外资持股对资本成本的影响研究

魏 刚 武晓晓

(绍兴文理学院 商学院，浙江 绍兴 312000)

0 引言

资本市场开放是推动金融体系改革、完善资本市场定价机制的重要一环，也是深化改革开放的重要举措.自2002年开始，境外投资者可以通过QFII(合格境外机构投资者)渠道以美元投资A股.2011年，为了加速人民币的国际化进程，我国开始允许境外投资者通过RQFII(人民币合格境外机构投资者)渠道以人民币投资A股，但无论是QFII还是RQFII都是资本市场对外的单向开放，其对境外投资者设有较高的准入门槛.2014年与2016年，沪港通机制与深港通机制分别建立(沪港通、深港通以下合称“陆港通”)，我国资本市场迈出了双向开放的重要一步.在陆港通政策下，境外投资者可以通过香港联合交易所直接以人民币投资在上海证券交易所以及深圳证券交易所上市的上市公司股票(简称“陆股通”)，也可以通过上交所或深交所买卖香港联合交易所上市的股票(简称“港股通”).资本市场开放的步伐并未就此停滞，2018年沪伦通启动，2019年证监会宣布将全面取消QFII与RQFII的投资额度限制，这些举措的实施将进一步拓宽境外投资者进入A股市场的渠道.

资本市场开放引入外资持股能够促进资本市场完善发展，特别是增强资本市场的价值发现能力逐渐成为学术研究关注的话题.现有文献对资本市场开放和外资持股经济后果的研究已经积累了大量文献，但是尚未形成统一结论.一种观点认为资本市场开放引入境外投资者改变了本国资本市场与国际资本市场的“市场分割”状态，当地经济活动的部分风险将由新进入的境外投资者承担，降低投资者的风险溢价水平(Stulz，1999)[1]，从而降低企业的资本成本.同时，来自发达资本市场的境外投资者与境内投资者相比，具备强大的信息搜集、处理与分析能力，更为理性(Bae等，2012)[2]，有助于降低企业的信息不对称程度(Stulz，1999；刘焱等，2020)[1-3]，提高信息披露质量(Gul等，2010;Fang等，2015)[4-5]、提高公司治理水平(Ferreira和Matos，2008;张宗益和宋增基，2010)[6-7]、提高股价信息含量(钟覃琳和陆正飞，2018)[8]、降低股票交易成本等(魏熙晔，2020)[9].

但另一种观点认为，资本市场开放加剧了中国资本市场与国际资本市场的联动性(Stiglitz，2000)[10]，当一国的市场投资组合收益与世界市场投资组合收益的协方差较高时，将该国整合到全球市场后，预期可能获得超过从全球市场中分割出来的预期风险溢价(Stulz，1999)[1]，而增加企业的资本成本.同时，由于地理位置、语言文化等障碍，与境内投资者相比，境外投资者具有较高的信息搜集成本(Choe等，2005)[11].由于资本管制的存在，境外投资者具有较高的进入障碍(Ahearne等，2000)[12]，导致其持股比例较低，稳定性较差，可能会加大跨境资本流动的风险(Wei，2018)[13].

现有文献的分歧可能主要在于，引入境外投资者所带来的经济后果受到各国对投资者的法律监管环境(Bekaert等，2005；沈艺峰等，2005)[14-15]及资本管制强度(Ahearne等，2000)[12]的影响.各国对投资者法律保护环境的差异可能会影响本国的信息不对称程度，在投资者法律保护程度较高的国家，会有较为完善的信息披露制度，有助于降低境外投资者的信息搜集成本(Ahearne等，2000)[12].

中国资本市场开放的初衷是通过引进更多成熟的投资者，增强资本市场的价值发现能力.而我国资本市场的法律监管环境与国外发达资本市场存在显著差异(杜金柱等，2020)[16]，外资持股带来的影响存在差异，是否能够实现预期目的，需要进一步验证.

