上市公司定向增發長期市場表現:過度樂觀還是反應不足?

鄧 路，王化成，李思飛

(1.北京航空航天大學經濟管理學院，北京 100191;2.中國人民大學商學院，北京 100872;3.北京外國語大學國際商學院，北京 100089)

一、引言

中國資本市場上的定向增發類似于國外資本市場中的私募發行。私募發行作為股權再融資主要方式之一，長期以來一直是公司財務特別是公司融資領域關注的焦點。從20世紀70年代起，國外大量的文獻證明幾乎所有國家的資本市場都存在私募發行的折扣率和短期正的宣告效應［1－5］。對于這些現象，許多學者從不同方面提出了多種理論假說［6－9］，形成了豐碩的理論成果。與私募發行短期正的宣告效應不同，對于私募發行后公司未來股價的長期表現和公司業績方面的研究，不同國家的資本市場差異很大，即使是同一國家的資本市場，由于不同學者采取的統計方法的差異，使得研究結論也各不相同，迄今為止仍沒有一種理論或假設能完全解釋上述“異象”［10－13］。

私募發行與公開發行通常有相反的市場表現。一般來說，公開發行往往伴隨著負的宣告效應，而私募發行卻會產生正的宣告效應。在私募發行正的宣告效應之后，其股價的長期市場表現如何?行為金融理論對此有不同的觀點:(1)投資者過度樂觀(investor overoptimism)導致私募發行后股價長期低迷。心理學研究表明人們普遍存在過分看重當前經驗的心理特征［14］，股票發行后公司股價表現不佳是由于投資者高估了上市公司股票發行前的業績［15］。(2)投資者反應不足(investor underreaction)使得私募發行后股價長期上漲。該假說認為由于投資者過度自信易于高估自身掌握的私有信息，致使在事件公告期股票價格并沒有反映所有公開信息，隨著新的公開信息緩慢的反映到股票價格上，股價的長期走勢應與公告期股價變動方向一致。

定向增發作為全流通時代上市公司最主要的再融資方式，目前已經成為中國理論界與學術界共同關注的焦點。結合中國資本市場特殊的制度背景，國內學者在定向增發融資行為的宣告效應與折扣率等方面進行了有益的探索研究，并形成了較為豐富的研究成果［16－18］;張鳴和郭思永，2009［17］;鄧路，2010［18］)，由于樣本數據的限制，目前鮮有學者對中國上市公司定向增發后的股票長期市場表現和公司長期業績變化進行系統性研究。而國外的大量研究成果顯示公司融資后的長期市場表現是公司融資理論重要的研究領域。隨著中國資本市場規模的逐漸擴大和上市公司定向增發實踐的深入推進，當前已基本具備研究定向增發長期效應的現實條件。

為了準確地度量中國資本市場上市公司定向增發后的股票長期收益，本文采用國外經典的研究方法，對2006－2007年在滬深兩市實施定向增發融資的A股上市公司股票長期市場表現進行了系統性研究，同時還考察了不同樣本公司定向增發后的財務業績變化差異。研究發現:無論是采用購買持有超額收益方法還是使用日歷時間組合回歸方法都可驗證上市公司實施定向增發后2年內總體上表現強勢特征，這與美國股市私募發行后公司長期業績表現不佳的結論相反，并且上市公司定向增發前后5年的經營業績都要顯著好于配比公司，驗證了在中國資本市場上投資者對上市公司定向增發宣告信息反應不足。

本文的主要貢獻有二:第一，采用購買持有超額收益方法和日歷時間組合回歸方法實證檢驗中國上市公司定向增發長期市場表現，增強了研究結論的穩健性;第二，同時研究上市公司定向增發長期市場表現和經營業績變化差異，并按照發行對象和認購方式將全部定向增發樣本分組對比研究，進一步豐富了中國資本市場公司股權再融資領域的研究成果。

