趙丁銳

摘要：股東戶數(shù)是體現(xiàn)股票籌碼集中度的指標(biāo)，股東戶數(shù)變動與股價波動關(guān)系特征能夠體現(xiàn)證券市場資源配置效率。文章以2016～2020年的中小板上市公司為研究對象，基于樣本公司的定期報告面板數(shù)據(jù)，根據(jù)股東戶數(shù)變動對股價波動的不同影響，按股東戶數(shù)變動將樣本公司分為股東戶數(shù)增加組與股東戶數(shù)減少組，采用事件研究法分析定期報告公布前后21個交易日兩組樣本的股價波動數(shù)據(jù)，運用分位數(shù)回歸法研究股東戶數(shù)變動對不同漲跌幅度下股價波動的影響。研究發(fā)現(xiàn)，中小板市場尚未達到半強勢有效市場，股東戶數(shù)減少樣本組在定期報告公布日后第6～9個交易日內(nèi)，股東戶數(shù)的公布對股價波動有顯著負向影響，且隨著股價上漲幅度的提高股東戶數(shù)減少對其影響會逐漸增加；股東戶數(shù)增加樣本組在定期報告公布日后第1～3個交易日內(nèi)，股東戶數(shù)的公布對股價波動有顯著負向影響，且隨著股價下跌幅度的提高股東戶數(shù)增加對其影響會逐漸增加。

關(guān)鍵詞：股東戶數(shù)；股價波動；市場有效性；事件研究法；分位數(shù)回歸法

一、引言

股東戶數(shù)是體現(xiàn)股票籌碼集中度的指標(biāo)。籌碼集中度能夠體現(xiàn)機構(gòu)和散戶的博弈特征，這種博弈行為會影響個股供求關(guān)系并最終導(dǎo)致股價波動。一般來說，當(dāng)股東戶數(shù)增加時，說明機構(gòu)投資者不斷地將所持有的股票賣給個人投資者，而當(dāng)股東戶數(shù)減少時，反之則是個人投資者拋售手中所持有的股票而機構(gòu)投資者吸納的結(jié)果。

股東戶數(shù)變動與股價波動關(guān)系特征能夠體現(xiàn)證券市場資源配置效率。股東戶數(shù)是上市公司披露定期報告中重要內(nèi)容之一，也是投資者比較關(guān)注的公開信息之一。根據(jù)有效市場假說，當(dāng)市場達到半強勢有效時，投資者不能通過公開信息獲取超額收益率，所有公開信息都能迅速反映在股價波動上。通過運用事件研究法與分位數(shù)回歸法研究股東戶數(shù)變動對股價波動的影響，并根據(jù)股價在定期報告公布后是否會隨著股東戶數(shù)的公布而產(chǎn)生波動來判斷中小板市場的有效性。最后根據(jù)研究結(jié)果提出相關(guān)政策建議，進而提高信息使用者的投資效率，有利于我國證券市場資源配置效率的提升。

二、理論基礎(chǔ)

對于股東戶數(shù)與股價波動的研究，丁許超（2019）采用分組檢驗的方式對高透明度組和低透明度組中的納入MSCI 股票與對照組數(shù)據(jù)進行實證分析。從控制變量來看，股東戶數(shù)越少的公司其股價信息含量會更高一些?？赡芄蓶|戶數(shù)過多的公司會導(dǎo)致交易中有更多的噪聲影響，多數(shù)散戶股東容易受到羊群效應(yīng)的影響，決策搖擺不定，使得股價信息含量下降。周靜，羅樂（2020）基于股權(quán)分置改革計劃實施后第一次有限售條件股上市流通這一改革事件，在控制公司層面的異質(zhì)因素和市場因素后，研究結(jié)果表明，投資者基數(shù)擴大，股價信息含量顯著地減少，且以季度股東戶數(shù)來度量投資者基數(shù)規(guī)模。

