上市公司股权再融资方式选择_配股_公开增发新股_定向增发新股_章卫东

经济评论　2008年第6期ECONOMIC 　REVIEW 　No . 6　2008

上市公司股权再融资方式选择:

配股、公开增发新股、定向增发新股?

章卫东

　　摘要:配股、公开增发新股和定向增发新股是中国上市公司股权再融资的主要方式。定向增发新股融资引入了机构投资者, 可以强化对上市公司的监管, 从而降低代理成本, 提高上市公司的业绩; 并且, 相对于配股、公开增发新股而言, 定向增发新股融资的手续更简单, “门槛”更低, 因此, 定向增发新股融资是中国上市公司股权再融资的最佳选择。运用中国证券市场的数据, 对配股、公开增发新股和定向增发新股的宣告效应进行的实证研究结果表明, 定向增发新股的宣告效应要好于配股、公开增发新股。

关键词:股权再融资　融资方式　配股　公开增发新股　定向增发新股

一、引言

配股、公开增发新股和定向增发新股是中国上市公司股权再融资的主要方式。在美国证券市场, 20世

纪50年代以前上市公司股权再融资的方式主要是配股, 而到60年代以后采用配股方式融资的上市公司逐渐减少, 80年代以后配股这种融资方式基本消失, 取而代之的股权再融资方式主要是公开增发新股, 但到了

①

90年代以后私募发行新股却成为美国证券市场一种流行的股权再融资方式。日本也出现了类似的现象。而新加坡及中国的香港地区则仍然是以配股作为上市公司股权再融资的主要方式。

中国上市公司股权再融资的方式也类似于美国的证券市场, 经历了由配股向公开增发新股, 再到流行定向增发新股②的演变过程。从表1可见, 1998年以前中国上市公司股权再融资的唯一方式是配股, 1998年以后公开增发新股逐渐增加, 2002年以后公开增发新股的数量和金额都超过配股, 2006-2007年定向增发新股达到3606. 65亿元, 几乎接近前10年中国证券市场配股、公开增发新股融资之和, 成为股权分置改革之后中国上市公司股权再融资的主要方式。为什么中国上市公司在选择股权再融资的方式时, 会排斥配股而向增发新股的方式转变? 在增发新股的方式选择上又为什么倾向于定向增发新股? 为了回答上述问题, 本文将从理论上进行论述, 并采用中国证券市场的经验数据进行验证, 以便更好地理解中国上市公司股权再融资方式选择的机理, 从而为中国证券监管部门制订融资政策提供理论依据, 也为中国上市公司进行融资决策及投资者参与股权再融资提供新的启示。

章卫东, 江西财经大学会计学院, 邮政编码:330013, 电子邮箱:jxrz wd @126. com 。

本文为第41批中国博士后科学基金面上资助项目“全流通条件下中国上市公司定向增发新股问题研究”(项目号:

[1**********]) 的阶段性成果; 同时也得到教育部人文社会科学研究项目“中国上市公司股权再融资问题研究”(项目号:07J A630064) 的资助。作者感谢匿名评审专家的宝贵意见, 但文责自负。在美国证券市场上, 尽管一些上市公司还在使用配股、公开增发新股和私募发行等股权再融资方式, 但股权再融资的比例却在降低, 债务融资的比例在上升, 有的上市公司甚至在证券市场回购本公司的股票, 股权再融资出现了负数。

①

中国上市公司定向增发新股是指上市公司以非公开发行的方式, 向特定投资者增发股票的一种发行方式, 实质上是类

似于美国证券市场的一种私募发行(private placement ) 行为。

②

　　表1

年份

上市公司家数[***********][***********][**************]26

　　1993-2007年上市公司A 股股权再融资情况

配股增发定向增发再融资总

额(亿元) 家数(亿元比例(%家数(亿元比例(%家数金额(亿元比例(%)

199381. 857481. 85100. 00000. 00000. 00199450. 166750. 16100. 00000. 00000. 00199562. 836762. 83100. 00000. 00000. 00199669. 894969. 89100. 00000. 00000. [***********]. 00000. 00000. 001998365. 43153334. 9791. 66630. 468. 34000. 001999389. 25117320. 2782. 28659. 7515. 3529. 232. 372000686. 06162511. 0974. 5021174. 9725. 50000. 002001650. 08126430. 6466. 2424217. 2133. 4112. 230. 342002224. 012155. 7524. 8929166. 2274. 2012. 040. 912003184. 582569. 9837. 9116114. 662. 09000. 002004262. 0223104. 5439. 9012157. 4860. 10000. 002005272. 4222. 620. 964269. 899. 04000. 0020061052. 2424. 320. 417111. 3210. 5850936. 689. 0120073577. 637232. 556. 5030675. 0318. 871332670. 0574. 63合计8126. 4510062529. 4631. 131551976. 8424. 331873620. 1544. 55　　注:1991年、1992年分别有4家和8家上市公司进行了配股, 由于配股时间较早有关数据难于查找, 且样本少不具有代表性, 因此本文从1993年开始计算配股情况。1998年以前我国上市公司IPO 时向内部职工定向发行不超过IPO 总额10%的新股的数量没有计入定向增发新股。

资料来源:根据万得资讯科技有限公司提供的数据整理得到。上述数据不包括B 股、H 股的融资额。

二、文献回顾及理论分析

上市公司在股权再融资时是选择配股、公开增发新股还是私募发行方式? 国外学者对此进行了大量的研究, 有的主张选择配股, 有的赞成公开增发新股, 还有的认为私募发行方式最佳。这些理论主要有:

(一) 主张选择配股融资的理论

1. 发行成本假说Eckbo 和Masulis (1992) 在研究发行成本时发现, 承销配股的发行成本比非承销配股的成本高5个百分点, 而增发新股的发行成本比承销配股的成本高2个百分点。因此, 从股东利益最大化的角度考虑, 上市公司应当首先采用非承销配股方式发行新股, 然后才是承销配股方式发行新股, 而不应选择公开增发新股的方式。

2. 控制权假说

Cr onqvist 和Nilsson (2002) 认为, 配股只是向老股东配售, 不会引入新股东, 因此, 它不会稀释控股股东的控制权。尤其是家族企业有着保护其控制权的强烈动机, 这些上市公司在进行股权再融资时, 会拒绝那些影响家族控制权的发行方式。一般来说, 为了不稀释其控制权, 家族公司不愿意选择增发方式发行新股, 因为这种方式有可能威胁到家族对公司的控制。

