（中山大學(xué)管理學(xué)院，廣東 廣州 510275）

引言

自2006年起，我國A股市場的定增規(guī)模呈現(xiàn)逐年增長的趨勢，因其較低的發(fā)行門檻、較低的發(fā)行成本和較高的發(fā)行效率等優(yōu)點，在我國資本市場發(fā)展迅速并占據(jù)重要地位，目前已成為我國上市公司進行再融資的首選方式。根據(jù)Wind數(shù)據(jù)統(tǒng)計，2012年定向增發(fā)募資總額為3611億元，2016年這一數(shù)據(jù)達到18092億元，平均年增長率接近50%。

上市公司定增募集資金的用途通常包括補充流動資金、項目融資、引入戰(zhàn)略投資者、實際控制人資產(chǎn)注入、融資收購其他資產(chǎn)、配套融資、殼資源重組、集團整體上市、公司間資產(chǎn)置換重組等，可以大致分為兩類：一類是內(nèi)涵式增長，即資金用于生產(chǎn)經(jīng)營活動，如補充流動資金，項目融資等；另一類是外延式擴張，即資金用于并購、資產(chǎn)重組等資本運作活動，如殼資源重組、融資收購其他資產(chǎn)、實際控制人資產(chǎn)注入等。這兩類資金投向?qū)ι鲜泄镜囊饬x截然不同：以制造業(yè)企業(yè)為例，將資金用于內(nèi)涵式增長，企業(yè)需要從原材料購置、設(shè)備采購、生產(chǎn)線建設(shè)、人員招募等環(huán)節(jié)開始，投資回收期較長；而如果直接收購其他企業(yè)，可以直接注入獲利能力強的優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)，原材料、設(shè)備、生產(chǎn)線、人員等幾乎都是現(xiàn)成的，相當(dāng)于以金錢換時間，迅速實現(xiàn)橫向或縱向整合，加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級進程。此外，定向增發(fā)可以實現(xiàn)集團整體上市，將母公司一部分流動性差的資產(chǎn)實現(xiàn)證券化；可以引入戰(zhàn)略投資者，發(fā)揮其獨有的資源優(yōu)勢和管理經(jīng)驗，改善公司治理結(jié)構(gòu)，提高融資能力；還能注入大股東資產(chǎn)，提升其對管理層的監(jiān)督作用。顯然，這兩類不同的資金投向?qū)ι鲜泄镜挠绊懖豢赏斩Z。既然企業(yè)進行定向增發(fā)不僅僅為了內(nèi)涵式增長，還要尋求整體上市、資產(chǎn)置換、殼資源重組和兼并收購等外延式擴張，那么這兩類募集資金投向所帶來的經(jīng)濟后果是否存在差異？本文嘗試對這一問題進行深入探究。

相關(guān)研究評述

定增折價代表上市公司的融資成本，也意味著發(fā)行對象的投資成本，折扣率越高則投資者通過認購定增獲得股權(quán)的成本越低。關(guān)于定增折價的成因，國外學(xué)者主要從財富轉(zhuǎn)移(Baek et al., 2006)[3]以及對投資者某種成本的補償?shù)冉嵌冉忉?，這些成本包括投資者提供監(jiān)督服務(wù)和專業(yè)意見(Wruck, 1989)[15]、流動性限制(Silber, 1991)[14]、信息不對稱條件下為評估公司價值而發(fā)生的信息搜集成本(Hertzel and Smith, 1993)[8]、股價高估造成發(fā)行后股價下跌(Hertzel et al., 2002)[6]；(Krishnamurthy et al., 2005)[9]等。

