我国股权分置改革对价水平影响因素的实证分析Word格式.docx

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史春沛等，（22006）利用多元回归分析方法对股改试点公司的研究表明，股改对价仅仅与上市公司的净资产、股本结构相关；

而陈建梁等（2006）研究认为，对价水平与流通股比率、市净率、第一大股东持股比率等8个解释变量都不显著相关；

等等。

笔者认为，以上实证研究选取的样本，大多是股改试点公司或者是2005年实施股改的上市公司数据，样本区间过窄；

而且我国股票市场自2005年12月以来发生了较大变化，其股改对价也发生了不少变化。

因此，本文采用全面股改后截至2006年7月3日的数据，在严格挑选9个解释变量的基础上，选用多元线性回归模型对我国股权分置改革中对价水平的影响因素进行实证研究。

　　二、实证模型建立与结果

（一）样本选择

　　2005年4月9日至2005年9月11日是我国股权分置改革试点时期，而全面股改的时间是从2005年9月12日开始。

本文基础性的样本范围是全面股改后至2006年7月3日深沪两市已经完成了股改和进入股改程序的上市公司，也即全面股改启动后，前39批股改的上市公司（见表1）。

　　经过测算，以上已经股改或进入股改程序的上市公司，公开披露对价方案的为1001家，其平均对价水平为：

每10股流通股获送2.99股。

笔者在进行样本筛选时，把对价水平每10股送3.8股以上（含3.8）和每10股送2.0股以下（不含2.0）的上市公司进行删除；

此外，剔除一些数据不齐全的上市公司；

最后，有效样本为826个。

　　826家上市公司股改对价水平的分布图（按上市公司股改的公告时间排列）详见图1。

　　本文拟采用多元回归模型，其主要变量包括以下两类。

　　1.因变量

　　因变量为各个上市公司在股权分置改革过程中公告的每10股流通股获取的对价数量。

其中，有的是已经完成股改的最终对价水平，有的是仅公告但尚未完成股改的对价水平。

在以下模型中，因变量对价水平可用“DJSP”代指。

　　2.自变量

　　笔者选取了以下9个自变量：

（1）股改前第一大股东持股比例：

即第一大股东持有该公司总股本的比例，模型中用“DYDGD”代指。

（2）股改前国有股股东持股比例：

即国有股股东持有该公司总股本的比例，模型中用“GYBL"

代指。

　　（3）股改前非流通股股东持股比例：

即非流通股股东持有该公司总股本的比例，模型中用“FLTGBL”代指。

　　（4）股改前每股收益：

即股改前最近公布的年末或中期报告中的每股收益，模型中用“MGSY"

　　（5）股改前每股净资产：

即股改前最近公布的年末或中期报告中的每股净资产，模型中用“MGJZC”代指。

　　（6）股改前每股股票价格：

即因股改事项而停盘的前一个交易日的收盘价格，模型中用“CJ”代指。

　　（7）股改前市净率：

即以上每股股票价格／每股净资产，模型中用“SJL”代指。

　　（8）股改前市盈率：

即以上每股股票价格／每股收益，模型中用“SYL”代指。

　　（9）股改前每股股票价格与每股净资产的差额，模型中可用“GJ-MGJZC”代指。

　　此外，在模型中还假设一个常数项，用“C”代指。

　　根据以上选择的因变量和自变量，可建立以下多元回归模型：

　　其中，β1、β2……β9是以上各个自变量对应的系数，ε为残差。

（二）实证结果

　　在研究和建立模型当中，笔者对以上自变量和因变量的样本进行了严格的比较、调整与筛选。

根据Eviews3.1软件分析结果，预先设定的第一大股东持股比例、市盈率、每股股票价格、每股净资产、股改前每股股票价格与每股净资产的差额等变量，因没有通过检验而被剔除。

