肖 彥（教授），謝曉君，程思嘉

國企改革是我國深化經(jīng)濟(jì)體制改革的重點(diǎn)工作之一。自2013年十八屆三中全會后，國企改革進(jìn)入了新的階段，混合所有制改革為國有企業(yè)帶來了多種性質(zhì)的資本融合，從而使企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)更加多元化，股權(quán)結(jié)構(gòu)的變化導(dǎo)致股東之間利益沖突產(chǎn)生微妙變化，進(jìn)而影響到公司治理結(jié)構(gòu)，對股權(quán)資本成本也會產(chǎn)生影響。學(xué)術(shù)界對于股權(quán)資本成本的研究主要聚焦于兩個方面：一是對股權(quán)資本估算方法的研究；二是對導(dǎo)致股權(quán)資本成本變動的相關(guān)性因素分析。無論是股權(quán)資本成本的估算方法研究還是變動因素研究，均對股權(quán)資本成本估算值的準(zhǔn)確性有著嚴(yán)格的要求。

目前國際上通用的資本成本估算方法種類繁多，效果褒貶不一。若能正確地估算我國混合所有制企業(yè)的股權(quán)資本成本，最大程度地測量我國混合所有制企業(yè)股權(quán)資本成本的變化趨勢，則國企改革的方向會更加具體、清晰（李晶晶，2013；洪潔，2016）。因此，本文應(yīng)用目前學(xué)術(shù)界較為常用的資本成本估算模型，計算我國混合所有制企業(yè)2012～2016年間的股權(quán)資本成本，分析其變動趨勢，以探究新一輪混合所有制改革的成效，以及混合所有制改革過程中股權(quán)性質(zhì)的變化對企業(yè)股權(quán)資本成本的影響情況。

一、股權(quán)資本成本計量模型的選擇

（一）股權(quán)資本成本計量常用方法

要研究企業(yè)股權(quán)資本成本的變動情況，就必須先解決其計量方法問題，常用的計量方法有以下兩種：一種是基于市場風(fēng)險溢價的估計方法，主要包含資本資產(chǎn)定價模型（CAPM）、套利定價模型（APT）和三因素模型（FFM）；另一種估計方法是把未來預(yù)期的收益率折算為現(xiàn)值估計資產(chǎn)價格，包括股利貼現(xiàn)模型（DDM）、剩余收益折現(xiàn)模型（GLS）和GORDON模型等。

William Sharpe等在1964年構(gòu)建了CAPM模型。隨后，Roll、Ross（1983）實證檢驗了CAPM模型的可靠性。而APT模型是由Ross在1976年提出的一種全新的資產(chǎn)定價模型，該模型中最重要的前提假設(shè)是市場中不存在同時買賣同一資產(chǎn)獲取差價的情況，認(rèn)為風(fēng)險資產(chǎn)收益率是由多個因素共同決定的，并不是只有CAPM模型中闡述的系統(tǒng)風(fēng)險這一個變量。Chen（1983）比較了APT模型和CAPM模型，發(fā)現(xiàn)APT模型中影響資產(chǎn)收益的風(fēng)險因素難以確定，也難以計量，所以在實際使用中也受到很大限制。

基于CAPM和APT模型對資產(chǎn)定價的缺陷，F(xiàn)ama、French（1993）以理論和大量實證為依據(jù)提出了FFM模型，研究表明：將市場收益率作為資產(chǎn)收益率唯一的風(fēng)險因素，不太能夠反映真實的資產(chǎn)定價；把市場風(fēng)險、規(guī)模和賬面市值比作為度量資產(chǎn)收益率風(fēng)險因素的變量，并構(gòu)建相應(yīng)的模型，能更加全面、準(zhǔn)確地反映股票的風(fēng)險收益率。

1938年Williams最早提出了DDM模型，為虛擬資產(chǎn)的估值奠定了堅實的基礎(chǔ)。Williams（1938）假定投資者將永久持有某一股票，股票的真實價值就是在未來可以獲得的現(xiàn)金流，未來可能獲得的現(xiàn)金流通常包括股票市價和股利。由于假定股票永久持有，所以股票的未來現(xiàn)金流的現(xiàn)值就是把未來股利進(jìn)行折現(xiàn)之和。由于無法對未來各年的股利做出合理預(yù)測，因此只能用于短期測度股票價值。

