成長性差異、信息披露與權(quán)益資本成本

杜金柱，扈文秀，張建鋒

(西安理工大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，陜西 西安 710054)

0 引言

信息披露是資本市場有效運行的關(guān)鍵，證券監(jiān)管部門要求上市公司將其運營狀況和財務(wù)活動信息及時披露給投資者，便于其做出合理的投資決策。信息披露包括自愿性信息披露和強制性信息披露兩種，其中，強制性信息主要通過強制性年報，包括財務(wù)報表、注釋、管理層分析與討論以及其他強制性文件等進行披露，而自愿性信息則是根據(jù)企業(yè)自身意愿和需求而進行披露，包括強制性信息之外的其他信息。資本市場上有六種因素促使公司管理者進行信息披露：資本市場交易、公司控制權(quán)爭奪、股權(quán)報酬、訴訟成本、管理者能力和專有成本等[1]。

信息披露可以有效緩解代理沖突和信息風(fēng)險，而資本成本是投資者預(yù)期獲得的最低收益，可用于度量財務(wù)報告是否達到?jīng)Q策者使用相關(guān)信息的目的。國外學(xué)者大都以發(fā)達國家資本市場為背景，基于資本資產(chǎn)定價模型(CAPM)構(gòu)建理論研究模型，并一致認為更多的信息披露能夠降低風(fēng)險溢價、吸引更多分析師關(guān)注、緩解信息不對稱、提高股票流動性，進而降低資本成本[2～4]。因此，信息披露被認為是緩解經(jīng)營權(quán)和所有權(quán)分離產(chǎn)生的代理沖突和信息風(fēng)險的一種有效內(nèi)部治理機制。而基于理論模型所進行的實證研究結(jié)論卻存在差異，如Richardson和Welker[5]認為高質(zhì)量的信息披露與資本成本負相關(guān)，但是當公司披露更多其他社會信息時，相反的結(jié)論也是成立的。Botosan和Plumlee[6]發(fā)現(xiàn)，公司的資本成本與高質(zhì)量的年報信息負相關(guān)，但是與高質(zhì)量的季報信息和信息披露及時性正相關(guān)。此外，Dutta和Nezlobin[7]、Isabel-María和Ligia[8]等通過構(gòu)建信息披露與資本成本理論模型一致認為，信息披露質(zhì)量越高，資本成本越低。以我國資本市場為研究背景，國內(nèi)學(xué)者分別從媒體曝光度[9]、市場化進程[10]等角度研究信息披露與資本成本的關(guān)系，也認為信息披露能夠顯著降低公司資本成本。而從公司成長性角度而言，學(xué)者分別研究真實盈余管理[11]、金融生態(tài)環(huán)境[12]與資本成本之間的關(guān)系，并一致認為成長性會顯著影響公司的資本成本。

可以看出，國外學(xué)者大都基于構(gòu)建的理論分析模型研究信息披露和資本成本之間的關(guān)系，而國內(nèi)學(xué)者側(cè)重于研究自愿性信息披露對資本成本的影響，或者公司成長性對真實盈余管理和資本成本之間的影響關(guān)系，而從公司成長性差異角度探討信息披露與資本成本之間影響關(guān)系的研究相對缺乏。而事實上，我國的資本市場環(huán)境、法律制度和信息披露制度等均與國外發(fā)達資本市場存在顯著差異，國外研究結(jié)論是否適用于我國資本市場仍待驗證。

我國市場經(jīng)濟處于快速發(fā)展時期，企業(yè)的成長是我國經(jīng)濟發(fā)展的載體，而成長性是衡量企業(yè)經(jīng)營狀況和發(fā)展前景的一個重要指標，對于不同成長性的上市公司，其面臨的融資成本、訴訟成本和專有成本等存在差異，因此在自愿性信息和強制性信息披露上不盡相同[13]。本文以我國現(xiàn)有信息披露制度和資本市場特點為研究背景，從公司成長性角度檢驗信息披露對權(quán)益資本成本的影響，從新的視角分析信息披露效應(yīng)以及公司成長性差異對兩者關(guān)系的影響。

本文的主要貢獻在于：(1)從公司成長性的角度出發(fā)，檢驗成長性差異對信息披露和權(quán)益資本成本關(guān)系的影響，豐富了信息披露與資本成本關(guān)系的研究。(2)從研究方法上，本文使用成長性中位數(shù)對總樣本進行分組，采用分組回歸方法進行相關(guān)性檢驗，結(jié)合工具變量法和2SLS法建立聯(lián)立方程組進行穩(wěn)健性檢驗，以解決變量間的內(nèi)生性問題。(3)為投資者進行決策提供新的分析視角，并為監(jiān)管部門強化信息披露特別是成長性信息的披露提供啟示。

