研究与探索l Study and Exploration
上市公司可转债发行效应实证分析 木
华南理工大学工商管理学院 张丽坤 肖 万
摘要：本文以我国股权分置改革后的可转债发行公司为样本，实证研究发行的公告效应及其影
响因素。结果表明，可转债发行公告会产生正的市场效应，且在公告日最为显著。同时，净资产收益率
与公告效应显著正相关，公司规模与之显著负相关。可见，在经营过程中不能仅注重公司规模的扩
张，更重要的是提高公司的盈利能力。
关键词：可转换债券 公告效应 超常收益
一
、引言
可转换债券(Convertible Bond，简称可转债 )是在一定
期间内持有人有权依据约定条件转换成股票的债券 ，其兼
具债券、股票和看涨期权的特征。自1843年世界第一只可
转债发行以来，可转债已成为资本市场最为重要的金融工
具之一。而从 20世纪 90年代沪深两市引入可转债以来 ，
我国资本市场可转债的发展一直比较缓慢，这一状况直到
2006年 5月《上市公司证券发行管理办法》发布后才有所
改变。据 CSMAR数据库统计 ，2006年 5月至 2013年底，我
国共发行可转债 58只，总融资额高达 2144．52亿元 ，在上
市公司再融资方式中占据重要地位。
二、文献综述
(一)国外研究 国外学者对可转债发行公告效应的实
证研究比较丰富，大部分研究发现可转债发行的公告效应
为负。Dann&Mikkelon(1984)以及 Mikkelson&Pa~ch(1986)
对美国公司可转债发行的研究表明，可转债发行公告会造
成股价在两个交易 日降低 2％左右。Abhyankar&Dunning
(1999)选取 1982～1996年间英国发行的 112只可转债进行
研究，结果表明英国股票市场的总体反应为负 ，计算出来
的股票超常收益为一1．21％。但对于不同的资本市场，可转
债发行的市场效应也不同。Kang&Stulz(1996)对日本市场
的研究表明，可转债的公告效应为正，这与对欧美等国家
的研究结论相反，其认为这种反差是由于欧美和 日本公司
在公司治理方面的不同造成的。De Roon&Veld(1998)发现
荷兰可转债发行的超常收益在公告 日为 0．16％，公告 日后
第一天为 0．23％，但不显著。Suchard(2007)对澳大利亚市场
可转债发行公告效应的研究也得出了类似结论。
(二)国内研究 唐康德等(2004)以 2000—2003年间
我国发行的 21只可转债为样本，研究发现事件公告 日的
平均超常收益为一0．66％，在事件窗卜30，30]的累积超常收
益为 1．53％，但结果都未通过显著性检验。刘成彦、王其文
(2005)以2001～2003年 20家公司的可转债为样本，研究表
明公告前一天和公告当天均没有显著的异常收益，但在公
告后一天有显著为正的异常收益，为 0．64％。刘娥平(2005)
研究发现 2001—2003年的可转债发行产生了显著的负效
应，并主要集中在公告 日当天。
财套通孔 2o16年第23期
我国学者关于可转债公告效应的研究结论不一致。国
内外资本市场的法律制度、发展程度以及上市公司治理存
在很大差异，国外的研究结论难以适用于我国资本市场。
另外，大多学者主要对股权分置改革前的样本进行研究，
不仅样本量少，而且对全流通条件下可转债发行的借鉴意
义不大。本文选取股权分置改革后至 2013年底发行的可
转债样本进行研究，探讨可转债发行的市场效应及其影响
因素，以为我国可转债的运用和投资者的决策提供参考。
三、研究设计
(一)样本选取及数据来源 股权分置改革前后我国上
市公司股票流通特性、股权结构都不相同，为了更好地反
映我国股票市场状况，本文选取股权分置改革后至 2013
年底期间发行可转债的58个样本进行研究。由于金融业
的业务性质特殊，剔除银行等金融类可转债的4个发行样
本，最终得到54个样本。上市公司股价数据和股票市场指
数变动数据等均来 自国泰安 CSMAR数据库，股票价格采
用考虑了现金红利再投资的收盘价，股票市场指数采用加
权平均法计算的考虑现金红利再投资的日市场回报率。
(二)研究方法 本文通过测算可转债发行公告前后股
票收益率的变化来验证市场反应 ，从而检验可转债发行是
否具有公告效应，为此采用事件研究法。本文以可转债发
行公告 日为事件日，计算事件 日前后各 6个交易 日的超常
收益率。考虑到可转债发行公告 日一般是在董事会签署公
告后 l一2日(多数是 1日)发布，因此选择卜l，0】作为研究事
