限售股和解对股市异常收益率的影响研究

限售股和解对股市异常收益率的影响研究

一、总结(一)股权分置改革导致传统投资不足与其他发达的资本市场相比，中国的资本市场仍处于初级发展阶段，容易受到外部世界的影响，容易发生重大变化。2001年到2005年,股指在六年间下降了50%。2005年下半年到2007年,股市又像是搭上了火箭,上证指数从2005年6月6日998点的低位一路狂飙到2007年10月16日的历史最高位6124点。2007年底至2008年,上证指数又从6124点跳水到1664点,股市重新回到了2003年4月的水平,投资者可谓是经历了冰火两重天。舆论普遍认为,2005年前股市的长期低迷是由股权分置造成的,使得股票市场的三大基本功能(融资功能、定价功能和资源配置功能)集体缺失。2005年4月29日,中国证监会发布《关于上市公司股权分置改革试点有关问题的通知》,股权分置“这一坚冰”开始慢慢“溶解”,全面股改也在2005年9月12日拉开序幕。学界普遍将2005年下半年到2007年的股指蹿升归功于股权分置改革的实施,认为是股权分置改革引领了这波牛市。随着股市在2007年底的大跳水,股权分置改革再次成为了焦点,不同的是,这次被当成了导致熊市的罪魁祸首。学界存在着这样的观点:国际金融危机是本次股市下跌的重要外部诱因,货币政策的收紧是内部诱因,二者可以说是始作俑者,但大小非的解禁是真正的元凶。股权分置改革使得以前的非流通股逐渐获得流通权,而流通股解禁后的减持行为导致了市场的急剧扩容,逆转了股市的供求平衡,形成了供大于求的局面,致使股价一路下跌。同时,解禁导致的投资者心理恐慌也起着推波助澜的作用。另外,解禁的压力同样也来自于首发、增发等非股改限售股的解禁。在股市从非全流通到全流通的过渡时期,股改限售股和首次公开发行、增发新股、配股的限售股解禁究竟会给市场造成什么影响?哪些因素影响着解禁对市场的影响?投资者如何防范风险?市场监管者如何应对解禁可能引起的市场波动,如何引导限售股的解禁行为和投资者的投资行为?这些都是本文试图探讨和解决的问题。(二)售股生长状况证监会2005年9月4日颁布的《关于上市公司股权分置改革试点有关问题的通知》规定,自改革方案实施之日起,在十二个月内不得上市交易或者转让,持有上市公司股份总数百分之五以上的原非流通股股东,在前项规定期满后,通过证券交易所挂牌交易出售原非流通股股份,出售数量占该公司股份总数的比例在十二个月内不得超过百分之五,在二十四个月内不得超过百分之十。所以,在后股改阶段,市场面临着股改限售股解禁和首发、增发等非股改限售股解禁的双重压力。限售股解禁从两个层面影响着市场:一个是在心理层面上,可能使投资者产生扩容的心理压力;另一个是解禁后实际发生的减持对市场产生了供给压力。表1、表2和表3分别统计了2002~2009年我国证券市场的股权融资情况、股改限售股解禁和减持情况。从表1可以看出,近年来我国的股权融资额有逐年上升的趋势,特别是2007年的大牛市促使A股首发额急剧上升,融资额大幅上升也使得因此形成的限售股股数快速增长,在3~36个月不等的解禁期过后,股票就可以自由流通,这时候就会对市场的供给造成持续压力。据统计,2008年首发解禁股数量为469.58亿股,增发解禁总股份数为127.65亿股。到了2009年,首发解禁股总量高达4643.62亿股,增发限售股上市流通总股份数为132.26亿股。表2显示,从2006年到2008年限售股解禁数额持续增加,其中大非解禁的增长速度尤为明显,市场累计已解禁910.41亿股,2009年又迎来了股改限售股解禁高潮,共解禁2045.78亿股,是前三年的2.25倍。从表1~表3可以看出,2008年以后股改限售股的解禁依然以大非为主,占总解禁量的91.12%。到了2010年,中国股市将从股改前不到1/3的流通股比例变成基本全流通状态。从解禁后的减持状况看,小非的减持意愿明显强于大非。截至2008年年底,小非解禁后共减持198.91亿股,减持比例高达43.82%,而大非减持88.18亿股,减持比例仅为9.69%。不管是从绝对数还是从相对数上看,小非才是市场扩容的真正主力。