中南財經(jīng)政法大學會計學院 孫 青

現(xiàn)金持有、投資者情緒與股權融資成本*

中南財經(jīng)政法大學會計學院 孫 青

本文以2009-2014年我國滬深A股上市公司作為研究對象，分析了投資者情緒對股權融資成本的影響，以及在公司現(xiàn)金持有水平不同的情況下，股權融資成本對投資者情緒的反應敏感性有何差異。研究表明：投資者情緒與股權融資成本顯著負相關，即高漲的投資者情緒會促進股權融資成本的降低；此外，現(xiàn)金持有具有調作用，即當公司現(xiàn)金持有的水平較高時，股權融資成本對投資者情緒的反應更加敏感，兩者之間的負向影響程度更大。這表明，監(jiān)管部門應加強對投資者和管理者的理性培養(yǎng)，企業(yè)應提高并完善其現(xiàn)金管理制度。

投資者情緒 現(xiàn)金持有 股權融資成本

一、引言

隨著美國次貸危機引起的股票市場劇烈波動和歐債危機帶來的全球經(jīng)濟低迷，人們逐漸認識到現(xiàn)實的資本市場并不是完全有效的，而投資者也不是完全理性的。傳統(tǒng)的財務理論已不足以進一步挖掘影響股權融資成本的因素，我們需要從行為金融的角度，來分析投資者的有限理性行為或非理性行為對公司股權融資成本的影響。根據(jù)資本資產(chǎn)定價模型（CAPM），股權融資成本會隨著系統(tǒng)性風險的增加而增加，而投資者情緒作為影響資本市場定價的系統(tǒng)性風險因素，也可能會影響股權融資成本（Delong et al.，1990）。由于資本市場的非完全有效，有限套利不能消除投資者的非理性行為，導致股票市場上出現(xiàn)整體的系統(tǒng)性偏差，產(chǎn)生“股價泡沫”，Stein（1996）以及Baker和Stein（2004）都將這種“偏差”定義為“投資者情緒”。由此可見，投資者情緒也會對公司的股權融資成本產(chǎn)生重要影響，但目前鮮有文獻研究投資者情緒與股權融資成本這兩者之間的關系。

股票市場的劇烈波動會直接改變公司的外部融資環(huán)境（于蔚等，2012），從而影響公司的股權融資方式，根據(jù)優(yōu)序融資理論，此時公司持有充足的現(xiàn)金就顯得非常重要。對現(xiàn)金持有充裕的公司來說，一方面有利于減少變現(xiàn)現(xiàn)有資產(chǎn)或進行外部融資的成本，有效發(fā)揮現(xiàn)金的“蓄水池”作用（Levasseur，1977）；另一方面，還有助于預防未來經(jīng)營環(huán)境的不確定，降低經(jīng)營風險，同時支付股利、還本付息，降低財務風險。而且，由于存在“公司特質效應”（Baker and Wurgler，2006），影響公司股權融資成本的因素在具有不同特征的公司中，會發(fā)揮不同的作用。因此，當公司現(xiàn)金持有水平不同時，導致公司面臨的經(jīng)營風險和財務風險發(fā)生不同程度的變化，進而使投資者情緒和股權融資成本的關系產(chǎn)生差異。

基于上述分析，本文選擇2009-2014年中國A股上市公司為研究對象，實證檢驗了投資者情緒與股權融資成本的關系，以及在公司現(xiàn)金持有水平不同的情況下，投資者情緒與股權融資成本的關系有何差異。研究結果顯示，投資者情緒與股權融資成本顯著負相關，即高漲的投資者情緒會促進股權融資成本的降低；此外，現(xiàn)金持有具有調節(jié)作用，即當公司現(xiàn)金持有的水平較高時，與現(xiàn)金持有水平較低的公司相比，投資者情緒對股權融資成本的負向影響程度要更大。

