股票流动性与代理成本——基于随机前沿模型的实证研究-熊家财.pdf

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1、股票流动性与代理成本基于随机前沿模型的实证研究冰O熊家财 苏冬蔚摘要从市场微观结构视角，通过随机前沿模型研究我国上市公司股票流动性对管理层代理成本的影响，本文发现，代理冲突导致我国上市公司的价值减少了约336378，股票流动性有助于降低代理成本，但国有控股上市公司股票流动性与代理成本之问的负相关关系较弱：进一步分析表明，股票流动性主要通过强化大股东监督、提升股价信息含量和增加CEO薪酬股价敏感性等机制影响代理成本。本文研究结论表明，只有继续优化股权结构和公司治理、完善信息披露制度并提高立法与司法效率，才能降低信息不对称、增强股票流动性并降低代理成本。关键词股票流动性；代理成本；产权性质；随机前

2、沿模型本文受国家自然科学基金项目(71562015)、江西省社会科学“十-二aS_”规划项目(15GL29)资助引言现代公司所有权与经营权相分离，导致经理人从事机会主义行为进而引发委托代理问题。Jensen等”1认为，经理人可能不按所有者利益最大化的原则努力工作，而是通过构建企业王国、增加在职消费或迎合大股东掏空等方式谋取私利，导致代理成本上升及企业价值下降。Habib等12发现，代理成本使美国上市公司的价值减少了约16，相当于1432亿美元。鉴于我国法律制度尚不完善且投资者保护程度较弱，委托代理问题的后果更加严重，如平新乔等p1发现，国有企业的代理冲突已导致企业效率下降6070。在此背景下，

3、围绕如何强化高管与股东利益联结并降低代理成本?学界一直不断研究和探讨。例如，Jen Sen等和Shleifer等41等研究发现，通过建立业绩型薪酬并要求经理人持有公司股票或期权，有助于减少高管寻租、优化公司治理并降低代理成本；Ang等口】以美国小企业为样本进行研究发现，经理人持股水平与代理成本呈显著负相关关系，来自银行的外部监督可一定程度地降低代理成本；Singh等(61使用美国上市公司层面数据，研究股权结构和董事会治理对代理成本的影响，发现管理层持股与资产周转率正相关，但不能抑制管理层过度在职消费，同时，外部大股东和小规模董事会不能有效地降低代理成本，此外，独立董事并不能很好地限制经理人机会

4、主义行为；Almazan等使用19921997年美国上市公司的数据发现，CEO薪酬业绩敏感性越大，股东对经营者的监督成本越小；McKnight等幛1研究了英国上市公司股权结构以及董事会治理与代理成本之间的关系，发现CEO与董事长两职兼任状况以及董事会独立性与代理成本无关，但是董事会持股比例与代理成本呈显著负相关关系，此外，提名委员会设立与代理成本正相关。目前，国内已有研究主要集中于分析产权性质、公司治理、债务杠杆以及产品市场竞争等几方面因素对我国上市公司代理成本的影响，如李寿喜峥1分析了公司产权制度对代理成本的影响，发现国有控股公司具有最高的代理成本，混合产权企业次之，私有产权企业最低；肖作平

5、等Ho发现，管理层持股与代理成本无关，第一大股东持股比例以及董事会规模与代理成本正相关，少数大股东联盟与代理成本负相关，同时，独立董事和债务融资均不能有效降低代理成本；张兆国等1u研究股权结构和债务结构对上市公司代理成本的影响，发现控股股东有助于降低民营企业代理成本，同时，财务杠杆与代理成本正相关。李明辉【l 21考察了股权结构以及公司治理与管理层代理成本之间的关系，发现股权集中与南齐管理评论 2016年1 9卷。第1期第8496页万方数据代理成本负相关，使用管理费用率衡量代理成本时，管理层持股比例与代理成本呈u型关系，此外还发现，董事会结构与监事会勤勉度可一定程度地抑制代理成本；姜付秀等”3

6、1发现，产品市场竞争与公司治理机制均有助于提升代理人工作效率并降低代理成本。可见，国内外文献对于相关因素与代理成本之间的关系并未得出一致结论，而且尚未从市场微观结构的视角研究代理成本。股票流动性是市场以合理价格交易资产的能力，包括了市场宽度、深度、弹性以及即时性四个维度，是市场微观结构的核心内容。早期文献14,1 5主要关注流动性对资产价格的影响，但近年来一系列研究表明，股票流动性与公司治理密切相关。如Adamati等161以及Edman s11 71发现，股票流动性有助于强化大股东的退出威胁，从而限制经理人机会主义行为；Jayaraman等”8】发现，CE0股权收入占总薪酬的比重和CE0薪酬