1 理论分析与研究假设

1.1 外资持股与资本成本

通过资本市场开放，吸引境外合格投资者在中国A股投资，利用外国投资者的专业能力有助于改进被持股公司的管理和治理、提升资本市场的价值发现能力、进一步促进我国资本市场的完善发展.一方面这些“合格的境外投资者”是“积极的股东”，能够通过改善被持股公司治理、提高公司绩效，进而降低公司的资本成本；另一方面，外资股东拥有专业知识和能力，能够更好地识别被持股公司，具备较强的价值发现能力.与国内投资者比较，外资股东的要求报酬率更低，有助于降低外资持股公司的资本成本水平.

外资股东是“积极的投资者”，通过参与公司治理，更好地监督管理层，缓解代理问题，降低资本成本.全球化的权益资本市场意味着公司将接受来自全球市场投资者的监督，改善股东对管理者的监督机制(Stulz，1999)[1]，当外资持股比例达到一定要求时，其可以通过“用手投票”的方式直接参与公司治理(Edmans，2009)[17]，提高公司治理水平.外资加入形成的多元化股权结构也能对现有股东产生制衡作用，减少大股东侵占中小股东利益的行为(邹颖和张超辉，2020)[18]，优化公司内部治理机制(钟覃琳和陆正飞，2018)[8]，降低企业资本成本.

外资股东具有较强的价值发现能力，通过降低信息不对称程度影响企业的权益资本成本(Stulz，1999)[1].对比本土投资者，境外投资者一般具有较强的信息搜集与处理能力(Bae等，2012)[2]，能够更好地识别投资对象，向投资对象索取与其所承担投资风险对称的报酬率.为了减少信息搜集的成本，往往对公司的信息披露质量有较高的要求(Aggarwal等，2011)[19]，更倾向于要求企业聘请“四大”会计事务所进行报表审计(步丹璐和屠长文，2017)[20]，从而改善上市公司的信息环境(周冬华等，2018；华鸣和孙谦，2018)[21-22]，提高上市公司的信息披露质量，降低企业的资本成本.

基于以上分析，提出本文的假设1：在其他条件不变的情况下，外资持股有利于降低企业资本成本，随外资持股比例的增加企业资本成本显著降低.

1.2 信息披露质量、外资持股与资本成本

若外资持股能够显著地降低企业的资本成本，那么其对资本成本的降低效果又受到哪些因素的影响？首先，由于境外投资者信息搜集成本的存在，上市公司的信息披露质量可能是约束外资降低资本成本效果发挥的重要影响因素.高质量的信息披露有助于缓解企业与投资者之间的信息不对称程度，减少境外投资者的信息搜集成本(Aggarwal等，2011)[17]，便于境外投资者积极参与公司治理，降低企业资本成本.相反，低质量的信息披露增大了境外投资者与企业之间的信息不对称程度，增加了境外投资者的信息搜集成本，从而可能影响其对企业资本成本的降低效果.

因此，本文提出假设2：在其他条件不变的情况下，与信息披露质量较低的企业相比，在信息披露质量较高的企业中，外资持股对企业资本成本的降低效果更显著.

1.3 国有股东、外资持股与资本成本

在我国特殊的制度背景下，国有股股东与其他类型的股东存在较大的差异.国有股东将国有资金投资于企业可能并非纯粹是为了盈利，其同时还受到资产管理部门的监督，承担着一部分社会责任.当企业资源有限时，国有股东更倾向于将资源投资于社会责任活动，降低了资源的配置效率(邹颖和张超辉，2020；魏卉等，2020)[22-23].当企业的国有股比例较高时，意味着该公司受到较多的政府干预影响，当企业的经济利益目标与社会利益目标发生冲突时，该企业更可能牺牲企业的经济效益而追求社会效应最大化(刘超等，2020)[24]，增大其他类型投资者的预期风险水平.另外，国有公司可能对外部投资者利益的关注度较低，影响外部监督机制作用的发挥，从而导致公司治理效率低下(苏冬蔚和熊家财，2013；李向荣，2018)[25-26].而在国有股比例较低的企业，由于外部治理机制的存在，可能在一定程度上约束高层管理者的行为，提高公司的治理水平，从而降低资本成本.

因此，本文提出以下假设3：在其他条件不变的情况下，与国有股比例高的企业相比，在国有股比例低的企业中，外资持股对企业资本成本的降低效果更显著.