件窗口。同时，考察[0，1】，[一1，1】，[_2,2】，[_6，6】等窗口的累积
平均超常收益率，其中公告日为 t=0时刻。
本文采用市场调整模型来计算股票的超常收益，从而
衡量股东的财富效应。定义 AR 为股票 i在 t时刻的超常
收益率 ，公式为：
AR；t：P』 ￡i一 二￡
’ P t
其中， 表示 t时刻的股票指数，Pi． 表示股票 i在 t时
刻的收盘价。
样本中所有股票在 t时刻的平均超常收益率 AAR 为：
n
AAR,=上22AR ，事件窗口【tl,t2】内，第 i只股票的累积超常
收益率为：CARi(tI，L2t)= AR ，事件窗 口[tl,t 】内，所有样本
t tI
上
的累积平均超常收益率为：CAAR(t ，t2)= AARt。其中，n为
t= tl
样本股票的个数，t。、t：为事件窗口的起止日期。由于选取的
样本是在沪深两市上市的，为了更好地反映整个市场的系
统性风险及其影响，对于在上交所上市的股票采用上证综
指计算市场收益率，对于在深交所上市的股票采用深证成
指计算。 ‘
(三)变量选取与模型构建 本文通过建立回归模型，
旨在找出各种因素与可转换债券发行公告期间超常收益
的关系。在建立模型时，根据已有理论和研究成果，并结合
我国证券股改后的市场现状，主要考虑以下因素。
(1)公司规模。Brennan＆Schwartz(1980)和Stein(1992)
的研究表明，可转换债券发行公告期间的股票超常收益与
发行公司的规模、信用等级呈负相关关系，即公司规模越
大，信用等级越高，投资者认为公司的发展越稳定 ，违约风
险越低，则公告期发行公司股票的财富效应小，超常收益
低。本文用资产总额的自然对数来衡量公司规模。
(2)财务杠杆。财务杠杆可以给股东带来两方面的效
应，一方面财务杠杆可以放大股东的收益，另一方面，财务
杠杆越高，则公司的债务危机越大。Heinkel(1982)通过建
立信号模型研究发现，通过改变财务杠杆向外界传达了有
利信号，投资者将公司发行可转债作为更高品质的信号。
本文用资产负债率作为衡量财务杠杆的变量。
(3)公司成长性。Denis(1994)研究发现，可转债公告效
应与公司成长性呈正相关关系，理性投资者更看重公司投
资回报以及未来的发展状况 ；公司的成长性越高 ，公告效
应越明显。本文用净资产收益率作为公司成长性指标。
(4)每股经营活动现金流量。Sant&Ferris(1994)的研究
表明，公告效应与发行公司未来现金流的增长之间具有显
著正相关关系。每股经营活动现金流量越高，表明公司的
经营业绩越好，偿债能力及发展前景越好。本文用每股经
营活动现金净流量作为自变量来考察对公告效应的影响。
(5)市盈率。投资者通常将市盈率作为衡量股票投资
价值的重要指标。高市盈率意味着投资者对公司的发展前
景看好 ，投资者愿意付出较高的价格以便在公司未来成长
中谋利，但另一方面较高的市盈率也可能传递出利空信
号，投资者会认为公司的股票价值被高估 ，在可预见的期
间内股价将会很快下跌，回到正常价格水平。本文选取发
行可转债公告 日上一年年末的市盈率指标作为自变量。
相关变量定义及计算方法如表 1所示。
据此，本文构建如下回归模型：
CAR(tl，t2)=13o+{3lLn(Size)+[32DR+[33ROE+[34OCF+135PE+e
四、实证结果与分析
(一)描述性统计 表 2为样本变量的描述性统计数
研究与探索I Study and Exploration
表1 变量定义
变量 变量名称 变量符号 变量取值方法及说明
因变量 一l，01窗口的累积超常收益率 CAR．D 由公式得到
公司规模 Ln(Size) 公告前一年末发行公司总资产自然对数
资产 债率 DR 公告前一年末的相应数
自变量 净资产收益率 ROE 公告前三年净资产收益率的算数平均值
每股经营活动现金净流量 OCF 公告前一年末的相应数
市盈率 PE 公告前一年末公司的相应数
据。由表 2可知，可转债发行公司资产规模较大，平均值为
342．35亿元，中位数为 54．05亿元；发行规模比较大，平均
值为 l8．07亿元，；发行可转债公司的资产负债率均值达
46．45％，标准差只有 0．18，说明发行可转债的公司的资产
负债率普遍较高；公司的净资产收益率均值为 13．18％，标
准差仅为 0．06，表明发行可转债的公司的经营能力和成长
性普遍较好；公司的每股经营活动净现金流量均值为 0．56
