“股權(quán)再融資績效下降之謎”

摘" "要：本研究基于2013—2023年滬深證券交易所非金融類上市公司的面板數(shù)據(jù)，運用雙重差分模型和事件研究法對“股權(quán)再融資績效下降之謎”進行了系統(tǒng)性再檢驗。實證研究發(fā)現(xiàn)：上市公司在實施股權(quán)再融資后確實存在顯著的績效下滑現(xiàn)象，且這種負向效應(yīng)具有持續(xù)性，在融資后第五年仍未明顯減弱；通過分時段穩(wěn)健性檢驗發(fā)現(xiàn)，自2019年再融資政策放寬以來，融資企業(yè)的績效下降趨勢更加顯著；機制檢驗表明，股權(quán)再融資后雙重代理成本同步上升是企業(yè)績效下降的主要原因；異質(zhì)性分析顯示，較高的控股股東持股比例、機構(gòu)投資者持股比例以及國有產(chǎn)權(quán)屬性能夠有效緩解再融資的負面經(jīng)濟效應(yīng)，而較高的管理層持股比例則會加劇這一效應(yīng)。研究結(jié)論為當前經(jīng)濟新常態(tài)下優(yōu)化資本市場融資功能、支持實體經(jīng)濟發(fā)展和實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略提供了重要的政策啟示。

關(guān)鍵詞：股權(quán)再融資；治理機制；事件分析法；代理成本；資本市場

中圖分類號：F830.91" "文獻標識碼：A" 文章編號：1674-2265（2025）04-0003-12

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2025.04.001

一、引言

資本市場融資功能的發(fā)揮主要表現(xiàn)為企業(yè)首次公開募股（IPO）和股權(quán)再融資兩種方式。但是，社會各方對IPO的關(guān)注度遠超股權(quán)再融資。從近年來資本市場的發(fā)展來看，股權(quán)再融資的數(shù)量和融資金額在多數(shù)年份中超過IPO（見圖1），股權(quán)再融資對資本市場融資功能發(fā)揮的作用并不亞于IPO。那么，股權(quán)再融資是否通過支持企業(yè)融資有效促進了企業(yè)的發(fā)展？特別是在當前經(jīng)濟環(huán)境下，資本市場支持經(jīng)濟發(fā)展的作用日益受到重視的背景下，這一問題值得學(xué)術(shù)界持續(xù)關(guān)注并進行分析。

許多研究都發(fā)現(xiàn)股權(quán)再融資之后企業(yè)業(yè)績會下降。學(xué)術(shù)界一般將此種現(xiàn)象稱為“股權(quán)再融資績效下降之謎”（Loughran和Ritter，1995）[1]。根據(jù)Loughran和Ritter（1997）[2]、羅琦等（2018）[3]等的總結(jié)，出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因有三種理論解釋：一是盈余管理假說。該假說認為公司為了達到再融資門檻或者最大化融資規(guī)模和吸引投資者，會通過盈余管理提升融資前盈利水平。由于通過財務(wù)手段提升的盈利不可持續(xù)，公司在融資后業(yè)績會出現(xiàn)下滑（羅琦等，2018；徐壽福和龔仰樹，2011）[3，4]。二是市場時機假說。該假說認為公司選擇股價普遍高估的機會窗口進行股權(quán)再融資以獲得更高的發(fā)行價格和更大的融資規(guī)模。融資完成后投資者逐漸認識到公司的真實價值，市場情緒向理性回歸，從而引起公司股票的收益率下降（Bayless和Jay，2011；黃曉薇等，2014；王振山和王秉陽，2017）[5-7]。三是募集資金濫用假說。該假說認為公司股權(quán)再融資后，公司控制人或管理層可操控的現(xiàn)金資源大幅增加，他們?yōu)榱俗陨砝?，有動機通過利益輸送或者增加在職消費等方式“掏空”上市公司，從而導(dǎo)致融資后業(yè)績下降（徐壽福和龔仰樹，2011；宋衍蘅，2008；王帥旗等，2023）[4，8，9]。

對于上述三種理論解釋，貫穿其中的共同點是信息不對稱和（或）委托代理問題導(dǎo)致的代理沖突。從邏輯上來說，上述三種解釋非完全的并列關(guān)系，盈余管理假說和市場時機假說主要關(guān)注上市公司再融資的動機和手段，募集資金濫用假說主要聚焦再融資對企業(yè)績效的影響機制。單純的盈余管理對公司財務(wù)績效的影響可以通過加入控制變量或者延長研究周期予以消除。市場時機假說更多是從市場收益的角度解釋再融資的經(jīng)濟效應(yīng)。上市公司無論利用盈余管理還是利用市場時機進行股權(quán)再融資，都是為了以低成本募集盡可能多的資金。濫用募集資金應(yīng)該是融資后上市公司長期財務(wù)績效下降的主因。上市公司盈余管理或者擇時動機越強，說明公司的治理缺陷越大，資金被濫用的概率越高，再融資后績效下降程度應(yīng)該越深，這一現(xiàn)象已經(jīng)得到上述文獻的證實。因此，三種假說的理論基礎(chǔ)相同，即上市公司再融資后財務(wù)績效的下降主要由公司代理問題引起。代理問題會產(chǎn)生兩類代理成本：一類成本是股東和管理層之間的代理成本，另一類是大股東和中小股東之間的代理成本。從已有文獻來看，因為大股東對公司投融資決策有決定權(quán)，多數(shù)文獻對于資金的濫用主要基于大小股東之間的代理沖突進行分析，較少有文獻基于股東與管理層之間的代理沖突進行分析。同時，由于多數(shù)相關(guān)研究采用的數(shù)據(jù)時間較早，大多采用了單重差分法且研究期間偏短，研究結(jié)果的穩(wěn)健性需要進一步驗證。

