機構(gòu)持股、信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本

項 英

機構(gòu)持股、信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本

項 英

本文選取2012-2016年深市主板A股上市公司為樣本，以深交所信息披露考評結(jié)果作為信息披露質(zhì)量的替代變量，以PEG模型計量股權(quán)融資成本，引入赫芬達爾指數(shù)衡量機構(gòu)投資者競爭度，實證檢驗了機構(gòu)持股、信息披露與股權(quán)融資成本三者間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：提高信息披露質(zhì)量有助于改善上市公司融資效率；無論規(guī)模還是結(jié)構(gòu)，我國機構(gòu)投資者的發(fā)展水平都遠落后于西方發(fā)達資本市場，機構(gòu)投資者之間的競爭度比較低，對信息披露和股權(quán)融資成本的關(guān)系影響不明顯。根據(jù)實證研究結(jié)果，本文從如何提高上市公司信息披露質(zhì)量以及如何推動我國機構(gòu)投資者發(fā)展兩方面提出政策建議。

信息披露質(zhì)量 股權(quán)融資成本 機構(gòu)持股

一、引言

證券市場是一個高度信息化的市場，一切買賣的實質(zhì)都是信息的買賣（周中勝，陳漢文，2008）。對股票投資而言，投資者投資于某只股票所對應(yīng)的上市公司是為了盡可能地獲得更好的投資回報。為追求收益的最大化，投資者需要大量的信息進行收益預(yù)測以做出合理的投資決策，上市公司通過信息披露以獲得投資者認可從而獲得經(jīng)營資金，證券市場基于信息的流動充分發(fā)揮資源配置的作用，實現(xiàn)資源最終流向優(yōu)質(zhì)企業(yè)的市場目標。上市公司充分、及時、準確的信息披露在引導(dǎo)投資者理性決策、改進資源配置效率、維護市場秩序方面發(fā)揮著積極作用。作為信息披露的重要經(jīng)濟后果，公司能否從高質(zhì)量的信息披露中獲得融資成本的節(jié)約是管理層、監(jiān)管機構(gòu)、學(xué)者廣泛關(guān)注的問題。多數(shù)研究表明提高信息披露質(zhì)量能夠降低股權(quán)融資成本。與此同時，投資主體機構(gòu)化正成為全球金融市場的一個顯著趨勢，作為證券市場上介于投資者和上市公司之間的第三方力量，機構(gòu)投資者對資本市場的影響力正逐步提升。不少研究機構(gòu)投資者對股票市場影響的文獻表明，機構(gòu)投資者憑借專業(yè)能力、資金規(guī)模等優(yōu)勢可獲得更多有關(guān)上市公司的私有信息，機構(gòu)投資者依托私有信息的交易行為會提高資本市場信息效率。國外有學(xué)者進一步研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者對上市公司私有信息的競爭行為可有效降低資本市場信息不對稱，從而削弱信息披露質(zhì)量對股權(quán)融資成本的影響?；诖?，本文擬以我國資本市場為背景，探討機構(gòu)投資者持股以及機構(gòu)投資者間的信息競爭對上市公司信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本之間關(guān)系的影響。

二、研究假設(shè)

（一）信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本

在有效的證券市場中，上市公司信息披露通過信號傳遞作用于股票價格，最后影響資本市場的資源配置效率，進而帶來上市公司的股權(quán)融資成本的波動。具體來說，信息披露主要通過改變風(fēng)險預(yù)期和股票流動性來影響股權(quán)融資成本。

