李百興 宋弋戈

【摘要】高管縱向兼任在企業(yè)中占據(jù)了半壁江山， 受到企業(yè)管理者、外部監(jiān)管部門等各方利益相關(guān)者的普遍關(guān)注， 成為近年來會計(jì)學(xué)領(lǐng)域的熱點(diǎn)話題。 本文基于2007 ～ 2020年滬深A(yù)股上市公司樣本， 采用OLS回歸、Heckman兩階段回歸等方法， 研究高管縱向兼任對企業(yè)避稅行為的影響及其影響機(jī)制， 以及在高管縱向兼任影響企業(yè)避稅行為的過程中， 機(jī)構(gòu)投資者持股和審計(jì)師選擇發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用。 研究結(jié)果表明： 高管縱向兼任與企業(yè)避稅程度顯著正相關(guān)， 機(jī)構(gòu)投資者持股和四大會計(jì)師事務(wù)所審計(jì)能夠顯著抑制高管縱向兼任與企業(yè)避稅程度的正相關(guān)關(guān)系。 進(jìn)一步分析表明， 高管縱向兼任會加劇代理問題， 增強(qiáng)企業(yè)的融資約束， 從而提高企業(yè)的避稅程度。

【關(guān)鍵詞】高管縱向兼任;企業(yè)避稅;機(jī)構(gòu)投資者;審計(jì)師選擇

【中圖分類號】F272? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2022）14-0024-9

一、引言

大股東為了更好地管理下屬上市公司， 外派自己公司的董事、高管前往下屬上市公司兼任董事長或總經(jīng)理， 這一現(xiàn)象在實(shí)務(wù)界十分普遍。 據(jù)統(tǒng)計(jì)， 2007 ～ 2020年我國存在高管縱向兼任的上市公司占總體樣本的49%。 Claessens等[1] 研究發(fā)現(xiàn)， 大股東通常會運(yùn)用金字塔持股結(jié)構(gòu)、雙層股權(quán)結(jié)構(gòu)、交叉持股及高管縱向兼任這四種方法來強(qiáng)化自身對下屬公司的控制， 但是受限于數(shù)據(jù)的可得性， 他們僅研究了前三種控制方法的影響， 未對高管縱向兼任進(jìn)行具體、深入的探索。

近年來， 相應(yīng)的數(shù)據(jù)逐漸完備， 學(xué)者們紛紛涉入高管縱向兼任領(lǐng)域， 高管縱向兼任成為公司治理、財(cái)務(wù)會計(jì)等方向的前沿?zé)衢T話題。 近期發(fā)表的文章從企業(yè)價(jià)值、會計(jì)信息質(zhì)量、現(xiàn)金持有量、股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)、企業(yè)投資效率等方面對高管縱向兼任的影響進(jìn)行了分析研究。 關(guān)于高管縱向兼任產(chǎn)生的各種經(jīng)濟(jì)后果的影響機(jī)制， 學(xué)者們提出了兩個(gè)不同的方向： 一部分學(xué)者認(rèn)為， 這種雙重任職模式減少了大股東與管理層之間的利益沖突， 有利于大股東的綜合治理， 并發(fā)揮了大股東的“監(jiān)督效應(yīng)”， 約束管理層的經(jīng)營決策; 另一部分學(xué)者認(rèn)為， 這種雙重任職模式強(qiáng)化了大股東的權(quán)利， 不利于中小股東利益的保護(hù)， 提高了企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱程度， 增加了代理成本。 目前， 學(xué)術(shù)界對于高管縱向兼任這種治理模式的利弊存在較大的爭議， 而且相關(guān)文獻(xiàn)尚無從企業(yè)避稅方面探究高管縱向兼任經(jīng)濟(jì)后果的研究成果。

避稅對于企業(yè)來說是一把“雙刃劍”， 在減輕稅負(fù)的同時(shí)也需要企業(yè)付出一定的成本。 在進(jìn)行納稅籌劃的過程中， 管理層很可能為了企業(yè)利潤或個(gè)人利益， 采用“黑箱”操作避稅， 這會給企業(yè)帶來較大的內(nèi)部和外部風(fēng)險(xiǎn)。 在當(dāng)今復(fù)雜多變的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下， 管理層實(shí)施避稅活動的激進(jìn)程度受到高管評估以及應(yīng)對風(fēng)險(xiǎn)的能力和態(tài)度的影響。 事實(shí)上， 不同企業(yè)的避稅程度存在著較大的差異， 這在一定程度上也是由于不同高管對于避稅成本和收益的考量不同。 當(dāng)前， 企業(yè)避稅相關(guān)的文獻(xiàn)聚焦于研究企業(yè)避稅程度差異產(chǎn)生的原因， 即影響企業(yè)避稅的因素。 Hanlon和Heitzman[2] 對現(xiàn)有研究進(jìn)行了梳理， 發(fā)現(xiàn)目前學(xué)者主要將影響企業(yè)避稅的因素歸為公司特征、股權(quán)激勵、所有權(quán)結(jié)構(gòu)三方面， 但是對于具體的公司治理行為則關(guān)注不足， 特別是從公司治理的視角來考察高管縱向兼任是否影響企業(yè)避稅行為的研究尚付闕如。

基于此， 筆者在厘清高管縱向兼任影響企業(yè)避稅內(nèi)在邏輯的基礎(chǔ)上， 以2007 ～ 2020年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)為樣本， 探究高管縱向兼任直接或間接影響其避稅行為的機(jī)理， 揭示高管縱向兼任對企業(yè)避稅行為的影響及其影響機(jī)制。

本文可能的貢獻(xiàn)主要有以下三個(gè)： ①豐富了企業(yè)避稅影響因素方面的文獻(xiàn)。 Dyreng等[3] 的研究已證實(shí)管理層固定效應(yīng)與企業(yè)避稅程度存在相關(guān)關(guān)系， 但目前并沒有進(jìn)一步的研究證實(shí)管理層的何種特征對企業(yè)避稅產(chǎn)生影響。 本文認(rèn)為管理層的異質(zhì)性體現(xiàn)在管理層的治理結(jié)構(gòu)上。 研究發(fā)現(xiàn)高管縱向兼任會顯著提高企業(yè)的避稅程度， 這一發(fā)現(xiàn)補(bǔ)充了公司管理層治理與企業(yè)避稅活動之間關(guān)系的相關(guān)研究， 對于實(shí)際的稅收征管工作也有啟示作用。 ②拓展了高管縱向兼任經(jīng)濟(jì)后果的研究范疇。 先前的研究主要集中在高管縱向兼任對企業(yè)價(jià)值、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)和會計(jì)信息質(zhì)量等方面的影響， 而本文則是將高管縱向兼任經(jīng)濟(jì)后果的研究進(jìn)一步拓展至企業(yè)的避稅行為， 在一定程度上支持了職業(yè)經(jīng)理人理論， 有助于企業(yè)認(rèn)識并理解這一重要的公司治理方式， 推動公司治理的發(fā)展與進(jìn)步。 ③本文的研究結(jié)論表明， 高管縱向兼任會提升企業(yè)的避稅程度， 加劇代理問題， 提高企業(yè)的融資約束， 從而使得企業(yè)的避稅行為更加激進(jìn)。 而機(jī)構(gòu)投資者和四大審計(jì)師可以通過“內(nèi)部監(jiān)督”和“外部監(jiān)督”兩個(gè)方面顯著抑制高管縱向兼任與企業(yè)避稅程度的正相關(guān)關(guān)系， 這一結(jié)論深化了我們對高管縱向兼任影響企業(yè)避稅機(jī)制的認(rèn)知。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）高管縱向兼任與企業(yè)避稅

高管縱向兼任是指大股東公司的董事或高管到上市公司兼任董事長或總經(jīng)理[4] ， 這種現(xiàn)象在上市公司中廣泛存在。 一方面， 高管縱向兼任有助于大股東監(jiān)督下屬公司， 約束上市公司管理層， 緩解代理沖突。 現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)， 高管縱向兼任能夠提升企業(yè)的會計(jì)信息質(zhì)量[5] ， 增加企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)抵抗能力。 隨后一些學(xué)者指出， 高管縱向兼任帶來的監(jiān)督效應(yīng)還能夠約束大股東的隧道行為， 促使投資效率提升[6] ， 降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。 另一方面， 高管縱向兼任加強(qiáng)了控股股東對下屬公司的掌控程度， 可能會加劇大股東利益侵占行為及代理沖突。 現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)， 存在高管縱向兼任的企業(yè)， 管理層受到大股東的控制， 更偏好于關(guān)聯(lián)交易與各種擔(dān)保， 信息披露程度較低， 企業(yè)價(jià)值較低[4] ， 股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)較高， 抑制了公司創(chuàng)新[7] ， 提高了債務(wù)資本成本。 對于高管縱向兼任的利弊， 理論界和實(shí)務(wù)界存在著較大的爭議， 探討高管縱向兼任與企業(yè)避稅的關(guān)系是個(gè)新的領(lǐng)域。

企業(yè)避稅實(shí)質(zhì)上是一項(xiàng)風(fēng)險(xiǎn)性投資， 對于企業(yè)而言， 避稅行為在降低稅負(fù)成本、實(shí)現(xiàn)收益的同時(shí)也要承擔(dān)相應(yīng)的成本。 一方面， 企業(yè)實(shí)施避稅活動可以為企業(yè)帶來可觀的節(jié)稅收益。 Scholes等[8] 的研究表明， 采取有效的稅收規(guī)避措施能夠?yàn)槠髽I(yè)帶來較高的收益。 就我國的稅收政策來看， 2007年之后企業(yè)所得稅稅率調(diào)整為25%， 企業(yè)實(shí)施納稅籌劃的獲益空間較大。 另一方面， 企業(yè)實(shí)施避稅活動也需要付出相應(yīng)的成本。 這個(gè)成本包括直接成本， 即納稅籌劃成本、訴訟成本以及應(yīng)對稅務(wù)當(dāng)局監(jiān)管的費(fèi)用等， 還包括間接成本， 即委托代理成本、企業(yè)聲譽(yù)損失以及稅務(wù)稽查風(fēng)險(xiǎn)等潛在的成本。 實(shí)施避稅活動的企業(yè)通常會通過“灰色”手段掩蓋其避稅行為， 例如轉(zhuǎn)移資產(chǎn)、關(guān)聯(lián)交易、并購等。 過激的避稅行為可能會使企業(yè)面臨嚴(yán)重的政治懲罰， 損害企業(yè)的聲譽(yù)以及管理層自身的聲譽(yù)。 Desai和Dharmapala[9] 的研究表明， 企業(yè)的避稅程度越高， 管理層尋租的可能性越大， 管理層一般會利用復(fù)雜且不透明的交易來實(shí)施激進(jìn)的避稅活動。

