金融与投资
［收稿日期］2014-11-26
［基金项目］本文为作者主持的校级科研课题“投资者异质信念、股权再融资行为与财富效应”（00691462722325）、“公司治
理机制与盈余质量研究———基于A 股市场的经验证据”（00691465730113）的阶段性成果；作为主要参与人的国家自然科学基金项目“控制权结构、定向增发与财富效应”（71072144）、北京市高等学校教改项目“校企联动培育集团型财务管控人才的实践研究”的阶段性成果
［作者简介］卿小权（1982-），男，湖南新化人，首都经济贸易大学会计学院讲师，财务学博士，研究方向是股权再融资、资本
市场与资产定价、盈余质量；高升好（1985-），男，山东沂南人，中国人民大学商学院博士研究生，研究方向是公司治理、股权融资与资本结构。
2014年12月第36卷第12期
Dec.，2014Vol.36No.12
Journal of Shanxi University of Finance and Economics三年级秋天的作文
山西财经大学学报
一、引言
来自欧美发达资本市场的研究发现，对于那些上市时间不长、规模较小的公司而言，股权再融资是
其主要融资渠道（Ravid and Spiegel ，1997[1]；
Rajan and Zingales ，1998[2]；Bolton and Freixas ，2000[3]）。类似地，A 股上市公司在2006～2012年通过配股、公开
股权再融资宣告效应研究：投资者异质信念视角
卿小权1，高升好2
（1.首都经济贸易大学会计学院，北京100070；2.中国人民大学商学院，北京100872）
［摘要］基于2006～2011年来自A股市场的871起股权再融资事件，从投资者异质信念视角对股权再融资宣告效应进行了深入研究。结果发现，在三类股权再融资事件中，宣告定向增发的公司的股票市
场表现明显优于配股或公开增发；预案披露前的投资者异质信念越强，股权再融资宣告效应越差；“牛市”环境下的股权再融资宣告效应显著优于熊市环境。本文的研究结果为全流通背景下的股权再融资宣告效应提供了新的一致性解释。
［关键词］股权再融资；宣告效应；投资者异质信念［中图分类号］F275
[文献标识码]A
[文章编号]1007-9556（2014）12-0047-12
Announcement Effects of the Secondary Equity Offerings
----From the Perspective of Investors ’
heterogeneous Beliefs QIN G X i a o-q u a n，G A O S heng-h a o
（1.S chool of Accouting ,Ca pit a l U niversit y of Business a n d E conomics ,Bei j ing 100070;
2.S chool of Business ,R enmin U niversit y of C hin a,Bei j ing 100872,C hin a ）
Abstract:U sing a s a mple of 871secon da r y e q uit y offerings from A-sh a re m a r k et d uring 200
6-2011,w e stu d ie d the secon da r y e q uit y offerings ’a nnouncement effects from the perspective of investors ’heterogeneous b eliefs.W e fin d the m a r k et perform a nce of comp a nies th a t d ecl a re e q uit y priv a te pl a cement is b etter th a n those d ecl a re pu b lic e q uit y offerings ;the stronger heterogeneous b eliefs b efore the event w in-d o w,the w orse the a nnouncement effects of secon da r y e q uit y offerings.M e a n w hile ,comp a re d w ith the b e a r m a r k et ,the a nnouncement ef-fects of secon da r y e q uit y offerings a re signific a ntl y b etter in the b ull m a r k et.T he fin d ings of this stu dy provi d e ne w consistent e x pl a n a tion for the a nnouncement effects of secon da r y e q uit y offerings in circul a tion ba c k groun d .
