一、 引言

限制上市公司原股东在首发上市一定期限内减持公司股票是全球范围内资本市场的通行做法，然而在不同国家和地区，却存在强制性限售和自愿限售的区别。在美、英等发达国家成熟的资本市场上，上市公司原股东通常会与主承销商签署包含限售时间和限售份额的合约，承诺在限售期内不向市场出售限售份额内的股票 (简称为：约定限售)。而在一些欠发达国家和地区 (如马来西亚、中国、中东以北非地区等)，以及一些新兴市场 (如德国的欧洲新市场，German EuroNM Market) 上，限售期限和限售份额通常是法定的，强制性要求上市公司重要股东继续持有限售股份直至限售期满 (简称为：强制性限售)。由于限售和限售股解禁会显著影响上市公司股票的价格，那么一个自然的疑问便是：强制性限售和约定限售的市场效应有何差别？

在约定限售的情形下，由于限售份额和期限由上市公司发起人与主承销商协商决定的，研究者发现上市公司与主承销商签署的限售条约透露出包括上市公司质量、杜绝内部信息人交易的意愿、保护中小投资者的承诺等在内的信息，因此，限售份额和期限可作为投资者甄别上市公司的重要依据。而在中国或其他执行强制限售的证券市场上，尽管不同的首发原股东面临的限售期限和限售份额存在差异^①，但针对每类股东的限售条约通常是由证券监督委员会或交易所等机构强制规定的。虽然强制性限售同样能够防止大规模股票流入市场造成价格大幅下跌，也一定程度上保障了大股东和高管在限售期内持续关注公司经营业绩，避免内部信息人交易对中小股东利益的侵害，但是，强制性限售却不能为市场参与者提供甄别投资标的价值的有效信号，不足以形成长期投资者对公司价值的稳定预期。在信号缺失的情形下，投资者难以判断强制性限售期结束后上市公司原股东的行为，故而在解禁日附近可能出现异常交易量增加和股价下跌的局面，失去保护伞的中小投资者利益变得岌岌可危。

①例如，中国深圳证券交易所创业板针对询价对象网下配售的股票、针对战略投资者配售的股票，以及针对原始股东持有股票的限售期分别为3个月、12个月和36个月，限售份额均为100%；在德国法兰克福新市场 (Neuer Market，Frankfurt)，所有原始股东和公司法人持有的100%股份在IPO起6个月内均不得向市场出售，且在限售期内不得进行股票增发；在阿姆斯特丹新市场 (Nieuwe Market，Amsterdam)，所有创办股东、高管股东以及监事会成员所持有的股票的80%最少限售期为360天。

那么，如何比较强制性限售制度与约定限售制度的实际市场效应呢？由于各国、地区和市场的异质性，横向制度比较得出结论的可靠性较差，同时，鲜有一个市场上同时存在强制性限售和约定限售两种制度的情况，这也使得比较两种制度格外不易。值得庆幸的是，在我国的证券市场上，强制性首发原股东限售期结束后，部分上市公司股东可以自发作出追加限售承诺，灵活地选择追加限售期和追加限售份额。因此，我国上市公司的追加承诺限售具有类似于英、美等市场首发约定限售的信号价值。基于此，比较我国上市公司首发强制性限售和股东追加承诺限售的股票市场效应，是对上述疑问的一个可行尝试。特别是比较两者在限售期内的股票价格变化，以及两者在限售解禁期附近的异常收益率和异常交易量表现，能够揭示出我国强制性首发限售制度是否造成了“信号价值”的缺失，这在可查文献范围内尚属于首次尝试。

利用2009年至2013年间上市、2014年9月30日前首发限售和追加承诺限售数据，谨慎使用事件研究方法，我们证实了自愿追加承诺限售优于强制性首发限售的“信号价值”，具体表现为：追加承诺限售期内的股票收益率显著好于可比事件窗口内强制性首发限售股票的收益率，追加承诺限售在解禁日附近的负异常收益率和异常交易量显著小于强制性首发限售。随后，本文利用非参数检验和参数估计检验方法对上市公司股东追加承诺限售所发出的信号种类进行区分，我们发现追加承诺限售更多地是表现出了“股东承诺信号”而不是“公司价值信号”，即：追加承诺限售行为更多地体现了内部人避免利用内部信息减持的意愿、保护中小投资者利益的承诺，而不是对公司未来价值的预期。

文章其他章节内容安排如下：第二部分通过文献述评揭示了股票限售的信号价值和市场效应，以及本文分析的逻辑基础；第三部分介绍了分析方法；第四部分利用事件分析、非参检验和参数估计的方法对文章的主要观点进行了实证检验；最后是主要结论和政策建议。

