五、進一步檢驗
（一）質押企業高送轉的具體途徑
表2.3中的Panel A顯示，雖然質押樣本總體送轉比例高于非質押樣本，但具體到送股及轉股比例上，質押企業只有在轉股比例上更高，而在送股比例上反而更低。理論上來說，送股與轉股都是所有者權益內部結構的調整，都只是擴大了企業股本規模，對盈利能力等沒有實質性的影響。但兩者的分配來源不同，送股來源于企業的留存收益，企業必須有可分配利潤才能進行送股；而轉股來源于資本公積，企業只要有足夠的資本公積金即可，不受利潤影響。用于送股的留存收益是企業盈余的積累，而用于轉股的資本公積卻可以從新股發行或再融資等與企業盈利無關的渠道中得到大量積累。所以簡單來說，較之送股，轉股對企業的盈利能力要求要小很多，也是更容易被選擇的炒作股價的工具。我們的假設認為，質押企業的高送轉只是控股股東保股價的舉措，那么，質押企業應該有著更高的轉股比例。表2.5給出了相關檢驗結果。
表2.5 質押企業高送轉具體途徑檢驗結果
注：括號中為公司層面cluster后的穩健T值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著。
表2.5中，回歸（1）（2）分別列示了控股股東股權質押對企業轉股比例ZG_ratio與送股比例SG_ratio的影響。可以看到，回歸（1）中PLEDGE_dum的系數為正的0.037，且在1%水平下顯著，而回歸（2）中PLEDGE_dum的系數并不顯著，說明相對于控股股東沒有股權質押的企業來說，質押企業的轉股比例更高，但送股比例與非質押企業相比沒有顯著差異。回歸（3）（4）利用質押比例PLEDGE_ratio進行相關檢驗，其結果與上述保持一致，表明質押企業的高送轉主要是通過高比例的不需要盈利基礎的轉股來實現，而非送股，從側面說明這樣的高送轉只是為了炒作股價而規避風險。
我們繼續檢驗了上述效應是否存在于所有企業中，即不同股權性質下結果是否有所不同。具體來說，我們檢驗了在國企（SOE=1）、非國企（SOE=0）中上述結果是否存在差異，表2.6列示了相關檢驗結果。可以看到，在國企樣本中，股權質押對高送轉并沒有顯著影響（0.122；z=0.89），而在非國企中有著顯著正向影響（0.414；z=6.07）。進一步區分轉股比例（ZG_ratio）、送股比例（SG_ratio）的檢驗發現，股權質押對送股比例的影響在國企與非國企中沒有顯著差異，但在轉股比例的影響上有著顯著差異。具體表現為，非國企樣本中，質押企業的轉股比例顯著更高（0.049；t=7.14），但在國企中并沒有這一效應（0.007；t=1.32）。由此可以得出，股權質押企業表現出的“高送轉”實質上是通過非國有企業的“高轉股”實現的。
表2.6 股權性質影響相關檢驗結果
注：括號中為公司層面cluster后的穩健Z/T值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著。
（二）質押與高送轉企業的未來業績表現
高送轉是因為更好的業績預期？我們認為，質押公司將高送轉作為保股價的工具之一，通過高送轉迎合股民，達到刺激股價的目的，而并非出于對未來更好業績的預期，因此高送轉企業的未來業績不會比非高送轉企業好；此外，為了配合高送轉這一分配方案，質押企業也有動機對收益進行粉飾，畢竟好的業績表現會讓高送轉看起來更加“合理”，且對股價也有利。基于此，我們檢驗了高送轉企業的盈余管理以及未來會計業績表現，表2.7、表2.8、表2.9分別給出了相關檢驗結果。表2.7列示了高送轉企業盈余管理的檢驗結果，我們利用業績匹配（performance matched）的修正瓊斯模型（Kothari et al.，2005）來計量異常應計DA[7]，控制變量中COMP為前三名高管薪酬總額的自然對數，其余變量定義同上。我們分別列示了針對DA、正向DA與負向DA的相關檢驗結果。可以看到，在全樣本檢驗中，當被解釋變量為DA時，LSD_dum的系數顯著為正（0.008，t=4.29），說明高送轉企業的異常應計更大；我們分別對正向DA、負向DA進行檢驗，發現LSD_dum的系數在正向DA的檢驗中顯著為正（0.006，t=3.08），在負向DA的檢驗中不顯著，說明高送轉企業有更多的正向盈余管理行為。此外，PLEDGE_dum的系數在DA及正向DA的檢驗中也顯著為正（0.006，t=4.24；0.006，t=4.08），而在負向DA的檢驗中并不顯著，說明控股股東股權質押企業有更多的正向盈余管理行為。進一步只看質押企業樣本，發現高送轉LSD_dum的系數在DA及正向DA的檢驗中都顯著為正（0.006，t=1.96；0.007，t=2.05），在負向DA的檢驗中并不顯著，說明實施高送轉的質押企業有著更多的正向盈余管理行為。
