基于融資成本視角的盈余質量對投資效率影響研究*

南京理工大學經濟管理學院 劉義鵑 鄭文強

基于融資成本視角的盈余質量對投資效率影響研究*

南京理工大學經濟管理學院 劉義鵑 鄭文強

本文以2014-2015年在滬深A股上市公司為樣本從融資成本的視角研究盈余質量對投資效率的影響。研究結果表明：盈余質量影響投資效率分為直接和間接兩種方式。一方面，盈余質量可以直接影響投資效率，盈余質量的提高可以減輕委托人和代理人的信息不對稱性，增強股東和管理層監督，從而提高投資效率。另一方面，盈余質量可以通過降低債務融資成本（中介變量）來間接緩解企業投資不足。而股權融資成本未通過作為中介變量的顯著性檢驗。

盈余質量 融資成本 投資效率中介效應

一、引言

會計盈余作為企業一定期間內經營成果的體現，使得盈余質量對企業投資效率的影響一直是會計與財務的重要課題。國內外學者對盈余質量影響投資效率的研究一般從高盈余質量降低信息不對稱性和緩解代理問題出發，提高股東對管理者的監督進而影響項目的選擇，由此提升企業投資效率。但是除此之外，盈余質量對投資效率的影響是否有其他方式？已有研究表明，融資成本是影響企業投資效率的重要因素。投資效率是指企業在投資活動中投資報酬價值與企業投資成本的比值。投資成本包含企業融資成本，融資成本過高會導致企業投資效率下降。融資成本包括股權融資成本和債務融資成本。而盈余質量具有定價功能，盈余質量的提升可以降低股權融資成本和債務融資成本。據此，本文從融資成本視角下研究盈余質量對投資效率的影響，把融資成本作為盈余質量影響投資效率的中介變量進行研究。

二、理論分析與研究假設

（1）盈余質量與投資效率。國外學者對于盈余質量與投資效率之間的關系研究較早，從盈余質量的多個角度來研究對投資效率的作用機制。大多數學者得到的基本結論是隨著盈余質量提高可以有效地改善企業投資效率。Bushman和Smith（2001）發現，提高盈余質量和可以減輕信息不對稱和信息風險，而且監督管理層的投資活動和機會主義行為，最終達到提升企業投資效率的目的。Mc Nichols和Stubben（2008）發現，管理者可能會蓄意的隱瞞或者改變一些財務信息，而較低的盈余質量會降低投資現金流的敏感性和盈余管理，則會較易導致過度投資。Chung-Huashen（2015）研究表明，較高的盈余管理行為會導致企業投資成本上升。李青原（2009）發現，盈余質量與上市公司投資過度和不足顯著負相關，其中應計質量和盈余平滑度與非效率投資顯著負相關，所以能夠通過制度創新來改善企業的投資效率。張波濤（2015）檢驗了在不同制度下盈余質量對投資效率的影響。制度環境較好企業的的投資效率顯著高于在制度環境較差的同類企業，而且良好的制度環境可以促進盈余質量對投資效率發揮出更大的正向影響。李君和黃林（2015）的研究表明政府的行政管理和金融服務比法律能更加顯著地影響盈余質量從而促進盈余質量可以有效地提高投資效率。

盈余質量與融資成本。國內外學者研究盈余質量與融資成本兩者關系時，一般把融資成本分為股權融資成本和債務融資成本分別進行檢驗。Zhang（2008）發現，盈余質量較高的公司在以后年度的債務契約中比較容易獲得較低的債務成本。Fu等（2013）研究發現，提高企業的盈余質量有助于緩解企業利益相關者之間的信息不對稱性，降低股權融資成本。王俊秋（2013）研究盈余質量具有定價功能，隨著盈余質量的提高企業的股權融資成本相應地下降。王立彥等（2015）研究發現盈余質量越低，債務成本越低，二者之間呈顯著負相關的關系。而且，相對于國有企業而言，非國有企業這種相關性更強。除此之外，也有學者曾對盈余質量對投資效率的其它中介變量進行研究和檢驗。周春梅（2007）研究表明，代理成本的中介效應顯著，盈余質量通過降低代理成本來提高企業的投資效率。黃欣然（2011）研究表明高質量的盈余信息有助于企業打破融資約束，從而有效地緩解企業的投資不足問題。Chung-Huashen（2014）研究發現，公司使用短期債務水平較低，盈余質量才會對投資效率顯著相關。而短期債務和盈余質量在對投資效率的影響上有著相互替代的作用，因為債權人可以通過短期債務監督管理層，以此來減少管理層過度投資的行為。但是，很少有學者把融資成本單獨作為盈余質量對投資效率影響的中介變量進行研究，這也是本文的創新之處。

