上市公司代理成本研究

上市公司代理成本研究（精选10篇）

上市公司代理成本研究 第1篇

一、文献综述

(一)国外文献20世纪70年代,Jensen和Meckling(1976)正式构建起了委托代理成本问题的理论基础和研究框架,系统的研究了公司的所有权结构,并讨论了如何通过经理人持股来保证其决策符合多数股东的利益。公司的所有者还可分为外部股东与内部股东。前者并不拥有投票权,对公司的管理不能形成直接的控制;后者拥有投票权,可以直接影响公司的管理决策。Jensen和Meckling (1976)认为,提高内部股东的持股份额有利于降低公司的委托代理成本。Shleifer和Vishny(1986)研究认为股权越分散,小股东搭便车的现象越明显,企业的代理成本就越高。Mc Connell和Servaes(1990)研究发现所有权结构与公司代理成本的关系是非线性的,管理层持有股权既可能减少代理成本,也可能增加代理成本,关键取决于管理层的持股比例。Argawal和Mandelker(1987)研究发现管理层持股的公司,其并购与融资决策更符合股东的利益。Barney(1988)探索了员工持股是否可以减少公司的股权资本成本。实证结果与委托代理理论一致,员工持股可以使员工的利益与股东的利益保持一致,并降低股权融资成本。

(二)国内文献孙永祥和黄祖辉(1999)研究发现中国公司的所有权结构与业绩呈非线性相关,随着股权集中度的提高,托宾Q先升后降徐晓东和陈小悦(2003)讨论了公司控股股东的性质与业绩的关系,他们发现,民营股东控股的企业有更高的利润率和企业价值,原因是民营控股的企业有更为灵活的管理体系和更好的市场约束。张兆国、宋丽梦和张庆(2005)认为,公司债权的比例越高, 其代理成本越小,债权投资者和债务条款的约束可以显著缓解企业的委托代理问题。田丽辉(2004)以1994年至1998年中国A股上市公司作为研究样本,得到了相反的结论。他发现公司财务比例的上升反而提高了管理费率,也就是说债务融资并没有有效约束企业的代理问题。田丽辉(2005)还发现,不同所有权性质的企业,债务融资与代理成本的关系存在差异———对于民营企业,这种关系不显著;但对于国有企业,这种关系的显著性较高。

二、研究设计

(一)研究假设按照公司股权持有人性质可以分为国有股、法人股、机构投资者持股和社会公众股,其中国有股、法人股、机构投资者持股的持股比例较高,而且有能力获取更多的信息,削弱所有者与经营者之间的信息不对称程度,他们为了保护国家或者自身的利益不会采取搭便车的行为,进而能够对经营者形成有效的监督,进而降低代理成本,因此提出本文研究假设:

假设1:公司所有权结构对公司代理成本影响显著,且国有股、法人股、机构投资者持股与公司代理成本负相关。

按照代理理论,控股股东是公司治理中最积极的角色,其为维护自身的经济利益有很强的动机对管理这进行监督,而且,其控股地位也使其有能力通过董事会对管理层的经营行为进行制约,因此,提出本文研究假设:

假设2:股权集中度与公司代理成本显著相关,且控股股东持股比例越高,公司代理成本越低。

(二)变量定义本文选取如下变量:(1)因变量。分别选取上市前后三年行业调整后的资产周转率的改变量和管理费率的改变量作为代理成本该变量。(2)自变量。本文分析选取国有股持股比例,法人股持股比例,机构投资者持股比例作为所有权指标变量。股权集中度。本文分别选择上市年末第一大股东和前十大股东持股比例作为股权集中度变量。(3)控制变量。本文使用了以下控制变量:企业上市年末的总资产、资产负债率、企业的成立时间和员工人数、是否在中小板上市作为控制变量。变量定义见表(1)。

(三)模型建立本文建立如下模型:CAi=α0+α1OWNi+α2CONi+β1INDi+β2YEARi+β3CONTROLi+控制变量+ε

其中CA代表代理成本的改变量,在两组回归方程中分别为资产周转率和管理费率,OWN在研究所有权结构的三次回归方程中分别代表上市年末国有股、法人股和机构投资者持股的比例;CON在研究股权集中度的两次回归方程中分别代表上市年末第一大股东和前十大股东的持股比例。本文的多元回归分析还包含了IND [行业]、YEAR[上市年份]、CONTROL[控制权]三个哑变量。属于电信、能源、公用事业和房地产四个相对垄断性行业的样本的IND取值为1,2005年之后上市的企业的YEAR取值为1,国有控股企业的CONTROL取值为1,其他样本的哑变量取值0。

(四)样本选取和模型建立本文以中国上市企业为研究对象, 样本为2005年至2012年A股上市的企业,上市时间以股票上市交易日为准。另外考虑到银行、保险、证券公司等金融类企业的特殊性,剔除了所有金融行业的企业,企业的行业定义以万得资讯金融数据库的一级行业定义为准。

三、实证检验分析

(一)描述性统计表(2)显示了样本企业代理成本、所有权结构、财务数据和其他企业特征的分布情况。资产周转率均值和中位数约为0.9,较为接近,最小值仅0.0657,最大值达到10.2229,比较接近正态分布。管理费率的均值和中位数约为7%,最小值仅0.82%,最大值达到21.69%,亦接近正态分布。从所有权结构来看,国有股的持股比例较高,平均持股比例约为40%,考虑到一部分样本为民营企业,不包含国有股,所以国有企业的国有股比例更高,最高值约90%。法人股比例平均值为24.4%,机构投资者平均持股15.3%,不同样本企业的持股比例差异较大。另外,前十大股东的持股比例平均高达68.8%,其中第一大股东的持股比例平均达到44.8%,股权分布高度集中。上市企业的规模较为分散,规模最大的是中国石油(SH. 601857),上市当年资产为9.9万亿元人民币,规模最小的企业总资产仅2.44亿元。从资本结构看,虽然多数中国企业以银行贷款等间接融资为主,但A股上市企业的杠杆率并不高,平均资产负债率仅为35%,低于发达国家的平均水平。另外,多数上市企业较为年轻, 成立时间平均仅为4.57年,当然部分原因是很多A股上市公司在上市前进行了重大的资产重组,为上市而新设企业。

表(3)描述了经行业调整后的代理成本改变量的分布情况。考虑到不同年度和不同行业的企业的代理变量本身可能有很大的差异性,所以仅考虑代理成本本身的变化无法控制年度和行业的外在影响。本文计算了每年每个行业所有上市公司(剔除当年上市的样本企业)的资产周转率和管理费率的平均值,然后用样本企业的代理成本减去该年份该行业的平均值,得到了经行业调整的代理成本。在计算代理成本改变量时,本文使用了Y+1与Y-1、Y+3与Y-3的差异,分别衡量了上市后一年与上市前一年、上市后三年的平均值与上市前三年的平均值的差异。以上方法借鉴了张志刚(2004)的研究方法。从行业调整后代理成本改变量的分布看,其均值和中位数相近,多数样本集中于25%至75%之间,接近于正态分布。所以在后续的分组描述统计中,本文使用了t统计量显示统计显著性,而非z统计量。

(二)回归分析回归结果如表(4)和表(5)所示,可以看出: (1)截距项显著异于0,说明上市后代理成本确实显著增加。例如, 在表(4)中,截距项均小于0,并且在5%统计水平下显著;在表(5)中,截距项均大于0,并且在5%或10%的统计水平下显著。这印证了假设1的成立。(2) 国有股比例和法人股比例与代理成本的改变量显著负相关。国有股比例每提高1%,行业调整后的资产周转率上升0.432%,并且结果在1%的统计水平下显著,法人股比例每提高1%,行业调整后的资产周转率上升0.204%,结果在10%的统计水平下显著。有关管理费率的结果类似,国有股比例每提高1%,行业调整后的管理费率下降0.038%,在10%统计水平下显著,法人股比例每提高1%,管理费率下降0.019%,在10%统计水平下显著。以上回归结果与预期一致。这说明,国有股比例和法人股比例确实影响着企业上市后代理成本的变化,国有股和法人股比例越高,企业的所有权结构变化越小,股东和经理人的委托代理关系的负面变化越小,代理成本的上升幅度越小。这与假设5相吻合。(3)机构投资者持股比例与代理成本负相关,但是仅对代理效率的影响显著。 在资产周转率方面,机构投资者持股比例每提高1%,资产周转率上升0.211%。但是机构持股对管理费率的影响不显著。以上回归结果与假设5基本一致,机构持股比例越高,对公司影响相对较大的外部股东对经营决策的约束越明显,代理成本在上市后的变化也就相对较小。(4)行业哑变量的回归系数与单变量分析的结果一致,垄断性行业的企业上市后资产周转率上升,但是管理费率却并没有下降。上市年份的哑变量得到的结果也类似,2005年之后上市的企业的资产周转率上升,但是管理费率方面并不显著,这说明单变量分析中管理费率上升的结果是因为没有控制其它的变量, 也印证了假设3的成立。控制权的回归系数最为显著,结果证实了国有控股的企业上市后代理成本上升的幅度较小,与假设4吻合。 (5)在其他控制变量方面,只有中小板哑变量的系数显著。中小板的企业上市后代理成本上升幅度更大,这印证了小规模企业的治理结构有待于改善,所有权结构的分散对代理成本的影响十分明显,上市后委托代理问题也比较严重。

本文使用了经行业调整后的资产周转率和管理费率在上市前后三年的改变量。如表(6)所示,可以得到以下结论:股权集中度与代理成本显著负相关。例如,前十大股东持股比例每提高1%,行业调整后的资产周转率上升0.211%,结果在5%的统计水平下显著; 第一大股东持股比例每提高1%,行业调整后的管理费率下降0.051%,在10%统计结果下显著。以上结果与假设6一致。上市后股权越集中,大股东的持股比例越高,对公司的控制力越强,亦更有动力对公司的经营决策进行监督约束,股东和管理人员的委托代理问题在一定程度上得到缓解。

四、结论

本文分析得到以下结论:(1)企业上市后代理成本显著上升。在以资产周转率和管理费率代表代理成本时,企业上市后资产周转率显著下降,管理费率显著上升。考虑到行业因素和年份因素的自然影响,分别计算了经行业调整后的资产周转率和管理费率,依然得到了显著的结果。这说明,所有权结构的改变给企业带来了额外的委托代理问题,上市后更分散的所有权结构和数量更多的股东, 使原有大股东的所有权和控制权稀释,但新股东却没有对公司的运营进行足够的监督约束,导致经理人的经营效率下降。(2)行业竞争性、上市年份和控制权类型对代理成本的影响比较显著。竞争性行业的企业上市后资产周转率下降幅度更大,垄断性行业的企业上市后管理费率上升幅度更大。竞争性行业上市后代理效率下降的更为明显,而垄断性企业企业利润和资产运营情况不会在短时间内明显的表现出来,但是由于行业竞争性较差,企业的利润有所保证,经理人在上市后会倾向于提高薪资水平和办公费用的支出,所以变化主要体现在代理费用上。民营控股的企业上市后代理成本上升的幅度更高,体现在资产周转率和管理费率两方面。对于国有企业,其上市后所有权变化程度相对较小,经理人与股东的关系并未发生根本变化,所以代理成本的变化相对较小。(3)所有权结构对上市后代理成本的改变有显著的影响。国有股比例、法人股比例、机构持股比例和股权集中度与企业上市后的代理成本变化负相关。上市年度的国有股、法人股和机构持股的比例越高,代理成本上升的幅度越小。这可能是由于上市后国有股东或对公司影响相对较大的外部股东持股比例越高,其对公司的约束也越强,代理成本的变化越少。第一大股东和前十大股东的持股比例对代理成本亦有影响。大股东持股比例越高,上市后代理成本下降的幅度越大。上市后股权越集中,大股东对公司的控制力越强,越有动力对公司的经营决策进行监督约束,股东和管理人员的委托代理问题在一定程度上得到缓解。

摘要：本文选取2005年至2011年A股上市公司为样本,实证分析了企业上市前后代理成本改变量与所有权结构的关系。结果发现:企业上市后代理成本显著上升;行业竞争性、上市年份、企业控制权类型对代理成本有显著影响;所有权结构对上市后代理成本的改变影响显著,国有股、法人股、机构持股和大股东持股比例与上市后代理成本的变化负相关。说明上市后企业的委托代理成本上升,分散的所有权结构不利于股东对经理人的约束,所有权结构对代理成本的负面影响超过了上市带来的外部市场约束及信息披露机制的正面影响。

上市公司代理成本研究 第2篇

【关键词】 公司治理 委托—代理成本 信息不对称 经济人

企业的两权分立形成了委托代理关系，这是基于劳动分工的专业化发展伴随利益比较优势而产生的一种制度创新。契约理论是现代企业理论的重要组成部分，它将企业看作是一系列契约的组合。尽管委托人和代理人之间的契约界定了各自的权利和责任，但契约仍无法考虑到全部情况，各种无法预料的情况随时都会发生，所以又是不完全契约。由于信息非对称和契约不完全导致委托代理产生的问题，主要表现在经理人员工作努力程度、经理人员对企业资产使用效率以及经理人员任期有限性与股东持股期限无限性矛盾等方面。代理理论认为，代理成本的最优化是公司治理的理想结果。探讨代理成本问题以改善公司治理结构具有现实意义。

一、委托—代理成本的界定及其相关研究

1、委托—代理成本的含义

企业为解决代理问题而设计出激励、监督、约束和惩罚代理人等措施所发生的支出就是委托—代理成本。按照Jensen & Meckling的观点，代理成本包括三项内容：委托人对代理人的激励成本、监督成本及因代理人所作决策并非最佳而产生的损失（剩余损失）。

本文认为，委托—代理成本从委托人寻找代理人开始便已经发生，并持续发生在整个代理过程中，因此应将代理成本的内涵适当扩展，即代理成本是让代理人代表委托人行为而导致的额外成本。如此，代理成本就包括：搜寻成本——搜索合适有效代理人的成本；激励成本——鼓励代理人采取与委托人目标一致的行为所需的费用；监督成本——预防和采取措施减少代理人不当行为发生的成本；机会成本——由于各种约束因素而无法制定最理想策略的成本；不可控成本——不完全契约下无法控制代理人不当行为而导致的委托人利益损失。

2、委托—代理成本的相关研究

学界从不同角度对委托代理成本进行了探讨。一些学者侧重于代理成本的计量研究，主要有两种思路：一种是直接计量企业的效率损失或额外支出，另一种是间接地通过影响代理成本的公司因素来代表代理成本，但两种方法都只能反映代理成本的一个侧面或一部分。

