信息不對稱、公司成長性與關聯股東參與定向增發
——來自中國證券市場的經驗數據

章衛東 李斯蕾 黃軒昊

(1.江西財經大學會計學院，江西 南昌 330013；2.廈門大學管理學院，福建 廈門 361005)

引言

上世紀90年代就已經流行于美國證券市場的私募發行制度，在股權分置改革之后，成為了我國上市公司主要的股權再融資工具，為此國內學者對此作了大量的研究，這些研究主要集中于以下幾方面：(1)關于定向增發新股財富效應的研究。大多數學者的研究表明我國上市公司定向增發新股的財富效應顯著為正(田藝、王蘊玨、楊偉聰，2006)[32]；(2)關于定向增發新股中的利益輸送問題研究。張鳴和郭思永(2009)研究發現，在上市公司定向增發新股時存在控股股東通過操縱定向增發的折價進行利益輸送的現象[38]。魏明海等(2010)等研究發現在上市公司定向增發新股注入資產時，存在控股股東通過定向增發新股向上市公司注入劣質資產的現象[25]。章衛東(2010)還發現，在上市公司定向增發新股時存在通過盈余管理進行利益輸送的現象[41]。此外，章衛東(2010)還研究了不同股東認購上市公司定向增發新股的財富效應問題，研究發現關聯股東參與認購上市公司發行的定向增發新股的財富效應要高于沒有關聯股東參與認購上市公司發行的定向增發新股的財富效應[40]；賈鋼、李婉麗(2009)進一步發現關聯股東的認購比例越大，定向增發新股的財富效應越顯著[26]。但是這些研究沒有解釋關聯股東為什么要參與上市公司發行的定向增發新股的認購及其關聯股東認購的比例受什么因素的影響等問題。根據我國證監會頒布的《上市公司證券發行管理辦法》，關聯股東認購上市公司發行的定向增發新股自認購之日起要鎖定三年才能流通，而非關聯股東的認購只需鎖定一年即可流通，顯然關聯股東認購上市公司發行定向增發新股的投資風險要大于非關聯股東認購上市公司發行定向增發新股的投資風險，那么，是什么原因促使關聯股東認購上市公司發行的定向增發新股呢？一方面可能是關聯股東為了增加公司的持股比例來鞏固其在上市公司的控制權；另一方面可能希望認購的定向增發新股股份將來的股票增值給關聯股東帶來財富效應。而當公司的成長性越好時關聯股東認購的定向增發新股的增值效應也會越好，那么，當成長性較好的上市公司定向增發新股時，關聯股東是否會更加積極認購定向增發新股的股份呢？當公司信息不對稱程度較高時，關聯股東掌握了比非關聯股東更加充分的關于上市公司成長性等能夠使股票增值的信息，此時，關聯股東是否會認購更多的定向增發新股股份呢？關聯股東認購上市公司定向增發新股股份的數量是否與公司未來的業績有關呢？本文將采用信息不對稱理論解釋上述問題并進行實證檢驗。

本文的貢獻主要在于：(1)以往的研究更多地聚焦于定向增發新股中的定價、財富效應和利益輸送等問題，本研究解釋了什么情況下關聯股東會認購自身公司發行的定向增發新股問題，豐富了定向增發的研究文獻。(2)本研究發現當定向增發新股公司成長性越高時，關聯股東認購比例越大，說明了公司的成長性是影響定向增發新股認購比例的重要因素。(3)本研究發現當上市公司的信息不對稱程度越大時，關聯股東認購的比例越大，說明關聯股東具有信息優勢，拓展了信息不對稱理論的研究。

