公司治理与股权融资成本

第十四届中国财务学年会暨财务理论与实务论坛 公司治理与股权融资成本 蒋琰谢惠贞 摘要：本文以我国深圳与上海证券市场连续四年具有配股资格的A股上市公司为对象，研 究中国上市公司的治理机制是否会对其股权融资成本产生影响。研究发现尽管单一治理机制 对股权融资成本的影响不太确定，但公司综合治理机制确能促进股权融资成本的降低，这说 明公司治理诸机制之间的互补效应和替代效应，促进了公司整体治理效应的提高。 关键词：公司治理股权融资成本治理机制 一、引言 正如Jesen和Meckling(1976)所指出的，两权分离使得投资者与管理层之间出现了信息 不对称，从而导致代理成本的产生。信息不对称的一个主要结果是促使投资者进行逆向选择， 即在缺乏充分控制、有效监督以及公开透明的财务信息的基础上，当投资者无法辨别企业的 真实价值时，理性的投资者会寻求价格保护机制来降低预期代理成本。这种逆向选择导致了 股权融资成本的增加。而公司治理作为一个被广泛使用的监督管理机制，能够通过提高对管 理层的监督、限制管理层个人偏好，减少股东信息不对称风险等来降低代理成本。也就是说 良好的公司治理机制能够提升投资者信心，有效地减少投资者的逆向选择行为，从而表现出 股权融资成本的降低。 尽管人们普遍认为中国的股市充斥了投机行为，投资者不能合理地对公司的基本面及其 公司治理水平进行评估，但白重恩、宋敏、张俊喜等(2005)的研究却表明，中国投资者愿 意为良好的公司治理机制支付的溢价要远远高于世界上其他新兴市场的水平。因此中国的投 资者是否有其成熟的一面，能否在一定程度上捕捉公司治理信息，减少逆向选择行为，这是 本文关注的主要问题。这个问题的研究意义在于： (1)能够使我们的研究视角从关注公司 治理对企业层面的影响拓展到是否对中国资本市场发挥作用的层面上，从而更充分实现公司 治理机制的监督与制衡职能。 (2)能够藉此中国资本市场上投资者的理性程度。对中 国资本市场上的投资者能否采用经济个体的理性假定，此问题的分析有利于拓展对投资者行 为的研究。 从国外已有的成果看，公司治理与股权融资成本关系的研究基础，主要来源于两部分。 一部分侧重于分析公司治理如何降低代理成本。例如Shleifer和Vishny(1997)在文献综述 的基础上，详尽的分析了公司治理能够降低代理成本的原因，认为公司治理就是研究投资者 如何从管理层那里取回自己投资和收益的机制。Bushman和Smith(2001)则依据信息不对 称理论，强调财务信息这一特定信息的披露作为公司治理机制对于降低代理成本的重要 意义。Becht，Bolton和Roell(2005)认为公司治理能够有效解决代理问题中存在的搭便车 问题等。另一部分则关注公司治理水平在促进资本市场发展从而提高投资者信心，以及提高 企业获取权益融资能力方面的研究(LLSV，1997：IskanderandChamlou，2000：Claessens， 2003)，例如Monk(2002)的实证研究就表明投资者会将20-40％的企业价值归功于公司治理。 在这些研究结论的基础上，一些研究者开始了公司治理对股权融资成本影响的实证分 析。Drobetz、Schillhofer、Zimmermann(2004)通过对德国资本市场的研究发现，投资者 的监督审计以及其他形式的治理成本，需要通过股权收益米补偿，降低代理成本也就意味着 对股权收益补偿的要求降低。Ashbaugh，Collins和LaFond(2004)利用标准普尔公司数据库， 对美国2001．2002年治理数据进行的研究，证明了财务信息透明度、审计委员会独立性、董 事会独立性等公司治理因素会降低股权融资成本．而股权集中度、大股东数目等冈素与股权 投融资管理篇 融资成本止相关。Chen、Collins希JHuang(2006)的研究发现更强的股东权利体制、更有 效的董事会及更好的财务信息披露质量会降低股权融资成本。在亚洲方面，Chen、Chert、 Wei(2003)通过亚洲新兴资本市场的数据发现，信息披露以及其他形式的公司治理机制与 股权融资成本之间存在显著的负相关作用。FaizulHaque(2006)对孟加拉国达卡证券交易 所治理数据的研究发现，公司治理会降低通过股息率计算的股权融资成本。 目前国内利用中国资本市场数据直接进行公司治理与股权融资成本实证分析的文献并 不多，其主要研究成果还是集中在公司治理机制对于企业绩效影响的层面上，包括董事会机 制与独立董事制度的影响，大股东机制的影响与管理者薪酬激励机制的影响等。股权融资成 本方面的研究成果则包括，叶康涛、陆正飞(2004)的研究发现beta系数、负债率、企业规 模以及市帐比等是股权融资成本的主要影响因素。沈艺峰、肖珉、黄娟娟(2005)的研究发 现在控制公司特征和宏观经济变量的情况下，中小投资者法律保护程度与上市公司的股权融 资成本呈显著的负相关关系。而曾颖、陆正飞(2006)的研究则表明我国上市公司的信息披 露质量会对其股权融资成本产生积极影响。 综上所述，本文的特点主要在于： (1)第一次采用中国资本市场数据检验公司治理机制对股权融资成本的影响。以往的 研究发现中小投资者的法律保护、信息披露质量等会降低股权融资成本，这反映了某一方面 的治理机制确实能够有效抑制投资者的逆向选择问题。然而正如Agrawal和Knoeber(1996) 所言，单个治理机制的边际效果是递减的，仅仅依靠某～治理机制并不能有效解决代理成本 问题。Kenneth和Anju(1995)提出的“替代效应”假说突破了“不同的治理机制在解决投 资者与代理人问题上是相互独立”的假设，指出不同的治理机制之间存在着相互促进或相互 替代效应，因此最优治理机制应该是不同治理机制的组合。