企業(yè)戰(zhàn)略差異與權(quán)益資本成本
——基于經(jīng)營風(fēng)險和信息不對稱的中介效應(yīng)研究

王化成，張修平，侯粲然，李昕宇

(1. 中國人民大學(xué) 商學(xué)院，北京 100872； 2. 對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 金融學(xué)院，北京 100029)

企業(yè)戰(zhàn)略差異與權(quán)益資本成本
——基于經(jīng)營風(fēng)險和信息不對稱的中介效應(yīng)研究

王化成1，張修平2，侯粲然1，李昕宇1

(1. 中國人民大學(xué) 商學(xué)院，北京 100872； 2. 對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 金融學(xué)院，北京 100029)

本文以2001-2013年滬深兩市A股上市公司為研究樣本，考察了企業(yè)戰(zhàn)略差異度對權(quán)益資本成本的影響。研究發(fā)現(xiàn)戰(zhàn)略差異度對權(quán)益資本成本具有顯著影響，戰(zhàn)略差異度越大的上市公司承擔(dān)的權(quán)益資本成本越高。進(jìn)一步對內(nèi)在機制的探討表明，經(jīng)營風(fēng)險和信息不對稱都在戰(zhàn)略差異度影響權(quán)益資本成本的過程中發(fā)揮了中介傳導(dǎo)作用。本文結(jié)合戰(zhàn)略理論與財務(wù)理論，從經(jīng)營風(fēng)險和信息不對稱兩個角度出發(fā)，揭示了戰(zhàn)略差異度影響權(quán)益資本成本的內(nèi)部運作機理，豐富了權(quán)益資本成本影響因素以及企業(yè)戰(zhàn)略差異度作用機理方面的文獻(xiàn)。

戰(zhàn)略差異度；權(quán)益資本成本；經(jīng)營風(fēng)險；信息不對稱

Abstract：Based on the data of Chinese A-type share listed firms over the period 2001 to 2013, this paper examines the impacts of corporate strategic deviance on the cost of equity capital. First of all, our study shows that corporate strategic deviance has a significantly positive effect on the cost of equity capital. Further, our study finds that business risk and information asymmetry both play an intermediary role in the relationship between corporate strategic deviance and the cost of equity capital.From the perspective of business risk and information asymmetry, our study reveals the internal mechanism between corporate strategic deviance and the cost of equity capital. This study contributes to the related literature on the corporate strategic deviance and the cost of equity capital.

Keywords:corporate strategic deviance; cost of equity capital; business risk; information asymmetry

一、引言

企業(yè)的經(jīng)營活動離不開融資活動的支持。股權(quán)融資方式一直是我國上市公司所偏愛的融資方式。權(quán)益資本成本作為股權(quán)融資與否的重要參考標(biāo)準(zhǔn)，極大地受到企業(yè)自身經(jīng)營風(fēng)險和信息環(huán)境的影響[1-4]。

企業(yè)的財務(wù)決策受到所在環(huán)境的廣泛影響，企業(yè)戰(zhàn)略作為企業(yè)內(nèi)部環(huán)境的重要方面，是企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢的重要途徑，因此，企業(yè)的戰(zhàn)略選擇會直接對企業(yè)的財務(wù)決策行為產(chǎn)生影響[5-6]。一般而言，企業(yè)會選擇行業(yè)常規(guī)戰(zhàn)略，以保證企業(yè)業(yè)績的穩(wěn)定性。但為了適應(yīng)企業(yè)外部環(huán)境的不斷變化，企業(yè)可能結(jié)合行業(yè)的整體情況和自身資源條件對戰(zhàn)略進(jìn)行調(diào)整，偏離行業(yè)常規(guī)模式，差異化企業(yè)戰(zhàn)略，提高企業(yè)被復(fù)制和攻擊的難度，獲得額外的競爭優(yōu)勢[7-8]。企業(yè)戰(zhàn)略偏離行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)的程度即被稱為戰(zhàn)略差異度[9-10]。已有文獻(xiàn)表明，不同的企業(yè)戰(zhàn)略定位表現(xiàn)為企業(yè)資源配置結(jié)構(gòu)的差異，而企業(yè)的資源配置是決定企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險和信息環(huán)境的重要因素[9,10-13,15-18]。因此，企業(yè)戰(zhàn)略的差異程度會導(dǎo)致企業(yè)在經(jīng)營風(fēng)險和信息環(huán)境方面的差異。

根據(jù)已有文獻(xiàn)，經(jīng)營風(fēng)險和信息不對稱均是導(dǎo)致企業(yè)權(quán)益資本成本上升的重要原因。具體而言，較大的經(jīng)營風(fēng)險伴隨著企業(yè)業(yè)績的高波動性，嚴(yán)重的信息不對稱會導(dǎo)致投資者估計不確定性的增加以及交易成本的上升，這些因素都使投資者會要求更高的必要報酬率以補償風(fēng)險，從而導(dǎo)致更高的權(quán)益資本成本[1,19-25]。

基于上述分析，我們認(rèn)為存在“戰(zhàn)略差異度—經(jīng)營風(fēng)險—權(quán)益資本成本”和“戰(zhàn)略差異度—信息不對稱—權(quán)益資本成本”兩條影響路徑。換言之，企業(yè)戰(zhàn)略差異會導(dǎo)致企業(yè)在經(jīng)營風(fēng)險和信息環(huán)境方面的差異，這種差異可能會影響投資者對企業(yè)要求的投資回報率的大小，進(jìn)而反映到企業(yè)所面臨的權(quán)益資本成本的高低上。本文認(rèn)為，企業(yè)戰(zhàn)略差異越大，經(jīng)營風(fēng)險與信息不對稱程度越高，因而企業(yè)面臨的權(quán)益資本成本可能越高。經(jīng)營風(fēng)險和信息不對稱可以成為考察戰(zhàn)略差異度影響權(quán)益資本成本的有效媒介，將其作為中介機制能夠為理解二者之間關(guān)系的內(nèi)在機理提供更合理的解釋。然而，目前尚未有研究探討過企業(yè)戰(zhàn)略差異與權(quán)益資本成本二者之間的關(guān)系，對于其中的影響路徑更未得到過有效揭示。

