境外上市对企业成长的实证分析

第三节　境外上市、公司治理与企业成长关系的实证分析

一、样本选择与数据来源

本书选择截至2009年12月31日以IPO方式在美国纽约证券交易所和纳斯达克市场上市的85家中国内地公司作为研究对象，剔除上市年限小于3年的上市公司43家，同时剔除早期主要由政府推动上市的国有企业14家，以及连续3年发生亏损的上市公司2家，最终得到样本公司26家。同时，按照同时期、同行业的标准，选择同年度在国内证券市场（包括主板和中小板市场）上市的同行业全部非ST上市公司配对，得到配对公司51家。样本涉及的时间段是1999—2009年，上市公司的行业划分依据中国证监会2001年颁布的行业分类标准，最终共得到77家样本公司的347组有效样本观测值，形成非平衡面板数据。其中，美国市场组样本观测值126组，中国市场组配对样本观测值221组，如表5—1所示。

表5—1　各年度赴美上市公司和国内配对公司样本数量（单位：家）

资料来源：作者整理。

本部分研究所用赴美上市中国公司年度财务数据和公司治理数据通过查阅美国证券交易委员会网站披露的上市公司年度报告手工整理得到，股价数据通过纽约证券交易所和纳斯达克市场网站收集得到。国内证券市场配对公司财务数据来源于国泰安数据库（CSMAR）和万得金融资讯（WIND），部分数据与年报进行了核对以确保准确性；股价数据通过新浪财经收集得到；公司治理数据部分来源于国泰安数据库，部分通过查阅巨潮资讯网披露的上市公司年度报告手工整理得到。

二、研究方法、模型建立与变量安排

（一）研究方法

佟岩（2007）指出，由于中介变量和调节变量检验方法具有使用的广泛性、普遍承认性和对财务学的适用性，能较好解决财务学研究中的探索性因子分析问题。本书借鉴Freedman、Graubard和Schatzkin（1992），温忠麟（2005），佟岩（2007），李志杰（2008）等使用的中介效应检验方法，考察公司治理机制在境外上市行为与公司成长性之间是否存在以及如何发挥传导作用。

中介变量的基本含义是：如果自变量X通过变量M来影响因变量Y，则称M为中介变量，中介变量可以在一定程度上解释自变量与因变量之间为什么会存在关系以及这种关系如何发生。中介变量的作用机制如图5—1所示，如果模型Y＝cX＋e₁、M＝aX＋e₂、Y＝c′X＋bM＋e₃同时成立，而且满足以下条件，则中介效应存在：（1）自变量X与因变量Y之间存在显著的相关关系（即c途径显著）；（2）自变量X的变化能够显著解释中介变量M的变化（即a途径显著）；（3）中介变量M的变化能够显著解释因变量Y的变化，但控制中介变量M后自变量X与因变量Y之间的关系不再存在或变小（即b途径显著但c′途径不再显著或者b途径显著但c′途径的显著性显著小于c途径）。

图5—1　中介变量作用机制图

（二）模型构建

根据前面所做的理论分析以及中介效应的检验要求，本书构建以下三个模型分别考察赴美上市行为对公司成长性的影响、赴美上市行为对公司治理水平的影响以及公司治理机制对公司成长性的影响，进而检验公司治理机制是否在境外上市行为与公司成长性之间发挥了传导和中介作用。其中，Growth代表公司成长性；Gindex代表公司治理指数；Oversea代表境外上市行为；Size代表公司规模；Leverage代表财务杠杆；Year代表年度虚拟变量；Industry代表行业虚拟变量。

（三）变量安排

1．被解释变量：公司成长性

为全面衡量公司成长性，本书在模型1和模型3中分别使用反映市场拓展的主营业务收入增长率、反映业绩成长的基本成长率和反映未来成长潜力的Tobin’sQ作为成长性评价指标。

