资产负债表效应（精选9篇）
资产负债表效应 篇1
一、理论概述
从理论上讲, 金融资产价格波动影响居民消费理论是建立在生命周期—持久收入假说 (Life-Cycle/Permanent Income Hypothesis) 的基础之上的, Blanchard和Fisher (1989) 进行研究之后, 财富效应就逐渐进入主流宏观经济学和经常的政策性讨论之中, 一般性地认为消费者的财富和消费是一起波动的, 而资产价格波动主要是通过影响消费者的财富变化进而影响消费的。
此后国内外学者对资产价格财富效应进行了广泛的研究。最近的研究如Joanne Cutler (2004) 对香港房地产市场, Dvornak和Kohler (2007) 对澳大利资本市场, Kimberly、Sylvie和Kolet (2008) 对发达国家房地产市场等研究都表明资产价格在不同国家也都存在着不同程度的财富效应。
国内相关的研究主要集中在两类文献中, 第一类直接考察资产价格变化对实体经济影响的背景下, 分析资产价格的财富效应对居民消费的影响, 如罗文波、张祖国和苏多永 (2009) 、高宏霞、张燕和张宁华 (2009) 等;第二类考察在资产价格作为货币政策传导渠道的背景下, 分析资产价格的财富效应、托宾Q投资效应的大小, 如中国人民银行研究局课题组 (2002) 、夏新平、余明桂和汪宜霞 (2005) 、陈平和张宗成 (2008) 等。当前国内的研究对股票价格财富效应的研究比较多, 对房地产价格财富效应的研究相对还较少。
本文的研究运用了1994年第1季度到2009年第4季度的数据, 实证研究并比较了我国股票和房地产价格财富效应在影响方式、强弱和时序特征等方面的差异, 并就产生这些差异的经济原因进行了深入分析, 这对我们把握资产价格波动对实体经济影响和货币政策的资产价格传导渠道是否存在都有着重要的意义。
二、模型估计和实证分析
1、模型和数据
根据经典消费方程, 如 (1) 式所示影响消费的主要因素有居民收入和居民家庭财产两部分, 其中设定居民家庭财产主要由股票资产和房地产构成。C表示居民消费, 本文居民消费额是经季节调整后的市社会消费品零售总额对数值去HP趋势所得的, 其中市社会消费品零售总额作为居民消费支出的替代变量, 根据市社会消费品零售总额的季度数据, 扣除同期物价因素得到季度实际值。Y表示居民收入, 居民可支配收入采用扣除物价因素的城镇居民可支配收入经过季节调整后求对数去HP趋势值。
SP股票价格本文采用对以1994年为基期的定基沪深两市流通市值加权平均季度指数求对数后, 去除HP趋势, 得到我国股票价格。之所以选取股票流通市值, 这主要是由于我国消费者对股票资产的持有主要以直接持股的形式进行的, 通过保险公司、基金公司、退休基金等间接形式持股的比例还比较低。因此, 股票价格的波动对我国居民消费支出的影响主要通过流通股价值的变化来体现。HP表示房地产价格, 房地产价格由国防景气指数中房地产平均销售价格指数季节调整后取对数, 而后去除HP趋势值, 得到房地产价格季度数据。所有数据区间为1994年第1季度到2009年第3季度, 数据来源于CCER色诺芬数据库和中经统计数据库。
2、模型估计和稳健性检验
对 (1) 式的检验要求各个变量是平稳的。本文通过扩展的迪克—富勒 (ADF) 方法进行检验, 结果表明C、Y、SP和HP均为平稳序列。
由于居民收入、股价和房价不仅在当期对居民消费产生影响, 而且在滞后期也会产生影响, 因此在各变量滞后期的选择上, 本文使用从自上而下的方法 (up-bottom approach) , 即先从一个较大的模型开始, 然后逐渐缩小模型。其中多元线性回归的估计结果见表1。在显著影响居民消费支出的解释变量包括居民消费支出的1期滞后C (-1) 、滞后1期的可支配收入、当期sp和滞后4期的股票价格sp (-4) 、当期hp和滞后四期的房地产价格hp (-4) 。
上述多元线性回归模型的数据均是经过HP滤波处理后的缺口值, 为了进行稳健性的检验, 本文采用Engel和Granger提出的协整理论及其方法, 为非平稳的时间序列, 即居民实际消费支出季节调整后对数值lnc、居民实际可支配收入季节调整的对数值lny、沪深流通市值加权平均指数对数值lnsp、房地产销售价格对数值lnhp建立回归模型。单位根检验表明, 通过回归方程的残差在1%的显著性水平下拒绝原假设, 不存在单位根。即lnc与lny、lnsp和lnhp之间存在着协整关系, 协整向量为 (1, 1.366, -0.21, 0.394) 。
3、结果分析
多元线性回归模型和稳健性检验结果都表明: (1) 股票价格与居民消费之间存在着显著的负相关关系, 意味着股票价格上涨对居民消费支出存在着挤出效应, 房地产价格与居民消费之间存在着显著的正相关关系, 意味着房地产价格上涨对居民消费支出存在着财富效应; (2) 4期滞后的股票价格对消费的影响要强于当期, 而房地产价格当期对消费的影响要强于4期滞后项, 这可能意味着房地产价格财富效应的发挥要更加迅速; (3) 房地产价格对居民消费的绝对影响, 均强于股票价格, 我国房地产价格波动对居民消费有着更强的影响。
股票价格上涨之所以会产生挤出效应, 而房地产价格上涨却产生了财富效益, 其原因主要在于: (1) 由于我国股票市场的高投机性, 股票价格上升导致居民财富增加, 消费者首先选择将更多资产转换为股票资产, 从而获得更高的收益率, 这样对居民消费造成了较高的挤出效应。 (2) 由于房地产作为一种资产, 增加其资产拥有量需要更大额的财富投入, 更多时候需要借助于银行贷款融资, 这样就导致了房地产市场的挤出效应具有较高的门槛;而增加股票资产拥有量并不需要较大额的资金门槛, 而且交易成本也较低, 因此当股票价格上升进而收益率上升时, 消费者减少消费增加股票资产持有量是低成本而且可行的, 因此股票价格上升首先导致了挤出效应。
我国房地产价格波动较强的财富效应主要可能是以下几个方面原因造成的。首先, 房地产是我国城镇居民广泛持有的资产, 城镇居民各个阶层都持有房地产资产, 而相反股票、基金等有价证券资产持有比例还比较低。据尼尔森市场研究公司2008年10月为招商证券股份有限公司和国务院发展研究中心金融研究所提供的研究报告显示, 根据2008年9月至10月对中国16个大中城市2100人调查结果表明, 股票资产持有率为34%, 而房地产资产的持有率为66%。房地产广泛的持有分布和较高的持有率也是房价变化影响要大于股票价格变化影响的因素。其次, 在我国房价波动的幅度更小一些, 因而城镇居民会认为房价上升所引起的财富上升更加持久一些;与此同时, 我国股票市场的波动更加频繁, 这也是房地产价格变动的财富效应较大的一个重要原因。再次, 随着我国房地产商品化程度的提高, 房屋抵押贷款等金融创新产品的快速发展, 二手房屋买卖市场和房屋租赁市场的不断完善, 房屋资产的流动性和收益性都大大提高, 这也提高了房屋价格上升所引起的财富效应。
三、结论
第一, 由于我国股票市场的高投机性特征, 以及与房地产投资相比较低的进入门槛, 导致了股票价格上涨对居民消费的具有挤出效应, 居民将更多的资产投入到股票市场以获得更高的收益。同时股票价格波动也更加频繁, 也导致了股票价格对居民消费影响的时滞也较大。
第二, 与股票资产相比较, 房地产是我国居民广泛持有的资产, 同时房地产价格的波动幅度也比较小, 随着我国房地产商品化程度的不断提高, 房屋资产的流动性和收益性也不断增强, 这都使得我国房地产价格波动表现出了较高的财富效益, 房地产价格上涨在当季度对居民消费就有显著较大的正向影响。
研究表明, 当前资产价格波动对我国居民消费已经产生了显著的影响, 特别是房地产价格的上升, 对消费有着即时和较强的财富效应。资产价格作为货币政策传导渠道的效应已经开始显现, 我国货币政策的实施要特别关注房地产价格渠道对实体经济的影响。
参考文献
[1]Blanchard, O.J.and Fisher, S.:Lectures on Macro-economics[J].MIT Press, Cambridge, MA.
[2]Joanne Cutler:The Relationship between Consumption, Income and Wealth in Hong Kong[J], Macroeconomics, EconWPA.
[3]Nikola Dvornak, Marion Kohler:Housing Wealth, Stock Market Wealth and Consumption:A Panel Analysis for Australia[J].Eco-nomic Record, 2007 (6) .
[4]罗文波、张祖国、苏多永:资产价格波动、财富效应与居民消费——基于2000—2008年数据的实证研究[J].经济问题, 2009 (4) .
[5]中国人民银行研究局课题组:中国股票市场与货币政策完善[J].金融研究, 2002 (4) .
[6]夏新平、余明桂、汪宜霞:中国股票市场的货币政策传导功能的实证研究[J].南大商学评论, 2005 (2) .
[7]陈平、张宗成:股票市场对货币政策传导机制影响的实证研究——基于脉冲响应函数和方差分解的技术分析[J].南方金融, 2008 (6) .
[8]高宏霞、张燕、张宁华:我国资产价格波动对实体经济影响的实证分析[J].中国物价, 2009 (4) .