大部分学者则是通过研究影响代理成本的因素来寻求最优的治理机制。部分研究显示，管理层持股可使公司管理者与股东的利益保持一致，缓和公司代理冲突。但蔡吉甫、谢盛纹（2007）通过实证研究认为管理层持股在我国国有控股上市公司中不具有治理效用。宋力和韩亮亮（2005）经过实证研究表明：股权集中度与代理成本负相关，股权制衡度与代理成本正相关。就公司外部市场环境而言，曾颖和叶康涛（2005）的研究表明代理成本与外部审计需求呈显著的U形关系，说明委托代理问题较为严重的企业存在通过聘请高质量外部审计师来降低代理成本的动机。从市场法律环境方面来看，目前国内外研究基本认同“政府干预越少，市场化程度越高，公司治理水平越高，则代理成本越低”这一观点。

也有学者从公司财务状况的角度研究代理成本。研究表明，债务融资作为一种治理机制可以起到抑制公司管理层道德风险，降低公司代理成本的作用。既有的研究认为盈利能力的强弱与代理成本显著负相关。研究还认为，在管理者持股比例和经营杠杆一定的情况下，公司总资产规模与监督成本成正比。

二、委托—代理成本的最优化

委托—代理成本被认为是制度中固有的一种浪费，而我们就是要寻找一种制度使得委托—代理成本最优化，这是委托代理双方博弈的结果，也是公司治理机制设计的一大动机。本文的论证基于如下假设：委托人在通过代理人市场搜寻代理人的过程中信息是不完全的；代理人是“经济人”，存在偷懒、自利、短期行为等倾向；委托人在对代理人的激励效果反映为代理人因努力工作而提高的企业绩效；委托人监管代理人行为的效果反映在企业因此而减少的浪费和效益损失；代理人的有限理性假设。

1、搜寻成本的最优化

由于信息的不完全，委托人通过市场搜寻代理人时并不知道谁对自己的企业有效。为了拥有一位有效的、适合企业发展的人才，所有者必须不断在市场上寻找。企业搜寻的时间越长，信息不对称的影响越小，找到有效代理人的可能性越大。然而随着搜寻时间的延长，边际收益逐渐减小。企业获得代理人的有效收益E（t）是企业搜寻时间t的增函数，但其增长幅度是递减的，在数学上表示为一阶导数?坠E（t）/?坠t>0，而二阶导数?坠E2（t）/?坠t2<0。同时搜寻是要花费成本的，包括获取信息、组织人力、招聘等成本，假定搜寻工作的成本C（t）随着时间的延长而提高，且边际成本递增，亦即数学表达式为一阶导数?坠C（t）/?坠t>0，二阶导数?坠C2（t）/?坠t2>0。

可知，合理搜寻的时间选择应该是获得代理人的边际收益等于边际成本，即?坠E（t）/?坠t=?坠C（t）/?坠t，这时所有者得到最大的净收益，付出的最优搜寻成本为C（t?鄢）。

2、激励成本的最优化

信息不对称在事前表现为逆向选择，在事后则表现为道德风险。委托方通常无法直接识别和观察代理方的努力水平，合约也并不能确保代理人完全按照委托人的意愿工作。为此他必须设计一定的激励机制来诱使代理方最大可能维护委托方的利益，避免偷懒行为，试图让代理人像股东一样行为和思考（事实上这永无可能，但在管理手段上是有效的）。这种为减小代理人道德风险行为而付出的代价属于激励成本，它包括激励机制的设计成本和运行成本，并存在于货币化和非货币化两种形式。目前，企业对代理人较流行的激励方案主要有薪酬激励和持股激励两种。实践表明，这两种政策都相对有效地解决了企业内部信息不对称问题，具有低成本激励功能，但它们对代理人而言，更主要表现为一种货币效益而不是剩余价值。因此这两种激励政策的成本收益仍需要衡量。

若用C表示激励成本，由薪酬或期权、股份给代理人带来的货币效益值为W，f（c）表示由激励政策带来的附加效益，它随激励成本的增加先递增再递减，即斜率由正逐渐下降为负，这是因为薪酬或持有的股票迅速增加给代理人带来的边际效用逐渐降低。随着C的变大，f（c）无限接近于0，但不会小于0，因为此时经营者的气质无限接近于所有者的气质；同时，仅有当C≥C0即代理人的附加效益f（c）≥0时，激励政策才有效，否则将没有意义。这样，对激励成本而言，当委托人付出的激励货币效益与附加效益之差即W-f（c）的值最小时，激励成本达到最优C?鄢。

3、监督成本的最优化

委托人设计一定的约束机制来监督和控制代理人的道德行为同样可减小代理人道德风险及其带来的损失。企业设计和运行约束机制的支出就属于监督成本，如建立监事会、设立独立董事和内部审计机构以及定期聘请外部审计机构等。此处的监督成本包括两部分：Jensen & Meckling所讲的由委托人所发生的监督支出和代理人所发生的担保成本。假定监督支出为T，则担保成本为F（T）是监督支出的减函数，减速由快变慢，担保支出最终无限趋近于零。随着治理结构的复杂化，对于监督成本C监=T+F（T），当T=F（T）时，监督成本发挥最大效用，达到最优。

4、机会成本

机会成本是由于各种制约因素而无法制定最理想策略，限定代理人执行最佳决策的成本，或执行次佳决策所需的额外成本。分析委托—代理成本时通常将其视作常数。

5、不可控成本

尽管存在监督，代理人仍会有不当行为，如雇员用途不明的过量开支。此时，委托人的财富会遭到损失，产生不可控的成本。分析代理成本时通常也将其视作常数。

上市公司代理成本研究 第3篇

一、文献回顾

目前，颇受学者们关注的经营代理成本的测算方法主要有： Ang et al.（2000）提出的两种计量代理成本的方法：营业费用率法和资产使用效率即资产周转率法。Sung（1994）认为，闲置现金流量和内部股权比例可以用来计量代理成本。齐寅峰（2005）通过计算不存在委托—代理问题与存在委托—代理问题时的股东预期收益率的差额作为代理成本。平新乔、范瑛、郝朝燕（2003）运用最大似然估计等方法，将影响代理成本的五个变量（企业生产经营中的随机冲击、代理人努力的边际成本、代理人的风险规避系数、企业所有者选择的激励系数、用以评价绩效的绩效基数）作为参数，对我国国有企业代理成本进行了估算。黄志忠、白云霞（2008）采用Jones模型纠正的费用率来作为代理成本的替代。

从以上文献中可以得知，对于代理成本的测算一般是通过计量相关公司的投入、产出或者用有关特征指标来反映代理成本。值得注意的是，对于代理成本的测算鲜有针对某一特定行业来讲。因此，本文将结合交通运输业的特点，对交通运输业的经营代理成本进行测算，分析交通运输业经营代理成本高的原因，并提出相应的对策。

二、交通运输业国有上市公司经营代理成本中存在的问题

（一）以权谋私，高管腐败现象多，资产损失严重 在国有交通运输企业中，管理者掌握着公司的决策权，由于其自利思想的存在，部分管理者会以权谋私，损害其他股东的利益。交通运输业的一个特点是其固定资产的比重非常大，这也为管理者提供了谋取利益的机会。例如，2009年新疆北新路桥公司九段路基土石方工程，由于其项目部负责人在接受贿赂后，将其承包给个人陈国安、王世明两人，他们为了获取最大的经济利益，利用路基上挖出来的风化石砌成十天线高速公路堡坎，已造成高速公路严重的质量安全隐患，属于“豆腐渣”工程，造成严重的资产损失。又如，2009年四月，被誉为铁路第一上市公司的北亚实业股份有限公司的原董事长刘贵亭因挪用公款、贪污、受贿及单位行贿被判处无期徒刑。在其担任北亚集团党委书记、董事长、总经理等职务期间，利用职务之便挪用公款9999.98万元人民币，贪污1337万余元人民币，同时受贿人民币50万元。

（二）在职过度消费仍然存在在职消费也称职务消费，是企业管理层在行使职权、履行职责过程中所发生的应由企业支出的货币消费以及由此派生出的其他消费，包括办公费、差旅费、业务招待费、通讯费、出国培训费、董事会费、小车费和会议费等。由于与国外上市公司相比，我国国有上市公司的管理层拥有较低的货币薪酬加之不完善的股权激励政策，使得在职消费成为管理层增加收入的重要来源之一。以江西长运为例，2004年度支付的其他与经营活动有关的现金27528915.96元中，业务招待费、差旅费、董事会费用、公务用车费、办公费、通讯费、修理费等13213443.03元，占总额的48%（数据来自新浪财经江西长运2004年度财务报表）。可见，交通运输业管理层过度在职消费现象仍然存在。

三、交通运输业国有上市公司经营代理成本测算

（一）交通运输业国有上市公司代理成本测算的假设条件 具体内容如下：

（1）宏观经济环境假设条件。第一，不存在通货膨胀和货币时间价值。本文在不考虑通货膨胀和货币时间价值的假设条件下，对货币不同时间的价值进行比较，从而对各年的代理成本进行对比。第二，不考虑税收因素。本文对交通运输业国有和民营上市公司代理成本进行估算时，不考虑税收因素对结果的影响。第三，所选上市公司（剔除资料不完整的上市公司、ST股公司以及B股公司）均代表本行业正常运营时的情况，且其资料真实完整。

（2）有关代理成本估算指标的假设条件。第一，对我国交通运输业国有上市公司经营代理成本进行估算的指标为管理费用率、资产使用率。其理论依据是：众所周知，代理成本可分为显性代理成本和隐性代理成本。Ang et al.（2000）提出营业费用率和资产使用率来计量代理成本，分别从投入、产出的角度计量代理成本，并以零代理成本公司为参照，得出样本公司的代理成本。吕长江（2002）在Ang观点的基础上，考虑到财务费用通常包括利息净损失、汇兑损失以及相关手续费等费用，这些都与代理成本无关，因此剔除财务费用，采用管理费用率、营业费用率以及资产使用率来计量代理成本。结合交通运输业的特点，销售环节不大可能产生代理成本，因此再将营业费用率剔除，最后选用管理费用率和资产使用率。选用管理费用率能反映管理者是否挥霍浪费、额外的在职消费等现象，而这些恰恰是显性代理成本的内容。而选用总资产周转率反映的是受托代理人存在玩忽职守现象，为了自己的利益恶性投资造成的损失则属于隐性代理成本的范畴。第二，单个所有者拥有的企业没有代理成本，根据詹森和麦克林所描述的理论模型，管理者完全拥有企业时，该类企业无代理成本，但现实生活中难以获得这些企业的会计资料，而民营上市公司由于产权明晰、所有权主体明确等优点所产生的代理成本低，因此假定全部民营上市公司的平均成本费用水平为零代理成本水平。

（二）具体估算具体内容如下：

（1）交通运输企业样本数：第一，估算采用的是56家交通运输上市公司（剔除报表资料不完整的上市公司和ST股公司、B股公司）以及所有民营上市公司的财务指标。第二，数据来源于国泰安数据库2006年~2008年会计报表。

（2）估算公式。交通运输业国有上市公司代理成本（Aa）=交通运输业国有上市公司营业总收入×管理费用中的代理成本%+交通运输业国有上市公司营业总收入×资产中的代理成本%

其中：管理费用中的代理成本（Am）%=交通运输业国有上市公司管理费用总额/交通运输业国有上市公司营业总收入—民营上市公司管理费用总额/民营上市公司营业总收入 =Mp/Ip-Ma/Ia

资产中的代理成本（Al）%= 民营上市公司营业收入总额/民营上市公司总资产额—交通运输业国有上市公司营业总收入额/交通运输业国有上市公司总资产额= Ia/Pa - Ip/Pp

估算结果如表1所示。

从表1中可以看出，交通运输业的管理费用率高于所有民营上市公司的平均水平，且呈现波动性；而资产使用效率却低于所有上市公司的平均水平，但资产使用效率逐年增加。

从表2中得出的交通运输业代理成本绝对数额来看，交通运输业代理成本虽然呈波动的下降趋势，但仍高于民营上市公司的平均水平。

四、交通运输业国有上市公司经营代理成本特点及其原因分析

（一）交通运输业经营代理成本呈波动下降趋势的原因近些年，我国在降低交通运输业经营代理成本方面做出了努力，也取得了一些成绩，整个行业的经营代理成本有所下降。其成绩主要表现在内部约束机制和外部监管机制方面。

在内部约束机制方面，交通运输上市公司普遍制定了经营者经营业绩考核制和内部控制制度，部分企业还制定了企业内部自我评估制度。以江苏连云港港口股份有限公司为例，该公司已初步建立了经营者业绩考核制和内部控制制度，并设有独立的审计部门，制定了《内部审计制度》，聘请国浩律师集团（上海）事务所为公司常年法律顾问，有效保障公司的合法经营和合法权益。同时，该公司还展开了企业内部自我评估制度，出具自我评估报告 。

在外部监管方面，形成了以国有资产管理委员会为中心，国有资产监督委员会具体执行的一整套的外部监管机制。国有资产管理委员会颁布了一系列保障国有资产，降低国有企业经营代理成本的法律条例，从2003年颁布的《企业国有资产监督管理暂行条例》到2009年颁布的《企业国有资产法》。其中，《企业国有资产法》规定了企业高管责任与义务，对其进行年度和任期经营业绩考核，并据此决定奖惩以及确定其薪酬标准。国有资产监督委员会依据各法律条例对企业高管进行监督，发现公司董事和经理人员损害国家和企业利益的有权要求他们予以纠正，并向国有资产管理委员会报告。

（二）交通运输业经营代理成本偏高的原因虽然，我国在降低交通运输业经营代理成本方面取得了一些成绩，整个行业的代理成本有所下降。但这些努力还远远不够，交通运输业经营代理成本仍然高于民营上市公司的平均水平。其主要原因有以下几点：

（1）国有控股的特殊性是代理成本偏高的根本原因。交通运输业作为国民经济正常运转的一个重要产业，其企业的性质大多都是国有控股。因此，交通运输业经营代理成本偏高的根本原因主要是国家与授权代理机构之间的特殊代理关系、国有股比重大的股权结构。

