政策不確定性、股權質(zhì)押與企業(yè)投資效率

夏秀芳,鹿 瑤

(青島理工大學(xué) 商學(xué)院，山東 青島 266525)

我國經(jīng)濟發(fā)展已進(jìn)入“新常態(tài)”階段，從投資需求看，經(jīng)濟轉型升級過(guò)程中出現的新技術(shù)、新商業(yè)模式、新產(chǎn)品以及互聯(lián)網(wǎng)、5G等新型基礎設施建設帶來(lái)大量投資機會(huì )，投融資結構發(fā)生改變。正確把握投資方向、繼續擴大有效投資是當前發(fā)展階段需要重點(diǎn)解決的問(wèn)題。企業(yè)作為實(shí)體經(jīng)濟的主體，其有效投資行為不僅是實(shí)現自身價(jià)值增值的關(guān)鍵，也是我國經(jīng)濟實(shí)現高質(zhì)量發(fā)展的重要保障。經(jīng)濟政策是影響企業(yè)投資決策的重要外部因素，自2008年以來(lái)，為應對金融危機、貿易摩擦、新冠疫情等外部沖擊，緩解經(jīng)濟下行壓力，政府出臺了一系列經(jīng)濟政策以維護經(jīng)濟平穩運行，同時(shí)也加劇了我國經(jīng)濟政策不確定性。股權質(zhì)押是出質(zhì)人將股份作為質(zhì)押品抵押給質(zhì)權人從而獲得貸款資金的債務(wù)融資行為[1]，是資本市場(chǎng)上常見(jiàn)的融資方式，并且經(jīng)濟政策不確定性會(huì )提高控股股東股權質(zhì)押的意愿和規模[2]，控股股東采用股權質(zhì)押方式進(jìn)行融資也會(huì )改變企業(yè)投資決策，影響其投資效率。

基于以上背景，本文將經(jīng)濟政策不確定性、投資效率與股權質(zhì)押納入同一研究框架，分析經(jīng)濟政策不確定性對投資效率的影響，并進(jìn)一步探究股權質(zhì)押在二者關(guān)系中發(fā)揮的作用。研究發(fā)現：經(jīng)濟政策不確定性顯著(zhù)提高了企業(yè)投資效率，控股股東股權質(zhì)押增強了經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)投資效率的促進(jìn)作用。本文為我國經(jīng)濟政策良性引導實(shí)體經(jīng)濟發(fā)展提供了現實(shí)依據，企業(yè)應積極抓住我國經(jīng)濟政策帶來(lái)的投資機遇，合理運用股權質(zhì)押進(jìn)行融資，從而提高企業(yè)投資效率。

經(jīng)濟政策不確定性與投資效率關(guān)系的研究較少，且尚未得出一致結論，有關(guān)控股股東股權質(zhì)押產(chǎn)生的經(jīng)濟后果，基于控制權私利和控制權轉移風(fēng)險規避兩個(gè)視角，現有研究也得出不同的結論。因此，經(jīng)濟政策不確定性與投資效率的關(guān)系及控股股東股權質(zhì)押對二者關(guān)系的影響尚未明確。本文根據相關(guān)理論與作用機制，針對經(jīng)濟政策不確定性對投資效率的影響及股權質(zhì)押對二者關(guān)系的調節作用從正反兩個(gè)方向提出假設。

(一)經(jīng)濟政策不確定性與投資效率

經(jīng)濟政策不確定性較大會(huì )加劇企業(yè)信息不對稱(chēng)程度[3]。一方面，管理者預測和判斷與投資項目有關(guān)的法律風(fēng)險、市場(chǎng)前景、成本價(jià)格等信息的難度會(huì )加大，容易造成投資決策失誤，降低企業(yè)投資效率[4]。另一方面，所有者對管理者的雇傭會(huì )使企業(yè)的所有權和控制權相分離，所有者擁有企業(yè)資產(chǎn)，管理者通過(guò)控制和使用資產(chǎn)為企業(yè)創(chuàng )造利潤和財富。由于利潤和財富歸股東所有，管理者和股東之間會(huì )出現代理問(wèn)題，利用過(guò)度投資轉移股東財富是管理者謀取私利的常用手段。經(jīng)濟政策不確定性會(huì )加大企業(yè)內部信息不對稱(chēng)，所有者無(wú)法準確評估管理者行為帶給公司的影響，增加了合理評價(jià)管理者績(jì)效的難度，管理者可以將投資失敗的原因歸于外部經(jīng)濟政策不確定性[5-7]，因此，管理者通過(guò)隱瞞對企業(yè)不利的信息做出非效率投資決策的可能性增加。

