定向增发新股资产注入：利益输送来自我国上市公司的经验数据(编辑修改稿)

定向增发新股资产注入：利益输送来自我国上市公司的经验数据(编辑修改稿)内容摘要：

率是稳健的， 定向增发新股 方式是影响 定向增发新股 折扣率的主要因素，并通过折扣率实现了在 定向增发新股 中向控股股东输送利益。 此外， 我国 上市公司 定向增发新股 的发行规模和资产负债率对 发行折价 有正面的影响，发行规模越大，资产负债率越高，则折扣率越高，说明发行规模越大 ，增发的融资难度越大，资产负债率越高，投资者所面临的风险越高，因此，为了吸引投资者参与增发，上市公司有可能在 定向增发新股 的价格上予以了更多的折扣，但这一关系不显著。 我国 上市公司的公司规模对 定向增发新股 的 发行折价 也有负面影响 ， 但不显著。 此外，上市公司成长性与 定向增发新股 折扣率正相关，表明上市公司的成长性越高， 定向增发新股 的折扣率越大，反映了在定向增发新股 的过程中，控股股东获取了上市公司更多的未来成长性收益，也提供了 定向增发新股 中通过折扣率进行利益输送的证据。 以上回归分析的结果表明，资产认购型 定向增发新股 的折扣 率要显著高于融资收购型 定向增发新股 的折扣率，进一步验证了本文提出的假设1。 四、 定向增发新股 收购资产前通过盈余管理进行利益输送的实证研究 ① （一）盈余管理程度的估计 参照国内大多数学者 （陆建桥， 1999；陆正飞和魏涛， 2020；张祥建和郭岚， 2020） 的做法，本文采用应计利润分离模型将总应计利润区分为非可操纵性应计利润和可操纵性应计利润。 其中，非可操纵性应计利润是企业正常的应计利润，而可操纵性应计利润则是企业出于某种动机而进行的盈余管理。 相关的应计利润分离模型很多， Dechow et al.（ 1995） 、Subramanyam（ 1996） 、 Bartov et al.（ 2020） 和夏立军 （ 2020） 等通过对美国市场和 我国 市场的盈余管理计量模型的检验，发现基于行业分类的横截面修正的 Jones模型能较好的估计可操纵性应计利润。 另外， Kothari et al.（ 2020） 的研究表明，在修正的 Jones模型模型加入 ① 本部分的研究是在作者关于定向增发新股中盈余管理问题研究的延伸，关于定向增发新股中盈余管理的研究阶段性研究成果已发表在《管理世界》 2020 年第一期。 8 ROA能够更好地估计可操纵性应计利润， Ken Y. Chen et al.（ 2020） 也应用了这一模型。 基于此，本文采用修正的 Jones模型 （ 考虑业绩 ） 来估计 定向增发新股 公司的盈余管理程度。 其具体的估计过程 如下： 1） 计算总应计利润 （ Total accruals， TA） tititi C F ONITA ,  （ 2） 其中， tiTA, 为 i公司第 t年的总应计利润； ,itNI 为 i公司第 t年的净利润； ,itCFO 为 i公司第 t年的经营活动产生的现金净流量。 所有变量都除以 t1年年末总资产进行标准 化处理，以消除公司规模差异造成的影响。 2） 计算非可操控性应计利润 （ Nondiscretionary accruals， NDA） 1,41, ,31, ,21,10, 1   titi titi titititi R O AAPPEA R E CR E VAN D A  （ 3） 其中： tiNDA, 表示 i公司第 t年经过 t1年年末总资产标准化处理的非可操控性应计利润；tiREV, 表示 i公司第 t年的营业收入增加额 ， 用以解释公司经营业绩和经济环境的变化对总应计利润的影响； tiREC, 表示 i公司第 t年的应收账款增加额； ,itPPE 表示 i公司第 t年年末的固定资产 ， 用来表示公司的资产规模； 1,tiROA 表示 i公司第 t1年的总资产报酬率； 1,tiA是 i公司第 t1年年末的总资产，各变量除以 1,tiA 是为了消除公司规模的影响。 