GORDOR模型的提出克服了DDM模型使用的局限性，模型假定在很長一段時間內(nèi)，未來股利以每年確定不變的增長率增長，且每年股利按期分配。Gebhardt、Lee、Swaminathan（2001）在 DDM 模型基礎(chǔ)上衍生出GLS模型，研究認(rèn)為：公司的發(fā)展每12年是一個周期，12年的預(yù)測數(shù)據(jù)可以相對全面的涵蓋企業(yè)的價值。該模型要求前3年對每股盈余的預(yù)測值與市場預(yù)期一致，另外9年的凈資產(chǎn)收益率向行業(yè)中位數(shù)回歸，一個預(yù)測周期以外的保持不變，且股利支付率為100%。PEG模型是由Easton在2004年的研究中提出的，是一種非正常盈余增長模型。模型指出公司股票存在賬面價值和公允市場價格，兩者是不同的，其中的差額就是剩余收益。

（二）股權(quán)資本成本測度模型的選擇

通過對多種資本成本測度模型以及我國混合所有制企業(yè)股權(quán)性質(zhì)的綜合分析，本文主要選擇CAPM模型和GORDON模型來對股權(quán)資本成本進(jìn)行估算。原因在于：CAPM模型在計算時考慮了市場風(fēng)險因素，并且被廣泛運(yùn)用于組合資產(chǎn)的定價和投資策略，這與我國國有企業(yè)混改后股權(quán)性質(zhì)多樣化相對應(yīng)；GORDON模型則是從企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的角度考慮，對于公司治理結(jié)構(gòu)穩(wěn)定、運(yùn)營情況良好的企業(yè)而言，GORDON模型的股權(quán)資本成本估算結(jié)果具有極強(qiáng)的代表性（汪平，2013）。

二、股權(quán)資本成本估算

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

考慮到最新一輪的國有企業(yè)混合所有制改革啟動于2013年，為充分研究混合所有制改革下國有企業(yè)的股權(quán)資本成本究竟如何變化，本文選擇以2013年為時間節(jié)點(diǎn)，并以此節(jié)點(diǎn)向前后分別推進(jìn)，對混合所有制企業(yè)2012～2016年的數(shù)據(jù)進(jìn)行比較分析。

本文中的研究樣本來源于CSMAR和RESSET數(shù)據(jù)庫，選取2012～2016年期間滬深兩市所有A股上市公司為初始樣本，篩選方式如下：①剔除非國有上市公司樣本；②剔除IPO樣本以及含缺失值的樣本；③剔除ST、PT類以及金融類公司。最終篩選情況為：采用CAPM模型進(jìn)行計算時，剔除β值計算過程中樣本數(shù)量較少的分組，選取樣本公司數(shù)量分布為：2012年972家、2013年2419家、2014年 2551家、2015年2734家、2016年871家；采用GORDON模型進(jìn)行計算時，剔除可持續(xù)增長率為負(fù)或大于1的樣本，具體數(shù)量分布為：2012年622家、2013年603家、2014年546家、2015年554家、2016年327家。

（二）基于CAPM模型的股權(quán)資本成本估算

1.CAPM模型。CAPM模型被廣泛應(yīng)用于組合資產(chǎn)的定價和投資策略，模型把市場風(fēng)險分為系統(tǒng)性風(fēng)險和非系統(tǒng)性風(fēng)險。系統(tǒng)性風(fēng)險是市場本身就存在的，就算擴(kuò)大資產(chǎn)組合的容量和類別也無法規(guī)避。而投資者可以多元化資產(chǎn)配置或者使資產(chǎn)組合中包含盡可能多的樣本，以降低組合的非系統(tǒng)性風(fēng)險。模型如下：

其中：E（ki）為股票的期望收益率，用于表示股權(quán)資本成本的估計值；rf是無風(fēng)險收益率；E（km）是股票組合的期望收益率；β是市場風(fēng)險系數(shù)；βi［E（km）-rf］則表示資產(chǎn)組合風(fēng)險溢價。無風(fēng)險收益率rf在一般情況下是指將資金投向無風(fēng)險投資對象上所獲得的報酬率，即僅有時間價值的收益率。通常情況下，無風(fēng)險收益率可用國債收益率表示，但目前我國國債周期較長，且利率并未實現(xiàn)市場化，故本文將按天數(shù)加權(quán)的一年定期銀行存款利率作為無風(fēng)險收益率rf的估值。