7、股价敏感性均与股票流动性呈显著的正相关关系。在此背景下，有关股票流动性是否影响代理成本已成为一个亟待研究和解决的理论与现实问题。为此，本文以20052011年A股非金融类上市公司为样本，研究股票流动性对代理成本的影响及其作用机制，发现管理层代理冲突导致我国上市公司价值较最优水平下降了约336378，相当于42555106亿人民币，而股票流动性有助于降低代理成本并提高代理效率，但国有上市公司股票流动性与代理成本之间的负相关关系较弱；进一步研究表明，股票流动性主要通过强化大股东监督、提升股价信息含量和优化CEO薪酬契约机制影响代理成本。本文的主要贡献和创新体现在以下三方面：第一，不同于以往文献使用

8、资产周转率、管理费用率或在职消费等间接指标衡量代理成本，5,6,131本文根据Jensen等”1对代理成本的定义，使用随机前沿模型测算上市公司实际价值偏离最优价值的程度，并以此估计代理效率和代理成本；第二，以往文献主要集中于考察股权结构、CEO薪酬契约、公司治理、债务结构以及产品市场竞争等因素对代理成本的影响，本文从市场微观结构的视角，考察股票流动性对代理成本的影响，并结合公司最终控制人的性质进行分析，从而为缓解委托代理问题提供新观点和新证据；第三，本文进一步从大股东监督、股价信息含量以及CEO薪酬契约三个视角剖析股票流动性影响代理成本的传导机制。一、理论假设与计量模型1理论分析与研究假设Je

9、nsen等”1首开先河地分析了管理层代理成本，他们认为所有权与控制权两权合一时，经理人拥有全部的剩余索取权并将付出最优努力，此时不存在代理冲突；两权分离后，高管只拥有部分剩余索取权，理性的高管将不会总按股东利益最大化行事，而是通过偷懒和在职消费等方式谋取私利，利益相关者可通过实施股权激励等措施强化股东与管理层的利益联结，进而降低代理成本。由此可知，公司所有权与经营权的两权分离，以及外部股东与管理层之间的信息不对称，引发了委托代理问题。根据已有研究，股票流动性可通过以下四种途径影响代理成本：一是大股东监督机制。Maug【1别以及FaureGrimaud等1201认为，大股东的监督行为能够有效威慑

10、经理人并迫使其减少机会主义行为，从而降低代理成本并提升企业价值。如果大股东能够以未反映监督收益的价格购人追加股份，那么他们可通过原有股份和追加股份获益并弥补监督成本。股票流动性越高，大股东越可能以低价从市场中购入股票并获益，此时，大股东也就更有积极性监督公司管理层，从而提高经营效率并降低代理成本。李维安等211对20042006年沪深上市公司进行研究并发现，机构投资者有助于提高上市公司治理水平、降低代理成本并增加企业价值。张敏等忙21发现，机构投资者持股有助于提升民营企业经理人薪酬与公司业绩之间的敏感度，并降低薪酬“粘性”。但Bhide【2剐则认为流动性越高，股东出售股票的交易成本越低，此时大

11、股东对管理层的机会主义行为更可能采取“以脚投票”方式而非积极监督，因此，流动性上升后大股东的监督积极性反而可能下降。RoOSenbOom等241使用19982008年美国上市公司进行研究发现，股票流动性与企业并购市场反应负相关，同时，股票流动性较高的公司具有更低的CEO变更概率。二是股东退出威胁机制。Adamati等刨以及Edmans【171发现，如果上市公司实行股权激励且CEO采取损害公司价值的机会主义行为，那么知情交易者将抛售股票，从而引起股价下跌，最终导致CE0薪酬减少。同时，股票流动性有助于激发知情投资者搜集信息并交易，251导致股价和CEO薪酬更剧烈地波动。换言之，在股票流动性较高的

12、情况下，为了降低股价变化对薪酬的不利影响，cEO必须减少其机会主义行为。Roosenboom等B41发现，股票流动性与企业并购市场反应负相关，但在股东退出威胁较大(并购标的为上市公司、CEO薪酬业绩敏感性较高或公司具有多个外部大股东)时，这种负相关关系显著更弱，表明股票流动性Nankai Business Renew 2016Vol 19，No 1pp 8496 85万方数据强化了股东退出威胁。Bharath等瞄61发现，亚洲金融危机、俄罗斯债务违约危机以及纳斯达克最小报价单位变化等外生的市场流动性突变事件影响大股东持股比例与企业价值之间的关系，表明股票流动性有助于强化股东的退出威胁机制并减少

