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摘要：

上市公司不同的融資結構對股權代理成本會產生不同的影響。本文利用我國農業(yè)上市公司2004—2013年的面板數(shù)據(jù)，實證分析了農業(yè)上市公司的融資結構對股權代理成本的影響。研究結果表明，農業(yè)上市公司的股權集中度越高、股權制衡度越低，越有利于降低股權代理成本；而國有控股公司比非國有控股公司的股權代理成本更高。同時，筆者還發(fā)現(xiàn)，農業(yè)上市公司負債比例的提高，有利于降低股權代理成本；而公司負債期限的縮短，對于降低股權代理成本不顯著。

關鍵詞：農業(yè)上市公司；融資結構；股權結構；債務結構；股權代理成本

中圖分類號：F83091文獻標識碼：A

文章編號：1000176X（2015）11005406

一、引言

自從Jensen和Meckling正式提出代理成本的定義之后，股東與代理人之間的利益沖突就成為經濟學研究中的一個熱點話題，國內外很多學者對代理成本的計量、降低代理成本的方法等進行了廣泛的研究。研究表明，選擇合理的融資結構在提高上市公司治理效率，對委托人與代理人之間的利益沖突起到了緩解作用，在一定程度上控制代理人的道德風險，降低代理成本，增加公司價值。然而，行業(yè)特征差異對企業(yè)的融資結構與代理成本之間的關系有顯著的影響，使得不同行業(yè)的企業(yè)融資結構對股權代理成本的影響也不一樣。目前，學術界還很少專門針對農業(yè)這一特殊的行業(yè)來研究融資結構對股權代理成本的影響。農業(yè)是我國的基礎產業(yè)，農業(yè)上市公司是農業(yè)經濟發(fā)展的佼佼者，它的健康發(fā)展不僅關系到證券市場的有效運行，而且關系到國民經濟的健康發(fā)展。

二、文獻綜述

大多數(shù)國外學者認為，融資結構的改進有利于降低股權代理成本，增加企業(yè)價值。Myers對影響股權代理成本的因素進行了比較系統(tǒng)的論述，認為提高股權集中度等因素，可以降低股權代理成本。Shleifer和Vishny的研究表明，股權集中度的提高能夠使股東對管理層的監(jiān)管更加有效，減少管理層犧牲股東利益，謀取自身利益的行為，從而有利于降低股權代理成本。Urtiaga和Tribo對多個大股東股權結構進行研究時發(fā)現(xiàn)，其他大股東的存在有利于保護中小投資者的利益，監(jiān)督控股股東的私利行為，減少股東之間的股權代理成本。

Jensen和Meckling提出管理層持股可以有效地緩解股權代理沖突之后，不少學者對管理層持股與代理成本之間的關系也進行了探討和研究。Singh和 Davidson認為公司高管持股與股權代理成本之間呈負相關關系。Jelinek和Pamela[5]提出管理層持股與股權代理成本之間呈非線性的負相關關系，在一些行業(yè)中管理層的持股比例超過一定水平將會導致管理者增加在職消費，在某些行業(yè)可以適當提高資產利用率，但對抑制過度消費不顯著。Mustapha和Ayoib討論了管理層直接持股和間接持股對股權代理成本的影響，研究結果也表明管理層持股與股權代理成本之間存在負相關的關系。

而研究債務結構與股權代理成本的關系都是從債務規(guī)模、債務期限和債務來源三方面展開的，Grossman和Hart提出選擇合適的負債比例比股權結構更能提升管理者的努力程度。Barclay和Smith等研究了債務期限與股權代理成本之間的關系，一致認為選擇合理的債務期限有助于降低代理成本。

國內不少學者也從股權集中度、股權制衡度、高管持股比例和債權結構等方面來研究股權代理成本問題；同時，考慮到我國資本市場的特殊性，國內學者進一步地分析了股權性質對股權代理成本的影響。

高雷和宋順林[9]、段君山[10]、張鵬和張曉明的研究認為，股權集中度、高管持股比例與股權代理成本負相關，而股權制衡度與股權代理成本正相關。不過，也有一些學者提出不同的觀點。肖作平和陳德勝認為管理者持股對股權代理成本沒有顯著的影響。李明輝[13]的研究表明，股權代理成本的替代變量選取不同，則管理層持股與股權代理成本的關系表現(xiàn)不一致，如果選取管理費用率作為代理成本，管理層持股比例與股權代理成本呈U型關系；而選取采用資產周轉率作為股權代理成本的替代變量，則管理層持股比例與股權代理成本之間的關系不顯著。