從國內(nèi)研究來看，影響中國上市公司定向增發(fā)折價的因素與外國存在較大差異。國內(nèi)學(xué)者主要從利益輸送的角度研究定增折價，發(fā)現(xiàn)向大股東發(fā)行的折價率更高。大股東通過多種方式對上市公司進行了掏空，比如打壓基準(zhǔn)日股價提高折價幅度(王志強等，2010)[31]、在基準(zhǔn)價格確定后調(diào)整發(fā)行價與基準(zhǔn)價之比(徐壽福和徐龍炳，2011)[34]、對定向增發(fā)的時機進行選擇以及發(fā)行前停牌操縱(吳育輝等，2013)[33]。相反地，也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)向大股東發(fā)行的折價更低，這是由于信息不對稱使得擁有良好投資機會、股價被低估的公司不被外部投資者所識別，只有掌握更多內(nèi)部信息的大股東才愿意高價參與定增(章衛(wèi)東和李德忠，2008)[36]。王浩和劉碧波(2011)[27]也驗證了大股東高折價參與定向增發(fā)不是利益輸送而是支持效應(yīng)的表征。吳井峰(2015)[32]進一步發(fā)現(xiàn)，信息不對稱提高了價格折扣率，而機構(gòu)投資者和證券分析師則有助于緩解這一作用。

關(guān)于定向增發(fā)的績效問題，國外學(xué)者Wruck(1989)[15]發(fā)現(xiàn)定向增發(fā)比公開增發(fā)能帶來更高的超額收益率，認為這是由于定向增發(fā)能引入外部投資者加強監(jiān)督、降低代理成本，被市場理解為利好消息。此后，國外眾多學(xué)者從不同的角度對定增后公司績效進行研究，發(fā)現(xiàn)向關(guān)聯(lián)方增發(fā)(Krishnamurthy et al., 2005)[9]、向業(yè)主經(jīng)理和非執(zhí)行董事發(fā)行(Shiu and Wei, 2013)[13]、與定增對象建立更多的聯(lián)系(Wruck and Wu, 2009)[16]、以項目投資為目的進行融資(Autore et al., 2009)[2]的公司績效都更好。Brown and Floros(2012)[4]發(fā)現(xiàn)企業(yè)通過定向增發(fā)來維持高研發(fā)投入，說明定向增發(fā)對推動公司和整個經(jīng)濟領(lǐng)域創(chuàng)新的關(guān)鍵資本投入具有重要影響。從發(fā)行方自身來看，不僅優(yōu)質(zhì)公司定向增發(fā)的公告效應(yīng)為正(Liang and Jang, 2013)[10]，連處于財務(wù)困境中的公司宣告定向增發(fā)也會引起2～3%的超額收益率(Normazia et al., 2013)[12]。相反地，Hertzel et al.(2002)[7]發(fā)現(xiàn)定向增發(fā)后股價下滑，說明投資者對定向增發(fā)的公司前景過于樂觀，實際上公司通常選擇在經(jīng)營績效較差的時期進行定向增發(fā)。對于造成發(fā)行后績效下滑的原因，學(xué)者解釋為折價發(fā)行傳遞了公司質(zhì)量不佳的信號(Anderson et al., 2004)[1]、公司在發(fā)行前進行了激進的盈余管理(Chen et al., 2010)[5]以及分析師過度樂觀的預(yù)測誤導(dǎo)了投資者的判斷(Lin et al., 2013)[11]。

國內(nèi)學(xué)者也研究發(fā)現(xiàn)定向增發(fā)具有正的公告效應(yīng)(馬曉逵等，2012)[26]，對定向增發(fā)進一步細分后，發(fā)現(xiàn)整體上市型定向增發(fā)具有正的公告效應(yīng)(王志彬和周子劍，2008)[30]；資產(chǎn)注入型定向增發(fā)會帶來正向的市場反應(yīng)，且只有大股東注入資產(chǎn)類型與上市公司主業(yè)相關(guān)聯(lián)時，才會給投資者帶來更高的回報(杜勇和周小敬，2014)[20]。

