大股东交易对股价市场效率的作用

精品文档 2016 全新精品资料 全程指导写作 独家原创 1 / 19 大股东交易对股价市场效率的作用 一、问题的提出 2005 年开始的股权分置改革带给中国股票市场最显著、最直接的变化就是占上市公司总股本 2/3 的大股东获得了流通权，解禁后的大股东从持股总量上看绝对是股票市场上最有影响力的潜在交易者。伴随着股权分置改革的进行，新的新股发行制度也在 2006 年 5 月开始实施。新老划断后产生的首发原股东在锁定期满后将自动获得流通权，这使得中国股票市场彻底进入了全流通时代。全流通市场中大股东可以通过减持或增持两种投资策略参与股票市场，这将彻底改变现有以大量散户和一部分 机构投资者为主的投资主体格局。大股东在上市公司中具有特殊的地位和身份，这使得其交易行为一直备受市场投资者的关注。一方面，大股东作为公司重大决策的制定者和实施者，掌握着上市公司最准确、最核心的信息，清楚了解公司的经营现状和未来盈利能力，更加准确地知道公司的真正价值，因此他们是具有天然信息优势的内部人。大股东的内部人身份使其交易行为可能会更多地反映公司价值和未来前景，从而向外部投资者传递公司特质信息。另一方面，由于我国股票市场属于新兴加转轨市场，相关法律法规还不完善，这使得大股东容易利用其特殊身份制造虚假信息或 者通过操纵信息披露等隐蔽手段配合其交易行为而获利，这些行为不仅不会向市场传递公司精品文档 2016 全新精品资料 全程指导写作 独家原创 2 / 19 的真实信息，而且还可能会增加股价中的噪声，对其他投资者的理性行为产生排挤效应。自大股东交易开始，各种质疑和争论就不绝于耳，焦点问题在于如何客观评价全流通后大股东交易对股票市场效率的影响 ?针对以上问题，本文将在借鉴国内外相关研究成果的基础上，从股价信息含量的视角来探讨大股东交易对股票市场效率的影响。这一问题的研究为全面、客观地评价大股东交易行为的经济效果提供了理论依据，有助于监管部门制定政策法规规范大股东交易行为，进一步改善股票市 场效率，保护中小投资者利益。 二、文献回顾 国外一般将内部人定义为上市公司董事、监事、经理人或持有公司股份超过一定比例的大股东。有关内部人交易与股票市场效率的研究经常从两条主线展开。第一，从内部人的信息优势出发，探讨内部人交易对股票市场信息效率的影响。这方面最早的研究可以追溯到 1977），他们认为内部人通过持股降低了内部人和外部投资者之间的信息不对称，从而使股价向其真实价值移动，降低了外部投资人的投资风险。 过实证研究进一步表明，内部人的 交易行为往往被理解为一种信号，这为潜在投资者判断公司的资产价值提供了依据。另外， 1996）通过对美国上市公司的研究表明，内部人交易降低了信息揭露对股价的影响，这说明内部人交易对公司未来业绩具有提精品文档 2016 全新精品资料 全程指导写作 独家原创 3 / 19 前公告的效应。最新的研究主要探讨了内部人交易对股价信息含量的影响。 研究表明，内部人交易往往会减少股票价格的同步性，增加股价的信息含量。 2008）的研究发现，新兴市场国家内部人交易法律的加强使得公司股价的信息含量有所提高。 （ 2009）的研究表明，内部人对公司现在和未来的信息具有优势，内部人交易能够提高股价信息含量，并且决策层的交易行为要比一般内部人的交易行为传递的信息更多。然而也有部分学者否定了内部人交易对股票市场信息效率的作用。 研究认为，市场对内部人交易信息披露的反应不大，说明内部人交易的价格信号作用不明显。 1992）认为，内部人交易容易对其他交易者产生挤出效应，很有可能会降低股价信息含量。第二，从内部人的理性投资策略出发，探讨其交易行为对股票市场 定价效率的影响。大量研究表明，内部人可以凭借更准确、更及时的公司信息判断股票真实价值，通过逆向投资行为纠正市场错误定价。 