會(huì)計(jì)盈余、現(xiàn)金流量、凈資產(chǎn)與股票價(jià)格的相關(guān)性

施耀　貝政新　陳作章

摘 要：對(duì)2005～2011年深交所中小企業(yè)板上市公司披露的主要財(cái)務(wù)信息與其股票價(jià)格的相關(guān)性研究表明，會(huì)計(jì)盈余指標(biāo)對(duì)股票價(jià)格的影響不顯著，每股凈資產(chǎn)指標(biāo)對(duì)股票價(jià)格解釋能力很強(qiáng)，每股經(jīng)營活動(dòng)凈流量指標(biāo)對(duì)股票價(jià)格有顯著的解釋能力。

關(guān) 鍵 詞：股票價(jià)格；會(huì)計(jì)盈余；現(xiàn)金流量；每股凈資產(chǎn)；相關(guān)性

中圖分類號(hào)：F830.91 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1006-3544（2014）01-0044-04

一、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

以往文獻(xiàn)中通常用三種模型來計(jì)量研究會(huì)計(jì)信息與股票價(jià)值相關(guān)性。這三個(gè)模型分別是：收益與剩余收益對(duì)市場(chǎng)調(diào)整后的收益的解釋能力，資產(chǎn)負(fù)債表項(xiàng)目對(duì)企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值的解釋能力，以及收益類指標(biāo)與凈資產(chǎn)對(duì)企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值的解釋能力。這三種模型分別代表了利潤(rùn)表相關(guān)性、資產(chǎn)負(fù)債表相關(guān)性以及利潤(rùn)表與資產(chǎn)負(fù)債表聯(lián)合相關(guān)性。

1. 收益模型

Easton and Harris（1991）提出了收益模型，考察了利潤(rùn)表的價(jià)值相關(guān)性：

Retit=b0+b1■+b2■+εit

其中，Retit為股票累計(jì)收益率，EPSit為每股盈余水平；ΔEPSit為每股盈余的變化，即ΔEPSit=EPSit-EPSit-1。所有因子同除以每股收盤價(jià)Pit-1，是為了與被解釋變量累計(jì)收益率的計(jì)算保持一致。

2. 資產(chǎn)負(fù)債表模型

Francis and Schipper（1999）運(yùn)用了資產(chǎn)負(fù)債表模型，考察了資產(chǎn)負(fù)債表項(xiàng)目的價(jià)值相關(guān)性：

Pit=b0+b1TAit+b2LIABit+εit

其中，Pit為期末收盤價(jià)，TAit為t年末每股總資產(chǎn)，LIABit為t年末每股負(fù)債。

3. 價(jià)格模型

Ohlson（1995）和Ohlson and Feltham（1995）最早提出了價(jià)格模型。 最早的收益模型只是評(píng)價(jià)了會(huì)計(jì)盈余的有用性， 而價(jià)格模型可以反映出一個(gè)公司的市場(chǎng)價(jià)值是如何與利潤(rùn)表下的會(huì)計(jì)盈余和資產(chǎn)負(fù)債表下的凈資產(chǎn)相聯(lián)系的。因此，價(jià)格模型將會(huì)計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性研究范圍從利潤(rùn)表擴(kuò)展到了資產(chǎn)負(fù)債表，彌補(bǔ)了收益模型的不足。價(jià)格模型表示為：

Pit=b0+b1EPSit+b2BVit+εit

其中，Pit為期末收盤價(jià)，EPSit為t年每股收益，BVit為t年末每股凈資產(chǎn)。

本文總結(jié)文獻(xiàn)中常用的三種模型后， 在采用價(jià)格模型的基礎(chǔ)上，將每股經(jīng)營活動(dòng)凈現(xiàn)金流量引入，形成每股收益、每股凈資產(chǎn)、每股經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量三個(gè)解釋變量。先對(duì)三個(gè)變量進(jìn)行逐一回歸（模型1、2、3），然后對(duì)三個(gè)變量中兩兩組合進(jìn)行回歸（模型4、5、6），最后將三個(gè)變量全部納入模型進(jìn)行回歸（模型7）。 如果單因素回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)某個(gè)變量不顯著，則將其剔除，所有含有該變量的模型不再進(jìn)行檢驗(yàn)。實(shí)證檢驗(yàn)回歸方程具體如下：

Pi，t=λ0+λ1EPSi，t+εi，t （模型1）

Pi，t=λ0+λ1BVi，t+εi，t （模型2）

Pi，t=λ0+λ1CFOi，t+εi，t （模型3）

Pi，t=λ0+λ1EPSi，t+λ2BVi，t+εi，t （模型4）

Pi，t=λ0+λ1CFOi，t+λ2BVi，t+εi，t （模型5）

Pi，t=λ0+λ1EPSi，t+λ2CFOi，t+εi，t （模型6）

Pi，t=λ0+λ1EPSi，t+λ2BVi，t+λ3CFOi，t+εi，t （模型7）

其中，Pi，t表示股票收盤價(jià)，λn為待估參數(shù)。EPSi，t表示t年每股收益，BVi，t表示t年末每股凈資產(chǎn)，CFOi，t表示t年末每股經(jīng)營現(xiàn)金凈流量。

