中國上市公司股權再融資時機選擇行為研究

湯 勝

（廣東外語外貿大學 財經學院，廣東 廣州 510006）＊

一、研究背景與文獻回顧

中國證券市場的上市公司長期以來存在著偏好股權融資的現象，這一現象與美國學者Myers所提出的優序融資理論存在著明顯的矛盾，這一問題引起中國國內許多學者的關注。早在1999年，陳曉和單鑫以融資成本為視角對我國上市公司股權融資偏好問題進行研究，以上市公司的稅后利潤除以權益資本市值來計算公司的股權融資成本，結果顯示中國上市公司的債務融資成本高于股權融資成本，因此，上市公司偏好利用股權融資。但其計算股權融資的方法沒有考慮中國上市公司非流通股與流通股之間的價值區別。黃少安和張崗（2001）的研究以上市公司的現金股利除以每股市價作為公司股權融資的成本，也得出上市公司股權融資成本低于債務融資成本的結論，但實際上現金股利僅是股票融資成本的一部分，因此，并不能僅將現金股利視為是上市公司股權融資的成本［1］。陸正飛和葉康濤（2004）利用剩余收益折現模型來計算股權融資成本，但該模型的整體解釋力較低，說明方程中仍缺少一些重要的解釋變量［2］。張祥建和徐晉（2005）的研究發現，上市公司大股東可以通過股權融資獲得隱性收益，因此，上市公司偏好股權融資，但如果股權融資只對大股東有利，那么，一般的投資者為何要參與股權融資［3］。由此可見，上述研究均未能完全解釋中國上市公司的“股權融資偏好之謎”。

實際上，由于優序融資理論等傳統融資理論均是建立在半強式有效市場和理性人假設基礎上進行研究的，因此，它無法解釋市場處于非有效狀態下上市公司的融資行為。近年來國外的大量實證研究結果均表明，證券市場中存在許多與有效市場假說相背離的現象，這些研究推動了行為財務學的興起。基于行為財務學的研究美國學者Stein（1996）提出了“市場時機選擇”假說，即當市場被非理性交易者所主導時，市場并不能識別上市公司股權融資所傳遞的不利信號，那么，公司的管理層會傾向于在市場處于非理性狂熱時期利用股權融資獲取廉價的資本金［4］。“市場時機選擇”假說得到了大量實證研究的支持。Hovakimian、Opler和Titman（2001）通過檢驗上市公司新股發行前的市場收益率，發現當公司的股價出現大幅上升后公司更加傾向于進行股權融資［5］。Baker和Wrugler（2002）檢驗了權衡理論、融資優序理論和市場時機選擇理論，結果顯示公司的股權融資比例與公司的市值/面值比（M/B值）有關，不支持前兩種理論，而與市場時機選擇理論一致［6］。Huang和Ritter（2004）的研究指出，當市場出現了誤價（mispricing）時，股權融資和債務融資的相對成本會發生變化，而企業的融資方式選擇也隨之發生變化［7］。Kayhan和Titman（2007）的研究也發現，在短期內資本市場的波動會對上市公司的融資方式選擇產生重要影響，從而導致其偏離目標資本結構。這些研究表明證券市場并非總是有效的，當市場處于不同的時期上市公司采用不同融資方式的成本就會發生改變，因此，上市公司會根據市場時機選擇不同的融資方式［8］。

由于中國證券市場是一個新興的證券市場，市場遠未達到強式有效，因此，利用傳統的融資理論難以解釋中國上市公司股權融資偏好問題［9，10］。基于此，以行為市場時機選擇理論為基礎，根據中國證券市場的實際狀況，檢驗中國上市公司是否存在市場時機選擇行為，可為中國上市公司的股權融資偏好問題提供新的理論研究視角和解釋。

