上市公司定向增发长期市场表现:
过度乐观还是反应不足?
邓 路1，王化成2，李思飞3
(1. 北京航空航天大学 经济管理学院，北京 100191;2. 中国人民大学 商学院，北京 100872;
3. 北京外国语大学 国际商学院，北京 100089)
摘 要:研究发现，无论是采用购买持有超额收益方法还是使用日历时间组合方法都可验证中国上市公司实施
定向增发后 2 年内总体上表现强势特征，这与美国股市私募发行后公司长期业绩表现不佳的结论相反。并且对
于全部定向增发样本，上市公司定向增发前后 5 年的经营业绩都要显著好于与配比公司，验证了在中国资本市
场上投资者对上市公司定向增发宣告信息反应不足。此外，没有发现直接证据支持大股东将定向增发作为“掏
空”上市公司进而实现利益输送的工具。
关键词:定向增发;长期市场表现;经营业绩;反应不足
中图分类号:F270 文献标识码:A 文章编号:1002 － 9753(2011)06 － 0167 － 11
Long －Run Performance Following Private Placements of Equity:
Investor Overoptimism or Investor Underreaction?
DENG Lu1，WANG Hua － cheng2，LI Si － fei3
(1. School of Economics and Management，Beihang University，Beijing 100191，China;2. School of Business，Renmin University
of China，Beijing 100872，China;3. International Business School，Beijing Foreign Studies University，Beijing 100089，China)
Abstract:The empirical tests of the long － run market performance show that the companies which conducted private eq-
uity placement will have a two － year stronger performance after the announcement，no matter the buy － hold abnormal re-
turn model or the calendar － time portfolio method is used. These findings are in contrast with the weak stock perform-
ance evidence from USA capital market. The companies which conducted private equity placement have significant stron-
ger performance than their matching companies before or after private placement. On Chinese capital market，investor un-
derreaction to information conveyed by the announcement. Moreover，we don’t find direct evidence that large shareholder
taking the private equity placement as a tool for tunneling．
Key words:private equity placement;long － run stock performance;operating performance;underreaction
收稿日期:2010 － 12 － 15 修回日期:2011 － 05 － 12
基金项目:国家自然科学基金项目(71072144，71002097) ;“泰山学者”项目。
作者简介:邓 路(1979 －) ，男，辽宁本溪人，北京航空航天大学经济管理学院讲师，博士，研究方向:公司财务与行为金融。
一、引言
中国资本市场上的定向增发类似于国外资本
市场中的私募发行。私募发行作为股权再融资主
要方式之一，长期以来一直是公司财务特别是公
761
企业管理 上市公司定向增发长期市场表现:过度乐观还是反应不足?
司融资领域关注的焦点。从 20 世纪 70 年代起，国
外大量的文献证明几乎所有国家的资本市场都存
在私募发行的折扣率和短期正的宣告效应［1 － 5］。
对于这些现象，许多学者从不同方面提出了多种
理论假说［6 － 9］，形成了丰硕的理论成果。与私募
发行短期正的宣告效应不同，对于私募发行后公
司未来股价的长期表现和公司业绩方面的研究，
不同国家的资本市场差异很大，即使是同一国家
的资本市场，由于不同学者采取的统计方法的差
异，使得研究结论也各不相同，迄今为止仍没有一
种理论或假设能完全解释上述“异象”［10 － 13］。
私募发行与公开发行通常有相反的市场表
现。一般来说，公开发行往往伴随着负的宣告效
应，而私募发行却会产生正的宣告效应。在私募
发行正的宣告效应之后，其股价的长期市场表现
如何?行为金融理论对此有不同的观点:(1)投资
者过度乐观(investor overoptimism)导致私募发行
后股价长期低迷。心理学研究表明人们普遍存在
过分看重当前经验的心理特征［14］，股票发行后公
司股价表现不佳是由于投资者高估了上市公司股
票发行前的业绩［15］。(2)投资者反应不足(inves-
tor underreaction)使得私募发行后股价长期上涨。
该假说认为由于投资者过度自信易于高估自身掌
握的私有信息，致使在事件公告期股票价格并没
有反映所有公开信息，随着新的公开信息缓慢的
反映到股票价格上，股价的长期走势应与公告期
股价变动方向一致。
定向增发作为全流通时代上市公司最主要的
再融资方式，目前已经成为中国理论界与学术界
共同关注的焦点。结合中国资本市场特殊的制度
背景，国内学者在定向增发融资行为的宣告效应
与折扣率等方面进行了有益的探索研究，并形成
了较为丰富的研究成果［16 － 18］;张鸣和郭思永，
2009［17］;邓路，2010［18］) ，由于样本数据的限制，目
前鲜有学者对中国上市公司定向增发后的股票长
期市场表现和公司长期业绩变化进行系统性研
究。而国外的大量研究成果显示公司融资后的长
期市场表现是公司融资理论重要的研究领域。随
着中国资本市场规模的逐渐扩大和上市公司定向
