上市公司定向增发长期市场表现：过度乐观还是反应不足？

上市公司定向增发长期市场表现：过度乐观还是反应不足？* 邓路，王化成，李思飞 （北京航空航天大学 经济管理学院，北京 100191； 中国人民大学 商学院，北京 100872； 北京外国语大学 国际商学院，北京 100089） 摘 要：本文研究发现，无论是采用购买持有超额收益还是使用日历时间组合方法都可 验证中国上市公司实施定向增发后 2 年内总体上表现强势特征，这与美国股市私募发行后公 司长期业绩表现不佳的结论相反。并且对于全部定向增发样本，上市公司定向增发前后 5 年的经营业绩都要显著好于与配比公司，验证了在中国资本市场上投资者对上市公司定向增 发宣告信息反应不足。此外，我们没有发现直接证据支持大股东将定向增发作为“掏空”上 市公司进而实现利益输送的工具。 关键词：定向增发 长期市场表现 经营业绩 反应不足 Long-Run Performance Following Private Placements of Equity：Investor Overoptimism or Investor Underreaction？ DENG Lu，WANG Hua-cheng，LI Si-fei （School of Economics and Management，Beihang University，Beijing 100191，China； School of Business，Renmin University of China，Beijing 100872，China； International Business School, Beijing Foreign Studies University，Beijing 100089，China） Abstract The empirical tests of the long-run market performance show that the companies which conducted private equity placement will have a two-year stronger performance after the announcement, no matter the buy-hold abnormal return model or the calendar-time portfolio method is used. These findings are in contrast with the weak stock performance evidence from USA capital market.The companies which conducted private equity placement have significant stronger performance than their matching companies before or after private placement.On Chinese capital market, investor underreaction to information conveyed by the announcement. Moreover, we don’t find direct evidence that large shareholder taking the private equity placement as a tool for tunneling. Key words private equity placement，long-run stock performance，operating performance，underreaction * 基金项目：国家自然科学基金项目“控制权结构、定向增发与财富效应”（批准号 71072144），同时感谢 “泰山学者”项目资助。 通讯作者：邓路，北京航空航天大学经济管理学院讲师，博士，研究方向：公司财务与行为金融。电子邮 箱：denglu@buaa.edu.cn 1 一、引言 中国资本市场上的定向增发类似于国外资本市场中的私募发行。私募发行作为股权再融 资主要方式之一，长期以来一直是公司财务特别是公司融资领域关注的焦点。从 1970 年代 起，国外大量的文献证明几乎所有国家的资本市场都存在私募发行的折扣率和短期正的宣告 效应（Johnson and Racette，1981[1]；Silber，1991[2]；Krishnamurthy et al.，2005[3]；Anderson et al.，2006[4]；Renneboog et a1.，2007[5]）。对于这些现象，许多学者从不同方面提出了多种 理论假说（Wruck，1989[6]；Hertzel and Smith，1993[7]；Wu et al.，2005[8]；Barclay et al.， 2007[9]），形成了丰硕的理论成果。与私募发行短期正的宣告效应不同，对于私募发行后公 司未来股价的长期表现和公司业绩方面的研究，不同国家的资本市场差异很大，即使是同一 国家的资本市场，由于不同学者采取的统计方法的差异，使得研究结论也各不相同，迄今为 止仍没有一种理论或假设能完全解释上述“异象”（Hertzel et al.，2002[10]；Chen et al.，2002[11]； Marciukaityte et al.