郭金冰

（新疆財經大學經濟學院，新疆烏魯木齊830012）

自2008年以來，匯金公司已經對四大國有商業(yè)銀行進行了三輪增持，目前已經開始第四輪增持，增持的背景往往選擇市場極度低迷時。作為中國最大的國有金融投資公司，匯金公司增持一方面可以支持國有重點金融機構的穩(wěn)健經營和發(fā)展，穩(wěn)定國有商業(yè)銀行股價；另一方面有利于維護國內金融市場安全穩(wěn)定，代表政府意圖進行護盤，提振A股投資者信心，具有重要的意義。因此有必要對匯金公司增持對A股的影響進行分析。

一、文獻回顧

國外關于政策事件對股票市場波動方面的研究開始較早，D l l y（1933）研究了1921~1931年95個股票分割事件對相關股票價格的影響。芝加哥商學院教授F a m a（1970）提出了有效市場假說。20世紀80年代又誕生了行為金融學，認為投資者是不完全理性的，存在過度反應與反應不足，B a r b e r i s、S h l e i f e r和V i s h n y（1998） 引入代表性和保守性來解釋，D a n i e l等 （1998） 引入過度自信和自我歸因來解釋。S c h a r f s t e i n、S t e i n、G r a h a m和We l c h分別對投資分析家的投資行為進行了研究，結果都表明股市存在明顯的“羊群行為”。此外，對于收益公告（B e r n a r d T h o m a s，1990）、股利發(fā)放 （M i c h a e l y T h a l e r，1995）、代理權之爭（I k e n b e r r y L a k o n i s h o k，1993） 等事件，都進行了一些探索研究。

國內相關研究，由于A股市場處于新興加轉軌的發(fā)展階段，政府的調控政策對證券市場影響巨大，仍然是比較明顯的“政策市”，以證券交易印花稅調整為例，國內研究得較為充分，大多數研究認為這一政策事件短期對市場產生了明顯影響，長期影響則不太顯著。史永東和蔣賢鋒（2003）認為印花稅調整對市場波動性和噪聲波動性有一定程度的影響，稅率上調將會提高市場波動性和噪聲波動性，稅率下調則導致市場波動性和噪聲波動性一定程度的下降。李捷瑜，朱驚萍（2008）運用殘差為一階自回歸的隨機效應模型考察3次印花稅調整對股票影響，結果發(fā)現以印花稅作為政策工具并不能有效實現監(jiān)管方目標，反而導致波動率和換手率劇烈變動。郝旭光等（2009）選取了歷史上8次印花稅調整時上證綜指的波動情況進行研究表明，從短期看印花稅調整政策的效果較好，從中期看印花稅調整與股指沒有太大關系，因此管理層應從維護股票市場健康發(fā)展的角度調整政策，不應把調整印花稅當作刺激股票市場發(fā)展的主要手段。陳志崗、齊靜妙（2010）利用事件研究分析法，對1997～2008年間的七次股票交易印花稅稅率調整對證券市場短期的流動性和波動性進行了實證分析，結果表明印花稅稅率調整對證券市場的流動性和波動性產生了明顯影響。對于大股東增持對股價影響方面，李俊峰等（2011） 對2008年8月27日至2010年12月31日之間的上市公司增持行為進行研究，結果表明在增持公告事件窗口內有顯著為正的公告效應，但不同市場環(huán)境下大股東增持行為的市場影響表現出一定的差異。此外，貨幣政策對證券市場影響方面，文先明等（2012）通過實證分析表明存款準備金率對股市短期內存在一定負方向的影響，長期對股市的影響較小。

二、匯金公司增持的基本情況

匯金公司，全稱為中央匯金投資有限責任公司，成立于2003年12月16日，注冊資本為3724.65億元人民幣。2007年中國投資有限責任公司成立后，匯金公司變?yōu)榍罢叩娜Y子公司。根據國務院授權，匯金公司是代表國家依法對國有重點金融企業(yè)行使出資人權利和履行出資人義務的國有獨資公司，實現國有金融資產保值增值。直接控股參股金融機構包括六家商業(yè)銀行、四家證券公司、兩家保險公司和四家其他機構，是中國目前最大的金融投資公司。

