一、引　言

股权质押是近年来中国上市公司股东重要的融资选择方式，尽管这一活动属于股东行为，但由于质押物——股票的特殊性，使得股东的质押行为与上市公司密切相关。尤其对大股东而言，股价的非理性暴跌已成为影响股权质押安全和控制权转移的重要威胁，如何规避这一风险成为各方参与主体关注的焦点。在实践发展的同时，学术界对于股权质押期间上市公司如何与大股东合谋规避控制权转移风险形成了丰富的研究成果，分别从策略性信息披露、盈余管理、高送转、股票回购等市值管理视角进行了研究（Huang和Xue，2016；谢德仁和廖珂，2018；廖珂等，2018；钱爱民和张晨宇，2018）。但鲜有文献回答大股东规避股权质押控制权转移风险的行为是否会诱发上市公司的违规行为。回答这一问题不仅有益于增进股权质押经济后果和公司违规行为形成机理的理解和认识，而且对于监管层如何防范公司违规行为具有重要的实践价值。基于此，本文试图考察大股东股权质押是否会诱发上市公司的违规行为，以期拓展现有研究。

根据中国证监会行政处罚决定书，公司违规行为主要包含违规资金占用、违规担保、内幕交易、信息披露虚假陈述、信息披露遗漏、信息披露延迟等行为。按照违规行为是否与信息披露相关，可分为信息披露违规和公司经营违规两类。若公司存在延迟披露相关信息、对重大信息隐藏或遗漏、对相关信息虚假陈述等与信息披露相关的违规行为视为信息披露违规；其余如资金占用、违规担保、内部交易等违规行为视为经营违规。现有文献认为，内部治理缺陷和外部治理缺失是诱发公司违规的重要动因。鉴于股权质押与资本市场的关系，信息披露成为影响股价波动和股权质押安全性的重要市值管理手段，因而，相对于经营违规，信息披露违规更有助于实现大股东在股权质押期间对公司股价的需求。基于此，本文重点关注公司的信息披露违规行为。本文主要研究以下问题：第一，上市公司在大股东股权质押期间是否更可能发生信息披露违规行为？第二，如果大股东股权质押诱发了公司信息披露违规行为，外部治理机制是否能够发挥监督治理作用约束这一行为？第三，这一行为是否因外部制度环境、公司特征而存在差异？

本文基于2002—2018年上市公司数据，在界定公司信息披露违规和经营违规行为的基础上，采用Probit模型对上述问题进行了实证检验。本文研究发现，首先，大股东股权质押诱发了上市公司的信息披露违规行为，控制权转移威胁下的大股东增加了公司信息披露违规倾向，降低了信息透明度。其次，外部监督治理机制能够约束大股东在股权质押期间的机会主义行为，随着放松卖空限制、机构投资者持股比例增加，股权质押公司的信息披露违规概率显著降低。再次，大股东股权质押对公司信息披露违规行为的影响在低投资者保护地区、非国有企业以及无政治关联企业中更为显著，这一关系主要存在于隐藏坏消息的公司中。本文研究表明，大股东股权质押期间具有规避控制权转移的市值管理动机，迫于大股东的市值管理需求，上市公司存在延迟披露、遗漏披露以及虚假陈述等行为。

本文的研究贡献主要是：（1）本文从股权质押视角为大股东行为影响公司违规提供了直接证据，本文基于股权质押成为股东在资本市场重要融资渠道的背景，考察了大股东行为对公司违规行为的影响，从股权特征视角为理解公司违规行为提供了增量证据。（2）本文拓展了股权质押的研究范畴，从信息披露违规视角为理解大股东的股权质押行为提供了经验证据。（3）本文从异质性视角打开了有关公司违规行为研究黑箱，为理解公司两类违规行为差异提供了增量证据。同时，本文研究结论具有重要的现实指导意义，大股东股权质押期间具有规避控制权转移的市值管理动机，迫于大股东的市值管理需求，上市公司的信息披露违规倾向显著增加，研究结论对于监管层具有重要的政策启示意义。