二、理論分析與研究假設

根據(jù)行為金融理論，投資者情緒會導致股價系統(tǒng)性的偏離股票基本價值，故當投資者過度樂觀，股票價格上漲時，這種系統(tǒng)性的偏離會促使公司管理者發(fā)行股票而不是債券（Polk and Sapienza，2009；王春和張維，2013）。投資者情緒可以通過“股權融資渠道”、“理性迎合渠道”和“管理者非理性渠道”這三條不同的路徑對公司投資行為產(chǎn)生影響，而其中的“股權融資渠道”就是使投資者情緒通過影響公司的股權融資數(shù)量和股權融資成本，來影響公司的投資行為（Baker et al.，2003）。公司進行融資活動時，離不開特定的外部融資環(huán)境，而投資者情緒的變化會改變外部融資環(huán)境，從而影響公司的股權融資選擇（劉志遠和黃宏斌，2014）。同時，黃宏斌和畢曉方（2014）發(fā)現(xiàn)，公司首次公開發(fā)行、增發(fā)和配股時都會受到投資者情緒的影響，而且這些權益的發(fā)行都集中于股票市場的高峰時期。由此可以發(fā)現(xiàn)，當投資者情緒高漲時，投資者對公司的未來充滿信心，公司前景良好，股票市場“有價有市”，投資者這種樂觀的態(tài)度傳播到股價上，導致公司的股票價格被高估，促使公司以更高的溢價進行股權融資，從而使公司的權益融資金額增加，也降低了其股權融資成本?；谏鲜龇治觯疚奶岢龅谝粋€假設：

假設1：投資者情緒越高，公司的股權融資成本越低

現(xiàn)金是公司中流動性最強的資產(chǎn)，不僅可以有效的讓公司立即購買商品、貨物、勞務以及償還債務，同時還與融資決策有著緊密的聯(lián)系，如果公司的現(xiàn)金充足，公司在選擇外部融資方式時會更傾向于股權融資（李濤和黃曉蓓，2008）。在完全有效的資本市場中，由于公司的內源資金和外源資金可以完全的互相替代，因此公司就沒有必要一定要持有現(xiàn)金，但由于現(xiàn)實的資本市場并非是完全有效的，再加上行業(yè)特征和公司內部特征的雙重制約，公司為了不同的動機需求不得不持有一定量的現(xiàn)金。若公司持有現(xiàn)金不足，就不能支付維持日常業(yè)務周轉和正常生產(chǎn)經(jīng)營的開支，產(chǎn)生現(xiàn)金短缺成本；若公司持有現(xiàn)金過量，就不能投入周轉使用獲得盈利，從而產(chǎn)生機會成本。無論上述哪種情況，都會影響到公司的生產(chǎn)經(jīng)營狀況，以及還本付息的能力，使公司所面臨的經(jīng)營風險和財務風險發(fā)生不同程度的變化，從而影響公司的股權融資成本。

鑒于此，當公司現(xiàn)金持有的水平較高時，根據(jù)公司現(xiàn)金持有的交易性動機和預防性動機，一方面，充足的現(xiàn)金保障了公司正常的生產(chǎn)經(jīng)營活動，可以有效地預防未來經(jīng)營中的不確定性，有助于降低因為不確定性引起的經(jīng)營風險；另一方面，盈余的現(xiàn)金還可以支付股利，償還債務及其利息，使公司主動保持較高的財務彈性（Arslan et al.，2008），有助于降低公司在內外部各種因素引起的負面沖擊下陷入財務困境的可能性（常亮和連玉君，2013），從而降低公司將面臨的財務風險。因此，高水平的現(xiàn)金持有，向投資者傳達出公司面臨的經(jīng)營風險和財務風險將有所降低的好消息，從而引起股權融資成本的下降。但是，當公司現(xiàn)金持有的水平較低時，提高了公司對外部融資環(huán)境的依賴性，環(huán)境的不確定性也隨之升高，公司的融資約束程度和融資限制條件也都相應的有所增加，公司融資的困難程度大幅度提高，導致外部融資成本上升；同時，由于信息不對稱，投資者可能會認為公司要維持日常的生產(chǎn)經(jīng)營活動會比較困難，整個公司的經(jīng)營狀況比較糟糕，投資者對該公司進行投資的話需要承擔更大、更多的風險，根據(jù)風險收益理論，此時投資者為彌補自己所承擔額外風險的損失會要求更高的報酬率，進而加大了公司的股權融資成本。由此可見，較高的現(xiàn)金持有減少了公司將會面臨的經(jīng)營風險和財務風險，緩解了融資渠道中的阻礙，促進了公司股權融資成本的下降，此時若投資者情緒高漲，會進一步降低股權融資成本，從而在一定程度上增加高漲的投資者情緒對股權融資成本的積極效應?；谏鲜龇治觯疚奶岢龅诙€假設：

