企業(yè)定向增發(fā)、多元化經(jīng)營與銀行理財產(chǎn)品投資
——基于傾向得分匹配法的研究

楊竹清

（江蘇科技大學經(jīng)濟管理學院，江蘇鎮(zhèn)江 212003）

企業(yè)定向增發(fā)、多元化經(jīng)營與銀行理財產(chǎn)品投資
——基于傾向得分匹配法的研究

楊竹清①

（江蘇科技大學經(jīng)濟管理學院，江蘇鎮(zhèn)江 212003）

新經(jīng)濟形勢下，企業(yè)囤積現(xiàn)金成為一種普遍現(xiàn)象，而投資銀行理財產(chǎn)品是企業(yè)持有現(xiàn)金的重要選擇。本文利用2012至2015年我國上市公司數(shù)據(jù)，著重考察了企業(yè)定向增發(fā)的效應及其與多元化經(jīng)營策略、投資銀行理財產(chǎn)品的行為之間的關系，結果發(fā)現(xiàn)：（1）定向增發(fā)顯著提高了企業(yè)銀行理財產(chǎn)品投資水平且對企業(yè)績效有較大改善，尤其當定增對象是機構投資者時效果更為明顯，且定增募集資金額與銀行理財產(chǎn)品投資顯著正相關；（2）定向增發(fā)是提高企業(yè)多元化程度的重要影響因素，但企業(yè)多元化經(jīng)營對銀行理財產(chǎn)品投資水平具有顯著的負向作用，最終定向增發(fā)顯著提高企業(yè)投資銀行理財產(chǎn)品的水平；（3）是否為國有企業(yè)顯著正向影響銀行理財產(chǎn)品投資累計金額，而對平均單個產(chǎn)品投資金額無顯著作用，且企業(yè)的國有屬性強化了定向增發(fā)對投資銀行理財產(chǎn)品的正向效應。

定向增發(fā)；多元化經(jīng)營；銀行理財產(chǎn)品；傾向得分匹配

一、引言

2012年下半年，上市公司被允許在滿足“安全性高、保本和流動性”要求下，可以將閑置資金投資購買銀行理財產(chǎn)品。同時，受近年整體經(jīng)濟形勢下行壓力影響，企業(yè)投資更為謹慎，囤積現(xiàn)金成為更多企業(yè)的選擇。因此，銀行理財產(chǎn)品越發(fā)成為受上市公司青睞的投資標的，其投資收益也成為增厚上市公司業(yè)績的重要手段之一，銀行理財產(chǎn)品投資愈發(fā)普遍、規(guī)模逐漸龐大，日益成為一種令人關注的新現(xiàn)象。Wind數(shù)據(jù)顯示，從2012至2015年，購買銀行理財產(chǎn)品的上市公司由24家增至610家，占2015年A股市場上市公司總數(shù)近21%且呈加速增加的趨勢，全部投資金額累計超過5 000億元，其中，上市公司“二三六”投資理財產(chǎn)品數(shù)量最多達274只、“天海投資”滾動投資金額最高超過300億元。這一現(xiàn)象背后的原因不禁引人思考，究竟是何原因促使上市公司利用暫時閑置且較大額度的資金反復投資銀行理財，而非選擇投資研發(fā)、市場開發(fā)等與經(jīng)營范圍、募投用途緊密關聯(lián)的活動？直觀上我們可能會歸因于宏觀經(jīng)濟環(huán)境不利、“負利率”嚴重或行業(yè)不景氣、部分公司為增厚業(yè)績等因素（馬天平，2013），但這對上市公司個體間銀行理財產(chǎn)品投資行為的較大差異明顯缺乏說服力，這存在更深層次的原因值得我們探索，但目前仍鮮見相關文獻，尤其重要的是企業(yè)投資銀行理財產(chǎn)品真的能夠改善其績效嗎？

作為股權融資的一種形式，定向增發(fā)新股具有相對低門檻、低成本、更便捷等優(yōu)勢，從發(fā)行數(shù)量、發(fā)行股本、融資額等角度看，已然超過IPO 規(guī)模（顧海峰和吳狄，2014），占我國上市公司股權再融資的80%以上（王曉亮和田昆儒，2015）。并且每年實施定向增發(fā)的上市公司數(shù)量愈發(fā)增多、發(fā)行主體結構逐漸改變、融資金額屢創(chuàng)新高，如2008年僅95家上市公司實施定向增發(fā)且大半是國有企業(yè)，而到2015年有603家上市公司且民營企業(yè)占比過半，2015年定增融資金額超過6 000億元。因此，定向增發(fā)成為上市公司富余閑置資金的重要來源，進而成為影響企業(yè)投資銀行理財產(chǎn)品的重要因素。此外，企業(yè)多元化經(jīng)營可以通過構建內部資本市場實現(xiàn)對資金的重新配置，以使資金從盈利能力較差的項目流向盈利能力較好的項目，提高資金使用效率、更好地滿足資金需求，進而影響現(xiàn)金管理方式和持有水平（Khanna和Palepu，1997；Volkov和 Smith，2015），而且多元化經(jīng)營對企業(yè)績效有顯著影響（王力軍和童盼，2008；張紅等，2015；Farooqi等，2015；Andreou等，2016），所以企業(yè)多元化經(jīng)營也可能是左右銀行理財產(chǎn)品投資決策的深層因素。

