“股權再融資績效下降之謎”

摘" "要：本研究基于2013—2023年滬深證券交易所非金融類上市公司的面板數據，運用雙重差分模型和事件研究法對“股權再融資績效下降之謎”進行了系統性再檢驗。實證研究發現：上市公司在實施股權再融資后確實存在顯著的績效下滑現象，且這種負向效應具有持續性，在融資后第五年仍未明顯減弱；通過分時段穩健性檢驗發現，自2019年再融資政策放寬以來，融資企業的績效下降趨勢更加顯著；機制檢驗表明，股權再融資后雙重代理成本同步上升是企業績效下降的主要原因；異質性分析顯示，較高的控股股東持股比例、機構投資者持股比例以及國有產權屬性能夠有效緩解再融資的負面經濟效應，而較高的管理層持股比例則會加劇這一效應。研究結論為當前經濟新常態下優化資本市場融資功能、支持實體經濟發展和實施創新驅動發展戰略提供了重要的政策啟示。

關鍵詞：股權再融資；治理機制；事件分析法；代理成本；資本市場

中圖分類號：F830.91" "文獻標識碼：A" 文章編號：1674-2265（2025）04-0003-12

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2025.04.001

一、引言

資本市場融資功能的發揮主要表現為企業首次公開募股（IPO）和股權再融資兩種方式。但是，社會各方對IPO的關注度遠超股權再融資。從近年來資本市場的發展來看，股權再融資的數量和融資金額在多數年份中超過IPO（見圖1），股權再融資對資本市場融資功能發揮的作用并不亞于IPO。那么，股權再融資是否通過支持企業融資有效促進了企業的發展？特別是在當前經濟環境下，資本市場支持經濟發展的作用日益受到重視的背景下，這一問題值得學術界持續關注并進行分析。

許多研究都發現股權再融資之后企業業績會下降。學術界一般將此種現象稱為“股權再融資績效下降之謎”（Loughran和Ritter，1995）[1]。根據Loughran和Ritter（1997）[2]、羅琦等（2018）[3]等的總結，出現這種現象的原因有三種理論解釋：一是盈余管理假說。該假說認為公司為了達到再融資門檻或者最大化融資規模和吸引投資者，會通過盈余管理提升融資前盈利水平。由于通過財務手段提升的盈利不可持續，公司在融資后業績會出現下滑（羅琦等，2018；徐壽福和龔仰樹，2011）[3，4]。二是市場時機假說。該假說認為公司選擇股價普遍高估的機會窗口進行股權再融資以獲得更高的發行價格和更大的融資規模。融資完成后投資者逐漸認識到公司的真實價值，市場情緒向理性回歸，從而引起公司股票的收益率下降（Bayless和Jay，2011；黃曉薇等，2014；王振山和王秉陽，2017）[5-7]。三是募集資金濫用假說。該假說認為公司股權再融資后，公司控制人或管理層可操控的現金資源大幅增加，他們為了自身利益，有動機通過利益輸送或者增加在職消費等方式“掏空”上市公司，從而導致融資后業績下降（徐壽福和龔仰樹，2011；宋衍蘅，2008；王帥旗等，2023）[4，8，9]。

對于上述三種理論解釋，貫穿其中的共同點是信息不對稱和（或）委托代理問題導致的代理沖突。從邏輯上來說，上述三種解釋非完全的并列關系，盈余管理假說和市場時機假說主要關注上市公司再融資的動機和手段，募集資金濫用假說主要聚焦再融資對企業績效的影響機制。單純的盈余管理對公司財務績效的影響可以通過加入控制變量或者延長研究周期予以消除。市場時機假說更多是從市場收益的角度解釋再融資的經濟效應。上市公司無論利用盈余管理還是利用市場時機進行股權再融資，都是為了以低成本募集盡可能多的資金。濫用募集資金應該是融資后上市公司長期財務績效下降的主因。上市公司盈余管理或者擇時動機越強，說明公司的治理缺陷越大，資金被濫用的概率越高，再融資后績效下降程度應該越深，這一現象已經得到上述文獻的證實。因此，三種假說的理論基礎相同，即上市公司再融資后財務績效的下降主要由公司代理問題引起。代理問題會產生兩類代理成本：一類成本是股東和管理層之間的代理成本，另一類是大股東和中小股東之間的代理成本。從已有文獻來看，因為大股東對公司投融資決策有決定權，多數文獻對于資金的濫用主要基于大小股東之間的代理沖突進行分析，較少有文獻基于股東與管理層之間的代理沖突進行分析。同時，由于多數相關研究采用的數據時間較早，大多采用了單重差分法且研究期間偏短，研究結果的穩健性需要進一步驗證。

另外，雖然已有文獻普遍認為再融資之后公司財務績效會出現下降，但仍有少數研究認為定向股權再融資可以通過引入機構投資者改善治理結構（張博等，2019；劉娥平和關靜怡，2018）[10，11]。既然融資后財務績效的變化與代理問題緊密相關，那么旨在降低代理沖突的治理機制可能對再融資的該項經濟效應有調節效應，這方面的研究當前相對較少。

