施耀　貝政新　陳作章

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

關(guān) 鍵 詞：股票價格；會計盈余；現(xiàn)金流量；每股凈資產(chǎn)；相關(guān)性

中圖分類號：F830.91 文獻標識碼：A 文章編號：1006-3544（2014）01-0044-04

一、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定

以往文獻中通常用三種模型來計量研究會計信息與股票價值相關(guān)性。這三個模型分別是：收益與剩余收益對市場調(diào)整后的收益的解釋能力，資產(chǎn)負債表項目對企業(yè)市場價值的解釋能力，以及收益類指標與凈資產(chǎn)對企業(yè)市場價值的解釋能力。這三種模型分別代表了利潤表相關(guān)性、資產(chǎn)負債表相關(guān)性以及利潤表與資產(chǎn)負債表聯(lián)合相關(guān)性。

1. 收益模型

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

Retit=b0+b1■+b2■+εit

其中，Retit為股票累計收益率，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Pit-1，是為了與被解釋變量累計收益率的計算保持一致。

2. 資產(chǎn)負債表模型

Francis and Schipper（1999）運用了資產(chǎn)負債表模型，考察了資產(chǎn)負債表項目的價值相關(guān)性：

Pit=b0+b1TAit+b2LIABit+εit

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

3. 價格模型

Ohlson（1995）和Ohlson and Feltham（1995）最早提出了價格模型。 最早的收益模型只是評價了會計盈余的有用性， 而價格模型可以反映出一個公司的市場價值是如何與利潤表下的會計盈余和資產(chǎn)負債表下的凈資產(chǎn)相聯(lián)系的。因此，價格模型將會計信息的價值相關(guān)性研究范圍從利潤表擴展到了資產(chǎn)負債表，彌補了收益模型的不足。價格模型表示為：

Pit=b0+b1EPSit+b2BVit+εit

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

本文總結(jié)文獻中常用的三種模型后， 在采用價格模型的基礎(chǔ)上，將每股經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流量引入，形成每股收益、每股凈資產(chǎn)、每股經(jīng)營活動現(xiàn)金流量三個解釋變量。先對三個變量進行逐一回歸（模型1、2、3），然后對三個變量中兩兩組合進行回歸（模型4、5、6），最后將三個變量全部納入模型進行回歸（模型7）。 如果單因素回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)某個變量不顯著，則將其剔除，所有含有該變量的模型不再進行檢驗。實證檢驗回歸方程具體如下：

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，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)營活動現(xiàn)金凈流量、每股盈余、每股凈資產(chǎn)之間存在會計意義上的關(guān)聯(lián)性，所以必須考慮多重共線性問題。在進行回歸分析之前先對三個解釋變量之間的相關(guān)性進行檢驗，計算相關(guān)系數(shù)。如果變量之間存在嚴重的多重共線性，則不能將其簡單地放入多元回歸模型進行回歸。

（二）變量定義與設(shè)計

1. 解釋變量 ①

在本文設(shè)定的檢驗?zāi)Ｐ椭?，解釋變量均為包含會計信息的各個財務(wù)指標，分別來自于上市公司每年公開披露的財務(wù)報告中的資產(chǎn)負債表、利潤表、現(xiàn)金流量表以及其他非財務(wù)信息。

（1）代表資產(chǎn)負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值。凈資產(chǎn)越高的公司，相應(yīng)的股票實際價值含量越高，并且每股凈資產(chǎn)的高低也決定了公司未來生產(chǎn)能力擴張的基礎(chǔ)。凈資產(chǎn)等于總資產(chǎn)價值扣除負債價值，所以凈資產(chǎn)綜合地反映了資產(chǎn)負債表的信息。每股凈資產(chǎn)指標來源于每年的年度財務(wù)報告。

（2）代表利潤表信息的每股收益（EPS）。每股收益又稱每股盈余，是應(yīng)計制會計下綜合反映公司當年歸屬于普通股股東的凈利潤。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)份額對每股收益的稀釋作用。通過對數(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。每股收益指標來源于每年的年度財務(wù)報告。

（3）代表現(xiàn)金流量表信息的每股經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量（CFO）?，F(xiàn)金流是企業(yè)的血液，應(yīng)計盈余如果背后沒有真實的現(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外披露現(xiàn)金流量表。 現(xiàn)金流量表是根據(jù)收付實現(xiàn)制編制的反映企業(yè)現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物收支情況的報表，分為經(jīng)營活動現(xiàn)金流量、籌資活動現(xiàn)金流量、投資活動現(xiàn)金流量。其中，經(jīng)營活動現(xiàn)金流量被認為是企業(yè)的生命線， 經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量被認為是收付實現(xiàn)制下真實反映企業(yè)經(jīng)營成果的指標。 經(jīng)營活動現(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)計制下的應(yīng)計盈余通過調(diào)整變成經(jīng)營活動現(xiàn)金流量。所以，兩者之間存在嚴重的多重共線性，只能分在兩個檢驗?zāi)Ｐ椭羞M行實證分析。 經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量、 總股本數(shù)均來源于樣本公司的年度財務(wù)報告。endprint

