事件研究法 超額收益率 高管變動
一、研究背景
隨著我國股票市場的日益完善，滬深兩板的上市公司數量也迅速增加。在如火如荼的上市大潮中，頻頻發出的高管辭職公告也逐漸引起了研究人員和投資者的注意，其中中小板和創業板高管變更現象尤為嚴重。2010年開始掀起了高管變動的熱潮，2010年滬深兩市發生高管變動的公司合計超過600家，2011年達到800家以上，今年2月18日一天內有5家上市公司發布了9位高管辭職公告。
由于高管變動密切關系到上市公司的整體穩定，企業戰略計劃的變動，并且其中可能涉及到辭職套現利益鏈條。故頻頻發生的高管變更在一定程度上可能導致投資者對企業未來經營收益和穩定性產生動搖，使得中小投資者的情緒和投資選擇受到嚴重影響并導致公司股價受到一定程度的不良影響。本文將通過事件研究法對高管變動的股價效應進行實證研究。
二、研究設計
（一）樣本選取
由于作者能力和研究時間有限，本文選取了2011年全年上證A股所有發生高管變動的公司作為研究樣本，計入樣本的公司包括發出董事會成員、總經理以及監事會成員的辭職公告的公司，不包括發出保薦代理人、財務人員以及董事會助理人員的辭職公告的公司，共計201家公司，數據來源WIND資訊公司公告。
由于本文采取事件研究法對高管變動的公告效應進行研究，故在已選擇的201個樣本中剔除了可能導致研究出現偏誤的樣本，包括在半年內發出兩次或者兩次以上高管變動公告的公司48家和在公告日前長期停牌或者新近上市導致估計期不夠長的公司17家以及在公告日或者窗口期發生停牌導致公告效應不能有效反映于實時行情的公司5家，有效樣本共計131家。
（二）研究方法
本文采用標準事件研究法對高管變動的公告效應進行檢驗，以市場模型度量公司股票的正常收益。
1、事件日選。盡管部分公司高管實際離職與離職公告的發布存在一定時間差，還有部分公司前任高管離職公告與新任高管繼任公告發布于兩個不同的交易日，在本文中一律選用前任高管離職公告的發布日期為事件日，若前任高管離職公告發布日為非交易日，則將公告發布后的第一交易日認定為事件日。
2、時間窗口期與估計期。由于高管變動可能在短期內對公司股價產生一定沖擊，本文將事件日前后10個交易日即[-10, 10]設定為事件窗口期，將窗口期前120個交易日即[-130, -11]設定為事件估計期。
3、估計模型構建。本文中的所有收益率采用對數收益率計算，即，其中表示個股在第t交易日的收益率， 和分別表示第t和t-1交易日的收盤價。本文采用市場模型計算個股的正常收益率，計算公式為。其中 是個股在第t交易日的正常收益率，a、b由該股票估計期收益率對市場收益率進行線性回歸所得，由于本文樣本選取的公司均為上證A股公司，故采用上證A股指數收益率作為市場收益率。
個股窗口期超額收益率用實際收益率減去正常收益率所得，，平均超額收益率為，其中n為有效樣本個數。個股在窗口期[t1,t2]內的累計超額收益率為，平均累計超額收益率為。對超額收益率和累計超額收益率采用均值為0的t檢驗來確定其顯著性，該檢驗的原假設為：AAR=0。
該模型中的數據均來源于WIND資訊行情序列，[-130, +10]研究期，根據公告日人工截取，統計分析使用Eviews5.1計量軟件以及Microsoft EXCEL2007作為輔助。
三、實證過程與結果分析
（一）實證過程
實證過程主要針對每家公司是先利用120天估計期進行模型估計，然后用模型計算窗口期正常收益率，再用實際收益率減去正常收益率得到超額收益率。然后匯總樣本數據，對窗口期每天AAR和ACAR進行均值為0的t檢驗，獲得假設的實際顯著性水平。
下面以600186蓮花味精公司為例說明估計模型的建立過程。該公司于2011年9月6日發布關于公司副總經理辭職的公告，即事件日為2011-09-06，由行情序列獲得該樣本的估計期為2011-03-02至2011-08-22共計120個交易日，窗口期為2011-08-23到2011-09-21共計21個交易日。