究发现，内部人倾向于在价格显著下跌一段时间后买进股票，以期价格随后出现反转从而获利，这种操作行为具有逆向投资的特征。 1998）研究发现，投资者的过度反应通常会导致价值型公司的股价低于其基本面价值 ,成长型公司的股价高于其基本面价值，而内部人能够利用这一错误定精品文档 2016 全新精品资料 全程指导写作 独家原创 4 / 19 价从中获利。 2005）研究表明，内部人交易采取与一般投资 者相反的逆向操作 ,并且利用了其拥有的信息优势。尽管相当多的研究表明内部人交易对股票市场效率具有一定的积极作用，但客观上内部人的特殊身份使其交易行为的公平性和效率受到广泛的争议。国内有关大股东交易的研究主要集中在大股东减持动机、大股东减持中的信息披露问题及操纵行为等方面。黄志忠等（ 2009）认为，逢高减持、公司业绩、公司巨额对外担保、大股东严重掏空是大股东减持的主要原因。俞红海和徐龙炳（ 2010）的研究发现，控股股东最优减持与现金流权、公司治理水平正相关，而与控制权私利、外部市场回报负相关 ,这为股权分置改革后 大股东持股结构调整提供了理论依据。朱茶芬等（ 2010）的研究表明，大股东对公司估值和业绩前景的信息优势以及股票市场的高波动风险是影响大股东减持的重要动因。但是，蔡宁（ 2009）以案例分析的形式发现了大股东为配合减持而进行盈余管理的新现象。吴育辉和吴世农（ 2010）发现，控股股东可以通过操控上市公司的重大信息披露提高减持收益，这为大股东掏空中小股东利益提供了有力证据。纵观现有研究，从研究内容上看，比较缺乏大股东交易对股票市场效率影响的研究，而这类研究对如何客观评价大股东交易行为至关重要。从研究对象上看，现有研 究大多只关注大股东的减持行为，而往往忽视了作为大股东交易精品文档 2016 全新精品资料 全程指导写作 独家原创 5 / 19 重要组成部分的增持行为，很显然，不考虑大股东增持行为是无法全面、客观地反映大股东交易行为的内在机理和经济效果的。因此，本文将研究对象扩展至全流通市场中大股东的减持和增持行为，从股价信息含量视角来探讨大股东交易对股票市场效率的影响，试图在一定程度上补充和完善现有大股东交易的相关研究。 三、理论分析与研究假设 在股票市场上，投资者的任何交易决策都依赖于其可获得的各类信息，而股票价格的形成与变动也是各类信息的最终结果和集中表现。现实中，影 响股票价格形成和变动的信息包括三类：第一类是公司特质信息 ,如公司经营业绩、企业竞争能力、财务状况以及各类投资计划等；第二类是宏观层面的信息，如经济增长水平、通货膨胀率、失业率以及国家重大政策的变动；第三类是行业层面的信息，如行业发展前景、行业政策、行业间竞争格局的变化等（ 1966；1988)。然而并不是所有信息都会反映公司的真实价值，股票价格中只有那些与公司价值紧密相连的特质信息才能代表股价信息含量，从而反映股票价格的有效性（ 982； ， 2000）。由此可见，股价 中所包含的企业层面的信息决定了股票的基本价值，而包含的公共信息（如宏观信息和行业信息）则与股票的基本价值无关。因此，股价信息含量主要关注的是股价中的公司特质信息，当公司特质精品文档 2016 全新精品资料 全程指导写作 独家原创 6 / 19 信息所占比率较大时，股价信息含量较高，这时整个股票市场的效率被认为是较好的。作为内部人，大股东对公司的经营情况、治理水平和风险状况都有详细的了解，他们具有外部投资者所无法获得的公司特质信息（ 998； 2005）。出于获利动机，大股东往往会利用这种信息优势买卖本公司股票进行套 利，这种套利交易在客观上会将其拥有的公司特质信息反映到股价中，从而提高股价信息含量（ 004； 2008； ， 2009)。现实中大股东套利交易既直接影响股价信息含量，同时也会对其他投资者的交易行为产生影响，从而间接影响股价信息含量，因此大股东交易行为可以同时通过两种途径影响股价信息含量。