上市公司定向增發市場時機選擇行為研究

卞平原, 陸曉佳

(1.池州職業技術學院經濟與管理系,安徽 池州 247000; 2.安徽農業大學經濟管理學院,安徽 合肥 230036)

0 引言

隨著全球經濟合作交流的加深和國際金融市場活躍性的提升,融資市場時機的相關問題受到眾多學者關注,成為企業財務管理方面的主要課題之一。企業需結合市場變化在合適的時機完成融資,如在市場出現股價看漲時,可實施股票發售,在人們看跌股價時對股票進行回收。

從20世紀末開始,越來越多的人對傳統金融學的某些基礎假設持懷疑態度。基于這種狀況,國外學者選擇站在市場參與者的立場上對企業的融資活動進行分析,基于資本市場的大環境分析了對企業融資行為的影響,還提出了市場時機理論。該理論是一種分析框架,對完全套利假設以及理性人假設有所突破,是對領導者根據股票市場的機會窗口選擇相應的融資工具后開展有關融資活動的行為進行分析。在經歷了一段時間的發展之后,對上述問題的研究已經是全球行為企業在財務方面的研究重點,并取得了初步成效。

隨著市場經濟的不斷發展,已上市企業的融資方式出現越來越多的市場化傾向,導致許多上市企業在股市中圈錢,也因此產生了有偏好的股權融資等問題。由于市場經濟在中國還處于發展的前期,市場制度尚不夠成熟,因此資本市場的發展仍存在不少問題。另外,廣大投資者的不理智投資等因素也十分不利于市場經濟體制的推行。因為投資者不能完全做到理性投資以及大環境下市場經濟的非主體現狀存在,所以一旦發生股票價格制定錯誤就會影響市場的融資條件,最終對公司的融資決策產生巨大的影響。隨著中國全面實行股票發行注冊制,企業的融資行為在制度上得到進一步規范,定向增發成為一種重要的融資方式[3]48。

定向增發具體是指上市公司在經營發展中,通過非公開發行的途徑,向自身特定對象實施股票發行的活動,屬于股權分置改革后形成的常見的再融資渠道。定向增發是上市企業進行再融資的主要方式之一。截至2022年12月31日,我國5 066家A股上市公司中有419家實施了增發,總募資規模達7 388.30億元。

本文的研究貢獻在于:①目前國內外學者用來衡量市場時機的代理變量主要是Kristoufek等[4]的市值賬面比,以此衡量錯誤定價的程度以及信息不對稱的程度。但已有研究和經驗數據表明,市值賬面比這一指標包含了企業成長性因素,并不一定最適合作為市場時機的衡量變量。本文結合中國股票市場高流動性的特征,選取換手率作為市場時機指標。②在研究企業市場時機選擇行為時不能忽略政策監管層面的影響。本文引入市場活躍度指標來衡量再融資監管程度,探討監管層面的市場時機對企業定向增發行為的影響。

1 理論分析與研究假設

國內外很多學者都證明了定向增發中企業是存在市場時機選擇行為的。市場中的投資者可能會因企業發布定向增發公告而對公司前景產生過度樂觀情緒,在短期內給企業帶來正的股價效應,理性的管理者會抓住這個有利時機發行股票,享受股價被高估帶來的超額收益[5]。張強等[3]56通過實證證明了這一結果,他們的研究表明,進行定向增發的公司的股價在增發前出現明顯的大幅上漲,而在增發后股價的長期收益卻為負,說明企業在定向增發中是存在市場時機選擇行為的。此外,Liu[6]研究發現,當定向增發的對象為大股東時,選取的定價基準期間內公司股價的均值會明顯低于每股的企業價值,也即意味著在大股東參與定向增發的股份認購時,企業會選擇在市場行情較為低迷或股價處于較低且出現被低估的情況時增發,從而確保大股東可以通過相對偏低的價格增多股份。王健等[7]的研究也證實了控股股東在企業定向增發的時機選擇中有著重大的影響。上市公司的控股股東可能通過停牌的手段來進行市場時機的選擇,鎖定較低的發行價格,降低認購發行股份的成本,獲得相對更多的股份。

我國上市公司長期以來面臨流通股與非流通股同時存在且互為分割的情況,通常后者并不存在較為明確的市場價格,因此在對上市公司實際市場價值進行衡量時,不可避免地會產生一些偏差,造成市值賬面比難以充分體現股價是屬于高估狀態還是低估狀態,這意味著市值賬面比指標缺乏足夠公信力[8]。換手率往往可以體現股票流動性,在市場交易中,投資者對股票認可度較高、表示收益樂觀時,換手率將得到提升,反之則換手率降低,由此可見上市公司股票換手率能夠反映預期收益和未來收益[9]。因此,本文選取換手率作為衡量市場時機的一個代理變量。

