大宗股权交易研究：转型经济治理下的价值效应

本章结合转型经济制度背景对大宗股权交易的价值效应进行实证研究。利用均值调整模型计算大宗股权交易事件在（－15，15）窗口期内产生的累计超常收益情况，然后考察所有权结构、政府控制和治理环境等因素对股权交易价值效应的影响。

一、大宗股权交易价值效应的理论分析

基于西方背景对大宗股权交易进行研究的大多数文献认为，大宗股权交易一般来说会创造价值，为股东带来正的超常收益（Holderness and Sheehan，1988；Barclay and Holderness，1989；Sudarsanam，1996）。支持大宗股权交易创造价值的理论主要有监督假说和管理效率假说。

（一）监督假说

Shleifer和Vishny（1986）在研究中指出，购买大宗股份可以使购买者获得一个立足点，投资者可以把股权交易行为看成是接管行为的一个前奏。不同的大宗股份持有者，其实施控制和监督的能力及动机都不同，如果大宗股份购买者具有更强的监督能力或者愿意实施更好的监督行为，那么股权交易使公司治理结构得以改善和提高，进而能够提升公司价值，而股东（投资者）也会以积极的股价变动形式来反映股权交易事件（Admati et al．，1994；Maug，1998）。Bethel等（1998）的研究认为，当大宗股权购买方致力于监督行为，并有可能对目标公司进行重组时，市场产生的正超常收益应该更为明显。如果股权购买者是新的股东（相对于公司在位的股权持有者而言），新的大宗股权持有者有可能会为公司带来新的经营理念和监督技能，由此使公司价值得到提升，因此，市场对新的投资者进入公司也会持有积极的反应（Nesbitt，1994）。因此，在监督假设之下，大宗股权交易公告日，市场上将产生正的超常收益，也即大宗股权交易产生正的价值效应。

（二）效率假说

不同的大宗股份持有者，其拥有的社会资源（或社会资本）、投资机会和管理经验或管理能力不同，在消除公司管理非效率和产生协同收益的能力上也可能存在一定差异（Holderness and Sheehan，1985，1988；Barclay and Holderness，1991；Denis and Denis，1994），这种差异为通过大宗股权交易的方式提升管理效率或管理质量提供了契机。如果大宗股权购买方拥有更多或更好的资源和投资机会，或者具有更好的管理经验和产生协同收益的能力，那么通过股权交易可以使购买方的这些优势转为目标公司管理和经营上的优势来提升公司的管理效率进而提升公司的市场价值。因此，在管理效率假说下，大宗股权交易将产生正的价值效应。

如果监督假说和管理效率假说成立，那么大宗股权交易应该产生正的价值效应，这表明在大宗股权交易行为中，大宗股东更多的还是通过分享企业价值提升带来的共享收益，这一论断在西方成熟市场国家的研究中得以验证。但是大宗股权交易也可能是无效率的行为，即大股东可能是通过股权交易追求私有收益而不是追求企业价值提升带来的共享收益，针对法国、意大利的少数研究也表明大宗股权交易并没有产生显著的价值效应甚至是负的价值效应。

（三）利益剥夺假说

Burkart等（2000）对要约收购和大宗股权协议转让两种控制权转移方式进行研究后指出，与要约收购方式相比，大宗股权交易本身就可能产生代理问题，是大股东对小股东利益的掠夺行为。分散的小股东没有动机、也无能力去阻止大股东攫取控制权利益。Burkart等（2000）在文中还指出，控制权私有收益的存在以及不同控制主体的控制权私有收益存在差别，可能会诱发为了获取和分得控制权私有收益而进行的无效率的控制权交易。如果交易是为了攫取控制权私有收益而不是为了监督和提高公司的绩效，那么控制权交易将会降低公司价值，进而产生负的价值效应，这也就是所谓的利益剥夺假设。

（四）信息优势假说

Barclay和Holderness（1989），Trojanowski（2003）在研究中也提到了另外一种导致大宗股权交易产生负的价值效应的可能性。Barclay和Holderness（1989）认为，大宗股权交易也有可能是暗示了企业经营前景的一种信号。相对于分散的小股东而言，大宗股份持有者通常有一定的能力和动力参与公司的控制和经营，因而对公司的经营管理现状和发展前景等都比小股东有信息优势。因此，大宗股份持有者有动机利用这一信息优势，在经营情况处于不利时，或者是在预见到公司即将面临不利境况时，提前抽资退出公司的控制地位。在大宗股权交易是传递了公司现在或未来经营业绩的一种信号的假设下，理性的股东在股权交易公告时也会对这一信号做出反应和调整，市场将会产生负的超常收益，即大宗股权交易会带来负的价值效应。

从上述分析可以知道，在监督假说和管理效率假说下，大宗股权交易将产生正的价值效应；在利益剥夺假说和信息优势假说下，大宗股权交易将伴随有负的价值效应。因此，大宗股权交易是否创造了价值，这要取决于在大宗股权交易中，究竟是提高监督和管理效率的动机占主导地位，还是侵占小股东利益和利用信息优势进行交易的动机占据主导地位。尽管西方成熟市场中的大多数研究发现大宗股权交易通常伴随正的超常收益，进而支持了监督假说和管理效率假说，但是其研究背景与我国相差甚远。制度背景的差异可能导致不同环境下大宗股权交易的动机、乃至引起的市场反应都存在较大差异。

李善民、陈玉罡（2002）基于中国市场的研究发现，并购中的股权转让类目标公司股东的财富并没有增加，反而有减少的趋势，这与西方成熟市场中关于并购绩效的研究结论就截然相反，他们用中国特殊的制度背景对此进行了解释。陈信元、张田余（1999）的研究发现，股权转让类重组事件的CAR在公告前有所上升（但是在统计上与0并无差异），但是在公告日之后呈下跌趋势，对此他们提出了一种解释是，转轨经济中的重组活动并非实质性重组，只是所谓的“报表性重组”，投资者因此会降低对公司价值的预期。基于公司财务业绩指标的研究也基本支持并购和重组并没有实质性的提高公司经营绩效，并购后绩效存在下滑趋势的观点（李善民等，2004；李善民、李衍，2003）。

