戴新民 鐘浩鵬 鄭文強

【摘 要】 利用2013—2015年中國A股上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)作為預(yù)測值計算股權(quán)融資成本，并以2011—2012年滬深兩市A股上市公司為研究樣本，分析盈余質(zhì)量、股權(quán)融資成本對投資效率的影響。研究表明：高盈余質(zhì)量能降低公司內(nèi)外的信息不對稱，提高資源配置效率，從而顯著提高投資效率，而股權(quán)融資成本與投資效率呈顯著正相關(guān)關(guān)系，并且股權(quán)融資成本在盈余質(zhì)量和投資效率的關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用，高股權(quán)融資成本使盈余質(zhì)量對投資效率的作用下降。

【關(guān)鍵詞】 盈余質(zhì)量; 股權(quán)融資成本; 投資效率; 調(diào)節(jié)作用

【中圖分類號】 F275 ?【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】 A ?【文章編號】 1004-5937（2018）06-0122-05

一、引言

投資效率是評價一個公司資金配置是否有效的重要指標(biāo)，提高投資效率是企業(yè)生存發(fā)展、擴(kuò)大規(guī)模以及增強自身競爭力的必要條件。

中外學(xué)者對投資效率的前因變量已有較長的研究歷史。近年來，中國上市公司投資過度和投資不足等投資非效率行為普遍存在。其中重要的原因包括管理者和股東間代理問題帶來的道德風(fēng)險，以及上市公司內(nèi)外信息不對稱導(dǎo)致的外部監(jiān)督缺失。已有研究表明：盈余質(zhì)量是一定期間內(nèi)公司經(jīng)營的成果，較高的盈余質(zhì)量有利于降低信息不對稱，提高公司的外部監(jiān)督效果，從而提升公司的投資效率;而股權(quán)融資作為公司的資金來源之一，對公司投資也有重要影響，是影響公司投資效率的潛在因素。在現(xiàn)有的研究中，不少學(xué)者往往單獨研究盈余質(zhì)量或盈余效率對投資效率的影響，也有少數(shù)學(xué)者在此研究過程中加入其他因素，其中包括周春梅[ 1 ]把代理成本作為一個影響路徑來研究盈余質(zhì)量對投資效率的間接作用，劉義鵑[ 2 ]把債務(wù)融資成本作為中介變量研究盈余質(zhì)量對投資效率影響的兩種方式。除此之外，鮮有學(xué)者探究其他變量在盈余質(zhì)量對投資效率影響過程中的作用?；诖耍疚睦肎LS剩余收益模型計算股權(quán)成本，研究股權(quán)成本在盈余質(zhì)量和投資效率間的作用。因此，本文的創(chuàng)新點：（1）使用估算較為準(zhǔn)確的GLS剩余收益模型作為權(quán)益成本的度量模型;（2）不僅考察盈余質(zhì)量和股權(quán)成本單獨對投資效率的影響，而且關(guān)注股權(quán)成本在盈余質(zhì)量和投資效率間的調(diào)節(jié)作用。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)回顧

1.盈余信息質(zhì)量與投資效率

中外研究者對盈余信息質(zhì)量和投資效率之間關(guān)系的探究分析比較多，并從盈余信息質(zhì)量的多個角度來分析其對投資效率的作用機(jī)制。盈余信息質(zhì)量的提高可以顯著改善企業(yè)投資效率，這是眾多研究的共識。Bushman，Smith[ 3 ]從代理理論的角度分析，認(rèn)為提高盈余信息質(zhì)量可以有效降低投資者和管理層之間的信息不對稱及信息風(fēng)險，增強投資人的外部監(jiān)督能力，進(jìn)而減少企業(yè)的非效率投資。Biddle[ 4 ]研究盈余信息質(zhì)量與投資效率的關(guān)系，并以34個國家的上市公司為研究樣本，結(jié)果表明高質(zhì)量的盈余信息有利于投資效率的改善。黃欣然[ 5 ]從股權(quán)、債權(quán)雙重代理的視角分析盈余信息質(zhì)量與投資效率之間的關(guān)聯(lián)，認(rèn)為盈余信息質(zhì)量作為會計信息的重要組成部分，高質(zhì)量的盈余信息不但可以幫助管理者和投資人甄選投資項目，辨別優(yōu)劣，而且便于投資人實施對公司的監(jiān)督機(jī)能，降低管理者的逆向選擇行為。Chung-Hua shen[ 6 ]研究短期債務(wù)期限和盈余質(zhì)量對投資效率影響時，發(fā)現(xiàn)在短期債務(wù)占比較低的情況下，盈余質(zhì)量對投資效率有顯著積極影響。

