定向增發項目收益率影響因子及機理研究
——來自我國上市公司的經驗證據

(南京大學工程管理學院，江蘇 南京 210093)

引言

定向增發，在海外市場又被稱為“私募”，是指上市公司向符合條件的特定投資對象以非公開形式發行股份(趙玉芳，余志勇等2011)[25]，有別于公開增發股份。定向增發項目不斷受到上市公司和投資者的青睞，目前已成為我國上市公司股權再融資的主要方式之一。一方面，定向增發發行費用低，增發價格靈活，是上市公司實現擴張和集團整體上市的有效途徑，備受上市公司關注；另一方面，投資定向增發的新股門檻越來越低，卻仍可獲得一定的超額收益，投資者參與熱情高(吳萍，2014)[19]。2015年定增市場募集資金總金額達12466億元，延續81.81%的同比高增長態勢，合計發行家數為827家。其中一年期項目募集資金合計3674億元(242家)，占比29.47%；三年期項目募集資金合計8792億元(479家)，占比70.53%[11]。

我國定向增發項目具有參與門檻高1、折價發行2、特定發行對象3和鎖定期限制4等特點。上市公司在進行重大資產重組前，應當對有關計劃、方案或者相關事項的現狀以及相關進展情況和風險因素等給予公告，并按照有關信息披露規則辦理相關事宜。因此，上市公司需要經過董事會公布預案、股東大會審議通過、證監會發審委審核并核準、增發上市公告、增發股份解禁等流程才可完成定向增發新股。定向增發新股的目的主要有項目融資、實際控制人資產注入、融資收購其他資產、集團公司整體上市、公司間資產置換重組、殼資源重組、補充流動資金、配套融資和引入戰略投資者等。目前已實施的定增項目主面向機構投資者、境外機構投資者、大股東、大股東關聯方、換股公司股東、境內自然人、境外自然人等，其中，機構投資者是與上市公司非直接關系的投資者參與定增項目的有效途徑。然而，投資定向增發項目并非沒有信息壁壘，也不是所有定增項目都會獲得穩定的收益，不同層面的因素都會影響投資項目的收益。由于鎖定期的存在，增加了投資者持股風險，這種風險極有可能作用于定增價格。隨著中國金融市場改革的不斷深入，投資準入條件的不斷變動，投資類型和風格的不斷轉換，如何判斷投資機會以及怎樣部署投資策略已成為業界和學術界的研究重點。

本文基于定增的預案類、財務類和市場類三個維度，構建定向增發項目收益率影響因子的指標體系，研究我國定增項目在不同情境下收益率的影響機理。相比于已有文獻，本文貢獻在于從預案條款、財務狀況和市場情緒三個維度構建了較為全面的影響因子體系，針對定向增發的不同情境篩選有效因子詮釋定增的收益機理，展開理論與實證相結合的分析。有助于全面揭示中國市場上市公司定向增發新股融資與投資者財富效應的關系，為監管部門更好地制定融資監管政策提供理論依據，為上市公司和承銷商在定向增發新股時合理確定定增價格提供新的啟示，同時為投資者進行科學的投資決策提供指導性的建議。

文獻回顧與研究假設

一、基礎理論與文獻回顧

隨著中國金融市場股權分置與再融資等制度的不斷完善，定向增發收益的歸因之謎研究更成為近幾年金融領域學者們關注和研究的熱點，其相關研究的立論基礎是市場有效性理論(Malkiel and Fama, 1970)[6]，將增發價格的定價與二級市場股票價格的差額視作定增折扣，并結合投資者情緒來考察定向增發項目的影響機理。定向增發的收益主要來自與定增折扣、個股成長、市場漲跌等方面，相關研究也主要從這三方面展開。

