瞿寶忠，徐啟帆

（東華大學a.翰洋投資銀行研究所；b.旭日工商管理學院，上海 200051）

2008年6月17日隨著三一集團所持有的51812萬股三一重工限售股解禁，標志著首批股改上市公司股票理論上已全部獲得流通權，A股市場的全流通時代從此正式拉開了帷幕，也掀起了學術界關于全流通時期資本市場諸多領域的研究熱情，而關于全流通時代中國股票市場的有效性問題，學者們一致認為，全流通時代中國股票市場的有效性程度將取得實質性的提高，然，是否已超越先前的弱有效而達到了半強有效，截止本論文成稿之前，筆者尚未發(fā)現(xiàn)有學者選用全流通后的樣本進行中國股市有效性程度的再研究，因此，本文嘗試著利用事件研究法分析全流通這一新的資本市場歷史時期中國股市是否已達到了半強有效性，具有積極的先驗性意義。

1 事件研究法與半強有效性檢驗

關于怎樣判斷股市是否達到半強式有效，西方學術界提出諸多方法，尤以 Fama，F(xiàn)ishe-r，Jensen和 Roll(理論界簡稱FFJR)提出的“事件研究法”最被廣泛使用。該方法以影響股價的某一重大事件(如宏觀調控政策出臺、年報公布、分紅派息或公司控制權轉移等)為中心，通過研究該事件發(fā)布前后股價的變化是否為股東帶來顯著的異常收益CAR（Cumulative Ab-normal Returns）來檢驗股市是否已達到半強式有效。

在這種判斷模式中，大多數(shù)學者認為：在事件窗口內，如果股價的累積異常收益率在目標事件信息公告后持續(xù)上升，則表示市場對信息的反應不夠充分，投資者在CAR上升的時間段內交易仍然可以獲得異常收益，或者公告后股價的累積異常收益率掉頭向下，則認為公告前存在股價對信息的反應過度，公告后存在反轉效應，從而認定股市可能依然是弱有效，而尚未達到半強有效；如果目標事件信息公告后，累積異常收益率保持平穩(wěn)，即日平均異常收益為零，則認為股市運行達到了半強有效。然而遺憾的是：學界以往在股權分置背景以及股權分置改革時期下選擇的樣本的實證研究結論均未發(fā)現(xiàn)中國股市遵從這一規(guī)律。如今，中國股市已進入全流通時期，基于全流通背景下的樣本研究能否得出中國股市運行已達到半強有效，本文以結合所選樣本和窗口設計的事件研究法進行檢驗。

1.1 樣本選取

在運用事件研究法判斷全流通時期中國股市的有效性程度方面，本文選取了A股市場并購這一重大事件為中心，以上市公司作為被并購方的事件作為樣本進行研究，另外，為了樣本盡可能具有統(tǒng)一性，本文所選樣本還需滿足：

（1）被并購方上市公司控股權發(fā)生轉移；

（2）并購信息的首次公告日期處于2008年6月17日至2009年10月17日之間；

（3）在本文研究的事件期內樣本上市公司不存在兩次收購事件；

（4）上市公司股票在近3年內不存在長期停牌或處于臨時退市狀態(tài)；

（5）首次公告日之前，上市公司股權分置改革已完成并已開始全流通進程；

（6）首次公告中，并購的基本信息，即收購比例、支付方式、收購方簡況和首次公告日期均明確，卻不為退市收購；

基于以上標準，本文共取得64個并購樣本，全部來自于WIND金融數(shù)據(jù)庫。

1.2 研究窗口設計

在研究窗口的選擇上，本文也分為“估計期”窗口和“事件期”窗口。本文以并購信息首次公告日為t=0日，以首次公告日之前的t∈[-240，-41]共200個連續(xù)的交易日為估計期，估計期較長，以使估計期內樣本上市公司的噪音事件對股價的正負沖擊的抵消效果較好；事件期定為[-40，20]，共61個連續(xù)的交易日，事件期長度適中，即可反應首次公告前并購信息過早泄露的情況，又能夠較好地反映首次公告后股價的信息效應，也不會受到過多噪音事件和交叉事件的干擾；本文將通過以下程序計算64個樣本在事件期[-40，20]內股價的異常收益情況，并借此判斷全流通時期中國股市的有效性程度。

