定向增发发行特征对其公告效应影响实证研究

1、文章编号 : 1007 - 144x ( 2009 ) 02 - 0333 - 05文献标志码 : a定向增发发行特征对其公告效应影响实证研究曹立竑 ,夏新平(华中科技大学 管理学院 ,湖北 武汉 430074 )摘 要 :上市公司证券发行管理办法 实施后 ,定向增发成为上市公司股权再融资的主要方式 。采用事件研究法对定向增发的公告效应进行实证检验 ,并从信息不对称角度分析发行特征对公告效应的影响 。以 2006年 5月至 2008年 5月间完成定向增发的公司为样本 ,发现定向增发有显著的正向公告效应 ,且在增发预案公 告日当天最为显著 。发行特征可解释公告效应 ,发行溢价 、发行规模与公告效

2、应正相关 ,且在溢价发行和折价 发行样本中 ,二者对累计超额收益率的影响程度不同 。得出了发行对象对公告效应的影响不显著的结论 。 关键词 :定向增发 ; 公告效应 ; 发行特征中图分类号 : f830. 91do i: 10. 3963 / j. issn. 1007 - 144x. 2009. 02. 0422006 年 5 月 8 日 ,证监会颁布并实施上市公司证券发行管理办法 , 启动了我国上 市公 司 向特定对象非公开发行新股 (简称定向增发 ) 的制度 ,截 止到 2008 年 5 月 31 日 , 沪 深两 市 共 有258例定向增发 ,融资 4 379. 03 亿元 。已有研究

3、 表明我国上市公司通过配股 、公开发行新股进行再融资时都会出现显著的负向公告效应 ,那么定 向增发的公告效应如何 ,影响公告效应的因素有 哪些 ,笔者在对上市公司定向增发公告效应进行实证检验的基础上 ,从信息不对称的角度分析了 发行特征对公告效应的影响 。为定向增发投资者向公司注资的意愿和管理层放弃公开发行的决定 ,向市场传达了公司被低估的 信息 ,定向增发的公告效应是对公司有利内部消息的反应 4 。m e idan 指出投资者以溢价或折扣购买公司股票的份额传递了发行公司的信息 ,市 场会根据发行价格 、发行规模来调整其对公司的预期 。因此 ,发行特征可以解释定向增发的公告 效应 5 。 kr

4、 ishnamur th y等 认 为 关 联 投 资 者 的信息获取成本低 ,掌握了对公司未来现金流和公司价值的更多信息 ,他们的投资可以视为对公 司价 值 的 确 认 , 使 发 行 公 司 具 有 较 高 的 公 告 效应 6 。在管 理 层 和 股 东 之 间 的 代 理 理 论 方 面 , w ruck认为上市公司通过定向增发方式可以引入一个有动机和能力监控管理层的积极投资者 , 从而降低代理成本 ,提升公司价值 ,但已有证据只 能有 限 支 持 这 种 解 释 。 barcla y 等 发 现 只 有12 %的定向增 发投 资者 会 积极 监控 公 司的 管 理 层 ,其余投 资者

5、 仍处 于 被动 状态 7 , 因 此管 理层和股东之间的代理问题对公告效应的解释力度受 到一定挑战 。目前国内关于定向增发公告效应的实证研究 还很少 ,章卫东发现 2005年 5月至 2007年 3月间公布定向增发预案的 a 股公司有显著的正向公告1 文献回顾定向增发市场首先在美国兴起 ,随后在其他 国家蓬勃发展 。从 1995 年定向增发市场出现至2003年 ,美国共有 7 594例定向增发 ,筹集资金超过 3 336 亿美元 ,相当于同期公开发行筹资额的25 % 1 。此后 ,定向增发保持超过 100 亿美元的 年增长速度 。国外市场定向增发股票普遍存在正向公告效应 。w ruck发现美