增发实践的深入推进，当前已基本具备研究定向
增发长期效应的现实条件。
为了准确地度量中国资本市场上市公司定向
增发后的股票长期收益，本文采用国外经典的研
究方法，对 2006 － 2007 年在沪深两市实施定向增
发融资的 A股上市公司股票长期市场表现进行了
系统性研究，同时还考察了不同样本公司定向增
发后的财务业绩变化差异。研究发现:无论是采
用购买持有超额收益方法还是使用日历时间组合
回归方法都可验证上市公司实施定向增发后 2 年
内总体上表现强势特征，这与美国股市私募发行
后公司长期业绩表现不佳的结论相反，并且上市
公司定向增发前后 5 年的经营业绩都要显著好于
配比公司，验证了在中国资本市场上投资者对上
市公司定向增发宣告信息反应不足。
本文的主要贡献有二:第一，采用购买持有超
额收益方法和日历时间组合回归方法实证检验中
国上市公司定向增发长期市场表现，增强了研究
结论的稳健性;第二，同时研究上市公司定向增发
长期市场表现和经营业绩变化差异，并按照发行
对象和认购方式将全部定向增发样本分组对比研
究，进一步丰富了中国资本市场公司股权再融资
领域的研究成果。
本文余下部分的结构安排如下:第二部分是研
究设计;第三部分是实证检验结果;第四部分是对实
证结果的进一步思考;最后是本文的研究结论。
二、研究设计
(一)样本选取
鉴于定向增发后上市公司至少要有两年完整
的交易日数据，考虑数据的可获得性，本文的研究
样本选定为 2006 － 2007 年在沪、深两市实施定向
增发融资的 A股上市公司。我们对上述时间段内
的观测值进行了如下处理:(1)剔除在样本期内有
过公开发行的公司;(2)剔除金融类上市公司;(3)
剔除财务数据或连续 3个月市场数据缺失公司。经
过筛选后，共得到符合条件的定向增发样本共计
135个观测值，其中大股东参与定向增发样本总计
64个观测值，在上述样本中以资产认购增发股份总
计 36个观察值，其余全部以现金认购增发股份。
861
中国软科学 2011 年第 6 期
为了控制极端值的影响，采用 winsorization 的
方法对极端值进行处理，对所有小于 1%分位数
(大于 99%分位数)的变量，令其值分别等于 1%
分位数(99%分位数)。本文定向增发数据来源于
Wind数据库，其他财务数据来自于 CCER数据库。
(二)模型设计与变量界定
为了避免模型设定偏误(Model misspecifica-
tion)的影响，采取两种基本方法计算上市定向增
发后股票价格的长期超额收益。首先，根据 Barber
和 Lyon(1997)［19］的研究建议，采用基于控制公司
法的购买持有超额收益(buy － and － hold abnormal
return，BHAR)方法来计算股票的长期超额收益。
然而，Fama(1998)［20］研究发现，使用 BHAR 方法
会通过复合过程加剧超额回报估计的偏差，根据
Mitchell和 Stafford(2000)［21］的研究建议，我们同
时采用日历时间组合(calendar － time portfolio)方
法计算股票的长期超额收益。上述两种方法的具
体计算公式如下:
1. 购买持有超额收益方法
相对于配比公司的买入持有超额收益的计算
公式如下:
BHARi = BHRi，t － BHRbenchmark，t
=∏
T
t = 1
(1 + Ri，t)－∏
T
t = 1
(1 + Rbenchmark，t) (1)
上述计算公式中，BHARi表示样本公司在持有
期的购买持有超额收益。其中，BHRi，t表示样本公
司在持有期的购买持有收益，BHRbenchmark，t表示配
比公司在持有期的购买持有收益，Ri，t表示样本公
司第 t月的股票月收益率，Rbenchmark，t表示配比公司
第 t月的股票月收益率。
所有样本公司的平均购买持有超额收益计算
公式为:
BHAR = 1N∑
N
i = 1
BHARi (2)
其中，N为样本公司的数量。
在计算上市公司定向增发后的长期购买持有
超额收益时，采用如下 3 种方式选择配比公司:
(1)市场价值(size)匹配的样本;
(2)市场价值(size)和行业(industry)匹配的
样本;
(3)市场价值(size)、账面市值比(book － to －
market，简称 BM)和行业(industry)匹配的样本。
在选择配比公司时，首先要求配比公司过去 2
年没有发生过股权再融资行为(包括公开发行和
定向增发)。在选择 size 匹配样本时，以样本公司
定向增发当年 4 月末的 size为参照，在此基础上选
择与样本公司 size 最接近的公司为配比公司。在
选择 industry匹配样本时，要求配比公司与样本公
司属于中国证监会规定的同类行业。在选择 BM
匹配样本时，我们以样本公司定向增发上一年 12
月末的 BM 为参照，在此基础上选择与样本公司
BM最接近的公司为配比公司。
2. 日历时间组合方法
参考 Fama 和 French(1993)［22］的方法，通过
构建三因素模型来检验股票回报的超额收益，三
因素具体计算过程如下。
(1)将 A股市场所有个股以第 t － 1 年 12 月末
的账面市值比(BM)和第 t 年 4 月末的市场价值
(size)为依据，对第 t 年 5 月至第 t + 1 年 4 月期间
内的公司观测进行独立分组。分组方法如下:按
size大小平均分为两组，即前 50% (Big 组) ，后
50%(Small 组) ;按 BM 高低共分为三组，即前
30%(Growth组) ，中间 40%(Neutral 组) ，后 30%
(Value组) ;size 和 BM 交叉分组后共形成 6(2 ×
3)个组合，即 Small Growth 组，Small Neutral 组，
Small Value 组，Big Growth 组，Big Neutral 组，Big
Value组。组合的形成每月更新一次。
(2)以个股第 t 年 4 月 30 日的相对市场价值
为权重(个股的市场价值与组内个股市场价值总
和之比) ，对第 t年 5 月至第 t + 1 年 4 月期间内个
股的月回报进行加权平均，从而求得每个组的月
回报。个股的月回报是指考虑现金红利再投资的
月个股回报率。
(3)以每个组的月回报为依据，计算每个月的
SMB和 HML值。计算公式如下:
SMB = 1 /3(Small Value + Small Neutral +
Small Growth)－ 1 /3(Big Value +
Big Neutral + Big Growth) (3)
HML = 1 /2(Small Value + Big Value)－
961
企业管理 上市公司定向增发长期市场表现:过度乐观还是反应不足?