根據金融摩擦理論，一方面，經(jīng)濟政策不確定性升高，銀行評估企業(yè)償付貸款能力的難度加大，會(huì )傾向于采取更為謹慎的放貸策略，企業(yè)貸款時(shí)通常要提供抵押品。而經(jīng)濟波動(dòng)會(huì )影響資產(chǎn)價(jià)值評估的準確性，在經(jīng)濟政策不確定性的影響下，企業(yè)會(huì )出現資金錯配和資產(chǎn)價(jià)格下降等情況，抵押品價(jià)值下降，導致企業(yè)維持投資的成本加大[8]。另一方面，經(jīng)濟政策不確定性較大時(shí)，企業(yè)財務(wù)狀況也會(huì )出現惡化的風(fēng)險，加大了企業(yè)外部融資溢價(jià)[9]。債權人和投資者為補償風(fēng)險會(huì )提高企業(yè)資金使用的必要報酬率，導致企業(yè)外部融資成本上升。外部融資尤其是銀行貸款是我國企業(yè)融資的主要來(lái)源[10-11]，經(jīng)濟政策不確定性放大了金融摩擦對企業(yè)資本成本的負面影響，降低了企業(yè)投資效率。

綜上所述，經(jīng)濟政策不確定性加劇了企業(yè)內外部的信息不對稱(chēng)程度，管理者容易出現決策失誤，并且股東對管理者監管難度加大，管理者會(huì )產(chǎn)生機會(huì )主義行為，通過(guò)投資于損害企業(yè)價(jià)值的項目謀取私利，造成非效率投資。經(jīng)濟政策不確定性升高也會(huì )提高企業(yè)外部融資成本，從而影響投資效率。

基于以上分析，本文提出假設H1：經(jīng)濟政策不確定性會(huì )降低企業(yè)投資效率。

經(jīng)濟政策不確定性在一定程度上抑制了管理者的非效率投資行為。一方面，股權激勵是現代企業(yè)常用的一種治理手段，當經(jīng)濟政策不確定性較大時(shí)，為緩解來(lái)自外部環(huán)境的沖擊，企業(yè)傾向于提高高管持股比例來(lái)穩定內部管理，[12]股價(jià)高低直接關(guān)系到管理者個(gè)人利益。經(jīng)濟政策不確定性升高，投資中包含著(zhù)較多不確定性因素，此時(shí)管理者為實(shí)現投資價(jià)值最大化，會(huì )選擇縮減當期投資規模。為避免股價(jià)下跌影響自身利益，管理者會(huì )按照凈現值最大化的原則，利用有限的投資資金做出最佳投資決策。另一方面，企業(yè)管理者是過(guò)度自信心理表現較顯著(zhù)的群體，經(jīng)濟政策不確定性會(huì )抑制管理者過(guò)度自信，[13]管理者做出投資決策時(shí)盲目樂(lè )觀(guān)、判斷失誤的概率會(huì )減小，在一定程度上提高了投資效率。

