配股融資的現實困境與配股權流通研究

王桂虎，賀恩遠

(1.中國社會科學院金融研究所，北京 100028；2.北京大學軟件與微電子學院，北京 100871)

一、引言

配股是上市公司向現有股東按比例公開增發新股的行為，是上市公司進行股權融資的方式之一。配股是我國證券市場最早出現的再融資工具，1993年12 月證監會發布《關于上市公司送配股的暫行規定》，形成配股統一的監管政策。直至1998 年，我國資本市場開始試點公開增發和可轉債融資方式，在這一期間配股是我國上市公司進行股權融資的唯一方式。隨著其他再融資方式的出現，配股融資額自2000 年開始急劇下降，股權分置改革后基本每年維持在10 家左右，目前已成為被邊緣化的再融資方式。

相對于其他股權融資方式，配股具有獨特的特點。首先，折價發行是配股的一個重要特點，配股價甚至可以為零，這樣的行為被視為股票股利。從近年來上市公司配股發行情況來看，折價率基本在市價的50%左右。其次，配股權不能流通轉讓，配股具有一定的“強迫性”。上市公司股東只能通過賣出股票的方式避免股票價格除權造成的損失。最后，配股必然會使得一部分投資者遭受損失。據統計，2007 年以來我國配股實際認購比例平均為96.44%。上市公司股東眾多，總會有一些中小股東因為不知道配股信息或者沒有資金參與認購或主動放棄認購，而出現棄購現象，蒙受投資損失。

在配股誕生之初，上市公司為了吸引原有股東積極認購，配股價往往很低，甚至低于股票市價的25%。而大股東由于缺乏資金參與配股等原因，頻繁采取放棄配股的做法，導致國有股東持股比例降低，此舉被監管部門認為造成了國有資產的隱形流失。1994 年4 月監管部門要求國有股東在不影響控股地位時，可以轉讓配股權。由此產生了“轉配股”，即非流通股東可以將配股權有償轉讓給流通股股東，以獲得一部分補償，但流通股股東的配股權不能轉讓?！稗D配股”形式上類似于一種認股權證，是我國證券市場早期特有的產物。1998 年，政策重新允許國有股東可以適當降低認購應配股份比例，轉配股也正式停止。

股權分置改革使得我國證券市場基礎發生了重大變化，與此同時隨著上市公司再融資監管政策的發布和不斷完善，上市公司股權融資工具不斷豐富。目前在我國證券市場多種股權融資工具并存，但各個品種募資金額差異較大。公開增發因為發行條件高、市價發行等原因基本絕跡，配股每年也僅有極少數上市公司選擇其進行融資，可轉債自2000 年誕生以來一直未有大的發展，直到2017 年定向增發政策收緊之后才迎來一段發展熱潮。而反觀定向增發，自推出以來以其發行條件寬松、發行靈活等特點，迅速成為上市公司再融資的首要選擇，融資金額遠超其他再融資方式總額。

但定向增發在實踐中也暴露出一些問題，比如定價方式、投資者入圍、募集資金投向、高溢價收購等，近年來雖然監管部門也不斷修改監管政策進行規范，但仍然未能改變定向增發融資比例過高、一些定向增發對中小投資者利益造成侵害的狀況。因此，如何結合證券市場實際情況創新再融資方式，給予上市公司和投資者更多的選擇，在規范化的前提下市場化地推進，需要認真研究。

本文從配股融資的特點出發，認為由于配股的“強迫性”，配股的決策困境以及配股對股價的短期沖擊是配股融資面臨的現實困境，并以實證的方法對其進行檢驗?；谏鲜隼Ь?，本文提出實現配股權的上市流通是解決配股融資發展的重要突破口，對創新上市公司再融資模式具有重要意義。最后，本文對配股權理論價格進行探討，提出修正Black-Scholes 模型的配股權定價模型和多步二叉樹定價模型，以凌霄泵業為例模擬了配股權上市流通后股票價格和配股權價格的走勢，并對配股權上市流通的可行性進行分析。