定向增發新股時，一般會存在增發價格相對當時的市場價格存在較高的折價現象，即“折價發行”(Hertzel and Smith, 1993; Wruck, 1989; Barclay et al., 2007)[4][10][5]。折價發行的理論依據主要有：(1)信息不對稱假說。定增折價與企業價值的信息不對稱理論相關，上市公司對投資者在參與認購過程中為收集企業價值和資金流向等核心信息形成的成本而制定的補償機制(Hertzel and Smith,1993; Thomas and Paolo, 1999; 章衛東，2008；曾勁松，2009)[4] [9] [27] [24]。(2)監控假說。上市公司在通過向特定對象增發新股使得公司股權結構發生變化，加強了外界對公司的監督，折價用于補償投資者的監督成本(Wruck,1989; Molin, 1996; 章衛東，2007)[10][3][26]。(3)管理層防御假說。管理層通常選擇消極的投資者為定增對象以達到減少股東對公司經營管理的干預的目的，從而已折價實現對盟友“消極管理”的補償(Barclay et al., 2007)[5]。(4)流動性缺失補償假說。由于禁售期造成定增新股無法及時流動，需要在發行初期就予以一定折價補償潛在的風險(Silber and William, 1991)[8]。另外，研究發現不同認購對象的增發折價存在差異性(Myers and Majluf, 1984)[7]，只有大股東參與的定向增發項目折價最高，只有機構投資者參與的最低，大股東和機構投資者都有參與的項目居中(李剛，2014； 鄭琦，2008)[13][28]。

定向增發項目與公司的財務有顯著性影響，因其可以改善財務狀況、提升資產質量和增強盈利能力，甚至可以幫助集團公司實現整體上市和發展壯大(俞靜，徐斌，2009)[23]。研究發現，股本規模、歷史財務狀況和預計發展能力等都會影響定增折價(孟慶強，侯忠磊，2013)[15]，增發規模越大(魏立江，納超洪，2008)[18]、利潤增長率越高(葉紅雨，曾芒，2006)[22]、大股東認購比例越高(王莉婕，馬妍妍，2014)[16]，其定增折扣越多，相應地二級市場股票的超額收益越大。大股東和機構投資者參與認購對公司長期績效起到了顯著的正向作用，說明其在定向增發中發揮了很好的監督職能(HertzelandLinck et al, 2006)[2]。

定向增發項目的公告日效應與項目的類型有關，尤其是以項目融資為目的的定增會在市場周期中隨著市場情緒的波動而變動(汪超，2011)[17]。定向增發項目的折價發行是相對于二級市場而言的，因二級市場的非有效性，使得其定價極易受到投資者情緒的影響(謝赤，歐輝生等，2010)[20]。不同市場周期下定增的折價情況也不盡相同，投資者情緒是推高定增折扣的主要原因(徐斌，俞靜，2010)[21]。一般來說，牛市階段上市公司發布的定增項目存在較高折價；熊市階段上市公司發布的定增項目折扣較低(何麗梅，2010；盧闖，李志華，2011)[12][14]。

綜上，國內外定向增發影響因子的相關研究，重點關注于預案類、財務類或情緒類的個別因子，卻很少綜合考慮這三個維度的因子對定向增發收益率的影響，過多關注因子內部而沒有充分考慮因子關聯和相互作用。因此，有必要從預案類、財務類和情緒類三個維度綜合來分析定向增發項目收益率的影響因子及其機理。本文以機構投資者可參與的定向增發項目為切入點，構建影響因子指標體系并探討不同情境下的有效影響因子，給出中國金融市場的證據，這也是本文的貢獻所在。

二、研究假設

預案類條款反映了上市公司對自身發展的良好預期和投資者的合理補償。增發比例展現的是增發股票數與流通股之間的比例，當增發比例較大時，則項目未來收益對公司資產價值的影響越大，未來不確定性風險也越高。上市公司為了對投資者進行風險補償，則需要將定增折扣進一步下調。由于定向增發項目的利益最大化是一個長期且持續的過程，鎖定期的長短決定了上市公司對長期績效的重視程度，從這個角度出發我們認為鎖定期越長，越有助于提高上市公司的長期業績，進而提升投資者的收益。項目融資是定向增發募集資金的主要目的，上市公司提供的定增折扣相對較低，不易引起投資者的特殊關注。而上市公司發行另類小眾融資目的的定增項目時，只有提供更多的折扣才會吸引投資者關注，相應地，這類股票在長期表現中也相對較好。因此，本文提出以下假設：

