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一、引言

控股股東對上市公司進行掏空或自身利益輸送的研究是公司治理領(lǐng)域關(guān)注的焦點。定向增發(fā)是上市公司普遍采用的一種融資模式。在定向增發(fā)過程中，控股股東經(jīng)常通過停牌操控[1-2]、盈余管理[3-5]、有目的地選定定價基準日[6]等方式來壓低股票發(fā)行價格，進而以較低的成本購入公司股票，實現(xiàn)自身財富的最大化。

操縱信息披露是大股東獲得控制權(quán)收益的重要手段，具有簡單易行、隱蔽性強等特點。吳育輝和吳世農(nóng)發(fā)現(xiàn)，大股東特別是控股股東會通過操控上市公司重大信息的披露來掏空中小股東利益[7]。而相比較其他的信息披露途徑，自媒體同樣可以減弱信息不對稱[8-9]，其傳播速度快、傳播形式多樣、受眾廣、時效性強、披露成本低[10]。最為重要的，自媒體信息披露幾乎全部為正面信息，可大大提升公司聲譽[11-12]，自媒體信息披露可以主觀地引導信息受眾，增強投資者對上市公司的認同感和信心[13-15]?？毓晒蓶|可使用這種自主信息披露政策來吸引投資者的關(guān)注，加強股票價格對企業(yè)行為的反饋效應(yīng)[16]。

那么，在上市公司定向增發(fā)的過程中，控股股東是否也會通過調(diào)節(jié)自媒體發(fā)文量而操控股價的走勢，進而實現(xiàn)利己的動機呢？現(xiàn)有文獻鮮有涉及。基于此，文章研究了上市公司控股股東利用自媒體信息披露對上市公司定向增發(fā)實施前及定價期中股票價格走勢的影響，揭示出控股股東利用擇時信息披露在定向增發(fā)中獲取超額收益的過程。更進一步地，還考察了機構(gòu)投資者在該行為模式中所發(fā)揮的作用，為監(jiān)管部門規(guī)范上市公司自愿性信息披露行為，保護中小投資者權(quán)益提供參考與借鑒。

文章在如下幾個方面進行了有益的探討：第一，文章首次將自媒體信息披露作為控股股東進行“自利性信息披露”的一種新型手段，豐富了定向增發(fā)背景下控股股東行為的研究，拓展了自媒體信息披露的經(jīng)濟后果；第二，文章采用月度數(shù)據(jù)，細化控股股東行為，分別從定向增發(fā)準備期及定向增發(fā)定價期兩個期間研究控股股東的利己動機，為定向增發(fā)中控股股東支持行為與掏空行為并存的結(jié)論提供了證據(jù)支持，從而豐富了大股東行為研究的邊界；第三：與現(xiàn)有成果對定向增發(fā)中控股股東與機構(gòu)投資者的影響進行相對獨立的研究不同，文章從定向增發(fā)的視角切入，探究了機構(gòu)投資者與控股股東之間的交互影響，為機構(gòu)投資者的監(jiān)督與治理效應(yīng)進行了有益的補充。

二、文獻綜述

(一)上市公司定向增發(fā)中大股東的行為研究

作為定向增發(fā)的主要認購方，大股東具有壓低定向增發(fā)股票價格的動機。定向增發(fā)中增發(fā)價格相對于增發(fā)時的市價往往有著較高的折價。SEC早在其報告中就指出在美國定向增發(fā)的發(fā)行價格相對于發(fā)行時的市價有大約30%的折價。其后，學者針對不同的期間和樣本的研究也都驗證了這一發(fā)現(xiàn)，表明定向增發(fā)存在不同程度的折價且折價率要遠高于配股和公開增發(fā)[17-23]。陳信元等研究發(fā)現(xiàn)，我國上市公司定向增發(fā)的總體折價率要高于美國[24]。我國上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)相對于西方較為集中。因此，我國上市公司中的代理問題也主要表現(xiàn)為大股東與中小股東之間的利益沖突?？梢哉f，在我國現(xiàn)有的制度背景下，定向增發(fā)在理論上為大股東提供了通過支付較低的對價稀釋中小股東的權(quán)益，從而實現(xiàn)利益輸送的途徑[25-26]。馳宏鋅鍺的案例研究也驗證了這一觀點。鄭琦通過對發(fā)行對象的對比，發(fā)現(xiàn)完全向大股東進行的定向增發(fā)發(fā)行價格最低[27]。翟進步認為高估增值率與高折價率共同加劇了大股東的利益侵占行為[28]。

現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，大股東為了能以低價認購增發(fā)股份，實現(xiàn)利益掏空，常常采用停牌操控[1-2]、盈余管理[3-5]、有目的地選定定價基準日[6,,25,29]這三種手段進行利益操縱。

(二)自媒體信息發(fā)布對公司股價的引導作用研究

上市公司自媒體信息披露屬于自愿性信息披露的范疇。企業(yè)可以通過微博等自媒體平臺隨時隨地、不分時間地點地發(fā)布財務(wù)或非財務(wù)信息。微博的使用徹底改變了信息的數(shù)量、類型和傳播方式[30]。在互聯(lián)網(wǎng)不斷普及的當下，大眾在進行投資決策時，越來越依靠網(wǎng)絡(luò)媒體作為獲取信息的渠道。因此，上市公司自媒體的運用也可在一定程度上影響投資者在資本市場中的決策，進而導致股票的價格變動。

現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，公司存在使用自媒體策略性地傳播財務(wù)信息來引導投資者決策的行為[31]。自媒體與傳統(tǒng)媒體在信息披露方面有著相似的特征。

1.自媒體信息披露有助于減弱信息不對稱。作為一個信息披露努力程度高的公司會更傾向在網(wǎng)上做出信息披露[8-9,32]。在債券市場中，基金經(jīng)理已經(jīng)把自媒體信息披露作為一種減少信息不對稱的工具[33]。Nagar等指出，基金經(jīng)理會通過增加自愿披露來應(yīng)對政府政策帶來的信息不對稱，這些披露可以部分緩解買賣價差的上升[34]。上市公司通過微博發(fā)布信息可以減少投資者搜集信息的成本，使得投資者更多依據(jù)公司層面信息進行投資決策[35]。進而，上市公司開通微博進行信息披露能提高信息披露質(zhì)量，從而顯著降低股價崩盤風險[36]，發(fā)揮了積極的信息中介與傳播作用。

