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          上市公司可轉換債券市場績效

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          上市公司可轉換債券市場績效

          可轉換債券是上市公司再融資的重要方式之一。我國上市公司宣告發行可轉換債券基本股票價格的影響,關系到投資者的利益,也反映了上市公司發行可轉換債券市場績效。本文對我國上市公司發行可轉換債券的宣告效應進行了研究,發現我國上市公司宣告發行可轉債券時,公司不會出現負的異常回報率;并且我國上市公司宣告發行可轉債券時的市場績效與公司發行可轉債券前非流通股所占的比例的相關性不明顯。因此,發行可轉債券時的市場績效與股權分置變量沒有顯著的關系,建議鼓勵我國上市公司發行可轉債券。

          [關鍵詞]股權分置;上市公司;可轉換債券;市場績效

          國外有關上市公司發行可轉換債券宣告效應的研究較多,隨著國內上市公司發行可轉換公司債券的增加,研究我國上市公司發行可轉換公司債券宣告效應,有利于上市公司選擇合理的再融資方式,有利于投資者進行合理的投資,回避投資風險,也有利于證券監督部門制訂合理的監管政策,規范我國上市公司可轉換債券的發行。

          國外學者研究可轉換債券主要分為對美國市場的研究和對美國以外市場的研究。研究發現,美國市場可轉債宣告效應呈負的異常回報率,DannandMikkelson(1984)研究發現美國市場可轉債宣告效應為-2.31;相反,大多數美國以外的國家的研究表明可轉債宣告效應為正的異常回報率。KangandStulz(1996)研究發現日本市場可轉債宣告效應為0.83;Kangetal(1995)闡述日本以及美國公司發行混合債券時股票價格的不同反映,不能歸于在國內或在國外發行的差異,而原因在于美國管理者十分關心公司股東價值最大化,而在日本則不一定。KangandStulz(1996)、Kangetal(1995)解釋日本的可轉債結果,部分是因為日本的管理者與美國的管理者試圖達到的目標不同。

          國內學者基本上得出發行可轉的債宣告效應呈正的異常回報率的結論。典型的如王惠煜和夏新平(2004)對我國上市公司發行可轉換債券對股票價格的影響進行了實證分析,結果發現:上市公司發行可轉換債券公告后,二級市場股票價格顯著上升。王小哈(2003)認為可轉債的發行由于涉及債權向股權的轉換,勢必稀釋原有流通股東的股權,從而可能損害原有流通股東的利益。其實證結果表明:可轉債募集公告日前15天樣本股價平均累計超額收益率為正,這可能是因為上市公司擬發行可轉債的信息提前釋放到市場上,部分利益主體主動拉抬股價的結果。可轉債募集公告日前后15天的樣本股價平均累計超額收益率為負,這體現出了流通股東對上市公司發行可轉債的不認可或認為發行可轉債對上市公司而言是一個利空信號。因為可轉債到期若沒有轉換為股權,則公司將面臨著較大的還本付息壓力,若順利轉換為股權,則股價可能被稀釋,原有流通股東對此比較悲觀。大約在可轉債發行之后,流通股東就開始拋售可轉債對應的基礎股票,以回避可能遭受的損失。可轉債上市后15天的樣本股價平均累計超額收益率為負,絕對值接近于零。可轉債上市后離進入轉股期有一段時間,并不馬上涉及債權向股權轉換的問題,因此其對股價的影響相對較小。然而,可轉債上市為在可轉債與其基礎股票之間建立一個新的盈利模式提供了可能,即通過拉高股價來提高可轉債的價值,或通過推高可轉債的價值來影響股票的價格,其目的是使股價和可轉債的價格產生差異性變動,從而創造套利機會。但是至少在可轉債上市初期,這種現象并不顯著,可能是因為可轉債的上市日期一般離可轉債的發行日期比較近,市場對可轉債發行的利空消息仍未完全消化。

