可转债上市及转股收益范文

摘要：本文对可转债上市及转股日前后异常收益分析表明，上市初期累计异常收益与现金流因子成显著正相关，与营运因子成非显著负相关。本文认为，上市初期可转债累计异常收益部分由可转债本身因素来决定，部分由市场的非有效性与心理因素来决定。而转换期前后的累计异常收益完全是由市场的非有效性与心理因素决定的。在转换期前后，公司基本面信息与转债条款信息已在定价中得到反映，转换期前后累计异常收益完全与这些信息无关，可转债价格的异常变化也与这些因素无关。

关键词：可转换债券，可转债股性，转股，转股收益

引言

拟发行可转债对股票价格的影响是国外研究的重点，多数学者称之为宣告效应。国外学者研究主要分为两个方向：美国可转债市场和美国以外的可转债市场。

Abhyankar和Dunning（1998）对英国市场1986年至1996年间三种不同类型的可转换证券宣布发行后对公司价值的影响进行研究表明，不同类型的可转换证券宣布发行对股东财富都有明显的负的影响。Burlacu(2000)研究了141个法国可转债发行公告与股权成分的关系，研究结果指出可转债发行公告意味着显著的负市场反应。Greiner、Kalay和Kato(2001)对1982年至1992年1357个日本的可转换债券进行了研究，发现在宣布发行可转换债券之后，公司股票价格会有不显著的正的反应，有时会有显著的正的反应，平均异常收益率为0.23%。

孟辉、徐峰（2004）以2004年底已发行上市的31只可转债发行公司为研究对象，得出公司可转债发行公告并不能带来异常收益率，但在区分股性与债性的情况下发现，显股性转债发行公司可转债发行公告能给正股带来显著的超常收益率，15天累计超额收益为4.09%，而显债性转债发行公司则刚好相反，15天累计超额收益为-5.37%。

目前，国内外尚无人对转债自身在特定时期出现的异常收益即价格异常变化的情况进行实证，本文试图对此进行实证，并在区分股性与债性的情况下进行进一步分析，以发现股性与债性不同下可转债定价特征的不同，并对其进行解释。

研究方法

本文采用事件研究法，分析事件是否对转债价格产生冲击而产生异常收益。基本原理是，在事件窗口内估计出由于事件发生而带来的非正常收益率，并检验此非正常收益率是否显著不为0，以确定该事件对转债价格是否有显著冲击。若有显著冲击，研究影响冲击的因素。这里，将转债上市和转股日定义为事件。

研究异常收益就需要估计正常收益，t时刻第i只转债收益率为：Rit=logBit-logBit-1，Bit为转债价格。

定义τ=0为事件发生日，τ=T0+1至τ=T1为估计窗口，τ=T1+1至τ=T2为事件窗口，τ=T2+1至τ=T3为事后窗口。

采用市场模型，对估计窗口转债收益率与市场组合收益率进行回归分析，Rit=αi+βi·Rmt+εit。然后，利用估计的与，计算事件窗口的“正常收益”，即，由此得出事件窗口的异常收益率：。

根据事件窗口的异常收益（ARit）、对转债加总的异常收益（），得出对时间加总的累计异常收益（），从而得出转债上市初期及转股日前后累计异常收益的变化情况。

为简便起见，采用T检验法。样本转债在事件窗口的“平均累积异常收益”表示为：，N为样本转债数目。统计检验为：。统计量T为：，S为样本的标准差。通过上述T检验值，判断CAR是否显著不为零。