二、文献回顾、理论分析与研究假设

基于委托代理框架下的所有权与经营权分离产生的股东与管理层之间的代理问题成为西方股权分散治理模式下的重要研究议题。由于股东不参与具体的公司事务，两权分离下的公司经营层需要向信息使用者——股东提供公司信息，以使股东充分了解和掌握公司的实际运营情况并作出决策。信息披露作为资本市场有效健康运行的基石，成为引导资金流动和决定资本配置的重要因素（Healy和Palepu，2001）。已有研究发现，资本市场本质上是信息市场，信息具有定价功能，是决定价格形成和引导股价波动的重要因素。作为内部信息优势方的上市公司掌握着公司的各类信息，使得上市公司在实际的信息披露时存在机会主义行为倾向，为了满足公司再融资、股票回购等目的，上市公司的公司信息披露行为存在一定的策略性目的（Noe，1999；Cheng和Lo，2006；Brockman等，2008；蔡宁，2012；李欢和罗婷，2016）。

然而，与此形成鲜明对比的是，中国股权结构下的“一股独大”现象所滋生的大股东与中小股东代理问题成为中国制度背景下的特殊公司治理模式和亟待破解的难题。国有大股东和家族企业控制人往往利用控制权优势通过委派董事等方式使得上市公司的决策体现了大股东的行为和意志。现有文献也证实，中国上市公司的信息披露行为体现了大股东的动机，在大股东减持、党委会召开或政府官员晋升等情形下存在着机会主义动机（Ertimur等，2014；Piotroski等，2015；鲁桂华等，2017）。因而，理解中国上市公司的信息披露行为不应忽略大股东这一特殊个体的影响。

在利益驱使下，上市公司的信息披露行为演化为大股东谋取私利的工具（Ertimur等，2014；鲁桂华等，2017），并进一步诱发公司的信息披露违规动机。实践中的诸多实务案例为我们理解大股东行为与公司信息披露违规行为之间的关系提供了直观解释，例如，宝利国际控制人为获取内部交易私利通过“一带一路”热点话题虚假披露，并最终被证监会处罚。而且，理论上大股东行为与公司的信息披露违规行为间的关系存在合乎逻辑的解释。根据成本与收益权衡模型，公司在具体决策时会权衡此决策带来的预期收益以及选择该决策所面临的机会成本，若公司预期获得的收益超过为此付出的相关机会成本时，公司将选择实施具体的决策，否则将放弃该决策（Dyck等，2008）。公司是否从事信息披露违规行为也面临着同样的抉择：综合权衡信息披露违规带来的收益与付出的成本。由于公司信息决定了股票价格形成和股价波动，因而，公司信息披露违规行为带来的预期收益是满足信息需求者对公司股价的需求。信息披露违规成本则是公司因信息披露违规被监管层处罚而导致的声誉损失和处罚成本（Correia，2014；陆瑶等，2012）。若公司预期信息披露违规行为带来的收益超过处罚成本，将会从事具体的虚假陈述、遗漏披露或延迟披露等信息披露违规行为。

“一股独大”的股权结构下公司信息披露违规行为更多地体现了大股东对公司股价的需求动机，以实现其获取私利的目的。该信息披露违规行为带来的预期收益则完全由大股东享有，处罚成本则完全由上市公司承担。因而，相对于违规成本，信息披露违规为大股东带来的预期收益（满足大股东的股价需求）远超出其所付出的成本。具体到大股东股权质押，从收益视角看，在股权质押期间，股价的非理性波动增加了股权质押的控制权转移威胁，控制权的稀缺性使大股东有动机从事机会主义行为以规避可能的控制权转移风险。由于控制权的潜在收益能够为股东带来现金分红，更有甚者为股东带来资金占用等收益。作为理性“经济人”的大股东为规避控制权风险有动机要求上市公司进行虚假陈述、遗漏披露或延迟披露。因而，大股东在追求控制权私有收益的驱动下更可能诱发上市公司的信息披露违规行为。

从违规成本视角看，随着多层次资本市场的建立，越来越多的上市公司登陆了资本市场，这些上市公司在促进资本市场发展的同时为监管带来了难题，尤其在监管资源有限的情景下，监管层难以将有限的稽查资源覆盖所有上市公司，一定程度上抑制了上市公司违规被稽查概率。而且，随着移动互联网和自媒体的发展，上市公司的违规方式更加隐蔽，增加了监管成本。同时，在现有的监管体制下，上市公司信息披露的违规处罚成本较低，进一步激发了上市公司从事信息披露违规的动机。根据现有《证券法》规定，上市公司信息披露违规顶格处罚为60万元，这一成本远远低于信息披露违规带来的收益。以康得新为例，其虚假信息披露行为被调查后，证监会仅仅对上市公司处罚60万元，而公司却获得了诸多收益。因而，基于成本与收益的权衡，股权质押公司更可能发生信息披露违规。基于此，提出本文假设1：

