會計信息在投資決策中的錨定調(diào)整機制研究

邊 泓，周曉蘇，曲興華

（南開大學(xué) 商學(xué)院，天津 300071）

現(xiàn)有會計準(zhǔn)則下產(chǎn)生的會計信息是否更加具備決策有用性是會計學(xué)界長期關(guān)注的問題。在該領(lǐng)域的研究成果中，具有影響力的是以信息觀為基礎(chǔ)，并借助事件研究法進行的信息價值相關(guān)性研究。事件研究法能夠檢驗信息在發(fā)布前后的短時間窗口中所引起的市場反應(yīng)，若依據(jù)市場弱勢有效假說，在這個短時間窗口之后，價格已經(jīng)包含了企業(yè)所發(fā)布的會計信息。然而在沒有新會計信息到達(dá)市場的時期，伴隨著價格的起伏不定，歷史性會計信息如何作用于投資決策過程這個問題始終沒有得到很好的解釋，①這使得對于會計信息決策有用性的研究，以及對檢驗會計準(zhǔn)則實施效果的研究都顯得不夠完善。尤其是在我國目前的制度背景下，上市公司必須在每年的4月30日前按照預(yù)約的披露日期發(fā)布其上年度的財務(wù)報告，那么在每年5月至12月這個長時間段中，會計信息對投資決策發(fā)揮何種作用機制，以及哪類信息對定價決策更具影響力等問題，由于缺少有效的研究方法而無法獲得令人信服的成果。隨著2006年新企業(yè)會計準(zhǔn)則的實施，對其實施效果的研究即將成為熱點，為此本文嘗試在計量觀的成果基礎(chǔ)上，利用投資者認(rèn)知特征所形成的決策規(guī)律來進行針對長時間窗的會計信息對定價決策的有用性研究，并分析近幾年來會計信息在我國投資者決策中作用機制的變化，檢驗2006年新企業(yè)會計準(zhǔn)則的針對性，從而為日后檢驗其實施效果做出鋪墊。

一、文獻回顧及問題的提出

（一）信息觀下的會計信息價值相關(guān)性

信息觀的成果十分豐富，可以總結(jié)為以下幾個方面。(1)會計信息在其發(fā)布前后的短時間內(nèi)對交易價格產(chǎn)生的影響是顯著的。如Beaver(1968)發(fā)現(xiàn)在公司年報披露的當(dāng)周，其股價的波動幅度和交易量均顯著地高于其他交易周；[1]陳曉、陳小悅和劉釗(1999)發(fā)現(xiàn)在股票盈余公告日附近確實有新的信息抵達(dá)市場，導(dǎo)致交易量發(fā)生波動。[2](2)會計盈利信息和股價變動是一種同步關(guān)系，在盈利公布之前，如果盈利變動為正，累計超常收益為正；如果盈利變動為負(fù)，累計超常收益為負(fù)。但是，在盈虧信息公布之后，累計超常收益趨于平穩(wěn)，如Jones&Litzenberger(1970)的研究。[3](3)市場報酬不僅與會計盈余相關(guān)，而且與盈余水平存在更強的相關(guān)關(guān)系，同時包含這兩個變量，比單獨任何一個變量能更好地解釋證券報酬，如Easton&Harris(1991)。[4]

對于哪些會計信息具備較強的價值相關(guān)性問題，目前的研究成果普遍認(rèn)為會計盈余和凈資產(chǎn)的賬面價值的價值相關(guān)性較為明顯。孫愛軍、陳小悅(2002)發(fā)現(xiàn)在中國股票市場中，會計盈余對股票收益具有顯著的解釋能力，而且這種影響呈現(xiàn)不斷增強的趨勢。[5]陳信元、陳冬華、朱紅軍(2002)的研究發(fā)現(xiàn)，收益、凈資產(chǎn)以及剩余收益指標(biāo)都具有價值相關(guān)性。[6]而現(xiàn)金流量是否具有價值相關(guān)性，目前還存在爭議。但LEV(1989)指出，對于短窗口(2-3天)研究來說，會計盈余對于證券價格變動的解釋力只有2%～5%，而對于較寬(一個季度)和很寬(最長為兩年)窗口的研究來說，會計盈余對證券價格的解釋力也只有4%～7%。LEV認(rèn)為，會計盈余對證券價格的解釋力之所以這樣低的原因在于會計盈余的低質(zhì)量。[7]