表2.7 高送轉與質押公司的盈余管理
注：括號中為公司層面cluster后的穩健T值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著。
表2.8給出了質押企業未來若干期會計業績表現的檢驗結果。由于上述檢驗表明高送轉及質押企業有著更多的正向盈余管理行為，因此我們選擇受盈余管理影響較小的經營性現金流CFO與營業收入REV兩個會計業績指標（用期初總資產標準化處理）；控制變量中SCORE為市場化指數（2016版樊綱指數總得分）、ANALYST為分析師關注度，用（1+跟蹤企業的分析師數量）的自然對數表示，其余變量定義同上。可以看到，CFO檢驗中，無論是LSD_dum，還是PLEDGE_dum，其系數在未來三期的檢驗中都顯著為負，說明高送轉的質押企業未來業績表現都更差。該結果在營業收入REV的相關檢驗中也基本保持一致。
表2.8 高送轉與質押企業未來會計業績表現檢驗結果
注：括號中為公司層面cluster后的穩健T值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著。
表2.9進一步列示了針對質押樣本的檢驗。可以看到，在CFO相關檢驗中，LSD_dum的系數在未來三期的檢驗中都顯著為負，在REV的相關檢驗中，LSD_dum的系數雖然不顯著，但符號也都為負，說明高送轉的質押企業未來業績表現并沒有更好，甚至更差。總的來說，上述檢驗結果表明我國A股控股股東股權質押企業的高送轉并不是基于未來良好業績的預期，只是控股股東保股價、規避風險的舉措之一。
表2.9 高送轉的質押企業未來會計業績表現檢驗結果
注：括號中為公司層面cluster后的穩健T值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著。
（三）市場態勢影響
市場不好時，質押企業更容易高送轉？我們認為，控股股東為了規避質押后可能產生的爆倉風險而利用送轉行情進行市值管理，導致質押企業有著更多的高送轉，這一現象在外部市場態勢差的年度應當更加明顯。當外部市場不好時，股價下行壓力大，質押的股份更容易觸及警戒線，因而質押股東面臨的壓力更大，會更積極選擇各種方式避險。我們根據市場年回報，將2008年、2011年、2016年三個年度作為外部市場態勢較差的年份。首先，這三個年度的市場年回報在各種算法下都穩健為負；其次，這三個年度的市場跌幅都較大，其中最大的為2008年跌幅，達到60%以上，最小的為2016年跌幅，也達到10%以上。我們以變量B_Market表示外部市場態勢較差年度，當樣本觀測處于2008年、2011年、2016年中的某一年時，B_Mar-ket取1，否則取0。表2.10給出了相關檢驗結果。可以看到，交互項PLEDGE_dum×B_Market的系數不顯著為正（0.148；t=1.22），PLEDGE_ratio×B_Market的系數顯著為正（0.280；t=1.70），表明總體上來看，在外部市場態勢較差時，控股股東質押比例越大，越傾向于高送轉。該檢驗結果側面支持了上文的假設。
表2.10 不同市場態勢下高送轉檢驗結果
注：括號中為公司層面cluster后的穩健Z值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著。
（四）相關監管政策影響
本次大會痛批A股“10送30”等高送轉亂象，表示將加大對高送轉的監管。我們檢驗了這對上市公司高送轉分配政策的影響。由于這一批評是在2017年4月7—8日提出，因此預期將會對2016年度分紅中的高送轉產生影響；此外，以方案發布時間4月8日為節點，檢驗了歷年同期發布高送轉方案的頻率上是否存在差異。我們因此加入d2016和d0408兩個變量，當觀測處于2016年時，d2016取1，否則為0；當年度分紅方案發布時間在次年4月8日以后時，d0408取1，否則為0。表2.11給出了相關檢驗結果。
表2.11 批高送轉后的企業送轉方案選擇檢驗結果
注：括號中為公司層面cluster后的穩健Z/T值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著。