          在國內外學者研究的基礎上,本文打算考察2000-2005年間我國上市公司發行可轉債的宣告效應及股權結構是否對可轉債的市場績效有影響。

          一、理論分析

          可轉換債券是一種可以在特定時間、按特定條件轉換為發債公司普通股股票的特殊企業債券。可轉換債券具有權益融資和債權融資雙重性。與美國市場可轉債宣告效應呈負的異常回報率(DannandMikkelson,1984)不同,也與王小哈(2003)可轉債募集公告日前后15天的樣本股價平均累計超額收益率為負不同。本文認為我國上市公司宣告發行可轉債時,由于可轉債的發行只給予了可轉債持有人未來轉股的機會,可轉債持有人是否轉股要視未來公司基本股票的價格及成長性而定,當未來公司基本股票的價格超過轉股價,可轉債持有人才會轉為股票,當未來公司基本股票的價格低于轉股價,可轉債持有人將不會行使轉股的權力。因此,發行可轉債不存在非流通股股東對流通股股東的剝削,其市場反應與國外沒有本質的區別。而且可轉債發行公司大多為本行業的龍頭企業,其基本面一般比較好,這些信息通過公司的規模,發行規模,宣告期重大事件公告表現了出來,增強了投資者對可轉債的信心。因此,發行可轉債公司的宣告效應應該不會為負,這與王惠煜和夏新平(2004)的研究結果相似。

          根據上述理論分析,本文提出以下假設:

          H1:上市公司宣告發行可轉債時,公司不會出現負的異常回報率。

          H2:上市公司宣告發行可轉債時的市場績效與公司發行可轉債前非流通股所占的比例的相關性不明顯。

          二、數據、變量描述和研究方法

          (一)樣本選擇和數據來源

          本文選取了從2000年1月到2005年12月間深、滬上市公司的A股公司公告宣告發行可轉債為研究樣本。為了本文研究的需要,我們要求樣本公司必須滿足下述標準:(1)文章僅僅考慮A股普通股的公司發行可轉債,對于B股公司和A股公司含B股的公司發行可轉債,A股公司含H股的公司發行可轉債不作為研究的樣本;(2)我們僅僅考慮非金融類上市公司宣告增發新股;(3)所需的財務數據和金融交易數據可以獲得。最后得到符合條件的樣本公司共35家。本文實證分析需要財務數據和市場數據,這些數據均來自于北京色諾芬信息服務有限公司的CCERTM。

          (二)變量描述

          (1)宣告效應與財務杠桿的關系

          很多模型都用財務杠桿的變化作為對宣告效應的解釋變量。理論認為發行股票會增加外面的所有者,增加成本,因此,對公司價值會有負面的影響。在Ross(1977)和Heinkel(1982)的信號模型中指出,改變了財務杠桿傳達了一個管理者內部的信號,這個模型認為投資者把更高的債務的比例作為更高品質的信號。實證研究中,Dann和Mikkelson(1984)沒有發現可轉換債券發行的異常回報和杠桿改變的程度有關系。相反,Lewis,Rogalski和Seward(1994)發現財務杠桿的變化與在NASDAQ上市公司可轉換債券宣告效應有負相關,而與在NYSE/AMEX上市公司發行的可轉換債券宣告效應不相關。在模型中,我們用資產負債率來表示公司財務杠桿的大小。

          DebtRatio:發行可轉債前公司的資產負債率

          (2)宣告效應與發行相對規模的關系

          發行規模作為宣告效應的一個重要的解釋變量。Barclay和Litzenberger(1988)認為一個新證券的發行導致公司股票價格的下降與發行規模相關。Mikkelson和Partch(1986)并沒有發現可轉換債券宣告效應與其發行規模無關。在我國,要考慮到投資者更看重的是股權還是債權,如果投資者更看重股權,那么如上所述,發行規模與宣告效應將存在負相關的關系。但是如果投資者更看重債權,即更看重還本付息的能力,那么發行規模也許傳遞了一個積極的信息,即發行規模越大,公司實力越強,同時公司對未來可轉換債券轉換成股票的信心越大。所以發行規模與宣告效應將存在正相關的關系。在回歸模型中,用發行的相對規模來代替發行規模,即可轉換債券發行規模與公告發行前公司市場價值之比。

          Rsize:擬發行可轉債或發行可轉債的相對規模,即可轉換債券發行規模與宣告前公司市場價值之比;