（二）計量觀下的股票定價模型

計量觀的研究以Fisher的期望股利折現(xiàn)假說為基礎(chǔ)，經(jīng)過了多年的發(fā)展，F(xiàn)eltham和Ohlson在1995年依據(jù)剩余收益模型，借助線性信息動態(tài)假說，提出了式(1)所示的股票定價模型，[8]開創(chuàng)了通過歷史會計信息進行股票定價的研究領(lǐng)域。

但值得注意的是，該模型并沒有界定“非會計信息”變量vt的具體內(nèi)容，而Ohlson也認(rèn)為vt是無法事先觀測的，因此該模型在實證研究中存在很大的局限性。[9]Dechow等人(1998)在研究模型中剔除了變量vt，[10]之后的一些研究或沒有對vt進行考慮，或僅對vt進行了直覺上的表述，如Hand(2001)。[11]這種做法直接導(dǎo)致了利用該模型所進行的實證研究都沒有獲得令人滿意的統(tǒng)計檢驗結(jié)果，從而被Ohlson視為是對Ohlson95模型在整體上是否具有經(jīng)驗檢驗意義的質(zhì)疑。

在我國，陸宇峰(1999)利用我國1993-1997年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)中國上市公司會計收益、凈資產(chǎn)對股票價格具有一定的解釋能力。[12]陸靜等(2002)通過擴展的Felthem-Ohlson模型，比較會計盈余、現(xiàn)金流量與股票價格間的皮爾遜相關(guān)系數(shù)，得出每股收益比現(xiàn)金流量能更精確地解釋股票價格的結(jié)論。[13]黨建忠等(2004)提出基于Felthem-Ohlson股權(quán)估值修正模型，以1993-2001年所有A股上市公司作為研究樣本，對股票價格的影響因素進行了檢驗，股票價格與所有設(shè)計的自變量之間的偏相關(guān)系數(shù)都通過了顯著性水平為0.01的統(tǒng)計檢驗，股票價格回歸模型的F檢驗也通過了0.01的顯著性水平。[14]這些成果同樣沒有很好地解決vt所帶來的影響問題。

（三）有待解決的問題

2006年新企業(yè)會計準(zhǔn)則的出臺是以決策有用目標(biāo)日益受到推崇為背景的，若認(rèn)為投資者及其他信息使用者利用會計信息是為了分析企業(yè)未來的經(jīng)營狀況，則必然要了解描述企業(yè)前一個會計期間經(jīng)營成果的會計利潤和描述企業(yè)前一個期間終點時刻資源狀況的資產(chǎn)信息對于決策過程誰的作用更大。陳毓圭(2005)認(rèn)為由于資產(chǎn)負(fù)債表完整地反映了企業(yè)現(xiàn)有的財務(wù)狀況和能力，對于預(yù)計企業(yè)未來的發(fā)展具有更加穩(wěn)健的作用，因此資產(chǎn)負(fù)債表在決策有用觀中具有重要的地位。[15]這種認(rèn)識促進了2006年新企業(yè)會計準(zhǔn)則中計價方法朝著更加貼近資產(chǎn)與負(fù)債現(xiàn)實價值方向的發(fā)展。但其是否與近幾年來我國投資者決策特點的變化相吻合，以及其實際的實施效果如何，都需要當(dāng)前的研究給予全面和客觀的回答。