本文的研究采用了反映公司治理 内部机制、外部机制以及中国特色治理机制的综合治理G指数，这能比较全面反映我国上市 公司的治理水平对于投资者行为的影响。 (2)采用的面板数据模型更适用于我国经济发展的宏观背景。宏观经济发展的背景会 影响投资者的心理预期，从而对股权融资成本产生影响。而面板数据模犁不仅可以控制某一 时期研究对象之间的个体差异，还可以控制一些不可观测的时间效应，如经济增长、通货膨 胀等。另外，从统计角度看，与单纯的截面数据模型或时间序列模犁相比，面板数据模型能 够增加观测样本量，提高样本自由度，使估计值更加可靠，而且还可以减弱解释变量多重共 线性的影响，降低估计误差等。 本文余下部分的内容构成如下：第二节制度背景与理论基础的探讨：第三节研究方法与 研究程序的：第四节实证分析与实证结果；第五节对实证结果的进一步分析：第六节总 结研究结论并提出改进。 二、制度背景与理论基础 (一)制度背景 中国的公司治理是伴随着中国企业体制改革的发展而发展的，这种发展变化大致可以分 1984年～1992年的第一阶段：1993年～】997年的第二阶段：1998年至今的第二阶段。 在第一阶段，股份制公司还没有建立起有效的治理结构，有的企业虽然建立起了“三会 制度”，但主要流于形式，并没有真正履行其职能，总经理和董事长主要由上级直接任命， 一般不受董事会和监事会的有效监督。第二阶段中，尽管《中华人民共和国公司法》(1993 年)的颁布和实施，规范了公司的组织和行为，规定了二会的基本职能和责任4，1997年中 ‘如‘公i订法》(1993)咧确规定“肇事会町以决定，由．繁事会成员兼任经理”，“肇事、经理及财务负责 人／卜得兼任监事”等． 第十四届中国财务学年会暨财务理论与实务论坛 国证监会发布的‘上市公司章程指引：}中对公司管理层的任职条件也作了规定5。但在实际 中，上市公司治理系统的运作仍存在一些不合理、不规范现象，比如股权结构中人股东一枝 独秀使得上市公司独立性难以保证；由于缺乏制度和章程的细则保障，上市公司董事会缺乏 内部制衡的现象较为明显；监事会的运行由于缺乏监督技能和履行职责的环境从而流于形式 等，这些都制约了公司的良性发展。 与这两个阶段相对应的是，我国的股票市场也处于早期发展阶段，整体而言，公司的股 权融资成本也比较低6。其原因一方面如同曾颖、陆正飞(2006)所分析的，在股票市场发 展早期，上市公司股票作为稀缺性投资资源，又由于二级市场的溢价效应，投资者具有很强 的投资愿望，这一供求关系决定了股权融资的价格。另一方面，投资者具有强烈的投机动机， 其主要愿望是在二级市场上谋取差价，他们没有能力也没有意愿去识别公司的治理水平并采 取相应的理性保护措施。因此在我国资本市场的早期，公司治理与股权融成本之间可能并不 存在明显的负相关关系。 自1998年以后，随着我国资本市场的逐步发展，上市公司数目的急剧增加，使得投资者 与上市公司的供求关系发生逆转，投资者的投资行为亦渐趋理性，对于上市公司的信息披薅 有着很大需求。而政府为了保障投资者利益，也出台了一系列政策措施，如1999年12月中国 证监会发布‘公开发行股票公司信息披露的内容与格式准则第2号<年度报告的内容与格式 >》的通知7，2002年3月发布<公开发行证券的公司信息披露编报》第17号通知，2002 年6月发布‘公开发行证券的公司信息披露内容与格式准则》第3号通知，2002年11月又发 布第15号、第16号、第17号、第18号、第19号通知，这些都有效的规范了上市公司的信息披 露制度。 2000年lO月，国家经贸委发布的《国有大中型企业建立现代企业制度和加强管理的基本 规范(试行)>规定：董事长和总经理原则上不得由一人兼任。2000年5月，中国证监会公 布的《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见(征求意见稿)》，就上市公司建立独 立董事制度做了明确规定5，要求2002年6月以前，董事会成员中应当至少包括两名独立董事， 2003年6月以前，独立董事的比例不得低于董事会成员的l，3’。而2002年中国证监会和原国 家经贸委联合颁布的<上市公司治理准则》，则成为中国企业推进公司治理实践的纲领性文 件。上市公司治理结构的有效性越来越受到重视，主要体现在以下几个方面： (1)注意增 强董事会的功能，在上市公司增加董事会的外部董事，包括独立董事；董事长与总经理分设： 寻求有效的长期激励机制，增强董事对股东的责任心等。(2)注意完善公司管理层的激励 机制，提高经理人员的收入标准之外，通过给予管理层股票或股票期权，以股权激励方式使 其自身利益与公司股东利益挂钩，与企业的长期发展结合起来。(3)注重对上市公司经营 者的监督，我国《证券法》颁布实施后，投资者可以依据63条规定，实施公司及券商公告 虚假信息而致投资者在证券交易中遭受损失的，可以要求实施公司及券商承担赔偿责任，负 5如‘上市公司章程指引》(1997)中规定“公司聘请的会计师事务所的注册会计师和律师事务所的律师不 得兼任董事会秘书”，“独立董事不得由公司股东或股东单位的任职人员、⋯⋯或与公司有利益关系的人 员担任”等。 ‘陈晓和单鑫(1999)、高晓红(2000)、黄少安和张岗(2001)、曾颖和陆正飞(2006)等研究者对此问题 的研究结论是一致的。 72003年12月又发布了关于修订‘公开发行证券的公司信息披露内容与格式准则第2号<年度报告的内容 与格式>'的通知。 o2004年12月证监会发布的‘关于加强社会公众股股东利益保护的若干规定>再次明确，‘指导意见>的 相关规定，要求I：市公可进一步完善独、Z葶事制度。 9‘指导意见》逊规定，I：市公td心赋r独、．，：繁事一些特兄u的职权，包括：革人关联交易心由独讧肇事认 町后，提交莆事会讨论；应对I：市公·d的股东、实际控制人及1C关联企业对I：市公·d现有或新发生的总额 高于300万几或高于I二市公ld最近经审计净资产值的5％的借款或jC他资金往来．