楊強 課程設計 2012190266 財管2班

1、課程設計并購信息對股票價格的影響以東風緊急停牌為例學生姓名楊強院系名稱商學院專業(yè)名稱財務管理班 級2012級2班學 號2012190266目錄一引言1二研究方法2（一）窗口期選擇2（二）研究模型的設立及步驟2（三）重大并購信息披露對并購事件股價的總體影響分析3（四）.個股分析3（五）結論4參考文獻5并購信息對股票價格的影響以東風緊急停牌為例 摘要：隨著股權分置改革的深入，上市公司并購模式、定價原則及其信息披露將更加市場化。然而，全流通市場環(huán)境下資本市場出現的新 變化和新趨勢，加大了資本市場監(jiān)管的難度。在此環(huán)境下，上市公司并購 事件信息披露前后會引起股價的怎樣變動，以及其股價在多大程度上偏 離正

2、常波動范圍。是投資者和監(jiān)管部門十分關心的問題。文章分別采用 事件研究法、殘差系數法等方法對股權分置改革后的 重大并購事件信息披露進行實證分析，以東風緊急停牌為例進行分析研究。 關鍵詞：并購信息披露事件研究法 殘差系數法 事件研究法一 引言 5月5日，因媒體報道了與公司相關的尚未披露的信息，根據深圳證券交易所股票上市規(guī)則第12.4條的規(guī)定，深圳證券交易所于5月5日開市起對公司股票（證券簡稱：一汽轎車，證券代碼：000800）進行臨時停牌，待公司刊登相關公告后復牌。同樣，東風汽車在5月4日晚間發(fā)布東風汽車股份有限公司市場傳聞核實停牌公告，公告中表示“近日多家網絡媒體刊登東風一汽醞釀合并概念股大漲的

3、報道，在中國汽車工業(yè)近三十年發(fā)展中，這是絕無僅有的事情，而多方面渠道又證明了這則信息的真實性。對此，東風、一汽內部人士表示，正就上述報道的真實性向相關關聯方進行書面核實，公司股票自5月5日起停牌，待上述事項核實并刊登公告后復牌?！敝卮蟛①徥录臉藴示褪强刂茩噢D移，并且各年度并購中涉及金額上億元以及在行業(yè)內規(guī)模較大的、收購價格接近股票市場價格的A股市場并購事件。股權分置改革以來，有關完善資本市場的法律法規(guī)陸續(xù)出臺，監(jiān)管力度逐漸加強。在此背景下，重大并購信息的披露對股票價格會產生怎樣的影響是本文研究所關心的重點。關于上市公司并購信息披露對股價的影響分析，中外學者主要采用事件研究法。以并購前后收購雙

4、方的累積超額收益率(c)為衡量指標作了大量的研究。Fam(1969)等學者最早采用事件研究法探討公告信 息對證券價格的影響。JensRubk(1983)，Healy，Pal印uRuhk (1992)等發(fā)現并購活動對收購公司和目標公司的股票價格都會產生影響。國內關于上市公司并購公告市場反應的實證研究直到最近幾年才受到重視。肖淑芳和李陽(2005)以滬市全部A股上市公司為研究對象，對2002年上 半年控制權發(fā)生轉移這類重大事件信息披露的上市公司進行研究，結果表明上市公司重大信息披露與股價異動存在明顯的相關性，從而驗證我國股市存在比較嚴重的利用內幕消息操縱股價的現象。何佳、何基報 (2001)研究了

5、重大信息披露與股價異動的關系，發(fā)現控制權轉移等重大事件的信息披露中存在提前泄露的情況。并發(fā)現我國股市可能存在比較嚴重的利用內幕消息操縱股價的現象。由于股權分置改革啟動以來真正全流通市場化的收購案例比較少，本文以東風緊急停牌為例作為研究對象，試圖體現中國資本市場的近期特征。二 研究方法（一）窗口期選擇我們將窗口期定為一120，30，共151個交易日，以并購事件的首個公告日為T=0。其中一120，一30為估計窗口，一30。30 為事件窗口。（二）研究模型的設立及步驟事件研究法的計量模型。股票實際收益率計算公式為： R=ln(pi)ln(pi-1)股票實際收益率由兩個部分組成，第一部分是在沒有重大信