假設1：增發比例和鎖定期對不同情境下的定向增發項目存在正向相關關系；項目融資對不同情境下的定向增發項目存在反向相關關系。

財務狀況反映了上市公司自身發展的潛力和良好收益的基礎。近期超額收益反映了定增股票在公告日前的漲跌幅情況，間接反映了上市公司信息披露情況。當近期超額收益越大，表明定增項目的內部信息提前泄漏越多且是有助于投資者的利好消息。賬面市值比是衡量上市公司信息不對稱的一個重要指標，反映了公司價值估值的難易程度。當賬面市值比值越大，表明公司價值中無形資產比例越低，公司價值估值越容易，估值期間花費的成本也就越少。因此，本文提出以下假設：

假設2：近期超額收益對不同情境下的定向增發項目存在正向相關關系；賬面市值比對不同情境下的定向增發項目存在反向相關關系。

市場情緒反映了當前市場大環境中的投資者情緒，是定向增發項目賴以生存的沃土。大量研究發現，市場情緒與定向增發收益有顯著關系。根據盧闖和李志華(2011)[14]的研究，當市場情緒樂觀時，公司的估值會偏高，定向增發折價越大；反之，市場情緒越悲觀，定向增發折價越小。因此，本文提出以下假設：

假設3：積極市場情緒對不同情境下的定向增發項目收益率存在正向相關關系；消極市場情緒對不同情境下的定向增發項目收益率存在反向相關關系。

研究設計

一、數據來源及樣本選取

本文以證監會頒布《上市公司證券發行管理辦法》為起始點，從Wind數據庫中選取在2006年1月1日～2015年10月31日內上市公司完成定向增發公告的股票數據，主要包括股票代碼、股票名稱、預案公告日、增發公告日、限售股份解禁日、實際募資總額、定向增發目的、大股東認購比例、增發股數、增發價格、增發公告日收盤價、解禁日收盤價、增發公告日前30日前復權收盤價、增發公告日后下一日流通股數、增發公告日后前一日總股本數、增發公告日前一日總市值、增發公告日前 30 天區間換手率(基準：自由流通股本)、增發公告日前一日的市盈率、預案公告日之前最近一期年報中每股盈余、預案公告日之前最近一期年報中凈資產收益率、預案公告日之前最近一期年報中凈資產收益率賬面市值比，同時采集增發公告日前30日的滬深300指數累計收益率、增發公告日前一日滬深300指數的市盈率等信息。共得到2151條上市公司定向增發項目數據，其中滬市893條，深市1007條，創業板251條。本文主要考察的是機構投資者，鎖定禁售期主要考察為自發行日起1年或3年的情況。

由于本文的數據是從Wind數據庫中導出的，其中包含一些缺失和無效的數據，同時本文要考察定向增發的不同階段收益率情況，因此需要對數據進行清洗和篩選，主要步驟如下：(1)剔除截至到2015年10月31日還未完成定向增發股解禁或無解禁日的定增項目數據；(2)剔除解禁期異常，即非1年或3年的定增項目數據；(3)剔除僅針對大股東、大股東關聯方、換股公司股東、境內自然人、境外投資人和境外機構投資者進行定增的定增項目數據；(4)對異常數據進行修正補全處理。經過以上數據清洗后的定向增發項目是機構投資者5可參與的，共有950條股票數據，其中滬市455條，深市448條，創業板47條。另外，本研究中使用MATLAB2016a軟件實現。

二、研究目標變量

本文將從兩個階段建立四個變量綜合考察定向增發項目收益率情況，分別為公告日折溢價、禁售期收益率、綜合收益率和超額收益率。

公告日折溢價為定向增發發行日收盤價(不復權)相對預案中定向增發價格的收益：

禁售期收益率為自發行日至解禁日二級市場收益情況：

綜合公告日折溢價和禁售期收益率可以得到定向增發在預案期和禁售期的綜合收益率情況：

而超額收益率為投資者投資定向增發項目獲得超過同時期市場的收益情況。若市場取滬深300指數為例時，超額收益率為綜合收益率與同時期滬深300指數收益率Rm的差值：

三、定向增發影響因子體系的構建

基于已有研究和相關分析，本文將從預案類、財務類和市場類三個維度出發構建定向增發收益率的影響因子體系。其中，預案類因子包括定增規模和定增類型兩大影響因素，反映了上市公司對定增項目的預期；財務類因子包括公司規模、個股表現和盈利能力三大影響因素，反映了上市公司的發展潛力；市場類因子包括市場行情和市場表現兩大影響因素，反映了定向增發項目所處的市場環境。因此，本文構建的定向增發項目影響因子指標體系及其計算公式如表1所示。

