大股东投机行为、市场择机与定向增发公告效应研究

俞 静 徐 斌 王晓亮

（1.河海大学 商学院，江苏 南京 211100；2.中央财经大学 会计学院，北京 100081；3.山西财经大学 会计学院，山西 太原 030012）

一、引言

国内外很多学者对定向增发公告效应进行了深入探讨，涉及大股东投机动机、增发市场时机选择以及大股东利益输送等问题。大多数学者研究都发现定向增发具备正公告效应，究其原因主要在于市场普遍对定向增发企业存在乐观情绪。此外，研究还发现定向增发公告效应与定向增发价格折扣成正比［1］［2］，信息不对称则加重了这种趋势［3］，定向增发公告效应与发行中介机构声誉和公司治理机制都存在正相关关系［4］［5］，面向内部投资者增发的公告效应要好于面向外部投资者增发的公告效应［6］。当然，也有研究发现定向增发存在负公告效应，他们认为在市场悲观情绪弥漫环境下，经营风险大、效益长期不佳的定向增发企业往往会出现负公告效应［7］［8］。与此同时，很多学者研究发现投资者行为变量对定向增发公告效应具有显著影响，普遍认为定向增发公告效应在牛市环境下远比熊市环境下表现更为正面［9］［10］。

此外，一些文献都涉及定向增发时机选择问题，认为大股东机会主义行为加剧了增发时机选择的投机动机。Kaya（2012）研究发现在市场股权融资困难时，企业倾向于进行定向增发融资［11］；Gomes和Phillips（2012）研究发现市场透明度越大时企业越倾向于采用公募发行方式融资，反之则倾向于采用私募发行方式融资［12］；Charmaine和Oneil等（2012）研究发现大多企业倾向于选择在市场价值高估的时候进行定向增发［13］；Arena（2011）研究发现企业往往在信用评级不理想的时候进行定向增发，反之则进行公募发行［14］；Normazia和Hassan等（2013）研究认为新兴市场企业在进行定向增发时存在投机行为，他们倾向于在企业财务危机时选择定向增发，反之则进行公开融资［15］。与此同时，很多研究都发现定向增发过程中存在大股东利用盈余管理、现金分红和股份增持或减持等手段进行利益输送［16］［17］［18］。

显然，几乎所有研究都认为定向增发时大股东角色至关重要，但是迄今为止的研究基本上都是针对大股东利益输送问题，并没有深入研究定向增发时机选择、发行多少和认购多少等问题，也没有研究大股东是否借持股比例的增减释放公司前景信息。那么，大股东通过持股比例的增减来释放公司经营前景信息了吗？市场对大股东持股比例增减作出合理反应了吗？不同市场环境下企业存在定向增发时机选择吗？大股东通过增发时机选择进行了利益输送吗？利益输送的财富究竟来源于内生价格折扣还是外生股票价格波动？本文运用行为经济学原理拟对上述问题进行讨论，在对大股东发行前后持股数和财富数进行数理逻辑分析的基础上，给出相应的研究假说和实证检验，以达到对定向增发中大股东动机行为清晰的认识，并据此提出我国定向增发市场健康发展的政策建议。

二、理论分析与假说提出

Stein（1996）的市场择时模型指出，投资者的非理性行为会导致公司的市场价值偏离其基础价值，牛市普遍存在的过度乐观情绪必然带来股票市场的非理性盲目“看涨”心理［19］，任何发行主体都存在追求这一“理想状态”的动机，定向增发企业自然也不例外。显然，定向增发时机选择是由大股东所决定的，在公司经营前景看好情景下大股东自然要保持公司控制权，并且尽可能充分利用中小股东投机心理进行利益输送；在公司前景不看好情景下大股东会通过减持控股数以规避经营风险，与此同时尽可能地利用中小股东的投机心理进行利益输送。张鸣和郭思永（2009）对此问题进行了分析，但是他们把增发前后股票价格混为一体，在实证研究中运用增发前后股票价格进行实证分析［20］。本文在修正他们错误的基础上进行详细的理论分析，从而达到解释定向增发内在运行规律的目的。

为了讨论的方便，用符号α、β、γ和w分别表示发行前大股东持股比例、新股发行比例、大股东认购新股比例以及发行后大股东持股比例；用符号N1、N2和N3分别表示发行前股数、发行后股数以及新股发行股数；用符号N4、N5和N6分别表示发行前后大股东持股数以及大股东新股认购数；用符号P1、P2和P3分别表示发行前后增发企业股票价格及新股发行价格；用符号ε表示发行价格折扣；用符号C表示大股东获取新股成本；用符号Δw和ΔW 分别表示发行前后大股东持股比例和财富的变化额；用W1和W2分别表示发行前后大股东财富数量，相应的增发企业发行前后总财富分别用TW1和TW2表示。

