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摘要：本文對可轉債上市及轉股日前后異常收益分析表明，上市初期累計異常收益與現金流因子成顯著正相關，與營運因子成非顯著負相關。本文認為，上市初期可轉債累計異常收益部分由可轉債本身因素來決定，部分由市場的非有效性與心理因素來決定。而轉換期前后的累計異常收益完全是由市場的非有效性與心理因素決定的。在轉換期前后，公司基本面信息與轉債條款信息已在定價中得到反映，轉換期前后累計異常收益完全與這些信息無關，可轉債價格的異常變化也與這些因素無關。

關鍵詞：可轉換債券，可轉債股性，轉股，轉股收益

引言

擬發行可轉債對股票價格的影響是國外研究的重點，多數學者稱之為宣告效應。國外學者研究主要分為兩個方向：美國可轉債市場和美國以外的可轉債市場。

Abhyankar和Dunning（1998）對英國市場1986年至1996年間三種不同類型的可轉換證券宣布發行后對公司價值的影響進行研究表明，不同類型的可轉換證券宣布發行對股東財富都有明顯的負的影響。Burlacu(2000)研究了141個法國可轉債發行公告與股權成分的關系，研究結果指出可轉債發行公告意味著顯著的負市場反應。Greiner、Kalay和Kato(2001)對1982年至1992年1357個日本的可轉換債券進行了研究，發現在宣布發行可轉換債券之后，公司股票價格會有不顯著的正的反應，有時會有顯著的正的反應，平均異常收益率為0.23%。

孟輝、徐峰（2004）以2004年底已發行上市的31只可轉債發行公司為研究對象，得出公司可轉債發行公告并不能帶來異常收益率，但在區分股性與債性的情況下發現，顯股性轉債發行公司可轉債發行公告能給正股帶來顯著的超常收益率，15天累計超額收益為4.09%，而顯債性轉債發行公司則剛好相反，15天累計超額收益為-5.37%。

目前，國內外尚無人對轉債自身在特定時期出現的異常收益即價格異常變化的情況進行實證，本文試圖對此進行實證，并在區分股性與債性的情況下進行進一步分析，以發現股性與債性不同下可轉債定價特征的不同，并對其進行解釋。

研究方法

本文采用事件研究法，分析事件是否對轉債價格產生沖擊而產生異常收益。基本原理是，在事件窗口內估計出由于事件發生而帶來的非正常收益率，并檢驗此非正常收益率是否顯著不為0，以確定該事件對轉債價格是否有顯著沖擊。若有顯著沖擊，研究影響沖擊的因素。這里，將轉債上市和轉股日定義為事件。

研究異常收益就需要估計正常收益，t時刻第i只轉債收益率為：Rit=logBit-logBit-1，Bit為轉債價格。

定義τ=0為事件發生日，τ=T0+1至τ=T1為估計窗口，τ=T1+1至τ=T2為事件窗口，τ=T2+1至τ=T3為事后窗口。

采用市場模型，對估計窗口轉債收益率與市場組合收益率進行回歸分析，Rit=αi+βi·Rmt+εit。然后，利用估計的與，計算事件窗口的“正常收益”，即，由此得出事件窗口的異常收益率：。

根據事件窗口的異常收益（ARit）、對轉債加總的異常收益（），得出對時間加總的累計異常收益（），從而得出轉債上市初期及轉股日前后累計異常收益的變化情況。

為簡便起見，采用T檢驗法。樣本轉債在事件窗口的“平均累積異常收益”表示為：，N為樣本轉債數目。統計檢驗為：。統計量T為：，S為樣本的標準差。通過上述T檢驗值，判斷CAR是否顯著不為零。

