定向增發(fā)股份解除鎖定與機構投資者決策

一、盈余質量影響投資者交易決策的理論分析剩余質量是信息產品的核心。近年來,關于盈余質量的研究可謂風生水起。這些研究主要包括如何衡量盈余質量、影響盈余質量的因素以及盈余質量的經濟后果等。其中,有關盈余質量經濟后果的研究又主要體現(xiàn)為其對公司融資成本以及投資效率的影響,其本質是探究盈余質量如何對投資者決策產生影響。這類研究的證據一般比較間接。現(xiàn)有研究之所以鮮有直接證據表明盈余質量對投資者交易決策產生影響是因為我們極難判斷投資者何時決策,如果投資者決策時點不同,我們就無從有效控制影響決策的其他因素。定向增發(fā)股份解鎖為研究盈余質量的經濟后果提供了獨特的視角。2006年5月6日證監(jiān)會發(fā)布了《上市公司證券發(fā)行管理辦法》(下稱《辦法》),允許上市公司采用定向增發(fā)的方式進行股權再融資,但認購者至少在發(fā)行后一年內鎖定股份,一年以后才能出售股份。以往針對盈余質量經濟后果的研究主要分析事后較長時間內的股價收益,發(fā)現(xiàn)盈余質量影響了投資者對公司價值和風險的判斷。那么盈余質量是否同樣也影響了投資者對公司股票的交易決策?從理論上分析,發(fā)現(xiàn)公司盈余質量較差后,投資者會調高對公司風險的預期,即預期股票的價值會下降,如果該投資者為公司現(xiàn)有股東,則會傾向于減持或全部出售其手中的股票。這一理論推導雖然在邏輯上十分清晰,但現(xiàn)有文獻尚未從經驗研究角度回答這一問題。原因在于研究者一般無法判斷投資者是在什么時候發(fā)現(xiàn)公司存在較差的盈余質量,很難找到一個具體的事件來研究盈余質量如何影響了投資者的交易決策。定向增發(fā)股份解鎖是研究這一問題的較好事件。解鎖相當于一個瞬間發(fā)生的事件,參與增發(fā)的機構會在解鎖后減持股份套利。定向增發(fā)投資者主要有證券投資基金、保險公司、證券公司、法人投資者(可能包括私募基金),這些專業(yè)投資者解讀財務信息的能力較一般投資者更強,也更注重公司的盈余質量,那些盈余質量較差的公司股份可能會被更快、更多地減持。這為研究盈余質量經濟后果提供了一個嶄新而獨特的視角,即可以在一個較短的時間窗口內分析盈余質量是否影響了投資者的交易行為。本文的研究表明,公司盈余質量越差,定向增發(fā)投資者在股份解鎖后減持越多。具體地,解鎖后,機構投資者減持的股份數(shù)量與盈余質量負相關,且由于機構投資者大量減持,股東戶數(shù)顯著增加,股票的換手率也顯著上升。本研究的貢獻在于以下幾個方面:首先是對現(xiàn)有分析盈余質量經濟后果文獻的重要補充,提供了更加直接的證據證明公司盈余質量會影響投資者的投資決策;其次是豐富了與機構投資者相關的文獻,加深了我們對“機構投資者如何利用會計信息、認識會計信息”,以及“會計信息質量如何影響機構投資者的交易行為”等問題的了解;最后從公司治理角度來看,盈余質量對機構投資者交易行為的影響說明機構投資者更多地選擇“用腳投票”而非積極主動的監(jiān)督。本文余下部分安排如下:第二部分是文獻回顧與假說發(fā)展,第三部分是樣本選擇與研究設計,第四部分為實證結果,最后對全文進行總結。二、盈余質量與投資效率現(xiàn)有文獻大多從資本成本的角度研究盈余質量的經濟后果。當盈余質量較高時,報告的盈余真實反映了公司經濟利潤,減少了投資者和公司之間的信息不對稱,使投資者更容易判斷公司的真實經營情況,降低了逆向選擇和信息不對稱風險,所以投資者要求較小的風險溢價,而公司資本成本也將隨之下降(Lee和Masulis,2009;Bhattacharya,2003;Francis等,2004、2005等)。