控股股东股权质押、控制权转移与信用利差.pdf

2023 年 7 月 第 37 卷 第 4 期ECONOMY AND MANAGEMENTJul.,2023 Vol.37 No.4控股股东股权质押、控制权转移与信用利差周少甫,叶 宁(华中科技大学 经济学院,湖北 武汉 430000)摘 要:利用中国 A 股上市公司 20102021 年银行间债券市场发行的债务融资工具数据探讨控股股东股权质押与信用利差之间的关系。研究结论表明,控股股东股权质押会导致公司发行债务融资工具信用利差更高。进一步研究发现,这一关系只存在于东部沿海地区、个股股价崩盘风险较高和管理层能力较强的上市公司。通过对公司信息环境质量组和低掏空组的验证,排除了信息假说和掏空假说,验证了控制权转移风险假说的唯一性。关键词:股权质押;债务融资工具;银行间债券市场;控制权转移风险中图分类号:F832.51 文献标识码:A文章编号:1003-3890(2023)04-0061-11收稿日期:2022-11-29作者简介:周少甫(1963-),男,湖北天门人,华中科技大学经济学院教授,博士,博士生导师,研究方向为应用经济学;叶宁(1995-),女,河南郑州人,华中科技大学经济学院博士研究生,研究方向为公司治理。党的十九届五中全会提出,“十四五”时期资本市场完成高质量发展最重要的是提高企业的直接融资比重。这意味着债务融资工具将成为我国企业重要的融资工具,银行间债券市场的发展得到了重视。2015 年 5 月,中国人民银行取消了银行间债券市场交易流通的审批制度。这一举措使得企业采用债务融资工具进行融资的热情高涨,银行间债券市场高速扩容。但是,我国银行间债券市场各项管理制度尚未完善,发债企业也良莠不齐,其背后蕴藏的风险不容忽视。为了防范市场风险,保障银行间债券市场的稳步发展,中国银行间市场交易商协会(以下简称“中市协”)在 2020 年 10 月 12 日发布了非金融企业债务融资工具募集说明书投资保护机制示范文本,对公开发行债务融资工具的信息披露工作作出规定,规定指出企业应当披露控股股东和实际控制人的股份质押情况。可以看出中市协把股权质押纳入衡量企业债务融资工具信用利差的重要风险因素。股权质押的特殊性和便利性使其在资本市场上迅速发展,越来越多的学者在探究控股股东股权质押后会给上市公司带来怎样的影响,尤其是对上市公司定价因素机制的影响。因此本文试图以企业发行的债务融资工具为重点对该问题展开研究。已有文献表明,股权质押会降低控股股东的现金流权而不会改变其表决权1,两权分离会造成控股股东对中小股东利益的侵占2,导致企业价值降低,增大企业违约风险3。由于控制权转移风险的存在,控股股东不得不采用信息操纵4、真实盈余管理来降低风险发生的可能。对于代理问题小的企业,税收规避在一定程度上可以提高企业经营绩效,稳定股价,避免控制权转移。但是信息操纵、市值管理以及税收规避这些行为会增加内部利益者与外部利益者之间的信息不对称,损害企业信息质量5,从而导致企业发行公司债券的信用利差更高6。由于投资者没有直接参与企业的经营活动,只是按时收取本息,他们为了避免不必要的损失会十分关注公司的经营状况和面临的风险。中市协对控股股东、实际控制人和管理层的质押行为进行披露的规定,进一步验证了控股股东股权质押会加大控制权转移风险。控制权转移意味着企业实际控制人和管理层的不稳定,所以投资者往往会想要更高的信用利差补偿。由此可以看出,控股股东股权质押控制权转移风险信用利差是我们分析企业发行债务融资工具定价的关键路径。本文可能的贡献如下:一是已有的关于股权质押的文献主要研究的是控股股东股权质押对中小股东7-8、公司自身等内部利益相关者9短期融资券10、中期票据11、公司债券市场12的研究,学者们对于股权质押经济后果的研究很丰富,但是将债务融资工具投资者视角与控股股东股权质押联系起来的文献少见。本文将股权质押的研究从内部16利益相关者延展到银行间债券市场,进一步拓宽了股权质押经济后果的研究领域。二是债券市场的发行定价问题十分热门,所以研究信用利差的影响因素非常重要,本文通过实证分析认为控制权转移风险是影响企业债务融资工具发行定价的重要因素。三是本文质押信息披露方面的结论为中市协2020 年 10 月 12 日发布的非金融企业债务融资工具募集说明书投资保护机制示范文本提供了可靠的证据。一、文献综述、理论分析与假说(一)股权质押经济后果文献综述股权质押是一种便利的债务融资方式,一般情况下,股权质押不会威胁到控股股东对上市公司的控制权。