股票投機(jī)性與股權(quán)融資成本

王振山+王秉陽(yáng)

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

關(guān)鍵詞：股票投機(jī)性；股權(quán)融資成本；融資環(huán)境；換手率；流動(dòng)性

中圖分類號(hào)：F830.91 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-176X（2017）07-0043-07

一、問(wèn)題的提出

上市公司的融資行為實(shí)質(zhì)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(shí)既要考慮自身的利益訴求，同時(shí)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(duì)稱會(huì)引起投資者的逆向選擇。如果采用發(fā)行股票的方式進(jìn)行外部融資，投資者會(huì)認(rèn)為公司缺乏投資機(jī)會(huì)，拋售公司的股票，從而導(dǎo)致股價(jià)下跌，因而上市公司應(yīng)該按照 “內(nèi)部融資—債務(wù)融資—股權(quán)融資”的順序籌集資金。然而中國(guó)的現(xiàn)實(shí)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(quán)融資偏好[2]。這意味著，如果達(dá)到了中國(guó)證監(jiān)會(huì)規(guī)定的增發(fā)和配股標(biāo)準(zhǔn)，公司將盡可能地通過(guò)發(fā)行股票的方式進(jìn)行外部融資。

許多學(xué)者從不同角度對(duì)這一現(xiàn)象進(jìn)行解釋。黃少安和張崗[2]、黃少安和鐘衛(wèi)東[3]認(rèn)為由于中國(guó)股權(quán)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(shí)成本遠(yuǎn)低于債務(wù)融資，因此，上市公司進(jìn)行股權(quán)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(jié)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(jì)出的股權(quán)融資成本顯著地高于債務(wù)融資成本，資產(chǎn)規(guī)模、業(yè)績(jī)、控制權(quán)以及自由現(xiàn)金流才是決定上市公司融資行為的關(guān)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(quán)融資成本。他們指出，由于股權(quán)分置制度和代理問(wèn)題，流通股和非流通股的價(jià)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(guò)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(duì)于作為融資決策人的控股股東來(lái)說(shuō)，其融資成本要低于整個(gè)公司的成本。這能夠部分地解釋目前中國(guó)上市公司的股權(quán)融資偏好現(xiàn)象，實(shí)證結(jié)果也證明了股權(quán)結(jié)構(gòu)和投資者保護(hù)能夠影響公司的融資行為。

以上研究都嘗試從股權(quán)融資成本的角度解釋股權(quán)融資偏好，得出了許多有價(jià)值的結(jié)論，但是仍然存在一些問(wèn)題。首先，黃少安和張崗[2]以及陸正飛和葉康濤[4]將股權(quán)融資成本和債務(wù)融資成本的大小進(jìn)行了直接比較，而兩種成本的可比性一直存在爭(zhēng)議。債務(wù)融資一般按照固定方式還本付息，成本的度量方法相對(duì)可靠。而股權(quán)融資成本并不存在統(tǒng)一的估計(jì)方法[8]，無(wú)論是CAPM模型、剩余收益貼現(xiàn)模型還是軟約束方法，假設(shè)條件都各不相同，估計(jì)結(jié)果也存在著巨大差異。 Gebhardt和Swaminathan[5]就發(fā)現(xiàn)，對(duì)于1979—1995年的美國(guó)上市公司，剩余收益貼現(xiàn)模型估計(jì)出的股權(quán)融資風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)約為2%—3%，而資本資產(chǎn)定價(jià)模型估計(jì)出的結(jié)果為6.2%，因此，股權(quán)融資成本的絕對(duì)數(shù)值缺乏實(shí)際意義，我們更應(yīng)該關(guān)注各公司權(quán)益成本的相對(duì)差異。其次，目前的研究大都只關(guān)注上市公司的決策過(guò)程，卻忽略了股票市場(chǎng)自身所具有的投機(jī)特征。依據(jù)剩余收益貼現(xiàn)模型，股權(quán)融資成本是股票投資者從企業(yè)長(zhǎng)期經(jīng)營(yíng)中要求得到的回報(bào)，融資成本不僅取決于上市公司的決策過(guò)程，更依賴于市場(chǎng)的反應(yīng)。再次，許多研究都發(fā)現(xiàn)中國(guó)的股票市場(chǎng)一直存在濃厚的投機(jī)氛圍，股票市場(chǎng)參與者往往期望在股票價(jià)格的短期波動(dòng)中尋求獲利機(jī)會(huì)，而并不關(guān)注公司的長(zhǎng)期經(jīng)營(yíng)狀況[9]。投機(jī)交易使股票價(jià)格嚴(yán)重偏離內(nèi)在價(jià)值，上市公司有機(jī)會(huì)在股票市場(chǎng)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(quán)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(dòng)性的概念，這可能會(huì)掩蓋投機(jī)性市場(chǎng)中換手率對(duì)股權(quán)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(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和交易數(shù)據(jù)，對(duì)股票投機(jī)行為與上市公司股權(quán)融資成本的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。

