双重代理与双重上市 ∗ 沈艺峰 肖珉 周颖刚 ∗ 沈艺峰，肖珉，厦门大学管理学院财务研究与发展中心；周颖刚，美国康奈尔大学经济系。通信作者及地址：沈艺峰，厦门大学管理学院，361005；电话：（592）2187187；Email: yangshen@。 在本文的主要研究过程中，通信作者作为美国富布莱特学者正在美国康奈尔大学经济系进行学术访问，第二作者正在加拿大麦吉尔大学管理学院进行研究访问。通信作者感谢美国富布莱特基金会和国家自然科学基金重点项目“公司财务管理若干基础问题研究”（项目批准号：70632001）所提供的资助，感谢美国康奈尔大学经济系洪永淼教授所提供的指导意见。
双重代理与双重上市 摘要 本文从Stulz（2005）的双重代理理论出发，研究赴境外跨地上市的中国公司转回大陆实现双重上市的问题，提出解释这一现象的“双重代理假说”，认为中国大陆企业双重上市是国家代理风险和公司内部人代理风险共同作用的产物，也是公司控制股东（内部人）对国家代理成本和公司内部人代理成本两方面权衡的结果。 关键词 双重上市 内部人代理成本 国家代理成本 Twin Agency Problems and Dual Class Listing SHEN YI FENG XIAO MIN （CFSS, School of Management, Xiamen University） ZHOU YINGGANG （Department of Economics, Cornell University） Abstract Based on Stulz’s twin agency theory, this paper attempts to study the dual class of Chinese companies. The study formulates a “Twin Agency Hypothesis” by arguing that dual listing of Chinese companies is a tradeoff between country’s agency risk and insider agency risk, it is also a tradeoff between country agency costs and insider agency costs by controlling shareholders. JEL Classification G32, K22, G15 2
自1993年7月15日青岛啤酒发行H股并在香港联交所上市，成为中国大陆首家境外直接上市公司以来，截至2005年12月，共有124家中国大陆企业先后在香港、美国、新加坡和英国等境外股票市场发行并挂牌上市（以下简称跨地上市）。其中，83家在境外主板市场上市，41家在境外创业版市场上市。由于这些境外股票市场的中小投资者法律保护制度较为健全，我国企业赴境外跨地上市符合“投资者法律保护假说”（Coffee称为“约束假说”），即通过跨地上市自愿地置身于更严格的中小投资者法律保护制度之下，从而吸引更多的投资者（Coffee，1999，2000；Stulz，1999）。但几乎与此进程同时，自1993年8月27日起，有31家跨地上市公司又陆续回到中国大陆境内发行A股，从而实现双重上市。因此，单纯从“投资者法律保护假说”的角度无法完整地解释双重上市现象。本文从Stulz所提出的双重代理理论出发，提出解释我国公司双重上市的“双重代理假说”，不同于“市场分割假说”（Alexander等，1987，1988；Errunza和Miller，2000）、“流动性假说”（Amihud和Mendelson，1986）、“投资者认知假说”（Merton，1987；Foerster和Karolyi， 1999，2000）、“信号假说”（ Furst，1998；Cantale（1998））和“投资者法律保护假说”及“融资约束假说”（Reese和Weisbach, 2002；Doidge et al., 2003）等传统的理论假设。本文认为中国大陆企业双重上市是国家代理风险和公司内部人代理风险共同作用的产物，也是公司控制股东（内部人）对国家代理成本和公司内部人代理成本两方面权衡的结果，作者构建了一个基本理论模型，并运用中国大陆双重上市公司样本进行了相关实证检验，所得出的实证检验结果支持了“双重代理假说”。 