【摘要】 文章在“F-F三因素模型”的基礎(chǔ)上，選取中國滬深A(yù)股上市公司2001—2007年的有關(guān)數(shù)據(jù)，共篩選出413個(gè)樣本作為研究對象。研究結(jié)果表明，中國上市公司的股權(quán)融資成本實(shí)際上高于債權(quán)融資成本，股權(quán)融資并非人們所詬病的“免費(fèi)現(xiàn)金”，中國股市出現(xiàn)的眾多企業(yè)爭過“獨(dú)木橋”的現(xiàn)象，必然有其更深層次的原因。
　　【關(guān)鍵詞】 F-F三因素模型； 融資偏好； 融資成本
　　
　　一、已有研究成果
　　
　　企業(yè)融資問題，尤其是企業(yè)融資的偏好和成本問題，成為中國進(jìn)入21世紀(jì)以來資本市場爭論的焦點(diǎn)之一。近年來很多學(xué)者的研究都證明，融資成本是影響我國上市公司融資偏好的重要因素。陳曉和單鑫（1999）將股權(quán)資本成本定義為公司的稅后利潤除以總市值，得出了股權(quán)資本成本遠(yuǎn)低于債務(wù)資本成本的結(jié)論。袁國良、鄭江淮（1999）認(rèn)為股權(quán)融資成本包括股票分紅、公司發(fā)行配股的交易成本、紅利的稅收、發(fā)行股票的負(fù)動力成本和發(fā)行股票的信息不對稱成本5個(gè)方面。裴平（2000）對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)、股權(quán)流動性與上市公司資本成本的影響進(jìn)行了回歸分析。黃少安和張崗（2001）對股權(quán)融資單位資本成本和發(fā)行企業(yè)債券或銀行借款的最低單位資本成本進(jìn)行了實(shí)證研究。唐國正、劉力（2005）發(fā)現(xiàn)債務(wù)的利率扭曲價(jià)值遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了凈稅盾價(jià)值，股權(quán)相對債務(wù)具有可觀的成本優(yōu)勢。宋琳、麻曉晶（2007）對資本成本與資金成本在概念上進(jìn)行了區(qū)分，認(rèn)為投資者的資本成本產(chǎn)權(quán)約束影響了上市公司股權(quán)資金成本與債權(quán)資金成本的相對大小。
　　但是，上述學(xué)者的研究存在一定的缺陷，即用單純的會計(jì)方法來度量資本成本或股權(quán)成本。假定投資者進(jìn)行股權(quán)投資，在投資期內(nèi)投資者放棄了將資金投向其他項(xiàng)目的機(jī)會，即“機(jī)會成本”，亦即投資者所要求的期望收益率，如果企業(yè)未來達(dá)不到這一水平，投資者就不會將資金提供給企業(yè)。因此，只有投資者的期望收益率才能真正體現(xiàn)企業(yè)的股權(quán)融資成本。筆者認(rèn)為風(fēng)險(xiǎn)—收益分析方法是金融理論中最基本的分析方法，而“成本”是一種跨時(shí)的金融概念，因此用單純的會計(jì)方法來度量股權(quán)成本必然會產(chǎn)生很大的誤差。Fama和French（1992）在對美國股市檢驗(yàn)中得出了著名的“F-F三因素模型”，大大提高了模型的解釋力，并受到廣泛應(yīng)用。這正是本文選用Fama和French的三因素CAPM模型作為基礎(chǔ)來對我國企業(yè)股權(quán)融資成本進(jìn)行測算的依據(jù)所在。
　　
　　二、研究方法
　　
　　本文采用計(jì)量分析的方法，運(yùn)用EVIEWS5.0軟件對選取的樣本就市場收益率、抑價(jià)率、股票市值、市凈率、財(cái)務(wù)杠桿、股權(quán)集中度等影響股權(quán)融資成本的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)進(jìn)行多元線性回歸分析，并采取了t檢驗(yàn)以確定其相關(guān)顯著性。為了簡化程序，減少干擾變量，采取逐步回歸法。
　　
　　三、樣本選取與數(shù)據(jù)來源
　　
　?。ㄒ唬颖具x取
　　本文以滬深兩市2000年新上市的131家公司作為研究對象，選擇2001—2007年作為樣本的研究區(qū)間。為了使計(jì)算結(jié)果不受異常值影響，本文剔除了以下樣本：第一，鑒于金融類上市公司的特殊性，按照慣例將其剔除；第二，由于ST、PT公司存在著較大的異常值，同樣不予考慮；第三，為了減少誤差，對于數(shù)據(jù)不全的上市公司樣本也相應(yīng)剔除；第四，為了消除異常值對數(shù)據(jù)分析的影響，將一些極端值予以剔除。經(jīng)過這樣的處理后，共計(jì)得到的樣本量總數(shù)為413個(gè)。