在股東戶數(shù)與股價波動的關(guān)系方面，邵好（2015）指出股東戶數(shù)被視為衡量公司熱度的溫度計，籌碼快速集中的公司往往都有較強的資本運作預(yù)期，而在利好釋放之后，這些個股將回到原本水平，而集聚的籌碼也在此過程中被派發(fā)完畢。魏翔（2016）通過運用股東戶數(shù)分析等方法和數(shù)據(jù)對中國南北車股價非理性泡沫的存在性進行檢驗，并認為股東戶數(shù)的增加幅度與股價下跌存在著關(guān)聯(lián)性，其中重要的是增加的過程與股價的關(guān)系。在此過程中，由于賺錢效應(yīng)顯現(xiàn)，股民人數(shù)增加，往往夾雜著股民的非理性行為，因此很容易造成的股價嚴(yán)重偏離合理價值形成泡沫。Jankensgard， Vilhelmsson（2018）通過分析2000～2013 年瑞典上市公司的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，隨著股東數(shù)量的增多，股價的波動性提高，這是因為分散的股權(quán)會增加市場“噪聲”，該結(jié)論對于相對大股東（持股比例大于 0.1%）和小股東（持股小于 0.1%）均成立。

因此本文提出假設(shè)1～3。

假設(shè)1：我國中小板上市公司定期報告中股東戶數(shù)的公布存在顯著的股價效應(yīng)。

假設(shè)2：我國中小板上市公司股東戶數(shù)減少的公布存在顯著的股價效應(yīng)，且短期的效應(yīng)顯著為正。

假設(shè)3：我國中小板上市公司股東戶數(shù)增加的公布存在顯著的股價效應(yīng)，且短期的效應(yīng)顯著為負。

三、實證分析

本文以2016～2020年的中小板上市公司為研究對象，基于樣本公司的定期報告面板數(shù)據(jù)，采用事件研究法分析定期報告公布前后21個交易日兩組樣本的股價波動數(shù)據(jù)，運用分位數(shù)回歸法研究股東戶數(shù)變動對股價波動的影響。事件研究法主要是用CAPM市場模型估算超額收益率從而剔除市場整體波動對股價的影響確定股東戶數(shù)對股價波動的影響，分位數(shù)回歸將研究股東戶數(shù)變動對股價波動的具體影響。

（一）事件研究法

1. 事件日的確定

根據(jù)中小板上市公司的2016～2020年定期報告公布日作為股東戶數(shù)這一事件的發(fā)生日t。

2. 確定事件窗口及估計窗口

事件窗口圍繞事件發(fā)生日確定的，本文選取事件日后各10個交易日共21個交易日作為事件窗，即[t-10，t+10]。估計窗口選擇事件發(fā)生前的一段時間，利用這段時間的股票收益率可以估計在該事件不發(fā)生的情況下的正常收益率。本文綜合各樣本的事件發(fā)生日選取事件發(fā)生日的前41個交易日至事件發(fā)生日前11個交易日，共30個交易日作為估計窗口。

3. 基于CAPM模型進行期望收益率、超額收益率及累積超額收益率的計算

第一，根據(jù)期望收益率公式計算個股i的期望收益率：

Ri=Rf+βi（Rm-Rf）

其中，E（Ri）為個股i的期望收益率；Rf為無風(fēng)險收益率；Rm-Rf為風(fēng)險溢價衡量了承擔(dān)單位系統(tǒng)風(fēng)險獲得的補償收益，數(shù)值越大表示承擔(dān)系統(tǒng)風(fēng)險得到的補償越大，Rm為市場收益率；βi為個股i的系統(tǒng)風(fēng)險，其數(shù)值越大說明風(fēng)險越大。

第二，根據(jù)窗口期的股票價格計算出個股i的超額收益率（ARi）：ARi=Ri-Rm

第三，計算事件窗口期內(nèi)的日平均超額收益率（AARt）：AARt∑ARi，t

第四，計算事件窗口期內(nèi)的累積超額收益率（CAAR（t1，t2））：CAAR（t1，t2）=∑∑AARt

4. 股東戶數(shù)減少組

基于2016～2020年中小板上市公司的定期報告面板數(shù)據(jù)，包含股東戶數(shù)減少這一事件，經(jīng)一系列篩選，剔除部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，最終總事件數(shù)量為4016件。根據(jù)上述事件研究法的步驟，得到結(jié)論如表1。

