影響中小板上市公司股價(jià)變動(dòng)因素的實(shí)證分析

李文娟+盧相君

摘要：近幾年股市的發(fā)展跌宕起伏，與我國的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)相互影響相互制約，這使得股價(jià)變動(dòng)成為了許多學(xué)者研究的角度。本文以中小板上市公司為研究對(duì)象，確立影響其股價(jià)變動(dòng)的因素，對(duì)274家公司利用多元回歸模型進(jìn)行分析，探討影響中小板上市公司股票價(jià)格波動(dòng)的相關(guān)因素。

關(guān)鍵詞：中小板；股價(jià)變動(dòng)；會(huì)計(jì)信息；多元回歸一、引言

我國證券市場(chǎng)自上交所和深交所分別成立以來各方面都得到了較快的發(fā)展，但是隨著中小板市場(chǎng)開盤，問題也逐漸出現(xiàn)，系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)過高時(shí)會(huì)導(dǎo)致股價(jià)暴跌，這不僅給企業(yè)造成一定的影響，也讓廣大普通百姓遭受嚴(yán)重?fù)p失，同時(shí)給我國經(jīng)濟(jì)建設(shè)帶來一定的負(fù)面影響，所以研究影響中小板市場(chǎng)股價(jià)波動(dòng)的因素具有一定的意義。在相關(guān)領(lǐng)域中，國外學(xué)者對(duì)影響因素的研究主要集中于會(huì)計(jì)信息，也是最早將會(huì)計(jì)信息作為對(duì)股價(jià)影響因素的研究方向，主要是通過會(huì)計(jì)信息觀和計(jì)價(jià)模型觀這兩種觀點(diǎn)方法，對(duì)會(huì)計(jì)盈余信息和成交量、流通股比例等方面的非盈余信息作為影響因素進(jìn)行研究。我國在這方面的研究沒有國外的成熟豐富，采用計(jì)價(jià)模型觀的研究文獻(xiàn)相對(duì)較少，多是采用會(huì)計(jì)信息觀，而對(duì)影響因素的研究上也集中于盈利信息。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）研究假設(shè)

股價(jià)的波動(dòng)一定與其自身的特點(diǎn)相關(guān)，所以分析影響中小板上市公司的股價(jià)的因素應(yīng)該從中小板上市公司的特點(diǎn)思考。中小板上市公司多是中小企業(yè)，這些多是法人股，由于規(guī)模不大所以股權(quán)集中程度并不過低，而且企業(yè)發(fā)展穩(wěn)定，有較高的成長(zhǎng)能力和發(fā)展?jié)摿?，由于它高成長(zhǎng)性的特點(diǎn)，使得企業(yè)需要大量股權(quán)融資來滿足企業(yè)維持高成長(zhǎng)，所以企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率較低，企業(yè)會(huì)計(jì)信息披露的也不夠及時(shí)準(zhǔn)確。由此歸納總結(jié)，認(rèn)為影響中小板上市公司的股價(jià)變動(dòng)因素可以從企業(yè)的盈利及成長(zhǎng)能力、資本和股權(quán)結(jié)構(gòu)、公司規(guī)模、信息披露質(zhì)量四個(gè)方面來研究。

反映上市公司的盈利能力，選取營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率和凈資產(chǎn)收益率這兩個(gè)指標(biāo)。這兩個(gè)比率越大，企業(yè)獲得利潤(rùn)的能力就越強(qiáng)，所以做出假設(shè)1：中小板上市公司股價(jià)與其盈利能力正相關(guān)。

反映上市公司的成長(zhǎng)能力，選取總資產(chǎn)增長(zhǎng)率和營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率這兩個(gè)指標(biāo)。這兩個(gè)比率越高，說明企業(yè)成長(zhǎng)無論是質(zhì)上還是量上都越好，所以做出假設(shè)2：中小板上市公司股價(jià)與其成長(zhǎng)能力正相關(guān)。

反映中小板上市公司的資本結(jié)構(gòu)選擇資產(chǎn)負(fù)債率。資產(chǎn)負(fù)債率=負(fù)債總額/資產(chǎn)總額。企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率越低，說明企業(yè)的破產(chǎn)成本越低，那么其企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值就越高，因此做出假設(shè)3：中小板上市公司股價(jià)與其資本結(jié)構(gòu)負(fù)相關(guān)。