资产负债表效应 篇2
关键词：设备价值链；财务指标；集团企业；协同效应
一、 引言
为了让设备资产发挥最大的效用，为企业创造最大的效益，人类不断探索先进的设备管理理论和模式。目前，国际上比较有代表性的设备管理模式有：美国的“后勤学”、英国的“设备综合工程学”、日本的“全员生产维修”（TPM）等。现阶段，现代企业设备大型化、系统化、高度自动化，设备资产愈来愈成为企业最重要的资产之一，特别是对于资本密集型的制造型企业，设备资产在企业总资产中占有不可估量的比例，在采购、生产、维修、报废整个设备生命周期，设备资产的财务支出也在企业总支出中占很大比例。因此，在设备资产的管理控制中，企业应站在股东及出资人的立场角度，树立“追求股东财富最大化”的观念，从财务管理的角度评价各种设备资产所带来的经济效益。但是，无论是实务界还是学术界，鲜有学者从财务管理角度评价设备资产管控效应。本文将以提高设备综合效率和追求设备全寿命周期费用的经济性为目标，基于设备价值链视角建立财务管理指标，并运用价值树进行分解，指导设备管控的各个业务活动，进而提高设备资产的经济效应。同时，还将从设备投资、维修、管理与学习等多角度探讨集团企业的设备协调管控，从而实现设备管控的协同效应。
二、 基于价值链视角的财务指标设置
1. 设备价值链及其财务分析。波特的价值链理论（1985）认为：每一个企业都是在设计、生产、销售、发送和辅助其产品的过程中进行各种活动的集合体，所有这些活动可以用一条价值链来表明。在设备资产的全寿命周期里，也存在设备价值链模型，其价值链基本活动体现为“设备采购→生产运行→维修保养→报废处理”，辅助活动包括设备基础设施、设备人员管理、设备技术知识管理、设备备品和工具资源供应。在设备价值链运转过程中，存在着一条财务资金流与之相匹配，这条财务资金流表现为“购置费→生产产值→运行费和维修费→报废损失”。因此，基于设备价值链视角，以最佳投资回报率为出发点，从财务角度分析设备管控的经济价值，不仅有利于设备运行协同分析，而且可用于分析企业如何获取设备竞争优势，对企业最终经济效益的提升产生积极作用。
在设备采购阶段，对设备进行科学评价，综合考虑设备的必要性、作用、性能、可靠性、可维修性、预计产生的竞争力等各个方面，预估设备的投入产出比，选择最佳设备；同时，准确计算合理的备件存货，实现“最佳备件库存”，追求最小的资源投入创造最大的效益，这是提高设备投资回报率的起点。在生产运行阶段，对设备进行合适的初始设置，减少停机时间，提升产品合格率，提高安全性，实现“停机为零”、“废品为零”、“事故为零”，实现设备的高效运转，提高产值，这是高额的设备投资回报率的根基。在维修保养阶段，选择最有效的维修、保养策略，优化维修、保养流程、维修、保养技术、质量验收，对有用部件进行循环和再生使用；同时优化预防维修的间隔期、生产准备时间和劳动力，从而减少事后维修成本。全方位降低维修、保养费用是实现高额的设备投资回报率的有力补充。在报废处理阶段，一方面，对设备采用合理的维修、改造，使报废设备修复再生，从而延长设备使用寿命；另一方面，通过零部件回收、材料回收、废弃物处理降低报废损失。延长使用寿命，合理处置，减少报废损失，这是提高设备投资回报率的另一个有效方法。
2. 设备管控财务指标的设置。本文围绕追求设备高额投资回报率，实现“投入最小化、产出最大化”这个目标，提出一个综合性财务指标——设备管理和维护创值能力（Management Maintain and Create Value，简称MMCV）。这个指标综合了设备价值链“设备采购、生产运行、维修保养、报废处理”四个阶段，具有实质的指导意义，可以兼顾设备的投入与产出，相对固定消费和动态消费，可以有效地衡量设备资产的投资回报率，具有多角度、全方位、综合性的特点。下面将对这一指标进行详细解释。
MMCV=设备与备件资金周转率×万元产值节约MM成本
其中：
设备与备件资金周转率=年产值/（设备资金平均占用成本+备件资金平均占用成本）
设备（备件）资金平均占用成本=设备（备件）年平均净值*加权平均资本成本
万元产值节约MM成本=本年万元产值MM成本－基年万元产值MM成本
万元产值MM成本=MM1+MM2+MM3+MM4
万元产值设备资金占用成本（MM1）=设备资金占用*加权平均资本成本/产值
万元产值备件存货占用成本（MM2）=备件存货资金*加权平均资本成本/产值
万元产值维修成本（MM3）=（维修费+停机损失）/产值
万元产值设备报废损失（MM4）=设备报废损失金额/产值
三、 设备管控制财务指标的分解及应用
1. 运用价值树分解财务指标。价值树（Value Tree），又称价值驱动树（Value Driver Tree），它是企业基于价值管理的一个管理分析工具，体现了企业关键绩效指标之间上下级关联关系。本文根据价值树原理，将MMCV进行层层分解，分解为二级指标、三级指标，最后落实到设备价值链的各个具体业务活动中，指导、管理和控制设备人员的具体工作。运用价值树分解财务指标，设备管控人员在进行工作时能有的放矢，能更好地发现究竟是哪个环节比较薄弱，应该采取什么措施进行改进。
2. 财务指标的具体运用。在设备管控的具体业务活动，如何有效地运用各级财务指标，进而实现较高的设备投资回报率，具体的运行一般包括以下几个步骤：
（1）设置设备管控战略目标。为实现设备管理控制与企业发展战略的匹配性，企业应根据企业总体战略目标制定设备管控的战略目标，并根据各设备管控部门实际情况设置各自的战略目标，通过实现较高的设备投资回报率进而实现企业整体投资回报率。
（2）设置MMCV各级指标的目标值。根据“设备战略目标——一级指标——二级指标——三级指标——具体业务活动”的路径分析，设置MMCV、设备与备件资金周转率、万元产值节约MM成本、年产值、设备资金平均占用、备件资金平均占用、MM1、MM2、MM3、MM4等各级指标目标值，并提出改进设备具体业务活动的建议和措施。
（3）以车间为基本单位落实执行设备管理控制。在设备资产管控中，每一个财务目标的实现都需要依靠具体业务活动的执行，车间是执行这些具体业务活动的最基本单元。一个指标可以在一个或多个业务活动中体现，车间需要对于每一个具体衡量指标目标的实现制定不同的执行和考核措施，然后具体落实到每一个员工或每一项活动中，从而实现高额的投资回报率。公司和部门管理人员提供设备管理控制的协调管理、技术指导、绩效考评和其他辅助工作。
（4）绩效考核、反馈和改进。公司、部门和车间等各层级应当在日常生产中进行设备资产管控的考核程序，并对考核结果进行分析，总结经验教训，提出改进措施，从而达到科学衡量设备综合管理水平的目的。另外，如果企业实际情况发生变化，企业应当适当调整绩效指标的目标值，达到与时俱进的效果。如果某一指标得分较低，说明这一环节比较薄弱，应加强相应的具体业务活动。
四、 集团企业设备管控协同效应
20世纪60年代，安索夫首次提出了协同的概念，协同是相对于各独立组成部分进行简单汇总而形成的企业群整体的经营表现。企业集团在财务、文化、人力资源等方面的协同已成为许多集团企业的竞争优势，从而形成“1+1＞2”的协同效应，即企业群整体的价值大于各独立企业价值的简单总和。设备资产的管理控制是企业，特别是制造型企业的重要组成部分，在集团母子公司间、各子公司间，如果能在设备运行的价值链中，在设备投资、维修、管理和学习等方面寻求资源共享，协调配合，这将在更大程度上创造集团企业的协同效益，使集团整体实现单个企业所不能实现的效果。
1. 设备投资协同效应。集团公司对各子公司之间的设备投资进行协同管理，发挥资源的组织协同效应，通过采购协同，如设备及备品备件的批量采购所形成的价格、质量及对供应商的谈判优势，在技术水平和要素组合比例不变的条件下，扩大采购规模降低单位产品的平均采购成本。
对于供货渠道不稳定、外购成本过高的原材料、半成品，集团公司可以建立存在上、中、下游纵向产品供应关系的各子公司，建立纵向联盟，通过不同业务之间的协调管理，可以更低成本、更快速度地发挥资源优势，稳定供应链，减少中间环节，进而使集团企业的总成本小于各子公司分别进行的成本总和，形成范围经济效应，形成协同效应，建立竞争优势。另外，母子公司之间、各子公司之间应充分利用资源，获得互补效应。例如，在进行次要、辅助、短期产品的生产设备投资决策时，通过本-量-利分析，企业可以考虑向集团内部其他公司购买、代加工，从而减少不必要的投资支出。对于备件库存，采用JIT管理，建立备件库存管理信息系统，科学控制库存备件，降低库存备件资金占用，对于部分紧缺备件库存通过集团内部的会计结算，形成集团各子公司之间相互调配，资源共享。
因此，在设备价值链的初始投资阶段，集团总部进行统筹规划，各子公司团结协作，在设备运行的源头形成成本协同效应，降低设备及备件的资金占用成本，提升设备整体投资回报率。
2. 设备维修协同效应。随着现代企业的设备越来越先进，其维修费用也随之递增，是设备运行中的一笔巨大支出，能否有效地降低设备维修费用直接关系着设备运行效果，关系着企业的成败。企业设备的维修包括定期大修、中修和小修，并辅之以日常保养维护。维修支出通常包含修理费、维护费、备件消耗、停机损失四个方面。为了维持正常的生产，企业必须配备庞大的设备维护人员以适应设备各种维修，特别是定期大修时对设备维护人员的要求。然而，设备大修周期一般比较长，从而造成大批维修人员闲置，增加企业的人力成本。另外，设备的大型化、自动化和技术密集化也加重了维修的难度系数，很多企业的维修人员的维修技术可能难以满足设备维修的要求，形成先进设备和落后的维修水平的矛盾加剧，阻碍设备性能的全面发挥，成为企业发展的障碍。
企业集团跨组织的资源协同主要分纵向和横向两个层面：纵向层面实现集团公司与成员企业间的资源协同，横向层面实现成员企业与成员企业间的资源协同（丁铭华，2010）。在执行维修任务时，集团中各企业也可以通过企业内部协同、企业外部协同两种方式实现协同管理，进而在很大程度上降低维修费用。企业内部各部门的协同管理，是通过先进的设备维修管理信息系统，促进设备管理部门与维修部门、生产部门、财务部门、物资供应部门、人事部门等沟通、协作，保证维修任务顺利、及时完成，在企业内部实现维修协同效应。企业外部的协同管理是集团母子公司之间、各子公司之间的协同管理。他们彼此之间建立战略维修同盟关系，在维修人员、维修经验技术、部分维修材料和工具等方面资源共享，发挥各自优势，协调配合，实现单独行动所无法实现的整体最有效果，同时通过彼此之间的财务结算相互独立，自负盈亏。对于高难度、高技术的维修或改造工程，集团母公司可以建立设备维修专项部门，通过外派人员、技术援助、资源共享等方式对各个分、子公司进行支持，形成设备维修协同效应。这也是目前很多跨国集团公司总部在实践中运用的有效方式，加强了对各分、子公司的技术控制和垄断，也有利于提高集团总部的全球竞争力。
3. 设备管理、学习协同效应。在设备价值链的辅助活动中，管理和学习效应扮演者重要角色，特别是在设备人员管理、设备技术知识管理环节中。管理、学习协同效应侧重于无形资源的共享，管理、学习协同效应相当于一个助推剂，对设备运行效率将起到事半功倍的效果。在集团公司的设备管控制中，通过花费较少的边际成本便可以从集团母子公司之间、各子公司之间进行移植或复制。管理、学习协同效应的有效发挥，能够在短期内显著地提高低效率公司的管理技能、技术水平，进而提高集团公司的整体经济效益。
在集团公司中，设备管理协同效应主要通过各公司之间的管理经验交流、主要管理人员的委派等方式，促进管理技巧的顺利转移，提高管理效率，在设备价值链中的基本活动和辅助活动中形成协同效应。先进的管理方式能够为设备的有效运转创造一个良好的软环境，生产流程再造、5S现场管理、TPM等管理经验的推广，在实践中很大程度上促进了设备运行效率。集团内部各子公司之间往往在业务活动、发展背景或经营模式等方面存在极大的相似性，对于先进设备管理经验的推广，实现设备协同效应，在各子公司之间产生共赢，推动集团公司整体设备管控水平。经验丰富的中高层设备管理人员是一种稀缺资源，委派他们对新成立的子公司或效率低下的子公司进行管理和指导，可以使它们的设备运行状况得到较大的改善，管理协同效应也将变得更加显著。
学习协同效应为设备运行提供坚实的基础，实现先进技术经验的知识共享，形成良性循环的集团内部学习网络。设备操作人员、维修人员、管理人员等都是技术含量较高的人才，各子公司在设备人才、知识、技术方面有自身的优势和劣势，可以通过不同方式进行学习和交流，是各自优势和劣势相互弥补，实现互补效应，如集团母公司集中各子公司设备人员进行培训、编写设备操作、维修和管理实用书籍进行推广和运用、子公司之间举办技术交流会议等。
参考文献：
1. 丁铭华. 基于协同经济的企业集团管控路经研究. 经济管理，2010,（2）：65-69.
