終極所有權(quán)性質(zhì)與股權(quán)融資成本
——來自中國(guó)證券市場(chǎng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

肖作平 尹林輝

(西南交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，四川 成都 610031)

引言

根據(jù)現(xiàn)代公司治理理論，股權(quán)結(jié)構(gòu)是現(xiàn)代公司治理研究框架的產(chǎn)權(quán)基石，從根本上決定著公司的決策機(jī)制和激勵(lì)約束制度，決定著公司的行為準(zhǔn)則和企業(yè)績(jī)效(譚興民等，2010)[47]。早期研究認(rèn)為公司股權(quán)普遍是分散的，在分散的股權(quán)結(jié)構(gòu)下不存在控股股東，所有股東都存在“搭便車”心理，缺乏激勵(lì)去監(jiān)督管理者，公司控制權(quán)往往落入管理者手中，導(dǎo)致公司管理層的過度投資和在職消費(fèi)(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(quán)分散并不是普遍存在的，世界上大多數(shù)國(guó)家上市公司的股權(quán)都是相對(duì)集中的，集中的股權(quán)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(quán)結(jié)構(gòu)的研究成為了公司治理研究的主流方向之一，國(guó)際上對(duì)它的研究主要圍繞三個(gè)方面展開：(1)終極所有權(quán)性質(zhì)；(2)終極所有權(quán)的集中度；(3)終極控制人的兩權(quán)分離度(Poletti, 2009)[35]。

終極所有權(quán)性質(zhì)與公司價(jià)值和公司治理的關(guān)系是長(zhǎng)期以來理論界和實(shí)務(wù)界關(guān)注的焦點(diǎn)(林建秀，2007)[40]。目前國(guó)際上通常把終極所有權(quán)性質(zhì)區(qū)分為國(guó)有和非國(guó)有兩類(王雪梅，2013)[50]，它們與公司價(jià)值的關(guān)系在中國(guó)資本市場(chǎng)中存在兩種相互對(duì)立的觀點(diǎn)：國(guó)有控股有助于提升公司價(jià)值(Jiang et al., 2010[27]；Calomiris et al., 2010[7]；程仲鳴，2010)[37]或降低公司價(jià)值(Lin et al., 1998[33]；夏立軍和方軼強(qiáng)，2005)[53]。引起這種分歧的原因之一在于把終極所有權(quán)性質(zhì)簡(jiǎn)單區(qū)分為國(guó)有和非國(guó)有兩類，在它們對(duì)公司價(jià)值影響差異較小的情況下，實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果可能并不穩(wěn)健，容易受到樣本選擇的影響。中國(guó)正處于計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌中，所有權(quán)成分極為復(fù)雜。不同所有權(quán)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(quán)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(jì)后果。因此，為了更好地理清復(fù)雜的終極所有權(quán)成分對(duì)公司價(jià)值的構(gòu)成要素(股權(quán)融資成本)的影響，我們有必要對(duì)所有權(quán)性質(zhì)進(jìn)行更加細(xì)致的劃分。

本文把國(guó)有控股企業(yè)(以下簡(jiǎn)稱為國(guó)有企業(yè))細(xì)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(jiǎn)稱為中央企業(yè)、地方企業(yè)、事業(yè)單位企業(yè))1，把非國(guó)有控股企業(yè)(以下簡(jiǎn)稱為非國(guó)有企業(yè))細(xì)分為民營(yíng)控股企業(yè)、港澳臺(tái)資和外資控股企業(yè)(以下簡(jiǎn)稱為民營(yíng)企業(yè)、外資企業(yè))，在此基礎(chǔ)上，探討不同終極所有權(quán)性質(zhì)對(duì)公司價(jià)值的構(gòu)成要素——股權(quán)融資成本的影響。

本文的研究貢獻(xiàn)在于：(1)深化了終極所有權(quán)結(jié)構(gòu)與公司價(jià)值的研究。現(xiàn)有研究對(duì)終極所有權(quán)性質(zhì)的劃分過于粗略，不能很好地區(qū)分和刻畫中國(guó)復(fù)雜的各種所有權(quán)成分特性，容易導(dǎo)致終極所有權(quán)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的不穩(wěn)健。本文對(duì)終極所有權(quán)的細(xì)分，有助于明確各種終極所有權(quán)成分的特性，克服這些缺陷。(2)拓展了股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司治理的研究。把終極所有權(quán)性質(zhì)簡(jiǎn)單區(qū)分為國(guó)有和非國(guó)有，不利于把握股權(quán)結(jié)構(gòu)的特性，難以了解股權(quán)結(jié)構(gòu)中終極所有權(quán)的不同成分對(duì)公司治理的影響。本文對(duì)終極所有權(quán)的細(xì)分有助于克服這些問題。(3)拓展了股權(quán)融資成本的影響因素研究。在區(qū)分國(guó)有和非國(guó)有的基礎(chǔ)上，對(duì)終極所有權(quán)性質(zhì)進(jìn)一步的細(xì)分有助于了解中國(guó)復(fù)雜的終極所有權(quán)成分對(duì)股權(quán)融資成本的影響。(4)在實(shí)踐意義上，股權(quán)融資成本作為公司理財(cái)?shù)年P(guān)鍵指標(biāo)，常應(yīng)用于投資項(xiàng)目的評(píng)估、融資方案的選擇和資本結(jié)構(gòu)的決策。探索不同終極所有權(quán)成分對(duì)股權(quán)融資成本的影響，有利于資本市場(chǎng)的健康發(fā)展和證券制度的建設(shè)，有利于推動(dòng)國(guó)有企業(yè)的改革和公司治理機(jī)制的完善。

