顧乃康，陳 輝

（中山大學 管理學院，廣東 廣州 510275）

一、引言

近年來，大量學者開始呼吁關注市場微觀結(jié)構(gòu)理論與公司財務學的交叉研究（O’Hara,1999；Amihud和Mendelson,2008;屈文洲，2007）。[1-3]市場微觀結(jié)構(gòu)理論至少從兩個方面影響了公司財務學的研究：一是使用市場微觀結(jié)構(gòu)的方法解決公司財務研究中的問題；二是考察市場微觀結(jié)構(gòu)對公司財務行為的影響（Lipson,2003）。[4]作為市場微觀結(jié)構(gòu)研究的重要議題，股票流動性自然也受到了越來越多的關注。早期的研究主要關注股票流動性是否影響了公司的權(quán)益資本成本（如Amihud和Mendelson,1986），[5]且大量的實證結(jié)論也傾向于支持這一論斷。但是，從實證上考察這一問題的邏輯前提是，流動性被定價且研究者所使用的定價模型正確（Bulter等,2005）；[6]而考察股票流動性是否影響了增發(fā)配股費用，則能夠有效地規(guī)避這些假定。

增發(fā)與配股是上市公司重要的權(quán)益再融資方式，其成本會直接影響公司的權(quán)益成本，進而影響資本成本和公司價值。因此，增發(fā)與配股的成本問題也就成為權(quán)益再融資的重要議題。權(quán)益再融資（增發(fā)與配股）成本包括直接成本和間接成本。直接成本包含承銷費、中介機構(gòu)費、審計費、律師費、評估費以及一些其他費用，其中承銷費占較大的比重；而間接成本主要指發(fā)行時所產(chǎn)生的抑價、對當前股票價格的沖擊以及發(fā)行延遲或取消的預期成本等。許多研究表明，權(quán)益再融資的間接成本通常要高于直接成本，由此學者們給予了權(quán)益再融資間接成本更多的關注。然而，權(quán)益再融資直接成本從絕對量角度看也達到了不容忽視的程度。①本文重點考察了股票流動性對上市公司增發(fā)配股費用（即直接成本）的影響，并在我國證監(jiān)會對承銷費率進行管制的制度背景下對這一問題進行探討。

在我國，考察股票流動性對增發(fā)配股費用的影響有重要意義：（1）股改前的二元股權(quán)結(jié)構(gòu)使得基于流動性定價的權(quán)益資本成本研究所得出的結(jié)論存在一定程度的扭曲（胡松，2006），[7]而考察流動性對增發(fā)配股費用的影響，則能在一定程度上避免二元股權(quán)結(jié)構(gòu)的影響，從而能更好地考察股票流動性對外部融資成本的影響；（2）由于我國證監(jiān)會對承銷費率的管制，很少有人考察承銷費用的影響因素，而事實上，對這一問題的考察有利于我們理解承銷商的定價行為；（3）有利于加深對市場微觀結(jié)構(gòu)和公司財務行為交叉研究的理解，從而能更好地指導完成股改后的上市公司經(jīng)理人員的財務行為。