如前所述，由于销售收入容易理解，数据相对易于取得，而且对资本强度和整体规模不敏感，可以适用于所有类型企业，因此被普遍视为单维度成长性评价的首选指标（Ardishvili et al．，1998；Delmar et al．，2003；Hoy et al．，1992；Davidsson and Wiklund，2000；Delmar，1997）。本书使用主营业务收入增长率（Gsales）作为企业市场份额拓展的成长性衡量指标，为平滑异常波动的影响，使用销售收入几何增长率代替一般增长率。销售收入几何增长率的计算公式为：

基本成长率通过综合考察上市公司过去的盈利能力、股东的再投资倾向、拥有或控制的资源的结构计算出来，用于判断企业未来的成长性。其计算公司为：基本成长率＝（1股利支付率）×［经常性总资产回报率＋有息负债率×（经常性总资产回报率短期银行贷款利率）］。本书使用基本成长率（Bgrowth）作为企业业绩成长性的衡量指标。

Tobin’sQ反映了公司市场价值与重置成本的比值，由于重置成本难以获取，通常使用总资产的账面价值代替。市场价值为公司债务资本的市场价值与权益资本的市场价值之和。债务资本的市场价值使用短期负债和长期负债的账面价值合计数计算。由于我国上市公司存在流通股和非流通股，所以权益资本的市场价值等于流通股市值加上非流通股的价值。非流通股价值的计算主要有两种方法：（1）由于没有完全市场化的数据，非流通股的转让价格通常以净资产为基准，因此可以使用非流通股股数与每股净资产的乘积计算；（2）Chen and Xiong（2002）在对我国上市公司非流通股折价问题的研究中发现，我国部分上市公司的非流通国有股和法人股在市场公开交易时，出现了相当大的折扣，平均为70%～80%，即非流通股的每股价值仅相当于流通股市场价值的20%～30%，因此可以使用流通股市价的20%和30%进行估算。本书使用Tobin’sQ作为企业未来成长潜力的衡量指标，定义三个Tobin’sQ指标，TQ1、TQ2、TQ3，分别按照每股净资产、流通股市价的30%和20%来计算非流通股的价值：

2．被解释变量：公司治理指数

公司治理评价起始于1950年杰克逊·马丁德尔提出的董事会绩效分析，随后各国学者相继从不同侧面对公司治理加以考察，具体包括股权集中度（Himmelberg，Hubbard and Palia，1999；Morck，Shleifer and Vishny，1988）、董事会构成（Agrawal and Knoeber，1996；Hermalin and Weisbach，2003）和经理层薪酬（Abowd and Kaplan，1999；Bebchuck，Fried and Warlker，2002）等。近年来，国外一些研究开始使用构建整体治理指数评价公司治理实践的方法（Bebchuk、Cohen和Ferrell，2008；Gompers，Ishii and Metric，2003；Durnev and Kim，2005；Klapper and Love，2003；Black，Jang and Kim，2006），国内也有一些学者提出了公司治理指数的计量指标和方法（李维安，2005；胡汝银等，2003；白重恩等，2005；廖理等，2008；吕长江等，2008）。

本书借鉴上述研究成果，构建公司治理指数全面反映中美上市公司的治理状况。由于对外部治理环境的计量比较困难而且缺乏可比标准，而内部治理机制通常表现为对外部治理环境的适应性改进，因此本书构建的公司治理指数主要侧重于公司内部治理机制层面，具体包括四方面的指标：股权结构与控股股东、董事会构成、经理层激励和信息披露。各类指标所包含的具体变量及其含义如表5—2所示。

表5—2　公司治理指标体系

续前表

股权结构与控股股东主要包括股权集中度（owncon）、股权制衡度（ownbal）、是否存在母公司（parent）三个变量。大量公司治理相关研究表明，过度集中的股权结构并非一种有效的机制，原因是控股股东可能随意侵占公司资源和中小股东利益以谋求自身控制权私利，从而引发严重的掏空行为，本书使用第一大股东持股比例反映股权集中度，假设第一大股东持股比例过高可能导致治理的低效率。第二到第五大股东是第一大股东实施掏空行为的主要障碍，可对公司经营管理实施有效监督，还可能在公司经营不善时争取对公司的控制权或协助外来者争夺对公司的控制权，因此可对第一大股东起到制衡作用，本书使用Herfindahl指数（简称H指数）⁽⁷⁾反映股权制衡度，即用第二到第五大股东持股比例的平方和除以第一大股东持股比例的平方，假设该比例的提高有助于带来治理的高效率。是否存在母公司这一变量反映了股权结构机制，母公司可能通过与子公司之间的各种商业行为和关联交易，达到攫取子公司其他股东利益的目的，因此假设存在母公司可能带来治理水平的降低。