利用Eviews3.1软件分析得到的关于其他四个自变量与常数项的实证结果见表2。

　　分析结果表明，回归模型常数项C的估计值为3.307；

市净率SJL的系数估计值为-0.020；

每股收益MGSY的系数估计值为-0.327；

非流通股股东持股比例FLTGBL的系数估计值为0.834；

国有股股东持股比例GYBL的系数估计值为0.346。

从而得到的四元回归方程为：

　　表2的实证结果显示：

R2=0.401，这意味着以上四个自变量对因变量对价水平变动的解释程度有待改善。

如上所述，笔者对自变量和因变量的样本进行了严格的比较、调整与筛选，此处R2的值是笔者所作模型当中最大的。

尽管其绝对数比较小（R2的值比较小的原因请详见下文的相关分析），但是，自变量与因变量之间线性关系检验的F值为36.293，其对应的检验概率Prob.（P-statistic）为0.000，明显小于显著性水平a=O.050，这说明回归方程自变量与因变量之间线性关系还是显著的；

此外，以上变量及常数项的t检验值均明显小于a=O.050，换言之，在显著性水平a=O.050的情况下，各个变量及常数项的参数与0有显著性差异。

基于此，从总体上说，以上回归方程的结果还是有效的。

　　以上四元回归模型的结果表明，影响股权分置改革对价水平的变量中，按其影响程度排列依次为：

非流通股股东持股比例，占所有影响权重的54.62%；

国有股股东持股比例，占权重的22.66%；

每股收益，占权重的21.41%；

市净率，占权重的1.31%（见表3）。

可见，上市公司非流通股比例是影响对价水平的一个最大的变量性因素。

　　另外，从自变量影响因变量的正／负向线性关系看，每股收益、市净率等两个变量与对价水平呈负向线性相关，即每股收益、市净率等变量越大，上市公司在股改中非流通股股东送给流通股的对价水平越小，反之则越大门≥流通股比例、国有股股东持股比例等两个变量与对价水平呈正向线性相关。

　三、实证结果解释

　　从以上实证结果看，影响股权分置改革的对价水平主要有四个变量因素。

以下将根据股权分置的相关理论及股改实践进行相关分析。

（一）非流通股股东持股比例

　　实证结果表明，上市公司非流通股股东持股比例越大，股改中对价水平就越高；

反之，则越小。

通常来说，股票IPO及再融资时，非流通股的比例越高，股权分置溢价越高，因此在股改中应支付的对价就越高。

由此可见，其支付水平与非流通股股东持股比例呈正相关关系，或者支付水平与流通股股东持股比例呈负相关关系。

实际上，非流通股股东持股比例越高，表明股权分置的严重性越强，股权分置溢价越高（陈建梁，廖旗子，2006）。

闯因此，在影响及决定对价水平上，这个变量因素对对价支付水平的影响力是最大的。

　　需要注意的是，在以上的实证检验中，第一大股东持股（其所持的股票属非流通股票）比例没有通过相关的检验而被删除。

可能的解释是，第一大股东持股比例越高，并不意味着其股改中的对价水平就一定越高；

另一方面，即便是第一大股东持股比例较小，也不意味着股改中就可以支付较低的对价水平。

因此，第一大股东持股比例与对价水平的高低没有明显的正向或负向的线性关系。

（二）国有股股东持股比例

　　从以上实证结果表2看，上市公司国有股股东持股比例越高，其支付的对价水平越高；

反之，则越低。

从表3看，国有股股东持股比例对对价水平的影响力度还比较大，仅次于非流通股比例的影响力度。

由于国有股股东所持有的股票绝大多数是非流通的，由以上第一个因素的相关分析不难推出：

国有股股东持股比例与支付的对价水平是正向相关的。

另外，在上市公司国有资产产权依然不清晰、管理及监督效果依然差强人意的今天，有些投资机构和相关公司的内部管理人员存在着道德风险，从而进一步提高了国有股股东在股改中的对价成本。