2.自媒體披露可以進行主觀的傾向性引導，塑造企業(yè)形象[14-15]，對公司股票價格產(chǎn)生影響[8,37-38]。Newman早在2011年就提出消費者會通過社交媒體獲取品牌信息[39]。Nicole等研究發(fā)現(xiàn)，一家公司可以通過參與社交媒體上有關(guān)該公司的討論，有效地管理投資者的看法[40]。胡軍與王甄對上市公司開通微博對其股價同步性的影響研究結(jié)果表明，開通官方微博的公司股價同步性更低[30]。

(三)控股股東對上市公司信息披露的影響

我國很多上市公司存在著“一股獨大”的股權(quán)結(jié)構(gòu)，上市公司的第一大股東擁有絕對的優(yōu)勢，中小股東很難對大股東的行為進行有效監(jiān)管和遏制，且大股東有動機也有能力創(chuàng)造私有收益[41]。在我國的上市公司中，大股東和中小股東之間存在著嚴重的代理問題，大股東具有控股權(quán)的優(yōu)勢和利益輸送的潛在動機[42]。因此，盡管管理層經(jīng)營管理著上市公司，但是大股東會為了維護自身權(quán)益，授意甚至干預經(jīng)營者的管理和決策。在進行公司事務(wù)決策時，經(jīng)營者難免會成為控股股東的代言人[43]。

而在我國的資本市場中，上市公司大股東為了自身利益需要，會通過操縱會計信息甚至提供虛假信息，來達到配合其他手段對自身進行利益輸送而侵害中小股東利益的目的[44]。馮建等研究發(fā)現(xiàn)，第一大股東可能會通過推遲披露盈余信息來為自己獲取超額收益，盜竊公司資產(chǎn)[45]。同時，大股東還會授意管理層改變信息披露的內(nèi)容、時間等，使自身的利益最大化。自媒體信息披露屬于典型的自愿性信息披露，張俊瑞[46]發(fā)現(xiàn)，自愿性信息披露作為額外的信息披露，其程度和質(zhì)量取決于管理層決策，更易受到管理層操縱以達到某些目的。相比于其他傳統(tǒng)的信息披露渠道，大股東，或者大股東授意管理層對自媒體的控制程度更高，披露內(nèi)容更加靈活，更加自主，也就使得自媒體渠道成為控股股東進行利益掏空的不二選擇。

(四)文獻述評

首先，現(xiàn)有文獻已證實公司大股東為了實現(xiàn)掏空，有壓低定向增發(fā)價格的動機而實現(xiàn)這一利益輸送的途徑有停牌操控、盈余管理與設(shè)定定價基準日。雖然有少數(shù)文獻提到大股東可以通過有選擇地進行重大信息披露來侵害中小股東的利益，但并未有研究公司自媒體發(fā)布的信息對定向增發(fā)股價產(chǎn)生影響的相關(guān)文獻，本文力求彌補這一空缺。

其次，現(xiàn)有文獻主要關(guān)注在公司整體生產(chǎn)經(jīng)營過程中媒體對公司股價的影響和作用機理，由于自媒體屬于剛剛興起的媒體形式，對自媒體經(jīng)濟后果的研究還存在一定的局限。自媒體和主流媒體最大的區(qū)別是發(fā)布信息的主體是公司自己，因此更易于進行操控。其發(fā)布的信息具有很強的主觀性，傳播速度快，披露形式多樣，因此自媒體對投資者的影響力不容小覷，特別是在公司IPO、增發(fā)配股等關(guān)鍵性節(jié)點，自媒體的作用可能是隱蔽卻有效的，本文的研究力求聚焦于此。

最后，由于我國的股權(quán)結(jié)構(gòu)較為集中，定向增發(fā)已經(jīng)成為控股股東進行利益輸送的重要手段。盡管近年來不斷有限制大股東行為(特別是控股股東行為)的規(guī)定出臺，但是掏空現(xiàn)象卻屢禁不止。本文力求考察上市公司自媒體信息對股票價格變動的影響，從而為上市公司大股東及管理層借助自媒體平臺發(fā)布信息提供參考，也為監(jiān)管層加強對操控公司股價行為的管理提供借鑒依據(jù)。

三、理論分析與假設(shè)提出

股權(quán)分置改革后，我國出現(xiàn)了定向增發(fā)股權(quán)融資的熱潮。為了順利完成定向增發(fā)，企業(yè)往往會向外界傳遞對企業(yè)利好的信息，從而提升企業(yè)形象，吸引潛在投資者，影響企業(yè)內(nèi)在價值的測算，促進企業(yè)順利完成再融資。

認知心理學發(fā)現(xiàn)，人們具有有限的信息處理能力，這種有限性又會導致有限注意力和認知偏誤，使得人在做決策時的信念和偏好會出現(xiàn)系統(tǒng)性的偏差[47]。人的這些認知偏差在外界信息的刺激下會不斷變化，其非理性表現(xiàn)也會有所差異。同主流媒體報道相似，企業(yè)自媒體信息披露也可吸引投資者注意力，并產(chǎn)生注意力效應(yīng)[48]，進行自媒體信息披露的上市公司股票價格會受到注意力效應(yīng)的影響，存在正向注意力溢價[49]。Barber和Odean[50]發(fā)現(xiàn)，在投資者有限關(guān)注下，個體投資者傾向于購買吸引其注意力的股票，新聞媒體的報道可以提高投資者對公司股票的關(guān)注程度，增加股票的購買需求，從而造成股票價格的暫時上升。牛楓等發(fā)現(xiàn)媒體關(guān)注可以顯著提高IPO股票發(fā)行定價[51]。黃宏斌和馮慧群證實，在IPO靜默期，上市公司自媒體信息的頻繁發(fā)布會推高新股發(fā)行的抑價水平[52]。