起初,对股权质押进行的探讨主要是对股权质押所带来的两权分离问题进行研究,有学者研究发现两权分离的格局加剧了控股股东和中小股东的委托代理问题。郝项超等2认为股权质押加大了控股股东对中小股东利益的侵占动机,最终将会导致企业价值的降低。也有学者发现,股权质押意味着上市公司可能存在融资约束问题,控股股东股权质押会加剧公司的融资约束和利益侵占,增加公司风险。随着经济的不确定性增加,股价也会面临极大的不确定,股权质押可能造成的控制权转移风险自然而然地成为研究热点。有学者研究发现,内部人股权质押比例越高,公司股价崩盘风险越高。质押人为了避免爆仓,会采取保守的公司战略。然而,谢德仁等13认为,控股股东会通过市值管理来粉饰业绩,提升股价,以达到暂时蒙蔽投资者的目的,不仅可以有效降低控制权转移风险,还可以降低股价崩盘风险。(二)信用利差影响因素文献综述经济周期是经济发展中一种有规律的扩张和紧缩现象,它能够影响公司的经营状态,被学者率先用来研究如何影响债券的信用利差。经济扩张时期,公司经营状态一片繁荣14,出现违约状态的可能较小,此时债券的信用利差变低;经济紧缩时期,公司经营状态一片萧条,出现违约状态的可能较大,此时债券的信用利差变高。之后的研究逐渐转入微观领域。从债券自身来看,由于信用债券的特殊性,无论是公司还是法人在发行债券之前都会对其评级15,这就催生了学者们针对评级和利差的研究。研究发现,信用利差随着债券评级的升高而降低16。从发债主体来看,发行人是最终偿债人,其特征对信用债券的影响受到广泛关注17,结果发现,信用利差随着发行信息披露水平和信息质量的升高而降低6。投资者对债券收益要求溢价越低,信用利差越低。从公司自身来看,公司需要具备良好的治理环境才能保障债券未来的安全兑付,这就催生了公司治理对信用利差的研究。研究结论表明,公司治理越完善,公司透明度越高,公司经营状况越好,财务价值越高,信用利差就越低18。从公司股权结构来看,股东成立公司形成董事会来监督管理者、聘请管理者经营公司,股权结构的分布会影响信用利差19。从机构投资者来看,在信息不对称情况下,短期机构投资者往往会对信息更加敏感,其持股占比越高,信用利差越低;对长期机构投资者来说持股占比越高,信用利差越高20。从企业控制人类型来看,企业往往分为家族企业与非家族企业,家族企业创始人持股占比越高,与中小股东的代理问题越小,信用利差越低21。从代理问题来看,控股股东的两权分离问题使得信用利差升高。控股股东断然不会贪图微小利润而抛弃控制权22。因此可以推断出,控股股东更关注的是控制权转移的风险,投资者也会重点关注股权质押背后所蕴藏的控制权转移风险。从上面的文献可以看出,目前对股权质押的研究从股权质押产生的第二类代理问题推进到了内部利益相关者,尚未将其引发的控制权转移风险延伸到银行间债券市场。信用利差的文献主要是对公司自身的股权结构、机构投资者、企业控制人类型及代理问题严重程度的研究,鲜有学者加入控股股东因素。并且以往的研究延续两权分离的代理框架,本文则从动态的视角来研究控股股东行为对债务融资工具信用利差的影响,可以丰富控股股东行为与信用利差研究的文献。(三)理论分析与研究假说股权质押能够让股东保留控制权的同时又能获得资金支持,这一便利使得股权质押在中国市场飞速发展。股权质押会降低控股股东的现金流权而不会改变其表决权,造成两权分离的格局,加剧了控股股东对中小股东利益的侵占。控股股东侵占中小股东利益是对公司进行更深程度的掏空,进而损害企业价值。这也意味着相对掏空的微小薄利,控股股东更看重其对公司的控制权,因此控股股东股权质押与信用利差之间的关系并非掏空所致。股权质押可能引起控制权转移。在二级市场上,为了保证自身控制权的存在,控股股东进行股26权质押后通常会采用真实盈余管理来提高业绩,提升股价,降低控制权转移风险。与管理行为不同的是,通过税收规避来降低控制权转移风险是一项巨大且复杂的工程。税收规避会提高企业的信息不对称程度,降低投资者和公司之间的信息透明度6,信息不对称信息不透明信息环境恶化由此循环往复,债券投资者就需要更高的信用利差来补偿这部分信息风险。在一级市场上,机构投资者可以从承销商获得发行人内部信息,以便更好地进行分析处理,这也就表明市场机构投资者可能不会因为公司信息质量的变化而改变判断,因此可以推断出,控股股东股权质押与信用利差之间的关系并非公司信息环境恶化所致。公司可以按时还本付息的条件是拥有良好的经营绩效。