大股東增持動機及信號效應研究

方先明,孫瑾瑜

(南京大學商學院，江蘇南京210093)

一、引言

2015年6月15日，在產業結構調整、人民幣貶值預期增強以及場外配資受到嚴格監管等多方面因素的共同作用下，中國股市經歷了瘋狂暴漲后的驟然下降。短短數周內，上證指數從5166.35點回落至3373.54點，累計跌幅34.7%，盤內數次千股跌停，恐慌情緒蔓延。此后，中國股市陷入漫長的熊市調整期，與快速增長的經濟形勢背道而馳，中國股市的價值被嚴重低估。實踐中，面對諸如此類外部因素或突發因素造成的價格信號混亂狀況，上市公司大股東常常通過增持股份來穩定市場情緒。為應對此番股市暴跌，引導上市公司自主救市，中國證監會出臺了一系列新規，其中包括對大股東及董監高增持“松綁”，如取消12個月內2%的增持上限、免去事前報批等；同時對大股東及董監高減持“加壓”，如鎖定期安排、后續減持比例限制等。在市場環境和政策指引下，2018年以來累計約500家公司大股東、董監高相繼發布了增持公告，而增持方式也花樣百出，除買斷式增持、互換式增持、融資式增持以外，號召員工持股的“兜底式增持”也重現升級。與此同時，多家公司在增持公告中表示，大股東增持目的是基于對公司未來持續穩定發展的信心，且近期公司股價出現非理性下跌，增持股票有利于提振投資者信心、穩定公司股價。在大股東增持計劃公告日前后，近六成股價反應立竿見影，如華勝天成(600410.SH)、蘭石重裝(603169.SH)、中珠控股(600568.SH)等連續漲停，更有甚者，金貴銀業(002716.SZ)增持后1年累計漲幅167.92%。然而，作為突發事件的緊急應對措施，大股東增持往往基于股價低估、救市護盤、內幕消息、利益輸送等多種隱含動機，比如，憑借對公司盈余管理的控制權，大股東利用增持股份尋機實施機會主義行為。這樣不僅會侵蝕中小股東的利益、誤導外部投資者決策，而且會造成公司聲譽受損、資本配置扭曲、后續融資能力下降等等。因此，大股東宣告增持傳遞出的信號對股價的作用方向并不總是很確定。上市公司股價可能不為所動反而下跌，如力帆股份(601777.SH)、諾德股份(600110.SH)和城市傳媒(600229.SH)等在大股東宣告增持后股價分別下跌1.6%、2.34%和1.44%，更有德美化工(002054.SZ)連續7個交易日跌停。那么，在信息不對稱、配置高杠桿、短期套利驅動疊加股市低迷信心渙散的背景下，大股東增持能否撼動處于下跌通道的股價并徹底改變其運行軌跡？投資者能否利用股東權利、股份變動、股票估值、股權結構等公開信息判斷大股東增持是“作秀”還是價值回歸從而作出正確的投資決策？市場對大股東增持和減持是否存在過度反應或反應不足？對于這些問題的研究，有助于投資者充分解讀已披露的公司信息，重新審視大股東增持傳遞的信號，從短期套利的預期投資向長期良性的價值投資過渡；警示上市公司端正增持動機，摒棄機會主義行為，避免扭曲的增持信號侵蝕中小股東的利益、誤導投資者的決策。

本文的主要貢獻在于：一、在信號傳遞假說的基礎上構建較為完善的理論框架，歸納大股東增持向市場傳遞的可能訊息，并從公司績效層面的投機性動機、再融資需求的擇時動機、基于股票市場層面的信號傳遞動機三個角度全面剖析了大股東增持股票的經濟動機，從而挖掘出影響投資者反應的關鍵因素；二、將股東權利、股份變動、股票估值和股權結構等能夠反映大股東增持動機的因素納入研究框架，提出相關研究假設，并以此為依據將樣本股票分組，構建符合中國股市特征的ARMA(2,2)-EGARCH(1,1)模型擬合樣本股票的收益，該模型可以解決股市尖峰肥尾分布特征和ARCH效應等問題，同時便于考量股市反應的對稱性和杠桿效應，采用事件研究法對各組研究假設逐一檢驗；三、將大股東減持事件作為對照組引入研究，由于二者是大股東變動持股的兩個相反方向的操作，對比研究二者間的共性和差異對理解大股東增持動機及信號效應更有益；四、穩健性檢驗部分有別于其他文獻常采用更換窗口期的方法，而是對窗口期內股票的超常收益構建多元回歸模型，在將反映股東權利、股份變動、股票估值和股權結構的指標作為解釋變量的同時加入多種公司價值層面控制變量，可能對研究結果穩健性的驗證更加具有說服力。