由于經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量、每股盈余、每股凈資產(chǎn)之間存在會(huì)計(jì)意義上的關(guān)聯(lián)性，所以必須考慮多重共線性問題。在進(jìn)行回歸分析之前先對(duì)三個(gè)解釋變量之間的相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，計(jì)算相關(guān)系數(shù)。如果變量之間存在嚴(yán)重的多重共線性，則不能將其簡(jiǎn)單地放入多元回歸模型進(jìn)行回歸。

（二）變量定義與設(shè)計(jì)

1. 解釋變量 ①

在本文設(shè)定的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭校忉屪兞烤鶠榘瑫?huì)計(jì)信息的各個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)，分別來自于上市公司每年公開披露的財(cái)務(wù)報(bào)告中的資產(chǎn)負(fù)債表、利潤(rùn)表、現(xiàn)金流量表以及其他非財(cái)務(wù)信息。

（1）代表資產(chǎn)負(fù)債表信息的每股凈資產(chǎn)（BV）。每股凈資產(chǎn)等于企業(yè)凈資產(chǎn)除以總股本，代表了一家公司屬于投資股東的最低投資價(jià)值。凈資產(chǎn)越高的公司，相應(yīng)的股票實(shí)際價(jià)值含量越高，并且每股凈資產(chǎn)的高低也決定了公司未來生產(chǎn)能力擴(kuò)張的基礎(chǔ)。凈資產(chǎn)等于總資產(chǎn)價(jià)值扣除負(fù)債價(jià)值，所以凈資產(chǎn)綜合地反映了資產(chǎn)負(fù)債表的信息。每股凈資產(chǎn)指標(biāo)來源于每年的年度財(cái)務(wù)報(bào)告。

（2）代表利潤(rùn)表信息的每股收益（EPS）。每股收益又稱每股盈余，是應(yīng)計(jì)制會(huì)計(jì)下綜合反映公司當(dāng)年歸屬于普通股股東的凈利潤(rùn)。每股收益又分為基本每股收益和稀釋每股收益，區(qū)別在于是否考慮潛在的股權(quán)份額對(duì)每股收益的稀釋作用。通過對(duì)數(shù)據(jù)的觀察發(fā)現(xiàn)本文所選樣本中小板上市公司的每股收益與稀釋每股收益大致相等，所以統(tǒng)一使用基本每股收益作為解釋變量。每股收益指標(biāo)來源于每年的年度財(cái)務(wù)報(bào)告。

（3）代表現(xiàn)金流量表信息的每股經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量（CFO）?，F(xiàn)金流是企業(yè)的血液，應(yīng)計(jì)盈余如果背后沒有真實(shí)的現(xiàn)金流支撐， 這樣的盈余質(zhì)量是不好的。所以我國1998年之后要求所有上市公司編制并對(duì)外披露現(xiàn)金流量表。 現(xiàn)金流量表是根據(jù)收付實(shí)現(xiàn)制編制的反映企業(yè)現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物收支情況的報(bào)表，分為經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量、籌資活動(dòng)現(xiàn)金流量、投資活動(dòng)現(xiàn)金流量。其中，經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量被認(rèn)為是企業(yè)的生命線， 經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量被認(rèn)為是收付實(shí)現(xiàn)制下真實(shí)反映企業(yè)經(jīng)營成果的指標(biāo)。 經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量可以通過直接法和間接法求得， 間接法是將應(yīng)計(jì)制下的應(yīng)計(jì)盈余通過調(diào)整變成經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量。所以，兩者之間存在嚴(yán)重的多重共線性，只能分在兩個(gè)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭羞M(jìn)行實(shí)證分析。 經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量、 總股本數(shù)均來源于樣本公司的年度財(cái)務(wù)報(bào)告。endprint

2. 被解釋變量

在模型中，被解釋變量是第t年的股票價(jià)格。出于實(shí)證研究的需要， 被解釋變量股票價(jià)格必須與解釋變量財(cái)務(wù)指標(biāo)進(jìn)行期限上的匹配。 由于解釋變量各財(cái)務(wù)指標(biāo)均來自于年報(bào)數(shù)據(jù)， 所以股價(jià)也選擇年度收盤價(jià)。 關(guān)鍵在于選擇何時(shí)的收盤價(jià)作為年度收盤價(jià)。 根據(jù)我國會(huì)計(jì)法規(guī)和證券交易所信息披露制度，上市公司應(yīng)于財(cái)務(wù)年度結(jié)束的第2年4月30日前公開披露財(cái)務(wù)報(bào)告， 所以本文在實(shí)證中選取t+1年4月30日（年報(bào)披露截止日）結(jié)束后的10個(gè)交易日均價(jià)作為第t年的股票價(jià)格。