2 研究设计

2.1 模型设计

为了验证本文提出的假设，构建外资持股影响资本成本的模型如公式(1).

Rei，t=β0+β1WZi，t-1+β’Control

+∑Year+∑Industry+εi，t

(1)

公式(1)中，i和t分别表示样本企业和年度，Rei，t为企业权益资本成本，WZi，t-1为滞后一期外资持股变量，分别从外资持股与否和外资持股比例高低两个层面进行衡量，Control为控制变量，包括影响资本成本的其他变量：公司规模、盈利能力、营运能力、偿债能力、发展能力、治理结构、换手率、第一大股东持股比例、董事会规模等，Year、Industry分别为年度和行业.

为了检验假设2和假设3，本文在模型(1)的基础上，将全样本划分为高质量信息披露组与低质量信息披露组、高国有股持股比例组与低国有股持股比例组，采用分组回归的方法进行验证.

2.2 变量定义

2.2.1 资本成本

资本成本是商业资产投资者要求获得的预期收益率，它是投资者承担的一种机会成本，其大小取决于投资对象的风险水平(纽曼等，2000)[27].资本成本包括债务资本成本和股权资本成本.本文使用股权资本成本(以下统称资本成本)作为研究模型的因变量.股权资本成本的计算方法主要有两种：一是利用企业已实现的盈余数据进行的事后权益资本成本估计的方法：CAPM模型、FF3F模型等；二是利用企业未来的盈余预测数据进行事前权益资本成本估计的方法：GD模型、GLS模型、PEG模型、MPEG模型、OJ模型等，这类方法能够更真实地反映股东的预期报酬率水平.

在以上模型中，GLS模型利用现金流量贴现模型的思想，认为企业的内在价值等于账面价值现值与剩余价值现值之和，将推导计算出的折现率作为企业的股权资本成本.相较于传统的风险定价模型，GLS模型不需要事先确定企业的风险溢价水平，估计更简便.叶康涛和陆正飞(2004)[28]认为GLS模型更适用于中国的资本市场.代昀昊(2018)[29]用GLS模型研究了基金机构投资者对企业权益资本成本的影响.鉴于通过QFII和陆股通方式进入A股市场的投资者多为机构投资者，因此本文同样选用GLS模型衡量权益资本成本，在稳健性检验中用能更好地反映市场风险溢价水平(Gode和Mohanram，2008)[30]的OJ模型进行稳健性检验.

GLS模型估算权益资本成本的方法如公式(2).

(2)

其中，P0为股票市价，Re为权益资本成本，ROEi是预期未来第i年的净资产收益率，BPSi是预期未来第i年的每股净资产.

2.2.2 外资持股

外资持股是本文的核心解释变量.目前，外资进入中国A股市场的主要途径有QFII、RQFII以及陆港通政策中的陆股通.考虑到RQFII与QFII相比，实施时间较晚，且实施范围仅限香港某些金融公司、国际银行、资产管理公司等，范围较为局限，考虑到数据的可获得性，本文主要研究通过QFII及陆股通渠道进入的外资.本文在马妍妍(2019)[31]的基础上加入了沪港通与深港通中的陆股通持股数据，用年末QFII持股数量与陆股通持股数量之和占流通A股总股数的比例衡量境外投资者的持股比例(WZ).同时设置虚拟变量WZ_dum衡量外资持股与否解释变量，当WZ>0时，WZ_dum=1；否则，WZ_dum=0.

为了比较分析通过QFII渠道与通过陆股通渠道进入的外资对企业资本成本可能存在的差异影响以及进行稳健性检验，本文用QFII持股数量占流通A股总股数的比例(简称QFII)与陆股通持股数量占A股总数的比例(简称LGT)分别来衡量QFII持股与陆股通持股.

2.2.3 调节变量

信息披露质量与国有股比例是本文的调节变量.信息披露质量表示为Score，国有股比例表示为State.本文根据国泰安数据库中的上市公司信息披露考评结果，将考评等级为“优秀”的上市公司归为高信息披露组，Score=1；其他考评等级的上市公司归为低信息披露组，Score=0.本文借鉴邓柏峻(2016)[32]的做法，以国有股比例(State)的中位数为界限，将样本分为高国有股持股比例子样本(State=1)与低国有股持股比例子样本(State=0).

