一 导言

股权结构、上市公司的经营业绩与股价运行这三者之间都是相互影响的。许多文献讨论过股权结构对上市公司经营业绩的影响，本文不想简单地重复和再现这种讨论。实际上，上市公司的经营业绩也会对流通股的变动产生影响，但无论是研究上市公司的经营业绩对流通股变动的影响的文献，还是专门研究流通股变动对上市公司经营业绩的影响的文献都非常少。陈信元等(2002)曾经运用 1995—1997年度的市场数据探讨过流通股规模与公司财务信息的相关性，但其研究一是对相关性的说明不够具体，二是在今天看来其市场数据和研究样本期限过于陈旧。唐睿明、邱文峰(2014)以2012年前创业板上市公司的数据分析了流通股比率与公司绩效之间的关系，发现它们是负相关的；黄佑军(2014)则基于制造业上市公司的市场数据发现流通股比率与公司绩效是正相关的。显然，流通股占总股本的比例与流通股规模及其变动之间还是有较大不同的。Elyasiani和Jia(2010)基于美国股市的数据，发现机构投资者的持股稳定性与公司业绩之间存在显著的正相关性。这一结论能否得到中国创业板市场的某种程度的验证呢？

郭鹏飞、杨朝军(2003)基于行业角度的分析，发现股价收益与公司业绩基本无关；李礼、洪源(2005)也得到了类似的研究结论。肖彦、李珏(2008)基于房地产上市公司的分析，却发现公司业绩对股价是有影响的；而舒东升(2014)同样基于房地产上市公司的数据，发现公司业绩对于股价的影响在减弱。还有许多缺乏严谨实证分析的篇幅较小的股评文章讨论过某些具体股票的价格与业绩之间的关系，在此不做赘述。

在流通股与股价表现的研究方面，陈信元等(2002)发现流通股规模越大，股价就越低。徐筱凤、李寿喜(2005)也讨论过流通股规模与股票定价之间的关系，认为这种关系很复杂，有待进一步研究。这类文献往往只是聚焦于流通股的规模，实际上，流通股与股价表现的关系还可以从多方面展开分析。有的文献没有专门分析流通股，而是分析了投资基金等机构投资者与股价稳定性之间的关系，譬如蔡庆丰等(2010)；或是分析了机构投资者与股价之间的相关性，譬如Guercio和Hawkins(1998)、Rubin和Smith(2009)等。但由于所持股份的限售锁定期，机构投资者并不完全等同于流通股股东。也有一些文献分析了会引起流通股规模变化的大小非解禁与股价波动性之间的关系，如朱楠楠(2011)的研究。但这类分析往往着重于解禁主体的行为本身。

针对围绕本文主题的研究，如果样本太大太杂，样本期限过长，反而会影响研究结论在一定范围内的可靠性和清晰度。因为上市公司的所有权性质不同、规模和行业不同，甚至挂牌上市时间差异度过大等，都会在一定程度上影响相关数据指标的相互可比性。中国股票市场在不同的发展阶段也会呈现出不同的市场特征，研究样本期限如果过长，显然会在市场特征的“平均化”过程中模糊近阶段市场特征的呈现。当然，研究样本期限也不能太短。基于此，我们选择了创业板这一新型市场展开研究；具体的样本股票为2011年以前挂牌上市的共计153只股票，研究期限为 2011—2013年第三季度。

二 变量逻辑关系

尽管不能否认上市公司的总股本数对公司股价会有一定的影响，但对公司股价有较为直接影响的无疑是公司的流通股及其变动。本文以四个数量指标的变动来刻画流通股的变动，这四个数量指标为：前十大流通股东的变化、前十大流通股占总流通股的比例、人均流通股数量、流通股规模。大股东的持股期限越长，持股越稳定，前十大流通股东的变化就应该越小。我们期望通过研究去了解前十大流通股东的变化对股价运行是否有影响？流通股集中度的变化和流通股规模的变化对股价运行是否有影响？反过来，股价的运行对于流通股的变动是否有影响？因为它们之间的影响可能是双向的。从市场内在逻辑和一般的市场观察来看，股价在牛市中的强势向上或者在熊市中的较强抗跌性应该来自于公司的良好业绩或业绩预期，而公司的业绩信息应该一定程度上为具有专业化研究能力的大股东(机构投资者)所研判、获知。公司业绩增长的稳定性或波动度对大股东的进出(变动)频度也应该会有一定的影响，因为大股东的信息研判能力和获取能力是有差异的，这种差异性将导致大股东变动的频度与公司业绩增长的稳定度之间是具有正向关系还是反向关系呢？

