定向增发与公开增发新股融资股东财富效应的实证研究

经济评论2011年第6期ECONOMICREVIEWNo.62011

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定向增发与公开增发新股融资股东财富效应的实证研究

邹

斌

章卫东

周冬华

王珏伟

*

摘要：公开增发新股和定向增发新股是上市公司增发新股融资的两种方式。研究发我国上市公司公开增发新股后1～3年股东获得的长期超额收益率均为负，而定向增现，

发新股后两年股东获得的长期超额收益率均为正，表明我国上市公司宣告公开增发新股股东获得负的股东财富效应，而宣告定向增发新股股东能获得正的股东财富效应。从保

本文的研究结果表明在股权分置改革之后证券管理部门推护投资者长期利益的视角看，

出的定向增发新股融资方式和上市公司青睐定向增发新股融资方式具备其适时性和合理

性。

关键词：上市公司

公开增发新股

定向增发新股

股东财富效应

一、引言

公开增发新股和定向增发新股①是上市公司增发新股的两种方式。20世纪50年代以前，成熟资本市场

（如美国、日本等）上市公司股权再融资的方式主要是配股，而到60年代以后采用配股方式再融资的上市公80年代以后配股这种再融资方式基本消失，取而代之的股权再融资方式主要是公开增发新股，司逐渐减少，

90年代以后私募发行新股进行再融资开始广为流行（章卫东、2010）。如美国的私募融资从1990年周伟武，的81亿美元增长到了2000年的1539亿美元②，并且私募融资是初创性企业、财务出现困境的企业以及寻2004）。配股和公开增发新股是我国上市公求收购融资的上市公司的一种重要的资金来源（Brophy，etal．，司在股权分置改革前主要采用的股权再融资方式，而在股权分置改革以后，虽然也有公司选择公开增发进行但定向增发新股逐渐成为股权再融资方式选择的主流，并且定向增发的股权再融资上市公司受股权再融资，

到投资者关注的程度更高。那么同为增发新股的股权再融资，为何定向增发更受到投资者的追捧和上市公司的青睐呢？本文从上市公司在股权再融资中增发新股对股东短期财富和长期财富影响的视角，对定向增

揭示我国上发与公开增发对股东财富效应影响进行了实证检验。通过对增发新股的股东财富效应的研究，

也可以检验我国上市公司股权再融资中定向增发与公开增发两种方市公司股权再融资中的方式选择问题，

式的效率，从而为证券监管部门制定我国上市公司股权再融资政策提供理论依据，也可以为我国上市公司选择股权再融资方式提供新的启示。

本文余下部分的结构安排如下：第二部分是文献回顾与假设的提出；第三部分是实证设计；第四部分是实证结果与分析；第五部分是研究结论与政策建议。

*邹斌、章卫东、周冬华、王珏伟，江西财经大学会计学院，邮政编码：330013，电子信箱：hustzb@126．com。

“定向增发新股、（项目号：09BJY017）及江西省本文是作者主持的国家社会科学基金项目资产收购与利益输送问题研究”

“上市公司资产注入与公司绩效关系研究”（10YJ04）的阶段性研究成果。本研究还得到“企业融资与投资社科规划重点课题

、“资本市场与行为公司金融国际学术创新团队”者保护”创新团队的资助。作者感谢江西财经大学会计学院研究生鲁婉琼同

学为本文研究做的数据收集、整理工作，感谢匿名评审人的建设性意见，但文责自负。

向特定投资者增发股票的一种发行方式。实质上是类①中国上市公司定向增发新股是指上市公司以非公开发行的方式，

似于美国等证券市场的一种私募发行（PrivatePlacement）行为。

Schneider，andLuisVidegaray．2001．PrivateEquityinMexico．ConferencePaper．②引自Frank，

81

二、文献回顾与假设的提出

国外成熟市场公开增发新股及私募发行新股财富效应的相关研究表明，公开增发新股进行股权再融资

的宣告效应为负，并且选择公开增发进行股权再融资上市公司从长期看股东获得的持有期收益率为负。Kalay和Shimrat（1987）检验了1970－1982年间455家宣告公开增发的上市公司在宣告事件的［－10，60］窗口内二级市场股票价格的表现情况，发现宣告公开增发上市公司的股票价格都出现了下跌，其他学者也发现

1986；Korajczyk，etal．，1991；BrookandPatel，2000；等等）。Masulis和了类似的证据（AsquithandMullins，

