上市公司定向增發與高管自利行為

吳正杰, 張金康

(安徽財經大學 會計學院， 安徽 蚌埠 233030)

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上市公司定向增發與高管自利行為

吳正杰, 張金康

(安徽財經大學 會計學院， 安徽 蚌埠 233030)

采用事件研究法和多元回歸模型對57個樣本研究結果顯示,高管參與的定向增發會增加股東財富，產生正的累積超額收益；高管權利的大小和定向增發與高管產生自利行為動機的強弱呈正比，并且高管所占定向增發份額比例與股東累計超額收益率變化幅度呈反比。

定向增發; 自利行為； 高管權利； 超額收益

0 引 言

上市公司為了實現融資或者再融資，改善公司的資本結構，促進公司長期穩定的發展，可以通過公開發行股票、定向增發、發行債券等方式實現。其中定向增發近年越來越多，追究其原因是由于定向增發具有易于進行、限制比較小、發行速度快以及定價較為靈活等優點，因此被公司和投資者所熟知,并且廣泛接受和使用。Jesen[1]1976提出代理成本理論，認為經理人和股東之間由于目標不一致存在代理成本。經理人和股東的目標不一致會讓經理人在職期間通過在職消費、過度投資、增加薪酬以及特殊利益輸送等危害股東利益的行為。通過債務融資、高管持股、高股利分配等方式降低經理人和股東之間的代理成本。

定向增發可以向外界投資者傳送公司股價被低估的信號，并且經理人持股一直以來也被認為是一個好的信號，會降低公司的委托代理成本。但是，近幾年我國上市公司高管參與的定向增發產生了一種“異象”，即高管參與的定向增發會讓高管產生自利行為動機。為了證明這種異象，文中對我國2015-2016年高管參與的定向增發的公司進行研究。

1 提出假設

1)高管參與的定向增發會增加股東財富，即產生正的累計超額收益；

2)參與定向增發的高管權利越大，產生的自利行為動機越強；

3)在定向增發中，高管所占的比重與股東累積超額收益率變化幅度(即累積超額收益率的變化率)呈反向變化。假設我國證券市場是半強勢有效市場，高管與外部投資者信息不對稱，但隨著時間的進行，高管的自利行為會被市場發現，因此,股東累積超額收益率變化幅度會越來越小。

2 分析方法與數據來源

2.1 分析方法

對于假設1，使用基于事件研究法的市場模型計算超額收益率[2]，步驟如下：

1)確定事件以及3個區間：

2)利用市場模型計算超額收益率：

式中：Rit----股票收益率；

Rmt----市場組合在t期的收益;

εit----誤差干擾項；

CAR----超額收益率。

3)計算所有公司平均累積超額收益率：

最后，對平均累積超額收益率進行T檢驗。對假設2和假設3使用多元統計回歸模型。

2.2 數據選取

初始數據來源于WIND數據庫，對在2015-2016年間我國深滬A股所有定向增發預案進行分析，剔除上市時間較短、在公告日被ST以及并沒有說明高管參與購買情況的樣本，篩選出合格的樣本，得到文中研究的57個樣本。

3 多元統計分析變量的選取

根據假設2和假設3采取多元統計回歸模型分析方法，我們要設置合適的變量來研究。根據假設設置以下變量。

3.1 高管參與的定向增發產生自利行為動機的強弱

文獻[3]反映股權激勵強度的衡量,文獻[4]反映高管股權激勵強度。為了綜合全面反映高管產生自利行為動機的強弱，選取定向增發高管所占總增發比例和高管薪酬總額中定向增發價值的比例作為衡量高管參與的定向增發中產生自利行為動機強弱的變量。根據假設2，在定向增發中這兩個變量值越大，高管產生自利行為的動機越強。我國證券市場是半強勢有效市場，高管產生的自利行為會被市場所察覺，他們會做出不好的反應，不利于公司的管理發展，也即高管產生自利行為動機大小與定向增發市場的反應(CAR)呈反向變動。