公司经营绩效与未来违约可能呈负相关关系,即公司经营绩效越高,公司未来违约风险越低。机构投资者相较信息质量会更关注影响公司经营绩效的风险因素。从规定中也可以看出,企业实际控制人、管理层政策和制度的不稳定,会造成公司绩效的不稳定。具体分析如下:控制权的转移是指在一个公司中拥有最终权力的实体因任何原因发生转移。控制权转移是利好还是利坏要分为两种情况。一种情况是在一级市场出让给另一家机构或投资人,这种情况就是利好,股权结构的变更会提高公司的经营绩效;另一种情况是二级市场的变更,这种情况就是利坏,即控股股东股权质押暴雷,丧失对上市公司的控制权。一旦控制权转移,新的控制实体可能会改变公司的结构和职能。新的控制实体对原有的体制、管理层、员工、项目和公司未来发展方向的处理都是未知的。若控制权发生转移,新的控制实体为了维护自身利益,可能会大规模更换董事会和管理层。突然的变更,可能会导致一系列连锁反应。比如说,若发展新的行业,未知风险会增加公司经营绩效的不确定性;若改变公司原有的销售方式,产品生产与销售之间的供求关系变得不稳定;若没有妥善处置遗留下来的业务问题,公司业绩可能会暴雷,当然这是较坏的情况。巨大的业绩波动,会给投资者带来极大的风险,投资者只能被迫接受经营绩效下降所造成的损失。因而,投资者会倾向通过更高的信用利差来补偿。可以推断出,控制权转移风险会增加公司绩效不稳定性,投资者会要求更高的信用利差补偿。即使新的控制实体不改变原有的公司战略和管理计划,管理团队也可能面临大规模的替换。以往的研究文献发现,公司高管与公司业绩存在显著正相关关系。公司高管的性别、背景和能力都会影响公司的竞争力。相比女性高管,男性高管会给公司带来更多的外部资源。高管的能力和背景越强,公司业绩提升越大。控制权转移之前,我们并不知道更换的高管的能力和背景,增加了公司经营绩效的不稳定,提高了公司不能按期偿付本息的风险,因此,投资者会要求更多的信用利差补偿。综上所述,提出假说 H1。H1:控股股东股权质押会加剧控制权转移风险,从而使得公司发行债务融资工具的信用利差更高。二、研究设计与模型建立(一)样本与数据限于数据的可得性,选用中国 A 股上市公司20102021 年发行的债务融资工具作为研究样本。从 CSMAR 数据库以及公司年报搜集到控股股东股权质押的数据然后与样本数据匹配,得到模型需要的数据。再将得到的样本做以下筛选调整:(1)剔除数据缺失和 ST、ST 的样本;(2)剔除金融类企业的样本。最后得到 14 996 条数据。有关债务融资工具部分的数据来自 Wind 数据库。有关财务数据和控制变量数据来自 CSMAR 数据库。采用 Stata对原始数据进行 1%和 99%水平上的缩尾处理,以此来避免其他异常值对结论的影响。(二)模型与变量定义参考前人研究构建如下信用利差模型23:CS=0+1pledge+Control variables+(1)参考先前学者研究,采用债务融资工具发行日的到期收益率减去具有相同剩余期限的中债国债到期收益率,来定义债务融资工具的信用利差。参照已有研究24用控股股东样本期年末是否进行股权质押以及样本期年末控股股东股权质押的比例来定义股权质押(Pledge),分别计为 Pledge_dum虚拟变量和 Pledge_per 连续变量。债务融资工具层面的变量包含信用评级(Crating)、发行规模(Bond-size)、发行年限(Period)、是否可以赎回(Call)以及是否可以回购(Put);发行人层面的变量包含净资产报酬率(Roa)、总资产负债率(Lev)、规模大小(Size)、财务风险大小(Altman)、第一大股东的持股比例(Top1)、前十大股东持股比例(Top10)、两权分离率(Seperation)、董事会人数(Boardsize)、独立董36事占比(Indep_per)、样本期年末是否进行了“四大”审计(Big_4)以及产权性质(Soe)。还添加了适合我国债券市场行情的控制变量行业限制(Rot)和所在省份违约情况(Rod)。国家发改委的文件中,为了解决环境破坏和产能过剩问题,将中国的部分行业做了详细划分,一部分给予鼓励,另一部分给予限制。该目录的调整对于被限制的行业影响很大,也必然会影响到发行时的政策风险。发行人行业是否为限制类行业,主要包括:煤炭采掘、石油化工、钢铁和建筑材料。如果是限制类行业则虚拟变量(Rot)取值为 1,否则为 0。