股權質(zhì)押對公司價值的影響研究

股權質(zhì)押對公司價值的影響研究

一、股權質(zhì)押影響公司價值的路徑分析近年來，隨著中國資本市場的不斷發(fā)展，上市公司的貼紙活動越來越受到重視。根據(jù)Wind的統(tǒng)計數(shù)據(jù),從2004到2007年滬深兩市共計發(fā)生1869次股權質(zhì)押行為,平均每年467次,涉及496家上市公司①。股權質(zhì)押活動之所以如此活躍并被銀行接受是因為其具有兩個方面的優(yōu)勢:一是股權質(zhì)押貸款拓寬了上市公司的融資渠道,尤其是對于民營上市公司。銀行對民營公司的信貸政策相對比較嚴格,通常需要公司提供抵押品或者第三方擔保,這使得成長中的中小民營公司很難從銀行順利獲得貸款。顯然,股權質(zhì)押使得民營公司有了獲取更多貸款的機會;二是由于股權具有高流動性和易變現(xiàn)性,銀行能夠以較低的處置成本及時的處置質(zhì)押的股權,實現(xiàn)風險控制和管理,因此銀行也愿意接受股權抵押品。然而,在肯定股權質(zhì)押積極作用的同時,也必須認識到股權質(zhì)押對公司價值可能產(chǎn)生的負面影響②。現(xiàn)階段,考慮股權質(zhì)押如何對公司價值產(chǎn)生影響以及影響程度的研究還較少。Yeh等人(2003)認為,股權質(zhì)押會導致更為嚴重的代理問題,股權質(zhì)押的比例越高,代理問題越嚴重,因而公司價值也就越低;黎來芳(2005)在對鴻儀系的案例分析中指出,質(zhì)押上市公司股權是其控制人“掏空”上市公司的手段之一③;呂長江和肖成民(2006)通過對江蘇陽光集團的案例分析發(fā)現(xiàn),該公司的最終控制人從2003年起就不斷以其持有的上市公司發(fā)起人法人股進行質(zhì)押以獲取銀行貸款;李永偉和李若山(2007)以上市公司“明星電力”為例說明了股權質(zhì)押下大股東如何利用“隧道效應”侵占小股東利益。上述研究主要采用案例分析,缺乏理論分析和系統(tǒng)的經(jīng)驗證據(jù),這使得結論難以推廣到其它上市公司,研究結論不具有普適性?？紤]到以上研究存在的不足,本文從最終控制人的角度首次比較全面系統(tǒng)地分析了股權質(zhì)押行為對上市公司價值的影響④,提出了股權質(zhì)押影響公司價值的兩個假設,即存在弱化激勵效應和強化侵占效應。實證分析結果發(fā)現(xiàn)公司價值均隨股權質(zhì)押比例的上升而下降,股權質(zhì)押行為會弱化激勵效應,同時強化侵占效應。研究還發(fā)現(xiàn)對于國有控股公司,股權質(zhì)押的弱化激勵效應和強化侵占效應假設得到了部分支持;而對于私人控股公司,弱化激勵效應和強化侵占效應假設都得到了強有力的證據(jù)支持。本文以下內(nèi)容是這樣構成的。第二部分分析了股權質(zhì)押影響公司價值的路徑,提出了弱化激勵效應和強化侵占效應假設。第三部分是研究方法,介紹了模型定式以及模型變量的度量方式。第四部分是實證分析,包括樣本構建以及樣本數(shù)據(jù)的統(tǒng)計量描述、回歸結果和穩(wěn)健性分析。第五部分總結全文。二、股權質(zhì)押對最終控制人的效力股權質(zhì)押在我國上市公司行為中比較普遍,尤其是在所有權性質(zhì)為私人控股的企業(yè)。股權質(zhì)押是指出質(zhì)人以其所擁有的股權作為質(zhì)押標的物而設立的質(zhì)押。我們注意到股權質(zhì)押貸款的使用對象通常并不是上市公司,而是與大股東有關聯(lián)的其它公司,包括控股股東相同的公司、大股東的控股公司、參股公司等,因此大股東的股權質(zhì)押行為并不能簡單的理解為一種獨立的行為⑤。LaPorta等人(1999)提出了最終控制人分析框架,該框架充分考慮了股權結構的信息,因此能夠更好的識別隱藏在大股東、控股股東背后的最終控制人真實意圖。因此,為了更好的理解股權質(zhì)押行為,有必要從最終控制人的角度出發(fā)來加以分析和考查。