2.2.4 控制变量

参照前人的研究，本文选取了公司规模(Size)、盈利能力(Roa)、营运能力(Toa)、偿债能力(Lev)、发展能力(Oigr)、董事长与总经理是否二职合一(JR)、换手率(Turn)、独立董事比例(Idp)、第一大股东持股比例(Top1)、董事会规模(Board)等十个控制变量.所有变量的定义与说明如表1所示：

表1 变量定义和计算方法

2.3 数据来源

本文选取2014年—2019年沪深A股上市公司作为研究样本，剔除金融业、保险业，ST、*ST、PT企业、IPO当年的样本观测值及数据缺失的样本，最终获得2378家上市公司的7949个年度样本观测值.外资持股数据(QFII及陆股通)来自万德数据库(Wind)，国有股比例、换手率数据来自锐思数据库(RESSET)、其他变量数据均来自国泰安数据库(CSMAR).为了控制异常值对回归结果的影响，本文对所有连续变量在1%水平上进行了Winsorize处理.

3 实证结果与分析

3.1 中国A股上市公司外资持股现状

表2对2014年—2019年中国A股上市公司外资持股现状进行了分析.外资持有中国A股的比例不断提高，但整体比例还很低.外资持股比例大于5%的样本公司还比较少，但数量不断增加.外资股东的影响会伴随着其持股比例的增加不断增加.

表2 样本公司外资持股比例统计

3.2 变量描述性统计

表3是主要变量的描述性统计分析表，可以看出，我国上市公司的权益资本成本均值为4.0%，中位数为3.3%，这与毛新述(2012)的结果相似.外资持股比例(WZ)均值为0.5%，样本中有35.3%的年度公司观测值有外资持股.通过陆股通渠道进入的外资持股比例(LGT)均值为0.40%，占比24.9%，而通过QFII持股均值为0.2%，占比12.2%，这与魏熙晔(2020)的结果相似，说明沪深港通政策实施以来，更多的外资选择通过陆股通渠道进入A股市场，且持股比例要高于QFII渠道.

表3 变量描述统计

为了检验有外资持股上市公司与无外资持股上市公司的主要变量之间是否有显著差异，本文依据外资持股比例是否等于0将全样本划分为无外资持股子样本(WZ_dum=0)与有外资持股子样本(WZ_dum=1).在此基础上，通过组间均值差异检验和组间中位数差异检验，检验两个子样本主要变量之间的差异，结果如表4所示.从中可以看出，WZ_dum=0与WZ_dum=1两个子样本的均值差异及中位数差异几乎都在1%置信水平下显著，意味着“有外资持股子样本”与“无外资持股子样本”的主要变量之间存在显著差异.

表4 组间差异分析

3.3 相关性分析

表5是主要变量的相关性分析结果，可以看出，外资持股(WZ)与资本成本(Re)在1%的置信水平下显著正相关，意味着在不考虑其他因素对资本成本(Re)的影响时，随外资持股比例的增加，企业的资本成本也随之增加，与本文的预期假设结果相反.因此，外资持股对企业资本成本的影响还待进一步的回归检验分析.另外，表中绝大多数变量之间的相关系数都小于0.5，经过方差膨胀因子检验，VIF均值为1.39，说明变量之间不存在严重的多重共线性问题.

表5 变量相关性分析

3.4 外资持股对资本成本的影响回归分析

为了验证假设1，本文依次使用外资持股与否、外资持股比例对模型(1)进行回归分析，同时尝试采用自变量滞后项、设置不同的固定效应进行回归分析.结果如表6.

表6的回归结果中，6(1)列首先使用当期(WZ_dum)，6(2)列采用滞后一期(WZ_dum)分别进行回归，同时控制了时间和行业固定效应并处理了可能存在的异方差影响.结果发现当期与滞后一期的外资持股与否(WZ_dum)虚拟变量都与资本成本(Re)显著负相关，说明相较于无外资持股的上市公司，有外资持股的上市公司资本成本更低，外资持股有利于降低资本成本，验证了假设1.

