石大林，劉 旭，路文靜

(1.東北財經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，大連 116025;2.東北財經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院，大連 116025;3.東北財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，大連 116025)

一、引言

自從 Jensen 和 Meckling(1976)［1］開創(chuàng)性地對公司的代理成本問題進行分析并給出了代理成本的經(jīng)典定義后，與代理成本有關(guān)的問題就吸引了眾多學(xué)者的關(guān)注。國內(nèi)外關(guān)于股權(quán)結(jié)構(gòu)與代理成本間關(guān)系的研究不少，但是至今仍未得到一致的結(jié)論，這除了研究樣本的因素外，還有來自對于內(nèi)生性問題的考慮。在公司金融領(lǐng)域，內(nèi)生性問題受到越來越多學(xué)者的關(guān)注，Roberts和 Whited(2012)［2］甚至認為內(nèi)生性問題是公司金融領(lǐng)域的一個核心問題。在Wintoki等(2012)［3］開創(chuàng)性的提出公司治理機制與公司績效間存在動態(tài)內(nèi)生性問題后，越來越多學(xué)者開始關(guān)注動態(tài)內(nèi)生性。但是，目前在動態(tài)內(nèi)生性的框架下，以動態(tài)性的視角來研究股權(quán)結(jié)構(gòu)與代理成本間的關(guān)系，這在國內(nèi)外都還未曾有。

本文在動態(tài)內(nèi)生性的框架下，運用動態(tài)面板的System GMM模型，通過“內(nèi)部工具變量”解決了尋找有效的工具變量的困難，在研究中同時考慮了三種內(nèi)生性，不僅研究了當(dāng)期股權(quán)結(jié)構(gòu)對代理成本(本文所講的代理成本指的是公司的股東和管理層間的利益沖突，即第一類代理成本)的影響，還研究了股權(quán)結(jié)構(gòu)與代理成本間的跨時期的相互作用。本文可能的創(chuàng)新之處:(1)研究了股權(quán)結(jié)構(gòu)與代理成本間的跨時期相互作用;(2)考慮了股權(quán)結(jié)構(gòu)與代理成本間的動態(tài)內(nèi)生性問題;(3)研究了股權(quán)結(jié)構(gòu)對代理成本的動態(tài)影響，即股權(quán)結(jié)構(gòu)對代理成本的影響的持續(xù)時間。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)股權(quán)集中度與代理成本

代理成本理論認為:股權(quán)分散加劇了代理問題的程度，而股權(quán)集中則能夠產(chǎn)生“監(jiān)督效應(yīng)”，可以有效地約束管理層的短視行為或投機行為，從而減輕公司的代理成本。石大林(2014)［4］認為由于存在監(jiān)督成本，在股權(quán)分散的條件下，公司缺乏對管理者的監(jiān)督，管理者的機會主義行為不能得到足夠的約束，從而加重了公司的代理問題。Connelly等(2010)［5］認為:大股東持股比例越高，越有動機去利用其控制權(quán)監(jiān)督管理層，以使管理層以公司利益最大化為決策目標。呂景勝和鄧漢(2010)［6］認為大股東持股比例越高，公司價值與其自身利益關(guān)系越為緊密，而且隨著大股東持股比例的增加，監(jiān)督管理層的單位成本也下降。因此，大股東持股比例越高，其約束管理層機會主義行為的動機就越強，管理層的在職消費越少。此外，股權(quán)集中使得大股東在董事會擁有更大的權(quán)力，這更加方便大股東對管理層的監(jiān)督。因此，股權(quán)集中能夠減輕公司的代理成本。