會計盈余作為一定期間內企業經營成果的反映，盈余本身便是影響以后會計期間的投資的重要因素。Mayer也將會計盈余作為代理變量進入Ri chardson的投資期望模型，這是盈余質量影響投資效率的最直接方式。本文認為盈余質量還會通過間接方式即融資成本這一中介變量來影響投資效率。M M理論認為在完美的資本市場下，企業會作出投資在一些NPV為正的項目中。但是真實的經濟市場中由于信息不對稱和代理沖突等問題，企業的投資決策往往會偏離最優決策。信息不對稱是造成非效率投資的一個重要因素。由于信息不對稱的存在，相對于企業的控股股東和管理層來說，企業的小股東和外部債權人獲取制造業上市公司的經營狀況需要一定的信息成本，這種差異導致了企業的外部融資成本一般高于內部融資成本，在進行外部融資時會形成類似于債務期限和債務高于市場利率的融資約束，從而提升了投資項目的融資成本。但是，高質量盈余具有反映真實業績和盈利水平、具有充足的現金流作保障和決策有用性（幫助利益相關者對企業未來經營狀況和市場價值作出可靠的判斷）的特點。高質量盈余要求企業向債權人和中小股東披露真實的業績和盈利水平，降低債權人和中小股東獲取企業經營狀況的信息成本，緩解信息不對稱性，從而減少了企業外部融資成本和融資約束條件，從而提升企業的投資效率。委托代理沖突問題是造成非效率投資的另一個重要因素。委托代理問題主要是股東-債權人的代理問題，對于股東-債權人來說，股東和債權人在投資項目的選擇上有不同的目標函數，股東偏向于風險大，利潤高的投資項目；而債權人則傾向于投資風險小、利率低的項目。因為在投資出現盈利時，股東享有大部分的利潤，而債權人只獲得基本的利率收益，股東卻可以獲得投資報酬的剩余收益；當投資出現虧損時，債權人卻要承擔大部分的損失。但是，較高的盈余質量具有充足的現金流作保障和決策有用性（幫助利益相關者對企業未來經營狀況和市場價值作出可靠的判斷）的特點。高質量盈余不僅可以提高信息披露的程度，降低投資人獲取企業經營狀況的信息成本而且幫助債權人對企業未來現金流量和債務償還能力進行可靠的預測，增加債權人對企業的信心，放寬外部融資條件同時降低融資成本。高盈余質量通過降低債權人獲取企業經營狀況的信息成本以及增強對企業未來收益的可靠預測，打破融資約束，降低融資成本來提高企業的投資效率。因此，本文將會檢驗盈余質量通過會計盈余影響投資效率的直接方式和通過融資成本（中介變量）影響投資效率的間接方式。為了更加清晰地研究盈余質量影響投資效率的路徑，本文將融資成本分為債務融資成本和股權融資成本。現有研究表明盈余質量通過緩解利益相關者的信息不對稱性和管理者的逆向選擇問題改善上市公司制造業的投資效率，即隨著盈余質量的提高企業的投資效率也會不斷改善。為了能更好地研究盈余質量對投資效率的影響，本文將投資效率低下的企業分為投資過度和投資不足兩種類型，分別研究盈余質量對兩種非效率投資的影響。Richardson（2006）認為每個企業都有其最優投資規模，投資過度代表企業的實際投資量超出最優規模，投資不足則代表企業的實際投資量小于其最優投資規模。綜上，本文提出如下假設：

H 1：盈余質量與投資效率正相關，盈余質量可以提高制造業上市公司的投資效率H1a：盈余質量與投資不足負相關，盈余質量可以緩解制造業上市公司的投資不足

H 1b：盈余質量與投資過度負相關，盈余質量可以抑制制造業上市公司的投資過度

融資成本包括債務融資成本和股權融資成本，Fu（2013）的研究表明提高企業的盈余質量有助于緩解企業利益相關者之間的信息不對稱性，降低股權融資成本；王立彥（2015）研究發現盈余質量越低，債務成本越低，二者之間呈顯著負相關的關系。盈余質量與融資成本呈負相關的關系，投資效率是企業投入與產出的比值，融資成本是企業投入的重要部分，因此本文提出以下假設：

