19.2.1　样本选择与数据来源

本章研究样本选取标准如下：①截至2016年年底，所有参与新一轮混合所有制改革的国有控股上市公司（即国有资本发生减持的上市公司），其中，筛选国有控股上市公司使用国泰安（CSMAR）数据库中“上市公司股权性质文件中实际控制人名称及股权性质”进行判断，筛选是否参与新一轮混合所有制改革由锐思（RESSET）数据库所提供的“前十大股东股权性质”整理所得；②剔除自变量、因变量和控制变量数据缺失的样本公司，最终确定464家样本公司。全部连续变量经过1%的winsorize处理，以避免异常值影响。

本章研究数据主要来自国泰安（CSMAR）数据库、锐思（RESSET）数据库、万得（WIND）数据库以及上市公司年报信息的手工收集与整理。

19.2.2　研究变量

（1）混合所有制改革力度变量

本章采用新一轮混改中国有股权的减持比例（Reduct）来衡量混改力度。由于深化混改的《意见》于2015年9月发布，本章使用2014年年末与2016年年末国有股权比例的差值作为新一轮混改的国有股权减持比例，此差值越大，代表混改力度越大[33]。国有股权比例数据由作者根据锐思（RESSET）数据库所提供的前十大股东股权性质整理所得。

（2）股权融资成本

鉴于资本资产定价模型（CAPM）在确定经过风险调整之后的股权融资成本中的主流地位（姜付秀等，2008），本章采用资本资产定价模型来计算样本公司的股权融资成本。计算公式如下所示：

Ri=Rf+（Rm-Rf）*βi

（19-1）

其中，无风险收益率（Rf）为中国债券信息网上中债国债收益率曲线（到期）代偿期30年所对应的收益率为4.1549%；β为样本公司的系统性风险系数，使用万得（WIND）数据库中的标准BETA值（最近60个月）；市场收益率（Rm）考虑到2008年前后金融危机的影响，使用2009～2016年考虑现金股利再投资的综合月平均市场收益率所计算的年平均收益率。

（3）公司治理变量

①股权制衡机制。本章采用股权制衡度（Balance）作为股权制衡机制的衡量变量，其为第二到第十大股东与第一大股东持股比例之比。

②董事会治理机制。本章基于《中国公司治理分类指数报告（2019）》（高明华等，2019），将其中的董事会治理的四个分项指数（董事会结构、独立董事独立性、董事会行为和董事激励与约束，参见表19-1）进行赋值后再进行主成分分析，提取一个综合考量上述因素的主成分作为董事会治理机制（Board）的衡量变量。

表19-1　董事会治理分项指数指标体系

a.资料来源：《中国上市公司董事会治理指数报告（2018）》（高明华等，2018）；b.作者同时完成的“中国上市公司财务治理指数”从财权配置、财务控制、财务监督和财务激励四个方面评价上市公司财务治理水平，其中财务控制包括8个二级指标，主要考察企业的财务权力执行过程，包括企业是否有一个健全的内部控制体系和风险控制体系等；c.作者同时完成的“中国上市公司高管薪酬指数”以调整后的高管薪酬与营业收入的比值作为高管薪酬合理性评价标准，并将所有上市公司分为激励不足、激励适中和激励过度三类。

③高管薪酬机制。本章采用高管薪酬的外部不公平性（UF）衡量高管薪酬市场化程度并作为高管薪酬机制的衡量变量，借鉴吴联生等（2010）的做法，建立如下高管薪酬决定模型，得到的残差ε1衡量公司高管薪酬的外部不公平性。

Ln（Compt）=β0+β1SIZEt+β2LEVt+β3ROAt+β4ROAt-1+β5CBDt+β6BDSt+β7CONt+εi

（19-2）

其中，Ln（Comp）为公司高管年度薪酬的自然对数，Comp为国泰安（CSMAR）数据库中“高管前三名薪酬总额”；SIZE为公司规模，用资产总额的自然对数衡量；LEV为财务杠杆，用资产总额除以负债总额之值衡量；ROA为公司业绩，用总资产收益率衡量；CBD为总经理与董事长是否两职合一的虚拟变量，是则取值为1，否则取值为0；BDS为董事会规模，用董事会总人数衡量；CON为高管持股比例。

（4）控制变量

基于以往文献（Fama和French，1993；叶康涛和陆正飞，2004；曾颖、陆正飞，2006；蒋琰和陆正飞，2009）得到的可能影响股权融资成本的因素，本章选择公司规模、账面市值比、企业杠杆倍数、资产周转率、资产收益率作为控制变量。(www.daowen.com)

主要研究变量如表19-2所示。

表19-2　主要变量定义表

19.2.3　研究模型

本章验证假设1的研究模型如下所示：

Ri=τ1Reducti+τ2ATi+τ3LEVi+τ4BIAi+τ5SIZEi+τ6ROAi+ε1

（19-3）

验证假设2、3和4时，本章构建多个方程进行多重中介效应分析。以往检验中介效应的方法多为Baron and Kenny（1986）的逐步法与sobel检验。然而，近年逐步法受到较多质疑（如Hayes，2009），同时sobel检验也逐渐被Bootstrap法所替代，从而直接检验系数乘积的显著性（Zhao et al.，2010；陈瑞等，2013）。因此，本章采用使用bootstrap方法进行中介效应分析。研究模型如下所示：

Ri=ω1Reducti+ω2Balancei+ω3Boardi+ω4UFi+ω5ATi+ω6LEVi+ω7BIAi+ω8SIZEi+ω9ROAi+ε2

（19-4）

Balancei（or Boardi or UFi）=θ1Reducti+θ2ATi+θ3LEVi+θ4BIAi+θ5SIZEi+θ6ROAi+ε3

（19-5）

Ri=ρ1Reducti+ρ2Balancei（or Boardi or UFi）+ρ3ATi+ρ4LEVi+ρ5BIAi+ρ6SIZEi+ρ7ROAi+ε5

（19-6）

具体检验步骤为：

首先，测试总的中介效应，即估计和检验所有间接效应的总和，针对公式（19-3）和公式（19-4）运用SPSS的PROCESS功能可得。

其次，测试特定路径的中介效应，即估计和检验某一特定路径的间接效应。针对公式（19-5）和公式（19-6），分别对Balance、Board和UF进行检验。具体地，本章借鉴温忠麟和叶宝娟（2014）改进的中介效应检验过程，包含如下步骤：

第一步，检验公式（19-3）的系数τ1，如果显著，按中介效应立论，否则按遮掩效应立论，但无论是否显著，都进行后续检验；

第二步，依次检验公式（19-5）的系数θ1和公式（19-6）的系数ρ2，如果所有系数都显著，则间接效应显著，转到第四步；如果至少有一个不显著，则进行第三步；

第三步，用Bootstrap法直接检验H0：θ1*ρ2=0，如果显著，则间接效应显著，进行第四步；否则间接效应不显著，停止分析；

第四步，检验公式（19-6）的系数ρ1，如果不显著，即直接效应不显著，说明只有中介效应；如果显著，即直接效应显著，进行第五步；

第五步，比较θ1*ρ2和τ1的符号，如果同号，属于部分中介效应，报告中介效应占总效应的比例为θ1*ρ2/τ1。如果不同号，属于遮掩效应，报告间接效应与直接效应的比例为θ1*ρ2/τ1的绝对值。