大股东增持动机及信号效应研究

方先明,孙瑾瑜

(南京大学商学院，江苏南京210093)

一、引言

2015年6月15日，在产业结构调整、人民币贬值预期增强以及场外配资受到严格监管等多方面因素的共同作用下，中国股市经历了疯狂暴涨后的骤然下降。短短数周内，上证指数从5166.35点回落至3373.54点，累计跌幅34.7%，盘内数次千股跌停，恐慌情绪蔓延。此后，中国股市陷入漫长的熊市调整期，与快速增长的经济形势背道而驰，中国股市的价值被严重低估。实践中，面对诸如此类外部因素或突发因素造成的价格信号混乱状况，上市公司大股东常常通过增持股份来稳定市场情绪。为应对此番股市暴跌，引导上市公司自主救市，中国证监会出台了一系列新规，其中包括对大股东及董监高增持“松绑”，如取消12个月内2%的增持上限、免去事前报批等；同时对大股东及董监高减持“加压”，如锁定期安排、后续减持比例限制等。在市场环境和政策指引下，2018年以来累计约500家公司大股东、董监高相继发布了增持公告，而增持方式也花样百出，除买断式增持、互换式增持、融资式增持以外，号召员工持股的“兜底式增持”也重现升级。与此同时，多家公司在增持公告中表示，大股东增持目的是基于对公司未来持续稳定发展的信心，且近期公司股价出现非理性下跌，增持股票有利于提振投资者信心、稳定公司股价。在大股东增持计划公告日前后，近六成股价反应立竿见影，如华胜天成(600410.SH)、兰石重装(603169.SH)、中珠控股(600568.SH)等连续涨停，更有甚者，金贵银业(002716.SZ)增持后1年累计涨幅167.92%。然而，作为突发事件的紧急应对措施，大股东增持往往基于股价低估、救市护盘、内幕消息、利益输送等多种隐含动机，比如，凭借对公司盈余管理的控制权，大股东利用增持股份寻机实施机会主义行为。这样不仅会侵蚀中小股东的利益、误导外部投资者决策，而且会造成公司声誉受损、资本配置扭曲、后续融资能力下降等等。因此，大股东宣告增持传递出的信号对股价的作用方向并不总是很确定。上市公司股价可能不为所动反而下跌，如力帆股份(601777.SH)、诺德股份(600110.SH)和城市传媒(600229.SH)等在大股东宣告增持后股价分别下跌1.6%、2.34%和1.44%，更有德美化工(002054.SZ)连续7个交易日跌停。那么，在信息不对称、配置高杠杆、短期套利驱动叠加股市低迷信心涣散的背景下，大股东增持能否撼动处于下跌通道的股价并彻底改变其运行轨迹？投资者能否利用股东权利、股份变动、股票估值、股权结构等公开信息判断大股东增持是“作秀”还是价值回归从而作出正确的投资决策？市场对大股东增持和减持是否存在过度反应或反应不足？对于这些问题的研究，有助于投资者充分解读已披露的公司信息，重新审视大股东增持传递的信号，从短期套利的预期投资向长期良性的价值投资过渡；警示上市公司端正增持动机，摒弃机会主义行为，避免扭曲的增持信号侵蚀中小股东的利益、误导投资者的决策。

本文的主要贡献在于：一、在信号传递假说的基础上构建较为完善的理论框架，归纳大股东增持向市场传递的可能讯息，并从公司绩效层面的投机性动机、再融资需求的择时动机、基于股票市场层面的信号传递动机三个角度全面剖析了大股东增持股票的经济动机，从而挖掘出影响投资者反应的关键因素；二、将股东权利、股份变动、股票估值和股权结构等能够反映大股东增持动机的因素纳入研究框架，提出相关研究假设，并以此为依据将样本股票分组，构建符合中国股市特征的ARMA(2,2)-EGARCH(1,1)模型拟合样本股票的收益，该模型可以解决股市尖峰肥尾分布特征和ARCH效应等问题，同时便于考量股市反应的对称性和杠杆效应，采用事件研究法对各组研究假设逐一检验；三、将大股东减持事件作为对照组引入研究，由于二者是大股东变动持股的两个相反方向的操作，对比研究二者间的共性和差异对理解大股东增持动机及信号效应更有益；四、稳健性检验部分有别于其他文献常采用更换窗口期的方法，而是对窗口期内股票的超常收益构建多元回归模型，在将反映股东权利、股份变动、股票估值和股权结构的指标作为解释变量的同时加入多种公司价值层面控制变量，可能对研究结果稳健性的验证更加具有说服力。