6、国市场 1979 1985年间的 128例定向增发伴随着 4. 5 %的平均超额 收益 2 。 ka to 和 schallh e im 发 现 日 本 股 市对定向增发公告效应反应显著为正 3 。国外文献主要从信息不对称理论或股东与管 理层之间的代理理论来解释定向增发公告效应 。在信息不 对 称理 论方 面 , h er tzel 和 sm ith 认 8 效应。章卫东指出控股股东及其关联方参与的定向增发有利于上市公司短期股票价格的上涨 ,其 9 公告效应优于向非关联股东增发的公告效应。收稿日期 : 2008 - 11 - 10.作者简介 :曹立竑 ( 1988 - ) ,女 ,湖南郴州人

7、,华中科技大学管理学院博士研究生.基金项目 :国家自然科学基金资助项目 ( 70802023 ) .武汉理工大学学报 信息与管理工程版2009年 4月334国外的相关研究为分析我国定向增发的公告效应提供了参考依据 ,但是管理层和股东之间的 代理问题基于国外股权高度分散的特点 ,且其解 释力度受到挑战 ,能否直接用于解释我国的定向 增发现象还值得商榷 。而在我国新兴市场的背景 下 ,市场投资者与股权融资企业在公司价值 、投资项目预期收益方面的信息不对称问题比成熟市场 严重 ,使用信息不对称理论更具合理性 。因此笔者从信息不对称的角度分析定向增发发行特征对公告效应的影响 ,为上市公司制定定向增发融

8、资 方案提供了新的启示 。难以据此做出关于公司价值的明确判断 ,因此折价发行时 ,发行规模对超额收益率的影响不显著 。 因此得出如下假设 :假设 2 预案公告日前后的累计超额收益率与发行规模正相关 ,且溢价发行时发行规模对累 计超额收益率的影响比折价发行时更显著 。2. 3 发行对象与公告效应定向增发投资者之间也存在信息不对称 ,他 们对公司价值信息的掌握程度还取决于其与发行 公司之间的关系 。公司大股东及其关联方相对于其他机构投资者存在信息优势 ,更了解公司的真实情况 。他们参与定向增发 ,往往是因为公司有 好的项目需要融资 ,因此他们的认购行为能向市场传递更为有利的信号 ,公告效应较明显

9、。大股 东及其关联方不参与认购可能向市场传递其不看好公司的盈利能力 ,公司未来价值将下降的信号 ,公告效应较弱 。因此得出以下假设 :假设 3 有大股东及其关联方参与的定向增 发会有更高的累计超额收益率 。2 理论分析及研究假设2. 1 发行价格与公告效应作为一种私募性质的再融资方式 ,定向增发 的一个显著特点就是参与增发的机构投资者和公众投资者之间具有高度的信息不对称 。定向增发投资者利用其信息优势 ,有机会在投资前对公司 进行尽职调查 ,他们愿意支付的价格表明了其对发行公司真实价值的评估 ,因此市场可以根据发 行价格判断公司质量 。投资者支付的价格越高 ,表明他们对发行公司前景越看好 ,公

10、司股票的累 计超额收益率会越高 。我国上市公司证券发行管理办法 规定 : 上市公司定向增发的发 行价 格不低于定价基准日前 20 个交易日公司股票均价 的 90 % 。在这一规定下 ,市场预期大部分定向增 发会出现溢价 ,因此 ,溢价发行传递的关于公司价 值的新信息将很少 , 市场对其反应程度会很弱 。 在溢价发行较为普遍的情况下 ,市场对折扣发行的反应会更强 ,将其当成公司价值被高估的信号 ,导致股价下降 。因此可提出如下假设 :假设 1 预案公告日前后的累计超额收益率 与发行溢价率正相关 ,且折价发行时溢价率对累 计超额收益率的影响比溢价发行时更显著 。2. 2 发行规模与公告效应l yl

