股改限售股解禁對(duì)股價(jià)的影響

1、項(xiàng)目名稱：股改限售股解禁對(duì)股價(jià)的影響姓 名：吳文劼學(xué) 號(hào)：5091209281專 業(yè)：經(jīng)濟(jì)學(xué)類完成時(shí)間：2011-12-23一、前言2004年中國(guó)開始股權(quán)分置改革，其最重要的一項(xiàng)改革措施就是限售股解禁。2006年6月開始逐漸有公司完成第一次解禁方案并成功解禁，從而拉開了中國(guó)股市限售股解禁的浪潮。但是，隨著限售股的解禁，市場(chǎng)供給大幅提升，并遠(yuǎn)超過了市場(chǎng)上的需求總量，從而形成了對(duì)于股價(jià)、市場(chǎng)的沖擊，并導(dǎo)致股價(jià)下跌。但是導(dǎo)致股價(jià)下跌的因素非常復(fù)雜，本文就影響限售股解禁的市場(chǎng)反應(yīng)的不同因素進(jìn)行分析，選取了大勢(shì)行情、公司財(cái)務(wù)以及公司治理方面的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過建立計(jì)量模型，分析不同因素的影響強(qiáng)度，并進(jìn)行實(shí)證

2、分析。二、 文獻(xiàn)綜述在限售股解禁的對(duì)市場(chǎng)反應(yīng)的研究中，學(xué)者界的觀點(diǎn)不一，有些認(rèn)為公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)、財(cái)務(wù)狀況等對(duì)限售股解禁的市場(chǎng)反應(yīng)有較大影響，而有些則認(rèn)為這些影響更多是由于大勢(shì)行情，并且從而誕生了一系列理論。在這里，本人經(jīng)過閱讀相關(guān)研究文獻(xiàn)后，對(duì)文獻(xiàn)的不同觀點(diǎn)加以總結(jié)。在周華敏、馬靜如等在限售股解禁對(duì)股票市場(chǎng)的影響中，認(rèn)為限售股解禁的影響主要有三點(diǎn)，一是加大市場(chǎng)下跌的幅度和速度，二是帶來市場(chǎng)估值體系的混亂，三是逆轉(zhuǎn)了中國(guó)市場(chǎng)的資金供求關(guān)系。仇保妹在限售股解禁的股價(jià)效應(yīng)分析一文中指出，（1）限售股解禁短期內(nèi)呈負(fù)股價(jià)效應(yīng), 這種負(fù)股價(jià)效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)結(jié)果以及回歸結(jié)果中都得到了實(shí)證和體現(xiàn)。這種負(fù)股價(jià)效應(yīng)應(yīng)該

3、主要是由于限售股股東對(duì)于所持到期限售股的減持行為的預(yù)期。（2）市場(chǎng)環(huán)境和限售股解禁占流通股比例對(duì)限售股解禁效應(yīng)起主要作用, 公司業(yè)績(jī)、宏觀經(jīng)濟(jì)面是股價(jià)變化的主要原因, 但最終還是通過資金面與股票供給的變化來影響股市的。（3）原股東獲利程度對(duì)限售股解禁效應(yīng)影響不大, 原始股東獲利率高的公司往往有著良好基本面的公司, 優(yōu)良的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī), 投資者憧憬公司未來的潛力, 使得股價(jià)沒有受到限售股解禁太大的影響。其它對(duì)于限售股解禁問題的研究，主要以國(guó)內(nèi)券商的研究報(bào)告為主。這里也選擇其中具有代表性的給予介紹:（1）毛凱在限售股解禁帶來的投資機(jī)會(huì)與風(fēng)險(xiǎn)中，比較了不同來源的限售股解禁前后的超額收益率，發(fā)現(xiàn)限售股解禁

