肖作平 尹林輝

(西南交通大學經(jīng)濟管理學院，四川 成都 610031)

引言

根據(jù)現(xiàn)代公司治理理論，股權結構是現(xiàn)代公司治理研究框架的產(chǎn)權基石，從根本上決定著公司的決策機制和激勵約束制度，決定著公司的行為準則和企業(yè)績效(譚興民等，2010)[47]。早期研究認為公司股權普遍是分散的，在分散的股權結構下不存在控股股東，所有股東都存在“搭便車”心理，缺乏激勵去監(jiān)督管理者，公司控制權往往落入管理者手中，導致公司管理層的過度投資和在職消費(Berle and Means, 1991)[3]，引發(fā)股東與管理者的利益沖突(第一類代理沖突)。但是，后來的研究者逐漸發(fā)現(xiàn)，公司股權分散并不是普遍存在的，世界上大多數(shù)國家上市公司的股權都是相對集中的，集中的股權被終極控制股東所掌握(La Porta et al., 1999)[30]。終極控制股東一方面可以有效監(jiān)督管理者的低效或失職行為，另一方面也更有可能侵占外部中小股東的利益，引發(fā)終極控制股東與外部中小股東之間的利益沖突(第二類代理沖突)。目前終極所有權結構的研究成為了公司治理研究的主流方向之一，國際上對它的研究主要圍繞三個方面展開：(1)終極所有權性質(zhì)；(2)終極所有權的集中度；(3)終極控制人的兩權分離度(Poletti, 2009)[35]。

終極所有權性質(zhì)與公司價值和公司治理的關系是長期以來理論界和實務界關注的焦點(林建秀，2007)[40]。目前國際上通常把終極所有權性質(zhì)區(qū)分為國有和非國有兩類(王雪梅，2013)[50]，它們與公司價值的關系在中國資本市場中存在兩種相互對立的觀點：國有控股有助于提升公司價值(Jiang et al., 2010[27]；Calomiris et al., 2010[7]；程仲鳴，2010)[37]或降低公司價值(Lin et al., 1998[33]；夏立軍和方軼強，2005)[53]。引起這種分歧的原因之一在于把終極所有權性質(zhì)簡單區(qū)分為國有和非國有兩類，在它們對公司價值影響差異較小的情況下，實證檢驗結果可能并不穩(wěn)健，容易受到樣本選擇的影響。中國正處于計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌中，所有權成分極為復雜。不同所有權性質(zhì)的終極控制人在公司中的利益訴求有著較大的差異。不同所有權性質(zhì)的終極控制人有著不同的決策和管理行為，從而引發(fā)顯著差異的經(jīng)濟后果。因此，為了更好地理清復雜的終極所有權成分對公司價值的構成要素(股權融資成本)的影響，我們有必要對所有權性質(zhì)進行更加細致的劃分。

本文把國有控股企業(yè)(以下簡稱為國有企業(yè))細分為中央政府控股企業(yè)、地方政府控股企業(yè)、事業(yè)單位控股企業(yè)(以下簡稱為中央企業(yè)、地方企業(yè)、事業(yè)單位企業(yè))1，把非國有控股企業(yè)(以下簡稱為非國有企業(yè))細分為民營控股企業(yè)、港澳臺資和外資控股企業(yè)(以下簡稱為民營企業(yè)、外資企業(yè))，在此基礎上，探討不同終極所有權性質(zhì)對公司價值的構成要素——股權融資成本的影響。

本文的研究貢獻在于：(1)深化了終極所有權結構與公司價值的研究?，F(xiàn)有研究對終極所有權性質(zhì)的劃分過于粗略，不能很好地區(qū)分和刻畫中國復雜的各種所有權成分特性，容易導致終極所有權實證檢驗結果的不穩(wěn)健。本文對終極所有權的細分，有助于明確各種終極所有權成分的特性，克服這些缺陷。(2)拓展了股權結構與公司治理的研究。把終極所有權性質(zhì)簡單區(qū)分為國有和非國有，不利于把握股權結構的特性，難以了解股權結構中終極所有權的不同成分對公司治理的影響。本文對終極所有權的細分有助于克服這些問題。(3)拓展了股權融資成本的影響因素研究。在區(qū)分國有和非國有的基礎上，對終極所有權性質(zhì)進一步的細分有助于了解中國復雜的終極所有權成分對股權融資成本的影響。(4)在實踐意義上，股權融資成本作為公司理財?shù)年P鍵指標，常應用于投資項目的評估、融資方案的選擇和資本結構的決策。探索不同終極所有權成分對股權融資成本的影響，有利于資本市場的健康發(fā)展和證券制度的建設，有利于推動國有企業(yè)的改革和公司治理機制的完善。