本文以2001-2013年滬深兩市A股上市公司為研究樣本，參考管理學(xué)領(lǐng)域?qū)ζ髽I(yè)戰(zhàn)略差異度的度量方法，實證檢驗企業(yè)戰(zhàn)略差異度對權(quán)益資本成本的影響，并進(jìn)一步考察二者之間關(guān)系的重要實現(xiàn)路徑。實證結(jié)果表明，戰(zhàn)略差異度越大，企業(yè)承擔(dān)的權(quán)益資本成本越高。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)營風(fēng)險和信息不對稱是戰(zhàn)略差異度影響權(quán)益資本成本的兩個重要實現(xiàn)路徑。

本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩個方面：第一，本文結(jié)合戰(zhàn)略理論與財務(wù)理論，拓展了權(quán)益資本成本影響因素的分析框架?，F(xiàn)有對權(quán)益資本成本影響因素的研究主要基于信息不對稱理論和委托代理理論，探討公司治理水平[24,26]、信息披露質(zhì)量[2,23,25,27]、盈余管理[28-29]以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)[30-31]等因素對企業(yè)權(quán)益資本成本高低的影響，但尚無研究考察過企業(yè)戰(zhàn)略與權(quán)益資本成本之間的關(guān)系。本文以企業(yè)戰(zhàn)略定位差異為切入點，探討了企業(yè)戰(zhàn)略差異度對權(quán)益資本成本產(chǎn)生的影響。第二，本文充分探討了企業(yè)戰(zhàn)略差異度與權(quán)益資本成本之間關(guān)系的實現(xiàn)路徑。現(xiàn)有對戰(zhàn)略差異度的進(jìn)一步探討大都是基于不同情境進(jìn)行深入研究[18]，尚無研究對戰(zhàn)略差異度對財務(wù)行為產(chǎn)生影響的路徑和機制進(jìn)行考察。本文從經(jīng)營風(fēng)險和信息不對稱兩個角度出發(fā)，詳細(xì)探討了戰(zhàn)略差異度影響權(quán)益資本成本的內(nèi)部運作機理。

本文接下來安排如下：第二部分為理論分析與研究假設(shè)的提出；第三部分為研究設(shè)計；第四部分實證分析企業(yè)戰(zhàn)略差異度與權(quán)益資本成本之間的關(guān)系；第五部分進(jìn)一步對企業(yè)戰(zhàn)略差異度影響權(quán)益資本成本的中介機制進(jìn)行了討論，第六部分進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗；最后一部分總結(jié)全文。

二、理論分析與研究假設(shè)的提出

戰(zhàn)略差異度反映了一個企業(yè)戰(zhàn)略定位偏離行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)的程度[9-10]。企業(yè)戰(zhàn)略差異在很大程度上會影響到企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險和信息不對稱程度。

相比選擇行業(yè)常規(guī)戰(zhàn)略模式的企業(yè)，戰(zhàn)略差異度大的企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險更高，主要源于以下4個方面：第一，企業(yè)戰(zhàn)略定位差異較大時，其在經(jīng)營管理過程中需要付出更高成本，進(jìn)行更多的努力與探索，企業(yè)在探索過程中可能會取得極大的成功或者極大的失敗，公司經(jīng)營的不確定性因而更高[10,13-14]；第二，行業(yè)常規(guī)模式是凝聚了行業(yè)內(nèi)眾多企業(yè)思想的智慧結(jié)晶[32-33]，能夠在一定程度上體現(xiàn)行業(yè)特質(zhì)與未來發(fā)展趨勢，相比之下，偏離行業(yè)常規(guī)模式戰(zhàn)略的合理性、可信性、合法性受到質(zhì)疑的可能性更大，潛在利益相關(guān)者是否認(rèn)可偏離行業(yè)常規(guī)模式的戰(zhàn)略會影響到企業(yè)資源的獲取以及交易成本的大小[15,34-37]，從而增加其業(yè)績的波動性，使經(jīng)營風(fēng)險上升；第三，較大的戰(zhàn)略差異使企業(yè)需要培養(yǎng)新的能力并獲取新的資源，企業(yè)作為知識與實踐的集合系統(tǒng)，吸收處理新的知識并有效執(zhí)行的能力是有限的，因此進(jìn)行資源重新配置的成本和難度都較大[16-17]。戰(zhàn)略差異度大的企業(yè)進(jìn)行資源配置的有效性具有較大的不確定性，使企業(yè)面臨較大的經(jīng)營風(fēng)險；第四，選擇差異度小的戰(zhàn)略更有利于企業(yè)適應(yīng)外部制度環(huán)境，獲得政府等監(jiān)管部門的支持，從而能夠為企業(yè)的持續(xù)穩(wěn)定經(jīng)營創(chuàng)造良好的必要條件[12]，因而相比戰(zhàn)略差異度大的企業(yè)，戰(zhàn)略差異度小的企業(yè)會面臨更小的經(jīng)營風(fēng)險。

企業(yè)戰(zhàn)略差異越大，企業(yè)的信息不對稱問題往往也越嚴(yán)重，具體體現(xiàn)在以下方面：第一，不同的企業(yè)戰(zhàn)略定位體現(xiàn)了企業(yè)資源配置結(jié)構(gòu)的差異[10-11]，戰(zhàn)略差異度小的企業(yè)面臨更多相似的競爭者，通過行業(yè)內(nèi)其他競爭者的資源配置情況也可以推斷該企業(yè)自身的發(fā)展?fàn)顩r。投資者進(jìn)行判斷的有效信息來源較多，信息不對稱程度較低。相反，當(dāng)企業(yè)戰(zhàn)略偏離行業(yè)平均水平較大時，一方面，投資者無法利用行業(yè)常規(guī)標(biāo)準(zhǔn)作為判斷依據(jù)，信息來源變少，信息獲取難度增加，信息不對稱程度因而較高[9]；另一方面，投資者不太容易通過行業(yè)內(nèi)其他競爭者的資源配置狀況來推斷企業(yè)發(fā)展情況，投資者對其進(jìn)行信息搜集和解讀因而需要更多的資金實力和時間成本，付出更多的努力，信息獲取的成本增加，導(dǎo)致投資者降低信息不對稱的動機和能力不足。第二，在戰(zhàn)略差異度大的企業(yè)中，通過應(yīng)計項目操縱盈余被發(fā)現(xiàn)的可能性更低，從而加劇了信息不對稱的可能性[18]。第三，戰(zhàn)略差異度越大的企業(yè)，經(jīng)營不確定性越大，使投資者對企業(yè)經(jīng)營狀況進(jìn)行判斷的難度進(jìn)一步增加，也會在一定程度上增加企業(yè)的信息不對稱程度。

