支持還是侵占？——基于長期收益視角的定向增發大股東認購效應分析

摘要：文章從長期收益的角度研究現金認購類定向增發中大股東參與是發揮了支持效應還是侵占效應。研究發現，大股東認購比例與長期收益率之間存在負的相關關系，但這種負相關關系并不顯著；大股東認購比例與折扣率之間在10%的水平下正相關；折扣率與長期收益率在10%的水平下負相關。研究結果表明，從長期收益角度看，大股東沒有發揮支持效應，反而在一定程度上存在侵占效應。

關鍵詞：定向增發；大股東；支持；侵占；長期收益

一、 理論分析與研究假設

在研究定向增發是否起到侵占還是支持效應的研究中，定向增發折扣率都是一個關鍵指標。如張鳴、郭思永（2009）、He（2009）、Johnson等（2000）等，都將折扣率作為衡量大股東利益侵占的替代指標。但根據投資機會假說和談判能力假說的觀點，折扣率是對投資者的一種補償。折扣率的大小取決于投資者的談判能力和給上市公司帶來的價值，如果投資者談判能力強，能給上市公司帶來更大的價值，那么投資者有權利要求更高的折扣率。因此，我們認為折扣率不能作為衡量定向增發是否存在侵占行為的唯一指標。我們認為，折扣率必須與長期收益一起作為衡量指標，來判斷增發行為是存在侵占還是支持。如果增發顯著增加了長期收益，那么我們認為增發起到了支持效應，折扣率只是投資者參與增發的一種補償。如果增發沒有顯著增加長期收益，則我們認為折扣率此時就是一種侵占，并且是投資者參與增發的主要收益來源。

1. 定向增發支持效應理論分析。定向增發最早的實證研究始于支持效應和信息不對稱理論。支持效應認為定向增發僅向有限的投資人發行，發行后股權集中度增加，公司治理水平改善，從而長期收益率增加，短期市場反應為正（Wruck，1989），折扣率是對投資者支持行為成本的補償（Hertzel Smith，1993）。Bai等（2004）認為當需要爭奪上市公司控制權的時候，競爭者會使用自身資源向上市公司提供支持，而這有利于普通股東。Leland和Pyle（1977）從信號理論角度出發，將內部人參與定向增發視為減少信息成本和代理成本問題的信號效應，從而內部人參與定向增發的信息傳遞效應要大于外部投資人。同時定向增發發行新股存在轉售限制（Resale Restriction），即投資認購后，要求在一定時期內不得出售，因此產生流動性不足，參與定向增發投資者要求一定的流動性補償（Silber，1992）。Mitton（2002）發現，亞洲金融危機期間，一些印尼、菲律賓、韓國、馬來西亞以及泰國多元化企業的大股東為上市公司提供資金支持；Hoshi等（1991）則發現同一大股東控制下的日本銀行會向資金困難的上市公司提供流動性支持。廖理、劉碧波（2009）的案例研究認為，定向增發可以實現公司的戰略目標，優化公司資產質量，改善企業的資本結構等。從上述研究可以發現，現有支持定向增發支持效應的研究表明，支持效應起到的作用，最關鍵的是增發可以改善上市公司治理、提升公司質量。因此，我們認為，從長期角度看，支持效應如果起到改善公司治理、提升公司質量的作用，則從長期應該顯著增加投資者收益。由此，我們提出：

假設1：如果定向增發長期收益率和折扣率與大股東股東認購比例存在正的相關關系，則認定大股東參與定向增發具有支持效應。

2. 定向增發侵占效應理論分析。戰略聯盟理論認為，參與定向增發的投資者可以通過較高的折扣率提前獲得未來收益風險的補償，從而在發行后，對經理層的“自利”行為不進行支持，導致發行后的長期收益率降低，公司業績下降。Barclay、Holderness和Sheehan（2003）的研究證明了投資者與發行公司經理層結合成戰略聯盟，即經理層以較低的股價向投資者發行股份，而在發行后投資人極少參與公司治理。他們因此將折扣率解釋為投資者參與戰略聯盟，鞏固經理層公司地位所受損失的補償，表明定向增發存在投資者人和經理層的攫取行為。Barclay等（2007）發現向消極投資者增發的樣本折扣率大于向積極投資者定向增發的樣本，而向消極投資者定向增發的長期收益率低于向積極投資者定向增發的長期收益率，進一步證實Barclay，Holderness，Sheehan（2003）的研究結果。

侵占效應理論認為，定向增發投資者通過較高的折扣率提前實現其所獲得的市場收益，在發行后公司業績隨著控股股東持股比例增加而出現下滑。國內學者對大股東的侵占效應研究僅限于折扣率的高低，很少涉及長期業績。 何麗梅和蔡寧（2009）對中國2006年～2008年間定向增發折扣率與控股股東或關聯股東認購比例之間的相關關系進行研究發現，折扣率與控股股東或者關聯股東之間存在正的相關關系，其折扣率是其利益侵占的主要手段，控股股東認購比例越高，侵占效應越大。但這類情況只存在于股票市場情況較好的時候。張鳴、郭思永（2009）通過博弈分析，認為定向增發中大股東認購比例和折扣率大小決定了大股東通過定向增發利益侵占的多寡。