Korwar（1986）对上市公司公开增发新股后的长期超额累计收益率进行了研究，发现相对于未进行增发上市

公司股票的5年期平均66．4%的累计收益率水平而言，进行了公开增发上市公司的同期平均累计收益率仅为33．4%，仅相当于未进行增发上市公司的一半，说明公开增发新股的累计超额收益率为负，公开增发为股

Loughran和Ritter（1995）等对上市公司公开增发新股长期东带来负的财富效应。Asquith和Mullins（1986）、

收益率的实证研究得出同样的结论。国外学者对上市公司公开增发新股长期收益率为负的原因进行了解释。Myers和Majluf（1984）认为发行新股是上市公司向外部投资者传递信息的途径之一，用以降低上市公司与外部投资者之间的信息不对称程度。他们指出，上市公司由于掌握了内部信息，当其股票价格被市场高估时会倾向于发行新股，而当其股票价格被市场低估时却采取股票回购的操作，所以，增发新股被看作是利

因而造成了增发新股公司股票的长期收益率为负。Jensen（1986）认为，由于代理问题的存在以及经空信息，

营者和股东之间在股利分配问题上的意见分歧，经营者通过发行新股增加其可以支配的自由现金流并从中获取好处，但损害了股东的利益，因此，增发新股会被股东视为负面信息，从而使股价下跌。Loughran和Ritter（1995，1997）用“机会窗口”理论来解释公开增发新股之后股价下跌的原因。他们指出，上市公司会选择适当的时机增发新股，如在市场环境以及公司业绩较为理想、股票价格被高估的时期进行“择时”增发新股，在这个机会窗口进行增发之后，股价会有一个自然回归的过程，从而使得增发后的股价下跌。

国内学者对我国上市公司公开增发的宣告效应也进行了检验，刘江云（2008）实证研究了全流通后公开

0，1］，增发的宣告效应，研究发现在事件窗口［公开增发的宣告效应对股价的负面影响比较大。章卫东

（2007）认为，我国上市公司的原有大股东往往不参与公开增发，因此，上市公司公告公开增发新股的信息往往被投资者看作消极的信号，上市公司公开增发新股对投资者而言具有负的财富效应。

国外学者的研究表明私募发行有正宣告效应，但长期股票价格表现却不佳。Wruck（1989）较早研究了

－59，20］美国定向增发的宣告效应，采用事件研究法，他发现宣告定向增发的上市公司在［的时间窗口内，股东的财富变化为正，而宣告公开增发的上市公司股东财富的变化为负，并且在公告日前三天及公告日当天，

－3，－2］、［－1，0］以及在［等事件窗口内，定向增发的上市公司股票的超额收益率都显著为正，而公开增发

的平均收益为负。Hertzel等（2002）也研究进行私募发行公司的长期股价表现。他们发现私募发行有正的宣告效应，但是发行三年后出现负的长期超额收益。Barclay等（2007）将投资者分成积极和消极两类进行了研究，当对积极投资者进行配售时，私募发行有更高的宣告收益率，长期股价表现不佳；而当对消极投资者进Kato和行配售时，宣告收益率低于向积极投资者私募发行，且长期绩效比向积极投资者更差。同样，Schallheim（1993）检验了日本公司私募发行的宣告效应，发现宣告日当天的超额收益为正，但宣告日后的市场效应则呈下降趋势。Cronqvist和Nilsson（2005）以瑞典上市公司为样本，也得出了与Hertzel和Smith（1993）类似的结论。与以上的研究不同，也有学者得出了不同的结论：如Chen等（2002）发现新加坡私募发

－1，0］行新股的宣告效应为负，宣告日当天的平均超额收益率为－0．84%，且在［的窗口内的平均累积超额收益率为－0．89%，并且在0．05水平上显著。Hamish等（2006）在新西兰市场上也发现了与新加坡市场上

类似的负的私募发行宣告效应。他们将负的宣告效应归因于这些国家的制度安排使原股东和经营者不能参与私募发行，进而降低了原股东和经营者的持股比例，从而向市场传递了消极的信号，使得私募发行的宣告效应为负，产生了负的股东财富效应。

对私募发行具有正宣告效应的原因，国外学者从不同角度进行了解释：Wruck（1989）提出了监督假说，他认为私募发行通过引入一个有动机且有能力监控公司管理层的积极的投资者，可以降低管理层的代理成本。Hertzel和Smith（1993）则从信息不对称理论出发进行了解释，他们认为参与私募发行认购的机构投资者在私募发行前会对上市公司筹集资金的用途及其经营状况进行详细调研，只有当投资者确认私募发行的公司有好的投资项目及未来的经营业绩乐观时，投资者才会认购私募发行的股份。因而，定向增发向证券市场传递了公司价值被低估和未来公司现金流将增加的信息。Barclay等（2007）提出了防御假设，他认为大股82