已有研究表明，經(jīng)營風(fēng)險和信息不對稱均是影響企業(yè)權(quán)益資本成本的重要因素：當(dāng)企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險較大時，業(yè)績波動較大，甚至可能增大企業(yè)的破產(chǎn)風(fēng)險，投資者對承擔(dān)風(fēng)險所要求的必要報酬率相應(yīng)較高，企業(yè)的權(quán)益資本成本也會較高[20,25,38-39]。當(dāng)企業(yè)信息不對稱問題較為嚴(yán)重時，一方面，投資者由于處于信息劣勢，無法對企業(yè)未來經(jīng)營狀況做出準(zhǔn)確判斷[19,21]；另一方面，信息不對稱企業(yè)的股票流動性往往也較低，交易成本因而較大[1,22,40]。投資者的信息劣勢和較高的股票交易成本均會引起企業(yè)權(quán)益資本成本的上升[2,22,24]。反之，企業(yè)信息透明度的增加會帶來投資者預(yù)測風(fēng)險的減少和股票流動性的提高，權(quán)益資本成本則會降低[27,41]。

因此，我們認(rèn)為，戰(zhàn)略差異度較大時，企業(yè)的信息不對稱程度較強，經(jīng)營風(fēng)險也較大。企業(yè)戰(zhàn)略差異通過影響企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險和信息不對稱程度，進(jìn)而影響到投資者對投資回報率的要求。投資者會根據(jù)較大的經(jīng)營風(fēng)險和較嚴(yán)重的信息不對稱程度要求更高的投資回報率作為風(fēng)險的補償[2,23-24]，表現(xiàn)為戰(zhàn)略差異度較大企業(yè)的權(quán)益資本成本也會相應(yīng)較高?；谝陨戏治?，我們提出本文的核心假設(shè)：

H1：企業(yè)戰(zhàn)略差異度越大，權(quán)益資本成本越高。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文以2001-2013年滬深兩市全部A股上市公司為初始研究樣本，之所以選擇2001年為樣本起點，是由于財政部在2000年末頒布了統(tǒng)一的企業(yè)會計制度。在初始樣本的基礎(chǔ)上，本文按照如下原則對數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理：(1)剔除金融行業(yè)上市公司樣本；(2)剔除權(quán)益資本成本計算值異常，即小于0或者大于1的樣本；(3)剔除相關(guān)變量存在缺失值的公司樣本；(4)為了消除極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量按1%和99%水平進(jìn)行了縮尾處理，最終得到17596個公司-年度觀測值。本文所使用的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)數(shù)據(jù)來源于CCER數(shù)據(jù)庫，系統(tǒng)風(fēng)險和換手率數(shù)據(jù)來源于WIND金融數(shù)據(jù)終端，其他數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。此外，在進(jìn)行實證分析時，本文對所有的連續(xù)變量進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。

(二)變量定義

1.戰(zhàn)略差異度

戰(zhàn)略差異度反映了企業(yè)戰(zhàn)略偏離行業(yè)平均水平的程度。本文借鑒Tang等(2011)[10]、葉康濤等(2014)[18]以及葉康濤等(2015)[42]的方法，從以下六個維度衡量企業(yè)實際采取的戰(zhàn)略模式：(1)廣告強度，由銷售費用除以營業(yè)收入來衡量；(2)研發(fā)強度，由無形資產(chǎn)凈值除以營業(yè)收入來衡量；(3)資本密集度，由固定資產(chǎn)凈值除以公司員工總數(shù)；(4)固定資產(chǎn)更新程度，由固定資產(chǎn)凈值除以固定資產(chǎn)原值來衡量；(5)間接費用效率，由管理費用除以營業(yè)收入來衡量；(6)財務(wù)杠桿，由短期借款、長期借款以及應(yīng)付債券之和除以權(quán)益的賬面價值來衡量。因為我國上市公司并未對廣告支出進(jìn)行單獨披露，以前年度也較少對研發(fā)支出數(shù)據(jù)進(jìn)行單獨披露，因此，本文分別采用銷售費用和無形資產(chǎn)凈值近似替代這兩項數(shù)據(jù)[18]。

基于以上6個維度，本文首先將每個維度所對應(yīng)的指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，即采用當(dāng)年的行業(yè)均值進(jìn)行調(diào)整，再除以行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)差，并取絕對值，由此得到每家上市公司當(dāng)年在不同戰(zhàn)略維度上偏離行業(yè)平均水平的程度，之后將以上6個維度標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)進(jìn)行算術(shù)平均，即得到戰(zhàn)略差異度的衡量指標(biāo)[18,42]。該指標(biāo)值越大，說明公司偏離行業(yè)平均水平的程度越大。

2.權(quán)益資本成本

權(quán)益資本成本的測量包括事后權(quán)益資本成本和事前權(quán)益資本成本兩種方式。研究表明，事后權(quán)益資本成本測量的假設(shè)通常難以滿足，存在較大的測量誤差[43]，因此已有文獻(xiàn)通常使用事前權(quán)益資本成本作為權(quán)益資本成本的測算方式[25,30,44-45]。事前權(quán)益資本成本的測量主要包括戈登增長模型(GGM)[46]、剩余收益模型(GLS)[47]和非正常盈余增長模型(PEG和MPEG)[48]三種方式。毛新述等(2012)[49]對我國權(quán)益資本成本測量的有效性進(jìn)行了研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)國內(nèi)普遍采用的GLS模型效果并不理想，相比之下，PEG模型和MPEG模型更符合我國實踐，能恰當(dāng)?shù)胤从吵龈黜楋L(fēng)險因素的影響。鑒于此，本文采用PEG模型對權(quán)益資本成本進(jìn)行衡量，并且使用MPEG模型度量權(quán)益資本成本進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗。