另外,Biddle(2008)以1980-2003年美國上市公司為樣本發(fā)現(xiàn),會計信息質量有助于減少公司投資不足和投資過度。Biddle和Hilary(2006)通過跨國研究發(fā)現(xiàn),每個國家的盈余質量均與投資效率正相關。李青原(2009)研究了我國上市公司會計信息質量和投資效率的關系,發(fā)現(xiàn)會計信息質量影響了資本配置的效率。上述文獻表明,盈余質量是有經濟后果的。但現(xiàn)有研究也發(fā)現(xiàn),投資者在一段時間內無法看穿會計盈余所蘊含的信息,可能存在根據會計盈余錯誤定價的現(xiàn)象,如Sloan(1996)、Xie(2001)、Teoh等(1998)等研究表明,盡管投資者在短期內未能理解盈余質量對股票定價的作用,但在長期內投資者能對盈余質量作出正確的反應。此類研究的局限之一在于無法找到一個具體的時間點考察公司股東對盈余質量作出的交易反應;局限之二是沒有區(qū)分專業(yè)投資者和一般個人投資者對盈余質量理解上的差異。定向增發(fā)股份在發(fā)行后需要鎖定一年時間,股份解鎖是一個瞬間發(fā)生的事件,使參與定向增發(fā)的專業(yè)投資者持有的股票可以上市流通交易。這一事件提供了研究盈余質量影響投資者交易決策的絕佳時機,也使研究能專注于機構投資者。機構投資者具有較強的財務分析能力,當其評價公司盈余質量較差、風險較高時,會調低對公司價值的預期,更傾向于減持該公司的股份,因此我們提出如下假說。假說:公司盈余質量越差,定向增發(fā)投資者在股份解除鎖定后減持越多。三、樣本的選擇和研究設計(一)定向增發(fā)樣本分布定向增發(fā)按照交易實質可以分為募集資金型定向增發(fā)、大股東資產注入型定向增發(fā)和借殼上市型定向增發(fā)。募集資金型定向增發(fā)與配股、公開增發(fā)最為類似,募集資金一般也是投向與公司主業(yè)有關的項目;大股東資產注入型定向增發(fā)則是大股東通過注入資產減少關聯(lián)交易實現(xiàn)整體上市;借殼上市型定向增發(fā),相當于原公司退市后一個新公司上市。不同類型的定向增發(fā)其經濟實質不同,本文主要研究募集資金型定向增發(fā)。募集資金型定向增發(fā)要求參與增發(fā)的機構投資者股份鎖定一年,且機構投資者用現(xiàn)金認購公司股票,在正常情況下公司有很強的動機在解鎖后減持套利,所以樣本僅包括募集資金型定向增發(fā)公司?！掇k法》是2006年5月頒布的,選擇2006年7月至2008年12月之間完成定向增發(fā)的公司為樣本。完成定向增發(fā)后股份需要鎖定一年時間,由于要計算解鎖后的減持程度,所以樣本只包括在2008年12月底之前完成定向增發(fā)的公司(在2009年12月31日前解除股份鎖定)。此外,還剔除了金融行業(yè)公司。最終樣本只包括有機構投資者參與、且其中機構投資者以現(xiàn)金認購股份、持股鎖定期是一年的非金融類定向增發(fā)公司,共計147個樣本,2007-2009年每年解鎖上市的樣本分別為30個、78個和39個。(二)橫截面估計研究中要解決的兩個技術問題分別是如何衡量盈余質量和定向增發(fā)股份解鎖后機構投資者減持。先來看盈余質量。盈余質量的衡量有諸多維度:如盈余及時性、穩(wěn)健性、避免虧損的公司比例、價值相關性、持續(xù)性等。本文采用Dechow和Dichev(2002)、McNichols(2002)的應計利潤質量表征公司自身的盈余質量。