反應(yīng)中小板上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)，應(yīng)該從控股股東股權(quán)屬性和股權(quán)集中程度來看。在控股股東股權(quán)屬性上，中小板上市公司中國有控股的企業(yè)很少，所以研究中剔除這一類別。對(duì)法人股控股的企業(yè)來說，法人股東的投資目的是獲得穩(wěn)定的增值回報(bào)并實(shí)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，對(duì)自然人控股的企業(yè)來說，由于存在產(chǎn)權(quán)結(jié)合的企業(yè)管理模式，自然人股東也有利益驅(qū)使，因此兩種控股模式下，股東都會(huì)在企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中積極監(jiān)督或參與企業(yè)管理，有助于公司市場(chǎng)價(jià)值的提高。因此做出假設(shè)4：中小板上市公司股價(jià)與其法人股控股正相關(guān)；假設(shè)5：中小板上市公司股價(jià)與其自然人控股正相關(guān)。對(duì)于股權(quán)集中程度，主要選擇第一大股東持股比例和機(jī)構(gòu)投資者持股比例來研究，這兩個(gè)比例越高，說明股權(quán)集中程度越高，越有利于提高公司治理效率，推動(dòng)公司市場(chǎng)價(jià)值的提升，所以做出假設(shè)6：中小板上市公司股價(jià)與第一大股東持股比例正相關(guān)；假設(shè)7：中小板上市公司股價(jià)與其機(jī)構(gòu)投資者持股比例正相關(guān)。

反映中小板上市公司的規(guī)模選擇總資產(chǎn)。公司資產(chǎn)規(guī)模不斷擴(kuò)大，使其股價(jià)越難控制，而且公司的發(fā)展速度也會(huì)放緩，反而股價(jià)會(huì)下跌。所以做出假設(shè)8：中小板上市公司股價(jià)與其總資產(chǎn)規(guī)模負(fù)相關(guān)。

中小板上市公司的信息披露存在諸多問題，而良好的信息披露有助于企業(yè)提高生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)效率增加企業(yè)的價(jià)值。因此做出假設(shè)9：中小板上市公司股價(jià)與其信息披露質(zhì)量正相關(guān)。

（二）樣本的選取與數(shù)據(jù)來源

本文研究的取樣范圍是中小板上市公司。樣本年度數(shù)據(jù)選自2009年至2011年年報(bào)?？偟倪x樣標(biāo)準(zhǔn)是2010年前已經(jīng)在中小板上市的公司，且2009-2011連續(xù)3年有年報(bào)披露數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)基本較全的公司，共274家。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選和處理后，剔除缺失值及異常值，數(shù)據(jù)總量為736組。本文的變量數(shù)據(jù)來自于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫、深圳證券交易所網(wǎng)以及瑞思（RESSET）金融研究數(shù)據(jù)庫。

（三）變量定義和模型建立

通過假設(shè)，對(duì)影響中小板上市公司股價(jià)的因素建立指標(biāo)評(píng)價(jià)體系如表1所示：

表1變量定義變量名稱定義變量變量解釋營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率TTM營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率=營(yíng)業(yè)利潤(rùn)/營(yíng)業(yè)收入凈資產(chǎn)收益率ROE凈資產(chǎn)收益率=凈利潤(rùn)/[（股東權(quán)益期末余額+股東權(quán)益上年期末余額）/2]總資產(chǎn)增長(zhǎng)率TAGR總資產(chǎn)增長(zhǎng)率=（期末總資產(chǎn)-上年期末總資產(chǎn)）/上年期末總資產(chǎn)營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率GROWTH營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率=（本年?duì)I業(yè)收入-上年?duì)I業(yè)收入）/上年?duì)I業(yè)收入資產(chǎn)負(fù)債率LEV資產(chǎn)負(fù)債率=負(fù)債總額/資產(chǎn)總額控股股東股權(quán)屬性S_TOP1將“法人股”和“自然人股”按照其在樣本公司中所占的比重分別取值為2、1第一大股東持股比例TOP1第一大股東持股比例=第一大股東持股數(shù)/總股數(shù)×100%機(jī)構(gòu)投資者持股比例INST機(jī)構(gòu)投資者持股比例=機(jī)構(gòu)持股數(shù)/總股數(shù)總資產(chǎn)SIZE總資產(chǎn)=LN（資產(chǎn)總額）信息披露質(zhì)量D將“優(yōu)秀”、“良好”、“合格”與“不合格”四個(gè)等級(jí)分別取值為4、3、2、1自變量以從國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫、深圳證券交易所網(wǎng)查到2009年、2010年和2011年年報(bào)的數(shù)據(jù)作為樣本；因變量股價(jià)（V）的以從瑞思（RESSET）金融研究數(shù)據(jù)庫獲得到第二年4月份最后一個(gè)交易日的收盤價(jià)，即分別在2010年4月30日、2011年4月29日和2012年4月27日的收盤價(jià)為樣本。因?yàn)樯鲜泄灸陥?bào)均在第二年的4月份披露，此時(shí)年報(bào)各項(xiàng)數(shù)據(jù)均披露給廣大投資者，此時(shí)的股價(jià)波動(dòng)受年報(bào)披露的信息影響最大。