H 2：債務融資成本具有顯著的中介效應，改善盈余質量可以降低債務融資成本促進投資效率的提升

H 2a：債務融資成本具有顯著的中介效應，改善盈余質量可以降低債務融資成本緩解投資不足

H 2b：債務融資成本具有顯著的中介效應，改善盈余質量可以降低債務融資成本抑制投資過度

相應地，對于股權融資成本同樣提出以下假設：

H 3：股權融資成本具有顯著的中介效應，改善盈余質量可以降低債務融資成本促進投資效率的提升

H 3a：股權融資成本具有顯著的中介效應，改善盈余質量可以降低債務融資成本緩解投資不足

H 3b：股權融資成本具有顯著的中介效應，改善盈余質量可以降低債務融資成本抑制投資過度

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以在滬深A股上市公司2014-2015年的公司為樣本，研究盈余質量對投資效率的影響。為了避免無關因素干擾，對A股上市公司樣本進行篩選。篩選標準如下：（1）剔除ST類公司。這些公司的財務數據往往大肆偏離行業平均水平，容易產生極端值的影響，影響結果的可靠性和準確性，因此剔除樣本中*ST類樣本公司的數據；（2）剔除金融行業，院校此類特殊行業的上市公司；（3）剔除數據不完整的上市公司；（4）對樣本進行截尾處理，剔除樣本中的一些極端值和異常值，這類數據對統計結果影響較大，不適合作為樣本。本文最終收集到在滬深A股上市的2087個上市公司完整的財務數據作為研究樣本，其中研究盈余質量（DA）對投資效率（INV）直接影響的樣本有2087個，由于受到某些特定數據無法獲取的限制，研究債務融資成本（RB）和股權融資成本（RE）作為中介變量的樣本數量分別為1828和1683，但是在檢驗中介變量效應時會進行sobel檢驗，sobel檢驗中會考慮樣本數量的不同，因此模型間的樣本數量不同不會影響最終試驗結果。本文的數據全部來源于銳思（RESSET）數據庫和國泰安（CSM AR）數據庫，利用EXCEL2007進行前期的數據整理和處理，再利用St at a12.0進行統計回歸分析。本文的投資效率、盈余質量是經過多元線性回歸得到的，債務融資成本和股權融資成本則經過大量的手工整理和計算得到。

（二）變量定義

（1）投資效率的度量。投資效率的度量有多種方法，本文主要選擇的是Ri chardson模型，這也是當前度量投資效率應用最為廣泛的模型，改進模型如式1：

其中，Invt代表t期的投資水平，計量方法為t期當期的新增的固定資產、無形資產和其他長期資產額與平均資產總額的比值；Growt ht-1代表t-1期的企業的成長水平，以主營業務增長率進行度量；Levt-1代表t-1期的財務杠桿，以資產負債率進行度量；Casht-1則代表t-1期的現金水平；Epst-1代表企業的盈利水平，以每股盈余來度量；Si zet-1代表了t-1期企業的規模水平；Aget-1代表企業的上市年限；∑Year和∑Indust ry分別為年份虛擬變量和行業虛擬變量；ε為模型的殘差，代表企業t期的非效率投資程度。殘差ε小于0，代表投資不足，殘差ε代表投資過度。

（2）盈余質量的度量。盈余質量的度量有DD模型和Jones模型，本文選用修正的Jones來度量盈余質量。結合本文的研究目的，對相關變量進行修改，結果如式2：

其中，TACCt代表t期的總應計利潤項目，指盈余管理手段不可調控的應計項目；At-1代表t-1期的公司凈資產，用來表示企業的真實資產；ΔREVt和ΔRECt分別代表企業t期的營業收入增加額和應收賬款增加額；PPEt和IAt則分別代表t期企業的固定資產和無形資產。對該模型的εt進行絕對化處理，εt是該修正Jones模型的回歸殘差，用來度量盈余質量的高低，該殘差的絕對值越大代表盈余質量越低。

（3）融資成本的度量。本文把融資成本分為債務融資成本和股權融資成本分別進行計量。本文參照蘇逶研（2009）對債務融資成本的度量方法，以財務費用代替利息支出與平均含息負債的比值作為企業的債務融資成本（RB）。企業的平均含息負債包括長期借款、短期借款和應付票據。如式3：

