ST摘帽如何影響公司價值和股價

張耀杰， 李杰剛， 史本山

(1.南京理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京 210094； 2.西南交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，四川 成都 610031)

0 引言

股票的特別處理(special treatment, ST)制度是一項我國金融市場所獨有的監(jiān)管制度。根據(jù)滬深證券交易所以及證監(jiān)會的有關(guān)規(guī)定，如果當(dāng)上市公司發(fā)生連續(xù)2年虧損或其他異常狀況，導(dǎo)致該上市公司可能存在被終止上市的風(fēng)險而損害投資者利益時，應(yīng)當(dāng)對該上市公司的股票實施特別處理，并在股票簡稱前冠以“ST”字樣，即俗稱的ST戴帽。ST制度創(chuàng)立于1998年4月22日，并在此后長期存在于中國的證券市場，對證券市場產(chǎn)生了深遠(yuǎn)的影響。因此，ST制度具體如何影響上市公司及其股票市場，以及能否進(jìn)一步改進(jìn)和完善ST制度？這些都是值得深入研究的話題。

張耀杰等[1]結(jié)合多種科學(xué)的計量方法研究發(fā)現(xiàn)，ST戴帽本身對投資者具有預(yù)警作用，ST公司的市值會在戴帽后顯著降低；此外，ST戴帽對上市公司高管也具有警告和激勵作用，從而可以促進(jìn)ST公司的長期績效表現(xiàn)。因此，張耀杰等[1]認(rèn)為ST制度基本起到其預(yù)期的政策作用，有效地維護(hù)了我國證券市場的健康發(fā)展。但是，除了實施ST以外，撤銷ST也是ST制度的另一個重要組成部分。為了避免退市，上市公司往往會通過內(nèi)部的盈余管理[2]或外部的資產(chǎn)重組[3]等途徑來擺脫財務(wù)困境以達(dá)到撤銷ST的目的，即俗稱的ST摘帽。因此，本文的主要研究目的是希望在前人的研究基礎(chǔ)之上，進(jìn)一步科學(xué)合理地探究ST摘帽本身對公司價值及其股價的影響。

相比于現(xiàn)有的相關(guān)研究，本文的主要創(chuàng)新點是在雙重差分(Difference-in-Differences, DiD)模型的基礎(chǔ)上通過合理的控制組選擇、添加控制變量和傾向值匹配(propensity score matching, PSM)等方法盡可能地降低內(nèi)生性的擔(dān)憂，探究ST摘帽本身對公司價值的因果效應(yīng)。實證結(jié)果穩(wěn)健地顯示，ST摘帽并不能顯著地提高或降低公司價值，但可以同時顯著提高公司的市值和賬面價值。此外，本文的另一個貢獻(xiàn)是從一個更加全面的視角通過事件研究法分析了ST摘帽事件的股價反應(yīng)。我們發(fā)現(xiàn)，摘帽公司的股票的累計超額收益率顯著為正；且根據(jù)股價對ST摘帽的信息反應(yīng)速度可以證明，中國股票市場是一個半強(qiáng)式有效市場；此外，ST摘帽的利好消息是符合投資者預(yù)期的。

本文剩余內(nèi)容的結(jié)構(gòu)安排如下：第一部分為文獻(xiàn)回顧；第二部分為數(shù)據(jù)樣本、變量和模型等方面的研究設(shè)計；第三部分為實證結(jié)果的分析；最后是本文的結(jié)論及相關(guān)政策建議。

1 文獻(xiàn)回顧

ST摘帽作為ST制度的一個重要環(huán)節(jié)已經(jīng)引起了國內(nèi)學(xué)術(shù)研究的重視。李哲和何佳[3]研究發(fā)現(xiàn)，成功摘帽并不能夠?qū)嵸|(zhì)性地提高ST公司的盈利能力。此外，從累計超額收益率(cumulative abnormal return, CAR)的角度，唐齊鳴和黃素心[4]較早地發(fā)現(xiàn)，投資者會對摘帽事件做出積極反應(yīng)，并獲得顯著為正的超額收益率。之后，趙麗瓊[5]和金永紅等[6]也得到基本一致的實證結(jié)果。而孟焰等[7]特別研究了非經(jīng)常性損益和監(jiān)管制度化等因素對摘帽時期CAR的影響，并發(fā)現(xiàn)ST公司的非經(jīng)常性利得幅度越大，其摘帽公告的市場正向反應(yīng)也越大，但該效應(yīng)在監(jiān)管制度化之后有所減弱。

