资产出售的财富效应存在吗？
关键词：资产出售，财富效应，公司理财
资产出售，是指将其所拥有的子公司、经营部门或其他固定资产的所有权有偿让渡给第三方，以获取现金或有价证券的行为（Kaplan and Wiesbach,1992）。资产出售不仅是企业资产所有权的一种变更，也是企业的一种重要融资途径。近年来，由于不少上市公司经营绩效下降以及经营战略调整，资产出售在我国上市公司中也变得相当普遍。
尽管资产出售财富效应为国外学者广泛证实，但国内的相关研究并未取得一致且显著的结论。在一股独大的股权结构背景下，我国上市公司资产出售存在着大量关联交易和显著的年末效应，甚至成为控制性股东向上市公司进行利益输送或掏空，获取控制权私有收益的重要方式（江伟，2005），其动机有别于美英上市公司，而不同动机向市场传递的信号和股价的反应是不同的，国内相关研究并未加以区别。那么，我国上市公司资产出售的动机有哪些？不同动机下，财富效应是否依然存在？其影响因素又有哪些？本文在对上市公司资产出售动机加以识别的基础上，对不同动机下资产出售的市场反应及其影响因素进行了研究。
回顾与研究动机
一、实证研究结果及比较
尽管国外大多数研究均证实了资产出售的财富效应，但也有一些研究提出了质疑：Alexander et al(1984)的研究发现公司正式宣布资产出售时，股票市场的反应平平，财富效应十分微弱；Lang, Poulsen and Stulz(1995)的研究发现，资产出售公告所带来的异常收益与资产出售收入的用途有关：当出售收入用于债务偿还时，会有显著正的异常收益，而当出售收入用于再投资或保留时，股价则反应平平；Denning and Shastri(1990)则发现资产出售会产生负的非正常收益。
在国内，罗良忠等（2003）对沪市上市公司的研究发现，资产出售在公告前后短暂时间内，的确可以增加股东财富，而在较长的时间窗内，则产生了负的超额收益。唐莉（2004）的研究发现，资产出售的财富效应只在公告日前出现。而李善民（2003）认为，市场对上市公司资产出售的反应是消极的，在资产出售公告日后，股东财富会有大幅度的损失。可见，国内的研究不仅未能得到一致的结论，而且财富效应存在的经验证据也稍显牵强。
二、财富效应的理论解释
针对资产出售的财富效应，学术界先后以不同资产出售动机为出发点，提出了多种理论解释： “有效配置假说”(Hite,Owers and Rogers,1987)认为资产出售通过将资产配置到更佳的用途而提高了效率，出售方也因此获得了一定的收益，增进了股东财富；“经营集中度假说”(John and Ofek,1995)认为企业之所以出售资产，是出于纠正多元化错误的考虑。管理层有动机将净现金流为负的资产或部门出售，以提高企业的集中度，从而引起市场的积极反应；而“融资假说”(Lang,Paulsen and Stulz,1995)则认为，对杠杆率太高或经营绩效较差的企业，债务和权益融资存在较高的代理成本，而资产出售是一种相对便宜的融资来源，且可以降低管理者与股东之间的代理冲突。
同时，针对财富效应是否存在的争论，Myers and Singh（1993）基于信号理论，认为资产出售的市场反应与资产出售向市场传递的信号有关：当资产出售是为了获取股票回购或再投资的资金来源时，有正的股价反应，并且股票回购的市场反应大于再投资的市场反应；当企业资产出售目的是偿还债务，降低财务风险时，却有消极的市场反应。Lang, Paulsen和Stulz(1995) 也认为，如果资产出售向投资者传递了有关公司的财务信息，会导致消极的市场反应。
三、研究动机
我国上市公司资产出售动机与上述以西方发达国家为研究背景的上市公司的资产出售动机既有相似之处，也有着一定差异。一方面我国上市公司存在着一股独大的股权结构，处于控制性股东的超强控制之下，对公司资源的控制是公司控制人获取控制权私有收益的重要前提；另一方面，我国上市公司内部人与外部分散的中小股东之间存在着严重的信息非对称，会产生信息的扩大效应，上市公司出售现有资产，无疑是向市场传递公司管理者能力低下，投资失败的信号，上述两个原因导致上市公司控制人并不情愿进行资产出售。因此我国上市公司资产出售可能是由于绩效或债务约束的强制使然，是上市公司进行盈余管理以及控制性股东进行利益输送或输出的重要方式，这也才能解释为何我国上市公司资产出售存在大量的关联交易和显著的年末效应。因此我们认为我国上市公司资产出售动因不仅包括已有研究中广泛提及的注重核心业务，回归主业，优化资产结构；也包括通过资产出售进行盈余管理，美化报表，缓解资金压力等动机。