改變投資者風(fēng)險預(yù)期表現(xiàn)在以下3個方面：首先，高質(zhì)量的信息披露可以減少公司管理人員與投資者之間的信息不對稱，從而減少逆向選擇風(fēng)險和道德風(fēng)險，使得股權(quán)融資成本得到降低；其次，外部投資者通過高質(zhì)量的信息披露可以對公司的財務(wù)狀況、經(jīng)營成果、現(xiàn)金流量和經(jīng)營風(fēng)險了解得更為清晰，這在一定程度上可以限制公司管理人員利用其信息優(yōu)勢掠奪外部投資者的利益，促使公司管理者只對高質(zhì)量的項目進行投資，從而使得投資者面臨被公司管理層利益侵占的風(fēng)險降低，減少其要求的風(fēng)險補償；第三，公司經(jīng)理人和外部投資者可以從高質(zhì)量的信息披露中獲取信息來鑒別一個投資項目是否有投資的價值，從而減少投資者對項目風(fēng)險的不確定程度，相應(yīng)地降低獲得與風(fēng)險匹配的額外收益的要求，這也可以降低公司的股權(quán)融資成本。對信息披露質(zhì)量高的公司來說，公司與投資者間的信息不對稱程度相對較低，使得投資者和上市公司對股票價格預(yù)期越接近，就會有越多的投資者購買和持有該股票，提高了該股票的流動性，投資者所承擔(dān)的交易成本變低，此時投資者所要求的報酬率也會相應(yīng)較低，從而使得公司的股權(quán)融資成本降低?；谏鲜龇治?，本文提出第一個假設(shè)：

假設(shè)H1：信息披露質(zhì)量與當期股權(quán)融資成本負相關(guān)。

（二）機構(gòu)投資者持股、信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本

1．機構(gòu)投資者持股對信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本關(guān)系的影響

相對于個人投資者，機構(gòu)投資者具有多種優(yōu)勢。各種類型的機構(gòu)投資者一般都建立有自己的研究所，在搜集信息、行情分析、走勢判斷等，均有專業(yè)團隊進行研究。因而，對于管理層發(fā)布的信息，他們的甄別和解讀能力往往高于一般投資者。同時，機構(gòu)投資者有著雄厚的資金實力，投資的規(guī)模較大，理性的投資決策會為其帶來巨大的投資收益，根據(jù)信息價值的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，機構(gòu)投資者搜尋信息的收益要大于信息搜集成本，其往往會進行主動性信息搜尋。此外，作為上市公司股東的機構(gòu)投資者還能通過積極參與公司治理影響公司信息的生成和傳播。機構(gòu)投資者持股帶來的信息優(yōu)勢和規(guī)模效應(yīng)會促使其有更強的動機和條件去挖掘更多的與公司相關(guān)信息進行分析和交易。許多研究表明，機構(gòu)投資者基于信息的交易行為加速了股票價格對公司特有信息的吸收，增進了股票市場的信息效率?；谝陨戏治?，機構(gòu)投資者對上市公司特有信息的搜尋和交易行為，在一定程度上緩解了資本市場上的信息不對稱，降低了投資者面臨的不確定性風(fēng)險，減少了投資者要求的風(fēng)險補償。由此，提出第二個假設(shè)：

表1 研究變量含義及說明

表2 樣本公司信息披露質(zhì)量考評結(jié)果相對數(shù)分布

表3 機構(gòu)投資者持股及機構(gòu)投資者間信息競爭發(fā)展趨勢

表4 模型一回歸結(jié)果

假設(shè)H2：機構(gòu)投資者持股會削弱信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本之間的負相關(guān)關(guān)系。

2．機構(gòu)投資者間的競爭對信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本關(guān)系的影響

Kyle (1985) 通過均衡價格制定過程模型，研究了知情交易者的交易對股價反映私人信息的影響。該模型將市場交易參與者分為三類：知情交易者、噪聲交易者和做市商。知情交易者通過私有信息選擇交易策略以獲利，隨著交易次數(shù)的增加，知情交易者的私人信息會逐漸反映到價格中去。在此基礎(chǔ)上，Easley et al. (2004)進行了拓展研究，發(fā)現(xiàn)隨著知情交易者的增多，競爭的加劇，知情交易者的私有信息被釋放的速度加快，大大降低了不知情者面臨的信息不對稱風(fēng)險。游家興、汪立琴（2012）研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者作為市場中的知情交易者，公司持股機構(gòu)投資者的數(shù)量越多，股票價格對公司特質(zhì)信息的吸收越充分，股價波動同步性越低，機構(gòu)投資者之間的競爭加快了公司私有信息的傳播，使投資者面臨的信息不對稱風(fēng)險下降，降低了投資者對風(fēng)險溢價的補償，由此提出假設(shè)：