第一条途径是大股东通过逆向操作策略改变股票市场的供求关系，从而直接将公司特质信息加入到股价中。我国股票市场还处于发展的初级阶段，相 对于发达国家的成熟股票市场而言，各项信息披露制度尚不健全，不同投资主体之间信息不对称的现象很严重。由于占比重较大的中小投资者处于信息弱势，他们往往无法从有限的信息中做出合理的交易策略，其交易行为更多地受到所谓政策消息、庄家行为和各类虚假消息等的影响，因此中小投资者可以看作是噪声交易者，其交易行为往往呈现出有限理性甚至是非理性的特征，多采取追涨杀跌的操作策略（胡金焱和陈梦根， 2002；精品文档 2016 全新精品资料 全程指导写作 独家原创 7 / 19 曹凤岐， 2005），这使得股票市场整体呈现出同涨同跌的特征，导致股价不能很好地反映公司特质信息，股价信息含量较低（ ， 2000；朱红军等， 2007）。与中小投资者基于噪声进行交易不同，大股东交易往往基于公司特质信息进行理性投资，他们对公司股价的判断往往不同于中小投资者。当股价偏离大股东所认同的价格时，大股东会采取与中小投资者操作策略相反的逆向交易，即逢高减仓，逢低增仓，这种逆向交易的直接结果就是改变了市场供求关系，以纠正中小投资者噪声交易产生的错误定价，从而导致股票价格发生变化，使之更多地反映公司特质信息，进而提高股价的信息含量。因此，大股东交易影响股价信息含量的第一条途径可以归结为：大股东逆向操作市场供求错误定价 股价信息含量。第二条途径是大股东交易行为通过影响其他投资者的交易决策和行为间接将公司特质信息加入到股价中。大股东利用信息优势提前买入未来前景向好的公司股票，而卖出未来前景变差的公司股票以获得超额收益，这种信息获利行为实际上向市场传递了有关公司的特质信息。当这种信息被外部投资者所观察并得以利用时，公司特质信息的传播范围就会扩大，之后这种公司特质信息又通过外部投资者的跟随行为进一步反映到股价中，从而提高了股价的信息含量。因此，大股东交易影响股价信息含量的第二条途径可以归结为：大股东交易信息传递外部投资者跟随 股价信息含精品文档 2016 全新精品资料 全程指导写作 独家原创 8 / 19 量。由此可见，理论上看大股东可以通过交易行为将公司特质信息加入到股票价格中，使股价更能真实地反映公司层面信息，增加股价信息含量。然而，也有些学者持相反意见， 出，内部人可以无成本地获取公司内部信息，而外部专业投资者必须花费更多的成本才能获得这些信息，因此外部专业投资者的投资边际收益会减少，从而削弱其参与信息搜寻和市场套利的动力，而外部专业投资者的挤出效应会使得股价反映更少的公司特质信息。因此，对于包括大股东在内的内部人交易对股价信息含量的影响具有两面性：一方面有利于 公司特质信息的传递，而另一方面则可能对外部专业人士产生挤出效应。因此，大股东交易对股价信息含量的作用还有待进一步验证。基于以上理论分析，本文借鉴 提出的股价同步性方法，对大股东交易强度与股价信息含量之间的关系进行检验。如果大股东确实利用信息优势进行套利 ,则这些公司特质信息会反映在股价中 ,这将导致股价同步性降低。由此提出本文需要验证的假说：在控制其他相关变量的条件下 ,大股东交易强度越大 ,股价反映的公司特质信息越多 ,股价同步性就越低。由于股价同步性在检验股价信息含量方面容易受到一些与公司价值无关的投资 者情绪和异质噪声等因素的影响，因此该方法的有效性也存在一定的争论。为了提高股价同步性检验的有效性，本文一方面在模型设计中控制了噪声对股价同步性的精品文档 2016 全新精品资料 全程指导写作 独家原创 9 / 19 影响，另一方面通过稳健性检验验证了大股东交易与盈余公告后漂移现象之间的关系，从而进一步证明了大股东交易对股价信息含量的作用。 