一致行動人股權質押（PLED）與控股股東股票增持的虛擬變量（ZC_dum）仍顯著正相關。此外，在工具變量不可識別的檢驗中，Kleibergen-Paap rk 的 LM 統計量 p 值均為 0.000，顯著拒絕原假設；在工具變量弱識別的檢驗中，Kleibergen-Paap rk 的 Wald F 統計量大于Stock-Yogo 弱識別檢驗 10%水平上的臨界值?？傮w而言，以上檢驗說明了選取“同行業一致行動人是否存在股權質押與同省份一致行動人是否存在股權質押”作為工具變量的合理性。這些結果表明，控制遺漏變量后本文結論仍然成立。

股票增持會耗費控股股東大量現金。因此，當一致行動人因股權質押面臨股權轉移風險時，已經高比例質押股權的控股股東將無法承受股票增持所帶來的流動性壓力。為排除這種可能性，本部分剔除控股股東股權質押比例大于80%的觀測值。根據表9報告的回歸結果，解釋變量PLE_dum、PLE_rate和DeltaPLE的系數仍顯著為正。本文的主要結論依舊成立。

5. 替換主要控制變量

本部分將前文使用的主要控制變量進行替換，即由虛擬變量（PLEBIG_dum）替換為連續型變量（PLEBIG_rate）。表11報告了相關回歸結果。在控制控股股東股權質押比例后，一致行動人股權質押對控股股東股票增持的正向影響依然顯著，一致行動人股權凈質押對控股股東股票增持的正向影響也依然顯著。本文主要結論不變。

6. 地區間監管差異

由于各地經濟發展水平的差異，上市公司面臨不同的監管環境 [3]。例如，在經濟較不發達的省份，當一致行動人因股權質押面臨股權轉移風險時，控股股東的應對措施較少引起媒體關注，監管也較為寬松。在這種情況下，一致行動人股權質押對控股股東股票增持的影響可能更為顯著。為排除地區性差異對研究結果的潛在影響，本部分在模型1至模型3的基礎上加入省份固定效應，重新進行回歸。根據表12報告的結果，加入省份固定效應后，本文的結論保持不變。

五、進一步分析

在中國特色社會主義市場經濟中，國有產權可能使得控股股東具有更強的風險應對能力。一方面，由于國有股權的處置成本較高，國有一致行動人高比例質押股權未必導致實際控制權轉移的風險，即國有控股股東可能并不需要通過股票增持來應對實際控制權轉移的風險。另一方面，由于實際控制人為各級國資委，國有控股股東不僅享有隱性信用背書，而且可以獲得來自同一國資委旗下其他國有企業的資金支持，這使國有控股股東可以更及時地通過股票增持來應對實際控制權轉移的潛在風險。為此，本部分考察控股股東產權性質對一致行動人股權質押與控股股東股票增持之間關系的調節效應。

首先，本文在模型2的基礎上加入交互項Interact1i，t =PLE_ratei，t *" Soei。若Interact1i，t的系數為負，說明國有產權抑制了一致行動人股權質押引發的控股股東股票增持；若Interact1i，t的系數為正，則說明國有產權促進了一致行動人股權質押引發的控股股東股票增持。被解釋變量為代表控股股東股票增持的連續型變量ZC_ratei，t。表13的列1報告了回歸結果。Interact1i，t的系數在1%水平上顯著且為正，表明一致行動人股權質押比例越高，國有控股股東股票增持比例越大，即國有產權發揮了主要的促進作用。

然后，本文在模型3的基礎上加入交互項Interact2i，t=DeltaPLEi，t* Soei，并將一致行動人按照20%的股權質押比例分成兩組

本文還采用15%和25%的股權質押比例對一致行動人進行分組，回歸結果與表13報告的基本一致。。表13的列2報告了低比例質押組的回歸結果，列3報告了高比例質押組的回歸結果。當一致行動人質押比例較低時，國有產權不存在調節效應；當一致行動人質押比例較高時，國有產權發揮正向調節效應。這些結果表明，當一致行動人股權轉移的風險較低時，其質押比例的上升不會引發國有控股股東的股票增持；但當一致行動人股權轉移的風險較高時，其質押比例的上升將引發國有控股股東進行股票增持。

六、結論與啟示

自2015年中國資本市場進入股權相對分散的階段后，一致行動人所持股份對控股股東維護上市公司實際控制權的作用越發重要。當一致行動人股權質押比例較高時，控股股東可能采取措施，向市場釋放積極信號，力求幫助一致行動人渡過難關。本文以2017—2021年A股上市公司的半年度數據為研究樣本，考察了一致行動人股權質押對控股股東股票增持的影響。研究發現，一致行動人的股權質押及凈質押均能引發控股股東的股票增持，是控股股東增持行為研究中被遺漏的動機。此外，國有產權在控股股東股票增持與一致行動人股權質押之間發揮了正向調節作用。

基于以上研究結論，本文得到以下三點啟示：首先，為維護資本市場的健康發展，有關部門應推動對上市公司不同股東的協同監管，強化一致行動人股權質押信息披露制度，同時密切監控控股股東的股票增減持行為，進一步提高股票市場的透明度。其次，市場參與者在評估投資機會時，不僅要關注一致行動人的股權質押比例，也要密切追蹤該比例的近期變化，因為后者更能反映風險的動態變化。采取這種策略可以更合理地管理投資組合收益，助力防范和化解金融風險的攻堅戰。最后，投資者要牢固樹立價值投資理念，謹慎對待控股股東的股票增持行為。當市場波動時，有效識別控股股東增持動機，避免盲目追隨市場熱點，切實維護自身的經濟利益。

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（責任編輯 余 敏）

［基金項目］ 國家社會科學基金一般項目“上市民企大股東股權質押動機的經濟學分析及風險預警研究”（19BJL060）成果之一。

［作者簡介］ 劉德溯（1977—），福建泉州人，經濟學博士，南京大學商學院副教授，研究方向：公司金融、風險管理。