治理环境_终极控制人两权分离与股权融资成本

书书书 治理环境、终极控制人两权分离与股权融资成本 魏 卉 杨兴全 吴昊旻* 摘要:本文以 2004 － 2006 年非金融行业上市公司为样本，检验终极控制人现金流权、两权分离、治理环境 和终极人性质对股权融资成本的影响，终极控制人的两权分离程度与股权融资成本之间的关系是否受治 理环境的影响，以及上述治理环境与股权融资成本的直接和间接关系是否与终极控制人性质有关。研究 发现，(1)两权分离与股权融资成本显著正相关，而现金流权与股权融资成本显著负相关。(2)治理环境 本身与股权融资成本负相关，且治理环境的显著改善能弱化两权分离对股权融资成本的负面影响。(3) 相对于非国有上市公司，国有公司的股权融资成本较低，且上市公司的国有性质在一定程度上能强化治 理环境对股权融资成本的正面作用。 关键词:终极人性质 治理环境 两权分离 股权融资成本 JEL分类:G32，G38，P48 中图分类号:F275. 4 文献标识码:A 文章编号:1000 － 6249(2011)12 － 0003 － 013 一、引言 股权融资成本是公司财务研究领域的核心概念，传统文献侧重于研究宏观经济、公司财务特征、信息 披露及公司治理等对股权融资成本的影响，而法与金融的兴起将法律制度引入公司财务的研究视野。La Porta et al. ，(1997，2002)、Lombardo and Pagano(2002)及 Hail and Leuz(2006)等通过跨国比较分析发现 投资者法律保护越好的国家，其公司的股权融资成本越低。国内学者(沈艺峰等，2005;姜付秀等，2008; 肖珉，2008;肖松等，2010)同样认为我国投资者法律保护程度与股权融资成本也呈负相关关系。上述研 究表明，法治等外部治理环境也是影响股权融资成本的重要因素，而我国市场经济兼具新兴加转轨的双 重特征，对处于这样特定制度背景之下的上市公司的外部治理环境的分析显得尤为必要。 我国市场经济的一个明显特征是市场和行政力量同时作用于上市公司，各地区改革进程不同，两种 力量对市场经济的影响程度亦有区别，进而使各地区的市场化进程很不平衡(樊纲和王小鲁等，2009)。 这样就使不同地区的上市公司面临着明显的治理环境差异。市场化程度高的地区，其法治化水平、要素 市场发育水平、经济发展水平通常较高，政府对企业的干预程度也通常较低，公司业绩更好(夏立军和方 轶强，2005)。治理环境差异会显著影响不同地区上市公司的质量及其终极控制人与中小股东之间的博 弈，进而影响股权融资成本。但现有文献尚未检验地区间市场化进程差异下公司治理环境对股权融资成 本的影响。此外，我国上市公司股权高度集中，终极控股股东普遍存在，掌握控制权的终极股东与中小股 东间的代理成本势必会对股权融资成本产生负面影响(魏卉和杨兴全，2011;黄登仕和刘海雁，2010)。那 么，治理环境的改进是否有助于缓解终极控股股东与中小股东间的代理冲突，减弱现金流权与控制权的 —3— 南方经济 2011 年第 12 期  * 魏卉，石河子大学经济与管理学院，Email:weihui6868@ 126. com，通讯地址:新疆石河子市 31 小区 19 － 122，邮政编 码:832003;杨兴全，石河子大学经济与管理学院，Email:xqy928@ 163. com;吴昊旻，石河子大学经济与管理学院，Email: whm18@ qq. com。本文为教育部人文社会科学研究项目(09YJA630103 和 11XJJC630001)的阶段性研究成果，并得到国家 自然科学基金项目(70962005)、教育部新世纪优秀人才支持(NCET － 08 － 0919)、以及石河子大学“211”工程重点学 科建设项目的资助。作者感谢两位匿名审稿人的建议与评论。当然，文责自负。 南方经济 2011 年第 12 期 分离度对股权融资成本的负面影响?终极产权性质又是否会影响治理环境与股权融资成本的关系?基 于此，本文以 2004 － 2006 年①非金融行业上市公司为样本，实证检验终极控股股东的现金流权、现金流权 与控制权的分离程度、以及治理环境和终极人性质如何影响股权融资成本，治理环境又如何影响终极控 股股东两权分离程度与股权融资成本的关系，以及治理环境与股权融资成本的直接和间接关系是否受终 极人性质的影响。 本文结构如下:第二部分是文献回顾，第三部分是理论分析与假设，第四部分是研究设计，第五部分 是实证结果与分析，最后是研究结论。 二、文献回顾 从国外文献来看，相关的基础性研究主要分为两大部分:一部分侧重于探讨股权融资成本的影响因 素(Fama and French，1997;Gebhardt et al. ，2003) ;另一部分则侧重于分析公司治理在促进资本市场发 展、提高投资者信心、进而增强股权融资能力等方面的作用(LLSV，1997)。后续研究相继发现，增加信息 披露的数量或质量(Botosan et al. ，1997，2002;Bhattacharya et al. ，2003;Leuz and Verrecchia，2005)以及 公司治理的改善(Ashbaugh-Skaife et al. ，2005;Daouk et al. ，2006;Chen et al. ，2009)均有助于降低股权 融资成本。随着“法与金融”流派的兴起，公司外部治理机制日益得到关注。La Porta et al. (1997，2002) 发现，在投资者保护较高的国家，内部人对外部投资者的利益侵占较少，外部投资者能够从投资中得到更 多回报，乐意为证券资产支付更高的价格，企业外部融资条件的改善有利于促进整个金融市场的发展。 