定增折價率與并購溢價率
——定增并購中利益輸送的證據(jù)顯著性研究

李彬 楊洋 潘愛玲

(山東大學管理學院， 山東 濟南 250100)

引言

定向增發(fā)的秩序融資、改善公司治理以及協(xié)同大小股東權益的制度優(yōu)勢已被資本市場所認可(Wruck，1989；Hertzel，2002等)[12][5]。但由于定向增發(fā)涉及新老股東的利益格局重置，在我國股權集中度較高、約束機制相對缺失的治理情境下(沈藝峰等，2004)[15]，大股東主觀上存在將定向增發(fā)作為財富轉移工具的機會主義動機(張鳴等，2009)[18]。因此，已有關于定向增發(fā)的文獻主要集中于通過分析其折價偏好及市場反應等探討定向增發(fā)與利益輸送間的內(nèi)在相關性，如Baek等(2006)[1]、朱紅軍等(2006)[20]、王志強等(2010)[17]研究均指出，由于缺乏剛性制度保護，定向增發(fā)往往異化為大股東掏空上市公司的隱性工具；但也有學者從機構投資者參與、價值投資理念等方面還原并肯定定向增發(fā)的價值驅(qū)動性(鄭琦，2008；廖理等，2009)[19][13]。之所以上述研究未得到一致性結論，關鍵原因在于未能將“定增募集資金投向”這一核心變量納入已有模型，從而導致現(xiàn)有研究面臨著“單期事件研究”的局限性。為此，王浩等(2011)[16]就指出對定向增發(fā)的研究應建立在多期設定情景下，并強調(diào)對于利益輸送的驗證與監(jiān)管應當重點關注定增后實施的其他交易類型。

恰好近年來，定增并購1作為定增后的特定投資行為，逐漸成為投資藍海，受到資本市場的關注，這就為進一步探究其價值屬性提供了完美的現(xiàn)實素材和市場環(huán)境。與定向增發(fā)一樣，定增并購的市場反應也呈現(xiàn)出截然不同的“分水嶺”：組織戰(zhàn)略載體與治理效率調(diào)控的功能雖被宣講，但隱性利益輸送的質(zhì)疑也同樣猛烈。如2013年中科英華通過潛在關聯(lián)方以16.88億定增收購了9.56億的目標資產(chǎn)，引發(fā)市場的廣泛質(zhì)疑與批判。雖然客觀分析，市場上的質(zhì)疑之聲可能是對定向增發(fā)的慣性表達，也可能是由個別公司引發(fā)的特定批判，但我們不得不反思，定增并購到底是公司提升組織價值的需求驅(qū)動結果，還是真的又演變成為特定投資者“開小灶”的不道德交易？根據(jù)定增并購所內(nèi)含的“定向增發(fā)+兼并收購”兩階段流程發(fā)現(xiàn)，其之所以會受到上述質(zhì)疑，根源在于交易價格信息表達與傳遞的不夠充分透明，即對定增折價和并購溢價的定價方式及過程披露的不充分；此外，也未能厘清大股東參與對定增并購價格偏離度及其經(jīng)濟后果的內(nèi)在影響機理?；诖?，本文選擇2006～2013年定增并購為樣本，首先將其分為大股東參與組和大股東未參與組，然后對定增折價率和并購溢價率的經(jīng)濟后果進行實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：大股東參與行為是評價定增并購價格偏離度是否涉嫌利益輸送的重要條件；整體上看，無論大股東參與與否，雙價格偏離度并非利益輸送的顯著證據(jù)；其中，高定增折價率已被市場所接受，并能通過降低代理成本、紓解信息不對稱困境等方式提升內(nèi)部資本配置效率；但大股東未參與下的并購溢價率與利益輸送顯著正相關；進一步分析還發(fā)現(xiàn)，定增并購主體關聯(lián)度是其價格產(chǎn)生偏移的關鍵誘因，并容易誘發(fā)利益輸送嫌疑的爭議與批判。由此既能驗證“定增折價治理假說”，又可以為定增并購的科學決策及有效監(jiān)管提供針對性的經(jīng)驗支持。

