黃孝武，吳林秀

(中南財經政法大學金融學院，湖北武漢430073)

一、問題的提出

2012年11月，黨的十八大報告就深化國有企業(yè)改革、引導非公有制經濟發(fā)展等重大主題作了深入闡述，因此，國有企業(yè)改革也隨之引起了社會各界的廣泛關注。2013年以來，在定向增發(fā)方案中，公司員工持股或高管直接參與認購這一另類的股權激勵模式在A股市場悄然上演。許多上市公司通過定向增發(fā)擴張企業(yè)產能，緩解企業(yè)資金緊張局面。2014年，這種操作模式也開始在國有企業(yè)中蔓延。許多專家學者預計國有企業(yè)改革頂層設計方案將于2015年落地，這令國有企業(yè)改革繼續(xù)成為2015年的重要投資主題。2015年1月，中遠航運發(fā)布公告以5.5元的價格向大股東中遠集團及前海開源基金各發(fā)行2.27億股，募集資金約25億元。專家學者們認為此次定向增發(fā)引入了戰(zhàn)略投資者，前海開源定向增發(fā)后將持有上市公司10.6%的股權。這標志著上市國有企業(yè)改革正式拉開了序幕。正是在這一系列背景之下，本文擬對國有企業(yè)定向增發(fā)效應與民營企業(yè)進行對比，分析二者短期公告效應和長期財富效應的差異。

一般地，上市公司再融資的主要方式有:公開增發(fā)、配股、定向增發(fā)、發(fā)行債券等。其中，定向增發(fā)也叫非公開增發(fā)，指上市公司向原股東或特定的境內外機構投資者發(fā)行新股票進行融資的一種行為。根據(jù)我國相關規(guī)定，定向增發(fā)發(fā)行對象一般不得超過10個，鎖定期一般為12個月或36個月，發(fā)行價格不得低于定價基準日前20個交易日股票均價的90%。定向增發(fā)早在20世紀90年代便成為了英美等發(fā)達國家資本市場盛行的一種資金募集方式，與此同時國外對定向增發(fā)的研究成果也不斷成熟。國外定向增發(fā)市場效應研究主要有:定向增發(fā)折價及其影響因素、定向增發(fā)公告效應、定向增發(fā)財富效應、定向增發(fā)時機選擇及其定價、定向增發(fā)市場反應等。定向增發(fā)與其他融資方式相比較，優(yōu)勢主要體現(xiàn)在:(1)定向增發(fā)有利于改善公司治理結構(如Wruck)［1］;(2)定向增發(fā)可以解決股票發(fā)行中信息不對稱的問題(如Hertzel)［2］;(3)定向增發(fā)可以防止股權稀釋，增強控股股東對公司的控制權(如Cronqvist)［3］。

而在我國，定向增發(fā)股票發(fā)行上市最早始于華新B股(900933)、東軟集團(600718)和大眾交通(600611)，他們定向增發(fā)的新股分別在1999年3月12日、1999年12月24日、1999年12月29日上市。但此后，直至股權分置改革完成，我國定向增發(fā)案例并不多。股權分置改革之后，特別是2006年5月7日中國證監(jiān)會發(fā)布《上市公司證券發(fā)行管理辦法》，規(guī)定了若上市公司符合一定條件，可以采用定向增發(fā)的方式進行股權再融資。自此，定向增發(fā)便在中國上市公司中蓬勃發(fā)展，正式成為上市公司股權再融資的一種重要方式。

表1 滬深A股定向增發(fā)新股上市情況一覽表

我國國內學者也對定向增發(fā)展開了廣泛的研究，主要包括定向增發(fā)行為及績效的研究(如章衛(wèi)東［4］、陳一曉［5］等)、定向增發(fā)再融資公告效應(如曹洪香［6］)、定向增發(fā)新股發(fā)行中的盈余管理(如胡光懌［7］)、定向增發(fā)動因分析(如許興云［8］)、定向增發(fā)折價影響因素(如孫賀捷［9］)、定向增發(fā)中大股東操縱行為研究(如宋力等［10］)等。