13、代理成本。三是股价信息含量机制。Kyle等【251认为，如果股票流动性上升，那么投资者买卖股份对价格形成的冲击减小，掌握信息优势的股东有能力从噪声交易者手中低价购人大量股票并获利，此时大股东更有动力关注这类公司并搜集信息，所以流动性有助于提高股价信息含量。Edmans【171认为，如果市场限制卖空且充满利空消息，那么投资者只能通过提前出售现有头寸获益；股票流动性越高，大股东搜集信息的单位成本就越低，也就会更积极地搜集、整理并加工公司特质信息并交易，此时，公司信息逐渐融入股价，导致股价的信息含量不断上升。富有信息含量的股价增加了公司透明度，有助于降低信息不对称并强化外部投资者对管理层的监督，进而

14、抑制管理层的机会主义行为。杨继伟等1271以20012008年沪深上市制造业公司为研究对象。发现股价信息含量不仅有助于抑制企业滥用自由现金流的过度投资行为，而且有助于缓解投资不足。四是CEO薪酬契约机制。Holmstrom等心引的理论模型表明，如果股票流动性上升，知情交易者买卖股份对市场的冲击降低，也就越可能通过私人信息获利，同时，流动性上升降低了交易成本，导致私有信息的边际价值大于边际成本，因此非知情交易者愿意支付一定的信息费用，以获取知情交易者掌握的私人资讯，从而导致公司的特质信息不断融入股价，股价更能体现公司基本面和经理人行为，此时利益相关者可向管理层提供激励强度更大、以股权为基础的薪酬

15、契约，增强CEO薪酬股价敏感性。合理有效的薪酬契约有助于强化管理层与股东之间的利益联结、激发他们的工作积极性和创新精神，从而降低代理成本。Jayaraman等【l 8】发现，cEO股权收入占总薪酬的比例和CEO薪酬股价敏感性均与股票流动性显著正相关。苏冬蔚等心9】以2005201 1年非金融类A股上市公司为研究样本，发现股票流动性有助于提高cEO薪酬股价敏感性并降低代理成本。根据上述分析，本文提出第一个假设：H1：股票流动性有助于降低上市公司代理成本股票流动性与代理成本之间的关系可能取决于企业的产权性质。政府掌握着国有上市公司的控制权，同时，政府的目标具有多重性，导致国有企业经常成为政府追求特

16、定目标的工具。3叫作为股东，政府的目标为利益最大化；然而，为了完成经济增长、降低社会失业并维护社会稳定等社会或政治任务，政府可能干预国有企业，这导致国有企业的目标多重性；m川此外，国家还可能通过政治力量执行与其他股东的合同和控制其他股东行为，以保护自身利益，1321上述制度安排限制了利益相关者参与并监督国有上市公司的经营管理。3副张敏等口21发现，机构投资者持股有助于提升民营企业经理人薪酬与公司业绩之间的敏感度，并降低薪酬“粘性”。但不能改善国有企业的公司治理。李增福等【341发现，机构投资者有助于抑制上市公司的真实盈余管理行为。但国有控股上市公司中机构投资者的治理作用相对较弱。此外，国有上市

17、公司管理层薪酬受到政府的严格管制，如人力资源与社会保障部等六部门于2009年联合出台的关于进一步规范中央企业负责人薪酬管理指导意见明确规定，国企高管年薪不得超过职工平均工资20倍，因此，业绩型薪酬契约对国企CEO的激励作用有限，政治晋升和在职消费成为CEO激励的重要形式。与之相反，非国有上市公司产权安排较为清晰，受到的行政干预较少且政策性负担较轻，因此更具有动力设计合理的薪酬契约并能强化对管理层的监督。Firth等口习发现，非国有公司更倾向于提供基于市场业绩的CEO薪酬契约，而国有控股公司的经营业绩与CEO薪酬之间的相关性则较小。苏冬蔚等2引发现，我国上市公司的股票流动性有助于提高CEO薪酬股

18、价敏感性，但国有控股上市公司股票流动性对CEO薪酬股价敏感性的正面影响较弱。基于此，本文提出第二个假设：H2：相比于非国有上市公司，国有上市公司股票流动性与代理成本之间的负相关关系较弱2计量模型鉴于已有研究通常使用销售管理费用率或总资产周转率等间接指标衡量代理成本，【516131具有较大的估计误差，本文通过随机前沿模型测算公司实际价值偏离最优价值的幅度，并以此估计代理效率和代理成本。根据JenSen等，企业价值是cEO努力程度的增函数，而CEO努力程度与其拥有企业剩余索取权的比重密切相关，因此，当CEO持股比例为100时，企业价值达到最优Q+：或=，(4r)+ (1)其中，f(A，。)为企业价