本文將考察高管縱向兼任對企業(yè)避稅的影響。 高管縱向兼任之所以能影響企業(yè)避稅， 有以下三個(gè)理由：

1. 高管縱向兼任會增強(qiáng)企業(yè)的避稅動機(jī)。 根據(jù)大股東掏空理論， 高管縱向兼任提高了大股東的控制力， 為大股東侵占或者轉(zhuǎn)移企業(yè)資源提供了便利， 使得企業(yè)現(xiàn)金資源流失。 企業(yè)避稅可以直接節(jié)約企業(yè)納稅支出， 增加企業(yè)的可支配現(xiàn)金流。 而且存在高管縱向兼任的企業(yè)融資難度較大， 高管縱向兼任加劇了第一類和第二類代理問題， Lin等[10] 的研究表明， 控股股東的強(qiáng)大控制權(quán)引發(fā)了較嚴(yán)重的掏空問題， 增加了監(jiān)督成本和銀行面臨的信用風(fēng)險(xiǎn)， 進(jìn)而增加了企業(yè)的債務(wù)資本成本。 投資者會充分預(yù)期管理層或控股股東的利益攫取行為， 進(jìn)而謀求更高的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。 避稅能夠在短期內(nèi)快速為企業(yè)減負(fù)， 提升企業(yè)的即時(shí)盈利能力， 為企業(yè)爭奪在資本市場上的話語權(quán)。 除此之外， 在金字塔結(jié)構(gòu)的背景下， 企業(yè)兩權(quán)分離引發(fā)股東之間的代理問題， 而縱向兼任的高管會加劇大股東短視行為， 企業(yè)更容易為了短期利益而選擇激進(jìn)的避稅行為。

2. 高管縱向兼任會擴(kuò)大企業(yè)避稅空間。 一方面， 高管縱向兼任加劇了企業(yè)代理問題和信息不對稱程度， 給企業(yè)避稅活動提供了機(jī)會; 另一方面， 高管縱向兼任也提高了管理層進(jìn)行避稅的能力， 使得對其進(jìn)行監(jiān)管的難度增加。 高管縱向兼任會降低大股東和上市公司高管之間的“合謀”成本， 加劇大股東的“掏空行為”。 鄭杲娉等[4] 的研究發(fā)現(xiàn)， 高管縱向兼任會增加與擔(dān)保相關(guān)的關(guān)聯(lián)交易的次數(shù)與金額， 對公司價(jià)值造成負(fù)向影響。 大股東通過高管縱向兼任更容易進(jìn)行關(guān)聯(lián)交易、轉(zhuǎn)移資源， 以更低的成本掩蓋避稅行為。 除此之外， 高管縱向兼任也會提高管理層進(jìn)行避稅活動的能力。 “掏空共謀”假說認(rèn)為， 控股股東為了獲得高管的支持， 借助高管為自己進(jìn)行利益輸送， 往往會讓渡更大的權(quán)力給高管， 這也為上市公司高管進(jìn)行納稅籌劃提供了更大的空間。 高管縱向兼任的企業(yè)避稅能力更強(qiáng)， 更容易與大股東合謀采取不透明、復(fù)雜的交易進(jìn)行避稅。 同時(shí)， 由于大股東的權(quán)力集中， 來自企業(yè)內(nèi)部的監(jiān)督約束力下降， 因此， 為了謀求避稅帶來的超額收益， 存在高管縱向兼任的企業(yè)更加傾向于施行激進(jìn)的避稅行為。

3. 高管縱向兼任會提高企業(yè)避稅的風(fēng)險(xiǎn)容忍程度。 避稅行為的風(fēng)險(xiǎn)不可小覷， Frischmann等[11] 發(fā)現(xiàn)避稅失敗上繳給稅務(wù)機(jī)關(guān)的罰息大約為預(yù)計(jì)避稅收益的40%， 聲譽(yù)上的損失則更為嚴(yán)重。 對于管理層而言， 管理層聲譽(yù)是企業(yè)避稅的重要影響因素， 良好的聲譽(yù)往往伴隨著企業(yè)的高實(shí)際稅率。 根據(jù)經(jīng)理人市場理論， 由于大股東對企業(yè)總經(jīng)理等高管的任免存在干預(yù)行為， 選聘和激勵機(jī)制都違背了市場化特征， 不利于職業(yè)經(jīng)理人市場的流動性和完善聲譽(yù)激勵機(jī)制。 高管縱向兼任受經(jīng)理人市場聲譽(yù)約束較小， 受大股東經(jīng)營業(yè)績壓力的影響較大， 上市公司高管會更加專注于為大股東創(chuàng)造利潤， 進(jìn)而采取積極的納稅籌劃手段。 對于企業(yè)而言， 過去普遍認(rèn)為高管縱向兼任會帶來一系列問題， 相關(guān)法律法規(guī)對此進(jìn)行了嚴(yán)格的約束。 2001年， 證監(jiān)會設(shè)定了“五分開”， 要求公司在業(yè)務(wù)、資產(chǎn)、人員、財(cái)務(wù)等方面與控股股東分開。 2018年， 《公司法》要求國有獨(dú)資公司董事、高管的兼任行為必須得到管理機(jī)構(gòu)的批準(zhǔn)。 在這樣的背景下， 企業(yè)選擇利用高管縱向兼任這一方式加強(qiáng)大股東的控制， 反映了企業(yè)本身的風(fēng)險(xiǎn)偏好更強(qiáng)， 為了獲得某種“好處”愿意承擔(dān)一定的法律風(fēng)險(xiǎn)， 這和避稅行為相契合。

因此， 本文提出假設(shè)1：

假設(shè)1： 高管縱向兼任與企業(yè)避稅程度正相關(guān)。

（二）高管縱向兼任、機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)避稅

Schadewald[12] 的研究表明， 避稅給企業(yè)帶來收益的同時(shí)， 也需要其付出高額咨詢費(fèi)和更高的資本成本借款等代價(jià)。 機(jī)構(gòu)投資者收集和處理信息的能力相較于其他關(guān)聯(lián)方更強(qiáng)， 并且有顯著的信息外溢效應(yīng)， 能夠有效提升企業(yè)信息透明度。 此外， 股權(quán)結(jié)構(gòu)中， 機(jī)構(gòu)投資者持股占比越高， 越能夠通過提案等方式改善企業(yè)治理。 現(xiàn)有研究表明， 機(jī)構(gòu)投資者持股能夠減少公司違規(guī)[13] ， 抑制企業(yè)避稅行為， 降低企業(yè)費(fèi)用粘性[14] 等。

機(jī)構(gòu)投資者持股能夠抑制高管縱向兼任與企業(yè)避稅程度的正相關(guān)關(guān)系至少有以下兩方面原因：

1. 機(jī)構(gòu)投資者持股可以通過監(jiān)督大股東行為降低企業(yè)避稅程度。 根據(jù)“有效監(jiān)管”假說， 機(jī)構(gòu)投資者是公司治理的重要外部監(jiān)督者， 監(jiān)督大股東的“掏空共謀”等行為， 使管理層避稅動機(jī)減小、避稅難度上升。 因此， 機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高， 對企業(yè)的內(nèi)部監(jiān)督作用就越強(qiáng)， 越能夠抑制高管縱向兼任對企業(yè)避稅的正向影響[15] 。

2. 機(jī)構(gòu)投資者持股可以通過改變企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度降低企業(yè)避稅程度。 朱玉杰、倪饒然[16] 的研究表明， 機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高， 企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越低。 因此， 機(jī)構(gòu)投資者通過風(fēng)險(xiǎn)管控， 可以降低企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平， 改變企業(yè)對待避稅風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度， 進(jìn)而遏制企業(yè)實(shí)施激進(jìn)的避稅活動。

因此， 本文提出假設(shè)2：

假設(shè)2： 機(jī)構(gòu)投資者持股能夠抑制高管縱向兼任與企業(yè)避稅程度的正相關(guān)關(guān)系。

（三）高管縱向兼任、審計(jì)師選擇與企業(yè)避稅

企業(yè)在聘用不同的審計(jì)師時(shí)存在機(jī)會主義動機(jī)。 審計(jì)作為獨(dú)立于企業(yè)和其利益相關(guān)者之外的第三方， 對企業(yè)發(fā)布的財(cái)務(wù)信息起到監(jiān)督作用。 正基于此， 企業(yè)如果聘請業(yè)務(wù)能力強(qiáng)、聲譽(yù)好的大型會計(jì)師事務(wù)所進(jìn)行審計(jì)， 會對企業(yè)形成外部的監(jiān)督制約。 同時(shí)， 從信號傳遞理論的角度來看， 聘請高質(zhì)量的審計(jì)師是傳遞企業(yè)積極信息的有效方法。 企業(yè)在做長期戰(zhàn)略規(guī)劃和經(jīng)營決策時(shí)會受到利益相關(guān)者的影響， 因此， 企業(yè)會向利益相關(guān)者傳遞自身財(cái)務(wù)狀況良好的信號。

四大會計(jì)師事務(wù)所審計(jì)能抑制高管縱向兼任與企業(yè)避稅程度的正相關(guān)關(guān)系至少有以下兩方面原因：

1. 四大會計(jì)師事務(wù)所審計(jì)可以通過“外部監(jiān)督”降低企業(yè)避稅程度。 企業(yè)避稅活動與日常經(jīng)營活動往往很難區(qū)別開， 存在高管縱向兼任的企業(yè)， 業(yè)務(wù)活動更加復(fù)雜， 避稅活動更加隱匿。 四大會計(jì)師事務(wù)所是高質(zhì)量審計(jì)的代表。 從聲譽(yù)理論、規(guī)模經(jīng)濟(jì)理論和深口袋理論層面分析， 大型會計(jì)師事務(wù)所通常會實(shí)施更嚴(yán)格的審計(jì)程序， 加大對審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)的把控。 因此， 企業(yè)選擇四大會計(jì)師事務(wù)所審計(jì)對企業(yè)的外部監(jiān)督作用更強(qiáng)， 也更能夠抑制高管縱向兼任對企業(yè)避稅的正向影響。

2. 四大會計(jì)師事務(wù)所審計(jì)可以通過削弱企業(yè)避稅動機(jī)降低企業(yè)避稅程度。 對于選擇大型會計(jì)師事務(wù)所進(jìn)行審計(jì)的企業(yè)而言， 管理層可以借助外界對大型會計(jì)師事務(wù)所的認(rèn)可， 向中小股東、供應(yīng)商、客戶等利益相關(guān)者傳遞企業(yè)經(jīng)營狀況佳、業(yè)績好的信號， 提升企業(yè)的信譽(yù)和形象， 降低企業(yè)的融資成本， 加速企業(yè)內(nèi)部的資金循環(huán)， 進(jìn)而遏制企業(yè)為了追求短期利益而實(shí)施激進(jìn)避稅行為的動機(jī)。