另一個常見的研究方向是ST摘帽對公司價值的影響。張海燕和陳曉[8]的實證研究證明，ST摘帽不會對公司價值產(chǎn)生顯著的影響。但在最近的研究中，賈天明和雷良海[9]卻發(fā)現(xiàn)，ST摘帽會伴隨著顯著更低的公司價值。無論研究結(jié)果如何，現(xiàn)有的ST摘帽對公司價值的研究都只是通過簡單的線性回歸形式，從而僅能夠得到ST摘帽與公司價值的相關(guān)關(guān)系。作為社會科學(xué)的研究，我們更加希望推導(dǎo)出因果關(guān)系，從而提出實際可行的政策建議。為了推斷出自變量對因變量的因果效應(yīng)，雙重差分模型已被廣泛地應(yīng)用于公司金融等相關(guān)研究領(lǐng)域[10～13]。因此，本文希望在雙重差分模型的基礎(chǔ)上更加科學(xué)合理地探究ST摘帽對公司價值的影響效應(yīng)。

從理論的角度，賈天明和雷良海[9]指出，對于投資者而言，上市公司的財務(wù)狀況是影響其進(jìn)行公司價值評估的首要因素。因此，ST摘帽作為上市公司擺脫財務(wù)困境的標(biāo)識是投資者判斷公司價值和股票投資機(jī)會的重要依據(jù)。而且，我國的股票市場是一個相對信息不對稱的市場[14,15]。數(shù)量眾多的個人投資者通常很難及時獲取不公開的內(nèi)幕信息。但是，ST監(jiān)管制度會強(qiáng)制要求上市公司作出關(guān)于ST摘帽的信息公告，從而緩解信息不對稱的問題。此外，根據(jù)信號傳遞理論[16,17]，諸如ST摘帽等利好信號會引起股票市場的正向反應(yīng)。根據(jù)上述理論分析，本文預(yù)期，如果我國的股票市場是一個半強(qiáng)式有效市場，那么摘帽的利好信號會馬上反應(yīng)到股價上，從而產(chǎn)生顯著為正的累計超額收益率并會提高公司的市值。

另一方面，資產(chǎn)并購是ST摘帽的重要途徑之一[3]。因此，ST摘帽通常會伴隨著公司資產(chǎn)的賬面價值的增長。本文預(yù)期，ST摘帽會同時引起公司市值和賬面價值的顯著增長。按照學(xué)術(shù)上的定義，Tobin’s Q通常是公司價值的代理變量，即公司的市場價值和賬面價值之比。當(dāng)Tobin’s Q的分子和分母同時預(yù)期增長時，ST摘帽究竟如何影響公司價值的方向，有待實證結(jié)果的驗證。

2 研究設(shè)計

2.1 數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文以2004～2015年中國滬深兩市A股的非金融類上市公司為研究對象。本文將每年被撤銷ST的公司作為實驗組。而對于控制組的選擇，陳林和伍海軍[13]強(qiáng)調(diào)，雙重差分模型最重要的前提是基于隨機(jī)分組。其中，對于證券市場的研究，當(dāng)相關(guān)制度、政策或改革具有針對性時，需要選擇同質(zhì)的樣本作為控制組以達(dá)到隨機(jī)分組的效果。顯然，ST摘帽是一項專門針對目前已經(jīng)ST戴帽的上市公司的監(jiān)管措施。因此，為了滿足同質(zhì)性的要求，本文選擇前一年年末是ST公司且當(dāng)年未能夠摘帽的上市公司作為控制組樣本。根據(jù)陳林和伍海軍[13]的研究，我們的分組基本可以滿足隨機(jī)性的條件。而如果將所有的非ST公司作為控制組，可能會產(chǎn)生選擇偏誤上的內(nèi)生性問題。換而言之，因變量的變化可能是受組間的財務(wù)困境差異引起，而并非受摘帽這一特定因素引起。此外，為了保證摘帽事件的隨機(jī)性，本文剔除了8個當(dāng)年戴帽且當(dāng)年又立即摘帽的公司樣本。因為，我們難以清楚地區(qū)分出這8個樣本的因變量變化是戴帽引起的還是摘帽引起的。當(dāng)然，對于少量樣本存在數(shù)據(jù)變量缺失的情況，我們也進(jìn)行了樣本剔除。最終，本文得到了1322個面板數(shù)據(jù)形式的研究樣本，其中實驗組(實現(xiàn)摘帽的ST公司)包含423個觀測值，控制組(未能實現(xiàn)摘帽的ST公司)包含899個觀測值。