為了使模型擬合更優結果分析更準確，首先對模型的自變量rm的水平序列進行ADF單位根檢驗（AIC最小選擇滯后階數），結果如圖1：
圖1 600186 rm序列ADF平穩性檢驗
由圖可知在1%，5%，10%顯著性水平下均可拒絕原假設，即不存在單位根。
然后在Eviews中進行OLS回歸得到結果如圖2：
圖2 600186預測期回歸模型
根據上圖可建立估計期模型rs=0.000109+1.208378rm。
對上述回歸進行殘差檢驗：
1、懷特異方差檢驗，結果如圖3：
圖3 600186回歸模型懷特異方差檢驗
由實際顯著性水平可以拒絕存在異方差的原假設，認為不存在殘差異方差。
2、B-G殘差自相關檢驗（lagged=3），結果如圖4：
圖4 600186回歸模型B-G自相關性檢驗
根據以上實際顯著性水平，可以拒絕存在自回歸的原假設，結合該回歸的D-W統計量1.8162，可以認為不存在殘差自相關。
經過以上檢驗可以認為蓮花味精的估計期模型具有較好的預測作用，用所得回歸模型計算個股AR與CAR，如圖5：
圖5 600186 AR與CAR
可以看出在公告日發生以后幾天該公司股價均具有負的超額收益，累計超額收益率處于下降趨勢。
經作者對全部數據進行處理，所有行情序列均沒有單位根，少數序列回歸后出現異方差或者自相關現象，由于收益率中含有較多負值并且已經為對數收益率序列，故在修正中對發生殘差異方差的樣本均采用GLS加權最小二乘法進行回歸，對發生殘差自相關的采用一階差分進行回歸。
（二）結果分析
根據以上方法對符合條件的樣本逐一進行AR與CAR的計算得到AR與CAR序列，首先求得均值，得到AAR與ACAR如圖6：
圖6 樣本AAR與ACAR
由上圖可以看出在公告日及之后幾天大致在[0,5]期間AAR處于較低水平，ACAR下降較快，其他期間大致處于正常水平。為了進一步得到精確結果，下面對AR和CAR進行均值為0的t檢驗，結果如圖7所示：
圖7 樣本AAR與ACAR的t檢驗結果
由以上可以看出AAR在[0,4]期間t值均比較顯著，實際顯著性水平p較小，除公告日當日為0.05349在10%水平下顯著以外，公告日后1-4天均在1%的顯著性水平下顯著，但在公告日第五天過后顯著性明顯降低。ACAR在公告日之前的均值略大于零稍有正的超額收益，從公告日開始逐漸下跌在公告日后一天跌為負值，其顯著性也從公告日后第二天開始顯著不為零。這可能是由于我國股票的t+1交易制度，在公告日當天投資者來不及做出反應。以上數據均表明高管變動公告對投資者存在負的股價效應，持續期約為4天。其中公告后第一天、第三天、第四天具有較高的負超額收益，可能是由于投資者因高管變動發生異常拋售造成的股價下跌。
四、結論與不足
本文選用2011年上證A股發生高管變動的131家公司作為研究樣本，嘗試性地對上市公司高管變動的公告效應進行實證研究。結果發現，上證A股的公司存在比較顯著的負公告效應，在公告發布前10天內的累計超額收益率為0.6433%，而在公告日后5天的累計超額收益率為-4.912%，公告效應十分顯著。從窗口期的統計結果來看投資者對于所持股票的高管變動信息具有反應導致了一定程度的股價異常下跌。在上市公司頻繁發生高管變動的今天，本文的研究具有一定的應用價值，可以指導投資者進行理性投資，并且可以作為投資者提供了由于高管變動股價處于低位時買入的參考。
但是由于作者能力和時間所限，本文選取的樣本量較小。在時間跨度方面僅為2011年全年，2011年是金融危機過后股市較為平穩的一年，大盤震蕩較少，故本文結論可能在大牛市和大熊市中缺乏可靠性。并且本文樣本的公司全部來自上證A股公司，可能對于深證的股票尤其是中小板和創業板公司不具有較好的代表性。由于以上限制本研究的結論可能具有一定的局限性。另外在研究中并沒有對ST、*ST公司股票和普通公司的股票分組研究，可能忽視了不同質量的公司對于高管變動的影響差異。此外針對這一現象還可以進一步通過多變量模型探究影響該公告效應的大小的因素及其顯著性，由于時間所限本文并沒有得出該方面的結論。