一方面，以往的研究往往對投資者的有限理性決策特征重視不足，由市場風(fēng)險不斷增大而引發(fā)的投資者對會計信息的關(guān)注點所發(fā)生的變化，目前在我國還沒有得到深入的分析；另一方面，事件研究法的弱點在于無法研究歷史性的會計信息在一個較長的時間段中對決策所產(chǎn)生的影響，這一點恰好是計量觀計價模型的優(yōu)勢所在。但是，如果不能控制或剔除非會計信息所帶來的影響，我們便無法正確檢驗會計信息對投資者判斷股票價格的影響，同時也無法判斷在一個較長的時間段中，不同會計信息對價格的解釋能力問題。以上所述的計價方面的文獻，只有個別文獻的1996年樣本的回歸擬合優(yōu)度達(dá)到了0.6，其余都比較低，②若無法達(dá)到良好的回歸結(jié)果，則對結(jié)論的說服力將產(chǎn)生很大的影響。本文的研究將起始于尋找一條研究長時間窗中會計信息對價格作用機制的有效途徑，進而分析近年來不同會計信息在我國投資者決策過程中的作用及其對價格影響力的變化情況。

二、研究設(shè)計和假設(shè)

行為經(jīng)濟學(xué)將投資者看作是有限理性的社會人，他們啟發(fā)式的認(rèn)知方式使得市場只能是“不完全有效”的。Kahneman和Tversky(1974)指出的投資者認(rèn)知特征中的錨定啟發(fā)效應(yīng)[16]形成了股票價格的“歷史粘性”，饒育蕾(2005)認(rèn)為在證券市場中往往表現(xiàn)為對股票價格的錨定，在沒有影響力重大的非會計信息發(fā)布的時間段中，投資者在判斷股票價格的水平時，最可能錨定的數(shù)字是記憶中離現(xiàn)在最近的價格，因此使股價日復(fù)一日地趨同。對單個股票而言，價格的變化也會受到其他股票價格變化的錨定，市盈率也會受到其他股票市盈率的錨定，這種聯(lián)系有助于解釋為什么不同的股票會一同漲跌。證券市場中出現(xiàn)的這些特征都可以用人們傾向于參考方便的數(shù)字的錨定作出解釋。[17]

如果以上假說成立，同時考慮到我國的投資者在每年的5月至12月間，不僅可以獲得各上市公司上一年的年度財務(wù)報告，而且可以獲得其季度報告的數(shù)據(jù)；同時，由于市盈率長期停留在較高水平，因此可以將式(1)略加調(diào)整得到式(2)：

其中，i指某一只股票，AIih為上年度財務(wù)報告的數(shù)據(jù)，AIinew為最新的季度報告的數(shù)據(jù)，它們替代了式(1)中的前兩項。而式(1)中vt被分解為vm和v′i，vm為對市場具有普遍影響的非會計信息，而v′i為只對股票i產(chǎn)生影響的非會計信息。那么在市場對年度報告的反應(yīng)期剛剛結(jié)束的時點，若股票i與股票j都不存在v′和vm帶來的影響，則其價格關(guān)系可以表示為式(3)：

此時，上一年度的會計數(shù)據(jù)經(jīng)過市場的吸收，確定了各股票價格在整體中的相對位置，如果在我們選取的觀測時間段中，存在一組始終未受到v′影響的股票，③則在觀測時間段中的任意時刻，存在式(4)：

由于我國上市公司的季度報告和半年報只要求自愿審計，因此其影響力要遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于年度報告，即α1×AIh遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于 α2×AInew，vm又是對各只股票產(chǎn)生了同比例的影響，即(βi×vm)/Pi≈(βj×vm)/Pj，則可以得到：公式4≈公式3。因此，可以認(rèn)為對于均未受到v′影響的一組股票而言，股票價格由于歷史粘性的作用，在新的會計年度報告發(fā)布之前，其價格的起伏與市場整體的變化同步，不同股票的價格之間將保持穩(wěn)定的相對位置關(guān)系，由此本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：在市場中存在一組穩(wěn)定的成員，該組成員在所觀察的時間段中都不存在只對其中某一個體產(chǎn)生影響的非會計信息v′，其價格之間將保持穩(wěn)定的相對位置關(guān)系。