东和管理者为了在增发新股后保证大股东的投票权和管理者的利益不受到威胁，上市公司往往会选择向消极投资者私募发行股票来实现上述防御目的。

Marciukaityte等（2005）在国外私募发行长期股票价格表现不佳（但超额累积收益率仍然为正）的原因，

“机会窗口”）进行定向增发；而解释为长期股票价格的下滑是因为公司往往会选择在业绩等条件较好时（即

公司在募集资金后，可能会将资金投资于净现金流量为负的项目，使得企业筹资后的长期业绩下降。也有学

导致在私募发行前公司的股票价格过度上涨，在经历者将这种现象解释为投资者对定向增发新股过度乐观，

1997；Hertzel，了一段时间的上涨之后，市场对增发前的过度上涨进行修正的结果（LoughranandRitter，

etal．，2002）。还有学者（Hertzel，etal．，2002；Marciukaityte，etal．，2005）认为是公司在定向增发新股前进而定向增发新股后一段时间冲回盈余管理将使公司的业绩长期下滑，行了盈余管理导致股票价格过度上涨，从而将导致股价长期下跌。

我国上市公司采用定向增发进行股权再融资是从2006年大规模兴起，涉及到股东财富的相关研究并不多。其中，章卫东（2007）发现上市公司定向增发新股的宣告后短期的累计异常回报率显著为正。魏立江和纳超洪（2008）也发现上市公司宣告定向增发新股存在正的财富效应，并且定向增发比例和机构投资者认购比例愈高，财富效应愈大。他们认为上市公司定向增发融资可以引入战略投资者，实现整体上市和财务重组，延长上市公司的产业链，减少上市公司与集团公司的关联交易和同业竞争，增强大股东的控制权，从而加强对公司经营的监督，促使公司长期的业绩提高和股价上升。

基于以上分析本文提出如下假设：

假设1：上市公司宣告定向增发新股再融资时股东的短期财富效应（CAR）为正，而宣告公开增发新股再融资时上市公司股东的短期财富效应为负，且定向增发新股的短期财富效应要高于公开增发。

假设2：定向增发新股上市公司的长期股东财富效应（BHAR）要显著高于公开增发新股上市公司。

三、实证设计

（一）样本选取与数据来源

本文选取2006年1月1日－2010年6月30日间公布增发预案并成功实施增发的沪深A股上市公司为样本，剔除了银行证券等金融类上市公司以及数据缺失的样本。最终得到488家上市公司的580个增发样本数据，上市公司样本及其相关财务数据均来自国泰安数据库。