2008年9月18日匯金公司宣布，為確保國家對工、中、建三行等國有重點金融機構的控股地位，支持國有重點金融機構穩(wěn)健經營發(fā)展，穩(wěn)定國有商業(yè)銀行股價，將在二級市場自主購入工、中、建三行股票，并從即日起開始有關市場操作，并擬在未來12個月內，以自身名義繼續(xù)在二級市場增持三大銀行股份。其后在2009年，2011年和2012年，匯金公司又分別宣布增持四大銀行，具體增持情況如表1。

表1 匯金公司增持四大銀行具體情況

匯金公司增持對A股市場產生了積極影響，有利于穩(wěn)定國有商業(yè)銀行股價，維護了市場的穩(wěn)定，對市場信心起到提振作用。由于四大國有商業(yè)銀行，均在上海證券交易所上市，且占有較大的權重，匯金增持承諾對整個市場的意義更為顯著，上證指數在匯金公司增持公告后表現如表2。

如表3，匯金公司在四大國有商業(yè)銀行股權中處于絕對控股地位，持股比例均在50%以上。此外，在四大銀行A股市場流通股中，農業(yè)銀行和建設銀行流通股僅占總股本7.88%和3.84%，工商銀行和中國銀行流通股中匯金公司已經持有94.11%和96.56%，考慮到市場交易的流動性，匯金公司未來的增持空間必然受限。

表2 匯金公司增持公告后上證指數表現情況

表3 四大國有商業(yè)銀行的控股股東及持股情況

三、匯金公司增持對A股影響的實證分析

（一）研究方法

20世紀60年代末，B a l l&B r o w n(1968)以及F a m a(1969)開創(chuàng)了事件研究法(e v e n t s t u d y)，其原理是根據研究目的選擇某一特定市場事件，研究該事件發(fā)生前后相關樣本股票收益率的變化，進而解釋特定事件對樣本股票價格變化與收益率的影響，主要被用于檢驗事件發(fā)生前后價格變化或價格對披露信息的反應程度。事件研究法是基于有效市場假設的，即股票價格反映所有已知的公開信息，由于投資者是理性的，投資者對新信息的反應也是理性的，因此在樣本股票實際收益中剔除假定某個事件沒有發(fā)生而估計出來的正常收益(n o r m a l r e t u r n)就可以得到異常收益(a b n o r m a l r e t u r n)，利用異常收益可以衡量股價對事件發(fā)生或信息披露異常反應的程度。

（二）研究步驟

1.樣本選取及事件定義

由于匯金公司增持涉及的四大國有商業(yè)銀行，均在上海證券交易所上市，因此選取上證指數作為分析對象。將匯金公司增持公告發(fā)布日定義為“政策事件日”，即T0日，并將事件前后時間分成兩段：估計期和事件期，事件期再分為事前檢驗期和事后檢驗期，估計期取政策事件日之前30個交易日即T-30～T0，事前檢驗期為政策發(fā)布前20個交易日，事后檢驗期為政策發(fā)布后20個交易日。檢驗時間區(qū)間設為T-20～T20,其中事件日前20個交易日T-20～T0為事前檢驗期，事件日后20個交易日T0～T20為事后檢驗期。由于匯金公司目前已經啟動了四輪增持，因此有四個“政策事件日 i”，i=1，2，3，4。

2.建立非正常收益和實際收益計算模型

評估匯金公司增持四大國有商業(yè)銀行對A股市場收益率影響，需要計算正常收益和非正常收益（a b n o r m a l r e t u r n），正常收益是不發(fā)生增持的情況下市場的預期收益，非正常收益是增持事件前后實際收益與同期正常收益之差。因此對于事件政策日i，交易日t來說，非正常收益可以表示為：