由于，大股东发行前持股比例=大股东持股股数／发行前流通股总股数；发行比例=新股发行股数／发行后流通股总股数=新股发行股数／（发行前流通股总股数+新股发行股数）；认购比例=购买新股发行股数／新股发行股数。于是有下列表达式：

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），简单替换后有：

于是，大股东控股数的变化：

于是，当α=γ时大股东持股数没有变化，当α＜γ时大股东持股数增加，当α＞γ时大股东持股数减少。显然，从某种意义上可以认为公司股票是公司经营业绩的外在货币表现，大股东继续增持股票意味着企业发展前景看好，反之则意味着经营出现问题前景不妙。大股东固有的信息优势势必对中小投资者产生投资导向效应。由此提出如下假说H1a和H1b：

H1a：定向增发中大股东保持或者提高控股比例时公司经营效益比其在减少控股比例时经营效益好；

H1b：定向增发中大股东保持或者提高控股比例情景下的市场反应比其减少控股比例情景下的反应正面。

下面讨论发行前后大股东财富变化以及财富变化来源问题。显然，发行前总财富TW1=N1P1，发行前大股东财富W1=αTW1=αN1P1；发行后总财富TW2=N2P2=（N1+N3）P2=N1P2／（1-β）；发行后大股东财富W2=wTW2=（α-αβ+γβ）N1P2／（1-β）；发行中大股东付出成本C=P3N6=P3γN3=γβN1P3／（1-β）；在考虑成本之后发行后大股东财富W2=（α-αβ+γβ）N1P2／（1-β）-γβN1P3／（1-β）。于是，大股东财富变化ΔW=W2-W1=（α-αβ+γβ）N1P2／（1-β）-γβN1P3／（1-β）-αN1P1，经变换后可得：

由于ε=（P1-P3）／P1，于是有：P3=（1-ε）P1，这里一般地有0＜ε＜1，即定向增发股票一般是折价发行。当ε≤0时则意味着等价或者溢价发行。由于发行之后价格P2是在发行之前价格P1基础上形成的，不妨假设P2=（1+ω）P1，并且ω＞0，即定向增发存在正面市场反应，当然也有可能存在ω≤0的情况，即市场对定向增发没有产生影响或者产生负面效应。

由于：P2=（1+ω）P1，现把P1、P2和P3的关系代入式（2），有：

ΔW=（α-αβ+γβ）N1P2／（1-β）-γβN1P3／（1-β）-α（1-β）N1P1／（1-β），经变换后可得：

由于大股东财富变化ΔW=（ωα+βγω+βγε-ωαβ）N1P1／（1-β），并且α＞0，β＞0，γ＞0，1-β＞0，因此大股东财富变化取决于发行后价格上涨幅度、新股上涨幅度和发行价格折扣率等，所付出的成本则来自于购买新股所付出的成本。

公式（3）显示发行价格上涨导致的利益输送ΔW1和价格折扣所导致的利益输送ΔW2分别可表示为：

令ΔW1＞ΔW2，可得：（ωα+βγω-ωαβ）N1P1／（1-β）＞βγεN1P1／（1-β），即：ωα（1-β）＞βγ（εω）。于是，当价格上涨程度ω超过价格折扣率ε时，可以判定价格上涨造成的利益输送超过价格折扣所带来的利益输送。当价格上涨程度ω 没有超过增发价格折扣率ε时，则应该具体情况具体分析。不难发现，大股东的利益输送来自于两个部分，即大股东原有持股价格上涨ω 所带来的财富增加和新股发行价格折扣ε和价格上涨ω共同作用所带来的财富增加。

大股东本身的自利动机决定了定向增发市场时机选择的必然性，因此最佳时机选择应该是牛市环境。于是提出如下假说H2a、H2b和H2c：

H2a：牛市环境下定向增发企业的经营效益普遍没有熊市环境下定向增发企业的经营效益好；

H2b：牛市环境下大股东利益输送程度远比熊市环境下大股东利益输送程度严重，经营效益差的定向增发企业比经营效益好的定向增发企业大股东利益输送程度更严重；

H2c：定向增发企业大股东利益输送主要源于投资者非理性情绪推动的价格上涨差价而非发行价格折扣。

三、实证检验与分析

（一）研究设计

1.样本选择和数据来源。由于中国真正意义上的定向增发是在2006年后才开始出现，证券市场先后经历了2006～2008年间的牛市以及2008年之后的熊市，这使得2006～2012年间的定向增发样本更能够契合本文研究目的。在参照目前大多数文献样本筛选标准之后获得7年间有完整发行数据、股票交易数据及财务数据的定向增发样本共390个，样本数据来源于WIND、CSMAR 和CCER等数据库。样本筛选过程如下：剔除在样本期内有分红、送股（转赠）及对公司经营有重大影响事件发生的定向增发样本；剔除在发行日前后长期停牌而交易数据不足的定向增发样本；剔除在同一次发行中针对大股东和机构投资者采用了不同定价原则的定向增发样本；剔除在1个完整年度内实施定向增发超过一次的样本。