表1 定向增發影響因子分級統計表

四、計量模型的設計

為檢驗不同情境下定向增發項目收益率的有效影響因子，本文分別將不同情境下的收益率(Ri，i=1, 2, 3, 4)設為被解釋變量，以影響因子指標體系(S代表預案條款類因子Statement、F代表財務狀況類因子Finance及M代表市場情緒類因子Market)為解釋變量構建多元線性回歸模型：

其中：當i=1, 2, 3, 4時，Ri分別表示R1,R2,Rtotal,Rex；而S=[S11,S12,S13,S21,S22]，F=[F11,F12,F21,F22,F23,F31,F32,F33]，M=[M11,M12,M21,M22]；ε表示隨機擾動項。

實證結果及分析

一、描述性統計

為了描述近年來發行對象的變化情況，表2列出了定向增發對象變量的統計表。整體上，僅針對機構投資者和針對不特定投資者7的定向增發項目基本上是逐年增加的，可見隨著國家政策的激勵，定向增發項目已成為越來越多上市公司再融資的重要手段。同時，同期內，不特定投資者參與的定向增發項目比僅針對機構投資者參與的相對較多；截至到目前，針對不特定投資者的定向增發項目占63.26%，而僅針對機構投資者的占36.74%，表明上市公司更傾向于多元化的股東。

研究變量的描述性統計結果如表3所示。樣本中被解釋變量的公告日折溢價、禁售期收益率、綜合收益率和超額收益率值相差較大，說明選取的樣本水平不一，變動范圍較廣，研究樣本具有代表性。均值和偏度均大于0表明收益是右偏的，且大多數定向增發項目是可以獲得較高的收益的。募集規模的偏度為0.59，峰度為3左右，表明市場的募集規模近似服從正態分布，募集規模在2.12附近波動。增發比例平均值為61%，而峰值高達128.6，說明增發比例存在尖峰厚尾現象，個別上市公司的增發比例處于極端值區域。大股東認購比例的中位數為0%而均值為9.06%，表明絕大多數定向增發項目大股東均沒有參與，而個別項目的大股東認購比例較高，拉升了整個樣本的平均值?？偣杀九c總市值的偏度在1左右，使其呈現右偏的態勢。近期超額收益率的均值為3%且偏度大于0，表明在實施定增之前，上市公司的股價大多數都在上漲。區間換手率基本維持在100%以內，表明前一個月股票買賣較為頻繁。市盈率的峰值達到110.22，表明個股的市盈率存在明顯的尖峰，數據較為集中。每股盈余均值和中位數較為相近，表明每股盈余較為集中且近似對稱分布。而凈資產收益率因個別項目的值較小，而使得數據偏差較大，其實絕大多數還主要集中在-100～+100之間。而賬面市值比的均值和中位數相近，表明賬面市值比絕大多數都是為正的，且呈現明顯右偏的分布。市場漲幅的均值和中位數均在0%附近，而偏度為0.55，說明市場漲幅呈現略右偏的正態分布。而大盤市盈率的最小值為8.18，而其中位數明顯小于均值，表明數據是極右偏的且絕大多數項目對應的大盤市盈率都較低。

表2 定向增發對象變量統計表

表3 研究變量描述性統計表

表4 研究變量中虛擬變量的描述性統計表

所選樣本中，92.84%的定向增發項目的禁售鎖定期為1年，表明上市公司更青睞發行1年期的定向增發項目；超過60%的上市公司融資目的為項目融資，因其能快速籌集公司所需資金以支持大力發展的項目，改善公司財務結構，投資人也可獲得穩定的長期收益。而在發行時期的選擇上，31.68%的公司為牛市發行，17.26%的公司為熊市，差別較小，認為控制的可能性較低，因預案公告日和實際的發行日之間存在較長的時間差，而市場可能在此期間內已發生重大變化。