假設(shè)H3：機構(gòu)投資者之間的競爭會削弱信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本的負相關(guān)關(guān)系。

三、研究設(shè)計

（一） 研究變量定義

1．被解釋變量

本文對當期權(quán)益資本成本CofEC的計量采用PEG模型，該模型如下：

式中：CofEC——股權(quán)融資成本；eps2——預(yù)期第二期期末每股收益 ；eps1——預(yù)期第一期期末每股收益；P0——基期期末的股票價格。

2．解釋變量

信息披露質(zhì)量：本文對上市公司信息披露質(zhì)量的衡量以深圳證券交易所對深市上市公司信息披露考評結(jié)果為標準。林燕金（2011）將信息考評結(jié)果按質(zhì)量高低，由高到低分別賦值為“5”、“4”、“3”、“2”，本文借鑒其做法，并賦予相同數(shù)值，以Disclosure表示。

機構(gòu)投資者持股：本文采用啞變量機構(gòu)投資者是否持股（Ish）驗證機構(gòu)投資者對信息披露質(zhì)量和股權(quán)融資成本關(guān)系的影響，當上市公司有基金、券商、券商集合理財產(chǎn)品、QFII、財務(wù)公司、銀行、保險公司、信托公司這些類型的機構(gòu)投資者持股時，Ish=1，否則Ish=0。

表6 模型三回歸結(jié)果

機構(gòu)投資者競爭：由于資金雄厚、專業(yè)研究能力強等特點，機構(gòu)投資者擁有得天獨厚的信息優(yōu)勢，相對于中小投資者，機構(gòu)投資者更像是知情交易者。作為知情交易者，機構(gòu)投資者之間私有信息的分布會影響他們的投資效率，私有信息在機構(gòu)投資者之間分布越平均，相互間的競爭越激烈。從某種程度上講，機構(gòu)投資者擁有私有信息的數(shù)量隨持股比例的上升而提高，因此，可采用機構(gòu)投資者持股數(shù)量的分布來衡量機構(gòu)投資者之間的競爭?；诖?，Akins et al（2012）借鑒產(chǎn)業(yè)組織理論中測度產(chǎn)品市場競爭的赫芬達爾指數(shù)來衡量機構(gòu)投資者持股數(shù)量分布，以此替代機構(gòu)投資者之間的競爭程度（Competition），該指數(shù)計算公式如下：

式中：N——上市公司持股機構(gòu)投資者數(shù)量；Investori——上市公司第i個機構(gòu)投資者持股數(shù)量；Investor——代表所有機構(gòu)投資者持股數(shù)量。

可以看出該指數(shù)范圍為-1到0，-1表示只有一個機構(gòu)投資者持股，該指數(shù)越大，機構(gòu)投資者之間持股分布越分散，表明該公司機構(gòu)投資者之間的競爭程度越大。借鑒已有研究，本文采用機構(gòu)投資者家數(shù)的對數(shù)Number和赫芬達爾指數(shù)Competition來衡量機構(gòu)投資者之間的競爭。