1.3 累積異常收益率CAR的計算和檢驗

（1）正常收益率的計算

所謂正常收益率就是指剔除了大盤波動和上市公司自身重大信息后由股票內在因素決定的價格變動率。

實際收益率就是在沒有剔除大盤波動和上市公司自身重大信息存在的情況下，上市公司股票現(xiàn)有股價實際存在的收益率。實際收益率通常采用對數(shù)差分的方法計算獲得，分為:

Pt、Pt-1為個股在t日和t-1日經(jīng)過復權處理的收盤價；

P#t、P#t-1為大盤在t日和t-1日的收盤指數(shù)，如果個股屬于滬市，P#則為上證指數(shù)，個股屬于深市，P#則為深證成指；

P*t、P*t-1為個股所屬的行業(yè)在t日和t-1日的收盤指數(shù)；

在估計期內可以得到的正常股價變動率就是由大盤走勢和行業(yè)走勢決定的Rs。由于假設在估計期股價波動平穩(wěn)（即從長期看股價波動率收斂于零），所以可以假定異常收益率 AR(Abnormal Return)AR=0，則 Rs=Rt。

在估計期內可以由：

通過OLS4回歸估計參數(shù)a、b、c，從而得到參數(shù)估計值a～、b～、c～。

（2）異常收益率的計算

在事件期，當上市公司并購信息披露或泄露后，受到相關信息的沖擊，股票價格可能會發(fā)生異常變動。事件期的股票日異常價格變動率：

其中，Rt&為事件期內股價的實際收益率，為事件期內股價的正常收益率。正常收益率可以由公式R計算得到，其中和為事件期個股相關的市場指數(shù)和行業(yè)指數(shù)收益率，而參數(shù)估計值 a～、b～、c～是由（4）式回歸得到的。

（3）累積異常收益率的計算與檢驗

個股的累積異常收益率為：

n為研究時間段的交易日天數(shù)，AR為個股日異常收益率；

樣本全體的日平均異常收益率和累積平均異常收益率為：

n為研究時間段的交易日天數(shù)；64為樣本的個數(shù)；

累積異常收益率的統(tǒng)計檢驗可以分別針對個股和總樣本進行t檢驗，判斷累積價格變動率是否顯著異于0。如果顯著異于0，則認為可能存在上市公司重大事件信息披露或泄漏對股價波動造成了顯著影響。

假定 CAAR服從正態(tài)分布 N(0，σ2)，σ為CAARt的標準差，則異常收益率的t檢驗為：

tCAARt=CAARt/σ*SQRT(n)=Average(AARt)/[σ*/SQRT(n)]

n為所求CAAR的區(qū)間交易日數(shù)。

檢驗的原假設:H0:CAAR=0

檢驗的備擇假設:H1=CAAR≠0

根據(jù)t統(tǒng)計量的值可以判斷是否接受原假設。若|tCAARt|＜tα/2，接受原假設，認為CAARt異于0是由隨機因素引起的；若|tCAARt|＞tα/2，則拒絕原假設，認為 CAARt異于 0 是由信息泄漏或披露引起的。其中α為檢驗的顯著性水平。