最后，就我國資本市場來說，上市公司再融資受到監管機構的規制，融資政策發生了多次變化，關于政策變化（特別是實施注冊制）是否影響再融資的該項經濟后果，這方面的研究尚處于空白。因此，采用最新的數據更加系統和深入地分析“股權再融資后績效下降之謎”，有利于厘清上市公司熱衷于股權再融資的動機，為我國資本市場改革提供借鑒和啟示。

本文將根據2013—2023年在滬深證券交易所上市的非金融類公司樣本，研究這一時期上市公司的主要再融資方式——定向再融資對企業財務績效的影響。本文的邊際貢獻在于：第一，從委托代理角度更加系統地分析了股權再融資對企業績效的影響機制及異質性影響。第二，采用了較長數據期間和更加合理的實證模型，研究結果更加穩健①。第三，分時間段分析了樣本企業股權再融資對企業績效的影響差異，有助于了解股權再融資政策變化和經濟環境變化對股權再融資經濟后果的影響。第四，研究結果對于優化資本市場融資功能，更好地促進實體經濟發展和國家創新驅動發展戰略實施有借鑒意義。

二、理論分析與研究假設

按照傳統資本結構的MM理論，在完美資本市場中，所有權和經營權統一的公司績效（或價值）只由公司資產質量決定，與公司資本結構無關。但在現實世界中，資本市場并不完美（有稅收和融資摩擦），而且公司的所有權和經營權相分離，融資方式除會通過影響稅收和融資成本影響公司績效之外，也會通過影響代理成本影響公司績效。下面分別從兩類代理成本的角度分析股權再融資對公司績效的影響。

（一）提高股東與管理層之間的代理成本

股東與管理層之間的代理成本源于公司所有權和經營權的分離。一般來說，公司股東目標是公司價值最大化，而管理層目標是自身利益最大化。由于兩者之間存在信息不對稱，管理層（代理人）可能會為了追求自身利益而偏離股東（委托人）價值最大化的目標，損害公司的長期發展利益（Jensen，1986；羅付巖和沈中華，2013）[12，13]。雖然公司重要的投融資決策需要股東大會的批準，但作為公司日常管理者的管理層有能力影響公司投融資方案，并具體執行投融資方案。股權再融資之后，因公司的負債率下降，融資約束減輕，現金資源增加，容易誘發管理層更強的自利動機，從而提升公司代理成本。具體來說，管理層可能會利用其職務權力，將更多公司的資源用于非必要的職務消費，如配備豪華專車、獲取優越的工作環境、進行豪華的商務旅行等，導致公司非生產性支出增加。同時，管理層為了擴大權力范圍和提升薪酬福利，可能增加通過推動公司過度投資，盲目擴大公司規模的傾向②。管理層的這兩種自利方式一方面會導致公司管理費用增加，另一方面也會降低資產利用效率，從而導致公司績效下降。

（二）提高大股東與小股東之間的代理成本

大股東與小股東之間的代理沖突主要源于法律框架下二者權力的不對等。雖然從公司治理架構來說，股東的利益目標都是公司價值最大化。但是，在公司重要投融資決策中，大股東和中小股東之間的權力差異較大。大股東通常擁有更多的表決權和控制權，對公司的重大決策有決定權或有重大影響。他們除了可以通過提升公司價值獲益之外，也可以利用控制權優勢“掏空”公司資源，損害中小股東的利益。大股東“掏空”公司的方式有置入低效資產、關聯交易、轉移定價、資金占用或不合理分紅等。大股東可以利用這些手段將公司的資源或利潤轉移到自己或關聯方名下，損害公司利益和中小股東利益。

就股權再融資來說，一方面，大股東可以利用自身控制權通過有利于自身的投融資方案，推動公司建設有利于自身利益但不利于公司發展的項目或者通過并購置入低質量資產侵占公司或其他股東利益；另一方面，大股東可以利用自身控制權，在公司現金資源增加的情況下通過關聯方資金占用或者加大分紅等方式侵占中小股東利益。前一種方式會直接導致公司經營效率下降，后一種方式雖然并不直接導致公司財務績效下降，但是可以抵消股權融資給公司帶來的收益（如利息費用的節約、融資約束的放松），間接對公司績效產生負向影響。趙玉芳等（2011）[15]發現，在投資者保護制度不完善的情況下，現金分紅會異化為利益輸送的工具。大股東在參與定向增發之后，會迫使上市公司擴大現金分紅，以降低其實際認購成本。王振山和王秉陽（2017）[7]研究認為大股東會通過關聯交易占款等方式挪用上市公司資金。雖然監管層制定了嚴格的募集資金使用制度，但在現實中，大股東可以利用時間差通過關聯交易和改變資金用途占用上市公司的流動資金。

基于上述分析，提出假說H1和假說H2：

假說H1： 股權再融資會導致企業未來績效下降。

假說H2：股權再融資會通過兩類代理成本機制影響未來績效。

三、實證分析

（一）數據來源

選取2013—2023年中國滬深證券交易所上市公司作為原始樣本③，并按照如下步驟進行篩選和處理：（1）將進行定向增發融資的公司和未進行定向增發融資的公司分別作為自然實驗的實驗組和對照組；（2）剔除金融類（銀行、證券、保險）樣本；（3）剔除曾經被特殊處理（ST、*ST、終止退市、退市整理期）的公司樣本；（4）剔除相關數據缺失和異常的公司樣本；（5）剔除審計意見為非標準無保留意見（保留意見、否定意見、無法表示意見）的樣本和因違規被處罰的樣本；（6）剔除樣本期內存在定向增發方式之外的其他再融資方式（可轉債、配股）的樣本；（7）對相關連續變量進行1%的縮尾處理。本文最終得到3823家公司的19126個公司年度觀測值。本文的數據來源于萬得數據庫和國泰安數據庫。