RB=財務費用/（含息負債） （3）

股權融資成本（RE）的計量當前比較主流的方法有剩余股利模型（GLS）和資本資產定價法（CAPM）兩種。但是剩余股利模型需要預測未來股利，具有很大的不確定性。因此當前運用比較廣泛的是資本資產定價法，如式4：

RE=無風險收益率+β*（市場收益率-無風險收益率）

（4）

無風險利息是選取銀行當年1年期的固定利息，β系數是取得是綜合市場年bet a值，反映的是系統性風險，市場收益率采用的是2011年至2015年間考慮現金紅利再投資的綜合年市場回報率（等權平均法）的平均值。

（三）模型構建

在檢驗解釋變量X對被解釋變量Y的影響時，如果X是通過影響變量M進而影響Y，即M既是X的結果又是影響Y的原因，則M稱為中介變量。中介變量分為完全中介效應和部分中介效應，完全中介變量指的是X對Y的影響完全由中介變量M傳遞，部分中介效應指的是X對Y的影響不完全由中介變量M傳遞。用代數式可以表示為：Y=aX+d1，M=bX+d2，Y=c1X+c2M+d3。如果X與Y之間存在中介變量M，則需要滿足a≠0，b≠0，c2≠0則說明X與Y之間存在中介變量M。如果c1=0，則說明M是完全中介變量；如果c1≠0，則說明M是部分中介變量，可通過統計學的方法證明部分中介效應。本文的X即為盈余質量，M是融資成本，Y是投資效率。為了檢驗中介效應，本文采用了溫忠麟等（2004）年提出的檢驗方法進行檢驗，具體如圖1所示。參考溫忠麟（2004）提出的中介變量檢驗程序同時結合檢驗中介變量的基本條件，本文按照以下4個步驟檢驗中介變量。（1）檢驗盈余質量（DA）對投資效率（INV）是否有顯著性影響（必要條件1）。（2）檢驗加入中介變量債務融資成本（RB）或股權融資成本（RE）后盈余質量（DA）對投資效率（INV）的影響是否顯著下降甚至為0（必要條件2）。（3）檢驗中介變量債務融資成本（RB）或股權融資成本（RE）是否對投資效率（INV）有顯著性影響（非必要條件1）（4）檢驗盈余質量（DA）是否對中介變量債務融資成本（RB）或股權融資成本（RE）有顯著性影響（非必要條件2）。如果不滿足前兩個必要條件中的任何一個，則停止中介效應的檢驗；如果滿足前兩個必要條件而不符合第三個或第四個非必要條件，則需要進行sobel檢驗進行進一步判斷；如果4個條件全部滿足，則說明存在中介變量。參照上述的中介變量檢驗步驟，本文提出下列模型：

為了更好地對模型1、模型2和模型3進行擬合，本文采用總資產收益率（Roa）、資產規模（Size）、主營業務增長率（Grow）、債務結構（Strb）作為控制變量。模型2是在模型1的基礎上增加債務融資成本（RB）和股權融資成本（RE）以檢驗加入融資成本后盈余質量對投資效率是否有顯著的變化，驗證融資成本的中介變量效應。需要特別說明的是模型3和模型4是分別檢驗盈余質量對債務融資成本和股權融資成本的影響，因此選取相應的控制變量也有所不同。選用總資產收益率（Roa）是從企業盈利能力的角度分析，企業的盈利能力越強則企業可進行內部融資對外部融資的需求會減少從而降低外部融資成本。把資產規模（Size）作為控制變量，相對于小公司而言，債權人和投資者對大規模的公司更加有信心，投資風險隨著公司規模的增大而減少，相應地融資成本也會下降。主營業務增長率（Grow）也是從投資者和債權人的預期報酬進行分析而作為控制變量的。對于債務成本來說，債務結構（Strb）也會影響其債務融資成本，銀行貸款利率一般高于其他負債利率，因此隨著債務結構的提高債務融資成本也會上升。對于股權融資成本來說，賬面市值比（Bm）和總資產周轉率（Tat）會影響投資者對預期報酬的估計，因此把Bm和Tat作為模型3的控制變量。本文各變量定義如表1所示。