（三）數(shù)據(jù)來源與處理

本文研究的樣本總體為2004年以來在深圳證券交易所上市交易的中小企業(yè)板的全部股票。 本文研究期間為2004年至2011年4月30日。 其中，剔除了ST類需特別處理的股票， 剔除了財(cái)務(wù)信息缺失的股票， 以及在每年4月30號(hào)后10個(gè)交易日交易價(jià)格缺失的股票， 最終得到的樣本數(shù)在2005～2011年分別為37、48、113、212、261、330、531個(gè)， 合計(jì)1532個(gè)截面數(shù)據(jù)。本文采用的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)全部來自于CCER中國經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫， 包括股票收盤價(jià)格、年度財(cái)務(wù)報(bào)告信息、補(bǔ)充財(cái)務(wù)報(bào)告信息等。 采用多元回歸模型分析股票價(jià)格與會(huì)計(jì)信息之間的關(guān)系。采用的方法是最小二乘估計(jì)，分析軟件是stata10.0。

二、實(shí)證分析

（一）解釋變量相關(guān)系數(shù)分析

在對(duì)股票價(jià)格和每股收益、每股凈資產(chǎn)、每股經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量進(jìn)行回歸分析時(shí)，需要先對(duì)三個(gè)解釋變量之間的相關(guān)性做分析。在計(jì)量統(tǒng)計(jì)中，相關(guān)性一般分為三個(gè)等級(jí)： 當(dāng)相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值小于0.4時(shí)為低度線性相關(guān)； 當(dāng)相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值大于0.4且小于0.7時(shí)為顯著性相關(guān)；當(dāng)相關(guān)系數(shù)大于0.7時(shí)為高度線性相關(guān)。

只有當(dāng)解釋變量之間的多重共線性程度較低時(shí)，使用線性回歸所實(shí)證出來的結(jié)果較為準(zhǔn)確。見表1。

由表1可以看出，三個(gè)解釋變量之間的相關(guān)性程度較低，可以采用多元回歸模型對(duì)股價(jià)進(jìn)行多因素的回歸。

（二）對(duì)三個(gè)解釋變量的逐一回歸分析

1. 模型1：Pi，t=λ0+λ1EPSi，t+εi，t

由表2可以看出， 在顯著性水平為5%的情況下，顯然不能拒絕原假設(shè)H0，所以每股盈余對(duì)每股股價(jià)的影響不顯著，即使顯著的話，回歸系數(shù)僅為0.0056772，并不構(gòu)成明顯影響，所以可以得出結(jié)論，每股收益在中小板市場(chǎng)上對(duì)股價(jià)并不能造成顯著影響。這與我們一般的認(rèn)識(shí)每股盈余對(duì)股價(jià)影響較大相違背。

2. 模型2：Pi，t=λ0+λ1BVi，t+εi，t

由表3可以看出， 在顯著性水平為5%的情況下，強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)H0，所以每股凈資產(chǎn)對(duì)每股股價(jià)的影響顯著，并且回歸系數(shù)為3.08，說明每股凈資產(chǎn)對(duì)股價(jià)有較大影響。此外，在以每股凈資產(chǎn)為解釋變量的單因素模型2中， 模型調(diào)整后擬合優(yōu)度為33.18%，可以說明每股凈資產(chǎn)對(duì)每股股價(jià)有較強(qiáng)的解釋力。 這證明了資產(chǎn)負(fù)債表價(jià)值相關(guān)性在我國中小板市場(chǎng)是顯著的。

3. 模型3：Pi，t=λ0+λ1CFOi，t+εi，t

由表4可以看出， 在顯著性水平為5%的情況下，強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)H0，所以每股經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量對(duì)每股股價(jià)的影響顯著。 但是在以每股經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量為解釋變量的單因素模型3中， 模型的擬合優(yōu)度較低，僅為4.49%。

（三）多因素回歸分析

從上文的單因素檢驗(yàn)中可以看出，EPS的解釋能力不顯著，基本上對(duì)股價(jià)不構(gòu)成影響，所以將EPS變量剔除出模型，只需要將CFO和BV作為解釋變量進(jìn)行回歸，即只要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

模型5：Pi，t=λ0+λ1CFOi，t+λ2BVi，t+εi，t

由表5可以看出，CFO和BV對(duì)每股股價(jià)聯(lián)合顯著， 且每個(gè)變量均單獨(dú)顯著， 模型擬合優(yōu)度為36.43%，擬合效果較好，說明在中小板市場(chǎng)中資產(chǎn)負(fù)債表和現(xiàn)金流量表聯(lián)合價(jià)值相關(guān)性關(guān)系顯著。

（四）現(xiàn)金流量、每股凈資產(chǎn)價(jià)值相關(guān)性分年度數(shù)據(jù)回歸分析

對(duì)模型5：Pi，t=λ0+λ1CFOi，t+λ2BVi，t+εi，t進(jìn)行分年度的檢驗(yàn)。 同樣先分年度對(duì)解釋變量CFO、BV進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，然后進(jìn)行回歸分析。