二、文獻評述與理論分析

(一)關于配股選擇的研究

國外關于配股選擇的研究集中在配股和其他融資方式的選擇上。Eckbo et al.[1]研究發現，20 世紀50 年代以前，一半以上的美國上市公司股權融資通過配股進行；而80 年代以后，配股在美國資本市場基本消失，取而代之的是通過發行權證的方式進行融資。Smith[2]基于股東財富損失的分析認為，配股融資方式下老股東的持股比例不會被稀釋，而增發新股會使得老股東的持股比例被稀釋，因此選擇配股融資是上市公司更好的選擇。Hertzel et al.[3]從信息不對稱角度對公開發行和私募發行股票進行了研究認為，盡管私募發行以較大的折扣出售，但私募發行仍會帶來正的異常收益，折價反映了私募發行的投資者承擔的信息成本。

在國內研究中，早期主要圍繞配股的動機和盈余管理進行，多數研究認為“圈錢”是上市公司配股的重要原因之一，為達這一目的配股前上市公司普遍進行盈余管理，股東之間的制約程度對配股動機和盈余管理均有較強的影響[4-5]。隨著其他股權融資模式的出現，國內關于配股和其他再融資工具選擇的研究逐漸出現。部分研究從股權角度對再融資工具的抉擇進行研究。比如，林彬[6]通過分析樣本股權結構，發現非流通股中的國家股明顯傾向配股，而其他性質的股東如社會法人股、自然人持股等均傾向于增發和可轉債方式融資。雷佳睿[7]研究了股權分置改革后上市公司配股動機，發現大股東持股比例和股權集中度與配股動機顯著負相關。同時，也有部分研究從再融資方式的選擇對公司價值、股東利益的影響出發，比如，管征等[8]對1998—2003年我國上市公司再融資選擇進行分析發現，增發是上市公司再融資的首選方式，而無論是增發還是配股，都對公司的價值有損害，但增發對公司價值損害更大。劉宏等[9]研究發現，股權分置改革前，大股東通過配股以及配股同時放棄配股權等方式達到圈錢的目的；股權分置改革后，雖然股東利益已趨于一致，但是大股東還是會利用操縱利潤和發行價格等定向增發中存在的漏洞損害中小股東利益。

(二)關于配股市場效應的研究

配股融資如何影響上市公司股票收益率的波動，已有的研究文獻對該問題進行了較多的分析論證。國外的大量研究發現配股融資顯著降低了股票價格。Deangelo et al.[10]研究認為，配股之所以會對股票價格帶來負面效應，因為股權融資改變了公司的資本結構，使得債務風險變小，從而降低了股權價值。Hansen[11]對美國工業企業和公用事業公司的研究，同樣得出了配股負的市場效應的結論。Teoh et al.[12]認為，配股的負效應主要源于盈余管理，企業提高了發行前的盈余，發行后經營業績則出現下降，從而導致股票價格出現明顯的下跌。

國內對于配股市場效應的研究，由于研究時間跨度的不同，得出的結論各有不同。針對該問題的研究多數表明，配股消息公告后股票價格表現出明顯的下降。胡乃武等[13]研究了1998—2001 年A 股上市公司配股的市場效應，發現配股消息的公告對股票價格有明顯的負面影響。陳曉文[14]研究了2001—2009 年上市公司配股事件，發現短期內配股公司股價普遍存在顯著的負超額收益。林碩[15]對我國2007—2015 年主板及中小板上市公司配股預案的公告效應進行研究，發現預案公告后有顯著的負的累計超額收益。

但也有研究表明，配股具有正的市場效應。Wang et al.[16]對中國1994—1999 年A 股上市公司配股事件的實證分析表明，配股的平均累積超額收益率顯著大于零。吳啟鳳[17]對1994—2004 年A 股進行配股的上市公司進行研究，結果表明配股前半年和配股后一年上市公司股價均有正效應。宋獻中等[18]在中國股權分置改革的制度背景下，選取2004年1 月至2008 年8 月實施配股的公司，研究發現股權分置改革對我國上市公司配股融資效應有正面影響，改革后我國上市公司配股融資公告具有較強的正面效應。何德旭等[19]的研究則表明配股對股票價格的影響表現出階段性特征，并不完全為負的價格效應。