，2005[12]；Chou et al.，2009[13]）。 私募发行与公开发行通常有相反的市场表现。一般来说，公开发行往往伴随着负的宣告 效应，而私募发行却会产生正的宣告效应。在私募发行正的宣告效应之后，其股价的长期市 场表现如何？行为金融理论对此有不同的观点：（1）投资者过度乐观（investor overoptimism） 导致私募发行后股价长期低迷。心理学研究表明人们普遍存在过分看重当前经验的心理特征 （Kahneman and Tversky，1982[14]），股票发行后公司股价表现不佳是由于投资者高估了上 市公司股票发行前的业绩（Loughran and Ritter，1997[15]）。（2）投资者反应不足（investor underreaction）使得私募发行后股价长期上涨。该假说认为由于投资者过度自信易于高估自 身掌握的私有信息，致使在事件公告期股票价格并没有反映所有公开信息，随着新的公开信 息缓慢的反映到股票价格上，股价的长期走势应与公告期股价变动方向一致。 定向增发作为全流通时代上市公司最主要的再融资方式，目前已经成为中国理论界与学 术界共同关注的焦点。结合中国资本市场特殊的背景，国内学者在定向增发融资行为的 宣告效应与折扣率等方面进行了有益的探索研究，并形成了较为丰富的研究成果（章卫东和 李德忠，2008[16]；张鸣和郭思永，2009[17]；邓路，2010[18]），由于样本数据的限制，目前鲜 有学者对中国上市公司定向增发后的股票长期市场表现和公司长期业绩变化进行系统性研 究。而国外的大量研究成果显示公司融资后的长期市场表现是公司融资理论重要的研究领 域。随着中国资本市场规模的逐渐扩大和上市公司定向增发实践的深入推进，当前已基本具 备研究定向增发长期效应的现实条件。 为了准确的度量中国资本市场上市公司定向增发后的股票长期收益，本文采用国外经典 的研究方法，对 2006－2007 年在沪深两市实施定向增发融资的 A 股上市公司股票长期市场 表现进行了系统性研究，同时还考察了不同样本公司定向增发后的财务业绩变化差异。我们 研究发现：无论是采用购买持有超额收益方法还是使用日历时间组合回归方法都可验证上市 2 公司实施定向增发后 2 年内总体上表现强势特征，这与美国股市私募发行后公司长期业绩表 现不佳的结论相反，并且上市公司定向增发前后 5 年的经营业绩都要显著好于配比公司，验 证了在中国资本市场上投资者对上市公司定向增发宣告信息反应不足。 本文的主要贡献有二：第一，采用购买持有超额收益方法和日历时间组合回归方法实证 检验中国上市公司定向增发长期市场表现，增强了研究结论的稳健性；第二，同时研究上市 公司定向增发长期市场表现和经营业绩变化差异，并按照发行对象和认购方式将全部定向增 发样本分组对比研究，进一步丰富了中国资本市场公司股权再融资领域的研究成果。 本文余下部分的结构安排如下：第二部分是研究；第三部分是实证检验结果；第四 部分是对实证结果的进一步思考；最后是本文的研究结论。 二、研究设计 （一）样本选取 鉴于定向增发后上市公司至少要有两年完整的交易日数据，考虑数据的可获得性，本文 的研究样本选定为 2006－2007 年在沪、深两市实施定向增发融资的 A 股上市公司。我们对 上述时间段内的观测值进行了如下处理：（1）剔除在样本期内有过公开发行的公司；（2）剔 除金融类上市公司；（3）剔除财务数据或连续 3 个月市场数据缺失公司。经过筛选后，共得 到符合条件的定向增发样本共计 135 个观测值，其中大股东参与定向增发样本总计 64 个观 测值，在上述样本中以资产认购增发股份总计 36 个观察值，其余全部以现金认购增发股份。 为了控制极端值的影响，我们采用 winsorization 的方法对极端值进行处理，对所有小于 1%分位数（大于 99%分位数）的变量，令其值分别等于 1%分位数（99%分位数）。本文定 向增发数据来源于 Wind 数据库，其他财务数据来自于 CCER 数据库。 （二）模型设计与变量界定 为了避免模型设定偏误（Model misspecification）的影响，我们采取两种基本方法计算 上市定向增发后股票价格的长期超额收益。首先，根据Barber and Lyon（1997）[19]的研究建 议，我们采用基于控制公司法的购买持有超额收益（buy-and-hold abnormal return，BHAR） 方法来计算股票的长期超额收益。然而，Fama（1998）[20]研究发现，使用BHAR方法会通 过复合过程加剧超额回报估计的偏差，根据Mitchell and Stafford（2000）[21]的研究建议，我 们同时采用日历时间组合（calendar-time portfolio）方法计算股票的长期超额收益。上述两 种方法的具体计算如下： 1．购买持有超额收益方法（The buy-and-hold abnormal return method） 相对于配比公司的买入持有超额收益的计算公式如下： , , , , 1 1 (1 ) (1 ) T T i i t benchmark t i t benchmark t t t BHAR BHR BHR R R = = = − = + − +∏ ∏ （1） 上述计算公式中， iBHAR 表示样本公司在持有期的购买持有超额收益。其中， ,i tBHR 3 表示样本公司在持有期的购买持有收益， ,benchmark tBHR 表示配比公司在持有期的购买持有收 益， ,i tR 表示样本公司第 t月的股票月收益率， ,benchmark tR 表示配比公司第 t月的股票月收益 率。 