董事会构成主要包括独立董事比例（indratio）、两职兼任（dual）、专业委员会个数（commit）三个变量。董事会中独立董事占比越高，专业委员会设置越完备，应该越有利于公司治理水平的提高，而总经理兼任董事长将使董事会很难发挥独立和积极的监督作用。本书使用虚拟变量反映两职兼任，当总经理同时兼任董事长时取0，否则取1。

经理层激励主要包括经理层持股比例（eshare）和非董事经理人员占比（nonexe）两个变量。合理的薪酬制度有助于确保管理层以股东利益最大化为目标，而激励管理层的方法主要包括以股票价格表现和各种业绩指标为基准的评估方法，例如西方国家普遍采用的经理人股票期权计划。由于在我国管理层的薪酬信息很不完备，股票期权在上市公司的使用也相对较少，因此本书使用经理层持股比例代表经理层激励。由于多数经理人在董事会任职会降低董事会对经理层的监督作用，本书使用非董事经理人员数与董事会总人数的比例反映经理层与董事会的分离程度，这一比例越高，应该越有利于提高治理效率。

信息披露主要包括年报审计意见（auop）和是否由著名会计师事务所审计（bigaf）两个变量。本书使用年报审计意见反映公司信息披露质量，用虚拟变量表示，如果年报审计意见为标准无保留意见则取1，否则取0。反映信息披露质量的另一个变量为年报是否由著名会计师事务所审计，也用虚拟变量表示，如果年报由“四大”或“中国十大会计师事务所”审计则取1，否则取0。

为构建公司治理指数并全面反映中美上市公司的治理水平，本书对股权集中度、股权制衡度、独立董事比例、专业委员会个数、经理层持股比例、非董事经理人员占比六个变量进行分类处理。当样本公司的股权集中度高于50%时取1，否则取0；当样本公司的股权制衡度、独立董事比例、专业委员会个数、经理层持股比例和非董事经理人员占比高于样本中位数时取1，否则取0。这样处理之后，新得到的六个分类变量与已有的四个分类变量（是否存在母公司、两职兼任、年报审计意见、是否由著名会计师事务所审计）具有相同的特点，即取值越大表示公司治理结构越有效。在模型2中，使用Gindex作为被解释变量，代表公司治理指数，是上述十个分类指标之和，取值范围为0～10，该指数取值越大，表明公司治理水平越高。

3．解释变量

在模型1、模型2和模型3中，本书将Oversea作为代表公司境外上市行为的解释变量并使用虚拟变量定义Oversea：如果企业为赴美上市公司，则Oversea取1，否则取0。本书假设境外上市公司相对中国同业公司具有更高的公司治理水平和更好的成长性，因此预期3个模型中Oversea的系数β1均为正。

在模型3中，本书将Gindex作为代表公司综合治理水平的解释变量，并假设具有较高治理水平的公司具有更好的成长性，因此预期Gindex的系数β2为正。

4．控制变量

由于大公司通常受到投资者更多的关注，需要披露更多的信息，因此更有动机采取措施改善公司治理水平。此外，由于规模效应的存在，公司规模的扩大将带来市场份额和绩效的提高，从而促使公司实现更快的成长。在模型1、模型2和模型3中，本书都使用公司规模（Size）作为控制变量，用年末总资产的自然对数表示，预期其系数β2、β3和β4均为正。

