袁 力，朱文革

（上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，上海 200433）

基于限售股減持異常收益的實(shí)證檢驗(yàn)

袁 力，朱文革

（上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，上海 200433）

文章以2006～2009年滬深兩市的限售股減持?jǐn)?shù)據(jù)為樣本，使用事件分析法進(jìn)行了研究，我們發(fā)現(xiàn)減持窗口期的累積異常收益率和異常交易量顯著為正，其中減持前90天至后30天CAR均值為11.16%。這表明在減持期間，限售股股東獲得了超出市場(chǎng)的收益水平。隨后采用多因素回歸模型對(duì)操縱行為、需求曲線效應(yīng)和過度反應(yīng)等特征變量進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，減持股東對(duì)公司價(jià)值具有更準(zhǔn)確的認(rèn)識(shí)，減持時(shí)機(jī)的選擇非常準(zhǔn)確，但并不存在普遍的操縱現(xiàn)象。

限售股；減持；異常收益率

0 引言

按照中國(guó)證監(jiān)會(huì)的規(guī)定，限售股自改革方案實(shí)施之日起12個(gè)月內(nèi)不得上市交易或轉(zhuǎn)讓，同時(shí)持有股份總數(shù)5%以上的原非流通股股東，在以上規(guī)定期滿后，通過證券交易所出售股份的比例在12個(gè)月內(nèi)不得超過5%，在24個(gè)月內(nèi)不得超過10%。2007至2011年之間，總值15.79萬(wàn)億的限售股將集中解禁，市場(chǎng)普遍將此視為負(fù)面影響，擔(dān)心限售股東的減持會(huì)對(duì)股價(jià)造成沖擊。通過限售股減持期間的市場(chǎng)反應(yīng)，有助于研究限售股東的異常收益、擇時(shí)能力、減持意圖等相關(guān)因素。

本文，首先以2006～2009年市場(chǎng)公布的限售股減持?jǐn)?shù)據(jù)作為樣本，采用事件研究法，利用事件日前后的累積異常收益率（CAR）和異常交易量，度量市場(chǎng)對(duì)減持的反應(yīng)，我們發(fā)現(xiàn)上述變量均顯著為正。緊接著分析可能原因并建立假設(shè)，比如擇時(shí)、操縱、需求曲線效應(yīng)或解禁后股價(jià)下跌的過度反應(yīng)等。隨后對(duì)以上假設(shè)的特征變量進(jìn)行了多因素回歸檢驗(yàn)，最后對(duì)結(jié)果做相應(yīng)解釋并提出政策建議。

1 模型及數(shù)據(jù)

國(guó)內(nèi)外在研究證券市場(chǎng)時(shí)，通常使用超出股票預(yù)期收益率的部分作為異常收益率，而計(jì)算預(yù)期收益率之前，通常先考慮股票相對(duì)大盤的波動(dòng)率和超額收益率，再用超額收益率加上波動(dòng)率與大盤收益率的乘積表示預(yù)期收益。為了對(duì)中國(guó)證券市場(chǎng)的異常收益率進(jìn)行研究，我們使用財(cái)匯金融分析平臺(tái)公布的限售股份減持記錄和行情數(shù)據(jù)，并選取窗口期為減持前90天至減持后30天介于分析區(qū)間 [2006/5/2，2009/8/10]內(nèi)的數(shù)據(jù)，多次減持的股票保留首次記錄，去掉停牌等原因造成的異常值后，得到558條減持的數(shù)據(jù)樣本。

通過金融事件研究法，以減持當(dāng)日為事件時(shí)間（t=0），考察減持前90個(gè)交易日至后30個(gè)交易日，即窗口日[-90,30]1的異常收益（AR）。在計(jì)算異常收益率時(shí)，采用上證指數(shù)作為市場(chǎng)基準(zhǔn)，異常收益率的計(jì)算公式即

（1）式中 Ri,t為股票 i在窗口日 t（即 t在[-90,30]之間）的收益率，Rm,t為市場(chǎng)在窗口日t的收益率，αi和βi分別為[-240,-91]日內(nèi)，根據(jù)股票的收益率和市場(chǎng)收益率序列計(jì)算的線性回歸擬合線的截距和斜率。窗口期間t1到t2的累積異常收益率（CAR）為窗口期內(nèi)每天異常收益率的和，也即