所有样本公司的平均购买持有超额收益计算公式为： 1 1 N i i BHAR BHAR N = = ∑ （2） 其中，N 为样本公司的数量。 在计算上市公司定向增发后的长期购买持有超额收益时，我们采用如下三种方式选择配 比公司： （1）市场价值（size）匹配的样本； （2）市场价值（size）和行业（industry）匹配的样本； （3）市场价值（size）、账面市值比（book-to-market，简称 BM）和行业（industry）匹 配的样本。 在选择配比公司时，首先要求配比公司过去 2 年没有发生过股权再融资行为（包括公开 发行和定向增发）。在选择 size匹配样本时，我们以样本公司定向增发当年 4 月末的 size 为 参照，在此基础上选择与样本公司 size 最接近的公司为配比公司。在选择 industry 匹配样本 时，我们要求配比公司与样本公司属于中国证监会规定的同类行业。在选择 BM匹配样本时， 我们以样本公司定向增发上一年 12 月末的 BM 为参照，在此基础上选择与样本公司 BM 最 接近的公司为配比公司。 2．日历时间组合方法（The calendar-time portfolio approach） 参考 Fama and French（1993）[22]的方法，我们通过构建三因素模型来检验股票回报的 超额收益，三因素具体计算过程如下： （1）我们将 A 股市场所有个股以第 t-1 年 12 月末的账面市值比（BM）和第 t 年 4 月 末的市场价值(size)为依据，对第 t年 5 月至第 t+1年 4 月期间内的公司观测进行独立分组。 分组方法如下：按 size大小平均分为两组，即前 50%（Big 组），后 50%（Small 组）；按 BM 高低共分为三组，即前 30%（Growth 组），中间 40%（Neutral 组），后 30%（Value 组）；size 和 BM交叉分组后共形成 6（2×3）个组合，即 Small Growth 组，Small Neutral 组，Small Value 组，Big Growth 组，Big Neutral 组，Big Value 组。组合的形成每月更新一次。 （2）以个股第 t年 4 月 30 日的相对市场价值为权重（个股的市场价值与组内个股市场 价值总和之比），对第 t 年 5 月至第 t+1 年 4 月期间内个股的月回报进行加权平均，从而求 得每个组的月回报。 个股的月回报是指考虑现金红利再投资的月个股回报率。 （3）以每个组的月回报为依据，计算每个月的 SMB和HML值。计算公式如下： 4 1 ( )3 1 ( )3 SMB Small Value+Small Neutral Small Growth Big Value+Big Neutral Big Growth = + − + （3） 1 1( ) ( )2 2HML Small Value+Big Value Small Growth+Big Growth= − （4） （4）用市场收益率减去无风险收益率，即得到超额市场回报( m fR R− )。 市场收益率为考虑现金红利再投资的综合月市场回报率（总市值加权平均法）。 无风险收益率使用的是经调整的中国人民银行公布的当期人民币3个月整存整取利率， 即将3个月整存整取利率除以12。 通过以上步骤，我们计算了中国股票市场2006年5月至2009年12月的Fama－French三因 素。1 与 Hertze and Smith（1993），Loughran and Ritter（1995）[23]一致，我们以上面计算的 Fama－French 三因素作为定价基准，构建日历时间序列回归模型，利用回归估计的截距项 来度量定向增发股票平均超额收益。回归方程如下： ( )pt ft m mt ft s t h t tR R + R R + SMB + HML +α β β β ε− = − （5） 其中， ptR 是第t期定向增发组合的收益率； ftR 是第t期无风险利率；( m fR R− )是第t 期市场组合收益率和无风险收益率之差； tSMB 是第t期小市值股票组合收益率与大市值股票 组合收益率之差； tHML 是第t期高帐面市值比股票组合收益率与低帐面市值比股票组合收 益率之差。 我们利用估计的截距项α 来度量第t期定向增发股票组合平均超额收益率。 三、实证检验结果 （一）购买持有超额收益（BHAR）研究结果 表 1 是定向增发样本公司的购买持有收益（BHR）。我们分别计算 4 个不同持有期的 BHR，对于全部样本来说，定向增发发行宣告后的 24 个月内，上市公司 3 个月、6 个月、 12 个月和 24 个月不同持有期的 BHR 分别为 138.72%、173.18%、137.01%和 89.55%，且都 在 1%水平显著。对于大股东参与样本和非大股东参与样本，以及大股东以资产认购样本和 以现金认购样本来说，其在各个持有期的 BHR 与全部样本相比大体相同，都显著为正。虽 然投资者在宣告期买入定向增发公司股票随后两年可以获取正的投资收益，但是投资者持有 定向增发公司股票是否可以获得长期超额收益呢？下面我们将通过控制公司法计算定向增 发公司的购买持有超额收益（BHAR）。 表 2 是按照市场价值（size）、账面市值比（BM）和行业（industry）配比后计算得到的 1 因篇幅限制，Fama－French 三因素的计算结果不再列示，感兴趣的读者可以向作者索取。 