外資持股對資本成本的影響研究

魏 剛 武曉曉

(紹興文理學(xué)院 商學(xué)院，浙江 紹興 312000)

0 引言

資本市場開放是推動金融體系改革、完善資本市場定價機制的重要一環(huán)，也是深化改革開放的重要舉措.自2002年開始，境外投資者可以通過QFII(合格境外機構(gòu)投資者)渠道以美元投資A股.2011年，為了加速人民幣的國際化進程，我國開始允許境外投資者通過RQFII(人民幣合格境外機構(gòu)投資者)渠道以人民幣投資A股，但無論是QFII還是RQFII都是資本市場對外的單向開放，其對境外投資者設(shè)有較高的準入門檻.2014年與2016年，滬港通機制與深港通機制分別建立(滬港通、深港通以下合稱“陸港通”)，我國資本市場邁出了雙向開放的重要一步.在陸港通政策下，境外投資者可以通過香港聯(lián)合交易所直接以人民幣投資在上海證券交易所以及深圳證券交易所上市的上市公司股票(簡稱“陸股通”)，也可以通過上交所或深交所買賣香港聯(lián)合交易所上市的股票(簡稱“港股通”).資本市場開放的步伐并未就此停滯，2018年滬倫通啟動，2019年證監(jiān)會宣布將全面取消QFII與RQFII的投資額度限制，這些舉措的實施將進一步拓寬境外投資者進入A股市場的渠道.

資本市場開放引入外資持股能夠促進資本市場完善發(fā)展，特別是增強資本市場的價值發(fā)現(xiàn)能力逐漸成為學(xué)術(shù)研究關(guān)注的話題.現(xiàn)有文獻對資本市場開放和外資持股經(jīng)濟后果的研究已經(jīng)積累了大量文獻，但是尚未形成統(tǒng)一結(jié)論.一種觀點認為資本市場開放引入境外投資者改變了本國資本市場與國際資本市場的“市場分割”狀態(tài)，當?shù)亟?jīng)濟活動的部分風(fēng)險將由新進入的境外投資者承擔，降低投資者的風(fēng)險溢價水平(Stulz，1999)[1]，從而降低企業(yè)的資本成本.同時，來自發(fā)達資本市場的境外投資者與境內(nèi)投資者相比，具備強大的信息搜集、處理與分析能力，更為理性(Bae等，2012)[2]，有助于降低企業(yè)的信息不對稱程度(Stulz，1999；劉焱等，2020)[1-3]，提高信息披露質(zhì)量(Gul等，2010;Fang等，2015)[4-5]、提高公司治理水平(Ferreira和Matos，2008;張宗益和宋增基，2010)[6-7]、提高股價信息含量(鐘覃琳和陸正飛，2018)[8]、降低股票交易成本等(魏熙曄，2020)[9].

但另一種觀點認為，資本市場開放加劇了中國資本市場與國際資本市場的聯(lián)動性(Stiglitz，2000)[10]，當一國的市場投資組合收益與世界市場投資組合收益的協(xié)方差較高時，將該國整合到全球市場后，預(yù)期可能獲得超過從全球市場中分割出來的預(yù)期風(fēng)險溢價(Stulz，1999)[1]，而增加企業(yè)的資本成本.同時，由于地理位置、語言文化等障礙，與境內(nèi)投資者相比，境外投資者具有較高的信息搜集成本(Choe等，2005)[11].由于資本管制的存在，境外投資者具有較高的進入障礙(Ahearne等，2000)[12]，導(dǎo)致其持股比例較低，穩(wěn)定性較差，可能會加大跨境資本流動的風(fēng)險(Wei，2018)[13].

現(xiàn)有文獻的分歧可能主要在于，引入境外投資者所帶來的經(jīng)濟后果受到各國對投資者的法律監(jiān)管環(huán)境(Bekaert等，2005；沈藝峰等，2005)[14-15]及資本管制強度(Ahearne等，2000)[12]的影響.各國對投資者法律保護環(huán)境的差異可能會影響本國的信息不對稱程度，在投資者法律保護程度較高的國家，會有較為完善的信息披露制度，有助于降低境外投資者的信息搜集成本(Ahearne等，2000)[12].