流通股变动与公司经营业绩之间也应该是存在相互影响的关系的。首先，流通股集中度的提高也意味着整个股权集中度的提高，它会通过影响公司治理水平进而影响到公司经营业绩，这几乎是公司治理理论中公认的命题，也为许多实证研究所肯定。当然，股东结构特别是大股东结构的变化也会影响公司经营业绩。其次，良好的公司经营业绩也可能会吸引更多的机构投资者的加入，或者，公司业绩的不如人意会带来更频繁的股东进出，即公司经营业绩导致流通股的变动。当然，公司业绩状况也会影响公司股本的扩张速度等。公司的经营业绩可以用每股收益、净资产收益率、净利润、主营业务收入等指标来衡量。但我们主要选择以净利润的同比增长率这一指标来度量公司的业绩增长。因为可以在理论上假定，投资者对股票的投资决策主要是取决于对公司成长性的考虑，也就是对公司净利润的增长性的考虑。其他的业绩指标会受到非业绩因素的干扰，譬如，每股收益会受到股本扩张和股本存量的影响；净资产收益率会受到公司贷款数量和再融资的影响，等等。一定程度上揭示流通股变动与公司业绩增长之间的相关性或者相关度是本文的任务之一。

在公司业绩增长与股价表现之间也应该存在一定的相关性。正如前述，一些实证研究证明，过去的中国股市股价往往不反映公司业绩。但随着中国股市不断走向成熟，股价与公司业绩之间是否仍不存在一定的对应性呢？在理论上，股价表现对公司业绩应该也有某种正向影响，因为股价的上扬会提升公司的市场形象，有利于公司业务的开拓；股价的上升也便于公司的再融资。

上述的变量逻辑关系可用图 1来表示。

本文并不满足于仅将流通股变动、上市公司的经营业绩与股价表现这三者中的任何两者之间作分隔式的相关性研究，而是要通过建立联立方程的研究方法同时刻画这三者之间的相互关联性(包括正向关系和逆向关系)。这也是与同类的现有相关文献相比，本文的贡献所在。

三 实证分析及其结果

(一)数据说明及研究设计

本文研究所依托的是基于创业板2011年以前挂牌上市的共计153只股票的相关数据，研究期限为2011年第二季度至2013年第三季度，共10个季度。研究期限之所以始于2011年第二季度，是因为153只股票中的85只股票由于上市时间原因而缺少2010年第一季度的净利润数据，从而使得2011年第一季度的净利润的同比增长率无法计算。

1.净利润同比增长率，具体表示为年初至每个季度的净利润的同比增长率，即1—3月、1—6月、1—9月、1—12月分别比上年同期的净利润的增长率。数据来源为每家上市公司的季报、半年报和年报。如果上年某期的净利润为负，下一个年度同期实现了扭亏为盈，则在技术处理上将净利润的增长率记为+100%；如果上年某期的净利润为正，下一个年度同期的净利润为负，则净利润的增长率记为-100%。此外，将净利润同比增长率的数据异常的样本进行了处理，凡是大于500%的，按500%进行计算，以保证数据的相对平稳性。上述两类情况在本文的数据样本中属于极端情况，并不多见。

2.流通股变动方面，分别选取了前十大流通股东的变化、前十大流通股占总流通股的比例、对数化的人均流通股数量和对数化的流通股规模四个指标来衡量。对于前十大流通股东的变化，将相继的两个季度末期的前十大流通股东通过技术处理进行比较，如果变动一个大股东取数值为1，变动两大股东则取数值为2，其他变化以此类推；如果没有变化，取数值为0。整个数据的取值在0—10之间，显然，所得数值越小，说明前十大流通股东越稳定。至于前十大流通股东排名顺序的变化，则不予考虑。因为这种排名顺序的变化可能是源于股东间增减持股的不平衡，甚至是持股的少量变化引起的，当然也可能是由于持股的大量变化引起的。而我们在实证分析中还会使用另一个指标——前十大流通股占总流通股的比例来刻画持股集中度的变化。前十大流通股东、前十大流通股占总流通股的比例和流通股数量的数据均来源于各公司的季报、半年报和年报。人均流通股数据来源于大智慧行情显示系统中的F10资料。还要说明的是，表现流通股变动的四个指标的基础数据均指的是无限售条件流通股。这是为了能更好地展现它与股价表现等之间的相关性，因为有限售条件流通股实际上暂时是不参与流通的。

