廣東培正學(xué)院 唐思思 譚舒尹

一、引言

信息和資本是資本市場(chǎng)的兩大基本要素，信息引導(dǎo)著資本從投資者流向上市公司，從而實(shí)現(xiàn)資本市場(chǎng)最基本的融資功能。資本成本是投資者要求獲得的預(yù)期收益率，它不但反映了上市公司為獲得資本所付出的代價(jià)，還代表了資本市場(chǎng)的融資效率，而信息披露保證資本市場(chǎng)融資效率的關(guān)鍵因素。因此研究信息披露質(zhì)量能否影響權(quán)益資本成本以及影響程度如何具有重要意義。

從國(guó)外參考文獻(xiàn)來(lái)看，集中于分析信息披露對(duì)資本成本的產(chǎn)生影響的原因?！邦A(yù)測(cè)風(fēng)險(xiǎn)假說(shuō)”認(rèn)為信息披露能降低預(yù)測(cè)收益的風(fēng)險(xiǎn)，從而減少投資者的必要回報(bào)（Barry，1985）?！傲鲃?dòng)性假說(shuō)”認(rèn)為信息披露能提高股票流動(dòng)性，進(jìn)而降低資本成本（Diamond，1991）?！邦A(yù)期現(xiàn)金流假說(shuō)”認(rèn)為信息披露質(zhì)量的提高能夠提高了投資者與公司管理層之間對(duì)于資產(chǎn)投資決策的協(xié)同一致性，這種效應(yīng)導(dǎo)致了公司預(yù)期現(xiàn)金流的上升，從而使得權(quán)益資本成本下降（Verrecchia，2000）。前兩者間接揭示信息披露與資本成本之間存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系，只有預(yù)期現(xiàn)金流假說(shuō)從直接的角度來(lái)說(shuō)明信息披露質(zhì)量與資本成本的相互關(guān)系。

國(guó)內(nèi)研究更多的集中于信息披露質(zhì)量與權(quán)益資本成本的經(jīng)驗(yàn)研究上，從文獻(xiàn)上來(lái)看權(quán)益資本的計(jì)量基本采用三階段的剩余收益模型（以下簡(jiǎn)稱GLS模型），主要區(qū)別在于采用信息披露質(zhì)量指標(biāo)和控制變量選擇差異性，在結(jié)論上大部分支持我國(guó)上市公司信息披露質(zhì)量能有效地降低權(quán)益資本成本。但是研究存在以下問(wèn)題：第一，集中于直接角度研究，缺乏多角度的驗(yàn)證。即通過(guò)直接計(jì)算權(quán)益資本成本，選取信息披露質(zhì)量指標(biāo)和控制變量，對(duì)兩者進(jìn)行相關(guān)分析或者回歸分析，而通過(guò)國(guó)外理論分析來(lái)看信息披露質(zhì)量對(duì)權(quán)益資本成本影響主要從直接和間接兩個(gè)角度。第二，缺少對(duì)計(jì)量模型結(jié)果的可靠性檢驗(yàn)。我國(guó)目前缺乏公認(rèn)的權(quán)益資本成本計(jì)量模型，主要借鑒國(guó)外的研究模型，國(guó)外模型都是依托于國(guó)外成熟的市場(chǎng)體系建立的，其適用性還需要進(jìn)一步論證，而研究的結(jié)論很大程度依賴于權(quán)益資本成本的計(jì)量。例如目前通過(guò)GLS模型估測(cè)權(quán)益資本成本的研究結(jié)論都很好的驗(yàn)證了信息披露質(zhì)量對(duì)權(quán)益資本成本的影響。但是吳文鐸（2007）采用O'Hanlon and Steele（O'Hanlon and Steele，2000）的模型，并不能得出信息披露水平提高能降低權(quán)益資本成本的結(jié)論。

因此本文在總結(jié)已有研究成果的基礎(chǔ)上針對(duì)以上問(wèn)題，采用深圳證券交易所只發(fā)行A股的上市公司數(shù)據(jù)，從直接和間接兩個(gè)方面來(lái)進(jìn)行實(shí)證研究。從直接角度進(jìn)行研究時(shí)，權(quán)益資本成本計(jì)量采用GLS模型，并對(duì)計(jì)算的結(jié)果進(jìn)行可靠性分析；從間接角度進(jìn)行研究時(shí)，依據(jù)資本資產(chǎn)定價(jià)模型，采用對(duì)權(quán)益資本成本的解釋力度最強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)變量作為權(quán)益資本成本的替代變量，研究信息披露質(zhì)量對(duì)股票風(fēng)險(xiǎn)的影響。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）變量的選擇 主要包括：

