上市公司大股东增持行为研究

上市公司大股东增持行为研究

一、本文的创新之处根据市场选择理论，公司倾向于在股票市场份额相同时开始股票，在股票融资成本中等时回购，或者在股票中的低息股票。近几年来,我国的股票市场一直处于低迷的状态,理应有不少上市公司进行回购以稳定股价。然而,自2005年6月到目前,仅有30多家上市公司1在A股市场公开回购过股票。其原因可能是我国股票回购方面的法律法规较为严格,以及回购带来的负面影响,比如影响公司的财务灵活性和股票的流动性等。大股东增持是指上市公司的大股东通过股票二级市场继续买入该公司股份的行为,是股改完成后才出现的一种特殊的内部人交易行为。在股权分置时代,以持有非流通股为主的大股东并不关心公司的股价。而随着股改进程的深入,大股东手中的非流通股逐渐变成能够上市流通的流通股,大股东和普通的流通股股东有了一致的利益取向,大股东不能再漠视资本市场上股价的波动,开始介入二级市场并影响上市公司的价值。与此同时,为了稳定市场,缓解“大小非解禁”对于股价的冲击,证券市场监管部门在政策法规上也多次修订相关的法律法规来支持上市公司增持股份。自2008年9月到2012年底,上市公司的重要股东和高管在二级市场上增持本公司的股份已有7000多次2,与增持行为相关的研究将越来越重要。与已有的文献不同,本文关注的是大股东的增持行为本身,所要研究的问题是大股东在增持股份时是否进行“市场时机选择”,并在此基础上分析影响其增持时机选择的因素。目前股份增持方面已有的为数不多的几篇文献,大多集中在对增持的公告效应和增持的动机分析上,没有文献专门研究过大股东增持的市场时机选择及严谨地证明过大股东增持择时的存在,有关大股东增持择时的影响因素研究尚属空白。在增持动机研究方面,沈艺峰等(2011)通过单变量及多元回归检验的方法,发现上市公司大股东和高管增持股票的行为主要是出于政治动机,而非一般意义上的财务动机;李俊峰等(2011)通过对公司控股股东增持前后股价走势的考察以及多因素分析,没有发现支持市场时机选择或信号发送假设的证据,对控股股东的增持动机未给出结论。在增持公告的市场反应上,发现在增持公告事件窗口内有显著为正的公告效应,而增持前样本公司的累积异常收益率并不显著。值得一提的是,李俊峰等(2011)还通过对增持公告前后的股价以及增持价格相对于个股增持当日市价的折价分析,得出了大股东在增持时并未进行择时的结论。本文认为,李俊峰等(2011)对增持择时的研究较为粗略,首先是对于增持前后的股价分析上选取的窗口期是增持公告前10天和后20天,而非针对增持行为本身。另外,窗口期过短,难以全面展示股价的变动趋势;其次,在分析增持价格和增持成本上,只通过比较增持价格距离增持日的个股最高市价更接近,就否定了市场择时假说,这种分析显然很牵强。股票在一天内的价格可以说是变化无常,要判断增持的价格是否体现了择时,应该选择增持前后较长一段时间内的平均股价作为对比。本文关注了中国特定的制度环境下,大股东增持交易时的一个微观行为——市场时机选择。本文的创新之处主要体现在以下几点:第一,之前股份增持方面的研究集中于第一大股东和控股股东的首次增持行为动机和市场反应,本文将研究的对象锁定为增持后持股5%以上的大股东在二级市场上的增持行为,增持主体不仅包括第一大股东、控股股东、高管,还包括其他持股5%以上的股东等内部知情人3。研究增持的方式也不限于首次增持,还包括后续的增持行为。本文认为,首先,已有文献选择首次增持的比例并不具有代表性;其次,股东在二级市场上的增持行为主要有两种方式,即通过集合竞价交易系统或通过大宗交易系统增持,前者大股东增持的消息公告有利于提振投资者的信心,传递大股东对公司未来发展的信念;后者的交易方往往仅有一家,通常为机构投资者,买入的价格相对于市价会有一定折价,但成交价不计入股市行情。