一、 文献评论 在Stulz（2005）的分析框架里，中小投资者实际上面临双重风险，作为外部投资者，他们面临控制公司的控制股东（或称内部人）的剥削；作为全部投资者，他们共同接受国家的剥削。由此产生Stulz所说的双重代理问题（Twin Agency Problems），即“公司内部人代理问题”（the agency problem of corporate insider discretion）和“国家代理问题”（the agency problem of state ruler discretion）。其中，“公司内部人代理问题”在La Porta, Lopez-de-Silanes, Shleifer和Vishny（1998，1999，2002）等人的论述中有详细分析，不再赘述。此处重点讨论Stulz所谓的“国家代理问题”。Stulz（2005）认为，任何一个国家的统治者同样也会利用他们所掌握的国家权力来剥削投资者，谋取统治者自身的利益。国家对投资者的剥削行为包括财产征收、推动有利于自身的立法保护、禁止某类活动、索贿以及税收再分配等等。任何一个国家里，其统治者的剥削程度取决于该国的历史、法律、地理位置以及政治和经济特征。如果国家代理风险很高，代理问题非常严重，大股东剥削中小股东的现象退居其次，控制股东的主要动机集中在如何减少国家的剥削。控制股东减少国家剥削可以通过以下途径：或者选择在国家代理风险较低的国家进行投资，尽管这类投资项目往往净现值为负；或者，控制股东可以选择投资有利于国家的项目，从而使自己有利于国家，以达到减少国家代理风险的目的。值得注意的是，当存在严重国家代理时，传统上用于解决内部人代理问题的信息 3
披露和外部独立董事等公司治理机制不再能够保证股东利益，例如信息披露虽然能够防止公司内部人对外部投资者的剥削，提高股东价值，但它同时也让国家更为容易对公司进行征税，减少企业价值。一般认为，所有权集中度成为减少国家代理风险的最为有效的方式之一，例如，Stulz指出：“随着国家代理问题的加深，所有权集中度提高，…较高的所有权集中度变得越为有效。”（Stulz, 2005, p1598）。La Porta等（1998）的数据显示，英美法系国家里，公司所有权集中度平均为，衡量国家剥削风险的“剥削风险指数”平均为，大陆法系国家里公司平均所有权集中度为，“剥削风险指数”为。Stulz的实证检验同样表明，一国平均的公司所有权集中度与衡量国家剥削风险的“剥削风险指数”之间存在显著的关系。跨地上市也是控制股东减轻国家代理问题的另一种方式，跨地上市体现了金融市场的全球化，全球化的特征之一在于国际间投资壁垒的撤销，Subrahmanyam（1975）的研究文献指出，投资壁垒的消除使原来属于本国国内定价的股票变动全球范围内定价，它为国内公司提供了一个“退出”本国市场，转到国际市场的机会，使得国内公司可以避开国家通过设置国际间投资壁垒所进行的剥削。Stulz同样指出，“（在金融全球化的情况下）国家统治者无法增加剥削而免于受罚，除非他们首先恢复国际间的投资壁垒，所以，在国界开放的国家，统治者剥削投资者的成本更高。…金融全球化大大降低了国家统治者进行（歧视性资源配给等）活动的能力”。（Stulz, 2005，p1632） 二、 制度背景与理论假说 自1993年7月15日青岛啤酒发行H股并在香港联交所上市，成为中国大陆首家境外直接上市公司以来，截至2005年12月，共有124家中国大陆企业先后在香港、美国、新加坡和英国等境外股票市场跨地上市，其中，83家在境外主板市场上市，41家在境外创业版市场上市。但几乎与此进程同时，自1993年8月27日起，有31家跨地上市公司又陆续回到中国大陆境内发行A股，实现双重上市。本文主要研究中国大陆在香港发行H股后又回到沪深两市发行A股的上市公司。在La Porta等（1998，1999）关于国家法系的分类里，香港被归属于英美法系，中小投资者法律保护程度较高，抗董事权指数为5，高于整个英美法系平均值4。中国大陆属于大陆法系，中小投资者法律保护程度较低。而就国家剥削指数而言：香港是，高于各国平均水平，而中国大陆则被列入全球产权保护方面表现不佳的国家之一（La Porta等，2004），因此，在中国大陆和香港双重上市可以被看成是在中小投资者法律保护程度不同、国家代理成本也不同的两个市场里上市。相对于仅在国内上市的公司而言，赴香港跨地上市使掌握公司控制权的人和掌握国家统治权的人都受到更为严格的约束，内部人剥削和国家剥削的水平都降到一个较低的水平，但这些公司若是再回到A股市场发行股票实现双重上市，两个代理问题又会在一定程度上有所提高。本文从Stulz的双重代理理论出发，提出解释双重上市的“双重代理假说”，认为双重上市是是国家代理风险和公司内部人代理风险共同作用的产物。对于公司内部人而言，双重上市意味着一方面有机会获取更多的控制权私利，另一方面必然和其他股东一起受到更多的国家剥削，因此，作为内部人的控股股东不得不在这两方面进行权衡，公司是否转回大陆双重上市正是这种权衡 4
