外延式擴張比內涵式增長更好嗎？——基于定向增發募集資金投向的視角

（中山大學管理學院，廣東 廣州 510275）

引言

自2006年起，我國A股市場的定增規模呈現逐年增長的趨勢，因其較低的發行門檻、較低的發行成本和較高的發行效率等優點，在我國資本市場發展迅速并占據重要地位，目前已成為我國上市公司進行再融資的首選方式。根據Wind數據統計，2012年定向增發募資總額為3611億元，2016年這一數據達到18092億元，平均年增長率接近50%。

上市公司定增募集資金的用途通常包括補充流動資金、項目融資、引入戰略投資者、實際控制人資產注入、融資收購其他資產、配套融資、殼資源重組、集團整體上市、公司間資產置換重組等，可以大致分為兩類：一類是內涵式增長，即資金用于生產經營活動，如補充流動資金，項目融資等；另一類是外延式擴張，即資金用于并購、資產重組等資本運作活動，如殼資源重組、融資收購其他資產、實際控制人資產注入等。這兩類資金投向對上市公司的意義截然不同：以制造業企業為例，將資金用于內涵式增長，企業需要從原材料購置、設備采購、生產線建設、人員招募等環節開始，投資回收期較長；而如果直接收購其他企業，可以直接注入獲利能力強的優質資產，原材料、設備、生產線、人員等幾乎都是現成的，相當于以金錢換時間，迅速實現橫向或縱向整合，加快產業轉型升級進程。此外，定向增發可以實現集團整體上市，將母公司一部分流動性差的資產實現證券化；可以引入戰略投資者，發揮其獨有的資源優勢和管理經驗，改善公司治理結構，提高融資能力；還能注入大股東資產，提升其對管理層的監督作用。顯然，這兩類不同的資金投向對上市公司的影響不可同日而語。既然企業進行定向增發不僅僅為了內涵式增長，還要尋求整體上市、資產置換、殼資源重組和兼并收購等外延式擴張，那么這兩類募集資金投向所帶來的經濟后果是否存在差異？本文嘗試對這一問題進行深入探究。

相關研究評述

定增折價代表上市公司的融資成本，也意味著發行對象的投資成本，折扣率越高則投資者通過認購定增獲得股權的成本越低。關于定增折價的成因，國外學者主要從財富轉移(Baek et al., 2006)[3]以及對投資者某種成本的補償等角度解釋，這些成本包括投資者提供監督服務和專業意見(Wruck, 1989)[15]、流動性限制(Silber, 1991)[14]、信息不對稱條件下為評估公司價值而發生的信息搜集成本(Hertzel and Smith, 1993)[8]、股價高估造成發行后股價下跌(Hertzel et al., 2002)[6]；(Krishnamurthy et al., 2005)[9]等。

從國內研究來看，影響中國上市公司定向增發折價的因素與外國存在較大差異。國內學者主要從利益輸送的角度研究定增折價，發現向大股東發行的折價率更高。大股東通過多種方式對上市公司進行了掏空，比如打壓基準日股價提高折價幅度(王志強等，2010)[31]、在基準價格確定后調整發行價與基準價之比(徐壽福和徐龍炳，2011)[34]、對定向增發的時機進行選擇以及發行前停牌操縱(吳育輝等，2013)[33]。相反地，也有學者發現向大股東發行的折價更低，這是由于信息不對稱使得擁有良好投資機會、股價被低估的公司不被外部投資者所識別，只有掌握更多內部信息的大股東才愿意高價參與定增(章衛東和李德忠，2008)[36]。王浩和劉碧波(2011)[27]也驗證了大股東高折價參與定向增發不是利益輸送而是支持效應的表征。吳井峰(2015)[32]進一步發現，信息不對稱提高了價格折扣率，而機構投資者和證券分析師則有助于緩解這一作用。

