融資約束、會計穩(wěn)健性與股權(quán)融資成本

王生年 徐亞飛

(石河子大學經(jīng)濟與管理學院，新疆石河子832003)

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融資約束、會計穩(wěn)健性與股權(quán)融資成本

王生年 徐亞飛

(石河子大學經(jīng)濟與管理學院，新疆石河子832003)

本文以滬深股市2006—2014年間的A股上市公司為初始樣本，從融資約束角度實證檢驗了會計穩(wěn)健性對股權(quán)融資成本的影響。研究發(fā)現(xiàn)，會計穩(wěn)健性與股權(quán)融資成本顯著負相關(guān)，提高會計穩(wěn)健性有利于企業(yè)獲得較低的股權(quán)融資成本，但這種現(xiàn)象僅在高融資約束的企業(yè)存在。進一步分析，會計穩(wěn)健性作用的發(fā)揮與經(jīng)濟周期相關(guān)，經(jīng)濟低迷期提高會計穩(wěn)健性能更有效地降低股權(quán)融資成本。結(jié)論表明，融資約束和經(jīng)濟周期作為重要環(huán)境因素有助于微觀企業(yè)發(fā)揮會計穩(wěn)健性的積極財務效應，降低股權(quán)融資成本。

會計穩(wěn)健性； 股權(quán)融資成本； 融資約束

一、引言

股權(quán)融資是財務研究的主流領域，也是企業(yè)日益重視的現(xiàn)實問題。根據(jù)優(yōu)序融資理論，企業(yè)面臨資金需求時首選內(nèi)源融資，其次為外部融資。然而隨著現(xiàn)代企業(yè)的發(fā)展和激烈競爭，內(nèi)部資金積累已經(jīng)不能滿足企業(yè)發(fā)展需要，外部融資凸顯重要地位。我國約有75%的公司選擇股權(quán)融資方式，有關(guān)股權(quán)融資的研究備受關(guān)注(陸正飛、高強，2003)[1]。制度慣性下較低的融資風險，以及分紅軟約束使得我國資本市場存在顯著的股權(quán)融資偏好(閻達五等，2001；束景虹，2010)[2,3]。資本市場上的投資者主要通過財務報表反映的會計信息決定其投資策略，會計信息作為連接股票市場資金供給方和需求方的重要紐帶，受到市場參與方的重視(曾穎、陸正飛，2006；葉陳剛等，2015)[4,5]。股權(quán)融資成本的基礎是信息風險理論，其核心在于信息不對稱引起的逆向選擇會導致投資者通過提高供給資金價格進行自我保護。已有研究發(fā)現(xiàn)會計信息質(zhì)量、收益質(zhì)量和公司治理水平均可降低信息風險(蔣琰，2009)[6]。

會計穩(wěn)健性有助于降低公司無法分散的特定信息風險，緩解信息不對稱問題(Leuz，Verrecchia，2004)[7]。我國證券市場具有新興加轉(zhuǎn)軌的典型特征，會計信息失真與監(jiān)管不善造成資本市場的資源低效配置。會計穩(wěn)健性一方面向投資者傳遞盈利和發(fā)展前景可靠的信號(崔也光等，2015)[8]，從而降低信息風險；另一方面，其強調(diào)可靠性是

以犧牲相關(guān)性為代價，必然影響對未來預期的準確性(Barth，2006)[9]，這種不對稱確認損失和收益的本質(zhì)容易造成公司盈余被低估。那么，會計穩(wěn)健性對股權(quán)融資成本會產(chǎn)生何種影響？已有文獻并未達成一致。融資約束現(xiàn)象是企業(yè)財務面臨的基本環(huán)境，對企業(yè)發(fā)展和運營產(chǎn)生深刻影響，而資本市場上的信息不對稱會加劇內(nèi)外融資成本的差異，干擾企業(yè)的股權(quán)融資行為。因此，融資約束提供了一個研究會計穩(wěn)健性影響股權(quán)融資成本的獨特視角，已有研究的不同結(jié)論可能與企業(yè)面臨的融資約束程度密切相關(guān)。我國企業(yè)普遍存在融資約束，高融資約束企業(yè)相對低融資約束企業(yè)，面臨更大的不確定性和投資風險，融資約束越嚴重則企業(yè)越難籌集資金，管理層期望傳遞積極信號降低股權(quán)融資成本，同時投資者也迫切需要穩(wěn)健的財務信息降低信息風險，權(quán)衡利益主體之間的雙重需求成為現(xiàn)實難題。那么在不同融資約束環(huán)境中，會計穩(wěn)健性究竟扮演著怎樣的角色？其對股權(quán)融資成本的影響是否會存在顯著差異？

