股權再融資新規與定向增發公告效應的關系研究

劉順融 （首都經濟貿易大學會計學院 北京 100070）

一、引言

隨著資本市場的不斷發展完善，定向增發在我國的再融資方式中扮演著越來越重要的角色。2005年之后，證監會頒布了一系列的法律法規，其中2006年出臺的《上市公司證券發行管理辦法》《再融資管理辦法（征求意見稿）》為我國上市公司的股票定向發行打下了良好的基礎。

定向增發與其他股票增發方式存在較大區別，因而其公告效應也與其他發行方式迥然不同。定向增發能夠成為再融資的主要方式，主要歸因于其特有的發行門檻低、定價靈活等特點。2020年2月14日，證監會發布了《上市公司非公開發行股票實施細則（2020年修訂）》與《上市公司證券發行管理辦法（2020年修訂）》（以下統稱“新規”），對定向增發規則進行了大范圍的修訂，主要是在發行對象、新股定價、新股鎖定期和定向增發批文有效期等方面進行了調整。第一，將定向增發的人數由原先的10人提高到了35人。第二，本次發行的價格不低于上市前20個交易日平均值的80%。第三，新發行股票的鎖定期限也縮短了一半，即18個月和6個月。第四，將定向增發批文有效期延長了6個月，給予上市公司更多的準備時間。政策的大幅度變化是證監會為了規范上市公司的融資行為、活躍再融資市場、構建和諧的再融資生態環境而采取的舉措。政策的推行效果取決于市場的反應，新規的實施對定向增發的公告效應有何影響，即新規將如何影響市場對定向增發的看法，是一個值得研究的問題。因此，本文試從新規的執行和定向增發公告效果的相關性來考察新規的執行情況。

二、文獻回顧

（一）定向增發的公告效應

針對上市公司定向發行的公告效果，國內外學者對此問題的看法不盡相同。

一些學者利用已有的研究資料證明定向增發具有正面作用，這是因為其具有監管作用和認證作用。Wruck（1989）對美國公司在1979—1985年之間的定向增發進行了分析，并對其產生的影響進行了統計，結果發現相比于公開募股的負公告效應，私募有正向公告效應。這是由于認購對象屬于有相關知識的投資者，在認購發行的股票時，具有增強監管的動力，進而強化公司的經營運作，提升公司的資源配置效率。Hertzel和Smith（1993）認為，參與認購的投資者信息靈通，其對企業的實際價值進行了評估，而市場會認為，如果認購存在鎖定期，流動性不那么強，那么認購就相當于承認了企業的價值，并利用1979—1985年納斯達克的數據獲得了正面的公布效果。朱艷蘋、郭薇（2020）以我國上市公司2007年1月1日到2017年12月31日的非公開發行計劃作為總體樣本，結果表明，在事件窗口（-10，10）中，定向增發的公告效果累積的超額收益達到12.62%，并且具有顯著的高水平，表明定向增發的公告效果是正面的，并且在短期內會對公司的股價產生正面影響。

也有一些學者認為，由于定向增發會加劇信息不對稱，導致管理層防御以及吸引負面投資者，因此，定向增發的公告效果為負。Wu（2004）通過對公開發行與私募發行可能存在的不同信息不對稱性進行了分析，結果表明，在非公開發行市場中，私募發行的信息不對稱程度高于公募發行。巴克萊（2007）認為，管理層會將被動投資者作為認購對象，以增強企業的控制權。與之類似，Chen et al.（2002）利用新加坡的數據發現定向增發產生了負的公告效應，原因是該地區不允許向董事和大股東定向增發股票，而這種情況很有可能會產生代理沖突，即管理層一味秉持自利主義，不利于企業的長遠發展。徐玉霜（2021）以Y公司為例判斷定向增發事件與股價呈反向關系，即公告效應不積極。

（二）機構投資者在定向增發公告效應中的作用

對于機構投資者在上市公司中發揮的作用是否積極，學術界也存在著不同的結論，因此，關于機構投資者參與認購定向增發股份所帶來的影響，學術界也存在著不同的解釋。

一些學者認為機構投資者帶來的作用是積極的，因為機構投資者作為中小股東的代表，可以參與公司治理，從而積極發揮監督作用，并控制盈余管理水平。2005年我國股權分置改革之后，機構投資者在公司治理中的作用日益受到關注，因為改革打破了“同股不同權”的格局。Smith（1996）和Woidtke（2002）的研究發現，機構投資者掌握著龐大的投資規模，因此，相對于其他投資者，在上市公司中可以發揮更好的監管功能。Farooq & Jai（2012）通過對市場的調查發現，當外國機構投資者數目增多時，新興市場的分析師報告數目會隨之增長。因此，從這一點可以看出，增加外國機構投資者的數量能夠對我國上市公司的盈余管理起到一定的作用。李辰穎（2016）的實證研究結果表明，隨著時間的變化，機構投資者的持股動機不是一成不變的，他們的偏好會從只關注上市公司的盈利能力，到全方位關心上市公司的各項指標，如成長性和安全性。楊海燕等（2012）發現，在我國上市公司中，機構投資者可以采取一些手段來減少公司的利潤管理，即通過提高公司的信息透明度來獲得市場的信任，使其在公眾面前公開，由投資者對其進行監控，從而促使其更好地披露高質量的信息，進而抑制其對公司利潤的控制。