1的结果。 三、 基本模型与研究假设 为了说明公司内部人的上述权衡结果，我们参照La Porta 等（2002）、Doidge等（2004）2和Stulz（2005）的思路，建立如下静态单一期间无负债公司的内部人选择模型。 考虑到本文的研究对象均为存在控制股东的上市公司，所谓的内部人剥削实际上是指控制股东剥3削，故以下直接称控制股东代理问题。 香港股票市场的投资者保护程度总体上高于中国大陆股票市场，但在同一市场上，公司的控制股东剥削也因所有权结构等方面的差异而不尽相同。与之相类似，香港的政府剥削问题总体上低于中国大陆，公司的国家代理成本也会因股4权性质等原因而存在差异。 设公司投入资本为K，期望投资回报率为a，正常情况下，a大于1，期末的期望现金流量为aK。与Stulz一样，本文假设公司价值先受到控制股东的剥削，然后受到国家剥削，其中，内部人剥削体现在控制股东所侵占的控制权私利。公司的控制股东所侵占的控制权私12利占公司投资所能得到的现金流量的比例为f，为此而付出的成本可简单地表示为Lf，i2122这样，控制股东从控制权私利中得到的净收益可以表示为(f−Lf)aK，其中f说明i2控制股东所攫取的控制权私利的边际成本随着所占用控制权私利比例的提高而上升，换言之，就是控制股东“偷窃”得越多，其再“偷窃”的成本就越高。L则取决于控制股东攫i取控制权私利的动机与所受到的限制，从国家层面上说，中小投资者法律保护越弱，L越i低，从公司层面上说，控制股东的动机越强和受到的限制越少，则L越低。以L表示在中id国大陆上市，L表示在香港上市，对每个公司而言，都有L>L。考虑控制股东剥削之aad后，期末的期望现金流量可表达为(1−f)aK。 为使模型简化，设公司在香港市场上市时国家代理成本为0，而转回大陆市场实现双重 1 与我国大陆公司从境外转回的情况一样，Reese和Weisbach（2002）也发现来自投资者保护程度较差国家的公司在美国上市后，其后续融资通常不是在美国市场，而是较多地是回到本国市场进行。所以，研究跨地上市之后回到本土市场双重上市的问题并非只是为了解释我国上市公司的特定现象，而是具有一般的理论和实践意义。 2 与Stulz（2005）的模型不同，考虑到我国上市公司的股权结构特征，本模型假设股权结构为外生变量；与Doidge等（2004）的模型不同，本模型要刻画的是继跨地上市融资之后公司关于回国实现双重上市的选择，不考虑融资对增长的影响。 3 本文所研究的上市公司普遍存在控制性大股东，第一大股东持股比例的均值和中位数分别高达52%和54%。 4 Stulz（2005）的论文主要关注双重代理问题在不同国家和地区的差异，本文认为内部人代理成本和国家代理成本都不只存在国别和地区上的差异，也存在公司间的差异。事实上，Stulz（2005）在选取度量内部人代理成本变量“抗董事权指数”时不无遗憾地提到：“使用这一指标的缺陷在于没有考虑公司运用私下解决办法来弥补法律保护不足的问题”（Stulz，2005，p），同样，他也注意到国家代理成本变量“剥削指数”未能考虑“公司歧视”（discriminate across firms）等形式的国家剥削。 5