第一，国家与授权代理机构之间的特殊代理关系形成的代理成本。交通运输企业基本是国有控股。但是，国家并不是直接行使其股东权利，而是采取授权的方式由授权代理机构全权代理行使国有股权。这就存在一个重要的问题——国家所有权主体虚位。由于国家的利益有别于授权代理机构的利益，在国家所有权主体虚位的情况下，授权代理机构的领导人就可能运用其控制权来谋求自身的利益，而侵害国家的利益。这种特殊的委托代理关系产生的代理成本非常的高，就交通运输业来讲，代理人并不会真正的关心其资产的利用效率，而且由于风险是由所有股东承担的，因此为了最求其自身的利益，就会产生资产的寿命短，工程质量差等现象。

第二，国有股比重大的股权结构所形成的代理成本。交通运输企业的股权结构大多是国有股占的比重较大，加之国家所有权主体虚位，董事长与总经理合一的现象普遍，于是就形成了股东与董事长或总经理的特殊委托代理关系，进而导致“内部人控制”问题严重，侵害中小股东的权益。这样的股权结构下形成的委托代理成本也是巨大的，如在职过度消费严重，以权谋私等现象。

（2）监督机制不到位催生代理成本。具体内容如下：

其一，监事会与监事缺乏必要的独立性。前文述及，交通运输企业控股者主要是国家或国有法人企业。那么，股东选出的监事多为国家或国有法人的代表，监事会往往成为安排行政人员的摆设，其行为一般都受到上级领导的束缚，缺乏必要的独立性。

其二，独立董事制度作用未充分发挥。在公司治理中，抑制代理成本最重要的一步就是建立独立董事制度。我国交通运输业上市公司基本都设置了独立董事，但是这些独立董事频于在各大上市公司游走，加上其薪酬与其业绩无关，根本无心进行监督，独立董事也形同虚设，未发挥其真正的监督作用。

（3）行业垄断滋生代理成本。交通运输行业关系到老百姓的出行、地方经济的发展以及国家的繁荣富强，其行业的使命感使得该行业不可能自由竞争，必须由国家垄断，以确保国家的稳定。任何事情都是有利有弊的，交通运输业在完成其使命的同时，另一个问题随之而生，即行业垄断滋生代理成本，成为代理成本产生的温床。其原因主要在于：一是由于垄断，消费者无法选择其他的企业来进行消费，而经营者正是利用其垄断的特征选择适合自己的盈利模式追求自身利益最大化，获取高额利润；二是由于垄断，企业的管理者无需为生产经营发愁，便把更多的精力放在谋求自身利益上，无形中滋生代理成本的产生。

五、交通运输业国有上市公司代理成本控制建议

（一）完善企业自身的制度建设 具体包括：

（1）完善薪酬奖罚机制。大多数的国有企业已经建立的工资+绩效的薪酬制度。在一定程度上调动了企业员工积极性，工作的效率有所提高。但是，另一种现象出现了，企业的管理者为了追求其高额的绩效工资，盲目投资，过度投资，给企业带来了很大的损失。为了企业更长远的发展，应该完善企业的薪酬制度。对于绩效的认定，应该结合企业的长期目标及效益来评定；而对于在工作中造成的损失，也应该明确责任，给予相应的惩罚。

（2）健全完善企业的内部控制制度。代理问题的存在是内控制度存在的前提条件。交通运输企业，偏高的代理成本说明企业的内部控制制度并不完善，要健全和完善交通运输业的内部控制制度可以从以下方面着手：第一，完善公司内部控制环境，主要是规范股东大会治理、董事会治理、监事会治理以及管理层治理；第二，对公司的主营业务收入的内部控制主要是对其是否按照收费标准收费、对收费票证进行监控以及对收费管理制度的执行设立对应的费收稽查制度；第三，对交通运输业固定资产维护的内部控制制度主要是对固定资产的维修应根据每年年末公司对资产情况的报告，提出本年度维修的预算方案，再报上级部门审核后，由董事会形成决议后执行；第四，对固定资产管理的内部控制制度主要是固定资产的采购和使用由总体预算监控并经董事会审批；第五，对薪金的内部控制制度主要是工资费用的预算控制、工资核定和工资发放等方面设定相应的内部控制制度；第六，对费用支出的内部控制制度主要是应设有严格的资金使用审批制度，对所有的费用应实行预算管理制度；第七，对投融资的内部控制。

（3）真正落实监事会制度和独立董事制度。要真正发挥监事会的作用，首先必须完善公司的法规，使得监事会可以在法律的支持下，监督董事会和经理层，并对于其不法行为进行警示。其次，保持监事的独立性，选举的监事必须独立于经理层。而对于独立董事制度的贯彻落实，首要一点就是所选的独立董事有足够的时间和精力对公司进行监督，并将其薪酬与公司业绩挂钩。

（二）进一步完善外部监督机制——加强中介机构与银行的监督作用 会计师事务所等社会中介机构，是可供政府利用的对国有企业经营者进行监督的重要外部力量，但应防止企业、政府工作人员和中介机构“合谋”，可通过对企业经营者的经营成果和其报酬进行独立审计，并将其报告直接送至政府；另一方面，由于业务的关系，银行的业务人员可能要比政府委派的财务总监具有有关对象更完全的信息，再加之要求企业还本付息的动机，因此商业银行掌握了最为全面、真实的企业经营状况，这使得银行具有得天独厚的条件和积极性对经营者的行为进行监督约束，因此政府应充分利用银行对经营者的债务约束机制，加强对国有企业的外部监督。

参考文献：

［1］张华、刘霜叶：上市公司代理成本实证研究，《财会通讯》（综合.下）2009年第1期

［2］祝向军、陈敏：高速公路上市公司财务监督的办法与机制研究，《交通财会》2006年第10期。

（编辑刘姗）

上市公司代理成本实证研究 第4篇

现代公司制度的主要特征是所有权和经营权的分离。由于股东一般不直接参与公司的日常经营活动, 而是将经营权委托给了职业经理人员。如果公司进行债务融资, 问题将会更加复杂。尽管债权人与公司股东一样, 也是公司的主要利益相关者, 但并不直接参与公司日常经营活动。这样就在债权人、公司股东和管理层之间形成了围绕公司市场价值最大化为目标的委托代理机制。信息不对称下代理人的逆向选择 (adverse selection) 和道德风险 (moral hazard) 的存在, 使得代理成本的产生在所难免。由于我国市场机制不甚完善, 我国上市公司治理结构下的代理成本仍存在着许多问题, 主要有三点:一是我国上市公司的财务杠杆效应形成的代理成本。由于我国证监会对上市公司配股融资的限制条件比较严格, 使得我国上市公司中一部分盈利水平较低的公司只好采取债务融资的方式, 因此在筹资方面造成了财务杠杆损失。而另一部分盈利水平较高的公司却倾向于股权融资, 这类公司本来应利用债权融资带来的财务杠杆正效应增加权益收益率, 但却没有利用, 因而也造成了财务杠杆的损失, 两者合并, 产生我国上市公司财务杠杆效应所形成的代理成本。二是我国债券市场缺陷形成的代理成本。截至目前, 我国还没有建立起真正完善的企业债券市场。在这种不完善的债券市场机制下, 所形成的债权人代理成本是巨大的, 这种代理成本的实质就是在债权人承担巨大风险下股东对债权人财富的侵蚀, 因此债权人代理成本本身是不可忽视的。三是我国上市公司不完善的资本结构形成的代理成本, 如不完善的资本市场、经理市场和兼并市场, 不能够形成经理人外部约束机制。国有股和法人股比重过大, 形成“一股独大”现象, 容易造成董事会“内部人控制”, 并且我国国有股所有者缺位, 国有股代表极易做出以损害国家利益来实现自己利益最大化的决策, 以此实现国有股股东利益向个人利益转移, 构成我国上市公司的最大代理成本。

二、上市公司代理成本的概念、成因和计量

(一) 概念和基本内容

Jensen和Meckling认为:代理成本是指由于委托代理关系中存在的信息不对称 (外因) 与委托人和代理人之间天然存在的利益不一致 (内因) , 而带来的公司实际收益与潜在收益的差额 (即剩余损失) , 以及委托人对代理人必需的激励与监督成本、必需的市场契约成本, 其具体内容包括:委托人发生的监察费用, 代理发生的约束费用 (也有人称之为代理人的担保费用) 及剩余损失。一般认为, 代理成本应包括以下几个部分: (1) 激励成本。激励成本是指使代理人的努力与报酬相联系而需要的费用。由于“信息的不对称”和“不可观察性”的存在, 激励成本往往十分高昂。 (2) 监督成本。监督成本与激励成本存在一定的交叉, 主要是监督和约束“机会主义行为”而形成的。监督成本广泛存在于各种决策执行过程中, 具有普遍性。 (3) 剩余损失。委托人虽然支付了激励和监督成本, 但事实上不可能消除二者的目标利益偏差, 若委托人支付的成本还不足以偿还其获得的收益, 就会存在剩余损失。因此, 委托人对代理人的监督和激励是有限度的, 这种偏差就会导致委托人的利益受到损失。剩余损失不但表现为管理者倾向于更多在职消费以及管理者因股权份额偏低、经营动力不足所带来的公司价值下降, 还包括管理者在缺乏有效约束后, 通过侵吞、转移公司资产等非法手段给公司造成的损失。

(二) 代理成本分类

现代公司委托代理关系是由股东、董事会、经营者、债权人四者之间的关系反映出来的, 可将代理成本分为两大类: (1) 股权代理成本。股权代理成本反映股东与董事会、经营者之间的代理成本。拥有公司控制权的经营者作为所有者的代理人, 除了追求更高的货币收益外 (更高的薪金、奖金、津贴等) , 还力图获得更多的非货币物品, 实现尽可能的非货币收益。货币收益与非货币物品之间存在着某种替代成本, 如果没有适当的激励约束机制, 代理人就有可能利用委托人的授权谋求更多的非货币物品, 使委托人的利益最大化, 公司价值最大化的目标难以实现。委托人与代理人在利益上存在这种潜在的冲突, 从而产生了股权代理问题。 (2) 债权代理成本。债权代理成本反映的是股东与债权人之间存在的代理成本。企业借入债务对经营者来说有双面性, 一是激励作用, 当企业存在外部借债时, 企业的财务压力相对增大, 那么代理人会相应努力工作, 因为外部的压力使经理感觉到有辞职的危险。举债经营能够促进经理更加努力工作, 减少在职消费, 并做出更好的投资决策, 进而缓和经营管理者与股东之间的冲突。另外, 债务也会对企业投资决策产生机会成本, 并且举债会形成监控与担保成本, 如果公司存在破产危机, 还会产生破产和重组成本, 这些均构成了债务代理成本。

(三) 代理成本产生的成因分析

我国上市公司的代理成本的产生, 主要是由于其特殊的代理关系、股权结构缺陷和不完善债券市场形成的。一是国家与国有股持股主体之间的特殊代理关系形成的代理成本。当前, 我国国有控股上市公司存在的一个重要问题——国家所有权的主体虚位。大多数国有控股公司采取由授权投资机构 (控股公司、国有资产经营公司、原集团公司等等) 全权代理行使国有股权。由于授权投资机构也有区别于国家这个最终所有者利益的独立利益, 因而这些机构的领导人就有可能运用手中的控制权追求自身的利益和目标, 甚至为了本机构或者本机构领导人的利益, 损害国家的利益。这种特殊的委托代理关系产生的代理成本是极高的, 代理人不仅不可能像真正的股东那样关心公司资产的使用状况, 并且由于没有相应的财产作“抵押”, 从而形成了风险制造者不是风险承担者的状况。以原集团公司代理持有国家股的情况为例, 这些上市公司多数是集团公司在股份制改造时, 将其骨干部分或主体部分剥离出来改组成股份公司, 余下部分组成集团公司 (多为不够上市条件的劣质资产) , 再由国资局授权其代表国家持有上市公司的国家股。集团公司出于自身的利益, 往往会利用上市公司来“救济”自身的“劣质”资产, 凭借其大股东的地位, 通常把上市公司变成了“圈钱”的工具。二是股权结构缺陷形成的代理成本。在我国, 由于上市公司的股权结构中国有股、法人股比重较大, 而且国有产权主体虚置、国有股持股主体行政化、董事长与总经理合一的情况比较普遍, 因此股东与董事会或总经理之间委托代理关系具有特殊性, 这种特殊性构筑了我国上市公司严重的“内部人控制问题”。由这种特定的股权结构和在这种特定的结构下所有者与经理层或董事会之间的关系所形成的代理成本必然是巨大的。三是不完善的债券市场形成的代理成本。截至目前, 我国还没有建立起真正完善的企业债券市场, 在这种不完善的债券市场机制下, 所形成的债权人代理成本是巨大的, 这种代理成本的实质就是在债权人承担巨大风险下股东对债权人财富的侵蚀, 因此债权人代理成本本身是不可忽视的。

(四) 代理成本的计量

关于代理成本的计量问题, 桑恩 (Sung, 1994) 认为, 闲置现金流量和内部股权比例可以用来计量代理成本。安·科尔和拉尼 (Ang·Cole and Lin, 1998) 在对代理成本与管理者股权比例、外部股东数量、银行监督程度的关系进行分析后认为, 经营费用率 (经营费用/主营业务收入) 和资产利用率 (主营业务收入/总资产) 符合代理成本的性质, 可以用来计量代理成本。吕长江 (2002) 在Ang的观点的基础上, 考虑到财务费用通常包括利息净支出、汇兑损失及相关手续费等费用, 而这些费用与代理成本的本质并无密切联系, 因此剔除了财务费用, 采用管理费用率、营业费用率和总资产周转率来计量代理成本。陈冬华、陈信元和万华林 (2005) 在研究国有企业经营者薪酬管制的效率时, 直接用在职消费来部分地衡量代理成本。这在对代理成本进行实证研究中是鲜见的, 但从实际情况看, 在职消费信息的获取也有局限性, 如绝大多数上市公司长期未披露在职消费情况、所披露的某些在职消费项目并非全部是经营者的直接消费等。已有文献中, 对代理成本的计量, 在财务指标上通常采用总资产周转率、营业费用率和净资产收益率等指标。行业不同, 总资产周转率会存在显著差异, 如商品流通企业的总资产周转率整体上要高于工业企业, 同时总资产规模的变化也会影响到总资产周转率的大小, 因此, 总资产周转率作为计量代理成本的变量有所欠妥。本文综合分析后, 对代理成本采用两个指标双向计量:第一, 经营费用率, 这是与代理成本中“道德风险”相对应的。道德风险 (Moral hazard) 一般指代理人在签约后隐藏行动的自利行为。而经营费用率能够衡量经营者对包括额外消费和其他代理成本在内的经营费用的控制效率, 经营费用包括管理费用、营业费用和财务费用三项, 它可以全面反映经营者在职消费以及闲暇享受等自利行为。第二, 市净率, 这是与企业“逆向选择”现象相对应的。因为代理成本形成的最根本原因是由管理者偏离股东目标造成的, 因此对于代理成本的计量, 不能脱离股东的目标。股东的目标是本身财富的最大化, 从公司基本面来看是利润最大化, 从市场来看是股票价格最大化。管理者的努力程度, 一方面体现在利润实现上, 另一方面体现在股票价格上, 即管理者的努力程度越高, 公司的代理成本越小, 公司实现的利润越大, 公司股票的市场价格越高。用相对数表示则是股票总市价与净资产之比最大化, 即市净率最大化。市净率越大, 表明股东的目标实现得越彻底, 公司管理者更好地尽了代理人应尽的义务, 代理成本便越小, 反之亦然。

