提供论文发表、期刊发表、证书、著作、课题申请、专利等一条龙服务——畅志文化期刊网您负责教书育人,我们负责解决您职称,晋级路上遇到的难题。

上市公司随意停牌与投资者利益——来自中国资本市场的证据

分类:(一) 发表时间:2019-07-26

一、 引 言 投资者保护对于一国资本市场的健康发展至关重要。自从1987年的全球性股灾暴露出证券监管与股票交易过程中存在的诸多不足后, 世界主要资本市场相继设立了股票停牌、涨

一、 引 言

投资者保护对于一国资本市场的健康发展至关重要。自从1987年的全球性股灾暴露出证券监管与股票交易过程中存在的诸多不足后, 世界主要资本市场相继设立了股票停牌、涨跌幅限额和市场熔断等交易限制机制 (王朝阳和王振霞, 2017) , 通过完善交易制度以保护投资者权益。其中, 停牌制度的设计初衷主要是通过上市公司个股交易的突然强制中断来减少信息的不对称性, 使投资者在重要信息出现时, 能够有充足的时间重新评估资产价格, 进而增加市场的透明度, 保护投资者利益 (廖静池等, 2009;李姗姗, 2016) 。同时, 停牌也有可能缓解市场情绪, 降低交易成本, 减少内幕交易的发生 (Corwin & Lipson, 2000;Madura et al., 2006;Xu et al., 2014) 。

然而, 在实际运行过程中, 停牌制度却存在着相当大的争议 (Kim & Yang, 2004;Frino et al., 2011;黄本尧, 2003) 。首先, 股票停牌会直接中断交易的连续性, 有可能阻碍资产价格发挥资源配置的作用, 提高市场的机会成本, 以及加剧股价的波动性 (Lee et al., 1994;Christie et al., 2002;Frino et al., 2011) 。其次, 在广大新兴市场国家中, 停牌制度本身并不完善, 可能存在制度漏洞。例如, 近年来, 停牌制度在中国资本市场的运行过程中出现了一种新的问题:自2014年起, 沪深交易所多次在官方文件与通知中提及部分上市公司“随意停牌等现象时有发生”、“停牌申请随意”、“滥用停牌权利”、“拖延复牌时间”、“停牌期间信息披露不充分”等。借用相关部门的表述, 本文将上述现象统称为“上市公司随意停牌现象”。

这些随意停牌不仅限制了投资者正常交易的权利, 而且还存在着信息不对称下内部人对于股东权益侵蚀的可能, 为广大投资者所诟病。2016年6月14日, 美国MSCI明晟公司发布公告, 再次推迟将中国内地股票纳入MSCI全球新兴市场指数体系, 其中一个重要的理由就是中国资本市场普遍存在着上市公司随意停牌问题, 并指出国际投资者对此非常关注 (MSCI, 2016) 。即使在2017年6月中国资本市场的部分公司成功入选该指数体系后, 明晟公司依然重点关注随意停牌问题, 并在2017年8月8日的意见征询报告中提议强化对于中国市场中的股票停牌的监控:如果个股的年度累计停牌时间达到50个工作日, 不论该公司出于何种原因停牌, 应当立即将其从MSCI相关指数名单中剔除 (MSCI, 2017a) 。由此可见, 随意停牌已经成为了阻碍中国资本市场国际化的一个重要现实问题。那么, 部分上市公司存在的这种随意停牌行为, 是否确实有损投资者的利益?损害程度有多严重?其作用机制如何?回答这些问题不但有助于检验中国现行停牌制度的不足, 更有助于中国资本市场的健康发展。

近年来, 随着中国股市中停牌制度的引入及其影响的扩散, 一些文献重点研究了国内例行停牌、异常波动停牌等持续时间一般小于1个交易日的短期停牌类型的影响 (黄本尧, 2003;廖静池等, 2009;陈舒宁等, 2016;胡婷等, 2017) 。这些研究直接推动了中国股票交易制度的完善与发展, 促进沪深交易所删除或更改了大量的不必要的停牌类型。但现有文献对于中国股市中的“随意停牌”现象的分析和研究还远远不足, 在作者的检索范围内, 仅有一篇文献针对中国市场的随意停牌现象进行了描述性讨论 (李姗姗, 2016) 。基于此, 本文首先剖析了停牌制度在中国的运行现状, 并从信息不对称下公司内部人的私利行为角度入手, 对随意停牌如何影响投资者利益进行了理论分析。然后, 在相关政策文件的基础上对上市公司随意停牌行为进行了具体分类界定, 并通过手工查阅超过1万份的个股停、复牌公告, 利用2014年6月至2016年5月中国上市公司的重大事项停牌数据, 实证检验了随意停牌对于投资者利益的影响。研究结果发现, 不论使用全样本还是PSM匹配样本, 随意停牌均会给投资者带来显著的累计超额损失;在随意停牌期间, 上市公司更容易发生内部人的私利行为, 从而损害了投资者利益。

相较于既有文献, 本文的边际贡献主要在于: (1) 本文根据中国市场的实践经验, 提出了股票停牌影响投资者利益的新的理论机制, 证实了随意停牌对投资者利益的损害, 并揭示了内部人私利行为对于投资者利益的侵蚀机制。现有文献对于停牌制度影响投资者利益的理论解释, 主要来自市场冷却假说 (cooling-off hypothesis) 以及交易中学习模型 (learn-by-trading model) 。 (1) 这些解释重点探讨了停牌制度对于交易环境的影响 (Kim & Yang, 2004;Abad & Pascual, 2013;廖静池等, 2009) 。然而, 现有假说均忽略了不完善的制度环境下, 内部人私利行为对于股东权益的侵蚀, 本文的发现有效地拓展了现有文献的认知, 补充了相关理论。 (2) 首次对上市公司的随意停牌行为进行系统归类, 为后续研究奠定了分类标准。现有针对中国市场停牌制度的研究主要集中于早期的例行停牌、异常波动停牌等类型 (陈收等, 2008;廖静池等, 2009;陈舒宁等, 2016;胡婷等, 2017) , 而近年来引发国际、国内投资者重点关注的随意停牌问题, 除了一篇描述性讨论 (李姗姗, 2016) , 却鲜见深入分析。本文首次对上市公司的随意停牌给出系统性归类并进行了实证检验。 (3) 为停牌制度的相关争议性话题提供了新的重要证据。停牌制度是否能够起到保护投资者利益的作用, 一直存在广泛争议 (Kim & Yang, 2004;Frino et al., 2011;黄本尧, 2003) , 尤其是在制度并不完善的发展中国家, 有关停牌制度的看法大相径庭。本文选择中国的股市停牌样本为研究对象, 为这个学术争议性话题提供了一个新的来自新兴市场的证据。