PEG模型和MPEG模型均由Easton(2004)[48]提出，分別以市盈率和市盈增長率為基礎(chǔ)，其中，PEG模型假定非正常收益的增長率恒定且為零，RE_PEG的計算公式如模型(1)所示：

(1)

進(jìn)一步放松假定，MPEG模型假定非正常收益的增長率保持不變。RE_MPEG的計算公式如模型(2)所示：

(2)

其中，RE為公司在第t期的權(quán)益資本成本，EPSt+2為t+2期末每股盈余的預(yù)測值，EPSt+1為t+1期末每股盈余的預(yù)測值，DPSt+1為t+1期末的預(yù)測股利，Pt為t期末的股票價格。

對于盈余預(yù)測的數(shù)據(jù)，由于我國證券分析師的預(yù)測數(shù)據(jù)并不完善，存在較多缺失值，本文借鑒Hou等(2012)[50]以及毛新述等(2012)[49]的方法，采用模型(3)對盈余進(jìn)行預(yù)測：

Et+τ=β0+β1EVt+β2TAt+β3DIVt+β4DDt+β5Et+β6NEGEt+β7ACCt+εt+τ

(3)

其中，Et+τ為公司t+τ年末的凈利潤，其余所有解釋變量為公司在t年末的數(shù)據(jù)，EV為公司價值，通過總資產(chǎn)與權(quán)益的市場價值之和減去權(quán)益的賬面價值計算得到，TA為總資產(chǎn)，DIV為每股股利，DD為是否支付股利啞變量，NEGE為盈余指示變量，當(dāng)公司盈余為負(fù)時取1，ACC為總的應(yīng)計。

利用模型(3)獲得的估計系數(shù)和上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)即可得到計算權(quán)益資本成本所需的盈余預(yù)測值，股利預(yù)測值為盈余預(yù)測值與當(dāng)年實際股利支付率的乘積。將以上預(yù)測值帶入模型(1)和模型(2)中，即可求得企業(yè)相應(yīng)的權(quán)益資本成本值。當(dāng)求得的權(quán)益資本成本值小于0或者大于1時，本文定義為缺失值。

3.控制變量

借鑒以往研究[4,49]，并結(jié)合本文的研究問題，我們選擇以下變量作為控制變量：公司規(guī)模、公司杠桿、系統(tǒng)風(fēng)險、賬面市值比、經(jīng)營風(fēng)險、流動性以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)。此外，本文還對年度和行業(yè)進(jìn)行了控制。

各變量的具體定義如表1所示。

表1 變量定義

(三)模型設(shè)計

為了檢驗戰(zhàn)略差異度與權(quán)益資本成本之間的關(guān)系，本文構(gòu)建了如下回歸模型：

RE_PEGi,t=β0+β1DSi,t+β2SIZEi,t+β3LEVi,t+β4BETAi,t+β5BTMi,t+β6LIQUIDi,t+β7SOEi,t+∑INDUSTRY+∑YEAR+εi,t

(4)

在模型(4)中，戰(zhàn)略差異度的系數(shù)β1是本文關(guān)注的重點，它衡量了戰(zhàn)略差異度對權(quán)益資本成本的影響。根據(jù)假設(shè)1，本文預(yù)期β1顯著為正，即戰(zhàn)略差異度越大的上市公司需要承擔(dān)的權(quán)益資本成本越高。

四、實證結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計

我們對本文所涉及的主要變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計分析，結(jié)果如表2所示：權(quán)益資本成本(RE_PEG)的平均值為10.4%，最小值僅為2.6%，最大值為23.7%，最小值和最大值之間差距較大，說明不同上市公司的權(quán)益資本成本之間存在較大差異。戰(zhàn)略差異度(DS)的平均值為0.482，標(biāo)準(zhǔn)差為0.327，說明我國存在較多上市公司選擇與行業(yè)平均水平差異較大的公司戰(zhàn)略。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

表3報告了主要變量的相關(guān)系數(shù)結(jié)果。從表中結(jié)果可以看到，權(quán)益資本成本與戰(zhàn)略差異度顯著正相關(guān)，初步支持了本文的假設(shè)，即戰(zhàn)略差異度越大的上市公司所承擔(dān)的權(quán)益資本成本越高。

表3 主要變量相關(guān)系數(shù)

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

(二)單變量分析

本文以戰(zhàn)略差異度的中位數(shù)為臨界點，將全部樣本按照戰(zhàn)略差異度的大小分為兩組，對兩組樣本的權(quán)益資本成本水平進(jìn)行對比分析。單變量分析結(jié)果具體如表4所示：從均值水平看，戰(zhàn)略差異度大的樣本組取值為0.106，而戰(zhàn)略差異度小的樣本組取值為0.103，獨立樣本t檢驗結(jié)果表明兩組的差異在1%水平上顯著；從中位數(shù)水平看，兩個樣本組的取值分別為0.101和0.099，根據(jù)Wilcoxon軼和檢驗結(jié)果，兩組樣本的差異仍然在1%水平上顯著。以上結(jié)果表明，與戰(zhàn)略差異度小的上市公司相比，戰(zhàn)略差異度大的上市公司所承擔(dān)的權(quán)益資本成本顯著較高，初步支持了本文的假設(shè)。本文將在后續(xù)研究中通過多變量回歸分析進(jìn)一步對本文的假設(shè)進(jìn)行檢驗。

表4 單變量分析

注：分樣本組平均值差異的檢驗使用獨立樣本t檢驗(2-tailed)，中位數(shù)差異的檢驗使用Wilcoxon軼和檢驗。***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

(三)回歸分析

本文使用模型(1)和模型(3)估計權(quán)益資本成本作為被解釋變量，依據(jù)Tang等(2011)[10]、葉康濤等(2014)[42]以及葉康濤等(2015)[18]的方法構(gòu)建企業(yè)戰(zhàn)略差異度作為解釋變量，對戰(zhàn)略差異度與權(quán)益資本成本之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗。我們對所有回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤在公司層面上進(jìn)行了Cluster處理，回歸結(jié)果如表5所示。

