碳信息自愿披露与权益资本成本
摘要：文章以2008年～2013年参与国际非盈利组织发起碳排放披露项目(CDP项目)的中国企业为研究对象，对这些企业披露碳信息后，企业的财务透明度以及权益资本成本进行实证研究。研究发现：我国企业自愿披露碳信息后，权益资本成本与披露信息显著负相关;另外，企业碳信息披露行为有助于缓解财务不透明带来的后果，表现为财务信息透明度越高的企业，其碳信息披露与权益资本成本的负相关关系更加显著。总之，文章表明自愿碳信息披露行为可以降低企业的权益资本成本。
关键词：碳信息;自愿披露行为;财务信息透明度;权益资本成本
一、 前言
本文对我国企业自愿披露碳信息的目的进行分析，是否能够依据信号传递理论通过降低信息不对称程度从而降低融资成本，同时分析投资者对企业的自愿披露行为的市场反应。
二、 文献回顾
1. 信息披露与资本成本。目前研究信息披露与资本成本主要有两种理论观点(何玉，2006)：一是信息披露越多，股票流动性越强，从而降低交易成本，更进一步可以降低企业资本成本;二是信息不对称程度越高，投资者获得的信息少，那么投资者将会基于已有预测风险要求高回报，也即资本成本较高。企业通过提高信息披露的质量来降低企业的资本成本(汪炜和蒋高峰，2004;雷东辉等，2005)。Dhaliwal等(2011)和李姝(2013)认为公司披露社会责任报告有助于降低企业的权益资本成本，并且社会责任报告披露对权益资本成的影响存在“首次披露”效应。Matsumura等(2013)指出自愿披露碳信息与企业价值有显著相关性。基于以上分析，提出本文的研究问题之一：企业披露碳信息是否可以降低权益资本成本。
2. 信息披露与财务透明度。Bushman和Smith(2001)研究分析了财务会计信息与公司治理之间的关系并且指出了盈余不透明度影响股票市场的3个通道。第一，更好的财务信息通过帮助投资者区分好与坏的投资，降低估计风险从而降低公司的权益资本成本。第二，更好的会计信息通过帮助投资者区分好与坏的管理者，降低代理成本从而降低公司的权益资本成本。第三，盈余不透明度通过弱化会计盈余与未观测到的经济盈余之间的关系，增加信息不对称。信息不对称增加了交易成本，导致了投资者要求更高的回报，增加了企业的权益资本成本。Bhattacharya，Daouk和Welker(2003)通过对许多国家的横截面数据的分析，研究了盈余不透明度与权益资本成本以及股票交易之间的关系;发现了一个国家的总体盈余不透明度增加都伴随着以下两个结果：权益资本成本的增加以及国家股票市场总体交易的下降。基于上述研究结果，本文提出第二个研究问题：碳信息披露可以降低权益资本成本的机制是什么，碳信息披露是否可以缓解财务不透明度带来的后果之一——权益资本成本增加。
三、 研究假设
基于信息披露相关因素显著影响企业资本成本，结合CDP项目的自愿碳信息披露，本文研究的问题主要是针对CDP自愿披露碳信息的企业的权益资本成本有什么样的变化。
根据信号传递理论以及Bushman和Smith(2001)的研究，企业披露增量信息将会降低投资者与企业之间信息不对称程度并且能够降低投资者的估计风险，进而降低企业资本成本。据此提出第一个假设：
H1：披露碳信息的企业，伴随着更低的权益资本成本。
根据第二个研究问题本文将要检验碳信息披露如何影响上市公司财务信息透明度，进一步影响企业的资本成本。Behn等(2008)指出财务信息披露的数量与分析师的预测呈正相关关系。Dhaliwal(2013)表明披露企业非财务信息越多，分析师预测误差越小。说明了财务与非财务信息披露与分析师预测存在密切的关系。Bhattacharya，Daouk和Welker(2003)发现了财务不透明度与公司的权益资本成本呈显著正相关关系。由于公司碳信息的披露与其他财务与非财务信息一样反映公司的价值，为投资者的决策提供可靠依据，那么对于财务透明度高的公司，投资者可以从碳信息的披露获得更多的有效信息来区分好与坏的投资，降低投资风险以及估计风险，从而降低公司的权益资本成本。所以本文提出第二个假设：
H2：财务透明度高的公司，碳信息披露与权益资本成本负相关关系更加显著。
四、 实证研究
1. 样本来源。本文的样本公司均为每年我国市值最大的100家公司，自2008年起至2013年，共计600家，剔除B股、H股、相关数据不全的公司，同时还需剔除eps2-eps1<0的数据(根据Easton模型计算权益资本成本)，最终样本量为132。本文的数据来源于两部分：一为WIND以及CSMAR数据库;二为手工提取CDP报告中碳信息回复情况。本文使用stata12.0统计软件。
2. 变量定义。
(1)被解释变量。本文主要的被解释变量为企业的权益资本成本(COC，cost of capital)与权益资本成本变化率(△COC);该变量的计算方法采取Easten(2004)计算，COC=(1)
其中esp.为每股收益率，p为每股股价;
△COC=(COCi，t+1-COCi，t)/COCi，t(2)
(2)解释变量。
①解释变量为CDPR，碳信息披露项目报告的参与情况。当年企业参与CDP项目，回复或提供信息，取值为1，否则取值为0。
②本文使用盈余激进度(Earnings Aggressiveness Measure)来衡量公司财务透明度。盈余激进度(EA)指企业提前确认收入而滞后确认损失的可能性。本文借鉴王艳和陈汉文(2006)的方法，采用应计总额中的异常应计(DA)衡量盈余激进度(EA)，进一步去衡量公司的财务透明度，本文使用异常应计项目的绝对值代理盈余激进度(EA)。本文借鉴Jeter等(1999)，Kothari等(2005)，Kang等(1995)以及王生年和白俊(2009)在计算异常应计额时对Jones模型的修正方法，在Jones模型中加入经营活动现金流(CF)、经营业绩(ROE)以及相关费用(EXP)等因素。
首先，本文采用2008年～2013年公司的截面数据回归，
TAi，t/Ai，t-1=?琢1(1/Ai，t-1)+?琢2(△REVi，t/Ai，t-1)+?琢3(PPEi，t/Ai，t-1)+?琢4(△EXPi，t/Ai，t-1)+?琢5(ROEi，t-1/Ai，t-1)+?琢6(CFi，t/Ai，t-1)+?滋i，t(3)
对模型(3)分行业进行回归，得到分行业的模型估计系数：?琢1，?琢2，?琢3，?琢4，?琢5，代入以下模型(4)，得到公司i的正常应计利润NDA。
NDAi，t=?琢1(1/Ai，t-1)+?琢2(△REVi，t/Ai，t-1)+?琢3(PPEi，t/Ai，t-1)+?琢4(△EXPi，t/Ai，t-1)+?琢5(ROEi，t-1/Ai，t-1)+?琢6(CFi，t/Ai，t-1)+?滋i，t(4)
在此基础上，可求出操控性应计利润DA=TA/A-NDA。
再次，计算每个公司的盈余激进度EA，公式如下：EA=|DA|。
需要指出的是，EA与公司财务信息透明度呈反向关系，EA的值越大，公司的异常应计额越大，表明公司的财务信息透明度越低。
3. 模型。通过构建以下两个模型，来检验本文假设1：
COCit=?茁0+?茁1*CDPRit+?茁2*SIZEit+?茁3*LEVit+?茁4*BMit+?茁5*ROAit+?茁6*OPRISKit+?茁7*INDit+?着t(5)
△COCit=?茁0+?茁1*CDPRit+?茁2*SIZEit+?茁3*LEVit+?茁4*BMit+?茁5*ROAit+?茁6*OPRISKit+?茁7*INDit+?着t(6)
在模型中，我们将权益资本成本作为被解释变量，将CDP项目的碳信息披露作为主要的解释变量。同时本文参考Dhaliwal等(2011)的文章，在设置控制变量时，考虑到了公司所在行业的市场风险也会影响企业的资本成本。公司的财务风险与权益资本成本正相关，财务风险越大，公司的权益资本成本越高。如果公司处于快速成长阶段时，那么公司的资本成本也较高。公司的盈利能力越强，获得资本的成本越低。规模较大的公司，抵抗外部风险的能力也越大，越容易获得投资，相应的资本成本相对越低。本文还控制了行业对资本成本的影响。
通过构建模型(7)、(8)、(9)来检验假设2：
COCit=?琢+?茁1EA_Dit+?茁2EAit+?茁3BETAit+?茁4SIZEit+?茁5LEVit+?茁6ROAit+?茁7OPRISKit+?着t(7)
COCit=?琢0+?琢1*CDPRit+?琢2*CDPRit×D_EAit+?琢3*D_EAit+?琢4*SIZEit+?琢5*LEVit+?琢6*BMit+?琢7*ROAit+?琢8*OPRISKit+?琢9*INDit+?啄t(8)
△COCit=?琢0+?琢1*CDPRit+?琢2*CDPRit×D_EAit+?琢3*D_EAit+?琢4*SIZEit+?琢5*LEVit+?琢6*BMit+?琢7*ROAit+?琢8*OPRISKit+?琢9*INDit+?啄t(9)
在上述三个模型中的(8)与(9)，被解释变量与模型(5)、(6)一致，解释变量中增加了关于公司财务透明度的代理变量D_EA。主要考察公司的财务信息透明度如何影响权益资本成本与碳信息披露之间的关系，我们预期财务透明度对两者关系有显著的影响，表现为财务透明度高的公司，其碳信息披露与权益资本成本之间的负相关关系更加显著。
五、 实证结果
1. 描述性统计。总体来看，碳信息披露的企业是增加的， 2008年～2011年填写问卷与信息提供从8家到42家公司，碳信息的披露数量是在逐年上升的;需要说明的是2012年的情况特殊，因为CDP项目信息发布合作者的更换，导致了信息披露的变化(只披露填写问卷的公司)。到2013年有27家公司填写有效问卷，还有数家提供意见。所以，足见很多公司开始关注CDP项目，并且自愿参与到其中，自愿披露公司碳相关的信息。
2. 检验结果分析。
(1)碳信息披露与权益资本成本。根据本文的假设，对模型(5)进行多元回归分析。从表1中的结果可以看出，碳信息披露与权益资本成本呈显著负相关关系(-0.012，-2.25**)。说明根据信号传递理论，市场以及投资者确实会关注企业在CDP项目报告中的自愿碳信息披露，并且这一增量信息降低了投资者与企业之间的信息不对称程度，进一步表现为降低了投资者对企业的资本回报率也就表现为企业的权益资本成本。这与本文的预期一致，说明自愿披露企业的信息有助于降低投资者与企业的信息不对称，并且有助于降低企业的权益资本成本。与未披露碳信息的企业相比，披露的公司其权益资本成本显著降低了1.2%。同时控制变量中的市场风险(Beta)与资本成本显著负相关(-0.016，-2.03**)，市场的系统风险越低，企业的资本成本越高。企业的财务杠杆与权益资本成本显著正相关(0.075，4.15***)，杠杆越高的企业，权益资本成本越高。企业的总资产收益率(ROA)与权益资本成本正相关。模型(6)检验了自愿披露碳信息对权益资本成本变化率的影响。通过表1中第2栏的结果，可以看出自愿碳信息披露(CDPR)与权益资本成本变化率为显著正相关(0.252，2.36**)。说明自愿碳信息披露，权益资本成本变化率将会提高24.3%，更进一步证明了自愿披露碳信息可以降低企业的权益资本成本。通过对模型5、6的检验得到的证据显示，本文可得出支持假设1的结论。在控制了影响企业权益资本成本的变量后，发现企业披露的碳信息(CDP报告)可以降低企业的权益资本成本。
(2)权益资本成本与财务信息透明度。通过对模型7的检验。表1中第3栏的证据表明，本文与Bhattacharya，Daouk和Welker(2003)的发现一致，财务不透明度与权益资本成本呈显著正相关关系。本文用两种方法表示财务不透明度的程度，首先EA是财务不透明的具体数值，其次EA_D是将EA分为10等分，其中1等分～3等分为EA_D=0;8等分～10等分为EA_D=1。财务越不透明的企业(EA_D=1;EA值越大)，其权益资本成本越高。
(3)财务透明度与碳信息披露。通过对模型8、模型9的检验分析，表1中第4栏～第5栏的回归结果可以得出支持假设2的结论。CDPR碳信息报告与COC权益资本成本在5%的水平上呈显著负相关关系，同时CDPR*EA_D交乘项与COC呈显著正相关关系，表明财务信息透明度越差的企业，其碳信息披露与权益资本成本呈正相关关系并且显著，说明在财务信息不透明的企业中，披露的碳信息不被投资者认可，在本文中表现为权益资本成本显著增加;而对于财务透明度高的企业，其碳信息披露可以降低2.8%的权益资本成本。EA_D与权益资本成本之间呈正相关关系但不显著，与表1中第三栏的结果综合考虑，本文发现财务透明度越差的企业，其权益资本成本越高的关系随着碳信息的披露得到了缓解。而表1中第5栏的权益资本成本变化率与碳信息披露以及财务信息透明度之间虽然呈现负相关关系，但是缺乏显著性。总之，统计证据显示，碳信息披露(CDP报告)缓解了公司财务透明度对权益资本成本的负面影响。
(4)稳健性检验。文章考虑到人为地将财务信息透明度进行分级可能会对碳信息披露与权益资本成本的关系造成影响。我们对模型8、模型9稍作变动，考察了财务信息透明度本身对碳信息披露与权益资本成本的影响，并且引入了其与碳信息披露的交互项，重复上述回归分析，基本结论无改变。
六、 结束语
本文以2008年～2013年参与CDP项目的中国企业为样本，运用信号传递理论，检验了自愿披露碳信息对企业权益资本成本的影响。得到如下结论：首先，根据信号传递理论，市场以及投资者确实会关注企业在CDP项目报告中的自愿碳信息披露，并将这一增量信息作为有效的信息，降低了投资者与企业之间信息不对称的程度，进一步表现为降低了投资者对企业的资本回报率也就表现为企业的权益资本成本。其次，本文发现财务透明度越高的企业，碳信息披露与权益资本成本之间的负相关关系更加显著。
参考文献：
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[7] Bhattacharya U， Daouk H， Welker M.The world price of earnings opacity[J].The Accounting Review，2003，78(3)：641-678.