1 理論分析與研究假設(shè)

信息不對稱理論認為市場交易中至少有一方擁有相關(guān)信息，雙方在信息量上存在不對等性。市場參與者的信息不對稱妨礙了低交易成本且價格合理的資產(chǎn)順利交易，投資者和管理者之間存在信息不對稱，引發(fā)了逆向選擇和道德風(fēng)險問題，并降低股票流動性和提高投資者預(yù)期收益[14]。信號傳遞理論認為公司將確定信息及時傳遞給投資者以吸引更多投資并提高公司聲譽，可以有效緩解參與主體之間的信息不對稱問題[15]。

從企業(yè)自身角度而言，信息披露降低了投資者對公司未來現(xiàn)金流和預(yù)期收益的不確定性，增加了上市公司財務(wù)信息的透明度，從而使投資者可以根據(jù)獲取到的信息對公司未來股票價格和風(fēng)險因素進行合理判斷，降低對企業(yè)風(fēng)險的評估。對于公司業(yè)績和財務(wù)狀況較好的上市公司，其披露公司信息的意愿更為強烈，從而提高公司在資本市場上的信息透明度，改善公司自身形象，從而為投資者提供更多投資決策信息，不斷提高股票流動性，在降低投資者風(fēng)險的同時降低股票交易成本從而達到降低資本成本的目的。

資本市場上有兩種效應(yīng)導(dǎo)致信息披露與資本成本負相關(guān)。一種是信息效應(yīng)，即當公司預(yù)期現(xiàn)金流固定時，信息披露降低了現(xiàn)金流的協(xié)方差，提高了投資者未來現(xiàn)金流的預(yù)期值，市場組合中公司現(xiàn)金流和股票現(xiàn)金流的協(xié)方差也將降低，并造成資本成本降低。另一種是管理者效應(yīng)，當現(xiàn)金流協(xié)方差固定時，信息披露提高了市場監(jiān)督管理者的能力，確保管理者和股東利益的一致性[3]。理論研究認為權(quán)益資本成本隨著信息披露質(zhì)量的提高而下降，源于更多信息披露降低了投資者對未來現(xiàn)金流和預(yù)期收益的不確定性，資本成本隨著未來現(xiàn)金流信息準度的增加而降低[3]。然而理論研究只關(guān)注信息披露的事后效應(yīng)，而信息披露事前效應(yīng)同樣會對風(fēng)險溢價和資本成本產(chǎn)生影響[16]，信息披露的事前和事后效應(yīng)會同時出現(xiàn)在財務(wù)報告期間。投資者預(yù)期收益包括股利收益和資本收益，風(fēng)險溢價均衡是由股利風(fēng)險和資產(chǎn)轉(zhuǎn)售風(fēng)險所決定，信息披露降低了未來現(xiàn)金流的條件方差，從而降低投資者股利風(fēng)險溢價。然而，從當前股東角度而言，信息披露增加了未來股價的波動性，這無疑會增加資產(chǎn)轉(zhuǎn)售價格引起的風(fēng)險溢價。因此，信息披露與資本成本之間的關(guān)系依賴于兩種效應(yīng)的相對強度，而公司成長性在確定這種均衡關(guān)系中起著關(guān)鍵作用。

對于快速成長的公司而言，一方面，公司的未來現(xiàn)金流反映了新的大型項目的投資狀況，因此投資者更關(guān)注其資產(chǎn)轉(zhuǎn)售價格風(fēng)險，較少關(guān)注股利風(fēng)險，以支持成長性公司投資機會的資金需求，而且這些公司大多為新興行業(yè)，面臨的經(jīng)營風(fēng)險較大，股東要求的投資報酬率就會相對較高，從而造成整體風(fēng)險溢價隨著信息披露的增加而增加[7]。同時，對于高增長機會的企業(yè)而言，強制性信息披露質(zhì)量低且參與主體間信息不對稱程度高，除了強制性信息披露之外，自愿性信息披露質(zhì)量的提高可以達到降低信息不對稱的目的。另一方面，新的更多的投資機會伴隨著更大的風(fēng)險和不確定性[17]，管理層擁有更多關(guān)于未來投資項目價值的私人信息，加劇了管理層和股東之間的代理問題，也就造成了高成長性公司出現(xiàn)更為嚴重的信息不對稱問題，這必將促使投資者提出更高的風(fēng)險補償要求，加大風(fēng)險溢價，并導(dǎo)致權(quán)益資本成本的提高。而對于低成長性企業(yè)，由于投資者對企業(yè)未來股利的不確定性主導(dǎo)整體風(fēng)險溢價，加上它們沒有外部融資的需求，具有較低的法律訴訟成本以及較低的激勵和專有成本，幾乎不進行自愿性信息披露，因此強制性信息披露可能提供充分的高質(zhì)量信息以降低信息不對稱，滿足利益相關(guān)者的信息需求，因此信息披露的增加降低了風(fēng)險溢價和資本成本。