3.股价变动率指的是每个季度最后一个交易日的收盘价与上一个季度最后一个交易日的收盘价相比的变动率。由于创业板指数自2010年12月中旬开始了一个总体逐级下跌的走势，一直持续到2012年12月4日的最低点为止，随后便开始了一轮大牛市行情，所以2012年第四季度的股价变动率的计算以该年12月4日的收盘价与上一个季度最后一个交易日的收盘价相比。而接下来的2013年第一季度的股价变动率则以该季度最后一个交易日的收盘价与上一年12月4日的收盘价相比来计算。如此选择数据的目的是为了更好地刻画股价对于研究模型内影响因素的影响作用。如果股票遇因公司召开股东大会等原因而停牌，则以本来的计算窗口日前一个交易日的收盘价来计算。股价的上涨率记为+，下跌率记为-。为了保证股价的可比性，全部采用复权后的股价进行计算。股价方面的数据也是来源于大智慧行情显示系统。

4.在联立方程模型中，为了排除其他可能影响公司业绩的因素，本研究加入净资产收益率、资产负债率作为控制变量；在研究流通股变动时，加入公司总资产作为控制变量；在研究股价变动时，加入净资产收益率作为控制变量。上市公司的净资产收益率、资产负债率和总资产数据均来源于国泰安数据库。

(二)面板数据的联立方程设定和变量说明

本文建立如下的联立方程模型：

$ J L R_{i t}=f\left(Z C S_{i t}, Z C F_{i t}, G P R_{i t}, D G R_{i t}, J L R_{i t-1}\right) $

(1)

$ D G R_{i t}=f\left(J L R_{i t}, G P R_{i t}, R J B_{i t}, S I Z E_{i t}, D G B_{i t}\right) $

(2)

$ G P R_{i t}=f\left(J L R_{i t}, D G R_{i t}, Z C S_{i t}, R J B_{i t}, L T G_{i t}, G P R_{i t-1}\right) $

(3)

在(1)式中，JLR_it作为被解释变量，表示上市公司净利润的同比增长率。在方程等号的右边，将净资产收益率(ZCS_it)和资产负债率(ZCF_it)作为影响JLR_it的重要因子引入方程。GPR_it表示股价变动率，DGR_it表示前十大流通股占总流通股的比例(后文将对这方面指标变量的选择进行说明)。此外，考虑到净利润增长常具有的运行惯性，在方程中加入JLR_it-1，以便表示上一期的净利润同比增长率对当期的影响。

在(2)式中，DGR_it作为被解释变量，表示前十大流通股占总流通股的比率。JLR_it表示公司净利润同比增长率，GPR_it表示股价变动率，RJB_it表示对数化的人均流通股数量。SIZE_it表示总资产，这里采用对数化的总资产除以100来表示，以便同方程中的其他数据相匹配。DGB_it表示前十大流通股东的变动。

在(3)式中，GPR_it作为被解释变量，表示股价变动率。JLR_it表示公司净利润同比增长率，DGR_it表示前十大流通股占总流通股的比例，ZCS_it表示净资产收益率，RJB_it表示对数化的人均流通股数量，LTG_it表示对数化的流通股数量。考虑到股价运行常常具有的惯性即股价表现的“记忆性”特征，在方程中加入GPR_it-1，以便表示上一期的股价表现对当期的影响。

