基于限售股減持異常收益的實證檢驗

袁 力，朱文革

（上海財經大學 金融學院，上海 200433）

基于限售股減持異常收益的實證檢驗

袁 力，朱文革

（上海財經大學 金融學院，上海 200433）

文章以2006～2009年滬深兩市的限售股減持數據為樣本，使用事件分析法進行了研究，我們發現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的收益水平。隨后采用多因素回歸模型對操縱行為、需求曲線效應和過度反應等特征變量進行了實證檢驗，結果顯示，減持股東對公司價值具有更準確的認識，減持時機的選擇非常準確，但并不存在普遍的操縱現象。

限售股；減持；異常收益率

0 引言

按照中國證監會的規定，限售股自改革方案實施之日起12個月內不得上市交易或轉讓，同時持有股份總數5%以上的原非流通股股東，在以上規定期滿后，通過證券交易所出售股份的比例在12個月內不得超過5%，在24個月內不得超過10%。2007至2011年之間，總值15.79萬億的限售股將集中解禁，市場普遍將此視為負面影響，擔心限售股東的減持會對股價造成沖擊。通過限售股減持期間的市場反應，有助于研究限售股東的異常收益、擇時能力、減持意圖等相關因素。

本文，首先以2006～2009年市場公布的限售股減持數據作為樣本，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，度量市場對減持的反應，我們發現上述變量均顯著為正。緊接著分析可能原因并建立假設，比如擇時、操縱、需求曲線效應或解禁后股價下跌的過度反應等。隨后對以上假設的特征變量進行了多因素回歸檢驗，最后對結果做相應解釋并提出政策建議。

1 模型及數據

國內外在研究證券市場時，通常使用超出股票預期收益率的部分作為異常收益率，而計算預期收益率之前，通常先考慮股票相對大盤的波動率和超額收益率，再用超額收益率加上波動率與大盤收益率的乘積表示預期收益。為了對中國證券市場的異常收益率進行研究，我們使用財匯金融分析平臺公布的限售股份減持記錄和行情數據，并選取窗口期為減持前90天至減持后30天介于分析區間 [2006/5/2，2009/8/10]內的數據，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條減持的數據樣本。

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

（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為市場在窗口日t的收益率，αi和βi分別為[-240,-91]日內，根據股票的收益率和市場收益率序列計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）為窗口期內每天異常收益率的和，也即

根據 （2）中CAR公式計算后，取平均值并表示在圖1中。在減持前約90個交易日，平均CAR逐漸增加至13.55%；在減持日后30天，則逐漸回落。不難發現，CAR的走勢以減持發生當天為臨界點。之前呈現一個逐漸上升的態勢，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，限售股股東無疑具有非常強的擇時能力。如果投資者在減持前90天增加倉位，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間后才進行減持，但無疑其減持時機把握得相當好。

進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天和減持當天也在95%下顯著，接受CAR均值水平在減持前為正的假設，這表明限售股減持前區間的CAR普遍為正，也與圖1中不斷上升的走勢相符。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，我們還對異常交易量進行了考察。選取減持日前180天至減持日前91天（共90個交易日）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。剔除窗口時間不在區間內的數據，和[-180,-91]交易日換手率為0的異常數據，得到570個異常收益率數據。取平均值后見圖2所示。

我們發現異常交易量在[-90,-5]窗口期內呈現逐步增加趨勢，并在[-5,0]快速放大，在減持后8天內又迅速回落。由于限售股的減持后，總體交易量應該較正常交易量持續性放大，如果股價正常波動，出現交易量大幅波動的可能性很小。但圖形顯示減持后出現異常交易量快速下滑，這與異常收益率的下跌走勢一致。由于樣本中的限售股減持時間為該次減持結束的時間，而減持行為是在一天或一段時間內逐步完成，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。