張兆國等[14]認為負債融資比例與股權代理成本存在不顯著的負相關性。肖坤和劉永澤[15]以我國上市公司為研究對象，對負債比例及負債期限結構對股權代理成本的影響進行了實證分析。研究結果表明，公司的流動負債沒有表現(xiàn)出財務治理作用，雖然能夠抑制控股股東的“掏空”行為，但不能有效約束經營者；表明銀行信貸存在軟約束問題，流動負債的提高不能起到有效抑制股權代理成本的作用。

曾慶生和陳信元[16]分析了不同股權性質或股權結構的代理問題，認為國有控股公司的代理問題比非國有控股公司的代理問題嚴重，代理成本相比較而言偏高，而且國有控股比例越高，公司權益代理成本越高。李壽喜[17]分別考慮了國有產權企業(yè)、混合產權企業(yè)和個人產權企業(yè)的代理成本，研究發(fā)現(xiàn)，國有產權企業(yè)的代理成本最高，混合產權企業(yè)次之，個人產權企業(yè)代理成本最小。

綜上所述，本文發(fā)現(xiàn)大多學者主要從全行業(yè)的角度來研究融資結構與股權代理成本的關系，很少從某一行業(yè)的角度來進行研究。事實上，公司融資結構在不同行業(yè)具有明顯差異，而融資結構的差異必然會導致股權代理成本的不同。因而，為了探討行業(yè)的差異性，本文結合我國農業(yè)上市公司的具體情況來研究融資結構對股權代理成本的影響。

三、理論分析與研究假設

股權代理成本產生于所有權和管理權的分離，所有者即股東希望管理者按股東財富最大化目標經營管理企業(yè)。但由于管理者本身不是股東，或持有的股份比例較小，往往從自身的利益出發(fā)從事企業(yè)的日常經營管理。例如，管理者通過在職消費獲取除工資報酬外的額外收益，從而損害所有者利益。因此，如何降低股權代理成本是理論界和實務界都比較關注的問題。研究表明，合理的融資結構有助于緩解委托人與代理人之間的利益沖突，抑制代理人的道德風險，減少代理成本，增加企業(yè)價值。融資結構有三種方法可以影響股權代理成本：一是激勵模型，融資結構會影響經營者的努力水平和行為選擇，而管理者不同的努力程度和行為選擇，必然對公司的經營業(yè)績和股權代理成本產生不同的影響；二是信息傳遞模型，認為融資結構會影響投資者對公司經營狀況的判斷，從而影響股權代理成本和企業(yè)市場價值；三是控制權模型，融資結構會影響公司控制權分配，不同的控制權分配也會影響到股權代理成本和企業(yè)市場價值?？梢?，融資結構可以通過不同的途徑和方式影響股權代理成本。

H1：股權越集中，股權代理成本越低。

Jensen和Meckling認為股權代理成本與股東監(jiān)督經營者的動力有關，股權越集中，股東所占份額越多，從公司利潤中所得份額越多，大股東也越有動力監(jiān)督經營者；相反，股權越分散，每個股東持有的股份就相當少，每個股東受管理層私利行為的損失就較小，這種情況下股東就沒有理由花費成本去監(jiān)督管理者的私利行為，而且股東對于管理者的私利行為也無能為力。因此，提高股權集中度，可以減少管理者的機會主義傾向，有效抑制管理者的道德風險，讓管理者和股東的目標趨于一致，從而減少管理者和股東間的股權代理成本。然而，股權的集中也可能會加重大股東與中小股東之間的股權代理問題，為了從控制權中獲取私人利益，大股東可能做出對公司的“掏空”行為，產生大股東和小股東之間的股權代理問題。一般來說，農業(yè)上市公司管理層和股東之間的代理問題比大股東和小股東之間更為嚴重。因而，提高農業(yè)上市公司的股權集中度，更有利于降低股權代理成本。

H2：股權制衡度越低，股權代理成本越低。

股權制衡是指控制權由幾個大股東共同擁有，股東之間相互監(jiān)督，使得任一股東都無法單獨控制公司的股權安排模式。如果第二大股東的持股比例越接近第一大股東，即股權制衡度越高，控股股東的威脅就越大，為了保持主導地位以獲取更多的私有收益，控股股東愿意花費更多的成本與第二大股東爭奪股權，使股東更加注重股權的爭奪，放松對管理者的監(jiān)督，從而增加管理層的機會主義傾向和道德風險，導致股權代理成本增加[5]。隨著第二大股東持股比例的降低，第二大股東對第一大股東的私利行為和控制地位造成的威脅就越小，第一大股東轉而會增加對管理層的監(jiān)督，管理層私利行為傾向和道德風險就會降低，管理層損害股東利益的可能性就越低，從而股權代理成本降低。

