產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)股權(quán)資本成本的影響研究
——以異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)為中介變量

張 軍 華

（1.河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，河南 鄭州 450011； 2.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 工商管理學(xué)院，北京 100070）＊

一、引 言

股權(quán)資本成本是投資者權(quán)衡企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)與市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)后提出的要求報(bào)酬率，關(guān)系到微觀企業(yè)的投融資決策、利潤(rùn)分配、績(jī)效考核和宏觀資本市場(chǎng)的資源配置效率。眾多文獻(xiàn)研究了內(nèi)外部公司治理機(jī)制對(duì)股權(quán)資本成本的影響，但忽略了一個(gè)重要的外部治理機(jī)制——產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)。產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)通過(guò)提供相對(duì)業(yè)績(jī)信息、清算破產(chǎn)威脅、信譽(yù)評(píng)價(jià)等途徑影響著治理機(jī)制的發(fā)揮。現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與資本結(jié)構(gòu)、投資行為、股利政策等財(cái)務(wù)政策關(guān)系的研究均建立在其公司治理效應(yīng)基礎(chǔ)上，但產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)也具有異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)，進(jìn)而影響到資產(chǎn)定價(jià)。以下從體現(xiàn)資本市場(chǎng)定價(jià)功能的股權(quán)資本成本角度研究產(chǎn)品市場(chǎng)對(duì)資本市場(chǎng)的影響，分析產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)及其中介傳導(dǎo)作用，以加深人們對(duì)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)經(jīng)濟(jì)后果的全面理解和認(rèn)識(shí)。

二、理論分析及研究假設(shè)

（一）產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與股權(quán)資本成本

Hou和Robinson（2006）研究認(rèn)為市場(chǎng)集中度高的行業(yè)中的企業(yè)受進(jìn)入壁壘的保護(hù)，可以定價(jià)高于邊際成本，獲得超正常經(jīng)濟(jì)利潤(rùn)，投資者的要求期望回報(bào)低，即產(chǎn)品市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)可以在期望收益中定價(jià)［1］。Peress（2010）構(gòu)建了信息不對(duì)稱和完全資本市場(chǎng)下的理性預(yù)期模型，在不確定環(huán)境下市場(chǎng)勢(shì)力強(qiáng)大的企業(yè)，利潤(rùn)波動(dòng)小，厭惡風(fēng)險(xiǎn)的投資者更樂(lè)意交易其股票，加快了私有信息融入股價(jià)的速度和股價(jià)流動(dòng)，降低了投資者間的信息不對(duì)稱和盈余預(yù)測(cè)分歧，從而降低了企業(yè)的融資成本［2］。因此我們提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力越大，則股權(quán)資本成本越小。

（二）異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)：產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與股權(quán)資本成本關(guān)系的中介

企業(yè)從產(chǎn)品市場(chǎng)中獲得有風(fēng)險(xiǎn)的現(xiàn)金流，有風(fēng)險(xiǎn)的現(xiàn)金流在資本市場(chǎng)中定價(jià)，因而產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)應(yīng)當(dāng)可以通過(guò)影響異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)而影響投資者的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)要求。

1.產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)。組合理論用收益的標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)描述風(fēng)險(xiǎn)，把可以通過(guò)市場(chǎng)組合消除掉的風(fēng)險(xiǎn)稱為非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)，我們稱之為異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)。由于收入水平、行為偏見、風(fēng)險(xiǎn)偏好等投資者因素和信息成本、交易成本、不完全市場(chǎng)等市場(chǎng)因素的存在，投資者并不能如CAPM理論假設(shè)的那樣持有組合。過(guò)去40年里，美國(guó)公司層面的回報(bào)波動(dòng)呈增長(zhǎng)趨勢(shì)，個(gè)股回報(bào)間的相關(guān)性和CAPM模型的解釋力下降，有效組合所需的股票數(shù)量增加，這意味著企業(yè)的異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)顯著增大［3］。