3.控制變量

本文選取以下幾個變量作為控制變量：公司規(guī)模、財務(wù)風(fēng)險、盈利能力、市場波動性及年份。

（二）模型設(shè)計

為驗證假設(shè)H1，構(gòu)建模型一：

為驗證假設(shè)H2，構(gòu)建模型二：

為驗證假設(shè)H3，構(gòu)建模型三：

（三）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2012-2016年深圳證券交易所主板全部A股公司，然后依據(jù)以下標準對原始樣本進行篩選：（1）剔除金融類上市公司，鑒于國內(nèi)外學(xué)者在研究中均基于金融類上市公司經(jīng)營活動的特殊性將其剔除。（2）剔除ST、SST、PT等異常公司，由于這些公司通常為經(jīng)營狀況異常，面臨退市風(fēng)險的公司，若保留在樣本中，會影響樣本分析。（3）剔除數(shù)據(jù)缺失的公司。為消除極端值影響，對主要連續(xù)變量進行上下1%的winsorize處理。

信息披露質(zhì)量考評結(jié)果來源于深交所網(wǎng)站，機構(gòu)投資者持股明細來自同花順數(shù)據(jù)庫中的機構(gòu)研究板塊，分析師預(yù)測數(shù)據(jù)及其他財務(wù)數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計分析使用Excel和Stata11.0完成。

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

1．信息披露質(zhì)量分析

深圳證券交易所于2001年起依據(jù)《深圳證券交易所股票上市規(guī)則》對深市上市公司信息披露進行評級，以一個年度為考核期間，從信息披露的及時性、準確性、完整性及合法性進行考核，其結(jié)果記入公司的“誠信檔案”?？荚u結(jié)果按其質(zhì)量高低，依次分為“優(yōu)秀”、“ 良好”、“ 合格”、“ 不合格”。樣本公司信息披露質(zhì)量考評結(jié)果分布如表2。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示：（1）信息披露考評結(jié)果為“不合格”的公司非常低，連續(xù)5年均占樣本總數(shù)的1%；（2）信息披露考評結(jié)果為“合格”的公司所占比例逐年下降，信息披露考評結(jié)果為“良好”的公司所占比例逐年上升；（3）雖然信息披露考評為“優(yōu)秀”的公司比例較低，在10%左右，但是一般認為“優(yōu)秀”和“良好”的考評結(jié)果即代表公司信息披露質(zhì)量為高，從表中可知信息披露質(zhì)量較高的公司比例由2012年的77.1%上升至2016年的85.18%。上市公司信息披露質(zhì)量有顯著提高。

2.機構(gòu)投資者持股分析

表3給出了機構(gòu)投資者持股及機構(gòu)投資者之間信息競爭發(fā)展趨勢的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，從表中可以清晰發(fā)現(xiàn)：（1）2012年-2016年，擁有機構(gòu)投資者持股的公司占樣本公司的比重大致呈上升趨勢，2012年該比重為50.39%，截至2016年該比重提高到了92.50%，由此看出，機構(gòu)投資者的投資范圍越來越廣泛，市場覆蓋面已占到90%以上，成為深市主板上市公司的重要投資力量；（2）剔除無機構(gòu)投資者持股的樣本后，2012-2016年，持股機構(gòu)投資者家數(shù)均值和赫芬達爾指數(shù)逐年上升，說明機構(gòu)投資者之間的信息競爭程度逐年加劇。

（二）變量相關(guān)性分析

本文借助Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗變量之間的相關(guān)性。結(jié)果顯示：權(quán)益資本成本在5%的顯著性水平下與信息披露質(zhì)量負相關(guān)，在1%的顯著性水平下與資產(chǎn)負債率正相關(guān)，均與本文的預(yù)期一致。權(quán)益資本成本與貝塔系數(shù)負相關(guān)，與總資產(chǎn)凈利率負相關(guān)，但并不顯著。在所選取變量之間的相關(guān)系數(shù)中，測度機構(gòu)投資者之間競爭程度的兩個變量LnNumber和Herflnst（注：LnNumber用作穩(wěn)健性檢驗，二者不會出現(xiàn)在同一個模型中）的相關(guān)系數(shù)較大為0.8734外，其余變量間的相關(guān)系數(shù)最大值僅為0.58，相關(guān)系數(shù)都較小。依據(jù)Hossian et al.（1995）的研究結(jié)果，只要解釋變量間的相關(guān)系數(shù)沒有超過0.8或0.9，就不會因為存在多重共線性而影響回歸結(jié)果。因此，本文所選取的自變量之間不存在多重共線性關(guān)系。

