1、信息披露質量對股權融資成本的影響分析 晏艷陽 劉弢 彭敏（湖南大學金融學院，湖南 長沙 410079）摘要： 本文利用深交所2002-2005年數據，運用獨立混合橫截面和分年度多元回歸的實證方法分析了我國上市公司信息披露質量對股權融資成本的影響，包括即期影響、滯后影響和邊際影響。結果發現，信息披露質量對股權融資成本有滯后影響，往年信息披露質量提高可以顯著降低股權融資成本，而當年信息披露質量與股權融資成本呈正相關關系。在邊際影響分析中發現，信息披露質量對股權融資成本的影響在方向上存在不穩定性。進一步考察其他因素的改變對兩者關系的影響發現，風險較大或者壟斷性較強的行業以及規模較大、財務水平較高、第

2、一大股東持股比例較小的上市公司，更愿意進行信息披露，因為這些上市公司從信息披露中所得到的降低股權融資成本的利益較大。關鍵詞：信息披露質量；股權融資成本；股票流動性；市場風險作者簡介：晏艷陽，女，湖南大學金融學院副院長、教授、博士生導師，研究方向：公司金融、征信。劉 弢，湖南大學金融學院博士生，研究方向：信用風險管理。彭 敏，女，湖南大學金融學院碩士生。分類號：F276.6文獻標識碼：AAbstract: This paper carries an empirical study using the independently pooled cross section analysis and

3、multiple regression analysis with SZSE data dated from 2002 through 2005 to test the influence of information quality on the cost of equity capital on the listed companies. The results show that information quality has a significant lag influence on the cost, past years information quality is negati

4、vely related to equity cost, but surprisingly there is a significant positive relation between current year information quality and the equity cost. We also find an opposite influence to cost of equity capital of information quality from marginal analyze. The paper further studies the influences of

5、other factors on equity costs, finding that the more risk or monopoly the industries is, the bigger, and higher-finance-level of the company, and the less share holding by the first shareholder, the more willingness to disclose their information because they will gain more from the decline of cost.

6、Key Words：information disclosure quality；cost of equity；stock liquidity；market risk引言上市公司信息披露是指上市公司將直接或間接的影響到投資者決策的重要信息以公開報告的形式提供給投資者。 根據Healy和Palepu（2001）1的總結，有關信息披露研究中的一個重要內容就是研究信息披露的經濟結果，其結果普遍認為信息披露降低了股權融資成本。但不同學者對其原由的解釋有所不同。一種觀點認為，信息披露降低股權融資成本的原因在于信息披露的增加可以提高股票的市場流動性。Amihud和Mendelson（1986）2、Welk

7、er(1995)3、Healy 等(1999)4從買賣價差的角度分析了信息披露對股權融資成本的影響。研究認為，由于市場中存在知情交易者（流動性交易者）和不知情交易者（信息交易者），因此，做市商在報價時必須設定合理的價差，用對與不知情交易者進行交易的期望收益彌補與知情交易者進行交易的期望損失。信息披露質量的改善，將使得做市商所設定的價差減小，促進了股票流動性。另一方面，從投資者的角度來說，當投資者購買了買賣價差大的股票，由于他們承擔了額外的交易成本，因此就會要求更多的回報作為補償，而信息披露可以減少由于存在超額交易成本而要求的回報，因此可以降低股權融資成本。Diamond和Verrecchia（

8、1991）5、Kim 和 Verrecchian(1994)6認為，私有信息往往會導致非流動性，而且這種非流動性與大宗交易所揭露的信息量是有關的，因此，擁有大交易量的機構投資者為了減少大宗交易所攜帶的信息量從而減少以后可能存在的非流動性，將會考慮持有信息披露較多的股票，從而提高了股票價格，降低股權融資成本。另外，Bloomfield,R. 和Wilks, T.（2000）7從投資者股票出價的角度出發分析了兩者之間的關系，認為信息披露質量越高，投資者愿意給出的價格就越高，從而股票流動性越好，降低了股權融資成本。另一種觀點認為，信息披露降低股權融資成本的原因在于信息披露的增加可以降低投資者對未來收