(二)股權(quán)制衡度與代理成本

由于小股東在公司的利益十分有限，而且對公司管理層的監(jiān)管存在成本，因此，小股東缺乏動機去監(jiān)督管理層的機會主義行為。然而，在存在股權(quán)制衡的公司，多個大股東其自身較高比例的財富都集中于公司，公司績效的表現(xiàn)關(guān)系到其自身利益，其有動機去監(jiān)督管理層，這會降低管理層的不以公司價值最大化為目標的機會主義行為。Gomes和Novaes(2005)［7］指出多個大股東的制衡在保護小股東的利益同時，還有助于減少管理層的私人收益。Attig等(2013)［8］認為股權(quán)制衡能夠提高內(nèi)部監(jiān)管水平，并減少了公司的代理成本。此外，股權(quán)制衡的存在，一方面使得其他大股東為了贏得公司小股東的選票以贏得公司的控制權(quán)或在公司的董事會擁有一個或多個職位而努力監(jiān)督管理層的行為;另一方面，控股股東為了維持其控制權(quán)也有動機去更加努力地監(jiān)督管理層。因此，股權(quán)制衡的存在，提高了控股股東和其他大股東對管理層的監(jiān)督水平，減輕了公司的代理成本。

(三)國有股比例與代理成本

國有股比例較高的公司一方面可能是國有企業(yè)，另一方面，即使不是國有企業(yè)，相對國有股比較低的公司也可能與政府的關(guān)系更近，政府行為對其影響可能更大。因此，在國有股比例較高的公司，公司的管理層可能是由政府任命的，公司的監(jiān)督機制未必能夠?qū)ζ溥M行有效的約束。此外，在國有股比例比較高的公司，也缺乏像個人投資者那樣對管理層的足夠監(jiān)管，因為政府沒有像個人那樣足夠的動機去對管理層進行監(jiān)督，而且公司的管理層也可能與政府有關(guān)系，由于政治關(guān)系的存在，政府會放松對其監(jiān)管。Low(2009)［9］認為管理者的風(fēng)險厭惡情緒是一個非常嚴重的代理問題，在國有股比較高的公司，缺乏像個人投資者那樣對管理者足夠的監(jiān)管，這會降低公司風(fēng)險承擔(dān)行為(Boubakri等，2013［10］)，從而增加公司的代理成本。Boubakri等(2013)［10］認為在國有股比例較高的公司，其公司治理水平較低，有著較高的代理成本。因此，在國有股比例較高的公司擁有較高的代理成本。

(四)股權(quán)結(jié)構(gòu)與代理成本間的動態(tài)內(nèi)生性

Connelly 等 (2010)［5］、Filatotchev 和 Wright(2011)［11］、羅進輝(2012)［12］的相關(guān)研究證明了股權(quán)結(jié)構(gòu)與代理成本間存在由于不可觀測的異質(zhì)性引起的內(nèi)生性問題和同期聯(lián)立內(nèi)生性問題。Wintoki等(2012)［3］提出在公司金融領(lǐng)域還可能存在第三種內(nèi)生性——動態(tài)內(nèi)生性，其他學(xué)者的相關(guān)研究為公司金融領(lǐng)域的這種動態(tài)內(nèi)生性提供了證據(jù)(Nguyen 等，2013［13］;周翼翔，2012［14］)。由于公司的代理成本與公司績效間存在密切關(guān)系，因此，股權(quán)結(jié)構(gòu)與代理成本間也很可能存在動態(tài)內(nèi)生性問題。