由表5可知，在被解釋變量間的相關性分析中，綜合收益率與禁售期收益率的相關系數較高為0.822，超額收益率與公告日折溢價和綜合收益率的相關系數較高為0.647和0.516，表明被解釋變量間存在較強的正相關性。在被解釋變量與解釋變量的相關性分析中，增發比例、鎖定期、凈資產收益率越大對定向增發項目可以產生明顯的正向收益，而總股本越小越容易獲取正向的收益。另外，發布定向增發項目時市場所處的牛熊以及市場漲跌幅都存在顯著的影響，此符合市場現實情形。

二、回歸結果分析

為進一步研究不同情境下定向增發項目收益率與影響因子指標體系中各因子間的定量關系，本節采用多元線性回歸模型進行分析。

由表6回歸結果分析可知：本文構建的影響因子指標對不同情境下定向增發項目收益率均有顯著的影響。模型1-4的F檢驗值分別為32.6153、20.1549、27.9825、14.6390，明顯大于統計的臨界值，說明模型的解釋變量與被解釋變量間存在線性關系。同時，線性回歸的調整擬合優度分別為0.3616、0.2555、0.3259、0.1963，進一步驗證了影響因子指標體系的有效性以及模型的可行性。具體的，增發比例、鎖定期、近期超額收益、凈資產收益率指標與四個模型被解釋變量的回歸系數均大于0，且除個別不顯著的外對應T檢驗值均大于2，拒絕原假設，說明兩者之間存在顯著的正相關關系。而項目融資、熊市指標對四個模型的被解釋變量均小于0，且除個別不顯著外對應T檢驗值均小于-2，拒絕原假設，說明兩者之間存在顯著的負相關關系。賬面市值比對模型1和模型4的回歸系數分別為-0.2479和-0.3856，對應的T檢驗值分別為-2.2866和-2.3928，均小于-2，拒絕原假設，說明兩者存在顯著負相關關系，而其與模型2-3的顯著性水平較低。相反，市場漲幅與賬面市值比有著反向的結論。募集規模對模型2和模型3的被解釋變量回歸系數為-0.2440和-0.1194，且都通過了10%顯著性檢驗，說明募集規模對禁售期收益率和綜合收益率存在一定的負相關關系，而其對模型4的回歸系數為0.1246，通過了1%的顯著性檢驗，表明募集規模對超額收益率存在顯著的正相關關系。牛市指標對模型2-4的被解釋變量的回歸系數分別為0.6160、0.8776、0.2617，對應的T檢驗值都大于2，說明其對模型2-4存在顯著的正向影響。大盤市盈率指標除模型1外，對其他3個模型均存在不同顯著性的負相關關系?？偣杀局笜藢δＰ?、模型2和模型4存在顯著關系，而總市值指標對模型1-3也存在不同顯著性水平的相關關系。另外，每股盈余指標對模型1和模型4存在較弱的顯著性，大股東認購比例指標對四個模型的被解釋變量均不顯著。

表5 研究變量相關性分析表

表6 不同情境下收益率影響因子的線性回歸模型回歸估計

由表6可以發現，回歸模型中存在個別不顯著的解釋變量，如牛市指標對僅對模型1不顯著，大股東認購比例指標對模型1-4均不顯著，總市值和每股盈余指標對模型1-4存在不同水平的顯著，因此可以通過逐步回歸刪除各模型中的無關變量，降低不顯著變量的干擾，提高定向增發項目收益率影響因子參數估計的顯著性。模型1-4的逐步回歸結果如表7。