Key Words:secon da r y e q uit y offerings ;a nnouncement effects ;investors ’heterogeneous b eliefs
47·
·
增发与定向增发新股共募资22904.79亿元，占同期
股权与债券融资总额的35.6%，
①
足见股权再融资是中国上市公司的重要融资渠道。事实上，实施股权再融资通常会改变每股净资产，而宣告股权再融资则
能向市场传递关于公司发展前景、盈利预期等的信号，这些都将影响股票市场定价，进而改变投资者的财富。因此，股权再融资宣告效应成为学界长期探讨的重要话题。
从已有的相关文献来看，一方面，学者们侧重于关注某一种股权再融资行为，而对配股、公开增发和定向增发的比较却未引起足够的重视（Fenn et al.，
1997[4]；Wu ，2004[5]；Croqvist and Nilsson ，2005[6]）。在中国，由于定向增发正式引入的时间较晚，目前仅有两篇文献对三种股权再融资的宣告效应进行比较（章卫东，2008[7]；刘志新、马健，2011[8]）
，但两文的研究结论正好相反。鉴于此，本文将对三种股权再融资的宣告效应进行比较，以期得出一
般性结论。另一方面，已有文献在解释股权再融资宣告效应时多从公司特征和股市环境出发，主要包括不对称信息假说（Chen et al.，2002[9]；王晓亮、田昆儒，2014[10]）、“圈钱”动机（黄少安、张岗，2001[11]；杜丽虹、朱武祥，2003[12]；张人骥、刘春江，2005[13]；叶红雨等，2005[14]）、
管理者监督假说（Wruck ，
1989[15]）、价格压力假说（Mikkelson and Partch ，1986[16]；刘力等人，2003[17]；王亚平等人，2006[18]）、股票市场环境（Choe et al.，
1993[19]；胡乃武等，2002[20]；孔东民、付克华，2005[21]；
童盼、王旭芳，2010[22]）；相反，从投资者心理认知角
度出发的文献较少（Chemmanur et al.，2010[23]；刘志新、马健，2011[8]）。在股票卖空限制条件下，投资者
异质信念越强，②爱情请你等等我
股价越有可能被高估，而随着与股
票真实价值相关信息的逐步释放，先前被高估的股价将出现回调，预期未来股票收益将会下降（Miller ，1977
[24]
；Diether et al.，2002[25]；
Chemmanur et al.，2010[23]）。基于此，本文试图从投资者异质信念角度对股权再融资宣告效应给出一致性解释。
基于2006年1月至2011年6月来自A 股公司股权再融资事件的研究发现：宣告配股或公开增发新股的公司，其股票市场表现弱于定向增发；投资者异质信念越强，股权再融资宣告效应越差；牛市环境下的股权再融资宣告效应优于熊市环境。
本文可能的研究贡献。一方面，国内外已有的相关文献通常仅研究某一类股权再融资，缺乏对不同股权再融资方式的比较，本文在研究设计上立足于全流通背景，就多种股权再融资方式的宣告效应进行
全面比较。另一方面，现有文献在解释股权再融资宣告效应时大多从公司特征着手，而且研究结论并不一致。本文从资金的供给方出发，侧重分析投资者的心理认知对股票定价的影响，研究结果将为股权
再融资宣告效应提供系统的解释。
二、文献回顾与研究假设
关于股权再融资的宣告效应，国内外较为一致的观点为：公开发行新股（配股、公开增发）通常具有负的宣告效应（Asquith and Mulins ，1986[26]；Eckbo and Masulis ，1992[27]；Brous and Kini,1994[28]；杜丽虹、朱武祥，2005[12]；孔东民、付克华，2005[21]；童盼、王旭芳，2010[22]）；定向增发新股具有正的宣告效应（Wruck ，1989[15]；Hertzel and Smith ，1993[29]；Barclay
et al.，
2001[30]；Wu et al.，2005[31]；章卫东，2008[7]、2010[32]；
邓路，2012[33]）。对此，国内外学者大都从不对称信息假说出发，分析思路建立在Myers and Majluf （1984）的理论框
