王振山+王秉陽

摘 要：中國企業(yè)熱衷于股權融資可能是企業(yè)融資環(huán)境和公司內(nèi)部決策機制共同作用的結果。本文從融資環(huán)境的角度出發(fā)，采用中國A股市場數(shù)據(jù)，考察了股票投機性對股權融資成本的影響。研究結果表明：股票的相對價格越高，公司的股權融資成本越低；股票價格的上漲速度和換手率與股權融資成本負相關，不考慮價格變動方向，變動速度的絕對值與融資成本不具有相關性；投機者更關注換手率而不是流動性，控制了換手率之后股票市場的流動性并不具有降低股權融資成本的作用。

關鍵詞：股票投機性；股權融資成本；融資環(huán)境；換手率；流動性

中圖分類號：F830.91 文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2017）07-0043-07

一、問題的提出

上市公司的融資行為實質上是上市公司與投資者形成的資金交易，因而上市公司在選擇融資方式時既要考慮自身的利益訴求，同時也要考慮投資者的態(tài)度。根據(jù)Myers和Majluf [1]的優(yōu)序融資理論，信息不對稱會引起投資者的逆向選擇。如果采用發(fā)行股票的方式進行外部融資，投資者會認為公司缺乏投資機會，拋售公司的股票，從而導致股價下跌，因而上市公司應該按照 “內(nèi)部融資—債務融資—股權融資”的順序籌集資金。然而中國的現(xiàn)實情況卻與優(yōu)序融資理論相悖，上市公司普遍呈現(xiàn)出股權融資偏好[2]。這意味著，如果達到了中國證監(jiān)會規(guī)定的增發(fā)和配股標準，公司將盡可能地通過發(fā)行股票的方式進行外部融資。

許多學者從不同角度對這一現(xiàn)象進行解釋。黃少安和張崗[2]、黃少安和鐘衛(wèi)東[3]認為由于中國股權融資存在軟約束，上市公司可以拖延甚至不支付股利，發(fā)行股票的真實成本遠低于債務融資，因此，上市公司進行股權融資主要是出于成本的考慮。而陸正飛和葉康濤[4]則得出了不同的結論，他們發(fā)現(xiàn)采用Gebhardt和Swaminathan[5]的剩余收益貼現(xiàn)模型所估計出的股權融資成本顯著地高于債務融資成本，資產(chǎn)規(guī)模、業(yè)績、控制權以及自由現(xiàn)金流才是決定上市公司融資行為的關鍵因素。而何丹和朱建軍[6]、王曉梅[7]的研究則從公司治理角度區(qū)分了上市公司和控股股東各自的股權融資成本。他們指出，由于股權分置制度和代理問題，流通股和非流通股的價值確定方式存在著差異，持有非流通股的控股股東可以通過股票增發(fā)額外地占有新募集的資本，攫取小股東的利益。因此，對于作為融資決策人的控股股東來說，其融資成本要低于整個公司的成本。這能夠部分地解釋目前中國上市公司的股權融資偏好現(xiàn)象，實證結果也證明了股權結構和投資者保護能夠影響公司的融資行為。

