肖作平

(1. 西南交通大學經(jīng)濟管理學院， 成都 610031; 2. 服務科學與創(chuàng)新四川省重點實驗室， 成都 610031)

終極所有權結構對權益資本成本的影響
——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)

肖作平1, 2

(1. 西南交通大學經(jīng)濟管理學院， 成都 610031; 2. 服務科學與創(chuàng)新四川省重點實驗室， 成都 610031)

采用三種模型(GLS模型、ES模型和OJ模型)度量上市公司權益資本成本，以2004～2007年連續(xù)4年均能獲得相關資料的中國非金融類上市公司構成的面板數(shù)據(jù)為研究樣本，在控制相關變量下，基于代理成本和信息不對稱視角實證檢驗終極所有權結構與權益資本成本之間的關系.研究發(fā)現(xiàn)，終極所有權結構是影響權益資本成本的重要因素之一.具體而言：(1)現(xiàn)金流量權與權益資本成本顯著負相關；(2)控制權和現(xiàn)金流量權的分離度與權益資本成本顯著正相關；(3)與終極控股股東是非國有控股的公司相比，終極控股股東是國有控股的公司具有相對高的權益資本成本.

終極所有權結構； 權益資本成本； 面板數(shù)據(jù)

0 引 言

權益資本成本是公司財務理論的核心概念，它對公司的投資決策和融資政策具有重要影響.隨著委托代理和信息不對稱理論的發(fā)展，部分學者把目光轉向股權結構對權益資本成本的影響上，但先前關于股權結構與權益資本成本之間關系的研究主要集中在管理者或大股東的直接持股比例上，沒有把視野轉向終極所有權結構與權益資本成本之間關系上.然而，近來研究卻發(fā)現(xiàn)大部分國家的上市公司股權高度集中，且普遍集中在終極控股股東手中[1-3].直接所有權并不能有效代表公司的所有權和控制權結構，因為他們往往選擇復雜的間接所有權結構.即便在典型的所有權分散的美國，也普遍存在家族或個人控制現(xiàn)象[4].這個觀察對Berle和Means[5]關于現(xiàn)代公司所有權分散且由管理者實施有效控制的命題提出巨大挑戰(zhàn).終極控股股東的出現(xiàn)，有利于對公司管理者實施有效監(jiān)督，并能緩解管理者與股東之間的代理沖突[6]，但同時導致另一類代理問題，即終極控股股東與小股東之間的利益沖突[7]，成為現(xiàn)代公司治理研究的新邏輯起點.

自La Porta等[1]通過追溯所有權關系控制鏈的方法研究發(fā)達國家的終極所有權結構以來，學者們開始關注不同國家和地區(qū)終極所有權結構的分布情況，使得以終極控股股東與小股東之間的代理沖突為視角展開的研究成為當前公司治理研究的主流.但先前的研究主要集中在終極所有權結構對公司價值、信息披露、盈余管理和融資政策的影響上[8-17].其中，檢查終極所有權結構與公司價值之間關系是評估終極所有權結構所產(chǎn)生的財務含義的一種方法，但其并未識別終極所有權結構如何影響公司價值.然而，終極控股股東的控制權優(yōu)勢使其具備能力和動機攫取控制權私有收益，借助關聯(lián)交易轉移上市公司資源，掠奪小股東利益，導致嚴重的代理沖突[18].同時，為了隱藏財富轉移行為，終極控股股東往往會操縱會計信息，引發(fā)嚴重的信息不對稱問題，小股東可能會權衡相應風險來要求預期回報率，從而影響權益資本成本.因此，股權結構和權益資本成本之間的關系需要重新被考察.

本研究將識別終極所有權結構影響公司價值的一個重要渠道，搭建一個描述終極所有權結構與權益資本成本之間關系的理論框架，并對終極所有權結構如何影響權益資本成本進行實證檢驗，探討權益資本成本研究的新思想、新視角，拓展和充實現(xiàn)有研究，豐富現(xiàn)代財務理論體系，具有重要的理論意義和應用價值.

1 理論分析和研究假設

本部分理論推演終極所有權結構的相關代理變量(現(xiàn)金流量權、控制權和現(xiàn)金流量權的分離度及終極控股股東類型)如何影響權益資本成本，并提出研究假設.