二、 限售的信号价值和市场效应--基于文献的评价 (一) 限售的信号价值

讨论约定限售或自愿追加承诺限售的信号价值，实际上等同于回答：为什么上市公司股东在没有强制性要求限售的情况下会放弃持有股份的流动性？对持有证券施加额外的流动性限制会影响投资者的最有资产配置和消费决策，进而损害其效用 (Kahl et al., 2003)，因此，理性的上市公司股东自愿地选择限售所持股票必然意味着有额外的收益来弥补流动性损失。这种额外的收益来源于约定限售或自愿追加承诺限售向投资者发出的两种信号：“公司价值信号”和“股东承诺信号”。

“公司价值信号”的基本逻辑为：如果上市公司的潜在价值难以直观地被投资者发现的话，优质的上市公司可能会面临股票被严重低估的风险，此时，上市公司内部人通过承诺长期持有本公司股票而向市场传递股票具有升值空间的信号，以期投资者能够“理性”地对公司股票进行估值。Leland & Pyle (1977)论证上市公司内部人持有的股票份额对于那些难以轻易区分“优质”和“劣质”上市公司的投资者而言是一个可靠的信号：“优质”上市公司的内部人愿意在公司上市后长期持有更多的股票，进而又能够保证更为关注公司价值。Courteau (1995)拓展了Leland & Pyle的模型来分析自愿限售问题，揭示了上市公司内部人利用限售合约传递公司价值信号的作用机制。由于内部人的限售承诺不利于其资产多元化配置，只有公司潜在价值较好的上市公司股东才愿意承担限售为其带来的成本，而价值前景不佳的上市公司的股东不愿长期锁定其所持股份。因此，理论上上市公司内部人自愿限售可以作为投资者识别公司价值前景良好的信号。限售的公司价值信号观点在近年得到了经验数据的验证。Arthurs et al.(2009)利用美国上市公司数据发现，限售期限的长短与上市公司IPO抑价率负相关。类似的，Rashid et al.(2014)利用新兴市场的数据也证实了限售期和限售份额对上市公司IPO首日收益率的显著影响。这表明上市公司重要股东通过和承销商签署更长期限的限售合约来向市场传递公司具有较好价值前景的信号，从而获得更高的IPO发行价格，以避免把过多的资金“留在桌上”。

限售承诺的另一种信号--“股东承诺信号”发挥作用的基础是，限售合约能够缓解非对称信息环境下的内部人道德风险问题。上市公司内部人存在不以股东利益最大化为目标的道德风险，而承诺在限售期内持有限售份额的股票一定程度保证了内部人的最大化目标与股东利益一致。在这种情况下，上市公司价值是否透明并不是问题的关键，信息不对称条件下内部人对中小股东利益的侵占行为得到更多强调。因此，一方面，对于那些可能存在严重道德风险的上市公司，内部人必须通过承诺更长的限售期和更大限售份额才能吸引投资者购买公司股票 (Brav & Gompers，2003)；另一方面，对于信息不对称情况较为严重的交易市场和上市公司，内部人也可以通过承诺更长的限售期和更大的限售份额来“佐证”其重视中小投资者利益的决心。由于限售承诺削弱了内部人侵占中小股东利益的动机和能力，因此对于投资者而言，限售承诺是有上市公司内部人发出的利好信号。对于这一观点，Yun & Zender (2010)通过检验保荐人商誉的优劣与限售期长短的关系，证实上市公司利用限售合约来克服道德风险。类似的，Karpoff et al.(2013)利用美国上市公司定向增发中使用限售机制的数据证实了限售合约是组织内部人投资交易，解决股票发行中信息不对称和代理问题的重要手段。除此之外，国内学者杨利雄 (2013)指出，短期交易者对“关于信息的信息”的支出是完全浪费，而通过股东承诺的IPO限售可以抑制无用信息的产生，减少社会浪费。