中國資本市場開放的初衷是通過引進更多成熟的投資者，增強資本市場的價值發(fā)現(xiàn)能力.而我國資本市場的法律監(jiān)管環(huán)境與國外發(fā)達資本市場存在顯著差異(杜金柱等，2020)[16]，外資持股帶來的影響存在差異，是否能夠?qū)崿F(xiàn)預(yù)期目的，需要進一步驗證.

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 外資持股與資本成本

通過資本市場開放，吸引境外合格投資者在中國A股投資，利用外國投資者的專業(yè)能力有助于改進被持股公司的管理和治理、提升資本市場的價值發(fā)現(xiàn)能力、進一步促進我國資本市場的完善發(fā)展.一方面這些“合格的境外投資者”是“積極的股東”，能夠通過改善被持股公司治理、提高公司績效，進而降低公司的資本成本；另一方面，外資股東擁有專業(yè)知識和能力，能夠更好地識別被持股公司，具備較強的價值發(fā)現(xiàn)能力.與國內(nèi)投資者比較，外資股東的要求報酬率更低，有助于降低外資持股公司的資本成本水平.

外資股東是“積極的投資者”，通過參與公司治理，更好地監(jiān)督管理層，緩解代理問題，降低資本成本.全球化的權(quán)益資本市場意味著公司將接受來自全球市場投資者的監(jiān)督，改善股東對管理者的監(jiān)督機制(Stulz，1999)[1]，當外資持股比例達到一定要求時，其可以通過“用手投票”的方式直接參與公司治理(Edmans，2009)[17]，提高公司治理水平.外資加入形成的多元化股權(quán)結(jié)構(gòu)也能對現(xiàn)有股東產(chǎn)生制衡作用，減少大股東侵占中小股東利益的行為(鄒穎和張超輝，2020)[18]，優(yōu)化公司內(nèi)部治理機制(鐘覃琳和陸正飛，2018)[8]，降低企業(yè)資本成本.

外資股東具有較強的價值發(fā)現(xiàn)能力，通過降低信息不對稱程度影響企業(yè)的權(quán)益資本成本(Stulz，1999)[1].對比本土投資者，境外投資者一般具有較強的信息搜集與處理能力(Bae等，2012)[2]，能夠更好地識別投資對象，向投資對象索取與其所承擔投資風(fēng)險對稱的報酬率.為了減少信息搜集的成本，往往對公司的信息披露質(zhì)量有較高的要求(Aggarwal等，2011)[19]，更傾向于要求企業(yè)聘請“四大”會計事務(wù)所進行報表審計(步丹璐和屠長文，2017)[20]，從而改善上市公司的信息環(huán)境(周冬華等，2018；華鳴和孫謙，2018)[21-22]，提高上市公司的信息披露質(zhì)量，降低企業(yè)的資本成本.

基于以上分析，提出本文的假設(shè)1：在其他條件不變的情況下，外資持股有利于降低企業(yè)資本成本，隨外資持股比例的增加企業(yè)資本成本顯著降低.

1.2 信息披露質(zhì)量、外資持股與資本成本

若外資持股能夠顯著地降低企業(yè)的資本成本，那么其對資本成本的降低效果又受到哪些因素的影響？首先，由于境外投資者信息搜集成本的存在，上市公司的信息披露質(zhì)量可能是約束外資降低資本成本效果發(fā)揮的重要影響因素.高質(zhì)量的信息披露有助于緩解企業(yè)與投資者之間的信息不對稱程度，減少境外投資者的信息搜集成本(Aggarwal等，2011)[17]，便于境外投資者積極參與公司治理，降低企業(yè)資本成本.相反，低質(zhì)量的信息披露增大了境外投資者與企業(yè)之間的信息不對稱程度，增加了境外投資者的信息搜集成本，從而可能影響其對企業(yè)資本成本的降低效果.

因此，本文提出假設(shè)2：在其他條件不變的情況下，與信息披露質(zhì)量較低的企業(yè)相比，在信息披露質(zhì)量較高的企業(yè)中，外資持股對企業(yè)資本成本的降低效果更顯著.