另外，雖然已有文獻普遍認為再融資之后公司財務(wù)績效會出現(xiàn)下降，但仍有少數(shù)研究認為定向股權(quán)再融資可以通過引入機構(gòu)投資者改善治理結(jié)構(gòu)（張博等，2019；劉娥平和關(guān)靜怡，2018）[10，11]。既然融資后財務(wù)績效的變化與代理問題緊密相關(guān)，那么旨在降低代理沖突的治理機制可能對再融資的該項經(jīng)濟效應(yīng)有調(diào)節(jié)效應(yīng)，這方面的研究當前相對較少。

最后，就我國資本市場來說，上市公司再融資受到監(jiān)管機構(gòu)的規(guī)制，融資政策發(fā)生了多次變化，關(guān)于政策變化（特別是實施注冊制）是否影響再融資的該項經(jīng)濟后果，這方面的研究尚處于空白。因此，采用最新的數(shù)據(jù)更加系統(tǒng)和深入地分析“股權(quán)再融資后績效下降之謎”，有利于厘清上市公司熱衷于股權(quán)再融資的動機，為我國資本市場改革提供借鑒和啟示。

本文將根據(jù)2013—2023年在滬深證券交易所上市的非金融類公司樣本，研究這一時期上市公司的主要再融資方式——定向再融資對企業(yè)財務(wù)績效的影響。本文的邊際貢獻在于：第一，從委托代理角度更加系統(tǒng)地分析了股權(quán)再融資對企業(yè)績效的影響機制及異質(zhì)性影響。第二，采用了較長數(shù)據(jù)期間和更加合理的實證模型，研究結(jié)果更加穩(wěn)?、?。第三，分時間段分析了樣本企業(yè)股權(quán)再融資對企業(yè)績效的影響差異，有助于了解股權(quán)再融資政策變化和經(jīng)濟環(huán)境變化對股權(quán)再融資經(jīng)濟后果的影響。第四，研究結(jié)果對于優(yōu)化資本市場融資功能，更好地促進實體經(jīng)濟發(fā)展和國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略實施有借鑒意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

按照傳統(tǒng)資本結(jié)構(gòu)的MM理論，在完美資本市場中，所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)統(tǒng)一的公司績效（或價值）只由公司資產(chǎn)質(zhì)量決定，與公司資本結(jié)構(gòu)無關(guān)。但在現(xiàn)實世界中，資本市場并不完美（有稅收和融資摩擦），而且公司的所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)相分離，融資方式除會通過影響稅收和融資成本影響公司績效之外，也會通過影響代理成本影響公司績效。下面分別從兩類代理成本的角度分析股權(quán)再融資對公司績效的影響。

（一）提高股東與管理層之間的代理成本

股東與管理層之間的代理成本源于公司所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)的分離。一般來說，公司股東目標是公司價值最大化，而管理層目標是自身利益最大化。由于兩者之間存在信息不對稱，管理層（代理人）可能會為了追求自身利益而偏離股東（委托人）價值最大化的目標，損害公司的長期發(fā)展利益（Jensen，1986；羅付巖和沈中華，2013）[12，13]。雖然公司重要的投融資決策需要股東大會的批準，但作為公司日常管理者的管理層有能力影響公司投融資方案，并具體執(zhí)行投融資方案。股權(quán)再融資之后，因公司的負債率下降，融資約束減輕，現(xiàn)金資源增加，容易誘發(fā)管理層更強的自利動機，從而提升公司代理成本。具體來說，管理層可能會利用其職務(wù)權(quán)力，將更多公司的資源用于非必要的職務(wù)消費，如配備豪華專車、獲取優(yōu)越的工作環(huán)境、進行豪華的商務(wù)旅行等，導(dǎo)致公司非生產(chǎn)性支出增加。同時，管理層為了擴大權(quán)力范圍和提升薪酬福利，可能增加通過推動公司過度投資，盲目擴大公司規(guī)模的傾向②。管理層的這兩種自利方式一方面會導(dǎo)致公司管理費用增加，另一方面也會降低資產(chǎn)利用效率，從而導(dǎo)致公司績效下降。

（二）提高大股東與小股東之間的代理成本

大股東與小股東之間的代理沖突主要源于法律框架下二者權(quán)力的不對等。雖然從公司治理架構(gòu)來說，股東的利益目標都是公司價值最大化。但是，在公司重要投融資決策中，大股東和中小股東之間的權(quán)力差異較大。大股東通常擁有更多的表決權(quán)和控制權(quán)，對公司的重大決策有決定權(quán)或有重大影響。他們除了可以通過提升公司價值獲益之外，也可以利用控制權(quán)優(yōu)勢“掏空”公司資源，損害中小股東的利益。大股東“掏空”公司的方式有置入低效資產(chǎn)、關(guān)聯(lián)交易、轉(zhuǎn)移定價、資金占用或不合理分紅等。大股東可以利用這些手段將公司的資源或利潤轉(zhuǎn)移到自己或關(guān)聯(lián)方名下，損害公司利益和中小股東利益。