本文的貢獻(xiàn)有以下兩點(diǎn)：第一，以往的研究大都是從上市公司的角度解釋股權(quán)融資偏好，認(rèn)為公司的財(cái)務(wù)狀況和治理水平會(huì)影響股權(quán)融資成本，而本文則從市場(chǎng)特征出發(fā)，研究中國(guó)股票市場(chǎng)的投機(jī)性對(duì)股權(quán)融資成本的影響。第二，許多關(guān)于股權(quán)融資成本決定因素的研究錯(cuò)誤地用換手率表征流動(dòng)性特征，而本文采用了Amihud[10]建立的非流動(dòng)性指標(biāo)，對(duì)股票市場(chǎng)的流動(dòng)性和投機(jī)性進(jìn)行了區(qū)分，檢驗(yàn)二者對(duì)股權(quán)融資成本的作用是否存在差異。

二、研究假設(shè)

（一）股票相對(duì)價(jià)格與股權(quán)融資成本

股票高度投機(jī)的一大特征就是股票價(jià)格偏離合理區(qū)間，存在著大量的投機(jī)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(chǎng)，單純依賴市場(chǎng)的力量無(wú)法使價(jià)格回歸合理水平，資產(chǎn)價(jià)格中會(huì)自然地包含泡沫成分。Scheinkman 和Xiong[12]認(rèn)為市場(chǎng)中投資者對(duì)股票的估值存在著異質(zhì)性信念，如果賣(mài)空行為受到限制，那么在股票價(jià)格被高估時(shí)就會(huì)缺乏回歸內(nèi)在價(jià)值的動(dòng)力。股價(jià)的持續(xù)攀升使投資者有機(jī)會(huì)以更高的價(jià)格出售給他人，這種獲利的可能性實(shí)質(zhì)上構(gòu)成了一種轉(zhuǎn)售的選擇權(quán)，因而股票的市場(chǎng)價(jià)格同時(shí)包含了兩部分：一部分是由未來(lái)收益現(xiàn)值所決定的內(nèi)在價(jià)值；而另一部分則是轉(zhuǎn)售選擇權(quán)所形成的投機(jī)性泡沫。

學(xué)術(shù)界普遍采用相對(duì)價(jià)格來(lái)衡量股價(jià)泡沫[13]。相對(duì)價(jià)格是股票的市場(chǎng)價(jià)格與內(nèi)在價(jià)值的比率，能夠反映價(jià)格偏離價(jià)值的程度，在不同公司之間具有一定的可比性。相對(duì)價(jià)格更高的股票存在被高估的可能性，這會(huì)對(duì)股權(quán)融資成本產(chǎn)生影響。從投資者的角度來(lái)說(shuō)，無(wú)論是增長(zhǎng)的股利貼現(xiàn)模型還是剩余收益貼現(xiàn)模型，都認(rèn)為股權(quán)融資成本是投資者購(gòu)買(mǎi)股票所要求的回報(bào)率[14]。在未來(lái)的預(yù)期回報(bào)不變的情況下，股價(jià)高估意味著投資者要求的長(zhǎng)期風(fēng)險(xiǎn)回報(bào)低于合理水平。而從上市公司的角度來(lái)說(shuō)，股票相對(duì)價(jià)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(guò)來(lái)講，每一元融資所對(duì)應(yīng)的長(zhǎng)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(shí)具有更強(qiáng)的股權(quán)融資偏好。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：股票相對(duì)價(jià)格與股權(quán)融資成本負(fù)相關(guān)。