文獻述評和研究假設

一、文獻述評

1.終極所有權性質(zhì)對公司價值和公司治理的影響

Jensen and Meckling(1979)[28]研究認為國有公司由于缺乏有效的監(jiān)管，往往會出現(xiàn)遠比家族控股公司更大的代理成本，從而降低公司價值。Lin et al.(1998)[33]研究認為國有企業(yè)由于承擔了許多社會責任，諸如經(jīng)濟發(fā)展、社會穩(wěn)定、就業(yè)、稅收等，從而降低了公司價值。Fan et al.(2005)[19]研究表明中國民營公司相比國有公司存在著更高的所有權和控制權的分離度，降低了民營公司的治理水平。Jiang et al.(2010)[27]研究發(fā)現(xiàn)非國有公司、欠發(fā)達地區(qū)公司更有可能發(fā)生終極控制人對中小股東的利益侵占。Calomiris et al.(2010)[7]研究表明政府作為終極控制人有助于提高公司價值。夏立軍和方軼強(2005)[53]研究認為政府通常會把社會負擔轉(zhuǎn)嫁給由其控制的國有企業(yè)，而目前中國的法律法規(guī)又難以有效約束政府的權力，從而導致政府控制的國有企業(yè)價值降低。羅黨論和唐清泉(2008)[42]研究發(fā)現(xiàn)中國資本市場上盡管普遍存在金字塔結構，但是在不同的所有制結構中，兩權分離度和金字塔層級對中小股東的利益保護有著巨大差異，在民營企業(yè)，兩權分離度和金字塔層級對中小股東的利益侵占有著顯著的影響，而在國有企業(yè)這種顯著影響并沒有發(fā)現(xiàn)。肖作平(2010)[56]研究發(fā)現(xiàn)終極所有權結構是影響公司業(yè)績的重要因素。程仲鳴(2010)[37]研究發(fā)現(xiàn)民營企業(yè)存在著比國有企業(yè)更高的兩權分離度，會引發(fā)更為嚴重的代理問題，從而可能會增加終極控制人對中小股東的利益攫取。南開大學公司治理評價課題組(2010)[43]研究表明控股股東所有權性質(zhì)對公司治理具有顯著影響，國有公司每年的公司治理指數(shù)均值都要高于民營公司，這說明國有公司的公司治理狀況要明顯好于民營公司。魏卉等(2011)[51]認為國有公司能夠從政府中獲得諸如財政補貼、稅收優(yōu)惠、市場準入資格等各種政府優(yōu)待，加上政府信譽的隱形風險擔保，最終會降低公司的股權融資成本、提高公司價值。宋常等(2012)[44]研究發(fā)現(xiàn)，國有公司由于承擔了更大的社會責任和政治成本，這會導致其一方面限制自身的盈余管理行為，另一方面更有動機去降低公司的風險。

2.股權融資成本的影響因素

股權融資成本影響因素的早期研究主要集中在風險因子(Fama and Macbeth, 1973)[17]、公司特征(Bhandari,1988[4]；Fama and French, 1992[18]；Gebhardt et al., 2001)[22]和宏觀經(jīng)濟因素(Mcelroy and Burmeister, 1988)[34]等方面。隨著公司治理研究的興起，人們開始關注公司治理對股權融資成本的影響，并逐步發(fā)展成為一個研究熱點。已有研究認為提高信息披露質(zhì)量能夠顯著降低股權融資成本(Botosan, 1997[6]；Bhattacharya et al., 2003[5]；Francis et al., 2008)[21]，信息披露影響股權融資成本可以通過兩種途徑來實現(xiàn)：一是提高股票的信息透明度，增強股票的市場流動性，從而減少股票的交易成本或增加其市場需求(Diamond and Verrecchia, 1991)[12]；二是緩解投資者和公司之間的信息不對稱，減少外部投資者的信息風險(Easley and O'Hara, 2004[14]；Lambert et al., 2007)[29]。除信息披露外，其他公司治理機制也會影響股權融資成本。Ashbaugh et al.(2004)[2]實證分析了公司治理的四個方面——財務信息質(zhì)量、股權結構、股東權力、董事會結構對股權融資成本的影響。Huang et al.(2009)[26]研究表明管理者持股比例提高能夠降低股權融資成本，高比例管理者持股的公司會削弱股東權力與股權融資成本的負相關關系。Suchard et al.(2012)[36]研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部人持股比率提高、機構投資者及規(guī)模小和獨立性強的董事會的存在有助于降低股權融資成本。伴隨著“法與金融”研究的熱潮，學者也開始關注制度環(huán)境對股權融資成本的影響。Demirguc-Kunt and Maksimovic(1998)[11]研究表明良好的法律和金融體系有助于更好地監(jiān)管公司內(nèi)部人員并幫助外部投資者獲取公司的信息，從而推動公司成長并降低公司的股權融資成本。La Porta et al.(2002)[31]研究發(fā)現(xiàn)較好的投資者法律保護能夠降低公司內(nèi)部人員對外部投資者的利益侵占，外部投資者能夠從公司中獲得更高收益，愿意為公司股票支付更高的價格，從而降低了股權融資成本。Chen et al.(2009)[9]研究表明公司治理機制與股權融資成本負相關，這一關系在投資者法律保護較弱的國家表現(xiàn)更為顯著。金智(2013)[38]研究發(fā)現(xiàn)違反社會規(guī)范的公司會通過提高財務報告質(zhì)量來獲取投資者的關注，但由于違反社會規(guī)范，財務報告質(zhì)量的提高并未能降低股權融資成本，反而可能承擔更高的股權融資成本。

綜上文獻可以發(fā)現(xiàn)：(1)現(xiàn)有文獻普遍認為終極所有權性質(zhì)會影響公司價值，但是對終極控制人的國有性質(zhì)是降低公司價值還是提高公司價值，目前在學界仍存有較大的分歧。(2)現(xiàn)有文獻將終極所有權性質(zhì)的劃分為國有和非國有兩類的方式過于粗略，但實際上諸如國有公司中的中央企業(yè)和地方企業(yè)、非國有公司中的民營企業(yè)和外資企業(yè)，這些企業(yè)終極控制人的利益訴求和內(nèi)外部治理環(huán)境的差異導致它們在經(jīng)營風險、財務風險、代理沖突、信息披露和公司治理水平等方面存在明顯的差別，從而影響股權融資成本。(3)現(xiàn)有股權融資成本影響因素的研究主要關注公司特征、信息披露質(zhì)量和制度因素的影響，而缺乏對終極所有權性質(zhì)的關注。