3. 财富再分配理论

财富再分配假说是由Merton (1974) 、Galai (1976) 、Smith (1977) 和Warner (1979) 在关于债务风险的分析中提出的。该假说认为已发行股票市场价值减少的同时会伴随着债券市场价值的同等数量增加, 因此, 新股权发行的宣布对股票价格将有一个负面影响, 而新债权发行的宣布则有正面影响, 影响的程度与发行规模直接相关。Warner (1979) 认为, 在配股方式下, 老股东的持股比例不会发生改变, 老股东财富的理论损失为零。而增发新股将使老股东的持股比例下降, 存在财富的重新分配, 从而会使老股东的财富下降。因此, 上市公司在选择股权再融资方式时, 应该选择配股方式, 尽量避免使用增发新股的方式。

(二) 支持公开增发新股方式的理论

1. 监管成本理论Smith (1997) 认为公司管理者采用公开增发新股方式可以从承销商处获得私人收益, 却很少能从机械的配股发行中获得同样的收益。如在美国上市公司中, 通常有相当比例的董事会成员来自投资银行(承销

①商) , 这些董事可以通过游说或施加压力等方法, 使得上市公司采用增发方式, 而公司管理者获得的私人利

Hermen (1981) 研究发现, 在美国200家非金融类上市公司中, 21%的公司董事会中有来自投资银行的成员, 在100家最大的工业类上市公司中, 27%的公司董事会中有来自投资银行的成员。

①

益主要是承销商在发行股票时, 他们可以把其中一些股票配售给雇用自己的公司管理者, 这种做法很难被发现, 因为通常是将A 公司的股票配售给B 公司的管理者, 而这种做法依据证券法是不需要披露的。Hermen (1981) 也证实了这个观点。

2. 比较发行成本理论

Hansen 和Pinkerton (1982) 认为存在一个老股东效应问题, 即成功的低成本配股发行依赖于老股东的认购, 而这取决于老股东是否希望行使他们的配股权利, 如果老股东不希望行使他们的配股权利, 而公司管理者硬采用配股发行方式, 那么其成本将高于增发方式, 公司管理者之所以采用增发方式, 是因为他们了解到老股东不希望行使他们的配股权利。3. 承销商公证假说

Booth 和Smith (1986) 认为国外承销商在增发股票中所负担的责任远比按比例配售要重, 承销商需要帮助上市公司以合理的市场价格将新股配售给新投资者。对于中小投资者来说, 承销商担负起对再融资公司的把关责任, 承销商从信誉角度考虑也会尽最大努力保证信息披露的公正性。因为对一家上市公司而言, 也许在几年内只有一次增发。但对承销商而言, 进行增发承销服务却是经常的。如果投资者发现某一上市公司有欺骗投资者的行为, 该公司面临的损失也许只是罚款和几年内丧失再融资资格; 但对于承销商而言, 这种信誉损害的破坏力是巨大的, 甚至可能导致破产倒闭。因此承销商的“欺骗成本”大大高于上市公司。从这一角度考虑, 投资者有理由信任承销商。

4. 监管假说

Br ennan 和Franks (1997) 认为, 相对于比例配售方式, 增发新股可以扩大股东数目, 进而减少股权集中程度。与股权集中程度紧密相连的是上市公司的治理结构。很多研究表明, 当股权过于集中时, 控股股东的一股独大地位会使其做出损害中小股东利益的决策。由于增发新股, 尤其是当上市公司把新股增发给机构投资者后, 这些新股东可能会起到监管的作用, 这对中小股东是有利的。

(三) 主张选择私募发行新股方式融资的理论1. 监控假说

Wruck (1989) 认为上市公司通过私募发行方式引入了一个有动机和有监控能力去监控发行公司管理层的积极投资者, 从而可以降低经理人的代理成本。因此, 有能力影响和监控发行公司管理的积极投资者会购买私募发行的证券。2. 信息不对称假说

Myers 和Majluf (1984) 的逆向选择假说认为, 只有在管理层认为公司股票价格被高估时, 才愿意发行新股。Hertzel 和Smith (1993) 在前者的基础上进行了扩展, 认为当公司的信息不对称程度高的时候, 公司会选择私募发行方式, 因为私募发行的投资者有能力发现或花一定代价获知真实的公司价值, 而且可以从不错的发行折扣中得到补偿。同时, 拥有好的投资机会但资金短缺价值被低估的公司会选择向内部投资者私募发行来解决投资不足问题。

3. 防御假说Barclay 等(2007) 认为管理层在公司需要通过发行股票筹资时, 会选择私募发行给消极投资者来防御其对公司管理的干涉, 达到不影响大股东的投票权和管理者利益的目的。并且在公司价值被低估的情况下, 管理者也会购买私募发行的股票。

(四) 实证研究结果综述1. 国外学者的研究综述

国外学者对配股、公开增发新股及私募发行新股的实证研究表明, 在美国证券市场, 当上市公司宣告公开增发新股时, 公司的股票在二级市场的短期表现为明显的下跌, 并且公司的股票长期表现也不佳(Asquith and Mullins , 1986; Masulis and Kor war , 1986; Mikkelson and Partch , 1986; Brous and Kini , 1994) 。与同类型公司以及本公司增发前相比, 增发新股的公司在增发后的经营业绩都有不同程度下滑(Loughran and Ritter , 1996) 。并且配股与公开增发新股相比, 公开增发新股公司的股票短期市场表现要好于配股公司(Booth and Smith , 1986; Zutter , 2001) 。对于配股、公开增发新股的负面效应, 国外学者用如下理论进行了解释:(1) 价格压力假设。该假设认为公司股票的需求曲线是向下倾斜的, 所以增加股票的供给会使得股价下跌(Hess and Bha gat , 1985) , 并且增发数量越大, 宣告日股票价格下跌越大。因为增发的规模越大, 说明股票的供给量越大, 市场