由于中國證券市場制度不夠完善,為了在一定程度上控制上市公司的利益輸送行為,中國的監管機構對上市公司的證券發行行為設置了嚴格的發行條件和流程。一方面,監管機構設置了一定的發行條件來保證發行主體的質量[10];另一方面,監管機構也會充分考慮市場的實時狀況,嚴格控制各個時期發行的上市公司數量和發行規模。監管機構的這種制度性限制,在一定程度上約束了上市公司證券發行中的市場時機選擇行為。因此,在研究上市公司對市場時機選擇行為時,不能單單考慮對市場高漲與否的時機選擇,還應考慮再融資監管政策的影響[11]。

目前對證券市場上的再融資采用的仍是核準制,即發行主體進行證券發行必須符合一定的條件,需經過監管機構的審核和確認。在等待證監會回復的期間,如果市場環境變化導致“機會窗口”消失時,上市公司最終會選擇終止發行[12]。因此分析定向增發終止行為能夠有效驗證企業是否實施市場時機選擇決策。

本文在研究過程中形成下述假設:

H1a:對結果公告和預案公告進行比較,若結果公告發布時股票換手率越低,則意味著出現終止定向增發的可能性越大。

H1b:對結果公告和預案公告進行比較,若結果公告發布時再融資管制越緊,企業終止定向增發行為的概率越高。

企業對市場時機的選擇行為不僅僅體現在根據市場時機選擇融資時機上,還體現在企業根據市場時機選擇融資規模上[13]。在定向增發市場上,上市公司在市場環境越好的時候增發比例越大,而在市場環境越差的時候增發比例越小。

上市公司在實際經營過程中,當市場環境改善時,股票發行規模也往往會增加。這是由于市場環境較好,能夠提升投資者信心,使其主動購入股票,在此情形下,上市公司也傾向于擴大融資,以優化自身資本結構[14]。市場環境存在好的趨向,定向增發股份對應的持股人也往往更傾向于在解禁期滿之后保持股份,而不會考慮減持,此時市場投資者購入股票的積極性較高,出現股票供不應求的現象。這表明定價增發的股票受到更多認可,市場價格也逐步提升,持股人收益增加,對上市公司未來發展的認可度也會更高,此時上市公司會考慮進一步進行定向增發[15]。

當市場環境存在惡化趨向時,上市公司的發行規模往往會下降。上市公司在進行定向增發時,由于市場環境相對較差,定向增發股份對應的持股人往往更傾向于在解禁期滿之后減持股份,導致股價出現下滑,可能出現的非理性行為也會影響其他市場投資者決策,由此引發的從眾心理則可能進一步造成市場負面情緒,致使股價下滑引發的波動遠超原先的股指波動區間[16]。上市公司為規避該效應,會考慮在市場環境相對較差時減少定向增發比例,以提高經營穩定性[17]。

中國上市公司在很長一段時間內存在著流通股和非流通股相互分割的股權狀況,非流通股并沒有明確的市場價格,這樣在計算上市公司的市場價值時必然會出現一定偏差,導致市值賬面比并不能準確反映公司股票市場價格,降低了該指標在中國股票市場的實用性。換手率通常用來表示股票的流動性程度,當投資者對股票預期收益樂觀時會增加交易頻率,使股票換手率較高,相反,股票換手率則低。股票換手率可以預期市場和個股層面的未來收益。

根據前文所述,這種市場環境包括兩方面:換手率和市場活躍度。企業發布定向增發預案時股票換手率越高,說明此時投資者情緒越高漲,公司股價被高估的程度越大,此時投資者對企業未來高預期,認購股份的動力大,企業有動因進行更大比例的定向增發;企業發布定向增發預案時市場活躍度越大,表明此時再融資監管程度越松,企業有動因進行更大比例的定向增發,以防之后迎來一個監管較嚴格的時期,導致融資困難。

因此,我們提出如下假設:

H2a:上市公司發布定向增發預案時,股票換手率越高,增發比例越大。

H2b:上市公司發布定向增發預案時,市場活躍度越高,增發比例越大。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數據來源