以及公n】足台采取有效措 施|口l收欠款等重人事项发表独沈意见． 投融资管理篇 有责任的董事、监事、经理应承担连带赔偿责任。整体而言，中国上市公司近年来的治理水 平取得很大进展：(1)大股东侵占上市公司利益现象受到抑制；(2)法律与监管环境持续 改善； (3)董事会独立性和重要性增强：(4)机构投资者规模迅速扩人：(5)信息披露 形式上渐趋完善。 中国上市公司整体治理水平的不断提升，按照逆向选择理论，应该会降低股权融资成本。 比如沈艺峰等(2005)以深沪两市实施配股或增发的上市公司为样本，研究发现在1993年至 1994年7月、1994年7月至1999年7月，1999年7月至2001年的这三个阶段中，采用剩余收益模 型计算的股权融资成本的均值分别为7．26％、6．13％和4．29％。从他们的研究可以发现不断降 低的股权融资成本与我国整体治理水平的不断提高是相适应的。然而有意思的是，自2001 年以后，随着一系列公司治理政策的不断出台，上市公司的治理水平有了很大提高，而上市 公司股权融资成本的平均水平却也在不断上升1U。那么这是否意味着我国股票市场的发展， 导致越来越多不成熟的投资者的加入，他们无法识别企业的公司治理水平，还是股权融资成 本上涨另有原因，比如供求关系逆转，导致投资者提高资金使用价格11；或是受宏观经济发 展背景和通货膨胀影响眨，投资者提高预期收益率等?我们的研究关注这些问题的解决。 (二)理论基础 传统的资本资产定价模型(CAPM)表明证券的预期投资收益率”等于无风险利率加上 证券的系统性风险与风险溢价之乘积，这说明风险的高低是影响股权融资成本变动的根本因 素。Fam瘌French(1993)基于资本资产定价模型的研究指出，市场风险、规模和账面市值 比是影响股权融资成本的三大风险因子。然而，这些基于特定资产定价模型的股权融资成本 的研究都受严格的假设条件所限制，比如说，不存在信息不对称和交易成本问题。信息不对 称所带来的投资者逆向选择会在很大程度上影响投资者的预期收益率。交易成本影响着股票 的流动性，从而导致融资成本的变化。资本市场上信息不对称和交易成本的存在，使得能够 有效解决该问题的公司治理，正如Ashbaugh，Collins和LaFond(2004)所言，成为影响股权 融资成本的第四大风险因子。 公司治理的内部机制主要有股权结构、董事会、高管薪酬以及财务信息披露等，外部机 制主要包括企业控制权、法律基础和中小投资者权益保护、产品市场竞争等(白重恩、宋敏、 张俊喜等，2005)。无论是何种机制，其本质都来源于对投资者的权力让渡。Grossman，hart 和Moore(GrossmanandHart，1986．HartandMoore，1990)的合约理论指出，由于合约的 不完备性以及股东对企业管理的非职业化，导致股东和管理层必须通过控制权和剩余收益权 的分配来保证各自的利益。而从公司治理效率来讲，控制权与剩余收益权的分配不是唯一且 确定不变的，控制权有必要在企业发展不同时间段、不同情况下进行相机调整。Aghion并tl Bolton(1992)就曾借助一个不完备合约的两期间模型分析了企业控制权在管理者,tOY部投 资者之间相机配置的情况。他们证明了在企业经营良好时，管理者获得控制权，反之，投资 者获得控制权是最优的。他们的结论还得到-j"Kaplan和Stromberg(2003)实证研究的有力 支持。 m曾颖等(2006)的研究发现2003年的股权融资成本显著高于2002年的水平。同样，我们的研究也发现， 一方-血企业再融资的门槛在不断降低，而另一方面，符合配股条件的企业的再融资成本却在不断．卜升，采 用剩余收益模型计算的股权融资成本，2001年其均值和中值为5．06％、4．71％，2002年其均值和中值为 5．86％、5．57％，2003年其均值和中值为6．45％、6．27％。2004年其均值和中值为6．83％、6．68％，2005的 均值和中值则达到8．39％、7．95％。 ¨曾颖和陆正飞(2006)的研究发现我国股票市场的密集发行和上市主要集中在1992．2001年问，在此之 前的股票发行只涉及极少数企业。 坨自2001年以来。我国坌；；!济进入一个稳定高速发展期。年经济增长率保持在8％以．}：． n预期投资收益率足投资者所要求的最低投资}口J报牢，从企业的角度看，就是企业靠资本市场}：的股权融 资成本． 第十四届中国财务学年会暨财务理论与实务论坛 因此公司治理本质上是一种权力分配与权力制衡机制。该机制通过授权给投资者，使投 资者拥有充分权力，能够有效监督、实现权力制衡从而降低代理成本。向投资者让渡权力主 要有两种方式(Shleifer，Vishny，1997)，一种是通过法律保护的形式给予投资者权力，中 小投资者的法律法规保护就属于这一类；另一种是给予大股东与其所有权相对应的控制权和 现金流权。大部分的公司治理机制如股权结构、董事会以及企业控制权竞争所引起的并购接 管等都可以看作是大股东行使权力的表现。下面我们来分别分析这些治理机制对融资成本的 影响。 适度集中的股权结构，不仅能够在一定程度上克服由于股权过度分散造成的监管搭便车 问题。从另一方面看，股权相对集中在少数人手中，也能够增加大股东在与管理层权力博弈 中的地位，有效降低大股东与管理层的信息不对称问题。比如Holdemess(2003)总结认为， 实证发现集中股权的动因可以来自于由于大股东通过监管增加公司价值，从而增加自己分享 到的利益；也来自于大股东取得控制得到的私人好处。但过度集中的股权结构，尽管降低了 大股东与管理层的信息不对称问题，却使得大股东、管理层与中小股东之间的信息不对称问 题变得异常突出，从而造成大股东滥用权力，过度监管和剥削小股东。