　?。ǘ?shù)據(jù)來源
　　上市公司的上市年份、所屬行業(yè)以及被ST、PT等數(shù)據(jù)均取自國泰安研究中心數(shù)據(jù)庫（www.gtarsc.com）；收益率、抑價(jià)率、股票市值、市盈率、市凈率、財(cái)務(wù)杠桿和股權(quán)集中度等指標(biāo)均取自銳思金融研究數(shù)據(jù)庫（www.resset.cn）。
　　
　　四、變量分析與模型選擇
　　
　?。ㄒ唬┳兞糠治?br/>　　根據(jù)Fama和French的檢驗(yàn)方法，本文的相關(guān)變量有：個(gè)股年收益率；市場指數(shù)年收益率；無風(fēng)險(xiǎn)利率；股票市值，考慮到我國股市“二元分割”的特點(diǎn)，本文將股票市值分為流通市值和總市值；市凈率（相當(dāng)于F-F模型中BE/ME的倒數(shù)）；市盈率（即每股價(jià)格/每股收益）；股權(quán)的杠桿率（即資產(chǎn)負(fù)債率）；鑒于我國股市的特殊性，本文加上了股票的抑價(jià)率（一、二級市場的價(jià)格差異造成的）和股權(quán)集中度（前十大股東的控股）比率。本文涉及的各種變量分別定義如表1。
　?。ǘ┗跇颖镜拿枋鲂越y(tǒng)計(jì)分析
　　從表2的數(shù)據(jù)可以看出我國股市的普遍現(xiàn)狀：樣本公司三年平均收益率為25.27%，略低于市場平均收益率34.57%的水平，說明樣本公司在研究期間的盈利能力與市場行情基本一致。但是個(gè)股收益差異較大，最高的年收益率達(dá)到535.83%，最低的卻是-56.32%，損失慘重；市場波動很大，一年暴漲166.29%，一年暴跌-30.03%；市凈率的平均值較高，為2.6505倍，說明凈資產(chǎn)的市場定價(jià)較高；而抑價(jià)率（平均137.89%）和市盈率（約37倍）偏高說明二級市場的開盤價(jià)遠(yuǎn)高于一級市場的發(fā)行價(jià)，股價(jià)與盈利率相比過于高估，反映出我國股票發(fā)行與交易市場的“二元分割”現(xiàn)狀和投機(jī)性股市的特點(diǎn)；資產(chǎn)負(fù)債率平均為41.96%，顯示出企業(yè)融資的債務(wù)偏好要弱于股權(quán)偏好的市場特性；前十大股東平均持股62.11%，處于絕對控股地位，體現(xiàn)出國有股“一股獨(dú)大”的市場特征。
　?。ㄈ┠Ｐ瓦x擇
　　表3顯示了各變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣。從表3中可以看到，個(gè)股收益率與市場收益率、流通股市值的相關(guān)性較強(qiáng)，分別達(dá)到了0.745和0.528。而流通市值與總股本市值因系同一指標(biāo)體系，它們之間存在著很強(qiáng)的相關(guān)性，其對數(shù)值的相關(guān)系數(shù)達(dá)到了0.937。至于其他指標(biāo)之間則不存在明顯的相關(guān)關(guān)系。
　　本文的計(jì)量模型，先用逐步增加因子的方法，再根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果修正變量的消元法進(jìn)行，最終得到了5個(gè)模型：
　　
　　五、實(shí)證分析與結(jié)果
　　
　?。ㄒ唬?shí)證分析
　　鑒于我國股市的諸多特殊因素，本文的計(jì)量模型先從經(jīng)典的CAPM模型開始，再逐步增加解釋變量并根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果來修正變量的消元法進(jìn)行?；灸Ｐ腿缦拢?br/>　　模型1：RJ-RF=C+?茁0（RM-RF）+?著
　　模型1的回歸結(jié)果見表4。結(jié)果發(fā)現(xiàn)市場的?茁系數(shù)為0.867，表明在樣本期間內(nèi)，樣本股票的市場風(fēng)險(xiǎn)沒有超過整體的市場風(fēng)險(xiǎn)。模型的解釋力尚可。
