劉善存， 黃篤學(xué)， 榮四維

(北京航空航天大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院， 北京 100083)

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中國(guó)市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)強(qiáng)化因素實(shí)證研究

劉善存， 黃篤學(xué)， 榮四維

(北京航空航天大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院， 北京 100083)

通過(guò)合理選擇樣本區(qū)間和引入強(qiáng)化因素對(duì)中國(guó)證券市場(chǎng)的時(shí)機(jī)效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)。結(jié)果表明，中國(guó)各項(xiàng)法規(guī)政策及監(jiān)管松緊的改變對(duì)企業(yè)融資結(jié)構(gòu)產(chǎn)生顯著的影響，采用股改基本完成以后的樣本區(qū)間更能反映市場(chǎng)的真實(shí)情況。在對(duì)投資者需求、盈利能力、償債能力、股本結(jié)構(gòu)等大量變量進(jìn)行檢驗(yàn)后，發(fā)現(xiàn)上市公司的市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)當(dāng)現(xiàn)金充裕時(shí)顯著加強(qiáng)，并且在考慮了其他控制變量和相關(guān)法規(guī)約束后，該結(jié)果仍具有穩(wěn)健性。

市場(chǎng)時(shí)機(jī)； 股權(quán)再融資； 強(qiáng)化因素； 融資結(jié)構(gòu)； 股票增發(fā)

一、引言

市場(chǎng)時(shí)機(jī)理論(market-timing theory)是基于定價(jià)錯(cuò)誤的資本結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)理論。Stein指出：公司股價(jià)被市場(chǎng)高估時(shí)，管理者會(huì)發(fā)行更多的股票進(jìn)行融資；公司股價(jià)被市場(chǎng)低估時(shí)，管理者會(huì)回購(gòu)股票來(lái)使公司價(jià)值最大化。[1]

市場(chǎng)時(shí)機(jī)理論在實(shí)證上得到了很好的支持。世界范圍的證據(jù)表明，公司融資決策具有顯著的市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)。Baker和Wurgler系統(tǒng)研究了股票市場(chǎng)時(shí)機(jī)對(duì)資本結(jié)構(gòu)的影響。[2]Opler和Titman發(fā)現(xiàn)美國(guó)上市公司增發(fā)股票和股價(jià)顯著正相關(guān)。[3]Graham和Harvey匿名調(diào)查了上市公司的CFO，2/3的CFO表示股票價(jià)格被低估和高估的程度是其發(fā)行股票時(shí)非常重要的考慮因素。[4]Henderson等在調(diào)查1990—2001年世界范圍內(nèi)公司融資資金來(lái)源狀況時(shí)發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)時(shí)機(jī)是公司發(fā)行證券時(shí)的重要考慮因素，各公司在股票市場(chǎng)收益率較高時(shí)更喜歡發(fā)行股票。[5]Mittoo和Zhang在研究加拿大公司融資決策以及De Bie和De Haan在研究荷蘭公司融資決策時(shí)都發(fā)現(xiàn)，市值賬面比是股權(quán)發(fā)行的重要決定因素。[6—7]Chang等研究了日本公司的市場(chǎng)時(shí)機(jī)模式，結(jié)果表明外部加權(quán)平均市值賬面比(EFWAMB)與杠桿率顯著負(fù)相關(guān)。[8]Elliott等利用美國(guó)市場(chǎng)的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)錯(cuò)誤定價(jià)在公司的債務(wù)和股權(quán)兩種融資方式選擇中起至關(guān)重要的作用。[9]

有些學(xué)者指出市場(chǎng)時(shí)機(jī)因素需要和其他因素相結(jié)合才能更好地解釋公司融資決策，如Harry等發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)的資金需求結(jié)合市場(chǎng)時(shí)機(jī)和公司生命周期指標(biāo)是公司增發(fā)的較好預(yù)測(cè)指標(biāo)。[10]Alti和Sulaeman發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者需求與市場(chǎng)時(shí)機(jī)共同出現(xiàn)時(shí)才會(huì)觸發(fā)公司股權(quán)再融資行為。[11]61—87