自媒體信息披露同傳統(tǒng)媒體相似，都具有減弱上市公司與投資者之間信息不對稱的作用。且自媒體信息披露屬于自主披露，上市公司可以自主選擇信息披露的時機與內(nèi)容，能夠更方便地塑造企業(yè)形象，形成企業(yè)所希望產(chǎn)生的意見環(huán)境，甚至進行自我炒作。相較于傳統(tǒng)媒體，自媒體具備了諸多優(yōu)勢：首先，傳播速度快，傳播渠道多，一鍵推送功能大大節(jié)省了投資者的信息搜集成本；其次，信息披露的形式也更加多元化，文本、圖片、視頻等有助于吸引更多的關(guān)注，而高流量的評論、點贊、轉(zhuǎn)發(fā)和互動平臺更加高效地吸引公眾的目光，引導投資者的決策。控股股東使用這種自主信息披露政策來吸引廣大投資者對本公司的關(guān)注，可大大加強股票價格對企業(yè)行為的反饋效應(yīng)[16]。因此，自媒體信息披露作為一種對投資者來說重要的外界刺激與信息來源，很可能被控股股東以及管理層利用，從而影響股票定價，以幫助降低企業(yè)股權(quán)再融資的融資成本?；谏鲜龇治?，本文提出假設(shè)1。

H1：企業(yè)在定向增發(fā)準備期會更加頻繁地發(fā)布自媒體信息，以此來抬高股票價格。

在定向增發(fā)過程中，最為關(guān)鍵的環(huán)節(jié)是確定定向增發(fā)價格?，F(xiàn)有大量研究證實，大股東會通過折價實現(xiàn)財富轉(zhuǎn)移，定向增發(fā)定價相對于定向增發(fā)公告日收盤價存在嚴重的低估問題[53-54]。根據(jù)《上市公司證券發(fā)行管理辦法》，定向增發(fā)股票發(fā)行價格不得低于定價基準日前20個交易日股票均價的90%，因此定價基準日前20個交易日的股票價格成了定向增發(fā)股票價格制定的主要標準。根據(jù)增發(fā)的對象不同，我們可以把定向增發(fā)分為兩類：一是有控股股東參與的定向增發(fā)，二是無控股股東參與的定向增發(fā)[4]。由于我國上市公司股權(quán)分布較為集中，定向增發(fā)多為受大股東控制的融資行為，大股東特別是控股股東為了實現(xiàn)自身利益最大化，有動機通過自媒體信息披露來吸引或淡出投資者的注意，從而使上市公司的股價調(diào)整到控股股東希望的價格區(qū)間，以實現(xiàn)其融資目的?？毓晒蓶|和管理層的信息優(yōu)勢也為定向增發(fā)中的股價調(diào)控行為提供了條件。

不同類型的定向增發(fā)對象參與定向增發(fā)的利益訴求存在差異。控股股東、實際控制人及其關(guān)聯(lián)方參與認購的定向增發(fā)折價率較高，且其認購比例越大，折價率就越高。這就形成了完全向大股東進行定向增發(fā)的發(fā)行相對價格最低，完全針對機構(gòu)投資者的發(fā)行價格最高，同時向大股東及機構(gòu)投資者發(fā)行的發(fā)行價格居中[55]。當對機構(gòu)投資者定向增發(fā)時，在其他因素不變的前提下，增發(fā)價格越高，控股股東的收益就越大；而當對控股股東定向增發(fā)時，在其他因素不變的前提下，增發(fā)價格越低，控股股東的收益就越大[1]。對于無控股股東參與的定向增發(fā)，大股東則希望企業(yè)能以相對最高的價格將定向增發(fā)新股進行出售，以便募得更多資金。而當定向增發(fā)對象主要是控股股東及其關(guān)聯(lián)方時，定向增發(fā)新股的價格較低，控股股東就可以通過支付較低對價獲得更多股份。因此，無論在增發(fā)的準備期還是定價期，控股股東是否參與后續(xù)的定向增發(fā)會顯著改變上市公司自媒體發(fā)文量的頻率和節(jié)奏。在發(fā)行對象為非控股股東的定向增發(fā)中，上市公司在定向增發(fā)準備期都會顯著增加發(fā)布微博信息的數(shù)量，以此抬高股票價格。而在發(fā)行對象為控股股東的定向增發(fā)中，上市公司不僅不會在定向增發(fā)準備期顯著增加發(fā)布微博信息的數(shù)量，同時，控股股東在定向增發(fā)股票定價期內(nèi)會通過減少微博的發(fā)文量，淡出投資者的視野，壓低股票價格，以達到降低定向增發(fā)價格的目的?；谏鲜龇治觯疚奶岢黾僭O(shè)2。

H2-1：相較于發(fā)行對象包括控股股東的上市公司，在發(fā)行對象為非控股股東的定向增發(fā)中，上市公司在定向增發(fā)準備期會顯著增加發(fā)布自媒體信息的數(shù)量，以此抬高股票價格。

H2-2：相較于發(fā)行對象為非控股股東的上市公司，在發(fā)行對象包括控股股東的定向增發(fā)中，上市公司在定向增發(fā)定價期會顯著減少發(fā)布微博信息的數(shù)量，以此壓低股票價格。

四、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2009—2018年滬深兩市全部A股非金融類上市公司為研究樣本，除上市公司微博之外的數(shù)據(jù)源自CSMAR、WIND數(shù)據(jù)庫。為獲得更為準確和可靠的研究結(jié)果，本文對數(shù)據(jù)進行了以下處理：(1)篩選并去除金融保險業(yè)公司；(2)剔除數(shù)據(jù)缺失和數(shù)據(jù)異常樣本；(3)為避免極端值的影響，在1%和99%水平上對所有連續(xù)變量進行Winsorize縮尾處理。最終獲得75020個有效觀測樣本，為本文運用PSM方法尋找對照樣本進行實證分析提供了充足的數(shù)據(jù)樣本量。