H3：國有控股公司比非國有控股公司的股權代理成本更高。

由于我國資本市場比較特殊，國有控股公司在上市公司中所占比例較大。盡管在2005年實行了股權分置改革，但改革還不夠徹底，還有不少上市公司是國有控股公司。而國有控股公司的國有產權主體缺位現(xiàn)象比較嚴重，內部人控制問題十分突出[15]。國有控股公司的股權代理人只擁有公司的實際控制權而沒有剩余索取權，國有股的特殊性導致國有股權的代理人缺少監(jiān)督管理者的動機和積極性，國有產權主體缺位使得國有股權代理人無法對管理者形成有效的產權約束，就會導致股權代理成本的增加；而民營企業(yè)等非國有控股公司則不存在產權主體缺位等問題。

H4：負債比例越高，股權代理成本越低。

從理論上講，在有效的債務約束機制下，企業(yè)負債有利于降低股權代理成本。公司負債具有強制的約束力，本金和利息到期必須歸還，公司負債有助于抑制管理者的在職消費和過度投資等道德風險。與此同時，企業(yè)負債比例的上升能夠相對提高管理者的持股比例，管理者可以通過減少權益性投資或回購股份來增加其持股比例，有利于強化對管理者的激勵。此外，當公司因負債而導致破產時，由于人力資本的特殊性，管理者往往要比股東和債權人承擔更大的風險。因此，適宜提高負債比例有助于促進經營者提高經營業(yè)績，減少股權代理成本。

H5：負債期限越短，股權代理成本越低。

企業(yè)債務期限結構是指公司的短期負債和長期負債之間的比例關系。短期負債和長期負債對公司的經營者都具有強制的約束力，但約束的側重點有所差異[13]。一般來說，短期負債對經營者的約束主要體現(xiàn)在對公司的清算和經營者對自由現(xiàn)金流的決定權等方面。負債期限越短，企業(yè)的財務風險和財務壓力就越大，對公司管理者的約束力也就越大，這樣，管理者在實施機會主義行為時就會更加小心和謹慎。而長期負債由于期限較長，對公司經營者來說，償債的壓力相對較小，緊迫感和約束力也要弱一些。因而，公司負債的期限越短，股權代理成本越低。

四、研究設計

1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2004—2013年在滬深交易所上市的農業(yè)上市公司作為研究樣本。其中，剔除在2013年前被終止上市和摘牌，以及數(shù)據(jù)不全的公司，通過整理和篩選，最終選取了38家農業(yè)上市公司。樣本的數(shù)據(jù)全部來自深圳國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。相關數(shù)據(jù)的處理及檢驗均采用SPSS和Eviews軟件。

2 變量選擇

本文選取管理費用率來表示股權代理成本，作為被解釋變量。解釋變量主要從股權融資和債務融資兩個方面來考慮，本文選取股權集中度、股權制衡度、股權性質三個指標來表示股權結構；選取負債比例、負債期限結構兩個指標來反映債權結構。控制變量主要選取公司規(guī)模和盈利能力。研究變量的具體說明見表1所示。

3 模型構建

為了實證檢驗上述提出的研究假設，本文先把反映股權結構的變量和反映債權結構的變量分別建立模型，再把這些變量放在同一個模型中，建立三個面板數(shù)據(jù)模型：

FCit=β0+β1HERit+β2SHSPit+β3GSPit+β4SIZEit

+β5ROEit+εit（1）

FCit=β0+β1DAit+β2SDit+β3SIZEit+β4ROEit+εit（2）

FCit=β0+β1HERit+β2SHSPit+β3GSPit+β4DAit+β5SDit+β6SIZEit+β7ROEit+εit（3）

其中，β0表示截距，β1，β2，…β7，分別表示回歸系數(shù)；i=1，2，…，N，代表第i家上市公司；t=1，2，…，T，代表第t年。εit表示第i個單位的個體效應，若εit是常量，則模型應為固定效應模型；若εit是隨機變量，則模型應為隨機效應模型。