關于定向增發的績效問題，國外學者Wruck(1989)[15]發現定向增發比公開增發能帶來更高的超額收益率，認為這是由于定向增發能引入外部投資者加強監督、降低代理成本，被市場理解為利好消息。此后，國外眾多學者從不同的角度對定增后公司績效進行研究，發現向關聯方增發(Krishnamurthy et al., 2005)[9]、向業主經理和非執行董事發行(Shiu and Wei, 2013)[13]、與定增對象建立更多的聯系(Wruck and Wu, 2009)[16]、以項目投資為目的進行融資(Autore et al., 2009)[2]的公司績效都更好。Brown and Floros(2012)[4]發現企業通過定向增發來維持高研發投入，說明定向增發對推動公司和整個經濟領域創新的關鍵資本投入具有重要影響。從發行方自身來看，不僅優質公司定向增發的公告效應為正(Liang and Jang, 2013)[10]，連處于財務困境中的公司宣告定向增發也會引起2～3%的超額收益率(Normazia et al., 2013)[12]。相反地，Hertzel et al.(2002)[7]發現定向增發后股價下滑，說明投資者對定向增發的公司前景過于樂觀，實際上公司通常選擇在經營績效較差的時期進行定向增發。對于造成發行后績效下滑的原因，學者解釋為折價發行傳遞了公司質量不佳的信號(Anderson et al., 2004)[1]、公司在發行前進行了激進的盈余管理(Chen et al., 2010)[5]以及分析師過度樂觀的預測誤導了投資者的判斷(Lin et al., 2013)[11]。

國內學者也研究發現定向增發具有正的公告效應(馬曉逵等，2012)[26]，對定向增發進一步細分后，發現整體上市型定向增發具有正的公告效應(王志彬和周子劍，2008)[30]；資產注入型定向增發會帶來正向的市場反應，且只有大股東注入資產類型與上市公司主業相關聯時，才會給投資者帶來更高的回報(杜勇和周小敬，2014)[20]。

盡管國內學者關于定向增發短期績效的研究結論較為一致，卻未能就定向增發實施后的長期績效變化取得共識。鄒斌等(2011)[23]發現定向增發后兩年股東獲得的長期超額收益率為正。王莉婕和馬妍妍(2014)[28]發現大股東、機構投資者的認購比例均與長期績效顯著正相關，說明兩者起到了較好的支持作用和監督作用。也有研究得到了相反的結論，提出定向增發會導致長期績效下滑(黃曉薇等，2014)[22]。進一步的研究表明，定向增發后長期績效惡化的原因在于投資者對盈利能力不及預期的公司感到悲觀失望(耿建新等，2011)[21]、發行前的真實活動盈余管理(李增福等，2012)[24]、投資者異質信念(鄧路和王化成，2014)[19]以及公司過度投資(章衛東等，2017)[18]。王振山和王秉陽(2017)[29]指出，盡管擇時融資以及大股東參與使得定向增發實施后經營業績下滑，但如果募集資金被用于并購，那么擇時融資不會對經營業績產生顯著影響。

已有研究較為深入地探討了定向增發的成因和績效，但也存在一定不足。首先，對折價的衡量沒有考慮公告后的漲幅問題，以致計算所得的定增折價可能受到定增公告效應的影響；其次，定增折價和績效的影響因素研究主要集中于定增對象、盈余管理等角度，缺乏對募集資金投向的考慮，這可能是定向增發領域內類似角度研究得到截然相反結論的重要原因；第三，對發行后績效的討論不夠深入，尤其是對財務績效的衡量存在一定偏誤，沒有考慮到涉及再融資的情況下ROE或ROA無法刻畫財務績效的真實變化。有鑒于此，本文嘗試剔除公告后的股價漲幅以修正定增折價的衡量方法，并采用更為合理的復權EPS指標衡量財務績效，比較不同資金投向下定增折價的差異，探究募集資金投向對定增公告效應、發行后市場績效與財務績效的影響，為深入理解兩類定向增發的經濟后果提供實證支持。

研究假設及模型構建

從成本角度分析，股權收購型定向增發的調查成本、監督成本較項目投資型定增更低，折價應當更低。這是由于項目投資型定向增發在后期具體投資標的和實施過程較難監督，實質效果難以衡量，且項目落地見效的周期較長，對投資者的吸引力沒有股權收購那么強，需要提供更高的折價才能吸引投資者認購。而股權收購型定向增發受到市場更高度的關注與監督，信息披露更加透明，投資者的調查成本和監督成本相對更小，因此愿意以更高的價格認購此類定增。