(三)關于配股權定價與轉讓的研究

由于我國配股權不能流通，目前關于配股權定價的文獻很少，相關文獻僅僅是對配股權價格的簡單分析，并且是基于配股權不能流通轉讓的現狀進行分析。覃懷勇等[20]以Black-Scholes 模型為基礎，對比分析了配股權的理論價格與內在價值，指出配股權的理論價格高于內在價值，若配股權能夠出售，股東可以獲得超額收益。楊春鵬等[21]同樣基于Black-Scholes 模型對配股權給出理論價格，并指出配股比例和繳款期限對配股的理論價格和內在價值的偏離有重要影響。汪志偉[22]分別計算了配股的除權價格和配股權價值，并對兩者的關系進行分析，根據其結論，股權登記日前股票價格中包含有配股權的價格，股票除權價格與每份配股權價值之和就是配股前股票的股價。

(四)文獻評述與本文研究的貢獻

通過梳理已有研究成果，可以發現關于配股的研究大多距今較為久遠。國內研究文獻主要集中在2010 年之前，尤其是股權分置改革以前，2010 年之后關于配股的研究較少。

第一，在配股選擇研究方面，股權分置改革前上市公司可供選擇的股權融資工具非常有限，國內研究主要從流通股股東和非流通股股東利益角度出發進行研究，進而得出我國上市公司配股的“圈錢”動機。本文基于股權分置改革后我國股權再融資市場現狀，從股權特征角度出發，提出了配股的決策困境，即由于配股權無法轉讓，全體股東必須參與認購，在大股東持股比例較高、股權制衡度較高的情況下，配股的決策往往面臨困難。此外，民營上市公司大股東資金短缺也會阻礙其對配股融資的選擇。

第二，關于配股市場效應研究方面，國外的多數研究發現配股融資顯著降低了股票價格，并從資本結構變化理論、信號傳遞理論等方面加以解釋。國內針對該問題的早期研究多數表明，配股消息公告后股票價格表現出明顯的下降，但也有研究表明在股權分置改革后，配股消息的公告對股價有正面作用，由于配股政策的變化和樣本選取的時間跨度不同，得出的結論各有不同，目前尚未達成一致。本文認為由于配股權無法轉讓，為了避免股價除權后遭受損失，不愿參與或沒有資金參與配股的中小股東只能選擇賣出股票“逃權”，致使公司股價在短期內遭受負面沖擊，這是配股目前面臨的第二個現實困境。本文基于前人研究成果，選取2010 年至2020年6 月進行配股融資的上市公司為樣本，通過事件研究法考察配股預案和配股說明書公告后的市場效應，所得到的結論更符合我國現階段資本市場現狀。

第三，目前國內并沒有關于配股權流通的相關研究，現有文獻僅僅是在配股權不能流通轉讓的基礎上，對配股權理論價值的簡單分析。本文認為，配股權的上市流通是解決目前配股所面臨現實困境的有效金融創新工具。盡管在20 世紀90 年代配股權有一段時間可以轉讓，但其目的是減少非流通股東放棄配股權造成的國有資產潛在流失。經過多年的發展，我國證券市場日趨成熟，配股權的上市流通不僅可以解決配股面臨的上述困境，還使得配股成為一個多贏的方案。對于上市公司大股東來說，持股比例不再是制約其配股決策的因素，通過無償獲得配股權，大股東可選擇轉讓一部分配股權以降低其實際認購比例，也可以選擇在市場上買入配股權增加其認購比例。與此同時，股權制衡度、股權性質理論上不會成為制約配股決策的因素。而不愿參與配股的中小股東不必通過賣出股票“逃權”，只需將配股權按市價轉讓出去；對于看好股票的投資價值且愿意參與配股的投資者，可以通過買入配股權進行投資。這樣不僅能夠減小甚至消除現行配股方式對股價的負面沖擊，同時順利實現上市公司股權融資的目的。

三、配股決策困境的實證依據

本部分選取2010 年至2020 年6 月A 股實施配股融資的上市公司作為樣本組，同時選取同一時期選擇定向增發和可轉債進行融資的上市公司作為對照組，通過構建二元選擇Logit 回歸模型，對配股的決策困境進行實證檢驗。

(一)樣本選擇與對照組構建

2010 年至2020 年6 月A 股實施配股融資的上市公司樣本共計122 個，并按照以下原則進行篩選：(1)剔除金融公司樣本；(2)對于在考察期內多次進行配股融資的公司，僅保留第一次配股樣本，以消除重復配股的影響。經過篩選獲得有效樣本98 個。