19、值函数，A。为一组反映公司资产特征的变量，v。是服从N(O，口2v)的随机干扰项，它反映了外部环境或运气等随机因素所导致的价值偏离。鉴于两权分离后，经理人可能不按所有者利益最大化付86 甫开管理评论 2016年1 9卷第1期第8496页万方数据出努力，代理成本将导致公司价值低于最优水平，B,41因此公司实际价值Qi。与最优价值Q。存在如下关系：Q=gF(乙)=，(4f)+一F(乙) (2)F(Z。)是由经理人机会主义行为所导致的价值下降部分，它受到公司治理结构z。的影响。进一步设定F(Z。)=u。那么公司实际价值Q，：可表示为：Q=g一。=，(4，)+Vit一“。 f 3、根据Habib等、苏

20、治等，1本文将公司价值函数f(A；。)设定为一系列公司特征变量的线性函数，即f(A，。)=x；。B+Ki。0，其中，x。包括规模、负债、财务业绩、成长能力、投资水平以及有形资产比例等公司层面控制变量，K。为行业和年度虚拟变量。在此基础上，我们将方程(3)表示为如下实证模型：O=x“+Kn口+，=x。+Kn口+(vl，一Un) (4)模型(4)为典型的随机前沿函数，混合干扰项。包括常规干扰项v。和代理冲突所导致的价值损失U。鉴于代理冲突可能引起公司价值下降，呈现单边(0neside)分布特征，因此本文设定其服从非负的半正态分布，即uj。iidN+(该，盯it2)。随机变量ui。的均值砜反映了代理

21、冲突下公司实际价值偏离最优价值的幅度。根据Habib等，f21本文设定wl为股票流动性和公司治理变量的线性函数：呒=+oILlQ+Z。旯 (5)其中，LIQ。为年度t公司i股票的流动性，z。包括股权结构、董事会结构、管理层薪酬以及机构持股等公司治理变量。如果采用买卖价差、非流动性和收益反转指标衡量流动性，那么假设一要求的估计值显著大于0；如果使用换手率和流动性比率指标，那么假设一要求巾，的估计值显著小于0。使用随机前沿模型(4)和(5)优点之一，就是可以构造代理效率指数AE。定量测算上市公司的代理成本，AE。为公司实际价值Q，。与最优价值Q。之比：爿毛：exp(Xi,fl+KIi,O-u)：e

22、xp(一) (6)“ exp(X,fl+K。印 ”由(6)式可见，AEi：取值位于0和1之间，1一AE。可衡量代理成本大小。AE。取值越接近于1，表明公司代理效率越高，代理成本也就越小。为了进一步检验上市公司产权性质的影响，本文在方程(5)中加入股票流动性与国有控股的交乘项(LIQSTATE)：罚。=妒。+ylLiQ。+妒2LIQxSTATE,+Z HA t 7)然后重新估计随机前沿模型(4)和(7)，在此基础上检验假设二。如果采用买卖价差、非流动性和收益反转指标衡量流动性，那么假设二则要求巾：的系数估计值显著小于0；如果使用换手率和流动性比率时，那么假设二要求Il，：的估计值显著大于0。二、

23、变量与数据1变量选取(1)企业价值根据Habib等23以及苏治等，1本文使用托宾Q衡量企业价值，它等于总资产的市场价值与重置价值之比。根据随机前沿分析惯例，本文使用托宾Q的自然对数(LnQ)作为模型(4)的被解释变量。(2)价值函数变量A；。企业规模(SIzE)：营业收入净额的自然对数。鉴于企业价值与企业规模之间可能存在非线性关系，本文进一步控制企业规模的平方项(SIZE 2 o企业投资(INV)：等于现金流量表中“构建固定资产、无形资产和其他资产支付的现金”科目余额与企业总资产之比。有形资产比例(TANG)：固定资产与总资产之比。Himmelberg等p71认为，有形资产比例较高的公司具有较

24、低的代理成本，原因在于有形资产易于监管；但有形资产比例也可能与企业价值负相关，原因在于无形资产的账面价值经常被低估，因此本文进一步加入有形资产比例的平方项(TANG2)以控制二者之间的非线性关系。总资产收益率(ROA)：本文通过总资产收益率控制企业盈利能力。营业收入增长率(SGROW)：用以控制公司短期成长机会。总资产增长率(TAGROW)：苏治等口61认为，总资产增长率反映了公司多方面的变化，如新增融资、资产重组过程中的资产流入等。财务杠杆(LEV)：期末总负债与期末总资产之比。MM定理认为财务杠杆与企业价值无关，如果考虑负债的税盾效应，那么财务杠杆与企业价值正相关。行业和年度虚拟变量(K。