因此， 本文提出假設(shè)3：

假設(shè)3： 企業(yè)選擇四大會計(jì)師事務(wù)所審計(jì)， 能夠抑制高管縱向兼任與企業(yè)避稅程度的正相關(guān)關(guān)系。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2007 ～ 2020年A股上市公司為初始研究樣本， 研究高管縱向兼任對企業(yè)避稅的影響， 數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫。 本文對初始研究樣本進(jìn)行如下篩選： ①剔除金融行業(yè)公司樣本。 與其他行業(yè)相比， 金融行業(yè)的財(cái)務(wù)報(bào)表具有一定的特殊性。 ②剔除數(shù)據(jù)存在缺失值的樣本。 ③剔除ST和?ST公司， 因?yàn)橄萑胴?cái)務(wù)困境的企業(yè)的績效可能與其他企業(yè)存在較大差異， 為保證結(jié)論的可靠性， 避免樣本偏差影響結(jié)論， 予以剔除。 為消除異常值的影響， 本文對所有連續(xù)變量在1%和99%的水平上進(jìn)行了縮尾處理。 經(jīng)過以上篩選， 最終得到26922條觀測值。 本文使用Stata 16.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

（二）研究變量

1. 被解釋變量。 本文借鑒劉行等[6] 的方法， 采用會計(jì)—稅收差異（BTD）來表示企業(yè)避稅程度。 具體而言， BTD=（稅前會計(jì)利潤-應(yīng)納稅所得額）/期末總資產(chǎn)。 應(yīng)納稅所得額=當(dāng)期所得稅費(fèi)用/名義所得稅率。 BTD的值越大， 意味著會計(jì)利潤與應(yīng)納稅所得額的差異越大， 從而企業(yè)避稅活動的激進(jìn)程度越高。

2. 解釋變量。 本文借鑒潘紅波和韓芳芳[5] 的研究， 將高管縱向兼任（AM）定義為“大股東公司的董事或高管到上市公司兼任董事長或總經(jīng)理”， 如果存在高管縱向兼任現(xiàn)象， 則AM 取值為1， 否則為0。

3. 控制變量。 本文綜合參考其他企業(yè)避稅方面的相關(guān)文獻(xiàn)， 選擇公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、總資產(chǎn)凈利潤率（Roa）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）、成長性（Growth）、第一大股東持股比例（Top1）、賬面市值比（Bm）、董事人數(shù)（Board）、兩職合一（Dual）、獨(dú)立董事比例（Indep）、大股東資金占用（Occupy）、托賓Q值（TobinQ）、現(xiàn)金流比率（Cashflow）作為控制變量， 同時(shí)控制了年度（Year） 和行業(yè)（Industry）變量。

4. 調(diào)節(jié)變量。 機(jī)構(gòu)投資者持股（Inst）： 采用機(jī)構(gòu)投資者持有的股份數(shù)占公司股份總數(shù)的比值衡量。 審計(jì)師選擇（Big4）： 對上市企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)表進(jìn)行審計(jì)的第三方機(jī)構(gòu)是否屬于國際四大會計(jì)師事務(wù)所。 各會計(jì)師事務(wù)所之間的差異體現(xiàn)在諸多方面。 國際四大會計(jì)師事務(wù)所的整體實(shí)力以及社會對其認(rèn)可程度相對于其他會計(jì)師事務(wù)所更高。 所以， 本文在對企業(yè)所選擇的會計(jì)師事務(wù)所進(jìn)行界定時(shí)， 主要依據(jù)的是會計(jì)師事務(wù)所是否屬于國際四大。

變量的詳細(xì)計(jì)算方法見表 1。

（三）回歸模型

本文設(shè)計(jì)了如下回歸模型（1）， 用于檢驗(yàn)假設(shè)1：

BTDi，t=β0+β1AM+β2Controls+Yeari，t+

Industryi，t+εi，t? ? ?（1）

設(shè)計(jì)如下模型（2）， 用于檢驗(yàn)假設(shè)2：

BTDi，t=β0+β1AM+β2AM×Inst+β3Inst+

β4Controls+Yeari，t+Industryi，t+εi，t? ? ?（2）

設(shè)計(jì)如下模型（3）， 用于檢驗(yàn)假設(shè)3：

BTDi，t=β0+β1AM+β2AM×Big4+β3Big4+

β4Controls+Yeari，t+Industryi，t+εi，t? （3）

本文主要依據(jù)解釋變量AM的估計(jì)系數(shù)β1的正負(fù)及其顯著性來判定高管縱向兼任與企業(yè)避稅程度之間的關(guān)系。 若高管縱向兼任變量的估計(jì)系數(shù)β1顯著為正（負(fù)）， 表明高管縱向兼任與企業(yè)避稅程度顯著正（負(fù)）相關(guān)， 否則高管縱向兼任對企業(yè)避稅程度不存在顯著影響。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

對初始研究樣本進(jìn)行篩選后， 共保留26922條公司—年度觀測值。 表2報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

研究期間樣本企業(yè)高管縱向兼任（AM）的均值為0.4900， 即存在高管縱向兼任的公司—年度觀測值占樣本總量的49%， 表明我國上市公司高管縱向兼任的現(xiàn)象較為普遍。

研究期間樣本企業(yè)避稅程度（BTD）的均值為0.0003、標(biāo)準(zhǔn)差為0.0270、中位數(shù)為-0.0012、最小值為-0.1400、最大值為0.3300。 BTD的平均值大于0， 表明平均而言， 會計(jì)利潤要高于應(yīng)納稅所得額。 從整體上來看， 研究期間樣本企業(yè)普遍存在避稅現(xiàn)象， 但也有一些樣本企業(yè)整個(gè)研究期間應(yīng)納稅所得額高于會計(jì)利潤。 因此， 樣本企業(yè)在避稅方面存在明顯的異質(zhì)性。 穩(wěn)健性檢驗(yàn)中使用的避稅程度（DDBTD） 的均值為0.0001， 這源于其取值于模型的殘差， 從而均值接近于0。

審計(jì)師選擇（Big4）的均值為0.0630， 說明有6.3%的樣本企業(yè)選擇“四大”會計(jì)師事務(wù)所對財(cái)務(wù)報(bào)表進(jìn)行審計(jì); 機(jī)構(gòu)投資者持股（Inst）的均值為0.3800， 標(biāo)準(zhǔn)差為0.2400， 說明機(jī)構(gòu)投資者持股較為普遍， 并且不同企業(yè)表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性; 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）的均值為0.3900， 說明有39%的樣本企業(yè)為國有企業(yè); 第一大股東持股比例（Top1）的均值為0.3500， 最大值為0.7600， 最小值為0.0840， 一般認(rèn)為第一大股東持股比例在34%以上時(shí)控制權(quán)是穩(wěn)固的。

另外， 本文其他變量的分布均在合理范圍內(nèi)。

（二）相關(guān)性分析

本文計(jì)算了主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)。 高管縱向兼任（AM）與企業(yè)避稅程度（BTD） 的相關(guān)系數(shù)值為0.007， 且在1%的水平上顯著， 表明高管縱向兼任與企業(yè)避稅程度正相關(guān)。

主要變量的相關(guān)系數(shù)均小于0.4， 表明主要變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。 限于篇幅， 具體數(shù)值未予列示。

（三）回歸分析

表3報(bào)告了模型（1）、模型 （2）、模型 （3）的回歸結(jié)果。

第二列只控制了年度和行業(yè)效應(yīng)， 高管縱向兼任與企業(yè)避稅程度在1%的水平上顯著正相關(guān)。 第三列在控制了年度和行業(yè)效應(yīng)后， 加入了公司基本特征變量、公司治理特征變量， 高管縱向兼任的系數(shù)仍然為正， 且在1%的水平上顯著， 表明在控制了其他影響因素后， 高管縱向兼任仍然對企業(yè)避稅程度有正向影響。 假設(shè)1得到支持， 即高管縱向兼任能夠顯著提升企業(yè)避稅程度。

第四列在控制了年度、行業(yè)效應(yīng)和控制變量后， 加入調(diào)節(jié)變量機(jī)構(gòu)投資者持股和高管縱向兼任的交乘項(xiàng)， 交乘項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)， 且在1%的水平上顯著。 假設(shè)2得到支持， 即機(jī)構(gòu)投資者持股能夠抑制高管縱向兼任與企業(yè)避稅程度的正相關(guān)關(guān)系。

第五列在控制了年度、行業(yè)效應(yīng)和控制變量后， 加入調(diào)節(jié)變量審計(jì)師選擇和高管縱向兼任的交乘項(xiàng)， 交乘項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)， 且在5%的水平上顯著。 假設(shè)3得到支持， 即企業(yè)選擇“四大”會計(jì)師事務(wù)所審計(jì)時(shí)， 能夠抑制高管縱向兼任與企業(yè)避稅程度的正相關(guān)關(guān)系。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步增強(qiáng)研究結(jié)論的可靠性， 本文還做了替換變量和Heckman兩階段回歸檢驗(yàn)。

1. 替換變量。 借鑒劉行等[6] 和Desai等[9] 的方法， 使用扣除應(yīng)計(jì)利潤影響之后的會計(jì)—稅收差異（DDBTD）來表示企業(yè)避稅程度， 通過進(jìn)行變量替換檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性。 具體而言， DDBTD由模型（4）計(jì)算得到：

BTDi，t=αTACCi，t+μi+￡i，t （4）

TACC為總應(yīng)計(jì)利潤， TACC=（凈利潤-經(jīng)營活動產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流）/總資產(chǎn)。 μi表示公司i在樣本期間內(nèi)殘差的平均值， ￡i，t表示t年度殘差與公司平均殘差μi的偏離度。 DDBTD=μi+￡i，t， 代表BTD中不能被應(yīng)計(jì)利潤解釋的那一部分。

如表4所示， 第二列只控制了年度和行業(yè)效應(yīng)， 高管縱向兼任（AM）與企業(yè)避稅程度（DDBTD）在 1% 的水平上顯著正相關(guān)。 第三列在控制了年度和行業(yè)效應(yīng)后， 加入了公司基本特征變量、公司治理特征變量， 高管縱向兼任的系數(shù)仍然為正， 且在 1%的水平上顯著， 表明在控制了其他影響因素后， 高管縱向兼任仍然對企業(yè)避稅程度有正向影響， 通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2. Heckman兩階段回歸。 由于某些因素可能會同時(shí)對高管縱向兼任以及企業(yè)避稅程度產(chǎn)生影響， 例如公司的代理成本（Mfee）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、總資產(chǎn)凈利潤率（Roa）、公司規(guī)模（Size）等， 這會引發(fā)內(nèi)生性問題干擾實(shí)證研究的結(jié)果。 因此， 本文采用Heckman兩階段模型來緩解內(nèi)生性問題。 具體模型如下：