對于市場組合的平均報酬率kmt，本文選取滬深300指數(shù)為市場組合，以計算市場收益率，計算公式為：

其中，Indext和Indext-1分別表示市場組合在t和t-1時刻的收盤價格。

2.估算過程。

（1）確定模型的β系數(shù)，并對β估算值進(jìn)行驗證：運(yùn)用OLS法對全部期間的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行時間序列回歸分析，得到βi的估算值，并將其與企業(yè)名稱、股票代碼相對應(yīng)。

由于樣本數(shù)量較大，故節(jié)選部分企業(yè)數(shù)據(jù)以示意，如表1所示：

表1 企業(yè)β估算值節(jié)選

（2）樣本分組：由于樣本數(shù)量龐大，為方便對企業(yè)β值進(jìn)行檢驗及修正，故將樣本進(jìn)行分組，以組合為單位對β系數(shù)進(jìn)行回歸檢驗。分組方法為：將2012～2016年期間每年的樣本企業(yè)以股權(quán)性質(zhì)為基準(zhǔn)分為三組，參照肖彥、裴旭真（2016）的劃分方法，根據(jù)混合所有制企業(yè)中的國有股比例將樣本企業(yè)分為國有資本主導(dǎo)型、國有資本控股型和國有資本參與型。其中，主導(dǎo)型企業(yè)中國有股占股比例大于等于50%，控股型企業(yè)中國有股比例大于等于20%且小于50%，參與型企業(yè)中國有股占股比例則小于20%，共計15組。

（3）計算組合樣本的βp和回歸殘差δp，計算公式如下：

其中，kpt為樣本組合在t時間段內(nèi)的平均報酬率。

表2 組合β系數(shù)回歸檢驗

（4）β值檢驗。通過上述計算的數(shù)據(jù)，對組合β進(jìn)行橫截面回歸檢驗分析，回歸模型如下：

表3 檢驗分析一

表4 檢驗分析二

從表3中可以看出，R2和調(diào)整R2的值分別為0.267和0.110，遠(yuǎn)小于1，這說明式（5）的擬合度有待提高。根據(jù)表4的分析結(jié)果來看，各變量的T值的絕對值都小于2，表明在置信度5%的顯著水平上μ1、μ2、μ3不足以解釋因變量的變化。但是，從表4系數(shù)估計值來看，股票收益率與β正相關(guān)，與β2負(fù)相關(guān)，說明β系數(shù)能在一定程度上反映企業(yè)資本成本的變化。此外，α＜0，說明滬深股市的投資者更傾向于投機(jī)行為而非投資行為，與我國目前股票市場有待完善的實際國情相符合。結(jié)合表3、表4，可得出：風(fēng)險系數(shù)β能在一定程度上反映企業(yè)的收益，但是不夠全面，說明還存在著其他非系統(tǒng)性風(fēng)險因素影響著企業(yè)股權(quán)資本成本。綜合而言，β系數(shù)通過了檢驗，但可能存在一定程度上的誤差。

（5）將各項計算指標(biāo)代入CAPM模型即式（1）中，得出股權(quán)資本成本估算值。

3.估算結(jié)果?；贑APM模型的股權(quán)資本成本描述性統(tǒng)計結(jié)果如表5所示：

表5 基于CAPM模型的股權(quán)資本成本描述性統(tǒng)計（%）

（三）基于GORDON模型的股權(quán)資本成本估算

1.GORDON模型。GORDON模型也可稱為股利貼息不變增長模型，是股權(quán)資本成本估算模型中適用范圍較廣的一種傳統(tǒng)模型。由于該模型的成立是建立在三大假設(shè)條件的基礎(chǔ)上，即股息永久支付、穩(wěn)定增長且增長率小于貼現(xiàn)率，所以模型中的待測數(shù)值為下一期的股利以及年增長率，而非當(dāng)期股利。具體公式如下：

其中：D1表示下一期的股利，來自于RESSET數(shù)據(jù)庫中分配股利支付現(xiàn)金與上市公司總股數(shù)的比值；P0來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫中的當(dāng)期股票交易價格指標(biāo)；g為股息年增長率；R即為估算的股權(quán)資本成本。

