控股股东与股权融资的市场时机选择

2015-01-21刘亚辉

商 2014年34期

刘亚辉

摘要：上市公司控股股东在增发中的参与行为往往隐含着重要信息。控股股东是否参与增发以及参与程度与股价究竟有什么关系？论文实证研究发现，定向增发后的股票收益率与控股股东参与度并非完全正相关：控股股东不参与增发，收益率无明显趋势；控股股东适度参与（持股比例不变）后股票出现显著正收益。

关键词：控股股东；增发；持股比例；股票收益率

一、引言

我国大部分上市公司具有股权高度集中的特征（丁荣清，张洪珍，2004）。由此带来大股东和中小股东利益不一致的问题。本文研究了大股东侵犯中小股东利益的一种较为隐蔽的方式：增发时将价格高估的股票出售给外部投资者。市场时机假说基于三个假设：1、控股股东比外部投资者更具信息优势；2、一些外部投资者不成熟，并没有意识到他们的信息劣势处境；3、那些正确捕捉到大股东意图的外部投资者面临着套利约束。市场时机假说的主要结论是增发后的股票回报率会下降。市场时机假说成立的一个关键条件是控股股东的持股比例下降。

國外关于市场时机假说的研究已比较成熟，但是将市场时机与控股股东持股比例变化和未来收益率联系起来的不多。Meluzín Tomá研究了欧洲市场上市的捷克公司在IPO中的市场时机选择行为，认为现有股东在公司运行良好时不愿意通过IPO进行融资。Borja通过研究智利股票市场，发现增发后控股股东减持意味着股票未来回报率较低。

国内关于市场时机假说的研究多几乎没有涉及到控股股东股权比例变化与增发后未来收益率的关系。童勇对上市公司在资本市场融资的市场时机选择行为及其近期效应和持续效应进行实证研究，证实我国上市公司确实存在着权益融资市场时机选择行为。马德芳，张艺馨，温振华通过对我国A股市场2006～2011年定向增发的数据分析发现，控股股东认购新股意味着新股较高的折价率，还发现投资者情绪对新股折价率也有影响。

本文首先研究了控股股东在增发中的参与度与股票未来收益率的关系。在分析中先将增发分为定向增发与公开增发两大类，再分别细分为冷市场增发与热市场增发、公司股权结构中有机构投资者和无机构投资者的增发。用加入虚拟变量的面板回归分析的方法，对比分析两大类增发后股票未来收益率与大股东参与度的关系。

二、研究假设

我国资本市场的增发分为公开增发和定向增发。公开增发是上市公司为某项目融资而向不特定公众增发新股的行为。定向增发是上市公司为实现整体上市、巩固控股地位、快速融资或引进战略投资者的增发行为。定向增发和公开增发的对象非常不同，因此二者有质的区别。不难看出公开增发更符合市场时机假说的假设条件。因为公开增发面对不特定的普通大众，他们在信息、成熟度以及资金方面都面临着更大的约束。而定向增发的对象多为资金雄厚的机构或个人，严格上不符合市场时机假说的假设。在定向增发中，投资者资本更为雄厚且投资经验更加丰富，更容易探测到控股股东的增发意图。上市公司进行定向增发的动机更加多样化。基于以上分析，本文提出以下假设：1，公开增发中大股东不参与（减持），则股票收益率下降；2，大股东适度参与度与定向增发（持股比例不变）后的收益率上升。

三、实证研究

本文选取的样本包括上海证券交易所和深圳证券交易所的所有A股（非金融类）1上市公司。数据期间为2004年1月1日-2014年1月1日。原始数据来自Wind、CSMAR和锐思数据库。表一第一部分报告了文中主要变量的描述性特征。在样本期内，共74家上市公司进行了74次公开增发；698家上市公司进行了701次定向增发。

本文的变量定义及计算方法为：公司规模（me）是每年6月末上市公司总市值（千万）的自然对数；beta是每只股票前24个月该股月收益率对相应市场收益率的回归系数；账面市值比（bm）是每年12月公司账面价值与总市值比值的自然对数；矢量效应（mom）是股票前六个月的累积收益率。增发（issue）是增发后总股数与增发前总股数的自然对数的差值。从表中数据看到，增发具有右偏的特征。均值（27.1%）要明显大于中位数（18.2%）。