本文的以下安排是：第二部分為文獻回顧與理論預期；第三部分為研究設計；第四部分為實證結(jié)果；最后為結(jié)論。

二、文獻回顧與理論預期

國內(nèi)外對增發(fā)與配股的研究主要是圍繞著“配股之謎”（Smith,1977）和“長期業(yè)績之謎”（Loughran和Ritter,1995;Spiess和Affleck-Graves,1995;熊正德和李勝男，2009）展開的，[8-10]但學者們關注更多的是“配股之謎”和“長期業(yè)績之謎”的成因以及由發(fā)行抑價引起的間接成本問題，而關于增發(fā)配股直接成本的影響因素研究并不多見。但是，發(fā)行公司的類型和發(fā)行方式的選擇等因素既影響到發(fā)行的間接成本，也影響到發(fā)行的直接成本（Eckbo和Masulis,1992;Hansen和Pinkerton,1982;Singh,1997）。[12-14]而關于發(fā)行的直接成本的考察，首先集中在直接成本的大小上。如Lee等（1996）對美國公司各種發(fā)行的直接成本進行了考察，他們發(fā)現(xiàn)SEO的發(fā)行成本占總收益的7.1%。[15]Kim等（2003）的研究則表明，在過去的30年中，美國公司的承銷費用有所下降，SEO的費用從5.6%下降到4.7%，且費用呈現(xiàn)集中的趨勢。[16]5而關于SEO費用的影響因素的研究則相對較少。Altinkihc和Hansen（2000）以工業(yè)企業(yè)的SEO為樣本考察了發(fā)行費用的影響因素，發(fā)現(xiàn)發(fā)行費用與發(fā)行規(guī)模顯著負相關，與股票份額的變化、收益率的標準差、所承銷的工業(yè)企業(yè)過去3個月的價值正相關。[17]Kim等（2003）對SEO和IPO的發(fā)行費用和發(fā)行折價進行了聯(lián)合研究，結(jié)果表明，發(fā)行費用與發(fā)行折價、發(fā)行者的杠桿、缺失財務報告（missing financial statement）、發(fā)行規(guī)模的倒數(shù)、前25個承銷商的市場份額正相關。[16]39Butler等（2005）則在控制了其他影響因素之后，著重考察了股票流動性對美國公司SEO承銷費用的影響。他們發(fā)現(xiàn)，股票流動性越高、發(fā)行規(guī)模越大、發(fā)行價格越高、公司規(guī)模越大、股價波動越小的公司，其SEO的費用越低。[6]Lee和Masulis（2009）則重點考察了財務報告信息質(zhì)量和發(fā)行費用之間的關系，發(fā)現(xiàn)隨著信息質(zhì)量的下降，發(fā)行費用呈現(xiàn)上升的趨勢。[18]從筆者搜索的文獻來看，國內(nèi)尚未有研究對SEO費用的影響因素進行系統(tǒng)的考察。

從理論上看，當進行增發(fā)或配股時，在持有股票凈頭寸的情況下，承銷商面臨著因逆向選擇而帶來的存貨風險。與此同時，承銷商在搜尋潛在投資者的過程中，將會面臨搜尋成本，且在與潛在投資者進行交易時，還會面臨交易成本。然而，增發(fā)或配股公司當前股票流動性的提高，不僅意味著信息不對稱程度的降低，而且也意味著搜尋成本和交易成本的降低。所以，承銷商在為股票流動性較高的公司進行增發(fā)或配股時所面臨的風險和成本較低，從而收取的費用也會較低。我們預期，股票流動性越高，公司進行增發(fā)或配股的直接成本越低。

三、研究設計

（一）樣本選擇

本文選擇公告日在2000年7月1日到2005年4月29日之間進行增發(fā)或配股的A股上市公司為研究對象，排除金融、保險業(yè)數(shù)據(jù)，以及排除極端值數(shù)據(jù)和計算后述各指標時的缺失數(shù)據(jù)，共獲得305個有效樣本。將樣本范圍選擇在此時間段的原因，一是本文的研究將使用到增發(fā)或配股公告日前180天內(nèi)的高頻交易數(shù)據(jù)，而本文所使用的色諾芬數(shù)據(jù)庫僅提供了從2000年1月1日開始的高頻交易數(shù)據(jù)；二是我國從2005年4月29日起開始實施股權(quán)分置改革，事實上從2005年4月29日至2006年中期暫停了公司的增發(fā)或配股申請，由此本文實際的增發(fā)或配股樣本選取到2005年4月29日止。在計算平均有效價差和平均報價差價時，我們剔除了開盤前和收盤后的觀測值，剔除了成交價落在買賣價區(qū)間之外的觀測值，即成交價大于賣價或小于買價的觀測值，以及買價大于賣價的觀測值。衡量股票流動性的高頻數(shù)據(jù)來自于色諾芬數(shù)據(jù)庫，承銷商聲譽數(shù)據(jù)來自于中國證券業(yè)協(xié)會網(wǎng)站，計算其他指標的數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。此外，在本文中，增發(fā)公告日選在增發(fā)意向書發(fā)表之日，而配股公告日選在配股說明書發(fā)表之日。

（二）變量選取

1.增發(fā)配股費用

本文采用增發(fā)或配股的總費用與募集資金總額之比（TFF）以及增發(fā)或配股的承銷費用與募集資金總額之比（CFF）來衡量權(quán)益再融資的直接成本。由于某些樣本公司未公告增發(fā)或配股的承銷費用，所以僅有250個樣本可獲得CFF數(shù)據(jù)。

2.股票流動性

本文使用增發(fā)或配股公告日前180天內(nèi)的平均買賣價差，即平均有效價差和平均報價價差來衡量公司股票的流動性，且買賣價差越大，股票流動性越低。本文依據(jù)式（1）和（2）分別測定股票交易的有效價差和報價價差。