盡管國內(nèi)學(xué)者關(guān)于定向增發(fā)短期績效的研究結(jié)論較為一致，卻未能就定向增發(fā)實施后的長期績效變化取得共識。鄒斌等(2011)[23]發(fā)現(xiàn)定向增發(fā)后兩年股東獲得的長期超額收益率為正。王莉婕和馬妍妍(2014)[28]發(fā)現(xiàn)大股東、機構(gòu)投資者的認購比例均與長期績效顯著正相關(guān)，說明兩者起到了較好的支持作用和監(jiān)督作用。也有研究得到了相反的結(jié)論，提出定向增發(fā)會導(dǎo)致長期績效下滑(黃曉薇等，2014)[22]。進一步的研究表明，定向增發(fā)后長期績效惡化的原因在于投資者對盈利能力不及預(yù)期的公司感到悲觀失望(耿建新等，2011)[21]、發(fā)行前的真實活動盈余管理(李增福等，2012)[24]、投資者異質(zhì)信念(鄧路和王化成，2014)[19]以及公司過度投資(章衛(wèi)東等，2017)[18]。王振山和王秉陽(2017)[29]指出，盡管擇時融資以及大股東參與使得定向增發(fā)實施后經(jīng)營業(yè)績下滑，但如果募集資金被用于并購，那么擇時融資不會對經(jīng)營業(yè)績產(chǎn)生顯著影響。

已有研究較為深入地探討了定向增發(fā)的成因和績效，但也存在一定不足。首先，對折價的衡量沒有考慮公告后的漲幅問題，以致計算所得的定增折價可能受到定增公告效應(yīng)的影響；其次，定增折價和績效的影響因素研究主要集中于定增對象、盈余管理等角度，缺乏對募集資金投向的考慮，這可能是定向增發(fā)領(lǐng)域內(nèi)類似角度研究得到截然相反結(jié)論的重要原因；第三，對發(fā)行后績效的討論不夠深入，尤其是對財務(wù)績效的衡量存在一定偏誤，沒有考慮到涉及再融資的情況下ROE或ROA無法刻畫財務(wù)績效的真實變化。有鑒于此，本文嘗試剔除公告后的股價漲幅以修正定增折價的衡量方法，并采用更為合理的復(fù)權(quán)EPS指標(biāo)衡量財務(wù)績效，比較不同資金投向下定增折價的差異，探究募集資金投向?qū)Χㄔ龉嫘?yīng)、發(fā)行后市場績效與財務(wù)績效的影響，為深入理解兩類定向增發(fā)的經(jīng)濟后果提供實證支持。

研究假設(shè)及模型構(gòu)建

從成本角度分析，股權(quán)收購型定向增發(fā)的調(diào)查成本、監(jiān)督成本較項目投資型定增更低，折價應(yīng)當(dāng)更低。這是由于項目投資型定向增發(fā)在后期具體投資標(biāo)的和實施過程較難監(jiān)督，實質(zhì)效果難以衡量，且項目落地見效的周期較長，對投資者的吸引力沒有股權(quán)收購那么強，需要提供更高的折價才能吸引投資者認購。而股權(quán)收購型定向增發(fā)受到市場更高度的關(guān)注與監(jiān)督，信息披露更加透明，投資者的調(diào)查成本和監(jiān)督成本相對更小，因此愿意以更高的價格認購此類定增。

從投資者預(yù)期角度分析，定增折價反映了投資者站在認購的時點對公司未來發(fā)展情況和價值提升的預(yù)期和想象。顯然內(nèi)涵式增長和外延式擴張給投資者帶來的想象空間是天差地別的，理性的投資者并不愿為了未來業(yè)績提升空間有限的公司支付更高的認購價格，而股權(quán)收購對企業(yè)的影響是持續(xù)性的，涉及公司治理、財務(wù)規(guī)劃、日常運營等方方面面，會深刻影響甚至?xí)淖児镜慕?jīng)營模式和核心競爭力，使公司價值提升的彈性更大，因此投資者愿意為此付出更高的認購成本，低折價甚至溢價認購。

據(jù)此，本文提出：

假設(shè)1：募集資金用于股權(quán)收購的定向增發(fā)折價更低。

從短期來看，定向增發(fā)的公告反應(yīng)主要取決于市場的認可程度。理論上，股權(quán)收購型定向增發(fā)較項目投資型定向增發(fā)更容易獲得市場的認同，原因可能在于外延式擴張能使經(jīng)濟效益在短時間內(nèi)實現(xiàn)，而內(nèi)涵式增長存在建設(shè)周期的問題，也更可能發(fā)生在產(chǎn)能過剩、景氣度低迷的行業(yè)，投產(chǎn)周期能否與市場需求相匹配都成問題，因此總體而言投資回收期相對較長。相比之下，股權(quán)收購更容易被投資者理解為利好消息，從而提振投資者對公司未來發(fā)展的信心，促使股價上漲。