二、文献回顾

信号的传递是指具有信息优势的一方(通常是掌握私人信息的一方)采取某种行动向信息的劣势方(通常是掌握公共信息的一方)发送相关信号，用以改善信息不对称造成的“逆向选择”问题。信号传递理论应用于公司管理领域，公司的经营者掌握公司未来现金流、投资机会、盈利水平等信息，能准确判断公司的真实价值，而市场的投资者却无法掌握这方面的信息，因此公司的经营者常通过资产负债率、股东持股比例等财务指标来传达公司的良好信息[1-3]，或者采取宣告股利政策、股票回购、股份禁售期等行动向市场传递公司管理层关于公司未来前景的新信息[4-5]。大股东增持股份客观上强化了股权集中，并且维持股权结构处于最优水平，通过激励效应和隧道效应影响公司价值[6-8]。大股东增持行为一方面通过增持股份向市场传递公司所在板块及整个行业成长前景或估值方面的优势，另一方面向市场传递本公司相对于行业内其他公司的独特前景和成长优势，即向市场和其他同业公司传递其在产品市场的竞争策略信息[9-11]。对欧洲股票市场的实证研究表明，相较于公司股利政策，外部投资者对公司内部人交易的信号效应更为敏感[12]。大股东增持还传递了股票价值被低估的信号，实证研究表明大股东净买入率与反映公司成长性的托宾Q值显著正相关，与公司错误定价显著负相关，在大股东增持公告后，公司的股价和经营业绩都有大幅提升[13-15]。

大股东、高管等公司内部人增持股份的经济动机有：一是基于公司绩效层面的投机性动机。有效市场理论(Efficient Market Theory)和诸多实证研究表明，无论发达国家抑或发展中国家，金融市场均未达到强式有效市场层面，即内部人尚可以利用独家或优先掌握的非公开信息来获取超常收益，达到投机目的。考察内部人增持股票后的公司业绩，占比约60%的公司半年后业绩将跑赢大盘；相反，可以内部人减持股票后公司股价下降的概率约64%[16]。同时，内部人通过增持股票平均可获得8%的超常收益，且持续期长达11个月，1年后仍可维持4.8%左右[17-19]。此外，不管内部人增持公司股票还是减持公司股票，都会给内部人带来超常收益[20]。二是基于公司再融资需求的择时动机。根据市场择时理论(Market Timing Theory)，内部人偏好逆市交易，即在股价上涨交易活跃时进行股权融资，而在股价走弱交易疲软时进行回购增持[21-23]，且研究发现内部人交易对公司未来股票收益的预测能力要显著强于简单的反转交易策略[24]。市场时机对公司资本结构具有显著的影响，公司一般选择在股票市场行情上涨阶段实施增发，而股票被低估的公司倾向于延迟增发。直到股价上涨到适当水平。因此公司存在着最佳融资时机(Timing)和融资机会窗口(Window of Opportunity)，实证研究表明在盈余公告之前两年内部人就能预知未来现金流，并利用外部投资者的错误定价采取具有优势的交易策略，而公司的资本结构就是历次市场择时行为的累计结果[25-28]。而在英国被授予股票期权的上市公司可以凭借提前知晓内幕消息的优势来选择买入卖出股票的时机，在获取超常收益的同时推高股价[29]。三是基于股票市场层面的信号传递动机。市场非有效和信息不对称使得市场对公司价值的解读与公司的内在价值存在认知偏差成为一种常态，而当公司未来现金流、盈利能力和投资机会等利好消息公告受限时，公司内部人可通过增持、减持等行为向市场间接传递看好公司发展前景的信息，用以纠正偏差[30]。与公司股票回购不同，大股东增持不会导致公司股本缩水，因而不存在管理层承认公司缺乏高收益投资项目的利空信号，相反，还会向市场传递对公司未来发展的信心。总体而言，国内外研究表明隧道效应、激励效应、市场择时理论、信号传递假说、自由现金流假说、财务杠杆假说、反收购假说、管理层激励假说等均能一定程度上解释大股东增持股份的动机，而其中信号传递假说对股票增持的动机最具说服力[31-32]。

根据信号传递假说，上市公司大股东的股份增持行为将向外部投资者传递一个明显的信号，反映出公司的经营状况、财务状况以及未来成长性等信息，使投资者意识到大股东股份增持时公司的股票价格与其内在价值存在背离。内部人员增减持往往与公司盈利预测节拍一致，当发布坏的盈余预测时，内部人员接下来的动作将是卖出股票[33]。新信息的披露是影响投资者对公司价值判断从而作出投资决策的重要解释因素，例如市场投资者常把较高的资产负债率当成是公司高质量的一个表现，因为质量较低的公司无法效仿高质量公司获得低成本的债权融资。实证表明我国上市公司高管和大股东的增持行为均存在显著的信号传递效应和隧道效应，且大股东利用信息程度要优于高管，因而大股东增持比高管增持带来的股市正向异常收益更大，其中以高增持比例的大股东为最，且在大股东和高管增持的公告日当天和前一天超常收益达到最大[34-36]。外部投资者与内部人员信息不对称程度越高、内部人员职位越高、则信息优势更加凸显，从而获利能力越高[37-38]。短期内，投资者更倾向于惯性投资策略而不是反转投资策略，在牛市中投资者追随大宗交易纷纷买入，导致牛市中超常收益上升高于熊市中超常收益上升；在熊市中投资者追随大宗交易纷纷卖出，导致熊市中超常收益下降高于牛市中超常收益下降[39]。实证研究表明2008—2010年间我国发生的大股东增持行为在公告日前后的累计异常报酬率为3.21%，并且持续性比较强，且在区分不同市场环境下，大股东增持在牛市中比在熊市中的市场反应更为强烈[40]。除此之外，国内外学者主要从公司性质、股东性质、股权集中度、增持比例、公司规模、市场行情等角度对影响大股东增持市场效应的因素进行了更深入的探究[41-43]。