其中，Ask為某筆交易發(fā)生時的最低賣價；Bid為某筆交易發(fā)生時的最高買價；Price為某筆交易發(fā)生時的真實交易價格；T為單只股票在某天的交易次數(shù)；D為單只股票公告日前180天內(nèi)交易的天數(shù)。本文使用的有效價差和報價價差都是相對的，即均除以了最低賣價和最高買價的中值。由此，按（1）與（2）式計算出的有效價差和報價價差，是指在增發(fā)或配股公告日前180天內(nèi)各筆交易相對買賣價差的算術平均值。

3.控制變量

我們將影響增發(fā)與配股直接成本的因素劃分為公司股票的市場特征、發(fā)行特征、市場時機特征、承銷商特征以及公司特征等五類。在本文的研究中，股票的市場特征除了包括股票的流動性外，還包括股票的風險性；發(fā)行特征反映了發(fā)行規(guī)模與發(fā)行價格；市場時機特征是指股票市場的冷熱程度；承銷商特征涉及承銷商的聲譽與承銷商之間的合作性；而公司特征則涵蓋了資產(chǎn)特性、贏利性、成長性、資本結(jié)構(gòu)以及公司規(guī)模等因素。下面就這些因素的影響機理以及相應的變量選取作一分析。

（1）市場特征

股票的風險性。Altinkihc和Hansen（2000）認為，鑒于承銷合同可以被看作是一個看跌期權(quán)，所以支付給承銷商的承銷費用體現(xiàn)了承銷商承擔的存貨風險。此外，股價的波動性還在某種程度上反映了管理者和投資者之間的信息不對稱，也即隨著股價波動性的增加，測定管理者的努力程度也會變得更加困難。[17]由此可見，風險較高的公司需要向承銷商支付更多的承銷費用，以彌補較高的監(jiān)督成本和較高的預期訴訟成本。因此，我們預期，公司當前股票的風險性越高，公司進行增發(fā)與配股的直接成本越大。

本文使用發(fā)行公司增發(fā)或配股公告日前180天內(nèi)所有交易日的日收益率標準差（SDR）來衡量股票的風險性。此外。本文還使用發(fā)行公司增發(fā)或配股公告日前180天內(nèi)流通在外的股票總市值平均數(shù)的自然對數(shù)（LNCV），作為收益率標準差（SDR）的替代指標來度量股票的風險性。這是因為，總市值較大的大盤股公司在市場上更易受到關注，其信息不對稱程度也較低，由此其股票的風險性較小。我們預期，日收益率標準差（SDR）和流通股總市值的平均數(shù)（LNCV）分別與增發(fā)或配股的直接成本呈正相關和負相關。

（2）發(fā)行特征

發(fā)行規(guī)模。增發(fā)與配股也存在著規(guī)模經(jīng)濟性，即發(fā)行規(guī)模越大，單位股票分擔的平均固定成本也就越低（Lee等，1996）。[15]Altinkihc和Hansen（2000）進一步指出，發(fā)行規(guī)模和承銷費用之間可能存在U型關系。[17]我們預期，發(fā)行規(guī)模與增發(fā)或配股的直接成本呈負相關關系或呈U型關系。本文使用增發(fā)或配股總募集金額的自然對數(shù)（LNP）來衡量發(fā)行規(guī)模。

發(fā)行價格。增發(fā)與配股時確定的價格會影響到增發(fā)與配股的直接成本，但兩者之間的關系卻存在著爭議。Butler等（2005）認為，由于承銷商在為股價較低的公司進行增發(fā)或配股時會面臨更多的承銷困難，所以承銷商傾向于避開股價較低的公司或者要求更高的費用。從這個意義上看，發(fā)行價格和費用之間應該具有負相關關系。[6]而劉江會（2004）認為，發(fā)行價格越高，發(fā)行價格與發(fā)行公司價值發(fā)生偏離的可能性就越大。一旦發(fā)行價格大大偏離發(fā)行公司的真實價值，則承銷商就要承擔連帶責任。由此可見，發(fā)行價格越高，承銷商的風險就越大，為此收取的承銷費用也就越高。[19]因此，發(fā)行價格與增發(fā)或配股的直接成本之間的關系是不確定的。本文使用增發(fā)或配股時所定的發(fā)行價（PRI）來衡量股價水平。