我国上市公司资产出售动机的多样性及特殊性，使得上述“有效配置假说”、“经营集中度假说”或“融资假说”都不能完全肯定或解释我国上市公司资产出售的财富效应，但是国内相关研究却忽视了我国的实际背景，未对资产出售动机加以区分，导致市场反应混合了多种效应，研究结论不显著也不一致，且受样本选择的影响较大；另一方面，上述研究采用了常量-均值-收益模型进行事件研究，由于事件研究的市场模型是对常量-均值-收益模型的改进，通过去除与市场收益有关的收益变动，减小了非正常收益的方差，提高了模型对事件效应的检验能力。鉴于此，我们分别按照上市公司资产出售公告中披露的出售目的和以财务状况同经营绩效判断其资产出售的真实动机，先后运用基于市场模型的事件研究方法和多元回归分析研究了不同动机下资产出售的市场反应及其影响因素。
数据样本与研究方法
一、样本选择与数据来源
本文以2004年沪深两个证券交易所挂牌的有资产出售行为的A股上市公司为研究样本，以资产出售公告的发布日期，作为划分年份的标准，将上市公司资产出售在公开媒体上的首次公告日作为事件日。对样本的选择遵循如下原则：
（1）在2004年4月30日——2005年4月30日间在指定信息披露媒体上发布资产出售交易事件的；（2）在同一公告日披露两起或两起以上的资产出售事件的，视为同一资产出售事件，其资产出售价格等于该日各项资产出售交易价格之和；（3）公告中披露资产出售交易价格或合计交易价格在3000万元以上；（4）在事件期内无其他可能影响股价波动的重大事件发生，如重大收购事件；（5）剔出非自愿性资产出售，如因城市规划原因向国土主管部门有偿转让土地等。
本文的股票价格和大盘指数，均采用收盘价。样本数据主要来源于CCER和CSMAR数据库，不足信息通过界网站上市公司公告查询。最终，样本包含88家上市公司共计128项资产出售事件。数据处理与分析、图形操作采用SPSS12.0和Matlab6.5完成。
二、研究方法
1.事件研究模型
本文采用市场模型度量非正常收益：
其中，
为股票i在时点t的预期收益，rm,t为市场在时点t的收益，
，
为参数估计量，是利用事件日前一年的股票收益和市场指数数据回归得到。股票i在时点t的非正常收益ARi,t即为实际收益与预期收益之差：
其中，ri,t为股票i在时点t的实际收益。
同时，我们选择41天作为事件窗，包括事件前20天和事件后20天。采用累积异常收益CAR来资产出售公司股票在时间T1,T2间的累积异常收益：
由于证券市场可能存在消息提前泄露和市场反应延迟，本文主要计算了[-5，5]，[-10，10]，[0，1]，[0，5]，[0，10]等事件窗的累积异常收益。
2.资产出售动机识别与分类
上市公司资产出售公告一般会披露资产出售目的，但是，上市公司会极力避免披露公司经营绩效不佳或财务拮据等不利消息，以免引起股价的消极反应或债权人的警惕，因此其披露的出售目的可能并非其资产出售的真实意图，而且投资者也未必将其视为资产出售的真实动机。鉴于此，我们借鉴文献的方法，采用如下两种方式识别资产出售目的，分别对样本加以分组：
一是直接利用上市公司资产出售公告中披露的出售目的进行分组，包括改善上市公司财务状况，如增加流动资金，降低杠杆率，缓解资金压力等；以经营战略调整为目的的资产出售，如回归主业，收缩经营行业，引入战略合作者等；以调整资产结构为目的的资产出售：如处置亏损资产，盘活资产等。三组上市公司分别有33，42，22家，有31家上市公司未明确披露资产出售目的。
其次，资产出售是财务困境企业进行重组的重要方式，也是企业收缩经营领域，提高集中度的重要途径，而上述两种动机是上市公司资产出售主要动机，在上述两种动机下，资产出售公司的财务和绩效状况是有差异的，因此可以通过对上市公司财务指标的判断，对不同目的的资产出售进行区分。本文以上市公司的绩效指标：主营业务收益率（CROA）、净资产收益率(ROE)与财务指标：资产负债率、短期负债率作为基础变量，采用K-means聚类分析方法，将样本上市公司分为三类：
表 1 基于杠杆率与绩效的K-means 分组
分组 | 上市公司 | 比例 | 资产出售 | 比例 | 杠杆率均值 | 短期负债率均值 | ROE均值 | CROA均值 |