(二) 限售与限售解禁的市场效应

无论是何种形式的限售都从根本上限制了可上市交易的流通股数量，面对向下倾斜的股票需求曲线，限售期内对股票供给的控制无疑起到了支撑股票价格的作用。加之限售具有上文提到的“公司价值信号”和“股东承诺信号”的作用，对限售期内的股价表现都有着积极影响。从IPO发行价格、上市首日回报率和限售期内平均回报率三个方面来看，现有的文献基本证实了限售合约积极的信号价值。由于投资者对公司价值的不确定性影响了其对股票首发上市价格的判断，限售合约通过弥补上市公司与投资者之间的不确定性，有助于降低IPO发行抑价率。另一种看似矛盾的市场效应是，限售合约有利于提高IPO股票的首日回报率。Brav & Gompers (2003)、Mohan & Chen (2002)发现，由于限售合约向投资者传达了关于公司潜在价值和控制道德风险意愿的信号，更为严格的限售合约有助于提高公司股票上市的首日回报率，带来更多的市场关注度和更好的股价长期表现。上述两种都得到了数据的证实，对造成这种差异的原因一个可能的猜测是市场透明度以及投资者获得和消化信息的时滞，如果市场透明度较高、投资者获得和消化限售信息的相对更早，那么限售合约的信号价值会体现到IPO价格中，从而导致更低的发行抑价率；相反，限售合约的信号价值则会反映到IPO股票首日回报率上。限售信号价值的另一个体现是限售期内的股票往往有更高市场关注度和投资热情 (Martin，2010)、更大交易量 (Zheng et al., 2005)，以及更高的回报率 (Loughran & Ritter，1995；Varadzhakov，2009)，甚至更长的存活期限 (Ahmad & Jelic，2014)。

限售股解禁通常都伴随着显著为负的异常收益率和放大的异常交易量 (Brau et al., 2004；Bradley et al., 2001；Ofek & Richardson，2000；Field & Hanka，2001)。限售股解禁不仅意味着上市公司的原股东和战略投资者持有的大量股份入市流通，客观上大幅增加的股票供给为解禁后的股票价格走势施加了下行压力。更为重要的是，研究者发现限售股份减持的可能性会提前引起流通股股东的恐慌性抛售，集中体现为在限售期结束之前就已经出现了负异常收益率和正异常交易量。由于限售期限、限售份额以及限售股解禁的相关信息在上市公司IPO之前就已经披露，解禁日及之前的市场异常波动违背了半强式有效市场假说，侧面印证了股票市场的信息不对称属性。在这种非对称信息环境下，限售的信号价值显得更为重要。“公司价值信号”和“股东承诺信号”在解禁日附近的市场效应不同，前者对股票价、量的异常波动有抑制作用，而后者则没有。

通过比较执行约定限售和强制性限售的市场上限售解禁期附近的股价异常波动，我们可以粗略地获得限售信号价值市场效应的一个感性认识。在英国证券市场上限售股解禁日附近并没有出现显著的负异常收益率和放大的异常交易量 (Goergen et al., 2006)，在美国证券市场上限售股解禁日附近的异常收益率平均在-1.5%左右，异常增加的交易量在40%左右 (Brau et al., 2004；Field & Hanka，2001)；而在强制限售的中东北非股票交易市场，异常收益率可高达-3.8%(Hakim et al., 2012)，德国新市场的异常收益率可高达-5.35%(Nowak.，2004)，在香港证券交易市场上也可低至-0.19%(Goergen et al., 2010)。执行约定限售的市场上限售解禁期附近的市场异常波动相对较小，而执行强制性限售的市场上异常波动却存在很大差异。不过，由于样本年份、市场环境以及事件窗口等重大因素上都存在一些差距，得到这一结论仍需要进一步验证。

三、 研究设计、指标构建与样本数据 (一) 研究方法

本文的实证检验分为两个部分：第一部分采用标准的事件研究方法分析上市公司强制性首发原股东限售和追加承诺限售对上市公司股票的价、量影响，揭示两种限售行为的价值信号和市场反应差异；第二部分使用非参数检验和参数估计的方法来进一步解读追加承诺限售释放的信号内容。

在事件分析部分，我们首先分别计算了两种限售股在限售期内60日窗口的异常收益率来证实追加限售承诺的信号价值对股票价格的支撑作用、两种限售在解禁日附近11个事件窗口期 (详见表 3) 内的累计异常收益率和异常交易量；随后我们利用图示、单样本零均值检验，以及独立样本异方差检验得到了追加承诺限售信号价值的初步证据。