理論分析與研究假設

在任何交易行為中，價格變量始終是評價其公允度的核心要素。在定增并購中，存在既可能相互獨立又可能相互牽制的二維價格體系，即定增價格和并購價格。其中，定增價格的顯著特征就是相較于增發(fā)時的市場價格存在較高折價率，由此才引發(fā)定增行為是否涉嫌利益輸送的激烈辯論。雖然從積極意義上看，定增折價可以被視為流動性受限的額外補償，國外研究者也分別提出了監(jiān)督效應假說、信息不對稱假說和管理者機會主義行為假說等，從不同角度論證定增折價的合理性。但以上假說并不能有效解釋定增后企業(yè)長期業(yè)績下降的現(xiàn)實問題，因此，越來越多的文獻傾向于將定增折價視為大股東主導下的利益輸送手段(Baek等，2006；彭韶兵等，2009)[1][14]。深究上述觀點的分歧，關鍵在于未將定增后的資金投向及風險回報率納入模型之中，即未能追蹤研究定增募集資金在后續(xù)投資行為中創(chuàng)造組織價值的具體路徑及績效水平，正如投資機會假說所指，其他股東會因優(yōu)質(zhì)的投資機會而愿意接受較高折價，而評價投資機會優(yōu)劣程度的核心標準便是觀察定增資金的投資去向。由此可知，定增折價率的合理性程度與其募集資金的投資質(zhì)量密切相關，即評價定增折價率是否等價于利益輸送還需要進一步追蹤定增募集資金的投資去向及其可能回報率?；诖耍疚奶岢黾僭OH1：在其他條件不變的情況下，定增折價率與利益輸送程度顯著相關。

至此，定增后的并購價格屬性就成為判斷定增并購利益輸送與否及其程度的關鍵指代變量。一般而言，并購作為企業(yè)資源整合或獲取戰(zhàn)略性資源的重要渠道(Birkinshaw，1998)[3]，溢價始終是其主流定價模式，這在定增并購市場上亦得到驗證：根據(jù)作者手工整理數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，87.90%的定增并購均為溢價并購，且溢價水平分布于(1.08%，1032%)2。那么，較高的并購溢價是否意味著利益輸送的發(fā)生？這取決于三個核心要素：并購溢價的生成機理、影響因素及經(jīng)濟后果，尤其是在大股東參與或主導下的并購交易中準確解讀上述信息就成為評判其公允性的重要標準。首先，充分挖掘并還原并購溢價的動力機制是界定其是否成為利益輸送隱蔽渠道的關鍵。雖然現(xiàn)有文獻從多個角度論證并購溢價的生成機理并進行整合分析，但并未得到一致性結論。如基于控制權理論的市場競價假說認為并購過程中競爭者的出現(xiàn)會加劇目標企業(yè)控制權的爭奪程度，從而使并購方必需支付較高的并購溢價才能獲取目標公司控制權；基于財務視角的代表性觀點認為并購溢價是為獲取協(xié)同收益而提前發(fā)生的預支成本，但Homberg等(2009)[6]通過構建協(xié)同效應代理變量的實證研究卻發(fā)現(xiàn)協(xié)同效應無法成為高并購溢價的驅(qū)動因素，于是諸多文獻便開始將并購溢價視為大股東主導下利益輸送的隱性載體。其次，準確定位并購溢價的影響因素是判斷其利益輸送屬性的補充性證據(jù)。一般而言，大股東意志以及由此決定的交易雙方博弈結果是主要的權變因素；此外，投資者保護程度、管理層持股比例、行業(yè)屬性、組織間關系等同樣會影響并購溢價(Rossi和Volpin，2004；John等，2010；Sokolyk，2011)[9][8][11]。最后，深度測評并購溢價的經(jīng)濟后果是決定其利益輸送程度的核心標準，雖然投資機會假說認為，理性決策下的并購溢價與企業(yè)價值創(chuàng)造能力顯著正相關，但更多的文獻支持大股東主導下較高的并購溢價往往與利益輸送密不可分的觀點，如Sirower(1997)[10]、Hunter和Jagtiani(2003)[7]均認為，較高的支付溢價會因為利益輸送而損害并購價值的創(chuàng)造。