5 上市公司定向增发购买持有超额收益（BHAR）。与计算 BHR 时选择的窗口期一致，我们也 选择上述 4 个窗口期计算 BHAR，根据 Panel A 所示，我们发现，定向增发发行宣告后的 24 个月内，上市公司 3 个月、6 个月、12 个月和 24 个月不同持有期的 BHAR 分别为 21.65%、 37.31%、22.12%、12.42%，且都至少在 10%水平显著，由此可见，上市公司定向增发后股 价仍然保持正的长期超额收益。章卫东和李德忠（2008）、邓路（2010）等研究发现定向增 发宣告期投资者可以获取正的财富效应，而定向增发后 24 个月 BHAR 仍然显著为正投 资者对上市公司定向增发宣告信息反应不足。在中国资本市场上，上市公司定向增发不仅在 宣告期有正的财富效应，而且在定向增发发行宣告后 2 年仍然能够使投资者获取正超额收 益，这与美国股市私募发行后公司股价长期业绩向下的结论相反（Hertzel et al.，2002； Krishnamurthy et al.，2005）。 我们按照发行对象将全部样本细分为非大股东参与样本和大股东参与样本，并按照认购 方式将大股东参与样本细分为资产认购样本和现金认购样本，进一步考察各个样本在不同持 有期的 BHAR。Panel A 的结果显示，无论是大股东参与样本，还是非大股东参与样本，定 向增发发行宣告后 6 个月的 BHAR 都达到峰值，此后各个样本的 BHAR 开始逐渐减少。Panel B 是大股东参与样本与非大股东参与样本 BHAR 的差异检验，可以看出，在定向增发发行 宣告后 2 年内，只有持有期为 12 个月时，大股东参与样本的 BHAR 低于非大股东参与样本， 当持有期为 24 个月时，大股东参与样本的 BHAR 大于非大股东参与样本的 BHAR，两者之 差为 3.05%，但统计上并不显著。 邓路（2010）研究发现当大股东以资产认购定向增发股份时，宣告效应大于现金认购的 定向增发。那么，以资产作为对价支付方式的定向增发其长期超额收益是否一直大于现金认 购定向增发呢？Panel C 是大股东以资产认购样本与大股东以现金认购样本 BHAR 的差异检 验，我们发现，在定向增发发行宣告后的 6 个月内，以资产认购样本的 BHAR 大于以现金 认购样本，但随着持有期的继续延长，资产认购样本的 BHAR 开始小于现金认购样本，当 持有期为 24 个月时，大股东资产认购样本的 BHAR 为 12.02%，而大股东现金认购样本的 BHAR 为 16.6%，两者之差为 4.58%，同样在统计上并不显著。 （二）日历时间组合（Fama－French 三因素）研究结果 表 3 是根据 Fama－French 三因素计算出来的定向增发累积超额收益（CAR）。对于等 权（ (equal-weighted)）和加权（ (value-weighted)）定向增发组合，回归截距项 0.0129 和 0.0144 意味着定向增发发行宣告后 24 个月定向增发股票组合平均月超额收益率为 1.29% （等权）和 1.44%（加权），并且在 5%水平显著。根据回归截距项，我们可以计算出定向增 发股票发行宣告后 24 个月累计超额收益为 36.02%（等权）和 40.94%（加权）。由此可见， 利用日历时间组合方法计算出来的定向增发发行宣告后 24 个月累计超额收益率显著为正， 这与通过购买持有超额收益方法计算出来的结果大体相同，进一步验证了在中国资本市场 上，上市公司定向增发后股票在 2 年内呈长期强势特征。 6 表 1 定向增发购买持有收益（BHR） 持有期 持有 3 个月 持有 6 个月 持有 12 个月 持有 24 个月 N BHAR P 值 BHAR P 值 BHAR P 值 BHAR P 值 全样本 135 138.72%*** （0.000） 173.18%*** （0.000） 137.01%*** （0.000） 89.55%*** （0.000） 非大股东参与 64 137.89%*** （0.000） 175.28%*** （0.000） 144.78%*** （0.000） 93.85%*** （0.000） 大股东参与 71 139.63%*** （0.000） 170.86%*** （0.000） 128.39%*** （0.000） 84.78%*** （0.000） 资产认购 36 143.03%*** （0.000） 183.79%*** （0.000） 116.23%*** （0.000） 83.83%*** （0.000） 现金认购 28 135.26%*** （0.000） 154.23%*** （0.000） 144.03%*** （0.000） 86.00%*** （0.000） 注：*、**、***分别表示显著性水平 10%、5%、1%。 