本文余下部分的結構安排如下:第二部分是研究設計;第三部分是實證檢驗結果;第四部分是對實證結果的進一步思考;最后是本文的研究結論。

二、研究設計

(一)樣本選取

鑒于定向增發后上市公司至少要有兩年完整的交易日數據，考慮數據的可獲得性，本文的研究樣本選定為2006－2007年在滬、深兩市實施定向增發融資的A股上市公司。我們對上述時間段內的觀測值進行了如下處理:(1)剔除在樣本期內有過公開發行的公司;(2)剔除金融類上市公司;(3)剔除財務數據或連續3個月市場數據缺失公司。經過篩選后，共得到符合條件的定向增發樣本共計135個觀測值，其中大股東參與定向增發樣本總計64個觀測值，在上述樣本中以資產認購增發股份總計36個觀察值，其余全部以現金認購增發股份。

為了控制極端值的影響，采用winsorization的方法對極端值進行處理，對所有小于1%分位數(大于99%分位數)的變量，令其值分別等于1%分位數(99%分位數)。本文定向增發數據來源于Wind數據庫，其他財務數據來自于CCER數據庫。

(二)模型設計與變量界定

為了避免模型設定偏誤(Model misspecification)的影響，采取兩種基本方法計算上市定向增發后股票價格的長期超額收益。首先，根據Barber和Lyon(1997)［19］的研究建議，采用基于控制公司法的購買持有超額收益(buy－and－hold abnormal return，BHAR)方法來計算股票的長期超額收益。然而，Fama(1998)［20］研究發現，使用 BHAR 方法會通過復合過程加劇超額回報估計的偏差，根據Mitchell和 Stafford(2000)［21］的研究建議，我們同時采用日歷時間組合(calendar－time portfolio)方法計算股票的長期超額收益。上述兩種方法的具體計算公式如下:

1.購買持有超額收益方法

相對于配比公司的買入持有超額收益的計算公式如下:

上述計算公式中，BHARi表示樣本公司在持有期的購買持有超額收益。其中，BHRi，t表示樣本公司在持有期的購買持有收益，BHRbenchmark，t表示配比公司在持有期的購買持有收益，Ri，t表示樣本公司第t月的股票月收益率，Rbenchmark，t表示配比公司第t月的股票月收益率。

所有樣本公司的平均購買持有超額收益計算公式為:

其中，N為樣本公司的數量。

在計算上市公司定向增發后的長期購買持有超額收益時，采用如下3種方式選擇配比公司:

(1)市場價值(size)匹配的樣本;

(2)市場價值(size)和行業(industry)匹配的樣本;

(3)市場價值(size)、賬面市值比(book－tomarket，簡稱BM)和行業(industry)匹配的樣本。

在選擇配比公司時，首先要求配比公司過去2年沒有發生過股權再融資行為(包括公開發行和定向增發)。在選擇size匹配樣本時，以樣本公司定向增發當年4月末的size為參照，在此基礎上選擇與樣本公司size最接近的公司為配比公司。在選擇industry匹配樣本時，要求配比公司與樣本公司屬于中國證監會規定的同類行業。在選擇BM匹配樣本時，我們以樣本公司定向增發上一年12月末的BM為參照，在此基礎上選擇與樣本公司BM最接近的公司為配比公司。

2.日歷時間組合方法

參考 Fama和 French(1993)［22］的方法，通過構建三因素模型來檢驗股票回報的超額收益，三因素具體計算過程如下。

(1)將A股市場所有個股以第t－1年12月末的賬面市值比(BM)和第t年4月末的市場價值(size)為依據，對第t年5月至第t+1年4月期間內的公司觀測進行獨立分組。分組方法如下:按size大小平均分為兩組，即前50%(Big組)，后50%(Small組);按 BM高低共分為三組，即前30%(Growth組)，中間 40%(Neutral組)，后 30%(Value組);size和BM交叉分組后共形成6(2×3)個組合，即 Small Growth組，Small Neutral組，Small Value組，Big Growth組，Big Neutral組，Big Value組。組合的形成每月更新一次。