1.3 國有股東、外資持股與資本成本

在我國特殊的制度背景下，國有股股東與其他類型的股東存在較大的差異.國有股東將國有資金投資于企業(yè)可能并非純粹是為了盈利，其同時還受到資產(chǎn)管理部門的監(jiān)督，承擔著一部分社會責(zé)任.當企業(yè)資源有限時，國有股東更傾向于將資源投資于社會責(zé)任活動，降低了資源的配置效率(鄒穎和張超輝，2020；魏卉等，2020)[22-23].當企業(yè)的國有股比例較高時，意味著該公司受到較多的政府干預(yù)影響，當企業(yè)的經(jīng)濟利益目標與社會利益目標發(fā)生沖突時，該企業(yè)更可能犧牲企業(yè)的經(jīng)濟效益而追求社會效應(yīng)最大化(劉超等，2020)[24]，增大其他類型投資者的預(yù)期風(fēng)險水平.另外，國有公司可能對外部投資者利益的關(guān)注度較低，影響外部監(jiān)督機制作用的發(fā)揮，從而導(dǎo)致公司治理效率低下(蘇冬蔚和熊家財，2013；李向榮，2018)[25-26].而在國有股比例較低的企業(yè)，由于外部治理機制的存在，可能在一定程度上約束高層管理者的行為，提高公司的治理水平，從而降低資本成本.

因此，本文提出以下假設(shè)3：在其他條件不變的情況下，與國有股比例高的企業(yè)相比，在國有股比例低的企業(yè)中，外資持股對企業(yè)資本成本的降低效果更顯著.

2 研究設(shè)計

2.1 模型設(shè)計

為了驗證本文提出的假設(shè)，構(gòu)建外資持股影響資本成本的模型如公式(1).

Rei，t=β0+β1WZi，t-1+β’Control

+∑Year+∑Industry+εi，t

(1)

公式(1)中，i和t分別表示樣本企業(yè)和年度，Rei，t為企業(yè)權(quán)益資本成本，WZi，t-1為滯后一期外資持股變量，分別從外資持股與否和外資持股比例高低兩個層面進行衡量，Control為控制變量，包括影響資本成本的其他變量：公司規(guī)模、盈利能力、營運能力、償債能力、發(fā)展能力、治理結(jié)構(gòu)、換手率、第一大股東持股比例、董事會規(guī)模等，Year、Industry分別為年度和行業(yè).

為了檢驗假設(shè)2和假設(shè)3，本文在模型(1)的基礎(chǔ)上，將全樣本劃分為高質(zhì)量信息披露組與低質(zhì)量信息披露組、高國有股持股比例組與低國有股持股比例組，采用分組回歸的方法進行驗證.

2.2 變量定義

2.2.1 資本成本

資本成本是商業(yè)資產(chǎn)投資者要求獲得的預(yù)期收益率，它是投資者承擔的一種機會成本，其大小取決于投資對象的風(fēng)險水平(紐曼等，2000)[27].資本成本包括債務(wù)資本成本和股權(quán)資本成本.本文使用股權(quán)資本成本(以下統(tǒng)稱資本成本)作為研究模型的因變量.股權(quán)資本成本的計算方法主要有兩種：一是利用企業(yè)已實現(xiàn)的盈余數(shù)據(jù)進行的事后權(quán)益資本成本估計的方法：CAPM模型、FF3F模型等；二是利用企業(yè)未來的盈余預(yù)測數(shù)據(jù)進行事前權(quán)益資本成本估計的方法：GD模型、GLS模型、PEG模型、MPEG模型、OJ模型等，這類方法能夠更真實地反映股東的預(yù)期報酬率水平.

在以上模型中，GLS模型利用現(xiàn)金流量貼現(xiàn)模型的思想，認為企業(yè)的內(nèi)在價值等于賬面價值現(xiàn)值與剩余價值現(xiàn)值之和，將推導(dǎo)計算出的折現(xiàn)率作為企業(yè)的股權(quán)資本成本.相較于傳統(tǒng)的風(fēng)險定價模型，GLS模型不需要事先確定企業(yè)的風(fēng)險溢價水平，估計更簡便.葉康濤和陸正飛(2004)[28]認為GLS模型更適用于中國的資本市場.代昀昊(2018)[29]用GLS模型研究了基金機構(gòu)投資者對企業(yè)權(quán)益資本成本的影響.鑒于通過QFII和陸股通方式進入A股市場的投資者多為機構(gòu)投資者，因此本文同樣選用GLS模型衡量權(quán)益資本成本，在穩(wěn)健性檢驗中用能更好地反映市場風(fēng)險溢價水平(Gode和Mohanram，2008)[30]的OJ模型進行穩(wěn)健性檢驗.

GLS模型估算權(quán)益資本成本的方法如公式(2).