上市后，扣除国家剥削后，留给公司的总收益部分为g，在国家代理成本为正的情况下，g5小于1。 若控制股东持股比例为α，则公司在香港跨地上市后，控制股东的期末期望总收益，即包括分享的期末现金流量和独享的控制权私利两项之和，可以式（1）表示为： 12α(1−f)aK+(f−Lf)aK （1） a2控制股东基于自身利益的最大化来选择侵占私利的比例f，即最大化效应函数为 12Maxα(1−f)aK+(f−Lf)aK （2） fa2式（2）的一阶条件为 1−αf= （3） La将式（3）带入式（2），可以得到公司在香港跨地上市时，控制股东的最大总收益为 2(1−α)[α+]aK （4） 2La 同理，如果公司又转回中国大陆双重上市，控制股东的期末期望总收益为： 12αg(1−f)aK+(f−Lf)aK （5） d2控制股东要使式（5）最大化，选择最优的私利侵占比例为 1−αgf= （6） Ld将式（6）代入式（5），可以得到公司转回中国大陆双重时，上市控制股东最大总收益为 2(1−αg)[αg+]aK （7） 2Ld因此，控制股东选择转回中国大陆双重上市的条件是 22(1−αg)(1−α)[αg+]aK>[α+]aK （8） 2L2Lda变形后，可得 22(1−αg)(1−α)[−]aK>[α−αg]aK （9） 2L2Lda 5 这一简化不会影响模型的最终结果。 6
式（9）的左边项表示转回大陆实现双重上市可以增加的控制权私利，右边项表示双重上市后，控制股东因国家剥削增加而产生的损失，因此，控制股东关于是否双重上市的选择是基于增加的控制权私利和增加的国家代理成本造成的损失之间的权衡。 若进一步用P表示内部人从双重上市中得到的净收益，即 22(1−αg)(1−α)P=[−]aK−[α−αg]aK （10） 2L2Lda那么， 2∂P(1−αg)=−aK<0 （11） 2∂L2Ldd对式（6）求偏导，又有 ∂f1−αg=−<0 （12） 2∂L2Ldd∂P所以>0，因此，可以得到本文的第一个研究假设： ∂fH1：在其他条件相同的情况下，控制股东双重上市后攫取私利成本较低的公司、可攫取私利较多的公司会选择转回大陆实现双重上市。 那么，公司双重上市后国家代理成本对控制股东所获得的净收益有何影响呢？ ∂Pα(1−αg)∂P1−αg=[α−]aK 或 =[1−]αaK （13） ∂gL∂gLdd1−αg∂P由于f=<1，所以>0，说明双重上市后国家代理成本增加较少的公司（即L∂gdg越高的公司）从双重上市中得到的净收益越大，由此，得到本文的第二个研究假设： H2：在其他条件相同的情况下，国家代理成本越低的公司越倾向于转回中国大陆双重上市。 四、 样本、变量与计量模型 （一）样本数据 截止到2006年8月底，我国大陆公司在香港联交所上市的已达到130家，为了保持样本的同质性，本文剔除在创业板上市的公司，仅保留在主板上市的公司。同时，为避免2005年我国大陆股票市场的股权分置改革对公司新股发行上市决策的影响，研究样本从我国大陆最早出现跨地上市的1993年7月到股权分置改革开始前的2004年12月共十余年的时间中选取。样本数据来自香港交易所网站、香港中文大学图书馆以及Wind金融资讯数据库，剔 7
除数据不全的镇海炼油和先在大陆上市而后转向香港上市的中兴通讯两家公司，最终保留的研究样本共69家，其中已经实现香港与大陆双重上市的公司31家、已经公告将发行A股6的公司11家，其他公司27家。 （二）研究变量 1、被解释变量 本文以样本公司是否转回大陆股票市场发行A股实现双重上市作为被解释变量。考虑到部分公司已经公告拟转回大陆股票市场，但由于种种原因尚未成功发行A股股票，故分别用两个具体指标表示双重上市：HA1代表公司是否有明确意图进行双重上市，该指标取1表示公司有公告称拟发行A股股票，包括已经实现或者正在筹备双重上市；HA2仅代表公司是否已经实现双重上市，该指标取1表示已经发行A股股票上市。 2、解释变量 （1）控制股东代理成本。本文着重讨论公司间控制股东代理成本的差异，故以股权结构反映可能的控制股东剥削。Jensen和Meckling（1976）认为，内部人持股比例越低，其偏离股东价值最大化的成本越小，“非金钱消费”就越多，但Fama和Jensen（1983）指出，内部人持股较少时各种监督机制较为有效，而内部人持股较多时控制权很大，不容易受约束，因此，内部人股权既有正面的利益联结效应（alignment effect），也有负面的壁垒效应（entrenchment effect）。Morck等（1988）发现公司价值与内部人持股之间呈非线性关系，在内部人持股超过5%的情况下，公司价值与内部人持股之间呈“U”型相关关系。根据这一思路，本文选取控制股东股权比例及其二次方项度量控制股东代理成本，其中，二次方项表示控制股东的剥削程度与控制股东的股权之间的倒“U”型关系，即当控制股东的股权比例很低时，联结效应与壁垒效应均不明显，随着所掌握的股权比例的增加，壁垒效应逐渐凸显并占据优势；但当股权比例增加到一定程度时，控制股东的利益与整个公司利益越来越休戚相关，联结效应逐渐起到主导作用。