二、理論分析與研究假設

根據市場時機選擇理論，上市公司會在投資者對市場持有樂觀情緒，股票的市場價值被高估時進行股權融資，中國股票市場是一個新興的市場，公司的股票價格經常出現大幅的波動，因此，部分上市公司可能會根據市場行情的變化選擇進行股權融資。實際上上市公司的股價會受到系統性風險和非系統性風險的影響，當上市公司股價同時受到市場和公司自身特征影響時，公司會根據股價的不同情況對融資方式進行選擇。

假設上市公司的真實價值為X，市場系統性偏差對上市公司形成誤價程度為?，上市公司特有信息帶來的價格偏差為θ。當?＝0時，說明市場沒有系統性偏差；當?＞0時，說明上市公司股票價格受到整體市場因素的影響被高估；當?＜0時，則意味著公司股票價格受到整體市場不景氣的影響而被低估。從公司特有信息帶來的影響來看，當θ＞0時，意味著投資者因為上市公司自身因素對公司股價的高估；而當θ＜0時意味著投資者因為上市公司自身因素對公司股價的低估。這時對于上市公司來說有幾種不同的情況會存在著股權融資時機選擇的機會。

1.當?和θ均大于0，表示上市公司股價同時受到市場系統性高估和本身非系統性高估的影響，這時上市公司的股票價格高于其真實價值，上市公司存在著進行融資時機選擇的機會，而此時進行股權融資有利于降低融資成本。

2.當?＞0，θ＜0時。說明上市公司股價受到市場因素的影響被高估，但公司自身特征卻導致股價被低估時，如果?＋θ＞0，則說明因市場因素造成公司股價的高估大于因公司自身因素所形成的股價低估，公司這時進行股權融資仍可以降低股權融資的成本，相反如果?＋θ＜0則說明公司的股價被低估，公司不會進行股權融資。

3.當?＜0，θ＞0時。說明上市公司股價受到市場因素的影響被低估，但公司自身特征卻導致股價被高估時，如果?＋θ＞0，則公司股價被高估，公司仍然存在股權融資時機選擇的機會，反之則公司的股價被低估，公司不會進行股權融資。

4.當?＋θ＝0時，則說明公司不存在融資時機選擇的機會。

在中國股票市場，上市公司股票受到市場因素影響很大①。因此，公司的股權融資行為也可能隨著市場整體的波動而變化。那么，如何確定上市公司的股價是否被高估或者低估呢？

國外相關實證文獻中用來衡量公司股票被“誤價”的指標有：（1）公司股票的市價面值比（M/B值）②。（2）股票的超額收益③。（3）股票換手率④。

以下采用公司的M/B值、超額收益和換手率作為替代變量檢驗中國上市公司是否存在著融資時機選擇行為。根據市場時機選擇理論，如果上市公司存在著股權融資時機選擇的行為，那么，上市公司的股權融資比例應該與公司的M/B值，超額收益和換手率成正比，而與事后的M/B值與超額收益成反比。因此，提出以下研究假設：

假設1：上市公司的股權融資比例與公司當年的超額收益率和換手率成正比，與隨后的M/B值變動率成反比。

三、上市公司股權融資市場時機選擇行為的實證檢驗

（一）數據來源及樣本選擇

以下研究中國A股股票市場上市公司的股權再融資行為，即上市公司通過配股或增發所進行的股權融資行為。所使用的數據主要來源于國泰安信息技術有限公司的CSMAR數據庫。研究的時間段為1999年1月1日～2005年12月31日，選擇的研究樣本主要符合以下條件：（1）非金融類公司；（2）1999～2005年具有配股或增發資格的上市公司⑤；（3）上一年度未進行過配股或增發的上市公司；（4）公司的股權融資額或債務融資額為正的公司；（5）年度M/B值低于20且凈資產為正的年份的公司數據⑥。

（二）回歸模型的建立

1.因變量的選擇和度量方法。采用兩種不同的方法來度量上市公司的股權融資行為：一是以上市公司是否進行股權融資進行區分，通過建立LOGIT模型分析上市公司股權融資決策與市場誤價之間的關系；二是以上市公司的股權融資比例作為因變量，分析市場對公司股票的誤價對公司融資結構的影響。