从现有研究成果来看，国外对上市公司回购及定向增发引起股市反应的研究形成了较成熟的体系，而对上市公司大股东增持的信号传递效应则较少涉及。国内的研究虽已关注到大股东增持引起的股市异常，但大多基于股权分置改革和“大小非”解禁的特殊背景，且更侧重于大股东增持的政治动机以及国有股东与非国有股东增持的效果差异，缺少结合市场时机和公司特征对大股东增持信号效应的多角度分析；同时对创业板市场的专题研究颇多，而对主板市场的研究略少。当前，在沉浸于悲观情绪中的熊市背景下，叠加信息披露机制漏洞和投资者短期套利心理，大股东增持动机愈加复杂，传递出的信号常被市场误解扭曲，反映在股价中表现为大幅涨跌、反应滞后与反复和股价波动非对称性等。因此，本文基于中国沪深A股上市公司样本分析大股东增持动机及其传递出的信号效应。

三、理论分析及研究假设

股权质押是指股东将所持股份作为质押标的出质给他人以换取流动资金的行为。设置质押负担后，股东在所有权范围内的部分权利受到限制，如分红派息、再融资权利，且存在股权被冻结或丧失的风险。一方面，大股东出质股权向市场传递其资金链紧张、融资能力有限的信号[44]；另一方面，股权质押相当于股东变相收回投资，并且要付出牺牲股权孳息的较高代价，股东与公司之间的利益联合效应和股权激励效应被弱化[45]。大股东是公司内部人中最有动机降低股价崩盘风险的，他们有能力利用信息优势和控制权实施包括盈余管理和信息披露操纵在内的市值管理[46]。此外，股权出质的大股东更可能利用占款行为对公司实施掏空，侵占公司资源，削弱其后期融资能力，对公司价值造成损害[47]。当股价下挫紧逼警戒线和平仓线时，为了不被强制平仓而丧失控制权，出质股权的大股东最常用也是最快速的自救方法就是组织资金增持股份来拉升股价从而解套。因此，股权存在质押的大股东实施增持行为，往往是出于化解自身危机的目的，不能代表其对公司价值的态度。与此相反，股权不存在质押的大股东不用承担爆仓风险，与公司之间也不存在利益冲突的动机，他们利用信息优势增持股份往往预示公司未来有重大利好。由此本文提出研究假设一：

研究假设一：在增持大股东股权不存在质押的情形下，窗口期内累计超常收益上升幅度大于增持大股东股权存在质押的情形。

根据信号传递效应理论，信号传递的有效性取决于信号成本。大股东增持比例越高，信号成本越高，发送信号行为越不容易被模仿，向市场传递信心的成功概率越高[48-49]。大股东作出增持承诺除了表明对公司未来发展前景的信心以外，还展示了其雄厚的经济实力和融资能力；而大股东作出的增持承诺越严格，说明其对公司未来发展前景的信心越强，股东越有可能获得更高收益，公司在增持窗口期间的市场表现将越好[50]。大股东的增持行为与公司的财务状况有密切关系，大股东增持比例越高，意味着公司业绩越好[51]。大股东增持股份改变了原有的供需状态，股票市场需求上升、供给不足，引起股价上涨，且增持股份规模越大，增持效应越明显，股价短期内上升幅度越大。由此本文提出研究假说二：

研究假设二：在大股东增持比例较大的情形下窗口期内累计超常收益上升幅度大于大股东增持比例较小的情形。

在我国股市一度低迷的背景下，不少股票市场价格大幅下跌，已严重偏离真实价值。根据市场择时理论(Market Timing Hypothesis)，大股东作为信息优势的内部人，最了解股价被低估程度，并有动机在股价最低位“抄底”增持，从而获取最大化的资本利得[52]。同时，大股东作为公司业绩的利益相关者，为避免股价过度缩水影响后期融资能力，在股价被低估时增持可以适时向市场传递公司价值的信号[53]。因此，股票价格被市场低估程度越高，大股东增持的动机越强。市盈率是每股股价与每股收益之比，常作为衡量股票估值水平的指标，市盈率较低意味着股票价格相对于收益处于较低水平。一般认为市盈率越低，股票投资价值越凸显，即股价具有增长潜力。股票价格变动本质上是市场根据新信息对股票进行重新估值的过程，当增持前股价被低估的程度越高，市场收到大股东发出的增持信号后股价触底反弹的概率越大。由此提出研究假设三：