1 /2(Small Growth + Big Growth) (4)
(4)用市场收益率减去无风险收益率，即得到
超额市场回报(Rm － Rf)。
市场收益率为考虑现金红利再投资的综合月
市场回报率(总市值加权平均法)。
无风险收益率使用的是经调整的中国人民银
行公布的当期人民币 3 个月整存整取利率，即将 3
个月整存整取利率除以 12。
通过以上步骤，我们计算了中国股票市场 2006
年 5月至 2009年 12月的 Fama － French三因素①。
与 Hertze 和 Smith(1993) ，Loughran 和 Ritter
(1995)［23］一致，以上面计算的 Fama － French 三因
素作为定价基准，构建日历时间序列回归模型，利
用回归估计的截距项来度量定向增发股票平均超
额收益。回归方程如下:
Rpt － Rft = α + βm(Rmt － Rft)+ βsSMBt + βhHMLt + εt
(5)
其中，Rpt是第 t期定向增发组合的收益率;Rft是第
t期无风险利率;(Rm － Rf)是第 t 期市场组合收益
率和无风险收益率之差;SMBt是第 t期小市值股票
组合收益率与大市值股票组合收益率之差;HMLt
是第 t期高账面市值比股票组合收益率与低账面
市值比股票组合收益率之差。
利用估计的截距项 α 来度量第 t 期定向增发
股票组合平均超额收益率。
三、实证检验结果
(一)购买持有超额收益(BHAR)研究结果
表 1 是定向增发样本公司的购买持有收益
(BHR)。分别计算 4 个不同持有期的 BHR，对于
全部样本来说，定向增发发行宣告后的 24 个月内，
上市公司 3 个月、6 个月、12 个月和 24 个月不同持
有 期 的 BHR 分 别 为 138. 72%、173. 18%、
137. 01%和 89. 55%，且都在 1%水平显著。对于
大股东参与样本和非大股东参与样本，以及大股
东以资产认购样本和以现金认购样本来说，其在
各个持有期的 BHR 与全部样本相比大体相同，都
显著为正。虽然投资者在宣告期买入定向增发公
司股票随后两年可以获取正的投资收益，但是投
资者持有定向增发公司股票是否可以获得长期超
额收益呢?下面通过控制公司法计算定向增发公
司的购买持有超额收益(BHAR)。
表 2 是按照市场价值(size)、账面市值比
(BM)和行业(industry)配比后计算得到的上市公
司定向增发购买持有超额收益(BHAR)。与计算
BHR时选择的窗口期一致，我们也选择上述 4 个
窗口期计算 BHAR，根据 Panel A 所示，发现，定向
增发发行宣告后的 24 个月内，上市公司 3 个月、6
个月、12 个月和 24 个月不同持有期的 BHAR分别
为 21. 65%、37. 31%、22. 12%、12. 42%，且都至少
在 10%水平显著，由此可见，上市公司定向增发后
股价仍然保持正的长期超额收益。章卫东和李德
忠(2008)、邓路(2010)等研究发现定向增发宣告
期投资者可以获取正的财富效应，而定向增发后
24 个月 BHAR仍然显著为正说明投资者对上市公
司定向增发宣告信息反应不足。在中国资本市场
上，上市公司定向增发不仅在宣告期有正的财富
效应，而且在定向增发发行宣告后 2 年仍然能够使
投资者获取正超额收益，这与美国股市私募发行
后公司股价长期业绩向下的结论相反(Hertzel 等，
2002;Krishnamurthy等，2005)。
按照发行对象将全部样本细分为非大股东参
与样本和大股东参与样本，并按照认购方式将大
股东参与样本细分为资产认购样本和现金认购样
本，进一步考察各个样本在不同持有期的 BHAR。
Panel A的结果显示，无论是大股东参与样本，还是
非大股东参与样本，定向增发发行宣告后 6 个月的
BHAR都达到峰值，此后各个样本的 BHAR开始逐
渐减少。Panel B是大股东参与样本与非大股东参
与样本 BHAR 的差异检验，可以看出，在定向增发
发行宣告后 2 年内，只有持有期为 12 个月时，大股
东参与样本的 BHAR 低于非大股东参与样本，当
持有期为 24 个月时，大股东参与样本的 BHAR 大
于非大股东参与样本的 BHAR，两者之差为
3. 05%，但统计上并不显著。
邓路(2010)研究发现当大股东以资产认购定
向增发股份时，宣告效应大于现金认购的定向增
① 因篇幅限制，Fama － French三因素的计算结果不再列示，感兴趣的读者可以向作者索取。
071
中国软科学 2011 年第 6 期
发。那么，以资产作为对价支付方式的定向增发
其长期超额收益是否一直大于现金认购定向增发
呢?Panel C是大股东以资产认购样本与大股东以
现金认购样本 BHAR 的差异检验，我们发现，在定
向增发发行宣告后的 6 个月内，以资产认购样本的
BHAR大于以现金认购样本，但随着持有期的继续
延长，资产认购样本的 BHAR 开始小于现金认购
样本，当持有期为 24 个月时，大股东资产认购样本
的 BHAR 为 12. 02%，而大股东现金认购样本的
BHAR为 16. 6%，两者之差为 4. 58%，同样在统计上
并不显著。
(二)日历时间组合(Fama － French 三因素)
研究结果
表 3 是根据是历时间组合(Fama － French 三
因素)计算出的定向增发累积超额收益(CAR)。
对于等权( (equal － weighted) )和加权( (value －
weighted) )定向增发组合，回归截距项 0. 0129 和
0. 0144 意味着定向增发发行宣告后 24 个月定向
增发股票组合平均月超额收益率为 1. 29%(等权)
和 1. 44%(加权) ，并且在 5%水平显著。根据回
归截距项，我们可以计算出定向增发股票发行宣
告后 24 个月累计超额收益为 36. 02%(等权)和
40. 94%(加权)。由此可见，利用日历时间组合方
法计算出来的定向增发发行宣告后 24 个月累计超
额收益率显著为正，这与通过购买持有超额收益
方法计算出来的结果大体相同，进一步验证了在
中国资本市场上，上市公司定向增发后股票在 2 年
内呈长期强势特征。
表 1 定向增发购买持有收益(BHR)
持有期 持有 3 个月 持有 6 个月 持有 12 个月 持有 24 个月