Demirguc-Kunt and Manksimovic(1998)指出，好的法律和金融体系一方面能够有效地监督内部人，另一方 面可以确保外部投资者对公司信息的获取，使得公司更容易通过筹集外部长期资金来实现理想增长，因 此，活跃的股市、较好的投资者法律保护对应着公司较高的增长率和较低的权益资本成本。更完善的法 治之下管理层控制权私利和投资者监督成本的减少，也有助于降低股权融资成本(Lombardo and Pagano， 2002)。Boubakri et al. (2008)的研究还表明:因政治关联会给企业带来诸如融资便利、财政补贴和税收 减免等优惠待遇，政治关联在为企业创造声誉价值的同时，还会成为投资者权益的某种保护机制，故相对 于无政治关联的公司，政治关联公司的股权融资成本更低。作为一种有效的外部治理机制，高质量审计 亦能缓解股东与管理层的代理冲突，进而降低股权融资成本，提升企业价值(Fan et al. ，2005;Ahmed et al. ，2008;Fernando et al. ，2008;Li et al. ，2009)。Chen et al. (2003)同时关注信息披露和企业层面的公 司治理及国家层面的投资者法律保护对股权融资成本的影响，发现信息披露和公司治理都与股权融资成 本负相关，但在投资者保护较好的国家，信息披露对股权融资成本的降低作用更明显，信息披露和投资者 法律保护对股权融资成本的影响是相互补充的;而在投资者保护较弱的新兴市场，公司治理对股权融资 成本的影响则更显著，从而验证在不同的治理环境下，公司内部治理机制与外部治理环境还可能存在某 种强化或替代的关系。 国内学者亦相继发现，β系数、负债率、B /M 和企业规模四个财务特征对股权融资成本具有较高的解 释能力(叶康涛和陆正飞，2004) ，而信息披露水平的上升(支晓强和何天芮，2010;曾颖和陆正飞，2006) ， 公司治理结构的改善(姜付秀和陆正飞，2006;蒋琰和陆正飞，2009) ，均有助于降低公司的股权融资成本; 终极控股股东的现金流权与控制权分离与股权融资成本显著正相关(魏卉和杨兴全，2011;黄登仕和刘海 雁，2010)。受 LaPorta 等的系列研究启发，沈艺峰等(2005)、姜付秀等(2008)、肖珉(2008)、肖松等 (2010)发现，我国上市公司的股权融资成本与投资者利益保护显著负相关。此外。徐浩萍和吕长江 —4— 治理环境、终极控制人两权分离与股权融资成本  ① 估计股权融资成本时，由于国内无法获得完整的预测数据，沿用叶康涛和陆正飞(2004)的做法，预测期的前 3 期 以实际净资产收益率替代，即估算 2006 年某公司的股权融资成本需用到该公司其后三年的财务数据，因此实际使用数据 截至 2009 年。 (2007)从政府角色转变的视角直接研究了政府干预的变化对企业股权融资成本的影响，发现受“可预期 效应”和“保护效应”的共同作用，政府干预对股权融资成本的正面效应和负面效应同时存在，两种效应的 强弱与企业产权性质密切相关。肖浩和夏新平(2010)发现政府干预与国有企业股权融资成本显著正相 关，政治关联对多数公司的股权融资成本具有负面影响。 综观国内外相关研究可见，关于外部治理环境的影响，现有文献虽然深入考察了投资者法律保护及 政府干预对股权融资成本的影响，但尚未结合终极人性质，检验地区间市场化进程的不平衡导致的公司 治理环境差异如何影响公司的股权融资成本;而现金流权与控制权的偏离程度对股权融资成本的负面影 响虽已得到验证，但尚未进一步结合终极人性质，检验治理环境的改善是否会减弱控制权与现金流权的 偏离程度对公司股权融资成本的负面影响。 三、理论分析与研究假设 世界上大部分国家的企业股权是由终极控制人通过金字塔或交叉持股方式进行控制的(La Porta et al. ，1999)。金字塔式组织机构有利于提高公司内部资源的配置效率，但也为终极控制人攫取更多私人利 益提供了便利，控制链的杠杆效应使其可以用少于控制权的现金流权获得更多利益。终极控股股东现金 流权和控制权的分离度反映了基于股份和通过掠夺获取控制权私人收益的差异。现金流权和控制权的 分离度越大，终极控股股东越有动机和能力去掠夺外部投资者，加剧控股股东与中小股东之间的代理冲 突(Bebchuk et al. ，2003)。作为一个新兴市场，我国上市公司股权高度集中，资本市场、产品市场、经理人 市场发展相对滞后，投资者法律体系尚不健全，上市公司控股股东与中小股东之间同样存在严重的代理 问①。当理性投资者预期控股股东由于缺乏监督而侵犯其利益时，会选择“用手投票”或“用脚投票”的 方式维护其权益，将股票价格作为代理成本较高时的利益保护机制，公司的股权融资成本势必增加。相 反，当现金流权和控制权分离程度越小时，由于现金流权的激励效应(蔡卫星和高明华，2010) ，控股股东 与中小股东的利益将趋于一致，企业就能以低成本吸引投资者持有公司的证券。由此提出: 假设 1:表征代理冲突的现金流权与控制权的分离度与股权融资成本正相关，表征缓解代理冲突的现 金流权比例与股权融资成本负相关。 投资者法律保护作为有效的公司治理机制，能有效抑制控股股东对中小股东的利益侵占(La Porta et al. ，1998，2000) ，此时，中小股东对控股股东及管理层的监督成本将会降低(Lombardo and Pagano， 2002)。好的法治环境还可以通过降低信息不对称、缩小股票竞价差和增强股票流动性而降低股权融资 成本(Brockman and Chung，2003)。