(2)

其中，P0為股票市價，Re為權(quán)益資本成本，ROEi是預(yù)期未來第i年的凈資產(chǎn)收益率，BPSi是預(yù)期未來第i年的每股凈資產(chǎn).

2.2.2 外資持股

外資持股是本文的核心解釋變量.目前，外資進入中國A股市場的主要途徑有QFII、RQFII以及陸港通政策中的陸股通.考慮到RQFII與QFII相比，實施時間較晚，且實施范圍僅限香港某些金融公司、國際銀行、資產(chǎn)管理公司等，范圍較為局限，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文主要研究通過QFII及陸股通渠道進入的外資.本文在馬妍妍(2019)[31]的基礎(chǔ)上加入了滬港通與深港通中的陸股通持股數(shù)據(jù)，用年末QFII持股數(shù)量與陸股通持股數(shù)量之和占流通A股總股數(shù)的比例衡量境外投資者的持股比例(WZ).同時設(shè)置虛擬變量WZ_dum衡量外資持股與否解釋變量，當WZ>0時，WZ_dum=1；否則，WZ_dum=0.

為了比較分析通過QFII渠道與通過陸股通渠道進入的外資對企業(yè)資本成本可能存在的差異影響以及進行穩(wěn)健性檢驗，本文用QFII持股數(shù)量占流通A股總股數(shù)的比例(簡稱QFII)與陸股通持股數(shù)量占A股總數(shù)的比例(簡稱LGT)分別來衡量QFII持股與陸股通持股.

2.2.3 調(diào)節(jié)變量

信息披露質(zhì)量與國有股比例是本文的調(diào)節(jié)變量.信息披露質(zhì)量表示為Score，國有股比例表示為State.本文根據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫中的上市公司信息披露考評結(jié)果，將考評等級為“優(yōu)秀”的上市公司歸為高信息披露組，Score=1；其他考評等級的上市公司歸為低信息披露組，Score=0.本文借鑒鄧柏峻(2016)[32]的做法，以國有股比例(State)的中位數(shù)為界限，將樣本分為高國有股持股比例子樣本(State=1)與低國有股持股比例子樣本(State=0).

2.2.4 控制變量

參照前人的研究，本文選取了公司規(guī)模(Size)、盈利能力(Roa)、營運能力(Toa)、償債能力(Lev)、發(fā)展能力(Oigr)、董事長與總經(jīng)理是否二職合一(JR)、換手率(Turn)、獨立董事比例(Idp)、第一大股東持股比例(Top1)、董事會規(guī)模(Board)等十個控制變量.所有變量的定義與說明如表1所示：

表1 變量定義和計算方法

2.3 數(shù)據(jù)來源

本文選取2014年—2019年滬深A(yù)股上市公司作為研究樣本，剔除金融業(yè)、保險業(yè)，ST、*ST、PT企業(yè)、IPO當年的樣本觀測值及數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終獲得2378家上市公司的7949個年度樣本觀測值.外資持股數(shù)據(jù)(QFII及陸股通)來自萬德數(shù)據(jù)庫(Wind)，國有股比例、換手率數(shù)據(jù)來自銳思數(shù)據(jù)庫(RESSET)、其他變量數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR).為了控制異常值對回歸結(jié)果的影響，本文對所有連續(xù)變量在1%水平上進行了Winsorize處理.

3 實證結(jié)果與分析

3.1 中國A股上市公司外資持股現(xiàn)狀

表2對2014年—2019年中國A股上市公司外資持股現(xiàn)狀進行了分析.外資持有中國A股的比例不斷提高，但整體比例還很低.外資持股比例大于5%的樣本公司還比較少，但數(shù)量不斷增加.外資股東的影響會伴隨著其持股比例的增加不斷增加.

表2 樣本公司外資持股比例統(tǒng)計

3.2 變量描述性統(tǒng)計

表3是主要變量的描述性統(tǒng)計分析表，可以看出，我國上市公司的權(quán)益資本成本均值為4.0%，中位數(shù)為3.3%，這與毛新述(2012)的結(jié)果相似.外資持股比例(WZ)均值為0.5%，樣本中有35.3%的年度公司觀測值有外資持股.通過陸股通渠道進入的外資持股比例(LGT)均值為0.40%，占比24.9%，而通過QFII持股均值為0.2%，占比12.2%，這與魏熙曄(2020)的結(jié)果相似，說明滬深港通政策實施以來，更多的外資選擇通過陸股通渠道進入A股市場，且持股比例要高于QFII渠道.

