控股股东股权质押与高管增持“曲线救援”

■潘京臣 顾露露

一、引言

近年来，我国上市公司高管交易逐渐成为监管层及投资界关注的热点。已有文献表明，我国上市公司高管在减持时具有明显的套利动机，且获得了显著超额收益。高管增持的逐利动机并不强，多为象征性、作秀型动机[1]。这一结论与国外成熟资本市场的研究结论存在较大差异[2，3]。随着股权质押行为在A股市场越来越普遍，许多高管增持背后都有着质押的“身影”。

相比于银行贷款审批的严格耗时，股权质押这一灵活、便捷的融资工具更受资本市场青睐。同时，股权质押也存在一定风险。控股股东股权被质押后，一旦股价下跌到预警线或平仓线时，若不能增加质押物或赎回股权，则上市公司控制权会面临转移的风险。已有文献表明，为化解质押危机，控股股东有动机通过增持释放“行为信号”进行风险管理[4，5]。此外，也有研究发现，控股股东会利用自身控制权干预上市公司的管理决策，存在股权质押的上市公司具有更多的信息管理[6，7]、更少的创新投入[8]和更多的税收规避[9]。上述质押对上市公司管理决策产生影响的假设前提是：决策本身不会给高管（决策者）带来额外的成本或直接的负面经济后果。此时，高管与控股股东的利益趋于一致，高管有动机迎合控股股东的干预行为。然而，高管增持是自有财产投入，不仅决策成本高，且一旦股价下跌，个人还要承担投资亏损。作为质押风险的“间接”承担者，高管是否会通过增持来实施“曲线救援”，其作用渠道如何，是否有效，是本文要探究的几个主要问题。

本文选取2011—2020年A股上市公司样本，实证检验了控股股东股权质押与上市公司高管增持的关系。本文的贡献主要体现在以下三个方面：第一，本文拓展了我国高管交易领域的相关研究。已有文献主要关注A股市场高管减持是否获取了超额收益、高管减持的治理机制等，鲜有从增持视角考察高管交易问题。本文发现，当上市公司存在质押风险时，高管的增持具有明显的“曲线救援”动机，这一结论有助于外界对高管增持行为的理解。第二，本文深化了对股权质押领域的研究。以往股权质押的文献大多集中于研究控股股东自身行为及控股股东利用自身控制权对公司决策的干预和操纵。本文将高管个人的增持行为与股权质押联系在一起，拓展了质押领域的研究视角。第三，本文结论为上市公司管控质押风险提供了有益补充。研究表明，高管增持达到了“曲线救援”的效果，是上市公司应对质押风险的有效举措。

二、文献综述和研究假设

（一）股权质押

现有股权质押文献主要从股权质押的直接经济后果及质押风险的应对举措两个角度展开。在股权质押的直接经济后果方面，根据传统的委托代理理论，股权质押加剧了控股股东控制权与现金流权的分离，增加了控股股东与中小股东间的代理成本[10，11]，因此股权质押导致了更多的大股东侵占和掏空行为[12，13]，损害了公司价值[14]，提高了上市公司信用风险[15]，抑制了企业创新投资[16]。而在质押风险应对举措方面，由于质押后股价下跌，导致控股股东面临较大平仓压力，因此控股股东会通过各种途径防范股价下跌导致的控制权转移风险。一方面，控股股东自身会通过增持进行风险管理，释放积极的“行为信号”以抬高股价[17]。另一方面，控股股东会利用其控制权干预上市公司决策。如要求上市公司多披露好消息[6]、鼓励管理层做出更多的避税决策[9]、通过盈余管理降低股价崩盘风险[18]以及进行更多慈善捐赠[19]。此外，还有文献发现股权质押使得上市公司更可能进行“高送转”，更少地发放现金股利[20]。

如前文所述，上述公司层面的市值管理行为并不会对高管个人造成额外成本，也不会导致直接的负面经济后果。现有文献对上市公司面临质押风险时高管是否会增持的考察较少，因此本文拟就这一问题开展研究，分析控股股东股权质押与高管增持二者间的关系。