表1 定向增發(fā)企業(yè)數(shù)量統(tǒng)計

資料來源：作者根據(jù)萬得(Wind)數(shù)據(jù)庫整理而得。

(二)變量定義

1.期間設(shè)置

股權(quán)分置改革之后，定向增發(fā)的數(shù)量逐漸增多。特別是在2006年5月7日中國證監(jiān)會發(fā)布《上市公司證券發(fā)行管理辦法》中，規(guī)定了若上市公司符合一定條件，可以采用定向增發(fā)的方式進行股權(quán)再融資后，定向增發(fā)便在中國上市公司中蓬勃發(fā)展，正式成為上市公司股權(quán)再融資的一種重要方式。對2009年至2018年A股市場進行定向增發(fā)企業(yè)的數(shù)量統(tǒng)計見表1。

定向增發(fā)相對于公開增發(fā)來說門檻低，速度快，受到上市公司的青睞，成為上市公司股權(quán)再融資的主流[56]。根據(jù)《上市公司非公開發(fā)行股票實施細則》，定向增發(fā)發(fā)行對象一般不得超過10個，鎖定期一般為12個月或36個月(控股股東)，發(fā)行價格不得低于定價基準日前20個交易日股票均價的90%。在《發(fā)行監(jiān)管問答——關(guān)于引導規(guī)范上市公司融資行為的監(jiān)管要求(修訂版)》中明確指出：上市公司申請增發(fā)、配股、非公開發(fā)行股票的，本次發(fā)行董事會決議日距離前次募集資金到位日原則上不得少于18個月。因此，本文中選定24個月，即大約是企業(yè)準備并實施一次定向增發(fā)股票所需要的時間周期，排除了公司在同一時間周期進行了兩次或多次定向增發(fā)的可能。本文選用月度數(shù)據(jù)，將股票定價日所在月份的前2個月作為定向增發(fā)的定價期間。

圖1 定向增發(fā)時間線

本文針對定向增發(fā)進行數(shù)據(jù)處理的時間線整理如圖1所示。

2.自媒體信息披露

據(jù)數(shù)據(jù)統(tǒng)計，2009—2018年我國A股資本市場共有1436家上市公司開通了官方微博，占上市公司總數(shù)的39.97%，目前這是其他自媒體平臺無法企及的，因此，本文選取微博作為自媒體平臺的代表來進行實證分析。本文首先借助互聯(lián)網(wǎng)搜索技術(shù)和計算機文本分析技術(shù)獲得微博披露信息，收集含有上市公司名稱或簡稱并經(jīng)過新浪微博加藍V真實身份認證的上市公司官方微博，不包括上市公司的控股股東、高管層及其子公司和分公司的微博。我們根據(jù)上市公司的名稱、簡稱、曾用名和公司代碼進行搜索，然后利用Python網(wǎng)絡(luò)爬蟲技術(shù)，爬取所有開通官方微博的上市公司2009年至2018年在其官方微博上發(fā)布的所有微博信息，得到183876條自媒體微博信息披露數(shù)據(jù)集。

表2 上市公司開通官方微博的年份及數(shù)量

資料來源：作者根據(jù)爬取數(shù)據(jù)自行整理。

3.分組變量

控股股東參與D1，虛擬變量，控股股東參與定向增發(fā)取值為1，控股股東不參與則取值為0。機構(gòu)投資者持股比例D2，虛擬變量，機構(gòu)投資者持股比例大于中位數(shù)的作為機構(gòu)投資者持股比例較高組，取值為1；小于等于中位數(shù)的作為機構(gòu)投資者持股比例較低組，取值為0。

本文其他變量定義如表3所示。

表3 主要變量定義表

(三)模型設(shè)計

為了減少公司樣本的選擇性偏誤，提高樣本之間的可比性，本文采用傾向性得分匹配法(PSM)為開通微博并進行定向增發(fā)的企業(yè)匹配對照公司。在此基礎(chǔ)上本文構(gòu)建以下檢驗模型。為了驗證微博發(fā)文對股票價格的長期影響，本文構(gòu)建模型(1)來驗證假設(shè)1。

CAR24=α0+α1Group1+∑αk(Control+Ind)+ε

(1)

其中，CAR24是指樣本公司在定向增發(fā)股票發(fā)行前兩年的累計超額回報率，同時定義虛擬變量Group1，如果企業(yè)微博發(fā)文當月處于定向增發(fā)股票發(fā)行日前24個月，那么Group1取1，否則為0。模型(1)中如果公司樣本累計超額收益率在定向增發(fā)準備期顯著增加，則Group1的系數(shù)應(yīng)該顯著大于0。Control為前文所述控制變量。

為檢驗具體的影響機制，本文建立模型(2)、模型(3)來檢驗樣本公司在此期間發(fā)布的自媒體信息總量的變化以及發(fā)布自媒體信息總量對公司累計超額回報率的影響。

Weibo24=β0+β1Group1+∑βk(Control+Ind)+ε

(2)

CAR24=γ0+γ1Weibo24+∑γk(Control+Ind)+ε

(3)

如果樣本公司選擇在定向增發(fā)準備期間更頻繁地發(fā)布自媒體信息，那么β1應(yīng)顯著大于0；如果從定價準備期看公司通過發(fā)布微博信息得以引導公司股票價格，則γ1應(yīng)該顯著大于0。

為了證實上市公司在定向增發(fā)中使用自媒體信息披露來提高股價，本文進一步采用中介效應(yīng)檢驗方法，對假設(shè)1中公司自媒體信息披露在定向增發(fā)與高異?；貓舐手g所起的中介效應(yīng)進行檢驗。本文在模型(1)和模型(2)的基礎(chǔ)上構(gòu)建如下模型：

CAR24=ω0+ω1Weibo24+ω2Group1+∑ωk(Control+Ind)+ε

(4)

圖2 中介效應(yīng)檢驗

模型(4)檢驗了自媒體信息披露的中介效應(yīng)。該模型中ω1的顯著性代表了自媒體信息披露中介作用的顯著與否，ω2表示定向增發(fā)對上市公司股價的直接影響效應(yīng)，若ω1顯著不為0且ω2不顯著則認為定向增發(fā)的企業(yè)通過自媒體信息披露影響企業(yè)股票價格，若自媒體信息披露中介作用成立，那么ω1的符號應(yīng)該顯著為正。