基金项目：国家科技部软科学项目(项目号：2013GXS4D107);内蒙古科技大学创新基金项目(项目号：2014QDW018)。
作者简介：王君彩(1942-)，女，汉族，河北省宁晋县人，中央财经大学会计学院教授、博士生导师，研究方向为会计理论与方法研究、企业集团会计理论与方法、企业集团财务管理、会计信息失真问题研究、无形资产理论与实务、碳会计;张娟(1984-)，女，汉族，内蒙古自治区包头市人，中央财经大学会计学博士生，内蒙古科技大学经济与管理学院讲师，研究方向为公司治理、碳会计、会计理论与方法;弓秀玲(1971-)，女，汉族，，内蒙古自治区包头市人，内蒙古科技大学硕士生导师，计财处副处长，研究方向为经济管理、稀土。
收稿日期：2015-06-17。
作者：张娟 王君彩 弓秀玲
【摘要】绿色信贷是我国解决环境污染与资源浪费问题、促进产业结构优化升级与经济可持续发展的重要政策之一。 基于2007 ～ 2016年A股上市公司经验数据， 以2012年《绿色信贷指引》实施为事件构造准自然实验， 采用倾向得分匹配—双重差分（PSM-DID）模型考察绿色信贷政策的实施对“两高”企业权益资本成本的影响。 研究发现， 与其他企业相比， 绿色信贷政策会显著提高“两高”企业的权益资本成本， 且投资者信心在该影响中具有显著的部分中介作用。 此外， 基于产权性质和地区经济发展水平进一步分组研究发现， 非国有性质、发达地区的“两高”企业受该政策的影响更显著。
【关键词】绿色信贷;权益资本成本;投资者信心;高污染、高耗能
一、引言
改革开放以来， 我国经济快速发展， 但传统粗放型经济发展方式伴随着环境污染、资源浪费等问题， 不符合长期可持续发展要求。 党的十八大第一次把生态文明纳入五位一体总布局， 以习近平同志为核心的党中央高度重视绿色发展。 作为现代经济的核心， 金融业在绿色发展中起着关键作用， 绿色金融将为构建有中国特色的现代金融体系做出重要贡献。
绿色信贷源于绿色金融， 是绿色金融的重点和核心。 2007年， 原国家环境保护总局等机构联合发布《关于落实环保政策法规防范信贷风险的意见》， 要求各金融机构加强授信管理， 严格信贷环保要求， 强化贷款审批、发放以及监督管理流程的严格程度。 2012年， 中国银行业监督管理委员会制定并发布了《绿色信贷指引》， 指导银行业金融机构建立相关风险管理体系、完善信贷政策制度等， 对其开展绿色信贷工作做出明确要求与具体安排， 标志着绿色信贷政策的进一步发展。 绿色信贷是绿色金融政策的主要内容， 其核心在于通过高门槛、高利率、融资约束等措施加强对“两高”（高污染、高耗能）行业的信贷管制， 限制其发展， 引导其实施绿色转型， 从而将生态文明建设融入经济社会发展中， 促进经济可持续发展。 随着绿色信贷政策的不断完善， 全民环保、低碳意识的日益提高， 我国投资者群体日益关注“低碳经济”“绿色经济”等相关领域， 逐渐将企业环保行为、社会责任感等因素纳入投资决策中， 注重结合环境表现来评价企业价值。
基于上述背景和已有研究， 本文对绿色信贷如何影响“两高”企业的权益资本成本以及投资者信心的中介作用进行探究。 以“两高”企业为处理组， 其他企业为对照组， 通过PSM-DID方法从权益资本成本角度分析绿色信贷政策如何影响“两高”企业的权益融资活动， 并进一步展开作用机制研究， 探讨投资者信心在该影响中所发挥的中介作用。 此外， 本文就产权性质和地区经济发展水平进行异质性分析， 探析不同情况下绿色信贷政策对“两高”企业权益融资活动的实施效果。
本文可能的贡献主要体现在以下三个方面： 首先， 首次从企业权益资本成本角度研究绿色信贷政策的实施效果， 并引入投资者信心作为中介变量， 为绿色信贷政策对企业权益融资活动的影响提供经验检验， 丰富了相关研究; 其次， 采用PSM-DID方法准确识别绿色信贷政策与企业权益资本成本的关系， 检验《绿色信贷指引》的实施净效应， 解决了绿色信贷研究所面临的被投入企业绿色信贷相关数据无法获取的问题; 最后， 通过研究地区经济发展水平对绿色信贷政策与“两高”企业权益资本成本关系的影响， 考察各地区市场环境、制度建设和政策实施差距， 探寻可能对绿色信贷政策实施效果产生影响的制度与市场因素， 揭示绿色金融发展不平衡的现状， 为促进绿色金融全面发展提供经验支持。
二、文献综述
为检验绿色信贷政策的有效性， 学术界从宏观层面、中观层面和微观层面对其实施效果展开了一系列研究。 在宏观层面上， 绿色信贷政策实施效果主要集中于节能减排[1] 、环境质量[2] 、经济增长[3] 等方面。 中观层面的经济后果研究主要围绕绿色信贷对商业银行的盈利能力[4] 、经营效率[5] 以及信贷风险[6] 等的影响。 随着绿色信贷体系不断发展， 政策微观效果逐渐显现， 学术界开始重视绿色信贷对被投入主体的微观影响。 近年来， 学者们通过实证检验分析了绿色信贷对上市公司创新绩效[7] 、投资行为[8] 、债务期限[9] 、新增银行借款[10] 、债务融资成本[11，12] 、融资便利性[13，14] 等要素的影响， 基于被投入企业视角研究了绿色信贷政策的微观效果。 此外， 合理的资本结构对企业发展具有重要意义， 长期被学术界所关注。 然而， 当前有关绿色信贷对被投入企业资本结构的影响研究多涉及债务融资方面， 如伍中信等[15] 在对绿色信贷与企业资本结构的关系研究中仅探讨了债务层面的影响， 而关于绿色信贷如何影响上市公司权益融资， 尚缺乏相关研究和验证。
权益资本成本受到诸多因素的影响， 国内外学者主要从公司内部和外部这两个角度展开研究。 在内部影响因素方面， 李力等[16] 以重污染行业上市公司为样本， 研究发现企业碳绩效与碳信息披露质量显著正相关， 且碳信息披露质量越高， 企业权益资本成本越低。 魏卉和姚迎迎[17] 提出技术创新会通过提高企业竞争力和吸引投资者关注来降低企业权益资本成本。 在复杂多变的经济形势下， 外部环境对企业权益资本成本的影响研究逐渐深化。 封雨和叶敏文[18] 研究发现， 发达的金融市场环境会通过完善信息披露机制等路径对企业权益资本成本产生影响。 喻灵[19] 以A股上市公司为样本， 研究发现股价崩盘风险与企业权益资本成本显著正相关， 并且機构投资者的信息传递作用会显著降低该影响。 Li等[20] 以重污染企业为样本， 研究发现关于企业低碳活动的媒体报道会显著降低企业权益资本成本， 而市场化进程会弱化这种作用。 此外， 国家宏观经济政策与上市公司权益资本成本紧密相关， 如杨忠海[21] 研究发现， 在紧缩的货币政策下， 会计信息可比性的提高会降低企业权益资本成本。
综上所述， 国内外现有关于绿色信贷政策实施效果的研究主要集中在宏观层面和中观层面， 基于被投入企业这一微观视角的相关文献较少， 且从企业资本结构角度入手的文献都只探讨了绿色信贷政策对企业债务融资活动的影响， 而作为企业融资重要来源的权益融资活动受到何种影响却被学术界所忽视。 此外， 国内外学者主要针对企业治理质量、股价崩盘风险、投资者情绪等要素探讨了权益资本成本的内外部影响因素， 尚未直接探讨绿色信贷政策对上市公司权益资本成本的影响。 因此， 本文将绿色信贷政策和权益资本成本纳入同一研究框架， 以投资者信心为中介变量研究绿色信贷政策对“两高”企业权益资本成本的作用机制， 以填补相关领域研究空白。
三、理论分析与研究假设
绿色信贷政策通过政策的差异化进行信贷资源的优化配置， 旨在缓解绿色企业融资难问题， 并通过融资约束抑制“两高”企业的盲目发展， 促进其积极寻求转型。 绿色信贷政策主要通过信贷约束、政府环保干预与绿色理念的推广遏制“两高”企业发展， 影响市场投资者的投资行为， 进而影响企业权益资本成本。
在绿色信贷政策下， 商业银行将企业环保状况作为审批贷款的必备条件之一， 通过高贷款成本和高贷款门槛等条件抑制信贷资源向“两高”企业流动， 从而形成融资约束， 阻碍其发展。 绿色信贷对“两高”企业发展的遏制作用最终会体现在企业年度报表中， 从而降低企业在资本市场中的投资价值。 抑制“两高”企业融资和发展会向资本市场传递消极信号， 削弱其对“两高”企业的资源配置力度， 投资意愿弱化和资金供给量减少将提高“两高”企业的权益资本成本。 同时， 绿色信贷约束作用亦会对“两高”企业的创新绩效、融资便利性、投资效率等产生消极影响[7，8，14] ， 进一步导致其权益资本成本提高。 此外， 绿色信贷政策将引发环境规制趋严， “两高”企业将面临更严格的监督和惩罚， 迫使其在困境中开展技术创新以促进企业转型。 强监管和严惩罚使得“两高”企业面临较高的环境违法风险和退出风险， 企业经营环境存在较大不确定性。 基于利益相关者理论， 由于需要承担被投资企业的环境风险， 市场投资者出于自身利益考虑会提高对“两高”企业的预期回报要求。 同时， 我国近年来大力推进经济社会发展绿色转型， 持续深化绿色发展理念， 企业环境声誉的重要性日益凸显。 相较于其他企业， “两高”企业缺乏环境友好和可持续发展的市场形象， 而社会声誉下降可能导致其以较高的资本成本进行外部融资。
基于上述分析， 本文提出假设：
H1： 与其他企业相比， 绿色信贷政策提高了“两高”企业的权益资本成本。
四、研究设计
（一）样本选择与数据来源
本文基于PSM-DID模型检验绿色信贷政策对“两高”企业权益资本成本的影响， 选取2007 ～ 2016年A股上市公司作为研究对象， 处理组为“两高”企业， 对照组为其他企业。 本文的“两高”企业样本根据2008年国家环保部印发的《上市公司环保核查行业分类管理名录》中主要的16类重污染行业和《2010年国民经济和社会发展统计报告》中6类高耗能行业筛选获得。 同时按以下标准处理样本： 剔除ST公司; 剔除AH股上市公司; 剔除金融行业上市公司; 剔除2012年之后（含2012年）成立的公司; 剔除数据缺失的样本; 对连续型变量进行前后1%的缩尾处理; 进行倾向得分匹配， 剔除未匹配的样本。 本文最终获得4249个样本观测值， 数据主要来源于国泰安数据库， 数据处理软件为STATA 16.0和SPSS 26.0。
（二）变量选取
1. 被解释变量。 权益资本成本是指投资者为被投资企业提供资金所要求的收益率， 即企业取得权益资本所需付出的代价。 考虑数据可获得性和估计准确性， 本文采用以公司收益为基础的剩余收益模型进行权益资本成本估价。 毛新述等[22] 通过检验不同权益资本成本估计方法的有效性， 发现剩余收益模型中的PEG模型和OJN模型能更恰当地估计各种风险的影响， 更符合我国资本市场的实际情况。 由此， 本文在主检验中采用Easton[23] 的PEG模型估计权益资本成本， 在稳健性检验中采用Ohlson等[24] 提出的OJN模型估计权益资本成本。 模型分别如下：
Rpeg= （1）
其中： Rpeg表示使用PEG模型估计的权益资本成本; epst+2是分析师预测的第t+2期每股收益均值; epst+1是分析师预测的第t+1期每股收益均值; Pt是公司第t期期末的每股价格。
其中： Rojn表示使用OJN模型估计的权益资本成本; k是过去三年的平均股利支付率; r-1表示长期经济增长率， 将其设定为5%。 其他变量定义与模型（1）相同。
2. 解释变量。 双重差分交互项Post×Treat是本文的核心解释变量， 其系数估计值表示绿色信贷政策影响“两高”企业权益资本成本的净效应。 其中： 分组虚拟变量Treat表示是否为“两高”企业， 若为“两高”企业， Treat取值为1， 否则取值为0; 时间虚拟变量Post以2012年《绿色信贷指引》印发为界， 2012年及之后Post取值为1， 否则取值为0。
3. 中介变量。 目前， 投资者信心这一变量尚无直接度量方式。 本文参照雷光勇等[25] 、杜勇等[26] 的做法， 综合考虑市场层面和公司层面的影响因素， 选择股票年换手率（TO）、市净率（PB）以及主营業务收入增长率（GROW）这三个指标， 对其进行主成分分析并提取特征值大于1的前两个主成分， 累计贡献率为74.952%， 最终得到如下投资者信心指数方程：
Ic=0.3390×PB+0.2394×TO+0.3933×GROW
（3）
本研究所涉主要变量定义详见表1。
（三）模型选取
1. 倾向得分匹配法。 由于处理组和对照组在可观测特征上存在差异性， 仅通过双重差分模型无法获得绿色信贷政策对“两高”企业权益资本成本的净效应。 倾向得分匹配法（PSM）不仅可以在一定程度上缓解内生性， 还可以通过对照组的精确选择减少普通OLS回归可能存在的误差。 本文借鉴刘晔等[27] 的研究， 通过逐年匹配方法为各年“两高”企业的处理组分别寻找相匹配的对照组， 解决样本选择偏差和异质性问题， 从而确保处理组和对照组满足共同趋势假设。 本文选择1∶2最近邻匹配且允许重复匹配的方法， 以相同年份为原则将“两高”企业和其他企业中控制变量特征相同或相近的样本进行逐年匹配， 获得处理组和对照组， 较大程度地确保样本的准确性和完整性。 具体步骤如下：
（1）选择待匹配的控制变量， 本文选取Lev、Growth、Roa、Beta、Size、BM、Shrcr作为匹配变量。
（2）计算倾向得分。 以虚拟变量Treat为因变量， 当Treat取1时表示“两高”企业处理组， 取0时表示对照组， 以控制变量为自变量， 逐年运用Logit估计处理组和对照组的控制变量倾向得分。 倾向得分将两组研究对象的多个考察维度统一到一维， 即一个概率数值， 从而能更准确地度量样本之间的差异， 实现精准匹配。 Logit模型的计算公式如下：
Treat=α0+α1Lev+α2Growth+α3Roa+α4Beta+
α5Size+α6BM+α7Shrcr+ε （4）
（3）匹配处理组和对照组的企业。 根据上一步骤估算的每个企业的倾向得分对两组样本按1∶2最近邻匹配法进行逐年匹配， 并舍弃不满足匹配条件的样本， 从而得到符合共同趋势假设的处理组和对照组。
（4）根据两组数据的倾向得分是否相近及其各控制变量均值差异是否显著， 进行共同支撑检验和平衡性检验。
2. 双重差分模型。 双重差分法（DID）被广泛应用于政策实施效果分析， 其原理是在反事实框架下根据外生政策将样本分为处理组和对照组， 对被观测变量在未实施政策和实施政策的不同情况下如何变化进行检验， 排除环境效应等带来的影响， 从而有效缓解普通OLS回归中存在的内生性问题。
为探讨绿色信贷政策对“两高”企业权益资本成本的作用机制， 以往的做法会对政策实施前后的“两高”企业权益资本成本做差分， 但这种单差法会忽略大环境对其产生的影响， 而得到有偏估计。 同时， 绿色信贷政策是不受单个企业影响的外生政策， 为构建准自然实验进行政策净效应检验提供了有利条件。 因此， 本文使用PSM方法获得处理组和对照组， 处理组是“两高”企业， 对照组是其他企业， 通过横向和纵向双重差分构建模型（5）检验绿色信贷政策对“两高”企业权益资本成本的净政策效应。 此外， 本文借鉴温忠麟和叶宝娟[28] 提出的中介效应检验方法， 在模型（5）的基础上构建模型（6）和模型（7）， 对投资者信心在绿色信贷和“两高”企业权益资本成本关系中的中介作用进行检验。 双重差分模型（5） ～ （7）如下：
PEGi，t=β0+β1Post×Treat+βjControlsj+Idi+
Yeari+εi，t （5）
Ici，t=γ0+γ1Post×Treat+γjControlsj+Idi+Yeari+
εi，t （6）
PEGi，t=δ0+δ1Post×Treat+δ2Ici，t+δjControlsj+
Idi+Yeari+εi，t （7）
其中： β0、γ0、δ0表示常數项， βj、γj、δj是解释变量待估计系数， ε为随机扰动项; Idi表示个体固定效应， 对较为粗糙的分组变量Treat进行替代， 从而能够更精确地反映个体特征; Yeari表示时间固定效应， 对较为粗糙的政策实施变量Post进行替代， 从而能够更精确地反映时间特征。 模型（5） ～ （7）中交互项Post×Treat的系数β1、γ1、δ1分别表示绿色信贷政策实施对“两高”企业权益资本成本和投资者信心的净影响。
五、实证结果与分析
（一）描述性统计
表2反映了本文主要变量的描述性统计结果。 权益资本成本的均值为11.0%， 最大值为25.8%， 最小值为3.0%， 标准差为0.042， 这说明样本企业的权益资本成本存在一定差异。 投资者信心的均值为2.705， 可以看出我国投资者信心水平普遍不高， 这可能源于我国资本市场的发展水平不高。 投资者信心的最大值为8.772， 最小值为0.608， 标准差为1.529， 这反映了不同样本企业在不同年份的投资者信心存在较大差异。 时间虚拟变量的均值为0.563， 说明政策实施之后的样本占样本总量的56.3%。 分组虚拟变量的均值为0.408， 说明“两高”企业样本占样本总量的40.8%。 此外， 企业规模的数据差异较大， 这说明样本中企业规模不一。 营业收入增长率和总资产净利润率的最大值、最小值与平均值之间也存在一定差异。 营业收入增长率的最小值为负值， 这表明样本中存在负增长的企业。 总资产净利润率的最小值也为负值， 这说明样本中部分企业经营状况较差， 缺乏一定的获利能力。
（二）倾向得分匹配结果分析
本文以相同年份为原则， 基于1∶2最近邻匹配方法对样本进行逐年匹配。 由于各年结果相似， 本文仅汇报2016年的倾向得分匹配结果。
