为了使上述关于中国上市公司股权再融资方式选择的理论分析更有说服力，下面将采用中国证券市场的相关数据对此进行实证检验。
5.3.1 样本的选取及数据来源
本书以2005年5月1日到2007年12月31日有配股、公开增发新股及定向增发新股预案公告的A股公司为研究样本，这些数据均来自于万得信息服务有限公司（WIND）。为了研究的需要，本书对研究的样本公司进行了筛选：（1）剔除B股公司进行配股、公开增发新股及定向增发新股的公司，A股公司配股、公开增发及定向增发新股H股以及H股公司配股、公开增发及定向增发新股增发A股的样本。共剔除样本2家。（2）剔除金融类上市公司宣告配股、公开增发新股及定向增发新股的样本。因为金融类上市公司与非金融类上市公司的经营范围不一样。共剔除样本2家。（3）剔除配股、公开增发新股及定向增发新股宣告期间有重大事件发生的样本27.因为公司重大事件的公告会影响CAR。共剔除样本23家。（4）剔除当年同时进行过配股、发行可转换债券、公开增发新股和定向增发新股的样本。因为重复的股权再融资会影响公司的股价。共剔除样本2家；（5）剔除财务数据和金融交易数据无法获得的样本。经过筛选后，最后得到符合标准的定向增发新股的样本公司共200家，公开增发新股的样本公司共38家，配股的样本公司共14家。
在股权分置改革以后，即2005——2007年间，上海证券交易所与深圳证券交易所共有252家上市公司进行了股权再融资，融资额为4059.478亿元。其中进行配股的为14家，融资额为381.62亿元，占股权再融资总额的9.4%；进行公开增发新股的为38家，融资额为1114.27亿元，占股权再融资总额的27.45%；进行定向增发新股的为200家，融资额为2563.59亿元，占股权再融资总额63.15%。无论是发行公司数，还是融资筹集的资金，都是定向增发新股占绝对优势，其次是公开增发新股，选择配股融资的公司很少。而股权分置改革之前，配股融资是中国上市公司主要的再融资工具，其次才是公开增发新股，定向增发新股的公司寥寥无几28.说明在在股权分置改革以后，上市公司倾向于定向增发新股的股权再融资方式。
5.3.2 研究方法
笔者主要采用大多数学者常用的事件研究的方法来研究此问题。所谓事件研究方法是通过对发生某一事件前后的二级市场股价走势的考察，以此来研究该事件是否为股东带来了股票的累计超额收益率（高愈湘，2004）。事件研究方法是当代财务金融学的研究方法之一，其优点是过程简单、线路清晰、且具有前瞻性。用事件研究方法通过累计超额收益率对短期市场绩效进行研究，能直观、准确刻画短期市场绩效。本书是在基于资本市场有效性的前提下而开展的研究。事件研究存在三个隐含假设：资本市场是有效的，事件未被预测，事件窗口内无混淆事件。笔者假定这三个假设都成立。
对于发行宣告效应的研究，笔者定义发行公布日（上市公司首次在公开媒体上29披露将进行股权再融资的日期）为基准日，由于股权再融资公布日前消息往往已经被市场中的部分机构所掌握（李康等，2003），所以本书将股权再融资异常回报率的计算窗口锁定在公司公开宣告日前30和后5天，即[-30，5]。
笔者采用市场调整法来衡量股权再融资是否为发行公司的股东带来了股票的累计超常收益。对于在上海证券交易所和深圳证券交易所上市的股票，笔者分别选用上证综合指数和深圳成份指数作为可比基准（Benchmark）。
对于研究的第只股权再融资样本，其市场调整后的第日的异常收益率为：
式（5.1）
其中，为第只股权再融资样本第日收益率，为第t日的市场收益率；和分别表示第只股权再融资样本第日和第日的收盘价；和分别表示第日和第日上证综合指数和深圳成份指数的收盘指数；=1，2，3……n。
对于在计算窗口内，第只股权再融资样本相对市场的累计异常收益率为：
式（5.2）
所有研究的股权再融资样本的异常收益率和累计异常收益率的算术平均值就是其第日平均异常收益率和计算窗口内的累计平均异常收益率，分别如下：
式（5.3）
式（5.4）
其中：为样本数。
5.3.3 方程设计和变量定义
本书使用的回归模型如下：
式（5.5）