結合以上分析，我們提出：

假設2：如果定向增發折扣率與控股股東認購比例呈正的相關關系，但長期收益率和長期業績與控股股東認購比例負相關，則大股東參與定向增發存在侵占效應。

二、 研究設計

1. 樣本與數據選擇。我們選擇2006年～2008年定向增發中僅發行過一次，以現金認購、非金融保險行業的公司，留下存在發行日至解禁日交易數據完整并完成定向增發的公司，除去定向增發超額收益率異常值和折扣率異常值，共135家。除去兩家僅向控股股東增發的公司，共133家。所有數據來源于Wind資訊。數據處理軟件為OFFICE EXCEL軟件和SPSS13.0統計軟件。

2. 實證模型設計。根據本文的兩個假設，我們要檢驗三組關系。一是控股股東認購比例與長期收益的關系，二是控股股東認購比例與折扣率之間的關系，三是折扣率和長期收益之間的關系。因此我們提出用三個回歸模型分別進行驗證。

模型一：

該模型檢驗控股股東認購比例與長期收益的關系。

模型二：

該模型檢驗控股股東認購比例與折扣率的關系。

模型三：

該模型檢驗長期收益與折扣率之間的關系。

上述三個模型中，p表示發行后12個月長期收益率、 s表示大股東認購比例、d表示增發折扣率、control表示控制變量。

3. 主要變量及其計算設計。

（1）定向增發長期收益率計算。由于本章研究的樣本為現金認購的樣本。現金認購樣本中，控股股東、戰略投資人或者發行后成為公司控股股東所認購的股份要求鎖定期為36個月，而其他投資者鎖定期為12個月。對于既向控股股東又向機構投資者或外部投資人增發的公司而言，部分股票的鎖定期為12個月。為統一研究，我們按12個月計算長期收益率。

Barclay等（2007）采用CAR方法計算的長期收益率作為支持效應的代理變量。而Hertzel等（2002）采用BHAR方法計算的長期收益率作為支持效應的代理變量。我們對CAR和BHAR兩種方法計算的長期收益率進行比較，發現按CAR計算的長期收益率是BHAR的幾倍，差距甚大，因此在研究中我們參照Hertzel等（2002）采用BHAR方法進行計算長期收益p：pi，t= （1+ri，t）-1，其中， ri，t= 。xi，t表示第i至股票t天的收盤價，xi，t-1表示第i只股票t-1天的收盤價。ri，t表示第i只股票第t天的漲跌幅。

（2）定向增發折扣率計算。Hertzel和Smith（1993）采用的折扣率調整后的超額收益率和折扣率作為支持效應的代理變量。但是由于我國普遍存在內幕交易和公告前的股價操縱，如果采用調整后的折扣率，由于內幕交易導致超額累計收益率上升，從而提高了經折扣率調整后收益。我們采用徐福壽（2009）、Barclay等（2007）計算折扣率的公式計算折扣率：

d=（1-f/k）×100%

其中f表示發行價，為參與定向增發投資者的認購價； k表示基準價，為發行公告日前一天收盤價。

（3）控制變量的選擇。根據陳政（2008）、張鳴和郭思勇（2009）、Hertzel等（2002）以及Barclay等（2007）的研究方法，在對模型一長期收益率（p）進行回歸時，我們選用發行規模（g，用增發公告時股本規模取對數計算）、融資規模（f，用融資規模占發行后總資產規模的比重計算）、市場指數（z，用增發公告后12個月對應股指收益計算）作為控制變量，同時，考慮到我國在這研究期間實施了股權分置改革，導致部分增發股份在預案公告日至發行公告日期間出現了非流通股解禁，因此本文在對長期收益回歸時也選取非流通股解禁指標（j，j=1表示在預案公告日至發行公告日期間出現非流通股解禁，否則j=0）作為控制變量。對模型二，參考Hertzel等（2002）以及Barclay等（2007）的研究，我們選用融資規模、公司規模（c，用發行前一年總資產取對數計算）、公司的賬面價值與市值比（b）三個指標作為控制變量。根據Hertzel和Smith（1993）的研究，賬面-市值比（book-to-market）、發行規模、融資規模影響折扣率和長期收益，因此我們選擇賬面價值與市值比、發行規模、融資規模、公司規模作為模型三的控制變量。

三、 實證研究

1. 變量均值統計描述。我們根據樣本計算了樣本的長期收益和折扣率，發現折扣率明顯大于長期收益。因此，為進一步研究是否大股東在增發中存在侵占效應。我們根據Hertzel等（2002）的設計，進一步計算了樣本的總收益水平和折扣率占總收益的比重。同時，根據大股東認購比例是否大于原有持股比例，我們把樣本分為兩個子樣本，分別為股權集中型樣本，即大股東認購比例大于原持有比例和股權分散型樣本，即大股東認購比例小于原持有比例，進行分別觀察。具體結果見表1。

