股災后大股東增持行為對股票價格的影響

徐碧云+方成杰

【摘要】我國股權分置改革開始后，上市公司大股東“增持”現象日益增多，對二級市場標的股票價格帶來了正向影響。本文以滬深300成份股作為樣本，通過事件研究法和多元回歸方法研究大股東增持行為對市場的影響及影響因素的研究，證明了大股東增持會給市場帶來超額收益，并且在增持比例越高情況下，競爭力越小的行業中，超額收益越顯著。

【關鍵詞】大股東 增持 市場反應 累計超額收益

一、引言

2008年以來，A股從歷史性巔峰一路下泄，大盤指數跌幅高達65%，“破發股”和“破凈股”比比皆是，絕大多數股民深套其中。證監會也開始出具公告呼吁大股東采取增持、回購的方式穩定市場信心。股價的大幅度下跌，極大地打擊了大股東的資本運作余地和獲利空間，因此紛紛展開增持和回購。因而大股東增持也成為市場和學者雙重關注的熱點。

大股東增持行為是指持有公司5%以上股份的股東在二級市場上再次買入其已持有的上市公司的股票。大股東和中小股東相比，具有很大的信息優勢。根據我國《證券法》的規定：持有上市公司 5%以上股份的股東屬于內幕信息知情人，他們不得利用內幕信息進行交易。雖然說世界上很多國家跟我國一樣，都是禁止內慕人交易的，但是在符合一定的規范和披露要求時，內部人交易是合法的。由于大股東（包括高管層）比外部投資者更直接參與公司的經營決策活動，擁有更強的信息優勢，所以大股東在增持時一般會被認為是企業的市場價值被低估或者未來的發展前景很好，從這個層面來看，大股東增持會向市場傳遞一種信心，大股東增持公告的發布會被市場當做利好消息。

二、文獻綜述

（一）國外對大股東增持后股價反應及影響因素研究

對國外發達國家來說，由于其資本市場體系發展已十分成熟，大股東增持或回購行為完全是根據市場狀況和公司前景判斷所作出的投資決定，這樣的行為幾乎每天都在發生，所以國外對于這一現象的研究眾多，且與國內研究的側重點不同。Vermaelen（1981）較早地使用事件研究法來考察公司在發布股東增持公告后股票市場的反應，研究表明了發布股東增持公告所帶來的累積超額收益率顯著為正。Comment，Jarrel（1991）提出看法，上市公司無論采用荷蘭式回購、要約回購還是公開市場股票回購的方式，最終都會在公司發布增持公告后有顯著為正的累積超額收益率。Raad，Wu（1995）通過研究發現，上市公司大股東持股比例越多，增持比例的規模越大，在增持公告發布后引起的市場反應就越強烈。Ho，Liu&Ramanan（1997）通過研究發現，分析師的關注程度和公司的市值與股票市場股價走勢呈負相關關系，即內部大股東與外部市場的信息不對稱程度越高，其在增持公告后對股價走勢的作用就越顯著。另外，Kai Li，Willian McNally（1999）通過對加拿大的股票市場的研究發現，同美國相似公司在發布其股東增持公告之前，公司股價會有小幅度下降，但在公告期內會有顯著的超額收益。Louis同White（2007）在研究中發現，上市公司在大股東增持公告前130天至前5天的期間里平均超常收益為負值，而公告期間則有顯著的13.5%的平均超常收益。