7 表 2 定向增发购买持有超额收益（BHAR）（市场价值（size）、账面市值比（BM）和行业（industry）配比） Panel A：不同持有期的购买持有超额收益（BHAR） 持有期 持有 3 个月 持有 6 个月 持有 12 个月 持有 24 个月 N BHAR P 值 BHAR P 值 BHAR P 值 BHAR P 值 全样本 135 21.65%*** （0.000） 37.31%** （0.011） 22.12%** （0.043） 12.42%* （0.061） 非大股东参与 64 17.91%** （0.026） 33.42%* （0.098） 28.31% （0.185） 10.98% （0.278） 大股东参与 71 25.80%*** （0.003） 41.61%** （0.045） 15.25% （0.349） 14.03%* （0.097） 资产认购 36 27.25%** （0.030） 58.35% （0.103） 11.85% （0.601） 12.02% （0.227） 现金认购 28 23.93%** （0.037） 20.09% （0.116） 19.62% （0.412） 16.6% （0.262） Panel B： 大股东参与样本与非大股东参与样本 BHAR 的差异检验 持有期 持有 3 个月 持有 6 个月 持有 12 个月 持有 24 个月 差异 P 值 差异 P 值 差异 P 值 差异 P 值 大股东参与－非大股东参与 7.89% (0.245) 8.19% (0.389) -13.06% (0.315) 3.05% (0.409) Panel C： 大股东以资产认购样本与大股东以现金认购样本 BHAR 的差异检验 持有期 持有 3 个月 持有 6 个月 持有 12 个月 持有 24 个月 差异 P 值 差异 P 值 差异 P 值 差异 P 值 资产认购－现金认购 3.32% (0.422) 38.26% (0.177) -7.77% (0.407) -4.58% (0.394) 注：*、**、***分别表示显著性水平 10%、5%、1%。 8 表 3 定向增发累积超额收益（CAR）（日历时间组合方法（Fama-French 三因素）） Model 1 Model 2 p fR R− p fR R− VARIABLES 系数 P 值 系数 P 值 Constant 0.0129** (0.045) 0.0144** (0.025) SMB -0.6392*** (0.000) 0.1278 (0.185) HML -0.5214** (0.048) -0.5028* (0.055) m fR R− (equal-weighted) 1.1017*** (0.000) m fR R− (value-weighted) 1.1270*** (0.000) Observations 44 44 R-squared 0.9350 0.9358 F test 191.73*** (0.000) 194.27*** (0.000) 定向增发 24 个月累积超额收益 CAR (equal-weighted) 24 24(1 Constant) 1 (1 0.0129) 1 0.3602+ − = + − = CAR (value-weighted) 24 24(1 Constant) 1 (1 0.0144) 1 0.4094+ − = + − = 注：*、**、***分别表示显著性水平 10%、5%、1%。 9 （三）定向增发后上市公司经营业绩变化 表 4 是上市公司定向增发实施前后 5 年公司经营业绩变化的比较，同样是按照市场价值 （size）、账面市值比（BM）和行业（industry）选择配比公司，我们主要选取了总资产收益 率（ROA）、净资产收益率（ROE）、每股收益（EPS）和每股经营活动现金净流量（ONCFPS） 四个财务指标。我们发现，在定向增发前 2 年和前 1 年，样本公司的 ROA中值分别为 3.90% 和 4.35%，并在定向增发当年达到最高值 5.29%，定向增发完成后 1 年和 2 年，样本公司的 ROA中值分别下降到 4.32%和 2.68%。由此可见，样本公司在定向增发前后经营业绩出现了 先增后降的趋势特征。然而，我们对比配比公司 5 年 ROA 的变化，发现配比公司与定向增 发样本公司一样，经营业绩也出现先增后降的趋势。 为什么定向增发公司和配比公司经营业绩会产生同步性趋势呢？由于我们选择的样本 区间为 2006－2007 年实施定向增发的上市公司，在前后 5 年的时间里，中国资本市场和宏 观经济环境都发生了很多重大变化，股权分置改革的顺利完成、新会计准则的颁布实施、两 税合并及企业所得税调整、为了治理通货膨胀而出台系列宏观紧缩措施、全球金融危机对我 国出口贸易的冲击等等，这一系列系统性风险因素必定会对中国大部分上市公司经营业绩产 生重要影响。因此，我们认为，定向增发样本公司经营业绩先增后降的趋势并非是由定向增 发本身所导致，可能更多的来自系统性风险因素的影响。 为了剔除系统性风险因素影响，我们比较了定向增发样本公司与配比公司 ROA 在定向 增发前后的均值差异，结果显示，在定向增发实施前，样本公司的 ROA高于配比公司的 ROA， 两者差异在 5%水平显著，而在定向增发完成后，样本公司的 ROA同样还是高于配比公司的 ROA，两者差异至少在 5%水平显著。除了 ROA 以外，ROE 和 EPS 两个财务指标也出现相 同的变化趋势，而对于 ONCFPS 指标，在定向增发当年，样本公司的 ONCFPS低于配比公 司，但定向增发完成后，样本公司的 ONCFPS又开始高于配比公司，但两者差异并不显著。 通过对比定向增发前后样本公司与配比公司经营业绩的差异，可以发现，定向增发样本 在定向增发前，公司经营业绩显著高于配比公司，而在定向增发实施后，公司经营业绩仍然 显著高于配比公司，也就是说，中国上市公司实施定向增发后经营业绩没有发生恶化，这与 Hertzel et al.（2002）研究发现美国股市私募发行后公司经营业绩相对表现更差的结论相反。 