與發(fā)達國家不同，我國在發(fā)展社會(huì )主義市場(chǎng)經(jīng)濟的過(guò)程中，政府一直扮演著(zhù)關(guān)鍵角色，經(jīng)濟政策是推動(dòng)實(shí)體經(jīng)濟有效發(fā)展的重要力量。近十幾年來(lái)，面對國際金融危機、貿易摩擦、新冠疫情等帶來(lái)的不利影響，我國不斷深化供給側改革，進(jìn)一步推進(jìn)金融服務(wù)實(shí)體，降低企業(yè)融資成本，加大減稅力度，減輕企業(yè)投資負擔。同時(shí)把淘汰落后產(chǎn)能作為社會(huì )經(jīng)濟發(fā)展轉型的突破口，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，提高產(chǎn)業(yè)質(zhì)量?！八娜f(wàn)億投資政策”“大眾創(chuàng )業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng )新”“一帶一路”“工業(yè) 4.0”“互聯(lián)網(wǎng)+”“降準降息”“減稅降費”“雙碳”“注冊制改革”“鼓勵直接融資”等政策的出臺雖然加劇了經(jīng)濟政策不確定性，但也有利于降低企業(yè)資本成本，引導企業(yè)創(chuàng )新投資。

綜上所述，經(jīng)濟政策不確定性抑制了管理者的過(guò)度自信心理，很大程度上避免了因管理者盲目樂(lè )觀(guān)造成的投資決策失誤。同時(shí)，企業(yè)傾向于采取提高管理者持股比例等內部治理手段對沖經(jīng)濟政策不確定性帶來(lái)的外部風(fēng)險，有利于激勵管理者提高企業(yè)績(jì)效，謹慎地做出投資決策，將有限的資金投入到盈利高的投資項目刺激企業(yè)利潤增長(cháng)。我國頻繁出臺的經(jīng)濟政策也在一定程度上改善了企業(yè)外部投資環(huán)境，減輕了企業(yè)投資負擔，為實(shí)體經(jīng)濟的發(fā)展注入了活力。因此，從投入產(chǎn)出的角度看，經(jīng)濟政策不確定性會(huì )提高投資效率。

基于以上分析，本文提出假設H2：經(jīng)濟政策不確定性會(huì )提高企業(yè)投資效率。

(二)股權質(zhì)押對經(jīng)濟政策不確定性與投資效率二者關(guān)系的影響

經(jīng)濟政策不確定性較大時(shí)，企業(yè)信息不對稱(chēng)加劇，管理者可以將投資失敗的原因歸于外部不確定性，為其謀取私利提供了機會(huì )，投資決策偏離企業(yè)最大化目標，降低了企業(yè)投資效率?？毓晒蓶|享有企業(yè)控制權，具有“掏空”和濫用企業(yè)資金的動(dòng)機和能力，為獲取控制權私有收益，傾向于利用非效率投資等方式轉移企業(yè)資產(chǎn)[14-15]。股權質(zhì)押是控股股東獲取私有收益的手段，股權質(zhì)押后激勵效應減弱，控股股東進(jìn)行有效投資的意愿降低，并傾向于通過(guò)資金占用、利益輸送等方式“掏空”上市公司，損害公司價(jià)值[16-18]。此時(shí)控股股東投資決策的出發(fā)點(diǎn)不是投資項目的經(jīng)濟價(jià)值，而是能否進(jìn)行資源輸送享受協(xié)同收益，與管理者合謀謀取私利的可能性也加大，進(jìn)一步扭曲了經(jīng)濟政策不確定性下決策者的投資行為。