对增发信息不受欢迎的程度越大, 因而传递给市场越消极的信息, 导致股价下跌幅度越大。(2) 财富再分配假设。这个假设认为公开增发新股导致公司财务杠杆降低, 财务杠杆的降低一方面导致公司债券的风险降低, 于是公司债券的市场价值上升; 另一方面财务杠杆的降低导致公司的资本成本增加, 从而减少了公司的价值, 使股价下跌(Lodny and Suhler , 1985) 。这两种结果都可导致公开增发新股市场的负面效应。并且公司债券的市场价值上升, 正好和公司股票价格的下跌相等, 换言之, 债券持有者获得的收益正好是股票持有者的价值损失。(3) 信息释放假设。这个假设认为公开增发新股向市场传递了一个消极的信息。在他们看来, 持有大量股权的内部人通常认为公司进行的投资项目是能获利的, 他们担心增发新股会降低他们的持股比例, 从而影响他们的收益, 因而公开增发新股会被市场参与者认为是消极的信号(Leland and Pyle , 1977) 。

国外学者对私募发行新股进行了实证研究。美国市场的研究表明, 上市公司宣告私募发行新股前后, 投资者会获得正的超额累积收益率(Wruck , 1989; Hertzel and Smith , 1993; Hertzel and Rees , 1998) 。同样, Kato 和Schallheim (1993) 的研究也发现日本公司私募发行宣告日当天的超额收益为4. 98%,而宣告日后市场效应则呈下降趋势, 基本与美国市场一致。但在新加坡、新西兰等国家却出现了相反的情况, 如新加坡私募发行新股宣告效应为负, 在新加坡宣告私募发行新股当天的平均超额收益率为-0. 84%,从第-1天到第0天的平均累积超额收益率为-0. 89%,并且在0. 05水平上显著(Chen et al . , 2002) , 新西兰私募发行新股的宣告效应也出现了类似于新加坡的情况(Hamish , Lawrence and Steven , 2006) 。他们将该现象解释为, 新加坡、新西兰私

募发行的股票不能卖给董事或关联股东, 从而降低了股权的集中度, 原有股东和经营者的持股比例降低向市场传递了一个消极的信号, 因此, 新加坡股票的私募发行导致了负面的财富效应。可见, 不同政策背景下私募发行的宣告效应是不同的。

2. 国内学者的研究综述

国内学者从理论和实证上对中国上市公司的融资方式选择进行了研究。沈艺峰和田静(1999) , 黄少安和张岗(2001) , 陈小悦等(2000) , 阎达五、耿建新和刘文鹏(2001) , 施东晖(2000) 从理论上分析认为在股权分置条件下, 上市公司无论选择配股还是公开增发新股都是出于“圈钱”的动机。李康等(2003) 的研究表明:公开增发新股和配股时, 市场大多会出现显著的负的异常回报率, 而且配股的宣告绩效要好于公开增发新股, 他把这一结论都归结为增发和配股时非流通股股东对流通股股东的剥削, 但是他仅仅作了异常回报率的单值t 检验, 没有加入公认的控制变量和他认为重要的解释变量。刘力等(2003) 以1998-2001年有公开增发新股公告的A 股公司为样本, 对中国A 股市场公开增发新股的市场反应和原因进行了实证研究与分析, 证实了公开增发新股公告具有显著的负价格效应。分析表明, 增发公告的负价格效应不能由增发规模、公司杠杆率水平、预期盈利稀释等因素来解释。论文基于中国上市公司存在流通股与非流通股二元股权结构的现实, 提出在二元股权结构下非流通股大股东利用增发流通股中所含的“流通权”价值进行“圈钱”的行为导致增发的负价格效应的解释。由于定向增发新股在中国的发生是近年来的事情, 所以, 国内学者和业界人士关于定向增发新股的研究只是从融资政策上进行分析, 很少采用实证研究的方法进行研究。田艺等(2006) 虽然对中国上市公司定向增发新股宣告效应进行了实证研究, 但他们选取实证研究的样本较少, 并且没有进行多元回归分析。章卫东(2007) 对定向增发新股进行了多元回归分析, 发现宣告定向增发新股有正的累计异常回报率。但目前国内还没有学者对配股、公开增发新股和定向增发新股进行比较研究。

(五) 理论分析

中国上市公司的融资行为受政府融资政策的影响较大, 上市公司只能在政府融资政策的约束下选择自己的融资方式。在1998年以前证券管理部门允许上市公司股权再融资的方式只有配股, 因此, 上市公司唯一可选择的股权再融资方式是配股。1998年之后证券管理部门允许上市公司进行公开增发新股, 并且上市公司进行公开增发新股的要求要低于配股的条件, 上市公司选择公开增发新股进行股权再融资的数量逐渐超过配股的数量, 并有公开增发新股逐渐取代配股的趋势。而2005年股权分置改革之后, 证券管理部门允许上市公司进行私募发行新股, 私募发行新股成为中国上市公司主要股权再融资方式(见表1) 。为什么中国上市公司在选择股权再融资的方式时, 会排斥配股而向增发新股的方式转变? 在增发新股的方式选择上又倾向于定向增发新股方式融资? 本文认为, 主要有以下原因:

1. 从股权融资政策难易程度看, 私募发行新股相对配股、公开增发新股而言具有许多优点

(1) 定向增发新股要求的门槛低。根据《上市公司证券发行管理办法》, 上市公司采取私募发行新股融资

没有财务上硬性的要求, 即使是业绩平平, 甚至业绩较差的上市公司也可以进行定向增发新股。而上市公司进行公开增发新股要求最近3个会计年度加权平均净资产收益率平均不低于6%;上市公司进行配股要求最近3个会计年度连续盈利, 原股东认购配股的股份的数量不得低于70%,且拟配售股份数量不超过本次配售股份前股本总额的30%,相对于公开增发新股、配股而言, 定向增发新股要求的门槛要低得多。

2006年以前规定配股公司的业绩近三年净资产报酬率(ROE ) 平均在10%以上, 且任何一年不低于6%,而公开增发新股却只要求公司的业绩近三年ROE 平均不低于6%,配股的要求比公开增发新股的要求更高。2006年以后虽然对配股公司的业绩只要求连续三年盈利, 但要求老股东参与配售的股份不得低于本次配股数量的70%,而公开增发新股没有针对老股东的要求。这一规定使通过配股来“圈钱”的公司望而却步, 因而会放弃配股而选用公开增发新股, 或者定向增发新股。