6、息披露的情形下的股票正常收益率；第二部分是由重大信息的披露導致股票價值重估而引致的股票異常收益率。而且R=a+brM+crH+g其中，rM為市場收益率，rH為行業(yè)指數收益率，g為隨機誤差項。在上市公司沒有重要信息披露的時期一120，一30，股票正常收益率主要受大盤走勢、行業(yè)景氣指數的影響。在估計期內由方程回歸估計參數a、b、c的估計值a，b，c。此時股票正常收益率可以表示為：Rm=f(rm-rn)=a+brm+crh當上市公司重大并購信息披露后，受到該信息的沖擊，在窗口事件期一30，30，股票異常收益率R為：Ri=RRm信息披露前一30，0個股的累積異常收益率為：CARt=t=1Rt信息披露前

7、一30，0各類的累積異常收益率為：CARt=1nt=1R公式(6)中的n為各類事件個數。公式中各類累積異常收益率按信息披露前、后以及事件窗口期不同時間段進行加總。假定CAR服從正態(tài)分布N(0，*2)，各類CAR的標準差估計值為：S=Tt=1RNL-3式中，T為窗口事件期的天數，n為各類事件個數，L=90為窗口估計期的時間天數，為t=1R窗口估計期內回歸方程(2)的殘差平方和。檢驗的t統(tǒng)計量為：T=CARtS根據t統(tǒng)計量的值可以判斷是否接受原假設。若|Tcamt|t,則拒絕原假設。若|Tcamt|t, 則拒絕原假設。其中為檢驗的顯著性水平。（三）重大并購信息披露對并購事件股價的總體影響分析股權分

8、置改革啟動以來中國資本市場上市公司并購方式的方向有了新的變化，并購定價方式由每股凈資產的標準向市場化定價方向轉變，隨著上市公司股權的全流通，市場化的定價原則勢將成為主流。其并購的支付價格或按照市場流通股價格進行，或按照協議價格進行。下面采用事件研究法進行總體的實證分析。并購在窗口估計期內的平均異常日收益率的變動幅度比較平穩(wěn)；而在窗口事件期內的信息披露后的平均異常日收益率變動幅度有顯著的正影響。并購事件目標方匯總的日均異常收益率(aar)在并購信息首次披露之前，準確地說在一120，一3期間，變化較小，保持在05，05 之間。在信息披露前后幾日，波動幅度明顯加大，在t=11時日均異常收 益率(aa

9、r)最高為372。所以，在并購信息首次披露之前，其并購信息有一定程度的泄漏，在并購信息首次披露后，股票價格表現出一定的信息效應。根據前面的計算步驟，我計算得出在窗口事件期的前半部分，即并購首個公告日的前30個交易日各時段以及并購信息披露后的以下時 段0，5、0，10和0，20的累積異常收益率的t檢驗都是顯著的。這說明并購事件在并購信息披露前30個交易日存在著異常的收益率。由于在信息披露前，股票的異常收益率就發(fā)生了顯著的正變化，這說明從總體來看。并購信息披露前的股票異常收益率是因為并購事件信息提前泄露造成的。同時，由于在信息披露后也存在不同時段顯著的異常收益率，這說明，從總體來看，并購事件的信息

10、披露存在著信息披露的價格沖擊效應。（四）.個股分析伴隨著滬深兩市大盤的連續(xù)下挫,場內個股遭遇普跌,不過受益于與NEVS簽戰(zhàn)略協議的消息,東風汽車昨日止跌反彈.東風汽車昨日小幅低開后,一度快速回落,隨后震蕩上揚,最高上探至12.13元,此后維持高位震蕩,午后大盤再度回落,東風汽車漲幅收窄,尾盤報收于11.56元,上漲3.86%.昨日東風汽車的成交額達到20.50億元,較前一交易日小幅放量.日前東風汽車與SA AB品牌的擁有者國能電動汽車瑞典公司(NEVS)簽署了一項戰(zhàn)略合作協議.根據協議內容,東風汽車將成為NEVS在中國的電動車銷售主力,幫助NEVS降低采購成本. 未來NEV