　　接著加入規(guī)模變量，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)在加入不同的規(guī)模變量后，模型有很大的變化。由于在各變量相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)中流通市值與總股本市值之間存在很強(qiáng)的多重共線性，因此根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，模型中的規(guī)模變量只考慮總市值因素。這也從一個(gè)側(cè)面反映出我國股市中總股本大小對個(gè)股收益率的影響。加入規(guī)模變量后的兩因素模型如下：
　　模型2：RJ-RF=C+?茁0（RM-RF）+?茁1LOG（SIZT）+?著
　　模型2的回歸結(jié)果見表4。結(jié)果表明，在僅有市場收益率與股票規(guī)模兩種因素的CAPM模型中，股票規(guī)模對收益具有正向顯著性，說明股票規(guī)模越大，其收益率反而越高，這違背了任開宇（2002）“小股票效應(yīng)”的實(shí)證結(jié)果。
　　接著考慮其他因素對模型解釋力的影響。經(jīng)過對各個(gè)變量的單獨(dú)檢驗(yàn)與組合檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，其他相關(guān)變量均未通過檢驗(yàn)。因此，筆者試著剔除常數(shù)項(xiàng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)MTB、UNDP、PER三個(gè)因素通過了檢驗(yàn)，而LEV與ECR未通過檢驗(yàn)。最終得到五因素模型如下：
　　模型5的回歸結(jié)果見表4。由結(jié)果可見，中國股市存在明顯的抑價(jià)發(fā)行現(xiàn)象，抑價(jià)率成為解釋股票收益的重要因素。抑價(jià)率越高，說明開盤價(jià)過高，從而降低了未來股價(jià)上漲的預(yù)期。而中國股市的股票收益與市凈率有很強(qiáng)的相關(guān)性，市凈率越高，股票收益越高，市凈率的高低則反映股票未來的資產(chǎn)盈利能力。另外，與F-F的實(shí)證結(jié)論不同的是，市盈率與股票收益之間顯著負(fù)相關(guān)，符合我國股市的特殊性，股市上非理性因素太多，市盈率往往被高估。而公司的資產(chǎn)負(fù)債率與股權(quán)集中度對解釋股票收益沒有顯著性，這說明債務(wù)杠桿和股權(quán)集中度對股票價(jià)值的決定沒有太大作用。
　　
　　根據(jù)上述分析，通過檢驗(yàn)的模型主要為模型1、模型2和模型5，但模型5與另外兩個(gè)模型相比，模型的擬合效果更好，而且更符合我國股市的特殊性。因此，在這里筆者認(rèn)為最終符合我國股市特征的股權(quán)成本模型為模型5：
　　RJ-RF=0.8275（RM-RF）+0.0539LOG（SIZT）+0.2019MTB
　　 （23.29） （4.23） （9.14）
　　-0.0026PER-0.1074UND
　?。?2.26）（-2.88）
　　R2=0.653 R2=0.651DW=2.031
　?。ǘ?shí)證結(jié)果
　　由上面的分析可知，模型（5）是符合我國股市特征的股權(quán)成本模型，根據(jù)這個(gè)模型就可以測算出樣本企業(yè)從2001至2007年的股權(quán)融資平均成本；至于企業(yè)面臨的債務(wù)融資成本，本文選擇的計(jì)量模型為：KL=I×（1-T），其中I為上市公司當(dāng)年新增長期借款利率，T為企業(yè)當(dāng)年實(shí)際所得稅率。根據(jù)上述模型，可以得出樣本企業(yè)從2001至2007年的平均資本成本。表5列示了樣本企業(yè)兩種資本成本的比較情況（按行業(yè)平均）。
　　從表5中可以看出，不論是什么行業(yè)，通過CAPM模型測量的企業(yè)股權(quán)融資成本要明顯高于債務(wù)融資成本，這與Fama和French（1992）在對美國股市股權(quán)成本測試的結(jié)論相吻合。本文從實(shí)踐的角度解釋了融資成本并不是我國企業(yè)融資偏好的根本動因，因此需要從一個(gè)更為廣闊的視角對我國企業(yè)融資偏好與融資成本之間的非對稱關(guān)系作出更為合理的解釋?！?br/>　　
　　【參考文獻(xiàn)】
　　［1］ F