（二）基準模型設計

1. 再融資對企業績效影響的平均效應模型（DID模型）。為考察股權再融資事件對企業財務績效的平均影響，本文構建如下交錯雙重差分（Staggered DID）模型（以下簡稱DID模型）：

[ROAit=α0+α1DIDit+β1Xit+β2Sit×year+μi+γt+?i，t]" "（1）

其中，下標[i]代表企業，[t]代表年份；[ROAit]為企業i第t年的總資產回報率，用來衡量企業財務績效。雙重差分項（[DIDit]）是實驗組虛擬變量（[Treati，t]）與實驗前后虛擬變量（[Posti，t]）的交乘項。[Treati，t]為實驗組的虛擬變量，在樣本期內進行了股權再融資的企業為實驗組，取值為1；在樣本期內未進行股權再融資的企業為對照組，取值為0；[Postit]為實驗前后的時間虛擬變量，企業股權再融資之后的年份取值為1，否則取值為0。[DIDit]系數[α1]為排除其他因素之后上市公司的股權再融資行為對公司財務績效帶來的效應，若模型（3）中的系數[α1]顯著為負，則表明上市公司股權再融資之后財務績效顯著降低。[Xit]為隨時間變化的企業特征層面的 控 制 變 量 ，借鑒羅琦等（2018）[3]、劉超等（2020）[16]的研究，依次包括企業規模（[Sizei，t]）、資產負債率（[Levi，t]）、產權性質（[Statei，t]）、上市年限的對數（[Agei，t]）、控股股東持股比例（[Shrcr1i，t]）、機構投資者占比（[Ins_sharei，t]）、管理層持股比例（[Managei，t]）、托賓Q值（[Tobin Qi，t]）和固定資產占比（[Tangilei，t]）。此外，參考張祥建和郭嵐（2007）[17]的發現，上市公司在再融資前3個年度和再融資當年都存在明顯的虛增利潤的盈余管理行為，盈余管理會影響企業進行再融資的可能性以及融資后績效。因此，本文參考鄭世林等（2024）[18]的做法，納入前定變量（即應計盈余管理絕對值）與時間固定效應的交乘項[Si，t×year]，以控制盈余管理行為對處理變量的影響，從而排除實驗組非隨機因素分布帶來的估計偏差。具體來講，對于前定變量[Si，t]的取值，在對照組中取樣本期內應計盈余管理絕對值[DAit]，在實驗組中取融資前三年的應計盈余管理絕對值均值[DAit]。主要控制變量定義見表1。

此外，為控制不隨時間變化的企業個體特征，本文在回歸中加入了企業個體和行業固定效應[μi]；類似地，為了控制不隨個體而隨時間變化的經濟環境，加入了時間固定效應[γt]。同時，考慮到股權再融資決策主要來源于上市公司個體，將估計系數的標準差在個體層面進行聚類，以避免異方差和序列相關等問題帶來的干擾。

2. 再融資對企業績效影響的動態效應模型（事件研究法模型）。DID模型僅反映了公司再融資事件發生后對公司績效影響的平均效應，仍需要進一步分析再融資事件影響的動態效應，一方面檢驗事前平行趨勢假設是否成立，另一方面分析再融資事件事后對公司績效影響的動態效應。事后動態效應的分析對再融資影響效應的研究非常重要，因為融資之后，公司需要一定時間進行內部資源調整，融資對公司經營效率的影響隨著管理層決策的執行而不斷變化，融資對公司績效的影響可能不能立刻顯現。另外，融資之后的前幾年，資金去向會受到監管部門和外部利益方的嚴格監控或關注，也會影響到融資效應的顯現特征。因此，本文采用事件研究法模型分析再融資事件影響的動態效應。具體而言，以股權再融資的上一年作為基期，構建了年度虛擬變量與企業在樣本期內是否進行股權再融資虛擬變量的交互項，構建如下計量模型：

[ROAit=θ0+k≥-5，≠-15θ1Treatt×Postmt+β1Xit+β2Si，t×yeart+μi+γt+?i，t]" "（2）

其中，[Treati×Postmt]為企業與融資年度的時間距離，當[m]取值為0時代表企業當期進行了股權再融資，[mgt;0]代表融資之后，反之代表融資之前。其他變量含義及處理方法同模型（1）。

（三）變量的描述性統計

表2是變量的描述性統計，可以看出2013—2023年資產回報率均值為4%，資產負債率均值為43%，控股股東持股比例均值為34.66%，機構投資者持股比例均值為45.39%，管理層持股比例均值為10.18%。從標準差、最大值和最小值來看，治理結構變量在樣本中的分布差異較大。