2.研究方法设计。本文以上市公司公布《非公开发行股票发行情况暨上市公告书》作为事件日，取事件发生日前10个交易日和之后20个交易日，即（-10，20）为公告效应“事件窗口”。采用超额收益率AR 来度量公告效应，并且采用比较简便的市场收益率调整法进行计算。此外，市场态势运用“牛市”和“熊市”两种行情进行度量，从2006年1月到2007年10月沪深300指数由1000点左右一路上行到6000点以上，是一段显著的上涨行情，之后2007年11月到2012年12月沪深300指数由5600点左右一路下跌到1800点左右，是一段调整行情，因此将2006年1月到2007年10月定义为“牛市”，2007年11月到2012年12月定义为“熊市”。

3.研究变量设计。本文研究所涉及的变量、符号和定义如表1所示。

表1 变量定义表

（二）假说H1a和H1b的实证检验

著名的沃尔评分理论认为，企业经营效益从企业盈利能力、偿债能力、发展能力、风险能力和营运能力等方面进行度量。本文按照α和γ的大小关系把全部样本分为α＞γ和α≤γ两组子样本（全部390个样本分为203个α＞γ样本和187个α≤γ样本），具体描述性统计及相应的T 检验结果见表2。

表2中每个指标均对应上下两组数值，分别表示α≤γ组子样本和α＞γ组子样本指标统计值。统计显示α≤γ组样本指标值均好于α＞γ组样本指标值，并且指标CashCapacity通过了T 显著性检验，初步可以验证假说H1a成立，即定向增发中大股东保持或者提高控股比例时公司经营效益比其在减少控股比例时经营效益好。为了讨论大股东持股数量增减的市场反应，首先对上述两组子样本的公告效应进行T 检验，时间窗口期（-10，20）内市场反应检验结果见表3所示。

表2 两组样本经营业绩变量描述性统计以及相应的T 检验

表3 两组样本市场反应差异T 检验

表3显示α＞γ样本组的市场反应基本上比α≤γ样本组的市场反应正面，并且AR（-4）、AR（-1）、AR（14）和AR（19）通过了显著性检验。虽然也存在少许α＞γ样本组的市场反应比α≤γ样本组的市场反应负面的情况，但这些市场反应都没有通过显著性检验。于是，可以推测市场反应与大股东增持股票数量存在正相关关系。

下文通过构建回归模型对此问题进一步地验证，以企业业绩、大股东投机行为和大股东产权性质等为解释变量，以公司规模和发行规模等为控制变量，分别以AR（-10）、AR（-4）、AR（0）、AR（14）和AR（19）等为被解释变量，针对全样本回归检验结果如表4所示。

经检验，所有解释变量的膨胀因子VIF均大于1且小于10，说明变量之间的共线性关系不严重，也说明了所选取的变量度量方法之间的相关性并不严重，例如债务度量与业绩评价指标等等。表4显示，变量Dummy在AR（-10）、AR（-4）和AR（14）等回归检验中均通过了显著性检验，系数均为正，说明市场对大股东增持股数反应正面，并且变量Dummy在没有通过显著性检验的AR（0）和AR（19）中的系数都很小。上述检验事实充分说明假说H1b成立，即市场对定向增发中大股东保持或者提高控股比例情景下的反应比其减少控股比例情景下的反应正面。

表4 全样本市场反应回归分析

（三）假说H2a、H2b和H2c的实证检验研究

首先，本文对牛熊市场环境下定向增发样本的相关度量指标进行描述性检验和T 检验，具体检验结果见表5。

表5 牛熊样本市场反应差异T 检验

表5 中每个指标都对应上下两组检验值，它们分别表示牛市和熊市样本指标统计值。指标CashCapacity、Operation、ShortDebt、LongDebt和DFL等在牛市环境下表现均比在熊市环境下表现好，且指标Operation和LongDebt都通过了显著性检验。虽然指标ROA 和Development表现不如上述指标，但是相应的均值差并没有通过显著性检验，由此验证假说H2a成立，即牛市环境下定向增发企业的经营效益普遍没有熊市环境下定向增发企业的经营效益好。