因此，本文以2012-2015年上市公司為研究對象，主要采用PSM從定向增發(fā)和行業(yè)多元化視角，深入研究企業(yè)投資銀行理財?shù)男袨椋疫M一步探索了定向增發(fā)對企業(yè)績效和企業(yè)多元化的處理效應。本文的研究貢獻在于：其一，首次從定向增發(fā)、多元化經(jīng)營角度對影響企業(yè)投資銀行理財產(chǎn)品的深層原因進行了細致分析，充實了定向增發(fā)、多元化經(jīng)營、現(xiàn)金管理和企業(yè)投資等方面的研究文獻；其二，詳細地描述了銀行理財產(chǎn)品投資的現(xiàn)狀，并利用傾向得分匹配法對定向增發(fā)的效應作了較廣泛研究；其三，具有重要的理論及實踐價值，我們在肯定定向增發(fā)作為股權再融資方式的便利和企業(yè)多元化經(jīng)營內部資本市場效率的同時，更需要重視相關治理問題、壕塹效應，以防止大股東利用定向增發(fā)（以劣質資產(chǎn)認購股份）、多元化經(jīng)營侵占小股東利益。此外，研究企業(yè)銀行理財產(chǎn)品投資行為也有利于我們把握當前宏觀經(jīng)濟形勢和上市公司經(jīng)營現(xiàn)狀和戰(zhàn)略，為我們自身的投資決策帶來啟示。

二、文獻回顧與研究假設

（一）定向增發(fā)與銀行理財產(chǎn)品投資

定向增發(fā)可通過不同路徑、不同期限影響企業(yè)的銀行理財產(chǎn)品投資行為。其一，定向增發(fā)的認購方式一般有資產(chǎn)、債權和現(xiàn)金，每個實施定向增發(fā)的企業(yè)可能采取一種或多種組合的方式認購股份。為現(xiàn)金時，顯然在短期內直接增加了企業(yè)的貨幣資金，當募集用途暫不急迫時企業(yè)自然會考慮銀行理財產(chǎn)品投資；為資產(chǎn)或債權時也增強了企業(yè)的再融資能力，長期間接地為銀行理財產(chǎn)品投資創(chuàng)造了機會。其二，定向增發(fā)通過注入優(yōu)質的協(xié)同效應較高的資產(chǎn)（章衛(wèi)東等，2010）、優(yōu)化內部治理結構（郭蘭英等，2010）、利用定增資金投資長期高收益項目等（徐壽福等，2011）、提升股票價格（Wruck等，2006）等途徑改善、影響企業(yè)業(yè)績和價值，尤其是中長期企業(yè)績效，而企業(yè)績效和價值的提升為企業(yè)產(chǎn)生更多閑置資金及投資銀行理財創(chuàng)造了可能性。其三，定向增發(fā)是公司大股東進行財富轉移、 利益輸送和侵占的重要手段之一（張鳴等，2009；趙玉芳等，2012），從而削減公司價值。因此，提出假設1：

假設1：定向增發(fā)募集資金能顯著促進企業(yè)銀行理財產(chǎn)品投資。

定向增發(fā)的對象一般主要有機構投資者和大股東及大股東關聯(lián)方。定增對象為大股東及其關聯(lián)方時，其產(chǎn)生的影響褒貶不一，如上文分析大股東可能通過定增侵占小股東利益，也可能注入優(yōu)質資產(chǎn)或緩解委托代理問題而提高治理水平，因此其效應不明顯。但當定增對象是機構投資者或戰(zhàn)略投資者時，帶來的往往是資金、市場、智力、政治等資源，且能緩解委托代理問題，提高公司治理水平，如閆光泉和王曉瑩（2016）認為引入機構投資者的定向增發(fā)的企業(yè)財務績效有良好的改善。因此，提出假設2：

假設2：定向增發(fā)對象為機構投資者可以顯著促進企業(yè)銀行理財產(chǎn)品投資。

通過定向增發(fā)，大股東或其他發(fā)行對象可能直接注入不同業(yè)務資產(chǎn)，或企業(yè)使用募集的資金用于并購其他業(yè)務以及投資、研發(fā)新業(yè)務、開拓新市場等，進而，會提高企業(yè)行業(yè)、地域等多元化經(jīng)營水平，如王曉亮和田昆儒（2015）指出定向增發(fā)可以顯著提高企業(yè)投資多元化程度。因此，提出假設3：