Burkart，Gromb和 Panunzi(1997)及Pagano和Roell(1998)的研究都提到了这一问题，国内陈晓和王琨(2005)、 徐晓东、陈小悦(2003)等也研究了股权集中度或者第一大股东和公司绩效之间的关系。因此， 股权结构与股权融资成本可能存在“U”形关系。 董事会作为降低代理成本、确保股东利益的重要机构，股东可以通过董事会对公司管理 层施加影响。因此强效的董事会有利于降低股东与管理层之间的信息不对称。特别地，作为 中小股东代言人的独立董事在董事会中的存在，在一定程度上减轻了中小股东与大股东和管 理层之间的信息不对称问题，减少了大股东侵害中小股东利益的风险。比如已有的研究表明， 独立董事能够有效监督经理层和大股东：降低经理层的在职消费(Brick|eyandJames，1987)； 使得公司经营业绩不佳与CEO被解雇更相关(Weisbach，1998)；能够识别公司的盈余管理 (支晓强和童盼，2005)；抑制大股东的掏空行为(叶康涛和陆正飞，2007)等。而风险水 平的降低，根据CAPM模型，会降低投资者特别是中小投资者要求的投资回报率。 管理层的激励机制无法直接消除股东与管理层之间的信息不对称，但激励机制有利于促 使管理层将股东利益最大化作为管理的主要目标。尽管部分研究者发现与会计业绩相关的管 理层薪酬制度，会导致管理层更严重的盈余管理行为(ShleiferandVishney，1997；Bushman， 2001；毕晓方和周晓苏，2006)。但依据“代理人市场一声誉模型”(Fama，1980；Holmstrom， 1982)，从长期来看，即使没有基于产出的显性激励契约，声誉效应也会促使经理人通过努 力工作来提高自己在经理人市场上的卢誉，进而增加自己未来人力资本的价值，达到长期治 理经理人道德风险的目的。冈此我们认为激励机制与声誉机制会促进管理层的诚实守信。而 管理层的诚信行为容易提升投资者的信心，从而降低对资金的价格保护要求。 财务信息的披露机制和透明机制，毫无疑问能够减少公司与股东之间的信息不对称，降 低未来收益的不确定性，这会增强潜在投资者的投资意愿．或者使股票的交易成本降低，增 强股票的流动性，从而降低融资成本。 企业控制权竞争作为公司治理的外部机制，可以通过三种途径进行：代理人竞争、善意 购并和敌意接管。购并和接管作为一种事后的对于管理者失败的校止方式，不像其它机制可 以在事前起到治理的作用。因此很人程度上，对于管理层而言，收购的威胁比收购本身更为 有效。与控制权竞争市场对管理者起到“威慑”作用一样，产品市场的竞争也会促使管理者 提高管理效率和资源利用效率，避免企业遭到产品市场的淘汰。因此这些市场机制可以视作 为市场内生出的更有利其自身发展和有效的机制。这些市场机制的存在降低了投资者监督审 计的治理成本，从而使他们对股权收茄补偿的要求降低。 法律基础和中小投资者法律保护，以法律法规的形式赋予投资者保护自身利益的权力， 262 投融资管理篇 使得公司的收益不容易为内部人所侵占，一方面，会更多地作为利息和股利回报给外部投资 者，外部投资者因此愿意为此支付更高的价格(LLSV，1997)；另一方面，控制性股东更 乐于减少持股以充分地分散风险，公司股权融资成本也随之降低(LLSV，1997，2002： Himmelberg、Hubbard和Love，2002)． 综上所述，我们可以提出研究假设：公司治理能够有效解决信息不对称问题，从而降低 股权融资成本。 三、研究方法与研究设计 本文主要采用面板数据模型对我国上市公司的治理水平与股权融资成本之间的关系进 行研究。采用的面板数据模型基本形式如下： 2 ￡ 股权融资成本。=％+∑以公司治理指标肋+∑儿控制变量船+气 五zl ksl 当％=q，玩=岛，％=％时，即横截面上无个体影响，也无结构变化，此模型称 为混合oLs模型，等同于多期的截面数据。当口l≠口，，几=以，‰=％时，即横截面上 个体影响不同，但无结构变化，此模型称为变截距模型。该模型根据其参数变化的特性可进 一步划分为固定效应模型(FEM)和随机效应模型(REM)14。 模型中涉及的变量计算如下： (一)被解释变量：股权融资成本 为了更准确的估算股权融资成本，同时便于进行稳健性分析，我们采用三种方法计算融 资成本。 第一种是剩余收益GEB模型15，其具体公式为：C=E+Ⅳ(1) 其中，P产股权再融资的潜在价格，为上年度每股收益乘以当年公司所处行业市盈率中 位数；Bf-第t期的每股净资产，即企业再融资年份经过调整的期初每股净资产，由第t期期末 每股净资产加上第t期每股股利再减去第t期每股收益得到。TV为股权投资的终值，其计算如 公式(2)(3)所示：形=莩寄耽-，+器％_ ㈤ Bl“．、2Bt+i★DPst“一EPst+存j 。3) DPS,“=kxEPS,“ 其中，r为股权融资成本，通过解方程计算，T为模型的预测期间M。B柞I为第t+i．1期的 ’‘该模型还有一种情况，当口，≠口，，尻≠以，70≠‰时，此模型称为变系数模型，即横截面除 了个体影响外，还存在经济结构的变化．变系数模型中参数不为常数，这使得我们无法估算变量的整体参 数． 15该模型建立在Feltllam-Ohlson剩余收益模型(Ohl∞n，1995；Feltham、Ohlson，1995)的基础上，后经 GcbhardtCta1．(2001)、Claus和Thomas(2001)’以及Godc和Mohanram(2003)的完善，形成剩余收益GEB 模型。此方法经陆正飞、叶康涛(2004)、沈艺峰、肖珉、黄娟娟(2005)以及曾颖、陆正飞(2006)对 我国1998．2000年、1993-2001年和2002-2003年资本市场数据的检验，证明对我国资本市场数据具有较好 的适应性和解释力． 