考慮到定向增發、可轉債與配股在發行條件、募集資金金額、大股東認購、決策時間等方面的差異，為使得樣本之間具有可比性，分別通過以下原則進行篩選：

定向增發樣本篩選原則：(1)剔除金融公司樣本；(2)剔除未能連續三年盈利的公司；(3)剔除發行規模超過市值20%的公司；(4)剔除大股東未參與認購的樣本；(5)對于多次定向增發的公司，僅保留第一次融資樣本；(6)選擇配股預案公告前后各一個月內公告定向增發預案的樣本。通過上述篩選，獲得有效樣本292 個。

可轉債樣本篩選原則：(1)剔除金融公司樣本；(2)剔除發行規模超過市值20%的公司；(3)對于多次發行可轉債的公司，僅保留第一次融資樣本；(4)選擇配股預案公告前后各一個月內公告可轉債預案的樣本。通過上述篩選，獲得有效樣本238 個。

(二)定義變量與模型設定

上市公司在進行融資方式時面臨多重影響因素，包括可量化因素和不可量化因素。不可量化因素較為廣泛，如再融資政策、股東意愿等。本文選取可以量化的指標，并適當增加控制變量。

因變量為是否選擇配股融資(Y)，若是取值1，否則取0。解釋變量及其字母簡稱和取值方法為：股權性質(ShQ，國有控股取1，否則取0)；大股東持股比例(MS，預案公告前大股東直接和間接持股比例)；股權制衡度(ShR，前十大股東持股比例扣除大股東持股比例后與大股東持股比例的比值)。股權性質穿透到最終控制人，大股東持股比例將實際控制人直接和間接持股數合并計算，構成一致行動關系的也合并計算。同時選取資產總額的自然對數(LnSize)、每股收益(EPS)、資產負債率(DEB)、凈資產收益率(ROE)、每股經營現金流(CPS)和市凈率(PB)控制變量，前4 個變量取預案公告前一個會計年度相關數值，市凈率取預案公告前一日數據。

設定如下二元選擇Logit 回歸模型，其中，i=0或1，εi為隨機干擾項。使用該模型估計的參數值可以測量自變量與因變量發生概率的關系，并進行顯著性檢驗。

(三)二元選擇Logit 回歸模型實證分析

1.描述性統計。表1 分別對兩組樣本進行了描述性統計。從股權性質來看，選擇配股融資的樣本組平均數和中位數均大于對照組，說明選擇配股融資的公司中國有控股上市公司比例更高。就大股東持股比例和股權制衡度來看，樣本組平均數和中位數均小于對照組，表明選擇配股融資的上市公司大股東持股比例和股權制衡度相對較低。

表1 各變量描述性統計

2.模型檢驗。通過計算變量之間的相關系數，各變量間相關系數均小于0.70，說明變量間不存在較強的相關性。通過檢驗模型中方差膨脹因子VIF，變量間VIF 值最高為1.925 2，最低為1.199 8，均小于10，因此模型不存在多重共線性問題。通過BP 檢驗(Breush-Pagan)對模型是否存在異方差進行檢驗，首先對變量進行OLS 回歸，以此檢測變量是否存在異方差性，結果顯示Obs×R2值為62.68，Prob.Chi2值為0.00，拒絕隨機擾動項方差是同方差的假設，模型存在異方差問題。為避免變量異方差性對回歸結果的不良影響，本文采用了懷特穩健標準誤法對模型進行修正。

3.回歸結果及分析。表2 列示了模型回歸結果。從回歸結果可見，該回歸模型McFadden R2值為0.128 0，LR 統計量為69.641 3，在1%顯著性水平之上，模型解釋能力較強。解釋變量中，大股東持股比例、股權制衡度、股權性質、資產負債率、資產總額對模型具有較強的解釋能力，顯著性水平均在1%以上，其他指標未能通過顯著性檢驗。