H1：相对于非股权质押公司，股权质押公司的信息披露违规概率更高，即大股东股权质押与信息披露违规显著正相关。

作为资本市场重要治理机制的卖空机制增强了股票价格与公司负面信息的敏感度，为投资者看空公司股票提供了机会。在放松卖空限制的情景下，公司/管理层将约束自身私利行为，以规避可能影响公司股价的负面信息。因而，卖空机制具有监督治理功能。现有研究也分别从信息披露、盈余管理、掏空动机等视角证实了卖空机制的治理作用（侯青川等，2017；孟庆斌等，2019）。

卖空机制的本质是逐利，投资者向股票所有人借入所“卖出”的股票，归还时股票按照现价购买，在整个增加市场活跃度的交易过程中，一方面，投资者需要发现那些股票价值可能被高估的企业，企业披露的信息是投资者评估股价是否偏离合理价值最主要的途径，通过发现企业信息的“瑕疵”，投资者判断企业是否存在虚假、遗漏、延误或其他信息披露违规等情形，分析“瑕疵”信息可能给企业带来股票价值降低的可能性，并利用发布目标企业负面分析报告打压公司股价，进而对标的股票实施“卖空”获利，所以信息披露违规的公司更容易成为卖空投资偏好者的目标。因而，卖空机制能够威慑公司的信息披露违规行为。另一方面，我国上市公司股权分置改革后，大股东难以通过高额分派现金股利对中小股东进行利益侵占，使其利益侵占形式变得更加多样化，如果大股东利用关联方交易、资金占用等隐蔽方式对企业实行利益掏空行为时，会影响公司整体价值（Jiang等，2010），引起卖空投资偏好者的关注。而且，随着国内越来越严格的法律法规，虽然大股东有侵占企业资源的天然原动力，但掩盖大股东侵占行为所进行的信息违规披露面临着高额的惩罚，容易引起卖空偏好者对其负面信息的挖掘（孟庆斌等，2019）。信息披露的数量和质量是企业控制权的表现之一，股票允许被卖空的公司面临外部更强卖空者的监督，为降低自身风险，企业和大股东都有动力降低公司信息披露违规概率。因而，在卖空样本的企业中，大股东股权质押与信息披露违规的关系更不显著。基于此，提出本文假设2：

H2：股权质押公司的信息披露违规概率在非卖空企业中更为显著。

机构投资者是资本市场重要的参与主体，相对于个人投资者的短视行为，机构投资者更加注重股票的内在价值。这一特征决定了机构投资者在资本市场具有重要的标杆作用。这不仅仅是因为专业的机构投资者具有价格发现功能，更重要的是追求长期价值的机构投资者具有监督治理功能（刘京军和徐浩萍，2012；Shleifer和Vishny，1986）。现有文献证实，机构投资者能够增加公司价值，提高公司治理水平和信息环境，约束公司/管理层的私利行为（Chen等，2007；陆瑶等，2012；牛建波等，2013）。因而，机构投资者是重要的外部监督力量，能够发挥治理作用。

由于机构投资者专业能力强、持股比例高，对公司股价影响大，在资本市场具有羊群效应。若公司违规行为被识别，机构投资者将选择用脚投票，短期大量的股票供给将加速股价下跌，引起股价崩盘风险。因而，机构投资者在事前具有威慑功能，使信息披露违规行为在股权质押公司受到一定约束。一方面，机构投资者是资本市场交易的重要成员，具有财力雄厚、资质专业、人员集中、收集和分析信息能力强等很多优势，他们的团队能够迅速发现持股企业的信息披露违规前兆（李春涛等，2018），将其扼杀在萌芽状态。另一方面，机构投资者在持股企业的公司治理中扮演重要角色，相对而言，机构投资者更可能以企业长期价值最大化为目标，短期逐利的冲动较低，推动被投资企业内部形成更为完善、稳定的信息考核和监督机制，改善公司治理水平，约束股权质押公司的私利行为，降低上市公司在大股东股权质押期间的信息披露违规倾向。因而，在机构投资者持股比例较高的企业中，大股东股权质押与信息披露违规的关系更不显著。基于此，提出本文假设3：