綜上可知，雖然學者們從理論層面對并購溢價給予多視角的考察與解釋，但依然無法掩蓋高并購溢價可能會損害企業(yè)價值的客觀事實，由此也就無法避免并購溢價逐漸淪為利益輸送特定渠道的既定結論。具體到定增并購中發(fā)現(xiàn)，關聯(lián)交易屬性的存在客觀上加劇了并購溢價涉嫌利益輸送的事實概率；但更重要的是，目前我國制度規(guī)制體系的片面性與低效率，也從客觀上為大股東通過高并購溢價進行利益輸送提供了適宜的“土壤”。如從法律監(jiān)管覆蓋面及可操作的技術空間可知，相較于并購交易，定向增發(fā)往往受到《上市公司證券發(fā)行管理辦法》、《上市公司非公開發(fā)行股票實施細則》等10余項特定剛性制度的約束與監(jiān)管，進而形成其利益輸送機會和空間的管制性壓縮；與之相對應的是，并購過程中目標資產(chǎn)價值評估、支付方式組合、信息披露等技術性標準不同程度的缺失會給利益輸送提供更加隱蔽的渠道，即在現(xiàn)行制度環(huán)境中，并購溢價在某種程度上往往會被信息披露更充分、更具“眼球效應”的定增折價現(xiàn)象所掩蓋，因此可能會使其成為相對更優(yōu)的利益輸送選擇。由此可提出假設H2：在其他條件不變的情況下，并購溢價率與利益輸送程度顯著正相關。

樣本選擇與研究設計

一、樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇中國A股市場2006～2013年發(fā)生定增并購的上市公司為樣本，在剔除金融類、財務數(shù)據(jù)和交易數(shù)據(jù)無法獲得或異常以及在事件期內(nèi)被ST或ST*的公司之后，最終得到281家公司作為觀測樣本，其中主要數(shù)據(jù)來自于國泰安數(shù)據(jù)庫、巨潮咨詢網(wǎng)以及根據(jù)公司年報(含定增、并購公告等)手工整理并補充。在此基礎上，為明確大股東參與的影響，將全樣本以“大股東是否參與”為標準進一步細分為“大股東參與組”和“大股東未參與組”。其中，按照定增并購兩階段的操作流程，繼續(xù)將大股東參與組細分為“大股東參與定增并購組”、“大股東參與定增組”和“大股東參與并購組”等(如表1)。通過樣本分布可知，在定增并購中大股東的深度參與是其顯著特征，這可能意味著定增并購屬于大股東推進其特定戰(zhàn)略的有效工具，也可能是大股東進行利益輸送的隱蔽渠道。因此，分組檢驗不同組別定增并購的經(jīng)濟后果就成為界定大股東動機的重要方式。

二、研究變量設計

首先，對于定增并購經(jīng)濟后果的變量設計，本文一方面采用主流的衡量其市場反應的“累計超額收益率(CAR)”指標進行描述，具體使用標準事件研究法來計算定增并購公告日[-30，30]的CAR3。一般認為，測算期間累計超額收益率越低，表明市場對利益輸送的預期就越高。另一方面鑒于定向增發(fā)所引入的機構治理等制度優(yōu)勢以及并購交易的戰(zhàn)略資源配置功能，本文引入“內(nèi)部資本配置效率”變量并將其在定增并購前后一年的變動率(△ICAE)作為另一結果性變量，具體采用現(xiàn)金流敏感系數(shù)(CFS)進行測評4，采用該指標可以適度彌補財務指標分析法容易被人為粉飾的弊端。通過采用上述兩種長短期因變量互補的結構性設計，以期能夠準確還原定增并購的本質(zhì)價值屬性。

表1 實證樣本分布

其次，對于定增并購雙價格偏離度的計量，一方面參考Baek等(2006)[1]、Barclay等(2007)[2]的做法，采用“定向增發(fā)公告前20個交易日公司股票均價與定向增發(fā)價格之差，再除以股票均價”來計量定增折價率(DPPDR)；另一方面，采用“(并購對價—目標企業(yè)評估值)/目標企業(yè)評估值”計量并購溢價率(APR)；進而得到定增并購整體價格偏離度(DPD)的計量方式，即“定增并購雙價格偏離度=定增折價率+并購溢價率”。