其中ARit、E(Rit|Xt)和Rit分別表示非正常收益，正常收益和實際收益。對于實際收益，考察政策事件日i對市場影響，以Pit、Pit-1表示t日，t-1日上證指數收盤指數，因此t日上證指數收益可以表示為：

3.確定正常收益模型并進行估計

通用的投資收益估計模型有市場模型Rit=αi+βi·Rmt+εit和固定平均收益模型Rit=ui+εit兩種，其中為εit白噪聲。此處采用固定平均收益模型，即假設市場上沒有發(fā)生政策事件情況下正常的收益率，將估計期間上證指數的平均收益作為事件期間上證指數的正常收益：

其中 E(εit)=0，D(εit)=σ2i，Rit為估計期實際收益，ui為估計期平均收益，εit為隨機擾動項。針對政策事件i，事件檢驗期之前30個交易日為估計期，即T-30～T0。采用最小二乘法進行估計，分別估計得出?1，?2和 ?3。

4.計算非正常收益率和累積非正常收益率

確定了正常收益模型，估計算出其參數后，就可以計算非正常收益率，定義C A R(C u m u l a t i v e A b n o r m a l R e t u r n)為累積非正常收益率，分別計算檢驗時間區(qū)間T-20～T20的非正常收益率（A Rit）和累積非正常收益率（C A R i t）：

其中，i=1，2，3，4；t∈[-20,20]。

（三）實證結果分析

1.匯金公司四次增持公告前后C A R分析（圖1）

圖1 匯金公司四次增持公告前后上市指數CAR

由圖1可以看出，匯金公司首次增持公告發(fā)布后，短期內上證指數大幅上漲，收益正向增加，C A R 1（累積非正常收益率）大幅上升，說明增持短期內對上證指數收益率產生了明顯的影響，其后緩慢向上至一定穩(wěn)態(tài)波動水平。但是四次增持的效果又不太一樣，從C A R 1、C A R 2、C A R 3到C A R 4，上漲的時間有所變短，上漲的幅度也逐漸變小，對增持的反應力度呈現遞減態(tài)勢?？偟膩碚f，匯金公司增持對上證指數收益短期影響是顯著的，但四次增持中C A R的反應力度遞減，存在行為金融學中所說的反應過度和反應不足的情況。

2.A D F平穩(wěn)性檢驗

A D F（A u g m e n t e dD i c k e y-F u l l e r）檢驗主要用來檢驗時間序列的平穩(wěn)性。構造原假設和備擇假設：H0:匯金公司增持事件對上證指數收益有顯著影響，累積非正常收益率波動較大，呈現非穩(wěn)態(tài)水平；H1:匯金公司增持事件對上證指數收益無顯著影響，累積非正常收益率維持穩(wěn)態(tài)水平波動。根據匯金公司首次增持公告前后數據C A R 1利用E v i e w s軟件進行平穩(wěn)性檢驗，結果如表4。

表4 ADF檢驗

C A R 1的t統計量為-2.1391，P值為0.5091，在5%或10%的顯著性水平下都接受H0，C A R 1為非平穩(wěn)序列，即認為匯金公司增持事件對上證指數收益率有顯著影響，累積非正常收益率波動較大，呈現非穩(wěn)態(tài)水平。同理，對匯金公司其后三次增持公告前后數據C A R 2，C A R 3和C A R 4進行檢驗，亦存在單位根，表明匯金公司增持短期內對上證指數收益率產生了明顯影響。

3.齊性檢驗（T e s t o f E q u a l i t y）

根據有效市場假說中的半強式有效市場理論，市場價格反應公開信息和歷史信息，C A R應該在政策事件日后趨于平穩(wěn)。在匯金公司增持公告后首個交易日，A股市場會對此信息作出充分反應，則其后的交易日波動應和增持公告日前相似。為了檢驗A股市場有效性，建立假設：H0:剔除匯金公司增持公告后首個交易日數據，增持對其后上證指數收益率無顯著影響；H1:剔除匯金公司增持公告后首個交易日數據，增持對其后上證指數收益率有顯著影響。剔除匯金公司增持公告后首個交易日數據后，對C A R 1的T-20～T-2和T 2～T 20兩個時間段進行齊性檢驗，利用E v i e w s統計軟件檢驗結果如表5、表6。