余文结构安排如下:第二部分介绍相关制度背景并进行理论分析;第三部分介绍本文样本、研究方法与模型;第四部分实证检验随意停牌对于投资者利益的影响及作用机制;最后是结论。

二、 制度背景与理论分析

(一) 制度背景

证券监管的一个核心目标是通过维护市场的公正、高效和透明, 实现对于投资者利益的保护, 而股票停牌就是服务于这一目标的一项重要工具。股票停牌, 是指股票场内交易过程的暂时中断, 其直接结果是在股票停牌期间, 标的股票无法再进行买入、卖出的市场操作, 同时股票价格保持不变。自1998年起, 中国沪深交易所在其《股票上市规则》中开始引入了停牌制度。随着资本市场的发展与完善, 停牌制度也在不断调整。例如, 由于网络技术的发展和普及, 投资者获取信息更加便捷, 沪深交易所于2002年将停牌的最短期限由半天改为一个小时, 并在2004—2012年间逐步取消了企业公布定期报告、召开股东大会以及投资者沟通等例行停牌。

目前, 根据交易所《股票上市规则》中实际发起主体的不同, 中国上市公司股票停牌主要可以划分为两种情形:一是由交易所或证监会直接发起, 一般发生在企业出现各类严重违规时, 出于对投资者的警示而停牌。二是上市公司由于策划重大事项而存在应披露的重大信息, 主动提出申请, 经交易所批准后的停牌, 即重大事项停牌。上市公司随意停牌问题主要发生在第二种情形中。在这种情况下, 公司往往计划筹备非公开发行股票、重大资产重组、控制权变更、签订重大合同等重大事项。原则上, 由于筹备过程存在不确定性且可能持续时间较长, 为了降低股票波动风险、促进全体投资者能够更公平地获得信息, 上市公司会主动向交易所提出停牌申请。在经过交易所批准之后, 该公司股票正式进入停牌过程, 停止市场交易。停牌持续时间少则数天, 多则数月甚至一年以上。其间, 上市公司需要每隔5个交易日发布一次继续停牌公告, 披露事项进展情况。当企业认定停牌所涉及的事项已基本不存在重大不确定性时, 经交易所批准并发布复牌公告后, 公司股票即可结束停牌, 重回正常可交易状态。

然而, 较长一段时间内, 国内对于上市公司主动申请的停牌采取“申请即办理”的做法, 并且在停牌事项类型、持续时间、期间的信息披露等方面缺乏细致的规定, 使得上市公司在停牌进程中拥有很高的自主权。在这个过程中, 部分公司出现了停牌申请随意、长期停牌、停牌程序不规范、信息披露不充分等问题。有研究表明, 深交所每家上市公司年均停牌8.7次, 而境外上市公司每家年均停牌仅为0.28次 (黄本尧, 2003) 。截至2017年, 中国股市中停牌的数量依然处于全球最高水平 (MSCI, 2017b) 。在停牌持续时间方面, 纽交所与纳斯达克等发达市场的停牌时间主要为十几分钟至1个小时之间 (Lee et al., 1994;Christie et al., 2002) , 智利、韩国、罗马尼亚等国家的股票停牌时间平均为30分钟 (IOSCO, 2010) 。而根据国泰安CSMAR数据, 2014年中国上市公司新发起的停牌平均持续约86个小时, 并有50%的停牌超过了20个小时。

在停牌的信息披露方面, 香港联合交易所强调信息披露的充分性, 要求公司充分披露有关事项的进展和风险, 而非等待全部信息确定后再行披露。与之不同, 部分中国内地上市公司直到事项完全确定并即将复牌时, 才披露事项的具体类型、交易对手、交易金额等详细信息, 而在停牌开始与持续过程中, 仅仅以“正在筹划重大事项”、“重大事项存在不确定性”、“避免股价异常波动”、“维护投资者利益”等笼统的内容向公众告知。个别公司甚至在以“终止筹划重大事项”的原因复牌时, 仍未在公告中披露终止的具体原因、交易对手、交易方式等详细内容。

由此可见, 国内上市公司在是否停牌、停牌持续时间以及信息披露等方面, 并没有受到特别严格的制度与监管约束。进而, 这些由上市公司主导的随意停牌, 可能使得停牌制度产生扭曲。

(二) 理论分析

现有股票停牌理论起源于发达资本市场中的停牌制度实践, 主要给出了两类不同的解释。第一类是市场冷却假说。该假说认为, 当市场存在突发的剧烈动荡或重大消息即将发布时, 停牌能够给予投资者一定时间平复紧张的情绪, 接收新的信息, 消化市场事件的影响, 最终有机会重新评估交易策略 (Ma et al., 1989;Greenwald & Stein, 1991;Abad & Pascual, 2013) 。第二类依据交易中学习模型, 强调交易中断对于市场信息传递效率的损害。根据该模型, 信息直接反映在资产的交易价格中, 投资者通过观察市场交易带来的价格变化进行贝叶斯学习, 做出最有利的决策 (Grundy & McNichols, 1989;Leach & Madhavan, 1993;Frino et al., 2011) 。于是, 停牌造成的交易中断使得价格信号失灵, 投资者难以进行有效判断, 处于一个更加不确定的投资环境中。然而, 上述两种假说均是建立在资本市场监管制度完善的前提之上。事实上, 发展中国家的资本市场普遍存在发展时间较短、规则不完善的情形, 投资者对于这类市场的关注焦点, 往往不是交易环境, 而是集中于企业在停牌过程中的具体行为, 例如停牌申请随意、拖延复牌、停牌期间信息披露不足等。这些企业的随意停牌行为引发了投资者的负面态度, 甚至可能产生对于公司意图的怀疑。由此可见, 传统停牌理论并不完全适用于解释发展中国家的随意停牌现象。