(2)以個股第t年4月30日的相對市場價值為權重(個股的市場價值與組內個股市場價值總和之比)，對第t年5月至第t+1年4月期間內個股的月回報進行加權平均，從而求得每個組的月回報。個股的月回報是指考慮現金紅利再投資的月個股回報率。

(3)以每個組的月回報為依據，計算每個月的SMB和HML值。計算公式如下:

(4)用市場收益率減去無風險收益率，即得到超額市場回報(Rm－Rf)。

市場收益率為考慮現金紅利再投資的綜合月市場回報率(總市值加權平均法)。

無風險收益率使用的是經調整的中國人民銀行公布的當期人民幣3個月整存整取利率，即將3個月整存整取利率除以12。

通過以上步驟，我們計算了中國股票市場2006年5月至2009年12月的Fama－French三因素①因篇幅限制，Fama－French三因素的計算結果不再列示，感興趣的讀者可以向作者索取。。

與Hertze和 Smith(1993)，Loughran和 Ritter(1995)［23］一致，以上面計算的 Fama －French 三因素作為定價基準，構建日歷時間序列回歸模型，利用回歸估計的截距項來度量定向增發股票平均超額收益。回歸方程如下:

其中，Rpt是第t期定向增發組合的收益率;Rft是第t期無風險利率;(Rm－Rf)是第t期市場組合收益率和無風險收益率之差;SMBt是第t期小市值股票組合收益率與大市值股票組合收益率之差;HMLt是第t期高賬面市值比股票組合收益率與低賬面市值比股票組合收益率之差。

利用估計的截距項α來度量第t期定向增發股票組合平均超額收益率。

三、實證檢驗結果

(一)購買持有超額收益(BHAR)研究結果

表1是定向增發樣本公司的購買持有收益(BHR)。分別計算4個不同持有期的BHR，對于全部樣本來說，定向增發發行宣告后的24個月內，上市公司3個月、6個月、12個月和24個月不同持有 期 的 BHR 分 別 為 138.72%、173.18%、137.01%和89.55%，且都在1%水平顯著。對于大股東參與樣本和非大股東參與樣本，以及大股東以資產認購樣本和以現金認購樣本來說，其在各個持有期的BHR與全部樣本相比大體相同，都顯著為正。雖然投資者在宣告期買入定向增發公司股票隨后兩年可以獲取正的投資收益，但是投資者持有定向增發公司股票是否可以獲得長期超額收益呢?下面通過控制公司法計算定向增發公司的購買持有超額收益(BHAR)。

表2是按照市場價值(size)、賬面市值比(BM)和行業(industry)配比后計算得到的上市公司定向增發購買持有超額收益(BHAR)。與計算BHR時選擇的窗口期一致，我們也選擇上述4個窗口期計算BHAR，根據Panel A所示，發現，定向增發發行宣告后的24個月內，上市公司3個月、6個月、12個月和24個月不同持有期的BHAR分別為21.65%、37.31%、22.12%、12.42%，且都至少在10%水平顯著，由此可見，上市公司定向增發后股價仍然保持正的長期超額收益。章衛東和李德忠(2008)、鄧路(2010)等研究發現定向增發宣告期投資者可以獲取正的財富效應，而定向增發后24個月BHAR仍然顯著為正說明投資者對上市公司定向增發宣告信息反應不足。在中國資本市場上，上市公司定向增發不僅在宣告期有正的財富效應，而且在定向增發發行宣告后2年仍然能夠使投資者獲取正超額收益，這與美國股市私募發行后公司股價長期業績向下的結論相反(Hertzel等，2002;Krishnamurthy等，2005)。