（3）市場時機特征

Derrein和Womack（2003）認為，股票市場當時的冷熱程度將對發(fā)行的成敗產(chǎn)生一定的影響。發(fā)行當時的股票市場越熱，增發(fā)或配股就越容易；反之亦然。[20]因此，市場越火熱，增發(fā)或配股的直接成本越低。本文采用了三個指標來衡量增發(fā)或配股當時的股票市場冷熱程度：一是采用等權(quán)平均法計算獲得的公告日前90天現(xiàn)金再投資綜合日市場回報率（MR1）；二是使用流通市值加權(quán)法計算獲得的公告日前90天現(xiàn)金再投資綜合日市場回報率（MR2）；三是使用總市值加權(quán)法計算獲得的公告日前90天現(xiàn)金再投資綜合日市場回報率（MR3）。由于這些指標值越大，意味著股票市場的熱度越高，所以我們預期這些指標與增發(fā)或配股的直接成本呈負相關關系。

（4）承銷商特征

主承銷商的聲譽。承銷商在承銷過程中充當了“認證中介”的角色（Booth和Smith,1986），[21]而承銷費正是承銷商向投資者傳遞信息的一種補償。聲譽良好的承銷企業(yè)，能夠憑借其良好的聲譽獲得較高的承銷收入。因此，承銷商的聲譽越好，承銷費用越高。衡量承銷商聲譽的度量方法較多，本文借鑒Meggision和Weiss（1991）的方法，[22]使用中國證券業(yè)協(xié)會每年定期公布的券商基本數(shù)據(jù)②進行排序測定。中國證券業(yè)協(xié)會每年都公布了前20位券商的業(yè)績排名狀況。本文采用了其中的兩項指標，即主承銷家數(shù)和主承銷金額的數(shù)據(jù)，將上榜的券商進行排序：第一名取20分，依次遞減，最后一名取1分，將沒有上榜的券商設定為0分。在此基礎上我們進行加總，從而為每個券商測算出總得分。針對每個增發(fā)或配股公司的主承銷商的相應分值，我們以中位數(shù)為分界點，構(gòu)建了一個反映承銷商聲譽的虛擬變量（REP），超過中位數(shù)的設定為1，即聲譽較好的承銷商；低于中位數(shù)的設定為0，即聲譽較差的承銷商。

承銷商的合作性。當幾個承銷商同時對一家公司進行承銷時，由于他們之間的相互合作，承銷活動能更有效的進行，從而能夠降低承銷費用。因此，我們預期，承銷商之間的合作會降低承銷費用。本文將有副主承銷商的增發(fā)或配股公司設定為1，否則為0，并記為COOP。

（5）公司特征

公司特征也是影響增發(fā)或配股費用的重要方面。具體包括：（1）資產(chǎn)特性（TAN）。當一家公司的資產(chǎn)模糊程度較高時，市場很難對其進行合理定價，由此在增發(fā)或配股時，承銷商要求的承銷費用也會較高。本文使用公告日前1年年末的有形資產(chǎn)率TAN（（固定資產(chǎn)+存貨）/總資產(chǎn)）來衡量資本的模糊性，并預期其與增發(fā)或配股的直接成本呈負相關。（2）盈利性（ROA）。當公司進行增發(fā)或配股時，其前期的贏利性越好，增發(fā)與配股取得成功的可能性也就越高，而承銷商要求的承銷費用也會較低。本文使用公告日前1年年末的總資產(chǎn)收益率ROA來衡量公司的贏利性，并預期其與增發(fā)或配股的直接成本呈負相關。（3）成長性（CHGS）。由于具有良好成長性的公司在增發(fā)或配股時更易獲得成功，所以相應的費用也會較低。本文使用公告日前1年銷售額和再上期銷售額的對數(shù)之差CHGS來衡量成長性，并預期其與增發(fā)或配股的直接成本呈負相關。（4）杠桿水平（TDB）。一般地，公司的杠桿水平越高，其破產(chǎn)風險越大，增發(fā)與配股時的費用也會越高。本文使用公告日前1年年末的賬面負債比率TDB（總負債/總資產(chǎn)）來衡量杠桿程度，并預期其與增發(fā)或配股的直接成本呈正相關。（5）公司規(guī)模（LNA）。本文使用公告日前1年年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)LNA來衡量公司規(guī)模。