均衡性检验结果见表3， 匹配后全部变量在处理组和对照组之间的均值差异较小， 标准化偏差的绝对值均小于5%， 并且匹配后的t统计量均小于1.65， 即均不拒绝两组数据不存在系统性差异的假设。 因此， 平衡性假设得到满足， 基于倾向得分匹配方法的匹配效果较为理想。
此外， 各协变量在匹配前后的标准差变动情况直观地展示在图1中。 由图1可知， 匹配后变量在处理组和对照组之间均值差异较小， 其标准化偏差均控制在较小范围内， 这说明匹配后样本可支撑本文进一步的研究。
图2直观展示了绝大部分观测值都在倾向得分的共同取值范围内， 符合共同支撑假设这一要求。 图3为倾向得分值概率分布密度函数图。 观察图3可知， 匹配前处理组和对照组核密度函数图存在一定差异， 可能存在样本选择偏差。 通过倾向得分匹配， 处理组和对照组的核密度函数图几乎重叠， 能够保持共同趋势。 由此可见， 匹配后的样本符合共同趋势假设的要求。
（三）双重差分模型实证分析
由前文对倾向得分匹配结果的分析可知， 匹配后获取的样本满足PSM-DID的前提条件， 因此本文采用匹配后的样本根据模型（5）进行双重差分分析， 检验H1。 控制其他变量前， 回归结果如表4列（1）所示， 双重差分变量Post×Treat的系数为0.004， t检验统计量为1.86， 在10%的水平上显著为正， 这初步说明绿色信贷政策的实施会导致“两高”企业权益资本成本的提高。 控制其他变量后， 回归结果如表4列（2）所示， 双重差分变量Post×Treat的系数为0.005， t检验统计量为2.03， 在5%的水平上显著为正， 这进一步说明相对于其他企业， 绿色信贷政策显著提高了“两高”企业的权益资本成本， H1成立。
（四）稳健性检验
本文主要通过更换权益资本成本衡量方式、更换PSM匹配方法以及反事实检验等， 对主检验回归结果和结论进行稳健性检验。 稳健性检验结果列示于表5中。
1. 更换权益资本成本衡量方式。 前文的主体回归部分已经运用PEG模型来估算企业权益资本成本， 下面继续采用OJN模型的估算方式来衡量权益资本成本， 对模型（5）进行回归， 进一步检验结论的稳健性。 由表5列（1）可知， 双重差分变量Post×Treat的系数为0.006， 在5%的水平上显著， 这表明绿色信贷政策会提高“两高”企业的权益资本成本， 与主检验结论一致， 说明主检验回归结果具有稳健性。
2. 更换PSM匹配方法。 PSM的具体匹配方法多种多样， 本文继续采用局部线性回归匹配法同样对样本进行逐年匹配， 并以匹配后的样本对模型（5）进行回归。 对表5列（2）的回归结果进行类似分析可知， 采用局部线性回归匹配法的回归结果与主检验中采用最近邻匹配法的结果具有一致性， 这说明了不同匹配方法的稳健性。
3. 反事实检验。 考虑其他随机因素可能会对企业权益资本成本产生影响， 本文通过改变政策实施时点进行反事实检验， 即假设政策干预发生在其他时点， 若“两高”企业的权益融资状况确实受到绿色信贷政策的影响， 那么在反事实检验中双重差分变量Post×Treat的系数与主检验中的结果应存在明显差异。 具体而言， 本文分别选取政策实施前后的两个期间作为反事实检验中的数据样本， 即政策实施前的2007 ～ 2011年和政策实施后的2012 ～ 2016年， 并假设政策实施时点分别前推和后推两年， 从而对样本进行回归， 估计假想政策的效果。 由表5列（3）可知， 政策实施时点前推的样本回归结果中， 双重差分变量Post_pre×Treat的估计系数不显著; 由表5列（4）可知， 政策实施时点后推的样本回归结果中， 双重差分变量Post_post×Treat的估计系数不显著。 因此， 绿色信贷政策在其他时点实施的政策效应均不显著， 这在一定程度上表明提高“两高”企业权益资本成本的因素不是来自于其他干扰因素， 而是很大程度上来自于绿色信贷政策的实施效应， 本文结论可靠。
（五）進一步研究
1. 投资者信心的中介效应。 投资者信心是积极的投资者情绪， 是指投资者根据可获得信息综合分析市场和企业的发展状况后， 产生对于未来的乐观预期。 根据有效市场理论， 我国正处于弱式有效市场， 理性的投资者只能结合宏观环境、行业、公司等因素进行分析以做出投资决策。 绿色信贷政策传递着支持环境友好型行业发展的信号， 这种政策倾向会弱化投资者对“两高”行业的信心。 同时， 绿色信贷对“两高”企业的融资约束致使相关企业创新与财务绩效表现不佳且经营风险增加， 导致投资者所面临的投资风险较高， 有损投资者的乐观情绪。 此外， 在绿色信贷政策背景下， 社会各界日益重视绿色经济发展， 而“两高”企业作为非环境友好型企业， 在资本市场上具有较差的企业声誉。 由于声誉是向外界传递企业价值的重要信号， 投资者对于“两高”企业的未来很可能持消极预期。 同时， 政府对企业环境表现的重视以及投资者环保意识的增强， 使得企业的环境表现可能成为企业价值的重要评价指标， 从而影响投资者对“两高”企业的预期。
总体而言， 绿色信贷政策可能会促进社会公众投资者对“两高”企业的消极未来预期， 弱化投资者信心并影响其投资行为， 这最终会表现在企业股价上， 从而影响企业权益资本成本。 因此， 本文根据模型（5） ～ （7）分别进行回归， 探究投资者信心在绿色信贷政策与“两高”企业权益资本成本关系中的中介作用， 回归结果如表6列（1） ～ 列（3）所示。
由表6列（1）和列（2）可知， 模型（5）和模型（6）中双重差分变量Post×Treat的系数分别为0.005和
-0.189， 分别在5%和1%的水平上显著， 这表明绿色信贷政策会提高“两高”企业的权益资本成本， 降低其投资者信心。 在模型（5）、模型（6）的回归结果基础上， 对模型（7）进行回归以检验投资者信心的中介作用， 回归结果如表6列（3）所示。 投资者信心的回归系数在1%的水平上显著为负， 这说明在考虑其他变量后， 企业投资者信心越小， 其权益资本成本越高。 双重差分变量Post×Treat的系数为0.004， 在10%的水平上显著， 且与模型（5）的回归结果相比， 该变量系数的绝对值有所下降， 即在模型（5）的基础上加入投资者信心后， 绿色信贷政策对“两高”企业权益资本成本的影响有所下降但仍显著。 根据温忠麟和叶宝娟[28] 提出的中介效应检验模型， 投资者信心在绿色信贷政策对“两高”企业权益资本成本的影响中起着部分中介作用， 即投资者信心的降低分担了一部分绿色信贷政策对“两高”企业权益资本成本的消极影响， 绿色信贷政策可以通过降低“两高”企业投资者信心来提高其权益资本成本。
2. 产权异质性。 由于与政府存在密切关系， 与非国有企业相比， 国有企业在政策保护和融资便利方面颇具优势， 其资金和经营状况等有政府做一定程度的担保， 经营风险较小。 为规避风险， 银行为国有企业提供贷款的意愿往往更强。 在该背景下， 投资者对国有企业进行投资通常面临较小的风险以及较稳定的回报， 从而投资者对国有企业投资具有积极的未来预期和较强的投资意愿。 此外， 国有企业能更及时地掌握国家的政策信息， 并积极调整其经营活动以满足政策要求， 从而减少自身损失。 相对而言， 非国有企业可获得的政策支持少， 且存在融资难、融资贵等困难， 故投资者对其做出投资决策时更为谨慎， 需要全方位掌握其发展信息来判断是否为其提供资金。 在绿色信贷背景下， 非国有“两高”企业发展完全靠自己， 严格的环境规制和信贷抑制使其面临较高的经营风险和环境违规风险， 从而增加利益相关者的风险承担， 由此资本市场投资者往往会通过要求更高的报酬来弥补其承担的高风险。 因此， 与国有“两高”企业相比， 非国有“两高”企业的权益资本成本可能受绿色信贷政策的影响更大。 本文以产权性质为依据将样本划分为国有企业组和非国有企业组， 根据模型（5）分别进行回归， 探究不同产权性质下绿色信贷政策与“两高”企业权益资本成本的关系， 回归结果如表7列（1）和列（2）所示。
由表7列（1）可知， 国有企业组中双重差分变量Post×Treat的估计系数为0.003， 未通过显著性检验， 这表明国有性质可以缓解绿色信贷政策对“两高”企业权益资本成本的正向影响; 由表7列（2）可知， 非国有企业组中双重差分变量Post×Treat的估计系数为0.010， 在5%的水平上显著， t统计量为2.49， 系数值和显著性水平都较高。 由上述结果可知， 绿色信贷政策对非国有“两高”企业权益资本成本的正向影响更大且显著， 而对国有“两高”企业的影响不显著。
3. 地区经济发展水平异质性。 作为全国性的产业政策， 绿色信贷政策的实施效果却可能因地区而异。 一方面， 我国各地区金融业发展不平衡， 发达和欠发达省份的金融业发展水平存在较大差异。 目前， 我国总体缺乏良好市场环境、绿色金融产品和服务的不完善等问题制约着绿色金融的发展[29] 。 经济发达地区的金融业往往较为成熟， 在金融机构专业性、配套体系完善性、金融产品丰富性、投资者理性程度等方面具有优势， 可以在一定程度上缓解绿色金融发展面临的问题， 支持绿色信贷发展， 强化绿色信贷政策实施效果。 另一方面， 经济发展水平会加强地方政府的环境规制[30] 。 经济发达地区更注重绿色经济转型， 通过制定有效的环境规制措施和政策来实现绿色高质量发展。 环境政策能有效提高绿色金融配置效率[31] ， 从而推动绿色信贷政策的有效实施。 同时， 在高环境规制下， 社会各界的环保意识强， 对绿色发展高度重视。 而经济欠发达地区政府往往面临较大的GDP增长压力， 很可能会选择牺牲长期的环境利益来实现短期的经济发展， 并在一定程度上保障“两高”企业的发展， 难以保证绿色信贷政策的有效落实。 因此， 本文以该年该省份GDP是否为全国前十为依据将样本划分为发达地区组和欠发达地区组， 根据模型（5）分别进行回归， 探究不同地区经济发展水平下绿色信贷政策与“两高”企业权益资本成本的关系， 回归结果如表7列（3）和列（4）所示。
由表7列（3）可知， 发达地区组中双重差分变量Post×Treat的估计系数为0.010， 在1%的水平上显著， 这表明对于发达地区企业而言， 绿色信贷政策会提高“两高”企业的权益资本成本， 且效果显著; 由表7列（4）可知， 欠发达地区组中双重差分变量Post×Treat的估计系数为-0.003且不显著。 由上述结果可知， 绿色信贷政策对发达地区“两高”企业的权益资本成本有显著的正向影响， 而对于欠发达地区“两高”企业的影响不显著。
六、结论与建议
（一）结论
本文以2007 ～ 2016年A股上市公司为研究对象， 以“两高”企业为处理组， 其他企业为对照组， 采用PSM-DID方法实证检验了绿色信贷政策对“两高”企业权益资本成本的作用机制。 研究发现， 绿色信贷政策会显著提高“两高”企业的权益资本成本， 并且在绿色信贷与“两高”企业权益资本成本的关系中投资者信心发挥着部分中介作用。 此外， 由于政策保护、融资便利性等差异， 绿色信贷政策对“两高”企业权益资本成本的影响存在显著的产权异质性。 具体而言， 绿色信贷政策顯著提高了非国有“两高”企业的权益资本成本， 而对国有“两高”企业的影响不显著。 同时由于金融业发展水平、政府环境规制程度等差异， 在经济发展水平不同的地区， 绿色信贷政策对“两高”企业权益资本成本也会产生异质性影响。 具体而言， 绿色信贷政策显著提高了发达地区“两高”企业的权益资本成本， 而对欠发达地区“两高”企业的影响不显著。
（二）建议
基于上述研究结论， 本文分别从政府和企业两个角度提出以下建议：
1. 政府层面。 首先， 政府应制定具有指导性、可操作性、统一的绿色信贷政策实施指引和细则， 为相关部门和金融机构有效落实和实施绿色信贷政策提供指导， 引导金融机构、企业、公众投资者重视企业社会责任的履行。 其次， 政府应建立环境监督、环境评价等监管机构， 并对企业社会责任的履行情况建立合理完善的评价体系， 对企业的环境违规行为严加惩罚， 从而建立严格且完善的环境监管体系， 确保绿色信贷政策能够得到有效实施。 此外， 政府应继续深化经济体制改革， 减小或消除不同产权性质的企业在信息获取、融资限制等方面的差异， 从而避免国有“两高”企业依靠其国有性质盲目和惰性发展， 促使其积极进行技术创新以加快转型， 提高绿色信贷政策的实施效率。 最后， 由于我国各省份的经济发展不平衡， 不同地区的金融市场环境、政府经济发展压力和环境监管严格程度存在较大差异， 政府应该因地制宜地制定和实施具体的绿色信贷政策， 重视欠发达地区的经济发展水平， 通过合理的政策体系强化绿色信贷政策在该地区的实施效果。
2. 企业层面。 首先， 企业应重视环境保护意识的提升， 积极进行技术创新、加强环境治理， 实现资源的合理配置， 提升自身的可持续能力以及环境绩效， 将政策压力转化为自身的发展机遇， 尤其是“两高”企业。 其次， 企业应积极完善信息披露机制， 使其在开展环保活动以及履行社会责任的同时向外界传递环保经营信息， 从而提高企业形象和市场价值， 增强外部投资者对企业的信心。 最后， 国有企业尤其是国有“两高”企业应该意识到自身的社会责任， 积极响应绿色信贷政策的号召， 实现绿色生产、环保经营， 与绿色经济发展趋势相适应。 非国有企业的环保意识薄弱， 为适应经济发展要求应提高自身的社会责任和环境责任感。
【基金项目】国家社会科学基金重大项目（项目编号：20ZDA087）
【作者单位】浙江财经大学会计学院， 杭州 310018
【 主 要 参 考 文 献 】
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（责任编辑·校对： 许春玲 李小艳）
作者：蔡海静 周施
【摘要】以2007～2015年沪深A股非金融行业上市公司为研究样本，结合外部金融生态环境，系统分析并实证检验企业财务冗余对权益资本成本的影响。研究结果表明：财务冗余与权益资本成本负相关，即企业积累财务冗余资源能够显著降低其权益资本成本；考虑金融生态环境的调节效应，财务冗余对于权益资本成本的降低作用在金融生态环境较为薄弱的地区更为显著；进一步对作用机制的检验表明，经营风险在财务冗余对权益资本成本的影响中发挥了部分中介作用，企业通过积累财务冗余资源，减少外部环境不确定性引发的经营风险，进而降低权益资本成本。研究结论为企业合理制定其财务政策，从而优化外部融资环境带来一定的现实启发。
【关键词】财务冗余；权益资本成本；金融生态环境；经营风险
【基金项目】国家社会科学基金项目“制度背景、社会责任履行与企业权益资本成本”（项目编号：14BGL040）；新疆维吾尔自治区普通高等学校人文社会科学重点研究基地公司治理与管理创新研究中心基金项目“社会资本与企业债务融资研究”（项目编号：XJEDU020113C01）；石河子大学青年教师与对口支援高校名师结对子项目（项目编号：SDJDZ201512）
一、引言
2019年两会的一大热点话题是“减税降费”，伴随着国家大规模减税的政策推出与落地执行，为实体经济运行“降成本”成为当前政府工作的重中之重。降低作为企业成本重要组成部分的权益资本成本，亦是在经济增长下行压力犹存的现状中，顺应“降成本”趋势，为实体企业减负的重要可行途径。对于企业而言，权益资本成本是在税后盈余所得的基础上对外部投资者的股利支付，权益资本成本增加，企业的可支配内部收益相对减少，从而限制其资本支出规模，有损企业投资效率。由此可见，权益资本成本在企业投资决策中发挥基准作用，降低权益资本成本是实现微观企业价值最大化的重要举措，同时，保持适当的权益资本成本水平，亦有利于发挥投资对于优化供给结构的关键性作用及提升宏观资本市场的资源配置效率。
权益资本成本作为投资者基于预期风险向企业提出的报酬率要求，受到外部运营环境的重要影响。运营环境中包含的不确定性因素越多，投资者要求的风险补偿越高。在国际市场上，国际竞争愈演愈烈，同时，国内市场前景复杂多变，产品市场竞争激烈，我国企业面临的国际国内经营环境风险骤升。为应对外部环境的不确定性，诸多企业重视在内部积累财务冗余资源以满足其预防性需求。财务冗余的概念最早由学者Myers[1]于1984年提出，并被其他学者广泛认为是超出企业正常运营所需的流动资金以及无风险的借贷能力，反映了企业财务资源的充裕程度。财务冗余作为企业灵活财务政策的体现，面对动荡源与风险点增多的不利外部环境，不仅能有效发挥“环境波动减震”功能，同时以其资金基础助推企业变革与创新，而且利于解决组织内部冲突以提升决策效率，从而有效缓解企业所面临的经营风险。经营风险的变化必然促使投资者调整其预期风险与相应补偿，因而，财务冗余如何作用于权益资本成本不言而喻。
企业作为微观主体，其经营和发展必然会受到外部宏观环境的影响。金融发展环境是影响企业营运情况的重要外部环境。随着经济一体化与金融自由化的推进，我国金融市场建设取得重要进展，但仍存在区域发展不均衡、结构性信贷矛盾突出等问题，影响并制约着微观企业的发展。具备中国本土特色的外部金融环境被我国诸多学者形象地归纳为“金融生态环境”，主要包括政府治理、经济基础、金融市场发展、信用制度与文化建设等方面，反映了企业营运的外部环境。金融生态环境好的地区，往往拥有更高的政府运行效率、更良好的经济形势、更充沛的金融资源以及更健全的信息披露制度[2]，由此带来更为稳定的企业营运环境，进而对财务冗余和权益资本成本之间的关系产生传导作用。