在资本市场中, 一个鲜明的特征就是公司管理层与外部投资者之间的信息不对称 (苏冬蔚和曾海舰, 2009;李科和陆蓉, 2011;魏志华等, 2017) 。而在制度不完善的情形下, 一旦出现高度的信息不对称, 内部人就有可能做出损害股东权益的行动。这在中国上市公司随意停牌的过程中表现的尤为明显。具体来说, 上市公司内部人往往拥有投资者无可比拟的信息优势 (徐寿福和徐龙炳, 2015) , 使其有可能以关联交易 (孔东民等, 2013) 、资金占用 (梁上坤和陈冬华, 2015) 、股权激励 (Heron & Lie, 2007) 等方式获得私有收益。而随意停牌可能会促进内部人从事谋取私利的行动:第一, 企业的随意停牌会进一步加剧违规信息披露、内部交易和关联交易的可能性。在相关制度不完善的情况下, 内部人往往更容易有选择性地披露对其有利的信息, 甚至违规披露信息给其利益相关者, 进行内幕交易和关联交易, 从中获取好处。尤其是, 在筹划重大资产重组、非公开发行、控制权变更和签订重大合同时, 随意停牌的概率大大增加。第二, 在监督不够完善的情况下, 内部人可以利用停牌权利使得市场监督功能失灵。例如, 资本市场中最为重要的两大市场监督手段就是股权结构和股票价格, 当市场对于企业前景不看好的时候, 股东可以通过售卖股权的方式来实现权益保护, 而股票价格直接反映了市场对企业价值的判断, 二者都是资本市场对管理层的重要外部约束手段。如果允许随意停牌, 那么, 公司内部人就可以通过停牌的方式锁定现有股权结构, 从而削弱股权结构变动可能给其带来的正常竞争压力。而在停牌持续过程中, 内部人可以让股票价格的约束功能在此期间失效, 比如, 当企业内部人计划进行股权质押时, 若先选择停牌然后质押, 则市场难以通过股票价格的变化来对内部人的质押行为形成约束。因此, 从停牌制度引入以来, 有关上市公司利用随意停牌而谋取私利的传闻就不断出现。 (2)

由此可见, 随意停牌可能会加剧内部人的道德风险和机会主义行为。而在信息不对称的背景下, 投资者虽然难以完全确认企业内部是否存在这些谋取私利的活动, 但却能够观察企业的随意停牌行为。这些停牌过程中的“任性停牌”、“拖延复牌”以及“遮遮掩掩”等行为, 会促使投资者进行推断:一方面, 企业内部人有可能直接利用停牌过程获得私有收益;另一方面, 内部人利用停牌过程从事道德风险相关行为的概率在提高。综上所述, 尽管实施股票停牌制度的本意并不在于影响估值, 但在信息不对称并且对企业约束不足时, 上市公司随意停牌的行为能够向市场传递出负面信息:随意停牌使得公司内部人更容易从事谋取私利的活动, 并最终损害投资者的利益。

三、 研究设计

(一) 随意停牌的界定与样本选择

为了维护投资者的利益并促进中国资本市场的国际化接轨, 沪深交易所从2014年开始筹划、修订、调整相关的停牌制度要求。至2016年5月27日, 两大交易所分别出台了规范上市公司停牌行为的政策文件:上交所《上市公司筹划重大事项停复牌业务指引》, 简称“上交所《指引》”;深交所《信息披露业务备忘录——上市公司停复牌业务》, 简称“深交所《备忘录》”。

这次新制定的股票停牌规则, 针对前期存在的问题, 分别从申请停牌的事件类型、持续时间、信息披露等方面进行了详细的规定。因此, 本文依据并利用上交所《指引》与深交所《备忘录》的相关规定向回追溯, 对上市公司在文件出台之前的随意停牌行为进行了界定, 具体步骤如下:

第一步, 将重大事项停牌按照事项类别分为“非公开发行”、“重大资产重组”与“其他重大事项” (3) 三大类。这样划分的依据在于, 非公开发行股票与重大资产重组是上市公司停牌中最为重要与频繁的事项, 为此, 上交所曾于2014年11月与2015年1月专门为这两类事项单独设置过初步的规范性指引文件 (上证发[2014]78号与上证发[2015]5号) 。另外, 根据李姗姗 (2016) 的统计, 2015年沪深交易所上市公司停牌事由中, 非公开发行与重大资产重组的数量分别位于第二和第一位, 各占当年停牌总数的21.60%与36.32%。

第二步, 对于上述每一大类重大事项, 依据上交所《指引》与深交所《备忘录》, (4) 从停牌时间过长与信息披露不足两方面界定随意停牌。其中, 如果非公开发行“不涉及重大资产重组, 停牌时长超过10个交易日”或“涉及重大资产重组, 停牌时长超过1个月”或“终止筹划非公开发行股票, 但未披露终止的具体原因等重要信息”, 则将之认定为随意停牌;对于重大资产重组类别, 若发生了“停牌时间超过3个月”或“未在1个月内披露标的资产、购买方式等重要信息”或“终止筹划重大资产重组, 但未披露终止的具体原因等重要信息”, 则此次停牌是随意停牌;对于其他重大事项类别, 如果“停牌超过10个交易日”或“终止筹划其他重大事项, 但未披露终止的具体原因等重要信息”, 则认定为随意停牌。

第三步, 对于重大事项停牌中没有出现上述停牌时间过长或信息披露不足的停牌, 我们将之与随意停牌相对比, 称为“正常停牌”。表1列示了随意停牌和正常停牌的类型划分。