但是，由于中國上市公司定向增發(fā)時間還不長，國內學者研究主要集中在定向增發(fā)新股公告效應及長期財富效應上，從中國實際出發(fā)分別討論國有企業(yè)和民營企業(yè)兩類不同所有權性質上市公司定向增發(fā)的市場效應還可進一步研究。從表1可以看出，國有企業(yè)在定向增發(fā)企業(yè)數(shù)量、發(fā)行股票數(shù)額、實際募集資金額度等方面，都比民營企業(yè)要多得多。本文通過對上證A股市場2006—2014年178家國有企業(yè)和民營企業(yè)定向增發(fā)短期公告效應和長期財富效應從理論上和實證上進行討論與研究，分析兩種不同所有權性質公司在定向增發(fā)前后的短期公告效應和長期財富效應，以期為管理者進行市場規(guī)范監(jiān)督、公司管理層進行融資策略、投資者進行科學投資決策提供一些支持和依據(jù)。

二、文獻綜述及研究假設

關于定向增發(fā)短期公告效應和長期財富效應，國外研究往往傾向于認為定向增發(fā)有正的短期公告效應。如，Wruck1989年通過對美國資本市場1980—1988年9年間實施的99次定向增發(fā)事件進行研究發(fā)現(xiàn):預案公告日前15日內，實施定向增發(fā)的股票其累計平均超額收益率開始顯著上升;在公告日當天，有1.88%的正向超額收益，總的來說定向增發(fā)會獲得4.5%左右的超額收益;并且Wruck還指出，定向增發(fā)宣告效應和增發(fā)之后的股權集中程度有著密切聯(lián)系，上市公司通過定向增發(fā)這一舉措，引入了一個有動機和監(jiān)管能力的積極投資者，以利于監(jiān)督發(fā)行公司管理層，從而降低了公司的代理成本。這向市場釋放了一個積極的信號［1］。Hertzel和Smith則認為，通常來說，定向增發(fā)雖然存在很大幅度的折價，但是在短期內該定向增發(fā)的公司還是會有一個正的超額收益率。研究還顯示定向增發(fā)的折價率與投資者獲得公司相關信息的成本有關聯(lián)，而正的超額收益率恰恰是公司有利信息的反饋。這也就說明，定向增發(fā)這一舉措向市場投資者傳遞出了公司股價被低估的信息;而與之相比，小公司由于信息不對稱程度相對更高，這一效應也更加顯著［2］。這與Wruck的研究結論［1］是一致的。而從長期來看，Baek等應用市場模型對韓國資本市場定向增發(fā)后的長期累積超額收益率進行研究發(fā)現(xiàn)，CAR(－10，480)為－42.3%，也就是說，企業(yè)在定向增發(fā)前10天到定向增發(fā)后480天這段期間內累積平均超額收益率為－42.3%;超額累計收益率下降說明上市公司業(yè)績降低，大股東可能利用其在公司控股地位，從而在定向增發(fā)過程中進行了利益輸送，使得中小投資者利益受損。這與股東控制權理論是一致的［11］。Krishnamurthy2005年分析了參加定向增發(fā)的投資者身份與定向增發(fā)后股票收益率的相關關系。結論指出未參加定向增發(fā)的股東其長期超額收益率為負，而參加定向增發(fā)的股東則由于購買定向增發(fā)的股票時享有一定的折扣率，長期超額回報率并非顯著為負;且當參與定向增發(fā)的投資者是公司大股東或者關聯(lián)股東時，股票的短期公告效應和長期超額收益率都要顯著高于向非關聯(lián)的投資者定向增發(fā)股票。這也就是說，定向增發(fā)的短期公告效應及長期效應同參與定向增發(fā)的投資者身份是有關聯(lián)關系的［12］。