由表6可以看出，即使是分年度的相關(guān)性檢驗(yàn)，各年CFO、BV的相關(guān)系數(shù)也小于0.4， 不存在多重共線性。

分年度對(duì)模型5的檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。

由表7可以看出， 分年度的檢驗(yàn)結(jié)果中每股凈資產(chǎn)變量BV在每個(gè)年底都是高度顯著的， 每股經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量CFO除2005和2008年度外均高度顯著（2008年數(shù)據(jù)較為極端）。CFO和BV對(duì)股價(jià)的回歸結(jié)果可以看成是資產(chǎn)負(fù)債表和現(xiàn)金流量表聯(lián)合價(jià)值相關(guān)性， 以模型擬合優(yōu)度調(diào)整后R2作為價(jià)值相關(guān)性的度量，從圖1中可以看出，最高的年份是2009年， 接近50%， 其余年份在40%上下波動(dòng)（極端值除外）。所以，資產(chǎn)負(fù)債表和現(xiàn)金流量表聯(lián)合價(jià)值相關(guān)性在我國中小板市場(chǎng)是較為明顯的，且略有上升的趨勢(shì)。

三、結(jié)論與建議

通過以上對(duì)我國中小板市場(chǎng)2005～2011年數(shù)據(jù)的實(shí)證研究，可以得出結(jié)論，會(huì)計(jì)信息與股票價(jià)格的價(jià)值相關(guān)性在我國中小板市場(chǎng)上的主要特征如下：

1. 會(huì)計(jì)盈余指標(biāo)對(duì)股票價(jià)格的影響不顯著，股票價(jià)格對(duì)公司的會(huì)計(jì)收益反應(yīng)較小。 這和一般地認(rèn)為每股盈余對(duì)股票價(jià)格影響較為顯著的認(rèn)識(shí)不符，也和利用我國主板市場(chǎng)數(shù)據(jù)的利潤(rùn)表價(jià)值相關(guān)性研究結(jié)果不相符（趙景文、杜興強(qiáng)，2009）。所以應(yīng)當(dāng)從會(huì)計(jì)準(zhǔn)則執(zhí)行、 會(huì)計(jì)信息披露等方面努力提高上市公司盈余信息披露的質(zhì)量， 以達(dá)到盈余信息的價(jià)值相關(guān)性要求。

2. 每股凈資產(chǎn)指標(biāo)對(duì)股票價(jià)格解釋能力很強(qiáng)，這與以往研究中發(fā)現(xiàn)的資產(chǎn)負(fù)債表信息正在不斷取代利潤(rùn)表信息對(duì)公司股票價(jià)格的影響結(jié)論相一致，資產(chǎn)負(fù)債表的信息價(jià)值不斷凸顯。 所以在證券投資的分析中應(yīng)當(dāng)更多地關(guān)注資產(chǎn)負(fù)債表的信息， 強(qiáng)化“資產(chǎn)負(fù)債表觀”。

3. 每股經(jīng)營活動(dòng)凈流量指標(biāo)對(duì)股票價(jià)格有顯著的解釋能力。這與對(duì)盈余信息的低程度反應(yīng)相結(jié)合，對(duì)現(xiàn)金流量信息的關(guān)注反映了中小板投資者素質(zhì)的提高。 所以上市公司應(yīng)當(dāng)結(jié)合投資者對(duì)會(huì)計(jì)信息不斷增長(zhǎng)的需要，提高信息披露質(zhì)量，向投資者提供更有投資價(jià)值和意義的會(huì)計(jì)信息。 監(jiān)管部門和交易所也應(yīng)加強(qiáng)監(jiān)管，幫助提高會(huì)計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性，為證券市場(chǎng)的健康發(fā)展提供保障。

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（責(zé)任編輯、校對(duì)：李丹）endprint

2. 被解釋變量

在模型中，被解釋變量是第t年的股票價(jià)格。出于實(shí)證研究的需要， 被解釋變量股票價(jià)格必須與解釋變量財(cái)務(wù)指標(biāo)進(jìn)行期限上的匹配。 由于解釋變量各財(cái)務(wù)指標(biāo)均來自于年報(bào)數(shù)據(jù)， 所以股價(jià)也選擇年度收盤價(jià)。 關(guān)鍵在于選擇何時(shí)的收盤價(jià)作為年度收盤價(jià)。 根據(jù)我國會(huì)計(jì)法規(guī)和證券交易所信息披露制度，上市公司應(yīng)于財(cái)務(wù)年度結(jié)束的第2年4月30日前公開披露財(cái)務(wù)報(bào)告， 所以本文在實(shí)證中選取t+1年4月30日（年報(bào)披露截止日）結(jié)束后的10個(gè)交易日均價(jià)作為第t年的股票價(jià)格。

（三）數(shù)據(jù)來源與處理

本文研究的樣本總體為2004年以來在深圳證券交易所上市交易的中小企業(yè)板的全部股票。 本文研究期間為2004年至2011年4月30日。 其中，剔除了ST類需特別處理的股票， 剔除了財(cái)務(wù)信息缺失的股票， 以及在每年4月30號(hào)后10個(gè)交易日交易價(jià)格缺失的股票， 最終得到的樣本數(shù)在2005～2011年分別為37、48、113、212、261、330、531個(gè)， 合計(jì)1532個(gè)截面數(shù)據(jù)。本文采用的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)全部來自于CCER中國經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫， 包括股票收盤價(jià)格、年度財(cái)務(wù)報(bào)告信息、補(bǔ)充財(cái)務(wù)報(bào)告信息等。 采用多元回歸模型分析股票價(jià)格與會(huì)計(jì)信息之間的關(guān)系。采用的方法是最小二乘估計(jì)，分析軟件是stata10.0。