实证结果与分析

一、转债上市初期及转股日前后的异常收益

取至2005年3月1日前进入转股日且未到期的沪深24只上市转债为研究对象，研究其在上市初期及转股日前后异常收益。表1为24只样本转债相关情况。

表1样本转债相关情况

名称

上市日

转股日

到期日

名称

上市日

转股日

到期日

民生转债

2003-03-18

2003-8-27

2008-02-27

歌华转债

2004-05-28

2004-11-12

2009-05-11

水运转债

2002-08-28

2003-8-13

2007-08-12

营港转债

2004-06-03

2004-11-20

2009-05-19

云化转债

2003-09-25

2004-3-10

2006-09-09

江淮转债

2004-04-29

2004-10-15

2009-04-14

西钢转债

2003-08-26

2004-2-11

2008-08-10

侨城转债

2004-01-16

2004-7-1

2006-12-31

雅戈转债

2003-04-21

2003-10-3

2006-04-03

铜都转债

2003-06-04

2003-11-21

2008-05-20

复星转债

2003-11-17

2004-4-28

2008-10-27

燕京转债

2002-10-31

2003-10-16

2007-10-16

阳光转债

2002-05-16

2003-4-18

2005-04-18

丰原转债

2003-05-20

2003-10-27

2008-04-23

桂冠转债

2003-07-15

2004-6-30

2008-06-29

华菱转债

2004-08-03

2005-1-16

2009-07-16

山鹰转债

2003-07-01

2003-12-16

2008-06-15

华西转债

2003-09-16

2004-3-1

2008-08-31

华电转债

2003-06-18

2003-12-3

2008-06-02

金牛转债

2004-08-26

2005-2-11

2009-08-11

国电转债

2003-08-01

2004-1-18

2008-07-17

首钢转债

2003-12-31

2004-6-16

2008-12-15

邯钢转债

2003-12-11

2004-5-26

2008-11-25

丝绸转2

2002-9-24

2003-3-10

2007-9-9

数据来源：凯龙财经转债评价暨分析系统。下同。

定义估计窗口为转债上市后第31至第80个交易日，事件窗口为上市后20个交易日及转股日前后各20个交易日。图1为上市初期及转股日前后转债累计异常收益情况。

表2为转债上市初期及转股日前后平均累计异常收益ACAR对应的T检验值。

表2上市初期及转股日前后转债平均累计异常收益ACAR对应的T检验值

上市初期

转股日前后

时间

ACAR

T

时间

ACAR

T

时间

ACAR

T

1

0.001245

0.658362

-20

0.002126

1.352235

1

0.011313

1.785284

2

0.001462

0.62062

-19

0.003167

1.233627

2

0.005655

0.75999

3

0.002031

0.5981

-18

0.006759

2.107224

3

0.00779

1.130561

4

0.003225

0.927948

-17

0.008437

2.327104

4

0.007384

1.054567

5

0.003203

0.813032

-16

0.009212

2.169901

5

0.008943

1.120357

6

0.004746

1.085145

-15

0.009477

2.192604

6

0.010645

1.358632

7

0.004013

0.934619

-14

0.010625

2.186494

7

0.012697

1.52865

8

0.003499

0.879231

-13

0.010543

2.427625

8

0.014512

1.571364

9

0.003207

0.741334

-12

0.009125

1.95051

9

0.017672

1.722896

10

0.002043

0.462087

-11

0.006227

1.351199

10

0.016684

1.720501

11

0.001338

0.283804

-10

0.005831

1.327685

11

0.016081

1.766636

12

0.002462

0.482826

-9

0.008884

1.981773

12

0.016512

1.858297

13

0.003409

0.670189

-8

0.008322

1.81442

13

0.017023

1.884268

14

0.004835

0.812903

-7

0.010599

2.230125

14

0.016939

1.727282

15

0.004001

0.664367

-6

0.010026

2.399439

15

0.016431

1.594671

16

0.00605

0.852988

-5

0.011

2.488982

16

0.016181

1.523866

17

0.007364

0.944735

-4

0.00922

1.726116

17

0.017113

1.543034

18

0.008758

1.092626

-3

0.010636

1.793523

18

0.020451

1.7943

19

0.007513

0.927001

-2

0.011548

1.919174

19

0.020286

1.680898

20

0.006663

0.800549

-1

0.012028

1.718828

20

0.021638

1.856058

t0.95(24)=1.7109，t0.975(24)=2.0639，t0.99(24)=2.4922。

由t检验临界值可看出，转债上市初期异常收益不明显，转股日前后存在异常收益。

二、显股性转债异常收益显著

为进一步研究，对转债按股性进行分组。Delta指标不仅包括条款信息，而且包括公司股价P、公司股价长期波动率等信息内容。因此，用Delta代替股性，根据Delta（20日历史波动度）指标值的相对大小，把样本转债分成股性组与债性组各12只。如表3、图2所示。

表3样本转债按Delta分组情况

上市初期分组情况

转股日前后分组情况

股性组

债性组

股性组

债性组

转债名称

事件窗口

Delta均值

转债名称

事件窗口

DELTA均值

转债名称

事件窗口

Delta均值

转债名称

事件窗口

DELTA均值

首钢转债

0.69603

华菱转债

0.21757

复星转债

0.755865

华电转债

0.35176

侨城转债

0.62489

营港转债

0.206345

云化转债

0.744583

水运转债

0.32897

民生转债

0.590715

歌华转债

0.197915

金牛转债

0.684568

歌华转债

0.208608

邯钢转债

0.572135

西钢转债

0.18977

铜都转债

0.655903

山鹰转债

0.12884

金牛转债

0.549915

阳光转债

0.16357

民生转债

0.601408

营港转债

0.046928

江淮转债

0.522795

丰原转债

-0.08424

侨城转债

0.529793

丝绸转2

-0.03157

铜都转债

0.4758

燕京转债

-0.13333

邯钢转债

0.527078

燕京转债

-0.07057

国电转债

0.463825

桂冠转债

-0.18303

西钢转债

0.491618

丰原转债

-0.20141

雅戈转债

0.44897

山鹰转债

-0.18999

阳光转债

0.486953

桂冠转债

-0.21503

水运转债

0.43025

丝绸转2

-0.19716

首钢转债

0.468455

华菱转债

-0.23197

华电转债

0.427125

云化转债

-0.42125

国电转债

0.416705

江淮转债

-0.49141

复星转债

0.31559

华西转债

-1.47285

雅戈转债

0.360338

华西转债

-1.13027

由图示所示的统计结果知，上市初期与转股日前后股性组累计异常收益非常明显。统计检验（数据略）显示，股性组在转股日前第5至第9日，以及第12至第17日，T检验值都超过2，且在转股日前第5、6日T检验值甚至超过3，通过显著性检验。而上市初期债性组累计异常收益在大多数交易日为负值。

