可转债上市及转股收益-精品文档 (2).docx

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1、可转债上市及转股收益摘要：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。本文以为，上市初期可转债累计异常收益部分由可转债本身因从来决定，部分由市场的非有效性与心理因从来决定。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

2、向：美国可转债市场和美国以外的可转债市场。Abhyankar和Dunning1998对英国市场1986年至1996年间三种不同类型的可转换证券公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公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响。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，发如今公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响，有时会有显著的正的反响，平均异常收益率为0.23%。孟辉、徐

3、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恰好相反，15天累计超额收益为-5.37%。目前，国内外尚无人对转债本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，分析事件能否对转债价格产生冲击而产生异常收益。基本原理是，在事

4、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能否显著不为0，以确定该事件对转债价格能否有显著冲击。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=0为事件发生日，=T0+1至=T1为估计窗口，=T1+1至=T2为事件窗口，=T2+1至=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=i+iRmt+it。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

5、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，进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，判定CAR能否显著不为零。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2003-03-1

6、82003-8-272008-02-27歌华转债2004-05-282004-11-122009-05-11水运转债2002-08-282003-8-132007-08-12营港转债2004-06-032004-11-202009-05-19云化转债2003-09-252004-3-102006-09-09江淮转债2004-04-292004-10-152009-04-14西钢转债2003-08-262004-2-112008-08-10侨城转债2004-01-162004-7-12006-12-31雅戈转债2003-04-212003-10-32006-04-03铜都转债2003-06-04

7、2003-11-212008-05-20复星转债2003-11-172004-4-282008-10-27燕京转债2002-10-312003-10-162007-10-16阳光转债2002-05-162003-4-182005-04-18丰原转债2003-05-202003-10-272008-04-23桂冠转债2003-07-152004-6-302008-06-29华菱转债2004-08-032005-1-162009-07-16山鹰转债2003-07-012003-12-162008-06-15华西转债2003-09-162004-3-12008-08-31华电转债2003-06-18

8、2003-12-32008-06-02金牛转债2004-08-262005-2-112009-08-11国电转债2003-08-012004-1-182008-07-17首钢转债2003-12-312004-6-162008-12-15邯钢转债2003-12-112004-5-262008-11-25丝绸转22002-9-242003-3-102007-9-9数据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A

9、CAR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ACART时间ACART时间ACART10.0012450.658362-200.0021261.35223510.0113131.78528420.0014620.62062-190.0031671.23362720.0056550.7599930.0020310.5981-180.0067592.10722430.007791.13056140.0032250.927948-170.0084372.32710440.0073841.05456750.0032030.813032-1

10、60.0092122.16990150.0089431.12035760.0047461.085145-150.0094772.19260460.0106451.35863270.0040130.934619-140.0106252.18649470.0126971.5286580.0034990.879231-130.0105432.42762580.0145121.57136490.0032070.741334-120.0091251.9505190.0176721.722896100.0020430.462087-110.0062271.351199100.0166841.7205011

11、10.0013380.283804-100.0058311.327685110.0160811.766636120.0024620.482826-90.0088841.981773120.0165121.858297130.0034090.670189-80.0083221.81442130.0170231.884268140.0048350.812903-70.0105992.230125140.0169391.727282150.0040010.664367-60.0100262.399439150.0164311.594671160.006050.852988-50.0112.48898

12、2160.0161811.523866170.0073640.944735-40.009221.726116170.0171131.543034180.0087581.092626-30.0106361.793523180.0204511.7943190.0075130.927001-20.0115481.919174190.0202861.680898200.0066630.800549-10.0120281.718828200.0216381.856058t0.95(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

13、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。因而，用Delta代替股性，根据Delta20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

14、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0.4638

15、25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

16、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、解释与讲明下面利用主成分分析法与因子分析筛法挑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，以大致讲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，能够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

17、值得出了如下的回归方程：CAR=0.538286*XJL-0.28252*YY-0.080804*SH+0.161388*HS+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；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VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.现金流因子0.5382860.1717353.1343940.0055营运因子-0.282520.172177-1.6408700.1173赎回因子-0.0808040.173413-0.4659660.6465回

18、售因子0.1613880.1718850.9389330.3595R-squared0.420403Meandependentvar-7.17E-09AdjustedR-squared0.328888S.D.dependentvar1.000000S.E.ofregression0.819215Akaikeinfocriterion2.595829Sumsquaredresid12.75114Schwarzcriterion2.793307Loglikelihood-25.85204Durbin-Watsonstat0.851353由表4能够看出，和大多数类似的研究结果一样，回归的结果并不理想

19、，但还是能够讲明一些问题。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，进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，进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。能够看出，在上市初期，可转债累计异常收益部分由可转债本身因从来决定，部分由市场的非有效性与心理因从来决定，也就是讲，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

20、方程：CAR=-0.29215*XJL+0.095541*YY+0.163536*SH-0.06517*HS+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VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.现金流因子-0.292150.210366-1.3887710.1810营运因子0.0955410.2109070.4530000.6557赎回因子0.1635360.2124200.7698690.4508回售因子-0.065170.210549-0.3095220.7603R-squared0.130326Meandependentva

21、r8.13E-09AdjustedR-squared-0.006991S.D.dependentvar1.000000S.E.ofregression1.003490Akaikeinfocriterion3.001615Sumsquaredresid19.13284Schwarzcriterion3.199092Loglikelihood-30.51857Durbin-Watsonstat0.425176由表5能够看出，整个线性方程的拟合优度水平非常低，讲明该模型的解释能力值得怀疑。由此能够以为，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，也就是能够讲，在转换期前后，由于转

22、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，进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，进而也会带动可转债市价上升。参考文献：1Abhyankar,A.,Dunning,A.WealthEffectsofConvertibleBondandConvertiblePreferenceShareIssues:AnEmpiricalAnalysisoftheUKMarket,JournalofBankingFinance,1999,23:1043-1065.2Burlacu,R.NewEviden

23、ceonthePeckingOrderHypothesis:theCaseofFrenchConvertibleBonds,JournalofMultinationalFinancialManagement,200010:439-459.3Greiner,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).