(山東財經(jīng)大學 金融學院，山東 濟南 250014)

一、引言

股權(quán)質(zhì)押是控股股東融資的重要途徑之一①Wind 數(shù)據(jù)庫顯示，截至2019 年6 月11 日，市場質(zhì)押股數(shù)6 146.29 億股，市場質(zhì)押股數(shù)占總股本9.37%，市場質(zhì)押市值為45 110.25 億元，其中，大股東質(zhì)押股數(shù)6 081.34 億股，大股東質(zhì)押股數(shù)占所持股份比為7.21%。。由于股權(quán)質(zhì)押不轉(zhuǎn)移控股股東對公司的控制權(quán)，因此存在股權(quán)質(zhì)押的公司會出現(xiàn)控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)分離的情況，而控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離加劇了控股股東與小股東之間的代理問題[1]，可能會導致控股股東對上市公司的利益侵占，損害公司整體利益。但是，鮮有學者從上市公司發(fā)展質(zhì)量角度對股權(quán)質(zhì)押的影響進行衡量。

習近平總書記在黨的十九大報告中做出了中國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段的重大判斷，高質(zhì)量發(fā)展成為學術(shù)界與理論界探討的熱點話題[2]。上市公司作為經(jīng)濟發(fā)展中最具代表性的微觀個體，其發(fā)展質(zhì)量構(gòu)成國民經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的基礎(chǔ)，探究股權(quán)質(zhì)押對上市公司發(fā)展質(zhì)量的影響就顯得尤為重要。高質(zhì)量發(fā)展的根本在于提高勞動生產(chǎn)率和全要素生產(chǎn)率[3]，本文通過考察上市公司控股股東股權(quán)質(zhì)押與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，探究股權(quán)質(zhì)押對上市公司高質(zhì)量發(fā)展的影響。

通過對2009—2018 年制造業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)進行分析，我們發(fā)現(xiàn)，存在控股股東股權(quán)質(zhì)押公司的全要素生產(chǎn)率低于不存在控股股東股權(quán)質(zhì)押的公司，而且控股股東對公司的控制能力越強，這一現(xiàn)象越明顯。從非效率投資角度，我們發(fā)現(xiàn)控股股東股權(quán)質(zhì)押導致了公司的非效率投資，進而導致了公司全要素生產(chǎn)率的下降，也就是說，非效率投資對控股股東股權(quán)質(zhì)押與上市公司全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系具有中介效應(yīng)。進一步地，我們發(fā)現(xiàn)，存在股權(quán)質(zhì)押的公司中，股權(quán)質(zhì)押比例與投資殘差有負相關(guān)關(guān)系，質(zhì)押比例高的公司存在投資不足現(xiàn)象，質(zhì)押比例低的公司存在投資過度現(xiàn)象。

二、文獻綜述與理論假說

學者們從股權(quán)質(zhì)押導致的代理問題與控制權(quán)轉(zhuǎn)移問題兩個方面對股權(quán)質(zhì)押的經(jīng)濟后果進行了探討。如果股票價格在股權(quán)質(zhì)押時期出現(xiàn)大幅下降，導致控股股東無法贖回股票，則會產(chǎn)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險，控股股東為了保住控制權(quán)可能會使上市公司采取盈余管理、稅收規(guī)避等措施[4-5]。因此股權(quán)質(zhì)押行為雖然是股東的個人行為，但對上市公司會產(chǎn)生重要影響。已有研究從公司價值、創(chuàng)新投入以及風險承擔等方面探討了控股股東股權(quán)質(zhì)押對上市公司的影響[6-9]。

由于股權(quán)質(zhì)押不減少控股股東對公司的控制權(quán)，從而導致控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)分離，控股股東與中小股東之間的利益不再一致，出現(xiàn)代理問題[10]。股權(quán)質(zhì)押比例越高、控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離程度越大，公司陷入財務(wù)困境的可能性越大。當控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)分離程度較大時，由于控股股東與少數(shù)股東所追求的目標不一致，公司的價值往往較低[11-12]。郝項超和梁琪[6]的研究也發(fā)現(xiàn)，由于股權(quán)質(zhì)押導致控股股東實際現(xiàn)金流權(quán)下降而控制權(quán)杠桿效應(yīng)增加，這就弱化了控股股東提高公司價值的動機，而強化了其侵占動機。此外，由于股權(quán)質(zhì)押可以看作是股東面臨財務(wù)約束的信號?？毓晒蓶|在股權(quán)質(zhì)押之后更容易對公司進行占款、掏空上市公司，從而加劇了上市公司的融資約束、對公司績效產(chǎn)生負面影響[13]。

