上市公司定向增发公告效应及其影响因素研究徐寿福（上海财经大学金融学院，上海 200433）摘要：我国上市公司定向增发存在显著为正的公告效应，在定向增发预案公告日前一周左右的时间内，定向增发公司股票累积平均超常收益率约为7.6%。
进一步的研究发现，监督效应假说和信息效应假说具有一定的解释能力。
大股东认购比例越高，未来对上市公司经营管理可能产生的监督效应越大，从而提升上市公司投资效率和公司价值。
上市公司价值不确定性越大，公告期内超常收益率越高。
关键词：上市公司；定向增发；公告效应；公司再融资Abstract：This paper tests the announcement effects surrounding private offerings of Chinese public companies and shows that there is a significant positive market reaction during the announcement period. The average cumulative abnormal return of the announcement is about 7.6 percent, which we suggest should result from the monitoring effects and information effects. The more the block shareholders purchase, the more significant monitoring effects is and the higher value firms have. Furthermore, the average abnormal return has a positive relation with uncertainty of firm value.Key words：Public Companies; Private Offering; Announcement Effects;作者简介：徐寿福，上海财经大学金融学院博士生，研究方向：证券投资管理，公司金融。
中图分类号：F830.91 文献标识码：A引言股权分置改革以后，定向增发成为我国上市公司股权再融资的主要方式之一1。
定向增发是指上市公司采用非公开方式向特定对象发行股票的行为，2006年5月证监会发布的《上市公司证券发行管理办法》正式对上市公司非公开发行股票的条件作出了规定。
定向增发在发行资格、发行方式、发行对象等方面与公开增发存在很大差别，因而在市场反应、公司价值与投资者利益保护等方面有着与公开发行迥然不同的特征。
西方学者对非公开发行问题的研究始于Wruck(1989)[9]，该文首次发现与公开增发股票通常负的市场反应不同，非公开发行存在一个显著为正的公告效应，此后很多学者验证了该现象存在于世界上其他一些国家的股票市场中。
然而，各国市场中非公开发行公告效应的大小与其影响因素又不尽相同，这与各国对非公开发行的规定密切相关，因此，对该问题的研究必须置于特定的资本市场环境中才有意义。
股改以后，我国上市公司如火如荼的定向增发行为已经引起了许多学者的关注，但作为新兴事物，到目前为止鲜有学者对其进行系统性的研究，特别是受研究样本和时间跨度的限制，经验研究更是少之又少。
本文借鉴现有文献的研究方法，拟对我国上市公司定向增发行为的公告效应及其影响因素做一探索性地研究，回答两方面问题：(1)我国上市公司定向增发具有怎样的公告效应？该效应与国外学者的研究结论有何不同？与国内学者对增发行为的研究结论是否有差别？(2)影响我国上市公司定向增发公告效应的因素有哪些？国内外文献综述已有研究发现，与公开增发相比，非公开发行普遍存在正的公告效应2。
Wruck(1989)最先发现美国公司的非公开发行存在一个平均超常收益为4.5%的公告效应。
随后许多学者的研究也验证了非公开发行显著为正的公告效应存在于其他一些国家和地区的股票市场中，如美国(Hertzel 和Smith, 1993)[4]、日本(Kato和Schallheim, 1993; Kang和Stulz, 1996)、新加坡(Tan et al., 2002)[8]、中国香港(Wu et al. 2005)[10]、新西兰(Anderson et al., 2006)等[1]，但不同国家和地区非公开发行公告效应的大小存在显著差别3。
与此同时，随之而生的诸多理论假说对非公开发行的公告效应进行了解释。
(1)监督效应假说(monitoring effects hypothesis)。
Wruck(1989)[9]认为非公开发行集中于少数参与者，导致了上市公司所有权集中度的变化。
与Mrock等(1988)预测的公司价值和所有权结构之间的非线性关系一致，当上市公司所有权集中度处于某些区间时，公告期股票超常收益率与所有权集中度的变化呈正相关关系4。
Wruck认为这是由于股票认购者愿意和能够有效监督上市公司的经营管理所致。
(2)信息效应假说(information effects hypothesis)。