2.股權(quán)融資成本與投資效率

國內(nèi)學(xué)者關(guān)于上市公司權(quán)益成本對投資效率影響的研究較少。國內(nèi)外學(xué)者普遍是從信息不對稱的角度來分析投資效率的前因變量。Myers[ 7 ]等學(xué)者認(rèn)為上市公司與投資人之間的信息不對稱是公司投資非效率行為的重要影響因素，會致使經(jīng)理人在進(jìn)行投資時容易做出投資過度或投資不足的行為。而且“帝國主義”（empire-building）的企業(yè)管理者心理亦會致使企業(yè)投資過度，因為管理者可以掌握更多資源從而在其中獲益。但較高的權(quán)益資本成本形成的融資約束能夠有效抑制公司的低效投資行為，進(jìn)而提高投資效率。霍秀英[ 8 ]在研究中認(rèn)為當(dāng)權(quán)益資本成本的抑制作用失效成為軟約束時，則容易導(dǎo)致上市公司使用投資者資金過度的行為。文青[ 9 ]在研究投資者關(guān)系、權(quán)益成本和非效率投資之間的關(guān)系時，也發(fā)現(xiàn)權(quán)益資本成本與投資非效率行為呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（二）研究假設(shè)

首先，會計盈余作為上市公司一個會計期間內(nèi)的營業(yè)業(yè)績，直接影響上市公司以后時期的可控資金，直接對企業(yè)投資決策產(chǎn)生影響。Carlin[ 10 ]在使用Richardson投資期望模型時甚至將盈余信息質(zhì)量直接作為一個影響因素加入模型中。

其次，投資非效率行為的出現(xiàn)，很大程度是由公司內(nèi)外間的信息不對稱及代理沖突導(dǎo)致的。作為最重要的會計信息之一，會計盈余質(zhì)量是公司治理機(jī)制中重要的組成部分。高質(zhì)量的會計盈余信息有利于投資者對公司經(jīng)營者進(jìn)行監(jiān)督，防止經(jīng)理人做出竊取投資者、債權(quán)方利益或者其他逆向選擇的投資決策。這種約束主要是通過契約來實現(xiàn)的。雖然公司經(jīng)營者進(jìn)行決策時，投資者不能觀察到經(jīng)理人的所有行為，但是可以通過事后的會計信息對經(jīng)理人的決策行為進(jìn)行評估。當(dāng)經(jīng)理人在做投資決策時沒有考慮股東利益，做出逆向選擇的行為，事后高質(zhì)量的會計盈余信息會成為投資者進(jìn)行監(jiān)督以及履行契約的依據(jù)。在會計信息質(zhì)量較優(yōu)時，公司經(jīng)理人受到契約的約束及激勵，使其向符合股東利益的方向做決策。同時，高質(zhì)量的盈余信息使公司管理者及時了解公司內(nèi)投資的盈虧情況，促使管理者調(diào)整資源配置。向凱[ 11 ]認(rèn)為高的盈余質(zhì)量可以有效降低信息不對稱程度以及代理費用，使公司不需要掌握大量的資金來支持其決策，可以緩解公司的投資不足，提升公司投資效率。而投資過度的公司通過公布有時效性、高質(zhì)量的盈余信息，可以及時明確項目的盈虧情況，對資源配置進(jìn)行調(diào)整。此時，來自股東、債權(quán)人等的外部監(jiān)督壓力也促使公司改變投資過度現(xiàn)狀。因此會計盈余信息質(zhì)量與公司投資效率具有潛在的正向關(guān)系。據(jù)此，本文提出第一個假設(shè)及相應(yīng)的兩個子假設(shè)：