實證結果與分析

一、轉債上市初期及轉股日前后的異常收益

取至2005年3月1日前進入轉股日且未到期的滬深24只上市轉債為研究對象，研究其在上市初期及轉股日前后異常收益。表1為24只樣本轉債相關情況。

表1樣本轉債相關情況

名稱

上市日

轉股日

到期日

名稱

上市日

轉股日

到期日

民生轉債

2003-03-18

2003-8-27

2008-02-27

歌華轉債

2004-05-28

2004-11-12

2009-05-11

水運轉債

2002-08-28

2003-8-13

2007-08-12

營港轉債

2004-06-03

2004-11-20

2009-05-19

云化轉債

2003-09-25

2004-3-10

2006-09-09

江淮轉債

2004-04-29

2004-10-15

2009-04-14

西鋼轉債

2003-08-26

2004-2-11

2008-08-10

僑城轉債

2004-01-16

2004-7-1

2006-12-31

雅戈轉債

2003-04-21

2003-10-3

2006-04-03

銅都轉債

2003-06-04

2003-11-21

2008-05-20

復星轉債

2003-11-17

2004-4-28

2008-10-27

燕京轉債

2002-10-31

2003-10-16

2007-10-16

陽光轉債

2002-05-16

2003-4-18

2005-04-18

豐原轉債

2003-05-20

2003-10-27

2008-04-23

桂冠轉債

2003-07-15

2004-6-30

2008-06-29

華菱轉債

2004-08-03

2005-1-16

2009-07-16

山鷹轉債

2003-07-01

2003-12-16

2008-06-15

華西轉債

2003-09-16

2004-3-1

2008-08-31

華電轉債

2003-06-18

2003-12-3

2008-06-02

金牛轉債

2004-08-26

2005-2-11

2009-08-11

國電轉債

2003-08-01

2004-1-18

2008-07-17

首鋼轉債

2003-12-31

2004-6-16

2008-12-15

邯鋼轉債

2003-12-11

2004-5-26

2008-11-25

絲綢轉2

2002-9-24

2003-3-10

2007-9-9

數據來源：凱龍財經轉債評價暨分析系統。下同。

定義估計窗口為轉債上市后第31至第80個交易日，事件窗口為上市后20個交易日及轉股日前后各20個交易日。圖1為上市初期及轉股日前后轉債累計異常收益情況。

表2為轉債上市初期及轉股日前后平均累計異常收益ACAR對應的T檢驗值。

表2上市初期及轉股日前后轉債平均累計異常收益ACAR對應的T檢驗值

上市初期

轉股日前后

時間

ACAR

T

時間

ACAR

T

時間

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檢驗臨界值可看出，轉債上市初期異常收益不明顯，轉股日前后存在異常收益。

二、顯股性轉債異常收益顯著

為進一步研究，對轉債按股性進行分組。Delta指標不僅包括條款信息，而且包括公司股價P、公司股價長期波動率等信息內容。因此，用Delta代替股性，根據Delta（20日歷史波動度）指標值的相對大小，把樣本轉債分成股性組與債性組各12只。如表3、圖2所示。