          (3)宣告效應與發行公司規模的關系

          Blazenko(1987)把公司規模作為一個重要的解釋變量,他認為公司規模是信息不對稱的變量。Stein(1992)認為公司越大對機構投資者分析員的水平要求越高,同時要接受投資者更詳細的審查。另外,公司規模可以看作財務破產成本的變量。從股權這方面看,公司規模越大,信息披露越完善,公司股票的流動性越強,從而對二級市場帶來正面影響。另外,從債權方面看,公司規模越大,暗示公司還本付息的能力越強,投資者在投資時更傾向于投資大公司的債券。在我國,由于有非流通股和流通股之分,所以在回歸模型中用公司流通股股數乘以年末股價加上未流通股股數乘以再融資前公司每股凈資產來代替公司規模,另外,考慮到數量級的關系,我們對該值取對數。

          Ln(SIZE):發行可轉債宣告前的公司規模,用公司市場價值的自然對數表示;

          (4)宣告效應與成長機會的關系

          Ambarish,John和Williams(1987)認為新籌資的股票發行應依賴于公司的前景。成熟公司有限的成長機會會給公司帶來負面影響。實證研究,Barclay和Litzenberger(1988)發現公開發行債券的股票反應與Tobinq沒有聯系。相反,Sant和Ferris(1994)利用發行后幾年現金流的增長作為成長性的代表,發現宣告效應與未來現金流的增長具有顯著正相關關系。在回歸模型中,我們用股權Tobinq代替成長機會。

          Q:發行可轉債或發行可轉債成長機會,用Tobinq代表,即公司的市場價值與所有者權益賬面價值之比;

          (5)宣告效應與股權結構的關系

          在我國,特殊的股權結構是導致上市公司股權再融資偏好,并且影響股權再融資績效的核心

          因素。我們用股權再融資前非流通股所占的比例來表示。

          Flratio:股權再融資前公司非流通股所占的比例。

          在回歸模型中還有ε,它表示隨機擾動項。

          (三)研究方法

          本文采用事件研究的方法。事件研究是指利用有關的金融市場數據,通過觀察事件發生前后資產價格的變化來衡量事件的影響的研究方法。事件研究存在3個隱含假設:資本市場是有效的;事件未被預測;事件窗口內無混淆事件。本文假設這3個假設都成立。

          對于發行宣告效應的研究,本文定義發行公布日(上市公司首次在公開媒體上(三大證券報)披露將進行股權再融資的日期)為基準日,由于股權再融資公布日前消息往往已經被市場中的部分機構所掌握(李康等,2003),所以本文將可轉債異常回報率的計算窗口鎖定在公司公開宣告日前30和后5天,即[-30,5]。

          我們采用市場調整法來衡量可轉債發行是否為發行公司的股東帶來了股票的累計超常收益。對于在上海證券交易所和深圳證券交易所上市的股票,我們分別選用上證A股和深圳A股指數作為可比基準(Benchmark)。

          對于研究的第i只可轉債樣本,其市場調整后的第t日的異常回報為:

          三、實證結果與分析

          通過多元回歸分析得出我國上市公司宣告發行可轉債時市場績效的的實證研究結果如下表6。從表中我們可以看出,上市公司發行可轉債時,無論是從t檢驗還Wilcoxon檢驗來看,市場均會有正的反應,但是均不顯著。上市公司發行可轉債,在投資者轉換成公司股票之前,它是作為公司的負債,因此公司必須按時支付利息,這樣就會促使公司管理人員合理經營企業,對管理人員造成付息的硬約束;投資者是否轉換成公司的股票,主要取決于公司股票的市場表現,因而最終取決于公司基本面經營的好壞,因此,管理人員要擺脫還本付息的硬約束,只有努力工作,提高公司的經營業績以促使公司的股票有好的表現。所以,上市公司從發行可轉債,到投資者最后轉換成股票的整個過程都會促使管理者努力工作,導致上市公司發行可轉債不會導致負的市場反應,從而實證支持了文章所提的假設H1。本實證研究結果不同于王惠煜和夏新平(2004)所發現的“投資者對上市公司發行可轉換債券持有樂觀的態度”,本文發現廣大投資者對上市公司發行可轉換債券持有中性的態度。

          下面以市場異常回報率作為被解釋變量,以可轉債前非流通股所占的比例作為解釋變量,并考慮了相關的控制變量:公司規模、發行可轉債前公司的資產負債率、發行相對規模和發行前公司的市場價值賬面價值比。多元回歸模型見式(1)