表3 變量描述統(tǒng)計

為了檢驗有外資持股上市公司與無外資持股上市公司的主要變量之間是否有顯著差異，本文依據(jù)外資持股比例是否等于0將全樣本劃分為無外資持股子樣本(WZ_dum=0)與有外資持股子樣本(WZ_dum=1).在此基礎(chǔ)上，通過組間均值差異檢驗和組間中位數(shù)差異檢驗，檢驗兩個子樣本主要變量之間的差異，結(jié)果如表4所示.從中可以看出，WZ_dum=0與WZ_dum=1兩個子樣本的均值差異及中位數(shù)差異幾乎都在1%置信水平下顯著，意味著“有外資持股子樣本”與“無外資持股子樣本”的主要變量之間存在顯著差異.

表4 組間差異分析

3.3 相關(guān)性分析

表5是主要變量的相關(guān)性分析結(jié)果，可以看出，外資持股(WZ)與資本成本(Re)在1%的置信水平下顯著正相關(guān)，意味著在不考慮其他因素對資本成本(Re)的影響時，隨外資持股比例的增加，企業(yè)的資本成本也隨之增加，與本文的預(yù)期假設(shè)結(jié)果相反.因此，外資持股對企業(yè)資本成本的影響還待進一步的回歸檢驗分析.另外，表中絕大多數(shù)變量之間的相關(guān)系數(shù)都小于0.5，經(jīng)過方差膨脹因子檢驗，VIF均值為1.39，說明變量之間不存在嚴重的多重共線性問題.

表5 變量相關(guān)性分析

3.4 外資持股對資本成本的影響回歸分析

為了驗證假設(shè)1，本文依次使用外資持股與否、外資持股比例對模型(1)進行回歸分析，同時嘗試采用自變量滯后項、設(shè)置不同的固定效應(yīng)進行回歸分析.結(jié)果如表6.

表6的回歸結(jié)果中，6(1)列首先使用當期(WZ_dum)，6(2)列采用滯后一期(WZ_dum)分別進行回歸，同時控制了時間和行業(yè)固定效應(yīng)并處理了可能存在的異方差影響.結(jié)果發(fā)現(xiàn)當期與滯后一期的外資持股與否(WZ_dum)虛擬變量都與資本成本(Re)顯著負相關(guān)，說明相較于無外資持股的上市公司，有外資持股的上市公司資本成本更低，外資持股有利于降低資本成本，驗證了假設(shè)1.

表6的回歸結(jié)果中，6(3)列和6(4)列采用滯后一期外資持股比例(WZ)變量，分別使用OLS回歸控制行業(yè)與年份效應(yīng)和使用個體固定效應(yīng)模型，并處理可能存在的異方差問題.從中可以看出無論采用哪種回歸模型，外資持股比例與企業(yè)資本成本都在1%的置信水平下顯著為負，意味著隨著外資持股比例的增加，企業(yè)的資本成本顯著降低，假設(shè)1得到進一步驗證.

3.5 基本回歸模型的內(nèi)生性處理

3.5.1 樣本自選擇引起的內(nèi)生性問題處理

由于境外投資者選擇持股企業(yè)可能會受到企業(yè)規(guī)模大小、盈利能力、成長性、流動性等的影響，導(dǎo)致本文的研究樣本存在一定的自選擇問題.為了解決樣本自選擇而帶來的內(nèi)生性問題，本文根據(jù)外資持股與否(WZ_dum)虛擬變量，采用傾向得分匹配方法(PSM)，用匹配后的樣本重新估計外資持股對企業(yè)資本成本的“處理效應(yīng)”.具體而言，本文選取公司規(guī)模、總資產(chǎn)凈利潤率、負債比率、營業(yè)收入增長率及換手率作為匹配標準，使用Logit回歸作為評分標準，以外資持股比例大于0的企業(yè)樣本為處理組，采用一對三、卡尺約束評分差距不超過0.01，有放回匹配最為接近且未有外資持股的企業(yè)，從而得到控制組樣本.匹配后的樣本差異如表7所示.發(fā)現(xiàn)經(jīng)過PSM匹配之后的所有連續(xù)變量的偏差絕對值均滿足小于10%的經(jīng)驗值，通過了平衡性檢驗.這表明經(jīng)過傾向性得分匹配后，有外資持股與無外資持股企業(yè)的特征差異得到了較大程度地消除.