Himmelberg et al. (2002)、Hail and Leuz(2005)等的跨国横截面分析 也表明，法的建立与实施确实有助于降低股权融资成本。沈艺峰等(2005)基于时间序列数据的研究结果 支持法的建立对于股权融资成本的降低作用，但 Stamp and Welsh(1996)以及 Bhattacharya et al. (2000) 认为，部分发展中国家虽然制定了法律，却缺乏有效的实施，法的建立并未起到应有作用。Pistor et al. (2000)发现，对于转型经济中的国家而言，法律实施的效率比法律条文的质量更加重要②。在我国的法治 化进程中，各地区的法律执行情况存在较大差异，法治水平很不平衡(翟华云，2010) ，这种差异也许是造 成不同上市公司股权融资成本差异的一个重要原因。 此外，有证据表明，除法律外的其他制度环境因素对抑制控股股东侵占中小股东利益的行为同样具 有重要作用(Dyck and Zingales，2004)。樊纲和王小鲁等(2009)将一国市场化进程的内涵归结为五个维 —5— 南方经济 2011 年第 12 期  ① ② 余明桂等(2007)的研究发现，平均而言，两者之间的代理成本约在 13% － 24%之间，且会随着两权分离度的增大 而提高。 Bhattacharya and Daouk(2002)利用典型事件所进行的研究也认为，真正能够降低股权融资成本的并非法的建立， 而是法的实施。 度:即政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度以及市场中介 发育和法律制度环境。由于政策、地理、交通、历史等因素影响，我国各个省级行政区域的市场化进程亦 存在较大差异，总体呈现东部优于中部、中部优于西部的不平衡格局。首先，在市场化程度更高的地区， 由于更早实施了政企分开等政策，政府对企业经营决策的干预程度要低于市场化程度较低的地区，政府 干预对企业履约成本的影响也会较低。其次，市场化进程更快的地区，其非国有经济、产品及要素市场相 对发达，市场的激烈竞争将使企业的内部人约束机制更加有效，控股股东对中小股东的利益侵占将更少。 最后，在市场化进程更高的地区，审计等中介机构的良好发育和法律的有效执行将使中小投资者的利益 得到更有效的保护，中小股东的积极监督会有效抑制控制权私利，控股股东与中小投资者间的代理冲突 的缓解，无疑有助于公司股权融资成本的降低。可见，上市公司所处地区的治理环境越完善、市场化程度 越高，中小投资者法律保护力度的强化将直接增加控股股东私人收益的获取成本，控制权和现金流权分 离引起的终极控股股东的侵占行为将得到有效遏制。故从治理环境的分析框架出发，便可以预期:在治 理环境更差地区的上市公司中，其终极股东控制权与现金流权的偏离度与其股权融资成本的正向关系将 更加显著，而在治理环境更好的地区，由于终极股东利益侵占的有效遏制，两权分离程度对于公司股权融 资成本的负面影响将更小。由此提出: 假设 2:上市公司所处地区的市场化程度和法治水平越高，公司的股权融资成本将越低，而治理环境 的改善能有效缓解终极控股股东现金流权与控制权的分离度对股权融资成本的负面影响。 不同的产权主体作为上市公司的终极控制人，其行为特征与利益动机势必对股权融资成本产生不同 影响。处于转轨经济中的我国上市公司，其生产经营面临的外部冲击很复杂，市场化进程有限及其不平 衡特征，使得各种资源禀赋和投资机会并不能完全按照市场化规则得到有效配置，加之绝大部分上市公 司的国有转制背景，政府的干预及其作用势必显著，此时，政府的有效干预可能在一定程度上弥补现有法 律和制度的缺陷。终极控制人为国有产权的上市公司，更容易获得来自政府的诸多优惠待遇，如融资便 利、市场准入、财政补贴、税收优惠、政府规章的规避以及法律或非法律的保护等，尤其在上市公司面临困 境时———出于社会责任等考虑———亦更易获得政府援助。因此，投资者相信以政府为后盾的国有上市公 司，其破产倒闭的概率以及投资风险将更低。政府保护带来的声誉价值，使得国有上市公司具有更低的 经营风险和财务风险，根据风险—收益对等原则，投资者的风险回报要求将更低，股权融资成本因而下 降。非国有控股的上市公司，尽管也十分重视与政府的关系，但相比之下，政府的“保护效应”相对较弱， 且在支付寻租成本之后，企业最终能够获得的融资优惠并不多，故其股权融资成本高于国有企业。此外， 南开大学公司治理课题组(2010)研究证实，国有控股上市公司的治理质量稳定地好于民营上市公 司，不同年度两类公司治理指数的均值之差基本上都在 1. 5 个百分点以上;而且，国有上市公司还往往因 其公司规模较大、治理机制的相对完善以及政府管制等诸多便利，而更容易受到媒体、社会公众和相关机 构的监督和关注，更好的公司治理机制有助于降低外部融资成本。由此提出: 假设 3:相对于非国有上市公司，终极控制人为国有产权的上市公司，其股权融资成本更低;终极控制 人的国有产权属性，会强化治理环境对于股权融资成本的直接降低效应，亦会强化治理环境对“两权分 离—股权融资成本”的间接缓解效应。 四、研究设计 (一)样本选择与数据来源 本文以 2004 至 2006 年我国 A 股上市公司作为初选样本，并依次剔除: (1)金融、保险类上市公司; (2)被 ST、PT 的公司;(3)数据不全或股权融资成本在［0，1］区间之外的上市公司;(4)剔除了控制权小 于 10%的公司———采用 La Porta et al. (1999)等代表性研究的界定;(5)剔除数据不详的公司。最后 得到有效样本 1621 家。 —6— 治理环境、终极控制人两权分离与股权融资成本  市场化进程指数和法制水平指数来自樊纲、王小鲁和朱恒鹏编制的《中国市场化指数———各地区市 场化相对进程 2009 年报告》，其余数据均来自 CSMAR和 CCER数据库。为避免异常值对研究的影响，我 们对所有解释变量在 1%的水平进行了 winsorize 处理，由于采用基于面板数据的计量分析模型，经 Hausman检验，采用面板模型下的固定效应回归。另外，由于面板数据往往容易存在异方差和自相关问 题，我们还采用了 Stata软件中可以同时纠正模型异方差和自相关问题的 xtscc 命令进行估计。本文使用 Stata10. 0 软件进行计量分析，股权融资成本的方程计算求解使用 matlab软件。 (二)模型设计与变量定义 1. 模型设计 根据上文分析，我们构建如下检验模型。 KAVERAGE = β0 + β1Test Variables + β2Controls + Fixed effects + ε 2. 变量定义 (1)被解释变量(KAVERAGE)———股权融资成本的计量 国际上计量股权融资成本比较通用的模型有:GLS 模型(Gebhardt et al. ，2001)、OJ模型(Ohlson and Juettner － Nauroth，2005)、ES 模型(Easton，2004)和 CT 模型(Claus and Thomas，2001)。为了避免单一股 权融资成本计量模型的计算误差对回归结果的影响，本文选用了前三种模型①计算股权融资成本，然后取 其均值作为被解释变量。 (2)测试变量和控制变量 本文的检验变量包括现金流权和控制权的分离度、现金流权比例、法治水平指数、市场化进程指数及 终极控制人性质。终极控制人的现金流权的度量是从终极控制人到上市公司所经历的各个代理链中各 环节代理人控股比例乘积之和。终极控制人的控制权的度量是终极控制人直接和间接持有的上市公司 股权比例，即终极控制人的投票表决权，即等于各控制链上最弱的投票权相加之和(La Porta et al. ，1999; Claessens et al. ，2000;Faccio et al. ，2002)。法治水平指数和市场化进程指数来源于樊纲和王小鲁在《中 国市场化指数—各地区市场化相对进程 2009 年报告》中所提供的各省(自治区、直辖市)市场化指数，选 用其报告中所提供的各地区市场化相对进程得分以及市场中介发育和法律制度环境得分，分别反映各地 区市场化程度和法治水平两个因素，以考察治理环境对股权融资成本的影响效果。 根据 Fama和 French(1992)、La Porta等(1996)、叶康涛和陆正飞(2004)、沈艺峰等(2005)等文献，本 文选取资产周转率、BETA 系数、股票换手率、资产负债率、公司规模、盈利水平、账面市值比和公司成长性 作为控制变量。具体变量定义见表 1。 五、实证研究结果及其分析 (一)描述性统计与单变量检验 表 2 是主要变量的描述性统计，从表 2 可发现，全样本的两权分离程度的均值和中位数分别为 1. 506 和 1，最大值为 27. 097，由于部分上市公司为控股股东直接控股，其两权偏离程度不大，因此两权分离程度 均值并不大。但也反映出目前我国上市公司存在控制权超过现金流权的现象，其中部分上市公司的控制 权与现金流权发生了严重偏离。全体样本的股权融资成本均值与中位数分别为 0. 153 和 0. 123，最大值 和最小值分别为 0. 594 和 0. 020，说明不同公司的股权融资成本差异较大。MAR 和 LAW 的均值分别为 —7— 南方经济 2011 年第 12 期  ① 由于国内无法获得完整的预测数据，沿用叶康涛和陆正飞(2004)的做法，GLS模型前 3 期以实际净资产收益率替 代，同样 OJ模型和 ES模型需用到未来两期的每股收益和未来一期的每股股利，而 CT模型的计量需用到未来 5 期的净资 产收益率，用截至 09 年的最新数据，CT模型只能计算到 04 年的股权融资成本，而 GLS模型可计算到 06 年，OJ 模型和 ES 模型可计算到 07 年。为了取得三种模型计算的最新数据的均值，本文选取了 GLS模型、OJ模型和 ES模型。 7. 77、6. 79，且最大值和最小值之间相差较大，说明虽然上市公司同处一个制度环境，各地区的市场化进 程仍相差较大。 表 1 变量定义表 变量类型 变量名称 变量代码 变量含义及说明 因变量 股权融资成本 KAVERAGE (KGLS +KES +KOJ)/3 解 释 变 量 测 试 变 量 控 制 变 量 两权分离程度 SEP 控制权 /现金流权 现金流权 CR 用控制链中最低持股比例表示。如有多条控制 链，则将各条控制链最小持股比例加总。 市场化指数 MAR 数值越大，表示市场化程度越高。 法治水平指数 LAW 数值越大，表示法治水平越高。 