大股東投機行為、市場擇機與定向增發(fā)公告效應(yīng)研究

俞 靜 徐 斌 王曉亮

（1.河海大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 211100；2.中央財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，北京 100081；3.山西財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，山西 太原 030012）

一、引言

國內(nèi)外很多學(xué)者對定向增發(fā)公告效應(yīng)進行了深入探討，涉及大股東投機動機、增發(fā)市場時機選擇以及大股東利益輸送等問題。大多數(shù)學(xué)者研究都發(fā)現(xiàn)定向增發(fā)具備正公告效應(yīng)，究其原因主要在于市場普遍對定向增發(fā)企業(yè)存在樂觀情緒。此外，研究還發(fā)現(xiàn)定向增發(fā)公告效應(yīng)與定向增發(fā)價格折扣成正比［1］［2］，信息不對稱則加重了這種趨勢［3］，定向增發(fā)公告效應(yīng)與發(fā)行中介機構(gòu)聲譽和公司治理機制都存在正相關(guān)關(guān)系［4］［5］，面向內(nèi)部投資者增發(fā)的公告效應(yīng)要好于面向外部投資者增發(fā)的公告效應(yīng)［6］。當(dāng)然，也有研究發(fā)現(xiàn)定向增發(fā)存在負公告效應(yīng)，他們認為在市場悲觀情緒彌漫環(huán)境下，經(jīng)營風(fēng)險大、效益長期不佳的定向增發(fā)企業(yè)往往會出現(xiàn)負公告效應(yīng)［7］［8］。與此同時，很多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)投資者行為變量對定向增發(fā)公告效應(yīng)具有顯著影響，普遍認為定向增發(fā)公告效應(yīng)在牛市環(huán)境下遠比熊市環(huán)境下表現(xiàn)更為正面［9］［10］。

此外，一些文獻都涉及定向增發(fā)時機選擇問題，認為大股東機會主義行為加劇了增發(fā)時機選擇的投機動機。Kaya（2012）研究發(fā)現(xiàn)在市場股權(quán)融資困難時，企業(yè)傾向于進行定向增發(fā)融資［11］；Gomes和Phillips（2012）研究發(fā)現(xiàn)市場透明度越大時企業(yè)越傾向于采用公募發(fā)行方式融資，反之則傾向于采用私募發(fā)行方式融資［12］；Charmaine和Oneil等（2012）研究發(fā)現(xiàn)大多企業(yè)傾向于選擇在市場價值高估的時候進行定向增發(fā)［13］；Arena（2011）研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)往往在信用評級不理想的時候進行定向增發(fā)，反之則進行公募發(fā)行［14］；Normazia和Hassan等（2013）研究認為新興市場企業(yè)在進行定向增發(fā)時存在投機行為，他們傾向于在企業(yè)財務(wù)危機時選擇定向增發(fā)，反之則進行公開融資［15］。與此同時，很多研究都發(fā)現(xiàn)定向增發(fā)過程中存在大股東利用盈余管理、現(xiàn)金分紅和股份增持或減持等手段進行利益輸送［16］［17］［18］。

顯然，幾乎所有研究都認為定向增發(fā)時大股東角色至關(guān)重要，但是迄今為止的研究基本上都是針對大股東利益輸送問題，并沒有深入研究定向增發(fā)時機選擇、發(fā)行多少和認購多少等問題，也沒有研究大股東是否借持股比例的增減釋放公司前景信息。那么，大股東通過持股比例的增減來釋放公司經(jīng)營前景信息了嗎？市場對大股東持股比例增減作出合理反應(yīng)了嗎？不同市場環(huán)境下企業(yè)存在定向增發(fā)時機選擇嗎？大股東通過增發(fā)時機選擇進行了利益輸送嗎？利益輸送的財富究竟來源于內(nèi)生價格折扣還是外生股票價格波動？本文運用行為經(jīng)濟學(xué)原理擬對上述問題進行討論，在對大股東發(fā)行前后持股數(shù)和財富數(shù)進行數(shù)理邏輯分析的基礎(chǔ)上，給出相應(yīng)的研究假說和實證檢驗，以達到對定向增發(fā)中大股東動機行為清晰的認識，并據(jù)此提出我國定向增發(fā)市場健康發(fā)展的政策建議。