表 4 上市公司定向增发实施前后公司经营业绩变化 总资产收益率（ROA） -2 -1 0 1 2 样本公司（均值） 0.0372 0.0537 0.0759 0.0478 0.0365 样本公司（中值） 0.0390 0.0435 0.0529 0.0432 0.0268 配比公司（均值） 0.0253 0.0362 0.0445 0.0248 0.0230 配比公司（中值） 0.0210 0.0285 0.0358 0.0280 0.0158 均值差异（样本-配比） 0.0119** 0.0175*** 0.0314*** 0.0230*** 0.0135*** 10 t 检验 (0.0353) (0.001) (0.008) (0.001) (0.008) wilcoxon 秩和检验（z 值） 3.340*** 3.427*** 3.693*** 3.000*** 2.510** 净资产收益率（ROE） -2 -1 0 1 2 样本公司（均值） 0.0864 0.1410 0.1620 0.1088 0.0810 样本公司（中值） 0.0891 0.1056 0.1368 0.0976 0.0658 配比公司（均值） 0.0514 0.0797 0.1044 0.0595 0.0607 配比公司（中值） 0.0524 0.0693 0.0914 0.0689 0.0397 均值差异（样本-配比） t 检验 0.0350** （0.038） 0.0613*** (0.000) 0.0576*** (0.000) 0.0493*** (0.010) 0.0203* （0.070） wilcoxon 秩和检验（z 值） 4.241*** 4.058*** 3.692*** 2.729*** 2.238** 每股收益（EPS） -2 -1 0 1 2 样本公司（均值） 0.2945 0.4177 0.5922 0.4257 0.3523 样本公司（中值） 0.2551 0.3140 0.4114 0.3304 0.2155 配比公司（均值） 0.1789 0.2489 0.3750 0.2667 0.2325 配比公司（中值） 0.1236 0.1854 0.2667 0.1702 0.1226 均值差异（样本-配比） t 检验 0.1156*** (0.002) 0.1688*** (0.000) 0.2172*** (0.001) 0.1590** (0.037) 0.1198** (0.045) wilcoxon 秩和检验（z 值） 3.854*** 4.333*** 3.778 2.881*** 2.769*** 每股经营活动现金净流量 （ONCFPS） -2 -1 0 1 2 样本公司（均值） 0.5825 0.5316 0.3273 0.4152 0.4993 样本公司（中值） 0.4163 0.4622 0.3866 0.4401 0.3464 配比公司（均值） 0.2859 0.3890 0.4880 0.4093 0.5529 配比公司（中值） 0.2329 0.2585 0.3352 0.2838 0.2494 均值差异（样本-配比） t 检验 0.2966*** (0.002) 0.1426 (0.112) -0.1607 (0.156) 0.0059 (0.482) -0.054 (0.354) wilcoxon 秩和检验（z 值） 3.558*** 1.756* -0.289 0.761 0.698 注：*、**、***分别表示显著性水平 10%、5%、1%。 我们除比较了定向增发样本公司与配比公司的经营业绩差异外，对于实施定向增发的全 部样本，我们还进一步比较了大股东参与样本与非大股东参与样本、资产认购样本与现金认 购样本经营业绩的差异。 11 表 5 显示了不同样本上市公司定向增发实施前后公司经营业绩变化的情况。在定向增发 实施前 2 年，大股东参与样本的 ROA和 ROE都低于非大股东参与样本，两者差异在 10%水 平显著，在定向增发当年，两者差异并不显著，而随后 2 年大股东参与样本的 ROA 和 ROE 又低于非大股东参与样本，两者差异在 10%水平显著。而 EPS 和 ONCFPS指标虽然在定向 增发当年大股东参与样本均值大于非大股东参与样本，然而在定向增发完成后，大股东参与 样本均值又小于非大股东参与样本，但两者差异并不显著。由此可见，按照发行对象将全部 定向增发样本分为大股东参与样本和非大股东参与样本后，我们发现，当公司大股东参与认 购定向增发股份后，与非大股东参与样本相比，公司经营业绩并没有明显改观。 当公司大股东参与定向增发时，其既可以选择以现金认购新增股份，也可以选择以股权 等非现金性资产作为对价方式认购新增股份，因此，我们按照认购方式不同将大股东参与样 本细分为资产认购样本和现金认购样本，以便考察大股东不同认购方式下定向增发公司经营 业绩变化的差异。根据表 5 所示，在定向增发实施前 2 年，无论是 ROA和 ROE，还是 EPS， 资产认购样本均值都低于现金认购样本，其中，对于 ROA和 ROE指标，两者差异在 10%水 平显著。而在定向增发实施后，上述三个指标的资产认购样本均值都已经高于现金认购均值， 两者差异在 5%水平显著。也就是说，当大股东以资产认购定向增发股份后，公司的经营业 绩在未来 2 年确实得到了改善。而对于 ONCFPS 指标，我们并没有发现资产认购样本与现 金认购样本两者在定向增发前后有显著差异。 