摘 要：本文基于多元線性回歸分析方法，研究創(chuàng)業(yè)板上市公司每股收益與其影響因素的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，在每股收益與凈利潤(rùn)、每股凈資產(chǎn)、凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率呈現(xiàn)穩(wěn)定的顯著性正相關(guān)關(guān)系，但每股現(xiàn)金流量、銷售毛利率和資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)每股收益影響不顯著，每股現(xiàn)金流量易受異常值影響。

關(guān)鍵詞：創(chuàng)業(yè)板 線性回歸 影響因素

一、引言

創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)是一個(gè)門檻低、風(fēng)險(xiǎn)大、監(jiān)管嚴(yán)格的股票市場(chǎng)，也是我國(guó)進(jìn)一步推進(jìn)經(jīng)濟(jì)改革的重要手段。本文擬通過研究我國(guó)創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)收益狀況的影響因素，分析公司收益狀況與其影響因素的內(nèi)在聯(lián)系。

在已有的研究文獻(xiàn)中，張如萍（2003）通過設(shè)立不同組對(duì)比的方式實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)比較好的上市公司，每股收益和每股現(xiàn)金流量具有很高的相關(guān)性。袁琳、廖曉鵬（2009 ） 基于費(fèi)森—奧爾森估值模型，以我國(guó)A股市場(chǎng)的上市公司為樣本，檢驗(yàn)了每股收益和每股凈資產(chǎn)對(duì)股票價(jià)格的影響程度及解釋能力，認(rèn)為市場(chǎng)投資者更關(guān)注每股凈資產(chǎn)指標(biāo)。謝曉霞（2009）以2003—2007年的公司數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行了回歸分析，認(rèn)為收益狀況與資本結(jié)構(gòu)之間大體呈三次曲線關(guān)系，而且具有從負(fù)向關(guān)系向正向關(guān)系變化的特點(diǎn)。因此，本文從創(chuàng)業(yè)板上市公司股票的每股收益出發(fā)，通過建立多元回歸方程，研究影響我國(guó)創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)公司股票每股收益的因素，并分析其內(nèi)在的本質(zhì)聯(lián)系。

二、指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)說明

本文研究對(duì)象為每股收益（ ），解釋變量為資產(chǎn)負(fù)債率（ ）、凈利潤(rùn)（ ）、每股凈資產(chǎn)（ ）、凈資產(chǎn)收益率（ ）、每股現(xiàn)金流量（ ）、銷售毛利率（ ）和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（ ）。資產(chǎn)負(fù)債率作為財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)，凈利潤(rùn)作為成長(zhǎng)能力指標(biāo)，每股凈資產(chǎn)、每股現(xiàn)金流量作為基本指標(biāo)，凈資產(chǎn)收益率、銷售毛利率作為盈利能力指標(biāo)，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為經(jīng)營(yíng)能力指標(biāo)。

本文選取截至深市創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)300家公司發(fā)布的2011年上市公司年報(bào)業(yè)績(jī)?yōu)闃颖?，其?shù)據(jù)來源于東方財(cái)富網(wǎng)。

三、實(shí)證分析

根據(jù)每股收益與其影響變量的關(guān)系，可以構(gòu)建如下多元線性回歸模型：

利用SPSS18.0軟件，對(duì)完全樣本下該模型進(jìn)行最小二乘回歸估計(jì)，其結(jié)果如表1所示。

從表 1估計(jì)結(jié)果及模型擬合程度來看， ，說明該模型不存在一階自相關(guān)。從VIF來看，各個(gè)解釋變量方差膨脹因子并不大，容忍度不接近于0，說明模型并不存在多重共線性。盡管如此，但每股現(xiàn)金流量、銷售毛利率和資產(chǎn)負(fù)債率這三個(gè)解釋變量在 顯著水平下并不顯著。

從圖 1可以看出，該模型大部分殘差散點(diǎn)都分布在-2

到2這個(gè)區(qū)間內(nèi)，而且散布具有隨機(jī)性。關(guān)于e=0對(duì)稱，但是樣本中存在著一些異常值點(diǎn)，它們遠(yuǎn)離數(shù)據(jù)中心，成為離群點(diǎn)，如第138號(hào)樣本點(diǎn)和第263號(hào)樣本點(diǎn)。從圖 2可以看出，該模型下殘差滿足正態(tài)性分布的要求。