研究假设三：增持前市盈率较低的公司在窗口期内累计超常收益上升幅度大于增持前市盈率较高的公司。

员工持股计划(Employee Stock Ownership Plans, ESOP)是一种公司内部员工通过持有本公司股票的方式分享公司所有权、参与分配公司利润的机制。实施员工持股有助于降低代理成本、改善激励机制，同时也向市场释放了内部员工对公司发展的强烈信心。员工持股计划涉及的持股比例每提高10%可以使得公司相对行业平均水平的每股收益提升4.3%，总资产回报率提升0.74%[54]。由于员工持股计划的资金成本较高，且员工覆盖面广，对公司远期发展及资本运作提供较强的内在动力，员工持股公司的大股东增持也更可能得到公司员工的响应，从而较容易提振股价。此外，在实施员工持股计划的公司，大股东出于鼓励员工持股和维护盘中稳定目的常作出附加承诺：股价上涨，收益归持股员工；股价下跌，亏损由大股东通过增持来补偿。相对于员工无持股公司，大股东压力更大，增持附加承诺更重，具有显著的信号传递效应，且该信号为利好消息[50]。由此本文提出研究假说四：

研究假设四：员工有持股的公司在增持窗口期内累计超常收益上升幅度大于员工无持股的公司。

行为金融学认为在心理情绪和外部环境的影响下，人们对新信息有时会过度反应，有时会反应不足。尤其当人们在面对损失和收益的不确定性时具有非常迥异的风险偏好，即投资者面临收益的不确定时，表现为风险厌恶；而在面临损失的不确定性时，则表现为风险偏好[55-56]。利空消息引起的股价下跌是信息本身造成的股价下跌与杠杆效应引发的波动反馈效应导致的股价下跌两部分组成，其中杠杆效应是由指利空消息引起的股价下跌会降低公司的财务杠杆率，放大股价的预期波动率，波动反馈效应是指预期波动率的上升将会提高市场的期望回报，股价收益进一步偏离期望回报，投资者的看跌反应更甚[57-58]。此外，中国股市交易机制对股票卖空的限制，阻碍了信息披露前股价对利空消息的调整。市场对利好收益的反应持续时间短，而对利空收益的反应持续时间则较长，表明中国股票市场对利好消息的反应较利空消息的反应更为快速[59]。由此本文提出研究假设五：

研究假设五：大股东增持引起股价波动的幅度小于大股东减持引起股价波动的幅度。

四、数据来源与研究方法

(一)数据来源

研究过程中，本文将2015年7月9日至2018年1月23日发生的中国沪市和深市A股上市公司中持股5%以上的股东在二级市场上增、减持公司股份的事件作为研究样本。其中，将2015年7月9日确定为样本起始时点的依据是，证监会于2015年7月8日正式下发《关于上市公司大股东及董事、监事、高级管理人员增持本公司股票相关事项的通知》进一步松绑对连续10个交易日内股价累计跌幅超过30%的上市公司以及拥有股份达到或超过已发行股份30%的股东增持上市公司股份的限制，即日实施后大股东增持事件数量激增，对投资者情绪和股市行情造成不容忽视的影响；而2018年1月23日是进行研究时所能获得的最新数据。研究所需的关于大股东增、减持计划及进程的公司公告、股票交易数据以及公司财务数据等均来源于Wind数据库，数据处理和实证检验主要借助Matlab 2014a和StataMP 14。

为保证数据的可获得性以及研究的纯粹度，本文对目标样本按下列原则进行甄别和筛选：

(1)剔除首次披露增持公告时被ST和*ST的样本[注]被ST和*ST的上市公司采取特殊的涨跌停板限制，大多处于停盘状态，股票价格无法反映实际价值。；

(2)剔除金融保险类上市公司的样本[注]因为金融保险类上市公司的经营对象、资本结构和会计处理具有特殊性。；

(3)剔除增持公告窗口期有其他重大事件发生的样本；

(4)剔除增持公告窗口期因临时停牌或其他原因缺失数据的样本；

(5)对于同一股东在一个交易日内既有增持又有减持的样本予以剔除，对同一股东在一个月内多次增持的数据予以合并。

出于研究目的，并为与研究假设相对应，本文结合公司特征和大股东股份变动信息对样本作出以下分组：

(1)按照股东权利分组，根据大股东实施增、减持行为之前是否已将所持股份出质分为股权不存在质押组和股权存在质押组；

(2)按照股份变动分组，根据大股东增、减持股份数占公司总股本的比例分为变动大于1%组和变动小于1%组；

(3)按照股票估值分组，根据大股东实施增、减持行为之前公司市盈率(每股股价/每股收益)与样本均值作比较的结果分为低市盈率组和高市盈率组；

(4)按照股权结构分组，根据公司员工是否持股分为员工有持股组和员工无持股组。

综上，得到符合要求的大股东增持事件样本共679例，大股东减持事件样本共164例，具体见表1。

表1 研究样本统计

如表1所示，股东权利方面，股权不存在质押和存在质押的大股东增持的发生频数无明显差异，而股权存在质押的大股东宣告减持远少于股权不存在质押的大股东，表明股权存在质押的大股东更愿意增持，而慎于减持；股份变动方面，大股东增持事件中拟增持股份占总股本份额小于1%的远多于大于1%的，而大股东减持事件中恰好相反，表明大部分大股东增持时决心不足，而减持时较为坚定；股票估值方面，低市盈率的公司大股东增持的频数是高市盈率公司的2倍有余，而大股东减持的频数大致相当，表明股价被低估的公司大股东增持的可能性更大，股价被高估的公司大股东并没有明显的减持意向；股权结构方面，90%以上大股东实施增、减持计划的公司都不存在员工持股，表明员工持股的公司大股东在作出增、减持决策时更加谨慎。总体而言，相较于减持，大股东增持行为更为频繁，多集中在市盈率较低和无员工持股的上市公司，且拟增持比例小于1%。