第十四届中国财务学年会暨财务理论与实务论坛 每股净资产，EPS,“为t+i期每股收益，DPSHq为t+i期每股股利，k为上市公司的股利支付率07． FROE,“为第t+i期的预测净资产收益率。由于我国并没有独立的中介机构发布上市公司的盈 利预测信息，因此沿用陆正飞、叶康涛(2004)，曾颖、陆正飞(2006)的做法，对有实际 数据的年份，采用企业第t+i期的净利润除以期初账面净资产来替代企业第t+i期ROE的预测 值；对没有实际数据的年份，假设企业有实际数据n期，企业第n+1期至第t+T-1期的ROE从 第t+n期的水平向行业平均ROE直线回归，从第t+T期开始上市公司的预测净资产收益率 FROE|+T一直维持在行业平均ROE水平上。 第二种是预期收益增长RGMM模型懵，其具体计算方法为： ，．：旦兰+ 2 92=(EPS,+2一EPS,“)／EPS,+l 其中，y为l加上企业固定增长率19，EPS州为t+i期每股收益，P。代表第t期的股票价格。 第三种是资本资产定价CAPM模型，其计算公式为，．=k+∥(～一k)，其中，rRF 为无风险收益率，通过沪市证交所当年最长期的国债年收益率计算：13为上市公司的系统性 风险系数；rM为市场收益率，用2001．2004年间考虑现金股利再投资的综合月平均市场收益 率乘以12。 (二)解释变量：公司治理水平 本文主要采用两个指标来衡量公司的治理水平，一是公司治理G指数。白重恩、刘俏、 陆洲、宋敏和张俊喜(2005)构建的公司治理G指数，设定八个变量，分析了董事会、高管 薪酬、股权结构、财务信息披露和透明度、企业控制权市场、法制基础和中小投资者权益保 护、及产品市场竞争度等公司治理机制，这些机制囊括了公司治理的内部机制、外部机制及 中国特色的治理机制，能够综合反映企业整体的治理水平，其具体估算模型如下20： 砸H=口o+口IFirst，，+口2，如f2+口3励材f，，r+口4lndratio盯+口5State廖 点 +Q6Parent|l+a1Dualn+asTopIl+a9Hbshare}I七芝：ykcontrol吼+￡H k=l 上式中，TQ表示反映企业价值的Tobin’Q值。其中First表示第一大股东持股量，Equ订 表示第二至第十大股东持股量的集中度，用第二至第十大股东持股量平方和的对数计算， Indratio表示独立董事比例，State为是否国有控股的虚拟变量。Parent为是否拥有母公司的 虚拟变量，Dual为董事长与总经理是否两职合一的虚拟变量，Top为高管人员的持股量， Hbshare为是否在其他市场挂牌上市的虚拟变量，控制变量主要包括公司规模(Size)、资产 负债率(Leverage)、资产销售收入比(capital／sales)、营业收入与销售收入比(operation ¨Gebhardtcta1．(2000认为该模型的预测区问不戍少于12期，本文沿用曾颖、陆j下飞(2006)的方法，采 用T=18期进行计算。 17曾颖、陆正飞(2006)采用．J：市公州股权再融资之前三年的平均股利水3F计算股利支付牢。本文沿用这 一方法．但对于少数上市时问／fi满三年的企业，则按_IIf融资之前两年或一年的股利水平计算股利支付率。 ¨该模型源十Ohlson和Juenner-Nauroth(2003)提：l：的预期收益增长估价模型，Gode和Mohanram(2003) 在研究中采用J，这一模型，嘶Chen、Collins和Huang(2006)的研究则将这一模型称之为RG删模型． 份Chen、Collins和Huang(2006)的研究发现采用4i间的企业周定增长率其实对r的计算结果影响小火， 本文采用我国年均GDP增K．率作为企业同定增长牢的替代。 ∞臼霞恩、刘俏等(2005)的估算模型主要足基于2000年的横截面数据，瓶本文是采用2001．2004年的面 板数据，我们检验了计算flj的G指数‘j反映公司市场价值的Tobin’Q的关系，发现该G指标的系数为正且 统计．I-显著(监著水平在1％以上)． 264 投融资管理篇 income／sales)和行业虚拟变量等。 在上述模型的基础上，白重恩、刘俏等(2005)采用主成分分析法，寻找上述八个变量 的线性组合，并将主成分分析法得出的第一主成分21定义为反映公司治理水平的G指数。 二是董事会超额控制系数。董事会作为一种经济制度，理论上其作用在于帮助解决公司 结构中存在的代理问题。董事会的独立性是公司治理水平的重要体现，因此我们采用董事会 超额控制系数作为公司治理水平的另一替代变量。该指标等于内部董事和关联董事的比例和 减去最终控制人的控制权(赖建清、陈炜，2006)。本文中，最终控制人的控制权采用Bebchuk、 Kraakman和Triantis(1999)提出的方法计算，即取最终控制人在持股链条上的最小持股份 额，作为最终控制人的控制权。对于那些包含不止一条持股链条或包含多重持股情况的复杂 结构，则采用Faccio和L觚g(2002)提出的方法，即用每条持股链条投票权的最小值之和作 为最终控制人的控制权。 董事会超额控制系数指标以反映最终控制人(控股股东)占据的董事席位比例是否超过 其表决权比例，来度量董事会的独立性。如果董事会超额控制系数大于零，我们认为最终控 制人(控股股东)占据了过多的董事席位，这会影响董事会的独立性；反之，如果董事会超 额控制系数小于零，则认为其占据的董事席位较少，可以在一定程度上保证董事会的独立性。 (三)控制变量 根据Fama和French(1993)对股权融资成本三大风险因子的分析，大多数同类研究都将 B系数、公司规模和账面市值比作为控制变量。