【摘要】 2011年是定向增發(fā)三年禁售期滿后的第二年，伴隨著大小非解禁對資本市場的巨大沖擊，定向增發(fā)領(lǐng)域再次受到了各方的關(guān)注。文章希望通過探討定向增發(fā)比例、公司業(yè)績與市場反應(yīng)三者間的關(guān)系，以求從一個全新的角度對定性增發(fā)進行研究。
　　【關(guān)鍵詞】 定向增發(fā)比例； 公司業(yè)績； 市場反應(yīng)
　　
　　根據(jù)相關(guān)規(guī)定，定向增發(fā)的股份對控股股東增發(fā)的部分三年之后可上市流通，而從2006年這一定向增發(fā)的高潮年算起，當前正是定向增發(fā)三年禁售期滿后的第二年。伴隨著大小非解禁對資本市場的巨大沖擊，筆者將目光再次投向了4年前如火如荼的定向增發(fā)領(lǐng)域，希望從一全新的視角對定向增發(fā)進行研究。
　　
　　一、研究背景及假設(shè)
　　
　　隨著2006年中國證監(jiān)會出臺《上市公司證券發(fā)行管理辦法》，我國非公開發(fā)行股票第一次有了基本的管理制度，為我國上市公司籌集資金開辟了新的渠道。雖然國內(nèi)外的眾多研究都已證實定向增發(fā)對增發(fā)公司股價具有正面的公告效應(yīng)。然而，對于增發(fā)公司在定向增發(fā)前的自身經(jīng)濟狀況指標在定向增發(fā)后對其公司的市場反應(yīng)有何影響，以及定向增發(fā)比例的高低對于該公司股票的市場反應(yīng)又將有如何的影響作用等問題卻鮮有研究。為了分析以上幾點問題，本文提出如下三點假設(shè)，并進行相應(yīng)的實證研究：
　　假設(shè)1：公司通過定向增發(fā)能夠調(diào)整公司原有資產(chǎn)負債率水平，提高自身長期償債能力，對定向增發(fā)后的市場反應(yīng)具有正向作用。
　　假設(shè)2：定向增發(fā)前公司業(yè)績水平對于定向增發(fā)后該公司股票的市場反應(yīng)具有正的股價公告效應(yīng)。
　　假設(shè)3：定向增發(fā)比例的高低對于公司業(yè)績具有稀釋效應(yīng)，進而會間接影響該公司在定向增發(fā)后的市場反應(yīng)，即減弱公司業(yè)績對市場反應(yīng)的正的股價公告效應(yīng)。
　　
　　二、研究設(shè)計
　　
　?。ㄒ唬颖镜倪x取及數(shù)據(jù)來源
　　本文選取2006年1月1日至2010年12月31日期間， 滬深兩市已成功實施定向增發(fā)資產(chǎn)注入的案例為研究樣本。實證分析中所需要的數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。依據(jù)研究的需要，對樣本數(shù)據(jù)按照以下標準進行篩選：一是剔除金融類公司定向增發(fā)的樣本；二是剔除39ccdcf2e619ce280a3fa709f6c4a89c存在數(shù)據(jù)缺失的樣本；三是剔除定向增發(fā)宣告期間有重大事件發(fā)生的樣本。
　　按照以上標準進行篩選，最終得到研究樣本119個，樣本基本統(tǒng)計描述見表1。
　?。ǘ┠Ｐ蜆?gòu)建和變量描述
　　本文構(gòu)建以下線性回歸模型，研究定向增發(fā)比例、公司業(yè)績以及市場反應(yīng)的關(guān)系：
　　CAR=?茁0+?茁1Ratio+?茁2Ratio*Performance+?茁3Performance
　　+?茁4SH1+?茁5Debtratio+?茁6LNsize+?茁7Tobin'Q+?孜
　　 其中，?茁2為交乘項Ratio*Performance的系數(shù)，由于Ratio為定向增發(fā)比例，且均大于零，當合并Performance系數(shù)后，該項系數(shù)為?茁2Ratio+?茁3，故交乘項Ratio*Performance的系數(shù)可以識別定向增發(fā)比例與公司業(yè)績的相互促進作用，進而影響市場反應(yīng)。當?茁2為正時，說明定向增發(fā)加強了公司業(yè)績的公告效應(yīng)，促進公司股價上漲；反之，降低了公司業(yè)績的公告效應(yīng)，不利于公司股價的繼續(xù)上揚。
　　
　　三、實證分析
　　
　?。ㄒ唬┟枋鲂越y(tǒng)計
　　有關(guān)變量主要樣本的描述性統(tǒng)計如表3所示。