根據(jù) （2）中CAR公式計(jì)算后，取平均值并表示在圖1中。在減持前約90個(gè)交易日，平均CAR逐漸增加至13.55%；在減持日后30天，則逐漸回落。不難發(fā)現(xiàn)，CAR的走勢(shì)以減持發(fā)生當(dāng)天為臨界點(diǎn)。之前呈現(xiàn)一個(gè)逐漸上升的態(tài)勢(shì)，尤其是在減持前5天，快速上漲。而減持之后則逐漸地緩慢下降。在[-90,30]的整個(gè)窗口期來看，最終平均CAR為11.16%。單從超額收益來看，限售股股東無(wú)疑具有非常強(qiáng)的擇時(shí)能力。如果投資者在減持前90天增加倉(cāng)位，在120天以后將平均獲得11.16%的收益水平。雖然部分限售股股東是在解禁后立刻減持，也有一些是在解禁一段時(shí)間后才進(jìn)行減持，但無(wú)疑其減持時(shí)機(jī)把握得相當(dāng)好。

進(jìn)一步研究減持樣本的CAR序列，表1顯示了將減持窗口期拆分為若干區(qū)間的情況。在[-90,0]窗口期CAR均值在95%置信水平下顯著。 此外在 [-40,-1]、[-40,-1]、[-5,-1]、第-1天和減持當(dāng)天也在95%下顯著，接受CAR均值水平在減持前為正的假設(shè)，這表明限售股減持前區(qū)間的CAR普遍為正，也與圖1中不斷上升的走勢(shì)相符。在減持后[0,30]天均值-1.53%在90%水平下顯著，這解釋了減持后CAR不斷下降的情況。

表1 不同窗口期的異常收益率

此外，我們還對(duì)異常交易量進(jìn)行了考察。選取減持日前180天至減持日前91天（共90個(gè)交易日）的平均換手率作為正常交易量，第t日（t取值范圍為減持日前90天至減持后30天）的異常交易量公式如（3）所示，其中V(i,t)為股票在交易日t的換手率。

當(dāng)日交易量與正常交易量的比值，比值越大，則異常交易越明顯。剔除窗口時(shí)間不在區(qū)間內(nèi)的數(shù)據(jù)，和[-180,-91]交易日換手率為0的異常數(shù)據(jù)，得到570個(gè)異常收益率數(shù)據(jù)。取平均值后見圖2所示。

我們發(fā)現(xiàn)異常交易量在[-90,-5]窗口期內(nèi)呈現(xiàn)逐步增加趨勢(shì)，并在[-5,0]快速放大，在減持后8天內(nèi)又迅速回落。由于限售股的減持后，總體交易量應(yīng)該較正常交易量持續(xù)性放大，如果股價(jià)正常波動(dòng)，出現(xiàn)交易量大幅波動(dòng)的可能性很小。但圖形顯示減持后出現(xiàn)異常交易量快速下滑，這與異常收益率的下跌走勢(shì)一致。由于樣本中的限售股減持時(shí)間為該次減持結(jié)束的時(shí)間，而減持行為是在一天或一段時(shí)間內(nèi)逐步完成，因此在減持日之前的異常交易量放大也部分反映了減持股上市流通的效應(yīng)。

對(duì)于減持窗口期CAR顯著為正的現(xiàn)象，分析后認(rèn)為可能是由以下原因?qū)е碌模孩傧奘酃蓶|的準(zhǔn)確擇時(shí)。這類股東通常為企業(yè)管理者或?qū)ζ髽I(yè)有重要影響的機(jī)構(gòu)，對(duì)公司的實(shí)際價(jià)值的認(rèn)識(shí)遠(yuǎn)超出普通投資者，因此其能夠把握限售股出售的時(shí)機(jī)。②市場(chǎng)/股價(jià)操縱。不排除限售股東通過市場(chǎng)大量買入的手段對(duì)股價(jià)進(jìn)行操縱。同樣也可以通過操縱企業(yè)的利潤(rùn)水平，并在企業(yè)盈利（或預(yù)期盈利）水平較好時(shí)拋售股票，也可以獲得較高的收益。③需求曲線效應(yīng)。需求曲線效應(yīng)認(rèn)為減持后股價(jià)下跌，這與流通股供給增大導(dǎo)致股價(jià)下跌的結(jié)論相符，研究解禁市值等變量可以反映這種效應(yīng)。④解禁后股價(jià)下跌的過度反應(yīng)。