本文所有的股票市場價格數(shù)據(jù)、財務(wù)報表數(shù)據(jù)和ST摘帽方面的數(shù)據(jù)基本都來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫。其中，CSMAR數(shù)據(jù)庫上的股票市值數(shù)據(jù)出現(xiàn)了較多的缺失情況。為了降低樣本量的損失情況，我們進(jìn)一步比對了RESSET數(shù)據(jù)庫上的股票市值數(shù)據(jù)，并將其補(bǔ)充到CSMAR數(shù)據(jù)庫上的缺失值。

2.2 變量與模型方法

2.2.1 累計超額收益率的計算

ST摘帽能否帶來股票的超額收益率(abnormal return, AR)是投資者和股東極為關(guān)心的問題。本文采用事件研究法來探究ST摘帽對股票價格的影響。首先，我們利用如下的市場模型來計算超額收益率。

rit=αi+βirMt+εit

(1)

其中，rit是股票i在第t個交易日的收益率，rMt是第t個交易日的市場綜合收益率，ε是隨機(jī)誤差項，α和β是待估計的模型參數(shù)。

(2)

在第t個交易日，所有N家ST摘帽公司的平均超額收益率(average abnormal return, AAR)可表示為

(3)

至此，截至到第t個交易日的累計超額收益率可表示為

(4)

從式(4)中可以看出，本文從第-20個交易日開始計算累計超額收益率。最后，本文還計算了摘帽事件窗口期為[-t,t]內(nèi)的累計超額收益率，計算方式為

(5)

2.2.2 公司價值的探究

Tobin’s Q定義為公司的市場價值(market value, MV)與賬面價值(book value, BV)之比。如果市場價值比賬面價值越高，說明市場愿意以更高的溢價去評估該公司，認(rèn)為該公司的公司價值越高。因此，本文和現(xiàn)有的相關(guān)研究一樣，將Tobin’s Q作為公司價值的代理變量。我們先縱向比較實驗組在摘帽前后的公司價值變化(ΔQ，摘帽當(dāng)年年末的Tobin’s Q減去摘帽前一年年末的Tobin’s Q)，然后再橫向與控制組的公司價值變化進(jìn)行比較。需要說明的是，計算公司價值變化的時間間隔僅為一年，這是為了盡可能地降低市場噪聲。例如，對本文研究影響最大的干擾事件就是ST戴帽。如果將公司價值變化的時間窗口往前多移一年，那么實驗組中的摘帽公司的ΔQ可能會包含戴帽信息。而如果將公司價值變化的時間窗口往后多移一年，那么控制組中的非摘帽公司的ΔQ可能也會包含摘帽信息，從而使雙重差分模型失效。

為了探究公司價值變化(ΔQ)是由于市場價值變化(ΔMV)亦或是賬面價值變化(ΔBV)實現(xiàn)的，本文進(jìn)一步按照張耀杰等[1]的做法，將公司的市場價值(MV)與賬面價值(BV)從公司價值中單獨分離開來。其中，ΔMV定義為ST摘帽當(dāng)年與前一年年末的市場價值對數(shù)變化率，△BV也類似地定義為對應(yīng)的對數(shù)變化率。