就股權(quán)再融資來說，一方面，大股東可以利用自身控制權(quán)通過有利于自身的投融資方案，推動公司建設(shè)有利于自身利益但不利于公司發(fā)展的項目或者通過并購置入低質(zhì)量資產(chǎn)侵占公司或其他股東利益；另一方面，大股東可以利用自身控制權(quán)，在公司現(xiàn)金資源增加的情況下通過關(guān)聯(lián)方資金占用或者加大分紅等方式侵占中小股東利益。前一種方式會直接導(dǎo)致公司經(jīng)營效率下降，后一種方式雖然并不直接導(dǎo)致公司財務(wù)績效下降，但是可以抵消股權(quán)融資給公司帶來的收益（如利息費用的節(jié)約、融資約束的放松），間接對公司績效產(chǎn)生負向影響。趙玉芳等（2011）[15]發(fā)現(xiàn)，在投資者保護制度不完善的情況下，現(xiàn)金分紅會異化為利益輸送的工具。大股東在參與定向增發(fā)之后，會迫使上市公司擴大現(xiàn)金分紅，以降低其實際認購成本。王振山和王秉陽（2017）[7]研究認為大股東會通過關(guān)聯(lián)交易占款等方式挪用上市公司資金。雖然監(jiān)管層制定了嚴格的募集資金使用制度，但在現(xiàn)實中，大股東可以利用時間差通過關(guān)聯(lián)交易和改變資金用途占用上市公司的流動資金。

基于上述分析，提出假說H1和假說H2：

假說H1： 股權(quán)再融資會導(dǎo)致企業(yè)未來績效下降。

假說H2：股權(quán)再融資會通過兩類代理成本機制影響未來績效。

三、實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源

選取2013—2023年中國滬深證券交易所上市公司作為原始樣本③，并按照如下步驟進行篩選和處理：（1）將進行定向增發(fā)融資的公司和未進行定向增發(fā)融資的公司分別作為自然實驗的實驗組和對照組；（2）剔除金融類（銀行、證券、保險）樣本；（3）剔除曾經(jīng)被特殊處理（ST、*ST、終止退市、退市整理期）的公司樣本；（4）剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失和異常的公司樣本；（5）剔除審計意見為非標準無保留意見（保留意見、否定意見、無法表示意見）的樣本和因違規(guī)被處罰的樣本；（6）剔除樣本期內(nèi)存在定向增發(fā)方式之外的其他再融資方式（可轉(zhuǎn)債、配股）的樣本；（7）對相關(guān)連續(xù)變量進行1%的縮尾處理。本文最終得到3823家公司的19126個公司年度觀測值。本文的數(shù)據(jù)來源于萬得數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫。

（二）基準模型設(shè)計

1. 再融資對企業(yè)績效影響的平均效應(yīng)模型（DID模型）。為考察股權(quán)再融資事件對企業(yè)財務(wù)績效的平均影響，本文構(gòu)建如下交錯雙重差分（Staggered DID）模型（以下簡稱DID模型）：

[ROAit=α0+α1DIDit+β1Xit+β2Sit×year+μi+γt+?i，t]" "（1）

其中，下標[i]代表企業(yè)，[t]代表年份；[ROAit]為企業(yè)i第t年的總資產(chǎn)回報率，用來衡量企業(yè)財務(wù)績效。雙重差分項（[DIDit]）是實驗組虛擬變量（[Treati，t]）與實驗前后虛擬變量（[Posti，t]）的交乘項。[Treati，t]為實驗組的虛擬變量，在樣本期內(nèi)進行了股權(quán)再融資的企業(yè)為實驗組，取值為1；在樣本期內(nèi)未進行股權(quán)再融資的企業(yè)為對照組，取值為0；[Postit]為實驗前后的時間虛擬變量，企業(yè)股權(quán)再融資之后的年份取值為1，否則取值為0。[DIDit]系數(shù)[α1]為排除其他因素之后上市公司的股權(quán)再融資行為對公司財務(wù)績效帶來的效應(yīng)，若模型（3）中的系數(shù)[α1]顯著為負，則表明上市公司股權(quán)再融資之后財務(wù)績效顯著降低。[Xit]為隨時間變化的企業(yè)特征層面的 控 制 變 量 ，借鑒羅琦等（2018）[3]、劉超等（2020）[16]的研究，依次包括企業(yè)規(guī)模（[Sizei，t]）、資產(chǎn)負債率（[Levi，t]）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（[Statei，t]）、上市年限的對數(shù)（[Agei，t]）、控股股東持股比例（[Shrcr1i，t]）、機構(gòu)投資者占比（[Ins_sharei，t]）、管理層持股比例（[Managei，t]）、托賓Q值（[Tobin Qi，t]）和固定資產(chǎn)占比（[Tangilei，t]）。此外，參考張祥建和郭嵐（2007）[17]的發(fā)現(xiàn)，上市公司在再融資前3個年度和再融資當年都存在明顯的虛增利潤的盈余管理行為，盈余管理會影響企業(yè)進行再融資的可能性以及融資后績效。因此，本文參考鄭世林等（2024）[18]的做法，納入前定變量（即應(yīng)計盈余管理絕對值）與時間固定效應(yīng)的交乘項[Si，t×year]，以控制盈余管理行為對處理變量的影響，從而排除實驗組非隨機因素分布帶來的估計偏差。具體來講，對于前定變量[Si，t]的取值，在對照組中取樣本期內(nèi)應(yīng)計盈余管理絕對值[DAit]，在實驗組中取融資前三年的應(yīng)計盈余管理絕對值均值[DAit]。主要控制變量定義見表1。

此外，為控制不隨時間變化的企業(yè)個體特征，本文在回歸中加入了企業(yè)個體和行業(yè)固定效應(yīng)[μi]；類似地，為了控制不隨個體而隨時間變化的經(jīng)濟環(huán)境，加入了時間固定效應(yīng)[γt]。同時，考慮到股權(quán)再融資決策主要來源于上市公司個體，將估計系數(shù)的標準差在個體層面進行聚類，以避免異方差和序列相關(guān)等問題帶來的干擾。