二、理論分析和研究假設

本文在討論終極所有權性質(zhì)對股權融資成本的影響時，借鑒夏立軍和方軼強(2005)[53]的做法，主要以民營企業(yè)作為參照基準，探討其他所有權性質(zhì)公司的股權融資成本相比民營企業(yè)有無系統(tǒng)性差異。本文的理論分析以終極控制人與外部中小股東的代理沖突為切入點，當上市公司的終極控制人有可能侵占外部中小股東利益時，會引發(fā)代理沖突。侵占的可能性越高，代理沖突越嚴重，外部中小股東所預期的投資風險就越高，按照風險和收益對等原則，他們會要求更高的投資報酬率，從而增加公司的股權融資成本。

首先，我們討論地方企業(yè)的股權融資成本，地方企業(yè)的終極控制股東為地方政府，在我國目前的制度環(huán)境下地方政府具有較強的動機和能力干預地方企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動。我國二十世紀九十年代實行的分稅制改革，賦予地方政府更多的財權和事權，使其在處理經(jīng)濟社會問題時具有更強的自主性，同時我國的官員考核機制——注重GDP經(jīng)濟指標的考核充分激勵了官員去提高當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展水平(周黎安，2007)[60]，以獲取“晉升”所需要的政治業(yè)績，這些體制改革導致地方政府有更強的動機和能力調(diào)控經(jīng)濟。盡管我國實行了“政企分開”的體制改革，原則上要求政府不能直接干預企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動，但是地方政府對其管轄的地方企業(yè)的人事權和財權仍有很大的權力，可以通過管理層的人事任免、信貸、稅收、財政補貼等手段干預企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營。并且由于地方企業(yè)產(chǎn)權名義上屬于國家(或政府)，擁有控制權的政府官員沒有企業(yè)的剩余索取權，缺乏經(jīng)濟利益的激勵。因此，他們通常不會以公司價值最大化作為監(jiān)管企業(yè)的目標，而更可能為其“光鮮”的政績要求地方企業(yè)承擔許多本不應該由其承擔的社會責任和政治成本(Lin et al., 1998)[33]。例如，要求地方企業(yè)投資建設一些盈利性很低甚至虧損的公共工程。承擔過多的社會責任和政治成本會降低地方企業(yè)的公司價值，侵占外部中小股東的利益，盡管民營企業(yè)的中小股東也可能遭受到來自于終極控制人的利益侵占，但其程度相比地方企業(yè)要小。其中一個重要的原因在于，我國目前的投資者法律保護難以限制政府的政治權力，難以有效約束政府的侵權行為。顯然，當中小股東面臨控制股東的侵權時，法律保護對于民營控制股東的約束力遠強于其對地方政府控制股東。

另一方面，地方企業(yè)與地方政府的良好政治關系可能使企業(yè)能夠獲取經(jīng)營外的經(jīng)濟利益。國有企業(yè)——包括中央企業(yè)和地方企業(yè)的高管往往都有較深的政治背景，他們或者是政府直接任命的官員，或者是人大代表，或者是政協(xié)委員。良好的政治關系能夠影響政府相關政策向地方企業(yè)傾斜，企業(yè)從中獲取諸如信貸、稅收、財政補貼、市場準入資格等政府優(yōu)待(Agrawal and Knoeber, 2001[1]；Faccio,2006[15]；Faccio et al., 2006)[16]。但是，在現(xiàn)行的制度環(huán)境下，地方企業(yè)的政治關系往往是政府為政治目的而強加的(Fan et al., 2007)[20]，地方政府對地方企業(yè)的政策優(yōu)待更多的被看成是政府為未來更好掏空地方企業(yè)而進行的“變相支持”——“放長線釣大魚”(夏立軍和方軼強，2005)[53]。

總之，相比民營企業(yè)，地方企業(yè)更可能受到來自終極控制股東的利益侵占，而現(xiàn)行的制度環(huán)境，難以約束其終極控制股東——地方政府的侵權行為。因此，外部投資者基于侵占風險的考量，對于地方企業(yè)會要求更高的投資報酬率，從而提高公司的股權融資成本。

基于以上分析，提出研究假設H1：地方企業(yè)相比民營企業(yè)有著更高的股權融資成本。

中央企業(yè)盡管也屬于國有企業(yè)，但相比地方企業(yè)仍存有較多差異，以下兩方面會影響到兩者的股權融資成本差異：一是中央企業(yè)的代理沖突程度更低。作為終極控制人的中央政府是國企改革主要政策的制定者，為更好地貫徹落實自己制定的改革政策，會注重維護自身的形象，為下級政府樹立表率。為落實“政企分開”政策，中央政府會賦予中央企業(yè)更多的經(jīng)營自主權，減少對中央企業(yè)的干預。而地方政府為了自身政績，在貫徹落實“政企分開”政策時往往會“打折扣”，會更多干預地方企業(yè)使其經(jīng)營活動能夠配合地方政府的“政績工程”，從而導致地方企業(yè)相比中央企業(yè)要承擔更多的社會責任和政治成本，損害外部中小股東的利益。二是中央企業(yè)的規(guī)模通常要更大，而且所在行業(yè)大多是關系國計民生的重點行業(yè)。因此，媒體和百姓對其的關注度更高，更容易受到來自輿論的監(jiān)督。為了避免在輿論監(jiān)督中聲譽受損，政府和公司高管都會約束其對中小股東的侵權行為和對公司價值的利益侵占(肖作平和黃璜，2013)[58]。因此，對于外部投資者來說，中央企業(yè)相比地方企業(yè)有著更低的代理沖突和投資風險，投資者要求的投資報酬率會更低，從而導致公司的股權融資成本更低。