若假設(shè)1能夠得到驗證，則本文可以繼續(xù)利用穩(wěn)定成員展開后續(xù)研究。將穩(wěn)定成員單獨篩選出來，則可以認(rèn)為針對其所將進行的研究都已經(jīng)排除了v′所帶來的影響，解決了以往計量觀研究中的難點。

從式(3)可以發(fā)現(xiàn)，這種在長時間段中存在的穩(wěn)定的位置關(guān)系，是由各股票上年度的財務(wù)狀況所決定，上年度的財務(wù)狀況確定了股票的錨定初值，因此確定了股票價格間的相對關(guān)系，而日后季度報告和vm起到調(diào)整作用，由此可以提出假設(shè)2。

假設(shè)2：年度報告在其反應(yīng)期結(jié)束后確定了股票當(dāng)年的價格錨定初值，穩(wěn)定成員價格的相對水平主要受到歷史性會計信息的影響，而季度報告的作用體現(xiàn)為在錨定初值之上不斷地調(diào)整價格。

會計收益、凈資產(chǎn)和現(xiàn)金流量被已有的研究成果認(rèn)為是具有價值相關(guān)性的會計信息。陳小悅等(2008)提出在計量觀定價模型中，P是經(jīng)營性凈資產(chǎn)和未來收益的函數(shù)，[18]上期期末的經(jīng)營性凈資產(chǎn)，既體現(xiàn)了一只股票的現(xiàn)實價值，又體現(xiàn)出該股票日后的經(jīng)營能力，考慮到信息的易得性，投資者通常將賬面凈資產(chǎn)(BV)作為經(jīng)營性凈資產(chǎn)的替代變量，并簡單地將會計盈余視為預(yù)測未來收益的替代值。未來收益的不確定性使得P與BV的差額越大，則投資于該股票的風(fēng)險越大。在2002年之后，我國股票市場受到不斷擴容的影響，資金日趨分散，風(fēng)險日趨增大，投資者為避免風(fēng)險，他們會傾向于選擇P與BV差值較小的股票，并選擇綜合實力相對較強的企業(yè)，在會計特征上，每股凈資產(chǎn)和總資產(chǎn)水平無疑是對企業(yè)當(dāng)前實力的最優(yōu)體現(xiàn)，由此本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3：在2002年之后，總資產(chǎn)價值和凈資產(chǎn)價值對價格的影響力不斷地增強，并且相比會計收益而言，對價格更加具備影響力。

為了有效地檢驗各項假設(shè)，本文設(shè)計了以下研究過程：

（一）篩選未受到v′影響的穩(wěn)定成員

本文將2003年至2007年作為研究的時間段，在每個年度5月到12月間的每一個月份，按照相同的規(guī)律④各抽取一個交易日，按照年度組成5個樣本組，每個樣本組包含當(dāng)年8個交易日的數(shù)據(jù)。對每一個樣本組在剔除金融類、A股流通量發(fā)生變化及存在缺失狀況的數(shù)據(jù)之后，使用Khonen聚類方法，[19]對每個交易日的收盤價進行聚類，將價格劃分為n個區(qū)間，最終篩選出在8個交易日中始終處于同一價格區(qū)間的股票，將其作為當(dāng)年的穩(wěn)定成員。

（二）檢驗?zāi)甓葓蟾媾c穩(wěn)定成員價格定位之間的關(guān)系

將價格區(qū)間的編號作為各股票在當(dāng)年市場整體中價格相對水平的替代變量，通過分析各樣本組中穩(wěn)定成員的價格區(qū)間編號與其上年度年報數(shù)據(jù)的相關(guān)性，選擇出相關(guān)性較強的會計信息，并使用線性模型進行進一步檢驗，以確定對股票當(dāng)年的價格基準(zhǔn)水平較具影響力的歷史性會計信息。