本文可能的貢獻在于：第一，實證研究發(fā)現(xiàn)會計穩(wěn)健性對上市公司股權(quán)融資成本能夠產(chǎn)生積極影響，為新會計準則的推進和完善提供借鑒；第二，以融資約束為研究視角，發(fā)現(xiàn)穩(wěn)健性對股權(quán)融資成本的影響存在差異，豐富了會計穩(wěn)健性經(jīng)濟后果和股權(quán)融資成本影響因素的相關(guān)研究；第三，結(jié)合宏觀經(jīng)濟周期，從微觀層面驗證了我國企業(yè)面臨不同融資約束條件下會計穩(wěn)健性對股權(quán)融資成本的影響差異，有助于研究宏觀經(jīng)濟形勢向微觀企業(yè)的傳導機制。

二、文獻評述

Watts(1993)最早對會計穩(wěn)健性進行了系統(tǒng)研究，他指出會計穩(wěn)健性的需求主要源于報酬契約與債務契約[10]。Basu(1997)將會計穩(wěn)健性定義為“確認好消息要比確認壞消息更嚴格”，反映出穩(wěn)健性的本質(zhì)就是對利得和損失的不對稱處理[11]。由于穩(wěn)健性的計量問題直到Basu(1997)[11]提出關(guān)于穩(wěn)健性的反向回歸模型后才得以解決，這為Watts提供了新的思路，最終Watts(2003)系統(tǒng)地將契約、股東訴訟、管制與稅收概括為會計穩(wěn)健性的四大根源[12]?，F(xiàn)有對會計穩(wěn)健性影響的研究大多建立在Watts提出的觀點基礎之上，主要側(cè)重會計穩(wěn)健性對公司融資行為的效應和對企業(yè)投資行為的影響。就會計穩(wěn)健性的融資效用而言，學者主要從會計穩(wěn)健性對融資成本的影響展開。Francis等(2004)首次檢驗了會計穩(wěn)健性與股權(quán)融資成本的關(guān)系，但結(jié)果并不顯著[13]。Gox和Wagenhofer(2009)則認為會計穩(wěn)健性能夠增加企業(yè)進行債務和股權(quán)融資的可能[14]。Lara等(2010)[15]認為Francis等(2004)[13]選用的計量方法存在缺陷，運用綜合指標組合計量會計穩(wěn)健性，發(fā)現(xiàn)會計穩(wěn)健性與股權(quán)融資成本呈負相關(guān)關(guān)系。Suijs(2008)觀察到基于穩(wěn)健性的財務報告有利于降低不確定性，導致企業(yè)股權(quán)融資成本的下降[16]，Tracy與Peter(2010)在此基礎上針對美國上市公司的研究也得到一致結(jié)論[17]，Li和Xi(2015)利用國際數(shù)據(jù)也發(fā)現(xiàn)財務報告體系穩(wěn)健的國家，企業(yè)股權(quán)融資成本更低[18]。國內(nèi)學者李增泉和盧文彬(2003)首次確認會計穩(wěn)健性在我國上市公司普遍存在[19]，李剛等(2008)釆用Basu模型衡量會計穩(wěn)健性，并未發(fā)現(xiàn)會計穩(wěn)健性對股權(quán)融資成本存在影響[20]。但李琳(2011)從控制權(quán)性質(zhì)角度發(fā)現(xiàn)會計穩(wěn)健性與股權(quán)融資成本負相關(guān)，且在國有企業(yè)中更為顯著[21]，李偉、曾建光(2012)也得到同樣的結(jié)論[22]，而張長海、吳順祥(2012)的結(jié)論正好相反[23]。