二、實(shí)證分析

（一）解釋變量相關(guān)系數(shù)分析

在對(duì)股票價(jià)格和每股收益、每股凈資產(chǎn)、每股經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量進(jìn)行回歸分析時(shí)，需要先對(duì)三個(gè)解釋變量之間的相關(guān)性做分析。在計(jì)量統(tǒng)計(jì)中，相關(guān)性一般分為三個(gè)等級(jí)： 當(dāng)相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值小于0.4時(shí)為低度線性相關(guān)； 當(dāng)相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值大于0.4且小于0.7時(shí)為顯著性相關(guān)；當(dāng)相關(guān)系數(shù)大于0.7時(shí)為高度線性相關(guān)。

只有當(dāng)解釋變量之間的多重共線性程度較低時(shí)，使用線性回歸所實(shí)證出來的結(jié)果較為準(zhǔn)確。見表1。

由表1可以看出，三個(gè)解釋變量之間的相關(guān)性程度較低，可以采用多元回歸模型對(duì)股價(jià)進(jìn)行多因素的回歸。

（二）對(duì)三個(gè)解釋變量的逐一回歸分析

1. 模型1：Pi，t=λ0+λ1EPSi，t+εi，t

由表2可以看出， 在顯著性水平為5%的情況下，顯然不能拒絕原假設(shè)H0，所以每股盈余對(duì)每股股價(jià)的影響不顯著，即使顯著的話，回歸系數(shù)僅為0.0056772，并不構(gòu)成明顯影響，所以可以得出結(jié)論，每股收益在中小板市場(chǎng)上對(duì)股價(jià)并不能造成顯著影響。這與我們一般的認(rèn)識(shí)每股盈余對(duì)股價(jià)影響較大相違背。

2. 模型2：Pi，t=λ0+λ1BVi，t+εi，t

由表3可以看出， 在顯著性水平為5%的情況下，強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)H0，所以每股凈資產(chǎn)對(duì)每股股價(jià)的影響顯著，并且回歸系數(shù)為3.08，說明每股凈資產(chǎn)對(duì)股價(jià)有較大影響。此外，在以每股凈資產(chǎn)為解釋變量的單因素模型2中， 模型調(diào)整后擬合優(yōu)度為33.18%，可以說明每股凈資產(chǎn)對(duì)每股股價(jià)有較強(qiáng)的解釋力。 這證明了資產(chǎn)負(fù)債表價(jià)值相關(guān)性在我國中小板市場(chǎng)是顯著的。

3. 模型3：Pi，t=λ0+λ1CFOi，t+εi，t

由表4可以看出， 在顯著性水平為5%的情況下，強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)H0，所以每股經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量對(duì)每股股價(jià)的影響顯著。 但是在以每股經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量為解釋變量的單因素模型3中， 模型的擬合優(yōu)度較低，僅為4.49%。

（三）多因素回歸分析

從上文的單因素檢驗(yàn)中可以看出，EPS的解釋能力不顯著，基本上對(duì)股價(jià)不構(gòu)成影響，所以將EPS變量剔除出模型，只需要將CFO和BV作為解釋變量進(jìn)行回歸，即只要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

模型5：Pi，t=λ0+λ1CFOi，t+λ2BVi，t+εi，t

由表5可以看出，CFO和BV對(duì)每股股價(jià)聯(lián)合顯著， 且每個(gè)變量均單獨(dú)顯著， 模型擬合優(yōu)度為36.43%，擬合效果較好，說明在中小板市場(chǎng)中資產(chǎn)負(fù)債表和現(xiàn)金流量表聯(lián)合價(jià)值相關(guān)性關(guān)系顯著。

（四）現(xiàn)金流量、每股凈資產(chǎn)價(jià)值相關(guān)性分年度數(shù)據(jù)回歸分析

對(duì)模型5：Pi，t=λ0+λ1CFOi，t+λ2BVi，t+εi，t進(jìn)行分年度的檢驗(yàn)。 同樣先分年度對(duì)解釋變量CFO、BV進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，然后進(jìn)行回歸分析。

由表6可以看出，即使是分年度的相關(guān)性檢驗(yàn)，各年CFO、BV的相關(guān)系數(shù)也小于0.4， 不存在多重共線性。

分年度對(duì)模型5的檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。

由表7可以看出， 分年度的檢驗(yàn)結(jié)果中每股凈資產(chǎn)變量BV在每個(gè)年底都是高度顯著的， 每股經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量CFO除2005和2008年度外均高度顯著（2008年數(shù)據(jù)較為極端）。CFO和BV對(duì)股價(jià)的回歸結(jié)果可以看成是資產(chǎn)負(fù)債表和現(xiàn)金流量表聯(lián)合價(jià)值相關(guān)性， 以模型擬合優(yōu)度調(diào)整后R2作為價(jià)值相關(guān)性的度量，從圖1中可以看出，最高的年份是2009年， 接近50%， 其余年份在40%上下波動(dòng)（極端值除外）。所以，資產(chǎn)負(fù)債表和現(xiàn)金流量表聯(lián)合價(jià)值相關(guān)性在我國中小板市場(chǎng)是較為明顯的，且略有上升的趨勢(shì)。