最后，為控制其他權變因素的介入性影響，設置以下控制變量：(1)并購資金占比(Ratio)：描述定增資金用于并購的比重，計算公式為“并購規(guī)模/定增規(guī)?！保徊①徺Y金占比越大，意味著定增目的性越強，通過定增并購進行利益輸送或價值提升的可能性就越大。(2)大股東認購比例(Sub)：Baek(2006)[1]的研究指出，大股東掏空動機在很大程度上體現(xiàn)在其認購比例上，即認購比例越高，其掏空動機可能越強烈，利用定增并購進行利益輸送的可能性也就越大；此變量在“大股東未參與組”無法體現(xiàn)。(3)公司治理水平(Gov)：公司治理機制與效率是影響并購決策的重要變量，需在模型中加以控制，本文采用“獨立董事占比”進行衡量。(4)資本結構(Capital)：根據(jù)自由現(xiàn)金流理論，資本結構是影響企業(yè)并購等投融資決策的重要變量，采用資產(chǎn)負債率進行衡量。(5)公司規(guī)模(Size)：采用樣本公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示。(6)產(chǎn)權性質(zhì)(State)：國有控股取值為1，民營時取值為0。最后，為消除年度間和行業(yè)間差異的影響，在模型中加入年度和行業(yè)變量。

表2 描述性統(tǒng)計結果

三、實證模型構建

本文采用多元回歸模型具體探討主要變量的影響機理，分別設計實證模型如下：

實證結果與分析

一、描述性統(tǒng)計結果分析

根據(jù)表2對分樣本主要變量的描述性統(tǒng)計結果可知，大股東參與下的定增并購，其定增折價率水平(均值為0.097)和并購溢價率水平(均值為2.584)均顯著高于對比組(對應均值分別為0.087和1.265)5，該證據(jù)表明大股東可能通過定增并購進行利益輸送。對此公開市場反應也印證了這種可能性，這從大股東參與組的CAR均值(-0.008)顯著低于對比組均值(0.075)便可得知。但若進一步觀測面向長期的△ICAE指標又發(fā)現(xiàn)，大股東參與下定增并購交易對內(nèi)部資本配置效率的提升力度更大(兩組均值分別是0.570和0.275)。由此可知，定增并購的價值評判需要結合其短期反應和長期效績。此外，Ratio的均值分別達到了0.893和0.952，這意味著上市公司定增募集資金具備一定的事前統(tǒng)籌安排及投資規(guī)劃性，并不一定是純粹的利益輸送載體；且通過全樣本的描述性統(tǒng)計結果還發(fā)現(xiàn)，△ICAE均值為0.461，這也間接證明了定增并購的組織價值提升功能。

二、回歸檢驗與結果分析

考慮到“大股東參與定增組”和“大股東參與并購組”樣本較少，無法進行獨立的回歸檢驗，故將其一并計入“大股東參與定增并購組”。本文使用SPSS16.0進行逐項回歸分析。定增折價率和并購溢價率的回歸結果如表3。

首先在CAR表現(xiàn)方面，從整體上看，定增并購雙價格偏離度與CAR顯著正相關；進一步分析發(fā)現(xiàn)，無論大股東參與與否，定增折價率均能帶來一定積極的宣告效應，與王浩等(2011)[16]的研究結論一致，這表明市場已廣泛接受高定增折價的監(jiān)督效應假說(Wruck，1989)[12]、信息不對稱假說(Hertzel等，1993)[4]等觀點，并在投資回報及時間周期等方面認可定增并購的長期戰(zhàn)略取向，即市場已能客觀看待“高折價率雖然直觀上可能代表利益侵害行為的發(fā)生，但也代表著大股東的積極支持行為”的觀點。尤其是近年來，我國資本市場持續(xù)不振、投資者信心明顯不足等市場因素，也促使定增折價的常態(tài)化并被市場所接受。但其對并購溢價率的反應卻截然不同，大股東參與因素能夠保證市場對高并購溢價率的接受程度，但在對比組二者卻呈現(xiàn)出負相關關系，即若無大股東的適度參與，高并購溢價會明顯降低CAR，初步驗證假設2。為什么會出現(xiàn)這種現(xiàn)象？如果梳理并總結利益輸送的常規(guī)渠道和經(jīng)驗證據(jù)會發(fā)現(xiàn)，上市公司經(jīng)常會淪為其控股股東的掏空工具，那么為何市場對此的反應卻是認可大股東的參與行為，并接受較高的并購溢價呢？究其原因，還需還原中國特殊制度背景下的大股東治理角色——雖然現(xiàn)有文獻并未對大股東“掏空或支持”上市公司給出明確的一致性證據(jù)，但在我國金字塔式股權架構以及負外部性較強的制度環(huán)境中，我們不能否認的是大股東在保護上市公司權益、平穩(wěn)上市公司風險等方面的巨大功能，這就導致市場與投資者在考量上市公司重大經(jīng)營或財務行為時，大股東參與度就成為一個重要的風向標，這也從新的視角驗證了大股東適度參與的“支持之手”功能。