本文以上述分析所確定的10項(xiàng)指標(biāo)作為自變量，以實(shí)際的股價(jià)作為因變量，建立的多元回歸模型，即

三、實(shí)證檢驗(yàn)分析

本文運(yùn)用SPSS軟件16.0版本對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，將因變量及10個(gè)自變量導(dǎo)入到軟件中，對(duì)因變量及自變量的數(shù)據(jù)進(jìn)分析處理，運(yùn)用線性回歸分析法，得到表2的結(jié)果。

表2模型信息及方差分析模型R2Adj-R2FSig.回歸0.1920.18117.2310.000從表2可以看出，數(shù)據(jù)的復(fù)相關(guān)系數(shù)R2為0.192，調(diào)整R2為0.181，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為17.231，顯著性水平為0。說明該方程顯著，所有自變量作為一個(gè)整體對(duì)因變量股價(jià)（V）具有顯著影響。

為避免回歸方程產(chǎn)生多重共線性問題，對(duì)模型方程進(jìn)行Pearson和Spearman相關(guān)性檢驗(yàn)，相關(guān)性分析的結(jié)果顯示，各相關(guān)系數(shù)總體來說并不高，并且絕大多數(shù)的相關(guān)系數(shù)的顯著性水平都保持在1%水平上。由此可以得出該模型中的多重共線性被控制在可接受的范圍內(nèi)，不影響回歸結(jié)果。對(duì)該模型進(jìn)行回歸分析，得到表3結(jié)果：

表3回歸分析結(jié)果變量非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)值t值VIF47481***4844YYLR11250***31792762ROE14864***35862541TAGR2020***29122205GROWTH0108***29042075LEV083603441899S_TOP1-0445-05591223TOP10071***27981178INST5007**24091121SIZE-1956***-38601702D1662***28691235說明：***表示在1%水平上顯著；**表示在5%水平上顯著；*表示在10%水平上顯著

由表3可以看出10個(gè)變量中，7個(gè)變量在1%水平上顯著，1個(gè)變量在5%水平以上顯著。其中營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率（TTM）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、總資產(chǎn)增長(zhǎng)率（TAGR）、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率（GROWTH）、第一大股東持股比例（TOP1）、機(jī)構(gòu)投資者持股比例（INST）以及信息披露質(zhì)量（D）的非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為正，說明其與因變量股價(jià)（V）成正相關(guān)，總資產(chǎn)（SIZE）的非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為負(fù)，與股價(jià)成負(fù)相關(guān)。而10個(gè)變量方差擴(kuò)大因子VIF均很小，未超過5，也驗(yàn)證了前面所分析的多重共線性不大，并不影響回歸結(jié)果的結(jié)論。

四、研究結(jié)論

通過實(shí)證分析得出的結(jié)論證實(shí)了前文的假設(shè)，即中小板上市公司的股價(jià)與其盈利能力、成長(zhǎng)能力、股權(quán)集中度、機(jī)構(gòu)投資者持股比例、信息披露質(zhì)量呈正相關(guān)關(guān)系；中小板上市公司的股價(jià)與其總資產(chǎn)規(guī)模呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。研究結(jié)果表明，中小板上市公司的股價(jià)變動(dòng)受到會(huì)計(jì)信息、股權(quán)結(jié)構(gòu)等因素的影響。本文在研究中過程中還發(fā)現(xiàn)，常數(shù)項(xiàng)始終能通過顯著性檢驗(yàn)。這表明該模型中的變量并不能全部解釋股價(jià)變動(dòng)原因，該領(lǐng)域還有許多問題需要進(jìn)一步的研究。（作者單位：吉林財(cái)經(jīng)大學(xué)）

參考文獻(xiàn)

[1]趙宇龍.會(huì)計(jì)盈余披露的信息含量-來自上海股市的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究，1998.