2.解釋變量的選擇與統計性描述。根據市場時機選擇理論，由于信息不對稱以及存在著非理性交易，市場對公司股票高估的誤價不會立即得到修正，因此公司會在股價被高估時利用股票融資。根據第二部分的理論分析，有幾種指標可以作為市場誤價的替代變量來解釋上市公司的股權融資行為，這里將分別選擇公司M/B值的變動率，股票超額收益率和換手率作為股票誤價的替代變量。

M/B值直接以公司的每股市價/每股凈資產值得出，而M/B值變動率則為樣本公司下一年M/B變動值除以公司上一年的M/B值得出。

采用M/B值的變動率作為解釋變量可以避免公司之間因為成長性不同而存在的M/B值差異。

3.控制變量的選擇。根據權衡理論，公司代理成本、稅收和潛在的破產機會均會影響公司的融資方式。因此，為了驗證和控制權衡理論對公司股權融資的影響，分別選擇了所得稅率、資產負債率和自由現金流量作為控制變量。按照權衡理論當公司的稅率和自由現金流量越多時，公司會越少利用股權融資。而當公司資產負債率越高時公司會傾向于利用股權融資。桑德（Sunder）和梅耶斯（Myers，1999）計算的財務赤字＝公司的現金股利＋投資支出＋營運資本－經營現金流量凈額［12］，因此，我們采用同樣的方法確定上市公司的自由現金流量。為了使不同規模企業之間的自由現金流量水平具有可比性，最終采用的替代變量為企業自由現金流量與企業總資產的比值。Baker和Wrugler（2002）的研究發現公司規模和有形資產比例與公司的資產負債率呈正相關關系，而盈利能力與公司的資產負債率呈負相關關系。他們的研究指出公司規模和有形資產比例越高，代表公司的償債能力越強，同時成長性也越低，而這些公司通常偏向于利用債務融資。因此，在模型中分別以凈資產收益率、資產總額的對數和有形資產比例作為公司盈利能力、規模和成長性的控制變量。此外，鑒于研究期內中國特殊的股權結構，加入流通股比例作為控制變量。考慮年度和行業對企業融資行為的影響，加入了年度和行業控制變量，最終建立了以下兩個基本的回歸模型：

模型（1）采用上市公司的股權融資占外部融資額的比例作為因變量建立回歸模型，模型（2）采用LOGIT模型考察上市公司進行股權融資的概率與公司M/B值之間的變化關系，模型中的u為干擾項。

（三）回歸結果分析

在進行回歸前對各變量進行相關性分析，結果發現公司的M/B值變化率與其股權融資比例呈顯著的負相關關系，而公司當年的超額收益率和換手率則與公司的股權融資比例呈顯著的正相關關系，與研究預測一致。利用SPSS統計軟件對1999～2005年樣本公司的混合面板數據進行檢驗，結果見表1。

從表1可以發現，在模型1和模型4中，ΔMB與股權融資顯著負相關，顯示在股權融資占外部融資的比例與公司融資后M/B值的變動率呈顯著的負相關關系，股權融資比例越大的公司其未來的市場價值下降得越多。而在模型2中上市公司的股權融資比例與公司當年的超額報酬率顯著正相關，而與上一年的超額報酬率呈負相關關系，這意味著公司傾向于在自身股價處于一個相對較高的價格時進行股票融資。股權融資公司在以往并沒有表現出比其他公司更高的收益率，但在股權融資當年卻出現獲得了比其他公司更高的市場回報，這是公司股票被市場所高估的信號，因此，公司會選擇在這時發行新股融資。而從模型3的換手率和上市公司的股權融資比例的關系來看，同樣驗證了假設1，即高換手率的公司股權融資比例越高。換手率作為衡量投資者理性程度的指標，當換手率越高時，意味著非理性投資者占據了主導地位，這時公司的股價受到了非理性因素的支配，而高換手率通常伴隨著高股價，因此，公司會傾向于利用股權融資。在模型4中同時加入了M/B值變動率，超額收益率和換手率對公司的股權融資比例進行回歸檢驗，結果與前三個模型相一致。說明上市公司的股權融資行為受到了市場對公司股票“誤價”的影響，而上市公司往往會利用市場對公司股票價格的高估進行股權融資。