為研究市場時機對上市公司定向增發實施結果的影響,以及市場時機對上市公司定向增發比例的影響,本文以國內A股上市企業定向增發行為為研究對象,選取2017—2021年存在定向增發預案的我國A股上市企業為數據統計樣本。在整體研究中為保障數據信息的客觀性和完整性,盡可能排除異常樣本所造成的負面影響,具體篩選標準如下:不包括金融領域、保險領域上市公司;不包括存在財務困境或難以正常營運的上市公司;不包括數據大面積缺失或經判斷存在數據異常的上市公司;不包括存在借殼上市行為且出于滿足統計標準而進行定向增發的上市公司。篩選之后,獲得有效樣本1 008個。本文所獲得的上市公司香港信息來自上交所官網所披露的信息,上市公司信息、財務報表以及股價指數等主要來自CCER數據庫、WIND數據庫。

2.2 變量定義

為研究市場時機選擇對上市公司定向增發實施結果的影響機制,本文以定向增發是否成功實施為因變量,以定向增發預案公告及實施結果公告(或終止定向增發公告)前后換手率、市場活躍度變化為自變量,同時選取總資產、資產負債率、現金總資產比、資產收益率、年度、行業等指標為控制變量,具體指標定義如下:

被解釋變量:

定向增發實施結果(Issue)通?？砂ǔ晒嵤┖投ㄏ蛟霭l終止兩類。終止的原因有很多:董事會主動終止、股東大會未通過、重組委否決、證監會否決等。本研究先以所有樣本為研究對象,再以主動終止行為為研究對象。在變量設計上,因變量采用虛擬變量Issue,根據定向增發結果進行賦值:對最終成功實施定向增發的樣本賦值為1,對最終終止定向增發的樣本賦值為0。

定向增發比例(Iratio)是衡量定向增發實施情況的另一個重要指標,其計算公式為Iratio=實際增發股份數量/增發前總股本×100%,即發行完成后本次定向增發實際發行的新股數量占本次定向增發前公司總股本的比例。

解釋變量:

換手率是衡量股票流動性程度的重要指標,換手率越高表明股票流動性越大,同時,也能在一定程度上預測投資者對股票未來盈利性的預期和關注。屈文洲等[18]的研究表明,換手率能夠準確地反映股票的價格行為;郭文心等[19]的研究表明,國內上市公司的股權融資行為發生在換手率較高的時期,即換手率與股權融資有較強的正相關關系。

參考前述文獻,選取定向增發前后股票換手率的變化作為自變量,以研究換手率對定向增發行為的影響。換手率是指在特定時期內股票交易量與企業發行的股票總量之間的比率,有交易數量和交易金額之分。本文以上市公司發布定向增發預案、定向增發結果公告(或定向增發終止公告)為基點,以2個時間節點前1個月為周期,選取交易數量來作為衡量標準,公式如下:

定增前換手率(Preturn)=定增預案公布日前1個月股票交易量/公司總股本

定增后換手率(Outturn)=定增結果公布日前1個月股票交易量/公司總股本

換手率變化(Difturn)=定增前換手率平方根-定增后換手率平方根

市場活躍度指標(Hot)衡量再融資管制程度。本文參考Hsu等[20]的方法,通過劃分冷熱發行窗口的方法來度量再融資管制的程度。再融資通?？梢苑譃楣_增發、配股以及定向增發等,在本次研究中,對滬深兩市每個月所開展的再融資活動數量進行統計,以此獲知再融資管制情況,從而判斷這一管制的松緊趨向,將Hot視為代理變量。為更為客觀地判斷市場活躍度,擺脫季節性影響,可對不同月對應的再融資次數進行分析,如可取前1個月、當月、后1個月三者的平均值,用MA進行表示。若當月次數不小于MA,則表明該月管制寬松,即可認為是熱發行月,此時代理變量數值為1,否則可認為是冷發行月,此時代理變量數值為0。

定增前市場活躍度(Prehot)=定增預案公布當月的市場活躍度

定增后市場活躍度(Outhot)=定增結果公布當月的市場活躍度

市場活躍度變化(Difhot)=定增前市場活躍度(Prehot)-定增后市場活躍度(Outhot)

除解釋變量外,本文還設置了以下控制變量:公司規模(Lnsize)、資產負債率(Lev)、息稅前利潤(Lnebit)、自由現金流(C/A)、總資產收益率(ROA)、年度虛擬變量(Year)、行業虛擬變量(Industry)。

上述所有變量定義如表1所示。

表1 變量定義表

2.3 模型構建

根據前述,本文構建的市場時機包括2個指標,一是股價層面,二是政策監管層面。根據本文所作假設,需要驗證市場時機選擇行為的存在性和市場時機對增發比例產生何種影響。

為研究時機選擇與定增成功行為的影響機制,以定增成功與否為因變量,換手率變化、市場活躍度變化為自變量,總資產、資產負債率、息稅前利潤、資產收益率、年份、行業等為控制變量,建立二元 Logistic 回歸模型,構建模型(1):