（二）高管增持

上市公司高管具有估值优势与现金流预测优势[21]。对国外资本市场的相关研究表明，高管增持多为逐利性动机，且获得了不菲的超额收益[22，23]。而国内研究结论与国外结论具有明显差异。研究表明，我国A股上市公司高管减持多为逐利性动机[24，25]，但增持并未表现出明显的逐利特征[26]。朱茶芬等[1]认为这主要是由于A股上市公司部分高管增持出于市值管理动机，存在部分象征性增持与作秀型增持。遗憾的是，现有文献并未给出高管通过增持进行市值管理的直接证据。对与高管增持较为接近的大股东增持的研究表明，大股东增持具有明显的风险管理动机[17]和政治动机[27，28]。综上，本文拟从股权质押视角，试图给出高管通过增持进行质押风险管理的直接证据，并讨论股权质押对高管增持的潜在影响渠道。这不仅有助于进一步理解高管增持行为，而且有助于上市公司对质押风险进行管控。

（三）股权质押与高管增持

本文认为，股权质押同时也会对上市公司高管增持行为产生影响。具体原因如下：

首先，尽管控股股东存在股权质押行为，但这仅意味着现金流权的丧失，其依然把握着公司的控制权。由于我国上市公司股权普遍较为集中，控股股东对董事会及高管团队的行为有较强的干预能力[29]，当质押风险较高时，控股股东可以请求高管通过增持来释放积极信号以缓解质押风险，控股股东也常常会对采取配合行为的高管给予一定的补偿[6]。在此情况下，管理层作为控股股东的“利益共同体”[30]，自然有动机迎合控股股东提出的增持要求。

其次，就算控股股东不向高管提出增持要求，上市公司高管作为理性人，也有通过增持来应对质押风险的内在动机。虽然股权质押是控股股东的个人行为，但质押后加大了控制权转移风险以及伴随的管理层更换风险。一方面，控制权转移可能会对企业正常经营造成干扰，带来较大的调整成本；另一方面，控制权转移作为一种外部治理机制[31]，转移后往往伴随着大概率的管理层更换[32，33]。已有文献表明，为了避免被更换的风险增加，高管往往会采取各类机会主义行为[34，35]。因此，当上市公司存在股权质押时，高管本身就有通过增持释放积极信号从而化解相关风险的内生动机。

再次，高管增持是一种行之有效的市值管理手段。作为上市公司内部人，高管比外部投资者具有更好的信息优势，高管增持公司股票，常常被判断为传递有关公司未来盈利和现金流的积极信号，从而起到稳定股价、抬升上市公司市值的作用。

最后，高管的确有增持意愿。一方面，高管自身可以灵活选择增持金额及增持方式，因而实际成本并不高。一部分高管增持是“雷声大，雨点小”，事前公布巨额增持计划，之后仅部分履行①。另一方面，与股权质押带来的控制权转移风险及伴随的管理层更换风险相比，进行增持的成本相对较低。此外，考虑到股票价格的不确定性及增持本身的信号传递作用，增持未必会导致投资亏损，甚至还存在获取超额收益的可能性。基于以上分析，本文提出以下假说：

H：存在股权质押的上市公司具有更多的高管增持行为。

三、样本选取和研究设计

（一）样本选取

本文选取2011—2020年A股上市公司作为研究对象，剔除金融业、上市时间不满1年、ST或PT类上市公司及相关变量缺失的样本，共得到81921个公司-季度观测值。其中，存在控股股东股权质押的样本共包含1924家上市公司，30030个观测值。此外，为研究高管增持的市场反应，从全样本中挑出存在高管增持的样本，剔除增持股数小于1000股的数据后，共得到包含1517家公司、3825个观测值的增持样本。为减少异常值对回归结果造成的潜在影响，本文对相关连续变量在1%的水平上进行了winsorize处理。

（二）研究设计

为检验本文假说，即控股股东股权质押对高管增持行为的影响，本文构建以下模型：

其中，Buy反映上市公司高管增持变量，具体为增持哑变量（Buy_Dummy），若上市公司当季度存在高管增持则为1，否则为0；增持强度变量（Buy_Times、Buy_Value），分别为上市公司当季度发生的高管增持交易次数及高管增持总市值的自然对数。核心解释变量PledgeRate为控股股东股权质押率，即控股股东股权质押股数与自身持有股数之比。Controls为一系列控制变量，Year表示年度固定效应，Industry表示行业固定效应，ε为随机干扰项。