N BHAR P值 BHAR P值 BHAR P值 BHAR P值
全样本 135 138. 72% ＊＊＊ (0. 000) 173. 18% ＊＊＊ (0. 000) 137. 01% ＊＊＊ (0. 000) 89. 55% ＊＊＊ (0. 000)
非大股东参与 64 137. 89% ＊＊＊ (0. 000) 175. 28% ＊＊＊ (0. 000) 144. 78% ＊＊＊ (0. 000) 93. 85% ＊＊＊ (0. 000)
大股东参与 71 139. 63% ＊＊＊ (0. 000) 170. 86% ＊＊＊ (0. 000) 128. 39% ＊＊＊ (0. 000) 84. 78% ＊＊＊ (0. 000)
资产认购 36 143. 03% ＊＊＊ (0. 000) 183. 79% ＊＊＊ (0. 000) 116. 23% ＊＊＊ (0. 000) 83. 83% ＊＊＊ (0. 000)
现金认购 28 135. 26% ＊＊＊ (0. 000) 154. 23% ＊＊＊ (0. 000) 144. 03% ＊＊＊ (0. 000) 86. 00% ＊＊＊ (0. 000)
注:* 、＊＊、＊＊＊分别表示显著性水平 10%、5%、1%。
表 2 定向增发购买持有超额收益(BHAR) ［市场价值(size)、账面市值比(BM)和行业(industry)配比］
持有期 持有 3 个月 持有 6 个月 持有 12 个月 持有 24 个月
N BHAR P值 BHAR P值 BHAR P值 BHAR P值
全样本 135 21. 65% ＊＊＊ (0. 000) 37. 31% ＊＊ (0. 011) 22. 12% ＊＊ (0. 043) 12. 42% * (0. 061)
非大股东参与 64 17. 91% ＊＊ (0. 026) 33. 42% * (0. 098) 28. 31% (0. 185) 10. 98% (0. 278)
大股东参与 71 25. 80% ＊＊＊ (0. 003) 41. 61% ＊＊ (0. 045) 15. 25% (0. 349) 14. 03% * (0. 097)
资产认购 36 27. 25% ＊＊ (0. 030) 58. 35% (0. 103) 11. 85% (0. 601) 12. 02% (0. 227)
现金认购 28 23. 93% ＊＊ (0. 037) 20. 09% (0. 116) 19. 62% (0. 412) 16. 6% (0. 262)
Panel B:大股东参与样本与非大股东参与样本 BHAR的差异检验
持有期 持有 3 个月 持有 6 个月 持有 12 个月 持有 24 个月
差异 P值 差异 P值 差异 P值 差异 P值
大股东参与 －非大股东参与 7. 89% (0. 245) 8. 19% (0. 389) － 13. 06% (0. 315) 3. 05% (0. 409)
Panel C:大股东以资产认购样本与大股东以现金认购样本 BHAR的差异检验
持有期 持有 3 个月 持有 6 个月 持有 12 个月 持有 24 个月
差异 P值 差异 P值 差异 P值 差异 P值
资产认购 －现金认购 3. 32% (0. 422) 38. 26% (0. 177) － 7. 77% (0. 407) － 4. 58% (0. 394)
注:* 、＊＊、＊＊＊分别表示显著性水平 10%、5%、1%。
171
企业管理 上市公司定向增发长期市场表现:过度乐观还是反应不足?
表 3 定向增发累积超额收益(CAR) ［日历时间组合方法(Fama － French三因素) ］
Model 1 Model 2
Rp － Rf Rp － Rf
VARIABLES 系数 P值 系数 P值
Constant 0. 0129＊＊ (0. 045) 0. 0144＊＊ (0. 025)
SMB － 0. 6392＊＊＊ (0. 000) 0. 1278 (0. 185)
HML － 0. 5214＊＊ (0. 048) － 0. 5028* (0. 055)
Rm － Rf(equal － weighted) 1. 1017＊＊＊ (0. 000)
Rm － Rf(value － weighted) 1. 1270＊＊＊ (0. 000)
Observations 44 44
R － squared 0. 9350 0. 9358
F test 191. 73＊＊＊ (0. 000) 194. 27＊＊＊ (0. 000)
定向增发 24 个月累积超额收益
CAR (equal － weighted) (1 + Constant)24 － 1 =(1 + 0. 0129)24 － 1 = 0. 3602
CAR (value － weighted) (1 + Constant)24 － 1 =(1 + 0. 0144)24 － 1 = 0. 4094
注:* 、＊＊、＊＊＊分别表示显著性水平 10%、5%、1%。
(三)定向增发后上市公司经营业绩变化
表 4 是上市公司定向增发实施前后 5 年公司
经营业绩变化的比较，同样是按照市场价值
(size)、账面市值比(BM)和行业(industry)选择配
比公司，我们主要选取了总资产收益率(ROA)、净
资产收益率(ROE)、每股收益(EPS)和每股经营
活动现金净流量(ONCFPS)4 个财务指标。我们
发现，在定向增发前 2 年和前 1 年，样本公司的
ROA中值分别为 3. 90%和 4. 35%，并在定向增发
当年达到最高值 5. 29%，定向增发完成后 1 年和 2
年，样本公司的 ROA 中值分别下降到 4. 32% 和
2. 68%。由此可见，样本公司在定向增发前后经
营业绩出现了先增后降的趋势特征。然而，我们
对比配比公司 5 年 ROA 的变化，发现配比公司与
定向增发样本公司一样，经营业绩也出现先增后
降的趋势。
为什么定向增发公司和配比公司经营业绩会
产生同步性趋势呢?由于我们选择的样本区间为
2006 － 2007 年实施定向增发的上市公司，在前后 5
年的时间里，中国资本市场和宏观经济环境都发
生了很多重大变化，股权分置改革的顺利完成、新
会计准则的颁布实施、两税合并及企业所得税调
整、为了治理通货膨胀而出台系列宏观紧缩措施、
全球金融危机对我国出口贸易的冲击等，这一系