终极控制人性质 STATE 虚拟变量，国有为 1，非国有为 0 终极人性质与治理环境 的交互项 STATE ×MAR 终极人性质 ×市场化进程指数(虚拟变量)① STATE × LAW 终极人性质 ×法治水平指数(虚拟变量) 两权分离程度与治理环 境的交互项 SEP ×MAR 两权分离程度 ×市场化进程指数(虚拟变量) SEP × LAW 两权分离程度 ×法治水平指数(虚拟变量) 两权分离程度、治理环 境与终极人性质的交 互项 SEP ×MAR ×STATE 两权分离程度 ×市场化进程指数(虚拟变量)× 终极人性质 SEP × LAW ×STATE 两权分离程度 ×法治水平指数(虚拟变量)×终 极人性质 资产周转率 TURN 主营业务收入净额 /平均资产总额 ×100% BETA系数 BETA 反映公司系统性风险 股票换手率 HSL 成交量 /流通总股数 资产负债率 LEV 总负债 /总资产 公司规模 SIZE 公司当年总资产的自然对数 盈利水平 ROA 净利润 /总资产 成长性 GROWTH 营业收入增长率 ② 账面市值比 BM 权益账面价值 /权益市价 年度 YEAR 年度哑变量，涉及三年数据，设置 2 个哑变量 行业 IND 行业哑变量，制造业代码取 2 位，其他行业代码 取 1 位，分 21 个行业(不含金融、保险类) ，设置 20 个哑变量 进一步由表 3 的 Panel A 股权融资成本与市场化程度的单变量分析可看出，随着市场化程度的提高， 股权融资成本虽有波动，但基本呈现比较平稳的下降趋势，第一组与第四组的均值和中位数差异都在 —8— 治理环境、终极控制人两权分离与股权融资成本  ① ② 经过检验，如果直接用 SEP × MAR、SEP × LAW、SEP × MAR × STATE 及 SEP × LAW × STATE 作为交叉项，将产生严 重的多重共线性问题，降低最后结果的可信性。因此参照王文剑(2007)、杨兴全等(2010)的做法，引入 MAR 和 LAW 的哑 变量代替治理环境指数，将全样本分别按 MAR、LAW由低到高分为 3 等份，分别取最高的 1 /3 样本的 MAR 和 LAW 为 1，其 余 2 /3 样本中的 MAR和 LAW为 0。 由于 CCER数据库主营业务收入数据缺失严重，成长性指标用营业收入增长率代替。 10%的水平下显著;Panel B是法制水平与股权融资成本的单变量分析，随着法制水平的提高，股权融资 成本均值呈现出比较明显的下降趋势，第一组和第四组的均值和中位数差异都在 10%的水平下显著。 表 2 样本描述性统计量 变量 均值 最小值 中值 最大值 标准差 KAVERAGE 0．153 0．020 0．123 0．594 0．099 SEP1 1．506 1 1 27．097 1．306 CR 0．350 0．005 0．326 0．920 0．184 MAR 7．773 1．550 7．920 10．800 1．898 LAW 6．790 1．530 6．140 13．870 3．033 STATE 0．743 0 1 1 0．437 TURN 0．700 0．000 0．564 7．614 0．565 BETA 1．142 0．012 1．141 2．142 0．303 HSL 3．940 0．037 3．311 16．200 2．382 LEV 0．491 0．008 0．506 0．991 0．182 SIZE 21．390 0．964 21．296 26．978 0．964 ROA 0．019 －0．612 0．021 0．219 0．065 GROWTH 0．215 －0．945 0．160 10．696 0．566 BM 0．948 0．287 0．964 1．919 0．169 表 3 股权融资成本(CEC)与市场化程度和法治水平的关联:单变量检验 Panel A:CEC Market Index Quartiles 1(Lowest) 2 3 4(Highest) Difference: 1 －4 mean 0．1643 0．1516 0．1449 0．1507 1．9113* median 0．1329 0．1188 0．1184 0．1261 1．973* Panel B:CEC Law Index Quartiles 1(Lowest) 2 3 4(Highest) Difference: 1 －4 Mean 0．1607 0．1660 0．1517 0．1431 2．5761* median 0．1204 0．1204 0．1229 0．1180 2．468* 注:表中最后一栏为第一组与第四组的组间均值和中位数差异显著性的 t 检验值和 z 检验值，＊＊＊、＊＊、* 分别代表 1%、 5%、10%的显著性水平。 (二)检验模型的回归分析 表 4 是两权分离程度、现金流权比例、治理环境及治理环境和两权分离程度的交叉变量分别与股权 融资成本的全样本回归结果，从表 4 可见，在控制其他因素之后，表征代理冲突的变量两权分离程度在 5%的水平与股权融资成本显著正相关，说明两权偏离程度越大，终极控制人有较强的动机侵占中小股东 的利益，此时外部投资者将要求较高的投资回报。现金流权比例与股权融资成本在 1%的水平显著负相 关，说明终极控股股东的现金流权越大，其利益就越和公司的利益趋于一致，现金流权所发挥的“激励效 应”降低了代理成本，股权融资成本随之降低。假设 1 得到验证。 —9— 南方经济 2011 年第 12 期  表 4 治理环境、现金流权与控制权分离度及现金流权与股权融资成本的检验结果 变量 (1) (2) (3) (4) (5) (6) Intercept －1．489＊＊＊ (－14．55) －1．480＊＊＊ (－17．95) －1．503＊＊＊ (－59．85) －1．497＊＊＊ (－10．16) －1．473＊＊＊ (－126．31) －1．490＊＊＊ (－16．05) SEP 0．004＊＊ (2．81) 0．005＊＊＊ (3．08) 0．005＊＊＊ (2．47) CR －0．001＊＊＊ (－4．09) MAR －0．004 (－0．23) －0．003 (－0．20) LAW －0．004* (－1．83) －0．004* (－2．17) SEP ×MAR －0．004＊＊ (－5．04) SEP × LAW －0．002 (－0．79) TURN －0．