為了驗證在股票定價期股票價格的變化，我們構(gòu)建了模型5和模型6：

CAR=δ0+δ1Group2+∑δk(Control+Ind)+ε

(5)

Fprice=0+1Group2+∑k(Control+Ind)+ε

(6)

其中，CAR指的是股票當月的異?；貓舐?span id="cmigm86mmsu" class="footnote_quote" id="17a50f0263de57ad28a17b8fa9aad90f" style="margin: 0px; padding: 0px; color: rgb(0, 153, 255); font-size: 0.6em; vertical-align: super;">(1)，Fprice指的是股票當月的收盤價格，同時定義虛擬變量Group2，如果公司樣本發(fā)文當月屬于定向增發(fā)定價日前兩個月，Group2取值為1，否則為0。在模型(5)和模型(6)中，如果股票價格在定向增發(fā)新股定價期間有所降低，則Group2的系數(shù)δ1、1應(yīng)該顯著小于0。

其次，為驗證假設(shè)2，本文構(gòu)建模型(7)、模型(8)、模型(9)來檢驗樣本公司在此期間發(fā)布的自媒體信息總量的變化，以及發(fā)布微博信息總量對股票價格的影響：

Weibo=η0+η1Group2+∑ηk(Control+Ind)+ε

(7)

CAR=θ0+θ1Weibo+∑θk(Control+Ind)+ε

(8)

Fprice=φ0+φ1Weibo+∑φk(Control+Ind)+ε

(9)

如果樣本公司選擇在定向增發(fā)定價期間減少自媒體發(fā)文量，那么η1應(yīng)該顯著小于0；如果公司樣本通過發(fā)布自媒體信息能夠引導公司價格，θ1、φ1應(yīng)該顯著異于0。且在有控股股東參與的組別，δ1、1、η1應(yīng)該顯著小于0，θ1、φ1應(yīng)該顯著大于0。

五、實證結(jié)果分析

(一)變量的描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計結(jié)果由表4所示。由表4可見，Weibo最大為7.920，最小為0，且標準差為1.547，說明不同樣本公司發(fā)文數(shù)量存在明顯的差異。每月累計超額回報率最大值為0.405，最小值為-0.234，差異明顯。其余指標的描述性統(tǒng)計結(jié)果與前有研究無顯著差異。

表4 變量描述性統(tǒng)計表

本文通過傾向得分匹配來解決可能存在的內(nèi)生性問題，實驗組為當月處于定向增發(fā)準備期(24個月)的樣本公司(Group1=1)，對照組為未處于定向增發(fā)準備期的樣本公司(Group1=0)，選取資產(chǎn)負債率(Lev)、公司規(guī)模(Size)、個股月交易金額(Tran-value)、個股月交易數(shù)目(Tran-number)作為協(xié)變量，按1∶1近鄰匹配法進行有放回匹配，匹配后的樣本包含實驗組和控制組各28139個公司月度觀測值。匹配后分組樣本的多變量T檢驗顯示對照組和實驗組在資產(chǎn)負債率、公司規(guī)模、月個股交易金額、月個股交易數(shù)等方面無顯著差異，滿足平衡性檢驗，檢驗結(jié)果如表5所示。

圖3為統(tǒng)計距離股票定價日不同時間的收盤價的分布，從圖3可以看出，在股票定價日前50個月左右，股票收盤價有明顯的上升。為了防止存在兩次定向增發(fā)的時間上的重疊，我們選取前24個月作為參考的定向增發(fā)的準備時間。另外，畫圈的區(qū)域，在股票定價日前1-2個月，收盤價維持在一個較低點。

表5 平衡性檢驗

圖4為統(tǒng)計距離股票定價日不同時間的企業(yè)自媒體發(fā)文總數(shù)分布，由圖4可見，在股票定價日前50個月左右，微博自媒體發(fā)文量異常大幅上漲，而在股票定價日前1-2個月發(fā)文量異常的低(畫圈區(qū)域)。

結(jié)合圖3和圖4發(fā)現(xiàn)股票收盤價與企業(yè)自媒體發(fā)文量同步增加和減少，初步推測企業(yè)在一定程度上能通過自媒體發(fā)文量來獲取或稀釋投資者的關(guān)注，進而調(diào)控股價走勢。

圖3 股票價格隨時間分布圖

圖4 自媒體發(fā)文量隨時間分布圖

(二)實證結(jié)果分析

1.定向增發(fā)準備期

為驗證在定向增發(fā)準備期，超額回報率與自媒體發(fā)文量的連帶變化，本文使用模型(1)至模型(4)，利用中介效應(yīng)檢驗原理進行回歸分析，分析結(jié)果如表6所示。表6中(1)列表示Group1對CAR24的回歸系數(shù)為0.055，在5%的水平下正向相關(guān)，這說明企業(yè)在定向增發(fā)的準備期間的股價水平顯著高于其他時期的股價水平。表6的(2)列中Group1對Weibo24的回歸系數(shù)為0.204，在5%的水平下正向顯著，這說明企業(yè)在定向增發(fā)準備期間發(fā)文量顯著高于其他時期，進而可得在此期間企業(yè)會更頻繁地通過發(fā)布自媒體信息來吸引投資者的關(guān)注。模型(3)驗證了該期間自媒體發(fā)文量對股票價格的影響，結(jié)果如第(3)列所示。Weibo24對CAR24的回歸結(jié)果為0.027，在1%的顯著性水平下顯著，這說明自媒體發(fā)文量對股票價格存在顯著的提升作用，也就是說更加頻繁地發(fā)布自媒體信息會導致股票價格的上升。并且從表6第(4)列中報告的中介檢驗結(jié)果來看，Group1的系數(shù)由顯著變?yōu)椴伙@著，且自媒體發(fā)文量在1%水平下顯著，這說明自媒體信息披露屬于完全中介。綜合來看，在上市公司定向增發(fā)的準備期，樣本企業(yè)存在通過自媒體信息發(fā)布來調(diào)節(jié)股票價格的傾向，當企業(yè)更頻繁地通過自媒體平臺發(fā)布信息，公司的股票價格會相應(yīng)升高。本文假設(shè)1得到支持。

