可转换债券融资相关事件的股价效应研究
袁显平 1,2 柯 大钢1
(1．西安交通大学管理学院，西安 710049；
2．西安科技大学管理学院，西安 710054)
摘要：本文对我国可转换债券融资相关事件的股价效应进行了实证研究 研究结果表明．董
事会拟发行可转债公告、可转债发行和转股启动等事件均具有显著非零的股价效应．而股东
大会拟发行可转债公告、发行公告和可转债上市等事件不存在显著非零的异常收益 这表明
市场对可转债融资行为的反应有一个过程．并非董事会拟发行可转债公告后市场就已经消化
了公告的内容。本文的回归结果表明．对于可转债融资行为所引起的异常收益．可用总资产
规模、资产负债率、流通股比例、权益市值对面值比率，以及稀释度 f或相对发行规模1等
因素来进行解释。
关键词：可转换债券：股价效应：异常收益率
己I 言 I 口
中国证监会 2001年 4月发布 了 《上市公 司发
行可转换公司债券实施办法》以后，我国可转债市
场得到了较快的发展．2004年末之前．我国证券市
场积累发行了41只可转债．筹资额超过 488亿元
20O5全年及 2006年上半年．由于“股改”的启动使
众多可转债发行计划被迫搁浅．而到了 2006年下
半年，继增发(主要是定向增发)之后 ，可转债融资
又得以恢复：2006年下半年我国证券市场共发行了
1O只转债(其中有 3只是分离式可转债)．筹资额累
积达 142．87亿元f其中 3只分离式可转债筹资额为
99亿元)。可见．可转债越来越受到我国上市公司的
青睐．已经成为证券市场中不可或缺的一种再融资
工具。
刘娥平f2005)曾对首次公告发行可转债议案
的 88家上 市公 司公 告 日前 后股 票收益进 行 了考
察．结果发现．市场对拟发行可转债公告存在显著
为负的财富效应．且明显低于增发股票公告的负效
应。刘成彦与王其文(2005)对 2002—2003年 间 2O
家上市公司的可转债发行公告效应进行了研究．结
果表明．在公告前一天和当天不存在显著的异常收
益 ．但在公告后一天有显著为正 的异常收益 我们
认为．可转债融资行为包含了一系列事件 ．如拟发
行公告 、正式发行公告 、发行 、上市 、转股 、回购以及
退市等等．单独考察拟发行公告或正式发行公告．
可能很难全面解释市场对可转债融资行为的态度
另外 ．上述两个研究在选择研究样本上还存在着一
定的缺陷，如期间太过于集中、样本量太少等等，这
无疑会削弱研究结果的解释力。有鉴于此．本文拟
以2O0o一2006年问发行可转债的上市公司作为研
究样本．全面考察市场对可转债拟发行公告 、发行
公告、发行、上市与转股等事件的反应，并对市场反
应进行解释
本文第二部分对国内外相关研究进行了综述：
第三部分是样本的选择、描述与方法的介绍；第
四部分是实证研究结果及相应的分析：第五部分
是结论与研究局限
收稿 日期：2007—02—15
作者简介：袁显平．西安交通大学博士研究生，西安科技大学管理学院讲师；柯大钢，西安交通大学管理学院教授，博士生导师。
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一 金融鳃 一
国内外相关文献综述
1、国外相关文献综述
国外有不少学者 曾对可转债公告 的股价效应
进行了研 究．研究结果表明 ，不同市场股价效应有
所差异。
(1)在美国、英国 、法 同、瑞十和德 同等国家 ，股
票市场对可转债发行公告的反应显著为负。
Eckho与 Masulisfl995)对针对美国市场证券公
告效应 的相关研究进行 了总结 ，结果发现市场对可
转债公告的反应显著为负，约为一2％。Abhvankar与
Dunning(1999)对 1982—1995年问英 国市场发行的
129只可转债的公告效应进行了研究．结果发现．市
场对可转债公告产生了一1．2％的效应 Burlaeu(20001
考察 了 1981—1998年问法同市场 141只可转债公