根據(jù)Fang等[20]的處理辦法，我們首先直接利用t檢驗的方法來對比實驗組和控制組之間ΔQ的差異。需要說明的是，相比于張耀杰等[1]對ST戴帽的研究，本文實驗組和控制組的分組更加合理。實驗組和控制組都是ST公司，所以，組間的系統(tǒng)性差異較小，基本符合雙重差分的隨機(jī)分組要求。但是，在ST戴帽的研究中，實驗組是ST戴帽的公司，而控制組是非ST戴帽的正常公司。因此，組間的系統(tǒng)性差異較大，分組難以滿足隨機(jī)性。

雖然，我們的分組已經(jīng)相對合理，在一定程度上緩解了由非隨機(jī)分組導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。但是，公司規(guī)模、盈利能力、財務(wù)杠桿和上市年齡等其他眾多因素都會顯著影響上市公司擺脫財務(wù)困境和摘帽的概率[3,21]。而這些因素也同時會顯著地影響公司價值(相關(guān)實證文獻(xiàn)較多，例如可參見Firth等[22]、Basu等[23]、Cline和Yore[24]和王蘇生和康永博[25]等的研究)。基于此，我們進(jìn)一步采取了兩種不同的方法來降低內(nèi)生性的困擾，并提高實證結(jié)果的穩(wěn)健性。第一，本文首先參考了現(xiàn)有的相關(guān)研究[1,8,26]所考慮的影響因素，在雙重差分的回歸模型中進(jìn)一步控制了相關(guān)影響公司價值的因素，并得到了如下的回歸模型。

ΔQit(orΔMVit,ΔBVit)

=β0+β1Cancelit+β2Sizei,t-1+β3ROAi,t-1+

β4LEVi,t-1+β5SOEi,t-1+β6Agei,t-1+

β7Growthi,t-1+β8Bsizei,t-1+β9INDPi,t-1+

β10Firsti,t-1+Year+Industry+εit

(6)

其中，表1給出了式(6)中所有變量的定義。在式(6)的回歸模型中，β1是我們所感興趣的回歸系數(shù)，即雙重差分的估計項。當(dāng)式(6)中不包含任何控制變量時，回歸系數(shù)β1的統(tǒng)計檢驗與上述的雙重差分t檢驗是完全等效的。

表1 變量說明

第二，另一個潛在的擔(dān)憂是一些不可觀測的差異可能存在于實驗組與控制組之間；而需要注意的是，這些組間差異有時會表現(xiàn)出非線性的關(guān)系[12]。為了緩解這個潛在的擔(dān)憂，我們采用傾向值匹配的方法來嘗試消除組間的差異。首先，本文通過如下的Probit模型來估計上市公司被撤銷ST的概率。

Pr(Cancelit=1)

=Φ(β0+β1Sizei,t-1+β2ROAi,t-1+β3LEVi,t-1+

β4SOEi,t-1+β5Agei,t-1+β6Growthi,t-1+

β7Bsizei,t-1+β8INDPi,t-1+β9Firsti,t-1)

(7)

其中，所有自變量的定義與式(7)的線性回歸模型中對應(yīng)的控制變量完全一致(參見表1)；Φ(·)為標(biāo)準(zhǔn)累積正態(tài)分布函數(shù)。此處，準(zhǔn)確預(yù)測摘帽概率并不是本文運(yùn)用Probit模型的目的。該模型是用于計算得到ST摘帽的傾向值(也叫傾向得分)以得到對應(yīng)匹配的控制組樣本，實現(xiàn)控制其他對公司價值有所影響的因素的目的。