由于股權(quán)質(zhì)押會帶來控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險，而控制權(quán)能夠為控股股權(quán)帶來豐厚私利[14]。因此，控股股東在股權(quán)質(zhì)押后，會采取一系列措施維護其控制權(quán)。Chan 等[15]發(fā)現(xiàn)，控股股東在股價大幅下降時會讓上市公司回購股票以穩(wěn)定和提升股價。為了防止股票價格大幅下跌現(xiàn)象的出現(xiàn)，控股股東還會要求公司進行信息控制[16]、進行向上的盈余管理[17]、進行稅收規(guī)避[3]以及作出更加積極的收益預(yù)期[18]。在風險承擔方面，何威風等[9]發(fā)現(xiàn)大股東股權(quán)質(zhì)押顯著降低了公司的風險承擔，張瑞君等[8]指出控股股東股權(quán)質(zhì)押顯著降低了公司的研發(fā)投入。Pang 等[19]指出控股股東股權(quán)質(zhì)押的存在和控股股東股權(quán)質(zhì)押的比例與企業(yè)未來的創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新質(zhì)量均呈顯著負相關(guān)。在現(xiàn)金持有方面，李常青等[20]指出，出于資金占用目的，當質(zhì)押比例低時，上市公司現(xiàn)金持有水平較低；出于防止控制權(quán)轉(zhuǎn)移目的，當質(zhì)押比例高時，現(xiàn)金持有水平較高。

不論是控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)分離導致的代理問題，還是控股股東為了防止控制權(quán)轉(zhuǎn)移而使上市公司采取的一系列應(yīng)對措施，都會影響到企業(yè)的發(fā)展質(zhì)量，導致資源配置扭曲。當控股股東存在掏空上市公司行為時，公司原有的資源配置方式受到?jīng)_擊，控股股東將上市公司的資源更多地占為己有、占為己用，必然會影響上市公司的全要素生產(chǎn)率。為了防止控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險，控股股東讓上市公司采取的股票回購、盈余管理、風險控制等措施也不是公司正常經(jīng)營所必需的，這些措施擾亂了公司正常經(jīng)營秩序，進一步扭曲了公司的資源配置，降低了公司的全要素生產(chǎn)率?？毓晒蓶|股權(quán)質(zhì)押后的行為可能會受到其他股東的制約，因此我們認為，控股股東的影響力越大，控股股東股權(quán)質(zhì)押導致的全要素生產(chǎn)率下降越明顯。

存在控股股東股權(quán)質(zhì)押的公司中，控股股東的個人行為影響了上市公司的公司行為，在這一系列的影響中，現(xiàn)有文獻并沒有考慮到股權(quán)質(zhì)押對公司投資行為的影響，而控股股東股權(quán)質(zhì)押后，由于侵占動機，很有可能增加投資，導致投資過度，由于風險規(guī)避動機，很有可能減少公司的投資，導致投資不足，無論是投資過度還是投資不足，都是公司的非效率投資，也會進一步降低公司的全要素生產(chǎn)率。因此，我們認為控股股東股權(quán)質(zhì)押會增加公司的非效率投資，進而負面影響公司的全要素生產(chǎn)率。也就是說，非效率投資對控股股東股權(quán)質(zhì)押與上市公司全要素生產(chǎn)率之間的負向關(guān)系具有中介效應(yīng)。

綜上所述，可以提出假設(shè)1:控股股東股權(quán)質(zhì)押與上市公司全要素生產(chǎn)率負相關(guān)；假設(shè)2:控股股東的影響力越大，控股股東股權(quán)質(zhì)押導致的全要素生產(chǎn)率下降越明顯；假設(shè)3:非效率投資對控股股東股權(quán)質(zhì)押與上市公司全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系具有中介效應(yīng)。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)樣本