表一：描述性统计量

variable类型Nmeansdp25p50p75

mreturn

公开85600130139-00790010096

定向771400240137-006500150107

yreturn

公开78103150764-018502160594

定向760404490916-019401680852

beta

公开87109810291075509731198

定向77761079037108410661301

mom

公开823113805420781032133

定向787712350541089510841428

公开8776574104158266617219

定向784263240929566462456933

公开8770345026015302480463

定向786602250203009101710308

issue

公开76902710226008701820408

定向78720350237014702860555

1.回归分析

在进行回归分析之前，本节先对收益率面板数据进行单位根检验。此处检验采用Choi检验法。检验结果强烈拒绝存在单位根的原假设，本文所选数据通过平稳性检验。

本节的基本面板回归模型为：

Ri，t=ai+b*campi，t+c*mei，t-j+d*bmi，t-j+e*momi，t-j+f*issuei，t-j+g*X+εi，t

其中Ri，t为股票i在t月的收益率，其他变量皆如前文所述。假如R表示2005/07-2006/06各月的收益率，则对以下变量做回归：2005年6月底计算的市值规模me；2004年12月底计算的账面市值比bm；矢量因子mom为2005/01-2005/06这六个月的累积收益率。风险因子beta为2003/06-2005/06这24个月中该股票收益率对市场收益率的回归系数。回归中采用聚类稳健标准差（按公司个体聚类）。控制campi，t是为了剔除大盘走势对个股收益率的影响，以捕捉异常收益率。

为确定究竟使用固定效应模型还是随机效应模型，先对样本期内的股票收益率进行豪斯曼（Hausman）检验。由于p值为0.0000，故强烈拒绝原假设，应该使用固定效应模型而非随机效应模型。回归的结果如表二所示。和French（1992，2008）的分析一致，账面市值比、市值规模、矢量因子对收益率的影响是显著的。分析中根据增发中实际控制人持股比例的变化将样本分为五组：i1、i2、i0、i3、i4分別表示实际控制人在增发后减持超过5%减持不超过5%、持股比例不变、增持不超过5%、增持超过5%，并分别用i1、i2、i0、i3、i4五个虚拟变量表示。由于我们用的是虚拟变量，因此虚拟变量的系数表示的是每个组合的收益率相对其他收益率的变化。可以看到，在公开增发后，实际控制人减持超过5%或和不超过5%的组合收益分别减少1.84%、2.92%，并在5%和1%的显著性水平上显著。在定向增发中，收益率呈现出截然不同的特点。加入不同组合的虚拟变量后，回归结果显示实际控制人适度参与的月收益率增加1.24%，并且在1%的显著性水平上显著。

2.加入投资者成熟度后的回归分析

在表三中，本文根据增发时的市场特点及投资者结构将样本分为几个组合。首先，以发行月份增发比例的中位数为分水岭将市场分为热市场和冷市场。“热”的市场是指不成熟的、盲目乐观的投资者占多数的股票市场。从表三我们可以看到，在冷市场中增发引起收益率下降6.86%，在10%的显著性水平上显著；热市场中增发收益率下降16.09%，且在1%的显著性水平上显著。这种差别无论在统计上还是从实际意义上都是不可忽略的。同时还可以看到，在冷市场中实际控制人增持的组合收益上升6.55%，但并不显著；而在热市场中实际控制人减持的组合收益率要低16.79%，在1%的水平上显著。在“热”市场中收益率下降比“冷”市场中更明显。其次，本文以上市公司股权结构中机构投资者持股比例作为代理变量来控制投资者成熟度。根据机构持股比例中位数分为两组。结果显示在机构持股比例较低的组合中，实际控制人减持引起的收益率下降会更多-8.88%。最后我们看到，定向增发后的收益率走势与冷热市场和机构持股均无明显关系。

表二：面板回归分析

自变量因变量（月收益率）

公开增发定向增发

abcABC

camp08854***08719***08693***08736***08736***08762***

me-00045-00023*-00008-00166***-00166***-00010**

bm-01194**-00359***-00324***-00464***-00441***-00125***

mom00387***00379***00422***00130***00130***00118***

issue-0019900031

i1-00184**00031

i2-00292***00033

i0-0003800124***