(二)实证模型与研究方法

根据Markowitz提出的均值—方差理论，风险资产的投资价值主要体现在预期收益和风险两个维度上，其中预期收益用收益均值衡量，风险用收益方差衡量。在收益均值方面，由于股票收益遵循随机游走过程，Box和Jenkins提出的ARMA模型能够利用平稳时间序列的自相关性和序列相关性来预测短期股价走势，特别在有效性较弱的市场如中国股市的预测性更好[60]。在收益方差方面，由于实践中股票高频日收益的分布与正态分布有所差异，主要体现在具有明显的“尖峰肥尾”特征上，尤其在受到事件冲击时股价波动会被放大，出现离群值的概率更高，学理上称为波动集聚(ARCH效应)。考虑到上述现象，Bollerslev 改进以正态分布为前提的传统模型并提出GARCH模型，其优良的方差时变性和处理厚尾的能力能更好地拟合股票市场[61]。此后，为改善GARCH模型条件方差方程中对称度量正、负冲击影响的问题，Nelson将度量收益波动非对称性的控制因素纳入条件方差方程中，形成EGARCH模型[62]。综上，研究采用ARMA(p,q)-EGARCH(m,n)模型来拟合股票收益，具体形式如下：

(1)

(2)

研究过程中采用事件研究法检验假设一至假设五，具体步骤如下：

首先定义事件为大股东增持公司股份，其次确定考察其对股票收益产生影响的“窗口期”以及用于估计模型参数的“估计期”。考虑到信息提前泄露和股市滞后反应，结合中国股市背景和现有研究成果，确定研究的事件窗口如图1所示。

图1 事件窗口示意图

根据图1，以公司首次发布大股东拟计划增、减持公司股份的公告日为基准，将公告之前5个交易日到之后20个交易日(t∈[-5,20])作为事件的窗口期，将公告之前150个交易日到窗口期(t∈[-150,-5))共计145个交易日作为事件的估计期。

根据(1)式和(2)式，对估计期内样本股票的日收益进行计量回归，得到模型中各系数的估计值，并据此预测事件窗口期内样本股票的正常收益E(Rit)。将正常收益E(Rit)与实际市场收益Rit做比较，它们之间的差额称为样本股票在事件窗口期的超常收益ARit。同时，根据(1)式和(2)式，对窗口期内样本股票的日收益进行计量回归，得到模型中杠杆系数λi的估计值。

ARit=Rit-E(Rit)

(3)

事件窗口期第t日所有样本股票的平均超常收益AARt。

(4)

计算第i只股票从公告日到第T日的累计超常收益CARit，以及从公告日到第T日所有样本股票的平均累计超常收益CAARt。

(5)

(6)

构造T统计量TAARt、TCAARt和Tλi，分别进行T检验以证实或证伪根据理论分析提出的研究假设。

(7)

(8)

(9)

对于研究假设一，原假设为股权不存在质押组与股权存在质押组之间的差异TAARt≤0和TCAARt≤0；对于研究假设二，原假设为股份变动大于1%组与股份变动小于1%组之间的差异TAARt≤0和TCAARt≤0；对于研究假设三，原假设为高市盈率组与低市盈率组之间的差异TAARt≤0和TCAARt≤0；对于研究假设四，原假设为员工有持股组与员工无持股组之间的差异TAARt≤0和TCAARt≤0；对于研究假设五，原假设为Tλi≥0。以上原假设如果在1%显著性水平下被拒绝，则研究假设被证实，否则无法证实或证伪。

(三)模型适用性检验

根据上述分析，已确定实证模型采用ARMA(p,q)-EGARCH(m,n)形式，还需要进一步确定适用于中国股市的模型参数p、q、m和n。由于样本股票均来自中国沪市和深市，通过考察上证综指和深证成指可以探知中国股市的基本特征。首先分析指数收益的自相关系数(AC)和偏自相关系数(PAC)，结果如图2至图5所示。

图2 上证综指日收益的自相关系数(AC)

图3 上证综指日收益的偏自相关系数(PAC)

图4 深证成指日收益的自相关系数(AC)

图5 深证成指日收益的偏自相关系数(PAC)

图2至图5反映出上证综指和深证成指的日收益序列的自相关系数和偏自相关系数具有拖尾特征，初步拟定模型参数为p=2、q=2、m=1、n=1。进一步对ARMA(2,2)-EGARCH(1,1)模型进行适用性检验，考察(1)式和(2)式中各系数的显著性检验结果，并根据AIC准则和SC准则评价模型整体的拟合度，结果如表2所示。

