上市公司大股东增减持行为研究

杨倩倩

【摘 要】根据上市公司大股东行为的相关理论,对2008年～2010年沪深两市的上市公司大股东增减持样本进行了回归分析.研究结果表明:上市公司的股权制衡度、增减持日前30日的股票累计收益率、增减持金额、企业价值、市场账面价值比以及营业毛利率等均对大股东增减持比例有显著影响,进而说明了研究上市公司大股东增减持行为的重要意义.

【期刊名称】《洛阳理工学院学报（社会科学版）》 【年(卷),期】2011(026)003 【总页数】6页(P49-53,86) 【关键词】大股东;增持;减持;行为 【作 者】杨倩倩

【作者单位】郑州大学商学院,河南郑州,450001 【正文语种】中 文 【中图分类】F830.91

2005年5月开始的股权分置改革，彻底改变了中国股票市场同股不同权的制度缺陷。到2006年10月，股改基本完成，中国股票市场开始步入全流通时代。由于限售股份的上市流通，公司大股东最大化其自身价值的目标函数也随之发生了变化，股价也成为影响大股东财富效用最直接的因素之一，进而也会对其行为产生重要的

影响，导致大股东在二级市场的股份增减持行为频频发生。在大股东的增减持股份的过程中，也产生了一系列的问题，对我国当前资本市场的稳定发展和公平性都带来了极大的影响。因此，有必要对大股东增减持的行为状况以及影响大股东增减持行为的因素进行分析研究。 1 大股东增减持的相关理论分析 1.1 大股东增减持的动机

大股东作为上市公司运行的实际参与人之一，对本公司的经营状况和未来的发展战略都有着较深的理解和认识。因此与其他普通投资者相比，大股东更能对公司实际内在价值作出合理的判断和估计，而公司实际价值则直接影响着大股东在资本市场的投资行为。大股东往往基于公司真实内在价值的预期价格与二级市场上股票当前的市场价格进行比较。如果认为目前上市公司股票市值被低估，背离其真实的内在价值，大股东基于托宾Q理论的利益最大化原则，就会选择增持股份，反之则减持股份。

根据Dann最早提出的关于要约回购的信号传递假说，大股东的股份增持行为，传递给二级市场的普通投资者一个明显的信号，即有关公司的财务状况、经营信息以及未来的成长性和发展空间。投资者可以认为大股东增持股份时的股票市场价格基本反映了公司实际价值，并以此作为投资根据，将大股东增持价格以下的股价都看作是被低估的，可以适时买入;而大股东的股份减持行为则向市场传递了股价被高估的信号。

根据激励效应以及隧道效应，大股东的股份增减持行为会导致股权结构的集中和分散。股权结构的相对集中会给公司治理造成以下影响:一方面，随着股权结构的集中，势必会导致大股东控制权的提高。因此，大股东很容易通过资金占用、关联交易等手段侵占公司利益，侵害中小股东的利益;另一方面，股权集中能够在一定程度上缓解由于股权分散所造成的“搭便车”行为，从而可以提升公司绩效。公司股

权结构变化带来的这两方面的影响归纳起来就是激励效应和隧道效应。基于激励效应，股权集中度的提高能够带给大股东监督和决策上更大的权力，也会使其更有动力来为公司创造价值;而隧道效应则说明了大股东控制权的提升会给其从公司获得更多的隐形收益的条件和机会。因此，激励效应和隧道效应也是大股东进行股份增减持行为的动机。

1.2 大股东增减持股份的时机选择

大股东增减持股份时，一定会对增减持的价格、规模和频率有所把握。把握增减持的规模和频率的目的是既要保持自己的控制权，又要防止恶意收购。根据“市场择时假说”，在公司股票的市场价格被低估时，大股东们作为最了解公司运营等相关情况的市场参与者，会选择合适的时机在二级市场通过盘中交易、大宗交易、定向增发等方式增持公司的股票，从而以较低的代价换取更多的控制权;而在公司股票被市场高估时，大股东往往会选择在二级市场减持手中的股票。而且，大股东通常会选择在预盈等利好消息发布后或预亏等利空消息发布前进行减持，而在利空消息发布后或利好消息发布前进行增持。此外，大股东增减持时既要考虑到与机构投资者的合作博弈，又要考虑其个人投资者的交易行为对其增减持行为可能的影响以及政府监管的边界等因素。 2 大股东增减持行为实证分析 2.1 研究假设