李增泉等（2005）在对并购重组的动因与绩效进行研究时指出，中国的地方政府和控股股东对上市公司的“掏空”行为具有一定的必然性和普遍性，即使是对上市公司采取“支持”策略，其目的也是为了从上市公司获取更多的控制权私利。李善民、曾昭灶（2003）在对我国控制权转移的制度背景进行分析之后指出，经过重组后上市的国有企业通常存在较多的历史遗留问题，上市后的经营业绩也比较差，这导致控制权转移主要发生在经营无效率或业绩差的上市公司，这些公司所面临的经营困境或财务困境使得他们不得不寻求退出公司的控制地位，进而出售手中持有的股份。吴联生、白云霞（2004）对我国控制权转移方式进行研究发现，发生控制权有偿转让的大多是现有价值较低并且发展前景较为悲观的公司。

结合以上国内学者关于并购和重组的这些研究结论[1]以及我国证券市场特殊的制度环境（详见第三章分析），我们基本上可以看出，西方成熟国家适用的监督假说和管理效率假说并不完全适合正处于转轨经济中的、新兴的中国证券市场也不能合理地解释国内已有的相关经验结论。在上市公司股权分置、法律建设和对投资者保护尚比较薄弱、市场机制并未真正建立的转轨经济中，我们认为，大宗股权交易可能引起负的市场反应，因此提出如下假设。

假设1：大宗股权交易产生负的价值效应。

二、大宗股权交易价值效应的影响因素分析

制度安排和产权结构在决定企业行为和经济绩效中起着至关重要的作用（弗鲁博顿、芮切特，2007）。随后一系列对国家层面的治理环境对公司财务行为和公司治理影响的研究也证明了新制度经济学的这一核心思想（La Porta等，1998；Dyck and Zingales，2004；Nenova，2003；La Porta et al．，2000；La Porta et al．，2002；孙铮等，2005；朱滔、李善民，2007）。我国在向市场经济转轨的过程中形成了各地区发展不平衡、公司外部治理环境存在较大差异的现象（樊纲、王小鲁，2003；辛宇、徐莉萍，2007；孙铮等，2005），治理环境的差异通过影响或约束大股东的利益选择行为，进而影响到大宗股权交易在市场上产生的价值效应。

大股东的利益选择行为首先与其在公司所有权结构中的地位、所有权结构安排直接相关。弱产权保护制度、高度集中的所有权结构以及股权分置制度设置，这些制度环境导致上市公司控股股东存在普遍的代理问题，即获取控制权的私有收益（叶康涛，2003；施东辉，2003）。较好的外部治理环境会对控股股东侵占小股东利益的行为起到更多的约束和监督作用，能降低控股股东对不利于提高企业效率行为的选择。也即是说，较好的外部治理环境能够作为一种有效的外部治理机制，约束控股股东的代理行为，使大宗股权交易更多地发挥监督作用或提高企业管理效率的作用，进而使交易产生的市场反应更为积极。基于上述分析，我们提出如下假设。

假设2a：控制权发生变更的大宗股权交易中，治理环境与大宗股权交易的价值效应之间呈正相关关系。

上市公司所有权结构高度集中，控股股东往往具有绝对的控制权，因此，尽管其他的大股东也拥有一定比例的集中股份，但是相对于控股股东来说其在公司的“控制权联合体”中的相对控制能力往往较弱，进而能够从上市公司分得的控制权私有收益也较少。这就是说，对非控股大股东来说，控制权私有收益在其利益构成中的相对比重要比控股股东下降很多。在控股股东拥有较强的控制能力的情况下，其他的非控股大股东获取私有收益的可能性非常小，因此他们在获取利益方面更有可能类似于其他小股东，即通过监督提高企业价值，进而获得较高的共享收益是获取利益。是否在所有权结构中获得控股地位，直接决定了大股东的行为基调，可以预期，治理环境对大股东行为的影响作用进而对交易产生价值效应的作用也将不同。

在高度集中的所有权结构中，若处于非控股地位的其他大股东已经起到监督、制衡的作用，那么治理环境对非控股大股东代理行为的约束作用相对来说就不会那么明显了。依据制度经济学的分析思想，公司外部治理和内部治理之间具有一定的替代关系，当公司外部治理较差的时候，就会出现相应较强的内部治理机制来弥补外部治理的缺陷。当控股股东代理行为严重而外部治理较弱时，其他非控股大股东的持股对控股股东是一种制衡机制，可以有效地约束控股股东的代理行为。非控股大股东进行的股权交易就有可能是在外部监督不力时对控股股东的代理行为的一种有效监督机制，对控股股东“掏空”上市公司、或者经营政策不满情况下的“用脚投票”。当外部治理环境较差时，股权交易带来的监督效果就较明显；治理环境较好时，外部治理已经对控股股东的代理问题起到有效的约束作用，这时非控股大股东股权交易所发挥的监督作用就相应降低。因此，基于上述分析，相对于假设2a，我们提出如下假设。

假设2b：控制权未发生变更的股权交易中，治理环境与大宗股权交易的价值效应之间具有负相关关系。

大宗股权交易使购买者获得一个立足点，投资者可以期望这是试图进一步接管的前奏（Shleifer and Vishny，1986）。吴联生、白云霞（2004）的研究也发现，有偿转让公司在控制权转让之后更可能发生资产收购行为。尽管现有研究及前述的分析表明，发生大宗股权转让的公司相对来说是价值较低且发展前景较为悲观的公司，但是如果股权交易是资产收购和重组的前奏，那么购买者之所以愿意有偿购入价值较低的公司，重要原因之一是后续的重组和资产收购行为带来的企业价值的提升。更进一步分析，相对于规模较小的股权交易来说，交易规模越大，尤其是使上市公司控制权发生变更的股权交易行为，随后发生重组或资产收购的可能性越大。而重组或资产收购行为可能进一步带来公司治理结构的改善或者公司价值的提升，因此市场会给予较高的价值提升预期。由此，我们提出第三个假设。

假设3：交易比例越大（或控制权发生变更），股权交易产生的价值效应越高。

Barclay和Holderness（1989），以及Trojanowski（2003）在研究中指出，投资者认为股权溢价交易可能预示了公司较好的发展前景，因此给予较好的评价；而折价交易则预示了公司未来发展不太乐观，并产生消极反应。在我国法律对投资者保护机制比较薄弱、所有权高度集中和控股股东“掏空”上市公司现象较为普遍的背景下，由于控股股东的持股成本非常低，因此，控股股东对控制权的支付价格主要体现了控制权私有收益部分，支付价格越高意味着控制权给购买方（或转让方）带来的私有收益越高。如果这种分析成立，可以预期，在控制权发生变更的股权交易中，较高的支付价格将会产生更不利的市场反应。因此，我们提出以下可能的假设。