鉴于此，本文结合金融生态环境，深入探究企业财务冗余如何影响权益资本成本。可能的贡献在于：第一，以影响资本市场资源配置效率的权益资本成本作为落脚点，深入研究财务冗余的正面价值效应，对权益资本成本影响因素及财务冗余经济后果的文献作有益补充；第二，从企业外部金融市场与内部财务冗余资源交互作用的宏微观双视角出发，探究两者在对权益资本成本影响中的替代作用，丰富了宏观金融环境作用于企业财务政策及其资本市场后果的微观传导机制的理论依据；第三，针对现有研究结论的分歧，采用中介变量检验方法，从经营风险视角出发，通过理论分析及实证检验探究企业财务冗余影响权益资本成本的作用机理及可能的传导路径，弥补了现有研究中路径检验的不足。
二、理论分析与研究假设
（一）财务冗余与权益资本成本
财务冗余作为企业资金链条松弛程度的重要体现，代表着企业利用自身财务资源应对风险的能力，传递着企业未来投资机会及自身发展质量的相關信息，释放进攻性信号，是外部投资者做出投资决策的重要依据。首先，从财务灵活的角度出发，企业积累一定的流动资产以及多余的借贷能力，可使其在投资、融资及股利分配等财务政策方面保持一定的灵活性，利于其应对突发不利事件以及把握意外有利投资机会。一方面，企业可通过及时的内部调整，危中取机、化危为机，从而缓解外部环境突变带来的负面冲击，企业储备必要的财务冗余提高了其应对外部经济政策不确定性与市场环境波动的抗风险能力；另一方面，企业持有必要的流动性缓冲，有利于及时把握有利可图的投资机会，优化经营状况[3]。因而，企业积累财务冗余强化其在动态环境中的调整适应与风险抵御能力，得以保持现金流的持续稳定。
其次，基于资源基础理论，财务冗余意味着多余的现金储备以及外部借款能力，不仅能为企业的供产销等商业活动提供充足的财务资源储备，缓解资金不足的经营困境，防止企业陷入资金链断裂及破产的境地，同时亦可助推企业战略变革与创新[4，5]。得益于充沛的财务资源支撑，企业可以在产品市场竞争中把握更多主动权，具体可通过规模化经营和降低价格推进成本领先战略，或者通过投入资金研发与推广新产品实施差异化战略，从而不断获取并长久保持市场竞争优势，避免陷入经营失败的困境，减少其经营风险。
最后，从组织理论的视角出发，冗余能减少组织内部对项目合理性的质疑，缓解决策冲突与分歧[6]，财务冗余作为组织冗余的重要组成部分，亦促使组织决策效率不断提升，同时避免联盟构建、讨价还价等政治活动，进而保证企业内部正常生产运营活动稳步推进。
综上，财务冗余作为企业重要的资金资源池，在使企业收益保持平稳的同时，亦带来更多的经济利益流入，从而降低经营风险。企业经营风险的降低，意味着支付能力的增强，从而可更好地满足投资者的利益需求，投资者对于未来股利支付的不确定性下降，要求的报酬率随之下降。故而，企业财务冗余能够通过减少经营风险进而降低其权益资本成本。
因此，本文提出如下假设：
假设1：企业财务冗余会降低权益资本成本，即财务冗余与权益资本成本负相关。
（二）金融生态环境、财务冗余与权益资本成本
金融生态环境为包含政府干预程度、经济发展水平、投资者法律保护完善程度、社会信用制度与文化建设程度的综合性指标。区域金融生态环境差异从资金输送、信息交流、风险分散等方面影响运营环境的稳定性，进而作用于财务冗余与权益资本成本的关系。首先，从资金配置效率视角出发，一方面，金融市场越发达，金融资源越充沛，市场化的信贷资源分配机制就越能为企业提供更为多样的融资渠道，有效缓解企业融资约束[7]，预防资金链断裂的财务风险，财务冗余在维持企业现金流稳定性中发挥的作用相对减弱；另一方面，良好的金融生态环境意味着更为发达的经济基础、更为健全的金融机构监督机制，外部发达的金融市场为企业带来更为高额的投资收益，势必减少其对内部自有资金的需求。相对而言，当金融生态环境较差时，外部资金更不易获得，企业需借助内部财务资源满足其投资需求，财务冗余对于改善企业经营状况的资金支持效应更为明显。
其次，从信息扩散效应的视角出发，在金融生态环境较好的地区，信息披露要求较高，可为投资者的投资决策提供更为丰富的信息来源，且在浓厚的社会信用和文化氛围的影响下，投资者对企业更为信任，信息流通亦更为高效，此时，财务冗余所传递的增量信息相对较少；而在金融生态环境较差的地区，企业营运状况的相关信息不易获得且可靠性差，企业与外部的信息不对称程度较高[8]，更易发生投资者的逆向选择行为，面对外部营运环境的不确定性，企业更需通过保持灵活的财务政策向外部传递有关企业生产运营及支付能力的有利信息，财务冗余所释放的进攻性信号在稳定投资者信心方面能发挥更为重要的作用。
最后，从风险抵御的视角出发，在蓬勃发展的金融市场中，企业的资本运作与风险应对能力得以增强，降低了企业外部经营环境的不确定性，提高了对于外部市场冲击的缓冲能力[9]，财务冗余的风险抵御效应在稳定的金融环境中相对减弱；而在金融发展较为滞后的地区，由于无法通过外部金融市场发挥储蓄转化和风险分散功能，市场流动性风险增加，管理层风险承担能力较弱，此时，企业往往通过持有更多的可变现资产及有价证券来满足其预防性动机，财务冗余在应对外部负面冲击方面的积极作用更为凸显。
综上，良好的金融生态环境可有效保证企业营运环境的稳定性，降低经营风险，在财务冗余与权益资本成本的关系中发挥一定的挤出效应；而当金融生态环境较差时，为应对信贷歧视、金融错配等市场缺陷，企业更需持有内部流动性资金以及保持灵活的财务杠杆，通过财务冗余减少外部不利金融环境因素对于生产运营的制约，进而降低投资者风险溢价。由此可见，外部金融生态环境与企业内部财务冗余在对权益资本成本的影响中存在一定的替代效应，即财务冗余对于权益资本成本的降低作用对于处在金融生态环境更差地区的企业而言效果更为明显。
因此，本文提出如下假设：
假设2：金融生态环境与财务冗余的交互作用对于降低权益资本成本存在替代效应，即处于金融生态环境较差地区的企业，其财务冗余更能降低权益资本成本。
三、研究设计
（一）样本选择和数据来源
本文的研究对象为沪深两市A股上市公司，样本期间为2007～2015年，并依次剔除以下样本：①ST、？ST类公司；②金融行业公司；③考察特征变量数据全部缺失的企业。最终得到的样本量为6204个。同时，对样本连续变量进行前后各1%的Winsorize处理以排除极端值的影响，所用财务数据主要来自国泰安数据库，采用Stata14进行统计及实证分析。
（二）变量定义和模型构建
1.被解释变量：权益资本成本。权益资本成本的衡量模型包括事前测度模型（GLS模型、OJ模型、ES模型等）与事后测度模型（CAPM模型，FFM模型、APT模型等），本文选用事前测度模型中的OJ模型，其在适用性與模型测度效果方面均优于其他模型。根据Ohlson等[10]的衡量方法，OJ模型的具体计算公式如下：
2.解释变量。
（1）财务冗余（Financial Slack）：借鉴Cleary[11]、毕晓方等[12]的研究思路，以企业持有的财务资源超过行业均值的部分作为其财务冗余量，具体采用[（货币资金+交易性金融资产+0.7×应收票据净额+0.7×应收账款净额+0.5×存货净额-短期借款）/资产总额]超过所在行业均值的数量作为企业财务冗余的衡量指标。该指标考虑了财务冗余的行业特性及超额属性，并且将流动性资产及无风险借贷能力均包括在内，具备一定的综合性。
（2）金融生态环境（Financial Ecological Environ？ ment）：借鉴潘俊等[13]对金融生态环境的研究思路，选用《中国地区金融生态环境报告》中报告的我国各地区金融生态环境综合指数衡量金融生态环境。借鉴现有学者的普遍做法，对于金融生态环境数据缺失的年份，采用上年度数据代替。
3.控制变量。变量的具体定义见表1。
在模型（4）的基础上，加入金融生态环境（FEE）及财务冗余与金融生态环境的交叉项（FS×FEE），检验金融生态环境的调节效应，通过观察β1的正负，判断金融生态环境对于财务冗余和权益资本成本之间关系的调节效应是强化抑或削弱。
四、实证结果与分析
（一）描述性统计
主要变量的描述性统计结果如表2所示。
权益资本成本（KOJ）的最小、最大值分别为0.024与0.479，表明上市公司间权益资本成本水平参差不齐；财务冗余（减行业均值）（FS）占总资产比重的均值为-0.021，中位数为-0.026，由此可见，有相当数量上市公司的财务冗余资源低于行业平均水平，同时，财务冗余的最大值达0.834，说明不同上市公司积累的财务冗余资源差距较大；此外，金融生态环境（FEE）的均值为0.506，表明我国的金融生态环境建设已取得了一定进展，且其最小、最大值分别为0.361与0.602，表明各地区的金融生态环境存在一定差异，会对区域间企业生产运营环境产生一定的影响。
（二）单变量检验
财务冗余（FS）与权益资本成本（KOJ）的单变量检验如表3所示。
不论是以财务冗余（FS）的均值还是中位数为界进行分组，财务冗余较低组的权益资本成本（KOJ）均高于财务冗余较高组，且这种差异均在1%的水平上显著，初步佐证了财务冗余与权益资本成本的负相关关系。
（三）回归分析
财务冗余（FS）与权益资本成本（KOJ）的回归结果如表4第（1）列所示：FS与KOJ的回归系数为-0.0609，且在1%的水平上显著，说明财务冗余能显著降低企业权益资本成本，财务冗余越多，投资者要求的风险报酬率越低。假设1得到验证。
金融生态环境（FEE）对于财务冗余与权益资本成本之间关系的调节效应如表4第（3）列所示，FS与FEE的交叉项FS×FEE与KOJ在1%的水平上显著正相关，说明金融生态环境弱化了财务冗余与权益资本成本的负相关关系。外部金融生态环境与内部财务冗余资源在对权益资本成本的影响中存在一定的替代效应。在外部金融生态环境较差时，企业内部财务资源能够应对市场缺陷，发挥传递信息、缓解融资约束的作用，削弱企业经营风险，达到降低权益资本成本的目的。假设2得到验证。
（四）作用机制检验
前文的回归结果表明，财务冗余能够降低权益资本成本，根据假设1的理论推导，经营风险可能是导致该关系的作用机制。基于此，进一步对财务冗余作用于权益资本成本的内在机理进行实证检验。
借鉴温忠麟等[14]检验中介效应的方法，在模型（4）的基础上，进一步建立模型（6）与模型（7）用于检验经营风险的中介效应，第一步，判断模型（4）中的系数β1是否显著，用以检验财务冗余与权益资本成本的关系；第二步，判断模型（6）中解释变量与中介变量的回归系数β11是否显著，以检验财务冗余是否影响经营风险；第三步，判断模型（7）中中介变量与被解释变量的系数β21是否顯著，用于检验财务冗余对于权益资本成本的影响是否通过经营风险的传导作用实现。若第二步和第三步中两个系数都显著，则中介变量的传导作用成立。
其中，对于经营风险，借鉴廖理等[15]的思路，以主营业务收入的标准离差率（标准差除以均值）作为衡量指标。
财务冗余（FS）作用于权益资本成本（KOJ）的路径检验如表5所示：第（1）列中，FS和KOJ显著负相关，同前文结论一致；第（2）列中，Risk与FS的回归系数在1%的水平上显著为负，证实企业积累财务冗余资源能够有效应对外部环境波动的不利冲击、助推革新、促进组织内部冲突解决来维持运营环境的稳定性，进而削弱企业的经营风险；第（3）列中，Risk与KOJ在1%的水平上显著正相关，说明经营风险会影响投资者的风险预期，进而增加权益资本成本。FS与KOJ依然在1%的水平上显著负相关，且其系数的绝对值相对于第（1）列有所下降，表明经营风险在财务冗余和权益资本成本的关系中发挥了部分中介作用，企业的财务冗余资源愈充足，愈能抵御经营风险，投资者要求的风险报酬率愈低，权益资本成本也就愈低。
（五）稳健性检验
1.变量替换。
（1）替换权益资本成本的衡量指标：采用事前测度模型中的ES模型来衡量上市公司的权益资本成本，回归结果如表6第（1）列所示，研究结论同前文一致。
（2）替换财务冗余的衡量指标：借鉴Lee[16]、刘端等[5]的研究思路，将财务冗余细分为可利用财务冗余（Available Slack）与潜在财务冗余（Potential Slack），分别用流动比率（流动资产/流动负债）与产权比率的倒数（所有者权益/负债）进行衡量，并且同权益资本成本（KOJ）进行回归，结果如表6第（2）列及第（3）列所示，仍证实财务冗余与权益资本成本之间呈负相关关系。
2.内生性检验。前文的实证结果表明，财务冗余能够降低企业权益资本成本，然而，财务冗余与权益资本成本亦可能存在一定的反向因果关系，即权益资本成本较低的企业更易从股票市场融得更多资金，以权益融资满足其正常生产运营需求，企业可能更有能力储备更多的自由现金以及保持较低的资产负债率，故而带来更高的财务冗余量。本文采用以下方法排除内生性问题的影响。
（1）工具变量法：选取年度行业财务冗余均值（FS_mean）作为财务冗余（FS）的工具变量，运用两阶段最小二乘法（2SLS）进行相关检验。如表7第（1）、（2）列所示，一阶段检验中，工具变量FS_mean与自变量FS显著正相关，且通过弱工具变量检验及过度识别检验，表明所选取工具变量合理有效；二阶段检验中，FS与KOJ在1%的水平上显著负相关。综上可知，财务冗余与权益资本成本的负相关关系不受内生性问题影响。
（2）自变量滞后一期：如表7第（3）列所示，选取滞后一期的财务冗余（lagFS）作为自变量，其与权益资本成本的回归系数为-0.0179，且在5%的水平上显著，表明滞后一期的财务冗余亦可有效降低权益资本成本，再次排除了财务冗余（FS）与权益资本成本（KOJ）之间的反向因果关系。
五、结论与建议
本文以沪深股市2007 ～ 2015年非金融行业上市公司为研究样本，考虑企业外部金融生态环境的差异，实证检验企业内部财务冗余对权益资本成本的影响及其作用路径。研究发现：第一，财务冗余与权益资本成本显著负相关；第二，金融生态环境在财务冗余与权益资本成本的关系中发挥了负向调节作用，即金融生态环境会弱化财务冗余与权益资本成本的负相关关系；第三，经营风险是财务冗余影响权益资本成本的中介变量，即财务冗余可通过削弱企业的经营风险这一路径降低权益资本成本。一系列稳健性检验表明，本文主要研究结论不受变量度量方式及内生性问题的影响。
本文的研究结论在为财务冗余的正面价值效应提供更多经验证据的同时，亦为相关主体有针对性地改善其决策行为带来了一定的现实启发。首先，针对财务冗余的积极效应，企业可通过合理安排其财务政策引致资本市场正向反应。在风云变幻的市场环境中，企业应合理配置财务冗余资源以规避经营风险，通过持有适当的流动性现金以及降低杠杆率来增强对外部环境不确定性的抵御能力，达到降低权益资本成本的目的。其次，经营风险与企业成败息息相关。企业应积极防范并适当披露经营风险，以增强投资者信心并为之提供更多的决策依据，投资者在进行投资时亦需重点关注企业内外部财务资源的充裕程度，以有效规避投资风险，获取更多投资收益。最后，金融生态环境建设对于企业营运环境的稳定与否至关重要。外部市场监管者应进一步打造多渠道融资平台，同时推动政府治理、信用文化建设、投资者法律保护等金融生态环境要素协同发展。通过完善外部金融生态环境与积累内部财务冗余资源双管齐下，降低企业权益资本成本，以期提升企业在资本市场进行融资的能力。
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作者单位：石河子大学经济与管理学院，新疆石河子832000
作者：魏卉 姚迎迎
【摘 要】 文章采用2012—2017年沪深两市A股上市公司的数据，实证检验了企业环境责任履行对权益资本成本的影响，并进一步研究在产权性质和行业性质不同的情况下，企业环境责任履行对权益资本成本的影响。研究结果表明：企业履行环境责任能有效降低其权益资本成本，但相对于国有企业，这种影响在非国有企业中效果更加明显;与非重污染行业相比，重污染行业企业承担环境责任更能降低其权益资本成本，并且这种调节作用在非国有企业中更加显著。
【关键词】 环境责任履行; 权益资本成本; 产权性质; 行业性质
一、引言
近年来，随着经济的发展，生态环境问题日益凸显。据《中国环境统计年鉴》显示，我国每年需投入大量资金用于环境污染治理，并且呈现逐年增长的趋势。2016年污染治理投资高达9 219.8亿元，不仅给国家造成了严重的损失，而且损害了企业的经济利益。对此，我国已将生态文明建设提升至国家战略高度，实施了更为严厉的环境保护法，十九大报告也明确提出要构建政府为主导、企业为主体、社会组织和公众共同参与的环境治理体系。企业作为绝大多数污染物的直接生产者，有责任、有义务在减少污染排放、保护自然环境、实现人类社会可持续发展方面发挥作用。但在现实生活中，由于承担环境责任的经济后果不明确，企业往往消极承担甚至逃避环境责任。因此，明确企业履行环境责任的受益情况是当前环境责任研究的热点。
对于环境责任与企业价值的关系，学术界形成两个学派[ 1 ]：一个是成本学派，认为频繁采取环境举措需要巨大且昂贵的投资，会降低企业利润，导致市场价值降低;另一个是价值创造学派，认为企业所采取的环境举措能节约生产成本并降低未来的环境负债，为企业提供了竞争优势，企业盈利性增强，并且良好的环境责任亦有利于企业获得政府支持而取得更低的贷款成本和税收负担，进而带来企业长期价值的提升[ 2 ]。研究发现，单纯的环境末端治理不一定能带来财务绩效的改善，但长期的污染防治投资却会转化为企业的竞争优势，从而带来环境和经济绩效的共赢，不过这种效用呈边际递减，需及时衡量成本与效益[ 3 ]。此外，有学者探索了环境责任与企业价值之间的非线性关系，发现承担环境责任对中国企业绩效存在显著的正效应，并呈现出倒U型的非线性关系[ 4 ]。