制度背景與理論分析

一、制度背景

我國上市公司定向增發新股制度，也稱為非公開發行制度，是上市公司以非公開發行的方式，向特定投資者增發股票的一種發行方式。實質上是類似于美國等證券市場的一種私募發行(private placement)制度。自上個世紀90年代之后，配股、公開增發新股在美國證券市場基本消失，取而代之的是上市公司大多采取私募發行來進行股權再融資。其原因除了配股、公開增發新股具有負的財富效應(Asquith and Mullins, 1986; Masulis and Korwar, 1986; Mikkelson and Partch, 1986; Brous and Kini,1994)[2][10][11][4]及私募發行有正的財富效應(Wruck，1989；Hertzel and smith，1993；Hertzel and Rees，1998)[15][7][6]外，相對于配股、公開增發新股而言，私募發行還具有如下優點：(1)解決了新股發行中的信息不對稱問題。當公司的不對稱信息程度高的時候，參與認購私募發行的投資者可以通過到公司調研等方式了解發行公司真實的信息，而投資者花費的調研成本可以通過發行價的折扣獲得補償，降低了信息溝通的成本，因此，公司更愿意采取私募發行新股(Leland and Pyle，1977)[9]。(2)發揮私募投資者的監管作用。上市公司通過私募發行方式引入了一個有動機和監控能力去監控發行公司管理層的積極投資者，從而可以降低經理人的代理成本(Wruck，1989)[15]。(3)引進一個消極投資者的防御作用。發行公司將私募發行給消極的投資者來防御其對公司管理的干涉，從而達到不影響大股東的投票權和管理者利益的目的(Barclay et al.，2007)[3]。

在股權分置改革之后，我國證監會于2007年頒布的《上市公司證券發行管理辦法》，推出了上市公司定向增發新股制度，由于這種制度具有審批程序簡單、“門檻較低”等特點，因而公司籌資成本較低、發行速度較快，迅速成為了上市公司進行股權再融資的主要工具(姜來等，2010)[28]。根據我國證監會頒布的《上市公司證券發行管理辦法》規定，上市公司可以單獨向關聯股東或者非關聯股東發行定向增發新股的股份，也可以同時向關聯股東或者非關聯股東發行定向增發新股的股份，并且關聯股東認購定向增發新股后要鎖定三年，即36個月內不得轉讓其所認購的股份，而非關聯股東認購定向增發新股只需鎖定一年，即12個月內不得轉讓其所認購的股份。可見，關聯股東認購定向增發新股的投資風險要高于非關聯股東認購定向增發新股的投資風險。對于定向增發新股的定價原則，《上市公司證券發行管理辦法》規定，參與定向增發新股認購的投資者可以按照不低于定價基準日前二十個交易日公司股票均價的90%給予一定的折扣，不僅給了發行公司定價基準日的選擇權，而且“不低于90%的折扣”也給予了發行公司在定價方面的自主權。

信息不對稱在資本市場上是一種普遍的現象，即使是在英國、美國這樣成熟的資本市場也仍然存在，對于我國這樣一個新興的資本市場，我國上市公司的信息不對稱現象尤為嚴重(吳世農，1996；張功富，2009)[33][37]。我國上市公司的信息不對稱，集中體現于上市公司信息披露不規范，包括上市公司信息披露不完整、不及時和有選擇性披露相關信息等問題。而在我國上市公司中，控制性股東和管理層對信息的產生和披露有著直接的控制權，控制性的股東可以通過多種渠道優先知曉公司的信息，包括公司的內部經營情況，投資項目及其發展潛力等，由于其所處的特殊位置，他們可以通過非公開的渠道獲取這些信息，這樣一來，為保證自身對內部信息的知曉權，控制性的股東就更加不希望公司會計信息進行充分披露，甚至會直接向管理當局授意披露虛假的信息，隱瞞真實的情況。如果上市公司要將信息完全披露，本身信息披露成本極高，這將不符合公司價值最大化的要求，因此，控制性股東和管理層是導致信息不對稱的主要原因。