四、實證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計與相關性分析

表1給出了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表1可以看出，總費用TFF的均值為3.63%，標準差為1.45%；承銷費用CFF的均值為2.42%，標準差約為0.90%。平均有效價差AESP和平均報價價差AQSP的均值分別為0.1815%和0.1918%，標準差分別為0.0665%和0.0700%，約為均值的1/3。公告日前180天內(nèi)日收益率標準差SDR的均值為0.0208，標準差為0.0059：公告日前180天內(nèi)流通在外的股票市值平均數(shù)的自然對數(shù)LNCV的均值為13.3434，標準差為1.3178：這兩個反映公司股票風險性的指標變異程度都不大。其他指標的描述性統(tǒng)計結(jié)果詳見表1。

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

我們還對各變量的相關性進行了檢驗。鑒于篇幅原因，本文未列出相關系數(shù)統(tǒng)計表。我們發(fā)現(xiàn)了以下幾點值得關注的結(jié)果：（1）增發(fā)或配股的總費用TFF與承銷費用CFF的相關系數(shù)達到了0.8590，且在1%的水平上顯著。因此，我們在回歸檢驗中主要使用TFF作為因變量，而將另一因變量CFF用于穩(wěn)健性檢驗。（2）平均有效價差AESP和平均報價價差AQSP之間的相關系數(shù)達到0.9967，且在1%的水平上顯著。（3）平均有效價差AESP、平均報價價差AQSP與規(guī)模LNA之間呈顯著的負相關，這表明規(guī)模大的公司受到了更多的關注，因而信息不對稱程度較小。（4）兩個反映股票風險的變量SDR與LNCV盡管在相關系數(shù)的方向上為負，但不具有顯著性，因此本文對兩者均進行了檢驗。（5）三個反映市場熱度的指標（MR1、MR2和MR3）之間的相關系數(shù)均在0.96以上，且均在1%的水平上顯著。所以本文在回歸分析中僅對公告日前90天現(xiàn)金再投資的綜合日市場回報率（流通市值加權(quán)）MR2作出檢驗。（6）承銷發(fā)行價與公司前期的贏利性ROA和成長性CHGS在1%的水平上正相關，這表明市場給予了這兩類公司更高的定價。

（二）分層描述性統(tǒng)計結(jié)果

為了細致地考察各自變量和因變量之間的關系，本文使用分層描述性統(tǒng)計分析方法對各自變量和因變量之間的關系進行考察。我們首先對除了主承銷商的聲譽REP和承銷商的合作性COOP兩個虛擬變量之外的各自變量按升序進行排列，且從低到高等分成5組（即第1組為數(shù)值最低的組，第5組為數(shù)值最高的組），然后計算各組中增發(fā)或配股總費用TFF的平均值。在此基礎上，我們將各組中增發(fā)或配股總費用TFF的均值和第1組的總費用TFF均值進行比較，并考察其差異的顯著性。具體的分層描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。

從表2 可以看出：（1）隨著平均有效價差AESP 的擴大，總費用TFF也隨之增大，且呈現(xiàn)出單調(diào)增加的趨勢，第3至第5組與第1組之間的差異分別在5%、1%和1%的水平上顯著。平均報價價差AQSP的分層描述性統(tǒng)計結(jié)果也顯示出相同的趨勢。（2）隨著反映股票風險性的收益率波動性指標SDR的增加，總費用TFF沒有表現(xiàn)出單調(diào)趨勢；但另一個反映股票風險性的指標即流通股市值的自然對數(shù)LNCV與總費用TFF的關系呈現(xiàn)出較強的下降趨勢，盡管第2組的均值比第1組大，但并不顯著。（3）隨著增發(fā)或配股發(fā)行規(guī)模LNP的增加，總費用TFF呈單調(diào)減少的趨勢，這意味著增發(fā)或配股總費用具有一定的規(guī)模經(jīng)濟性，同時也表明在我國增發(fā)配股費用和規(guī)模之間并沒有所謂的U型關系。因此，在本文后面的回歸分析中并沒有加入發(fā)行規(guī)模LNP的平方項。（4）隨著增發(fā)或配股發(fā)行價格PRI的增加，總費用TFF也表現(xiàn)出較強的單調(diào)遞減趨勢。（5）隨著市場熱度MR2的增加，總費用TFF表現(xiàn)出較強的單調(diào)下降趨勢，這表明公司在牛市中進行增發(fā)或配股可降低發(fā)行費用。（6）隨著贏利性水平ROA的增加，總費用TFF呈現(xiàn)出較強的單調(diào)性。從總體上看，上述分層描述性統(tǒng)計結(jié)果與前面的理論預期一致，其他變量的分層描述性統(tǒng)計結(jié)果均未顯示出明顯的規(guī)律性。