为评估高管增持后的短期市场反应，考察投资者是否能理性识别高管增持的质押风险管理动机，本文对增持样本使用如下模型进行检验：

其中，被解释变量AVG_CAR为所在季度高管增持事件前后t天的累计超额收益率的算数平均值，计算方式采用市场模型，以增持事件前200个交易日为估计窗口。核心解释变量Pledge为股权质押虚拟变量，当上市公司存在控股股东股权质押时为1，否则为0。Controls定义与回归模型（1）相同。

为进一步验证当上市公司存在股权质押时高管增持后的中长期市场表现，对质押样本使用如下模型进行检验：

其中，被解释变量BHAR_AFTER为上市公司未来购买并持有超额收益，采用市场模型进行收益调整。后文具体为未来一个季度、半年和一年的购买并持有超额收益，分别以BHAR_Q、BHAR_H和BHAR_Y表示。核心解释变量Pledge及相关控制变量Controls的定义与回归模型（2）相同。

参考现有文献对控制变量的选取方式[5，36]，本文选取的控制变量Controls主要包括：（1）一般公司特征变量，包括公司规模（SIZE）、负债水平（LEV）、总资产利润率（ROA）、账面市值比（BM）、上市时长（LIST）及产权性质（SOE）；（2）管理层及股权性质特征变量，包括高管规模（MANAGER）、高管平均年龄（AGE）、女性高管占比（FEMALE）、两职合一（DUAL）、董事会规模（BOARD）、独立董事比率（INDD）及控股股东持股比率（HLD）；（3）高管增持择机变量，包括上一季度经市场调整的买入并持有超额收益（BHAR_BEFORE）。为减少内生性问题，上述回归模型中对核心解释变量及主要控制变量均做了滞后一期处理。此外，为防止由潜在截面相关性导致的计量偏误，本文对标准误均在公司层面进行了聚类处理。本文模型中所用到的主要变量及其具体定义如表1所示。

表1 主要变量定义

四、实证分析

（一）描述性统计

表2为全样本相关变量的描述性统计结果。高管增持哑变量的均值为0.047，即全样本中约有4.7%的样本存在高管股份增持行为。质押率变量的均值为0.199，标准差为0.315，说明不同上市公司控股股东股权质押存在较大差异。质押哑变量的均值为0.367，说明存在股权质押的样本在总样本中的占比约为36.7%，体现了股权质押在A股上市公司中的普遍性。其余变量的取值均在合理范围内。

表2 变量描述性统计

表3为按照是否存在股权质押分组后主要被解释变量的均值差异检验。从表3可知，无论是增持哑变量Buy_Dummy还是增持强度变量Buy_Times、Buy_Value，质押组的均值都在1%的水平上显著大于非质押组，这初步表明当上市公司存在股权质押时，高管具有更多的增持行为。下一步，本文将通过多元回归分析提供进一步的证据。

表3 组间均值检验

（二）多元回归分析计

表4报告了模型（1）的实证结果。（1）列的被解释变量为增持哑变量（Buy_Dummy），Logit模型回归结果显示，核心解释变量PledgeRate的系数为0.256，且在1%水平上显著，说明当上市公司存在控股股东股权质押时，公司管理层更有可能采取增持行为。（2）和（3）列的被解释变量分别为增持次数（Buy_Times）与增持规模（Buy_Value），核心解释变量PledgeRate系数分别为0.022、0.135，且均在1%水平上显著，说明上市公司存在控股股东股权质押时，公司管理层增持的次数更多、增持规模也更大。上述结果表明，存在股权质押的上市公司具有更多的高管增持行为。本文假说结论成立。

表4 股权质押与高管增持

五、稳健性检验

（一）工具变量回归

为缓解股权质押与高管增持之间的内生性问题，本文将上市公司所在行业以及所在地的除自身外的平均质押水平（或平均概率）作为工具变量[18]，重新估计了股权质押对高管增持行为的影响。表5报告了第二阶段的回归结果②。结果表明，核心解释变量PledgeRate的系数依然在1%水平上显著为正，这验证了本文结论的稳健性。