（二）股價(jià)上漲速度與股權(quán)融資成本

投機(jī)行為通過(guò)頻繁的交易追求短期的價(jià)差收益，這會(huì)對(duì)資產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生極大的沖擊。在股票市場(chǎng)中，投機(jī)者的追漲行為會(huì)產(chǎn)生正回饋效應(yīng)，使投機(jī)性泡沫不斷積累。泡沫破裂之后，股價(jià)又會(huì)出現(xiàn)快速的下跌，形成價(jià)格懸崖?？梢哉f(shuō)，投機(jī)性價(jià)格波動(dòng)和正常價(jià)格波動(dòng)的區(qū)別就在于波動(dòng)的幅度和速度，單飛[16]就認(rèn)為股價(jià)的上漲速度可以成為股票投機(jī)性的有效衡量指標(biāo)。

在投機(jī)交易的情況下，投資者持有股票的時(shí)間較短，其收益的主要來(lái)源是通過(guò)追漲殺跌獲取的買(mǎi)賣(mài)價(jià)差，而不是上市公司分配的長(zhǎng)期紅利。中國(guó)投資者整體上還不夠成熟，解讀信息和識(shí)別公司價(jià)值的能力較弱。在“羊群效應(yīng)”的驅(qū)使下，投機(jī)交易者會(huì)將有限的關(guān)注集中于價(jià)格上漲的股票中，這種跟風(fēng)買(mǎi)入又會(huì)進(jìn)一步加快股價(jià)的上漲速度。一方面，這一過(guò)程會(huì)強(qiáng)化投機(jī)交易的獲利預(yù)期，使投資者更關(guān)注資本利得，放松甚至放棄了對(duì)經(jīng)營(yíng)收益的要求；另一方面，股價(jià)的快速上漲不可持續(xù)，投機(jī)者需要將股票盡快轉(zhuǎn)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(zhǎng)期回報(bào)。

綜上所述，股價(jià)的快速上漲會(huì)降低投資者對(duì)長(zhǎng)期風(fēng)險(xiǎn)收益的要求，即降低了上市公司的股權(quán)融資成本。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：股價(jià)上漲速度與股權(quán)融資成本負(fù)相關(guān)。

（三）換手率、流動(dòng)性與股權(quán)融資成本

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

從理論上說(shuō)，流動(dòng)性較低的股票存在著難以及時(shí)變現(xiàn)的風(fēng)險(xiǎn)，投資者往往會(huì)要求更高的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，因此，股票流動(dòng)性應(yīng)當(dāng)與股權(quán)融資成本負(fù)相關(guān)。然而，股票市場(chǎng)的投機(jī)活動(dòng)可能會(huì)改變這一作用過(guò)程。投機(jī)者追求短期回報(bào)，他們會(huì)更加關(guān)注股票的換手速度，而不是流動(dòng)性水平。在股價(jià)上升階段，投機(jī)交易的獲利機(jī)會(huì)稍縱即逝，投機(jī)者需要通過(guò)快速的交易買(mǎi)入股票；而在股價(jià)下跌階段，投機(jī)者都不愿成為“博傻”交易最后的“傻瓜”，在獲得高額回報(bào)之后為了及時(shí)逃脫，他們并不介意降價(jià)出售。在這種情況下，他們只關(guān)注能否達(dá)成交易，而不在乎交易是否會(huì)對(duì)股價(jià)產(chǎn)生沖擊。投機(jī)性市場(chǎng)中換手率與股票流動(dòng)性可能會(huì)出現(xiàn)背離，頻繁的投機(jī)交易會(huì)引起股票價(jià)格快速上漲和下跌，價(jià)格震蕩較為劇烈，因此，換手率與股票流動(dòng)性的變動(dòng)方向往往不一致，張崢和劉力[19]就發(fā)現(xiàn)中國(guó)股票的換手率和其他流動(dòng)性指標(biāo)的年度數(shù)據(jù)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