（四）基準效應分析

1. 再融資的平均效應結果分析。基于模型（1），表3匯報了股權再融資對公司財務績效影響的回歸結果。為了說明基準結論的可信性和可靠性，在回歸模型中保持核心解釋變量和所有固定效應不變，然后采用逐步添加控制變量的方式進行回歸分析④。從表中可以看出，無論加入何種控制變量，交互項的估計系數都在1%水平上顯著為負。這充分表明，股權再融資顯著降低了公司財務績效，驗證了假設H1。

2. 再融資的動態效應結果分析。圖2是基于事件研究法模型的再融資對公司財務績效影響的動態效應分析結果。可以看出，控制了盈余管理趨勢之后，融資前實驗組和對照組績效的變化趨勢沒有顯著差異，說明DID模型的結果滿足平行趨勢假設。獲得融資當年和融資之后實驗組的財務績效出現明顯下降，并且隨時間推移沒有明顯的恢復趨勢。獲得融資的當年及其后1～2年財務績效的下降在一定程度上可以歸因于公司規模擴大、項目處于建設期或前期盈余管理等因素，但之后沒有恢復跡象說明公司融資之后確實存在資金利用效率不高或者大股東“掏空”等問題。

基于動態雙重差分的結果，公司的再融資行為對其財務績效的負向影響是長期持續的。

（五）穩健性檢驗

為確保基準回歸結果的可靠性，本節從多個角度進行了穩健性測試，包括安慰劑檢驗、樣本分時段、替換被解釋變量以及雙重差分傾向得分匹配（PSM-DID）等，旨在評估結果的穩健性和可信性。

1. 安慰劑檢驗。為了驗證實驗組績效下降確實由股權再融資引起，而非其他不可觀察因素造成，采用隨機抽樣進行安慰劑檢驗。具體而言，通過500次隨機抽樣，重復估計實驗組在模型（1）中的回歸系數，并繪制估計結果的核密度分布（見圖3）。相較于基準回歸估計系數-0.016（見表3），500次隨機抽樣的估計系數呈現出均值接近0的正態分布特征。這一結果表明，上市公司股權再融資行為對績效水平的負向影響效應確實不來源于其他因素，從而進一步驗證了研究結論的穩健性和有效性。

2. 制度和時間變化的影響。我國上市公司股權再融資受到證券監管部門的規制，監管部門會根據國家戰略、市場冷熱程度和再融資中出現的問題調整再融資政策及其執行力度。再融資政策變化可能會對其經濟效應產生影響。此外，公司再融資之后投資也面臨不同的經濟環境，不同的經濟環境也可能對其經濟效應產生影響。因此，本文按照再融資政策和經濟環境的變化將樣本按照時間段進行了分組，分析不同時間段再融資對公司績效的影響是否存在差異。

2013年以來，監管部門根據國務院要求以及再融資政策執行中存在的問題對政策進行了多次調整，但最為根本性的變化是2019年以來開始實施注冊制（從試點到全面鋪開）。這一階段，伴隨國家經濟增速下降到6%以下，為了支持經濟發展和科技創新，監管部門放松了企業IPO和再融資限制，提高了上市公司的融資效率，IPO和再融資公司數量都大幅增加（見圖1）。因此，將樣本按照時間分為兩組：注冊制改革前（2013—2018年）、注冊制改革后（2019—2023年）。

表4匯報了樣本按照時間分組的股權再融資對企業績效的影響效應。觀察可知，交互項的估計系數在兩個時間階段雖然都顯著為負，但2019年注冊制改革之后樣本組的系數絕對值明顯大于2019年之前樣本組的系數。原因可能是：再融資政策放松導致不需要融資的公司融資的可能性增加，或者經濟下行導致融資資金合理支出渠道減少，這都會導致資金濫用程度增加，加大再融資對公司績效的負面影響。

3. 替換被解釋變量。在前文被解釋變量公司財務績效的構建中，采用了總資產收益率，本文進一步將經過當年行業中位數調整的資產收益率、凈資產收益率（ROE）和息稅前利潤率（EBIT）作為被解釋變量進行回歸，以檢驗結果是否穩健。表5結果顯示，交互項的系數仍在1%的水平上顯著為負，結果是穩健的。

4. 傾向得分匹配方法。考慮到基準回歸的結果可能會受到內生性問題的干擾，為了避免處理組和控制組企業的財務績效存在較大差異而不滿足共同趨勢假設，本文分別使用半徑匹配、核匹配和局部線性回歸匹配三種不同的匹配方法來實現雙重差分傾向得分匹配（PSM-DID），從而檢驗再融資和企業績效之間的關系。表6第（1）—（3）列結果顯示，交互項的系數仍在1%的水平上顯著為負，結果是穩健的。

四、機制檢驗

如前文所述，股權再融資主要通過增加公司的兩類代理成本降低財務績效。本部分將根據財務指標的含義以及已有研究，尋找表征代理成本的財務變量或變量組合，利用DID模型和事件分析法模型分析再融資事件對公司兩類代理成本的影響。

（一）機制變量選擇

根據Ang等（2000）[20]、姜國華和岳衡（2005）[21]、劉超等（2020）[16]的研究，選擇調整后的管理費用率（MER）、總資產周轉率（Asset Turnover）和關聯方占款（Related Occupy）表征代理成本。調整后的管理費用率等于“（管理費用-管理層薪酬）/營業收入”，可以反映管理層在職消費的多少。總資產周轉率等于“營業收入/資產總額”，反映了公司的資產利用效率。從代理成本角度，再融資后總資產周轉率下降既可能是管理層追求優越辦公環境（如購入豪華辦公樓或車輛）的結果，也可能是投資項目質量低下或產能過剩競爭加劇的結果。關聯方占款等于“其他應收款/資產總額”，一般用來反映大股東對公司資金占用的多寡。