[2]王潔.我國中小板上市公司成長(zhǎng)性評(píng)價(jià)研究[D].西華大學(xué)，2011.

[3]姚水先.中小板上市公司股價(jià)影響因素研究[D]哈爾濱工程大學(xué)，2012.

[4]王玲.中小板上市公司資本結(jié)構(gòu)與績(jī)效關(guān)系研究[D].首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)，2010.

[5]綦學(xué)銘.機(jī)構(gòu)投資者影響上市公司信息披露質(zhì)量嗎？——來自深市上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].會(huì)計(jì)師，2011

本文以上述分析所確定的10項(xiàng)指標(biāo)作為自變量，以實(shí)際的股價(jià)作為因變量，建立的多元回歸模型，即

三、實(shí)證檢驗(yàn)分析

本文運(yùn)用SPSS軟件16.0版本對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，將因變量及10個(gè)自變量導(dǎo)入到軟件中，對(duì)因變量及自變量的數(shù)據(jù)進(jìn)分析處理，運(yùn)用線性回歸分析法，得到表2的結(jié)果。

表2模型信息及方差分析模型R2Adj-R2FSig.回歸0.1920.18117.2310.000從表2可以看出，數(shù)據(jù)的復(fù)相關(guān)系數(shù)R2為0.192，調(diào)整R2為0.181，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為17.231，顯著性水平為0。說明該方程顯著，所有自變量作為一個(gè)整體對(duì)因變量股價(jià)（V）具有顯著影響。

為避免回歸方程產(chǎn)生多重共線性問題，對(duì)模型方程進(jìn)行Pearson和Spearman相關(guān)性檢驗(yàn)，相關(guān)性分析的結(jié)果顯示，各相關(guān)系數(shù)總體來說并不高，并且絕大多數(shù)的相關(guān)系數(shù)的顯著性水平都保持在1%水平上。由此可以得出該模型中的多重共線性被控制在可接受的范圍內(nèi)，不影響回歸結(jié)果。對(duì)該模型進(jìn)行回歸分析，得到表3結(jié)果：

表3回歸分析結(jié)果變量非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)值t值VIF47481***4844YYLR11250***31792762ROE14864***35862541TAGR2020***29122205GROWTH0108***29042075LEV083603441899S_TOP1-0445-05591223TOP10071***27981178INST5007**24091121SIZE-1956***-38601702D1662***28691235說明：***表示在1%水平上顯著；**表示在5%水平上顯著；*表示在10%水平上顯著

由表3可以看出10個(gè)變量中，7個(gè)變量在1%水平上顯著，1個(gè)變量在5%水平以上顯著。其中營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率（TTM）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、總資產(chǎn)增長(zhǎng)率（TAGR）、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率（GROWTH）、第一大股東持股比例（TOP1）、機(jī)構(gòu)投資者持股比例（INST）以及信息披露質(zhì)量（D）的非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為正，說明其與因變量股價(jià)（V）成正相關(guān)，總資產(chǎn)（SIZE）的非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為負(fù)，與股價(jià)成負(fù)相關(guān)。而10個(gè)變量方差擴(kuò)大因子VIF均很小，未超過5，也驗(yàn)證了前面所分析的多重共線性不大，并不影響回歸結(jié)果的結(jié)論。

四、研究結(jié)論

通過實(shí)證分析得出的結(jié)論證實(shí)了前文的假設(shè)，即中小板上市公司的股價(jià)與其盈利能力、成長(zhǎng)能力、股權(quán)集中度、機(jī)構(gòu)投資者持股比例、信息披露質(zhì)量呈正相關(guān)關(guān)系；中小板上市公司的股價(jià)與其總資產(chǎn)規(guī)模呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。研究結(jié)果表明，中小板上市公司的股價(jià)變動(dòng)受到會(huì)計(jì)信息、股權(quán)結(jié)構(gòu)等因素的影響。本文在研究中過程中還發(fā)現(xiàn)，常數(shù)項(xiàng)始終能通過顯著性檢驗(yàn)。這表明該模型中的變量并不能全部解釋股價(jià)變動(dòng)原因，該領(lǐng)域還有許多問題需要進(jìn)一步的研究。（作者單位：吉林財(cái)經(jīng)大學(xué)）

參考文獻(xiàn)

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[3]姚水先.中小板上市公司股價(jià)影響因素研究[D]哈爾濱工程大學(xué)，2012.