H1：盈余質(zhì)量與投資效率正相關(guān)，高質(zhì)量的盈余信息提高上市公司的投資效率。

H1a：盈余質(zhì)量與投資不足負(fù)相關(guān)，高質(zhì)量的盈余信息降低上市公司的投資不足。

H1b：盈余質(zhì)量與投資過度負(fù)相關(guān)，高質(zhì)量的盈余信息降低上市公司的投資過度。

在軟融資約束或者融資成本過低時，公司經(jīng)理人的投資行為所受資金約束降低。此時，作為理性經(jīng)濟(jì)人的管理者傾向于增加投資，使自身掌握更多的企業(yè)資源進(jìn)而從中獲益。而相對較高的股權(quán)融資成本形成的融資約束，降低了公司獲得資金的能力，減少了管理者進(jìn)行資本投資的隨意性，能夠有效抑制公司的非效率投資行為，進(jìn)而提高投資效率。據(jù)此，本文提出第二個假設(shè)及相應(yīng)子假設(shè)：

H2：股權(quán)融資成本與投資效率正相關(guān)，股權(quán)融資成本提高降低投資非效率。

H2a：股權(quán)融資成本與投資不足負(fù)相關(guān)，股權(quán)融資成本提高降低公司投資不足。

H2a：股權(quán)融資成本與投資過度負(fù)相關(guān)，股權(quán)融資成本提高降低公司投資過度。

在股權(quán)投資成本較高時，融資約束抑制了公司的投資非效率行為，外部監(jiān)督對公司投資的作用降低。此時，盈余質(zhì)量對公司投資效率的影響下降。相反，當(dāng)股權(quán)成本過低、融資約束失效時，公司投資行為的約束主要依賴外部監(jiān)督。此時，盈余質(zhì)量對公司投資效率影響增大。據(jù)此，本文提出第三個假設(shè)及相應(yīng)子假設(shè)：

H3：股權(quán)融資成本在盈余質(zhì)量與公司投資效率的關(guān)系中起顯著反向調(diào)節(jié)作用。

H3a：股權(quán)融資成本在盈余質(zhì)量與公司投資不足的關(guān)系中起反向調(diào)節(jié)作用。

H3b：股權(quán)融資成本在盈余質(zhì)量與公司投資過度的關(guān)系中起反向調(diào)節(jié)作用。

三、實證設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以中國A股上市公司2011—2012年的財務(wù)報告結(jié)果為樣本，驗證盈余質(zhì)量、股權(quán)成本對投資效率的影響作用。為了避免其他因素干擾，本文對樣本進(jìn)行篩選：（1）剔除*ST類上市公司。*ST類公司的財務(wù)數(shù)據(jù)往往容易偏離行業(yè)一般水平，容易出現(xiàn)干擾性較強的極端值。（2）剔除數(shù)據(jù)缺乏或不完整的個體。（3）剔除金融業(yè)的數(shù)據(jù)。金融業(yè)與一般行業(yè)有顯著差別，具有較大的特殊性，容易干擾驗證過程。

本文選取2013—2015年的公司ROE數(shù)據(jù)作為企業(yè)的預(yù)測數(shù)據(jù)以便計算股權(quán)融資成本。本文使用Excel對原始數(shù)據(jù)作初步處理，使用Matlab計算股權(quán)融資成本，并使用Stata進(jìn)行回歸分析。