1.1 現(xiàn)金流量權對權益資本成本的影響

持有大量現(xiàn)金流量權的股東有動機將其目標和公司目標統(tǒng)一起來.Shleifer和Vishny[7]發(fā)現(xiàn)當控股股東利用較少現(xiàn)金流量權便幾乎控制整個公司時，其謀取控制權私有收益的可能性大大增加.Lemmon和Lins[19]認為擁有較少現(xiàn)金流量權便可對公司行使有效控制的內(nèi)部人(控股股東或管理者)將在投資機會遭到不利沖擊時增加掠奪動機.當終極控股股東持有的現(xiàn)金流量權較少時，他們更加注重實現(xiàn)自身利益，憑借其對公司經(jīng)營決策的控制性權利追求個人目標，掠奪小股東利益.其控制性行為往往通過復雜的金字塔結構，交叉持股或雙重股份來實現(xiàn)，這些途徑允許占主導地位的股東保持控制權卻只持有小部分現(xiàn)金流量權.因此，這些股東具有增加他們當前財富和職務消費的機會而不承擔其行為的全部成本[20].Gomes[21]認為持有較高現(xiàn)金流量權可被視為控股股東不對小股東進行利益榨取的一種承諾.Hughes[22]研究發(fā)現(xiàn)隨著控股股東現(xiàn)金流量權的提升，源于控制權收益的代理問題減少.涂瑞和肖作平[23]認為當控股股東現(xiàn)金流量權越高時,控制股東對小股東的掠奪成本越高.Malan等[24]指出，提升金字塔結構公司中現(xiàn)金流量權水平可減少終極控股股東操縱盈余信息的機會和抑制壕溝效應，有助于克服終極控股股東與小股東之間的代理問題，并因此增加公司報告盈余的價值相關性.可見，當終極控股股東有條件獲取控制權私有收益時，現(xiàn)金流量權可看作是用來緩和他們對公司資源進行掠奪的財務激勵.相關經(jīng)驗研究表明，較高的現(xiàn)金流量權對公司價值具有積極作用[19,25].而現(xiàn)金流量權影響公司價值的一個重要渠道便是權益資本成本.當終極控股股東的現(xiàn)金流量權較高時，其與小股東之間的利益更趨于一致，他們具備動機和意愿使企業(yè)價值最大化，保證信息的及時性和準確性，減緩了代理沖突和信息不對稱問題，進而降低權益資本成本.另外，Almeida和Wolfenzon[26]認為金字塔結構更常見于金融市場不發(fā)達和投資者法律保護較差的國家，且易形成金字塔內(nèi)部資本市場和公司偷竊.因此，隨著現(xiàn)金流量權的提升，終極控股股東與小股東之間的利益趨于一致，信息不對稱水平和代理成本下降，外部投資者對金融市場和經(jīng)濟增長的信心增加，要求的預期回報率下降，權益資本成本降低.綜上所述，本文提出假設H1：在其他情況相同下，終極控股股東的現(xiàn)金流量權與權益資本成本負相關.

1.2 控制權和現(xiàn)金流量權的分離度對權益資本

成本的影響

所有權和控制權的分離及引發(fā)的代理問題是公司治理的核心問題之一，也是反映外部投資者遭受大股東掠奪程度的重要指標.當所有權集中到一定程度時，終極控股股東便掌握了對公司的有效控制，代理問題的本質從管理者和股東之間的利益沖突轉變?yōu)榭毓晒蓶|和小股東之間的利益沖突[7].此時，控股股東可從公司榨取財富，接受所有的收益卻只承擔小部分成本.良好的法律制度環(huán)境有利于抑制終極控股股東的掠奪行為[27]，而在投資者法律保護較弱的國家，控制權私有收益行為和規(guī)模將更加嚴重[28-29].控股股東通過關聯(lián)交易、支付高額的薪酬、竊取公司成長機會、貸款擔保，甚至是直接偷盜等一系列“隧道”行為實施掏空[30].Bozec和Laurin[31]認為，少量的現(xiàn)金流量權和大量的控制權之間的分離使終極控股股東有強烈動機掠奪公司資源和利益，代理問題加劇.Lin等[16]發(fā)現(xiàn)，“隧道”動機隨著控股股東控制權和現(xiàn)金流量權分離度的增大而增大，這些隧道活動提高了財務困境和違約的風險，損害了抵押物價值，并增加預期破產(chǎn)成本.另外，F(xiàn)an和Wong[11]研究表明，東亞國家終極控股股東控制權和現(xiàn)金流量權的分離會降低企業(yè)收益報告的信息量.Sanjaya[14]研究發(fā)現(xiàn)，控制權和現(xiàn)金流量權的差異越大，終極控股股東更易操縱會計盈余以隱藏其通過掠奪所獲得的私有收益，信息不對稱和代理成本上升.控制權和現(xiàn)金流量權的分離為終極控股股東提供獲得私有控制權利益的激勵和能力，但這是以小股東利益為代價的.如果其獲取控制權私利的行為被發(fā)現(xiàn)，很可能招致證券交易所或監(jiān)管機構的外部干預.為了避免外部監(jiān)測、潛在法律費用和相關名譽損失，終極控股股東通過操縱會計盈余報告來掩蓋其控制權私有收益和非價值最大化的決策.可見，控制權和現(xiàn)金流量權的分離度越大，終極控股股東掠奪動機越強，代理成本上升，且其更可能通過盈余管理操縱會計信息，信息不對稱水平上升.外部投資者預見到這種行為，將要求更高的溢價補償，從而導致更高的權益資本成本.同時，相關研究也表明，信息披露水平越低，公司權益資本成本越高[32-33].此外，大多研究證實控制權和現(xiàn)金流量權的分離度與公司價值負相關[19, 25, 34-35].而超額控制權影響公司價值的一個重要渠道便是權益資本成本.因此，隨著控制權和現(xiàn)金流量權分離度的增大，終極控股股東從事“隧道”和其他道德風險活動的動機增強，因為有效的控制權使他們擁有更大能力轉移公司資源，轉出公司資產(chǎn)和利潤，或撥出資金到無利可圖卻又能提供私利的項目，加劇代理沖突.同時，為了避免外部監(jiān)督和名譽損失，終極控股股東通過管理應計收益報告來掩蓋控制權私有收益，加重信息不對稱問題.因此，控制權和現(xiàn)金流量權的分離度越大，信息不對稱和代理問題越嚴重，權益資本成本上升.綜上所述，本文提出假設H2：在其他情況相同下，終極控股股東的控制權和現(xiàn)金流量權的分離度與權益資本成本正相關.