9、益進行預測時的市場風險，從而投資者所要求的投資回報也隨之減少。Barry和Brown（1985）8認為由于投資者在投資股票時，會意識到對于不同的股票不同投資者擁有著不同量的信息，也就是市場存在區別信息的情況，在這種情況下，投資者是基于已有的信息（高、低）來估計股票報酬率的分布函數，隨之產生了由于信息量的不同而被投資者考慮在內的市場風險，但是傳統CAPM模型中的系數并沒有反映出這種風險，從而導致了對于那些“低信息”股票的估計值比實際值偏低。 以上兩種觀點都是從間接的角度解釋信息披露質量與股權融資成本之間的負相關關系，而近幾年的理論研究將信息披露質量對股權融資成本的影響帶入到了一個新的領域，即認為

10、信息披露質量的高低可以直接影響到股權融資成本的大小 。Leuz和Verrecchia（2005）9認為高質量的信息披露提高了投資者與公司管理層之間對于資產投資決策的協同一致性。這種效應導致了公司預期現金流的上升，從而使得股權融資成本下降，理論證明了信息披露質量是可以直接作用于股權融資成本的，而不只是通過其他因素產生間接影響。國內學者主要從流動性溢價的角度對信息披露質量影響股權融資成本進行了研究。汪煒、蔣高峰（2004）20）認為隨著信息披露水平的上升，公司股權融資成本中由信息不對稱產生的部分逐步減少，公司的股權融資成本也將隨之降低。雷東輝、王宏（2005）21采用經濟觀察研究院2004年發布的

11、上市公司信任度指數，并結合深圳證券交易所“信息披露考評”和上海證券交易所的“誠信記錄”，對2003年流通A股的信息披露質量與股權融資成本進行了實證分析，得出了二者負相關的結論。曾穎、陸正飛（2006）22以深圳股票市場283家上市公司為樣本，采用2002-2003年混合數據進行了實證分析，在控制系數、公司規模、賬面市值比等因素的條件下，研究結果顯示我國上市公司的信息披露質量會對其股權融資成本產生積極影響。黃娟娟（2006）23以1993至2001年間實施股權融資的上市公司為樣本，采用財務不透明度作為信息披露質量的衡量指標進行了實證分析，結果表明在控制其它影響因素之后，上市公司的信息披露質量與股

12、權融資成本之間存在顯著的負相關關系。本文從即期、滯后和邊際變化三個方面對信息披露質量是否影響股權融資成本進行實證研究。研究過程中同時考察公司規模、財務水平、第一大股東持股比例等因素變化是否會對信息披露質量影響資本成本的程度造成影響。研究變量的選取一、股權融資成本的度量目前，國外文獻中對股權融資成本的計算方法主要有四種：紅利貼現模型、自由現金流貼現模型、價格乘數估價模型、剩余收益模型1.剩余收益又稱經濟利潤，是在公司會計利潤中減去股權資本成本后所得的余額。在傳統的會計報表中，凈利潤的計算是在扣除債務成本（利息費用）之后得出的，這中間并沒有扣除紅利等其他股權資本成本，股東需要自己評估所得收益有沒有

13、彌補自己的機會成本。有時雖然一個公司的會計利潤為正，但股東的實際收益卻為負，原因在于公司的會計利潤沒有滿足股東的要求回報率。剩余收益概念彌補了這一不足，清晰地反映了股東的真實價值。剩余收益模型的基本形式： 。它將股票內在價值分為兩個部分，即權益資本的當期賬面價值和預期未來剩余收益現值，上式可轉換為以上述模型為基礎，學者們從多個角度對模型進行了改善，并且推導出了單階段剩余收益模型、有限期多階段剩余收益模型、無限期多階段剩余收益模型等。Gebhardt、Lee和Swaminathan（2001）10研究發現GLS模型.GLS模型是剩余收益模型的一種，近年來運用非常普遍。在對股權成本的預期能力方面要