從投資者預期角度分析，定增折價反映了投資者站在認購的時點對公司未來發展情況和價值提升的預期和想象。顯然內涵式增長和外延式擴張給投資者帶來的想象空間是天差地別的，理性的投資者并不愿為了未來業績提升空間有限的公司支付更高的認購價格，而股權收購對企業的影響是持續性的，涉及公司治理、財務規劃、日常運營等方方面面，會深刻影響甚至會改變公司的經營模式和核心競爭力，使公司價值提升的彈性更大，因此投資者愿意為此付出更高的認購成本，低折價甚至溢價認購。

據此，本文提出：

假設1：募集資金用于股權收購的定向增發折價更低。

從短期來看，定向增發的公告反應主要取決于市場的認可程度。理論上，股權收購型定向增發較項目投資型定向增發更容易獲得市場的認同，原因可能在于外延式擴張能使經濟效益在短時間內實現，而內涵式增長存在建設周期的問題，也更可能發生在產能過剩、景氣度低迷的行業，投產周期能否與市場需求相匹配都成問題，因此總體而言投資回收期相對較長。相比之下，股權收購更容易被投資者理解為利好消息，從而提振投資者對公司未來發展的信心，促使股價上漲。

從長期來看，定向增發的績效主要取決于募投項目對公司估值的重構程度。如果通過定增注入優質資產扭轉經營困局，或者跨界進軍高增長行業，可能使公司商業模式、治理結構、投融資決策等方方面面發生顛覆性變更，從而更快、更有效地提升企業績效。此外，通過定增實現集團整體上市，能使得母公司不易變現的資產實現證券化，增強資產流動性；通過定增引入具有資金、技術、管理優勢的戰略投資者，有助于增強企業核心競爭力和創新能力，這些對企業的影響都是更為深刻和長遠的。而如果僅為了某個建設項目進行融資，或者通過定向增發調整資本結構、補充營運資本，那么公司盈利模式沒有發生實質變化，業績難以實現跨越式增長。由于建設期的存在，項目完工投產需要更久的時間，項目投資型定向增發的盈利速度整體上會滯后于股權收購型定向增發。

據此，本文提出：

假設2：募集資金用于股權收購的定向增發績效更好。

研究設計

一、募集資金投向

上市公司公告中披露的募集資金用途包括項目融資、補充流動資金、配套融資、融資收購其他資產、引入戰略投資者、實際控制人資產注入、集團公司整體上市、殼資源重組等八種，大致上可以被分為兩類：一類是項目投資，即主要基于財務融資的目的而發行股票，所募集的資金將被投向具體的項目建設、產業鏈升級、生產線搭建和改造、產品研發和推廣以及償還借款、補充資本金等日常經營活動；另一類是股權收購，涉及資產購買、資產置換、借殼上市等資本運作。具體地，本文將涉及股權收購的觀測值劃分為股權收購，其他觀測值劃分為項目投資。

二、定增折價

已有研究主要采用發行價格相對某種基準價格的偏差作為定增折價，基準價格通常選取發行前收盤價或是發行前多個交易日的均價，因此本文也順應采用發行前收盤價與發行價格之差相對發行前收盤價之比衡量定增折價discount1。考慮到二級市場股價對不同募投項目的反應可能是不一樣的，通常股權收購型定向增發公告后股價短時間內漲勢迅猛，而項目投資型定增由于不像并購重組那樣能給市場帶來強烈的預期，股價漲幅相對平緩得多，因此，為了避免公告后股票價格漲幅不同對定增折價造成影響，本文還剔除了定增預案公告至發行前的股價漲幅重新計算定增折價discount2，即公告前收盤價與發行價格之差相對公告前收盤價之比(考慮到公告至發行這段時間可能發生分紅派息，因此股價向前復權)。

三、短期市場績效的衡量

本文運用事件研究法來衡量定增的短期市場績效。為了盡量客觀地反映上市公司股票收益率與市場收益率之間的關系，排除提前走漏并購消息造成股價非正常上漲的因素影響，本文選取[-120, -31]作為清潔期。通過對清潔期內上市公司的每日收益率與市場收益率進行回歸分析，得到上市公司每日收益率R與市場收益率Rm之間的關系式。再將[-10, +20]期間的每日市場收益率代入關系式得到在沒有定增并購事件影響時股票每日預期正常收益率E(R)，[-10, +20]期間股票每日實際收益率減去預期正常收益率就得到每日超額收益率AR，然后計算出累計超額收益率CAR，從而得到定增的短期市場績效。