H3：股权质押公司的信息披露违规概率在机构投资者持股比例低的企业中更为显著。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文研究的样本期间为2002—2018年，以沪深A股上市公司作为初始研究样本，在此基础上，将金融类企业，以及相关变量缺失的研究样本予以剔除，经过筛选，最终研究样本为10 419个公司—年度数据。本文利用RESSET数据库获取公司违规数据并通过手工整理；利用WIND数据库获取实际控制人和股权质押数据；通过网络搜集整理受放松卖空限制影响的标的股票公司数据；利用CSMAR数据库获取相关财务数据以及机构投资者持股数据；投资者保护水平数据来自樊纲的市场化指数；政治关联数据通过手工搜集整理。同时，本文在1%和99%分位处Winsor处理相关连续变量以减少极端值造成的误差。

（二）变量定义与模型设定

为检验上市公司在大股东股权质押期间是否存在信息披露违规行为，本文构建模型（1）：

$\begin{aligned} Violation = & \alpha + {\beta _1}Pledge + {\beta _2}Size + {\beta _3}Lev + {\beta _4}ROA + {\beta _5}MB + {\beta _6}Ret + {\beta _7}Turnover\\ & + {\beta _8}Volatility + {\beta _9}Board + {\beta _{10}}Indd + {\beta _{11}}Supervisor + {\beta _{12}}Dual + {\beta _{13}}MS \\ & + {\beta _{14}}SOE+ {\beta _{15}}Big4 + {\beta _{16}}Analyst + {\beta _{17}}Institution + industrydummy \\ & + yeardummy + \varepsilon \end{aligned} $

(1)

模型（1）中，Violation为本文的被解释变量信息披露违规。公司违规行为主要包含违规资金占用、违规担保、内幕交易、信息披露虚假陈述、信息披露遗漏、信息披露延迟等行为。本文按照违规行为是否与信息披露相关，分为信息披露违规和公司经营违规。若公司存在信息披露虚假陈述、信息披露遗漏、信息披露延迟等与信息披露相关的违规行为，Violation取值为1，否则为0。

Pledge为本文的解释变量股权质押。本文主要关注上市公司在大股东股权质押期间是否存在信息披露违规行为，在界定股权质押定义时只考虑上市公司年末存在大股东股权质押的情形。若上市公司大股东在年末存在股权质押行为，股权质押变量Pledge取值为1，否则为0。在此基础上，本文将在稳健性检验部分考察股权质押比例的影响差异。首先，按照年末股权质押数量占股东持股数的比例（Pledge_Ratio₁）作为代理变量，Pledge_Ratio₁的值越大，说明大股东持有股份被质押的越多，未来可补充的质押物越少，其维护公司股价的动机越强。其次，按照年末股权质押数量占公司总股本的比例（Pledge_Ratio₂）作为代理变量，Pledge_Ratio₂的值越大，说明上市公司股份被质押的越多，股价压力越大，从事策略性信息披露的动机越强。

参考已有关于公司违规行为的研究文献，本文控制变量选取如下：（1）企业财务特征变量：公司规模Size、公司财务杠杆Lev、公司盈利能力ROA。其中，公司规模Size=Ln（总资产）。公司财务杠杆Lev=总负债/总资产。公司盈利能力ROA=净利润/总资产。（2）资本市场特征变量：股票回报率Ret、股票波动率Volatility、市账比MB、股票换手率Turnover。其中，股票回报率Ret为股票累积超额回报率。股票波动率Volatility为公司股票日平均收益的标准差。市账比MB=股东权益的市场价值/账面价值。股票换手率Turnover=股票成交量/流通股数量。（3）公司治理特征变量：最终控制人SOE、董事会规模Board、监事会规模Supervisor、两职合一Dual、独立董事比例Indd、管理层持股MS。其中，若政府为公司的最终实际控制人，SOE取值为1；否则为非国有企业，取值为0。董事会规模Board=Ln（1+董事会人数）。监事会规模Supervisor=Ln（1+监事会人数）。两职合一Dual为哑元变量，若公司董事长同时担任总经理一职，取值为1，否则为0。独立董事比例Indd=独立董事人数/董事会规模。MS是管理层持股的哑元变量，MS取值为1表明管理层持有上市公司股份，否则为0。（4）外部监管特征变量：分析师跟踪Analyst、审计师Big4、机构投资者持股Institution。其中，分析师跟踪Analyst=Ln（1+对上市公司发布研究报告的分析师所在券商的数目）。审计师Big4，若上市公司年报签字审计师为PWC、KPMG、E&Y、DTT，取值为1，否则为0。Institution为机构投资者持股变量，采用机构投资者持有股份占公司的总股本的比例衡量。同时，本文在模型中加入年度哑元变量和行业哑元变量，以控制年度效应和行业效应。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计分析

