大股东股份增持的动机与效应研究,本文主要内容关键词为:大股东论文,增持论文,动机论文,效应论文,股份论文,此文献不代表本站观点,内容供学术参考,文章仅供参考阅读下载。
我国股票市场在2011年不断下跌、2012年持续低迷,中国证监会通过多种途径和方式来鼓励和支持上市公司的大股东回购或增持本公司股票。①在此背景下,不少上市公司的大股东都增持了本公司的股票。在我国,大股东对公司运营有着非常重要的影响,因而大股东股份增持事件成为资本市场广泛关注的焦点。然而,市场各方对此事件的观点却不尽相同。有观点认为,大股东在二级市场上的股份增持是一种以救市为目的的短期政策性行为;也有观点认为,股份增持是大股东基于自身利益最大化的自发行为,是对当前股价被低估的理性反应。目前,国内学术界对大股东增持行为的研究文献较少,仅有的几篇得出的结论也不一致(李俊峰等,2011;沈艺峰等,2011)。本文以2012年大股东增持事件为背景,旨在进一步考察上市公司大股东增持股份的动机与后果。 本文认为,在分析我国上市公司大股东的增持行为时需要区分不同产权性质的股东,即国有股东和非国有股东。对非国有股东来说,其行为动机是经济利益最大化。根据国外文献中的信号传递假说,当非国有企业的股价被低估时,其大股东有可能增持股份,以此将公司未来良好发展前景的信息传递给外部投资者,从而使投资者获得显著的超额回报。而对国有股东来说,由于受到政府的最终控制,其在二级市场上的增持行为可能并非出于经济利益的考虑,而是为了迎合或满足政府的政策需要。在我国股市低迷之际,国有股东很可能会率先响应和支持政府鼓励上市公司回购或增持股份的倡议。一方面,国有企业的监管部门可以对国有股东施加压力,迫使其增持股份以提升股市的短期表现;另一方面,某些国企的高管出于积累政治资本、增加未来晋升机会的考虑,也可能主动响应政策而增持股份。但这种增持行为很可能与企业价值最大化的目标不符。因此,国有股东增持的动机与非国有股东可能并不一致,从而增持效应也不尽相同。 为了检验上述假说,本文对比考察了国有和非国有两类大股东的股份增持动机以及在增持股份后的股票长期绩效变化情况。研究发现,从股份增持动机来看,非国有大股东的股份增持决策与公司前期股价的低估程度显著相关,而国有大股东的股份增持决策与公司前期股价表现之间的关系则较弱;从股份增持后果来看,相对于非国有大股东股份增持的公司,国有大股东股份增持的公司在增持后一年内股价表现的改善程度显著较低。这些结果表明,我国资本市场上非国有大股东的股份增持是基于经济利益最大化的市场化行为,而国有大股东的股份增持则更多地是为了迎合政府政策的需要。在进一步将国有企业划分为中央控股企业和地方国有企业后,我们发现国有企业与非国有企业之间大股东增持行为的差异主要体现在中央控股企业。 本文的研究具有一定的理论和现实意义:首先,本文阐明了不同产权性质的大股东股份增持行为的动机和效应差异,有助于统一国内关于大股东股份增持行为的研究所得出的不一致结论(姜仁荣,2010;李俊峰等,2011;沈艺峰等,2011)。其次,国内目前关于大股东在二级市场上交易行为的研究还处于起步阶段,本文从大股东增持的角度为这类研究提供了新视角和新素材。此外,本文的研究结果表明,投资者需要区别看待不同产权性质大股东的增持行为,并加强对国有大股东(尤其是中央控股企业的大股东)非效率增持行为的外部约束。 二、理论分析与研究假说 (一)国外关于大股东股份增持动机的理论 1.信号传递假说。在上市公司股票回购动机的研究中,信号传递假说得到了国内外学者的广泛认可。Dann(1981)最早提出了要约回购的信号传递假说,认为要约回购行为可以向市场传递公司运作的信息。Vermaelen(1981)研究发现,在股票回购公告事件窗口内,公司具有显著为正的累积超常收益(CAR)。Comment和Jarrell(1991)的研究指出,当股价被低估时,公司有动机回购股票。