11、and 和 pyl e 指出 , 在信息不对 称和 风 险厌恶的情况下 ,首次公开发行的规模可以向市场传递明显的信息 。类似地 , h er tzel 和 sm ith认为在定向增发投资者通过尽职调查可以获得发 行公司更多信息的假设下 ,发行规模越大 ,传达的信息越有利 ,公司股票的超额收益率越高 。定向增发投资者以溢价认购的行为表明他们看好公司 前景 ,他们购买股份越多 ,向市场传达的消息越有 利 ,因此 ,溢价发行时 ,发行规模越大 ,累计超额收 益越高 。但是折价购买大量股份不一定是正面信 号 :投资者购买大量股票可能是由于能够获得价 格优惠 ,也可能是因为看好公司的发展前景 ,市场3

12、研究设计3. 1 样本选取笔者以上市公司证券发行管理办法 的实 施为分界线 ,选取在该时间点以后公布预案 ,并成功完成定向增发的上市公司为研究对象 。笔者的数据主要来自中国 证券 报 网络 版 、w ind 金融 资讯终 端 和 ccer 经 济 金 融 研 究 数 据 库 。 2006年 5月 8 日至 2008年 5月 31日共有 258 家上市公司完成了定向增发 ,按以下标准对这些公司进 行筛选 :剔除在定向增发预案公告日前 30 个交易日内有公布年报 、分红等重大事件的公司 ;剔除在 预案公告日时上市时间不足一年 ,或在该日前后 长期停牌而交易数据不足的公司 ; 剔除金融保险类公司 。

13、经过筛选 ,最终有 237 家公司进入笔者的研究样本 ,其中沪市 150 家 ,深市 87 家 。表 1 给出了定向增发公司基本信息的描述性 统计 ,其中总市值为预案公告日前一年末的数据 , 发行规模指定向增 发股 数 与发 行后 总 股数 的比值 。各公司的市值规模 、发行规模和筹资额有较大差异 。以定价基准日前 20个交易日公司股票均表 1 定向增发公司描述性统计最小值 最大值均值标准差总市值 /亿元 0. 40358. 756. 9518 564. 79139 700. 1123. 0733. 2224. 7742 985. 09240 466. 0016. 8170. 24增发数量 /

14、万股 700. 00 327 503. 00筹资额 /万元 6 862. 00 1 906 067. 00发行规模 / %1. 47 93. 76发行溢价率 / % - 22. 10 458. 62第 31卷 第 2期曹立竑 ,等 :定向增发发行特征对其公告效应影响实证研究335价为定价基准 ,发行溢价指发行价格高出定价基准的百分比 ,样本的平均溢价率为 33. 22 % 。3. 2 研究方法笔者采用事件研究法研究定向增发的公告效 应 。上市公司定向增发一般程序涉及 4 个公 告日 :董事会预案公告日 、股东大会决议日 、证监会批准日和增发公告日 。董事会预案公告日是投资 者第一次从公共渠道得

15、到定向增发信息的时间 ,考察这一时点前后股价的变动 ,可以更有效地研 究市场对定向增发这一重大事件的反应 ,因此笔者选取董事会预案公告日作为事件日 ,如果公告 日是非交易日 ,则以其后第一个交易日为事件日 。 以样本组合在时间窗口 ( t1 , t2 ) 内的累计 超额 收益率来度量事件的公告效应 , 采用市场法 , 以 ( -250, - 21 )为估计窗口计算预期收益率 , 并利用 t检验进行显著性检验 。根据上述理论假设 ,笔者选取表 2 所列变量 进行回归分析 ,研究公告效应的影响因素 。图 1 董事会预案公告日前后累计超额收益率就开始上升 ,说明增发的信息可能被提前泄漏 。对事前 、

16、事中和事后的不同窗口的 car 值进 行 t检验 , 统计结果均显著为正 。表 3 为代表性 窗口的检验结果 。 car ( - 20, - 1 ) 、car ( 1, 20 ) 在 1 %水平下分别达到 6. 18 %和 4. 65 % , 说明公 告前 和 公 告 后 市 场 的 反 应 均 显 著 为 正 。 ca r( - 1, 1 )为 1. 47 % , 在 5 %水平下显著 。表 3 董事会预案公告分窗口累计超额收益率表 2 变量定义时间窗口ca r / %t值变量符号变量定义6. 183 3 31. 18 3 3( - 20, - 1 ) ( - 1, 0 )( - 1, 1