在计算追加承诺限售60日窗口的累计异常收益率CAR1时，以上市公司公告的实际限售日起计，若窗口期内有停牌交易的，相应顺延时间窗口。在计算强制性首发原股东限售60日窗口的累计异常收益率时，我们选择了4个指标以保障结果的稳健性，分别是：全部样本公司IPO后60日窗口累计异常收益率 (CAR2)、全部样本IPO三个月后60日窗口累计异常收益率 (CAR3)、追加承诺限售上市公司IPO后60日窗口累计异常收益率 (CAR4)、追加承诺限售上市公司IPO三个月后60日窗口累计异常收益率 (CAR5)。其中CAR2为强制性首发原股东限售累计异常收益率的基准数据。增加CAR3的考虑是：上市公司普遍存在的IPO抑价发行，以首日收盘价为计算起点的CAR2可能会受抑价因素的影响而出现偏差。邵新建等 (2013)认为IPO价格含有大量的投机泡沫成分，不能作为新股的公允价值；他们利用询价机构网下全部报价数据证实：新股上市三个月以后的股票价格更接近于股票的“理性价值”。增加CAR4的考虑是：控制样本差异，避免由于选用样本不同导致的累计收益率差别进入计算结果；CAR5则综合考虑且控制了上述两个因素的影响。另外，由于无法获得上市公司IPO之前的交易数据，无法估计参数α和β，以及股票的正常收益率，因此，在计算上述累计异常收益率指标时，以股票所属市场的日平均回报率 (不考虑现金回报再投资，以流通市值加权) 作为个股正常收益率的替代指标。

在非参数检验和参数估计部分，我们主要考察追加承诺限售是否揭示了上市公司的盈利能力，从而帮助识别追加承诺限售的信号价值更侧重于“公司价值信号”还是“股东承诺信号”。非参数检验主要是通过非配对多样本的威尔科克森秩和检验 (Wilcoxon Ranksum Test) 统计量来考察实施追加承诺限售的上市公司是否具有更好的实际每股净利润 (REPS) 和预测每股净利润 (FEPS)。每股净利润是指根据证监会发布的“公开发行证券的公司信息披露内容与格式准则”第2号《年度的内容与格式》计算的上市公司年度净利润除以年末普通股股份加权总数，衡量了上市公司本身的盈利能力。参数估计检验则是建立在以下两个多元回归方程上：

$ \begin{array}{l} REPS = {\beta _0} + {\beta _1}LOCKUP + {\beta _2}AST + {\beta _3}\Delta EPS + {\beta _4}CTR + {\beta _5}HFD5 + {\beta _6}CMB\\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\; + {\beta _7}LEV + {\beta _8}IND + {\beta _9}EXU + \mu \end{array} $

(1)

$ \begin{array}{l} FEPS = {\beta _0} + {\beta _1}LOCKUP + {\beta _2}AST + {\beta _3}\Delta EPS + {\beta _4}CTR + {\beta _5}HFD5 + {\beta _6}CMB\\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\; + {\beta _7}LEV + {\beta _8}IND + {\beta _9}EXU + \mu \end{array} $

(2)

其中，LOCKUP为虚拟变量，上市公司股东追加承诺减持时取1，否则取0；AST表示资产规模，为上市公司总资产的自然对数；ΔEPS为上个财务年度上市公司每股净利润增幅；CTR表示直接控股股东持股比例；HFD5表示股权集中度，为上市公司前五大股东持股的赫芬达尔指数；CMB为虚拟变量，上市公司董事长和总经理二职合一时取1，否则取0；LEV表示资产负债率；IND表示董事会中独立董事所占比例；EXU表示高管持股比例，μ为随机扰动项。

(二) 指标构建

个股单日异常收益率的计算方法如下：

$ A{R_{i, t}} = {R_{i, t}} - ({\alpha _i} + {\beta _i}M{R_{i, t}}) $

(3)

式 (3) 中，AR_{i, t}表示个股i在t日的异常收益率，R_{i, t}为个股i在t日的不考虑现金回报的实际回报率，MR_{i, t}为个股i所属市场 (主板、中小板或创业板) 在t日的平均收益率，α_i和β_i是利用限售解禁前100至前10个交易日的日个股实际回报率和市场平均回报率估计出的参数，分别为个股i的日回报常数和市场敏感系数，因此α_i+β_iMR_{i, t}为个股i在t日正常收益率的估算值。

事件窗口内个股i累计异常收益率的计算方法如下：

$ CA{R_i}\;_{{t_0}}.{{t_1}} = \prod\limits_{t = {t_0}}.{t = {t_1}} {(1 + A{R_{i, t}}) - 1} $

(4)

式 (4) 中，t₀、t₁和T分别是事件窗口的起始日期、结束日期和窗口长度。由于针对上市公司不同股东性质的限售期限不同，在样本期内单只股票可能发生多次解禁 (见表 1)，为了获得限售解禁的平均市场效应，我们以解禁股份数量为权重对各次解禁事件窗口内个股累计异常收益率进行加权平均，得到加权平均个股累计异常收益率如下：

$ WCA{R_i}\;_{{t_0}}.{{t_1}} = (\sum\limits_{j = 1}.{{M_i}} {CA{R_i}\;_{{t_0}}.{{t_1}}*R{D_{i, j}}})/\sum\limits_{j = 1}.{{M_i}} {R{D_{i, j}}} $