此外，本文也選取管理層薪酬前三名之和的對數（Top3Pay）、分紅率（Divi）以及營業收入增長率（Growth）和實物投資（Invst）組合指標進一步分析再融資對公司代理成本的影響。管理層通過再融資提升其薪酬的機制分析前文已有論述；分紅率等于“分紅額/未分配利潤”，公司以正常經營盈余資金分紅是回饋股東的正常行為，但是再融資之后，在績效下降的同時分紅率上升，說明公司有利用融得資金通過分紅向大股東輸送利益的嫌疑；營業收入增長率和實物投資組合指標可以更加清晰地反映公司的投資效率（或投資項目質量）。如果公司有盲目投資或過度投資之嫌，則公司再融資之后，實物投資就會增加（無論股東投入資產還是新投資），但由于投資項目質量較差，可能不會導致公司營業收入增長。營業收入增長率等于“（上期營業收入-本期營業收入）/上期營業收入×100%”，實物投資等于“購建固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現金的對數”。這里需要說明的是，許多研究利用Richardson（2006）[22]的模型分析過度投資，但一些觀點認為該模型無法真實衡量公司的過度投資和投資效率，甚至會得出與實際投資效率相反的結論（夏秀芳等，2020）[23]，因此，本文未采用該模型。

在上述6個機制變量或組合中，根據前文理論分析和已有文獻，管理費用率、管理層薪酬和資產周轉率可以歸類為第一類代理成本機制變量，關聯方資金占用、分紅率和營業收入增長率與實物投資組合可以歸類為第二類代理成本機制變量。需要說明的是，投資項目質量低下導致的資產周轉率和營業收入增長下降嚴格來說是兩類代理成本綜合作用的結果，只是資產周轉率下降與非生產性資產購置有關，投資項目質量更多受大股東影響，所以本文參考已有文獻將二者歸類為不同代理成本機制變量。

（二）機制檢驗

在機制變量選擇的基礎上，將DID模型和事件分析模型的因變量替換為機制變量，分析再融資對公司財務績效的影響機制。

一是再融資后股東和管理層之間的代理成本。（1）在職消費水平（管理費用率）。回歸結果分別見表7第（1）列和圖4a。主要解釋變量的系數顯著為正，且系數在再融資之后逐年上升，說明再融資顯著提高了管理層的在職消費水平，且提升效應隨著時間增長逐年上升。（2）管理層薪酬。回歸結果分別見表7第（2）列和圖4b。雖然主要解釋變量的系數不顯著，但在再融資后第3年開始該變量系數呈明顯上升趨勢，表明再融資對管理層薪酬的影響未立即顯現，而是滯后顯現，從而導致平均效應不顯著。（3）經營效率（總資產周轉率）。回歸結果見表7第（3）列和圖4c。主要解釋變量的系數顯著為負，在再融資之后第1、2年明顯下降，之后保持平穩并未有恢復趨勢。該變量系數在再融資后前2年的下降可以在一定程度上歸因于資產規模擴大和項目處于建設期等，后期未有回升說明再融資支持的項目中非生產類或效率低下項目占多數。總之，回歸結果證實股權再融資增加了股東和管理層之間的代理成本。

二是再融資后大小股東之間的代理成本。（1）關聯方占款。回歸結果見表8第（1）列和圖5a。主要解釋變量系數雖然不顯著，但在再融資之后第3年開始出現明顯上升，說明再融資對關聯方資金占用的影響存在滯后效應。出現這種現象可能與再融資后初期資金使用受到各方嚴格監控有關。（2）分紅率。回歸結果見表8第（2）列和圖5b。主要解釋變量系數顯著為正，且再融資之后逐年上升，意味著股權再融資導致了公司分紅率的上升。如前文所述，再融資之后財務績效下降的同時分紅率上升，說明大股東有侵占中小股東利益之嫌。（3）營業收入增長率和實物資產投資的組合。回歸結果見表8第（3）和（4）列以及圖5c和5d。營業收入增長率對應的主要解釋變量系數顯著為負，而實物資產投資對應的主要解釋變量系數顯著為正，說明雖然再融資后公司實物投資明顯增加，但未能有效帶動收入的增長，這意味著再融資資金支持的項目投資效率不高或導致行業產能過剩，這一點和再融資后總資產周轉率下降相呼應。總之，回歸結果證實了股權再融資加劇了大小股東之間的代理沖突。

本部分的實證結果表明，股權再融資顯著增加了公司的兩類代理成本。從財務邏輯角度來看，管理層薪酬、在職消費的上升和資產利用效率的下降會直接降低公司財務績效，分紅率上升和關聯方資金占用會通過抵消再融資給公司績效帶來的收益間接降低公司績效。因此，股權再融資通過代理成本機制降低了公司績效，假設H2得到了驗證。