信息不對稱對企業的投融資決策會產生顯著的影響。根據Modigliani and Miller(1958)的信息不對稱理論，信息不對稱在發行股票時會產生逆向成本，即外部投資者在面對信息不對稱程度較高的公司時，將更傾向于選擇債務，造成了公司相對應采取債務融資滿足資金需求[12]。而將外部融資與內源融資相比，信息不對稱環境之下投資者對公司信息的不確定性加大，外部投資者要求更高的回報率，使得外源融資的成本更高，因此企業會優先選擇內源融資(Myers and Majluf，1984)[13]。周宏等(2013)認為，信息不對稱較大情況下，不同的交易者對企業未來價值的預期也會出現差別，導致證券預期的波動性增大，增加了投資風險，投資者的積極性下降，由此出現企業投資不足的現象[44]。同時，由于投資者對信息不確定程度加大導致的融資成本增加后，公司凈現值為正的投資項目相對減少，公司的投資水平下降，投資效率也受到了影響(屈文洲等，2011)[31]。在激烈的市場競爭下，公司沒能取得足夠的資金，并且投資項目不理想時，若編制虛假投資項目，虛報財務情況，或是采取其他的操縱行為，將對投資者利益和資本市場的運行造成損害。因此，在信息不對稱的條件下，不僅扭曲了融資市場，如我國上市公司惡性“圈錢”、“圈錢變臉”的現象層出不窮(鐘田麗等，2003)[43]，也導致了投資者的投資損失，如我國股票市場“操縱市場”、“內幕交易”行為等嚴重損害了中小投資者的利益(張宗新等，2007)[39]。

二、理論分析及研究假說

由于我國證監會頒布的《上市公司證券發行管理辦法》規定，上市公司可以向關聯股東或者非關聯股東兩類投資者發行定向增發新股的股份，那么，無論是關聯股東還是非關聯股東，他們是根據什么指標來作出認購上市公司定向增發新股股份決策的呢？顯然，股東認購上市公司定向增發新股股份是股東進行股權投資的一項重要決策，是否能夠從中獲取投資收益，也就是認購的上市公司定向增發新股股份未來可能增值的情況是影響股東作出參與認購或者不參與認購定向增發新股股份的重要因素。當認購者發現定向發行新股公司的股票具有增長潛力時，投資者會積極認購。那么，什么樣的公司股票增長潛力較大呢？很多研究表明，公司的增長潛力源于持續不斷的競爭優勢，而核心競爭力是保持競爭優勢的關鍵所在(高立輝，2006)[19]。具體而言，當公司的資源要素，如各種有形資產和商標、品牌忠誠度、企業文化等無形資源更加豐富時(徐建中等，2009)[35]，同時各項能力如技術創新能力、組織學習能力以及成長能力、營銷能力等較高時(胡建波等，2006；陳曉靜，2008；尹子民等，2003)[21][16][36]，并且兩者進行有效整合，能提升核心競爭力時(胡宜挺等，2005)[23]，公司發展潛力較大，也就是公司的成長性較好。成長性是證券投資者倍受關注的指標，參與認購定向增發新股的股份尤為看重這一指標。因為非關聯股東認購定向增發新股的股份需鎖定一年，而關聯股東認購定向增發新股股份要鎖定三年，可見，無論是關聯股東還是非關聯股東認購定向增發新股股份都是一項長期股權投資，他們認購的定向增發新股股份是否能夠獲得較高的投資收益取決于公司未來的成長性，因此，發行公司成長性的指標尤其受到認購者的關注。公司成長性的指標除了有關體現公司償債能力，盈利能力，營運能力等的財務指標外，還包括反映技術創新，產品與服務獨特性，人力資本，管理能力，產品市場大小等的非財務指標，如研發人才狀況，新產品開發速度，市場容量潛力及增長，管理者遠見及個人魄力等(孟利鋒等，2009；范柏乃等，2001)[29][17]。而這些指標往往會涉及公司內部經營活動的信息，在信息不對稱的情況下，一般投資者及其公司外部投資者很難獲得這些信息；而處于公司內部的經營者、關聯股東，由于參與了公司日常的經營管理活動或參加了公司的董事會、股東大會，更可能從內部獲得較多的反映企業增值潛力的信息。因此，在信息不對稱的情況下，由于關聯股東比非關聯股東掌握了更多公司成長性的信息，當公司成長性較好時，關聯股東為了獲得更多的財富會更加積極地參與認購上市公司發行的定向增發新股股份。