Stephens和Weisbach(1998)的研究也表明,当股票价值没有得到市场的准确估计时,上市公司会回购股份。Dittmar(2000)对比分析了信号传递假说、自由现金流假说、财务杠杆假说、反收购假说和管理层激励假说,认为信号传递假说对股票回购的动机最具说服力。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。 2.市场择时假说。市场择时理论讨论了环境等外部因素对公司大股东和管理层决策的影响,这一理论能够部分解释上市公司大股东增持股份的原因(Stein,1996)。根据这一假说,上市公司一般倾向于在证券市场上涨行情阶段增发股票,而股价被低估的公司则有延迟增发甚至回购的倾向。从市场择时的角度出发,拥有公司内部信息的大股东在公司股票价格被低估时有动机在二级市场上择时增持股份,以较低的成本获得更多的控制权。 (二)我国大股东股份增持的动机分析 国内少数学者研究了大股东的股份增持动机,但得到的结论并不一致。姜仁荣(2010)认为,信号传递理论和市场择时理论最能解释大股东股份增持的动机。而李俊峰等(2011)并没有发现支持市场择时和信号传递假说的证据。沈艺峰等(2011)认为,我国上市公司的股票增持行为主要出于政治动机,而非一般意义上的财务动机。上述结论不一致的一个重要原因在于,没有区分不同产权性质的大股东。在我国资本市场上,国有企业和非国有企业大股东的行为动机并不相同。上述文献通常只是根据大股东股份增持公告的效应来推断增持动机,而没有对大股东的增持动机进行直接考察,也没有关注大股东增持后的长期市场表现。本文在区分不同产权性质大股东的基础上,从增持之前股票价格低估程度与增持行为关系的角度来直接考察大股东的股份增持动机,并通过增持后公司的长期市场表现做进一步检验。 1.非国有企业大股东的股份增持动机分析。在国外文献中,无论是信号传递假说还是市场择时假说,都是基于自由市场中企业追求利益最大化的视角。在我国资本市场上,由于产权最终归属于个人,非国有企业的目标与国外私营企业一致,即追求经济利益最大化。不可否认的是,在当前中国转型经济背景下,非国有企业在一定程度上会受到政府的干预,但相对于国有企业,这种干预要小得多。私有产权的性质决定了其行为与追求经济利益最大化的理性“经济人”是一致的。因此,非国有大股东的股份增持主要出于经济利益的考虑。如果公司目前的股价被低估而未来有较大的上涨可能性,那么大股东选择增持股票就可以从中获利。因此,对于非国有企业的大股东,无论公司股价是因市场低迷还是投资者不了解公司情况而被低估,大股东都会根据股价被低估的程度做出是否增持股份的决策。当前股价被低估的程度越大,未来股价上涨带来的收益就越高,大股东就越可能增持股份。 2.国有企业大股东的股份增持动机分析。国有企业的最终控制人是政府,而政府的目标是多元化的。除了经济目标,政府还要实现政治稳定、保证税收、充分就业等其他目标(Vickers和Yarrow,1988)。为了实现多元化的目标,政府会影响和干预国有企业的经营决策,将其社会政治目标内化到所控制的企业中去(Shleifer和Vishny,1994)。同时,国有企业的高管在一定程度上是“准官员”(杨瑞龙等,2013),其经营企业的一个重要激励就是政治上的晋升。因此,为了积累政治资本、增加未来晋升机会,国有企业的高管有动机去追求政府所希望达到的社会目标,而这些目标很可能与企业价值最大化相背。 从整体上看,中国股票市场表现出较强的“政策市”色彩。政府对股市施加影响的一个重要渠道就是直接或间接干预国有股东的行为。在投资者看来,国有股权的存在意味着政府最终会为股票市场“兜底”,以国家信用作为隐性担保。这增加了投资者的信心,降低了广大小股民的风险。在我国股票市场的发展过程中,当外部投资者的利益受到严重侵害时,国家信用在保护外部投资者、维护投资者信心方面起到重要作用,许多实例都证明了这一点。