告效应 ，结果发现 ，市场的反应显著为负。Manuel、
Martin与 Raif(2004)对 1996年 1月一2003年 5月
间瑞士和德国市场发行 的 55只可转债的公告效应
进行了研究。结果发现市场反应为一1．12％ 对上述
可转债发行公告的负股价效应。同外学界主要基于
财务杠杆信号 (Rose与 Shepard 1977)、逆 向选择
(Myers与 Majluf,1984)、不对称信息 (Miller与 Rock，
l985)、折价发行(St()ve与Alexander，l978)等假说进
行解释。认为可转债公告效应与公司治理结构、股
权 结 构 、 成 长 机 会 等 冈 素 相 关 如 Dann与
Mikkelson(1984)研究发现，发行的可转债对财务杠
杆冲击程度不同 ．其公告效应大小也有所不同 ，即
可转债的公告效应与财务杠杆相关
(2)在 日本和我国台湾地区，股票市场对可转
债发行公告的反应显著为止 。Kang与 Stulz(1996)
的研究揭示 ．1985年 1月一1993年 5月问在 Et本市
场公开发行的 561只可转债存在正的 1．05％的公告
效应 。Shao—Chi Chang等人(2004)的研究发现 ，我国
台湾地区 1990一l999年问发行 的可转债存在正的
0．25％的公告效应 ，．对上述可转债公告效应为止的
现象，Kang与 Stulz(1996)认为，是制度差异、无效
的市场、放松管制效应、“泡沫”经济效应 、公司治理
机制的差异等原 因使然 ：而对于俞湾可转换债券发
行公告正的股价效应 ，Shao—Chi Chang(2004)等人
将之归因于 20世纪 90年代台湾地区放松了对债
券市场的管制
(3)在荷 兰．股票市场对可转债发行公 告的反
应不显著。Roon与 Veld(1998)的研究发现 ．荷兰市
1 8 管理评论 Vo1．20 No．4(2OO81
场可转债公告日平均超常收益为 0．16％．但并不显
著 Roon与Veld(1998)认为，不能将这种现象归因
于公司治理结构．然而他们并没解释是什么原因导
致了这种不显著的股价效应 。
2、国内相关文献综述
郭昕炜(20011首次对我国可转债公告效应进行
了研究．他以2001年 8月31 Et前公告过可转债融
资议案的39家上市公司作为研究样本．以大盘作
为参照对象 ．对公告 日标的公司股价相对于大盘超
常跌幅进行了简单的计算。计算结果表明．在转债
融资消息公布的当天．有六成公司股票出现不同程
度下跌．有近七成公司股价超跌大盘．且超跌幅度
相当大，约为大盘平均跌幅的4．6倍。随后，何佳、朱
宏晖、曹敏(2OO41以2001年所有可发行转债的上市
公司作为样本研究可转债融资预案公告对股价的
影响．研究发现可转债预案公布当 日的超额收益率
是一1．08％。王慧煜与夏新平f20041、田柯与劳
兰(2004)6曾对我同可转债公告效应进行了研究．
但共同的缺点是：样本量太少。相对于上述研究而
言，刘娥平(2005)、刘成彦与王其文(2005)有关可
转债公告效应的研究更为规范
刘娥平 (2005)以 2001年 4月 28日至 2003年
l2月 31日期间董事会首次公告发行可转债议案的
88家上市公司作为样本．考察了市场对拟发行公告
的反应 ． 恢研究区别并 比较了全样本 (样本量为 88)
与清洁样本(样本量为 49)．已发行或获批准(样本
量为 33)与尚未批准或取消(样本量为 55)两对样
本。研究结果发现，在事件窗(即『0，11)四个样本都
存在显著为负的异常收益，分别是一1379％、-2．005％、
一 1．427％与一1．3％。同时，研究考察了公司规模、负债
比率 、稀释度 、相对规模 、市价账面比，以及流通股
比例与事件 窗对应 的累积异常平均异常收益之 间
的相关性 ．结果发现 ．负债比率和稀释度两个变量
与累积异常收益显著 负相关 ．而其它各变量的系数
并不显著 另外，该研究还对截止到2004年 8月