2 實(shí)證檢驗(yàn)

2.1 假設(shè)和模型設(shè)置

為了檢驗(yàn)以上假設(shè)，我們采用多因素回歸模型對(duì)特征變量來進(jìn)行分析。舉例來說：如果股東選擇出售股票的時(shí)機(jī)，則減持期間獲得的CAR較高，股票公司的股價(jià)和每股收益往往也較高。市場(chǎng)操縱則可以通過檢驗(yàn)減持前/后若干交易日的累積異常交易量等指標(biāo)來進(jìn)行反映；同時(shí)股票流通市值越大，市場(chǎng)可操縱的程度越??；股票的波動(dòng)值β值代表了股價(jià)的波動(dòng)性和市場(chǎng)操縱程度等。

因此使用(4)式來檢驗(yàn)窗口期CAR的影響因素，bi表示特征變量的系數(shù)，也即

選取特征變量的序號(hào)、名稱、含義、相關(guān)系數(shù)和回歸檢驗(yàn)t值詳見表2所示。在表達(dá)式中，設(shè)置變量2是為了檢驗(yàn)異常交易量與CAR的關(guān)系，變量3檢驗(yàn)大盤指數(shù)較高時(shí)減持是否可以獲得較大的累計(jì)異常收益，而變量4為減持前一季度的流通股，該值越大，股票被操縱越困難。變量5是股東戶數(shù)的變化比例，如果限售股東賣出公司股票后，買入的散戶越多，股東戶數(shù)變化比例越大，以此檢驗(yàn)是否存在減持前后的市場(chǎng)操縱現(xiàn)象。變量6是前十大股東持股占流通股比例，代表公司被控制的程度，檢驗(yàn)是否存在大股東對(duì)股價(jià)的操縱行為。變量7為減持后當(dāng)季收益減前一個(gè)季度收益，此變量反映減持前后是否存在每股收益的重大變化，以檢驗(yàn)減持公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)被操縱的可能性。變量8為平均市盈率、變量9為平均攤薄每股年收益、變量10為平均調(diào)整后每股凈資產(chǎn)，均反映了公司的質(zhì)量，該3個(gè)變量描述了公司盈利能力和質(zhì)量。變量11、12、13為啞變量，控制這些變量是為了描述減持主體和交易方式的特征，以此反映內(nèi)部人交易的情況。變量14減持股數(shù)和15減持?jǐn)?shù)量占流通股百分比是為了表現(xiàn)異常收益率對(duì)減持股份數(shù)量的關(guān)系，并可檢驗(yàn)需求曲線效應(yīng)，即減持期間由于股票供給增加而引起的CAR下降效應(yīng)。變量16為減持期間股票均價(jià)代表了減持的擇時(shí)能力。變量17貝塔值反映公司股價(jià)的波動(dòng)大小，通常被用于檢驗(yàn)被操縱的可能性。

2.2 對(duì)擇時(shí)、操縱、需求曲線效應(yīng)的解釋

檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，累計(jì)異常交易量、貝塔值與窗口期CAR顯著正相關(guān)，即有較大異常交易量和股價(jià)波動(dòng)的股票，具有較高的累計(jì)異常收益率。股價(jià)波動(dòng)率貝塔值通常也代表公司透明度的變量，檢驗(yàn)結(jié)果表明市場(chǎng)在減持前，交易量異常放大時(shí)買入該類波動(dòng)性較大的股票，獲取的異常收益率較高。但僅靠貝塔值和累計(jì)交易量來判斷股票存在操縱并不恰當(dāng)，因?yàn)楣蓛r(jià)的上升往往同時(shí)伴隨著異常交易量的放大。