公式 （ 2） 中的参数 0 、 1 、 2 、 3 、 4 是使用行业截面数据通过下面公式估计得到： tititi titi titititi R O AbAPPEbA R E CR E VbAbbTA ,1,41, ,31, ,21,10, 1   （ 4） 其中， tiTA, 为 i公司第 t年经过 t1年年末总资产标准化处理的总应计利润； 0b 、 1b 、 2b 、3b 和 4b 分别是参数 0 、 1 、 2 、 3 和 4 的估计值； ti, 是随机误差项。 3） 计算可操控性应计利润 （ Discretionary accruals， DA） 用总应计利润减去 非可操纵性应计利润，可得到代表盈余管理程度的可操纵性应计利润（ DA） ，即： tititi N D ATADA ,  （ 5） 在分析过程中，本文使用 定向增发新股 样本公司所在行业上市公司的截面数据对公式（ 4） 进行 OLS估计，估计过程每年进行一次。 由于股票发行事件可能对估计结果产生影响，因此剔除了估计期间相关行业中实施 IPO、配股等股权融资的公司 （张祥建和郭岚， 2020）。 （ 二 ）模型的估计结果 9 本文使用与 定向增发新股收购资产样本公司上市当年所处对应行业中上市公司的数据对修正的 Jones模型（考虑业绩）进行 OLS估计。 表 3列示的是修正的 Jones模型（考虑业绩）估计结果的描述性分析。 从 表 3中可以看出， Adjusted 2R 均值为 %， F值平均为 ，并在 1%水平下通过了显著性检验，说明修正的 Jones模型（考虑业绩）能够较好地估计盈余管理程度。 表 3 修正的 Jones 模型 （ 考虑业绩 ） 估计结果的描述性分析 均值 标准差 中位数 最小值 1/4 分位数 3/4 分位数 最大值 0b 1 1402043 79948266 5770149 404248346 17310438 24560309 450241887 2 3b 4 AdjR2 % % % % % % DW F *** 观测 数量 53 52 6 27 76 307 （ 三 ）回归模型和变量定义 为了研究各种解释变量对上市公司 定向增发新股 收购资产前一年盈余管理程度的影响 ，本文构建了下面的回归模型：   TO PCELe v e r a g es i z eLnt y p eDA 543210 )(SE O （ 6） 其中，各个变量的含义如下： DA：上市公司 定向增发新股 收购资产前一年的可操纵性应计利润。 本文采用修正的Jones模型 （ 考虑业绩 ） 来估计可操纵性应计利润。 SEOstyle：表示 定向增发新股 收购资产类型，若为资产认购型 定向增发新股 ，则取值为1，否则为 0。 Lnsize：度量公司规模的指标。 本文用 定向增发新股 收购资产前一年年末公司总资产的自然对数来衡量。 公司规模越大， 控股股东 从上市公司和其他股东获取的收益就越多， 控股股东 就越具有实施盈余管理的动力 （ Watts and Zimmerman， 1986）。 但是，另一方面，由于大公司受到来自政府监督部门、机构投资者、证券分析师和投资者等的监督、关注也比较多，倾向于向公众提供更多的信息，因而实施盈余管理的成本可能较大 （ Rajan and Zingales，1995； Dechow and Dichev， 2020）。 可见，公司规模与盈余管理之间存在一定的关系。 10 Debtratio： 定向增发新股 收购资产前一年年末公司的资产负债率。 高负债能够促使企业实施增加应计利润的盈余管理行为，面临强 制性条款契约的企业具有较高的可操纵性应计利润 （ DeFond and Jiambalvo， 1994； Sweeney， 1994）。 然而债务契约带来的会计稳健性会使负债比率与盈余管理负相关 （ Watts， 2020）。 DeAngelo et al.（ 1994） 发现，陷入财务危机的公司为了获得债权人更多的让步，可能会进行负向盈余管理。 因此，负债对盈余管理也有影响。 CE： 定向增发新股 收购资产前一年公司的资本支出。 本文以购建固定资产等长期资产的支出除以年初总资产进行标准化处理后来衡量资本支出。 资本支出直接影响到企业的资本密度，并影响企业盈余管理的程度。 