表5 工具变量回归结果

（二）遗漏变量偏差

1.排除高管增持的逐利动机

由于上市公司高管具有信息优势，高管增持很有可能是信息驱动下的逐利性行为：当上市公司股票价格未来会上涨时，拥有信息优势的高管更有可能提前增持从而获取超额回报。为了解决这一遗漏变量问题，本文首先计算了上市公司下一季度购买并持有超额收益（BHAR），若下一季度BHAR为正，说明上市公司股票未来获得了正超额收益，否则说明上市公司股票未来获得了负超额收益。在此基础上，本文仅保留下一季度BHAR为负的研究样本，以此剔除逐利动机驱动下的高管增持。最后，使用剔除后的子样本重新对模型（1）进行回归。回归结果如表6所示，核心解释变量PledgeRate的系数依然在1%水平上显著为正，表明在排除了高管利用信息优势的增持动机后，质押行为依然对高管增持具有正向影响。

表6 排除高管逐利动机后质押与高管增持的关系

2.排除高管增持的策略性动机

在某些情况下，高管增持可能并非基于信息优势，而是一种策略性行为。已有文献表明，上市公司高管拟减持其公司股票前，倾向于通过市值管理抬高股价，以增大减持收益[37，38]。根据信号传递理论，高管增持作为积极信号，本身也具有稳定股价、抬升市值的作用，上市公司高管可以通过策略性增持诱发市场产生正向反应[39]，进而在股价上涨后卖出手中持有的上市公司股票。考虑到策略性增持的成本及后续减持收益，本文认为，当高管本身拥有较多的上市公司股权时，才会有较强的策略性增持动机。为此，本文按照样本中高管团队的持股比率进行分组，检验在不同持股比率下质押与高管增持间的关系。回归结果如表7所示，在管理层持股比率高的组中，质押对增持的影响并不显著，而在管理层持股比率低的组中，质押对增持的影响却十分显著。此外，本文还重新构造了被解释变量，仅选用初始股权为0的高管增持计算首次增持哑变量（FBuy_Dummy）与首次增持强度变量（FBuy_Times、FBuy_Value）。回归结果如表8所示，股权质押与高管首次增持同样存在显著正向关系。上述结果排除了高管策略性增持的动机，表明本文结论的稳健性。

表7 管理层持股比率、股权质押与高管增持

表8 股权质押与高管初次增持的关系

（三）其他检验

1.剔除控股股东担任高管的增持样本

由于上市公司自然人控股股东本身可能兼任上市公司高管，为进一步保证研究结论的可靠性，本文在计算上市公司高管增持变量时，剔除了自然人控股股东/实际控制人兼任上市公司高管的增持样本，对新被解释变量运用回归模型（1）重新检验。表9报告了该部分的检验结果。实证结果未有显著变化，说明本文研究结论是稳健的。

表9 剔除自然人控股股东/实际控制人担任高管的增持样本

2.改变股权质押的衡量方式

本文进一步使用控股股东股权质押虚拟变量Pledge来衡量股权质押③，并将该变量重新代入回归模型（1）进行回归。表10的检验结果显示，前文得到的研究结论依然成立。

表10 高管增持与质押率的关系

3.剔除未发生增持的样本及改变计量模型

本文进一步尝试通过剔除未发生增持的样本及改变计量模型的方式，对本文主要假说进行实证检验。剔除未发生增持样本方法如下：当被解释变量为增持强度变量时，剔除未发生增持的样本后进行检验。改变计量模型方法如下：①当被解释变量为增持哑变量Buy_dummy时，将Logit模型更换成Probit模型进行检验；②当被解释变量为增持次数Buy_times时，不对其进行对数化处理，并使用零膨胀负二项回归模型（ZINB）④进行检验；③当被解释变量为增持市值Buy_values时，使用两部分模型（2PM）进行检验。表11和表12的检验结果⑤表明，在剔除未增持样本及改变计量模型后，前文结论依旧成立。