这两种交易方式具有不同的程序、不同的交易对象、不同的交易影响以及不同的交易成本,若不加区分地用同一个模型来研究,则很难具有说服力。第二,本文从增持行为本身出发,用多种方法均证明了大股东在增持交易时有择时行为。在研究方法上,首次采用月度数据从增持行为的发生时间、增持量、增持价格三个方面全面考察市场时机选择的存在,在此基础上进一步研究了影响其择时能力的因素。本文也从市场时机选择的角度检验了大股东增持的动机。大股东增持的动机很难用一种动机来解释,可能是多种动机的混合,但无论是出于何种动机的增持行为,都可以研究其增持时的择时能力。本文从增持择时的角度来考察发现,相对而言,非国有股大股东的增持行为更多地体现了财务动机,而国有股大股东的增持行为则体现出政治动机和财务动机的交织,政治动机要强于财务动机。第三,本文首次研究大股东增持获利能力的影响因素,重点考察了增持人的股权性质和增持比例、被增持公司近期的股票走势和未来成长性对增持人的市场择时能力的影响。二、理论分析与研究假设1、更大的动机选择首先,根据信息不对称理论,大股东增持股份时可能会利用内幕消息来择时获利。本文研究的是持股5%以上的股东的增持行为,属于证券法规定的内幕知情人,大股东增持行为也属于内部交易行为。来自欧美等发达市场关于内部交易的很多实证研究表明,内部人交易多是信息不对称环境下的机会主义行为。如Ke等(2003)证明公司的内部人会在并购公告、盈利公告、股票回购等好消息公告前减少卖出而增加买入。我国内部人交易数据公布的时间较晚,很少有实证文章分析内部人交易的动机、市场反应和收益。吴世农等(2002)发现,我国证券投资基金的投机性较强,主要依赖市场时机选择获取收益;王雄元等(2008)通过案例研究发现,内部人在交易的时候会利用私有信息,或结合对信息采取策略性的披露来获利;张俊生等(2011)发现,内部人亲属交易从整体而言会获得超额收益。在中国的A股市场上,由于信息披露制度和其他上市公司监管制度执行不力,这使得上市公司内部人和外部投资者之间具有明显的信息不对称,包含大股东在内的内部人在增持时将更有“能力”进行时机选择。其次,根据理性经济人假说,大股东持股的目的应当是获得更多的收益和尽量减少损失。Holderness(2003)认为,控制权私有收益和控制权分享收益是大股东大份额持股的动机。本文认为,大股东作为公司明显的内部人,在信息不对称的环境中处于优势地位,其比外部投资者更了解公司的真实价值。如果大股东是自利的,在股票增持时其没有理由不进行择时。最后,根据市场时机选择理论,公司会在价值被市场低估时回购。在美国(Cook,2003,2004;Bozanic,2010;Amedeo等,2012)、中国香港(Brock-man等,2001)、加拿大(Ikenberry等,2000)等发达资本市场上均发现股票回购择时的实证证据。而股票增持与回购具有理论分析上的相似点:(1)二者的行为主体虽然不同,但基本利益是一致的,回购或增持的决策最终也都是由大股东和高管等内部人做出的,只不过在中国的法律环境下股票回购决策的程序更严格,这也是股票被低估时多增持、少回购的原因之一;(2)从行为目的和结果来看,增持和回购都能提振股价、向投资者传达利好消息,若行为主体恰当地择时,财富将向行为主体转移;(3)从行为的程序上看,虽然股票回购前的程序较为复杂,比如要求发布三次债权人提示公告,但一般在行为发生后的次日,回购和增持都会在证监会和交易所的网站上发布公告。另外,在发达资本市场上的股票回购同我国股市上的股票增持同样普遍,同一家上市公司在一个月内也存在多次回购的现象。