已有的研究證明了股權(quán)結(jié)構(gòu)在發(fā)揮作用時存在著跨期作用(Fahlenbrach 和 Stulz，2009［15］)，即不僅在當(dāng)期發(fā)揮作用，也可能會在下一期才發(fā)揮作用，因此，當(dāng)期股權(quán)機構(gòu)可能不僅對當(dāng)期代理成本產(chǎn)生影響，而且會影響下一期的代理成本。Nguyen等(2013)［13］和周翼翔(2012)［14］認為股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效間存在動態(tài)內(nèi)生性，即不僅當(dāng)期股權(quán)結(jié)構(gòu)會影響當(dāng)期公司績效，而且前期股權(quán)結(jié)構(gòu)也有可能影響當(dāng)期公司績效，而當(dāng)期公司績效又會對下一期的股權(quán)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生反饋效應(yīng)。這樣，在股權(quán)結(jié)構(gòu)與代理成本間至少存在這樣一種作用途徑:前期股權(quán)結(jié)構(gòu)對當(dāng)期代理成本產(chǎn)生影響，當(dāng)期代理成本對當(dāng)期公司績效產(chǎn)生了影響，而當(dāng)期公司績效又對下一期的股權(quán)結(jié)構(gòu)制產(chǎn)生了反饋效應(yīng)，從而最終使得股權(quán)結(jié)構(gòu)與代理成本間存在這種跨期相互作用的動態(tài)內(nèi)生性。此外，代理成本也可能通過其他更多的途徑對股權(quán)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生反饋效應(yīng)，例如股權(quán)結(jié)構(gòu)可能是由公司的某些特征所決定，而這些特征很可能與公司的過去代理成本狀況有關(guān)，從而使得股權(quán)結(jié)構(gòu)受公司過去代理成本狀況的影響。

(五)研究假設(shè)

基于以上理論分析研究，本文提出以下研究假設(shè):

假設(shè)1:在考慮動態(tài)內(nèi)生性后，當(dāng)期股權(quán)集中度與當(dāng)期代理成本負相關(guān)。

假設(shè)2:在考慮動態(tài)內(nèi)生性后，前期股權(quán)集中度與當(dāng)期代理成本負相關(guān)。

假設(shè)3:在考慮動態(tài)內(nèi)生性后，當(dāng)期股權(quán)制衡度與當(dāng)期代理成本負相關(guān)。

假設(shè)4:在考慮動態(tài)內(nèi)生性后，前期股權(quán)制衡度與當(dāng)期代理成本負相關(guān)。

假設(shè)5:在考慮動態(tài)內(nèi)生性后，當(dāng)期國有股比例與當(dāng)期代理成本正相關(guān)。

假設(shè)6:在考慮動態(tài)內(nèi)生性后，前期國有股比例與當(dāng)期代理成本正相關(guān)。

假設(shè)7:在考慮動態(tài)內(nèi)生性后，前期代理成本對當(dāng)期股權(quán)結(jié)構(gòu)有反饋效應(yīng)。

三、研究設(shè)計

(一)研究樣本

本文以2002－2011年在上交所和深交所上市的公司為樣本，所選的公司必須滿足以下條件:(1)目前必須處于正常上市狀態(tài);(2)非金融保險行業(yè)的公司;(3)樣本必須保證10年數(shù)據(jù)全部可得。經(jīng)過以上篩選，最終得到716家樣本公司，10年總共7160個觀測值。為了剔除異常值的影響，對變量用Winsorize方法在1%水平上進行了極端值處理。本文數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和銳思數(shù)據(jù)庫，使用的軟件是Stata12和Eviews6.0。

(二)變量選擇與定義

1.被解釋變量

借鑒 Ang 等 (2000)［16］、Singh 和 Davidson(2003)［17］、李明輝(2009)［18］的研究，本文用管理費用率來衡量公司股東和管理層間的代理成本。

2.解釋變量

股權(quán)集中度的衡量指標有很多，主要有CR指數(shù)(第一大股東持股比例、前五大股東持股比例、前十大股東持股比例)和H指數(shù)(第一大股東持股比例的平方、前五大股東持股比例的平方的和、前十大股東持股比例的平方的和)，本文用第一大股東持股比例來衡量股權(quán)集中度，同時出于穩(wěn)健性考慮，本文還運用主成分分析法從以上6個指標獲得了衡量股權(quán)集中度的綜合指標。在獲得股權(quán)集中度綜合指標的過程中，為了各指標的量綱一致，所選的指標都進行了均值化處理，選用了第1個主成成分，累計貢獻率達到88.3%，可以解釋絕大部分原變量的信息。衡量股權(quán)制衡度的指標主要有兩種:第二大股東到第十大股東的持股比例之和與第一大股東的持股比例的比值，第二大股東到第五大股東的持股比例之和與第一大股東的持股比例的比值，本文用第二大股東到第十大股東的持股比例之和與第一大股東的持股比例的比值來衡量股權(quán)制衡度，同時還運用同上的主成分分析法得到了衡量股權(quán)制衡度的綜合指標。國有股比例用國有股股份總數(shù)與公司股本總數(shù)的比值來衡量。