同時，本文模型(1)到模型(3)按照有無控股股東參與的定向增發(fā)分類，分別進行回歸，無控股股東參與的定向增發(fā)結(jié)果詳見表7中的奇數(shù)列，有控股股東參與的定向增發(fā)結(jié)果詳見表7中的偶數(shù)列。結(jié)果顯示，在無控股股東參與的定向增發(fā)中，利用自媒體發(fā)文來抬高股票價格的行為更加明顯：對于在無控股股東參與的定向增發(fā)中，Group1對CAR24回歸系數(shù)為0.116，在1%的顯著性水平下顯著，與假設(shè)相符。在無控股股東參與的定向增發(fā)中，定向增發(fā)定價期內(nèi)股票價格有顯著提升。第(3)列結(jié)果顯示，Group1對Weibo24的回歸系數(shù)為0.243，在1%的水平下為正，這說明在此期間企業(yè)發(fā)文量明顯增加，企業(yè)存在著增加自媒體發(fā)文量的傾向。第(5)列報告了模型(3)的分類回歸結(jié)果，Weibo24對CAR24的回歸系數(shù)為0.036，在1%的水平下顯著為正，該結(jié)果表明，從長期來看，自媒體發(fā)文量與股票價格同向變動，即自媒體發(fā)文量越多，股票價格也越高。表7的回歸結(jié)果表明，在發(fā)行對象不包含控股股東的定向增發(fā)中，上市公司控股股東有利用自媒體信息披露來在定向增發(fā)準備期抬高定向增發(fā)價格的傾向。有控股股東參與的定向增發(fā)的回歸結(jié)果如表7偶數(shù)列所示，模型(1)到模型(3)回歸結(jié)果的顯著性水平以及系數(shù)均有明顯下降，最為重要的是，自媒體發(fā)文量并沒有明顯增加。分析結(jié)果與吳育輝等[1]的主要研究結(jié)論相符合，本結(jié)果揭示了控股股東在定向增發(fā)過程中會利用自媒體信息披露抬高股票價格進而向機構(gòu)投資者等出售定向增發(fā)股票時獲取超額收益的可能性，本文假設(shè)2-1得到支持。

表6 定向增發(fā)準備期回歸結(jié)果

注:***、**、*分別表示統(tǒng)計檢驗在1%、5%、10%水平下顯著，以下各表同。

表7 定向增發(fā)準備期分組回歸結(jié)果

本文采用模型(5)到模型(9)按照有無控股股東參與的定向增發(fā)分類，分別進行回歸，有控股股東參與的定向增發(fā)結(jié)果詳見表8，無控股股東參與的定向增發(fā)結(jié)果詳見表9。結(jié)果顯示，在有控股股東參與的定向增發(fā)中，利用自媒體發(fā)文來壓低股票價格的行為更加明顯：Group2對CAR回歸系數(shù)為-0.008，在10%的顯著性水平下顯著，Group2對Fprice的回歸系數(shù)為-0.805，在1%的水平下顯著，這表示與已有文獻相同，從股票的異常回報率和當月股票的收盤價這兩個角度來看，定向增發(fā)定價期內(nèi)股票價格有顯著降低。第(3)列結(jié)果顯示，Group2對Weibo的回歸系數(shù)為-0.127，在10%的顯著性水平下為負，這說明與其他時期相比，在此期間企業(yè)發(fā)文量明顯減少，企業(yè)存在著在這個敏感期減少自媒體發(fā)文的傾向。第(4)、第(5)列報告了模型(8)、模型(9)的回歸結(jié)果，Weibo對CAR的回歸系數(shù)為0.002，在10%的水平下顯著為正，Weibo對Fprice的回歸系數(shù)為0.148，在1%的水平下顯著為正，該結(jié)果表明，從短期來看，自媒體發(fā)文量與股票價格同向變動，即自媒體發(fā)文量越少，股票價格也相對更低，企業(yè)可以利用自媒體發(fā)文來間接調(diào)節(jié)股票價格。表8的回歸結(jié)果表明，在發(fā)行對象包含控股股東的定向增發(fā)中，上市公司控股股東有利用自媒體信息披露來在定向增發(fā)股票定價期壓低定向增發(fā)價格的傾向。無控股股東參與的定向增發(fā)的回歸結(jié)果如表9所示，模型(5)到模型(9)回歸結(jié)果的顯著性水平以及系數(shù)均有明顯下降，最為重要的是，自媒體發(fā)文量并沒有明顯減少。這一分析結(jié)果與章衛(wèi)東等[16]的主要研究結(jié)論相符合，在定向增發(fā)對象為控股股東的定向增發(fā)定價期間，上市公司會通過減少自媒體發(fā)文量來調(diào)低股價，并從中受益，假設(shè)2-2得到支持。另外，考慮到定向增發(fā)準備期為24個月，時間較長，本文在定向增發(fā)準備期的實證分析使用的是24個月自媒體發(fā)文量的累計值，而定向增發(fā)的定價期為2個月，時長較短，本文使用了每個月的自媒體發(fā)文量來反映企業(yè)行為的動態(tài)變化。因此，在實證研究中出現(xiàn)了無控股股東參與的定向增發(fā)，在準備期發(fā)文量顯著增加，而到臨近增發(fā)前的定價期自媒體發(fā)文量卻不顯著的現(xiàn)象，本文認為這是由于兩次自媒體發(fā)文的計算口徑不一致，導致的長期行為無法在兩個月的相對較短的窗口期中予以體現(xiàn)。

本結(jié)果揭示了控股股東在定向增發(fā)過程中的主導地位，以及在定向增發(fā)過程中，通過自媒體發(fā)文量的隱性操控而實現(xiàn)的壓低定向增發(fā)價格，實現(xiàn)自身財富轉(zhuǎn)移的事實。