三、研究设计

(一) 研究假设

本文提出上市公司股权代理成本和债权代理成本的相关假设如下:

假设1:管理层持股比例越高, 所引起的代理成本越小

Jensen与Meckling (1976) 指出, 当管理者持股比例增加时, 管理者与股东的利益趋于一致, 管理者就会减少浪费, 更加努力地工作, 因此管理者持股比例越大, 企业的代理成本越小。Benson (1985) 指出, 管理者若持有普通股股票及股票选择权, 对管理者管理公司事务具有正面的影响。Jensen与Meckling (1976) , Agawam与Kroeber (1996) , Rosenstein与Wyatt (1997) 等的研究也发现, 管理层持股比例与企业绩效成正相关。国内研究方面, 吕长江等 (2002) 也发现管理股权比例越高, 代理成本越小。

假设2:法人持股比率越高, 代理成本越小

Mock等 (1988) 指出, 机构投资者扮演中立、客观的监督角色, 并能够提供专业知识以及融资渠道, 因此机构投资者除了担任监督管理者的角色外, 还为公司提供了专业知识与技能, 同时担当了公司内部与外部市场之间的桥梁, 可以协助企业进行多角化经营或筹集资金。机构投资者和个别的外部董事相比, 具有规模优势与组织优势。Pound (1988) 提出了效率监督说 (Efficient Monitoring Hypothesis) , 指出机构投资者相对于分散的小股东, 拥有更丰富的专业能力, 因此能够以较低的成本监督管理者。Brinkley, Lease和Smith (1988) , Kaplan与Relishes (1990) , Mc Connell与Serves (1990) 等人的研究也发现机构投资者持股比例与企业绩效正相关。

假设3:独立董事性越高, 代理成本越小

董事会的独立性指外部独立董事所占的比例。外部独立董事独立超然的身份, 使其能够担当客观公正的决策者和监督者的角色, 因此外部独立董事比例越高, 不良绩效管理者被解雇的可能性越高, 企业的价值也越高 (Wasatch, 1988) 。Fama与Jensen (1983) 等人指出, 外部独立董事多为其他组织的重要决策者、熟知专业知识且自身职业生涯与公司的关联性较低, 因而, 较内部董事更能发挥监督和辅助决策的作用, 使管理者不背离股东财富最大化的目标。若外部独立董事比率越高, 即董事会独立性越高, 企业的代理成本越小。Baysinger和Butler (1985) 的研究表明, 独立董事在董事会中所占的比例与公司业绩之间呈正向相关关系。Runabout (2000) , Dayan (2001) , Hessian (2001) 的研究也显示, 独立董事制度总体上有利于公司业绩提高。

假设4:股权集中度越高, 代理成本越大

自Jensen与Meckling (1976) 提出利益收敛假说, Demsetz (1983) , Jensen与Ruback (1983) 及Hart (1983) 提出管理据守假说后, 股权集中度和公司价值的关系便一直深受各方所关注。Agrawal (1990) 提出积极监督假说 (Active Monitoring Hypothesis) , 指出当股权集中于某些大股东的手中时, 大股东有诱因去监督管理当局, 以提高公司的价值。而已有实证分析表明, 我国上市公司的绩效与股权集中度显著负相关, 与管理据守假说一致。依据我国上市公司的自身情况, 由于国有股东的身份不明确和持股比例过大, 以及“所有者缺位”等现象, 因此我国股权过度集中会加大股权代理成本。所以, 在我国上市公司中股权代理成本与股权集中度负相关。

假设5:资产负债率越高, 代理成本越小

负债的增加提高了企业破产和管理者丧失工作的可能性 (Safieddine等, 1999) , 风险的增加会促使管理者减少额外补贴的消费、增进经营效率 (Berger等, 1997) 。因此, 资本结构会影响企业的经营绩效, 负债比率越高, 代理成本越小。债务合约将迫使经理遵守承诺未来支付现金流量, 从而通过减少经理可以随心所欲的现金流量数目, 减少代理成本 (Jensen, 1986) 。Misrules (1983) 对权衡理论的实证检验表明, 普通股股票价格的变化与企业财务杠杆的变动呈正相关关系, 企业绩效与其负债水平呈正相关关系。

假设6:长期负债的比例越大, 代理成本越大

长期负债的成本较高, 还本付息的时间固定, 管理层对长期资金的操作比较自由, 而短期负债的成本较低, 偿还的期限短, 管理层操作短期资金的余地较小, 由此长期负债比例的增加提高了公司的代理成本。

(二) 模型设计

借鉴已有研究成果, 本文进行了相关参数和变量设计, 并构建了多元线性回归模型。

(1) 代理成本变量。本文选取了市净率和经营费用率指标衡量代理成本, 计算公式为:市净率=普通股市价×普通股总股份数/净资产。考虑到周末效应, 普通股市价用2006年最后五个交易日流通股的平均收盘价。经营费用率=经营费用/主营业务收入。

(2) 与股权代理成本相关变量。根据研究假设, 选取的与股权代理成本相关的变量包括:第一, 管理层持股比例。本文指上市公司高层管理者持股比例之和, 即指董事、监事、总经理、副总经理持股比例的总和, 其计算公式为:管理层持股比例=管理层持股数/普通股总股份数。第二, 法人持股比例。我国上市公司的资本来源分为国有股、一般境内法人股、境外法人股、流通A股、职工股、高管股、H股、B股等。本文的法人指的是境内法人和境外法人, 法人持股比例指的是二者的持股总数除以总股份数。其计算公式为:法人持股比例= (一般境内法人持股数+境外法人持股数) /普通股总股份数。第三, 董事会独立性。本文用外部独立董事占董事会人数的比例来代表董事会的独立性。其计算公式为:独立董事比例=独立董事数/董事总人数。第四, 贺芬德指数 (Herfindahl Index) 。分别用前十大股东各自的持股比例除以前十大股东的总持股比例, 将得出的结果分别进行平方, 再进行加总就可以得出贺芬德指数。该指数用来考察股权集中程度。贺芬德指数越高, 股权越集中, 反之亦然。其中, Xi为第i大股东持股比例, T为前十大股东持股总比例。

(3) 与债权代理成本相关变量。根据研究假设, 采用的与债权代理成相关变量包括:第一, 资产负债率。用负债总额除以资产总额来表示资产负债率。其计算公式为:资产负债率=负债总额/资产总额。第二, 长期负债比例。用长期负债除以总负债来表示负债的结构, 即在负债当中, 财务风险较小、使用成本较高的长期负债占了多大比重。其计算公式为:长期负债比例=长期负债/总负债。

(4) 检验模型。依据本文引入的变量共设置两个多元线性回归模型:

其中, X1, X2…Xp为解释变量 (自变量) , Y1, Y2为被解释变量 (因变量) ;β10, β11, β12…β1p是模型中的未知参数, σ1, σ2为随机误差项。随机误差项产生的原因主要有:模型中忽略其他因素对Y的影响;由于模型不正确所产生的偏差 (如将某种非线性关系误设为线性关系) ;模型中包含了对被解释变量无显著影响的解释变量;对变量的观察误差;其他随机因素的影响。

(三) 样本的选取

本文所选取的样本是在深市或沪市上市的公司。我国上市公司在其披露的年度报告中一般都有关于股权、高管人员、财务报告的相关资料, 在选择的过程中, 剔除了那些披露治理情况不是很充分的上市公司;考虑到极端值对结果的不利影响, 同时剔除了净资产收益率或每股收益异常的公司。这样, 本文共选取了576家上市公司作为研究样本。所选取样本按照证监会统一规定共分布于22个大的行业中。如 (表1) 所示, 所获得的576个样本的行业分布比较均衡, 绝大部分行业的样本数都在10家以上, 50家以内, 没有出现样本集中于个别少数几个行业的现象, 这对于考察上市公司的样本总体特征是有利的。

(四) 数据来源

本文数据来自中国证券监督管理委员会网站 (http://www.csrc.gov.cn/) 公布的上市公司2006年度财务报告。

四、实证结果与分析

(一) 股权结构与代理成本

为考察股权结构对代理成本的影响, 本文以管理层持股比例, 法人持股比例、董事会独立性和贺芬德指数对经营费用率、市净率分别进行回归, 以考察股权结构对代理成本的影响, 如 (表2) 、 (表3) 所示。由两表的回归结果可知, 整个回归方程显著, 说明股权结构确实对代理成本产生了影响, 而在股权结构诸变量中, 有两个变量未通过显著性检验。一是管理层持股比例, 显著性分别为0.548 (>0.05) 和0.193 (>0.05) 。由管理层持股比率的描述性统计分析可知, 管理层持股比率的平均值为0.0012, 最大值只有4.6%, 也就是说, 在我国上市公司中, 管理层持股微乎其微, 管理层持股的治理效应几乎不存在, 管理层持股对公司的价值没有影响, 即假设1得不到验证。二是董事会独立性, 显著性分别为0.849 (>0.05) 和0.876 (>0.05) , 非常不显著。分析原因是因为各个上市公司的独立董事比例比较均衡, 独立董事数量基本为3～5人, 并未随公司业绩和经营费用的大小而变化, 所以与因变量不存在线性关系。假设3得不到验证。将没有通过显著性检验的管理层持股比例剔除掉, 所得的回归结果更加可靠一些, 再次进行回归, 所得结果如 (表4) 、 (表5) 所示。可以看出, 方程整体的拟合度R2为0.891和0.769, 说明方程具有很好的拟合性, 方程能够代表原始数据的绝大部分。法人持股比例对经营费用率的影响为负, 对市净率的影响为正, 假设2得到证实。机构投资者扮演中立、客观的监督角色, 并能够提供专业知识以及融资渠道, 可以协助企业进行多元化经营或筹集资金。法人相较于分散的小股东, 拥有更丰富的专业能力, 因此能够以较低的成本监督管理者。根据上述数据, 建立股权结构对代理成本的回归方程为:

其中Y1为经营费用率, Y2为市净率, X1为法人持股比例, X2为贺芬德指数。回归结果显示, 贺芬德指数所反映的股权集中度对经营费用率的影响为正, 对市净率的影响为负, 支持假说4, 说明在我国上市公司中, 管理据守假说成立。我国上市公司还存在着严重的“所有者缺位”现象, 产权虚置使得大股东缺乏监督的积极性, 由大股东委派的管理者不会真正关心大股东的利益, 而是考虑自身职位的安全性和其他方面的利益。

(二) 债权结构与代理成本

将资产负债率、长期负债比例 (长期负债与总负债之比) 对经营费用率和市净率进行回归, 以考察债权结构对代理成本的影响, 如 (表6) 、 (表7) 所示。由回归结果可知, 方程整体的拟合度R为0.794和0.853, 说明方程具有很好的拟合性, 均通过了检验。资产负债率的提高会对经营费用率造成负面影响, 对市净率造成正面影响, 说明资产负债率越大, 经营费用率越小, 公司的市净率越高, 代理成本越小, 而且通过了显著性检验 (0.017<0.05, 0.014<0.05) , 支持假说5;在负债当中, 长期负债比例的提高会对经营费用率造成正面影响, 对市净率造成负面影响, 说明长期债务资金比例越高, 公司的代理成本越大, 而且通过了显著性检验 (0.032<0.05, 0.007<0.05) , 支持假说6。根据上述数据, 建立债权结构对代理成本的回归方程为:

其中, Y1为经营费用率, Y2为市净率, X1为资产负债率, X2为长期负债比例。股权比例过高, 会严重影响企业的经营效率, 产生高昂的代理成本。如果企业的现金流量充足, 管理者就可以虚报其费用支出, 可以预期在产生大量现金流量的企业中管理者的浪费行为要超过现金流量较少的企业。这就是“自由现金流量假说”的主要内容。就自由现金流量而言, 权益对管理者的约束是有限的。而对于负债而言, 本金和利息的偿还是硬性的, 当企业没有偿还能力时, 债权人可以要求对企业进行破产清算, 破产的威胁使企业管理者必须要考虑企业的现金流量状况, 从而减弱管理者寻找浪费机会的动机。由此可见, 运用债务融资负债比例的提高能够起到控制管理者的道德风险, 进而降低代理成本的作用。长期负债的成本较高, 还本付息的时间固定, 管理层对长期资金的操作比较自由, 而短期负债的成本较低, 偿还的期限短, 管理层操作短期资金的余地较小, 由此可以通过减少长期负债的比例降低公司的代理成本。

(三) 逐步回归分析

以上分别就股权结构、债权结构对经营费用率和市净率的影响进行了回归分析, 在影响代理成本的诸多治理结构中, 哪种结构对代理成本的影响最大则是本文在下面的讨论中要考察的问题, 因此将把各个变量整合到一起考察影响代理成本的因素, 找出控制代理成本的最佳次序和策略。将各个自变量对经营费用率和市净率进行逐步回归, 回归结果如 (表8) 、 (表9) 所示。由回归结果可以看出, 方程整体的拟合度R2为0.935和0.927, 说明方程具有很好的拟合性, 原始数据的绝大部分信息被这个方程所代表了。影响代理成本的最大因素是股权结构, 这是因为股权结构作为企业所有者权利和义务的集中反映, 影响并决定着公司其他治理结构, 进而影响并决定企业行为特征及企业价值。其次是债权结构, 其发挥的作用及影响也很大。股权与债权合并组成公司的资本结构。可以说, 资本结构是现代企业的“基因”。合理的资本结构有利于规范企业行为、提高企业价值。相反, 扭曲的资本结构造成企业行为错位、企业价值下降。在当前我国上市公司“重股轻债”的融资背景下, 适当提高债权融资比例能够提升企业的价值。因此, 回归结果当中, 资产负债率对代理成本产生显著的正向影响。长期负债比例对代理成本产生显著的负向影响, 说明长期负债占总负债的比重越大, 债务的约束效应越小, 对代理成本的控制起到的作用就越小。最终回归方程为:

其中, Y1为经营费用率, Y2为市净率, X1为法人持股比例, X2为贺芬德指数, X3资产负债率, X4长期负债比例。

五、结论和建议

(一) 研究结论

为了考察资本结构对代理成本的影响程度, 进而得出我国上市公司代理成本的控制次序和策略, 本文进行了实证分析。通过运用多元线性回归的方法, 得出回归方程, 反映了代理成本与各影响因素的相互关系。回归结果表明:影响代理成本的因素中最显著的影响因素是股权结构, 即法人持股比例越高, 股权集中度越低, 代理成本越小;其次是债权结构, 即资产负债率越高, 长期负债比例越小, 代理成本越小。研究结论与假设基本上是一致, 但也有一些与假设是相矛盾的, 如假设1并没有得到验证, 这与我国上市公司大多数为国有控股上市公司, 尚未建立有效的股权激励制度, 导致上市公司管理层持股过低有关。另外假设3也没得到验证, 这也在某种程度说明了我国上市公司的独立董事制度还存在缺陷, 独立董事并有完全发挥其独立性, 实现对大股东的有效监督。本文通过对影响我国上市公司代理成本的因素分析, 从某种意义上说明了上市公司治理结构总体上还不够完善。

(二) 政策建议

针对实证研究结果, 本文对于我国上市公司降低代理成本, 提高公司价值提出以下几点建议: (1) 优化股权结构, 降低大股东的代理成本。以国家正在实施的国有股减持为契机, 实现股权结构的多元化、合理化。产权多元化就是要改变现在国有股为主体、其他产权主体作为陪衬的局面, 真正实现不同利益主体在平等地位上的多元化。合理化并非仅仅降低股权集中度, 而是形成适合于公司自身的股权比例, 合理化应是能互相制衡的产权主体, 对我国上市公司来讲, 就是要改变一股独大的股权结构。结合我国目前正实施的促进国有股流通、减持等政策, 只要克服地方保护主义的障碍, 实现股权结构的合理化是完全有可能的。另外必须加强和完善独立董事相关法律法规建设, 使独立董事具有发挥其监督作用。促使独立董事投入时间和精力去研究关联交易问题, 坚持和维护法律要求的公平公正原则, 避免成为“人情董事”或“花瓶董事”, 有效解决“一股独大”和“内部人控制”给上市公司带来的代理成本。 (2) 建立完善的上市公司股权激励机制。委托者要将代理者的效用函数引导、统一到自身利益目标上来, 除了运用监督、约束手段外, 还需要逐步引入激励机制, 这种激励主要体现在经理报酬的构成方式上, 可以通过转让部分剩余索取权给经营者, 使其获得的收益与承担的风险相对称, 从而将经理者个人利益与所有者利益有机地联系起来, 以此换取经理人员的优质经营, 即建立所谓“激励相容机制”。具体可以通过经理人股权、期权等多种激励形式将代理者同委托者的长远利益统一起来, 降低内部人发生“道德危机”和“逆向选择”的可能性。 (3) 实行相关利益者共同治理模式, 减少债权代理成本。利益相关者参与公司治理不仅有利于公司内部制衡的实现, 而且有利于对经营者形成有效的监督约束机制, 降低代理成本。公司治理从本质上说是各利益相关者之间相互制衡关系的有机整合, 公司治理的主体就应该是包括股东、职工、债权人、客户、供应商在内的所有利益相关者。利益相关者参与公司治理可以改善原来委托代理关系中监督激励不足、信息不对称等问题, 从而降低了代理成本, 形成了有效的内部制衡。并且共同治理模式能够很好的保护债权人的利益, 减少债权代理成本。具体做法可以参照日本和德国公司的董事会共同治理机制, 即为了体现利益相关者合作逻辑, 在董事会中引入非股东董事。可以在董事会中设置债权人董事, 银行可通过表决权代理制或信托制来代理中小股东投票, 进而选举并派代表进入公司董事会, 从而对上市公司管理层进行有效约束, 保证债权人的利益, 减少债务代理成本。

参考文献

[1]吴晓求:《中国上市公司:资本结构与公司治理》, 中国人民大学出版社2003年版。

[2]方红星、沈一新:《债务融资与代理成本》, 《经济体制改革》2003年第1期。

[3]吕长江:《公司股权结构调整与治理结构的优化》, 《经济体制改革》2002年第6期。

[4]李斌、吴桂珍、张鹤:《代理成本与资本结构分析》, 《数量经济技术经济研究》2002年第2期。

[5]晏艳阳、陈共容:《我国上市公司的资本结构与代理成本问题研究》, 《会计研究》2001年第24期。

国际货运代理企业作业成本法成本 第5篇

关键词：国际货运代理企业；作业成本法；业务流程；成本核算

一、作业成本法的成本核算模型设计

运用作业成本法进行产品或服务成本核算主要有两种方法：两阶段法和多阶段法，由此也形成了作业成本法的两种基本理论模型：两阶段模型和多阶段模型下面主要介绍多阶段数学模型。

作业成本法多阶段数学模型。

国际货运代理企业服务成本是有直接成本和间接成本两部分组成的，直接成本又细分为直接人工成本、直接材料成本。假设设定某一具体服务项目S后，成本对象S的总成本计算公式可以表示为：

公式中： 服务项目S的总成本；

：服务项目S的直接人工成本；

：服务项目S的直接材料成本；

：服务项目S的间接成本。

下面从直接成本和间接成本两方面分别对成本对象进行详细分析。直接成本与最终的产品或服务有着直接联系，能够以可行的方式直接归集到最终产品的成本中去。国际货运代理企业的直接成本主要包括直接人工成本和直接材料成本。

直接人工成本的计算公式为：

公式中：服务项目S消耗工种的工时总量；

：工种平均每小时的工资数量。

直接材料成本的计算公式为：

公式中：服务项目S消耗直接材料t的数量；

：直接材料t的单位成本。

服务项目S总的直接成本为：

间接成本是与生产产品和服务难以形成直接量化关系的资源投入成本，在企业的运作经营中占有很大的比例，所以准确、客观的核算间接成本对企业是非常重要的。间接成本与最终成本对象有着非常紧密的联系，但是不能直接追溯到最终成本对象中去，作业成本法的优点是可以为间接成本与最终成本对象之间架起“作业”这道桥梁，保证了间接成本向最终成本对象归集的全面性及合理性。根据作业成本法的实施步骤，首先要明确企业的作业及资源，确定作业动因及资源动因，然后计算资源动因率。

资源动因率公式为：

公式中：资源的资源成本；

：资源的资源动因数量。

得到资源动因率且确定各作业消耗的资源动因量后，就可以把各资源成本归集到各作业，形成作业成本库。作业成本库中的各成本要素累计相加便得到作业成本。

作业成本计算公式为：

公式中：作业的作业成本；

：作业消耗资源的资源成本动因量。

同质性作业归并在一起形成作业中心，作业中心中各作业成本汇集形成作业中心成本库。企业在确定了作业中心和作业成本后，作业中心成本库成本表示为：

公式中：作业成本库的总成本

：作业若作业成本库，则值为1，否则为0。

资源归集到作业之后，接下来就是将作业中心成本按照作业成本动因分配到最终成本对象中去。确定作业成本动因后，首先要计算出作业成本动因率，然后各作业成本动因率与成本对象消耗的作业成本动因数量的乘积即是最终成本对象消耗的间接成本。

作业成本动因率计算公式为：

公式中：作业成本库的作业动因量；

：作业成本库的作业动因率。

服务项目S的间接成本公式为：

公式中：服务项目S消耗作业成本库的作业动因数量。

经过对企业直接成本和间接成本的详尽分析，得出了服务项目S的直接人工成本、直接材料成本以及间接成本。服务项目S的总成本计算公式为：

二、小结

国际货运代理企业的服务项目和作业繁多，业务流程复杂，成本以间接成本为主。作业成本法可以将成本精确地追溯到最终的服务和产品，包括直接成本和间接成本转化而来的作业成本。在利用作业成本法计算的过程中，可以清楚地看到某项作业消耗多少资源、某项服务和产品消耗多少作业，进而可得某项服务和产品消耗多少资源。在资源转移的过程中，能够区分出高效增值作业、低效增值作业、高效非增值作业和低效非增值作业，这给成本管理提供了非常有价值的信息。

参考文献：

[1]欧佩玉，王平心.作业分析法及其在我国先进制造企业的应用[J].会计研究，2000（2）： 48-51.

[2]刘希宋.作业成本法机理模型实证分析[M].北京：国防出版社，1999：1-15.

上市公司代理成本研究 第6篇

关键词：代理成本,政府管制,市场化进程,内生决定,上市公司

在以往的文献中, 对代理成本的研究主要关注公司资本结构、股权结构等公司内部治理情况, 外部环境的研究也仅限于产品市场竞争对代理成本与代理效率的影响。从现有的文献来看, 关于公司内部治理结构如何影响代理成本的研究已经取得了一定的进展, 但是这一研究思路却存在缺失, 它忽视了公司代理成本背后更深层次、更重要的因素, 及公司所处的环境和制度背景, 即文章中表现为地区市场化进程和政府管制情况。本文通过引入政府管制特征和地区市场化进程指数, 并结合产品市场竞争, 考察了外部环境和制度背景对公司代理成本的影响。这在一定程度上弥补了以往文献的不足, 也有助于进一步了解我国上市公司代理成本的形成原因, 为我国公司治理环境的改善提供了一个新的方向。

一、理论分析及研究假说

本文从产品市场竞争、政府管制、地区市场化进程三个角度阐述其与公司代理成本的关系, 在此基础上提出研究假说。

(一) 产品市场竞争与公司代理成本

公司的外部治理环境, 如产品市场的竞争可以向资产所有者提供关于成本和经理努力程度的信息, 利用这些信息, 资产所有者可以制定有效的激励机制并对经理努力程度进行更加准确的评估, 从而也可以有效地降低公司的代理成本。因此, 提出本文的研究假说一:

H1:产品市场竞争强度越大, 公司代理成本越低, 代理效率则越高。

(二) 政府管制与公司代理成本

1995年后, 中央政府采取了“战略调整”的国企改革策略。“战略调整”是指国有经济需要在涉及国家安全的行业、自然垄断的行业、提供重要公共产品和服务的行业以及支柱产业和高新技术产业 (本文称之为“管制性行业”) 中的重要骨干企业中保持控制地位, 而在其他行业和领域 (本文称之为“非管制性行业”) , 可以通过资产重组和结构调整, 集中力量, 加强重点, 提高国有经济的整体素质。所以, 政府管制行业的上市公司一般均为国有控股企业, 且规模庞大。对于同样规模的国有企业和个人企业, 由于前者设置了较多的监督机构和内部控制程序, 其监督与担保成本远高于后者, 同时国有企业的在职消费和隐性的效率损失也高于个人企业, 这导致国有企业的总代理成本显著高于私人企业。因此, 提出研究假说二:

H2:政府管制性行业的公司代理成本高于非政府管制性行业的公司治理成本, 且前者的代理效率低于后者。

(三) 地区市场化进程与公司代理成本

由于各方面因素的影响, 中国各地区的市场化进程不一。樊纲、王小鲁 (2004) 用比较的方法从不同方面对各省、直辖市、自治区的市场化的相对程度进行测度, 建立了中国各地区的市场化进程指标体系。这一指标分为五个方面:政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度以及市场中介发育和法律制度环境。在市场化进程越快的地区, 企业的外部经营环境越公平, 外部治理环境也越完善。企业在这种环境中生存, 思考的将是如何通过提高自身的生产率, 降低企业各方面的成本, 从而建立起企业的竞争优势, 而不是通过政治关联、恶意竞争等手段来增长公司的业绩。基于上述分析, 文章提出研究假设三:

H3:在市场化进程越快的地区, 公司的代理成本越低, 代理效率越高。

二、研究设计

(一) 样本选择

选取了2003-2005年深沪两市发行A股的所有上市公司作为初始样本并对样本执行如下剔除:金融行业上市公司;为防止样本选择偏差, 对2004或2005年才上市的样本公司予以剔除;ST和数据披露不完整的上市公司;上市公司数目少于10的行业 (基于赫芬达指数计算的需要) 。最后获得3 117家上市公司, 2003、2004和2005年的样本数分别为1 043、1 035和1 039家上市公司。

(二) 变量设计

1.因变量

采用James等 (2000) 的方法, 分别用销售收入管理费用率 (管理费用除以销售收入可消除企业规模的影响) 和资产周转率即企业效率比率作为企业代理成本的衡量指标。为方便起见, 我们用营业收入替代销售收入, 所以管理费用率为企业年末管理费用与营业收入之比。在下面的分析中, 将销售收入管理费用率定义为代理成本的观察变量, 将资产周转率定义为代理效率的观察变量。

2.测试变量

(1) 赫芬达指数HHI, 该指数为反映产品市场竞争强度的指标。具体计算公式为:undefined。Xi表示行业中营业收入前i (i取1-10) 名企业的营业收入占行业营业总收入的比重。在回归模型中, 我们将赫芬达指数取自然对数。

(2) 公司所属行业的政府管制特征, 当公司属于管制性行业时, 该变量取值为1, 否则为0。根据国有经济战略性调整的原则, 将“涉及国家安全的行业、自然垄断的行业、提供重要公共产品和服务的行业以及支柱产业和高新技术产业”界定为管制性行业, 具体包括以下行业:采掘业 (B) ;石油、化学、塑胶、塑料 (C4) ;金属、非金属 (C6) ;电力、煤气及水的生产和供应业 (D) ;交通运输、仓储业 (F) ;信息技术业 (G) 。

(3) 市场化指数, 该指数用来反映各地区市场化相对进程。由于各地区市场化相对进程在不同年度间相对稳定, 本文采用他们报告中的年度市场化总体评分, 指数越大代表地区市场化进程越快。由于文章的样本期间是2003年至2005年度, 因此, 采用企业报告2002年的数据。

3.控制变量

根据以往的实证研究结果, 将以下指标进行了控制:资产总额的自然对数;资产负债率;营业毛利率;财务杠杆系数;第一大股东持股比例。上述数据均来自CSMAR数据库。

(三) 检验模型

构建两个多元线性回归模型以检验本文提出的三个研究假说。

M-EXP/SALES=β0+β1×ln HHI+β2×Regulation+β3×Marindex+β4×ln Asset+β5×ALR+β6×SML+β7×Lever+β8×Share-ratio+ε (1)