所有權和控制權是分析最終控制人的兩個重要概念,在實證研究中通常以現(xiàn)金流權和表決權分別作為所有權和控制權的替代度量(Claessens等人,2000)。從最終控制人的角度看,股權質(zhì)押的影響主要體現(xiàn)在對所有權的影響上。我們認為股權質(zhì)押行為從兩個方面影響了最終控制人的所有權。一方面,股權質(zhì)押是最終控制人變相收回投資的一種方法。以上市公司“明星電力”為例,最終控制人曾以3.8億元購入明星電力4778萬股,并在當年年末就將該部分股權全部質(zhì)押給銀行獲得了3億元的貸款,因此半年后最終控制人的實際剩余投資成本僅為0.8億⑥。另一方面,股權質(zhì)押導致最終控制人的現(xiàn)金流權受到限制。根據(jù)我國《擔保法》第68條規(guī)定:“質(zhì)權人有權收取質(zhì)物所生的孳息”。因此在股權質(zhì)押期間,該部分股權對應的現(xiàn)金流權在本質(zhì)上并不歸屬于最終控制人,而是屬于銀行等質(zhì)權人。這就是說最終控制人的不受限制的現(xiàn)金流權實際上是扣除質(zhì)押股權部分后的剩余現(xiàn)金流權。不管是變相收回投資還是現(xiàn)金流權受到限制,都可能導致最終控制人的真實現(xiàn)金流權下降。真實現(xiàn)金流權下降的潛在影響同樣可以總結為兩個方面。一是弱化激勵效應。已有研究發(fā)現(xiàn)同等條件下現(xiàn)金流權越高,共享利益越大,最終控制人轉(zhuǎn)移利潤的動機就越小(LaPorta等人,2002),提高企業(yè)價值的動機就越強(Barclay和Holderness,1989)。實證結果也表明公司價值與現(xiàn)金流權正相關,說明存在正的激勵效應(Claessens等人,1999,2002;Faccio和Lang,2002;張華等人,2004)。因此,股權質(zhì)押導致實際現(xiàn)金流權下降必然會引發(fā)新的代理問題,從而消弱激勵效應。二是強化侵占效應。股權質(zhì)押后其表決權仍然保留在股東手中,那么這將導致最終控制人的現(xiàn)金流權與表決權出現(xiàn)差異,即現(xiàn)金流權明顯小于表決權。已有研究發(fā)現(xiàn)現(xiàn)金流權與表決權的差異越大,最終控制人侵占小股東利益的動機就越強烈,公司的價值就越低(Claessens等人,1999,2002;Faccio和Lang,2002)。Yeh等人(2003)則進一步指出當質(zhì)押股權價值下降時,銀行會要求質(zhì)押的股東提供更多的保護來彌補股權價值的下降,這將驅(qū)動最終控制人不合理的使用公司資產(chǎn)來維持股票的價格,因此股權質(zhì)押會擴大控制權的杠桿效應,并且股權質(zhì)押的比例越高,代理問題越嚴重,公司的價值越低。以海虹控股(股票代碼:000503)為例,不考慮股權質(zhì)押的情況,2001-2006年其最終控制人的現(xiàn)金流權分別為0.30、0.30、0.27、0.27、0.27和0.24,現(xiàn)金流權與表決權之比則均為0.80,而考慮了股權質(zhì)押以后,其最終控制人實際現(xiàn)金流權以及現(xiàn)金流權與表決權之比則均降低為0。這說明海虹控股最終控制人的實際激勵效應幾乎不存在,而其侵占中小投資者的動機卻更為強烈。而我們同時也注意到,海虹控股在此期間相繼暴露出了做莊、不披露或不及時披露關聯(lián)交易等重大事項的違規(guī)行為。綜上所述,對于最終控制人的股權質(zhì)押行為如何影響公司價值,我們有以下兩個假設:假設1:股權質(zhì)押導致最終控制人實際現(xiàn)金流權下降,減弱了其提高公司價值的動機,從而弱化了激勵效應。假設2:股權質(zhì)押導致最終控制人實際現(xiàn)金流權與控制權分離程度加大,增加了控制權的杠桿效應,從而強化了侵占效應。三、學習方法(一)模型選取與變量鑒于股權質(zhì)押首先通過改變最終控制人的所有權水平及其所有權與控制權分離的程良進而影響上市公司的價值,因此,遵循Claeasens等人(1999;2002)以及Shen和Lee(2006),本文采用嵌套模型(參見式(1)和(2))來分析股權質(zhì)押對公司價值的影響。