假设4：控制权发生变更的股权交易中，交易价格越高，交易产生的价值效应越低。

一、数据来源

上市公司大宗股权交易样本和股权交易的相关数据（股权交易比例、股权交易价格、股权交易日对应的流通市场价格、股权交易时流通股比例）来自于国泰安CSMAR系列研究数据库（网络版）（www．gtarsc．com）。股权交易时上市公司的实际控制人性质是依据巨潮咨询网站（www．cninfo．com）和金融界网站（www．jrj．com．cn）提供的上市公司各年年度报告整理得到。其他公司特征和公司财务指标（公司规模、公司财务杠杆、公司成长性和公司业绩）来自于国泰安CSMAR系列研究数据库（网络版）（www．gtarsc．com）。

治理环境指标（市场化程度、法治化水平和政府对市场的干预程度）来自于樊纲和王小鲁（2003）提供的相关数据。股权交易公告的累计超常收益率数据是依据国泰安CSMAR系列研究数据库（网络版）（www．gtarsc．com）提供的市场日交易数据计算得到。

二、样本选择

为了使研究得出的结论具有一定的可比较性，本章研究中，对大宗股权交易样本的选择标准和第四章保持一致。对大宗股权交易样本的筛选过程如下（对大宗股权交易样本的详细筛选标准及原因参见第四章）：

（1）剔除没有披露具体交易日期（以签订股权转让的具体日期为准）和首次公告日的样本。

（2）剔除股权交易未成功、交易未完成或者无法确定交易结果的样本。

（3）剔除股权交易方式为拍卖、司法执行和抵债、无偿划拨、委托管理或授权经营、以股权出资方式进行股权置换、合并重组或间接变更等方式的样本。

（4）剔除没有披露交易价格和转让价格为零的样本。

（5）剔除股权交易（以具体的股权交易协议签订日为准）发生在2001年1月1日～2004年12月31日之外的样本。

（6）剔除单日股权交易数量占上市公司总股本比例不到3%的样本（如果同一股权受让方在同一个交易日同时受让多家转让方股票，受让之和占公司总股本比例在3%以上的股权协议转让也被包含进样本之中）。

（7）剔除位于金融、保险行业的样本和公司注册地位于西藏自治区的样本。

（8）剔除股权交易日当天无法得到相应的流通市场价格的样本。

经过以上筛选标准后初步得到519笔大宗股权交易，这和第四章的股权交易样本是一致的。但是，本章研究大宗股权交易的价值效应，需要计算股权交易样本公告的累计超常收益指标，该指标的计算以事件窗口期前的200个交易日的估计期为基础，部分样本由于在公告前不足200个交易日而无法得到累计超常收益，因此，在以上519个大宗股权交易样本中做进一步的剔除。

（9）剔除股权交易首次公告日前不足200个交易日而无法得到累计超常收益数据的样本。

经过步骤（9）的筛选后，最终得到475个股权交易事件作为本章研究的有效样本。

三、变量设计和模型

（一）累计超常收益率的计算方法及检验

事件研究法（event study）是通过分析某一特定事件发生前后股票市场的价格反应来考察该事件产生的影响，这种影响程度用股票的超常收益率来衡量。事件研究法成为公司财务研究领域的一个重要分析工具，得到了广泛的应用并产生了丰富的研究成果（Jensen and Ruback，1983；Bradley，Desai and Kim，1988；李善民、陈玉罡，2002；李善民等，2003；张新，2003；冯根福、吴林江，2001；吴世农、吴超鹏，2005；沈艺峰、吴世农，1999）。本书也采用事件研究法来考察大宗股权交易在证券市场产生的价值效应及其影响因素。

运用事件研究法的第一步是确定事件日、合适的事件窗口以及估计期。通常以事件的（首次）公告日确定为事件日，在事件窗口内被指定为第0日。我们也选择大宗股权交易首次公告日为事件日，即事件窗口的第0日。事件窗口的确定是为了尽可能地捕获该事件对股票价格产生的真实影响。一般来说，较长的事件窗口期可以保证捕获到全部的影响，但是过长的事件窗口期也更容易受到不相干因素的干扰，从而可能高估了事件的影响；较短的事件窗口期在一定程度上避免了不相关因素的干扰，减少了信息噪声，但是也损失了部分的事件信息含量，从而会低估事件的影响。国内的经验研究认为，事前的信息泄露现象比较普遍（王志诚、张翼，2004），事件窗口定在信息公布前1～3周（即5～15个交易日）开始产生较为显著的反应（赵宇龙，1998）。

基于以上分析，我们把事件窗口期定为大宗股权交易首次公告日前后各15天，包括事件公告日共31天时间，即事件窗口期为（－15，15）。对估计期（或称为不包含事件窗口期的清洁期）的选择，我们选择了距离事件窗口期前的200个交易日作为估计期，这与王志诚、张翼（2004）的做法一致。

在运用事件研究法计算股票的正常收益率时，有三个基础性的模型：均值调整法模型、市场调整模型和市场模型。实际收益率减去正常收益率就得到股票的超常收益率。Brown和Warner （1980，1985）在研究中曾指出，三种不同方法所表现出的效果是一个经验性命题，在某些情况下，采用比市场模型更为简单的模型也能取得很好的效果。陈汉文、陈向民（2002）对事件研究法在我国证券市场上的运用进行了综合讨论，他们利用中国股票市场产生的真实数据，采用模拟抽样的方法，对广泛采用的三种基本模型进行比较，结果表明：市场模型虽然具有某些优点，但是由于中国股票市场交易背景的特殊性，市场模型法有更容易拒绝原假设的倾向；在我国新兴的证券市场上，均值调整模型在不同情况下对事件研究有很多优于市场模型的特点，运用均值调整模型可以更有效地达到探测股票价格事件性表现的目的。

因此，我们对股票正常收益率和超常收益率的计算也采用均值调整方法，这与张新（2003），李善民、陈玉罡（2002），以及王志诚、张翼（2004）等研究不同，他们对正常收益的估计均以市场模型为基础。基于均值调整模型的正常收益计算公式如下：

其中：ARit为股票i在事件窗口期（－15，t）内的超常收益率，Rit为股票i在事件窗口期（－15，t）内的实际收益率，Ri为股票i在估计期（－215，－16）内的平均收益率。