架之上[34]。在信息不对称条件下，公司内部人相比外部投资者更了解公司的真实质量，他们能结合公司目前的经营状况与未来发展机会对股票价值做出更准确的判断。为了降低融资成本，内部人很可能会在股价被高估时对外发行新股，为净现值大于零的投资项目募集资金。深谙其道的外部投资者将据此做出逆向选择，为了避免因为信息劣势而遭受损失，他们通常会要求新股打折发行，否则不参与认购，因而上市公司宣告公开发行新股将向市场传递利空信号。相比之下，定向增发新股的发行对象为机构投资者、大股东及其关联方，与中小投资者相比，这两类投资者有更强的动机和能力去发掘公司的真实质量，只有当其认为公司发展前景乐观时才愿意认购定向增发的股份（Hertzel and Smith ，1993[29]；Gibson et al.，2004[35]；Cronqvist and Nilsson ，2005[6]），因而市场通常会将定向增发公告解读为利好信号。
在当前中国的制度背景下，不同股权再融资方式下的新股限售期存在较大差异。其中，配股无限售期，公开增发仅对网下配售的部分机构投资者规定1个月的限售期，对机构投资者和大股东定向增发新股的限售期分别为1年和3年。不难推测，新股限售期限越长，预期未来收益的不确定性越大，投资风险也就越大。为了实现长期投资收益最大化，参与定向增发的股东有更强的动机去监督管理层，提供有价值的经营管理建议，继而改善公司经营业绩、提升
股权价值（Wruck ，1989）[15]。综上所述，本文提出研究
假设1。
H1：当其他因素不变时，与公开发行新股相比，宣告定向增发新股的市场反应更积极。
承前所述，尽管股权再融资的宣告效应可用不对称信息假说、管理者监督假说等加以解释，但已有
48·
·
相关文献尚存在许多不足。第一，限于股权再融资实践的发展，早期的相关文献通常仅涉及某一种再融资方式，缺乏对公开发行与定向增发宣告效应的比较研究（Fenn et al.，1997[4]；Wu，2004[5]；Croqvist and Nilsson，2005[6]）。第二，由于取样期间不同，同时对三种股权再融资宣告效应进行比较的文献得出了截然相反的结论。章卫东（2008）以2006～2007年发布配股、公开增发及定向增发预案公告的A股公司为样本，研究发现，事件窗口期[-30，5]的累计平均超额收益（CAAR）由低到高依次为配股、公开增发、定向增发[7]。相应地，刘志新和马健（2011）选取2005年1月至2010年9月实施配股、公开增发及定向增发的公司为样本，同样以董事会预案公告日为事件日，发现在窗口期[-4，4]内，股价效应由高到低依次为配股、公开增发与定向增发[8]。第三，对股权再融资的宣告效应缺乏系统而一致的解释。章卫东（2008）主要从信息不对称、大股东代理等方面对研究结果进行解释，刘志新和马健（2011）从投资者异质信念角度进行了新的分析，但其研究结论与主流观点相悖。
Miller（1977）通过理论分析指出，在投资者异质信念与股票卖空限制的共同作用下，对未来股票收益持乐观预期的投资者将继续持有或增持股票，而对未来股票收益持悲观态度的投资者仅能抛售手中所持股票，却难以通过卖空交易来表达其对股价的悲观预期[24]。按照Miller的逻辑，在卖空限制条件下，投资者异质信念越强，股票价值越有可能被高估，而随着与股票真实价值相关信息的逐渐披露，乐观投资者将逐步修正其错误定价行为，使得股价最终将恢复到正常水平。模型推导和经验证据均表明，过去一段时间（如2个月）的投资者异质信念越强，股票的预期未来收益将会越低，即股票价格表现出“短期反转”行为（Diether et al.，2002[25]；Chemmanur et al.，2010[23]）。
在当前中国的市场环境下，与上市公司股权再融资相关的股票投资者包括现有大股东、中小股东、潜在机构投资者和散户投资者。一方面，由于他们在公司治理中所处地位不同，信息获取途径各异，使得不同投资者在一定程度上存在信息不对称；另一方面，由于个体禀赋差异，不同类型的投资者在性格、情绪、偏好、心理认知能力等方面存在差异，这些都可能会使其对同一股票的价值存在不同看法，由此形成投资者异质信念。与此同时，尽管中国证监会自2010年4月以来相继推出股指期货与融券业务，但该类业务的准入门槛较高，因而股票卖空限制依然十分严格。那么，随着股权再融资预案的披露，与股票估值密切相关的公司投资计划、预期未来现金流
