李曉東

（鄭州航空工業(yè)管理學院會計學院,河南鄭州 450052）

一、引言

市場經(jīng)濟體系中,價格機制不僅具有反映經(jīng)濟資源稀缺程度的功能,同時也具有匯集分散信息的能力,證券市場中各種證券交易價格的確定便是典型體現(xiàn)。在證券市場中,市場參與者獲取信息的方式分為公開信息和私有信息兩類,前者有助于參與者形成特定證券未來狀況的基準預期,而后者則使單個參與者能夠?qū)@個基準預期進行獨立地修正,從而使持相反修正意見的交易者產(chǎn)生了交易動機,并最終通過實施交易行為來確定交易價格。這一過程中,公開信息能否轉(zhuǎn)化為市場參與者的共同知識,從而形成整個市場對特定證券的合理預期非常重要,直接影響到證券定價的有效性。

股權資本成本是證券市場中一個極具綜合性的指標,其與證券的價格密切相關,可以將其視為價格的一種相對數(shù)形式。上市公司股權資本成本的大小,受市場參與者之間信息不對稱程度的影響,提高公開信息的披露質(zhì)量能降低信息不對稱中的流動性溢價部分,進而降低企業(yè)的股權資本成本[1]。實際上,市場參與者之間共同知識的形成是影響信息不對稱的重要因素,但是現(xiàn)有研究多忽略了對該問題的研究。因此,本文將公開信息、共同知識和上市公司的股權資本成本置于一個統(tǒng)一的框架中進行研究,以便從整體上來分析和把握證券交易與公開信息之間的關系。

二、文獻回顧及理論闡釋

已有研究成果表明,提高公開信息的質(zhì)量能夠在許多方面改善資本市場的運行狀況。證券市場中的公開信息分為企業(yè)年度報告和臨時報告,而其中又以會計信息為核心內(nèi)容。這方面的相關研究主要有:基于會計信息的投資者交易行為變化能促使管理層修正原有的公司投資決策[2];公司的委托代理關系也會因高質(zhì)量的會計信息得到改善,從而降低逆向選擇風險,避免高管人員的“私占”、降低代理成本[3][4];另外,證券的定價能對高質(zhì)量的會計信息做出合理反應,提高證券市場效率,避免證券的價格泡沫[5]。上述文獻中均直接或間接地提到了會計信息對資本成本的降低作用,實際上,這里資本成本就是指股權資本成本。針對股權資本成本和公開信息披露之間關系的研究多得出了信息披露質(zhì)量能夠顯著降低股權資本成本的結(jié)論[6][7][8]。

有兩條理論線索可以解釋股權資本成本因公開信息有效轉(zhuǎn)化為共同知識而降低的原因,一是流動性溢價與股權資本成本的正相關關系,二是風險溢價與股權資本成本的正相關關系。在不完全競爭的市場條件下,流動性溢價是“做市商”（marketmaker）向每一位投資者收取的一項交易費用,目的是為了避免自身虧損?！白鍪猩獭钡奶潛p源自其信息劣勢（相對于知情投資者）,若“做市商”以各50%的概率與知情投資者和不知情投資者進行交易,與知情投資者的交易會帶來虧損,與不知情投資者的交易結(jié)果則不確定。因此,為了避免虧損,“做市商”要收取的一定數(shù)量的補償,這部分補償就是流動性溢價[1]。因此,隨著公開信息的質(zhì)量提高,做市商的信息劣勢會得到緩解,相應要求的流動性溢價也較低,進而股權資本成本會因為其中的流動性溢價減少而降低。

證券市場的整體風險溢價水平,會隨著公開信息轉(zhuǎn)化為共同知識的提高而下降,由資本資產(chǎn)定價模型（CAPM）可知,單個公司的股權資本成本也會相應降低。顧娟、劉建洲的研究表明:上市公司如果公布有利信息,那么獲得信息的投資者比例越小,資產(chǎn)的均衡價格就越高,收益就越大;如果是不利信息,那么獲得信息的投資者比例越大,則損失越大;但不論是有利還是不利的信息,只要獲得信息的投資者比例越大,則整個市場的風險溢價水平也越低[9]。上述三個結(jié)論中,第一個和第二個都與中小投資者的保護有關,即如果有利信息被少數(shù)人掌握,則股票利得收益大部分被掌握信息的投資者獲取,若不利信息也只是被少數(shù)人掌握,中小投資者遭受的只是潛在巨額損失,但是一旦不利信息擴散開來,中小投資者便會遭受實質(zhì)性投資虧損。而第三個結(jié)論則表明,共同知識的形成對證券市場效率有明顯促進作用。