基于股票增持和股票回购的关系,本文认为,大股东增持也可能存在市场时机选择。本文从增持行为的发生时间、增持比例、增持价格和成本三个方面来证明大股东增持市场择时行为的存在。从增持时间上看,如果大股东增持存在择时,其增持应当发生在股价被低估的时候。国内已有的文献已证明,增持公告发布后,短期内市场会产生积极的反应(李俊峰等,2011)。本文认为,要证明增持的择时行为,只考察增持后的短期市场反应不足以证明股票在增持时是处于被低估的状态,原因是股票可能在研究期间一直处于上涨的状态,或者增持后短期的正向市场反应可能仅是由于投资者的情绪造成的,还应在延长研究区间的基础上考察其在增持前的一段时间内股价是否处于下降的趋势。从增持比例来看,根据信号传递理论,当股票被严重低估时,大股东会增持股份。实务中,大多数公司在发布增持公告时,会宣称增持的目的是基于对公司未来发展前景充满信心或是稳定股价。从这一点来讲,增持人为实现其增持目的而恰当地择时,在股价波动大,且预期公司未来发展前景好的时候,增持的比例会更高一些。从增持价格和成本来看,如果增持存在市场时机选择,大股东会选择在一个价格和成本相对较低的时点来增持股票。通过股票一天内的价格变化来判断增持的价格是否体现了择时并不合理,本文将基准价格设定为增持当月的个股均价以比较大股东的增持价格是否体现了择时。基于上述分析,本文提出考察大股东增持是否择时的三个假设:H1a:大股东的增持行为发生在股价被低估时。H1b:大股东的增持比例与增持期间公司的股票波动性、未来的成长性正相关。H1c:大股东会选择增持价格相对较低的时间增持。2、大股东增持比例对其择时能力的影响从增持人的股权性质(国有股或非国有股)来看,国有大股东的增持行为可能会受到政治因素的影响。姜英兵等(2012)认为,政府会通过影响企业的行为干预经济,而在经济转型背景下,国有上市公司承担了政府多重目标,如经济发展战略、促进就业、增加税收和维护社会稳定等。国外也有研究表明,上市公司的财务行为会受到政治因素的影响,如Dinc(2005)发现,政客会利用其在国有银行的所有权实现其政治目标;沈艺峰等(2011)的研究表明,最终控制人为国资委或其他政府部门的公司控股股东更倾向于增持股份,认为这些股东可能在证监会的规则或“道义劝说”下增持股份。本文认为,国有产权和私人所有权的经济属性是不同的,前者在二级市场交易的目的更多地是为实现政府目标,而后者的目标应当是私人利益最大化。所以,当股价被低估时,国有大股东会更积极地去稳定市场,而私人大股东则会更积极地择时以获得最大收益或尽量减少损失。从增持比例来看,如果大股东是自利的,其在增持时所表现的择时能力将与其增持比例正相关。而在上文对增持人的产权性质的分析中,认为非国有股大股东是自利的,而国有股大股东在增持时很可能是基于政治目标。本文认为,非国有股大股东的择时能力会随其增持比例的增加而增强,而对国有股大股东的增持比例与择时能力的关系,由于国有股东增持的政治动机和财务动机并存,本文在此暂不做预期。公司近期的股票走势、未来的成长性可能也会影响到大股东的增持择时。大股东增持股票的目的是为了在股价被市场低估时及时地稳定股价。本文预期,若公司近期的股价被股市严重低估,大股东在增持时可能会急于对市场传达积极的信号,而忽视了择时的过程。反之,大股东可能会采取观望的态度,更好地审时度势;从公司的业绩和未来成长性看,一方面,当股票的价值同时被低估时,相比于业绩较差、不具有成长性的公司,大股东会增持更多的业绩较好、具有成长性的公司股票,以期在未来获得更高的收益,从而导致更积极的择时行为;另一方面,如果面对未来不具成长性的公司,当股价被严重低估时,具有信息优势的大股东可能会为了稳定市场,象征性地增持一定数量的股份,但会影响其择时的积极性。