良好的公司治理机制应该有助于控制财务风险，增强财务安全性。此外，Myers和Turnbull（1977）认为，当公司有较多成长机会时，会采取相对保守的财务杠杆政策。Smith和Warner（1979）、Timan和Wessels（1998）则指出，公司使用负债融资可能引发代理问题，从而减缓公司成长。在模型1、模型2和模型3中，本书都使用财务杠杆（Leverage）作为控制变量，用年末资产负债率表示，预期其系数β3、β4和β5均为负。

此外，本书还加入了年度虚拟变量（Year）和行业虚拟变量（Industry）作为控制变量。

模型主要变量定义如表5—3所示。

表5—3　模型主要变量定义

续前表

三、实证分析与结果

（一）单变量分析

本书首先使用单变量比较分析，考察在美国上市的中国公司与国内资本市场的配对公司在公司治理方面存在的差异。表5—4给出了各公司治理机制连续型变量在两组样本间的描述性统计分析结果。该表显示，无论从均值还是中位数看，在美国上市的中国公司的股权集中度均明显低于国内配对公司，而股权制衡度、独立董事比例以及经理层持股比例均明显高于国内配对公司，两组样本的非董事经理人员占比则相差不大。

表5—5给出了模型主要变量在两组样本中的描述性统计分析结果。该表显示，无论从均值还是中位数看，在美国上市的中国公司相对于国内资本市场的配对公司都具有更高的公司治理水平和更好的成长性。在美国上市的中国公司的规模与国内资本市场的配对公司相差不大，但财务杠杆明显更低。

表5—4　公司治理机制各构成变量的描述性统计

续前表

表5—5　模型主要变量的描述性统计

续前表

由于研究变量不服从正态分布，故本书采用非参数检验（MMann-Whit-ney U检验）考察中美上市公司治理机制各变量以及模型各主要变量是否存在显著差异，检验结果如表5—6和表5—7所示。

表5—6显示，在5个公司治理机制连续型变量中，有4个在均值检验和中位数检验时都达到统计显著水平。具体而言，与国内资本市场的配对公司相比，在美国上市的中国公司拥有更低的股权集中度、更高的股权制衡度、独立董事持股比例和经理层持股比例，但两组样本在经理层与董事会分离程度方面的差异没有通过显著性检验。

表5—6　公司治理机制各构成变量差异的显著性检验

注：＊＊＊表示1%的显著性水平。

本书还使用列联表检验分析了两组样本在是否拥有母公司、是否存在两职兼任、专业委员会个数、年报审计意见以及是否由著名会计师事务所审计方面的差异，结果显示，与国内资本市场的配对公司相比，在美国上市的中国公司较少拥有母公司、较少存在两职兼任情形而且更多选择著名会计师事务所提供审计服务，两组样本在专业委员会个数和年报审计意见方面差别不大。

表5—7显示，中美上市公司的公司治理指数、销售收入增长率、基本成长率和Tobin’sQ差异均在99%的置信区间通过了显著性检验，表明在美国上市的中国公司的治理水平和成长性均显著高于国内资本市场的配对公司；此外，在美国上市的中国公司的财务杠杆在99%的置信区间内显著低于国内资本市场的配对公司，两组样本的公司规模差异没有通过显著性检验，表明差异不大。

表5—7　模型各主要变量差异的显著性检验

(www.xing528.com)

注：＊＊＊表示1%的显著性水平。

（二）相关分析

模型各主要变量的相关系数如表5—8所示。表5—8显示，反映成长性的变量销售收入增长率（Gsales）、基本成长率（Bgrowth）、Tobin’sQ（TQ1、TQ2、TQ3）之间表现为显著的正相关关系，而且它们都与是否境外上市（Oversea）和公司治理指数（Gindex）表现为显著的正相关关系；此外，基本成长率（Bgrowth）和Tobin’sQ（TQ1、TQ2、TQ3）都与财务杠杆显著负相关；这些与预期基本相符。销售收入增长率（Gsales）和基本成长率（Bgrowth）都与公司规模（Size）显著正相关，而Tobin’sQ（TQ1）与公司规模显著负相关，需要在后面的回归分析中进一步加以考察。反映整体公司治理水平的变量公司治理指数（Gindex）与是否境外上市（Oversea）表现为显著的正相关关系，与公司规模（Size）和财务杠杆（Leverage）表现为显著的负相关关系。