本文選取2009—2018 年滬深A(yù) 股制造業(yè)上市公司作為研究樣本，選取2009 年以后的數(shù)據(jù)，能夠有效規(guī)避金融危機對上市公司的影響，一定程度上保證了分析結(jié)論的穩(wěn)健性。由于不同行業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)存在較大差異，制造業(yè)公司作為經(jīng)濟發(fā)展的主力軍[21]，其投融資結(jié)構(gòu)相對穩(wěn)定，更適用于投資效率的分析，因此我們選擇了制造業(yè)上市公司樣本。參考王雄元等[5]的研究，從國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫獲得第一大股東股權(quán)質(zhì)押樣本，即為控股股東股權(quán)質(zhì)押樣本，剔除數(shù)據(jù)不全的樣本后，本文共獲得12 763 個公司年度樣本，為了避免異常值的影響，本文對所有連續(xù)變量進行1%的雙邊縮尾處理。本文其余數(shù)據(jù)均來自萬得(Wind)數(shù)據(jù)庫和國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。

(二)研究變量選擇

1.被解釋變量

在企業(yè)層面，學者們多采用Cobb-Douglas 生產(chǎn)函數(shù)以及超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)進行全要素生產(chǎn)率的估計，但這種估計方式可能會產(chǎn)生同時性偏差以及樣本選擇偏差。針對這一問題，Olley 等[22]發(fā)展了基于一致半?yún)?shù)的估計方法，即OP 估計方法，可以提供對企業(yè)層面生產(chǎn)函數(shù)的一致估計；Levinsohn 等[23]提出的LP 估計方法以中間品投入指標代替投資額指標，進一步拓展了半?yún)?shù)估計方法的適用性。為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文同時使用OP 和LP 兩種方法對全要素生產(chǎn)率進行估計。

2.解釋變量與中介變量

參考謝德仁等[16]的方法，本文將股權(quán)質(zhì)押(Pledge)變量設(shè)定為虛擬變量，當上市公司存在控股股東股權(quán)質(zhì)押時取值為1，否則為0。同時在穩(wěn)健性檢驗中，使用股權(quán)質(zhì)押虛擬變量的滯后一期、股權(quán)質(zhì)押比例(Ple_rat)以及經(jīng)過傾向得分匹配后的股權(quán)質(zhì)押比例樣本進行檢驗。

中介變量非效率投資參考Richardson[24]和劉慧龍等[25]的估計方法，使用如下模型回歸所得殘差的絕對值來衡量企業(yè)的非效率投資:

其中，Invest 表示企業(yè)的新增投資；Lev 表示資產(chǎn)負債率；Cash 表示現(xiàn)金持有量，等于現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物除以總資產(chǎn)；Age 為公司的上市年限，Size 為公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)，Returns 為度考慮現(xiàn)金紅利再投資的年個股回報率，Growth 為公司營業(yè)收入的增長率；Industry 和Year 分別表示行業(yè)變量和年份變量。β0為常數(shù)項，β1至β7分別為對應(yīng)變量的回歸系數(shù)。下標i 表示公司，下標t 表示時間，Investi，t即為公司i 在時間t 的新增投資。對模型(1)進行分行業(yè)、年度回歸后，殘差項ε 即為企業(yè)的非效率投資，當殘差大于零時，企業(yè)存在投資過度現(xiàn)象，當殘差小于零時，企業(yè)存在投資不足現(xiàn)象，本文對殘差取絕對值，表示企業(yè)的非效率投資(Ine_inv)。

3.控制變量

參考錢雪松等[26]的研究，本文選取企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)年齡(Age)、財務(wù)杠桿(Lev)、資本密度(Cap_int)、托賓Q 值(TobinQ)以及股權(quán)集中度(Conc)作為控制變量，Z 指數(shù)(Z_ind)作為調(diào)節(jié)變量。主要變量含義、符號與測度方法見表1。

表1 變量符號、名稱及測度方法

(三)模型設(shè)計

為了考察股權(quán)質(zhì)押對上市公司全要素生產(chǎn)率的影響，本文構(gòu)建基準回歸模型，如模型(2)所示，被解釋變量為采用OP、LP 方法測度的上市公司全要素生產(chǎn)率，解釋變量為股權(quán)質(zhì)押，Control 表示上述一系列的控制變量，同時，本文還控制了行業(yè)和年份變量。

為了驗證假設(shè)2，本文構(gòu)建了回歸模型(3)，在模型(2)的基礎(chǔ)上增加了Z 指數(shù)與股權(quán)質(zhì)押的交叉項。為了驗證假設(shè)3，本文構(gòu)建了回歸模型(4)和(5)，與模型(2)一起構(gòu)成中介效應(yīng)檢驗的回歸方程組。