假設2：現(xiàn)金持有對投資者情緒與股權融資成本的關系存在調節(jié)作用。當公司現(xiàn)金持有的水平較高時，與現(xiàn)金持有水平較低的公司相比，投資者情緒對股權融資成本的負向影響程度更大

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源 本文選擇2009-2014年滬深A股上市公司作為初始樣本，然后對這些初始樣本按下列標準進行篩選：（1）刪除金融、保險類公司；（2）刪除PT、ST和*ST等公司；（3）刪除相關數(shù)據(jù)缺失的公司，最終得到六年共2843個樣本公司。本文構建投資者情緒的部分數(shù)據(jù)來自《中國經(jīng)濟景氣月報》、《中國證券結算公司》、國家統(tǒng)計局和新浪財經(jīng)網(wǎng)，其余研究所需的數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。最后，對所有連續(xù)型變量按照（1%，99%）進行Winsorized縮尾處理，以達到消除離群值影響的目的。

（二）變量定義

（1）股權融資成本。參照Gebhard et al.（2001）以及陸正飛和葉康濤（2004）的研究，采用剩余收益折現(xiàn)模型（GLS）計算股權融資成本，其中多元回歸分析中使用預測期為12的股權融資成本，穩(wěn)健性檢驗中使用預測期為18的股權融資成本。

（2）投資者情緒。根據(jù)易志高和茅寧（2009）的衡量方法，選擇封閉式基金折價、IPO數(shù)量、IPO首日收益、交易量、新增投資者開戶數(shù)以及消費者信心指數(shù)作為基礎指標，同時控制居民消費價格指數(shù)、工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)和宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)等宏觀經(jīng)濟因素的影響，利用主成分分析法構建月度投資者情緒指數(shù)。然后，按年計算月度投資者情緒指數(shù)的平均值，并將這個平均值作為年度投資者情緒的替代變量。

（3）現(xiàn)金持有。借鑒許騫和花貴如（2015）的方法，使用期末現(xiàn)金額占總資產(chǎn)的比重來衡量公司現(xiàn)金持有水平的高低，然后分年度計算現(xiàn)金持有水平的平均值，如果公司現(xiàn)金持有的水平高于其平均值，則將其歸類為高現(xiàn)金持有的樣本中，且Cash取值1；反之，如果公司現(xiàn)金持有的水平低于其平均值，則將其歸類為低現(xiàn)金持有的樣本中，且Cash取值0。

（4）控制變量。借鑒袁洋（2014）的研究，選擇公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率、凈資產(chǎn)收益率、盈利能力、股權結構、股權制衡度、產(chǎn)權性質、成長能力和Beta系數(shù)作為控制變量。同時，為了消除時間和行業(yè)差異的影響，也控制了年度和行業(yè)。

（三）模型構建 為了檢驗投資者情緒與股權融資成本的關系，本文建立下面的模型（1）：

為了檢驗不同公司現(xiàn)金持有水平下，股權融資成本對投資者情緒的反應敏感性有何差異，首先，將總樣本按照現(xiàn)金持有水平的高低分為兩組，即高現(xiàn)金持有組（Cash=1）和低現(xiàn)金持有組（Cash=0），再分別對這兩組子樣本用模型（1）進行分組回歸，并同時利用鄒檢驗法（Chow Test）來檢驗這兩組子樣本之間的回歸結果是否存在顯著地差異性。然后，引入現(xiàn)金持有和投資者情緒的交乘項，建立下面的模型（2）對總樣本進行回歸。