(2) 定向增发新股融资操作简便。定向增发新股不需要履行刊登招股说明书、公开询价等程序, 因此操作起来相对较简便。而如果采取公开增发新股、配股则要经过先刊登招股说明书, 然后聘请承销机构, 公开询价等必要程序, 不但承销费用比定向增发高一倍左右, 而且操作时间上也要比定向增发长很多。(3) 定向增发新股定价方式较为灵活。按照《上市公司证券发行管理办法》规定, 公开增发新股的定价需要参考市价, 而且发行价格应不低于公告招股意向书前二十个交易日公司股票均价或前一个交易日的均价。公开增发新股的发行价不打折, 定价基准日也固定。而定向增发的增发价格应不低于定价基准日前二十个交易日公司股票均价的90%,定向增发的定价基准日则可以是董事会决议公告, 也可以是股东大会决议公告日或向拟参与认购的机构投资者邀请函发出日等, 定向增发新股灵活的定价方式, 使上市公司的控股股东可选择有利于其发行的定价基准日。

(4) 定向增发新股的审核程序简单。按照《上市公司证券发行管理办法》规定, 机构认购定向增发新股公司的股份自发行结束之日起, 十二个月内不得转让; 控股股东、实际控制人及其控制的企业认购的股份, 三十六个月内不得转让, 定向增发新股不会造成对股票市场的即期扩容, 所以受到证监会的鼓励, 也比较容易通过证监会的审批。

因此, 从股权融资的难易程度考虑, 上市公司在决定进行股权再融资时, 会优先选择融资较容易的定向增发新股。

2. 从融资理论角度的解释

总体而言, 国外的多数融资理论不能完全解释中国上市公司股权再融资方式的选择问题, 只有信息不对称理论能部分解释这一问题。在上市公司进行股权再融资时, 参与股权再融资的原有股东包括控股股东、中小股东, 新股东包括机构投资者、中小股东。原有的大股东、原有的中小股东、新的机构投资者及新的中小股东之间存在信息不对称, 一般而言, 这些融资参与者掌握的信息程度依次为:原有的大股东、新的机构投资者、原有的中小股东及新的中小股东。

由于私募发行的对象只有原有的大股东和新的机构投资者, 根据Hertzel 和Smith (1993) 信息不对称理论, 这些投资者有能力对拟再融资公司募集资金项目的现金流量及公司未来价值的增长进行调查, 而且可以从不错的发行折扣中得到补偿, 只有当他们认为再融资公司募集资金项目有较高的现金流量及公司未来价值会增长时, 他们才愿意参与认购私募发行的股份。由于私募发行的对象只有原有的大股东和新的机构投资者, 当这些机构投资者愿意认购上市公司私募发行的新股时, 才会向证券市场传递一个私募发行公司未来现金流量会增加及公司未来价值将增长的信息, 因而二级市场的股票价格将上涨, 私募发行公司的价值将增加。因此, 上市公司更愿意以私募发行新股的方式来筹集资金, 并且信息不对称程度越高的公司越愿意选择私募发行新股。

由于公开增发新股的对象是社会公众股东, 相对于原有的股东和新的机构投资者而言, 社会公众股东存在信息劣势, 即使上市公司存在净现值为正的项目需要融资, 能使公司未来价值增长, 但由于信息不对称, 社会公众股东不了解融资公司的盈利状况及未来价值增长情况而误认为是公司的价值被高估了, 老股东需要发行新股让新的投资者来替他们分担风险(Myers and Majluf , 1984) 。当上市公司宣告公开增发新股时, 证券市场的投资者理解为消极的信号, 公司的投资者将获得负的股票投资收益率。因此, 上市公司会慎用公开增发新股融资。由于配股的对象为原有的股东, 原有股东中的大股东与小股东也存在信息不对称, 即大股东存在信息优势。2006年以前证监会允许上市公司配股时大股东可以放弃配股, 很多配股公司在公告配股时大股东都放弃配股, 在信息不对称情况下, 大股东放弃配股向市场传递了公司的盈利将下降, 公司未来的价值

将减少的信号, 否则, 大股东将参与公司的配股。从2006年开始证监管理部门要求配股时老股东认购不得低于配股股份的70%,宣告配股的公司数量大大减少了也说明上市公司大股东配股存在“圈钱”动机。

中国的证券市场起步较晚, 很多上市公司都是近年来才上市的, 中国上市公司的信息不对称程度更高。因此, 在这种背景下, 上市公司在做出股权再融资选择时, 会首选私募发行新股, 其次公开增发新股, 最后才是配股。

根据上面的分析, 本文提出如下理论假设:

假设1:中国上市公司宣告定向增发新股的宣告效应要显著好于宣告配股和公开增发新股的宣告效应, 且宣告公开增发新股的宣告效应又要好于宣告配股的宣告效应。

假设2:中国上市公司在做股权再融资方式选择时, 首选私募发行新股, 其次公开增发新股, 最后才是配股。

三、实证检验

为了使上述关于中国上市公司股权再融资方式选择的理论分析更有说服力, 下面将采用中国证券市场的相关数据对此进行实证检验。

(一) 样本的选取及数据来源

本文以2006年1月1日到2007年12月31日有配股、公开增发新股及定向增发新股预案公告的A 股公司为研究样本, 数据均来自万得信息服务有限公司(WI ND ) 。为了研究的需要, 本文对研究的样本公司进行了筛选:(1) 剔除B 股公司进行配股、公开增发新股及定向增发新股的公司, A 股公司配股、公开增发及定向增发H 股以及H 股公司配股、公开增发及定向增发A 股的样本。共剔除样本2家。(2) 剔除金融类上市公司宣告配股、公开增发新股及定向增发新股的样本。因为金融类上市公司与非金融类上市公司的经营范围不一样。共剔除样本2家。(3) 剔除配股、公开增发新股及定向增发新股宣告期间有重大事件发生的样

①本。因为公司重大事件的公告会影响累计超额收益率(CAR ) 。共剔除样本23家。(4) 剔除当年同时进行

过配股、发行可转换债券、公开增发新股和定向增发新股②的样本。因为重复的股权再融资会影响公司的股价。共剔除样本2家。(5) 剔除财务数据和金融交易数据无法获得的样本。经过筛选后, 最后得到符合标准的定向增发新股的样本公司共200家, 公开增发新股的样本公司共37家, 配股的样本公司共12家(见表2和表3) 。