表5—8　模型各变量的Spearman相关系数

注：＊＊＊、＊＊和＊分别表示1%、5%和10%的显著性水平（双尾）。

（三）回归分析

在单变量比较分析的基础上，本书利用回归分析分别考察了赴美国境外上市这一行为对公司治理的影响以及公司治理机制的改善对公司成长性的影响，使用随机效应模型进行估计，表5—9和表5—10分别列示了赴美国境外上市对公司成长性影响的混合普通最小二乘估计结果和随机效应估计结果，表5—11列示了赴美国上市对公司治理影响的混合普通最小二乘估计结果和随机效应估计结果，表5—12和表5—13分别列示了公司治理机制对成长性影响的混合普通最小二乘估计结果和随机效应估计结果。在回归分析中，使用Winsorize对5个反映成长性的被解释变量进行了剔除1%异常值的处理；进行混合普通最小二乘回归时，使用怀特修正异方差计算标准误差。由于篇幅所限，在各表中都没有报告10个时间哑变量和6个行业哑变量的系数。

表5—9显示，在混合数据回归中，反映成长性的会计指标销售收入增长率（Gsales）和市场指标Tobin’sQ值（TQ1、TQ2、TQ3）都在1%的水平上与境外上市行为（Oversea）显著正相关，基本成长率（Bgrowth）在10%的水平上与境外上市行为显著正相关，从而表明赴美国上市的公司的成长性比在中国上市的配对公司要高。表5—10显示，面板数据的回归结果与随机效应的结果基本相同，除基本成长率与境外上市行为之间的正相关关系没有通过显著性检验外，其他成长性指标都在1%的水平上通过了显著性检验。由此可见，总体而言，在美国上市的中国公司相对国内同业配对上市公司表现出更好的成长性，中介效应的第一层关系即自变量境外上市行为与因变量公司成长性之间存在显著的正相关关系因此得到验证。

表5—11显示，在混合数据和面板数据回归分析中，公司治理指数（Gindex）都在1%的水平上与境外上市行为（Oversea）显著正相关，表明赴美国资本市场上市的中国公司的治理水平显著高于在国内资本市场上市的同业配对公司，从而验证了中介效应的第二层关系，即自变量境外上市行为能够显著解释中介变量公司治理机制的变化。此外，公司治理指数与公司规模（Size）显著负相关，说明规模较大公司的治理水平相对较差；公司治理指数与财务杠杆（Leverage）呈负相关关系，但没有通过显著性检验。

表5—9　赴美国境外上市对公司成长性的影响（混合数据）

注：＊＊＊、＊＊和＊分别表示1%、5%和10%的显著性水平（双尾）。

表5—10　赴美国境外上市对公司成长性的影响（面板数据）

注：＊＊＊、＊＊和＊分别表示1%、5%和10%的显著性水平（双尾）。

表5—11　赴美国境外上市对公司治理的影响

注：＊＊＊表示1%的显著性水平（双尾）。

表5—12和表5—13显示，在混合数据和面板数据回归中，公司治理机制都与公司成长性指标销售收入增长率和Tobin’sQ在1%的水平上呈显著的正相关关系，与基本成长率在5%的水平上呈显著的正相关关系，从而验证了中介效应第三层关系中的中介变量公司治理机制的变化能够显著解释公司成长性变化。在加入公司治理机制对成长性的影响后，混合数据回归中境外上市行为与公司成长性指标销售收入增长率和Tobin’sQ仍然在1%的水平上呈显著的正相关关系，但相关系数变小，境外上市行为与销售收入成长率的相关系数由0．426　9下降到0．360　6，与TQ1的相关系数由1．208　3下降到0．828　4，与TQ2的相关系数由1．152　1下降到0．882　7，与TQ3的相关系数由1．273　9下降到0．757　2；面板数据回归中境外上市行为与销售收入增长率仍然在1%的水平上显著正相关，但相关系数由0．462　2下降到0．402　6，与Tobin’sQ值在5%的水平上显著正相关，与TQ1的相关系数由1．481　2下降到1．102　1，与TQ2的相关系数由1．427　0下降到1．052　0，与TQ3的相关系数由1．540　7下降到1．158　2；在混合数据和面板数据回归中，境外上市行为与基本成长率的正相关关系都没有通过显著性检验，混合回归中的相关系数由0．017　6下降到0．009　4。因此，中介效应第三层关系中在控制中介变量公司治理机制后自变量境外上市行为与因变量公司成长性之间的关系不再存在或变小得到了验证。⁽⁸⁾