3.控制變量

本文借鑒 Henry(2010)［19］和羅進輝(2012)［12］的研究，選取了以下變量作為控制變量:獨立董事比例、董事長與CEO兩職合一、董事會規(guī)模、自由現(xiàn)金流比率、流通股比例、公司的規(guī)模、公司的盈利能力、公司的償債能力、公司的成長能力、行業(yè)分類虛擬變量和時間虛擬變量。本文全部變量的具體設(shè)置情況如表1所示。

表1 變量定義與含義

(三)研究方法

1.估計方法

在存在動態(tài)內(nèi)生性的情況下，用普通最小二乘法和固定效應(yīng)模型來回歸模型都是不合適的(Flannery 和 Hankins，2012［20］)，雖然運用聯(lián)立方程系統(tǒng)雖然是一個解決內(nèi)生性問題的方法，但是找到一個有效的工具變量是非常困難的(Wintoki等，2012［3］)。Wintok 等 (2012)［3］認 為 動 態(tài) 面 板 的GMM模型在估計動態(tài)面板時是更為有效的，可以同時解決由不可觀測的異質(zhì)性引起的內(nèi)生性、同期聯(lián)立內(nèi)生性和跨時期的動態(tài)內(nèi)生性這三種內(nèi)生性問題。

動態(tài)面板的一階差分GMM模型(The dynamic difference GMM model)。動態(tài)面板一階差分GMM模型的基本形式如下所示。動態(tài)面板的一階差分GMM模型的好處是消除了任何潛在的不隨時間變化的不可觀測的異質(zhì)性，而且使用“內(nèi)部”工具變量——使用內(nèi)生變量的水平滯后值作為工具變量，這樣就不用去找外部工具變量。但是，Arellano和Bover(1995)［21］認為:把變量的水平滯后值作為一階差分方程的工具變量可能會產(chǎn)生弱工具變量問題。

動態(tài)面板的系統(tǒng)GMM模型(The dynamic system GMM model)。Blundell和 Bond(1998)［22］認為:可以在GMM模型中加入水平方程來解決一階差分GMM模型中的弱工具變量問題。動態(tài)面板的系統(tǒng)GMM模型形式如下所示，在該模型中，使用變量的水平滯后值作為一階差分方程的工具變量，使用變量的差分滯后值作為水平方程的工具變量。

2.動態(tài)影響

借鑒 Chen 和 Lee(2010)［23］的研究，我們通過下面的方程來研究股權(quán)結(jié)構(gòu)對代理成本的動態(tài)影響，即股權(quán)結(jié)構(gòu)對代理成本影響的持續(xù)時間，其中，L.sXit=Xit－s。

可以將方程改寫:

這樣X對Y動態(tài)影響可以表示為:

這里只要K1的絕對值小于1，那么X對Y的影響隨著時間的推移將會趨近于0，也就是說X對Y的影響有一個持續(xù)時間，但又不是無限長的。

(四)模型設(shè)計

根據(jù)前面的理論分析，我們認為股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司的代理成本間存在動態(tài)內(nèi)生性，借鑒Nguyen等(2013)［13］的相關(guān)研究在模型中加入了被解釋變量的滯后值，建立了模型(1)、模型(2)和模型(3)。其中，模型(1)用來研究當(dāng)期股權(quán)結(jié)構(gòu)與當(dāng)期代理成本間的關(guān)系，模型(2)用來研究前期股權(quán)結(jié)構(gòu)與當(dāng)期代理成本間的關(guān)系，模型(3)用來研究前期代理成本對當(dāng)期股權(quán)結(jié)構(gòu)的反饋效應(yīng)。