第i个大宗股权交易样本的累计超常收益率CARi（T1，T2）是股票在事件窗口期（T1，T2）内股票超常收益率AR的加总，计算公式如下：

分别对事件期内每一天各样本的超常收益率AR求平均数，就得到当日的平均超常收益率AARt，计算公式如下：

其中，N是样本数量。对各个样本的窗口期内的累计超常收益CARi（T1，T2）求平均数，就得到窗口期内的平均累计超常收益CAAR（T1，T2），计算公式如下：

对超常收益和累计超常收益的显著性检验。如果ARt和CAR（T1，T2）是独立、同分布的，那么在事件发生对股价没有影响，即在AARt和CAAR（T1，T2）为0的原假设下，ARt 和CAR（T1，T2）服从均值为0的正态分布，对ARt和CAR （T1，T2）是否显著不为0进行统计检验的公式分别为：

在原假设下，以上检验统计量服从自由度为n－1的学生t－分布。根据统计检验值的结果，如果AARt显著大于（或小于）零，说明事件窗口的第t日有正（或负）的超常收益存在；如果CAAR（T1，T2）显著大于（或小于）零，说明在事件窗口的（T1，T2）时间段内，存在正的（或负的）累计超常收益。如果假设1成立，可以预期AARt和CAAR（T1，T2）小于零在统计上成立。

（二）模型设计和变量定义

为了检验上述提出的理论假设，我们设计的基本回归模型如下：

因变量是大宗股权交易在窗口期（－15，5）内产生的累计超常收益率CAR（－15，5）。解释变量主要包括大宗股权交易特征、治理环境、上市公司实际控制人类型和控制变量。

大宗股权交易特征方面的解释变量包括股权交易比例（Tradperct）和交易价格（Rletprice）。股权交易比例越大，公司随后发生资产收购和重组的可能性越大，重组或资产收购行为可能进一步地带来公司治理结构的改善或者公司价值的提升，因此市场会给予较高的价值提升预期。因此，根据假设3的分析，预期股权交易比例的回归系数β1＞0。在控股股东的持股成本非常低以及控股股东掏空上市公司现象较为普遍的背景下，对控制权的支付价格主要体现了控制权私有收益部分，支付价格越高意味着控制权给购买方（或转让方）带来的私有收益越高。因此，根据假设4的分析，可以预期在控制权发生变更的股权交易样本中，股权交易的回归系数β2＜0。

治理环境我们采用了三个替代变量来衡量，分别是樊纲、王小鲁（2003）提供的2001年各地区市场化进程指数（Marketdex）、法治水平指数（Legaldex）和政府干预指数（Govdex），这些指数越高，表明治理环境越好。较好的外部治理环境能够作为一种有效的外部治理机制，约束控股股东的代理行为，使大宗股权交易更多地发挥监督作用或提高企业管理效率的作用，进而交易产生的市场反应也更为积极。因此，根据假设2a的分析，在控制权发生变更的大宗股权交易样本中，预期外部治理环境的回归系数β3＞0。当控股股东的代理行为比较严重而外部治理环境较弱时，其他非控股大股东的存在则是对控股股东代理行为的一种监督制衡机制，比如在对控股股东掏空上市公司、或者经营政策不满的情况下进行“用脚投票”。在外部治理环境越差的地方，大宗股权交易带来的这种监督制衡效果就越明显。因此，根据假设2b的分析，在控制权未发生变更的样本中，β3＜0。

根据相关研究的结果，我们还考虑了其他可能影响大宗股权交易价值效应的因素（王志诚、张翼，2004），包括控制人类型（Contrtype）或交易股份属性（Idenbef）[2]；企业规模（Lgsize）；企业成长性（Salegrowth）；企业绩效（Roa）；企业财务杠杆（Leverage）；公告日大宗股权交易次数（Dummy）和行业虚拟变量（Industry）。模型（5－8）中各变量的详细定义参见表5－1。

表5－1　变量的定义和描述

续表

一、大宗股权交易的价值效应分析

（一）全部样本在事件窗口期内的超常收益率和累计超常收益率(www.xing528.com)

根据第二节中对超常收益率（AR）和累计超常收益率（CAR）的计算公式，我们计算出了全部样本在事件窗口期（－15，15）内的AAR和CAAR，并对各相对交易日期的AAR 和CAAR是否显著为0进行统计检验，具体结果见表5－2所示。图5－1是对样本总体的AAR和CAAR在事件窗口期内各相对交易日期分布的更直观表示。

从表5－2中可以看到，在事件窗口期（－15，15）的31个交易日中，有23个交易日的平均超常收益率（AAR）为负数；其中，有12个交易日的AAR通过显著性检验，显著为负，分别是大宗股权交易公告日之前的第－15、第－10、第－8、第－6个交易日，以及公告日之后的第2、第4、第6、第8、第10、第11、第13、第14个交易日。在（－15，15）之间的31个交易日中，仅有8个交易日的AAR为正；样本公司正的超常收益主要集中在公告日之前的第－3天到公告日之后的第1天之间，即（－3，1）时间段内；且只有公告日之前第1天的AAR（AAR＝0．003666）统计显著，在1%的检验水平上显著为正。

表5－2　全部样本在事件窗口期（－15，15）内的AAR和CAAR情况及其检验

续表

注：AAR是全部样本在事件窗口期内各相对交易日的平均超常收益率；CAAR是从事件公告日前第15个交易日的市场反应开始算起，分别到各相对交易时间为止的平均累计超常收益率。T值是对各相对交易时间的AR和CAR均值是否显著为0进行检验的统计值，P值是对应的检验概率（或显著性水平）。＊、＊＊和＊＊＊分别表示统计检验在10%、5%和1%的置信水平上统计显著。

从累计超常收益率来看，从公告日前第15个交易日的市场反应开始算起，到窗口期内的每一个交易日的累计平均超常收益率全部为负数，并且其中25个交易日的CAAR通过显著性检验，显著小于0。在公告日之前的第－15个、第－10至第－1个交易日，以及公告日之后的第2至第15个交易日的CAAR均显著为负。

从表5－2对AAR以及CAAR的统计结果来看，大宗股权交易样本在事件窗口（－15，15）内总体上产生了负的价值效应，事件公告带来显著为负的价值效应。

从图5－1对AAR在事件窗口期内分布的直观表示也可以看出，在公告日之前的第－15至第－5个交易日之间，日平均超常收益率（AAR）相对来说波动幅度比较大，且在公告日前的第10日和第8日，AAR达到－0．0039左右，显著小于0。这表明，在公告日前的第10至第8日之间，市场已经提前产生明显不利的反应。在公告日之前的第1个交易日到公告日之后的第1个交易日之间，日平均超常收益率明显高于0，这说明在事件公告前后的短暂时间内，市场有明显积极的反应。但是这种积极的正向反应是很短暂的，从图5－1可以看出，从公告日之后的第1个交易日之后，AAR基本维持在0以下或者0的水平上，并且波动幅度和公告日之前相比也相对稳定。