（1）信息披露質(zhì)量變量選擇。本文采用深圳證券交易所對(duì)深圳證券市場(chǎng)上市公司信息披露質(zhì)量的評(píng)級(jí)來(lái)衡量上市公司的信息披露總體質(zhì)量。我國(guó)學(xué)者李心丹等（2006）在構(gòu)造中國(guó)投資者關(guān)系管理指數(shù)時(shí)把這一評(píng)級(jí)作為檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)之一，也得到了有效性確認(rèn)?？荚u(píng)結(jié)果分為四個(gè)等級(jí)優(yōu)秀、良好、及格、不及格四個(gè)等級(jí)。文中將這四個(gè)等級(jí)分別賦值為5、4、3、2，用DIS表示。

（2）權(quán)益資本成本變量的度量。為了能夠與前人研究結(jié)論具有可比性，本文借鑒已有的研究結(jié)果采用三階段模型（GLS模型）作為計(jì)算權(quán)益資本成本的方法。計(jì)算公式為：

其中：r為權(quán)益資本成本；Pt為上市公司在第t年年末收盤價(jià)；Bt為上市公司第t年末時(shí)點(diǎn)每股凈資產(chǎn)；FROEt+i表示第t+i期預(yù)期凈資產(chǎn)收益率；前三年已知，三年以后用凈資產(chǎn)收益率線性遞減到整個(gè)證券市場(chǎng)過(guò)去十年的所在產(chǎn)業(yè)的平均凈資產(chǎn)收益率得出的凈資產(chǎn)收益率來(lái)替代；FEPSt+i表示第t+i期預(yù)期每股收益，直接采用國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)數(shù)據(jù)；Bt+i表示第t+i期預(yù)期每股凈資產(chǎn)；FDPSt+i表示第t+i期預(yù)期每股股利；K為預(yù)期股利支付率，采用過(guò)去三年平均股利支付率，如果過(guò)去支付率大于1則取1值，未支付則表示為0。

（3）控制變量的選擇。影響權(quán)益資本成本的因素很多，根據(jù)已有的研究結(jié)果，本文選擇反映財(cái)務(wù)狀況、股票風(fēng)險(xiǎn)、規(guī)模效應(yīng)、公司治理的四組控制變量。財(cái)務(wù)控制變量有賬面市值比（BM，每股市價(jià)與每股賬面價(jià)值的比值）、權(quán)益乘數(shù)（EM）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）。股票風(fēng)險(xiǎn)變量包括β系數(shù)（BETA，根據(jù)CAMP模型回歸所得）、收益率標(biāo)準(zhǔn)差（STDR，收益率為考察年度所有的交易日收益率的標(biāo)準(zhǔn)差，包含增發(fā)、配股、現(xiàn)金分紅情況）、換手率（LnTOR，換手率的自然對(duì)數(shù)）。公司規(guī)模變量用流通A股市值的自然對(duì)數(shù)替代，字母表示為L(zhǎng)nSIZE。公司治理變量選擇第一大股東持股比例度量，表示為FIRST。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源 為了全面考察信息披露質(zhì)量對(duì)權(quán)益資本成本的影響，本文采用深圳證券交易所主板上市的A股2005年~2007年的情況作為統(tǒng)計(jì)樣本，同時(shí)對(duì)樣本進(jìn)行總體和年度考察。相應(yīng)的樣本剔除標(biāo)準(zhǔn)如下：（1）金融類上市公司，金融行業(yè)的披露行為受政策法規(guī)要求的影響較多，金融與非金融公司的變量之間不具有可比性；（2）ST、PT公司，ST、PT上市公司的信息披露遵循特殊的方式，根據(jù)以往的研究經(jīng)驗(yàn)將其剔除；（3）處于股權(quán)分置改革中的上市公司，晏艷陽(yáng)（2008）在研究中發(fā)現(xiàn)股權(quán)分置改革使得股票市場(chǎng)的波動(dòng)性太大，為了保證變量間的穩(wěn)健性，將其剔除；（4）缺乏預(yù)期每股收益數(shù)據(jù)的上市公司或者預(yù)期每股收益為負(fù)值剔除；（5）為了計(jì)算平均股利支付率，上市公司必須具備考察年度的前三年的股利支付水平數(shù)據(jù)，則考察2005年則要求必須2003年12月31日上市，2006年、2007年依次進(jìn)行類推。最終確定樣本數(shù)為482個(gè)。