2. 再融資對企業(yè)績效影響的動態(tài)效應(yīng)模型（事件研究法模型）。DID模型僅反映了公司再融資事件發(fā)生后對公司績效影響的平均效應(yīng)，仍需要進一步分析再融資事件影響的動態(tài)效應(yīng)，一方面檢驗事前平行趨勢假設(shè)是否成立，另一方面分析再融資事件事后對公司績效影響的動態(tài)效應(yīng)。事后動態(tài)效應(yīng)的分析對再融資影響效應(yīng)的研究非常重要，因為融資之后，公司需要一定時間進行內(nèi)部資源調(diào)整，融資對公司經(jīng)營效率的影響隨著管理層決策的執(zhí)行而不斷變化，融資對公司績效的影響可能不能立刻顯現(xiàn)。另外，融資之后的前幾年，資金去向會受到監(jiān)管部門和外部利益方的嚴格監(jiān)控或關(guān)注，也會影響到融資效應(yīng)的顯現(xiàn)特征。因此，本文采用事件研究法模型分析再融資事件影響的動態(tài)效應(yīng)。具體而言，以股權(quán)再融資的上一年作為基期，構(gòu)建了年度虛擬變量與企業(yè)在樣本期內(nèi)是否進行股權(quán)再融資虛擬變量的交互項，構(gòu)建如下計量模型：

[ROAit=θ0+k≥-5，≠-15θ1Treatt×Postmt+β1Xit+β2Si，t×yeart+μi+γt+?i，t]" "（2）

其中，[Treati×Postmt]為企業(yè)與融資年度的時間距離，當[m]取值為0時代表企業(yè)當期進行了股權(quán)再融資，[mgt;0]代表融資之后，反之代表融資之前。其他變量含義及處理方法同模型（1）。

（三）變量的描述性統(tǒng)計

表2是變量的描述性統(tǒng)計，可以看出2013—2023年資產(chǎn)回報率均值為4%，資產(chǎn)負債率均值為43%，控股股東持股比例均值為34.66%，機構(gòu)投資者持股比例均值為45.39%，管理層持股比例均值為10.18%。從標準差、最大值和最小值來看，治理結(jié)構(gòu)變量在樣本中的分布差異較大。

（四）基準效應(yīng)分析

1. 再融資的平均效應(yīng)結(jié)果分析?；谀Ｐ停?），表3匯報了股權(quán)再融資對公司財務(wù)績效影響的回歸結(jié)果。為了說明基準結(jié)論的可信性和可靠性，在回歸模型中保持核心解釋變量和所有固定效應(yīng)不變，然后采用逐步添加控制變量的方式進行回歸分析④。從表中可以看出，無論加入何種控制變量，交互項的估計系數(shù)都在1%水平上顯著為負。這充分表明，股權(quán)再融資顯著降低了公司財務(wù)績效，驗證了假設(shè)H1。

2. 再融資的動態(tài)效應(yīng)結(jié)果分析。圖2是基于事件研究法模型的再融資對公司財務(wù)績效影響的動態(tài)效應(yīng)分析結(jié)果?？梢钥闯?，控制了盈余管理趨勢之后，融資前實驗組和對照組績效的變化趨勢沒有顯著差異，說明DID模型的結(jié)果滿足平行趨勢假設(shè)。獲得融資當年和融資之后實驗組的財務(wù)績效出現(xiàn)明顯下降，并且隨時間推移沒有明顯的恢復(fù)趨勢。獲得融資的當年及其后1～2年財務(wù)績效的下降在一定程度上可以歸因于公司規(guī)模擴大、項目處于建設(shè)期或前期盈余管理等因素，但之后沒有恢復(fù)跡象說明公司融資之后確實存在資金利用效率不高或者大股東“掏空”等問題。

基于動態(tài)雙重差分的結(jié)果，公司的再融資行為對其財務(wù)績效的負向影響是長期持續(xù)的。

（五）穩(wěn)健性檢驗

為確?；鶞驶貧w結(jié)果的可靠性，本節(jié)從多個角度進行了穩(wěn)健性測試，包括安慰劑檢驗、樣本分時段、替換被解釋變量以及雙重差分傾向得分匹配（PSM-DID）等，旨在評估結(jié)果的穩(wěn)健性和可信性。

1. 安慰劑檢驗。為了驗證實驗組績效下降確實由股權(quán)再融資引起，而非其他不可觀察因素造成，采用隨機抽樣進行安慰劑檢驗。具體而言，通過500次隨機抽樣，重復(fù)估計實驗組在模型（1）中的回歸系數(shù)，并繪制估計結(jié)果的核密度分布（見圖3）。相較于基準回歸估計系數(shù)-0.016（見表3），500次隨機抽樣的估計系數(shù)呈現(xiàn)出均值接近0的正態(tài)分布特征。這一結(jié)果表明，上市公司股權(quán)再融資行為對績效水平的負向影響效應(yīng)確實不來源于其他因素，從而進一步驗證了研究結(jié)論的穩(wěn)健性和有效性。

2. 制度和時間變化的影響。我國上市公司股權(quán)再融資受到證券監(jiān)管部門的規(guī)制，監(jiān)管部門會根據(jù)國家戰(zhàn)略、市場冷熱程度和再融資中出現(xiàn)的問題調(diào)整再融資政策及其執(zhí)行力度。再融資政策變化可能會對其經(jīng)濟效應(yīng)產(chǎn)生影響。此外，公司再融資之后投資也面臨不同的經(jīng)濟環(huán)境，不同的經(jīng)濟環(huán)境也可能對其經(jīng)濟效應(yīng)產(chǎn)生影響。因此，本文按照再融資政策和經(jīng)濟環(huán)境的變化將樣本按照時間段進行了分組，分析不同時間段再融資對公司績效的影響是否存在差異。