二、理論分析與假說提出

Stein（1996）的市場擇時模型指出，投資者的非理性行為會導(dǎo)致公司的市場價值偏離其基礎(chǔ)價值，牛市普遍存在的過度樂觀情緒必然帶來股票市場的非理性盲目“看漲”心理［19］，任何發(fā)行主體都存在追求這一“理想狀態(tài)”的動機，定向增發(fā)企業(yè)自然也不例外。顯然，定向增發(fā)時機選擇是由大股東所決定的，在公司經(jīng)營前景看好情景下大股東自然要保持公司控制權(quán)，并且盡可能充分利用中小股東投機心理進行利益輸送；在公司前景不看好情景下大股東會通過減持控股數(shù)以規(guī)避經(jīng)營風(fēng)險，與此同時盡可能地利用中小股東的投機心理進行利益輸送。張鳴和郭思永（2009）對此問題進行了分析，但是他們把增發(fā)前后股票價格混為一體，在實證研究中運用增發(fā)前后股票價格進行實證分析［20］。本文在修正他們錯誤的基礎(chǔ)上進行詳細的理論分析，從而達到解釋定向增發(fā)內(nèi)在運行規(guī)律的目的。

為了討論的方便，用符號α、β、γ和w分別表示發(fā)行前大股東持股比例、新股發(fā)行比例、大股東認購新股比例以及發(fā)行后大股東持股比例；用符號N1、N2和N3分別表示發(fā)行前股數(shù)、發(fā)行后股數(shù)以及新股發(fā)行股數(shù)；用符號N4、N5和N6分別表示發(fā)行前后大股東持股數(shù)以及大股東新股認購數(shù)；用符號P1、P2和P3分別表示發(fā)行前后增發(fā)企業(yè)股票價格及新股發(fā)行價格；用符號ε表示發(fā)行價格折扣；用符號C表示大股東獲取新股成本；用符號Δw和ΔW 分別表示發(fā)行前后大股東持股比例和財富的變化額；用W1和W2分別表示發(fā)行前后大股東財富數(shù)量，相應(yīng)的增發(fā)企業(yè)發(fā)行前后總財富分別用TW1和TW2表示。

由于，大股東發(fā)行前持股比例=大股東持股股數(shù)／發(fā)行前流通股總股數(shù)；發(fā)行比例=新股發(fā)行股數(shù)／發(fā)行后流通股總股數(shù)=新股發(fā)行股數(shù)／（發(fā)行前流通股總股數(shù)+新股發(fā)行股數(shù)）；認購比例=購買新股發(fā)行股數(shù)／新股發(fā)行股數(shù)。于是有下列表達式：

由于，w=N5／N2=（N4+N6）／（N1+N3）=（αN1+γN3）／（N1+N3），并且，β=N3／N2=N3／（N1+N3），于是有N3=βN1／（1-β），簡單替換后有：

于是，大股東控股數(shù)的變化：

于是，當(dāng)α=γ時大股東持股數(shù)沒有變化，當(dāng)α＜γ時大股東持股數(shù)增加，當(dāng)α＞γ時大股東持股數(shù)減少。顯然，從某種意義上可以認為公司股票是公司經(jīng)營業(yè)績的外在貨幣表現(xiàn)，大股東繼續(xù)增持股票意味著企業(yè)發(fā)展前景看好，反之則意味著經(jīng)營出現(xiàn)問題前景不妙。大股東固有的信息優(yōu)勢勢必對中小投資者產(chǎn)生投資導(dǎo)向效應(yīng)。由此提出如下假說H1a和H1b：

