[摘 要]股票價格與會計(jì)盈余之間的關(guān)系在財(cái)務(wù)學(xué)和會計(jì)學(xué)領(lǐng)域中受到了廣泛的重視。本文通過以累積超額市場回報率為被解釋變量，以會計(jì)盈余的水平變量和變化量為解釋變量的模型對股票價格與會計(jì)盈余之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。不論是使用混合數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸還是使用各年的橫截?cái)?shù)據(jù)進(jìn)行回歸，我們都發(fā)現(xiàn)了它們之間存在相關(guān)性的證據(jù)。這一結(jié)果支持了相關(guān)的理論。

[關(guān)鍵詞]未預(yù)期市場回報;未預(yù)期會計(jì)收益;賬面價值;市場價值

doi:10.3969/j.issn.1673-0194.2009.16.011

[中圖分類號]F275[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A[文章編號]1673-0194(2009)16-0035-04

一、引 言

如比弗(1999)所言，“在財(cái)務(wù)或會計(jì)學(xué)領(lǐng)域中，很少有像股票價格與會計(jì)盈余之間的關(guān)系這樣受到如此重視”。以鮑爾和布朗(1968)為先導(dǎo)，會計(jì)學(xué)文獻(xiàn)在有效市場假設(shè)條件下進(jìn)行了大量關(guān)于股票價格與會計(jì)盈余之間關(guān)系的實(shí)證研究。幾乎所有的研究都發(fā)現(xiàn)會計(jì)盈余與股票價格之間存在著統(tǒng)計(jì)依賴性。此類研究的一個基本思想是:所有者的權(quán)益賬面價值和股票市場價值都是反映所有者財(cái)富的存量變量。因此，會計(jì)收益與股票回報之間應(yīng)該存在一定的聯(lián)系。

目前，許多研究者采用事件研究的方法來觀測股票價格與會計(jì)盈余之間的關(guān)系。但是，事件研究法的使用效果受到諸如窗口期長短的設(shè)定、其他事件的干擾以及消息是否提前泄露等因素的影響。特別是中國證券市場目前的發(fā)展?fàn)顩r，更加重了這些因素的影響。除了這種研究方法之外，還有一種方法被稱為“第一差異研究”，即觀測較長時間間隔(如一年)價格變動與盈余變動之間的關(guān)系。本文使用中國滬深股市1997-2007年間的數(shù)據(jù)對該問題進(jìn)行了實(shí)證研究，并且發(fā)現(xiàn)了支持相關(guān)理論的證據(jù)。

二、模型的設(shè)定

Easton和Harris(1991)指出了未預(yù)期收益和未預(yù)期股票市場回報之間的一種關(guān)系模型:

ARjt=a1+a2{(Xjt-Xjt-1)/Pjt-1}+μjt。(1)

式中，ARjt為股票j在時期t的未預(yù)期股票市場回報。而對(1)式中的(Xjt-Xjt-1)/Pjt-1則有兩種不同的解釋，而且基于這兩種解釋可以形成不同的實(shí)證模型。第一種解釋認(rèn)為，如果假設(shè)會計(jì)收益遵循隨機(jī)游走過程，則Xjt-1代表預(yù)期收益，從而Xjt-Xjt-1表示未預(yù)期收益。也就是說可以采用收益的改變量作為未預(yù)期收益的代理變量。這樣，關(guān)于未預(yù)期市場回報與未預(yù)期收益的回歸模型就可以表示為超額市場回報對收益改變量的回歸。我們得到本文中的第一個計(jì)量模型:

ARjt=a0t+a1tΔXjt/Pjt-1+μ1jt。(模型1)

式中，ΔXjt表示股票j在時期t的未預(yù)期收益，它是當(dāng)期會計(jì)收益與上期會計(jì)收益之差。Pjt-1表示期初的股票價格。

第二種解釋認(rèn)為，如果收益價格之比是遵循回歸均值過程，那么用Xjt-1/Pjt-1來表示預(yù)期的Xjt/Pjt-1的話，效果就比較差。在這種情況下，一個在橫截?cái)?shù)據(jù)中固定的數(shù)值(設(shè)定為Kt)將會是關(guān)于預(yù)期Xjt/Pjt-1的一個更精確度量。于是，關(guān)于未預(yù)期市場回報與未預(yù)期收益的回歸模型就可以表示為超額市場回報對收益水平變量的回歸。此時，收益的水平變量除以期初價格將會對未預(yù)期股票市場回報的解釋力增強(qiáng)。同樣，我們可以獲得本文中的第二個計(jì)量模型:

ARjt=β0t+β1tXjt/Pjt-1+μ2jt。(模型2)

式中，ARjt表示股票j在時期t的未預(yù)期收益，它是當(dāng)期會計(jì)收益水平變量。

但是，上述兩種解釋是基于兩種比較極端的假設(shè)做出的。因此， Easton和Harris(1991)指出，這兩種極端的情況在現(xiàn)實(shí)中難以觀察到。下面將分析更一般的情況。

首先假設(shè)未預(yù)期股票市場回報與未預(yù)期收益之間存在一個線性關(guān)系:

ARjt=a0t+a1tUEjt/Pjt-1+μjt。(2)

式中，ARjt為股票j在時期t的未預(yù)期股票市場回報;UEjt為股票j在時期t的未預(yù)期會計(jì)收益。

其次，假設(shè)年度會計(jì)收益遵循IMA(1，1)過程，即:

Xjt=Xjt-1+UEjt-ΘUEjt-1。(3)

式中， Θ表示平均移動參數(shù)。

這樣將(3)式進(jìn)行迭代就可以將未預(yù)期收益(除以價格)表示為:

UEjt/Pjt-1=Xjt/Pjt-1-(1-Θ)Xjt/Pjt-1-Θ(1-Θ)Xjt-2/Pjt-1-…(4)

如果將(4)式右邊的項(xiàng)截取滯后一階，即前兩項(xiàng)，則可以表示為:

UEjt/Pjt-1≈(1-Θ)(Xjt-Xjt-1)/Pjt-1+ΘXjt/Pjt-1。(5)

將其代入式(2)則得到了一個未預(yù)期股票市場回報關(guān)于會計(jì)收益水平變量和會計(jì)收益改變量的線性函數(shù)。即:

ARjt≈a0t+a1t(1-Θ)(Xjt-Xjt-1)/Pjt-1+a1tΘXjt/Pjt-1+μjt。(6)

如果(6)式中的Θ取值為0，則(6)式就等于第一種解釋;如果Θ取值為1，則(6)式就等于第二種解釋。從(6)式中還可以看出，當(dāng)平均移動參數(shù)在(0，1)之間變動的時候，就會引起所賦予的收益水平變量和收益改變量的權(quán)重的變化。另外，在一般情況下，不論是收益水平變量和收益改變量作為預(yù)期收益的代理變量時，都會存在較大的計(jì)量誤差。因此，Brown等(1987)指出采用多個關(guān)于未預(yù)期收益的代理變量可以減少關(guān)于未預(yù)期股票市場回報和未預(yù)期收益回歸中的計(jì)量偏誤。因此，本文中的第三個計(jì)量模型表示為:

ARjt=γ0t+γ1tXjt/Pjt-1+γ2tXjt/Pjt-1+μ3jt。(模型3)

另外，在回歸模型中將采用股票的累積超額回報率表示未預(yù)期股票市場回報。

三、數(shù)據(jù)與變量

1.數(shù)據(jù)和樣本的選擇

在本文中采用了滬深兩市A股股票1997-2007年間的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。對于觀測樣本按照下面的過程進(jìn)行選擇:(1)剔除標(biāo)識有ST、SST、S*ST和*ST的股票。(2)剔除退市、被終止上市、暫停上市和遭停牌公司的股票。(3)選擇下列數(shù)據(jù)可以獲得的股票作為觀測樣本:對股票分割和股利的影響進(jìn)行調(diào)整后的年度每股收益、對股票分割和股利的影響進(jìn)行調(diào)整后的股票日可比價格。(4)股票月市場回報率的數(shù)據(jù)至少為連續(xù)72個月。最后，共獲得3 666個企業(yè)-年觀測樣本。

2.變量定義

本文模型中所使用的變量定義如下:

CARjt:是第j家企業(yè)在第t年的累積超額市場回報率。在回歸中將使用該變量作為反映未預(yù)期市場回報的被解釋變量。

首先采用市場模型計(jì)算出股票的超額市場回報率。即按照下面公式所計(jì)算出來的殘差(μjt):