31 El正式发行的有 27家公司正式发行的可转债样
本在募集说明书公告 日的股价效应进行了研究 研
究结果表明公告效应仍然为负．但不显著
刘成彦与王其文(2005)以2002—2003年成功
发行可转债的上市公司作为样本．考察了可转债发
行公告的股价效应 研究结果发现．在公告当天不
存在显著的异常收益．但在公告后一天存在显著的
正的异常收益 ．即 0．64％ 该研究同时也考察公司规
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模、负债比率、稀释度、市价账面比，以及股权集中
度与事件窗 (即『0，11)累积异常平均异常 收益之 间
的相关性．结果发现 ．公司规模与累积异常收益显
著负相关，财务杠杆与累积异常收益显著正相关．
而其它各变量的系数并不显著
正如前文所述．可转债融资行为包含了一系列
事件，单独考察拟发行公告或正式发行公告 ．可能
很难全面解释市场对可转债融资行为的态度 因
此，进一步探讨可转债相关事件的股价效应及其影
响因素还是很有必要的
样本选取、描述统计与研究方法
1、样本选取
本文以2000年 1月到 2006年 12月期间成功
发行的42只可转债所对应的标的公司作为研究样
本，考察样本公司可转债拟发行公告 、正式发行公
告 、首发 日、上市 日以及转股 日的股价效应 有关样
金融
本公司、可转债发行议案公告 日，以及首发 日等信
息 资料 根据 深交所巨潮信息网 fwww．cninf0．c。m．
cn1、CCER数据库的相关数据整理得到．可转换债
券发行公告数据取 自 《中国证券报》、《上海证券
报》，以及《证券时报》。交易数据和部分公司资料取
自CSMAR交易数据库与财务数据库
2、样本的统计描述
(1)可转换债券发行的整体特点
表 1从年度和行业两个维度对可转债发行情
况进行了描述统计。表 1中的统计数据表明：在发
行数量上，样本期间共发行了42只可转债．累积筹
资为508．4亿元
从发展趋势上看．2002—2004年可转债稳步增
长，2005年至 2006年上半年，受股改的影响，没有
可转债发行。2006年下半年可转债发行得以恢复．
共发行了7只可转债(另有 3只分离式转债发行)
行业分布上 ．涉及 到 9个行业 ．即截止到 2006
表 1 2001-2006年可转债发行情况统计
年度 发行数量 (占总样本百分比) 发行规模 (占总样本百分比)
第一部分，按年度统计
2oo0 2 (4．76％) 28．5亿元 (5．61％)
2ool 0 (0) 0 (0)
2oo2 5 (11．90％) 41．5亿元 (8、16％)
2cH03 16 (39．00％) 1 85．5亿元 (36．49％)
20o4 l2 (28．57％) 209．03亿元 (41．12％)
20o5 0 f0) 0 f0)
2006 7(16．67％) 43．87亿元 (8．63％)
合计 42 (100％) 508．4亿元 (100％)
第二部分，按行业统计
行业 发行数量 占总样本百分比
A．农 、林 、牧 、渔业 0 0
B．采掘业 l 2_38％
C．制造业 25 59．52％
D．电力、煤气及水的生产和供应业 3 7．14％
E．建筑业 0 0
F．交通运输、仓储 业 3 7．14％
G．信息技术业 0 0
H_批发和零售贸易 0 0
I．金融 、保 险业 2 4．76％
．寿地产业 4 9．52％
K．社会服务业 2 4．76％
IJ．传播与文化产业 l 2I38％
M．综合类 l 2I38％
合计 42 100％
注：(1)不计2006年发行的可分离交易可转债，即马钢、新钢钒、云天化与中化可分离交易可转债，合计筹资金额为 109亿元；(2)行业分类标准
参照中国证监会 2001年 3月6日颁布的《上市公司行业分类指引》。
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金融管理 ⋯一