组1 | 19 | 21.8% | 29 | 22.7% | 0.3030 | 0.2730 | 0.0268 | 0.1149 |
组2 | 26 | 29.9% | 40 | 31.3% | 0.7353 | 0.6818 | -0.035 | 0.0606 |
组3 | 42 | 48.3% | 59 | 46.0% | 0.5006 | 0.4453 | 0.0157 | 0.1344 |
F检验 | 153.301*** | 83.749*** | 3.279** | 5.148*** | ||||
合计 | 88 | 100% | 128 | 100% | 0.5276 | 0.4784 | 0.0029 | 0.1080 |
表1显示，组1为杠杆率较低，而绩效较好的上市公司；组2为杠杆率很高，而绩效较差的上市公司；组3杠杆率与绩效位于组1与组2之间。组2的资产出售是出于业绩或财务压力，其真实动机疑为改善财务结构，缓解资金压力，通过资产出售，特别是关联交易进行盈余管理；而组1的企业资产出售往往没有财务或业绩压力，其真实目的疑为出于企业经营战略的考虑，如回归主业，提高经营集中度等；组3的资产出售真实目的则不明确。其后将着重对比组1与组2的资产出售的市场反应。
3.资产出售公告股价反应的影响因素
为了进一步研究资产出售公告市场反应的影响因素，本文在[4]的模型基础上加入了标志资产出售动机的哑元变量，对不同事件窗的超额收益的影响因素进行回归分析。按照出售动机的不同分类，建立如下两个回归模型：
模型1：
模型2：
表 2 回归分析变量说明
变量 | 变量名称 | 计 算 说 明 | 预期符号 |
SIZE | 公司规模 | 总资产的对数 | － |
Sale_Size | 资产出售规模 | 出售资产交易价格的自然对数 | － |
Tobin-Q | 公司价值 | “伪Q”（the pseudo Q）：总资产市场价值与账面价值之比 | ＋ |
Focus_H | 经营集中度 | 主营业务收入分行业的Herfindahl指数 | ＋ |
Relate | 关联交易 | 关联交易，其值取1，其它取0 | － |
Leverage | 杠杆率 | 总负债与总资产的比值 | ？ |
Roe | 盈利能力 | 净资产收益率 | ＋ |
Ctrol | 治理变量 | 第一大股东持股比例 | ？ |
Real1 | 动机分组指标 | 属于表1组1时，Real1=1,否则为0 | ＋ |
Decfinance | 公告目的分组 | 披露出售目的为改善财务状况为1，否则为零 | － |
Decstrategy | 公告目的分组 | 披露出售目的为经营战略调整为1，否则为0 | ＋ |
注：模型1与模型2的回归分析中，分别剔除了K-means聚类分析中组3的样本和未披露资产出售目和数据不全的样本。,证券,股票-[飞诺网FENO.CN]
基于不同资产出售目的的公告效应与分析
基于表1所示的K-means聚类分析结果，将上市公司分为3类，下面将集中比较组1与组2资产出售公告效应。组1与组2事件研究结果如表３所示：
表3 各事件窗累积异常收益
| 组1 | 组2 | ||||||
CAR% | t值 | >0 | <0 | CAR% | t值 | >0 | <0 | |
[0,1] | 0.081 | 0.165 | 10 | 19 | -0.7257 | -1.329 | 17 | 23 |
[0,5] | -0.0554 | -0.058 | 17 | 12 | -2.4084** | -2.301 | 13 | 27 |
[0,10] | 0.1388 | 0.147 | 15 | 14 | -3.1743** | -2.472 | 13 | 27 |
[0,20] | -2.469 | -1.397 | 11 | 18 | -2.9964** | -2.055 | 15 | 25 |
[-5,0] | 1.5153 | 1.552 | 16 | 13 | 0.7307 | 1.066 | 23 | 17 |
[-1,0] | 0.4888 | 0.892 | 14 | 15 | -0.0511 | -0.117 | 19 | 21 |
[-5,5] | 0.9181 | 0.744 | 15 | 14 | -1.3251 | -1.295 | 18 | 22 |
[-10,0] | 1.512 | 1.206 | 16 | 13 | -0.3092 | -0.305 | 23 | 17 |