图5－1　AAR和CAAR在事件窗口期内的分布情况

从图5－1中CAAR在窗口期内的分布可以看出，从公告日前的第－15个交易日至第－2个交易日之间，市场的平均累计超常收益率（CAAR）一直呈现出下跌的趋势，截止到公告日前的第－2个交易日，股东损失了1．24%的财富。从公告日前第－2个交易日之后至公告日后第1个交易日之间，CAAR出现短暂的回升现象，截止到公告日后的第1个交易日，股东的财富损失在0．6%左右（统计上并不显著）。随后（公告日之后的第1个至第15个交易日），CAAR一直呈现下跌趋势，且下跌幅度比较大，到公告日后的第15个交易日，股东的财富损失了大约3．60%，这一数字是公告后第1日CAAR的六倍。

因此，根据以上对图5－1的分析结果我们可以得出这样的结论：大宗股权交易样本从总体上来说，在事件窗口期内产生了显著为负的累计超常收益率。累计超常收益率在事件窗口期内的大致变化趋势是：从公告之前的第15日到公告前第3日，累计超常收益率为负且呈现出下跌趋势，股东财富开始产生损失；在公告日前的第2天至公告日后的第1天，累计超常收益率开始上升，股东的财富损失程度有所降低；但是，在公告日后第2天开始，累计超常收益率不断下降且幅度较大。从对公告期的累计超常收益率的分析看，市场在整体上对大宗股权交易事件的反应是不利的，在公告前15日消息已经外泄，市场开始有不利反应，公告事件明朗后，累计超常收益更大幅度下跌。

（二）不同子窗口期内的累计超常收益率情况

我们还将事件窗口期（－15，15）进行分段，分为（－15，－6），（－5，0），（1，5）和（6，15）四个不同的子窗口，以对样本总体产生的累计超常收益率在不同窗口期的阶段性变化有更清楚的了解。表5－3是样本总体在四个不同的子窗口期间的平均累计超常收益率情况及其显著性检验。图5－2是不同子窗口期内CAAR变化情况的直观表示图。

表5－3　分段窗口期内的CAAR情况及其检验

注：CAAR是在各子窗口期内全部样本的累计超常收益率的均值，其算法可以依据公式（5－5），公式中的T1、TN分别相当于各事件窗口期的起点和终点。T值是对各窗口期内的累计超常收益率是否为0进行显著性检验的统计值。P值是对应的检验概率（或显著性水平）。＊、＊＊和＊＊＊分别表示在10%、5%和1%的检验水平上统计显著。

从表5－3可以看出，（－15，－6）、（1，5）和（6，15）这三个窗口期内的CAAR为负，且在1%的检验水平上显著，其中在（6，15）子窗口期内，股东的财富损失最大，损失达到了2．2%。而在（－5，0）子窗口期内，股东平均得到了正的超常收益率，但是这一正的超常收益率相对于第一阶段和第四阶段的损失来说比较小，仅为0．68%，甚至还不能弥补第一阶段的损失（第一子窗口期内股东财富损失了1．12%）。从图5－2也可以看出，CAAR在第二个子窗口（－5，0）内上升为正，但是在其他子窗口内均为负；且CAAR在后两个阶段一直下降，第四个阶段中股东的财富损失最大，是第一个阶段股东财富损失的两倍。

综合以上对全部样本在事件窗口期内以及不同子窗口期内的超常收益率的分析，我们可以得出结论：大宗股权交易事件总体上产生了显著为负的价值效应；这种负向的市场反应在事件公告之前的第－15天至第－5天之间已经有所体现，市场提前开始产生明显的消极反应，但是相对公告后的反应来说较小，这表明事件公告前可能存在信息提前泄露的情况；在事件公告前后各1天的时间里，产生了正的市场反应，但是相对损失来说，这种正的收益很小且很短暂，随着公告完成、事件明朗后，市场产生了更明显、幅度更大和更持续的消极反应。对全部大宗股权交易样本的价值效应的统计检验基本上支持了本章的假设1。

图5－2　分段窗口期内的CAAR变化情况

（三）分组样本下的累计超常收益率情况

在大宗股权交易中，部分交易是以获取上市公司的控制权、对上市公司实施控制为目的的。在本章的473个大宗股权交易样本中，有169个样本在事件公告日因为股权交易导致控制权发生变更（第一大股东变更）。大宗股权交易导致第一大股东发生变更将会给公司的治理结构或者经营管理等带来较大的变动或改变，其在证券市场上产生的价值效应应该与控制权未发生变更的大宗股权交易样本有一定的差异。通过把全部样本按事件公告日控制权是否发生变更分为两组，下面将对两组样本的市场累计超常收益进行对照分析，表5－4是分组样本的累计超常收益率情况及统计检验，图5－3是两组样本在事件窗口期内累计超常收益变化情况的直观分布图。

表5－4　控制权变更样本和控制权未变更样本的CAAR情况及检验

续表

注：CAAR分别是控制权变更样本（样本数量为171个）和控制权未变更样本（样本数量为304个）在事件窗口期内的平均累计超常收益率。P值（1）和P值（2）分别是对控制权变更样本和控制权未变更样本在各相对交易日的累计超常收益率（CAR）的均值是否显著为0进行统计检验的检验概率（或显著性水平）。均值相等检验是对两组样本在各相对交易日的累计超常收益率（CAR）的均值是否相等进行统计检验，T值和P值（3）分别是对应的T检验值和检验概率。＊、＊＊和＊＊＊分别表示在10%、5%和1%的检验水平上统计显著。

从表5－4可以看出，在控制权未发生变更的子样本组中，事件窗口期（－15，15）内的CAAR全部为负数，并且从公告日之前的第8日开始到公告日后的第15日，对CAAR是否为0进行的均值检验中，全部通过显著性检验，也就是说从－8日到15日之间的各个交易日的CAAR均显著为负。因此，与表5－2的全部样本的结果进行对比之后，我们可以认为，大宗股权交易产生了负的价值效应，这一效应在不涉及控制权变更的样本中表现得更为明显和确定。在控制权发生变更的子样本组中，在事件窗口期（－15，15）内，有10个交易日的CAAR是正的，并且这些正的CAAR主要集中在公告日前第1日到公告日后第5天之间，即第－1日、第0日、第1日、第2日、第3日、第4日和第5日，这7个交易日的CAAR全都为正数。从第9个交易日后，CAAR一直为负数。从整个事件窗口期来看，控制权变更样本的市场反应为负数的交易日在窗口期内仍占据多数，为2／3以上。但是，与全部样本相比，控制权发生变更的样本在公告前后市场反应为正的交易日更多。