二、文獻回顧

信號的傳遞是指具有信息優勢的一方(通常是掌握私人信息的一方)采取某種行動向信息的劣勢方(通常是掌握公共信息的一方)發送相關信號，用以改善信息不對稱造成的“逆向選擇”問題。信號傳遞理論應用于公司管理領域，公司的經營者掌握公司未來現金流、投資機會、盈利水平等信息，能準確判斷公司的真實價值，而市場的投資者卻無法掌握這方面的信息，因此公司的經營者常通過資產負債率、股東持股比例等財務指標來傳達公司的良好信息[1-3]，或者采取宣告股利政策、股票回購、股份禁售期等行動向市場傳遞公司管理層關于公司未來前景的新信息[4-5]。大股東增持股份客觀上強化了股權集中，并且維持股權結構處于最優水平，通過激勵效應和隧道效應影響公司價值[6-8]。大股東增持行為一方面通過增持股份向市場傳遞公司所在板塊及整個行業成長前景或估值方面的優勢，另一方面向市場傳遞本公司相對于行業內其他公司的獨特前景和成長優勢，即向市場和其他同業公司傳遞其在產品市場的競爭策略信息[9-11]。對歐洲股票市場的實證研究表明，相較于公司股利政策，外部投資者對公司內部人交易的信號效應更為敏感[12]。大股東增持還傳遞了股票價值被低估的信號，實證研究表明大股東凈買入率與反映公司成長性的托賓Q值顯著正相關，與公司錯誤定價顯著負相關，在大股東增持公告后，公司的股價和經營業績都有大幅提升[13-15]。

大股東、高管等公司內部人增持股份的經濟動機有：一是基于公司績效層面的投機性動機。有效市場理論(Efficient Market Theory)和諸多實證研究表明，無論發達國家抑或發展中國家，金融市場均未達到強式有效市場層面，即內部人尚可以利用獨家或優先掌握的非公開信息來獲取超常收益，達到投機目的。考察內部人增持股票后的公司業績，占比約60%的公司半年后業績將跑贏大盤；相反，可以內部人減持股票后公司股價下降的概率約64%[16]。同時，內部人通過增持股票平均可獲得8%的超常收益，且持續期長達11個月，1年后仍可維持4.8%左右[17-19]。此外，不管內部人增持公司股票還是減持公司股票，都會給內部人帶來超常收益[20]。二是基于公司再融資需求的擇時動機。根據市場擇時理論(Market Timing Theory)，內部人偏好逆市交易，即在股價上漲交易活躍時進行股權融資，而在股價走弱交易疲軟時進行回購增持[21-23]，且研究發現內部人交易對公司未來股票收益的預測能力要顯著強于簡單的反轉交易策略[24]。市場時機對公司資本結構具有顯著的影響，公司一般選擇在股票市場行情上漲階段實施增發，而股票被低估的公司傾向于延遲增發。直到股價上漲到適當水平。因此公司存在著最佳融資時機(Timing)和融資機會窗口(Window of Opportunity)，實證研究表明在盈余公告之前兩年內部人就能預知未來現金流，并利用外部投資者的錯誤定價采取具有優勢的交易策略，而公司的資本結構就是歷次市場擇時行為的累計結果[25-28]。而在英國被授予股票期權的上市公司可以憑借提前知曉內幕消息的優勢來選擇買入賣出股票的時機，在獲取超常收益的同時推高股價[29]。三是基于股票市場層面的信號傳遞動機。市場非有效和信息不對稱使得市場對公司價值的解讀與公司的內在價值存在認知偏差成為一種常態，而當公司未來現金流、盈利能力和投資機會等利好消息公告受限時，公司內部人可通過增持、減持等行為向市場間接傳遞看好公司發展前景的信息，用以糾正偏差[30]。與公司股票回購不同，大股東增持不會導致公司股本縮水，因而不存在管理層承認公司缺乏高收益投資項目的利空信號，相反，還會向市場傳遞對公司未來發展的信心。總體而言，國內外研究表明隧道效應、激勵效應、市場擇時理論、信號傳遞假說、自由現金流假說、財務杠桿假說、反收購假說、管理層激勵假說等均能一定程度上解釋大股東增持股份的動機，而其中信號傳遞假說對股票增持的動機最具說服力[31-32]。

根據信號傳遞假說，上市公司大股東的股份增持行為將向外部投資者傳遞一個明顯的信號，反映出公司的經營狀況、財務狀況以及未來成長性等信息，使投資者意識到大股東股份增持時公司的股票價格與其內在價值存在背離。內部人員增減持往往與公司盈利預測節拍一致，當發布壞的盈余預測時，內部人員接下來的動作將是賣出股票[33]。新信息的披露是影響投資者對公司價值判斷從而作出投資決策的重要解釋因素，例如市場投資者常把較高的資產負債率當成是公司高質量的一個表現，因為質量較低的公司無法效仿高質量公司獲得低成本的債權融資。實證表明我國上市公司高管和大股東的增持行為均存在顯著的信號傳遞效應和隧道效應，且大股東利用信息程度要優于高管，因而大股東增持比高管增持帶來的股市正向異常收益更大，其中以高增持比例的大股東為最，且在大股東和高管增持的公告日當天和前一天超常收益達到最大[34-36]。外部投資者與內部人員信息不對稱程度越高、內部人員職位越高、則信息優勢更加凸顯，從而獲利能力越高[37-38]。短期內，投資者更傾向于慣性投資策略而不是反轉投資策略，在牛市中投資者追隨大宗交易紛紛買入，導致牛市中超常收益上升高于熊市中超常收益上升；在熊市中投資者追隨大宗交易紛紛賣出，導致熊市中超常收益下降高于牛市中超常收益下降[39]。實證研究表明2008—2010年間我國發生的大股東增持行為在公告日前后的累計異常報酬率為3.21%，并且持續性比較強，且在區分不同市場環境下，大股東增持在牛市中比在熊市中的市場反應更為強烈[40]。除此之外，國內外學者主要從公司性質、股東性質、股權集中度、增持比例、公司規模、市場行情等角度對影響大股東增持市場效應的因素進行了更深入的探究[41-43]。