假設3：定向增發(fā)與企業(yè)多元化經(jīng)營水平顯著正相關。

（二）多元化經(jīng)營與銀行理財產(chǎn)品投資

多元化經(jīng)營對企業(yè)銀行理財產(chǎn)品投資的作用機制主要體現(xiàn)在以下幾個方面：一是多元化經(jīng)營企業(yè)面臨更多投資和成長機會，決策者可以建立內部資本市場實現(xiàn)對資金的重新配置，以使資金從盈利能力較差的項目流向盈利能力較好的項目（Stulz，1994；Khanna和Palepu，1997），而對收益率相對較低的銀行理財?shù)耐顿Y需求并不是那么強烈。二是多元化經(jīng)營會增加企業(yè)的資金需求，也能夠增強企業(yè)風險承受能力，同時利用內部資本市場資金得到更好的利用，現(xiàn)金持有價值相對更小，從而降低現(xiàn)金持有水平（Tong，2011；楊興全和曾春華，2012）。三是多元化經(jīng)營深刻影響著企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績和企業(yè)價值（蘇冬蔚，2005；丁和根和陶大坤，2013；George和 Kabir，2012；Chakrabarti等，2007；Andreou等，2016），而經(jīng)營業(yè)績高低意味著凈利潤、富余現(xiàn)金的多少，且企業(yè)（尤其是上市公司）價值也關乎再融資成本和難易。而按以前學者的研究，多元化經(jīng)營更多表現(xiàn)出削弱企業(yè)的業(yè)績或價值（Lien和Li，2013；Farooqi等，2015；劉云芬和陳礪，2015），所以多元化間接降低了企業(yè)投資銀行的可能。四是多元化經(jīng)營企業(yè)負債水平較高，即多元化程度越高，債務水平越高（章細貞，2009），而一般銀行理財產(chǎn)品收益率相對債務融資利息仍較低，因此，多元化程度越高的企業(yè)投資銀行理財?shù)目赡苄愿　?/p>

此外，多元化經(jīng)營企業(yè)一般都規(guī)模較大、經(jīng)營風險相對較小，從而更容易融得資金，且利用內部資本市場調劑資金，從而產(chǎn)生提高資金使用效率的“智能資金效應”（王福勝和宋海旭，2012），更好地滿足資金需求，這為企業(yè)籌措更多資金投資銀行理財產(chǎn)品創(chuàng)造了機會。因此，提出假設4：

假設4：多元化經(jīng)營與企業(yè)銀行理財產(chǎn)品投資呈負向關系，即多元化程度越高的企業(yè)，越不可能投資銀行理財且規(guī)模越小。

三、研究設計

1．數(shù)據(jù)選擇

選擇2012-2015年我國A股上市公司為研究對象，并對數(shù)據(jù)做如下處理：（1）剔除金融保險類上市公司；（2）剔ST、PT類公司；（3）對所有連續(xù)變量的極端值進行Winsorize（按1%～99%水平）處理。（4）本文數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫和CSMAR數(shù)據(jù)庫。（5）使用分析軟件stata13.0。

2．變量選取

（1）定向增發(fā)。企業(yè)是否實施定向增發(fā)以虛擬變量（Diss）和實際募集資金大小（RM，取自然對數(shù)）度量，如實施定向增發(fā)Diss取值為1，否則為0。此外，為深入分析定向增發(fā)對銀行理財產(chǎn)品投資的效應，還區(qū)分定增對象是否包含有機構投資者（DissI），含有機構投資者則DissI取1，否則為0。

（2）多元化經(jīng)營。用行業(yè)收入熵值（DIV）和 Herfindahl值。其中：其中pi為i 行業(yè)收入（根據(jù)Wind數(shù)據(jù)庫，主要計算上市公司主營前五名行業(yè)收入）占總收入的比重。企業(yè)多元化程度越高，HHI指數(shù)越低，DIV指數(shù)越高。

（3）銀行理財產(chǎn)品投資。企業(yè)銀行理財?shù)耐顿Y選擇用虛擬變量度量（WI），1為投資，否則為0；投資程度用上市公司平均單個理財產(chǎn)品投資金額（Ninv，取自然對數(shù)）和每年滾動投資銀行理財產(chǎn)品累計金額（Ainv，取自然對數(shù)）度量。

（4）控制變量的選擇和度量。參考以前學者的研究，選擇包括企業(yè)規(guī)模（Size，取自然對數(shù)）、財務杠桿（Lev）、凈資產(chǎn)收益率（Roe）、賬面市值比（MB，資產(chǎn)/市值）、投入資本回報率（Roic，單位%）、每股收益（EPS，元每股）、第一大股東持股比例（Top1，單位%）、機構投資者持股（Inst，單位%）、企業(yè)是否為國有企業(yè)（Igov，是國有企業(yè)取值1，否則為0）、獨立董事比例（Ind）、上市時長（Ages，數(shù)據(jù)年份減去上市年份）等作為控制變量。另外，控制行業(yè)（Ind，按證監(jiān)會行業(yè)分類）和年份（Year）。