等信息为投资者所获悉，先前处于信息劣势的投资者将对股票价值做出新的判断，而过度乐观的投资者则会修正其错误定价行为。不难推测，在卖空限制条件下，事件窗口期以前的投资者异质信念越强，
股价在预案公告后的反向调整将会越激烈。基于此，本文提出研究假设2。
H2：当其他因素不变时，股权再融资宣告之前的投资者异质信念越强，股权再融资的宣告效应将会越差。
在投资者异质信念与股票卖空限制假定下，与某只股票有关的投资者的乐观程度是决定个股价格走势的重要因素。对于整个股票市场而言，全部投资者的平均乐观程度决定着股票市场状态，即影响大盘指数的走势。有关公开增发宣告效应的研究发现，市场对宣告公开发行新股的负面反应因股市环境而异。在牛市环境（大盘指数上涨阶段）下，由于投资者的平均乐观程度较高，上市公司公开发行新股所传递的消极信号在一定程度上会被削弱，从而缓解了其对事件窗口期内股票价格的冲击；相反，在熊市环境（大盘指数下跌阶段）下，由于投资者的平均乐观程度较低，大多数公司的股价出现下滑，而宣告公开增发或实施公开增发公司股价的下跌趋势尤为明显（胡乃武等，2002[20]；孔东民、付克华，2005[21]；童盼、王旭芳，2010[22]）。类似地，刘端、陈收（2006）[36]以配股和公开增发事件为研究样本，结果发现，牛市状态下配股宣告的负效应明显弱于熊市状态下的水平。
回顾中国股票市场的发展动态，上证综指曾在两年内完成了“牛市-熊市-牛市”大逆转。首先，上证综指在2007年10月飙升至6124点，继而在短短一年内大幅缩水，于2008年10月跌破1664点，然后在2009年8月又恢复至3478点。相应地，本文的取样期间涵盖了完整的牛熊市转换期，这为我们检验股市环境对股权再融资宣告效应的影响提供了良好的外生环境。基于上述分析，本文提出研究假设3。
H3：当其他因素不变时，股市状态越火爆，市场对股权再融资宣告的反应越积极。
三、研究设计
（一）数据来源与样本选取
本文以2006年1月1日至2011年6月30日宣告配股、公开增发或定向增发的A股上市公司为初选样本。选取的理由如下：（1）定向增发自2006年起正式引入中国资本市场，因而以2006年为起始年份；（2）从2006年初到2011年6月，中国股市经历了4轮典型的牛、熊市转换，选样期间具有较好的代表性。结合本文研究的需要，笔者按以下程序对样本进行严格筛选：（1）剔除金融类上市公司样本；（2）剔
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除预案公告前一年资不抵债的样本；（3）剔除预案公告前一年财务数据缺失的样本，手工收集部分缺失数据并修正错误数据；（4）剔除预案公告前被“ST”且在事件日之后30个交易日内仍未摘帽的样本；（5）剔除预案公告前长期停牌导致异质信念指标无法计算的样本；（6）剔除预案公告后的交易日个数少于20的事件；（7）剔除预案公告后长期停牌而且复牌后股价暴涨的事件。
基于以上程序，本文最终筛选出871起股权再融资事件，其中，配股75起，公开增发93起，定向增发703起，具体的年度分布详见表1。
（二）累计超额收益率（C A R）的计算
股权再融资宣告效应即上市公司宣告发行新股所引起的股价异常波动现象，通常采用包括宣告日在内的事件窗口期的累计超额收益率（CAR）来度量，而影响CAR计算的几个关键因素为事件日的确定、事件窗口期的选取、超额收益率（AR）的计算方法。
1.事件日的确定。国内上市公司在其股权再融资过程中涉及到一系列的信息披露，相应地，在有关股权再融资宣告效应的研究中，学者们对事件日的选择标准也不尽相同。常见的事件日包括：董事会预案公告日（刘力等，2003[17]；刘端、陈收，2006[36]；章卫东，2008[7]；邓路，2012[33]；刘志新
、马健，2011[8]）；股东大会决议公告日（胡乃武等，2002[20]；孔东民、付克华，2005[21]）；临时股东大会决议公告日；证监会核准公告日；新股发行首日和新股发行上市日（孔东民、付克华，2005）[21]。