文獻(xiàn)述評(píng)和研究假設(shè)

一、文獻(xiàn)述評(píng)

1.終極所有權(quán)性質(zhì)對(duì)公司價(jià)值和公司治理的影響

Jensen and Meckling(1979)[28]研究認(rèn)為國(guó)有公司由于缺乏有效的監(jiān)管，往往會(huì)出現(xiàn)遠(yuǎn)比家族控股公司更大的代理成本，從而降低公司價(jià)值。Lin et al.(1998)[33]研究認(rèn)為國(guó)有企業(yè)由于承擔(dān)了許多社會(huì)責(zé)任，諸如經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)穩(wěn)定、就業(yè)、稅收等，從而降低了公司價(jià)值。Fan et al.(2005)[19]研究表明中國(guó)民營(yíng)公司相比國(guó)有公司存在著更高的所有權(quán)和控制權(quán)的分離度，降低了民營(yíng)公司的治理水平。Jiang et al.(2010)[27]研究發(fā)現(xiàn)非國(guó)有公司、欠發(fā)達(dá)地區(qū)公司更有可能發(fā)生終極控制人對(duì)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(jià)值。夏立軍和方軼強(qiáng)(2005)[53]研究認(rèn)為政府通常會(huì)把社會(huì)負(fù)擔(dān)轉(zhuǎn)嫁給由其控制的國(guó)有企業(yè)，而目前中國(guó)的法律法規(guī)又難以有效約束政府的權(quán)力，從而導(dǎo)致政府控制的國(guó)有企業(yè)價(jià)值降低。羅黨論和唐清泉(2008)[42]研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)資本市場(chǎng)上盡管普遍存在金字塔結(jié)構(gòu)，但是在不同的所有制結(jié)構(gòu)中，兩權(quán)分離度和金字塔層級(jí)對(duì)中小股東的利益保護(hù)有著巨大差異，在民營(yíng)企業(yè)，兩權(quán)分離度和金字塔層級(jí)對(duì)中小股東的利益侵占有著顯著的影響，而在國(guó)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(quán)結(jié)構(gòu)是影響公司業(yè)績(jī)的重要因素。程仲鳴(2010)[37]研究發(fā)現(xiàn)民營(yíng)企業(yè)存在著比國(guó)有企業(yè)更高的兩權(quán)分離度，會(huì)引發(fā)更為嚴(yán)重的代理問題，從而可能會(huì)增加終極控制人對(duì)中小股東的利益攫取。南開大學(xué)公司治理評(píng)價(jià)課題組(2010)[43]研究表明控股股東所有權(quán)性質(zhì)對(duì)公司治理具有顯著影響，國(guó)有公司每年的公司治理指數(shù)均值都要高于民營(yíng)公司，這說明國(guó)有公司的公司治理狀況要明顯好于民營(yíng)公司。魏卉等(2011)[51]認(rèn)為國(guó)有公司能夠從政府中獲得諸如財(cái)政補(bǔ)貼、稅收優(yōu)惠、市場(chǎng)準(zhǔn)入資格等各種政府優(yōu)待，加上政府信譽(yù)的隱形風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保，最終會(huì)降低公司的股權(quán)融資成本、提高公司價(jià)值。宋常等(2012)[44]研究發(fā)現(xiàn)，國(guó)有公司由于承擔(dān)了更大的社會(huì)責(zé)任和政治成本，這會(huì)導(dǎo)致其一方面限制自身的盈余管理行為，另一方面更有動(dòng)機(jī)去降低公司的風(fēng)險(xiǎn)。