由表1可見，在事件窗內(nèi)，所選取的樣本公司在（-10，-7）、（-4，1）、（6，9）時間窗口的日平均超額收益率在顯著性水平為 90%下顯著異于 0，其中 AAR 為正值的窗口在定期報告公布日后第8天到14天。

累計超額收益率在事件窗口期[t+6，t+9]通過顯著性水平 99%的檢驗，顯著性明顯。上述事件研究法表明，在事件窗口期[t+6，t+9]共4個交易日內(nèi)股票市場對其事件期的信息具有顯著性的正反應(yīng)，因此接受假設(shè)1，認為我國中小板上市公司定期報告中股東戶數(shù)的公布存在顯著的股價效應(yīng)。

5. 股東戶數(shù)增加組

基于2016～2020年中小板上市公司的定期報告面板數(shù)據(jù)，包含股東戶數(shù)增加這一事件，經(jīng)一系列篩選，剔除部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，最終總事件數(shù)量為2684件。原理同股東戶數(shù)減少組，得到如下結(jié)論：

（1）在事件窗內(nèi)，所選取的樣本公司在-8、-4、-1、1、3、5、7、8、10事件窗內(nèi)的平均超額收益在顯著性水平為 90%下顯著異于 0，其中定期報告公布日后的AAR 為負值的窗口為第1天和第3天。

（2）累計超額收益率在事件窗口期[t+1，t+3]通過顯著性水平 99%的檢驗，顯著性明顯。上述事件研究法表明，在事件窗口期[t+1，t+3]共3個交易日內(nèi)股票市場對其事件期的信息具有顯著性的負反應(yīng)。

（二）分位數(shù)回歸

為了充分考察企業(yè)股價波動可能存在的異質(zhì)性，以對整個股價波動的條件分布有一個相對全面的認識，本文采用分位數(shù)回歸（QR）的方法，分別選取股價波動10分位、25分位、50分位、75分位和90分位進行檢驗。模型如下：

CARit=β0+β1股東戶數(shù)變動it+∑βjControl+αit+εit

其中，股東戶數(shù)減少組選用各股票在時間窗口[6，9]時間段內(nèi)的累計超額收益率作為被解釋變量，股東戶數(shù)增加組選用各股票在時間窗口[1，3]時間段內(nèi)的累計超額收益率作為被解釋變量，選取股東戶數(shù)變動作為解釋變量；同時參考現(xiàn)有文獻，選取機構(gòu)投資者持股比例、凈資產(chǎn)收益率、營業(yè)凈利率、流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、每股EVA、資產(chǎn)負債率、公司規(guī)模和月個股總市值作為控制變量；ε為隨機擾動項。

1. 股東戶數(shù)減少組

（1）描述性統(tǒng)計。使用stata16.0進行描述性統(tǒng)計，得出結(jié)果：各股票的累計超額收益率的50分位數(shù)為-0.0595，最大值為0.40273，最小值為-0.30646，可見不同股票之間的累計超額收益率存在較大差距；股東戶數(shù)減少的最大值為-0.00003，最小值為-0.74249。

（2）分位數(shù)回歸過程。運用分位數(shù)回歸研究股東戶數(shù)減少對股價波動的影響之前，首先要對數(shù)據(jù)進行相關(guān)性檢驗，然后再通過對被解釋變量各分位點的設(shè)置進行分位數(shù)回歸分析，最后對回歸結(jié)果進行分析，對研究假設(shè)進行說明。

①相關(guān)性檢驗。使用stata16.0進行相關(guān)性檢驗，得出結(jié)果：主要解釋變量股東戶數(shù)減少對累計超額收益率呈顯著負向影響，相關(guān)性系數(shù)為-0.036，在本研究中，股東戶數(shù)變動對股票價格的相關(guān)系數(shù)較大且顯著，可以進行下一步研究。

②分位數(shù)回歸結(jié)果。取窗口期為[6，9]累計超額收益率的QR10、QR25、QR50和QR75、QR90分位數(shù)，構(gòu)建分位數(shù)回歸模型，通過比較不同分位數(shù)下的系數(shù)值進而股東戶數(shù)變動對累計超額收益率的影響效果，此外還給出相應(yīng)的OLS估計結(jié)果與分位數(shù)回歸結(jié)果形成對照，結(jié)果如表2所示。