综上可见，实证检验结果表明，总体而言，境外上市促进了中国公司治理水平的提升，公司治理机制的改善进而又能够促进公司实现更好的成长，从而验证了前文提出的假设。按照中介效应检验程序进行的检验结果进一步表明，境外上市行为与公司治理机制都是公司成长性的影响因素，在影响成长性的过程中，公司治理机制作为中介变量发挥了传导作用。与成长性衡量指标销售收入增长率和Tobin’sQ相比，以基本成长率衡量的公司成长性与境外上市和治理机制的正相关关系表现不是非常显著。

表5—12　公司治理机制对公司成长的影响（混合数据）⁽⁹⁾

注：＊＊＊、＊＊和＊分别表示1%、5%和10%的显著性水平（双尾）。

表5—13　公司治理机制对成长性的影响（面板数据）⁽¹⁰⁾

注：＊＊＊、＊＊和＊分别表示1%、5%和10%的显著性水平（双尾）。

（四）稳健性检验

在本书涉及的26家赴美上市中国公司中，有4家在纽约证券交易所上市，另外22家在纳斯达克市场上市。由于两个市场的定位不同，尤其是在纳斯达克上市的中国公司多为网络概念股，例如门户网站搜狐（SOHU）、新浪（SINA）、网易（NTES）、百度（BIDU），行业网站金融界（JRJC）、前程无忧（JOBS）、e龙（LONG）、九城关贸（NINE），以及网络游戏运营商盛大（SNDA）和第九城市（NCTY）等，因此提出了上述回归结果是否只是单一市场定位的反映，并不是两个市场普遍存在的现象这一问题。本书接下来进行稳健性测试，将在纽约证券交易所和纳斯达克市场上市的中国公司分别与国内主板和中小板的配对上市公司进行比较，进一步考察赴美国证券市场上市的中国公司是否具有更好的成长性和更高的公司治理水平、公司治理水平的提升能否促进公司实现更好的成长，以及公司治理机制是否在境外上市这一行为影响公司成长性的过程中具有中介效应。具体回归结果如表5—14、表5—15、表5—16、表5—17、表5—18、表5—19、表5—20、表5—21和表5—22所示。

表5—14、表5—15、表5—16和表5—17显示，在混合数据和面板数据回归中，除基本成长率（Bgrowth）与境外上市行为（Oversea）之间的正相关关系没有通过显著性检验外，其他成长性指标如销售收入增长率（Gsales）和Tobin’sQ值（TQ1、TQ2、TQ3）都与境外上市行为呈显著的正相关关系，从而表明赴美国纽约证券交易所和纳斯达克市场上市的公司的成长性都分别比在中国主板和中小板上市的配对公司要高，中介效应的第一层关系即自变量境外上市行为与因变量公司成长之间存在显著的正相关关系得到验证。

表5—18显示，在混合数据和面板数据回归分析中，赴纽约证券交易所上市的中国公司以及赴纳斯达克市场上市的中国公司的治理指数（Gindex）都与境外上市行为显著正相关，表明赴美国纽约证券交易所和纳斯达克上市的中国公司的治理水平均显著高于在国内主板和中小板上市的同业配对公司，验证了中介效应的第二层关系，即自变量境外上市行为能够显著解释中介变量公司治理机制的变化。