綜上所述，國內(nèi)外學者對會計穩(wěn)健性影響股權(quán)融資成本的研究并未達成一致意見，我國現(xiàn)有文獻中產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對會計穩(wěn)健性和股權(quán)融資成本關(guān)系的影響，也尚未得到統(tǒng)一結(jié)論，原因可能在于融資約束環(huán)境的不同影響了會計穩(wěn)健性對股權(quán)融資成本作用的發(fā)揮。因此，從融資約束角度，探討會計穩(wěn)健性對股權(quán)融資成本的研究，有助于理解會計穩(wěn)健性影響股權(quán)融資成本的途徑。

三、理論分析與研究假設

融資活動在保證企業(yè)的生存與發(fā)展中扮演著重要的角色，企業(yè)不僅關(guān)心融資渠道，更關(guān)注獲得資金的成本。兩權(quán)分離的現(xiàn)代企業(yè)制度使得管理層比股東掌握更多經(jīng)營狀況的信息，可能導致投資者不能對公司做出準確的價值評估，在面臨投資決策時會更多關(guān)注投資風險，引發(fā)逆向選擇問題，導致資本低效配置。我國上市公司管理層出于盈余管理目的的盈余操縱(姜國華、張然，2008)[24]，以及投資者保護程度相對較低等現(xiàn)狀，可能導致投資者無法真實了解企業(yè)投資項目盈利能力和風險水平，因而要求較高的投資回報，使企業(yè)股價被低估，股權(quán)融資成本上升。同時，MM理論認為在完備的資本市場中，融資方式不存在差異。然而，現(xiàn)實中資本市場的信息不對稱會導致企業(yè)出現(xiàn)資金需求得不到外部資本支持，從而產(chǎn)生融資約束。不同融資約束條件下，信息風險成為影響企業(yè)融資的關(guān)鍵。對于融資約束嚴重的企業(yè)而言，內(nèi)、外部融資成本差異會引發(fā)資金缺口，信息不對稱問題越嚴重，投資者預期面臨較大風險，必然要求更高的資金回報率，導致股權(quán)融資成本相對較高，所以在融資約束存在差異的前提下，如何解決信息不對稱問題成為降低股權(quán)融資成本的重要手段。

穩(wěn)健性作為會計信息質(zhì)量特征的重要標準，對降低信息不對稱發(fā)揮著重要作用(Ball，Shivakumar，2006)[25]，會計穩(wěn)健性確認“壞消息”比“好消息”更及時的特性，能夠降低管理層操縱財務報告的機會主義行為，提高會計信息可靠性，確保信號真實傳遞(曾月明、付婷，2016)[26]。會計穩(wěn)健性可以從兩個方面影響股權(quán)融資成本。一方面，會計穩(wěn)健性作為一種信號傳遞手段，提高了信息質(zhì)量，及時充分反映信息(Fan等，2007)[27]，降低管理層與投資者之間的信息不對稱(周曉蘇、賈婧，2015)[28]，理性投資者會減少索取的風險補償，使企業(yè)股權(quán)融資成本降低；另一方面，會計穩(wěn)健性作為一種治理機制，能夠抑制管理層和控股股東的自利行為，降低代理成本，發(fā)揮治理作用(張金鑫、王逸，2013)[29]，投資者也會因管理層機會主義風險減少而降低要求的報酬率，最終帶來企業(yè)融資成本的下降(趙自強、顧麗娟，2012)[30]。