表2.11回歸（1）中，d2016的系數顯著為負（-0.255；t=2.55），說明相比于往年，2016年分紅方案中高送轉方案更少。回歸（2）中，d0408的系數顯著為負，說明從各年來看，高送轉方案更多的在4月8日前就發布了，d0408×d2016交互項的系數并不顯著，但符號為負（-0.243；z=1.47），說明2017年4月8日以后發布的高送轉方案少于往年同期。由上文已知，較之送股，轉股對企業來說更容易實現，也更容易作為炒作手段，因而更可能受到監管條例的影響，回歸（3）（4）因此給出了4月8日講話對送股比例SG_ratio、轉股比例ZG_ratio的影響結果。可以看到，回歸（3）關于“送股”的檢驗中，d0408×d2016的系數不顯著為正（0.002；t=1.21），而在回歸（4）關于“轉股”的檢驗中顯著為負（-0.026；t=2.14），這說明這一批評確實遏制了企業利用轉股來炒作股價。回歸（5）（6）進一步檢驗了這一批評對控股股東股權質押企業“高送轉”與“轉股比例”的影響。可以看到，回歸（5）中交互項PLEDGE_dum×d2016×d0408的系數不顯著為正，回歸（6）中交互項PLEDGE_dum×d2016×d0408的系數雖然為負，但并不顯著，說明這一批評對遏制質押企業利用轉股保股價行為的作用有限。
我們對此次批評的市場反應也進行了檢驗。由于2017年4月8日為周六，因此我們將4月10作為事件日，即0天；預測窗口為（-120，-30）交易日，利用市場模型得出事件日的正常回報，事件日的超額回報AR為事件日實際回報減去預測出的正常回報，事件日的合計AR即累計超額回報CAR。表2.12給出了相應結果。可以看到，CAR（0）、CAR（-1，1）、CAR（-2，2）都顯著為負。批評高送轉且表明日后將加大對利用高送轉炒作股價的監管，這本來是規范市場的正面信號，然而市場反應卻普遍為負，這一方面表明市場對于未來嚴厲監管的擔憂；另一方面也可能是當下被炒作股價的回歸。
表2.12 批高送轉后的市場反應
注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著。
2018年1月12日，滬深交易所、中國證券業協會等多個監管部門共同發布了有關股票質押式回購新規，該新規在質押率上線、融出方風控等方面作出了具體規定。新規有兩個月的過渡期，即從3月12日才正式開始實施，且采用“新老劃斷”原則，即相關修訂內容僅適用于新增合約，在這之前已存續的合約可以按照原有規定執行和辦理延期，不需要提前了結。這些安排都從某種程度上減輕了新規對市場的沖擊，但無論如何，新規的出臺表明監管層開始加大對股權質押的監管，因而對A股市場產生影響。我們利用事件研究法，檢驗了新規出臺的市場反應。具體來說，我們將2018年1月12日定為事件日，即0天，考慮可能的信息提前泄露及延遲反應，將-2，-1和+1，+2也加入事件窗口；預測窗口為（-120，-30）交易日，事件日的超額回報AR與累計超額回報CAR的計算同上。根據同花順數據，截至2018年1月12日，A股股權質押企業為2270家（截至2018年1月12日，A股上市公司共3472家），控股股東質押企業為1892家。[8]表2.13給出了相關市場反應結果。
表2.13 質押監管新規出臺的市場反應結果
由表2.13可以看出，整個市場當天的超額回報顯著為負（CAR（0）=-0.005），且3日、5日的超額回報都顯著為負，顯示出市場對這一新規出臺的擔憂。由于A股股權質押普遍，涉及企業廣，這一監管新規的出臺給市場帶來的沖擊未知，雖然新規給了兩個月的過渡期，且采用“新老劃斷”原則，但市場總體上還是表現出憂慮情緒。表2.13同時列示了控股股東股權質押企業與非質押企業的超額反應。可以看到，控股股東質押企業當日超額回報CAR（0）、5日累計超額回報CAR（-2，2）都顯著為負，而非質押企業的相關累計超額回報都不顯著異于零。這一結果反映出市場對于控股股東股權質押企業表現出更多的擔心。
（五）現金股利
我們進一步檢驗了控股股東股權質押對企業現金股利發放行為的影響。質押企業的高送轉只是控股股東利用A股送轉行情增加其質押股票市值、緩解風險的手段，而不是基于企業未來良好業績的預期所作出的分配決策；此外，控股股東也有動機將現金留存在企業內部，以應付未來可能的追加保證金風險。因此我們認為，質押企業發放的現金股利并不會更多。我們選取三個現金股利相關變量，分別為是否發放現金股利（CD_dum）、每股現金股利金額（CD）及股利發放率（CD_ratio，等于每股現金股利/每股凈利潤）。控制變量中EPS為每股盈余、CFO為每股經營活動現金流凈額、TBQ為托賓Q值、STD（FCF）為自由現金流波動性，其余變量定義同上。表2.14給出了相應檢驗結果。可以看到，除了回歸（1）中PLEDGE_dum的系數不顯著以外，其他回歸中PLEDGE_dum及PLEDGE_ratio的系數都顯著為負，表明控股股東股權質押企業發放現金股利的意愿及力度都更小，與預期一致，從而側面支持了上文的假設。
表2.14 現金股利回歸結果
注：括號中為公司層面cluster后的穩健Z/T值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著。