根據表1，我們可以發現股權集中樣本的折扣率遠遠大于股權分散的樣本。從折扣率收益占總收益的比重來看，股權集中樣本的比重明顯大于股權分散樣本，并且由于股權集中樣本的長期超額收益率在10%的水平下為負，導致了股權集中樣本的折扣率收益占總收益大于1。同時，從樣本中我們可以明顯發現，總樣本的折扣率收益占總收益的比重超過60%，這說明折扣率收益是增發的主要收益。這說明大股東在增發中存在侵占效應。

2. 回歸分析結果。根據我們設計的回歸模型，我們分別進行了回歸實證分析。

從模型一的實證分析結果看，第一大股東認購比例與長期收益率之間存在負的相關關系。雖然這種負相關關系并不顯著，但表明從長期業績角度看，大股東沒有發揮支持效應，反而在一定程度上存在侵占效應。從VIF值看，本模型不存在共線性問題。模型一的實證結果見表2。

從模型二的實證分析結果看，大股東認購比例與折扣率之間在10%的水平下正相關。這說明大股東認購比例越高，其要求的折扣率也越高，說明大股東通過定向增發進行了利益侵占。這與變量描述性統計分析的結果一致。從VIF值看，本模型不存在共線性問題。模型二的回歸結果見表3。

從模型三的回歸結果看，折扣率與長期收益率在10%的水平下負相關。這與Ma、Yeh和Hsu（2010）的研究結果一致，說明折扣率包含了對未來收益風險的補償。同時，這也從側面印證了變量描述性統計分析的結果，正是由于折扣率與長期收益之間存在顯著的負相關關系，導致了在總收益中，折扣率收益所占比例遠遠大于長期收益比例，大股東認購的主要收益來自于折扣率收益，也就是侵占效應是大股東認購的主要效應。從VIF值看，本模型不存在共線性問題。模型三的回歸結果見表4。

3. 實證結論。從模型一和模型三的實證結果看，折扣率和大股東認購比例與長期收益負相關，本文假設1不成立。從模型二看定向增發折扣率與大股東股東認購比例呈正的相關關系，但模型一顯示長期收益率與控股股東認購比例負相關，則證明大股東參與定向增發存在侵占效應，本文假設2成立。

從上述分析我們可以發現，無論是從描述性均值統計分析結果，還是三個模型回歸分析結果，我們都可以找到大股東在定向增發中起侵占效應的證據，而對于支持效應則沒有發現明顯證據。因此，我們可以認為，在目前我國的現金認購類的定向增發中，大股東認購主要是通過折扣率實現了利益侵占，而對于長期收益則不存在支持效應。

四、 結束語

本文的研究與廖理、劉碧波（2009）等的研究存在較大差異，他們從資產類定向增發角度研究出發，研究認為定向增發大股東認購主要是起支持作用。本文從現金認購的樣本進行分析，從長期收益角度研究，發現現金認購條件下，大股東認購沒有發現明顯的支持作用的證據，反而是侵占作用較為明顯。這說明增發類型的不同，導致了大股東在增發中的作用也不一樣。

本文的研究對于進一步完善我國上市公司質量，規范上市公司行為具有一定的指導意義。從我們的研究結論看，目前國內現金認購類的定向增發，沒有發揮資本市場公平交易和資源有效配置的作用，反而成為了上市公司大股東操縱、侵占中小投資者利益的渠道，這對于進一步完善和提升我國資本市場效率、優化資源配置效率具有負面影響。我們需要對現金認購類的定向增發加大監管力度，切實降低大股東在該類定向增發中的內幕交易，減少大股東通過定向增發實現利益輸送的可能，這樣才能更好的發揮我國資本市場的資本配置功能。

參考文獻：

1. 陳政.非公開發行折價、大小股東利益沖突與協同.證券市場導報，2008，（8）：28-35.

2. 廖理，劉碧波.定向增發的戰略動機：模型與實證.北京：清華大學，2009.

3. 何麗梅，蔡寧.我國上市公司定向增發長期股價效應的實證研究.北京工商大學學報（社會科學版），2009，（6）：59-66.

4. 張鳴，郭思永.大股東控制下的定向增發和財富轉移——來自中國上市公司的經驗證據.會計研究，2009，（5）：78-87.

基金項目：國家自然科學基金項目（項目號：70872073）。

作者簡介：米建華，上海交通大學經濟學博士、管理科學與工程博士后，武漢理工大學科技創新與經濟發展研究中心副教授，江蘇省江陰高新技術創業園管委會副主任；謝琳，上海交通大學經濟學博士，就職于天風證券股份有限公司上海證券資產管理分公司。

收稿日期：2013-09-12。