公司治理環(huán)境和制度背景差異也會影響投資者的決策[18]，因此投資者同樣會關(guān)注上市公司的成長性，根據(jù)公司的成長性做出有效的投資決策[12]。Myers[19]認為公司未來價值主要體現(xiàn)在其成長性上，它是企業(yè)價值增值的源泉。對于任何一個企業(yè)而言，成長性是其獲得持續(xù)發(fā)展的動力，因此進一步研究成長性對信息披露和資本成本之間的關(guān)系具有重要意義。胡亞權(quán)和周宏[20]認為公司成長性水平顯著影響高管薪酬和相對業(yè)績評價的關(guān)系，公司成長性越高，相對業(yè)績評價的使用程度就越低，可以屏蔽高管面臨的外在沖擊帶來的風(fēng)險。Ellahie和Hayes[16]從公司成長性角度研究信息披露和風(fēng)險溢價的關(guān)系，認為存在一個閾值增長率，當長期增長率高于(低于)閾值時，信息披露與風(fēng)險溢價正(負)相關(guān)。Dutta和Nezlobin[7]通過構(gòu)建動態(tài)分析模型也得出同樣的結(jié)論，即公司成長性差異會影響信息披露與資本成本或風(fēng)險溢價之間的關(guān)系。事實上，上述國外學(xué)者的研究大都基于歐美等發(fā)達資本市場背景展開研究，而我國是一個資本市場相對不均衡的國家，在制度環(huán)境、金融監(jiān)管環(huán)境和法律制度等方面都存在較大差異[17]。對上市公司股東而言，公司的成長性越高，市場投資者越會關(guān)注公司的股票，從而帶來較低的股權(quán)融資成本。而對于債權(quán)人而言，高成長性意味著更多的不確定性，因此債權(quán)人為了確保資產(chǎn)安全，必然要求得到更多的風(fēng)險補償，從而使上市公司產(chǎn)生較高的融資成本。可以看出，公司成長性會通過信息披露對權(quán)益資本成本造成一定影響。因此，本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)H1公司成長性對信息披露與權(quán)益資本成本的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。成長性高的上市公司，其信息披露質(zhì)量越高，權(quán)益資本成本越低。

控股權(quán)性質(zhì)差異會影響公司信息披露質(zhì)量[21]，也會影響公司權(quán)益資本成本[22]。與發(fā)達國家資本市場中國有控股企業(yè)不同，我國市場經(jīng)濟體制中國有企業(yè)既是政府干預(yù)經(jīng)濟的手段，也是政府參與市場經(jīng)濟的手段[23]。政治關(guān)聯(lián)及“關(guān)系網(wǎng)”的存在，可能會造成政府資源分配的不均等、信息不透明，上市公司為了獲得更多的資源分配，必將花費更多成本，進而影響上市公司信息披露質(zhì)量。

2015年《關(guān)于深化國有企業(yè)改革的指導(dǎo)意見》提出要大力推動國有企業(yè)改制上市，多數(shù)國有企業(yè)在達到上市條件后進入資本市場，而且占比隨之提高，其治理環(huán)境和監(jiān)管環(huán)境得到了很大程度提高，但是由于政府控制能力和政治層級的存在，他們依然有能力影響這些公司的決策行為。政治關(guān)系使國有控股上市公司可以獲得相對較多的社會資本，其面臨的風(fēng)險影響較小，加上政府政策的影響，國有控股上市公司通過信息披露降低權(quán)益資本成本的意愿相對較弱。

高成長性企業(yè)大都具有較快的發(fā)展速度，具有較高的增值潛力，且多屬于前景好的朝陽行業(yè)。在這些企業(yè)中，相對于非國有控股上市公司，國有控股上市公司更有可能受到政府及相關(guān)部門的干預(yù)和直接影響，而且國有控股上市公司在政府關(guān)系和資源分配等方面具有一定優(yōu)勢，且較高層級的國有控股上市公司承擔(dān)較重的政策負擔(dān)，因此，它們具有較低的信息披露動機，通常會披露數(shù)量較少的公司信息[24]。