列系统性风险因素必定会对中国大部分上市公司
经营业绩产生重要影响。因此认为，定向增发样
本公司经营业绩先增后降的趋势并非是由定向增
发本身所导致，可能更多的来自系统性风险因素
的影响。
为了消除系统性风险因素影响，我们比较了
定向增发样本公司与配比公司 ROA在定向增发前
后的均值差异，结果显示，在定向增发实施前，样
本公司的 ROA高于配比公司的 ROA，两者差异在
5%水平显著，而在定向增发完成后，样本公司的
ROA同样还是高于配比公司的 ROA，两者差异至
少在 5%水平显著。除 ROA 外，ROE 和 EPS 两个
财务指标也出现相同的变化趋势，而对于 ONCFPS
指标，在定向增发当年，样本公司的 ONCFPS 低于
配比公司，但定向增发完成后，样本公司的 ONCF-
PS又开始高于配比公司，但两者差异并不显著。
通过对比定向增发前后样本公司与配比公司
经营业绩的差异，可以发现，定向增发样本在定向
增发前，公司经营业绩显著高于配比公司，而在定
向增发实施后，公司经营业绩仍然显著高于配比
公司，也就是说，中国上市公司实施定向增发后经
营业绩没有发生恶化，这与 Hertzel 等(2002)研究
发现美国股市私募发行后公司经营业绩相对表现
更差的结论相反。
271
中国软科学 2011 年第 6 期
表 4 上市公司定向增发实施前后公司经营业绩变化
总资产收益率(ROA) － 2 － 1 0 1 2
样本公司(均值) 0. 0372 0. 0537 0. 0759 0. 0478 0. 0365
样本公司(中值) 0. 0390 0. 0435 0. 0529 0. 0432 0. 0268
配比公司(均值) 0. 0253 0. 0362 0. 0445 0. 0248 0. 0230
配比公司(中值) 0. 0210 0. 0285 0. 0358 0. 0280 0. 0158
均值差异(样本 －配比)
t检验
0. 0119＊＊
(0. 0353)
0. 0175＊＊＊
(0. 001)
0. 0314＊＊＊
(0. 008)
0. 0230＊＊＊
(0. 001)
0. 0135＊＊＊
(0. 008)
wilcoxon秩和检验(z值) 3. 340＊＊＊ 3. 427＊＊＊ 3. 693＊＊＊ 3. 000＊＊＊ 2. 510＊＊
净资产收益率(ROE) － 2 － 1 0 1 2
样本公司(均值) 0. 0864 0. 1410 0. 1620 0. 1088 0. 0810
样本公司(中值) 0. 0891 0. 1056 0. 1368 0. 0976 0. 0658
配比公司(均值) 0. 0514 0. 0797 0. 1044 0. 0595 0. 0607
配比公司(中值) 0. 0524 0. 0693 0. 0914 0. 0689 0. 0397
均值差异(样本 －配比)t检验
0. 0350＊＊
(0. 038)
0. 0613＊＊＊
(0. 000)
0. 0576＊＊＊
(0. 000)
0. 0493＊＊＊
(0. 010)
0. 0203*
(0. 070)
wilcoxon秩和检验(z值) 4. 241＊＊＊ 4. 058＊＊＊ 3. 692＊＊＊ 2. 729＊＊＊ 2. 238＊＊
每股收益(EPS) － 2 － 1 0 1 2
样本公司(均值) 0. 2945 0. 4177 0. 5922 0. 4257 0. 3523
样本公司(中值) 0. 2551 0. 3140 0. 4114 0. 3304 0. 2155
配比公司(均值) 0. 1789 0. 2489 0. 3750 0. 2667 0. 2325
配比公司(中值) 0. 1236 0. 1854 0. 2667 0. 1702 0. 1226
均值差异(样本 －配比)
t检验
0. 1156＊＊＊
(0. 002)
0. 1688＊＊＊
(0. 000)
0. 2172＊＊＊
(0. 001)
0. 1590＊＊
(0. 037)
0. 1198＊＊
(0. 045)
wilcoxon秩和检验(z值) 3. 854＊＊＊ 4. 333＊＊＊ 3. 778 2. 881＊＊＊ 2. 769＊＊＊
每股经营活动现金
净流量(ONCFPS)
－ 2 － 1 0 1 2
样本公司(均值) 0. 5825 0. 5316 0. 3273 0. 4152 0. 4993
样本公司(中值) 0. 4163 0. 4622 0. 3866 0. 4401 0. 3464
配比公司(均值) 0. 2859 0. 3890 0. 4880 0. 4093 0. 5529
配比公司(中值) 0. 2329 0. 2585 0. 3352 0. 2838 0. 2494
均值差异(样本 －配比)
t检验
0. 2966＊＊＊
(0. 002)
0. 1426
(0. 112)
－ 0. 1607
(0. 156)
0. 0059
(0. 482)
－ 0. 054
(0. 354)
wilcoxon 秩和检验(z值) 3. 558＊＊＊ 1. 756* － 0. 289 0. 761 0. 698
注:* 、＊＊、＊＊＊分别表示显著性水平 10%、5%、1%。
表 5 不同样本上市公司定向增发实施前后公司经营业绩变化
总资产收益率(ROA) N －2 － 1 0 1 2
大股东参与(均值) 64 0. 0305 0. 0562 0. 0647 0. 0416 0. 0293
大股东参与(中值) 64 0. 0326 0. 0436 0. 0522 0. 0384 0. 0223
非大股东参与(均值) 71 0. 0433 0. 0514 0. 0860 0. 0534 0. 0430
非大股东参与(中值) 71 0. 0438 0. 0434 0. 0566 0. 0445 0. 0341
均值差异(参与 －不参与)
t检验
－ 0. 0128*
(0. 095)
0. 0048
(0. 284)
－ 0. 0213
(0. 191)
－ 0. 0118*
(0. 100)
－ 0. 0137*
(0. 051)
wilcoxon 秩和检验(z值) － 1. 890* － 0. 361 － 0. 621 － 1. 494 － 2. 353＊＊
371
企业管理 上市公司定向增发长期市场表现:过度乐观还是反应不足?