表 5 不同样本上市公司定向增发实施前后公司经营业绩变化 总资产收益率（ROA） N -2 -1 0 1 2 大股东参与（均值) 64 0.0305 0.0562 0.0647 0.0416 0.0293 大股东参与（中值） 64 0.0326 0.0436 0.0522 0.0384 0.0223 非大股东参与（均值） 71 0.0433 0.0514 0.0860 0.0534 0.0430 非大股东参与（中值） 71 0.0438 0.0434 0.0566 0.0445 0.0341 均值差异（参与-不参与） t 检验 -0.0128* (0.095) 0.0048 (0.284) -0.0213 (0.191) -0.0118* (0.100) -0.0137* (0.051) wilcoxon 秩和检验（z 值） -1.890* -0.361 -0.621 -1.494 -2.353** 资产认购（均值） 36 0.0252 0.0629 0.0714 0.0535 0.0383 资产认购（中值） 36 0.0363 0.0476 0.0568 0.0467 0.0272 现金认购（均值） 28 0.0372 0.0477 0.0560 0.0263 0.0178 现金认购（中值） 28 0.0286 0.0354 0.0461 0.0253 0.0162 均值差异（资产-现金） t 检验 -0.0120 (0.199) 0.0152 (0.165) 0.0154 (0.114) 0.0272** (0.021) 0.0205** (0.035) 12 wilcoxon 秩和检验（z 值） 0.068 1.096 1.137 2.612*** 1.854* 净资产收益率（ROE） N -2 -1 0 1 2 大股东参与（均值) 64 0.0499 0.1471 0.1696 0.0898 0.0680 大股东参与（中值） 64 0.0750 0.0976 0.1290 0.0893 0.0507 非大股东参与（均值） 71 0.1192 0.1355 0.1552 0.1259 0.0927 非大股东参与（中值） 71 0.1011 0.1071 0.1417 0.1169 0.0784 均值差异（参与-不参与） t 检验 -0.0693** (0.023) 0.0116 (0.321) 0.0144 (0.238) -0.0361* (0.082) -0.0246* (0.090) wilcoxon 秩和检验（z 值） -2.188** -0.791 -0.04 -1.304 -2.261** 资产认购（均值） 36 0.0105 0.1474 0.1813 0.1189 0.0850 资产认购（中值） 36 0.0690 0.0855 0.1396 0.1058 0.0638 现金认购（均值） 28 0.1005 0.1467 0.1546 0.0524 0.0462 现金认购（中值） 28 0.0846 0.0987 0.1126 0.0647 0.0426 均值差异（资产-现金） t 检验 -0.0900* (0.0990) 0.0007 (0.495) 0.0267 (0.214) 0.0665** (0.049) 0.0388** (0.041) wilcoxon 秩和检验（z 值） -0.853 -0.108 1.042 2.598*** 1.732* 每股收益（EPS） N -2 -1 0 1 2 大股东参与（均值) 64 0.2425 0.4393 0.6167 0.3447 0.2863 大股东参与（中值） 64 0.2124 0.3058 0.4043 0.2710 0.1704 非大股东参与（均值） 71 0.3414 0.3983 0.5702 0.4987 0.4118 非大股东参与（中值） 71 0.2902 0.3218 0.4325 0.3824 0.2883 均值差异（参与-不参与） t 检验 -0.099** (0.049) 0.0410 (0.286) 0.0465 (0.351) -0.1540 (0.144) -0.1255 (0.147) wilcoxon 秩和检验（z 值） -1.727* -0.529 0.555 -1.604 2.098** 资产认购（均值） 36 0.2158 0.4568 0.7259 0.4759 0.3890 资产认购（中值） 36 0.2005 0.2879 0.3994 0.3567 0.2352 现金认购（均值） 28 0.2769 0.4168 0.4762 0.1761 0.1544 现金认购（中值） 28 0.2408 0.3401 0.4103 0.1781 0.1241 均值差异（资产-现金） t 检验 -0.0611 (0.255) 0.0400 (0.383) 0.2497 (0.113) 0.2998* (0.1000) 0.2345** (0.026) 13 wilcoxon 秩和检验（z 值） -0.582 -0.135 0.447 2.341** 1.922** 每股经营活动现金净流量 （ONCFPS） N -2 -1 0 1 2 大股东参与（均值) 64 0.5788 0.5261 0.4493 0.2800 0.4390 大股东参与（中值） 64 0.4639 0.4454 0.4427 0.3789 0.3060 非大股东参与（均值） 71 0.5858 0.5365 0.2174 0.5371 0.5536 