Pr（AM=1）i，t=β0+β1Mfee+β2Lev+β3Roa+

β4Size+Yeari，t+Industryi，t+εi，t （5）

BTDi，t+1=β0+β1AM+β2IMR+β3Controls+

Yeari，t+Industryi，t+εi，t? （6）

首先， 在第一階段的模型中把相關(guān)影響因素考慮進(jìn)來， 第一階段回歸有三個(gè)變量顯著， 顯著性水平均為1%， 包括代理成本（Mfee）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、公司規(guī)模（Size）， 對應(yīng)的系數(shù)為 0.186、0.227、-0.898， 說明公司代理成本越高、資產(chǎn)負(fù)債率越高、公司規(guī)模越小則越有可能選擇高管縱向兼任。 然后， 在第二階段的回歸中加入第一階段獲得的逆米爾斯比率（IMR）， 表5匯報(bào)了第二階段的回歸結(jié)果， 即控制了逆米爾斯比率（IMR）后， 高管縱向兼任的系數(shù)依然顯著， 這說明在考慮內(nèi)生性因素可能造成的選擇性偏差后， 本文的結(jié)論依然成立。

五、拓展性研究

（一）融資約束的中介作用

根據(jù)前文的理論分析， 高管縱向兼任會減少企業(yè)內(nèi)部的現(xiàn)金流， 提高企業(yè)的融資約束， 進(jìn)而增強(qiáng)企業(yè)避稅的動機(jī)。 高管縱向兼任提高了大股東的控制權(quán)， 可能加劇“大股東掏空”行為， 使得企業(yè)現(xiàn)金資源流失， 并且還會引發(fā)大股東和中小股東的代理問題， 提高企業(yè)融資難度。 而避稅能夠節(jié)約企業(yè)稅務(wù)支出， 減少企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流出。 由此可以推斷， 當(dāng)企業(yè)存在高管縱向兼任時(shí)， 企業(yè)的融資約束會提高， 高管更有動機(jī)違背企業(yè)穩(wěn)定發(fā)展的目標(biāo)， 追逐短期利益， 實(shí)施激進(jìn)的避稅行為。

具體模型設(shè)定如下：

KZi，t=α0+α1AM+α2Controls+Yeari，t+

Industryi，t+εi，t? ?（7）

BTDi，t=γ0+γ1AM+γ2KZi，t+γ3Controls+

Yeari，t+Industryi，t+εi，t? ?（8）

模型（7）中， KZ指數(shù)等于-1.001909×經(jīng)營性凈現(xiàn)金流/總資產(chǎn)+3.139193×資產(chǎn)負(fù)債率-39.3678×股利/總資產(chǎn)-1.314759×現(xiàn)金持有水平/總資產(chǎn)+0.2826389×托賓Q 值。 KZ指數(shù)表示融資約束， KZ指數(shù)值越大， 表示企業(yè)面臨的融資約束程度越高。

首先對模型（1）進(jìn)行檢驗(yàn)， 前文已驗(yàn)證了模型（1）中 AM 的系數(shù)β1顯著為正。 然后， 檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）與模型（8）中系數(shù)α1和γ2是否顯著： 如表6所示， 模型（7）中AM的系數(shù)α1顯著為正， 說明高管縱向兼任與融資約束顯著正相關(guān); 模型（8）中融資約束的系數(shù)γ2為0.002， 且在1%的水平上顯著。 通過以上檢驗(yàn)可知， 高管縱向兼任能夠通過提升融資約束來提高企業(yè)避稅程度。

（二）管理層持股的中介作用

根據(jù)前文的理論分析， 高管縱向兼任會影響兩類代理問題， 降低企業(yè)避稅的機(jī)會成本， 提高企業(yè)避稅的風(fēng)險(xiǎn)容忍程度， 提高管理層實(shí)施避稅活動的能力。 因此， 高管縱向兼任更加傾向于施行激進(jìn)的避稅策略。 基于大股東掏空理論， 高管縱向兼任可能使得大股東的控制權(quán)加強(qiáng)， 企業(yè)內(nèi)部難以監(jiān)督大股東的行為， 而由大股東委派的高管更可能通過與大股東勾結(jié)采取激進(jìn)的避稅行為為大股東牟利。 高管持股比例反映了高管個(gè)人利益與公司利益的一致程度， 因此可以在一定程度上代表企業(yè)第一類代理問題的嚴(yán)重性。 由此可以推斷， 當(dāng)企業(yè)存在高管縱向兼任時(shí)， 企業(yè)內(nèi)部的第一類代理問題會更加嚴(yán)重， 即高管持股比例更低， 高管更可能違背企業(yè)穩(wěn)定發(fā)展的目標(biāo)， 追逐短期的利益， 采取激進(jìn)的避稅行為。

具體模型設(shè)定如下：

Msharei，t=α0+α1AM+α2Controls+Yeari，t+

Industryi，t+εi，t? ? （9）

BTDi，t=γ0+γ1AM+γ2Msharei，t+γ3Controls+

Yeari，t+Industryi，t+εi，t? （10）

模型（9）中， Mshare為管理層持股比例。 檢驗(yàn)步驟與前文一致。

結(jié)果如表7所示， 模型（9）中AM的系數(shù)α1顯著為負(fù)， 說明高管縱向兼任與上市公司管理層持股比例顯著負(fù)相關(guān); 模型（10）中管理層持股比例的系數(shù)γ2為-0.013， 且在1%的水平上顯著。 通過以上檢驗(yàn)可知， 高管縱向兼任能夠通過提升代理成本來提高企業(yè)避稅程度。

六、結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

本文利用2007 ～ 2020年A股上市公司的數(shù)據(jù)， 采用實(shí)證研究的方法探討了高管縱向兼任對企業(yè)避稅程度的影響， 得出如下研究結(jié)論：

第一， 上市公司存在高管縱向兼任將加強(qiáng)大股東的控制權(quán)， 增加大股東與上市公司高管“掏空共謀”的可能， 提高企業(yè)融資約束， 進(jìn)而增強(qiáng)企業(yè)避稅的動機(jī)。 高管縱向兼任的存在， 使得企業(yè)高管傾向于提升企業(yè)避稅程度以謀求超額收益。 并且， 高管縱向兼任還加劇了企業(yè)的代理問題， 降低了企業(yè)避稅的機(jī)會成本和風(fēng)險(xiǎn)容忍程度， 提高了管理層實(shí)施避稅活動的能力， 使得企業(yè)避稅的收益大于成本， 從而更加傾向于采取激進(jìn)的避稅行為。

第二， 高管縱向兼任對企業(yè)避稅程度的提升作用在機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低和非四大會計(jì)師事務(wù)所審計(jì)的企業(yè)中更為顯著。 機(jī)構(gòu)投資者持股使得管理層避稅程度下降、避稅難度上升; 審計(jì)作為獨(dú)立于企業(yè)和其利益相關(guān)者的第三方， 對企業(yè)起到監(jiān)督作用， 對企業(yè)形成外部的監(jiān)督制約， 約束上市公司的避稅行為。

（二）研究啟示

筆者從上述研究結(jié)論得到如下啟示， 并嘗試給出一些相應(yīng)的建議：

第一， 稅收監(jiān)管可以重點(diǎn)關(guān)注存在高管縱向兼任的企業(yè)。 企業(yè)避稅過程中存在很多“灰色”地帶， 合法的納稅籌劃與逃稅漏稅之間的界限并不是那么清晰。 部分企業(yè)為了獲得超額利益， 采取過激的避稅手段， 這將大大降低國家的財(cái)政收入， 影響公共資源的有效配置。 稅收征管部門應(yīng)當(dāng)對企業(yè)避稅行為進(jìn)行嚴(yán)格的監(jiān)管。 本文的研究表明存在高管縱向兼任的企業(yè)更傾向于采取激進(jìn)的避稅行為。 因此， 稅收征管部門需要重點(diǎn)關(guān)注存在高管縱向兼任的企業(yè)。

第二， 制定針對高管縱向兼任的懲戒措施。 本文的實(shí)證結(jié)果表明， 高管縱向兼任對企業(yè)健康發(fā)展尤為不利， 會引發(fā)“大股東掏空”、融資成本和經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)上升等問題， 不利于企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展。 高管縱向兼任不僅有損上市公司的利益， 還有損國家財(cái)政收入的穩(wěn)定。 所以， 監(jiān)管機(jī)構(gòu)可以考慮對存在高管縱向兼任的上市公司進(jìn)行罰款， 對兼任的高管提出警告等。 懲戒措施的缺乏顯著減小了我國相關(guān)法規(guī)對高管縱向兼任現(xiàn)象的約束力度， 可以在高管縱向兼任的懲戒方面加大立法和執(zhí)法力度。

第三， 企業(yè)可以通過引入機(jī)構(gòu)投資者和謹(jǐn)慎的審計(jì)師加強(qiáng)對高管縱向兼任的監(jiān)督。 機(jī)構(gòu)投資者可以強(qiáng)化內(nèi)部監(jiān)督， 審計(jì)師可以強(qiáng)化外部監(jiān)督， 兩者都可以顯著地降低企業(yè)代理成本， 對大股東的行為形成制約， 遏制大股東與上市公司高管“掏空共謀”的現(xiàn)象， 進(jìn)而約束企業(yè)的避稅行為。 這不僅有利于國家財(cái)政收入的穩(wěn)定， 也有利于企業(yè)的長遠(yuǎn)健康發(fā)展。

（三）研究不足與展望

本文實(shí)證分析了高管縱向兼任對企業(yè)避稅的影響， 但仍存在一些局限， 未來可以從以下兩個(gè)方面展開深入研究：

第一， 上市公司可能有較為復(fù)雜的股權(quán)結(jié)構(gòu)（特別是各種集團(tuán)型企業(yè)， 具有多層控股關(guān)系）， 本文沒有考慮兼任的層級問題， 例如上市公司存在二級兼任、三級兼任、多級兼任等情況。

第二， 本文驗(yàn)證了高管縱向兼任對企業(yè)避稅程度的正向影響， 但由于企業(yè)納稅籌劃的綜合性與復(fù)雜性， 高管縱向兼任對企業(yè)避稅行為的影響具體作用于納稅籌劃的哪個(gè)方面， 也有待進(jìn)一步探討。

一、引言

在新興市場國家， 兼任高管是大股東控制上市公司的有效手段[1] 。 我國作為新興市場國家， 全部A股上市公司中縱向兼任高管的占比已經(jīng)超過50%[2] ， 然而對于縱向兼任高管這一特殊公司治理模式的態(tài)度及其發(fā)揮的作用， 監(jiān)管層面和理論層面均存在一定的爭議。

在監(jiān)管層面， 從“三分開”到“五分開”再到證監(jiān)會最新提出的“三分開， 兩獨(dú)立”原則[3] ， 證監(jiān)會一直在限制大股東兼任上市公司高管的行為， 抑制大股東對上市公司的掏空。 然而， 國務(wù)院國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會卻持不同的態(tài)度。 在國企改革中， 國資委更愿意實(shí)施大股東兼任高管這一公司治理制度， 以便更有效地控制國有上市公司， 減少內(nèi)部人控制問題， 實(shí)現(xiàn)國有資產(chǎn)的保值增值[4] 。 在理論層面， 不同于其他公司治理方式， 縱向兼任高管具有雙重效應(yīng)， 其不僅更加便于大股東監(jiān)督管理者[5] ， 提高會計(jì)信息質(zhì)量[6] ， 降低公司違規(guī)傾向和頻率[7] ， 同時(shí)也會加劇大股東對上市公司的掏空[8] ， 損害上市公司價(jià)值[4] ， 降低現(xiàn)金持有的價(jià)值相關(guān)性[9] 。