上述模型（1）和模型（2）中，所有變量的具體定義和衡量方法見表1。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計 表2列示了所有變量的描述性統(tǒng)計情況。根據(jù)表2顯示的結果：（1）股權融資成本（RE）的平均值是8.29%，大于陸正飛和葉康濤（2004）利用GLS估算的值，但仍在可接受的范圍內；中位數(shù)是7.16%，與平均值相差不大，說明數(shù)據(jù)整體上分布比較合理；最小值和最大值分別是0.58%和32.1%，說明樣本公司股權融資成本之間的差異程度比較大。（2）投資者情緒（InSent）的平均值是-0. 0288，大于許騫和花貴如（2015）計算出的值，這可能是因為本文使用的當期年度指標，而他們使用的卻上一期半年度指標；中位數(shù)、最小值和最大值分別是-0.1103、-0.5344、0.6130，說明樣本公司的投資者情緒總體上大多處于比較低落的狀態(tài)。（3）現(xiàn)金持有的平均值和中位數(shù)分別是0.2121和0，最小值和最大值分別是0和1，說明樣本公司總體上持有的現(xiàn)金水平都比較低，現(xiàn)金積累傾向不是很明顯。（4）控制變量中，除了公司規(guī)模Size和股權制衡度Equity的標準差大于1以外，其余變量的標準差都遠小于1，說明這些變量的離散程度較低，數(shù)據(jù)波動性較小，本文選擇這些指標作為控制變量是比較可靠的。

表1 變量說明

表2 所有變量的描述性統(tǒng)計分析結果

（二）相關性分析 表3列示了所有變量的相關性分析結果。根據(jù)表3顯示的結果可知：（1）投資者情緒（InSent）與股權融資成本（RE）的相關系數(shù)為-0.118，并在1%的水平上顯著，這表明投資者情緒與股權融資成本之間存在顯著的負相關關系，初步驗證了假設1，進一步的檢驗有待于下面的多元回歸分析。（2）所有變量的相關系數(shù)基本上都較小，其絕對值沒有超過0.35，除了成長能力與公司規(guī)模之間的相關系數(shù)是0.582，以及現(xiàn)金持有與公司規(guī)模之間的相關系數(shù)是0.659以外，這表明本文各變量之間不存在嚴重的多重共線性，選擇的變量還是比較合理的。

表3 所有變量的相關性分析結果

（三）回歸分析 表4的第（1）列顯示了投資者情緒與股權融資成本的回歸結果。根據(jù)表4的結果可知，投資者情緒（InSent）的回歸系數(shù)是-0.0139，并在1%的水平上顯著，表明投資者情緒與股權融資成本顯著負相關，即投資者情緒越高漲，股權融資成本越低，假設1成立。另外，所選控制變量的回歸系數(shù)除了產(chǎn)權性質是在5%的水平上顯著，剩余的變量都是在1%的水平上顯著，說明這些控制變量都股權融資成本顯著相關，與前人的研究基本一致。

表4的（2）、（3）和（4）列顯示了現(xiàn)金持有如何影響投資者情緒與股權融資成本關系的回歸結果。根據(jù)表4的結果可知：（1）第（2）列和第（3）列是高現(xiàn)金持有組和低現(xiàn)金持有組分別運用模型（1）進行分組回歸得到的結果，其中高、低現(xiàn)金持有組的投資者情緒（InSent）的回歸系數(shù)分別是-0.0263和-0.0139，并都在5%的水平上顯著，說明假設1仍然成立；同時由于高現(xiàn)金持有組的InSent回歸系數(shù)的絕對值要大于低現(xiàn)金持有組，且此項分組回歸鄒檢驗（Chow Test）結果的F值是4.25，伴隨概率p趨近于0，說明兩組的回歸結果存在顯著地差異性，這些結果意味著現(xiàn)金持有會影響投資者情緒與股權融資成本的關系，且當公司現(xiàn)金持有的水平較高時，投資者情緒越高漲，股權融資成本下降的越快，假設2成立。（2）第（4）列是總體樣本運用模型（2）進行回歸得到的結果，其中投資者情緒（InSent）的回歸系數(shù)是-0.0114，并在5%的水平上顯著，進一步表明假設1成立；投資者情緒與現(xiàn)金持有的交乘項（Cash*InSent）的回歸系數(shù)是-0.0188，并在1%的水平上顯著，這表明投資者情緒與股權融資成本之間的負相關關系會隨著公司現(xiàn)金持有水平的不同而出現(xiàn)顯著地差異性，且在現(xiàn)金持有水平較高的公司中，投資者情緒對股權融資成本的負向影響更大，進一步驗證了假設2成立。此外，控制變量的回歸結果與已有研究基本相同。