表6 基準回歸結(jié)果

表7 匹配后樣本差異

使用匹配后的樣本對模型(1)與模型(2)的重新估計結(jié)果見表8.表8(1)-8(2)列匯報的是混合面板模型估計結(jié)果，第8(3)列為個體固定效應(yīng)模型估計結(jié)果.可以看出，WZ_dum的估計系數(shù)為0.002，且在1%的置信水平下顯著為負，意味著外資持股顯著降低了企業(yè)資本成本，與前文結(jié)果一致.外資持股比例(WZ)與資本成本(Re)在1%置信水平下顯著為負，說明隨外資持股比例的增加，企業(yè)資本成本顯著降低，與前文結(jié)果一致.用匹配后的樣本進行重新估計，基準回歸結(jié)果不變，說明本文的核心結(jié)論具有穩(wěn)健性與可靠性.

3.5.2 互為因果關(guān)系引起的內(nèi)生性問題處理

前文回歸結(jié)果顯示，隨外資持股比例的增加，企業(yè)的資本成本顯著降低，雖然我們使用了滯后一期的外資持股比例進行回歸分析，但外資持股比例與企業(yè)資本成本之間仍可能存在互為因果的內(nèi)生性問題，即外資更偏好于投資資本成本較低的企業(yè)，并不是由于外資持股增加而引起的資本成本減小.為此，本文借鑒魏熙曄(2020)[9]、李春濤(2020)[33]的做法，選用同行業(yè)內(nèi)其他公司的外資持股比例均值作為工具變量，利用面板數(shù)據(jù)進行工具變量回歸.在回歸中采用工具變量的滯后一期數(shù)據(jù)，并控制了公司的個體效應(yīng)與時間效應(yīng)，回歸結(jié)果見表8(4)列.結(jié)果發(fā)現(xiàn)外資持股比例(WZ)與企業(yè)資本成本(Re)的估計系數(shù)為1.224，在10%的置信水平下顯著為負，說明隨外資持股比例的增加，企業(yè)資本成本顯著降低，與前文理論預(yù)期一致.

表8 內(nèi)生性處理回歸結(jié)果

3.6 信息披露質(zhì)量對外資持股與資本成本關(guān)系的影響分析

為了檢驗本文的假設(shè)2，在基本模型的基礎(chǔ)上，引入了信息披露質(zhì)量變量(Score)，分析其對外資持股與資本成本關(guān)系的影響，結(jié)果如表9.

9(1)-9(4)列是信息披露質(zhì)量對外資持股降低企業(yè)資本成本影響的回歸結(jié)果.其中，9(1)-9(2)列為高信息披露質(zhì)量組(Score=1)的OLS及固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果，可以看出外資(WZ)與資本成本(Re)的回歸系數(shù)都在1%的置信水平下顯著為負，說明隨外資持股比例的增加，企業(yè)的資本成本顯著減??；而9(3)-9(4)列的低信息披露質(zhì)量組中(Score=0)，外資對資本成本的降低效果沒有通過顯著性檢驗，意味著信息披露質(zhì)量的高低是影響外資持股對資本成本降低效果的重要因素.

表9 信息披露質(zhì)量和國有股比例對外資持股降低資本成本的影響

3.7 國有股比例對外資持股與資本成本關(guān)系的影響分析

為了檢驗本文的假設(shè)3，在基本模型的基礎(chǔ)上，引入了國有股比例(State)，分析其對外資持股與資本成本關(guān)系的影響，結(jié)果如表9.

9(5)-9(8)列是國有股比例對外資持股降低資本成本效果影響的回歸結(jié)果.其中，9(7)-9(8)列為低國有股持股比例子樣本(State=0)回歸結(jié)果，可以看出外資持股(WZ)與資本成本(Re)的回歸系數(shù)都在1%的置信水平下顯著為負，說明隨外資持股比例的增加，企業(yè)的資本成本顯著減??；而9(5)-9(6)列的高國有股持股比例子樣本中(State=1)，外資持股(WZ)的系數(shù)最高僅通過了10%的顯著性水平檢驗，意味著國有股比例高低也是影響外資持股降低資本成本效果的重要因素.