2. Ansoff，H.I. Corporate Strategy： An Analytic Approach to Business Policy for Growth and Expansion. McGraw-Hill New York，1965.
3. Alan Wilson编著. 李葆文，徐保强等译著.企业设备资产维护管理——发展策略与改善运行指南.北京：机械工业出版社，2005.
4. 李葆文，徐保强等.设备维护水平考核指标和入阶评价.北京:机械工业出版社，2007.
5. 韵江，刘立，高杰.企业集团的价值创造与协同效应的实现机制.财经问题研究，2006,（4）：79-86.
基金项目：教育部人文社会科学重点研究基地基金（项目号：12JJD790011）项目和厦门大学（正泰数据）资产综合管控研究所横向课题阶段性研究成果。
作者简介：傅元略，厦门大学管理学院教授、博士生导师；俞雪莲，厦门大学管理学院博士生。
我国资产价格财富效应的比较分析 篇3
近年来, 我国资产价格 (股价和房价) 经历了较大的波动。对于股票市场来说, 以上证指数收盘价为例, 股票市场一度从2005年6月6日的998.23点上涨到2007年10月16日的6124.04点, 金融危机爆发之后, 股指又直线下滑, 到2008年10月28日, 跌至1664.93点, 如今股指在2300多点徘徊。近十年来股市价格升幅降幅都比较大。对于房地产市场来说, 自1998年住房改革之后, 国家取消了福利分房, 开始实行货币买房, 房地产价值占居民财富的比重开始大幅上升。房地产价格在近十年来一度攀升, 虽然2008年受次贷危机的影响, 出现过短暂下滑, 随后政府为了扩大内需实施的一系列经济刺激计划, 促使许多城市房价于2009年初始又开始上涨。2010年为了抑制房地产价格快速上涨, 政府出台了严厉的房地产价格调控政策, 2011年10月份房地产环比价格开始下降, 房地产市场价格拐点初现。房地产价格也同样经历了较大的变动。
我国正处于经济增长方式转型的过渡时期, 要从出口、投资导向型的经济增长方式转变为消费拉动型的经济增长方式。自2008年金融危机以来, 我国为了刺激消费扩大内需, 出台了许多政策, 包括家电下乡、汽车补贴等政策, 但是消费的增长并不是很理想。因此从资产价格角度, 通过对股价和房价的财富效应的分析与考察, 以此检验能否通过促进股票市场和房地产市场的合理发展来拉动消费, 带动经济增长, 具有一定的理论意义和现实意义。
二财富效应的模型设定与数据说明
研究模型借鉴了Charles和Tuomas (2005) 所设定的模型。许多研究文献中都直接或间接地用到了欧拉方程, 假定效用是加法可分离的, 贴现率贴现对于家庭i的消费问题可以描述为:
Et代表在时期t时的期望, cit代表家庭消费, yit代表非金融资产类的收入 (通常指劳动所得) rjit代表资产j的回报率, Aisj代表家庭持有的总资产。最后, 代表其他影响边际消费倾向的因素。
由于家庭除了劳动收入以外, 最主要的资产包括房地产和股票, 所以总资产中选取收入、房地产、股票资产, 分别考察它们对消费的影响。假定资产种类只有这三种, 效用函数相对于风险厌恶系数和可分离偏好转移是等弹性的, 那么, 欧拉方程的估计可以通过一定的化简表示。
基于理论模型, 本文考察了全国31个省市资产财富效应的情况。由于统计数据的限制, 家庭拥有的房地产和股市资产的具体财富大小, 我们无法获得。所以, 利用房地产价格和股市价格来代替With, Wsit, 最终模型可设定为:
其中, rt代表利率水平, hpit代表房价, spit代表股价。
根据杜森·贝利的相对收入理论, 消费会受到过去消费习惯的影响, 存在棘轮效应, 因此在模型中加入消费的滞后一期来考察过去消费习惯的影响。
本文选取2000~2009年, 31个省市城镇人均可支配收入, 人均年消费支出, 利用各个省市的cpiit数据进行价格平减, 得到实际人均可支配收入yit和人均年消费支出cit, 数据来自国研网;房地产销售价格, 利用消费价格指数cpiit进行价格平减, 得到实际房地产销售价格hpit, 数据来自2004~2010年《中国房地产统计年鉴》。股市价格spit, 以沪深两市交易量为权重, 对每日股市的收盘价进行加权平均, 数据来自于大智慧炒股软件。利率rt数据来自于中国人民银行网站。
三财富效应的面板模型分析
1. 总体财富效应检验
估计 (3) 模型前, 应该确定最优的模型, F检验结果为15.2, 大于临界值1.5, 表明应该建立个体固定效应模型, 而Hausman检验结果表明应该建立随机效应模型;公式4中, 因为模型中含有因变量的滞后项, 所以一般的估计方法是有偏和不一致的, 采用GMM方法来估计模型, 分别对模型 (3—1) 进行OLS估计和对模型 (3—2) 进行GMM估计, 结果如下:
在动态面板数据模型中, 利率和城镇居民可支配收入对城镇居民消费的影响1和3在1%水平上是显著的且符合经济意义;2为负值, 不符合棘轮效应;房价对城镇居民消费的影响4为正值, 但不是显著的, 而静态模型是显著的正值, 表明了家庭拥有的房地产财富对消费存在着微弱的正的财富效应, 当房地产价格上升1%, 城镇居民消费会提高0.04%;股市对城镇居民消费的影响5为负值且在1%水平上是显著的, 表明了家庭拥有的证券财富对消费存在着负的财富效应, 当股票价格上升1%时, 城镇居民消费会减少0.01%, 说明股价上涨的替代效应占了主导地位。
2. 分地区房市和股市财富效应分析
建立分地区 (东部、中部、西部) 的个体固定效应模型, 分别考察房市和股市对我国东部、中部、西部家庭消费支出的影响, 实证结果见表1。
注:***, **, *分别表示1%, 5%, 10%的显著水平
从表1中可以看出, 我国东部地区和中部地区存在着显著的房市正向财富效应, 而股市存在着不显著的负向财富效应;西部地区存在不显著的房市正向财富效应, 但是存在着负向的股市财富效应。
四房市和股市财富效应时间波动性特征
利用时变参数模型来对城镇居民消费、城镇居民可支配收入、股价和房价四者之间的关系进行研究。考虑到数据的可得性, 本文选取了2003~2010年的季度数据, 利用状态空间模型来定量考察收入、股市、房市的财富效应的动态变化过程。利用eviews 5.1对方程进行估计, 得到估计的状态方程为:
利用状态空间模型可以定量描述出房市和股市的边际消费倾向的变动情况, 从图1中可以看出, 房市的边际消费倾向在0.03~0.04之间波动, 除了2003年的第三季度出现了负的边际消费倾向, 其他年份的消费倾向都为正值, 这与之前面板数据模型得到的正向财富效应是一致的;股市的边际消费倾向在-0.003~-0.002之间波动, 除了2003年波动较大之外, 其他年份的边际消费倾向都较平稳地在一定的区间波动, 这与面板数据模型得到的负向财富效应也是一致的。
综上所述, 状态空间模型的结论表明了, 房市的财富效应大于股市的财富效应, 股票市场存在着负向的财富效应, 而房市的财富效应为正, 两者的边际消费倾向在2003年之后都在一定的区间内波动。
五结论与启示
本文通过运用静态面板和动态面板数据模型和状态空间模型对我国股市和房市的财富效应进行实证分析, 结论如下:
第一, 面板数据模型表明我国房地产市场存在着正向的财富效应, 但是家庭拥有的房地产财富对消费影响的正向效应是微弱的, 当房地产价格上升1%, 城镇居民消费会提高0.04%;而股市却存在着显著的负向财富效应, 当股票价格上升1%时, 城镇居民消费会减少0.01%, 表明了股票市场上的替代效应占了主导地位。
第二, 我国东部地区和中部地区存在着显著的房市正向财富效应, 而股市存在着不显著的负向财富效应;西部地区存在不显著的房市正向财富效应, 但是存在着负向的股市财富效应。
第三, 状态空间模型表明房市的财富效应大于股市的财富效应, 房市的财富效应为正, 而股市财富效应为负, 两者的边际消费倾向都在2004年之后, 在一定的区间内波动。
因此, 总体来说, 我国房地产市场的财富效应大于股市的财富效应, 房地产市场存在着正向的财富效应, 而股票市场存在着负向的财富效应。股票市场是宏观经济的“晴雨表”, 较多的国外文献表明, 股票市场的较好发展能够通过财富效应促进消费。沪深两市分别于1990年和1991年相继成立, 经过二十多年的发展, 股票市场还不够成熟, 制度还不够完善, 股票市场上波动周期短、幅度大、投资者结构不合理, 以及不合理市盈率结构等问题仍然存在。不完善的股票市场影响了我国股市财富效应的发挥, 导致了我国股票市场上存在着负向的财富效应, 因此, 政府部门有必要出台相关政策来加强股市制度建设与改革, 提高股票市场效率, 防止股票市场价格的大涨大落, 同时, 完善法人治理机构、信息披露制度及加强投资者教育, 使投资者真正从过度投机型转变为价值投资型, 更好地发挥股市财富效应。
摘要：近年来, 我国资产价格变动幅度比较大, 表现在股票价格的大涨大跌, 以及房地产市场价格的快速上涨。资产价格的变动势必影响居民持有的金融财富和房地产财富的变动, 进而影响消费的变动。本文从资产价格角度, 通过对股价和房价的财富效应的分析与考察, 以此检验能否通过促进股票市场和房地产市场的合理发展来拉动消费。实证结果表明, 我国房地产市场存在微弱的财富效应, 股票市场存在显著的负财富效应。
关键词：财富效应,股市,房市
参考文献
