韓金紅 王聰

【摘要】對(duì)于縱向兼任高管這一公司治理方式的作用， 我國(guó)監(jiān)管層面和理論層面尚存在一定爭(zhēng)議。 以2008 ～ 2019年A股上市公司為樣本， 從股權(quán)融資視角研究縱向兼任高管對(duì)我國(guó)上市公司經(jīng)濟(jì)行為的影響， 研究結(jié)果表明， 縱向兼任高管會(huì)提高企業(yè)的股權(quán)融資成本， 且縱向兼任董事長(zhǎng)比總經(jīng)理對(duì)企業(yè)股權(quán)融資成本的提高效應(yīng)更顯著。 通過探究其影響機(jī)制發(fā)現(xiàn)， 縱向兼任高管會(huì)加劇大股東掏空行為， 進(jìn)而提高企業(yè)的股權(quán)融資成本。 進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)， 在股權(quán)制衡度低、董事會(huì)規(guī)模小、兼任強(qiáng)度大、審計(jì)質(zhì)量低的上市公司中， 縱向兼任高管對(duì)企業(yè)股權(quán)融資成本的提高效應(yīng)更顯著。 本文以縱向兼任高管這一特殊公司治理機(jī)制為切入點(diǎn)， 拓展了股權(quán)融資成本影響因素的相關(guān)研究， 為評(píng)估縱向兼任高管的經(jīng)濟(jì)后果以及企業(yè)制定合理的融資決策方案提供了參考依據(jù)。

【關(guān)鍵詞】縱向兼任高管;兼任職務(wù)類別;股權(quán)融資成本;掏空效應(yīng)

【中圖分類號(hào)】F233? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A? ? ? 【文章編號(hào)】1004-0994（2022）14-0033-10

一、引言

在新興市場(chǎng)國(guó)家， 兼任高管是大股東控制上市公司的有效手段[1] 。 我國(guó)作為新興市場(chǎng)國(guó)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(duì)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(zhēng)議。

在監(jiān)管層面， 從“三分開”到“五分開”再到證監(jiān)會(huì)最新提出的“三分開， 兩獨(dú)立”原則[3] ， 證監(jiān)會(huì)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(duì)上市公司的掏空。 然而， 國(guó)務(wù)院國(guó)有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會(huì)卻持不同的態(tài)度。 在國(guó)企改革中， 國(guó)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(guó)有上市公司， 減少內(nèi)部人控制問題， 實(shí)現(xiàn)國(guó)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(huì)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(huì)加劇大股東對(duì)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(dòng)著企業(yè)的正常運(yùn)行以及資本市場(chǎng)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(duì)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(duì)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(duì)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(huì)規(guī)模、審計(jì)質(zhì)量不同的上市公司中， 各因素對(duì)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(duì)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(píng)述

（一）縱向兼任高管經(jīng)濟(jì)后果研究

在成熟的市場(chǎng)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(zhǎng)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(chǎng)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(dòng)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(huì)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(duì)上市公司價(jià)值產(chǎn)生不利影響[4] ， 使得上市公司聘請(qǐng)“四大”進(jìn)行審計(jì)的概率降低， 并且非國(guó)有企業(yè)將會(huì)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(guó)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(duì)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(huì)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(duì)管理層的股權(quán)激勵(lì)會(huì)使得管理者更加過度自信， 而過度自信管理者的行為會(huì)使得公司的股權(quán)融資成本更高[15] 。 對(duì)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(huì)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(huì)計(jì)準(zhǔn)則的實(shí)施[21] 、管理層語(yǔ)調(diào)[22] 、關(guān)鍵審計(jì)事項(xiàng)[23] 、貿(mào)易摩擦[10] 等因素會(huì)對(duì)股權(quán)融資成本產(chǎn)生不同的影響。

綜上所述， 公司治理對(duì)股權(quán)融資成本的影響是國(guó)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(huì)治理、投資者保護(hù)等因素對(duì)股權(quán)融資成本的影響展開研究， 對(duì)于縱向兼任高管這一特殊治理方式會(huì)對(duì)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(guó)， 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(huì)對(duì)企業(yè)股權(quán)融資成本產(chǎn)生何種影響？哪種效應(yīng)將會(huì)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(duì)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(duì)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(huì)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(duì)稱， 抑制管理層獲取私有收益的行為， 有利于減少管理層對(duì)會(huì)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(huì)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(huì)降低企業(yè)與投資者之間的信息不對(duì)稱程度， 提高股票流動(dòng)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(huì)增加投資者對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)相關(guān)信息的獲取量， 這會(huì)降低投資者對(duì)企業(yè)未來經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)期[25] 、投資者將會(huì)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(duì)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(huì)加強(qiáng)大股東對(duì)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(yíng)業(yè)績(jī)[30] ， 增加經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)。 此時(shí)投資者會(huì)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(huì)提高企業(yè)股權(quán)融資成本[23] 。 另一方面， 縱向兼任高管會(huì)增強(qiáng)大股東的掏空動(dòng)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(duì)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(huì)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(huì)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(duì)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(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)：