行政干預(yù)對非國有控股上市公司的影響相對較小，在政治關(guān)系獲取方面亦處于劣勢，它們通常自己承擔(dān)經(jīng)營風(fēng)險，不存在各級政府作為其最后的“拯救者”或“贖買者”挽救它們的可能，且經(jīng)營失敗的風(fēng)險要由股東自己承擔(dān)[25]，因此，非控股國有上市公司投資者往往要求更高的投資回報率。因此，它們會更加積極地披露更多公司信息，以降低投資者的風(fēng)險溢價，降低股票流動性風(fēng)險，達到降低權(quán)益資本成本的目的。此外，非國有控股上市公司承擔(dān)的政策負擔(dān)較小，經(jīng)營目標相對比較明確，由于政治資源和“關(guān)系網(wǎng)”的缺失，它們通常會加大信息披露的數(shù)量和質(zhì)量以減少“資源短缺”問題，因此，基于信號傳遞理論，非國有控股上市公司管理層進行信息披露的動機更強，更愿意披露更多公司信息以降低權(quán)益資本成本?；谝陨戏治?，提出如下假設(shè)。

假設(shè)H2a成長性高的樣本組中，非國有控股上市公司信息披露對權(quán)益資本成本的影響相對更顯著。

假設(shè)H2b成長性低的樣本組中，國有控股上市公司信息披露對權(quán)益資本成本的影響相對更顯著。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

文選取2010～2015年所有滬深A(yù)股上市公司的數(shù)據(jù)，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)、萬德(Wind)數(shù)據(jù)庫和銳思(RESSET)數(shù)據(jù)庫，包括上市公司基本財務(wù)數(shù)據(jù)和其他相關(guān)數(shù)據(jù)。在此基礎(chǔ)上，按照以下標準對數(shù)據(jù)進行篩選：(1)由于金融、保險類上市公司與其他行業(yè)存在監(jiān)管和財務(wù)特征的差異，因此剔除WIND行業(yè)和CSMAR行業(yè)分類中金融業(yè)、銀行以及證監(jiān)會行業(yè)中資本市場服務(wù)業(yè)等類型的上市公司；(2)剔除ST及ST*公司；(3)剔除數(shù)據(jù)缺失、資料不全的公司，并剔除市盈率小于0的上市公司；(4)為減少極端值對計算結(jié)果的影響，對所有變量進行上下1%的Winsorize處理；(5)剔除沒有分析師預(yù)測數(shù)據(jù)，每股收益差額ΔEPS=EPSi,t+2-EPSi,t+1<0以及上市不足三年的公司。由于權(quán)益資本成本的計算涉及到t+1，t+2時期的數(shù)據(jù)，因此上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)的實際涵蓋期間為2010～2017年。經(jīng)過整理得到，最終得到2010～2015年間所有滬深兩市1913家上市公司共4798個觀測值。

2.2 變量定義

(1)信息披露指數(shù)

本文借鑒Botosan[26]、張學(xué)勇和廖理[27]等的研究方法，構(gòu)建信息披露指數(shù)來度量信息披露水平，同時結(jié)合《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式準則第2號—年度報告的內(nèi)容與格式(2016年)》的要求，并根據(jù)各個上市公司的具體信息披露情況，構(gòu)建上市公司信息披露指數(shù)。

具體構(gòu)建過程如下：首先，借鑒以上研究方法，將上市公司披露的信息分為五種類型：公司背景介紹；公司財務(wù)數(shù)據(jù)；關(guān)鍵非財務(wù)數(shù)據(jù)；預(yù)測信息；管理層分析與討論。其次，結(jié)合我國上市公司年報信息披露要求，剔除了一些基本的信息披露語言表述外，共有128項信息披露內(nèi)容。然后，我們根據(jù)各個上市公司年報對相關(guān)項目進行打分。我們設(shè)置以下打分標準：如果公司不披露該項目任何信息，賦值0分；披露相關(guān)信息，賦值1分。最后，我們將每個公司計算出來的信息披露分值總和除以所有信息披露項目總和，即可得到信息披露指數(shù)。

(2)權(quán)益資本成本

如何測定公司的權(quán)益資本成本，目前尚未得出統(tǒng)一的結(jié)論，目前學(xué)術(shù)界對權(quán)益資本成本的測量主要有以下兩類方法：(1)事后權(quán)益資本成本測度方法。包括資本資產(chǎn)定價模型(CAPM模型)、三因素模型(FFM模型)、套利定價模型(APT模型)；(2)事前權(quán)益資本成本測度方法。包括隱含的權(quán)益資本成本(ICC)、戈登增長模型(GGM)、剩余收益模型(GLS模型)、非正常盈余增長模型(PEG模型)。

李慧云和劉鏑[14]等認為PEG估計模型可能更適合于估算中國資本市場上市公司的權(quán)益資本成本，毛新述和葉康濤[28]也認為PEG模型計算權(quán)益資本成本能更好地捕捉到我國證券市場中各個風(fēng)險因素的影響，而GLS等其他模型的表現(xiàn)不夠理想。PEG模型是綜合考察價值和成長性的最為普遍的一種方法，這種方法需要根據(jù)分析師對后兩期的公司盈利預(yù)測或估計來估算公司的權(quán)益資本成本，一定程度上可以降低非正常收益增長及股利支付率變化對權(quán)益資本成本的影響。因此本文選用PEG模型計算權(quán)益資本成本，計算公式如下：