表5 方差齊性檢驗

表6 均值齊性檢驗

由表5中數據，可知方差顯著性檢驗中的F統計量為1.0607，P值為0.9019，在5%的顯著性水平下，接受H0,即剔除匯金公司增持公告后首個交易日數據，增持對其后上證指數收益率無顯著影響。由均值顯著性檢驗可知，P值等于0，因此在5%的顯著性水平下，拒絕H0，即認為即剔除匯金公司增持公告后首個交易日數據，增持對其后上證指數收益率有顯著影響。

結合A股市場的實際情況，并不能說明A股是半強式有效市場或比較有效率的市場，原因是A股市場作為新興市場波動較大，暴漲暴跌，大起大落，仍然不成熟。匯金公司首次增持前市場陷入恐慌，劇烈下跌，增持公告發(fā)布后，市場迅速大幅上漲。增持公告前后市場均波動較大，但方向相反或者說市場收益方向相反，因此導致了方差齊性檢驗和均值齊性檢驗結果矛盾的情況。

同理，對剔除匯金公司增持公告后首個交易日數據后的C A R 2、C A R 3和C A R 4進行檢驗，結果并不相同，例如C A R 3的數據檢驗都拒絕H0，反映了A股市場效率不高，存在反應過度或反應不足。

（四）鄒至莊突變點檢驗

鄒至莊突變點檢驗（C h o wb r e a k p o i n t t e s t）主要用于檢驗模型參數在樣本范圍內某一點是否發(fā)生變化。在該檢驗中樣本被分割成兩個或兩個以上的子樣本，目的是為了檢驗系數向量在不同時期的子樣本中相互關系的穩(wěn)定性。對于匯金公司增持四大國有商業(yè)銀行公告前后上證指數收益率變化，可以進行該檢驗，檢驗的假設為：H0:匯金公司增持公告日前后兩個子樣本相對應的模型回歸參數相等；H1:匯金公司增持公告日前后兩個子樣本對應的回歸參數不等。采用匯金公司首次增持四大行時上證指數T-20～T20實際收益率R 1 t的數據，檢驗結果如表7。

表7 鄒至莊突變點檢驗

由檢驗結果F=4.8600，P=0.0135，在5%顯著性水平下，拒絕原假設，匯金公司增持公告日前后兩個子樣本相對應的模型回歸參數不相等，匯金公司增持公告次日為突變點。因此可以表明匯金公司增持四大國有商業(yè)銀行短期對上證指數收益造成了明顯沖擊，成為市場收益的一個突變點。為了進一步證明，放寬檢驗區(qū)間，將檢驗數據向后延伸，檢驗結果如表8：

表8 向后延伸交易天數進行檢驗

將上證指數實際收益數據R 1 t向后延伸10天，即增加到T30，F=2.6228;P=0.0834，在10%顯著性水平下，仍能拒絕原假設，然而隨著數據再往后延伸F值逐漸變大，由0.8131增大到1.5888，相應的P值都大于10%，越來越傾向于接受原假設，即匯金公司增持公告日前后兩個子樣本相對應的模型回歸參數相等。因此，匯金公司增持四大行對上證指數收益的影響是短期的，從中長期來看，回歸參數并未發(fā)生改變。

同理，對匯金公司其后三次增持上證指數實際收益數據R 2 t、R 3 t和R 4 t進行鄒至莊突變點檢驗，檢驗結果類似，結果都表明增持的影響是短期的，并不能影響股市中長期的趨勢，股市以內在規(guī)律運行。

