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一、引言

在股權分置改革中，對價的基礎是由于股權分置溢價的存在。李平(2005)認為，股權分置溢價即指在股權分置條件下，由于三分之二的股票不流通，而流通股的發行、再融資和交易價格高于全流通條件下的均衡價格，由此產生的非正常溢價。川在發達的證券市場上，股票發行的價格可能高于凈資產而發生溢價，也可能低于凈資產而發生折價，這都是很正常的。但是在我國證券市場上，股權分置人為地縮小了股票數量的供給，這就使發行和再融資溢價過高，出現新股不敗神話，而且二級市場交易價格中也包含了非正常溢價。這些溢價能夠存在，是以股權分置為前提的；一旦改變前提，溢價必然消失。顯然，股權分置改革的直接受益者是非流通股，他們將獲得流通權和資本運作的平臺。通過受益者向可能受損者支付對價，使A股除權，消除股權分置溢價，股市才能穩定，公眾投資者的利益才能得到保護。因此，對價就是非流通股股東通過股權分置改革獲得流通權而向流通股股東支付的代價。

從定性理論看，根據胡松(2006)的研究，在股權分置改革中，對價支付應當體現“風險共擔”的精神，以對流通股股東進行補償；支付標準必須遵循理論定價與市場定價相結合的原則來確定。那么，從實證分析看，對價水平主要跟哪些變量有關呢?史春沛等，(22006)利用多元回歸分析方法對股改試點公司的研究表明，股改對價僅僅與上市公司的凈資產、股本結構相關；而陳建梁等(2006)研究認為，對價水平與流通股比率、市凈率、第一大股東持股比率等8個解釋變量都不顯著相關；等等。筆者認為，以上實證研究選取的樣本，大多是股改試點公司或者是2005年實施股改的上市公司數據，樣本區間過窄；而且我國股票市場自2005年12月以來發生了較大變化，其股改對價也發生了不少變化。因此，本文采用全面股改后截至2006年7月3日的數據，在嚴格挑選9個解釋變量的基礎上，選用多元線性回歸模型對我國股權分置改革中對價水平的影響因素進行實證研究。

二、實證模型建立與結果

(一)樣本選擇

2005年4月9日至2005年9月11日是我國股權分置改革試點時期，而全面股改的時間是從2005年9月12日開始。本文基礎性的樣本范圍是全面股改后至2006年7月3日深滬兩市已經完成了股改和進入股改程序的上市公司，也即全面股改啟動后，前39批股改的上市公司(見表1)。

經過測算，以上已經股改或進入股改程序的上市公司，公開披露對價方案的為1001家，其平均對價水平為：每10股流通股獲送2.99股。筆者在進行樣本篩選時，把對價水平每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)的上市公司進行刪除；此外，剔除一些數據不齊全的上市公司；最后，有效樣本為826個。

826家上市公司股改對價水平的分布圖(按上市公司股改的公告時間排列)詳見圖1。

本文擬采用多元回歸模型，其主要變量包括以下兩類。

1.因變量

因變量為各個上市公司在股權分置改革過程中公告的每10股流通股獲取的對價數量。其中，有的是已經完成股改的最終對價水平，有的是僅公告但尚未完成股改的對價水平。在以下模型中，因變量對價水平可用“DJSP”代指。

2.自變量

筆者選取了以下9個自變量：

(1)股改前第一大股東持股比例：即第一大股東持有該公司總股本的比例，模型中用“DYDGD”代指。

(2)股改前國有股股東持股比例：即國有股股東持有該公司總股本的比例，模型中用“GYBL"代指。

(3)股改前非流通股股東持股比例：即非流通股股東持有該公司總股本的比例，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報告中的每股收益，模型中用“MGSY"代指。

(5)股改前每股凈資產：即股改前最近公布的年末或中期報告中的每股凈資產，模型中用“MGJZC”代指。

(6)股改前每股股票價格：即因股改事項而停盤的前一個交易日的收盤價格，模型中用“CJ”代指。

(7)股改前市凈率：即以上每股股票價格／每股凈資產，模型中用“SJL”代指。

(8)股改前市盈率：即以上每股股票價格／每股收益，模型中用“SYL”代指。

(9)股改前每股股票價格與每股凈資產的差額，模型中可用“GJ-MGJZC”代指。

此外，在模型中還假設一個常數項，用“C”代指。

根據以上選擇的因變量和自變量，可建立以下多元回歸模型：

其中，β1、β2……β9是以上各個自變量對應的系數，ε為殘差。

(二)實證結果

在研究和建立模型當中，筆者對以上自變量和因變量的樣本進行了嚴格的比較、調整與篩選。根據Eviews3.1軟件分析結果，預先設定的第一大股東持股比例、市盈率、每股股票價格、每股凈資產、股改前每股股票價格與每股凈資產的差額等變量，因沒有通過檢驗而被剔除。利用Eviews3.1軟件分析得到的關于其他四個自變量與常數項的實證結果見表2。