为了度量债务融资工具发行价格在不同地区之间的差异,建立了发行人所在地省份违约虚拟变量,如果违约则虚拟变量(Rod)取值为 1,否则为 0。除控制行业和年度固定效应外,为了排除异方差和序列相关问题可能对结果造成的影响,通过聚类调整标准误,控制异方差稳健标准误。其他控制变量定义见表 1。表 1 变量定义 变量类型 变量名变量定义被解释变量Cs上市公司非金融企业债务融资工具信用利差,这里采用发行时的到期收益率与具有相同剩余期限的中债国债到期收益率之差解释变量Pledge_dum样本期年末控股股东是否进行股权质押,“是”则取 1,“否”则取 0Pledge_per样本期年末控股股东股权质押与持有股份之比公司层面控制变量Roa净利润总计占资产总计的比重Lev负债总计占资产总计的比值Size样本期年末资产总计的对数值Altman破产系数 Z 值Top1样本期年末第一大股东持股比例Top10样本期年末前十大大股东持股比例Boardsize董事会的董事人数Indep_per独立董事与董事会总人数之比Big_4公司当年年报的审计为“四大”之一取 1,“否”则为 0Soe发行公司当年年末为国有取 1,“否”则为 0Rot公司当年行业划分为限制类行业取 1,“否”则取 0Rod公司所在地省份发生债务违约取 1,否则取 0债券层面控制变量Creating发行债券信用评级Bondsize发行债券规模的自然对数Period发行债券期限加 1 的自然对数Put债券可以回购取 1,“否”则取 0Call债券可以赎回取 1,“否”则取 0 注:债券信用评级为 A,Crating=1;债券信用评级为 AA-,Crating=2;债券的信用评级为 AA,Crating=3;债券的信用评级为 AA+,Cra-ting=4;债券的信用评级为 AAA 或-时(有的短期融资券统一默认为评级为-),Crating=5。三、回归结果与分析(一)描述性统计表 2 列示的是样本的描述性统计,债务融资工具 信 用 利 差 的 均 值 是 1.506 8,中 位 数 是1.300 0,标准差是 1.157 5,可以看出本文所采用的样本指标是比较稳健的。全样本中共有 14 996条数据,其中控股股东存在股权质押的数据样本有 11 036 条,约占比 73.59%。公司层面控制变量 中,Roa 的 均 值 为 5.095 3,Lev 的 均 值 是62.663 8,Soe 的均值 0.741 8,可以看出,中国有超过半数以上国有上市公司发行债务融资工具。债券层面控制变量中,Creating 的中位数为 5,均值是 4.120 0,说明我国发行债务融资工具的评级大多为 AAA,意味着中国发行债务融资工具主观上的信用评级具有较高的信用质量,存在较低的违约风 险。Period 的 平 均 值 为 0.704 0,相 当 于1.021 8 年,从这一数据可以推断出发行债务融资工具的年限通常以短期为主。Bondsize 的均值是2.140 3,相当于 8.502 0 亿元,说明发行债券的规模适中。Put 的均值为 0.002 8,说明有 0.28%的债务融资工具包含上市公司回购条款。而 Call 的均值仅为 0.045 3,说明几乎很少的债务融资工具要求赎回,这也可以从侧面看出我国上市公司发行债务融资工具时倾向保护投资者利益。综上,可以看到选用的样本是相对稳健的。46表 2 描述性统计 变量名样本大小最小值平均值中位数最大值标准差Cs14 996-0.660 01.506 81.300 04.720 01.157 5Pledge_dum14 9960.000 00.735 91.000 01.000 00.440 9Pledge_per14 9960.000 00.088 50.008 30.578 20.135 7Crating14 9961.000 04.120 05.000 05.000 01.547 7Bondsize14 9960.000 02.140 32.210 04.090 00.842 1period 14 9960.080 00.704 00.550 01.790 00.465 9Call14 9960.000 00.045 30.000 01.000 00.208 1Put14 9960.000 00.028 00.000 01.000 00.165 0Roa14 996-5.410 05.095 34.780 015.390 03.534 2Lev14 99628.730 062.663 