Hertzel 和Smith(1993) [4]认为，非公开发行可以解决Myers和Majluf(1984)框架下由于外部市场和内部经理人之间信息不对称引起的逆向选择问题，并向市场传递了公司价值被低估的信号。
当公司价值被低估的可能性越大时，非公开发行的市场效应越大。
Wu和W ang(2005)[11]提出了“内在信息决定效应”假说，通过引入基于控制权私人收益的代理成本结构拓展了Myers–Majluf(1984)模型，认为内部人在追求自身利益最大化的前提下有可能接受净现值为负的投资项目5。
股权再融资公告效应来源于内部人和外部投资者关于投资机会不确定性(uncertainty of investment opportunities)的信息不对称程度。
而当公司规模越小，投资机会的不确定性越大。
(3)投资机会假说(investment opportunities hypothesis)。
McConnell和Muscarella(1985)[5]发现在股权再融资宣告期间同时宣告投资机会或资本支出时，股票价格会有一个正的反应。
Cooney和Kalay(1993)[2]放松了Myers–Majluf(1984)模型的假设，证明如果投资者预期上市公司存在一个有价值的新投资机会，股权再融资将会向市场传递一个利好消息，从而产生正的公告效应。
Pilotte(1992)[6]发现股权再融资公告过程中，股票价格对成长机会有显著为正的反应。
(4)公司质量假说(firm quality hypothesis)。
该假说认为公司质量越好，非公开发行时市场反应越大。
Heinkel和Schwartz(1986)[3]则认为非公开发行中认购者和发行者之间可以通过多次协商以确定发行价格，因而发行折扣率传递了有关公司质量的信息，折扣率越高，说明公司质量越不乐观。
(4)价格压力假说(price pressure hypothesis)。
该假说指出在不完全有效的资本市场上，不存在某一特定股票的完全替代品，导致公司股票面临向下倾斜的需求曲线(Scholes, 1972)[7]。
增发新股引起了股票数量的突然增加，从而促使股价下跌。
Tan等人(2006)[8]认为股票流动性越高，其需求曲线越平坦，投资者对流动性要求的补偿越低，股票正常收益率越低，从而导致超常收益率越高。
然而，由于各国相关规则和制度存在很大差异(Anderson et al., 2006)[1]，各国资本市场上非公开发行行为的市场反应和影响因素表现不一。
定向增发（非公开发行）在我国出现的时间较晚，国内学者对该问题的研究较为零散，而对定向增发公告效应的研究更为鲜见。
未区分非公开发行与公开发行的研究中，胡乃武等(2002)[12]、刘力等(2003)[13]发现增发公告具有负效应。
叶红雨和曾芒(2005)研究发现[15]，中国上市公司增发公告效应为负，且与上市公司利润增长率和增发价格折扣率正相关。
王家新和刘曦(2008)发现[14]，定向增发的市场反应明显区别于公开增发，存在显著的股价正效应，并且认为中国股市存在比较严重的信息泄露现象，但该文没有作出系统的解释。
章卫东和李德忠(2008)[16]发现上市公司定向增发累积超额收益率与发行价格折扣率负相关。
通过对国内外研究的梳理，我们发现，国外学者对非公开发行行为及其影响因素研究较为成熟，国内学者虽然已经揭示了我国上市公司定向增发公告正效应现象的存在，但对其进一步的解释还不够系统，没有全面揭示在中国特有的制度背景下影响定向增发公告效应的因素。
研究设计一、样本数据及来源 本文以2006年1月1日至2008年9月30日宣告定向增发A 股预案的A 股上市公司为研究样本，按照以下程序进行了筛选：(1)剔除金融类上市公司。
(2)若样本公司在样本期间发生两次定向增发行为，则取前一次为研究对象6。
(3)剔除交易数据或财务数据缺失的公司。
最后我们得到符合标准的样本共236家上市公司。
与已有研究文献不同，为更准确地把握上市公司定向增发行为的短期效应，我们采用上市公司季度财务数据，这样也可以使我们的样本区间延长至2008年第三季度。
上市公司所有交易数据和财务数据均来源于WIND 资讯。
二、定向增发公告效应检验本文采用标准的事件研究法对上市公司定向增发公告的市场反应进行检验，以市场模型度量定向增发预告的正常收益。
1．事件日的确定。
上市公司定向增发过程中存在多个重要公告事项，包括董事会公告即增发预案公告、（临时）股东大会公告、证监会批准公告、增发公告、发行结果公告等。
由于增发预案公告时，公众投资者首次能够从公开渠道获得相对较具体的上市公司定向增发信息，且定向增发的确定性在随后的公告中不断得到加强，故本文选取定向增发预案公告日作为事件日（t=0）7。
2．事件窗口期和估计期的确定。
为考察定向增发公告的短期股价反应，本文将定向增发预案公告前后十个交易日即[-10,10]设定为事件窗口期，将窗口期前150个交易日即[-160,-11]设定为事件估计期。
3．模型构建。
个股和指数收益率计算公式为r i,t =(P i,t -P i,t-1)/ P i,t-1，其中r i,t 是股票i 或市场指数在t 交易日的收益率，P i,t 和P i,t-1分别是股票i 或市场指数在t 日和t-1日的收盘价。
本文采用市场模型计算个股的正常收益率，计算公式为,ˆi t i i mt rR αβ=+。