(1)

其中Ri,t表示i公司在t時期的權(quán)益資本成本，EPSi,t+1表示i公司在t+1時期末的每股收益值，EPSi,t+2表示i公司在t+2時期末的每股收益值，Pi,t表示i公司在t時期末的股票收盤價格。

(3)公司成長性

已有公司成長性的衡量主要有兩種方法：(1)單一指標法。如營業(yè)收入增長率、市凈率、市盈率；(2)多指標綜合法。如企業(yè)家素質(zhì)與管理能力(企業(yè)管理層能力、企業(yè)戰(zhàn)略選擇與企業(yè)利潤增長能力、銷售收入增長率、總資產(chǎn)增長率、凈利潤增長率和市值增長率。本文參考胡亞權(quán)和周宏等[20]的研究方法，選取營業(yè)收入增長率(Growth)作為公司成長性的替代變量。同時，為了保證實證結(jié)果的穩(wěn)健性，我們選取市凈率指標作為穩(wěn)健性檢驗中公司成長性的替代變量。

(4)控股權(quán)性質(zhì)

根據(jù)上市公司控股權(quán)性質(zhì)的差異，將樣本分為國有控股上市公司和非國有控股上市公司，設(shè)置虛擬變量STATE，當上市公司為國有控股時，STATE=1，否則取0。

(5)控制變量

根據(jù)已有國內(nèi)外文獻研究結(jié)果，影響上市公司權(quán)益資本成本的因素主要包括：股票流動性、公司規(guī)模、財務(wù)風(fēng)險、系統(tǒng)風(fēng)險、盈利能力、賬市比、第一大股東持股比例[11,29]。本文選取以上變量作為信息披露和權(quán)益資本成本的控制變量。相關(guān)變量定義如表1所示。

表1 變量定義

2.3 模型設(shè)計

為了研究公司成長性對信息披露和權(quán)益資本成本之間關(guān)系是否具有調(diào)節(jié)作用，借鑒李慧云和劉鏑[10]的研究方法，構(gòu)建模型用于檢驗假設(shè)H1：

Ri,t=μ0+μ1IDIi,t-1+μiControli,t+εi,t

(2)

Ri,t=α0+α1IDIi,t-1+α2Growthi,t+

α3IDIi,t-1×Growthi,t+αiCOntroli,t+εi,t

(3)

模型(2)用于度量信息披露和權(quán)益資本成本之間的關(guān)系。為了控制信息披露與權(quán)益資本成本之間可能產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文將信息披露指數(shù)進行滯后一期的處理。模型(3)中，如果交叉項系數(shù)α3顯著為正，則表明成長性能夠減弱信息披露和權(quán)益資本成本之間的負相關(guān)關(guān)系，如果為負，則增強兩者之間的關(guān)系。同時，如果模型(3)中α1+α3×Growth<μ1，則說明在成長性高的上市公司中，信息披露指數(shù)越高，權(quán)益資本成本越低。

固定效應(yīng)模型可以解決研究中可能存在的遺漏變量問題，通過Hausman檢驗，可以發(fā)現(xiàn)模型的檢驗結(jié)果對應(yīng)的P值為0.0414，小于0.05，因此本文所使用的模型可以解決可能存在的變量遺漏問題。

參考方杰和溫忠麟等[30]基于多元回歸調(diào)節(jié)變量的檢驗方法，構(gòu)建調(diào)節(jié)變量中心化模型考察調(diào)節(jié)效應(yīng)。

(4)

此外，為了研究不同成長性公司中，控股權(quán)性質(zhì)差異對信息披露和權(quán)益資本成本之間的影響關(guān)系，在模型(3)的基礎(chǔ)上加入STATE解釋變量進行分組研究，得到模型(5)：

Ri,t=β0+β1IDIi,t-1+β2Growthi,t+β3IDIi,t-1×

Growthi,t+β4STATEi,t+β5Controli,t+εi,t

(5)

3 實證檢驗與結(jié)果分析

3.1 描述性統(tǒng)計

為了便于分析成長性對信息披露和權(quán)益資本成本之間關(guān)系存在影響，我們根據(jù)成長性水平差異將總樣本分為兩個子樣本組，以此來檢驗成長性差異下，信息披露對權(quán)益資本成本的影響差異。具體而言，按照公司成長性中位數(shù)將總樣本公司分類為高成長性公司子樣本(HG)和低成長性公司子樣本(LG)，同時根據(jù)兩組樣本內(nèi)信息披露水平的中位數(shù)細分為信息披露水平高(HI)和信息披露水平低(LI)兩組。最后得到(HG，HI)、(HG，LI)、(LG，HI)和(LG，LI)四個子樣本組對應(yīng)的樣本數(shù)分別為1190，1208，1208和1192。表2給出了分組后主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表2 分組后主要變量的描述性統(tǒng)計