非大股东参与（中值） 71 0.3423 0.4799 0.3083 0.4454 0.4479 均值差异（参与-不参与） t 检验 -0.0070 (0.483) -0.0104 (0.478) 0.2319 (0.162) -0.2571 (0.116) -0.1146 (0.258) wilcoxon 秩和检验（z 值） 0.542 -0.392 0.489 -0.639 -1.379 资产认购（均值） 36 0.5885 0.5627 0.5499 0.4860 0.3727 资产认购（中值） 36 0.5082 0.4454 0.4427 0.5617 0.3188 现金认购（均值） 28 0.5665 0.4792 0.3199 0.0151 0.5243 现金认购（中值） 28 0.4074 0.4233 0.4385 0.2376 0.2993 均值差异（资产-现金） t 检验 0.0220 (0.456) 0.0835 (0.402) 0.2300 (0.229) 0.4709* (0.057) -0.1516 (0.307) wilcoxon 秩和检验（z 值） -0.014 -0.135 0.203 1.773* 0.000 注：*、**、***分别表示显著性水平 10%、5%、1%。 （四）稳健性测试 为了更加全面的刻画上市公司定向增发后股票长期市场表现，我们除了利用配比公司 计算了上市公司定向增发后的购买持有超额收益（BHAR），同时我们还根据配比公司计算 了上市公司定向增发后的累积超额收益（CAR），结果显示两者并无显著差异，进一步说明 上市公司实施定向增发后确实可以获取正的长期超额收益。在考察上市公司定向增发后长期 经营业绩变化时，我们除了使用配比公司外，还采用了行业中值调整方式计算上市公司经营 业绩，与配比公司调整法相比，基本结论一致。限于篇幅，我们没有在文中报告以上计算结 果。 四、大股东会利用定向增发“掏空”上市公司吗？ 邓路（2010）从上市公司定向增发的发行折扣和短期宣告效应两个角度分析，发现没有 证据支持大股东将定向增发作为“掏空”上市公司进而实现利益输送的工具。而本文通过考 察上市公司定向增发后长期的市场表现以及经营业绩变化的差异，研究发现，无论大股东是 否认购新增股份，上市公司定向增发后都可以获得长期正的累积超额收益，并且公司的经营 14 业绩在定向增发前后都要好于配比公司，与美国股市私募发行后公司业绩显著下滑不同，中 国上市公司实施定向增发后经营业绩没有发生恶化。 除了考察全部样本外，我们还将重点关注大股东参与定向增发时的特殊情况，通过对 比大股东以不同对价方式认购定向增发股份后公司股价和经营业绩的变化，进一步分析大股 东在上市公司定向增发中的行为动机。邓路（2010）的研究结论显示，当大股东以资产认购 时，定向增发的短期宣告效应好于大股东以现金认购样本，这为大股东没有以质次价高的资 产作为对价方式隐蔽实现利益输送提供了部分证据，在本文前面的分析中，通过对比大股东 资产认购样本与现金认购样本定向增发后公司经营业绩的差异，我们发现，当大股东以资产 作为对价方式认购新增股份时，公司定向增发后的经营业绩要显著好于现金认购样本，这说 明大股东通过向上市公司实施资产注入，改善了公司的长期经营业绩。也就是说，与股改前 大股东通过关联交易转移上市公司利润，致使公司经营状况不断恶化不同，在全流通时代， 大股东通过以资产作为对价方式认购上市公司定向增发股份进而实现向上市公司资产注入 的行为，从上市公司长期经营业绩的变化来看，更多的体现为对上市公司的支持行为。 五、研究结论 本文以 2006－2007 年在沪、深两市实施定向增发融资的 A 股上市公司为研究对象，采 用两种经典计算超额回报率方法，系统考察了上市公司定向增发后的长期市场表现，同时也 考察了上市公司定向增发前后公司经营业绩的变化差异。 研究结果表明：无论是采用购买持有超额收益方法还是使用日历时间组合方法都可验证 上市公司实施定向增发后 2 年内总体上表现强势特征，这与美国股市私募发行后公司长期业 绩表现不佳的结论相反，表明在中国资本市场上投资者对上市公司定向增发宣告信息反应不 足。同时，我们还考察了上市公司定向增发前后公司经营业绩的变化差异。对于全部定向增 发样本，上市公司定向增发前后 5 年的经营业绩都要显著好于与配比公司。从细分样本来看， 当大股东参与时，定向增发后公司的经营业绩差于非大股东参与样本，但统计上并不显著； 当大股东以资产认购时，定向增发后的公司经营业绩要显著好于现金认购样本。我们没有发 现直接证据支持大股东将定向增发作为“掏空”上市公司进而实现利益输送的工具。 由于定向增发是中国资本市场股权分置改革基本完成后才出现的新兴的上市公司再融 资工具，限于目前定向增发的研究样本仍然偏少，本文仅按照发行对象将全部样本细分为非 大股东参与样本和大股东参与样本，并按照认购方式将大股东参与样本细分为资产认购样本 和现金认购样本，随着未来有更多上市公司实施定向增发后，我们可以将定向增发公司按照 定向增发主要运作模式进行更为细致的分类，以考察不同样本公司定向增发的长期市场表 现。此外，随着样本数量不断增多和时间跨度的延长，从 5 年期间甚至更长的时间跨度研究 上市公司定向增发后的长期市场表现及其经营业绩的变化将会使研究结论更加稳健。 15 参考文献 [1] Johnson，R.D.，Racette，G. 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