本文研究所使用的信息披露總體質(zhì)量的數(shù)據(jù)來(lái)自深證證券交易所網(wǎng)站（http：//www.szse.cn/），其他相關(guān)數(shù)據(jù)分別來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)（CSMAR）和色諾芬數(shù)據(jù)庫(kù)（SINOFIN）。數(shù)據(jù)的處理運(yùn)用EXCEL和SPSS進(jìn)行，而權(quán)益資本成本的計(jì)算運(yùn)用MATLAB軟件，確定的精度為0.0001。

（三）研究思路與模型建立 本文的實(shí)證思路主要從直接和間接兩個(gè)方面來(lái)考察信息披露對(duì)權(quán)益資本成本的影響。

所謂直接影響研究采用GLS模型計(jì)算權(quán)益資本成本，將其與信息披露質(zhì)量進(jìn)行回歸分析驗(yàn)證兩者的關(guān)系，考慮到資本成本的準(zhǔn)確性對(duì)研究結(jié)論有很大的依賴性，首先要對(duì)GLS模型的計(jì)算結(jié)果進(jìn)行可靠性研究，可靠性檢驗(yàn)通過(guò)建立權(quán)益資本成本與風(fēng)險(xiǎn)變量的模型來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)?？煽啃詸z驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

如果權(quán)益資本未通過(guò)可靠性，則對(duì)未通過(guò)的原因進(jìn)行分析；如果權(quán)益資本成本通過(guò)了可靠性檢驗(yàn)，即權(quán)益資本與β系數(shù)、收益標(biāo)準(zhǔn)差呈正相關(guān)，與換手率呈負(fù)相關(guān)，說(shuō)明了GLS模型計(jì)算的權(quán)益資本的有效性，在此基礎(chǔ)上來(lái)進(jìn)一步研究信息披露質(zhì)量對(duì)權(quán)益資本成本的影響，并考察影響權(quán)益資本成本的其他影響因素，相應(yīng)的回歸模型如下：

間接角度研究主要是考察信息披露質(zhì)量對(duì)股票風(fēng)險(xiǎn)的影響，從而依據(jù)風(fēng)險(xiǎn)與資本成本的關(guān)系進(jìn)行判斷。具體對(duì)應(yīng)關(guān)系為：如果信息披露質(zhì)量與股票風(fēng)險(xiǎn)負(fù)相關(guān)，則信息披露質(zhì)量與權(quán)益資本也呈負(fù)相關(guān)；如果信息披露質(zhì)量與股票風(fēng)險(xiǎn)呈正相關(guān)，則信息披露質(zhì)量與權(quán)益資本呈正相關(guān)。具體考察的過(guò)程如下：首先依照信息披露評(píng)級(jí)結(jié)果將樣本分成四組，分別為不及格組、及格組、良好組、優(yōu)秀組，直接比較這四個(gè)組的風(fēng)險(xiǎn)水平，對(duì)四個(gè)組的風(fēng)險(xiǎn)水平均值進(jìn)行檢驗(yàn)從描述性統(tǒng)計(jì)考察信息披露水平高，風(fēng)險(xiǎn)水平是否會(huì)表現(xiàn)低的結(jié)論。接下來(lái)在對(duì)信息披露質(zhì)量與股票風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行回歸分析，考察信息披露質(zhì)量提高多大程度上的影響股票風(fēng)險(xiǎn)從而對(duì)權(quán)益資本產(chǎn)生影響。相應(yīng)的回歸模型如下：

其中：Riskt+1表示風(fēng)險(xiǎn)變量，分別代表貝塔系數(shù)BETA、收益率標(biāo)準(zhǔn)差STDR、換手率自然對(duì)數(shù)LnTOR；Year為年度啞變量，用以分以不同年度的影響，分別表示2005年、2006年、2007年，如果考察t為2005年，則Year05=1，否則為0，其他年份依次類推，而在回歸分析結(jié)果統(tǒng)計(jì)時(shí)為了列示清晰略去。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）權(quán)益資本成本的可靠性檢驗(yàn) 從表1可以看出無(wú)論是單變量回歸還是多元回歸，在可靠性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭形鍌€(gè)變量中只有2個(gè)變量通過(guò)了可靠性檢驗(yàn)，而解釋力度最強(qiáng)的三個(gè)風(fēng)險(xiǎn)變量均未通過(guò)檢驗(yàn)。因此不能判斷通過(guò)GLS模型計(jì)算的權(quán)益資本成本具有可靠性。