表1为本文主要变量的描述性统计结果。样本公司中，上市公司因信息披露违规被监管层处罚的样本数占总样本的18.9%，主要涉及公司信息虚假陈述、信息披露遗漏、信息披露不及时等问题。约39.2%的上市公司大股东存在股权质押，大股东质押的股份数约占其持有上市公司股份的35.1%，占公司总股本的7.9%。但大股东的股权质押行为存在较大差异，部分上市公司大股东持有的上市公司股份几乎全部质押，这说明股权质押是上市公司股东的重要融资渠道来源。样本中其他控制变量描述性统计结果与已有文献基本一致，具体见表1。

为对比股权质押公司与非股权质押公司的信息披露违规行为是否存在差异，本文按照大股东是否存在股权质押分为股权质押组和非股权质押组，并进行差异性检验。由表1可知，约20.3%的股权质押公司存在信息披露违规行为；约18.0%的非股权质押公司发生了信息披露违规行为，但非股权质押公司的信息披露违规概率显著低于股权质押组的信息披露违规概率，两者的差异通过显著性检验。单变量差异性检验结果表明，股权质押公司的信息披露违规概率更高，支持研究假设1。

（二）实证结果

1. 大股东股权质押与信息披露违规

表2报告了大股东股权质押对信息披露违规影响的回归结果。表2第（1）列只考虑了解释变量的影响，由回归结果可知，股权质押Pledge与公司信息披露违规Violation的回归系数在1%水平显著为正（β=0.167，T=2.89）。由表2第（2）列可知，加入相关控制变量后，股权质押变量Pledge与公司信息披露违规Violation的回归系数在5%水平上仍显著为正（β=0.125，T=2.23）。这一影响不仅具有统计意义，而且经济意义显著，信息披露违规行为发生在股权质押公司的概率高于非股权质押公司15.4%。研究结果表明，信息披露违规行为更可能发生于股权质押公司，说明大股东的股权质押行为诱发了公司信息披露违规行为，研究结论支持本文研究假设1。

2. 大股东股权质押、卖空机制与信息披露违规

为检验放松卖空限制的影响，本文按照标的股票是否被纳入融资融券标的划分为卖空组和非卖空组。由表2第（3）—（4）列可知，在卖空组，股权质押变量Pledge与公司信息披露违规Violation的回归系数为正，但未通过显著性检验。在非卖空组，股权质押变量Pledge与公司信息披露违规Violation的回归系数在5%水平上显著为正（β=0.148，T=2.45）。这说明上市公司在大股东股权质押期间的信息披露违规行为在卖空组受到了一定约束，表明放松卖空限制能够抑制信息披露违规行为。

3. 大股东股权质押、机构投资者持股与信息披露违规

机构投资者在提高公司治理水平、增加信息透明度方面发挥了重要的监督作用。为检验这一影响，本文按照机构投资者持股比例中位数分为高持股组和低持股组。由表2第（5）—（6）列可知，在高持股组，股权质押变量Pledge与公司信息披露违规Violation的回归系数为正，但未通过显著性检验。在低持股组，股权质押变量Pledge与公司信息披露违规Violation的回归系数在5%水平上显著为正（β=0.135，T=2.30）。这说明上市公司在大股东股权质押期间的信息披露违规行为在高机构投资者持股比例组受到了一定约束，表明机构投资者能够抑制信息披露违规行为。