二、市场评价与交易价格虽然股权分置不是中国特有的行为,但是股权分置导致两类股出现了不同的市场评价,价格发生了变异和扭曲,同一企业的股票出现了两个不同的交易市场和交易价格,这种行为是中国在特定历史时期形成的特殊产物,是中国所独有的,因而对此问题的研究也主要集中在国内。(一)关于非监禁的研究在大小非解禁方面,国内主要集中在规范性研究的层面上,主要是研究解禁对股市是利好还是利空及其原因。1.年生时可受股者的信心受到影响支持解禁具有负面效应的主要观点是:从整体上看,大小非解禁逆转了股市的供求关系,摧毁了估值体系,紊乱了股市的发展预期。孟晓俊、胡琳吉(2008)认为,大小非解禁、减持给市场带来了急剧的扩容压力,使流通股股东的信心受挫,股价不断下跌,而且他们认为,在首次大小非解禁前后,流通股股东的权益并没有得到保障。张刚(2007)认为,基本面差的解禁个股所面临的股价压力较大,并且解禁市值越大,占流通股比例越大,压力就越大。从对流通股股东的影响上看,若非流通股股东的持股数量不变,非流通股股价上涨而流通股股价下跌,则非流通股股东受益,流通股股东受损。李磊(2008)认为非流通股股东支配着上市公司,对价只是无奈的选择,大小非减持给流通股股东带来了实际的风险。2.大股东民间股权和公司0.2%收益竞争规则郭树华(2007)认为解禁并不代表减持,大非实质性减持的意愿并不高。2006年6月~2008年5月解禁678.41亿股,减持172.77亿股,占25.47%,其中小非减持占主要地位。小非解禁对市场影响有限,而且优质小非是受到追捧的。非流通股解禁其实质影响更多地反映在心理层面上,不会改变市场大格局,而且决定股价走势的永远是公司的基本面。优质公司的大股东惜售,股价坚挺,而劣质公司的股东抛售变现,股价下降,促使中国证券市场的两极分化接近成熟市场的水平,从而有利于资源配置。此外,股改使得大股东持股不断集中,散户减少,机构投资者比例持续上升。程建伟(2008)认为,流通股比例的提高通过股票市场的价格信号和接管控制发挥作用,有利于减少国有股股东监管缺位时存在的委托代理问题。楚林(2007)认为,虽然抛售是不可避免的,会造成市场的扩容,但是大股东利益将成为推动股价长期上扬的主要动力。“大非大涨,小非小涨”,大小非解禁高潮的到来恰好就是对大小非题材进行炒作的驱动力,“小非小炒、大非大炒”将是推动牛市运行的长期主线。然而实际上,中国的牛市从2007年后期就结束了,并没有因大小非解禁而延续。在实证研究方面,朱青山(2008)运用比较分析、归纳和综合分析的方法分别对沪市A股、深市主板和深市中小板大小非减持的特点进行了研究,认为解禁时点、股权结构、盈利能力、估值水平、股价波动率是解禁时应关注的五大指标。李振(2009)运用计量分析方法,得到2007年到2008年下半年限售股每解禁100亿股,股指平均下跌7%的粗略估计。(二)关于新股票价格影响的研究1.信息市场理论。《公司法》认为,公司国外相关研究认为新股的发行会导致股价的降低,并且主要形成了三种理论用于解释这一现象,即价格压力假说、杠杆作用假说和负面信息假说。(1)价格压力假说。与Fama(1970)的有效市场假说不同,Scholes(1972)提出的价格压力假说认为,公司股票是比较独特的商品,不存在其他类似的替代品,所以其需求曲线是向下倾斜的,而发行新股公告引起股价下跌正是由于单个股票具有向下倾斜的需求曲线所致。新股发行引起了供给增加,使得供给曲线向右移动,从而导致股价永久性降低,且降低的幅度同发行规模正相关。Masulis和Korwar(1986)、Barday和Litzenberger(1988)的研究均支持这一理论。(2)杠杆作用假说。很多学者从资本结构的角度对上市公司股权融资的公告效应进行解释,研究得出,企业资本结构的变化向投资者传递了企业价值变化的信号,从而引起了股票价格的波动。DeAngelo(1980)、Modigliani和Miller(1963)都发现,债务融资在税收上具有屏障作用,能够增加企业的价值。新股发行可能引起财务杠杆的减少和负债比率的下降,从而减少了企业的价值,股价也随之下跌。