029＊＊＊ (－7．34) －0．027＊＊＊ (－7．27) －0．027＊＊＊ (－6．91) －0．027＊＊＊ (－6．80) －0．030＊＊＊ (－6．85) －0．029＊＊＊ (－7．36) BETA 0．005＊＊＊ (3．36) 0．006＊＊ (2．73) 0．006＊＊＊ (4．88) 0．005＊＊＊ (3．57) 0．006＊＊＊ (10．52) 0．004＊＊＊ (3．70) HSL －0．002＊＊＊ (－4．52) －0．002＊＊＊ (－4．64) －0．002＊＊＊ (－4．61) －0．002＊＊＊ (－4．57) －0．002＊＊＊ (－4．93) －0．002＊＊＊ (－4．87) LEV －0．350＊＊＊ (－20．25) －0．351＊＊＊ (－19．90) －0．353＊＊＊ (－19．48) －0．358＊＊＊ (－18．81) －0．349＊＊＊ (－18．61) －0．356＊＊＊ (－18．79) SIZE 0．079＊＊＊ (13．53) 0．080＊＊＊ (18．17) 0．081＊＊＊ (11．63) 0．082＊＊＊ (－18．81) 0．079＊＊＊ (11．28) 0．080＊＊＊ (13．43) ROA 0．124＊＊＊ (3．36) 0．114＊＊＊ (3．38) 0．113＊＊ (3．03) 0．110＊＊ (2．98) 0．125＊＊ (3．17) 0．121＊＊ (3．16) GROWTH 0．003＊＊＊ (14．13) 0．002＊＊＊ (6．48) 0．002＊＊＊ (5．22) 0．002＊＊＊ (6．01) 0．003＊＊＊ (9．62) 0．003＊＊＊ (8．90) BM 0．131＊＊＊ (5．56) 0．127＊＊＊ (5．80) 0．130＊＊＊ (5．73) 0．131＊＊＊ (5．88) 0．131＊＊＊ (5．63) 0．132＊＊＊ (5．85) YEAR05 0．030＊＊＊ (18．82) 0．028＊＊＊ (15．53) 0．032＊＊ (2．72) 0．034＊＊＊ (8．46) 0．032＊＊ (2．51) 0．035＊＊＊ (8．97) YEAR06 0．021＊＊＊ (4．83) 0．014＊＊＊ (5．21) 0．024 (2．00) 0．027＊＊＊ (18．54) 0．026* (2．14) 0．028＊＊＊ (14．32) IND 控制 控制 控制 控制 控制 控制 样本数 1621 1621 1621 1621 1621 1621 Adj-R2 18． 27% 18． 25% 17． 70% 17． 76% 18． 07% 18． 10% F统计值 16． 00 18． 05 19． 55 20． 22 18． 97 393． 27 P值 (＜ ． 0001) (＜ ． 0001) (＜ ． 0001) (＜ ． 0001) (＜ ． 0001) (＜ ． 0001) 注:＊＊＊，＊＊和* 分别表示在 0． 01，0． 05 和 0． 10 水平以下统计显著(双尾检验) ;括号内为相应系数的 T值。下同。 —01— 治理环境、终极控制人两权分离与股权融资成本  表 5 治理环境对“两权分离 －股权融资成本”关系的影响效应检验 变量 法治水平低 法治水平高 市场化程度低 市场化程度高 Intercept －1．839 ＊＊＊ (－2．75) －0．796 (－1．17) －2．554＊＊＊ (－5．22) －0．650 (－0．86) SEP 0．002 * (2．38) 0．005 (0．77) 0．001* (2．06) 0．005 (0．74) TURN －0．048 ＊＊ (－3．03) －0．022＊＊＊ (－5．09) －0．043＊＊＊ (－7．18) －0．021＊＊＊ (－4．30) BETA 0．020 ＊＊＊ (3．96) 0．004 (0．65) 0．010＊＊＊ (3．60) 0．001 (0．18) HSL 0．002 ＊＊＊ (3．39) －0．007* (－2．42) 0．002＊＊ (3．08) －0．008* (－2．55) LEV －0．370 ＊＊＊ (－7．64) －0．407＊＊＊ (－3．56) －0．424＊＊＊ (－7．79) －0．393＊＊ (－3．14) SIZE 0．097 ＊＊ (2．90) 0．048 (1．28) 0．135＊＊＊ (5．61) 0．041 (1．00) ROA 0．341 ＊＊＊ (24．25) －0．035 (－0．49) 0．048 (1．22) －0．037 (－0．54) GROWTH 0．006 ＊＊＊ (6．75) 0．005 (1．78) 0．001 (0．77) 0．005* (2．21) BM 0．104 ＊＊＊ (3．49) 0．136＊＊ (3．21) 0．0497＊＊ (3．03) 0．134＊＊＊ (3．41) YEAR05 0．043 ＊＊＊ (13．58) 0．020＊＊ (2．93) 0．036＊＊＊ (51．40) 0．019＊＊ (2．78) YEAR06 0．011 * (2．05) 0．042＊＊＊ (11．85) －0．0004 (－0．06) 0．045＊＊＊ (14．33) IND 控制 控制 控制 控制 样本数 540 540 540 540 Adj-R2 25． 50% 14． 87% 22． 30% 13． 60% F统计值 29． 36 15． 91 62． 83 84． 56 P值 (＜ ． 0001) (＜ ． 