從現有研究成果來看，國外對上市公司回購及定向增發引起股市反應的研究形成了較成熟的體系，而對上市公司大股東增持的信號傳遞效應則較少涉及。國內的研究雖已關注到大股東增持引起的股市異常，但大多基于股權分置改革和“大小非”解禁的特殊背景，且更側重于大股東增持的政治動機以及國有股東與非國有股東增持的效果差異，缺少結合市場時機和公司特征對大股東增持信號效應的多角度分析；同時對創業板市場的專題研究頗多，而對主板市場的研究略少。當前，在沉浸于悲觀情緒中的熊市背景下，疊加信息披露機制漏洞和投資者短期套利心理，大股東增持動機愈加復雜，傳遞出的信號常被市場誤解扭曲，反映在股價中表現為大幅漲跌、反應滯后與反復和股價波動非對稱性等。因此，本文基于中國滬深A股上市公司樣本分析大股東增持動機及其傳遞出的信號效應。

三、理論分析及研究假設

股權質押是指股東將所持股份作為質押標的出質給他人以換取流動資金的行為。設置質押負擔后，股東在所有權范圍內的部分權利受到限制，如分紅派息、再融資權利，且存在股權被凍結或喪失的風險。一方面，大股東出質股權向市場傳遞其資金鏈緊張、融資能力有限的信號[44]；另一方面，股權質押相當于股東變相收回投資，并且要付出犧牲股權孳息的較高代價，股東與公司之間的利益聯合效應和股權激勵效應被弱化[45]。大股東是公司內部人中最有動機降低股價崩盤風險的，他們有能力利用信息優勢和控制權實施包括盈余管理和信息披露操縱在內的市值管理[46]。此外，股權出質的大股東更可能利用占款行為對公司實施掏空，侵占公司資源，削弱其后期融資能力，對公司價值造成損害[47]。當股價下挫緊逼警戒線和平倉線時，為了不被強制平倉而喪失控制權，出質股權的大股東最常用也是最快速的自救方法就是組織資金增持股份來拉升股價從而解套。因此，股權存在質押的大股東實施增持行為，往往是出于化解自身危機的目的，不能代表其對公司價值的態度。與此相反，股權不存在質押的大股東不用承擔爆倉風險，與公司之間也不存在利益沖突的動機，他們利用信息優勢增持股份往往預示公司未來有重大利好。由此本文提出研究假設一：

研究假設一：在增持大股東股權不存在質押的情形下，窗口期內累計超常收益上升幅度大于增持大股東股權存在質押的情形。

根據信號傳遞效應理論，信號傳遞的有效性取決于信號成本。大股東增持比例越高，信號成本越高，發送信號行為越不容易被模仿，向市場傳遞信心的成功概率越高[48-49]。大股東作出增持承諾除了表明對公司未來發展前景的信心以外，還展示了其雄厚的經濟實力和融資能力；而大股東作出的增持承諾越嚴格，說明其對公司未來發展前景的信心越強，股東越有可能獲得更高收益，公司在增持窗口期間的市場表現將越好[50]。大股東的增持行為與公司的財務狀況有密切關系，大股東增持比例越高，意味著公司業績越好[51]。大股東增持股份改變了原有的供需狀態，股票市場需求上升、供給不足，引起股價上漲，且增持股份規模越大，增持效應越明顯，股價短期內上升幅度越大。由此本文提出研究假說二：

研究假設二：在大股東增持比例較大的情形下窗口期內累計超常收益上升幅度大于大股東增持比例較小的情形。

在我國股市一度低迷的背景下，不少股票市場價格大幅下跌，已嚴重偏離真實價值。根據市場擇時理論(Market Timing Hypothesis)，大股東作為信息優勢的內部人，最了解股價被低估程度，并有動機在股價最低位“抄底”增持，從而獲取最大化的資本利得[52]。同時，大股東作為公司業績的利益相關者，為避免股價過度縮水影響后期融資能力，在股價被低估時增持可以適時向市場傳遞公司價值的信號[53]。因此，股票價格被市場低估程度越高，大股東增持的動機越強。市盈率是每股股價與每股收益之比，常作為衡量股票估值水平的指標，市盈率較低意味著股票價格相對于收益處于較低水平。一般認為市盈率越低，股票投資價值越凸顯，即股價具有增長潛力。股票價格變動本質上是市場根據新信息對股票進行重新估值的過程，當增持前股價被低估的程度越高，市場收到大股東發出的增持信號后股價觸底反彈的概率越大。由此提出研究假設三：