而國內文獻中關于定向增發(fā)短期公告效應和長期財富效應則沒有特定的結論。章衛(wèi)東2007年研究表明，我國資本市場定向增發(fā)有正的短期宣告效應，并且上市公司向控股股東或其關聯(lián)股東定向增發(fā)從而實現(xiàn)集團整體上市的宣告效應要比其他類型定向增發(fā)的宣告效應好。因此他認為，只有當投資者看好公司的項目時才會參與定向增發(fā)。如果大股東愿意參與定向增發(fā)，那么說明公司確實有比較好的項目，大股東看好公司的前景。與此同時，上市公司通過定向增發(fā)引入了一個有動機和監(jiān)管能力的大股東去監(jiān)管發(fā)行公司的管理層，從而降低了公司的代理成本。從總體上看，當定向增發(fā)的消息公布時，投資者認為這是一個積極的信號［4］。何麗梅和蔡寧通過對2005—2006年41家上市公司定向增發(fā)后24個月的長期股價表現(xiàn)進行研究表明，由于融資不完全理性和股權融資偏好不同，使得定向增發(fā)長期回報率趨于下降;控股股東和關聯(lián)方參與定向增發(fā)的企業(yè)，其長期持有回報率比較低，但這并不顯著［13］。黃建中則專門研究了定向增發(fā)定價的問題。根據(jù)規(guī)定，定向增發(fā)發(fā)行價不得低于公告前20個交易市價的90%，而定價基準日并不確定，這就導致上市公司定向增發(fā)定價基準日缺少規(guī)范。他認為，大股東可能會有惡意壓低股價的動機，這會對股價造成不利影響，并且損害中小投資者的利益。他認為定價基準日應該為發(fā)行前董事會召開日［14］。彭中仁認為，定向增發(fā)資產注入事件發(fā)生后，無論是國有控股還是民營控股，CAAR都顯著大于0。這說明上市公司定向增發(fā)超額收益率都會有正的效應，但是由于不同所有權性質的存在，國有控股定向增發(fā)績效要比民營控股差［15］。但他并沒有進行進一步的實證研究分析。

基于以上學者分析結論，本文做出如下假設:

假設H0:無論是在長期還是短期，不同所有權性質公司定向增發(fā)短期公告效應CAAR(累計平均超收益率)均為正，并且國有企業(yè)的短期公告效應和長期財富效應均低于民營企業(yè)。

三、數(shù)據(jù)來源和研究設計

(一)樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文選取2006年1月1日—2014年12月30日期間上證A股公布定向增發(fā)預案并實施上市的公司為樣本，剔除*ST股、同時有A股和B股上市公司增發(fā)A股、首次定向增發(fā)后在此期間又進行定向增發(fā)，以及因停牌等原因導致預案公告日前后長期無交易數(shù)據(jù)的樣本，最終得到了178家上證A股定向增發(fā)樣本數(shù)據(jù)，公司樣本及其相關數(shù)據(jù)來自Wind資訊金融終端和RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫，并借助Eviews6.0和Stata/SE12.0軟件進行分析。

(二)模型和變量設計

借鑒事件研究法以及章衛(wèi)東［4］進行定向增發(fā)研究時使用的相關模型，本文構建下列模型來研究上證A股不同所有權性質公司定向增發(fā)短期和長期市場業(yè)績表現(xiàn)的影響因素:

模型相關變量定義如表2所示。

表2 變量的定義和描述

其中，實施定向增發(fā)的公司股票第t日超額收益率為第t日收益率與市場第t日收益率之差，即:

式中，Rit為股票i在t日的收益率，Rmt為t日的市場指數(shù)收益率;Pit為股票i在t日的價格，Pmt為t日的市場收盤指數(shù);Pit－1為股票 i在 t－1日的價格，Pmt－1為 t－1日的市場收盤指數(shù)。

對于計算期(1，t)內，第i只股票樣本相對市場的累計超額收益率為:

對每個公司而言，平均超額累計收益率計算公式為:

出于本文的研究目的，對國有企業(yè)和民營企業(yè)則分別計算超額收益率:

四、實證研究結果與分析

(一)不同所有權性質公司定向增發(fā)的短期效應對比

通過計算定向增發(fā)預案公告日前后10天、30天，即時間窗口(－10，10)、(－30，30)國有企業(yè)和民營企業(yè)平均超額收益率(AAR)、累計平均超額收益率(CAAR)，來比較不同所有權性質公司定向增發(fā)短期公告效應。其描述性統(tǒng)計見表3和圖1所示。