上述方程组中，在表现流通股变动的变量的选择上，不同的方程式之所以采用了不同的衡量指标，是因为一方面从技术角度考虑，要做到联立方程的各个变量可被识别，故而整个方程组中对指标的重复率要加以控制；另一方面从市场意义来看，本文所选取的流通股变动的四个指标刻画的是流通股变动的四个维度，不同的指标体现的市场涵义各有差异。通过模型的预估计，方程组中不同方程式对体现流通股变动的指标变量的选择所带来的效果最好，因此以此作为本文的核心模型，而对其他变量的回归分析均在此模型基础上进行适当修改。

(三)面板数据联立方程采用的估计方法

在对联立方程进行估计前，必须首先考虑联立方程组模型的识别问题。识别是联立方程组是否可以进行回归估计的充要条件。在方程(1)(2)(3)中JLR_it，DGR_it和GPR_it是内生变量，其余的都是由模型外部条件决定的先决变量。根据模型识别的阶条件和秩条件，模型可识别且为过度识别，便可以进行估计。由于联立方程组属于过度识别，本文采用三阶段最小二乘法(3SLS)。3SLS的基本思路可以概括为3SLS=2SLS+GLS，即首先用两阶段最小二乘法估计联立方程组中的每个方程，再用广义最小二乘法估计模型系统。

(四)变量的描述性统计和平稳性检验

表 1是主要变量的描述统计。从中可以看出，样本公司的净利润同比增长率及股价变动率的平均值分别为0.072和0.018。前十大流通股东变化的平均值为4.106，说明样本公司的前十大股东在各个季度存在明显变动。前十大流通股占总流通股的比例平均为0.323，前十大流通股占总流通股比例的标准差平均值为0.154，说明该比例在各个季度存在波动。样本公司的平均资产负债率为0.193，平均净资产收益率为0.040，样本公司总资产对数除以100之后平均为0.209。

由于使用面板数据，需要对各个变量进行平稳性检验。本文选用LLC检验，得出的LLC单位根的检验结果如表 2。从表 2显示的结果可以看出，各变量的水平值均拒绝存在单位根的原假设，所以可以得到全部变量都是平稳的。

(五)回归分析

在JLR_it方程中，计量结果表明(见表 3)，股价变动率(GPR_it)对净利润同比增长率(JLR_it)有正向作用，且通过了显著性检验。具体表现为GPR_it每增加或减少1%，JLR_it将同向增加或减少0.693%，验证了股价表现对于公司业绩存在正向影响的理论假设；前十大流通股占总流通股的比率(DGR_it)对净利润同比增长率(JLR_it)也有正向作用，但未通过显著性检验，这表明前十大流通股占总流通股的比例对于净利润同比增长率的影响并不显著。

为了探究用以刻画流通股变动的其他三个变量对于公司业绩的影响，将它们也分别代入方程组，建立新的联立方程模型另作实证分析。也就是将流通股变动的其他三个变量分别嵌入方程(1)、方程(2)和方程(3)中，以替代原有的DGR_it变量。具体为，将DGB_it作为被解释变量放在方程(2)的等号左边，即：

$ D G B_{i t}=f\left(J L R_{i t}, G P R_{i t}, R J B_{i t}, S I Z E_{i t}, D G R_{i t}\right) $

(4)

并将DGB_it作为解释变量放在方程(1)和方程(3)的等号右边用以替换DGR_it，从而得到新的联立方程模型。同理，对变量RJB_it和LTG_it也分别进行同样的处理，即分别得到：

$ $$RJ{B_{it}} = f\left({JL{R_{it}}, GP{R_{it}}, LT{G_{it}}, SIZ{E_{it}}, DG{R_{it}}} \right)$$ $

(5)

$ $$LT{G_{it}} = f\left({JL{R_{it}}, GP{R_{it}}, RJ{B_{it}}, SIZ{E_{it}}, DG{R_{it}}} \right)$$ $

(6)

分别以它们结合调整后的方程(1)和方程(3)，就有了新的三个联立方程模型。分别通过对新的三个联立方程模型进行回归分析，本文得到表 4的结果。当然，表 4也显示了前面述及的对DGR_it影响的分析结果。从表 4可发现，前十大流通股占总流通股的比例和前十大流通股东变动的影响均未通过显著性检验，而人均流通股数量和流通股规模的影响则都通过了显著性检验。这说明流通股变动对于公司业绩的影响中，有两个用以刻画的变量的影响是显著的。