股權(quán)融資作為企業(yè)重要的融資方式之一， 推動著企業(yè)的正常運(yùn)行以及資本市場資源的有效配置[10] ， 那么縱向兼任高管影響企業(yè)股權(quán)融資成本的作用機(jī)理是怎樣的呢？ 本文將對此展開理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)。

本文的研究貢獻(xiàn)在于： 第一， 首次從縱向兼任高管視角分析其對股權(quán)融資成本的影響。 將股權(quán)融資成本影響因素從一般公司治理機(jī)制延伸至縱向兼任高管這一特殊公司治理機(jī)制， 拓展了股權(quán)融資影響效應(yīng)的相關(guān)理論。 第二， 為企業(yè)完善公司治理方式提供了新思路。 本文檢驗(yàn)了縱向兼任高管對股權(quán)融資成本的影響機(jī)制， 發(fā)現(xiàn)縱向兼任高管通過加劇大股東掏空， 進(jìn)而提高企業(yè)股權(quán)融資成本。 第三， 進(jìn)一步分析了兼任職務(wù)類別、兼任強(qiáng)度、股權(quán)制衡度、董事會規(guī)模、審計(jì)質(zhì)量不同的上市公司中， 各因素對縱向兼任高管與股權(quán)融資成本關(guān)系的影響， 為上市公司進(jìn)一步制定完善的公司治理制度以對公司行為產(chǎn)生積極影響提供了經(jīng)驗(yàn)參考。

二、文獻(xiàn)評述

（一）縱向兼任高管經(jīng)濟(jì)后果研究

在成熟的市場經(jīng)濟(jì)中， 縱向兼任高管有助于緩解股東與管理者間的代理沖突， 提升公司價(jià)值[5] ， 家族企業(yè)大股東同時(shí)為該企業(yè)董事長或總經(jīng)理可以提高家族企業(yè)價(jià)值[11] 。 而在轉(zhuǎn)型市場經(jīng)濟(jì)中， 縱向兼任高管這一公司治理方式發(fā)揮著兩種不同的治理效應(yīng)[6] 。 一方面， 縱向兼任高管便于大股東監(jiān)管管理者的行為， 有效控制管理者的盈余管理動機(jī)， 降低公司違規(guī)傾向和頻率[7] ， 進(jìn)而提高上市公司會計(jì)信息質(zhì)量[6] 。 另一方面， 縱向兼任高管更加便于大股東掠奪中小投資者的利益， 對上市公司價(jià)值產(chǎn)生不利影響[4] ， 使得上市公司聘請“四大”進(jìn)行審計(jì)的概率降低， 并且非國有企業(yè)將會面臨較高的審計(jì)費(fèi)用[12] 。

（二）股權(quán)融資成本影響因素研究

國內(nèi)外學(xué)者從多重視角研究了股權(quán)融資成本的影響因素， 本文主要從公司治理角度對已有文獻(xiàn)進(jìn)行歸納梳理。 首先， 從內(nèi)部治理角度來看。 蔣琰等[13] 研究認(rèn)為， 董事會治理機(jī)制與股權(quán)融資成本呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。 同時(shí)， 完善的內(nèi)部控制制度有利于降低股權(quán)融資成本[14] 。 而上市公司對管理層的股權(quán)激勵會使得管理者更加過度自信， 而過度自信管理者的行為會使得公司的股權(quán)融資成本更高[15] 。 對股權(quán)集中度與股權(quán)融資成本的關(guān)系學(xué)者們則持不同觀點(diǎn)： 有研究認(rèn)為， 股權(quán)集中度較高時(shí)， 股東會發(fā)揮積極監(jiān)督作用， 降低股權(quán)融資成本; 也有研究認(rèn)為， 股權(quán)集中度較高便于大股東謀取私利， 從而提高股權(quán)融資成本。 其次， 從外部治理角度來看。 中小投資者法律保護(hù)和利益保護(hù)與股權(quán)融資成本呈負(fù)相關(guān)關(guān)系[16，17] 。 機(jī)構(gòu)投資者的參與能夠有效監(jiān)督公司治理行為， 從而降低股權(quán)融資成本[18] 。 此外， 現(xiàn)有研究表明， 信息披露質(zhì)量[19，20] 、新會計(jì)準(zhǔn)則的實(shí)施[21] 、管理層語調(diào)[22] 、關(guān)鍵審計(jì)事項(xiàng)[23] 、貿(mào)易摩擦[10] 等因素會對股權(quán)融資成本產(chǎn)生不同的影響。

綜上所述， 公司治理對股權(quán)融資成本的影響是國內(nèi)外研究重點(diǎn)關(guān)注的問題。 學(xué)者們主要圍繞董事會治理、投資者保護(hù)等因素對股權(quán)融資成本的影響展開研究， 對于縱向兼任高管這一特殊治理方式會對股權(quán)融資成本產(chǎn)生何種影響， 鮮有學(xué)者進(jìn)行討論。 在我國， 縱向兼任高管已廣泛存在于上市公司， 不同于其他公司治理機(jī)制， 該機(jī)制可以發(fā)揮“監(jiān)督”和“掏空”兩種不同的治理效應(yīng)， 從而產(chǎn)生不同的經(jīng)濟(jì)后果。 那么縱向兼任高管會對企業(yè)股權(quán)融資成本產(chǎn)生何種影響？哪種效應(yīng)將會占據(jù)主導(dǎo)地位？ 縱向兼任高管影響股權(quán)融資成本的傳導(dǎo)機(jī)制又是怎樣的？ 本文將以縱向兼任高管為出發(fā)點(diǎn)， 針對上述問題展開分析。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）縱向兼任高管與股權(quán)融資成本

作為一種特殊的公司治理機(jī)制， 縱向兼任高管具有雙重效應(yīng)。 那么縱向兼任高管是發(fā)揮監(jiān)督效應(yīng)、緩解第一類代理沖突， 還是發(fā)揮掏空效應(yīng)、加劇第二類代理沖突？ 本文基于委托代理理論， 對縱向兼任高管與股權(quán)融資成本之間的關(guān)系進(jìn)行分析。

從監(jiān)督效應(yīng)假說出發(fā)， 縱向兼任高管便于大股東監(jiān)督管理者的行為， 有利于提高企業(yè)會計(jì)信息質(zhì)量[6] ， 從而降低股權(quán)融資成本。 縱向兼任高管可降低股東與管理層之間的信息不對稱， 抑制管理層獲取私有收益的行為， 有利于減少管理層對會計(jì)信息的操縱， 降低公司違規(guī)傾向和頻率[7] ， 從而提高上市公司會計(jì)信息質(zhì)量[6] 。 而上市公司信息披露質(zhì)量的提高， 一方面會降低企業(yè)與投資者之間的信息不對稱程度， 提高股票流動性[24] ， 降低投資者的交易成本和交易風(fēng)險(xiǎn)， 進(jìn)而降低股權(quán)融資成本[19] ; 另一方面， 會增加投資者對企業(yè)經(jīng)營相關(guān)信息的獲取量， 這會降低投資者對企業(yè)未來經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)期[25] 、投資者將會承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)[26] 以及投資者所要求的投資回報(bào)率[20] ， 進(jìn)而降低股權(quán)融資成本[27] 。

從掏空效應(yīng)假說出發(fā)， 縱向兼任高管便于大股東侵占中小股東的利益， 為大股東攫取私人利益提供渠道[28] ， 加劇大股東對上市公司的掏空[4] ， 從而提高股權(quán)融資成本。 一方面， 縱向兼任高管會加強(qiáng)大股東對管理層所做決策的直接干預(yù)[2] ， 為大股東通過隧道挖掘占用企業(yè)的內(nèi)部資金和資源提供便利[29] ， 從而惡化上市公司經(jīng)營業(yè)績[30] ， 增加經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)。 此時(shí)投資者會提高股票風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)來彌補(bǔ)不確定性風(fēng)險(xiǎn)， 從而會提高企業(yè)股權(quán)融資成本[23] 。 另一方面， 縱向兼任高管會增強(qiáng)大股東的掏空動機(jī)和能力， 為大股東進(jìn)行與擔(dān)保相關(guān)的關(guān)聯(lián)交易提供渠道， 加劇大股東對中小股東利益的侵占[31] ， 損害上市公司的價(jià)值[4] ， 導(dǎo)致投資者承擔(dān)更多預(yù)期無法分散的風(fēng)險(xiǎn)， 從而投資者會要求更高的投資回報(bào)， 由此提高公司的股權(quán)融資成本[32] 。

綜上， 縱向兼任高管既可以作為大股東監(jiān)督管理者的有效方式， 發(fā)揮監(jiān)督效應(yīng)， 緩解第一類代理沖突， 提高上市公司會計(jì)信息質(zhì)量， 進(jìn)而降低股權(quán)融資成本; 也可能成為大股東侵占中小股東利益的渠道， 發(fā)揮掏空效應(yīng)， 加劇第二類代理沖突， 從而加劇大股東侵占上市公司利益的行為， 進(jìn)而提高股權(quán)融資成本。 那么縱向兼任高管對股權(quán)融資成本的影響效應(yīng)中， 是監(jiān)督效應(yīng)還是掏空效應(yīng)居于支配地位呢？

基于以上分析， 本文提出以下競爭性假設(shè)：

假設(shè)1a： 上市公司縱向兼任高管會降低股權(quán)融資成本。

假設(shè)1b： 上市公司縱向兼任高管會提高股權(quán)融資成本。

（二）縱向兼任高管、兼任職務(wù)類別與股權(quán)融資成本

從權(quán)力差異角度分析， 在我國企業(yè)中董事長是總經(jīng)理的上級， 兩者先天的權(quán)力差距使得各自具有不同的權(quán)力配置， 這會影響企業(yè)的經(jīng)營決策， 進(jìn)而影響企業(yè)的經(jīng)營效果[33] 。 通常情況下， 上市公司董事長是企業(yè)的法人代表， 其對企業(yè)的發(fā)展具有重大決策權(quán)， 而上市公司總經(jīng)理需要執(zhí)行董事長的決定， 向董事長負(fù)責(zé)。 由上述分析可知， 與總經(jīng)理比較而言， 董事長在企業(yè)中擁有更大的權(quán)力[34] 。 縱向兼任高管會以兩種不同的方式影響企業(yè)股權(quán)融資成本， 而高管所擁有的權(quán)力大小將決定兩種影響最終發(fā)揮作用的大小。 因此， 與總經(jīng)理相比較而言， 擁有更大權(quán)力的董事長縱向兼任， 不管是產(chǎn)生監(jiān)督效應(yīng)還是掏空效應(yīng)， 均會對股權(quán)融資成本有更顯著的影響。