表6的回归结果中，6(3)列和6(4)列采用滞后一期外资持股比例(WZ)变量，分别使用OLS回归控制行业与年份效应和使用个体固定效应模型，并处理可能存在的异方差问题.从中可以看出无论采用哪种回归模型，外资持股比例与企业资本成本都在1%的置信水平下显著为负，意味着随着外资持股比例的增加，企业的资本成本显著降低，假设1得到进一步验证.

3.5 基本回归模型的内生性处理

3.5.1 样本自选择引起的内生性问题处理

由于境外投资者选择持股企业可能会受到企业规模大小、盈利能力、成长性、流动性等的影响，导致本文的研究样本存在一定的自选择问题.为了解决样本自选择而带来的内生性问题，本文根据外资持股与否(WZ_dum)虚拟变量，采用倾向得分匹配方法(PSM)，用匹配后的样本重新估计外资持股对企业资本成本的“处理效应”.具体而言，本文选取公司规模、总资产净利润率、负债比率、营业收入增长率及换手率作为匹配标准，使用Logit回归作为评分标准，以外资持股比例大于0的企业样本为处理组，采用一对三、卡尺约束评分差距不超过0.01，有放回匹配最为接近且未有外资持股的企业，从而得到控制组样本.匹配后的样本差异如表7所示.发现经过PSM匹配之后的所有连续变量的偏差绝对值均满足小于10%的经验值，通过了平衡性检验.这表明经过倾向性得分匹配后，有外资持股与无外资持股企业的特征差异得到了较大程度地消除.

表6 基准回归结果

表7 匹配后样本差异

使用匹配后的样本对模型(1)与模型(2)的重新估计结果见表8.表8(1)-8(2)列汇报的是混合面板模型估计结果，第8(3)列为个体固定效应模型估计结果.可以看出，WZ_dum的估计系数为0.002，且在1%的置信水平下显著为负，意味着外资持股显著降低了企业资本成本，与前文结果一致.外资持股比例(WZ)与资本成本(Re)在1%置信水平下显著为负，说明随外资持股比例的增加，企业资本成本显著降低，与前文结果一致.用匹配后的样本进行重新估计，基准回归结果不变，说明本文的核心结论具有稳健性与可靠性.

3.5.2 互为因果关系引起的内生性问题处理

前文回归结果显示，随外资持股比例的增加，企业的资本成本显著降低，虽然我们使用了滞后一期的外资持股比例进行回归分析，但外资持股比例与企业资本成本之间仍可能存在互为因果的内生性问题，即外资更偏好于投资资本成本较低的企业，并不是由于外资持股增加而引起的资本成本减小.为此，本文借鉴魏熙晔(2020)[9]、李春涛(2020)[33]的做法，选用同行业内其他公司的外资持股比例均值作为工具变量，利用面板数据进行工具变量回归.在回归中采用工具变量的滞后一期数据，并控制了公司的个体效应与时间效应，回归结果见表8(4)列.结果发现外资持股比例(WZ)与企业资本成本(Re)的估计系数为1.224，在10%的置信水平下显著为负，说明随外资持股比例的增加，企业资本成本显著降低，与前文理论预期一致.

表8 内生性处理回归结果

3.6 信息披露质量对外资持股与资本成本关系的影响分析

为了检验本文的假设2，在基本模型的基础上，引入了信息披露质量变量(Score)，分析其对外资持股与资本成本关系的影响，结果如表9.

9(1)-9(4)列是信息披露质量对外资持股降低企业资本成本影响的回归结果.其中，9(1)-9(2)列为高信息披露质量组(Score=1)的OLS及固定效应模型回归结果，可以看出外资(WZ)与资本成本(Re)的回归系数都在1%的置信水平下显著为负，说明随外资持股比例的增加，企业的资本成本显著减小；而9(3)-9(4)列的低信息披露质量组中(Score=0)，外资对资本成本的降低效果没有通过显著性检验，意味着信息披露质量的高低是影响外资持股对资本成本降低效果的重要因素.