研究假設三：增持前市盈率較低的公司在窗口期內累計超常收益上升幅度大于增持前市盈率較高的公司。

員工持股計劃(Employee Stock Ownership Plans, ESOP)是一種公司內部員工通過持有本公司股票的方式分享公司所有權、參與分配公司利潤的機制。實施員工持股有助于降低代理成本、改善激勵機制，同時也向市場釋放了內部員工對公司發展的強烈信心。員工持股計劃涉及的持股比例每提高10%可以使得公司相對行業平均水平的每股收益提升4.3%，總資產回報率提升0.74%[54]。由于員工持股計劃的資金成本較高，且員工覆蓋面廣，對公司遠期發展及資本運作提供較強的內在動力，員工持股公司的大股東增持也更可能得到公司員工的響應，從而較容易提振股價。此外，在實施員工持股計劃的公司，大股東出于鼓勵員工持股和維護盤中穩定目的常作出附加承諾：股價上漲，收益歸持股員工；股價下跌，虧損由大股東通過增持來補償。相對于員工無持股公司，大股東壓力更大，增持附加承諾更重，具有顯著的信號傳遞效應，且該信號為利好消息[50]。由此本文提出研究假說四：

研究假設四：員工有持股的公司在增持窗口期內累計超常收益上升幅度大于員工無持股的公司。

行為金融學認為在心理情緒和外部環境的影響下，人們對新信息有時會過度反應，有時會反應不足。尤其當人們在面對損失和收益的不確定性時具有非常迥異的風險偏好，即投資者面臨收益的不確定時，表現為風險厭惡；而在面臨損失的不確定性時，則表現為風險偏好[55-56]。利空消息引起的股價下跌是信息本身造成的股價下跌與杠桿效應引發的波動反饋效應導致的股價下跌兩部分組成，其中杠桿效應是由指利空消息引起的股價下跌會降低公司的財務杠桿率，放大股價的預期波動率，波動反饋效應是指預期波動率的上升將會提高市場的期望回報，股價收益進一步偏離期望回報，投資者的看跌反應更甚[57-58]。此外，中國股市交易機制對股票賣空的限制，阻礙了信息披露前股價對利空消息的調整。市場對利好收益的反應持續時間短，而對利空收益的反應持續時間則較長，表明中國股票市場對利好消息的反應較利空消息的反應更為快速[59]。由此本文提出研究假設五：

研究假設五：大股東增持引起股價波動的幅度小于大股東減持引起股價波動的幅度。

四、數據來源與研究方法

(一)數據來源

研究過程中，本文將2015年7月9日至2018年1月23日發生的中國滬市和深市A股上市公司中持股5%以上的股東在二級市場上增、減持公司股份的事件作為研究樣本。其中，將2015年7月9日確定為樣本起始時點的依據是，證監會于2015年7月8日正式下發《關于上市公司大股東及董事、監事、高級管理人員增持本公司股票相關事項的通知》進一步松綁對連續10個交易日內股價累計跌幅超過30%的上市公司以及擁有股份達到或超過已發行股份30%的股東增持上市公司股份的限制，即日實施后大股東增持事件數量激增，對投資者情緒和股市行情造成不容忽視的影響；而2018年1月23日是進行研究時所能獲得的最新數據。研究所需的關于大股東增、減持計劃及進程的公司公告、股票交易數據以及公司財務數據等均來源于Wind數據庫，數據處理和實證檢驗主要借助Matlab 2014a和StataMP 14。

為保證數據的可獲得性以及研究的純粹度，本文對目標樣本按下列原則進行甄別和篩選：

(1)剔除首次披露增持公告時被ST和*ST的樣本[注]被ST和*ST的上市公司采取特殊的漲跌停板限制，大多處于停盤狀態，股票價格無法反映實際價值。；

(2)剔除金融保險類上市公司的樣本[注]因為金融保險類上市公司的經營對象、資本結構和會計處理具有特殊性。；

(3)剔除增持公告窗口期有其他重大事件發生的樣本；

(4)剔除增持公告窗口期因臨時停牌或其他原因缺失數據的樣本；

(5)對于同一股東在一個交易日內既有增持又有減持的樣本予以剔除，對同一股東在一個月內多次增持的數據予以合并。

出于研究目的，并為與研究假設相對應，本文結合公司特征和大股東股份變動信息對樣本作出以下分組：

(1)按照股東權利分組，根據大股東實施增、減持行為之前是否已將所持股份出質分為股權不存在質押組和股權存在質押組；

(2)按照股份變動分組，根據大股東增、減持股份數占公司總股本的比例分為變動大于1%組和變動小于1%組；

(3)按照股票估值分組，根據大股東實施增、減持行為之前公司市盈率(每股股價/每股收益)與樣本均值作比較的結果分為低市盈率組和高市盈率組；

(4)按照股權結構分組，根據公司員工是否持股分為員工有持股組和員工無持股組。

綜上，得到符合要求的大股東增持事件樣本共679例，大股東減持事件樣本共164例，具體見表1。

表1 研究樣本統計

如表1所示，股東權利方面，股權不存在質押和存在質押的大股東增持的發生頻數無明顯差異，而股權存在質押的大股東宣告減持遠少于股權不存在質押的大股東，表明股權存在質押的大股東更愿意增持，而慎于減持；股份變動方面，大股東增持事件中擬增持股份占總股本份額小于1%的遠多于大于1%的，而大股東減持事件中恰好相反，表明大部分大股東增持時決心不足，而減持時較為堅定；股票估值方面，低市盈率的公司大股東增持的頻數是高市盈率公司的2倍有余，而大股東減持的頻數大致相當，表明股價被低估的公司大股東增持的可能性更大，股價被高估的公司大股東并沒有明顯的減持意向；股權結構方面，90%以上大股東實施增、減持計劃的公司都不存在員工持股，表明員工持股的公司大股東在作出增、減持決策時更加謹慎。總體而言，相較于減持，大股東增持行為更為頻繁，多集中在市盈率較低和無員工持股的上市公司，且擬增持比例小于1%。

