大股東增持行為下的市場效應分析

中央民族大學 田秀娜 郭天亮

一、前言

在2011、2012 年股市持續低迷的背景下，證監會為促進股市發展鼓勵大股東增持，通過其增持行為，向外部投資者傳遞出企業價值被低估，公司股票價格預計會上漲等信息。在信息不完全對稱的情況下，外部投資者便傾向于購買公司股票。因此，本文采集2013年的數據研究增持前后對市場效應的影響是非常有意義的。

二、研究假設

大股東能夠獲得比外部投資者更多的信息，優先作出反應，增持后，持股比例上升，同時其行為會向市場發出企業價值被低估的信號，使得外部投資者買入股票，帶來超額收益。在此基礎上提出以下假設：H0：大股東增持后，將給股東帶來超額收益；H1：大股東增持后，股票收益率與市場整體收益率基本一致。

三、研究定義

(一)樣本和數據

樣本選自2013年的深交所和上交所發布的大股東增持公告的A股上市公司，本文對上市公司進行以下篩選：①剔除ST、*ST、金融類上市公司；②剔除在2013 年發生重大事項的公司；③剔除財務數據不全的公司；④剔除上市時間不足一年的公司。通過以上篩選共得到樣本76個。數據表明，大股東增持后比增持前持股比例平均提高約0.57%。

(二)變量定義

Rit：第i 種股票在第t 日的不考慮現金紅利的日個股回報率；Rmt：第t種股票在第日的不考慮現金紅利的日個股回報率；ARit：第i種股票在第t日的異常收益率。

(三)模型設定

大股東增持公告的發布一般在增持交易日的后一天，所以以（-1,0）作為事件窗口。首先以樣本公司的股票不考慮現金紅利情況下的日個股回報率和市場收益率分別作為被解釋變量和解釋變量來度量樣本公司在第t日的預期收益率，因此，可建立市場效應模型為：

本文以不考慮現金紅利的日個股回報率衡量股票的日收益率，β0模型中，表示模型中的常數項，β1表示在同一天，市場收益率變動1%時，第i 種股票的日個股回報率的變動程度，εit表示回歸殘差，其期望為0，方差為σi2。通過EVIEWS 回歸得到市場模型后，直接以εit表示第i種股票在第t日的異常收益率，也可用公式表示為：

四、實證結果與分析

表4-1是指樣本公司在不同的增持公告時間窗內的異常收益率的平均值、t值和p值，從平均值來看，樣本公司的異常收益率在（-1,1）事件窗達到最大，然后降低，說明大股東增持行為的異常收益效應主要集中在增持公告發布日的前一天、當天與后一天。從的P值結果來看，異常收益率在各事件窗口均是顯著大于0 的，這說明樣本公司發布增持公告后的預期收益率與實際收益率有顯著區別，購買股票的投資者能夠獲得顯著為正的異常收益率，且從公告日到（-5,5）這五個事件窗口，增持行為的市場效應具有穩定性。

表4-1：各事件窗內異常收益

對結果進行檢驗時，將樣本公司分為上交所和深交所樣本進行分析，得到上交所和深交所在公告日的平均收益率分別0.71%、1.48%，且均顯著為正。兩個證券交易所在（-1,1）事件窗的平均異常收益率分別為2.1%、2.72%，均在0.01 的顯著性水平下顯著為正。總體看來，深圳證券交易所上市的樣本公司比上海證券交易所上市的樣本公司的平均異常收益率在兩個事件窗內均較高。

五、結束語

上市公司大股東增持行為能夠帶來具有持久性的顯著為正的異常收益率，尤其在公告日、公告日前一天以及公告日后一天，增持所帶來的異常收益率最顯著。但是，增持行為的研究還可進一步擴大，本文只初步研究了其中一部分的問題，在后期還可以進一步研究，如增持行為后外部投資者的反應等。

[1]尤華,劉容.大股東增持的市場效應研究[J].財會月刊,2013年12下:3

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