计小青和曹啸(2008)对国有股减持事件的研究表明,当国有股减持方案公布时,市场对这一事件有显著的负面反应;当国有股减持方案停止时,市场具有显著的正面反应。这说明我国股票市场对于国有股权具有相当强的依赖性。 股市在2011年持续下跌、2012年继续低迷,政府监管部门试图通过活跃市场交易来促进股市上涨,证监会出台了相关措施提倡和鼓励上市公司大股东增持本公司股票。在此背景下,一方面,政府会通过各种渠道直接或间接地向国有企业施加影响,以配合其救市政策,增强中小股民的信心;另一方面,某些国有企业高管出于政治晋升的考虑,也会积极配合证监会的倡议而增持股份。我们认为,国有企业的增持决策更多地是配合政府的政策,而不一定基于增持前公司股票的低估程度。综上分析,本文提出以下假说: 假说1a:对于非国有上市公司,公司股价被低估的程度越大,其大股东越可能增持股份。 假说1b:对于国有上市公司,公司股价被低估的程度与大股东是否增持股份的关系较弱。 (三)大股东股份增持的效应分析 大股东股份增持的动机不同,增持所带来的效应也不同。我们也可以从增持效应角度来进一步验证不同产权性质企业不同的增持动机。正如上文所述,非国有企业大股东是追求经济利益最大化的理性经济人,其股份增持决策主要是基于信息优势和对公司未来发展前景的信心。他们更可能在股价被低估时增持股份,以求未来获得超额收益。根据信号传递假说,大股东的股份增持行为将向外部投资者传递公司目前股价被低估的信号,反映大股东对公司未来发展和股价上涨的信心。由于大股东在上市公司中投入了更多的私有财产,外部投资者会理性地认识到这种行为只有在大股东确信可以为其带来收益的情况下才会发生。因此,对外部投资者来说,这一信号是一个可信的承诺,他们也会增持公司股票并促使公司股价上升,从而获得超额收益。 对国有大股东来说,其股份增持行为更多地是响应政府政策号召,而没有考虑经济利益最大化。国有企业大股东在做出是否增持决策时并没有考虑股价的低估程度,从而其增持并不能给公司带来超额的经济回报。外部投资者在一定程度上也会理性地预期到国有大股东的增持是出于政治上的需要,并不会给公司带来长期的利好。因此,外部投资者可能只会在大股东增持的短期内通过交易获利,而不会长期看好公司股票。综上分析,本文提出以下假说: 假说2:相对于非国有大股东,国有大股东增持对公司股票长期报酬率的改善程度要低。 三、研究设计 (一)样本与数据 本文选取2012年发生大股东增持事件的沪深两市A股公司(不包括创业板公司)作为研究样本。为了剔除不相关因素的干扰和保证增持信息的可得性,我们要求样本公司满足以下条件:(1)上市公司股份增持方为样本公司的控股股东或实际控制人,以剔除其他股东和高管股份频繁变动的情况;(2)能够获得完整的大股东股份增持公告信息,包括增持公告日、增持方和增持期间等;(3)样本公司在大股东增持公告发布前后半年内没有发生其他重大事项,如重大资产重组、定向与非定向增发等;(4)不属于ST或*ST的公司。在满足上述条件的基础上,本文还删除了以下样本:(1)中国石油和中国石化两家公司,因为行业内仅有这两家A股上市公司且都在2012年发生了大股东增持,从而无法寻找配对样本;(2)金融行业的上市公司;(3)上市不足一年的公司;(4)在事件日前一年因特殊事项停牌的上市公司。此外,部分样本公司在2012年发生了多次大股东增持事件,由于后几次公告的市场反应会受到前次公告的影响,本文只选取第一次增持事件。经过上述筛选,本文最终得到154家样本公司。表1给出了样本公司的行业分布情况。 本文的大股东股份增持公告信息来自WIND数据库,我们还将其与巨潮资讯网、上海证券交易所和深圳证券交易所网站上的公司股份增持公告信息进行了比对,如有不一致则以上市公司的大股东股份增持公告为准。股票收益率和市场收益率等交易数据以及公司财务数据来自CSMAR数据库。控股股东和增持股东的产权性质数据也来自CSMAR数据库,并以同花顺资讯作为补充。 (二)变量定义 本文主要变量的定义如下:(1)IS:表示2012年是否发生大股东增持事件的虚拟变量,以上市公司的大股东增持公告为准。如果发生大股东增持,则IS取1,否则取0。(2)SOE:表示增持大股东产权性质的虚拟变量,如果增持方为国有大股东,则SOE取1,否则取0。(3):表示增持前1年(即240个交易日)股票的累积超额收益率。借鉴Teoh等(1998a、b)以及Tan等(2002)的度量方法,本文采用大股东增持公告日前1年的买入并持有超额收益率(buy-and-hold abnormal return)来反映被增持公司在增持前的市场表现,衡量公司股票价格的低估程度。根据Kothari和Warner(2007)以及Faulkender和Wang(2006)的研究,本文采用Fama和French(1993)三因素方法计算,计算公式如下: 其中,表示样本公司i第t个交易日的股票收益率,表示根据规模(size)和账面市值比(book-to-market ratio)构造的基准投资组合(benchmark portfolio)的收益率。具体而言,我们根据上市公司2011年年末的总市值(代表规模)和账面市值比(分别从高到低排序),将所有上市公司划分为9个(3×3)组合,每个样本公司所在的组合即为该公司对应的基准投资组合。②在每个基准投资组合中,我们以等权平均收益率作为投资组合收益率。据此,BHAR表示以规模和账面市值比最接近的股票组合收益率作为基准的样本公司累积超额收益率。(4)△BHAR:等于样本公司大股东股份增持后240个交易日的BHAR减去增持前240个交易日的BHAR,衡量大股东股份增持对样本公司股票收益率的改善程度。其中,增持前BHAR的计算方法同上,而增持后的BHAR也采用类似的方法,只不过将时间区间改为(1,240)。其他变量的定义见表2。 (三)模型设定 1.假说1检验模型。我们采用Logit回归模型来检验假说1。由于需要计算增持事件日前1年的股票超额收益率,而样本公司大股东增持公告的日期并不一致,如果将154家样本公司与其他所有未发生增持的公司放在一起进行回归,则无法确定未发生增持的事件日,从而无法计算增持前的累积超额收益率。同时,为了保证研究结论的可靠性,本文运用配对样本的检验方法。具体而言,为每家样本公司选取了相同产权性质(国有或非国有)、同行业、资产规模最为接近的公司,并要求配对公司在2011年和2012年没有发生回购和大股东增持等事件。我们以大股东股份增持样本公司和配对公司(共308家公司)为样本,采用以下Logit模型进行回归分析: 其中,系数表示非国有企业大股东增持前1年公司累积超额收益与是否增持之间的关系。我们预期<0,即非国有企业前期股价表现越差,大股东越可能增持股份。系数表示国有企业与非国有企业在增持决策与增持前累积超额收益关系方面的差异。我们预期>0,即国有企业的股份增持决策与前期股价被低估程度之间的关系比非国有企业要弱。此外,+表示国有企业的股份增持决策与前期股价被低估程度之间的关系。我们预期+不显著,即国有企业大股东的股份增持决策与前期股价被低估程度之间没有显著关系。 2.假说2检验模型。本文同样采用配对样本的方法,利用以下多元线性回归模型来检验假说2: 其中,因变量ΔBHAR表示大股东股份增持后1年(240个交易日)公司股票的累积超额收益率减去增持前240个交易日的累积超额收益率,反映大股东股份增持后公司股票报酬率的变化。以BHAR的前后变化作为因变量的好处在于:可以将增持前的股价表现考虑进来,并剔除一些不可观察公司因素的影响。③系数表示在非国有企业中,大股东增持公司相对于非增持公司(配对样本)在增持后股票收益率的变化程度;而系数表示国有企业与非国有企业在大股东增持后股票收益率变化程度方面的差异。我们预期>0,即在非国有企业中,大股东增持后的股票超额收益率显著上升;而系数<0,即相对于非国有企业,国有企业大股东增持后股票收益率上升幅度显著较低。 