基于限售股减持异常收益的实证检验

袁 力，朱文革

（上海财经大学 金融学院，上海 200433）

基于限售股减持异常收益的实证检验

袁 力，朱文革

（上海财经大学 金融学院，上海 200433）

文章以2006～2009年沪深两市的限售股减持数据为样本，使用事件分析法进行了研究，我们发现减持窗口期的累积异常收益率和异常交易量显著为正，其中减持前90天至后30天CAR均值为11.16%。这表明在减持期间，限售股股东获得了超出市场的收益水平。随后采用多因素回归模型对操纵行为、需求曲线效应和过度反应等特征变量进行了实证检验，结果显示，减持股东对公司价值具有更准确的认识，减持时机的选择非常准确，但并不存在普遍的操纵现象。

限售股；减持；异常收益率

0 引言

按照中国证监会的规定，限售股自改革方案实施之日起12个月内不得上市交易或转让，同时持有股份总数5%以上的原非流通股股东，在以上规定期满后，通过证券交易所出售股份的比例在12个月内不得超过5%，在24个月内不得超过10%。2007至2011年之间，总值15.79万亿的限售股将集中解禁，市场普遍将此视为负面影响，担心限售股东的减持会对股价造成冲击。通过限售股减持期间的市场反应，有助于研究限售股东的异常收益、择时能力、减持意图等相关因素。

本文，首先以2006～2009年市场公布的限售股减持数据作为样本，采用事件研究法，利用事件日前后的累积异常收益率（CAR）和异常交易量，度量市场对减持的反应，我们发现上述变量均显著为正。紧接着分析可能原因并建立假设，比如择时、操纵、需求曲线效应或解禁后股价下跌的过度反应等。随后对以上假设的特征变量进行了多因素回归检验，最后对结果做相应解释并提出政策建议。

1 模型及数据

国内外在研究证券市场时，通常使用超出股票预期收益率的部分作为异常收益率，而计算预期收益率之前，通常先考虑股票相对大盘的波动率和超额收益率，再用超额收益率加上波动率与大盘收益率的乘积表示预期收益。为了对中国证券市场的异常收益率进行研究，我们使用财汇金融分析平台公布的限售股份减持记录和行情数据，并选取窗口期为减持前90天至减持后30天介于分析区间 [2006/5/2，2009/8/10]内的数据，多次减持的股票保留首次记录，去掉停牌等原因造成的异常值后，得到558条减持的数据样本。

通过金融事件研究法，以减持当日为事件时间（t=0），考察减持前90个交易日至后30个交易日，即窗口日[-90,30]1的异常收益（AR）。在计算异常收益率时，采用上证指数作为市场基准，异常收益率的计算公式即

（1）式中 Ri,t为股票 i在窗口日 t（即 t在[-90,30]之间）的收益率，Rm,t为市场在窗口日t的收益率，αi和βi分别为[-240,-91]日内，根据股票的收益率和市场收益率序列计算的线性回归拟合线的截距和斜率。窗口期间t1到t2的累积异常收益率（CAR）为窗口期内每天异常收益率的和，也即

根据 （2）中CAR公式计算后，取平均值并表示在图1中。在减持前约90个交易日，平均CAR逐渐增加至13.55%；在减持日后30天，则逐渐回落。不难发现，CAR的走势以减持发生当天为临界点。之前呈现一个逐渐上升的态势，尤其是在减持前5天，快速上涨。而减持之后则逐渐地缓慢下降。在[-90,30]的整个窗口期来看，最终平均CAR为11.16%。单从超额收益来看，限售股股东无疑具有非常强的择时能力。如果投资者在减持前90天增加仓位，在120天以后将平均获得11.16%的收益水平。虽然部分限售股股东是在解禁后立刻减持，也有一些是在解禁一段时间后才进行减持，但无疑其减持时机把握得相当好。

进一步研究减持样本的CAR序列，表1显示了将减持窗口期拆分为若干区间的情况。在[-90,0]窗口期CAR均值在95%置信水平下显著。 此外在 [-40,-1]、[-40,-1]、[-5,-1]、第-1天和减持当天也在95%下显著，接受CAR均值水平在减持前为正的假设，这表明限售股减持前区间的CAR普遍为正，也与图1中不断上升的走势相符。在减持后[0,30]天均值-1.53%在90%水平下显著，这解释了减持后CAR不断下降的情况。

表1 不同窗口期的异常收益率

此外，我们还对异常交易量进行了考察。选取减持日前180天至减持日前91天（共90个交易日）的平均换手率作为正常交易量，第t日（t取值范围为减持日前90天至减持后30天）的异常交易量公式如（3）所示，其中V(i,t)为股票在交易日t的换手率。