從表2分組結(jié)果可以看出，在高成長性公司(HG)組中，(HG，HI)子樣本組中上市公司權(quán)益資本成本的均值、中位數(shù)和標準差分別為0.1128、0.0906和0.0871，(HG，LI)子樣本組權(quán)益資本成本均值、中位數(shù)和標準差分別為0.1104、0.0913和0.0774。在低成長性公司(LG)組中，(LG，HI)子樣本組中上市公司權(quán)益資本成本的均值、中位數(shù)和標準差為0.1321，0.1059和0.0976，(LG，LI)子樣本組中上市公司權(quán)益資本成本均值、中位數(shù)和標準差為0.1296，0.1040和0.0967。綜合上述數(shù)據(jù)對比結(jié)果可以看出，在按照公司成長性對總樣本進行分組后，相對于低成長性上市公司樣本組，高成長性上市公司子樣本信息披露水平較高時其權(quán)益資本成本相對較低，而信息披露水平較低時權(quán)益資本成本相對較高。這也初步驗證了信息披露與權(quán)益資本成本之間負相關(guān)的結(jié)論是成立的，與前述研究結(jié)論一致。此外，統(tǒng)計結(jié)果初步表明，在成長性差異下，信息披露與權(quán)益資本成本之間的相關(guān)性會存在一定差異，同時也為我們研究成長性差異對信息披露和權(quán)益資本成本關(guān)系的調(diào)節(jié)作用提供了較好的條件。

3.2 相關(guān)性分析與調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

首先，我們對主要變量間的相關(guān)性進行檢驗，表3給出了Pearson和Spearman的相關(guān)性檢驗結(jié)果?？梢钥闯觯还苁荘earson相關(guān)性還是Spearman相關(guān)性檢驗，結(jié)果一致表明信息披露與權(quán)益資本成本均在5%水平上顯著負相關(guān)，成長性分別與權(quán)益資本成本和信息披露在5%水平上顯著負相關(guān)和顯著正相關(guān)。此外，表3中各個相關(guān)系數(shù)絕對值均沒有超過變量共線性判斷臨界值0.75，說明變量之間不存在多重共線性問題，從而可以進行下一步分析。

表3 主要變量間的相關(guān)系數(shù)

其次，借鑒方杰和溫忠麟等[30]、李慧云和劉鏑等[10]關(guān)于調(diào)節(jié)變量的檢驗方法，使用公式(4)結(jié)合分組回歸方法檢驗成長性差異的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果如表4所示。

表4 成長性差異調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果

由表4可知，對相關(guān)變量進行中心化處理后發(fā)現(xiàn)，在加入調(diào)節(jié)變量后，模型(4)對成長性的Sig.值分別為0.034，交互項系數(shù)小于0.05，表明成長性的調(diào)節(jié)效應(yīng)在5%水平上顯著相關(guān)，說明成長性可以調(diào)節(jié)信息披露與權(quán)益資本成本的關(guān)系。但是這一作用對兩者關(guān)系的正負向調(diào)節(jié)影響需要在后面進一步進行驗證。

3.3 假設(shè)結(jié)果檢驗

3.3.1 樣本分組結(jié)果檢驗

為了明確分組后的兩個子樣本之間是否存在顯著差異，本文首先使用Chow Test(鄒檢驗)對高成長性和低成長性子樣本的回歸系數(shù)是否存在顯著差異進行F檢驗，提出原假設(shè)“模型在高成長性和低成長性子樣本組之間不存在結(jié)構(gòu)性差異”，如果檢驗結(jié)果拒絕原假設(shè)，即兩個子樣本之間的系數(shù)在不同置信水平上存在顯著差異，則為本文按照成長性進行分組提供了依據(jù)。

按照Chow Test所設(shè)定的F統(tǒng)計量，計算公式如下：

(6)

其中，F(xiàn)表示Chow Test統(tǒng)計量，S1表示高成長性樣本組進行回歸得到的殘差平方和，S2表示低成長性樣本組進行回歸得到的殘差平方和，Sc表示合并兩個子樣本后全樣本回歸的殘差平方和，N1和N2分別表示每一個子樣本的觀測數(shù)，k是估計參數(shù)的個數(shù)。所計算出來的統(tǒng)計量服從F(k，N1+N2-2k)分布。