對于減持窗口期CAR顯著為正的現象，分析后認為可能是由以下原因導致的：①限售股東的準確擇時。這類股東通常為企業管理者或對企業有重要影響的機構，對公司的實際價值的認識遠超出普通投資者，因此其能夠把握限售股出售的時機。②市場/股價操縱。不排除限售股東通過市場大量買入的手段對股價進行操縱。同樣也可以通過操縱企業的利潤水平，并在企業盈利（或預期盈利）水平較好時拋售股票，也可以獲得較高的收益。③需求曲線效應。需求曲線效應認為減持后股價下跌，這與流通股供給增大導致股價下跌的結論相符，研究解禁市值等變量可以反映這種效應。④解禁后股價下跌的過度反應。

2 實證檢驗

2.1 假設和模型設置

為了檢驗以上假設，我們采用多因素回歸模型對特征變量來進行分析。舉例來說：如果股東選擇出售股票的時機，則減持期間獲得的CAR較高，股票公司的股價和每股收益往往也較高。市場操縱則可以通過檢驗減持前/后若干交易日的累積異常交易量等指標來進行反映；同時股票流通市值越大，市場可操縱的程度越小；股票的波動值β值代表了股價的波動性和市場操縱程度等。

因此使用(4)式來檢驗窗口期CAR的影響因素，bi表示特征變量的系數，也即

選取特征變量的序號、名稱、含義、相關系數和回歸檢驗t值詳見表2所示。在表達式中，設置變量2是為了檢驗異常交易量與CAR的關系，變量3檢驗大盤指數較高時減持是否可以獲得較大的累計異常收益，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，股東戶數變化比例越大，以此檢驗是否存在減持前后的市場操縱現象。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，檢驗是否存在大股東對股價的操縱行為。變量7為減持后當季收益減前一個季度收益，此變量反映減持前后是否存在每股收益的重大變化，以檢驗減持公司的財務數據被操縱的可能性。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為平均調整后每股凈資產，均反映了公司的質量，該3個變量描述了公司盈利能力和質量。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，以此反映內部人交易的情況。變量14減持股數和15減持數量占流通股百分比是為了表現異常收益率對減持股份數量的關系，并可檢驗需求曲線效應，即減持期間由于股票供給增加而引起的CAR下降效應。變量16為減持期間股票均價代表了減持的擇時能力。變量17貝塔值反映公司股價的波動大小，通常被用于檢驗被操縱的可能性。

2.2 對擇時、操縱、需求曲線效應的解釋

檢驗發現，累計異常交易量、貝塔值與窗口期CAR顯著正相關，即有較大異常交易量和股價波動的股票，具有較高的累計異常收益率。股價波動率貝塔值通常也代表公司透明度的變量，檢驗結果表明市場在減持前，交易量異常放大時買入該類波動性較大的股票，獲取的異常收益率較高。但僅靠貝塔值和累計交易量來判斷股票存在操縱并不恰當，因為股價的上升往往同時伴隨著異常交易量的放大。

減持股數和其占流通股百分比則并不顯著。有國外研究發現在公告日附近，內部人交易所獲得的異常回報與其出售的交易數量有關。通常在減持期間，市場并不知道減持情況的發生，因此沒有檢驗出減持股份數量與CAR明顯相關的情況。在減持過程中交易量異常放大導致市場懷疑有減持，而市場效應取決于減持是出于流動性需要還是對公司未來的不好預期。另外，從減持期間上市流通的股票數量與CAR相關性不顯著來看，也不支持減持股流通后需求曲線負效應假說。

表2 回歸變量表

與CAR顯著負相關的變量是平均市盈率，正相關的變量16減持期間平均股價顯示，價格較高的股票可獲得較大的累計異常收益率，而市盈率較高的股票往往被認為是高估，則易遭拋售或不易吸引買入者，CAR較低。同時變量9平均年收益、變量10每股凈資產卻不顯著，這說明公司質量好壞對減持窗口期的累計超額收益線性關系不顯著，這說明股東減持股票時股價較高，但并未考慮公司的長期盈利能力，僅出于短期的流動性需要進行減持。