SALES/ASSETS=β0+β1×ln HHI+β2×Regulation+β3×Marindex+β4×ln Asset+β5×ALR+β6×SML+β7×Lever+β8×Share-ratio+ε (2)

模型中各变量的具体含义见表1:

三、实证检验结果及分析

(一) 主要变量的描述性统计

注:各变量的样本数均为3 117。

分别对模型 (1) 和模型 (2) 进行实证检验。

(二) 模型 (1) 和模型 (2) 的全样本实证检验结果

对模型 (1) 和模型 (2) 采用最小二乘法进行回归, 选取的统计软件为Spss13.0。结果如表3所示:

注:1.***表示解释变量在1%水平显著, **表示解释变量在5%水平显著, *表示解释变量在10%水平显著 (均为双尾检验) 。

在模型 (1) 的全样本回归分析中, 代理成本与赫芬达指数呈现出显著的正相关, 这与假说1当赫芬达指数越小时, 产品市场竞争强度越大, 公司代理成本越低;反之, 产品市场竞争强度越小, 公司代理成本越高完全一致。政府管制特征与代理成本高度显著, 但为负相关, 这与假说2刚好相反。本文认为, 虽然政府管制性行业的政府干预程度大, 但是此类行业一般为垄断型行业, 利润率比较高, 且其政治关联度一般比较大, 从而能获得更多优势资源, 所以其营业收入较高, 这在一定程度上抵减了由于政府管制所带来的管理费用偏高, 从而使得代理成本降低。地区市场化进程与代理成本高度负相关, 假说3得到支持。在模型 (2) 的全样本分析中, 代理效率与赫芬达指数虽然不显著, 但是其系数为负, 这在一定程度上支持了假说1中的代理效率与HHI负相关的关系。政府管制特征与资产周转率呈现显著的负相关, 这与假说2相一致。与模型 (1) 中的回归结果对比, 虽然销售收入管理费用率和资产周转率都是反映代理成本的指标, 但是其与政府管制特征的回归结果却是截然相反的, 这在一定程度上说明了现有代理成本衡量指标之间的差别。销售收入管理费用率更强调代理成本产生的过程, 而资产周转率却偏向于反映代理过程的最终结果。代理效率与地区市场化进程呈现出显著的正相关关系, 这与假说3一致。通过上述两个模型的实证检验, 假说3得到了完全印证, 假说1和假说2得到了部分印证。我们还可以发现, 资产负债率和第一大股东持股比率与代理成本和代理效率有着显著的相联关系。

(三) 稳定性检验

市场化指数除了市场化水平总体评分外, 这一指标涉及五个方面, 分别是政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度以及市场中介发育和法律制度环境。将这五个分指标分别代替市场化总体水平评分进行实证检验, 本文的基本研究结论不变。

四、研究结论及启示

本文以2003-2005年度深沪两市发行A股的上市公司为研究对象, 考察了产品市场竞争、政府管制及各地区市场化进程差异与公司代理成本、代理效率的关系。研究结论表明:

产品市场竞争越激烈, 公司代理成本越低, 代理效率也越高, 反之亦然;管制性行业公司代理成本平均比非管制性行业公司代理成本要低, 这与我们的假设相反, 但政府管制性行业的代理效率要低于非政府管制性行业, 这印证了我们的假说;市场化指数越高的地区, 公司的代理成本越低, 代理效率也越高。

本文的理论启示为:考察上市公司代理成本的影响因素时, 不能仅关注公司内部治理环境, 而更需要考虑其内生决定, 即公司所处的地区、行业与制度背景。这才是影响公司代理成本的更深层次的原因。本文在对代理成本的内生决定进行实证研究以后, 得出以下政策启示:行业的竞争程度、政府对经济的管制程度以及各地区的市场开放程度对公司治理环境都产生了重大影响。加快我国市场化进程能够有效的促进公司治理水平、降低企业代理成本。

参考文献

[1].李寿喜.产权、代理成本和代理效率[J].经济研究, 2007 (1) :102-113

[2].夏立军, 陈信元.市场化进程、国企改革策略与公司治理结构的内生决定[J].经济研究, 2007 (7) :82-95

[3].胡一帆, 宋敏, 张俊喜.竞争、产权、公司治理三大理论的相对重要性及交互关系[J].经济研究, 2005 (9) :44-57

上市公司代理成本研究 第7篇

关键词：代理成本,股权结构,公司治理

1 引言

所有权和控制权相分离是现在企业制度的一个重要特征, 从而产生的委托代理关系中, 由于信息不对称、契约不完全, 双方利益冲突会诱使经营者采取损害所有者利益的行为, 这样就会产生代理问题, 而为此设计监督、约束、激励和惩罚等措施都是有成本的, 它们的总和即代理成本。股权结构通过影响公司内外治理机制, 在很大程度上决定公司治理的有效性。委托人对代理人的监管能力与监管动力是有差别的, 原因在于不同的股权结构下, 委托人因代理人行为而承担的成本或获取的收益是不同的。所以, 只有通过建立合理的股权结构, 进而完善公司治理结构, 才能保证公司取得并维持良好的经营业绩。我国上市公司的股权结构存在国有股“一股独大”、股权高度集中、未流通股比重过高等突出问题, 导致公司治理实践中出现“内部人控制”严重、国有股东代表“缺位”、大股东掠夺侵害中小股东利益等一系列问题产生, 必然会在根本上对我国上市公司的代理成本、经营绩效和证券市场的发展产生严重的影响。

2 代理成本与股权结构研究分析

2.1 委托代理理论和代理成本

Jensen和Meck1ing在1976年发表的《企业理论:管理行为、代理成本与所有权结构》构建了委托—代理理论分析公司治理问题的基本框架。作者将代理关系定义为一种契约, 在这种契约下, 委托人聘用代理人代表他们来履行某些服务, 包括把一定决策权委托给代理人, 而委托代理的前提是代理人忠实服务于委托人。但是, 由于代理人是具有独立利益和行为目标的经济人, 其行为目标与委托人不可能完全一致, 以及严重的契约不完全性和信息不对称的存在, 从而产生代理人问题, 包括代理人的道德风险和逆向选择。为解决代理人问题, 委托人力图控制经营权所支付的费用构成了代理成本, 包括委托人支付的监督成本, 代理人支付的保证成本, 剩余损失。

2.2 股权结构对代理成本的影响分析

股权结构即所有权结构, 是股份制企业中不同属性出资者所持股份的数量、所占比例及相互关系, 是股份制企业中一切契约关系的基础, 也是研究公司控制权、委托—代理关系和代理成本等公司治理问题的基础和出发点, 股权结构不同, 代理成本就存在较大差别, 所以分析不同性质控股股东与不同股权集中度对代理成本的影响, 从而研究代理成本与股权结构的关系。

(1) 不同性质控股股东下的代理成本。

虽然中国上市公司控制股东的类型细分起来有若干种, 本文主要研究两大类:国有股东和民营股东。代理成本分为委托人的监督成本、代理人的担保成本和剩余损失三部分 (Jensen&Meck1ing, 1976) 。相比之下, 国有企业中的监督成本显得尤为突出, 中央政府非常注重国有企业的监管, 不但成立相应的国有资产管理部门、审计部门、党委纪委工作组对国有企业的经济活动和经营者的管理行为进行监督和审查, 同时董事会、监理会的设置也对国有控股企业经理进行监控。而民营控股企业, 其外部监督机构主要是董事会、监事会以及出资者, 其承担的监督成本相对国有控股企业低得多。

在财务报表审计, 应收账款、应付账款、贷款项目、投资项目、担保业务等方面, 国有企业由于设置了相对严格的控制流程, 强调了相关部分的约束成本, 从而提高了代理人的担保成本。另一方面, 在民营控股企业中相对简单的委托代理关系, 增强了委托人的监督意识, 因此代理人进行自我约束以保证民营控股企业委托人利益的守约成本也较低。

委托人与代理人行为决策之间会产生企业价值差异, 它包含代理人的低努力水平、决策失误、公司治理漏洞、在职消费、过度投资、及相关道德风险问题所造成的企业价值损失, 这就是剩余损失。由此看来, 剩余损失是由于代理人不完全遵守最优契约而带来的成本费用, 其难以计量的特点明显区别于在契约签订、执行过程中产生的可调整可控制的实际成本——监督成本和担保成本。在一定条件下, 二者之间存在此消彼长的关系, 因此优化公司治理机制可有效控制监督约束成本, 从而降低代理成本。

一般而言, 国有控股企业的治理机制由于设置了较多的监督机构和内部控制程序较民营控股企业相对复杂, 监督与担保成本较高, 在职消费和隐性损失也较大。此外, 高度分散的全体人民是国有控股企业的初始委托人, 他们没有实际监督控制的能力, 而拥有国有控股企业决策控制权的主管单位不因监督经营者在职消费、建立“个人帝国”等行为而获得超额报酬, 也不会承担经营者决策不力而造成的企业损失, 所以他们在没有任何激励或危机的条件下自然不会实施有效的监督措施, 这些都导致了国有企业的总代理成本显著高于民营控股企业。

(2) 不同股权集中度下的代理成本。

按照股权集中度的不同, 本文将股权结构可划分为高度集中型、集中型、和分散型的股权结构。

高度集中型股权结构是指在企业中形成“一股独大”, 第一大股东拥有企业的绝对控制权。这种情况下, 一方面, 大股东要承担由于公司经理人背离委托人意图、不完全遵守和执行契约内容损害公司价值的所有成本, 他们必须对经理人的决策过程和结果进行频繁、严格、有效的监督控制, 降低代理成本;另一方面股权过度集中, 控股股东侵害中小股东利益的行为就会越加严重, 从而增加控股股东与小股东之间利益冲突而产生的代理成本。同时经理人或与大股东合谋或就个人谋取私利, 侵占控股股东、中小股东和债权人的利益, 加大代理成本。

集中型股权结构是指企业中存在若干持股比例较为接近的大股东, 他们之间相互抗衡, 其中任何一方都不可能单独控制企业, 必须与其他大股东共同协商才能解决公司控制问题。集中型股的股权结构使大股东既拥有对公司的相对控制权, 又不会因为绝对控股而侵蚀中小股东的利益, 各股东之间能形成相互制衡关系, 其他大股东为了保护自身的利益, 不但不会像小股东那样采取“搭便车”行为, 而且在必要时会联合起来, 加强包括控股股东在内的管理者的监督;同时也存在其与控股股东合谋的可能。监督提高了控股股东“掏空”行为被发现的概率, 而合谋需要控制联盟内部的统一协调, 因此, 无论监督还是合谋, 都会提高控股股东获取控制权私人收益的成本而抑制控投股东的“掏空”行为。

分散型股权结构是指股东持股比例高度分散, 没有一个股东可以单独对公司实施控制。分散型股权结构的企业, 公司经理人员往往掌控企业的实际控制权, 其侵占股东权益、中饱私囊的行为就显得更为严重。同时由于股权相当分散, 股东力量相对薄弱, 从而削弱股东监管管理层侵害、利己行为的能力, 并且股东实施监督的成本也远远大于从中获得的收益, 因此公司的股权结构越分散, 委托人对代理人的有效监督程度越低, 代理成本越大。

3 结论

通过前面的理论分析得出股权相对集中, 存在可以相互牵制、抗衡的若干控股股东的非国有控股企业的股权结构代理成本最低。保持适当的股权集中度、合理配置投资主体的持股比例 (逐步减持国有股、适度增加法人持股) 、增强股权的流通性、健全资本市场结构和信息披露机制有利于完善我国上市公司的股权结构, 优化公司治理机制, 降低代理成本, 实现公司利润最大化。

参考文献

[1]Jensen, Theory of the Firm:Meckling.Managerial Behavior, A-gency Costs and Ownership Structure[J].Journal of Financial E-conomics, 1976, (3) :126-143.

[2]Shleifer, Vishny.Agency Problems and the Theory of the Firm[J].Journal of Political Economy, 1986, 88 (21) :32-37.

[3]平新乔, 范瑛, 郝朝艳.北京:中国国有企业代理成本的实证分析[J].经济研究, 2003, (11) .

[4]李维安.现代公司治理研究[M].北京:中国人民大学出版社, 2002:235-288.

[5]龚晶, 刘鸿雁.我国上市公司代理成本的实证研究[J].统计与决策, 2004, (5) :82-83.

上市公司代理成本研究 第8篇

代理成本理论是在放松了MM理论中公司经营者与股东之间的利益完全一致的假设基础上发展起来的。现代企业的一个重要特征是两权分离,股东将其财产委托给管理者经营,于是就产生了委托—代理关系,发生代理成本。Jensen[1]提出管理层与股东之间的代理问题,上市公司的管理层作为代理人是为了谋求私利进行一些侵害股东利益的决策,提出自由现金流问题,认为股利的支付能有效降低代理成本。Claire E.Crutchley等[2]将派现、举债经营、管理者持股、机构投资者持股因素纳入代理成本的分析框架,他们认为加入机构投资者能完善代理成本模型,机构投资者随着对公司的投资比例增大,会主动监督管理者经营情况,客观上可降低股东监督成本。

股权分置改革以前中国上市公司与西方公司在股权上存在巨大差异,中国上市公司内部不但存在股东与管理者的委托代理问题,还存在其他两层代理问题。一种为国有股自身的委托代理问题:我国上市公司中的国有股与法人股占上市公司总股本比重很大,且不能上市流通,只能在场外以协议受让的方式转让给法人股东,而只有约1/3的社会公众股进行交易。龚晶、刘鸿雁[3]实证研究证明国有股比例越大,代理成本越高。卢荣、吴可[4]认为对我国上市公司的代理成本分析,应当以社会公众股—国有股—管理者这种代理关系进行分析,而不能以西方国家以债权人—股东—管理者为中心分析代理成本。另一种为大股东与小股东的代理问题:股权结构的过度分散会导致各股东在监督管理者时出现搭便车的问题,加剧股东与管理者之间的委托代理问题。大股东的介入,可以有效克服股东与管理者之间委托代理问题,利用投票权对管理者施压,实现公司价值的提高,由此而产生的更多现金流能同所有股东共享,形成控制权公共收益,从客观上实现小股东委托大股东对公司管理层进行监督。在很多国家的上市公司中,最主要的代理问题不是股东与管理者的冲突,而是大股东与小股东的代理问题。Johson等[5]说明了控股股东不但有强烈的谋取私有利益的偏好而且有能力侵占公司的资源,损害中小投资的利益,在缺乏外部监督或者外部股东分散化的情况下,控股股东可能运用隧道策略来追求自身的利益,比如证券回购、资产转移进行内部交易等。叶康涛[6]通过分析我国上市公司非流通股转让交易,研究表明我国上市公司控制权具有隐形收益,且收益水平为流通股市价的4%,相当于非控股股东的非流通股转让价格的28%,公司的控股股东对公司的控制力越强,控股股东的隐性收入越大,且债务工具并非解决我国公司控制权隐形收益问题的有效手段。邓建平、曾勇[7]实证研究表明我国的控制权私人收益约为17%,控制权力大小和控股股权转让溢价存在正相关关系;债务的强制性约束对于抑制控制权私人利益有一定作用。可见控制权的大小显著影响大股东的私有收益多少。

