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(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，北京 100081；3.山西財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，山西 太原 030012）

一、引言

國(guó)內(nèi)外很多學(xué)者對(duì)定向增發(fā)公告效應(yīng)進(jìn)行了深入探討，涉及大股東投機(jī)動(dòng)機(jī)、增發(fā)市場(chǎng)時(shí)機(jī)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(chǎng)普遍對(duì)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(jià)格折扣成正比［1］［2］，信息不對(duì)稱則加重了這種趨勢(shì)［3］，定向增發(fā)公告效應(yīng)與發(fā)行中介機(jī)構(gòu)聲譽(yù)和公司治理機(jī)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(fù)公告效應(yīng)，他們認(rèn)為在市場(chǎng)悲觀情緒彌漫環(huán)境下，經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)大、效益長(zhǎng)期不佳的定向增發(fā)企業(yè)往往會(huì)出現(xiàn)負(fù)公告效應(yīng)［7］［8］。與此同時(shí)，很多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)投資者行為變量對(duì)定向增發(fā)公告效應(yīng)具有顯著影響，普遍認(rèn)為定向增發(fā)公告效應(yīng)在牛市環(huán)境下遠(yuǎn)比熊市環(huán)境下表現(xiàn)更為正面［9］［10］。

此外，一些文獻(xiàn)都涉及定向增發(fā)時(shí)機(jī)選擇問題，認(rèn)為大股東機(jī)會(huì)主義行為加劇了增發(fā)時(shí)機(jī)選擇的投機(jī)動(dòng)機(jī)。Kaya（2012）研究發(fā)現(xiàn)在市場(chǎng)股權(quán)融資困難時(shí)，企業(yè)傾向于進(jìn)行定向增發(fā)融資［11］；Gomes和Phillips（2012）研究發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)透明度越大時(shí)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(chǎng)價(jià)值高估的時(shí)候進(jìn)行定向增發(fā)［13］；Arena（2011）研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)往往在信用評(píng)級(jí)不理想的時(shí)候進(jìn)行定向增發(fā)，反之則進(jìn)行公募發(fā)行［14］；Normazia和Hassan等（2013）研究認(rèn)為新興市場(chǎng)企業(yè)在進(jìn)行定向增發(fā)時(shí)存在投機(jī)行為，他們傾向于在企業(yè)財(cái)務(wù)危機(jī)時(shí)選擇定向增發(fā)，反之則進(jìn)行公開融資［15］。與此同時(shí)，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(jìn)行利益輸送［16］［17］［18］。

顯然，幾乎所有研究都認(rèn)為定向增發(fā)時(shí)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(duì)大股東利益輸送問題，并沒有深入研究定向增發(fā)時(shí)機(jī)選擇、發(fā)行多少和認(rèn)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(yíng)前景信息了嗎？市場(chǎng)對(duì)大股東持股比例增減作出合理反應(yīng)了嗎？不同市場(chǎng)環(huán)境下企業(yè)存在定向增發(fā)時(shí)機(jī)選擇嗎？大股東通過增發(fā)時(shí)機(jī)選擇進(jìn)行了利益輸送嗎？利益輸送的財(cái)富究竟來源于內(nèi)生價(jià)格折扣還是外生股票價(jià)格波動(dòng)？本文運(yùn)用行為經(jīng)濟(jì)學(xué)原理擬對(duì)上述問題進(jìn)行討論，在對(duì)大股東發(fā)行前后持股數(shù)和財(cái)富數(shù)進(jìn)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(shí)證檢驗(yàn)，以達(dá)到對(duì)定向增發(fā)中大股東動(dòng)機(jī)行為清晰的認(rèn)識(shí)，并據(jù)此提出我國(guó)定向增發(fā)市場(chǎng)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(chǎng)擇時(shí)模型指出，投資者的非理性行為會(huì)導(dǎo)致公司的市場(chǎng)價(jià)值偏離其基礎(chǔ)價(jià)值，牛市普遍存在的過度樂觀情緒必然帶來股票市場(chǎng)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(dòng)機(jī)，定向增發(fā)企業(yè)自然也不例外。顯然，定向增發(fā)時(shí)機(jī)選擇是由大股東所決定的，在公司經(jīng)營(yíng)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(jī)心理進(jìn)行利益輸送；在公司前景不看好情景下大股東會(huì)通過減持控股數(shù)以規(guī)避經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，與此同時(shí)盡可能地利用中小股東的投機(jī)心理進(jìn)行利益輸送。張鳴和郭思永（2009）對(duì)此問題進(jìn)行了分析，但是他們把增發(fā)前后股票價(jià)格混為一體，在實(shí)證研究中運(yùn)用增發(fā)前后股票價(jià)格進(jìn)行實(shí)證分析［20］。本文在修正他們錯(cuò)誤的基礎(chǔ)上進(jìn)行詳細(xì)的理論分析，從而達(dá)到解釋定向增發(fā)內(nèi)在運(yùn)行規(guī)律的目的。