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资产负债表效应 篇4
一、研究背景及现实意义
在世界大环境的影响下，经过几十年的建设和发展，中国旅游酒店业的发展取得了较大的成就，旅游酒店行业的规模和收入都取得了长足的发展。但在中国旅游酒店业快速发展的过程中，也存在着许多不容忽视的问题。国内旅游酒店企业整体抗风险能力极弱以及中国加入WTO，尤其是2008年的奥运会以及2010的世博会，加快了国际旅游酒店集团进入中国的进程，本土旅游酒店业难以应对外资入侵带来的巨大冲击。因此，做大做强国内旅游酒店企业，提高国内旅游酒店业的国际竞争力显得非常迫切。
从国际经验看，要实现企业规模的扩大和整体实力的增强，兼并收购是一条快速有效的路径，正如美国著名经济学家乔治·斯蒂格勒所说：“没有一个美国大公司不是通过某种程度、某种方式的兼并而成长起来的”。本世纪初我国部分旅游酒店企业已经着手重整国内旅游酒店产业，通过资产重组构建中国自己的旅游酒店“航母”，力图从整体上培育和提升本土旅游酒店的竞争力，资产重组已经成为中国旅游酒店企业的资本运营模式。然而，我国旅游酒店行业的资产重组行为是否成功？资产重组有没有增加股东财富？为了对这些问题有一个合理的解释，必须对我国资本市场旅游酒店行业发生资产重组事件的经济后果进行客观评价。在这方面，我国学者已经做出了有益探索，但大部分实证研究是把旅游酒店行业与其它行业作为整体加以研究，因而其结论缺乏针对性。
二、研究对象界定与研究现状综述
（一）研究对象界定
企业资产重组是一个具有很强中国特色的概念，其提出是伴随我国经济增长方式转变、国有经济结构调整以及我国证券市场的发展而出现的。资产重组活动包括的范围很广，企业利用资本市场对存量资产进行调节和重新组合都属于资产重组的范畴。对这么大范畴内的行为进行分类，要达成一个统一的标准比较困难。目前，国内一般约定俗成的分类方法是将资产重组分为股权转让、收购兼并、资产剥离或所拥有股权的出售、资产置换以及其他类型的资产重组。但由于研究目的或對概念理解的不同，我国对资产重组的分类并未达成完全一致的意见。
本文根据研究目的的需要，借鉴李善民等学者在资产重组绩效学术研究中的相关分析，将旅游酒店上市公司资产重组行为分成四类：1.扩张类重组，包括对旅游酒店企业的整体并购及部分并购（涉及股权收购，股权比率≥目标企业股权的20％，资产规模≥800万元）；2.收缩类重组，包括收缩旅游酒店企业自身或子公司资产的剥离或其所拥有股权的剥离（涉及股权减少，股权比率≥收缩公司股权的20％，资产规模≥800万元）；3.控制权转移类重组，指旅游酒店上市公司自身股权结构发生重大变化，以施加重要影响作为判断标准，包括第一大股东发生变化和20％以上股权发生转移；4.战略转移类重组，主要指在事实上的旅游酒店企业规模内进行的经营结构调整，是在某领域扩张和某领域收缩的结合。
（二）资产重组研究现状综述
事件研究法作为一个重要的分析工具已被广泛应用于社会科学研究中。在西方国家，大多数学者采用事件研究法对并购重组双方的并购绩效进行实证研究，得出了很多有价值的结论。
Poeter（1987）举例说明了资产剥离的价值，“公司的重组战略力图找出欠发展的、虚弱的或受威胁的组织，然后通过兼并收购建立一个关键的主体，并且将不需要的或无关的部分卖出，从而降低实际的收购成本。”Linn和Rozeff（1984）研究了77家公司的资产剥离公告，得出的结论为：（－1，0）窗口非正常收益为1.46％，（－40，0）窗口非正常收益为5.4％，（1，40）窗口非正常收益为0.61％。Schwert （1996）在研究了1975～1991年间的1814个并购事件后得出，目标公司股东有累积非正常收益率为35％。Jensen & Rubeck（1983）在总结了13篇文献的研究成果后认为，并购中被并购企业即目标企业股东的非正常收益为30％，而并购企业股东的非正常收益为4％。G.·A.Jarrell和A.B.Poulsen对1963～1986年期间的526件并购事项研究后发现，并购中目标企业股东的非正常收益为29％，并购企业股东的非正常收益则为1％。Limmack.R对1977～1986年的462件并购事项的研究结果显示：并购中目标企业股东的非正常收益为31％，并购企业股东的非正常收益则为－0.2％。P.S.Sudarsanam等对1980～1989年的171件并购事项研究后认为，并购中目标企业股东的非正常收益为21％，并购企业股东的非正常收益则为－2％。
近年来，我国也有一些学者采用这一方法评价中国上市公司的并购绩效。Poon（1999，香港）研究了1995～1998年的中国并购现象后指出，收购公司在2天宣布期内获得少量财富增长，而在宣布期后损失了财富。陈信元等研究了在1997年上市公司的并购活动后指出：在［－10，20］区间内并购公司累积超常收益尽管有上升的趋势，但统计检验和0没有显著差异。陈信元和张田余（1999）、李善民和陈玉罡（2002）等运用基本事件法得出了相似的结论：公司股价在并购事件公告前涨幅明显，公告后股价开始回落，说明并购的消息提前泄露，有利用并购信息操纵市场的嫌疑。余光和杨荣（2000）研究深沪两地1993～1995年的一些并购事件在公告［－10，10］，［－5，5］，［－1，1］期间内的累积超常收益发现：目标公司价值上升，而并购公司价值基本不变。张新（2003）发现，并购能给收购公司的股东带来显著的财富增加，而对目标公司股东财富的影响不显著。
三、市场效应的实证分析
（一）数据来源和分析工具
本研究使用的数据主要来源于：大智慧系统软件；《中国证券报》（2001—2005年）；上交所和深交所定期报告公告。本研究的样本处理及计算过程均通过SPSS12.0以及Excel软件。
（二）样本选取
为了检验市场对资产重组行为的反应（即资产重组前后重组公司股票价格的变动），本文根据研究需要，对样本进行筛选，标准如下：
1.重组公告日记为0，前后各选30个交易日作为观测窗口。重组公告日前后10个交易日内没有其他可能影响股价变动的重大事件（如年报公布、发行股票、配股、送股、分红等）发生。
2.一次公告中，只包括前述四种重组类型之一。
3.两次及两次以上不同类型重大重组公告时间间隔必须在60个交易日以外。
4.如果先后有董事会公告和股东大会公告，则以同类事件第一次公告日为准。
按以上标准得出的总体样本如表1、表2所示：
（三）研究设计
1.计算每日超常收益AR
超常收益AR是指资产重组公告发布前后某段时间内，股票实际收益率与假定无资产重组公告的那段时间内股票正常收益率之差。
4.T检验CAR与0的差异性
如果检验结果显著，则说明事件对股价产生了影响，否则就说明该事件的影响没有通过证券市场反映出来。如果CAR＞0，并且检验结果显著，表明股东的财富有所增加；如果CAR＜0，并且检验结果显著，表明股东的财富减少了。
本研究按照上述研究设计对控制权转移、扩张类重组、收缩类重组及战略性重组四种类型进行分组研究，并将总区间分割成12个子区间，分别以12个子区间的CAR作为变量进行分析。
（四）研究结果及分析
1.各类资产重组公司股东的财富效应，如表3所示：
说明：*表示在α=0.1的水平下T检验值显著，**表示在α=0.05的水平下T检验值显著，***表示在α=0.01的水平下T检验值显著。
表3表明，控制权转移重组、战略性重组的CAR均为正，扩张类重组和战略性重组的CAR为负，而且上述检验均在0.01水平高度显著。说明控制权转移重组、战略性重组分别给股东带来了超过预期的收益，收缩类重组和扩张类重组则损害了股东的财富。为了进一步分析重组行为给股东带来的财富效应，本文分别对各类资产重组公司［－30，30］区间做出AAR和CAR序列图，如图1-图4所示：
从图1可以清晰地看出，控制权转移类样本公司每日AAR和CAR的变化为：AAR围绕0值上下波动，在公告日前的日平均收益可达0.116％，而公告后的日平均收益为－0.104％，说明公告日后股东收益有所下降。在［－30，12］区间，CAR处于上升趋势，且在［－10，0］区间上升幅度比较大，说明重组事件公告很可能提前泄露出去，股东已从中获得收益。总体来看，[－30，30］这段区间内CAR始终为正，大小达到1.496％，而且高度显著，说明控制权转移类重组公司股东财富非预期地增加了近1.5个百分点。
图2显示，和控制权转移类重组一样，战略重组类样本公司的AAR围绕0值上下波动。对公告日前的CAR进行分析，发现［－21，－30］区间内公司的超常收益持续为负，［－20，0］区间公司的超常收益持续为正，而且处于上升趋势。说明公告前20天左右战略重组信息已经泄露出去，且公告当日的收益高达2.368％，股东从中获得了较大的收益。从整个61天来看，战略重组公司的CAR是高度显著的，大小达到0.561％，说明战略重组公司股东的财富在这段时间内非预期地增加了0.561％。
纵观图3可以大致得出，收缩重组公司的AAR仍然围绕0值上下波动，每日CAR呈现下降趋势。关注公告前的序列图，可以发现市场对重组公告的反应呈“S”型，在－2.585％～1.88％之间上下波动。进一步分析可知，公告前9天开始，CAR一直为负，而且呈下降趋势，这同样说明在公告前重组消息已透露出去，只是市场对此做出了利空反应。从整个研究区间来看，收缩类重组公司的CAR是显著下降的，下降幅度达到1.51％，说明收缩类重组减少了股东的财富。