当日交易量与正常交易量的比值，比值越大，则异常交易越明显。剔除窗口时间不在区间内的数据，和[-180,-91]交易日换手率为0的异常数据，得到570个异常收益率数据。取平均值后见图2所示。

我们发现异常交易量在[-90,-5]窗口期内呈现逐步增加趋势，并在[-5,0]快速放大，在减持后8天内又迅速回落。由于限售股的减持后，总体交易量应该较正常交易量持续性放大，如果股价正常波动，出现交易量大幅波动的可能性很小。但图形显示减持后出现异常交易量快速下滑，这与异常收益率的下跌走势一致。由于样本中的限售股减持时间为该次减持结束的时间，而减持行为是在一天或一段时间内逐步完成，因此在减持日之前的异常交易量放大也部分反映了减持股上市流通的效应。

对于减持窗口期CAR显著为正的现象，分析后认为可能是由以下原因导致的：①限售股东的准确择时。这类股东通常为企业管理者或对企业有重要影响的机构，对公司的实际价值的认识远超出普通投资者，因此其能够把握限售股出售的时机。②市场/股价操纵。不排除限售股东通过市场大量买入的手段对股价进行操纵。同样也可以通过操纵企业的利润水平，并在企业盈利（或预期盈利）水平较好时抛售股票，也可以获得较高的收益。③需求曲线效应。需求曲线效应认为减持后股价下跌，这与流通股供给增大导致股价下跌的结论相符，研究解禁市值等变量可以反映这种效应。④解禁后股价下跌的过度反应。

2 实证检验

2.1 假设和模型设置

为了检验以上假设，我们采用多因素回归模型对特征变量来进行分析。举例来说：如果股东选择出售股票的时机，则减持期间获得的CAR较高，股票公司的股价和每股收益往往也较高。市场操纵则可以通过检验减持前/后若干交易日的累积异常交易量等指标来进行反映；同时股票流通市值越大，市场可操纵的程度越小；股票的波动值β值代表了股价的波动性和市场操纵程度等。

因此使用(4)式来检验窗口期CAR的影响因素，bi表示特征变量的系数，也即

选取特征变量的序号、名称、含义、相关系数和回归检验t值详见表2所示。在表达式中，设置变量2是为了检验异常交易量与CAR的关系，变量3检验大盘指数较高时减持是否可以获得较大的累计异常收益，而变量4为减持前一季度的流通股，该值越大，股票被操纵越困难。变量5是股东户数的变化比例，如果限售股东卖出公司股票后，买入的散户越多，股东户数变化比例越大，以此检验是否存在减持前后的市场操纵现象。变量6是前十大股东持股占流通股比例，代表公司被控制的程度，检验是否存在大股东对股价的操纵行为。变量7为减持后当季收益减前一个季度收益，此变量反映减持前后是否存在每股收益的重大变化，以检验减持公司的财务数据被操纵的可能性。变量8为平均市盈率、变量9为平均摊薄每股年收益、变量10为平均调整后每股净资产，均反映了公司的质量，该3个变量描述了公司盈利能力和质量。变量11、12、13为哑变量，控制这些变量是为了描述减持主体和交易方式的特征，以此反映内部人交易的情况。变量14减持股数和15减持数量占流通股百分比是为了表现异常收益率对减持股份数量的关系，并可检验需求曲线效应，即减持期间由于股票供给增加而引起的CAR下降效应。变量16为减持期间股票均价代表了减持的择时能力。变量17贝塔值反映公司股价的波动大小，通常被用于检验被操纵的可能性。

2.2 对择时、操纵、需求曲线效应的解释

检验发现，累计异常交易量、贝塔值与窗口期CAR显著正相关，即有较大异常交易量和股价波动的股票，具有较高的累计异常收益率。股价波动率贝塔值通常也代表公司透明度的变量，检验结果表明市场在减持前，交易量异常放大时买入该类波动性较大的股票，获取的异常收益率较高。但仅靠贝塔值和累计交易量来判断股票存在操纵并不恰当，因为股价的上升往往同时伴随着异常交易量的放大。

减持股数和其占流通股百分比则并不显著。有国外研究发现在公告日附近，内部人交易所获得的异常回报与其出售的交易数量有关。通常在减持期间，市场并不知道减持情况的发生，因此没有检验出减持股份数量与CAR明显相关的情况。在减持过程中交易量异常放大导致市场怀疑有减持，而市场效应取决于减持是出于流动性需要还是对公司未来的不好预期。另外，从减持期间上市流通的股票数量与CAR相关性不显著来看，也不支持减持股流通后需求曲线负效应假说。