表3樣本轉債按Delta分組情況

上市初期分組情況

轉股日前后分組情況

股性組

債性組

股性組

債性組

轉債名稱

事件窗口

Delta均值

轉債名稱

事件窗口

DELTA均值

轉債名稱

事件窗口

Delta均值

轉債名稱

事件窗口

DELTA均值

首鋼轉債

0.69603

華菱轉債

0.21757

復星轉債

0.755865

華電轉債

0.35176

僑城轉債

0.62489

營港轉債

0.206345

云化轉債

0.744583

水運轉債

0.32897

民生轉債

0.590715

歌華轉債

0.197915

金牛轉債

0.684568

歌華轉債

0.208608

邯鋼轉債

0.572135

西鋼轉債

0.18977

銅都轉債

0.655903

山鷹轉債

0.12884

金牛轉債

0.549915

陽光轉債

0.16357

民生轉債

0.601408

營港轉債

0.046928

江淮轉債

0.522795

豐原轉債

-0.08424

僑城轉債

0.529793

絲綢轉2

-0.03157

銅都轉債

0.4758

燕京轉債

-0.13333

邯鋼轉債

0.527078

燕京轉債

-0.07057

國電轉債

0.463825

桂冠轉債

-0.18303

西鋼轉債

0.491618

豐原轉債

-0.20141

雅戈轉債

0.44897

山鷹轉債

-0.18999

陽光轉債

0.486953

桂冠轉債

-0.21503

水運轉債

0.43025

絲綢轉2

-0.19716

首鋼轉債

0.468455

華菱轉債

-0.23197

華電轉債

0.427125

云化轉債

-0.42125

國電轉債

0.416705

江淮轉債

-0.49141

復星轉債

0.31559

華西轉債

-1.47285

雅戈轉債

0.360338

華西轉債

-1.13027

由圖示所示的統計結果知，上市初期與轉股日前后股性組累計異常收益非常明顯。統計檢驗（數據略）顯示，股性組在轉股日前第5至第9日，以及第12至第17日，T檢驗值都超過2，且在轉股日前第5、6日T檢驗值甚至超過3，通過顯著性檢驗。而上市初期債性組累計異常收益在大多數交易日為負值。

三、解釋與說明

下面利用主成分分析法與因子分析篩法篩選出影響可轉債股性與債性的兩個層次因素（條款因素與基本面因素）的4因子樣本值（贖回因子、回售因子與現金流因子、營運因子），對上市初期及轉股期前后的累計異常收益進行回歸，以大致說明它們之間存在的關系。

通過建立可轉債累計異常收益值與各因子之間的回歸關系，可以確定它們之間存在的數量關系。在代入相關數據之前，為了保證與各因子之間在量綱和量級方面的可比性以便于回歸，同樣對累計異常收益數據進行了標準化處理。

根據上市初期累計異常收益與各因子樣本值得出了如下的回歸方程：

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

其中：CAR代表累計異常收益；

XJL代表現金流因子；

YY代表營運因子；

SH代表贖回因子；

HS代表回售因子；

ε代表殘差。

表4樣本轉債上市初期累計異常收益與各因子回歸的相關指標

Variable

Coefficient

Std.Error

t-Statistic

Prob.

現金流因子

0.538286

0.171735

3.134394

0.0055

營運因子

-0.28252

0.172177

-1.640870

0.1173

贖回因子

-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，和大多數類似的研究結果一樣，回歸的結果并不理想，但還是可以說明一些問題。上市初期累計異常收益與現金流因子成顯著正相關，表明現金流越充足，可轉債異常收益越明顯，從而可轉債價格上升越明顯。上市初期累計異常收益與營運因子成非顯著負相關，表明資產周轉率越高，則公司規模越小，可轉債異常收益越負，從而可轉債價格出現下降。筆者把上市初期累計異常收益中4因子不能解釋的部分都歸為市場的非有效性與投資者心理因素的影響。可以看出，在上市初期，可轉債累計異常收益部分由可轉債本身因素來決定，部分由市場的非有效性與心理因素來決定，也就是說，面值為100元/張的轉債在上市初期，需要由本身因素與市場的非有效性及心理因素重新定價。

根據轉換期前后累計異常收益得出了如下的回歸方程：

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

表5樣本轉債轉換期前后累計異常收益與各因子之間回歸的相關指標

Variable

Coefficient

Std.Error

t-Statistic

Prob.

現金流因子

-0.29215

0.210366

-1.388771

0.1810

營運因子

0.095541

0.210907

0.453000

0.6557

贖回因子

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，整個線性方程的擬合優度水平非常低，說明該模型的解釋能力值得懷疑。由此可以認為，轉換期前后的累計異常收益完全是由市場的非有效性與心理因素決定的，也就是可以說，在轉換期前后，由于轉債上市已久，公司基本面信息與轉債條款信息已基本在定價中得到反映，從而轉換期前后累計異常收益完全與這些信息無關，可轉債價格的異常變化與這些因素無關。當然，進入轉股期后，由于可轉債理論價值會上升，從而也會帶動可轉債市價上升。

參考文獻：

[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]孟輝，徐峰.中國市場可轉債發行信息含量的識別——基于可轉債股性特征的解釋[R].西南證券研究報告，2004,(12).