經(jīng)過初步處理，本文最終收集了樣本容量為3 356的數(shù)據(jù)。全部數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。

（二）變量定義及度量

1.投資效率的度量

國內(nèi)外學(xué)者已研究出多種度量投資效率的方法和模型，本文主要選擇Richardson模型，這是國內(nèi)使用最為廣泛的投資效率度量模型。模型如下：

Invt代表t期間公司的投資水平，以現(xiàn)金流量表相關(guān)項目計算所得（購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金+取得子公司和其他營業(yè)單位支付的現(xiàn)金-處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額-折舊）;Growtht-1表示公司的成長性，以主營業(yè)務(wù)收入增長率來衡量;Levt-1為公司的資本負(fù)債率，衡量公司的財務(wù)狀況和長期償債能力;Casht-1為t-1期的現(xiàn)金水平，以公司貨幣資金除以公司總資產(chǎn)計算得到;Epst-1為每股收益，代表公司的盈利能力;Invt-1為t-1期公司的投資水平，控制公司投資影響的滯后性;Aget-1為公司的上市年數(shù);∑Year和∑Industry分別控制年份和行業(yè)的影響。

2.盈余質(zhì)量的度量

本文選擇使用最為廣泛的修正JONES模型作為盈余質(zhì)量的度量方法。修正的JONES模型如下：

TACCt表示t期上市公司的總應(yīng)計利潤，包括操控性應(yīng)計利潤和不可操控的應(yīng)計利潤;？駐REVt為營業(yè)收入的變動，以t年的營業(yè)收入減去t-1年的營業(yè)收入計算得到;？駐RECt為應(yīng)收賬款的變動，以t年應(yīng)收賬款凈額減去t-1年應(yīng)收賬款凈額得到;PPEt和IAt分別代表t年的固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)。

3.股權(quán)融資成本的度量

本文選擇應(yīng)用比較廣泛的GLS模型，該模型屬于剩余收益模型的一種，考慮了公司的股利和收益在未來年份的變化，在估算權(quán)益資本成本的準(zhǔn)確度上要高于傳統(tǒng)的權(quán)益成本計算模型（CAPM模型）。

Pt為配股價格;Bt為每股凈資產(chǎn)，Bt+1=Bt+EPSt+1- DPSt+1，其中EPSt+1和DPSt+1分別為公司每股收益和每股股利;FROEt+1為預(yù)測未來凈資產(chǎn)收益率;re則為股權(quán)成本。

T為估計股權(quán)投資成本的預(yù)測期間。本文沿襲前人研究，使用12期預(yù)測數(shù)據(jù)計算股權(quán)融資成本，即2013—2024年。其中前三年即2013—2015年以實際數(shù)據(jù)代替，剩余年份則假設(shè)上市公司凈資產(chǎn)收益率向行業(yè)平均水平趨近。即從長期來說，行業(yè)競爭者的長期利潤趨于平均化，這與微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論相符。本文依照證監(jiān)會2012年行業(yè)分類，并以2000—2015年16年間公司數(shù)據(jù)計算得到各行業(yè)平均凈資產(chǎn)收益率。

基于以上解釋，使用Matlab可計算出各個公司股權(quán)融資成本的估計值。

（三）模型建立

在驗證股權(quán)融資成本的調(diào)節(jié)作用前，首先以盈余質(zhì)量及股權(quán)融資成本作為解釋變量，分別驗證盈余質(zhì)量和股權(quán)融資成本對上市公司投資效率的影響。以下分別以投資效率、投資過度、投資不足作為因變量建立模型：

上述模型中，Inv、Underlnv、Overlnv為投資效率的代理變量，以Richardson模型的殘差取絕對值得到，其中Underlnv為投資不足，Overlnv為投資過度;DA為盈余質(zhì)量的代理變量，以修正JONES模型的殘差取絕對值得到;Re為公司股權(quán)融資成本，以GLS模型估計得到。