17、)( 1, 20)( - 5, 5 )5. 052. 792. 332. 954. 72因变量 car ( - 1 , 1 ) 预案公告日 ( - 1 , 1)窗口的累计超额收益率(发行价 - 基准日前 20 日 均 价 ) /基准日前 20日均价若 p rem ium 0, 取值为 1, 否则取 0 若 p rem ium = 0, 取值为 1, 否则取 0 若 p rem ium 0, 取值为 1, 否则取 0 发行股 数 / (发 行 股 数 + 发 行 前 a 股总股数 )若有大股东及其关联方认购 , 则取1, 否则取 03 31. 47p rem ium4. 653 3 33 3 3

18、5. 55pd m ddd注 : 3 3 3 、3 3 、3 分别表示在 1 % 、5% 、10%水平下显著解释变量对不同窗口的累积超额收益率的分析表明 ,定向增发的董事会预案公告事件的市场反应显著 为正 ,且公告效应作用时间比较持久 。4. 2 发行特征对公告效应的影响为了检验发行特征对公告效应的影响 ,利用 表 2变量建立了 4个多元回归模型检验笔者的理论假设 。回归结果见表 4。模型 1中 ,定向增发的发行溢价 、发行规模的 系数在 5 %水平下显著为正 。发行价相对定价基 准越高 ,发行规模越大 ,说明定向增发投资者对公司前景越看好 ,发行公司股票的超额收益率越高 。 模型 2中 ,

19、pd 系数为正 , 但不显著 ; dd 的系数在 10 %水平下显著为负 。我国溢价发行较为 普遍 , 溢价发行传递的信号不明显 。但是一旦出 现了折价发行 , 定向增发投资者以低于定价基准的价格认购的行为 , 会向市场传达公司被高估的 信号 , 公司股票的超额收益便会降低 。模型 3考察了发行溢价率在溢价发行和折价 发行两种情况下对公司股价的影响 。 pd p rem i2um 的系数为正 , 但不显著 , 与模型 2中溢价发行f ractioncon trold预案公 告 日 前 一 年 末 公 司 总 资 产的自然对数预案公 告 日 前 一 年 末 公 司 权 益 市 值与账面值之比预案

20、公 告 日 前 一 年 末 公 司 资 产 负 债率ln a sset控制变量m v /bvd ebtr a tio4 实证研究结果4. 1 公告效应图 1给出了定向增发董事会预案公告日前后 的累计超额收益率 ( car ) 。董事会公告增发预案 前后 , 二级市场股票价格显著上升 , 预案的公告对 发行公司 股价 有 较大 的正 面 影响 。研究 期内 的 car 值除第 - 20个交易日外全部为正值 , 且呈上升趋势 , 至公告日 (第 0 天 ) 已达 7. 40 % , 在第 16个交易日达到最大值 12. 40 % 。公告日前 car 值武汉理工大学学报 信息与管理工程版2009年

21、4月336表 4超额收益率影响因素回归结果影响不明显 。原因可能是折价发行的负面信号与发行规模的正面信号相互作用 , 使市场无法对公 司前景做出明确判断 。c on tro ld 系数在模型 1 模型 4中均不显著 ,说明大股东及其关联方的认购行为对公告效应的 影响不显著 ,与假设 3不一致 。可能的解释是 ,市 场更关注发行价格和发行规模传达的公司价值信 息 ,当他们根据这两项特征对公司价值做出判断后 ,大股东及其关联方是否参与增发所传达的新 信息已经非常少 ,对公告期的累计超额收益率不 具有额外的解释力度 。变量模型 1模型 2模型 3模型 4常数- 0. 201( - 1. 206)-