（三）針對穩(wěn)定成員，通過面板數(shù)據(jù)檢驗各項會計指標(biāo)在定價決策中的影響力

對穩(wěn)定成員而言，在所抽取的8個交易日，各自的v′都不存在，因此價格P只是受到價格基準(zhǔn)水平、新發(fā)布的季度報告及市場整體變化趨勢的影響，因此可以通過式(2)的線性模型分析不同信息對價格的影響力。在得到5個樣本組各自的檢驗結(jié)果后，便可以發(fā)現(xiàn)各項會計信息影響力的變化。

三、樣本及實證結(jié)果

（一）穩(wěn)定成員的選取結(jié)果

本文的數(shù)據(jù)來自CCER數(shù)據(jù)庫，各年度的樣本包含了滬深兩市的A股。自2002年以來，在我國上市公司的數(shù)量不斷增加的同時，進行增發(fā)或送股的企業(yè)數(shù)量也在不斷增大，市場的整體走勢在經(jīng)歷了一個平緩時期后，在2007年呈現(xiàn)出了單邊上揚的走勢。通過對5個樣本組分別利用Khonen聚類方法⑤分析各交易日價格的相似度狀況后，可以發(fā)現(xiàn)在每個年度都存在一組價格“穩(wěn)定”的股票，各年度的穩(wěn)定成員狀況見表1。

表1 各年度穩(wěn)定成員分析結(jié)果

根據(jù)表1中的統(tǒng)計結(jié)果，可以驗證假設(shè)1的成立。

（二）相關(guān)指標(biāo)的選取和變量設(shè)計

本文根據(jù)穩(wěn)定成員的代碼將其上年度財務(wù)數(shù)據(jù)與其價格區(qū)間編號構(gòu)成研究樣本，價格區(qū)間編號與上年度財務(wù)指標(biāo)之間的相關(guān)性分析的結(jié)果見表2。

表2 會計指標(biāo)與價格區(qū)間編號間的相關(guān)性分析結(jié)果

表3 變量設(shè)計

根據(jù)相關(guān)性分析的結(jié)果，在排除指標(biāo)之間的自相關(guān)問題之后，本文設(shè)計了以下兩個模型，分別用于對假設(shè)2和假設(shè)3的檢驗，模型中有關(guān)變量的設(shè)計見表3。

模型 1：Cluster=a×AIh+ε

模型 2：P=a×AIh+b×AInew+c×vm+d×LQ+ε

其中AIh為上年度年報中的會計信息，AInew為在所抽取的交易日可獲得的最新季度報告中的關(guān)鍵會計指標(biāo)。本文使用上海和深圳兩個市場的指數(shù)作為對市場具有普遍影響的非會計信息vm的替代變量。

（三）年報數(shù)據(jù)作用機制的檢驗結(jié)果

依據(jù)表2中相關(guān)性分析的結(jié)果，各年度分別使用了當(dāng)年相關(guān)系數(shù)超過0.3的會計指標(biāo)構(gòu)成模型1的解釋變量，表4中總結(jié)了使用模型1的回歸分析結(jié)果。

表4 年報數(shù)據(jù)對價格基準(zhǔn)水平的影響力檢驗結(jié)果

對模型1的回歸分析獲得了非常良好的統(tǒng)計結(jié)果，在各年度模型的擬合效果都非常明顯，其中每股凈資產(chǎn)和每股營業(yè)收入都體現(xiàn)出了明顯的顯著性，但每股收益這一以往被認(rèn)為最具價值相關(guān)性的指標(biāo)，其表現(xiàn)并不穩(wěn)定，只是在部分年度具有顯著性，體現(xiàn)企業(yè)償債能力的流動比率指標(biāo)只是在后兩年體現(xiàn)出了顯著性。年度報告中的審計意見未能獲得預(yù)期的符號，這與相關(guān)性分析的結(jié)果存在矛盾。