四、長期市場績效的衡量

借鑒Chen et al.(2010)[5]和Lin et al.(2013)[11]的研究，本文采用購買持有期間超額收益(Buy-and-hold abnormal returns, BHAR)來衡量股票長期績效，選擇同期市場指數漲跌幅作為基準，則BHAR為[a,b]期間樣本公司的漲跌幅與同期市場指數的漲跌幅之差，即：

五、長期財務績效的衡量

已有研究主要通過每股收益EPS、凈資產收益率ROE和總資產報酬率ROA來衡量財務績效(鄧路和王化成，2014)[19]。在涉及再融資情況下，融資后凈資產和總資產的大幅增加將導致ROE和ROA下降，但這并不意味著績效下降，因為將原賬面凈資產和以市場價格增發的凈資產簡單相加作為增發后凈資產來計算ROE是非常不合理的。顯然，每股收益EPS指標就不存在s這樣的問題，相對ROE和ROA是刻畫財務績效變化更合理的指標。但是EPS亦存在內在缺陷——公司送轉股會使得EPS等比例下降，但這并不意味著財務績效的真實下滑，因此，直接采用公告中披露的EPS也難以反映公司財務績效的真實變化。為此，本文根據送轉股數據對EPS進行復權處理，以復權EPS相對于發行當年的增量作為長期財務績效的代理變量。

六、回歸模型與變量定義

對于假設1，本文采用模型(2)進行研究。

其中，因變量discount為定增折價，自變量type為募集資金投向類型，控制變量參考章衛東和李德忠(2008)[36]和盧闖和李志華(2011)[25]的研究，選用發行規模rsize，鎖定期locktime，大股東認購比例major，公告前一年末成長機會tobinq、負債率lev、公司規模lnta、第一大股東持股比例first以及行業和年度虛擬變量。

對于假設2，本文采用模型(3)、(4)進行研究。

模型(3)中，m_performance為市場績效，采用[-10,+20]窗口超額收益率(car20)以及發行后6個月、12個月、24個月和36個月的購買持有期超額收益(bhar6、bhar12、bhar24、bhar36)作為代理變量，自變量為募集資金投向type，控制變量參考章衛東和李海川(2010)[37]和鄧路和王化成(2014)[19]的研究，選用發行規模rsize、大股東認購比例major、成長機會tobinq、負債率lev、公司規模lnta、第一大股東持股比例first、產權性質soe以及行業和年度虛擬變量。

模型(4)中，f_performance表示財務績效，采用發行后一年、兩年和三年每股收益的增量(Δeps1、Δeps2、Δeps3)作為代理變量，自變量為募集資金投向type，控制變量參考張雯等(2013)[35]和陳仕華等(2013)[17]的研究，選用成長機會tobinq，負債率lev，公司規模lnta，產權性質soe，增發前一年末高管過度自信overcon、公司治理水平outdir、每股經營現金流量凈額opcash以及行業和年度虛擬變量。

以上模型涉及的變量定義如表1所示。

實證結果與分析

一、樣本選擇與數據來源

本文以A股2012～2016年含現金認購的定向增發為研究樣本，選擇該區間的理由是，募集資金用于股權收購的定增事件主要從2012年開始興起，2012年之前此類樣本較少。本文剔除了同一天多次公告定向增發以及數據缺失的觀測值，最終得到1723個觀測值。本文數據來源于Wind資訊金融終端和上市公司公告，采用Stata 14.0軟件進行數據處理，對連續變量進行了上下1%分位的Winsor處理。

表1 變量定義

二、描述性統計

表2報告了描述性統計結果，從表中可以看出，定增發行價格相對發行前收盤價存在23%的折價，最高者接近90%；扣除公告后的股價漲幅，定增折價的平均值為7%。Type的均值為0.26，說明在數量上項目投資型定增約為股權收購型定增的三倍。績效方面，定增公告的短期市場反應平均為12%，發行后長期市場績效先增后減，每股收益呈現增長趨勢，但漲幅逐漸減小。