表3 不同所有權性質公司定向增發(fā)時間窗口(-10，10)內的AAR和CAAR

圖1 窗口期（-30,30）內不同所有權性質公司定向增發(fā)的CAAR比較

在表3中，以定向增發(fā)預案公告日為界，由窗口期(－10，10)的AAR和CAAR可以得知，不管是國有企業(yè)還是民營企業(yè)，樣本的平均超額收益率AAR大多數(shù)均為正，且大多都通過了顯著性檢驗;由此導致圖1的累計平均超額收益率也多為正值并且不斷地上漲。這正是證實了定向增發(fā)對市場釋放出良好的信號，說明定向增發(fā)在短期內對股東財富影響是正的。并且從圖1還可以看出，國有企業(yè)在定向增發(fā)后市場表現(xiàn)要比民營企業(yè)差，二者差異非常明顯。并且隨著時間的推移，這種差異有逐漸增大的趨勢。

國有企業(yè)和民營企業(yè)兩組樣本數(shù)據(jù)在定向增發(fā)前后(－10，10)和(－30，30)期間累計平均超額收益率的描述性統(tǒng)計如表4所示。

表4 不同所有權性質定向增發(fā)主體CAAR描述性統(tǒng)計

從表4也可以看出，不管是定向增發(fā)前后(－10，10)還是(－30，30)，國有企業(yè)和民營企業(yè)累計平均超額收益率都為正，并且各自都很顯著，并且民營企業(yè)在(－10，10)和(－30，30)期間累計平均超額收益率也都要比國企更高。下面用公式(1)檢驗影響短期累計平均超額收益率的因素。結果如表5所示。

表5 不同性質定向增發(fā)主體短期CAAR回歸結果

從表5可以看出，不同所有權性質變量D1的t值為－1.99，在5%的顯著性水平下是顯著的，而且考慮到D1系數(shù)的絕對值比較大，為|－0.050 309|，而表4顯示民營企業(yè)(－10，10)的CAAR為0.040 9，國有企業(yè)(－10，10)的CAAR僅為0.036，D1作為所有權性質的度量，其系數(shù)對定向增發(fā)超額收益率還是存在一定影響，所以我們認為公司所有權性質對定向增發(fā)短期累計平均超額收益率是有影響的。另外也可以看到，大股東參與定向增發(fā)對短期累計平均超額收益率也會產生負面影響，D2系數(shù)值為－0.022 552，即大股東參與會使短期累計平均超額收益率減少0.022 552。許多學者認為可能由于市場認為在定向增發(fā)中，大股東存在操縱股價行為，把大股東參與定向增發(fā)當成是一種負面信號，但這一結論在本文并不顯著。

上面分析表明，在短期內可以接受假設H0，即不同所有權性質公司定向增發(fā)短期公告效應CAAR均為正，并且國有企業(yè)短期公告效應低于民營企業(yè)。

(二)不同所有權性質公司定向增發(fā)的長期財富效應對比

由于定向增發(fā)所發(fā)行的股份12個月內(認購后變成控股股東或擁有實際控制權的36個月內)不得轉讓。對于長期財富效應，本文通過分別計算不同所有權性質公司定向增發(fā)新股上市后12個月、36個月的持有超額收益率來分析。二者描述性統(tǒng)計結果如表6和圖2所示。

表6 不同所有權性質公司定向增發(fā)后12個月內的持有AAR和CAAR

從表6可以看出，國有企業(yè)和民營企業(yè)在定向增發(fā)后12個月內的平均超額收益率均在0附近波動，大多數(shù)能獲得正的超額收益率但并不十分明顯。這說明定向增發(fā)在1年內還是有正的財富效應，不過并不十分顯著;而針對累計平均超額收益率來說，國有企業(yè)和民營企業(yè)相差很小。進一步，定向增發(fā)后第3、4、6個月民營企業(yè)累計平均超額收益率比國有企業(yè)高，其他月份均比國有企業(yè)要低，所以國有企業(yè)和民營企業(yè)定向增發(fā)后12個月內的累計平均超額收益率總體表現(xiàn)為上下交替波動。

圖2 定向增發(fā)后36個月內不同所有權性質公司累計平均超額收益率

從圖2可以看出，雖然國有企業(yè)和民營企業(yè)在定向增發(fā)后12個月內累計平均超額收益率并沒有出現(xiàn)顯著增長，一直處在窄幅波動狀態(tài);但是第13個月后，國有企業(yè)和民營企業(yè)的累計平均超額收益率都開始出現(xiàn)了大幅上升，并且民營企業(yè)累計平均超額收益率上升明顯要比國有企業(yè)快。這說明在第12個月之前，定向增發(fā)效應在不同所有權性質公司之間并無明顯差別，無論是國有企業(yè)還是民營企業(yè)，定向增發(fā)后12個月內，都能獲得較小的正的財富效應。然而，自第13個月開始，定向增發(fā)在獲得更多正的財富效應的同時，在不同所有權性質公司之間的差別也開始顯現(xiàn)。主要表現(xiàn)為正的財富效應不斷上升，而且民營企業(yè)累計平均超額收益率要明顯高于國有企業(yè)。