表2 分層描述性統(tǒng)計結(jié)果

我們還對兩個虛擬變量即主承銷商的聲譽REP和承銷商的合作性COOP進行了分組統(tǒng)計（分別分成2組）。從主承銷商的聲譽REP的分層描述性統(tǒng)計結(jié)果看，承銷商的聲譽越高，增發(fā)或配股的總費用越低，且其差異在10%的水平上顯著。這與前面的理論預期相反。從承銷商的合作性COOP的分層描述性統(tǒng)計結(jié)果來看，有副主承銷商的公司的承銷費用并沒有顯著地低于沒有副主承銷商的公司。

（三）回歸分析結(jié)果

由于許多研究認為存在著“配股之謎”，即增發(fā)費用顯著地高于配股費用的情況（Smith，1977），[8]所以本文在回歸分析時加入了反映增發(fā)或配股的虛擬變量DUM，且將增發(fā)設定為1，配股設定為0。因變量為增發(fā)或配股總費用TFF的回歸統(tǒng)計結(jié)果見表3回歸（1）至（4）。在回歸分析過程中，本文還使用方差膨脹因子對各方程的共線性程度進行檢驗，檢驗結(jié)果表明并不存在嚴重的共線性問題。

在表3中，欄（1）給出了使用平均有效價差AESP來衡量股票的流動性，使用公告日前180天日收益率的標準差SDR來衡量股票的風險性，且采用普通最小二乘法的回歸分析結(jié)果。結(jié)果表明，平均有效價差AESP與總費用TFF之間的回歸系數(shù)為4.0950，且在5%的水平上顯著。從經(jīng)濟意義上看，當平均有效價差增加一個單位的標準差，總費用增加0.7432%（4.0950×0.1815%），約為總費用均值的20%（0.007432/0.0363），這與理論預期相一致。此外，研究結(jié)果還表明，增發(fā)配股虛擬變量、成長性和公司規(guī)模與總費用呈顯著正相關；發(fā)行規(guī)模、發(fā)行價格、市場時機變量和贏利性與總費用呈顯著負相關；其他變量的系數(shù)不顯著。

在表3中，欄（2）給出了使用平均報價價差AQSP來代替平均有效價差AESP，以衡量股票流動性的回歸分析結(jié)果；欄（3）給出了使用公告日前180天流通市值平均值的自然對數(shù)LNCV來代替公告日前180天日收益率的標準差SDR，以衡量股票的風險程度的回歸分析結(jié)果；欄（4）給出了使用AQSP和LNCV來代替AESP和SDR的回歸分析結(jié)果。從表3可以看出，欄（2）-欄（4）的結(jié)果與欄（1）的結(jié)果沒有顯著的差異。

（四）穩(wěn)健性檢驗

本文從兩個方面進行了穩(wěn)健性檢驗。首先，本文使用承銷費用CFF來替代總費用TFF作為因變量進行回歸。在本文選定的樣本中，僅有250個樣本公告了承銷費用。該穩(wěn)健性檢驗結(jié)果見表4中的欄（5）和欄（6）。從整體上看，以承銷費用作為因變量的回歸結(jié)果與以總費用作為因變量的回歸結(jié)果基本一致。不同之處在于：與表3中欄（1）和（2）的回歸結(jié)果相比，表4欄（5）和（6）中增發(fā)或配股的虛擬變量DUM的回歸系數(shù)大小與顯著性水平有所降低，且發(fā)行價格PRI的回歸系數(shù)不再顯著。

表3 因變量為總費用的OLS回歸分析結(jié)果

其次，盡管證監(jiān)會對新股發(fā)行的承銷費率進行了限制，但從本文的描述性統(tǒng)計結(jié)果中可以看出，一些公司高于證監(jiān)會規(guī)定的上限（3%），而另一些公司則低于證監(jiān)會規(guī)定的下限（1.5%）。③為了解決由于費率管制所帶來的影響，本文采用Tobit回歸分析方法對本文的預期進行檢驗，其中上截尾點為3%（披露的承銷費率大于3%的樣本為40家），下截尾點為1.5%（披露的承銷費率小于1.5%的樣本為39家），其結(jié)果見表4欄（7）和欄（8）。從表4中還可以看出，價差變量仍然與增發(fā)配股費用顯著正相關，除系數(shù)大小和顯著性水平有所變化外，增發(fā)配股虛擬變量、成長性和公司規(guī)模與總費用仍顯著正相關；發(fā)行規(guī)模、發(fā)行價格、市場時機變量和贏利性與總費用仍顯著負相關?？梢?，穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果也支持了本文的理論預期。