表1 線形模型回歸結果

在模型的控制變量中，可以發現稅率與上市公司的股權融資比例之間不存在顯著的相關關系，這主要與我國上市公司本身的稅率差異不大有關。而股權公司的資產負債率要顯著高于沒有進行股權融資的公司，說明上市公司存在通過股權融資調整自身資本結構的現象。在四個模型中公司的自由現金流量均與公司的股權融資比例存在顯著的正相關關系，說明自由現金流量越多的公司越傾向于采用股權融資。公司凈資產收益率與公司股權融資也存在著顯著的正相關關系，說明盈利能力越高，留存收益越多的公司反而更傾向于利用外部股權融資，這與梅耶斯的優序融資理論不符。此外回歸的結果顯示公司的規模與公司的股權融資沒有顯著的相關關系，這可能是因為無論規模大小的公司都存在著市場時機選擇的現象，而與公司股價被“誤價”對公司股權融資行為所造成的影響相比，公司的規模影響并不顯著。此外在眾多的行業控制變量中沒有發現行業因素對公司股權融資存在著明顯的影響。

為了避免模型出現多重共線性問題，采用方差擴大因子法對模型的共線性問題進行診斷，結果顯示模型的VIF值均低于5，因此，可以說模型不存在嚴重的共線性問題。

為了保證結果的穩定性和對上市公司的股權融資決策進行進一步的驗證，采用LOGIT模型以上市公司是否進行股權融資作為因變量進行回歸分析，結果發現LOGIT模型的回歸結果與多元線形模型的結果基本一致。在LOGIT模型中ΔMB與公司股權融資的概率呈顯著的負相關關系，而超額報酬率和換手率與公司股權融資的概率呈顯著的正相關關系，說明公司會傾向于在獲得較高的市場回報后，并且投資者對公司股票購買欲望高漲時進行股票融資。這時公司的股票價格往往存在著一定程度的高估，因此在股票融資后，公司股票的市場價值會出現下跌。

四、結論與政策含義

以上研究發現，上市公司的股權融資比例與公司融資后M/B值的變動率呈顯著的負相關關系，股權融資比例越高的公司其事后的M/B值增長率越低。說明公司在發行新股時其股價存在高估的現象，而部分公司則很好的利用了這個時機進行股權融資。此外，公司當期的超額市場收益率和換手率均與公司的股權融資比例呈現顯著的正相關關系，進一步證實了中國股票市場的上市公司存在著股權再融資的時機選擇行為。

中國上市公司的融資時機選擇行為，一方面說明了中國證券市場存在著非理性的噪音交易，市場未達到半強式有效；另一方面，說明了上市公司存在著“圈錢”動機。中國證券市場的股票換手率極高，顯示投資者的投機心態明顯，大部分投資者主要關注是否能在短期獲利并存在著“搭便車”心理，因此，他們很難發現上市公司股權再融資所傳遞的不利信號，無法識別股權融資對公司長期經營績效所可能帶來的負面影響，從而不能對上市公司股票價格的高估或低估進行及時的糾正，這使得上市公司具有了進行股權融資時機選擇的機會。此外，與外部投資者相比，上市公司的管理層具有明顯的信息優勢。當上市公司股價被市場所高估時，上市公司管理層會發行新股進行融資以獲取低成本的權益資金，由于部分利用股票融資上市公司在融資后由于缺乏正凈現值的投資項目，因此，進一步導致公司的業績和長期市場回報率在未來的一段時間出現下跌，從而損害了公司長線投資者的利益和市場的資金配置效率。上述現象給中國證券市場監管機構的啟示是：當市場行情好時，應更加關注上市公司的股權融資行為，防止上市公司利用市場投資者的非理性交易行為進行無效率的融資。此外，監管機構在制訂政策時應充分關注證券市場投資者的決策心理和決策行為，從而制訂更為合理的監管政策和信息披露政策。