再回到表 3，从中还可以看出，净资产收益率(ZCS_it)与净利润同比增长率(JLR_it)具有高度的正相关性。从财务学的角度看，它们的本质含义实际上是相通的。公司资产负债率(ZCF_it)对于公司净利润同比增长率的影响未通过显著性检验，表明这种影响不显著。这说明从总体上看，创业板公司的自有资金可能较为丰盈，在借款负债上表现谨慎，或者相当一部分创业板公司的业绩增长较大程度上来自人力资本的推动而非贷款资金等的推动。JLR_it-1对于JLR_it的影响通过了显著性检验，表明公司的净利润同比增长率具有惯性，它的上一期状况对于本期的影响是正向并且显著的。

如表 3，DGR_it方程的回归分析表明，股价变动率(GPR_it)与前十大流通股占总流通股的比率(DGR_it)之间存在负相关性，GPR_it的上升会导致DGR_it的减少。从估计系数来看，在其他因素保持不变的条件下，GPR_it每上升或下降1%，会导致DGR_it减少或增加0.062%，且通过了0.01的显著性检验。公司净利润增长率(JLR_it)对前十大流通股占总流通股的比例(DGR_it)的影响系数为0.010，且通过了显著性检验，这表明两者之间存在正的相关性。

为了检验流通股变动的其他三个变量与公司净利润增长率之间的关系，我们通过对方程(4)、方程(5)和方程(6)分别与按照前述方法进行变量替换后的方程(1)和方程(3)构建的新的三个联立方程模型以及原始的联立方程模型进行回归分析，得到它们的关系如表 5所示。由表 5可见，公司净利润增长率对其中的前十大流通股东的变动的影响未能通过显著性检验，而对人均流通股数量以及流通股规模的影响通过了显著性检验，这表明公司净利润增长率对流通股变动的三个指标有影响，但系数值显示影响总体不大。表 3还表明，对数化的人均流通股数量(RJB_it)与前十大流通股占总流通股的比例(DGR_it)之间存在正相关性，当RJB_it增加1%，DGR_it会增加0.173%，且回归系数通过了显著性检验。公司总资产(SIZE_it)与前十大流通股占总流通股的比例(DGR_it)之间存在负相关关系，并且通过了显著性检验，表明随着公司总资产的不断增加，股权集中度会趋于下降，这与市场常识相符。

在表 3的GPR_it方程中，计量结果表明股价表现(GPR_it)与公司净利润增长率(JLR_it)之间呈正的相关性，且通过了显著性检验，具体表现为JLR_it每增加1%，会导致GPR_it增加0.103%。这意味着，股价对于公司的业绩增长是有所反应的。由于本文的数据样本期既包括牛市也包括熊市，所以可以解读为，在牛市公司业绩对于股价的上涨有推动作用，而在熊市良好的公司业绩会在总体上增强股价的抗跌性。前十大流通股占总流通股的比例(DGR_it)与股价变动率(GPR_it)呈负的相关性，具体表现为，前十大流通股占总流通股的比例每提高1%，会导致股价变动率减少0.225%。净资产收益率(ZCS_it)每提高1%时，股价变动率将因此减少0.949%。同样，由于数据样本期跨越牛市和熊市的原因，可以在市场意义上解读为，前十大流通股占总流通股比例的提高和净资产收益率的提高均会增加股价的稳定性。虽然从理论上说，作为平均值的这种稳定性可以体现为牛市中的股价滞涨而对熊市中的股价助跌，或者对牛市中的股价助涨而熊市中的股价抗跌，甚至牛市中的股价滞涨及熊市中的股价抗跌两种情况均发生，但结合对市场实际情况的观察和方程中其他因果关系的解读，计量分析的股价稳定性结论应该是来自对牛市中的股价助涨和熊市中的股价抗跌。

表 3还显示，对数化的人均流通股数量(RJB_it)和对数化的流通股规模(LTG_it)对股价变动率(GPR_it)的影响都是呈显著正相关的，表明人均流通股数量和流通股规模的增加会导致股价波动率正向变化。再观察股价变动率自身的影响，GPR_it-1对GPR_it的影响通过了显著性检验，表现为正的相关性，即股价变动率在一个较长的市场阶段具有“记忆性”特征。

