上市公司可轉債發行效應實證分析*

華南理工大學工商管理學院　張麗坤　肖萬

上市公司可轉債發行效應實證分析*

華南理工大學工商管理學院張麗坤肖萬

本文以我國股權分置改革后的可轉債發行公司為樣本，實證研究發行的公告效應及其影響因素。結果表明，可轉債發行公告會產生正的市場效應，且在公告日最為顯著。同時，凈資產收益率與公告效應顯著正相關，公司規模與之顯著負相關。可見，在經營過程中不能僅注重公司規模的擴張，更重要的是提高公司的盈利能力。

可轉換債券 公告效應 超常收益

一、引言

可轉換債券（Convertible Bond，簡稱可轉債）是在一定期間內持有人有權依據約定條件轉換成股票的債券，其兼具債券、股票和看漲期權的特征。自1843年世界第一只可轉債發行以來，可轉債已成為資本市場最為重要的金融工具之一。而從20世紀90年代滬深兩市引入可轉債以來，我國資本市場可轉債的發展一直比較緩慢，這一狀況直到2006年5月《上市公司證券發行管理辦法》發布后才有所改變。據CSMAR數據庫統計，2006年5月至2013年底，我國共發行可轉債58只，總融資額高達2144.52億元，在上市公司再融資方式中占據重要地位。

二、文獻綜述

（一）國外研究國外學者對可轉債發行公告效應的實證研究比較豐富，大部分研究發現可轉債發行的公告效應為負。Dann&Mikkelon（1984）以及Mikkelson&Partch（1986）對美國公司可轉債發行的研究表明，可轉債發行公告會造成股價在兩個交易日降低2%左右。Abhyankar&Dunning （1999）選取1982～1996年間英國發行的112只可轉債進行研究，結果表明英國股票市場的總體反應為負，計算出來的股票超常收益為-1.21%。但對于不同的資本市場，可轉債發行的市場效應也不同。Kang&Stulz（1996）對日本市場的研究表明，可轉債的公告效應為正，這與對歐美等國家的研究結論相反，其認為這種反差是由于歐美和日本公司在公司治理方面的不同造成的。De Roon&Veld（1998）發現荷蘭可轉債發行的超常收益在公告日為0.16%，公告日后第一天為0.23%，但不顯著。Suchard（2007）對澳大利亞市場可轉債發行公告效應的研究也得出了類似結論。

（二）國內研究唐康德等（2004）以2000～2003年間我國發行的21只可轉債為樣本，研究發現事件公告日的平均超常收益為-0.66%，在事件窗［-30，30］的累積超常收益為1.53%，但結果都未通過顯著性檢驗。劉成彥、王其文（2005）以2001～2003年20家公司的可轉債為樣本，研究表明公告前一天和公告當天均沒有顯著的異常收益，但在公告后一天有顯著為正的異常收益，為0.64%。劉娥平（2005）研究發現2001～2003年的可轉債發行產生了顯著的負效應，并主要集中在公告日當天。

我國學者關于可轉債公告效應的研究結論不一致。國內外資本市場的法律制度、發展程度以及上市公司治理存在很大差異，國外的研究結論難以適用于我國資本市場。另外，大多學者主要對股權分置改革前的樣本進行研究，不僅樣本量少，而且對全流通條件下可轉債發行的借鑒意義不大。本文選取股權分置改革后至2013年底發行的可轉債樣本進行研究，探討可轉債發行的市場效應及其影響因素，以為我國可轉債的運用和投資者的決策提供參考。

三、研究設計

（一）樣本選取及數據來源股權分置改革前后我國上市公司股票流通特性、股權結構都不相同，為了更好地反映我國股票市場狀況，本文選取股權分置改革后至2013年底期間發行可轉債的58個樣本進行研究。由于金融業的業務性質特殊，剔除銀行等金融類可轉債的4個發行樣本，最終得到54個樣本。上市公司股價數據和股票市場指數變動數據等均來自國泰安CSMAR數據庫，股票價格采用考慮了現金紅利再投資的收盤價，股票市場指數采用加權平均法計算的考慮現金紅利再投資的日市場回報率。

（二）研究方法本文通過測算可轉債發行公告前后股票收益率的變化來驗證市場反應，從而檢驗可轉債發行是否具有公告效應，為此采用事件研究法。本文以可轉債發行公告日為事件日，計算事件日前后各6個交易日的超常收益率。考慮到可轉債發行公告日一般是在董事會簽署公告后1-2日（多數是1日）發布，因此選擇［-1，0］作為研究事件窗口。同時，考察［0，1］，［-1，1］，［-2，2］，［-6，6］等窗口的累積平均超常收益率，其中公告日為t=0時刻。