原因有二:第一,現(xiàn)有衡量及時性、穩(wěn)健性(如Basu1997)和價值相關性等指標難以用于衡量單個公司的盈余質量,更多的是用來衡量某一群公司的盈余質量,而本文需要衡量的是公司層面的盈余質量;第二,根據Francis等(2004)研究,Dechow和Dichev(2002)模型(以下簡稱DD模型)是衡量盈余質量最有效的方法。McNichols(2002)對DD模型進行了修正,即在模型右邊加入主營業(yè)務收入變化(ChangeREV)和固定資產(PPE),這可以提高DD模型的解釋力度。修正的DD模型為:應計利潤質量:AQ=Std(ε)(2)Dechow和Dichev(2002)主要用公司自身的時間序列數(shù)據對方程(1)進行估計,但方程(1)估計需要公司自身過去較長時間序列數(shù)據,使樣本存在生存偏誤。McNichols(2002)對修正DD模型的估計采用橫截面數(shù)據估計可以避免生存偏誤對結論的影響。本文采用McNichols(2002)的方法,用截面數(shù)據分行業(yè)、分年度估計方程(1)。行業(yè)分類按照證監(jiān)會的標準,其中制造業(yè)分成次類。以定向增發(fā)股份解鎖當年度為第0年,以[-5,-1]年的數(shù)據,用方程(1)估計的殘差標準差如方程(2)作為公司應計利潤質量AQ。如果樣本數(shù)量不滿5個,則按實際存在的樣本數(shù)計算公司應計利潤質量。方程(1)中變量均除以年末總資產進行平減。如何衡量機構投資者減持呢?關于定向增發(fā)投資者減持最好的衡量方式就是找到他們減持交易的記錄。但根據目前《上市公司信息披露管理辦法》,只有持股比例達到5%以上的投資者其持股情況發(fā)生變化時,公司才需披露信息。由于定向增發(fā)投資者在增發(fā)完成后持股比例一般不會超過公司股本的5%,他們的減持行為不需要公告,故無法從公開渠道獲取投資者交易數(shù)據。但上市公司定期財務報告披露前十大股東持股情況,可以對比定向增發(fā)公司在解鎖前后相鄰季度前十大股東中定向增發(fā)投資者的名單、持股數(shù)量和持股比例,以這些投資者持股變化衡量減持程度。設增發(fā)后進入前十大股東的投資者i在股份解鎖前一季度持股數(shù)量為Pre_numi,在解鎖后第t個季度(t取0表示解鎖當季度,t取1表示解鎖后第一個季度,)末持股數(shù)量為Post_numi,若有k個投資者在解鎖之前的季度是公司前十大股東,則以這k個投資者持股數(shù)量之和的變化衡量減持程度:其中1≤i≤k,t=0或t=1。Change_num越小說明定向增發(fā)投資者減持越多。StkDiv是期間內送股和轉增股本比率之和,用于剔除公司送轉的影響。Change_num是對定向增發(fā)投資者減持的直接衡量,但它只反映進入前十大股東參與定向增發(fā)的投資者的減持情況。我們計算了每家公司進入前十大股東的定向增發(fā)投資者認購數(shù)量之和相對定向增發(fā)股份數(shù)量的比例,統(tǒng)計顯示該比例的均值和中位數(shù)在0.7左右,因此用進入前十位股東的參與定向增發(fā)投資者的減持行為衡量所有定向增發(fā)投資者的減持具有相當?shù)拇硇?。為了避免這一指標的偏差帶來的不確定性,本文還設計了另外兩個指標:股東戶數(shù)的變化和股票換手率的變化。定向增發(fā)投資者持股數(shù)量一般高達數(shù)百萬股,其減持數(shù)量遠遠大于單一普通投資者購買數(shù)量,減持將導致公司股東戶數(shù)增加。故用解鎖當季度股東戶數(shù)增長率衡量減持程度。股東戶數(shù)增長率(Change_acct)為解鎖當季末股東戶數(shù)相對于解鎖前一季度股東戶數(shù)的增幅,值越大則減持程度越大。定向增發(fā)投資者的減持將導致股票換手率較股份解鎖之前提高,故用換手率的提高可間接衡量定向增發(fā)投資者的減持行為。