(续表 5)
资产认购(均值) 36 0. 0252 0. 0629 0. 0714 0. 0535 0. 0383
资产认购(中值) 36 0. 0363 0. 0476 0. 0568 0. 0467 0. 0272
现金认购(均值) 28 0. 0372 0. 0477 0. 0560 0. 0263 0. 0178
现金认购(中值) 28 0. 0286 0. 0354 0. 0461 0. 0253 0. 0162
均值差异(资产 －现金)
t检验
－ 0. 0120
(0. 199)
0. 0152
(0. 165)
0. 0154
(0. 114)
0. 0272＊＊
(0. 021)
0. 0205＊＊
(0. 035)
wilcoxon 秩和检验(z值) 0. 068 1. 096 1. 137 2. 612＊＊＊ 1. 854*
净资产收益率(ROE) N －2 － 1 0 1 2
大股东参与(均值) 64 0. 0499 0. 1471 0. 1696 0. 0898 0. 0680
大股东参与(中值) 64 0. 0750 0. 0976 0. 1290 0. 0893 0. 0507
非大股东参与(均值) 71 0. 1192 0. 1355 0. 1552 0. 1259 0. 0927
非大股东参与(中值) 71 0. 1011 0. 1071 0. 1417 0. 1169 0. 0784
均值差异(参与 －不参与)
t检验
－ 0. 0693＊＊
(0. 023)
0. 0116
(0. 321)
0. 0144
(0. 238)
－ 0. 0361*
(0. 082)
－ 0. 0246*
(0. 090)
wilcoxon 秩和检验(z值) － 2. 188＊＊ － 0. 791 － 0. 04 － 1. 304 － 2. 261＊＊
资产认购(均值) 36 0. 0105 0. 1474 0. 1813 0. 1189 0. 0850
资产认购(中值) 36 0. 0690 0. 0855 0. 1396 0. 1058 0. 0638
现金认购(均值) 28 0. 1005 0. 1467 0. 1546 0. 0524 0. 0462
现金认购(中值) 28 0. 0846 0. 0987 0. 1126 0. 0647 0. 0426
均值差异(资产 －现金)
t检验
－ 0. 0900*
(0. 0990)
0. 0007
(0. 495)
0. 0267
(0. 214)
0. 0665＊＊
(0. 049)
0. 0388＊＊
(0. 041)
wilcoxon 秩和检验(z值) － 0. 853 － 0. 108 1. 042 2. 598＊＊＊ 1. 732*
每股收益(EPS) N －2 － 1 0 1 2
大股东参与(均值) 64 0. 2425 0. 4393 0. 6167 0. 3447 0. 2863
大股东参与(中值) 64 0. 2124 0. 3058 0. 4043 0. 2710 0. 1704
非大股东参与(均值) 71 0. 3414 0. 3983 0. 5702 0. 4987 0. 4118
非大股东参与(中值) 71 0. 2902 0. 3218 0. 4325 0. 3824 0. 2883
均值差异(参与 －不参与)
t检验
－ 0. 099＊＊
(0. 049)
0. 0410
(0. 286)
0. 0465
(0. 351)
－ 0. 1540
(0. 144)
－ 0. 1255
(0. 147)
wilcoxon 秩和检验(z值) － 1. 727* － 0. 529 0. 555 － 1. 604 2. 098＊＊
资产认购(均值) 36 0. 2158 0. 4568 0. 7259 0. 4759 0. 3890
资产认购(中值) 36 0. 2005 0. 2879 0. 3994 0. 3567 0. 2352
现金认购(均值) 28 0. 2769 0. 4168 0. 4762 0. 1761 0. 1544
现金认购(中值) 28 0. 2408 0. 3401 0. 4103 0. 1781 0. 1241
均值差异(资产 －现金)
t检验
－ 0. 0611
(0. 255)
0. 0400
(0. 383)
0. 2497
(0. 113)
0. 2998*
(0. 1000)
0. 2345＊＊
(0. 026)
wilcoxon 秩和检验(z值) － 0. 582 － 0. 135 0. 447 2. 341＊＊ 1. 922＊＊
471
中国软科学 2011 年第 6 期
(续表 5)
每股经营活动现金净流量(ONCFPS) N －2 － 1 0 1 2
大股东参与(均值) 64 0. 5788 0. 5261 0. 4493 0. 2800 0. 4390
大股东参与(中值) 64 0. 4639 0. 4454 0. 4427 0. 3789 0. 3060
非大股东参与(均值) 71 0. 5858 0. 5365 0. 2174 0. 5371 0. 5536
非大股东参与(中值) 71 0. 3423 0. 4799 0. 3083 0. 4454 0. 4479
均值差异(参与 －不参与)
t检验
－ 0. 0070
(0. 483)
－ 0. 0104
(0. 478)
0. 2319
(0. 162)
－ 0. 2571
(0. 116)
－ 0. 1146
(0. 258)
wilcoxon 秩和检验(z值) 0. 542 － 0. 392 0. 489 － 0. 639 － 1. 379
资产认购(均值) 36 0. 5885 0. 5627 0. 5499 0. 4860 0. 3727
资产认购(中值) 36 0. 5082 0. 4454 0. 4427 0. 5617 0. 3188
现金认购(均值) 28 0. 5665 0. 4792 0. 3199 0. 0151 0. 5243
现金认购(中值) 28 0. 4074 0. 4233 0. 4385 0. 2376 0. 2993
均值差异
(资产 －现金)t检验
0. 0220
(0. 456)
0. 0835
(0. 402)
0. 2300
(0. 229)
0. 4709*
(0. 057)
－ 0. 1516
(0. 307)
wilcoxon 秩和检验(z值) － 0. 014 － 0. 135 0. 203 1. 773* 0. 000
注:* 、＊＊、＊＊＊分别表示显著性水平 10%、5%、1%。
除比较了定向增发样本公司与配比公司的经营
业绩差异外，对于实施定向增发的全部样本，还进一
步比较了大股东参与样本与非大股东参与样本、资
产认购样本与现金认购样本经营业绩的差异。
表 5 显示了不同样本上市公司定向增发实施
前后公司经营业绩变化的情况。在定向增发实施
前 2 年，大股东参与样本的 ROA 和 ROE 都低于非