基于以上分析，本文提出假設H3：控股股東股權質(zhì)押會(huì )增強經(jīng)濟政策不確定對企業(yè)投資效率的負面作用。

經(jīng)濟政策不確定性較大時(shí)，股東會(huì )通過(guò)提高高管持股比例等方式加強內部治理，降低代理成本以對沖外部不確定性，[12]管理者個(gè)人利益和股東利益實(shí)現趨同，為滿(mǎn)足私利而進(jìn)行非效率投資的可能性降低。同時(shí)，經(jīng)濟政策不確定性抑制了管理者過(guò)度自信心理，[13]管理者做出投資決策時(shí)盲目樂(lè )觀(guān)、判斷失誤的可能性降低，在一定程度上提高了企業(yè)投資效率。股權質(zhì)押是把股權作為質(zhì)押品以獲取貸款的融資方式，股權并非實(shí)物資產(chǎn)，其價(jià)值容易受到股票市場(chǎng)波動(dòng)的影響。如果股價(jià)下跌至一定程度，那么質(zhì)權人有權利在二級市場(chǎng)上拋售質(zhì)押股份以維護自身債權。因此，股權質(zhì)押后控股股東為防止自身控制權發(fā)生轉移，會(huì )存在改善企業(yè)業(yè)績(jì)、提高市值的動(dòng)機[19]。投資活動(dòng)是企業(yè)價(jià)值創(chuàng )造的重要動(dòng)力，高效率的投資會(huì )促進(jìn)企業(yè)價(jià)值增值[20-21]，控股股東為支持企業(yè)發(fā)展保證自身收益，會(huì )選擇盈利高的項目進(jìn)行投資。作為質(zhì)權人的銀行或其他金融機構的經(jīng)濟利益也和被質(zhì)押企業(yè)價(jià)值聯(lián)系在一起[22]，為了保證貸款安全，質(zhì)權人對質(zhì)押品質(zhì)量與企業(yè)盈利能力高度關(guān)注，發(fā)揮了外部治理效果，約束和監督了經(jīng)濟政策不確定環(huán)境下企業(yè)的投資行為?；谝陨戏治?，本文提出假設H4：控股股東股權質(zhì)押行為會(huì )增強經(jīng)濟政策不確定對企業(yè)投資效率的促進(jìn)作用。

(一)樣本選取

2007年1月1日我國開(kāi)始執行新會(huì )計準則，為了保證會(huì )計科目的規范性和一致性，本文選取2007—2020年A股上市公司作為研究樣本，并作以下處理：(1)剔除了金融類(lèi)上市公司的樣本。(2)剔除了當年帶有ST、*ST標志的上市企業(yè)樣本。(3)剔除了當年上市公司(IPO)觀(guān)測值，即剔除上市年齡小于1年的樣本。(4)剔除了財務(wù)指標或數據異常(資產(chǎn)負債率大于1)樣本。(5)剔除研究期間變量數據缺失的樣本。通過(guò)上述篩選步驟本文最終得到26 359個(gè)樣本觀(guān)測值，財務(wù)數據來(lái)自于CSMAR國泰安數據庫，并對所有連續變量進(jìn)行1%的Winsorize處理。

(二)模型的構建與變量定義

1.模型的構建與被解釋變量

投資效率在數值上為投資回報率與企業(yè)加權平均資本成本的比值，在實(shí)際操作中，通過(guò)評估每一個(gè)企業(yè)每一個(gè)項目的未來(lái)現金流和資本成本來(lái)計算投資效率是不現實(shí)的，但是在資本市場(chǎng)中，股票市場(chǎng)價(jià)格包含較全面的信息，企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值可以反應企業(yè)投資價(jià)值創(chuàng )造能力[23]。

Mueller和Reardon以新增投資對企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值的影響來(lái)度量投資效率，建立了模型(1)[24]。其中，r是投資回報率，c是投資資本成本即折現率，δit是第t年的折舊率，εit是影響企業(yè)價(jià)值的其他因素。在第t期末，企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值(MVi,t-1)等于期初市場(chǎng)價(jià)值(MVi,t-1)加上本期投資回報的現值(r/c×INVit)，減去資產(chǎn)折舊額(δi×MVi,t-1)，再加上誤差項εit(E(εit)=0)。將模型(1)中的期初市場(chǎng)價(jià)值(MVi,t-1)移項，兩邊同時(shí)除以期初市場(chǎng)價(jià)值(MVi,t-1)后得到模型(2)，將模型(2)各項符號簡(jiǎn)化得到模型(3)。其中，q1為當年投資支出(INVit)的回歸系數，也就是企業(yè)理論上的投資效率，在數值上等于投資收益率(r)和投資成本(c)的比值，表示企業(yè)當年投資對企業(yè)價(jià)值的貢獻。INVit為經(jīng)過(guò)期初市場(chǎng)價(jià)值標準化(INVit/MVi,t-1)的投資。