0001) (＜ ． 0001) (＜ ． 0001) 注:分别按照政府干预指数、市场化指数和法治水平指数由低到高分为三等分，然后取最低和最高的两组，作为子样本。 同时，在两个治理环境变量中，法制水平指数在 10%的水平与股权融资成本显著负相关，说明随着法 治水平的提高，投资者利益得到保护，减少了终极控股股东与中小股东间的代理成本，法治水平的提高对 股权融资成本的降低产生了促进作用。市场化指数虽然与股权融资成本负相关，但并不显著。两权分离 程度与市场化进程指数的交叉变量(SEP × MAR)和股权融资成本显著负相关，说明市场化进程的缓解效 应十分明显，两权分离程度与法制水平指数的交叉变量(SEP × LAW)和股权融资成本负相关但并不显 著。进一步分别按照市场化指数和法治水平指数由低到高分为三等分，然后取最低和最高的两组，作为 子样本再次检验治理环境的改进是否会对两权分离程度与股权融资成本的正相关关系产生影响，如表 5 所示。由表 5 可见，在法治水平低和市场化程度低的子样本中，两权分离程度与股权融资成本在 10%的 水平下显著正相关，而在法治水平高和市场化程度高的子样本中，两权分离程度对股权融资成本的影响 变得不再显著。说明两权分离程度与股权融资成本的关系受治理环境的影响，治理环境的显著改进能够 缓解终极人与中小股东间的代理冲突，从而弱化了两权分离对股权融资成本的负面影响。假设 2 基本得 到验证。 —11— 南方经济 2011 年第 12 期  表 6 终极人性质对治理环境与股权融资成本直接及间接关系的强化效应检验 变量 (1) (2) (3) (4) (5) Intercept －1．516 ＊＊＊ (－16．65) －1．511＊＊＊ (－57．09) －1．527＊＊＊ (－17．59) －1．458＊＊＊ (－146．37) －1．483＊＊＊ (－17．04) SEP 0．005 ＊＊＊ (－5．09) 0．004＊＊＊ (2．75) MAR －0．001 (－0．17) －0．003 (－0．20) LAW －0．002 (－1．21) －0．004* (－1．98) STATE －0．020 ＊＊＊ (－5．80) 0．023* (1．72) 0．004 (0．69) －0．009* (－2．33) －0．011＊＊＊ (－3．72) SEP ×MAR －0．001 (－0．52) SEP × LAW 0．001 (0．24) STATE ×MAR －0．005 ＊＊ (－2．61) STATE × LAW －0．003 ＊＊＊ (－5．60) STATE × SEP ×MAR －0．006 (－1．03) STATE × SEP × LAW －0．005 (－1．04) TURN －0．027 ＊＊＊ (－7．44) －0．026＊＊＊ (－7．53) －0．027＊＊＊ (－7．23) －0．029＊＊＊ (－6．81) －0．028＊＊＊ (－7．24) BETA 0．007 ＊＊＊ (4．06) 0．007＊＊＊ (6．22) 0．006＊＊＊ (5．29) 0．006＊＊＊ (16．91) 0．005＊＊＊ (5．15) HSL －0．002 ＊＊＊ (－4．72) －0．002＊＊＊ (－4．29) －0．002＊＊＊ (－4．51) －0．002＊＊＊ (－4．74) －0．002＊＊＊ (－4．74) LEV －0．354 ＊＊＊ (－21．53) －0．355＊＊＊ (－21．14) －0．361＊＊＊ (－20．18) －0．351＊＊＊ (－19．62) －0．358＊＊＊ (－19．33) SIZE 0．081 ＊＊＊ (15．88) 0．081＊＊＊ (12．40) 0．082＊＊＊ (15．15) 0．079＊＊＊ (10．59) 0．080＊＊＊ (13．81) ROA 0．114 ＊＊＊ (3．39) 0．116＊＊＊ (3．31) 0．114＊＊＊ (3．34) 0．128＊＊＊ (3．14) 0．123＊＊＊ (3．14) GROWTH 0．002 ＊＊＊ (9．41) 0．003＊＊＊ (6．84) 0．003＊＊＊ (8．69) 0．003＊＊＊ (8．60) 0．003＊＊＊ (7．38) BM 0．134 ＊＊＊ (5．67) 0．133＊＊＊ (5．68) 0．133＊＊＊ (5．76) 0．134＊＊＊ (5．67) 0．134＊＊＊ (6．00) YEAR05 0．029 ＊＊＊ (17．96) 0．032＊＊＊ (2．71) 0．035＊＊＊ (8．52) 0．031＊＊＊ (2．73) 0．034＊＊＊ (8．66) YEAR06 0．021 (5．35) 0．026＊＊＊ (2．09) 0．029＊＊＊ (15．28) 0．027＊＊ (2．23) 0．029＊＊＊ (14．22) IND 控制 控制 控制 控制 控制 样本数 1621 1621 1621 1621 1621 Adj-R2 17． 89% 17． 97% 18． 05% 18． 23% 18． 25% F统计值 17． 02 18． 13 17． 13 409． 17 344． 61 P值 (＜ ． 0001) (＜ ． 0001) (＜ ． 0001) (＜ ． 0001) P值 —21— 治理环境、终极控制人两权分离与股权融资成本  表 6 是终极人性质与股权融资成本及终极人性质对治理环境与股权融资成本直接及间接关系的强 化效应检验结果。