[-20,0] | 1.3659 | 0.894 | 18 | 11 | -0.06 | -0.043 | 21 | 19 |
[-20,20] | -1.6449 | -0.839 | 12 | 17 | -2.6767 | -1.659 | 16 | 24 |
表3显示，投资者将资产负债率较高而绩效较差的上市公司（组2）的资产出售公告视为利空消息，虽然这类上市公司股票在公告日之前，非正常收益并不显著地异于零，但在资产出售公告当天，有负的异常收益（虽然不显著），而后连续出现负的异常收益，在[0,5],[0,10],[0,20]的累积异常收益也都在5%的水平下显著小于零，且具有负的累积异常收益的样本数远远大于具有正的异常累积受益的样本数。而对资产负债率较低，绩效也较好的上市公司（组1）的资产出售，在公告日之前和公告日有正的异常收益，其中在[-5，0]，[-10，0]等公告日之前的时间窗，有正的累积异常收益，但都不显著，显示出该类上市公司资产出售具有弱财富效应。
可见，对以改善财务状况，盈余管理为动机的资产出售并不存在财富效应，反而其资产出售公告引起市场显著的消极反应，这与Myers和Singh(1993)的研究结论一致；而以提高集中度等经营战略调整为动机的资产出售，在资产出售公告之前和公告之后较短的时间内存在微弱的财富效应，而在较长的时间窗内，则产生了负的超额收益，这与唐莉（2004），罗良忠等（2003）的研究结论一致。上述实证结果并未证实财富效应的显著存在，我们认为，这是我国资本市场特殊的现状使然。我国作为一个转型体，资本市场还十分不健全，上市公司在大股东的超强控制下，成为控制性股东追求控制权私有收益的有利工具，其经营活动往往偏离股东价值最大化的目标，资产出售行为也不例外，难以引起中小股东的认同。而且，中小股东与上市公司内部人之间存在较为严重的信息不对称，定期财务报表质量也无法令人满意，使得中小股东无从有效了解上市公司经营的真实状况，而绩效较差，杠杆率较高的上市公司的资产出售公告无疑会被中小股东视为本年度经营状况仍无从改善，或上市公司盈利能力差，以致无法通过正常经营活动产生的利润缓解财务压力的信号，从而引起市场的消极反应。
资产出售公告市场反应的影响因素
一、多重共线性检验
表4 回归变量的相关系数表
SIZE | Sale_Size | Tobin-Q | Focus_H | Relate | Roe | Leverage | Ctrol | |
SIZE | 1.000 | |||||||
Sale_Size | -0.278 | 1.000 | ||||||
Tobin-Q | 0.526 | -0.151 | 1.000 | |||||
Focus_H | 0.115 | -0.088 | 0.006 | 1.000 | ||||
Relate | 0.014 | 0.208 | 0.046 | -0.075 | 1.000 | |||
Roe | -0.265 | -0.054 | -0.205 | -0.070 | -0.131 | 1.000 | ||
Leverage | -0.098 | 0.134 | -0.113 | -0.115 | 0.033 | 0.372 | 1.000 | |
Ctrol | -0.081 | 0.003 | 0.006 | -0.254 | 0.072 | -0.133 | 0.152 | 1.000 |
表4是对解释变量所做的两两相关性分析，结果显示回归模型的多重共线性程度较低。
二、回归结果及解释
表 5 累积超额回报影响因素回归分析结果
| 模型1 | 模型2 | ||||||
被解释变量 | AAR0 | CAR[0,20] | AAR0 | CAR[0,20] | ||||
自变量 | 系数 | T值 | 系数 | T值 | 系数 | T值 | 系数 | T值 |
Constant | 0.0071 | 0.076 | 0.338 | 0.971 | 0.0664 | 0.794 | 0.446 | 1.534 |
SIZE | -0.0014 | -0.144 | -0.0209 | -0.572 | -0.0039 | -0.437 | -0.0325 | -1.056 |
Sale_Size | -0.0051** | -1.998 | -0.0243** | -2.523 | -0.0021 | -0.409 | -0.0229 | -1.270 |