表11 剔除未增持样本的实证结果

表12 改变计量模型实证结果

六、进一步分析

（一）质押对高管增持影响的作用渠道检验——控制权转移风险

前文研究表明股权质押对高管增持具有正向影响，下面将进一步从市场风险视角分析质押对高管增持影响的作用渠道。2015年及2018年A股大跌，期间市场风险明显增加，此时存在股权质押的上市公司面临更高的控制权转移风险，上市公司高管增持可能具有更强的质押风险缓解动机。因此，本文定义股灾年份虚拟变量（Disaster），若样本所处年份为2015年或2018年，取值为1，否则取值为0。将该变量和其与质押变量（PledgeRate）的交乘项放入回归模型（1）中重新检验。表13报告了相应实证结果，结果显示，Disaster系数显著为正，表明上市公司高管在股灾期间进行了更多的增持，而PledgeRate×Disaster的系数也显著为正，说明在股灾期间，股权质押对高管增持的影响更强。这一结论表明，控制权转移风险的确是股权质押影响高管增持行为的作用渠道。

表13 质押通过控制权转移风险影响高管增持的检验——市场风险视角

（二）质押对高管增持影响的作用渠道检验——管理层更换风险

控制权转移风险同时导致管理层面临更换的潜在危机。本文进一步从两个方面给出质押通过管理层更换风险影响高管增持的证据：股票历史表现和高管团队政治关联。

1.股票历史表现

当控制权转移后，管理层人员发生变更的概率与上市公司的历史表现高度相关[40]，上市公司股票的历史收益率越好，管理层人员被更换的可能性越低[41，42]。因此，当面临股权质押及控制权转移风险时，股票历史收益较好的上市公司高管面临的管理层更换风险也较小，其增持的动机也较弱。为了验证这一作用渠道，本文将样本分成两组：若上市公司过去连续两个季度（经市场调整）的购买并持有超额收益率均为正，则属于历史收益较好组，否则属于历史收益率一般组。表14中不同子样本的实证结果显示，当上市公司股票历史表现较好时，质押对高管增持的影响均不显著，而在其他组中，股权质押对高管增持的影响均显著为正。

表14 质押通过管理层更换风险影响高管增持的检验——股票历史表现视角

2.高管政治关联

现有文献表明，相比于没有政治关联的高管，存在政治关联的高管被更换的可能性较低[43，44]。如果股权质押通过管理层更换风险渠道影响高管增持，那么质押对增持的作用应该在无政治关联高管中表现更显著。为此，本文参考余明桂等[45]、毛新述等[46]的划分方法，将样本分为高管团队有政治关联组和无政治关联组。表15中不同子样本的实证结果显示，在有政治关联高管团队中，质押对高管增持的影响弱于无政治关联高管团队；在无政治关联高管团队中，股权质押对高管增持的影响均在1%水平上显著为正。上述结论证实，管理层更换风险也是股权质押影响高管增持的另一个作用渠道。

表15 质押通过管理层更换风险影响高管增持的检验——政治关联视角

（三）股权质押与高管增持主动信息披露

不同于上市公司高管减持前必须主动披露减持计划的强制性规定，我国上市公司高管增持遵循自愿提前披露规则。本文进一步从主动信息披露视角，为高管增持“曲线救援”动机提供进一步的证据。按照本文逻辑，高管希望通过增持向市场传递积极信号从而达到缓解质押风险的效果。若该假设成立，那么当上市公司存在股权质押时，高管更有可能向市场主动披露增持计划，从而更好地达到信号传递效果，否则质押与增持披露没有相关关系。本文在回归模型（2）的基础上，将被解释变量替换为当季度是否披露增持计划（Disclosure）和当季度高管披露增持计划数量的自然对数（Disclosure_Times），表16报告了对应的实证结果。结果显示，股权质押与高管主动披露增持计划同样存在正向关系，进一步验证了本文结论。

表16 质押与高管增持计划的主动披露

（四）投资者能否识别高管增持的“曲线救援”动机

作为上市公司内部人，高管增持常被外界判断为有关公司未来盈利和现金流的积极信号。然而，本文研究结论表明，高管增持可能是为了缓解上市公司面临的质押风险。如果投资者能够理性地识别高管增持的“曲线救援”动机，那么高管增持后应该不会产生积极的市场反应。换句话说，存在股权质押的上市公司高管增持的市场反应理应弱于不存在股权质押的上市公司高管增持的市场反应。反之，如果投资者不能识别高管增持的“曲线救援”动机，那么二者的市场反应应该没有显著差异。对此，本文对增持样本使用回归模型（2）进行实证检验。表17报告了对应的回归结果，其中因变量AVG_CAR为每个季度高管增持事件发生后的累计超额收益（CAR）的算术平均。为了保证结果稳健，本文同时计算了高管增持后3个交易日、5个交易日以及10个交易日的平均累计超额收益。结果显示，无论窗口期长短，高管增持后的短期市场反应与上市公司是否存在质押均没有显著相关性。这说明投资者并未识别高管增持的“曲线救援”动机，证明增持信号的传递在短期内是有效的。这为缓解质押风险提供了前期基础。