為了討論的方便，用符號(hào)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(rèn)購新股比例以及發(fā)行后大股東持股比例；用符號(hào)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(hào)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(rèn)購數(shù)；用符號(hào)P1、P2和P3分別表示發(fā)行前后增發(fā)企業(yè)股票價(jià)格及新股發(fā)行價(jià)格；用符號(hào)ε表示發(fā)行價(jià)格折扣；用符號(hào)C表示大股東獲取新股成本；用符號(hào)Δw和ΔW 分別表示發(fā)行前后大股東持股比例和財(cái)富的變化額；用W1和W2分別表示發(fā)行前后大股東財(cái)富數(shù)量，相應(yīng)的增發(fā)企業(yè)發(fā)行前后總財(cái)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(rèn)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(dá)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(jiǎn)單替換后有：

于是，大股東控股數(shù)的變化：

于是，當(dāng)α=γ時(shí)大股東持股數(shù)沒有變化，當(dāng)α＜γ時(shí)大股東持股數(shù)增加，當(dāng)α＞γ時(shí)大股東持股數(shù)減少。顯然，從某種意義上可以認(rèn)為公司股票是公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)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(yíng)出現(xiàn)問題前景不妙。大股東固有的信息優(yōu)勢(shì)勢(shì)必對(duì)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(shí)公司經(jīng)營(yíng)效益比其在減少控股比例時(shí)經(jīng)營(yíng)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(chǎng)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(cái)富變化以及財(cái)富變化來源問題。顯然，發(fā)行前總財(cái)富TW1=N1P1，發(fā)行前大股東財(cái)富W1=αTW1=αN1P1；發(fā)行后總財(cái)富TW2=N2P2=（N1+N3）P2=N1P2／（1-β）；發(fā)行后大股東財(cái)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(cái)富W2=（α-αβ+γβ）N1P2／（1-β）-γβN1P3／（1-β）。于是，大股東財(cái)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(jià)發(fā)行。當(dāng)ε≤0時(shí)則意味著等價(jià)或者溢價(jià)發(fā)行。由于發(fā)行之后價(jià)格P2是在發(fā)行之前價(jià)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(chǎng)反應(yīng)，當(dāng)然也有可能存在ω≤0的情況，即市場(chǎng)對(duì)定向增發(fā)沒有產(chǎn)生影響或者產(chǎn)生負(fù)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(cái)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(cái)富變化取決于發(fā)行后價(jià)格上漲幅度、新股上漲幅度和發(fā)行價(jià)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(jià)格上漲導(dǎo)致的利益輸送ΔW1和價(jià)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(jià)格上漲程度ω超過價(jià)格折扣率ε時(shí)，可以判定價(jià)格上漲造成的利益輸送超過價(jià)格折扣所帶來的利益輸送。當(dāng)價(jià)格上漲程度ω 沒有超過增發(fā)價(jià)格折扣率ε時(shí)，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(gè)部分，即大股東原有持股價(jià)格上漲ω 所帶來的財(cái)富增加和新股發(fā)行價(jià)格折扣ε和價(jià)格上漲ω共同作用所帶來的財(cái)富增加。

大股東本身的自利動(dòng)機(jī)決定了定向增發(fā)市場(chǎng)時(shí)機(jī)選擇的必然性，因此最佳時(shí)機(jī)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(yíng)效益普遍沒有熊市環(huán)境下定向增發(fā)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)效益好；

H2b：牛市環(huán)境下大股東利益輸送程度遠(yuǎn)比熊市環(huán)境下大股東利益輸送程度嚴(yán)重，經(jīng)營(yíng)效益差的定向增發(fā)企業(yè)比經(jīng)營(yíng)效益好的定向增發(fā)企業(yè)大股東利益輸送程度更嚴(yán)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(dòng)的價(jià)格上漲差價(jià)而非發(fā)行價(jià)格折扣。

三、實(shí)證檢驗(yàn)與分析

（一）研究設(shè)計(jì)

1.樣本選擇和數(shù)據(jù)來源。由于中國(guó)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(chǎng)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(xiàn)樣本篩選標(biāo)準(zhǔn)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(cái)務(wù)數(shù)據(jù)的定向增發(fā)樣本共390個(gè)，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(zèng)）及對(duì)公司經(jīng)營(yíng)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(zhǎng)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(duì)大股東和機(jī)構(gòu)投資者采用了不同定價(jià)原則的定向增發(fā)樣本；剔除在1個(gè)完整年度內(nèi)實(shí)施定向增發(fā)超過一次的樣本。