25、)。(3)股票流动性流动性是市场以合理价格交易资产的能力，包括市场宽度(交易价偏离中间价的程度)、深度(给定报价下可交易的股票数)、弹性(委托不平衡的调整速度)和即时性(达成交易所需时间长度)四个维度。一般可通过买卖价差、换手率以及价量冲击指标进行度量。考虑交易数据可得性和计算成本，本文使用以下5种方法衡量流动性：Nanl【ai Business Review 2016Vol 19No 1，PP 8496 87万方数据买卖价差ROLL 根据流通市值加权平均的市场收益率)；sign()为符号Rollml提出一个估计买卖价差的模型，该模型认为 函数，当r。为正(负)时取值为1(一1)，否则取值为有

26、效市场中的相邻价格变化完全由价差引起，给定以上条件，我们可通过股价变化的序列相关系数计算买卖价差，即Sn 22一cov(Ap，叫，Ap,一)，其中，S；。为股票买卖价差，P。为股票i在年度t第d天的股价，为差分算子。当coV(Apn，a，pt“J0，即样本序列相关取值为正时，这种方法没有定义，因此，本文定义一个修正的ROLL指标：肋：2一COV(瓴矿瓴小，)，若V(瓴，一瓴一10ROLL指标数值越大，说明买卖价差越大，此时，股票流动性越低。日均换手率TOVERTOVER=瓦1磊旦(堋VOLd) (9)其中，VOLM为股票i于年度t第d天的成交数量，LNS。为股票i于年度t第d天的流通股数，Di

27、。为股票i于年度t的总交易天数。TOVER越大，说明市场深度越大，股票流动性越好。(10)其中，rM和V；州分别为股票i于年度t第d天的股票回报率和交易金额；D。为全年交易天数；Ir叫IVi。为每百万元成交额所引起的价格变化，取年平均值并乘以100后即为非流动性指标。ILLIQ越高，单位成交金额对价格的冲击就越大，表明股票流动性越低，反之亦然。该指标由Amihud【141提出并得到广泛应用。其中，Vi。IrMI反映一段时间内股价每变化1所需的交易金额，取年均值并除以109即为流动性指标。LR越高，单位交易金额对股价的影响就越小，股票流动性越好。收益反转指标GAMPastor等151认为，投资者

28、更可能对流动性差的股票产生过度反应(Oversh00t)，给定成交量，如果流动性越下降，那么收益反转(RetUrn Reversal)的可能性越大，因此，本文通过以下回归方程估计收益反转GAM，然后使用GAM衡量流动性：咋：，d+l=B，f+破，f，f，d+以，fsf972(：，d)峙，f，d+qf，d+1 (12)其中，r。u小l为超额收益率，r。d=小d-r。d(rd为0。GAM等于系数r估计值的绝对值。GAM越大，股票流动性越低。(4)公司治理变量z。第一大股东持股比例(TOPl o第二至第五大股东的持股比例之和(TOP25 o产权性质(STATE)：如果公司最终控制人为政府机构或国有资

29、产管理公司，那么STATE取值为1，否则取值为0。高管薪酬(LNPAY)：金额最高的前三名高管的薪酬总额的自然对数。高管持股比例(MSOCK)：全部高管持股比例。董事会结构：包括董事会规模(BOARD)，独立董事人数与董事会规模之比(IND)以及董事长与CEO是否两职合一(DUAL)。机构投资者持股比例(INST)：用于衡量外部监督强度。2样本选取表1变量定义及描述性统计本文样本为20052011年A股非金融行业上市公司。股票交易数据和公司财务数据来源于国泰安数据库88 南齐管理评论2016年1 9卷第i期第8496页万方数据(CSMAR)，公司治理数据来源于CCER数据库。纳入模型前，对各主

30、要变量的最大和最小l极端值进行缩尾处理(Win soriZe)。表l提供了变量的含义及其描述性统计量。由表l可见，企业价值LnQ的均值和标准差分别为0456和0487，表明个股价值存在较大差异。股票的日均换手率为3492，即月均换手率接近70(每月按20个交易日计算)，远高于成熟市场水平(约5)。非流动性指标IL LIQ的均值为0220，而标准差却高达0388，表明个股间的流动性存在显著差异。三、实证结果1股票流动性与代理成本表2提供了20052011年面板数据随机前沿模型(4)和(5)的估计结果。其中，栏(i)至(v)分别采用买卖价差ROLL、年内日均换手率TOVER、非流动性指标IL LI