五、基于治理結構的異質性分析

既然治理問題是股權再融資影響企業績效的重要機制，那么治理機制的差異是否會影響股權再融資對企業績效的作用？下面從控股股東持股比例、機構投資者持股比例、管理層股權激勵和產權性質四個方面分析股權再融資對企業績效影響的異質性。

（一）控股股東持股比例

控股股東持股比例越高意味著和公司利益捆綁程度越深，對管理層自利行為的監督動力也會越強（Shleifer 和 Vishney，1986）[24]，有利于減輕公司代理成本（Gomes，2000）[25]。不過，控股股東持股比例越高，也可能意味著股權制衡效應越弱，會導致其“掏空”能力增強。但是“掏空”能力增強并不意味著“掏空”意愿增加，控股股東會在“掏空”行為為其帶來的收益和由此導致的公司價值下降為其帶來的損失之間進行權衡。許多研究發現控股股東持股比例高有利于降低代理成本（如李增泉等，2004；張兆國等，2005）[26，27]。因此，控股股東持股比例增加可能減弱再融資對公司績效的負向作用。表9前兩列匯報了控股股東持股比例如何影響股權再融資對財務績效的負向效應。觀察可知，主要解釋變量的估計系數在兩種情況下（持股高低以中值分組，下同）都顯著為負，且控股股東持股比例越高的公司，股權再融資對公司績效的負面效應越弱。這一結果說明，持股比例高的控股股東會減少對公司的“掏空”行為，緩解了股權再融資對公司財務績效的負向效應。

（二）機構投資者持股比例

機構投資者能夠憑借自身的專業優勢、信息優勢以及資金優勢等對上市公司高管人員、控股股東進行監督，進而起到降低公司代理成本的作用（李艷麗等，2012）[28]。劉超等（2020）[16]實證分析發現有機構投資者參與時，可以有效抑制大股東的“掏空”行為。因此，上市公司股權結構中機構投資者持股比例較高可能減輕公司代理成本，從而降低再融資對公司財務績效的負向影響。表9后兩列匯報了機構投資者持股比例如何影響股權再融資對企業財務績效的負向效應。觀察可知，主要解釋變量的估計系數在兩種情況下都顯著為負，但機構投資者持股比例高的公司，股權再融資對公司績效的負面效應較弱。這說明機構投資者的高度參與緩解了股權再融資對公司財務績效的負向影響。

（三）管理層股權激勵

根據委托代理理論，對企業管理層實施股權激勵有利于促進高管和股東之間利益趨同，降低股東和管理層之間的代理成本。但是，從實踐結果來看，針對管理層股權激勵效果有兩種截然不同的結論（楊珂等，2019）[29]。一種結論是管理層股權激勵確實對公司績效有正向影響。股權激勵使管理層的個人薪酬與企業效益掛鉤，促使他們在公司投資經營決策中更多從公司長期利益出發，實現管理層和股東利益的雙贏。但是，也有許多研究認為管理層股權激勵并不能有效提升公司績效。Fama（1980）[30]認為，管理層持有股份越多，管理層的權力越大，他們會利用持有股權產生的投票權和影響力來滿足自身利益，如保證自己不會被解雇和提高薪酬待遇。此外，高管會利用自己手中的權力干涉激勵契約的設計和執行，從而使股權激勵喪失應有的激勵作用。國外如Yermack（1995）[31]、Frydman和Saks（2010）[32]，國內如李增泉等（2004）[26]、徐向藝等（2007）[33]的研究未能發現上市公司實施高管股權激勵對企業績效有顯著正向影響。本文采用管理層持股比例反映對管理層的股權激勵水平。表10前兩列匯報了股權激勵水平（管理者持股比例）如何影響股權再融資對財務績效的負向效應。觀察可知，主要解釋變量的估計系數在兩種情況下都顯著為負，但管理層持股比例高的公司股權再融資對公司績效的負面效應較強。這一結果說明更高的管理層持股水平在一定程度上加強了股權再融資對公司財務績效的負向效應，即管理層權力理論的效應強于最優契約理論。

（四）產權性質

產權因素對我國上市公司的治理環境有著重要影響。對于國有控股公司來說，雖然存在控股股東相對“虛置”的內部人控制現象，但是國有控股公司管理層薪酬、投資范圍受到政府部門監管，雖然低效率投資傾向仍可能存在，但大股東和管理層利用權力濫用資金情況相對民營控股公司可能較輕。民營控股公司中，控股股東對公司的控制力較強，控股股東為了私利濫用資金的程度會高于國有控股公司。此外，章衛東等（2020）[34]認為國有控股公司在再融資過程中引入機構投資者有利于減輕股東治理弱化現象，發揮機構投資者制衡和監督作用。而民營控股公司中實際控股股東往往是個人或家族，在投融資決策中處于強勢地位，引入的機構投資者無法有效發揮監督作用，再融資之后的代理成本問題更為突出，企業業績下滑幅度更大（宋衍蘅，2008）[8]。因此，相較于國有企業，民營企業股權再融資對公司財務績效的負向作用可能更強。表9后兩列匯報了產權性質如何影響股權再融資對財務績效的負向效應。觀察可知，主要解釋變量的估計系數在民營企業和國有企業樣本中都顯著為負，但民營企業樣本的系數絕對值更大。這一結果說明股權再融資對公司財務績效的負向效應在民營企業更加明顯。