2 全流通時期中國股市半強有效性的實證研究結論

圖1是基于以上實證過程的計算結果在交易日序列上的分布，從圖1可以看出AAR和CAAR走勢呈現(xiàn)出明顯的規(guī)律，這種規(guī)律以t=0為界可分為 4個階段，即[-40，-4]、[-3，-1]、[0，3]和[4，20]，并購信息首次公告之前的 40 個交易日內，樣本總體存在較多的正異常收益率，[-40，-4]37個交易日樣本總體平均日異常收益率Average(AAR-40--4)=0.049%，且t檢驗不顯著，表現(xiàn)為累積異常收益率CAAR的緩慢上升；從t=-3開始持續(xù)以1.1%左右的日均異常收益率累積陡然上升，t檢驗在5%水平下顯著，CAAR的這種快速上升趨勢直至t=3，其中[0，3]4個交易日樣本總體平均日異常收益率Average(AAR0-3)=1.088%，t檢驗異常顯著（在1%水平下顯著），此后日均異常收益率在零值上下小幅波動，累積異常收益率CAAR開始趨于平穩(wěn)。表1的計算結果表明：Average(AAR4，AAR20)=0 的原假設檢驗結論不顯著（t值為-1.705，雙側 sig值為 0.107，尚未達到 10%的顯著水平），即[4，20]間的原假設H0:CAAR=0沒有被拒絕，或者Average(AAR4-20)顯著不等于零的結論沒有得到支持，[4，20]間不再存在異常收益，也因此CAAR[4，20]呈現(xiàn)水平狀態(tài)。

因此，可以判斷：中國股市在全流通時期上市公司股價對并購事件新信息公告存在一定的反應不足，具體表現(xiàn)為股價對并購事件新信息公告的反應期滯后3日 （公告當天除外），尚存在較輕的慣性效應，未能達到半強有效市場的標準。但公告3日后，股價對并購新信息得以完全反應，慣性消失，不再存在異常收益，表明比較著全流通之前弱有效性下普遍的慣性效應和反轉效應，全流通時期中國股市的效率已有大幅提高，正在接近半強有效。因此本文得出了與林樂芬、展海軍（2007）相類似的結論。

3 本文結論與不足

表1 3個時間段內總樣本平均異常收益率AAR日均值檢驗

中國股市正式進入全流通時代已經(jīng)有近20個月了，學術界掀起了對全流通問題的研究熱情，但對股市有效性這一熱點問題，筆者通過文獻總結發(fā)現(xiàn)，權威研究成果也僅僅是從理論上預測了全流通時代中國股票市場的有效性程度將取得實質性的提高，但尚未發(fā)現(xiàn)有人用實證研究去檢驗這一重大問題。正是在此背景下，本文通過選取全流通下的上市公司樣本，以被并購上市公司的股價對并購信息的首次公告效應為中心，運用主流的事件研究法檢驗了中國股市的效率問題，結果發(fā)現(xiàn)：進入全流通時代以后，中國股市的市場效率較之前的弱式有效性有了較大提高，但依然未能達到半強有效。另外，由于本文所選樣本的時間跨度較短，以至于滿足本文要求的樣本量較小，并且64個樣本中并購的市場化程度依然較低（無償?shù)男姓潛芊绞降牟①彉颖菊紦?jù)了25例，協(xié)議收購占據(jù)30例，完全市場化的并購只有9例），從而可能影響對股市效率的判斷，筆者希望后人的研究對此不足能夠有所規(guī)避。

[1]巴曙松.全流通時代來臨，中華股民網(wǎng)[N]http://www.17ok.com，2008-06-20.

[2]Ball R.,Brown P.An Empirical Evaluation of Accounting Income Number[J].Journal of Accounting Research,1968,8.

[3]Keown A.,Pinkerton J.Merger Announcements and Insider Trading Activity:an Empirical Investigation[J].Journal of Finance,1981,38.

[4]林樂芬，展海軍.上市公司股權分置改革效應的實證研究[J].南京大學學報，2007，(6).

[5]廖理，劉碧波.道德風險、信息發(fā)現(xiàn)與市場有效性—來自于股權分置改革的證據(jù)[J].金融研究，2008，(4).

[6]祁斌，黃明，機構投資者與市場有效性[J].金融研究，2006，(3).