2.股權(quán)融資成本的影響因素

股權(quán)融資成本影響因素的早期研究主要集中在風(fēng)險(xiǎn)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(jì)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(guān)注公司治理對(duì)股權(quán)融資成本的影響，并逐步發(fā)展成為一個(gè)研究熱點(diǎn)。已有研究認(rèn)為提高信息披露質(zhì)量能夠顯著降低股權(quán)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(quán)融資成本可以通過兩種途徑來實(shí)現(xiàn)：一是提高股票的信息透明度，增強(qiáng)股票的市場(chǎng)流動(dòng)性，從而減少股票的交易成本或增加其市場(chǎng)需求(Diamond and Verrecchia, 1991)[12]；二是緩解投資者和公司之間的信息不對(duì)稱，減少外部投資者的信息風(fēng)險(xiǎn)(Easley and O'Hara, 2004[14]；Lambert et al., 2007)[29]。除信息披露外，其他公司治理機(jī)制也會(huì)影響股權(quán)融資成本。Ashbaugh et al.(2004)[2]實(shí)證分析了公司治理的四個(gè)方面——財(cái)務(wù)信息質(zhì)量、股權(quán)結(jié)構(gòu)、股東權(quán)力、董事會(huì)結(jié)構(gòu)對(duì)股權(quán)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(quán)融資成本，高比例管理者持股的公司會(huì)削弱股東權(quán)力與股權(quán)融資成本的負(fù)相關(guān)關(guān)系。Suchard et al.(2012)[36]研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部人持股比率提高、機(jī)構(gòu)投資者及規(guī)模小和獨(dú)立性強(qiáng)的董事會(huì)的存在有助于降低股權(quán)融資成本。伴隨著“法與金融”研究的熱潮，學(xué)者也開始關(guān)注制度環(huán)境對(duì)股權(quán)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(dòng)公司成長(zhǎng)并降低公司的股權(quán)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(hù)能夠降低公司內(nèi)部人員對(duì)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(jià)格，從而降低了股權(quán)融資成本。Chen et al.(2009)[9]研究表明公司治理機(jī)制與股權(quán)融資成本負(fù)相關(guān)，這一關(guān)系在投資者法律保護(hù)較弱的國(guó)家表現(xiàn)更為顯著。金智(2013)[38]研究發(fā)現(xiàn)違反社會(huì)規(guī)范的公司會(huì)通過提高財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量來獲取投資者的關(guān)注，但由于違反社會(huì)規(guī)范，財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量的提高并未能降低股權(quán)融資成本，反而可能承擔(dān)更高的股權(quán)融資成本。

綜上文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)：(1)現(xiàn)有文獻(xiàn)普遍認(rèn)為終極所有權(quán)性質(zhì)會(huì)影響公司價(jià)值，但是對(duì)終極控制人的國(guó)有性質(zhì)是降低公司價(jià)值還是提高公司價(jià)值，目前在學(xué)界仍存有較大的分歧。(2)現(xiàn)有文獻(xiàn)將終極所有權(quán)性質(zhì)的劃分為國(guó)有和非國(guó)有兩類的方式過于粗略，但實(shí)際上諸如國(guó)有公司中的中央企業(yè)和地方企業(yè)、非國(guó)有公司中的民營(yíng)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(dǎo)致它們?cè)诮?jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)、財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)、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(quán)融資成本。(3)現(xiàn)有股權(quán)融資成本影響因素的研究主要關(guān)注公司特征、信息披露質(zhì)量和制度因素的影響，而缺乏對(duì)終極所有權(quán)性質(zhì)的關(guān)注。

二、理論分析和研究假設(shè)

本文在討論終極所有權(quán)性質(zhì)對(duì)股權(quán)融資成本的影響時(shí)，借鑒夏立軍和方軼強(qiáng)(2005)[53]的做法，主要以民營(yíng)企業(yè)作為參照基準(zhǔn)，探討其他所有權(quán)性質(zhì)公司的股權(quán)融資成本相比民營(yíng)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(diǎn)，當(dāng)上市公司的終極控制人有可能侵占外部中小股東利益時(shí)，會(huì)引發(fā)代理沖突。侵占的可能性越高，代理沖突越嚴(yán)重，外部中小股東所預(yù)期的投資風(fēng)險(xiǎn)就越高，按照風(fēng)險(xiǎn)和收益對(duì)等原則，他們會(huì)要求更高的投資報(bào)酬率，從而增加公司的股權(quán)融資成本。

首先，我們討論地方企業(yè)的股權(quán)融資成本，地方企業(yè)的終極控制股東為地方政府，在我國(guó)目前的制度環(huán)境下地方政府具有較強(qiáng)的動(dòng)機(jī)和能力干預(yù)地方企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)。我國(guó)二十世紀(jì)九十年代實(shí)行的分稅制改革，賦予地方政府更多的財(cái)權(quán)和事權(quán)，使其在處理經(jīng)濟(jì)社會(huì)問題時(shí)具有更強(qiáng)的自主性，同時(shí)我國(guó)的官員考核機(jī)制——注重GDP經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的考核充分激勵(lì)了官員去提高當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平(周黎安，2007)[60]，以獲取“晉升”所需要的政治業(yè)績(jī)，這些體制改革導(dǎo)致地方政府有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)和能力調(diào)控經(jīng)濟(jì)。盡管我國(guó)實(shí)行了“政企分開”的體制改革，原則上要求政府不能直接干預(yù)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，但是地方政府對(duì)其管轄的地方企業(yè)的人事權(quán)和財(cái)權(quán)仍有很大的權(quán)力，可以通過管理層的人事任免、信貸、稅收、財(cái)政補(bǔ)貼等手段干預(yù)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)。并且由于地方企業(yè)產(chǎn)權(quán)名義上屬于國(guó)家(或政府)，擁有控制權(quán)的政府官員沒有企業(yè)的剩余索取權(quán)，缺乏經(jīng)濟(jì)利益的激勵(lì)。因此，他們通常不會(huì)以公司價(jià)值最大化作為監(jiān)管企業(yè)的目標(biāo)，而更可能為其“光鮮”的政績(jī)要求地方企業(yè)承擔(dān)許多本不應(yīng)該由其承擔(dān)的社會(huì)責(zé)任和政治成本(Lin et al., 1998)[33]。例如，要求地方企業(yè)投資建設(shè)一些盈利性很低甚至虧損的公共工程。承擔(dān)過多的社會(huì)責(zé)任和政治成本會(huì)降低地方企業(yè)的公司價(jià)值，侵占外部中小股東的利益，盡管民營(yíng)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(gè)重要的原因在于，我國(guó)目前的投資者法律保護(hù)難以限制政府的政治權(quán)力，難以有效約束政府的侵權(quán)行為。顯然，當(dāng)中小股東面臨控制股東的侵權(quán)時(shí)，法律保護(hù)對(duì)于民營(yíng)控制股東的約束力遠(yuǎn)強(qiáng)于其對(duì)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(guān)系可能使企業(yè)能夠獲取經(jīng)營(yíng)外的經(jīng)濟(jì)利益。國(guó)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(guān)系能夠影響政府相關(guān)政策向地方企業(yè)傾斜，企業(yè)從中獲取諸如信貸、稅收、財(cái)政補(bǔ)貼、市場(chǎng)準(zhǔn)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(guān)系往往是政府為政治目的而強(qiáng)加的(Fan et al., 2007)[20]，地方政府對(duì)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(jìn)行的“變相支持”——“放長(zhǎng)線釣大魚”(夏立軍和方軼強(qiáng)，2005)[53]。