從表5的回歸結(jié)果來看，戰(zhàn)略差異度DS的系數(shù)分別為0.114、0.052和0.055，均在1%的水平下顯著，說明企業(yè)戰(zhàn)略差異度與權(quán)益資本成本顯著正相關(guān)，即戰(zhàn)略差異度越大，上市公司所承擔(dān)的權(quán)益資本成本越高，支持了本文的假設(shè)。

五、進(jìn)一步的討論

如前所述，戰(zhàn)略差異度對權(quán)益資本成本存在顯著影響，而經(jīng)營風(fēng)險和信息不對稱是導(dǎo)致這一結(jié)果的主要機制。基于此，我們進(jìn)一步分析戰(zhàn)略差異度影響權(quán)益資本成本的內(nèi)在機理，即戰(zhàn)略差異度是否通過經(jīng)營風(fēng)險和信息不對稱影響了企業(yè)所承擔(dān)的權(quán)益資本成本。

表5 戰(zhàn)略差異度與權(quán)益資本成本

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

(一)戰(zhàn)略差異度對權(quán)益資本成本的影響機理：基于經(jīng)營風(fēng)險的中介效應(yīng)分析

戰(zhàn)略差異度較大的企業(yè)在經(jīng)營管理過程中面臨更多挑戰(zhàn)，例如：在探索過程中具有較大失敗的可能性[10,13]，偏離行業(yè)常規(guī)模式時戰(zhàn)略的合理性、可信性、合法性更容易受到質(zhì)疑[17]，資源配置的有效性面臨更多的考驗[16-17]，需要付出更多的成本與外部制度環(huán)境進(jìn)行磨合等[12]。這些挑戰(zhàn)意味著企業(yè)經(jīng)營不確定性的增加，企業(yè)業(yè)績會出現(xiàn)較大的波動，即企業(yè)面臨較高的經(jīng)營風(fēng)險。經(jīng)營風(fēng)險的增加又會進(jìn)一步導(dǎo)致投資者要求更高的投資回報率對風(fēng)險進(jìn)行補償，表現(xiàn)為權(quán)益資本成本較高。

基于此，我們試圖檢驗企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險是否為戰(zhàn)略差異度影響權(quán)益資本成本的中介機制，構(gòu)建回歸模型如下：

RE_PEGi,t=β0+β1DSi,t+β2SIZEi,t+β3LEVi,t+β4BETAi,t+β5BTMi,t+β6LIQUIDi,t+β7SOEi,t+∑INDUSTRY+∑YEAR+εi,t

(4)

RISKi,t=β0+β1DSi,t+β2SIZEi,t+β3LEVi,t+β4BETAi,t+β5BTMi,t+β6LIQUIDi,t+β7SOEi,t+∑INDUSTRY+∑YEAR+εi,t

(5)

RE_PEGi,t=β0+β1DSi,t+β2RISKi,t+β3SIZEi,t+

β4LEVi,t+β5BETAi,t+β6BTMi,t+β7LIQUIDi,t+β8SOEi,t+∑INDUSTRY+∑YEAR+εi,t

(6)

模型(4)驗證了戰(zhàn)略差異度對權(quán)益資本成本的影響，模型(5)驗證了戰(zhàn)略差異度對經(jīng)營風(fēng)險的影響，模型(6)進(jìn)一步驗證在控制經(jīng)營風(fēng)險的情況下，戰(zhàn)略差異度是否對權(quán)益資本成本存在影響。根據(jù)中介效應(yīng)的回歸思路，如果在模型(5)中，β1顯著不為0，說明戰(zhàn)略差異度對經(jīng)營風(fēng)險存在顯著影響，那么繼續(xù)對模型(6)進(jìn)行回歸，否則停止檢驗。在模型(6)中，如果β2的系數(shù)顯著不為0，且β1的系數(shù)下降，則我們認(rèn)為企業(yè)戰(zhàn)略差異度通過經(jīng)營風(fēng)險機制影響了權(quán)益資本成本。

其中，經(jīng)營風(fēng)險(RISK)采用兩種方法進(jìn)行衡量，經(jīng)營風(fēng)險(RISK1)的衡量借鑒John等(2008)[51]、Boubakri等(2011)[52]以及余明桂等(2013)[53]的方法，采用每一觀測時間段內(nèi)ROA的標(biāo)準(zhǔn)差對企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險進(jìn)行衡量，計算公式如下：

(7)

其中：

(8)

其中，RISK1i表示企業(yè)i當(dāng)年的經(jīng)營風(fēng)險，ROAi為企業(yè)i當(dāng)年息稅折舊攤銷前利潤(EBITDA)與期末資產(chǎn)總額(ASSETS)的比值。i表示企業(yè)，n表示觀測時間段內(nèi)的年度，取值為1到3，X表示該行業(yè)的企業(yè)數(shù)量，k表示該行業(yè)的第k家企業(yè)。

根據(jù)上述模型，我們首先采用行業(yè)均值對企業(yè)相應(yīng)年度的ROA進(jìn)行調(diào)整，再計算經(jīng)行業(yè)調(diào)整后的ROA在每一觀測時間段內(nèi)的標(biāo)準(zhǔn)差。計算所得的ROA的標(biāo)準(zhǔn)差即為企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險，該指標(biāo)值越大，代表企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險越高。此外，雖然經(jīng)營風(fēng)險RISK1i是通過企業(yè)每一觀測時間段內(nèi)的ROA的標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行衡量，但是參考John等(2008)[51]的做法，所有其他變量都采用相應(yīng)時段第一年的期末值進(jìn)行衡量。

經(jīng)營風(fēng)險(RISK2)的衡量借鑒李小榮和張瑞君(2014)[54]的做法，采用每個企業(yè)樣本期間行業(yè)調(diào)整ROA最大值與最小值的差額進(jìn)行衡量，計算公式如下：

RISK2i=Max(ADJROAin)-Min(ADJROAin)

(9)