为了准确地说明控制股东所控制的股权比例，控制股东股权比例按控制股东直接持有的股权与其关联方所持有的股权合并计算。另外，本文也用控制股东自身的持股比例作为控制股东股权比例的替代变量进行稳健性测试。 （2）国家代理成本。在Stulz（2005）的检验中，他用各国的“国家剥削指数”来反映国家代理成本，以体现国家间代理成本的差异，但他同时指出，“国家剥削可能会降低所有公司的收益率，也可能是对某些公司有利，而对另外一些公司不利”（p1611），Stulz还强调说，政府官员会控制资源配置，“把资源从一些公司手中转移到另外一些公司手中”（p1632）。为了反映这种“歧视公司”（discriminate across firms）的做法所导致的公司间国家代理成本的差异，本文通过不同公司在控制股东性质上的差异来区分国家代理成本的大小。本文将样本公司分为中央政府控制的公司、地方政府控制的公司和其他企业三类，其中，前两类公司的最终控制人为政府，多数公司的高层管理者直接来自政府部门或由政府部门直接委任，因 6 如无特别说明，双重上市公司取其发行A股前一年度终了时的数据，仅跨地上市的公司取其与配比公司数据同期的数据，其中配比公司是指与该公司同年发行H股的双重上市公司，如无配比公司，则取其在2004年末的数据。 8
此，这些公司转回大陆实现双重上市后具有相关政策上的优势，而第三类公司则处于政策上的相对劣势地位，其国家代理成本高于前两类公司。此外，在其他条件相同的情况下，H股大股东的存在应该有助于减轻国家代理成本，故本文的稳健性测试部分还选取前五大股东中除控制股东及其关联股东之外的H股大股东持股的Herfindahl-Hirshman指数，作为控制股东股权性质的替代变量。 3、控制变量 Doidge等（2004）发现，选择赴美国上市的公司与在本国上市的公司相比具有较好的增长机会，成长性是影响上市地选择的重要因素。Lang等（2003）的研究则发现双重上市的公司与本国上市的公司在规模、财务杠杆、成长性等财务指标上存在差异，Leuz和Oberholzer-Gee（2005）的研究同样表明跨地上市决策需要控制反映规模、融资需求、盈利能力和财务杠杆等因素。因此，本文选择在研究跨地上市和双重上市问题的文献中普遍使用的规模、财务杠杆、成长性以及盈利能力作为控制变量。各变量的定义见表1。 （请在此处插入表1） （三）计量模型 分别以反映双重上市意愿的HA1和反映双重上市结果的HA2为被解释变量，对表示控制股东代理成本的CONSHARE和表示国家代理成本的SOECG和SOELG进行Logit回归分析，基本的计量模型为： 2HA=λ+λCONSHARE+λCONSHARE+λ （14） SOECG+λSOELG+λCONTROLS+ε012345式（14）中各变量符号的定义见表1：主要变量的定义。 五、 检验结果与分析 （一）描述性统计 从表2的描述性统计可以看出，尽管本文的样本规模较小，但从反映双重上市的指标来看，HA1为1和为0的样本分别为42个和27个，HA2为1和为0的样本分别为31和38个，这一数据特征说明Logit回归结果的有效性能够得到保证。控制股东及其关联持股的最大值与最小值跨度为80%，中位数和均值分别为%和%，说明样本公司在控制股东所掌握的股权上差别较大，但总体而言股权相当集中，普遍存在控制股东。从股权性质上看，样本公司中有26家为中央部委或中央直属企业所控制，34家由地方厅局或地方所属企业所控制，非国有控制的公司仅有9家。 （请在此处插入表2） （二） 双重上市的Logit回归分析 9
双重上市的Logit回归分析结果见表3，其中模型1检验公司关于双重上市的选择是否与控制股东所掌握的股权线性相关，模型2检验二者是否存在二次相关关系，模型3检验双重上市选择是否与股权性质有关，模型4把股权结构与股权性质纳入同一方程进行回归，检验双重上市选择是否与二者同时相关。 表3中Panel 1和Panel 2的模型1和模型2的回归结果显示，公司选择双重上市的概率与控制股东所掌握的股权之间不存在线性相关关系（CONSHARE的P值为），而是呈2明显的倒“U”型关系（CONSHARE的系数为正，P值为；CONSHARE的系数为负，P值为），这种关系在加入股权性质变量之后仍然存在（P值分别为和），并且在HA2的回归分析中尤为突出（P值分别为和）。