總之，相比民營(yíng)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(quán)行為。因此，外部投資者基于侵占風(fēng)險(xiǎn)的考量，對(duì)于地方企業(yè)會(huì)要求更高的投資報(bào)酬率，從而提高公司的股權(quán)融資成本。

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

中央企業(yè)盡管也屬于國(guó)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(huì)影響到兩者的股權(quán)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(guó)企改革主要政策的制定者，為更好地貫徹落實(shí)自己制定的改革政策，會(huì)注重維護(hù)自身的形象，為下級(jí)政府樹立表率。為落實(shí)“政企分開”政策，中央政府會(huì)賦予中央企業(yè)更多的經(jīng)營(yíng)自主權(quán)，減少對(duì)中央企業(yè)的干預(yù)。而地方政府為了自身政績(jī)，在貫徹落實(shí)“政企分開”政策時(shí)往往會(huì)“打折扣”，會(huì)更多干預(yù)地方企業(yè)使其經(jīng)營(yíng)活動(dòng)能夠配合地方政府的“政績(jī)工程”，從而導(dǎo)致地方企業(yè)相比中央企業(yè)要承擔(dān)更多的社會(huì)責(zé)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(guān)系國(guó)計(jì)民生的重點(diǎn)行業(yè)。因此，媒體和百姓對(duì)其的關(guān)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(yù)受損，政府和公司高管都會(huì)約束其對(duì)中小股東的侵權(quán)行為和對(duì)公司價(jià)值的利益侵占(肖作平和黃璜，2013)[58]。因此，對(duì)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(fēng)險(xiǎn)，投資者要求的投資報(bào)酬率會(huì)更低，從而導(dǎo)致公司的股權(quán)融資成本更低。

另一方面，中央企業(yè)相比民營(yíng)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(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保。中央企業(yè)大多處于關(guān)系國(guó)計(jì)民生的重點(diǎn)行業(yè)，保證這些企業(yè)的健康發(fā)展對(duì)于政治的穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)的發(fā)展都是至關(guān)重要的。因此，中央政府對(duì)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(qiáng)加過多社會(huì)責(zé)任和政治成本，另一方面還能夠享受到來自政府的各項(xiàng)政策優(yōu)待和隱性風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保。因此，中央企業(yè)相比民營(yíng)企業(yè)往往具有更高的公司價(jià)值和更低的投資風(fēng)險(xiǎn)，投資者基于風(fēng)險(xiǎn)所要求的必要報(bào)酬率會(huì)更低，進(jìn)而降低公司的股權(quán)融資成本。

基于以上分析，提出研究假設(shè)H2：相比民營(yíng)企業(yè)和地方企業(yè)，中央企業(yè)有著更低的股權(quán)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(yíng)企業(yè)普遍存在更為嚴(yán)重的產(chǎn)權(quán)不明晰、公司治理結(jié)構(gòu)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(shí)現(xiàn)“產(chǎn)學(xué)研”的有效結(jié)合，加快科技成果的市場(chǎng)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(chǎng)中套取資金的工具。長(zhǎng)期以來事業(yè)單位企業(yè)改制滯后，相比民營(yíng)企業(yè)，其產(chǎn)權(quán)不明晰、公司治理結(jié)構(gòu)不合理等問題更為嚴(yán)重，當(dāng)事業(yè)單位企業(yè)發(fā)展到一定程度后，往往會(huì)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(yuǎn)超出其正常的利潤(rùn)分紅)，比如很多高校創(chuàng)建的校辦公司，在正常利潤(rùn)分紅之外還以贊助、回報(bào)、發(fā)福利等方式為學(xué)校提供大量資金(連海平，2014)[39]，這種對(duì)原事業(yè)單位的利益輸送會(huì)損害其他中小股東的利益，也會(huì)導(dǎo)致公司價(jià)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(cái)物的大力支持，尤其是高科技人才和高新科學(xué)技術(shù)。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(shí)加以扶持，以便吸引更多外部投資者的投資，在這一點(diǎn)上與地方政府對(duì)地方企業(yè)的扶持是相類似的。