表2 回归变量表

与CAR显著负相关的变量是平均市盈率，正相关的变量16减持期间平均股价显示，价格较高的股票可获得较大的累计异常收益率，而市盈率较高的股票往往被认为是高估，则易遭抛售或不易吸引买入者，CAR较低。同时变量9平均年收益、变量10每股净资产却不显著，这说明公司质量好坏对减持窗口期的累计超额收益线性关系不显著，这说明股东减持股票时股价较高，但并未考虑公司的长期盈利能力，仅出于短期的流动性需要进行减持。

大盘收盘指数与CAR无显著关系表明，在大盘高位减持与在大盘低位减持所获得的CAR无明显差异，因此没有发现与大盘指数存在相关性。通常股东首次减持时期望获得高的收益率，因此选择所持有个股股价较高的时机，但其却无法准确选择在大盘的高位进行减持，这也表明限售股股东减持时没有能力对大盘指数进行准确择时。

股东户数变化比例证明，CAR高的股票在减持前后不存在显著的股东比例变化。变量6前十大股东持股占流通股比例表明，控股比例高低与CAR无明显关系，这表明与受到高控股的公司受内部人操纵的假说并不成立。另外，收益变化的变量与CAR也无明显关系，这不支持减持前后财务数据出现显著变化的操纵假设。

减持主体的特性变量11、12以及交易特征变量13均不显著，说明个人股东减持与高管减持、或是否通过大宗交易进行减持对CAR也没有明显的影响。

2.3 对过度反应的检验

廖理等（2008）发现解禁窗口期[-120,20]CAR均值为-13%。由于解禁与减持不一定同时发生，这使人怀疑限售股在解禁时股价超跌，而在随后的修正中发生反方向变化，即存在过度反应的问题。因此我们选取解禁日前后[-120,20]天计算其解禁窗口期的CAR，对其序列分组后，取CAR前20%和后20%分别作为赢家和输家组。与其减持窗口期CAR赢家、输家组（前、后20%）进行对比。对所有解禁、减持窗口期的数据进行回归后，发现并不显著（t=-1.267）。分赢家、输家组后回归t值分别为0.74与0.76，也不显著。同时发现，解禁时的窗口期CAR均值为0.845%，并不显著异于0（t=1.667）。由此可见，不存在解禁后股价过度下跌导致减持期间股价出现正向修正的问题。

3 结论

本文以2006～2009年沪深两市的限售股减持数据为样本出发，使用事件分析法进行了研究，我们发现减持前90天至后30天CAR的均值为11.16%，减持当日至其后30天的CAR平均为-1.53%，同时窗口期内伴随着放大的异常交易量。

对能解释以上CAR现象的原因选取变量并进行实证分析后发现，累计异常交易量、贝塔值和股价较高的股票在窗口期有较高的CAR，这支持限售股东首次减持对股价进行择时的假说，但其对大盘指数并不能做出准确判断。同时流通股规模、股东户数变化比例、前十大股东持股比例、减持前后收益变化等反映各类操纵的变量均不显著，证明减持前后不存在普遍的内部人操纵现象。此外，平均每股收益、每股净资产反映公司质量的指标均不显著，证明CAR与公司长期质量无关。但结果显示CAR与减持时股价相关，这也反映出减持行为是出于对流动性的需求。反应减持主体特征和交易特征的变量，减持股份数量、股份占流通股百分比的t指均不显著，这些都不支持内部人出售存在较高异常收益率的假说，也排除了需求曲线效应。最后，我们将减持窗口期与解禁期数据分组检验，发现结果并不显著，因此认为减持期的CAR是解禁期过度反应的修正也不能成立。

通过对A股市场限售股减持期间的变量检验，我们发现限售股股东之所以获得超出市场的收益水平，在于其准确地把握了股价高的时机进行减持，这也表明，减持股东对公司价值具有更准确的认识。回归结果中，代表股市操纵的变量不显著，这表明中国股票市场是公平的，不存在普遍的市场操纵现象。此外，限售股股东并不关注企业的长期质量，这支持其减持主要是为了满足流动性需求的观点。但对于二级市场的投资者来说，盈利状况较好、市盈率较低的股票对投资者来说仍是一个好的选择。

[1]廖理，刘碧波，郦金梁.道德风险、信息发现与市场有效性—来自于股权分置改革的证据[J].金融研究，2008，(334).

[2]王汀汀.内部人出售：流动性需要还是信号发送—基于限售股减持的实证[C].中国数量经济学会2009年（深圳）年会会议论文，第五组.

[3]晏艳阳，赵大玮.我国股权分置改革中内幕交易的实证研究[J].金融研究，2006，(4).

[4]曾庆生.公司内部人具有交易时机的选择能力吗？—来自中国上市公司内部人卖出股票的证据[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年国家社会科学基金资助重大项目（08&ZD036）

袁 力（1981-），男，四川攀枝花人，博士研究生，研究方向：精算和保险经济学。朱文革（1968-），男，上海人，教授，研究方向：精算和保险经济学。

（责任编辑/易永生）