与多数文献的做法相一致，本文选取董事会预案公告日作为宣告效应研究的事件日。主要是基于两点考虑：第一，董事会预案公告日为股权再融资的首次宣告日，增发或配股预案包含了再融资的关键条款（发行对象、拟发行数量、发行价格、募资用途等），这些信息传递到市场后将使股价出现异常波动，符合事件研究的要求；第二，本文研究的对象为股权再融资决策引起的市场反应，而股权再融资决策已经在首次宣告中为市场所知，以董事会预案公告日作为事件日是比较合理的。
2.事件窗口期的选取。已有文献对股权再融资事件窗口期的界定标准并不统一。在事件研究中，考察短期市场反应的最长观测期涵盖事件日前30个交易日到事件日后30个交易日，即[-30，30]。现有文献中常见的窗口期通常属于该区间的子集。章卫东（2008）在比较三种不同融资的宣告效应时选取了[-30，5][7]作为事件窗口，而章卫东（2010）在考察定向增发的短期市场反应时选择的窗口期为[-5，25][32]。邓路（2012）在研究定向增发短期宣告效应时，选取的窗口期为[-20，20][33]。刘力等（2003）[17]在研究公开增发的宣告效应时，选取的较长窗口期包括[-15，15]、[-20，20]，较短的窗口期包括[-5，5]。
考虑到不少上市公司的重大资本运作事项存在信息提前泄露问题[37]（王化成等，2008），本文选取的事件窗口期涵盖事件日前20个交易日和事件日及事件日之后的20个交易日，即[-20，20]。为确保研究结论的稳健性，在本文的单变量检验与回归分析中，笔者还选取了以下事件窗口期：[-15，15]、[-10，10]、[-5，5]、[-3，0]。
3.超额收益率（AR）的计算方法。在计算累计超额收益率（CAR）之前，对正常收益率的估计也是极其重要的。现有文献中出现的估计方法包括市场调整法、均值调整法、配对样本法和市场模型法，这些方法都属于调整法。从国内外现有文献的观点及经验证据来看，采用不同方法得出的结论通常无实质性差异（Brown and Warner，1985[38]；徐莉萍、陈工孟，2005[39]；王化成等，2008[37]）。与多数文献的做法一致，本文以市场调整法为主，并采用市场模型法进行稳健性检验。在市场模型法下，估计正常收益的清洁窗口期定为[-270,-31]，③相应地，个股超额收益率的计算公式如下：
AR it=R it-（α赞i+β赞i R mt）（1）其中，R it表示股票i在第t个交易日的收益率，R mt表示第t个交易日的市场收益率。由于样本公司均为A股公司，市场收益率取综合A股市场的流通市值加权日收益率。
4.累计超额收益率的计算。累计超额收益率的计算方法因研究对象而异，分为个股累计超额收益率（CAR）与样本总体（分类样本）的累计平均超额收益率（CAAR），计算公式如下：
CAR i=
危害行为t2
t=t1
ΣAR it（2）AAR t=1
中秋国庆双节祝福语n
i=1
ΣAR it（3）
表1股权再融资事件的年度分布
预案年份配股公开增发定向增发合计200637130140 20072251116189
200810
37386 20091818145181 2010178167192 2011上半年567283总计7593703871
50
··
变量样本量均值中位数标准差最小值最大值IHBI_3408710.009-0.0460.531-1.174 3.002IHBI_4406290.006-0.0300.480-0.8697.178IHBI_3308710.009-0.0530.493-0.972 2.812IHBI_3406290.008-0.0360.496-0.918 6.687eviro
871
0.625
1
0.485
1
变量符号变量名称
变量定义
IHBI
投资者异质信念基于事件窗口期之前30个交易日[-45,-16]数据合成的3指标异质信念指数与4
指标异质信念指数分别为IHBI_330、
IHBI_430；
前40个交易日[-60,-21]数据合成的3指标异质信念指数与4指标异质信念指数分别为IHBI_340、IHBI_440Way 股权再融资方式0-1虚拟变量，定向增发设为1，配股或
公开增发为0
Arv 超额收益波动率事件窗口期之前的日个股超额收益率的标准差