对于研究的样本期间, 本文选择沪深交易所2016年5月27日新规发布的前两年, 即2014年6月1日至2016年5月26日。由于中国股市在2015年“股灾”期间出现了罕见的“千股停牌”事件, 研究样本剔除了2015年6月26日至7月9日新增的停牌。剔除的原因主要有三点。第一, 该事件是整个中国资本市场的极端异常情况, 不利于分析随意停牌的一般性影响。第二, 文章实证研究需要利用事件研究法, 该方法使用资本市场整体回报指标。由于股票的价格在其停牌持续期间被记录为价格保持不变, 因此, 当千股停牌事件发生时, 市场整体回报指标的计算会出现偏差, 难以准确反映市场的实际情况。第三, 在使用事件研究法时, 不同事件的发生时间应当相互独立, 这样有助于确保结果的可靠性 (Ahern, 2009) 。而千股停牌期间大量公司的集中、共同停牌, 难以达到事件相互独立的要求, 并不太适合使用事件研究法进行分析。

对于随意停牌的具体判定, 需要查阅上市公司历次停牌的停牌公告、继续停牌公告以及复牌公告等文件。本文从Wind资讯获得公告原始文本数据, 经过手工查阅超过1万份相关公告后, 初步得到4146次重大事项停牌事件。 (5) 在剔除ST公司的样本后, 剩余4037次停牌。由于事件研究法要求上市公司在停牌之前有一定的交易时间长度, 因此, 样本剔除了新股上市后在停牌前少于130个交易日的停牌。最终得到共计3937次重大事项停牌事件, 包括2097次随意停牌与1840次正常停牌。

表1 停牌样本的类型与数量 导出到EXCEL

 

 


类型
个数 占比 (%)

重大事项停牌
3937 100.00

1.随意停牌
2097 53.26

(1) 非公开发行
882 22.40

(a) 非公开发行股票, 不涉及重大资产重组, 停牌超过10个交易日
560 14.22

(b) 非公开发行股票, 涉及重大资产重组, 停牌超过1个月
303 7.70

(c) 终止筹划非公开发行股票, 但未披露终止的具体原因等重要信息
51 1.30

(2) 重大资产重组
792 20.12

(d) 重大资产重组, 停牌超过3个月
579 14.71

(e) 重大资产重组, 未在1个月内披露标的资产、购买方式等重要信息
503 12.78

(f) 终止筹划重大资产重组, 但未披露终止的具体原因等重要信息
159 4.04

(3) 其他重大事项
423 10.74

(g) 筹划其他重大事项, 停牌超过10个交易日
350 8.89

(h) 终止筹划其他重大事项, 但未披露终止的具体原因等重要信息
151 3.84

2.正常停牌
1840 46.74

(1) 非公开发行
522 13.26

(2) 重大资产重组
470 11.94

(3) 其他重大事项
848 21.54

注:部分停牌同时在停牌时间与信息披露两方面违反了界定。

本文除停、复牌各类公告来自Wind资讯以外, 上市公司被相关部门惩处与监管问询的数据来自于中国研究数据服务平台CNRDS, 其余数据均来自于国泰安CSMAR数据库。表1给出了停牌事件类型的数量统计。首先, 随意停牌与正常停牌的整体占比接近, 分别为停牌事件总数的53.26%与46.74%。其次, 在随意停牌中, 非公开发行与重大资产重组的数量最高, 分别为882次与792次;而在正常停牌中, 其他重大事项类别数量最高。这表明上市公司在筹划重大资产重组与非公开发行时, 更容易出现停牌不规范等方面的问题。

图1展示了停牌的时间点与持续时间长度。可以发现, 样本期内的上市公司随意停牌平均每月发生87次, 并在2015年5月达到最高的166次。正常停牌的频次略低于随意停牌, 保持在每月35—111次之间。在停牌持续时间方面, 随意停牌平均达到了58个交易日, 而正常停牌则远远低于随意停牌, 平均不到10个交易日。

图1 不同时期的停牌数量及停牌持续时间   下载原图

 

(二) 其他变量的选取与计算

1.停牌事件的累计异常收益

累计异常收益CAR, 指公司股票价格在一段时间内由于受到所研究事件的影响, 而出现的预期正常收益之外的收益率。它是微观金融领域的事件研究法的核心指标, 有着相对成熟的数理基础, 被广泛用于分析突发的经济事件对于投资者所持有股票资产价值的直接影响 (Deng et al., 2013;Krüger, 2015;谭洪涛等, 2011;姜付秀等, 2012;罗进辉, 2013;王永钦等, 2014;丁慧等, 2018;郦金梁等, 2018;苏冬蔚和倪博, 2018) 。因此, 本文选择上市公司股票停牌事件所产生的累计异常收益, 来衡量对于投资者利益的影响。具体的计算过程如下:

第一步, 确定事件窗口期。由于上市公司往往在发布停牌公告后, 随即进入股票停牌状态, 投资者只有在复牌当日才能开始交易, 因此, 本文以股票复牌当日作为事件的发生日 (t=0) 。在选择事件窗口期区间时, 文献并没有统一的标准。一般而言, 学者们既希望事件窗口涵盖信息泄露引发的提前反应, 又希望排除事件之外因素的干扰 (Swaminathan & Moorman, 2009) 。本文将停牌事件的窗口期设定为股票复牌当日及其前后各10个交易日 (t∈[-10, 10]) , 共21个交易日。

第二步, 计算预期正常收益。本文采用文献中使用最为广泛的市场模型计算预期正常收益:首先, 选择停牌事件发生前的第130至第31个交易日作为估计窗口期 (t∈[-130, -31]) , 以市场收益对个股收益分别进行回归;然后, 根据回归系数, 拟合得到事件窗口期 (t∈[-10, 10]) 个股的预期正常收益R it。回归方程如下所示:

Rit=αi+βi×Rmt+εit(1)

其中, Rit是股票i在交易日t的个股回报率;Rmt为交易日t的综合A股与创业板的日市场回报率;αiβi为对应股票的回归系数;εit是回归残差。

在拟合个股的预期正常收益时, 如果交易日并非复牌当日 (t≠0) , 则直接使用回归系数与对应日期的市场收益进行计算。如果交易日为复牌当日 (t=0) , 由于个股停牌期间股市整体依然正常交易, 有必要加入这一时间段的市场整体变化带来的补涨补跌效应, (6) 因此, 本文以个股停牌开始日至复牌当日的市场收益率, 拟合计算复牌日 (t=0) 的预期正常收益。