14、優于傳統的股權成本計算模型。此后，大量的國外研究都采用了GLS模型作為股權融資成本的計算方法，Kevin C.W.Chen，Zhihong Chen，K.C.John Wei（2003）11在研究亞洲市場信息披露、公司治理與股權融資成本的關系時同樣采用了GLS模型。在國內的研究中，運用GLS模型也成為普遍的趨勢，陸正飛、葉康濤（2004）24認為，GLS模型對我國上市公司股權成本的預期能力要優于其他的模型。從模型適用性來說，由于GLS模型相比其他模型而言，主要適用于不發放紅利或者短期內沒有正的預期現金流的公司，以及現金流高度波動的公司，因此結合我國實際情況以及已有的研究結果，本文選擇了GLS模

15、型來計算股權融資成本，Gebhardt、Lee和Swaminathan（2001）認為，該模型的預期區間應該不少于12期，由于預期數據的取得有很大的局限，因此文章采用12期進行預期。 （1）其中：股票價格第t期的每股凈資產第t+i期的預期凈資產收益率股權融資成本、的計算方法討論如下： 1的計算 大部分的國外文獻都采用了使用年末最終收盤價作為股票價格。Richardson A.J., Welker M.（2001）12使用了從公布之日起半年內的股票平均價格。我國的文獻主要使用了實際的配股/增發價格或者股權再融資的潛在價格，股權再融資的價格計算方式為上年度每股收益乘以當年公司所處行業市盈率中位數。

16、本文股票價格衡量方式的選擇是基于以下三點考慮：由于GLS模型反映的是現在價格水平下所代表的潛在股權融資成本，而文章檢驗的是隨著信息披露質量的變化所引起的股權融資成本的改變，采用市場交易價格更能動態地、完整地反映這種關系，因此，文章選取了市場交易價格而非配股/增發價格來衡量股票價格；其次，由于時點價格的影響因素太多也不好掌握，因此選用時期價格衡量股票價格；再次，由于深交所公布的信息質量數據并不是針對某一類信息（如年報或者中報等），而是就某個公司整一年的信息披露表現進行的評價，因此，無法采取自公布之日起半年內的平均價格這種方式，最后，文章的股票價格衡量方式采取了計算當年所有交易日股票日均價格.本文

17、內其余涉及到價格的部分（計算貝塔值與股票收益變動率時）使用的是復權價格的年均價，這是由于可能存在的配送行為等影響了價格前后對照的可比性，而復權價格則更加準確地提供了對照的標準。而在這里，文章使用的是市場實際價格，這是因為考慮到股權融資成本是基于公司售出股票的價格（投資者購買股票的價格）而言的，出于這一點考慮，文章忽略了可能存在的配送股情況。這種前后處理的差異針對的是不同的變量，并且貝塔值與股票收益率都是相對性的指標，因此并不會對結果造成影響。平均值的方式。 2的計算預期凈資產收益率的計算公式為： （2）其中：第t+i期的預期每股收益第t+i期的預期每股凈資產Gebhardt、Lee和Swami

18、nathan（2000）.GLS（2000）在其計算預期凈資產收益率時，采用的是往年每股收益與當年每股凈資產的比率，而不是當年每股收益與當年每股凈資產的比率，作者發現在中國的財務處理中并沒有這樣的例子，而且大量的外文文獻同樣也是采用后一種方法，基于以上原因，本文沒有采用GLS（2000）的計算方式。，Richardson和Welker（2001）計算預期凈資產收益率分為兩個階段：未來3年，第4年至第12年。在未來3年內，采用預期凈資產和預期收益的比率進行計算，從第4年開始，將預期凈資產收益率向行業平均凈資產收益率直線回歸。本文同樣使用這種方法。 （1）未來三年的計算預期每股收益使用萬達數據庫公