4 進一步分析

資本市場開放對企業(yè)資本成本的影響很大程度上取決于本國市場對外資的偏見程度(Stulz，1999)[1].由于資本管制的存在，外資的持股比例往往較低，難以起到積極的風(fēng)險分散或治理作用(Ahearne等，2000)[12].

自2002年11月QFII制度建立開始，我國對合格境外機構(gòu)投資者的進入采取了較強的資本管制措施，設(shè)置了較高的準入門檻，有嚴格的資格審定與額度限制，導(dǎo)致其持股比例往往較低，且持股時間較短，更關(guān)注短期受益，穩(wěn)定性較差(趙瑞光，2016[34]；陳曉珊，2019[35])，可能更傾向于采用“用腳投票”的方式發(fā)表意見，保護自身權(quán)益(Edmans，2009)[21].與QFII制度相比，陸港通政策下的投資者直接通過交易所投資于資本市場，投資主體也不僅局限于機構(gòu)投資者，還包括個人投資者，降低了投資者的進入門檻.另外，從香港聯(lián)合交易所引進的香港地區(qū)投資者更可能是長期投資者，更關(guān)注企業(yè)的長期業(yè)績，通常有動機積極參與公司治理，監(jiān)督管理者行為.因此，本文推測通過陸港通渠道進入的外資對企業(yè)資本成本的降低效果更好.為了驗證這一推測，本文構(gòu)建模型(3)、(4)驗證QFII渠道及陸股通渠道進入外資對資本成本的影響，結(jié)果如表10.

Rei，t=β0+β1QFIIi，t-1+β’Control

+∑Year+∑Industry+εi，t

(3)

Rei，t=β0+β1LGTi，t-1+β’Control

+∑Year+∑Industry+εi，t

(4)

表10中，10(1)-10(2)列是模型(3)的回歸結(jié)果，10(3)-10(4)列是模型(4)的回歸結(jié)果.結(jié)果可以看出，在加入控制變量與不加控制變量的回歸中，QFII持股與陸股通持股都與企業(yè)資本成本顯著負相關(guān).但是，加入控制變量之后，陸股通持股與權(quán)益資本成本在1%置信水平下顯著負相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)為-0.248，QFII持股與資本成本在5%置信水平下顯著負相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為-0.105，可以看出通過陸股通方式持股的外資對資本成本的降低效果更好.

5 穩(wěn)健性檢驗

除了考慮基本模型的內(nèi)生性問題，本文還對基本模型回歸和其他模型的回歸進行了豐富的穩(wěn)健性檢驗，以保證本文研究結(jié)論的可靠性.

5.1 基本回歸模型的穩(wěn)健型檢驗

為了保證本文基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文分別對解釋變量與被解釋變量進行了替換處理.首先，本文借鑒魏熙曄(2020)[9]的做法，用QFII持股比例及陸股通持股比例作為外資持股比例的替換變量，重新對模型(1)進行了回歸，結(jié)果見表11.表11(1)-11(2)列可以看出外資持股與否(QFII_dum、LGT_dum)虛擬變量與資本成本(Re)在1%的置信水平下顯著負相關(guān).表11(3)-11(4)列可以看出外資持股比例高低(QFII、LGT)的估計系數(shù)至少在5%的水平上顯著為負，說明外資持股比例較高的企業(yè)資本成本較低，與前文結(jié)論一致.

其次，本文使用OJ模型計算權(quán)益資本成本，對模型(1)進行回歸.表11(5)-11(6)列的結(jié)果可以看出，外資持股與否(WZ_dum)及外資持股比例(WZ)都與資本成本(Re)在1%的置信水平下顯著為負，結(jié)果與前文一致，再次證明本文基準回歸結(jié)果的可靠性.

表10 QFII及陸股通持股與權(quán)益資本成本

表11 替換核心變量回歸結(jié)果

續(xù)表11 替換核心變量回歸結(jié)果

5.2 其他回歸模型的穩(wěn)健性檢驗

本文使用工具變量法、替換變量法、縮小樣本法等方法對其他回歸結(jié)果也進行了穩(wěn)健性檢驗.