第三步, 计算累计异常收益。首先, 根据每日实际收益与预期正常收益的差值, 确定股票i在交易日t的异常收益ARit=Rit-Rit 。然后, 将随意停牌事件窗口期[T1, T2]内股票i的异常收益进行累加, 计算个股的累计异常收益CARi = ∑ARit。根据累计异常收益的定义, CARi在未经受事件冲击影响的情况下应当接近于0。因此, 如果CARi的均值显著大于0, 说明停牌事件提高了公司的股票价值, 直接为投资者带来了正面的回报;反之, 若其均值显著小于0, 则意味着停牌降低了公司的股票价值, 损害了投资者利益。

2.企业内部人的私利行为

由于在实践中, 公司内部人的私利行为往往难以直接测量 (郝云宏等, 2013) , 现有研究私利行为的文献, 多从企业的违规担保、内幕交易、违规信息披露、违规关联交易等角度进行分析 (孔东民等, 2013;魏明海等, 2013;侯青川等, 2015;姜付秀等, 2015) 。考虑到中国研究数据服务平台CNRDS, 提供了上市公司因存在上述等行为, 而被交易所、证监会等部门惩处和监管质询的信息。因此, 本文利用CNRDS数据库, 选择上市公司在股票停牌期间, 所受到的来自相关监管部门的惩处与监管问询, (7) 作为企业内部人私利行为的代理变量。使用的具体变量包括, 停牌期间公司高管是否被惩处的哑变量Punish1;停牌期间上市公司是否被惩处的哑变量Punish2;以及停牌期间上市公司是否遭受监管问询的哑变量Query。其中, 上述哑变量取1表示存在被惩处或监管问询, 反之为0。

3.控制变量

参考现有对于资本市场中的事件进行研究的文献 (Deng et al., 2013;Krüger, 2015;姜付秀等, 2012;罗进辉, 2013;丁慧等, 2018;郦金梁等, 2018;苏冬蔚和倪博, 2018) , 本文使用的控制变量包含了反映公司特征以及事件特征的变量。具体来说, 在公司特征方面, 包括上市公司在停牌事件发生前一年末的总资产对数值Size、资产负债率Leverage、是否国有控股哑变量State、总资产回报率ROA、账面市值比BM以及总资产周转率TO。同时, 文章也控制了年份固定效应Year以及行业固定效应Industry。

在事件特征方面, 依据前文中对于重大事项停牌事件的分析, 本文将停牌原因划分为筹划非公开发行、重大资产重组与其他重大事项三类, 并分别以哑变量Nonpublic和Reorganization表示前两类。如果停牌事件属于非公开发行或重大资产重组, 则相应的哑变量取1, 反之取0;如果停牌事件的原因为筹划其他重大事项, 则Nonpublic和Reorganization均取0。考虑到样本期内的部分停牌所筹划事项并未最终达成, 而以失败告终, 这可能对投资者产生影响。因此, 文章也控制了代表事项是否失败的哑变量Fail, 即若事项最终终止, 则Fail为1, 反之取0。为了降低极端值可能对于结果的干扰, 连续型变量均经过了1%的缩尾处理。

(三) 模型设定

为了检验随意停牌对于投资者利益的影响程度, 本文将停牌事件的CAR作为被解释变量, 以是否随意停牌为核心解释变量进行多元回归分析。具体模型如下:

CARi=α+β1×VoluntaryΗalti+Controls+εi(2)

其中, VoluntaryHalt为随意停牌哑变量, 若停牌i是随意停牌则取1, 若为正常停牌则取0;Controls为控制变量。如果模型 (2) 中β1的回归系数显著为负, 就意味着随意停牌降低了CAR, 给投资者造成了直接的损失。

对于随意停牌影响投资者利益的作用机制, 本文分别使用模型 (3) 和模型 (4) 进行回归分析。其中, 模型 (3) 检验随意停牌是否有助于增加公司内部人的私利行为;模型 (4) 分析随意停牌是否通过私利行为机制, 进而作用于停牌事件的CAR。具体如下:

Ρunishi=α+β1×VoluntaryΗalti+Controls+εi(3)CARi=α+β1×VoluntaryΗalti+β2×Ρunishi+β3×VoluntaryΗalti×Ρunishi+Controls+εi(4)

其中, Punish表示公司内部人的私利行为, 如前所述, 具体使用Punish1、Punish2与Query作为代理变量。在模型 (3) 中, 如果β1的回归系数显著为正, 能够说明随意停牌期间更容易发生投资者的私利行为。而在模型 (4) 中, 随意停牌与私利行为的交乘项, 是核心解释变量。如果模型 (4) 的β3的回归系数显著为负, 则意味着随意停牌通过公司内部人的私利行为这一机制, 给投资者造成了直接的损失。

(四) 对于内生性问题的说明与处理

本文以事件研究法计算累计异常收益CAR。一般来说, 这种方法除拥有良好的稳健性外, (8) 受内生性问题的干扰通常较小。其原因在于事件研究法使用的是突发事件, 具有较好的外生性。而股票价格在事件发生期的短期反应, 则直接体现了市场对于该事件影响公司净现值的预期 (Krüger, 2015) 。本文研究中的股票停牌事件一般具有良好的外生性:广大投资者往往在难以提前预期的情况下突然遭遇停牌, 交易随即被中断, 只有在停牌结束并复牌后才能重新买卖。由此可见, 文章的实证结果应当受内生性的干扰较小, 特别受反向因果的影响较弱。

由于在中国资本市场中, 上市公司筹划重大事项与对应停牌的时间段基本相同, 因此, 有必要在实证模型中对所筹划重大事项的特征进行控制, 才能更为干净有效地剥离出停牌的影响效果。对此, 本文在控制变量中加入了停牌事项的类型的变量Nonpublic和Reorganization (即股票停牌的原因) , 以及停牌事项的结果的变量Fail, 有助于进一步降低遗漏变量可能产生的内生性。