表7 不同情境下收益率影響因子的逐步回歸模型回歸估計

由表7逐步回歸結果分析可知：本文構建的影響因子對不同情境下定向增發項目收益率依舊存在顯著影響，且影響因子的顯著性明顯提高。模型1-4的F檢驗值分別為45.5555、30.9703、50.6810、26.2166，明顯大于相應統計上的臨界值，說明現有的解釋變量與被解釋變量間存在線性關系。同時，與表6中線性回歸的F檢驗值相比，有明顯提高，表明此時模型對應的指標體系更能解釋不同情境下定向增發項目的收益率。從指標的顯著性可以發現，所有模型對應的影響因子都至少在5%的顯著性水平下顯著，進一步驗證了表7中剩余影響因子的有效性以及增強了影響因子的解釋性。另外，大股東認購比例和每股盈余指標均沒有通過四個模型的顯著性檢驗。在模型1中有11個影響因子是顯著的，其中，增發比例、鎖定期、近期超額收益率、區間換手率、市盈率、凈資產收益率、市場漲幅、大盤市盈率指標與公告日折溢價的回歸系數分別為0.0995、0.2110、0.5059、0.0010、0.0001、0.0023、0.7892、0.0066，且在1%的顯著性水平下都是顯著的，說明兩者間均存在顯著的正相關關系；而項目融資、賬面市值比、熊市指標與公告日折溢價的回歸系數分別為-0.1784、-0.5464、-0.1067，也在1%的顯著性水平下都是顯著的，說明兩者間均存在顯著的負相關關系。在模型2中有11個影響因子是顯著的，其中，增發比例、鎖定期、總股本、凈資產收益率、牛市指標與禁售期收益率的回歸系數分別為0.2868、0.1595、0.2943、0.0035、0.5996，且在5%的顯著性水平下都是顯著的，說明兩者間均存在明顯的正相關關系；而募集規模、總市值、區間換手率、市盈率、熊市指標與禁售期收益率的回歸系數分別為-0.2556、-0.2156、-0.0022、-0.0002、-0.2486，且在1%的顯著性水平下都是顯著的，說明兩者間均存在顯著的負相關關系。在模型3中有9個影響因子是顯著的，其中，增發比例、鎖定期、凈資產收益率、牛市指標與綜合收益率的回歸系數分別為0.3643、0.1957、0.0043、0.9419，在1%的顯著性水平下都是顯著的，說明兩者間均存在顯著的正相關關系；而募集規模、項目融資、市盈率、熊市、大盤市盈率與綜合收益率的回歸系數分別為-0.1890、-0.2946、-0.0002、-0.5096、-0.0329，且在5%的顯著性水平下都是顯著的，說明兩者間均存在明顯的負相關關系。在模型4中有9個影響因子是顯著的，其中，募集規模、增發比例、近期超額收益、牛市、市場漲幅指標與超額收益率的回歸系數分別為0.1198、0.0553、0.749、0.1855、0.9133，在5%的顯著性水平下都是顯著的，說明兩者存在明顯的正相關關系；而項目融資、總股本、賬面市值比、熊市指標與超額收益率的回歸系數分別為-0.2607、-0.1731、-0.432、-0.2828，且在1%的顯著性水平下都是顯著的，說明兩者間均存在顯著的負相關關系。

同時，從影響因子指標的角度分析可以發現，增發比例指標對四個模型均存在顯著的正向影響，定增比例越高，表明上市公司越重視本次定向增發項目，越有助于投資者獲取更高的收益。鎖定期對四個模型均存在顯著的正向影響，鎖定期越長，不僅有利于上市公司的長期戰略發展布局，也為投資者獲得高收益提供了可能。而定向增發的目的用于項目融資并不被市場所看好，反而是小眾化的融資目的更受青睞。近期超額收益率指標對公告日折溢價和超額收益率存在顯著正向影響，表明定增票的高溢價可能存在信息的提前泄漏，使得股價上漲。凈資產收益率反映了自由資本獲得凈收益的能力，其與定向增發的收益成顯著的正相關關系，凈資產收益率越大，定向增發項目也同時可以獲得更高的投資回報。賬面市值比指標與定向增發項目收益率成顯著負相關關系，賬面市值比越小，反而更可以獲得高收益，這與Fama-French三因素模型(Famaand French, 1992)[1]中的結論相反。定向增發項目前市場的行情越好(牛市、市場漲幅)，越有利于增強投資者對項目的信心，提升投資的收益；反之(熊市)，結論則相反。