以上研究都嘗試從股權融資成本的角度解釋股權融資偏好，得出了許多有價值的結論，但是仍然存在一些問題。首先，黃少安和張崗[2]以及陸正飛和葉康濤[4]將股權融資成本和債務融資成本的大小進行了直接比較，而兩種成本的可比性一直存在爭議。債務融資一般按照固定方式還本付息，成本的度量方法相對可靠。而股權融資成本并不存在統(tǒng)一的估計方法[8]，無論是CAPM模型、剩余收益貼現(xiàn)模型還是軟約束方法，假設條件都各不相同，估計結果也存在著巨大差異。 Gebhardt和Swaminathan[5]就發(fā)現(xiàn)，對于1979—1995年的美國上市公司，剩余收益貼現(xiàn)模型估計出的股權融資風險溢價約為2%—3%，而資本資產(chǎn)定價模型估計出的結果為6.2%，因此，股權融資成本的絕對數(shù)值缺乏實際意義，我們更應該關注各公司權益成本的相對差異。其次，目前的研究大都只關注上市公司的決策過程，卻忽略了股票市場自身所具有的投機特征。依據(jù)剩余收益貼現(xiàn)模型，股權融資成本是股票投資者從企業(yè)長期經(jīng)營中要求得到的回報，融資成本不僅取決于上市公司的決策過程，更依賴于市場的反應。再次，許多研究都發(fā)現(xiàn)中國的股票市場一直存在濃厚的投機氛圍，股票市場參與者往往期望在股票價格的短期波動中尋求獲利機會，而并不關注公司的長期經(jīng)營狀況[9]。投機交易使股票價格嚴重偏離內(nèi)在價值，上市公司有機會在股票市場上以更低的融資成本獲得更多的資金，這可能是上市公司股權融資偏好更主要的原因。最后，許多研究混淆了換手率和股票流動性的概念，這可能會掩蓋投機性市場中換手率對股權融資成本的特殊作用。

基于以上分析，本文選取了2003—2013年滬深兩市1 047家上市公司的財務數(shù)據(jù)和交易數(shù)據(jù)，對股票投機行為與上市公司股權融資成本的關系進行了實證檢驗。

本文的貢獻有以下兩點：第一，以往的研究大都是從上市公司的角度解釋股權融資偏好，認為公司的財務狀況和治理水平會影響股權融資成本，而本文則從市場特征出發(fā)，研究中國股票市場的投機性對股權融資成本的影響。第二，許多關于股權融資成本決定因素的研究錯誤地用換手率表征流動性特征，而本文采用了Amihud[10]建立的非流動性指標，對股票市場的流動性和投機性進行了區(qū)分，檢驗二者對股權融資成本的作用是否存在差異。

二、研究假設

（一）股票相對價格與股權融資成本

股票高度投機的一大特征就是股票價格偏離合理區(qū)間，存在著大量的投機泡沫。在早期的研究中，Stiglitz[11]發(fā)現(xiàn)如果不存在完善的期貨市場，單純依賴市場的力量無法使價格回歸合理水平，資產(chǎn)價格中會自然地包含泡沫成分。Scheinkman 和Xiong[12]認為市場中投資者對股票的估值存在著異質性信念，如果賣空行為受到限制，那么在股票價格被高估時就會缺乏回歸內(nèi)在價值的動力。股價的持續(xù)攀升使投資者有機會以更高的價格出售給他人，這種獲利的可能性實質上構成了一種轉售的選擇權，因而股票的市場價格同時包含了兩部分：一部分是由未來收益現(xiàn)值所決定的內(nèi)在價值；而另一部分則是轉售選擇權所形成的投機性泡沫。

學術界普遍采用相對價格來衡量股價泡沫[13]。相對價格是股票的市場價格與內(nèi)在價值的比率，能夠反映價格偏離價值的程度，在不同公司之間具有一定的可比性。相對價格更高的股票存在被高估的可能性，這會對股權融資成本產(chǎn)生影響。從投資者的角度來說，無論是增長的股利貼現(xiàn)模型還是剩余收益貼現(xiàn)模型，都認為股權融資成本是投資者購買股票所要求的回報率[14]。在未來的預期回報不變的情況下，股價高估意味著投資者要求的長期風險回報低于合理水平。而從上市公司的角度來說，股票相對價格偏高則意味著發(fā)行同樣數(shù)量的股票可以獲取更多的融資。反過來講，每一元融資所對應的長期成本更低。尹丹莉和翟淑萍[15]發(fā)現(xiàn)，上市公司在股票高估時具有更強的股權融資偏好。據(jù)此，本文提出如下假設：