综合以上的理论分析，结合我国特殊的经济背景，笔者提出以下实证研究假设。 假设H1:股权制衡度越高，则第一大股东增持比例越大，减持比例越小。 假设H2:大股东增/减持日前30日该公司股票的累计收益率越高，则大股东增持比例越小，减持比例越大。

假设H3:大股东增/减持金额越大，则其增减持比例越大。

假设H4:上市公司的企业价值越低，大股东增持比例越大;上市公司的企业价值越

高，大股东减持比例越高。

假设H5:上市公司的市场账面价值比越低，则大股东股份增持比例越高;上市公司的市场账面价值比越高，则大股东股份减持比例越高。

假设H6:上市公司的营业毛利率越高，则大股东股份增持的比例越大，股份减持的比例越小。

2.2 变量设计与回归模型

根据以上的研究假设，笔者使用多元线性回归模型对上述假设进行检验。变量定义见表1。

表1 增 (减)持模型变量定义表变量名称 变量符号 变量定义及说明 增持模型预期符号减持模型预期符号因变量 第一大股东增(减)持比例SR(SD) 第一大股东增 (减)持股数/公司总股本自变量股权制衡度 FDD 第二到第五大股东持股数之和/第一大股东持股数+－增 (减)持日前30日股票累计收益率RR (增减持日股票收盘价－增减持日前30日股票收盘价)/增减持日前30日股票收盘价－+增持金额 BS第一大股东增持股数×增持股份交易均价(取自然对数) + +企业价值 VC (股权价值+带息债务－货币资金)(取自然对数) － +市场账面价值比 MTB (资产－账面权益+市场权益)/总资产－+营业毛利率 GOP (营业收入－营业成本)/营业收入×100%+－ 2.3 数据来源与样本选择

本研究中交易数据样本区间为中国证监会《上市公司解除限售存量股份转让指导意见》发布之后次月的第一个交易日 (2008年5月5日)至2010年12月31日。交易数据来自同花顺金融数据终端，并将其与权威机构公布的数据进行抽样比照，确保其真实性。数据使用 Eviews6.0和EXCEL 2003进行统计分析。

笔者对研究的样本公司进行了筛选:①剔除所有ST和*ST上市公司 (其中增持公司4家，减持公司17家);② 剔除所有金融行业的上市公司(其中增持公司3家，减持公司2家);③ 剔除2008年～2010年退市以及数据不完整的上市公司;④剔除大股

东增减持股份公告期间有重大事件发生的上市公司。经过筛选后，最终得到增持样本公司138家 (其中深市上市公司45家，沪市上市公司93家)，减持样本公司200家 (其中深市上市公司93家，沪市上市公司107家)。

样本选择的其他说明:样本中涉及的大股东均指上市公司第一大股东，若第一大股东与其他大股东存在关联关系，则合并处理，将同一股东同一交易日发生的多次增减持行为合并处理。 2.4 实证研究结果与分析 2.4.1 描述性统计分析

增持模型和减持模型各主要变量的描述性统计分别如表2、表3所示。 表2 增持样本公司各研究变量的描述性统计 (N=138)SR FDD RR BS EV MTB GOP均 值 1.280 8 0.487 9 －11.169 9 6.351 7 13.874 9 2.907 026.842 8中位数 0.223 1 0.379 6 －14.877 9 6.310 5 13.683 8 2.257 2 23.412 9最大值 22.698 0 1.962 4 45.672 2 11.808 9 16.896 6 16.712 4 91.195 0最小值 0.000 1 0.018 2 －51.982 7 －0.480 6 12.034 0 0.570 4 －2.373 6标准差 1.120 9 0.420 8 12.853 6 1.187 4 0.120 2 2.197 7 3.589 4