表8 有控股股東參與的定向增發(fā)股票定價期回歸結(jié)果

表9 無控股股東參與的定向增發(fā)股票定價期回歸結(jié)果

六、穩(wěn)健性檢驗

(一)替換關(guān)鍵變量的衡量指標

為使得自媒體作為一個整體，本文將微博數(shù)據(jù)替換為微信公眾號數(shù)據(jù)。根據(jù)上市公司名稱或簡稱手工收集了通過微信企業(yè)認證且賬號主體為上市公司本身而非其子公司或分公司的上市公司官方微信公眾號，并按照前述方法爬取上市公司官方微信公眾號上微信推文的信息，最終本文獲得1404287條自媒體微信信息披露數(shù)據(jù)集。本文同樣采用PSM方法為在官方微信公眾號上發(fā)布信息的公司匹配對照樣本，使用當月微信發(fā)文總量的對數(shù)(Weixin)代替當月微博發(fā)文量(Weibo)，使用定向增發(fā)準備期間累計的微信發(fā)文量的對數(shù)(Weixin24)替代累計微博發(fā)文量的對數(shù)(Weibo24)考察微信發(fā)文對公司股票價格的影響。回歸結(jié)果顯示，微信作為另一種自媒體信息披露形式與微博自媒體信息披露作用機制相似，既在定向增發(fā)準備期，大股東會更加頻繁地發(fā)布微信公眾號信息來抬高股價，保證定向增發(fā)融資的順利進行。微信公眾號的發(fā)文量在此過程中扮演著中介變量的角色。

表10 平衡性檢驗——微信數(shù)據(jù)

通過傾向得分匹配來解決可能存在的內(nèi)生性問題，實驗組為處于定向增發(fā)準備期的樣本公司，對照組為未處于定向增發(fā)準備期的樣本公司，對Group1進行匹配，最終本文選取資產(chǎn)負債率(Lev)、公司規(guī)模(Size)、個股月交易金額(Tran-value)、個股月交易數(shù)目(Tran-number)作為協(xié)變量，按1∶1近鄰匹配法進行有放回匹配，匹配后的樣本包含實驗組和控制組各8059個公司月度觀測值。匹配后分組樣本的多變量T檢驗顯示對照組和實驗組在資產(chǎn)負債率、公司規(guī)模、月個股交易金額、月個股交易數(shù)等方面無顯著差異，滿足平衡性檢驗，檢驗結(jié)果如表10所示。

由表12和表13的回歸結(jié)果可見，在股票定價期，定向增發(fā)對象為大股東的上市公司會減少微信公眾號的發(fā)文數(shù)量，來壓低定向增發(fā)價格，保證大股東能夠通過支付較低對價來獲得股份。而無控股股東參與的定向增發(fā)股票定價期回歸結(jié)果卻沒有表現(xiàn)出此趨勢和影響，與微博的回歸結(jié)果相同，說明本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

表11 定向增發(fā)準備期微信數(shù)據(jù)變化以及對股價的影響(2)

表12 有控股股東參與的定向增發(fā)股票定價期回歸結(jié)果

(二)內(nèi)生性問題的解決

雖然本文采用了傾向得分匹配來解決可能存在的內(nèi)生性問題，但股票價格波動本身可能會對自媒體信息披露產(chǎn)生影響，由此產(chǎn)生的雙向因果關(guān)系很可能對本文結(jié)論的穩(wěn)健性帶來沖擊。基于此，本文使用工具變量法對模型(3)、模型(5)和模型(6)中上市公司自媒體發(fā)文總量對企業(yè)股票價格波動的影響進行重新檢驗。本文使用距離定向增發(fā)股票發(fā)行日相同時間的同行業(yè)其他企業(yè)微博發(fā)文總量的平均值作為工具變量，通過兩階段最小二乘法重新進行檢驗，回歸結(jié)果見表14、表15所示。表14第(1)列以及表15第(1)列、第(3)列為第一階段回歸結(jié)果，結(jié)果顯示距離定向增發(fā)股票發(fā)行日相同時間的其他企業(yè)微博發(fā)文總量的平均值與某上市公司自身微博發(fā)文總量在1%的水平下顯著負相關(guān)，且弱工具變量檢驗的統(tǒng)計量F值分別為20.839、38.659以及29.666，均大于10，說明本文選取的工具變量不屬于弱工具變量。在第一階段回歸得到某上市公司微博發(fā)文總量的估計值的基礎(chǔ)上進行第二階段回歸。表14列(2)的結(jié)果顯示，在定向增發(fā)準備期，使用兩階段最小二乘法估計的上市公司微博信息發(fā)文總量對企業(yè)股票價格的影響仍然在1%水平上顯著為正。在定向增發(fā)的定價期，如表15第(2)列和第(4)列所示，股票價格波動對上市公司微博發(fā)文量的回歸系數(shù)分別在5%和1%的顯著性水平下顯著為正，說明在控制可能的反向因果問題之后本文的結(jié)論依然穩(wěn)健。

表13 無控股股東參與的定向增發(fā)股票定價期回歸結(jié)果

表14 股票準備期微博發(fā)文量對股票價格的影響

表15 股票定價期微博發(fā)文對股票價格的影響

七、進一步分析

前文論證了上市公司在自媒體(官方微博、官方微信公眾號)上發(fā)布信息可以有效調(diào)節(jié)股票價格，特別是滿足控股股東在參與企業(yè)定向增發(fā)過程中，通過自媒體發(fā)文量引起公眾關(guān)注而操控股價的波動趨勢的動機。一方面，在股票定向增發(fā)的準備期頻繁增加自媒體信息的發(fā)布數(shù)量，獲取投資者的關(guān)注來抬高股票價格，以便吸引外部資金注入并且降低融資成本；另一方面，在股票定價期間，當控股股東參與定向增發(fā)時，其通過減少自媒體發(fā)文量，降低公司在股票交易市場上的關(guān)注度和存在感，降低股票價格，為控股股東獲取額外的控制權(quán)收益以及針對自身的利益輸送提供了便利空間。為了證明這一影響機理確實存在，本文進一步區(qū)分定向增發(fā)是否以機構(gòu)投資者作為控股股東以外的參與對象，考察不同定向增發(fā)情形下，自媒體信息披露影響股價的過程是否會有所差異。如果在定價期間，上市公司減少自媒體發(fā)文量是出于以較低的增發(fā)價格獲得額外控制權(quán)的自利性動機，那么當參與定向增發(fā)的不僅包含大股東，還包含機構(gòu)投資者的時候，多方博弈的結(jié)果理應(yīng)導致大股東利用自媒體的股價操控行為受到制約。因此，本文進一步研究當參與定向增發(fā)包含機構(gòu)投資者時，大股東利用自媒體信息披露操控股價獲利的過程還是否存在？對這一問題的回答同時為資本市場定向增發(fā)中其余參與方的治理作用提供間接證據(jù)，突顯了本文的政策啟示意義。