(5)

式 (5) 中，RD_{i, t}为个股i第j次解禁股票数量，M_i为个股i样本期内解禁次数。窗口期内市场平均累计异常收益率为：

$ \overline {CAR_{{t_0}}.{{t_1}}} = \frac{1}{N}\sum\limits_{i = 1}.N {WCA{R_i}\;_{{t_0}}.{{t_1}}} $

(6)

式 (6) 中，N为解禁上市公司数量。个股异常交易量AVI_{i, t}、个股加权平均异常交易量WAV_{i, t}，以及市场平均异常交易量AV_t的计算方法如下：

$ AV{I_{i, t}} = \frac{{{V_{i, t}}}}{{N{V_i}}} $

(7)

$ N{V_i} = \frac{1}{{90}}\sum\limits_{t = - 100}.{t = - 11} {{V_{i, t}}} $

(8)

$ WA{V_{i, t}} = (\sum\limits_{j = 1}.{{M_i}} {A{V_{i, t, j}}} *R{D_{i, j}})/\sum\limits_{j = 1}.{{M_i}} {R{D_{i, j}}} $

(9)

$ A{V_t} = \frac{1}{N}\sum\limits_{i = 1}.N {WA{V_{i, t}}} $

(10)

式 (7) 中，V_{i, t}为个股i在t日的交易量，NV_{i, t}表示个股i的正常交易量，其计算方法为个股i限售解禁前100至前10个交易日的交易量均值，其他变量含义同上。

(三) 样本描述

本文选取2009年1月至2013年12月^①在沪深股市主板、中小板和创业板首发上市的公司为样本，选取样本公司截止2014年9月30日发生的首发原股东限售解禁、股东追加承诺限售解禁，以及股东追加限售承诺为研究事件。为了避免事件研究中其他事项对结果的干扰，我们剔除了事件日伴随高管股份变动、股改限售上市、定向增发机构配售上市等干扰事项的样本。最终我们获得的有效事件观测1548个，涉及上市公司774家。样本描述见表 1。

①2012年11月3日，在浙江世宝 (002703) 发行之后，证监会开展了声势浩大的IPO自查与核查运动，IPO事实上停止，直至2014年1月重启。因此，样本公司的IPO期间实际上截止到2012年11月。

针对这些样本，我们收集整理了以下数据：(1) 首发原股东限售解禁日和股东追加承诺限售解禁日前100日至后30日的个股日成交量和日回报率；(2) 股东追加承诺限售日后60日内的个股日回报率；(3) IPO后90日内的个股日回报率；(4) 上述所有时间窗口对应的日市场回报率 (流通市值加权平均法)；(4) 每次限售股解禁数量和追加承诺限售数量；(5)2014年年报披露的每股净利润和证券分析师对上市公司2014年每股净利润的预测值；(6) 相关上市公司财务指标和公司治理数据。上述数据中涉及的个股日回报率和日市场平均回报率均不考虑现金回报；窗口内有短暂停牌的，相应顺延样本时间窗口。所有原始数据来自wind资讯和CSMAR数据库。

四、 强制性首发限售与追加承诺限售的市场效应的实证分析 (一) 强制性首发限售与追加承诺限售的股价支撑效应比较

根据理论假设，追加承诺限售相较强制性首发原股东限售而言具有更强的信号价值，因此在限售期内前者对股票价格的支撑作用更大。本节通过比较限售日期60日内窗口的累计异常收益率来验证这一假说。

图 1描述了强制性首发原股东限售与追加承诺限售股票60日窗口内的平均累计异常收益率形态。追加承诺限售股票在限售期开始后，累计异常收益率大于零且呈现稳定的上升趋势 (见CAR1)。全部样本公司强制性首发原股东限售期开始后，累计异常收益率为负且持续下降 (CAR2)。在CAR2的基础上控制了IPO发行价格泡沫后，强制性首发原股东限售期内累计异常收益率超过零值，出现了微弱的上升趋势 (CAR3)。在CAR2的基础上控制了样本差异之后，强制性首发原股东限售期内累计异常收益率仍然为负值，且表现出持续降低 (CAR4)。同时控制IPO发行价格泡沫和样本差异后，强制首发原股东限售期内累计异常收益率在零值上下波动 (CAR5)。