31、Q、流动性比率LR和收益反转指标GAM衡量股票流动性。由表2结果可见，企业价值函数中，SIZE的系数估计值均在1水平上显著为负，而sIzE2的系数均在1水平上显著正，表明企业价值与规模呈u型关系，原因可能在于边际报酬递减，这与Habib等胆1的结论相一致；企业投资INv的系数估计值均在5水平以上显著负，表明企业价值与投资水平呈负相关关系，原因可能在于我国上市公司存在投资过度；有形资产比例TANG及其平方项TANG2的系数分别在5水平上显著为正和为负，说明固定资产比例较高的公司具有更低的代理成本，但无形资产的价值低估效应弱化这种关系，【371导致企业价值与有形资产比例呈倒u型关系；总资产收益率R

32、OA和营业收人增长率sGROW的系数估计值均在1水平上显著为正；表明财务绩效较好和成长机会较多的公司具有更高的市场价值；总资产增长率TAGROW的系数估计值均在l水平上显著为负，表明总资产的增长如新增融资、兼并收购中的资产注入并不能提高公司价值，这与苏治等361的结论相一致。财务杠杆LEV的系数估计值均在l水平上显著为负，表明财务杠杆所带来的破产成本大于税盾效应。关于股票流动性对代理成本的影响，本文发现使用买卖价差、非流动性和收益反转指标衡量流动性时，ROLL、ILLIQ和GAM的系数估计值均在1水平上显著为正，使用日均换手率和流动性比率时，TOVER和LR的系数估计值均在1水平上显著为负，表

33、明股票流动性越高，代理成本越低。股票日均换手率每增加一单位标准差，代理成本就下降254(00092818，见栏(ii)，非流动性每下降一单位标准差，代理成本就表2股票流动性与代理成本注：价值函数控制了行业和年度变量；括号内数值为标准误；、和+分剐表示回归系数在1、5和10水平显著。下表同下降199(00510390，见栏(iii)，因此假设一无法被拒绝，股票流动性有助于降低代理成本。Nankai 6usiner娼鼬iew 2016VoI 19，No 1pp 8496 89万方数据关于公司治理机制对代理成本的影响本文发现，TOPl的系数估计值在l水平上显著为负而TOP25的估计值显著为正，说明第

34、一大股东持股比例越高，代理成本越低，但股权制衡降低了股东的监督效率，这与李明辉n21的结论相一致。STATE的系数在1水平上显著为正，表明国有上市公司具有更高的代理成本，这与李寿喜和张兆国等的结论相一致。LNPAY的系数估计值均在5水平上显著为负，表明现金薪酬有助于降低代理成本。DUAL的系数估计值均显著为负，表明董事长与CEO两职合有助于降低代理成本。INST的系数估计均在l水平上显著为负，表明机构持股比例越高，代理成本越低，这与李维安等【2l】的结论相一致。2公司产权性质、股票流动性与代理成本表3公司产权性质、股票流动性与代理成本表3提供了20052011年面板数据随机前沿模型(4)和(7

35、)的估计结果。由表3的估计结果可见，使用买卖价差、非流动性和收益反转指标衡量流动性时，ROLL、IL LIQ和GAM的系数估计值均在5水平上显著为正，同时，使用流动性比率时，LR的系数估计值也在1水平上显著为负，表明流动性有助于降低代理成本；此外，ROLLSTATE的系数估计值均在1水平上显著为负，而且LRSTATE的系数估计值在1水平上显著为正，表明国有上市公司股票流动性对代理成本的负面影响显著弱于非国有上市公司。股票流动性比率每上升一单位标准差，非国有上市公司的代理成本就下降1888(00454195，见栏(iv)，而国有上市公司的代理成本仅下降839(0024195)，因此假设二无法被拒

36、绝，国有上市公司股票流动性与管理层代理成本之间的负相关关系较弱。3代理效率(AE)在估计了随机前沿模型的基础上，本文进一步计算代理效率AE，即公司实际价值与前沿价值的偏离幅度。由表2的最后一行可知，20052011年，上市公司的平均代理效率为622664，表明代理冲突导致企业价值较最优水平下降了约336378，相当于42555106亿元。吲表4根据时间、公司规模和产权性质分类的代理效率(AE_IL LIQ)表4提供了按时间、公司规模以及产权性质分组计算的代理效率，代理效率由表2模型(iii)所计算，为减少异常值的影响，我们对代理效率AE ILLIQ的最大和最小1极端值进行缩尾处理。由表4的Pa