按照發行對象將全部樣本細分為非大股東參與樣本和大股東參與樣本，并按照認購方式將大股東參與樣本細分為資產認購樣本和現金認購樣本，進一步考察各個樣本在不同持有期的BHAR。Panel A的結果顯示，無論是大股東參與樣本，還是非大股東參與樣本，定向增發發行宣告后6個月的BHAR都達到峰值，此后各個樣本的BHAR開始逐漸減少。Panel B是大股東參與樣本與非大股東參與樣本BHAR的差異檢驗，可以看出，在定向增發發行宣告后2年內，只有持有期為12個月時，大股東參與樣本的BHAR低于非大股東參與樣本，當持有期為24個月時，大股東參與樣本的BHAR大于非大股東參與樣本的 BHAR，兩者之差為3.05%，但統計上并不顯著。

鄧路(2010)研究發現當大股東以資產認購定向增發股份時，宣告效應大于現金認購的定向增發。那么，以資產作為對價支付方式的定向增發其長期超額收益是否一直大于現金認購定向增發呢?Panel C是大股東以資產認購樣本與大股東以現金認購樣本BHAR的差異檢驗，我們發現，在定向增發發行宣告后的6個月內，以資產認購樣本的BHAR大于以現金認購樣本，但隨著持有期的繼續延長，資產認購樣本的BHAR開始小于現金認購樣本，當持有期為24個月時，大股東資產認購樣本的BHAR為12.02%，而大股東現金認購樣本的BHAR為16.6%，兩者之差為4.58%，同樣在統計上并不顯著。

(二)日歷時間組合(Fama－French三因素)研究結果

表3是根據是歷時間組合(Fama－French三因素)計算出的定向增發累積超額收益(CAR)。對于等權((equal－weighted))和加權((valueweighted))定向增發組合，回歸截距項0.0129和0.0144意味著定向增發發行宣告后24個月定向增發股票組合平均月超額收益率為1.29%(等權)和1.44%(加權)，并且在5%水平顯著。根據回歸截距項，我們可以計算出定向增發股票發行宣告后24個月累計超額收益為36.02%(等權)和40.94%(加權)。由此可見，利用日歷時間組合方法計算出來的定向增發發行宣告后24個月累計超額收益率顯著為正，這與通過購買持有超額收益方法計算出來的結果大體相同，進一步驗證了在中國資本市場上，上市公司定向增發后股票在2年內呈長期強勢特征。

表1 定向增發購買持有收益(BHR)

表2 定向增發購買持有超額收益(BHAR)［市場價值(size)、賬面市值比(BM)和行業(industry)配比］

表3 定向增發累積超額收益(CAR)［日歷時間組合方法(Fama－French三因素)］

(三)定向增發后上市公司經營業績變化

表4是上市公司定向增發實施前后5年公司經營業績變化的比較，同樣是按照市場價值(size)、賬面市值比(BM)和行業(industry)選擇配比公司，我們主要選取了總資產收益率(ROA)、凈資產收益率(ROE)、每股收益(EPS)和每股經營活動現金凈流量(ONCFPS)4個財務指標。我們發現，在定向增發前2年和前1年，樣本公司的ROA中值分別為3.90%和4.35%，并在定向增發當年達到最高值5.29%，定向增發完成后1年和2年，樣本公司的ROA中值分別下降到4.32%和2.68%。由此可見，樣本公司在定向增發前后經營業績出現了先增后降的趨勢特征。然而，我們對比配比公司5年ROA的變化，發現配比公司與定向增發樣本公司一樣，經營業績也出現先增后降的趨勢。

為什么定向增發公司和配比公司經營業績會產生同步性趨勢呢?由于我們選擇的樣本區間為2006－2007年實施定向增發的上市公司，在前后5年的時間里，中國資本市場和宏觀經濟環境都發生了很多重大變化，股權分置改革的順利完成、新會計準則的頒布實施、兩稅合并及企業所得稅調整、為了治理通貨膨脹而出臺系列宏觀緊縮措施、全球金融危機對我國出口貿易的沖擊等，這一系列系統性風險因素必定會對中國大部分上市公司經營業績產生重要影響。因此認為，定向增發樣本公司經營業績先增后降的趨勢并非是由定向增發本身所導致，可能更多的來自系統性風險因素的影響。