3.2 高管權利的大小

文獻[5]認為高管持股比例越大，高管的權利也就越大；文獻[6-7]把高管持有公司股份的比例作為衡量高管權利大小的變量；文獻[8]在高管薪酬、高管權利與內部控制質量關系研究中也使用了高管持有公司股份的比例股衡量高管權利的大小。因此,文中將使用高管所持有公司股份的比例衡量高管權利的大小。根據假設2，高管權利的大小與高管在定向增發中產生自利行為動機的強弱呈正向變化。

3.3 市場對定向增發做出的反應

股票產生的累計超額收益(CAR)的變化很大程度上表示了市場對定向增發做出的反應。

在假設1中采取事件研究法，使用市場模型，估計期間為(-240，-40)，設置(-1，+1)、(-5，+5)和(-10，+10)短、中、長3個期間，短期間更為精確，長期間可以對超額收益率的各種因素進行修正。根據假設分析，高管參與定向增發的市場反應(CAR)與高管產生自利行為動機強弱呈反向變動。

3.4 公司總資產

公司總資產(公司規模)對于公司的融資約束有顯著性的影響作用，因此,文中選取總資產的自然對數作為控制變量。計算方程式為公司資產負債表資產總額的自然對數。

3.5 資產負債率

公司進行定向增發的目的就是為了資本結構和財務狀況得到改善，并且資產負債率不同,市場對于公司的定向增發所做出的反應也大不相同，因此，可以把資產負債率作為控制變量。

對上述變量的總結和解釋見表1。

表1 變量符號以及計算公式

4 描述統計分析

從WIND數據庫中導出原始數據，利用STATA軟件進行描述統計分析見表2。

表2 主要變量描述性統計

數據來源：WIND數據庫。

E1即高管所占總定向增發比例，其數值越大,說明高管在定向增發中產生自利行為的動機越強。其最大值為100，表明定向增發被管理層全部承包，57個樣本中總共有3家，最小值為0.42，平均值為24.36。E2即定向增發高管份額價值與高管薪酬比值，也與高管產生自利行為動機成正向變動。最小值為1.12，說明樣本中定向增發中高管所占份額的價值全部超過其薪酬，最高達到薪酬總額的652.99倍。P即高管的權利大小，為最小值0的樣本有6個，說明57個高管參與的定向增發的樣本中有89%的公司高管持有股份，這也一定程度地反映出了高管的自利行為動機。S、R分別表示公司總資產自然對數和資產負債率。

5 研究結果

5.1 假設1結果分析

定向増發產生的超額收益如圖1所示。

圖1 定向増發產生的超額收益

從圖1中可以看出，定向增發可以增加股東財富，產生正的累積超額收益，故假設1成立。在定向增發當日，平均超額收益為6%，市場反應良好，增加了公司所有者的財富。在定向增發當日之前就已經產生了超額收益，說明已經有一部分人得到了內幕信息。在之后6 d連續上漲，并在第7日累計平均超額收益率達到最大，為26.51%。

從上述可以看出，市場對高管參與的定向增發反應是積極的。根據事件研究法在(-1，+1)、(-5,+5)和(-10，+10)3個不同時間長度事件窗內的累積平均超額收益率及對其進行的T檢驗結果見表3。

表3 定向増發產生的累積超額收益率

注：“***”表示1%的置信水平下顯著。

從表3可以看出，3個時間長度都有正向的市場反應，并且在1%的置信水平下顯著。

5.2 假設2結果分析

根據假設2，建立多元回歸模型為：

E1和E2分別是定向增發高管所占總增發比例和定向增發高管份額價值與薪酬比值，其作為被解釋變量；P是管理者權利的大小，也即是高管持有公司股份占公司總股本的比例，作為解釋變量；S、R分別是公司規模和資產負債率，作為控制變量而存在。根據假設2，E1和E2與P都是成反向變動的，也即是負相關。根據模型，我們使用STATA軟件得出統計結果，見表4。

表4 多元回歸模型統計結果

注：“*”表示10%的置信水平下顯著。

從表4可以看出，在高管參與的定向增發中，當高管份額占總定向增發比例(E1)作為被解釋變量時，高管權利的大小(P)的系數是大于零的，說明高管的權利越大，在定向增發中產生自利行為動機越強，定向增發高管份額的比例也就越大。當定向增發高管份額價值占薪酬的比例(E2)作為被解釋變量時，管理層的權利大小(P)的系數也是大于零的，同樣說明了管理層權利越大，管理層在定向增發中產生自利行為動機越強。雖然結果僅在10%的置信水平下顯著，但是其符號也說明了假設2是正確的。