按照成長性中位數(shù)將總樣本分組為高成長性和低成長性樣本組，通過計算可以得到上市公司的鄒檢驗F統(tǒng)計量為2.035，在5%的置信水平下，可以得到臨界值F(9，4780)=2.71，在10%的置信水平下，得到臨界值F(9，4780)=2.16。可以看出，兩個子樣本在不同的置信水平上存在顯著差異，從而拒絕了鄒檢驗的原假設(shè)“模型在高成長性和低成長性子樣本組之間不存在結(jié)構(gòu)性差異”，也即兩個子樣本之間存在顯著差異，可以按照成長性中位數(shù)進行樣本分組進行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。

3.3.2 信息披露水平與權(quán)益資本成本回歸結(jié)果

表5 信息披露對權(quán)益資本成本的影響

從表5可以看出，在未按照成長性中位數(shù)進行分組前，信息披露和權(quán)益資本成本之間的相關(guān)系數(shù)為-0.062，且在5%顯著性水平上負相關(guān)，而在進行分組后，高成長性樣本組中信息披露與權(quán)益資本成本之間的相關(guān)系數(shù)為-0.087，且在1%顯著性水平上負相關(guān)，低成長性樣本組中兩者的相關(guān)系數(shù)為-0.054，且在5%顯著性水平上負相關(guān)。可以發(fā)現(xiàn)，不管是否按照成長性進行分組，信息披露和權(quán)益資本成本之間總是呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系，即信息披露水平越高，權(quán)益資本成本越低。同時，分組后的結(jié)果表明，成長性這一變量具有顯著的調(diào)節(jié)作用。對于高成長性樣本組而言，信息披露IDI以及信息披露和成長性Growth的交叉系數(shù)均為負值且分別在1%和5%水平上顯著負相關(guān)，而對于低成長性樣本組，信息披露IDI以及信息披露和成長性Growth的交叉系數(shù)均為負值且分別在5%和10%水平上顯著負相關(guān)。結(jié)果表明，相對于低成長性上市公司，高成長性上市公司信息披露水平越高，權(quán)益資本成本越低，驗證了假設(shè)H1的成立。從控制變量來看，公司規(guī)模、盈利能力、第一股東持股比例和股票流動性均與權(quán)益資本成本負相關(guān)，而資產(chǎn)負債率、市賬比和系統(tǒng)風(fēng)險因素均與權(quán)益資本成本正相關(guān)，與前期的研究基本上保持一致[7～10]。

此外，我們求出模型(3)關(guān)于IDI的一階偏導(dǎo)數(shù)，得到系數(shù)α1+α3×Growth，并將此結(jié)果和模型(2)中的系數(shù)μ1=0.062進行對比，來進一步考察成長性差異對兩者關(guān)系的作用是增強還是減弱。根據(jù)表5中相關(guān)系數(shù)的計算結(jié)果，對于高成長性樣本組，α1+α3×Growth=-0.367，低成長性樣本組α1+α3×Growth=-0.318，分組后的α1+α3×Growth均小于μ1，表明在加入調(diào)節(jié)變量成長性差異后，模型的斜率逐漸增大，且成長性越高，斜率越大，說明成長性對信息披露和權(quán)益資本成本之間的關(guān)系起到顯著的增強作用，再次驗證了假設(shè)H1的成立。

更進一步，我們按照上市公司控股權(quán)性質(zhì)差異對樣本進行再次分組，采用分組回歸分析方法進一步考察成長性差異下不同控股權(quán)性質(zhì)上市公司信息披露和權(quán)益資本成本之間的影響關(guān)系?；貧w結(jié)果如表6所示。

表6 成長性差異對信息披露和權(quán)益資本成本關(guān)系的影響

從表6回歸結(jié)果看，在高成長性樣本組中，國有控股和非國有控股上市公司信息披露和權(quán)益資本成本之間的關(guān)系分別在5%和1%水平上顯著負相關(guān)，但是從數(shù)值方面進行考察，非國有控股上市公司中兩者相關(guān)系數(shù)的絕對值0.058大于國有控股上市公司該系數(shù)0.035，同時，非國有控股上市公司中信息披露和權(quán)益資本成本之間關(guān)系在1%水平上顯著，而國有控股上市公司卻在5%水平上顯著。此外，我們進一步考察信息披露和成長性的交叉項IDI×Growth系數(shù)，也發(fā)現(xiàn)，相較于國有控股上市公司，非國有控股上市中信息披露對權(quán)益資本成本的影響更顯著，從而驗證了假設(shè)H2a是成立的。在低成長性樣本組中，國有和非國有控股上市公司信息披露和權(quán)益資本成本雖然都在1%水平上顯著負相關(guān)，但是國有控股上市公司中兩者相關(guān)系數(shù)以及交叉項IDI×Growth系數(shù)的絕對值卻高于非國有控股上市公司，進而驗證了假設(shè)H2b也是成立的?？梢钥闯?，在按照控股權(quán)性質(zhì)進行區(qū)分后，不同成長性上市公司中信息披露對權(quán)益資本成本的影響是存在顯著差異的，在高成長性上市公司樣本中，非國有控股上市公司信息披露對權(quán)益資本成本的影響更顯著，而在低成長性上市公司樣本中，國有控股上市公司信息披露對權(quán)益資本成本的影響更顯著。