现对牛熊市场环境下两组样本大股东利益输送程度进行比较，公式（3）显示ΔW 主要取决于（ωα+βγω+βγε-ωαβ）的符号，因此可以用（ωα+βγω+βγε-ωαβ）作为大股东利益输送程度ΔW 的代理变量，描述性统计与T 检验结果见表6所示。

表6 牛熊市场环境下利益输送T 检验

表6中Sig=0说明牛熊市场样本定向增发主体利益输送程度存在显著差异，牛市和熊市样本均值分别为57.3845与-3.9194，这说明假说H2b前半部分成立，即牛市环境下大股东利益输送程度远比熊市环境下大股东利益输送程度严重。表5检验结果说明牛市定向增发样本经营效益没有熊市样本经营效益好。综合上述分析，可以推断经营效益差的定向增发企业比经营效益好的定向增发企业大股东利益输送程度更严重，于是假说H2b成立。

其次，由式（3）还可以知道利益输送ΔW 来源于价格上涨幅度ω和增发价格折扣率ε两部分，现对此进行回归分析以确定利益输送的主要来源，具体检验结果如表7所示。值得说明的是，回归模型中之所以不包括哑变量BullDummy，主要原因在于该哑变量与价格上涨幅度变量ω存在严重的相关性，究其原因在于价格上涨幅度与牛熊市场环境同步，即市场充斥着投机心理。这里符号ΔW（t）和ω（t）分别代表定向增发宣告后t日（t=0，5，10，15，20）的利益输送程度和价格上涨幅度。

表7 全样本利益输送回归分析T 检验结果

经检验，表7中各变量之间的膨胀因子VIF都在1和10之间，这说明变量之间不存在严重的多重共线性，究其原因在于这些解释变量的度量纬度并不存在严重的相关性，而R 值达到0.8的事实则说明了模型存在足够的解释力。解释变量ω（t）均通过了显著性检验以及系数达到20以上的事实足以说明利益输送程度主要来自于发行后股票价格上涨。虽然解释变量ε也通过了显著性检验（△W（0）除外），但是其回归系数却仅在11左右的事实暗示了发行价格折扣不是利益输送程度的主要来源。于是假说H2c成立，即定向增发企业大股东利益输送主要来自于投资者非理性情绪推动的价格上涨差价而非价格折扣。

（四）稳健性检验

H1系列假说和H2系列假说的稳健性检验在上述实证分析中已经得到了充分的关注。例如在对H1系列假说进行检验时，分别选择AR（-10）、AR（-4）、AR（0）、AR（14）和AR（19）等作为被解释变量，同样在对H2系列假说进行检验时也分别选择了△W（0）、△W（5）、△W（10）、△W（15）和△W（20）作为被解释变量。尽管被解释变量发生变化，但是检验结果却都没有出现实质性变化，这一事实已经说明了本文研究结论的稳健性。当然，稳健性也可以通过增减以及变换解释变量的方法来进行检验，限于篇幅不再列出检验结果。

四、研究结论与启示

本文研究了定向增发中大股东投机行为、发行时机选择以及相应的市场公告效应问题，得到如下结论：第一，定向增发中大股东投资行为对市场产生导向性作用，中小股东对大股东存在严重的倚赖心理；第二，定向增发中大股东存在严重的机会主义行为，大股东通过对中小股东投资心理的操控，运用发行时机选择来操控股票价格波动，以达到利益输送最大化的目的；第三，定向增发中大股东利益输送的财富虽然也来源于增发股票价格折扣，但是主要来源于操控中小股东所带来的股票价格波动。

以上事实说明我国定向增发市场充斥着投机行为，大股东凭借控制权优势地位通过对中小股东的操控达到利益输送的目的。这一事实说明我国公司治理机制中大股东行为没有得到有效监督，中小股东权益也没有得到有效保护，如何构建有效的公司治理机制应该是值得关心的课题。此外，本文研究表明，利益输送主要来自于投资者情绪引起的价格波动而不是增发股票的价格折扣，这一结论揭示了我国证券市场中投资者情绪已经达到可以足够左右整个市场价格走势的程度，而企业经营业绩这一本该关注的因素却没有得到应有的关注，我国股票市场中投资成分不足而投机成分充斥的事实说明市场运行机制严重失灵。最后，本文研究还表明中小股东往往成为大股东投机行为的牺牲品，中小股东本身的投机行为则加剧了整个市场的投机行为。综上所述，构建有效的证券市场机制需要从多方面入手，包括宏观市场机制、微观企业治理机制以及中小投资者的培育，可以预见成熟有效的证券市场的建立是一个涉及多方面的系统工程。

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