基于以上分析,本文提出考察大股东增持择时影响因素的三个假设:H2a:非国有股增持人比国有股增持人更有动机进行择时。H2b:非国有股增持人的择时能力随增持比例的增大而增强。H2c:大股东的择时能力与公司股票近期的走势、公司未来的成长性正相关。三、数据来源和使用密度为公司增持行为出现频率不高的原因本文以2008年8月27日中国证监会发布“关于修改《上市公司收购管理办法》第六十三条的决定”后至2012年12月31日,持股5%以上的股东在二级市场上发生增持的A股上市公司为研究样本,交易数据和财务数据取自Wind数据库和CS-MAR数据库。相关连续数据在1%和99%水平上进行Winsorization缩尾处理。在选取样本时,首先将2008年8月28日～2012年12月31日A股二级市场上发生的同一股东在同一个月里增持的同一家上市公司的交易数据合并,增持比例取同一个月里多次增持的比例之和,增持的价格取同一个月里用增持量对每次增持价格加权的平均增持价格,增持后的持股比例取该月最后一次增持记录里的数据,而增持前的持股比例等于增持后的持股比例减去增持比例。按以下原则筛选样本:(1)选择增持后的持股比例超过5%的公司;(2)属于非金融类上市公司;(3)剔除ST及*ST公司;(4)剔除增持当年上市的公司;(5)剔除通过大宗交易系统增持的公司,因为大宗交易的成交价不计入股票行情,不影响股价;(6)剔除交易数据缺失及增持行为属于短线交易的公司;(7)若同一家上市公司在样本期间内的多个月份发生过增持事件,则取增持比例最高的一次。最后得到符合条件的样本公司215家。样本公司处于深市的有149家,其中包括101家中小板公司;沪市有66家。从样本分布的时间来看,2008年有42家(中小板10家),2009年有17家(中小板2家),2010年有13家(中小板4家),2011年有51家(中小板20家),2012年有92家(中小板65家)。这些统计数据表明,随着股份增持政策的放宽,加之股票市场的持续低迷,最近几年中小企业的大股东开始大量增持本公司股票。这也符合市场的预期,因为中小板上市公司没有主板上市公司成熟稳定,更易受到市场波动的影响。从增持人的性质来看,增持数量最多的依然是第一大股东,增持后持股比例为5%以上的筛选条件基本上可以将样本限定在前五大股东的增持行为上。本文以第一大股东的持股比例是否超过第二大股东到第十大股东持股比例之和作为判定第一大股东是否控股的标准,结果发现,在170次公司第一大股东的增持行为中,有118次是由已经对公司实现控制的大股东执行的。这也从一个侧面反映了第一大股东的增持行为的主要原因并不在于控制权的争夺,而是为了稳定股价,向市场传递积极的信号等其他原因。从股权性质来看,国有第一大股东更倾向于增持股份。另外,从增持方式上看,样本中增持前持股比例在30%以上的公司有105家,且增持比例均在2%以下;有104家公司属于增持前持股比例为5%以上、增持后的持股比例为30%以下的情形;另有6家公司属于增持前持股比例为5%以下、增持后的持股比例为20%以下的情形。从行业分布看,样本公司分布在19个行业。其中,大股东的增持行为易发生在受供需影响大(如零售业、家庭与个人用品、服装、食品饮料等行业)和与国家产业政策紧密相关的行业(如房地产业等)。本文在研究过程中使用月度数据,原因有以下几点:第一,数据的可获得性。之前的文献往往以“增持公告的日期”为截点来考察增持的市场反应,与其不同,本文关注的是增持行为本身的获利能力,因此,要考察的是“增持行为的发生时间”而非公告时间(先增持,后公告)。