表9 信息披露质量和国有股比例对外资持股降低资本成本的影响

3.7 国有股比例对外资持股与资本成本关系的影响分析

为了检验本文的假设3，在基本模型的基础上，引入了国有股比例(State)，分析其对外资持股与资本成本关系的影响，结果如表9.

9(5)-9(8)列是国有股比例对外资持股降低资本成本效果影响的回归结果.其中，9(7)-9(8)列为低国有股持股比例子样本(State=0)回归结果，可以看出外资持股(WZ)与资本成本(Re)的回归系数都在1%的置信水平下显著为负，说明随外资持股比例的增加，企业的资本成本显著减小；而9(5)-9(6)列的高国有股持股比例子样本中(State=1)，外资持股(WZ)的系数最高仅通过了10%的显著性水平检验，意味着国有股比例高低也是影响外资持股降低资本成本效果的重要因素.

4 进一步分析

资本市场开放对企业资本成本的影响很大程度上取决于本国市场对外资的偏见程度(Stulz，1999)[1].由于资本管制的存在，外资的持股比例往往较低，难以起到积极的风险分散或治理作用(Ahearne等，2000)[12].

自2002年11月QFII制度建立开始，我国对合格境外机构投资者的进入采取了较强的资本管制措施，设置了较高的准入门槛，有严格的资格审定与额度限制，导致其持股比例往往较低，且持股时间较短，更关注短期受益，稳定性较差(赵瑞光，2016[34]；陈晓珊，2019[35])，可能更倾向于采用“用脚投票”的方式发表意见，保护自身权益(Edmans，2009)[21].与QFII制度相比，陆港通政策下的投资者直接通过交易所投资于资本市场，投资主体也不仅局限于机构投资者，还包括个人投资者，降低了投资者的进入门槛.另外，从香港联合交易所引进的香港地区投资者更可能是长期投资者，更关注企业的长期业绩，通常有动机积极参与公司治理，监督管理者行为.因此，本文推测通过陆港通渠道进入的外资对企业资本成本的降低效果更好.为了验证这一推测，本文构建模型(3)、(4)验证QFII渠道及陆股通渠道进入外资对资本成本的影响，结果如表10.

Rei，t=β0+β1QFIIi，t-1+β’Control

+∑Year+∑Industry+εi，t

(3)

Rei，t=β0+β1LGTi，t-1+β’Control

+∑Year+∑Industry+εi，t

(4)

表10中，10(1)-10(2)列是模型(3)的回归结果，10(3)-10(4)列是模型(4)的回归结果.结果可以看出，在加入控制变量与不加控制变量的回归中，QFII持股与陆股通持股都与企业资本成本显著负相关.但是，加入控制变量之后，陆股通持股与权益资本成本在1%置信水平下显著负相关，且相关系数为-0.248，QFII持股与资本成本在5%置信水平下显著负相关，相关系数为-0.105，可以看出通过陆股通方式持股的外资对资本成本的降低效果更好.

5 稳健性检验

除了考虑基本模型的内生性问题，本文还对基本模型回归和其他模型的回归进行了丰富的稳健性检验，以保证本文研究结论的可靠性.

5.1 基本回归模型的稳健型检验

为了保证本文基准回归结果的稳健性，本文分别对解释变量与被解释变量进行了替换处理.首先，本文借鉴魏熙晔(2020)[9]的做法，用QFII持股比例及陆股通持股比例作为外资持股比例的替换变量，重新对模型(1)进行了回归，结果见表11.表11(1)-11(2)列可以看出外资持股与否(QFII_dum、LGT_dum)虚拟变量与资本成本(Re)在1%的置信水平下显著负相关.表11(3)-11(4)列可以看出外资持股比例高低(QFII、LGT)的估计系数至少在5%的水平上显著为负，说明外资持股比例较高的企业资本成本较低，与前文结论一致.

其次，本文使用OJ模型计算权益资本成本，对模型(1)进行回归.表11(5)-11(6)列的结果可以看出，外资持股与否(WZ_dum)及外资持股比例(WZ)都与资本成本(Re)在1%的置信水平下显著为负，结果与前文一致，再次证明本文基准回归结果的可靠性.