          表7給出了上市公司宣告發行可轉債時市場績效的回歸結果,從表中我們可以看出:

          (1)發行可轉債前公司的規模對可轉債宣告時的市場績效有正的影響,平均影響程度為2.4%,但不顯著。即中國證券市場存在信息不對稱現象,但用公司的規模作為信息不對稱現象的變量解釋力不強。不同于Blazenko(1987)的研究:公司規模越大,可轉債宣告時市場的異常回報率越低。和本文比較一致的是,王惠煜和夏新平(2004)所研究的公司的規模對可轉債宣告時的異常回報率有正的影響。

          (2)發行可轉債前公司的資產負債率對可轉債宣告時的市場績效有負的影響,平均影響程度為-3.0%,但不顯著。類似于Dann和Mikkelson(1984)的研究,本文也沒有發現可轉換債券發行的異常回報和杠桿改變的程度有顯著的相關關系,因此,進一步驗證了負債的信號傳遞原理在中國市場上不明顯。

          (3)發行相對規模對可轉債宣告時的市場績效有正的影響,平均影響程度為12.1%,但不顯著。即中國證券市場存在價格壓力假設,但解釋力不強。不同于王惠煜和夏新平(2004)研究的發行相對規模對可轉債宣告時的市場績效有顯著的正的影響,和Mikkelson和Partch(1986)研究結論一致,沒有發現可轉換債券宣告效應與其發行規模的顯著相關性。

          (4)發行可轉債前公司的市場價值賬面價值比對可轉債宣告時的市場績效有正的影響,平均影響程度為5.2%,但不顯著。類似于Bar-clay和Litzenberger(1988)、王惠煜和夏新平(2004)等人的研究結論,公司的成長機會與可轉債宣告時的市場績效沒有顯著的相關關系。

          (5)發行可轉債前公司非流通股所占的比例對可轉債宣告時的市場績效有負的影響,平均影響程度為-5.0%,但不顯著。進一步驗證了理論部分的研究結論:公司發行可轉債時,不存在非流通股股東對流通股股東的剝削,因此,發行可轉債時的市場績效與股權分置變量沒有顯著的關系。所以,本實證分析結果支持了假設H2,上市公司宣告發行可轉債時的市場績效與公司發行可轉債前非流通股所占的比例的相關性不明顯。

          四、結論

          本文通過實證研究發現:上市公司發行可轉債時,無論是從t檢驗還是Wilcoxon檢驗來看,市場均會有正的反應,但是均不顯著。說明上市公司從發行可轉債,到投資者最后轉換成股票的整個過程都會促使管理者努力工作,導致上市公司發行可轉債不會導致負的市場反應。上市公司發行可轉債前公司非流通股所占的比例對可轉債宣告時的市場績效有負的影響,平均影響程度為-5.0%,但不顯著。說明上市公司宣告發行可轉債時的市場績效與公司發行可轉債前非流通股所占的比例的相關性不明顯。證明了本文的觀點:公司發行可轉債時,不存在非流通股股東對流通股股東的剝削,因此,發行可轉債時的市場績效與股權分置變量沒有顯著的關系。

          由于上市公司宣告發行可轉債時,公司不會出現負的異常回報率,且上市公司宣告發行可轉債時的市場績效與公司發行可轉債前非流通股所占的比例的相關性不明顯。因此,筆者建議,無論是已經完成股權分置改革的公司,還是未進行股權分置改革的公司,在選擇再融資方式時應當首選發行可轉債。然而,我國上市公司在再融資時主要選擇增發和配股方式,盡管2002年以后我國上市公司發行可轉債的數量在增加,但規模仍然較小,這與我國上市公司發行可轉債的標準比增發和配股要高有關。另外,還與我國證券監管部門出臺有關上市公司發行可轉債的管理辦法較晚有關。本文建議,在我國應當大力鼓勵優質的、成長性的上市公司發行可轉債;同時,政府有關部門應當降低上市公司發行可轉債的“門檻”,而重點放在加強對發行可轉債上市公司募集資金使用上的監督,使上市公司發行可轉債募集的資金能更好地發揮作用,為股東創造最大的財富。

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