4 穩(wěn)健性檢驗

4.1 內(nèi)生性問題

由于信息披露和權(quán)益資本成本之間可能存在互為因果關(guān)系、遺漏變量等內(nèi)生問題，因此本文使用同行業(yè)信息披露水平[31](IDIavg)作為信息披露的工具變量，使用兩階段最小二乘法(2SLS)，建立聯(lián)立方程組解決內(nèi)生性問題。已有研究認為，公司規(guī)模(SIZE)、經(jīng)營業(yè)績(ROE)、負債水平(LEV)、董事長和總經(jīng)理兩職合一(DUAL)、獨立董事比例(INDR)、政治關(guān)聯(lián)(Political)等都會對信息披露水平產(chǎn)生影響[21,24,32]，因此，本文基于以上變量構(gòu)建聯(lián)立方程組，使用兩階段最小二乘法(2SLS)進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表7所示。

(7)

表7 2SLS內(nèi)生性檢驗結(jié)果

從表7穩(wěn)健性回歸結(jié)果可以看出，在使用兩階段最小二乘法對信息披露和權(quán)益資本成本的關(guān)系進行穩(wěn)健性檢驗后發(fā)現(xiàn)，總樣本中信息披露對權(quán)益資本成本的影響在5%水平上顯著負相關(guān)，高成長性樣本公司和低成長性樣本公司中，信息披露對權(quán)益資本成本的影響分別在1%和5%水平上顯著負相關(guān)，結(jié)果表明本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

4.2 其他穩(wěn)健性檢驗

為了保證檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還進行如下穩(wěn)健性檢驗：(1)權(quán)小鋒和吳世農(nóng)[33]等國內(nèi)學(xué)者大多采用深圳證券交易所的信息披露質(zhì)量評級來衡量上市公司的信息披露質(zhì)量。因此，本文擬選取樣本中的深證A股上市公司作為研究對象，共計361家公司1805個樣本，以深交所“上市公司信息披露工作考核辦法”為依據(jù)，分別從及時性、準確性、完整性、合法性四方面來考察上市公司的信息披露質(zhì)量，將信息披露結(jié)果分為四個等級：優(yōu)秀、良好、及格和不及格，如果考評結(jié)果有良好和優(yōu)秀，則IDI=1，否則IDI=0。可以看出，在使用深交所信息考評等級對深證A股上市公司信息披露質(zhì)量進行度量之后，回歸結(jié)果基本上與前述結(jié)論保持一致，從而支持了本文的假說。(2)市凈率可用于反映企業(yè)成長性的大小，羅琦和王悅歌等[11]使用市凈率作為公司成長性的替代變量研究權(quán)益資本成本，因此本文使用市凈率作為成長性的替代變量，對信息披露和權(quán)益資本成本之間的關(guān)系進行檢驗，所得結(jié)果與前述結(jié)果基本保持一致，表明本文的研究結(jié)果是穩(wěn)健的。限于篇幅限制，其他穩(wěn)健性檢驗結(jié)果尚未列出。

5 結(jié)論及啟示

本文以2010～2015年滬深兩市A股非金融類上市公司為研究樣本，以我國資本市場為研究背景，基于上市公司成長性差異，分析成長性對信息披露和權(quán)益資本成本之間的影響關(guān)系。實證結(jié)果表明，公司成長性差異對上市公司信息披露與權(quán)益資本成本關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用，利用成長性中位數(shù)對總樣本進行分組回歸分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)成長性高的上市公司，其信息披露質(zhì)量越高，權(quán)益資本成本越低。進一步，從控股權(quán)性質(zhì)差異進行區(qū)分，發(fā)現(xiàn)成長性高的樣本組中，非國有控股上市公司信息披露對權(quán)益資本成本的影響相對更顯著，成長性低的樣本組中，國有控股上市公司信息披露對權(quán)益資本成本的影響相對更顯著。采用工具變量法和兩階段最小二乘法等進行一系列穩(wěn)健性檢驗之后，上述結(jié)論仍然成立。

本文的研究不僅豐富了資本市場信息披露的研究，而且也有助于投資者更加清晰地了解不同成長性公司信息披露狀態(tài)，提高對上市公司的財務(wù)分析能力和信息解讀能力，提高投資決策水平。同時，監(jiān)管機構(gòu)可以要求上市公司在進行信息披露時強化企業(yè)成長性信息披露水平，加強信息披露的持續(xù)監(jiān)督力度，確保資本市場的有效運行。