為了消除系統性風險因素影響，我們比較了定向增發樣本公司與配比公司ROA在定向增發前后的均值差異，結果顯示，在定向增發實施前，樣本公司的ROA高于配比公司的ROA，兩者差異在5%水平顯著，而在定向增發完成后，樣本公司的ROA同樣還是高于配比公司的ROA，兩者差異至少在5%水平顯著。除ROA外，ROE和EPS兩個財務指標也出現相同的變化趨勢，而對于ONCFPS指標，在定向增發當年，樣本公司的ONCFPS低于配比公司，但定向增發完成后，樣本公司的ONCFPS又開始高于配比公司，但兩者差異并不顯著。

通過對比定向增發前后樣本公司與配比公司經營業績的差異，可以發現，定向增發樣本在定向增發前，公司經營業績顯著高于配比公司，而在定向增發實施后，公司經營業績仍然顯著高于配比公司，也就是說，中國上市公司實施定向增發后經營業績沒有發生惡化，這與Hertzel等(2002)研究發現美國股市私募發行后公司經營業績相對表現更差的結論相反。

表4 上市公司定向增發實施前后公司經營業績變化

表5 不同樣本上市公司定向增發實施前后公司經營業績變化

(續表5)

(續表5)

除比較了定向增發樣本公司與配比公司的經營業績差異外，對于實施定向增發的全部樣本，還進一步比較了大股東參與樣本與非大股東參與樣本、資產認購樣本與現金認購樣本經營業績的差異。

表5顯示了不同樣本上市公司定向增發實施前后公司經營業績變化的情況。在定向增發實施前2年，大股東參與樣本的ROA和ROE都低于非大股東參與樣本，兩者差異在10%水平顯著，在定向增發當年，兩者差異并不顯著，而隨后2年大股東參與樣本的ROA和ROE又低于非大股東參與樣本，兩者差異在10%水平顯著。而EPS和ONCFPS指標雖然在定向增發當年大股東參與樣本均值大于非大股東參與樣本，然而在定向增發完成后，大股東參與樣本均值又小于非大股東參與樣本，但兩者差異并不顯著。由此可見，按照發行對象將全部定向增發樣本分為大股東參與樣本和非大股東參與樣本后，我們發現，當公司大股東參與認購定向增發股份后，與非大股東參與樣本相比，公司經營業績并沒有明顯改觀。

當公司大股東參與定向增發時，他們既可以選擇以現金認購新增股份，也可以選擇以股權等非現金性資產作為對價方式認購新增股份，因此，我們按照認購方式不同將大股東參與樣本細分為資產認購樣本和現金認購樣本，以便考察大股東不同認購方式下定向增發公司經營業績變化的差異。根據表5所示，在定向增發實施前2年，無論是ROA和ROE，還是EPS，資產認購樣本均值都低于現金認購樣本，其中，對于ROA和ROE指標，兩者差異在10%水平顯著。而在定向增發實施后，上述三個指標的資產認購樣本均值都已經高于現金認購均值，兩者差異在5%水平顯著。也就是說，當大股東以資產認購定向增發股份后，公司的經營業績在未來2年確實得到了改善。而對于ONCFPS指標，我們并沒有發現資產認購樣本與現金認購樣本兩者在定向增發前后有顯著差異。

(四)穩健性測試

為了更加全面地刻畫上市公司定向增發后股票長期市場表現，我們除了利用配比公司計算了上市公司定向增發后的購買持有超額收益(BHAR)，同時根據配比公司計算了上市公司定向增發后的累積超額收益(CAR)，結果顯示兩者并無顯著差異，進一步說明上市公司實施定向增發后確實可以獲取正的長期超額收益。在考察上市公司定向增發后長期經營業績變化時，我們除了使用配比公司外，還采用了行業中值調整方式計算上市公司經營業績，與配比公司調整法相比，基本結論一致。限于篇幅，我們沒有在文中報告以上計算結果。

四、大股東會利用定向增發“掏空”上市公司嗎?