除此以外，依据IVlM理论，股权融资成本应 当与杠杆率成正比关系，国内的唐国正、刘力(2005)和曾颖和陆正飞(2006)分别从理论 和实证两方面证明了这一关系的成立。叶康涛、陆正飞(2004)利用中国资本市场的数据研 究发现，企业的资产周转率越低，意味着企业代理问题越严重，从而股权融资成本越高。另 外从股东角度讲，公司盈利能力越强，则股东的期望值越高，从而使得公司的股权融资成本 可能也越高。姜付秀、陆正飞(2006)、曾颖、陆正飞(2006)的研究也都发现了企业的盈 利水平对股权融资成本有正向影响关系。鉴于此，本文采用Y13系数、公司规模、账面市值 比、杠杆率、资产周转率和资产收益率等控制变量。 四、样本数据与实证结果 (一)样本数据 我们按照如下标准选取样本公司： (1)2000年1月1日前在深沪两市上市的全部A股公 司；(2)为了避免股权分置改革对股权融资成本计算的影响，选取2001-2004年连续四年具 有配股资格22的公司数据； (3)剔除数据缺失、方程无法求解的部分样本以及极值样本， 最后获得每年293家四年共l172家样本公司的平衡数据。 研究使用的原始数据来源于CCERSinofin数据库和万德分析系统，部分数据如公司的控 制权结构链主要通过手工收集而得。数据分析主要采用STATA软件处理，解方程主要采用 Mathematics软件进行计算。样本的描述性分析见表1乃。 引本研究数据计算的第一人主成分中，八个变量的载荷值分别为：0．576693、．0．49886、曲．04888、0．236616、 0．02455、_o．05356、-0．03112、m．13697． 221999年证监会}|；行的‘关于I：市公rd配股T作有关问题的通知》，对拟配股公·习历年净资产收益率的要 求．1：，将_|泉来的“连续三年净资产收益率小低卡10％”改为“三年平均净资产收益率1i低十lO％，每年净 资产收益牢不得低于6％”。2001年证髓会规定-r新的配股条件，财务指标上要求公司最近3个会计年度加 权平均净资产收益率平均不低卡6％。我们的研究按照最低标准筛选样本． 23限于篇幅，义中主要报告J，伞样本的描述性统计结果． 第十四届中目财务学年会暨财务理论与实务论坛 表1样本描述性分析 注：Costequtiy为股权融资成本，通过剩余收益GEB法计算：GI为公司治理G指数，通过白 重恩、刘俏等(2005)的估算模型计算；Supereontr01)白董事会超额控制系数，通过(1．独立 董事比例)．最终控制人控制权计算；Turnover为资产周转率，采用主营业务收入净额／【(当 年资产合计+前一年资产合计)仞计算：Leverage为杠杆率；M／B为帐面市值比：Size为企业 规模，通过企业资产总额取对数计算：由于股权融资成本计算涉及ROE和EPS等盈利水平变 量，所以采用ROA(资产收益率)作为盈利水平的控制变量。 (--)实证分析与结果 本文对样本数据先后采用混合OLS模型、固定效应模型(FEM)和随机效应模型(1也M) 等三种方式进行回归。为了控制那些无法观测的个体差异的变量，考虑个体效应，我们首先 将个体固定效应模型与混合OLS基于同质性下的零假设予以F值检验，F--17．48，且在l％的 水平下显著，这就意味着个体FEM比混合OLS更为有效。类似地，本文使用BP拉格朗日乘 数法(LM)检验了个体随机效应与混合OLS间的模型有效性，结果表明个体REM更为有效。 在个体FEM与个体REM之间，本文使用Haumsman方程设定检验来予以选择。检验结果显示， 个体FEM比个体REM有效，从而选择个体固定效应模型。 考虑到宏观经济条件下，经济增长和通货膨胀等因素会对所有研究对象在特定年份的融 资成本计算产生影响，为了分析和控制这些在企业个体之间不变，但随时间变化的不可观测 的时间效应。我们首先检验时刻固定效应模弛，但发现大部分变量不能通过检验。采用时刻 随机效应模型，发现检验能够通过，而且使用BP拉格朗日乘数法(LM)检验发现，时刻固 定效应模型比混合OLS模型更有效，因此选择时刻随机效应模型。主要检验结果列示见表224。 表2面板数据多元网归结果 个体固定效应模型 时刻随机效应模型 (1) (2) (3) (1) (2) (3) 11．256740**1．4145828．348465***2．742226-0．28804892．721958 ConS协t (2．14) (O．28) (1．65) (1．11) (_o．12)(1．10) ． 一0．I620307**．0．I434608** 一0．1473793**旬．0972579* Lil(-2．02)(-2．17)(-2．03)(．1．62) 拍限卡篇幅，这里未报告混合OLS模型、个体随机效应模型、时刻冈定效应模型、个体时刻周定效应模型 的检验结果． 投融资管理篇 注：检验结果由STATA软件计算得到；固定效应模型的R．square)}j只反映纽内著别的 withineffectR-square；个体同定效应模型括号内为t检验统计量值，时刻随机效席模型括号 内为经White方著调整的Z检验统计量值；Hausman检验的是个体同定效应与个体随机效应模 型的零假设；BP拉格朗日乘数(LM)检验的是个体随机模型、时刻随机模型与混合OLS模 型的零假设。···表示检验在1％的水平上显著。¨表示检验在5％的水平上显著，幸表示检验 在1O％的水平上显著。 从个体同定效应模型看，当公司治理G指数单独作为解释变量时，其系数为负(即公司 治理G指数越大，股权融资成本越低)并在5％的水平下显著；当董事会超额控制系数单独作 为解释变量时，其系数为正并在1％的水平下显著(即董事会超额控制系数越小，股权融资 成本越低)。公司治理G指数和董事会超额控制系数的联合检验表明，总体来看公司治理水 平越高，股权融资成本越低，这说明公司治理能够降低股权融资成本。