中国上市公司配股认购不足的理论与实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,中国论文,上市公司论文,理论论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、研究背景
从1991年开始到2003年，我国A股市场通过配股方式的融资金额占总融资金额的比例达33％。这说明配股融资是上市公司通过股权再融资(Seasoned Equity Offerings，SEOs)来获得公司所需资金的重要渠道，并为越来越多的公司所采用。根据CSMAR统计数据显示，近10年来中国沪深两市共进行了923次配股融资，其中沪市520次、深市403次。①
虽然越来越多的公司选择配股融资，但是，上市公司的配股认购比例并不高。通过计算上市公司实际配售股数与应配售股数之比，笔者发现平均认购率为64％，其中有近1/2的公司配股认购比例未达到50％。由于上市公司配股认购严重不足，必然导致公司融资成本加大，从而影响到公司的发展。同时，对于承销商而言，承销配股所带来的包销风险也同样加大。
有关股权再融资(SEO)问题，国外学者已做了大量的研究。大部分关于SEO的研究主要集中在三个方面：(1)有关SEO之前后股票价格变动的研究，主要是通过事件研究法(event study)来考察股票价格受信息影响的变化情况。[1]Congsheng Wu(2001)通过比较股票发行折价率，发现在SEO前后股票价格呈U形。[2](2)有关SEO之后上市公司股票收益变化的研究，国外学者认为上市公司SEO之后股票收益与基准收益②的比较是下降的。[3-5](3)研究SEO之后公司股票收益下降的原因。Fama(1998)认为，统计结果与所采用的指标计算方法有关；[6]Loughran and Ritter(1995)、Spiess and Affieck(1995)则提出“乐观预期假说”(optimistic expectations hypothesis)，认为由于股东对公司未来乐观预期的改变，导致公司长期业绩的下滑；[3][7]Srinivasan Rangan(1998)研究认为，公司存在利润操作行为并导致股东对公司失去信心。[8]
国内已有学者开始了对SEO的研究。李康、杨兴君、杨雄(2003)对配股和增发过程中的相关者利益研究发现，配股比增发更有利于各方利益的均衡；同时还发现配股折扣率与流通股股东的超额收益率存在正相关关系。[9]阎达五、耿建新、刘文鹏(2001)对上市公司配股的价格、股权变动等问题进行了实证研究。[10]
纵观国内外研究，我们发现当前的研究还没有深入涉及上市公司配股认购比例情况及影响因素等相关问题。这主要是因为：其一，由于国外健全的市场体系使得配股认购不足的现象少有发生；其二，实证研究所需要的数据欠缺也阻碍了研究的开展。
随后我们首先提出理论模型，并在模型的基础上提出研究假设；第三部分介绍方法论并进行数据分析；第四部分进一步考察影响配股认购比例的因素；最后一部分提出结论及建议并指出进一步的研究方向。
二、理论模型
这里基于博弈论来构建本研究的模型。假设其中有两个博弈方：上市公司C和股东S。③
假设上市公司可以决定的因素有公司业绩e，以及配股价格h。上市公司的配股认购情况取决于公司股东在面对配股时的投资决策。这里假定股东是理性的且追求投资收益最大化，那么股东S就要运用所拥有的关于公司业绩e、配股价格h，以及当前的市场行情p等信息来进行决策，是否配股以及配多少股。这里我们用Sr表示股东S选择配股的比例(Sr∈[0，1])。显然，如果股东最大化个人利益时所选择的Sr越小，那么上市公司配股认购比例越低，配股认购越不足。
股东S预测未来收益来自于两个方面：出售股票的收益和红利收入。我们假定：
(1)股东预测未来股票价格Pe=Pe(e，p)。在配股期(设为T0)，股东运用所拥有的关于公司业绩e和当前市场行情p的信息来预测股票价格。
(2)股东预测未来红利收入g=g(e，Sr)(但是在中国很多上市公司并不配发红利，这极大地损害了投资者的利益)。显然，如果配股比例Sr越高，那么股东预测未来获得的红利收入就越高。
这样，我们可以得到股东参与配股的预期收益函数为：
π=f(e，p)Sr+g(e，Sr)P-h*Sr④(1)其中：
Sr=Sr(e，p，h)；g=g(e,Sr)；f=f(e,p)(2)