由于投資者不能準確對企業(yè)風險進行定價，較高的風險回報要求會導致股權(quán)融資成本的上升，同時企業(yè)經(jīng)營活動存在的不確定性，使外部投資者難以有效監(jiān)督管理層，相對于低融資約束企業(yè)，高融資約束企業(yè)信息不對稱程度更高，發(fā)生道德風險的可能性也較大，提高會計穩(wěn)健性能夠顯著減少投資者定價的不確定因素，降低投資風險，增強投資意愿，繼而減少投資者對風險回報的要求，降低企業(yè)的股權(quán)融資成本。基于此，提出本文的假設：會計穩(wěn)健性與股權(quán)融資成本負相關(guān)，并且在高融資約束的企業(yè)中更為顯著。

四、研究設計

(一)樣本選擇

本文的初始樣本為2006—2014年間滬深兩市A股全部上市公司，因使用GLS模型計算股權(quán)融資成本需要滯后三年的數(shù)據(jù)，最終得到2006—2011年間的1 614個有效觀測值，同時剔除了ST和*ST的公司，以及金融類上市公司和數(shù)據(jù)缺失的公司。所需數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，為避免極端值干擾，本文對主要連續(xù)變量進行1%的Winsorize處理，統(tǒng)計分析使用Stata 12.0軟件，股權(quán)融資成本方程求解使用Matlab 2014a軟件。

(二)變量定義

1．被解釋變量——股權(quán)融資成本(RE)

GLS模型及時確認價值，對終值估計依賴較小，因而可靠性較強，對我國資本市場具有較好適應性和解釋能力(陸正飛，2004；曾穎，陸正飛，2006)[31,4]。因此，本文選用Gebhardt等(2001)[32]提出的GLS模型估計股權(quán)融資成本。

(1)

其中，Pt為年末最終收盤價，Bt為第t期的每股凈資產(chǎn)，參照陸正飛(2004)[31]采用調(diào)整后的期初每股凈資產(chǎn)，即Bt=Bt+1+DPSt+1-EPSt+1，其中DPSt+1為第t+1期每股股利，EPSt+1為第t+1期每股收益；FROE為預測凈資產(chǎn)收益率，RE為權(quán)益資本成本，即企業(yè)的股權(quán)融資成本。終值TV計算公式如下

(2)

Gebhardt(2001)[32]等認為該模型的預測期不應少于12期，本文采用T=12的預測期；GLS模型前3期FROE采用分析師預測數(shù)據(jù)，第4期至第12期的FROE向行業(yè)平均水平直線回歸，從第13期開始上市公司的預測凈資產(chǎn)收益率FROEt+1，一直維持在行業(yè)平均ROE水平上。同時假定公司的賬面價值、盈余和股利之間滿足

Bt+i=Bt+i-1+FROE(t+1)*B(t+i-1)*(1-k)

(3)

其中k為上市公司的股利支付率，采用再融資前3年的股利支付率。

2．解釋變量——會計穩(wěn)健性(CSCORE)

本文選用能夠計算公司層面的KW指數(shù)來衡量會計穩(wěn)健性，模型如下。

首先，建立Basu模型。

(4)

其次，利用工具變量建立α3和α4的線性表達式。

GSCORE=α3=μ1+μ2*SIZEit+μ3*LEVit+μ4*MBit

(5)

GSCORE=α4=λ1+λ2*SIZEit+λ3*LEVit+λ4*MBit

(6)

將式(5)和式(6)代入式(4)，可得到公司層面的會計穩(wěn)健性估算模型。

(7)

運用上述模型，采用年度橫截面數(shù)據(jù)進行回歸，可以估算出μ1，μ2，μ3，μ4以及λ1，λ2，λ3，λ4，然后將λ1，λ2，λ3，λ4估算系數(shù)再代入式(6)，估算出會計穩(wěn)健性，CSCORE越大，表明會計穩(wěn)健性程度越高。

3．分組變量——融資約束(FC)

(1)KZ指數(shù)。借鑒Kaplan和Zingales(1997)[33]、楊興全等(2014)[34]做法，根據(jù)資產(chǎn)負債率、利息保障倍數(shù)、現(xiàn)金持有水平和經(jīng)營現(xiàn)金流指標與中位數(shù)比較分組，若當年資產(chǎn)負債率高于中位數(shù)，則KZ1取1；而其他三個指標若低于中位數(shù)，則KZ2、KZ3、KZ4分別取1，并以此計算KZ=KZ1+KZ2+KZ3+KZ4。使用Ordered Logit模型進行回歸，估計各個特征的系數(shù)，最后用估計系數(shù)構(gòu)建KZ指數(shù)。KZ指數(shù)越大，融資約束越嚴重。