在我們的研究中，年份是最重要的控制變量。某一年摘帽的實驗組樣本需要匹配到同一年非摘帽的控制組樣本。如果匹配了其他非同一年的控制組樣本，這會引起宏觀政策事件和股市系統(tǒng)性風(fēng)險等的內(nèi)生性問題。因此，為了解決這一問題，本文參照張耀杰等[1]的做法，分別為每一年的樣本單獨地進(jìn)行傾向值匹配。此處，有兩點需要注意：第一，由于本研究中的實驗組和控制組樣本數(shù)量相當(dāng)，我們選擇了可重復(fù)的最鄰近匹配(nearest neighbor matching)方法，為實驗組樣本匹配與其傾向值最接近的控制組樣本且每個控制組樣本可被重復(fù)多次選擇；第二，由于分年份進(jìn)行匹配導(dǎo)致每年的樣本量較小，特別在部分年份樣本中發(fā)生了某個行業(yè)啞變量能夠完美預(yù)測摘帽或非摘帽的情況，從而導(dǎo)致Probit回歸模型估計失敗，所以，在式(7)的Probit回歸方程式中進(jìn)一步刪除了行業(yè)啞變量。

通過傾向值匹配后，我們可以使實驗組和控制組之間滿足平行趨勢的假設(shè)(Parallel Trend)。然后，本文還是以t檢驗的形式再次檢驗因變量的雙重差分結(jié)果。

3 實證結(jié)果及分析

3.1 ST摘帽的股價效應(yīng)

本文通過計算超額收益率來探究ST摘帽的股價效應(yīng)。在計算過程中，本文對由特殊事件引起的日收益率超過漲跌幅限制的異常值進(jìn)行了抹平處理。

首先，本文通過式(5)計算了摘帽事件窗口期從-t到t之間的累計超額收益率。表2穩(wěn)健地給出了5個不同時間窗口下對應(yīng)的累計超額收益率。我們發(fā)現(xiàn)，累計超額收益率總是穩(wěn)健的顯著為正。這說明ST摘帽確實是一個利好消息，投資者認(rèn)為摘帽公司能夠在擺脫財務(wù)困境后創(chuàng)造出更大的股東財富。

接下來，本文進(jìn)一步分析了摘帽事件窗口內(nèi)的每日平均超額收益率和累計超額收益率的動態(tài)情況，相關(guān)結(jié)果見圖1和表3。從圖1中，我們可以直觀地發(fā)現(xiàn)，累計超額收益率在摘帽公告日之前就已經(jīng)開始慢慢上升，并且在摘帽公告日附近達(dá)到最高值，而在公告之后表現(xiàn)出小幅的回落趨勢，但依然能保持在6%以上。此外，每日的平均超額收益率在摘帽公告前基本都大于0，而在摘帽公告后大部分都小于0。圖1的結(jié)果基本符合我們的理論預(yù)期，也與前人的相關(guān)研究[4,5]較為一致。

具體而言，我們可從表3中得出，平均超額收益率從摘帽公告前的第七個交易日開始就連續(xù)顯著為正；在摘帽公告當(dāng)天能夠?qū)崿F(xiàn)2.93%的最大平均超額收益率，并且具有統(tǒng)計意義和經(jīng)濟(jì)意義上的顯著性；在公告日之后的某幾個交易日會出現(xiàn)顯著為負(fù)的平均超額收益率。

總體而言，實證結(jié)果顯示，摘帽信息能夠立即反應(yīng)到股價上。因此，本文認(rèn)為，我國的股票市場從摘帽信息的股價反應(yīng)速度看，基本符合半強(qiáng)式有效市場，而且，ST摘帽是被投資者提前預(yù)期到的市場信息。在摘帽公告之前，知情交易者已經(jīng)預(yù)期到ST公司將摘帽，并提前買入了ST股票，產(chǎn)生了約5.3%的累計超額收益率。在摘帽公告的當(dāng)天及下一天，投資者再進(jìn)一步買入ST摘帽的股票，使累計超額收益率上升到9%左右。之后，當(dāng)知情交易者逐漸平倉退出時，使股價有所回落。這可能是由于投資者在之前的交易中對ST摘帽這一利好消息過于樂觀了。最終，ST摘帽的累計超額收益率穩(wěn)定在6.5%左右。