Issue=α0+α1Difturn+α2Difhot+

α3Control+ε

(1)

式中:α為估計系數;Issue為定向增發實施結果;Difturn為預案公告日上1個月末公司股票換手率的平方根與結果公告日上1個月末公司股票換手率的平方根差值;Difhot為定增前市場活躍度與定增后市場活躍度的差值;Control為控制變量;ε為隨機誤差項。

為研究時機選擇與定增比例的影響機制,以定增股票比例為因變量,換手率變化、市場活躍度變化為自變量,總資產、資產負債率、息稅前利潤、資產收益率、年份、行業等為控制變量,建立線性回歸模型,構建模型(2):

Iratio=α0+α1Preturn+α2Prehot+

α3Control+ε

(2)

式中:Iratio為定向增發的發行比例;Preturn為預案公告日上1個月末公司股票換手率;Prehot為定增預案公布當月的市場活躍度。

定向增發行為的終止一般有2種觸發原因:監管機構終止和公司主動終止。有研究表明,不同的觸發原因形成的影響機制不同。為驗證不同觸發因素對定增結果的影響機制是否存在差異,在剔除了證監會否決的樣本后,對前文的2個回歸模型進行檢驗。

3 實證分析

3.1 描述性統計分析

表2為主要變量的描述性統計結果。由表2可知:定向增發發行比例最小值為0,代表定向增發終止的樣本;最大值8.315 1,代表實施資產重組、引入戰略合作伙伴、集團整體上市等有較大規模資產和資本進入的定向增發行為;均值為0.259 9,標準差0.493 0,說明定向增發比例分布較為均勻。因此,可以看出本次選取的樣本能夠有效代表A股市場定向增發的各種類型。從換手率來看,最大值和最小值之間相差很大,定向增發預案公告時的換手率最小值為0.000 3,而最大值為1.583 8;結果公告日時的換手率最小值為0.002 9,而最大值為3.394 4。換手率變化(Difturn)均值為負,說明從定向增發市場整體看,預案公告到結果公告市場環境變得更好。市場活躍度指標類似,說明相較于預案公告時,結果公告時的市場活躍度程度是更好的,即結果公告時再融資管制程度較為寬松。

表2 主要變量的描述性統計

3.2 市場時機選擇行為存在性的實證檢驗

為判斷上市公司是否選定合適市場時機開展定向增發活動,驗證假設H1a和H1b,對模型(1)進行實證檢驗。本節內容基于皮爾遜相關系數分析法,對各變量關系進行相應檢驗,分析可能出現的多重共線性現象。各變量相關系數如表3所示。從定向增發實施結果來看,定向增發實施情況與換手率變化、市場活躍度變化有顯著的負相關關系。相關性分析初步說明了定向增發實施結果和定向增發發行比例均與換手率和市場活躍度相關。

表3 相關性分析結果

分別將換手率變化、市場活躍度2個變量納入Logistic回歸模型,分析換手率、市場活躍度對定增成功實施的影響?；貧w分析結果見表4。模型(1)僅輸入換手率變化,定增前后換手率變化對定增成功實施有負向影響,但影響不顯著。模型(2)僅輸入市場活躍度變化,定增前后市場活躍度變化對定增成功實施有顯著的負向影響,在1%水平上顯著。模型(3)同時輸入換手率變化和市場活躍度變化,2個變量均對定向增發實施結果有顯著的負向影響,分別在5%、1%水平上顯著。結合回歸分析結果發現:定向增發預案發布后,換手率出現較大程度的上升時,定向增發容易成功,即定增預案公布后、定增結果公布前,股票流通性較強,換手率出現上升趨勢時,定向增發行為極易實施;定向增發預案發布后,市場活躍度出現較大程度的上升時,定向增發容易成功,即市場監管處于熱度時期,定向增發行為極易實施。

表4 換手率、市場活躍度對定向增發成功實施的回歸結果

如前文所述,定增行為終止的觸發因素分為主動和被動2種,即公司主動終止定增和監管機構否決兩種。為檢驗不同觸發因素情況下市場時機選擇與定向增發間的影響機制是否依舊有效,本節剔除證監會否決造成的定向增發行為終止樣本,進行二次回歸分析,驗證模型的穩定性。結果如表5所示:在剔除了因證監會否決而定向增發終止的樣本后,市場時機選擇對定向增發結果的影響未出現明顯的差異,與未剔除樣本的結論一致。

表5 換手率、市場活躍度對定向增發行為的回歸結果

從定向增發的結果來看,剔除被動終止的樣本,換手率變化、市場活躍度變化均與定向增發成功實施有負向的顯著影響,分別在5%、1%水平上顯著,即定增預案公布后,換手率提高、市場活躍度提升的市場時機下,定向增發行為成功實施的概率更高。