Rjt=0j+1jRmt+μjt。(7)

式中，Rjt表示第j家企業(yè)在第t月的市場回報率;Rmt是按照等權(quán)計(jì)算的第t月的市場回報率。本文將對深市和滬市分別考慮。μjt是第j家企業(yè)在第t月的超額市場回報率。參數(shù)0j和1j是使用第j家企業(yè)在所要計(jì)算累積超額回報率之前的60個月的市場回報率估計(jì)出來的。根據(jù)MacKinlay(1997)的研究結(jié)論，隨著用來估計(jì)參數(shù)的時間長度的增大，超額回報的方差將會減少，并且在整個期間都是獨(dú)立的。為此，本文將估計(jì)參數(shù)的期間確定為60個月。

然后，通過下面的公式求得CARjt:

CARjt=∑12t=1μjt(8)

遵循此類文獻(xiàn)的一般做法，累積的月份與日歷月份不同，是將該會計(jì)年度末的前9個月與之后的3個月，共計(jì)12個月的超額回報進(jìn)行累積。在本研究中，同時也按照會計(jì)年度進(jìn)行了累積，對結(jié)果沒有本質(zhì)上的影響。

Pjt-1:表示第j家企業(yè)在第t年的年初開盤價格。該價格是對股票分割和股利的影響進(jìn)行調(diào)整后的可比價格。

Xjt:表示第j家企業(yè)在第t年的每股收益。該變量是對股票分割和股利的影響進(jìn)行調(diào)整后的每股收益。

ΔXjt:表示第j家企業(yè)在第t年的每股收益的改變量。該變量仍然是對股票分割和股利的影響進(jìn)行了調(diào)整后的數(shù)值。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

關(guān)于模型1和模型2的回歸結(jié)果報告見表1。分別進(jìn)行包括所有年份樣本的混合數(shù)據(jù)回歸以及對各年的橫截?cái)?shù)據(jù)的回歸。對于混合數(shù)據(jù)回歸，不論是水平變量回歸還是改變量回歸，會計(jì)盈余變量的估計(jì)參數(shù)都在0.01的水平上顯著不等于0。其中，β1t的參數(shù)估計(jì)值為1.89，t統(tǒng)計(jì)量為8.25;α1t的參數(shù)估計(jì)值為2.06，t統(tǒng)計(jì)量為9.37。從而可以看出在混合樣本中，兩個會計(jì)業(yè)績變量分別都與股票的超額回報存在正的相關(guān)性。

在各年的回歸中，會計(jì)業(yè)績變量是否與股票的超額回報存在正的相關(guān)性具有明顯的時間特性。不論是水平變量還是改變量，1998-2001年間回歸所估計(jì)的參數(shù)值都不具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性。但是，從2002年以后，回歸所估計(jì)的參數(shù)較穩(wěn)固地表現(xiàn)出在統(tǒng)計(jì)意義上不等于0的特性，且顯著性水平都在0.01以上。例如，在2002年中，β1t的參數(shù)估計(jì)值為2.81，t統(tǒng)計(jì)量為3.46;α1t的參數(shù)估計(jì)值為2.39，t統(tǒng)計(jì)量為4.03。其中可能有兩個原因:第一，公司治理的改善;第二，整個期間股市處于熊市。對于我們的結(jié)果還有以下幾點(diǎn)值得注意:第一，參數(shù)的估計(jì)在2006年出現(xiàn)了異常情況。在這一年β1t和α1t的參數(shù)估計(jì)值都不具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性。而在2006年中國的股票市場出現(xiàn)了“井噴”行情。另外，在2001年中國股票市場進(jìn)入熊市。因此，本文認(rèn)為市場行情的劇烈變動對會計(jì)業(yè)績變量與股票超額回報之間的關(guān)系產(chǎn)生了影響。第二，雖然發(fā)現(xiàn)會計(jì)業(yè)績變量與股票超額回報之間存在正的相關(guān)性的證據(jù)，但是，本文的參數(shù)估計(jì)值明顯高于1。而根據(jù)比弗(1999)的研究，該參數(shù)應(yīng)該小于1。其原因在于:第一，某些因素或事項(xiàng)影響價格變動而不影響當(dāng)期盈余變動，但影響當(dāng)期盈余變動的另外一些因素卻不影響價格的變動;其次，盡管價格變動與盈余變動都向相同的方向移動，但它們一般不會移動得太遠(yuǎn)。例如，Beaver，Lambert和Ryan(1987)估計(jì)了一個線性回歸，價格在其中為因變量，盈余變動為因變量。盈余敏感系數(shù)平均僅有0.31。這樣，本文的結(jié)果只是在參數(shù)估計(jì)值的方向上與理論一致?；蛘哒f本文的結(jié)果只是部分地支持了理論。第三，回歸的擬合度R2都比較小，這與同類研究的結(jié)果是基本一致的。其原因在于關(guān)于未預(yù)期收益的計(jì)量誤差導(dǎo)致了較小的R2。例如，Lev(1989)曾經(jīng)指出，在年度未預(yù)期收益-超額回報的回歸中，R2大約在5%~10%?？梢钥闯?，在某些年份，關(guān)于未預(yù)期收益的計(jì)量存在較大誤差。