Francis and Krishnan（ 1999） 认为，企业的资本密度主要是影响长期应计利润，企业的资本密度越低，盈余管理的可能性就越大。 Burgstahler and Dichev（ 1997） 的研究表明，拥有较高流动资产或流动负债的公司拥有更多操纵盈余的空间。 因此资本支出应该与可操 纵 性应计利润成负相关关系，因为资本支出的增加会导致折旧的增加，从而造成净利润的减少。 TOP： 第一 控股股东 持股比例。 本文采用持股比例最大的股东持有的股票数量占总股本的比例 来衡量。 大量的实证研究表 明 ， 第一 控股股东 的持股比例越大，其操纵盈余的动机和能力就越强 （ Fan and Wong， 2020；孟焰和张秀梅， 2020；王化成和佟岩， 2020）。  ：随机扰动项。 （ 四 ）上市公司 定向增发新股 收购资产前一年盈余管理的存在性检验 根据修正的 Jones模型 （ 考虑业绩 ） 的估计结果，可以计算出每家 定向增发新股 收购资产公司相关年度的可操纵性应计利润。 表 4列示了不同类型 定向增发新股 收购资产公司增发前两年与当年共三个年度可操纵性应计利润的时间序列分布，表中数据均经过上一年年末 总资产的标准化处理。 从 表 4可以看出，从 2到 0年，不同类型定向增发新股公司的可操纵性应计利润时间序列分布情况存在差异。 对于资产认购型定向增发新股样本，其定向增发新股前 2年的可操纵性应计利润为正值，但前一年的可操纵性应计利润小于其前 2年的可操纵性应计利润且为负值 ，但在统计检验上不显著。 这可以在一定程度上说明资产认购型定向增发新股公司在 增发前 1年进行了负的盈余管理。 表 4 不同类型 定向增发新股 公司可操纵性应计利润的时间序列分布 类型 资产认购型 融资收购型 年度 均值 t 值 中位 数 均值 t 值 中位数 2 1 *** 0 注： ***表示在 1%的水平上差异显著。 对于融资收购型 定向增发新股 而言，上市公司 定向增发新股 前 2年 的 可操纵性应计利润为 ，说明存在一定程度的负向盈余管理，但不具备统计上的显著性。 但是融资收购型定向增发新股 前 1年及 当年的可操纵性应计利润均为正值，且盈余管理程度较高分别为 和。 定向增发新股 前 1年的可操纵性应计利润为 ，并且在 1%的水平上的高度显著。 11 而在融资收购的 定向增发新股 完成之后，上市公司没有再进行正向盈余管理的动力，虽然统计上存在一定的正向盈余管理，可操纵性应计利润为 ，但是不存在统计检验上的显著性。 这表明，融资收购型 定向增发新股 公司在增发前 1年加大了正的盈余管理程度，存在着显著正向的盈余管理行为。 因而，检验的结果而初步验证了本文提出的假设 2。 （ 五 ） 上市公司 定向增发新股 收购资产前 一年盈余管理程度影响因素的实证检验 表 5 变量的描述性统计结果 变量 样本数 均值 中位数 标准差 最小值 最大值 公司规模（ Lnsize） 154 资产负债率（ Debtratio） 154 资本支出（ CE） 154 1 第一控股股东持股比例（ TOP） 154 盈 余 管 理 程 度 DA 全样本 154 资产认购型定向增发新股 128 融资收购型定向增发新股 26 两组比较 （资产认购 融资收购） t 检验 Wilcoxon 检验 均值 t 值 中位数 Z 值 ** *** 注：（ 1） **、 ***分别表示 5%、 1%水平下双尾检验显著；（ 2）均值采用 T 检验，中位数采用非参数 WilcoxonZ检验。 表 5列示了资产认购型及融资收购型两种类型 定向增发新股 的盈余管理程度及相关变量的描述性统计结果。 从表 5可以看见， 定向增发新股 公司全样本的可操纵性应计利润平均值（ 中位数 ） 为 （ ） ，说明了上市公司在 定向增发新股 前 1年的存在正盈余管理；样本公司的公司规模平均值 （ 中位数 ） 为 （ ） ，标准差为 ；样本公 司的资产负债率平均值 （ 中位数 ） 为 （ ） ； 定向增发新股 公司的资本支出平均值 （ 中位数 ）为 （ ） ，说明了资本支出占总资产的比重；样本公司第一 控股股东 持股比例的平均值 （ 中位数 ） 为 （ ）。 另外，从 表 5还可以看出，资产认购型 定向增发新股 公司的。