本文繼而針對各年所有流通量沒有發(fā)生變化的股票，使用模型1檢驗其上年度財務(wù)狀況對各年5月抽取的交易日的價格聚類結(jié)果的影響，可得到與表4近似的結(jié)果，只是調(diào)整后的R2略低于表4的數(shù)據(jù)。這些回歸的結(jié)果可以說明，每股凈資產(chǎn)和每股營業(yè)收入兩項數(shù)據(jù)在報告期剛剛結(jié)束的時候，對確定一只股票在市場中的價格定位⑥具有重要的作用，這種錨定機制不僅作用于穩(wěn)定成員，而且對于市場整體具有普遍性。

（四）會計信息對價格影響力的檢驗結(jié)果

從表4可見，EPS、NAPS和OIPS呈現(xiàn)出了顯著的錨定作用能力，本文進一步將這三項指標(biāo)作為模型2中AIh的替代變量，并使用模型2對股價與投資者在所抽取的交易日可以獲取的各類信息之間的關(guān)系進行了研究。我們對每年所抽取的8個交易日中的穩(wěn)定成員構(gòu)成的面板數(shù)據(jù)分年度進行了檢驗，結(jié)果見表5。

模型2是對Ohlson 95模型的修正，OIPS的顯著性體現(xiàn)出面對普遍存在的盈余管理問題，每股營業(yè)收入成了投資者判斷盈余質(zhì)量時所參考的重要會計指標(biāo)。從表5可以發(fā)現(xiàn)，由于本文使用聚類技術(shù)確定了各年的穩(wěn)定成員，從而對v′進行了有效的控制，所得到的回歸擬合優(yōu)度明顯優(yōu)于以往定價模型研究的結(jié)果，這一改善得益于本文的研究方法，而并非我國資本市場有效性程度的提高。⑦較高的擬合優(yōu)度保證了利用各解釋變量的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)來衡量其影響力的可信性。

通過回歸得到的各解釋變量的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)，可以總結(jié)出以下特點：

1.年報數(shù)據(jù)依舊對面板數(shù)據(jù)樣本具有顯著的影響，且影響力較高的因素與模型1所得到的結(jié)果基本相同。

2.在季度報告的數(shù)據(jù)中，資產(chǎn)收益率和總資產(chǎn)對價格的影響顯著，但從其標(biāo)準(zhǔn)化的系數(shù)來看，其影響力集中通過總資產(chǎn)規(guī)模來體現(xiàn)。

3.穩(wěn)定成員的價格明顯受到市場整體走勢的影響。

表5的數(shù)據(jù)說明，年報數(shù)據(jù)在8個月份中都具備對價格影響的顯著性，結(jié)合表4的數(shù)據(jù)結(jié)果可以認(rèn)為年度報告在其反應(yīng)期結(jié)束后確定了股票當(dāng)年的價格基準(zhǔn)水平，季度報告的作用體現(xiàn)為在基準(zhǔn)水平之上不斷地調(diào)整價格，假設(shè)2成立。

表5 股價與相關(guān)信息關(guān)系的回歸分析結(jié)果

對比分析表4和表5中各年度的回歸系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)在2003年至2006年之間，每股凈資產(chǎn)和總資產(chǎn)信息的影響力不僅穩(wěn)定，而且不斷增強，而反映歷史經(jīng)營績效的每股收益和資產(chǎn)利潤率等信息的影響力則呈現(xiàn)出波動的趨勢。這一現(xiàn)象說明，我國投資者已經(jīng)具備了較穩(wěn)健的決策模式，企業(yè)經(jīng)營性資產(chǎn)的水平越發(fā)受到關(guān)注。雖然在2007年，由于我國股市的高速上揚，投資者表現(xiàn)出狂熱的心態(tài)，其投資決策更加依據(jù)個股的收益性信息，市場整體變化對個股價格的影響明顯減弱，但對價格最具影響力的指標(biāo)仍為季報中的總資產(chǎn)水平數(shù)值。因此，依據(jù)表5的結(jié)果可以證明假設(shè)3成立。