865.120 085.820 013.308 9Size14 99622.030 024.790 124.710 028.060 01.338 1Altman14 9960.050 01.399 71.270 04.520 00.833 3Top114 9960.111 10.381 80.365 60.773 20.149 5Top1014 9960.278 30.646 80.658 60.949 40.168 5Seperation14 9960.000 05.066 10.000 027.340 07.601 3Boardsize14 9966.000 010.510 510.000 018.000 02.718 4Indep_per14 9960.250 00.386 40.360 00.670 00.075 4Big_414 9960.000 00.315 00.000 01.000 00.464 6Soe14 9960.000 00.741 81.000 01.000 00.437 7Rot14 9960.000 00.210 70.000 01.000 00.407 9Rod14 9960.000 00.414 80.000 01.000 00.492 7 注:表内统计结果保留四位小数。(二)均值和中位数的差异检验表 3 汇总了被解释变量、解释变量、公司层面控制变量和债券层面控制变量在质押组和非质押组情况下的均值和中位数差异检验的结果。经过数据分析可以得出如下结论:首先,质押组和非质押组信用 利 差 的 均 值 和 中 位 数 分 别 为 1.793 0、0.708 0 和 1.580 0、0.680 0,均值差异检验结果和中位数差异检验结果分别为-1.085 0 和 602.749 0,在1%水平上显著,可以看出质押组是显著大于非质押组的,这也间接验证了本文假设 H1。其次,公司层面可以看到,控股股东股权质押的公司有着更低的控股股东的持股比例、更高的净资产报酬率、总资产负债率和独立董事占比。非“四大”审计以及非国有的公司质押率更高。最后,债券层面控制变量可以看到,债务融资工具评级相对更低,发债规模更小,债务融资工具的期限更长。这说明在控股股东股权质押控制权转移风险信用利差这条路径上,控股股东股权质押后上市公司将会存在更高的控制权转移风险,从而提高了公司发行债务融资工具的信用利差,这一结论初步证实了假说 H1。表 3 差异检验变量名质押组非质押组样本大小平均值中位数样本大小平均值中位数平均值的差异检验中位数的差异检验Cs11 0361.793 01.580 03 9600.708 00.680 0-1.085 0 602.749 0 Pledge_dum11 0360.120 00.052 03 9600.000 00.000 0-0.120 0 1 337.366 0 Pledge_per11 0363.873 05.000 03 9604.808 05.000 00.935 0 .Crating11 0362.054 02.010 03 9602.381 02.300 00.326 0 106.278 0 Bondsize11 0360.741 00.550 03 9600.602 00.400 0-0.139 0 126.171 0 period11 0360.040 00.000 03 9600.061 00.000 00.021 0 7.237 0 Call11 0360.028 00.000 03 9600.027 00.000 0-0.001 00.027 0Put11 0365.265 04.900 03 9604.622 04.415 0-0.643 0 21.365 0 Roa11 03662.931 065.520 03 96061.92063.480 0-1.011 0 3.308 0Lev11 03624.563 024.390 03 96025.423 025.580 00.860 0 238.565 0 Size11 0361.394 01.260 03 9601.417 01.290 00.023 00.904 0Altman11 0360.361 00.336 03 9600.438 00.460 00.077 0 186.143 0 Top111 0360.624 00.624 03 9600.711 00.748 00.088 