4、整體上在短期內(nèi)對(duì)股價(jià)有很小的提升作用，但是中長(zhǎng)期看則有一定的壓制作用。其中，定向增發(fā)機(jī)構(gòu)配售股份和內(nèi)部職工股解禁后對(duì)股價(jià)的促進(jìn)作用最為明顯，而公開增發(fā)機(jī)構(gòu)配售股份和首發(fā)機(jī)構(gòu)配售股份解禁后表現(xiàn)最差。（2）邊慎等在限售股解禁的再討論，兼論指數(shù)調(diào)整中，通過回歸分析，驗(yàn)證了限售股解禁給市場(chǎng)整體帶來負(fù)面影響，但對(duì)解禁個(gè)股影響卻并不明顯。通過構(gòu)建解禁股指數(shù)，甚至發(fā)現(xiàn)解禁股反而跑贏大盤。（3）安信證券的曾長(zhǎng)興也對(duì)此進(jìn)行了定量分析，同樣認(rèn)為:在宏觀層面，限售股解禁存在負(fù)面影響;微觀層面的超額收益率情況則是，整體而言，解禁股在解禁時(shí)點(diǎn)前漲后跌，并據(jù)此認(rèn)為解禁股東可能存在“賣高買低”的行為。 三、 實(shí)證分析根據(jù)上

5、述文獻(xiàn)資料，我認(rèn)為股票解禁時(shí)的市場(chǎng)行情、解禁股票的財(cái)務(wù)經(jīng)營(yíng)狀況以及公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)于解禁的市場(chǎng)反應(yīng)有不同程度的影響。但影響程度與不同交易時(shí)點(diǎn)有關(guān)，我認(rèn)為，距離解禁日時(shí)間越長(zhǎng)，市場(chǎng)反應(yīng)受上述因素影響越顯著，離解禁日越近，市場(chǎng)反應(yīng)更多是由于解禁事件本身。因此，我選取了這些方面的不同數(shù)據(jù)指標(biāo)來進(jìn)行計(jì)量模型的建立以及實(shí)證分析。1. 實(shí)證方案設(shè)計(jì)1.1 提出問題限售股解禁的市場(chǎng)反應(yīng)究竟與哪些影響因素有關(guān)？其影響程度是否顯著？1.2 提出假設(shè)（1） 限售股解禁會(huì)對(duì)股價(jià)造成抑制，因?yàn)榻饨糯罅耸袌?chǎng)供給，使供給遠(yuǎn)大于需求，導(dǎo)致股價(jià)下跌。（2） 假設(shè)距離解禁日前后一個(gè)月的市場(chǎng)反應(yīng)受市場(chǎng)行情、財(cái)務(wù)狀況以及公司股權(quán)

6、結(jié)構(gòu)影響比較顯著， （3） 假設(shè)距離解禁日前后一周以及解禁日前后兩天的市場(chǎng)反應(yīng)受上述因素影響不顯著，其市場(chǎng)反應(yīng)主要是由于解禁這個(gè)事件本身。根據(jù)有效市場(chǎng)假說，公司披露的任何消息都會(huì)在披露當(dāng)天市場(chǎng)對(duì)其進(jìn)行反應(yīng)，而過了之后則不再受影響。所以我認(rèn)為離解禁日時(shí)間越短，解禁的市場(chǎng)反應(yīng)受市場(chǎng)行情、財(cái)務(wù)狀況、股權(quán)結(jié)構(gòu)等客觀因素影響越小。1.3 模型設(shè)計(jì) 1.3.1 被解釋變量設(shè)計(jì)在分析某一經(jīng)濟(jì)事件對(duì)上市公司價(jià)值影響的問題時(shí)，國(guó)內(nèi)外通常采用的方法為超額收益分析法，該方法在應(yīng)用上已非常成熟。因此，本文選取解禁股票的超額收益率為被解釋變量。超額收益率為當(dāng)天股票的收益率與當(dāng)天市場(chǎng)的收益率之間的差值，可以較好的反應(yīng)股票