表2

定向增发总数公开增发总数配股总数合计

87152104

　　样本公司统计描述

深圳证券交易所

上海证券交易所

1132210145

合　计2003712249

表3

上市公

司家数

20062007合计

[1**********]6

　　2006-2007年上市公司A 股股权再融资情况

配股公开增发定向增发再融资总

额(亿元家数(亿元比例(%家数(亿元比例(%家数(亿元比例(%) 472. 7583572. 674045. 428

11112

5. 78365. 63371. 41

1. 2210. 239. 18

73037

34. 881075. 551110. 43

7. 3830. 1027. 45

52148200

432. 0982131. 492563. 59

91. 4059. 6663. 37

从表2和表3可见, 在股权分置改革以后, 即2006-2007年, 上海证券交易所与深圳证券交易所共有249家上市公司进行了股权再融资, 融资额为4045. 428亿元。其中进行配股的为12家, 融资额为371. 41亿元, 占股权再融资总额的9. 18%;进行公开增发新股的为37家, 融资额为1110. 43亿元, 占股权再融资总额

①②

指在此期间无股东大会、董事会公告, 也无年报的披露、分红方案的披露等。

在进行定向增发新股与公开增发新股宣告效应比较研究时, 要采用公开增发新股的数据。但同一年同时进行过配股、

发行可转换债券和公开增发新股的样本剔除。

的27. 45%;进行定向增发新股的为200家, 融资额为2563. 59亿元, 占股权再融资总额63. 37%。无论是发行家数, 还是融资筹集的资金, 都是定向增发新股占绝对优势, 其次是公开增发新股, 选择配股融资的公司很少。而在股权分置改革之前, 配股融资是中国上市公司主要的工具, 其次才是公开增发新股, 定向增发新股

①

的公司寥寥无几。说明在股权分置改革以后, 上市公司倾向于定向增发新股的股权再融资方式。

(二) 研究方法

我们主要采用大多数学者常用的事件研究的方法来研究此问题。所谓事件研究方法是考察发生某一事件前后的二级市场股价走势, 并以此来研究该事件是否为股东带来了股票的累计超额收益率(高愈湘, 2004) 。事件研究方法是当代财务金融学的研究方法之一, 其优点是过程简单、线路清晰且具有前瞻性。用事件研究方法通过累计超额收益率对短期市场绩效进行研究, 能直观、准确地刻画短期市场绩效。本文基于资本市场有效性的前提开展研究。事件研究存在三个隐含假设:资本市场是有效的; 事件未被预测; 事件窗口内无混淆事件。我们假定这三个假设都成立。

对于发行宣告效应的研究, 我们定义发行公布日(上市公司首次在公开媒体上②披露将进行股权再融资的日期) 为基准日, 由于股权再融资公布日前消息往往已经被市场中的部分机构所掌握(李康等, 2003) , 所以本文将股权再融资异常回报率的计算窗口锁定在公司公开宣告日前30天和后5天, 即[-30, 5]。我们采用市场调整法来衡量股权再融资是否为发行公司的股东带来了股票的累计超常收益。对于在上海证券交易所和深圳证券交易所上市的股票, 我们分别选用上证A 股和深圳A 股指数作为可比基准(Benchmark ) 。

对于研究的第i 只股权再融资样本, 其市场调整后的第t 日的超额收益率AR it 为:

A R it =R it -R m t =

it it -1mt mt -1

-P it -1I mt -1

(1)

　　其中, R it 为第i 只股权再融资样本第t 日收益率, R mt 为第t 日的市场收益率; P it 和P it -1分别表示第i 只

股权再融资样本第t 日和第t -1日的收盘价; I mt 和I m t -1分别表示第t 日和第t -1日上证综合指数和深圳成份指数的收盘指数; t =1, 2, 3, …, n 。

对于在计算窗口(t 1, t 2) 内, 第i 只股权再融资样本相对市场的累计超额收益率CA R i (t 1, t 2) 为:

CA R i (t 1, t 2)=

t =t

∑AR it

(2)

　　所有研究的股权再融资样本的超额收益率和累计超额收益率的算术平均值就是其第t 日平均超额收益率A A R t 和计算窗口(t 1, t 2) 内的累计平均超额收益率CA A R (t 1, t 2) , 分别如下:

A AR t =n

CAA R (t 1, t 2)=

　　其中, n 为样本数。

(三) 方程设计和变量定义

本文使用的回归模型如下:

CA R =β0+β1DXZF +β2PG +β3Rsize +β4Tobin -Q +β5ln Size +β6Debtratio +β7SH 1+ε(5)

　　表4是实证分析中使用的全部变量的定义及其解释, 表5是上市公司股权再融资发行特征与其相应公司特征的描述。从表5可见, 中国上市公司定向增发新股公司规模的对数(ln size ) 的平均值为19. 59, 中位值为19. 535; 公开增发新股公司规模的对数的平均值(ln Si z e ) 为19. 575, 中位值为19. 317; 配股公司规模的对数(ln Si z e ) 的平均值为19. 567, 中位值为19. 491。说明进行定向增发新股的公司规模同配股、公开增发新股公司的规模相似。从中国上市公司股权再融资发行规模看, 定向增发新股的发行相对规模(Rsize ) 平均值为0. 5, 中位值为0. 244; 公开增发新股公司的发行相对规模(Rsi z e ) 的平均值为0. 367, 中位值为0. 318; 配股的发行相对规模的平均值(Rsize ) 为0. 366, 中位值为0. 332。说明定向增发新股的发行相对规模要远远大于配

不包括中国上市公司在IPO 时向内部职工及高管人员定向增发新股。

②以三大证券报即中国证券报、上海证券报和深圳证券时报披露将进行股权再融资的日期为基准日。

①

n i =1n i =1

∑AR i t

t 1, t 2) ∑CAR i (

(3) (4)

股、公开增发新股的发行相对规模。但定向增发新股的发行相对规模存在较大的差异, 也就是有的公司发行量大, 有的公司发行量很小。从中国上市公司股权再融资公司的资产负债率看, 定向增发新股公司的资产负债率(De btratio ) 为54. 1%,中位值为55. 4%;公开增发新股公司的资产负债率(De btratio ) 为55. 9%,中位值为56. 8%;配股公司的资产负债率(Debtratio ) 为52. 8%,中位值为57. 5%。说明进行股权再融资的中国上市公司资产负债率并不高, 也进一步验证了中国上市公司存在股权再融资的偏好的事实。

表4

变量名称CA R All Part Bu yrate DXZF PG Discou nt Status Rsi ze Deb tratio ln Size To bin -Q SH 1