（二）模型与变量设置

本文构建模型（见式（1）、式（2））来研究公开增发新股与定向增发新股两种不同的股权再融资增发方式对股东的短期和长期财富效应的影响。

CAR=β0+β1ZEFS+β2LEV+β3ln（size）+β4SH+

（1）

β5Rsize+β6Ind+β7Market+βiYeari+ε

BHAR=β0+β1ZEFS+β2（BE/ME）+β3LEV+β4ln（size）+β5SH+

（2）

β6Rsize+β7Ind+β8Market+βiYeari+ε

式（1）、式（2）中变量的定义及描述见表1，其中，控制变量的选取参照相关研究的已有文献。此外，由

及其所在市场和不同年度市场环境的变化对股东财富可能会产生影响，因此，本文于不同行业的上市公司，

Market，Yeari三个哑变量以分别对这些因素的影响进行控制。选取了Ind，

CARi为第i只个股样本在窗口T内的累计超额收益，计算方法为：

T

CARi=

ARit=Rit－Rmt=

ARit∑t=1

（3）

Pit－Pit－1Pmt－Pmt－1

－（4）

Pit－1Pmt－1

Rit为第i只个股样本第t日的日收益率，Rmt为个股样本所在市场的大盘指数第t日的收益率；Pit其中，

Pit－1为个股i第t－1日的收盘价格，Pmt为个股i所在市场第t日的收盘指数，Pmt－1为个股i第t日的收盘价格，

为个股i所在市场第t－1日的收盘指数。

上证综合A股指数回报率或深圳成分A股指数回报率为：

T

T

BHARi=

（1∏t=1

+Rit，m）－

（1∏t=1

+Rmt，m）Rmt，m（5）

83

Rit，其中，m为第i只个股样本公开/定向增发后第t月的回报率；Rmt，m为个股样本公开/定向增发新股

后其所在市场第t月的市场指数回报率。

本文以样本公司的公开/定向增发预案公告日作为计算CAR和BHAR的事件点。

表1

变量符号CARBHARiZFFSLEVln（Size）BE/MESHRsizeIndMarketYeari

变量名

累计超额收益率购买并持有超额收益率

增发方式财务杠杆公司规模账面市值比股权集中度发行相对规模行业虚拟变量市场虚拟变量年度虚拟变量

变量的定义及描述

变量描述

事件窗口个股股票收益率相对于市场收益率的累计超额收益率

购买并持有公开/定向增发股票到考察期结束时个股收益率相对于市场组合收益率

i=12，24，36分别表示12，24，36个月的BHAR的超额收益率，

虚拟变量：公开增发取值为1，定向增发取值为0

1976）公开/定向增发发行前一年末的资产负债率（JensenandMeckling，1987）公开/定向增发发行前一年末总资产的自然对数（Blazenko，

2001）公开/定向增发公司前一年年末期末总资产除以期末公司市值（陈信元等，

2006）公开/定向增发前一年末第一大股东持股比例（余明桂等，

公开/定向增发发行股数×实际发行价格÷增发前一年末总资产（HertzelandSmith，1993；章卫东，2008）

样本公司若为制造业上市公司则取值为1，否则为0样本公司若在上海证券交易所上市则取值为1，否则为0i=2006，2007，2008，2009，2010；若样本为2006年，则Year2006=1，否则为0，其余类同

四、实证结果与分析

（一）变量的描述性统计及单因素分析

变量的描述性统计结果见表2。表2

变量ZFFSCAR（0，1）CAR（0，5）CAR（0，10）BHAR36BHAR24BHAR12Rsizeln（Size）LEVBE/MESHIndMarketYear2006Year2007Year2008Year2009Year2010

均值0．1430．0300．0480．057－0．360－0．0300．1340．75621．5880．5670．6630．3840．6000．55860．2530．2880．1430．2620．053

变量的描述性统计

中位数0．0000．0140．0180．020－0．539－0．1680．0220．32021．4890．5520．6730．3751．0001．0000．0000．0000．0000．0000．000

最小值1．000－0．219－0．548－0．513－3．149－3．531－3．1160．01518．4770．0210．0540．0520．0000．0000．0000．0000．0000．0000．000

最大值0．0000．2610．8071．1017．4876．5907．81428．43325．9916．5491．2970．8151．0001．0001．0001．0001．0001．0001．000

标准差0．3500．0040．0060．0081．3381．0891．1341．8901．2380．3190．2700．1500．0200．0210．4350．4530．3500．4400．225

从表2中可以看到，增发方式虚拟变量（ZFFS）的均值为0．143，表明全样本中有14．3%的样本公司在

高达85．7%的样本公司选择了定向增发，这也说明我国上市公司在股权再股权再融资中选择了公开增发，

55．86%的样本为沪市样融资中更加偏好定向增发。同时，全样本中有60%的上市公司为制造业上市公司，

Year2006－2010的均值表明除2010年以外，本，各年度样本的分布较为均匀。表2中全样本的短期CAR均为正，而长期24个月和36个月的BHAR均为负，说明全样本上市公司股东的短期财富效应为正，而长期财富效应为负。为了进一步比较不同增发方式下，样本公司的短期财富效应（CAR）和长期财富效应（BHAR）的分布特点，表3中将全样本分为公开增发和定向增发两个子样本，分别对其进行了描述性统计和分组检验。84