公開信息轉(zhuǎn)化為共同知識體現(xiàn)在兩個方面,一是市場交易者之間的共同知識,二是企業(yè)內(nèi)部人與外部人之間的共同知識,前者影響定價效率,后者則是締約基礎。證券價格的形成,與證券交易者持有的共同知識具有很強的相關性,這是因為交易者對交易的邏輯推理必須以某些確信的共識為起點[10]（P16）。這樣,系列的公開信息若能持續(xù)地轉(zhuǎn)化為共同知識,那它便具有了證券定價理性預期模型中所講的“信念修正”作用,即可以改變交易者的交易策略,進而影響證券定價的有效性。但必須指出的是,現(xiàn)實中,證券交易行為的發(fā)生并不是依賴共同知識對信念的修正作用,而是交易者通過對其他“私人信息”的獲取和解讀,形成了不同的未來預期,才使證券交易得以真正發(fā)生。而共同知識在其中的作用則是保障證券價格的長期有效性,換句話說,基于共同知識的證券定價是一個“基準價格”,而私人信息則是對這個“基準價格”的修正。共同知識欲發(fā)揮其證券定價的“基準”作用,首先必須成為企業(yè)內(nèi)部人和外部人的共同知識,否則,在影響相關契約有效簽訂和執(zhí)行的同時,也會使證券的定價在長期來看缺乏效率。

三、研究設計

（一）研究假設

決定公開信息有效轉(zhuǎn)化為共同知識的因素很多,包括公開信息的及時性、信息數(shù)量、信息內(nèi)在質(zhì)量、信息使用者對公開信息披露制度的信任和信息使用者認知限度等。本文選取其中的主要三個方面進行研究:及時性、數(shù)量和市場參與者公開信息披露制度的信任。公開信息本質(zhì)上屬于一種時效性較強的信息,因此,公開信息的及時性應能夠在股權資本成本上得到一定程度的反映。

假設1:公開信息披露得越及時,上市公司的股權資本成本越低。

在形成企業(yè)內(nèi)部人和外部人的共同知識方面,上市公司自愿性公開信息的數(shù)量,在一定程度上反映了公司管理層的積極性或意愿。上市公司的定期報告為強制性披露內(nèi)容,不同于自愿性披露的臨時公告,因此,公開信息的數(shù)量必須基于臨時公告的數(shù)量來量化。同時,考慮到ST公司特殊的臨時公告披露制度,在分析時要將這一部分樣本剔除。

假設2:公開信息數(shù)量越多,上市公司的股權資本成本越低。

市場參與者對公開信息披露制度的信任程度,涉及到社會、制度及個人心理過程等諸多方面,且分析過程中存在量化困難。因此,本文選取與信任有關的3個指標（財務重述、審計事務所是否為四大、收入/稅金變動差異）,作為對該問題分析的切入點。雖然,財務報告重述是為了保證定期報告的信息質(zhì)量而確定的一項制度,但是這種行為的發(fā)生卻會在資本市場上引起負面反應和盈余反應系數(shù)的顯著下降[13],導致股權資本成本的顯著上升。這表明,市場參與者對財務重述的行為以及這項制度的確定并沒有足夠的信任。由于財務重述與股權資本成本之間正相關關系的結(jié)論,還未得到基于我國證券市場數(shù)據(jù)的驗證,因此,本文提出假設3。

假設3:財務重述行為會導致上市公司股權資本成本上升。

定期報告的審計制度本身是為了增強信息使用者對公開信息的信任,但市場參與者對不同的會計事務所持有的信任度并不一樣。由于規(guī)模大的會計師事務所具有更好的聲譽,同時一旦審計意見不當對利益相關者造成了損失,其所遭受的賠償往往也更多（即“深口袋”理論）,因此,“大所”在派出注冊會計師進行審計時,往往比小規(guī)模的事務所更注重被審公司的風險,具有較強的自我防范意識和措施。于鵬研究了公司特征與國際四大會計師事務所出具審計意見的關系,發(fā)現(xiàn)國際“四大”對業(yè)績差、風險高的公司出具“非標意見”的概率更高[14]。也就是說,四大會計師事務所出于自我保護的動機,導致其與被審單位的關系表現(xiàn)出較強的“對抗性”,而這種對抗性則增強了市場參與者對這類會計事務所的信任,這種信任有助于公開信息更加有效的轉(zhuǎn)化為共同知識。