5.2.1 工具變量回歸

本文借鑒魏熙曄(2020)[9]、李春濤(2020)[33]的做法，選用同行業(yè)內(nèi)其他公司的外資持股比例均值作為工具變量，利用面板數(shù)據(jù)進行工具變量回歸，回歸結(jié)果如表12所示.在考慮了境外投資者與資本成本之間可能存在的內(nèi)生性問題后，在高信息披露質(zhì)量及低國有股比例的企業(yè)中，外資持股比例(WZ)對資本成本(Re)有顯著的降低效果，并且通過陸股通渠道(LGT)進入的外資對企業(yè)資本成本(Re)的降低作用更顯著，與前文結(jié)論一致.

5.2.2 替換被解釋變量

本文使用OJ模型(Ohlson和Juettner-Nauaroth，2005)[36]計算權(quán)益資本成本(Re)進行回歸分析，回歸結(jié)果見表13.結(jié)果顯示，在高信息披露質(zhì)量及低國有股比例的上市公司中，外資(WZ)與資本成本(Re)的系數(shù)均在1%的置信水平下顯著負相關(guān)，而在低信息披露質(zhì)量與高國有股比例的上市公司中，二者的關(guān)系沒有通過顯著性檢驗，與前文回歸結(jié)果一致.另外，通過陸股通渠道持股的外資(LGT)與企業(yè)資本成本(Re)在1%置信水平下顯著負相關(guān)，而QFII持股與企業(yè)資本成本(Re)無顯著關(guān)系，說明通過陸股通渠道進入的外資對企業(yè)資本成本的降低效果更顯著，與前文結(jié)論一致.

5.2.3 縮小樣本時間跨度和樣本范圍

鑒于陸港通持股數(shù)據(jù)于2017年才開始對外公布，本文采用2017年-2019年的樣本數(shù)據(jù)進行回歸分析，回歸結(jié)果基本保持一致.鑒于外資持股比例較多為0，本文僅使用外資持股比例大于0的數(shù)據(jù)進行回歸分析，回歸結(jié)果基本保持一致.

表12 工具變量法檢驗結(jié)果

表13 替換被解釋變量檢驗結(jié)果

6 結(jié)論與啟示

資本市場開放是推動金融體系改革、完善資本市場定價機制的重要一環(huán)，通過建立QFII、RQFII、“陸股通”等機制，引入更多外國投資者持有A股上市公司股份，促進中國資本市場更加成熟和增強價值發(fā)現(xiàn)能力.基于此，本文使用2014年-2019年中國A股上市公司為樣本，從資本成本視角，檢驗外資持股是否有助于降低資本成本、增強資本市場的價值發(fā)現(xiàn)能力.研究結(jié)論如下：

(1)外資持股能夠降低上市公司的資本成本，能夠有效識別企業(yè)價值.相對于沒有外資持股的公司，有外資持股的公司資本成本更低，并且隨外資持股比例的上升，資本成本降低.考慮了內(nèi)生性和執(zhí)行多種穩(wěn)健性檢驗后，這一結(jié)論仍然成立.(2)外資持股有助于提升上市公司信息披露質(zhì)量，在信息披露質(zhì)量較高的企業(yè)中，外資持股降低資本成本作用更強.(3)國有股持股比例較低的上市公司中，外資對資本成本的降低效果更強.(4)進一步研究發(fā)現(xiàn)，與QFII持股相比，通過陸股通渠道進入的外資對資本成本的降低效果更顯著.

本文的研究結(jié)論有以下啟示：(1)中國上市公司存在“資本成本高企”現(xiàn)象(鄒穎等，2017)[37]，嚴重削弱企業(yè)的財務(wù)競爭力.通過資本市場開放，更多的外國投資者在中國上市公司持股，能夠有效降低公司的資本成本.這一積極作用支持進一步深化資本市場改革，拓寬外資進入渠道，引進更多優(yōu)質(zhì)的境外投資者.(2)外資股東是我國正在開展的混合所有制改革中的重要參與者，通過引入外資持股，與國有股、民營股形成合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)，有效提升公司治理水平和信息披露水平，進而降低資本成本水平.(3)外資持股對資本成本的降低作用受信息披露質(zhì)量及國有股持股比例高低的影響，應(yīng)進一步加強我國的信息披露制度建設(shè)，提高我國上市公司的信息披露質(zhì)量；同時，應(yīng)進一步深化股權(quán)所有制改革，權(quán)衡國有股與外資股對企業(yè)產(chǎn)生的利弊影響，合理配比國有股與外資股的比例關(guān)系，優(yōu)化公司股權(quán)結(jié)構(gòu).