2.研究方法設(shè)計(jì)。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(gè)交易日和之后20個(gè)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(jiǎn)便的市場(chǎng)收益率調(diào)整法進(jìn)行計(jì)算。此外，市場(chǎng)態(tài)勢(shì)運(yùn)用“牛市”和“熊市”兩種行情進(jìn)行度量，從2006年1月到2007年10月滬深300指數(shù)由1000點(diǎn)左右一路上行到6000點(diǎn)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(diǎn)左右一路下跌到1800點(diǎn)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(jì)。本文研究所涉及的變量、符號(hào)和定義如表1所示。

表1 變量定義表

（二）假說H1a和H1b的實(shí)證檢驗(yàn)

著名的沃爾評(píng)分理論認(rèn)為，企業(yè)經(jīng)營(yíng)效益從企業(yè)盈利能力、償債能力、發(fā)展能力、風(fēng)險(xiǎn)能力和營(yíng)運(yùn)能力等方面進(jìn)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(gè)樣本分為203個(gè)α＞γ樣本和187個(gè)α≤γ樣本），具體描述性統(tǒng)計(jì)及相應(yīng)的T 檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2中每個(gè)指標(biāo)均對(duì)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(biāo)統(tǒng)計(jì)值。統(tǒng)計(jì)顯示α≤γ組樣本指標(biāo)值均好于α＞γ組樣本指標(biāo)值，并且指標(biāo)CashCapacity通過了T 顯著性檢驗(yàn)，初步可以驗(yàn)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(shí)公司經(jīng)營(yíng)效益比其在減少控股比例時(shí)經(jīng)營(yíng)效益好。為了討論大股東持股數(shù)量增減的市場(chǎng)反應(yīng)，首先對(duì)上述兩組子樣本的公告效應(yīng)進(jìn)行T 檢驗(yàn)，時(shí)間窗口期（-10，20）內(nèi)市場(chǎng)反應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見表3所示。

表2 兩組樣本經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)變量描述性統(tǒng)計(jì)以及相應(yīng)的T 檢驗(yàn)

表3 兩組樣本市場(chǎng)反應(yīng)差異T 檢驗(yàn)

表3顯示α＞γ樣本組的市場(chǎng)反應(yīng)基本上比α≤γ樣本組的市場(chǎng)反應(yīng)正面，并且AR（-4）、AR（-1）、AR（14）和AR（19）通過了顯著性檢驗(yàn)。雖然也存在少許α＞γ樣本組的市場(chǎng)反應(yīng)比α≤γ樣本組的市場(chǎng)反應(yīng)負(fù)面的情況，但這些市場(chǎng)反應(yīng)都沒有通過顯著性檢驗(yàn)。于是，可以推測(cè)市場(chǎng)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(duì)此問題進(jìn)一步地驗(yàn)證，以企業(yè)業(yè)績(jī)、大股東投機(jī)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(duì)全樣本回歸檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

經(jīng)檢驗(yàn)，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(yán)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(yán)重，例如債務(wù)度量與業(yè)績(jī)?cè)u(píng)價(jià)指標(biāo)等等。表4顯示，變量Dummy在AR（-10）、AR（-4）和AR（14）等回歸檢驗(yàn)中均通過了顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)均為正，說明市場(chǎng)對(duì)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(yàn)的AR（0）和AR（19）中的系數(shù)都很小。上述檢驗(yàn)事實(shí)充分說明假說H1b成立，即市場(chǎng)對(duì)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(chǎng)反應(yīng)回歸分析

（三）假說H2a、H2b和H2c的實(shí)證檢驗(yàn)研究

首先，本文對(duì)牛熊市場(chǎng)環(huán)境下定向增發(fā)樣本的相關(guān)度量指標(biāo)進(jìn)行描述性檢驗(yàn)和T 檢驗(yàn)，具體檢驗(yàn)結(jié)果見表5。

表5 牛熊樣本市場(chǎng)反應(yīng)差異T 檢驗(yàn)

表5 中每個(gè)指標(biāo)都對(duì)應(yīng)上下兩組檢驗(yàn)值，它們分別表示牛市和熊市樣本指標(biāo)統(tǒng)計(jì)值。指標(biāo)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(biāo)Operation和LongDebt都通過了顯著性檢驗(yàn)。雖然指標(biāo)ROA 和Development表現(xiàn)不如上述指標(biāo)，但是相應(yīng)的均值差并沒有通過顯著性檢驗(yàn)，由此驗(yàn)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(yíng)效益普遍沒有熊市環(huán)境下定向增發(fā)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)效益好。