19、布的未來三年預期每股收益數據，預期每股凈資產采用GLS（2000）的計算公式： （3） （4）其中：預期每股收益預期每股股利預期股利支付率在這里，股利支付率的預期借鑒GLS（2000），Chen etc.（2003）使用的方法.Richardson和Welker（2001）提出：用過去10年的平均股利支付率來代替未來的股利支付率；如果沒有過去10年的數據或者計算結果為負值，那么用過去5年的平均股利支付率來代替；如果仍然不可行，就用前一年的股利支付率來代替。Chen etc.（2003）提出：用過去5年的平均股利支付率來代替未來的股利支付率。，將19962005年股利支付率簡單平均，在計算這10

20、年的股利支付率時.對于1997年上市的公司，計算9年的股利支付率平均值，依此類推。，對于收益為負的年份，采用（0.06*總資產）來代替收益。最后所得到的股利支付率，大于1的公司全部取1，小于0的公司全部取0。因此，我們得到了未來三年的。 （2）第4年至第12年的計算 從第4年開始，向行業平均凈資產收益率直線回歸。國外文獻計算行業平均凈資產收益率的方法基本一致，使用5-10年的歷史數據進行計算。文章根據證監會的行業分類，對19962005年10年數據采用指數平滑的方法計算行業平均凈資產收益率。 3. 的計算如上文所述，計算過程采用了GLS模型中使用的計算公式，即： （5） （6）由于萬達數據庫只

21、提供了未來三年的預期收益數據，因此，從第4年開始，預期每股凈資產必須先求出每股收益。結合凈資產收益率的公式與每股凈資產的計算公式，就可以得出基于凈資產收益率、往年每股凈資產和股利支付率的每股收益計算公式： （7）根據每股收益數據，求得本期每股凈資產。二、信息披露質量的度量國外對信息披露質量的衡量主要采取三種方法：采用權威機構公布的信息披露質量評價指數，美國學者多采用AIMR（Association for Investment Management and Research）值衡量信息披露水平，Lang和Lundholm(1996)13更具體的以AIMR分數的變化說明信息披露質量的變化，Ric

22、hardson和Welker（2001）14采用SMAC（Management Accountants of Canada）和UQAM（University of Quebec at Montreal）作為加拿大信息披露質量指標；構建信息披露指數（Botosan(1997)15，Chau K.G.、 Gray S.J.(2002)16）；構建盈余信息披露指數作為信息披露質量的衡量指標（Bhattacharya和Daouk（2003）17），這主要存在于部分研究盈余信息披露與股權融資成本關系的文獻中。由于我國并不存在權威的機構對信息披露質量做出評價，或者是只有排名或描述性的評價，使得國內文獻對信

23、息披露質量衡量指標存在許多不同的選擇，國內對信息披露的衡量主要采取了四種方法：以全年的臨時公告和季報數量（兩者相加）作為衡量公司自愿信息披露的指標（汪煒、蔣高峰（2004）；采用經濟觀察研究院2004年發布的上市公司信任度指數（前100位排名），并結合深圳證券交易所“信息披露考評”和上海證券交易所的“誠信記錄”作為衡量公司信息披露的指標，或者是采用深交所的信息披露總體質量數據（分為優秀、良好、及格、不及格）作為衡量公司信息披露的指標）；采用財務不透明度作為信息披露質量的衡量指標；另外，張宗新等（2005）25借鑒Chau K.G.、 Gray S.J.(2002)的構建模式，將1998-200

24、3年自愿性信息劃分為戰略性信息、非財務主要信息和財務信息，構建自愿性信息披露指數作為衡量自愿信息披露質量的指標。基于數據的可得性、完整性與權威性考慮，本文選取了深交所上市公司信息披露質量的評價指數，因此本文選擇的樣本對象是在深交所上市的所有公司。三、其他相關因素的選擇及度量傳統的CAPM模型認為，一個公司的股權融資成本主要受到其系數的影響，但是，經過一系列的實證研究，經濟學家發現，僅僅考慮系數而得到的股權融資成本是不準確的。Gebhardt，Lee和Swaminathan（2001）在對過去的實證研究進行總結的基礎上，采用線性回歸模型，非常全面的考察了多種因素與股權融資成本之間的關系，他們將這