分析图4可以发现，扩张重组公司的AAR围绕0值上下波动，CAR的情况主要表现为，公告日－22～－16天为正，在－18天达到0.9％后开始回落，而且到达－11天开始为负，并一直持续下去，这个结果同样说明公告前重组消息已经透露出去，市场对此做出了利空反应。在［－30，30］区间，扩张类重组公司的CAR是显著下降的，下降幅度达到7.2％，说明扩张类重组公司股东收益在这段时间内非预期地降低了7.2个百分点，大大损害了股东的财富。
2.各类资产重组公司在不同区间的累计超常收益
本文还研究了各类资产重组样本在不同区间获得的CAR。考虑到股市的应变反应，10天一个期限可能过长，所以本文选择隔5天交叉选取区间。选取的区间包括［－30，－21］、［－25，－16］、［－20，－11］、［－15，－6］、［－10，－1］、［－5，5］、［1，10］、［6，15］、［11，20］、［16，25］、［21，30］、［－1，0］。其中选取［－1，0］这个区间主要借鉴国内外相关研究文献的做法。具体结果见下页表4。
为了清晰地了解各类公司在不同区间的CAR变化情况，本文分别对各种类型的资产重组绘制了三维图表，如图5-图8所示：
图5显示控制权转移类公司在［－10，－1］区间获得的CAR最多，约0.77％；其次是［－20，－11］区间，CAR约0.68％；公告后的CAR普遍不如公告前，［1，10］获得的CAR比［－10，－1］少了将近1.59％。在［－1，0］区间，控制权转移类公司获得了约0.5％的超常收益。在所检验的区间里面，有近70％的区间获得正的收益。总的来讲，在控制权转移类重组活动中公司的股东财富得到了增加。
图6表明战略重组公司在［－5，5］区间CAR最高，达到1.3％，［－15，－6］、［－20，－11］CAR分别达到了0.8％、0.68％，且高度显著。比较［－10，－1］、［1，10］区间，CAR相差了近1.6个百分点。［－1，0］区间的CAR为0.74％，这和［－10，－1］区间获得的收益率相当。
图7反映收缩类重组公司在［－30，－21］获得的CAR最多，为0.69％；其次是［－20，－11］，CAR为0.51％。值得注意的是，收缩类样本公司的CAR在公告日前后始终在正负波动。对比正的CAR和负的CAR，收缩重组公司股东的财富在［－30，30］区间内还是有所降低。在［－1，0］区间股东获得了1.44％的CAR，而在［1，10］CAR为负，且高达3％，不仅抵销了［－1，0］区间获得的CAR，反而超过其间取得的正CAR。说明市场在［－1，0］区间对收缩类资产重组公告的正向反应超常，但在公告日后较短时间内迅速反向修正。
从图8可以看出，扩张重组公司各区间中除了［－25，－16］、［－5，5］两个区间获得正的CAR外，其余各个区间的收益率均为负，样本公司85％以上的区间为负，其中［－1，0］区间CAR为－0.26％，说明资本市场对扩张重组公告做出了很强的利空反应。
四、研究结论
本文对2001～2005年旅游酒店业上市公司资产重组财富效应进行了细致的分组检验，得出了经验结论。从实证结果看，控制权转移类旅游酒店重组公司股东在公告［－30，30］区间里获得1.5％的累积超常收益；战略性重组公司股东在公告［－30，30］区间里获得了0.56％的累积超常收益。而收缩类重组公司和扩张类重组公司在［－30，30］区间里累积超常收益均为负，分别为－1.51％、－7.2％，且上述数据均在0.01的水平高度显著。
各类重组类型的样本，资本市场均在重组公告日前有显著的提前反应，表现为CAR曲线的上升或下降。市场对各类重组事件存在着较为强烈的提前反应，意味着公告日發布的“新信息”已是过时信息，早已被市场消化吸收，公司重组这一重大事件可能同旅游酒店上市公司内幕交易、市场操纵相关联。此外，对我国旅游酒店业资产重组财富效应的检验也印证了我国资本市场不是完全有效市场，仅仅是弱式有效。
资产负债表效应 篇5
在公司制企业中,代理冲突不仅存在于股东和经营者之间,而且存在于股东和债权人之间。尽管都是出资者,但股东和债权人的目标函数是不一样的。股东是公司的所有者,依法拥有公司的剩余索取权和剩余控制权,因而追求投资回报, 注重净利润、净资产收益率和每股收益。债权人不能参与公司的经营管理,其利益目标是还本付息,注重公司的偿债能力。所以,为了获得高额收益,股东可能用债权人的资金进行高风险投资,从而使高风险资产占资产总额的比例增加,公司的经营风险也随之增加,这就是债务融资的资产替代效应。
20世纪70年代,Jensen和Meckling( 1976) 、Myers( 1977) 、Smith和Warner( 1979) 等西方学者就提出了资产替代效应理论。21世纪初,中国学者李秉祥( 2003)、童盼和陆正飞( 2005) 、唐国正和刘力( 2006) 、陈赤平( 2006) 等也发现,债务融资会产生资产替代问题。但资产替代效应的经验证据不够丰富, 其实证检验方法也有待探讨。
本文提出一种对资产替代效应进行实证检验的方法;并利用上市公司数据,进行以下实证检验:( 1) 债务融资的资产替代效应是否存在? ( 2) 不同行业资产替代效应是否存在差异? ( 3) 不同年份资产替代效应是否存在差异?
一、资产替代效应的实证检验方法
根据资产替代效应理论,可以以风险资产为因变量、以债务融资为自变量进行回归分析,如果回归系数显著为正, 说明存在资产替代效应;回归系数越大,说明债务融资对风险资产的影响越大。但问题是,“风险资产”应如何计量?“债务融资”是否应该包括全部债务?
( 一)“ 风险资产 ”的计量
一般认为,资产的流动性越强,风险越小,流动资产的风险小于长期资产。在资产负债表左边,从货币资金到应收账款、长期股权投资、固定资产、无形资产,流动性越来越小,风险越来越大。所以,“风险资产”可以用流动性较小的长期股权投资、固定资产、无形资产等代表。
为了消除企业规模的影响,可以用“长期股权投资 / 总资产”、“固定资产 / 总资产”、“无形资产 / 总资产”等相对数来计量“风险资产”。
( 二)“ 债务融资 ”的确定
不同的债权人在与股东的代理冲突中扮演着不同的角色。在资产负债表右边,“应付账款”、“应付票据”、“预收账 款”等债务都是在交易中自发形成的,而且期限较短,金额较小,其背后的债权人( 供应商) 一般不会介入与股东的代理冲突;“短期借款”一般是周转性借款,用于满足临时性资金需要,对长期资产的影响不大;而“长期借款”、“应付债券”等长期负债,对长期资产的形成具有直接影响。由于“长期借款”、“ 应付债券”期限长、金额大 ,对债权人的利益影响大 ,所以 , 银行等债权人在与股东的代理冲突中扮演着重要的角色。因此,“债务融资”主要是指“长期借款”、“应付债券”等长期负 债,而不宜包括“应付账款”、“应付票据”、“预收账款”、“ 短期借款”等流动负债。
为了消除企业规模的影响,可以用“长期借款 / 总资产”、“应付债券 / 总资产”等相对数来反映“债务融资 ”。
( 三) 检验资产替代效应的回归模型
本文用“固定资产 / 总资产”计量“风险资产”,用“长期借款 / 总资产”计量“债务融资”,通过以下回归模型,对债务融资的资产替代效应进行检验。
式中,RAit表示第i家公司第t年的风险资产,即“年末固定资产净值 / 年末资产总额”;LBit表示第i家公司第t年的债务融资,即“年末长期借款 / 年末资产总额”;α0表示截距项;α1表示资产替代效应系数;εit表示随机误差项。根据资产替代效应理论,α1应为正数,而且是显著的。
二、样本选择和数据来源
本文的研究样本为1993—2013年在沪深证券交易所上市的公司。在样本选取的过程中,本文剔除了以下公司:( 1) 金融类公司;( 2) ST、PT公司;( 3) 财务数据异常的样本观测值;( 4) 财务数据不完整的公司。利用锐思数据库,进行样本公司的筛选和原始数据搜集。
三、全部样本的统计分析结果
全部样本的描述性统计分析、相关分析和回归分 析结果( 见表1) 。
从表1可以看出,固定资产净值占资产总额的比例( RA) 平均为29.0%,长期借款占资产总额的比例( LB) 平均为8.8%。RA与LB之间的Pearson相关系数是0.209,并且在1%的水平上显著。
回归模型的常数项为0.255,并且在1%的水平上显著;LB(“年末长期借款 / 年末资产总额”) 的回归系数为0.400, 并且在1%的水平上显著。即RA与LB之间的关系可以表示为:
上述统计分析结果表明,风险资产与长期借款显著正相关,随着长期借款的增加,风险资产也相应地增加,即债务融资的资产替代效应是存在的。
四、不同行业的资产替代效应系数
1993—2013年分行业 的资产替 代效应系 数及其显 著性( 见表2) 。
从表2中可以发现:( 1) 除了“综合”、“租赁和商务服务业”、“ 房地产业”等三个行业之外,其他14个行业的资产替代效应系数都是正数,而且在1%或5%水平上显著。这表明, 这14个行业都存在资产替代效应。其中,“信息传输、软件和信息技术服务业”资产替代效应系数最大,为0.932;“农、林、牧、渔业”资产替代效应系数最小,为0.148。可见,不同行业的资产替代效应系数存在较大的差异。 ( 2)“综合”资产替代效应系数为负数,且不显著;“租赁和商务服务业”资产替代效应系数为正数,但不显著;“房地产业”资产替代效应系数为负数,而且在1%水平上显著。
五、不同年份的资产替代效应系数
1993—2013年分年度 的资产替 代效应系 数及其显 著性( 见下页表3) 。