对于股东S而言，其会选择使π[,mex]最大化时的Sr。那么通过上面的关系，可以得到：π=π(e,p,h)。
进一步地，假定股东配股预期收益函数是连续的，且最大值不在边界上。
那么，π[,max]存在的必要条件是：
由此可以得到如下关系：
这里，
-h式表示单位Sr改变所带来的边际收益；如果-h＞0，说明对于股东而言最佳的选择是Sr=1。但是如前所述，实际数据显示Sr是远小于1的，这就说明-h＜0。在其他因素不变的情况下，如果股东不理性的决策而提高配股比率，是不可能提高配股收益的。
行为经济学对投资者的研究发现，投资者都是风险规避且过分自信的。公司股东会认为，如果公司配股期的业绩e越好，那么在配股后公司的业绩是很难再维持在这样一个水平上的，公司的股票价格Pe就会下跌；而市场当前行情p越好时，公司未来股票价格也会越高。⑤另外，考虑到在中国上市公司分配红利中的不规范行为，我们假定g与e之间没有显著关系，这样可以认为：
，且
。
基于此，我们可以得到如下结论：
以上结论表明，股东在最大化个人利益时，必须基于(5)式来决策配股认购比例，这样才能保证(4)式，即股东预期收益函数最大化的一阶条件成立。结合“信号传递理论”，[11]提出本研究的三条基本假设。
假设1：公司配股认购比例与公司当期业绩负相关。
假设2：公司配股认购比例与市场行情正相关。
假设3：公司配股认购比例与配股价格负相关。
配股认购比例越低，表示配股认购越不充足。由以上三条假设可知，引起配股认购不足的原因是公司当期业绩过高、市场行情不好和配股价格过高。⑥为了方便表述，本文随后所作的研究假设，均以考察具体因素与配股认购比例间的关系形式提出；而就该因素作为配股认购不足原因的解释，也与上述分析相同。
三、实证研究
(一)数据来源
本文的数据来源于CSMAR数据库中从1991年到2003年沪深两市配股公司数据。其中用到的指标有：配股说明书发表日期、应配配售额(ASKPG)、实际配售额(REALPG)、净资产收益率ROE、配股价格(PGprice)以及市场平均收益率(Mreturn)(取CSMAR TRD．DBF交易数据库中市场回报率项)。⑦⑧我们以配股说明书发表的年份作为选取各项指标数值的时间标准。我们剔除了缺少ASKPG或者REALPG指标值的数据，以及计算出来的配股比例大于1的数据，这样满足以上标准的配股公司总数为779家。
(二)指标计算
1.用ratio表示配股认购比例(Sr)，并定义ratio=
。我们按照年份计算每年配股公司的配股认购比例的平均值时发现，1997年以前配股公司的配股认购比例在80％以上，但是1997年以后呈现出不断下降的趋势，其中2001年的平均认购率最低且不足40％。
2.用指标ROE衡量配股公司配股期业绩(e)。衡量公司业绩的指标有很多，我们这里沿用Hergert，Michael and Stem，Joel(1983)等人的做法，[12]用ROE作为衡量公司业绩的指标。
需要说明的是，我们所选样本中有ROE数据的配股公司只有552家。样本中，ROE的平均值为6.007％，很接近6％；而中国证监会发布的条例规定，配股公司必须满足的条件是三年来平均净资产收益率不低于6％，这似乎是一种巧合。但是，由于上市公司的差异性使得ROE的差别也很大，最小的只有0.07％，而最大的达到了249.88％(600897厦门机场)。而且，ROE数据分布右偏，说明大部分配股公司当年的ROE要小于6％。
3.用上市公司配股当年的市场平均收益率来衡量市场行情(P)，并定义
。其中，Mreturn[,kij]表示在第i年第j月k市(k为1表示沪市，k为2表示深市)A股市场的月收益率(这里我们取1993年到2003年的数据)。从中国股票市场平均配股收益率数据来看，1993年到1995年期间连续下跌；而到了1996年股市急剧反弹，平均收益率创下最高；1997至1998年，市场收益率急剧下滑并跌至负数。虽然在1999至2000年市场略有回升，但是从2001年开始，市场又表现出疲软，2001-2003年的收益率为负或接近于0。
(三)实证分析
1.各变量之间的相关性