大量文獻(xiàn)研究了異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)增大的原因，其中一個(gè)研究視角將其歸因于日益加劇的產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)。Irvine和Pontiff（2009）構(gòu)建了行業(yè)內(nèi)競(jìng)爭(zhēng)，消費(fèi)者不改變對(duì)本行業(yè)的整體需求而隨競(jìng)爭(zhēng)的加劇在行業(yè)內(nèi)的公司間轉(zhuǎn)移需求，消費(fèi)者停止購(gòu)買某一家公司的商品而與第二家公司建立聯(lián)系，兩家公司間的現(xiàn)金流相關(guān)性降低，異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)增大［4］。產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力可以通過(guò)降低盈利波動(dòng)、盈利不確定性、創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)而降低異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)。Pástor和Veronesi（2003）構(gòu)建的公司價(jià)值模型包含兩個(gè)異質(zhì)性波動(dòng)源——盈利能力的不確定和盈利的波動(dòng)。產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)提高了盈利能力的不確定性，分析師更了解市場(chǎng)勢(shì)力強(qiáng)大的企業(yè)的盈利能力，這意味著市場(chǎng)勢(shì)力通過(guò)降低公司盈利能力的不確定性進(jìn)而降低了異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)［5］。Gaspar和Massa（2006）認(rèn)為市場(chǎng)沖擊雖然會(huì)影響整個(gè)行業(yè)，但市場(chǎng)勢(shì)力不同的企業(yè)應(yīng)對(duì)市場(chǎng)沖擊尤其是成本沖擊的能力不同。市場(chǎng)勢(shì)力大的企業(yè)需求相對(duì)剛性，客戶群相對(duì)固定，當(dāng)成本提升時(shí)，可以提價(jià)而不必?fù)?dān)心客戶流失，當(dāng)成本降低時(shí)，不必像需求彈性大的公司那樣降低價(jià)格、擴(kuò)大產(chǎn)出，因此其盈利變化小于市場(chǎng)勢(shì)力小的公司。由此可見，市場(chǎng)勢(shì)力可以作為自然對(duì)沖工具將市場(chǎng)沖擊轉(zhuǎn)嫁給客戶，平滑掉異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)［6］。熊彼特的創(chuàng)造性破壞理論認(rèn)為，創(chuàng)新最可能發(fā)生在競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)或行業(yè)內(nèi)邊緣的小公司里。Reinganum（1985）認(rèn)為競(jìng)爭(zhēng)性企業(yè)的創(chuàng)新動(dòng)力更大［7］。但創(chuàng)新伴隨著技術(shù)風(fēng)險(xiǎn)、人才風(fēng)險(xiǎn)、資金風(fēng)險(xiǎn)等，這意味著市場(chǎng)勢(shì)力大的企業(yè)可能少有創(chuàng)新，因而異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)小。基于以上分析，本文預(yù)期，產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力越大，則異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)越小。

2.異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)與股權(quán)資本成本。理論上若投資者不能持有有效組合，則投資者需要為承擔(dān)異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)而索要風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償。經(jīng)驗(yàn)方面，Malkiel和Xu（2002）研究發(fā)現(xiàn)異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)能夠解釋期望收益的差異［8］，但Ang等（2006）按照異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)的大小把美國(guó)上市公司樣本分為5組，實(shí)證發(fā)現(xiàn)異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)最低組的期望月平均收益率比最高組多了1.06%，即使加入公司規(guī)模、賬面市值比等其他控制變量，負(fù)相關(guān)關(guān)系依然顯著［9］。他們的結(jié)論不符合財(cái)務(wù)理論預(yù)期，被稱為“異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)之謎”。Fu（2009）認(rèn)為Ang等的研究結(jié)論對(duì)組合分類的標(biāo)準(zhǔn)敏感并受股票收益反轉(zhuǎn)效應(yīng)的影響［10］。國(guó)內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)證實(shí)了異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)的定價(jià)問(wèn)題和異值性風(fēng)險(xiǎn)之謎現(xiàn)象［11，12］，對(duì)于異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)與期望收益的關(guān)系，國(guó)內(nèi)外實(shí)證研究的結(jié)論并不一致。其中一個(gè)可能原因是期望收益的計(jì)量方法問(wèn)題。這些研究主要采用已實(shí)現(xiàn)的股票收益來(lái)代替期望收益。Elton（1999）認(rèn)為如果沒有意外信息的前提下，已實(shí)現(xiàn)收益才是期望收益的無(wú)偏估計(jì)，但意外信息大量存在，已實(shí)現(xiàn)收益并不能代表綜合體現(xiàn)現(xiàn)金流信息和風(fēng)險(xiǎn)信息的期望收益［13］。本文預(yù)期，異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)與采用事前模型估算的股權(quán)資本成本的關(guān)系應(yīng)當(dāng)符合財(cái)務(wù)理論預(yù)期，即異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)越大，股權(quán)資本成本越大。綜上，本文提出：