五、結(jié)論

本文使用中國上市公司A股中公告日在2000年7月1日至2005年4月29日間的增發(fā)或配股事件為樣本，考察了影響增發(fā)與配股直接成本的影響因素。研究結(jié)果表明，在控制了其他因素的影響后，股票流動性（買賣價差）與增發(fā)配股費用顯著負相關（正相關）。這表明，當前股票的流動性越高，承銷商在承銷過程中面臨的存貨風險、搜尋成本和交易成本越小，增發(fā)或配股費用也將越低。這一結(jié)論不受因變量變化以及回歸方法變化的影響。

表4 穩(wěn)健性檢驗的回歸分析結(jié)果

此外，研究結(jié)果還表明，增發(fā)費用顯著高于配股費用，承銷過程同樣表現(xiàn)出顯著的規(guī)模經(jīng)濟性，且對增發(fā)與配股費用的變異性有很強的解釋力；而發(fā)行價格和增發(fā)或配股費用之間呈現(xiàn)出的不太穩(wěn)健的負相關性，則意味著承銷商在承銷股票時可能具有避開低價股票的基本傾向。在股票市場進入火熱狀態(tài)時，增發(fā)或配股公司支出的發(fā)行費用較低，也即上市公司有可能通過在火熱市場增發(fā)或配股而降低權(quán)益再融資的直接成本。贏利性較好的公司，其增發(fā)與配股的費用較低。這些研究發(fā)現(xiàn)與理論預期相一致。此外，我們還發(fā)現(xiàn)：成長性較高、規(guī)模較大的公司，反而增發(fā)與配股費用較高；當前股票的風險性并不能解釋增發(fā)配股費用的橫截面差異，這可能與我國的承銷商尚未起到應有的監(jiān)督作用以及面臨的訴訟風險較低有關；承銷商的聲譽以及承銷商之間的合作性也不能解釋增發(fā)與配股費用的差異性，這意味著我國的制度環(huán)境還不能激勵承銷商建立聲譽以獲取更高的承銷費用，且承銷商之間的合作也并沒有使得權(quán)益再融資變得更加有效；公司的資產(chǎn)特性和杠桿水平對增發(fā)與配股費用也基本沒有解釋力。

基于本文的主要研究結(jié)論，提出如下政策建議：從企業(yè)角度看，一方面，上市公司經(jīng)理應當給予股票流動性以足夠的關注，切實采取措施（如加強信息披露等手段），降低內(nèi)部人和外部人、知情投資者和非知情投資者之間的信息不對稱程度以提高股票的流動性，從而達到降低籌資成本、提升公司價值的目的；另一方面，在滿足了再融資條件的情況下，企業(yè)應當選擇在現(xiàn)有股票流動性較高的時期進行增發(fā)配股，以利用這種“流動性的市場時機”。股票流動性是股票市場的生命力所在，其高低會直接影響股票市場資源配置的效率，因此，提高股票流動性也是監(jiān)管者義不容辭的責任。從監(jiān)管者角度看，一方面，監(jiān)管者應當在不大幅增加上市公司信息披露成本的前提下，進一步完善和規(guī)范上市公司的信息披露標準，提高非知情交易者所能獲取的內(nèi)部信息的數(shù)量，從而達到降低信息不對稱程度、提高股票流動性的目的；另一方面，監(jiān)管者還應當加強對內(nèi)幕交易等影響股票流動性違法行為的打擊力度，增強投資者信心，以提升股票的流動性。

注 釋：

①在本文的研究樣本區(qū)間內(nèi)，承銷費率所適用的法律條文是1996年12月26日頒布的《關于股票發(fā)行工作若干規(guī)定的通知》。盡管中國證監(jiān)會對承銷費率做出了硬性的規(guī)定，即設定了一定的浮動區(qū)間，但是從本文的描述性統(tǒng)計結(jié)果可以看出，既有突破證監(jiān)會規(guī)定下限的，也有突破上限的，這與市場上的討論相一致。為了使本文的研究更加穩(wěn)健，我們還使用了Tobit模型來進行回歸分析以解決這一問題。