表6列示了模型(5)和模型(6)的回歸結(jié)果，所有回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤在公司層面上進(jìn)行了Cluster處理。第(1)列和第(2)列是戰(zhàn)略差異度對經(jīng)營風(fēng)險的回歸結(jié)果，其中，第(1)列是以RISK1為被解釋變量的回歸結(jié)果，第(2)列是以RISK2為被解釋變量的回歸結(jié)果，在控制其他因素的影響之后，戰(zhàn)略差異度DS的系數(shù)均為0.202，且在1%水平上顯著，說明戰(zhàn)略差異度越大的企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險越高。第(3)列和第(4)列是在控制經(jīng)營風(fēng)險情況下，戰(zhàn)略差異度對權(quán)益資本成本的回歸結(jié)果，可以看到在經(jīng)營風(fēng)險的兩種不同衡量方法下，戰(zhàn)略差異度DS和經(jīng)營風(fēng)險RISK的回歸系數(shù)均顯著不為0，且戰(zhàn)略差異度DS的系數(shù)為0.030，小于模型(4)中DS的系數(shù)0.055，說明經(jīng)營風(fēng)險可能是戰(zhàn)略差異度影響權(quán)益資本成本的部分中介變量，即企業(yè)戰(zhàn)略差異度通過經(jīng)營風(fēng)險中介影響了權(quán)益資本成本。

接著，我們對以上結(jié)果進(jìn)行了Sobel檢驗。Sobel檢驗的計算公式為：

(10)

其中：

(11)

如果Z值大于臨界值，則中介效應(yīng)顯著，根據(jù)溫忠麟等(2004)[55]的研究結(jié)論，顯著性水平0.05對應(yīng)的臨界值為0.97。

表6 戰(zhàn)略差異度、經(jīng)營風(fēng)險與權(quán)益資本成本

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

表7列示了具體計算過程，由檢驗結(jié)果可知，基于經(jīng)營風(fēng)險RISK1和RISK2中介效應(yīng)的Z值分別為8.577和8.347，均大于臨界值0.97，說明戰(zhàn)略差異度、經(jīng)營風(fēng)險和權(quán)益資本成本之間存在著顯著的中介效應(yīng)，即戰(zhàn)略差異度通過經(jīng)營風(fēng)險對權(quán)益資本成本產(chǎn)生影響。

表7 Sobel檢驗結(jié)果表

(二)戰(zhàn)略差異度對權(quán)益資本成本的影響機理：基于信息不對稱的中介效應(yīng)分析

當(dāng)企業(yè)偏離行業(yè)常規(guī)戰(zhàn)略模式時，信息傳遞的有效性大大降低，體現(xiàn)為信息的有效來源相對較少，信息搜集的成本較高，準(zhǔn)確獲取信息并對企業(yè)實際經(jīng)營情況做出正確評估的難度較大[11]，以及企業(yè)盈余操縱被發(fā)現(xiàn)的可能性較低[18]，因而戰(zhàn)略差異度大的企業(yè)信息不對稱程度較高。此外，戰(zhàn)略差異度越大的企業(yè)，經(jīng)營不確定性越大，也會在一定程度上增加企業(yè)的信息不對稱程度。嚴(yán)重的信息不對稱會使投資者增加所要求的必要報酬率，降低股票的流動性，提高交易成本，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)承擔(dān)較高的權(quán)益資本成本?？梢?，信息不對稱是引起不同戰(zhàn)略差異度企業(yè)承擔(dān)的權(quán)益資本成本存在差異的重要原因，因此，我們認(rèn)為信息不對稱是戰(zhàn)略差異度影響權(quán)益資本成本的中間路徑之一。

基于此，我們構(gòu)建如下回歸模型，檢驗企業(yè)信息不對稱程度是否為戰(zhàn)略差異度影響權(quán)益資本成本的中介機制：

RE_PEGi,t=β0+β1DSi,t+β2SIZEi,t+β3LEVi,t+β4BETAi,t+β5BTMi,t+β6LIQUIDi,t+β7SOEi,t+∑INDUSTRY+∑YEAR+εi,t

(4)

ANALYSTi,t=β0+β1DSi,t+β2SIZEi,t+β3LEVi,t+β4BETAi,t+β5BTMi,t+β6LIQUIDi,t+β7SOEi,t+∑INDUSTRY+∑YEAR+εi,t

(12)

RE_PEGi,t=β0+β1DSi,t+β2ANALYSTi,t+β3SIZEi,t+β4LEVi,t+β5BETAi,t+β6BTMi,t+β7LIQUIDi,t+β8SOEi,t+∑INDUSTRY+∑YEAR+εi,t

(13)

模型(4)驗證了戰(zhàn)略差異度對權(quán)益資本成本的影響，模型(12)驗證了戰(zhàn)略差異度對信息不對稱的影響，模型(13)進(jìn)一步驗證在控制信息不對稱的情況下，戰(zhàn)略差異度是否對權(quán)益資本成本存在影響。同樣根據(jù)中介效應(yīng)的回歸思路，如果在模型(12)中，β1顯著不為0，說明戰(zhàn)略差異度對信息不對稱存在顯著影響，那么繼續(xù)對模型(13)進(jìn)行回歸，否則停止檢驗。在模型(13)中，如果β2顯著不為0，且β1不顯著，則信息不對稱為戰(zhàn)略差異度與權(quán)益資本成本之間的完全中介變量；如果β1和β2都顯著不為0，則信息不對稱可能為部分中介變量。

其中，對于信息不對稱(ANALYST)的衡量，Atiase和Bamber(1994)[56]研究發(fā)現(xiàn)信息不對稱程度越低，分析師預(yù)測的準(zhǔn)確度越高，Barry和Brown(1985)[19]證明分析師預(yù)測的離散程度會隨著市場上公開信息的增加而降低，使分析師的預(yù)測結(jié)果更加趨于一致。因而分析師的預(yù)測結(jié)果能夠在一定程度上反映企業(yè)信息披露的數(shù)量和質(zhì)量，即反映了企業(yè)的信息不對稱程度[57]。因此，我們使用分析師預(yù)測偏差(FERR)和分析師預(yù)測分歧度(FDISP)度量企業(yè)的信息不對稱程度。借鑒方軍雄(2007)[58]以及王玉濤和王彥超(2012)[59]的做法，本文以分析師對企業(yè)每股盈余預(yù)測值的偏差程度和離散程度對預(yù)測偏差和預(yù)測分歧度進(jìn)行衡量，計算公式如下：