(2)EFD指標。借鑒Rajan和Zingales(1998)[35]、喻坤等(2014)[36]構(gòu)建的行業(yè)外部融資依賴度來度量行業(yè)內(nèi)企業(yè)的外部資金需求狀況，其計算公式為

(8)

其中，ACF為調(diào)整后的現(xiàn)金流，用經(jīng)營性現(xiàn)金流、存貨的減少、應收賬款的減少和應付賬款的增加之和度量，CE為資本支出，采用企業(yè)購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金度量。并且以每一年每一行業(yè)內(nèi)所有企業(yè)的中位數(shù)水平度量當年該行業(yè)的外部融資依賴度，進一步根據(jù)該行業(yè)與所有行業(yè)中位數(shù)的相對高低定義虛擬變量，外部融資依賴程度越高，則受到外部融資約束的影響越大。

4．控制變量的選取

Gebhardt Lee等(2001)[32]、陸正飛(2004)[31]、曾穎(2006)[4]以及姜付秀等(2008)[37]都從不同角度對股權(quán)成本的影響因素進行了研究。借鑒現(xiàn)有研究，本文選擇以下變量作為控制變量，公司規(guī)模(Size)、盈利能力(ROA)、賬面市值比(MTB)、主營業(yè)務收入增長率(Growth)、貝塔系數(shù)(Beta)。

表1 變量定義表

表2 變量的描述性統(tǒng)計

(三)模型設計

本文建立如下回歸模型檢驗融資約束、會計穩(wěn)健性和股權(quán)融資成本間的關(guān)系

REi,t=β0+β1CSCOREi,t+β2FCi+β3CSCOREi,t*FC+β4Sizei,t+β5ROAi,t+β6MTBi,t+β7Growthi,t+β8Betai,t+ΣAccper+ε1

其中REi,t為公司i在第t期的股權(quán)融資成本，CSCOREi,t為公司i在第t期的會計穩(wěn)健性，F(xiàn)C為融資約束，分別為KZ指數(shù)衡量融資約束和EFD指標衡量融資約束；CSCOREi,t*FCi即為會計穩(wěn)健性與融資約束的交乘項，ε1為殘差項，其余為控制變量。

五、實證檢驗與結(jié)果分析

(一)變量的描述性統(tǒng)計

模型中主要變量的描述性統(tǒng)計如表2所示，各變量的標準差都較小，總體而言樣本具備合理性。在研究樣本中，股權(quán)融資成本的平均值為0.059 4，這與陸正飛(2004)[31]的0.086 5、李琳(2011)[21]的0.06較為接近，而且符合我國上市公司普遍采用股權(quán)融資方式的現(xiàn)狀，再次證明了GLS模型適合估計我國資本市場股權(quán)融資成本；會計穩(wěn)健性的最小值為-0.060 4，最大值為0.140 8，二者差異大，表明我國上市公司穩(wěn)健性差異較大，平均值為0.036 5，其取值大于0，且中位數(shù)為0.039 5呈右偏趨勢，說明整體而言，我國上市公司會計信息是穩(wěn)健的；融資約束指標中，KZ指數(shù)和EFD指標均為0～1虛擬變量，均值分別為0.483 9、0.531 6，說明我國上市公司面臨不同程度的融資約束；控制變量中各個指標最大值和最小值之間的差異較大，表明不同公司之間有顯著差異。