減持股數(shù)和其占流通股百分比則并不顯著。有國(guó)外研究發(fā)現(xiàn)在公告日附近，內(nèi)部人交易所獲得的異?；貓?bào)與其出售的交易數(shù)量有關(guān)。通常在減持期間，市場(chǎng)并不知道減持情況的發(fā)生，因此沒有檢驗(yàn)出減持股份數(shù)量與CAR明顯相關(guān)的情況。在減持過程中交易量異常放大導(dǎo)致市場(chǎng)懷疑有減持，而市場(chǎng)效應(yīng)取決于減持是出于流動(dòng)性需要還是對(duì)公司未來的不好預(yù)期。另外，從減持期間上市流通的股票數(shù)量與CAR相關(guān)性不顯著來看，也不支持減持股流通后需求曲線負(fù)效應(yīng)假說。

表2 回歸變量表

與CAR顯著負(fù)相關(guān)的變量是平均市盈率，正相關(guān)的變量16減持期間平均股價(jià)顯示，價(jià)格較高的股票可獲得較大的累計(jì)異常收益率，而市盈率較高的股票往往被認(rèn)為是高估，則易遭拋售或不易吸引買入者，CAR較低。同時(shí)變量9平均年收益、變量10每股凈資產(chǎn)卻不顯著，這說明公司質(zhì)量好壞對(duì)減持窗口期的累計(jì)超額收益線性關(guān)系不顯著，這說明股東減持股票時(shí)股價(jià)較高，但并未考慮公司的長(zhǎng)期盈利能力，僅出于短期的流動(dòng)性需要進(jìn)行減持。

大盤收盤指數(shù)與CAR無(wú)顯著關(guān)系表明，在大盤高位減持與在大盤低位減持所獲得的CAR無(wú)明顯差異，因此沒有發(fā)現(xiàn)與大盤指數(shù)存在相關(guān)性。通常股東首次減持時(shí)期望獲得高的收益率，因此選擇所持有個(gè)股股價(jià)較高的時(shí)機(jī)，但其卻無(wú)法準(zhǔn)確選擇在大盤的高位進(jìn)行減持，這也表明限售股股東減持時(shí)沒有能力對(duì)大盤指數(shù)進(jìn)行準(zhǔn)確擇時(shí)。

股東戶數(shù)變化比例證明，CAR高的股票在減持前后不存在顯著的股東比例變化。變量6前十大股東持股占流通股比例表明，控股比例高低與CAR無(wú)明顯關(guān)系，這表明與受到高控股的公司受內(nèi)部人操縱的假說并不成立。另外，收益變化的變量與CAR也無(wú)明顯關(guān)系，這不支持減持前后財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)出現(xiàn)顯著變化的操縱假設(shè)。

減持主體的特性變量11、12以及交易特征變量13均不顯著，說明個(gè)人股東減持與高管減持、或是否通過大宗交易進(jìn)行減持對(duì)CAR也沒有明顯的影響。

2.3 對(duì)過度反應(yīng)的檢驗(yàn)

廖理等（2008）發(fā)現(xiàn)解禁窗口期[-120,20]CAR均值為-13%。由于解禁與減持不一定同時(shí)發(fā)生，這使人懷疑限售股在解禁時(shí)股價(jià)超跌，而在隨后的修正中發(fā)生反方向變化，即存在過度反應(yīng)的問題。因此我們選取解禁日前后[-120,20]天計(jì)算其解禁窗口期的CAR，對(duì)其序列分組后，取CAR前20%和后20%分別作為贏家和輸家組。與其減持窗口期CAR贏家、輸家組（前、后20%）進(jìn)行對(duì)比。對(duì)所有解禁、減持窗口期的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸后，發(fā)現(xiàn)并不顯著（t=-1.267）。分贏家、輸家組后回歸t值分別為0.74與0.76，也不顯著。同時(shí)發(fā)現(xiàn)，解禁時(shí)的窗口期CAR均值為0.845%，并不顯著異于0（t=1.667）。由此可見，不存在解禁后股價(jià)過度下跌導(dǎo)致減持期間股價(jià)出現(xiàn)正向修正的問題。

3 結(jié)論

本文以2006～2009年滬深兩市的限售股減持?jǐn)?shù)據(jù)為樣本出發(fā)，使用事件分析法進(jìn)行了研究，我們發(fā)現(xiàn)減持前90天至后30天CAR的均值為11.16%，減持當(dāng)日至其后30天的CAR平均為-1.53%，同時(shí)窗口期內(nèi)伴隨著放大的異常交易量。