从表5－4还可以看出，尽管从总体上说，两组子样本在窗口期都产生了负的反应，但是控制权发生变更的子样本，其市场损失要明显低于控制权未发生变更的子样本，或者说，窗口期内控制权变更子样本的CAAR大部分都大于控制权未变更的子样本的CAAR。进一步对控制权发生变更和未发生变更的两组子样本的累计超常收益（CAR）的均值是否相等进行统计检验，结果表明，从公告日第0日开始至第15日，两组子样本的CAAR都在很高的显著性水平上存在差异。这说明，从公告日开始，控制权变更样本和未变更的样本，其市场反应开始出现非常明显的异化，并且控制权变更子样本的CAAR高于控制权未变更的子样本的CAAR。

图5－3　控制权变更样本和控制权未变更样本的CAAR分布

两组子样本在事件窗口期内的CAAR分布情况及差异可以从图5－3中更为清楚和直观地看到。在整个事件窗口期内，控制权未发生变更的股权交易子样本的CAAR一直为负且呈现出明显的下降趋势。控制权发生变更的一组子样本在公告前的第－2天至第1天CAAR有明显的上升趋势，且在第－1日至第5日的CAAR都为正数；公告后第1日至第15日，CAAR都呈现下降趋势，并从第9个交易日后CAAR一直为负数。从图5－3也可以看出两组子样本市场反应的差异，在第－5个交易日之前，两组样本的CAAR基本上没有差别，从第－4个交易日开始直到第15个交易日，两组样本的CAAR的分化开始增大，并且从第0日开始这种差异在统计上也十分显著，控制权变更样本的CAAR大于控制权未变更样本的CAAR。

从以上对表5－4以及图5－3的分析，我们可以得出结论：控制权发生变更的大宗股权交易和控制权未发生变更的大宗股权交易，二者在市场上产生的反应存在差别，前者的市场反应明显好于后者；控制权未变更样本的CAAR一直为负且呈现持续下降趋势，控制权变更的股权交易样本的CAAR在公告前后短暂的上升为正，随后持续下跌为负。结合前两部分对总体样本CAAR的分析我们还可以得出这样的结论，即全部样本在公告前后的市场超常收益率暂时上升，这主要是由控制权变更样本在公告前后CAAR为正并且短暂上升所致。由于股权交易比例越大，控制权发生变更的可能性越大，公司随后进行资产重组和收购、进而改善公司治理的机会就越大。所以，大宗股权交易的负的价值效应在控制权未变更样本中表现更为明显，或者说控制权发生变更的大宗股权交易，其在市场上产生的累计超常收益高于控制权未发生变更的大宗股权交易，这一结论和本文假设3的分析基本一致。

二、大宗股权交易价值效应的因素分析

（一）对全部样本的回归结果及分析

为了考察交易特征、治理环境对大宗股权交易价值效应的影响，首先对全部样本进行回归分析，回归结果见表5－5。

从表5－5中可以看出，在全部样本中，治理环境的三个替代变量（Marketdex、Legaldex和Govdex）的回归系数均不显著，即回归系数在统计上与零是无差异的。就全部样本的回归结果而言，治理环境与大宗股权交易价值效应之间不存在显著相关关系，这是因为对全部样本的回归忽略了其是否取得控股地位，使股东的行为也存在差异，进而治理环境在总体上不显著。

股权交易比例（Tradperct）的回归系数为0．0015，且在1%的检验水平上高度显著。这表明股权交易规模越大，随后发生资产收购和重组的可能性越大，投资者的市场反应也越好，假设3得到支持。相对交易价格（Relatprice）的回归系数虽然为负，但是在统计上不显著。

在控制变量中，控制人类型（Contrtype）的回归系数显著为负，表明在其他条件相同的情况下，投资者对政府控制下的企业股权交易的市场反应要好于非政府控制的企业。用交易股权的属性（Idenbef）作为替代变量的回归结果也表明，国有股权交易产生的市场反应要好于法人股权交易产生的市场反应。此结果与我国上市公司成立的背景有关，在实行上市资格配额制和行政审批制的环境下，各级地方政府为了争取资源或出于政绩目的，对其所控制的原国有企业进行重组或包装后上市，国家政策的目标取向以及地方政府之间对资源的争夺导致上市资格的审查并不是严格按照公司的质量和绩效进行的，上市后的公司治理结构和经营都存在诸多弊端。正如我们前面所分析的那样，政府控制下的公司大宗股权交易往往是发生在上市公司经营较差或国有股东经营出现问题甚至难以持续经营的情况下，因此，投资者预期通过大宗股权交易有可能使公司治理状况得以改善，导致政府控制的企业大宗股权交易产生的市场反应也较好。

企业规模（Lgsize）和成长性（Salegrowth）的回归系数分别在5%的检验水平上显著为正，说明规模越大、成长性越好的公司，其股权交易产生的价值效应越好。但是企业经营绩效指标（Roa）与价值效应显著负相关，即投资者预期经营业绩较差的公司通过股权交易引入能力和激励更强的监督者而使绩效得到提升。公司债务水平（Leverage）和股权交易次数（Dummy）的回归系数分别为负和正，但是在统计上不显著。

表5－5　全部样本的回归分析结果

续表

注：（1）因变量为CAR5；Constant为常数项；Tradperct是股权交易比率；Relatprice是股权交易价格与流通价格之比；Marketdex、Legaldex和Govdex分别是市场化进程指数、法治水平指数和政府干预指数；Contrtype是实际控制人性质；Idenbef是交易股权的性质；Lgsize是企业总市值的自然对数；Salegrowth是主营业务销售增长率；Roa是上一年的总资产收益率；Leverage是负债资产比；Dummy是公告日股权交易次数虚拟变量；Dindustry是一组行业虚拟变量。样本数量为475个。括号内是变量系数显著性检验的P值，＊、＊＊和＊＊＊分别表示回归系数在10%、5%和1%的检验水平上统计显著。
（2）在用CAR15作因变量进行回归分析时，变量的显著性并没有发生本质的变化。

（二）分组样本的回归结果

控制权是否发生变更，使大宗股权交易行为的动机和产生的市场反应可能存在较大差异，如果只根据对全部样本的分析得出结论，可能会掩盖了二者之间的一些重要差别。因此，需要按控制权是否变更把大宗样本分组进行回归分析，回归结果分别见表5－6和表5－7。