1.3 終極控股股東的類型對權益資本成本的影響

由于經(jīng)濟目標和政治背景的差異，不同類型的終極控股股東(如國家或家族控制)在公司治理中扮演著不同角色*中國上市公司終極控股股東類型包括國有、民營、外資、集體、社會團體和職工持股會等，其中以國有和民營為主，其它類型所占比例非常少.因此，為方便起見，本文將終極控股股東類型劃分為國有和非國有兩大類.本文描述性統(tǒng)計顯示，GLS模型下的樣本1、ES模型下的樣本2、OJ模型下的樣本3中終極控股股東為國有的比例分別為78.96%、 74.74%和75.28%，民營的比例分別為16.22%、23.98%和23.30%，二者占總樣本的比例分別為95.18%、98.72%和98.58%.表明中國上市公司的終極控股股東主要由國有和民營兩大類型構成..家族控制的公司，往往會遵循市場規(guī)律最大限度地獲取經(jīng)濟收益，實現(xiàn)企業(yè)價值最大化[36].Mishra等[37]發(fā)現(xiàn)，家族所有權有助于保證業(yè)務和長遠規(guī)劃的穩(wěn)定性，家族所有者能更迅速地做決定，也更靈活，公司價值更高.Anderson和Reeb[4]認為企業(yè)經(jīng)營持續(xù)性是控制性家族的關注焦點，他們將采取價值最大化戰(zhàn)略來確保財務相關者的利益.控制性家族更關心企業(yè)存續(xù)，以便把公司傳給下一代，使他們采取對債權人和其他股東都有益的價值最大化戰(zhàn)略.另外，Wang[38]研究發(fā)現(xiàn)，平均說來控制性家族公司的盈余質量較高，具體表現(xiàn)在盈余中非正常應計項較低，信息含量較大等方面.因此，終極控股股東是家族等非國有公司時將面臨較少的信息不對稱和代理問題，外部投資者會降低風險溢價，可能要求較低的預期回報率，權益資本成本相對較低.另外，Shirley和Walsh[39]認為相對非國有控股，國有控股會削弱主要的治理方法(包括監(jiān)督機制、契約約束、收購兼并和破產(chǎn)機制)，從而加劇代理沖突.Megginson和Netter[40]發(fā)現(xiàn)，復雜的代理關系、相互沖突的各方目標等決定了國有企業(yè)較低的績效.同時，基于被任命的管理者層面，企業(yè)利益最大化的實現(xiàn)并不能給他們帶來最大好處，這樣的控制權缺乏激勵，不能促使管理者盡最大努力發(fā)揮其積極性和創(chuàng)造性.Shleifer和Vishny[41]發(fā)現(xiàn)，國有控股上市公司的管理層可能利用職權為自身利益提供便利，如轉移大量資源滿足個人消費；也可能通過某些交易向其政治支持者輸送利益，以追求自身政治目標，使其他相關者利益遭到掠奪.基于企業(yè)經(jīng)營目標層面，國有企業(yè)的行為由政府意志和利益所決定，國有企業(yè)要執(zhí)行國家經(jīng)濟政策，擔負調節(jié)社會經(jīng)濟的職能，同時肩負保持社會穩(wěn)定、降低失業(yè)率、重視職工福利等重大任務，因此國有企業(yè)從事生產(chǎn)經(jīng)營活動更重要的是為了實現(xiàn)一系列政治目標，公司治理效率受到影響.Vickers和Yarrow[42]研究發(fā)現(xiàn)，政府控制企業(yè)的目標并不唯一表現(xiàn)為價值最大化，還包括眾多社會責任.可見，國有公司必將因為承擔一系列政治責任使公司經(jīng)營目標發(fā)生偏離.這些將加劇終極控股股東與小股東之間的利益沖突.因此，外部投資者在為該類公司提供資金時，可能面臨嚴重的信息不對稱和代理問題，因此要求更高的預期回報率，權益資本成本上升.綜上所述，本文提出假設H3：在其他情況相同下，與終極控股股東是家族等非國有控股的公司相比，終極控股股東是國有控股的公司將具有相對高的權益資本成本.