根據上面的分析，本文提出如下假設：

假設1：當公司的成長性越高時，關聯股東會更加積極地參與定向增發新股的認購，即認購的比例越高。

被投資公司的信息是投資者做出投資決策的重要依據，尤其是公司未來的經營及成長情況等關鍵信息是投資者進行投資決策的重要依據，信息不對稱將導致投資者難以獲取被投資公司的真實信息，使得在決策時面臨更大的不確定性。信息不對稱是證券市場的普遍現象，不同的公司中，由于法律或文化等種種因素的不同，會處于不同的信息不對稱程度之下(Gray and Vint，1995；La Porta，1999)[5][14]。我國證券市場的信息不對稱現象相當普遍(潘敏、金巖，2003)[30]。當信息不對稱程度越大時，外部投資者掌握公司的信息越少，此時，這些投資者會放棄或者減少對信息不對程度較高的公司的投資(鄭軍，2013)[42]。因此，當信息不對稱程度高的成長性公司發行定向增發新股時，外部非關聯股東并未完全掌握發行公司成長性的有關信息，于是這部分投資者將會選擇放棄或者減少認購成長性上市公司發行定向增發新股的股份。而掌握了公司真實價值和發展前景的投資者將會選擇認購定向增發的股份(Hertzel and Smith，1993)[7]。相對于非關聯股東，關聯股東掌握了非關聯股東無法知曉的公司未來成長性的有關信息，這些信息往往對公司的長期報酬至關重要，因此他們對公司未來的發展有著更接近實際的認識，對公司的前景也更有信心，將會選擇認購更大比例的定向增發新股。另一方面，關聯股東在認購定向增發的新股后將有三年的鎖定期，認購者會更注重公司未來的成長性狀況，而其他外部投資者如基金投資者等只有一年的鎖定期，他們的投資更接近一種短期行為。因此，當信息不對稱程度越大，相對于非關聯的股東，關聯股東掌握了更多的公司成長性的有關信息，當他們認為定向增發新股公司具有較高成長性時，關聯股東會更積極地認購公司發行的定向增發新股股份。

根據上面的分析，本文提出如下假設：

假設2：當公司的信息不對稱程度越大、公司的成長性越高，關聯股東認購定向增發新股的比例越大。

根據Wruck(1989)的監管假設，當大股東認購定向增發新股股份之后，大股東在公司的持股比例進一步增加，大股東會更加積極地監督公司經營者，從而降低經營者的代理成本，提高公司的業績[15]。我國上市公司的經營者代理成本較高，當關聯股東認購定向增發新股的股份之后，關聯股東在公司的控制權進一步鞏固，關聯股東在公司的“話語權”加大，其對公司經營管理關注的動機也會更加強烈，參與公司經營管理的積極性更加高，對經營者的監督效應也會提高。因此，關聯股東的認購不僅可以促進大股東更加關心公司的經營管理，支持上市公司的經營活動來提高業績，還可以由于大股東的監督效率提高，特別是監督上市公司用好募集的資金，進一步降低了經理人的代理成本，促進提高了公司的業績。另一方面，由于關聯股東所認購的定向增發新股需要鎖定三年，關聯股東更加注重發行公司長期的業績增長，因此，當上市公司定向增發新股募集資金之后，關聯股東會更加積極參與募集資金的投資決策，加強對經理人的監控力度和影響公司長期經營效率的經營行為的關注度(Kahn and Winton，1998)，促進公司進行更加有效率的投資，從而使公司獲得長期的業績增長[8]。