從利益代表差異角度分析， 在上市公司中， 董事長與總經(jīng)理職責(zé)相分離是一種有效的公司治理方式。 董事長和總經(jīng)理各自代表不同相關(guān)方的利益： 董事長是股東權(quán)益的最高代表， 負(fù)責(zé)委派和任命總經(jīng)理并監(jiān)督其工作; 總經(jīng)理是管理層利益的最高代表， 負(fù)責(zé)有效執(zhí)行董事長制定的公司戰(zhàn)略[33] 。 因此， 董事長或總經(jīng)理縱向兼任對股權(quán)融資成本的影響程度必然存在一定差異。 基于監(jiān)督效應(yīng)和掏空效應(yīng)， 董事長與股東為一致利益人， 董事長以股東利益最大化為目標(biāo)， 因此縱向兼任董事長不僅更加便于大股東監(jiān)督管理者， 也更加便于大股東掏空上市公司; 而總經(jīng)理僅代表管理層的利益， 縱向兼任總經(jīng)理實(shí)現(xiàn)了大股東所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)的統(tǒng)一， 其監(jiān)督和掏空作用均相對較弱[29] 。 因此， 無論縱向兼任高管對股權(quán)融資成本產(chǎn)生何種效應(yīng)， 董事長縱向兼任產(chǎn)生的效應(yīng)都更顯著。

綜上， 董事長代表股東的利益且擁有更大的權(quán)力， 因此無論縱向兼任高管對股權(quán)融資成本發(fā)揮降低效應(yīng)還是提高效應(yīng)， 相比總經(jīng)理縱向兼任而言， 董事長縱向兼任對股權(quán)融資成本的影響都更顯著。 基于此， 本文提出以下競爭性假設(shè)：

假設(shè)2a： 相比總經(jīng)理縱向兼任， 董事長縱向兼任對股權(quán)融資成本的降低效應(yīng)更顯著。

假設(shè)2b： 相比總經(jīng)理縱向兼任， 董事長縱向兼任對股權(quán)融資成本的提高效應(yīng)更顯著。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

受2007年會計(jì)準(zhǔn)則變更和股權(quán)融資成本度量方法的影響， 本文選取2008 ～ 2019年我國A股上市公司作為研究樣本， 借鑒鄭杲娉等[4] 、潘紅波等[35] 的研究， 樣本的篩選情況如下： ①剔除ST、PT上市公司; ②剔除金融類上市公司; ③為了排除政治因素的影響， 剔除政府部門直接控制的上市公司; ④剔除eps2-eps1<0（eps1、eps2分別為分析師預(yù)測的t+1、t+2年每股收益均值）的上市公司; ⑤剔除數(shù)據(jù)存在缺失值的樣本公司。 對樣本數(shù)據(jù)中的所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%水平上的縮尾處理。 本文所有相關(guān)數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫， 并利用Stata 15.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

（二）變量定義

1. 被解釋變量： 股權(quán)融資成本（CEF）。 在我國， 事前股權(quán)融資成本估計(jì)模型要優(yōu)于事后[36] ， 其中OJN模型和PEG模型對我國資本市場的適用性更強(qiáng)。 由于OJN模型數(shù)據(jù)便于獲得， 且不受股利支付的限制， 無需對賬面價(jià)值和ROE進(jìn)行估計(jì)， 受到的限制較少， 因此本文借鑒Ohlson和Juettner-Nauroth[37] 的研究， 選取OJN模型來估計(jì)股權(quán)融資成本。 OJN模型計(jì)算公式如下：

（1）

其中： γ-1為長期盈余增長率， 參考前人的研究， 將其設(shè)定為0.05; δ為目標(biāo)年度前三年的股利支付率均值; P0為目標(biāo)年度上年末的股票收盤價(jià); eps1、eps2分別為分析師預(yù)測的t+1、t+2年每股收益均值。

2. 解釋變量： 縱向兼任高管（AM）。 縱向兼任高管（AM）為虛擬變量。 借鑒鄭杲娉等[4] 的研究， 如果大股東是自然人， 某上市公司的董事長或總經(jīng)理為第一大股東或?qū)嶋H控制人， 或者大股東是法人， 某上市公司的董事長或總經(jīng)理在第一大股東處或者實(shí)際控制人處任職， 那么縱向兼任高管（AM）取值為1， 否則為0。

3. 調(diào)節(jié)變量： 兼任職務(wù)類別（AM_BOARD/AM_CEO）。 為了對比董事長和總經(jīng)理縱向兼任對上市公司股權(quán)融資成本的不同影響， 借鑒鄭杲娉等[4] 的研究， 將縱向兼任高管（AM）分為董事長縱向兼任（AM_BOARD）和總經(jīng)理縱向兼任（AM_CEO）兩組， 同時(shí)剔除兩職合一縱向兼任的情況。

4. 控制變量。 本文借鑒葉陳剛等[38] 、程小可等[10] 對股權(quán)融資成本的相關(guān)研究， 選取公司規(guī)模（Size）、β系數(shù)（Beta）、盈利能力（ROA）、財(cái)務(wù)杠桿（Lev）、賬面市值比（BM）等控制變量， 并且控制了行業(yè)和年度效應(yīng)， 同時(shí)依據(jù)公司和年度進(jìn)行聚類處理。

各變量定義及說明如表1所示。

（三）模型設(shè)計(jì)

基于以上分析， 為檢驗(yàn)假設(shè)1， 本文構(gòu)建如下模型：

CEF=β0+β1AM+β2Size+β3Beta+β4ROA+

β5Lev+β6BM+β7Growth+β8Turnover+β9Indep+

β10Top1+β11Age+β12Payoff+β13Volatility+

β14Fund+β15Analyst+β16Capital+β17SOE+Year+

Industry+ε? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （2）

模型（2）用于檢驗(yàn)縱向兼任高管（AM）對股權(quán)融資成本的影響。 若AM的系數(shù)β1顯著為負(fù)， 則表明縱向兼任高管會降低企業(yè)股權(quán)融資成本， 即假設(shè)1a成立; 若AM的系數(shù)β1顯著為正， 則表明縱向兼任高管會提高企業(yè)股權(quán)融資成本， 即假設(shè)1b成立。

為檢驗(yàn)假設(shè)2， 本文將總樣本分為董事長縱向兼任（AM_BOARD）和總經(jīng)理縱向兼任（AM_CEO）兩組， 然后進(jìn)行分組回歸。

五、實(shí)證結(jié)果及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

本文對模型中各個(gè)變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)， 結(jié)果如表2所示。

由表2可知， 股權(quán)融資成本（CEF）的均值為0.133， 與葉陳剛等[38] 計(jì)算的股權(quán)融資成本均值基本一致， 表明本文計(jì)算的股權(quán)融資成本的可靠性較高; 其最大值為0.291， 最小值為0.057， 這表明各上市公司的股權(quán)融資成本存在較大差異。 縱向兼任高管（AM）的均值為0.594， 說明有59.4%的上市公司運(yùn)用縱向兼任高管這一治理方式， 與鄭杲娉等[4] 的研究結(jié)果57.26%基本一致， 表明縱向兼任高管這一特殊治理方式在我國上市公司中得到普遍應(yīng)用。 企業(yè)規(guī)模（Size）、β系數(shù)（Beta）、總資產(chǎn)收益率（ROA）等控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果均分布在合理范圍內(nèi)， 且與前人研究基本保持一致。

（二）均值—中位數(shù)差異檢驗(yàn)

本文進(jìn)行了均值—中位數(shù)差異檢驗(yàn)， 結(jié)果如表3所示。

由表3可知， 采用縱向兼任高管這一公司治理機(jī)制的上市公司， 其股權(quán)融資成本均值（0.134）和中位數(shù)（0.127）均大于未采用縱向兼任高管治理機(jī)制上市公司的均值（0.131）和中位數(shù)（0.124）， 經(jīng)過均值T檢驗(yàn)和中位數(shù)Z檢驗(yàn)， 兩者在1%的水平上存在顯著差異， 初步支持了假設(shè)1b。

（三）相關(guān)性分析

為了檢驗(yàn)主要變量之間是否存在嚴(yán)重的共線性， 本文進(jìn)行了Pearson相關(guān)性分析。 結(jié)果發(fā)現(xiàn)各變量間的相關(guān)性系數(shù)均小于0.5， 說明本文變量選取合理。

（四）多元回歸分析

為了考察縱向兼任高管對企業(yè)股權(quán)融資成本的影響， 本文對模型（2）進(jìn)行回歸， 回歸結(jié)果如表4所示。

由表4可知， 三組回歸結(jié)果的F值均在1%的水平上顯著， 并且調(diào)整后R2均接近于30%， 說明回歸模型不僅在總體上具有良好的顯著性， 其對股權(quán)融資成本的解釋能力也較強(qiáng)。

在全樣本中， 縱向兼任高管（AM）與股權(quán)融資成本（CEF）的回歸系數(shù)為0.002， 且在1%的水平上顯著。 這表明縱向兼任高管與股權(quán)融資成本顯著正相關(guān)， 即縱向兼任高管會提高企業(yè)股權(quán)融資成本， 驗(yàn)證了假設(shè)1b。

從高管異質(zhì)性角度區(qū)分兼任職務(wù)類別后， 董事長縱向兼任（AM_BOARD）與股權(quán)融資成本（CEF）的回歸系數(shù)為0.002， 且在1%的水平上顯著; 而總經(jīng)理縱向兼任（AM_CEO）經(jīng)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)不顯著。 這表明與總經(jīng)理縱向兼任相比而言， 董事長縱向兼任對企業(yè)股權(quán)融資成本的提高效應(yīng)更顯著， 驗(yàn)證了假設(shè)2b。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 替換股權(quán)融資成本的衡量方式（PEG模型）。 本文借鑒Easton[39] 、張修平等[21] 的研究， 采用市盈率增長模型（PEG模型）替換股權(quán)融資成本（CEF）的衡量方式， 以對主假設(shè)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。 PEG模型計(jì)算公式如下：

（3）

其中： P0為目標(biāo)年度上年末的股票收盤價(jià); eps1、eps2分別為分析師預(yù)測的t+1、t+2年每股收益均值。 變量定義與OJN模型相同。

改變股權(quán)融資成本衡量方式后， 主假設(shè)回歸結(jié)果如表5所示。

由表5可知， 全樣本中縱向兼任高管與股權(quán)融資成本的回歸系數(shù)為0.002， 且在1%的水平上顯著， 這表明縱向兼任高管與股權(quán)融資成本顯著正相關(guān)， 驗(yàn)證了假設(shè)1b。 在按兼任職務(wù)類別分組后， 董事長縱向兼任與股權(quán)融資成本的回歸系數(shù)為0.002， 且在1%的水平上顯著， 而總經(jīng)理縱向兼任經(jīng)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)不顯著， 這表明與總經(jīng)理縱向兼任相比而言， 董事長縱向兼任對股權(quán)融資成本的提高效應(yīng)更顯著， 驗(yàn)證了假設(shè)2b。 該回歸結(jié)果與前文主假設(shè)回歸結(jié)果完全吻合， 說明結(jié)論可靠。