目前,我国的文献中对孤立的代理理论研究得较少,对于代理问题的实证检验也相对较少,支付股利能否降低我国上市公司内部的代理成本问题;再者股权分置改革已经顺利完成,是否出现西方国家以债权人—股东—管理者为中心分析代理成本和另一种为大股东与小股东的代理问题。本文基于非国有控股公司采用多元回归方法对此问题进行实证研究。

2 研究假设

假设1:自由现金流越高,现金股利支付越高。

代理理论认为,由于管理者和公司的股东利益函数不同,管理者控制的自由现金流越多,为了追求其私有利益的最大化,越容易导致管理层投资过度以及在职高消费问题,从而侵害了股东的利益。股利支付可以减少自由现金流,减少其监督成本,是降低股东与管理者之间代理成本的有效手段。

假设2:负债率越高,现金股利支付越低。

代理成本理论认为,负债是解决自由现金流问题的另一有效途径。由于负债要根据合同进行还本付息,且具有优先权,因此负债对于管理层起到更好监督作用,负债对于解决自由现金流问题与现金股利是一种替代关系。在此,假设负债率与现金股利支付负相关。

假设3:管理者持股与现金股利为非线性关系。

管理者持股主要用于激励管理层,使得管理层向股东利益最大化的方向努力,将管理者自身利益与股东的利益联系起来,进而减少管理者与股东的代理冲突。廖理等[8] 运用多元回归发现管理层持股与股利支付存在非线性关系,管理者持股对于高代理成本公司的现金股利支付有明显的提高作用。

假设4 : 大股东的控制力与现金股利支付负相关。

武晓春[9]认为我国上市公司的第一大股东通常占据董事会的大多数席位,所以能很好的控制董事会,然后通过董事会控制经理的任命,进而控制公司的经营和管理。在大股东对公司经理的控制很强时,大股东追求的是公司的经营和长期发展与控制权收益,发放现金股利可能只是大股东获得公共收益的一种手段。所以,我们提出假设4。

3 研究设计

本文选取2007年度在沪深两市纯派现的非国有控股上市公司95家,①由于 ST和 PT上市公司年年亏损, 属于非正常的财务状况, 且这些公司派现很少, 剔除这些数据对研究结论影响不大, 因此予以剔除;②上市公司中为了达到再融资条件而进行“毛毛雨”似的分红, 此类公司真正目的可能是为了公司的再融资,予以剔除; 这里我们把每股派现低于 0.05 元的公司剔除, 因为在缴纳了20 %的个人所得税和交易费用以后,投资者获得的现金很少, 几乎可以忽略不计;③一些上市公司分红比例高于公司盈利或者现金流量,一般认为属“恶性分红”, 一般认为每股派现大于每股收益和每股经营现金流的上市公司属于超能力派现公司,超能力派现势必给公司的持续经营带来不利影响,所以予以剔除。经过筛选, 最后选取研究样本 95 家。其中深市30家,沪市65家。数据来源:ccer 数据库。统计工具为SAS统计软件。

4 统计结果与分析

4.1 变量定义

因变量每股现金股利,即现金股利/总股本(y);解释变量:自由现金流(x1),用每股净营运现金流表示,负债能力(x2),用负债率=负债/总资产表示,管理者持股比例(x3),用高管人员持股比例,第一大股东持股比例(x4),管理者持股比例的平方(x5),第一大股东持股比例的平方(x6)。

本文运用多元回归模型进行研究,需检验模型各个解释变量是否存在共线性问题,对自变量进行相关性分析,利用方差膨胀因子检验,方差膨胀因子所对应的偏回归系数由于多重共线性而扩大的倍数。其表达式为:

方差膨胀因子=undefined,R为自变量的相关系数

一般认为方差膨胀因子不超过10,该变量与其他变量之间的多重共线性在允许界限之内,从回归结果得出,方差膨胀因子均小于10。因此可以认为模型不存在严重的共线性。

4.2 模型及回归结果

根据前面的理论分析,我们建立下列回归模型1:

y=β0+β1x1+β2x2+β3x3+β4x4+ε

对上述模型进行回归。

从回归结果可以看出仅负债率和管理者持股比例对上市公司派现影响显著,相关系数分别为0.671 60和0.356 190。上市公司通过股利发放减少管理者控制的自由现金流,减少管理者对股东利益的侵害,研究发现不是显著而且还呈现负相关,原因可能是代理成本与融资成本权衡的结果或指标计算的错误;但负债作为现金股利的一种替代方可以降低股东与管理者之间的代理成本:一方面,由于有支付利息和偿还债务的压力,派现会给负债率较高的上市公司带来一定的破产风险;另一方面,债权人出于自己利益的考虑,负债可以对管理者的经营和投资活动进行一定的限制,从而降低股东对管理者的监督成本。还发现管理者持股比例与上市公司支付现金股利成正相关关系,与原假设不符,原因可能是管理者持股的激励政策有了成效,降低了管理者与股东之间的代理成本。其他几个因素几乎没有影响,我们认为主要原因是:国内外学者研究证明,股权的高度控制与高度分散都可能会产生严重的代理问题:股权过于集中最可能产生大股东与小股东之间的代理问题,在法律体系不完备的情况下,大股东有谋求私利的偏好且有能力通过各种手段侵害小股东的利益;在股权过于分散的资本市场,单个股东要承担全部的监督成本与获取的收益不相符,因此“用手投票”对管理者直接进行监督是不可能的,大多数股东将会采取“搭便车”的方式,这样管理者会采取对自己有利的方式进行决策,从而侵害股东的利益。因此,我们认为代理成本与股权结构不是线性关系,而是二次多项式的关系。据此我们建立模型2:

y = β0 + β1 x1 + β2 x2 + β3 x3 + β4 x3 2 + β6 x4 + β5 x4 2 + ε

对上述模型进行回归。

模型1中x4的相关系数为-0.011 53,模型2中x4的相关系数为-0.246 57,所以从回归结果可以看出:第一大股东持股比例与派现存在比模型1显著关系。我们认为正常的派现在一定程度下可以降低管理者与股东之间的代理成本;但当下降到一定程度,股权分散会导致管理者与股东的代理成本增加,股东必然要求较高的股利来降低代理成本。我们知道股东的收益来自两个部分:资本利得和股利。大股东不能从股票市场的上涨中获得相应的收益,现金股利无疑成为大股东获取现金收益的一种手段;控制力与派现不存在显著关系,正常派现可能只是大股东谋求公共利益的一种手段,但是这种方式对降低大股东的控制力,减少私有收益所起的作用微乎其微,大股东可以通过如证券回购、资产转移和内部交易等各种手段来侵害小股东的利益,正常派现不能缓解大小股东之间的利益冲突。

5 结论及建议

传统代理成本理论认为现金股利可以降低股东与管理者之间的代理成本。实证发现派现可以降低股东与管理者的代理成本,正常派现可能只是大股东获取公共收益的一种手段,不能调节大小股东之间的利益冲突。

代理成本是各种利益相关者之间博弈的结果,我国上市公司存在复杂的委托代理关系,派现是解决代理成本问题的其中一种手段。我们认为通过其他途径也可以解决代理成本问题:管理者持股是管理者和股东的利益趋于一致,从而降低代理成本,目前我国管理者持股量很低,适当增加管理者持股量可能是一条较好的途径;对于负债率较高的公司,不但可以降低股东对管理者的监督成本,而且可以减少大股东在进行股权转让时获得的溢价,减少大股东的私有收益;大力发展机构投资者,对控股股东的行为形成一定约束,可能是解决大小股东利益冲突的一条较好的途径。

参考文献

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[7]邓建平,曾勇.大股东控制和控制权私人利益研究[J].中国软科学,2004(10):50-58.

[8]廖理,方芳.管理者持股、股利政策与上市公司代理成本[J].统计研究,2004(12):27-30.

上市公司代理成本研究 第9篇

一、研究假设

资本结构有广义和狭义之分, 广义的资本结构是指股权资本与债权资本的比例关系, 而狭义的资本结构指长期负债与权益资本的比例关系。本文的研究采用广义资本结构的概念。根据广义资本结构定义, 选取第一大股东持股比例、管理层持股比例、资产负债率以及长期负债率作为表征资本结构。

Shleifer和Vmhiny (1986) 通过建立模型分析指出股权集中度能够降低代理成本。因为大股东有意愿和能力花费时间和精力对管理层的经营活动实施监督, 从而有助于代理成本的降低;张兆国、何威风、闰炳乾 (2008) 的研究也发现控股股东持股比例与民营上市公司代理成本负相关。因此提出如下假设:

假设1:第一大股东持股比例与代理成本之间呈负相关关系

Mock, Shleifer和Vishny (1988) 的实证研究表明, 当赋予管理者股权时, 能够缓解股东与管理者之间的利益冲突, 从而降低代理成本增加企业价值;张兆国、宋梦丽 (2005) 的研究也发现管理者的持股比例与股权代理成本呈显著负相关关系。因此提出如下假设:

假设2:管理层持股比例与代理成本之间呈负相关关系

Grassman和Hart (1982) 的研究中将负债视为担保机制, 能够促使管理者更加认真努力工作, 从而降低代理成本;晏艳阳、陈共荣 (2001) 的研究中提出了代理成本的资本结构解决方案, 指出应扩大负债融资比重。由于负债需要定时支付固定金额利息, 使企业的自由现金流量减少, 通过负债融资抑制了管理者的投资行为和在职消费, 从而降低代理成本。但长期负债与流动负债相比, 在短期内企业只需支付利息, 不需偿还本金。不会对管理者的短期决策产生重大影响, 对管理层的约束作用减弱, 将可能增加代理成本。因此提出如下假设:

假设3:资产负债率与代理成本呈负相关关系

假设4:长期负债率与代理成本呈正相关关系

二、变量选取及数据收集

(一) 变量选定及定义

本文在借鉴国内外学者研究的基础上, 结合湖北省上市公司特点, 选用管理费用率作为被解释变量来计量代理成本。同时选择第一大股东持股比例、管理层持股比例、资产负债率以及长期负债率作为表征资本结构的解释变量。

管理费用率, 是管理费用与主营业务收入的比值。代理成本中包括管理者的薪酬和在职实物消费, 在财务上计入管理费用。当管理者的薪酬和实物消费越高, 在相同的收入水平上管理费用率越高。

各变量的具体定义见表1:

(二) 样本选取和数据来源

本文以在沪深两市A股上市交易的湖北省上市公司2009-2011年财务数据为研究对象, 为保持数据的准确性和完整性, 依据以下标准对样本数据进行筛选:

1. 剔除2009年12月31日后上市的公司, 如顾地科技、华灿光电、华昌达、三丰智能、宜昌交运、九州通、永安药业、国创高新、高德红外、回天胶业、台基股份、鼎龙股份、华中数控、力源信息、天喻信息、金运激光等。

2. 剔除业绩过差的ST和*ST上市公司, 如ST万鸿、光电股份、精伦电子、*ST国药、ST祥龙、ST力阳、九州通、长航凤凰、天茂集团、博盈投资、京山轻机、广济药业、长源电力、ST迈亚等。

3. 由于金融类公司资本结构有其特殊性, 因此剔除金融类上市公司, 即长江证券。最终选择50家符合条件的公司作为样本进行研究。通过中国上市公司咨询网、巨潮网、证券之星和国泰安数据库等途径收集样本公司2009-2011年的财务数据, 借助Excel和Eviews5.0软件对数据进行描述性统计分析和回归分析。

三、计量模型分析

(一) 模型建立

根据以上分析和假设, 构建资本结构与代理成本之间的多元线性回归模型:

其中:y表示管理费用率, x1表示第一大股东持股比例, x2表示管理层持股比例, x3表示资产负债率, x4表示长期负债率;β0表示常数项, β1, β2, β3, β4表示自变量系数, ε表示误差项。

(二) 描述性统计分析

由表2统计数据可知, 2009-2011年间湖北省上市公司的管理费用率均值为0.13, 但极小值与极大值的跨度较大;第一大股东持股比例反映股权集中度均值为34.22%, 同样通过极值发现不同行业的差距较大;管理层持股比例的差异巨大, 存在一些公司为零的状况;资产负债率均值维持在54.8%, 而长期负债率的均值较低为13.57%。同样存在公司长期负债率为零的状况。

(三) 回归分析

本文选取50家湖北省上市公司2009-2011年的财务数据为面板数据, 因此采用面板数据模型, 具体采用固定效应变截距模型。原因是所选择的样本时期观测数目较小而截面个数较大, 固定效应模型和随机效应模型会有显著差异。本文研究样本中的截面成员不是随机抽取的, 因此使用固定效应模型较为合适。将样本公司2009-2011年的相关财务数据导入EView5.0, 得出如下回归分析结果。

从表3可以看出, R2=0.943355, 调整后的R2=0.912082, 说明模型的拟合优度较好;DW=2.334777接近2, 说明回归模型不存在显著自相关;P=0.00000<0.01, 说明回归方程整体通过了1%的显著性检验。

观察各自变量的系数发现, 第一大股东持股比例与代理成本呈负相关, 与假设一致, 且效果显著。表明大股东持股在一定程度上能够降低代理成本。

管理层持股比例与代理成本呈负相关, 与假设一致, 但效果不显著。从描述性统计数据可知, 研究的样本公司股权激励水平极低, 甚至为零, 很多公司根本没有赋予管理者股权, 就不可能发挥股权激励的作用。这可能是导致与代理成本负相关关系不显著的原因。

资产负债率与代理成本呈负相关, 长期负债率与代理成本呈正相关, 与假设一致, 但关系都不显著。从描述性统计分析数据可知, 有些公司的资产负债率崎高, 而长期负债率为零。这些极端数据会对分析结果产生影响。很可能存在公司采用流动负债融资, 通过借新账抵旧账, 而不采用长期负债融资, 这样就无法反映公司的真实负债状况。