分析結果表明，回歸模型常數項C的估計值為3.307；市凈率SJL的系數估計值為-0.020；每股收益MGSY的系數估計值為-0.327；非流通股股東持股比例FLTGBL的系數估計值為0.834；國有股股東持股比例GYBL的系數估計值為0.346。從而得到的四元回歸方程為：

表2的實證結果顯示：R2=0.401，這意味著以上四個自變量對因變量對價水平變動的解釋程度有待改善。如上所述，筆者對自變量和因變量的樣本進行了嚴格的比較、調整與篩選，此處R2的值是筆者所作模型當中最大的。盡管其絕對數比較小(R2的值比較小的原因請詳見下文的相關分析)，但是，自變量與因變量之間線性關系檢驗的F值為36.293，其對應的檢驗概率Prob.(P-statistic)為0.000，明顯小于顯著性水平a=O.050，這說明回歸方程自變量與因變量之間線性關系還是顯著的；此外，以上變量及常數項的t檢驗值均明顯小于a=O.050，換言之，在顯著性水平a=O.050的情況下，各個變量及常數項的參數與0有顯著性差異。基于此，從總體上說，以上回歸方程的結果還是有效的。

以上四元回歸模型的結果表明，影響股權分置改革對價水平的變量中，按其影響程度排列依次為：非流通股股東持股比例，占所有影響權重的54.62%；國有股股東持股比例，占權重的22.66%；每股收益，占權重的21.41%；市凈率，占權重的1.31%(見表3)。可見，上市公司非流通股比例是影響對價水平的一個最大的變量性因素。

另外，從自變量影響因變量的正／負向線性關系看，每股收益、市凈率等兩個變量與對價水平呈負向線性相關，即每股收益、市凈率等變量越大，上市公司在股改中非流通股股東送給流通股的對價水平越小，反之則越大門≥流通股比例、國有股股東持股比例等兩個變量與對價水平呈正向線性相關。

三、實證結果解釋

從以上實證結果看，影響股權分置改革的對價水平主要有四個變量因素。以下將根據股權分置的相關理論及股改實踐進行相關分析。

(一)非流通股股東持股比例

實證結果表明，上市公司非流通股股東持股比例越大，股改中對價水平就越高；反之，則越小。通常來說，股票IPO及再融資時，非流通股的比例越高，股權分置溢價越高，因此在股改中應支付的對價就越高。由此可見，其支付水平與非流通股股東持股比例呈正相關關系，或者支付水平與流通股股東持股比例呈負相關關系。實際上，非流通股股東持股比例越高，表明股權分置的嚴重性越強，股權分置溢價越高(陳建梁，廖旗子，2006)。闖因此，在影響及決定對價水平上，這個變量因素對對價支付水平的影響力是最大的。

需要注意的是，在以上的實證檢驗中，第一大股東持股(其所持的股票屬非流通股票)比例沒有通過相關的檢驗而被刪除。可能的解釋是，第一大股東持股比例越高，并不意味著其股改中的對價水平就一定越高；另一方面，即便是第一大股東持股比例較小，也不意味著股改中就可以支付較低的對價水平。因此，第一大股東持股比例與對價水平的高低沒有明顯的正向或負向的線性關系。

(二)國有股股東持股比例

從以上實證結果表2看，上市公司國有股股東持股比例越高，其支付的對價水平越高；反之，則越低。從表3看，國有股股東持股比例對對價水平的影響力度還比較大，僅次于非流通股比例的影響力度。由于國有股股東所持有的股票絕大多數是非流通的，由以上第一個因素的相關分析不難推出：國有股股東持股比例與支付的對價水平是正向相關的。另外，在上市公司國有資產產權依然不清晰、管理及監督效果依然差強人意的今天，有些投資機構和相關公司的內部管理人員存在著道德風險，從而進一步提高了國有股股東在股改中的對價成本。