从下页表3中可以发现:( 1) 除了1993年、1996年、1997年、2013年之外,其余十七年的资产替代效应系数都是正数,而且都在1%或5%水平上显著。这表明,这十七年都存在资产替代效应。其中,1994年资产替代效应系数最大,为0.625; 2011年资产替代效应系数最小 ,为0.309;不同年份的资产替代效应系数存在一些差异,但不是很大。( 2)1993年资产替代效应系数为正数,但不显著;1996年、1997年、2013年的资产替代效应系数都为负数,且不显著。
结论和启示
无论是采用全部样本,还是采用分行业样本或分年度样本进行回归分析的结果都表明,债务融资会产生资产替代问题,这一研究发现为股东和债权人之间的代理冲突提供了新的经验证据。
资产替代效应的存在意味着,股东确实会利用债权人的资金进行高风险投资,从而使企业的风险增加。为此,债权人一方面应该在借款合同中对借款企业的投资行为作出限制性的规定,另一方面可以考虑把风险增加的影响附加到贷款利率中去,随着企业风险的增加而提高贷款利率。不同行业、不同年份资产替代效应的差异意味着,债权人对借款企业投资行为的限制性规定,或确定贷款利率时的风险附加应该因行业或年份而有所不同。
摘要：在提出一种资产替代效应检验方法的基础上,对中国上市公司债务融资的资产替代效应的存在性、行业差异和年度差异进行实证检验,结果发现:随着长期借款的增加,风险资产也相应地增加,即债务融资的资产替代效应是存在的;在17个行业中,有14个行业都存在资产替代效应,而且不同行业的资产替代效应系数存在较大的差异;从1993—2013年共二十一年中,有十七年都存在资产替代效应,但不同年度的资产替代效应系数差异不大。
资产负债表效应 篇6
1 上市公司生物资产信息披露的研究述评
生物资产, 顾名思义, 就是活着的动物和植物。作为我国农业企业进行活动重要的生产资料之一, 有着再生性、自身的生长周期性、外部性等特征, 因此对生物资产进行披露就有着非常的必要性。澳大利亚最早对生物资产的特性可进行分类、净市场值等方面进行披露。IAS41则是对企业当期内的确认的生物资产以及利得和损失应当进行披露。我国汪祥耀 (2001) 最早发现对我国的生物资产运用IAS41中公允价值或者历史成本的基础进行披露研究;张心灵 (2004) 则是从定性和定量方面对生物资产的会计报表和附注进行披露;石道金 (2007) 对我国生物资产还处在初级阶段, 理论和实务界存在异议, 导致了农林业上市公司生物资产信息披露存在着不规范的问题等;薛梅 (2009) 从定量角度信息披露上市公司农业类生物资产, 获得的披露不及时, 不相关, 不真实的问题;高春艳 (2012) 则是对沪深82家的上市公司生物资产进行相关的表露, 得到生物资产的类别消息比较模糊、公允价值、确认计量的应用程度不高、完整性、可比性缺乏足够性等问题。
2 上市公司会计信息披露的效应研究述评
2.1 披露的内容和方式
根据早期的会计信息披露的效应文献, 国内外学者通过会计学科所形成的信息观、计量观以及契约观三大理论框架, 将会计信息披露的市场效应内容主要分成盈余信息披露的市场效应、内部控制信息披露的市场效应、社会责任信息披露的市场效应以及资本成本信息披露的市场效应。
国内外学者所获得的信息披露是使用传统的年度报告的主要途径。巴鲁克和保罗 (1997) , 陈和SU (1999) , 吴世农, 黄志公 (1997) 的对象是从企业会计信息披露年报。但随着科技的快速发展, 企业开始运用社会责任感报告, 通过科技方面渠道进行信息披露马格内斯 (2006) 表明企业发布相应的社会责任报告, 相应的社会信息披露, 为了获得合法性。古吉瑞和彭定康 (2010) 研究指出了企业发布报告对企业可持续发展、声誉有着重要的影响。施平 (2010) 则是通过技术和网络的发展, 对报告的得分等进行问卷的调查, 提供了新的信息披露途径。因此, 总的来说, 多元化的市场效应的趋势, 网络化的会计信息披露。
2.2 披露的动因
国内外的学者对会计信息披露的动因主要是通过内在和外在方面来进行分析研究。Doyle、Ge、Mcvcy (2007) 主要基于信号传递理论进行分析, 解释企业内部控制信息披露的市场效应应当从自愿的角度进行披露。段盛华 (2004) 发现自愿信息披露的环境下, 披露控制结构。Homer H.Johnson (2003) 从企业的受托责任观进行分析, 企业应当从一定程度披露社会责任会计信息。李莎、游嘉悦 (2009) 从企业内部角度说明企业披露社会责任信息对企业市场价值的推动作用。曹兵 (2011) 认为企业主动披露社会责任有助于增加企业的价值。Penman (2006) 从股东角度进行分析, 认为股东基于受托责任和估价需要会计的相关信息。李青原 (2008) 从公司治理的角度披露企业所需的会计信息质量。巫升柱 (2006) 从信息披露及时性分析, 企业内在的原因影响着信息所需的披露时间。
现有的学者主要以企业目前面临的舆论监管和压力作为会计信息披露效应的外在原因。Foster (1986) 表明在监管的力量下, 市场的力度会产生会计信息的披露。蔡吉甫 (2005) 认为内部性的信息披露, ST公司需要在市场监管下进行批露。杨清香等 (2012) 的实证分析表明, 市场更有效的强制性会计信息披露。卡罗尔 (1991) 研究企业社会责任信息披露发现, 企业主要是受到外界压力的原因。杨鹏鹏 (2009) 通过供应商和公益事业的角度, 应当履行相应的社会责任。李远慧等 (2012) 基于利益相关者的角度, 认为可以在市场和社会的监管下, 进行相应的社会责任信息报告披露。赵宇龙 (1998) 认为为了证券市场的规范和发展, 应当进行会计信息盈余性的信息披露。张宗新 (2007) 表明, 在证券市场信息披露的有效性质量必须依靠上市公司。王玉春 (2012) 根据保护效率的重要性程度和股票市场的投资者, 上市公司的信息披露证明资本市场规范。
2.3 披露的影响因素
学术界对上市公司信息披露的效应要素较为多元化。在内部控制信息披露效应方面, 于思荣 (2010) 主要通过内部控制信息披露的详细程度、是否存在缺陷、是否经过审核等因素进行效应研究。杨清香等 (2012) 则是从细节分析内部控制信息披露的市场效应, 并披露的有效性意愿。余海宗 (2013) 对内部控制信息披露程度的可靠性, 相关性, 可分为公开和了解市场的影响比四个方面。在社会责任信息披露效应方面, C&M (1997) 以声誉指数、ROE、ROA、公司规模为披露的影响因素, 进行社会责任信息披露的市场效应。沈洪涛 (2006) 将利益相关指数、市场收益指标作为影响变量, 分细社会责任信息披露带来市场效应。李远慧 (2012) 主要是通过市场反应、社会责任信息披露质量、作为被解释和解释变量, 进行披露效应分析。在盈余信息披露效应的方面, 巫升柱等 (2006) 以报告的时滞作为因变量, 审计意见、盈余情况作为解释变量, 通过多元回归分析方法进行效应研究。朱晓婷 (2006) 则是采取了AR和CAR作为市场效应的替代变量, 通过事件研究法对盈余信息的及时性进行分析。在资本市场信息披露的市场效应方面, 曾颖、陆正飞 (2006) 研究边际融资成本从盈余披露质量方面进行上市公司信息披露的效应分析。关明坤 (2011) 从准确性、完整性、及时性以及保密性作为评价的影响因素, 采取回归分析的方法对信息披露质量的市场效应进行分析。王玉春 (2012) 在双变量分析异常收益率和累计平均异常收益率的股票价格的影响。
2.4 会计信息披露效应的经济效果研究
对企业会计信息披露效应是否有着经济后果, 或者产生的经济效果有多强, 国内外学者有着不同的分析结果。在内部信息披露效应方面, 于思荣 (2010) 得出内部控制信息披露程更细, 上市公司信息披露程度就更高质量;内部控制缺陷对平均超额收益波动有着正相关。余海宗 (2013) 得出上市公司内部信息披露的市场评价和披露的质量呈正相关;信息披露的良好性正面的影响着会计信息的决策有用性。在社会责任信息披露的市场效应方面, 沈洪涛 (2008) 的研究结果显示, 上市公司披露社会责任信息和股票回报率是正相关关系。李远慧 (2012) 得出上市公司的社会责任报告质量高, 市场效应也正;反之, 若社会责任报告质量低的话, 其效应也是消极。在盈余信息披露效应的方面, 朱晓婷 (2006) 得出AR和年报时滞有着明显的负相关;早披露的市场效应比晚披露的市场效应更显著。巫升柱 (2006) 得出好消息早于坏消息披露的市场效应。在资本市场信息披露的市场效应方面, 在资本市场信息披露的市场效应, 曾颖 (2006) 研究发现, 股权融资成本上市公司信息披露显著负相关;盈余平滑度、信息披露的质量是股权融资成本的主要特性。王玉春 (2012) 研究表明上市公司信息披露质量越高的公司, 在股价方面趋于稳定;相反, 质量不合格的公司对应的股价市场波动越大。
摘要：近年来, 随着经济的增长, 证券市场中的信息披露已成为重要的关注问题。上市的公司生物资产信息披露愈发的突出, 因此针对上市公司信息披露效应方面从披露的内容和方式、披露的动因、披露的影响因素以及披露的经济效果等四方面予以归纳。
关键词：生物资产信息披露,披露条件,市场效应
参考文献
[1]张心灵, 王平心.农业生物资产会计若干问题的研究[J].当代财经, 2004, (10) :111-113.
[2]于思荣.内部控制信息披露的市场效应——基于2007-2009年中国沪市A股上市公司的实证经验[D].大连:东北财经大学, 2010, (12) .