年 12月 31日．由CSRC (中国证券监督管理委员
会)所设定的十 个行业中 ，仅有四个行业(农 、林 、
牧、渔业：建筑业；信息技术业；批发和零售贸易)还
没有发行可转债 在已发行可转债的行业中，制造
业所占的比例最大．共发行了25只，占总样本的
59．92％ 我们进一步细分后发现，在制造业中，排列
前 位 的分 别 是 ：黑 色 金 属 冶 炼 及 压 延 加 工
业 (7只)、纺织业(5只)和化学原料及化学制品制
造业(3只)。
(2)样本特征
表 2列示了可转债发行特征及标的公司在发
行前一年度末相应的财务特征。表 2数据揭示 ，发
行可转债公司的平均规模为225．91亿元，中位数为
35．03亿元 (均值与中位数间如此大的差异源于两
个超大型金融企业 ，即民生银行与招商银行 ，发行
前一年末总资产分别为 2462．81亿元和 5038．93亿
元)．可见发行可转债的上市公司基本上都是大公
司 标的公司的平均资产负债率为 42．79％．最大值
为 97．56％．中位数为 45．35％．最小值为 5．55％。
可转换债券发行规模平均为 12．1亿元．最大值
为 65亿元 (招行转债 )，最小值为 2．5亿元(山鹰转
债1 稀释度均值为 66．04％，中位数为60．02％，最大
值是 162．87％．最小值是 19．73％。
3、研 究方法
本文中．我们采件j事件研究方法，运用市场模
型来确定个股的异常收益率 事件研究方法最为关
键的问题是对异常收益率的衡量 股票的异常收益
等于该股实际收益率减去其正常收益率 股票的正
常收益是一个预期概念．当前．人们常用 种计算
方法米予以确定．即市场模型、均值调整模型及指
数调整模型(袁显平与柯大钢，2006)。本文选用市
场模型方法，即：詹 =rz (1)
模型(1)中的参数f ，13 1通过一定时期内的市
场数据进行回归估计得到 其中 为股票 i在时间
凄毫_§
—
— — — ～ 一 一 一 一 ⋯ ⋯ ⋯ ⋯ 一 一 — — — — — — — — — — — — — — =
t的正常收益率，R 为市场指数在时间t的收益率。
在计算 R 时本文采用的是自然对数法 (在计算各
样本的实际收益率 R．．时，也是采用这种方法)，设
是 t日市场指数的收盘指数，而 -11是 t一1日市
场指数的收盘指数，则：R L ( ) (2)
／-'m(t-i)
异常收益率及累积异常收益的计算公式分别
为方程f31和f41：
A R =尺 一R
CAR ∑AR
(3)
(4)
其中AR 为股票 i在时间t的异常收益率， 为股
票 i在时间t的实际收益率， 为根据市场模型估
计的正常收益率；CAR 是股票 i在期IN[t1，t2]上的累
积异常 收益 ，若窗 口为『一1，11’则 CARi表示股票 i
在该 3天(一1、0与 1天)上的累积异常收益。
我们参照 了 Kang与 Stulz(1996)、De Roon与
veld(1998)，以及 Shao-Chi Chang(2004)等人 的研
究方法，事件 El(即拟发行公告、正式发行公告、发
行 一上市以及转股等事件发行的当日)设为0天，事
件窗 口(用 于检验股价对拟发行公告 、正式发行公
告 、发行、上市以及转股等事件有无异常反映的期
间)选择为『一1，11(即事件前 El至事件后一 日)。为了
更全面地揭示事件效应，我们还对一1、0、1天，以及
I_10，一2】、【0，1I、【2，10】、I_10，10】等窗口进行了考
察。
对方程 (1)中 和 B进行估计时 ，我们参照
Shao-Chi Chang(2004)等人的方法 ．估计窗口选择
为l一200，一611o鉴于我国不存在统一的指数用于反
应上交所和深交所的走势．我们用上证指数收益率
估计在上交所上市的公司所对应的 和 B，而用深
圳成指收益率来估计在深交所上市的公司所对应
的 和B。对于所选择的42只可转债标的公司，市
