股票投機(jī)性與股權(quán)融資成本

王振山+王秉陽

摘 要：中國企業(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A股市場數(shù)據(jù)，考察了股票投機(jī)性對股權(quán)融資成本的影響。研究結(jié)果表明：股票的相對價格越高，公司的股權(quán)融資成本越低；股票價格的上漲速度和換手率與股權(quán)融資成本負(fù)相關(guān)，不考慮價格變動方向，變動速度的絕對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性，控制了換手率之后股票市場的流動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；流動性

中圖分類號：F830.91 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1000-176X（2017）07-0043-07

一、問題的提出

上市公司的融資行為實質(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既要考慮自身的利益訴求，同時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，信息不對稱會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，投資者會認(rèn)為公司缺乏投資機(jī)會，拋售公司的股票，從而導(dǎo)致股價下跌，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。然而中國的現(xiàn)實情況卻與優(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)到了中國證監(jiān)會規(guī)定的增發(fā)和配股標(biāo)準(zhǔn)，公司將盡可能地通過發(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、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)分置制度和代理問題，流通股和非流通股的價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，對于作為融資決策人的控股股東來說，其融資成本要低于整個公司的成本。這能夠部分地解釋目前中國上市公司的股權(quán)融資偏好現(xiàn)象，實證結(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，得出了許多有價值的結(jié)論，但是仍然存在一些問題。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可靠。而股權(quán)融資成本并不存在統(tǒng)一的估計方法[8]，無論是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，估計結(jié)果也存在著巨大差異。 Gebhardt和Swaminathan[5]就發(fā)現(xiàn)，對于1979—1995年的美國上市公司，剩余收益貼現(xiàn)模型估計出的股權(quán)融資風(fēng)險溢價約為2%—3%，而資本資產(chǎn)定價模型估計出的結(jié)果為6.2%，因此，股權(quán)融資成本的絕對數(shù)值缺乏實際意義，我們更應(yīng)該關(guān)注各公司權(quán)益成本的相對差異。其次，目前的研究大都只關(guān)注上市公司的決策過程，卻忽略了股票市場自身所具有的投機(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)長期經(jīng)營中要求得到的回報，融資成本不僅取決于上市公司的決策過程，更依賴于市場的反應(yīng)。再次，許多研究都發(fā)現(xiàn)中國的股票市場一直存在濃厚的投機(jī)氛圍，股票市場參與者往往期望在股票價格的短期波動中尋求獲利機(jī)會，而并不關(guān)注公司的長期經(jīng)營狀況[9]。投機(jī)交易使股票價格嚴(yán)重偏離內(nèi)在價值，上市公司有機(jī)會在股票市場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性的概念，這可能會掩蓋投機(jī)性市場中換手率對股權(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家上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)和交易數(shù)據(jù)，對股票投機(jī)行為與上市公司股權(quán)融資成本的關(guān)系進(jìn)行了實證檢驗。

本文的貢獻(xiàn)有以下兩點：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)為公司的財務(wù)狀況和治理水平會影響股權(quán)融資成本，而本文則從市場特征出發(fā)，研究中國股票市場的投機(jī)性對股權(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誤地用換手率表征流動性特征，而本文采用了Amihud[10]建立的非流動性指標(biāo)，對股票市場的流動性和投機(jī)性進(jìn)行了區(qū)分，檢驗二者對股權(quán)融資成本的作用是否存在差異。

二、研究假設(shè)