(3)负面信息假说。Mille和Rock(1985)从公司现时盈余角度证明,任何超出预期的融资行为向外界传达的都是公司现金流短缺的信息,因此,证券发行总会对市场产生负面影响。同样支持信息假说的还有Kalay和Shirmrat(1956)以及Masulis和Korwa(1986)。但是本文认为,没有不缺钱的公司,融资还有可能是因为公司处于上升时期,具有良好的投资项目和广阔的发展前景,需要市场和投资者的支持。本文不甚赞同Loughran和Ritter(l995)的看法,因为他们同样认为,公司的增发传递了公司经营的负面信息。与上述价格压力假说、杠杆作用假说和负面信息假说的研究结果不同,Mikkelson和Partch(1986)的实证结果表明,增发普通股与可转债有显著为负的异常收益。但是,增发新股的股价效应与价格压力假说、杠杆作用假说和信息假说均无关,而只与发行筹资的方式有关。2.增增股对策研究李雪、吴振信(2006)研究表明,增发预案公告会引起上市公司股价的负超额收益,上市公司增发新股的市场认同度较小。张人骥、刘春江(2005)研究发现,现金流量增长率与超额报酬正相关,从而支持信息非对称假说,得出了增发新股存在负价格效应的最终结论。刘昆(2004)研究显示,从研究样本总体来看,上市公司增发新股公告日和上市日都具有统计意义上显著的负股价效应,且二者异常收益的总体走势相关度较高。增发规模,特别是增发股数占流通股的比例,是影响增发股价效应的重要因素。胡乃武、阎衍和张海峰(2002),陆满平(2002),刘力、王汀汀和王震(2003)均采用事件研究的方法,以超额收益率验证了增发负股价效应的存在。然而,刘秋生、孙健和张海军(2009)的研究并不赞同以上观点,他们通过实证研究证明,上市公司定向增发募集资金的公告具有明显的正股价效应。综上所述,以往关于非流通股解禁的研究大多处于理论规范研究阶段,有针对性的实证分析较少,而且对投资者的行为研究较少。本文将采用事件研究法,结合行为金融理论进行研究,以期得出的结论更具可靠性,并更有说服力。三、限售股解决方案中国资本市场尚处于初步发展阶段,市场机制还不成熟,投资者的行为仍处于非理性阶段,整个市场的跟风现象十分严重,所谓的“羊群效应”非常明显。在股市上升阶段,股民很难意识到解禁后减持带来的市场扩容效应,解禁股东对市场有较高的预期,虽然在此时减持可以获得超额回报,但李振(2009)指出,如果没有实质的资金压力,基于对更高价格的渴望,限售股股东可能会暂时抑制自己减持的冲动,并不急于套现,也即所谓的“惜售”。同样,在股市大好的情况下,投资者的暴富心理较强,对市场前景非常乐观,正如行为金融理论指出的那样,认知偏差、过度自信和羊群效应使得他们看不到市场现实的或者潜在的风险,也很难意识到解禁后减持的市场扩容效应,甚至把利空消息当成利好消息。即使部分投资者觉察到股票内在价值的下降,也会存在“博傻”心理,相信自己比别人看到得更多,即便股票价格下跌也能先行出逃,不会成为最后的“傻子”。这些因素的综合影响使得股价进一步被抬高。相反,在市场下降期,暗淡的前景使得解禁股股东感到担忧,存在抛售的动机,特别是小非会出现愈跌愈售的非理性行为。即使解禁股股东并不会在低点大量抛售,但投资者仍然会预期限售股将大量减持。由于存在这种恐惧心理,导致其对限售股的解禁做出了负面反应。为此,本文提出假设H1。假设H1:在股指上升期,限售股解禁所产生的异常收益率为正,属于利好消息;在股指下降期,限售股解禁所产生的异常收益率为负,属于利空消息。以往研究大多数(孟晓俊和胡琳吉,2008)把股指下跌的矛头指向了解禁造成的市场扩容,基于Scholes(1972)提出的价格压力假说,张刚(2007)认为,大非不管是对投资者心理的影响还是对市场容量实质的影响都大于小非,因此,本次解禁股数占总股数的比例与本次解禁的股数都会对异常收益率产生影响。在其他条件不变的情况下,供给线向右移动的幅度越大,新平衡的股价相对于原平衡的股价变化越大。为此,我们提出假设H2和假设H3。