实证分析中使用的全部变量的定义及其解释，上市公司股权再融资发行特征与其相应公司特征的描述。中国上市公司定向增发新股公司规模的对数的平均值为19.59亿元，中位值为19.535亿元；公开增发新股公司规模的对数的平均值为21.78亿元，中位值为21.763亿元；配股公司规模的对数的平均值为21.65亿元，中位值为21.74亿元。说明进行定向增发新股的公司规模要小于配股、公开增发新股公司的规模。从中国上市公司股权再融资发行规模看，定向增发新股的发行相对规模平均值为0.5，中位值为0.244；公开增发新股公司的发行相对规模的平均值为0.273，中位值为0.22；配股的发行相对规模的平均值为0.281，中位值为0.275.说明定向增发新股的发行相对规模要远远大于配股、公开增发新股的发行相对规模。但定向增发新股的发行相对规模存在较大的差异，也就是有的公司发行量大，有的公司发行量很小。从中国上市公司股权再融资公司的资产负债率看，定向增发新股公司的资产负债率为54.1%，中位值为55.4%；公开增发新股公司的资产负债率为57.3%，中位值为58.0%；配股公司的资产负债率为50.9%，中位值为48.6%。说明进行股权再融资的中国上市公司资产负债率并不高，也进一步验证了中国上市公司存在股权再融资偏好的事实。
5.3.4 单变量检验结果
给出了2005-2007年间，中国上市公司宣告配股、公开增发新股和定向增发新股，在时间窗口[-30，5]每天的平均超额收益率（AAR）和累计平均超额收益率（CAAR）及其t检验的结果。配股、公开增发新股每天的平均超额收益率（AAR）和累计平均超额收益率（CAAR）大多数为负数。其中，配股宣告当日的平均超额收益率（AAR）为1.43%、累计平均超额收益率（CAAR）为-30.97%，且配股在[-1，0]、[-1，1]的累计平均超额收益率（CAAR）分别为1.78%和2.93%；公开增发新股宣告当日的平均超额收益率（AAR）为-0.4%、累计平均超额收益率（CAAR）为5.60%，且公开增发新股在[-1，0]、[-1，1]的累计平均超额收益率（CAAR）分别为0.41%和-0.55%；定向增发新股宣告当日的平均超额收益率（AAR）为2.10%、累计平均超额收益率（CAAR）为10.44%，且定向增发新股在[-1，0]、[-1，1]的累计平均超额收益率（CAAR）分别为2.40%和3.48%。2005-2007年中国上市公司配股、公开增发和定向增发新股方式在时间窗口[-30，5]内CAAR的走势，宣告定向增发新股的累计平均超额收益率（CAAR）要高于宣告公开增发新股的累计平均超额收益率（CAAR），宣告公开增发新股的累计平均超额收益率（CAAR）要好于宣告配股的累计平均超额收益率（CAAR）。由此可见，无论是宣告当日，还是[-1，0]、[-1，1]平均超额收益率（AAR），或者[-30，5]内的累计平均超额收益率（CAAR），定向增发新股的宣告效应都好于配股和公开增发新股，而公开增发新股的宣告效应又好于配股。上述结论初步验证了本书理论分析提出的假设，为了进一步验证理论假设，下面将进行多元回归检验。
5.3.5 多因素分析
给出了在加入了相对发行规模、公司规模、资产负债率等控制变量之后，中国上市公司配股、公开增发新股和定向增发新股的宣告效应的多元回归检验结果。检验结果显示，以公开增发新股作为参照系，在（-30，5）计算窗口内，宣告定向增发新股的累计超额收益率要比宣告公开增发新股的累计超额收益率高10.1%，且在0.10水平上高度显著；宣告配股的累计超额收益率要比宣告公开增发新股的累计超额收益率低31.2%，且在0.01水平上高度显著。并且上市公司配股、公开增发新股和定向增发新股的发行规模对宣告效应有较大的正面影响，且在0.01水平上高度显著。进行配股、公开增发新股和定向增发新股上市公司的规模、资产负债率及Tobin-Q等对股权再融资的宣告效应的也有正面的影响，但不显著。从多元回归检验结果可见，中国上市公司宣告定向增发新股的宣告效应要显著好于宣告配股和公开增发新股的宣告效应，宣告公开增发新股的宣告效应又要好于宣告配股的宣告效应。从而进一步验证了上文理论分析提出的假设。