假設4:上市公司定期報告的審計單位為國際“四大所”的,其股權資本成本相應較低。

市場中各類制度間的協(xié)調(diào)一致性,能使整個制度體系得到更高的信任度。稅收和會計準則作為兩種不同的制度,雖然并不要求兩者保持嚴格一致,但作為持續(xù)經(jīng)營的上市公司,這兩者（會計收入和應稅收入）各自的變化趨勢不應有過大差異。因此,會計收入和應稅收入各自變動幅度的差異大小,會影響市場參與者對公開信息的信任。

假設5:收入/稅金變動差異較大的上市公司,其股權資本成本相應較高。

（二）變量計算

1.股權資本成本。股權資本成本雖然是一個很具綜合性的指標,但對它進行精確計算有很大難度。自從資本資產(chǎn)定價模型提出以來,國內(nèi)外很多學者都對如何計算股權資本成本進行了深入研究,目前已出現(xiàn)了許多計算股權資本成本的模型。其中以資本資產(chǎn)定價模型為基礎計算股權資本成本的方法受到了諸多質(zhì)疑,一方面是因為該定價模型中的參數(shù)無法準確估計,另一方面也是因為該模型的理論基礎——有效市場假說,也不斷受到來自行為金融理論的質(zhì)疑。因此,目前國內(nèi)外的學術論文中多不采用這種方法,而是盡可能的利用會計數(shù)據(jù)來對股權資本成本進行估計。

Benesih、Billings和H odder對現(xiàn)有利用會計數(shù)據(jù)來估算股權資本成本的模型進行了總結(jié),在他們的論文中論述了四個目前較為流行的股權資本成本計算方法:CT模型、GM模型、E模型和GLS模型[15]。Gebhardt、Lee和Sw aminathan（GLS模型）對股權資本成本估計,采用了更長預測期的做法（12期）。本文選取GLS模型作為股權資本成本的估算方法。GLS模型的具體形式如下:

預測期每股凈資產(chǎn)采用下面的計算方法:

上式中d為樣本公司歷史平均股利支付率①,由此可得每個樣本公司自第4年到第11年末的每股凈資產(chǎn)數(shù)額。最后通過對方程求解,解得r。由于本文采用的股權資本成本計算方法,要使用3年實際數(shù)據(jù),因此,本文計算樣本公司的股權資本成本選擇為2004年（以確保2005～2007的年度報告數(shù)據(jù)均可獲?。?/p>

2.公開信息的及時性（timeness）。上市公司臨時公告的及時性缺乏有效量度的標準,因此,本文構(gòu)造的及時性指標為定期報告披露的及時性。我國《上市公司信息披露管理辦法》中規(guī)定:季報應在季度結(jié)束后1個月內(nèi)報送,半年報應在半年結(jié)束后2個月內(nèi)報送,年報應在會計年度結(jié)束后的4個月內(nèi)報送。本文用樣本公司實際披露時間與披露規(guī)定的截止時間相差的天數(shù)來量化公開信息的及時性。具體做法是:樣本公司2004年第一季度報告披露時間與規(guī)定時限相比的提前天數(shù),加上2004中報披露的提前天數(shù)和第三季度報告披露的提前天數(shù),三者合計即為及時性指標,計算方法如下:

其中:law date1為第一季度報告披露截止日期2004年4月30日;law date2為半年報披露截止日期2004年8月31日;law date3為第三季度報告披露截止日期2004年10月31日;law datei為公司實際披露季報和半年報的時間。

3.公開信息的數(shù)量（disclosures）。筆者通過逐個查閱中國上市公司資訊網(wǎng)和上海證券交易所網(wǎng)站中上市公司2004年度臨時公告的數(shù)量得到該變量的樣本值。即將樣本公司全年臨時公告真實數(shù)量直接作為該變量的數(shù)值。

4.對公開信息的信任。財務重述虛擬變量（restatement）。通過在中國上市公司資訊網(wǎng)和上海證券交易所網(wǎng)站對樣本公司2004年信息披露公告的逐一查閱,找出在2004年度發(fā)生了財務重述的樣本公司,凡是2004年度發(fā)生1個以上財務重述的樣本公司,restatement變量的值取1,否則取0②。會計師事務所類型（big4）。本文搜集了對樣本公司2003年度財務報告進行審計的會計師事務所數(shù)據(jù),建立一個表示“對抗性”強弱的虛擬變量——是否為“四大所”,若為“四大所”則取值為1,否則為0。收入/稅金變化的差異程度（cons）。收入變化與稅金變化相對差異的具體算法如下:

上式中,Δrev1為樣本公司2004年半年報收入與第一季收入之差,Δrev2為樣本公司2004年第三季收入與半年報收入之差,Δtax1為樣本公司2004年半年報應交稅金與第一季度應交稅金之差,Δtax2為樣本公司2004年第三季度應交稅金與半年報應交稅金之差。本文對各樣本公司的cpm s取絕對值作為收入/稅金變化一致度變量,該變量數(shù)值越大表明收入/稅金的變化越不一致。

在確定了以上5個變量后,本文將以往研究中發(fā)現(xiàn)的對股權資本成本有顯著影響的其他變量作為控制變量,包括:資產(chǎn)規(guī)模、財務杠桿、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和貝塔系數(shù)（該數(shù)據(jù)來源于巨靈數(shù)據(jù)庫中提供的貝塔系數(shù)）。

（三）樣本選擇

樣本數(shù)據(jù)來源于巨靈數(shù)據(jù)庫、上海證券交易所網(wǎng)站以及中國上市公司資訊網(wǎng)。樣本為2004年以前（含2004）在上海證券交易所上市的全部A股公司。2004年以前在上海證券交易所上市的公司為813家,股權資本成本的計算結(jié)果為負數(shù)的樣本15個,7個樣本沒有實根,10個缺失數(shù)據(jù),此外,再扣除掉2004年為ST的樣本后,剩余股權資本成本樣本數(shù)為752。數(shù)據(jù)預處理采用EXCEL軟件和MATLAB軟件,模型回歸使用SPSS軟件完成。

四、多元回歸結(jié)果

各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。在對收入/稅金一致性這個變量進行計算時,由于一些上證A股樣本公司缺失2004年度的相關數(shù)據(jù),所以該變量的樣本數(shù)相比于其他變量的樣本少了39個,樣本數(shù)為713。

在進行多元回歸分析時,本文采取了將各組變量逐步進入回歸方程的方法。首先將及時性變量放入回歸方程,接下來將公開信息數(shù)量放入回歸方程,然后將反映市場參與者信任的3個變量放入回歸方程,最后將所有變量一并放入方程進行回歸?；貧w結(jié)果見表2。本文提出的假設1未得到驗證,模型1的回歸結(jié)果顯示,公開信息披露的及時性與股權資本成本為正相關關系（Botosan和Plum lee的研究也是正相關關系）,而在模型4中,兩者之間的正相關關系并不顯著。這個結(jié)論與之前的理論分析不一致,因此,本文謹慎地推測:公開信息披露的及時性對股權資本成本沒有顯著的影響,而公開信息中會計信息確認計量的及時性很可能對股權資本成本產(chǎn)生影響（但這尚需進一步驗證）。本文所提出的其他假設均得到了經(jīng)驗數(shù)據(jù)的支持,公開信息披露的數(shù)量與股權資本成本有顯著的負相關關系（模型2和模型4的結(jié)果一致）,財務重述行為與股權資本成本有顯著的正相關關系,年報審計單位是否為國際四大與股權資本成本有顯著的負相關關系,收入/稅金變化的差異與股權資本成本有顯著的正相關關系（這3個變量的檢驗結(jié)果模型3和模型4保持一致）。

表1 各變量描述性統(tǒng)計

表2 多元回歸分析結(jié)果

本文采用了兩種方法進行敏感性測試。首先,將股權資本成本的計算方法改為利用三年實際數(shù)據(jù)來推算股權資本成本,這種方法計算的股權資本成本類似于股票的實際報酬率,將算法更換后進行回歸的結(jié)果依然和上述結(jié)果基本一致。其次,將制造業(yè)樣本單獨進行了回歸,結(jié)果與上述結(jié)果保持一致。

五、研究結(jié)論與政策建議

本文的研究表明,隨著上市公司管理層自愿披露信息的增多,使市場參與者與上市公司之間形成了共同知識,進而導致上市公司股權資本成本降低,而市場參與者對公開信息披露制度的信任,同樣能顯著降低上市公司的股權資本成本。此外,市場參與者對財務重述這種公開信息披露制度并不認同,上市公司的財務重述行為反而加深了信息不對稱的程度,導致股權資本成本上升,本文首次基于我國的數(shù)據(jù)對這一結(jié)論進行了驗證。對上市公司的審計而言,市場參與者對國際四大審計工作的信任,使被審上市公司的公開信息在較高程度上轉(zhuǎn)化為共同知識,進而降低了其股權資本成本。最后,上市公司會計收入與應稅收入之間的差異,在一定程度上干擾了市場參與者對公開信息的信任。雖然,會計方法與納稅方法大相徑庭,但稅法制定的嚴厲性和執(zhí)行的有效性使其獲得了相對較高的信任度,而會計信息作為一種由企業(yè)內(nèi)部人提供的信息,在很大程度上是企業(yè)控制者意志的反映,當兩者出現(xiàn)較大差異時,市場參與者會調(diào)高對企業(yè)風險溢價的預期水平,導致其股權資本成本上升。