(二)回歸檢驗

1．會計穩(wěn)健性對股權(quán)融資成本的回歸檢驗

表3為具體的回歸結(jié)果，列1是全樣本回歸，會計穩(wěn)健性對股權(quán)融資成本的回歸系數(shù)為-0.154 9，并且在1%水平上顯著，說明會計穩(wěn)健性能夠有效降低股權(quán)融資成本。將會計穩(wěn)健性按照中位數(shù)分組，列2、列3分別表示低會計穩(wěn)健性和高會計穩(wěn)健性分組對股權(quán)融資成本的結(jié)果，回歸系數(shù)分別為-0.136 3和-0.295 7(均在1%水平顯著)，表明總體而言我國上市公司提高會計穩(wěn)健性能夠顯著降低股權(quán)融資成本，會計穩(wěn)健性作為一種信號傳遞機制，能夠緩解管理層與外部投資者之間的信息不對稱，假設得到初步驗證；全樣本的控制變量中主營業(yè)務收入增長率、貝塔系數(shù)、賬面市值比的符號均符合預期并且統(tǒng)計上顯著相關(guān)，而公司規(guī)模和盈利能力符號與預期不符，一個可能的解釋是我國企業(yè)高成長和高收益的大多為新興企業(yè)，規(guī)模相對較小卻有較好的發(fā)展前景，股權(quán)投資者更看重這類企業(yè)未來收益。

表3 回歸結(jié)果分析

注：括號內(nèi)為標準差；***，**，*分別表示在1%，5%，10%水平上是顯著的。

2．融資約束、會計穩(wěn)健性與股權(quán)融資成本的回歸檢驗

為檢驗不同融資約束下會計穩(wěn)健性對股權(quán)融資成本的影響，在表4中分別采用KZ指數(shù)和EFD指標衡量融資約束，列2和列3即為融資約束與會計穩(wěn)健性交互項所得到的回歸結(jié)果。會計穩(wěn)健性對股權(quán)融資成本的回歸系數(shù)分別為-0.110 1和-0.099 8，并且二者在1%水平都顯著，再次驗證假設會計穩(wěn)健性與股權(quán)融資成本負相關(guān)；融資約束與會計穩(wěn)健性交互項的回歸系數(shù)分別為-0.063 5和-0.102 2，且分別在5%和1%水平顯著，說明在面臨高融資約束的情況下，信息不對稱更嚴重，會計穩(wěn)健性能夠有效傳遞公司穩(wěn)健信號，一定程度減少投資者對公司未來不確定性擔憂，緩解信息不對稱程度，降低股權(quán)融資成本，本文假設得以驗證，即會計穩(wěn)健性程度越高的企業(yè)，其股權(quán)融資成本越低，并且在高融資約束的企業(yè)中更為顯著。

表4 融資約束與會計穩(wěn)健性交叉回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為標準差；***，**，*分別表示在1%，5%，10%水平上是顯著的。

(三)進一步研究：經(jīng)濟周期異質(zhì)性

現(xiàn)代金融理論認為經(jīng)濟周期的波動會影響企業(yè)的融資行為，改變企業(yè)融資約束狀況。Almeida(2004)[38]發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟衰退時公司融資約束較高，劉春紅(2013)[39]實證也發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟低迷時公司的融資約束程度更高。一個解釋可能是經(jīng)濟低迷會導致金融系統(tǒng)受到?jīng)_擊，金融市場摩擦和代理成本的增加，造成內(nèi)外融資成本差異拉大，在信息不對稱加劇的同時投資者對待投資風險持謹慎態(tài)度，此時公司融資約束嚴重，降低公司外部融資能力，股權(quán)融資成本升高；當經(jīng)濟處于上升期時情況相反。在中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)可持續(xù)發(fā)展的“新常態(tài)”國策中，保障金融體系良性運轉(zhuǎn)，才能有機結(jié)合生產(chǎn)要素和資本要素，促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)升級和可持續(xù)發(fā)展。在此背景下討論我國不同經(jīng)濟周期異質(zhì)性影響導致的融資約束差異，是否對會計穩(wěn)健性與股權(quán)融資成本產(chǎn)生不同影響具有重要意義。本文借鑒王義中、宋敏(2014)[40]的觀點，樣本期間內(nèi)，中國實際GDP增長率在2006—2007年呈上升趨勢，2008—2011呈下降趨勢，所以定義宏觀經(jīng)濟上升期(2006—2007)和低迷期(2008—2011)。