假設(shè)2：異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)是產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力與股權(quán)資本成本間的中介變量，產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力通過(guò)異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)影響了股權(quán)資本成本。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)選取

選取2003～2011年間和非ST、PT的非金融類A股上市公司為研究樣本，對(duì)所有連續(xù)變量分別按1%和99%分位進(jìn)行了縮尾處理，經(jīng)篩選后得到1985個(gè)觀測(cè)值。所有財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，部分變量數(shù)據(jù)來(lái)自手工計(jì)算。

（二）變量計(jì)算

1.產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的度量——產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力。產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力可以作為產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的代理變量，市場(chǎng)勢(shì)力越大，則企業(yè)面臨的產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越低［2］。本 文 采 用 勒 納 指 數(shù)（Lena）和 市 場(chǎng) 份 額（Share）來(lái)度量。勒納指數(shù)的計(jì)算公式為：Lena＝（P－MC）/P，其中P是產(chǎn)品價(jià)格，MC是邊際成本。分別用主營(yíng)業(yè)務(wù)收入和主營(yíng)業(yè)務(wù)成本來(lái)代替。為便于不同行業(yè)間的比較，將單個(gè)企業(yè)的勒納指數(shù)減去行業(yè)內(nèi)各企業(yè)勒納指數(shù)的平均值，以此作為勒納指數(shù)指標(biāo)。反壟斷法通常以市場(chǎng)份額來(lái)判斷企業(yè)的市場(chǎng)勢(shì)力，以下用企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入占行業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的比來(lái)計(jì)算市場(chǎng)份額。

2.股權(quán)資本成本的度量（RAVG）。近年來(lái)，國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)經(jīng)常采用依賴于分析師預(yù)測(cè)的GLS、PEG、OJ等事前模型估算股權(quán)資本成本。各模型如下所示：

模型（1）是GLS模型，re是股權(quán)資本成本，P0是t＝0期的股價(jià)，F(xiàn)ROEt是期望凈資產(chǎn)收益率，T為12期［14］。模 型（2）是OJ模 型，其 中A＝是長(zhǎng)期增長(zhǎng)率，EPSt是每股收益，DPSt是每股股利。模型（3）是PEG模型，假設(shè)OJ模型中的長(zhǎng)期增長(zhǎng)率γ－1＝0和DPS1＝0時(shí)，OJ模型等價(jià)于PEG模型［15］。

為了減少單個(gè)模型的估算誤差，借鑒Hail和Leuz（2006）、Chu（2008）、Guedhami和Mishra（2008）等的做法［16－18］，采用GLS、OJ和PEG三種模型估算值的平均數(shù)來(lái)度量股權(quán)資本成本（RAVG）①。其中每股收益均采用分析師的預(yù)測(cè)均值，股利支付率采用歷年實(shí)際股利支付率的平均值，P0取當(dāng)年末的實(shí)際收盤價(jià)，OJ模型中的長(zhǎng)期增長(zhǎng)率簡(jiǎn)單假定為2%［25］。

3.異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)的度量（IR）。考慮到方法的適用性、計(jì)算的直觀簡(jiǎn)潔性和已有文獻(xiàn)的可比性等，借鑒Gaspar和Massa（2006）的做法，采用CAPM模型月回歸殘差的絕對(duì)值按年加總來(lái)度量異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)［6］。若第t－1年的異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)為IRit－1，則在隨機(jī)游走假設(shè)下，第t年的預(yù)期異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)為IRit＝IRit－1。

（三）模型設(shè)定

本文的研究目的是檢驗(yàn)異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)是否是產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力影響股權(quán)資本成本的中介變量，中介變量的檢驗(yàn)方法包括三個(gè)步驟：（1）驗(yàn)證產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力與股權(quán)資本成本之間的關(guān)系；（2）驗(yàn)證傳導(dǎo)路徑的可行性，即產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力是否顯著影響異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)；（3）驗(yàn)證中介變量傳導(dǎo)作用的顯著性，即產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力對(duì)股權(quán)資本成本的影響是否顯著的通過(guò)異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)的傳導(dǎo)作用來(lái)實(shí)現(xiàn)。檢驗(yàn)采用如下三個(gè)模型：