根據上面的分析，本文提出如下假設：

假設3：當關聯股東認購定向增發新股的比例越大時，公司未來的經營績效會越好。

樣本選擇與研究設計

一、樣本選擇

本文選取2006～2010年間進行定向增發新股的上市公司作為原始樣本，由于本文需要考察實施定向增發的企業三年后的績效情況，因此作為原始樣本的實施定向增發新股公司只收集到截止至2010年的樣本。財務指標等相關數據取自國泰安(Csmar)數據庫，有關上市公司定向增發新股發行認購情況的數據取自萬得資訊(Wind)數據庫，由于數據庫中提供的是定向增發新股中大股東的認購比例，而文章中使用的是關聯股東的認購比例，因此對于認購對象中包含除大股東以外的關聯投資者的定向增發新股公司的樣本，需要手工查閱企業所公布的定向增發新股公告調整大股東在定向增發新股中的認購比例。

為了確保數據的準確性，本文剔除了如下條件的樣本：(1)銀行、證券等金融保險類上市公司定向增發新股的公司；(2)ST、*ST類定向增發新股的上市公司；(3)營業收入增長率及其他變量異常定向增發新股的上市公司；(4)數據不完整的定向增發新股公司。經過篩選，共獲得466個研究樣本。本文主要使用stata11.0等軟件進行數據處理和計量分析。

二、研究設計

1. 公司成長性的衡量

關于成長性的衡量，不同的學者提出了不同的觀點，尚未有一個統一的標準。以往的研究中主要使用的指標包括如主營業務收入增長率、凈資產增長率、每股收益增長率、凈利潤增長率等的增長率指標以及如托賓Q值、利潤總額這樣的絕對額指標。為了全面性衡量成長性，還有一些學者采用了綜合性的指標計算成長指數來反映公司成長性。但是，這些綜合性指標，在具體指標的選取和權重的設定方面主觀性極強，對成長性的衡量說服力有限，因此在本文中仍然采用常見的單一指標來衡量成長性。近幾年大多數學者用營業收入增長率來衡量公司的成長性，如辛清泉、林斌、王彥超(2007)[34]，姜付秀、伊志宏、蘇飛、黃磊(2009)[27]，胡亞權、周宏(2012)[22]等等，由于營業收入增長率較好地反映了公司經營的持續性增長。因此，本文以營業收入的增長率來衡量公司的成長性。而同樣作為衡量成長性中常用的托賓Q值，即企業的市場價值與資本重置成本之比，由于其容易受到證券市場中的各種消息與政策的影響，未必能真實反映公司的成長狀況，并且如果投資的項目本身屬于不良項目，也會使托賓Q值的衡量偏離要求(辛清泉、林斌、王彥超，2007)[34]。因此，本文沒有采用這一指標。

2. 公司信息不對稱程度的衡量

本文為了檢驗公司中關聯股東與非關聯股東獲取信息的差異程度，需要對信息不對稱程度進行衡量。不同的學者用不同的替代變量衡量信息不對稱程度，如屈文洲等(2011)以知情交易概率PIN值衡量[31]，高鴻楨和林嘉永(2005)則采用股票換手率來反映某個公司的股票在市場上的活躍程度衡量[18]，何賢杰和朱紅軍(2009)以賬面市值比反映信息的不對稱程度[20]，而黃壽昌和楊雄勝(2010)則分別以股票交易量和股票波動率衡量信息不對稱[24]。本文參照Amihud et al.(1997)的研究思路，采用了年平均的流動性比率(LR值)，即對數處理后的股票年交易量與股票年平均回報率的比率并開根號處理后，作為信息不對稱的衡量指標[1]。該指標綜合考慮了證券市場上公司股票的成交量及回報率，可以認為是以信息不對稱的結果為導向的，相比于其他一些替代指標，更具說服力。當LR值越大時，表示信息不對稱程度越嚴重。