(二)實證模型與研究方法

根據Markowitz提出的均值—方差理論，風險資產的投資價值主要體現在預期收益和風險兩個維度上，其中預期收益用收益均值衡量，風險用收益方差衡量。在收益均值方面，由于股票收益遵循隨機游走過程，Box和Jenkins提出的ARMA模型能夠利用平穩時間序列的自相關性和序列相關性來預測短期股價走勢，特別在有效性較弱的市場如中國股市的預測性更好[60]。在收益方差方面，由于實踐中股票高頻日收益的分布與正態分布有所差異，主要體現在具有明顯的“尖峰肥尾”特征上，尤其在受到事件沖擊時股價波動會被放大，出現離群值的概率更高，學理上稱為波動集聚(ARCH效應)。考慮到上述現象，Bollerslev 改進以正態分布為前提的傳統模型并提出GARCH模型，其優良的方差時變性和處理厚尾的能力能更好地擬合股票市場[61]。此后，為改善GARCH模型條件方差方程中對稱度量正、負沖擊影響的問題，Nelson將度量收益波動非對稱性的控制因素納入條件方差方程中，形成EGARCH模型[62]。綜上，研究采用ARMA(p,q)-EGARCH(m,n)模型來擬合股票收益，具體形式如下：

(1)

(2)

研究過程中采用事件研究法檢驗假設一至假設五，具體步驟如下：

首先定義事件為大股東增持公司股份，其次確定考察其對股票收益產生影響的“窗口期”以及用于估計模型參數的“估計期”。考慮到信息提前泄露和股市滯后反應，結合中國股市背景和現有研究成果，確定研究的事件窗口如圖1所示。

圖1 事件窗口示意圖

根據圖1，以公司首次發布大股東擬計劃增、減持公司股份的公告日為基準，將公告之前5個交易日到之后20個交易日(t∈[-5,20])作為事件的窗口期，將公告之前150個交易日到窗口期(t∈[-150,-5))共計145個交易日作為事件的估計期。

根據(1)式和(2)式，對估計期內樣本股票的日收益進行計量回歸，得到模型中各系數的估計值，并據此預測事件窗口期內樣本股票的正常收益E(Rit)。將正常收益E(Rit)與實際市場收益Rit做比較，它們之間的差額稱為樣本股票在事件窗口期的超常收益ARit。同時，根據(1)式和(2)式，對窗口期內樣本股票的日收益進行計量回歸，得到模型中杠桿系數λi的估計值。

ARit=Rit-E(Rit)

(3)

事件窗口期第t日所有樣本股票的平均超常收益AARt。

(4)

計算第i只股票從公告日到第T日的累計超常收益CARit，以及從公告日到第T日所有樣本股票的平均累計超常收益CAARt。

(5)

(6)

構造T統計量TAARt、TCAARt和Tλi，分別進行T檢驗以證實或證偽根據理論分析提出的研究假設。

(7)

(8)

(9)

對于研究假設一，原假設為股權不存在質押組與股權存在質押組之間的差異TAARt≤0和TCAARt≤0；對于研究假設二，原假設為股份變動大于1%組與股份變動小于1%組之間的差異TAARt≤0和TCAARt≤0；對于研究假設三，原假設為高市盈率組與低市盈率組之間的差異TAARt≤0和TCAARt≤0；對于研究假設四，原假設為員工有持股組與員工無持股組之間的差異TAARt≤0和TCAARt≤0；對于研究假設五，原假設為Tλi≥0。以上原假設如果在1%顯著性水平下被拒絕，則研究假設被證實，否則無法證實或證偽。

(三)模型適用性檢驗

根據上述分析，已確定實證模型采用ARMA(p,q)-EGARCH(m,n)形式，還需要進一步確定適用于中國股市的模型參數p、q、m和n。由于樣本股票均來自中國滬市和深市，通過考察上證綜指和深證成指可以探知中國股市的基本特征。首先分析指數收益的自相關系數(AC)和偏自相關系數(PAC)，結果如圖2至圖5所示。

圖2 上證綜指日收益的自相關系數(AC)

圖3 上證綜指日收益的偏自相關系數(PAC)

圖4 深證成指日收益的自相關系數(AC)

圖5 深證成指日收益的偏自相關系數(PAC)

圖2至圖5反映出上證綜指和深證成指的日收益序列的自相關系數和偏自相關系數具有拖尾特征，初步擬定模型參數為p=2、q=2、m=1、n=1。進一步對ARMA(2,2)-EGARCH(1,1)模型進行適用性檢驗，考察(1)式和(2)式中各系數的顯著性檢驗結果，并根據AIC準則和SC準則評價模型整體的擬合度，結果如表2所示。