總之，相比民營(yíng)企業(yè)，事業(yè)單位企業(yè)更為嚴(yán)重的產(chǎn)權(quán)不明晰、公司治理結(jié)構(gòu)不合理等問題，會(huì)加重終極控制股東對(duì)中小股東的利益侵占，導(dǎo)致更為嚴(yán)重的代理沖突，降低公司價(jià)值、提高公司投資風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而推高公司的股權(quán)融資成本。

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

非國(guó)有企業(yè)可以區(qū)分為民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)，外資企業(yè)相比民營(yíng)企業(yè)存在兩方面重要的差異：一是公司治理機(jī)制更加完善。覃毅和張世賢(2011)[48]研究認(rèn)為外資企業(yè)通常擁有比較完善的公司治理結(jié)構(gòu)和激勵(lì)機(jī)制，學(xué)習(xí)并引進(jìn)它們的組織模式能夠提高內(nèi)資企業(yè)的管理效率。張學(xué)勇和廖理(2011)[59]研究表明外資背景風(fēng)險(xiǎn)投資有助于公司治理機(jī)制的完善，提高公司的盈利水平。當(dāng)外資進(jìn)入中國(guó)后，能夠把西方先進(jìn)的管理經(jīng)驗(yàn)和完善的公司治理模式引入外資企業(yè)，同時(shí)也能夠優(yōu)化公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)，這有利于提升外資企業(yè)的公司治理水平，提高公司價(jià)值。二是存在更為嚴(yán)格的雙重監(jiān)管。外資進(jìn)入中國(guó)后，在接受中國(guó)法律法規(guī)監(jiān)管的同時(shí)還要接受外資本國(guó)或地區(qū)法律法規(guī)的監(jiān)管，而且外資所處國(guó)家或地區(qū)的資本市場(chǎng)相比我國(guó)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(duì)中小股東的利益侵占。總之，外資企業(yè)相比民營(yíng)企業(yè)的這兩點(diǎn)差異有助于提升其公司價(jià)值，保護(hù)中小股東的利益，從而降低投資者的投資風(fēng)險(xiǎn)及其必要報(bào)酬率，進(jìn)而降低公司的股權(quán)融資成本。

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

回到教室里，孩子們都放學(xué)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(shí)話，我干這個(gè)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(gè)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(jiǎn)陋粗糙的講臺(tái)，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(shè)計(jì)

一、股權(quán)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(quán)融資成本，該模型在我國(guó)股權(quán)融資成本的實(shí)證研究中使用比較普遍，被認(rèn)為在我國(guó)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(guó)外實(shí)證研究通常使用分析師的一致盈余預(yù)測(cè)來表示。但在我國(guó)由于缺乏分析師的盈余預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)，通常使用實(shí)際的盈余數(shù)據(jù)來替代(陸正飛和葉康濤，2004)[41]，這樣導(dǎo)致實(shí)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(yù)測(cè)未來盈余，其實(shí)證檢驗(yàn)證明該模型所獲得的未來盈余要比分析師的一致盈余預(yù)測(cè)更加穩(wěn)健，可以減少分析師自身的預(yù)測(cè)偏誤影響。本文也借用該模型來預(yù)測(cè)未來盈余，具體模型見式(1)所示。在式(1)中對(duì)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(jìn)行Fama-MacBeth回歸(Fama and Macbeth, 1973)[17]來估計(jì)參數(shù)，然后把該年解釋變量值代入式(1)可以預(yù)測(cè)出基于該年的未來盈余。比如，我們要基于2012年預(yù)測(cè)2013～2015年的未來盈余，可以用2003～2012年的數(shù)據(jù)估計(jì)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(yù)測(cè)2013～2015年的盈余值。

其中，Ei,t+τ為i公司t+τ年扣除異常項(xiàng)目前的盈余(τ=1,2, 3)，α0-α6為待估計(jì)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(shí)等于1，否則等于0)，NegEi,t為盈余是否為負(fù)的啞變量(盈余為負(fù)時(shí)等于1，否則等于0)，ACi,t為應(yīng)計(jì)項(xiàng)2，εi,t+τ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。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(jìn)行滾動(dòng)計(jì)算。為了消除極端值的影響，對(duì)式(1)中涉及的所有連續(xù)變量分年度進(jìn)行2%和98%的winsorized縮尾處理。

利用式(1)預(yù)測(cè)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(quán)融資成本，式(2)的具體表達(dá)式如下所示：