其中，Y表示代理成本;X表示解釋變量，包括股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度和國有股比例;Z表示控制變量(不包括行業(yè)變量和時間變量);W表示行業(yè)變量和時間變量;V在具體模型中分別用股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度或國有股比例來代替;M表示股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度和國有股比例中的兩個變量;H表示公司的不可觀測的異質(zhì)性;εit表示誤差項。

四、實證分析

(一)變量的描述性統(tǒng)計

從表2可以看到第一股東持股比例的均值為38.5%，說明我國上市公司股權(quán)比較集中;國有股比例的均值為22.5%，說明我國上市公司國有股比例較高;股權(quán)制衡度的均值為0.6，這說明在樣本公司中其他大股東相對于第一大股東持股比例相對較低，股權(quán)制衡度較低。此外，我們通過進一步統(tǒng)計發(fā)現(xiàn):第一大股東持股比例小于20%(股權(quán)分散)樣本觀測值有12.1%，第一股東持股比例大于等于20%小于50%(相對控股)的觀測值有60.3%，第一大股東持股比例大于等于50%(絕對控股)的有27.6%。另外，通過變量的Spearman檢驗(這里沒有給出具體結(jié)果)，我們發(fā)現(xiàn)變量間并不存在嚴重的共線性問題，而且本文所設(shè)置的變量大多與代理成本有顯著的相關(guān)性。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

(二)當(dāng)期股權(quán)結(jié)構(gòu)與當(dāng)期代理成本

根據(jù)前面的分析，我們用模型(1):Yit=α+K1Yit－1+βXit+ γZit+ φWit+Hi+ εit來研究當(dāng)期股權(quán)結(jié)構(gòu)與當(dāng)期代理成本間的關(guān)系，模型(1)的工具變量具體設(shè)置如下:(1)差分方程:Yit－3，Yit－4，Xit－3，Xit－4，Zit－3，Zit－4，ΔWit;(2)水平方程:ΔYit－2，ΔXit－2，ΔZit－2，Wit。回歸結(jié)果如表 3 所示。

表3 模型(1)的回歸結(jié)果

注:在表3和表4中:＊＊＊、＊＊和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著;括號內(nèi)的是T值;變量后加(－1)表示變量的一階滯后值;子樣本是只在A股上市的樣本;CONS是常數(shù)項;AR(1)和AR(2)分別用來檢驗在GMM估計中是否存在一階和二階序列相關(guān)，其原假設(shè)是不存在序列相關(guān);Hansen Test是用來檢驗工具變量是否存在過度識別問題的，其原假設(shè)是工具變量是有效的，不存在過度識別問題;Difference－in－Hansen Tests是用來檢驗工具變量是否是外生的，其原假設(shè)是工具變量是外生的.

從表3用動態(tài)面板System GMM模型估計的回歸結(jié)果可以看到:(1)股權(quán)集中度的系數(shù)為負，且在1%水平上顯著，這與我們的預(yù)期一致，說明股權(quán)集中度與代理成本有顯著的負相關(guān)關(guān)系，股權(quán)集產(chǎn)生了“監(jiān)督效應(yīng)”，股權(quán)集中有利于降低公司的代理成本;(2)國有股比例的系數(shù)為正，在1%水平上顯著，這與我們的預(yù)期一致，說明國有股比例與代理成本有顯著的正相關(guān)關(guān)系，在國有股比例較高的公司擁有較高的代理成本;(3)股權(quán)制衡度的系數(shù)有正有負，且顯著性也不一致，從本文的回歸結(jié)果我們未能對股權(quán)制衡度與代理成本間的關(guān)系得到一致的結(jié)論。

通過前面的分析，我們用?Yit+m/?Xit=K1mβ(m≥0)來研究股權(quán)結(jié)構(gòu)對代理成本的動態(tài)影響，由于股權(quán)制衡度的回歸結(jié)果在模型(1)中未能得到一致的結(jié)論，這里只對股權(quán)集中度和國有股比例進行動態(tài)影響分析，這里以模型(1b)的回歸結(jié)果進行分析，注意圖1給出的股權(quán)集中度對代理成本動態(tài)影響的絕對值。