5.3 假設3結果分析

假設3認為，在定向增發中，高管所占比例與股東累計超額收益率漲幅呈反方向變化。建立多元回歸模型為：

CAR是多元回歸模型的被解釋變量，需要分別設置(-1，+1)、(-5,+5)和(-10，+10)3個不同長度事件窗口期的累積平均超額收益率。E1和E2作為解釋變量。根據假設3，隨著高管產生的自利行為動機越強，市場反應就越小，因此累計超額收益率變化不明顯。公司規模(S)以及資產負債率(R)是模型中的控制變量。使用STATA做統計分析時，發現(-1，+1)時間長度擬合效果最好，因此，將選用(-1，+1)時間窗口進行分析。回歸結果見表5。

表5 多元回歸模型統計結果

注：“*”表示10%的置信水平下顯著。

從表5可以看出，當CAR作為被解釋變量時，E1的系數是正的，表明高管所占定向增發比例與股東累計超額收益率漲幅負相關，也就是高管參與的定向增發中高管所占比例越大，即產生自利行為動機越強，市場做出的反應越小，所帶來的超額累計收益越小。同樣，E2的系數也是正的，表明管理層定向增發價值占薪酬的比例越大，市場做出的反應越小，所帶來的超額累計收益越小。雖然統計分析結果僅在10%的置信度下顯著，但是其系數的正負也證明了假設3是正確的。

6 結 語

根據實證分析論證了在我國上市公司高管參與的定向增發中高管自利行為動機的存在。并且得出了3個結論，即我國上市公司高管參與定向增發會產生超額收益，高管權利的大小與其自利行為動機呈正比，高管所占定向增發比重與股東累計超額收益率變化幅度呈反比。與此同時，文中不足之處在于樣本太少，且選取的變量也會產生統計分析誤差。

[1] Jensen M, Meckling M. Theory of the firm: managerial behavior, agency costs and ownership structure[J]. Journal of Financial Economics,1976(4):305-306.

[2] 趙林海.基于事件研究法的股權分置改革與股票:IPO超額收益實證研究[J].哈爾濱商業大學學報，2008(6):87-93.

[3] 孫健，盧闖.高管權利、股權激勵強度與市場反應[J].中國軟科學，2012(4):135-142.

[4] 卞志靜.我國上市公司高管股權激勵強度[D].濟南:濟南大學，2008:26-28.

[5] 梁杰，田秋宇.上市公司高管薪酬影響因素研究[J].財會月刊，2011,10:90-91.

[6] 王克敏，王志超.高管控制權、報酬與盈余管理:基于中國上市公司的實證研究[J].管理世界，2007,7:111-119.

[7] 張炳輝.股改后我國上市公司高管薪酬特征及其與公司績效的關聯分析[J].長春工業大學學報:社會科學版,2012(2):13-15.

[8] 魏娟.高管薪酬、高管權利與內部控制質量研究關系[J].財會通訊，2013,10:59-63.

Private placement and self-interested behavior of executives in listed companies

WU Zhengjie, ZHANG Jinkang

(School of Accounting, Anhui Finance and Economics University, Bengbu 233030, China)

With Empirical Study and multiple regression model, 57 sampling are collected to discuss the private placement and self-interested behavior in the listed companies. The results indicate that private place orientated by executives would increase shareholder wealth and positive cumulative excess income would produced; the power of the executives is proportional to the self-interest motivation; and the private placement share proportion is inversely proportional to the variation of cumulative excess return of shareholders.

private placement; self interested behavior; executive power; excess return.

2017-01-11

吳正杰(1975-)，男，漢族，安徽淮南人，安徽財經大學會計學院副教授，碩士,主要從事財務管理方向研究,E-mail:zhangjinkang0503@163.com.

10.15923/j.cnki.cn22-1382/t.2017.3.16

F 27

A

1674-1374(2017)03-0303-05