0 139.490 0 Top1011 0365.385 00.000 03 9604.179 00.000 0-1.206 0 6.503 0 Seperation11 03610.502 010.000 03 96010.535 010.000 00.034 00.728 0Boardsize11 0360.379 00.360 03 9600.408 00.380 00.029 0 49.195 0 Indep_per11 0360.254 00.000 03 9600.484 00.000 00.229 0 177.680 0 Big_411 0360.659 01.000 03 9600.974 01.000 00.315 0 Soe11 0360.212 00.000 03 9600.207 00.000 0-0.005 00.108 0Rot11 0360.392 00.000 03 9600.478 00.000 00.086 0 21.996 0 Rod11 0361.793 01.580 03 9600.708 00.680 0-1.085 0 602.749 0 注:、分别表示 1%、5%、10%上的显著性水平,保留四位小数。56 (三)控股股东股权质押与债务融资工具的实证结果1.基本分析。表 4 列出了控股股东股权质押与债务融资工具的基本回归结果。(1)列未加入其他控制变量,只控制了年度和行业效应,结果发现 Pledge_dum 与 Cs 回归系数为 0.879 4,该系数在 1%水平显著正相关,t 值为 19.44,这恰好验证了本文的控股股东股权质押控制权转移信用利差机制。(2)列在(1)列的基础上加入控制变量回归,结果发现,Pledge_dum 与 Cs 回归系数为 0.325 2,在 1%水平上依然显著正相关,验证了假说 H1。从经济学意义来解释控股股东股权质 押 使 得 Cs 变 动 了 18.14%(0.325 2/1.793 0),这也说明了控股股东股权质押确实是影响上市公司发行债务融资工具信用利差的关键因素。此外,将是否质押替换为股权质押比例,在(3)列中可以看到,Pledge_per 与 Cs 回归系数为 2.616 2,股权质押比例与 Cs 之间仍然在1%水平上显著正相关。公司层面的控制变量可以看 到:Roa、Lev、Size 系 数 分 别 为-0.031 7、0.016 1、-0.080 9,均在 1%水平上显著,表明净资产收益率和公司规模越大信用利差越低;前十大股东持股比例的系数在 1%水平上显著负相关为-0.297 1,表明持股比例越高,信用利差就越低;公司产权性质的系数是-0.889 6,该系数在1%水平上显著为负,这意味着国有公司在发行债务融资工具时享有更低的信用利差。债券层面控制变量中,公司发行债券的信用评级系数为-0.057 0,该系数在 1%水平上显著为负,这意味着公司在发行债务融资工具时的信用评级越高,信用利差越低;公司发行债务融资工具的期限系数为 0.462 2,系数在 1%水平上显著为正,说明期限越长,信用利差越高;发行债券规模的系数为-0.220 8,在 1%水平上显著负相关,说明发行规模越大,信用利差越低。2.稳健性检验和内生性检验。表 5(1)列和(2)列采用两阶段最小二乘法(2SLS)和工具变量法,利用滞后一期的股权质押变量作为工具变量,采用行业的年均值调整 Cs 的差异,而且工具变量通过了识别不足检验、弱工具变量检验和过度识别检验,结果与主回归保持一致。(3)列运用 PSM 法检验结果与主回归保持一致。(4)列将一年发行多支债务融资工具的公司样本全部剔除,重新进行回归,Pledge_dum 与 Cs 依然显著正相关,表明结果稳健可靠。表 4 控股股东股权质押与债务融资工具信用利差 变量信用利差(1)信用利差(2)信用利差(3)Pledge_dum0.879 4 0.325 2 (19.44)(8.89)Pledge_per2.616 2 (21.43)Crating-0.057 0 -0.036 7 (-5.87)(-3.95)Bondsize-0.220 8 -0.205 7 (-9.39)(-9.17)period0.462 2 0.444 4 (14.53)(14.66)Call0.443 7 0.494 4 (6.76)(7.89)Put0.216 0 0.192 7 (2.67)(2.50)Roa-0.031 