設解鎖日為第0天(若當天為非交易日,則以其后第一個交易日為第0天),以最初10個或30個交易日(第0天到第9天或到第29天)日股票換手率均值減去《非公開發(fā)行暨股份變動公告書》公告日到解鎖前第21個交易日的日股票換手率均值(Change_turn)來衡量減持程度,Change_turn越大意味著減持越多。這三個衡量減持程度的指標中,Change_num雖然直接測量減持程度,但只能反映進入前十大股東的減持而非全部定向增發(fā)投資者的減持行為。股東戶數(shù)增長率Change_acct和增量換手率Change_turn是全部定向增發(fā)投資者減持的體現(xiàn),但同時受其他事件影響,這兩個間接的指標在較短時間內可以反映減持程度,但在長時窗內受到較多因素影響。如果利用這三個指標能得到一致的結論,則結果之間可以相互印證,結論也會更加穩(wěn)健。根據以上分析,我們的研究方程為:方程(3-1)的因變量為解鎖當季減持程度Change_num(-1,0)或至解鎖后第一個季度累計減持程度Change_num(-1,1)。方程(3-2)的因變量為解鎖當季度相對于上一季度末股東戶數(shù)增長率Change_acct。方程(3-3)的因變量為解鎖后最初10個交易日或最初30個交易日增量換手率Change_turn(0,9)和Change_turn(0,29)。AQ越高,代表盈余質量越差。因此,方程(3-1)至(3-3)中測試變量系數(shù)α1的符號預期分別為負、正和正?？刂谱兞恐?BHR為自公司公告日到股份解鎖前21個交易日的購買持有收益率,用來衡量股份鎖定期內股票變化。Disc是定向增發(fā)折價,折價構成了定向增發(fā)投資者獲利的一部分,折價程度越大,定向增發(fā)投資者可能更傾向于減持套利。Size是本次解鎖上市流通的股份占股本總額的比例,用來衡量股票供應量的變化。該變量等于定向增發(fā)股份中鎖定期為12個月的股份數(shù)量除以增發(fā)之前股本總額。PreROA是解鎖前3年到解鎖前1年ROA的均值,較好的會計業(yè)績將吸引投資者長期持有公司股票,故在鎖定結束后減持意愿和程度較小。Lag是解鎖日至解鎖當季度最后一天相隔的日歷時間。Ind為同行業(yè)同季度股東戶數(shù)增長率均值,用來控制市場對行業(yè)題材炒作的影響。MBHR是公司股份解鎖之前[-60,-1]交易日市場組合的購買持有收益率。當近期市場整體有較大漲幅時,投資者認為市場將出現(xiàn)調整的可能性增大,因此可能更多地減持股份保證獲利。本文數(shù)據來自Wind和CSMAR數(shù)據庫。四、示范分析(一)定向增發(fā)投資者tur表1報告了各變量的描述性統(tǒng)計。Change_num(-1,0)說明定向增發(fā)投資者在解鎖當季度平均減持28.3%的股份,Change_num(-1,1)說明至解鎖后第一個季度累計平均減持了40.9%的股份。中位數(shù)顯示在解鎖當季度和解鎖后第一個季度,定向增發(fā)投資者減持數(shù)量大致相當,但由于解鎖當季度可供交易的天數(shù)(平均為45個日歷天數(shù))少于解鎖后第一個季度(90個日歷天數(shù)),說明定向增發(fā)投資者在解鎖當季度減持頻率和程度更大。解鎖當季度股東戶數(shù)增長率Change_acct均值為0.284,遠遠高于同行業(yè)公司同季度0.0853的均值,表明股份解鎖后定向增發(fā)投資者進行了大量減持。變量Change_turn(0,9)的均值為0.70%,說明解鎖后日均換手率增加了0.70%。測試變量AQ均值和中值分別為0.028和0.027。