大盤收盤指數與CAR無顯著關系表明，在大盤高位減持與在大盤低位減持所獲得的CAR無明顯差異，因此沒有發現與大盤指數存在相關性。通常股東首次減持時期望獲得高的收益率，因此選擇所持有個股股價較高的時機，但其卻無法準確選擇在大盤的高位進行減持，這也表明限售股股東減持時沒有能力對大盤指數進行準確擇時。

股東戶數變化比例證明，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無明顯關系，這表明與受到高控股的公司受內部人操縱的假說并不成立。另外，收益變化的變量與CAR也無明顯關系，這不支持減持前后財務數據出現顯著變化的操縱假設。

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

2.3 對過度反應的檢驗

廖理等（2008）發現解禁窗口期[-120,20]CAR均值為-13%。由于解禁與減持不一定同時發生，這使人懷疑限售股在解禁時股價超跌，而在隨后的修正中發生反方向變化，即存在過度反應的問題。因此我們選取解禁日前后[-120,20]天計算其解禁窗口期的CAR，對其序列分組后，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%）進行對比。對所有解禁、減持窗口期的數據進行回歸后，發現并不顯著（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。同時發現，解禁時的窗口期CAR均值為0.845%，并不顯著異于0（t=1.667）。由此可見，不存在解禁后股價過度下跌導致減持期間股價出現正向修正的問題。

3 結論

本文以2006～2009年滬深兩市的限售股減持數據為樣本出發，使用事件分析法進行了研究，我們發現減持前90天至后30天CAR的均值為11.16%，減持當日至其后30天的CAR平均為-1.53%，同時窗口期內伴隨著放大的異常交易量。

對能解釋以上CAR現象的原因選取變量并進行實證分析后發現，累計異常交易量、貝塔值和股價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股價進行擇時的假說，但其對大盤指數并不能做出準確判斷。同時流通股規模、股東戶數變化比例、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部人操縱現象。此外，平均每股收益、每股凈資產反映公司質量的指標均不顯著，證明CAR與公司長期質量無關。但結果顯示CAR與減持時股價相關，這也反映出減持行為是出于對流動性的需求。反應減持主體特征和交易特征的變量，減持股份數量、股份占流通股百分比的t指均不顯著，這些都不支持內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。最后，我們將減持窗口期與解禁期數據分組檢驗，發現結果并不顯著，因此認為減持期的CAR是解禁期過度反應的修正也不能成立。

通過對A股市場限售股減持期間的變量檢驗，我們發現限售股股東之所以獲得超出市場的收益水平，在于其準確地把握了股價高的時機進行減持，這也表明，減持股東對公司價值具有更準確的認識。回歸結果中，代表股市操縱的變量不顯著，這表明中國股票市場是公平的，不存在普遍的市場操縱現象。此外，限售股股東并不關注企業的長期質量，這支持其減持主要是為了滿足流動性需求的觀點。但對于二級市場的投資者來說，盈利狀況較好、市盈率較低的股票對投資者來說仍是一個好的選擇。

[1]廖理，劉碧波，酈金梁.道德風險、信息發現與市場有效性—來自于股權分置改革的證據[J].金融研究，2008，(334).

[2]王汀汀.內部人出售：流動性需要還是信號發送—基于限售股減持的實證[C].中國數量經濟學會2009年（深圳）年會會議論文，第五組.

[3]晏艷陽，趙大瑋.我國股權分置改革中內幕交易的實證研究[J].金融研究，2006，(4).

[4]曾慶生.公司內部人具有交易時機的選擇能力嗎？—來自中國上市公司內部人賣出股票的證據[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年國家社會科學基金資助重大項目（08&ZD036）

袁 力（1981-），男，四川攀枝花人，博士研究生，研究方向：精算和保險經濟學。朱文革（1968-），男，上海人，教授，研究方向：精算和保險經濟學。

（責任編輯/易永生）