表2 回歸統計結果

從股權指標具體來看，大股東持股比例回歸系數為負，說明大股東在股權比例較高的情況下，使用配股融資的意愿就較低。股權制衡度回歸系數為負，說明股權制衡度越低，樣本公司越傾向于使用配股進行融資，配股決策更容易達成。股權性質回歸系數為正，說明國有控股上市公司更傾向于使用配股進行融資，而非國有企業因為大股東資金約束通過配股融資的意愿較低。模型回歸結果驗證了配股所面臨的決策困境。

四、“逃權”對股價短期沖擊的實證依據

本部分通過事件研究法，通過測量股票價格的波動，測度配股對股票價格帶來的影響。

(一)事件研究方法與步驟

1.事件日、窗口期、估計期。本文選擇配股預案公告日(T1)和配股說明書公告日(T2)作為事件日，以此考察配股信息對股票價格的短期沖擊。配股預案是上市公司第一次將配股決策向市場公開披露，配股說明書向市場傳遞了詳盡的配股信息。配股說明書公告后，股票有三個交易日的交易時間，投資者可作出投資決策，第三個交易日為股權登記日，當日收盤后在冊股東享有配股權。因此在時間窗口的選擇上，分別以時間窗口(T1-10，T1+15)和(T2-10，T2+30)考察配股預案和配股說明書公告日前后股票異常收益情況。估計期是計算股票正常收益率的期間，本文將估計期的長度確定為250 個交易日，即通過事件日前250 個交易日個股相對市場波動情況，計算窗口期內股票正常收益水平。

2.異常收益率。正常收益率是基于估計期數據計算的股票的期望收益，采用市場模型來計算。該模型基于CAPM 模型，假設股票收益率與市場組合收益率有線性關系：

式(2)中，Ri，t和Rm，t表示t日股票i和市場組合的收益率，通過上述模型估計出樣本公司的

收益率取股票或指數的日對數收益率，即：

計算正常收益率的基本模型為：

異常收益率的計算公式為：

平均異常收益率(AR)計算公式為：

累計異常收益率(CAR)計算公式為：

3.異常收益顯著性檢驗。統計檢驗的目的在于確定窗口期內股票異常波動的顯著性水平，本文以標準化殘差法(Standardized Residual Method)進行檢驗，此辦法是對傳統t 值檢驗法的改進。計算公式為：

式(8)與(9)中：Ti為估計期中公司i交易日個數，N為樣本數量，SARit為公司i在t日的標準化異常收益率，其計算公式為：

(二)結果分析

1.配股預案公告后的市場反應。表3 顯示了窗口期(T1-10，T1+15)內AR 和CAR 值以及顯著性檢驗結果，同時列示了股票平均換手率。由于數據較多，對部分沒有顯著性檢驗結果的數據未予列示。

配股預案公告前的第7 個交易日，樣本公司股票存在異常上漲情況，平均異常上漲0.57%，在5%顯著性水平之上，而在(-10，-1)時間窗口內CAR值為0.008 6，在10%顯著水平之上。表明至少在配股預案公告前第7 個交易日，就存在信息泄露和異常交易行為。配股預案公告當日股價異常收益為負，股票平均異常下跌幅度為-1.38%，在1%顯著性水平之上，股票換手率大幅提高，說明配股預案的公告有顯著的負效應，市場投資者在獲知這一消息后立即作出反應，股票當日出現明顯的下跌。

表3 （T1-10，T1+15）內平均異常收益率及累計異常收益率

配股預案公告后的15 個交易日內，有3 個交易日出現明顯的下跌，在統計意義上均顯著，表明市場充分吸收配股信息有一個過程，存在一定的時滯。從CAR 數值來看，配股預案公告后第10 個交易日，股票累計異常下跌2.81%，在5%顯著性水平之上。其后累計異常收益顯著性水平逐漸降低，至第15 個交易日股票累計異常下跌2.44%，且不再顯著，換手率逐漸下降，表明配股信息對股價的沖擊雖然有一定時滯，但期限并不長。

2.配股說明書公告后的市場反應。表4 顯示了窗口期(T2-10，T2+30)內AR 和CAR 值以及顯著性檢驗結果，同時列示了股票平均換手率，對部分沒有顯著性檢驗結果的數據未予列示。

配股說明書公告當天及其后2 個交易日，投資者可以對是否參與配股作出充分的選擇，3 個交易日結束后在冊股東享有配股權，并進入配股發行階段。在發行階段股票停盤，發行結束后股票恢復交易并對股價做除權處理。