另一方面，中央企業(yè)相比民營企業(yè)，能夠享受到政府的各種政策優(yōu)待以及中央企業(yè)背后的中央政府的隱性風險擔保。中央企業(yè)大多處于關系國計民生的重點行業(yè)，保證這些企業(yè)的健康發(fā)展對于政治的穩(wěn)定和經(jīng)濟的發(fā)展都是至關重要的。因此，中央政府對于中央企業(yè)的支持更可能是出于發(fā)展企業(yè)本身的需要而不是基于未來掏空的“變相支持”。

總之，中央企業(yè)一方面能夠很大程度上避免如地方企業(yè)那樣被政府強加過多社會責任和政治成本，另一方面還能夠享受到來自政府的各項政策優(yōu)待和隱性風險擔保。因此，中央企業(yè)相比民營企業(yè)往往具有更高的公司價值和更低的投資風險，投資者基于風險所要求的必要報酬率會更低，進而降低公司的股權融資成本。

基于以上分析，提出研究假設H2：相比民營企業(yè)和地方企業(yè)，中央企業(yè)有著更低的股權融資成本。

事業(yè)單位企業(yè)的終極控制人大多是高校和科研院所，事業(yè)單位企業(yè)相比民營企業(yè)普遍存在更為嚴重的產(chǎn)權不明晰、公司治理結構不合理等頑疾(蘇竣等，2007[45]；武建龍等，2012)[52]。事業(yè)單位企業(yè)創(chuàng)建的重要初衷是實現(xiàn)“產(chǎn)學研”的有效結合，加快科技成果的市場轉(zhuǎn)化，但后面的發(fā)展使其更多地成為原事業(yè)單位用來從資本市場中套取資金的工具。長期以來事業(yè)單位企業(yè)改制滯后，相比民營企業(yè)，其產(chǎn)權不明晰、公司治理結構不合理等問題更為嚴重，當事業(yè)單位企業(yè)發(fā)展到一定程度后，往往會通過各種方式把大量的資金輸送回原事業(yè)單位(資金數(shù)量遠超出其正常的利潤分紅)，比如很多高校創(chuàng)建的校辦公司，在正常利潤分紅之外還以贊助、回報、發(fā)福利等方式為學校提供大量資金(連海平，2014)[39]，這種對原事業(yè)單位的利益輸送會損害其他中小股東的利益，也會導致公司價值的受損。盡管事業(yè)單位企業(yè)在發(fā)展過程中能夠獲得來自終極控制人——高校和科研院所等事業(yè)單位人財物的大力支持，尤其是高科技人才和高新科學技術。但這種支持更多是出于未來掏空的需要，在公司還沒有發(fā)展壯大時加以扶持，以便吸引更多外部投資者的投資，在這一點上與地方政府對地方企業(yè)的扶持是相類似的。

總之，相比民營企業(yè)，事業(yè)單位企業(yè)更為嚴重的產(chǎn)權不明晰、公司治理結構不合理等問題，會加重終極控制股東對中小股東的利益侵占，導致更為嚴重的代理沖突，降低公司價值、提高公司投資風險，進而推高公司的股權融資成本。

基于以上分析，提出研究假設H3：事業(yè)單位企業(yè)相比民營企業(yè)有著更高的股權融資成本。

非國有企業(yè)可以區(qū)分為民營企業(yè)和外資企業(yè)，外資企業(yè)相比民營企業(yè)存在兩方面重要的差異：一是公司治理機制更加完善。覃毅和張世賢(2011)[48]研究認為外資企業(yè)通常擁有比較完善的公司治理結構和激勵機制，學習并引進它們的組織模式能夠提高內(nèi)資企業(yè)的管理效率。張學勇和廖理(2011)[59]研究表明外資背景風險投資有助于公司治理機制的完善，提高公司的盈利水平。當外資進入中國后，能夠把西方先進的管理經(jīng)驗和完善的公司治理模式引入外資企業(yè)，同時也能夠優(yōu)化公司的股權結構，這有利于提升外資企業(yè)的公司治理水平，提高公司價值。二是存在更為嚴格的雙重監(jiān)管。外資進入中國后，在接受中國法律法規(guī)監(jiān)管的同時還要接受外資本國或地區(qū)法律法規(guī)的監(jiān)管，而且外資所處國家或地區(qū)的資本市場相比我國通常更加完善，其監(jiān)管制度更加健全。外資企業(yè)中存在的雙重監(jiān)管能夠更好地約束終極控制人對中小股東的利益侵占?？傊赓Y企業(yè)相比民營企業(yè)的這兩點差異有助于提升其公司價值，保護中小股東的利益，從而降低投資者的投資風險及其必要報酬率，進而降低公司的股權融資成本。

基于以上分析，提出研究假設H4：外資企業(yè)相比民營企業(yè)有著更低的股權融資成本。

回到教室里，孩子們都放學走了，看著空空蕩蕩的教室，我忽然感到一陣莫名的心酸。說實話，我干這個民辦教師，并不是貪戀這三四百塊錢的工資，像我這樣有胳膊有腿的人，隨便在哪打個零工都比現(xiàn)在掙得要多，這兩年我也不止一次萌生過離開的念頭，可最后還是留了下來。這么多年了，娃娃們的讀書聲，花朵一樣的小臉，簡陋粗糙的講臺，上課下課的鈴聲，早已經(jīng)成了我生命的一部分，流在我的血液里了，我真的無法從這樣的生活里從容地抽身。