當經(jīng)濟低迷時，信息不對稱引發(fā)不確定性風險較大，通過采取穩(wěn)健性原則傳遞出穩(wěn)健的財務報告，及時確認不利的信息，提高會計信息可靠性，以便釋放公司經(jīng)營前景良好信號，降低投資者預期未來的不確定性風險，以獲得外部資金支持緩解融資約束，降低公司股權(quán)融資成本。預期在經(jīng)濟低迷期融資約束更嚴重，提高會計穩(wěn)健性能夠更顯著降低股權(quán)融資成本。

表5 不同經(jīng)濟周期下回歸結(jié)果

注：回歸在公司層面進行聚類；***，**，*分別表示在1%，5%，10水平上是顯著的。

表5列示了不同經(jīng)濟周期下的回歸結(jié)果，在KZ指數(shù)和EFD指標中，會計穩(wěn)健性對股權(quán)融資成本的回歸系數(shù)分別為-0.119 4、-0.115 3、-0.170 7、-0.101 8(均在1%水平下顯著)，這表明企業(yè)通過提高會計穩(wěn)健性都能降低股權(quán)融資成本，再次驗證假設的穩(wěn)??；列1和列2的KZ指數(shù)中，經(jīng)濟周期上行和下行時期會計穩(wěn)健性與融資約束交互項的回歸系數(shù)分別為-0.032 9(不顯著)和-0.068 9(5%水平顯著)，但經(jīng)濟處于下行時期的系數(shù)在5%水平上顯著，經(jīng)濟上行時期不顯著；EFD指標中也得到一致結(jié)果，列4顯示經(jīng)濟下行時期會計穩(wěn)健性與融資約束交互項的回歸系數(shù)為-0.104 4(1%水平下顯著)，而經(jīng)濟上行時期不顯著(列3)。兩種指標下的實證結(jié)果均表明，當經(jīng)濟低迷時，企業(yè)面臨較高融資約束制約，通過提高會計穩(wěn)健性及時確認“壞消息”，提高信息可靠性，降低投資者與企業(yè)之間信息不對稱，進而降低股權(quán)融資成本。

(四)穩(wěn)健性檢驗

上述回歸中采用KZ、EFD兩種指標衡量融資約束得到一致結(jié)論，證明結(jié)果是穩(wěn)健的，本文還進行了如下的穩(wěn)健性檢驗：

(1)國外學者計算GLS模型中的Pt多以年末收盤價衡量，我國學者還利用實際配股或增發(fā)價計算，即公司當年未股權(quán)再融資，則Pt等于上一年每股收益和當年市盈率中位數(shù)的乘積。我們對Pt進行重新計算GLS模型后，假設回歸的結(jié)論結(jié)果部分得以驗證，詳細結(jié)果見表6。表6中列1顯示會計穩(wěn)健性與股權(quán)融資成本的回歸系數(shù)為-0.059 2(5%水平顯著)，再次驗證了我國上市公司提高會計穩(wěn)健性能顯著降低股權(quán)融資成本，但融資約束交叉結(jié)果不顯著，因此假設的結(jié)論部分得到驗證。

表6 融資約束與會計穩(wěn)健性交叉回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為標準差；***，**，*分別表示在1%，5%，10水平上是顯著的。

(2)2008年我國貨幣政策波動較大，而且金融危機的特殊環(huán)境下，政府出臺一系列政策，基于以上考慮，本文把經(jīng)濟周期中2008年刪除后，主要結(jié)論不變(見表7)。表7中不同經(jīng)濟周期下回歸結(jié)果顯示，會計穩(wěn)健性與股權(quán)融資成本的回歸系數(shù)均在1%水平顯著，再次驗證二者的負相關(guān)關(guān)系；KZ指數(shù)中，經(jīng)濟周期處于下行時融資約束與會計穩(wěn)健性交叉項的回歸系數(shù)顯著為負，經(jīng)濟周期處于上行時不顯著，而EFD指標不顯著。總體來看，在經(jīng)濟周期處于下行階段，企業(yè)面臨較高融資約束制約，通過提高會計穩(wěn)健性能夠降低股權(quán)融資成本。