根据表3中的回归结果计7算，这个倒“U”型曲线的极值点为50%。 说明在其他条件相同的情况下，当控制股东所掌握的股权较低时，其控制权也较低，剥削中小投资者的难度较大，随着股权的提高，控制股东能够更方便地攫取更多的控制权私利，所以更倾向于转回大陆实现双重上市；但当股权提高到50%时，控制股东与其他股东的利益联结程度较高，随着股权的提高，“偷窃”给公司带来的损失越来越多地由控制股东自身承担，控制股东剥削中小股东所能得到的好处减少，故双重上市的动机减弱。这一结果支持了本文的研究假设一。 表3中Panel 1和Panel 2的模型3和模型4说明中央和地方政府控制的公司更愿意双重上市，但代表中央政府控制的指标SOECG仅在HA2的回归中显著（P值为），而代表地方政府控制的指标SOELG则在HA1和HA2两个回归中均显著（P值分别为和），且当模型中加入股权结构指标后仍然显著（P值分别为和），其对双重上市的影响表现出更强的稳定性。造成SOECG显著性不稳定的原因可能在于我国中央政府控制的公司比地方政府控制的公司受到更为严格的监管（徐莉萍等，2006），具有更好的公司治理机制，双重上市后国家代理成本较低的优势部分地被控制权私利较少这一因素所抵消。不过，总体上，相对于非国有控制的公司而言，国家代理成本较低的政府控制的公司更愿意转回大陆实现双重上市，符合本文研究假设二的预期。 此外，财务杠杆、成长性和盈利性都没有对双重上市选择发生显著影响，但规模变量的系数显著为正（在Panel 1和Panel 2中的模型4 中，P值分别为和），说明公司选择双重上市并非出于直接的资金需求，而只是与公司规模正相关。双重上市与规模之间的正向关联或许从另外一个侧面体现双重上市与双重代理问题关系，因为规模较大的公司通常在获取资源的能力上和与政府谈判的能力上占据优势，具有较低的国家代理成本，同时，规模较大的公司也是控制股东眼中的一块“肥肉”，更容易遭受控制股东剥削。 （请在此处插入表3） （三） 稳健性测试 通过公司间差异检验双重代理问题的主要困难在于解释变量的选择，为了保证检验结果的稳健性，本文以控制股东持股比例TOP替代控制股东所掌握的股权CONSHARE来反 7 计算过程如下：在Panel 1的模型4中， 2的模型4中， 10
映控制股东代理成本、以H股大股东股权集中度HBLOCK替代股权性质变量SOECG和SOELG来反映国家代理成本，Logit回归结果分别见表4和表5所示。 （请在此处插入表4） 从表4可以看到，不论从HA1还是HA2的回归结果看，双重上市与控制股东持股比2例之间都呈显著的倒“U”型关系（TOP的系数为正，P值为；TOP的系数为负，P值为），即，控制股东持股中等的公司比持股很少或持股很多的公司更倾向于双重上市，同样支持研究假设一。同时，地方政府控制SOELG和中央政府控制SOECG的系数也仍然为正，而且在模型4中都很显著（P值分别为和），说明研究假设二所预期的双重上市与国家代理成本的关系此时仍然成立。 （请在此处插入表5） 表5同样显示，替代股权性质作为国家代理成本代理变量的HBLOCK的回归系数显著为正（P值为），说明国家代理成本越低的公司越有可能回到大陆双重上市，检验证据支持了研究假设二。同时，HBLOCK的引入并没有改变双重上市决策与控制股东所掌握2的股权之间的非线性关系（CONSHARE的系数为正，P值为；CONSHARE的系数为负，P值为），即假设一仍然成立。 六、 结 论 自1993年以来，中国大陆企业先后赴香港、美国、新加坡和英国等境外股票市场跨地上市，由于这些境外股票市场的中小投资者法律保护制度较为完善，我国企业赴境外跨地上市符合“投资者法律保护假说”。但同样是从1993年起，部分跨地上市公司又陆续回到中国大陆境内发行A股，实现双重上市，本文从Stulz（2005）所提出的双重代理理论出发，提出解释我国公司双重上市的“双重代理假说”。作者从作为公司内部人的控制股东的角度构建理论模型，说明双重上市是国家代理风险和公司内部人代理风险共同作用的产物，也是公司内部人对国家代理成本和公司内部人代理成本两方面权衡的结果。本文以1993年至2004年间在香港主板市场上市的公司为样本，通过Logit回归分析法进行实证检验，研究结果发现，控制股东代理成本较高的公司和国家代理成本较低的公司更倾向于双重上市，从而证实了双重上市的“双重代理假说”。 中国大陆企业跨地上市与双重上市不能仅仅只是被看成自是资金供需关系的结果，而是国家、控制股东和中小投资者之间相互博弈的产物，在此过程中，如何在实现国家政策目标的情况下，通过对控制股东行为的监督和约束，更好地保护中小投资者的利益，完善中小投资者法律保护制度，减缓国家与股东、控制股东与中小投资者之间的代理问题，本文或许可以在这些方面提供有益的启示。 11