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

假設(shè)3a：高換手率的股票具有更低的股權(quán)融資成本。

假設(shè)3b：在控制了換手率之后，中國(guó)股票市場(chǎng)的流動(dòng)性并不具有降低股權(quán)融資成本的作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用Gebhardt等[5]建立的GLS方法來(lái)估計(jì)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(duì)象，時(shí)間區(qū)間為2003—2013年，這樣同時(shí)保證了平衡面板樣本的公司數(shù)量和時(shí)間長(zhǎng)度。在估計(jì)股權(quán)融資成本的過(guò)程中，需要至少1年的前期數(shù)據(jù)來(lái)預(yù)測(cè)未來(lái)的股利支付率，同時(shí)需要3年的滯后數(shù)據(jù)作為預(yù)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(guān)文獻(xiàn)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(jì)7 329個(gè)公司年度平衡面板數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)以及Wind資訊金融數(shù)據(jù)庫(kù)，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(guān)注的股權(quán)融資成本通過(guò)剩余收益貼現(xiàn)模型進(jìn)行計(jì)算，模型設(shè)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(jià)格，貼現(xiàn)率RGLS為股權(quán)融資成本。ROE為預(yù)測(cè)凈資產(chǎn)收益率，預(yù)測(cè)周期T為12年，前3年為精確預(yù)測(cè)期，4—12年期間預(yù)測(cè)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(jià)值，t為權(quán)益成本的計(jì)算時(shí)點(diǎn)。對(duì)于精確預(yù)測(cè)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(shí)數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算。

為了考察股票投機(jī)性對(duì)上市公司股權(quán)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(duì)價(jià)格指標(biāo)。SPEED為股價(jià)上漲速度，計(jì)算方法為年內(nèi)最高價(jià)與最低價(jià)的差值除以二者的均值進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，再除以間隔的交易天數(shù)。如果最低價(jià)先于最高價(jià)出現(xiàn)，說(shuō)明這一階段為持續(xù)上漲，指標(biāo)符號(hào)為正，反之則為負(fù)。TR為股票的年換手率，通過(guò)年交易量與股票總數(shù)的比率進(jìn)行計(jì)算。ILLIQ為非流動(dòng)性指標(biāo)，等于股票收益率的絕對(duì)值除以交易金額，反映了單位規(guī)模的交易對(duì)股票價(jià)格的沖擊，這一指標(biāo)越大，流動(dòng)性水平越低。在具體計(jì)算過(guò)程中，我們先計(jì)算每日的非流動(dòng)性指標(biāo)，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(quán)融資成本的因素，具體包含如下指標(biāo)：換手率的方差DTR；流通股規(guī)模VOL；股權(quán)集中度HFD，采用赫芬達(dá)爾指數(shù)進(jìn)行計(jì)算；兩職兼任DUAL，兼任時(shí)取值為1；審計(jì)師變量AUDIT，采用四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所進(jìn)行審計(jì)時(shí)取值為1；公司屬性STATE，公司為國(guó)有控股企業(yè)時(shí)取值為1；公司規(guī)模SIZE，為公司總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)值；杠桿率LEV；凈資產(chǎn)收益率ROE。β0為常數(shù)項(xiàng)，β1—β4為各變量系數(shù)，γ為各控制變量系數(shù)，e為誤差項(xiàng)，i和t分別表示公司和年份。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表1為樣本中各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)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(fù)值，說(shuō)明在樣本區(qū)間內(nèi)股票價(jià)格更多地呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)，印證了我國(guó)股市“牛短熊長(zhǎng)”的規(guī)律。TR的均值為6.292，標(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)差數(shù)值較大，這說(shuō)明樣本中各股票的流動(dòng)性水平存在較大差異。