模型（4）檢驗(yàn)產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力對(duì)股權(quán)資本成本的影響，根據(jù)假設(shè)1，系數(shù)α1顯著為負(fù)是異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)成立的一個(gè)基本前提。模型（5）檢驗(yàn)產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力對(duì)異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)的影響，系數(shù)β1顯著為負(fù)是傳導(dǎo)效應(yīng)成立的另一個(gè)基本前提。模型（6）是檢驗(yàn)中介變量傳導(dǎo)效應(yīng)的模型，如果異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)的中介效應(yīng)顯著，則系數(shù)γ2顯著為正；同時(shí)，若系數(shù)γ1不再顯著，則異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)發(fā)揮了完全中介效應(yīng)，若系數(shù)γ1仍然顯著，但顯著小于模型（4）中的系數(shù)α1，則異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。

模型（4）和模型（6）選用貝塔系數(shù)、企業(yè)規(guī)模、財(cái)務(wù)杠桿、賬面市值比、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)作為控制變量。投資者更容易獲得大企業(yè)的信息，規(guī)模大可以有效降低信息不對(duì)稱程度，降低股權(quán)資本成本，而且大規(guī)模企業(yè)業(yè)務(wù)成熟、市場(chǎng)比較穩(wěn)定，抗風(fēng)險(xiǎn)能力強(qiáng)［14］；成長(zhǎng)性與股權(quán)資本成本的關(guān)系有兩種解釋：一是投資者對(duì)高成長(zhǎng)的公司預(yù)測(cè)樂(lè)觀，導(dǎo)致股價(jià)過(guò)高，壓低了股權(quán)資本成本［19］；二是高成長(zhǎng)公司的收益標(biāo)準(zhǔn)差和市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)更大，因而投資者的要求報(bào)酬率增大，用資產(chǎn)的賬面市值比表示成長(zhǎng)性，賬面市值比小意味著成長(zhǎng)性高。

模型（5）選用企業(yè)規(guī)模、市場(chǎng)勢(shì)力與企業(yè)規(guī)模的交互項(xiàng)、財(cái)務(wù)杠桿、賬面市值比、機(jī)構(gòu)投資者持股作為控制變量。大規(guī)模企業(yè)與供應(yīng)商或消費(fèi)者的議價(jià)能力強(qiáng)，規(guī)模越大，則市場(chǎng)勢(shì)力降低異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)的作用越強(qiáng)［6］；Malkiel和Xu（2003）認(rèn)為，機(jī)構(gòu)投資者為獲得超額收益，會(huì)組建異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)較大的投資組合，因此機(jī)構(gòu)投資者持股越多意味著異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)越大［8］。

三個(gè)模型中設(shè)置了8個(gè)年份虛擬變量和19個(gè)行業(yè)虛擬變量，制造業(yè)取兩位代碼分類，其他行業(yè)取一位代碼分類。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表1中RAVG與單個(gè)模型的估算值相關(guān)系數(shù)較高且均在1%水平上顯著，而PEG和OJ模型的估算值相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.9以上，從數(shù)據(jù)方面證明了PEG模型是OJ模型的特例。由表2可知，樣本公司股權(quán)資本成本的均值為11.32%，中位數(shù)為10.75%。這些數(shù)值與國(guó)外文獻(xiàn)的估算數(shù)值相似［16－18］。雖然這些文獻(xiàn)的研究對(duì)象涉及的國(guó)家和地區(qū)差異較大，研究期間長(zhǎng)短不同，但估算值大都在10%左右。

在多元回歸分析前，對(duì)主要變量間的相關(guān)性進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，勒納指數(shù)、市場(chǎng)份額與異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)的相關(guān)系數(shù)分別為－0.107和－0.078，異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)與股權(quán)資本成本的相關(guān)系數(shù)為0.139，勒納指數(shù)、市場(chǎng)份額與股權(quán)資本成本的相關(guān)系數(shù)分別為－0.128和－0.153。該結(jié)果初步表明產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力的增強(qiáng)降低了異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)和股權(quán)資本成本，異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)的減小降低了股權(quán)資本成本。為檢測(cè)變量間的多重共線性，本文進(jìn)行了VIF測(cè)試，發(fā)現(xiàn)VIF值均小于5，多元回歸模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。

表1 股權(quán)資本成本的估算值相關(guān)系數(shù)表

表2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）回歸分析

回歸結(jié)果如表3所示。列（1）、列（4）是模型（4）的回歸結(jié)果，勒納指數(shù)和市場(chǎng)份額的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力越大，則股權(quán)資本成本越小，假設(shè)1得到證實(shí)。控制變量中，列（1）、列（4）中財(cái)務(wù)杠桿越高，財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)越大，股權(quán)資本成本隨之提高，賬面市值比的回歸系數(shù)顯著為正，證實(shí)了La Porta（1996）的理論預(yù)期，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明國(guó)有企業(yè)的股權(quán)資本成本更低。

列（2）、列（5）是模型（5）的回歸結(jié)果，勒納指數(shù)和市場(chǎng)份額的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力越大，則異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)越小，這意味著強(qiáng)大的產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力可以保護(hù)企業(yè)，避免企業(yè)受到更多異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)的影響?？刂谱兞恐?，列（2）、列（5）中財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)越大、企業(yè)成長(zhǎng)性越強(qiáng)，則異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)越大，機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)的影響并不顯著。

列（3）、列（6）是模型（6）的回歸結(jié)果，異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)顯著為正，表明異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)越大，股權(quán)資本成本越大，勒納指數(shù)和市場(chǎng)份額的回歸系數(shù)絕對(duì)值分別小于列（1）、列（4）中相對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)絕對(duì)值，但仍然顯著。列（3）、列（6）的模型擬合度也分別大于列（1）、列（4）的模型擬合度，這說(shuō)明產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力對(duì)股權(quán)資本成本的影響有一部分是通過(guò)異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)實(shí)現(xiàn)的。為檢驗(yàn)這種部分傳導(dǎo)效應(yīng)是否能達(dá)到統(tǒng)計(jì)上的顯著性，以下用Freedman差異檢驗(yàn)公式來(lái)判斷列（1）、列（3）和列（4）、列（6）中產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力變量的回歸系數(shù)之差是否顯著異于0［20］。檢驗(yàn)公式為其 中σα1、αγ1分別是α1和γ1的標(biāo)準(zhǔn)差，ρXM是自變量產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力與中介變量異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)的相關(guān)系數(shù)。經(jīng)計(jì)算，以勒納指數(shù)和市場(chǎng)份額度量產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力時(shí)，t值分別為－21.128和－22.168，這說(shuō)明異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)發(fā)揮著部分中介效應(yīng)作用，假設(shè)2得到證實(shí)。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

中介效應(yīng)的另一種方法是Sobel檢驗(yàn)［20］，即檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）、（6）中的β1γ2乘積項(xiàng)是否顯著，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為分別是γ2和β1的標(biāo)準(zhǔn)差。經(jīng)計(jì)算，以勒納指數(shù)和市場(chǎng)份額度量產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力時(shí)，Z值分別為－4.683和－6.698，小于臨界值－0.97，同樣證實(shí)了異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)是產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力與股權(quán)資本成本間的中介變量。

表3 產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力、異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)與股權(quán)資本成本的回歸結(jié)果

五、結(jié) 論

以產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力度量產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，分析產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)，并將異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)與風(fēng)險(xiǎn)定價(jià)聯(lián)系起來(lái)，對(duì)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)與股權(quán)資本成本之間的作用機(jī)理進(jìn)行了理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明，產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力越大、企業(yè)面臨的產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越小，則股權(quán)資本成本越小，異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)是產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力與股權(quán)資本成本之間的中介變量。這意味著產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力減小了企業(yè)的異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)而降低了股權(quán)資本成本，證實(shí)了異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)的定價(jià)理論。企業(yè)獲得定價(jià)權(quán)和市場(chǎng)占有率、提高自身在產(chǎn)品市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力和市場(chǎng)勢(shì)力有利于增強(qiáng)抵制異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)的能力，降低融資成本，在資本市場(chǎng)中獲得融資優(yōu)勢(shì)，即產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的無(wú)效反而促進(jìn)了資本市場(chǎng)的有效。

以上研究的不足之處在于異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)變量?jī)H采用了CAPM模型的殘差絕對(duì)值來(lái)計(jì)量，只考察了產(chǎn)品市場(chǎng)勢(shì)力對(duì)股權(quán)資本成本的影響，沒有研究行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)的作用，這些都是今后需要關(guān)注的方向。

注釋：

①Hail和Leuz、Chu、Guedhami和Mishra采用了GLS、CT、OJ和PEG模型的估算值度量權(quán)益資本成本。由于CT模型估算的大于0小于1的有效值過(guò)少，因而本文沒有采用CT模型。

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