而数据库中发布的公司股东增持的时间往往是一个期间,有“变动起始日期”和“变动截止日期”,这两个时间点通常在一个月内,却无法具体到某一天。这种情况下,用月度数据进行研究,更可行;第二,增持样本的分布情况。我们在整理样本数据的过程中发现,不少上市公司的同一个股东会在一个月内增持多次4,将其一个月内的数据合并处理,能全面地研究内部人增持的择时能力;第三,补充完善增持方面已有的研究。国内目前研究增持公告市场反应的文献选取的事件窗口都很短。而公告前短期的窗口可能因为信息提前泄露的正向反应而抵消了股价的本来下行的基本走势。本文以月度数据为基础,拉长研究区间,考察增持前后较长时期的市场反应,以证明市场择时的存在。四、主要股东的随机性研究1、模型假设:企业平均增持价格和基准价格(1)增持发生在股票被低估时:基于对经市场调整的股票回报率和异常经营业绩的研究。本部分用来验证假设H1a5。其中,经市场调整的股票回报率MON为考虑红利再投资的个股月回报率与综合A股市场的月回报率之差,预期增持前其值为负,增持后为正;为避免单一市场指标(股票回报率)衡量的局限性,本文还引入相对更为准确的经营绩效会计指标来考察大股东增持的择时性;异常经营业绩△OP%为被增持公司增持后一季度较增持前一季度的营业利润增长率与同期同行业的营业利润增长率之差,即增持前后两个季度经行业调整的营业利润的环比增长率,预期其值为正。(2)增持比例与股票波动性、公司未来的成长性。本文采用如下模型证明假设H1b:式中,SRP表示增持比例,为股票增持数量与增持当月流通股数量之比;SD为股票波动率,即增持当月股票日回报率的标准差,取日平均值;TobinQ用来衡量公司的未来成长性,等于期末市场价值与期末总资产账面价值之比,其中分子等于:期末流通股市值+非流通股股数×年末A股收盘价×0.3+债务账面价值;Raise＿Before表示大股东在增持前的持股比例;Leverage衡量杠杆水平,等于期末总负债与期末总资产之比;MON(0)为增持当月的经市场调整的个股回报率;MON(-1)为增持前第一个月的经市场调整的个股回报率;MON(+1)为增持后第一个月的经市场调整的个股回报率;MON(-2)表示增持前第二个月的经市场调整的个股回报率;MON(+2)表示增持后第二个月的经市场调整的个股回报率;MON(-2,-1)表示增持前两个月的经市场调整的月回报率平均值;MON(+1,+2)为增持后两个月的经市场调整的月回报率平均值;Size为增持年度年末总资产的自然对数;MV为增持当月第一个交易日股票总市值的自然对数。(3)股东会选择增持价格较低的时间买入股票。本文通过比较增持价格与基准价格,使用Wilcoxon符号秩检验来证明假设H1c。增持价格为增持当月该增持人基于增持量加权的平均增持价格。定义Pr为增持的价格,P为增持当月的平均日收盘价,Pw为增持当月以交易量加权的平均收盘价。假设公司在增持行为发生的某个月里有n个交易日,每天的收盘价分别为(P1,P2,P3,…,Pn),每天的成交量分别为(V1,V2,V3,…,Vn),则有:若要证明股东能够以较低的价格增持股份,则增持价格Pr要显著小于增持当月的平均日收盘价P和增持当月以交易量加权的平均收盘价Pw。2、大股东增持比例和公司股份的关系(1)增持择时存在性的初步检验。如表1所示,增持前和增持当月的经市场调整的股票回报率的均值和中位数都为负,而增持后的经市场调整的股票回报率的均值和中位数都为正;单样本的K-S检验证明,各个时间段内的经市场调整的回报率均为正态分布;均值T检验、符号检验的结果也都是显著的,证明MON(0)、MON(-1)、MON(-2)、MON(-2,-1)显著为负,MON(+1)、MON(+2)、MON(+1,+2)显著为正6。