7 -0.029 7 (-7.68)(-7.54)Lev0.016 1 0.014 5 (12.93)(12.12)Size-0.080 9 -0.076 3 (-4.49)(-4.44)Altman0.023 00.046 5 (1.31)(2.76)Top10.057 70.053 7(0.52)(0.51)Top10-0.297 1 -0.614 3 (-2.62)(-5.63)Seperation-0.001 5-0.002 6(-0.92)(-1.62)Boardsize0.009 50.010 9(1.89)(2.27)Indep_per-0.323 3-0.481 6 (-1.84)(-2.89)Big_4-0.238 4 -0.169 9 (-7.47)(-5.55)Soe-0.889 6 -0.464 5 (-26.96)(-12.15)Rot0.279 5 0.248 0 (8.92)(8.29)Rod-0.007 40.007 5(-0.26)(0.28)Year/IndYESYESYESN14 99614 99614 996Adjust R20.272 70.594 00.630 9 注:括号内为相对应的 t 值。、分别表示 1%、5%、10%上的显著性水平,保留四位小数。66表 5 稳健性检验 变量第一阶段回归 Pledge_dum_lag(1)第二阶段回归 Cs(2)PSM(3)Delete(4)Pledge_ind_year0.8812 (9.47)Pledge_prov0.7075 (6.70)Pledge_dum0.58170.5836 0.3191 (2.94)(3.52)(2.94)ControlsYESYESYESYESYear/IndYESYESYESYESN14 99614 9967 89612 389Adjust R20.609 00.586 10.560 1Kleibergen-Paap rk LM42.090 0Cragg-Donald Wald F58.259 1Hansen J statistic0.004 0 注:括号内为相对应的 t 值。、分别表示 1%、10%上的显著性水平,保留四位小数。(四)进一步研究本文的逻辑是控股股东股权质押控制权转移信用利差,也就是说控股股东股权质押会增大上市公司控制权转移风险,导致一系列连锁反应出现。比如管理人员和政策制度改变会增加上市公司未来的经营风险。投资者为了避免损失,会十分重视控制权是否具有足够的稳定性,因为控制权转移意味着企业经营绩效的改变,这种未知风险会提高投资者补偿的要求。若按照本文的机制发展,当控股股东股权质押导致控制权发生转移,投资者就会要求更高的信用利差。参考王雄元等12的研究,进一步对上市公司所在省份归属区域、个股股价崩盘风险以及管理层能力等调节效应分析来验证本文控制权转移机制的成立。1.上市公司所处区域的调节效应分析。已有研究表明,中国东部沿海地区比中西部地区的经济发展要快,历史和地理因素的双重作用导致两者环境不同。中国东部地区地理位置更具优势、经济发展水平更快、上市公司更多、市场也更成熟。上市公司控股股东股权质押后,一旦遭受财务危机,出现违约现象,丢失公司控制权,政府一般很少出手干预。这就给予质权人利益极大的保护,质权人也可以提供更高的质押折扣力度。这就是说,上市公司处在东部沿海地区的控股股东进行股权质押时可能面临更大的控制权转移风险。与之相对应的是处于中西部地区的上市公司,因其地理位置的因素,经济发展相对滞后,上市公司的数量屈指可数,上市公司与当地政府之间会有很大的关联性。作为当地经济龙头的上市公司依靠着政府的庇护,可能会更加排外,对于可能出现的收购现象更加敏感。若发生控制权转移,地方政府可能会给予极大的支持和帮助。因此,相对中西部地区,处在东部沿海地区的上市公司拥有更高的控制权转移风险。按照已有文献将我国省份按照东部沿海地区和中西部地区的划分标准将上市公司所在省份进行划分。回归结果列示在表 6 的(1)和(2)列,只有东部沿海地区的上市公司控股股东股权质押与信用利差的系数在 1%水平上显著正相关,而中西部地区的系数不显著。