從長期來看，定向增發(fā)的績效主要取決于募投項目對公司估值的重構(gòu)程度。如果通過定增注入優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)扭轉(zhuǎn)經(jīng)營困局，或者跨界進軍高增長行業(yè)，可能使公司商業(yè)模式、治理結(jié)構(gòu)、投融資決策等方方面面發(fā)生顛覆性變更，從而更快、更有效地提升企業(yè)績效。此外，通過定增實現(xiàn)集團整體上市，能使得母公司不易變現(xiàn)的資產(chǎn)實現(xiàn)證券化，增強資產(chǎn)流動性；通過定增引入具有資金、技術(shù)、管理優(yōu)勢的戰(zhàn)略投資者，有助于增強企業(yè)核心競爭力和創(chuàng)新能力，這些對企業(yè)的影響都是更為深刻和長遠的。而如果僅為了某個建設(shè)項目進行融資，或者通過定向增發(fā)調(diào)整資本結(jié)構(gòu)、補充營運資本，那么公司盈利模式?jīng)]有發(fā)生實質(zhì)變化，業(yè)績難以實現(xiàn)跨越式增長。由于建設(shè)期的存在，項目完工投產(chǎn)需要更久的時間，項目投資型定向增發(fā)的盈利速度整體上會滯后于股權(quán)收購型定向增發(fā)。

據(jù)此，本文提出：

假設(shè)2：募集資金用于股權(quán)收購的定向增發(fā)績效更好。

研究設(shè)計

一、募集資金投向

上市公司公告中披露的募集資金用途包括項目融資、補充流動資金、配套融資、融資收購其他資產(chǎn)、引入戰(zhàn)略投資者、實際控制人資產(chǎn)注入、集團公司整體上市、殼資源重組等八種，大致上可以被分為兩類：一類是項目投資，即主要基于財務(wù)融資的目的而發(fā)行股票，所募集的資金將被投向具體的項目建設(shè)、產(chǎn)業(yè)鏈升級、生產(chǎn)線搭建和改造、產(chǎn)品研發(fā)和推廣以及償還借款、補充資本金等日常經(jīng)營活動；另一類是股權(quán)收購，涉及資產(chǎn)購買、資產(chǎn)置換、借殼上市等資本運作。具體地，本文將涉及股權(quán)收購的觀測值劃分為股權(quán)收購，其他觀測值劃分為項目投資。

二、定增折價

已有研究主要采用發(fā)行價格相對某種基準(zhǔn)價格的偏差作為定增折價，基準(zhǔn)價格通常選取發(fā)行前收盤價或是發(fā)行前多個交易日的均價，因此本文也順應(yīng)采用發(fā)行前收盤價與發(fā)行價格之差相對發(fā)行前收盤價之比衡量定增折價discount1?？紤]到二級市場股價對不同募投項目的反應(yīng)可能是不一樣的，通常股權(quán)收購型定向增發(fā)公告后股價短時間內(nèi)漲勢迅猛，而項目投資型定增由于不像并購重組那樣能給市場帶來強烈的預(yù)期，股價漲幅相對平緩得多，因此，為了避免公告后股票價格漲幅不同對定增折價造成影響，本文還剔除了定增預(yù)案公告至發(fā)行前的股價漲幅重新計算定增折價discount2，即公告前收盤價與發(fā)行價格之差相對公告前收盤價之比(考慮到公告至發(fā)行這段時間可能發(fā)生分紅派息，因此股價向前復(fù)權(quán))。