股票样本相对于市场的累计超额收益率

表示定向增发是否全部向大股东及关联股东增发的虚拟变量, 是则取1, 否则为0表示定向增发是否部分向大股东及关联股东增发的虚拟变量, 是则取1, 否则为0控股股东及关联股东认购定向增发新股的数量表示是否进行定向增发的虚拟变量, 是则取1, 否则取0表示是否进行配股的虚拟变量, 是则取1, 否则取0

度量定向增发新股发行折扣率的指标, 用(定价基准日前二十个交易日公司股票均价-预案宣告定向增发新股的价格) /定价基准日前二十个交易日公司股票均价来计算表示认购定向增发新股股份的投资者是否为大股东及关联股东的虚拟变量, 若为大股东及关联股东, 则取值为1, 否则为0

发行相对规模、发行金额与公司市场价值之比, 其中:公司市场价值=总股本×计算窗口内平均股价+长期债券, 度量信息释放假说的指标

增发前一年年末公司的资产负债率, 度量财富再分配假说的指标公司规模, 用发行前公司总股本的自然对数表示, 度量公司规模的指标

反映公司市场价值与公司重置成本的比值, 其中:公司市场价值=总股本×计算窗口内平均股价+长期债券; 重置成本用总资产表示第一大股东持股比例

　　全部变量的定义

变量描述

表5

定向增发

变量CA R

Bu yrate Discou nt Rsi ze Deb tratio ln Size To bin -Q

均值0. 1410. 5450. 0650. 50. 54119. 592. 724

中位数0. 069

0. 4580. 10. 2440. 55419. 5352. 221

　　再融资发行特征与其相应公司特征

公开增发

发行

家数[***********]200

均值0. 046

中位数0. 086

标准差0. 176

发行

家数37

均值

配股中位数

标准差0. 223

发行

家数12

标准差0. 3670. 3520. 0490. 9910. 1650. 741. 751

-0. 011-0. 037

0. 367

0. 55919. 5752. 9410. 318

0. 56819. 3172. 3260. 307

0. 1370. 9861. 67437

3737370. 3660. 52819. 5673. 5810. 332

0. 57519. 4913. 1520. 106

0. 1910. 7952. 18412

121212

(四) 单变量检验结果

表6给出了2006-2007年, 中国上市公司宣告配股、公开增发新股和定向增发新股, 在时间窗口[-30, 5]每天的平均超额收益率(A AR ) 和累计平均超额收益率(CA A R ) 及其t 检验的结果。从表6可见, 配股、公开增发新股每天的平均超额收益率(AA R ) 和累计平均超额收益率(CA A R ) 大多数为负数, 而定向增发新股每天的平均超额收益率(AA R ) 和累计平均超额收益率(CA A R ) 大多数为正数。其中, 配股宣告当日的平均超额收益率(AA R ) 为1. 71%、累计平均超额收益率(CA A R ) 为-6. 16%,且配股在[-1, 0]、[-1, 1]的累计平均超额收益率(CA A R ) 分别为2. 16%和3. 67%;公开增发新股宣告当日的平均超额收益率(AA R ) 为0. 12%、累计平均超额收益率(CAA R ) 为6. 26%,且公开增发新股在[-1, 0]、[-1, 1]的累计平均超额收益率(CA A R ) 分别为0. 59%和-0. 44%;定向增发新股宣告当日的平均超额收益率(AA R ) 为3. 69%、累计平均超额收益率(CA A R ) 为11. 70%,且定向增发新股在[-1, 0]、[-1, 1]的累计平均超额收益率(CA A R ) 分别为3. 88%和4. 91%。

　　表6

事件窗口[天]-30-29-28-27-26-25-24-23-22-21-20-19-18-17-16-15-14-13-12-11-10-9-8-7-6-5-4-3-2-10123452天[-1, 0]3天[-1, 1]

A AR (%) -2. 01-2. 05-0. 82-1. 39-0. 670. 21-0. 85-1. 35-1. 300. 270. 160. 160. 630. 38-0. 160. 39-0. 020. 46-0. 12-2. 172. 341. 300. 57-1. 62-0. 631. 00-2. 21-0. 401. 540. 451. 711. 510. 550. 771. 800. 45

　　中国上市公司配股、公开增发新股和定向增发新股的宣告效应

配股t 值

＊

-2. 75＊

公开增发

CAA R (%) -2. 01-4. 07-4. 89-6. 28-6. 95-6. 73-7. 58-8. 93-10. 23-9. 96-9. 80-9. 64-9. 01-8. 63-8. 79-8. 40-8. 42-7. 96-8. 08-10. 25-7. 90-6. 60-6. 03-7. 65-8. 27-7. 27-9. 48-9. 87-8. 33-7. 88-6. 16-4. 65-4. 10-3. 33-1. 53-1. 07CA R >058. 33%66. 67%

＊＊

定向增发

CA AR (%) -0. 76-0. 88-1. 29-0. 231. 001. 711. 752. 271. 562. 382. 111. 791. 801. 762. 612. 442. 923. 273. 123. 273. 734. 543. 854. 194. 154. 794. 974. 735. 676. 146. 265. 234. 715. 104. 214. 56CA R >048. 64%40. 54%

AA R (%) 0. 810. 02-0. 060. 25-0. 170. 18-0. 020. 20-0. 02-0. 120. 490. 300. 050. 280. 060. 480. 00-0. 040. 480. 360. 470. 160. 030. 210. 500. 680. 770. 900. 600. 193. 691. 030. 930. 71-0. 170. 14

CAA R 3. 88%4. 91%

t 值0. 610. 07-0. 190. 51-0. 850. 77-0. 120. 95-0. 07-0. 50

＊

2. 05＊

AA R (%) -0. 76-0. 12-0. 411. 061. 230. 710. 040. 52-0. 700. 81-0. 26-0. 330. 02-0. 040. 85-0. 160. 470. 35-0. 150. 150. 470. 81-0. 690. 34-0. 040. 640. 19-0. 240. 940. 470. 12-1. 03-0. 520. 39-0. 890. 36

CA AR 0. 59%

t 值-1. 73＊-0. 24-0. 931. 94＊1. 86＊1. 090. 070. 91-1. 171. 61-0. 52-0. 690. 04-0. 091. 51-0. 250. 830. 76-0. 260. 330. 871. 97＊-1. 120. 62-0. 101. 080. 37-0. 461. 97＊0. 790. 181. 74＊