表3報告了樣本在各個年度的分布和分組描述性統計結果，從Panel A可以看出，股權收購型定增在2012年只有區區5項，此后逐年增加，在2016年有所回落，而項目投資型定增的數量則一直保持增長趨勢。Panle B對兩類定增進行分組統計，發現股權收購型的定增折價(discount1)顯著更高，但扣除公告日后股價漲幅的定增折價(discount2)顯著更低，說明兩類定增公告后的股價漲幅不同，且對定增折價造成了影響；績效方面，股權收購型定增發行兩年內的市場績效和財務績效都有更好的表現，第三年則沒有明顯差異。考慮到兩種類型定向增發的樣本量相差較大，可能對兩類定增的比較造成影響，Panel C采用Bootstrap方法抽樣1000次，得到項目投資型定增與股權收購型定增的折價和發行后績效之差的分布，可以發現，在控制了樣本量差異后，無論是市場績效還是財務績效，項目收購型定增都顯著更差。

表2 描述性統計結果

表3 樣本分布和分組描述性統計

三、實證結果

表4報告了定向增發的募集資金投向與定增折價的回歸結果，回歸(1)的因變量是以發行前收盤價為基準計算的定增折價discount1，回歸(2)的因變量是扣除公告日后漲幅的定增折價discount2。discount1的系數顯著為正，而discount2的系數顯著為負，表明type與discount1正相關是因為兩類定增公告后的漲幅存在較大差異，扣除公告至發行這段時間的股價漲幅后，type與discount2在1%水平上顯著為負，說明股權收購類定增的折價更小，發行價格相對更高，從而驗證了假設1。

表4 募集資金投向與定增折價的回歸結果

表5報告了模型3的回歸結果，其中回歸(1)的因變量為[-10, +20]區間的超額收益率car20，回歸(2)-(5)的因變量分別為發行后6個月、12個月、24個月和36個月的漲跌幅，從表中可以看出，除了回歸(5)以外，type的回歸系數均在5%水平以上顯著為正，表明募集資金投向對公告后的短期市場績效以及發行后兩年內的長期市場績效皆存在顯著的正向影響，股權收購型定向增發的市場績效顯著優于項目投資型定向增發。

表6報告了模型4的回歸結果，回歸(1)-(3)的因變量分別為發行后一年、兩年、三年每股收益相對發行前一年的增量(Δeps1、Δeps2、Δeps3)，從表中可以看出，回歸(1)和(2)type的回歸系數均在1%水平以上顯著為正，回歸(3)type的系數不顯著，說明募集資金的不同投向使得定向增發后兩年內的財務績效存在明顯差異，股權收購型定向增發的財務績效顯著優于項目投資的財務績效，但在更長的區間里，每股收益的增量不存在顯著差異。

表5 募集資金投向與市場績效的回歸結果

表6 募集資金投向與財務績效的回歸結果

穩健性檢驗

為確保市場績效的研究結果具有穩健性，本文以[-5, +15]區間內的超額累計收益率car15衡量短期市場績效，并采用樣本所在市場的指數(上證指數、深圳成指、創業板指和中小板指)作為基準重新計算長期市場績效(bhar_6、bhar_12、bhar_24)進行回歸，重新檢驗募集資金投向與市場績效的關系，回歸結果如表7所示，除回歸(4)以外，type的回歸系數與前文基本一致，印證了股權收購型定向增發的市場績效更好。

為確保財務績效的研究結果具有穩健性，本文進行了以下檢驗：(1)以發行后一年、兩年每股收益相對發行當年的增量(Δeps_1、Δeps_2)作為因變量進行回歸，重新檢驗募集資金投向對財務績效的影響，結果如表8(1)-(2)列。(2)借鑒雙重差分模型的思想，構建了模型(5)、(6)進行檢驗，其中after1、after2分別為發行后一年和兩年的虛擬變量，回歸結果如表8(3)-(4)列所示。為了避免遺漏變量等問題，進一步設計了模型(7)進行安慰劑測試(Placebo Test)，即假定定向增發發行時間推遲了一年，檢驗募集資金投向與每股收益之間的關系，其中f1_after為假定定向增發推遲一年后發行后一年的虛擬變量，回歸結果如表8(5)列所示。(3)在上述穩健性檢驗(2)的基礎上，采用毛利率gpm(即營業收入與營業成本之差除以營業收入)作為財務績效的代理變量，替換eps進行回歸，結果如表8(6)-(8)列。采用毛利率而非凈利率作為財務績效的代理變量，是由于毛利率能更好地反映經營業績的變動，而計算凈利率所需的凈利潤指標除了反映經營業績，還反映了營業外收支、利息費用、匯兌損益等非經營業務所帶來的經濟利益和損失。