资产负债表效应 篇7
华侨城旗下的重要资产之一就是在业内规模最大、名声很响的欢乐谷主题公园, 分布在我国许多大型城市。近些年来, 欢乐谷主题公园的门票收入呈现逐年上升的趋势。2012 年12 月4 日, 华侨城A聘请中信证券作为本次专项计划的管理人, 作为项目的管理人, 其以入园凭证即门票收入作为基础资产, 设立并发行了该项专项管理计划。专项计划的发起人为深圳华侨城股份有限公司及其子公司北京世纪华侨城和上海华侨城投资发展有限公司, 本次的总发行规模为为18.5 亿元。
二、华侨城市场效应分析
1.确定事件期
华侨城入园凭证专项资产管理计划于2012 年10 月30日获得证监会批复, 公司于2012 年11 月21 日在公告上刊登了关于公司资产证券化进展公告, 所以我们选择2012 年11月21 日为事件发生日, 将其做为第0 天。事件期为[- 5, 5], 由于市场中经常可能出现公告信息提前泄露的现象, 为了全面了解华侨城入园凭证获得连续的交易数据较好地拟合华侨城股票收益率的市场模型, 我们选取事件期前100 个交易日为估计期。
2.计算正常收益率
在确立了事件估算的窗口期后, 本文选择资本市场研究最为普遍的CAPM模型计算华侨城A在时间窗口期期间的预期收益率, 计算过程如下:
其中Rt表示华侨城第t日的收益率, Rmt则是对应的市场回报率, εt为随机误差项。运用EVIEWS软件将估算窗口期的数据带入运用线性回归计算出 α 和 β 的值以及检验标准, 如表1 所示:
根据回归检验结果, 由于:
从式 (2) 和公式 (3) 中可以看出, 在概率分别为0.9 和0.995 的情况下, α 和 β 都能通过t检验, 表格中F值=67.73远大于概率在0.999 条件下的临界值, 结合模型的拟合优度R2的值, 表明该线性回归计算CAPM模型中的 α 和β 的值通过了检验, 即得出了用于预期事件发生期华侨城预期回报率的计算公式:
通过事件发生的窗口期综合市场的投资回报率计算得出华侨城时间窗口期的预期投资收益率, 再通过如下公式计算出AR, CAR:
其中Rt表示事件发生窗口期内华侨城企业的实际收益率, 计算结果如表2 所示:
3 .实证结果及分析
通过实证分析, 我们得出结果, 在事件期内超常收益率的均值为4.28%, 累计超常收益率的均值为0.77%。超常收益率和累计超常收益率均为正, 可以看出在窗口期内华侨城入园凭证专项资产管理计划使得华侨城A (000069) 的收益率超过了综合A股市场的盈利水平, 综合这一段时间内超额收益率与累计超额收益率的趋势图, 我们得到资产证券化的公告给其股东带来了正面的财富效应。观察超额收益率的走势, 明显可以看到超额收益率在公告前的几个交易日就出现了明显的上升趋势, 这就说明了存在信息不对称的情况, 有些投资者在公告公布之前就已经知道了内幕消息, 总的来说, 证券市场对于华侨城入园凭证资产证券化行为认为是利好的, 带来了一定程度的财富效应。市场反应分析可以说明企业通过开展资产证券化项目, 在投资者心目中的价值得到了较大的提升, 因此, 能积极的发挥企业的财务效应, 给企业带来新的发展空间。
三、结论与启示
随着资本市场的不断完善与发展, 企业资产证券化业务以其融资门槛低的优势在资本市场上发挥着必不可少的作用。从华侨城案例资分析来看企业资产证券的开展增加了股东财富, 提升了企业的价值。
为了能够更好的推进企业资产证券化的发展, 积极利用资产证券化优势, 应从不同的权益主体出发, 包括原始权益人、金融中介服务机构、监管机构。首先, 企业在选择资产证券化时, 应该考虑企业实际情况, 分析被证券化的资产是否能够产生预期未来的现金流量, 根据历史数据加以仔细分析。同时, 还要考虑企业是否在以后各期能够如期偿还本金和收益, 会不会给企业的流动性影响, 进而导致了现金流的断裂。我们应该充分发挥资产证券化的积极作用, 优化企业结构。
其次, 监管机构应完善相关的法律法规建设。应提升相关市场投资资金吸纳能力, 加快吸引资金的投入。一方面, 政府出台一系列政策鼓励民间投资, 且建立了上海自贸区, 无论是海外还是国内的民间资金都潜藏这巨大的开发潜力。另一方面, 应积极鼓励社保资金和保险等进入市场, 加快市场资金注入。
最后, 相关从业和监管人员在掌握基本的金融知识的基础上, 还要掌握目标行业的发展动态和趋势。从业人员必须对行业发展有了深入了解, 专项计划管理人对企业资产证券化的运作发挥着重要的作用, 可以使使管理人设计适合企业的资产证券化模式, 灵活运用, 并积极的发挥其财务效应。由于我国企业资产证券化的相关法律法规的限制, 只有机构投资者才能参与到后期计划的购买, 因此应该积极的推动机构投资者的专业水平的提升。
参考文献
[1]徐焕章, 张清华.资产证券化发起人的收益研究[J].西安工程大学学报, 2009, 23 (6) :120-123.
[2]周蓉.企业资产证券化的实践思考[J].当代经济, 2012:146-147.
资产负债表效应 篇8
1 当前企业闲置资产产生的原因
要想充分利用好企业的闲置资产, 必须先认清其来源及现状。关于闲置资产的盘活, 早在改革开放初期便引起了国有企业各部门的密切关注, 而且当时的改制潮流的确对闲置资产的盘活做出了较大贡献。从企业闲置资产改制的历史来看, 闲置资产产生的原因无外乎以下几个方面:
(1) 企业改制引起产业结构调整, 致使原有设备闲置。改革开放10年后, 随着我国经济的快速发展, 企业迎来了改制的浪潮, 尤其是以国有企业为主体, 为响应国家的号召, 原单一所有制的国有、集体企业逐步改制为多元投资主体的公司制企业和股份合作制企业。在这一过程中, 产业结构产生了较大变化, 许多国有企业的业务发生改变, 致使原有的大量设备闲置。
(2) 企业革新技术, 对设备进行更新换代。经济的高速发展, 很大程度上归功于科技的进步。科技发展主要体现在企业技术的革新与进步上, 一项新技术的运用, 必定会提高企业生产的效率, 扩大生产的能力, 增加同等时间的产量, 创造更加丰厚的利润。在技术革新过程中, 技术的更替带来企业设备的更新换代, 使大量的落后设备闲置。
(3) 企业破产倒闭, 固定资产闲置。即企业由于种种原因被迫破产清算, 在较长的破产清算期内, 破产企业大量的固定资产闲置, 当清算结束后, 除价值较高的设备作为抵价外, 诸多价值低的设备永久闲置。
2 闲置资产给企业带来的负面效应
(1) 闲置资产引起财务信息失真。真实的财务信息, 能够为投资者和债权人等利益相关者提供有价值的参考信息, 一旦财务信息失真, 很容易误导资本市场上的利益相关各方的行为。对于企业, 闲置资产的大量存在, 会不真实地反映资产的运营状况, 造成资产虚增, 利润空挂, 最终不利于企业长期的发展[2]。
(2) 闲置资产占用较高管理成本。企业的资产, 是指由过去的交易、事项形成并由企业拥有或控制的资源, 该资源预期会给企业带来经济效益。既然能得到效益, 肯定就要付出一定的成本, 从资产占用的成本费用来说, 主要是定期计提的折旧费用、日常耗费的管理费用, 包括人工管理成本、定期维护、修理成本等。当企业大量资产闲置存在的时候, 所有的这些费用却丝毫不会减少。
3 如何有效盘活企业的闲置资产
如何有效盘活企业的闲置资产, 一直是很多企业在努力寻求的答案。很多企业也采取了一些办法, 如建立企业设备管理信息库、通过企业兼并盘活闲置资产, 加大对与闲置资产相关的对外投资, 积极开展企业托管业务等。但本文认为, 首先应该从思想上重视闲置资产的盘活, 企业闲置资产利用效率不高的重要原因就在于此。盘活资产的方法有很多, 但如果思想上不够重视, 方法再多也无用。在有了思想基础之后, 必须从企业实际业务流程方面来考虑, 具体有以下几点:
(1) 开展资产租赁业务, 盘活闲置资产。在企业改制过程中, 由于产业结构调整产生大量闲置资产, 这些资产很大程度上都是优质资产, 只不过由于企业产品结构的调整而暂时闲置。对于这些资产, 可以积极寻找租赁市场, 开展租赁业务。一方面, 大量闲置资产的租赁可以解决企业改制后对现金流的快速需求, 解决企业发展中的资金短缺困境[3];另一方面, 闲置资产的利用效率得以提高, 企业经营业绩也会随之提高, 既减少了耗费成本, 又增加了租赁收益。
(2) 公开市场拍卖, 适当进行资产置换, 加速资金变现。对于一些利用价值逐渐变小的闲置资产, 企业可以考虑进行公开拍卖, 通过中介拍卖机构进行挂牌销售, 变耗费品为实实在在的现金价值, 增加企业的现金流量[4]。另外, 企业为降低中介机构的支付成本, 还可以与相关行业内企业积极开展置换业务, 签署资产置换协议。因为一项在本企业的闲置资产, 放在另一家企业有可能就是价值资产, 企业通过积极开展资产置换业务, 可以在提高闲置资产使用效率的同时, 减少企业的耗费成本, 增加当期的生产利润。
(3) 适当情况下可申请报废, 确认损失。企业的闲置资产, 往往都会占据企业很大部分的沉没成本, 对于不再可能重新利用的闲置资产, 如技术革新淘汰的落后设备等固定资产, 可进行申请报废, 以减少人工成本费用、场地成本费用的支出等[5]。如果对于利用价值不高的闲置资产, 不及时进行处理, 势必还要耗费以后会计期间的成本, 等到设备折旧年限到期才能确定损失, 在此期间加重了企业的成本负担, 加大了企业运营的财务风险。通过必要的报废申请, 企业能够在当前确定资产的损失和成本, 利于当期的结转, 不会增加以后各期这类资产的费用占据, 能够最大程度地提高企业在闲置资产利用方面的效率, 有利于企业经营业绩的提升。
摘要：企业要想在激烈的竞争中处于不败之地, 不能只从产品营销和成本控制单方面考虑, 必须形成有效系统的全面控制。对于企业闲置资产的利用, 也属于全面控制的范畴。闲置资产产生的原因有很多, 而且其大量的存在对企业会产生一系列的负面效应, 这就需要企业重视闲置资产的合理利用, 盘活闲置资产, 为企业提升经营业绩提供支持, 为创建节约型社会添砖加瓦。
关键词：企业,闲置资产,盘活
参考文献
[1]刘淑莲.财务管理[M].第2版.大连:东北财经大学出版社, 2010.
[2]刘俊.盘活闲置资产要有新理念[J].中国粮食经济, 2007 (4) :53.
[3]屈道群.盘活闲置资产, 促进企业发展[J].科技信息, 2007 (9) :34.
[4]安卫华.盘活企业闲置资产方法探讨[J].合作经济与科技, 2010 (12) :76-77.