假設1：股票相對價格與股權融資成本負相關。

（二）股價上漲速度與股權融資成本

投機行為通過頻繁的交易追求短期的價差收益，這會對資產(chǎn)價格產(chǎn)生極大的沖擊。在股票市場中，投機者的追漲行為會產(chǎn)生正回饋效應，使投機性泡沫不斷積累。泡沫破裂之后，股價又會出現(xiàn)快速的下跌，形成價格懸崖。可以說，投機性價格波動和正常價格波動的區(qū)別就在于波動的幅度和速度，單飛[16]就認為股價的上漲速度可以成為股票投機性的有效衡量指標。

在投機交易的情況下，投資者持有股票的時間較短，其收益的主要來源是通過追漲殺跌獲取的買賣價差，而不是上市公司分配的長期紅利。中國投資者整體上還不夠成熟，解讀信息和識別公司價值的能力較弱。在“羊群效應”的驅使下，投機交易者會將有限的關注集中于價格上漲的股票中，這種跟風買入又會進一步加快股價的上漲速度。一方面，這一過程會強化投機交易的獲利預期，使投資者更關注資本利得，放松甚至放棄了對經(jīng)營收益的要求；另一方面，股價的快速上漲不可持續(xù)，投機者需要將股票盡快轉手，使收益“落袋為安”，因此，他們也并不期望從股票持有中獲取長期回報。

綜上所述，股價的快速上漲會降低投資者對長期風險收益的要求，即降低了上市公司的股權融資成本。據(jù)此，本文提出如下假設：

假設2：股價上漲速度與股權融資成本負相關。

（三）換手率、流動性與股權融資成本

流動性體現(xiàn)了金融資產(chǎn)交易的便利程度，是股權融資成本的重要決定因素。目前關于股權融資成本的研究中，大多將換手率作為表征市場流動性的指標[17]，但本文認為，換手率所表征的股票市場特征與市場流動性特征有區(qū)別。根據(jù)Baks和Kramer[18]的研究，市場流動性被定義為形成市場交易而又不對價格產(chǎn)生較大影響的能力，因此，對流動性特征的刻畫既要考慮交易的規(guī)模，也要考慮交易對價格的影響。為此，Amihud[10]建立了一個非流動性指標，通過股票收益率和交易量的比率來考察流動性水平。而換手率僅僅代表了單位時間內(nèi)的交易頻率，并沒有考慮交易對價格的影響，因而不能完全地體現(xiàn)流動性的內(nèi)涵。

從理論上說，流動性較低的股票存在著難以及時變現(xiàn)的風險，投資者往往會要求更高的風險溢價，因此，股票流動性應當與股權融資成本負相關。然而，股票市場的投機活動可能會改變這一作用過程。投機者追求短期回報，他們會更加關注股票的換手速度，而不是流動性水平。在股價上升階段，投機交易的獲利機會稍縱即逝，投機者需要通過快速的交易買入股票；而在股價下跌階段，投機者都不愿成為“博傻”交易最后的“傻瓜”，在獲得高額回報之后為了及時逃脫，他們并不介意降價出售。在這種情況下，他們只關注能否達成交易，而不在乎交易是否會對股價產(chǎn)生沖擊。投機性市場中換手率與股票流動性可能會出現(xiàn)背離，頻繁的投機交易會引起股票價格快速上漲和下跌，價格震蕩較為劇烈，因此，換手率與股票流動性的變動方向往往不一致，張崢和劉力[19]就發(fā)現(xiàn)中國股票的換手率和其他流動性指標的年度數(shù)據(jù)呈負相關關系。

綜上所述，投機性市場中換手率體現(xiàn)得更有可能是股票的投機性水平，高換手率有助于降低股票的風險溢價和融資成本，而流動性水平可能并不具有這種作用。據(jù)此，本文提出如下假設：

假設3a：高換手率的股票具有更低的股權融資成本。

假設3b：在控制了換手率之后，中國股票市場的流動性并不具有降低股權融資成本的作用。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文采用Gebhardt等[5]建立的GLS方法來估計股票融資成本，為了保持觀察的連續(xù)性，本文建立平衡面板數(shù)據(jù)，選取2003年之前在滬深兩市上市的公司作為研究對象，時間區(qū)間為2003—2013年，這樣同時保證了平衡面板樣本的公司數(shù)量和時間長度。在估計股權融資成本的過程中，需要至少1年的前期數(shù)據(jù)來預測未來的股利支付率，同時需要3年的滯后數(shù)據(jù)作為預期收益的替代值，因此，最終的樣本區(qū)間為2004—2010年。

按照相關文獻的慣例以及本文研究的具體需要，樣本剔除了：金融類上市公司；停牌1年以上的上市公司；中途退市的公司以及數(shù)據(jù)缺失的上市公司。最終得到了1 047家上市公司，共計7 329個公司年度平衡面板數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫以及Wind資訊金融數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)分析處理采用的軟件為Stata11。

（二）模型與變量

本文所關注的股權融資成本通過剩余收益貼現(xiàn)模型進行計算，模型設定如下：

Pt=bvt+∑T-1s=1（ROEt+s-RGLS）×bvt+s-1（1+RGLS）s+（ROEt+T-RGLS）×bvt+T-1RGLS×（1+RGLS）T-1（1）

其中，P為股票價格，貼現(xiàn)率RGLS為股權融資成本。ROE為預測凈資產(chǎn)收益率，預測周期T為12年，前3年為精確預測期，4—12年期間預測ROE逐漸回歸到行業(yè)平均水平，12年之后維持在行業(yè)平均ROE水平上。bv為每股賬面價值，t為權益成本的計算時點。對于精確預測期數(shù)據(jù)，本文借鑒了陸正飛和葉康濤[4]的方法，采用滯后期真實數(shù)據(jù)進行計算。

為了考察股票投機性對上市公司股權融資成本的影響，本文建立了如下模型：

RGLSi，t=β0+β1TQi，t+β2SPEEDi，t+β3TRi，t+β4ILLIQi，t+γCONTROL+ei，t （2）

其中，TQ為托賓Q值，是股票的相對價格指標。SPEED為股價上漲速度，計算方法為年內(nèi)最高價與最低價的差值除以二者的均值進行標準化，再除以間隔的交易天數(shù)。如果最低價先于最高價出現(xiàn)，說明這一階段為持續(xù)上漲，指標符號為正，反之則為負。TR為股票的年換手率，通過年交易量與股票總數(shù)的比率進行計算。ILLIQ為非流動性指標，等于股票收益率的絕對值除以交易金額，反映了單位規(guī)模的交易對股票價格的沖擊，這一指標越大，流動性水平越低。在具體計算過程中，我們先計算每日的非流動性指標，再求取年內(nèi)的平均值。CONTROL為控制變量組，控制了其他可能影響股權融資成本的因素，具體包含如下指標：換手率的方差DTR；流通股規(guī)模VOL；股權集中度HFD，采用赫芬達爾指數(shù)進行計算；兩職兼任DUAL，兼任時取值為1；審計師變量AUDIT，采用四大會計師事務所進行審計時取值為1；公司屬性STATE，公司為國有控股企業(yè)時取值為1；公司規(guī)模SIZE，為公司總資產(chǎn)的對數(shù)值；杠桿率LEV；凈資產(chǎn)收益率ROE。β0為常數(shù)項，β1—β4為各變量系數(shù)，γ為各控制變量系數(shù)，e為誤差項，i和t分別表示公司和年份。

四、實證檢驗

（一）描述性統(tǒng)計

表1為樣本中各變量的描述性統(tǒng)計結果。

從表1可以看出，RGLS的均值為5.158，TQ的均值為1.764。SPEED的均值為-0.002，并且25%分位數(shù)和中位數(shù)均為負值，說明在樣本區(qū)間內(nèi)股票價格更多地呈現(xiàn)出下降的趨勢，印證了我國股市“牛短熊長”的規(guī)律。TR的均值為6.292，標準差為3.991。ILLIQ的均值為34.444，與中位數(shù)10.709差距明顯，并且標準差數(shù)值較大，這說明樣本中各股票的流動性水平存在較大差異。

表2報告了本文被解釋變量和解釋變量之間的相關系數(shù)。

從表2可以看出，托賓Q、上漲速度和換手率都與股權融資成本顯著負相關，而非流動性指標與股權融資成本并沒有顯著的相關性。與非流動性指標相比，股票的換手率與股權融資成本有更顯著的關系，說明中國股票市場中投機者更關注資金是否能夠及時出逃，而不在乎交易對股票價格的沖擊，這一結果初步地印證了本文的假設3a和假設3b。在解釋變量之間，托賓Q與股價上漲速度正相關，但相關系數(shù)僅為0.089，相關性不強?？梢婋m然二者都體現(xiàn)了投機對股票價格的影響，但所包含的信息有所不同，因此，應當分別考慮它們對股權融資成本的作用。另外，換手率與非流動性指標相關系數(shù)為-0.125，這意味著換手率雖然與流動性水平正相關，但相關性不大，換手率這一指標的內(nèi)涵與股票流動性存在著一定差異。

表3對比了不同時期股權融資成本的大小。

本文根據(jù)上證指數(shù)的上漲幅度和速度將2006年、2007年以及2009年定義為“快速上漲時期”，其中2006—2007年為典型的“牛市”行情，而2009年的持續(xù)上漲為快速下跌之后的回調。從表3可以看出，股票快速上漲階段與其他時期相比股權融資成本更低，并且這一差異在1%的水平上顯著。我們將在后續(xù)的穩(wěn)健性檢驗中進一步考慮市場階段對股權融資成本的影響。

（二）多元回歸結果

為了考察股票投機性對股票融資成本的影響，本文選取了TQ、SPEED和TR三個表征股票交易投機程度的變量進行回歸分析，并通過非流動性指標ILLIQ與TR形成對比，來檢驗二者對股權融資成本影響機制的差異。

依據(jù)假設1，相對價格可以衡量股價中投機性泡沫的大小，相對價格的增長會降低股權融資成本。但與此同時，股權融資成本可以被看做資本資產(chǎn)定價模型的貼現(xiàn)率，這又會對股票的相對估值產(chǎn)生反向影響。因此，回歸方程的解釋變量TQ可能存在內(nèi)生性問題。為了解決這一問題，本文選取了上市公司年齡AGE和營業(yè)收入增長速度G作為TQ的工具變量。選擇這兩個工具變量的原因是，市場對股票價格的高估可能是由于公司正處在快速發(fā)展時期，市場會對幼稚階段的公司具有更高的估值，這一點在中國的創(chuàng)業(yè)板市場中也得到了印證。Hausman內(nèi)生性檢驗的P值為0.085，證明了TQ變量確實存在內(nèi)生性，因而要通過工具變量法進行修正。具體的RGLS回歸結果在表4中進行了報告，所有模型均采用固定效應方法進行回歸。其中，模型（1）—模型（4）對各個解釋變量單獨進行了回歸分析，模型（5）的解釋變量同時包含了TR和ILLIQ，模型（6）是全變量的面板固定效應回歸，而模型（7）則是采用工具變量修正了內(nèi)生性之后的估計結果。

從表4可以看出，TQ與股權融資成本負相關，并且結果均在1%的水平上顯著，這表明相對價格越高股權融資成本越低，驗證了本文的假設1。模型（2）中解釋變量SPEED的系數(shù)顯著為負，并且在模型 （6）中控制了TQ之后，這一系數(shù)的符號和顯著性未發(fā)生變化。這說明股票價格的上漲速度在模型中具有單獨的解釋能力，股價的快速上漲會引起股權融資成本的下降，本文的假設2成立。

對于TR和ILLIQ，楊紅等[17]將換手率直接作為股票流動性的指標，發(fā)現(xiàn)換手率不會對股權融資成本產(chǎn)生顯著的影響，但本文得出了相反的結論。在前面的論證過程中我們就提出，在投機氛圍下市場可能更關注換手率而不是流動性水平，本文的實證結果也支持了這一論斷。在模型（3）和模型（4）中，TR的系數(shù)顯著為負，非流動性指標ILLIQ的系數(shù)為正，但不顯著。模型（5）和模型（7）同時對兩個變量進行了回歸，二者的系數(shù)都顯著為負，這說明換手率與股權融資成本負相關，而由于非流動性指標是流動性水平的反向指標，流動性水平則與股權融資成本正相關。本文的結果表明，在投機性氛圍下投資者更關注換手率，市場會根據(jù)股票的換手率調整風險溢價，而不是流動性水平，這證明了本文的假設3a和假設3b。另外，這也再一次說明換手率與流動性的內(nèi)涵存在差異，并且二者對股權融資成本的作用方式也不相同。

在控制變量中，DTR的系數(shù)非常顯著，但符號在各模型之中存在差異，在模型（1）、模型（2）和模型（4）中為負，其他為正。除了模型（7）以外，VOL的系數(shù)顯著為負，說明流通股規(guī)模更大的股票具有更低的股權融資成本。有一種觀點認為，小盤股更容易被投機炒作，而本文的實證結果并沒有支持這一觀點。HFD和STATE的系數(shù)為正，說明股權集中度高的公司和國有控股公司具有更高的股權融資成本。DUAL的系數(shù)為負，但顯著性水平不高。ADUIT的系數(shù)始終不顯著，可見，市場對財務報表審計信息的利用并不充分。在公司的財務指標中，SIZE的系數(shù)為負，但只在模型（1）和模型（6）中顯著；LEV的系數(shù)顯著為負；而ROE的系數(shù)為正，但基本不顯著。

（三）穩(wěn)健性檢驗

本文對實證過程進行一些調整，以檢驗主要結論的穩(wěn)健性。首先，采用Claus和Thomas[14]的剩余收益貼現(xiàn)模型重新計算股權融資成本RCT，替換被解釋變量RGLS。除了控制變量中LEV的系數(shù)變?yōu)檎酝?，解釋變量的估計結果并未發(fā)生實質變化。其次，在解釋變量中，將TQ替換為市凈率MB，將SPEED替換為上漲速度的絕對值ABSSPEED。結果表明，MB的系數(shù)仍然顯著為負，但ABSSPEED的系數(shù)不再顯著，這意味著在研究股價變動速度與股權融資成本的關系時，既要考慮速度的大小，也要考慮變動的方向。最后，考慮到股票投機的周期性，在回歸中加入時期虛擬變量MAR，如果處于“快速上漲時期”則取值為1，否則取值為0。MAR的系數(shù)顯著為負，其余變量的系數(shù)符號與之前一致，表明本文的結論是穩(wěn)健的。

五、結 論

本文利用2003—2013年中國A股上市公司的交易數(shù)據(jù)、財務數(shù)據(jù)以及公司治理數(shù)據(jù)，檢驗了股票投機對股權融資成本的作用過程。實證結果表明，股票投機會通過相對價格、股價上漲速度以及換手率三個方面對股權融資成本產(chǎn)生影響。股票的相對價格越高，股價中包含越多的投機性泡沫，公司的股權融資成本越低。股票價格的上漲速度與股權融資成本負相關，但如果不考慮價格變動方向，變動速度的絕對值與融資成本不具有相關性。投機者更關注股票的換手率而不是流動性，換手率與股權融資成本負相關，頻繁的交易會降低上市公司的融資成本，而控制了換手率之后流動性并不具有這種作用。

本文從股票投機這一新的角度解釋了中國上市公司的股權融資偏好，對上市公司資本結構理論進行了擴展，有利于上市公司融資渠道的豐富和完善。但仍然存在一些不足之處：一是本文發(fā)現(xiàn)股票投機會降低上市公司的股權融資成本，但沒有分析股票投機性和股權融資行為之間的關系；二是本文沒有將股票投機性和其他因素對股權融資成本的影響程度進行對比。這些問題都需要在未來的研究中進行進一步的分析。

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