五、實證檢驗結果與分析

1 描述性統(tǒng)計

對上述樣本各變量進行描述性統(tǒng)計，表2顯示了各樣本的股權代理成本（FC）、股權集中度（HER）、股權制衡度（SHSP）、股權性質（GSP）、負債比例（DA）、負債期限結構（SD）、公司規(guī)模（SIZE）和盈利能力（ROE）的描述性統(tǒng)計結果。從表2可以看出，管理費用率的最大值為06946，最小值為00082，平均數(shù)為01026，說明不同農業(yè)上市公司的管理費用率存在著較大的差異。

2 回歸結果分析

考慮到引入到方程中的變量可能存在多重共線性問題，為了防止這類問題導致的估計偏誤，本文在模型估計前檢測了自變量間的相關系數(shù)，發(fā)現(xiàn)各解釋變量和控制變量之間的相關系數(shù)都比較低，三個模型都不存在多重共線性問題。

對三個模型面板數(shù)據(jù)進行回歸時，先進行Hausman檢驗，三個模型的Hausman檢驗值分別為00243、00412和00163，可見，三個模型都適合選擇固定效應模型。因而，本文的三個模型在進行面板數(shù)據(jù)回歸時都選擇固定效應模型。

模型回歸結果如表3所示，三個模型的F值分別為443637、389553和466393，說明這三個模型設定有效；2分別為08377、08101和08465，說明擬合程度較高。DW值都比較接近2，顯示模型中各自變量不存在自相關?；貧w系數(shù)的符號與預測符號基本一致，意味著實證結果與理論分析比較符合。

模型（1）的實證結果表明，股權集中度與股權代理成本在1%的置信水平下存在顯著的負相關關系，說明農業(yè)上市公司股權集中度越高，越能激勵大股東監(jiān)督管理者，降低股權代理成本，這與研究假設1一致。股權制衡度也通過了1%的顯著性檢驗，且符號為負。由于SHSP的值越大，表示股權制衡度越低，對第一大股東的威脅越小，使第一大股東放松對股權的爭奪，加強對管理者的監(jiān)督，降低股權代理成本，這驗證了研究假設2。在5%的置信水平下股權性質與股權代理成本存在顯著的正相關關系，表明國有控股公司股東對管理者的監(jiān)督行為是缺乏效率的，管理者的在職消費大于非國有控股公司，從而導致國有控股的農業(yè)上市公司股權代理成本比非國有上市公司高。

模型（2）的實證結果表明，在1%的置信水平下負債比例與股權代理成本顯著負相關，說明農業(yè)上市公司負債比例越高，債務約束機制越能有效發(fā)揮作用，股權代理成本越低，從而驗證了研究假設4；而負債期限結構與股權代理成本存在負相關的關系，但不顯著，這表明我國農業(yè)上市公司較高的短期負債并未充分發(fā)揮其應有的財務治理效應，不能有效地約束管理層的在職消費行為，其原因在于我國商業(yè)銀行的短期信貸往往存在軟約束問題，沒能使短期負債充分發(fā)揮其相機治理的效用。

模型（3）的回歸結果與模型（1）、模型（2）大體相同，各變量的顯著性檢驗和符號都比較一致，進一步驗證了各研究假設，說明我國農業(yè)上市公司的股權結構和債權結構對股權代理成本的影響比較顯著。同時，從模型（3）還可以看出，股權結構比債權結構對股權代理成本的影響更為明顯；在所有解釋變量中，股權集中度對股權代理成本的影響最大，而負債期限結構對股權代理成本的影響最不顯著。

就控制變量來說，公司規(guī)模與股權代理成本在三個模型中都呈正相關的關系，但都沒有通過顯著性檢驗，說明公司規(guī)模對股權代理成本的影響不顯著；而凈資產收益率與股權代理成本在三個模型中也全部呈正相關的關系，在模型一中通過了10%的檢驗，但在模型（2）和模型（3）中沒有通過顯著性檢驗，說明凈資產收益率對股權代理成本的影響也不太顯著。

3 穩(wěn)定性檢驗

為了檢驗研究結論的可靠性，本文用資產周轉率替代管理費用率作為股權代理成本的變量，其他變量保持不變，再次進行實證檢驗。實證結果與上述結論基本一致，說明改變被解釋變量后不影響研究結果，進一步驗證了本文的研究假設（限于篇幅，未列出回歸結果）。兩種測試結果表明，模型設定的穩(wěn)定性較好，研究結果比較可靠、有效。