（三）多元回歸分析

1.模型一回歸結(jié)果分析

本文首先用全樣本數(shù)據(jù)對模型一進行多元線性回歸，以此驗證樣本公司信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本之間的相互關(guān)系。多元回歸結(jié)果如表5所示。

從表4的回歸結(jié)果可以看出，F(xiàn)值為21.32，Prob〉F=0.00，模型整體的顯著性較好，同時擬合優(yōu)度較高也表明模型的自變量對股權(quán)資本成本起到了很好的解釋作用。回歸系數(shù)為-0.0094，并在5%的置信水平顯著，說明上市公司信息披露水平每提高一個單位，股權(quán)融資成本相應(yīng)降低0.94%，與預(yù)期一致，假說H1得到支持?？刂谱兞糠矫妫攧?wù)風(fēng)險與股權(quán)融資成本顯著正相關(guān)，與預(yù)期相符。表明企業(yè)財務(wù)風(fēng)險越大，股權(quán)融資成本越高。公司規(guī)模越大，股權(quán)融資成本反而越高，與本文預(yù)期相反，但與汪煒、蔣高峰（2004）的實證研究結(jié)論一致，這可能與我國證券市場上的“小盤股效應(yīng)”有關(guān)，相對于大規(guī)模公司，小規(guī)模上市公司股本較小，經(jīng)營領(lǐng)域往往屬于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，成長前景廣闊，股本上升潛力大，這些優(yōu)勢很容易使投資者產(chǎn)生高成長的預(yù)期，小盤股自然會受投資者青睞，加大了大公司股票被市場低估的可能性。貝塔系數(shù)、盈利能力與股權(quán)資本成本的關(guān)系并不顯著，可能是因為投資者對于上市公司收益率的真實性并不認可。

2.模型二回歸結(jié)果分析

在模型二中，本文引入機構(gòu)投資者是否持股（Ish）與上市公司信息披露質(zhì)量（Disclosure）的交乘項，以考察機構(gòu)投資者持股對權(quán)益資本成本與信息披露質(zhì)量之間負相關(guān)關(guān)系的影響。用全樣本數(shù)據(jù)對模型二進行多元線性回歸，回歸結(jié)果如表5所示。

從表5的回歸結(jié)果可以看出，F(xiàn)值為19.44，Prob〉F=0.00，模型整體的顯著性較好，擬合優(yōu)度為0.19，較模型一提高了1個百分點。信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本在5%的顯著性水平上負相關(guān)，說明上市公司信息披露質(zhì)量提高，會帶來股權(quán)融資成本的節(jié)約。就控制變量而言，資產(chǎn)負債率與股權(quán)資本成本顯著負相關(guān)，其他變量與股權(quán)融資成本關(guān)系不顯著。信息披露質(zhì)量（Disclosure）與是否有機構(gòu)投資者持股（Ish）的交乘項回歸系數(shù)的符號為正，與預(yù)期符號一致，但并不顯著，假說二未得到支持。這表明，在我國證券市場上，無論上市公司是否有持股，機構(gòu)投資者對信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本二者間的關(guān)系都不會產(chǎn)生顯著影響?？赡茉蛟谟?，當僅將樣本公司劃分為有機構(gòu)投資者和無機構(gòu)投資者兩類時，有一個機構(gòu)投資者和有若干個機構(gòu)投資者的效果被認為是相通的，未區(qū)分上市公司機構(gòu)投資者的數(shù)量及持股的內(nèi)部結(jié)構(gòu)，可能會模糊機構(gòu)投資者在私有信息挖掘利用方面的作用，僅以該變量檢驗機構(gòu)投資者對信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本二者間關(guān)系影響不足以說明問題，針對此，本文將在下文引入衡量機構(gòu)投資者競爭的變量赫芬達爾指數(shù)展開進一步分析。