研究方案設計

一、股權融資成本的度量

本文借鑒Chava and Purnanandam(2010)[8]、Lee et al.(2011)[32]、肖珉和沈藝峰(2008)[54]等的研究，使用剩余收益模型中的GLS模型(Gebhardt et al., 2001)[22]來度量股權融資成本，該模型在我國股權融資成本的實證研究中使用比較普遍，被認為在我國的適用性較好(陸正飛和葉康濤，2004)[41]。由于GLS模型需要使用到未來的凈資產(chǎn)收益率，國外實證研究通常使用分析師的一致盈余預測來表示。但在我國由于缺乏分析師的盈余預測數(shù)據(jù)，通常使用實際的盈余數(shù)據(jù)來替代(陸正飛和葉康濤，2004)[41]，這樣導致實際可用的樣本容量減少。Hou et al.(2012)[25]提出一種新的模型來預測未來盈余，其實證檢驗證明該模型所獲得的未來盈余要比分析師的一致盈余預測更加穩(wěn)健，可以減少分析師自身的預測偏誤影響。本文也借用該模型來預測未來盈余，具體模型見式(1)所示。在式(1)中對于2004～2013年中的每一年，使用過去10年的非平衡面板數(shù)據(jù)進行Fama-MacBeth回歸(Fama and Macbeth, 1973)[17]來估計參數(shù)，然后把該年解釋變量值代入式(1)可以預測出基于該年的未來盈余。比如，我們要基于2012年預測2013～2015年的未來盈余，可以用2003～2012年的數(shù)據(jù)估計出式(1)的參數(shù)，然后把2012年的解釋變量值代入式(1)，就可以預測2013～2015年的盈余值。

其中，Ei,t+τ為i公司t+τ年扣除異常項目前的盈余(τ=1,2, 3)，α0-α6為待估計參數(shù)，Ai,t為總資產(chǎn)，Di,t為現(xiàn)金股利，DDi,t為是否支付現(xiàn)金股利的啞變量(支付時等于1，否則等于0)，NegEi,t為盈余是否為負的啞變量(盈余為負時等于1，否則等于0)，ACi,t為應計項2，εi,t+τ為隨機誤差項。所有解釋變量的數(shù)據(jù)都是截至t年可以獲得的數(shù)據(jù)，模型使用截至t年的前10年數(shù)據(jù)進行滾動計算。為了消除極端值的影響，對式(1)中涉及的所有連續(xù)變量分年度進行2%和98%的winsorized縮尾處理。

利用式(1)預測出的公司未來盈余代入式(2)——GLS模型中，通過迭代方法可求解出隱含股權融資成本，式(2)的具體表達式如下所示：

其中，Mt為t年末公司權益的市場價值，COE為股權融資成本，Bt為t年末公司權益的賬面價值，Et[·]為基于t年的信息所獲得的市場預期值。(ROEt+k-COE)×Bt+k-1為t+k年的剩余收益，其中ROEt+k為t+k年的凈資產(chǎn)收益率，當k=1,2,3時，定義為基于式(1)所獲得的t+k年預測盈余Et+k除以前一年的權益賬面價值Bt+k-1，當4≤k≤11時，假定ROEt+k等差回歸到過去十年的行業(yè)中位數(shù)(計算時剔除虧損公司樣本)，當k≥12時，假定ROEt+k為恒等于過去十年行業(yè)中位數(shù)的常數(shù)。Bt+k為基于“干凈盈余會計”的權益賬面價值，Bt+k=Bt+k-1+Et+k－Dt+k，其中Dt+k為t+k年的現(xiàn)金股利，Dt+k=K×Et+k，K為當前股利支付率，當t年盈余為正時，K等于t年現(xiàn)金股利除以會計盈余，當t年盈余為負時，K等于t年現(xiàn)金股利與6%總資產(chǎn)的比值3，另外對K進行Winsorized縮尾處理，使其介于[0, 1]之間(Guay et al., 2011)[24]。

二、模型構建和變量定義

為了驗證本文提出的研究假設，我們構建如下回歸模型：

其中，COE是股權融資成本，α、β、λ是模型待估計參數(shù)。Nature是終極控制人所有權性質(zhì)的虛擬變量，包括：國有企業(yè)虛擬變量(State)、中央企業(yè)虛擬變量(Central)、地方企業(yè)虛擬變量(Local)、事業(yè)單位企業(yè)虛擬變量(Institution)、民營企業(yè)虛擬變量(Private)、外資企業(yè)虛擬變量(Foreign)。Control_Variable是控制變量，本文控制變量的選擇借鑒了Hou et al.(2012)[25]、肖珉(2008)[55]、王春飛等(2013)[49]等的研究。ε是隨機誤差項。研究變量定義見表1所示。

三、樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

在2004年12月13日證監(jiān)會下文《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容和格式準則第2號》，要求上市公司明確披露其實際控制人情況，至此大部分上市公司才披露其實際控制人的產(chǎn)權信息。因此，本文以2004～2013年所有A股上市公司作為初選樣本，然后剔除如下公司：(1)金融保險類公司；(2)被ST或PT的公司；(3)資產(chǎn)負債率大于1的公司；(4)除發(fā)行A股外還同時發(fā)行B股或H股的公司，剔除此類樣本是因為該類公司存在兩個以上股價，不便于求隱含股權融資成本；(5)中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司；(6)回歸變量存在數(shù)據(jù)缺失的樣本。經(jīng)過樣本篩選后，最終獲得包含10080個觀測值的非平衡面板樣本4。

本研究的數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，其中公司特征數(shù)據(jù)可以從數(shù)據(jù)庫中直接獲得，終極控制人所有權性質(zhì)數(shù)據(jù)根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫提供的實際控制人名稱手工分類獲得。