3．模型設立

首先，建立企業(yè)選擇實施定向增發(fā)概率的Logit模型以計算傾向得分值對樣本配對。參考程呂和唐玉蓮（2007）、徐壽福（2010）、王曉亮和田昆儒（2015）等學者研究，選擇企業(yè)規(guī)模、資本結構、股票表現(xiàn)、營運盈利能力、企業(yè)治理結構、上市時間長短等影響企業(yè)定向增發(fā)的因素，構建Logit 模型如下：

其中，下標i表示單個樣本，t表示對應年份， 為誤差項，下同。

其次，為進一步探索定向增發(fā)的效應，以及企業(yè)多元化與銀行理財產(chǎn)品投資行為之間的關系，在經(jīng)過PSM配對樣本后，再設立模型予以檢驗：

企業(yè)對銀行理財產(chǎn)品投資時，涉及投資選擇和投資程度的問題。對于投資與否（選擇）問題，選擇二值Probit模型對變量WI進行回歸估計。對于投資程度問題，由于現(xiàn)有銀行理財產(chǎn)品投資一般具有相對較高門檻，所以在考察企業(yè)銀行理財產(chǎn)品投資程度時，主要選擇Tobit模型進行估計，并選用其他方法分析以相互驗證。

四、實證分析

（一）描述性分析

1．銀行理財產(chǎn)品投資上市公司行業(yè)特征

表1列示了2012至2015年我國上市公司投資銀行理財產(chǎn)品的行業(yè)分布情況。由表可知：首先，銀行理財產(chǎn)品投資逐年飛速增長，從2012年的24家增至2015年的609家，這可能主要受監(jiān)管放松及經(jīng)濟增速下滑影響。其次，制造業(yè)、信息軟件服務業(yè)及批發(fā)零售業(yè)一直是投資銀行理財上市公司數(shù)最多的行業(yè)，且2015、2014在投資公司總數(shù)高出其在整個A股市場相應的比例，這或許說明這幾個行業(yè)受經(jīng)濟形勢影響較大。同樣的行業(yè)還有文體娛樂和租賃商務服務業(yè)。再次，平均投資金額方面，2015、2014年采礦業(yè)、交通運輸倉儲郵政業(yè)一直位居前二，如2015年平均單個理財產(chǎn)品投資金額分別為26.38、2.66億元，這兩個行業(yè)正是專業(yè)化經(jīng)營企業(yè)較多的行業(yè)。最后，相比2014年，2015年的平均投資金額顯著下降，這可能因為經(jīng)濟形勢更加嚴峻，單個上市公司閑置資金減少。

表1 2012-2015年銀行理財產(chǎn)品投資上市公司行業(yè)分布 單位：家/億元

2．銀行理財產(chǎn)品投資上市公司地域特征

圖1列示了2012至2015年投資銀行理財?shù)纳鲜泄舅鶎偈》莘植记闆r。由圖可知：第一，浙江、廣東、江蘇三省投資銀行理財產(chǎn)品的上市公司數(shù)位列前三，如2015年分別為91、87、60，合計占比近40%。較特別的是2013、2014年一直位居第二的浙江省，2015年突然躍升至第一位，或許可以認為2015年以民營經(jīng)營著稱的浙江省企業(yè)受經(jīng)濟影響較大，轉而爭相投資銀行理財。第二，2014起上市公司投資銀行理財呈現(xiàn)出較普遍化趨勢，31個省份都有涉及。第三，呈現(xiàn)明顯的地域特征。按東、中、西部地域劃分，如2015年廣東、浙江、江蘇、上海、北京、山東、福建等東部地區(qū)投資銀行理財?shù)纳鲜泄緮?shù)量合計391家，占當年總數(shù)的64%。

圖1 2012-2015年銀行理財產(chǎn)品投資的上市公司所屬省份分布

3．樣本公司屬性分布

表2列出了2012至2015年實施定向增發(fā)的企業(yè)屬性情況。由表可以知道：其一，在剔除金融業(yè)、ST和PT企業(yè)后，2012至2015年共1 341家企業(yè)實施了定向增發(fā)，且呈現(xiàn)快速增長的趨勢，這也說明直接融資逐漸成為我國上市公司越發(fā)偏好的融資方式，如從2012年的144家上市公司增長到2015年的593家，增長了3倍多。其二，定向增發(fā)的企業(yè)中，國有企業(yè)占比逐漸降低。這可能因為近年上市的公司中非國有企業(yè)較多。其三，民營企業(yè)和地方國有企業(yè)是定向增發(fā)市場的主力， 2013至2015年民營企業(yè)定向增發(fā)漲幅較大，而這三年也正是投資銀行理財產(chǎn)品企業(yè)數(shù)陡增的年份。

表2 2012-2015年實施定向增發(fā)企業(yè)屬性分布

另外，投資銀行理財?shù)钠髽I(yè)亦以地方國有企業(yè)和民營企業(yè)為主（如表3），2015年共609家公司投資銀行理財產(chǎn)品，其中民營和地方國有企業(yè)分別為412、104家，合計占84.7%，與2014、2013年的相應占比一致。此外，在平均投資金額上，國有企業(yè)平均投資金額相對較大，這也說明國企融資能力較強。在投資的理財產(chǎn)品數(shù)量上呈增長趨勢，說明上市公司投資銀行理財產(chǎn)品變得更為分散，及銀行理財市場的產(chǎn)品更豐富了。