表5－6是对控制权发生变更样本的股权交易价值效应进行的回归分析。从表5－6可以看到，治理环境（Marketdex、Legaldex和Govdex）对大宗股权交易的价值效应有很强的解释力，其中市场化指数和法治水平指数的回归系数在统计上显著为正。这表明当大宗股权交易使控制权发生变更时，较好的治理环境对控股股东通过各种方式获取私有收益的行为有明显的抑制作用，进而大宗股权交易产生的市场反应也较好。因此，假设2a在控制权变更样本中得到证明。

在控制权变更样本中，大宗股权交易比例（Tradperct）的回归系数仍然显著为正，因此，假设3依然成立。但是与全部样本回归结果相比（见表5－5），其系数大小和显著性程度都有所降低，这主要是因为，大宗股权交易比例越大，控制权发生变更的可能性就越大，控制权变更这一样本分类已经部分解释了股权交易比例的效应。大宗股权交易价格与流通价格比（Relatprice）与价值效应的负相关关系在控制权变更样本中高度显著（模型1和模型2通过5%的显著性水平检验，模型3显著性水平为6%）。购买方通过大宗股权交易获得控股地位时，对股权的支付价格更多地反映了其攫取私有收益的能力，相对支付价格越高（或折价越低），能够获得的私有收益越高，进而投资者给予的评价越不利。因此，假设4的分析在控制权变更样本中成立。

在控制变量中，上市公司控制人类型（Contrtype）和交易股权的属性（Idenbef）的回归结果同全部样本（见表5－5）的结果基本相同，并且股权属性回归系数的显著性程度提高了。因此，我们对实际控制人类型的前述分析在控制权变更子样本中依然适用。

表5－6　控制权变更股权交易样本的价值效应的回归分析结果

续表

注：（1）因变量为CAR5；Constant为常数项；Tradperct是股权交易比率；Relatprice是股权交易价格与流通价格之比；Marketdex、Legaldex和Govdex分别是市场化进程指数、法治水平指数和政府干预指数；Contrtype是实际控制人性质；Idenbef是交易股份的性质；Lgsize是企业总市值的自然对数；Salegrowth是主营业务销售增长率；Roa是上一年的总资产收益率；Leverage是负债资产比；Dummy是公告日股权交易次数虚拟变量；Dindustry是一组行业虚拟变量。样本数量为171个。括号内是变量系数显著性检验的P值，＊、＊＊和＊＊＊分别表示回归系数在10%、5%和1%的检验水平上统计显著。
（2）在用CAR15作因变量进行回归分析时，变量的显著性并没有发生本质的变化。

在全部大宗股权交易样本分析（见表5－5）中原本显著的控制变量企业规模（Lgsize）和企业成长性（Salegrowth），在表5－6控制权变更子样本中在统计上都不显著了。从模型1至模型6可以看到，控制权变更子样本的股权交易价值效应显著受到企业绩效（Roa）、债务资产比（Leverage）和股权交易次数（Dummy）这些特征变量的影响。企业绩效指标回归系数大约为－0．32左右，且在1%的检验水平上显著为负，在表5－5对全部样本的分析中其系数大约为－0．19左右。因此在控制权变更样本中，企业经营绩效对股权交易价值效应的影响程度更高，投资者预期经营状况较差的公司股权交易可能会使公司经营状况得以改善。企业负债水平与超常收益率之间具有显著的负相关关系，这表明投资者对负债水平较低企业的大宗股权交易行为持有积极的态度，负债过高情况下的股权交易有可能向投资者传递了企业经营状况不利的信号，因此市场反应也较差。公告日股权交易次数（Dummy）的回归系数在1%的检验水平上显著为正，这表明投资者认为伴随多次交易、且控制权发生变更会使公司治理结构得到明显的改善和提升，为公司带来新的管理或监督，因此投资者的市场反应也更好。

表5－6的6个回归模型中，经过调整的R2保持在0．24～0．27，模型的F统计值也均在1%的水平上高度显著。与表5－5的全部样本分析相比，控制权变更子样本中，模型的拟合度得到大大提升，也就是说上述解释变量对股权交易价值效应的解释能力更强了。

表5－7是对控制权未变更子样本的回归分析结果。我们发现在控制权未变更的大宗股权交易样本中，股权交易特征（Tradperct和Relatprice）的回归系数变得不显著了。与控制权变更样本的回归结果截然相反，治理环境变量（Marketdex、Legaldex和Govdex）对股权交易价值效应具有负面影响，Marketdex和Legaldex的回归系数都为负，且Legaldex的回归系数在3%的检验水平上高度显著，Govdex的回归系数虽然为正，但是其检验值超过50%，不具备统计上的意义。因此，在控制权未变更样本中，治理环境对股权交易价值效应的影响与我们的假设2b一致。对于治理环境在两个不同样本中所表现出来的完全不同的影响和作用，与我们对假设2a和假设2b的分析结论一致。

表5－7　控制权未变更股权交易样本价值效应的回归分析结果

续表

续表

注：（1）因变量为CAR5；Constant为常数项；Tradperct是股权交易比率；Relatprice是股权交易价格与流通价格之比；Marketdex、Legaldex和Govdex分别是市场化进程指数、法治水平指数和政府干预指数；Contrtype是实际控制人性质；Idenbef是交易股份的性质；Lgsize是企业总市值的自然对数；Salegrowth是主营业务销售增长率；Roa是上一年的总资产收益率；Leverage是负债资产比；Dummy是公告日股权交易次数虚拟变量；Dindustry是一组行业虚拟变量。样本数量为304个。括号内是变量系数显著性检验的P值，＊、＊＊和＊＊＊分别表示回归系数在10%、5%和1%的检验水平上统计显著。
（2）在用CAR15作因变量进行回归分析时，变量的显著性并没有发生本质的变化。

从表5－7我们还可以看到，在控制变量中，控制人类型（Contrtype）或交易股份性质（Idenbef）、企业规模（Lgsize）、企业经营绩效（Roa），以及企业负债资产比（Leverage）和股权交易次数（Dummy）对股权交易的市场反应都不再具有显著的影响，只有企业的成长性（Salegrowth）的回归系数在1%的检验水平上显著为正。因此，在控制权未变更样本中，股权交易产生的市场反应明显受到企业成长性的影响，成长性越好的公司，市场反应也越好，而其他特征对市场反应并无显著影响。

在表5－7的6个模型中，经过调整的R2在0．03～0．05。根据表5－6和表5－7对两个子样本的分析结果我们认为，股权交易使控制权发生变更时，其产生的价值效应与不涉及控制权变更的股权交易存在较大差异，并且影响因素在两种不同情景下对价值效应的解释能力也不同，甚至是完全相反的。

