劉亞輝

摘 要：上市公司控股股東在增發(fā)中的參與行為往往隱含著重要信息。控股股東是否參與增發(fā)以及參與程度與股價究竟有什么關(guān)系？論文實證研究發(fā)現(xiàn)，定向增發(fā)后的股票收益率與控股股東參與度并非完全正相關(guān)：控股股東不參與增發(fā)，收益率無明顯趨勢；控股股東適度參與（持股比例不變）后股票出現(xiàn)顯著正收益。

關(guān)鍵詞：控股股東；增發(fā)；持股比例；股票收益率

一、引言

我國大部分上市公司具有股權(quán)高度集中的特征（丁榮清，張洪珍，2004）。由此帶來大股東和中小股東利益不一致的問題。本文研究了大股東侵犯中小股東利益的一種較為隱蔽的方式：增發(fā)時將價格高估的股票出售給外部投資者。市場時機假說基于三個假設(shè)：1、控股股東比外部投資者更具信息優(yōu)勢；2、一些外部投資者不成熟，并沒有意識到他們的信息劣勢處境；3、那些正確捕捉到大股東意圖的外部投資者面臨著套利約束。市場時機假說的主要結(jié)論是增發(fā)后的股票回報率會下降。市場時機假說成立的一個關(guān)鍵條件是控股股東的持股比例下降。

國外關(guān)于市場時機假說的研究已比較成熟，但是將市場時機與控股股東持股比例變化和未來收益率聯(lián)系起來的不多。Meluzín Tomá研究了歐洲市場上市的捷克公司在IPO中的市場時機選擇行為，認(rèn)為現(xiàn)有股東在公司運行良好時不愿意通過IPO進行融資。Borja通過研究智利股票市場，發(fā)現(xiàn)增發(fā)后控股股東減持意味著股票未來回報率較低。

國內(nèi)關(guān)于市場時機假說的研究多幾乎沒有涉及到控股股東股權(quán)比例變化與增發(fā)后未來收益率的關(guān)系。童勇對上市公司在資本市場融資的市場時機選擇行為及其近期效應(yīng)和持續(xù)效應(yīng)進行實證研究，證實我國上市公司確實存在著權(quán)益融資市場時機選擇行為。馬德芳，張藝馨，溫振華通過對我國A股市場2006～2011年定向增發(fā)的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，控股股東認(rèn)購新股意味著新股較高的折價率，還發(fā)現(xiàn)投資者情緒對新股折價率也有影響。

本文首先研究了控股股東在增發(fā)中的參與度與股票未來收益率的關(guān)系。在分析中先將增發(fā)分為定向增發(fā)與公開增發(fā)兩大類，再分別細(xì)分為冷市場增發(fā)與熱市場增發(fā)、公司股權(quán)結(jié)構(gòu)中有機構(gòu)投資者和無機構(gòu)投資者的增發(fā)。用加入虛擬變量的面板回歸分析的方法，對比分析兩大類增發(fā)后股票未來收益率與大股東參與度的關(guān)系。

二、研究假設(shè)

我國資本市場的增發(fā)分為公開增發(fā)和定向增發(fā)。公開增發(fā)是上市公司為某項目融資而向不特定公眾增發(fā)新股的行為。定向增發(fā)是上市公司為實現(xiàn)整體上市、鞏固控股地位、快速融資或引進戰(zhàn)略投資者的增發(fā)行為。定向增發(fā)和公開增發(fā)的對象非常不同，因此二者有質(zhì)的區(qū)別。不難看出公開增發(fā)更符合市場時機假說的假設(shè)條件。因為公開增發(fā)面對不特定的普通大眾，他們在信息、成熟度以及資金方面都面臨著更大的約束。而定向增發(fā)的對象多為資金雄厚的機構(gòu)或個人，嚴(yán)格上不符合市場時機假說的假設(shè)。在定向增發(fā)中，投資者資本更為雄厚且投資經(jīng)驗更加豐富，更容易探測到控股股東的增發(fā)意圖。上市公司進行定向增發(fā)的動機更加多樣化。基于以上分析，本文提出以下假設(shè)：1，公開增發(fā)中大股東不參與（減持），則股票收益率下降；2，大股東適度參與度與定向增發(fā)（持股比例不變）后的收益率上升。

三、實證研究

本文選取的樣本包括上海證券交易所和深圳證券交易所的所有A股（非金融類）1上市公司。數(shù)據(jù)期間為2004年1月1日-2014年1月1日。原始數(shù)據(jù)來自Wind、CSMAR和銳思數(shù)據(jù)庫。表一第一部分報告了文中主要變量的描述性特征。在樣本期內(nèi)，共74家上市公司進行了74次公開增發(fā)；698家上市公司進行了701次定向增發(fā)。

本文的變量定義及計算方法為：公司規(guī)模（me）是每年6月末上市公司總市值（千萬）的自然對數(shù)；beta是每只股票前24個月該股月收益率對相應(yīng)市場收益率的回歸系數(shù)；賬面市值比（bm）是每年12月公司賬面價值與總市值比值的自然對數(shù)；矢量效應(yīng)（mom）是股票前六個月的累積收益率。增發(fā)（issue）是增發(fā)后總股數(shù)與增發(fā)前總股數(shù)的自然對數(shù)的差值。從表中數(shù)據(jù)看到，增發(fā)具有右偏的特征。均值（27.1%）要明顯大于中位數(shù)（18.2%）。