表3 2012-2015年投資銀行理財產(chǎn)品企業(yè)屬性分布 單位：家/億元

（二）實證分析

1．傾向得分匹配法（PSM）分析

（1）傾向值估計

PSM第一階段要求我們計算傾向得分值，根據(jù)模型（a）得到了相關估計結果如表4。由表可知，除獨立董事占比、是否為國有企業(yè)以外，其他變量如資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、每股收益、多元化程度、機構投資者持股、第一大股東持股比例、賬面市值比、上市年齡以及資產(chǎn)周轉率和增長率等都是顯著影響企業(yè)實施定向增發(fā)的因素，這與已有理論和經(jīng)驗研究結果較為一致。隨后再按各樣本所得傾向得分值，對有無定向增發(fā)的樣本進行一對一配對。

表4 傾向得分的Logit 估計結果（因變量為Diss）

（2）匹配效果檢驗

為保證匹配的效果，需要根據(jù)共同支持假設和獨立性假設進行匹配的平衡性檢驗。按是否具有定向增發(fā)行為把樣本分成處理組（有定向增發(fā)）和控制組（無定向增發(fā)），圖2列示了兩組在最近鄰匹配法下匹配前后的傾向得分值分布情況。由圖可知，匹配前，兩組傾向得分值分布存在明顯差異，控制組的分布重心顯著高于處理組，這表明控制組中包含了顯著差異的樣本。如果直接比較二者間差異，其統(tǒng)計結果必然是有偏差的。但匹配后，控制組的傾向得分值分布曲線顯著向右移動，兩組概率分布差異大幅降低且已經(jīng)非常接近，表明匹配效果良好，共同支持假設得到驗證。

圖2 最近鄰法匹配前后處理組和控制組傾向得分值分布對比

獨立性假設要求匹配后處理組和控制組的各變量之間無顯著差異，即在條件外生的假設下，處理組和控制組的傾向得分值被要求是平衡的，其分布沒有系統(tǒng)性的差異，否則企業(yè)之間銀行理財產(chǎn)品投資行為差別可能來自于那些顯著不同的其他控制變量。Smith和Todd（2005）表明匹配后標準偏差的絕對值越小，匹配效果越好，且認為最好小于5%。表5報告了匹配前后各變量標準化偏差減少的程度和t檢驗結果，可以看出匹配后標準偏差絕對值均下降至少90%以上且都小于5%，同時匹配后t檢驗結果P 值也大幅提高，這表明匹配后處理組和控制組的各變量分布較為一致，變量選擇合理、匹配過程有效，故平衡性檢驗通過。

表5 各變量匹配質量檢驗

（續(xù)表）

（3）匹配結果分析

經(jīng)過以上匹配后，樣本中其他變量已較為相似，只是在定向增發(fā)的策略或影響上才表現(xiàn)出差異。因此，我們選擇三種匹配方法（最近鄰、半徑和核匹配法），通過觀察平均處理效應（ATT）的大小和顯著性水平來檢驗定向增發(fā)對企業(yè)銀行理財產(chǎn)品投資是否存在明顯效應，表6報告了相關結果。如，從最近鄰匹配法的結果得知，匹配后處理組和控制組的Ninv均值分別為8.97、8.89，ATT值為0.08且在10%的水平顯著，表明在控制了其他影響因素之后，企業(yè)的定向增發(fā)顯著促進了其投資銀行理財產(chǎn)品。此外，按半徑匹配和核匹配的結果較為類似，這表明了定向增發(fā)與企業(yè)銀行理財產(chǎn)品投資間的顯著正向關系，假設1成立。此外，匹配前后相應的ATT值都有大幅下降，如半徑匹配的ATT從0.23降至0.04，這說明如果不按企業(yè)特征變量予以配對，直接統(tǒng)計有定向增發(fā)和沒有定向增發(fā)公司的銀行理財產(chǎn)品投資水平，將極大高估定向增發(fā)的效應，這也表示通過PSM能有效減少樣本選擇偏誤造成的內生性問題，使結果更為穩(wěn)健。

表6 傾向值匹配的處理效應——Ninv

因為融資約束、公司治理或經(jīng)營目標等存在差異，企業(yè)是否為國有企業(yè)可能影響定向增發(fā)對銀行理財產(chǎn)品投資的效應，所以分別對國有企業(yè)和民營企業(yè)子樣本的定增效應單獨進行分析，表7展示了相關結果。從中可知，對于國有企業(yè)，其匹配前后定向增發(fā)都表現(xiàn)出對銀行理財產(chǎn)品投資的促進作用，且最近鄰和核匹配后的ATT值增大且1%的水平顯著，只是半徑匹配的ATT值減小但未通過顯著性檢驗，說明企業(yè)國有屬性對定向增發(fā)與銀行理財產(chǎn)品投資有較明顯的正向調節(jié)作用，但匹配后民營企業(yè)定向增發(fā)對銀行理財產(chǎn)品投資的效應不明顯。這亦進一步支持了假設1。