四、研究设计 （一）数据样本与本文以 2007 年 1 月 1 日 2010 年12 月 31 日沪深 A 股上市公司持股 5以上的大股东在二级市场和大宗交易平台上的交易行为作为研究对象，选择半年度为样本统计期进行处理，并对以下样本予以剔除：（ 1）暂停上市公司大股东交易记录；（ 2）指标缺失；（ 3）样本数据有明显错误；（ 4）违规交易；（ 5）金融行业的上市公司；（ 6）上市不足一年；（ 7）半年交易天数低于 40 天；（ 8） 后，共计得到样本数 1571 个。本文大股东减持数据主要通过上海证券交易所、深圳证券交易所等多种公开渠道获取，大股东增持数据通过手工整理而得，相关市场数据、财务数据主要于国泰安数据库。本文在样本选取和处理上具有两个显著特色。（ 1）以沪深 A 股上市公司持股 5以上的大股东在二级市场和大宗交易平台上的交易行为作为研究对象。之所以这样 选择是因为，目前沪深交易所对于持股比例超过 5以上的大股东（即大非）交易的披露要求很严格，因此相应的数据比较完整、全面。（ 2）以半年为一个样本期，将 2007 年 1 月 1 日至 2010 年 12 月 31 日划分为 8 个样本期对数据进行处理。之所以这样选择是因为，目前我国大股东精品文档 2016 全新精品资料 全程指导写作 独家原创 10 / 19 交易特别是减持行为具有规模大、频率低的特点，若以月度或季度为样本期统计大股东交易强度会出现大量的零值，影响实证结果。此外，较长的样本期也有利于得到更为稳定、准确的股价同步性指标。 （二）检验模型及变量设计本文采用大股东交易强度作为大股东参与股票 市场活跃程度的衡量指标，采用股价同步性作为股价信息含量的衡量指标构建模型，具体思路如下：第一步，不考虑大股东交易与股价同步性之间可能存在的内生性关系，建立基本回归模型初步检验大股东交易强度对股价同步性的影响；第二步，考虑大股东交易与股价同步性之间可能存在的内生性关系，建立联立方程组模型进一步对二者的关系进行检验；第三步，为了确保检验结果的可靠性，进行稳健性检验。 不考虑大股东交易与股价同步性之间可能存在内生性关系的前提下，以股价同步性指标为被解释变量，大股东交易强度为 解释变量建立基本回归模型，初步分析二者之间的相关关系。（ 1）基本回归模型。（ 2）被解释变量 股价同步性指标（ t）。本文借鉴 提出的股价同步性指标（ t）来衡量股票价格中包含的公司特质信息。该指标的计算过程是，先得出样本以半年为时间跨度的拟合优度 Ri,值表示个股收益率和市场、行业收益率的联动程度，该值越高，说精品文档 2016 全新精品资料 全程指导写作 独家原创 11 / 19 明市场和行业收益对个股收益的解释力度越大，即股价同步性越高 ,股价中包含的公司特质信息就越少。 Ri,方程（ 2）的拟合优度，表示为：其中， Ri,t 为股票 i 在 t 交易日的收益率； t 为以流通市值加权的市场平均收益率；t 为股票 i 所属行业的平均收益率，其中行业的划分按照证监会 2001 年上市公司行业分类指引进行。由于拟合优度 Ri,一个处于（ 0， 1）之间的值，不是一个正态分布的变量。为了能够更好地运用统计学方法进行分析，参考 的方法，对拟合优度进行对数转化得到股价同步性指标（ 3）解释变量 大股东交易强度（ t）。本文借鉴 建的反映大股东交易强度的指标（ t），该指标等 于大股东在半年内所购买的 i 公司股份数量减去所出售的股份数量的绝对值，再除以该只股票在半年内的交易总量。（ 4）控制变量。除了大股东交易强度这一变量之外，还有其他指标可能影响股价同步性。考虑到个股走势往往与该股所属行业整体上市公司走势具有很强的相关性，因此选择与行业相关的变量作为控制变量。其中， t 为 i 公司收益与行业收益的相关系数，该值越大表明该公司股价受行业整体走势的影响就越大，从而股价同步性可能越高。 t 为赫芬达指数，反映行业垄断程度，该指数越高表明单个公司受行业领导企业的影响越 大，股价同步性越高。 