场模型比较好地拟合了个股的收益波动状况 ．可决
表 2 样本特征描述性统计最小值
指 标 样本量 均值 中位数 最小值 最大值
资产总计 忆 ) 42 225．9l 35．O3 8．3l 5038．93
发行数量 忆 ) 42 12．10 8．82 2．50 65．oo
资产负债率 铌) 42 42．79 45．35 5．55 97．56
流通股比例 眈 ) 42 35．83 32．08 8．46 79．74
权益市值 对面值 比 42 1．40 1．30 0．97 2．26
稀释度 ％) 42 66．04 60．02 19．73 162．87
注：流通股比例仅为流通 A股股数与A股总股数的比例：稀释度是指发行的可转债对流通A股潜在的稀释程度，它等于发行数量与事件前
一 月度末流通股市值之比；权益 市值对面值 比等于发行前一年度术权益市值 与发行前一年度末权益 而值之 比。
2O 管理谇论 Vo1．20 No．4(2OO8、
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系数(R )多数都大于 70％。
实证结果与分析
1、可转债融资相关事件的股价效应
表 3列示 了可转债拟 发行的董事会公告 日和
股东大会公告日、发行公告 日、发行 日、上市 日与初
始转股日等对应的各窗口的异常收益或平均累积
异常收益。
表 3的数据说明：(1)董事会公告具有负的股
价效应，在公告 日存在一0．62％的平均异常收益率。
而在窗口『一1，11、『0，11分别存在一0．40％和一0．48％的
累积平均异常收益率，三者分别在 1％、10％和 1％
的统计显著性水平上显著非零。(2)股东大会公告、
发行公告与上市等事件不具显著的股价效应。(3)
发行与转股事件都存在显著的异常收益。其中。发
行前一天及当天，以及[一1，1]、[0，1]与[一10，10]等窗
口都存在显著的异常收益，分别为0．13％、一0．42％、
一 0．35％、一0．47％与0．38％，对应的统计显著性水平分
别是 10％、1％、10％、1％与 5％。初始转股 日及前一
日也存在显著的异常收益。初始转股日为0．23％．在
5％的统计显著性水平上显著非零．而转股前一日
为一0．27％。也在5％的统计显著性水平上显著非零
金融管理
我们也考察了各事件 日的其他窗口(包括『一60，
一 2]、[一30，一2]、[一20，一1]、[2，20]、[2，30]、[2，60]、[一60，
60]、[_30，30]，以及【__20，20]等窗口)的平均累积异
常收益率(受篇幅所限本文未能列出相应数据)．我
们发 现 ，除股东大会公告对应 的『一60，601窗 口上 的
平均累积异常收益在5％统计显著性水平上显著为
负(一0．30％)以外，其余各事件对应的上述各窗口上
均不存在显著非零的平均累积异常收益 上述研究
结果说明。市场对可转债融资行为的反应都集中在
事件日(或前后 1天)
可转债融资涉及的相关事件．特别是发行公
告、发行、上市与转股等事件具有紧密的联系，因为
从发行公告或募集公告书中．可以获知或推测出发
行 日、上市日和转股 日。因此，依据信号理论．可转
债相关事件的新信息含量应该是依次递减的 与刘
娥平(2005)的研究结果相一致(刘文揭示 ，截止
2004年 8月 31日正式发行可转债的 27家公司的
募集说明书 日不存在显著的异常股价效应)．本文
实证结果显示．董事会公告存在显著非零的股价效
应．而股东大会公告日与发行公告 日都不存在显著
非零的股价效应 ，这与信号理论是相一致的。换言
之．市场似乎已经消化了公告内容 然而．发行日及
表 3 可转债融资相关事件各窗口异常收益或累积异常收益及检验结果
[-10，-2] 一1 0 1 [-1，1] [0，1] [2，10] [一10，10]
样本量 40 40 32 40 40 40 40 40
董事会公告 均值 f％) 0．03 0．o9 -0．62*} 0．01 -0．40* -0．48*} -0．03 -0．09