其中V為企業(yè)價值變量,以托賓Q值(Q)替代度量。OWNER＿CON是最終控制人信息,包括最終控制人的現(xiàn)金流權(CASH)、表決權(VOTE)以及現(xiàn)金流權與表決權之比(CVV)等三個變量,CASH用來檢驗激勵效應,VOTE和CVV用來檢驗侵占效應。Z為股權質(zhì)押變量,本文考慮了兩類替代變量:一是綜合股權質(zhì)押比例(PLEDGERATIO)⑦;二是分類變量HIPLEDGE,以樣本公司綜合股權質(zhì)押比例的均值為標準,將樣本劃分為高質(zhì)押公司和低質(zhì)押公司,質(zhì)押比例高于均值的公司為1,否則為0。模型的控制變量包括資產(chǎn)規(guī)模的對數(shù)(LGAS),規(guī)模大的公司流動性好,而規(guī)模小的公司一般具有良好的成長性;資產(chǎn)負債率(DR)用來控制公司財務杠桿對公司價值的影響;行業(yè)變量(INDU)為虛擬變量,用以控制不同產(chǎn)業(yè)之間可能的價值差異。對于上述嵌套模型,有如下假設:(1)若β10>0且β11>0,則最終控制人信息與公司價值之間存在正相關關系,而較高的股權質(zhì)押會對這種正相關關系產(chǎn)生正向影響。(2)若β10>0且β11<0,則最終控制人信息與公司價值之間存在正相關關系,而較高的股權質(zhì)押會對這種正相關關系產(chǎn)生反向影響。(3)若β10<0且β11<0,則最終控制人信息與公司價值之間存在負相關關系,而較高的股權質(zhì)押會對這種負相關關系產(chǎn)生正向影響。(4)若β10<0且β11>0,則最終控制人信息與公司價值之間存在負相關關系,而較高的股權質(zhì)押會對這種負相關關系產(chǎn)生反向影響。(二)模型變量的測量1.使用泛海建設集團股份有限公司進行現(xiàn)代計算方法,確定最終控制人的槲遵循Claessens等人(2000),本文以現(xiàn)金流權度量最終控制人的所有權,以表決權度量控制權,以現(xiàn)金流權和表決權之比度量所有權和控制權的分離程度。Claessens等人(2000)對控制鏈重疊的表決權只計算一次,但是這種方法可能會導致最終控制人控制權結果的計算結果不唯一的問題⑧。因此,筆者對Claessens等人的方法進行了改進,并以深圳泛海建設集團股份有限公司(以下簡稱泛海建設)為例說明計算過程。泛海建設2006年度的股權結構見圖1。最終控制人的表決權和現(xiàn)金流權的計算公式為:表決權=∑(min{控制鏈j第1層的表決權,控制鏈j第2層表決權,……,控制鏈j第ij層的表決權}),其中j為控制鏈個數(shù),而ij為每條控制鏈的層數(shù)。最終控制人盧志強的表決權=min{0.75,(0.79+min(0.71,0.21)),(0.74+min(0.71,0.61}+min{0.75,0.71,0.09}=0.70現(xiàn)金流權=0.75×((0.79+0.71×0.21)×0.74+0.71×0.26)*×0.61+0.75×0.71×0.09=0.45現(xiàn)金流權與表決權之比CVV=CASH/VOTE=0.45/0.70=0.642.元股權結構和計算產(chǎn)品價值的方法本文采用托賓Q值來度量公司的價值,并在計算托賓Q值時考慮了我國資本市場的實際。流通股和非流通股的二元結構是中國上市公司最為獨特的二元股權結構,這就導致在計算上市公司市場價值的過程中需要將二者加以區(qū)別。依據(jù)徐曉東和陳小悅(2001)的方法,公司的市場價值等于流通市值、非流通股的賬面價值以及債務的賬面價值之和,其中流通市值等于流通股股數(shù)與股價的乘積,而重置成本為公司的總資產(chǎn)賬面價值。四、示范分析(一)將股權質(zhì)押作為公司最終控制人的剩余現(xiàn)況研究樣本包括2000-2006年間我國滬深股市存續(xù)時間超過4年的上市公司⑨。