那么企业环境责任的履行究竟能否帮助企业实现利润最大化呢?Richardson等研究发现企业环境行为影响企业价值主要有市场过程效应、现金流量效应和折现率效应三种渠道[ 5 ]，结合企业价值估值理论，可以将其归于企业资本成本和预期现金流量两个方面。资本成本对于企业或资本市场而言均是一个重要的基本变量。作为企业财务管理的核心内容，资本成本是企业价值的决定因素，也是投资者和债权人基于对企业风险感知而要求的必要回报率。Sadok El Ghoul等以30个国家的制造业公司为样本，证实企业履行环境责任能够降低企业权益资本成本[ 6 ]，但基于我国资本市场环境对两者间关系的研究目前尚未发现这一作用。不同产权性质和行业性质的企业，其环境风险水平有显著的差异，那么，企业环境责任履行与资本成本间的关系是否会因为其产权性质和行业性质而发生变化?本文以我国沪深A股上市公司为样本就此问题展开研究，试图从权益资本成本的角度为企业承担环境责任的经济效益提供实证方面的证据。
二、理论分析与研究假设
(一)环境责任履行对权益资本成本的影响
企业履行环境责任不仅会影响其财务绩效，同时也会对经营风险与财务风险产生影响。《关于落实环境保护政策法规防范信贷风险的意见》明确金融机构要依据环保部门通报的企业环境责任情况，严格贷款审批、发放和监督管理;中央经济工作会议更是明确将污染防治作为三大攻坚战之一，环境执法力度和处罚额度持续增加;投资者也表示将增加环境和社会指标作为其投资决策的依据，规避类似的非系统风险。因此，企业在环境责任方面的积极表现将会提高利益相关者的满意度，减少未来由于环境问题引起的现金流变动，降低资本市场风险[ 7 ]。根据风险收益对等原则，若企业承担环境责任减少了企业在资本市场中的风险水平，市场理应提供更低的预期回报率以及随之产生的资本成本，以补偿改善的风险。同时，企业由于履行环境保护责任而发生的环境成本，实际上是对利益相关者的一项支出，企业通过加大环境保护的投入，可以更好地满足包含投资者在内的利益相关者的绿色需求，增强企业潜在投资者对本企业的信心，促使其成为企业实际的投资者，而企业的权益资本成本会随着投资者群体的扩大而降低[ 8 ]。此外，环境责任(如环保节能的产品和服务)可以为企业赢得良好的环境声誉[ 9 ]，表明企业拥有比竞争对手更强的创造价值能力，避免环境事件曝光对企业的危害，有效减少交易的不确定性，进而降低权益资本成本。
基于以上理論分析，本文提出第一个研究假设：
H1：积极履行环境责任有助于降低企业权益资本成本，即企业环境责任履行与其权益资本成本负相关。
(二)产权性质对环境责任履行与权益资本成本关系的影响分析
国有企业是我国经济发展中的一大特色，且产权性质历来是财务学诸多领域研究的焦点，关于环境责任和资本成本的研究也不例外。国有企业与政府间存在天然的政治关联，这种关系不仅有助于企业获得更多的优质发展资源，而且由于受到政府的“偏袒”，其面临的监管压力也较低[ 10 ]。同时，在生态文明建设已上升到国家战略高度的今天，为体现政府的意志，国有企业可能“被迫承担”更多的环境责任，侵占了更多的盈利资源，其国有性质亦不利于环保声誉资本的建立，因此投资者可能不予以正面回应。此外，与国有企业相比，以实现利润最大化为目标的非国有企业更有强烈的动机通过各种方式(捐赠等)获得经济利益[ 11 ]。因此，非国有企业可能出于降低权益资本成本的目的而履行环境责任。
基于以上理论分析，本文提出第二个研究假设：
H2：企业环境责任履行与权益资本成本间的关系会受产权性质的影响，相较于国有企业，非国有企业履行环境责任更能显著降低其权益资本成本。
(三)行业性质对环境责任履行与权益资本成本关系的影响分析
随着我国发展的重心由经济转向生态与经济共赢，政府对于环保的重视程度逐步增大，颁布了新《环保法》等一系列法律法规，引导媒体、社会公众和投资者更加关注企业的环境表现。由于相关法律法规对所有企业的约束力度相同，但不同行业的生产经营活动对环境的影响程度却存在显著差异，导致利益相关者期望和媒体关注度不尽相同。因此企业环境责任履行对企业权益资本成本的影响力度可能会受到行业差异的影响。对属于重污染行业的企业来说，一方面其出现环境问题或环境事故的概率更大，并且一旦发生环境事故，将对企业经营、公众利益和自然环境造成严重的影响，进而对企业声誉、股价等方面产生较大的负面影响;另一方面重污染企业相对而言会受到更多来自于监管部门、社会公众和媒体方面的关注和压力，投资者和金融机构对企业风险和持续发展能力进行评估时，会更加关注这类企业环境责任履行情况。Cai等证实环境责任与企业资本市场风险的关系会受行业的影响[ 7 ]。
基于以上理论分析，本文提出第三个研究假设：
H3：企业环境责任履行与权益资本成本间的关系会受行业性质的影响，相较于非重污染行业，重污染行业企业履行环境责任更能显著降低其权益资本成本。
三、研究设计
(一)样本选择及数据来源
本文以沪深两市A股上市公司2012—2017年数据为研究对象，其中环境责任履行的数据期间为2012—2016年，对应的权益资本成本的数据期间为2013—2017年。获得初始样本后，依据以下条件对样本进行处理：(1)剔除金融类上市公司;(2)剔除*ST和ST的上市公司;(3)剔除权益资本成本计算异常的上市公司;(4)剔除数据缺失值、极端值及异常值。最终得到3 268条观测记录。
企业环境责任履行数据主要来源于上市公司年报、社会责任报告和环境报告书等，笔者对报告中环境信息进行研读以了解企业的环境表现。同时，还从环境保护部、地方环保部门、证监会等官方网站上搜集对企业环境违规行为的处罚公告，以增加评价结果的真实可靠性。财务数据来源于万德金融数据库与国泰安数据库，分析软件为SPSS19.0。
(二)变量定义
1.权益资本成本
企业权益资本成本并不能直接定量，基于现有相关研究，PEG模型对权益资本成本的估计效度较高，并且能够更好地捕捉各风险因素的影响，更适于我国资本市场[ 12 ];此外，该模型还具有数据易得、操作简便等优点。因此，本文选择PEG模型对企业的权益资本成本进行估计。
COC= (1)
其中，COC表示权益资本成本，eps1表示分析师预测的一年后每股盈利预测值的平均值，eps2表示两年后每股盈利预测值的平均值，p0表示当年年末的每股股价。
2.环境责任履行
表1为我国部分学者对企业环境责任履行的评价方法，可见当前学者们主要采用内容分析法衡量企业环境责任水平。因此，本文借鉴前期研究成果和中国社科院经济学部企业社会责任研究中心发布的社会责任研究报告，构建环境责任履行评价指标体系，衡量企业环境责任履行水平。本文将企业环境责任履行分为环境管理和环境绩效两方面，环境绩效包括环境外部评价指标，以增加评价结果的全面性和可靠性。评分原则如下：环境管理部分和环境绩效中排放达标、环境违规、环保表彰及环保补助为定性指标，其中环境违规行为项为负向得分，若企业有环境违规行为为-1分，否则为0分;其他项，若企业披露该项内容为1分，否则为0分;环境绩效部分，除上述四项外其他指标均为定量指标，企业披露具体数值得1分，否则为0分。对各指标得分求和，再除以最优得分19分，得出各企业环境责任履行指数，以衡量上市公司环境责任履行水平。具体评价指标如表2所示。
3.行业性质
鉴于不同行业对环境的影响程度存在较大差异，依据行业性质将样本公司划分为重污染行业组与非重污染行业组。参照现有研究，依据环保部2010年发布的《上市公司环境信息披露指南》(征求意见稿)，重污染行业包括火电、钢铁、水泥、电解铝、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造纸、酿造、制药、发酵、纺织、制革和采矿业16类行业，其他行业为非重污染行业。
4.控制变量
国内外学者通过研究发现，影响企业权益资本成本的因素有很多，借鉴现有研究，本文选定公司规模(SIZE)、系统风险(BETA)、財务风险(LEV)、经营风险(OPR)、换手率(TOR)、账面市值比(BM)、盈利能力(ROA)、第一大股东持股比例(FIRST)、董事会规模(BOARD)和年份(YEAR)作为控制变量，具体如表3。
(三)模型构建
为检验本文所提研究假设，构建如下基本回归模型：
四、实证结果与分析
(一)描述性统计
表4是对本文各变量的描述性统计结果。统计结果表明，COC的均值为0.1004，极小值为0.0039，极大值为0.3167，标准差为0.0346，反映出我国上市公司权益资本成本存在较大差异。CEIR均值为0.1977，极小值为-0.0526，极大值为0.7368，反映出我国上市公司环境责任履行水平普遍较低，且差异很大。SIZE极大值为28.5087，极小值为19.2306，均值达到了22.9749，表明样本公司的整体规模差异较小，有利于不同企业之间的比较分析。
依据样本公司产权性质、行业性质分组对比发现：国有样本公司的环境责任履行(0.2286)远优于非国有公司(0.1677)，重污染行业样本公司的环境责任履行(0.2521)远优于非重污染行业样本公司(0.1808)，与现实情况一致，在一定程度上验证了本文所建评价指标体系的适用性。因为与非国有企业相比，国有企业在追求经济利益的同时，还需要承担维护经济与社会稳定的政治责任。当前环境保护已上升到国家战略发展高度，国有企业必将投入更多的人力物力保护环境，即表现为其较高的环境责任履行水平。同时，我国政府部门十分重视重污染行业的环境表现，严惩环境违规行为，督促重污染行业完成超低排放改造，故而重污染行业的环境责任履行水平更高。另外国有样本公司的权益资本成本均值略低于非国有样本公司，重污染行业样本公司的权益资本成本均值略高于非重污染行业样本公司的权益资本成本。从其他控制变量来看，各组间略有差异，但相差不大，故对样本没有太大影响。
(二)回归分析
表5列出了企业环境责任履行与权益资本成本的回歸结果，解释变量为权益资本成本COC。在全样本回归中，企业环境责任履行CEIR的系数为-0.012，并在1%的水平上显著。这表明在控制其他变量的情况下，企业环境责任履行与权益资本成本显著负相关，即企业环境责任履行可以有效降低权益资本成本，本文假设H1得以验证。
考虑到产权性质对环境责任履行与权益资本成本间关系的影响，本文将样本公司划分为国有控股样本公司与非国有控股样本公司两组分别进行回归。由表5列(3)和列(5)可知：国有控股样本公司环境责任履行的回归系数为-0.005，未通过显著性检验;非国有样本上市公司环境责任履行的回归系数为-0.014，且在5%的水平上显著，表明非国有企业履行环境责任更能显著降低权益资本成本，本文假设H2得以验证。
国有控股样本公司回归系数未通过显著性检验，可能的原因如下：一方面，环境责任履行的作用空间存在较大差异。在前文描述性统计中，国有样本公司的环境责任水平远高于非国有样本公司，而其权益资本成本却更低，导致环境责任履行的作用空间较小。另一方面，政府的大部分管制往往由非国有企业承担，投资者认为国有企业付出的资源成本与所降低环境风险并不对等，因此国有企业承担环境责任未能显著降低自身权益资本成本。
为检验行业性质对环境责任履行与权益资本成本间关系的影响，本文在模型(3)中引入环境责任履行与行业性质交乘项进行回归。表5列(2)回归结果显示，企业环境责任履行与行业性质的交乘项系数为-0.019，且在5%的水平上显著，表明行业性质对环境责任履行与权益资本成本间的关系具有一定的调节作用，并且列(4)和列(6)的回归结果显示这种调节作用在非国有样本公司中更加显著。这表明，在现阶段，环境责任履行的推进和成效在很大程度上依赖于政府的监管力度。相较于非重污染行业，由于重污染行业的环境规制性更强，投资者更为关注其环境责任履行情况，故该行业上市公司履行环境责任更能降低自身风险水平以获得经济效益。同时，由于监管承担水平的偏差，国有控股的重污染行业组企业履行环境责任未能显著降低权益资本成本，全样本检验中环境责任履行与权益资本成本间的负相关关系主要受到非国有样本公司的影响。本文假设H3得以验证。
(三)稳健性检验
权益资本成本度量方法的选择可能会对研究结论产生影响，借鉴王化成等的研究[ 14 ]，本文利用MPEG模型重新计算，将权益资本成本带入模型进行回归以验证本文研究结论的稳健性。虽然具体数值与PEG模型略有不同，但实证结果与文章结论一致，表明本文研究结论具有较高的可信度。
五、研究结论及建议
本文以2012—2017年沪深两市上市公司为研究对象，探讨了我国上市公司环境责任履行与权益资本成本间的相关关系，得出以下主要研究结论：(1)企业环境责任履行水平与权益资本成本间存在显著的负相关关系，这表明投资者更倾向投资于环境表现良好的企业，并相应降低其预期报酬，企业可以通过主动承担环境责任的方式得到利益相关方的认可。(2)相较于国有企业，投资者更注重非国有企业的环境责任履行情况。(3)在同等条件下，重污染行业企业承担环境责任更能有效地降低自身权益资本成本，且这种差异在非国有企业中更加显著。
基于上述研究结论，本文提出如下建议：(1)上市公司应该正视承担环境责任产生的积极经济后果。企业在进行经营决策时，应充分考虑对环境方面的影响，将环境责任提升至战略层面，力争企业经济效益与环境效益的双赢。非国有企业和重污染行业企业更应加大对环境保护的重视程度，积极向各利益相关者传达环境保护取得的成果，以此赢得投资者的青睐，降低自身权益资本成本。(2)监管层应加强环境监管力度。在现阶段，环境责任履行的推进和成效在很大程度上取决于政府的监管力度。因此，政府应进一步加强监管，通过地区立法与执法以及行业监管标准，配合环境表彰及补助等方式，逐步引导企业主动开展环保活动、承担环境责任，促使投资者在进行投资决策时重视企业的环境信息，强化企业环境责任履行与权益资本成本间的负相关关系。
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作者：朱清香 马焕超 郭欢
【摘 要】 文章提出财务报告信息质量是内部控制影响权益资本成本的中间路径，并以2010—2012年度全部中小板上市公司为样本，采用基于自举的中介效应检验程序对内部控制质量与权益资本成本的直接影响路径关系进行了检验。结果表明，财务报告信息质量尤其是应计质量是内部控制质量与权益资本成本间关系的中介变量。该研究弥补了现有文献中对内部控制、财务报告信息质量以及权益资本成本三者之间进行割裂研究的不足，同时对于进一步厘清我国内部控制制度实施的经济后果具有一定的现实意义。
【关键词】 内部控制; 权益资本成本; 财务报告信息质量
一、引言
20世纪初，安然、世通等公司相继暴露的财务欺诈丑闻彻底打击了投资者对资本市场的信心。这直接催生美国政府颁布了《萨班斯·奥克斯利法案》，这项法案旨在加强对企业财务制度与企业内部的控制，并增加企业财务透明度和及时对各种缺陷进行修复。而中国版的《萨班斯·奥克斯利法案》由财政部等五部委于2008年推出，即《企业内部控制基本规范》，这一规范在于促进中国企业建立、实施和评价内部控制。在此背景下，国内外学术界对内部控制相关问题展开了热烈与丰富的讨论，其中，关于内部控制的经济后果最为重要和关键，因为这关系到内部控制相关法律制度颁布的合理性与有效性。国内很多学者从权益资本成本的角度研究了内部控制质量或是内部控制缺陷披露、内部控制有效性对权益资本造成的影响，比如张然等(2012)[ 1 ]发现披露内部控制自我评价报告和鉴证报告的公司其企业资本成本会降低。然而，这些研究一方面忽略了内部控制与权益资本成本关系之间的可能的中间过程变量，另一方面大多研究是基于公司自愿披露的相关信息来测度公司的内部控制情况，缺少对内部控制质量相对外生和客观的测度。本文在前人已有研究基础之上，通过理论分析寻找出内部控制影响权益资本成本的一条中间路径，并采用我国资本市场相关数据，对这一中介变量以及中介作用过程进行验证和分析。本文对现有文献和研究作出了有益的补充，进一步厘清了内部控制影响权益资本成本的中间机理与逻辑过程，研究成果对相关法律制定部门具有一定的学术参考价值。
二、文献回顾
Doyle等(2007)[ 2 ]以2002—2004年期间披露内部控制重大缺陷的261家公司为样本进行考察，结果发现存在内部控制重大缺陷的公司，其盈余质量一般也比较低，这说明内部控制质量是盈余质量的影响因素之一。这是因为盈余管理能力受到高质量执行内部控制各项流程的限制，因此降低了可操控性应计，可以实现比较高的盈余质量。随后Ashbaugh-Skaife等(2008)[ 3 ]也得出了同样的研究结论。Beneish等(2008)[ 4 ]对萨班斯法案302和404条款下披露了内部控制缺陷的公司分别进行检验，结果发现302条款下的内部控制缺陷披露带来了权益资本成本的显著上升，而404条款下并没有导致权益资本成本的显著变化。而在国内，齐保垒等(2010)[ 5 ]选取了财务报告质量的3个视角——应计质量、会计信息价值相关性、会计稳健性，研究了内部控制缺陷对财务报告信息质量的影响。结果发现，对于会计稳健性和应计质量两个方面而言，存在内部控制缺陷的公司显著低于不存在内部控制缺陷的公司，但对于财务信息价值相关性而言，两类公司并没有发现存在显著差别。董望等(2011)[ 6 ]使用厦门大学内控指数课题组所构建的内部控制评价指数作为内部控制质量的度量指标，选取2009年A股1 671家上市公司为研究样本展开实证检验。结果同样发现，公司内部控制质量与应计质量间存在显著正相关，即高质量的内部控制提高了财务报告的信息质量。对于内部控制与权益资本成本间的关系，张然等(2012)的研究表明在控制其他条件不变的情况下披露内部控制自我评价报告的公司资本成本相对较低。方红星和施继坤(2011)[ 7 ]的研究同样表明上市公司自愿性内部控制鉴证具有信号功能，有助于显著降低其权益资本成本。