為此，我們將學(xué)生化殘差絕對(duì)值大于2的樣本點(diǎn)、離群點(diǎn)以及高杠桿點(diǎn)剔除，重新進(jìn)行擬合，所得回歸分析結(jié)果如表 2所示。

從解釋變量容忍度及方差膨脹因子VIF來看，該模型解釋變量之間不存在多重共線性。我們可以看到，剔除樣本異常值后， 由0.8826提高到0.9054，以及模型修正擬合優(yōu)度 由0.8798提高到0.9030，均比完全樣本下的回歸模型有所提高，說明剔除異常值后模型變得更加合理。但是我們注意到，盡管剔除了樣本異常值，但是資產(chǎn)負(fù)債率、每股現(xiàn)金流量、銷售毛利率這三個(gè)解釋變量還是不顯著的。由此可見，因變量每股收益與這三個(gè)解釋變量之間并沒有特別顯著的相關(guān)關(guān)系。

四、基本結(jié)論

本文通過建立多元線性回歸模型研究創(chuàng)業(yè)板上市公司股票每股收益，實(shí)證分析反映了創(chuàng)業(yè)板上市公司股票每股收益與其影響因素的相關(guān)關(guān)系，從估計(jì)結(jié)果及相關(guān)統(tǒng)計(jì)量來看，可以得出以下結(jié)論：

（一）創(chuàng)業(yè)板公司股票每股收益與凈利潤(rùn)、每股凈資產(chǎn)、凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率呈現(xiàn)穩(wěn)定顯著正相關(guān)關(guān)系，這表明創(chuàng)業(yè)板上市公司凈利潤(rùn)越高，說明公司成長(zhǎng)能力越強(qiáng)，則公司股票每股收益也就越高。每股凈資產(chǎn)越高，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)越快，說明公司運(yùn)營(yíng)能力比較強(qiáng)，總資產(chǎn)利用效率比較高，那么相應(yīng)的公司股票每股收益也會(huì)越高。

（二）每股收益與每股現(xiàn)金流量、銷售毛利率、資產(chǎn)負(fù)債率不存在顯著相關(guān)關(guān)系，可見每股現(xiàn)金流量、銷售毛利率和資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)每股收益不會(huì)產(chǎn)生太大的影響。每股現(xiàn)金流量對(duì)異常值較為敏感，容易受到異常樣本點(diǎn)的影響，表現(xiàn)出一定不穩(wěn)定性。

（三）從各解釋變量對(duì)因變量的解釋程度來看，凈利潤(rùn)對(duì)每股收益影響程度最大，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、每股凈資產(chǎn)和凈資產(chǎn)收益率對(duì)每股收益影響程度較大，資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)每股收益影響程度最小。

（四）常數(shù)項(xiàng)系數(shù)為-0.4403，通過顯著性檢驗(yàn)，說明除本文所選取的幾個(gè)解釋變量外，還有其他一些因素對(duì)每股收益產(chǎn)生影響。

參考文獻(xiàn)：

[1]趙進(jìn)文.復(fù)雜數(shù)據(jù)下經(jīng)濟(jì)建模與診斷研究[M].北京：科學(xué)出

版社，2004.

[2]鄧曉霞.股票價(jià)格內(nèi)部影響因素實(shí)證研究[J] .現(xiàn)代商貿(mào)工

業(yè)，2011（22）.

[3]曾志堅(jiān)，江洲.宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)股票價(jià)格的影響研究[J]. 財(cái)經(jīng)

理論與實(shí)踐，2007（01）.

[4]袁琳，廖曉鵬.每股收益和每股凈資產(chǎn)的投資決策有用—

基于“費(fèi)森一奧爾森佑值模型”的實(shí)證研究[J]. 北京工商大學(xué)

學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2009（1）.

[5]張茹萍，徐文學(xué).每股收益與每股經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量的相關(guān)性分

析[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2003（11）.

（責(zé)任編輯：楊再梅）