其中，TFP 表示企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，在實際回歸中，分別采用根據(jù)OP 方法測度的全要素生產(chǎn)率TFP_OP和根據(jù)LP 方法測度的全要素生產(chǎn)率TFP_LP 作為被解釋變量； Pledge 是表示企業(yè)的股權(quán)質(zhì)押；Z_ind 即為Z 指數(shù)，用公司第一大股東與第二大股東持股比例的比值計算；Ine_inv 即為根據(jù)模型(1)計算的非效率投資。Control 表示控制變量，Industry 和Year 分別表示行業(yè)變量和年份變量，ε 為殘差項。β0為常數(shù)項，β1、 β2、 β3分別為對應(yīng)變量的回歸系數(shù)，βk為對應(yīng)控制變量的回歸系數(shù)。下標i 表示公司，下標t 表示時間，如TFPi，t即為公司i 在時間t 的全要素生產(chǎn)率。

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2 為主要變量的描述性統(tǒng)計。如表2 所示，以O(shè)P 和LP 方法計算的上市公司全要素生產(chǎn)率具有較大差異，以O(shè)P 方法計算的最大值為5.540，且樣本標準差為0.331，差異較小，以LP 方法計算的最大值為14.091，且樣本標準差為0.915，差異較大。股權(quán)質(zhì)押的平均值為0.459，說明有45.9%的樣本公司控股股東進行了股權(quán)質(zhì)押，非效率投資的樣本平均值為0.038，公司規(guī)模的平均值為21.984，公司年齡的平均值為16.986，財務(wù)杠桿的評價值為0.434，資本密度的平均值為436.502，托賓Q 的平均值為2.654，股權(quán)集中度的平均數(shù)為33.805，第一大股東平均持有公司33%的股權(quán)，Z 指數(shù)的平均數(shù)為11.533，第一大股東與第二大股東持股數(shù)量之間平均存在11.5 倍的差異。

表2 描述性統(tǒng)計

(二)基準回歸

表3 列示了變量的基準回歸結(jié)果。

表3 基準回歸結(jié)果

如表3 所示，在僅控制年份與行業(yè)變量時，無論全要素生產(chǎn)率以O(shè)P 方式計算(TFP_OP)還是以LP 方式計算(TFP_LP)，股權(quán)質(zhì)押都顯著降低了上市公司的全要素生產(chǎn)率，即存在股權(quán)質(zhì)押公司的全要素生產(chǎn)率明顯低于不存在股權(quán)質(zhì)押的公司，在加入了一系列控制變量后，這一結(jié)果仍然顯著。也就是說，制造業(yè)上市公司控股股東股權(quán)質(zhì)押行會給公司的高質(zhì)量發(fā)展帶來阻力，導致公司整體資源配置出現(xiàn)扭曲。與前文分析一致，由于控股股東股權(quán)質(zhì)押，導致控股股東與中小股東之間的利益不再一致，將影響其在質(zhì)押后的一系列行為。這些行為會進一步影響公司的正常運營，從而產(chǎn)生不利于生產(chǎn)率發(fā)展的后果?？刂谱兞恐?，公司規(guī)模、公司年齡、托賓Q 值以及股權(quán)集中度都顯著提升了上市公司的全要素生產(chǎn)率，與現(xiàn)有研究一致。

(三)調(diào)節(jié)效應(yīng)