圖1 中介變量檢驗程序

表1 變量定義

四、實證分析

（一）描述性統計

表2列出主要研究變量的描述性統計，為了方便比較，本文將Ri chardson模型殘差小于0（投資不足）做絕對化處理。從表2中可以看出投資效率（INV）、投資不足（UnderInv）和投資過度（OverInv）的分布相對比較均勻，其中投資不足（UnderInv）的平均值是0.0442848。而投資過度（OverInv）的平均值是0.0587699，表明我國投資過度的平均程度大于投資不足的平均程度。盈余質量（DA）的離散程度相對較大，最小值為0.0001128，最大值為9.716596，說明我國上市公司企業的盈余質量個體差異較大。債務融資成本（RB）和股權融資成本（RE）的離散程度較小，債務融資成本（RB）的平均值為5.92269而股權融資成本（RE）的平均值為16.41149，股權融資成本高于債務融資成本，這也符合企業融資成本理論。

表2 描述性統計

（二）相關性分析

分別對模型1、模型2、模型3進行相關性檢驗，從表5、表6和表7中可以看出，DA（盈余質量）與投資效率（INV）、投資不足（UnderInv）的相關系數的符號分別為“+”和“+”，這初步說明盈余質量的提高可以改善企業投資效率，高盈余質量可以緩解投資不足。但是DA（盈余質量）對投資過度（OverInv）的符號是“-”，這有待進一步的回歸分析。從表3相關系數的數值來看，投資不足樣本的相關系數絕對值＞全樣本的相關系數絕對值＞投資過度樣本的相關系數絕對值，這說明在我國的上市公司中，盈余質量對投資不足的影響大于對投資過度的影響。

表3 相關性分析

（三）回歸分析

（1）盈余質量對投資效率的影響。檢驗假設1成立和中介變量效應的必要條件1是盈余質量和投資效率正相關，并且通過至少10%水平上的顯著性檢驗，因此對投資效率（INV）、投資不足（UnderInv）和投資過度（OverInv）與DA（盈余質量）進行多元回歸分析，回歸結果如表4所示。

從表4中可以看出盈余質量（DA）對全樣本（INV）的回歸系數為0.026（t=2.54）并通過了5%水平的顯著性檢驗，說明盈余質量與投資效率顯著正相關，驗證了假設H 1成立。觀察盈余質量（DA）對投資不足（UnderInv）和投資過度（OverInv）的回歸系數分別為0.074（t=3.49）和-0.000（t=-0. 00），盈余質量（DA）對投資不足（UnderInv）通過了1%的顯著性水平檢驗，說明盈余質量的提高可以緩解投資不足同時也驗證了H 1的子假設H 1a的成立。但是盈余質量（DA）對投資過度（OverInv）的回歸系數沒有通過顯著性檢驗，不能驗證假設H 1b（盈余質量可以抑制過度投資）的成立。而證明盈余質量（DA）對投資效率（INV）的顯著性影響是證明融資成本作為中介變量的必要條件，因此假設H 2、H 2a以及假設H 3、H 3a符合必要條件1，須按照中介變量的檢驗步驟依次進行檢驗。而假設H 2b和假設H 3b以假設H 1b（盈余質量可以抑制投資不足）成立為前提的假設無須進行檢驗，停止對投資過度此類樣本的中介變量檢驗。