從表2可以看出ARMA(2,2)-EGARCH(1,1)模型下各變量系數基本通過顯著性檢驗，且AIC統計量和SC統計量達到最小值[注]在AIC準則和SC準則下，上證綜指對應ARMA(1,1)-EGARCH(1, 1)模型的統計量分別為3.0931和3.1300；ARMA(2,2)-EGARCH(1,2)模型的統計量分別為3.0954和3.1509，ARMA(2,2)-EGARCH(2,1)模型的統計量分別為3.1035和3.1651；深證成指對應ARMA(1,1)-EGARCH(1,1)模型的統計量分別為3.6335和3.6705；ARMA(2,2)-EGARCH(1,2)模型的統計量分別為3.6328和3.6542，ARMA(2,2)-EGARCH(2,1)模型的統計量分別為3.5979和3.6595。，證實了ARMA(2,2)-EGARCH(1,1)模型對我國滬市和深市股票具有較強的解釋力。

五、檢驗結果

對各分組在事件窗口期內單日平均超常收益統計量TAARt、累計平均超常收益統計量TCAARt以及杠桿系數統計量Tλi進行檢驗的結果如表3所示。

表2 ARMA(2,2)-EGARCH(1,1)模型擬合結果

表3 大股東增、減持窗口期內(累計)平均超常收益及杠桿系數檢驗結果

根據表3中大股東增、減持事件樣本下各組的統計量及兩兩間差異的統計量和杠桿系數統計量的檢驗結果，可對研究假設作出初步判斷。

股東權利各組中，當大股東增持時，股權不存在質押組的超常收益顯著為正，股權存在質押組的超常收益顯著為負；當大股東減持時，無論股權是否存在質押，超常收益均顯著為負，但股權不存在質押組的超常收益仍顯著低于股權存在質押組。在股權存在質押組中，大股東增持帶來的超常收益顯著低于其減持帶來的超常收益；在股權不存在質押組中，大股東增持帶來的超常收益顯著高于其減持帶來的超常收益。綜上，研究假設一被證實。

股份變動各組中，當大股東增持時，變動大于1%組的超常收益顯著為正，變動小于1%組的超常收益顯著為負；當大股東減持時，無論變動多少，超常收益均顯著為負，但變動大于1%組的超常收益顯著低于變動小于1%組。在變動大于1%組中，大股東增持帶來的超常收益顯著高于其減持帶來的超常收益；在變動小于1%組中，大股東增持帶來的超常收益顯著低于其減持帶來的超常收益。綜上，研究假設二被證實。

股票估值各組中，當大股東增持時，低市盈率組的超常收益未通過顯著性檢驗，高市盈率組的超常收益顯著為負，且低市盈率組的超常收益顯著高于高市盈率組；當大股東減持時，無論市盈率高低，超常收益均顯著為負，且兩組間差距并不明顯。在低市盈率組中，大股東增持帶來的超常收益顯著高于其減持帶來的超常收益；在高市盈率組中，大股東增持和減持帶來的超常收益之間無明顯差異。綜上，研究假設三被證實。

股權結構各組中，當大股東增持時，員工有持股組的超常收益顯著為正，員工無持股組的超常收益顯著為負；當大股東減持時，無論員工是否有持股，超常收益均顯著為負，但員工有持股組的超常收益仍顯著低于員工無持股組。在員工有持股組中，大股東增持帶來的超常收益顯著高于其減持帶來的超常收益；在員工無持股組中，大股東增持和減持帶來的超常收益之間無明顯差異。綜上，研究假設四被證實。

杠桿效應檢驗結果中，大股東增持事件的杠桿系數統計量未通過顯著性檢驗，說明大股東增持引起的股價波動并沒有明顯偏離正常值，不存在過度反應的現象；而大股東減持事件的杠桿系數統計量在5%顯著性水平下檢驗為負，說明大股東減持引起的股價向下波動幅度被放大。綜上，研究假設五被證實。

進一步考察在公司首次發布大股東增、減持公告前后股票超常收益的變動過程，圖6至圖13以柱形堆積圖和折線圖分別描述了股票單日平均超常收益AARt和累計平均超常收益CAARt；另外，圖14和圖15以頻率分布直方圖描述了杠桿系數λi，考察大股東增持和減持事件引起股價波動的杠桿效應。

圖6 股權不存在質押組AAR和CAAR的變動過程

圖7 股權存在質押組AAR和CAAR的變動過程

根據圖6，股權不存在質押組的樣本股票從大股東增持公告前2日起單日超常收益幾乎均為正，在公告當日和后1日單日超常收益最高為3.99%和4.11%；而大股東減持消息公布前后累計超常收益一直處于平穩下降的趨勢。總體而言，在大股東股權不存在質押的情形下，窗口期內大股東增持帶來的累計超常收益從-8.46%上升到10.43%，大股東減持帶來的累計超常收益從-2.15%下降到-13.49%，兩者間超常收益的差距隨時間推移逐漸擴大。

根據圖7，股權存在質押組的樣本股票只有在公司首次發布大股東增持公告當日和后2日的單日超常收益為正，其余時間段的單日超常收益均在零點附近小幅波動，甚至在公告后第10日開始出現收益大幅下降的趨勢；而大股東減持消息公布前后累計超常收益一直處于平穩下降的趨勢。總體而言，在大股東股權存在質押的情形下，大股東增持比減持帶來的超常收益下降幅度更大，前者最低達-25.59%，而后者最低達-14.88%，因此，大股東股權存在質押時宣告增持傳遞出的信號會讓市場作出看空反應。