25、些因素分為5大類共14個變量，分別是：市場波動性、財務杠桿、信息環境和股票流動性、收益波動性、市場異常性。最終研究結果表明：行業風險標志、賬面市值比、長期增長率預期、分析師盈余預期差異能夠較好的解釋企業的股權融資成本。葉康濤、陸正飛（2004）結合Gebhardt，Lee和Swaminathan（2000）和其他一些研究，對我國上市公司股權融資成本的影響因素作了實證分析，研究結果表明，在考慮了行業因素的前提下，系數、負債率、和企業規模個變量對于股權成本具有較高的解釋能力。張春生、王迪(2000)26的研究表明，金融市場利率是影響股權融資成本最直接最主要的因素。 呂長江、張艷秋（2002）在Br

26、ito和Kose的研究基礎上，發現企業財務狀況與負債代理成本呈顯著的負相關關系。Lang和Lundholm（1993）研究發現信息披露等級較高的公司當期的盈利水平也相對較高，這也就意味著股權融資成本的高低可能會由于受到盈利水平的影響而無法確定信息披露的作用。Healy et al.（1999）在研究信息披露和分析預期分歧等變量之間的關系時，同樣加入了盈利水平這一控制因素。本文在借鑒以上研究的基礎上，從全面性、科學性、可操作性出發，將控制變量分為以下7類.下文如果沒有說明，變量的處理方式均采用Gebhardt，Lee和Swaminathan（2000）的處理方式。：1公司基本屬性公司基本屬性包括

27、系數、股票流動性、公司規模.控制變量沒有考慮行業因素，文章將在后面再單獨進行行業因素的討論。（1） 系數為根據各個股票當年日數據使用市場模型計算的結果.文章收益率的計算方式為，所有股票價格均采取日均價向后復權的形式，市場指數采用深證綜指。另外，文章如果沒有特殊說明，文章中股票收益率的計算方式均與上同。系數反映了公司市場風險水平，與股權融資成本呈正相關關系。（2） 股票流動性用換手率進行衡量。換手率越高，即流動性越大，更容易被投資者所接受，因此所要求的回報也就越少，股權融資成本越小。（3） 公司規模用企業總資產的自然對數表示。一般來說，規模越大的公司，越容易為投資者所了解和接受，因此信息不對稱程

28、度也相對較小，從而在一定程度上降低了股權融資成本。2財務狀況公司財務狀況數據來源于證券之星網站。從5個方面衡量了財務狀況：償債能力，盈利能力，成長能力，現金能力和資產負債管理能力。公司財務狀況越好，投資者所承擔的風險就越小，所要求的回報也越小。3經營風險企業的經營風險越大，投資者所要求的回報就越高，因此股權融資成本也就越高。我們用盈余波動性來表示經營風險，計算方式為近五年盈余標準差與近五年盈余均值的比率.對于上市時間較短的公司，分別按可獲得數據的周期進行計算。4財務風險Modigliani和Miller(1958)指出，一個公司資本結構中債務資本所占的比重越大，股權融資成本越高。Fama和Mi

29、ller（1992）研究發現這種正向關系確實存在。文章用兩種方式來表示財務杠桿風險，即賬面杠桿與市場杠桿。賬面杠桿計算公式為負債與公司資產賬面價值之比，市場杠桿為負債與公司資產市場價值之比，其中資產市場價值計算公式為資產價值= 資產賬面值- 權益賬面值+ 流通股股數每股股價+ 非流通股股數每股凈資產.資產價值的市場值有兩種計算法: (1) 資產市值= 資產賬面值- 權益賬面值+ 年末股票發行總數年底公眾股的市場價格; (2) 資產價值= 資產賬面值- 權益賬面值+ 流通股股數每股股價+ 非流通股股數每股凈資產。由于考慮到非流通股在我國上市公司中占有相當比例，因此本文采取第二種方法。5其他公司治