　　（三）每股收益

　　每股收益水平集中体现了上市公司的经营业绩和发展潜力。

其收益高，一方面表明公司已经通过或有能力通过分红途径弥补部分的股权分置溢价；

另一方面表明公司未来具有较好的发展空间。

众所周知，投资股票就是投资未来，因此在股改中，有不少业绩良好的上市公司在股改中的对价水平，相对来讲要偏低些；

相反，许多业绩不好的上市公司，为了能够顺利实现

股改往往采取较高的对价水平。

可见，上市公司对价水平与每股收益呈负相关关系。

　　（四）市净率

　　根据李平（2005）的研究，市净率是指市价与每股净资产之比，在这里可以当成是具有流通溢价意义的指标，即二级市场的交易价格与非流通股的转让价之间的差价。

据统计，我国国有企业上市公司的股份转让价格往往以每股净资产为基础上升10%—20%（王维钢等，2003）。

可见，我国证券市场上存在着流通溢价的现象。

换句话说，原来不能流通的股票价值往往是以每股净资产进行核算的，而一旦可以在二级市场上交易、流通，其价值将会上升；

基于这种流通而产生的流通溢价，将会影响股权分置改革中的对价水平。

因此，从理论上看，市净率越高，流通溢价越高，非流通股获利也就越大，对价水平也就越高，故对价水平与市净率呈正相关关系。

　　另一方面，流通股股东在股权分置改革中直接新增加了约30%份额的股票及相应的权益，尽管在理论上存在相应的除权效应，但是，由于股权分置改革以来我国股市从2005年4月9日的1248点（上证指数，下同）上升到2006年7月3日的1697点，股指收益在15个月上升了35.97%，而且整个股市的未来走势趋好，因此股改中理论上的除权效应在一定程度上得以弱化，甚至在股改实践中也没有出现除权效应（特指股市下跌现象），或者说出现了不少上市公司在实施股改当天（变成“C”股的当天）股价不跌反涨（有的甚至上涨30%）的现象。

从这个意义上讲，股权分置改革整体上为流通股股东在二级市场上获得了不少股票买卖的价差收益（或资本收益）；

相对于非流通股股东而言，这种收益更直接，而且这种现象极有可能将不断延续和加强。

　　由此可见，在股权分置改革中，非流通股股东未来三年可以实现真正流通而获得流通溢价；

而流通股股东伴随着整个股市的良性发展，也能获得不少股票买卖的价差收益。

在这个意义上讲，两类股东各自获得的利益难分高低，这也是市盈率因素对对价水平影响极小的重要原因。

　　与此同时，笔者注意到，在影响对价水平的因素中，尽管有以上四个主要因素，但是这些因素对对价水平的影响力度依然偏小。

这也是上述四个自变量对因变量对价水平变动的解释程度R2仅为0.401的直接原因。

相反，常数项c的估算数值较大，在以上四元回归方程中为3.307（在笔者所做的其他相关模型中，常数项C的估算数值也较大），但这个数值与目前全面股改后的前39批股改对价水平平均为每10股流通股获送2.99股相差不大。

由此可以判断，股权分置改革总体上是一项极具政策性色彩的行为。

根据中国证监会的要求，上市公司都必须实施股改，而且要在2006年内完成。

众所周知，股票市场存在较显著的羊群效应现象。

在股权分置改革中，就如何确立应支付的对价水平这一核心环节上，也毫不例外地出现了羊群效应现象。

据统计，在46家股改试点公司中，主板市场中的36家上市公司的平均对价水平为每10股流通股获送3.32股。

由此可见，股改试点期间所形成的对价水平，极大地影响了后来进行股权分置改革的对价水平。

　　四、结论

　　根据前文的分析和实证检验，可以得出以下结论：

在影响对价水平的众多变量中，一方面，按其影响力度依次有四个主要变量：

非流通股股东持股比例、国有股股东持股比例、每股收益、市净率；

另一方面，由于我国股权分置改革是一项极具政策性色彩的行为，因此，以上四个变量对对价水平的影响力度总体上偏小。

　　参考文献：

　　[1]李平.影响股权分置改革对价水平的几个因素[N].中国证券报，2005—06—29.

　　[2）胡松.股权分置改革的经济学分析[J].江西财经大学学报,2006，（3）：

9.

　　[3]史春沛，邓幼强当前股改方案对价水平分析[J].经济师，2006，

（1）.

　　[4]陈建梁，廖旗平，对股权分置改革对价水平影响因素的分析[J].审计与经济研究，2006，（3）.

　　[5]王维钢，等.流通权定价理论应用与全流通对基金业发展的意义[J].管理世界，2003，（8）.