表7 傾向值匹配的處理效應——Ninv（分企業(yè)屬性）

定向增發(fā)的對象不同，可能產(chǎn)生不同的效應，如發(fā)行對象是大股東，而其認購方式可能較多是資產(chǎn)，若是機構投資者多以現(xiàn)金支付。因此，我們按定向增發(fā)對象是否含機構投資者或大股東及大股東關聯(lián)方分類，分析定向增發(fā)對平均銀行理財產(chǎn)品投資的效應。從表8可知，如果增發(fā)對象含機構投資者，匹配前后ATT值有一定下降且都在1%或5%的水平下顯著，如最近鄰匹配的ATT分別為0.57、0.45，且在1%的水平顯著，這表明當發(fā)行對象有機構投資者時，定向增發(fā)顯著提高了企業(yè)銀行理財產(chǎn)品投資，支持了假設2。然而，當增發(fā)對象含大股東或大股東關聯(lián)方時，匹配后的結果ATT值明顯下降了，但并不顯著，說明匹配后定向增發(fā)的處理效應存在但大幅減弱了，也反映大股東較多以資產(chǎn)為購買股份，從而對理財投資的促進作用不明顯。

表8 傾向值匹配的處理效應——Ninv（分發(fā)行對象）

我們還考察了企業(yè)定向增發(fā)對多元化經(jīng)營、企業(yè)績效的效應，表 9列示了匹配前后 DIV、Roe和EPS的相關分析結果。由表可知，第一，定向增發(fā)對企業(yè)多元化有顯著的促進作用，如匹配前處理組和控制組均值分別為0.42和0.34，ATT值為0.08且在1%水平下顯著，按最近鄰匹配后ATT值變?yōu)?.06且仍顯著，表明定向增發(fā)是企業(yè)多元化的重要因素，可通過顯著提高多元化水平，支持了假設3。第二，定向增發(fā)可顯著提高股權報酬率，但降低了每股收益。在控制了上市公司其他特征變量后，發(fā)現(xiàn)定向增發(fā)對Roe有顯著的提高而多每股收益存在相反的效應。這說明定向增發(fā)的確能改善上市公司業(yè)績，這與章衛(wèi)東等（2010）[10]、徐壽福等（2011）[12]等學者的研究結果較為一致。但可能由于股份數(shù)量急劇增多而稀釋了每股收益，使得每股收益顯著下降了。從EPS變量的最近鄰匹配可以看到，匹配前處理組的EPS均值要顯著高于控制組，分別為0.39、0.34，ATT為0.05且在1%水平下顯著，而匹配后情況逆轉，控制組的EPS均值變?yōu)?.48，ATT變?yōu)?0.09，并在1%的水平顯著。這說明如考察全樣本的定向增發(fā)，可能錯估其對EPS的效應，也表明存在其他重要變量影響企業(yè)每股收益的大小，如當定增的認購方式為盈利能力較差的資產(chǎn)或債權時，每股收益將被大幅度攤薄。

表9 傾向值匹配的處理效應——DIV、Roe和EPS

2．Tobit模型分析

根據(jù)匹配后的樣本，再主要選擇Tobit模型實證分析企業(yè)定向增發(fā)、多元化和投資銀行理財產(chǎn)品的關系，表10主要列示了相關估計結果。從表10可看出：第一，對于銀行理財產(chǎn)品投資程度，不管是平均單個理財產(chǎn)品金額（Ninv）還是累計投資金額（Ainv），方程（4）和（7）中變量定向增發(fā)募集資金額（RM）的系數(shù)顯著為正，表明定向增發(fā)顯著提高了銀行理財產(chǎn)品投資水平，假設1得到支持。第二，是否定向增發(fā)或定增對象為機構投資者展現(xiàn)出不同的效應。如在僅加入DISS的方程（1）和（5）中其系數(shù)為正但并不顯著，而在同時加入Diss和DissI的方程（2）、（3）和（6）中各自的系數(shù)都顯著但符號相反，但DissI的系數(shù)要大于Diss的系數(shù)，這說明了定增對象如為機構投資者則顯著提高了銀行理財產(chǎn)品投資水平，而定增對象為非機構投資者時則弱化這種關系，這可能因為非機構投資者（如大股東及其關聯(lián)方）較多以資產(chǎn)或債權作為支付方式。假設2得到支持。第三，多元化經(jīng)營水平對銀行理財產(chǎn)品投資程度有顯著負作用，如回歸方程（1）-（7）中DIV或HHI的系數(shù)在不同水平顯著為正或負，如方程（1）DIV的系數(shù)為-0.34且在1%的水平顯著，即多元化程度越高，定向增發(fā)以非現(xiàn)金方式認購，則投資銀行理財產(chǎn)品越少，假設4得到支持。第四，資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、資產(chǎn)周轉率、上市年齡等變量都顯著影響企業(yè)銀行理財產(chǎn)品投資程度，企業(yè)屬性對年累計投資金額大小顯著正相關，但對平均單個理財產(chǎn)品投資金額正向關但不顯著。