从以上文献综述中可以看出，国内外学者已经分别就内部控制对财务报告信息质量的影响，以及内部控制对权益资本成本的影响进行了丰富的研究。考虑到财务报告信息质量又是权益资本成本重要的决定因素，因而现有研究尚缺乏将内部控制、财务报告信息质量与权益资本成本三个变量同时联结起来，尚未构造以及证实内部控制通过影响财务报告信息质量来最终影响权益资本成本的关系链条。本文研究目的就在于期望弥补这一缺陷，通过理论分析构造三个变量之间的路径关系，并通过中小板资本市场相关数据对这一关系进行检验和验证。此外，研究还发现当前关于内部控制质量的研究采用的测度指标多为上市公司自行披露的内部控制评价报告信息，没有使用第三方评估的相对客观的数据对内部控制进行衡量，本文也期望弥补这一缺陷。
三、理论分析与研究假设
根据COSO内部控制框架对内部控制的定义，内部控制的目标在于对经营效率效果、财务报告的可靠性以及法律法规的遵循性等提供合理的保证。同时，我国《企业内部控制基本规范》中也将保证财务报告及其信息真实完整作为一项重要的内部控制目标。由此看来，提高财务报告信息的质量是内部控制的重要任务与职能。根据已有文献，内部控制在提高财务报告信息质量方面确实发挥了重要作用，Ashbaugh-Skaife等(2008)研究表明存在内控缺陷的公司具有更高的应计噪音和应计绝对量，而内控缺陷得到修复的公司其应计质量显著提高。在国内，董望等(2011)的研究也表明高质量的内部控制提高了应计质量。由此可见，内部控制与财务报告信息质量之间具有直接的关联关系。下面来分析财务报告信息质量是如何影响权益资本成本的。众所周知，企业权益融资成本中的大部分实际上属于企业为解决逆向选择问题所支付的对价。逆向选择问题提高了股票的交易成本，导致企业融资成本的上升。解决逆向选择问题的根本办法就在于提高向外部投资者披露的信息的质量，减轻信息的不对称性水平。正如Diamond等(1991)[ 8 ]以及徐晟(2013)[ 9 ]的研究发现，信息披露质量的提高有助于减轻企业与投资者之间面临的信息不对称性差异，降低投资者在价值评估时的估计不确定性，从而降低了企业的权益资本成本。由此可见，财务报告信息质量与权益资本成本之间也具有直接的关联关系。基于以上的分析，本文认为财务报告信息质量在内部控制与权益资本成本之间发挥了中介作用，也就是说，内部控制质量通过影响财务报告信息质量，从而进一步影响了公司的权益资本成本。于是，提出本文的假设：
假设H1：财务报告信息质量中介了企业内部控制质量与权益资本成本之间的关系。也就是说，企业内部控制质量通过影响公司财务报告质量进而影响了权益资本成本。
四、研究设计
(一)样本选择与数据来源
本文以2010—2012年度①全部中小板上市公司为初始样本，并对相关变量缺失所对应的样本数据进行了剔除，最终得到664个有效样本。所有样本中上市公司内部控制指数来自深圳市迪博企业风险管理技术有限公司的“迪博中国上市公司内部控制指数(2010—2012)”，除此之外的其他会计财务与公司治理数据均来自Wind金融数据库。笔者使用SPSS软件进行相关数据分析，必要时使用Excel帮助整理相关数据。
(二)变量定义
1.权益资本成本是本文的被解释变量
权益资本成本是指公司以公开发行股票的方式来筹集资金而所需要付出的成本。对于现有股东而言，是投入资金的机会成本，是普通股股东所要求的最低回报率。广泛使用的估计权益资本成本的方法有GLS模型、OJN模型、ES模型等。本文采用的是Easton和Sommers(2007)推导出的权益资本公式[ 10 ]，具体见公式(1)。
其中，eps2为分析师预测的t2期每股盈余，eps1为分析师预测的t1期每股盈余。p0代表t0期的每股股价。由于目前国内分析师行业发展仍较为落后，相对缺乏分析师盈利预测的数据，因此本文采用公司当年实际每股盈余指标来替代分析师预期盈余指标。
2.内部控制质量是本文的解释变量
目前国内外对内部控制质量的测度主要有以下两种方法：(1)依据公司自愿披露与内部控制相关的信息;(2)使用其他相关学者或机构开发的内部控制质量评价指数。本文选用深圳市迪博企业风险管理技术有限公司提供的“迪博中国上市公司内部控制指数(2010—2012)”作为代表内部控制质量的关键解释变量。
3.财务报告质量是本文的中介变量
4.控制变量
根据前人已有研究，本文设置的控制变量有市场风险(Beta)、账面市价比(B/M)、公司股票的流动性(Turnover)、第一大股东持股比例(Topshare)、公司盈利能力(ROA)、公司规模(Size)以及行业和年度。其中：Beta基于截至当年年末前24个月的个股回报率以及市场回报率，利用CAPM模型估计得到;B/M等于当年末权益账面价值与市场价值之比;Turnover等于每个交易日的交易量除以发行在外的股份数量;Topshare等于第一大股东所持股份数额除以总股本;ROA等于净利润除以年初年末净资产平均值;公司规模等于公司总资产的对数。
(三)模型构建
本文使用Preacher和Hayes(2008)[ 13 ]基于自举的中介效应检验程序来检验假设模型，构建如下三个回归方程：
RQit=i1+?琢ICDIit+control+?着1
rit=i2+cICDIit+control+?着2
RQit=i3+c'ICDIit+bRQit+control+?着
其中因变量是rit，中介变量是RQit，自变量是ICDIit。本文分别使用了Dechow，Sloan和Sweeney提出的修正Jones模型衡量的可操控性应计以及Dechow和Dichev模型测度出的应计项目质量作为RQit的衡量变量。
五、实证结果与分析
(一)描述性统计
表1是主要变量的描述性统计。在迪博数据库中，2010年全部样本的内部控制质量水平最低值和最高值分别为167.21和990.94，2011年全部样本的内部控制质量水平最低值和最高值分别为300.93和995.36，2012年全部样本的内部控制质量水平最低值和最高值分别为8.97和985.6，而本文对应的最低值和最高值分别为363.11和935.99(取对数后为分别为5.89和6.84)，均值为680.69(取对数后为6.52)，这说明本文使用的中小板上市公司的内部控制质量水平整体而言是要略高于全部上市公司总体水平的。本文中权益资本成本的最大值、最小值和平均值分别为0.64、0.00和0.11，与李姝等(2013)[ 14 ]的研究相比，本文发现中小板块上市公司整体的权益资本成本也要略低于总体样本平均水平。
(二)中介作用分析结果
本文使用Preacher和Hayes(2008)基于自举的中介效应检验程序进行相关中介作用分析。对于中介变量财务报告质量，本文分别使用了修正Jones模型衡量的可操控性应计以及Dechow和Dichev模型测度出的应计质量来具体进行衡量。
当以修正Jones模型衡量的可操控性应计作为中介变量时，如表2及表3所示，发现虽然自变量对因变量总体影响以及自变量对因变量的直接影响均显著(c=-0.149，p=0.001;c'=-0.148，p=0.001)，但是自变量对中介变量的影响路径不显著(a=0.047，p=0.320)，中介变量对因变量的影响路径也不显著(b=-0.005，p=0.900)，并且中介变量95%的置信区间为(-0.0082，
0.0041)，包含了0，因此当使用以修正Jones模型衡量的可操控性应计来衡量财务报告质量时，没有发现财务报告的中介作用。
当以Dechow和Dichev模型测度出的应计质量作为中介变量时，如表2及表4所示，发现自变量对中介变量的直接影响路径显著(a=0.083，p=0.000)，中介变量对因变量的直接影响路径显著(b=-0.297，p=0.013)，自变量对因变量总体影响显著(c=-0.147，p=0.001)，自变量对因变量的直接影响显著(c'=-0.123，p=0.005)，并且中介变量95%的置信区间为(-0.0659，-0.0048)，没有包含0，因此当使用Dechow&Dichev模型测度出的应计质量来衡量财务报告质量时，发现了财务报告质量的中介作用。因此在部分上可以证明本文的假设。
六、结论
本文利用2010—2012年度全部中小板上市公司样本数据对内部控制质量影响权益资本成本的直接路径进行了检验，发现财务报告信息质量尤其应计质量是内部控制质量影响权益资本成本的中介变量。本文的主要贡献有：一是将国内外已有的关于内部控制对财务报告信息质量的研究与内部控制对权益资本成本影响的研究联结起来，构建起了内部控制通过财务报告信息质量影响权益资本成本的路径关系，并对财务报告信息质量的中介作用进行了检验;二是在内部控制质量的测度上，相较于之前的文献，本文采用的是独立第三方所构建的相对客观的指标体系;三是本文研究为我国进一步出台或完善与内部控制相关的法律提供了理论支撑。
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作者：王砚
【摘 要】 文章主要探究了企业通过提高内部控制质量来降低权益融资成本的非财务途径，即高质量内部控制体制的建立可否从融资的角度给企业带来实质性的益处。以2010—2012年沪市A股上市公司为样本，实证分析了内部控制缺陷的披露对权益资本成本的影响。研究结果表明：存在内部控制缺陷的公司，其权益资本成本更高，并且考虑到其所处的信息环境，在机构投资者持股比例较低、中小投资者与企业信息不对称程度较高的情况下，投资者对存在内部控制缺陷的公司要求更高的权益资本成本。
【关键词】 内部控制缺陷; 披露; 机构投资者; 权益资本成本
*此文受到中央高校基本科研业务费专项资金“企业内部控制缺陷信息披露及经济后果研究”(2013JBM018)项目的支持。
一、问题的提出
21世纪初开始，世界各国爆发的一系列会计丑闻不仅强烈地震动了全球的资本市场，打击了投资者的热情和信心，同时也充分暴露了内部控制的薄弱和缺乏给企业带来的严重损失和灾难，引发了各国对健全内部控制的深思。2002年美国颁布了《萨班斯—奥克斯利法案》(SOX法案)，强化对上市公司内部控制的监管。随后我国也制定了一系列内部控制政策来健全上市公司的内控建设。2006年相继颁布《上海证券交易所上市公司内部控制指引》及《深圳证券交易所上市公司内部控制指引》。2008年我国财政部等五部委共同发布了《企业内部控制基本规范》，要求企业应当结合实际情况，定期对内部控制的有效性进行自我评价并出具内部控制自我评价报告。2010年财政部等五部委共同发布了《企业内部控制配套指引》，加上《企业内部控制基本规范》，标志着中国内部控制规范制度体系的基本建成。该套体系自2012年1月1日起在上海证券交易所、深圳证券交易所主板上市的公司施行。其中《内部控制评价指引》要求公司的内部控制评价报告披露内控缺陷认定及整改情况、内部控制有效性的结论等相关内容。
虽然近年来我国关于内部控制的学术研究不断增长，但从研究的内容来看，目前我国的研究主要集中在内部控制信息披露的现状和影响因素以及对公司治理、盈余管理等的影响上，研究披露内部控制缺陷产生的经济后果的文献较少;从权益资本成本研究来看，研究主要集中在权益资本成本的影响因素以及信息披露对其的影响等，研究内控缺陷的披露对权益资本成本影响的文献不多。而国外内部控制的发展比较成熟，已有较多的内部控制缺陷对权益资本成本的影响研究。当前我国的资本市场仍旧处于不成熟的阶段，在内控规范体系基本建成且刚施行这样的背景下，检验上市公司披露内部控制缺陷对权益资本成本的影响是一个新的研究视角。建立高质量的内部控制体系是否能为企业的融资带来实质性的益处，这是值得深入研究的问题，具有重要的理论意义和现实意义。
基于此，本文实证分析了上市公司内部控制缺陷的披露对权益资本成本的影响。研究结果表明，存在内部控制缺陷的公司，其权益资本成本更高，并且考虑到其所处的信息环境，在机构投资者持股比例较低、中小投资者与企业信息不对称程度较高的情况下，投资者对内部控制存在缺陷的公司要求更高的权益资本成本。在一定程度上说明了公司提高内部控制质量，减少内控缺陷对其在资本市场上的发展具有重要的意义。
二、相关文献回顾
2002年美国颁布SOX法案，强制要求上市公司披露经审计的内部控制自我评价报告。由于内部控制会对企业的实际经营活动产生重要影响，因此国外相关的研究已不再局限于内部控制现状、制度以及缺陷的认定、分类与影响因素等方面，国外学者更多地从内部控制缺陷产生的经济后果等方面进行研究。
高水平的内部控制体系能够产生高质量的财务报告，而高质量的财务信息又会降低公司在资本市场的融资成本。Ashbaugh-Skaife(2009)通过研究发现在披露内部控制缺陷的公司中，内部控制体系的欠缺效率和低质量会导致不可靠的财务报告，提高了投资者面临的信息风险，进而提高了公司的权益资本成本。Beneish等(2008)发现按照SOX法案302条款的要求披露内部控制重大缺陷的公司，其信息不确定性更高，并且其权益成本非正常上升0.65%。同样，Kim and Song等(2011)研究发现披露内部控制缺陷的公司，其财务风险和经营风险较其他公司更大，提高了银行贷款和获取资金的难度，导致公司的权益资本成本增加。
国内方面，吴益兵(2009)以2007年A股上市公司为样本，分析了内部控制信息披露、审计与权益资本成本三者的关系，发现披露内控信息正向影响权益资本成本但不显著，而经过审计的内控信息与权益资本成本显著负相关。李超和田高良等(2011)将内控的判别分数作为内控质量的代理变量，实证结果表明企业内部控制质量越高，其权益资本成本越低。与此类似，闫志刚(2012)、王敏和夏勇(2011)也研究了内部控制质量与权益资本成本之间的关系，认为提高内部控制质量能够显著降低公司的经营管理风险，进而降低权益资本成本。张然和王会娟等(2011)认为，自愿性披露内部控制评价报告的公司其内控效率较高，披露经事务所评价的内控鉴证报告的公司，其权益资本成本更低，间接验证了内部控制缺陷与权益资本成本的关系。
然而，一些学者对内部控制缺陷与权益资本成本之间的关系提出了质疑。Ogneva等(2007)的研究发现在控制了公司与内控重大缺陷相关的特征后，公司披露重大缺陷与其权益资本成本之间没有显著的关系。Beneish等(2008)通过对比分析，发现根据SOX法案302条款的要求披露内控缺陷会提高公司的权益资本成本，而根据404条款的要求披露缺陷并未提高公司的权益资本成本，因此，在不同的控制条件下，内部控制缺陷与权益资本成本的关系会有不同的变化。
综上，我国到2010年才建立起完整的内控规范体系，有学者开始对内部控制缺陷进行研究，但对内控缺陷产生的经济后果的研究还有待进一步丰富。目前国内鲜有学者直接研究内控缺陷披露对权益资本成本的影响，而这方面的研究在国外已经比较成熟。因此，本文拟借鉴已有的研究成果，探索和揭示内部控制缺陷的披露如何影响我国的权益资本成本，以有助于企业管理者、市场监管者和投资者进一步了解内部控制缺陷的披露在资本市场上所带来的影响。
三、理论分析与假说的提出
Ashbaugh，Collins and Lafond(2004)认为，根据信息不对称理论，所有权和控制权的分离会加剧道德风险和逆向选择，提高内部人为获取私利而损害股东利益的风险。另一方面，投资者因为缺乏透明的信息会要求提高投资回报，从而提高公司的权益资本成本。从委托代理理论来看，高质量的内部控制能够影响到公司管理层的决策行为，降低管理层侵占资金等机会主义行为的风险，降低权益资本成本(李超和田高良，2011)。根据信号传递理论，公司在内控自我评价报告中披露内部控制缺陷，会向投资者传递公司存在着财务或经营风险的信号，导致投资者提高要求的投资报酬率，导致权益资本成本的上升。
纵观现有的相关理论和研究文献，内部控制缺陷的披露对权益资本成本的影响表现在两条作用途径上——直接作用途径和间接作用途径，如图1所示。
从直接作用途径方面，Lambert(2007)等最早提出“内部控制缺陷披露—财务报告质量(信息风险)—权益资本成本”的直接作用途径，认为高质量的内部控制能够有效提高财务报告的质量，进而降低投资者的信息风险，导致公司权益资本成本下降。间接作用途径是“内部控制缺陷披露—管理层和大股东行为(商业风险)—权益资本成本”，有效的内部控制能够规范和限制公司内部人的各种机会主义行为，降低投资者面临的商业风险，从而公司可以以较低的资本成本获得外部的资金支持。Ogneva(2007)指出内部控制缺陷的披露能够表明公司的管理系统存在缺陷，增加了管理层进行机会主义行为的风险，导致公司的融资难度提升。因而，披露内部控制缺陷的公司，其内部控制制度更可能不完善，其权益资本成本更高。