（一）股票相對價格與股權(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，單純依賴市場的力量無法使價格回歸合理水平，資產(chǎn)價格中會自然地包含泡沫成分。Scheinkman 和Xiong[12]認(rèn)為市場中投資者對股票的估值存在著異質(zhì)性信念，如果賣空行為受到限制，那么在股票價格被高估時就會缺乏回歸內(nèi)在價值的動力。股價的持續(xù)攀升使投資者有機(jī)會以更高的價格出售給他人，這種獲利的可能性實質(zhì)上構(gòu)成了一種轉(zhuǎn)售的選擇權(quán)，因而股票的市場價格同時包含了兩部分：一部分是由未來收益現(xiàn)值所決定的內(nèi)在價值；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)界普遍采用相對價格來衡量股價泡沫[13]。相對價格是股票的市場價格與內(nèi)在價值的比率，能夠反映價格偏離價值的程度，在不同公司之間具有一定的可比性。相對價格更高的股票存在被高估的可能性，這會對股權(quán)融資成本產(chǎn)生影響。從投資者的角度來說，無論是增長的股利貼現(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買股票所要求的回報率[14]。在未來的預(yù)期回報不變的情況下，股價高估意味著投資者要求的長期風(fēng)險回報低于合理水平。而從上市公司的角度來說，股票相對價格偏高則意味著發(fā)行同樣數(shù)量的股票可以獲取更多的融資。反過來講，每一元融資所對應(yīng)的長期成本更低。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：股票相對價格與股權(quán)融資成本負(fù)相關(guān)。

（二）股價上漲速度與股權(quán)融資成本

投機(jī)行為通過頻繁的交易追求短期的價差收益，這會對資產(chǎn)價格產(chǎn)生極大的沖擊。在股票市場中，投機(jī)者的追漲行為會產(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，股價又會出現(xiàn)快速的下跌，形成價格懸崖。可以說，投機(jī)性價格波動和正常價格波動的區(qū)別就在于波動的幅度和速度，單飛[16]就認(rèn)為股價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間較短，其收益的主要來源是通過追漲殺跌獲取的買賣價差，而不是上市公司分配的長期紅利。中國投資者整體上還不夠成熟，解讀信息和識別公司價值的能力較弱。在“羊群效應(yīng)”的驅(qū)使下，投機(jī)交易者會將有限的關(guān)注集中于價格上漲的股票中，這種跟風(fēng)買入又會進(jìn)一步加快股價的上漲速度。一方面，這一過程會強(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，放松甚至放棄了對經(jīng)營收益的要求；另一方面，股價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期回報。

綜上所述，股價的快速上漲會降低投資者對長期風(fēng)險收益的要求，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：股價上漲速度與股權(quán)融資成本負(fù)相關(guān)。

（三）換手率、流動性與股權(quán)融資成本

流動性體現(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流動性的指標(biāo)[17]，但本文認(rèn)為，換手率所表征的股票市場特征與市場流動性特征有區(qū)別。根據(jù)Baks和Kramer[18]的研究，市場流動性被定義為形成市場交易而又不對價格產(chǎn)生較大影響的能力，因此，對流動性特征的刻畫既要考慮交易的規(guī)模，也要考慮交易對價格的影響。為此，Amihud[10]建立了一個非流動性指標(biāo)，通過股票收益率和交易量的比率來考察流動性水平。而換手率僅僅代表了單位時間內(nèi)的交易頻率，并沒有考慮交易對價格的影響，因而不能完全地體現(xiàn)流動性的內(nèi)涵。