表3 减持样本公司各研究变量的描述性统计 (N=200)SD FDD RR BS EV MTB GOP均 值 3.624 5 0.609 4 13.966 1 8.026 5 13.114 2 5.776 9 25.641 7中位数 2.849 7 0.306 2 12.691 3 8.095 9 13.025 9 4.764 2 21.221 8最大值 37.479 1 4.156 8 147.957 0 10.893 2 15.662 1 30.320 0 90.048 0最小值 0.021 5 0.019 1 －124.563 0 －0.254 3 11.586 4 1.036 7 －41.422 5标准差 4.034 0 0.731 6 15.812 0 1.501 9 0.707 4 3.827 5 4.394 1

由表2和表3可以看出，尽管个别第一大股东增减持比例较大，分别达到22.69%和37.48%，但平均来说，第一大股东增减持比例并不高，仅为1.28%和3.62%，平均减持比例要高于平均增持比例，总体来说第一大股东并未发生大规模增减持行

为。同时也看到，第一大股东增持日前30日股票平均累计收益率为－11.17%，而第一大股东减持日前30日股票平均累计收益率为13.97%，也初步说明了大股东增持多发生在市场下降趋势中，而大股东减持多发生在市场上升趋势中。 2.4.2 相关性分析

增持公司和减持公司的样本变量相关性检验结果如表4、表5所示。

表4 增持公司样本变量的相关性检验结果 (N=138)SR FDD RR BS EV MTB GOP SR 1.000 000 FDD －0.174 669 1.000 000 CAR 0.158 114 －0.031 774 1.000 000 BS1 0.327 965 0.035 972 0.085 571 1.000 000 EV1 －0.219 884 －0.124 884 0.004 124 0.341 449 1.000 000 MTB －0.058 068 0.099 529 0.195 873 0.160 123 0.225 613 1.000 000 GOP 0.160 260 0.020 683 0.185 408 0.096 704 0.168 349 0.129 605 1.000 000

表5 减持公司样本变量的相关性检验结果 (N=200)SD FDD RR BS EV MTB GOP SD 1.000 000 FDD －0.143 446 1.000 000 CAR 0.118 109 －0.141 069 1.000 000 BS1 －0.177 187 －0.059 182 －0.000 497 1.000 000 EV1 －0.087 246 0.077 444 0.034 898 0.248 486 1.000 000 MTB 0.057 470 －0.006 612 0.036 347 0.097 820 －0.062 802 1.000 000 GOP 0.165 627 0.079 028 －0.035 526 －0.075 937 0.138 001 0.155 224 1.000 000

就相关系数表中的结果来看，各自变量间的相关系数很小，都在0.35以下，可以认为变量间的不存在明显的共线性问题。 2.4.3 回归分析

使用Eviews 6.0软件，对股份增持与减持样本数据分别进行多元线性回归分析，结果分别如表6、表7所示。

表6 增持模型估计结果 (Dependant Variable:SR N=138)Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.C 12.572 17 2.881 549 4.362 990 0.000 0 FDD