为了研究DGB_it(前十大流通股东的变动)对于股价变动率的影响，重新考虑方程(3)，以变量DGB_it替换变量LTG_it进行运算，得到DGB_it的回归系数为0.014，且系数通过了显著性检验。这表明前十大流通股东的变动对股价变动率存在正向的影响。

前已述及，股价变动率对前十大流通股占总流通股的比例具有反向影响。为了检验股价变动率对流通股变动其他三个指标的影响，我们重新设定方程组中的方程(2)，将流通股变动的其他三个指标分别作为被解释变量代入，并对方程(1)和方程(3)进行相应的变量替代，然后将新的三个方程联立，得到如表 6所示的它们之间的关系(实际上就是类似于表 4和表 5中的数据求取方法)。表 6显示，这其他三个指标也均通过了显著性检验，股价变动率对这三个指标分别存在正向影响。

四 总体性结论

通过以上的实证分析，可以归纳得出创业板市场上流通股变动、公司业绩增长与股价表现三者之间关系的如下总体性结论：

第一，公司业绩与股价表现之间相互存在正相关的关系。公司的业绩增长对股价上涨有推动作用，在熊市则会增强股价的抗跌性。这说明起码在创业板市场，投资者的投资行为具有一定的理性化特征。股价的上涨也会给上市公司树立良好的市场形象和社会形象，有利于公司生产经营环境的改善和优化，从而帮助公司业绩的进一步提升。

第二，流通股变动与公司业绩之间的关系比较复杂。表 4中，从流通股变动指标的回归系数可以看到，DGR_it和DGB_it对JLR_it的影响都未能通过显著性检验，而RJB_it和LTG_it对JLR_it的影响则都通过了显著性检验；在表 5中，JLR_it除了对DGB_it的影响未通过显著性检验以外，对其他三个流通股变动指标的影响均通过了显著性检验。实证分析表明，不能否定流通股变动对公司业绩产生的影响，但从系数值来看，简单地认定这种影响的显著存在似乎也缺乏有力的证据。这恰恰说明目前的公司治理结构还有待于充分吸收流通股变动的影响。至于公司业绩对流通股变动的影响，在一定程度上也是存在的，从而也在一定程度上验证了前文对于变量逻辑关系的说明和理论假定。

第三，流通股变动与股价表现之间的关系也较为复杂。具体说来，前十大流通股占总流通股的比例与股价变动率之间呈相互反向影响的关系。前已述及，这意味着前十大流通股占总流通股的比例提高会增加股价的稳定性，并且似乎可进一步解释为该比例的提高意味着对牛市中的股价助涨和熊市中的股价抗跌。

前十大流通股东的变动、人均流通股数量和流通股规模分别会对股价变动率产生正向影响，反过来，股价变动率也会分别对这三个变量产生正向影响。它们的市场意义在于，前十大流通股东的变动越是频繁，意味着机构投资者对于股价后市走势的分歧越大，短期内大量股票筹码的易手当然会加大股价的变动，或者涨幅加大，或者跌幅加大。反过来，股价变动率的提高也会使机构投资者对于股价后市走势的分歧增大，有的可能会获利了结或减持，有的则可能进场大量增持。人均流通股数量的增加意味着股票持有集中度的提高，有助于股价的上涨，但是否对股价的下跌有推动作用，这里的实证分析本身并不能提供答案，有待进一步研究。目前阶段，创业板市场上流通股规模普遍不大，适当扩大规模有利于大资金的进出，从而有利于股价的上涨，增加股价的弹性。那么，股价变动率反过来影响流通股规模的市场机理是怎样的呢？股价的下跌或牛市中的股价粘性可能会促使公司意识到流通股规模过小的弊端，因而会增加派发红股或转赠股份。媒体就曾报道过，有的创业板公司管理层在谈及股价时，就将自己的股票有时跌幅过大或在牛市中的股价粘性归结为股本过小。而股价的大幅上涨也可能会促使公司增加派发红股或转赠股份以获得股价的除权效应。

需要说明的是，以上结论在表述上虽然是对公司业绩、流通股变动和股价表现这三个变量之间的正向与逆向关系的两两说明，但这些结论是通过建立联立方程的研究方法同时刻画这三者之间的相互关联性而取得的。