基于上述的理论分析，提出本文的基本假设：
H1：上市公司内部控制缺陷的披露与其权益资本成本正相关。
进一步，从机构投资者的治理效应分析，Nesbitt(1994)、Ozkan(2007)、吴晓晖和姜彦福(2006)等认为：机构投资者在公司治理中发挥着积极的监督作用，能够缓解委托代理问题，降低信息不对称程度，保护中小投资者的利益，降低权益资本成本。当机构投资者的持股比例较低时，内部人和外部投资者之间的信息不对称更加显著，往往面临较高的权益资本成本。此时，若公司的内控建设较完善、缺陷较少，则会比机构投资者持股比例高时对权益资本成本的影响更加明显，能够更显著地降低权益资本成本。基于以上分析，本文提出第二个假设：
H2：与机构投资者持股比例高的公司相比，机构投资者持股比例低的公司其内部控制缺陷的披露对提高权益资本成本的影响更加显著。
四、研究设计
(一)研究变量的界定
本文所采用的研究变量定义如表1所示，具体描述如下。
1.被解释变量
国内外学术界对如何度量权益资本成本有着广泛的讨论，由于数据的限制，在很长时间内我国学者一直使用已实现报酬率来测算权益资本成本，并没有采用国际上广泛使用的内涵权益资本成本估计模型(王敏和夏勇，2011)。近年来我国资本市场快速发展，越来越多的财务分析师发布了上市公司的盈利预测数据，为我国权益资本成本的估计提供了数据支持。同时，由于我国上市公司股利支付情况不稳定，本文采用较为简便的Easton(2004)PEG模型。其计算公式如下：
KPEG=
其中：KPEG是PEG模型计算出来的权益资本成本;P0是t0期末的每股价格;eps1为分析师预测的t1期每股盈余;eps2为分析师预测的t2期每股盈余。被解释变量符号为COE，同时COE=KPEG。
2.解释变量
本文以是否披露内部控制缺陷作为假设H1的解释变量。上市公司披露了内部控制缺陷，代表其内部控制制度不够完善合理，进而传递给投资者相应的信号，增加投资者的风险和期望报酬率，从而影响权益资本成本(Ogneva，2007;Ashbaugh-Skaife，2009)。本文设定：披露内部控制缺陷，则ICD=1;未披露内部控制缺陷，则ICD=0。
在进一步检验中，本文以机构投资者的持股比例作为假设H2的解释变量，以INST来表示。机构投资者包括基金、QFII、保险公司、券商、企业年金、财务公司、社保基金、信托公司、银行等。
3.控制变量
本文在多元回归模型中加入了如下十个控制变量：公司成长性、股票流动性、系统风险、财务风险、公司规模、经营风险、盈利能力、经营效率、年度和行业。这十个控制变量与权益资本成本的关系阐述如下：
公司成长性(BM)：衡量公司成长性的一个很重要的指标就是账面市值比，较高的账面市值比往往意味着公司的股价被低估，现阶段投资者风险较大，但未来可得到的收益高。因此，投资者会要求更高的投资回报率，提高公司的权益资本成本(Fama and French，1993;沈艺峰和肖珉，2005)。本文采用账面市值比衡量公司成长性。
股票流动性(LIQUID)：Amihud and Mendelson(1986)根据风险收益理论认为，流动性作为一种风险与收益率负相关，即流动性越高，权益资本成本越低。本文采用流通股年换手率来度量流动性。
系统风险(BETA)：CAPM模型中，股票的系统性风险由β系数反映，其与权益资本成本正相关(叶康涛和陆正飞，2004;Hamada，1972)，本文采用距年末24个月期的市场流通股贝塔系数来衡量系统风险。
财务风险(LEV)：Fama and French(1992)证实财务杠杆与权益资本成本呈显著正相关，认为公司的负债水平越高，每股收益的波动性越大，投资者就面临更大的风险。本文以负债除以总资产衡量财务风险。
公司规模(SIZE)：一般来说，在成熟的资本市场中，规模较大的公司与外部投资者之间的信息不对称较低，其融资存在着规模经济，理论上公司规模与权益资本成本负相关。本文采用公司年末总资产的自然对数来衡量公司规模。
经营风险(ORISK)：企业在生产经营的过程中面临的经营风险越大，投资者预期报酬率越高，导致权益资本成本的增加(Cheng and Collins等，2006)。本文采用长期资产与总资产之比作为经营风险的替代变量。
盈利能力(ROA)：林斌、孙烨等(2012)认为具有较强盈利能力的公司信息不对称程度较低，从而权益资本成本越低。本文采用总资产收益率来衡量企业的盈利能力。
经营效率(TAT)：叶康涛、陆正飞(2004)认为，企业的资产周转率越高，经营效率越高，投资者风险就越小，权益资本成本越低。本文采用资产周转率衡量经营效率。
此外，本文的样本涉及12个行业，不同的行业经营特点和风险有较大的差异，对权益资本成本的影响也不同，公司所处的不同年份对内控缺陷的披露也有一定的影响，因此，本文控制了行业(IND)和年度(YEAR)。
(二)模型的建立
1.内部控制缺陷披露与权益资本成本关系的基本检验
根据前文的假设H1，本文建立回归模型(1)来检验内部控制缺陷的披露对权益资本成本的影响：
COE=α+β1×ICD+β2×BM+β3×LIQUID+
β4×BETA+β5×LEV+β6×SIZE+β7×ORISK+β8×ROA+β9×TAT+β10×YEAR+β11×IND+ε (1)
在上述模型中，因变量COE为权益资本成本，ICD为公司是否披露内部控制缺陷的二元变量，若系数β1为正，则代表公司披露内部控制缺陷，权益资本成本越高。在模型(1)中，预测系数β1为正，控制变量及其系数的预测列示在表1中。
2.机构投资者对内部控制缺陷披露与权益资本成本之间关系的影响检验
根据前文的假设H2，建立回归模型(2)来检验机构投资者对内控缺陷披露与权益资本成本之间关系的影响：
COE=α+β1×ICD+β2×INST+β3×ICD×
INST+β4×BM+β5×LIQUID+β6×BETA+β7×LEV
+β8×SIZE+β9×ORISK+β10×ROA+β11×TAT+
β12×YEAR+β13×IND+ε (2)
在模型(2)中，INST为机构投资者的持股比例，若系数β2为负，则代表机构投资者持股比例越高，权益资本成本越低。ICD×INST为是否披露内控缺陷与机构投资者持股比例的交互项，若系数β3为负，则代表当公司的信息环境较差时，是否披露内部控制缺陷对公司的权益资本成本的影响更为显著，从而验证假设H2。预测β1系数为正，β2系数为负，β3系数为负，控制变量及其系数的预测列示在表1中。
(三)样本选取与数据来源
本文选择2010—2012年沪市A股上市公司为研究样本，数据来源主要是上海证券交易所网站、CSMAR国泰安数据库和锐思数据库，从上交所网站手工搜集了2010—2012年沪市A股上市公司的年报和内部控制自我评价报告，并从中查看公司是否披露内部控制缺陷;其他财务数据和股价预测等数据均来自锐思数据库和CSMAR国泰安数据库，行业的分类是按照证监会上市公司行业分类标准划分的。
在样本筛选过程中，对数据进行了如下处理：(1)剔除金融保险业和ST类的上市公司。(2)由于在计算COE的过程中需要公司2011—2014年的分析师盈利预测数据，因此剔除2011—2014年缺失盈利预测数据和其他财务数据的公司。(3)由于计算COE的PEG公式中要求eps2-eps1>0，因此剔除eps2-eps1<0或等于0的公司。(4)分年度剔除COE指标的极端异常值。最终得到2010年度494家上市公司、2011年度516家上市公司、2012年度495家上市公司，共1 505个有效样本，其中披露内控缺陷的样本有296个，未披露内控缺陷的样本有1 209个。本文运用Stata10软件对数据进行处理和分析。
五、实证结果分析
(一)描述性统计
本文中主要变量的描述性统计分析结果如表2所示。
从表2的初步统计结果来看，2010—2012年沪市A股上市公司的权益资本成本的均值为0.1235，最大值是0.5164，最小值是0.0109;在1 505个样本公司中，有296个样本公司披露了内部控制缺陷;机构投资者的平均持股比例是19.58%，其中，最多的持股比例是90.56%，最少为0，说明机构投资者的持股比例在不同的公司中波动较大;代表公司成长性的账面市值比的均值是0.7235，代表股票流动性的股票年换手率的平均值是384.47%，代表系统风险的BETA系数的平均值是1.08，公司规模的自然对数的均值是22.72，经营风险的均值是0.48;资产负债率、总资产净利润率和总资产周转率的均值分别是53.93%、4.78%和74.6%，其中总资产净利润率的最大值是38.09%，最小值是-149.52%。
本文对内部控制缺陷的披露与权益资本成本之间的关系进行了分年度统计，统计结果如表3所示。2010年披露内部控制缺陷的公司有31家，未披露的有463家，披露内控缺陷的公司平均权益资本成本0.1216大于未披露公司平均权益资本成本0.1057;2011年披露内控缺陷的公司有46家，未披露的有470家，披露内控缺陷的公司平均COE 0.1649大于未披露的公司平均COE 0.1366;2012年披露内控缺陷的公司有216家，未披露的有279家，披露内控缺陷的公司平均COE 0.1294大于未披露的公司平均COE 0.1198。综合2010—2012年三年的统计结果来看，披露内部控制缺陷的公司其平均COE大于未披露内控缺陷的公司。
为了进一步验证披露和未披露内部控制缺陷企业的平均权益资本成本之间差异的显著性，本文对这两种类型的权益资本成本进行了独立样本t检验，检验结果如表4所示。
从表4可以看出，F统计量为0.760，P值为0.383，因此可以认为披露内部控制缺陷组和未披露内部控制缺陷组的方差是齐的。t统计量是-4.208，在1%的水平上显著，说明披露内部控制缺陷的公司权益资本成本更高，是否披露内部控制缺陷对权益资本成本的影响显著不同。
(二)相关性分析
由于非连续和非正态分布的变量不适用于Pearson相关性分析，故本文对相关变量进行了Spearman相关系数检验。从表5中可以看出，ICD与COE有显著的正相关关系，即披露内部控制缺陷的公司，其权益资本成本更高，初步验证了本文的假设H1。INST与COE有不显著的负相关关系，说明机构投资者持股比例越高，公司与外部投资者之间的信息不对称程度越低，导致较低的权益资本成本。在控制变量中，除了总资产周转率以外，其他控制变量均与COE存在相关性，其中，COE与总资产净利润率呈显著的负相关关系，与资产负债率呈显著的正相关关系，表明公司的盈利水平越高，资产负债率越低，其权益资本成本就越高。此外，COE与账面市值比、系统风险呈显著的正相关关系，与流动性呈显著的负相关关系，与总资产周转率呈不显著的负相关关系。
另外，公司面临的经营风险与COE呈不显著的负相关关系，与本文预期不一致，可能是因为长期资产与总资产之比只是度量经营风险的指标之一，并不能完全代表经营风险。
公司规模与COE呈显著的正相关关系，与预期不一致，可能是因为我国证券市场只有二十多年的发展历史，仍处于不够成熟的阶段，各方面因素导致我国证券市场存在着较严重的“小盘股效应”，投资者热衷于炒作小盘股，导致规模较大的公司股价被低估，出现公司的规模与权益资本成本正相关的情况(田映华和刘江帆，2003)。另外，从表5中可以看出，各变量之间相关系数均小于0.6，说明变量之间不存在严重的多重共线性。
(三)多重共线性检验
利用方差膨胀因子进一步检验变量的多重共线性如表6，从表6可以看出，解释变量和控制变量的方差膨胀因子都在1—3之间，说明变量之间的多重共线性情况不明显。
(四)回归分析
1.内部控制缺陷披露与权益资本成本关系的回归结果
表7列出了假设H1的回归结果，在回归中都控制了异方差的影响。为了检验控制行业和年度因素的必要性，本文做了四次回归，分别为列(1)行业年度因素都不控制、列(2)仅控制行业因素、列(3)仅控制年度因素和列(4)行业年度因素全都控制。回归结果显示：在两个因素都不控制以及仅控制行业因素的情况下，解释变量ICD与因变量COE并不显著正相关，而在仅控制年度和行业年度都控制的情况下，ICD与COE在1%的水平上显著正相关，并且在两个因素都控制的情况下调整的R2也达到了最大(0.261)，说明模型的拟合度很好，年度和行业因素在本文中应该控制。
在其他的控制变量中，账面市值比、系统风险β系数、资产负债率、总资产净利润率显著地正向影响COE;经营风险和总资产周转率则显著地负向影响COE;COE与流动性呈不显著的负向关系，与公司规模呈不显著的正向关系。列(1)(2)(3)(4)的F统计量的概率均为0.000，小于显著性水平0.05，说明回归都具有统计学意义。
综合表7列出的回归结果，可以看出，公司是否披露内部控制缺陷与权益资本成本在1%的水平下显著正相关，即披露内部控制缺陷的公司其内部控制制度更可能不完善，导致公司的权益资本成本提高，初步验证了本文的假设H1。
2.机构投资者对内部控制缺陷披露与权益资本成本之间关系影响的回归结果
进一步分析机构投资者对内控缺陷披露与权益资本成本关系的影响，表8中的列(1)是假设H1的回归结果，列(2)表示的是COE对机构投资者的持股比例和控制变量的回归结果，在回归中控制了异方差的影响，显示INST与COE呈负相关的关系，即机构投资者的持股比例越多，公司的信息不对称程度越低，权益资本成本越低。
列(3)同时加入了ICD和INST以及它们的交互项，模型的调整R2为0.262，拟合优度较好，模型的解释力度较强。回归结果显示ICD与COE在5%的显著水平下呈正相关关系，INST与COE呈负相关关系，相关系数为-0.006，加入交互项之后，交互项与因变量同样也呈负相关关系，相关系数为-0.005，不具有显著性，可能是因为我国证券市场上机构投资者的治理效应还不够明显，但是在一定程度上也验证了本文的假设H2，即与机构投资者持股比例高的公司相比，机构投资者持股比例低的公司其内部控制缺陷的披露对提高权益资本成本的影响更加显著。
六、稳健性检验
为了检验不同的权益资本成本计量方法对研究结论的敏感性，本文借鉴Gode and Mohanram(2003)以及林斌和孙烨等(2012)的研究方法，采用OJ模型，替代用PEG模型估计的权益资本成本进行回归，结论基本不变。另外，为了避免样本中行业不均对结论造成影响，本文还选择了制造业的上市公司进行回归，实证结果基本不变。由此可以看出，本文的结论是稳健的。
七、研究结论
本文收集了2010—2012年沪市A股上市公司内部控制的资料和数据，对其进行了统计，发现我国上市公司披露内部控制缺陷的公司逐年增多，反映了我国内部控制制度的完善和监管程度在不断上升。实证分析结果显示：披露内部控制缺陷的公司，其权益资本成本更高，并且这一影响在机构投资者持股比例较低的情况下更加显著。
在我国当前的证券市场条件下，机构投资者的投资比例普遍不高，中小股东和企业大股东之间的信息不对称程度较大，内部控制体系的监管作用会更加受投资者的重视。同时，随着我国内部控制制度的不断建设和发展，公司存在的内部控制问题将会变得越来越透明，因此企业应该积极建设内部控制机制，自查并竭力更正内部控制缺陷，提升企业的经营管理水平，降低权益资本成本，从而提升企业的价值。
本文采用分析师预测数据，运用Easton(2004)的PEG模型测量权益资本成本，进一步证实了我国分析师预测的有用性，为今后有关学者的研究提供了参考和依据。本文的研究也存在一定的局限性，由于目前我国对内控缺陷的分类没有明确易于区分的标准，本文仅以是否披露内部控制缺陷作为内部控制水平的体现，没有进行具体的分类，在后续的研究中会进一步改进方法。另外，由于时间和精力有限，本文仅收集了2010—2012年沪市A股公司内部控制资料进行研究，并不能完全反映所有上市公司内部控制的情况，研究结论有待在今后更长的时间窗口和更多的样本公司中进行检验。
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作者：郭雪萌 张晓玉
第四讲
如何进行人力成本分析
(二)
(三)内部比较法一 这种方法，主要用来做内部的不同岗位类别、不同职务等级之间的人力资源效率的开发空间计算。
比如，很多公司写年终报告的时候，写到“通过今年对员工培训的大量投入，员工的综合素质大大提高”，但这太虚。如果生产关系的调整不能及时地转化为现实的生产力，那么，这种生产关系是需要去改变的。
管理效率的计算有一个很重要的指标，是指管理人员的工资占工资总额的比例。
表2-5 管理人员占工资总额比例变化表
从这张图里可以看出来，以前一个人管两个人，现在一个人管五个人，当然管理效率是提高了;以前去完成一件事情要经过8个程序，现在只要3道程序就完成了，当然效率提高了。
从人力成本的角度来看也是提高了，因为管理人员的工资占全部工资的比例越低越好，当然，这些是相对数，而不是绝对量。也可以去分析销售效率、研发效率，都可以通过比较来进行。
如果去年开发了8个新产品，每一个新产品的开发难度系数乘以它的开发工时，算一算，今年用了多少人，去年用了多少人，开发了多少新产品。还有一个新产品难度系数评估，从总成本上去分析，也是可以算得出来的。
以前销售人员的工资可以占到工资总额的3%，如果今年占到整个工资总额的10%，肯定是销售效率降低了。所以，这个内部比较法适合分析内部不同岗位类别和不同管理层次的人员效率。
【案例4】
人力资源部的管理效率提高了没有?