也有一些學者認為機構投資者的作用是消極的。因為機構投資者中也存在利益驅動者。Grossman et al.（1980）和Nofsinger et al.（1999）的研究表明，機構投資者會利用其信息、專業、資源等優勢，進行知情人交易。靳慶魯等（2008）認為非流通股股東與機構投資者之間的合謀侵害了中小股東的既得利益。Barclay et al.（2007）認為，有一部分機構投資者是消極的，其會與大股東進行“合謀”，因此在面對大股東和管理層時，其無法履行有效的監督職能。另外，Bushee（1998）的研究結果表明，市場上一部分機構投資者持短視主義，其在尋求短期收益的同時，也會使企業降低研發支出，并且缺乏對公司治理的有效監管，導致企業缺乏投資創新。

三、理論分析和假設提出

2020年2月14日發布的股權再融資新規，放松了對發行人數的限制，也放松了對發行條件的限制，包括降低增發股票定價下限、縮短股票鎖定期時長，以及延長了定向增發批文的有效期。首先，目前我國上市公司所面對的問題依然是第二種類型的大、小股東代理問題（Jensen、Meckling，1976），可歸因于我國上市公司的股權集中度較高。而定向增發的發行對象主要是大股東或機構投資者這類擁有較多股權或資金實力較為雄厚的特定投資者，在允許更多發行對象的情況下，新規將使得更多此類信息優勢者介入，定向增發的實施將加重信息不對稱，造成股權進一步集中，產生新的代理問題。其次，更寬松的發行條件限制將給特定投資者特別是大股東提供更大的利潤操控空間，侵害中小股東的利益。且在新規下，如果上市公司以此向定向增發對象提供更多的折扣，從二級市場來看，增發股票的真實價值將更低。因為價格效應假說認為上市公司的再融資如配股、定向增發等的發行價格在一定程度上反映了上市公司的質量。如果發行價格過低，就會給二級市場傳達一個信息，那就是該公司的發展不夠強勁，會使投資者產生疑慮。基于上述原因，新規發布之后定向增發的公告效應將比新規發布前更差。因此，本文提出假設：

H1：新規的實施對定向增發的公告效應有負向影響。

隨著我國資本市場的快速發展，目前，我國上市公司的定向增發對象已不限于大股東和關聯投資者，對于機構投資者來說，其參與度也呈逐年增加的趨勢。根據上述文獻，本文將機構投資者認購定向增發股份的偏好歸納為兩類，即監督協同與合謀逐利。一方面，積極的機構投資者能夠制衡管理層和大股東的行為，其作為第三方勢力進入公司，可以通過發揮一定的監督職能來抑制上市公司中存在的大股東侵占中小股東既得利益的行為，從而降低代理成本。另一方面，機構投資者本身也是趨利者，其會私下與公司磋商，就增發基準日、認購價格等問題進行協調，以達到“雙贏”的目的。曹麗梅等（2020）通過對定向增發案例的分析，確定了機構投資者對定向增發的偏好，結果發現機構投資者是為了追逐眼前利益，與公司的股東合謀，從而做出有損資本市場公平性的行為。根據新規，更多機構投資者將有機會參與到定向增發中。另外，更高的折扣率以及更短的鎖定期從源頭上降低了定向增發股票的流動性風險，從而增強了機構投資者追求短期利益的動機，即機構投資者的監督協同效應在新規出臺后有可能被弱化，相應地，通過合謀來獲利的空間和可能性更大。基于上述原因，新規實施后，機構投資者參與認購定向增發股份的公告效應將更差。因此，本文提出假設：

H2：新規實施后，機構投資者參與認購定向增發新股對定向增發公告效應有負向影響。

四、研究設計

（一）樣本選擇和數據來源

為研究股權再融資新規與定向增發公告效應的關系，本文選取2007—2021年間成功實施定向增發的我國A股非金融上市公司作為研究對象，同時，對缺少資料的公司進行了進一步的篩選。如果在同一時間內，公司連續進行了多次定向增發，則只選取最早的一次，以排除其對研究結論的影響。同時，為了避免極端值對實驗數據的影響，本文采用了1%和99%的縮尾方法來處理連續變量。樣本公司資料均來自國泰安及銳思數據庫，本文主要使用Stata 16.0進行數據處理和分析。