為了檢驗上述假設(shè)，本文選擇總資產(chǎn)收益率（Roa）、資產(chǎn)規(guī)模（Size）、股權(quán)自由現(xiàn)金流（FCFE）以及息稅攤銷折舊前利潤（EBITDA）作為控制變量。總資產(chǎn)收益率（Roa）衡量公司的盈利能力，盈利能力高的公司相對更能獲得債權(quán)人和股東的青睞，并影響公司的投資效率，因此本文予以控制。股權(quán)自由現(xiàn)金流（FCFE）衡量公司獲得現(xiàn)金的能力，公司獲得現(xiàn)金越多，能用于投資的資源越充足。息稅攤銷折舊前利潤（EBITDA）是衡量企業(yè)獲利能力的另一個指標(biāo)，并且除去折舊及攤銷的影響，可以預(yù)計公司未來可得的現(xiàn)金，是影響公司投資投入的潛在因素，因此也給予控制。最后，對樣本的年份（Year）進(jìn)行控制，其中2011年取值0， 2012年取值1。

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1為本文主要變量的描述性統(tǒng)計，為了方便統(tǒng)計分析，本文將投資不足以及操縱性應(yīng)計利潤小于0的個體做絕對值處理。從表中可以看到，投資效率（Inv）和投資不足（UnderInv）的均值較低，分別為0.03803和0.03081，并且兩變量的離散程度較低。相對的，投資過度（OverInv）的均值較大，且離散程度較高。這表明在我國上市公司中，投資過度的公司平均投資效率更加低，而且個體間的投資效率差異更大。樣本公司的盈余質(zhì)量離散程度較大，DA最大值達(dá)到9.7265，而最小值為0.00004。樣本中股權(quán)融資成本均值為0.05141，最大值高達(dá)0.60055。

（二）單因素分析

本文根據(jù)總體樣本盈余質(zhì)量的高低分為高盈余質(zhì)量子樣本（前50%）和低盈余質(zhì)量子樣本（后50%）。對兩個子樣本進(jìn)行均值檢驗，結(jié)果如表2所示，高盈余質(zhì)量的公司投資效率均值顯著（0.0322）高于低盈余質(zhì)量公司。同理，將樣本分為高股權(quán)成本子樣本（前50%）和低股權(quán)成本子樣本（后50%）。從表2中可以看到，股權(quán)成本低的公司投資效率均值顯著（0.000）高于股權(quán)成本較低的公司。

（三）回歸分析

表3中列出對模型（1）的回歸分析結(jié)果，分析盈余質(zhì)量及股權(quán)成本對投資效率的影響。從表3中可以看到，在全樣本的回歸結(jié)果中，盈余質(zhì)量（DA）對投資效率（Inv）的回歸系數(shù)為0.0057383，并通過0.01的顯著性檢驗。這表明盈余質(zhì)量對投資效率有正向影響，本文假設(shè)H1成立。同時，在盈余質(zhì)量（DA）對投資不足（UnderInv）和投資過度（OverInv）的回歸中，系數(shù)均為正，且分別在0.01和0.1的顯著水平下成立。這說明在投資過度或投資不足的樣本中，盈余質(zhì)量對投資效率均有正向作用，假設(shè)H1a、H1b均成立。股權(quán)融資成本（RE）在全樣本回歸中系數(shù)為-0.0618142，通過了0.05水平下的顯著性檢驗。這說明在0.05的顯著性水平下，股權(quán)成本越高，上市公司的投資效率越高，假設(shè)H2得以證實。在投資不足的樣本中，股權(quán)成本（RE）的系數(shù)符號仍為“-”，并且在更高的顯著性水平（0.01）下成立，這符合H2a的假設(shè)。但在投資過度樣本的回歸中，雖然股權(quán)成本（RE）系數(shù)的符號仍為負(fù)，但沒有通過顯著性檢驗，因此H2b未被證實。