大股东参与样本，两者差异在 10%水平显著，在定
向增发当年，两者差异并不显著，而随后 2 年大股
东参与样本的 ROA 和 ROE 又低于非大股东参与
样本，两者差异在 10%水平显著。而 EPS 和 ON-
CFPS指标虽然在定向增发当年大股东参与样本
均值大于非大股东参与样本，然而在定向增发完
成后，大股东参与样本均值又小于非大股东参与
样本，但两者差异并不显著。由此可见，按照发行
对象将全部定向增发样本分为大股东参与样本和
非大股东参与样本后，我们发现，当公司大股东参
与认购定向增发股份后，与非大股东参与样本相
比，公司经营业绩并没有明显改观。
当公司大股东参与定向增发时，他们既可以
选择以现金认购新增股份，也可以选择以股权等
非现金性资产作为对价方式认购新增股份，因此，
我们按照认购方式不同将大股东参与样本细分为
资产认购样本和现金认购样本，以便考察大股东
不同认购方式下定向增发公司经营业绩变化的差
异。根据表 5 所示，在定向增发实施前 2 年，无论
是 ROA和 ROE，还是 EPS，资产认购样本均值都低
于现金认购样本，其中，对于 ROA 和 ROE 指标，两
者差异在 10%水平显著。而在定向增发实施后，
上述三个指标的资产认购样本均值都已经高于现
金认购均值，两者差异在 5%水平显著。也就是
说，当大股东以资产认购定向增发股份后，公司的
经营业绩在未来 2 年确实得到了改善。而对于
ONCFPS指标，我们并没有发现资产认购样本与现
金认购样本两者在定向增发前后有显著差异。
(四)稳健性测试
为了更加全面地刻画上市公司定向增发后股
票长期市场表现，我们除了利用配比公司计算了
上市公司定向增发后的购买持有超额收益
(BHAR) ，同时根据配比公司计算了上市公司定向
增发后的累积超额收益(CAR) ，结果显示两者并
无显著差异，进一步说明上市公司实施定向增发
后确实可以获取正的长期超额收益。在考察上市
公司定向增发后长期经营业绩变化时，我们除了
使用配比公司外，还采用了行业中值调整方式计
算上市公司经营业绩，与配比公司调整法相比，基
571
企业管理 上市公司定向增发长期市场表现:过度乐观还是反应不足?
本结论一致。限于篇幅，我们没有在文中报告以
上计算结果。
四、大股东会利用定向增发“掏空”上市公
司吗?
邓路(2010)从上市公司定向增发的发行折扣
和短期宣告效应两个角度分析，发现没有证据支
持大股东将定向增发作为“掏空”上市公司进而实
现利益输送的工具。而本文通过考察上市公司定
向增发后长期的市场表现以及经营业绩变化的差
异，研究发现，无论大股东是否认购新增股份，上
市公司定向增发后都可以获得长期正的累积超额
收益，并且公司的经营业绩在定向增发前后都要
好于配比公司，与美国股市私募发行后公司业绩
显著下滑不同，中国上市公司实施定向增发后经
营业绩没有发生恶化。
除考察全部样本外，还将重点关注大股东参
与定向增发时的特殊情况，通过对比大股东以不
同对价方式认购定向增发股份后公司股价和经营
业绩的变化，进一步分析大股东在上市公司定向
增发中的行为动机。邓路(2010)的研究结论显
示，当大股东以资产认购时，定向增发的短期宣告
效应好于大股东以现金认购样本，这为大股东没
有以质次价高的资产作为对价方式隐蔽实现利益
输送提供了部分证据，在本文前面的分析中，通过
对比大股东资产认购样本与现金认购样本定向增
发后公司经营业绩的差异，我们发现，当大股东以
资产作为对价方式认购新增股份时，公司定向增
发后的经营业绩要显著好于现金认购样本，这说
明大股东通过向上市公司实施资产注入，改善了
公司的长期经营业绩。也就是说，与股改前大股
东通过关联交易转移上市公司利润，致使公司经
营状况不断恶化不同，在全流通时代，大股东通过
以资产作为对价方式认购上市公司定向增发股份
进而实现向上市公司资产注入的行为，从上市公
司长期经营业绩的变化来看，更多的体现为对上
市公司的支持行为。
五、研究结论
本文以 2006 － 2007 年在沪、深两市实施定向
增发融资的 A 股上市公司为研究对象，采用两种
经典计算超额回报率方法，系统考察了上市公司
定向增发后的长期市场表现，同时也考察了上市
公司定向增发前后公司经营业绩的变化差异。
研究结果表明:无论是采用购买持有超额收
益方法还是使用日历时间组合方法都可验证上市
公司实施定向增发后 2 年内总体上表现强势特征，
这与美国股市私募发行后公司长期业绩表现不佳
的结论相反，表明在中国资本市场上投资者对上
市公司定向增发宣告信息反应不足。同时，我们
还考察了上市公司定向增发前后公司经营业绩的
变化差异。对于全部定向增发样本，上市公司定
向增发前后 5 年的经营业绩都要显著好于与配比
公司。从细分样本来看，当大股东参与时，定向增
发后公司的经营业绩差于非大股东参与样本，但
统计上并不显著;当大股东以资产认购时，定向增
发后的公司经营业绩要显著好于现金认购样本。
我们没有发现直接证据支持大股东将定向增发作
为“掏空”上市公司进而实现利益输送的工具。
由于定向增发是中国资本市场股权分置改革
基本完成后才出现的新兴的上市公司再融资工
具，限于目前定向增发的研究样本仍然偏少，本文
仅按照发行对象将全部样本细分为非大股东参与
样本和大股东参与样本，并按照认购方式将大股
东参与样本细分为资产认购样本和现金认购样
本，随着未来有更多上市公司实施定向增发后，我
们可以将定向增发公司按照定向增发主要运作模
式进行更为细致的分类，以考察不同样本公司定向
增发的长期市场表现。此外，随着样本数量不断增
多和时间跨度的延长，从 5 年期间甚至更长的时间
跨度研究上市公司定向增发后的长期市场表现及其
经营业绩的变化将会使研究结论更加稳健。
参考文献:
［1］Johnson R D，Racette G A. Discounts on Letter Stock Do
Not Appear to be a Good Base on Which to Estimate Discounts
for Lack of Marketability on Closely held Stocks［J］. Taxes，
1981(59) :574 － 581．
［2］Silber W L. Discounts on Restricted Stock:The Impact of
Illiquidity on Stock Prices［J］. Financial Analysts Journal，1991
(47) :60 － 64．
［3］Krishnamurthy S，Spindt P，Subramaniam V，Woidtke
671
中国软科学 2011 年第 6 期
T. Does Investor Identity Matter in Equity Issues?Evidence
from Private Placements［J］. Journal of Financial Intermedia-
tion，2005(14) :210 － 238．