(三)每股收益

每股收益水平集中體現了上市公司的經營業績和發展潛力。其收益高，一方面表明公司已經通過或有能力通過分紅途徑彌補部分的股權分置溢價；另一方面表明公司未來具有較好的發展空間。眾所周知，投資股票就是投資未來，因此在股改中，有不少業績良好的上市公司在股改中的對價水平，相對來講要偏低些；相反，許多業績不好的上市公司，為了能夠順利實現

股改往往采取較高的對價水平。可見，上市公司對價水平與每股收益呈負相關關系。

(四)市凈率

根據李平(2005)的研究，市凈率是指市價與每股凈資產之比，在這里可以當成是具有流通溢價意義的指標，即二級市場的交易價格與非流通股的轉讓價之間的差價。據統計，我國國有企業上市公司的股份轉讓價格往往以每股凈資產為基礎上升10%—20%(王維鋼等，2003)。可見，我國證券市場上存在著流通溢價的現象。換句話說，原來不能流通的股票價值往往是以每股凈資產進行核算的，而一旦可以在二級市場上交易、流通，其價值將會上升；基于這種流通而產生的流通溢價，將會影響股權分置改革中的對價水平。因此，從理論上看，市凈率越高，流通溢價越高，非流通股獲利也就越大，對價水平也就越高，故對價水平與市凈率呈正相關關系。

另一方面，流通股股東在股權分置改革中直接新增加了約30%份額的股票及相應的權益，盡管在理論上存在相應的除權效應，但是，由于股權分置改革以來我國股市從2005年4月9日的1248點(上證指數，下同)上升到2006年7月3日的1697點，股指收益在15個月上升了35.97%，而且整個股市的未來走勢趨好，因此股改中理論上的除權效應在一定程度上得以弱化，甚至在股改實踐中也沒有出現除權效應(特指股市下跌現象)，或者說出現了不少上市公司在實施股改當天(變成“C”股的當天)股價不跌反漲(有的甚至上漲30%)的現象。從這個意義上講，股權分置改革整體上為流通股股東在二級市場上獲得了不少股票買賣的價差收益(或資本收益)；相對于非流通股股東而言，這種收益更直接，而且這種現象極有可能將不斷延續和加強。

由此可見，在股權分置改革中，非流通股股東未來三年可以實現真正流通而獲得流通溢價；而流通股股東伴隨著整個股市的良性發展，也能獲得不少股票買賣的價差收益。在這個意義上講，兩類股東各自獲得的利益難分高低，這也是市盈率因素對對價水平影響極小的重要原因。

與此同時，筆者注意到，在影響對價水平的因素中，盡管有以上四個主要因素，但是這些因素對對價水平的影響力度依然偏小。這也是上述四個自變量對因變量對價水平變動的解釋程度R2僅為0.401的直接原因。相反，常數項c的估算數值較大，在以上四元回歸方程中為3.307(在筆者所做的其他相關模型中，常數項C的估算數值也較大)，但這個數值與目前全面股改后的前39批股改對價水平平均為每10股流通股獲送2.99股相差不大。由此可以判斷，股權分置改革總體上是一項極具政策性色彩的行為。根據中國證監會的要求，上市公司都必須實施股改，而且要在2006年內完成。眾所周知，股票市場存在較顯著的羊群效應現象。在股權分置改革中，就如何確立應支付的對價水平這一核心環節上，也毫不例外地出現了羊群效應現象。據統計，在46家股改試點公司中，主板市場中的36家上市公司的平均對價水平為每10股流通股獲送3.32股。由此可見，股改試點期間所形成的對價水平，極大地影響了后來進行股權分置改革的對價水平。

四、結論

根據前文的分析和實證檢驗，可以得出以下結論：在影響對價水平的眾多變量中，一方面，按其影響力度依次有四個主要變量：非流通股股東持股比例、國有股股東持股比例、每股收益、市凈率；另一方面，由于我國股權分置改革是一項極具政策性色彩的行為，因此，以上四個變量對對價水平的影響力度總體上偏小。

參考文獻：

[1]李平.影響股權分置改革對價水平的幾個因素[N].中國證券報，2005—06—29.

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[3]史春沛，鄧幼強當前股改方案對價水平分析[J].經濟師，2006，(1).

[4]陳建梁，廖旗平，對股權分置改革對價水平影響因素的分析[J].審計與經濟研究，2006，(3).

[5]王維鋼，等.流通權定價理論應用與全流通對基金業發展的意義[J].管理世界，2003，(8).