模型（1）中加入調(diào)節(jié)變量得到模型（2），在表4中展示了模型（2）的回歸結(jié)果。在全樣本回歸中，盈余質(zhì)量（DA）的系數(shù)仍在0.01的水平下顯著為正，這進(jìn)一步驗證了假設(shè)H1。加入交乘項后，股權(quán)成本（RE）的顯著性有所下降，但仍然通過0.1水平下的顯著性檢驗，這支持上文已證實的假設(shè)H2。在全樣本的回歸中，交乘項系數(shù)在0.1的水平下顯著為負(fù)。這說明股權(quán)融資成本在盈余質(zhì)量和投資效率的關(guān)系中起反向調(diào)節(jié)作用，并且股權(quán)融資成本越高，盈余質(zhì)量對投資效率的影響越低，假設(shè)H3成立。類似的，在投資不足的子樣本中，盈余質(zhì)量（DA）、股權(quán)融資成本（RE）以及交乘項的系數(shù)均顯著，進(jìn)一步支持了H1a、H2a和H3。在投資不足的子樣本中，交乘項系數(shù)的t值為-2.63，在0.01水平下顯著。而在投資過度的子樣本中，交乘項系數(shù)符號為正，并且不能通過顯著性檢驗。因此假設(shè)H3a成立，而H3b未被驗證。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文參照黃欣然（2011）研究中使用的控制變量組合，增加額外的控制變量：產(chǎn)權(quán)比率（EquityRatio）、資本積累率（CAR）和凈利潤增長率（NPGR）。產(chǎn)權(quán)比率反映公司的權(quán)益機(jī)構(gòu)以及借款經(jīng)營的程度，按照相機(jī)治理理論，可能會對公司投資效率產(chǎn)生影響。資本積累率反映公司的資本保持性和增長性，資本積累率越高的公司顯示出更高的經(jīng)營管理能力，可能擁有更高的投資效率。凈利潤增長率反映公司的增長性，高凈利潤增長率說明公司正處于高速發(fā)展階段，此階段公司資金缺乏和過度經(jīng)營的情況普遍存在，致使投資效率有所下降。

加入一組控制變量組合后，檢驗結(jié)果與上文保持一致。在全樣本回歸模型中，盈余質(zhì)量（DA）、股權(quán)成本（RE）與兩者的交互項（RE*DA）都保持顯著，并且交互項符號在0.1的水平顯著為負(fù)，支持上文所證的假設(shè)H1、H2及H3。在投資不足的樣本中，三個解釋變量保持符號和顯著性水平不變，說明假設(shè)H1a、H2a和H3a在加入控制變量后仍保持穩(wěn)健。在過度投資的回歸模型中，主要解釋變量仍不顯著。因此，與上文結(jié)果一致，假設(shè)H3b仍無法通過檢驗。由于篇幅限制，回歸結(jié)果未列出。

五、結(jié)論

本文利用GLS模型估計公司的股權(quán)融資成本，實證檢驗盈余質(zhì)量、股權(quán)融資成本對投資效率的影響，并進(jìn)一步驗證股權(quán)融資成本在盈余質(zhì)量和投資效率之間起到調(diào)節(jié)作用。在檢驗時，本文把樣本分為投資過度和投資不足兩個子樣本。實證表明高盈余質(zhì)量降低信息不對稱和代理成本，強化上市公司資源配置效率，可以顯著提高上市公司的投資效率。此外，除了投資過度未通過顯著性檢驗外，其他情況下股權(quán)融資成本與投資效率呈正相關(guān)關(guān)系，即高融資成本提高公司的投資效率。最后，本文通過加入交乘項，發(fā)現(xiàn)股權(quán)融資成本在盈余質(zhì)量和投資效率之間起到調(diào)節(jié)作用。具體來說，隨著上市公司股權(quán)融資成本的提高，盈余質(zhì)量對投資效率的影響逐漸下降。

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