四、結論

在A股市場劇烈下跌的背景下，匯金公司增持短期對市場收益具有正面的影響，雖然并不能影響股市中長期的趨勢，但能夠避免證券市場單邊下跌導致投資者悲觀情緒蔓延。匯金公司有目標和計劃的增持四大國有商業(yè)銀行，一方面可以代表國有股東的投資意愿，提升證券市場投資者的信心，帶動國內長期資金的投資積極性；另一方面通過示范作用引領中小投資者轉變投資觀念和思路，樹立價值投資理念，形成良好的投資文化。由于匯金公司對四大銀行的持股比例已經非常高，進一步增持空間有限，因此，未來穩(wěn)定A股市場的手段應該更加多樣化，不能僅靠匯金公司增持和調整證券交易印花稅等傳統政策手段。

[1]李俊峰,王汀汀,張?zhí)?上市公司大股東增持公告效應及動機分析[J].中國社會科學,2011(4):95-110.

[2]郝旭光,閆云松,廉趙峰.印花稅調整政策對股指的影響[J].經濟與管理研究,2009(10):80-84.

[3]黃虹,揭筱紋,倪溫絨.上市公司回購股票原因探討——基于通寶能源大股東股票回購的案例分析[J].價格理論與實踐,2010(11):58-59.

[4]文芳,醋衛(wèi)華.大股東過度自信行為與公司治理的有效性——基于大股東增持的實證檢驗[J].證券市場導報，2011(12)：11-16.

[5]潘昕昕,楊如彥.證券交易印花稅調整對證券市場資源配置的影響[J].經濟與管理研究,2009(6):62-66.

[6]史永東,蔣賢鋒.中國證券市場印花稅調整的效應分析[J].世界經濟,2003(12):63-67.

[7]梁利民.基于印花稅事件的中國股市研究[D].西南財經大學,2008:24-44.

[8]黃犁崗.印花稅率變動對我國股票市場波動性的影響分析[D].湖南大學,2009:2-23.

[9]趙塵,趙楠,牛忠江.證券交易印花稅單邊征收對股市影響的實證研究[J].會計之友(中旬刊),2009(6):107-108.

[10]方天亮.大股東增持與公司股價短期波動的實證研究[J].統計與決策，2010(12):140-142.

[11]李捷瑜,朱驚萍.印花稅變動對股票波動率和換手率的影響——基于投機市場的分析[J].國際經貿探索,2008(2):68-70.

[12]陳志崗,齊靜妙.印花稅調整對股市流動性與波動性的影響研究[J].財會通訊,2010(23):4-6.

[13]羅磊.中國證券交易印花稅的市場效應分析[D].復旦大學，2009:6-33.

[14]劉玉財.我國上市公司大股東增持的發(fā)展特征與市場意義研究[J].中國證券期貨,2012(1):17-18.

[15]Torbin J.On the Efficiency of the Financial System[J].Lloyd’sBank eview,1984(153):1-15.

[16]Hu SY.The Effects of the Stock Transaction on the Stock Market Experiences from Asian Markets[J].Pacific Basin Finance Journal,1998(6):347-364.

[17]RobertA.Olsen.Behavioral Finance and its Implication on Stock Price Volatility[J].Financial Analysis Journal,1998(4):4-12.

[18]Fama E.EfficientCapitalMarkets:a Review of Theory and Empiricalwork[J].Journalof Finace,1970(2):383-417.

[19]Grossman S J,J E Stiglitz.On the Impossibility of Informationally EfficientMarkets[J].The America Economic Review 1980(3):393-408.

[20]Swan P L,JWesterholm.The Impact of Transaction Costs on Turnover,Asset prices and Volatility:the Cases of Sweden’ s and Finland’ s Security Transaction Tax Reduction[M].Vergata University,2001:213-241.

[21]Um lauf S R.Transaction Taxes and the Behavior of the Swedish Stock Market[J].Journal of Financial Economics,1993(2):227-240.