表1 可靠性檢驗(yàn)回歸分析表

GLS模型計(jì)算的權(quán)益資本成本未能通過(guò)可靠性檢驗(yàn)，筆者分析主要原因是模型條件的苛刻性，此模型是基于國(guó)外完善的市場(chǎng)體系建立的，在我國(guó)市場(chǎng)環(huán)境中并不適用，例如需要至少12期的預(yù)期凈資產(chǎn)收益率、預(yù)期每股收益，而我國(guó)的市場(chǎng)條件只能提供的未來(lái)3年的預(yù)期每股收益，且未囊括全部的上市公司，數(shù)據(jù)缺失導(dǎo)致樣本量銳減，本文按照模型的要求篩選出482個(gè)有效樣本，占總體的26.35%，還不到總體1/3，必然會(huì)使研究結(jié)果的可靠性受到影響。而且我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的特殊性決定運(yùn)用該模型的不可靠性，如發(fā)展期運(yùn)用前10年的行業(yè)平均水平進(jìn)行回歸計(jì)算預(yù)期凈資產(chǎn)收益率，筆者在進(jìn)行統(tǒng)計(jì)的時(shí)候發(fā)現(xiàn)由于我國(guó)正處于產(chǎn)業(yè)機(jī)構(gòu)優(yōu)化過(guò)程中，各行業(yè)公司參差不齊，財(cái)務(wù)狀況差異性很大，導(dǎo)致行業(yè)平均的凈資產(chǎn)收益率為負(fù)值的很多，本文選擇的樣本在經(jīng)過(guò)苛刻的篩選后屬于具備再融資能力的優(yōu)質(zhì)公司，再加上我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快，即使在全球金融危機(jī)的影響下GDP的增長(zhǎng)率都能達(dá)到8%以上，將優(yōu)質(zhì)公司回歸到行業(yè)平均水平相當(dāng)于是退化，與實(shí)際情況不符。

（二）信息披露質(zhì)量與股票風(fēng)險(xiǎn)分組描述性統(tǒng)計(jì) 深圳證券交易所當(dāng)年的信息披露質(zhì)量結(jié)果第二年的時(shí)候才能發(fā)布，其影響得到次年才能出現(xiàn)，要研究信息披露質(zhì)量對(duì)權(quán)益風(fēng)險(xiǎn)的影響等同于研究當(dāng)年的信息披露情況對(duì)次年或者第三年的影響。我國(guó)學(xué)者黃娟娟（2006）在研究中發(fā)現(xiàn)信息披露水平的影響甚至能夠跨度四年，對(duì)第四年的權(quán)益資本成本產(chǎn)生影響。因此考察信息披露質(zhì)量對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的影響實(shí)質(zhì)上是考察對(duì)后期風(fēng)險(xiǎn)的影響。本文采用2005年~2007年度的數(shù)據(jù)，考察2004年度信息披露情況對(duì)2005年的股票風(fēng)險(xiǎn)的影響，依次進(jìn)行類推，則最后考察的是2006年的信息披露情況對(duì)2007年的股票風(fēng)險(xiǎn)的影響。

表2 信息披露質(zhì)量與股票后期風(fēng)險(xiǎn)分組描述統(tǒng)計(jì)表

表2給出了上市公司2005年~2007年間信息披露水平與股票后期風(fēng)險(xiǎn)的分組描述，從平均值來(lái)看貝塔系數(shù)、收益標(biāo)準(zhǔn)差、換手率隨著評(píng)級(jí)結(jié)果提高而呈顯著下降的趨勢(shì)，說(shuō)明了我國(guó)信息披露質(zhì)量的差異跟股票后期風(fēng)險(xiǎn)具有相關(guān)性，但是從中位數(shù)來(lái)看標(biāo)準(zhǔn)差收益率在良好組高于優(yōu)秀組，并沒(méi)有出現(xiàn)預(yù)期的下降，因此不能盲目判斷其相關(guān)性的方向。二者相關(guān)性如何以及信息披露水平的改變多大程度上的影響股票后期風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)而影響權(quán)益資本成本，將通過(guò)回歸分析進(jìn)一步論證。

（三）信息披露質(zhì)量與股票風(fēng)險(xiǎn)的回歸分析 從表3的回歸結(jié)果可以看出，信息披露質(zhì)量與貝塔系數(shù)和收益標(biāo)準(zhǔn)差在1%的顯著水平下負(fù)相關(guān)，與換手率在10%的顯著水平呈負(fù)相關(guān)。根據(jù)資本資產(chǎn)定價(jià)模型，風(fēng)險(xiǎn)與權(quán)益資本成本成正比關(guān)系，信息披露質(zhì)量水平與股票風(fēng)險(xiǎn)成負(fù)相關(guān)間接的證明了信息披露質(zhì)量水平與權(quán)益資本成本呈負(fù)相關(guān)。