從理論上說，流動性較低的股票存在著難以及時變現(xiàn)的風(fēng)險，投資者往往會要求更高的風(fēng)險溢價，因此，股票流動性應(yīng)當(dāng)與股權(quán)融資成本負(fù)相關(guān)。然而，股票市場的投機(jī)活動可能會改變這一作用過程。投機(jī)者追求短期回報，他們會更加關(guān)注股票的換手速度，而不是流動性水平。在股價上升階段，投機(jī)交易的獲利機(jī)會稍縱即逝，投機(jī)者需要通過快速的交易買入股票；而在股價下跌階段，投機(jī)者都不愿成為“博傻”交易最后的“傻瓜”，在獲得高額回報之后為了及時逃脫，他們并不介意降價出售。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對股價產(chǎn)生沖擊。投機(jī)性市場中換手率與股票流動性可能會出現(xiàn)背離，頻繁的投機(jī)交易會引起股票價格快速上漲和下跌，價格震蕩較為劇烈，因此，換手率與股票流動性的變動方向往往不一致，張崢和劉力[19]就發(fā)現(xiàn)中國股票的換手率和其他流動性指標(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)險溢價和融資成本，而流動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，中國股票市場的流動性并不具有降低股權(quán)融資成本的作用。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文采用Gebhardt等[5]建立的GLS方法來估計股票融資成本，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象，時間區(qū)間為2003—2013年，這樣同時保證了平衡面板樣本的公司數(shù)量和時間長度。在估計股權(quán)融資成本的過程中，需要至少1年的前期數(shù)據(jù)來預(yù)測未來的股利支付率，同時需要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7 329個公司年度平衡面板數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫以及Wind資訊金融數(shù)據(jù)庫，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)融資成本通過剩余收益貼現(xiàn)模型進(jìn)行計算，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為股票價格，貼現(xiàn)率RGLS為股權(quán)融資成本。ROE為預(yù)測凈資產(chǎn)收益率，預(yù)測周期T為12年，前3年為精確預(yù)測期，4—12年期間預(yù)測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為每股賬面價值，t為權(quán)益成本的計算時點。對于精確預(yù)測期數(shù)據(jù)，本文借鑒了陸正飛和葉康濤[4]的方法，采用滯后期真實數(shù)據(jù)進(jìn)行計算。

為了考察股票投機(jī)性對上市公司股權(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，是股票的相對價格指標(biāo)。SPEED為股價上漲速度，計算方法為年內(nèi)最高價與最低價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)。如果最低價先于最高價出現(xiàn)，說明這一階段為持續(xù)上漲，指標(biāo)符號為正，反之則為負(fù)。TR為股票的年換手率，通過年交易量與股票總數(shù)的比率進(jìn)行計算。ILLIQ為非流動性指標(biāo)，等于股票收益率的絕對值除以交易金額，反映了單位規(guī)模的交易對股票價格的沖擊，這一指標(biāo)越大，流動性水平越低。在具體計算過程中，我們先計算每日的非流動性指標(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)行計算；兩職兼任DUAL，兼任時取值為1；審計師變量AUDIT，采用四大會計師事務(wù)所進(jìn)行審計時取值為1；公司屬性STATE，公司為國有控股企業(yè)時取值為1；公司規(guī)模SIZE，為公司總資產(chǎn)的對數(shù)值；杠桿率LEV；凈資產(chǎn)收益率ROE。β0為常數(shù)項，β1—β4為各變量系數(shù)，γ為各控制變量系數(shù)，e為誤差項，i和t分別表示公司和年份。

四、實證檢驗

（一）描述性統(tǒng)計

表1為樣本中各變量的描述性統(tǒng)計結(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，說明在樣本區(qū)間內(nèi)股票價格更多地呈現(xiàn)出下降的趨勢，印證了我國股市“牛短熊長”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，這說明樣本中各股票的流動性水平存在較大差異。

表2報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)，而非流動性指標(biāo)與股權(quán)融資成本并沒有顯著的相關(guān)性。與非流動性指標(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，說明中國股票市場中投機(jī)者更關(guān)注資金是否能夠及時出逃，而不在乎交易對股票價格的沖擊，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)。可見雖然二者都體現(xiàn)了投機(jī)對股票價格的影響，但所包含的信息有所不同，因此，應(yīng)當(dāng)分別考慮它們對股權(quán)融資成本的作用。另外，換手率與非流動性指標(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)涵與股票流動性存在著一定差異。

表3對比了不同時期股權(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)健性檢驗中進(jìn)一步考慮市場階段對股權(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)性對股票融資成本的影響，本文選取了TQ、SPEED和TR三個表征股票交易投機(jī)程度的變量進(jìn)行回歸分析，并通過非流動性指標(biāo)ILLIQ與TR形成對比，來檢驗二者對股權(quán)融資成本影響機(jī)制的差異。