表10 QFII及陆股通持股与权益资本成本

表11 替换核心变量回归结果

续表11 替换核心变量回归结果

5.2 其他回归模型的稳健性检验

本文使用工具变量法、替换变量法、缩小样本法等方法对其他回归结果也进行了稳健性检验.

5.2.1 工具变量回归

本文借鉴魏熙晔(2020)[9]、李春涛(2020)[33]的做法，选用同行业内其他公司的外资持股比例均值作为工具变量，利用面板数据进行工具变量回归，回归结果如表12所示.在考虑了境外投资者与资本成本之间可能存在的内生性问题后，在高信息披露质量及低国有股比例的企业中，外资持股比例(WZ)对资本成本(Re)有显著的降低效果，并且通过陆股通渠道(LGT)进入的外资对企业资本成本(Re)的降低作用更显著，与前文结论一致.

5.2.2 替换被解释变量

本文使用OJ模型(Ohlson和Juettner-Nauaroth，2005)[36]计算权益资本成本(Re)进行回归分析，回归结果见表13.结果显示，在高信息披露质量及低国有股比例的上市公司中，外资(WZ)与资本成本(Re)的系数均在1%的置信水平下显著负相关，而在低信息披露质量与高国有股比例的上市公司中，二者的关系没有通过显著性检验，与前文回归结果一致.另外，通过陆股通渠道持股的外资(LGT)与企业资本成本(Re)在1%置信水平下显著负相关，而QFII持股与企业资本成本(Re)无显著关系，说明通过陆股通渠道进入的外资对企业资本成本的降低效果更显著，与前文结论一致.

5.2.3 缩小样本时间跨度和样本范围

鉴于陆港通持股数据于2017年才开始对外公布，本文采用2017年-2019年的样本数据进行回归分析，回归结果基本保持一致.鉴于外资持股比例较多为0，本文仅使用外资持股比例大于0的数据进行回归分析，回归结果基本保持一致.

表12 工具变量法检验结果

表13 替换被解释变量检验结果

6 结论与启示

资本市场开放是推动金融体系改革、完善资本市场定价机制的重要一环，通过建立QFII、RQFII、“陆股通”等机制，引入更多外国投资者持有A股上市公司股份，促进中国资本市场更加成熟和增强价值发现能力.基于此，本文使用2014年-2019年中国A股上市公司为样本，从资本成本视角，检验外资持股是否有助于降低资本成本、增强资本市场的价值发现能力.研究结论如下：

(1)外资持股能够降低上市公司的资本成本，能够有效识别企业价值.相对于没有外资持股的公司，有外资持股的公司资本成本更低，并且随外资持股比例的上升，资本成本降低.考虑了内生性和执行多种稳健性检验后，这一结论仍然成立.(2)外资持股有助于提升上市公司信息披露质量，在信息披露质量较高的企业中，外资持股降低资本成本作用更强.(3)国有股持股比例较低的上市公司中，外资对资本成本的降低效果更强.(4)进一步研究发现，与QFII持股相比，通过陆股通渠道进入的外资对资本成本的降低效果更显著.

本文的研究结论有以下启示：(1)中国上市公司存在“资本成本高企”现象(邹颖等，2017)[37]，严重削弱企业的财务竞争力.通过资本市场开放，更多的外国投资者在中国上市公司持股，能够有效降低公司的资本成本.这一积极作用支持进一步深化资本市场改革，拓宽外资进入渠道，引进更多优质的境外投资者.(2)外资股东是我国正在开展的混合所有制改革中的重要参与者，通过引入外资持股，与国有股、民营股形成合理的股权结构，有效提升公司治理水平和信息披露水平，进而降低资本成本水平.(3)外资持股对资本成本的降低作用受信息披露质量及国有股持股比例高低的影响，应进一步加强我国的信息披露制度建设，提高我国上市公司的信息披露质量；同时，应进一步深化股权所有制改革，权衡国有股与外资股对企业产生的利弊影响，合理配比国有股与外资股的比例关系，优化公司股权结构.