表3 信息披露質(zhì)量與股票風(fēng)險(xiǎn)的回歸分析結(jié)果

從控制變量來(lái)看，賬面市值比與三個(gè)風(fēng)險(xiǎn)變量的系數(shù)都為負(fù)，且都在1%的顯著水平的通過(guò)檢驗(yàn)，這說(shuō)明了賬面市值比越大，公司的價(jià)值被低估的可能性越大，投資者相信其具有良好的成長(zhǎng)空間，未來(lái)獲得收益越大，從而降低了風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期。而權(quán)益乘數(shù)與三個(gè)風(fēng)險(xiǎn)變量的系數(shù)都為正，也在1%的顯著水平下，說(shuō)明了財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)與總體風(fēng)險(xiǎn)成正比。凈資產(chǎn)收益率作為盈利能力的指標(biāo)在三個(gè)方程系數(shù)都為負(fù)，與收益率標(biāo)準(zhǔn)差在10%顯著水平下通過(guò)檢驗(yàn)，與換手率在1%水平下通過(guò)檢驗(yàn)，與貝塔系數(shù)未通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明了盈利能力對(duì)降低股票波動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)具有顯著的負(fù)作用。規(guī)模效益變量在三個(gè)回歸方程中系數(shù)均為正，即意味著上市公司規(guī)模越大，股票風(fēng)險(xiǎn)性越大，從而權(quán)益資本成本越大。結(jié)合汪煒和蔣高峰（2004）的研究結(jié)果，發(fā)現(xiàn)原因是由于我國(guó)證券市場(chǎng)發(fā)展時(shí)間較短，股市存在較為嚴(yán)重的“小盤股效應(yīng)”，投資者熱衷于炒作小盤股，其投資更傾向于投機(jī)，期望通過(guò)在二級(jí)市場(chǎng)獲取價(jià)差收益而不是長(zhǎng)期持有以待上市公司價(jià)值上升導(dǎo)致規(guī)模較大的企業(yè)股價(jià)被低估。在回歸分析中發(fā)現(xiàn)大股東的持股比例與權(quán)益資本成本在統(tǒng)計(jì)上未通過(guò)檢驗(yàn)，基本判定兩者不存在相關(guān)關(guān)系。

四、研究結(jié)論

本文通過(guò)研究得到以下結(jié)論：（1）從直接角度來(lái)看，我國(guó)通過(guò)GLS模型計(jì)算的權(quán)益資本成本未通過(guò)可靠性檢驗(yàn)，得出資本成本與風(fēng)險(xiǎn)成反比的悖論，與目前的研究結(jié)果有一定出入，由此至少可以得出GLS模型在我國(guó)的適用性是有待進(jìn)一步檢驗(yàn)的。（2）從間接角度來(lái)看，我國(guó)上市公司的信息披露質(zhì)量與風(fēng)險(xiǎn)水平具有顯著的負(fù)相關(guān)系。分組定性來(lái)看，信息披露質(zhì)量級(jí)別高的組的風(fēng)險(xiǎn)水平明顯比信息披露質(zhì)量級(jí)別低的風(fēng)險(xiǎn)水平低；從回歸分析定量來(lái)看，信息披露級(jí)別每提高一個(gè)級(jí)別，貝塔系數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)收益差、換手率的自然對(duì)象三個(gè)風(fēng)險(xiǎn)變量分有顯著的下降?？傊?，說(shuō)明了我國(guó)上市公司信息披露質(zhì)量能夠降低股票風(fēng)險(xiǎn)、提高股票的流動(dòng)性，從而能夠降低權(quán)益資本成本。從另一個(gè)角度也說(shuō)明了我國(guó)投資者更愿意持有具有良好信息量的上市公司股票，具備了有一定的信息解讀能力。（3）從控制變量來(lái)看，我國(guó)上市公司并未出現(xiàn)預(yù)想中的“規(guī)模效應(yīng)”，投資者更熱衷于投資小盤股，出現(xiàn)了“小盤股效應(yīng)”。還發(fā)現(xiàn)第一大股東的持股比例與權(quán)益資本成本在統(tǒng)計(jì)上不存在相關(guān)關(guān)系，這可能與我國(guó)的公司治理水平普遍比較低有關(guān)，投資者尚未將其作為價(jià)值判斷的一個(gè)因素。

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