元；公司的市盈率中位数为 20．55，大部分公司处于合理水
平，但也有部分公司的市盈率过高。
表2 可转债样本公司描述性统计
变量 均值 最小值 最大值 中位数 标准差
可转债发行规模(亿元) 18．07 2 230 8．21 33．17
资产负债率(％) 46．45 0．54 84．O1 46．46 O．18
争资产收益率(％) 13．18 4．66 30l31 11．77 O．06
每股经营活动净现金流量(元) O．56 -2．21 2．53 0．56 0．92
公司规模(亿元 ) 342．35 7．85 9853．89 54．O5 1357．10
市盈率 24．82 8．93 92．44 20．55 15．898
(二)T检验 首先，本文利用事件研究法计算样本在
事件日前后共计 13个交易 日的平均超常收益率，对其进
行 T检验，结果如表 3所示。由表 3可知，可转债发行人的
股价在公告日明显上升，超常收益率均值为 1．67％，且在
1％水平上显著。在公告 日前 5个交易 日样本公司的股价虽
然表现出正的市场效应，但这种市场效应很小且不显著。
公告日后第一个交易日超常收益率为 0．18％，检验不显著。
公告日后第二个交易 日超常收益率为一1．66％，显示出负的
市场效应，并在 l％的水平上显著。公告 日后第三个交易日
至第六个交易 13股价表现出负市场效应，但不显著。然后，
计算事件期的累积超常收益率，如表 4所示。从表 4中可
以发现，样本公司的股票在各个事件期都表现出正的市场
效应 ，且在[一1，0】，[0，1】，【一1，llZ个事件窗I：1内在 l％水平
上显著，分别为 1．06％、0．93％、0．77％。可见，可转债发行公
告 日前后一 日市场反应较为明显，累积市场效应为正。这
与我国大部分学者的研究结果相反。可见，随着我国股权
分置改革的完成，可转债发行能促进公司治理，并以此向
市场传递利好消息。
(三)相关性分析 表 5为多元回归模型中变量的
Pearson相关系数。由表 5可知，公司规模和资产负债率之
间存在显著相关性 ，但相关系数较小 ，只有 0．402，其他 自
变量之间的相关系数均较小。因此，可以认为自变量之间
不存在严重的多重共线性问题。
(四)回归分析 首先，将 自变量与事件期卜1，0】累积
平均超常收益率进行回归分析。研究发现，自变量与发行
财奈通蕾嚏．2016年第23期
研究与探索l Study and Exploration
表3 样本公司公告期超常收益率及T检验 表6 对样本公告日超常收益率的回归结果
Day 超常收益率均值 T检验 Sig．(双侧)
一 6 一O．0o0479 一O．113 0．910
— 5 0．000129 0．044 0．965
- 4 O．0o0276 0．092 0．927
— 3 0．002558 O．81O 0．422
— 2 0．006516 1．434 O．157
— 1 O．0O4578 1．252 0．216
0 0．016672*** 3．529 0．001
1 0．0o1839 0．599 0．552
2 -0．016565*** -4．714 O．0oO
3 -0．003898 -1．294 O．2O1
4 -0．001804 -0．553 0．583
5 ’ -0．o01077 -0．433 0．667
6 —0．002239 -0．583 0．562
注： 、 、 分别表示在 10％、5％、1％水平上显著。
表4 样本公司发行公告期事件窗累积超常收益率及T检验
Day 累积超常收益率均值 T检验 Sig．(双侧)
[一1,0】 0．010625*** 4．167 0．O0o
Fo,1】 0．009256 3．016 O．0o4
『一l，11 O．007696*** 3．513 O．001
『一2，21 0．002608 ． 1．494 0．141
『一3,31 O．0o1672 1．204 0．234
『一4，41 O．00l13O 0．830 O．4l0
f一5，51 O．Oo0839 0．660 0．512
『-6，61 O．o00501 0．413 0．681
注： 、 、 }分别表示在 10％、5％、1％水平上显著。
表5 多元回归自变量相关系数
变量 Ln(Size) DR R0E OCF PE
Ln(Size) 1 0．402** 0．007 0．172 一O．O65