假设H2:公司本次解禁股数占公司总股数的比例越高,平均累计异常收益率越小;本次解禁股数占总股数的比例越低,平均累计异常收益率越大。假设H3:公司本次解禁股数越多,平均累计异常收益率越小;本次解禁股数越少,平均累计异常收益率越大。投资者在购买股票时,股价是一个很重要的考虑因素。投资者对高价股总是存在一种畏惧心理,认为高价股的投资收益空间较小,并且把高股价作为股票被高估的标志;相反,对低价股总是比较青睐,认为低价股的上升空间大,下降空间相对较小,产生泡沫的空间也更小,相对更加安全。由于认识偏差,多数投资者常常忽视市盈率这一因素,并没有看到较高股价背后较高收益这一事实。同样,在限售股解禁时,投资者对高价股更为担忧,对其解禁反应也更加强烈。为此,我们提出假设H4。假设H4:收盘价越高的股票解禁时所产生的平均累计异常收益率越低。股改限售股和首发、增发、配股等非股改限售股在限售期上有所区别,限售期满后,不同限售时间的股票减持的欲望也会有所不同。许伟河(2007)指出,股改限售股取得流通权需要给流通股股东支付相应的对价,因为非流通股股东获得所持股份的流通权会损伤流通股股东所持股权的利益,或者减少其资本利得,所以非流通股股东必须向流通股股东进行一定的支付或补偿。补偿的方式包括现金支付方式、送股支付方式、定向增发方式、资产置换方式以及以上各种方式的组合等。而首发、增发、配股限售股取得流通权并不需要向流通股股东支付对价。为此,我们大胆地提出了假设H5。假设H5:股改限售股的解禁和首发、增发、配股等非股改限售股的解禁所产生的异常收益率有差异。四、研究与评价的设计与检验(一)样本选取时间本文的实证研究部分主要采用了事件研究法、单样本T检验和多元线性回归等方法,重点研究的是2007~2009年A股上市的限售股解禁情况,着重选取了其中限售股解禁规模和解禁市值在当年都处于较高水平的8个月作为样本选取框,这8个月分别为:2007年4月、2007年8月、2007年11月、2008年5月、2008年10月、2008年12月、2009年8月和2009年10月。在样本选取过程中剔除了ST建机、*ST昌河等ST类股票,剔除了浦发银行、国元证券等金融类股票,剔除了光华控股、川投能源等在解禁前90个交易日和后60个交易日内存在长期停牌情况的股票,剔除了风华高科、福日电子等在解禁前90个交易日和解禁后60个交易日内存在送转股、配股、增发、债转股、解禁情况的股票,最后得到了323个符合条件的样本。(二)构成模型的总体性检验在利用估计窗口模型Rit=αi+βiRmt+εit计算平均累计异常收益时,为了保证下一步计算每日异常收益率的准确性,剔除了模型中调整拟合优度小于40%的样本数据(共92个),使最后纳入多元回归方程中的样本容量变为231个。样本中,解禁期在2008年的公司股票其一元回归模型的拟合优度均在50%以上,有的甚至达到99%,显著高于解禁期在2007年和2009年的公司股票。而且,样本公司在市场模型中的β值有90%处于0.8~1.2之间,说明中国市场的有效性已经达到一定程度,各个公司的风险趋近于市场风险。最终解禁样本选取情况如表4所示。利用事件研究法我们首先分别得出了样本在窗口期为60天、20天、10天时的平均累计异常收益率,接着进一步检验了三组平均累计异常收益率是否显著异于零,利用单样本T检验得出的结果如表5所示。从表5中可以看出,总体上,无论窗口期选为60天、20天还是10天,窗口期内各股票平均累计异常收益率的均值都小于零。但是,对三组数据进行单样本T检验结果显示,三组数据的平均累计异常收益率均不显著异于零,这就不能说明平均累计异常收益率显著为负。因而从总体上看,我们不能认为解禁是利空消息。不管窗口期选为60天还是选为20天,在股市上升期平均累计异常收益率的均值(Mean)都为负且显著异于零,反之,在股市下降期平均累计异常收益率的均值(Mean)都为正且显著异于零。但是,当窗口期为10天时,不管是在股市上升期还是下降期,平均累计异常收益率均不显著异于零。本文计算了窗口期[-29,30]内样本公司各天的平均异常收益率,见图1~图3,三个图分别反映了全部样本、处于上升期的样本、处于下降期的样本在[-2Á9,30]内的异常收益率。