我国上市公司配股融资行为的实证研究

否有操纵1999年净资产收益率，使三年净资产收益率之和达到30%的动机。之所以要求样本公司1998年净资产收益率在6%-10%之间，是因为按照1999年以前配股条件的要求，这些公司基本上己经失去了配股资格，但是1999年配股条件修改后，这些公司又获得了新的机会。既然上市公司有强烈的配股要求，我们推断，为了达到配股条件，这些公司可能会有操纵1999年的净资产收益率，使三年净资产收益率达到30%的动机。
经过对沪市上市公司近三年财务报表的统计分析，得到符合以上三个条件的上市公司为38家，进一步观察这38家公司1999年的净资产收益率，其中有10家净资产收益率低于6%，比例超过了25%。由于低于6%这一条就否决了其配股资格，所以我们认为，这在一定程度上反映了上市公司并没有无限制地进行净资产收益率的包装。我们对有意义的28家公司的净资产收益率情况进行了描述，如下表：


统计结果显示，符合条件的28家上市公司中，有21家实现了达到配股资格所需要的净资产收益率，7家没有达到，21家达到条件的公司中有16家公司三年净资产收益率之和在30%一33%之间，而在33%一36%之间的公司仅1家。这一统计结果在一定程度上说明了三年净资产收益率之和有向30%一33%之间区域靠拢的趋向。我们对三年净资产收益率之和处于30%一33%区间的17家公司的1999年度利润分配方案进行进一步分析，发现有12家在2000年提出了配股要求。另外，没有达到30%的7家公司申，有5家在1999年实施了配股，2000年本来就不具备配股资格。
通过以上分析可以看出，符合配股条件的公司大多会提出配股要求;配股条件修改后，从总体来看，过度包装净资产收益率以达到配股资格要求的现象有所减缓，但在一定程度上仍然存在，而且形式发生了变化，即年净资产收益率保6%与三年合计保30%的情况替代了原来保10%的现象。
三、配股价格制定的实证分析
(一)研究假设
对于上市公司配股价格的确定，中国证监会并无明确的指导性文件，只是在 《关于1996年上市公司配股工作的通知》中指出：“公司所确定的配股价格低于该公司配股前每股净资产的，其配股申请不予批准”。在上市公司实际配股过程中，其定价依据也不完全相同，2000年实施配股的以下两家公司的配股定价方式具有一定代表性。天津港 (600717)在通过配股方案的临时股东大会决议中披露：“本次配股价格拟为5-7元/股，本次配股定价方法依据以下因素确定：(1)公司盈利状况及公司股票的每股净资产值；(2)公司股票的价格走势；(3)投资项目所需资金量、投资项目的预计盈利情况；(4)与承销商协商一致的原则”。祁连山(600720)在公布配股方案时，关于配股定价的相关披露为：“配股价格为每股人民币6-9元。配股价格的定价方法是：(1)配股价格不低于公司1999年度财务报告公布的每股净资产；(2)公司股票在二级市场的定价和市盈率状况；(3)投资项目的资金需求量；(4)与主承销商协商一致的原则”。
通过上述可以看出，配股价格主要与公司的每股净资产、公司股票在二级市场的定价、投资项目的资金需求量和与主承销商协商四个因素有关。由于与主承销商协商是一个不易确定的变量，所以关于配股价格的制定，我们提出假设3：申请配股公司配股前的每股净资产值越高，配股价定的越高；假设4：申请配股公司的每股市价越高，制定的配股价格越高；假设5：申请配股公司的投资项目所需资金量越大，制定的配股价格越高。
(二)影响上市公司配股价格因素的分析
我们以加2000年已经实施配股的总计77家沪市上市公司作为研究对象，分别考察其1999年末的每股净资产值、公布配股方案时的每股市价、投资项目所需的资金量及实际公布的配股价格，并构建回归模型，以配股价格作为因变量，以每股净资产、每股市价和投资项目所需资金量为自变量，检验三个自变量对因变量 (配股价格)的影响程度。
表3对样本总体77家公司的数据进行了统计处理，得到了样本的极差、最小值、最大值、均值和标准差。
利用数理统计分析方法，我们可以得到下述多元线性回归分析的数学模型:
y=b+b1x1+b2x2+……+e
因变量配股价格用y表示；自变量每股净资产用村表示，每股市价用X1表示，投资项目所需资金量用b表示；常数项用b表示，系数项用bl，b2，……bn表示，e表示残差。
表3 描述性统计