四、实证结果与分析 (一)假说1检验 1.非参数检验结果。本文首先运用非参数检验方法,分别对非国有企业和国有企业大股东增持公司与未增持的配对公司在增持前1年累积超额收益率方面的差异进行了检验。从表3中可以看到,非国有大股东增持的上市公司在增持前的市场表现普遍较差,增持前1年累积超额收益率的均值为-0.265,中位数为-0.297,而且均在1%的水平上显著小于0。更重要的是,在非国有企业中,与未增持的公司相比,大股东股份增持的上市公司在增持前的股票累积超额收益率显著更低,即股价被低估的程度更大;而在国有企业中,与未增持的公司相比,国有大股东股份增持的公司在增持前的股票累积超额收益率则较高(尽管两者之间的差异并不显著)。表3的非参数检验结果表明,非国有企业大股东是否增持与前期股价低估程度之间存在很强的关系,而国有企业大股东的股份增持行为与前期股价低估程度之间的关系则不显著。这与假说1的预期相符。 2.Logit回归结果。在非参数检验的基础上,本文进一步利用Logit回归模型,考察了不同产权性质大股东股份增持动机的差异。回归结果见表4。从中可以看到,的系数显著为负,表明非国有企业大股东的股份增持决策与增持前公司的股价表现显著负相关。非国有上市公司在大股东增持前的股票累积超额收益率越低,公司股价被低估的程度越大,大股东就越可能增持公司股份,这一结果与假说1a一致。交乘项×SOE的系数为正,且在10%的水平上显著,说明相对于非国有企业,国有企业大股东的股份增持决策与增持前公司股价低估程度之间的关系较弱。另外,F检验结果显示+并不显著,说明国有大股东的增持决策与公司股票价值是否被低估无关,在很大程度上并不出于经济利益的考虑。这一结果与假说1b一致。 综上分析,本文的假说1得到了验证,即非国有企业大股东的增持行为是出于经济利益动机,而国有企业大股东的增持行为更可能是出于迎合政府政策的一种政治动机。 (二)假说2检验 1.非参数检验结果。同样的,我们首先做非参数检验,结果见表5。从中可以看到,国有上市公司在大股东股份增持240个交易日后的股票累积超额收益率比增持前上升了0.4143,而非国有上市公司则上升了0.5579。t检验结果表明,国有上市公司在大股东增持后的股票长期累计超额收益的改善程度在5%水平上显著低于非国有上市公司。而在未增持公司(配对样本)中,这一差异并不显著。这说明与增持前240个交易日相比,在大股东增持后的240个交易日,发生增持的国有企业的股价改善程度比非国有企业要低。 2.多元线性回归结果。在非参数检验的基础上,我们采用多元线性回归模型和配对样本的方法做了进一步检验,回归结果见表6。从中可以看到,在控制了大股东持股比例和公司财务特征的影响后,IS的系数显著为正,即相对于未增持的企业(配对样本),非国有企业在增持后的股票超额收益率显著提高。同时,交乘项IS×SOE的系数显著为负,即与非国有企业相比,国有企业大股东增持后公司股票累积超额收益率的提高程度显著较低。这验证了假说2,而且也从增持效应的角度进一步支持了假说1。 五、进一步分析与稳健性检验 (一)区分中央控股企业和地方国有企业的检验 相关文献指出,不同行政级别政府控制下的国有上市公司行为存在显著差异。相对于地方政府控制的国有企业,中央政府控制的国有企业具有一定的特殊性。这种特殊性最主要体现在中央控股企业是一些掌握国家经济命脉的大型国有企业(凌文,2012),大多具有垄断的性质。一般而言,这些企业大多肩负着更为重要的政策性使命,在执行国家经济政策的过程中往往起着更大的作用。上文指出,股票市场在2011年不断下跌、2012年持续低迷,中国证监会积极鼓励并支持上市公司的大股东增持本公司股票,目的是活跃和稳定股票市场。为了达到这个目的,证监会可能会协调中央有关部门对央企施加更大的影响。另外,由于肩负着更多的政策性使命,央企本身也有更强的动机去配合中央部委出台的政策。