實證結果及分析

一、描述性統(tǒng)計

從表2中可見股權融資成本(COE)的平均值是6.3%，最小值接近0，最大值51.8%，最大值與最小值的差距很大，這表明公司間的股權融資成本之間存在較大的變異性。國有企業(yè)虛擬變量(State)的平均數(shù)是0.675，即全部樣本公司中國有企業(yè)比重達到了67.5%，說明樣本公司中國有企業(yè)仍然是絕對的主體。虛擬變量Central、 Local、Institution、 Private和Foreign平均數(shù)分別是0.182、0.474、0.020、0.292、0.033，可見在全部樣本公司中中央企業(yè)、地方企業(yè)、事業(yè)單位企業(yè)、民營企業(yè)和外資企業(yè)分別占比為18.2%、47.4%、2.0%、29.2%和3.3%，這其中地方企業(yè)所占比重最大，幾乎占了一半。

二、多元回歸分析

通過Hausman檢驗和Sargan-Hansen過度識別檢驗，我們發(fā)現(xiàn)本文所設定的模型適合個體固定效應估計。因此，本文采用個體固定效應估計上述回歸模型。同時，為了克服可能出現(xiàn)的異方差和序列相關影響，本文使用Driscoll-Kraay估計法(Driscoll and Kraay, 1998)[13]進行參數(shù)估計(該方法在模型存在異方差和序列相關時參數(shù)估計仍然穩(wěn)健)?；貧w結果見表3。

表3的第Ⅰ欄和第Ⅱ欄是全樣本回歸，第Ⅲ欄是國有企業(yè)子樣本回歸，第Ⅳ欄是非國有企業(yè)子樣本回歸。另外，第Ⅰ欄——第Ⅳ欄分別是以非國有企業(yè)、民營企業(yè)、地方企業(yè)和民營企業(yè)作為基準組進行的回歸分析。

從表3可見，F(xiàn)值都在1%的水平上顯著，表明模型系數(shù)整體顯著，組內(nèi)R2都大于0.6，表明四個模型的整體擬合效果良好。

表3的第Ⅰ欄可見，國有企業(yè)虛擬變量(State)系數(shù)為負的但不顯著。造成國有企業(yè)虛擬變量對股權融資成本不顯著的可能原因之一是把上市公司按終極所有權性質(zhì)簡單劃分為國有公司和非國有公司，并不能夠很好地區(qū)分它們對股權融資成本的影響，檢驗結果容易受樣本選擇的影響。表3的第Ⅱ欄可見，中央企業(yè)虛擬變量(Central)系數(shù)在1%的水平上顯著為負的，表明中央企業(yè)相比民營企業(yè)有著顯著低的股權融資成本，驗證了研究假設H2。地方企業(yè)虛擬變量(Local)系數(shù)為負，但不顯著，表明地方企業(yè)與民營企業(yè)的股權融資成本并沒有系統(tǒng)性差異，與研究假設H1不相符。這可能是因為我們的假設低估了地方政府對地方企業(yè)的政策扶持力度，地方企業(yè)不但受到來自于地方政府顯性的財政補貼、稅收優(yōu)惠和市場準入資格等全方位的支持，也同樣可能因為其國有性質(zhì)受到來自于其他大型國有企事業(yè)單位的隱性“偏愛”，比如國有銀行在面臨同等條件下一般更愿意貸款給國有企業(yè)而不是民營企業(yè)；同時，我們也可能低估了地方政府隱性風險擔保給企業(yè)帶來的隱性收益，由于長期以來受計劃經(jīng)濟觀念的影響，人們?nèi)菀紫嘈诺胤狡髽I(yè)因為受政府支持而更不會破產(chǎn)，投資風險會更小，其隱性收益可能較大。與研究假設H3不相符，事業(yè)單位企業(yè)虛擬變量(Institution)系數(shù)為正的但不顯著，表明事業(yè)單位企業(yè)與民營企業(yè)的股權融資成本沒有系統(tǒng)性差別，這很可能是因為我們低估了事業(yè)單位對事業(yè)單位企業(yè)人才和技術的支持力度。在當今的信息時代，人才和技術是企業(yè)的核心競爭力，其無形價值難以估量；同時，也可能是我們低估了事業(yè)單位良好品牌聲譽給事業(yè)單位企業(yè)帶來的隱性收益，因為像知名高校和科研院所創(chuàng)辦的上市公司容易獲得人們的認可，這些公司的發(fā)展前景因為背后有著高校和科研院所雄厚的人才和技術支持而普遍被人們看好。外資企業(yè)虛擬變量(Foreign)系數(shù)在5%的水平上顯著為負的，表明外資企業(yè)相比民營企業(yè)有著顯著低的股權融資成本，驗證了研究假設H4。從表3的第Ⅲ欄可見，中央企業(yè)虛擬變量(Central)系數(shù)在1%的水平上顯著為負的，表明中央企業(yè)相比地方企業(yè)有著顯著低的股權融資成本，同樣驗證了研究假設H2。表3的第Ⅳ欄可見，中外資企業(yè)虛擬變量(Foreign)系數(shù)在1%的水平上顯著為負的，說明外資企業(yè)相比民營企業(yè)有著顯著低的股權融資成本，再次驗證了研究假設H4。

進一步測試和穩(wěn)健性檢驗

一、進一步測試

1.配對樣本檢驗

本文按終極所有權性質(zhì)把上市公司劃分為五類，為了更好探討五類公司對股權融資成本的影響，我們對五類公司按照年份和行業(yè)相同、規(guī)模相近的原則進行兩兩配對7。表4是兩兩配對樣本中不同類型公司股權融資成本的均值T檢驗和Wilcoxon中位數(shù)秩和檢驗。