以前企业有1000个人的时候，人力资源部有8个人，现在企业有2000个人，人力资源部有20个人，HR人员的增长超过了企业产值的增长，这是明显的不合理。
以前一个招聘主管一年新招聘的员工有100个，现在1个招聘主管新招聘的员工为150个，这证明招聘效率提高了。
(四)内部比较法二
(本期的间接工时率-上一期的间接工时率)﹤0 以工时来计算的话，一线操作人员的工时是以他的产品或者服务的工时为标准的，如A产品做了500套，每一套工时50天，一算就知，总共用了25000天。
管理人员全年工时÷产品总工时
=(平均在职管理人员人数×8+加班工时)÷∑(产品×标准工时)
内部管理人员的工时不会随着产品的增加而增加，去年有80个管理人员，1天工作8小时，一个月工作21.75天，再乘以12个月，加上加班工时，可以得出管理人员的总工时。用这个总工时除以产品总工时，就可以看出管理效率是不是提高了。如果去年产品的工时是10000天，管理工时是800天，今年产品工时是15000天，管理工时是1200天，都是1.5倍，那就证明管理效率没有提高。
所以，有很多指标和数据可以作为内部比较的依据，可以把每个部门的效率做一定的分析，别看有的部门看上去很忙，但效率不一定高。
间接工时率就是间接工时占总工时的比例，这一比例要降低。管理人员工资比例在工资总额中适当增加，并不完全可怕，需要同时查看间接工时率是不是降低了，如果降低了就踏实了。
通过间接工时率的了解，我们知道，多加钱不怕，只要效率提高了就没关系，而且效率的提高和成本增加的比例一减，就知道多加的工资是值还是不值，这些都能够算得出来。
【案例5】
武汉有一个老板，以前不太懂管理，现在业务做大了，要加强管理，计划招聘一位人力资源负责人。招聘广告上写招聘人力资源总监一名、经理一名。总监有单独办公室，月薪5000元，经理与其他员工集中办公，月薪6000元。有一个人来应聘，最后选择了总监的职位，理由是总监的名字好听，每天走路神采飞扬。其实这个总监的部属只有一个人。
公司的职务是可以多“卖”一点的，不要太过分就好。
(五)从管理的跨度、管理的层次、管理的流程来做分析 管理跨度就是管几个人，以前一个总经理下面有八个部门经理，就是总经理管到八个人。现在总经理下面有两个副总，一个副总分管四个，是否能说整个跨度不够呢?未必。
因为跨度是个相对值，以前总经理主要是在管公司总部，现在总经理有了第二家工厂，兼任总经理，所以他下面加两个副总也无可厚非。一个副总经理就管人力资源部。这个管理的跨度、管理的层次，都是可以通过比较法来证明是不是提高了效率的。
以前就一个人事主管，要管招聘，管培训，管工资，管考核，一个主管带四个专员。现在这个主管上面有一个人力资源经理，人力资源经理上面有一个人力资源总监，人力资源总监上面有一个副总。架构是否臃肿，也不能一概而论。
【案例6】
某企业人力资源总监做了3年，把组织架构、部门职能、流程优化、岗位职责、岗位设置、人员编制、绩效考核、培训体系全都建立起来了，接下来就把行政部“收购”过来，行政部经理就不需要了，让他去做点有意义的其他事情。
人力资源部一定要造成内部机构和人员的经常性兼并行为，谁有能力兼并他人，那他的岗位价值就提升了，工资就增加了。
流程也是一样。公司越大，流程越复杂，但一个科学的流程设计基于两点：一个是效率的提升，一个是风险的降低。
例如员工上、下班打卡的目的是为了控制风险，提高效率。很多公司规定，当月迟到时间累计少于60分钟的不扣工资，从61分钟开始，每分钟扣5块，这是需要人统计的。如果花1000元钱请一个文员专门来算员工的考勤，这个文员除了算考勤外没有其他事做，工作轻松快乐。支付这样的人力成本，还不如员工不打卡。
人力资源从业者应使用流程分析法对公司的流程进行梳理，凡是不能降低风险的流程都应该去掉。仅这一项工作，人力资源效率的开发空间就会挖掘出很多。
从管理跨度来讲，去年一级管理人员平均管几个人，二级管理人员平均管几个人，今年管几个人，明年一定要管到几个人，要有规划。有了规划，扁平化的组织架构就出来了。
当然，如果企业规模做大了，流程分析还可以从现有的流程中找出核心流程，把冗余的流程去掉，效率就会得到提高，人力资源成本分析的优势才会体现出来。
第五讲 如何进行人力成本分析
(三)
人力成本分析是人力成本控制和降低的基础性工作，有以下几种分析方法：
一、历史数据法一
关于人力成本，有这样一个常用的公式：工资率=工资总额÷销售额。
这里只是把工资列为人力成本的一个部分，但实际做薪酬设计时，工资率分析很重要。薪酬设计基本上不用考虑招聘费用，不用考虑培训费用，但是做人力成本分析和控制的时候，就要考虑到这些问题。所以，人力成本分析和薪酬设计，既有联系，又有区别。
要有效地降低人力成本，是从工资下手还是从费用入手?这要具体情况具体分析，看它们的比例是多大，如果公司的人力成本中八成都是工资，那么把培训费用砍掉也无关大局。在企业里面，有三个开发费用是不能降的，而且还要不断地增加，其中一个就是产品开发费用。如果把这个抹掉为零，那新产品永远都不用开发了，永远不需要研发了。
【案例1】
以广东的东莞最为典型，经常是：昨天还是一万多人的公司，今天就突然不见了，因为今天没订单了。而且老板说，他的客户也倒闭了。做玩具的、做服装的、做鞋子的工厂，不知关了多少家。以至于当地政府不得不制定政策，把富余的劳动力清理出东莞，所以到东莞可以抢到大把的人才，尤其是制造业人才。中国最优秀的制造人才大部分集中在东莞，做服装的、做鞋子的、做玩具的，什么都有。
工资率可以从历史数据中得出来，这个数据很重要。从任何一个行业的工资率来说，在一个相当长的时期里几乎是接近一个常数，除非企业不断进入新的行业、有新的产品出来，才可以看得见这一数值的变化。
【案例2】
福建有一家企业以前是做服装的，做了很多年，偶然的机会到银行里面去进行金融投资。在银行买卖股票，可能只需要五个人来操作、几个人来分析就够了，也许五个人所获得的收益可能相当于工厂里的两千人，这个完全有可能。
如果把五个人的人均收益与工厂里两千人的人均收益比较，那当然比例会失调，这个比例当然不反映真实情况了。
服装企业如果以服装行业去做工资率分析，得出来的应该是一个常数，就是每一年的工资和整个销售额来比，数据应该
八、九不离十，是逐渐呈下降的趋势。如果通过数学的线性回归，或者二次二元线性回归法，就可以得出一个标准的常数，再以这个常数来判断任何一年的工资率是上涨了还是下降了。
例如电子行业的工资率大概也就是9%到11%左右，服装加工行业如果是品牌的话，大概8%左右，如果单纯OEM的话，就2%多;做化工、做涂料4%左右„„所以，每一个行业，每一个企业，可以通过若干数据得出一个概率，这个概率对后面的薪酬预算很重要。
表3-1 ×电子公司销售额、工资率列表
通过这个电子厂的实际案例可以看出，这几年数据最高的也就是10%多一点，最低的在8%多一点，这么多年平均是9.21%或9.55%，趋于常数，变化不大。
二、历史数据法二
工资率对于薪酬设计来讲，是很好用的指标，但是人力成本率一般用不上。人力成本率=人力成本总额÷销售额×100%。我们来看看表3-2 ×电子公司工资人事费用列表。
表3-2 ×电子公司工资人事费用列表
上表中的这家公司的人力成本包括工资，含直接人员和间接人员的工资，同时包括招聘的费用、出差费用、面试费用，还有员工的福利、一些其他的文体活动费用、培训费用等。把这些数据加起来，就得到了一个人力成本。我们可以看到工资占了将近78.72%，也就是工资占约人力成本的80%。
当然，不同性质的企业在这个比例上会有所差别，有些福利待遇比较好的企业，培训机会比较多，培训费用就比较大，那么，该比例就会发生变化，但通常工资占整个费用的比例都是在70%到80%之间。
如果我们要做今年的人力成本的总控制，就要先做工资总量，然后根据往年比例的数据乘以它的系数，就可以算出人力总成本。例如，工资是80万，1.3的费用系数，那么人力资源总成本就是100多万。当然，有时候费用算的也没那么准，所以也可以从人力成本占销售额的比例来计算得出。总之，工资占销售额的比例和人事费用占工资的比基本上都是一个常数，除非有了突然的变化，如企业以前都没买保险，今年开始买保险，当然费用一下会增加很大。
有了一个基本不变的常数，做后面的预算和控制就好办了。如果今年工资不增加，准备增加培训费用，那么，假设以前的费用是工资乘以1.3，今年就可以改成工资乘以1.35，培训费用的预算就出来了。
三、倒推法一：从成本的角度
人力成本占总成本的比例=人力成本÷总成本，这是做成本分析的另一种方法，目的是先预留下利润空间。
表3-3 2004-2005年某公司成本、费用列表
销售额里面产生的成本费用包括三大块，一个是必须要购买的原材料，咨询公司里的原材料就是人的库存，再把工资和其他费用减下来，就等于企业的利润。
【案例3】
经理人要熟悉制定成本的游戏规则。老板说：你今年大概能完成多少销售额?你所需要的成本是多少?经理人说：销售额8个亿，税后净利达到5个百分点，约四千万。老板说：反正这两个指标我都要考核你，当然还有一个指标叫资产保值。
这个总经理就会用倒推法。8个亿完成了，考核权重占20%，而利润4000万完成了，考核的权重分数占50%。这里总经理当然会去考虑成本的问题。即使没做到8个亿的销售额，也要尽力完成4千万的利润。不然的话，50%的权重相对应的收入就要扣得很多。这种时候，一般都会采用倒推法。
像财务部等部门报预算，8个亿销售目标，固定成本多少，变动成本多少，人力成本多少，都要仔细算清楚。同时告诉人力资源总监，现在要做8个亿的销售额，把人力成本的比例给你，当做到6个亿的时候，固定的人力成本比是10个点;做到7个亿的时候，是9个点;做到8个亿的时候是7个点，如果没完成这个点数，你就下台。于是，任务指标就一级一级分解下去了，部门经理也有忧患意识了。人力资源总监开始思考企业人员是不是富余了?架构是不是可以扁平一些?流程是不是可以优化一下?为了我不至于被炒掉，我先必须炒掉那些应该炒掉的人。
“总经理，我保证完成任务。但我只有一个要求，所有人的工资我说了算，加多少工资，定多少工资，我说了算。”
“当然你说了算，你要对这个结果负责任。”在很多大的外企，人力资源总监权力比较大，同时他的责任也很大。人的智慧和潜力是可以逼出来的，他一定会分析到了6个亿的时候，固定的人力成本是多少，变动的人力成本是多少，需要多少服务人员，需要多少一线工人。要达到7个亿、8个亿，他同样要做上述的分析。然后，再把变动人力成本指标交给生产部经理，告诉他：
“你现在的人力成本总额是这么多，比例是这个数，你招不招人我不管。你要做到了这个销售额，做到了这个产出，你的工资就这么多。”
层层负责，一级一级往下压，这就是人力成本控制的开始。
【案例4】
有一门课程叫《非人力资源经理的人力资源管理》，其中概括了人力资源管理的几个核心内容：一个中心，二个基本点，三大工具，四项应用。
一个中心，就是所有的管理者都是他所管辖范围内的人力资源管理者; 两个基本点，一是带领部属完成任务;二是培养部属;
三大工具是岗位说明书、绩效考核和薪酬制度，其中考核是最常用的，让考核跟工资挂钩; 四项应用，就是招人、用人、育人、留人。
生产经理需要具体了解这些吗?不一定。但可以和他算算账。如看月产量。就是查看三个月的新进员工平均每个月每人的产量是多少，比如是100;六个月工龄的员工产量比如是130;一年到两年间工龄的员工产量比如是150。然后再看质量合格率，看是老员工生产的产品合格率高，还是新员工的产品合格率高。
除了看产量和产品合格率这两个指标，再考核材料成本的浪费情况，就是材料利用率指标。把浪费的各种材料都折算为钱，再逐一比较。如果新进员工浪费了800元，六个月的员工浪费了700元，一年以上的员工浪费了500元。把这些数据讲给生产部经理听，就可以让他去做育人、留人的选择。
人力资源经理不仅要提供数据，还可以用数据来辅导、来要求，告诉生产部经理如何来留人、育人，一定要把合适的人放在合适的位置，发挥他的强项和特长。
作为人力资源经理，要知道每一个人的优点和缺点、长处和短处，要了解各个部门的业务运作程序，量才适用，扬长避短，不要取长补短，度其功劳，论功行赏，建立绩效考核制度和奖励处罚机制。到了年末岁终，把每一个人的工作结果报告给总经理，“当则可，不当则废”，做得好的继续干，做得差的就换人。
【案例5】
如果把要达到140的产量当成考核指标，这时，工龄仅有三个月的员工就达不到了，经理就要想到去留住人，在员工不会做以前就要去培训他;如果把材料浪费当成考核指标，浪费多了扣厂长的钱，扣生产部经理的钱，工资跟这个指标挂钩，如果现在的工资标准是“基本工资3000元+绩效工资4000元”，其中还有一个绩效系数，最高是2，最低的是0.5,业绩不好的时候，绩效工资就可能变成2000元了。这种压力直接会使经理有意识地去培训员工，提高员工的素质和技能。
如果只是单纯讲理论，生产部经理要如何招人、用人、留人、育人，不一定管用，拿数据说话，才有说服力。
四、倒推法二：从利润的角度
利润=销售额(销售收入)-材料成本-费用-人力成本。
表3-4 某公司1997-2007年成本和费用列表
如果公司要求做到8个亿的销售额，5%的净利，也就是4000万，那么用8亿减去X等于4000万，X是总成本，那么总成本就是7.6亿，7.6亿再去分，像税收、固定资产的分摊、无形资产的分摊、预测材料的涨价„„最后算下来，看4000万利润指标能不能完成，如果不能完成还要再往下压成本，找到采购总监帮忙降低材料成本，再把人力资源经理请来帮忙降低人力成本。
从这个数据一直往下分解，7.6亿的成本里，材料成本占的最大，要占到80%左右，另一块比较大的是人工成本，估计8%左右，这已经占了88%了。所以，首先要考虑降低材料成本，因为它占到80%，降低的空间比较大，这里降低一个点，相当于其他部分的好几个点。
在人工成本中，工资占了八成，费用占了两成，砍费用不能砍培训费，这是断老板后路，但那些旅行费用可以大大削减。
第六讲
如何进行人力成本分析
(四)
五、外部比较法
这是将本公司的人力成本数据和同行业或者标杆企业进行对照比较，看成本是高还是低。
表3-5 某地区服装行业人力资本比较表
这是某一个地区服装行业的人力成本数据调查，有四个公司，A公司的总人数是1277人，B公司是2000多人，C公司是3000多人，D公司是4000多人。年人均工资最高的是A公司，为17800多元，最低的是C公司，只有14800多元。
记住关键的行业平均数据，从这四个公司里可以得到当地的行业年平均工资是16302元，如上表3-5所示，A公司、B公司的工资是高于同行业的，C公司和D公司是低于同行业平均数的。
这四个公司的费用、销售额也都不相同，人力成本占销售额的比例也不一样。如果费用工资比只有10%左右，就证明这些行业的福利不是非常好。福利比较好的，这一比例会高一些，可以达到12.37%。
1.A公司
A公司的年人均工资最高，是17800多元，相对同行而言，有降低的空间，不过是不是真的要去降呢?也未必。因为它的人力成本率是12.66，而同行业平均水平是12.37，人力成本率只是略微高一点。这说明A公司的整个人力资源的效率还是比较高的。
是不是工资绝对值高就证明人力资源效率比较高呢?也要具体分析。就A公司来说，如果为了保持人才的竞争力，可以不降工资，继续高工资高产出，这样的人力资源效率也很高。不过，也可以适当降低工资，把调下来的费用加到福利和培训里面去，因为A公司的费用占工资的比例只有8%，而其他公司有9%～10%，说明它的费用比例相对同行而言有调升的余地。
2.B公司
B公司的年人均工资和人力成本均高于同行业水平，人力成本率是14.93%，B公司的人力成本率比同行业高，人均工资也比同行高，所以与同行相比，就有降低的空间了，别人的工资占到10%，它的工资占到12%，就有两个点的调减空间。别人的工资占比10%，只相当于一个月800元钱，而B公司工资占比12%，相当于一个月1000元钱。是为了调减这200元，还是用比同行业高出的200元去吸引人才，留住人才，这需要企业认真比较研究。
怕就怕要价挺高，做事情又做不来，这个成本是最高的。
3.C公司
C公司的年人均工资和人力成本率都低于同行业的平均水平，年平均工资只有14800元，同行业是花16000多元请人，如果C公司能请得到人，并且能把这个产品做得也不错，保持这个水平当然可以，因为它的整个成本率比行业要低，却还能做得这么好。所以从这个角度来分析，做得最好的当然就是C公司了。别人发1000元，它发800元，人家占10个点，它只占9个点，C公司做得比较成功。
如果这个企业有战略眼光，这个时候最好进行人力资源战略投资，从行业看，平均人力成本率是12.37%，C公司只有11%，说明还调升工资的空间，不论是从内部的占比，还是从外部的比较看，都处于较低的水平。所以，C公司在人力资源战略方面最有潜力。
发达国家的人力成本高是很正常的，因为它是靠人在不断增值，只有这种价值才是核心价值，才是竞争力的核心内容。广东省特别是东莞市，以前都是劳动密集型的加工企业，现在提出产业结构要调整，要升级，他们已经意识到如果不调整，就会被经济浪潮淘汰掉。
4.D公司
D公司的年人均工资是15833元，工资率9.87%，其人均工资和人力成本率都低于同行业水平，可以适当增加工资。但是要看到它的费用是同行当中最高的，费用占到工资的10%，所以应该适当减少费用，加到工资里头去。
总而言之，工资和费用要找到一个黄金平衡点，工资是激励性、福利是保健性的说法未必准确，“薪酬总额本身已经具有保健作用，而真正具有激励作用的是薪酬的结构以及比例”这种说法才是比较科学贴切的。
融资租赁资本成本的计算(案例解析) 融资租赁资本成本的计算
融资租赁各期的租金中，包含有本金每期的偿还和各期手续费用(即租赁公司的各期利润)，其资本成本率只能按贴现模式计算。
【例】租赁设备原值60万元，租期6年，租赁期满预计残值5万元，归租赁公司。每年租金131283元，要求计算融资租赁资本成本率。
600000-50000×(P/F，Kb，6)=131283×(P/A，Kb，6)
融资租赁资本成本Kb=10%
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