本文采用市場調整模型來計算股票的超常收益，從而衡量股東的財富效應。定義ARi，t為股票i在t時刻的超常收益率，公式為：i,t m,t

其中，Pm，t表示t時刻的股票指數，Pi，t表示股票i在t時刻的收盤價。

樣本中所有股票在t時刻的平均超常收益率AARt為：，事件窗口［t1，t2］內，第i只股票的累積超常事件窗口內，所有樣本的累積平均超常收益率為其中，n為樣本股票的個數，t1、t2為事件窗口的起止日期。由于選取的樣本是在滬深兩市上市的，為了更好地反映整個市場的系統性風險及其影響，對于在上交所上市的股票采用上證綜指計算市場收益率，對于在深交所上市的股票采用深證成指計算。

（三）變量選取與模型構建本文通過建立回歸模型，旨在找出各種因素與可轉換債券發行公告期間超常收益的關系。在建立模型時，根據已有理論和研究成果，并結合我國證券股改后的市場現狀，主要考慮以下因素。

（1）公司規模。Brennan&Schwartz（l980）和Stein（1992）的研究表明，可轉換債券發行公告期間的股票超常收益與發行公司的規模、信用等級呈負相關關系，即公司規模越大，信用等級越高，投資者認為公司的發展越穩定，違約風險越低，則公告期發行公司股票的財富效應小，超常收益低。本文用資產總額的自然對數來衡量公司規模。

表1　變量定義

（2）財務杠桿。財務杠桿可以給股東帶來兩方面的效應，一方面財務杠桿可以放大股東的收益，另一方面，財務杠桿越高，則公司的債務危機越大。Heinkel（1982）通過建立信號模型研究發現，通過改變財務杠桿向外界傳達了有利信號，投資者將公司發行可轉債作為更高品質的信號。本文用資產負債率作為衡量財務杠桿的變量。

（3）公司成長性。Denis（1994）研究發現，可轉債公告效應與公司成長性呈正相關關系，理性投資者更看重公司投資回報以及未來的發展狀況；公司的成長性越高，公告效應越明顯。本文用凈資產收益率作為公司成長性指標。

（4）每股經營活動現金流量。Sant&Ferris（1994）的研究表明，公告效應與發行公司未來現金流的增長之間具有顯著正相關關系。每股經營活動現金流量越高，表明公司的經營業績越好，償債能力及發展前景越好。本文用每股經營活動現金凈流量作為自變量來考察對公告效應的影響。

（5）市盈率。投資者通常將市盈率作為衡量股票投資價值的重要指標。高市盈率意味著投資者對公司的發展前景看好，投資者愿意付出較高的價格以便在公司未來成長中謀利，但另一方面較高的市盈率也可能傳遞出利空信號，投資者會認為公司的股票價值被高估，在可預見的期間內股價將會很快下跌，回到正常價格水平。本文選取發行可轉債公告日上一年年末的市盈率指標作為自變量。

相關變量定義及計算方法如表1所示。

據此，本文構建如下回歸模型：

四、實證結果與分析

（一）描述性統計表2為樣本變量的描述性統計數據。由表2可知，可轉債發行公司資產規模較大，平均值為342.35億元，中位數為54.05億元；發行規模比較大，平均值為18.07億元，；發行可轉債公司的資產負債率均值達46.45%，標準差只有0.18，說明發行可轉債的公司的資產負債率普遍較高；公司的凈資產收益率均值為13.18%，標準差僅為0.06，表明發行可轉債的公司的經營能力和成長性普遍較好；公司的每股經營活動凈現金流量均值為0.56元；公司的市盈率中位數為20.55，大部分公司處于合理水平，但也有部分公司的市盈率過高。

表2　可轉債樣本公司描述性統計

（二）T檢驗首先，本文利用事件研究法計算樣本在事件日前后共計13個交易日的平均超常收益率，對其進行T檢驗，結果如表3所示。由表3可知，可轉債發行人的股價在公告日明顯上升，超常收益率均值為1.67%，且在1%水平上顯著。在公告日前5個交易日樣本公司的股價雖然表現出正的市場效應，但這種市場效應很小且不顯著。公告日后第一個交易日超常收益率為0.18%，檢驗不顯著。公告日后第二個交易日超常收益率為-1.66%，顯示出負的市場效應，并在1%的水平上顯著。公告日后第三個交易日至第六個交易日股價表現出負市場效應，但不顯著。然后，計算事件期的累積超常收益率，如表4所示。從表4中可以發現，樣本公司的股票在各個事件期都表現出正的市場效應，且在［-1，0］，［0，1］，［-1，1］三個事件窗口內在1%水平上顯著，分別為1.06%、0.93%、0.77%。可見，可轉債發行公告日前后一日市場反應較為明顯，累積市場效應為正。這與我國大部分學者的研究結果相反。可見，隨著我國股權分置改革的完成，可轉債發行能促進公司治理，并以此向市場傳遞利好消息。