從表4國有企業(yè)和非國有企業(yè)的配對中可見，在均值T檢驗中國有企業(yè)的股權融資成本均值低于非國有企業(yè)，但并不顯著，在中位數(shù)秩和檢驗中國有企業(yè)的股權融資成本中位數(shù)顯著低于非國有企業(yè)，這些表明國有企業(yè)的股權融資成本可能低于非國有企業(yè)，但結果不夠穩(wěn)健。從表4中央企業(yè)和民營企業(yè)的配對中可見，無論是均值T檢驗還是中位數(shù)秩和檢驗，中央企業(yè)的股權融資成本均值和中位數(shù)都在1%的水平上顯著低于民營企業(yè)。另外，從表4中央企業(yè)和地方企業(yè)的配對中也可以發(fā)現(xiàn)，無論是均值T檢驗還是中位數(shù)秩和檢驗，中央企業(yè)的股權融資成本均值和中位數(shù)都在1%的水平上顯著低于地方企業(yè)，這表明中央企業(yè)相比民營企業(yè)和地方企業(yè)有著顯著低的股權融資成本。從表4地方企業(yè)與民營企業(yè)的配對中可見，在均值T檢驗中地方企業(yè)的股權融資成本均值高于民營企業(yè)，而在中位數(shù)秩和檢驗中地方企業(yè)的股權融資成本中位數(shù)低于民營企業(yè)，兩檢驗的結果相悖并且都不顯著，這表明地方企業(yè)與民營企業(yè)的股權融資成本并沒有系統(tǒng)性差異。從表4事業(yè)單位企業(yè)與民營企業(yè)的配對中可見，無論是均值T檢驗還是中位數(shù)秩和檢驗，事業(yè)單位企業(yè)相比民營企業(yè)其股權融資成本的平均數(shù)和中位數(shù)都要更低但并不顯著，說明事業(yè)單位企業(yè)與民營企業(yè)的股權融資成本并沒有系統(tǒng)性差異。表4民營企業(yè)和外資企業(yè)的配對中，無論是均值T檢驗還是中位數(shù)秩和檢驗，外資企業(yè)相比民營企業(yè)其股權融資成本的平均數(shù)和中位數(shù)都要低但并不顯著。以上檢驗結果與多元回歸分析得到的結果基本一致，說明本文的研究結果是穩(wěn)健的。

2.以不同類型公司為參照基準進行的回歸分析

表5報告了以不同類型公司為基準組(參照組)的回歸結果。

表5的第Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ和Ⅳ欄是全樣本回歸，第Ⅴ欄是國有企業(yè)子樣本回歸。從表5的第Ⅰ和Ⅳ欄可見，以中央企業(yè)為基準組進行回歸時，地方企業(yè)虛擬變量(Local)和民營企業(yè)虛擬變量(Private)的系數(shù)都在1%的水平上顯著為正的，表明中央企業(yè)相比地方企業(yè)和民營企業(yè)有著顯著低的股權融資成本。從表5的第Ⅱ欄可見，以地方企業(yè)為基準組進行回歸時，民營企業(yè)虛擬變量(Private)系數(shù)為正的但不顯著，表明地方企業(yè)與民營企業(yè)的股權融資成本并沒有系統(tǒng)性差別。從表5的第Ⅲ欄可見，以事業(yè)單位企業(yè)為基準組進行回歸時，民營企業(yè)虛擬變量(Private)系數(shù)為負的但不顯著，表明事業(yè)單位企業(yè)與民營企業(yè)的股權融資成本并沒有系統(tǒng)性差別。從表5的第Ⅳ欄可見，以外資企業(yè)為基準組進行回歸時，民營企業(yè)虛擬變量(Private)系數(shù)在5%的水平上顯著為正的，表明外資企業(yè)相比民營企業(yè)有著顯著更低的股權融資成本。同時，通過表5的回歸結果，我們可以發(fā)現(xiàn)，在五類上市公司中，中央企業(yè)和外資企業(yè)的股權融資成本相對較低，而地方企業(yè)、事業(yè)單位企業(yè)和民營企業(yè)的股權融資成本相對較高。以不同類型公司為基準組的回歸結果與表3的回歸結果基本一致，說明本文的研究結果是穩(wěn)健的。

二、穩(wěn)健性檢驗

為更進一步驗證回歸結果的穩(wěn)健性，我們還做了如下的穩(wěn)健性檢驗：(1)孫會國等(2012)[46]研究認為使用CT模型(Claus and Thomas, 2001)[10]和GGM模型(Gordon and Gordon, 1997)[23]度量的股權融資成本在中國資本市場中適應性更好，因此，本文分別使用該兩種模型度量的股權融資成本以及它們與GLS模型度量的股權融資成本的平均數(shù)作為因變量進行穩(wěn)健性測試，測試結果與表3回歸結果基本一致。(2)借鑒其他文獻(王春飛等，2013[49]；肖作平，2012)[57]，使用年末所有者權益市場價值的自然對數(shù)代替公司規(guī)模變量(年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)Lnassets)，使用年總資產(chǎn)增長率代替成長性變量(年營業(yè)收入增長率)，穩(wěn)健性測試的回歸結果與上文結果基本保持不變。(3)上文樣本界定的終極控制人有效控制權比率為10%，我們借鑒La Porta et al.(1999)[30]的經(jīng)典研究文獻把有效控制權比率界定為20%，以此篩選終極控制人樣本進行穩(wěn)健性測試，穩(wěn)健性測試結果與表3的回歸結果基本一致。