2. 替換縱向兼任高管的衡量方式。 本文借鑒潘紅波、韓芳芳[6] 的研究， 重新定義縱向兼任高管并運(yùn)用多元回歸分析進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。 潘紅波、韓芳芳[6] 對縱向兼任高管（AM）的定義為： 上市公司董事長或總經(jīng)理到大股東（前十大股東）單位兼任董事或高管， 或大股東（前十大股東）的董事或高管到上市公司兼任董事長或總經(jīng)理， 若滿足該定義， 則AM取1， 否則取0。

改變縱向兼任高管衡量方式后， 主假設(shè)回歸結(jié)果如表6所示。

由表6可知， 全樣本中縱向兼任高管與股權(quán)融資成本的回歸系數(shù)為0.002， 且在1%的水平上顯著， 這表明縱向兼任高管與股權(quán)融資成本的正相關(guān)關(guān)系仍然成立， 進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)1b。 在按兼任職務(wù)類別分組后， 董事長縱向兼任與股權(quán)融資成本的回歸系數(shù)為0.002， 且在5%的水平上顯著， 而總經(jīng)理縱向兼任經(jīng)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)依然不顯著， 再次證明與總經(jīng)理縱向兼任相比而言， 董事長縱向兼任更能顯著提高企業(yè)的股權(quán)融資成本， 進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)2b。 該結(jié)果再次證明了前文主假設(shè)回歸結(jié)果是可靠的。

3. 內(nèi)生性問題。

（1）傾向得分匹配（PSM）。 為了解決內(nèi)生性問題， 參考潘紅波、張哲[35] 的研究思路， 采用傾向得分匹配（PSM）方法進(jìn)行檢驗(yàn)。 本文采用核匹配作為整體匹配法， 使用核函數(shù)對匹配個(gè)體之間不同的距離賦予相應(yīng)的權(quán)重。 本文應(yīng)用核匹配的核函數(shù)為二次核， 帶寬為0.06， 匹配后幾乎不損失樣本， 各變量匹配后標(biāo)準(zhǔn)化差異均小于10%， 滿足平衡性檢驗(yàn)。 將匹配后的樣本重新進(jìn)行多元回歸分析， 回歸結(jié)果如表7所示。

由表7可知， 進(jìn)行傾向得分匹配（PSM）后， 全樣本中縱向兼任高管與股權(quán)融資成本在1%的水平上顯著正相關(guān)， 驗(yàn)證了假設(shè)1b。 按兼任職務(wù)類別分組后， 董事長縱向兼任與股權(quán)融資成本在1%的水平上顯著正相關(guān)， 總經(jīng)理縱向兼任經(jīng)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)不顯著， 驗(yàn)證了假設(shè)2b。 該結(jié)果與前文結(jié)論完全吻合， 說明結(jié)論穩(wěn)健。

（2）滯后一期。 為了解決解釋變量可能帶來的內(nèi)生性問題， 本文借鑒衛(wèi)聰慧等[12] 的研究， 選取滯后一期的縱向兼任高管（L.AM）及區(qū)分高管異質(zhì)性后滯后一期的董事長縱向兼任（L.AM_BOARD）和滯后一期的總經(jīng)理縱向兼任（L.AM_CEO）， 觀察各滯后變量與股權(quán)融資成本的關(guān)系。 回歸結(jié)果如表8所示。

由表8可知， 滯后一期的縱向兼任高管與股權(quán)融資成本在5%的水平上顯著正相關(guān)， 滯后一期的董事長縱向兼任與股權(quán)融資成本在5%的水平上顯著正相關(guān)， 而滯后一期的總經(jīng)理縱向兼任與股權(quán)融資成本在統(tǒng)計(jì)上不顯著。 該結(jié)果再次驗(yàn)證了假設(shè)1b和假設(shè)2b， 說明本文結(jié)論是穩(wěn)健的。

六、影響機(jī)制檢驗(yàn)

由上述實(shí)證結(jié)果可知， 縱向兼任高管會提高股權(quán)融資成本。 那么縱向兼任高管是通過怎樣的傳導(dǎo)機(jī)制來影響股權(quán)融資成本的呢？ 下面將進(jìn)一步分析與檢驗(yàn)該問題。 本文借鑒Jiang等[30] 的研究， 選取大股東資金占用OREC（其他應(yīng)收款占總資產(chǎn)比例）和與擔(dān)保相關(guān)的關(guān)聯(lián)交易（與擔(dān)保相關(guān)的關(guān)聯(lián)交易額占總資產(chǎn)比例RPT、與擔(dān)保相關(guān)的關(guān)聯(lián)交易次數(shù)NRPT）作為大股東掏空（Tunnel）的代理變量， 以進(jìn)行影響機(jī)制檢驗(yàn)。 借鑒溫忠麟、葉寶娟[40] 的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序， 來驗(yàn)證縱向兼任高管對股權(quán)融資成本的影響機(jī)制。 具體模型如下所示：

Tunnel=α0+α1AM+α2Size+α3Beta+α4ROA+

α5Lev+α6BM+α7Growth+α8Turnover+α9Indep+

α10Top1+α11Age+α12Payoff +α13Volatility+

α14Fund+α15Capital+α16Analyst+α17SOE+

Industry+Year+ε? （4）

CEF=γ0+γ1AM+γ2Tunnel+γ3Size+γ4Beta+

γ5ROA+γ6LEV+γ7BM+γ8Growth+γ9Turnover+

γ10Indep+γ11Top1+γ12Age+γ13Payoff +

γ14Volatility+γ15Fund+γ16Capital+γ17Analyst+

γ18SOE+Industry+Year+ε? ?（5）

影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果如表9所示。

由表9可知， 模型（2）中AM的系數(shù)β1顯著為正， 模型（4）中AM的系數(shù)α1顯著為正， 模型（5）中Tunnel（OREC、RPT和NRPT）的系數(shù)γ2顯著為正， 表明間接效應(yīng)顯著。 進(jìn)一步檢驗(yàn)是完全中介、部分中介還是遮掩效應(yīng)， 模型（5）中AM的系數(shù)γ1顯著為正， 且α1γ2也顯著為正。 由此， 大股東掏空的部分中介效應(yīng)得以驗(yàn)證。 這表明縱向兼任高管通過加劇大股東資金占用以及與擔(dān)保相關(guān)的關(guān)聯(lián)交易進(jìn)而提高企業(yè)的股權(quán)融資成本。

七、進(jìn)一步分析

（一）股權(quán)制衡度的影響

本文借鑒衛(wèi)聰慧等[12] 的研究， 以第二至第五大股東與第一大股東持股比例之比衡量股權(quán)制衡度。 股權(quán)制衡度高于年度行業(yè)中位數(shù)時(shí)， 該觀測值位于高股權(quán)制衡度組， 否則位于低股權(quán)制衡度組。 具體回歸結(jié)果如表10所示。

由表10可知， 在股權(quán)制衡度低的組中， 縱向兼任高管對股權(quán)融資成本的影響更顯著， 在股權(quán)制衡度高的組中該影響不顯著。 這表明上市公司多個(gè)大股東之間的制衡程度較低時(shí)， 其對大股東兼任高管發(fā)揮掏空效應(yīng)的抑制作用較弱， 從而強(qiáng)化了縱向兼任高管提高股權(quán)融資成本的效應(yīng)。

（二）董事會規(guī)模的影響

本文借鑒王化成等[32] 的研究， 用董事會人數(shù)的自然對數(shù)衡量董事會規(guī)模。 董事會規(guī)模大于年度行業(yè)中位數(shù)時(shí)， 該觀測值位于董事會規(guī)模大組， 否則位于董事會規(guī)模小組。 具體回歸結(jié)果如表10所示。

由表10可知， 董事會規(guī)模小的組中， 縱向兼任高管對股權(quán)融資成本的影響更顯著， 在董事會規(guī)模大的組中該影響不顯著。 這表明在董事會規(guī)模較小的上市公司， 董事會人數(shù)較少， 對大股東通過兼任高管實(shí)施掏空行為的抑制能力有限， 進(jìn)而加強(qiáng)了縱向兼任高管提高股權(quán)融資成本的效應(yīng); 同時(shí)也表明董事會規(guī)模較大的上市公司對大股東通過兼任高管實(shí)施掏空行為的抑制能力較強(qiáng)， 從而削弱了縱向兼任高管對股權(quán)融資成本的提高效應(yīng)。

（三）兼任強(qiáng)度的影響

本文參考張桂玲等[29] 的方法定義兼任強(qiáng)度指標(biāo)AM_str。 上市公司僅有總經(jīng)理縱向兼任時(shí)， AM_str取值為1; 僅有董事長縱向兼任時(shí)， 取值為2; 同時(shí)有總經(jīng)理和董事長縱向兼任時(shí)， 取值為3; 不存在縱向兼任高管時(shí)， 取值為0。 用AM_str替代模型（2）中的AM后進(jìn)行多元回歸分析， 回歸結(jié)果如表11所示。

由表11可知， 兼任強(qiáng)度AM_str的系數(shù)為0.001， 且在1%的水平上顯著， 這表明兼任強(qiáng)度與股權(quán)融資成本顯著正相關(guān)， 即兼任強(qiáng)度越大， 上市公司的股權(quán)融資成本越高。 該結(jié)果一方面驗(yàn)證了假設(shè)2b的合理性， 另一方面表明當(dāng)上市公司同時(shí)存在董事長和總經(jīng)理兼任時(shí)， 縱向兼任高管對股權(quán)融資成本的提高效應(yīng)最顯著。

（四）審計(jì)質(zhì)量的影響

本文參考一般文獻(xiàn)的做法， 采用審計(jì)師是否來自國際“四大”會計(jì)師事務(wù)所衡量審計(jì)質(zhì)量。 審計(jì)師來自國際“四大”時(shí)， 該觀測值位于審計(jì)質(zhì)量高組， 否則位于審計(jì)質(zhì)量低組。 具體回歸結(jié)果如表11所示。

由表11可知， 在審計(jì)質(zhì)量低的組中縱向兼任高管與股權(quán)融資成本的正相關(guān)關(guān)系更顯著， 反之不顯著。 這表明對于審計(jì)質(zhì)量低的企業(yè)， 外部審計(jì)所能發(fā)揮的監(jiān)督作用有限， 那么外部審計(jì)師對大股東兼任高管引發(fā)的掏空行為抑制作用有限， 因此會加強(qiáng)縱向兼任高管與股權(quán)融資成本的正相關(guān)關(guān)系; 同時(shí)表明企業(yè)審計(jì)質(zhì)量越高， 就會獲得越多的外部審計(jì)監(jiān)督， 從而會越強(qiáng)烈地抑制縱向兼任高管與股權(quán)融資成本的正相關(guān)關(guān)系。