2.估算過程。

（1）股息年增長率的確定：為了盡可能準(zhǔn)確地得到估算數(shù)值，需保證可持續(xù)增長率g這一指標(biāo)的可靠性和客觀性，以充分反映投資企業(yè)的預(yù)期。由于指標(biāo)確定會涉及時間增長等因素，故而被認(rèn)為是GORDON模型計算時面臨的主要困難。根據(jù)Whitcutt（1992）和Foerster、Sapp（2005）的觀點(diǎn)，股息年增長率（g）可以通過名義GDP來計算。然而，實證結(jié)果表明，雖然股息與GDP增長率呈正相關(guān)關(guān)系，但是僅限于在企業(yè)屬于成熟的上市公司情況下。因此，本文擬運(yùn)用企業(yè)在五年間的稅后平均分紅來替代股息年增長率。

（2）將各項計算指標(biāo)代入GORDON模型即式（6）中，得出股權(quán)資本成本估算值。

3.估算結(jié)果?；贕ORDON模型的股權(quán)資本成本的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表6所示：

表6 基于GORDON模型的股權(quán)資本成本描述性統(tǒng)計（%）

三、股權(quán)資本成本變動趨勢分析

股權(quán)資本成本的實質(zhì)即投資回報率，也就是投資者在進(jìn)行股權(quán)投資時所要求的收益率。因為股票市場波動以及政策變化等不穩(wěn)定性因素所帶來的影響，與其他投資相比（如國債投資、公司債投資），股票投資的風(fēng)險水平更高，由此股票投資者所要求的收益率也相應(yīng)較高，這也可以成為衡量股權(quán)資本成本估算值是否科學(xué)合理的一個重要考量。其中，普通股獲利率可作為具體指標(biāo)參與衡量。普通股獲利率是指每股股息與股價的比值，用于衡量股東當(dāng)期的股息收益率。例如，根據(jù)GORDON模型，在g=0即假設(shè)公司的股息年增長率為零的情況下，股權(quán)資本成本等于普通股獲利率。當(dāng)然，這種假設(shè)是建立在股票市場效率極高并且政策未發(fā)生重大變化的基礎(chǔ)之上的，在現(xiàn)實情況中股權(quán)資本成本的估算值應(yīng)該遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于普通股獲利率。據(jù)此，本文將計算獲得的普通股獲利率列示在表7和圖1中，以此判斷股權(quán)資本成本估算值是否合理。

表7 2012～2016年普通股獲利率（%）

圖1 股權(quán)資本成本與普通股獲利率變動趨勢

從表7和圖1來看，兩種模型的估算值均大于普通股獲利率，說明CAPM模型與GORDON模型的股權(quán)資本成本估算值都符合市場實際情況。但兩種估算模型所得出的股權(quán)資本成本差異比較明顯，其中，CAPM模型的估算值波動幅度較大。尤其是在2013～2014年間，變動趨勢甚至與GORDON模型相反。根據(jù)現(xiàn)實背景分析，2013年開始，國家正式提出加大企業(yè)混合所有制改革力度，而“混改”的主要目標(biāo)之一就是使國有企業(yè)轉(zhuǎn)型成為混合所有制企業(yè)，以改善企業(yè)因為國有資產(chǎn)比例過高而導(dǎo)致股權(quán)資本成本居高不下的現(xiàn)狀。結(jié)合CAPM模型中對市場風(fēng)險的考慮，出現(xiàn)這種逆向變動的原因在于：國有資產(chǎn)長期在國有企業(yè)中占據(jù)主導(dǎo)地位，其資產(chǎn)所有者——國有股東并沒有確切的投資回報率要求，從而導(dǎo)致企業(yè)股權(quán)資本成本處于低位。2013年“混改”大力實施以后，新的非國有資產(chǎn)注入，這些新股東對投資回報率的要求必然要高于從前。由此，在改革初期（2014年），基于CAPM所計算的股權(quán)資本成本反而會增大。

相反地，GORDON模型的股權(quán)資本成本估算值與普通股獲利率一直保持著穩(wěn)定的差距。同時期Shan Xu、Duchi Liu（2015）運(yùn)用PEG模型計算得出我國上市公司的股權(quán)資本成本平均值為9.632和11.638，與本文GORDON模型的估算值基本相符，說明運(yùn)用GORDON模型能很好地估算混合所有制企業(yè)的股權(quán)資本成本。根據(jù)GORDON模型的估算結(jié)果可知，股權(quán)資本成本一直呈穩(wěn)定下降趨勢，從宏觀層面上證實了混合所有制改革的效果。

