上市後企業的委託代理成本上升，分散的所有權結構不利於股東對經理人的約束，所有權結構對代理成本的負面影響超過了上市帶來的外部市場約束及信息披露機制的正面影響。
一、文獻綜述
(一)國外文獻 20世紀70年代，Jensen和Meckling(1976)正式構建起了委託代理成本問題的理論基礎和研究框架，系統的研究了公司的所有權結構，並討論瞭如何通過經理人持股來保證其決策符合多數股東的利益。公司的所有者還可分爲外部股東與內部股東。前者並不擁有投票權，對公司的管理不能形成直接的控制;後者擁有投票權，可以直接影響公司的管理決策。Jensen和Meckling(1976)認爲，提高內部股東的持股份額有利於降低公司的委託代理成本。Shleifer和Vishny(1986)研究認爲股權越分散，小股東搭便車的現象越明顯，企業的代理成本就越高。McConnell和Servaes(1990)研究發現所有權結構與公司代理成本的關係是非線性的，管理層持有股權既可能減少代理成本，也可能增加代理成本，關鍵取決於管理層的持股比例。Argawal和Mandelker(1987)研究發現管理層持股的公司，其併購與融資決策更符合股東的利益。Barney(1988)探索了員工持股是否可以減少公司的股權資本成本。實證結果與委託代理理論一致，員工持股可以使員工的利益與股東的利益保持一致，並降低股權融資成本。
(二)國內文獻 孫永祥和黃祖輝(1999)研究發現中國公司的所有權結構與業績呈非線性相關，隨着股權集中度的提高，託賓Q先升後降徐曉東和陳小悅(2003)討論了公司控股股東的性質與業績的關係，他們發現，民營股東控股的企業有更高的利潤率和企業價值，原因是民營控股的企業有更爲靈活的管理體系和更好的市場約束。張兆國、宋麗夢和張慶(2005)認爲，公司債權的比例越高，其代理成本越小，債權投資者和債務條款的約束可以顯著緩解企業的委託代理問題。田麗輝(2004)以1994年至1998年中國A股上市公司作爲研究樣本，得到了相反的結論。他發現公司財務比例的上升反而提高了管理費率，也就是說債務融資並沒有有效約束企業的代理問題。田麗輝(2005)還發現，不同所有權性質的企業，債務融資與代理成本的關係存在差異——對於民營企業，這種關係不顯著;但對於國有企業，這種關係的顯著性較高。
二、研究設計
(一)研究假設 按照公司股權持有人性質可以分爲國有股、法人股、機構投資者持股和社會公衆股，其中國有股、法人股、機構投資者持股的持股比例較高，而且有能力獲取更多的信息，削弱所有者與經營者之間的信息不對稱程度，他們爲了保護國家或者自身的利益不會採取搭便車的行爲，進而能夠對經營者形成有效的監督，進而降低代理成本，因此提出本文研究假設：
假設1：公司所有權結構對公司代理成本影響顯著，且國有股、法人股、機構投資者持股與公司代理成本負相關。
按照代理理論，控股股東是公司治理中最積極的角色，其爲維護自身的經濟利益有很強的動機對管理這進行監督，而且，其控股地位也使其有能力通過董事會對管理層的經營行爲進行制約，因此，提出本文研究假設：
假設2：股權集中度與公司代理成本顯著相關，且控股股東持股比例越高，公司代理成本越低。
(二)變量定義 本文選取如下變量：(1)因變量。分別選取上市前後三年行業調整後的資產週轉率的改變量和管理費率的改變量作爲代理成本該變量。(2)自變量。本文分析選取國有股持股比例，法人股持股比例，機構投資者持股比例作爲所有權指標變量。股權集中度。本文分別選擇上市年末第一大股東和前十大股東持股比例作爲股權集中度變量。(3)控制變量。本文使用了以下控制變量：企業上市年末的總資產、資產負債率、企業的成立時間和員工人數、是否在中小板上市作爲控制變量。變量定義見表(1)。
(三)模型建立 本文建立如下模型：CAi=?琢0+?琢1OWNi+?琢2CONi+?茁1INDi+?茁2YEARi+?茁3CONTROLi+控制變量+?着
其中CA代表代理成本的改變量，在兩組迴歸方程中分別爲資產週轉率和管理費率，OWN在研究所有權結構的三次迴歸方程中分別代表上市年末國有股、法人股和機構投資者持股的比例;CON在研究股權集中度的兩次迴歸方程中分別代表上市年末第一大股東和前十大股東的持股比例。本文的多元迴歸分析還包含了IND[行業]、YEAR[上市年份]、CONTROL[控制權]三個啞變量。屬於電信、能源、公用事業和房地產四個相對壟斷性行業的樣本的IND取值爲1，2005年之後上市的企業的YEAR取值爲1，國有控股企業的CONTROL取值爲1，其他樣本的啞變量取值0。
(四)樣本選取和模型建立 本文以中國上市企業爲研究對象，樣本爲2005年至2012年A股上市的企業，上市時間以股票上市交易日爲準。另外考慮到銀行、保險、證券公司等金融類企業的特殊性，剔除了所有金融行業的企業，企業的行業定義以萬得資訊金融數據庫的一級行業定義爲準。
三、實證檢驗分析
(一)描述性統計顯示了樣本企業代理成本、所有權結構、財務數據和其他企業特徵的分佈情況。資產週轉率均值和中位數約爲0.9，較爲接近，最小值僅0.0657，最大值達到10.2229，比較接近正態分佈。管理費率的均值和中位數約爲7%，最小值僅0.82%，最大值達到21.69%，亦接近正態分佈。從所有權結構來看，國有股的持股比例較高，平均持股比例約爲40%，考慮到一部分樣本爲民營企業，不包含國有股，所以國有企業的國有股比例更高，最高值約90%。法人股比例平均值爲24.4%，機構投資者平均持股15.3%，不同樣本企業的持股比例差異較大。
另外，前十大股東的持股比例平均高達68.8%，其中第一大股東的持股比例平均達到44.8%，股權分佈高度集中。上市企業的規模較爲分散，規模最大的是中國石油(SH.601857)，上市當年資產爲9.9萬億元人民幣，規模最小的企業總資產僅2.44億元。從資本結構看，雖然多數中國企業以銀行貸款等間接融資爲主，但A股上市企業的槓桿率並不高，平均資產負債率僅爲35%，低於發達國家的平均水平。另外，多數上市企業較爲年輕，成立時間平均僅爲4.57年，當然部分原因是很多A股上市公司在上市前進行了重大的資產重組，爲上市而新設企業。
表(3)描述了經行業調整後的代理成本改變量的分佈情況。考慮到不同年度和不同行業的企業的代理變量本身可能有很大的差異性，所以僅考慮代理成本本身的變化無法控制年度和行業的外在影響。本文計算了每年每個行業所有上市公司(剔除當年上市的樣本企業)的資產週轉率和管理費率的平均值，然後用樣本企業的代理成本減去該年份該行業的平均值，得到了經行業調整的代理成本。在計算代理成本改變量時，本文使用了Y+1與Y-1、Y+3與Y-3的差異，分別衡量了上市後一年與上市前一年、上市後三年的平均值與上市前三年的平均值的差異。以上方法借鑑了張志剛(2004)的研究方法。從行業調整後代理成本改變量的分佈看，其均值和中位數相近，多數樣本集中於25%至75%之間，接近於正態分佈。所以在後續的分組描述統計中，本文使用了t統計量顯示統計顯著性，而非z統計量。