表10 匹配后企業(yè)定向增發(fā)和多元化對銀行理財產(chǎn)品投資的影響

3．穩(wěn)健性說明

我們也選取匹配前和匹配后的樣本，并分別利用不同方法衡量定向增發(fā)（如區(qū)別現(xiàn)金支付還是資產(chǎn)支付等）、經(jīng)營多元化（如企業(yè)主營業(yè)務涉入行業(yè)數(shù)量、產(chǎn)品多元化等）與銀行理財產(chǎn)品投資水平等關鍵變量，以及采用不同的回歸方法，如面板數(shù)據(jù)固定效應回歸、兩階段最小二乘法以及Heckman兩階段回歸等方法進行了分析，檢驗結果仍與以上分析類似，說明以上實證結果是穩(wěn)健的。

五、結論

定向增發(fā)和銀行理財產(chǎn)品投資日益成為倍受上市公司青睞的融投資方式，對前者，自股權分置改革之后大量學者給予了關注和研究，而后者仍是一個新興但日益重要的現(xiàn)象，學術文獻較缺乏，研究二者關系的文章更為稀見。因此，本文利用2012至2015年我國上市公司數(shù)據(jù)和用PSM，考察了定向增發(fā)的效應，以及其與經(jīng)營多元化、銀行理財產(chǎn)品投資之間的關系，結果發(fā)現(xiàn)：（1）定向增發(fā)促進了企業(yè)對銀行理財?shù)耐顿Y水平且它對企業(yè)績效有較大改善，尤其當定增對象是機構投資者時效果更為明顯，且定增募集資金多少對銀行理財產(chǎn)品投資有顯著正向作用。（2）定向增發(fā)可提高企業(yè)多元化程度，而后者投資對企業(yè)銀行理財產(chǎn)品的水平具有顯著的負向作用，結合上面結論可知，定向增發(fā)是影響企業(yè)投資銀行理財產(chǎn)品更有力的因素。（3）是否為國有企業(yè)，顯著正向影響銀行理財產(chǎn)品投資累計金額，而對平均單個產(chǎn)品投資金額無顯著作用，且企業(yè)的國有屬性強化了定向增發(fā)對投資銀行理財產(chǎn)品的正向效應。（4）資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、資產(chǎn)周轉率、上市年齡等是企業(yè)銀行理財產(chǎn)品投資決策的重要因素。

本文的研究貢獻在于：其一，初次基于定向增發(fā)、多元化經(jīng)營角度對影響企業(yè)銀行理財產(chǎn)品投資的深層因素進行了實證分析，充實了定向增發(fā)、多元化經(jīng)營、現(xiàn)金管理和企業(yè)投資等方面的研究文獻；其二，較詳細地描述了我國上市公司定向增發(fā)和銀行理財產(chǎn)品投資的現(xiàn)狀，并利用傾向得分匹配法對定向增發(fā)的效應作了較廣泛和深入研究；其三，可為上市公司監(jiān)管者、經(jīng)營者以及投資者等主體提供一定的借鑒和參考。如我們在肯定定向增發(fā)作為股權再融資方式的便利和企業(yè)多元化經(jīng)營內部資本市場的效率的同時，更需要重視相關治理問題、壕塹效應，以防止大股東利用定向增發(fā)（以劣質資產(chǎn)認購股人）、多元化經(jīng)營侵占小股東利益。此外，研究企業(yè)銀行理財產(chǎn)品投資行為也有利于我們把握當前宏觀經(jīng)濟形勢和上市公司經(jīng)營戰(zhàn)略和現(xiàn)狀，為我們自身的投資決策帶來啟示。

[1] 馬天平.我國上市公司參與銀行理財產(chǎn)品市場投資研究[J].海南金融,2013(5)：59-64.

[2] 顧海峰,吳狄. 中國上市公司定向增發(fā)公告效應的影響因素研究[J].經(jīng)濟與管理評論, 2014(6).

[3] 王曉亮,田昆儒. 定向增發(fā)、股權結構與投資多元化研究[J].重慶大學學報,2015(4).

[4] 王力軍,童盼. 民營上市公司控制類型、多元化經(jīng)營與企業(yè)績效[J].南開管理評論, 2008(5).

[5] 張紅,高帥,李維娜.中國房地產(chǎn)上市公司多元化與企業(yè)績效關系[J].清華大學學報,2015(9).