和短期公告效應分析思路一樣，下面分別以國有企業(yè)和民營企業(yè)兩組樣本數(shù)據(jù)在定向增發(fā)前后12個月和36個月期間累計平均超額收益率進行檢驗，并對定向增發(fā)后36個月內影響超額收益率的一系列重要因素進行簡單普通最小二乘回歸(OLS)。

表7 國有企業(yè)與民營企業(yè)定向增發(fā)后長期CAAR描述性統(tǒng)計

從表7可以看出，不管是定向增發(fā)后12個月還是36個月，國有企業(yè)和民營企業(yè)累計平均超額收益率都顯著為正;同前面所分析的結論一樣，民營企業(yè)在定向增發(fā)后12個月內累計平均超額收益率不如國企，但是，這種二者之間相差并不是很大，僅為0.005 4;而在36個月時，民營企業(yè)累計平均超額收益率卻又要高于國企，二者之間差距很明顯，民營企業(yè)累計平均超額收益率約為國有企業(yè)的2倍。

接下來繼續(xù)用模型(1)對影響累計平均持有超額收益率的因素進行回歸檢驗。其結果如表8。

表8 兩類不同性質定向增發(fā)主體長期CAAR回歸結果

從表8的實證結果可以看出，不同所有權性質變量D1系數(shù)為－0.233 459，t值為－2.762 403，在5%的顯著性水平下顯著。這說明了在定向增發(fā)后36個月內，企業(yè)所有權性質對定向增發(fā)長期財富效應有顯著的影響。當企業(yè)所有權性質為國有企業(yè)，即D1取值為1時，定向增發(fā)長期財富效應要比民營企業(yè)(D1取值為0)低0.233 459。這一實證分析結果和圖2數(shù)據(jù)所顯示的結論一致。

綜合上面的研究，在長期內也可以接受假設H0，即不同所有權性質公司定向增發(fā)長期財富效應CAAR亦均為正，并且國有企業(yè)長期財富效應低于民營企業(yè)，二者相差比較明顯。

五、結論與政策研究

本文通過選取2006年1月1日—2014年12月30日上證A股市場不同所有權性質的178個公司定向增發(fā)樣本，分別對其短期公告效應和長期財富效應進行研究，并得到以下結論。

1.不論企業(yè)處于哪種所有權性質，不管是在長期還是短期，定向增發(fā)都有正的超額收益率 在短期內(－30，30)，國有企業(yè)和民營企業(yè)累計平均超額收益率中位數(shù)分別為0.057 6和0.072 7，均值分別為0.055 715和0.055 723;并且經過檢驗，在1%的顯著性水平上，不管是國有企業(yè)還是民營企業(yè)，累計超額收益率(CAAR)都顯著為正。長期來看，定向增發(fā)后36個月內，國有企業(yè)和民營企業(yè)累計平均超額收益率(CAAR)雖有波動，但其均值(中位數(shù))分別為0.076 6和0.153 6(0.066 1和0.124 5)，并且也是通過檢驗顯著為正的。形成這一現(xiàn)象的原因可能是定向增發(fā)向市場傳遞了公司價值被低估的信息，市場投資者觀測到這個信息后會改善對公司的評價(Hertzel and Smith)［2］;也可能因為投資者看好公司發(fā)展前景，同時定向增發(fā)也降低公司代理成本，因此，短期存在正的超額收益率(章衛(wèi)東)［4］。