H1a：定向增發(fā)中大股東保持或者提高控股比例時公司經(jīng)營效益比其在減少控股比例時經(jīng)營效益好；

H1b：定向增發(fā)中大股東保持或者提高控股比例情景下的市場反應(yīng)比其減少控股比例情景下的反應(yīng)正面。

下面討論發(fā)行前后大股東財富變化以及財富變化來源問題。顯然，發(fā)行前總財富TW1=N1P1，發(fā)行前大股東財富W1=αTW1=αN1P1；發(fā)行后總財富TW2=N2P2=（N1+N3）P2=N1P2／（1-β）；發(fā)行后大股東財富W2=wTW2=（α-αβ+γβ）N1P2／（1-β）；發(fā)行中大股東付出成本C=P3N6=P3γN3=γβN1P3／（1-β）；在考慮成本之后發(fā)行后大股東財富W2=（α-αβ+γβ）N1P2／（1-β）-γβN1P3／（1-β）。于是，大股東財富變化ΔW=W2-W1=（α-αβ+γβ）N1P2／（1-β）-γβN1P3／（1-β）-αN1P1，經(jīng)變換后可得：

由于ε=（P1-P3）／P1，于是有：P3=（1-ε）P1，這里一般地有0＜ε＜1，即定向增發(fā)股票一般是折價發(fā)行。當(dāng)ε≤0時則意味著等價或者溢價發(fā)行。由于發(fā)行之后價格P2是在發(fā)行之前價格P1基礎(chǔ)上形成的，不妨假設(shè)P2=（1+ω）P1，并且ω＞0，即定向增發(fā)存在正面市場反應(yīng)，當(dāng)然也有可能存在ω≤0的情況，即市場對定向增發(fā)沒有產(chǎn)生影響或者產(chǎn)生負面效應(yīng)。

由于：P2=（1+ω）P1，現(xiàn)把P1、P2和P3的關(guān)系代入式（2），有：

ΔW=（α-αβ+γβ）N1P2／（1-β）-γβN1P3／（1-β）-α（1-β）N1P1／（1-β），經(jīng)變換后可得：

由于大股東財富變化ΔW=（ωα+βγω+βγε-ωαβ）N1P1／（1-β），并且α＞0，β＞0，γ＞0，1-β＞0，因此大股東財富變化取決于發(fā)行后價格上漲幅度、新股上漲幅度和發(fā)行價格折扣率等，所付出的成本則來自于購買新股所付出的成本。

公式（3）顯示發(fā)行價格上漲導(dǎo)致的利益輸送ΔW1和價格折扣所導(dǎo)致的利益輸送ΔW2分別可表示為：

令ΔW1＞ΔW2，可得：（ωα+βγω-ωαβ）N1P1／（1-β）＞βγεN1P1／（1-β），即：ωα（1-β）＞βγ（εω）。于是，當(dāng)價格上漲程度ω超過價格折扣率ε時，可以判定價格上漲造成的利益輸送超過價格折扣所帶來的利益輸送。當(dāng)價格上漲程度ω 沒有超過增發(fā)價格折扣率ε時，則應(yīng)該具體情況具體分析。不難發(fā)現(xiàn)，大股東的利益輸送來自于兩個部分，即大股東原有持股價格上漲ω 所帶來的財富增加和新股發(fā)行價格折扣ε和價格上漲ω共同作用所帶來的財富增加。

大股東本身的自利動機決定了定向增發(fā)市場時機選擇的必然性，因此最佳時機選擇應(yīng)該是牛市環(huán)境。于是提出如下假說H2a、H2b和H2c：

H2a：牛市環(huán)境下定向增發(fā)企業(yè)的經(jīng)營效益普遍沒有熊市環(huán)境下定向增發(fā)企業(yè)的經(jīng)營效益好；

H2b：牛市環(huán)境下大股東利益輸送程度遠比熊市環(huán)境下大股東利益輸送程度嚴重，經(jīng)營效益差的定向增發(fā)企業(yè)比經(jīng)營效益好的定向增發(fā)企業(yè)大股東利益輸送程度更嚴重；