如表4 所示，通過加入股權(quán)質(zhì)押與Z 指數(shù)的交叉項，我們發(fā)現(xiàn)，交叉項的系數(shù)顯著為負，即公司第一大股東與第二大股東持股比例的比值越大，股權(quán)質(zhì)押導致的全要素生產(chǎn)率下降越明顯。也就是說當?shù)谝淮蠊蓶|的持股比例遠高于第二大股東時，其股權(quán)質(zhì)押行為對上市公司的負面影響更大。產(chǎn)生這一現(xiàn)象，一方面是因為“一股獨大”的公司在進行投票決策時，由于控股股東的投票權(quán)更大，也就更容易通過控股股東的決策；另一方面，是因為“一股獨大”的公司股東間的制衡作用減弱，控股股東在股權(quán)質(zhì)押后，其他股東對公司進行監(jiān)督的激勵較弱，對資源配置扭曲現(xiàn)象不敏感。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了解決可能存在的內(nèi)生性問題[27]，我們使用股權(quán)質(zhì)押滯后一期作為解釋變量進行回歸，回歸結(jié)果如表5 第(1)～(4)列所示，股權(quán)質(zhì)押仍然對以O(shè)P 方法或以LP 方法計算的上市公司全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負向影響。同時借鑒何威風等[9]、謝德仁等[16]的研究，選取同年度、同行業(yè)和同省份的股權(quán)質(zhì)押水平平均值(Mean_ple)作為是否有控股股東股權(quán)質(zhì)押的工具變量，采用兩階段最小二乘法進行估計[28]，如表5 第(5)列第一階段回歸結(jié)果所示，股權(quán)質(zhì)押水平平均值與股權(quán)質(zhì)押虛擬變量有顯著正相關(guān)關(guān)系，如表5 第(6)、(8)列第二階段回歸結(jié)果所示，控股股東股權(quán)質(zhì)押顯著降低了上市公司的全要素生產(chǎn)率。

表4 Z 指數(shù)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

表5 穩(wěn)健性檢驗一

為了解決可能存在的選擇性偏誤，我們使用質(zhì)押比例作為解釋變量進行回歸，同時使用傾向得分匹配(PSM)方法，按公司的規(guī)模、年齡、資產(chǎn)負債率、資本密度、托賓Q 以及股權(quán)集中度對存在股權(quán)質(zhì)押的公司進行最近鄰匹配，對匹配后的數(shù)據(jù)重新進行回歸。回歸結(jié)果如表6 所示，質(zhì)押比例與制造業(yè)上市公司全要素生產(chǎn)率之間存在負相關(guān)關(guān)系，質(zhì)押比例越大，上市公司的全要素生產(chǎn)率越小，而且經(jīng)過傾向得分匹配后的數(shù)據(jù)回歸結(jié)果顯示，控股股東股權(quán)質(zhì)押比例與上市公司全要素生產(chǎn)率之間的負相關(guān)關(guān)系仍然顯著。

表6 穩(wěn)健性檢驗二

五、進一步分析

(一)非效率投資的中介效應(yīng)

股權(quán)質(zhì)押是股東的個人行為，全要素生產(chǎn)率則反映了公司整體的資源配置效率，股權(quán)質(zhì)押為什么會導致制造業(yè)上市公司全要素生產(chǎn)率下降呢? 為了進一步探究股權(quán)質(zhì)押與公司全要素生產(chǎn)率之間的作用機制，驗證假設(shè)3 的正確性，我們引入非效率投資變量，考察制造業(yè)上市公司非效率投資對兩者關(guān)系的影響。

一方面，控股股東股權(quán)質(zhì)押導致了控制權(quán)與所有權(quán)的分離，控股股東股權(quán)質(zhì)押后仍可以繼續(xù)控制企業(yè)，而股票權(quán)益則歸屬于質(zhì)權(quán)人，這就不可避免地產(chǎn)生了第一類代理問題，導致公司不能實現(xiàn)股東權(quán)益最大化目標，公司投資決策受到第一類代理問題的影響。另一方面，當控股股東面臨由于股權(quán)質(zhì)押可能導致的控制權(quán)轉(zhuǎn)移問題時，控股股東與小股東之間的第二類代理問題就會更加突出，控股股東為了保住自己的控制權(quán)，傾向于選擇低風險的投資決策，而不是使得股東權(quán)益最大化的投資決策。因此，股權(quán)質(zhì)押可能會通過影響投資效率進而影響公司的全要素生產(chǎn)率。

如表7 所示，無論是否控制其他變量，股權(quán)質(zhì)押都顯著增加了制造業(yè)上市公司的非效率投資，而且非效率投資與股權(quán)質(zhì)押都對制造業(yè)上市公司以O(shè)P 方法計算的全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負向影響。這一結(jié)果表明，非效率投資對股權(quán)質(zhì)押與上市公司全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系具有中介效應(yīng)。表8 則表明非效率投資的中介效應(yīng)在以LP 方法計算全要素生產(chǎn)率時仍然成立。同時，值得注意的是，如表7 第(6)列所示，在控制了非效率投資后，股權(quán)質(zhì)押仍然對全要素生產(chǎn)率具有負向影響，這說明非效率投資在兩者之間起到了部分中介效應(yīng)，股權(quán)質(zhì)押本身也降低了公司的全要素生產(chǎn)率。