表17 投资者能否识别高管增持“曲线救援”动机

（五）高管“曲线救援”是否有效

最后，为了检验在股权质押后高管增持这一市值管理行为是否有效，本文对股权质押样本中高管增持后的市场表现进行实证检验。表18报告了存在高管增持的样本及不存在高管增持样本未来一个季度、半年及一年的购买并持有超额收益（经市场调整）的组间均值检验。以半年后市场表现为例，高管增持后的股票超额收益达到了4.4%，而未进行增持的股票超额收益仅为0.2%。表19进一步报告了多元回归分析的结果，可见在质押样本中，无论窗口期长短，增持后股票的长期市场表现要显著好于未增持样本。这说明当上市公司存在股权质押时，高管通过增持“曲线救援”的确起到了稳定股价、化解质押危机的作用。

表18 未来市场表现组间均值检验

表19 高管“曲线救援”与未来市场表现

七、结论

本文以2011—2020年A股上市公司为样本，实证检验了股权质押与上市公司高管增持之间的关系。本文研究发现，股权质押后的“曲线救援”是上市公司高管增持的一个重要动机，存在股权质押的上市公司高管更有可能进行增持，且增持的次数与金额也更多。上述结论在排除了内生性因素及经过一系列稳健性检验后依然成立。进一步研究发现，控制权转移风险及伴随的管理层人员更换风险是质押影响高管增持的潜在渠道，当控制权转移风险及管理层人员更换风险较高时，质押与高管增持间的正向关系更为明显。最后，本文从短期投资者反应及长期市场表现视角，探讨了高管增持“曲线救援”的有效性，结果表明，投资者并未能识别高管增持的“曲线救援”动机，高管“曲线救援”后，股票的中长期市场表现也显著好于未“曲线救援”样本。综上所述，高管增持的确稳定了上市公司股价、化解了质押危机，是一种有效的质押风险管理工具。

本文研究结论具有一定启示。一方面，高管增持在化解质押风险上起到了积极作用。已有文献表明，上市公司采取了诸如盈余管理、信息管理等市值管理手段以应对质押风险。本文研究发现，高管增持同样起到了“曲线救援”的效果，能够有效化解上市公司质押风险，该结论丰富了上市公司应对质押危机的工具箱。另一方面，要理性分析上市公司高管的增持动机。单从高管发布的增持公告来看，大多数是基于对公司未来发展前景的看好，但仔细审视后会发现许多增持有着质押背景，因此投资者面对高管增持不宜盲目跟风。最后，监管部门应进一步完善高管增持制度，严格实施增持预披露制度，尤其是强化对高管增持“雷声大、雨点小”现象的治理。■

注释

①如，茂硕电源高管团队于2018年6月发布增持公告，称“未来12个月内，合计增持公司股票不低于1000万元，不超过1亿元”，但最终高管团队仅增持了400股，增持额度仅2712元。

②出于篇幅考虑，本文略去了工具变量第一阶段的回归结果，相关结果留存备索。

③本文还用控股股东股权质押股数与公司流通股总数之比重新定义了股权质押率，由于实证结果类似，限于篇幅故不展示，留存备索。

④参考王存同[47]的研究，本文对模型适用性进行了相关检验，结果表明，Buy_times变量的样本方差与样本均值差异较大，alpha检验及Vuong检验的结果表明，零膨胀负二项模型（ZINB）更适用于本文数据。此外，本文还使用Tobit模型及Poisson计数模型进行了实证检验，由于结果类似故略去。

⑤出于篇幅考虑，表12仅报告了零膨胀负二项模型及两部分模型第二阶段的回归结果，其余结果留存备索。