从表1中的相关系数分析来看，ratio与PGprice在1％水平上显著负相关；与ROE则表现为正相关关系，但很不显著；与Mreturn表现为正相关关系，但不显著。PGprice、ROE、Mreturn之间的相关性很不显著。我们在理论部分推导的三条假设中的第3条假设得到了证实，ratio与Mreturn的关系与第2条假设是一致的，但是显著性水平不高；而相关分析没能支持我们第1条假设。下面我们用回归分析来进一步检验假设。
2.回归分析
进一步地，我们以ratio作为被解释变量，以PGprice、ROE和Mreturn分别作为解释变量构建回归模型(1)、(2)、(3)来检验假设。
表2中，括号上方的数字表示回归系数，括号内的数值是t检验值。回归结果说明，配股认购比例ratio与配股价格PGprice在1％水平上显著负相关；ROE的系数虽为正，但系数值很接近于0且不显著；Mreturn在三个回归模型中的系数均为正，但是只在第一个回归模型中，在15％水平上显著。以上回归分析结果支持假设3；虽然与假设2符号一致，但是显著性水平不高(这可能是由于我们的样本中Mreturn的数据太少，只有10年的市场平均收益率，从而影响了系数的显著性水平；另外，样本中的离散点也可能对回归系数的显著性水平造成影响，这在后面的强壮性检验中有进一步的说明)。表2中ratio与ROE的回归结果没能支持假设1。我们在理论推导部分假设，认为股东对公司配股未来发展持不乐观的态度，而回归结果并没有支持这一假设。这说明公司配股并不一定向股东传递不利的信息，从而导致股东对公司未来失去信心。这与Peter A．Brous,Vinay Datar and Omesh Kini(2001)等人的研究一致。[5]
(四)强壮性(Robustness)检验
由于回归分析这种方法对数据本身有严格的要求，这就需要进一步对回归分析结果的强壮性进行检验。
1.异方差检验
如果存在异方差，参数OLS估计会使估计的方差偏大，参数显著性水平的t检验统计量就不服从t分布，回归结果的显著性水平就会受到影响。经Breusch-Pagan/Cook-Weisberg检验计算的p值为0.26，大于0.10，这样我们认为模型是均齐方差的，不存在异方差问题。
2.多重共线性
如果解释变量之间存在相关性，那么就会使得各解释变量的标准差偏大，这使得t检验的值变小，严重情况下会对回归系数的显著性判断失效。这里，我们用方差膨胀因子(VIF)来检验多重共线性。一般认为，如果解释变量最大的vif＞10，或者mean vif＞1，就要怀疑存在多重共线性。(11)通过计算vif值并结合表2的相关性分析，可以认为模型中不存在明显的共线性问题。
3.样本的数据离散性检验
对模型3，我们还计算了度量outliner的cook’sd检验指标。统计结果显示，以回归模型3计算的cook’sd平均值为0.0014，最大值为0.04。一般统计规则的要求是，如果d＞4/n，(12)就要怀疑是离散点。这里我们选择cook’s d小于0.01的数据对模型3重新进行回归，结果显示在表2模型(4)中。统计结果显示，ratio与PGprice仍在1％水平上显著负相关，而与Mereturn的系数显著性水平达到5％，这进一步支持了我们的假设2。
四、进一步研究
上面的分析虽然支持了我们的假设2及假设3，但是模型3调整后的值并不高，这说明模型中所考虑的变量并不完备，因此我们还必须考虑以下变量。
1.考虑公司资产规模(ASSET)的影响
之前的研究认为，在公司配股过程中，非流通股股东一般选择放弃配股，以此来侵占流通股股东的利益。[9]我们认为公司的资产规模越大，非流通股股东与流通股股东的相对股本比例就越大，二者之间的利益冲突就越为突出；加上非流通股股东大量放弃配股，导致流通股股东的配股信心不足。另外，公司资产规模越大，那么配股融资的规模也就越大，股票价格承受的压力也就越大。这种“价格压力”[13]也使得投资者对公司未来的信心不足，因此本文提出第4条假设。
假设4：公司配股认购比例与公司资产规模负相关。
从CSMAR中，我们提取样本公司配股前的资产规模ASSET数据，并做对数转换，用InASSET表示。我们的样本中，资产规模大于10亿元的有320家，小于10亿元的有308家。
2.考虑年度配股公司总数(用PGno表示)的影响
Congsheng Wu(2001)研究发现，上市公司SEO后股票收益的折价幅度与当期进行SEO公司的数量之间存在正相关关系，这与Bayless and Chaplinky(1996)的研究一致。[14]上市公司选择在配股公司多的年份配股，使得公司配股时有一个良好的外部环境，给市场传递了公司收益好、市场行情景气的信息，从而增添股东的配股信心。因此，本文提出第5条假设。