表3

变量（事件窗口）定向增发样本

均值

不同增发方式的CAR与BHAR分组检验结果

短期财富效应

CAR（0，1）

＊＊0．038＊（9．017）

长期财富效应

CAR（0，10）

＊＊0．073＊（8．721）

CAR（0，5）

＊＊0．061＊（8．584）

BHAR12

＊＊

0．163＊（3．015）－0．037（－0．542）

＊

0．200＊（2．288）

BHAR240．001（0．010）

＊

－0．192＊（－2．119）0．193（1．808）

BHAR36

＊＊

－0．370＊（－4．536）＊

－0．316＊（－2．481）－0．005（－0．360）

＊＊＊＊＊＊

－0．019＊－0．029＊－0．036＊

公开增发样本均值

（－3．353）（－3．594）（－3．175）

＊＊＊＊＊＊＊＊

均值差异0．0580．0910．109＊（T值）（8．052）（8．350）（7．709）

5%和1%的显著性水平上显著。注：*、＊＊、＊＊＊分别表示在10%、

1）、CAR（0，5）和CAR（0，10）均值大于0且在1%的显著性水从表3可见，定向增发样本的短期CAR（0，

平上高于公开增发样本，表明在公告增发预案前后，定向增发样本的宣告效应显著高于公开增发，上市公司宣告定向增发在短期内给股东带来正的财富效应。而宣告公开增发上市公司对应的CAR值均为负，并在1%的水平上通过显著性检验，表明上市公司宣告公开增发的宣告效应为负，公开增发给股东带来负的财富效应。并且，均值差异均在1%的水平上通过了显著性检验，进一步表明，上市公司定向增发的宣告效应要显著高于上市公司公开增发的宣告效应，单因素检验结果支持了假设1。

24个月和36个月的BHAR值均小于0，从表3数据显示的长期财富效应看，公开增发样本的12个月、

并且24个月和36个月的BHAR通过了5%的显著性检验，表明公开增发样本24个月和36个月股东的长期财富效应显著为负；而定向增发样本的12个月和24个月的BHAR均为正，且12个月的BHAR通过了1%的显著性检验，而36个月的BHAR显著为负，但定向增发样本和公开增发样本的BHAR36均值差异（T值）为－0．005（－0．360），未通过显著性检验。表3中两子样本的均值差异检验结果表明，定向增发样本的BHAR12、BHAR24的均值差异分别在5%和10%的水平上显著高于公开增发样本，说明在12个月和24个月的窗口内，定向增发样本的股东长期财富效应要显著高于公开增发样本，单因素检验的结果支持了假设2。

（二）多元回归分析

由于单因素分析未考虑其他因素对股东短期和长期财富效应的影响。因此，本文在控制其他因素的影响后，分别就增发方式对股东短期和长期财富效应作何影响进行了多元回归分析。

表4报告了多元回归分析的结果。

表4

变量ConstantZFFSRsizeln（Size）LEVBE/MESHIndMarketYeariAdj－R2F－value

CAR（0，1）0．013（0．174）

＊＊

－0．069＊（－6．107）＊＊

0．011＊（4．157）0．003（0．670）

定向增发方式对股东短期和长期财富效应的多元回归分析结果

模型1：短期财富效应

CAR（0，5）0．177（1．448）

＊＊

－0．103＊（－5．619）＊＊

0．023＊（5．355）－0．003（－0．439）

模型2：长期财富效应

CAR（0，10）0．251*（1．797）

＊＊

－0．122＊（－5．878）＊＊

0．029＊（5．968）－0．006（－0．853）

BHAR121．240（1．282）－0．116（－0．802）

＊＊

0．120＊（3．316）－0．066（－1．380）

BHAR24

＊＊

3．170＊（3．092）

BHAR36

＊＊

5．535＊（3．480）0．086（0．448）

－0．233*（－1．613）

＊

0．084＊（2．012）＊＊

－0．173＊（－3．414）0．172（1．166）

0．024（0．364）

＊＊

－0．288＊（－3．739）0．151（0．785）

－0．009（－0．794）－0．012（－0．641）0．033（1．314）－0．014*（－1．754）0．000（－0．106）控制0．112

＊＊

7．017＊

－0．011（－0．582）－0．026（－0．843）0．023（0．574）

＊＊

－0．033＊（－2．619）0．008（0．693）

－0．011（－0．504）0．001（0．039）－0．002（－0．052）

＊

－0．032＊（－2．243）0．016（1．152）

0．164（1．087）0．191（0．799）0．194（0．613）0．024（0．243）－0．088（－0．926）控制0．017

＊

1．819＊

0．033（0．135）－0．023（－0．071）0．174*（1．721）0．037（0．374）控制0．069

＊＊

4．224＊

0．468（1．354）0．176（0．372）－0．154（－1．059）0．118（0．846）控制0．055

＊＊

3．076＊

控制0．144

＊＊

9．030＊

控制0．167

＊＊

10．573＊

5%和1%的水平上显著。注：*、＊＊、＊＊＊分别表示在10%、

85

0，1］、［0，5］0，10］模型1就增发方式对股东短期财富效应的影响进行了回归检验，分别以［和［窗口的

CAR为因变量，－0．103（－5．619）和其增发方式虚拟变量（ZFFS）的系数（t值）分别为－0．069（－6．107）、－0．122（－5．878），且均在1%的水平上通过显著性检验，说明公开增发样本的短期财富效应要显著低于定向增发样本，回归分析的结果进一步支持了假设1。