(14)

(15)

其中，AEPSi,t為企業(yè)i當(dāng)年的實際每股盈余，F(xiàn)EPSi,t為分析師對企業(yè)i當(dāng)年的預(yù)測每股盈余。借鑒周開國等(2014)[60]的做法，本文選取企業(yè)實際每股盈余公布前每位分析師最終預(yù)測值的平均值，作為分析師預(yù)測每股盈余*由于數(shù)據(jù)庫中從2007年開始對分析師預(yù)測數(shù)據(jù)進(jìn)行披露，因此，信息不對稱指標(biāo)的時間區(qū)間為2007-2013年。。分析師預(yù)測偏差(FERR)和預(yù)測分歧度(FDISP)的值越大，代表預(yù)測的準(zhǔn)確性越低，信息不對稱程度越高。

表8列示了模型(12)和模型(13)的回歸結(jié)果，我們對所有回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤在公司層面上進(jìn)行了Cluster處理。第(1)列和第(2)列是戰(zhàn)略差異度對信息不對稱的回歸結(jié)果，在控制其他因素的影響之后，戰(zhàn)略差異度DS的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，說明戰(zhàn)略差異度越大的企業(yè)分析師預(yù)測偏差越大，預(yù)測分歧度越高，信息不對稱程度越高。第(3)列和第(4)列是在控制信息不對稱的情況下，戰(zhàn)略差異度對權(quán)益資本成本的回歸結(jié)果，可以看到在信息不對稱兩種不同衡量方法下，戰(zhàn)略差異度和信息不對稱的回歸系數(shù)均顯著不為0，且戰(zhàn)略差異度DS的系數(shù)分別為0.059和0.060，小于模型(4)中DS的系數(shù)0.055，說明信息不對稱可能是戰(zhàn)略差異度影響權(quán)益資本成本的部分中介變量。

表8 戰(zhàn)略差異度、信息不對稱與權(quán)益資本成本

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

接著，我們同樣對以上結(jié)果進(jìn)行了Sobel檢驗，表9列示了檢驗結(jié)果，可以看到基于分析師預(yù)測偏差(FERR)和預(yù)測分歧度(FDISP)中介效應(yīng)的Z值分別為3.307和2.955，均大于臨界值0.97，說明戰(zhàn)略差異度、信息不對稱和權(quán)益資本成本之間存在著顯著的中介效應(yīng)，即戰(zhàn)略差異度通過信息不對稱對權(quán)益資本成本產(chǎn)生影響。

表9 Sobel檢驗結(jié)果表

六、穩(wěn)健性檢驗

(一)內(nèi)生性檢驗

本文已驗證了戰(zhàn)略差異度對權(quán)益資本成本的正向影響，但是由于企業(yè)戰(zhàn)略的制定會受到企業(yè)環(huán)境和企業(yè)行為的影響，因而企業(yè)的融資行為也可能會對企業(yè)戰(zhàn)略產(chǎn)生影響。如果戰(zhàn)略差異度是內(nèi)生變量，那么本文的估計結(jié)果可能有偏。

市場化指數(shù)綜合了政府與市場關(guān)系、非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)品市場發(fā)育程度、要素市場發(fā)育程度，以及中介組織發(fā)育程度和法律制度環(huán)境五個重要方面，能夠恰當(dāng)?shù)貙ξ覈氖袌霭l(fā)展水平進(jìn)行整體考量[4]。我們認(rèn)為，市場化程度較高的地區(qū)屬于成熟市場，市場環(huán)境較為穩(wěn)定；而市場化程度較低的地區(qū)屬于新興市場，市場環(huán)境變化較快。在成熟市場，企業(yè)可以遵循較為成熟的經(jīng)營模式，戰(zhàn)略差異度較小，而在新興市場，企業(yè)必須不斷嘗試新的經(jīng)營模式以適應(yīng)快速變化的外在環(huán)境，戰(zhàn)略差異度較大。《中國市場化指數(shù)》是我國普遍采用的對市場化程度進(jìn)行衡量的參考指標(biāo)，隨著市場化程度的上升，市場成熟度上升，所在地區(qū)企業(yè)的戰(zhàn)略差異度隨之下降。企業(yè)戰(zhàn)略差異度行業(yè)-年度均值反映了一個行業(yè)每一年度企業(yè)戰(zhàn)略差異度的平均水平，行業(yè)-年度均值越大，代表該行業(yè)-年度的戰(zhàn)略差異度越大，行業(yè)-年度均值越小，代表該行業(yè)-年度的戰(zhàn)略差異度越小。綜上所述，我們預(yù)期戰(zhàn)略差異度與企業(yè)所在地的市場化程度負(fù)相關(guān)，而與戰(zhàn)略差異度行業(yè)-年度均值正相關(guān)。與此同時，我們無法預(yù)期企業(yè)權(quán)益資本成本與市場化程度和戰(zhàn)略差異度行業(yè)-年度均值這兩個變量的關(guān)系。因此，為了解決內(nèi)生性問題，本文使用企業(yè)所在地的市場化程度和企業(yè)戰(zhàn)略差異度行業(yè)-年度均值共同作為企業(yè)戰(zhàn)略差異度的工具變量。工具變量的度量如表10所示。

我們運用兩階段最小二乘法(2SLS)對模型進(jìn)行內(nèi)生性處理，結(jié)果如表11所示?？梢钥闯觯M(jìn)行弱工具變量檢驗時，F(xiàn)值為350.49，大于10，且P值為0.00，拒絕了存在弱工具變量的原假設(shè)。過度識別檢驗的P值為0.19，接受了所有工具變量都是外生的原假設(shè)。說明在統(tǒng)計上，我們對于工具變量的選擇也是合理的。在控制了內(nèi)生性后，我們發(fā)現(xiàn)Instrumented DS的系數(shù)為0.045，且在10%的水平上顯著，與表5結(jié)論一致，支持了本文的假設(shè)。

表10 工具變量定義

表11 內(nèi)生性檢驗結(jié)果(2SLS估計)

注：本表(1)列中括號里的值為t值，(2)列中括號里的值為z值；***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