（三）相關性分析表5為多元回歸模型中變量的Pearson相關系數。由表5可知，公司規模和資產負債率之間存在顯著相關性，但相關系數較小，只有0.402，其他自變量之間的相關系數均較小。因此，可以認為自變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

（四）回歸分析首先，將自變量與事件期［-1，0］累積平均超常收益率進行回歸分析。研究發現，自變量與發行公告正效應之間沒有顯著相關性。將［-1，0］累積平均超常收益率替換為公告日當天的平均超常收益率，結果顯示自變量與公告效應之間有很強的相關性，因此，選擇公告日當天的平均超常收益率作為因變量。本文選用包含市盈率的模型進行研究，所構造的回歸模型F值為2.450，在5%水平上顯著，如表6所示。表6顯示，公司規模的β系數為負，說明公司規模負向影響股票短期績效；凈資產收益率的系數為正，且通過了顯著性檢驗，表明凈資產收益率對公告日的公司股票的超常收益率有顯著正向影響，這與國外的學者的研究結論一致，而國內學者研究可轉債發行公告效應時往往忽視了凈資產收益率這一重要因素。可見，公司的發展潛力對股價的波動有很大影響，投資者越來越看重公司的成長性和發展能力。

此外，資產負債率在公告日的回歸系數為正但未通過顯著性檢驗，這表明在我國財務杠桿不是影響可轉債公告效應的主要因素。每股經營活動凈現金流量的回歸系數較小，且沒有通過顯著性檢驗，說明在目前我國證券市場上，每股經營活動凈現金流量不是公告日市場績效變動的主要因素。同時，市盈率與公告效應正相關，但未通過顯著性檢驗，說明市盈率也不是導致發行可轉債公司股價變動的主要因素。

表3　樣本公司公告期超常收益率及T檢驗

表5　多元回歸自變量相關系數

表6　對樣本公告日超常收益率的回歸結果

五、研究結論

本文運用事件研究法研究我國股權分置改革后至2013年底可轉債發行對股價變動的影響。研究結果顯示，可轉債發行會對股價產生顯著的正效應，公告日的超常收益率為1.67%且最為顯著，公告日前后一日的平均累積超常收益為0.77%且顯著。可見，市場對可轉債發行具有積極反應。另外，研究顯示，凈資產收益率是影響可轉債發行公司股票超常收益的主要因素，這表明投資者比較看重公司的盈利性和成長性。而公司規模負向影響上市公司發行可轉債再融資的績效，這說明公司規模大并不必然向市場傳遞出公司經營改善的信號，投資者不僅看重量的積累更看重質的提高。因此，提高盈利能力比一味追求公司規模擴張更重要，公司借助可轉債的融資應更多投向盈利性項目，而不是借可轉債發行擴大公司的資產規模。

*本文系教育部人文社科項目“我國上市公司可轉債信息傳遞與治理效應研究”（項目編號：14YJA630071）、廣東省軟科學項目“廣東省戰略性新興產業投資結構、融資模式與政策支持”（項目編號：2013B070206008）、廣東省哲學社會科學規劃項目“廣東戰略性新興產業融資的結構與模式研究”（項目編號：GD13CYJ12）、中央高校基本科研業務費專項資金“收購動機、要約形態與要約收購治理效應：模型構建與實證檢驗”（項目編號：2013XMS04）階段性研究成果。

［1］唐康德、夏新平、汪宜霞：《上市公司可轉換債券發行的市場效應實證分析》，《經濟體制改革》2004年第6期。

［2］劉成彥、王其文：《中國上市公司可轉換債券發行的公告效應研究》，《經濟科學》2005年第4期。

［3］劉娥平：《中國上市公司可轉換債券發行公告財富效應的實證研究》，《金融研究》2005年第7期。

［4］Mikkelson Wayne H.，Partch M.Valuation Effects of SecurityOfferingsandtheIssuanceProcess.Journalof Financial Economics，1986，（15）.

（編輯朱珊珊）