从时刻随机效应模型 看，在控制了一些不可观测的时间效应变量，上述研究结论仍然能够成立。这说明我们的研 究假设得到了实证结果的支持，即在研究期间，在我国股票市场中，公司治理水平与股权融 资成本之间晕负相关，提高公司治理水平对降低上市公司股权融资成本会产生积极影响。 有趣的是，近年来，公司治理水平不断提高的同时，股权融资成本的平均水平也在提高， 这似乎与我仃J的研究结论有不一致的地方。究其原冈可能有两方面，一方面，中国的投资者 267 第十四届中国财务学年会暨财务理论与实务论坛 有其成熟的一面，能够识别单个公司的治理水平，区分好公司与坏公司，因此高治理质颦的 公司，其股权再融资水平相对较低。另一方面。由丁．我们的研究结论是在控制了一些不可观 测的时间效戍，如经济增K背景、市场供求关系、通货膨胀等因素斤得出的，冈此股权融资 成本的整体提高可能并非是投资者逆向选择行为的结果，其原因可能受资金供求关系逆转、 宏观经济发展等诸多冈素的影响。 (三)稳健性分析 本文进行的稳健性分析主要有：一是改变主要变量的定义与计算：对于被解释变量股权 融资成本，我们另外采用预期收益增长RGMM模型和资本资产定价CAPM模型两种方法来计 算。对于解释变量公司治理G指数的计算，我们采用层次分析法来确定各个变量的权重从而 重新计算综合公司治理指数。二是增加控制变量；增加公司的成长性指标作为控制变量，以 TobinQ’s的自然对数米衡量；增加公司的多元化指标作为控制变量，以Herfindahal指数来衡 量。三是重新定义样本；删除上市年限不足三年的公司，重新筛选样本进行分析：增加有缺 失数据的样本，采刚非平衡数据进行分析。同归结果显示，我们的研究结论没有发生显著变 化，研究结果具有较好的稳健性。 五、进一步分析 我们的实证结果检验了公司整体治理水平对于降低股权融资成本的影响，但是某个具体 的公司治理机制对股权融资成本发挥什么样的作用，是我们需要进一步分析的问题。 按照白重恩、刘俏等(2005)的研究分析，独立董事比例(Indratio)和董事长与总经 理是否两职合一(Dual)反映了董事会治理机制：第一大股东持股量(First)、第二至第十 大股东持股量的集中度(Equil)以及是否拥有母公司(Parent)反映了股权结构机制；高管 人员持股量(Top)反映了薪酬机制；是否在其他市场挂牌上市(Hbshare)既反映了财务信 息披露和透明度机制，也反映了法律基础和中小投资者权益保护机制；是否国有控股(State) 则反映了具有中国特色的企业控股机制。为了分析某一公司治理机制对股权融资成本的影响 关系，我们采用个体同定效应模型和个体随机效应模型，将计算公司治理G指数的八个变量 与股权融资成本进行同归分析，控制变量保持不变，其检验结果见表3。 表3进一步同归结果 信息披露与 萤事会治里I!机制 薪砩机制股权结构机制 中园特色控股机制 、 法律保护机制 变量 (1) (2) (1) (2) (1) (2) (1) (2) (1) (2) Contain14mS2．”6．5674'* ．04617 0．8798 3221224394．0舶78 O．8206·O稍阴0．9484 (2．68) (2．O” (n11)(027>(O．60) (O．72) (．0．10) (O．25) (旬．14) (O．30) Dual -0．4955'*一0．3S40 (-2．02) (·1．53) l,flraio -2．8178,．H-2．8797’¨+ (-6．36)(-7．20) Top 旬．0I弱 O．0754 (_o．10) (049) Fi嘎 ．6．1173" -3．5199 (．1．93) (．1．09) First-S：ltm陀 5．2165 47920 (108) (I37) 投融资管理篇 Eq词 0．0452 0．0777* CO．95) (1．79) PaRm ．0．6042* ．0．4169 (．1．68) (．1．12) trosh锄e ．03．126 ．o．1459 Ftest R2／AdjR2 F Waldchi2 l-lausmen BPU订 echO> O．012017(o．23) 仉揖6l (0．34) 3．93跖埘 (．0．87) C10．22) 0．1638"o_3780* (t．72) (I．91) ．0．1419 0．2416 0．0240 0．2413 -01．0920903．422 0．00513 0．2443 n0336 (_o．73) (O．91) (0．09)(0．91)(-o．05) (O．91) (O．07) (O．92) ∞06) 103．326 ．0．1709 0．1544 ．0．0368 0．1348句．1717 0．1455 -0,17100．2290 (--0．39) (n23)(O．26) (旬．05) (O．22) (．o．23) (0．24) (n23)(038) 32805‘”4．90683**。4．573。”4胛”4．734．_4．9058***4．5745***4．9144"**4．6038*** (8．98) (7．S6) (11．6S) (11．92)(11．75)(12．10)(11．69)(11．90) (11．70)(11．99) ·n∞302 -0n6289旬二}409 ．02134一o．2426 _0．2037_0二，柏3 一02163 —0．2365 ．0．2124 (-0．43)(-0．34)(-1．24)(-1．12) (-1．24) (-1．∞) (n23)(·I．13) ‘·122) (．1．11) n傩06 O翻36 nl弘l o．1812 0．17∞ 0．24弘 O．1879 02477O．1653 ．o．4513"(．1．75) (田．