表4 （T2-10，T2+30）內平均異常收益率及累計異常收益率

實證結果表明，配股說明書公告當日股票出現劇烈下跌，異常下跌幅度高達1.37%，在1%顯著性水平之上，換手率急劇上升，表現出投資者對配股的回避情緒。其后兩個交易日內，股票繼續下跌，但顯著性水平降低，換手率仍然處于較高水平，股票交易活躍，愿意參與配股的投資者開始買入股票。在(0，2) 時間區間內，股票累計異常下跌幅度為1.53%，表明不愿參與配股的中小股東通過賣出股票“逃權”。

在除權日和后一個交易日，股票出現異常上漲，在1%和5%顯著性水平之上，引來短期“投機”資金的進入。但反彈持續時間較短，從t=10 開始，股票繼續表現出顯著的異常下跌，投機資金開始退出，股票換手率持續高于配股說明書公告前水平。直到配股說明書公告后30 個交易日，股票持續震蕩下行，股票累計異常下跌幅度達3.86%，在10%顯著性水平之上。

五、配股權上市流通的可行性分析

(一)配股權理論價格模型

配股權類似于一種認股權證。認股權證有股本權證和衍生權證兩種，兩者的區別在于：前者由上市公司發行，投資者到期行權后會增加上市公司股份數量，即具有股本稀釋效應；而后者由第三方發行，其標的是已經發行在外的股票，因此權證行權不會產生稀釋效應。股本權證的定價主要參考期權定價模型，同時考慮稀釋效應對模型的調整。Galai et al.[23]首先考慮到稀釋效應對權證定價的影響，并提出了調整后的權證定價模型。但配股權與股本權證也有所不同，因為股本權證行權時上市公司一般不對股票價格進行除權，而配股權行權完成后，股票價格會相應除權，因此配股權并不存在稀釋效應，其定價并不能參照股本權證定價模型。

對配股權的定價可以參考歐式看漲期權，本文首先以Black-Scholes 歐式看漲期權定價模型為基礎，根據兩者的差異對模型進行調整，得出配股權理論價格的定價模型?？紤]到二叉樹定價模型在期權定價實踐中的廣泛應用，本文同時使用多步二叉樹模型對配股權進行定價，并對兩種模型的定價結果進行比較。

1.修正Black-Scholes 模型的配股權定價模型。首先對配股過程作如下假定：(1)證券交易連續進行且可以賣空，股票價格S遵循幾何布朗運動；(2)連續復利無風險利率r 為常數；(3)在配股權轉讓期限內，股票不支付股息；(4)無交易費用和稅收，證券可以無限分割，不存在無風險套利機會。

在滿足上述假設條件下，配股權的定價就滿足了Black-Scholes 模型的假設條件。Black-Scholes歐式看漲期權定價模型如下：

式(11)～(13)中，s為標的股票在配股權轉讓期內的價格；k為執行價格，即配股價格；r為無風險利率；σ為股票預期波動率；t為期權到期時間。

考慮到配股權執行完成后，股票價格要除權處理，以st表示配股權到期時標的股票價格，s'為股票除權后價格，配股比例n表示n股股票配售一股，a為實際配售比例。則除權后價格s'=(n st+ak)/(n+a) 。該公式中，n和k已知，若假設a為常數，則在配股權交易期間，每個時刻的股票價格都對應一個除權后價格，因此修正后的基于Black-Scholes模型的配股權理論價格為：

一般權證存續時間在6 個月以上24 個月以下，但配股權流通時間要遠短于權證存續時間，在目前配股制度下，如果假設從股權登記日到進入繳款期為配股權流通時間，那么僅為3 個交易日。

2.多步二叉樹定價模型。二叉樹定價模型假設股票價格服從隨機游走，在樹形上的每一步，股票價格只有兩種變化的可能，即以一定的概率上漲至某一價格水平，同時以一定的概率下跌至某一價格水平，以此模擬股票在一定時間內的運行。多步二叉樹模型將期權到期日前的時間等額劃分，在每個時間間隔內，股票價格要么上漲到Su，要么下降到Sd，在期權到期日，期權的價值被確定，那么就可以逆向計算每個節點的期權價格。