對比圖6和圖7，發現當大股東增持時，股權不存在質押的大股東比股權存在質押的大股東增持向市場傳遞出更有利的信息，對股價有明顯的提振作用。而當大股東減持時，市場反應并沒有因為大股東股權是否出質而有所差異，均在公告后第20日下降到-15%左右。

圖8 變動大于1%組AAR和CAAR的變動過程

圖9 變動小于1%組AAR和CAAR的變動過程

根據圖8，變動大于1%組的樣本股票在大股東增持公告前1日起單日超常收益幾乎均為正，在公告當日和后1日單日超常收益最高為3.80%和3.45%；而大股東減持消息公布前后累計超常收益一直處于平穩下降的趨勢。總體而言，在大股東持股變動大于1%的情形下，窗口期內大股東增持帶來的累計超常收益從-4.49%上升到15.96%，大股東減持帶來的累計超常收益從-3.35%下降到-14.66%，兩者間超常收益的差距隨時間推移逐漸擴大。

根據圖9，變動小于1%組的樣本股票只有在公司發布大股東增持公告當日和后2日的單日超常收益為正，其余時間段的單日超常收益均在零點附近小幅波動，甚至在公告后第9日開始出現收益大幅下降的趨勢；而大股東減持消息公布前后累計超常收益一直處于波動下降的趨勢。總體而言，在大股東持股變動小于1%的情形下，大股東增持公告比減持公告帶來的超常收益下降幅度更大，前者最低達-21.14%，而后者最低達-11.27%，因此，大股東持股變動小于1%時宣告增持傳遞出的信號會讓市場作出看空反應。

對比圖8和圖9，發現當大股東增持時，股份變動大于1%時比變動小于1%時向市場傳遞出更有利的信息，對股價有明顯的提振作用。而當大股東減持時，股份變動大于1%時比變動小于1%時傳遞出更不利的信息，前者下降到-14.66%，后者下降到-11.27%。

根據圖10，低市盈率組的樣本股票在大股東增持公告前1日起單日超常收益幾乎均為正，在公告當日、后1日和后2日單日超常收益最高為3.27%、4.18%和2.19%；而大股東減持消息公布前后累計超常收益一直處于平穩下降的趨勢。總體而言，對于股票估值較低的公司，窗口期內大股東增持帶來的累計超常收益從-10.41%上升到6.92%，大股東減持帶來的累計超常收益從-3.20%下降到-14.58%，兩者間超常收益的差異隨時間推移逐漸擴大。

圖10 低市盈率組AAR和CAAR的變動過程

圖11 高市盈率組AAR和CAAR的變動過程

根據圖11，高市盈率組的樣本股票只有在公司發布大股東增持公告當日和后2日的單日超常收益為正，其余時間段的單日超常收益均在零點附近小幅波動，甚至在公告后10日開始出現收益大幅下降的趨勢；而大股東減持消息公布前后累計超常收益一直處于平穩下降的趨勢。總體而言，對于股票估值較高的公司，大股東增持公告帶來的超常收益自公告日起會大幅上升并于公告后2日累計反超減持公告帶來的超常收益直至公告后12日，此后兩者均穩定在-13%至-12%之間。

對比圖10和圖11，無論公司市盈率高或低，大股東宣告增持均向市場傳遞出利好消息，但具體而言，低市盈率公司大股東增持對提振公司股價的作用更加顯著且持續時期更長，從公告日前2日持續到公告日后20日，累計漲幅17.34%；而高市盈率公司大股東增持帶來的股價上漲幅度較小且持續時期較短，從公告日前1日持續到公告日后9日，累計漲幅8.44%。此外，以市盈率劃分的兩類公司在大股東減持事件發生的窗口期內超常收益間變動無異。

圖12 員工持股組AAR和CAAR的變動過程

圖13 員工無持股組AAR和CAAR的變動過程

根據圖12，員工有持股組的樣本股票在大股東增持公告前5日起累計超常收益平穩上升，在公告前4日和當日單日超常收益最高為4.32%和3.53%；而大股東減持消息公布前后累計超常收益一直處于平穩下降的趨勢。總體而言，對于實施員工持股計劃的公司，窗口期內大股東增持帶來的累計超常收益從1.47%上升到33.64%，大股東減持帶來的累計超常收益從-7.08%下降到-23.93%，兩者間超常收益的差距隨時間推移逐漸擴大。

根據圖13，員工無持股組的樣本股票只有在公司發布大股東增持公告當日和后2日的單日超常收益為正，其余時間段的單日超常收益均在零點附近小幅波動，甚至在公告后10日開始出現收益大幅下降的趨勢；而大股東減持消息公布前后累計超常收益一直處于平穩下降的趨勢。總體而言，對于員工無持股的公司，大股東增持公告帶來的超常收益自公告日起會大幅上升并于公告后2日累計反超減持公告帶來的超常收益，于公告后20日兩者累計超常收益間差距約4.19%。

對比圖12和圖13，無論公司是否實施員工持股計劃，大股東宣告增持均向市場傳遞出利好消息，但具體而言，員工有持股的公司大股東增持對提振公司股價的作用更加明確且持續時期更長，從公告日前5日持續到公告日后20日，累計超常收益平穩上升，漲幅達32.17%；而員工無持股的公司大股東增持帶來的股價小幅上漲波動劇烈且持續時期較短，從公告日前1日持續到公告日后9日，累計漲幅10.12%。此外，員工有持股的公司在大股東減持事件發生的窗口期內累計超常收益比員工無持股的公司下降幅度更大，前者最終降至-23.93%，而后者最終降至-13.42%。