表2 摘帽事件窗口下的累計超額收益率

圖1 ST公司摘帽公告的股價超額收益率

表3 摘帽事件窗口內(nèi)的每日平均超額收益率

3.2 ST摘帽對公司價值的影響

3.2.1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

為了降低極大和極小的異常值對實證結(jié)果的影響，我們在1%和99%分位數(shù)上對所有連續(xù)型變量進(jìn)行了縮尾處理。表4報告了縮尾之后的所有變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，由于本文的研究對象是特殊的ST公司，有些變量在初步縮尾后還是不能有效解決存異常值的問題。因此，我們再對ΔQ、ΔBV、ROA、LEV和Growth等變量進(jìn)行了5%和95%分位數(shù)處的縮尾處理，以進(jìn)一步緩解異常值的影響。

表4 描述性統(tǒng)計

3.2.2 雙重差分結(jié)果

本文在表5中給出了ST摘帽對公司價值等的直接雙重差分估計結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，ST摘帽事件對公司價值的變化并不存在顯著的因果效應(yīng)。需要注意的是，如果我們直接比較ST摘帽前后的公司價值變化，ΔQ為0.465，并且其t檢驗也具有1%水平上的顯著性。那么，我們可能會錯誤地得出，ST摘帽會引起公司價值的顯著提高。

具體而言，ST摘帽事件確實可以顯著地拉高公司的股票市值。這與累計超額收益率的實證結(jié)果是一致的。單獨分析實驗組和控制組的情況，我們可以發(fā)現(xiàn)，無論摘帽與否，ST股票的市值都會顯著上升。這可能是由于投資者估計ST股票會被摘帽的利好預(yù)期導(dǎo)致的。但是，當(dāng)摘帽預(yù)期被真正兌現(xiàn)時，摘帽公司的實驗組可以在非摘帽公司的基礎(chǔ)上額外地提高16.0%的市值。因此，本文認(rèn)為，摘帽作為ST公司向公開市場做出的信號傳遞，在一定程度上緩解了信息不對稱的問題，并得到了投資者在股票市場上相符的積極反應(yīng)。

此外，我們發(fā)現(xiàn)，ST摘帽還能夠同時顯著地提升公司資產(chǎn)的賬面價值。本文認(rèn)為，ST摘帽標(biāo)志著公司財務(wù)困境的恢復(fù)，即資金水平和盈利能力會有所提高，從而資產(chǎn)的賬面價值也會隨之增長。另一方面，并購重組會顯著影響ST摘帽的成功概率[3]。換而言之，ST摘帽公司的賬面資產(chǎn)增長可能是由于其兼并收購等資產(chǎn)擴(kuò)張活動引起的。為了驗證這一潛在的解釋，本文進(jìn)一步從CSMAR數(shù)據(jù)庫上收集了樣本公司兼并收購的數(shù)據(jù)。整理后的并購數(shù)據(jù)顯示，成功摘帽的上市公司的并購頻率高達(dá)41.37%，而非摘帽公司的并購頻率僅為26.25%；而且，卡方檢驗的結(jié)果表明，摘帽公司實行兼并收購的頻率在1%的顯著性水平上高于沒有摘帽的ST公司。這說明ST摘帽公司的并購行為確實是其資產(chǎn)擴(kuò)張的原因之一。

表5 直接雙重差分的實證結(jié)果

3.2.3 穩(wěn)健性檢驗

為了降低內(nèi)生性的擔(dān)憂，本文首先利用式(6)的模型進(jìn)一步考慮了控制變量的影響，相應(yīng)的回歸結(jié)果報告在表6中。我們發(fā)現(xiàn)，雙重差分的估計結(jié)果(即Cancel的系數(shù))與之前直接用t檢驗得到的結(jié)果是一致的。換而言之，在控制了其他影響因素后，我們依然發(fā)現(xiàn)ST摘帽對公司價值沒有顯著的影響，但可以顯著提高ST公司的市場價值和賬面價值。此外，本文計算了式(6)模型中所有自變量的方差膨脹因子(variance inflation factor，VIF)，其中最大的VIF值為1.43，遠(yuǎn)小于多重共線性的判定閥值(10)。因此，式(6)模型的回歸結(jié)果不受多重共線性的干擾。

接下來，本文通過式(7)的Probit模型為實驗組的摘帽樣本匹配出傾向值最接近的非摘帽樣本作為控制組。表7給出了傾向值匹配后的雙重差分結(jié)果。從中，我們得到了與之前結(jié)論相一致的實證結(jié)果。