H2c：定向增發(fā)企業(yè)大股東利益輸送主要源于投資者非理性情緒推動的價格上漲差價而非發(fā)行價格折扣。

三、實證檢驗與分析

（一）研究設(shè)計

1.樣本選擇和數(shù)據(jù)來源。由于中國真正意義上的定向增發(fā)是在2006年后才開始出現(xiàn)，證券市場先后經(jīng)歷了2006～2008年間的牛市以及2008年之后的熊市，這使得2006～2012年間的定向增發(fā)樣本更能夠契合本文研究目的。在參照目前大多數(shù)文獻樣本篩選標準之后獲得7年間有完整發(fā)行數(shù)據(jù)、股票交易數(shù)據(jù)及財務(wù)數(shù)據(jù)的定向增發(fā)樣本共390個，樣本數(shù)據(jù)來源于WIND、CSMAR 和CCER等數(shù)據(jù)庫。樣本篩選過程如下：剔除在樣本期內(nèi)有分紅、送股（轉(zhuǎn)贈）及對公司經(jīng)營有重大影響事件發(fā)生的定向增發(fā)樣本；剔除在發(fā)行日前后長期停牌而交易數(shù)據(jù)不足的定向增發(fā)樣本；剔除在同一次發(fā)行中針對大股東和機構(gòu)投資者采用了不同定價原則的定向增發(fā)樣本；剔除在1個完整年度內(nèi)實施定向增發(fā)超過一次的樣本。

2.研究方法設(shè)計。本文以上市公司公布《非公開發(fā)行股票發(fā)行情況暨上市公告書》作為事件日，取事件發(fā)生日前10個交易日和之后20個交易日，即（-10，20）為公告效應(yīng)“事件窗口”。采用超額收益率AR 來度量公告效應(yīng)，并且采用比較簡便的市場收益率調(diào)整法進行計算。此外，市場態(tài)勢運用“牛市”和“熊市”兩種行情進行度量，從2006年1月到2007年10月滬深300指數(shù)由1000點左右一路上行到6000點以上，是一段顯著的上漲行情，之后2007年11月到2012年12月滬深300指數(shù)由5600點左右一路下跌到1800點左右，是一段調(diào)整行情，因此將2006年1月到2007年10月定義為“牛市”，2007年11月到2012年12月定義為“熊市”。

3.研究變量設(shè)計。本文研究所涉及的變量、符號和定義如表1所示。

表1 變量定義表

（二）假說H1a和H1b的實證檢驗

著名的沃爾評分理論認為，企業(yè)經(jīng)營效益從企業(yè)盈利能力、償債能力、發(fā)展能力、風(fēng)險能力和營運能力等方面進行度量。本文按照α和γ的大小關(guān)系把全部樣本分為α＞γ和α≤γ兩組子樣本（全部390個樣本分為203個α＞γ樣本和187個α≤γ樣本），具體描述性統(tǒng)計及相應(yīng)的T 檢驗結(jié)果見表2。

表2中每個指標均對應(yīng)上下兩組數(shù)值，分別表示α≤γ組子樣本和α＞γ組子樣本指標統(tǒng)計值。統(tǒng)計顯示α≤γ組樣本指標值均好于α＞γ組樣本指標值，并且指標CashCapacity通過了T 顯著性檢驗，初步可以驗證假說H1a成立，即定向增發(fā)中大股東保持或者提高控股比例時公司經(jīng)營效益比其在減少控股比例時經(jīng)營效益好。為了討論大股東持股數(shù)量增減的市場反應(yīng)，首先對上述兩組子樣本的公告效應(yīng)進行T 檢驗，時間窗口期（-10，20）內(nèi)市場反應(yīng)檢驗結(jié)果見表3所示。

表2 兩組樣本經(jīng)營業(yè)績變量描述性統(tǒng)計以及相應(yīng)的T 檢驗

表3 兩組樣本市場反應(yīng)差異T 檢驗

表3顯示α＞γ樣本組的市場反應(yīng)基本上比α≤γ樣本組的市場反應(yīng)正面，并且AR（-4）、AR（-1）、AR（14）和AR（19）通過了顯著性檢驗。雖然也存在少許α＞γ樣本組的市場反應(yīng)比α≤γ樣本組的市場反應(yīng)負面的情況，但這些市場反應(yīng)都沒有通過顯著性檢驗。于是，可以推測市場反應(yīng)與大股東增持股票數(shù)量存在正相關(guān)關(guān)系。