表3 定增并購雙價格偏離度回歸結果

繼續(xù)補充觀察△ICAE發(fā)現(xiàn)，從整體上看，DPD同樣能夠顯著提升ICAE，即現(xiàn)階段定增并購雙價格偏離度并未完全淪為利益輸送的特定載體，市場定價機制在某種程度上仍是有效的。具體來說，在兩組樣本中定增折價率均有助于優(yōu)化內(nèi)部資本配置系統(tǒng)和效率，此結論不僅能夠驗證定向增發(fā)在改善公司治理、協(xié)調(diào)股東權益方面的制度優(yōu)化功能，同時也從側面說明了定增折價在流動性補償?shù)确矫娴拇嬖诤侠硇?，即市場化機制下，高定增折價不代表著利益輸送，而是大股東支持效應的表征(王浩等，2011)[16]，由此驗證假設1。對于APR而言，回歸結果與CAR相一致，即在大股東未參與情況下，并購溢價率會顯著降低ICAE。由此可總結，定增并購中的雙價格偏離度并非利益輸送的顯著證據(jù)；其中，高定增折價率已被市場所接受，并能切實通過降低代理成本、紓解信息不對稱等方式提升公司未來資本配置效率，進而演變成為大股東支持的代理變量；但大股東未參與下的并購溢價率與利益輸送顯著正相關。在控制變量方面，Ratio在大股東未參與樣本里，與CAR和△ICAE呈正相關關系，再次證明了定增行為的特定戰(zhàn)略性，即多數(shù)上市公司均對定增募集資金具有明確的投資用途與規(guī)劃；另外，雖然大股東認股比例(Sub)的市場反應較差，但其卻能改進組織內(nèi)部資本配置效率，與前述所得結論相一致。

最后，為增強研究結論的穩(wěn)健性，本文還進行了下列測試：(1)在因變量設置方面：使用定增并購前后一年“公司基本面改善程度(使用△ROE進行衡量)”作為替代描述△ICAE的因變量，重新檢驗發(fā)現(xiàn)實證結果未變，由此可證明定增并購在提升組織績效方面的積極效應。(2)在實證樣本方面：進行全樣本檢驗，并將“大股東參與”設為虛擬變量(若大股東參與時取值為1，反之取值為0)，結果發(fā)現(xiàn)，該變量與△ICAE在5%的水平上顯著正相關，標準化系數(shù)分別為0.387，亦說明大股東參與因素對定增并購的積極效應，其余相關變量回歸結論不變。以上結果均表明本研究結論是穩(wěn)健的。

三、進一步討論：定增并購中，交易主體關聯(lián)度是影響交易價格偏離度的內(nèi)在因素嗎？

通過對實證樣本的分析發(fā)現(xiàn)，無論是定增主體還是并購主體，其與上市公司間多樣化的組織關聯(lián)是普遍存在的，而這種“有意或無意”的關聯(lián)契約安排必將是影響交易價格公允度的關鍵因素；此外，系統(tǒng)論也指出，系統(tǒng)要素間的內(nèi)生關聯(lián)是客觀存在的。由此可得一個初步結論：定增并購主體關聯(lián)性與其價格偏離度之間必然存在某種相關性，且這種相關性秩序決定著定增并購的價值屬性。而一般市場交易理論認為，潛在交易主體及其選擇是產(chǎn)品議價乃至最終定價的重要條件，價格因素也是決定最終交易主體確定的重要標準。因此，進一步梳理定增并購主體與價格間的邏輯關系就成為理順其價值影響路徑的重要內(nèi)容。但需強調(diào)的是，定增并購中“定向”屬性的先天制度化存在決定著交易主體遴選乃至確定的優(yōu)先性。由此可知，主體關聯(lián)性是影響其價格偏離度的重要因素，即定增并購主體關聯(lián)度越高，越有可能通過價格操縱來進行利益輸送。這也是為何大股東參與下的定增并購往往涉嫌利益輸送的證據(jù)之一。據(jù)此，構建實證模型：