表一：描述性統(tǒng)計量

variable類型Nmeansdp25p50p75

mreturn

公開85600130139-00790010096

定向771400240137-006500150107

yreturn

公開78103150764-018502160594

定向760404490916-019401680852

beta

公開87109810291075509731198

定向77761079037108410661301

mom

公開823113805420781032133

定向787712350541089510841428

me

公開8776574104158266617219

定向784263240929566462456933

bm

公開8770345026015302480463

定向786602250203009101710308

issue

公開76902710226008701820408

定向78720350237014702860555

1.回歸分析

在進行回歸分析之前，本節(jié)先對收益率面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。此處檢驗采用Choi檢驗法。檢驗結(jié)果強烈拒絕存在單位根的原假設(shè)，本文所選數(shù)據(jù)通過平穩(wěn)性檢驗。

本節(jié)的基本面板回歸模型為：

Ri，t=ai+b*campi，t+c*mei，t-j+d*bmi，t-j+e*momi，t-j+f*issuei，t-j+g*X+εi，t

其中Ri，t為股票i在t月的收益率，其他變量皆如前文所述。假如R表示2005/07-2006/06各月的收益率，則對以下變量做回歸：2005年6月底計算的市值規(guī)模me；2004年12月底計算的賬面市值比bm；矢量因子mom為2005/01-2005/06這六個月的累積收益率。風(fēng)險因子beta為2003/06-2005/06這24個月中該股票收益率對市場收益率的回歸系數(shù)?；貧w中采用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差（按公司個體聚類）?？刂芻ampi，t是為了剔除大盤走勢對個股收益率的影響，以捕捉異常收益率。

為確定究竟使用固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型，先對樣本期內(nèi)的股票收益率進行豪斯曼（Hausman）檢驗。由于p值為0.0000，故強烈拒絕原假設(shè)，應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型而非隨機效應(yīng)模型。回歸的結(jié)果如表二所示。和French（1992，2008）的分析一致，賬面市值比、市值規(guī)模、矢量因子對收益率的影響是顯著的。分析中根據(jù)增發(fā)中實際控制人持股比例的變化將樣本分為五組：i1、i2、i0、i3、i4分別表示實際控制人在增發(fā)后減持超過5%減持不超過5%、持股比例不變、增持不超過5%、增持超過5%，并分別用i1、i2、i0、i3、i4五個虛擬變量表示。由于我們用的是虛擬變量，因此虛擬變量的系數(shù)表示的是每個組合的收益率相對其他收益率的變化。可以看到，在公開增發(fā)后，實際控制人減持超過5%或和不超過5%的組合收益分別減少1.84%、2.92%，并在5%和1%的顯著性水平上顯著。在定向增發(fā)中，收益率呈現(xiàn)出截然不同的特點。加入不同組合的虛擬變量后，回歸結(jié)果顯示實際控制人適度參與的月收益率增加1.24%，并且在1%的顯著性水平上顯著。

2.加入投資者成熟度后的回歸分析

在表三中，本文根據(jù)增發(fā)時的市場特點及投資者結(jié)構(gòu)將樣本分為幾個組合。首先，以發(fā)行月份增發(fā)比例的中位數(shù)為分水嶺將市場分為熱市場和冷市場?！盁帷钡氖袌鍪侵覆怀墒斓?、盲目樂觀的投資者占多數(shù)的股票市場。從表三我們可以看到，在冷市場中增發(fā)引起收益率下降6.86%，在10%的顯著性水平上顯著；熱市場中增發(fā)收益率下降16.09%，且在1%的顯著性水平上顯著。這種差別無論在統(tǒng)計上還是從實際意義上都是不可忽略的。同時還可以看到，在冷市場中實際控制人增持的組合收益上升6.55%，但并不顯著；而在熱市場中實際控制人減持的組合收益率要低16.79%，在1%的水平上顯著。在“熱”市場中收益率下降比“冷”市場中更明顯。其次，本文以上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)中機構(gòu)投資者持股比例作為代理變量來控制投資者成熟度。根據(jù)機構(gòu)持股比例中位數(shù)分為兩組。結(jié)果顯示在機構(gòu)持股比例較低的組合中，實際控制人減持引起的收益率下降會更多-8.88%。最后我們看到，定向增發(fā)后的收益率走勢與冷熱市場和機構(gòu)持股均無明顯關(guān)系。

表二：面板回歸分析

自變量因變量（月收益率）

公開增發(fā)定向增發(fā)

abcABC

camp08854***08719***08693***08736***08736***08762***

me-00045-00023*-00008-00166***-00166***-00010**

bm-01194**-00359***-00324***-00464***-00441***-00125***

mom00387***00379***00422***00130***00130***00118***

issue-0019900031

i1-00184**00031

i2-00292***00033

i0-0003800124***

i30007100019

i4-0013900026

R203546035750399402646026502782

N764664764549754975497

表三：控制投資者復(fù)雜度后的分析

自變量因變量（月收益率）

公開增發(fā)定向增發(fā)

冷市場熱市場

機構(gòu)持股比例

低高冷市場熱市場

機構(gòu)持股比例

低高

camp08552***09279***09306***08103***07988***08136***08014***08232***

beta0005801091005960012800099-00201***-00117*0

me-00930***01272***01043***-00391-00453***-00117-00087-00106

bm-01572***（omitted）-01831***-01376***-01460***-01167***-01668***-00539**

mom-00317**-00295-00167-00480**-00123-00149***-00117***-00076

issue-00686*-01609***-00365-00125-0008700112-0026800088

i10009-01679***-00888*-00768***-0000100168000700025

i000104-0118900357-00528***-0006400094-0021200108

i400655-004900674-00223-001600125-00164-00024

R20173802615020190150503902051750467404912

N4462593533523662372534783909