表4 動態(tài)影響

圖1 股權(quán)集中度對代理成本的動態(tài)影響

圖2 國有股比例對代理成本的動態(tài)影響

通過表4、圖1和圖2，我們可以看到股權(quán)集中度對代理成本的影響持續(xù)時間大約為4年，國有股比例對代理成本的影響持續(xù)時間大約為3年。這也說明了股權(quán)結(jié)構(gòu)不僅會影響當(dāng)期代理成本，而且也可能對下一期的代理成本產(chǎn)生影響，股權(quán)結(jié)構(gòu)對公司代理成本有長期影響。然而，已有的研究大多采用靜態(tài)的視角，忽略了這種跨時期的動態(tài)影響。

(三)股權(quán)結(jié)構(gòu)與代理成本間的跨期相互作用

根據(jù)前面的分析，我們用模型(2)和模型(3)來研究股權(quán)結(jié)構(gòu)與代理成本間的跨時期的相互作用，模型(2)的工具變量與模型(1)相同;模型(3)的工具變量變量具體設(shè)置如下:(1)差分方程:Vit－3，Vit－4，Yit－3，Yit－4，Mit－3，Mit－4，Zit－3，Zit－4，ΔWit;(2)水平方程:ΔVit－2，ΔYit－2，ΔMit－2，ΔZit－2，Wit。回歸結(jié)果如表5所示。

表5 模型(2)和模型(3)的回歸結(jié)果

從表5模型(2)的回歸結(jié)果可以看到:前期股權(quán)集中度與當(dāng)期代理成本有顯著的負相關(guān)關(guān)系，前期國有股比例與當(dāng)期代理成本有顯著的正相關(guān)關(guān)系，這與我們的預(yù)期一致，也與我們在研究當(dāng)期股權(quán)集中度和國有股比例與代理成本間關(guān)系時得到的結(jié)論一致。同時，我們可以看到在模型(2)中股權(quán)集中度和國有股比例系數(shù)的顯著性相比模型(1)變小了，這與我們前面對股權(quán)結(jié)構(gòu)對代理成本動態(tài)影響分析得到的結(jié)果一致，即股權(quán)結(jié)構(gòu)對代理成本的影響隨時間逐漸變小。此外，我們可以看到股權(quán)制衡度的系數(shù)是不顯著的，這與我們的預(yù)期不一致，說明前期股權(quán)制衡度與當(dāng)期代理成本無關(guān)。另外，從表5模型(3)可以看到，代理成本的系數(shù)雖然比較小，但是都是顯著的，這說明前期代理成本對當(dāng)期股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度和國有股比例都產(chǎn)生了顯著的影響，也就是說前期代理成本對當(dāng)期股權(quán)結(jié)構(gòu)有反饋效應(yīng)。通過表5模型(2)和模型(3)的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)不僅前期股權(quán)結(jié)構(gòu)能夠影響當(dāng)期代理成本，而且當(dāng)期代理成本也會對下一期的股權(quán)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生反饋效應(yīng)，在股權(quán)結(jié)構(gòu)與代理成本間存在跨時期的相互作用，即股權(quán)結(jié)構(gòu)與代理成本間存在動態(tài)內(nèi)生性。而以往的研究，大多忽略了這種動態(tài)內(nèi)生性，Schultz等(2010)［24］認為沒能考慮到全部內(nèi)生性的形式會導(dǎo)致虛假的結(jié)果，因此，以往的研究是值得我們懷疑的。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了進一步檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，我們還做了如下穩(wěn)健性檢驗:(1)用資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率來衡量公司的代理成本;(2)用前五大股東持股比例之和來衡量股權(quán)集中度;(3)用第二大股東到第五大股東的持股比例之和與第一大股東的持股比例的比值來衡量股權(quán)制衡度。經(jīng)過上面3種穩(wěn)健性檢驗得到的結(jié)果與我們前面得到的結(jié)論一致，這里沒有給出具體結(jié)果。