下文通過構(gòu)建回歸模型對此問題進一步地驗證，以企業(yè)業(yè)績、大股東投機行為和大股東產(chǎn)權(quán)性質(zhì)等為解釋變量，以公司規(guī)模和發(fā)行規(guī)模等為控制變量，分別以AR（-10）、AR（-4）、AR（0）、AR（14）和AR（19）等為被解釋變量，針對全樣本回歸檢驗結(jié)果如表4所示。

經(jīng)檢驗，所有解釋變量的膨脹因子VIF均大于1且小于10，說明變量之間的共線性關(guān)系不嚴重，也說明了所選取的變量度量方法之間的相關(guān)性并不嚴重，例如債務(wù)度量與業(yè)績評價指標等等。表4顯示，變量Dummy在AR（-10）、AR（-4）和AR（14）等回歸檢驗中均通過了顯著性檢驗，系數(shù)均為正，說明市場對大股東增持股數(shù)反應(yīng)正面，并且變量Dummy在沒有通過顯著性檢驗的AR（0）和AR（19）中的系數(shù)都很小。上述檢驗事實充分說明假說H1b成立，即市場對定向增發(fā)中大股東保持或者提高控股比例情景下的反應(yīng)比其減少控股比例情景下的反應(yīng)正面。

表4 全樣本市場反應(yīng)回歸分析

（三）假說H2a、H2b和H2c的實證檢驗研究

首先，本文對牛熊市場環(huán)境下定向增發(fā)樣本的相關(guān)度量指標進行描述性檢驗和T 檢驗，具體檢驗結(jié)果見表5。

表5 牛熊樣本市場反應(yīng)差異T 檢驗

表5 中每個指標都對應(yīng)上下兩組檢驗值，它們分別表示牛市和熊市樣本指標統(tǒng)計值。指標CashCapacity、Operation、ShortDebt、LongDebt和DFL等在牛市環(huán)境下表現(xiàn)均比在熊市環(huán)境下表現(xiàn)好，且指標Operation和LongDebt都通過了顯著性檢驗。雖然指標ROA 和Development表現(xiàn)不如上述指標，但是相應(yīng)的均值差并沒有通過顯著性檢驗，由此驗證假說H2a成立，即牛市環(huán)境下定向增發(fā)企業(yè)的經(jīng)營效益普遍沒有熊市環(huán)境下定向增發(fā)企業(yè)的經(jīng)營效益好。

現(xiàn)對牛熊市場環(huán)境下兩組樣本大股東利益輸送程度進行比較，公式（3）顯示ΔW 主要取決于（ωα+βγω+βγε-ωαβ）的符號，因此可以用（ωα+βγω+βγε-ωαβ）作為大股東利益輸送程度ΔW 的代理變量，描述性統(tǒng)計與T 檢驗結(jié)果見表6所示。

表6 牛熊市場環(huán)境下利益輸送T 檢驗

表6中Sig=0說明牛熊市場樣本定向增發(fā)主體利益輸送程度存在顯著差異，牛市和熊市樣本均值分別為57.3845與-3.9194，這說明假說H2b前半部分成立，即牛市環(huán)境下大股東利益輸送程度遠比熊市環(huán)境下大股東利益輸送程度嚴重。表5檢驗結(jié)果說明牛市定向增發(fā)樣本經(jīng)營效益沒有熊市樣本經(jīng)營效益好。綜合上述分析，可以推斷經(jīng)營效益差的定向增發(fā)企業(yè)比經(jīng)營效益好的定向增發(fā)企業(yè)大股東利益輸送程度更嚴重，于是假說H2b成立。

其次，由式（3）還可以知道利益輸送ΔW 來源于價格上漲幅度ω和增發(fā)價格折扣率ε兩部分，現(xiàn)對此進行回歸分析以確定利益輸送的主要來源，具體檢驗結(jié)果如表7所示。值得說明的是，回歸模型中之所以不包括啞變量BullDummy，主要原因在于該啞變量與價格上漲幅度變量ω存在嚴重的相關(guān)性，究其原因在于價格上漲幅度與牛熊市場環(huán)境同步，即市場充斥著投機心理。這里符號ΔW（t）和ω（t）分別代表定向增發(fā)宣告后t日（t=0，5，10，15，20）的利益輸送程度和價格上漲幅度。