7、的市場(chǎng)反應(yīng)，而且可以排除不同股票的股本規(guī)模、大盤的不同走勢(shì)對(duì)于分析的影響。同時(shí)，為了更加全面的分析解禁前后不同時(shí)點(diǎn)的市場(chǎng)反應(yīng)，本文分別選取了解禁前（后）一個(gè)月的超額收益率，解禁前（后）一周的超額收益率以及解禁前后兩天的超額收益率，共6個(gè)被解釋變量進(jìn)行實(shí)證分析。1.3.2解釋變量設(shè)計(jì)由于公司股權(quán)結(jié)構(gòu)、大勢(shì)行情以及財(cái)務(wù)狀況的指標(biāo)非常繁雜，本文選取了在其他限售股解禁分析中使用最普遍的幾個(gè)因素作為解釋變量。大勢(shì)行情：限售股的解禁的市場(chǎng)反應(yīng)與解禁時(shí)的大勢(shì)行情必然有著一定聯(lián)系，但考慮到大勢(shì)行情波動(dòng)幅度較大，故考慮使用虛擬變量來反應(yīng)大勢(shì)行情。實(shí)際操作中，我根據(jù)股票解禁當(dāng)月的市場(chǎng)收益率為根據(jù)，大于0的定義為牛

8、市，并賦值為1，小于0的為熊市，并賦值為-1。股權(quán)結(jié)構(gòu)：在股權(quán)分置改革中，允許解禁的主要是公司集中在大量主要股東手中的不可流通股份，因此，股權(quán)集中度是考量一個(gè)公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的非常重要的指標(biāo)。在該實(shí)證分析中，我選取的股權(quán)集中度為前5大股東占總股本比例。此外，每次股票解禁的比例對(duì)于其市場(chǎng)反應(yīng)也有不同程度的影響，所以我還選取了每次股票解禁的比例作為另一個(gè)股權(quán)結(jié)構(gòu)的影響因素。財(cái)務(wù)經(jīng)營(yíng)狀況：在眾多實(shí)證分析中，學(xué)者普遍采用公司的市盈率和市凈率來反應(yīng)一個(gè)公司的經(jīng)營(yíng)狀況，因此，本文也選取這兩個(gè)指標(biāo)作為公司財(cái)務(wù)經(jīng)營(yíng)狀況的考量。但是由于市盈率和市凈率的數(shù)值普遍都遠(yuǎn)大于超額收益率，且基本都大于1，所以為了減少這兩個(gè)變

9、量對(duì)于分析結(jié)果的影響，我對(duì)這兩個(gè)變量都取了對(duì)數(shù)。1.3.3模型設(shè)計(jì)根據(jù)我需要分析的解禁前后不同時(shí)點(diǎn)的市場(chǎng)反應(yīng)以及各項(xiàng)影響因素，我設(shè)計(jì)了以下6個(gè)方程：qyycesyl=a0+a1*log(sjl)+a2*log(syl)+a3*gqjzd+a4*jjbl+a5*dshq+u1qyzcesyl=b0+b1*log(sjl)+b2*log(syl)+b3*gqjzd+b4*jjbl+b5*dshq+u2qytcesyl=c0+c1*log(sjl)+c2*log(syl)+c3*gqjzd+c4*jjbl+c5*dshq+u3dtcesyl =d0+d1*log(sjl)+d2*log(syl)+d

10、3*gqjzd+d4*jjbl+d5*dshq+u4hyzcesyl=e0+e1*log(sjl)+e2*log(syl)+e3*gqjzd+e4*jjbl+e5*dshq+u5hyycesyl=f0+f1*log(sjl)+f2*log(syl)+f3*gqjzd+f4*jjbl+f5*dshq+u62、變量定義和數(shù)據(jù)來源變量統(tǒng)計(jì)表：變量類型變量名稱變量符號(hào)變量定義被解釋變量解禁前一個(gè)月超額收益率qyycesyl限售股解禁前一月個(gè)股收益率與市場(chǎng)收益率的差值解禁前一周超額收益率qyzcesyl限售股解禁前一周個(gè)股收益率與市場(chǎng)收益率的差值解禁前一天超額收益率qytcesyl限售股解禁前一天個(gè)股收

11、益率與市場(chǎng)收益率的差值解禁當(dāng)天超額收益率dtcesyl限售股解禁當(dāng)天個(gè)股收益率與市場(chǎng)收益率的差值解禁后一周超額收益率hyzcesyl限售股解禁后一周個(gè)股收益率與市場(chǎng)收益率的差值解禁前后一個(gè)月超額收益率hyycesyl限售股解禁后一個(gè)月個(gè)股收益率與市場(chǎng)收益率的差值解釋變量市盈率syl股票價(jià)格與每股收益的比率市凈率sjl每股股價(jià)與每股凈資產(chǎn)的比率股權(quán)集中度gqjzd前5大股東占總股本比例大勢(shì)行情dshq虛擬變量，牛市為1，熊市為-1解禁股占總股本比例jjbl本次解禁的股數(shù)占總總股本的比例 我一共選取了2006年至2009年4年中上證交易所A股市場(chǎng)所有解禁的股票中得347只，收集了這些股票的解禁信息

12、，交易信息以及公司信息。以上所有數(shù)據(jù)均取自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)中國(guó)股票市場(chǎng)研究系列，并且經(jīng)過一系列EXCEL的數(shù)據(jù)處理后，得到以上所有數(shù)據(jù)，且所有數(shù)據(jù)均未改動(dòng)。3、計(jì)量分析結(jié)果（1）在進(jìn)行回歸分析前，我先對(duì)超額收益率進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)，統(tǒng)計(jì)情況為：解禁前一個(gè)月超額收益率解禁前一周超額收益率解禁前一天超額收益率解禁當(dāng)天超額收益率解禁后一周超額收益率解禁后一個(gè)月超額收益率均值0.0440167390.008016098-0.0004441040.0042778770.0030854140.029354273方差0.0401970440.0069145330.0010444990.0011772550.004

13、9355780.027516989負(fù)的超額收益率個(gè)數(shù)153175193166163155正的超額收益率個(gè)數(shù)196174156183186194由上可見，解禁前一周的超額收益率和解禁前一個(gè)月的超額收益率的均值都要高于解禁后一周的超額收益率和解禁后一個(gè)月的超額收益率，由此驗(yàn)證了假設(shè)（1）：限售股解禁的確對(duì)于市場(chǎng)具有抑制作用，導(dǎo)致股價(jià)下跌的成立。但解禁當(dāng)天的超額收益率卻高于解禁前一天的超額收益率，這可能是由于樣本容量比較小所導(dǎo)致。（2）解禁前一個(gè)月的超額收益率與各解釋變量之間的關(guān)系：Dependent Variable: QYYCESYLMethod: Least SquaresDate: 12/2

14、3/11 Time: 20:05Sample: 1 348Included observations: 347VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.DSHQ0.0076400.0145860.5238320.6007GQJZD-0.2106080.081833-2.5736350.0105JJBL-0.0310920.099555-0.3123130.7550LOG(SJL)-0.0678300.015669-4.3289930.0000LOG(SYL)0.0011140.0106610.1045090.9168C0.2315360.0682

15、283.3935400.0008R-squared0.084140Mean dependent var0.043428Adjusted R-squared0.070711S.D. dependent var0.200480S.E. of regression0.193262Akaike info criterion-0.432397Sum squared resid12.73646Schwarz criterion-0.365838Log likelihood81.02086Hannan-Quinn criter.-0.405896F-statistic6.265539Durbin-Watso

16、n stat1.661488Prob(F-statistic)0.000014可以看到，解禁前一個(gè)月的超額收益率受市凈率、股權(quán)集中度的影響非常顯著，而受其他因素影響不顯著，說明解禁前的市場(chǎng)反應(yīng)受股票的財(cái)務(wù)狀況、股權(quán)結(jié)構(gòu)的影響很顯著。（3）解禁后一個(gè)月的超額收益率與各解釋變量之間的關(guān)系：Dependent Variable: HYYCESYLMethod: Least SquaresDate: 12/23/11 Time: 20:10Sample: 1 348Included observations: 347VariableCoefficientStd. Errort-StatisticPro

17、b.DSHQ0.0033530.0124540.2692590.7879GQJZD0.0251150.0698730.3594350.7195JJBL-0.0647210.085005-0.7613820.4470LOG(SJL)-0.0331630.013379-2.4787860.0137LOG(SYL)-0.0036850.009103-0.4047740.6859C0.0797440.0582571.3688340.1720R-squared0.026498Mean dependent var0.029642Adjusted R-squared0.012223S.D. dependen

18、t var0.166035S.E. of regression0.165017Akaike info criterion-0.748396Sum squared resid9.285640Schwarz criterion-0.681838Log likelihood135.8468Hannan-Quinn criter.-0.721895F-statistic1.856321Durbin-Watson stat1.664118Prob(F-statistic)0.101435 雖然解禁后一個(gè)月的超額收益率受股權(quán)集中度影響不顯著，但市凈率依舊顯著，反映出解禁事件的市場(chǎng)反應(yīng)依舊受到公司財(cái)務(wù)狀況的

19、影響。而且綜合（2）與（3）可以驗(yàn)證假設(shè)(2)成立，也就是距離解禁日前后一個(gè)月的市場(chǎng)反應(yīng)受市場(chǎng)行情、財(cái)務(wù)狀況以及公司股權(quán)結(jié)構(gòu)影響比較顯著，說明經(jīng)過一段時(shí)間后，市場(chǎng)對(duì)于解禁事件的反應(yīng)不再僅僅因?yàn)榻饨录旧矶a(chǎn)生反應(yīng)，而是受到公司財(cái)務(wù)狀況、公司股權(quán)結(jié)構(gòu)等內(nèi)在因素的影響。（4）解禁前一周的超額收益率與各解釋變量之間的關(guān)系：Dependent Variable: QYZCESYLMethod: Least SquaresDate: 12/23/11 Time: 20:29Sample: 1 348Included observations: 347VariableCoefficientStd. Er

20、rort-StatisticProb.DSHQ-0.0037060.006266-0.5913950.5546GQJZD0.0095880.0351580.2727000.7852JJBL-0.0632620.042772-1.4790600.1400LOG(SJL)-0.0131990.006732-1.9607560.0507LOG(SYL)0.0038440.0045800.8393200.4019C0.0145160.0293130.4952080.6208R-squared0.018091Mean dependent var0.007811Adjusted R-squared0.00

21、3694S.D. dependent var0.083186S.E. of regression0.083032Akaike info criterion-2.122045Sum squared resid2.350952Schwarz criterion-2.055486Log likelihood374.1748Hannan-Quinn criter.-2.095544F-statistic1.256542Durbin-Watson stat1.978949Prob(F-statistic)0.282389 可以看到在5%的顯著性水平下，即使是對(duì)于前一個(gè)月超額收益率非常顯著的市凈率，在前一

22、周的超額收益率的回歸方程中也已經(jīng)不顯著。而且在前一個(gè)月的超額收益率的回歸方程中，股權(quán)集中度也是一個(gè)非常顯著的影響因素，但是在這里也已經(jīng)不顯著，說明這些因素在解禁前一周對(duì)于市場(chǎng)的反應(yīng)的影響已經(jīng)很小。（5）解禁后一周的超額收益率與各解釋變量之間的關(guān)系：Dependent Variable: HYZCESYLMethod: Least SquaresDate: 12/23/11 Time: 20:34Sample: 1 348Included observations: 347VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.DSHQ-0.0025390.00

23、5297-0.4793180.6320GQJZD-0.0075480.029721-0.2539690.7997JJBL0.0135330.0361580.3742670.7084LOG(SJL)-0.0125320.005691-2.2022140.0283LOG(SYL)0.0010310.0038720.2663530.7901C0.0189210.0247800.7635520.4457R-squared0.015473Mean dependent var0.003311Adjusted R-squared0.001038S.D. dependent var0.070228S.E. o

24、f regression0.070192Akaike info criterion-2.458028Sum squared resid1.680073Schwarz criterion-2.391470Log likelihood432.4679Hannan-Quinn criter.-2.431527F-statistic1.071877Durbin-Watson stat1.922781Prob(F-statistic)0.375693在解禁后一周的超額收益率回顧方程中，與上面同樣的情況再次發(fā)生，也就說明客觀因素在解禁后一周內(nèi)對(duì)于市場(chǎng)的反應(yīng)的影響也不明顯。（6）解禁前一天的超額收益率與各解

25、釋變量之間的關(guān)系：Dependent Variable: QYTCESYLMethod: Least SquaresDate: 12/23/11 Time: 20:37Sample: 1 348Included observations: 347VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.DSHQ0.0051730.0024312.1283280.0340GQJZD-0.0011890.013637-0.0871910.9306JJBL0.0128110.0165910.7721760.4405LOG(SJL)-0.0002160.002611-0

26、.0827890.9341LOG(SYL)0.0029330.0017771.6510160.0997C-0.0164680.011370-1.4483910.1484R-squared0.023481Mean dependent var-0.000488Adjusted R-squared0.009162S.D. dependent var0.032355S.E. of regression0.032207Akaike info criterion-4.016151Sum squared resid0.353707Schwarz criterion-3.949592Log likelihoo

27、d702.8021Hannan-Quinn criter.-3.989649F-statistic1.639898Durbin-Watson stat2.021650Prob(F-statistic)0.148794可以看到，之前有非常顯著影響的股權(quán)集中度、市凈率在解禁前一天對(duì)于超額收益率的回歸已經(jīng)非常不顯著，而在5%的顯著性水平下，大市行情對(duì)于這一天的超額收益率有顯著影響，說明在解禁前一天，市場(chǎng)的反應(yīng)已經(jīng)完全與公司客觀情況無(wú)關(guān)。（7）解禁當(dāng)天的超額收益率與各解釋變量之間的關(guān)系：Dependent Variable: DTCEYSLMethod: Least SquaresDate: 12/2

28、3/11 Time: 20:42Sample: 1 348Included observations: 347VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.DSHQ0.0025720.0025780.9975630.3192GQJZD-0.0202710.014465-1.4013620.1620JJBL0.0101150.0175980.5747690.5658LOG(SJL)-0.0033560.002770-1.2117250.2265LOG(SYL)-0.0024550.001885-1.3028930.1935C0.0259420.0120

29、612.1509750.0322R-squared0.023452Mean dependent var0.004368Adjusted R-squared0.009133S.D. dependent var0.034320S.E. of regression0.034163Akaike info criterion-3.898225Sum squared resid0.397978Schwarz criterion-3.831666Log likelihood682.3421Hannan-Quinn criter.-3.871724F-statistic1.637836Durbin-Watson stat2.048462Prob(F-statistic)0.149328最后，通過對(duì)于解禁當(dāng)天的超額收益率的回歸分析可以看到，以上涉及的所有因素均對(duì)市場(chǎng)反應(yīng)沒有任何顯著影響，說明當(dāng)天的市場(chǎng)反應(yīng)完全是由于解禁事件本身導(dǎo)致。而且，通過分析（4）（7）的回歸結(jié)果，基本可以驗(yàn)證之前的假設(shè)（3）也成立，即距離解禁日前后一周以及解禁日前