其中對于定增并購主體關聯(lián)度的計量，一方面采用“定增主體隸屬于企業(yè)關聯(lián)方的數(shù)量占比”對定增主體關聯(lián)度(DPPOC)進行計量，以描述企業(yè)利益相關方參與定向增發(fā)的密集程度；另一方面采用虛擬變量計量并購主體關聯(lián)度(MATC)，即“并購目標企業(yè)屬于關聯(lián)方時取值為1，目標企業(yè)不屬于關聯(lián)方時取值為0”；由此可將定增并購雙主體關聯(lián)度(DSC)界定為“定增主體關聯(lián)度+并購主體關聯(lián)度”。回歸結果如表4：

從整體上看實證結果驗證了上述假設，即定增并購主體關聯(lián)顯著影響其價格偏離；由此可知，對定增并購的監(jiān)管與評價不應僅僅只關注其中的價格異象，更應該追溯分析其主體界定及暗箱選擇問題，構建并明確“全要素”監(jiān)管模式的側重點。進一步分析卻發(fā)現(xiàn)，兩組對比樣本呈現(xiàn)出完全相反的結論：大股東參與時，價格變量與交易主體均成顯著的正相關關系；但對比組中二者卻為負相關關系。即在大股東參與情況下，定增并購主體關聯(lián)度越高，定增折價率和并購溢價率就越高，正是因為這種較高的價格偏離度才誘發(fā)了市場對定增并購涉嫌利益輸送的諸多批判，但其實大股東參與下較高的雙價格偏離度本質(zhì)上屬于對大股東未來收益的折現(xiàn)補償，即雖然大股東參與會顯著影響定增并購議價水平，但這并非是其涉嫌利益輸送的絕對證據(jù)；而當大股東未參與時，定增并購雙主體的關聯(lián)方性質(zhì)及組織間親密程度顯著降低了價格偏離度，這不僅證明了交易主體因素在議價機制中的重要影響力，同時也從側面再一次佐證了定增并購中大股東補償機制的現(xiàn)實存在。進一步觀測控制變量，同樣發(fā)現(xiàn)：大股東認購比例與雙價格呈正相關關系，再次驗證Baek等(2006)[1]及前述研究結論。

表4 定增主體關聯(lián)度與定增價格偏離度相關性的回歸結果

研究結論與啟示

定增并購的出現(xiàn)雖然為追溯探討定向增發(fā)的價值驅(qū)動性或利益輸送性提供了新證據(jù)，但定增折價與并購溢價的相關共生不僅在無形中為利益輸送提供更加靈活的隱秘通道，同時也可能導致市場評價的錯位與失焦。因此，實證檢驗價格偏離度與利益輸送之間的關聯(lián)性就成為合理界定其本質(zhì)屬性的重要前提?；诖?，本文以大股東是否參與為背景，采用2006～2013年交易數(shù)據(jù)對其經(jīng)濟后果進行實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：大股東參與行為是評價定增并購價格偏離度是否涉嫌利益輸送的重要前提條件，因此對定增并購中價格異象的關注與評價不應脫離其控股股東的參與背景(如動機挖掘、認購比例等)。在其價格屬性方面，雙價格偏離度并非利益輸送的顯著證據(jù)；其中，普遍存在的定增折價率已被市場所接受，并能切實通過降低代理成本、紓解信息不對稱困境等方式提升公司內(nèi)部資本配置效率，由此驗證了“定增折價治理假說”；但大股東未參與下的并購溢價率與利益輸送顯著正相關。最后，通過對定增并購雙因素的進一步檢驗發(fā)現(xiàn)，定增并購主體關聯(lián)是其價格產(chǎn)生偏移的關鍵誘因，因此對定增并購行為的監(jiān)管與評價不應僅僅只關注其中的價格異象，更應該追溯分析其主體界定及暗箱選擇問題，構建并明確“全要素”監(jiān)管模式的側重點。