37、llel A可见。20052011年，我国上市公司的代理效率稳步提升，截至2011年底，代理效率达到715，主要原因可能在于股权分置改革以及股权激励等制度建设强化了大股东、管理层与中小股东之间的利益联结，公司治理水平不断上升。按每年公司总资产将所有样本公司划分为三组，并分别计算各组相对应的代理效率。由Panel B的结果可知，大规模公司的代理效率最高，而小规模公司的代理效率最低，表明大规模公司偏离前沿价值的幅度较低，原因在于大规模企业主要为央企，它们具有较高的专业90 ml开管理评论2016年1 9卷I第1期第8496页万方数据化管理水平，公司治理体系也较为完善。136我们也按企业的产权性质进

38、行分析，由Panel c的结果可见，国有上市公司的平均代理效率为654，而非国有上市公司的代理效率则为664，表明国有上市公司具有更高的代理成本，这与李寿喜p1和张兆国等”的结论相一致四、进一步分析以上发现股票流动性有助于抑制经理人机会主义行为并降低代理成本，以下将从大股东监督、股价信息含量和CEO薪酬契约三个视角分析流动性影响代理成本的传导机制。1股票流动性、大股东监督与代理成本表5股票流动性、机构投资者与代理成本Maug以及FaureGrimaud等拉o】认为，大股东监督有助于提升股价，如果大股东能够以未反映监督收益的价格购人追加股份，那么他们可通过原有股份和追加股份获益；股票流动性上升，

39、大股东获益可能性上升，从而具有更高的监督积极性。如果流动性通过大股东监督机制影响代理成本，那么在大股东监督积极性更高的公司，股票流动性对代理成本的影响将更为显著。鉴于Shleifer等p别指出机构持股比例与其监督积极性正相关，因此本文在方程(5)中加入股票流动性与机构投资者持股的交乘项(LIQNST)以检验上述机制。由表5的估计结果可见，使用买卖价差、非流动性和收益反转指标衡量流动性时，ROLL、ILLIQ和GAM的系数估计值均在5水平上显著为正，同时，流动性与INST交乘项的系数估计值均在10水平上显著为正，表明机构持股比例越高，流动性对代理成本的负面影响越强，这与Maug91以及Faure

40、Grimaud等m1的理论预测相一致；使用日均换手率和流动性比率时，TOVER和LR的系数估计值均在1水平上显著为负，而流动性与INsT交乘项的系数估计值均在5水平以上显著为正，表明机构持股比例越高，流动性与代理成本之间的负相关关系越弱；但TOVERINsT与LR x INsT的系数绝对值接近于0，表明其影响程度较小。上述结论不一致的原因可能在于大股东监督指标的度量精确性。本文使用机构投资者持股比例衡量大股东监督，但大量证据表明，我国机构投资者采取“用脚投票”策略，并未发挥监督治理作用。【4 0总体而言，表5的结果说明在大股东监督可能性较高的公司，股票流动性与代理成本之间负相关关系更为显著，支

41、持了大股东监督机制。2股票流动性、股价信息含量与代理成本Kyle等【2剽认为，如果流动性上升，那么投资者买卖股份对价格形成的冲击减小，掌握信息优势的股东有能力从噪声交易者手中低价购人大量股票并获利，此时大股东更有动力关注这类公司并搜集信息，所以流动性有助于提高股价信息含量；而信息含量较高的股价提高了公司透明度，强化了外部投资者的监管，进而降低代理成本。为了检验上述论断，本文在方程(5)中加人流动性与股价信息含量的交乘项(LIQSYN)。根据Morck等、1苏冬蔚等，1本文使用股价非同步性衡量股价信息含量。具体如下，首先使用以下方程将个股收益方差分解为市场收益方差和公司特质因子方差：屹，w 2a

42、i,+层r，w+岛，w (13)其中，r。为年度t股票i的周收益率，r。为市场指数的周收益率，。为残差。上述回归方程的拟合优度Ri。2代表市场冲击对股票i收益率变动的影响，1一R；。2则代表公司特质信息对股票i收益率变动的影响。若Ri。2下降，表明。的方差上升，股价所包含的公司特质信息增加，股价信息含量提高。其次，通过以下等式计算股价信息含量SYN：Nanl国i嘲n麟Review 2016，Vol 19，No 1，fop 8496 91万方数据SrN,，=眦f：一蟛22 (14)R；。2越小，SYN。就越大。表6股票流动性、股价信息含量与代理成本由表6的估计结果可见，使用买卖价差、非流动性和收

43、益反转指标衡量流动性时，ROLL和ILLIQ的系数估计值均在10水平上显著为正，同时，ROLL、ILLIQ以及GAM与股价信息含量SYN交乘项的系数估计值均在1水平上显著为正，表明股价信息含量越高，流动性对代理成本的负面影响越显著；使用流动性比率时，LR以及LRSYN的系数估计值均在1水平上显著为负，表明流动性通过股价信息含量影响代理成本；使用换手率时，TOVERSYN的系数估计值在1水平上显著为正，与本文预期不符。出现这种情况的原因可能在于交易量反映了投资者情绪，421交易量上升阶段，往往也伴随着投资者情绪高涨，此时注重短期股价的管理层将扩大投资以迎合投资者，进而引发过度投资并增加3股票流动