三、結(jié)論與建議

通過以上對(duì)我國中小板市場(chǎng)2005～2011年數(shù)據(jù)的實(shí)證研究，可以得出結(jié)論，會(huì)計(jì)信息與股票價(jià)格的價(jià)值相關(guān)性在我國中小板市場(chǎng)上的主要特征如下：

1. 會(huì)計(jì)盈余指標(biāo)對(duì)股票價(jià)格的影響不顯著，股票價(jià)格對(duì)公司的會(huì)計(jì)收益反應(yīng)較小。 這和一般地認(rèn)為每股盈余對(duì)股票價(jià)格影響較為顯著的認(rèn)識(shí)不符，也和利用我國主板市場(chǎng)數(shù)據(jù)的利潤(rùn)表價(jià)值相關(guān)性研究結(jié)果不相符（趙景文、杜興強(qiáng)，2009）。所以應(yīng)當(dāng)從會(huì)計(jì)準(zhǔn)則執(zhí)行、 會(huì)計(jì)信息披露等方面努力提高上市公司盈余信息披露的質(zhì)量， 以達(dá)到盈余信息的價(jià)值相關(guān)性要求。

2. 每股凈資產(chǎn)指標(biāo)對(duì)股票價(jià)格解釋能力很強(qiáng)，這與以往研究中發(fā)現(xiàn)的資產(chǎn)負(fù)債表信息正在不斷取代利潤(rùn)表信息對(duì)公司股票價(jià)格的影響結(jié)論相一致，資產(chǎn)負(fù)債表的信息價(jià)值不斷凸顯。 所以在證券投資的分析中應(yīng)當(dāng)更多地關(guān)注資產(chǎn)負(fù)債表的信息， 強(qiáng)化“資產(chǎn)負(fù)債表觀”。

3. 每股經(jīng)營活動(dòng)凈流量指標(biāo)對(duì)股票價(jià)格有顯著的解釋能力。這與對(duì)盈余信息的低程度反應(yīng)相結(jié)合，對(duì)現(xiàn)金流量信息的關(guān)注反映了中小板投資者素質(zhì)的提高。 所以上市公司應(yīng)當(dāng)結(jié)合投資者對(duì)會(huì)計(jì)信息不斷增長(zhǎng)的需要，提高信息披露質(zhì)量，向投資者提供更有投資價(jià)值和意義的會(huì)計(jì)信息。 監(jiān)管部門和交易所也應(yīng)加強(qiáng)監(jiān)管，幫助提高會(huì)計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性，為證券市場(chǎng)的健康發(fā)展提供保障。

參考文獻(xiàn)：

[1]Ball，R. and Brown P. An empirical evaluation of accounting income numbers[J]. Journal of Accounting Research，1968.

[2]Feltham，J.，Ohlson，J. A. Valuation and clean surplus accounting for operation and financial activities[J]. Contemporary Accounting Research，1995.

[3]趙景文，杜興強(qiáng). 經(jīng)驗(yàn)會(huì)計(jì)與財(cái)務(wù)研究基礎(chǔ)[M]. 廈門：廈門大學(xué)出版社，2009.

[4]趙宇龍. 會(huì)計(jì)盈余披露的信息含量[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，1998（7）：41-49.

[5]陳曉，陳小悅，劉釗. A股盈余報(bào)告的有用性研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，1999（6）：21-28.

[6]陳小悅，孫愛軍. CAPM 在中國股市的有效性檢驗(yàn)[J]. 北京大學(xué)學(xué)報(bào)（ 哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2000（4）：28-37.

[7]陳信元，陳冬華，朱紅軍. 凈資產(chǎn)、剩余收益與市場(chǎng)定價(jià)：會(huì)計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性[J]. 金融研究， 2002（4）：59-70.

[8]趙春光. 現(xiàn)金流量?jī)r(jià)值相關(guān)性的實(shí)證研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2004（2）：29-35.

[9]于渤，高印朝. 銀行股票市場(chǎng)定價(jià)與會(huì)計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性研究[J]. 金融研究，2005（6）：67-71.

[10]唐國瓊. 虧損公司會(huì)計(jì)盈余價(jià)值相關(guān)性實(shí)證研究[J]. 金融研究，2008（11）：146-159.

（責(zé)任編輯、校對(duì)：李丹）endprint

2. 被解釋變量

在模型中，被解釋變量是第t年的股票價(jià)格。出于實(shí)證研究的需要， 被解釋變量股票價(jià)格必須與解釋變量財(cái)務(wù)指標(biāo)進(jìn)行期限上的匹配。 由于解釋變量各財(cái)務(wù)指標(biāo)均來自于年報(bào)數(shù)據(jù)， 所以股價(jià)也選擇年度收盤價(jià)。 關(guān)鍵在于選擇何時(shí)的收盤價(jià)作為年度收盤價(jià)。 根據(jù)我國會(huì)計(jì)法規(guī)和證券交易所信息披露制度，上市公司應(yīng)于財(cái)務(wù)年度結(jié)束的第2年4月30日前公開披露財(cái)務(wù)報(bào)告， 所以本文在實(shí)證中選取t+1年4月30日（年報(bào)披露截止日）結(jié)束后的10個(gè)交易日均價(jià)作為第t年的股票價(jià)格。