22、0. 172( - 1. 030)0. 011( 0. 559)- 0. 0313( - 1. 650)- 0. 217( - 1. 326)- 0. 165( - 1. 001)pddd0. 0363 3( 2. 319)0. 021( 1. 223)p rem iumpd p rem ium0. 021( 1. 277)0. 4533 3( 2. 525)0. 0933 3( 2. 118)dd p rem ium5 结论0. 1053 3( 2. 373)0. 0783( 1. 798)f raction以 2006年 5月至 2008年 5月间完成了定向增发的公司作为样本 ,笔者创新性

23、地从信息不对 称的角度研究了发行特征对定向增发公告效应的 影响 ,得出了以下结论 :我国股市对定向增发预案 的公告有显著的正向反应 ,发行特征对公告效应 有显著影响 。发行价格 、发行规模与发行公司股 票的累积超额收益率正相关 ,且二者对公告效应 的影响程度在溢价及折价发行情况下有所不同 。 溢价发行时 ,发行价格对公告效应的影响不显著 , 发行规模对超额收益有显著的正向影响 ; 折价发 行时 ,发行价格对公告效应有显著正向影响 ,发行 规模对公告效应的影响不显著 。结果还表明大股 东及其关联方是否认购对公告效应无显著影响 。0. 1033 3( 2. 175)- 0. 002( - 0. 0

24、33)0. 0943( 1. 930)0. 000( 0. 031)0. 006( 0. 760)0. 0093( 1. 763)0. 002( 0. 190)2. 0530. 063pd f ractiondd f ractionmd f ractioncon trold0. 005( 0. 342)0. 007( 0. 867)0. 0103( 1. 898)- 0. 002( - 0. 130)1. 4270. 0390. 000( 0. 014)0. 006( 0. 831)0. 0103( 1. 798)0. 000( - 0. 022)1. 6450. 0350. 002( 0.

25、122)0. 008( 1. 078)0. 0113 3( 2. 095)0. 000( - 0. 022)2. 4220. 073ln a ssetmv /bvd ebtr a tiof值调整 r2参考文献 :注 : 3 3 3 、3 3 、3 分别表示在 1% 、5% 、10 %水平下显著 ;括号中为 t值 1 cha pl in sky s, hau shal ter d. f inanc ing unde rextrem e unce rta in ty: con trac t te rm s and re tu rn s to p ri2va te inve stm en ts in

26、 p ub lic equ ity eb /ol . 2008 -11 - 10 . h ttp: / / p ap e rs. ssrn. com / so l3 /p ap e rs. cfm ?ab strac t_ id = 907676.w ruck k h. equ ity owne rsh ip concen tra tion and firm va lue: evidence from p riva te equ ity financ ing j . jou rna l of f inanc ia l econom ic s, 1989 ( 23 ) : 3 - 28.ka t

27、o k, schallh e im j. p riva te equ ity financ ing in j ap an and co rpo ra te group ing j . pac ific - b a sin f i2 nance jou rna l, 1993 ( 1) : 287 - 307.hertzel m , sm ith r l. m arket discounts and share2 holders gains for p lacing equity p rivately j . journal of finance, 1993 (48) : 459 - 485.m

28、 e idan d. the info rm a tivene ss of offe r cha rac te ristic s ve rsu s inve sto r iden tity in p ipe tran sac tion s eb /ol . 2008 - 11 - 10 . h ttp: / /p ap e rs. ssrn.的信号 作 用 不 明 显 的 结 论 一 致 。 dd p rem ium的系数为 0. 453, 在 5 %水平下显著 , 表明在折价 发行的情况下 , 发行价相对定价基准的比例每提高 1 % , 则超额收益率增加 0. 453 % 。该系数明显 高于