其中，Mt為t年末公司權(quán)益的市場(chǎng)價(jià)值，COE為股權(quán)融資成本，Bt為t年末公司權(quán)益的賬面價(jià)值，Et[·]為基于t年的信息所獲得的市場(chǎng)預(yù)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(dāng)k=1,2,3時(shí)，定義為基于式(1)所獲得的t+k年預(yù)測(cè)盈余Et+k除以前一年的權(quán)益賬面價(jià)值Bt+k-1，當(dāng)4≤k≤11時(shí)，假定ROEt+k等差回歸到過去十年的行業(yè)中位數(shù)(計(jì)算時(shí)剔除虧損公司樣本)，當(dāng)k≥12時(shí)，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(huì)計(jì)”的權(quán)益賬面價(jià)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(dāng)前股利支付率，當(dāng)t年盈余為正時(shí)，K等于t年現(xiàn)金股利除以會(huì)計(jì)盈余，當(dāng)t年盈余為負(fù)時(shí)，K等于t年現(xiàn)金股利與6%總資產(chǎn)的比值3，另外對(duì)K進(jìn)行Winsorized縮尾處理，使其介于[0, 1]之間(Guay et al., 2011)[24]。

二、模型構(gòu)建和變量定義

為了驗(yàn)證本文提出的研究假設(shè)，我們構(gòu)建如下回歸模型：

其中，COE是股權(quán)融資成本，α、β、λ是模型待估計(jì)參數(shù)。Nature是終極控制人所有權(quán)性質(zhì)的虛擬變量，包括：國(guó)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(yíng)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(jī)誤差項(xiàng)。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(huì)下文《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容和格式準(zhǔn)則第2號(hào)》，要求上市公司明確披露其實(shí)際控制人情況，至此大部分上市公司才披露其實(shí)際控制人的產(chǎn)權(quán)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(xiǎn)類公司；(2)被ST或PT的公司；(3)資產(chǎn)負(fù)債率大于1的公司；(4)除發(fā)行A股外還同時(shí)發(fā)行B股或H股的公司，剔除此類樣本是因?yàn)樵擃惞敬嬖趦蓚€(gè)以上股價(jià)，不便于求隱含股權(quán)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(gè)觀測(cè)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(kù)，其中公司特征數(shù)據(jù)可以從數(shù)據(jù)庫(kù)中直接獲得，終極控制人所有權(quán)性質(zhì)數(shù)據(jù)根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)提供的實(shí)際控制人名稱手工分類獲得。

實(shí)證結(jié)果及分析

一、描述性統(tǒng)計(jì)

從表2中可見股權(quán)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(quán)融資成本之間存在較大的變異性。國(guó)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(guó)有企業(yè)比重達(dá)到了67.5%，說明樣本公司中國(guó)有企業(yè)仍然是絕對(duì)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(yíng)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(yàn)和Sargan-Hansen過度識(shí)別檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)本文所設(shè)定的模型適合個(gè)體固定效應(yīng)估計(jì)。因此，本文采用個(gè)體固定效應(yīng)估計(jì)上述回歸模型。同時(shí)，為了克服可能出現(xiàn)的異方差和序列相關(guān)影響，本文使用Driscoll-Kraay估計(jì)法(Driscoll and Kraay, 1998)[13]進(jìn)行參數(shù)估計(jì)(該方法在模型存在異方差和序列相關(guān)時(shí)參數(shù)估計(jì)仍然穩(wěn)健)。回歸結(jié)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(guó)有企業(yè)子樣本回歸，第Ⅳ欄是非國(guó)有企業(yè)子樣本回歸。另外，第Ⅰ欄——第Ⅳ欄分別是以非國(guó)有企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)、地方企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)作為基準(zhǔn)組進(jìn)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(gè)模型的整體擬合效果良好。

表3的第Ⅰ欄可見，國(guó)有企業(yè)虛擬變量(State)系數(shù)為負(fù)的但不顯著。造成國(guó)有企業(yè)虛擬變量對(duì)股權(quán)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(quán)性質(zhì)簡(jiǎn)單劃分為國(guó)有公司和非國(guó)有公司，并不能夠很好地區(qū)分它們對(duì)股權(quán)融資成本的影響，檢驗(yàn)結(jié)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(fù)的，表明中央企業(yè)相比民營(yíng)企業(yè)有著顯著低的股權(quán)融資成本，驗(yàn)證了研究假設(shè)H2。地方企業(yè)虛擬變量(Local)系數(shù)為負(fù)，但不顯著，表明地方企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)的股權(quán)融資成本并沒有系統(tǒng)性差異，與研究假設(shè)H1不相符。這可能是因?yàn)槲覀兊募僭O(shè)低估了地方政府對(duì)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(cái)政補(bǔ)貼、稅收優(yōu)惠和市場(chǎng)準(zhǔn)入資格等全方位的支持，也同樣可能因?yàn)槠鋰?guó)有性質(zhì)受到來自于其他大型國(guó)有企事業(yè)單位的隱性“偏愛”，比如國(guó)有銀行在面臨同等條件下一般更愿意貸款給國(guó)有企業(yè)而不是民營(yíng)企業(yè)；同時(shí)，我們也可能低估了地方政府隱性風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保給企業(yè)帶來的隱性收益，由于長(zhǎng)期以來受計(jì)劃經(jīng)濟(jì)觀念的影響，人們?nèi)菀紫嘈诺胤狡髽I(yè)因?yàn)槭苷С侄粫?huì)破產(chǎn)，投資風(fēng)險(xiǎn)會(huì)更小，其隱性收益可能較大。與研究假設(shè)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(yíng)企業(yè)的股權(quán)融資成本沒有系統(tǒng)性差別，這很可能是因?yàn)槲覀兊凸懒耸聵I(yè)單位對(duì)事業(yè)單位企業(yè)人才和技術(shù)的支持力度。在當(dāng)今的信息時(shí)代，人才和技術(shù)是企業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)力，其無形價(jià)值難以估量；同時(shí)，也可能是我們低估了事業(yè)單位良好品牌聲譽(yù)給事業(yè)單位企業(yè)帶來的隱性收益，因?yàn)橄裰咝：涂蒲性核鶆?chuàng)辦的上市公司容易獲得人們的認(rèn)可，這些公司的發(fā)展前景因?yàn)楸澈笥兄咝：涂蒲性核酆竦娜瞬藕图夹g(shù)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(fù)的，表明外資企業(yè)相比民營(yíng)企業(yè)有著顯著低的股權(quán)融資成本，驗(yàn)證了研究假設(shè)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(fù)的，表明中央企業(yè)相比地方企業(yè)有著顯著低的股權(quán)融資成本，同樣驗(yàn)證了研究假設(shè)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(fù)的，說明外資企業(yè)相比民營(yíng)企業(yè)有著顯著低的股權(quán)融資成本，再次驗(yàn)證了研究假設(shè)H4。