注:表中未帶括號的數(shù)據(jù)為估計(jì)的參數(shù)值，括號中的數(shù)據(jù)為該參數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量。***表示在0.01的水平上顯著;**表示在0.05的水平上顯著;*表示在0.1的水平上顯著。R2為回歸的擬合度?；貧w采用OLS方法。

模型3的回歸結(jié)果報告見表2。本文同樣進(jìn)行了包括所有年份的混合樣本回歸和各年數(shù)據(jù)單獨(dú)的回歸。從混合樣本的結(jié)果來看，當(dāng)將水平變量和改變量同時放入回歸模型后，它們的參數(shù)估計(jì)值都在0.01的水平上具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性。其中，γ1t的參數(shù)估計(jì)值為1.22，t統(tǒng)計(jì)量為4.74;γ2t的參數(shù)估計(jì)值為1.52，t統(tǒng)計(jì)量為6.17。而各年的回歸結(jié)果同樣具有與單變量回歸類似的特點(diǎn)，即在2002年以后，回歸所估計(jì)的參數(shù)較穩(wěn)固地表現(xiàn)出在統(tǒng)計(jì)意義上不等于0的特性，且顯著性水平至少為0.05。同樣，在2006年參數(shù)估計(jì)不具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性，而且參數(shù)估計(jì)值較大的情況仍然存在。

注:表中未帶括號的數(shù)據(jù)為估計(jì)的參數(shù)值，括號中的數(shù)據(jù)為該參數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量。***表示在0.01的水平上顯著;**表示在0.05的水平上顯著;*表示在0.1的水平上顯著。R2為回歸的擬合度。回歸采用OLS方法。

本文還對多元回歸的殘差的統(tǒng)計(jì)特性進(jìn)行了檢驗(yàn)。首先關(guān)于殘差的正態(tài)性的Jarqu-Bera檢驗(yàn)，對整體和各年度都在0.01的水平上顯著。因此拒絕其服從正態(tài)分布的原假設(shè)。在異方差檢驗(yàn)中分析有些年份及混合樣本存在異方差性。異方差的存在不影響參數(shù)估計(jì)的一致性，但可能會對估計(jì)的有效性產(chǎn)生影響。將本文所報告的結(jié)果與修正了異方差性之后的結(jié)果進(jìn)行比較，發(fā)現(xiàn)所報告結(jié)果的有效性(或t值)沒有受到異方差性的顯著影響。

五、結(jié) 論

本文以累積超額市場回報率為被解釋變量，以會計(jì)盈余的水平變量和變化量為解釋變量，對股票價格與會計(jì)盈余之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。不論是使用混合數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，還是使用各年的橫截?cái)?shù)據(jù)進(jìn)行回歸，都發(fā)現(xiàn)了存在相關(guān)性的證據(jù)。這與基于國外數(shù)據(jù)的實(shí)證研究結(jié)果是一致的。同時，本文的檢驗(yàn)結(jié)果也為Ohlson(1989)所提出的關(guān)于價值計(jì)量的理論模型提供了相應(yīng)的證據(jù)。但是，本文的結(jié)論并不完全支持相關(guān)的理論，因?yàn)榛貧w參數(shù)明顯大于1。這從一個側(cè)面反映出中國證券市場中股票價格存在被高估的現(xiàn)象。

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