（二）國內對大股東增持后股價反應及影響因素研究

國內股票市場由于制度體系構建還不夠健全，造成股價異常波動的情況屢見不鮮，為研究國內大股東增持行為對股價的影響增添了更為復雜的因素。徐國棟，遲明奎（2003）以1994～2000年間的5家發布大股東增持公司股票公告的上市公司為樣本，發現公告日和增持行為實施日股票的超額收益率均為正，市場對股票增持行為的反應是積極的。益智、張為群（2005）研究了我國A股9家上市公司的股票回購案例，發現我國對于大股東增持股票公告的整體市場反應是正向的。之后梁麗珍（2006）以2005年下半年和2006年上半年的35家已發布大股東增持公告的上市公司為研究樣本，研究發現我國在大股東增持公告發布后，會給公司帶來正向的超額收益率。同時作者進行多元回歸分析，雖然模型結果并不顯著，但仍然發現市盈率與股價走勢顯著相關，市盈率越小的公司，其公告后對股票市場股價走勢的影響就越大。方天亮（2010）以2006年至2008年間發生大股東增持的163家上市公司為樣本，利用多元回歸模型對其進行實證研究，結果發現上市公司大股東增持行為的公告向市場傳遞出公司股價被低估的信號，導致公司股價短期上漲，具有正向的財富效應。吳敏曉（2011）選取2005年4月29日至2010年12月31日期間內上市公司第一大股東增持樣本，進行回歸之后發現，市場對大股東增持的反應程度與第一大股東增持比例的大小成正比，與大股東持股比例、凈資產收益率成反比，與其他大股東對第一大股東的制衡力不顯著相關。

三、樣本選取

本文選取2015年6月15日股災發生之后，截止到2015年8月5期間滬深300板塊發生股東增持的A股上市公司為研究樣本。滬深300指數的成分股具有流動性高、權重分散、股價抗操縱性、行業代表的特點，使用其成分股作為樣本研究對象，可以使樣本更具有代表性，并且可以減少樣本的干擾性。增持公告數據來源于東方財富數據中心、STCN數據庫，并通過將獲取的數據與證監會網站（www.csrc.gov.cn）、上海證交所網站（www.sse.com.cn）、深圳證交所網站（www.szse.com.cn）等網站公布的數據進行抽樣對比，保證樣本數據的可用性。交易數據來自于同花順數據庫（IFIND）、萬得金融咨詢終端（WIND）。

2015年6月15日至2015年8月5日期間，滬深300板塊有108家發布股東增持公告。為了本文研究需要，樣本公司需要滿足下列原則：一是在事件發生日前后45天沒有重大事項公告（包括增發、配股、大股東增持等事項）；二是在公告期間或公告后有完整的交易數據；三是是持股比例在5%以上的大股東對公司的增持造成的股份變動；四是同一家公司的大股東增持過于頻繁造成的事件窗口期重疊的樣本公司應該剔除；五是剔除增持比例占流通股比例0.01%以下的大股東增持行為；六是同一天一家公司多個大股東進行增持行為，其增持比例應予以加總。通過篩選，最后得到30家符合要求的樣本。endprint

四、大股東增持市場反應的研究

采用事件研究法研究大股東增持公告前后的超額收益率模式。本文以增持公告發布日作為事件日，而并沒有將增持的交易日作為事件日，理由如下：大股東增持的過程常常不是在一天內就交易完成的，而是存在一個交易期間，且時限或長或短，所以無法明確的統一一個具體的交易日拿來作為事件日，而將公告日作為事件日則不存在這一問題；另一方面，絕大多數上市公司的信息披露是及時的，因此采用公告日或是交易日作為事件日不會存在特別大的差異。

事件窗口一般是按照事件影響的范圍大小來決定。窗口期過長，會導致混入除增持事件以外其他市場因素的影響，導致高估事件的信息含量；窗口期過短，會低估增持事件對市場表現的影響。所以本文的事件窗口選擇的是公告日前后15天，即[-15，15]。估計期為事件窗口前30個的交易日，用以估算增持在事件不發生情況下，被增持股票在事件窗口期間內的預期收益率。本文選用了滬深指數和被增持股票在事件日之前的30個交易日的日收益率作為樣本，樣本區間為第-45天到-15天，即[-45，-15]。