三、短期市場績效的衡量

本文運用事件研究法來衡量定增的短期市場績效。為了盡量客觀地反映上市公司股票收益率與市場收益率之間的關(guān)系，排除提前走漏并購消息造成股價非正常上漲的因素影響，本文選取[-120, -31]作為清潔期。通過對清潔期內(nèi)上市公司的每日收益率與市場收益率進行回歸分析，得到上市公司每日收益率R與市場收益率Rm之間的關(guān)系式。再將[-10, +20]期間的每日市場收益率代入關(guān)系式得到在沒有定增并購事件影響時股票每日預(yù)期正常收益率E(R)，[-10, +20]期間股票每日實際收益率減去預(yù)期正常收益率就得到每日超額收益率AR，然后計算出累計超額收益率CAR，從而得到定增的短期市場績效。

四、長期市場績效的衡量

借鑒Chen et al.(2010)[5]和Lin et al.(2013)[11]的研究，本文采用購買持有期間超額收益(Buy-and-hold abnormal returns, BHAR)來衡量股票長期績效，選擇同期市場指數(shù)漲跌幅作為基準(zhǔn)，則BHAR為[a,b]期間樣本公司的漲跌幅與同期市場指數(shù)的漲跌幅之差，即：

五、長期財務(wù)績效的衡量

已有研究主要通過每股收益EPS、凈資產(chǎn)收益率ROE和總資產(chǎn)報酬率ROA來衡量財務(wù)績效(鄧路和王化成，2014)[19]。在涉及再融資情況下，融資后凈資產(chǎn)和總資產(chǎn)的大幅增加將導(dǎo)致ROE和ROA下降，但這并不意味著績效下降，因為將原賬面凈資產(chǎn)和以市場價格增發(fā)的凈資產(chǎn)簡單相加作為增發(fā)后凈資產(chǎn)來計算ROE是非常不合理的。顯然，每股收益EPS指標(biāo)就不存在s這樣的問題，相對ROE和ROA是刻畫財務(wù)績效變化更合理的指標(biāo)。但是EPS亦存在內(nèi)在缺陷——公司送轉(zhuǎn)股會使得EPS等比例下降，但這并不意味著財務(wù)績效的真實下滑，因此，直接采用公告中披露的EPS也難以反映公司財務(wù)績效的真實變化。為此，本文根據(jù)送轉(zhuǎn)股數(shù)據(jù)對EPS進行復(fù)權(quán)處理，以復(fù)權(quán)EPS相對于發(fā)行當(dāng)年的增量作為長期財務(wù)績效的代理變量。

六、回歸模型與變量定義

對于假設(shè)1，本文采用模型(2)進行研究。

其中，因變量discount為定增折價，自變量type為募集資金投向類型，控制變量參考章衛(wèi)東和李德忠(2008)[36]和盧闖和李志華(2011)[25]的研究，選用發(fā)行規(guī)模rsize，鎖定期locktime，大股東認購比例major，公告前一年末成長機會tobinq、負債率lev、公司規(guī)模lnta、第一大股東持股比例first以及行業(yè)和年度虛擬變量。

對于假設(shè)2，本文采用模型(3)、(4)進行研究。

模型(3)中，m_performance為市場績效，采用[-10,+20]窗口超額收益率(car20)以及發(fā)行后6個月、12個月、24個月和36個月的購買持有期超額收益(bhar6、bhar12、bhar24、bhar36)作為代理變量，自變量為募集資金投向type，控制變量參考章衛(wèi)東和李海川(2010)[37]和鄧路和王化成(2014)[19]的研究，選用發(fā)行規(guī)模rsize、大股東認購比例major、成長機會tobinq、負債率lev、公司規(guī)模lnta、第一大股東持股比例first、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)soe以及行業(yè)和年度虛擬變量。

模型(4)中，f_performance表示財務(wù)績效，采用發(fā)行后一年、兩年和三年每股收益的增量(Δeps1、Δeps2、Δeps3)作為代理變量，自變量為募集資金投向type，控制變量參考張雯等(2013)[35]和陳仕華等(2013)[17]的研究，選用成長機會tobinq，負債率lev，公司規(guī)模lnta，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)soe，增發(fā)前一年末高管過度自信overcon、公司治理水平outdir、每股經(jīng)營現(xiàn)金流量凈額opcash以及行業(yè)和年度虛擬變量。