假设5：配股认购比例与公司配股期间配股公司的总数存在正相关的关系。
表3为每年配股公司的分布情况。从1993年到2003年共有911家公司配股，其中配股公司最多的年份是1997、1998及1999年。
表4给出了在引入变量InASSET和PGno后的回归结果。表4中ratio与PGprice在1％水平上显著负相关；与InASSET在5％水平上显著负相关，这也支持了“价格压力”假说和我们提出的“利益不相容”假说；与PGno在5％水平上显著正相关。而在剔除了cook’sd大于0.01数据以后，ratio与Mreturn在10％水平上显著正相关；而与PGno和Mreturn所具有的正相关关系，说明市场的外部环境也是影响配股认购的重要因素。表4的回归结果不仅进一步支持了我们的假设1及假设3，而且假设4及假设5也通过了检验。表4中的回归结果也通过了强壮性检验。
五、政策建议
我们认为，上市公司在利用配股这一重要的融资手段进行融资的过程中，不仅要提高配股认购比例，降低融资成本，更重要的是要建立公司与股东之间相互信任的良性关系。
(1)制定合适的配股价格。配股公司要在充分了解市场需求的基础上，制定合适的配股价格。这样一方面可以保障股东的利益；另一方面也可以筹集到公司所需要的资金，降低筹资成本。
(2)提高公司的社会信誉，增强股东对公司未来发展的信心。研究表明，股东对公司未来发展的态度直接影响配股认购比例。
(3)改善当前二元股权结构，保护流通股股东的利益。由于非流通股与流通股之间的成本差异，使得股东在面对配股时持有完全不同的心态。有效保护流通股股东的利益，就需要改善当前这种同股不同权、同股不同价的不合理局面，这样也有利于提高配股认购比例，提高上市公司的配股融资效率。
(4)上市公司应该在市场行情好、配股公司多的年份提出配股方案，这样可以通过市场来增强股东的配股信心，提高公司的配股认购比例。
当然，我们只是对上市公司配股认购比例的影响因素做了一个初步的研究，虽然得出了影响配股认购比例的四个因素，并且使模型的解释力达到了30％，但还是偏低。另外，本文中是将公司股东作为一个整体来研究的。然而，中国股票市场特殊的二元结构，必然使得影响流通股股东和非流通股股东配股认购比例的因素存在差异，这个方面有待进一步地深入研究。
注释：
①本研究受西安交通大学管理学院211工程项目支持。每年的配股情况，在文章中有进一步的说明。
②关于基准收益，国外的研究大致上以没有SEO的公司收益为基准，或者采用市场收益为基准。
③这里，我们把公司所有股东合并在一起研究而没有区分出流通股股东和非流通股股东；并假设作为投资者，所有的股东都是理性且追求投资收益最大化的。当然，进一步的研究可以将股东分成流通股股东和非流通股股东来进行。
④在模型中我们考虑了货币的时间价值。
⑤Ritter and loughran(1995)；Oya Altinkihc and Robert S.Hansen(2003)等人的研究也证实了这一点。但本文的后续研究没有支持这一假设。
⑥实际上，本研究认为，引起配股认购比例减小的因素均是导致配股认购不足的原因。
⑦Mreturn指标表示不考虑现金再投资及采用总市值加权平均法来计算的市场平均收益。我们同时也提取了Mreturnca指标，表示考虑现金再投资及采用总市值加权平均法来计算的市场平均收益。
⑧本文后续分析还用到了公司总资产指标(ASSET)以及公司配股年度配股公司数量指标(PGno)。
⑨在本研究中，所使用的统计软件为Stata。Stata的官方网站为：www.stata.com。
⑩我们在所有的回归分析中，均用Mreturnca替代Mreturn代入回归模型中分析，得到的结论与用Mreturn指标时一致。
(11)多重共线性(Multicollinearity)的检验方法，除了VIF方法以外，还可用conditonal index(CI)指数来度量，得到的结论一致。
(12)n表示样本量。
(13)Cook’sd大于0.01的样本有11个，其交易代码如下：47、790、600642、600657、600809、600832、600863、600679、600886、600718、600795。