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表1：主要变量的定义 变量 变量的符号变量的定义 被解释变量 已经实现或正在进行双重上市 HA1 已经实现或正在寻求转回中国大陆发行A股的公司取1，其他取0 已经实现双重上市 HA2 已经转回中国大陆发行A股实现双重上市的公司取1，其他取0 解释变量 反映控制股东代理成本： 控制股东所掌握的股权比例 CONSHARE第一大股东及其关联股东的合并持股比例 2控制股东所掌握的股权比例的平方 CONSHARE第一大股东及其关联股东合并持股比例的二次方 控制股东持股比例 TOP 第一大股东持股比例 2控制股东持股比例的平方 TOP 第一大股东持股比例的二次方 反映国家代理成本： 中央政府控制 SOECG 控制股东为中央部委或中央直属企业的取1，其他取0地方政府控制 SOELG 控制股东为地方厅局或地方所属企业的取1，其他取0H股大股东股权集中度 HBLOCK 前五大股东中除控制股东及其关联股东之外的H 股大股东持股的Herfindahl-Hirshman指数 控制变量 规模 Size 总资产的自然对数 8成长性 g 发行H股之后三年平均的销售额增长率 负债比率 Leverage 负债与股东权益之比 盈利能力 ROE 净利润与股东权益之比 表2：描述性统计 HA1 HA2 CONSHARE TOP SOECGSOELGHBLOCKSizeleverage g ROE均值 % % 中位数 - - % % - - 标准差 - - % % - - 最小值 % % 最大值 % % 总和 - - - - - - - 观测数 69 69 69 69 69 69 69 69 69 69 69 8 因可获取的年度数据截止到2005年，故2003年和2004年发行H股的公司仅按两年和一年的销售增长率平均计算。 14
表3：双重上市的Logit回归 2HA =λ+λCONSHARE+λCONSHARE+λSOECG+λSOELG+λCONTROLS+ε012345Panel 1：HA1 模型1 模型2 模型3 模型4 系数 P值 系数 P值 系数 P值 系数 P值 CONSHARE * * CONSHARE ** * ** * ** *** McFadden 值（LR） Panel 2：HA2 模型1 模型2 模型3 模型4 系数 P值 系数 P值 系数 P值 系数 P值 CONSHARE *** *** CONSHARE *** *** * **** ** ** *** McFadden R0．1165 值（LR） 0．0502 注：***表示在1%的统计水平上显著，**表示在5%的统计水平上显著，*表示在10%的统计水平上显著。 15
表4：双重上市的Logit回归：关于控制股东代理成本影响的稳健性检验 2HA =λ+λTOP+λTOP+λSOECG+λSOELG+λCONTROLS+ε012345HA1 HA2模型1 模型2 模型3 模型4 系数 P值 系数 P值 系数 P值 系数 P值 TOP ** ******** ** ******** * ** ** ** ****** * McFadden 值（LR） 注：***表示在1%的统计水平上显著，**表示在5%的统计水平上显著，*表示在10%的统计水平上显著。 表5：双重上市的Logit回归：关于国家代理成本影响的稳健性检验 2HA=λ+λCONSHARE+λCONSHARE+λHBLOCK +λCONTROLS+ε01234HA1 HA2模型1 模型2 模型3 模型4 系数 P值 系数 P值 系数 P值 系数 P值 CONSHARE * ** CONSHARE * ** ** ***** *** ** ***** ** McFadden 值（LR） 注：***表示在1%的统计水平上显著，**表示在5%的统计水平上显著，*表示在10%的统计水平上显著。 16