表7 不同經(jīng)濟周期下回歸結(jié)果

注：回歸在公司層面進行聚類；***，**，*分別表示在1%，5%，10水平上是顯著的。

六、研究結(jié)論和政策建議

本文運用上市公司數(shù)據(jù)從融資約束角度驗證了會計穩(wěn)健性對股權(quán)融資成本的影響，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：其一，在我國企業(yè)普遍存在融資約束的環(huán)境中，會計穩(wěn)健性能有效發(fā)揮信號傳遞作用，降低企業(yè)的股權(quán)融資成本，并且在高融資約束情況下更為顯著；其二，進一步結(jié)合宏觀經(jīng)濟周期的影響發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟低迷期企業(yè)面臨融資約束時，會計穩(wěn)健性同樣能減少投資者的預期風險，增加投資信心，降低企業(yè)股權(quán)融資成本。總體而言，不同融資約束環(huán)境和不同經(jīng)濟周期下，會計穩(wěn)健性對緩解投資者與上市公司間的信息不對稱具有積極影響，有助于企業(yè)以較低成本獲得權(quán)益資本。

上述結(jié)論表明：首先，公司面臨融資約束時要注重提高會計穩(wěn)健性，一方面及時確認“壞消息”，提供穩(wěn)健的會計信息，有利于企業(yè)以較低代價獲得外部資金支持，緩解融資約束難題；另一方面，企業(yè)發(fā)布穩(wěn)健信息，尤其是主動披露“好消息”，有助于增強投資者信心和投資意愿，避免因融資約束問題限制企業(yè)發(fā)展。其次，會計穩(wěn)健性是財務信息質(zhì)量的重要特征，投資者要加強對企業(yè)財務報告中相關(guān)信息的識別，有效發(fā)揮會計穩(wěn)健性緩解信息不對稱的積極作用。最后，監(jiān)管部門在制度建設中應充分考慮會計穩(wěn)健性，尤其在經(jīng)濟低迷時期，企業(yè)普遍面臨較嚴重的融資約束問題，宏觀經(jīng)濟政策的實施應將會計穩(wěn)健性作為投資者保護的重要指標，降低資本市場的不確定性，促進證券市場的健康發(fā)展，使得資本市場的資源配置功能更加完善。

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責任編輯 楊萍

Financing Constraints, Accounting Conservatism and the Cost of Equity Capital

WANG Sheng-nian, XU Ya-fei

(School of Economics and Management, Shihezi University, Shihezi 832003, China)

By using the empirical data in Shanghai Stock Exchange and Shenzhen Stock Exchange during 2006—2014 listed companies of China as initial samples, this paper studied the relationship between accounting conservatism and the cost of equity capital from the empirical view of financial constraints.We discovered that accounting conservatism and equity financing costs showed a significant negative correlation, i.e. improving accounting conservatism can obtain a lower cost of equity capital; combinating different financing constraints, we detected that enterprises with high financing constraints could significantly reduce the cost of equity capital; further analysis perceived that accounting conservatism played different role in two economic cycles, especially when it came to the economic downturn. Overall, based on financing constraints and economic cycles, we found that accounting conservatism was a positive quality of accounting information and it could have a positive financial effect on the cost of equity capital to listed companies.

accounting conservatism; the cost of equity capital; financing constraints

2016-07-06

國家自然科學基金項目(71562029)；新疆人文社會科學重點研究基地項目(XJEDU020114C01，XJEDU020115C02)。

王生年，男，石河子大學經(jīng)濟與管理學院/公司治理與管理創(chuàng)新研究中心教授，管理學博士，博士生導師，主要從事公司財務與會計研究；徐亞飛，男，石河子大學經(jīng)濟與管理學院會計學碩士生，主要從事資本市場與信息披露研究。

F275

A

1005-1007(2016)11-0064-12