(1)

(2)

g_MVit=-δit+q1×INVit+εit。

(3)

夏秀芳等結合中國資本市場(chǎng)的情況，對模型(1)進(jìn)行修正，建立了模型(4)，[23]控制了金融投資活動(dòng)和企業(yè)特征變量對企業(yè)價(jià)值變動(dòng)率的影響，避免該模型因遺漏變量而產(chǎn)生內生性問(wèn)題。模型(4)變量的具體定義見(jiàn)表1。為分析某一變量W對企業(yè)投資效率的影響，借鑒夏秀芳等的做法，在模型(4)中加入交乘項(W×INVit)，建立模型(5)。若q3>0，表明W提高了企業(yè)的投資效率；
若q3<0，表明W降低了企業(yè)的投資效率。

g_MVit=-δit+q1×INVit+q2×Financeit+∑Control+∑Year+∑Industry,

(4)

g_MVit=-δit+q1×INVit+q2×w+q3×w×INVit+q4×Financeit+∑Control+∑Year+∑Industry。

(5)

2.解釋變量

本文的解釋變量為經(jīng)濟政策不確定性(EPU)，以Baker等編制的中國經(jīng)濟政策不確定性指數來(lái)度量[26]。

3.調節變量

本文的調節變量為控股股東股權質(zhì)押，借鑒謝德仁等的方法[1]，若年末企業(yè)控股股東存在股權質(zhì)押行為，則定義為1，即PLD=1，否則PLD=0。

4.控制變量

其余控制變量借鑒已有研究，從財務(wù)特征、企業(yè)特征方面選取，變量具體設置見(jiàn)表1。

(三)模型設計

為研究經(jīng)濟政策不確定性對投資效率的影響，檢驗H1和H2，借鑒夏秀芳等的研究方法[23]，構建模型(6)，將經(jīng)濟政策不確定性(EPU)與企業(yè)經(jīng)營(yíng)性投資支出(INV)交乘，通過(guò)交乘項系數是否大于0判斷經(jīng)濟政策不確定對企業(yè)投資效率的影響。

g_MVit=β0+β1INVit+β2Epuit+β3Epuit×INVit+β4Financeit+∑Controlit+∑Year+∑Industry+ε。

(6)

表1 變量指標與定義

為研究股權質(zhì)押行為在經(jīng)濟政策不確定性和投資效率中的調節作用，檢驗H3和H4，將樣本分為進(jìn)行股權質(zhì)押行為組和未進(jìn)行股權質(zhì)押行為組，應用模型(6)進(jìn)行分組回歸。

(一)描述性統計

本文主要變量的描述性統計分析結果如表2所示。企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值變化率(g_MV)均值為24.0%，大于中位數10.3%，標準差達到了53.8%，最大值為2.633，最小值為負數，我國企業(yè)整體市場(chǎng)價(jià)值得到了提升，但是企業(yè)間差距較大，有的企業(yè)出現了負增長(cháng)。企業(yè)當年的經(jīng)營(yíng)投資(INV)的平均值為4.6%，大多數企業(yè)的投資水平(3.3%)低于平均數，有的企業(yè)甚至是負支出，表明我國企業(yè)投資規模普遍較低。從平均數和中位數來(lái)看，企業(yè)經(jīng)營(yíng)投資水平INV(4.6%和3.3%)大于金融投資水平Finance(1.6%和0.6%)。經(jīng)濟政策不確定性指數(EPU)的最大值和最小值分別為7.919和0.822，表明我國經(jīng)濟政策不確定性各年差距較大，變化幅度較大。

(二)相關(guān)性分析

表3是變量間相關(guān)系數，EPU與INV的相關(guān)系數為-0.086，表明經(jīng)濟政策不確定性抑制了投資規模；
EPU與Lev的相關(guān)系數為-0.090，表明經(jīng)濟政策不確定性對我國企業(yè)債務(wù)融資具有負面影響。