30、理變量Hollis Ashbaugh、Daniel W. Collins和Ryan LaFond（2004）18檢驗了公司治理與股權融資成本之間的關系，他們將影響變量分為四個方面：財務信息質量，所有者結構，股東權利，董事層結構。Chong E B，et al.（2002）19在研究中國的公司治理機制后發現，所有者結構、董事層結構、管理層激勵、公司控制權結構、財務透明度是影響中國公司價值最關鍵的因素，而且投資者愿意為好的公司治理機制支付明顯較高的價格。結合葉康濤，陸正飛（2004）以及數據的可得性，本文選擇第一大股東持股比例、公司控制權結構（計算方式為除第一大股東以外的其他十大股東持股比例平方和

31、取對數）、管理層持股比例、董事層結構（獨立董事比例）以及資產周轉率作為控制變量，變量的處理方式依照Hollis Ashbaugh，Daniel W. Collins，Ryan LaFond（2004），并且加入了國有股數量。6市場異常性市場異常性包括4個變量：收益的長期增長率、B/M、價格慣性、換手率。（1） 公司盈余的長期增長率（）La Porta（1996）發現，盈余的長期增長率與股權融資成本存在負相關關系。他認為這種現象是由于分析者對高（低）增長率公司的過分樂觀（悲觀）估計所引起的，這種估計導致了這些公司股票價格的偏高（低），從而導致了回報率的相對偏低（高），即存在著異常低（高）風險溢價

32、。盈余的長期增長率用過去五年的盈余平均增長率來表示。（2） 賬市比（B/M） Fama，French （1992），Lakonishok, Shleifer, Vishny （1994）指出，B/M與股權融資成本存在正相關關系。他們發現，如果公司B/M較高，也就意味著股票被低估，因此公司需要為此支付更多的股權融資成本。Fama， French（1992），Berk, Green, Naik （1999）則認為，公司B/M較高，意味著他們的系統性風險較大，因此需要支付更多的風險溢價。（3）價格慣性 價格慣性也稱為價格動量, 一般指資本市場上過去一段時間內收益率較高的股票(贏者組合) 與收益率較低

33、的股票(輸者組合) 相比, 在未來一段時間里其收益率仍將超過后者的現象。國外大量的文獻證明了這一慣性現象的存在。本文認為，當用它來作為影響股權融資成本的控制變量時，由于收益率較高（低）的股票意味著對于投資者而言未來的收益也會較高（低），因此也就是存在著較大（小）的股權融資成本，即過去收益率與股權融資成本成正相關。這里的過去一段時間收益率，借鑒Gebhardt，Lee和Swaminathan（2000），采用過去六個月的收益率.本文采用年份均值，以某年初為基準，推算過去六個月，即往年的最后六個月收益表現（風險溢酬下的收益表現）來衡量價格慣性。7宏觀因素文章從三個指標考慮宏觀因素對股權融資成本可能

34、造成的影響：（1）無風險利率：采用一年期國債利率.關于無風險利率的衡量指標在我國存在許多爭議。最為普遍的觀點是一年期國債利率、銀行間債券回購市場利率與三個月期銀行定期存款利率。雖然后兩種方式在近幾年日益被重視，本文仍然采取國際與國內的主流觀點，即一年期國債利率作為無風險利率。無風險利率越高，投資者所要求的回報也就相對較高，股權融資成本越大。（2）經濟環境：采用GDP指數。經濟環境越好，公司籌措到資金越容易，為此支付的成本也越小。（3）市場環境：采用深證綜指。經濟環境越好，公司股票價格越高，在相同的預期現金流下，股權融資成本越小。見表1。表1 股權融資成本的其他影響因素變量類別變量名稱簡碼計算公