t 为公司收益率的精品文档 2016 全新精品资料 全程指导写作 独家原创 12 / 19 波动性，该值越高表明该公司股价受行业整体走势的影响越小，股价同步性越低。同时，本文还引入了行业虚拟变量t。除此之外，噪声也可能影响股价同步性，因此引入股价收益率标准差来降低噪声的影响。考虑到现有研究（ 2004； 1988）大多认为换手率（ t）、公司规模 t 对股价同步性会产生影响，因此将这两个变量也作为控制变量加入到模型中。 股东交 易与股价同步性之间可能存在一定的内生性问题 ,即大股东交易强度和股价同步性可能共同受到其他因素的影响 ,或者大股东交易与股价同步性之间可能存在相互影响的关系。正如 1980）所指出的，投资者可以通过交易行为影响股价中的信息，但同时投资者在做出交易策略时也会考虑股价中所包含的信息。因此，为了降低变量中可能存在的内生性对结果的影响，本文采取联立方程组模型来进一步检验二者的关系。联立方程组模型由基本回归模型和大股东交易强度回归模型共同组成。基本回归模型为：在联立方程组模型中，基本回归 模型中的变量在上文中已经描述过，所以这里仅对大股东交易强度回归模型中的变量做介绍。大股东交易强度除了受股价同步性的影响之外，在借鉴已有研究成果（黄志忠等， 2009；俞红海和徐龙炳， 2010；朱茶芬等， 2010）精品文档 2016 全新精品资料 全程指导写作 独家原创 13 / 19 的基础上，我们还引入了以下控制变量：首先，由于大股东交易要受到控制权地位稳定程度的制约，因此大股东交易强度往往受到股权结构的影响，这里选择股权集中度（ t）和股权性质（ t）指标作为控制变量；其次，大股东理性投资者的特性会使其采取与市场投资者相反的逆向操作策略，即逢高减仓，逢低增仓 ，因此选用 t 期累计涨幅或跌幅的绝对值（ t）、市值账面比（ t）作为控制变量；再次，大股东具有天然信息优势，往往可以利用尚未公布的利好或利空消息进行交易获利，因此将 t 期净资产收益率变动的绝对值（ t）作为衡量公司未来业绩变动的控制变量；最后，考虑到大股东交易强度还有可能受到股票交易活跃程度和公司规模的影响，因此模型中还加入换手率（ t）和公司规模 t 作为控制变量。所有变量的定义和说明如表 1 所示。 （三）描述性统计表 2 是主要变量的描述性统 计结果，由于有极端值出现，为了使统计结果不受极端值的影响，这里按照通用的方法对连续变量 1%和 99%以上的分位数进行缩尾处理，即令连续变量取值小于 1分位数、大于 99分位数的所有值分别等于 1和 99分位数。统计结果显示，大股东交易强度均值为 %，其值比较小，这主要是由于我国股票市场投机氛围比较浓，市场换手率很高，从而使得大股东交易规模相对于整个市场的成交量来说较小。 精品文档 2016 全新精品资料 全程指导写作 独家原创 14 / 19 五、实证分析 （一）基本回归模型检验表 3 显示，在不考虑内生性的情况下，股价同步性与大股东交易强度在 1%的显著水平上负相关 ,说明大股东交易强度越大，股价同步性越弱，股价信息含量越高；反之，大股东交易强度越小，股价信息含量越低，这一定程度上验证了本文的假说。其他控制变量的回归系数与前文预期基本一致。 t 与股价同步性在1%的显著水平上正相关，说明公司收益与行业收益相关度较大时，该公司股价受行业整体股价影响较大，股价同步性较高。 t 指数与股价同步性在 1%的显著水平上正相关，说明行业集中度越大时，该公司股价受行业领导企业股价的影响越大，从而股价同步性越高。 t 与股价同步性在 1%的显著水平上负相关 ，表明公司收益率的波动性越大，其受行业整体股价影响越小，从而股价同步性越低。另外，噪声控制变量与股价同步性也存在一定的相关性。 t 与股价同步性在 1%的显著水平上正相关，而 t 与股价同步性不存在显著的相关关系， t 与股价同步性在1%的显著水平上负相关，表明噪声对股价同步性的影响不容忽视。 （二）联立方程组模型检验由于联立方程组模型中内生变量既是解释变量又是被解释变量，其与随机误差项存在相关关系，此时如果采用传统最小二乘法进行估计，就会遗精品文档 2016 全新精品资料 全程指导写作 独家原创 15 / 19 漏方程的相关性信息，得出的参数 估计会存在非一致性，因此这里采用两阶段最小二乘法对联立方程组模型进行参数估计。表 4 反映了联立方程组模型的检验结果，结果证实在控制了内生性因素的影响下，股票同步性与大股东交易强度仍旧在 1%的显著水平上负相关 ,这进一步验证了本文的假说。控制变量的回归系数与基本回归模型的检验结果略有不同： t 与股价同步性负相关但不显著，表明在控制了内生性后收益率的波动性对股价同步性的影响不明显；t 与股价同步性在 1%的显著水平上负相关。此外，其他控制变量与大股东交易强度之间也存在一定的相关关系。大股东交易强 度与 t 在 1%的显著水平上正相关，表明t 高的公司大股东交易强度大。大股东交易强度与t 在 10%的显著水平上负相关，表明国有控股公司大股东受国资委政策限制其交易强度比非国有控股股东要小。大股东交易强度与 t 在 1%的显著水平上正相关，与t 在 10%的显著水平上正相关，表明市场估值过低或过高 都 会 影 响 大 股 东 交 易 强 度 。 大 股 东 交 易 强 度 与t 在 1%的显著水平上负相关，显示换手率越高，大股东交易强度越低。 六、稳健性检验 尽管上述实证结 果表明大股东交易与股价同步性呈显著的负相关关系，并且模型中加入一些变量试图消除噪声因精品文档 2016 全新精品资料 全程指导写作 独家原创 16 / 19 素的影响，然而现实中产生噪声的因素很多，很难完全排除噪声对股价同步性的影响。因此，本文借鉴 过检验大股东交易强度与盈余公告后漂移现象之间的关系，以证明大股东交易能够使价格更多地反映公司未来盈余而不是噪声，这也从另一个侧面证明了大股东交易对股价信息含量的作用。 （一）模型构建及变量定义 式如下： 1） 表样本公司在第 t 期经 市场调整过的月超额累计收益率，即用个股月度收益率减去大盘指数月度收益率，再将半年的值加总。（ 2） 差， t 期盈余减去 盈余之差除以 市场所有公司的平均值 ,该值用来控制市场整体因素的影响。这里选用净利润作为盈余指标进行分析。（ 3） 0 表示 敏感性， 1 表示 的敏感性， 示 敏感性。大量研究（ 2003； 明，首先，股票 市场中普遍存在盈余公告后漂移现象，即在盈余信息披露之后，股价会继续在一段时期内对已披露的盈余信息产生反应，这使得 系数为正。其次，在弱式有效市场中，由于价格未能充分反映当期未预期盈余，即存在当期效应，这使得 0 为正。最后，由于股价在精品文档 2016 全新精品资料 全程指导写作 独家原创 17 / 19 一定程度上也能反映公司未来盈余，即存在价格引导效应，因此， 1 也应为正。如果大股东交易行为使得更多的公司特质信息包含到股价中，从而使得股价同步性下降，那么股价信息含量必定会提高；相反，若是由于噪声因素使得股价同步性下降，那么股价信息含量反而会下降。在稳健性检验模型中，判断大 股东交易是否能增加股价信息含量的标准有两个。其一，若大股东交易行为将公司特质信息提前反映到股价中，则股价信息含量的增加会导致盈余公告后漂移现象减少，即减少当期超额累计收益与上一期盈余公告的相关性，因此交叉项 系数 该为负。其二，若大股东交易行为将公司特质信息提前反映到股价中，则股价信息含量的增加会导致价格引导效应增强，即增加当期超额累计收益与当期盈余公告的相关性，因此交叉项 系数 1 显著为正。值得注意的是，交叉项 的正负号不能作为判断其改 善股价信息含量的标准，原因在于：一方面，大股东交易会减少盈余公告后的漂移现象，即增加当期超额累计收益与当期盈余公告的相关性，这会使 0 为正；另一方面，大股东交易会使价格引导效应减弱，即降低当期超额累计