经行业调整的营业利润增长率△OP%的均值和中位数分别为191.66%和52.82%,均为正。K-S检验的结果拒绝了样本为正态分布的原假设。运用非参数检验,符号检验的结果同样是显著的,说明发生大股东增持的公司在增持后一季度的营业利润率显著高于增持前一季度。综上可知,大股东股票增持发生在股价和公司价值被低估的时候。假设H1a得到证明。(2)增持比例与股票波动性、公司未来的成长性。由于篇幅所限,本文未列示变量的描述性统计。对假设H2b的多元回归检验结果如表2所示。如表2的第(1)列所示,在控制了其他变量的影响后,股票波动率和Tobin-Q的系数分别为0.144和0.179,均在5%的水平上显著,表明大股东增持的比例与股票波动率、公司的业绩和成长性正相关,假设H1b得到证明。其他变量Raise＿Before的系数为-0.123,在10%的水平上显著,表明增持前持股比例小的大股东更倾向于增持更多的股份;Size的系数虽然不显著但符号与预期一致,Leverage的系数在5%的水平上显著为正,表明规模越小、资产负债率越高的公司股东会增持更多的股份,这主要是由于规模小的公司越不稳定更易受到市场环境和波动的影响,而资产负债率高的公司面对着更高的财务风险,因此,股东也会更“迫切”地向投资者传递信心。而经市场调整的回报率中,MON(-1)、MON(+1)均不显著,MON(0)的系数为0.170,在5%的水平上显著,这表明,增持当月的股票回报率与增持比例呈正相关。在第(2)列中,删除了没有解释力的变量MON(-1)、MON(+1),其他所有变量在预期的方向上均保持显著性,且模型的调整R2由12.6%提高到12.7%。模型中的自变量Tobin-Q和Size、Leverage在定义上均采用增持当年公司年度报告中的数据,Size与Tobin-Q、Size与Leverage的相关系数分别为0.486和-0.357,是所有变量中最高的7。因此,本文尝试用增持当月第一个交易日的股票总市值的自然对数MV来替代size,其与Tobin-Q的相关系数为0.061,与Leverage的相关系数为0.126。回归结果表明,模型的调整R2为12.8%,各变量均在预期的方向上显著,与原模型一致,表明原模型是稳健的。综上,实证检验的结果可以证明假设H1b,即公司近期的股票波动率越大,未来的成长性越好,大股东倾向于增持更多的股份。(3)股东会选择增持价格较低的时间买入股票:①1变量的描述性统计和秩统计8。增持价格的平均价为11.6088元,增持当月平均收盘价为12.1709元,而增持当月的以交易量加权的平均收盘价为12.2106元,前者小于后两者,说明大股东增持在价格方面确实有一定的优势;从变量的秩统计表中可以看到,增持当月的平均收盘价与增持价格的差值中有72个负数,143个正数,负号平均秩为90.21,正号平均秩为116.96,比较平均秩的大小可以看到两者的大小差异很大;增持当月的以交易量加权的平均收盘价与增持价格的大小差异同样很大;②2Wilcoxon符号秩检验。根据非参数检验的结果显示,P-Pr和Pw-Pr基于负秩计算的Z统计量的结果分别为-5.6010和-6.7398,P值都远远小于显著性水平0.01。可以得出结论,增持价格与增持当月的平均收盘价、增持价格与增持当月的以交易量加权的平均收盘价均存在显著差异。也就是说,大股东增持的价格显著小于增持当月的平均收盘价和增持当月的以交易量加权的平均收盘价。综上所述,本文在将研究样本限定为大股东通过集合竞价系统增持股票的行为后,采用月度数据,在增持时间、增持比例和增持价格三方面均找到了大股东增持股票的市场择时的证据,证实大股东增持是具有财务动机的。