相對來說，在上市公司中，相較于機構(gòu)投資者，散戶投資者由于時間和信息處理能力的局限性更大，受到有限注意力的影響也更強，更容易受到自媒體信息披露的影響。并且機構(gòu)投資者持股比例越高，大股東的權(quán)利就越會受到制約。已有研究表明，機構(gòu)調(diào)研能夠明顯促進公司的信息披露[57]，約束經(jīng)理人的盈余管理行為[58]，并且楊俠和馬忠研究表明機構(gòu)投資者調(diào)研能夠有效抑制大股東對上市公司的掏空[59]。那么，在機構(gòu)投資者持股比例較低的上市公司中，預計大股東壓低價格的行為會更加明顯。本文根據(jù)機構(gòu)投資者持股比例的中位數(shù)，將樣本分成機構(gòu)投資者持股比例高低兩組，分別進行回歸分析。表16列示了機構(gòu)投資者持股比例高低的分組樣本回歸結(jié)果。其中，列(1)、列(3)、列(5)對應(yīng)機構(gòu)投資者持股比例較小的上市公司樣本，在這幾列中，上市公司定向增發(fā)定價期的發(fā)文量明顯減少，股價明顯被壓低，且股價受自媒體發(fā)文量的影響也顯著為正。而機構(gòu)投資者持股比例高的上市公司中，以上回歸結(jié)果均不顯著。這說明控股股東在定向增發(fā)中，利用自媒體信息披露抑價的行為，在機構(gòu)投資者持股比例較小的上市公司中更加顯著，也側(cè)面證實了定向增發(fā)定價過程中上市公司的自媒體信息披露行為對股價的影響是出于控股股東自利性動機的利益輸送行為，而機構(gòu)投資者的參與對控股股東利益輸送行為產(chǎn)生了有效的抑制作用。

表16 不同機構(gòu)投資者持股比例下的差異化影響

八、研究結(jié)論及政策建議

本文以2009—2018年滬深兩市全部A股非金融類上市公司為研究樣本，采用傾向得分匹配方法尋找定向增發(fā)上市公司的對照樣本組，研究了在定向增發(fā)大背景下以微博、微信公眾號為代表的上市公司自媒體信息披露對公司股價的影響，以及控股股東如何利用上市公司自媒體調(diào)節(jié)股價的變化以達到對自身的利益輸送。研究發(fā)現(xiàn)：在定向增發(fā)股票發(fā)行前兩年，控股股東會通過不斷頻繁地發(fā)布自媒體信息來吸引投資者關(guān)注，進而抬高股價，幫助定向增發(fā)行為順利進行，這一行為在增發(fā)對象不包括控股股東的定向增發(fā)中更為明顯，以此方便控股股東能夠以較高的價格將定向增發(fā)的股票出售給機構(gòu)投資者等，從而獲得超額回報。而在定向增發(fā)定價期間，對于定向增發(fā)對象為控股股東的企業(yè)來說，其會傾向于減少自媒體發(fā)文數(shù)量，淡出投資者的視野，進而壓低股票價格，以便節(jié)約成本，獲得額外的控制權(quán)收益。進一步發(fā)現(xiàn)，在機構(gòu)投資者持股比例較高的上市公司中，控股股東通過壓低定向增發(fā)價格進行利益輸送的行為會受到抑制，也在一定程度上減少了由于自媒體信息披露搶占投資者注意力導致投資者做出非理性決策的可能性。本文聚焦于自媒體信息披露在定向增發(fā)行為中發(fā)揮的作用，豐富了自媒體信息披露經(jīng)濟后果以及定向增發(fā)中利益輸送行為模式的研究，對金融學和公司治理交叉學科研究進行了有益的嘗試，為監(jiān)管層監(jiān)管以及上市公司的自媒體使用提供了借鑒與參考。

自媒體信息披露已經(jīng)成為廣大中小投資者獲取上市公司信息的重要途徑，是其做出投資決策的重要參考源。自媒體信息披露無論在定向增發(fā)準備期間還是在定向增發(fā)定價期間都是控股股東獲取額外收益的重要工具。如果忽略這一披露渠道的作用模式，中小投資者可能會在定向增發(fā)的過程中蒙受損失。上市公司應(yīng)該正確、合理地利用自媒體平臺進行企業(yè)相關(guān)的信息披露，借助該平臺特有的優(yōu)勢傳遞公司特質(zhì)性信息，同時也應(yīng)借助該平臺更好地保護中小投資者利益，及時披露更多相關(guān)、可靠的信息，而不是將其淪為特定目的下對股價進行操控的得力工具。相關(guān)監(jiān)管部門應(yīng)該對上市公司自媒體信息披露進行更進一步的約束和監(jiān)督，在給予上市公司一定信息披露自由度的同時避免上市公司借機炒作，通過擇機信息披露抬高或拉低股票價格，違背市場規(guī)律，使自媒體成為社會大眾可信的、可參考的信息來源，帶來上市公司與投資者的共贏。機構(gòu)投資者的持股和參與定向增發(fā)可以削弱控股股東的信息以及權(quán)利優(yōu)勢，從而能夠有效監(jiān)督和約束控股股東尋求私利的行為，因此監(jiān)管部門可以通過鼓勵機構(gòu)投資者參與上市公司定向增發(fā)，來緩解大股東與中小股東的利益沖突。中小投資者更可以選擇有機構(gòu)投資者參與的上市公司定向增發(fā)行為進行投資，從而避免自身利益的損失。

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