2013年以來，監(jiān)管部門根據(jù)國務(wù)院要求以及再融資政策執(zhí)行中存在的問題對政策進行了多次調(diào)整，但最為根本性的變化是2019年以來開始實施注冊制（從試點到全面鋪開）。這一階段，伴隨國家經(jīng)濟增速下降到6%以下，為了支持經(jīng)濟發(fā)展和科技創(chuàng)新，監(jiān)管部門放松了企業(yè)IPO和再融資限制，提高了上市公司的融資效率，IPO和再融資公司數(shù)量都大幅增加（見圖1）。因此，將樣本按照時間分為兩組：注冊制改革前（2013—2018年）、注冊制改革后（2019—2023年）。

表4匯報了樣本按照時間分組的股權(quán)再融資對企業(yè)績效的影響效應(yīng)。觀察可知，交互項的估計系數(shù)在兩個時間階段雖然都顯著為負，但2019年注冊制改革之后樣本組的系數(shù)絕對值明顯大于2019年之前樣本組的系數(shù)。原因可能是：再融資政策放松導(dǎo)致不需要融資的公司融資的可能性增加，或者經(jīng)濟下行導(dǎo)致融資資金合理支出渠道減少，這都會導(dǎo)致資金濫用程度增加，加大再融資對公司績效的負面影響。

3. 替換被解釋變量。在前文被解釋變量公司財務(wù)績效的構(gòu)建中，采用了總資產(chǎn)收益率，本文進一步將經(jīng)過當年行業(yè)中位數(shù)調(diào)整的資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率（ROE）和息稅前利潤率（EBIT）作為被解釋變量進行回歸，以檢驗結(jié)果是否穩(wěn)健。表5結(jié)果顯示，交互項的系數(shù)仍在1%的水平上顯著為負，結(jié)果是穩(wěn)健的。

4. 傾向得分匹配方法。考慮到基準回歸的結(jié)果可能會受到內(nèi)生性問題的干擾，為了避免處理組和控制組企業(yè)的財務(wù)績效存在較大差異而不滿足共同趨勢假設(shè)，本文分別使用半徑匹配、核匹配和局部線性回歸匹配三種不同的匹配方法來實現(xiàn)雙重差分傾向得分匹配（PSM-DID），從而檢驗再融資和企業(yè)績效之間的關(guān)系。表6第（1）—（3）列結(jié)果顯示，交互項的系數(shù)仍在1%的水平上顯著為負，結(jié)果是穩(wěn)健的。

四、機制檢驗

如前文所述，股權(quán)再融資主要通過增加公司的兩類代理成本降低財務(wù)績效。本部分將根據(jù)財務(wù)指標的含義以及已有研究，尋找表征代理成本的財務(wù)變量或變量組合，利用DID模型和事件分析法模型分析再融資事件對公司兩類代理成本的影響。

（一）機制變量選擇

根據(jù)Ang等（2000）[20]、姜國華和岳衡（2005）[21]、劉超等（2020）[16]的研究，選擇調(diào)整后的管理費用率（MER）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Asset Turnover）和關(guān)聯(lián)方占款（Related Occupy）表征代理成本。調(diào)整后的管理費用率等于“（管理費用-管理層薪酬）/營業(yè)收入”，可以反映管理層在職消費的多少。總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率等于“營業(yè)收入/資產(chǎn)總額”，反映了公司的資產(chǎn)利用效率。從代理成本角度，再融資后總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率下降既可能是管理層追求優(yōu)越辦公環(huán)境（如購入豪華辦公樓或車輛）的結(jié)果，也可能是投資項目質(zhì)量低下或產(chǎn)能過剩競爭加劇的結(jié)果。關(guān)聯(lián)方占款等于“其他應(yīng)收款/資產(chǎn)總額”，一般用來反映大股東對公司資金占用的多寡。

此外，本文也選取管理層薪酬前三名之和的對數(shù)（Top3Pay）、分紅率（Divi）以及營業(yè)收入增長率（Growth）和實物投資（Invst）組合指標進一步分析再融資對公司代理成本的影響。管理層通過再融資提升其薪酬的機制分析前文已有論述；分紅率等于“分紅額/未分配利潤”，公司以正常經(jīng)營盈余資金分紅是回饋股東的正常行為，但是再融資之后，在績效下降的同時分紅率上升，說明公司有利用融得資金通過分紅向大股東輸送利益的嫌疑；營業(yè)收入增長率和實物投資組合指標可以更加清晰地反映公司的投資效率（或投資項目質(zhì)量）。如果公司有盲目投資或過度投資之嫌，則公司再融資之后，實物投資就會增加（無論股東投入資產(chǎn)還是新投資），但由于投資項目質(zhì)量較差，可能不會導(dǎo)致公司營業(yè)收入增長。營業(yè)收入增長率等于“（上期營業(yè)收入-本期營業(yè)收入）/上期營業(yè)收入×100%”，實物投資等于“購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金的對數(shù)”。這里需要說明的是，許多研究利用Richardson（2006）[22]的模型分析過度投資，但一些觀點認為該模型無法真實衡量公司的過度投資和投資效率，甚至會得出與實際投資效率相反的結(jié)論（夏秀芳等，2020）[23]，因此，本文未采用該模型。

在上述6個機制變量或組合中，根據(jù)前文理論分析和已有文獻，管理費用率、管理層薪酬和資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率可以歸類為第一類代理成本機制變量，關(guān)聯(lián)方資金占用、分紅率和營業(yè)收入增長率與實物投資組合可以歸類為第二類代理成本機制變量。需要說明的是，投資項目質(zhì)量低下導(dǎo)致的資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和營業(yè)收入增長下降嚴格來說是兩類代理成本綜合作用的結(jié)果，只是資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率下降與非生產(chǎn)性資產(chǎn)購置有關(guān)，投資項目質(zhì)量更多受大股東影響，所以本文參考已有文獻將二者歸類為不同代理成本機制變量。