進(jìn)一步測(cè)試和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

一、進(jìn)一步測(cè)試

1.配對(duì)樣本檢驗(yàn)

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

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

2.以不同類型公司為參照基準(zhǔn)進(jìn)行的回歸分析

表5報(bào)告了以不同類型公司為基準(zhǔn)組(參照組)的回歸結(jié)果。

表5的第Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ和Ⅳ欄是全樣本回歸，第Ⅴ欄是國(guó)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(zhǔn)組進(jìn)行回歸時(shí)，地方企業(yè)虛擬變量(Local)和民營(yíng)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(yíng)企業(yè)有著顯著低的股權(quán)融資成本。從表5的第Ⅱ欄可見，以地方企業(yè)為基準(zhǔn)組進(jìn)行回歸時(shí)，民營(yíng)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(yíng)企業(yè)的股權(quán)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(zhǔn)組進(jìn)行回歸時(shí)，民營(yíng)企業(yè)虛擬變量(Private)系數(shù)為負(fù)的但不顯著，表明事業(yè)單位企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)的股權(quán)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(zhǔn)組進(jìn)行回歸時(shí)，民營(yíng)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(yíng)企業(yè)有著顯著更低的股權(quán)融資成本。同時(shí)，通過表5的回歸結(jié)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(quán)融資成本相對(duì)較低，而地方企業(yè)、事業(yè)單位企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)的股權(quán)融資成本相對(duì)較高。以不同類型公司為基準(zhǔn)組的回歸結(jié)果與表3的回歸結(jié)果基本一致，說明本文的研究結(jié)果是穩(wěn)健的。

二、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為更進(jìn)一步驗(yàn)證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，我們還做了如下的穩(wěn)健性檢驗(yàn)：(1)孫會(huì)國(guó)等(2012)[46]研究認(rèn)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(quán)融資成本在中國(guó)資本市場(chǎng)中適應(yīng)性更好，因此，本文分別使用該兩種模型度量的股權(quán)融資成本以及它們與GLS模型度量的股權(quán)融資成本的平均數(shù)作為因變量進(jìn)行穩(wěn)健性測(cè)試，測(cè)試結(jié)果與表3回歸結(jié)果基本一致。(2)借鑒其他文獻(xiàn)(王春飛等，2013[49]；肖作平，2012)[57]，使用年末所有者權(quán)益市場(chǎng)價(jià)值的自然對(duì)數(shù)代替公司規(guī)模變量(年末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)Lnassets)，使用年總資產(chǎn)增長(zhǎng)率代替成長(zhǎng)性變量(年?duì)I業(yè)收入增長(zhǎng)率)，穩(wěn)健性測(cè)試的回歸結(jié)果與上文結(jié)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(quán)比率為10%，我們借鑒La Porta et al.(1999)[30]的經(jīng)典研究文獻(xiàn)把有效控制權(quán)比率界定為20%，以此篩選終極控制人樣本進(jìn)行穩(wěn)健性測(cè)試，穩(wěn)健性測(cè)試結(jié)果與表3的回歸結(jié)果基本一致。