根據(jù)不同模型中指標(biāo)的特性，將兩種模型的估算結(jié)果進(jìn)行綜合分析，結(jié)論如下：2012～2016年期間，股權(quán)資本成本總體呈現(xiàn)下降趨勢，其中CAPM模型側(cè)重于對市場風(fēng)險的考慮，因此股權(quán)資本成本估算值波動性較大，在短時期上升后開始逐漸下降；GORDON模型則側(cè)重于對企業(yè)自身可持續(xù)性發(fā)展的考慮，其估算結(jié)果顯示股權(quán)資本成本一直處于穩(wěn)步下降趨勢。這說明2013年開始的國企混合所有制改革已初見成效，從企業(yè)自身角度來說，股權(quán)資本成本的降低標(biāo)志著公司治理環(huán)境變好，治理效率得到有效提升；從股東角度來說，股權(quán)資本成本的下降說明股東的要求報酬率下降，即股東對整體市場環(huán)境滿意度得到了提升。

四、股權(quán)性質(zhì)對股權(quán)成本的影響分析

根據(jù)大量的文獻(xiàn)研究結(jié)論和前文的股權(quán)資本成本趨勢分析可知，混合所有制改革能夠降低企業(yè)股權(quán)資本成本。而國企在混合所有制改革過程中，主要是針對其股權(quán)結(jié)構(gòu)進(jìn)行改革，尤其是股權(quán)結(jié)構(gòu)中的股權(quán)性質(zhì)。基于此，本文針對不同股權(quán)性質(zhì)，按照前文檢驗CAPM模型的β系數(shù)時所采用的樣本分類方法，以國有資產(chǎn)占有比例為基準(zhǔn)，將企業(yè)分為三種類型：國有資產(chǎn)主導(dǎo)型（國資≥50%）、國有資產(chǎn)控制型（20%≤國資＜50%）、國有資產(chǎn)參與型（國資＜20%），以此分析股權(quán)資本成本變動的影響因素。其中，股權(quán)資本成本數(shù)值來源于CAPM模型估算值與GORDON模型估算值的均值。具體分類如圖2所示：

圖2 股權(quán)資本成本分類統(tǒng)計

根據(jù)圖2，2012～2016年間，國有資產(chǎn)主導(dǎo)型企業(yè)的股權(quán)資本成本基本要高于國有資產(chǎn)控制型企業(yè)與國有資產(chǎn)參與型企業(yè)，且變動幅度也小于其他兩大類型的企業(yè)；股權(quán)資本成本下降幅度最大的企業(yè)類型是國有資產(chǎn)控制型企業(yè)，其次為國有資產(chǎn)參與型企業(yè)?？傮w來看，2014～2015年下降幅度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于2012～2013年，說明隨著混合所有制改革的推進(jìn)，企業(yè)中的國有資產(chǎn)比例相對下降，大量非國有資產(chǎn)的引入對企業(yè)公司治理起到了改良的效果。截至2016年，股權(quán)資本成本最高的為國資參與型企業(yè)，而國資控制型企業(yè)的資本成本最低，說明股權(quán)資本成本整體上呈現(xiàn)隨著國有資產(chǎn)比例降低而降低的趨勢，但當(dāng)國資占比下降到一定比例時，股權(quán)資本成本反而開始上升。

同時，在2013～2014年這一時間段內(nèi)，國有資產(chǎn)主導(dǎo)型企業(yè)的資本成本保持下降，而國有資產(chǎn)控制型企業(yè)與國有資產(chǎn)參與型企業(yè)的股權(quán)資本成本都出現(xiàn)了上升的情況。對于股權(quán)資本成本短暫上升的原因，從股權(quán)性質(zhì)分類的角度來看，國有資產(chǎn)占比大的企業(yè)，資本成本保持下降趨勢；而國有資產(chǎn)占比相對較小的企業(yè)，資本成本隨著“混改”的進(jìn)行而短期上升。這在一定程度上證明了作者對CAPM模型估算值在改革初期上升原因分析的合理性，即股權(quán)資本成本上升的原因是由于非國有股東的加入，而隨著改革的推進(jìn)，混合所有制企業(yè)的股權(quán)資本成本最終會進(jìn)入下降通道。