资产负债表效应 篇9
关键词：定向增发,补偿承诺,股份回购,股东权益保护
一、引言
2006年5月8日,中国证监会发布了《上市公司证券发行管理办法》,定向增发作为股权再融资的一种方式逐渐被采用。由于上市公司大股东与中小股东之间存在着权利和信息不对称,当上市公司向大股东定向增发购买资产时, 可能伴随大股东侵害上市公司和中小股东利益的现象发生。为了保护中小股东的利益,在上市公司重大资产重组管理办法》上述规定下,许多上市公司进行定向增发购买资产时与交易对象签署了《盈利预测补偿协议》,对其注入资产的未来盈利情况进行预测,并对实际盈利数不足预测数的差异额进行补偿(以下简称为“大股东补偿承诺”),那么,大股东补偿承诺在定向增发购买资产中传递了什么信号?市场有没有对此承诺做出反应?做出何种反应?大股东补偿承诺能否起到保护中小股东的利益?本文对这些问题进行了详细的研究。
二、理论分析与研究假设
黄建中(2007) 研究发现并购重组中存在利益输送现象;王蕾蕾(2010)通过实证分析得出大股东注入资产的盈利能力低于原上市公司资产的盈利能力,构成了对小股东利益的侵害;张祥建和郭岚(2008)研究表明大股东通过虚增注入资产价值实现了对中小股东财富的掠夺效应。上述文献说明并购重组中存在大股东侵占中小股东利益的现象。信号传递用来解决由信息不对称引起的利益侵占等一系列问题,如乌家培、谢康(2002)指出,在旧车市场,存在信息不对称时,好车的卖主可以提供一定时期的维修保证,以传递高质量的信息,而坏车的车主无法模仿这种信号,因为维修是有成本的。信号传递理论在定向增发中得到了广泛的应用,如姜海洋(2008)、何丽梅(2010)和王兴燕(2011)等学者研究、结果表明定向增发后上市公司短期股价宣告效应显著为正,在一定程度上保护了中小股东的权益。大股东对其注入资产是否做出承诺以及补偿方式是否相同,其向投资者传递资产质量的信号不同,大股东试图通过做出补偿承诺向投资者传递其注入优质资产的信号。目前,“大股东补偿承诺”方面的研究还很少,许年行、张华和吴世农(2008)发现“附加承诺轻重程度”具有显著的信号传递效应;桂荷发、蔡明和石劲等(2011)发现承诺降低了大股东的股改成本,同时流通股东也对承诺做出了正面的积极反应;高闯、孙宏英和胡可果(2010)发现大股东在上市公司或注入资产实际盈利额不足承诺盈利额时的补偿方式主要有现金补偿和是股份回购(或赠送股份)两种补偿方式均在一定程度上保护了中小股东利益,且股份回购方案更能改善上市公司财务状况和经营业绩和中小股东利益。统计发现,2010年之前多采用现金补偿方案,2010之后的则多采用股份回购的补偿方案,据此推测,监管部门认为股份回购补偿方案比现金补偿方案更能保护中小股东的利益。 基于以上分析,提出如下假设:
假设1:大股东补偿承诺具有正的信号传递效应,保护了中小股东的利益
假设2:股份回购补偿方案比现金补偿方案更能保护中小股东的利益
三、研究设计
(一)样本选择和数据来源以2008年5月至2013年10月公告定向增发预案且大股东做出补偿承诺的上市公司为研究样本,为了剔除定向增发公告效应的影响,以2008年5月至2013年10月公告定向增发预案且不涉及大股东补偿承诺的上市公司为对照样本。并对样本根据以下标准进行筛选:(1)剔除金融类上市公司;(2)剔除了财务数据和交易数据缺失的样本;(3)剔除B股公司定向增发A股,A股公司定向增发H股以及H股公司定向增发A股的样本;(4) 剔除定向增发购买资产宣告期间有重大事件发生的样本。 180个定向增发购买资产的上市公司样本分布情况如表1。
数据来自于CCER数据库、巨潮资讯网并通过手工整理得出。实证分析中用到的个股回报率和市场收益率数据来自CCER数据库。
(二)变量定义和模型构建(1)事件的确定及事件窗口的选择为了剔除定向增发公告效应的影响,以定向增发公告日(CCER数据库中的《资产交易数据库》提供的公告日期)为事件日,如果公告日停牌,则以公告日复牌后的第一个交易日为事件日,并定义为第0天。一般来说,事件期越长,检验效果越差,但事件窗口过短,则可能捕捉不到信息提前泄露问题[12],本文确定事件窗为(-10,+9)共20个交易日。估计期的长短并无统一标准,估计期太长,可能估计的联系已经不适合公司目前的情况,估计期太短则无法充分反映股票和市场之间的关系,本文选取的估计期为90个交易日,对应选取时间区间为(-120,-31)。(2)平均超额收益率和累计超额收益率的计算个股收益率(Rit)、市场收益率(Rmt)分别采用CCER数据库中的“回报率”和“总回报率”。根据市场模型,假定市场收益率和个股收益率之间存在线性关系,估计出α、β的值,然后计算出正常收益率,与实际收益率比较得出超额收益率(AR),据此计算。
四、实证分析
(一)按是否做出补偿承诺分类的公告效应对比分析
(1)对超额收益率进行T检验的结果及对比分析。表2表明,定向增发(做出补偿承诺)公告日前后共20个交易日内的AAR1大部分为正,只有4天为负,且检验结果不显著,从公告日前5天至公告日后3天这9天内,平均超额收益率都为正,且有8天的检验结果显著,说明定向增发(做出补偿承诺)公告对股价波动的影响高度集中在预案公告前后几天, 公告日前出现的显著不为零的超额收益率,说明市场已经提前得到定向增发相关信息,且在一定程度上认同了其价值并提前做出了反应,日平均超额收益率最大值出现在公告日当天,平均超额收益率高达3.0429%,检验结果高度显著,公告日之后,平均超额收益率出现了下降,说明市场对定向增发公告带来的利好预期已经逐步消化。从表2中定向增发(未做出补偿承诺)的T检验结果可知,AAR2在公告日前后产生显著为正的平均超额收益。从图1和表2中AAR1、 AAR2的独立样本T检验结果可知,在公告日前(-10,-1)的10天中,定向增发购买资产(做出补偿承诺)的日平均超额收益率高于定向增发购买资产(没有做出补偿承诺)的只有4天,且检验结果不显著;在公告日后(0,+9)的10天中,定向增发购买资产(做出补偿承诺)的日平均超额收益率高于定向增发购买资产(没有做出补偿承诺)的高达9天,且在T=1, 2,3,9这4天结果显著。说明投资者对定向增发中大股东做出补偿承诺的上市公司股价反应更加剧烈。
(2)对累计超额收益率的对比分析。参照(-10,9)事件期内的平均超额收益率AAR1和AAR2的变化,从事件期内选择(-10,-1)、(-2,2)和(-5,5)三个窗口。从表3可以看出,两组累计超额收益率在不同事件窗口内一直为正,且高度显著,说明定向增发公告的市场反应显著为正。在窗口(-10,1)内,由图2可知,定向增发(做出补偿承诺)比定向增发(没有做出补偿承诺)的累计超额收益率略高一些,但差别很小,表3中的独立样本T检验结果也发现差异不显著,说明市场对定向增发(做出补偿承诺)公告仅有朦胧的预期。 从其他窗口来看,定向增发购买资产(做出补偿承诺)的累计超额收益率大大超过定向增发购买资产(没有做出补偿承诺),且检验结果高度显著。以上分析说明定向增发(做出补偿承诺)和定向增发(没有做出补偿承诺)公告都能产生显著为正的累计超额收益率,定向增发这一事件都得到了投资者的认可,定向增发公告都具有显著为正的股价效应, 但定向增发(做出补偿承诺))上市公司的宣告效应好于定向增发(没有做出补偿承诺),由此可知,大股东补偿承诺传递了积极的信号,市场获得了显著的正超额收益,保护了中小股东的利益。这证实了假设1。
注:AAR1、CAR1分别为做出补偿承诺的平均超额收益、累计平均超额收益;AAR2、CAR2分别为没有做出补偿承诺的平均超额收益、累计平均超额收益;*,**,*** 分别代表在10%,5%和1%的水平上显著。
注:AAR1为作出补偿承诺的平均超额收益,AAR2为没有作出补偿承诺的平均超额收益。
注:*,**,*** 分别代表在10%,5%和1%的水平上显著。
注:CAR1为作出补偿承诺的累计超额收益;CAR2为没有作出补偿承诺的累计超额收益;*,**,***分别代表在10%,5%和1%的水平上显著。
(二)按补偿承诺方式分类的公告效应对比分析由前文可知,大股东做出补偿承诺的上市公司125家,补偿方式为现金补偿的上市公司63家,补偿方式为股份回购的上市公司54家,补偿方式为现金补偿和股份回购结合的上市公司8家,由于现金补偿和股份回购结合的上市公司只有8家, 所以只对做出现金补偿和股份回购的上市公司进行分析。
(1)对超额收益率进行T检验的结果及对比分析。从表4和图3可以看出,在(-10,-1)事件期内,AR12和AR11的大小关系不明显,在(0,9)事件期内,AR12完全在AR2上方, AR11在T=2,3,6,8,9上大于AR2,说明现金补偿和股份回购都能产生正的超额收益;在(0,8)事件期内AR12完全在AR11上方,且在事件期(0,4)内,AR12显著大于AR11,说明投资者对于股份回购补偿更加信赖,股份回购比现金补偿能够产生更大的正的超额收益。
注:AR11为做出现金补偿承诺的平均超额收益;AR12为做出股份回购承诺的平均超额收益;AR2为没有做出补偿承诺的平均超额收益
注：AR11为做出现金补偿承诺的平均超额收益；AR12为做出股份回购承诺的平均超额收益；AR2为没有做出补偿承诺的平均超额收益。
(2)对累计超额收益率的对比分析。参照(-10,9)事件期内的超额收益率AR11和AR12的变化,从事件期内选择(-10,-1)、(-2,2)和(-5,5)三个窗口。从表5可以看出,两组累计超额收益率在不同事件窗口内一直为正,且高度显著,说明两种补偿方案的市场反应都显著为正。在窗口(-10,1)内,由图4可知,现金补偿方案比股份回购补偿方案的累计超额收益率高一些,且差异值在10%的水平上显著, 这可能与信息提前泄露的时间有关。从其他窗口来看,股份回购补偿方案的累计超额收益率大大超过现金补偿方案, 且检验结果高度显著。说明股份回购能够比现金补偿产生更大的正的累计平均超额收益,股份回购能够比现金补偿传递更为积极的信号。这证实了假设2。
注:*,**,*** 分别代表在10%,5%和1%的水平上显著。
注：CAR11为做出现金补偿承诺的累计平均超额收益，CAR12为做出股份回购承诺的累计平均超额收益，CAR2为没有做出补偿承诺的累计平均超额收益。
五、结论