3.3 市場時機對定向增發比例影響的實證檢驗

為了檢驗市場時機對定向增發發行比例的影響,驗證假設H2a和H2b,對模型(2)進行實證檢驗。采用Pearson相關性分析方法,得到的相關系數如表6所示。從定向增發比例來看,定向增發比例與換手率變化、市場活躍度變化有顯著的正向關系,定向增發比例與定向增發結果公布時的市場活躍度有顯著的正向關系。

表6 相關性分析結果

分別將換手率、市場活躍度2個變量納入線性回歸模型,分析換手率、市場活躍度對定增發行比例的影響。回歸分析結果見表7。

表7 換手率、市場活躍度對定向增發比例的回歸結果

分析結果表明:模型(1)僅輸入換手率變化,發布預案公告時換手率對定增比例有顯著的正向影響;模型(2)僅輸入市場活躍度,發布預案公告時市場活躍度對定增比例有顯著的負向影響;模型(3)同時輸入換手率和市場活躍度,換手率對定向增發比例有顯著的正向影響,市場活躍度對定向增發比例有顯著的負向影響。結合回歸分析結果發現:預案公告發布時上市公司股票換手率越高,企業選擇定向增發的比例越大;反之,股票換手率越低,企業定向增發的比例越低。換手率的高低在一定程度上能夠體現投資者的情緒,在市場環境好的時候,投資者愿意購入更多的股份,上市公司也會抓住這一“機會窗口”發行更多股份,從而改善公司的資本結構,且在市場環境較好的時候,投資者會對定向增發股份限售期之后的市場環境有一個較為積極的預期,增加對定向增發股份的認可和需求。另一方面,企業會傾向于在再融資管制程度較松的市場條件下進行更大比例的定向增發。由于“政策市”的存在,企業定向增發受到監管制度和流程的制約,在管制較松的市場環境下,企業會更加珍惜融資機會,因此會傾向于開展更大規模的融資,以防隨后監管程度收緊,定向增發變得更加困難,導致融資困難。

4 研究結論與建議

4.1 結論

定向增發自產生以來發展迅速,以遠超公開發行和配股的市場規模成為中國上市公司再融資的主要方式。本文在相關文獻的基礎上,闡述了市場時機理論和時機變量的衡量選取問題,概述了中國定向增發的規則以及發展現狀,并用A股市場上定向增發的數據實證分析了中國上市公司定向增發過程中的市場時機選擇行為。本文將研究重點放在討論定向增發市場時機行為存在性以及市場時機對定向增發發行比例產生的影響上。具體結論如下:中國上市公司定向增發存在市場時機選擇行為,企業會傾向于選擇一個市場環境較好的時間點進行定向增發;中國上市公司定向增發的比例與市場時機有關,企業會選擇在公司股票換手率較高時更多地增發,且在再融資管制程度較松時更大比例增發。

4.2 建議

4.2.1 完善定向增發市場規則

中國上市公司定向增發過程中存在市場時機選擇行為與市場制度不完善有關。目前定增市場存在的問題需要證監會等監管機構來完善制度和規則。中國定向增發市場時機行為中的本質問題主要集中在定價基準日的選擇上,定向增發定價基準日的選擇制度讓定價基準日和基準價格成為了上市公司可操縱的工具,為其利益輸送提供了途徑。建議監管機構明確定價基準日,規范上市公司定價基準日的選取。

4.2.2 加強對定增比例的監管

本文驗證了中國企業定向增發的比例與市場時機存在正向關系,即上市公司在市場環境(包括市場行情和政策環境)寬松時會選擇更大比例的增發,并且項目融資型的上市公司增發比例會更大。這說明,上市公司會借著有利的市場時機“圈錢”,這其中難免有一些企業“渾水摸魚”,融到資金后沒有將所募集資金投于有價值的項目,造成資金利用的低效率。監管機構應加強對定向增發發行比例的監管,及時發現有“圈錢”動機的企業,減少市場資金的低效率使用。

4.2.3 支持多元化融資方式

中國企業融資渠道仍然較窄,融資方式仍需創新和開拓。定向增發作為創新型的融資方式出現,以其低成本、高便捷性的優勢迅速發展超過公開增發和配股,成為市場上不可或缺的再融資形式。但定向增發市場仍舊存在很多問題,一方面監管機構需要不斷完善定向增發市場的規章制度,另一方面也要支持多元化的融資方式,特別是大力發展較為成熟的債券市場,鼓勵金融創新。