此外，考慮到如果存在異方差，GMM估計優(yōu)于2SLS，因此我們還對企業(yè)戰(zhàn)略差異度與權(quán)益資本成本之間的關(guān)系進(jìn)行了兩步最優(yōu)GMM估計和迭代GMM估計，結(jié)果如表12所示，由表中結(jié)果可以看到，系數(shù)估計值與2SLS基本一致。

表12 內(nèi)生性檢驗結(jié)果(GMM估計)

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

(二)固定效應(yīng)回歸

為了避免不同上市公司間個體差異產(chǎn)生的影響，我們采用固定效應(yīng)回歸對本文的結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。表13報告了固定效應(yīng)的回歸結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，戰(zhàn)略差異度與權(quán)益資本成本之間的關(guān)系始終在1%水平上顯著為正，與本文研究結(jié)論保持一致。

表13 固定效應(yīng)回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

(三)分位數(shù)回歸

為了排除可能存在的極端值對回歸結(jié)果產(chǎn)生的影響，本文采用對極端值不敏感的分位數(shù)回歸檢驗本文的結(jié)論是否穩(wěn)健，表14報告了分位數(shù)回歸的結(jié)果。由表中結(jié)果可知，戰(zhàn)略差異度的系數(shù)顯著為正，與前文結(jié)論一致。

(四)權(quán)益資本成本度量的敏感性測試

我們利用MPEG模型(模型(2))計算權(quán)益資本成本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，表15報告了以RE_MPEG作為因變量的回歸結(jié)果，所有回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤均在公司層面上進(jìn)行了Cluster處理。可以看到，戰(zhàn)略差異度的系數(shù)始終顯著為正，與本文主要結(jié)論保持一致。

表14 分位數(shù)回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

表15 權(quán)益資本成本度量的敏感性測試

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

(五)戰(zhàn)略差異度度量的敏感性測試

由于采用銷售費用替代廣告宣傳費用，無形資產(chǎn)凈值替代研發(fā)費用可能帶來一定的測量誤差，因此，本文借鑒Tang等(2011)[10]、葉康濤等(2014)[18]以及葉康濤等(2015)[42]的方法，剔除廣告強度和研發(fā)強度兩個維度，利用資本密集度、固定資產(chǎn)更新程度、間接費用效率以及財務(wù)杠桿四個維度重新構(gòu)建戰(zhàn)略差異度的衡量指標(biāo)，記為DS2。采用DS2作為解釋變量，重新對本文的假設(shè)進(jìn)行檢驗。

表16報告了以DS2作為解釋變量的回歸結(jié)果，我們對所有回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤在公司層面上進(jìn)行了Cluster處理。由表中結(jié)果可以看到，戰(zhàn)略差異度對權(quán)益資本成本的回歸系數(shù)始終在1%水平上顯著為正，與前文研究結(jié)論一致。

表16 戰(zhàn)略差異度度量的敏感性測試

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

七、研究結(jié)論

不同戰(zhàn)略差異度企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險和信息環(huán)境具有較大差異，即當(dāng)企業(yè)戰(zhàn)略差異度不同時，企業(yè)自身的經(jīng)營風(fēng)險以及企業(yè)與外部投資者之間信息不對稱的程度均具有較大差異。經(jīng)營風(fēng)險和信息不對稱程度的不同，使投資者對于投資必要報酬率的要求產(chǎn)生差異，進(jìn)而影響到企業(yè)權(quán)益資本成本的大小。本文以2001-2013年我國滬深兩市A股上市公司為研究對象，對戰(zhàn)略差異度與權(quán)益資本成本之間的關(guān)系進(jìn)行了研究。研究結(jié)果表明，首先，對于不同戰(zhàn)略差異度的企業(yè)，它們所承擔(dān)的權(quán)益資本成本的確存在顯著差異，戰(zhàn)略差異度越大，企業(yè)面臨的權(quán)益資本成本越高。其次，戰(zhàn)略差異度對權(quán)益資本成本的影響存在兩個中介機制，一方面，戰(zhàn)略差異度大的企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險更大，投資者會要求更高的投資回報率對風(fēng)險進(jìn)行補償，因而企業(yè)承擔(dān)的權(quán)益資本成本更大；另一方面，戰(zhàn)略差異度大的企業(yè)信息不對稱程度更高，嚴(yán)重的信息不對稱會增加投資者所要求的必要報酬率，進(jìn)而使企業(yè)承擔(dān)更高的權(quán)益資本成本。

本文的研究進(jìn)一步豐富和拓展了有關(guān)企業(yè)戰(zhàn)略和權(quán)益資本成本的文獻(xiàn)。企業(yè)戰(zhàn)略定位對企業(yè)融資方式的選擇具有重要影響，企業(yè)需要根據(jù)自身實際情況選擇恰當(dāng)?shù)膽?zhàn)略定位，并對企業(yè)的融資方式進(jìn)行適當(dāng)調(diào)整。對于選擇與行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)具有較大差異戰(zhàn)略的企業(yè)而言，一方面可以盡量減少業(yè)績波動，降低經(jīng)營風(fēng)險，另一方面可以增加企業(yè)信息披露質(zhì)量，提高信息透明度，從而在一定程度上達(dá)到降低權(quán)益資本成本的效果。

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(本文責(zé)編：海洋)

CorporateStrategicDevianceandtheCostofEquityCapital

WANG Hua-cheng1, ZHANG Xiu-ping2, HOU Can-ran1, LI Xin-yu1

(1.SchoolofBusiness,RenminUniversityofChina,Beijing100872,China;2.SchoolofBankingandFinance,UniversityofInternationalBusinessandEconomics,Beijing100029,China)

F275.3

A

1002-9753(2017)09-0099-15

2017-02-03

2017-08-16

本文得到國家自然科學(xué)基金面上項目(71772173)；國家自然科學(xué)基金面上項目(71372162)；國家自然科學(xué)基金重點項目(71432008)；財政部會計名家培養(yǎng)工程的資助。

王化成(1963-)，男，內(nèi)蒙古赤峰人，中國人民大學(xué)商學(xué)院教授，博士，博士生導(dǎo)師。通訊作者：張修平。