[4]王玲.中小板上市公司資本結(jié)構(gòu)與績(jī)效關(guān)系研究[D].首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)，2010.

[5]綦學(xué)銘.機(jī)構(gòu)投資者影響上市公司信息披露質(zhì)量嗎？——來自深市上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].會(huì)計(jì)師，2011

本文以上述分析所確定的10項(xiàng)指標(biāo)作為自變量，以實(shí)際的股價(jià)作為因變量，建立的多元回歸模型，即

三、實(shí)證檢驗(yàn)分析

本文運(yùn)用SPSS軟件16.0版本對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，將因變量及10個(gè)自變量導(dǎo)入到軟件中，對(duì)因變量及自變量的數(shù)據(jù)進(jìn)分析處理，運(yùn)用線性回歸分析法，得到表2的結(jié)果。

表2模型信息及方差分析模型R2Adj-R2FSig.回歸0.1920.18117.2310.000從表2可以看出，數(shù)據(jù)的復(fù)相關(guān)系數(shù)R2為0.192，調(diào)整R2為0.181，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為17.231，顯著性水平為0。說明該方程顯著，所有自變量作為一個(gè)整體對(duì)因變量股價(jià)（V）具有顯著影響。

為避免回歸方程產(chǎn)生多重共線性問題，對(duì)模型方程進(jìn)行Pearson和Spearman相關(guān)性檢驗(yàn)，相關(guān)性分析的結(jié)果顯示，各相關(guān)系數(shù)總體來說并不高，并且絕大多數(shù)的相關(guān)系數(shù)的顯著性水平都保持在1%水平上。由此可以得出該模型中的多重共線性被控制在可接受的范圍內(nèi)，不影響回歸結(jié)果。對(duì)該模型進(jìn)行回歸分析，得到表3結(jié)果：

表3回歸分析結(jié)果變量非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)值t值VIF47481***4844YYLR11250***31792762ROE14864***35862541TAGR2020***29122205GROWTH0108***29042075LEV083603441899S_TOP1-0445-05591223TOP10071***27981178INST5007**24091121SIZE-1956***-38601702D1662***28691235說明：***表示在1%水平上顯著；**表示在5%水平上顯著；*表示在10%水平上顯著

由表3可以看出10個(gè)變量中，7個(gè)變量在1%水平上顯著，1個(gè)變量在5%水平以上顯著。其中營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率（TTM）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、總資產(chǎn)增長(zhǎng)率（TAGR）、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率（GROWTH）、第一大股東持股比例（TOP1）、機(jī)構(gòu)投資者持股比例（INST）以及信息披露質(zhì)量（D）的非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為正，說明其與因變量股價(jià)（V）成正相關(guān)，總資產(chǎn)（SIZE）的非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為負(fù)，與股價(jià)成負(fù)相關(guān)。而10個(gè)變量方差擴(kuò)大因子VIF均很小，未超過5，也驗(yàn)證了前面所分析的多重共線性不大，并不影響回歸結(jié)果的結(jié)論。

四、研究結(jié)論

通過實(shí)證分析得出的結(jié)論證實(shí)了前文的假設(shè)，即中小板上市公司的股價(jià)與其盈利能力、成長(zhǎng)能力、股權(quán)集中度、機(jī)構(gòu)投資者持股比例、信息披露質(zhì)量呈正相關(guān)關(guān)系；中小板上市公司的股價(jià)與其總資產(chǎn)規(guī)模呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。研究結(jié)果表明，中小板上市公司的股價(jià)變動(dòng)受到會(huì)計(jì)信息、股權(quán)結(jié)構(gòu)等因素的影響。本文在研究中過程中還發(fā)現(xiàn)，常數(shù)項(xiàng)始終能通過顯著性檢驗(yàn)。這表明該模型中的變量并不能全部解釋股價(jià)變動(dòng)原因，該領(lǐng)域還有許多問題需要進(jìn)一步的研究。（作者單位：吉林財(cái)經(jīng)大學(xué)）

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