六、結論與建議

本文利用農業(yè)上市公司2004—2013年的面板數(shù)據(jù)，實證分析了農業(yè)上市公司的融資結構對股權代理成本的影響。研究結果表明，農業(yè)上市公司的股權結構較債權結構對股權代理成本的影響更為明顯。股權集中度越高、股權制衡度越低，越有利于降低股權代理成本；而國有控股公司比非國有控股公司的股權代理成本更高。同時，本文還發(fā)現(xiàn)，提高公司的負債比例，有利于降低股權代理成本；而公司負債期限的縮短，對于降低股權代理成本不顯著。此外，公司規(guī)模的大小和凈資產收益率的高低對股權代理成本有一定的影響，但總體來說，都不太顯著。

因此，要降低農業(yè)上市公司的股權代理成本，提高其經營業(yè)績，可以從完善農業(yè)上市公司的融資結構方面來考慮，具體包括：（1）適當提高股權集中度。適當提高農業(yè)上市公司的股權集中度，可以降低管理層的機會主義傾向，有效抑制管理層的道德風險，降低股權代理成本。（2）降低股權制衡度。增加公司第一大股東的持股比例，降低股權制衡度，可以減少股東之間爭奪股權的成本，使大股東增強對管理者的監(jiān)督，有利于降低股權代理成本。（3）適當減少國有控股股東的持股比例。解決國有產權主體缺位的問題，使國有控股企業(yè)大股東加強對管理層的監(jiān)管，可以適當減少國有控股股東的持股比例，發(fā)展以民營投資者、外商投資者和機構投資者為投資主體的多元化的投資主體。（4）適當提高負債比率。加強商業(yè)銀行對農業(yè)上市公司的監(jiān)控作用，完善債務約束機制，發(fā)揮債務融資的作用，適當提高負債比率，能夠在一定程度上降低股權代理成本。

參考文獻：

[1]Jensen， M， Meckling，W The Modern Industrial Revolution， Exit and the Failure of Internal Control System[J]The Journal of Finance，1993，48 （3）：831-880

[2]Myers，S The Capital Structure Puzzle[J]The Journal of Finance， 1984， 39（2）：575-592

[3]Shleifer，A， Vishny，RW A Survey of Corporate Governance[J]The Journal of Finance， 1997， 52（2）： 737-783

[4]Singh，M， Davidson， WN Agency Costs， Ownership Structure and Governance Mechanism[J] Journal of Banking and Finance， 2003， 27 （5）： 793-816

[5]Jelinek， K， Pamela， S The Nonlinear Relation between Agency Costs and Managerial Equity Ownership[J] International Journal of Managerial Finance， 2009，21（2）：156-178

[6]Mustapha， M， Ayoib， C A Agency Theory and Managerial Ownership： Evidence from Malaysia[J]Managerial Auditing Journal， 2011，28（5）：419-436

[7]Grossman，SJ，Hart，DDCorporate Financial Structure and Managerial Incentives[A]McCall，JThe Economics of Information and Uncertainty[C]Chicago： University of Chicago Press，1982 107-140

[8]Barclay，MJ， Smith，J The Maturity of Corporate Debt[J]The Journal of Finance，1995， 50 （2）： 609-631

[9]高雷，宋順林高管人員持股與企業(yè)績效——基于上市公司2000—2004年面板數(shù)據(jù)的經驗證據(jù)[J] 財經研究，2007，（3）：125-132

[10]段君山所有權結構、代理成本與公司價值——來自中國上市公司的經驗證據(jù)[J] 科學決策，2009，（10）：63-67

[11]張鵬，張曉明 我國上市公司股權結構與代理成本之間關系的實證研究——基于股權分置改革背景[J] 經濟研究導刊，2013，（20） ：186-187

[12]肖作平，陳德勝 公司治理結構對代理成本的影響——來自中國上市公司的經驗證據(jù)[J] 財貿經濟，2006，（12）：29-35

[13]李明輝 股權結構、公司治理對股權代理成本的影響——基于中國上市公司2001—2006年數(shù)據(jù)的研究[J] 金融研究，2009，（2）：150-159

[14]張兆國，何威風，閻炳乾 資本結構與代理成本——來自中國國有控股上市公司和民營上市公司的經驗證據(jù)[J] 南開管理評論，2008，（1）：39-47

[15]肖坤，劉永澤 債務結構對股權代理成本的影響[J] 山西大學學報（哲學社會科學版），2010，（4）：84-88

[16]曾慶生，陳信元 何種內部治理機制影響公司權益代理成本——大股東與董事會治理效率之比較[J] 財經研究，2005，（2）：106-117

[17]李壽喜代理成本與公司治理結構的邏輯關系[J] 現(xiàn)代管理科學，2008，（10）：64-73

（責任編輯：楊全山）