（三）进一步分析

1. 信息披露策略的影响

在前述研究基础上，本部分考察信息披露策略的影响。基于市值管理的需求，公司存在着策略性信息披露动机。按照信息性质，公司披露的信息可分为好消息和坏消息。本文认为，相对于披露坏消息的公司而言，释放好消息的公司更可能在大股东股权质押期间发生信息披露违规行为。鉴于监管对象的复杂性和多样性，相对有限的监管资源使得在媒体治理时代更多地依赖于媒体资源对公司违规行为进行监管。由于媒体报道偏好，释放好消息有助于降低外界关注度，使公司从事信息披露的违规行为难以被发现，一定程度上增加了信息披露违规倾向。而对于披露坏消息的公司而言，公司的媒体关注度随消息的释放而增加，公司从事违规行为的成本也相对增加。因而，策略性信息披露视角下的公司违规行为更可能发生在隐藏坏消息的公司中。

本文按照公司业绩预告性质界定好坏消息，若业绩预告显示本年度公司业绩增加，该消息视为好消息，Bad news取值为1；否则视为坏消息，取值为0。本文在原有模型的基础上，增加股权质押Pledge与消息性质Bad news的交互项。由表3可知，股权质押变量Pledge与公司信息披露违规Violation的回归系数在1%水平上显著为正（β=0.127，T=2.59）；交互项Pledge×Bad news与公司信息披露违规Violation的回归系数在5%水平上显著为负（β=−0.082，T=−2.10）。说明信息披露违规行为在释放好消息的股权质押公司中更可能发生。这表明，自愿性信息披露具有预警功能，主动释放坏消息的公司治理相对完善，发生信息披露违规行为的概率显著降低。

2. 投资者保护水平的影响

根植于中国特殊制度环境中的公司治理行为离不开外界制度环境的影响。加强投资者保护有助于约束大股东对中小股东利益的侵占，抑制公司违规行为（Shleifer和Vishny，1986）。那么，投资者保护水平的提高是否有助于降低股权质押公司的信息披露违规概率呢？本文基于樊纲的市场化指数，将投资者保护水平按照中位数分为高、低两组，公司在高投资者保护水平的地区具有完备的治理环境和制度约束，大股东从事机会主义行为的动机将弱化。因而，本文认为大股东股权质押行为对公司信息披露违规行为的影响在高投资者保护的地区将受到约束。

由表4第（1）—（2）列可知，股权质押变量Pledge与公司信息披露违规Violation的回归系数在高投资者保护组虽然为正，但未通过显著性检验；两者的回归系数在低投资者保护组则在5%水平上显著为正（β=0.145，T=2.40）。说明随着投资者保护水平的提高和制度环境的完善，股权质押公司的信息披露违规倾向降低。

为进一步探讨信息披露策略在低投资者保护组中的影响，本文按照上述关于好坏消息的界定分组进行检验。由表4第（3）—（4）列可知，股权质押变量Pledge与公司信息披露违规Violation的回归系数在坏消息组中为负，但未通过显著性检验；两者的回归系数在好消息组中则在1%水平上显著为正（β=0.157，T=2.59）。说明释放好消息的股权质押公司更可能在低投资者保护水平的地区从事信息披露违规行为。这说明，随着投资者保护水平的提高，股权质押公司的信息披露违规行为显著降低，说明加强投资者保护有助于保护中小股东利益，但公司自身治理水平更有助于实现对中小股东利益的保护。

3. 终极产权性质的影响

对于新兴转轨经济体的中国而言，讨论扎根于中国本土土壤的企业行为离不开终极产权性质的影响。相对于非国有企业，国有企业在资源获取、融资便利等方面具有天然优势，能够通过与政府的天然渊源关系化解股权质押危机。而且，国有股权转让需要行政审批，导致其在转让时面临诸多限制，因而，相对而言，国有股权质押公司的市值管理动机相对较弱（谢德仁等，2016）。本文预期，相对于非国有企业，国有企业在股权质押期间的信息披露违规概率更低。