3. 回歸模型與變量設置

為了研究公司成長性對關聯股東認購定向增發新股的影響，并考慮公司信息不對稱程度對關聯股東認購定向增發新股的影響，以及關聯股東參與定向增發新股之后對企業未來績效的影響，針對上文提出的三個假設，構建了如下回歸模型：

模型(1)和模型(2)中均以關聯股東在定向增發新股中的認購比例(Buyratio)為被解釋變量，當關聯股東參與認購時，該變量取1，否則，該變量取0。模型(1)以營業收入增長率(Grow)代表公司成長性作為解釋變量，模型(2)則以流動性比率(LR)與營業收入增長率的交乘項作為解釋變量。模型中以股權制衡度、發行規模與折價以及公司的規模及資產負債率等作為控制變量，還控制了年度和行業的啞變量，力求控制其他因素對關聯股東認購定向增發新股比例的影響。

模型(3)中以關聯股東的認購比例作為解釋變量，以公司在認購三年后的業績(Roa3)作為被解釋變量。這是因為在非公開發行股票中，發行的股份自發行結束之日起，控股股東、實際控制人認購的股份，自認購之日起三十六個月內不得轉讓。因此本文關注的是公司在三年之后的盈利情況以判斷關聯股東的認購對公司績效的影響。

其他控制變量的具體含義如表1。

實證檢驗及結果分析

一、描述性統計分析

表2為全樣本的描述性統計。從實施定向增發新股的466家公司相關的統計量中可以看出，作為本文的重要變量，關聯股東在實行定向增發新股公司的樣本中的認購比例的均值為0.352，最大值和最小值分別為1和0，反映了在認購定向增發新股的樣本中出現了一些關聯股東選擇全額認購發行的定向增發新股和完全不參與認購發行的定向增發新股的情況，中位數為0.1則說明了在定向增發發行新股的公司面板數據中，有達到一半的公司關聯股東的認購比例不超過10%。而認購比例的均值0.352，表明雖然只有一半的公司認購比例超過10%，但認購比例處于較高水平，提升了樣本均值。

從全樣本的描述性統計中也反映出其他變量的特征，公司成長性(營業收入增長率)的均值為1.267，然而中位數只有0.393，反映了不同公司的成長性狀況分布并不均勻。并且不同企業之間公司成長性的方差極大，因此后續的回歸處理中將對公司成長性進行2%數值的縮尾處理，以進一步消除極端值的影響。另外，本文中體現股權制衡度的變量，即第二大到第十大股東的持股比例，均值為0.234，最小值甚至只有0.011，體現了我國上市公司股權結構的“一股獨大”和第一大股東以外的其他股東股權制衡程度有限的特征。發行折扣的最大值與最小值0.896與-1.454，反映了發行公司在定向增發新股時發行價格的差異較大。

表1 控制變量的定義與描述

表2 全樣本的描述性統計

進一步，根據關聯股東是否參與認購，將全樣本分為了關聯股東未參與認購(Buyratio=0)與關聯股東參與認購(Buyratio≠0)兩組比較定向增發新股公司的成長性，結果如表3所示，關聯股東未參與認購的公司成長性的平均值為0.853，關聯股東參與認購的公司成長性的平均值為1.646，接近前者的兩倍，并且后者的中位數也明顯更大，表明關聯股東認購定向增發新股的公司往往具有更高的成長性，假設1得到一定程度驗證。

表3 分組樣本的公司成長性的描述性統計

表4 公司成長性與關聯股東認購比例的關系

二、多元回歸分析

為了反映公司的成長性對關聯股東認購定向增發新股比例的影響，本文引入了股權制衡度、公司規模、資產負債率以及定向增發過程中的發行折價和發行規模等作為控制變量，對模型(1)和模型(2)的回歸結果如表4所示。

從表4的(1)中可以看出，公司的成長性(Grow)與關聯股東在定向增發新股中的認購比例(Buyratio)的回歸系數為0.0216，并且在5%的統計水平上顯著，進一步驗證了本文的假設1，說明了當公司的成長性越高時，相比于非關聯股東，關聯股東認購的定向增發新股的比例更大。