四、結(jié)論

本文針對歷史性會計數(shù)據(jù)對定價的錨定作用機制問題的研究，所得到的實證結(jié)果不僅顯示本文對計量觀實證方法的改進是有效的，而且說明了資產(chǎn)規(guī)模和凈資產(chǎn)信息對股價具有穩(wěn)定的影響力，且這種影響力呈不斷增大的趨勢。資本市場的作用在于合理地配置經(jīng)濟資源，年度報告具有確定一只股票在一個較長時間段的價格錨定值的作用，其數(shù)據(jù)的可靠性對資本市場效率的影響是顯著的。其中凈資產(chǎn)和總資產(chǎn)信息的可靠，不僅要依賴于其可驗證性和無重大差錯，而且更為重要的是對其計價應(yīng)存在著無偏的更加接近其現(xiàn)實價值的會計方法。盡管目前對2006年新企業(yè)會計準(zhǔn)則提出的公允價值計價方法還存在諸多爭議，但該方法與現(xiàn)階段我國投資者日趨看重企業(yè)經(jīng)營實力的決策習(xí)慣相吻合，其產(chǎn)生的結(jié)果必將對決策產(chǎn)生重大影響，同時也對該方法在使用過程中的可操作性和客觀性提出更高的要求?？梢姡?006年新企業(yè)會計準(zhǔn)則提出的新觀念對會計信息的決策有用性有著很強的推動作用。

由于2008年我國股市大幅下跌，恐慌的心態(tài)嚴(yán)重影響了會計信息的決策有用性，因此目前我們還不能對2006年新企業(yè)會計準(zhǔn)則的實施效果做出分析，這將是本文日后的研究方向。本文的不足在于，對于部分非穩(wěn)定成員價格區(qū)間的變化，尚無法區(qū)分是由于存在重大的v′，還是由于聚類過程本身存在的誤差，因此減少了穩(wěn)定成員的樣本量，使本文的研究沒有獲得最為充分的樣本，需進一步改進。

注 釋：

①計量觀的研究一直致力于解決該問題，但在使用計價模型的實證過程中始終受到非會計信息影響的困擾。

②在一些國外發(fā)表的研究中國資本市場的文獻中同樣存在這個問題，如Chen J.P.、C.S.Chen、X.Su(2001)[20]、Jianwei Liu、Chunjiao Liu(2007)[21]和 Sami H.、D.Zhou(2004)[22]。

③v′指流通量變化、信息虛假丑聞及其他對該企業(yè)存在影響的消息。

④規(guī)律是指在每個年度，均按照相同的方式抽取各月的一個交易日，如將每月的第1個交易日抽取出來，或抽取每月的最后1個交易日，亦或抽取每月中的第n個交易日。

⑤在聚類過程中，各年度樣本第1個交易日所保留的質(zhì)心位置，被其他各日的聚類過程所參考，以增強聚類結(jié)果之間的可比性。

⑥價格定位是指一只股票的價格與市場其他股票價格的相對位置關(guān)系，而并非股票價格的具體數(shù)值。

⑦本文針對各年所有流通量沒有發(fā)生變化的股票，在模型2中加入常數(shù)項來替代v′后，回歸得到的調(diào)整后R2均小于0.4，但F檢驗值及各解釋變量的t檢驗值仍顯著；在進一步剔除由市場指數(shù)所替代的vm，從而將非會計信息的影響統(tǒng)一納入到常數(shù)項后，回歸得到的調(diào)整后R2仍均小于0.4，其他結(jié)果與前者近似。

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