表 2列示了6个不同窗口的累计异常收益率统计数据和均值检验结果。追加承诺及限售公司在承诺日后各个窗口的累计异常收益率均为正值，在承诺后1日到30日、1日到40日、1日到50日以及1日到60日的累计异常收益率分别通过了10%、5%、5%和5%的单侧t检验。全部样本在IPO强制性限售后累计异常收益率在个窗口内均为负。在控制了IPO发行价格泡沫和样本差异之后，这一情况略有缓解，但在大多数情况并未表现出显著大于零的异常收益率。表 2还比较了追加承诺限售和强制性首发原股东限售在各个窗口期内累计异常收益率的均值差异：与追加承诺限售后累计异常收益率相比，全样本IPO后累计异常收益率差异最大，均通过了1%水平的异方差独立样本单侧均值检验；在单独控制IPO发行价格泡沫和样本差异时，差异的显著性水平有所下降，但仍有半数窗口期通过了显著性检验；在同时控制IPO发行价格泡沫和样本差异时，两个序列仅在限售后1日至40窗口存在显著为正的均值差异。

总的来看，比较强制性首发原股东限售与追加承诺限售股票60日窗口期内的累计异常收益率表现，我们可以得出以下结论：追加承诺限售股票收益率高于强制性首发原股东限售股票收益率。根据前述理论，我们认为出现这一差异的原因是追加承诺限售向市场投放出更为有利的信号：追加承诺限售一方面可能表明上市公司具有更高的潜在价值，另一方面也体现了重要股东控制内部人道德风险、避免侵占中小股东利益的承诺。

(二) 强制性首发限售与追加承诺限售的解禁市场效应比较

图 2描述了强制性首发原股东限售解禁和追加承诺限售解禁前10日到后30日的平均累计异常收益率波动。在强制性首发原股东限售解禁前10日起即出现负的累计异常收益率，从解禁前第4日起累计异常收益率呈现出强烈的下降走势，直至解禁前1日到达谷底，随后负的累计异常收益率逐渐变小，到解禁后17日时转而为正。强制性首发原股东限售解禁期前后的累计异常收益率表现出“V”字形态，在解禁日前负的累计异常收益率逐日扩大，而在解禁日后股票回报稳步回归到正常水平。追加承诺限售解禁日附近的股票回报率形态与强制性首发原股东限售解禁极为不同：在解禁日前10日到解禁后9日内累计异常收益率为正，之后直至30日内累计异常收益率在零上下小幅波动。

表 3列示了11个窗口时间内的累计异常收益率情况。从表上看，首发原股东限售股在解禁前10日到前1日的累计异常收益率均值为-1.74%，在1%显著性水平上拒绝了零均值的原假设；同一窗口的累计异常收益率中位数为-2.13%，超过了均值，且累计异常收益率为负的上市公司占比63.7%，意味着首发原股东限售解禁前显著为负的累计异常收益率并非由个别股票的不佳表现导致。首发原股东限售解禁日当天，累计异常收益率均值在1%水平显著为正，之后股票回报回归到正常水平上下，未呈现出显著非零的异常收益率。追加承诺限售解禁在解禁前10日至前1日的窗口期内累计异常收益率均值为0.54，但并不显著。在随后的30日内，追加承诺限售解禁股在均值水平上也未表现显著为负的累计异常收益率。

两种限售股解禁的异常收益率表现存在一定差异。通过异方差独立样本检验我们发现，在解禁日前10日至前1日的窗口时间，首发原股东限售解禁与追加承诺限售解禁的累计异常收益率均值在5%水平上具有显著差异。而在解禁当日，两者也在10%的显著性水平上决绝了均值相等的原假设。在解禁日之后，随着首发原股东限售股回报率的逐步回归，两者均值再无显著差异。值得注意的是，在各个窗口内追加承诺限售股票累计异常收益率的方差较大，(例如在解禁日前10到前1日窗口，均值为0.54，而中位数为-1.17)，造成这一现象的原因一方面可能是因为追加承诺限售解禁样本相对较少的；更为重要的一个方面是，追加承诺限售所投放的信号存在差异：若投资者认为股东承诺限售揭示的信号是公司价值，那么限售解禁引起股价下跌可能较小；若投资者认为股东承诺限售仅反映了限售期内的股东行为规范，那么在限售期结束时引起股价恐慌性下跌的可能性较大。

为了检验上述结论的稳健性，我们利用Hakim et al.(2012)和Field & Hanka (2001)的方法重新测算了累积异常收益率，方法如下：

$ CAR{*_i} = \prod\limits_{t = {t_0}}.{{t_1}} {\left({\frac{{1 + {r_{i, t}}}}{{1 + {r_{{m_{i, t}}}}}}} \right)} - 1 $

(11)

利用新指标CAR*，我们同样检验了限售期内和限售股解禁日附近各时间窗口内追加承诺限售和强制性首发限售股票累积异常收益率的表现，其结果与上述结论十分接近。因此，我们认为两种限售股市场效应差异的指标敏感性较低，所得出的结论具有较高的稳健性。^①

①囿于篇幅所限，这里没有列示具体的计算结果，有兴趣的读者可以向作者索要相关数据、程序和计算结果。

图 3描述了追加承诺限售和强制性首发原股东限售在解禁日前10日至后30日窗口内的异常交易量情况。首发原股东限售股异常交易量在整个窗口呈现出稳定的放大趋势，在解禁前10日到解禁前1日异常交易量增速较快，体现了中小股东在减持前的恐慌性抛售行为。追加承诺限售股解禁引起的异常交易量均值没有表现出显著的放大趋势，但具有更大的波动。我们对这一现象的解释与异常收益率波动类似。

总的来看，强制性首发原股东限售和追加承诺限售在解禁日附近引起的价、量效应存在一定差异。前者在解禁前后造成的市场异动更加显著，集中表现为更大的平均负异常收益率和异常交易量。在强制性首发原股东限售解禁之前，市场存在明显的恐慌性抛售行为导致股价出现异常下跌，我们认为这与强制性限售的信号缺失有关。相反，追加承诺限售在解禁之前没有出现显著为负的平均异常收益率，但其异常收益率和异常交易量在个股之间的差异较大，我们认为这是投资者对追加承诺限售行为揭示信号的认识差异造成的：“公司价值信号”在追加承诺限售股解禁时对股票价格仍然有长期的支撑作用，但“股东承诺信号”随着限售股解禁而消失，可能对股票价格带来负面影响。

(三) 公司价值信号还是股东承诺信号？

上市公司股东追加承诺限售的股价支撑效应既可能是源于其释放的公司价值信号，也可能是股东承诺信号，那么在我国上市公司中哪种信号发挥着主导作用呢？我们利用非参数统计和参数估计的方法进行进一步检验我国上市公司股东追加承诺限售是否揭示了公司价值。基本逻辑是：若追加承诺限售向市场传递的更多是公司价值的信号，那么在做出限售承诺的上市公司拥有更好的盈利能力，或者市场对该公司未来的盈利能力更为看好。

在本文样本空间内，做出追加承诺的上市公司共有33家，分布于21个证监会二级行业中。我们依照以下三个标准筛选对照组的可比样本：(1) 与追加承诺上市公司处于一个交易市场 (主板、中小板、创业板)；(2) 与追加承诺上市公司属于同一证监会二级行业；(3) 与追加承诺上市公司2013年年报披露的总资产规模最为相近。依照上述规则，我们为每一个追加承诺上市公司筛选出两个对照样本^①。

①002306所属的中小板市场上仅有两家餐饮业上市公司，故而该上市公司仅有一个对照样本。

表 4列示了样本组和对照组上市公司2014年年报披露的实际每股净利润 (REPS) 和wind资讯收录的所有证券分析师2014年发布的针对上市公司盈利能力指标每股净利润预测值 (FEPS) 的均值、中位数，以及威尔科克森秩和检验 (Wilcoxon Ranksum Test) 结果。从非参数检验结果可以看出，无论是单个市场还是平均来看，追加承诺限售的上市公司均未表现出显著 (p < 0.05) 更好的盈利能力，市场对上市公司盈利预期也并未因追加承诺限售行为而显著改善。

为验证上述结论的稳健性，我们利用多元回归方程估计结果进行进一步论证。表 5列示了主要变量的描述性统计指标。为避免高度共线性问题，我们计算了主要解释变量的方差膨胀因子 (VIF)，从表 5的最后一列可以看出，各变量VIF均较小，平均VIF为1.950，根据经验法则 (VIF < 10) 我们可以认为解释变量间不存在高度共线性。

表 6列示了模型参数的估计结果。(1) 式和 (4) 式中各控制变量对每股净利润实际值和预测值的影响基本符合理论常识。回归 (2) 中，股东追加承诺限售对公司每股净利润起到了微弱的负向作用，但未通过显著性检验。类似的，回归式 (5) 中，追加承诺限售虚拟变量系数也为负值，且不显著。这意味着，从各交易市场的平均表现来看追加承诺限售的上市公司并没有表现出显著更强的盈利能力，也没有显著地改善市场对公司业绩的预期。回归式 (3) 和 (6) 考察了不同交易市场上追加承诺限售与公司实际每股净利润和预期每股净利润的关系。参数估计结果表面，无论是主板、中小板还是创业板上市公司，都没有稳健的证据显示追加承诺限售与公司盈利能力正向相关。