（四）穩(wěn)健性檢驗 為了檢驗上述研究結論的可靠性，本文改變股權融資成本的衡量方法，即采用GLS模型估預測期為18的股權融資成本替代預測期為12的股權融資成本。然后，重新按照上述方法進行回歸分析，得到的結果如表5所示。

表4 現(xiàn)金持有、投資者情緒與股權融資成本

根據(jù)表5顯示的結果可知：首先，第（1）列至第（4）列中投資者情緒（InSent）的回歸系數(shù)都顯著為負，與表4的結果完全一致，說明高漲的投資者情緒有利于股權融資成本的降低，進一步驗證了假設1。其次，比較第（2）列和第（3）列，高現(xiàn)金持有組（Cash=1）中投資者情緒（InSent）的回歸系數(shù)的絕對值要遠遠高于低現(xiàn)金持有組（Cash=0），同時鄒檢驗結果顯示此項分組回歸結果存在顯著地差異性，即在不同現(xiàn)金持有水平的差異下，股權融資成本對投資者情緒的敏感性不同，進一步驗證了假設2。最后，第（4）列中投資者情緒與現(xiàn)金持有的交乘項（Cash*InSent）的回歸系數(shù)顯著為負，說明現(xiàn)金持有具有調節(jié)作用，在現(xiàn)金持有水平較高的公司中，投資者情緒對股權融資成本的負向影響更大，進一步驗證了假設2。上述結論表明，本文的研究結論具有一定的穩(wěn)健性。

五、結論與建議

（一）結論 本文利用我國滬深兩市A股上市公司的數(shù)據(jù)，實證檢驗了投資者情緒與股權融資成本的關系，以及公司現(xiàn)金持有水平對這兩者關系的影響。研究結果表明，投資者情緒與股權融資成本顯著負相關，即投資者情緒越高時，股權融資成本越低；此外，現(xiàn)金持有對投資者情緒影響股權融資成本的關系中具有調節(jié)作用，在現(xiàn)金持有水平較高的公司中，公司面臨的經(jīng)營風險和財務風險相對有所降低，投資者情緒高漲時，股權融資成本得到了進一步的降低，即當公司現(xiàn)金持有的水平較高時，投資者情緒對股權融資成本的負向影響程度要顯著地高于現(xiàn)金持有水平較低的公司。

表5 穩(wěn)健性檢驗結果

（二）建議 根據(jù)得到的結論，本文提出以下兩點建議：第一，建議監(jiān)管部門加強對投資者和管理者的理性培養(yǎng)，降低因投資者的非理性行為給股市帶來的混亂，以及減少管理者對股價的過分追捧而引起的低效率或無效投資；第二，建議企業(yè)加強現(xiàn)金管理，隨時根據(jù)外部市場環(huán)境的變化對其進行調整，以抵御資本市場波動的沖擊，同時監(jiān)管部門也應密切關注企業(yè)現(xiàn)金不足的風險，適當調整貸款政策以幫助企業(yè)面對外部市場的威脅，尤其是在市場波動加劇時期。

*本文系國家社會科學基金項目“中小上市公司超募融資與投資效率研究”（項目編號：12BJY018）的階段性研究成果。

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［3］黃宏斌、劉志遠、靳光輝：《投資者情緒、預算軟約束預期與投資現(xiàn)金流敏感性》，《經(jīng)濟與管理研究》2014年第2期。

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（編輯 彭文喜）