50) (1．01) (1．16) (O．70) (I明) (1．02) (1．17) (I∞) (1．05) ．8．0Z撕“” ．7』790．” -8．4696***-7．1ll嘲 -8．7279．¨．7J舒3l●一-8．4689·**-7．119l¨·-8．5049***-7．1441·¨ (-3．56) (．3．50) (-3．68)(-3．25)(-3．76)(-3．47)C-3．68)(-3．25)(-3．69)C-3．26) 17．站 17J移 17．34 17．55 ”．2l 03078 O．3047 O刀29 吻18眈7犯O刀4l O刀29 O刀20 0．2732 O工715 48．30 46．65 33．4l 54镐 46．7l 359．88 獬．47 拐．“ 288．6l 2盼m M59 60．62 69．93 60．85 74 107B．02 1042．79 1037．57 1044．7l l位3．13 注： (I)为个体同定效应模型，括号内为t检验统计量值：(2)为个体随机效应模型，括号 内为经White方差调整的z检验统计量值：固定效应模型的R．square为只反映组内差别的within effectR-square：+·宰表示检验在1％的水平上显著，·+表示检验在5％的水平上显著，·表示检验 在10％的水平上显著。 根据进一步的多元回归结果，我们发现： 第·，董事会机制指标Dual为两职合一的虚拟变量，当CEO兼任董事会主席或副主席时， 取值为l，否则为0；lndratio为独立董事比例。在理论上，这两个变量对企业的股权融资成 本应为负向影响。两个模型的实证结果证明了这一点，且通过显著性检验。这说明，董事会 机制对降低股权融资成本发挥了直接的重要作用。董事会超额控制系数也体现了董事会机 制，三个指标的联合检验结果与以上结论一致巧。 第二，高管人员的持股量并不影响股权融资成本。这一发现源于变量Top的回归系数， 它描述的是高管人员的持股情况。理论上讲，Top应该对融资成本有负向影响。而两个模型 中这一变量的系数并不一致(一个为正，～个为负)，统计上也并不显著。出现这种现象可 能是由这些微乎其微的持股量引起的误著所致。 第三，股权结构机制对股权融资成本的影响不确定。首先，第一火股东持股量对股权融 25限于篇幅，这里未报告该检验结果。 第十四届中国财务学年会暨财务理论与实务论坛 资成本的非线性关系得不到肯定，First 的回归系数为正，统计上也不显著。其次，第 二至第十大股东持股量的集中度和是否拥．sq有ua母re公司虚拟变量的符号与理论预期相反，且统计 上显著性较弱。这说明我国证券市场由于特殊的制度背景，仍存在一些与其他国家市场不同 的特征。 第四，财务信息披露与法律保护机制有助于降低股权融资成本。这一点可以从是否在其 他市场上市的虚拟变量Hbshare的回归结果看出。在其他透明度较高的市场上市有利于企业 采用更好的公司治理准则，因此这一变量的系数为负值，符合理论预期，但统计上不显著。 第五，中国特色的控股机制不利于降低股权融资成本。是否拥有母公司的虚拟变量，反 映了母公司可能实施的“隧道行为”，这一变量回归系数与理论预期一致，其估计值为正， 且统计上显著。 上述分析说明，单一的公司治理机制有的能够降低股权融资成本，有的则不能确定，有 的机制如中国特色的控股机制，还有可能不利于股权融资成本的降低。那么为何我们能够研 究发现公司治理能够降低股权融资成本呢，本文认为这是由于公司治理机制之间存在互补效 应和替代效应，相互作用提高了企业整体的治理水平，最终促进了股权融资成本的降低。 六、研究结论与启示 本文以我国深圳与上海证券市场连续四年具有配股资格的A股上市公司为研究对象，研 究了中国上市公司的治理水平是否会对其股权融资成本产生影响。本文主要采用剩余收益模 型计算股权融资成本，采用公司治理G指数和董事会超额控制系数衡量公司的治理水平。在 控制了B系数、公司规模、账面市值比、杠杆率、资产周转率和资产收益率等因素后，研究 发现我国上市公司的治理质量对股权融资成本的降低有积极影响。 除此以外．我们还得出一些有意义的结论： 第一，对于研究期间整体较高的股权融资成本，本文研究认为，这并非是公司治理水平 低下，投资者为保护自己采取逆向选择行为的结果，很有可能是资金供求关系逆转、宏观经 济发展等诸多因素影响产生的。 第二，本文研究还发现，单一公司治理机制对股权融资成本的影响不能确定，但公司治 理机制之间确实存在着互补效应和替代效应，它们的相互作用促进了整体公司治理水平的提 高。 因此我们的研究结论，对分析中国资本市场上投资者的投资行为与投资心理、了解新兴 市场国家公司治理的作用，把握公司治理机制之间的互动效应，提高和改善公司的融资效率， 都具有一定的借鉴意义。 本文研究的局限以及需要进一步改进和完善的地方有：(1)时间跨度太短，需要扩大研 究期间，使面板数据的时间效应检验更为有效：(2)所采用的公司治理G指数，仅仅采用一 两个指标来刻画某种治理机制，其度量的准确性需要验证和细化。(3)囿于股权分置改革对 股权融资成本计算的影响，本文的研究期间截止于2004年，其后的期间该研究结论是否成立， 是本文需要进一步讨论的地方。 参考文献： 白重恩、刘俏、陆洲、宋敏、张俊喜，2005：‘中国上市公司治理结构的实证研究》， 《经济研究》第2期。 毕晓方、周晓苏，2006：<公司治理因素对企业操控性应计项目的影响》，《财贸研究》 第4期。 姜付秀、陆正飞，2006：《多元化与资本成本的关系》， ‘会计研究》第6期。 赖建清、陈炜，2006：<独立董事：监督者还是咨询专家》，深圳证券交易所综合研究 270 投融资管理篇 所研究报告。 陆正飞、叶康涛，2004：《中国上市公司股权融资偏好解析》， 《经济研究》第