在表4的(2)中，關聯股東認購定向增發新股的比例與公司的信息不對稱程度并不存在顯著的相關關系，而在(3)中，交乘項(LR*Grow)與關聯股東的認購比例(Buyratio)之間的相關系數為0.0106，并在5%的水平上通過了顯著性檢驗。說明在公司成長性較好時，信息不對稱程度越大，關聯股東認購定向增發新股的比例也越大，從而驗證了假設2。具體而言，當信息不對稱程度加大時，公司的關聯股東與其他的外部投資者對公司真實情況的了解存在極大的差異，外部投資者更加難以獲得公司的相關信息或者獲得信息的成本更大，對公司成長性具體情況的掌握不如關聯股東詳實，因此當公司成長性更高時，掌握了更多有關真實信息的關聯股東認購了更多的定向增發新股的股份。

對于其他控制變量與關聯股東在定向增發新股中的認購比例之間的關系，在(1)～(3)中，第二大到第十大股東的持股比例(Balance)與關聯股東認購定向增發新股的比例(Buyratio)相關系數為負，并且在1%的統計水平上顯著，這是因為當第二到第十大股東擁有更高的持股比例時，第一大股東的控制力會下降，企業的信息不對稱水平相對降低，關聯股東對公司成長性信息的了解并非顯著多于其他非關聯股東，認購比例降低。同時，關聯股東認購定向增發新股的比例與定向增發新股的發行規模(Rsize)在1%的水平上顯著，說明更大的發行規模帶來更高的關聯股東認購比例，然而發行折價(Discount)卻與關聯股東的認購比例并無顯著性關系。此外，我們還發現關聯股東的認購比例與公司的規模(Size)與資產負債率(Lev)分別存在著顯著負相關與顯著正相關關系。

表5 關聯股東認購比例與公司績效的關系

從表5的回歸結果可以看出，關聯股東認購定向增發新股的比例(Buyratio)與企業3年后的績效(Roa3)在10%的水平上呈顯著的正相關關系，從而驗證了本文提出的理論假設3。在公司的成長性更好時，關聯股東認購了更大比例的定向增發新股，認購之后不斷加強對公司的監督管理，有利于促進公司真正實現可持續發展，使得定向增發新股公司在關聯股東認購新股解鎖之后公司業績仍然較好。

此外，定向增發新股的發行規模(Rsize)與企業3年后的績效(Roa3)在1%的水平上呈顯著的負相關關系，這意味著發行更大比例的定向增發新股并不能導致公司未來更好的績效。然而，定向增發新股的折價水平(Discount)與公司的績效之間的系數為負，但不顯著。同時，企業的規模(Size)與資產負債率(Lev)與未來的績效分別有著顯著的正相關與負相關的關系，說明規模越大的公司和負債比例越少的公司未來的績效越好。