本章对大宗股权交易的价值效应进行理论分析和实证研究。关于大宗股权交易是否创造价值的理论主要有监督假说、管理效率假说、利益剥夺假说和信息优势假说。在监督假说和管理效率假说下，大宗股权交易能够创造正的价值效应，而在利益剥夺假说和信息优势假说下，大宗股权交易产生的价值效应为负。结合上市公司股权分置、法律建设和对投资者保护比较薄弱、市场机制并未真正建立的转型经济背景，本书认为大宗股权交易并不符合监督和效率假说，而是利益剥夺起主要作用，因此大宗股权交易产生的价值效应为负。通过计算大宗股权交易事件在窗口期（－15，15）内的超常收益率（AR）和累计超常收益率（CAR），我们发现，大宗股权交易事件总体上产生了显著为负的价值效应；样本总体在（－15，15）窗口期内产生了显著为负的累计超常收益率，从公告之前的第15日到公告日前第2日，累计超常收益率为负且呈现出下跌趋势，股东财富损失了1．24%；在公告日前的第1天至公告日后的第1天，累计超常收益率有所上升（公告前后各1天市场产生正的超常收益），股东的财富损失程度有所降低；但是，在公告日后第2个交易日开始到第15个交易日，累计超常收益率呈持续下降趋势且下降幅度较大，在整个窗口期内股东财富共损失了大约3．60%。也就是说，大宗股权交易在整体上创造了负的价值效应，在股权交易前的第15个交易日消息已经外泄，市场开始产生不利的反应，公告事件明朗后，累计超常收益下降的幅度更大。

当大宗股权交易导致公司控制权发生变更时，公司随后发生重组和资产收购的可能性较大，进而可能给公司带来实质性的治理结构的改善，使价值得到提升。因此，使公司控制权发生变更的大宗股权交易，其在股票市场上产生的价值效应应该与控制权未变更样本有一定差异。通过把全部大宗股权交易样本按控制权是否发生变更对样本进行分组，然后对两组样本的市场累计超常收益率进行分组统计，结果表明：控制权发生变更的大宗股权交易和控制权未发生变更的大宗股权交易，二者在市场上产生的反应存在显著差别，从公告日第0日开始到第15日，控制权变更样本的CAR都显著地高于控制权未变更样本的CAR；在窗口期（－15，15）内，控制权未变更样本的CAR一直为负且呈现持续下降趋势，在窗口期股东财富共损失了1．7%；控制权变更的股权交易样本的CAR在公告前后短暂上升为正，随后持续下跌为负，在窗口期内股东财富共损失了4．6%。由于控制权发生变更的样本公司，其公司治理和经营管理得到改善和提高的机会较大，所以，控制权发生变更的大宗股权交易样本产生的市场反应显著好于控制权未变更样本。

本章还对大宗股权交易价值效应的影响因素进行实证分析，并着重考察大宗股权交易比例、治理环境和控制权交易相对价格对大宗股权交易价值效应的影响。在对全部样本的回归分析中，我们发现股权交易比例的回归系数显著为正，即交易比例越大，投资者的市场反应也越好。股权交易比例越大或控制权发生变更，股权交易的价值效应越高，这说明虽然从总体上大宗股权交易并不能为股东创造价值，但是有力度的交易行为还是可以在一定程度上使公司治理状况得以改善，起到监督的作用。

大股东在公司所有权结构中所处地位不同，直接导致大股东的利益选择行为不同。在我国所有权结构高度集中、股权分置，并且对产权保护较弱的环境下，控股股东往往拥有较强的控制能力，控股股东获取私有收益的代理行为普遍存在。较好的外部治理环境可以有效地约束控股股东的代理行为，进而交易产生的市场反应更好，即在控制权发生变更的样本中，治理环境与大宗股权交易的价值效应之间具有正相关关系。通过对控制权发生变更的大宗股权交易样本的价值效应进行回归分析，我们发现治理环境的回归系数显著为正，这验证了我们对假设2a的分析。

当控股股东拥有较强的控制能力时，处于非控股地位的其他大股东更可能起到一种监督制衡的作用，可以有效地抑制控股股东的代理行为。在不涉及控制权变更下的大宗股权交易就可能使非控股大股东采取用脚投票进行监督。在外部治理环境较差时，控股股东的代理行为越严重，非控股大股东起到的这种监督作用越明显。我们观察到治理环境越弱时，交易产生的市场反应反而越好，即在控制权未发生变更的情况下，治理环境与大宗股权交易的价值效应之间具有负相关关系。针对控制权未发生变更的大宗股权交易样本进行回归分析，我们发现治理环境对价值效应具有负向作用，这一结果支持了对假设2b的分析。

是否获得控股地位，使大股东的动机和行为存在较大差别，进而导致治理环境对交易产生的价值效应的影响也不同。在对全部交易样本的价值效应影响因素的回归分析中，这种差别就被掩盖或抵消了，因此在全部样本中我们发现治理环境对股权交易的价值效应并没有产生显著的作用。

大宗股权交易使购买方获得控股地位的可能性越大，购买方愿意支付的价格越高，控制权能够带来的私有收益也越大。因此，较高的支付价格意味着较高的控制权私有收益，因此市场产生的反应较差。在控制权发生变更的大宗股权交易样本中，回归分析发现，相对支付价格（Relatprice）的回归系数显著为负，这支持了假设4的分析。

此外，分析还表明，大宗股权交易产生的价值效应还显著地受到企业实际控制人类型、企业经营绩效和企业成长性的影响，具体表现是政府控制的企业、成长性越好的企业以及经营绩效越差的企业，股权交易产生的市场反应越好。

[1]关于并购和重组的这些研究中也包括了目标公司股权转让类事件，这和我们的研究对象有部分类似之处，因而其经验结论也具有一定的可参照性。

[2]尽管非流通股份“名义上”存在国有股和法人股之分，但是法人股实际上可能是由非政府控制，也可能是由政府控制（李善民、曾昭灶，2003）。若仅根据官方报告中对国有股和法人股的划分形式来作为产权性质的区别则有可能会使研究误入歧途，进而忽略上市公司治理问题中最为根本、最为实质的因素（刘芍佳等，2003；夏立军、方轶强，2005）。因此，我们对产权结构主要是从实际控制人性质来衡量，而交易股份性质Idenbef作为一个替代变量设置，是为了能够和已有的研究进行一个比较。