五、选择增长期的影响因素研究1、稳健性检验本文用大股东增持时的实际价格与基准价格的百分比来表示大股东的时机选择能力Timing。本文定义:Price%=Pr/(P-1),Price(W)%=Pr/(Pw-1)。特别需要注意的是,Price%和Price(W)%为负向指标,其值越大,表示增持的择时能力越低。本文同时用衡量增持择时的另外一个指标Price(w)%来做稳健性检验。本文通过多元回归分析来证明假设H2a、H2b和H2c。具体模型如下:模型(1)是对单个变量的检验,模型(2)则考虑了增持人的股权性质和增持比例的交互影响,因为对于不同股权性质的增持股东而言,其增持动机很可能不同,故其增持比例与择时能力之间的关系也很可能会显著不同。增持人是否进行择时,择时能力如何,取决于增持人的增持动机,而增持动机归根结底又取决于其股权性质。相对而言,非国有增持人的财务动机更强烈,可以预期增持比例高时,会更注重择时;而国有增持人的政治动机可能要大于财务动机,预期增持比例与择时能力的关系较弱。当然,这是一个实证问题,需要数据检验。在模型(1)和模型(2)中,新增自变量NAT为股权性质哑变量,增持人的持股性质为国有股时取1,否则为0;NAT×SRP表示国有股增持人的增持比例对择时能力的影响;(1-NAT)×SRP表示非国有股增持人的增持比例对择时能力的影响。2、增持机能力基于变量的描述性统计,Price%和Price(w)%的均值均为负,分别为-3.39%和-4.08%,表明大股东增持时普遍进行了市场时机选择;二者的最大值分别为20.27%和22.71%;最小值分别为-80.19%和-80.94%;标准差分别为0.1068和0.1055。如表3所示,回归方程(1)～回归方程(5)是对模型(1)的检验,回归方程(6)～回归方程(10)是对模型2的检验。总体思路是根据对各个时间段的股票回报率Return的回归结果,调整模型,以探讨股票回报率对大股东增持择时能力的具体影响。在这个过程中,同时对其他三个变量:增持人的股权性质NAT、增持比例SRP、公司业绩和未来成长性Tobin-Q进行检验。对模型(1)的回归结果分析:回归方程(1)中,在考虑了变量NAT、Tobin-Q、SRP和Size后,考察了增持当月的经市场调整的回报率MON(0)、增持前两个月的平均经市场调整的回报率MON(-2,-1)以及增持后两个月的平均经市场调整的回报率MON(+1,+2),检验结果如预期的一样,除股票回报率和增持比例外,其他各变量在预期方向的不同水平上均显著,NAT的系数为0.162,在5%的水平上显著,说明非国有股比国有股的择时能力更强;Tobin-Q的系数为-0.287,在1%的水平上显著,说明大股东在增持经营业绩较好、未来具有成长性的公司时,择时能力会更好;变量Size的系数为-0.141,在10%的水平上显著。SRP的系数为-0.095,不显著;MON(-2,-1)的系数为-0.180,在5%的水平上显著,证实大股东在增持时机选择时会考虑增持前两个月的股票走势,而增持后两个月MON(+1,+2)的系数为-0.084,方向与预期一致,但不显著。当月MON(0)的P值为0.6586,不显著,表明股票增持当月的回报率不会对股东的择时能力构成影响。