（三）數(shù)據(jù)來源與處理

本文研究的樣本總體為2004年以來在深圳證券交易所上市交易的中小企業(yè)板的全部股票。 本文研究期間為2004年至2011年4月30日。 其中，剔除了ST類需特別處理的股票， 剔除了財(cái)務(wù)信息缺失的股票， 以及在每年4月30號(hào)后10個(gè)交易日交易價(jià)格缺失的股票， 最終得到的樣本數(shù)在2005～2011年分別為37、48、113、212、261、330、531個(gè)， 合計(jì)1532個(gè)截面數(shù)據(jù)。本文采用的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)全部來自于CCER中國經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫， 包括股票收盤價(jià)格、年度財(cái)務(wù)報(bào)告信息、補(bǔ)充財(cái)務(wù)報(bào)告信息等。 采用多元回歸模型分析股票價(jià)格與會(huì)計(jì)信息之間的關(guān)系。采用的方法是最小二乘估計(jì)，分析軟件是stata10.0。

二、實(shí)證分析

（一）解釋變量相關(guān)系數(shù)分析

在對(duì)股票價(jià)格和每股收益、每股凈資產(chǎn)、每股經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量進(jìn)行回歸分析時(shí)，需要先對(duì)三個(gè)解釋變量之間的相關(guān)性做分析。在計(jì)量統(tǒng)計(jì)中，相關(guān)性一般分為三個(gè)等級(jí)： 當(dāng)相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值小于0.4時(shí)為低度線性相關(guān)； 當(dāng)相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值大于0.4且小于0.7時(shí)為顯著性相關(guān)；當(dāng)相關(guān)系數(shù)大于0.7時(shí)為高度線性相關(guān)。

只有當(dāng)解釋變量之間的多重共線性程度較低時(shí)，使用線性回歸所實(shí)證出來的結(jié)果較為準(zhǔn)確。見表1。

由表1可以看出，三個(gè)解釋變量之間的相關(guān)性程度較低，可以采用多元回歸模型對(duì)股價(jià)進(jìn)行多因素的回歸。

（二）對(duì)三個(gè)解釋變量的逐一回歸分析

1. 模型1：Pi，t=λ0+λ1EPSi，t+εi，t

由表2可以看出， 在顯著性水平為5%的情況下，顯然不能拒絕原假設(shè)H0，所以每股盈余對(duì)每股股價(jià)的影響不顯著，即使顯著的話，回歸系數(shù)僅為0.0056772，并不構(gòu)成明顯影響，所以可以得出結(jié)論，每股收益在中小板市場(chǎng)上對(duì)股價(jià)并不能造成顯著影響。這與我們一般的認(rèn)識(shí)每股盈余對(duì)股價(jià)影響較大相違背。

2. 模型2：Pi，t=λ0+λ1BVi，t+εi，t

由表3可以看出， 在顯著性水平為5%的情況下，強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)H0，所以每股凈資產(chǎn)對(duì)每股股價(jià)的影響顯著，并且回歸系數(shù)為3.08，說明每股凈資產(chǎn)對(duì)股價(jià)有較大影響。此外，在以每股凈資產(chǎn)為解釋變量的單因素模型2中， 模型調(diào)整后擬合優(yōu)度為33.18%，可以說明每股凈資產(chǎn)對(duì)每股股價(jià)有較強(qiáng)的解釋力。 這證明了資產(chǎn)負(fù)債表價(jià)值相關(guān)性在我國中小板市場(chǎng)是顯著的。

3. 模型3：Pi，t=λ0+λ1CFOi，t+εi，t

由表4可以看出， 在顯著性水平為5%的情況下，強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)H0，所以每股經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量對(duì)每股股價(jià)的影響顯著。 但是在以每股經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量為解釋變量的單因素模型3中， 模型的擬合優(yōu)度較低，僅為4.49%。

（三）多因素回歸分析

從上文的單因素檢驗(yàn)中可以看出，EPS的解釋能力不顯著，基本上對(duì)股價(jià)不構(gòu)成影響，所以將EPS變量剔除出模型，只需要將CFO和BV作為解釋變量進(jìn)行回歸，即只要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

模型5：Pi，t=λ0+λ1CFOi，t+λ2BVi，t+εi，t

由表5可以看出，CFO和BV對(duì)每股股價(jià)聯(lián)合顯著， 且每個(gè)變量均單獨(dú)顯著， 模型擬合優(yōu)度為36.43%，擬合效果較好，說明在中小板市場(chǎng)中資產(chǎn)負(fù)債表和現(xiàn)金流量表聯(lián)合價(jià)值相關(guān)性關(guān)系顯著。

（四）現(xiàn)金流量、每股凈資產(chǎn)價(jià)值相關(guān)性分年度數(shù)據(jù)回歸分析

對(duì)模型5：Pi，t=λ0+λ1CFOi，t+λ2BVi，t+εi，t進(jìn)行分年度的檢驗(yàn)。 同樣先分年度對(duì)解釋變量CFO、BV進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，然后進(jìn)行回歸分析。