从以上三个图中可以看出,无论是总体样本、处于上升期的样本还是处于下降期的样本,均在[-29,-10]、[-5,5]、区间上有显著的异常收益率,这也是本文选择[-29,30]、[-9,10]、[-4,5]三个窗口期的原因。在T=0时(也即解禁的当天),三种情况的平均异常收益均为正,而且在[-4,5]区间内异常收益率极其显著,这一结论与本文后面研究得出的窗口期为10天的平均累计异常收益率均不显著异于零相冲突。笔者认为,造成这种不一致的原因可能是,[-4,5]区间内各天的异常收益率虽然均显著异于零,但是异常收益率的正负取向并不一致,导致平均累计异常收益率并不显著异于零。综合表5、图1、图2和图3可以得出,解禁对市场具有显著影响。在股市上升期,平均累计异常收益率为负,是解禁利空消息;在股市下降期,平均累计异常收益率为正,是解禁利好消息。这一结论同假设H1的推断恰恰相反,笔者认为造成这种结果的原因可能是,在股市上升期,解禁股股东对套现更感兴趣,并不想承担等待的风险,正所谓“该出手时就出手”,而这种做法给股民泼了盆冷水,对市场来说是坏消息。在股指下降期,解禁股股东并不想在低价位抛售股票,特别在大环境较好的背景下,对成长性良好或者有较多资产注入的上市公司,非流通股股东反而可能与市场上的大机构合谋,利用散户恐慌性抛售大量逢低吸货,通过发布上市公司的利好信息不断推高股价,彻底改变上市公司的市场形象,从而达到在高位顺利获利出局的目的。表2也证明了以上实证结论,在2007年1月至12月的牛市背景下,股改限售股的减持数目及比例明显大于2007年以后的减持数目及比例。从图4中我们也可以看出,上证指数的变化与股改限售股减持数呈明显的正相关关系,股指上升幅度越大,减持额度就越大。(三)采用多源回归模型分析了异常平均收入的影响因素多元回归分析采用的是容量为231的样本,进行这部分研究的目的在于找出影响平均累计异常收益率的具体因素。1.企业市场表现回归模型本文将以样本公司的平均累计异常收益率AAR为被解释变量,以本次解禁股数、本次解禁股数占总股数的比例、收盘价和解禁性质(是股改解禁还是首发、增发、配股解禁)作为解释变量,以总股数、已上市流通股比例、成交量、换手率、国有股占总股本的比例、市净率、基本每股收益、本次解禁国有股比例等作为控制变量。选取这些指标作为控制变量的原因分别是:已上市流通股比例反映了企业的市场化程度,而市场化程度高低直接影响着市场对公司信息做出的反应;换手率反映交易活跃程度,也反映了市场对公司股票的信心,继而影响着市场对公司信息的反应;市净率、市盈率反映了企业财务的基本面,对企业市场表现具有较大影响。由此得出多元回归模型如下:式中,i代表样本元素。各变量的具体描述如表6所示。2.模型效果检验(1)描述性统计。首先对各样本的数据进行描述性统计分析,结果如表7所示。从表7可以看出,平均累计异常收益率的平均值为-0.051%。本次解禁股数占总股数的比例跨度非常之大,从0.02%到67.33%,平均值为15.27%,说明市场扩容压力较大。换手率的平均值达到1.7738,说明股票交易活跃,具有较强的流动性和投机性。已上市流通股占总股数的比例(Ltdtio)最大值为99.77%,最小值为7.81%,说明样本公司的股票流通性存在较大差异,有的公司几乎实现了全流通,而有的公司甚至低于10%。样本公司的平均已上市流通股比例也不高,刚超过50%,截至2009年10月1日,两市流通股占总股本的比例仅为52%,表明我国的股票市场向全流通迈进尚需时日。另外,样本公司的平均市盈率非常高,达到121.05,高于国外发达资本市场的平均市盈率。(2)多元线性回归。利用上述回归模型进行多元线性回归,结果如表8所示。从表8可以看出,整个模型在10%的水平上显著,因为模型通过了整体F检验且显著性水平为6.8%。利用方差膨胀因子(VIF)对模型的多重共线性进行检验得出,各变量的VIF均小于3,远远小于严重多重共线性的判断临界VIF=10,说明本模型不存在严重的多重共线性。因此,模型整体效果良好。