表7 基于OP 計算方法的非效率投資中介效應(yīng)

表8 基于LP 計算方法的非效率投資中介效應(yīng)

(二)質(zhì)押比例與投資效率

由于非效率投資有投資過度與投資不足兩種形式，我們認為，當質(zhì)押比例較低時，由于存在控制權(quán)與所有權(quán)的分離，存在股權(quán)質(zhì)押的公司會增加投資，以其獲得更多的收益。而當質(zhì)押比例較高時，存在控制權(quán)轉(zhuǎn)移的風險，控股股東為了防止控制權(quán)轉(zhuǎn)移，會減少不必要的投資，甚至會出現(xiàn)投資不足。

為了驗證上述猜想，我們對所有存在股權(quán)質(zhì)押的企業(yè)的質(zhì)押比例與投資殘差進行了回歸，結(jié)果如表9 的第(1)、(2)列所示，回歸表明，質(zhì)押比例與投資殘差具有負相關(guān)關(guān)系，也就是說，質(zhì)押比例低時投資殘差為正，質(zhì)押比例高時投資殘差為負。為了更清晰地說明以上結(jié)論，我們將投資殘差三等分，投資殘差小于三分之一分位點的記為投資不足①即構(gòu)造“投資不足”變量，投資殘差小于三分之一分位點的取值為1，其余取0。“投資過度”“低質(zhì)押”“高質(zhì)押”變量構(gòu)造方式與之相同。，投資殘差大于三分之二分位點的記為投資過度；我們將質(zhì)押比例三等分，質(zhì)押比例小于三分之一分位點的記為低質(zhì)押比例，質(zhì)押比例大于三分之二分位點的記為高質(zhì)押比例，如表9 的第(3)～(6)列所示，低質(zhì)押比例導致了投資過度，高質(zhì)押比例導致了投資不足。

表9 質(zhì)押比例與投資效率

六、結(jié)論與建議

(一)研究結(jié)論

利用2009—2018 年制造業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)，綜合運用回歸分析與中介效應(yīng)分析等方法，本文發(fā)現(xiàn):

第一，控股股東股權(quán)質(zhì)押行為降低了上市公司的全要素生產(chǎn)率。而且控股股東對公司的影響力越強，這一現(xiàn)象越明顯，即在具有“一股獨大”現(xiàn)象的上市公司中，控股股東的話語權(quán)更大，其個人行為對公司行為的影響更為嚴重。

第二，控股股東股權(quán)質(zhì)押行為導致了上市公司的非效率投資，進而影響了公司的全要素生產(chǎn)率。控股股東股權(quán)質(zhì)押產(chǎn)生嚴重代理問題，控股股東會迫使上市公司改變正常的投資模式，產(chǎn)生非效率投資。

第三，存在股權(quán)質(zhì)押的公司中，為了防止控制權(quán)轉(zhuǎn)移，質(zhì)押比例高的公司存在投資不足現(xiàn)象，為了攫取更多控制權(quán)私利，質(zhì)押比例低的公司存在投資過度現(xiàn)象。

(二)政策建議

第一，規(guī)范上市公司的控股股東的行為。股權(quán)質(zhì)押作為控股股東重要融資途徑之一，不僅是控股股東的個人行為，而且對上市公司行為產(chǎn)生了一定的影響，規(guī)范上市公司控股股東行為能夠有效規(guī)避其個人行為所帶來的負面影響。

第二，及時披露控股股東的行為信息?？毓晒蓶|的個人股權(quán)質(zhì)押行為導致上市公司出現(xiàn)資源配置扭曲，可能會在一定程度上阻礙我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展進程。因此，應(yīng)及時披露控股股東的行為信息，讓市場作出更加有效的反應(yīng)。

第三，完善公司治理層與外部監(jiān)管機構(gòu)的監(jiān)督機制?？毓晒蓶|股權(quán)質(zhì)押行為與上市公司整體生產(chǎn)效率的負相關(guān)關(guān)系，股權(quán)質(zhì)押行為應(yīng)引起上市公司的重視，相應(yīng)監(jiān)管部門也應(yīng)加強對這一行為的監(jiān)督管理。