［4］Anderson H D，Rose L C，Cahan S F. Differential Share-
holder Wealth and Volume Effects Surrounding Private Equity
Placements in New Zealand［J］. Pacific － Basin Finance Jour-
nal，2006(14) :367 － 394．
［5］Renneboog L，Simons T，Wright M. Why Do Public Firms
Go Private in the UK?The Impact of Private Equity Investors，
Incentive Realignment And Undervaluation［J］. Journal of Cor-
porate Finance，2007(13) :591 － 628．
［6］Wruck K H. Equity Ownership Concentration And Firm
value:Evidence from Private Equity Financings［J］. Journal of
Financial Economics，1989(23) :2 － 38．
［7］Hertzel M，Smith R. Market Discounts And Shareholder
Gains for Placing Equity Privately［J］. Journal of Finance，1993
(48) :459 － 485．
［8］Wu X P，Wang Z，Yao J. Understanding the Positive An-
nouncement Effects of Private Equity Placements:New Insights
from Hong Kong Data［J］. Review of Finance，2005(9) :385 －
414．
［9］Barclay M J，Holderness C G，Sheehan D P. Private Place-
ments And Managerial Entrenchment［J］. Journal of Corporate
Finance，2007(13) :461 － 484．
［10］Hertzel M，Lemon M，Linck J S，Rees L. Long － run Per-
formance Following Private Placements of Equity［J］． Journal of
Finance，2002(57) :2595 － 2167．
［11］Chen S S，Ho K W，Lee C F，Yeo G H H. Long － run Stock
Performance of Equity － issuing Firms:The Case of Private
Placement in Singapore［J］. Review of Pacific Basin Financial
Markets and Policies，2002(5) :417 －438．
［12］Marciukaityte D，Szewczyk S H，Varma R. Investor Over-
optimism And Private Equity Placements［J］. Journal of Finan-
cial Research，2005(28) :591 － 608．
［13］Chou D W，Gombolab M，Liu F L. Long － run underper-
formance Following Private Equity Placements:The Role of
Growth Opportunities［J］. Quarterly Review of Economics and
Finance，2009(49) :1113 － 1128．
［14］Kahneman D，Tversky A. Intuitive Prediction:Biases And
Corrective Procedures［M］. Cambridge :Cambridge University
Press，1982．
［15］Loughran T，Ritter J R. The Operating Performance of
Firms Conducting Seasoned Equity Offerings［J］. Journal of Fi-
nance，1997(52) :1823 － 1850．
［16］章卫东，李德忠 . 定向增发新股折扣率的影响因素及
其与公司短期股价关系的实证研究———来自中国上市公
司的经验证据［J］. 会计研究，2008(9) :73 － 80．
［17］张 鸣，郭思永 . 大股东控制下的定向增发和财富转
移———来自中国上市公司的经验证据［J］. 会计研究，2009
(5) :78 － 86．
［18］邓 路 . 上市公司定向增发融资行为研究［D］. 北
京:中国人民大学，2010．
［19］Barber B M，Lyon J D. Detecting Long － run Abnormal
Stock Returns:The Empirical Power and Specification of Test
－ statistics［J］. Journal of Financial Economics，1997，(43) :
341 － 372．
［20］Fama E F. Market Efficiency，Long － term Return，and
Behavioral Finance［J］. Journal of Financial Economics，1998
(49) :283 － 306．
［21］Mitchell M L，Stafford E. Managerial Decisions And Long
－ run Stock Price performance［J］. Journal of Business，2000，
(73) :287 － 320．
［22］Fama E F，French K R. Common Risk Factors in Returns
on Stocks And Bonds［J］. Journal of Financial Economics，
1993(33) :3 － 56．
73 － 80．
［23］Loughran T，Ritter J R. The New Issues Puzzle［J］． Jour-
nal of Finance，1995(50) :23 － 51．
(本文责编:海 洋)
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企业管理 上市公司定向增发长期市场表现:过度乐观还是反应不足?