八、結(jié)論及建議

本文通過實(shí)證分析縱向兼任高管對股權(quán)融資成本的作用機(jī)理， 發(fā)現(xiàn)縱向兼任高管與股權(quán)融資成本存在顯著的正相關(guān)關(guān)系， 即縱向兼任高管會提高股權(quán)融資成本。 區(qū)分高管異質(zhì)性后， 發(fā)現(xiàn)擁有更大權(quán)力的董事長縱向兼任對股權(quán)融資成本的提高效應(yīng)更顯著。 對上述結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后， 兩者之間的正相關(guān)關(guān)系依然成立。 通過機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)， 縱向兼任高管加劇了大股東掏空行為， 使得企業(yè)的股權(quán)融資成本提高。 進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)， 兼任強(qiáng)度越大、股權(quán)制衡度越低、董事會規(guī)模越小、審計(jì)質(zhì)量越低的上市公司， 縱向兼任高管與股權(quán)融資成本的正相關(guān)關(guān)系越顯著。 以上結(jié)論與我國實(shí)際情況和制度環(huán)境相符。

基于以上分析， 本文提出如下建議：

第一， 盡管從1998年至今， 證監(jiān)會持續(xù)提出了“三分開”“五分開”“三分開， 兩獨(dú)立”的原則， 但是我國上市公司縱向兼任高管現(xiàn)象依然普遍存在， 并且本文從股權(quán)融資視角研究發(fā)現(xiàn)縱向兼任高管發(fā)揮著掏空效應(yīng)。 因此， 一方面， 證監(jiān)會應(yīng)與時(shí)俱進(jìn)， 根據(jù)我國當(dāng)前實(shí)際情況進(jìn)一步完善和落實(shí)“三分開， 兩獨(dú)立”等限制大股東兼任上市公司高管的政策， 嚴(yán)格監(jiān)管上市公司的經(jīng)濟(jì)活動; 另一方面， 我國立法司法機(jī)構(gòu)應(yīng)不斷完善投資者保護(hù)法， 建立健全中小投資者利益保護(hù)機(jī)制， 維護(hù)中小投資者利益， 促使資本市場更加公平公正。

第二， 本文發(fā)現(xiàn)兼任強(qiáng)度、股權(quán)制衡度、董事會規(guī)模、審計(jì)質(zhì)量等公司治理因素會影響縱向兼任高管與股權(quán)融資成本間的關(guān)系。 公司治理水平越低， 對縱向兼任高管掏空效應(yīng)的抑制作用就越弱， 就越會強(qiáng)化縱向兼任高管對企業(yè)股權(quán)融資成本的負(fù)面影響。 因此， 我國企業(yè)應(yīng)不斷完善內(nèi)外部公司治理方式， 加強(qiáng)股權(quán)治理等內(nèi)部治理機(jī)制的監(jiān)督作用， 同時(shí)也要注重審計(jì)師等外部治理力量的作用， 使得大股東掏空行為得到有效制約， 從而弱化縱向兼任高管對股權(quán)融資成本帶來的負(fù)面效應(yīng)。

【 主 要 參 考 文 獻(xiàn) 】

[1] Claessens S.， Djankov S.， Lang L. H. P.. The Separation of Ownership and Control in East Asian Corporations[ J].Journal of Financial Economics，2000（58）：81 ～ 112.

[2] 閆珍麗，梁上坤，袁淳.高管縱向兼任與企業(yè)投資效率：促進(jìn)還是抑制[ J].管理工程學(xué)報(bào)，2021（3）：56 ～ 63.

[3] 中國證券監(jiān)督管理委員會.上市公司治理準(zhǔn)則（2018修訂）.2018-09-30.

[4] 鄭杲娉，薛健，陳曉.兼任高管與公司價(jià)值：來自中國的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[ J].會計(jì)研究，2014（11）：24 ～ 29+96.

[5] Anderson R. C.， Reeb D. M.. Founding-Family Ownership and Firm Performance： Evidence from the S&P 500[ J].The Journal of Finance，2003（58）：1301 ～ 1328.

[6] 潘紅波，韓芳芳.縱向兼任高管、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與會計(jì)信息質(zhì)量[ J].會計(jì)研究，2016（7）：19 ～ 26+96.

[7] 喬菲，文雯，徐經(jīng)長.縱向兼任高管能抑制公司違規(guī)嗎？[ J].經(jīng)濟(jì)管理，2021（5）：176 ～ 191.

[8] Claessens S.， Djankov S.， Fan J. P. H.， Lang L. H. P.. Disentangling the Incentive and Entrenchment Effects of Large Shareholdings[ J].The Journal of Finance，2002（57）：2741 ～ 2771.

[9] Chen X.， Yang C.. Vertical Interlock and the Value of Cash Holdings[ J].Accounting and Finance，2021（61）：561 ～ 593.

[10] 程小可，沈昊旻，高升好.貿(mào)易摩擦與權(quán)益資本成本[ J].會計(jì)研究，2021（2）：61 ～ 71.

[11] Villalonga B.， Amit R.. How Do Family Ownership， Control and Management Affect Firm Value？[ J].Journal of Financial Economics，2006（80）：385 ～ 417.

[12] 衛(wèi)聰慧，劉嫦，孫洪鋒.縱向兼任高管、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與審計(jì)收費(fèi)[ J].審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2021（2）：52 ～ 62.

[13] 蔣琰，陸正飛.公司治理與股權(quán)融資成本——單一與綜合機(jī)制的治理效應(yīng)研究[ J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2009（2）：60 ～ 75.

[14] Ashbaugh-Skaife H.， Collins D. W.， Kinney W. R.， Lafond R.. The Effect of SOX Internal Control Deficiencies on Firm Risk and Cost of Equity[ J].Journal of Accounting Research，2009（47）：1 ～ 43.

[15] Bebchuk L. A.， Cremers K. J. M.， Peyer U. C.. The CEO Pay Slice[ J].Journal of Financial Economics，2011（102）：199 ～ 221.

[16] Persakis A.， Iatridis G. E.. The Joint Effect of Investor Protection， IFRS and Earnings Quality on Cost of Capital： An International Study[ J].Journal of International Financial Markets， Institutions and Money，2017（46）：1 ～ 29.

[17] 姜付秀，支曉強(qiáng)，張敏.投資者利益保護(hù)與股權(quán)融資成本——以中國上市公司為例的研究[ J].管理世界，2008（2）：117 ～ 125.

[18] 代昀昊.機(jī)構(gòu)投資者、所有權(quán)性質(zhì)與權(quán)益資本成本[ J].金融研究，2018（9）：143 ～ 159.

[19] Saad M.， Samet A.. Liquidity and the Implied Cost of Equity Capital[ J].Journal of International Financial Markets， Institutions and Money，2017（51）：15 ～ 38.

[20] 曾穎，陸正飛.信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本[ J].經(jīng)濟(jì)研究，2006（2）：69 ～ 79+91.

[21] 張修平，李昕宇，盧闖，宋秀慧.資產(chǎn)質(zhì)量影響企業(yè)權(quán)益資本成本嗎？[ J].會計(jì)研究，2020（2）：43 ～ 59.

[22] 甘麗凝，陳思，胡珉，王俊秋.管理層語調(diào)與權(quán)益資本成本——基于創(chuàng)業(yè)板上市公司業(yè)績說明會的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[ J].會計(jì)研究， 2019（6）：27 ～ 34.

[23] 趙玉潔，萬貽健，方瑄.關(guān)鍵審計(jì)事項(xiàng)披露能否降低上市公司的股權(quán)融資成本？[ J].審計(jì)研究，2020（6）：59 ～ 67.

[24] Glosten L. R.， Milgrom P. R.. Bid， Ask and Transaction Prices in a Specialist Market with Heterogeneously Informed Traders[ J].Journal of Financial Economics，1985（14）：71 ～ 100.

[25] Diamond D. W.， Verrecchia R. E.. Disclosure， Liquidity， and the Cost of Capital[ J].The Journal of Finance，1991（46）：1325 ～ 1359.

[26] 汪煒，蔣高峰.信息披露、透明度與資本成本[ J].經(jīng)濟(jì)研究，2004（7）：107 ～ 114.

[27] 支曉強(qiáng)，何天芮.信息披露質(zhì)量與權(quán)益資本成本[ J].中國軟科學(xué)，2010（12）：125 ～ 131.

[28] Shleifer A.， Vishny R. W.. A Survey of Corporate Governance[ J].The Journal of Finance，1997（52）：737 ～ 783.

[29] 張桂玲，線婷婷，王林江.縱向兼任高管、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)投資效率[ J].中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2020（1）：70 ～ 88.

[30] Jiang G. H.， Lee C. M. C.， Yue H.. Tunneling Through Intercorporate Loans： The China Experience[ J].Journal of Financial Economics，2010（98）：1 ～ 20.

[31] Fisman R.， Wang Y. X.. Trading Favors Within Chinese Business Groups[ J].American Economic Review，2010（100）：429 ～ 433.

[32] 王化成，王欣，高升好.控股股東股權(quán)質(zhì)押會增加企業(yè)權(quán)益資本成本嗎——基于中國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[ J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2019（11）：14 ～ 31.

[33] 段夢然，王玉濤，徐瑞遙.兩職分離背景下高管權(quán)力差距與投資效率[ J].管理評論，2021（8）：196 ～ 210.

[34] Kato T.， Long C.. CEO Turnover， Firm Performance， and Enterprise Reform in China： Evidence from Micro Data[ J].Journal of Comparative Economics，2006（34）：796 ～ 817.

[35] 潘紅波，張哲.控股股東干預(yù)與國有上市公司薪酬契約有效性：來自董事長/CEO縱向兼任的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[ J].會計(jì)研究，2019（5）：59 ～ 66.

[36] 毛新述，葉康濤，張頔.上市公司權(quán)益資本成本的測度與評價(jià)——基于我國證券市場的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)[ J].會計(jì)研究，2012（11）：12 ～ 22+94.

[37] Ohlson J.A.， Juettner-Nauroth B. E.. Expected EPS and EPS Growth as Determinants of Value[ J].Review of Accounting Studies，2005（10）：349 ～ 365.

[38] 葉陳剛，王孜，武劍鋒，李惠.外部治理、環(huán)境信息披露與股權(quán)融資成本[ J].南開管理評論，2015（5）：85 ～ 96.

[39] Easton P. D.. PE Ratios， PEG Ratios， and Estimating the Implied Expected Rate of Return on Equity Capital[ J].The Accounting Review，2004（79）：73 ～ 95.

[40] 溫忠麟，葉寶娟.中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展[ J].心理科學(xué)進(jìn)展，2014（5）：731 ～ 745.

【作者單位】首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)會計(jì)學(xué)院， 北京 100071