表5—14　赴美国纽约证券交易所上市对公司成长性的影响（混合数据）

注：＊＊＊、＊＊和＊分别表示1%、5%和10%的显著性水平（双尾）。

表5—15赴美国纽约证券交易所上市对公司成长性的影响（面板数据）

注：＊＊＊、＊＊和＊分别表示1%、5%和10%的显著性水平（双尾）。

表5—16　赴美国纳斯达克市场上市对公司成长性的影响（混合数据）

注：＊＊＊、＊＊和＊分别表示1%、5%和10%的显著性水平（双尾）。

表5—17　赴美国纳斯达克市场上市对公司成长性的影响（面板数据）

注：＊＊＊、＊＊和＊分别表示1%、5%和10%的显著性水平（双尾）。

表5—18　赴美国纽约证券交易所和纳斯达克市场上市对公司治理的影响

注：＊＊＊、＊＊和＊分别表示1%、5%和10%的显著性水平（双尾）。

表5—19、表5—20、表5—21和表5—22显示，在混合数据和面板数据回归中，在纽约证券交易所和纳斯达克市场上市的中国公司的治理机制都与公司成长性指标销售收入增长率和Tobin’sQ呈显著的正相关关系，并且在加入公司治理机制对成长性的影响后，这种显著的正相关关系没有改变，但相关系数变小，从而验证了中介效应的第三层关系，即中介变量公司治理机制的变化能够显著解释公司成长性的变化，在控制中介变量公司治理机制后自变量境外上市行为与因变量公司成长性之间的关系变弱。在纽约证券交易所上市的中国公司的基本成长率与公司治理机制之间的正相关关系没有通过显著性检验，在加入公司治理机制后在两个市场上市的中国公司的境外上市行为与公司成长性的关系也都不显著。

上述回归结果显示，总体而言，无论是在纽约证券交易所上市的中国公司，还是在纳斯达克上市的中国公司，其成长性和公司治理水平都显著高于国内主板和中小板市场的配对公司，而且公司治理机制在影响境外上市公司成长性的过程中作为中介变量发挥了传导作用。因此，中国公司赴美国境外上市可以改善公司治理水平并进而促进公司实现更好的成长的研究结论是普遍成立的，不是单个证券交易所作用下的结果。

表5—19　赴纽约证券交易所上市的公司的治理机制对成长性的影响（混合数据）

注：＊＊＊、＊＊和＊分别表示1%、5%和10%的显著性水平（双尾）。

表5—20　赴美国纽约证券交易所上市的公司的治理机制对成长性的影响（面板数据）

注：＊＊＊、＊＊和＊分别表示1%、5%和10%的显著性水平（双尾）。

表5—21　赴纳斯达克上市的公司的治理机制对成长性的影响（混合数据）

注：＊＊＊、＊＊和＊分别表示1%、5%和10%的显著性水平（双尾）。

表5—22　赴纳斯达克上市公司治理机制对成长性的影响（面板数据）

注：＊＊＊、＊＊和＊分别表示1%、5%和10%的显著性水平（双尾）。

四、研究结论和政策启示

（一）研究结论

本部分选择以IPO方式在美国纽约证券交易所和纳斯达克市场上市的26家中国内地公司以及同时期在国内主板和中小板上市的51家配对同业中国上市公司作为研究对象，得到77家样本公司的347组有效样本观测值，形成非平衡面板数据，在此基础上通过构建公司治理指数并综合使用反映市场拓展的主营业务收入增长率、反映业绩成长的基本成长率以及反映未来成长潜力的Tobin’sQ作为成长性的代理变量，采用中介效应检验方法全面实证考察了赴美国上市对中国公司治理机制的影响，公司治理机制对公司成长性的影响，以及境外上市、公司治理机制与公司成长性之间相互关系的传导机制。单变量分析结果表明，总体而言，在美国资本市场上市的中国公司较国内配对公司在股权结构、董事会构成、经理层激励和信息披露四个治理层面均表现出更高的水平。混合数据和面板数据回归分析结果表明，境外上市促进了中国公司治理水平的提升并进而促进了公司更好地成长，公司治理机制在影响成长性的过程中作为中介变量发挥了传导作用。在对中美上市公司进行分市场的稳健性检验后，该结论仍然成立。