度量公司價值以及控制變量的數(shù)據(jù)來自WIND數(shù)據(jù)庫,最終控制人所有權、控制權和股權質(zhì)押信息來自上市公司年度報告、股權收購協(xié)議或股權轉(zhuǎn)讓公告⑩。遵循LaPorta等人(1999)的研究,本文以20%的表決權臨界值作為識別上市公司是否存在最終控制人的標準,并以此為據(jù)對樣本公司進行了分類11。表1給出了樣本公司股權質(zhì)押的分布情況?？梢钥闯?雖然國有控股公司在樣本中占據(jù)絕對比例,但卻只有19.28%的公司發(fā)生過股權質(zhì)押行為。另一方面,私人控股上市公司占樣本比例雖然不高,但卻有49.28%的公司發(fā)生過股權質(zhì)押行為。此外,多公司控股和廣泛持股公司中也有大約35%發(fā)生了股權質(zhì)押。這反映出國有控股上市公司的最終控制人很少將股權質(zhì)押,而其它類型的最終控制人,尤其是私人控股的上市公司則比較傾向于將股權質(zhì)押。表2給出了樣本公司最終控制人的現(xiàn)金流權、表決權和股權質(zhì)押比例數(shù)據(jù)。雖然表1顯示有26.98%的樣本公司發(fā)生過股權質(zhì)押,但是表2的結果卻顯示了質(zhì)押股權占其持有總股權的平均比例并不高,僅為0.17。盡管如此,扣除質(zhì)押股權后最終控制人的剩余現(xiàn)金流權下降為0.34,剩余現(xiàn)金流權與控制權之比則下降為0.76,這表明兩權分離程度明顯加大。對于不同類型的最終控制人,表2顯示私人控股的股權質(zhì)押比例高達0.37,遠高于國有控股的0.09,說明私人控股的上市公司不僅更傾向于質(zhì)押股權,而且質(zhì)押的比例也更高。這導致私人控股公司扣除股權質(zhì)押后的最終控制人剩余現(xiàn)金流權下降了30%,僅有0.18,而剩余現(xiàn)金流權與表決權之比下降了32%,僅為0.49,反映出私人控股公司最終控制人的兩權分離程度更高,意味著這些公司的最終控制人具有較強的侵占小股東利益的動機和較高的進行利益輸送的概率。為了進一步分析股權質(zhì)押以及扣除股權質(zhì)押后上市公司最終控制人信息對公司價值的影響,本文按照PLEDGERATIO從低到高的排序?qū)⒀芯繕颖痉殖闪怂慕M,并在表3給出了相應分組中各個變量的統(tǒng)計結果12。數(shù)據(jù)顯示隨著股權質(zhì)押比例的增加,樣本公司的現(xiàn)金流權、表決權以及現(xiàn)金流權與表決權之比呈現(xiàn)下降趨勢,說明現(xiàn)金流權、表決權以及現(xiàn)金流權與表決權之比越低,其最終控制人越可能質(zhì)押較多的股權。同時,表3還表明,當股權質(zhì)押比例從0增加到0.5時,托賓Q值是逐漸下降的;但當股權質(zhì)押比例繼續(xù)增加時,托賓Q值明顯變大,然后又隨股權質(zhì)押比例增加而下降。本文還進一步考查了國有控股和私人控股兩個子樣本,結果發(fā)現(xiàn)對于這兩個子樣本,當股權質(zhì)押比例小于0.75時,質(zhì)押比例增加,托賓Q值下降,而當質(zhì)押比例大于0.75時,托賓Q值反而增加。因此,總體上看,股權質(zhì)押比例與托賓Q值負相關。(二)不考慮股權質(zhì)押的結果在進行回歸分析之前,我們首先檢驗了解釋變量的相關性。結果表明各解釋變量之間的相關性較低,其中資產(chǎn)規(guī)模與現(xiàn)金流權的相關系數(shù)最大,但也僅為0.225,因此模型不存在共線性問題。進而,我們檢驗了模型的個體效應。BreuschPagan檢驗表明模型存在顯著的個體效應。Hausman檢驗結果拒絕了誤差是非系統(tǒng)的原假設,因此本文采用固定效應模型進行回歸分析,結果顯示以PLEDGERATIO和HIPLEDGE分別作為股權質(zhì)押替代變量回歸所得結論基本一致13。表4給出了最終控制人股權質(zhì)押行為與公司價值替代度量指標之間的回歸結果。