(O．003) (0．963) (0．214) (O．642)
DR 1 一0．1oo 0．088 0．006
一 (0．472) (0．528) (O．967)
R0E 1 一0．137 一O．187
一 (0．322) (0．175)
0CF 1 一O．132
一 (O．341)
PE 1
注：{ 表示在 5％水平(双侧)上显署相关。
公告正效应之间没有显著相关性。将卜1，0】累积平均超常收
益率替换为公告日当天的平均超常收益率 ，结果显示自变
量与公告效应之间有很强的相关性 ，因此，选择公告 日当
天的平均超常收益率作为因变量。本文选用包含市盈率的
模型进行研究 ，所构造的回归模型 F值为 2．450，在 5％水
平上显著，如表 6所示。表 6显示，公司规模的 p系数为
负，说明公司规模负向影响股票短期绩效 ；净资产收益率
的系数为正，且通过了显著性检验，表明净资产收益率对
公告 日的公司股票的超常收益率有显著正向影响，这与国
外的学者的研究结论一致，而国内学者研究可转债发行公
告效应时往往忽视了净资产收益率这一重要因素。可见，
公司的发展潜力对股价的波动有很大影响，投资者越来越
看重公司的成长性和发展能力。
此外，资产负债率在公告日的回归系数为正但未通过
显著性检验，这表明在我国财务杠杆不是影响可转债公告
效应的主要因素。每股经营活动净现金流量的回归系数较
小，且没有通过显著性检验，说明在目前我国证券市场上，
每股经营活动净现金流量不是公告 日市场绩效变动的主
财全通孔 20l6年第23期
模型 非标准化 系数 t Sig．
B 标准误 差
(常量) O．157} O．O77 2．035 0．047
自 公 司规模 一0．O8} 0．04 -2312 0．025
变 资产负债率 0．026 0．028 0．944 0．350
量 净资产收益率 0．212} 0．076 2．69l 0．O10
每股经营活动净现金流量 0．007 O．005 1．299 0．2oo
市盈率 0．0O0085 0．o00 0．296 0．769
R O．203．调整R2=0．120
注 ： 、¨ 、 分别表示在 lO％、5％、1％水平上显著 。
要因素。同时，市盈率与公告效应正相关，但未通过显著性
检验，说明市盈率也不是导致发行可转债公司股价变动的
主要因素。
五、研究结论
本文运用事件研究法研究我国股权分置改革后至
2013年底可转债发行对股价变动的影响。研究结果显示，
可转债发行会对股价产生显著的正效应 ，公告 日的超常收
益率为 1．67％且最为显著，公告 日前后一 日的平均累积超
常收益为 0．77％且显著。可见，市场对可转债发行具有积极
反应。另外，研究显示，净资产收益率是影响可转债发行公
司股票超常收益的主要因素，这表明投资者比较看重公司
的盈利性和成长性。而公司规模负向影响上市公司发行可
转债再融资的绩效，这说明公司规模大并不必然向市场传
递出公司经营改善的信号，投资者不仅看重量的积累更看
重质的提高。因此，提高盈利能力比一味追求公司规模扩
张更重要，公司借助可转债的融资应更多投向盈利性项
目，而不是借可转债发行扩大公司的资产规模。
本文系教育部人文社科项目“我国上市公司可转债
信息传递与治理效应研究”(项 目编号：14YJA630071)、广
东省软科学项 目“广东省战略性新兴产业投资结构、融资
模式与政策支持”(项目编号：2013B070206o08)、广东省哲
学社会科学规划项目“广东战略性新兴产业融资的结构与
模式研究”(项目编号：GD13CYJ12)、中央高校基本科研业
务费专项资金“收购动机、要约形态与要约收购治理效应：
模型构建与实证检验”(项目编号：2013XMS04)阶段性研究
成果。
参考文献：
[1]唐康德、夏新平、汪宜霞：《上市公司可转换债券发
行的市场效应实证分析》，《经济体制改革>>2004年第 6期。
[2]刘成彦、王其文：《中国上市公司可转换债券发行
的公告效应研究》，《经济科学>>2005年第4期。
[3]刘娥平：《中国上市公司可转换债券发行公告财富
效应的实证研究》，《金融研究>>2005年第7期。
[4]Mikkelson Wayne H．，Partch M．Valuation Effects of
Security Offerings and the Issuance Process． Journal of
Financial Economics，1986，(15)．
(编辑 朱珊珊)