以兩步二叉樹為例，假設股票最初價格為S0，在二叉樹的每一個樹形上，股價要么上漲到上一步價格的u倍，要么下跌到上一步價格的d倍，每一步時間為Δt年。則：

(二)配股權流通轉讓模擬

本部分以凌霄泵業(002884.SZ)為例，模擬配股權可以流通的情況下，凌霄泵業股票價格以及配股權價格的變化情況，并對基于修正的Black-Scholes模型和二叉樹模型的配股權定價結果進行對比。

1.凌霄泵業股票異常收益情況。2020 年3 月18 日凌霄泵業公告配股說明書，按每10 股配售3股的比例向全體股東配售，配股價格為7.71 元/股。3 月20 日為股權登記日，3 月23 日至3 月27 日為股東繳款期，股票停止交易，3 月31 日股票復盤并對股價進行除權。因此，在3 月18 日至3 月20 日三個交易日，投資者要對是否參與配股作出決策，這三個交易日股價變化情況最能反映出股東“逃權”情況和配股對股價的短期沖擊。

基于歷史數據，使用CAPM 模型估計凌霄泵業在上述交易日股價正常變化情況。這里的計算方式與第三部分相同，不同之處在于，由于交易日僅有三個，為了更直觀地反映股價連續變化情況，以每30分鐘為一個時間間隔，模擬出的結果見圖1 所示：

圖1 凌霄泵業股價變化對比

在三個交易日里，凌霄泵業股票價格由14.49元下跌至13.36 元，下跌幅度達-7.80%。而如果假設沒有配股消息的沖擊，且股價遵循歷史價格走勢的話，預計三個交易日后股票價格為14.60 元，股價將上漲0.75%，即股票異常下跌幅度為-8.55%。

2.參數的選取與估計。(1)股票價格估計。首先估計股票價格在配股權轉讓期內的走勢，假設配股權轉讓期內配股權價格變化不會對股票價格產生影響，股票價格基于歷史數據使用CAPM 模型估計，估計結果與圖1 中預計股價一致。(2)無風險利率。本文取2020 年3 月18 日一年期國債收益率作為無風險利率，即1.92%。連續復利無風險利率r=ln (1+1.92%)=1.90%。(3)股票波動率的估計。傳統Black-Scholes 模型計算期權價格時，往往假設波動率是不變的，即以股票的歷史波動率作為未來波動率的估計。然而股票價格作為時間序列，其分布往往存在著“尖峰”和“厚尾”特征，其波動隨時間變化而具有顯著的聚集性和爆發性。利用GARCH 模型得到的波動率可以較好地解決波動率隨時間變化的問題，根據以往學者的經驗，利用GARCH 模型估計波動率得到的期權定價比利用歷史波動率得到的期權定價擬合度更好。在GARCH模型族中，GARCH(1，1)模型是目前實踐中運用最廣泛的模型，其表達式如下：

式(20)中，σn為股票在第n天的波動率；為股票在第n天的方差；VL為長期平均方差；un-1為股票在第n-1 天的對數收益率；γ，α，β分別為VL，的權重，且γ+α+β=1。

3.利用GARCH(1，1)模型估計股票波動率。(1)數據選擇與描述。本文選擇2019 年3 月18 日至2020 年3 月17 日共244 個交易日凌霄泵業股票日收盤價，計算股票日對數收益率。隨著時間的變化對數收益率序列存在“集群”現象，在一些時段內波動率較大，而在另一些時段內波動率較小。同時根據對數收益率的柱形統計圖，該序列峰度為7.69，偏度為0.13，均高于正態分布相關數值，表明該序列存在明顯的“尖峰厚尾”特征，且有長的右拖尾。Jarque-Bera 統計量為224.03，P值為0.00，拒絕該序列服從正態分布的假設。因此，凌霄泵業股票對數收益率序列呈現出非正態分布的特征，利用GARCH(1，1)模型估計股票波動率具有合理性。(2)序列檢驗。對收益率序列平穩性的檢驗表明，該序列的ADF 平穩性t統計值為-14.85，小于1%、5%和10%的顯著性水平的臨界值(-3.457 17、-2.873 24和-2.573 08)，說明對數收益率序列不存在單位根，是平穩序列。通過對序列的自相關函數、偏自相關函數以及Q 統計量檢驗，在大部分時滯上，序列的自相關函數和偏自相關函數值均較小，且Q 統計量對應的P值均大于置信度0.05，因此收益率序列不存在顯著的相關性。對收益率的殘差序列進行ARCH 檢驗，發現在滯后8 階時，ARCH 檢驗的伴隨概率小于顯著性水平0.01，殘差序列存在條件異方差，適宜采用GARCH 模型進行估計。(3)GARCH(1，1)模型下波動率的估計。通過GARCH(1，1)模型對股票對數收益率序列進行估計，系數P值均為0.00。得到如下GARCH(1，1)模型：