圖14 大股東增持的杠桿系數λ的檢驗結果

圖15 大股東減持的杠桿系數λ的檢驗結果

根據圖14和圖15，大股東增持和減持事件發生后股價反應的杠桿系數λ均呈現尖峰肥尾的分布特征，其中大股東減持樣本下右偏左拖尾的現象更為明顯，說明股票市場對增持和減持消息的反應并不對稱，尤其對減持消息反應劇烈，且股價暴跌的極端情況發生頻率較高，說明減持消息引起的股價下降具有杠桿效應，股價向下波動率被異常放大。

六、穩健性檢驗

為了檢驗研究結果是否穩健，將事件研究法中得到的超常收益ARit作為變量，采用多元回歸分析方法檢驗研究假設提出的因素對其的影響。出于模型設定有效性的需要，除了將各分組依據作為研究自變量納入回歸模型中，還增加公司規模、權益凈利率、資產負債率、股價波動率和市場收益作為控制變量，檢驗結果見表4。

表4 大股東增持事件的穩健性檢驗結果

①多元回歸模型中IFPledge表示增、減持大股東在行動前是否存在股權質押(不存在記為1,存在記為0);PChange表示增、減持股票變化數量占總股本的比例;PE表示公司在估計期的平均市盈率(每股股價/每股收益);IFESOP表示公司是否存在員工持股計劃(存在記為1,不存在記為0);Size表示公司在窗口期上一個會計年度末的資產規模;ROE表示公司在窗口期上一個會計年度的權益凈利率;Leverage表示公司在窗口期上一個會計年度末的資產負債率;Std表示公司在估計期的股價波動率;Rm表示在公司窗口期間的市場指數。

根據表4，在大股東增持事件發生的窗口期內，大股東股權存在質押對超常收益的影響為負，股份變動比例與超常收益呈正相關關系，市盈率與超常收益之間的關系并不明確，員工股持股對超常收益的影響為正。穩健性檢驗的結果與事件研究得出的結論相一致，證明了研究結果的可靠性和穩定性。

七、結論與啟示

自2015年6月暴跌以來，中國股市陷入長期低迷，投資者信心不足，使得不少公司股價嚴重偏離價值。在此背景下，大股東憑借信息優勢，利用市場時機和監管放寬的條件，在本輪熊市中掀起一股增持潮。然而，隨著信息披露制度的不斷完善，向價值驅動轉化的投資者對于大股東增持傳遞信號行為作出的反應愈加復雜。論文以2015年7月9日至2018年1月23日間中國滬深A股市場上發生的上市公司大股東增持事件為研究對象，通過對大股東增持動機及信號傳遞的分析，提出大股東增持信號效應及其影響因素的相關假設，并基于ARMA(2,2)—EGARCH(1,1)模型，采用事件研究法進行分組檢驗。得出結論：第一，股權不存在質押的大股東增持帶來累計平均超常收益約10.43%，而股權存在質押的大股東增持并不會產生超常收益，大股東股權質押行為對增持信號傳遞效應有負面影響；第二，大股東增持比例大于1%帶來累計平均超常收益約15.96%，而大股東增持比例小于1%并不會產生超常收益，大股東增持規模較大對信號傳遞效應有正面影響；第三，市盈率較低的公司大股東增持帶來累計平均超常收益約6.92%，而市盈率較高的公司在大股東增持10日后超常收益由正轉負，增持前股票估值水平較低對增持信號傳遞效應有正面影響；第四，員工有持股的公司大股東增持帶來累計平均超常收益約33.64%，而員工無持股的公司在大股東增持10日后超常收益由正轉負，員工持股對增持信號傳遞效應有正面影響；第五，相對于大股東減持的杠桿效應，股市對大股東增持并未表現出過度反應。

本文的研究為投資者理性看待公告信號的傳遞的效應，規范中國上市公司大股東的增、減持行為，促進股票價值的回歸提供了經驗證據。首先，上市公司大股東增持和減持傳遞的信號并非只有絕對利好和絕對利空的簡單區分，投資者應樹立長期投資、價值投資的理念，結合上市公司大股東權利、股份變動、股票估值以及股權結構等公司特征對大股東增持動機及背景加以全方位立體解讀，對大股東股份變動消息予以及時反應和謹慎決策；第二，上市公司大股東應規范、理性、有序增持，嚴格遵守并履行相關增持承諾，不得利用增持伺機輸送隱性利益、進行內幕交易，侵蝕中小股東的利益，向市場傳遞誤導投資者的信號。與此同時，大股東應合法、謹慎、精準減持，避免大規模集中減持引發股價失控，沖擊投資者信心，擾亂二級市場秩序；第三，監管機構應鼓勵引導上市公司股東充分發揮資本市場作用來穩定股價、消化風險，健全完善上市公司大股東增持股份的事前、事中和事后報告、備案、披露制度，同時對利用政策便利隱瞞信息、錯誤披露、違規增持操縱股價、過橋減持牟取私利等內部人行為加以嚴厲打擊。