五、結(jié)論

本文以2002－2011年716家上市公司為樣本，在動態(tài)內(nèi)生性的框架下，運用動態(tài)面板的系統(tǒng)GMM估計方法，通過“內(nèi)部工具變量”解決了尋找有效的工具變量的困難，同時考慮了由不可觀測的異質(zhì)性引起的內(nèi)生性、同期聯(lián)立內(nèi)生性和動態(tài)內(nèi)生性這三種內(nèi)生性，基于動態(tài)性的視角，不僅研究了當(dāng)期股權(quán)結(jié)構(gòu)對當(dāng)期代理成本的影響，還研究了股權(quán)結(jié)構(gòu)與代理成本間的跨時期相互作用。通過研究，我們得到以下結(jié)論:(1)不僅當(dāng)期股權(quán)集中度與當(dāng)期代理成本負相關(guān)，而且前期股權(quán)集中度也與當(dāng)期代理成本負相關(guān)，股權(quán)集中度對代理成本有長期影響，其影響的持續(xù)時間大約為4年;(2)不僅當(dāng)期國有股比例與當(dāng)期代理成本正相關(guān)，而且前期國有股比例與當(dāng)期代理成本正相關(guān)，國有股比例對代理成本有長期影響，該影響大約能夠持續(xù)3年;(3)前期股權(quán)制衡度與當(dāng)期代理成本無關(guān)，然而本文未能得到關(guān)于當(dāng)期股權(quán)制衡度與當(dāng)期代理成本間關(guān)系的明確結(jié)論;(4)前期代理成本對當(dāng)期股權(quán)結(jié)構(gòu)有反饋效應(yīng);(5)在股權(quán)結(jié)構(gòu)與代理成本間存在跨時期的相互作用，即不僅前期股權(quán)結(jié)構(gòu)對當(dāng)期代理成本有顯著的影響，而且前期代理成本對當(dāng)期股權(quán)結(jié)構(gòu)也有顯著的影響，股權(quán)結(jié)構(gòu)與代理成本間存在動態(tài)內(nèi)生性。由于未能考慮到全部的內(nèi)生性得到的回歸結(jié)果的系數(shù)是有偏的，也許會導(dǎo)致虛假的結(jié)論，因此，在研究中有必要將動態(tài)內(nèi)生性考慮在內(nèi)。

本文可能的理論貢獻:(1)以動態(tài)性的視角，研究了股權(quán)結(jié)構(gòu)與代理成本間的跨時期相互作用，而且還研究股權(quán)結(jié)構(gòu)對代理成本影響的持續(xù)時間，而這在國內(nèi)鮮有研究;(2)本文的研究結(jié)果說明了股權(quán)結(jié)構(gòu)與代理成本間存在動態(tài)內(nèi)生性，我們認為這種動態(tài)內(nèi)生性也可能存在于公司金融領(lǐng)域其他研究中，而以往的相關(guān)研究大多忽略了這種內(nèi)生性;(3)本文首先嘗試應(yīng)用動態(tài)面板System GMM模型來研究股權(quán)結(jié)構(gòu)與代理成本間的關(guān)系，該模型的好處是可以通過“內(nèi)部工具變量”來解決尋找有效工具變量的困難，而且可以同時解決三種內(nèi)生性問題，我們認為該模型也可以應(yīng)用到更多公司金融領(lǐng)域的相關(guān)研究中。根據(jù)本文的研究結(jié)論，上市公司應(yīng)該適當(dāng)提高公司的股權(quán)集中度、降低公司的國有股比例，以降低公司的代理成本，從而提高公司的績效表現(xiàn)和公司的市場價值。

［1］Jensen M C，Meckling W H.Theory of the Firm:Managerial Behavior，Agency Costs and Ownership Structure［J］.Journal of Financial Economics，1976，(4):305 －360.

［2］Roberts M，Whited T.Endogeneity in Empirical Corporate Finance.Forthcoming in George Constantinides，Milton Harris，and Rene Stulz，eds.Handbook of the Economics of Finance［C］.2012.