六、結論和啟示

本文在理論分析的基礎上，以2013—2023年在滬深證券交易所上市的非金融類定向股權再融資公司為樣本，采用DID和事件研究法重新檢驗了“股權再融資績效下降之謎”。主要研究結論為：（1）企業再融資后財務績效出現明顯下降，而且這一效應持續到融資后第5年仍舊存在。（2）融資后財務績效的下降可以用兩類代理成本的上升來解釋，具體表現為管理層薪酬、在職消費、分紅率和關聯方資金占用顯著上升，在實物投資增加情況下，營業收入增長率和經營效率顯著下降。其中，有些效應（如管理層薪酬增加和關聯方資金占用）因融資初期資金受到嚴格監管而滯后顯現。（3）分時段的穩健性分析發現雖然各時間段融資公司的業績都會下降，但2019年再融資政策放松和經濟增速下降以來融資公司的績效下降更為顯著，這可能與公司治理缺陷和經濟增速下降共同導致的資金濫用程度增加有關。（4）異質性分析發現較高的控股股東持股比例和機構投資者持股比例能夠通過利益捆綁效應和監督效應減輕再融資對公司績效的負向影響，但較高的管理層持股比例未能減輕再融資的這一經濟效應，說明管理層的較高持股更多體現了權力而非激勵效應。國有企業因資金使用約束相對嚴格，融資之后績效下降程度明顯輕于民營企業。

進一步分析發現，監管層期望通過放松再融資政策以提升融資效率的方式支持上市公司發展，但在現有治理環境下可能事與愿違，并會導致社會資源浪費（資金濫用）和社會“內卷”程度加劇（產能盲目擴張導致資產利用效率下降），而且企業管理層或大股東為了規避資金使用監管，會滯后侵占融資給企業帶來的利益。不過，這些現象并不否認少數公司在一些關鍵發展階段，確實需要通過股權再融資抓住良好投資機會實現跨越式發展。本文的研究結果至少說明，在當前的治理環境下，大量上市企業熱衷于股權再融資從一個側面說明了我國上市企業存在估值過高或治理機制缺陷問題，放松上市企業再融資政策并不是推動資本市場支持經濟發展的最優選擇。同時，以公募基金為代表的機構投資者積極參與上市企業定向再融資說明機構投資者的治理機制或再融資相關的市場交易制度存在一定缺陷，導致他們參與企業再融資的目的不是通過支持企業發展獲益而是通過可能的利益輸送或者交易套利獲益⑤。從異質性分析結果來看，在我國當前上市企業監管和治理環境下，降低大股東持股比例和增加管理層股權激勵不是完善我國上市企業治理機制的有效方式。一些研究發現（張洪輝等，2024）[35]，較低的大股東持股比例往往意味著較高的管理層持股比例，這種治理結構并不能有效降低企業的總代理成本。

從本文的研究結果可以引申出另外一個值得思考的問題，即按照類似分析邏輯，IPO后也可能會出現與股權再融資相似的結果，一些研究也證實了這一點。那么如何理解IPO和股權再融資事件經濟效應的區別？我們認為，相對于股權再融資，IPO有兩方面不同：一是微觀上IPO之前的許多企業特別是科技企業處于成長初期，債務融資約束較大，需要借助IPO支持已經證明成功的創新產品量產或新技術商業模式的推廣（即幫助企業實現“飛躍”），即使短期因現金資源增加可能導致代理成本上升，但從長期來看，相對于股權再融資，IPO的負向經濟效應會明顯降低或低于融資支持效應；二是宏觀上IPO可通過為創業資本提供退出通道促進全社會的創業資本循環，推動全社會的創新和創業。IPO的這兩點優勢在股權再融資上表現并不突出，因為上市企業已經度過了債務融資約束嚴重的成長初期，多數治理良好的企業完全可以通過科學的投資決策和資金規劃進行擴張，股權再融資的必要性和推動創業資本循環的作用已明顯下降。

綜上，在當前企業治理和資本市場的監管環境以及市場交易制度下，對上市企業的股權再融資政策不宜過于寬松，監管層加快已有上市企業優勝劣汰和支持更多企業IPO可能是發揮資本市場融資功能、支持經濟發展和創業創新更加有效的方式。從資本市場長期健康發展角度出發，完善上市企業和機構投資者的監管環境和治理環境以及市場交易制度，是放松上市企業再融資政策支持經濟發展的重要前提條件。

注：

①公司在再融資之后一般有平均3年的項目建設期。此外，選擇的研究周期越長，再融資前的盈余管理對再融資后績效的影響越弱。

②已有研究（如Conyon和Murphy，2000）[14]發現規模因素是決定高管薪酬的主要因素，業績因素次之。

③之所以從2013年開始選擇樣本，是因為2013年之后，上市公司股權再融資的規模大幅增長。

④簡化起見，表3僅報告了按變量類型逐步加入計量模型的回歸結果。

⑤機構投資者借定增套利方式可以參見“上市公司定增套路多 背后有哪些玄機？”（深圳商報·讀創客戶端，記者陳燕青，2024-04-21）。

參考文獻：

[1]Loughran T，Ritter J R. 1995. The New Issues Puzzle [J].The Journal of Finance，50（1）.