表2報(bào)告了本文被解釋變量和解釋變量之間的相關(guān)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(quán)融資成本顯著負(fù)相關(guān)，而非流動(dòng)性指標(biāo)與股權(quán)融資成本并沒(méi)有顯著的相關(guān)性。與非流動(dòng)性指標(biāo)相比，股票的換手率與股權(quán)融資成本有更顯著的關(guān)系，說(shuō)明中國(guó)股票市場(chǎng)中投機(jī)者更關(guān)注資金是否能夠及時(shí)出逃，而不在乎交易對(duì)股票價(jià)格的沖擊，這一結(jié)果初步地印證了本文的假設(shè)3a和假設(shè)3b。在解釋變量之間，托賓Q與股價(jià)上漲速度正相關(guān)，但相關(guān)系數(shù)僅為0.089，相關(guān)性不強(qiáng)?？梢?jiàn)雖然二者都體現(xiàn)了投機(jī)對(duì)股票價(jià)格的影響，但所包含的信息有所不同，因此，應(yīng)當(dāng)分別考慮它們對(duì)股權(quán)融資成本的作用。另外，換手率與非流動(dòng)性指標(biāo)相關(guān)系數(shù)為-0.125，這意味著換手率雖然與流動(dòng)性水平正相關(guān)，但相關(guān)性不大，換手率這一指標(biāo)的內(nèi)涵與股票流動(dòng)性存在著一定差異。

表3對(duì)比了不同時(shí)期股權(quán)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(shí)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(diào)。從表3可以看出，股票快速上漲階段與其他時(shí)期相比股權(quán)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(yàn)中進(jìn)一步考慮市場(chǎng)階段對(duì)股權(quán)融資成本的影響。

（二）多元回歸結(jié)果

為了考察股票投機(jī)性對(duì)股票融資成本的影響，本文選取了TQ、SPEED和TR三個(gè)表征股票交易投機(jī)程度的變量進(jìn)行回歸分析，并通過(guò)非流動(dòng)性指標(biāo)ILLIQ與TR形成對(duì)比，來(lái)檢驗(yàn)二者對(duì)股權(quán)融資成本影響機(jī)制的差異。

依據(jù)假設(shè)1，相對(duì)價(jià)格可以衡量股價(jià)中投機(jī)性泡沫的大小，相對(duì)價(jià)格的增長(zhǎng)會(huì)降低股權(quán)融資成本。但與此同時(shí)，股權(quán)融資成本可以被看做資本資產(chǎn)定價(jià)模型的貼現(xiàn)率，這又會(huì)對(duì)股票的相對(duì)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(wèn)題。為了解決這一問(wèn)題，本文選取了上市公司年齡AGE和營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)速度G作為T(mén)Q的工具變量。選擇這兩個(gè)工具變量的原因是，市場(chǎng)對(duì)股票價(jià)格的高估可能是由于公司正處在快速發(fā)展時(shí)期，市場(chǎng)會(huì)對(duì)幼稚階段的公司具有更高的估值，這一點(diǎn)在中國(guó)的創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)中也得到了印證。Hausman內(nèi)生性檢驗(yàn)的P值為0.085，證明了TQ變量確實(shí)存在內(nèi)生性，因而要通過(guò)工具變量法進(jìn)行修正。具體的RGLS回歸結(jié)果在表4中進(jìn)行了報(bào)告，所有模型均采用固定效應(yīng)方法進(jìn)行回歸。其中，模型（1）—模型（4）對(duì)各個(gè)解釋變量單獨(dú)進(jìn)行了回歸分析，模型（5）的解釋變量同時(shí)包含了TR和ILLIQ，模型（6）是全變量的面板固定效應(yīng)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(jì)結(jié)果。