變量BHR衡量非公開發(fā)行完成公告日至解鎖前21天之間的股票購買持有收益率,該變量中位數(shù)為13.6%,說明在公司公告定向增發(fā)完成當日購入股份持有將近一年的時間能獲得較好的回報。定向增發(fā)折價Disc均值為0.27,說明定向增發(fā)投資者平均購買價格相當于市價的73%。變量PreROA衡量公司盈利能力,該變量最小值為負,表明虧損公司也可以定向增發(fā)融資。變量Lag的均值和中位數(shù)接近45天。(二)定向增發(fā)投資者reas斷裂期的衰減表2報告了因變量和測試變量間的相關系數(shù),篇幅所限,控制變量和其他變量之間的相關性檢驗只用文字描述結果。AQ與減持幅度負相關,與股東戶數(shù)增長率和增量換手率之間顯著正相關,與假說預期相符。減持幅度(Change_num)與增量換手率(Change_turn)和股東戶數(shù)增長率(Change_acct)顯著負相關,說明定向增發(fā)投資者的減持一方面導致交易量上升,另一方面導致大量新股東進入公司。三個指標一致反映了定向增發(fā)投資者的減持行為。未報告的結果顯示測試變量AQ與其他控制變量之間相關系數(shù)較小且不顯著,因此共線性問題不會影響測試變量的系數(shù)估計。(三)應計利潤質量對定向增發(fā)投資者增持率的影響表3報告了盈余質量對機構投資者減持幅度的影響。第1列是以解鎖當季度相對于解鎖前一季度定向增發(fā)投資者減持程度Change_num(-1,0)作為因變量時的回歸結果,應計利潤質量AQ系數(shù)為負但不顯著;增發(fā)折價顯著為負,表明當定向增發(fā)投資者獲得股份價格相對市價越低時減持越多;股份鎖定期的購買持有收益率系數(shù)不顯著,這表明是股份上市前的折價水平而非上市后的收益率影響了投資者的減持行為;股份解鎖日距離解鎖當季度末相隔的日歷天數(shù)Lag的系數(shù)顯著為負,這與相關分析結果一致。第2列是以解鎖后第一個季度相對于解鎖前一季度定向增發(fā)投資者減持程度Change_num(-1,1)作為因變量時的回歸結果,測試變量的系數(shù)在10%水平下顯著為負,說明應計利潤質量越差定向增發(fā)投資者減持越多。由于測試變量應計利潤的質量一般要求用之前5年的方程(1)殘差計算標準差,而部分公司定向增發(fā)股份解鎖之前的數(shù)據不滿5年,所以是按實際存在的殘差計算該公司的應計利潤質量。為避免這一情況影響結果,進一步要求定向增發(fā)公司在股份解鎖前至少有4個數(shù)據可以計算殘差標準差,第3列報告了相應結果,方程估計未發(fā)生實質性改變。表1描述性統(tǒng)計中Change_num(-1,1)最大值為正,說明有參與定向增發(fā)的公司投資者在增持股份,因此“盈余質量越高的公司在股份解鎖后被定向增發(fā)投資者增持越多”也可以解釋表3第2列、第3列的結果。為排除這一解釋的影響,第4列和第5列刪去了增持公司,即只對Change_num(-1,1)值為負的觀測值進行回歸分析,結果無實質性改變。因此假說在減持這一組公司中繼續(xù)得到證明。表4報告了盈余質量對解鎖后股東戶數(shù)增加的影響,第1列全樣本和第2列限定樣本中應計利潤質量的系數(shù)顯著為正,表明應計利潤質量越差,定向增發(fā)投資者減持越多從而導致股東戶數(shù)增加越多,與假說相符。第3列和第4列將樣本限定在明顯出現(xiàn)減持的公司中,即刪去了股東戶數(shù)變化率小于0的觀測值,AQ系數(shù)仍顯著為正,與假說相符。表5報告了盈余質量對解鎖后增量換手率的影響。第1列和第3列顯示當用解鎖后最初10個交易日和最初30個交易