[2]Loughran T，Ritter J R. 1997. The Operating Performance of Firms Conducting Seasoned Equity Offerings [J]. The Journal of Finance，52（5）.

[3]羅琦，高雪峰，伍敬侗.盈余管理、股權再融資與公司業績表現 [J].經濟理論與經濟管理，2018，（04）.

[4]徐壽福，龔仰樹.定向增發與上市公司長期業績下滑 [J].投資研究，2011，（10）.

[5]Bayless M，Jay N. 2011. Are Seasoned Equity Offerings Made in Response to Weak Operating Performance？ [J]. Applied Financial Economics，21（12）.

[6]黃曉薇，何麗芬，居思行.定向增發與股票長期低績效關系研究 [J].證券市場導報，2014，（10）.

[7]王振山，王秉陽.擇時融資會惡化公司的經營業績嗎？" [J].經濟管理，2017，（07）.

[8]宋衍蘅.權益再融資資金使用方式與再融資以后的經營業績 [J].會計研究，2008，（05）.

[9]王帥旗，胡珺，張長海.當烙印與情境錯配：高管海外經歷與企業融資偏好 [J].金融發展研究，2023，（01）.

[10]張博，扈文秀，楊熙安.定向增發對上市公司財務績效影響的研究 [J].管理工程學報，2019，（03）.

[11]劉娥平，關靜怡.外延式擴張比內涵式增長更好嗎？——基于定向增發募集資金投向的視角 [J].證券市場導報，2018，（03）.

[12]Jensen M C. 1986. Agency Costs of Free Cash Flow，Corporate Finance，and Takeovers [J].The American Economic Review，76（2）.

[13]羅付巖，沈中華.股權激勵、代理成本與企業投資效率 [J].財貿研究，2013，（02）.

[14]Conyon M J，Murphy，K J. 2000. The Prince and the Pauper？ CEO Pay in the United States and United Kingdom [J].The Economic Journal，110（467）.

[15]趙玉芳，余志勇，夏新平，汪宜霞.定向增發、現金分紅與利益輸送——來自我國上市公司的經驗證據 [J].金融研究，2011，（11）.

[16]劉超，阮永平，鄭凱.定向增發、契約特征與大股東資金占用 [J].外國經濟與管理，2020，（06）.

[17]張祥建，郭嵐.盈余管理與控制性大股東的“隧道行為”——來自配股公司的證據 [J]. 南開經濟研究，2007，（06）.

[18]鄭世林，漢馨語，郭錫棟.國家戰略科技力量與企業關鍵核心技術突破——來自國家和省級重點實驗室的證據 [J].中國工業經濟，2024，（09）.

[19]Dechow P M，Sloan R G，Sweeney A P. 1995. Detecting Earnings Management [J].The Accounting Review，70（2）.

[20]Ang J S，Cole R A，Lin J W. 2000. Agency Costs and Ownership Structure [J].The Journal of Finance，55（1）.

[21]姜國華，岳衡.大股東占用上市公司資金與上市公司股票回報率關系的研究 [J].管理世界，2005，（09）.

[22]Richardson G. 2006. Determinants of Tax Evasion： A Cross-Country Investigation [J].Journal of International Accounting，Auditing and Taxation，15.

[23]夏秀芳，吳衛星，J. Daniel Chi.“過度投資”是低效率投資嗎？——來自中國上市公司的證據 [J].中國軟科學，2020，（12）.

[24]Shleifer A，Vishny R W. 1986. Large Shareholders and Corporate Control [J].Journal of Political Economy，94（3）.

[25]Gomes A. 2000. Going Public without Governance： Managerial Reputation Effects [J].The Journal of Finance，55（2）.

[26]李增泉，孫錚，王志偉.“掏空”與所有權安排——來自我國上市公司大股東資金占用的經驗證據 [J].會計研究，2004，（12）.

[27]張兆國，宋麗夢，張慶.我國上市公司資本結構影響股權代理成本的實證分析 [J].會計研究，2005，（08）.

[28]李艷麗，孫劍非，伊志宏.公司異質性、在職消費與機構投資者治理 [J].財經研究，2012，（06）.

[29]楊珂，楊繼瑞，葛鵬.高管股權激勵的效果與影響因素：爭議及未來研究重點 [J].重慶大學學報（社會科學版），2019，（05）.

[30]Fama E F. 1980. Agency Problems and the Theory of the Firm [J].Journal of Political Economy，88（2）.

[31]Yermack D. 1995. Do Corporations Award CEO Stock Options Effectively？ [J].Journal of Financial Economics，39（2-3）.

[32]Frydman C，Saks R E. 2010. Executive Compensation： A New View from a Long-Term Perspective [J].The Review of Financial Studies，23（5）.

[33]徐向藝，王俊韡，鞏震.高管人員報酬激勵與公司治理績效研究——一項基于深、滬A股上市公司的實證分析 [J].中國工業經濟，2007，（02）.

[34]章衛東，李浩然，鄢翔.定向增發機構投資者異質性與公司績效——來自中國上市公司的經驗證據 [J].當代財經，2020，（02）.

[35]張洪輝，熊浩君，章琳一.無控股股東之殤：來自管理層股票交易超額收益的經驗證據 [J].會計研究，2024，（07）.