由表 6 可见，终极控制人性质变量 STATE 与股权融资成本在 1%水平上显著负相关， 终极控制人性质与市场化进程的交叉变量与股权融资成本在 5%的水平上显著负相关，终极人性质与法 制水平指数的交叉变量与股权融资成本在 1%水平上显著负相关，由此证实，国有股权性质对上市公司股 权融资成本确实有显著的降低作用，并且国有股权性质强化了治理环境对股权融资成本的降低作用。但 终极控制人性质、治理环境与两权分离程度 SEP × MAR × STATE、SEP × LAW × STATE 的系数却呈不显著 的负相关关系。假设 3 得到部分验证。 (三)稳健性检验 首先，为了检验本研究结果对于不同股权融资成本的计量方法的敏感性，考虑到 GLS 模型十分复杂， 并且不得不在多处添加人为的假设，为了避免度量误差对研究结果的影响，本文分别运用 ES 模型和 OJ 模型估算的股权融资成本单独作为股权融资成本的代理变量，进行稳健性测试，所得到的回归结果基本 不变。其次，分别用控制权减去现金流权和控制权减去现金流权再除以控制权作为两权分离程度的代理 变量进行回归，回归结果基本不变。 六、结论及启示 本文以终极控股股东和中小股东之间的代理冲突为切入点，结合我国的制度背景，以沪深 A 股上市 公司 2004 － 2006 年的非平衡面板数据，实证检验了现金流权、现金流权与控制权的分离程度、治理环境及 终极人性质对公司股权融资成本的影响，以及现金流权与控制权的分离度与股权融资成本之间的关系如 何受治理环境的影响，并进一步检验治理环境与股权融资成本的直接和间接关系是否受终极人性质的影 响。研究发现:(1)控制权与现金流权的分离程度与股权融资成本显著正相关，现金流权比例与股权融资 成本显著负相关。(2)治理环境的改善在降低股权融资成本的同时，能够缓解终极控股股东与中小股东 间的代理冲突，弱化两权分离对于股权融资成本的负面影响。(3)相对于非国有上市公司，国有控制的上 市公司，其股权融资成本较低，且上市公司的国有性质能在一定程度上强化治理环境对于股权融资成本 的降低作用。 值得强调的是，考虑到樊纲和王小鲁等(2009)的市场化指数指标体系本身的局限性，必然影响本文 涉及的终极人性质、两权分离程度以及治理环境等宏微观公司治理变量与股权融资成本的关系，本文表 6 中的不显著结果亦在一定程度上反映出这种缺陷。所以，如何选用更为适当的、足以反映我国各地区治 理环境实质差异的指标应当成为后续研究的一个方向。 本文结论的政策含义在于:降低我国上市公司股权融资成本不仅应该考虑公司的微观制度特性，还 须关注隐藏在这些微观制度背后的更重要、更基本的因素，即公司所处的治理环境。首先，要改变一股独 大，尤其要改变控股股东通过金字塔结构实现其控制权私利的获取便利，缓解控股股东与中小股东之间 的利益冲突;其次，要着力改善公司的外部治理环境，加快各地区市场化进程，在完善相关法律条款的同 时，着重提高法律的执行效率，强化中小投资者法律保护，为其营造、公平的竞争环境。总之，只有同 时改进外部治理环境和公司的微观治理机制，才能更有效地缓解终极控制人与小股东之间的利益冲突， 降低股权融资成本。 参考文献 Ahmed，A. S. ，Rasmussen，S. J. and Tse，S. Y. ，2008， “Audit Quality，Alternative Monitoring Mechanisms，and Cost of Capital:An Empirical Analysis，”SSRN Working paper. Ashbaugh-Skaife，H. ，D. W. Collins，and R. LaFond，2005，“Corporate Governance and the Cost of Equity Capital，”University of Wisconsin- Madison Working paper. Bhattacharya，U. ，and H. Daouk，and M. Welker，2003，“The World Price of Earning Opacity，”Accounting Review，78，pp. 641 － 678. —31— 南方经济 2011 年第 12 期  Botosan，C. ，1997，“Disclosure Level and the Cost of Equity Capital，”Accounting Review，72 (3) ，pp. 323 － 349. Botosan，C. ，and M. Plumlee，2002，“A Re-examination of Disclosure Level and the Expected Cost of Equity Capital，”Journal of Accounting Research，40，pp. 21 － 40. Boubakri，Guedhami，Mishra and Saffar，2008，“Political Connections and the Cost of Equity Capital，”SSRN working paper. Brockman，P. and D. Y. Chung，2003，“Investor Protection and Firm Liquidity，”Journal of Finance，58，pp. 21 － 37. Dyck，A. and L. Zingales，2004，“Private Benefits of Control:An International Comparison，”Journal of Finance，59，pp. 537 － 600. Demirguc-Kun