表7 全樣本利益輸送回歸分析T 檢驗結(jié)果

經(jīng)檢驗，表7中各變量之間的膨脹因子VIF都在1和10之間，這說明變量之間不存在嚴重的多重共線性，究其原因在于這些解釋變量的度量緯度并不存在嚴重的相關(guān)性，而R 值達到0.8的事實則說明了模型存在足夠的解釋力。解釋變量ω（t）均通過了顯著性檢驗以及系數(shù)達到20以上的事實足以說明利益輸送程度主要來自于發(fā)行后股票價格上漲。雖然解釋變量ε也通過了顯著性檢驗（△W（0）除外），但是其回歸系數(shù)卻僅在11左右的事實暗示了發(fā)行價格折扣不是利益輸送程度的主要來源。于是假說H2c成立，即定向增發(fā)企業(yè)大股東利益輸送主要來自于投資者非理性情緒推動的價格上漲差價而非價格折扣。

（四）穩(wěn)健性檢驗

H1系列假說和H2系列假說的穩(wěn)健性檢驗在上述實證分析中已經(jīng)得到了充分的關(guān)注。例如在對H1系列假說進行檢驗時，分別選擇AR（-10）、AR（-4）、AR（0）、AR（14）和AR（19）等作為被解釋變量，同樣在對H2系列假說進行檢驗時也分別選擇了△W（0）、△W（5）、△W（10）、△W（15）和△W（20）作為被解釋變量。盡管被解釋變量發(fā)生變化，但是檢驗結(jié)果卻都沒有出現(xiàn)實質(zhì)性變化，這一事實已經(jīng)說明了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。當(dāng)然，穩(wěn)健性也可以通過增減以及變換解釋變量的方法來進行檢驗，限于篇幅不再列出檢驗結(jié)果。

四、研究結(jié)論與啟示

本文研究了定向增發(fā)中大股東投機行為、發(fā)行時機選擇以及相應(yīng)的市場公告效應(yīng)問題，得到如下結(jié)論：第一，定向增發(fā)中大股東投資行為對市場產(chǎn)生導(dǎo)向性作用，中小股東對大股東存在嚴重的倚賴心理；第二，定向增發(fā)中大股東存在嚴重的機會主義行為，大股東通過對中小股東投資心理的操控，運用發(fā)行時機選擇來操控股票價格波動，以達到利益輸送最大化的目的；第三，定向增發(fā)中大股東利益輸送的財富雖然也來源于增發(fā)股票價格折扣，但是主要來源于操控中小股東所帶來的股票價格波動。

以上事實說明我國定向增發(fā)市場充斥著投機行為，大股東憑借控制權(quán)優(yōu)勢地位通過對中小股東的操控達到利益輸送的目的。這一事實說明我國公司治理機制中大股東行為沒有得到有效監(jiān)督，中小股東權(quán)益也沒有得到有效保護，如何構(gòu)建有效的公司治理機制應(yīng)該是值得關(guān)心的課題。此外，本文研究表明，利益輸送主要來自于投資者情緒引起的價格波動而不是增發(fā)股票的價格折扣，這一結(jié)論揭示了我國證券市場中投資者情緒已經(jīng)達到可以足夠左右整個市場價格走勢的程度，而企業(yè)經(jīng)營業(yè)績這一本該關(guān)注的因素卻沒有得到應(yīng)有的關(guān)注，我國股票市場中投資成分不足而投機成分充斥的事實說明市場運行機制嚴重失靈。最后，本文研究還表明中小股東往往成為大股東投機行為的犧牲品，中小股東本身的投機行為則加劇了整個市場的投機行為。綜上所述，構(gòu)建有效的證券市場機制需要從多方面入手，包括宏觀市場機制、微觀企業(yè)治理機制以及中小投資者的培育，可以預(yù)見成熟有效的證券市場的建立是一個涉及多方面的系統(tǒng)工程。

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