从表2可以看出ARMA(2,2)-EGARCH(1,1)模型下各变量系数基本通过显著性检验，且AIC统计量和SC统计量达到最小值[注]在AIC准则和SC准则下，上证综指对应ARMA(1,1)-EGARCH(1, 1)模型的统计量分别为3.0931和3.1300；ARMA(2,2)-EGARCH(1,2)模型的统计量分别为3.0954和3.1509，ARMA(2,2)-EGARCH(2,1)模型的统计量分别为3.1035和3.1651；深证成指对应ARMA(1,1)-EGARCH(1,1)模型的统计量分别为3.6335和3.6705；ARMA(2,2)-EGARCH(1,2)模型的统计量分别为3.6328和3.6542，ARMA(2,2)-EGARCH(2,1)模型的统计量分别为3.5979和3.6595。，证实了ARMA(2,2)-EGARCH(1,1)模型对我国沪市和深市股票具有较强的解释力。

五、检验结果

对各分组在事件窗口期内单日平均超常收益统计量TAARt、累计平均超常收益统计量TCAARt以及杠杆系数统计量Tλi进行检验的结果如表3所示。

表2 ARMA(2,2)-EGARCH(1,1)模型拟合结果

表3 大股东增、减持窗口期内(累计)平均超常收益及杠杆系数检验结果

根据表3中大股东增、减持事件样本下各组的统计量及两两间差异的统计量和杠杆系数统计量的检验结果，可对研究假设作出初步判断。

股东权利各组中，当大股东增持时，股权不存在质押组的超常收益显著为正，股权存在质押组的超常收益显著为负；当大股东减持时，无论股权是否存在质押，超常收益均显著为负，但股权不存在质押组的超常收益仍显著低于股权存在质押组。在股权存在质押组中，大股东增持带来的超常收益显著低于其减持带来的超常收益；在股权不存在质押组中，大股东增持带来的超常收益显著高于其减持带来的超常收益。综上，研究假设一被证实。

股份变动各组中，当大股东增持时，变动大于1%组的超常收益显著为正，变动小于1%组的超常收益显著为负；当大股东减持时，无论变动多少，超常收益均显著为负，但变动大于1%组的超常收益显著低于变动小于1%组。在变动大于1%组中，大股东增持带来的超常收益显著高于其减持带来的超常收益；在变动小于1%组中，大股东增持带来的超常收益显著低于其减持带来的超常收益。综上，研究假设二被证实。

股票估值各组中，当大股东增持时，低市盈率组的超常收益未通过显著性检验，高市盈率组的超常收益显著为负，且低市盈率组的超常收益显著高于高市盈率组；当大股东减持时，无论市盈率高低，超常收益均显著为负，且两组间差距并不明显。在低市盈率组中，大股东增持带来的超常收益显著高于其减持带来的超常收益；在高市盈率组中，大股东增持和减持带来的超常收益之间无明显差异。综上，研究假设三被证实。

股权结构各组中，当大股东增持时，员工有持股组的超常收益显著为正，员工无持股组的超常收益显著为负；当大股东减持时，无论员工是否有持股，超常收益均显著为负，但员工有持股组的超常收益仍显著低于员工无持股组。在员工有持股组中，大股东增持带来的超常收益显著高于其减持带来的超常收益；在员工无持股组中，大股东增持和减持带来的超常收益之间无明显差异。综上，研究假设四被证实。

杠杆效应检验结果中，大股东增持事件的杠杆系数统计量未通过显著性检验，说明大股东增持引起的股价波动并没有明显偏离正常值，不存在过度反应的现象；而大股东减持事件的杠杆系数统计量在5%显著性水平下检验为负，说明大股东减持引起的股价向下波动幅度被放大。综上，研究假设五被证实。

进一步考察在公司首次发布大股东增、减持公告前后股票超常收益的变动过程，图6至图13以柱形堆积图和折线图分别描述了股票单日平均超常收益AARt和累计平均超常收益CAARt；另外，图14和图15以频率分布直方图描述了杠杆系数λi，考察大股东增持和减持事件引起股价波动的杠杆效应。

图6 股权不存在质押组AAR和CAAR的变动过程

图7 股权存在质押组AAR和CAAR的变动过程

根据图6，股权不存在质押组的样本股票从大股东增持公告前2日起单日超常收益几乎均为正，在公告当日和后1日单日超常收益最高为3.99%和4.11%；而大股东减持消息公布前后累计超常收益一直处于平稳下降的趋势。总体而言，在大股东股权不存在质押的情形下，窗口期内大股东增持带来的累计超常收益从-8.46%上升到10.43%，大股东减持带来的累计超常收益从-2.15%下降到-13.49%，两者间超常收益的差距随时间推移逐渐扩大。

根据图7，股权存在质押组的样本股票只有在公司首次发布大股东增持公告当日和后2日的单日超常收益为正，其余时间段的单日超常收益均在零点附近小幅波动，甚至在公告后第10日开始出现收益大幅下降的趋势；而大股东减持消息公布前后累计超常收益一直处于平稳下降的趋势。总体而言，在大股东股权存在质押的情形下，大股东增持比减持带来的超常收益下降幅度更大，前者最低达-25.59%，而后者最低达-14.88%，因此，大股东股权存在质押时宣告增持传递出的信号会让市场作出看空反应。