三、解释与说明

下面利用主成分分析法与因子分析筛法筛选出影响可转债股性与债性的两个层次因素（条款因素与基本面因素）的4因子样本值（赎回因子、回售因子与现金流因子、营运因子），对上市初期及转股期前后的累计异常收益进行回归，以大致说明它们之间存在的关系。

通过建立可转债累计异常收益值与各因子之间的回归关系，可以确定它们之间存在的数量关系。在代入相关数据之前，为了保证与各因子之间在量纲和量级方面的可比性以便于回归，同样对累计异常收益数据进行了标准化处理。

根据上市初期累计异常收益与各因子样本值得出了如下的回归方程：

CAR=0.538286*XJL-0.28252*YY-0.080804*SH+0.161388*HS+ε

其中：CAR代表累计异常收益；

XJL代表现金流因子；

YY代表营运因子；

SH代表赎回因子；

HS代表回售因子；

ε代表残差。

表4样本转债上市初期累计异常收益与各因子回归的相关指标

Variable

Coefficient

Std.Error

t-Statistic

Prob.

现金流因子

0.538286

0.171735

3.134394

0.0055

营运因子

-0.28252

0.172177

-1.640870

0.1173

赎回因子

-0.080804

0.173413

-0.465966

0.6465

回售因子

0.161388

0.171885

0.938933

0.3595

R-squared

0.420403

Meandependentvar

-7.17E-09

AdjustedR-squared

0.328888

S.D.dependentvar

1.000000

S.E.ofregression

0.819215

Akaikeinfocriterion

2.595829

Sumsquaredresid

12.75114

Schwarzcriterion

2.793307

Loglikelihood

-25.85204

Durbin-Watsonstat

0.851353

由表4可以看出，和大多数类似的研究结果一样，回归的结果并不理想，但还是可以说明一些问题。上市初期累计异常收益与现金流因子成显著正相关，表明现金流越充足，可转债异常收益越明显，从而可转债价格上升越明显。上市初期累计异常收益与营运因子成非显著负相关，表明资产周转率越高，则公司规模越小，可转债异常收益越负，从而可转债价格出现下降。笔者把上市初期累计异常收益中4因子不能解释的部分都归为市场的非有效性与投资者心理因素的影响。可以看出，在上市初期，可转债累计异常收益部分由可转债本身因素来决定，部分由市场的非有效性与心理因素来决定，也就是说，面值为100元/张的转债在上市初期，需要由本身因素与市场的非有效性及心理因素重新定价。

根据转换期前后累计异常收益得出了如下的回归方程：

CAR=-0.29215*XJL+0.095541*YY+0.163536*SH-0.06517*HS+ε

表5样本转债转换期前后累计异常收益与各因子之间回归的相关指标

Variable

Coefficient

Std.Error

t-Statistic

Prob.

现金流因子

-0.29215

0.210366

-1.388771

0.1810

营运因子

0.095541

0.210907

0.453000

0.6557

赎回因子

0.163536

0.212420

0.769869

0.4508

回售因子

-0.06517

0.210549

-0.309522

0.7603

R-squared

0.130326

Meandependentvar

8.13E-09

AdjustedR-squared

-0.006991

S.D.dependentvar

1.000000

S.E.ofregression

1.003490

Akaikeinfocriterion

3.001615

Sumsquaredresid

19.13284

Schwarzcriterion

3.199092

Loglikelihood

-30.51857

Durbin-Watsonstat

0.425176

由表5可以看出，整个线性方程的拟合优度水平非常低，说明该模型的解释能力值得怀疑。由此可以认为，转换期前后的累计异常收益完全是由市场的非有效性与心理因素决定的，也就是可以说，在转换期前后，由于转债上市已久，公司基本面信息与转债条款信息已基本在定价中得到反映，从而转换期前后累计异常收益完全与这些信息无关，可转债价格的异常变化与这些因素无关。当然，进入转股期后，由于可转债理论价值会上升，从而也会带动可转债市价上升。

参考文献：

[1]Abhyankar,A.,Dunning,A..WealthEffectsofConvertibleBondandConvertiblePreferenceShareIssues:AnEmpiricalAnalysisoftheUKMarket,JournalofBanking&Finance,1999,23:1043-1065.

[2]Burlacu,R..NewEvidenceonthePeckingOrderHypothesis:theCaseofFrenchConvertibleBonds,JournalofMultinationalFinancialManagement,200010:439-459.

[3]Greiner,D.,Kalay,A.,Kato,H.K..TheMarketforCallable-ConvertibleBonds:EvidencefromJapan,Pacific-BasinFinanceJournal,2002,10:1-27.

[4]孟辉，徐峰.中国市场可转债发行信息含量的识别——基于可转债股性特征的解释[R].西南证券研究报告，2004,(12).