由表6可以看出，即使是分年度的相關(guān)性檢驗(yàn)，各年CFO、BV的相關(guān)系數(shù)也小于0.4， 不存在多重共線性。

分年度對(duì)模型5的檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。

由表7可以看出， 分年度的檢驗(yàn)結(jié)果中每股凈資產(chǎn)變量BV在每個(gè)年底都是高度顯著的， 每股經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量CFO除2005和2008年度外均高度顯著（2008年數(shù)據(jù)較為極端）。CFO和BV對(duì)股價(jià)的回歸結(jié)果可以看成是資產(chǎn)負(fù)債表和現(xiàn)金流量表聯(lián)合價(jià)值相關(guān)性， 以模型擬合優(yōu)度調(diào)整后R2作為價(jià)值相關(guān)性的度量，從圖1中可以看出，最高的年份是2009年， 接近50%， 其余年份在40%上下波動(dòng)（極端值除外）。所以，資產(chǎn)負(fù)債表和現(xiàn)金流量表聯(lián)合價(jià)值相關(guān)性在我國中小板市場(chǎng)是較為明顯的，且略有上升的趨勢(shì)。

三、結(jié)論與建議

通過以上對(duì)我國中小板市場(chǎng)2005～2011年數(shù)據(jù)的實(shí)證研究，可以得出結(jié)論，會(huì)計(jì)信息與股票價(jià)格的價(jià)值相關(guān)性在我國中小板市場(chǎng)上的主要特征如下：

1. 會(huì)計(jì)盈余指標(biāo)對(duì)股票價(jià)格的影響不顯著，股票價(jià)格對(duì)公司的會(huì)計(jì)收益反應(yīng)較小。 這和一般地認(rèn)為每股盈余對(duì)股票價(jià)格影響較為顯著的認(rèn)識(shí)不符，也和利用我國主板市場(chǎng)數(shù)據(jù)的利潤(rùn)表價(jià)值相關(guān)性研究結(jié)果不相符（趙景文、杜興強(qiáng)，2009）。所以應(yīng)當(dāng)從會(huì)計(jì)準(zhǔn)則執(zhí)行、 會(huì)計(jì)信息披露等方面努力提高上市公司盈余信息披露的質(zhì)量， 以達(dá)到盈余信息的價(jià)值相關(guān)性要求。

2. 每股凈資產(chǎn)指標(biāo)對(duì)股票價(jià)格解釋能力很強(qiáng)，這與以往研究中發(fā)現(xiàn)的資產(chǎn)負(fù)債表信息正在不斷取代利潤(rùn)表信息對(duì)公司股票價(jià)格的影響結(jié)論相一致，資產(chǎn)負(fù)債表的信息價(jià)值不斷凸顯。 所以在證券投資的分析中應(yīng)當(dāng)更多地關(guān)注資產(chǎn)負(fù)債表的信息， 強(qiáng)化“資產(chǎn)負(fù)債表觀”。

3. 每股經(jīng)營活動(dòng)凈流量指標(biāo)對(duì)股票價(jià)格有顯著的解釋能力。這與對(duì)盈余信息的低程度反應(yīng)相結(jié)合，對(duì)現(xiàn)金流量信息的關(guān)注反映了中小板投資者素質(zhì)的提高。 所以上市公司應(yīng)當(dāng)結(jié)合投資者對(duì)會(huì)計(jì)信息不斷增長(zhǎng)的需要，提高信息披露質(zhì)量，向投資者提供更有投資價(jià)值和意義的會(huì)計(jì)信息。 監(jiān)管部門和交易所也應(yīng)加強(qiáng)監(jiān)管，幫助提高會(huì)計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性，為證券市場(chǎng)的健康發(fā)展提供保障。

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[3]趙景文，杜興強(qiáng). 經(jīng)驗(yàn)會(huì)計(jì)與財(cái)務(wù)研究基礎(chǔ)[M]. 廈門：廈門大學(xué)出版社，2009.

[4]趙宇龍. 會(huì)計(jì)盈余披露的信息含量[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，1998（7）：41-49.

[5]陳曉，陳小悅，劉釗. A股盈余報(bào)告的有用性研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，1999（6）：21-28.

[6]陳小悅，孫愛軍. CAPM 在中國股市的有效性檢驗(yàn)[J]. 北京大學(xué)學(xué)報(bào)（ 哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2000（4）：28-37.

[7]陳信元，陳冬華，朱紅軍. 凈資產(chǎn)、剩余收益與市場(chǎng)定價(jià)：會(huì)計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性[J]. 金融研究， 2002（4）：59-70.

[8]趙春光. 現(xiàn)金流量?jī)r(jià)值相關(guān)性的實(shí)證研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2004（2）：29-35.

[9]于渤，高印朝. 銀行股票市場(chǎng)定價(jià)與會(huì)計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性研究[J]. 金融研究，2005（6）：67-71.

[10]唐國瓊. 虧損公司會(huì)計(jì)盈余價(jià)值相關(guān)性實(shí)證研究[J]. 金融研究，2008（11）：146-159.

（責(zé)任編輯、校對(duì)：李丹）endprint