2.不同所有權性質的上市公司定向增發(fā)效應無論長短期都存在著較大的差異 在短期內，所有權性質對定向增發(fā)效應有影響，國有企業(yè)定向增發(fā)短期宣告效應要低于民營企業(yè)。本文在短期內通過窗口(－10，10)和(－30，30)分別對兩種不同所有權性質的公司定向增發(fā)超額收益率進行檢驗，民營企業(yè)累計平均超額收益率分別高出國有企業(yè)2.67和3.34個百分點，并且在5%的顯著性水平上是顯著的;同時通過普通最小二乘回歸，均說明在短期內民營企業(yè)定向增發(fā)效應比國有企業(yè)更好。在長期內，本文同樣通過對兩種不同所有權性質公司定向增發(fā)后12個月、36個月累計平均超額收益率(CAAR)進行對比和檢驗，發(fā)現(xiàn)二者也是相差很大并且十分顯著，這說明在長期內，所有權性質對定向增發(fā)財富效應也有顯著影響?？傊瑹o論是從長期還是短期來看，定向增發(fā)對民營企業(yè)的效應要比國有企業(yè)更大?？赡艿慕忉尨嬖谟谌齻€方面:一是公司治理層面的差異，強調國有企業(yè)經營者并沒有積極性主動改善企業(yè)經營管理(如吳敬璉［16］、巴曙松［17］等)。二是不同所有制企業(yè)經營目標上存在差異。國有企業(yè)在某種程度上承載著更多的社會責任，無法充分地體現(xiàn)它作為一個企業(yè)所具有的經營能力與盈利能力(厲以寧)［18］。三是不同所有制企業(yè)風險應對機制的差異。國有企業(yè)在面臨風險的時候，往往會消極地坐等國家采取應對政策，風險控制措施相對滯后(巴曙松)［19］。

3.觀察時間越長，不同所有權性質的上市公司定向增發(fā)長期財富效應差異越明顯 自定向增發(fā)后第13個月開始，不同所有權性質公司之間的財富效應差別開始突顯，民營企業(yè)累計平均超額收益率要明顯高于國有企業(yè)。形成這一現(xiàn)象的一個原因可能直接與定向增發(fā)所獲得的股份流通轉讓的鎖定時間有關。按照有關規(guī)定，定向增發(fā)得到的股份從發(fā)行至上市時間至少為12個月(大股東認購或認購之后變成控股股東則為36個月)。這也正好印證了在定向增發(fā)后12個月之后，不同所有權性質公司之間超額收益開始變大。另一個原因則可能是民營企業(yè)定向增發(fā)新股的股東在解禁期后推高股價而獲得高位套現(xiàn)所致;因為民營企業(yè)股東在解禁期后存在大股東套現(xiàn)的動機(楊志海［20］、陳維［21］)。國有企業(yè)在國民經濟中具有戰(zhàn)略性重要地位，而國家作為國有企業(yè)的股東，進行高位套現(xiàn)的動機并不足。

基于以上分析，筆者認為在政策層面可進行以下調整。

(1)證券監(jiān)管部門應該繼續(xù)積極支持和倡導上市公司通過定向增發(fā)進行股權融資。本文的分析表明，不論是何種所有權性質，上市公司定向增發(fā)新股都會帶來一定的短期和長期財富效應。這既有利于上市公司拓展外部融資的渠道與來源，也有利于投資者獲得更高的超額收益率。

(2)大力推動國有企業(yè)混合所有制改革進程。在短期和長期內，國有企業(yè)定向增發(fā)效應都要遜于民營企業(yè)，這可能與公司治理層面、經營目標、風險應對機制等方面有關。這就需要政府繼續(xù)加大國有企業(yè)混合所有制改革，提高國有企業(yè)的經營效率，拓寬企業(yè)的發(fā)展空間，從而提升企業(yè)的整體社會效應;而對于民營企業(yè)，則應通過市場進行充分競爭，追求經濟效益的同時兼顧社會效益，在科學管理的基礎上，通過企業(yè)綜合實力的提高，進而提升企業(yè)的經營績效。

(3)對民營企業(yè)高管惡意套現(xiàn)進行有力約束。隨著時間的推移，國有企業(yè)定向增發(fā)長期財富效應與民營企業(yè)的差距越來越明顯。因此，一方面要積極推動國有企業(yè)改革;另一方面也要限制民營企業(yè)大股東惡意高位套現(xiàn)，維護金融市場的穩(wěn)定與發(fā)展。

［1］Wruck K H.Equity Ownership Concentration and Firm Value:Evidence From Private Equity Financings［J］.Journal of Financial Economics，1989，23(1):3 －28.

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