我们预期,相对于地方国有企业,中央控股企业的增持行为可能更加出于政策性因素而非经济因素的考虑,即国有与非国有企业大股东增持动机和效应的差异主要体现在中央控股企业而非地方国有企业。为了检验这一推断,本文引入了中央控股企业和地方国有企业两个虚拟变量。其中,Central是表示中央控股企业的虚拟变量,大股东增持的企业是中央控股企业时取1,否则取0;Local是表示地方国有企业的虚拟变量,大股东增持的企业是地方国有企业时取1,否则取0。我们将上文检验假说1和假说2模型中的SOE替换为Central和Local做了进一步分析。 表7报告了区分中央控股企业和地方国有企业后大股东增持动机的Logit回归结果。从中可以看到,×Central的系数显著为正,而×Local的系数不显著。这说明相对于非国有企业,中央控股企业的大股东增持行为与增持前公司股价表现之间的关系较弱,而地方国有企业与非国有企业的大股东增持行为则没有明显差异。因此,相对于地方国有企业,中央控股企业的大股东增持行为更加体现出迎合中央政策的非市场化倾向。 同样的,我们在假说2的检验中也进一步区分了中央与地方国有企业,回归结果见表8。从中可以看到,交乘项IS×Central的系数在5%水平上显著为负,说明相对于非国有企业,中央控股企业的大股东增持对公司股票超额收益率的改善程度较低。同时,交乘项IS×Local的系数虽然为负但不显著,说明地方国有企业的大股东增持对公司股价表现的改善作用与非国有企业不存在显著差异。这一结果说明,从增持后果来看,国有与非国有企业的差异主要体现在中央控股企业。 (二)稳健性检验 为了保证研究结论的可靠性,我们尝试了多项稳健性检验。首先,在计算BHAR时,不采用Fama-French三因素方法,而直接以等权平均或市值加权平均的综合市场报酬率作为市场组合(基准组合)收益率;其次,将计算增持前BHAR的时间区间改为9个月或6个月。本文的主要结论没有发生实质性变化。限于篇幅,我们没有报告稳健性检验结果。 六、结论与启示 本文以2012年发生控股股东股份增持为背景,从增持动机和增持后果两个角度对不同产权性质的大股东增持行为进行了比较研究。研究发现,从增持动机来看,非国有大股东的增持决策会考虑公司股价的低估程度,而国有大股东的增持决策则与增持前的股价表现无关;从增持后果来看,国有大股东增持后的股价长期改善程度比非国有大股东要低。进一步区分中央和地方国有企业后发现,相对于地方国有企业,中央控股企业与非国有企业的大股东增持动机和后果差异更加明显。这些结果表明,非国有大股东的增持是基于经济利益最大化的行为,而国有大股东(尤其是中央控股企业的大股东)的增持更可能是一种短期的政策性行为。 ①例如,为了便于大股东增持,证监会于2012年2月20日发布了《关于修改〈上市公司收购管理办法〉第六十二条及第六十三条的决定(征求意见稿)》,取消了一些行为的行政许可,并且新规则规定:持股30%以上的股东增持锁定期从12个月缩减至6个月;股东持股比例达到29.9%后可在一年内继续增持2%,而无须要约收购等。修订后的规则自2012年3月15日开始正式实施。另外,在多只银行股的股价跌破每股净资产的情况下,证监会负责人于2012年8月初进一步公开表示支持和鼓励上市公司大股东增持本公司股票(详见肖波:“证监会鼓励大股东增持上市公司股票”,《证券时报》,2012年8月2日)。 ②Faulkender和Wang(2006)按公司总市值和账面市值比将上市公司划分为25个(5×5)组合。考虑到我国上市公司的数量不够多,如果划分为25个组合的话,每个组合的公司数较少,组合收益率的计算可能出现偏差。 ③取差分后,不随时间变化的公司特征将被剔除。标签:股票论文; 上市公司公告论文; 股票分析论文; 产权理论论文; 企业经济论文; 国有经济论文; 产权保护论文; 经济学论文; 增持论文; 国企论文;