　　如表3顯示，市場反應(yīng)CAR均值為0.3580，中位數(shù)為0.1994，表明大部分公司經(jīng)過定向增發(fā)后，其股價漲幅高于大盤指數(shù)漲幅，其市場反應(yīng)好于未經(jīng)過定向增發(fā)的公司，說明定向增發(fā)對于上市公司起到了正的股價宣告效應(yīng)，這與中外學(xué)者的研究結(jié)論一致；定向增發(fā)公司增發(fā)前一年的業(yè)績Performance中位數(shù)0.0955與平均數(shù)0.0917十分接近，可以認為服從正態(tài)分布，并且近似為零，說明定向增發(fā)對于公司在定向增發(fā)前一年的公司業(yè)績要求不大，公司業(yè)績的好壞與否，對該公司是否進行定向增發(fā)的決策影響并不明顯。
　?。ǘ┗貧w分析
　　利用所構(gòu)建的線性回歸模型，對樣本進行回歸分析得到如下結(jié)果（見表4）。
　　表4給出了2006-2010年間，中國上市公司宣告定向增發(fā)在時間窗口[-30，+30]間的累積超額收益率（CAR）及模型變量線性回歸的結(jié)果。
　　從回歸結(jié)果可以看到，（1）資產(chǎn)負債率Debtratio的系數(shù)為0.658，t值為3.094，即該系數(shù)在1%的水平下顯著為正，表明資產(chǎn)負債率高的公司在增發(fā)后，其長期償債能力會得到顯著加強，因而會對市場傳遞出良好的市場信號，有益于獲得更高的額外收益及良好的市場反應(yīng)。上述結(jié)論驗證了本文提出的假設(shè)1。（2）公司業(yè)績Performance的系數(shù)為0.412，t值為2.714，在1%的水平下顯著，表明定向增發(fā)前的公司業(yè)績對于定向增發(fā)公司的市場反應(yīng)有正的公告效應(yīng)，高的公司業(yè)績有利于公司在進行定向增發(fā)時獲得更高的額外收益。上述結(jié)論驗證了本文提出的假設(shè)2。（3）定向增發(fā)比例與公司業(yè)績的交乘項的系數(shù)為-1.203，t值為-4.597，即該系數(shù)在1%的水平下顯著為負，說明定向增發(fā)比例對于公司業(yè)績具有稀釋效應(yīng)，攤薄了每股凈資產(chǎn)收益率，減弱了公司績效對于獲得額外收益的正向影響，間接降低了定向增發(fā)后的額外收益。上述結(jié)論驗證了本文提出的假設(shè)3。（4）在描述性統(tǒng)計中，已知定向增發(fā)會產(chǎn)生正的股價宣告效應(yīng)，有利于獲得額外收益，但是定向增發(fā)比例Ratio的系數(shù)并不顯著，證明定向增發(fā)雖然對股價漲幅會產(chǎn)生影響，但其比例的大小與股價漲幅并無明顯關(guān)系。
　　
　　四、結(jié)論及政策建議
　　
　?。ㄒ唬┙Y(jié)論
　　本文通過對2006年1月1日至2010年12月31日期間，滬深兩市已成功實施定向增發(fā)資產(chǎn)注入公司的定向增發(fā)比例以及公司業(yè)績對增發(fā)公司股票市場反應(yīng)的關(guān)系進行研究，得出以下結(jié)論：
　　1.定向增發(fā)前資產(chǎn)負債率高的公司，在定向增發(fā)后其對市場傳遞出的良好市場信號，有益于公司獲得更高的額外收益，得到良好的市場反應(yīng)。
　　2.定向增發(fā)前的公司業(yè)績對于定向增發(fā)公司的市場反應(yīng)具有正的公告效應(yīng)，即高的公司業(yè)績有利于公司在進行定向增發(fā)時獲得更高的額外收益。
　　3.定向增發(fā)比例對于實行定向增發(fā)的公司業(yè)績具有稀釋效應(yīng)。這是由于定向增發(fā)新股會使得每股凈資產(chǎn)收益率攤薄，減弱了公司績效對于獲得額外收益的正向影響，因而間接降低了定向增發(fā)后的額外收益。
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　　1.投資者應(yīng)合理關(guān)注定向增發(fā)企業(yè)在定向增發(fā)前自身資產(chǎn)負債率水平，以及公司業(yè)績的好壞，選擇適當資產(chǎn)負債率水平及業(yè)績水平的公司進行理性投資。
　　2.通過定向增發(fā)方式募集資金的企業(yè)在確定定向增發(fā)比例時應(yīng)充分考慮公司現(xiàn)有業(yè)績水平，合理確定定向增發(fā)比例，以維持定向增發(fā)后公司股價的穩(wěn)定性及成長性。
　　3.證券監(jiān)管部門應(yīng)加強對企業(yè)定向增發(fā)比例的監(jiān)管和控制，以維護資本市場的平穩(wěn)向上發(fā)展。
　　
　　【參考文獻】
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