假設(shè)1a： 上市公司縱向兼任高管會(huì)降低股權(quán)融資成本。

假設(shè)1b： 上市公司縱向兼任高管會(huì)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(guó)企業(yè)中董事長(zhǎng)是總經(jīng)理的上級(jí)， 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(huì)影響企業(yè)的經(jīng)營(yíng)決策， 進(jìn)而影響企業(yè)的經(jīng)營(yíng)效果[33] 。 通常情況下， 上市公司董事長(zhǎng)是企業(yè)的法人代表， 其對(duì)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(zhǎng)的決定， 向董事長(zhǎng)負(fù)責(zé)。 由上述分析可知， 與總經(jīng)理比較而言， 董事長(zhǎng)在企業(yè)中擁有更大的權(quán)力[34] 。 縱向兼任高管會(huì)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(zhǎng)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(huì)對(duì)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(zhǎng)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(zhǎng)和總經(jīng)理各自代表不同相關(guān)方的利益： 董事長(zhǎng)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(zhǎng)制定的公司戰(zhàn)略[33] 。 因此， 董事長(zhǎng)或總經(jīng)理縱向兼任對(duì)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(zhǎng)與股東為一致利益人， 董事長(zhǎng)以股東利益最大化為目標(biāo)， 因此縱向兼任董事長(zhǎng)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(yíng)權(quán)的統(tǒng)一， 其監(jiān)督和掏空作用均相對(duì)較弱[29] 。 因此， 無論縱向兼任高管對(duì)股權(quán)融資成本產(chǎn)生何種效應(yīng)， 董事長(zhǎng)縱向兼任產(chǎn)生的效應(yīng)都更顯著。

綜上， 董事長(zhǎng)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(duì)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(zhǎng)縱向兼任對(duì)股權(quán)融資成本的影響都更顯著。 基于此， 本文提出以下競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)：

假設(shè)2a： 相比總經(jīng)理縱向兼任， 董事長(zhǎng)縱向兼任對(duì)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(zhǎng)縱向兼任對(duì)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(huì)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(guó)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(cè)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(duì)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(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)， 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(guó)， 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(duì)我國(guó)資本市場(chǎng)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(duì)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(zhǎng)期盈余增長(zhǎng)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(cè)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(zhǎng)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(zhǎng)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(duì)比董事長(zhǎng)和總經(jīng)理縱向兼任對(duì)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(zhǎng)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(duì)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(duì)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(huì)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(huì)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(zhǎng)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(duì)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(guó)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(duì)企業(yè)股權(quán)融資成本的影響， 本文對(duì)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(duì)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(huì)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(zhǎng)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(zhǎng)縱向兼任對(duì)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(zhǎng)模型（PEG模型）替換股權(quán)融資成本（CEF）的衡量方式， 以對(duì)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(cè)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(zhǎng)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(zhǎng)縱向兼任對(duì)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(duì)縱向兼任高管（AM）的定義為： 上市公司董事長(zhǎng)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(zhǎng)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(zhǎng)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(zhǎng)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(duì)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(zhǎng)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(zhǎng)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(zhǎng)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(huì)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(duì)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(cè)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(duì)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(duì)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(huì)規(guī)模的影響

本文借鑒王化成等[32] 的研究， 用董事會(huì)人數(shù)的自然對(duì)數(shù)衡量董事會(huì)規(guī)模。 董事會(huì)規(guī)模大于年度行業(yè)中位數(shù)時(shí)， 該觀測(cè)值位于董事會(huì)規(guī)模大組， 否則位于董事會(huì)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(huì)規(guī)模小的組中， 縱向兼任高管對(duì)股權(quán)融資成本的影響更顯著， 在董事會(huì)規(guī)模大的組中該影響不顯著。 這表明在董事會(huì)規(guī)模較小的上市公司， 董事會(huì)人數(shù)較少， 對(duì)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(huì)規(guī)模較大的上市公司對(duì)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(duì)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(zhǎng)縱向兼任時(shí)， 取值為2; 同時(shí)有總經(jīng)理和董事長(zhǎng)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(zhǎng)和總經(jīng)理兼任時(shí)， 縱向兼任高管對(duì)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(guó)際“四大”會(huì)計(jì)師事務(wù)所衡量審計(jì)質(zhì)量。 審計(jì)師來自國(guó)際“四大”時(shí)， 該觀測(cè)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(duì)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(duì)大股東兼任高管引發(fā)的掏空行為抑制作用有限， 因此會(huì)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(huì)獲得越多的外部審計(jì)監(jiān)督， 從而會(huì)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(duì)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(huì)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(zhǎng)縱向兼任對(duì)股權(quán)融資成本的提高效應(yīng)更顯著。 對(duì)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(huì)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(guó)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(huì)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(guó)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(huì)應(yīng)與時(shí)俱進(jìn)， 根據(jù)我國(guó)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(dòng); 另一方面， 我國(guó)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(chǎng)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(huì)規(guī)模、審計(jì)質(zhì)量等公司治理因素會(huì)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(duì)縱向兼任高管掏空效應(yīng)的抑制作用就越弱， 就越會(huì)強(qiáng)化縱向兼任高管對(duì)企業(yè)股權(quán)融資成本的負(fù)面影響。 因此， 我國(guó)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(duì)股權(quán)融資成本帶來的負(fù)面效應(yīng)。

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【基金項(xiàng)目】國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“VIE境外上市模式、盈余質(zhì)量及企業(yè)價(jià)值”（項(xiàng)目編號(hào)：71662030）;新疆維吾爾自治區(qū)社

會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目“新疆推進(jìn)絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶核心區(qū)建設(shè)研究”（項(xiàng)目編號(hào)：20AZD005）;新疆維吾爾自治區(qū)天山青年計(jì)劃優(yōu)秀青年科技人才項(xiàng)目“VIE上市模式與企業(yè)資本結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)調(diào)整”（項(xiàng)目編號(hào)：2019Q024）;新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)研究生科研創(chuàng)新項(xiàng)目“縱向兼任高管與股權(quán)融資成本”（項(xiàng)目編號(hào)：XJUFE2021K013）

【作者單位】新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院， 烏魯木齊 830012