通過以上分析可以得出：從長期看來，國有企業(yè)通過混合所有制改革，引入非公有制經(jīng)濟(jì)，降低國有資產(chǎn)比例，從而使股權(quán)資本成本有效減少，進(jìn)而優(yōu)化公司治理。

五、結(jié)論

股權(quán)資本成本是國有企業(yè)進(jìn)行股權(quán)投資決策的重要依據(jù)之一，也是企業(yè)在進(jìn)行混合所有制改革時的重要參照物。其估算值以及估算值的變化趨勢能夠反映出整個市場的相關(guān)變化信息，甚至是宏觀環(huán)境下的政策變化信息。本文以國企混合所有制改革為切入點(diǎn)，運(yùn)用兩種估算模型計算出我國混合所有制企業(yè)2012～2016年間的股權(quán)資本成本，以分析我國混合所有制企業(yè)的股權(quán)資本成本變動趨勢和影響因素，得到如下結(jié)論：①CAPM模型能夠在一定程度上反映我國混合所有制企業(yè)基于市場風(fēng)險因素考量的股權(quán)資本成本變動情況；GORDON模型則能夠基于企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的角度來準(zhǔn)確預(yù)測企業(yè)股權(quán)資本成本變動趨勢。②我國混合所有制企業(yè)股權(quán)資本成本的變動趨勢為：隨著混合所有制改革的實施，股權(quán)資本成本最終會進(jìn)入穩(wěn)步下降的狀態(tài)，而短時期內(nèi)出現(xiàn)的上升情況是國有企業(yè)在進(jìn)行股權(quán)性質(zhì)調(diào)整時所產(chǎn)生的合理反應(yīng)。③目前我國混合所有制企業(yè)股權(quán)資本成本變動受到國有資產(chǎn)比例變動的影響，隨著混合所有制改革的深化，國有資產(chǎn)控制型企業(yè)的股權(quán)資本成本要低于國有資產(chǎn)主導(dǎo)型企業(yè)與國有資產(chǎn)參與型企業(yè)。

本文的研究充分說明了混合所有制改革的有效性，因此，國家應(yīng)當(dāng)繼續(xù)堅持推進(jìn)混合所有制改革，適當(dāng)引入非國有資本，加強(qiáng)內(nèi)部監(jiān)管，提高混合所有制改革的效率。從本文的研究可以看出，國有企業(yè)經(jīng)過“混改”形成股份制企業(yè)，在國有資本中融入非國有資本，使得所有制結(jié)構(gòu)復(fù)雜化、利益主體多元化，從而提高股權(quán)制衡度、降低股權(quán)集中度、優(yōu)化公司治理結(jié)構(gòu)，進(jìn)而降低企業(yè)的股權(quán)資本成本。

主要參考文獻(xiàn)：

陳曉敏．國家控股與股權(quán)資本成本關(guān)系研究［D］．北京：首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)，2012．

洪潔，陳少華．終極股權(quán)結(jié)構(gòu)、法律制度與股權(quán)資本成本［J］．會計之友，2016（2）．

陸正飛，葉康濤．中國上市公司股權(quán)融資偏好解析——偏好股權(quán)融資就是緣于融資成本低嗎？［J］．經(jīng)濟(jì)研究，2004（4）．

李晶晶，寧宇新．我國市場環(huán)境下股權(quán)資本成本計量的研究綜述［J］．會計之友，2013（10）．

羅孟旎．混合所有制、公司治理質(zhì)量與股權(quán)資本成本——基于中國資本市場經(jīng)驗證據(jù)的分析［J］．商業(yè)研究，2017（7）．

汪平，鄒穎．中國企業(yè)股權(quán)資本成本變動趨勢:基于2000～2010年的數(shù)據(jù)分析［J］．經(jīng)濟(jì)與管理評論，2013（4）．

文世偉．我國上市公司融資偏好及其影響因素研究［D］．成都：西南財經(jīng)大學(xué)，2013．

肖彥，裴旭真，許明皓．產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、股權(quán)結(jié)構(gòu)與會計穩(wěn)健性——基于混合所有制改革視角［J］．會計之友，2016（5）．