依據(jù)假設(shè)1，相對價格可以衡量股價中投機(jī)性泡沫的大小，相對價格的增長會降低股權(quán)融資成本。但與此同時，股權(quán)融資成本可以被看做資本資產(chǎn)定價模型的貼現(xiàn)率，這又會對股票的相對估值產(chǎn)生反向影響。因此，回歸方程的解釋變量TQ可能存在內(nèi)生性問題。為了解決這一問題，本文選取了上市公司年齡AGE和營業(yè)收入增長速度G作為TQ的工具變量。選擇這兩個工具變量的原因是，市場對股票價格的高估可能是由于公司正處在快速發(fā)展時期，市場會對幼稚階段的公司具有更高的估值，這一點在中國的創(chuàng)業(yè)板市場中也得到了印證。Hausman內(nèi)生性檢驗的P值為0.085，證明了TQ變量確實存在內(nèi)生性，因而要通過工具變量法進(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）對各個解釋變量單獨進(jìn)行了回歸分析，模型（5）的解釋變量同時包含了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，這表明相對價格越高股權(quán)融資成本越低，驗證了本文的假設(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)的符號和顯著性未發(fā)生變化。這說明股票價格的上漲速度在模型中具有單獨的解釋能力，股價的快速上漲會引起股權(quán)融資成本的下降，本文的假設(shè)2成立。

對于TR和ILLIQ，楊紅等[17]將換手率直接作為股票流動性的指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)換手率不會對股權(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。在前面的論證過程中我們就提出，在投機(jī)氛圍下市場可能更關(guān)注換手率而不是流動性水平，本文的實證結(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)，非流動性指標(biāo)ILLIQ的系數(shù)為正，但不顯著。模型（5）和模型（7）同時對兩個變量進(jìn)行了回歸，二者的系數(shù)都顯著為負(fù)，這說明換手率與股權(quán)融資成本負(fù)相關(guān)，而由于非流動性指標(biāo)是流動性水平的反向指標(biāo)，流動性水平則與股權(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，市場會根據(jù)股票的換手率調(diào)整風(fēng)險溢價，而不是流動性水平，這證明了本文的假設(shè)3a和假設(shè)3b。另外，這也再一次說明換手率與流動性的內(nèi)涵存在差異，并且二者對股權(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。有一種觀點認(rèn)為，小盤股更容易被投機(jī)炒作，而本文的實證結(jié)果并沒有支持這一觀點。HFD和STATE的系數(shù)為正，說明股權(quán)集中度高的公司和國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，市場對財務(wù)報表審計信息的利用并不充分。在公司的財務(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

本文對實證過程進(jìn)行一些調(diào)整，以檢驗主要結(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酝猓忉屪兞康墓烙嫿Y(jié)果并未發(fā)生實質(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變動速度與股權(quán)融資成本的關(guān)系時，既要考慮速度的大小，也要考慮變動的方向。最后，考慮到股票投機(jī)的周期性，在回歸中加入時期虛擬變量MAR，如果處于“快速上漲時期”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A股上市公司的交易數(shù)據(jù)、財務(wù)數(shù)據(jù)以及公司治理數(shù)據(jù)，檢驗了股票投機(jī)對股權(quán)融資成本的作用過程。實證結(jié)果表明，股票投機(jī)會通過相對價格、股價上漲速度以及換手率三個方面對股權(quán)融資成本產(chǎn)生影響。股票的相對價格越高，股價中包含越多的投機(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)，但如果不考慮價格變動方向，變動速度的絕對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性，換手率與股權(quán)融資成本負(fù)相關(guān)，頻繁的交易會降低上市公司的融資成本，而控制了換手率之后流動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上市公司的股權(quán)融資偏好，對上市公司資本結(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)會降低上市公司的股權(quán)融資成本，但沒有分析股票投機(jī)性和股權(quán)融資行為之間的關(guān)系；二是本文沒有將股票投機(jī)性和其他因素對股權(quán)融資成本的影響程度進(jìn)行對比。這些問題都需要在未來的研究中進(jìn)行進(jìn)一步的分析。

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