3．模型三回歸結(jié)果分析

在模型三中，本文引入機構(gòu)投資者競爭（Competition）與上市公司信息披露質(zhì)量（Disclosure）的交乘項，以考察機構(gòu)投資者競爭對權(quán)益資本成本與信息披露質(zhì)量之間負相關(guān)關(guān)系的影響。用子樣本數(shù)據(jù)對模型三進行多元線性回歸，回歸結(jié)果如表6所示。

從表6的回歸結(jié)果可以看出，F(xiàn)值為15.40，Prob〉F=0.00，擬合優(yōu)度為0.18，模型整體的顯著性較好。對于有機構(gòu)投資者的子樣本，信息披露質(zhì)量、貝塔系數(shù)、資產(chǎn)負債率與權(quán)益資本成本顯著相關(guān)且符號滿足預(yù)期假設(shè)。信息披露質(zhì)量（Disclosure）與機構(gòu)投資者競爭（Competition）的交乘項回歸系數(shù)的符號為正，與預(yù)期符號一致，但并不顯著，與模型二的回歸結(jié)果一致，假說三未得到支持。即是否有機構(gòu)投資者持股或機構(gòu)投資者的競爭都不會對信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本二者的關(guān)系產(chǎn)生影響。為何以西方發(fā)達資本市場的數(shù)據(jù)檢驗得到機構(gòu)投資者會削弱信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本的關(guān)系的結(jié)論在我國資本市場中無法成立呢？這可能與我國機構(gòu)投資者整體規(guī)模偏小，機構(gòu)投資者在上市公司間的分布不均衡有關(guān)，由變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果可知，每家樣本公司平均擁有機構(gòu)投資者27家，最高達到376家，最低為0家，50%的上市公司擁有不到10個機構(gòu)投資者，而根據(jù)Akins et al（2012）的研究，在美國，平均每家上市公司擁有89.33個機構(gòu)投資者，約為我國的3倍。以我國上市公司為樣本統(tǒng)計的赫芬達爾指數(shù)平均值、中位數(shù)分別為-0.32、-0.20，相應(yīng)地在美國這兩個數(shù)據(jù)為-0.17、-0.09。機構(gòu)投資者數(shù)目和赫芬達爾指數(shù)均表明我國機構(gòu)投資者的競爭程度遠遠低于發(fā)達資本市場，這就導(dǎo)致在我國機構(gòu)投資者之間通過私有信息的競爭，將私有信息融入價格的趨勢并不足以降低其他投資者面臨的信息不對稱風(fēng)險。因此，機構(gòu)投資者對信息披露質(zhì)量和股權(quán)融資成本關(guān)心的影響不那么顯著。另一種可能的原因是，機構(gòu)投資者的決策并非都是基于私有信息做出，上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)復(fù)雜、經(jīng)營多元化、關(guān)聯(lián)方交易眾多等特點可能會加大機構(gòu)投資者的信息搜集難度與成本，因而在決策時他們更多地依賴于公開信息，機構(gòu)投資者的行為不足以緩解證券市場中的信息不對稱，因而不會對信息披露質(zhì)量和股權(quán)融資成本的關(guān)系造成影響。

（四）穩(wěn)健性檢驗

本文變換了主要變量的衡量指標，采用機構(gòu)投資者數(shù)量的對數(shù)（LnNumber）來衡量機構(gòu)投資者競爭，同時借鑒已有學(xué)者的研究方法，如果信息披露考評結(jié)果為“良好”和“優(yōu)秀”，Disclosure=1，否則Disclosure=0，將其代入模型進行穩(wěn)健性檢驗。采用上述替代變量對模型進行回歸，實證結(jié)果不變。具體來講，股權(quán)融資成本與信息披露質(zhì)量顯著負相關(guān)，機構(gòu)投資者持股對股權(quán)融資成本和信息披露質(zhì)量二者關(guān)系的影響不明顯，因此，本文的結(jié)論具有穩(wěn)定性。