七一党的生日祝福语Mato
超额换手率⑤
调整了市场因素与流动性交易影响后
的日个股换手率均值
CAAR=1
t 2-t 1+1
t 2
t=t 1
ΣAAR
t
（4）
其中，CAR i 表示股票i 在[t 1，t 2]期间上的累计超额收益率，AAR t 表示样本总体（分类样本）在第t 个交易日的平均超额收益率，CAAR 为样本总体（分类样本）在[t 1，t 2]期间上的累计超额收益率。
怎样用u盘安装xp系统（三）模型设计与变量定义
本文主要研究投资者异质信念、股市状态对股权再融资宣告效应的影响。考虑到分析师盈余预测值的可获得性，本文分别设计了不含分析师盈余预测分歧的3指标异质信念指数和包含分析师盈余预
测分歧的4指标异质信念指数。④
相关实证模型设计如下：
CAR=α0+α1IHBI_3+α2eviro+α3way+α4lev+α5roe+α6state+α7control+α8BM+α9size+α10ratio_p+Σαk ·ind+ε（5）
CAR=α0+α1IHBI_4+α2eviro+α3way+α4lev+α5roe+α6state+α7control+α8BM+α9size+α10ratio_p+Σαk ·ind+ε（6）
模型（5）和模型（6）用于检验本文所提出的研究假设。需要指出的是，本文侧重检验事件窗口期之前的投资者异质信念如何影响事件窗口期的累计超额收益率，因而异质信念指数的计算期间因事件窗口期的选取而定，计算期间的长度与事件窗口期对应一致。
除投资者异质信念、股市状态与股权再融资方式外，我们还控制了相关文献通用的与股票定价相关的
公司特征变量及新股发行特征变量。具体包括：资产负债率（lev ）、净资产收益率（roe ）、股权性质（stateown ）、控制权结构（concent ）、账市比（BM ）、公司规模（size ）、拟发行新股比例（ratio_p ）及行业属性（ind ）。实证模型及累计超额收益（CAR ）计算所涉及的变量定义见表2。
四、实证检验结果（一）变量的描述性统计
表3列示了基于全样本的变量描述性统计。⑦
总体而言，除股市状态（eviro ）、股权再融资方式（way ）、股权性质（stateown ）外，其他解释变量的均值与中位数差异较小，样本总体的观测值分布较为均匀。具体说来，四个异质信念指数的均值为0，标准差约为0.5，服从正态分布。资产负债率（lev ）、净资产收益率（roe ）、第一大股东持股比例（concent ）、公司规模（size ）的均值与中位数基本相等，样本总体的观测值大致呈对称分布。此外，账市比（BM ）与拟发行新股比例（ratio_p ）的均值大于中位数，且标准差规模较大，呈明显的右偏分布状态。为了使各变量尽量服从OLS 回归对正态分布的要求，我们对数量级与其他变量不匹配的变量取自然对数（size ），还对回归模型中的资产负债率、净资产收益率及账市比的极端值进行缩尾处理，将1%分位数以下的变量观测值用1%分位数代替，将99%分位数以上的变量观测值用99%分位数代替。
表2
变量定义
Suv 超额交易量
调整了流动性需求与信息效应后的日
个股交易量除以其标准差
Aefd 分析
师盈余预测分歧分析师的每股盈余预测值标准差除以其均值的绝对值
Eviro 股市状态⑥0-1虚拟变量，牛市状态设为1，否则为0Lev 资产负债率股权再融资宣告日前一年末的总负债除以资产总额
Roe
净资产
收益率
股权再融资宣告日前一年的净利润除以年末资产总额
Stateown 股权性质0-1虚拟变量，若上市公司的实际控制人为国有股东，赋值0；否则，赋值1Concent 控制权结构分别采用第一大股东持股比例、前五大股东持股比例的平方和
BM 账市比股权再融资预案公告日前一年末的所有者权益除以公告日前一个月的公司总市值
Size 公司规模再融资宣告日前一个月的月度总市值取自然对数
ratio_p 发行比例
拟发行新股数量除以再融资宣告日前一个会计期末的总股本
Ind
行业属性0-1虚拟变量，按中国证监会的分类标
准将上市公司分为13个大类，除金融业
外共计11个虚拟变量
表3
变量的描述性统计
51··
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