t一值 0．2O 0．65 -4-24 0．11 —1．83 -2．82 -0-22 —1．O0
样本量 40 40 34 40 40 40 40 40
股东大会
公告 均值 (％) -0．24 0．07 —0．11 -0．14 —0．17 -0．23 —0．11 -0．14
t一值 一1．40 0．68 -0．70 —1．18 -0．92 —1_31 —1．13 —1．10
样本量 42 42 37 42 42 42 40 40
发行公告 均值 (％) 0．19 -0．09 -0．23 0．12 —0．17 -0．08 -0．02 0．22
t一值 1．12 -0．93 —1．26 0．83 -0．76 -0-39 —0．12 1．21
样本量 42 42 39 42 42 42 40 40
发行 均值 (％) O．23 0．13} -0．42*} -0．09 -0．35* -0．47 } 0-32 0-38}}
t一值 1．23 1．69 -2．90 -0．89 —1．94 —2-83 1-59 2-36
样本量 40 40 40 40 40 40 40 40
上 市 均值 (％) 一0．15 0．20 -0．14 0．O0 0．o6 -0．14 0．22 —0．12
t一值 -0．69 1．44 —1．04 -0．03 0．24 -0．68 1．47 -0．72
样本量 34 34 30 34 34 34 34 34
转股 均值 (％) -0．01 -0．27 } 0．23*} -0．29 -0-36 -0．09 —0．16 -0．O5
t一值 -0．08 -2．29 2．06 —1．64 —1．49 -0．48 —1．24 -0．44
注：(1) ¨ 、¨ 、}分别表示两者在0．O1、0．05与0．1的水平上显著；(2)各相关事件对应的样本量的选取参照如下原则，即事件是否发生、是否在
停牌期和是否有相应的数据。如董事会公告对应的样本量为40的原因是：民生转债和山鹰转债对应的公司上市时间太晚，在估计窗 口卜200，
一 61]内无足够的数据；事件日对应的样本量普遍小于其他窗口的样本量的原因是：有些公司股票在事件日处于停牌状态，故没有相应的交易数
据；截止2006年月 12月 31日，2006年发行的可转债有的尚未到上市 日或转股 日，因此，上市与转股事件对应的样本量相对少些。
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金融管理
初始转股Et均存在显著的异常收益．这义说明市场
并没及时消化可转债融资的相关信息 冈此，我们
并不完全赞同董事会公告后市场就已经消化了可
转债融资相关内容的观点(刘娥平，2005)。
2、横截面回归分析
正如前文所述 ．同外学界主要基于财务杠杆信
号 fRose and Shepard，1977)、逆 向选择 (Myers与
Mailuf,1984)不对称信息(IⅥiller与Rock，1985)、折价发
行(Stove与Alexander，1978)等假说进行解释，认为
可转债公告效应与公司治理结构 、股权结构 、成长
机会等因素相关。而刘娥平(2005)的研究认为，“中
国上市公司可转换债券发行的公告效应 ．主要由稀
释度和负债比率两个影响冈素来解释．公司规模 、
发行的相对规模 、市价账面比、流通股比例等在解
释公告 日超常收益时没有说服力”
本文基于国内外学界的研究成果 ．选择 了公 司
规模 、资产负债率、流通股比例、权益市值对面值比
率．以及稀释度f或相对发行规模1作为解释变量，进
一 步检验董事会公告 、发行与转股等可转债融资相
关事件股价效应的影响因素
回归模型为 ： R ，(orAR )=rJ{]+nILn sset) +啦
^ T，
(Lev．) +tt (rsR) +n4( l_) +as(LiqR) (5)
上J