朱武祥針對(duì)中國(guó)股市的數(shù)據(jù)對(duì)市場(chǎng)時(shí)機(jī)理論進(jìn)行了實(shí)證。[12]劉端等利用1993年至2003年11月中國(guó)滬深兩市的A股公司數(shù)據(jù)對(duì)市場(chǎng)時(shí)機(jī)選擇理論進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)對(duì)于公司資本結(jié)構(gòu)的影響不會(huì)在短期內(nèi)很快消失，但也不像國(guó)外成熟資本市場(chǎng)有超過(guò)10年的長(zhǎng)期影響，而是持續(xù)5年。[13]才靜涵和劉紅忠用資產(chǎn)市凈率的歷史平均作為市場(chǎng)時(shí)機(jī)的代理變量，研究發(fā)現(xiàn)歷史資產(chǎn)市凈率對(duì)財(cái)務(wù)杠桿的解釋能力，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)包括當(dāng)前資產(chǎn)市凈率在內(nèi)的其他解釋變量，這一效應(yīng)不但明顯，而且長(zhǎng)期持續(xù)。[14]

也有學(xué)者認(rèn)為市場(chǎng)時(shí)機(jī)對(duì)資本結(jié)構(gòu)不具有持續(xù)性影響。劉瀾飚和李貢敏認(rèn)為中國(guó)上市公司不僅存在著股票市場(chǎng)的市場(chǎng)時(shí)機(jī)行為，同時(shí)存在債務(wù)擇時(shí)的市場(chǎng)時(shí)機(jī)行為；股票融資市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)對(duì)資本結(jié)構(gòu)不具有持久影響。[15]湯海溶和張鳳發(fā)現(xiàn)中國(guó)上市公司的股權(quán)融資也存在市場(chǎng)時(shí)機(jī)選擇，但市場(chǎng)時(shí)機(jī)選擇對(duì)資本結(jié)構(gòu)的影響主要表現(xiàn)在公司上市的初期。[16]

劉星等研究表明：在流通股市價(jià)被普遍高估的市場(chǎng)條件下，再融資政策是導(dǎo)致股權(quán)融資次數(shù)差異的主要因素, 而融資次數(shù)的差異直接導(dǎo)致了上市公司利用市場(chǎng)融資條件的差異。[17]王琳采用平均市值賬面比作為市場(chǎng)時(shí)機(jī)的代理變量，對(duì)資本結(jié)構(gòu)的3個(gè)指標(biāo)進(jìn)行單變量和多變量回歸分析，發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)時(shí)機(jī)對(duì)資本結(jié)構(gòu)有顯著的影響，其效應(yīng)明顯且持久。[18]

牛冬梅參考Kayhan和Titman的方法，將外部融資加權(quán)平均市值賬面比分為短期因素和長(zhǎng)期因素兩方面進(jìn)行研究，證明了市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)的存在性，但其持續(xù)性沒(méi)有Baker和Wurgler的那樣持久。[19]Chen等利用臺(tái)灣市場(chǎng)1990—2005年的數(shù)據(jù)對(duì)比了市場(chǎng)時(shí)機(jī)理論和融資優(yōu)序理論，發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)時(shí)機(jī)理論具有較好的解釋力。[20]羅琦和賀娟研究得到股票市場(chǎng)上的市場(chǎng)時(shí)機(jī)對(duì)公司投資和股權(quán)在外融資均產(chǎn)生正向影響，且這種影響在控股股東持股比例高的情況下更加強(qiáng)烈。[21]黃虹和肖超順則從上市公司股票回購(gòu)方向研究和判斷市場(chǎng)時(shí)機(jī)的影響因素。[22]

二、中國(guó)市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)的存在性檢驗(yàn)

本節(jié)采用分組對(duì)比和Probit回歸研究市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)的存在性。鑒于中國(guó)A股市場(chǎng)初期樣本的局限性，將樣本區(qū)間選在2006—2011年為宜。文章的數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，其中增發(fā)、配股數(shù)據(jù)來(lái)自Wind資訊。樣本區(qū)間為2006年第2季度至2012年第1季度，數(shù)據(jù)處理主要采用Eviews、SQL Server和Excel VBA。

筆者剔除了以下樣本點(diǎn)：(1)金融企業(yè)；(2)含B 股、H 股的公司；(3) ST 、PT 類公司；(4)明顯異常的數(shù)據(jù)；(5)創(chuàng)業(yè)板公司。將樣本分組考察，以市值賬面比把樣本平均分為5組(以G1、G2、……、G5表示)，對(duì)比再融資率然后進(jìn)行了雙樣本異方差單側(cè)t檢驗(yàn)(H0:μ5≤μ1;H1:μ5>μ1)，統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