对比图6和图7，发现当大股东增持时，股权不存在质押的大股东比股权存在质押的大股东增持向市场传递出更有利的信息，对股价有明显的提振作用。而当大股东减持时，市场反应并没有因为大股东股权是否出质而有所差异，均在公告后第20日下降到-15%左右。

图8 变动大于1%组AAR和CAAR的变动过程

图9 变动小于1%组AAR和CAAR的变动过程

根据图8，变动大于1%组的样本股票在大股东增持公告前1日起单日超常收益几乎均为正，在公告当日和后1日单日超常收益最高为3.80%和3.45%；而大股东减持消息公布前后累计超常收益一直处于平稳下降的趋势。总体而言，在大股东持股变动大于1%的情形下，窗口期内大股东增持带来的累计超常收益从-4.49%上升到15.96%，大股东减持带来的累计超常收益从-3.35%下降到-14.66%，两者间超常收益的差距随时间推移逐渐扩大。

根据图9，变动小于1%组的样本股票只有在公司发布大股东增持公告当日和后2日的单日超常收益为正，其余时间段的单日超常收益均在零点附近小幅波动，甚至在公告后第9日开始出现收益大幅下降的趋势；而大股东减持消息公布前后累计超常收益一直处于波动下降的趋势。总体而言，在大股东持股变动小于1%的情形下，大股东增持公告比减持公告带来的超常收益下降幅度更大，前者最低达-21.14%，而后者最低达-11.27%，因此，大股东持股变动小于1%时宣告增持传递出的信号会让市场作出看空反应。

对比图8和图9，发现当大股东增持时，股份变动大于1%时比变动小于1%时向市场传递出更有利的信息，对股价有明显的提振作用。而当大股东减持时，股份变动大于1%时比变动小于1%时传递出更不利的信息，前者下降到-14.66%，后者下降到-11.27%。

根据图10，低市盈率组的样本股票在大股东增持公告前1日起单日超常收益几乎均为正，在公告当日、后1日和后2日单日超常收益最高为3.27%、4.18%和2.19%；而大股东减持消息公布前后累计超常收益一直处于平稳下降的趋势。总体而言，对于股票估值较低的公司，窗口期内大股东增持带来的累计超常收益从-10.41%上升到6.92%，大股东减持带来的累计超常收益从-3.20%下降到-14.58%，两者间超常收益的差异随时间推移逐渐扩大。

图10 低市盈率组AAR和CAAR的变动过程

图11 高市盈率组AAR和CAAR的变动过程

根据图11，高市盈率组的样本股票只有在公司发布大股东增持公告当日和后2日的单日超常收益为正，其余时间段的单日超常收益均在零点附近小幅波动，甚至在公告后10日开始出现收益大幅下降的趋势；而大股东减持消息公布前后累计超常收益一直处于平稳下降的趋势。总体而言，对于股票估值较高的公司，大股东增持公告带来的超常收益自公告日起会大幅上升并于公告后2日累计反超减持公告带来的超常收益直至公告后12日，此后两者均稳定在-13%至-12%之间。

对比图10和图11，无论公司市盈率高或低，大股东宣告增持均向市场传递出利好消息，但具体而言，低市盈率公司大股东增持对提振公司股价的作用更加显著且持续时期更长，从公告日前2日持续到公告日后20日，累计涨幅17.34%；而高市盈率公司大股东增持带来的股价上涨幅度较小且持续时期较短，从公告日前1日持续到公告日后9日，累计涨幅8.44%。此外，以市盈率划分的两类公司在大股东减持事件发生的窗口期内超常收益间变动无异。

图12 员工持股组AAR和CAAR的变动过程

图13 员工无持股组AAR和CAAR的变动过程

根据图12，员工有持股组的样本股票在大股东增持公告前5日起累计超常收益平稳上升，在公告前4日和当日单日超常收益最高为4.32%和3.53%；而大股东减持消息公布前后累计超常收益一直处于平稳下降的趋势。总体而言，对于实施员工持股计划的公司，窗口期内大股东增持带来的累计超常收益从1.47%上升到33.64%，大股东减持带来的累计超常收益从-7.08%下降到-23.93%，两者间超常收益的差距随时间推移逐渐扩大。

根据图13，员工无持股组的样本股票只有在公司发布大股东增持公告当日和后2日的单日超常收益为正，其余时间段的单日超常收益均在零点附近小幅波动，甚至在公告后10日开始出现收益大幅下降的趋势；而大股东减持消息公布前后累计超常收益一直处于平稳下降的趋势。总体而言，对于员工无持股的公司，大股东增持公告带来的超常收益自公告日起会大幅上升并于公告后2日累计反超减持公告带来的超常收益，于公告后20日两者累计超常收益间差距约4.19%。

对比图12和图13，无论公司是否实施员工持股计划，大股东宣告增持均向市场传递出利好消息，但具体而言，员工有持股的公司大股东增持对提振公司股价的作用更加明确且持续时期更长，从公告日前5日持续到公告日后20日，累计超常收益平稳上升，涨幅达32.17%；而员工无持股的公司大股东增持带来的股价小幅上涨波动剧烈且持续时期较短，从公告日前1日持续到公告日后9日，累计涨幅10.12%。此外，员工有持股的公司在大股东减持事件发生的窗口期内累计超常收益比员工无持股的公司下降幅度更大，前者最终降至-23.93%，而后者最终降至-13.42%。