現(xiàn)對(duì)牛熊市場(chǎng)環(huán)境下兩組樣本大股東利益輸送程度進(jìn)行比較，公式（3）顯示ΔW 主要取決于（ωα+βγω+βγε-ωαβ）的符號(hào)，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(jì)與T 檢驗(yàn)結(jié)果見表6所示。

表6 牛熊市場(chǎng)環(huán)境下利益輸送T 檢驗(yàn)

表6中Sig=0說明牛熊市場(chǎng)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(yuǎn)比熊市環(huán)境下大股東利益輸送程度嚴(yán)重。表5檢驗(yàn)結(jié)果說明牛市定向增發(fā)樣本經(jīng)營(yíng)效益沒有熊市樣本經(jīng)營(yíng)效益好。綜合上述分析，可以推斷經(jīng)營(yíng)效益差的定向增發(fā)企業(yè)比經(jīng)營(yíng)效益好的定向增發(fā)企業(yè)大股東利益輸送程度更嚴(yán)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(jià)格上漲幅度ω和增發(fā)價(jià)格折扣率ε兩部分，現(xiàn)對(duì)此進(jìn)行回歸分析以確定利益輸送的主要來源，具體檢驗(yàn)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(jià)格上漲幅度變量ω存在嚴(yán)重的相關(guān)性，究其原因在于價(jià)格上漲幅度與牛熊市場(chǎng)環(huán)境同步，即市場(chǎng)充斥著投機(jī)心理。這里符號(hào)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(jià)格上漲幅度。

表7 全樣本利益輸送回歸分析T 檢驗(yàn)結(jié)果

經(jīng)檢驗(yàn)，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(yán)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(yán)重的相關(guān)性，而R 值達(dá)到0.8的事實(shí)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(yàn)以及系數(shù)達(dá)到20以上的事實(shí)足以說明利益輸送程度主要來自于發(fā)行后股票價(jià)格上漲。雖然解釋變量ε也通過了顯著性檢驗(yàn)（△W（0）除外），但是其回歸系數(shù)卻僅在11左右的事實(shí)暗示了發(fā)行價(jià)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(dòng)的價(jià)格上漲差價(jià)而非價(jià)格折扣。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

H1系列假說和H2系列假說的穩(wěn)健性檢驗(yàn)在上述實(shí)證分析中已經(jīng)得到了充分的關(guān)注。例如在對(duì)H1系列假說進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，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(duì)H2系列假說進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)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(yàn)結(jié)果卻都沒有出現(xiàn)實(shí)質(zhì)性變化，這一事實(shí)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(jìn)行檢驗(yàn)，限于篇幅不再列出檢驗(yàn)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(jī)行為、發(fā)行時(shí)機(jī)選擇以及相應(yīng)的市場(chǎng)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(duì)市場(chǎng)產(chǎn)生導(dǎo)向性作用，中小股東對(duì)大股東存在嚴(yán)重的倚賴心理；第二，定向增發(fā)中大股東存在嚴(yán)重的機(jī)會(huì)主義行為，大股東通過對(duì)中小股東投資心理的操控，運(yùn)用發(fā)行時(shí)機(jī)選擇來操控股票價(jià)格波動(dòng)，以達(dá)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(cái)富雖然也來源于增發(fā)股票價(jià)格折扣，但是主要來源于操控中小股東所帶來的股票價(jià)格波動(dòng)。

以上事實(shí)說明我國(guó)定向增發(fā)市場(chǎng)充斥著投機(jī)行為，大股東憑借控制權(quán)優(yōu)勢(shì)地位通過對(duì)中小股東的操控達(dá)到利益輸送的目的。這一事實(shí)說明我國(guó)公司治理機(jī)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(hù)，如何構(gòu)建有效的公司治理機(jī)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(jià)格波動(dòng)而不是增發(fā)股票的價(jià)格折扣，這一結(jié)論揭示了我國(guó)證券市場(chǎng)中投資者情緒已經(jīng)達(dá)到可以足夠左右整個(gè)市場(chǎng)價(jià)格走勢(shì)的程度，而企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)這一本該關(guān)注的因素卻沒有得到應(yīng)有的關(guān)注，我國(guó)股票市場(chǎng)中投資成分不足而投機(jī)成分充斥的事實(shí)說明市場(chǎng)運(yùn)行機(jī)制嚴(yán)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(jī)行為的犧牲品，中小股東本身的投機(jī)行為則加劇了整個(gè)市場(chǎng)的投機(jī)行為。綜上所述，構(gòu)建有效的證券市場(chǎng)機(jī)制需要從多方面入手，包括宏觀市場(chǎng)機(jī)制、微觀企業(yè)治理機(jī)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(chǎng)的建立是一個(gè)涉及多方面的系統(tǒng)工程。

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