表2 描述性統計結果

表3 主要變量相關(guān)性分析

(三)實(shí)證結果分析

表4匯報了實(shí)證分析的結果。模型(6)的回歸結果如表4列(1)，經(jīng)濟政策不確定性(EPU)與企業(yè)經(jīng)營(yíng)性投資支出(INV)的交乘項(EPU×INV)系數為0.080，顯著(zhù)大于0，驗證了本文提出的假設H2，拒絕了假設H1，表明經(jīng)濟政策不確定性顯著(zhù)提高了投資效率。

應用模型(6)進(jìn)行分組回歸的結果見(jiàn)表4，當PLD=0時(shí)，即不存在股權質(zhì)押時(shí)，交乘項(EPU×INV)的回歸系數為0.057，顯著(zhù)大于0；
當PLD=1時(shí)，即存在股權質(zhì)押時(shí)，交乘項(EPU×INV)的回歸系數為0.158，顯著(zhù)大于0，通過(guò)組間系數檢驗，兩組交乘項的系數(0.158>0.057)有顯著(zhù)差異(P=0.094)，驗證了本文提出的假設H3，拒絕了假設H4，表明控股股東股權質(zhì)押增強了經(jīng)濟政策不確定性對投資效率的促進(jìn)作用。

(四)穩健性檢驗

首先，替換當年經(jīng)營(yíng)投資支出(INV)。以現金流量表中“構建固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(cháng)期資產(chǎn)支付的現金”來(lái)度量本年經(jīng)營(yíng)支出，并以年初總資產(chǎn)進(jìn)行標準化處理[23,26-27]，本文分析結論不變。

然后，替換經(jīng)濟政策不確定性指數(EPU)。以月份為權重將Baker等的月度指數[28]進(jìn)行加權平均計算，并將其除以100作為年度EPU指數[4,28]，本文分析結論不變。

最后，本文選取2013—2020年度樣本進(jìn)行回歸分析，本文分析結論不變。

本文探討經(jīng)濟政策不確定性與投資效率的關(guān)系，并與控股股東股權質(zhì)押融資相結合，以Mueller和Reardon、夏秀芳等模型度量投資效率，研究發(fā)現，經(jīng)濟政策不確定性提高了企業(yè)投資效率；
股權質(zhì)押發(fā)揮了正向調節作用，增強了經(jīng)濟政策不確定性對投資效率的正面影響。

本文的政策建議如下：

我國應繼續發(fā)揮政府在經(jīng)濟發(fā)展中的關(guān)鍵作用，不斷完善中國宏觀(guān)調控體系，釋放政策效應支持實(shí)體經(jīng)濟發(fā)展。政府及有關(guān)部門(mén)應繼續擴大有效投資，為企業(yè)提供良好的投資機會(huì )，如鼓勵支持企業(yè)進(jìn)行綠色低碳投資、新型基礎設施投資等。并且應進(jìn)一步完善企業(yè)融資政策、拓寬企業(yè)融資渠道，幫助企業(yè)在面對外部不確定性時(shí)增強投資信心、尋找新的利潤增長(cháng)點(diǎn)。

股權質(zhì)押融資可以將股東靜態(tài)資本轉化為動(dòng)態(tài)流動(dòng)資金，拓寬企業(yè)融資渠道，緩解其融資約束，不應“妖魔化”股權質(zhì)押。政府及有關(guān)部門(mén)可以通過(guò)創(chuàng )新股權質(zhì)押模式、提高股權質(zhì)押信息透明度、完善股權質(zhì)押制度維護股權質(zhì)押市場(chǎng)健康發(fā)展，發(fā)揮其對資源有效配置和實(shí)體經(jīng)濟發(fā)展的正面作用。

表4 主效應(OFDI)基準回歸結果

本文研究了經(jīng)濟政策不確定性對投資效率的影響，并與企業(yè)融資決策相結合，豐富了已有文獻。本文運用的模型從投入產(chǎn)出視角度量投資效率，得到的投資收益率與資本成本的比更符合理論上投資效率的定義。本文的研究局限在于未考慮股權質(zhì)押比例及產(chǎn)權性質(zhì)的影響。