除此之外, 为了尽可能地降低内生性问题的影响, 本文在对重大事项停牌全样本进行实证分析的同时, 也采用了倾向性得分匹配 (PSM) 方法, 在全样本中对发生随意停牌的公司提取了匹配样本。具体步骤为:第一步, 确定企业发生随意停牌的潜在影响因素, 包括上市公司所属的行业、所筹划重大事项的类型与年份、事项是否终止、资产规模、资产负债率、产权性质、总资产回报率、账面市值比以及总资产周转率。第二步, 基于Logit模型对于上市公司发生随意停牌的概率 (倾向性得分) 进行预测。第三步, 依据倾向性得分数值, 采用一对一最近邻匹配法, 为随意停牌样本 (处理组) 匹配出未发生随意停牌的样本 (控制组) 。从匹配结果来看, 在匹配之前, 随意停牌样本与未发生随意停牌的样本在非公开发行事件、重大资产重组事件、事件终止、资产规模、资产负债率、总资产回报率以及账面市值比等指标上存在显著差异;在经过PSM匹配之后, 这些变量在两组间的偏差绝对值缩减率为85.60%、97.20%、94.17%、92.16%、40.80%和85.06%, 并且统计上均不再显著。总体来看, 匹配的结果较为理想。 (9)

四、 实证结果

(一) 随意停牌对于投资者利益的影响

1.CAR单变量分析

累计异常收益CAR能够反映所研究事件对于投资者持有的资产价值的直接影响。本文在表2中汇报了随意停牌与正常停牌事件的CAR单变量实证结果。其中, 第 (1) 行使用重大事项停牌的全样本。可以看到, 上市公司随意停牌的累计异常收益均值为-0.047, 正常停牌的累计异常收益均值为0.005, 而二者差异等于-0.052, 且在1%水平显著异于0。这表明初步来看, 相对于正常停牌, 投资者在经历了随意停牌之后遭受了约5%的超额损失。

停牌事件的CAR往往同时包含两个效应:一个是停牌对于投资者的影响;另一个是上市公司停牌起因的重大事项对于投资者的影响。那么, 这些超额损失是否一定程度上来自于随意停牌?还是仅仅产生于停牌的具体重大事项?对此, 本文在表2的第 (2) 至 (7) 行, 分别基于PSM匹配样本、停牌事项是否终止的子样本和停牌原因的子样本进行了检验。结果基本保持一致, 即在考虑了停牌的事项特征与停牌原因等方面后, 随意停牌显著低于正常停牌的CAR。这意味着不论上市公司所筹划的重大事项成功或失败, 不论停牌源自何类重大事项, 遭遇随意停牌的投资者, 均需要面对所持有资产的超额损失。由此可见, 上市公司的随意停牌行为损害了投资者利益。

表2 停牌事件发生前后的累计异常收益 导出到EXCEL

 

 


样本
样本量
CAR均值
t检验

随意停牌
正常停牌 差异 t

(1) 全样本
3937 -0.047 0.005 -0.052*** -6.98

(2) PSM匹配样本
2925 -0.047 0.004 -0.051*** -5.25

(3) 事项终止子样本
887 -0.073 -0.021 -0.052* -1.83

(4) 事项完成子样本
3050 -0.031 0.006 -0.037*** -4.55

(5) 非公开发行子样本
1404 -0.031 0.030 -0.061*** -4.92

(6) 重大资产重组子样本
1262 -0.070 -0.032 -0.038*** -2.64

(7) 其他重大事项子样本
1271 -0.037 0.009 -0.046*** -3.54

注:******分别表示在1%、5%和10%水平显著。

图2绘制了随意停牌与正常停牌在事件窗口期及其之后额外10个交易日的CAR的动态变化过程。可以发现, 第一, 在事件发生日 (t=0) 之前, 随意停牌与正常停牌的CAR变化趋势基本相同, 并且均有一定程度的上涨。二者相同的趋势, 说明投资者在股票停牌之前, 难以提前预知是否会发生随意停牌;而一定程度的上涨, 可能源自于投资者在面对重大事项时, 容易表现出过度反应的状态 (谭洪涛等, 2011;郦金梁等, 2018) 。第二, 在事件发生之后, 随意停牌的CAR出现了剧烈的负向变化, 最终在-5%水平开始保持平稳;与之有所不同, 正常停牌的CAR在股票复牌后逐渐回落至0%附近。第三, 在事件窗口期 (t∈[-10, 10]) 之后, 随意停牌与正常停牌的CAR基本保持平行, 没有明显的大幅变化。可见, 本文选取的事件窗口期涵盖了停牌事件的主要影响阶段, 具有合理性。

图2 随意停牌、正常停牌事件的累计异常收益动态变化

图2 随意停牌、正常停牌事件的累计异常收益动态变化   下载原图

 

2.基准回归

表3汇报了本文的基准回归结果。其中, 第 (1) 列使用重大事项停牌的全样本。可以看到, 核心解释变量VoluntaryHalt的系数等于-0.0408, 并在1%水平显著为负。这意味着在控制了事项特征、公司特征、行业与时间因素后, 随意停牌相较于正常停牌给投资者造成了-4.08%的额外回报。第 (2) 和 (3) 列分别去除了不同的控制变量, VoluntaryHalt的系数的符号和显著性均保持不变。第 (4) 至 (6) 列为基于PSM匹配样本的回归结果。PSM匹配构建了发生随意停牌的概率相近的样本公司, 有助于进一步缓解反向因果等内生性问题。而相应实证结果与全样本中的基本一致, 即随意停牌哑变量的系数保持在-0.0400至-0.0489之间, 并且均在1%水平显著。整体来说, 以上结果支持了本文提出的随意停牌损害了投资者利益的观点。

表3 随意停牌影响投资者利益的回归结果 导出到EXCEL

 

 


变量

全样本回归
PSM匹配样本回归

CAR
CAR CAR CAR CAR CAR

(1)
(2) (3) (4) (5) (6)