本文按照终极产权性质将样本分为国有企业和非国有企业，以检验终极产权性质对大股东股权质押与信息披露违规关系的影响。由表5第（1）—（2）列可知，股权质押变量Pledge与公司信息披露违规Violation的回归系数在国有企业组虽然为正，但未通过显著性检验；两者的回归系数在非国有企业组则在5%水平上显著为正（β=0.130，T=2.31）。在此基础上，本文对非国有企业按照消息性质分为好消息组和坏消息组，以检验信息披露策略在非国有企业组中的影响。由表5第（3）—（4）列可知，股权质押变量Pledge与公司信息披露违规Violation的回归系数在坏消息组中为正，但未通过显著性检验；两者的回归系数在好消息组中则在5%水平上显著为正（β=0.141，T=2.18）。这说明非国有股权质押公司相对于国有股权质押公司发生信息披露违规行为的概率更高。而且，非国有股权质押公司的信息披露违规行为主要存在于释放好消息的公司中。

4. 政治关联关系的影响

转轨经济中的政商关系为我们理解中国经济的增长奇迹提供了重要解释，这一非正式制度使企业获取了信贷资源、税收优惠、政府庇护等，而且，这一隐性优势在行政执法中有助于企业降低事后处罚的概率。许年行等（2013）、逯东等（2017）研究发现，相对于非政治关联企业，政治关联企业由于政府庇护被行政处罚的概率更低。因而，本文预期，由于天然的资源优势，政治关联企业在大股东股权质押的信息披露违规概率相对较低。

本文按照公司董事长、总经理是否曾经或现在在政府、人大等部门工作的经历界定政治关联，并将样本划分为政治关联组和非政治关联组，以检验政治关联关系对大股东股权质押与信息披露违规关系的影响。由表6第（1）—（2）列可知，股权质押变量Pledge与公司信息披露违规Violation的回归系数在政治关联组虽然为正，但未通过显著性检验；两者的回归系数在非政治关联组则在5%水平上显著为正（β=0.138，T=2.35）。在此基础上，本文对非政治关联企业按照消息性质分为好消息组和坏消息组，以检验信息披露策略在非政治关联组中的影响。由表6第（3）至（4）列可知，股权质押变量Pledge与公司信息披露违规Violation的回归系数在坏消息组中在10%水平上显著为正（β=0.115，T=1.78）；而且，两者的回归系数在好消息组中在5%水平上显著为正（β=0.140，T=2.29）。这说明信息披露违规行为在非政治关联股权质押公司中更高。而且，信息披露违规行为在两类公司中均存在，但释放好消息的非政治关联股权质押公司发生信息披露违规行为的概率更高。

（四）稳健性检验^①

1. 股权质押比例。前述假设将股权质押行为视为同质性，这一假定忽略了股权质押比例的差异，由于不同股权质押比例下大股东面临的控制权转移风险不同，因而，大股东的机会主义动机势必存在差异。大股东持有的股份被质押的越多，未来可补充的质押物越少，其维护公司股价的动机越强。为进一步分析股权质押比例对公司信息披露违规行为的影响差异，本文采用大股东质押股份占其自身持有股份的比例（Pledge_Ratio₁）、大股东质押股份占公司总股本的比例（Pledge_Ratio₂）作为代理变量，该值越大，说明上市公司股份被质押的越多，股价压力越大，从事策略性信息披露的动机越强。结果表明，股权质押比例的两个代理变量Pledge_Ratio₁和Pledge_Ratio₂与公司信息披露违规Violation的回归系数在5%和1%水平上均显著为正。说明大股东股权质押比例越高，公司从事市值管理的信息披露违规动机越强。

2. 股权质押期限。理论上，大股东股权质押期限越长，股权质押公司从事信息披露违规行为的动机越强。为检验大股东股权质押期限长短对公司信息披露违规的影响，本文采用大股东股权质押时间的长短作为代理变量，本文将大股东股权质押的开始时间与当年年末的时间间隔按照年度标准化处理后作为股权质押的期限。例如，若某大股东2017年4月10日起将其持有的股份质押给金融机构，若在2017年12月31日仍存在该质押的情况下，该质押的时间为0.75年。若在2018年12月31日仍存在该质押的情况下，该质押的时间为1.75年。而且，对于在每月15日之前开始的股权质押视为当月月初开始质押，每月15日之后开始的股权质押视为下月月初开始质押。这种方法类似于官员任职时间的计算方法。对于两份或多份不同的股权质押，本文按照股权质押期限最长时间计算。采用股权质押期限的回归表明，股权质押期限与公司信息披露违规Violation的回归系数在1%水平上显著为正。说明大股东股权质押期限越长，公司信息披露违规的概率越高。