（二）機制檢驗

在機制變量選擇的基礎(chǔ)上，將DID模型和事件分析模型的因變量替換為機制變量，分析再融資對公司財務(wù)績效的影響機制。

一是再融資后股東和管理層之間的代理成本。（1）在職消費水平（管理費用率）?；貧w結(jié)果分別見表7第（1）列和圖4a。主要解釋變量的系數(shù)顯著為正，且系數(shù)在再融資之后逐年上升，說明再融資顯著提高了管理層的在職消費水平，且提升效應(yīng)隨著時間增長逐年上升。（2）管理層薪酬?；貧w結(jié)果分別見表7第（2）列和圖4b。雖然主要解釋變量的系數(shù)不顯著，但在再融資后第3年開始該變量系數(shù)呈明顯上升趨勢，表明再融資對管理層薪酬的影響未立即顯現(xiàn)，而是滯后顯現(xiàn)，從而導(dǎo)致平均效應(yīng)不顯著。（3）經(jīng)營效率（總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率）?；貧w結(jié)果見表7第（3）列和圖4c。主要解釋變量的系數(shù)顯著為負，在再融資之后第1、2年明顯下降，之后保持平穩(wěn)并未有恢復(fù)趨勢。該變量系數(shù)在再融資后前2年的下降可以在一定程度上歸因于資產(chǎn)規(guī)模擴大和項目處于建設(shè)期等，后期未有回升說明再融資支持的項目中非生產(chǎn)類或效率低下項目占多數(shù)?？傊?，回歸結(jié)果證實股權(quán)再融資增加了股東和管理層之間的代理成本。

二是再融資后大小股東之間的代理成本。（1）關(guān)聯(lián)方占款?；貧w結(jié)果見表8第（1）列和圖5a。主要解釋變量系數(shù)雖然不顯著，但在再融資之后第3年開始出現(xiàn)明顯上升，說明再融資對關(guān)聯(lián)方資金占用的影響存在滯后效應(yīng)。出現(xiàn)這種現(xiàn)象可能與再融資后初期資金使用受到各方嚴格監(jiān)控有關(guān)。（2）分紅率。回歸結(jié)果見表8第（2）列和圖5b。主要解釋變量系數(shù)顯著為正，且再融資之后逐年上升，意味著股權(quán)再融資導(dǎo)致了公司分紅率的上升。如前文所述，再融資之后財務(wù)績效下降的同時分紅率上升，說明大股東有侵占中小股東利益之嫌。（3）營業(yè)收入增長率和實物資產(chǎn)投資的組合?；貧w結(jié)果見表8第（3）和（4）列以及圖5c和5d。營業(yè)收入增長率對應(yīng)的主要解釋變量系數(shù)顯著為負，而實物資產(chǎn)投資對應(yīng)的主要解釋變量系數(shù)顯著為正，說明雖然再融資后公司實物投資明顯增加，但未能有效帶動收入的增長，這意味著再融資資金支持的項目投資效率不高或?qū)е滦袠I(yè)產(chǎn)能過剩，這一點和再融資后總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率下降相呼應(yīng)?？傊?，回歸結(jié)果證實了股權(quán)再融資加劇了大小股東之間的代理沖突。

本部分的實證結(jié)果表明，股權(quán)再融資顯著增加了公司的兩類代理成本。從財務(wù)邏輯角度來看，管理層薪酬、在職消費的上升和資產(chǎn)利用效率的下降會直接降低公司財務(wù)績效，分紅率上升和關(guān)聯(lián)方資金占用會通過抵消再融資給公司績效帶來的收益間接降低公司績效。因此，股權(quán)再融資通過代理成本機制降低了公司績效，假設(shè)H2得到了驗證。

五、基于治理結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性分析

既然治理問題是股權(quán)再融資影響企業(yè)績效的重要機制，那么治理機制的差異是否會影響股權(quán)再融資對企業(yè)績效的作用？下面從控股股東持股比例、機構(gòu)投資者持股比例、管理層股權(quán)激勵和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)四個方面分析股權(quán)再融資對企業(yè)績效影響的異質(zhì)性。

（一）控股股東持股比例

控股股東持股比例越高意味著和公司利益捆綁程度越深，對管理層自利行為的監(jiān)督動力也會越強（Shleifer 和 Vishney，1986）[24]，有利于減輕公司代理成本（Gomes，2000）[25]。不過，控股股東持股比例越高，也可能意味著股權(quán)制衡效應(yīng)越弱，會導(dǎo)致其“掏空”能力增強。但是“掏空”能力增強并不意味著“掏空”意愿增加，控股股東會在“掏空”行為為其帶來的收益和由此導(dǎo)致的公司價值下降為其帶來的損失之間進行權(quán)衡。許多研究發(fā)現(xiàn)控股股東持股比例高有利于降低代理成本（如李增泉等，2004；張兆國等，2005）[26，27]。因此，控股股東持股比例增加可能減弱再融資對公司績效的負向作用。表9前兩列匯報了控股股東持股比例如何影響股權(quán)再融資對財務(wù)績效的負向效應(yīng)。觀察可知，主要解釋變量的估計系數(shù)在兩種情況下（持股高低以中值分組，下同）都顯著為負，且控股股東持股比例越高的公司，股權(quán)再融資對公司績效的負面效應(yīng)越弱。這一結(jié)果說明，持股比例高的控股股東會減少對公司的“掏空”行為，緩解了股權(quán)再融資對公司財務(wù)績效的負向效應(yīng)。