由表1可知，市值賬面比增加，企業(yè)的再融資率基本呈現(xiàn)遞增態(tài)勢(shì)，并且t檢驗(yàn)顯著，說(shuō)明了A股市場(chǎng)存在市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)。2005年以前市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)主要體現(xiàn)在配股融資，在增發(fā)中并不明顯。而2006年以來(lái)，增發(fā)和配股方式中均存在明顯的市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)。

由表1可以看到，E組上市公司的再融資絕大多數(shù)為增發(fā)，而配股較少。這與A～D組形成明顯區(qū)別，說(shuō)明選擇2006—2011年這段樣本區(qū)間是有代表性的。因?yàn)榕涔膳c增發(fā)表現(xiàn)出類似的市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)，文章將增發(fā)與配股這兩種再融資行為統(tǒng)一納入研究范圍。

現(xiàn)在通過(guò)Probit模型，將相關(guān)控制變量一并考慮以得到更為全面的結(jié)果。各變量定義如表2所示，模型如式(1)所示。

Growtht-1+εt

(1)

表1　市場(chǎng)時(shí)機(jī)的存在性檢驗(yàn)結(jié)果

表2　市場(chǎng)時(shí)機(jī)存在性的Probit模型變量定義

由于控制變量為年度指標(biāo)，只能統(tǒng)一時(shí)間間隔為年度，因此將年度增發(fā)定義為二元選擇變量，取1表示本年內(nèi)至少有一個(gè)季度進(jìn)行了增發(fā)，取0表示本年內(nèi)未進(jìn)行增發(fā)。市值賬面比年度值定義為當(dāng)年各季度的平均值。多因素回歸中各個(gè)變量的數(shù)據(jù)缺失存在“短板效應(yīng)”，各變量數(shù)據(jù)缺失只能取并集，樣本個(gè)數(shù)大幅減少。通過(guò)Eviews的回歸結(jié)果如表3所示。

表3　市場(chǎng)時(shí)機(jī)存在性Probit模型回歸結(jié)果

由表3可知，M/B的系數(shù)顯著為正，表明存在市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)，并且資產(chǎn)負(fù)債率、盈利能力、成長(zhǎng)性均對(duì)股權(quán)再融資有顯著促進(jìn)作用，而稅盾、資產(chǎn)規(guī)模、股權(quán)紅利率從統(tǒng)計(jì)上來(lái)說(shuō)沒(méi)有顯著作用，但從經(jīng)濟(jì)意義上講應(yīng)該作為控制變量考慮在內(nèi)。模型似然比LR檢驗(yàn)在5%顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，模型擬合程度較高。綜上所述，中國(guó)股市存在市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)。

三、市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)的強(qiáng)化因素

前文已得出市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)的存在性，本節(jié)探討影響市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)的強(qiáng)化因素。為此從投資者需求、盈利能力、短期與長(zhǎng)期償債能力、現(xiàn)金流量能力等因素進(jìn)行檢驗(yàn)。

(一)投資者需求的強(qiáng)化作用檢驗(yàn)

Alti和Sulaeman發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者需求對(duì)市場(chǎng)時(shí)機(jī)現(xiàn)象有明顯的加強(qiáng)作用。[11]61—87與歐美國(guó)家?guī)缀鯚o(wú)個(gè)人投資力量相反，中國(guó)個(gè)人投資者在股市中發(fā)揮著不可忽略的作用。選擇前十大流通股東而非前十大股東的原因是流通股東的數(shù)據(jù)可以具體到每個(gè)季度，而前十大股東信息是以半年度為單位公布的，另外，流通股東也是交易的主體。中國(guó)上市公司的投資者結(jié)構(gòu)如表4所示。

表4　中國(guó)上市公司的投資者結(jié)構(gòu)

注：QFII資格的外資公司有100余家，筆者是通過(guò)目前的托管銀行來(lái)統(tǒng)計(jì)的，具體為中國(guó)銀行、中國(guó)工商銀行、中國(guó)農(nóng)業(yè)銀行、中國(guó)建設(shè)銀行、交通銀行、匯豐銀行、渣打銀行和花旗銀行。民生銀行雖已獲批QFII托管資格，但未查詢到已開(kāi)展的QFII業(yè)務(wù)。

由表4可知，自然人在前十大流通股東中占有最大的比例，這些自然人股東擁有大規(guī)模市值的資產(chǎn)。按市值賬面比由小到大分為G1、G2、G3、G4、G5組；按加強(qiáng)因素“新增家數(shù)”分為F1、F2、F3、F4、F5組，計(jì)算每一組中以增發(fā)或配股方式進(jìn)行再融資的比例(%)，并進(jìn)行雙樣本異方差單側(cè)t檢驗(yàn)(H0:μ5≤μ1;H1:μ5>μ1)。在每次分組之前都先從樣本中剔除了強(qiáng)化因素缺失的數(shù)據(jù)，以保證研究的準(zhǔn)確性，結(jié)果如表5所示。