35、式（表示方式）基礎數據來源公司屬性貝塔系數BETACAPM公式天相數據庫股票流動性ER換手率天相數據庫公司規模S總資產的自然對數天相數據庫財務狀況財務水平FL分數證券之星網站經營風險盈余波動性EV近五年盈余標準差與近五年盈余均值的比率天相數據庫財務風險賬面杠桿DB負債總額/資產賬面價值天相數據庫市場杠桿DM負債總額/資產市場價值天相數據庫其他公司治理變量第一大股東持股比例FS天相數據庫公司控制權結構OS除第一大股東以外的其他十大股東持股比例平方和取對數天相數據庫管理層持股比例M天相數據庫董事層結構SOB獨立董事數量/董事會成員數量國有股數量SO天相數據庫資產周轉率TURN天相數據庫市場異常性盈

36、余的長期增長率LTG過去五年盈余增長率的平均值天相數據庫賬市比BM資產賬面價值/資產市場價值天相數據庫價格慣性PM過去六個月的收益率天相數據庫宏觀因素無風險利率rf一年期國債利率招商證券研發中心經濟環境GDPGDP指數國家統計局市場環境MI深證綜指天相數據庫研究方法及樣本數據一、檢驗方法 文章的實證檢驗方法來自于一個普通模型，該模型認為股權融資成本是信息披露質量以及其他相關因素的一個函數。公司股權融資成本= 由于某些影響股權融資成本的因素（如公司規模）同樣也會對信息披露質量造成影響，為了能排除其他影響因素對股權融資成本的影響，從而單獨看到信息披露質量對股權融資成本的作用力度，研究中將其他相關因

37、素作為控制變量。具體做法是先采用其他相關因素對股權融資成本進行回歸，然后再在解釋變量中加入信息披露質量，看加入后解釋變量能在整體上多大程度提高對被解釋變量的解釋力，并據此做出判斷。同時，由于信息披露質量可能是通過影響股票流動性從而影響股權融資成本，也可能是通過影響市場風險從而影響股權融資成本，或者是對股權融資成本產生直接影響，因此，不能就將信息披露質量、股票流動性、市場風險放在同一個模型中進行檢驗。因此我們嘗試進行分步檢驗。本文從即期、滯后和邊際影響三個方面對信息披露質量是否影響股權融資成本進行實證研究。在即期影響的檢驗中，首先選取2002-2005深交所上市公司數據，運用獨立混合橫截面的方法

38、從所有影響股權融資成本的因素中確定出究竟哪些因素對我國股權融資成本存在顯著影響。由于2005年存在一定的特殊性，本文重新對2002-2004年數據進行獨立混合橫截面檢驗，并確定影響因素，在確定后的模型中加入當年信息披露質量以考察即期影響。進一步運用分年度進行檢驗，以核實檢驗的結果。本文進一步針對不同的行業進行實證分析，通過加入交叉變量，以考察公司規模、財務水平、第一大股東持股比例等因素變化是否會對信息披露質量影響資本成本的程度造成影響。二、樣本選擇和數據來源如前所述，基于數據的可得性、完整性與權威性考慮，本文選取了深交所上市公司信息披露質量的評價指數，因此本文選擇的樣本對象是在深交所上市的所有

39、公司。研究區間為2002-2005年度。考慮到金融保險類上市公司的特殊性，研究中剔除了這部分公司，各年度的樣本數量分別為123家、207家、289家和434家。實證結果與分析一、信息披露質量的即期影響1控制變量的確定本文以（8）式為基礎對除信息披露質量以外的其它變量對股權融資成本的影響進行回歸分析。 （8）由于本文采用2002-2005年數據作為獨立混合橫截面的數據來源.考慮到獨立混合橫截面數據要求各年份之間的樣本是相互獨立的，因此，在選用2002-2005數據時，文章將各年份之間重復的上市公司予以剔除，最終得到的上市公司樣本數為441家公司，其中2002年155家，2003年80家，2004