結(jié)語

本文采用2004～2013年在深、滬上市的10080個(gè)觀測(cè)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(diǎn)，理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)了終極所有權(quán)性質(zhì)對(duì)股權(quán)融資成本的影響。不同于以往研究只是把終極所有權(quán)性質(zhì)簡(jiǎn)單區(qū)分為國(guó)有和非國(guó)有兩類，本文按終極控制人的差異將國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)進(jìn)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(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)五類，以民營(yíng)企業(yè)為參照基準(zhǔn)，探討產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)股權(quán)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(huì)更加注重維護(hù)自身形象，減少對(duì)中央企業(yè)的干預(yù)，避免中央企業(yè)承擔(dān)過多的社會(huì)責(zé)任和政治成本。同時(shí)中央企業(yè)與政府的良好政治關(guān)系，能夠使其獲得各種政府優(yōu)待和隱性的政府風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保。另外，因?yàn)橹醒肫髽I(yè)規(guī)模大、行業(yè)重要，更會(huì)接受到來自輿論的監(jiān)督，從而約束自身對(duì)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(yíng)企業(yè)，中央企業(yè)在公司價(jià)值和投資風(fēng)險(xiǎn)方面都有優(yōu)勢(shì)，從而導(dǎo)致其顯著低的股權(quán)融資成本。(2)地方企業(yè)相比民營(yíng)企業(yè)，一方面因政府干預(yù)而承擔(dān)了過多的社會(huì)責(zé)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(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保，來自正反兩方面的作用導(dǎo)致地方企業(yè)相比民營(yíng)企業(yè)在公司價(jià)值和投資風(fēng)險(xiǎn)方面并沒有顯著優(yōu)勢(shì)，難以造成地方企業(yè)相比民營(yíng)企業(yè)在股權(quán)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(yíng)企業(yè)，它們一方面普遍存在較為嚴(yán)重的產(chǎn)權(quán)不明晰、公司治理結(jié)構(gòu)不合理等問題，有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)和能力對(duì)其終極控制股東——原事業(yè)單位進(jìn)行利益輸送，侵占公司價(jià)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(cái)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(yù)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(yíng)企業(yè)在公司價(jià)值和投資風(fēng)險(xiǎn)方面并沒有顯著優(yōu)勢(shì)，難以體現(xiàn)股權(quán)融資成本的系統(tǒng)性差別。(4)外資企業(yè)相比民營(yíng)企業(yè)通常具有兩方面的優(yōu)勢(shì)：一是具有更加完善的公司治理機(jī)制；二是面臨國(guó)內(nèi)外更嚴(yán)格的雙重監(jiān)管。這些優(yōu)勢(shì)通常能夠轉(zhuǎn)化為外資企業(yè)在公司價(jià)值和投資風(fēng)險(xiǎn)方面的優(yōu)勢(shì)，從而導(dǎo)致外資企業(yè)相比民營(yíng)企業(yè)具有顯著低的股權(quán)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(quán)融資成本相對(duì)較低，而地方企業(yè)、事業(yè)單位企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)股權(quán)融資成本相對(duì)較高。

[本文的研究得到國(guó)家自然科學(xué)基金“終極所有權(quán)結(jié)構(gòu)，社會(huì)資本與銀行貸款契約(項(xiàng)目編號(hào)：71472157)，國(guó)家自然科學(xué)基金“終極控制股東，投資者法律保護(hù)與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性”(項(xiàng)目編號(hào)：71272140)，國(guó)家自然科學(xué)基金“終極所有權(quán)結(jié)構(gòu)，制度環(huán)境與權(quán)益資本成本”( 項(xiàng)目編號(hào)：71002062)，四川省學(xué)術(shù)和技術(shù)帶頭人培養(yǎng)基金“媒體監(jiān)督，政府干預(yù)與權(quán)益資本成本”(重點(diǎn)資助)和四川省學(xué)術(shù)和技術(shù)帶頭人培養(yǎng)基金“媒體治理與審計(jì)質(zhì)量”(重點(diǎn)資助)的資助]

注釋

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

2.我國(guó)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(fù)債表法計(jì)算應(yīng)計(jì)項(xiàng)，其值等于(總流動(dòng)資產(chǎn)的變動(dòng)-現(xiàn)金和現(xiàn)金等價(jià)物的變動(dòng))-(總流動(dòng)負(fù)債的變動(dòng)-流動(dòng)負(fù)債中短期負(fù)債的變動(dòng)－應(yīng)付所得稅變動(dòng))-折舊和攤銷，在1998年后采用現(xiàn)金流量表法計(jì)算應(yīng)計(jì)項(xiàng)，其值等于(營(yíng)業(yè)利潤(rùn)-經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金凈流量)。

3.根據(jù)Gebhardt et al.(2001)[22]測(cè)算，美國(guó)總資產(chǎn)的長(zhǎng)期回報(bào)率大約是6%。因此，當(dāng)公司出現(xiàn)虧損時(shí)，采用總資產(chǎn)的6%作為正常盈余水平的替代量。

4.式(1)進(jìn)行未來盈余預(yù)測(cè)時(shí)，因?yàn)閷?duì)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(jìn)行參數(shù)估計(jì)，所以式(1)的樣本容量擴(kuò)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(gè)觀測(cè)個(gè)案的樣本。

5.根據(jù)2001年證券會(huì)頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》，先按照大類進(jìn)行分類，然后對(duì)制造業(yè)按二級(jí)明細(xì)再細(xì)劃，總共分成21個(gè)行業(yè)(不包括金融保險(xiǎn)業(yè))，為避免完全共線性，共設(shè)置20個(gè)虛擬變量。

6.為避免異常值的影響，我們對(duì)變量Incomegrow和Rdiv進(jìn)行了1%和99%的winsorized縮尾處理。

7.對(duì)于規(guī)模相近的配對(duì)，我們?cè)O(shè)定控制組與對(duì)照組的公司規(guī)模比值介于[0.9, 1.1]之間。