如表5所示，減持組的“G5-G1”列數(shù)字均隨著被檢驗(yàn)變量的增大而增大，而且增持組也基本呈現(xiàn)出這一特征，且t檢驗(yàn)顯著，表現(xiàn)出明顯的加強(qiáng)效應(yīng)(如表5中的B、C組)。

(二)盈利能力的強(qiáng)化作用檢驗(yàn)

文章選擇息稅前利潤(rùn)率、資產(chǎn)凈利潤(rùn)率、權(quán)益凈利潤(rùn)率、加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率、實(shí)際所得稅率和財(cái)務(wù)費(fèi)用率作為盈利能力的代理變量。變量定義如表6所示。

表5　投資者需求加強(qiáng)因素檢驗(yàn)結(jié)果

表6　盈利能力相關(guān)變量定義

注：以上平均值算法為(上年末值+本年末值)/2。息稅前利潤(rùn)率取值區(qū)間為[-50%,50%]；資產(chǎn)凈利率取值區(qū)間為[-40%,40%]；權(quán)益凈利潤(rùn)率及加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率取值區(qū)間為[-60%,60%]；實(shí)際所得稅率取值區(qū)間為[10%,65%]；財(cái)務(wù)費(fèi)用率取值區(qū)間為(0%,45%]。

CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)提供了期末總資產(chǎn)余額作為分母和平均總資產(chǎn)余額作為分母兩種統(tǒng)計(jì)口徑的收益率，以經(jīng)濟(jì)意義而言，后者為好。但后者有個(gè)缺點(diǎn)，假若某年期末總資產(chǎn)余額缺失或異常，前者僅影響當(dāng)年，而后者將影響前后兩年的數(shù)據(jù)，且不易察覺(jué)。為保證結(jié)論嚴(yán)謹(jǐn)，文章分別采用期末總資產(chǎn)余額和平均值作為計(jì)算依據(jù)，檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。

從結(jié)果中并未發(fā)現(xiàn)明顯的加強(qiáng)作用，從EBIT和凈利潤(rùn)等多種口徑的指標(biāo)得到一致的結(jié)論：盈利能力不是市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)的加強(qiáng)因素。

(三)償債能力的強(qiáng)化作用檢驗(yàn)

償債能力的高低可衡量公司的運(yùn)營(yíng)所需資金充裕度。公司償債能力低時(shí)，股權(quán)融資成為惟一的融資辦法，是否公司會(huì)重視發(fā)行的時(shí)機(jī)以獲募集更高的資金呢？

選擇流動(dòng)比率、速動(dòng)比率、保守速動(dòng)比率、現(xiàn)金比率、營(yíng)運(yùn)資金對(duì)資產(chǎn)總額比率、營(yíng)運(yùn)資金對(duì)凈資產(chǎn)總額比率6個(gè)指標(biāo)作為短期償債能力的代理變量，定義如表8所示，檢驗(yàn)結(jié)果如表9所示。

表7　盈利能力強(qiáng)化作用檢驗(yàn)結(jié)果

表8　短期償債能力變量定義

注：流動(dòng)比率、速動(dòng)比率取值范圍為(0,10]；保守速動(dòng)比率取值范圍為(0,9.5]；現(xiàn)金比率取值范圍為(0,8.5]；營(yíng)運(yùn)資金對(duì)資產(chǎn)總額比率取值范圍為[-50%,80%]；營(yíng)運(yùn)資金對(duì)凈資產(chǎn)總額比率取值范圍為[-90%,100%]。剔除樣本極端值比率在8%以下。