（二）政策启示

第一，企业成长与公司治理机制密切相关，完善公司治理机制是促进企业成长的根本途径。本书的实证研究结果表明，公司治理水平与企业成长性呈显著的正相关关系，表明良好的公司治理水平有助于企业实现更好的成长。健全的公司治理机制能够保证企业科学决策，降低企业运营风险，有效保护投资者利益从而吸引更多国际投资者，为实施跨国并购和资本运营提供良好的制度保证，进而提升企业的价值创造能力和国际竞争力，促进企业长远发展。境外上市公司应该充分认识到提高公司治理水平的重要性，一方面要严格遵守上市地的监管法规和政策要求，积极学习国际资本市场的运营规则和成熟经验，合理规避经营风险；另一方面要在强制性合规的基础上，着力建设与既定治理环境匹配的公司治理文化和治理伦理，实现公司治理从强制性合规到自主性适应的转变。本书的研究结论也启示国内上市公司应该采取切实措施提高实际治理水平，充分发挥机构投资者的积极作用，建立合理的股权结构，完善董事会构成和薪酬激励制度安排，主动提高信息披露质量，以保证科学决策，促进企业成长和价值提升。

第二，公司治理机制是内部治理结构和外部治理环境的统一体，完善的内部治理结构和有效的外部治理环境共同促进了企业的成长和价值提升。而且从本质上，作为宏观因素的外部治理环境的作用可能更强，因为公司治理结构安排只是公司层面的一个微观因素，要受到法律环境等外部因素的影响。本书的研究结论表明，境外上市正是通过引发公司外部治理环境的强制性制度变迁和促进内部治理机制对外部治理环境的适应性改造来实现公司治理机制完善和企业成长的。因此，证券监管部门应该把加强资本市场基础制度建设、改善外部治理环境作为长期的根本性目标，一方面应该着力建立健全的投资者保护法律体系和完善的股东诉讼机制，努力通过加大证监会的监管力度、提高中介机构的执业质量来提高各项法律的执行质量；另一方面应该重视利益相关者以及证券分析师和媒体等声誉监督机构促进资本市场有效运作的重要作用，通过加强利益相关者教育和培植声誉监督机构等措施塑造良好的外部信息和治理环境。

第三，美国资本市场较强的风险理解和风险定价能力可能是吸引部分创新成长型中小企业选择赴美上市的重要原因之一，由此启示我国证券监管部门在创业板市场建设过程中应该重视对高成长中小企业风险理解能力、风险定价能力、风险承受能力和风险管理能力的培养。本书的实证研究结果表明，赴美上市对反映公司绩效成长的指标基本成长率（Bgrowth）的影响没有表现出很强的显著性，但是对反映公司市场份额成长的指标销售收入增长率（Gsales）和反映公司价值成长的指标Tobin’sQ值（TQ1、TQ2和TQ3）的促进作用非常显著，从侧面表明美国资本市场具有较强的风险理解和定价能力，突破了传统“基于业绩定价”的估值思路对创新型蓝海企业估值的制约。大批中国企业境外上市，对中国经济和上市企业本身有利有弊，但对中国证券市场的发展弊大于利。我国中小企业上市呈现出蓝海企业赴美上市、传统红海企业国内上市的分化格局，在一定程度上反映出中美在社会经济发展水平、证券市场制度安排、证券市场定价能力等方面存在的差异。因此，我国在推出创业板市场的过程中，应该着力提高我国资本市场的风险定价能力，以积极的态度管理而不是回避风险，在一级市场打破“基于业绩定价”的传统思路，拓宽蓝海企业进入我国资本市场融资的渠道，吸引蓝海企业留在国内成为创业板的主体，进而促进我国资本市场资源配置功能的提升。