其中，被解释变量 CAR 『(或 AR )包括董事会公告 日、
发行 El对应的『一l，11窗 口上的累积异常收益 ，以及
转股 日的异常收益 (南于转股 日对应 的l-1，1]窗 口
上的平均 累积异常收益没通过显著性检验 ．【大1而我
们以转股 日的异常收 作为被解释变量 ) 、Ln(Asset1
(公司规模 )：以事件前一年度末标的公司总资产的
自然对数来代表公司规模， Lev．(资产负债率)：取事
件前一年度末标的公司的资产负债率 vst~(流通股
比率1：取事件前一年度末标的公司流通A股比率，即
流通 A股股数与 A股总股数之比值 MV／BV(权益市
值与面值之比1：取事件前一年度末权益市值与事件
前一年度末权益面值之比 计算方法是 ：MV／BV=f事
件前 一年度末流通股股数×前一 年度末股票收盘
价+前一年度末非流通股数X前一年度末每股净资
产1／前一年度末所有者权益总值 LiqRf稀释度或相
对发行规模1：即拟发行(或发行1数量与事件前一月
度末流通股市值之 比
由于转股与发行一般仪相隔6个月．因此转股
事件对应的Ln fAsset)、Lev．、FSR与 MV／BV等因素
均与发行事件对应的相同．即都取发行前一年度末
22 管理评论 Vo1．20 No．4(20081
对应的数据
回归时．我们分别运用全部入选法(全部法)和向后
剔除法(向后法)选择解释变量，表4是回归结果数据。
表 4数据表明：(1)董事会公告对应窗El卜l，l1上
显著为负的累积异常收益 CAR 可由标的公司
总资产规模、资产负债率和权益市值对面值比率等
特征来解释 其中．累积异常收益率与公司规模和
权益市值对面值比率止相关．而与资产负债率负相
关 换言之．市场更看好规模较大、权益市值对面值
比率较高和资产负债率较低的可转债标的公司．这
类公司在董事会公告对应 的『一1，11窗El上 ，累积异
常收益较小 ．反之亦然 可见本文的研究结果并不
完全支持刘娥平(2005)的研究结论。(2)发行日对
应窗口I一1，11上显著为负的累积异常收益 CAR
．
可
南流通股 比例 米解释 流通 股 比例越 大 的公 司．
存『一1，11窗 口上的累积异常收益越小，即负得越多，
反之亦然 这说明．流通股股东并不赞成公司发行
可转债 (3)转股 日异常收益可由权益市值对面值
比率和稀释度等因素解释．两者与异常收益均为负
相关 即权益市值对面值比率越高．则异常收益越
小(负得越多 )；稀释度越高 ，异常收益也越小。
综上所述．可转债融资事件与标的公司的规
模 、资产负债率、流通股比例 、权益市值对面值 比
率．以及可转债对标的公司股票的稀释度等因素都
存在一定的关系 换言之．标的公司对应的上述特
征都可用于解释可转债融资相关事件带来的异常
收益，．这一方面说明．南于可转债融资是由一系列
事件组成 ．冈此我们 不能仪仅基于某一事件 (如拟
发行可转债的董事会决议公告 )来判断可转债 的融
资效应及其影响[大1素 另一方面又说明，各公司(或
发行1特 在不同的可转债融资事件中起着不同的
作用．即在董事会决议公告时．其异常收益可由公
司规模 、资产负债率和权益市值对面值比率来解
释．发行 日的异常收益可由流通股比例来解释．而
转股日．其异常收益却由权益市值对面值比率与稀
释度来解释
结论及研究局限
1、研 究结 论
本文描述性统计与 t一检验结果表明．董事会拟
发行可转债公告、可转债发行和可转债转股启动等
事件均具有显著非零的股价效应 ．而股东大会拟发
行可转债公告 、发行公告和可转债上市等事件并不
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表 4 回归结果数据
金融管理
被解释变量 回归方法 拳数 常数 Ln(Asset) Lev． FSR MV，BV LiqR
B 一0．167"* 0．007** 一0．050}}} 一0．oo1 0．012"* 0．009