表4 投資效率對盈余質量的回歸結果

（2）中介變量債務融資成本的檢驗。表5是按照中介變量檢驗的第二個必要條件進行比較列示的，盈余質量（DA）在不含債務融資成本（RB）對投資效率（INV）的回歸系數是0.024（t=1.97），同時通過了5%水平的顯著性檢驗；在加入債務融資成本（RB）后盈余質量（DA）對投資效率（INV）的回歸系數下降到0.023（t=1.93），顯著性水平也下降到10%，因此符合檢驗中介變量的第二個必要條件。再觀察債務融資成本（RB）對投資效率（INV）的回歸系數為0.028（t=0. 78），沒有通過顯著性檢驗，不符合檢驗中介變量的第一個非必要條件，需要sobel檢驗進行下一步判斷。Sobel檢驗的公式是，其中b1和c2分別是模型3和模型2中盈余質量（DA）和債務融資成本（RB）的回歸系數，Sb1和Sb2則是b1和c2對應的標準差。如表6所示，將Sobel檢驗的各參數代入公式得到Z值為0.78＜0.97，沒有通過sobel檢驗，因此假設H 2不成立，即不能證明盈余質量（DA）是通過影響中介變量債務融資成本（RB）來影響投資效率（INV）。由表5可以看出，在加入中介變量債務融資成本（RB）后盈余質量（DA）對投資效率（INV）的回歸系數由0.074（t=3.49）下降到0.067（t=3.13），盈余質量（DA）對投資效率（INV）的影響顯著下降，也符合檢驗中介變量的第二個必要條件。再觀察債務融資成本（RB）對投資效率（INV）的回歸系數為0.33（t=3.24），通過1%水平的顯著性檢驗，因此符合檢驗中介變量的第一個非必要條件，可以按照步驟進行最后一步檢驗。表7是以投資不足樣本為基礎進行多元線性回歸，通過表6可以觀察盈余質量（DA）對債務融資成本（RB）顯著正相關，通過了1%水平的顯著性檢驗，符合檢驗中介變量的第二個非必要條件。至此，滿足中介變量檢驗的所有條件，假設H 2a成立，即提高盈余質量可以降低債務融資成本進而緩解企業的投資不足，其中，債務融資成本中介效顯著。觀察表5中盈余質量（DA）在包含債務融資成本（RB）的回歸方程中對投資不足（UnderInv）的回歸系數為0.0067（t=3.13），并且通過了1%水平的顯著性檢驗，說明債務融資成本（RB）是部分中介效應，盈余質量（DA）除影響債務融資成本（RB）來緩解投資不足外，還有其他路徑來影響投資不足，也間接證明假設H 1和H 1a成立。

表5 債務融資成本對模型1回歸的影響

表6 Sobel檢驗參數值

表7 債務融資成本對盈余質量回歸結果

（3）中介變量股權融資成本的檢驗。觀察表8可以看出在加入中介變量股權融資成本（RE）后盈余質量（DA）對投資效率（INV）的回歸系數由0.030（t=2.53）變化為0.030（t=2. 52），盈余質量（DA）對投資效率（INV）的影響無顯著性下降，同時顯著性水平也沒有任何變化，不符合檢驗中介變量的第二個必要條件，停止中介效應分析，假設H 3不成立。而加入中介變量股權融資成本（RE）后盈余質量（DA）對投資不足（UnderInv）的回歸系數由0.067（t=2.70）變化為0.066（t=3.60），再加入股權融資成本（RE）后，盈余質量（DA）對投資不足（UnderInv）的影響有輕微下降，需要進行Sobel檢驗。運用Sobel檢驗后得到的Z值為0.89小于臨界值0.97，不能驗證假設H 2a的成立，即不能證明盈余質量（DA）是通過影響中介變量股權融資成本（RB）來緩解投資不足（UnderInv）。

表8 股權融資成本對模型1回歸的影響

（四）穩健性檢驗

為了使研究結論具有穩健性，本文借鑒Freedm an（1992）檢驗中介變量的方法，驗證投資不足樣本中的系數a1和c1的均值之差是否顯著異于0，對a1和c1進行兩個總體參數的假設檢驗。檢驗公式為，其中S2w=a1和c1分別代表投資不足樣本模型1和模型2中盈余質量（DA）回歸系數的均值。具體參數如表9所示，得出t值為267＞＞2.36，表明系數a1和c1存在顯著性差異，也證明了假設H 2a的成立，證明提升盈余質量（DA），可以緩解債權人和管理者以及大股東之間的信息不對稱性，進而降低企業的債務融資成本最終達到緩解企業投資不足（UnderInv）的作用，說明本文的研究結論具有較高的穩健性。

表9 均值檢驗參數值 n1=n2=802

五、結論

實證結果表明盈余質量可以緩解投資不足，但是盈余質量可以抑制過度投資則沒有通過顯著性檢驗。這是盈余質量影響投資效率的直接方式，在投資不足樣本里，本文證明提高盈余質量可以降低債務融資成本從而緩解投資不足，并證明了債務融資成本作為中介變量部分中介效應顯著，而股權融資成本未通過作為中介變量的顯著性檢驗。本文的局限之處有兩點。第一：本文在研究股權融資成本的中介變量效應時，是以資本資產定價模型（CAPM）對股權融資成本進行計量，但最終證明股權融資成本的中介變量不顯著，因此，在后續的研究中可以嘗試使用剩余股利模型（GLS）進行度量和相關檢驗。第二：對控制變量的甄選應當考慮企業性質的影響，可以在模型1和模型2的控制變量中增加與股權性質相關的控制變量。

*本文系國家自然科學基金資助項目（項目編號：71372008）的階段性研究成果。

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（編輯 文 博）