29、模型 1 中 p rem ium 的 系数 0. 036, 说 明折 价发行时 , 发行价格的信号作用更为显著 , 市场对该 信号更为敏感 。模型 4引入了发行价格虚拟变量与发行规模的交叉变量 , 以考察在不同相对发行价格情况下 ,发行规模对累积超额收益率的影响 。 pd f rac2 tion 的系数在 5 %水平下显著为正 。在溢价发行 时 , 投资者购买比例越高 , 表明其对公司前景越看好 , 传递 的 信 息 越 有 利 , 因 此 超 额 收 益 率 越 高 。dd f raction 的系数低于 pd f raction 的系数 ,但不显著 , 说明在折价发行时 , 购买比例对市场

30、的 2 3 4 5 第 31卷 第 2期曹立竑 ,等 :定向增发发行特征对其公告效应影响实证研究337com / so l3 /p ap e rs. cfm ? ab strac t_ id = 894689. 6 kr ishnamur th y s, sp ind t p s, wo id tke t.doe s inve sto r iden tity m a tte r in equ ity issue s? evi2 dence from p riva te p lacem en ts j . jou rna l of f inan2 c ia l in te rm ed ia ti

31、on, 2005 ( 14) : 210 - 238. 7 barcla y m , hold ern ess c, sh eehan d. p ri2va te p lacem en ts and m anage ria l en trenchm en t j .jou rna l of co rpo ra te f inance, 2007 ( 13 ) : 461 - 484. 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 j . 会计研究 , 2007 (12) : 63 - 69. 章卫东 . 定向增发新股 、投资者类别与公司股价短 期表现 j . 管理世界

32、, 2007 ( 4) : 179 - 180. 8 9 o ffer c ha ra c ter ist ic s an d ann oun cem en t effec t of pr iva tein ve stm en t in pub l ic equ ity in c h inacao l ihong, x i a x inpinga b stra c t:a fte r the imp lem en ta tion of the m anagem en tm e thod s fo r secu ritie s o ffe rings of pub lic comp an ie

33、s, p riva te inve stm en t inp ub lic equ ity ( p ipe) ha s becom e the m a jo r way of refinanc ing fo r p ub lic comp an ie s in ch ina. even t study m e thod wa s u sed to in2 ve stiga te the announcem en t effec t of p ipe s. the imp ac t of offe r cha rac te ristic s on the announcem en t effec

34、 t wa s ana lyzed. the firm s tha t have comp le ted p ipe s be tween m ay, 2006 and m ay, 2008 we re u sed a s a samp le, from wh ich the sign ifican t po sitive an2 nouncem en t effec t fo r the d isc lo su re of the p ipe p ro sp ec tu s wa s found. it wa s stronge st on the announcem en t da te.

35、 o ffe r cha rac te r2 istic s can exp la in the announcem en t effec t. o ffe r p rem ium and offe r size a re po sitive ly re la ted to the announcem en t effec t. the ir effec ts on cum u la tive abno rm a l re tu rn s d iffe r be tween the p rem ium - offe r samp le and the d iscoun t - offe r s

36、amp le. the announce2 m en t effec t ha s little re la tion to inve sto r iden tity.key word s: p riva te inve stm en t in p ub lic equ ity; announcem en t effec t; offe r cha rac te ristic scao l ihon g:doc to ria l cand ida te; schoo l of m anagem en t, hu st, w uhan 430074 , ch ina.编辑 :王志全 (上接第 3

37、20页 ) 3 andr ew d , paul b. r egiona l and globa l stra tegie sof j ap ane se firm s j . m anagem en t in te rna tiona l r e2view, 2004, 44 ( 4) : 472 - 478.中国企业联合会 , 中国企业家协会 . 2002 2006 中 国企业 500 强 走 势 分 析 j . 企 业 研 究 参 考 , 2006 ( 35 ) : 4 - 6.李建明 ,缪荣 . 中美企业 500 强比较及其启示 j .中国工业经济 , 2005 ( 11) : 10 - 16.李悦 ,李文昌. 世界 500强企业发展的基本经验及我国 企业发展的思路 j . 经济纵横 , 2006 (2)