[6] 章衛(wèi)東,李海川. 定向增發(fā)新股、資產(chǎn)注入類型與上市公司績效的關系——來自中國證券市場的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 會計研究,2010( 03) : 23- 29．

[7] 郭蘭英,紀磊磊,侯增杰.定向增發(fā)模式下整體上市企業(yè)財務績效分析[J].財會月刊, 2010(12)

[8] 徐壽福.上市公司定向增發(fā)公告效應及其影響因素研究[J].證券市場導報,2010(5).

[9] 張鳴,郭思永. 大股東控制下的定向增發(fā)和財富轉移——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 會計研究,2009( 05) : 11- 17．

[10] 趙玉芳,夏新平,劉小元. 定向增發(fā)、資金占用與利益輸送——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 投資研究, 2012 ( 12) : 60 -70.

[11] 閆光泉,王曉瑩.A 股上市公司定向增發(fā)財務效應影響因素研究[J]. 合作經(jīng)濟與科技, 2016(5).

[12] 楊興全,曾春華. 市場化進程、多元化經(jīng)營與公司現(xiàn)金持有[J]. 管理科學,2012(12)

[13] 蘇冬蔚.多元化經(jīng)營與公司價值：我國上市公司多元化溢價的實證研究[J].經(jīng)濟學,2005(4)

[14] 丁和根,陶大坤.傳媒上市公司經(jīng)營業(yè)務與績效關聯(lián)性實證分析[J]. 東岳論叢,2012(12).

[15] 劉云芬,陳礪. 多元化、政府支持與公司績效[J].農業(yè)技術經(jīng),2015(2).

[16] 章細貞.公司多元化戰(zhàn)略對資本結構影響的研究[J]. 財經(jīng)理論與實踐,2009(11):61-67

[17] 王福勝,宋海旭.終極控制人、多元化戰(zhàn)略與現(xiàn)金持有水平[J] 管理世界,2012(7).

[18] 程呂,唐玉蓮. 定向增發(fā)影響因素的主成分分析[J].時代經(jīng)貿.2007(9).

[19] Khanna, Tarun, Krishna G. Palepu.,Why Focused Strategies may be wrong for Emerging Markets. Harvard Business Review, 1997, (4): 41-51.

[20] Volkov Nikanor I., Smith G. C., Corporate diversification and firm value during economic downturns[J]. The Quarterly Review of Economics and Finance, 2015(55): 160–175

[21] Farooqi J., Oneil Harris, Thanh Ngo, Corporate diversification, real activities manipulation, and firm value[J].Journal of Multinational Financial Management. 2014(27):130–151

[22] Andreou P.C., Louca C., Petrou A. P., Organizational learning and corporate diversification performance[J].Journal of Business Research 2016 (69):3270–3284

[23] Wruck, Wu．The Relation Between Shareholders and Insurance Company[J]. Journal of Banking and Finance，2006(30): 2433 - 2469．

[24] Stulz, R., Lang,L., Tobin’s Q, Corporate Diversification and Firm Performance [J]. Journal of Political Economy, 1994(102).

[25] Tong Zhenxu, Firm diversification and the value of corporate cash holdings[J]. Journal of Corporate Finance, 2011(17):741–758

[26] George Rejie, Kabir Rezaul, Heterogeneity in business groups and the corporate diversification–firmperformance relationship[J]. Journal of Business Research 2012 (65): 412–420

[27] Chakrabarti A, Singh K, MahmoodI， Diversification and Performance: Evidence from East Asian Firms[J] .Strategic Management Journal, 2007, 28(2):101 -120.

[28] Lien Y., Li Shaomin, Does diversification add firm value in emerging economies? Effect of corporate governance[J]. Journal of Business Research,2013(66): 2425–2430

[29] Smith A. & Odd E., Does Matching Overcome Lalondes Critique of Nonexperimental Estimators?[J]. Journal of Econometrics, 2005, 305-353

Enterprise private placement, diversification and bank financial investment -- based on analysis of PSM

YANG Zhu-qing
（School of Economics and Management JIANG SU Zheng jiang 212003 China）

In this paper, using the data of listed companies in China from 2012 to 2015 and PSM, studies mainly the effect of private placement, the relationship between business diversification and bank financial investment, the results showed that: (1) the private placement significantly improve the level of the bank financial investment, especially when the object is institutional investors ，the effect is more apparent, and the financing amount also has significant positive effect to bank finance investment.(2) the private placement is one of the important factors to improve enterprise diversification, and improved substantially enterprise performance, enterprise diversification has significant negative effect to bank financial investment.(3) state-owned enterprises are significant positive influence on the aggregate amount of bank finance investment, but have no significant effect on average single amount, and when the sample is state-owned enterprises, the effect of private placement on bank finance investment is more significant.

Private placement；Diversification; Bank financial products investment; PSM

F830

A

2095-7572（2017）01-0073-15

〔執(zhí)行編輯：韓超〕

2016-12-08

文章獲江蘇科技大學青年基金支持（1042931602）。

楊竹清（1982-），男，湖南邵陽人，江蘇科技大學經(jīng)濟管理學院講師，暨南大學金融學博士，研究方向：公司金融與資本市場。