（二）機構(gòu)投資者持股比例

機構(gòu)投資者能夠憑借自身的專業(yè)優(yōu)勢、信息優(yōu)勢以及資金優(yōu)勢等對上市公司高管人員、控股股東進行監(jiān)督，進而起到降低公司代理成本的作用（李艷麗等，2012）[28]。劉超等（2020）[16]實證分析發(fā)現(xiàn)有機構(gòu)投資者參與時，可以有效抑制大股東的“掏空”行為。因此，上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)中機構(gòu)投資者持股比例較高可能減輕公司代理成本，從而降低再融資對公司財務(wù)績效的負向影響。表9后兩列匯報了機構(gòu)投資者持股比例如何影響股權(quán)再融資對企業(yè)財務(wù)績效的負向效應(yīng)。觀察可知，主要解釋變量的估計系數(shù)在兩種情況下都顯著為負，但機構(gòu)投資者持股比例高的公司，股權(quán)再融資對公司績效的負面效應(yīng)較弱。這說明機構(gòu)投資者的高度參與緩解了股權(quán)再融資對公司財務(wù)績效的負向影響。

（三）管理層股權(quán)激勵

根據(jù)委托代理理論，對企業(yè)管理層實施股權(quán)激勵有利于促進高管和股東之間利益趨同，降低股東和管理層之間的代理成本。但是，從實踐結(jié)果來看，針對管理層股權(quán)激勵效果有兩種截然不同的結(jié)論（楊珂等，2019）[29]。一種結(jié)論是管理層股權(quán)激勵確實對公司績效有正向影響。股權(quán)激勵使管理層的個人薪酬與企業(yè)效益掛鉤，促使他們在公司投資經(jīng)營決策中更多從公司長期利益出發(fā)，實現(xiàn)管理層和股東利益的雙贏。但是，也有許多研究認為管理層股權(quán)激勵并不能有效提升公司績效。Fama（1980）[30]認為，管理層持有股份越多，管理層的權(quán)力越大，他們會利用持有股權(quán)產(chǎn)生的投票權(quán)和影響力來滿足自身利益，如保證自己不會被解雇和提高薪酬待遇。此外，高管會利用自己手中的權(quán)力干涉激勵契約的設(shè)計和執(zhí)行，從而使股權(quán)激勵喪失應(yīng)有的激勵作用。國外如Yermack（1995）[31]、Frydman和Saks（2010）[32]，國內(nèi)如李增泉等（2004）[26]、徐向藝等（2007）[33]的研究未能發(fā)現(xiàn)上市公司實施高管股權(quán)激勵對企業(yè)績效有顯著正向影響。本文采用管理層持股比例反映對管理層的股權(quán)激勵水平。表10前兩列匯報了股權(quán)激勵水平（管理者持股比例）如何影響股權(quán)再融資對財務(wù)績效的負向效應(yīng)。觀察可知，主要解釋變量的估計系數(shù)在兩種情況下都顯著為負，但管理層持股比例高的公司股權(quán)再融資對公司績效的負面效應(yīng)較強。這一結(jié)果說明更高的管理層持股水平在一定程度上加強了股權(quán)再融資對公司財務(wù)績效的負向效應(yīng)，即管理層權(quán)力理論的效應(yīng)強于最優(yōu)契約理論。

（四）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

產(chǎn)權(quán)因素對我國上市公司的治理環(huán)境有著重要影響。對于國有控股公司來說，雖然存在控股股東相對“虛置”的內(nèi)部人控制現(xiàn)象，但是國有控股公司管理層薪酬、投資范圍受到政府部門監(jiān)管，雖然低效率投資傾向仍可能存在，但大股東和管理層利用權(quán)力濫用資金情況相對民營控股公司可能較輕。民營控股公司中，控股股東對公司的控制力較強，控股股東為了私利濫用資金的程度會高于國有控股公司。此外，章衛(wèi)東等（2020）[34]認為國有控股公司在再融資過程中引入機構(gòu)投資者有利于減輕股東治理弱化現(xiàn)象，發(fā)揮機構(gòu)投資者制衡和監(jiān)督作用。而民營控股公司中實際控股股東往往是個人或家族，在投融資決策中處于強勢地位，引入的機構(gòu)投資者無法有效發(fā)揮監(jiān)督作用，再融資之后的代理成本問題更為突出，企業(yè)業(yè)績下滑幅度更大（宋衍蘅，2008）[8]。因此，相較于國有企業(yè)，民營企業(yè)股權(quán)再融資對公司財務(wù)績效的負向作用可能更強。表9后兩列匯報了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)如何影響股權(quán)再融資對財務(wù)績效的負向效應(yīng)。觀察可知，主要解釋變量的估計系數(shù)在民營企業(yè)和國有企業(yè)樣本中都顯著為負，但民營企業(yè)樣本的系數(shù)絕對值更大。這一結(jié)果說明股權(quán)再融資對公司財務(wù)績效的負向效應(yīng)在民營企業(yè)更加明顯。

六、結(jié)論和啟示

本文在理論分析的基礎(chǔ)上，以2013—2023年在滬深證券交易所上市的非金融類定向股權(quán)再融資公司為樣本，采用DID和事件研究法重新檢驗了“股權(quán)再融資績效下降之謎”。主要研究結(jié)論為：（1）企業(yè)再融資后財務(wù)績效出現(xiàn)明顯下降，而且這一效應(yīng)持續(xù)到融資后第5年仍舊存在。（2）融資后財務(wù)績效的下降可以用兩類代理成本的上升來解釋，具體表現(xiàn)為管理層薪酬、在職消費、分紅率和關(guān)聯(lián)方資金占用顯著上升，在實物投資增加情況下，營業(yè)收入增長率和經(jīng)營效率顯著下降。其中，有些效應(yīng)（如管理層薪酬增加和關(guān)聯(lián)方資金占用）因融資初期資金受到嚴格監(jiān)管而滯后顯現(xiàn)。（3）分時段的穩(wěn)健性分析發(fā)現(xiàn)雖然各時間段融資公司的業(yè)績都會下降，但2019年再融資政策放松和經(jīng)濟增速下降以來融資公司的績效下降更為顯著，這可能與公司治理缺陷和經(jīng)濟增速下降共同導(dǎo)致的資金濫用程度增加有關(guān)。（4）異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)較高的控股股東持股比例和機構(gòu)投資者持股比例能夠通過利益捆綁效應(yīng)和監(jiān)督效應(yīng)減輕再融資對公司績效的負向影響，但較高的管理層持股比例未能減輕再融資的這一經(jīng)濟效應(yīng)，說明管理層的較高持股更多體現(xiàn)了權(quán)力而非激勵效應(yīng)。國有企業(yè)因資金使用約束相對嚴格，融資之后績效下降程度明顯輕于民營企業(yè)。