五、研究結(jié)論

本文以2012-2016年深市主板A股上市公司為樣本，基于信息披露的經(jīng)濟學(xué)理論分析，選取深交所發(fā)布的信息質(zhì)量考評結(jié)果作為信息披露質(zhì)量的橫量指標，從同花順數(shù)據(jù)庫獲取樣本公司機構(gòu)投資者持股明細并采用PEG模型計算股權(quán)融資成本，探討了信息披露質(zhì)量和權(quán)益資本成本以及在機構(gòu)投資者的支配下信息披露質(zhì)量與權(quán)益資本成本的關(guān)系。本文的主要研究結(jié)論有：

第一，本文以市場有效理論、代理理論、信息不對稱理論為基礎(chǔ)，從風(fēng)險和股票流動性兩方面分析了信息披露質(zhì)量對股權(quán)融資成本的作用路徑，在控制了公司規(guī)模、經(jīng)營風(fēng)險、盈利水平、市場波動性等因素后，發(fā)現(xiàn)上市公司信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本負相關(guān)，即信息披露質(zhì)量高的企業(yè)股權(quán)融資成本相對更低，與已有研究結(jié)論一致。

第二，本文發(fā)現(xiàn)無論機構(gòu)投資者是否持股，機構(gòu)投資者競爭對信息披露質(zhì)量與權(quán)益資本成本二者關(guān)系的削弱程度均不明顯。通過進一步分析，筆者認為可能是受我國機構(gòu)投資者整體規(guī)模偏小，各類機構(gòu)投資者發(fā)展不均衡的影響。

第三，除信息披露質(zhì)量外，影響上市公司股權(quán)融資成本大小的因素還包括公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率和貝塔系數(shù)。具體而言，上市公司的資產(chǎn)負債率越低、市場波動性越小，股權(quán)融資成本越低，但上市公司的規(guī)模與信息披露質(zhì)量正相關(guān)，規(guī)模大的公司股權(quán)融資成本反而高，與先前多數(shù)理論與實證研究結(jié)論相悖，筆者認為，這可能是受我國證券市場上的“小盤股效應(yīng)”的影響。

作者單位：上海開放大學(xué)奉賢分校

1.汪煒,蔣高峰.信息披露、透明度與資本成本.經(jīng)濟研究.2004(7)

2.沈洪濤.公司社會責(zé)任和環(huán)境會計的目標與理論基礎(chǔ)——國外研究綜述.會計研究.2010(3)

3.楊海燕,韋德洪,孫健.機構(gòu)投資者持股能提高上市公司會計信息質(zhì)量嗎?——兼論不同類型機構(gòu)投資者的差異.會計研究.2012(9)

4.游家興,汪立琴.機構(gòu)投資者、公司特質(zhì)信息與股價波動同步性——基于R2的研究視角.南方經(jīng)濟.2012(11)

5.張軍華.行業(yè)競爭、信息質(zhì)量與股權(quán)資本成本.經(jīng)濟與管理研究.2012(8)

6.周中勝，陳漢文.會計信息透明度與資源配置效率.會計研究.2008(12)

7.Akins, B. K., Ng, J., Verdi, R. S., Investor Competition over Information and the Pricing of Information Asymmetry, The Accounting Review, 2012.

8. Easley, D., M, O’Hara., Information and the cost of capital. Journal of Finance, 2004.

9. Kyle, A., Continuous auctions and insider trade, Econometrica, 1985.

10. Ng, J., The Effect of Information Quality on Liquidity Risk, Journal of Accounting and Economics, 2011.

11.Pingyang Gao. Disclosure Quality, Cost of Capital, and Investor Welfare. Accounting Review, 2010.

國家社會科學(xué)一般項目“南疆旅游資源評價”，項目編號：12BJL084。