VoluntaryHalt
-0.0408***
(0.0082)
-0.0504***
(0.0074)
-0.0398***
(0.0081)
-0.0401***
(0.0092)
-0.0489***
(0.0089)
-0.0400***
(0.0091)

控制变量
Yes No No Yes No No

样本量
3937 3937 3937 2925 2925 2925

R2
0.0341 0.0182 0.0269 0.0374 0.0170 0.0263

注:括号中为稳健的标准误;******分别表示在1%、5%和10%水平显著;控制变量包含“三、研究设计”部分的全部控制变量, 第 (2) 和 (5) 列去除了公司特征和事件特征的控制变量, 第 (3) 和 (6) 列去除了年份和行业的控制变量。

(二) 影响机制

1.随意停牌对于公司内部人私利行为的影响

为了检验随意停牌是否可能增加公司内部人的私利行为, 我们在表4中给出了对于模型 (3) 的Logit回归结果。其中, 第 (1) 至 (3) 列基于全样本, 相应的VoluntaryHalt的系数均在1%水平显著为正。这表明相较于正常停牌, 随意停牌的公司更容易因违规担保、挪用资产、会计舞弊等私利行为而被监管部门进行惩处高管、惩处公司以及监管问询。

表4 随意停牌与公司内部人的私利行为 导出到EXCEL

 

 


变量

全样本回归
PSM匹配样本回归

Punish1
Punish2 Query Punish1 Punish2 Query

(1)
(2) (3) (4) (5) (6)

VoluntaryHalt
1.6082***
(0.3601)
1.8661***
(0.3934)
2.3531***
(0.2191)
1.3182***
(0.4250)
1.4765***
(0.4250)
2.1031***
(0.2424)

控制变量
Yes Yes Yes Yes Yes Yes

样本量
3579 3782 3111 2653 2821 2384

Pseudo R2
0.1723 0.1692 0.3064 0.1563 0.1478 0.2680

注:括号中为稳健的标准误;******分别表示在1%、5%和10%水平显著;控制变量包含“三、研究设计”部分的全部控制变量。

当然, 上述结果同样可能来自于反向因果的解释, 即从事私利行为的公司更偏向于进行股票的随意停牌。为了控制这种效应, 我们在表4的第 (4) 至 (6) 列中使用PSM匹配样本进行了Logit回归。结果显示VoluntaryHalt的系数依然在1%水平显著为正。因此, 可以认为随意停牌能够为公司内部人的私利行为提供便利, 并有助于增加私利行为。值得注意的是, 在使用PSM匹配样本后, VoluntaryHalt的系数在不同的回归中 (Punish1、Punish2和Query) 均有所降低, 分别下降了18.03%、20.88%和10.62%。这说明反向因果的作用也在一定程度上同时成立。

2.随意停牌通过促进内部人私利行为损害投资者利益

表5基于模型 (4) , 展示了随意停牌通过内部人私利行为对于投资者利益的影响。在第 (1) 列中, VoluntaryHalt的系数等于-0.0388, VoluntaryHaltPunish1交乘项的系数等于-0.0952, 且二者均在1%水平显著为负。这表明, 一方面, 在控制了公司高管因私利行为被惩处的因素后, 随意停牌依然对投资者利益有直接的负面影响;另一方面, 如果停牌期间发生了高管因私利行为被惩处的情形, 则随意停牌对于CAR的负面影响会额外加剧。可见, 随意停牌通过高管的私利行为减少了投资者的资产价值。表5的第 (2) 和 (3) 列分别针对上市公司因私利行为被惩处 (Punish2) 和监管问询 (Query) 的情况, 第 (4) 至 (6) 列则使用了PSM匹配样本。可以发现, VoluntaryHalt以及相应的交乘项的检验结果基本保持不变, 支持了本文前述的作用机制。

表5 随意停牌影响投资者利益的作用机制 导出到EXCEL

 

 


变量

全样本回归
PSM匹配样本回归

CAR
CAR CAR CAR CAR CAR

(1)
(2) (3) (4) (5) (6)

VoluntaryHalt
-0.0388***
(0.0083)
-0.0375***
(0.0083)
-0.0359***
(0.0083)
-0.0369***
(0.0093)
-0.0366***
(0.0093)
-0.0352***
(0.0093)

Punish1
0.0445
(0.0542)
    0.0934
(0.0701)
   

VoluntaryHalt × Punish1
-0.0952***
(0.0368)
    -0.1091***
(0.0360)
   

Punish2
  -0.0173
(0.0633)
    -0.0004
(0.0801)
 

VoluntaryHalt × Punish2
  -0.1312***
(0.0289)
    -0.1319***
(0.0298)
 

Query
    0.0818
(0.0515)
    0.0911
(0.0600)

VoluntaryHalt × Query
    -0.0592***
(0.0196)
    -0.0508**
(0.0203)

控制变量
Yes Yes Yes Yes Yes Yes

样本量
3, 937 3, 937 3, 937 2, 925 2, 925 2, 925

R2
0.0350 0.0369 0.0356 0.0395 0.0411 0.0389

注:括号中为稳健的标准误;******分别表示在1%、5%和10%水平显著;控制变量包含“三、研究设计”部分的全部控制变量。

(三) 进一步的验证

前文的实证结果表明, 中国上市公司的随意停牌损害了投资者的利益。为了进一步验证该结果, 我们考察了机构投资者对于随意停牌的态度。一般而言, 机构投资者往往在资本市场中被看作相对专业、成熟和理性的投资者。因此, 如果机构因遭受随意停牌而减持相关股票, 则可以认为机构对随意停牌表现出了负面的态度。本文对此进行检验的实证模型如下:

ΔΙΟi=α+β1×VoluntaryΗalti+Controls+εi(5)

其中, ΔIO为机构投资者在停牌事件i发生前后, 对于该股票持股比例百分比的变化:ΔIO大于0表示机构持股增加, 小于0表示机构持股降低。ΔIO依据CSMAR提供的各股票的季度机构持股数据计算得到。