从各变量的t检验来看,收盘价、本次解禁数量自然对数、本次解禁性质、已上市流通股比例四个变量通过了t检验,均在5%或10%的显著性水平上显著。本次解禁股数占总股数的比例、换手率、市净率和市盈率四个变量没有通过显著性水平为10%的t检验。具体分析,收盘价这一变量通过t检验且相关系数为负,说明解禁窗口期内收盘价越高,解禁时所产生的平均累计异常收益率越低,这一结论证实了假设H4,即市场和投资者对高价股的解禁持更加消极的态度。市盈率没有通过显著性检验,表明市盈率同平均累计异常收益率不存在显著的相关关系。这也说明,中国资本市场的投资者不够成熟,他们只关心股票的价格,并不关心股票市盈率,股价高的公司往往每股收益也高,高收益支撑了高股价。考察一只股票的风险和泡沫时,市盈率是一个比股价更好的衡量指标,尽管不同行业的市盈率评判标准有所不同。本次解禁的性质这一变量通过了t检验且相关系数为负。本文中,当股改限售股解禁时赋值为1,当首发、增发和配股等限售股解禁时赋值为0,故本次解禁性质与平均累计异常收益率呈负相关关系,说明股改限售股解禁所造成的市场影响要大于首发、增发、配股限售股解禁的市场影响。主要是因为,股改限售股解禁要支付对价,但是对价的支付却远不能弥补流通股股东因为非流通股解禁所造成的负面影响,而且由于股改限售股的原始购入成本很低,所以股改限售股解禁后减持的冲动要大于首发、增发、配股限售股解禁,市场应对也更为消极,由此假设H5得到验证。解禁数量的自然对数这一变量通过了t检验且相关系数为负,说明本次解禁的数量越大,市场的扩容压力也就越大,对市场波动的影响越大,所以平均累计异常收益率就越低,由此假设H3得到验证。对本次解禁股数占总股本的比例这一变量进行t检验,发现显著性水平为36.7%,没有通过显著性水平为10%的t检验,说明本次解禁股数占总股本的比例与平均累计异常收益率并不存在显著的相关关系,假设H2没有得到验证。综合考虑假设H2和假设H3的检验结果,我们可以看出,市场和投资者对本次解禁的实际股数更为关心,更关注解禁对股市造成的实实在在的影响,而对解禁股数占总股数的比例则比较漠视,这是因为解禁股数占总股数的比例高但可能解禁股数并不多,这种情况下对股市的冲击是有限的。我们不知道这是股市和投资者日趋成熟的表现,还是二者不成熟的表现。认为其成熟是因为投资者慢慢学会了看事情的本质,而非表象(更重视解禁绝对股数,而无视相对比例);认为其不成熟是因为股市和投资者没有意识到,对整个市场来说解禁的绝对数量更重要,但是对单只股票来说相对比例则更为重要。例如,A公司总股数为4000万股,本次解禁2000万股,解禁比例为50%,解禁后公司的流通股比例为75%;B公司总股数为1000000万股,本次解禁100000万股,解禁比例为10%,解禁后公司流通股比例为75%。很显然,B公司的解禁给整个市场造成的扩容压力更大,但是A公司的解禁使得A公司股票的市场供给增加了200%,而B公司的解禁仅仅使得B公司的市场供给增加了15.38%。在市场需求曲线如价格压力假说(Scholes,1972)中描述的向下倾斜的情况下,A公司解禁对A股价的影响明显大于B公司解禁对B股价的影响,而投资者恰恰忽略了这一点。此外,已上市流通股比例这一变量通过了t检验且相关系数为负,说明已上市流通股比例与平均累计异常收益率呈负相关关系。这可能是因为,相对于已上市流通股比例低的公司,已上市流通股比例高的公司其市场化程度更高,而投资者尚没有对全流通市场做好准备,因而对流通比例较高的公司解禁有畏惧心理。(四)窗口期为60天的平均累计异常贡献率以窗口期为60天的平均累计异常收益率为被解释变量的多元回归模型分析得出,整体模型F检验的显著性水平为34.9%,没有通过检验,且用逐步回归法回归时也没有解释变量被保留下来,说明窗口期为60天的平均累计异常收益率与表6中的解释变量和控制变量都不具有显著的相关关系。一方面,可能是因为解禁的影响期小于60个交易日,因此解禁前10~30个交易日和解禁后10~30个交易日的平均累计异常收益率不能由表6中的解释变量和控制变量解释;另一方面,可能是因为窗口期过长,因此受其他