注釋：

①根據吳世農和許年行（2004）的研究發現中國股票市場的股票收益變動的79.4%受到市場風險因素的影響，市場強大的驅動力使股票表現出顯著的“同漲同跌”的趨勢［11］。這種趨勢導致公司的股票價格受到市場波動的影響較大，

②Baker和Wrugler利用公司的市凈率（M/B值）作為衡量公司股票是否被錯誤定價的指標，當公司存在較高的M/B值時，則意味著公司的股價可能偏高，這時公司會傾向于利用股權融資。Baker和Wrugler（2002）的研究以公司的市凈率（M/B值）作為主要解釋變量成功解釋了美國上市公司上市后資產負債率的變化情況。

③根據市場時機選擇理論，上市公司會在股票價格大幅上升后進行股票融資。基于此理論假設，Hovakimian，Opler和Titman（2001）以及Kayhan和Titman（2004）的研究均選擇了上市公司發行新股前的股票超額收益率作為衡量公司股票是否被誤價的指標，結果發現當上市公司的股票出現較高的超額收益率后，公司會偏向于進行股票融資。這說明上市公司可能在利用市場對公司股票價格的高估進行股權融資。

④Baker和Stein（2002）的研究指出當市場或公司的換手率較高時說明市場被非理性交易者所支配，高換手率意味著過高的公司股價。因此他們選擇了換手率作為衡量公司股價是否被誤價的替代指標，并建立了公司股權融資比例與股票換手率的回歸模型，進而利用大樣本數據檢驗兩者之間的關系，結果發現公司股權融資比例與股票換手率存在顯著的正相關關系，結果與市場時機選擇理論相一致。

⑤選擇1999年之后的樣本是因為現金流量表從1998年才開始編制，之前的年度缺乏相關數據，而截止日期定于2005年底是由于2005年6月以后上市公司開始啟動股權分置改革，為避免股改期間的研究樣本受到過多政策性因素的影響，因此，選擇股改前的上市公司樣本作為研究對象。

⑥Baker和Wrugler（2002）的研究也同樣剔除了所有M/B值超過10的樣本。

［1］黃少安，張崗.中國上市公司股權融資偏好分析［J］.經濟研究，2001，（11）：12－20.

［2］陸正飛，葉康濤.中國上市公司股權融資偏好解析［J］.經濟研究，2004，（4）：50－58.

［3］張祥建，徐晉.股權再融資與大股東控制的隧道效應——對上市公司股權再融資偏好的再解釋［J］.管理世界，2005，（11）：127－136.

［4］Stein，Jeremy C.，Rational Capital Budgeting in an Irrational World［J］.Journal of Business，1996，69（4）：429－455.

［5］Armen Hovakimian，Tim Opler，and Sheridan Titman.The debt－equity choice［J］.Journal of Financial and Quantitative Analysis，2001，（36）：1－24.

［6］Malcolm Baker and Jeffrey Wurgler.Market timing and capital structure［J］.Journal of Finance，2002，57（1）：1－32.

［7］Michael J.Schill.Sailing in rough water：market volatility and corporate finance［J］.Journal of corporate finance，2004，10（5）：659－681.

［8］Ayla Kayhan，and Sheridan Titman.Firm＇s History and Their capital structure［J］.Journal of Financial Economics，2007，83（1）：1－32.

［9］蘇東蔚.噪音交易與市場質量［J］.經濟研究，2008，（9）：82－95.

［10］徐浩萍，陳超.會計盈余質量、新股定價與長期績效［J］.管理世界，2009，（8）：25－38.

［11］吳世農，許年行.資產的理性定價模型和非理性定價模型的比較研究［J］.經濟研究，2004，（6）：105－116.

［12］Shyam－Sunder L.，and Myers S.C.Testing static trade－off against pecking order models of capital structure［J］.Journal of Financial Economics，1999，51（2）：219－244.