表7 募集資金投向與市場績效的穩健性檢驗

表8中(1)、(2)列type的系數在5%水平以上顯著為正，(3)、(4)列交乘項的系數顯著為正，表明股權收購提高了定向增發后的財務績效，而(5)列安慰劑測試的交乘項不顯著，并且在(6)-(8)列采用毛利率作為財務績效的代理變量后，交乘項的符號仍然保持不變，進一步確認了確實是由于募集資金投向的差異造成了發行后財務績效的差異，說明本文研究結果具有較好的穩健性。

表8 募集資金投向與財務績效的穩健性檢驗

最后，考慮到兩類定增樣本量相差較大，可能是由于兩類公司本身的性質存在差異，即財務績效較好的公司更容易進行并購，財務績效較差的公司更容易受到標的公司的抵制，為了控制這一內生性問題，本文比較了兩類公司的財務績效之差在定增前后的變化。如表9所示。從表9中可以看出，增發前一年，項目投資型定增公司的eps與股權收購型定增公司的eps差距較小，僅相差0.124，在10%水平上顯著，而發行后一年和兩年這一數值分別擴大至0.474和0.628，均在1%水平上顯著，可見，實施了股權收購的定增公司在發行后財務績效得到更顯著的改善。

研究結論與建議

本文以A股2012～2016年含現金認購的定向增發為研究樣本，研究募集資金投向對定向增發折價與績效的影響。研究發現，募集資金投向對定增折價存在顯著影響，股權收購型定增的折價程度顯著低于項目投資型定增的折價程度。績效方面，我國定增市場整體上存在顯著為正的宣告效應，對定增樣本[-10, +20]窗口內短期超額收益率以及6～36個月的購買至持有期間超額收益進行回歸分析，發現募集資金投向對公告后的短期市場績效和發行后兩年內的長期市場績效皆存在顯著的正向影響，股權收購型定向增發的市場績效顯著優于項目投資型定向增發。此外，股權收購型定向增發的財務績效也顯著優于項目投資的財務績效。在穩健性檢驗中，更改變量的衡量方法、進行雙重差分模型檢驗，回歸結果沒有實質性變化，表明本文研究結果具有穩健性。

表9 財務績效的DID檢驗

結合本文研究結果，機構投資者參與定增時需要關注定增事件募集資金的用途，廣大二級市場投資者需要意識到內涵式增長與外延式擴張對公司的意義截然不同，但也不能盲目追逐并購重組概念，而是著重考察并購重組事件能否為公司注入優質資產、帶來資源協同發展。對于監管方，本文建議強化信息披露機制，嚴格監督定增資金的實際使用情況和募投項目的變更情況，打擊利用定增事件進行內幕交易的行為，加強對發行后業績的考核，對發行后出現業績大幅變臉的情況嚴查嚴處。

盡管本文從理論分析和實證分析兩個角度均驗證了研究假設，但仍然存在以下不足：首先，本文把募集資金同時用于股權收購和項目投資的觀測值劃分為股權收購，且沒有對募投項目發生變更的情況加以追蹤，可能在募集資金投向這一定義上存在一定瑕疵，并且，隨著定增逐步發展成熟，今后以借殼上市、引入戰略投資者、整體上市等為目的的定增可能會越來越多，屆時將有必要把這些資金用途單獨進行分類。其次，對項目投資型和股權收購型定向增發均用1～3年期來考察長期財務績效，未考慮不同項目可能存在不同的建設周期，某些行業建設周期較長的項目盈利能力可能要在3年后才開始體現，可能在一定程度上影響兩種類型財務績效的可比性。最后，定增方案至少需要通過監管方審批通過才能實施，在某些時期，監管方可能會限制特定類型的定增事件，這在一定程度上可能會造成樣本自選擇問題。這些問題都可以在今后的研究中進一步解決。