②由于中國證券業(yè)協(xié)會的券商排名資料是從2002年開始的，因此，本文用于計算券商排名的數(shù)據(jù)也是從2002年開始的，即本文使用2002-2004年的綜合聲譽數(shù)據(jù)代理了所有年份各承銷商的聲譽水平。

③事實上，中國證監(jiān)會對不同發(fā)行規(guī)模的承銷費率設定了不同的標準，為簡便起見，本文選擇了一個較為寬松的上下限進行穩(wěn)健性檢驗。本文還采用僅設定上限的Tobit回歸模型、僅排除超過上限的觀測值的OLS回歸模型和同時排除超過上限和下限的觀測值的OLS回歸模型進行檢驗，其結(jié)論基本一致。

[1]O’Hara,M..Making Market Microstructure Matter[J].Financial Management,1999,28(2):83-90.

[2]Amihud,Y.，Mendelson,H..Liquidity,the Value of the Firm,and Corporate Finance[J].Journal of Applied Corporate Finance,2008，20(2):32-45.

[3]屈文洲.市場微觀結(jié)構(gòu)視角的公司財務研究[J].經(jīng)濟學動態(tài),2007,(10):80-85.

[4]Lipson,M.L..Market Microstructure and Corporate Finance[J].Journal of Corporate Finance,2003,9(4):377-384.

[5]Amihud,Y.，Mendelson,H..Asset Pricing and the Bid-ask Spread[J].Journal of Financial Economics,1986,17(2):223-249.

[6]Butler,A.W.,Grullon,G.，Weston,J.P..Stock Market Liquidity and the Cost of Issuing Equity[J]. Journal of Financial and Quantitative Analysis,2005,40(2):331-348.

[7]胡 松.股權(quán)分置改革的經(jīng)濟學分析[J].江西財經(jīng)大學學報,2006,(3):9-13.

[8]Smith,C.W.Jr.Alternative Methods for Raising Capital:Rights vs.Underwritten Offerings[J].Journal of Financial Economics,1977,5(3):273-307.

[9]Loughran,T.，Ritter,J.R..The New Issues Puzzle[J].Journal of Finance,1995,50(1):23-51.

[10]Spiess,D.K.， Affleck – Graves,J..Underperformance in Long-run Stock Returns Following Seasoned Equity Offerings[J].Journal of Financial Economics,1995,38(3)：243-267.

[11]熊正德，李勝男.上市公司SEO后業(yè)績變化及其影響因素實證研究[J].當代財經(jīng),2009,(2):120-124.

[12]Eckbo,B.E.，Masulis,R.W..Adverse Selection and the Rights Offer Paradox[J].Journal of Financial Economics,1992,32(3)：293-322.

[13]Hansen,R.S.，Pinkerton,J.M..Direct Equity Financing:A Resolution of a Paradox[J].Journal of Finance,1982,37(3)：651-665.

[14]Singh,A.K..Layoffs and Underwritten Rights Offers[J].Journal of Financial Economics,1997,43(1)：105-130.

[15]Lee,S.L.,Ritter J.R.，Zhao Q..The Costs of Raising Capital[J].The Journal of Financial Research,1996,19(1):59-74.

[16]Kim,D.,Palia,D.，Saunders,A..The Long-run Behavior of Equity Underwriting Spreads[R].Working paper,Rutgers University,2003.

[17]Altinkihc,O.，Hansen,R.S..Are There Economies of Scale in Underwriting Fees?Evidence of Rising External Financing Costs[J].Review of Financial Studies,2000,13(1):191-218.

[18]Lee,G.，Masulis,R.W..Seasoned Equity Offerings:Quality of Accounting Information and Expected Flotation Costs[J].Journal of Financial Economics,2009,92(3):443-469.

[19]劉江會.我國承銷商聲譽與承銷服務費用關系的研究[J].財經(jīng)研究,2004,(4):108-118.

[20]Derrien,F.，Womack,K..Auction vs.Bookbuilding and the Control of Underpricing in Hot IPO Markets[J].Review of Financial Studies,2003,16(1):31-61.

[21]Booth,J.，Smith,R..Capital Raising,Underwriting and the Certification Hypothesis[J].Journal of Financial Economics,1986,15(1-2):261-281.

[22]Meggision,W.L.，Weiss,K..Venture Capitalist Certification in Initial Public Offerings[J].Journal of Finance,1991,46(3)：879-901.