在回归方程(2)中剔除了MON(0),回归后,各变量均保持回归方程(1)中的符号及显著性,各变量的标准化系数大小也没有大的变化,而模型的调整R2由14.9%提高为15.2%,进一步证实MON(0)确实对因变量没有影响;回归方程(3)和回归方程(4)中分别将回归方程(2)中依然不显著的增持后两个月的平均经市场调整的回报率MON(+1,+2)剔除和换成每个月的经市场调整的回报率MON(+1)、MON(+2),结果原有的各变量在保持原有显著性的同时,回归方程(3)中的调整R2由15.2%下降到15.1%,回归方程(4)中的调整R2由15.2%提高到16.2%;与此同时,回归方程(4)中MON(+1)的系数为-0.147,在5%的水平上显著,说明大股东在进行增持时机选择决策时,会考虑增持后第一个月的股票走势,而MON(+2)的P值为0.5933,说明其对被解释变量Price%没有影响;在回归方程(5)中,将回归方程(4)中证实没有解释力的MON(+2)剔除,结果各变量在保持回归方程(4)中显著性的同时,模型的调整R2由16.2%提高到16.5%,证实被删除的变量MON(+2)确实对被解释变量没有解释力。简要总结回归方程(1)～回归方程(5),NAT的系数均为正,始终在5%的水平上显著,并且由于被解释变量为负向指标,这说明,非国有股增持人比国有股增持人的择时能力更强;Tobin-Q的系数均为负,在1%的水平上显著,说明股东的增持择时能力与公司的未来成长性正相关;MON(-2,-1)和MON(+1)也在5%或1%的水平上显著为负,说明股东的增持择时能力与公司近期的股票走势正相关。假设H2a、假设H2c得到证明。而本文要证实的另一个解释变量增持比例SRP在回归方程(1)～回归方程(5)中的系数在-0.095左右,P值维持在0.1～0.2之间,一直不显著。本文还考察了回归(1)～回归方程(5)中各变量的方差膨胀因子9,发现不存在严重的多重共线性问题;导致SRP不显著的原因可能在于增持股东的异质性,即不同性质的增持人的增持比例对其择时能力的影响方向不一致,从而导致SRP总体不显著,所以,有必要进一步结合增持股东的产权性质进行深入分析。对模型(2)的回归结果分析:本文在此重点关注的是变量(1-NAT)×SRP和NAT×SRP。从回归方程(6)～回归方程(10)中可以看到,(1-NAT)×SRP的系数始终为负,且在1%的水平上显著,说明非国有股大股东的增持比例越大,其择时能力越强,假设H2b得到证明。大股东在增持股票时,即使不进行市场时机选择,其增持行为也会起到稳定和提振股价的作用;但对于非国有股的增持股东而言,其股权性质决定了其增持动机更多地是出于财务动机,显然,其增持比例越大,则越注重择时能力。的系数全部为正,且在5%的水平上显著,表明对于国有股大股东而言,增持比例越大,其择时能力越弱。这可能是由于国有股大股东的增持行为通常带有政治目的,希望尽快地稳定市场(比如在市场走弱时的托市),导致其在增持的价格和成本上没有认真地考量和择时。比较模型(1)和模型(2)的回归结果,发现两者对于共同的自变量Return、Tobin-Q的回归结果基本上都是一致的。从而,考虑增持人股权性质和增持比例交互影响的模型2对于大股东增持的解释力要比模型(1)更好,在同步骤10的回归中,模型(2)的调整R2比模型(1)平均要高3.5个百分点,这也从另一个侧面说明了,对于不同股权性质的增持股东来说,增持比例对于其择时能力的影响是显著不同的,这也是直接用SRP来解释Price%结果不显著的主要原因。将被解释变量替换为Price(w)%,对各变量按照上文中的顺序重新做检验,结果如表4所示:稳健性检验的结果与原模型(如表3所示)的结果基本一致,但存在差异性,主要体现在以下两点:第一,对模型(1)的回归,表3中的SRP一直不显著,而在表4中的回归方程(11)～回归方程(15)的回归中,增持人的持股比例SRP一直都是显著的。这是因为,表3中的模型(1)的检验结果表明,SRP的系数不显著。综合模型(1)和模型(2),增持比例SRP可以分解为NAT×和(1-NAT)×SRP;根据表3模型(2)的检验结果,NAT×SRP的系数显著为正,且由于被解释变量为负向指