成功的傾向值匹配可以使實驗組和控制組滿足平行趨勢假設(shè)(parallel trend assumption)，從而得到正確的雙重差分估計項。但是，在我們的研究樣本中，非摘帽公司的樣本量大約僅是摘帽公司的2倍。在如此有限的備選樣本內(nèi)匹配出的控制組能與實驗組的公司特性極為相似嗎？根據(jù)He和Tian[27]和Irani和Oesch[12]的檢驗手段，我們比較了控制變量在實驗組和控制組之間的差異。表8給出了相應(yīng)的比較結(jié)果。我們可以發(fā)現(xiàn)，在使用傾向值匹配方法之前，大部分控制變量都具有顯著的組間差異。例如，實驗組的摘帽公司具有相對更大的公司規(guī)模和上市年齡，更強(qiáng)的盈利能力，更低的財務(wù)杠杠，更多的國有控股，更高的成長性、獨董比例和第一大股東持股比例等。然而，在傾向值匹配之后，除了Age之外，其他控制變量的組間差異都被進(jìn)一步減弱了。最終，只有Age、Growth和First這三個控制變量的組間差異表現(xiàn)出統(tǒng)計上的顯著性。總之，我們發(fā)現(xiàn)，雖然傾向值匹配在一定程度上緩解了實驗組與控制組之間的差異，但仍然未能完全滿足平行趨勢的前提假設(shè)。

為進(jìn)一步緩解內(nèi)生性問題，本文繼續(xù)在傾向值匹配后加入了Age、Growth和First這三個存在組間差異的控制變量，進(jìn)行了類似式(6)的回歸模型。表9給出了相應(yīng)的實證結(jié)果。我們可以發(fā)現(xiàn)，無論是否額外地控制Age、Growth和First等變量以及年份和行業(yè)效應(yīng)，雙重差分的估計結(jié)果總是穩(wěn)健的。

總體而言，本文嘗試了多種方法以盡可能地降低內(nèi)生性的擔(dān)憂，并且所有的實證結(jié)果都具有穩(wěn)健性。

表6 加入控制變量后的雙重差分結(jié)果

表7 傾向值匹配后的雙重差分結(jié)果

表8 實驗組與控制組之間的平行趨勢檢驗

表9 傾向值匹配后穩(wěn)健的雙重差分結(jié)果

4 結(jié)論與政策建議

本文研究了ST摘帽對公司價值和股價的影響效應(yīng)。實證結(jié)果顯示，摘帽作為ST公司的利好信號可以為ST股票帶來顯著為正的累計超額收益率。按照股價對摘帽公告的反應(yīng)速度來看，我國的股票市場是一個半強(qiáng)式有效市場，且摘帽能夠被部分知情交易者提前預(yù)期到。此外，ST摘帽事件并不能引起公司價值的顯著變化。這是因為ST摘帽同時顯著地提高了公司的市場價值和賬面價值。

本文的實證結(jié)果表明，即使沒有退市的風(fēng)險，ST公司的股東和管理者也應(yīng)該盡力實現(xiàn)ST的摘帽。因為，對股東而言，ST摘帽可以實現(xiàn)其財富最大化的目標(biāo)；對管理層而言，ST摘帽雖然不能提升公司價值，但也可以實現(xiàn)公司規(guī)模的擴(kuò)張。鑒于摘帽事件的市場收益，我們建議ST公司可以給管理者更多的股權(quán)激勵以盡早實現(xiàn)摘帽的目標(biāo)。

ST戴帽不僅對投資者起到了風(fēng)險預(yù)警的作用，也對ST公司及其管理層起到了改善長期經(jīng)營績效的激勵作用[1]。而ST摘帽的市場反應(yīng)和公司自身狀況的變化也基本符合監(jiān)管部門實施該制度的期望。因此，總體而言，ST制度基本展現(xiàn)出了風(fēng)險預(yù)警和監(jiān)管規(guī)范等作用，是中國證券市場上一次成功的制度創(chuàng)新和一項富有意義的制度改革。