進一步分析發(fā)現(xiàn)，監(jiān)管層期望通過放松再融資政策以提升融資效率的方式支持上市公司發(fā)展，但在現(xiàn)有治理環(huán)境下可能事與愿違，并會導(dǎo)致社會資源浪費（資金濫用）和社會“內(nèi)卷”程度加?。óa(chǎn)能盲目擴張導(dǎo)致資產(chǎn)利用效率下降），而且企業(yè)管理層或大股東為了規(guī)避資金使用監(jiān)管，會滯后侵占融資給企業(yè)帶來的利益。不過，這些現(xiàn)象并不否認少數(shù)公司在一些關(guān)鍵發(fā)展階段，確實需要通過股權(quán)再融資抓住良好投資機會實現(xiàn)跨越式發(fā)展。本文的研究結(jié)果至少說明，在當前的治理環(huán)境下，大量上市企業(yè)熱衷于股權(quán)再融資從一個側(cè)面說明了我國上市企業(yè)存在估值過高或治理機制缺陷問題，放松上市企業(yè)再融資政策并不是推動資本市場支持經(jīng)濟發(fā)展的最優(yōu)選擇。同時，以公募基金為代表的機構(gòu)投資者積極參與上市企業(yè)定向再融資說明機構(gòu)投資者的治理機制或再融資相關(guān)的市場交易制度存在一定缺陷，導(dǎo)致他們參與企業(yè)再融資的目的不是通過支持企業(yè)發(fā)展獲益而是通過可能的利益輸送或者交易套利獲益⑤。從異質(zhì)性分析結(jié)果來看，在我國當前上市企業(yè)監(jiān)管和治理環(huán)境下，降低大股東持股比例和增加管理層股權(quán)激勵不是完善我國上市企業(yè)治理機制的有效方式。一些研究發(fā)現(xiàn)（張洪輝等，2024）[35]，較低的大股東持股比例往往意味著較高的管理層持股比例，這種治理結(jié)構(gòu)并不能有效降低企業(yè)的總代理成本。

從本文的研究結(jié)果可以引申出另外一個值得思考的問題，即按照類似分析邏輯，IPO后也可能會出現(xiàn)與股權(quán)再融資相似的結(jié)果，一些研究也證實了這一點。那么如何理解IPO和股權(quán)再融資事件經(jīng)濟效應(yīng)的區(qū)別？我們認為，相對于股權(quán)再融資，IPO有兩方面不同：一是微觀上IPO之前的許多企業(yè)特別是科技企業(yè)處于成長初期，債務(wù)融資約束較大，需要借助IPO支持已經(jīng)證明成功的創(chuàng)新產(chǎn)品量產(chǎn)或新技術(shù)商業(yè)模式的推廣（即幫助企業(yè)實現(xiàn)“飛躍”），即使短期因現(xiàn)金資源增加可能導(dǎo)致代理成本上升，但從長期來看，相對于股權(quán)再融資，IPO的負向經(jīng)濟效應(yīng)會明顯降低或低于融資支持效應(yīng)；二是宏觀上IPO可通過為創(chuàng)業(yè)資本提供退出通道促進全社會的創(chuàng)業(yè)資本循環(huán)，推動全社會的創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)。IPO的這兩點優(yōu)勢在股權(quán)再融資上表現(xiàn)并不突出，因為上市企業(yè)已經(jīng)度過了債務(wù)融資約束嚴重的成長初期，多數(shù)治理良好的企業(yè)完全可以通過科學(xué)的投資決策和資金規(guī)劃進行擴張，股權(quán)再融資的必要性和推動創(chuàng)業(yè)資本循環(huán)的作用已明顯下降。

綜上，在當前企業(yè)治理和資本市場的監(jiān)管環(huán)境以及市場交易制度下，對上市企業(yè)的股權(quán)再融資政策不宜過于寬松，監(jiān)管層加快已有上市企業(yè)優(yōu)勝劣汰和支持更多企業(yè)IPO可能是發(fā)揮資本市場融資功能、支持經(jīng)濟發(fā)展和創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新更加有效的方式。從資本市場長期健康發(fā)展角度出發(fā)，完善上市企業(yè)和機構(gòu)投資者的監(jiān)管環(huán)境和治理環(huán)境以及市場交易制度，是放松上市企業(yè)再融資政策支持經(jīng)濟發(fā)展的重要前提條件。

注：

①公司在再融資之后一般有平均3年的項目建設(shè)期。此外，選擇的研究周期越長，再融資前的盈余管理對再融資后績效的影響越弱。

②已有研究（如Conyon和Murphy，2000）[14]發(fā)現(xiàn)規(guī)模因素是決定高管薪酬的主要因素，業(yè)績因素次之。

③之所以從2013年開始選擇樣本，是因為2013年之后，上市公司股權(quán)再融資的規(guī)模大幅增長。

④簡化起見，表3僅報告了按變量類型逐步加入計量模型的回歸結(jié)果。

⑤機構(gòu)投資者借定增套利方式可以參見“上市公司定增套路多 背后有哪些玄機？”（深圳商報·讀創(chuàng)客戶端，記者陳燕青，2024-04-21）。

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