［3］Wintoki M B，Linck J S，Netter J M.Endogeneity and the Dynamics of Internal Corporate Governance［J］.Jour-nal of Financial Economics，2012，(3):581 －606.

［4］石大林.股權(quán)集中度、董事會特征與公司績效的關(guān)系研究［J］.東北財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2014，(1):28 －33

［5］Connelly B L，Hoskisson R E，Tihanyi L，et al.Ownership as a Form of Corporate Governance［J］.Journal of Management Studies，2010，(8):1561 －1589.

［6］呂景勝，鄧漢.全流通條件下上市公司股權(quán)治理結(jié)構(gòu)對代理成本的影響研究——基于2009年中小板制造類上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)分析［J］.中國軟科學(xué)，2010，(11):136－143.

［7］Gomes A，Novaes W.Sharing of Control as a Corporate Governance Mechanism［C］.PIER Working Paper，2005.

［8］Attig N，El Ghoul S，Guedhami O，et al.The Governance Role of Multiple Large Shareholders:Evidence from the Valuation of Cash Holdings［J］.Journal of Management＆Governance，2013，(5):1 －33.

［9］Low A.Managerial Risk－taking Behavior and Equitybased Compensation［J］.Journal of Financial Economics，2009，(3):470 －490.

［10］Boubakri N，Cosset J C，Saffar W.The Role of State and Foreign Owners in Corporate Risk－taking:Evidence from Privatization［J］.Journal of Financial Economics，2013，(2).

［11］Filatotchev I，Wright M.Agency Perspectives on Corporate Governance of Multinational Enterprises［J］.Journal of Management Studies，2011，(2):471 －486.

［12］羅進輝.媒體報道的公司治理作用——雙重代理成本視角［J］.金融研究，2012，(10):153 －166.

［13］Nguyen T，Locke S，Reddy K.A Dynamic Estimation of Governance Structures and Financial Performance for Singaporean Companies［J］.Available atSSRN 2314773，2013.

［14］周翼翔.股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效:基于動態(tài)內(nèi)生性視角的經(jīng)驗證據(jù)［J］.經(jīng)濟管理，2012，(1):71－82.

［15］Fahlenbrach R，Stulz R M.Managerial Ownership Dynamics and Firm Value［J］.Journal of Financial Economics，2009，(3):342 －361.

［16］Ang J S，Cole R A，Lin J W.Agency Costs and Ownership Structure［J］.The Journal of Finance，2000，(1):81－106.

［17］Singh M，Davidson III W N.Agency Costs，Ownership Structure and Corporate Governance Mechanisms［J］.Journal of Banking＆ Finance，2003，(5):793－816.

［18］李明輝.股權(quán)結(jié)構(gòu)，公司治理對股權(quán)代理成本的影響——基于中國上市公司2001～2006年數(shù)據(jù)的研究［J］.金融研究，2009，(2):149－168.

［19］Henry D.Agency Costs，Ownership Structure and Corporate Governance Compliance:A Private Contracting Perspective［J］.Pacific － Basin Finance Journal，2010，(1):24－46.

［20］Flannery M J，Hankins K W.Estimating Dynamic Panel Models in Corporate Finance［J］.Journal of Corporate Finance，2012.

［21］Arellano M，Bover O.Another Look at the Instrumental Variable Estimation of Error － components Models［J］.Journal of Econometrics，1995，(1):29 －51.

［22］Blundell R，Bond S.Initial Conditions and Moment Restrictions in Dynamic Panel Data Models［J］.Journal of Econometrics，1998，(1):115 －143.

［23］Chen Y R，Lee B S.A Dynamic Analysis of Executive Stock Options:Determinants and Consequences［J］.Journal of Corporate Finance，2010，(1):88 －103.

［24］Schultz E L，Tan D T，Walsh K D.Endogeneity and the Corporate Governance － performance Relation［J］.Australian Journal of Management，2010，(2):145 － 163.