可以得到條件方差如下：

4.凌霄泵業配股權模擬定價結果及分析。(1)定價結果。將以上參數估計結果代入配股權定價模型可以得到配股權在轉讓期內的價格走勢。其中，在使用多步二叉樹定價模型時，以30 分鐘交易為一步，構建了24 步二叉樹定價模型。結果表明，在精確到小數點后四位時，兩種方法下定價結果完全相同，表明兩種模型定價效率較高。圖2 模擬了凌霄泵業股票在3 個交易日內的走勢以及配股權價格走勢，兩者走勢高度一致。(2)敏感性分析。假設T0時，其他參數值不變的情況下，某一參數值變動一定比例，通過計算配股權理論價格的變動幅度，來考察各參數對配股權價格的影響程度，結果見表5 所示?？梢?，在配股權轉讓期限較短(3 個交易日)的情況下，股票價格變動和預計配股認購率是影響配股權價格變動的主要因素。

表5 影響配股權價格因素的敏感性分析

綜上所述，以修正后的Black-Scholes 模型和二叉樹定價模型計算的配股權價格差異極小，在配股權交易期限較短的情況下，配股權的“時間價值”較小，影響其價格變動的主要因素是股票價格和預計配股認購率。同時，基于第三部分的研究結果，中小股東“逃權”發生在較短的期限內，股票換手率經過短期的快速增長后很快恢復到配股前水平。因此，實現配股權在一個較短的期限內上市流通，其市場價格不會大幅偏離其理論價格，否則市場上將出現套利機會，配股權上市流通具有可行性。

六、結論與政策建議

現階段我國證券市場多種股權融資工具并存，上市公司可以結合自身特點選擇合適的融資工具，但是各個融資工具由于自身特點的不同，在實際運用中差異巨大。多年來定向增發占有絕對主導地位，傳統的融資模式配股則成為邊緣品種。本文通過實證的方式研究了配股融資面臨的現實困境，發現決策困境和股票價格的負面沖擊是制約配股發揮融資功能的主要因素。

首先，由于配股權無法轉讓，全體股東必須參與配股，在大股東持股比例較高、股權制衡度較高的情況下，配股在決策上往往面臨困難，同時民營上市公司大股東資金短缺也會阻礙其對配股的選擇。其次，由于配股權無法轉讓，原有股東為了避免股價除權后遭受損失，不愿參與或沒有資金參與配股的中小股東只能選擇賣出股票“逃權”，致使公司股價在短期內受到較大沖擊。本文研究發現，在配股預案和配股說明書公告后短時間內，股票價格負面沖擊較大，換手率急劇提高，市場“逃權”行為嚴重。

基于以上實證檢驗，本文提出實現配股權上市流通是破解配股現實困境、激活配股融資功能的關鍵所在。進而本文根據修正Black-Scholes 模型的配股權定價模型和多步二叉樹定價模型，以凌霄泵業為例，模擬分析了配股權上市流通后股票價格和配股權價格走勢，分析了配股權價格的主要影響因素，指出配股權上市流通具有可行性。

圖2 配股權模擬定價結果

基于研究結論，本文提出加強金融創新使配股權上市流通的政策建議。配股權的上市流通不僅可以打破配股的“強迫性”，化解配股融資面臨的決策困境和對市場的不利沖擊，為上市公司再融資提供更多的選擇；同時有利于形成多元化的股權再融資市場，充分發揮資本市場再融資功能；最后，配股權的上市流通為市場提供了更多的投資工具，也為未來我國權證市場的發展積累經驗。