0.817 848 0.534 305 1.530 677 0.128 3 RR －0.017 306 0.012 138 1.425 694 0.136 4 BS 0.776 396 0.111 305 6.975 377 0.000 0 EV －1.216 944 0.224 959 －5.409 625 0.000 0 MTB －0.142670 0.106023 －1.345 658 0.180 8 GOP 0.032 458 0.013 710 2.367 400 0.019 4 Adjusted R-squared 0.341 295 F-statistic 12.485 24 Durbin-Watson stat 1.910 220 Prob(F-statistic)0.000 000 表7 减持模型估计结果(Dependant Variable:SD N=200)Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.C 10.947 46 3.451 667 2.008 094 0.000 0 FDD －0.274 112 0.402 484 －1.281 051 0.116 7 RR 0.028 643 0.253 896 1.270 359 0.187 2 BS 0.123 116 0.202 617 2.907 631 0.000 0 EV 0.542 780 0.432 910 1.253 794 0.211 5 MTB 0.029 167 0.077 577 1.075 973 0.107 4 GOP 0.038 514 0.016 286 2.364 809 0.019 1 Adjusted R-squared 0.184 229 F-statistic 8.461 913 Durbin-Watson stat 2.017 632 Prob(F-statistic)0.003 473 两个模型均通过F检验，各解释变量也均通过t检验。增持回归模型中调整后R平方值为0.341 295，拟合优度较好;减持回归模型中调整后R平方值为0.184 229，具有一定意义的拟合度。增 持 回 归 模 型 的 Durbin-Watson值 为1.910 220，减持回归模型的 Durbin-Watson值为2.017 632，均接近2，表明模型不存在显著的序列自相关问题。另外，本研究的所有模型均未出现多重共线性的显著特征。这说明回归模型具有统计学意义，各变量的符号与预期相一致，从而验证了以上假设。

3 研究结论及政策含义 3.1 研究结论

笔者对2008年5月～2010年12月中国A股沪深两市的公司第一大股东增减持的数据进行分析，对第一大股东增减持行为的影响因素进行了较为全面的观察与测度，得出了以下的结论。

(1)股权制衡度、增持日前30日股票累计收益率、增持金额以及上市公司的营业毛利率均对上市公司第一大股东的增持比例有明显的正向影响。前30日股票累计收益率越高，增持金额越大;营业毛利率越大，则第一大股东的增持比例也越大。而企业价值和市场账面价值比则与第一大股东的增持比例呈负相关关系，其大股东增持比例也越大。

(2)减持日前30日股票累计收益率、减持金额、企业价值以及市场账面价值比对上市公司第一大股东的减持比例有明显的正向影响，股权制衡度和营业毛利率则与第一大股东的减持比例呈负相关关系。这不仅验证了笔者的理论假设，也充分说明了企业价值对投资的引导作用。 3.2 政策含义

伴随着股改的完成，上市公司大股东的股份增减持行为普遍存在且频繁发生。大股东作为内部人员相对于传统意义上的庄家更具优势，这可能会刺激大股东依靠其所具有的优势在二级市场上进行过度投机获得利益。规范大股东股份增减持行为不仅关系到上市公司投资者的利益，更关系着我国股票市场的稳定与健康。

由于历史和制度的原因，我国的上市公司普遍存在着“一股独大”现象。大股东掌控着上市公司的事权、人权，以及信息披露的主动权，他们的交易行为对二级市场上股价的运行会产生直接影响。由于我国相关制度和法规的缺失，上市公司的信息披露并不十分透明，如大股东的减持行为仅仅采用事后公告的方式，而在减持后的公告中，通常也没有披露其减持的价格区间和减持的动机。在目前我国制度建设尚不完善，大股东们的行为难以受到充分约束的情况下，大股东就能很容易地利用对上市公司的信息优势和控制权，在实施股份减持前采取各种方式拉高股价，进而实现高位减持，巨额套现后再在低位买回。这样既保留了手中的控股权，又实现了现金的套现。通过股价操纵实现高位减持，满足了大股东利益最大化的要求，但在此过程中，中小投资者的利益却难以得到保障，而大股东频繁的增减持行为也易引起

股价的大幅波动，放大和助推股市泡沫，放大整个市场的系统风险，影响金融市场的稳定。

因此，要使大股东能公平、透明地实施股份增减持行为，切实保障中小投资者的利益，应当建立并完善一整套相关措施。这不仅需要丰富大股东股份增减持的渠道，减小对二级市场股价波动的影响，还应该规范上市公司信息披露制度，切实做到信息披露的及时、准确、规范，削弱大股东的信息垄断，最大程度减少其选择性信息披露的行为。最重要的是，要建立健全大股东股份增减持的法律法规制度，细化各项法律法规，完善整个市场的监管体系，使大股东在实施股份增减持行为的过程中真正做到有法可依，有法必依。 参考文献:

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