11、S還會在中國天津設廠建立研發(fā)中心.而NEVS也將憑借其銷售網絡幫助東風汽車在海外推廣符合歐盟技術要求和法規(guī)的汽車產品。事件研究法的結果。東風汽車(都市股份)在全部研究時間段的日異常收益率ar和累積異常收益率car在窗口估計期(一120，0)的波動較平穩(wěn)，但是，在窗口事件期的信息披露后，日異常收益率ar和累積異常收 益率car都有顯著的正效果。殘差系數法的結果。海通證券在窗口估計期的(一120，一30)時間段 的收益率殘差系數出現較為顯著的異常變動，上下波幅較大；在窗口事件期的(一30，0)時間段東風汽車的收益率沒有顯著的異常變動。在窗口事件期的（0，30)時間段東風汽車的收益率有顯著的異常變動

12、，這與事件研究法的結論相同。GARcH模型法的結果。(1) 東風汽車全部時間段的GARcH模型可表達為：均值模型：RT=0452035*RM-0050219*RH-280E-05 方差模型：*21=151E-05+0199016*211+0765442*2j-1根據東風汽車股份全部時段的GARCH模型回歸結果可以判定： 均值模型中市場指數RM和行業(yè)指數RH的系數檢驗統(tǒng)計量 (zStatistic)分別為4140858和-0437208，對應的概率分別為0和06620。所以，市場指數Rm是顯著的而行業(yè)指數RH是不顯著的，說明東風汽車的實際收益率是由市場指數決定的，與行業(yè)指數無關。方差模型中關于前

13、期的波動性信息*3 (ARcH項)和上一期的預測方差 *2 (GARcH項)的系數分別為0199016和0765442，檢驗的統(tǒng)計量 (zStatistic)分別為2020366和1008357，對應的概率分別是00433和 0。項和項的系數都是顯著不為零的，而且參數.之和小于l，說明 CARCH過程是二階寬平穩(wěn)過程。(2) 東風汽車在信息披露前(一120，0)時間段的GARCH模型可表達為： 均值模型：RT=0414857*RM-0144235*RH-000245 方差模型：*2=214E-07+0129070*2+0876923*2做出判定：東風汽車在信息披露前(一120，0)時間段與全部

14、時間段(一120。 30)CARCH模型有關參數的結論相同。(3) 海通證券在信息披露后(0，30)時間段的GARcH模型可表達為：均值模型：RT=0289874*RM+1433372*RH+000636l 方差模型：*2=0000247+1106452*20188334*2根據東風汽車股份信息披露后時段的GARcH模型回歸結果可以作出判定：均值模型中市場指數RM不顯著，而行業(yè)指數RH的系數是顯著的。方差模型中關于前期的波動性信息*2j(ARcH項)和上一期的預測方差*2 (GARcH項)的系數分別是1106452和-0188334， ARcH項在5的顯著性水平下不顯著，而GARcH項的系數顯

15、著。這說明東風汽車在信息披露后，異常收益率的波動存在異方差，但與前面時間段不同。（五）結論從總體來看，股權分置改革以來的重大并購事件首次披露信息有不同程度的提前泄漏；而且在并購信息首次披露后，并購目標公司的股票價格表現出一定的信息效應。從我國上市公司的背景看，絕大多數都是由原國有企業(yè)改制而來，改制的國有企業(yè)或企業(yè)集團成了上市公司的第一大股東，持股比重很高。盡管上市公司第一大股東過于牢固的控股權致使企業(yè)之間的資產重組和控制權競爭變得異常困難，但本文的研究表明：作為今后我國上市公司并購主流的市場化并購方式對我國股市價格產生了較大的沖擊。另外，應該引起管理層注意的是該并購方式存在著明顯的信息提前泄露問題。從個體來看，東風汽車(都市股份)在窗口估計期(一120，0)異常收益率的波動較平穩(wěn)，但在信息披露后，異常收益率和累積異常收益率都有顯著的提高。說明海通證券的并購信息披露不存在信息泄露，而且信息披露后有顯著的正效果。從殘差系數法來看：在窗口估計期的(一120， 一30)時間段的收益率殘差系數就出現較為顯著的異常變動，上下波幅較大；而在窗口事件期(一30，0)時間段收益率沒有顯著的異常變動，信息披露后有顯著的異常變動。從GARcH模型來看：信息披露前(一120，0)時間段和全部時間段的GARcH過程是二階寬平穩(wěn)過程，而在信息披露