2 研究變量定義

2.1 被解釋變量

本研究的被解釋變量是權益資本成本，用Re表示.權益資本成本的度量一直是財務文獻中最具有爭議的議題之一[43].以往研究通常采用事后已實現(xiàn)的回報率度量權益資本成本.而最近文獻表明，已實現(xiàn)的回報率是權益資本成本較差的代理變量[44, 45].雖然已實現(xiàn)的回報率為預期回報率提供無偏估計，但事后數(shù)據(jù)包含過高噪音[46].近年來，基于現(xiàn)金流貼現(xiàn)或剩余收益估值模型的權益資本的事前成本已在財務與會計研究中被廣泛使用.事前的權益資本成本對現(xiàn)金流和潛在增長機會做出明確控制[47]，為預期回報率提供更好的度量[46].Mazzotta和Veltri[48]認為使用事前方法估計權益資本成本才是適當?shù)?故本文采用事前的預期回報率作為代理變量度量權益資本成本.目前，常見的事前期望回報率的度量模型有CT模型、GLS模型、ES模型和OJ模型[49-52].但關于特定權益資本成本度量模型的正確性和經(jīng)驗優(yōu)越性，相關文獻并未取得一致共識.Guay等[53]發(fā)現(xiàn)GLS估計模型對未來回報率有顯著預測力.為了減緩測量誤差，本文選擇GLS、ES和OJ三種模型度量權益資本成本*在中國市場條件下CT模型受到一定限制，很難找到模型所必須的數(shù)據(jù)，而使用其他替代數(shù)據(jù)又缺乏客觀性和準確性.相比之下，另外三種事前預期回報率的度量模型即GLS模型、ES模型和OJ模型所受限制較少，更為合適..

1)剩余收益貼現(xiàn)模型(GLS)的原理為各公司隱含的權益資本成本是預期未來現(xiàn)金流的現(xiàn)值與當前股票價格相等時的內(nèi)含回報率.該模型與股利貼現(xiàn)模型在代數(shù)上等價，但它為經(jīng)濟利潤在股票估值中的作用提供更好的直覺.根據(jù)股利貼現(xiàn)模型，股價是以當前可獲得的所有信息為基礎的預期未來股利的現(xiàn)值.因此

(1)

其中Pt是當前股價；Et(Dt+i)是第t+i期股利在第t期的預測值；Re是以第t期信息為基礎得到的權益資本成本.

干凈盈余會計要求所有影響賬面價值的損益包含在盈余中，即各期賬面價值的改變等于盈余減去凈股利(bt=bt-1+NIt-Dt).假定公司盈余和權益賬面價值采用“干凈盈余”會計方法預測，股票價格可重述為報告的賬面價值加上無限的貼現(xiàn)剩余收益

(2)

其中Bt是第t期賬面價值；Et[·]是基于第t期可獲得信息的期望；NIt+i是第t+i期凈收益；Re是權益資本成本；ROEt+i是第t+i期凈資產(chǎn)收益率(ROEt+i=NIt+i/Bt+i-1).

式(2)以無限序列形式表示公司價值，但實際計算中必須指定一個詳細的預測期間.該限制使“終值”估計成為必要，即具體預測期之后基于已獲得的剩余收益對公司價值的估計.本文使用兩階段方法估計公司內(nèi)在價值，第一階段是未來三年(第t+1期至第t+3期)的ROE預測期，第二階段是三年之后(第t+4期至第t+T期，T為預測區(qū)間)的ROE預測期.式(2)變形如下

(3)

其中Bt是第t期每股凈資產(chǎn)；Re是權益資本成本；FROEt+i是第t+i期預期凈資產(chǎn)收益率；Bt+i=Bt+i-1+FEPSt+i-FDPSt+i，F(xiàn)EPSt+i是第t+i期預期每股收益，F(xiàn)DPSt+i是第t+i期預期每股股利，假定FDPSt+i=FEPSt+i×k，k為過去5年的平均股利支付率.

TV表示終值，計算如下

(4)

根據(jù)Gebhardt等[50]，取T=12為預測期間.由于我國缺乏相關預測數(shù)據(jù)，未來3年的預測ROE本文用對應年度實際ROE代替，從第4年開始預測ROE通過向行業(yè)ROE中位數(shù)直線回歸獲得.Gebhardt等[50]認為應使用同行業(yè)所有公司至少5年，和至多10年的歷史數(shù)據(jù)計算該中位數(shù).故本文取樣本公司包含當年在內(nèi)的前6年歷史數(shù)據(jù)來分別計算估計2004年—2007年的權益資本成本時所需的行業(yè)ROE中位數(shù)*根據(jù)CSRC行業(yè)分類標準共有13個行業(yè)，在剔除金融類上市公司并將制造業(yè)細分為10個小類后，共得到21個行業(yè)，本文以此標準確認樣本公司的行業(yè)歸屬，計算行業(yè)ROE的中位數(shù)..由于異常數(shù)據(jù)可能使最終結果產(chǎn)生偏差，本文剔除了ROE大于100%的數(shù)據(jù).Gebhardt等[50]認為盈利公司能更好地反映行業(yè)長期平均收益率，故本文舍棄顯著虧損公司的ROE數(shù)據(jù).

2)ES模型的一個關鍵因素是在估價中識別盈余短期預測的中心作用.PEG比率是該模型的一個特例，它等于PE比率(即，P0/eps1)除以用百分數(shù)表示的短期盈余增長率(即100*(eps2-eps1)/eps1).假設△agr=0和dps1=0，得到

(5)

其中Re是預期收益率，Re>0且是固定常數(shù)；P0為t=0期每股當前價格；epst+1為t=1期預期每股收益；epst+2為t=2期預期每股收益.

本文采用對應年度12月份分析師預測的平均值表示epst+1和epst+2.由于ES模型包含內(nèi)在假設eps2>eps1>0，故本文剔除分析師預測未來1期和2期每股收益為負和eps2-eps1為負的樣本.

3)OJ模型的分析起點基于預期每股股利序列的現(xiàn)值等于每股價格的前提，其中的內(nèi)含報酬率即為權益資本成本.

假設1

(6)

其中P0為當前t=0期每股價格；dpst為第t期預期每股股利；Re為權益資本成本.

zt+1=γzt，t=1，2，…

(7)

其中1≤γ<1+Re且z1>0.

結合假設1和假設2，OJ模型產(chǎn)生如下估值等式

(8)

(9)

eps1和eps2是分析師對t=1期和t=2期的預期每股收益，本文采用對應年度12月份分析師預測的平均值表示.分析師對t=1期的預期每股股利dps1=k×eps1，本文中k為過去3年的平均股利支付率.長期增長率gp=γ-1反映的是在一個相當長時期內(nèi)整個經(jīng)濟的平均增長水平，本文采用先前研究的做法，令γ-1為5%.由于OJ模型只有在eps1>0和eps2>0時才有意義，故本文舍棄了未來1期和2期每股收益的分析師預測值為負的樣本.

2.2 解釋變量

本研究的解釋變量包括現(xiàn)金流量權，控制權和現(xiàn)金流量權的分離度，及終極控股股東類型.研究控制權和現(xiàn)金流量權的分離情況需要控制權和現(xiàn)金流量權的資料，在此，本文借鑒La Porta等[1]、Claessens等[2]的方法，即利用整個控制權鏈條進行計算.現(xiàn)金流量權，即各控制鏈條上持股比例乘積之和.控制權，即各控制鏈條上最低持股比例之和.本文采用控制權/現(xiàn)金流量權度量控制權和現(xiàn)金流量權的分離度.另外，本文參考先前研究[1]，將控制權臨界值設為10%，以確保終極控股股東在各環(huán)節(jié)對下層公司的有效控制.本文將終極控股股東類型劃分為兩大類，即國有和非國有，當終極控股股東屬于國有控股時為1，否則為0.

2.3 控制變量

本文參照先前的研究[50, 54-57]，選擇了公司規(guī)模(SIZE)、賬面市值比(B/M)、杠桿率(LEV)、市場風險(BETA)和行業(yè)類別(IND)等控制變量.此外，本文還設置年度虛擬變量(YEAR)，以控制宏觀經(jīng)濟因素對權益資本成本的影響.研究變量定義如表1所示.

表1 研究變量定義

注： “+”表示權益資本成本隨著該因素的增加而增加；“-”表示權益資本成本隨著該因素的增加而減??；“？”表示理論預期或實證結果的符號不確定.

⑤ 本文所指管制行業(yè)是CSRC行業(yè)分類標準中的D類，即電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應業(yè).

3 數(shù)據(jù)來源和樣本選擇

3.1 數(shù)據(jù)來源

終極所有權結構的相關數(shù)據(jù)及ES模型和OJ模型中的預期每股收益數(shù)據(jù)主要來自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)，上市公司財務數(shù)據(jù)和股票價格收益數(shù)據(jù)，及所屬行業(yè)數(shù)據(jù)等來自中國經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫(CCER).此外，通過招商證券軟件獲取GLS模型和OJ模型中所需的股利分派率.為驗證已獲取數(shù)據(jù)的準確性，本文將得到的數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)和上市公司年度財務報告所提供的數(shù)據(jù)進行抽樣核對.上市公司年度財務報告信息來源于巨潮資訊網(wǎng)(www.cninfo.com.cn).

3.2 樣本選擇

2004年12月31日，中國證監(jiān)會向上市公司發(fā)布修訂《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式準則第2號<年度報告的內(nèi)容與格式>》的通知，要求披露實際控制人情況，并以方框圖形式披露公司與實際控制人之間的產(chǎn)權和控制關系.基于此，本文以2004年—2007年作為樣本期間⑥由于估計權益資本成本的GLS模型會用到樣本期間之后三年的實際財務數(shù)據(jù)，因此本文選擇樣本期間到2007年為止.，并以2004年12月31日以前在深、滬兩市掛牌交易的所有上市公司作為原始研究樣本，并遵循以下原則進行篩選：(1)剔除金融類公司；(2)剔除被ST或PT的公司；(3)剔除資產(chǎn)負債率大于1的公司；(4)剔除發(fā)行B股或H股的公司；(5)剔除相關數(shù)據(jù)無法獲取的公司；(6)剔除數(shù)據(jù)異常、數(shù)據(jù)不一致或數(shù)據(jù)缺失的公司.除上述六個共同篩選步驟，本文將分別按照GLS、ES和OJ模型自身的要求和限制進一步篩選上述樣本⑦比如，樣本1中，由于GLS模型會用到行業(yè)ROE中位數(shù)，這一數(shù)據(jù)由屬于該行業(yè)的公司歷史6年的ROE計算而來，加上GLS模型會用到樣本期間之后三年的實際財務數(shù)據(jù)，故剔除1999年～2010年行業(yè)類型發(fā)生改變的公司，以保持公司所屬行業(yè)類別的一致性.樣本2中，由于ES模型包含eps2>eps1>0的內(nèi)在假設，故剔除分析師預測未來1期和2期每股收益為負和eps2-eps1為負的樣本.樣本3中，由于OJ模型只有在eps1>0和eps2>0時才有意義，故剔除未來1期和2期每股收益的分析師預測值為負的樣本..經(jīng)過篩選，本文最終保留2004年—2007年連續(xù)4年均能獲得相關數(shù)據(jù)的非金融類上市公司構成的3組平衡面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，實證檢驗終極所有權結構如何影響權益資本成本.其中，采用GLS模型度量權益資本成本的研究樣本為259家(共1 036個觀測值)，稱為樣本1；采用ES模型度量權益資本成本的研究樣本為98家(共392個觀測值)，稱為樣本2；采用OJ模型度量權益資本成本的研究樣本為88家(共352個觀測值)，稱為樣本3.

3.3 描述性統(tǒng)計

表2列示了三個樣本的研究變量的描述性統(tǒng)計量.

4 實證結果與分析

4.1 實證模型的建立

Reit=α+β1CRit+β2UCTit+γ(ControlVariablesit)+

(模型1)

Reit=α+β1SRit+β2UCTit+γ(ControlVariablesit)+

(模型2)

Reit=α+β1CRit+β2SRit+β3UCTit+

(模型3)

表2 描述性統(tǒng)計

其中i=1，…，I(I為樣本量)；t=1，…，T(T=4)；Reit為第t年第i家公司的權益資本成本；α為截距項；β1，β2，β3為回歸系數(shù)；γ和λ為回歸系數(shù)向量；μit為隨機干擾項；解釋變量和控制變量定義見表1.

4.2 實證結果

1)全樣本的實證結果

本文通過對F統(tǒng)計量、LM統(tǒng)計量和Hausman統(tǒng)計量進行檢驗的結果顯示，GLS模型下的樣本適合采用隨機效應模型(random effect)估計，ES模型下的樣本和OJ模型下的樣本適合采用混合回歸模型估計.回歸結果見表3.

從表3可見，回歸模型的F統(tǒng)計量都在1%水平上顯著，表明回歸模型整體上有效.年度虛擬變量的聯(lián)合顯著性Wald檢驗在1%水平上顯著，表明宏觀經(jīng)濟因素顯著影響權益資本成本.控制變量對權益資本成本的影響與先前實證研究結果基本一致，在此不再詳細闡述.本研究感興趣的是終極所有權結構如何影響權益資本成本.

從表3第Ⅰ和Ⅲ欄可見，終極控股股東的現(xiàn)金流量權至少在5%水平上與權益資本成本顯著負相關，而不論采用GLS、ES還是OJ模型度量公司權益資本成本.研究假設H1得到驗證.研究結果說明，當現(xiàn)金流量權較小時，終極控股股東對小股東利益實施掠奪的成本較低，額外的冒險激勵促進他們的潛在“隧道”行為，使小股東面臨的信息不對稱水平和投資風險提高，代理成本上升，外部投資者要求更高的風險溢價補償，權益資本成本上升.而隨著現(xiàn)金流量權的提升，終極控股股東企圖掠奪小股東利益導致企業(yè)價值降低的意愿減弱，其與小股東之間的利益趨于一致，壕溝問題得到緩和，小股東面臨的信息不對稱水平和投資風險降低，代理成本下降，增強外部投資者對金融市場和經(jīng)濟增長的信心，權益資本成本下降.

從表3第Ⅱ和Ⅲ欄可見，終極控股股東控制權和現(xiàn)金流量權的分離度至少在10%水平上與權益資本成本顯著正相關*本文也采用(控制權-現(xiàn)金流量權)及((控制權-現(xiàn)金流量權)/控制權)作為控制權和現(xiàn)金流量權的分離度的代理變量重新進行上述回歸，實證結果并未發(fā)生實質性改變.，而不論采用GLS、ES還是OJ模型度量公司權益資本成本.研究假設H2得到驗證.研究結果說明，控制權和現(xiàn)金流量權的分離使終極控股股東擁有較少現(xiàn)金流量權便可獲取較大控制權，此時他們有強烈動機從事“隧道”行為，因為有效的控制權加強他們獲取控制權私利的能力.隨著控制權和現(xiàn)金流量權分離度的提高，終極控股股東和外部投資者之間的代理沖突加劇，代理成本上升.另外，為避免外部監(jiān)督和名譽損失，控股股東往往通過盈余管理操縱會計信息來隱藏控制權私有收益，信息質量下降.控制權和現(xiàn)金流量權分離度越大，信息不對稱問題越嚴重.因此，控制權和現(xiàn)金流量權的分離增加信息不對稱水平和代理成本，減少外部投資者對金融市場和經(jīng)濟增長的信心，權益資本成本上升.

表3 全樣本實證結果

注： 估計系數(shù)下的括號中顯示的是t統(tǒng)計量；a，b和c分別表示在1%，5%和10%的水平上顯著.Wald檢驗是無相關零假設下，漸進分布年度虛擬變量聯(lián)合顯著性Wald檢驗，自由度顯示在括號中.下同.

從表3可見，終極控股股東類型的代理變量至少在5%水平上與權益資本成本顯著正相關，而不論采用GLS、ES還是OJ模型度量權益資本成本.研究假設H3得到驗證.研究結果說明，外部投資者會根據(jù)控股股東類型去評價其被掠奪的潛在風險，進而影響權益資本成本.控制性家族更關心企業(yè)存續(xù)，以便把公司傳給下一代，這使他們采取對債權人和其他股東都有益的價值最大化戰(zhàn)略.同時，由于缺乏有效的激勵機制，國有控股股東并非以企業(yè)價值最大化為目標，而往往以其他相關者的利益為代價實現(xiàn)政治目標或個人利益，如在職消費、名譽提升、政治支持等.因此，終極控股股東是國有的公司，其代理沖突和信息不對稱問題相對嚴重，權益資本成本上升.

2)控制權和現(xiàn)金流量權相分離的樣本的實證結果

從表2描述性統(tǒng)計可見，控制權和現(xiàn)金流量權分離度(SR)的中位數(shù)為1，說明只有不到一半的上市公司控制權和現(xiàn)金流量權發(fā)生分離.為詳細驗證終極所有權結構對權益資本成本的影響，本文將剔除控制權和現(xiàn)金流量權未分離的樣本*在剔除控制權和現(xiàn)金流量權未分離的樣本后，GLS模型、ES模型、OJ模型下的樣本中分別包含控制權和現(xiàn)金流量權相分離的公司99家(共396個觀測值)、38家(共152個觀測值)、34家(共136個觀測值).，進一步對控制權和現(xiàn)金流量權相分離的樣本進行回歸.結果見表4.

表4 控制權和現(xiàn)金流量權相分離的樣本實證結果

從表4可見，終極控股股東現(xiàn)金流量權的系數(shù)為負且顯著(但對應t值比全樣本小，即顯著性水平比全樣本有所下降)，研究結論是穩(wěn)健的，說明隨著現(xiàn)金流量權的提升，終極控股股東與小股東之間的利益趨于一致，壕溝問題得到緩和，增強了外部投資者對金融市場和經(jīng)濟增長的信心，權益資本成本下降.

從表4可見，終極控股股東控制權和現(xiàn)金流量權的分離度的系數(shù)為正且顯著(但對應t值比全樣本小，即顯著性水平比全樣本有所下降)，研究結論是穩(wěn)健的，說明控制權和現(xiàn)金流量權的分離增加了信息不對稱水平和代理成本，減少外部投資者對金融市場和經(jīng)濟增長的信心，權益資本成本上升.

從表4可見，終極控股股東類型的系數(shù)為正且顯著(但對應t值比全樣本小，即顯著性水平比全樣本有所下降)，研究結論是穩(wěn)健的，說明與民營等非國有公司相比，終極控股股東是國有的公司，其代理沖突和信息不對稱問題相對較嚴重，權益資本成本上升.

3)控制權和現(xiàn)金流量權未分離的樣本的實證結果

本文對控制權和現(xiàn)金流量權未發(fā)生分離的這部分樣本做進一步研究*當僅對控制權和現(xiàn)金流量權未分離的樣本回歸時，GLS模型、ES模型、OJ模型下的樣本中分別包含控制權和現(xiàn)金流量權未分離的公司160家(共640個觀測值)、60家(共240個觀測值)、54家(共216個觀測值).，考察現(xiàn)金流量權負面影響權益資本成本，以及終極控股股東是國有公司的權益資本成本相對較高的結論是否穩(wěn)健.結果見表5.

表5 控制權和現(xiàn)金流量權未分離的樣本的實證結果

從表5可見，現(xiàn)金流量權的系數(shù)為負(但對應t值比全樣本，及控制權和現(xiàn)金流量權相分離的樣本都要小，即顯著性水平有所下降)，研究結論是穩(wěn)健的，表明在控制權和現(xiàn)金流量權未發(fā)生分離的情況下，提升現(xiàn)金流量權有助于降低信息不對稱，減緩代理沖突，增強外部投資者對公司增長和發(fā)展的信心，投資者愿意為公司提供資金，權益資本成本下降.

從表5可見，終極控股股東類型的系數(shù)為正且顯著(對應t值比控制權和現(xiàn)金流量權相分離的樣本大，但比全樣本小)，研究結論是穩(wěn)健的，表明在控制權和現(xiàn)金流量權未發(fā)生分離的情況下，外部投資者也會根據(jù)大股東類型去評價其被掠奪的潛在風險，進而影響公司權益資本成本.相比家族公司，國有控股公司缺乏有效的激勵機制，國有控股股東偏離了企業(yè)價值最大化目標而傾向于犧牲其他相關者的利益以實現(xiàn)政治目標或個人利益，嚴重激化代理沖突和信息不對稱問題，權益資本成本上升.

5 結束語

本文在借鑒國內(nèi)外研究成果的基礎上，以終極控股股東和小股東之間的代理沖突和信息不對稱問題為切入點，搭建了一個描述終極所有權結構與權益資本成本之間關系的理論框架，并以2004年—2007年連續(xù)4年均可獲得相關信息的非金融類上市公司構成的面板數(shù)據(jù)為研究樣本，實證檢驗終極所有權結構如何影響權益資本成本.研究發(fā)現(xiàn)，終極所有權結構在影響權益資本成本中扮演了重要角色.具體而言：(1)現(xiàn)金流量權與權益資本成本顯著負相關，說明現(xiàn)金流量權具有正面激勵效應，現(xiàn)金流量權的提升使終極控股股東與小股東的利益趨于一致，信息不對稱和代理成本降低，權益資本成本下降；(2)控制權和現(xiàn)金流量權的分離度與權益資本成本顯著正相關，說明控制權和現(xiàn)金流量權的分離度越大，信息不對稱和代理問題越嚴重，權益資本成本上升；(3)與終極控股股東是非國有公司相比，控股股東是國有公司具有相對高的權益資本成本，說明國有控股股東為了實現(xiàn)其政治目標及個人利益，往往以其他相關者的利益為代價，加上國有企業(yè)本身所承擔的一系列社會責任和使命，使企業(yè)價值最大化的目標軌跡發(fā)生偏離，國有控股公司治理效率低下，信息不對稱水平和代理成本上升，權益資本成本上升.

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The effect of ultimate ownership structure on cost of equity capital: Empirical evidence from Chinese listed companies

XIAOZuo-ping1,2

1. School of Economics and Management, Southwest Jiaotong University, Chengdu 610031, China; 2. Key Laboratory of Service Science and Innovation of Sichuan Province, Chengdu 610031, China

Controlling related variables, the paper adopts three kinds of methods (GLS model, ES model and OJ model) to measure the cost of equity capital of listed companies, applies panel data consisting of related continuously obtainable information of Chinese non-financial listed companies dated from 2004 to 2007, and, within the framework of agency cost and information asymmetry, empirically examines the relationship between the ultimate ownership structure and the cost of equity capital. The results show that the ultimate ownership structure is one of the important factors to affect the cost of equity capital:(1)Cash flow right is remarkably negatively correlated with the cost of equity capital;(2)The separation degree of controlling right and cash flow right is remarkably positively correlated with the cost of equity capital;(3)The cost of equity capital of companies that are ultimately controlled by the state is significantly higher compared with those companies whose ultimate controllers are non-state-owned enterprises.

ultimate ownership structure; cost of equity capital; panel data

2013-03-28； 修改日期： 2015-10-24.

國家自然科學基金資助項目(71002062； 71272140； 71472157).

肖作平(1975—)， 男， 福建周寧人， 教授， 博士生導師. Email: xzp4061@sina.com

F832.5

A

1007-9807(2016)01-0072-15