鄧路(2010)從上市公司定向增發的發行折扣和短期宣告效應兩個角度分析，發現沒有證據支持大股東將定向增發作為“掏空”上市公司進而實現利益輸送的工具。而本文通過考察上市公司定向增發后長期的市場表現以及經營業績變化的差異，研究發現，無論大股東是否認購新增股份，上市公司定向增發后都可以獲得長期正的累積超額收益，并且公司的經營業績在定向增發前后都要好于配比公司，與美國股市私募發行后公司業績顯著下滑不同，中國上市公司實施定向增發后經營業績沒有發生惡化。

除考察全部樣本外，還將重點關注大股東參與定向增發時的特殊情況，通過對比大股東以不同對價方式認購定向增發股份后公司股價和經營業績的變化，進一步分析大股東在上市公司定向增發中的行為動機。鄧路(2010)的研究結論顯示，當大股東以資產認購時，定向增發的短期宣告效應好于大股東以現金認購樣本，這為大股東沒有以質次價高的資產作為對價方式隱蔽實現利益輸送提供了部分證據，在本文前面的分析中，通過對比大股東資產認購樣本與現金認購樣本定向增發后公司經營業績的差異，我們發現，當大股東以資產作為對價方式認購新增股份時，公司定向增發后的經營業績要顯著好于現金認購樣本，這說明大股東通過向上市公司實施資產注入，改善了公司的長期經營業績。也就是說，與股改前大股東通過關聯交易轉移上市公司利潤，致使公司經營狀況不斷惡化不同，在全流通時代，大股東通過以資產作為對價方式認購上市公司定向增發股份進而實現向上市公司資產注入的行為，從上市公司長期經營業績的變化來看，更多的體現為對上市公司的支持行為。

五、研究結論

本文以2006－2007年在滬、深兩市實施定向增發融資的A股上市公司為研究對象，采用兩種經典計算超額回報率方法，系統考察了上市公司定向增發后的長期市場表現，同時也考察了上市公司定向增發前后公司經營業績的變化差異。

研究結果表明:無論是采用購買持有超額收益方法還是使用日歷時間組合方法都可驗證上市公司實施定向增發后2年內總體上表現強勢特征，這與美國股市私募發行后公司長期業績表現不佳的結論相反，表明在中國資本市場上投資者對上市公司定向增發宣告信息反應不足。同時，我們還考察了上市公司定向增發前后公司經營業績的變化差異。對于全部定向增發樣本，上市公司定向增發前后5年的經營業績都要顯著好于與配比公司。從細分樣本來看，當大股東參與時，定向增發后公司的經營業績差于非大股東參與樣本，但統計上并不顯著;當大股東以資產認購時，定向增發后的公司經營業績要顯著好于現金認購樣本。我們沒有發現直接證據支持大股東將定向增發作為“掏空”上市公司進而實現利益輸送的工具。

由于定向增發是中國資本市場股權分置改革基本完成后才出現的新興的上市公司再融資工具，限于目前定向增發的研究樣本仍然偏少，本文僅按照發行對象將全部樣本細分為非大股東參與樣本和大股東參與樣本，并按照認購方式將大股東參與樣本細分為資產認購樣本和現金認購樣本，隨著未來有更多上市公司實施定向增發后，我們可以將定向增發公司按照定向增發主要運作模式進行更為細致的分類，以考察不同樣本公司定向增發的長期市場表現。此外，隨著樣本數量不斷增多和時間跨度的延長，從5年期間甚至更長的時間跨度研究上市公司定向增發后的長期市場表現及其經營業績的變化將會使研究結論更加穩健。

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