三、穩健性檢驗

為進一步檢驗結論的有效性，本文將以1個月為步長、72個月長度的滑動窗滾動采集子樣本進行多元線性回歸，共得到29個子樣本，各子樣本變量的回歸系數如圖1所示?？梢钥吹?，針對同一變量，不同子樣本下得到的回歸系數變化不大，展現了回歸結果較強的穩定性。同時，在表8中計算了所有子樣本回歸系數的均值，與全樣本回歸系數對比可以發現，穩健性回歸模型結果中主要研究變量無明顯差異，表明研究結論的普適性與可靠性。

研究結論及展望

圖1 子樣本線性回歸變量系數曲面圖

表8 不同情境下穩健性回歸模型結果對比表

本文在通過對已有文獻梳理的基礎上，構建了定向增發項目收益率影響因子指標體系，探究定向增發項目在不同情境下(公告日、禁售期以及全時期)的影響機理。研究發現，在預案條款方面，增發比例越高和鎖定期越長，越有利于增強投資者信息，定向增發項目收益率顯著提升；在財務狀況方面，在公告日前30個交易日定增股票表現越好，其公告日折溢價和禁售期超額收益率越高，可能是涉及內部信息的提前泄露，另外，定增票的賬面市值比指標與收益成反向相關關系；在市場情緒方面，定增公告前市場行情越好，越有利于提升定向增發項目的收益。同時，研究結果具有較強的穩健性。從以上結論可知，隨著中國金融市場再融資政策的不斷完善以及投資者對定向增發項目的持續關注，定向增發項目的運行機制已有規律可尋。對定向增發項目收益的歸因分析，為監管者制定融資監管政策，為上市公司和承銷商確定合理定增價格以及為投資者進行科學投資決策提供了借鑒和方向。當然，本文還存在一定的局限性。一方面，由于知識儲備和數據收集等因素的限制，本文構建的定向增發收益率影響因子體系無法囊括所有因子，可能仍有一些有效因子未被采納；另一方面，本文僅研究了影響因子指標與定向增發項目收益的線性關系，未能細致考察非線性條件下的關系。這些將在后續的研究中展開進一步的深入探討。

注釋

1.對于定向增發的一級市場來說，項目的資金要求較高，一般需要幾千萬或者上億元。另外，其發行對象不超過10人，平均每位投資者高投資比例的概率較高。

2.定向增發的發行價格的發行價格不低于定價基準日前20個交易日股票均價的百分之九十。截至2015年10月31日，99.95%的定向增發實施價格是基準價格的90%及以上，鮮有提價低于基準價90%以下。

3.我們統計了自2006年1月1日-2015年10月31日A股市場上市公司進行的定向增發項目，并對其投資者類型進行分類。結果顯示，在所有2151條定向增發項目中，1585例有機構投資者進行參與，占比73.69%，為最高頻投資者；大股東有821例，占比38.17%，位列第二；第三位境內自然人760例，占比35.33%?？梢?，機構投資者是定向增發市場的投資主力。

4.根據《上市公司證券發行管理辦法》第三十八條(二)：定向增發要求上市股份流通自定向增發發行的股份發行結束之日起，12個月內不得轉讓；定向增發結束后的成為控股股東、實際控制人及其控制的企業認購的股份，36個月內不得轉讓。根據Wind資訊統計，72.66%的定向增發的上市公司股票禁售期在1-3年，26.22%的上市公司股票禁售期為3年以上，相較于IPO來說周期較短。

5.此處機構投資者特指境內機構投資者，下文如不特別說明，機構投資者均指境內機構投資者。由上面分析可以發現，境內機構投資者是參與上市公司的主體，其也是與上市公司無直接關系的投資者參與上市公司定增項目的主要途徑，目前機構投資者已參與了73.69%的定向增發項目。

6.[x]表示對x進行四舍五入取整。

7.僅針對機構投資者表示僅面向機構投資者發行的定向增發項目；針對不特定投資者表示面向機構投資者的同時，也面向其他投資者(包括境外機構投資者、大股東、大股東關聯方、換股公司股東、境內自然人或境外自然人等一者以上)的定向增發項目。