3. 倾向匹配得分法。由于信息披露违规行为是公司治理缺陷的直接体现，可能本文研究发现是公司自身特征导致的结果，而非大股东股权质押行为导致的结果。为避免公司自身特征导致的结果偏差，本文按照行业特征、公司规模、公司治理特征、产权性质等因素进行1:1配对，在此基础上进行回归分析。研究结果表明，股权质押变量Pledge与公司信息披露违规Violation的回归系数在10%水平上仍显著为正。说明本文研究结论在考虑公司特征影响的基础上仍显著成立。

4. 工具变量法。为进一步控制内生性问题导致的结果偏误，本文参考相关采用股权质押行业均值作为股权质押变量的工具变量（谢德仁等，2016）。研究结果表明，采用行业均值工具变量后，股权质押变量的估计值与公司信息披露违规Violation的回归系数在5%水平上仍显著为正。说明本文研究结论在考虑内生性问题时仍显著成立。

5. 大股东股权质押与公司经营违规。在前述基础上，本文将内幕交易、违规资金占用、违规担保等违规行为视为经营违规，并考察公司的经营违规行为是否显著增加。研究结果表明，股权质押变量Pledge与公司经营违规Violation的回归系数为正，但未通过显著性检验。说明相对于经营违规行为，信息披露违规行为更有助于实现公司的市值管理目的。

6. 分离公司违规倾向与监管层稽查处罚的双重影响。本文前述研究发现主要基于Probit模型，并将公司违规行为视为监管层处罚行为，这一假定存在一定的误差，主要原因是公司违规行为并非一定会被监管层稽查并被处罚，部分公司可能存在违规行为，但由于其他因素导致其违规行为未被监管层稽查处罚，因而，本文这一处理方法是公司违规倾向与监管层违规稽查两者共同作用的结果，一定程度上存在处理偏差。本文进一步分离了公司违规倾向与监管层稽查处罚的共同作用结果，基于Bivariate Probit模型（Wang等，2010）的研究结果表明，股权质押变量与公司违规倾向的回归系数在10%水平上显著为正，但监管层稽查处罚的概率并未显著增加。

五、研究结论

本文以2002—2018年A股上市公司为研究对象，考察了大股东股权质押对公司信息披露违规行为的影响。研究发现，大股东股权质押诱发了上市公司的信息披露违规行为，相对于非股权质押公司，股权质押公司的信息披露违规概率提高15.4%。这说明，控制权转移威胁下的大股东增加了公司信息披露违规倾向，降低了信息透明度。但有效的监督治理机制能够约束大股东在股权质押期间的机会主义行为，随着放松卖空限制、机构投资者持股比例增加，股权质押公司的信息披露违规概率降低。大股东股权质押对公司信息披露违规行为的影响在低投资者保护地区、非国有企业以及无政治关联企业中更为显著，这一关系主要存在于隐藏坏消息的公司中。而且，这种影响随着大股东股权质押比例和质押期限的增加而增强，但公司经营违规概率在大股东股权质押期间并未显著增加。股权质押公司的信息披露违规行为在采用PSM、工具变量等稳健性检验方法后仍成立。为进一步分离公司违规倾向与监管层稽查处罚的共同作用结果，本文基于Bivariate Probit模型，考察了上市公司在股权质押期间的公司违规倾向和监管层稽查处罚概率，结果表明，股权质押增加了公司的违规倾向，但并未显著提高监管层的稽查处罚概率。大股东股权质押期间具有规避控制权转移的市值管理动机，迫于大股东的市值管理需求，上市公司存在延迟披露、遗漏披露以及虚假陈述等行为。本文研究结论丰富了股权质押的经济后果研究，对于监管层具有重要的政策启示意义。

本文的政策启示是：监管层应出台有关股权质押的信息披露指引，强化公司的信息披露责任主体。大股东在股权质押期间的市值管理需求导致其机会主义行为，增加了公司信息披露违规概率、降低了信息透明度，从而影响投资者决策。监管层应当出台相关信息披露指引，加强日常监管，防止公司利用信息优势从事有损投资者利益的私利行为。同时，对股权质押公司应建立起事前、事中、事后的动态监管机制，为资本市场营造良好的信息披露环境。

① 限于篇幅，本部分未报告稳健性检验结果。