三、穩健性檢驗

為進一步佐證前文所述的結論，本文進行了如下的穩健性檢驗：(1)由于本文需要研究關聯股東認購定向增發新股的比例與3年解鎖期之后的公司績效之間的關系，因此在對公司成長性與關聯股東認購定向增發新股比例的回歸分析時只采用2006～2010年的數據作為樣本，本部分采用2006～2013年的樣本驗證公司成長性與關聯股東認購定向增發新股比例的關系，樣本數達到1062，同樣對公司成長性進行2%數值的縮尾處理后，可發現公司成長性與關聯股東認購定向增發新股比例的相關系數為0.0529，t值為3.61，在1%的水平上統計顯著，再次驗證了公司成長性越好，關聯股東認購定向增發新股越積極；(2)對假設2中信息不對稱程度的衡量直接采用股票波動率(黃壽昌、楊雄勝，2010)[24]，交乘項的相關系數為0.0044，t值為1.81，在10%的水平上統計顯著，驗證了信息不對稱程度的增大進一步促進關聯股東認購成長性公司的定向增發新股；(3)假設3中公司未來的業績不考慮定向增發新股解鎖期的問題，直接采用當年度的總資產凈利率以代替三年后的總資產凈利率，對當年度的總資產凈利率進行2%數值的縮尾處理后，可發現關聯股東認購定向增發新股比例與公司當年度總資產凈利率的相關系數為0.0068，t值為3.66，在1%的水平上統計顯著，驗證了關聯股東認購定向增發新股對公司績效的促進作用；(4)更換部分控制變量，如用前十大股東的持股比例來替換第二到第十大股東的持股比例進行回歸測試，公司成長性與關聯股東認購定向增發新股比例的相關系數為0.0105，t值為1.82，在10%的水平上統計顯著；公司成長性與信息不對稱程度的交乘項與關聯股東認購定向增發新股比例的相關系數為0.0055，t值為1.78，在10%的水平上統計顯著，再次驗證了公司成長性與關聯股東認購定向增發新股顯著的正相關關系以及信息不對稱程度更高時會促進這種關系。針對上述的檢驗，依然證明了相關的假設，說明本文的研究結果具有穩健性。由于本文篇幅所限，穩健性檢驗部分涉及的有關表格不再詳細列出。

研究結論及政策建議

關聯股東是否認購公司定向增發新股股份受到諸多因素的影響，公司的成長性是其中一個重要的因素。本文以信息不對稱理論為基礎，以2006～2010年實施定向增發新股的上市公司為研究樣本，研究了公司的成長性與關聯股東認購定向增發新股的關系以及認購后對公司績效的影響。研究發現，公司的成長性與關聯股東認購定向增發新股的比例呈正相關關系，進一步發現，當公司的信息不對稱程度越大時，關聯股東認購的成長性公司發行的定向增發新股比例越大，并且在關聯股東認購的定向增發新股公司中，公司3年后即關聯股東認購的定向增發新股股份解鎖期后，公司的經營績效與關聯股東認購的比例正相關。

從本文的研究結論中揭示了如下的問題：第一、定向增發新股公司的成長性是影響投資者認購公司定向增發新股數量的重要因素之一；第二、盡管我國監管部門一直致力于證券市場的監管和加強對上市公司信息披露的規范，但是我國證券市場的信息不對稱現象仍然存在，并且由此導致具有信息優勢的內部關聯股東在定向增發新股中獲得私人收益。

為了解決上市公司定向增發新股中出現的上述問題，本文提出如下建議：(1)監管部門要進一步加強證券市場的監管和不斷完善上市公司信息的披露制度，提高證券市場的透明度，切實解決證券發行中的信息不對稱問題，在實行股票發行注冊制之后更加要將證券市場的監管重心放在對上市公司信息的披露的監管上；(2)監管層要進一步完善定向增發新股公司的信息披露制度，要求定向增發新股公司在招股說明書中應該詳細披露公司成長性等有利于認購者決策的有關指標，同時，非關聯股東在認購定向增發新股之前也應該對公司的成長性進行更加詳細的調研，使非關聯股東獲得更加充分的發行公司的信息；(3)有關部門要進一步加強對大股東行為的監督，防止大股東故意隱瞞上市公司的信息來獲取不正當的利益。

當然，本文研究選取的樣本僅為2006～2010年間上市公司實施了定向增發新股的公司，樣本規模有限，可能在一定程度上造成研究結論的偏差。另外，對于成長性及信息不對稱程度的衡量，學術上并沒有一個統一的計算方法，本文所選取的替代指標，有可能仍然不能完全反映公司的成長性及信息不對稱的特征，也可能造成研究上的誤差。此外，在關聯股東的認購方式上，還可以具體細分為現金認購與資產認購，而本文沒有將其分開進行檢驗，這也為進一步的研究提供了方向。