表 6 进一步验证与结果变量名称所属区域股价崩盘风险 nsckew管理层能力东部地区(1)中西部地区(2)高组(3)低组(4)高组(5)低组(6)Pledge_dum0.265 7 0.480 50.339 8 0.310 30.361 3 0.272 7(6.09)(0.37)(6.72)(0.20)(7.34)(0.41)ControlsYESYESYESYESYESYESInd/YearYESYESYESYESYESYESN10 5284 4687 9526 8648 4726 504Adjust R20.614 60.571 50.602 10.596 50.609 80.583 9 注:括号内为相对应的 t 值,为 1%的显著性水平,保留四位小数。2.个股股价崩盘风险调节效应分析。进行股权质押的控股股东丧失对公司的控制权很大程度上是由于遭受财务危机不能如期缴纳足够的保证金。一旦股价跌破平仓线,控股股东质押的股票会由于不能缴纳充足的保证金而被平仓,股价崩盘意味着控制权的丧失。与地区影响因素不同的是,控76制权转移直接受股价崩盘的影响,可以将其作为直接衡量指标。参考已有研究5用 Ncskew 来度量股价崩盘风险,并且根据不同行业不同年份的均值来对股价崩盘风险进行分组,分为高、低组进行回归,结果列示在表 6 的(3)和(4)列。可以直观地看到,高风险组控股股东股权质押与信用利差在 1%水平上呈现正相关关系,而低风险组如预想的一样不显著。这也就说明了控制权转移风险的确是造成公司发行债务融资工具信用利差提高的原因。此外,为了进行稳健性检验,我们将 Duvol 替换 Ncskew,结果与我们得到的结论保持一致。3.管理层能力的调节效应分析。本文的逻辑在于上市公司控股股东股权质押可能引起控制权转移,引起公司管理人员和政策制度变动,从而影响到公司未来的经营绩效。市场环境和政策机制千变万化,企业需要严格且稳定的管理层来应对复杂的企业活动和环境,从而更好地管理企业,创造更高的价值来回报公司和投资者。已有的文献中对于管理层能力的定义多以同行为对照,将公司资源转化为业绩的效率越高,管理层的能力越高。管理层能力越高,公司经营业绩越好,公司财务状况越好,公司的盈余就越高。因此,如果公司一开始就拥有能力较高的管理层,应该预期未来在他们的管理下,公司的经营绩效会更好。若在中途变更管理层,可能会有两种情况。一种是变更为更高能力的管理层,那么公司的经营业绩可能更好;另一种是变更为更低能力的管理层,那么公司的经营业绩可能更差。这就给公司未来的经营绩效带来极大的不确定。债券投资人为了保护自身利益,更倾向公司能够保持稳定的管理层。一方面,控股股东股权质押将会面临更大的控制权转移风险。这一风险可能会造成上市公司管理层的变化。这一变化可能带给公司未来经营的不确定。这一不确定就增加了债券投资人未来按期收取本息的风险。另一方面,若公司管理层能力和公司业绩本来就较弱,对于上司控制权转移导致的管理层人员的变化可能对公司未来经营绩效负向影响不大,债券投资人不会特别在意。管理层能力越强,股权质押与信用利差关系越显著。参照已有研究构建一个指标来衡量管理层能力,并且根据不同行业的年度均值将样本划分为高和低能力管理组。回归结果列示在表 6 的(5)列和(6)列,分析得出股权质押与信用利差的正相关关系在高能力管理层组显著,而另外一组不显著,进一步验证了本文的核心机制。(五)控股股东股权质押、掏空、信息风险与债务融资工具信用利差接下来验证的内容主要是将已有股权质押文献中的其他假说予以排除,以便本文的控制权转移风险假说在逻辑上自洽。本文须将掏空假说和信息风险假说予以排除。1.掏空假说的排除。股权质押对信用利差的影响可能包含在各个层面。根据信号传递理论,股权质押会给投资者传递融资约束的信号。股权质押后控股股东会对公司进行更大程度的掏空,掏空行为带来的直接后果就是上市公司的现金流的减少,这可能会影响债权人到期收回本息。如果通过这一逻辑来影响上市公司债务融资工具信用利差,那么掏空假说将成立,本文控制权转移风险假说将不再唯一,因此通过实证来排除掏空假说。参考以往文献,把异常应收款定义为掏空指标(Tunres),根据异常应收款同年度不同行业的均值划分高和低掏空组。回归结果列示在表 7(1)列和(2)列,从表7 中的结果可以看出,低掏空组时才显著而高掏空组不显著,从而排除了掏空假说。为了验证结果的稳健性,将掏空行为的指标定义为其他应收款与资产总计之比(Orecta),结果列示在表 7 的(3)列和(4)列,结果依然与上述结论相同,因此可以排除掏空假说。2.信息风险假说的排除。如果按照信息风险这一逻辑影响信用利差,本文控制权转移风险核心逻辑将不再唯一,因此通过实证来排除这一假说。采用内外部两种指标来衡量