24个月和36个月的累积超额收益率（BHAR）为因变量回归分模型2分别以增发预案公告后12个月、析了增发方式对股东长期财富效应的影响。模型2中12个月和24个月的BHAR回归的增发方式虚拟变量

（ZFFS）的系数（t值）分别为－0．116（－0．802）和－0．233（－1．613），为负的系数说明公开增发样本的长期但仅BHAR24通过了显著性检验。BHAR36的ZFFS系数（t值）为财富效应要低于定向增发样本，0．086（0．448），虽然系数为正，但未通过显著性检验。在控制其他因素的影响后，多元回归分析的结果表明定向增发上市公司的长期财富效应（24月期）要显著高于公开增发上市公司，多元回归的结果部分地支持了假设2。此外，公司规模（ln（Size））和增发相对规模（Rsize）与样本公司的长期财富效应存在一定的相关关可能规模等因素也是影响长期财富效应的重要因素之一。系，

五、研究结论与政策建议

通过对2006年1月1日－2010年6月30日期间我国上市公司公开增发新股与定向增发新股股东财富效应的实证研究，本文发现：从短期看，相对于宣告公开增发新股而言，我国上市公司宣告定向增发新股股东

而宣告公开增发新股的上市公司短期财富效应却显著为负，表明市场更认能获得显著为正的股东财富效应，

可定向增发新股的股权再融资方式。从长期看，我国上市公司公开增发新股后1～3年股东获得的长期超额

收益率均为负，而定向增发新股后两年股东获得的长期超额收益率均为正，表明定向增发再融资更能够保护

这一结论也解释了定向增发新股得到上市公司青睐、受到投资者追捧的原因。投资者长期财富，

由于我国上市公司公开增发新股短期股东财富效应显著为负，且长期股东财富效应（1～3年期）也为

负，而定向增发新股无论是短期股东财富效应还是长期股东财富效应均为正且显著高于公开增发的上市公司样本，说明在股权分置改革之后证券管理部门推出的定向增发新股融资方式是受到市场欢迎的一种股权再融资方式。

对上市公司而言，我国上市公司应当积极选择能给股东带来正的财富效应的定向增发新股融资方式，尽

以保证投资者参与股权再融资的长期投资量不要选择给股东带来负的财富效应的公开增发新股融资方式，

收益。对投资者而言，在进行股票投资时要尽量回避给股东带来负的财富效应的公开增发新股的上市公司，

而选择能给股东带来正的财富效应的定向增发新股的上市公司进行投资，以减少其参与股权再融资所面临的潜在财富损失。

本文的不足之处在于：我国上市公司采用定向增发新股进行再融资是股权分置改革开始后才出现的新生事物，本文可获得的定向增发新股的上市公司样本数偏少，在一定程度上可能会造成研究结论的偏差，研究结论的稳健性还有待在未来获取更多样本进一步验证。

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AnEmpiricalResearchontheShareholders’WealthEffectsin

PublicSeasonedOfferingandPrivatePlacement

ZouBin，ZhangWeidong，ZhouDonghuaandWangJuewei

（SchoolofAccountancy，JiangxiUniversityofFinanceandEconomics）

Abstract：Bothpublicseasonedofferingandprivateplacementarethemainrefinancingmethodsforlistedcompanies．InChina，forthelistedcompanieswhichadoptedthepublicseasonedofferinginrefinancing，theaveragecumulativeabnormalreturnofshareholdersisnegativeinthefirstthreeyears．Buttheshareholderstothecompanieswhichadoptedprivateplacementgetapositivecumulativeabnormalreturninthefirsttwoyears．Thecomparieswhichheldanannouncementofprivateplacementgetabettershareholders’wealtheffectthantheseheldanannouncementofpublicseasonedofferings．Theresultsofthispapersuggestthatthesecuritiesregulatorydepartmentputthemethodofprivateplacementintopracticeaftertheshareholderstructurereformandthelistedcompanies’preferenceofchoosingtheprivateplacementmethodisappropriatefromtheprospectiveofprotectingtheinterestsofinvestors．KeyWords：ListedCompany；PublicSeasonedOffering；PrivatePlacement；Shareholders’WealthEffectJELClassification：G3

（责任编辑：孙永平）

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