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

對(duì)于TR和ILLIQ，楊紅等[17]將換手率直接作為股票流動(dòng)性的指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)換手率不會(huì)對(duì)股權(quán)融資成本產(chǎn)生顯著的影響，但本文得出了相反的結(jié)論。在前面的論證過(guò)程中我們就提出，在投機(jī)氛圍下市場(chǎng)可能更關(guān)注換手率而不是流動(dòng)性水平，本文的實(shí)證結(jié)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(fù)，非流動(dòng)性指標(biāo)ILLIQ的系數(shù)為正，但不顯著。模型（5）和模型（7）同時(shí)對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行了回歸，二者的系數(shù)都顯著為負(fù)，這說(shuō)明換手率與股權(quán)融資成本負(fù)相關(guān)，而由于非流動(dòng)性指標(biāo)是流動(dòng)性水平的反向指標(biāo)，流動(dòng)性水平則與股權(quán)融資成本正相關(guān)。本文的結(jié)果表明，在投機(jī)性氛圍下投資者更關(guān)注換手率，市場(chǎng)會(huì)根據(jù)股票的換手率調(diào)整風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，而不是流動(dòng)性水平，這證明了本文的假設(shè)3a和假設(shè)3b。另外，這也再一次說(shuō)明換手率與流動(dòng)性的內(nèi)涵存在差異，并且二者對(duì)股權(quán)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(hào)在各模型之中存在差異，在模型（1）、模型（2）和模型（4）中為負(fù)，其他為正。除了模型（7）以外，VOL的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明流通股規(guī)模更大的股票具有更低的股權(quán)融資成本。有一種觀點(diǎn)認(rèn)為，小盤(pán)股更容易被投機(jī)炒作，而本文的實(shí)證結(jié)果并沒(méi)有支持這一觀點(diǎn)。HFD和STATE的系數(shù)為正，說(shuō)明股權(quán)集中度高的公司和國(guó)有控股公司具有更高的股權(quán)融資成本。DUAL的系數(shù)為負(fù)，但顯著性水平不高。ADUIT的系數(shù)始終不顯著，可見(jiàn)，市場(chǎng)對(duì)財(cái)務(wù)報(bào)表審計(jì)信息的利用并不充分。在公司的財(cái)務(wù)指標(biāo)中，SIZE的系數(shù)為負(fù)，但只在模型（1）和模型（6）中顯著；LEV的系數(shù)顯著為負(fù)；而ROE的系數(shù)為正，但基本不顯著。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文對(duì)實(shí)證過(guò)程進(jìn)行一些調(diào)整，以檢驗(yàn)主要結(jié)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(jì)算股權(quán)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?jì)結(jié)果并未發(fā)生實(shí)質(zhì)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(duì)值A(chǔ)BSSPEED。結(jié)果表明，MB的系數(shù)仍然顯著為負(fù)，但ABSSPEED的系數(shù)不再顯著，這意味著在研究股價(jià)變動(dòng)速度與股權(quán)融資成本的關(guān)系時(shí)，既要考慮速度的大小，也要考慮變動(dòng)的方向。最后，考慮到股票投機(jī)的周期性，在回歸中加入時(shí)期虛擬變量MAR，如果處于“快速上漲時(shí)期”則取值為1，否則取值為0。MAR的系數(shù)顯著為負(fù)，其余變量的系數(shù)符號(hào)與之前一致，表明本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

五、結(jié) 論

本文利用2003—2013年中國(guó)A股上市公司的交易數(shù)據(jù)、財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)以及公司治理數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了股票投機(jī)對(duì)股權(quán)融資成本的作用過(guò)程。實(shí)證結(jié)果表明，股票投機(jī)會(huì)通過(guò)相對(duì)價(jià)格、股價(jià)上漲速度以及換手率三個(gè)方面對(duì)股權(quán)融資成本產(chǎn)生影響。股票的相對(duì)價(jià)格越高，股價(jià)中包含越多的投機(jī)性泡沫，公司的股權(quán)融資成本越低。股票價(jià)格的上漲速度與股權(quán)融資成本負(fù)相關(guān)，但如果不考慮價(jià)格變動(dòng)方向，變動(dòng)速度的絕對(duì)值與融資成本不具有相關(guān)性。投機(jī)者更關(guān)注股票的換手率而不是流動(dòng)性，換手率與股權(quán)融資成本負(fù)相關(guān)，頻繁的交易會(huì)降低上市公司的融資成本，而控制了換手率之后流動(dòng)性并不具有這種作用。

本文從股票投機(jī)這一新的角度解釋了中國(guó)上市公司的股權(quán)融資偏好，對(duì)上市公司資本結(jié)構(gòu)理論進(jìn)行了擴(kuò)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(jī)會(huì)降低上市公司的股權(quán)融資成本，但沒(méi)有分析股票投機(jī)性和股權(quán)融資行為之間的關(guān)系；二是本文沒(méi)有將股票投機(jī)性和其他因素對(duì)股權(quán)融資成本的影響程度進(jìn)行對(duì)比。這些問(wèn)題都需要在未來(lái)的研究中進(jìn)行進(jìn)一步的分析。

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