表9　短期償債能力檢驗(yàn)結(jié)果

從表9可看出所有指標(biāo)的F5-F1行顯著為負(fù)，短期償債能力對(duì)股權(quán)再融資有顯著的負(fù)向影響作用。這是因?yàn)槎唐趦攤芰υ綇?qiáng)，資金越充裕，公司一方面進(jìn)行融資的意愿越弱，另一方面在融資時(shí)更偏好債務(wù)融資，這與預(yù)期是一致的。G1列的F5-F1組的數(shù)值無(wú)論從大小還是顯著性上都明顯弱于其他組，這說(shuō)明當(dāng)市場(chǎng)時(shí)機(jī)低的時(shí)候，公司發(fā)行股票的意愿本身就很低，這時(shí)償債能力即使很弱，公司也不愿進(jìn)行股權(quán)融資，這從另一個(gè)角度驗(yàn)證了市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)。從加強(qiáng)因素角度來(lái)看，G5-G1列中除了最低組外，自第二行開(kāi)始呈現(xiàn)明顯的單調(diào)遞減現(xiàn)象，表明現(xiàn)金充足度比賬面上的流動(dòng)資產(chǎn)余額更有說(shuō)服力，當(dāng)公司現(xiàn)金充裕時(shí)，不會(huì)過(guò)于關(guān)注市場(chǎng)的漲跌，市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)越弱，而當(dāng)現(xiàn)金匱乏時(shí)，則市場(chǎng)漲跌帶來(lái)的發(fā)行溢價(jià)則顯得尤為寶貴，財(cái)務(wù)壓力驅(qū)使公司努力抓住融資時(shí)機(jī)。而第一組的市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)偏弱很可能是因?yàn)楣镜呢?cái)務(wù)困境相當(dāng)嚴(yán)重，迫切到無(wú)法等待時(shí)機(jī)的來(lái)臨，必須立即進(jìn)行融資，并且優(yōu)先采用股權(quán)融資。發(fā)現(xiàn)D組和E組的的加強(qiáng)效應(yīng)最為明顯，表明現(xiàn)金比率和營(yíng)運(yùn)資金對(duì)資產(chǎn)總額比率都是市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)的可能加強(qiáng)因素。

選擇資產(chǎn)負(fù)債率、長(zhǎng)期資本負(fù)債率、利息保障倍數(shù)、流動(dòng)資產(chǎn)比率、有形資產(chǎn)比率作為長(zhǎng)期償債能力的代理變量。相關(guān)變量定義如表10所示，檢驗(yàn)結(jié)果如表11所示。從表11可知，長(zhǎng)期償債能力指標(biāo)均不是市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)的加強(qiáng)因素。但與資本結(jié)構(gòu)相關(guān)的指標(biāo)(資產(chǎn)負(fù)債率、產(chǎn)權(quán)比率等)是再融資決策的影響因素，F(xiàn)5-F1行顯著為正，說(shuō)明負(fù)債率越高，公司越傾向于股權(quán)融資，一方面因?yàn)樨?fù)債率高時(shí)，債務(wù)融資成本高，另一方面也可以改善企業(yè)資本結(jié)構(gòu)，降低財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，這與文章的預(yù)期是一致的。

表10　長(zhǎng)期償債能力變量定義

注：資產(chǎn)負(fù)債率取值范圍為[10%,90%]；長(zhǎng)期資本負(fù)債率取值范圍為(0%,80%]；利息保障倍數(shù)1取值范圍為[1,30]，對(duì)數(shù)樣本取值范圍為[1,54.598]；利息保障倍數(shù)2樣本取值范圍為[1,54.598]。

(四)股權(quán)結(jié)構(gòu)的強(qiáng)化作用檢驗(yàn)

本節(jié)研究股權(quán)集中度和實(shí)際控制人對(duì)市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)影響。選擇大股東持股比例、Z指數(shù)、S指數(shù)作為股權(quán)集中度的指標(biāo)，變量定義如表12所示，檢驗(yàn)結(jié)果如表13所示。由于持股比例為半年度數(shù)據(jù)，筆者將季度樣本進(jìn)行了調(diào)整：在半年度內(nèi)增發(fā)的公司增發(fā)變量取1，未增發(fā)則取0；市值賬面比取季度平均值。

表11　長(zhǎng)期償債能力檢驗(yàn)結(jié)果

表12　股權(quán)結(jié)構(gòu)變量定義

注：持股比例為半年度數(shù)據(jù)。第一大股東持股比例取值區(qū)間為[10%,75%]；前三大股東持股比例取值區(qū)間為[10%,85%]；前五大股東持股比例取值區(qū)間為[15%,85%]；前十大股東持股比例取值區(qū)間為[20%,90%]；Z指數(shù)取值范圍為[1,148.413 2]；S指數(shù)取值范圍為[1%,60%]；基金持股比例取值范圍為[5%,100%]，該項(xiàng)為季度數(shù)據(jù)。

表13　股權(quán)結(jié)構(gòu)強(qiáng)化作用檢驗(yàn)結(jié)果

從表13可知，股權(quán)集中度對(duì)市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)大致說(shuō)來(lái)沒(méi)有明顯作用，股權(quán)集中度對(duì)再融資決策也未發(fā)現(xiàn)顯著一致的作用。