-1. 050. 681. 85＊0. 62

CAA R (%) 0. 810. 830. 771. 020. 851. 031. 001. 201. 191. 071. 561. 861. 912. 192. 252. 722. 722. 683. 163. 523. 994. 144. 174. 374. 875. 556. 327. 227. 828. 0111. 7012. 7313. 6614. 3714. 2014. 34CA R >061. 50%59%

-2. 59

-1. 76-1. 05-0. 570. 19-1. 05-2. 23-1. 080. 230. 190. 270. 710. 49-0. 160. 34-0. 030. 42-0. 13

＊＊

1. 370. 211. 180. 24

＊

1. 98＊

-0. 02-0. 16

＊2. 12＊

＊

-2. 55＊1. 67＊

＊

1. 94＊0. 71

1. 91＊

0. 920. 66-1. 70-0. 580. 91

＊＊-3. 59＊-0. 60

0. 110. 95

＊

2. 00＊＊＊3. 01＊＊＊3. 38＊＊＊3. 51＊＊＊2. 68＊

1. 750. 491. 261. 010. 450. 611. 88＊0. 70CAA R 2. 16%3. 67%

0. 84

＊2. 20＊＊＊2. 80＊＊＊2. 77＊＊2. 34＊

-0. 630. 56

-0. 44%

图1是2006-2007年我国上市公司配股、公开增发和定向增发在时间窗口[-30, 5]内CA AR 的走势, 从图1中可见, 宣告定向增发新股的累计超额收益率(CA R ) 要高于宣告公开增发新股的累计超额收益率(CA R ) , 宣告公开增发新股的累计超额收益率(CA R ) 要好于宣告配股的累计超额收益率(CA R ) 。由此可见, 无论是宣告当日, 还是[-1, 0]、[-1, 1]平均超额收益率(A A R ) , 或者在[-30, 5]内的累计超额收益率(CAR ) , 定向增发新股的宣告效应都好于配股和公开增发新股, 而公开增发新股的宣告效应又好于配股。上

述结论初步验证了本文理论分析提出的假设, 为了进一步验证理论假设, 下面将进行多元回归检验

。

图1　2006-2007年我国上市公司配股、公开增发和定向增发方式的CAAR 走势

(五) 多因素分析

　　表7给出了在加入相对发行规模、公司规模、资产负债　　　表7　累计异常回报率的多元回归

检验结果(以公开增发为参照) 率等控制变量之后, 中国上市公司配股、公开增发新股和定向增发新股的宣告效应的多元回归检验结果。表7检验结果显示, 以公开增发新股作为参照系, 在[-30, 5]计算窗口内, 宣告定向增发新股的累计超额收益率要比宣告公开增发新股的累计超额收益率高8. 8%,且在5%水平上显著; 宣告

配股的累计超额收益率要比宣告公开增发新股的累计超额收益率低5. 1%,且在10%水平上显著。并且上市公司配股、公开增发新股和定向增发新股的发行规模对宣告效应有较大的正面影响, 且在0. 01水平上高度显著。进行配股、公开增发新股和定向增发新股上市公司的规模(Rsize ) 、资产负债率(D ebtratio ) 及T obin -Q 等对股权再融资的宣告效应也有正面影响, 但不显著。从多元回归检验结果可见, 中国上市公司宣告定向增发新股的宣告效应要显著好于宣告配股和公开增发新股的宣告效应, 宣告公开增发新股的宣告效应又要好于宣告配股的宣告效应, 从而进一步验证了本文理论分析提出的假设。

CA R -0. 040常数

(-0. 103)

0. 088DXZF

(2. 095) -0. 051PG

0. 125Rsize

(3. 602) 0. 004Tobin -Q

(0. 395) 0. 001ln Size

0. 100

Debtr atio (0. 939)

-0. 131SH 1

样本数249

0. 075A dj . R

＊＊

F Value 3. 773＊

　　注:＊＊＊、＊＊、＊分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

回归统计量

四、结论

通过对2006年1月1日到2007年12月31日期间中国上市公司配股、公开增发新股和定向增发新股的宣告效应的比较发现:(1) 中国上市公司定向增发新股的宣告效应要显著好于配股和公开增发新股的宣告效应, 且公开增发新股的宣告效应又要好于配股的宣告效应。其中, 宣告定向增发新股的累计超额收益率要比宣告公开增发新股的累计超额收益率高8. 8%,宣告配股的累计超额收益率要比宣告公开增发新股的累计超额收益率低5. 1%。而且, 在[-30, 5]窗口内, 宣告定向增发新股的累计超额收益率为14. 34%,宣告公开增发新股的累计超额收益率为4. 56%,宣告配股的累计超额收益率为-1. 07%。这一研究结论与Asquith 和Mullins (1986) , Masulis 和Korwar (1986) , Mikkelson 和Partch (1986) 以及Brous 和Kini (1994) 对美国市场配股、公开增发新股和私募发行的研究结果类似。(2) 上市公司配股、公开增发新股和定向增发新股的发行规模越大, 宣告定向增发新股的宣告效应越要好于宣告配股和公开增发新股的宣告效应。发行规模每增加1%,宣告定向增发新股的累计超额收益率要比宣告配股和公开增发新股的累计超额收益率高12. 5%。进行配股、公开增发新股和定向增发新股的上市公司规模、资产负债率及Tobin -Q 等对股权再融资的宣告效应虽然有影响, 但不显著。

由于中国上市公司宣告定向增发新股的宣告效应要显著好于宣告配股和公开增发新股的宣告效应, 且宣告公开增发新股的宣告效应又要好于宣告配股的宣告效应。在[-30, 5]窗口内, 宣告定向增发新股的累计超额收益率为14. 34%,宣告公开增发新股的累计超额收益率为4. 56%,宣告配股的累计超额收益率为

-1. 07%。因此, 定向增发新股和公开增发新股融资能增加企业的价值, 配股融资却会导致企业的价值降低。结合上文的理论分析, 笔者认为, 中国证券监管部门应当在制定相关融资政策时充分考虑证券市场投资者的意愿, 为上市公司进行定向增发新股或公开增发新股创造一个较好的政策环境, 并积极鼓励中国上市公司采用定向增发新股方式或公开增发新股方式进行融资, 以便使融资企业的价值最大化。中国上市公司在进行融资决策时, 也要考虑选择能使股东财富最大化的融资方式, 即上市公司应当首先采用定向增发新股方式进行融资, 其次才是选择公开增发新股方式进行融资, 且应尽量避免采用配股方式进行融资。投资者在进行投资决策时应当积极参与定向增发新股的上市公司投资, 尽量回避配股的上市公司的投资。