以上模型涉及的變量定義如表1所示。

實證結(jié)果與分析

一、樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以A股2012～2016年含現(xiàn)金認購的定向增發(fā)為研究樣本，選擇該區(qū)間的理由是，募集資金用于股權(quán)收購的定增事件主要從2012年開始興起，2012年之前此類樣本較少。本文剔除了同一天多次公告定向增發(fā)以及數(shù)據(jù)缺失的觀測值，最終得到1723個觀測值。本文數(shù)據(jù)來源于Wind資訊金融終端和上市公司公告，采用Stata 14.0軟件進行數(shù)據(jù)處理，對連續(xù)變量進行了上下1%分位的Winsor處理。

表1 變量定義

二、描述性統(tǒng)計

表2報告了描述性統(tǒng)計結(jié)果，從表中可以看出，定增發(fā)行價格相對發(fā)行前收盤價存在23%的折價，最高者接近90%；扣除公告后的股價漲幅，定增折價的平均值為7%。Type的均值為0.26，說明在數(shù)量上項目投資型定增約為股權(quán)收購型定增的三倍?？冃Х矫?，定增公告的短期市場反應(yīng)平均為12%，發(fā)行后長期市場績效先增后減，每股收益呈現(xiàn)增長趨勢，但漲幅逐漸減小。

表3報告了樣本在各個年度的分布和分組描述性統(tǒng)計結(jié)果，從Panel A可以看出，股權(quán)收購型定增在2012年只有區(qū)區(qū)5項，此后逐年增加，在2016年有所回落，而項目投資型定增的數(shù)量則一直保持增長趨勢。Panle B對兩類定增進行分組統(tǒng)計，發(fā)現(xiàn)股權(quán)收購型的定增折價(discount1)顯著更高，但扣除公告日后股價漲幅的定增折價(discount2)顯著更低，說明兩類定增公告后的股價漲幅不同，且對定增折價造成了影響；績效方面，股權(quán)收購型定增發(fā)行兩年內(nèi)的市場績效和財務(wù)績效都有更好的表現(xiàn)，第三年則沒有明顯差異?？紤]到兩種類型定向增發(fā)的樣本量相差較大，可能對兩類定增的比較造成影響，Panel C采用Bootstrap方法抽樣1000次，得到項目投資型定增與股權(quán)收購型定增的折價和發(fā)行后績效之差的分布，可以發(fā)現(xiàn)，在控制了樣本量差異后，無論是市場績效還是財務(wù)績效，項目收購型定增都顯著更差。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

表3 樣本分布和分組描述性統(tǒng)計

三、實證結(jié)果

表4報告了定向增發(fā)的募集資金投向與定增折價的回歸結(jié)果，回歸(1)的因變量是以發(fā)行前收盤價為基準(zhǔn)計算的定增折價discount1，回歸(2)的因變量是扣除公告日后漲幅的定增折價discount2。discount1的系數(shù)顯著為正，而discount2的系數(shù)顯著為負，表明type與discount1正相關(guān)是因為兩類定增公告后的漲幅存在較大差異，扣除公告至發(fā)行這段時間的股價漲幅后，type與discount2在1%水平上顯著為負，說明股權(quán)收購類定增的折價更小，發(fā)行價格相對更高，從而驗證了假設(shè)1。

表4 募集資金投向與定增折價的回歸結(jié)果

表5報告了模型3的回歸結(jié)果，其中回歸(1)的因變量為[-10, +20]區(qū)間的超額收益率car20，回歸(2)-(5)的因變量分別為發(fā)行后6個月、12個月、24個月和36個月的漲跌幅，從表中可以看出，除了回歸(5)以外，type的回歸系數(shù)均在5%水平以上顯著為正，表明募集資金投向?qū)婧蟮亩唐谑袌隹冃б约鞍l(fā)行后兩年內(nèi)的長期市場績效皆存在顯著的正向影響，股權(quán)收購型定向增發(fā)的市場績效顯著優(yōu)于項目投資型定向增發(fā)。