Tobin-Q | 0.0237*** | 4.337 | 0.0325 | 1.584 | 0.0055 | 1.499 | 0.0102 | 0.798 |
Focus_H | -0.0026 | -0.231 | -0.0345 | -0.818 | -0.0192** | -2.024 | -0.0414 | -1.254 |
Relate | -0.0052 | -0.961 | -0.0214 | -1.045 | -0.0050 | -0.959 | 0.0199 | 1.113 |
Roe | 0.0748*** | 3.330 | 0.345*** | 4.099 | 0.0563** | 2.236 | 0.267*** | 3.184 |
Leverage | 0.0163 | 0.989 | -0.0009 | -0.015 | -0.0168 | -1.060 | 0.0030 | 0.054 |
Ctrol | -0.0101 | -0.622 | -0.0273 | -0.447 | -0.0010 | -0.061 | 0.0202 | 0.375 |
Real1 | 0.0111* | 1.679 | 0.0040 | 0.163 |
|
|
|
|
Decfinance |
|
|
|
| 0.0063 | 0.918 | -0.0109 | -0.455 |
Decstrategy |
|
|
|
| 0.0032 | 0.493 | 0.0103 | 0.459 |
F | 4.225*** | 3.070*** | 1.988** | 2.192** | ||||
Adj-R2 | 0.305 | 0.326 | 0.095 | 0.207 | ||||
表5分别列示了模型1与模型2以AAR0和CAR[0，20]为被解释变量的回归分析结果。超额收益与资产出售规模在5%的显著水平下负相关。一般正常经营的不会出现大规模的资产出售，而大幅度的资产出售向市场传递了企业盈利比预期低或者在金融市场上不能获得有吸引力的融资这样一些不利信息，因此资产出售规模越大，其向市场传递的利空信号就越强烈，股价的消极反应也就越强烈。
Tobin-Q与超额收益正相关。Tobin-Q是描述公司成长机会的重要指标，反映了市场对公司成长性和盈利能力的评价，具有较高Tobin-Q的公司，其资产出售更符合有效配置假说或经营集中度假说，引起市场的积极反应。
roe与超额收益正相关。投资者可能由较高的净资产收益率认为上市公司利用资产出售进行盈余管理的可能性较小，从而引起市场的积极反应。
重要的是，在以资产出售公告日的平均超额收益AR0为被解释变量时，Real1的系数在10%的水平上显著为正，表明市场对不同动机资产出售的短期反应是有显著差异的。对以提高经营集中度等战略调整为动机的资产出售比以降低杠杆率，缓解资金压力，进行盈余管理等为动机的资产出售的平均非正常收益要高出1.11%。但是，对CAR[-20，20]的回归分析表明，这种差异在较长的时间内会逐渐消失。同时，模型2的回归结果显示，Decfinance与Decstrategy的系数均不显著，资产出售公告披露的资产出售目的对市场反应没有显著影响，两模型的对比表明投资者对上市公司披露的出售目的并不敏感，而是通过上市公司的财务数据判断其资产出售的真实动机。
结 论
本文的研究结果表明：资产出售的市场反应与资产出售的动机相关。对以降低公司杠杆率，缓解资金压力或通过关联交易获取收入，美化报表为动机的资产出售，在资产出售公告日及其之后的事件窗内，累积非正常收益显著为负，股东财富有大幅度的损失。而以提高经营集中度等经营战略调整为目的的资产出售则存在微弱的财富效应，但主要集中在资产出售公告日及其之前。同时我们发现，不同资产出售动机所引起的市场反应在较短的事件窗内的差异是显著的，但在较长的事件窗内，市场反应都是消极的。本文的研究为国内对资产出售市场反应研究结论的差异给出了一种基于资产出售动机上的解释。
本文对资产出售目的的两种分类的比较也发现，投资者对上市公司主动披露的资产出售目的是不敏感的，而是依据上市公司历史财务数据作为判断其资产出售真实动机的依据。因此，证券监管部门应该加强对上市公司信息披露的监督，提高上市公司信息披露的质量，从而降低投资者的信息甄别成本和交易成本。