上述研究結(jié)論中的一個重要方面是對公開信息披露制度的信任問題,其對公開信息形成共同知識具有基礎性保障作用,因此,提高證券市場融資效率必須從多方面改良市場參與者對公開信息的信任度。首先,對財務重述而言,我國目前還缺乏對上市公司財務重述行為的正確引導,縱觀《財務信息的更正及相關披露》（證監(jiān)會計字200316號）全文,并未發(fā)現(xiàn)規(guī)范中明示或暗示上市公司應加強日常會計工作管理,盡量避免“財務重述”行為發(fā)生的提醒。這就導致上市公司可能疏于對日常會計工作的管理,而一旦這些疏忽導致了財務差錯,上市公司為應對證監(jiān)會的相關要求,便簡單地按照證監(jiān)會的有關規(guī)定通過財務重述對之進行彌補,而這種行為的頻頻發(fā)生,會削弱市場參與者對公開信息的信任。因此,在對“財務重述”的相關規(guī)范中,應以引導上市公司盡量避免財務重述行為為目標,使財務信息的生成和披露能“一次成功”。其次,審計作為一種合理保證定期報告真實性的制度安排雖然起到了重要作用,但目前的問題在于,如何使市場參與者將這種信任擴大至所有的會計事務所,以加大共同知識在證券市場中形成的范圍,解決這一問題,尚須從引導和加強中小事務所重視風險、防范風險的意識和能力著手。最后,會計信息作為一類主要的公開信息,目前還不能在證券市場中獲得市場參與者的廣泛認可,對之的信任度還遠未達到其理應具有的水平,因此,必須進一步深化對上市公司會計信息從生成到披露的全過程監(jiān)管,加強會計信息違規(guī)披露的懲處力度。

注釋：

①某些學者采用的是樣本公司最近三年的平均股利支付率,但本文認為較長時期的考察更為客觀,尤其是對那些近三年沒有進行股利支付的公司而言,采用歷史平均股利支付率更為合理。

②本文對發(fā)生財務重述的數(shù)量未作區(qū)別處理,如2004年度發(fā)生1次財務重述和發(fā)生3次財務重述的樣本均被視為一類,即取值均為1,若樣本公司2004年度沒有財務重述行為發(fā)生,則取值為0。

[1]Verrecchia.Essay on Disclosure[J].Journal of A ccounting and Econom ics,2001,（32）:169—172.

[2]Christensen,Feltham,Wu.Cost of Capital in Residual Income for Performance Evaluation[J].The Accounting Review,2002,（77）:1—23.

[3]Lambert,Leuz,Verrecchia.A ccounting In formation,Disclosure,and the Cost of Capital[J].Journal of A ccounting Research,2007,（45）:320—385.

[4]Watts,Zimmerman.Positive Accounting Theory:A Ten Year Perspec tive[J].The Accounting Review,1990,（65）:131—132.

[5]Kothari.Capital Markets Research in Accounting[J].Journalof Accounting and Economics,2001,（31）:105—107.

[6]高嚴,彭韶兵.預算松弛:基于信息不對稱理論的考察[J].北京工商大學學報（社會科學版）,2009,（3）:82—86.

[7]Botosan.Disclosure Level and the Cost of Equity Capital[J].The A ccounting Review,1997,（72）:323—350.

[8]Botosan,Plum lee.A Re-exam ination of Disclosure Level and the Expected Costo f Equity Capital[J].Journalof Accounting Research,2002,（40）:21—40.

[9]顧娟,劉建洲.信息不對稱與股票價格變動[J].經(jīng)濟研究,2004,（2）:110—114.

[10]張圣平.偏好、信念、信息與證券價格[M].上海:上海三聯(lián)書店,2002.

[11]張維迎.信息、信任與法律[M].北京:生活?讀書?新知三聯(lián)書店,2003.

[12]卿志瓊.有限理性、心智成本與經(jīng)濟秩序[M].北京:經(jīng)濟科學出版社,2006.

[13]于鵬.我國上市公司的財務重述與公司治理[J].經(jīng)濟研究,2007,（9）:135—139.