以上非参数和参数检验结果表明，我国上市公司股东追加承诺限售并没有向市场传递“公司价值信号”，追加承诺限售的上市公司并没有显著提高市场对其盈利的预期，同时也没有表现出显著更好的实际盈利能力。因此，我们认为，在限售期内追加承诺限售股票价格的良好表现并非因为投资者对公司价值的认同，而是追加承诺限售的“股东承诺信号”发挥了主要作用。

结合表 3中的累计异常收益率负值占比的数据我们可以对这一推断进行佐证。在追加承诺限售解禁附近的11个窗口时间中，有9个窗口的累计异常收益率负值超过50%的，最高达到72.4%。尽管均值水平上追加承诺限售解禁并未引起显著为负的累计异常收益率，但半数以上的上市公司实际出现了负的累计异常收益率，这意味着仅有少数上市公司的追加承诺限售发挥了“公司价值信号“职能，大多数公司是“股东承诺信号”起到主导作用。

五、 主要结论与政策含义

我国证券市场上IPO首发原股东限售具有强制性属性，而股东追加承诺限售具有约定性质，两者揭示的信号价值和市场效应明显不同。本文运用标准事件分析方法，比较了2009年至2013年间上市、2014年9月30日前限售解禁的股票在限售期内和解禁日附近窗口的股票价、量异常波动，对强制性首发原股东限售和追加承诺限售的信号价值和市场效应进行了首创性研究。研究发现：由于追加承诺限售向市场投放了“公司价值信号”和“股东承诺信号”，在限售期内对股票价格具有更强的支撑作用；在解禁日附近引起的平均异常累计收益率和异常交易量波动相对较小，但个股间的差异较大；这种差异是由两种信号作用强度的不同造成的，总体来看“股东承诺信号”发挥了主导作用。追加承诺限售的信号价值揭示了我国IPO首发原股东强制性限售的信号缺失和不足。需要注意的是，尽管本文甄别出“股东承诺信号”发挥着主要作用，但为何限售的“公司价值信号”没有体现出来仍然缺乏一个合理的解释，这可能是未来研究者和政策当局需要深入研究的课题。

在我国当前的新股发行制度安排下，强制性首发限售制度和核准发行制相互配合，总体上为股票市场的健康有序发展提供了保障：一方面，核准发行制度严格控制了上市公司的质量；另一方面，强制限售制度控制了内部人道德风险。因此，强制限售制度和核准发行制度从一定程度上替代了约定限售的信号职能。然而，制度安排对于市场职能的替代作用是有限的。根据本文的研究结论，尽管强制性限售客观上也起到了限制内部人交易侵占中小股东利益的作用，但是强制性限售制度本身不具有约定限售的信号价值，不能揭示上市公司的潜在价值和上市公司内部人规避道德风险的主观意愿，制约了上市公司向市场传达信号的能力。随着我国市场化改革的进一步深化，IPO发行上市由核准制向注册制改革的计划已经提上日程，但限售制度的改革却相对滞后。试想，在注册制改革完成后，落后的强制性首发限售制度不能对公司价值信号提供有效补充，这对投资者和市场而言都可能造成较大的混乱。因此，IPO首发限售制度由强制性限售向约定限售改革有必要与发行核准--注册制改革同时进行，或者提前完成限售制度改革。

根据全球其他国家和市场首发限售制度改革的先例，我国首发限售制度由强制性限售向约定限售转换可采取以下几种形式：第一，也是最缓和的改革方案，监管机构可以指定多种限售期限和限售份额的组合，由上市公司自行选择其中的一种执行。在法国新市场，内部人 (主要指公司创立者、董事) 可以选择在一年内锁定其持有股份的80%，或者选择在6个月内锁定持有股份的100%，这施行这一制度之前，内部人必须锁定其持有股份的80%至IPO后三年。第二，设定最低限售期限和限售比例，上市公司可以自愿选择更长的限售期和更大的限售份额。在荷兰新市场，针对上市公司的创立股东、高管股东和列席监事会的股东持有份额的最低限售要求是，80%的限售比例和360天的限售期限。第三，也是最宽松的限售规则，监管机构不设最低限售要求，上市公司重要股东可以与主承销商协商限售份额和限售比例。这是英国伦敦证券交易市场和美国各证券交易市场的普遍做法。在成熟的证券市场上，约定限售并没有引起内部股东IPO后大量减持，多数上市公司和承销商签署了长达180日或者更长的限售合约。由于我国股票市场的成熟度较英、美国家有一定差距，特别是创业板作为新兴市场还存在严重的IPO超募、抑价发行等问题，实行渐进式的、梯度式的限售制度改革可能是更好的选择。