表6報告了模型4的回歸結(jié)果，回歸(1)-(3)的因變量分別為發(fā)行后一年、兩年、三年每股收益相對發(fā)行前一年的增量(Δeps1、Δeps2、Δeps3)，從表中可以看出，回歸(1)和(2)type的回歸系數(shù)均在1%水平以上顯著為正，回歸(3)type的系數(shù)不顯著，說明募集資金的不同投向使得定向增發(fā)后兩年內(nèi)的財務(wù)績效存在明顯差異，股權(quán)收購型定向增發(fā)的財務(wù)績效顯著優(yōu)于項目投資的財務(wù)績效，但在更長的區(qū)間里，每股收益的增量不存在顯著差異。

表5 募集資金投向與市場績效的回歸結(jié)果

表6 募集資金投向與財務(wù)績效的回歸結(jié)果

穩(wěn)健性檢驗

為確保市場績效的研究結(jié)果具有穩(wěn)健性，本文以[-5, +15]區(qū)間內(nèi)的超額累計收益率car15衡量短期市場績效，并采用樣本所在市場的指數(shù)(上證指數(shù)、深圳成指、創(chuàng)業(yè)板指和中小板指)作為基準(zhǔn)重新計算長期市場績效(bhar_6、bhar_12、bhar_24)進行回歸，重新檢驗?zāi)技Y金投向與市場績效的關(guān)系，回歸結(jié)果如表7所示，除回歸(4)以外，type的回歸系數(shù)與前文基本一致，印證了股權(quán)收購型定向增發(fā)的市場績效更好。

為確保財務(wù)績效的研究結(jié)果具有穩(wěn)健性，本文進行了以下檢驗：(1)以發(fā)行后一年、兩年每股收益相對發(fā)行當(dāng)年的增量(Δeps_1、Δeps_2)作為因變量進行回歸，重新檢驗?zāi)技Y金投向?qū)ω攧?wù)績效的影響，結(jié)果如表8(1)-(2)列。(2)借鑒雙重差分模型的思想，構(gòu)建了模型(5)、(6)進行檢驗，其中after1、after2分別為發(fā)行后一年和兩年的虛擬變量，回歸結(jié)果如表8(3)-(4)列所示。為了避免遺漏變量等問題，進一步設(shè)計了模型(7)進行安慰劑測試(Placebo Test)，即假定定向增發(fā)發(fā)行時間推遲了一年，檢驗?zāi)技Y金投向與每股收益之間的關(guān)系，其中f1_after為假定定向增發(fā)推遲一年后發(fā)行后一年的虛擬變量，回歸結(jié)果如表8(5)列所示。(3)在上述穩(wěn)健性檢驗(2)的基礎(chǔ)上，采用毛利率gpm(即營業(yè)收入與營業(yè)成本之差除以營業(yè)收入)作為財務(wù)績效的代理變量，替換eps進行回歸，結(jié)果如表8(6)-(8)列。采用毛利率而非凈利率作為財務(wù)績效的代理變量，是由于毛利率能更好地反映經(jīng)營業(yè)績的變動，而計算凈利率所需的凈利潤指標(biāo)除了反映經(jīng)營業(yè)績，還反映了營業(yè)外收支、利息費用、匯兌損益等非經(jīng)營業(yè)務(wù)所帶來的經(jīng)濟利益和損失。

表7 募集資金投向與市場績效的穩(wěn)健性檢驗

表8中(1)、(2)列type的系數(shù)在5%水平以上顯著為正，(3)、(4)列交乘項的系數(shù)顯著為正，表明股權(quán)收購提高了定向增發(fā)后的財務(wù)績效，而(5)列安慰劑測試的交乘項不顯著，并且在(6)-(8)列采用毛利率作為財務(wù)績效的代理變量后，交乘項的符號仍然保持不變，進一步確認了確實是由于募集資金投向的差異造成了發(fā)行后財務(wù)績效的差異，說明本文研究結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