根據(jù)表2，進行實證結(jié)果的分析，可以得出：在75%、90%分位點處即累計超額收益率上漲期，股東戶數(shù)增加與累計超額收益率呈顯著負相關(guān)關(guān)系且隨著分位點的提高股東戶數(shù)減少對累計超額收益率上漲影響逐漸增加；在10%、25%分位點處即累計超額收益率下跌期，股東戶數(shù)增加與累計超額收益率呈正相關(guān)關(guān)系但不顯著，說明股東戶數(shù)減少對累計超額收益率下跌影響很小。

因此，接受假設(shè)2，認為我國中小板上市公司股東戶數(shù)減少的公布存在顯著的股價效應(yīng)，且短期的效應(yīng)顯著為正。

2. 股東戶數(shù)增加組

（1）描述性統(tǒng)計。數(shù)據(jù)處理方式同股東戶數(shù)減少組，其中各股票的累計超額收益率的50分位數(shù)為-0.0662，最大值為0.41879，最小值為-0.38511，可見不同股票之間的累計超額收益率存在較大差距；股東戶數(shù)增加的最大值為7.53448，最小值為0.00002。

（2）分位數(shù)回歸過程。

①相關(guān)性檢驗。數(shù)據(jù)處理方式同股東戶數(shù)減少組， 主要解釋變量股東戶數(shù)增加對累計超額收益率產(chǎn)生顯著的負向影響，相關(guān)性系數(shù)為-0.049，在本研究中，股東戶數(shù)變動對股票價格的相關(guān)系數(shù)較大且顯著，可以進行下一步研究。

②分位數(shù)回歸結(jié)果。原理同股東戶數(shù)減少組，結(jié)果如表3所示，此處僅展示解釋變量的敏感系數(shù)。

根據(jù)表3進行實證結(jié)果的分析可以得出，在10%、25%分位點處即累計超額收益率下跌期，股東戶數(shù)增加與累計超額收益率呈顯著負相關(guān)關(guān)系且隨著分位點的提高股東戶數(shù)增加對累計超額收益率下跌的影響逐漸增加；在75%分位點處即累計超額收益率上漲期，股東戶數(shù)增加與累計超額收益率呈正相關(guān)關(guān)系但不顯著且系數(shù)幾乎為零，在90%分位點處即累計超額收益率快速上漲期，股東戶數(shù)增加與累計超額收益率呈正相關(guān)關(guān)系但顯著性較10%、25%分位點弱且系數(shù)較小，說明股東戶數(shù)增加對累計超額收益率的增加影響很小。

因此，接受假設(shè)3，認為我國中小板上市公司股東戶數(shù)增加的公布存在顯著的股價效應(yīng)，且短期的效應(yīng)顯著為負。

四、結(jié)語

基于中小板上市公司2016～2020年定期報告的面板數(shù)據(jù)，采用事件研究法分析定期報告公布前后21個交易日兩組樣本的股價波動數(shù)據(jù)，運用分位數(shù)回歸法研究股東戶數(shù)變動對股價波動的影響，研究發(fā)現(xiàn)股東戶數(shù)減少樣本組在定期報告公布日后第6～9個交易日內(nèi)，股東戶數(shù)的公布對股價波動有顯著負向影響，且隨著分位點的升高股東戶數(shù)減少對股價波動的敏感系數(shù)會逐漸增加；股東戶數(shù)增加樣本組在定期報告公布日后第1～3個交易日內(nèi)，股東戶數(shù)的公布對股價波動有顯著負向影響。由此可見，超額收益率與當(dāng)天披露的事件無關(guān)而與之后的交易日有關(guān)，且市場中的投資者可以根據(jù)該結(jié)論制定合理的投資策略獲得超額收益，說明中小板市場還未達到半強勢有效市場。

基于以上結(jié)論，提出以下建議，政府部門仍應(yīng)繼續(xù)加強信息披露與監(jiān)督管理以促進市場信息更加公開、透明；市場中的投資者可以根據(jù)該結(jié)論選擇投資買賣點并制定合理的投資策略獲得超額收益。

參考文獻：

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（作者單位：河北工程大學(xué)）