四、结论及建议

本文以湖北省上市公司为研究样本, 通过多元线形回归分析资本结构与代理成本之间的关系。研究结果发现湖北省上市公司的代理成本与资本结构之间存在一定的关联性, 但总体不太显著。具体来说, 第一大股东持股比例与代理成本存在显著负相关关系, 管理层持股比例与代理成本的线性关系不显著, 负债融资对降低代理成本的作用也不显著。

根据实证分析的结果, 降低代理成本优化资本结构可通过如下途径:一是适当增加大股东持股比例。第一大股东持股比例与代理成本显著负相关关系说明适当的股权集中有助于抑制代理成本。但过于集中的股权容易导致对中小股东利益的侵蚀。二是实施股权激励, 给予管理者适当的股权薪酬。管理层持股比例与代理成本呈现的不显著负相关关系, 很大程度是没有实施股权激励的结果, 因而无法发挥管理层持股的作用。当管理者与股东利益一体化后, 基于理性经济人假设条件下, 管理者必定认真努力工作, 从而降低代理成本。三是适当的负债融资比例, 发挥财务杠杆的作用。通过借债改变企业的资本结构, 影响企业的可用现金流, 对管理者的决策产生制约。虽然实证结果表明负债融资对代理成本的作用不明显, 但相信合适的流动负债与长期负债的搭配会对代理成本产生影响。

摘要：以湖北省上市公司为研究样本, 运用实证分析方法, 建立多元线性回归模型来验证资本结构与代理成本之间的关系, 结果表明, 第一大股东持股比例与代理成本存在显著负相关关系, 管理层持股比例与代理成本不存在显著线性关系, 负债融资对降低代理成本的作用也不显著。湖北省上市公司应通过适当增加大股东持股比例、实施股权激励以及适当的负债融资比例等途径, 以降低代理成本, 优化资本结构。

关键词：湖北省,上市公司,资本结构,代理成本,实证研究

参考文献

[1]晏艳阳, 陈共荣.我国上市公司的资本结构与代理成本问题分析[J].会计研究, 2001 (9) :28-33

[2]张兆国, 宋梦丽.我国上市公司资本结构影响股权代理成本的实证分析[J].会计研究, 2005 (8) :39-47

[3]张兆国, 何威风, 闰炳乾.资本结构与代理成本——来自中国国有控股上市公司和民营上市公司的经验证据[J].南开管理评论, 2008 (1) :39-47

[4]贾珺.公司治理对代理成本的影响——来自上市公司2008年制造业的数据[J].经营管理者, 2010 (2) :69-70

[5]刘孟晖.资本结构与代理成本关系研究评述[J].财会通讯, 2011 (9) :100-104

上市公司代理成本研究 第10篇

1.支持债务期限结构的代理成本理论的研究成果。对于企业融资代理成本的正式研究始于Jensen和Meckling。1976年, J-M在《财务经济学杂志》上发表了题为《企业理论:管理行为、代理成本与所有权结构》一文,揭开了代理成本研究的序幕。J-M指出,现代企业的代理成本主要存在两种:一种是由股票融资引起的股东和管理者的冲突,一种是由负债融资引起的债权人和股东之间的冲突。伴随着这两种冲突相应产生了股权融资的代理成本和负债融资的代理成本。因此,企业的最有资本结构应在这两种成本之间权衡,自此代理成本假说应运而生。

Meckling(1976)指出股权融资的代理成本主要表现在两方面:一是资产替代问题。由于高风险项目的成功会给股东带来巨大利益,而一旦失败是却由债务人承担大部分成本,因此股东在做出投资决策时更乐于选择风险较高的项目,以达到财富转移的目的。这被称为“资产替代”或“投资过度”。二是投资不足问题。Myers(1977)指出,假设公司债务在股东进行投资决策后才到期,若净现值大于零的项目在投资过程中出现问题,债权人为保证自身利益会主张接管公司,从而会降低股东的利益。他还证明了增长机会较多的公司更容易产生次优投资决策问题,从而导致较高的代理成本。投资者需要通过对新信息的了解,进而在不同债务期限基础上对各类债务重新定价。这种方法能缓解资产替代效应和投资不足问题。

Jensen(1986)的实证研究也证明了企业可通过不同债务期限搭配的选择来降低自身的人代理成本。Barclay和Smith(1995)定义长期债务为期限大于或等于三年的债务,通过实证研究证明: 规模小的公司更加倾向于发行短期债务,这与Myers(1976)的结论一致;公司未来成长机会多的公司更明显偏好发行更多短期债务,这与Smith(1986)的结论一致。另外,B-S研究表明,受到监管较少的公司也更加倾向于运用短期债务。

我国学者对于上市公司债务期限结构的研究较晚,但也取得了一定成果。陈耿、周军(2004)利用模型推导得出结论,认为债务融资产生的主要代理成本、资产替换与债务期限之间有密切联系。为保持偿债能力和避免破产,企业一般不会用短期资金投资于高风险项目,而且由于债务期限短,企业很快会面临再融资问题,滚动融资则容易遭到债权人的抵制,企业将难以为继。企业股东和管理层均会理性地预计这一点,因此在以短期债务为主时,企业资产替换行为受到天然地抑制,债务代理成本受到相应控制。

肖作平(2005)应用广义矩估计模型,选取非金融类上市公司面板数据,从动态视角对债务期限结构的影响因素进行实证检验,结论支持代理成本理论:管制行业具有较显著的长期债务;投资机会较为密集且有更多成长机会的公司更倾向于借入短期债务;更多长期债务则被资产期限较长的公司借入;但是, 自由现金流量的影响取决于信息不对称程度。

何靖(2008)在研究中加入了债务杠杆的影响,认为债务期限和杠杆率往往存在密切关联。研究发现债务融资结构在不同的行业之间存在较为明显的差异,这些差异基本属于不同行业而非不同年份;不同规模的企业流动负债比率与企业规模呈正向变动关系,长期负债比率与企业规模呈逆向变动关系;上市公司通过缩短债务期限来消除投资不足的问题的减压缺乏显著性。反之,多数公司采取降低债务杠杆的措施来达到这个目的, 因为债务比例的减少,向债权人转移的那些由成长机会所产生的收益就会减少。另外,大规模企业更经常借入长期债务,但当企业规模达到一定程度时,反而偏好于利用短期债务发展自身业务。

肖作平、廖理(2009)结合我国当时的制度背景和国外债务期限结构经典理论模型,研究上市公司特征、公司治理结构等因素对债务期限结构选择的影响,建立模型进行实证检验,得出的结论证明,中国上市公司的短期债务比例远高于长期债务比例; 其次,公司债务期限结构选择很大程度受到债务融资所产生的代理成本影响。

2.不支持债务期限结构代理成本理论的研究成果。雷森、李传昭、李奔波(2005)选择了上海交易所全部非金融业A股上市公司共582家作为研究样本 (剔除了ST和PT的公司),选取2002年12月31日股票收盘价,利用多元线性回归模型进行实证研究,研究结果证实不支持代理成本假说。作者认为,企业规模、增长期限与债务期限结构均无关,这与我国长期实行利率管制的金融抑制有关。

袁卫秋(2008)选取2003年12月31日之前上市的1034家A股公司作为原始样本,并将2001—2004年连续4个年度的数据作为对象,利用多元线性回归模型进行分析,得出的结论对代理成本理论没有理想的支持,只有微弱的支持。资产期限、公司规模、增长期权在代理成本理论中是影响公司债务期限的,而自由现金流量不显著。有些与预期的符号相反,但高度显著,能够部分解释上市公司债务期限决定行为;用无形资产占总资产比重衡量公司的成长机会,比托宾q更加有效,因为托宾q不能很好地计量;行业对公司债务期限结构有影响,但是其影响并不显著,即行业债务期限结构差异缺乏普遍性。

二、实证假设、模型设计与变量统计性描述

1.实证假设。代理成本的理论研究表明,公司的债务期限结构与公司的自由现金流量和成长性呈反向关系,而与企业规模和资产期限结构呈正向关系。同时,不同行业也对债务期限结构有着不同的影响。

(1)债务期限。债务期限结构用长期债务占总债务的比重衡量,用DM表示债务期限。

(2)成长性。本文对公司成长性的统计,采用Barclay与Smith (1995)等多数学者的方式,将公司资产的市场价值与账面价值之比,即托宾Q作为衡量依据。用GROWTH代表成长性,根据Myers(1977)的研究结论,DM与GROWTH呈现反向关系。

(3)自由现金流量。由于Jensen(1986)定义的自由现金流量无法从财务报表中之直接推算,因此常用其他现金流量的概念代替,本文采用国内普遍采取的方法———“经营活动现金流量净额 / 总资产的账面价值”来计量自由现金流量这一变量。自由现金流量用符号CASHFLOW表示,根据Jensen(1986)的研究结论,DM与CASHFLOW呈现反向关系。

(4)公司规模。考虑到我国上市公司存在着为数不少的非流通股,本文采用国内大多数学者采用的公司账面价值的自然对数来表示。公司规模用符号SIZE来表示,根据代理成本理论, DM与SIZE成正向关系。

(5)资产结构。本文利用多数学者采用的固定资产占总资产的比重度量这一指标。资产期限结构用AM来表示,理论证明, DM与AM成正相关关系。

(6)行业属性。实证研究中,行业对公司债务期限的影响一部分是从行业是否受到政府管制角度考虑,一部分则是从行业分类的角度考虑。本文将行业作为控制变量加入研究,用2012版证监会行业分类为标准参考。行业属性的符号用Di来表示,i表示某一行业,当公司属于该行业时,Di=1,否则Di=0。i=1代表“采矿业”,i=2代表“房地产业”,i=3代表“建筑业”,i=4代表“交通、物流、仓储和邮政业”,i=5代表“农、林、牧、渔业”,i=6代表“社会服务业”,i=7代表“文化、体育和娱乐业”,i=8代表“信息传输、软件和信息技术服务业”,i=9代表“综合类”,当所有虚拟变量都取0时,代表的是“制造业”。

2.模型设计。根据前文变量设计,建立如下的多元线性回归 模型。

3.样本选取及其描述性统计。本文选取了2000年12月31日之前在A股上市的688家上市公司的2012年年度数据,作为样本,建立起了固定的样本,对样本进行如下的基本筛选:

(1)剔除金融和保险行业的上市公司,因为这些公司本身就是资金的提供者,其资产和负债结构明显区别于其他公司。

(2)剔除ST和PT的公司样本,因为这些公司的财务报表不能反映真实的情况。

(3)剔除数据缺失的样本。由于多种原因,有些样本的观测值存在缺失和错误,为不影响结果而去掉这些样本。

经过筛选,剩余596个样本组成观测样本。本文原始数据来锐思(RESSET)数据库,并手工对数据进行了取对数等简单的处理,见表1和表2。

三、实证分析

1.回归结果。

括号中是eviews最小二乘回归数据中的P值,公式中 *** 代表在1%的水平下显著,** 表示在5%的水平下显著,* 在10% 的水平下显著。

2.数据检验。

(1)多重共线性。

表格中的数据都比较小,可以说明不存在自相关。

(2)异方差。根据检验结果,怀特异方差结果P值是0.0473, 在5%的水平下显著,因此可以说明不存在异方差。

(3)自相关。表格中德宾—沃森检验(D-W检验)数值为2.0848,接近2,通过检验。

3.结果分析。统计结果显示,成长性的系数是 -0.0050,表明成长性与公司的债务期限成反向关系,并且在1%水平上统计显著,这说明成长机会越多的公司长期债务比重越大。这跟我们DM与GROWTH成反向关系的假设相符。

自由现金流量的统计系数为 -0.2060,表明自由现金流量与供公司债务期限结构成反向关系,在1%统计水平上显著,说明自由现金流量与债务期限成反比,自由现金流量越多,长期债务占比越小。这符合本文假设:DM与CASHFLOW成反向关系。

公司规模这一自变量的系数为0.0066,表明公司规模与公司债务期限结构成反向关系,并且在1%水平上统计显著,这说明公司规模越大,长期债务占比越大。这符合本文假设:DM与SIZE成正向关系。

资产期限结构的系数为0.1896,表明资产期限结构与公司债务期限结构成正向关系,并且在1%水平上统计显著,说明公司固定资产所占资产的比重越大,则公司长期债务占比就越高, 这符合假设:DM与AM成正相关关系。

9个虚拟变量中有两个在1%水平上统计显著,有两个在10%水平下统计显著,余下的5个是非统计显著的,表明所属行业对公司债务期限结构是存在影响,但是影响并不大。

四、结论与建议

1.研究结论。

(1)A股上市公司总债务中,长期债务占比较低,即债务期限总体来说偏短。根据数据的描述性统计,我国上市公司的长期债务占比平均值只有0.2,而中位数仅仅1.3。这可能是由于长期债务成本较高,且我国对于长期债务的限制条件较为严格,不容易借入,因此大多数公司选择期限较短、成本较低的短期债务。

(2)A股上市公司中不同行业债务期限结构的差别不明显, 即部分统计不显著,但是差异依然存在。在9个虚拟变量中,有5个完全没有通过显著性检验,说明大部分行业不具有债务期限结构的差异,有一些行业存在明显的差异。采矿业(D1)、房地产业(D2)、建筑业(D4)、综合业(D9)4个国外行业有较为明显的差异,其他的6个行业则没有明显差异。

(3)代理成本理论在我国A股市场基本成立。我国上市公司较为符合经典的代理成本理论,并且各项传统影响因素统计显著。这表明资产期限结构、自由现金流量、公司成长性以及公司规模四个因素对于A股上市公司债务期限结构有十分显著的影响,且影响方向与理论预期一致。

2.建议。

(1)公司管理者在进行融资决策时,应根据公司自身特点将短期债务成本低和长期债务偿债压力小的特点有机结合,达到公司债务融资的利益最大化决策。

(2)积极推动长期债务市场尤其是债券市场的发展,改变当前企业主要依靠商业银行贷款的现状,为上市公司合理选择自身负债期限提供良好的市场环境和氛围。上市公司偏好短期债务融资,虽然是部分理性选择的结果,但正如“囚徒困境”一样, 个体的理性不一定是整体的理性。公司短期债务比例过高,意味着公司可能存在过度投资的问题,那么对公司和经济的长远发展不利。

(3)培育成熟的机构投资者。由于中小股东无意参与公司治理,也不关心公司融资政策和决策,由此可能加剧公司的短期投机现象。因此,加强对投资者理性投资的指引,加强对于成熟机构投资者的培育,使得我国资本市场由投机性心理主导向理性投资心理主导转变,促进我国资本市场有效性的提高。