由于中国上市公司定向增发新股是股权分置改革后才出现的新生事物, 本文可取得的定向增发新股的样本偏少, 在一定程度上可能造成研究结论的偏差。

参考文献:

1. 陈小悦、肖星、过晓艳:《配股权与上市公司利润操纵》, 载《经济研究》, 2000(1) , 第30～36页。

2. 高愈湘:《中国上市公司控制权市场研究》, 北京, 中国经济出版社, 2004。

3. 黄少安、张岗:《中国上市公司股权再融资偏好分析》, 载《经济研究》, 2001(11) , 第12～20页。

4. 李康、杨兴君、杨雄:《配股和增发的相关者利益分析和政策研究》, 载《经济研究》, 2003(3) , 第79～92页。

5. 刘力、王汀汀、王震:《中国A 股上市公司增发公告的负价格效应及其二元股权结构解释》, 载《金融研究》, 2003(8) , 第60～71页。

6. 沈艺峰、田静:《中国上市公司资本成本的定量研究》, 载《经济研究》, 1999(11) , 第62～68页。

7. 施东晖:《上市公司资本结构与融资行为实证研究》, 载《证券市场导报》, 2000(7) , 第31～35页。

8. 田艺、王蕴珏、杨伟聪:《定向增发创造投资新机遇》, 载《证券导刊》, 2006(16) , 第12～14页。

9. 阎达五、耿建新、刘文鹏:《中国上市公司配股融资行为的实证研究》, 载《会计研究》, 2001(9) , 第21～27页。

10. 章卫东:《定向增发新股、整体上市与股票价格短期市场表现的实证研究》, 载《会计研究》, 2007(12) , 第65～68页。

11. Asquith , P . and Mullins , D . W . , 1986. “Equit y Issues and Stock Price Dilution . ”Journal of Financial Economics , Vol . 15, pp . 61-89.

12. Barclay , M . J . ; Holderness , C . G . and Sheehan , D . P . , 2004. “Private Placements and Managerial Entrenchment . ”AFA 2004San Diego Meeting Paper .

13. Booth , J . R . and Smith , R . , 1986. “Capital Raising , Underwriting and the Certification Hypothesis . ”Journal of Financial Economics , Vol . 15, pp . 261-281.

14. Brennan , M . J . and Franks , J . , 1997. “Underpricin g , Owners hip and Control in Initial Public Offerin gs of Equity Securities in the UK . ”Journal of Financial Economics , Vol . 45, pp . 391-413.

15. Brous , P . A . and Kini , O . , 1994. “The Valuation Effects of Equity Issues and the Level of Institutional Ownership :Evidence from Analysts ' Earnings Forecasts . ”Financial Management , Vol . 23(1) , pp . 33-53.

16. Chen , S . Ho K . W . ; Lee , C . and Yeo , G . , 2002. “Wealth Effects of Private Equity Placements :Evidence from Singapore . ”The Financial Review , Vol . 37.

17. Cronq vist , Henrik and Nilsson , Mattias , 2002. “The Choice bet ween Rights Offerings and Private Equit y Placements . ”Journal of Financial Economics , Vol . 78(2) , pp . 375-407.

18. Eckbo , B . E . and Masulis , R . W . , 1992. “Adverse Selection and the Rights Offer Paradox . ”Journal of Financial Economics , Vol . 32

(3) , pp . 293-332.

19. Hansen , R . S . and Pinkerton , J . M . , 1982. “Direct Equity Financing :A Resolution of a Paradox . ”Journal of Finance , Vol . 37(3) , pp . 651-665.

20. Hertzel , Michael G . and Smith , Richard L . , 1993. “Market Discounts and Shareholder Gains for Placing Equity Privatel y . ”Journal of Finance , Vol . 48(2) , pp . 459-485.

21. Hertzel , Michael ; Lemmon , Michael ; Linck , James S . and Rees , Lynn , 2002. “Long -run Performance Following Private Placements of Equity . ”The Journal of Finance , Vol . 57(6) , pp . 2595-2617.

22. Hess , A . and Bhagat , S . , 1985. “Evidence on the Price Pressure Hypothesis Using New Issues of Seasoned Stocks . ”Workin g Paper , University of Utah . Salt Lake City , UT .

23. Kato , K . and Schallheim , J . S . , 1993. “Private Equit y Financin g in Japan and Corporate Grouping . ”Pacific -Basin Finance Journal , Vol . 1, pp . 287-307.

24. Lelend , P . , 1977. “Information Asymmetries , Financial Structure , and Financial Ermediation . ”Journal of Finance , Vol . 4, pp . 371-387.

25. Lodny , R . and Suhler , D . R . , 1985. “Chan gers in Capital Structure , New Equity Issues and Cale E ffects . ”Journal of Financial Research , Vol . 8, pp . 127-136.

26. Loughran , T . and Ritter , J . R . , 1996. “The Operating Performance of Firms Conducting Seasoned Equity Offerings . ”Working paper , University of Iowa , Iowa City , IA .

27. Masulis , R . W . and Korwar , A . , 1986. “Seasoned Eq uity Offerings :an Empirical Nvestigation . ”Journal of Financial Economics , Vol . 15, pp . 19-118.

28. Mikkelson , W . H . and Partch , M . P . , 1986. “Valuation Effects of Security Offerings and the Issuance Process . ”Journal of Financial Economics , Vol . 15, pp . 31-61.

29. Myers , S . C . , 1984. “The Capital Structure Puzzle . ”Journal of Financial Economic , Vol . 39, pp . 575-592.

30. Wruck , Karen Hopper , 1989. “Equity Ownership Concentration and Firm Value :Evidence from Private Equity Financings . ”Journal of Financial Econ omics , Vol . 23(1) , pp . 3-28.

31. Zutter , C . J . , 2001. “Dos Capital :Essays on Dual -class Capital Structures . ”Workin g Paper , University of Michigan , Am Arbor , MI .

(责任编辑:王红霞)