表8 募集資金投向與財務(wù)績效的穩(wěn)健性檢驗

最后，考慮到兩類定增樣本量相差較大，可能是由于兩類公司本身的性質(zhì)存在差異，即財務(wù)績效較好的公司更容易進行并購，財務(wù)績效較差的公司更容易受到標(biāo)的公司的抵制，為了控制這一內(nèi)生性問題，本文比較了兩類公司的財務(wù)績效之差在定增前后的變化。如表9所示。從表9中可以看出，增發(fā)前一年，項目投資型定增公司的eps與股權(quán)收購型定增公司的eps差距較小，僅相差0.124，在10%水平上顯著，而發(fā)行后一年和兩年這一數(shù)值分別擴大至0.474和0.628，均在1%水平上顯著，可見，實施了股權(quán)收購的定增公司在發(fā)行后財務(wù)績效得到更顯著的改善。

研究結(jié)論與建議

本文以A股2012～2016年含現(xiàn)金認購的定向增發(fā)為研究樣本，研究募集資金投向?qū)Χㄏ蛟霭l(fā)折價與績效的影響。研究發(fā)現(xiàn)，募集資金投向?qū)Χㄔ稣蹆r存在顯著影響，股權(quán)收購型定增的折價程度顯著低于項目投資型定增的折價程度。績效方面，我國定增市場整體上存在顯著為正的宣告效應(yīng)，對定增樣本[-10, +20]窗口內(nèi)短期超額收益率以及6～36個月的購買至持有期間超額收益進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)募集資金投向?qū)婧蟮亩唐谑袌隹冃Ш桶l(fā)行后兩年內(nèi)的長期市場績效皆存在顯著的正向影響，股權(quán)收購型定向增發(fā)的市場績效顯著優(yōu)于項目投資型定向增發(fā)。此外，股權(quán)收購型定向增發(fā)的財務(wù)績效也顯著優(yōu)于項目投資的財務(wù)績效。在穩(wěn)健性檢驗中，更改變量的衡量方法、進行雙重差分模型檢驗，回歸結(jié)果沒有實質(zhì)性變化，表明本文研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表9 財務(wù)績效的DID檢驗

結(jié)合本文研究結(jié)果，機構(gòu)投資者參與定增時需要關(guān)注定增事件募集資金的用途，廣大二級市場投資者需要意識到內(nèi)涵式增長與外延式擴張對公司的意義截然不同，但也不能盲目追逐并購重組概念，而是著重考察并購重組事件能否為公司注入優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)、帶來資源協(xié)同發(fā)展。對于監(jiān)管方，本文建議強化信息披露機制，嚴(yán)格監(jiān)督定增資金的實際使用情況和募投項目的變更情況，打擊利用定增事件進行內(nèi)幕交易的行為，加強對發(fā)行后業(yè)績的考核，對發(fā)行后出現(xiàn)業(yè)績大幅變臉的情況嚴(yán)查嚴(yán)處。

盡管本文從理論分析和實證分析兩個角度均驗證了研究假設(shè)，但仍然存在以下不足：首先，本文把募集資金同時用于股權(quán)收購和項目投資的觀測值劃分為股權(quán)收購，且沒有對募投項目發(fā)生變更的情況加以追蹤，可能在募集資金投向這一定義上存在一定瑕疵，并且，隨著定增逐步發(fā)展成熟，今后以借殼上市、引入戰(zhàn)略投資者、整體上市等為目的的定增可能會越來越多，屆時將有必要把這些資金用途單獨進行分類。其次，對項目投資型和股權(quán)收購型定向增發(fā)均用1～3年期來考察長期財務(wù)績效，未考慮不同項目可能存在不同的建設(shè)周期，某些行業(yè)建設(shè)周期較長的項目盈利能力可能要在3年后才開始體現(xiàn)，可能在一定程度上影響兩種類型財務(wù)績效的可比性。最后，定增方案至少需要通過監(jiān)管方審批通過才能實施，在某些時期，監(jiān)管方可能會限制特定類型的定增事件，這在一定程度上可能會造成樣本自選擇問題。這些問題都可以在今后的研究中進一步解決。