此外，本文對相關政策的優(yōu)化及上市公司定增并購實踐還具有重要的啟示意義：一方面對于宏觀規(guī)制而言，監(jiān)管機構應重新厘清定增行為的價值影響規(guī)律，在規(guī)范定向增發(fā)市場化定價機制的基礎上，關注更加本源的主體選擇問題(特別是對大股東的支持效應要給予一定的外部肯定)以及更為重要的定增后投資行為及其內(nèi)含報酬率，以在政策導向上進一步體現(xiàn)定向增發(fā)的價值驅(qū)動屬性并促使企業(yè)提升資金利用效率；此外，還需在信息披露方面進行針對性完善，引導企業(yè)盡可能詳盡地披露定增并購中的決策細節(jié)，以應對市場上的短期非理性反應并緩沖股價的異常波動。另一方面在微觀層面，定向增發(fā)作為重要的融資渠道，企業(yè)不僅應從戰(zhàn)略高度合理安排其結構設計，包括積極吸引大股東的適度參與、融資成本的理性判斷、投資項目的審慎選擇等，更要對定增資金的協(xié)同配置及投資風險等進行前瞻性預設，構建戰(zhàn)略導向下的融投資管控機制。最后特別指出的是，價格因素可能僅是定增并購的顯著特征之一，建立在定增并購之后的資產(chǎn)、負債等要素的秩序整合也是評判其是否涉嫌利益輸送的證據(jù)鏈條。因此，后續(xù)研究包括：通過典型案例進一步追蹤定增并購后整合與治理機制的構建，以補充驗證其內(nèi)部資本配置效率的提升路徑；引入政府干預、媒體反應、機構投資者行為等外部變量，繼續(xù)豐富或充實本研究結論。

注釋

1.定增并購特指上市公司用定增募集資金收購股權、資產(chǎn)等交易，區(qū)別于財務重組、整體上市等；且在定增并購中，募集資金的并購取向是前置且明確的(披露于定增公告)。因此，定增并購是否涉嫌大股東控制下的利益輸送，抑或是基于公司價值提升而做出的長期戰(zhàn)略決策，需要在此特定交易模式下重新論證，這也正是本研究價值所在。此外通過作者對定增并購樣本的全面梳理亦發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)階段我國定增并購大多以“股權收購”為主，占到90%以上，這也為我們研究定增并購的本質(zhì)屬性提供了真實的交易環(huán)境。

2.由于不同公司相關信息披露的差異性，本文對定增并購溢價率的計算采用兩個口徑：賬面價值溢價率和評估價值溢價率。在281家樣本公司中，247家(87.90%)屬于溢價并購。其中，在177家大股東參與組中，僅有10家屬于折價并購；而在大股東未參與的104家上市公司中，11家屬于折價并購，13家屬于平價并購。由此可知，大股東參與下溢價并購比重更大，故容易引發(fā)利益輸送的爭議。

3.在行為金融學中，CAR常被選來衡量投資者收益率。對CAR的計算，本文首先將公司股價和大市指數(shù)轉化成每天收益率，然后據(jù)此計算超額收益率(AR=每天股票收益率—每天指數(shù)收益率)，最后選擇定增并購實施前后[-30，30]這一區(qū)間計算其股票收盤價的漲幅，由此得到CAR。

4.現(xiàn)有研究對內(nèi)部資本配置效率的測度方法，主要有投資Q敏感性法和現(xiàn)金流敏感法。本文在綜合比較中國資本市場情景下兩種測度模型的優(yōu)劣勢并結合已有文獻，選擇現(xiàn)金流敏感系數(shù)作為內(nèi)部資本配置效率的測度模型，原因有二：分部現(xiàn)金流數(shù)據(jù)可以從上市公司分部報告中獲取，由息稅前利潤加上折舊和攤銷得出，這種算法已在國內(nèi)外研究中普遍使用，具有可行性；二是托賓Q值受市場影響較大，且影響因素和機理也較為復雜，在新興市場國家以托賓Q值作為投資機會的替代變量可能并不恰當。另外，由于本文采用定增并購前后一年的ICAE變動值作為因變量，因此在對該變量進行檢驗時，需剔除數(shù)據(jù)暫不可得的2013年樣本，故下文中在兩組對比樣本數(shù)量分別降至143家和61家。

5.章衛(wèi)東(2008)的研究結果曾顯示，定增折價率高低與股東身份有關，向控股股東及其關聯(lián)投資者定向增發(fā)的折扣率要高于非關聯(lián)投資方。與本文描述性統(tǒng)計結果相一致。