全回归 (t值) (一2．53) (2．55) (--3．21) (0、06) (2．11) (1．13)
CAR ( 1
，1) Rz-0．31 调整 的 RZ=_0、21 F=3．02} N=40 N-=26
(董) B 一0．138}} 0．0O6}} 一0．O49 } 0．o08
向后法 (t值) (一2．49) (2．54) (一3．40) (1．79)
R2=0．28 调整的 R2=0．22 F=4．64} N=40 N-=26
B 0．000 0．0oO 一0．002 —0．019 -0．oo5 0．006
全回归 (t值) (0．00) (0．16) (一0．16) (一1．64) (一0．67) (0．85)
CAR 【-I
，1)
R2 0．20 调整 的 R2=0．08 F=1．75 N=42 N-=24
(发) B 0．oo5 1．33}
向后法 (t值) (-0．024) (-2．49)
Rz-0．13 调整 的 R2=0．11 F=6．19} N--42 N-=24
B 0．025 0．0oO 0．oo3 —0．004 -0．oo8 -0．007**
全回归 (t值) (0．87) (-0．23) (0．42) (一0．49) (一1．71) (一2．56)
AR (0 R 0．25 调整的 R2=_O．10 F=1．61 N=30 N=10
(转) B 0．019}}} -0．oo8}} -0．006}}
向后法 (t值) (2．78) (一2．01) (一2．71)
R2=0．24 调整 的 R2=0．18 F=4．25} N=30 N一=10
注：(1) 、 、 分别表示两者在0．01、0．05与0．1的水平上显著；(2)N为总样本数，N一为异常收益(或累积异常收益 于 0的样本数；(3)CAR【-ll，)(董)
为董事会公告日对应的卜1，1】窗口上的累积异常收益，CAR( 1)(发)是发行日对应的卜1，1】窗I：3上的累积异常收益，AR(o)(转)是转股日的异常收益
率。
存在显著非零的异常收益 这表明市场对可转债融
资行为的反应有一个过程 ．并非董事会拟发行可转
债公告后市场就已经消化了公告的内容
本文横 截面回归分析结果表 明 ．对于可转债
融资行为所引起的异常收益．可用总资产规模 、资
产负债率 、流通股 比例 、权益市值对面值 比率 ，以
及稀释度f或相对发行规模)等因素来进行解释。但
是．上述因素在解释事件股价效应时作用时间有
所不同：(1)董事会拟发行可转债公告时，其负的
股价效应由总资产规模 、资产负债率与流通股比
例来解释．即相 比较而言，市场更看好规模大、财
务风险较低(资产负债率低)与发展前景较好 (权
益市值对面值 比率较高 )的公司 ，这类公 司的异常
收益负得较少，反之亦然。(2)可转债发行时，对应
的累积异常收益仅由流通股比例来解释 ，流通股
比例越大的公司．其累积异常收益越小 (负得越
多) 这同时也说明，流通股股东对公司发行可转
债持反对态度 ．在无法阻止可转债发行 的情况下
大量抛售股票，因而导致负效应。(3)权益市值对
面值比率与稀释度可用于解释转股启动当13显著
为正 的异 常收益 权益市值对面值 比率或稀释度
越大．则异常收益越小．反之亦然。可见到转股启
动时．较高的权益市值对面值比率已不再是公司
具有 良好前景的象征 ．而被市场认为是公司股价
被高估的代名词。而此时，可转债对公司股票潜在
的稀释性被市场所消化
2、研究局限
由于我 国可转债市场正处于起步阶段 ，发行可
转债的上市公司还为数不多，导致本文的样本观察
值偏少 ．这在一定程度上会影响本文的研究结论。
另外 ．本文回归模型中可能遗漏 了一些重要 的解释
变量．以致模型的判别系数 Rz较小。上述局限说明，
我们仍然有必要继续关注可转债融资相关事件，并
进一步检验其股价效应及影响因素。
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