在多元回归模型中，有些自变量对因变量的影响很大，有些影响较小，一般的多元回归分析往往很难确定自变量对因变量的影响程度，但是通过逐步回归分析能够较好地解决这一间题，逐步回归的结果在回归方程中仅留下对因变量具有显著影响的自变量。本研究考虑的是三个自变量对因变量的影响，可以采用逐步回归法进行检验。我们用SPSS统计分析软件包对数据进行逐步回归分析处理后得到了分析结果。
逐步回归过程显示，自变量问(每股净资产)无法通过F检验，该自变量被剔除。自变量利被剔除后，对因变量y有显著影响的自变量只剩下均和X2和X3模型成为一个二元线性回归模型，如表4。
表4 系数分析表

说明：因变量：y
通过系数分析表得到回归方程:
y=3.194+0.358x2+0.048x3
表5 模型综述表


说明 、解释变量:(常数项)，Xl，X3 b因变量:y
模型综述表显示，该模型的拟合优度为0·53，能够较好地解释变量之间的关系。模型系数通过了T检验，模型本身也通过了F检验和D-W检验。回归分析表明，配股价格制定与每股市价和资金需要量较高呈正相关关系，假设4和5通过了检验；而每股净资产只是制定配股价格的一个约束条件 (保护下限)，与配股价格及其数量并没有明显的相关关系，假设3没有得到验证。
四、转配股、放弃配股与股本结构变动相关性的实证分析
转配股产生的直接原因是国有股、法人股股东无力配股或不愿参配。198年转配股取消后，国有股股东和法人股股东放弃配股权的现象普遍存在。由于转配和放弃配股权，在流通股股东全部参配的条件下，部分上市公司国有股、法人股的比例相对降低，流通股所占比例相对上升。但转配和放弃配股权二者之间导致股权结构变化的速率究竟怎样?也值得我们探讨。
我们对%家有转配股的沪市上市公司由于转配而导致的股本结构变动进行的统计分析，能够在一定程度上说明问题。在研究中，我们对96家上市公司转配之前非流通股份占总股本的比率与转配股上市之后非流通股份占总股本的比率进行了配对的T统计检验，以分析这些公司在转配之前与转配股上市后(这里假设转配股在一定时期内均可上市流通)股本结构变动的显著程度。
表6 转配前后股本结构变动检验
公司数 极差 最小值 最大值 均值 标准差
转配之前非流通股份占比例 96 0.52 0.45 0.97 0.68 0.13
转配上市后非流通股份所占比例 96 0.61 0.32 0.93 0.59 0.13
T值（双尾检验） 1099
显著性水平 0.00
统计结果表明，由于持有非流通股份的股东放弃配股权，使得这些上市公司流通股占总股本的比例相对上升，平均上升了5%，相应的非流通股份所占比例平均下降了5%，而且配对样本检验结果显示配股前后股本结构变动显著 (显著性水平为0·001，双尾检验)。
五、结论与建议
以上研究表明，2000年中国上市公司的配股融资热潮并无降温趋势。从配股融资行为选择来看，上市公司配股动机无减弱迹象;从净资产收益率的操纵程度来看，虽然D叨年政策出台后有所减缓，但也还存在新的净资产收益率操纵行为 (如6%现象)；从配股价格制定方面来看，上市公司为了能够多筹集资金，已使配股价格逐渐脱离每股净资产值，而与市场价格接轨;从转配股、放弃配股与股权结构变动的关系来看，由于持有非流通股股份的股东放弃配股权的现象普遍存在，已经使上市公司的股权结构发生了显著变动。对于这些情况，我们必须慎重考虑，

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