首先對大股東增持是否帶來市場超額收益進行檢驗。如表4.1所示，在大股東增持公告的事件窗口內公司有明顯的顯著正累計異常收益率。

其次，對不同事件窗內的平均累計異常收益率進行檢驗，結果如表4.2所示。對于公告日之前[-10，-6]這段期間，除了-9這一天的超額累積收益為正值，其余4天的超額收益顯著為負（-6這一天在15%的顯著性水平下顯著為負，其余三天在5%的顯著性水平下顯著為負），且從圖可以看出[-15，-6]這段期間的超額收益率呈現明顯的下降趨勢，說明股災發生后的大環境下，投資者的投資情緒普遍比較低彌。從圖可以看出[-6，2]這一段期間，AR呈現明顯上升的趨勢，且在公告日第二天達到整個事件窗口期的最大值，可見大股東增持公告對股票呈現顯著正的超額收益。公告日前三天的超額收益均為正值，且通過10%的顯著性檢驗，說明在市場有一部分投資者提前獲知了公司大股東將要增持的消息，并提前進行了交易；而在股災后大部分公司選擇在當日閉市后才發布增持公告，所以公告發布后的第二天整個市場反應最明顯，說明大部分投資者在公告后才得知消息，且這一消息對于投資者來說是利好消息。在第11天，AR開始呈現下降趨勢，并在第13天開始顯著為負，表明大股東增持利好消息已經逐步被市場消化。而總體樣本平均CAR在[-3，2]期間呈現正值增大的趨勢，而在后來的[3，12]期間呈現波動上升的趨勢，而在第13天開始下降趨勢。表明大股東增持的消息在[-3，2]期間對提升股價的作用最大，一段時間后開始對市場的影響減弱。當從整個事件窗口期car為0.16127392，顯著為正，說明大股東增持公告對股票市場造成了正向的影響。

五、大股東增持市場反應影響因素的研究

在中國股票市場監管制度的不完善，體制不健全及股民投資理念不成熟等背景下，市場對于增持這種“利好”不斷追逐導致標的股票異常波動，從而產生異常超額收益。但是這種異常收益究竟來源于哪些方面，需要從實證角度進行研究。結合文獻資料，本文選取股東增持比例IR（公告增持股數占總股數比例）、公司ROE（增持前一年年末的凈資產收益率）、流通市值MV（增持前一年年末的流通市值）、公司性質STATE（大股東是否國有，國有取1，非國有取0）及行業競爭力IND（所屬行業內上市公司數目）作為所要研究的影響因素。

以（-4，15）CAR作為因變量，以上述變量作為自變量，建立多元線性回歸模型：

CAR=β0+β1IR+β2ROE+β3MV+β4STATE+β5IND+ε

實證結果如表5.1所示

10%顯著性水平。

在回歸結果中，方差膨脹因子各小于10，說明各變量之間不存在明顯的共線性問題。增持比例系數顯著為正，說明大股東增持比例越多，市場對增持公告的反應越強烈。這在一定程度上說明了對于市場而言大股東增持比例的大小代表了對公司支持力度和信心的強弱。不論是從大股東自有資金或是債務融資增持股份角度，都向市場傳遞了公司具有投資價值的信號，對市場短期投資具有指導意義。上市公司的ROE也與市場反應程度呈正比，但結果并不顯著。說明ROE不是影響市場對增持公告反應的主要因素。流通市值系數顯著為負，說明在大股東增持事件中，上市公司流通市值越大，累計異常收益越小。這可能是由于流通市值大的股票受到投資者和監管者關注度較大，不對稱信息因素較少，因此異常收益較少。從大股東是否國有性質上來看，大股東性質為國有時，為市場帶來了一定的正收益，但結果并不顯著，說明市場對考慮股東性質但這并不是決定性因素。最后，從行業競爭力角度看，系數顯著為負。在競爭力度較弱的行業中，信息不對稱程度較強，投資者過多的依賴看好增持這類消息，導致異常收益較高。并且在一些戰略性行業中，由于上市公司數目較少，這些核心公司受到國家控股和保障較多，因此市場對這類公司的增持行為具有更強的信心，由此帶來的異常收益也較高。

參考文獻

[1]徐國棟，遲銘奎.股票回購與公司價值—理論與實證分析[J].管理科學，2003，8：4-12.

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