結語

本文采用2004～2013年在深、滬上市的10080個觀測值組成的非平衡面板為研究樣本，以終極控制股東和外部中小股東的代理沖突為切入點，理論分析和實證檢驗了終極所有權性質(zhì)對股權融資成本的影響。不同于以往研究只是把終極所有權性質(zhì)簡單區(qū)分為國有和非國有兩類，本文按終極控制人的差異將國有企業(yè)和非國有企業(yè)進一步劃分為中央企業(yè)、地方企業(yè)、事業(yè)單位企業(yè)、民營企業(yè)和外資企業(yè)五類，以民營企業(yè)為參照基準，探討產(chǎn)權性質(zhì)對股權融資成本的影響。研究發(fā)現(xiàn)：(1)中央政府作為體制改革政策的制定者，相比地方政府會更加注重維護自身形象，減少對中央企業(yè)的干預，避免中央企業(yè)承擔過多的社會責任和政治成本。同時中央企業(yè)與政府的良好政治關系，能夠使其獲得各種政府優(yōu)待和隱性的政府風險擔保。另外，因為中央企業(yè)規(guī)模大、行業(yè)重要，更會接受到來自輿論的監(jiān)督，從而約束自身對外部中小股東的利益侵占。無論是相比地方企業(yè)還是民營企業(yè)，中央企業(yè)在公司價值和投資風險方面都有優(yōu)勢，從而導致其顯著低的股權融資成本。(2)地方企業(yè)相比民營企業(yè)，一方面因政府干預而承擔了過多的社會責任和政治成本，另一方面也能夠享有各種政府優(yōu)待和隱性的政府風險擔保，來自正反兩方面的作用導致地方企業(yè)相比民營企業(yè)在公司價值和投資風險方面并沒有顯著優(yōu)勢，難以造成地方企業(yè)相比民營企業(yè)在股權融資成本方面的系統(tǒng)性差異。(3)事業(yè)單位企業(yè)大多是高校和科研院所的校辦企業(yè)，相比民營企業(yè)，它們一方面普遍存在較為嚴重的產(chǎn)權不明晰、公司治理結構不合理等問題，有更強的動機和能力對其終極控制股東——原事業(yè)單位進行利益輸送，侵占公司價值和外部中小股東利益，另一方面也能夠獲得來自于事業(yè)單位人財物的大力支持——尤其是高新人才和高新科技，以及事業(yè)單位品牌聲譽的隱性支持，正反兩方面作用的相互抵消，使得事業(yè)單位企業(yè)相比民營企業(yè)在公司價值和投資風險方面并沒有顯著優(yōu)勢，難以體現(xiàn)股權融資成本的系統(tǒng)性差別。(4)外資企業(yè)相比民營企業(yè)通常具有兩方面的優(yōu)勢：一是具有更加完善的公司治理機制；二是面臨國內(nèi)外更嚴格的雙重監(jiān)管。這些優(yōu)勢通常能夠轉(zhuǎn)化為外資企業(yè)在公司價值和投資風險方面的優(yōu)勢，從而導致外資企業(yè)相比民營企業(yè)具有顯著低的股權融資成本。(5)在五類企業(yè)中，中央企業(yè)和外資企業(yè)的股權融資成本相對較低，而地方企業(yè)、事業(yè)單位企業(yè)和民營企業(yè)股權融資成本相對較高。

[本文的研究得到國家自然科學基金“終極所有權結構，社會資本與銀行貸款契約(項目編號：71472157)，國家自然科學基金“終極控制股東，投資者法律保護與會計穩(wěn)健性”(項目編號：71272140)，國家自然科學基金“終極所有權結構，制度環(huán)境與權益資本成本”( 項目編號：71002062)，四川省學術和技術帶頭人培養(yǎng)基金“媒體監(jiān)督，政府干預與權益資本成本”(重點資助)和四川省學術和技術帶頭人培養(yǎng)基金“媒體治理與審計質(zhì)量”(重點資助)的資助]

注釋

1.企業(yè)是包含公司在內(nèi)的一個更大范疇，兩者并不等價，但本文對兩者并不做嚴格區(qū)分，而是交替使用。

2.我國直到1998年才開始披露現(xiàn)金流量表，因此，在1998年之前采用資產(chǎn)負債表法計算應計項，其值等于(總流動資產(chǎn)的變動-現(xiàn)金和現(xiàn)金等價物的變動)-(總流動負債的變動-流動負債中短期負債的變動－應付所得稅變動)-折舊和攤銷，在1998年后采用現(xiàn)金流量表法計算應計項，其值等于(營業(yè)利潤-經(jīng)營性現(xiàn)金凈流量)。

3.根據(jù)Gebhardt et al.(2001)[22]測算，美國總資產(chǎn)的長期回報率大約是6%。因此，當公司出現(xiàn)虧損時，采用總資產(chǎn)的6%作為正常盈余水平的替代量。

4.式(1)進行未來盈余預測時，因為對于2004-2013年的每一年都需要使用過去10年的非平衡面板數(shù)據(jù)進行參數(shù)估計，所以式(1)的樣本容量擴大到1995-2013年，經(jīng)過上文(1)-(6)步驟的樣本篩選后獲得包含17309個觀測個案的樣本。

5.根據(jù)2001年證券會頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》，先按照大類進行分類，然后對制造業(yè)按二級明細再細劃，總共分成21個行業(yè)(不包括金融保險業(yè))，為避免完全共線性，共設置20個虛擬變量。

6.為避免異常值的影響，我們對變量Incomegrow和Rdiv進行了1%和99%的winsorized縮尾處理。

7.對于規(guī)模相近的配對，我們設定控制組與對照組的公司規(guī)模比值介于[0.9, 1.1]之間。