選擇直接控制人持股比例、實(shí)際控制人所有權(quán)、實(shí)際控制人控制權(quán)、兩權(quán)分離度這4項(xiàng)指標(biāo)作為實(shí)際控制人待檢驗(yàn)變量，定義如表14所示，檢驗(yàn)結(jié)果如表15所示。

由表15可知，沒(méi)有發(fā)現(xiàn)某個(gè)變量是市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)加強(qiáng)因素的證據(jù)，筆者認(rèn)為控股股東與控制人情況不是市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)的加強(qiáng)因素。

表14　控股股東與控制人情況變量定義

注：直接控制人持股比例、實(shí)際控制人所有權(quán)、實(shí)際控制人控制權(quán)取值區(qū)間為(0%,100%]；兩權(quán)分離度取值區(qū)間為[0%,100%]，實(shí)際最大為53.42%。

表15　控股股東與控制人因素的檢驗(yàn)結(jié)果

四、結(jié)論

第一，市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)在中國(guó)各時(shí)期都是存在的，但由于歷史上各個(gè)時(shí)期的股權(quán)再融資方式不同，市場(chǎng)時(shí)機(jī)在早期主要體現(xiàn)在配股上，中期配股和公開(kāi)增發(fā)各占一半，近期主要體現(xiàn)在定向增發(fā)上。

第二，現(xiàn)金充裕度不僅對(duì)再融資決策有負(fù)向關(guān)系，而且對(duì)市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)有顯著影響，公司現(xiàn)金越充裕，市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)越受到削弱。這一結(jié)果在考慮了公司規(guī)模、盈利能力、成長(zhǎng)性、資產(chǎn)有形性、資本結(jié)構(gòu)、運(yùn)營(yíng)能力等其他指標(biāo)的Probit模型中仍具有顯著性。并且文章根據(jù)《證券法》《公司法》《上市公司證券發(fā)行管理辦法》的硬性要求將上市公司再融資的法律法規(guī)約束量化后對(duì)新的樣本再次通過(guò)分組對(duì)比和Probit模型檢驗(yàn)，現(xiàn)金充裕度的削弱效應(yīng)表現(xiàn)的更為顯著。

第三，在對(duì)盈利能力等其他因素的檢驗(yàn)中，成長(zhǎng)性、盈利能力和資本結(jié)構(gòu)對(duì)再融資有顯著正向作用，但對(duì)市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)沒(méi)有強(qiáng)化作用。股權(quán)結(jié)構(gòu)方面，股權(quán)集中度、基金持股比例、直接控制人持股比例、兩權(quán)分離度等指標(biāo)對(duì)再融資和市場(chǎng)時(shí)機(jī)效應(yīng)均沒(méi)有顯著作用。

文章對(duì)政策的建議是：法律法規(guī)約束一方面減少了不良上市公司增發(fā)，保護(hù)了投資者；另一方面也對(duì)上市公司利用市場(chǎng)時(shí)機(jī)進(jìn)行融資決策的過(guò)程產(chǎn)生了約束，不利于具有先進(jìn)理念的管理者進(jìn)行資本運(yùn)作。應(yīng)當(dāng)從落實(shí)退市政策等其他方面入手限制不良上市公司，適當(dāng)放松對(duì)于增發(fā)的約束條件。

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Empirical Study on the Strengthening Factors of Market Timing Effect in China

LIUShancun,HUANGDuxue,RONGSiwei

(School of Economics and Management, Beijing University of Aeronautics and Astronautics, Beijing 100083, China)

This paper tests the strengthening factors of market timing effect in Chinese stock market by properly selecting sample intervals and introducing strengthening factors. The results show that the changes of regulation and policy have significant impacts on corporate financing structure especially after the share reform is completed. By testing a large number of variables such as investor demand, profitability, solvency and capital structure, the paper finds that market timing effect of listed companies is significantly strengthened when they have enough cash. The result is robust after taking into account the relevant laws and regulations.

market timing; equity refinancing; strengthening factors; financing structure; secondary offerings

10.13766/j.bhsk.1008-2204.2016.0103

2016-03-28

國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(71371023)

劉善存(1964—)，男，河北棗強(qiáng)人，教授，博士，研究方向?yàn)榻鹑谑袌?chǎng)微觀結(jié)構(gòu).

F830.9

A

1008-2204(2016)04-0061-14