44、性、CEO薪酬契约与代理成本Holm str01TI等瞄引的模型表明，如果股票流动性上升，那么私人信息的边际价值增加，因此非知情交易者愿意支付一定的信息费用，以获取知情交易者掌握的私人资讯，从而导致公司的特质信息不断融入股价，股价更能体现公司基本面和经理人行为，此时利益相关者可向CEO提供高强度的业绩型薪酬并大幅度提高股权报酬的比重。合理有效的薪酬契约有助于激发管理层的工作热情并降低代理成本。为了检验上述论断，本文在方程(5)中加人流动性与cEO薪酬股价敏感性自然对数的交乘项(LIQLNPPS)。表7股票流动性、CEO薪酬契约与代理成本根据Jayaraman等181以及苏冬蔚等，m1本文通过C

45、EO所持股票与期权组合Delta值计算CEO薪酬股价敏感性：暇=(心1+NoitxAn)001晶 (15)代理成本，431最终导致日均换手率与代理成本正相关。 其中，Nm和N。；。分别为公司iCEO所持有的股票数总体而言，表6的结果表明，在股价信息含量较高的公司， 和期权数，S；。为t年末公司i的股价；Ai。为期权Delta值，其股票流动性与代理成本之间的负相关关系更强，支持 即期权价值变动与股价变动之比。了股价信息含量机制。 由表7的估计结果可见，使用非流动性与收益反92 南开管理译论2016年19卷。第1期第8496页万方数据转指标衡量流动性时，IL LIO和GAM的系数估计值均在10水平

46、上显著为正，同时，ILIIQ X LNPPS和GAM X LNPPS的系数均在1水平上显著为正；此外，使用流动性比率时，LR以及LR X LNPPS的系数估计值均在1水平上显著为负，表明CEO薪酬股价敏感性越高，流动性与代理成本之间的负相关关系越强烈。总体而言，表7的结果说明，CEO薪酬股价敏感性越高，流动性越可能降低代理成本，说明股票流动性有助于提高CEO薪酬契约有效性，进而降低代理成本。五、稳健性分析1鉴于代理成本与股票流动性之间可能存在双向因果关系，本文使用滞后一期的股票流动性作为方程(5)的解释变量，并重新估计随机前沿模型(4)和(5)。由表8的结果可见，使用买卖价差、非流动性和收益反

47、转指标衡量流动性时，ROLL、I LLIQ和GAM的系数估计值均在1水平上显著为正；使用流动性比率时，LR的系数估计值在1水平上显著为负，表明股票流动性有助于降低代理成本。上述结果与表2基本一致。表8股票流动性与代理成本(稳健性检验)此外，本文在方程(5)中分别加人滞后一期股票流动性与机构投资者持股、股价信息含量和cEO薪酬股价敏感性的交互项，在此基础上检验流动性影响代理成本的作用机制，发现表57的结论没有发生实质性变化。2本文通过两步法估计代理效率，在此基础上使用工具变量法校正变量内生性。首先，估计不含条件均值方程的随机前沿模型(4)，进而通过方程(6)计算代理效率AE；其次，以代理效率AE

48、为被解释变量、股票流动性和公司治理变量z。为解释变量进行二阶段最小二乘估计(2SLS)，根据Jayaraman等、【181苏冬蔚等，29本文使用流动性变量的滞后一期及其行业中位数作为流动性的工具变量。由表9结果可见，使用二阶段最dxZ-乘法校正内生性后，ROLL、IL LIQ和GAM的系数估计值在5水平以上显著为负，同时，LR的系数估计值在1水平上显著为正，表明股票流动性有助于提高代理效率。上述结论与表2和表8均基本一致。表9股票流动性与代理效率(2SLS)此外，本文也使用上述工具变量法检验流动性发挥作用的传导机制，结果发现表57的结论不变。3根据Ang等悼1和姜付秀等，【131本文使用管理费用率MCOST衡量代理成本，并以管理费用率McOsT为被解释变量、股票流动性和公司治理变量z。为解释变量进行回归分析。由表10的结果可见，使用非流动性和收益反转指标衡量流动性时，ILLIQ和GAM的系Nanlai Busitle$鼬岫刖2016Vol 19，No 1PP 8496 93万方数据数估计值均在1水平上显著为正；使用换手率和流动性比率时，TOVER和LR的系数估计值均在1水平以上显著为负，表明股票流动性有助于降