表6给出了对应的回归结果。第 (1) 列中, VoluntaryHalt的系数等于-0.1836, 在10%水平显著为负。这表示机构投资者在上市公司发生随意停牌后会主动减持相应的股票, 减持幅度平均为0.18%。考虑到样本期内ΔIO的均值为正, 等于0.0737, 即机构在所有重大事项停牌前后平均增持0.07%, 因此, 随意停牌引发的机构持股比例变化, 超过了ΔIO均值的3倍。为了表明结果的稳健性, 表6的第 (2) 和 (3) 列分别去除了部分控制变量, 第 (4) 至 (6) 列使用了PSM匹配样本进行回归。可以看到, 结果基本保持不变, VoluntaryHalt的系数均显著为负。由此可见, 机构投资者以减少所持股份的实际行动回应了上市公司的随意停牌, 这进一步支持了本文提出的随意停牌损害投资者利益的观点。

表6 随意停牌与机构持股的变化 导出到EXCEL

 

 


变量

全样本回归
PSM匹配样本回归

ΔIO
ΔIO ΔIO ΔIO ΔIO ΔIO

(1)
(2) (3) (4) (5) (6)

VoluntaryHalt
-0.1836*
(0.1029)
-0.2296**
(0.0940)
-0.1711*
(0.1023)
-0.2386*
(0.1225)
-0.2538**
(0.1182)
-0.2358*
(0.1221)

控制变量
Yes No No Yes No No

样本量
3937 3937 3937 2925 2925 2925

R2
0.0186 0.0086 0.0129 0.0195 0.0101 0.0133

注:括号中为稳健的标准误;******分别表示在1%、5%和10%水平显著;控制变量包含“三、研究设计”部分的全部控制变量, 第 (2) 和 (5) 列去除了公司特征和事件特征的控制变量, 第 (3) 和 (6) 列去除了年份和行业的控制变量。

(四) 其他稳健性检验

为了表明研究结论的可靠性, 本文分别从计算累计异常收益CAR的事件窗口期、估计窗口期以及估计模型等3个方面进行了稳健性检验:第一, 将事件窗口期由事件前后各10个交易日, 改变为各20个交易日 (t∈[-20, 20]) ;第二, 将估计窗口期由100个交易日, 转变为60个交易日 (t∈[-90, -31]) ;第三, 使用市场调整模型代替市场模型, 作为预期正常收益的计算方法。在这些稳健性检验中, 关键解释变量的系数的符号、大小和显著性均没有明显变化, 这进一步说明了文章的结论具有稳健性。

五、 结论与启示

证券市场中实施停牌制度的初衷是为了提高市场的透明度、保护投资者利益 (廖静池等, 2009;李姗姗, 2016) 。然而, 在近年来, 中国证券市场出现了部分停牌申请随意、时间过长、拖延复牌、停牌期间信息披露不充分等现象, 这些“随意停牌”是否影响了投资者利益?如何影响投资者利益?对此, 本文首次根据2016年5月沪深交易所的停牌新规, 从停牌时间过长与信息披露不足两个方面对上市公司的随意停牌行为进行了界定, 并利用新规发布前两年的中国上市公司重大事项停牌数据, 实证检验了随意停牌对于投资者利益的影响。研究发现:相对于正常停牌, 上市公司的“随意停牌”事件给投资者带来了平均约4%的超额损失;随意停牌期间, 公司内部人的私利行为显著增加;随意停牌通过促进内部人私利行为, 损害了投资者的利益。这意味着中国市场中的“随意停牌”行为, 并没有起到股票停牌制度保护投资者利益的初衷, 反而为部分公司内部人利用规则漏洞攫取利益提供了便利条件, 并最终损害了投资者利益。这一研究不但为停牌制度的相关学术争论提供了新证据, 而且也拓展了人们对于停牌制度的影响机制的认知。

本文的研究为证监会与交易所严格规范上市公司停牌行为提供了直接证据。为了促进停牌制度的有效运行, 相关部门有必要进一步强化对于停牌时间与信息披露的要求:第一, 基于证监会提出的审慎停牌原则, 在沪深交易所现有规定的基础上, 应进一步缩短最长停牌时间, 交易所应明确各种类型停牌的最长期限, 尽可能减少长期、持续性停牌的情况。本文的分析表明, 停牌时间长是“随意停牌”的一个典型表现, 不仅饱受投资者诟病, 也阻碍了中国资本市场的国际化进程。因此, 为了缓解这一问题, 监管机构应在现有基础上进一步缩短停牌期限, 尽可能保持交易的连续性。第二, 为进一步提高信息披露效率, 证券交易所应定期公布“随意停牌”公司, 披露其停牌时间、次数和类型等具体细节, 明确指出其“随意停牌”问题, 加强投资者对停牌事宜的监督作用, 督促上市公司采取措施规避“随意停牌”行为, 以维护市场交易的正常进行。第三, 在停牌的审批方面, 交易所应成立停牌审核工作领导小组, 专门针对上市公司提出的停牌申请进行审核, 考察上市公司停牌申请理由是否充分, 停牌事项是否合规。结合工作组审核意见, 交易所可根据实际情况, 对申请理由不充分的上市公司不予批准其股票停牌。这一举措将增加上市公司停牌申请难度, 促使上市公司尽可能减少停牌申请, 有助于维护中国资本市场的有效运转。



畅志文化期刊网,一个专业的论文发表,期刊发表,著作出版,课题等评职称相关平台。

文章名称:上市公司随意停牌与投资者利益——来自中国资本市场的证据

文章地址:www.sjzjkl.com/lunwenjianshang/_yi_/857.html

内容来自网络-如有侵权,请告知删之

上一篇:产能过剩背景下跨国经营的实物期权价值 下一篇:人力资本推动中国加工贸易升级了吗?

还有问题,免费咨询专业人员

没有问题了,我想发稿或出版

选择服务:

作者姓名: *

联系电话: *

留言备注: *

咨询部:

发表部:

在线客服

客服电话:17600057161

投稿邮箱:71712724@qq.com

QQ:71712724
QQ:71712724

咨询部:

发表部: