股改限售股解禁對股價的影響

1、項目名稱：股改限售股解禁對股價的影響姓 名：吳文劼學 號：5091209281專 業(yè)：經濟學類完成時間：2011-12-23一、前言2004年中國開始股權分置改革，其最重要的一項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，從而拉開了中國股市限售股解禁的浪潮。但是，隨著限售股的解禁，市場供給大幅提升，并遠超過了市場上的需求總量，從而形成了對于股價、市場的沖擊，并導致股價下跌。但是導致股價下跌的因素非常復雜，本文就影響限售股解禁的市場反應的不同因素進行分析，選取了大勢行情、公司財務以及公司治理方面的相關數據，通過建立計量模型，分析不同因素的影響強度，并進行實證

2、分析。二、 文獻綜述在限售股解禁的對市場反應的研究中，學者界的觀點不一，有些認為公司的股權結構、財務狀況等對限售股解禁的市場反應有較大影響，而有些則認為這些影響更多是由于大勢行情，并且從而誕生了一系列理論。在這里，本人經過閱讀相關研究文獻后，對文獻的不同觀點加以總結。在周華敏、馬靜如等在限售股解禁對股票市場的影響中，認為限售股解禁的影響主要有三點，一是加大市場下跌的幅度和速度，二是帶來市場估值體系的混亂，三是逆轉了中國市場的資金供求關系。仇保妹在限售股解禁的股價效應分析一文中指出，（1）限售股解禁短期內呈負股價效應, 這種負股價效應在統(tǒng)計結果以及回歸結果中都得到了實證和體現。這種負股價效應應該

3、主要是由于限售股股東對于所持到期限售股的減持行為的預期。（2）市場環(huán)境和限售股解禁占流通股比例對限售股解禁效應起主要作用, 公司業(yè)績、宏觀經濟面是股價變化的主要原因, 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）原股東獲利程度對限售股解禁效應影響不大, 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)良的經營業(yè)績, 投資者憧憬公司未來的潛力, 使得股價沒有受到限售股解禁太大的影響。其它對于限售股解禁問題的研究，主要以國內券商的研究報告為主。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會與風險中，比較了不同來源的限售股解禁前后的超額收益率，發(fā)現限售股解禁

4、整體上在短期內對股價有很小的提升作用，但是中長期看則有一定的壓制作用。其中，定向增發(fā)機構配售股份和內部職工股解禁后對股價的促進作用最為明顯，而公開增發(fā)機構配售股份和首發(fā)機構配售股份解禁后表現最差。（2）邊慎等在限售股解禁的再討論，兼論指數調整中，通過回歸分析，驗證了限售股解禁給市場整體帶來負面影響，但對解禁個股影響卻并不明顯。通過構建解禁股指數，甚至發(fā)現解禁股反而跑贏大盤。（3）安信證券的曾長興也對此進行了定量分析，同樣認為:在宏觀層面，限售股解禁存在負面影響;微觀層面的超額收益率情況則是，整體而言，解禁股在解禁時點前漲后跌，并據此認為解禁股東可能存在“賣高買低”的行為。 三、 實證分析根據上

5、述文獻資料，我認為股票解禁時的市場行情、解禁股票的財務經營狀況以及公司的股權結構對于解禁的市場反應有不同程度的影響。但影響程度與不同交易時點有關，我認為，距離解禁日時間越長，市場反應受上述因素影響越顯著，離解禁日越近，市場反應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據指標來進行計量模型的建立以及實證分析。1. 實證方案設計1.1 提出問題限售股解禁的市場反應究竟與哪些影響因素有關？其影響程度是否顯著？1.2 提出假設（1） 限售股解禁會對股價造成抑制，因為解禁放大了市場供給，使供給遠大于需求，導致股價下跌。（2） 假設距離解禁日前后一個月的市場反應受市場行情、財務狀況以及公司股權

6、結構影響比較顯著， （3） 假設距離解禁日前后一周以及解禁日前后兩天的市場反應受上述因素影響不顯著，其市場反應主要是由于解禁這個事件本身。根據有效市場假說，公司披露的任何消息都會在披露當天市場對其進行反應，而過了之后則不再受影響。所以我認為離解禁日時間越短，解禁的市場反應受市場行情、財務狀況、股權結構等客觀因素影響越小。1.3 模型設計 1.3.1 被解釋變量設計在分析某一經濟事件對上市公司價值影響的問題時，國內外通常采用的方法為超額收益分析法，該方法在應用上已非常成熟。因此，本文選取解禁股票的超額收益率為被解釋變量。超額收益率為當天股票的收益率與當天市場的收益率之間的差值，可以較好的反應股票

7、的市場反應，而且可以排除不同股票的股本規(guī)模、大盤的不同走勢對于分析的影響。同時，為了更加全面的分析解禁前后不同時點的市場反應，本文分別選取了解禁前（后）一個月的超額收益率，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個被解釋變量進行實證分析。1.3.2解釋變量設計由于公司股權結構、大勢行情以及財務狀況的指標非常繁雜，本文選取了在其他限售股解禁分析中使用最普遍的幾個因素作為解釋變量。大勢行情：限售股的解禁的市場反應與解禁時的大勢行情必然有著一定聯系，但考慮到大勢行情波動幅度較大，故考慮使用虛擬變量來反應大勢行情。實際操作中，我根據股票解禁當月的市場收益率為根據，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。股權結構：在股權分置改革中，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，股權集中度是考量一個公司股權結構的非常重要的指標。在該實證分析中，我選取的股權集中度為前5大股東占總股本比例。此外，每次股票解禁的比例對于其市場反應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股權結構的影響因素。財務經營狀況：在眾多實證分析中，學者普遍采用公司的市盈率和市凈率來反應一個公司的經營狀況，因此，本文也選取這兩個指標作為公司財務經營狀況的考量。但是由于市盈率和市凈率的數值普遍都遠大于超額收益率，且基本都大于1，所以為了減少這兩個變

9、量對于分析結果的影響，我對這兩個變量都取了對數。1.3.3模型設計根據我需要分析的解禁前后不同時點的市場反應以及各項影響因素，我設計了以下6個方程：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、變量定義和數據來源變量統(tǒng)計表：變量類型變量名稱變量符號變量定義被解釋變量解禁前一個月超額收益率qyycesyl限售股解禁前一月個股收益率與市場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股收益率與市場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股收

11、益率與市場收益率的差值解禁當天超額收益率dtcesyl限售股解禁當天個股收益率與市場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股收益率與市場收益率的差值解禁前后一個月超額收益率hyycesyl限售股解禁后一個月個股收益率與市場收益率的差值解釋變量市盈率syl股票價格與每股收益的比率市凈率sjl每股股價與每股凈資產的比率股權集中度gqjzd前5大股東占總股本比例大勢行情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。以上所有數據均取自國泰安數據庫中國股票市場研究系列，并且經過一系列EXCEL的數據處理后，得到以上所有數據，且所有數據均未改動。3、計量分析結果（1）在進行回歸分析前，我先對超額收益率進行了描述性統(tǒng)計，統(tǒng)計情況為：解禁前一個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天超額收益率解禁后一周超額收益率解禁后一個月超額收益率均值0.0440167390.008016098-0.0004441040.0042778770.0030854140.029354273方差0.0401970440.0069145330.0010444990.0011772550.004

13、9355780.027516989負的超額收益率個數153175193166163155正的超額收益率個數196174156183186194由上可見，解禁前一周的超額收益率和解禁前一個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月的超額收益率，由此驗證了假設（1）：限售股解禁的確對于市場具有抑制作用，導致股價下跌的成立。但解禁當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致。（2）解禁前一個月的超額收益率與各解釋變量之間的關系：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，解禁前一個月的超額收益率受市凈率、股權集中度的影響非常顯著，而受其他因素影響不顯著，說明解禁前的市場反應受股票的財務狀況、股權結構的影響很顯著。（3）解禁后一個月的超額收益率與各解釋變量之間的關系：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 雖然解禁后一個月的超額收益率受股權集中度影響不顯著，但市凈率依舊顯著，反映出解禁事件的市場反應依舊受到公司財務狀況的

19、影響。而且綜合（2）與（3）可以驗證假設(2)成立，也就是距離解禁日前后一個月的市場反應受市場行情、財務狀況以及公司股權結構影響比較顯著，說明經過一段時間后，市場對于解禁事件的反應不再僅僅因為解禁事件本身而產生反應，而是受到公司財務狀況、公司股權結構等內在因素的影響。（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，即使是對于前一個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不顯著。而且在前一個月的超額收益率的回歸方程中，股權集中度也是一個非常顯著的影響因素，但是在這里也已經不顯著，說明這些因素在解禁前一周對于市場的反應的影響已經很小。（5）解禁后一周的超額收益率與各解釋變量之間的關系：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對于市場的反應的影響也不明顯。（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集中度、市凈率在解禁前一天對于超額收益率的回歸已經非常不顯著，而在5%的顯著性水平下，大市行情對于這一天的超額收益率有顯著影響，說明在解禁前一天，市場的反應已經完全與公司客觀情況無關。（7）解禁當天的超額收益率與各解釋變量之間的關系：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，通過對于解禁當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市場反應沒有任何顯著影響，說明當天的市場反應完全是由于解禁事件本身導致。而且，通過分析（4）（7）的回歸結果，基本可以驗證之前的假設（3）也成立，即距離解禁日前后一周以及解禁日前