40、年83家，2005年122家。但是在后面的分年度分析中，還是采用原始的樣本數。參考文獻：1 Healy P.M, Palepu K G. Information Asymmetry, Corporate Disclosure, and The Capital Markets: A review of the empirical disclosure literature. Journal of Accounting & Economics, 2001(31):405-4402 Amihud Y, Mendelson H, Asset Pricing and the Bid-ask Spread

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50、司自愿性信息披露行為有效嗎？基于1998-2003 年中國證券市場的檢驗J.經濟學(季刊),2005,4,(2).26 張春生,王迪.影響資本成本因素的分析及對策J.業務與技 術,2000,(5).，因此，在考慮年度的基礎上，模型為（9）式。 （9）以2002年為基年，y03、y04、y05為年度虛擬變量。并且： =1，如果觀測值來自2003年=0，其他=1，如果觀測值來自2004年=0，其他=1，如果觀測值來自2005年=0，其他這樣，2002年的截距為，2003年的截距為，2004年的截距為，2005年的截距為。2002年BETA的系數為，2003年BETA的系數為，2004年BETA的系

51、數為，2005年BETA的系數為。以此類推。在影響股權融資成本的諸多變量之間，實際上存在著許多的相關因素，國內外學者都進行過有關的研究，例如，公司規模、賬市比等實際上也是影響BETA非常重要的因素，為了解決可能存在的多重共線性問題，本文使用SPSS對模型采取逐步回歸法（stepwise）從而確定最終的變量。采用2002-2005年度數據進行逐步回歸分析的結果如表2所示。從表2可知，2002-2004年穩健性較好，而2005年表現出非常大的異常性。本文認為，這是由于2005年我國進行股權分置改革使得股票市場出現較大的異動而造成的。因此，去掉2005這個特殊的年份，僅使用2002-2004的數據進

52、行分析，結果如表3所示。表2 逐步回歸的結果（1）自變量非標準化系數 標準化系數y05dm.049*.654*DB.021*.355*SO1.38E-011*.123*y04dm.049*.498*y04db-.044*-.380*y05er.012*.312*BM.008*.195*y05pm8.799*3.788*y05s.009*3.574*y05os.005*.364*y05fs.000*.362*y05fl-.001*-1.439*y05ev.002*.140*y05sob.075*.418*注：*表示在1%置信水平下顯著，*表示在5%置信水平下顯著，*表示在10%置信水平下顯著。下

53、同。表3 逐步回歸結果（2）自變量非標準化標準化 共線性容忍度Tolerance方差膨脹因子VIFMI.000*-.311*.6861.458DB.022*.374*.9491.054SO2.05E-011*.182*.8641.157BM.007*.156*.6981.433y04os-.002*-.118*.9461.057復相關系數平方R Square.352德賓沃森統計量Durbin-Watson1.960表3的結果表明，各變量對股權融資成本的影響在2002-2004年間保持了較好的穩健性，而且解釋變量之間不存在嚴重共線性。從Durbin-Watson值來看，模型序列相關性不顯著。在模

54、型中，市場指數、負債比率、國有股比例以及賬市比的系數符號都與預期相一致，其中負債比是影響股權融資成本最為重要的因素。相比基年來說，2004年管理層持股對股權融資成本的影響更為顯著。2加入信息披露質量的模型為了考察信息披露質量的影響，我們在上述模型的基礎上加入深交所公布的信息披露質量指標。由于這個指標是按照不及格-優秀四個等級劃分的，我們參照陸正飛（2005）的方法，將其對應的劃分為2-5分。結果如表4所示。表4 加入QOD后的結果（2002-2004）自變量基準模型加入QOD后模型非標準化標準化 非標準化標準化 MI.000*-.311*.000*-.283*DB.022*.374*.022*.375*SO2.05E-011*.182*1.98E-011*.176*BM.007*.156*.007*.158*y04os-.002*-.118*-.002*-.133*QOD.001.034y03QOD-.001-.040y04