對(duì)能解釋以上CAR現(xiàn)象的原因選取變量并進(jìn)行實(shí)證分析后發(fā)現(xiàn)，累計(jì)異常交易量、貝塔值和股價(jià)較高的股票在窗口期有較高的CAR，這支持限售股東首次減持對(duì)股價(jià)進(jìn)行擇時(shí)的假說，但其對(duì)大盤指數(shù)并不能做出準(zhǔn)確判斷。同時(shí)流通股規(guī)模、股東戶數(shù)變化比例、前十大股東持股比例、減持前后收益變化等反映各類操縱的變量均不顯著，證明減持前后不存在普遍的內(nèi)部人操縱現(xiàn)象。此外，平均每股收益、每股凈資產(chǎn)反映公司質(zhì)量的指標(biāo)均不顯著，證明CAR與公司長(zhǎng)期質(zhì)量無(wú)關(guān)。但結(jié)果顯示CAR與減持時(shí)股價(jià)相關(guān)，這也反映出減持行為是出于對(duì)流動(dòng)性的需求。反應(yīng)減持主體特征和交易特征的變量，減持股份數(shù)量、股份占流通股百分比的t指均不顯著，這些都不支持內(nèi)部人出售存在較高異常收益率的假說，也排除了需求曲線效應(yīng)。最后，我們將減持窗口期與解禁期數(shù)據(jù)分組檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)結(jié)果并不顯著，因此認(rèn)為減持期的CAR是解禁期過度反應(yīng)的修正也不能成立。

通過對(duì)A股市場(chǎng)限售股減持期間的變量檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)限售股股東之所以獲得超出市場(chǎng)的收益水平，在于其準(zhǔn)確地把握了股價(jià)高的時(shí)機(jī)進(jìn)行減持，這也表明，減持股東對(duì)公司價(jià)值具有更準(zhǔn)確的認(rèn)識(shí)?；貧w結(jié)果中，代表股市操縱的變量不顯著，這表明中國(guó)股票市場(chǎng)是公平的，不存在普遍的市場(chǎng)操縱現(xiàn)象。此外，限售股股東并不關(guān)注企業(yè)的長(zhǎng)期質(zhì)量，這支持其減持主要是為了滿足流動(dòng)性需求的觀點(diǎn)。但對(duì)于二級(jí)市場(chǎng)的投資者來說，盈利狀況較好、市盈率較低的股票對(duì)投資者來說仍是一個(gè)好的選擇。

[1]廖理，劉碧波，酈金梁.道德風(fēng)險(xiǎn)、信息發(fā)現(xiàn)與市場(chǎng)有效性—來自于股權(quán)分置改革的證據(jù)[J].金融研究，2008，(334).

[2]王汀汀.內(nèi)部人出售：流動(dòng)性需要還是信號(hào)發(fā)送—基于限售股減持的實(shí)證[C].中國(guó)數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)會(huì)2009年（深圳）年會(huì)會(huì)議論文，第五組.

[3]晏艷陽(yáng)，趙大瑋.我國(guó)股權(quán)分置改革中內(nèi)幕交易的實(shí)證研究[J].金融研究，2006，(4).

[4]曾慶生.公司內(nèi)部人具有交易時(shí)機(jī)的選擇能力嗎？—來自中國(guó)上市公司內(nèi)部人賣出股票的證據(jù)[J].金融研究，2008，(340).

[5]Field,L C,G Hanka.The Expiration of IPO Share Lockups[J].The Journal of Finance,2001，(56).

[6]Hillier,D,A P Marshall.The Market Evaluation of Information in Directors’Trades[J].Journal of Business Finance and Accounting,2002,(29).

[7]Ravina Enrichetta,Sapienza Paola.What Do Independent Directors Know Evidence from Their Trading[C].NBER Working Paper 12765,2006.

F832

A

1002－6487（2011）11－0135-03

2008年國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金資助重大項(xiàng)目（08&ZD036）

袁 力（1981-），男，四川攀枝花人，博士研究生，研究方向：精算和保險(xiǎn)經(jīng)濟(jì)學(xué)。朱文革（1968-），男，上海人，教授，研究方向：精算和保險(xiǎn)經(jīng)濟(jì)學(xué)。

（責(zé)任編輯/易永生）