為了比較分析股權質(zhì)押的影響,我們還依據(jù)式(1)分析了在不考慮股權質(zhì)押情況下最終控制人的原始現(xiàn)金流權、表決權以及所有權與控制權分離等變量與托賓Q值之間的關系,表4的1到3欄是相應的回歸結果?？梢钥闯?現(xiàn)金流權和表決權的系數(shù)均為正值,且在1%水平顯著,說明現(xiàn)金流權和表決權與托賓Q值正相關,說明存在激勵效應;現(xiàn)金流權與表決權之比的系數(shù)也是正的,由于這個比率與所有權與控制權分離程度負相關,因此這一結果說明所有權與控制權分離與公司價值負相關,該比率越小,侵占效應就越強。上述結果與Claessens等人(1999;2002)和LaPorta等人(2002)的結論一致。表4的第4到6欄給出了采用分類變量嵌套模型的回歸結果。我們依次將最終控制人的現(xiàn)金流權、表決權和現(xiàn)金流權與表決權之比等變量以及這三個變量與分類變量的交叉項代入嵌套模型進行回歸。可以看出,現(xiàn)金流權、表決權和現(xiàn)金流權與表決權之比等變量的系數(shù)仍然顯著為正,且前兩個指標系數(shù)的量綱有所下降,后一個則有所增加。更為重要的是,研究發(fā)現(xiàn)反映最終控制人信息的三個指標與股權質(zhì)押分類變量的交叉項系數(shù)均為負值,且顯著。這說明較高的股權質(zhì)押對上述關系產(chǎn)生了反向的影響。也就是說,在同等條件下,較高的股權質(zhì)押比例削弱了現(xiàn)金流權與公司價值之間的正相關關系,導致了更加嚴重的代理問題,即存在降低激勵效應;同理,較高的股權質(zhì)押比例也強化了兩權分離變量與托賓Q值的負相關性,從而導致公司價值下降,即存在強化侵占效應。此外,在模型的回歸結果中,控制變量資產(chǎn)規(guī)模的系數(shù)均為顯著的負值,說明規(guī)模與公司價值負相關;資產(chǎn)負債率的系數(shù)為顯著的正值,說明負債率越高,公司價值越大。這個結果與朱武祥和宋勇(2001)、張華等人(2004)、李增泉等人(2004)以及賴建清(2007)等的研究結論是一致的;行業(yè)虛擬變量中只有原材料、工業(yè)、醫(yī)療保健以及金融地產(chǎn)業(yè)的系數(shù)是顯著的,且為負值,說明這些行業(yè)的公司價值要比其他行業(yè)更低。(三)模型結果分析我們注意到不同類型的最終控制人其融資能力、激勵機制以及控制上市公司的動機可能是不同的,而這將會影響其股權質(zhì)押行為與公司價值之間的關系。Claessens等人(2002)在分析不同經(jīng)濟體差異對公司價值的影響時發(fā)現(xiàn),新加坡公司的價值與現(xiàn)金流權是顯著的負相關,而新加坡公司中國有控股公司的占比為14%,遠高于其它國家和地區(qū)。賴建清(2007)的研究也表明,國有控股和私人控股公司的價值與現(xiàn)金流權和表決權的關系存在差異。因此這一部分我們將樣本公司按照所有制性質(zhì)劃分為國有控股和私人控股兩組,分別就股權質(zhì)押與公司價值之間的關系進行了分析,以檢驗上述模型結果的穩(wěn)健性,回歸結果參見表514。表5的第I部分給出了國有控股樣本公司回歸結果。在不考慮股權質(zhì)押情況下,與表4結果不同的是,國有控股樣本公司的表決權的系數(shù)為負值,但并不顯著。當考慮股權質(zhì)押影響時,嵌套模型結果顯示,最終控制人的現(xiàn)金流權和表決權雖然符號沒有變化,但都不顯著,而現(xiàn)金流權與表決權之比的系數(shù)為正值,且在1%的水平顯著。同時,現(xiàn)金流權、表決權以及現(xiàn)金流權與表決權之比與股權質(zhì)押分類變量的交叉項的系數(shù)均為負值,且顯著。這些結果說明在同等條件下,國有控股公司最終控制人質(zhì)押較多的股權,不會影響其激勵效應,但會使得其侵占效應更大。表5的第Ⅱ部分給出了私人控股樣本的回歸結果。研究發(fā)現(xiàn)在考慮股權質(zhì)押情況下,與國有控股