（二）變量定義

1.被解釋變量的選取：公告效應（CAR）。本文運用事件研究法計量公告效應。布朗和華納（1980）、陳信元和江峰（2005）都認為市場調節方法是有效的，因此，本文選擇了市場調節法。由于董事會預案日是市場最先獲得公司定向增發信息的日期，因而本文以此作為事件日，并選擇預案日前后二十日作為事件窗口。

2.解釋變量的選取。（1）定向增發是否在新規實施后頒布（POST）：虛擬變量，若定向增發公告日在新規實施日之后頒布為1，否則為0。（2）機構投資者是否參與認購（JOIN）：虛擬變量，機構投資者參與為1，否則為0。

3.控制變量的選取。根據 Hertzel等（1993）、章衛東（2008）、佟巖（2015）的研究，對控制變量進行了設定，分別是：公司規模（SIZE）、資產負債率（LEV）、經營業績（ROA）、成長性（GI）、現金比率（CASHER）、市凈率（PB）。

具體的變量定義或度量方法見表1。

表1 變量定義表

（三）模型構建

本文構建模型（1）對假設1進行檢驗，以考察新規的實施對定向增發公告效應的影響：

本文構建模型（2）對假設2進行檢驗，以考察新規下機構投資者的參與對定向增發公告效應的影響：

五、實證結果與分析

（一）描述性統計

表2列示了模型中主要變量的描述性統計結果。可以看出，公告效應（CAR）的平均值為0.075，即整體平均超額累計收益率為正，說明定向增發的平均公告效應為正，但最小值為負，表明有的上市公司定向增發的公告效應較差。機構投資者是否參與認購（JOIN）的平均數為0.672，說明有67.2%的定向增發事件中有機構投資者參與認購股份。其他變量的描述性統計數據與已有文獻大體相符，這里不再一一列舉。

表2 主要變量描述性統計

（二）單變量檢驗

表3為定向增發公告效果與新規執行與否的單變量測試。從測試的結果來看，不管是平均數法，還是中位數法，相對于新規實施前進行定向增發的公司，新規實施后上市公司進行定向增發具有更差的公告效應。結果初步表明，新規的執行與發行公告的效果呈顯著負相關。更加嚴謹的結論還需要進一步進行多元回歸檢驗。

表3 定向增發公告效應與是否實施新規（ 單變量檢驗）

（三）多元回歸分析

表4列示了模型（1）和模型（2）的多元回歸結果。從表4第（1）列可以看出，是否實施新規（POST）的回歸系數為-0.046，且顯著性水平為1%。結果顯示，新規的執行與公司發行公告的效果存在明顯的負相關關系，因此，假設1被證實，新規的執行會對公司的發行公告效果產生負面影響。為研究假設2，由表4第（2）列所述的回歸結果可知，交互項POST*JOIN系數為-0.094，并且在1%的水平上表現出了與被解釋變量明顯的負相關性，這表明，新規實施后，機構投資者的參與將會對公司定向增發的公告效果產生負面影響。

表4 多元回歸結果

六、穩健性檢驗

通過改變被解釋變量CAR的時間窗來檢驗結論的穩健性。在從（-20，20）的時間窗口到（-10，10）和（-6，6）后重新做回歸，結果見下頁表5。可以發現，解釋變量是否實施新規（POST）的回歸系數仍然顯著為負，即假設1成立。且交乘項（POST*JOIN）均在較為顯著的水平上為負，故假設2得到驗證。因此，主回歸模型的回歸結果穩健。

表5 穩健性檢驗回歸結果

七、研究結論與建議

（一）研究結論

本文選擇2007—2021年我國成功實施定向增發的A股非金融類上市公司作為數據樣本，基于我國2020年2月14日頒布股權再融資新規的事實，研究了新規的實施對于定向增發公告效應的影響。實證檢驗結果發現：第一，放寬各項條件限制的新規，使得定向增發在市場中的公告效應減弱，即新規的實施對定向增發公告效應有負向影響。第二，新規使得機構投資者扮演的監督治理角色被弱化了，即新規實施后機構投資者的參與對定向增發公告效應產生了負向影響。

（二）建議

通過上述研究，本文提出如下建議：（1）市場上的投資者應該理性并且謹慎投資。當新規再次收緊或放松時，投資者應能更好地判斷定向增發在二級市場的總體收益情況，選擇合理的進場時間。（2）在新規的背景下，資本市場中進行定向增發的企業應正確決策增發對象，并制定嚴謹可靠的定向增發方案，提高企業自身的信息透明度，健全內控制度，以使企業價值增值。（3）監管部門在政策的制定上，要堅持不斷提高市場效率，大力加強公司治理，夯實上市公司的業績基礎。政府和監管部門應同時加強對定向增發市場的監管力度，提高合謀的成本和代價，必要時建立起相應的約束機制，從而正確地引導定向增發在資本市場的健康有序發展。