图14 大股东增持的杠杆系数λ的检验结果

图15 大股东减持的杠杆系数λ的检验结果

根据图14和图15，大股东增持和减持事件发生后股价反应的杠杆系数λ均呈现尖峰肥尾的分布特征，其中大股东减持样本下右偏左拖尾的现象更为明显，说明股票市场对增持和减持消息的反应并不对称，尤其对减持消息反应剧烈，且股价暴跌的极端情况发生频率较高，说明减持消息引起的股价下降具有杠杆效应，股价向下波动率被异常放大。

六、稳健性检验

为了检验研究结果是否稳健，将事件研究法中得到的超常收益ARit作为变量，采用多元回归分析方法检验研究假设提出的因素对其的影响。出于模型设定有效性的需要，除了将各分组依据作为研究自变量纳入回归模型中，还增加公司规模、权益净利率、资产负债率、股价波动率和市场收益作为控制变量，检验结果见表4。

表4 大股东增持事件的稳健性检验结果

①多元回归模型中IFPledge表示增、减持大股东在行动前是否存在股权质押(不存在记为1,存在记为0);PChange表示增、减持股票变化数量占总股本的比例;PE表示公司在估计期的平均市盈率(每股股价/每股收益);IFESOP表示公司是否存在员工持股计划(存在记为1,不存在记为0);Size表示公司在窗口期上一个会计年度末的资产规模;ROE表示公司在窗口期上一个会计年度的权益净利率;Leverage表示公司在窗口期上一个会计年度末的资产负债率;Std表示公司在估计期的股价波动率;Rm表示在公司窗口期间的市场指数。

根据表4，在大股东增持事件发生的窗口期内，大股东股权存在质押对超常收益的影响为负，股份变动比例与超常收益呈正相关关系，市盈率与超常收益之间的关系并不明确，员工股持股对超常收益的影响为正。稳健性检验的结果与事件研究得出的结论相一致，证明了研究结果的可靠性和稳定性。

七、结论与启示

自2015年6月暴跌以来，中国股市陷入长期低迷，投资者信心不足，使得不少公司股价严重偏离价值。在此背景下，大股东凭借信息优势，利用市场时机和监管放宽的条件，在本轮熊市中掀起一股增持潮。然而，随着信息披露制度的不断完善，向价值驱动转化的投资者对于大股东增持传递信号行为作出的反应愈加复杂。论文以2015年7月9日至2018年1月23日间中国沪深A股市场上发生的上市公司大股东增持事件为研究对象，通过对大股东增持动机及信号传递的分析，提出大股东增持信号效应及其影响因素的相关假设，并基于ARMA(2,2)—EGARCH(1,1)模型，采用事件研究法进行分组检验。得出结论：第一，股权不存在质押的大股东增持带来累计平均超常收益约10.43%，而股权存在质押的大股东增持并不会产生超常收益，大股东股权质押行为对增持信号传递效应有负面影响；第二，大股东增持比例大于1%带来累计平均超常收益约15.96%，而大股东增持比例小于1%并不会产生超常收益，大股东增持规模较大对信号传递效应有正面影响；第三，市盈率较低的公司大股东增持带来累计平均超常收益约6.92%，而市盈率较高的公司在大股东增持10日后超常收益由正转负，增持前股票估值水平较低对增持信号传递效应有正面影响；第四，员工有持股的公司大股东增持带来累计平均超常收益约33.64%，而员工无持股的公司在大股东增持10日后超常收益由正转负，员工持股对增持信号传递效应有正面影响；第五，相对于大股东减持的杠杆效应，股市对大股东增持并未表现出过度反应。

本文的研究为投资者理性看待公告信号的传递的效应，规范中国上市公司大股东的增、减持行为，促进股票价值的回归提供了经验证据。首先，上市公司大股东增持和减持传递的信号并非只有绝对利好和绝对利空的简单区分，投资者应树立长期投资、价值投资的理念，结合上市公司大股东权利、股份变动、股票估值以及股权结构等公司特征对大股东增持动机及背景加以全方位立体解读，对大股东股份变动消息予以及时反应和谨慎决策；第二，上市公司大股东应规范、理性、有序增持，严格遵守并履行相关增持承诺，不得利用增持伺机输送隐性利益、进行内幕交易，侵蚀中小股东的利益，向市场传递误导投资者的信号。与此同时，大股东应合法、谨慎、精准减持，避免大规模集中减持引发股价失控，冲击投资者信心，扰乱二级市场秩序；第三，监管机构应鼓励引导上市公司股东充分发挥资本市场作用来稳定股价、消化风险，健全完善上市公司大股东增持股份的事前、事中和事后报告、备案、披露制度，同时对利用政策便利隐瞒信息、错误披露、违规增持操纵股价、过桥减持牟取私利等内部人行为加以严厉打击。