2. 被解釋變量

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

（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， 剔除了財務(wù)信息缺失的股票， 以及在每年4月30號后10個交易日交易價格缺失的股票， 最終得到的樣本數(shù)在2005～2011年分別為37、48、113、212、261、330、531個， 合計1532個截面數(shù)據(jù)。本文采用的財務(wù)數(shù)據(jù)全部來自于CCER中國經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫， 包括股票收盤價格、年度財務(wù)報告信息、補充財務(wù)報告信息等。 采用多元回歸模型分析股票價格與會計信息之間的關(guān)系。采用的方法是最小二乘估計，分析軟件是stata10.0。

二、實證分析

（一）解釋變量相關(guān)系數(shù)分析

在對股票價格和每股收益、每股凈資產(chǎn)、每股經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量進行回歸分析時，需要先對三個解釋變量之間的相關(guān)性做分析。在計量統(tǒng)計中，相關(guān)性一般分為三個等級： 當相關(guān)系數(shù)絕對值小于0.4時為低度線性相關(guān)； 當相關(guān)系數(shù)絕對值大于0.4且小于0.7時為顯著性相關(guān)；當相關(guān)系數(shù)大于0.7時為高度線性相關(guān)。

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

由表1可以看出，三個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股價進行多因素的回歸。

（二）對三個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，所以每股盈余對每股股價的影響不顯著，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上對股價并不能造成顯著影響。這與我們一般的認識每股盈余對股價影響較大相違背。

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，強烈拒絕原假設(shè)H0，所以每股凈資產(chǎn)對每股股價的影響顯著，并且回歸系數(shù)為3.08，說明每股凈資產(chǎn)對股價有較大影響。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)對每股股價有較強的解釋力。 這證明了資產(chǎn)負債表價值相關(guān)性在我國中小板市場是顯著的。

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，強烈拒絕原假設(shè)H0，所以每股經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量對每股股價的影響顯著。 但是在以每股經(jīng)營活動現(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中可以看出，EPS的解釋能力不顯著，基本上對股價不構(gòu)成影響，所以將EPS變量剔除出模型，只需要將CFO和BV作為解釋變量進行回歸，即只要檢驗?zāi)Ｐ?。檢驗結(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對每股股價聯(lián)合顯著， 且每個變量均單獨顯著， 模型擬合優(yōu)度為36.43%，擬合效果較好，說明在中小板市場中資產(chǎn)負債表和現(xiàn)金流量表聯(lián)合價值相關(guān)性關(guān)系顯著。

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

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

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

分年度對模型5的檢驗結(jié)果如表7所示。

由表7可以看出， 分年度的檢驗結(jié)果中每股凈資產(chǎn)變量BV在每個年底都是高度顯著的， 每股經(jīng)營活動現(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對股價的回歸結(jié)果可以看成是資產(chǎn)負債表和現(xiàn)金流量表聯(lián)合價值相關(guān)性， 以模型擬合優(yōu)度調(diào)整后R2作為價值相關(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（極端值除外）。所以，資產(chǎn)負債表和現(xiàn)金流量表聯(lián)合價值相關(guān)性在我國中小板市場是較為明顯的，且略有上升的趨勢。

三、結(jié)論與建議

通過以上對我國中小板市場2005～2011年數(shù)據(jù)的實證研究，可以得出結(jié)論，會計信息與股票價格的價值相關(guān)性在我國中小板市場上的主要特征如下：

1. 會計盈余指標對股票價格的影響不顯著，股票價格對公司的會計收益反應(yīng)較小。 這和一般地認為每股盈余對股票價格影響較為顯著的認識不符，也和利用我國主板市場數(shù)據(jù)的利潤表價值相關(guān)性研究結(jié)果不相符（趙景文、杜興強，2009）。所以應(yīng)當從會計準則執(zhí)行、 會計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， 以達到盈余信息的價值相關(guān)性要求。

2. 每股凈資產(chǎn)指標對股票價格解釋能力很強，這與以往研究中發(fā)現(xiàn)的資產(chǎn)負債表信息正在不斷取代利潤表信息對公司股票價格的影響結(jié)論相一致，資產(chǎn)負債表的信息價值不斷凸顯。 所以在證券投資的分析中應(yīng)當更多地關(guān)注資產(chǎn)負債表的信息， 強化“資產(chǎn)負債表觀”。

3. 每股經(jīng)營活動凈流量指標對股票價格有顯著的解釋能力。這與對盈余信息的低程度反應(yīng)相結(jié)合，對現(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)當結(jié)合投資者對會計信息不斷增長的需要，提高信息披露質(zhì)量，向投資者提供更有投資價值和意義的會計信息。 監(jiān)管部門和交易所也應(yīng)加強監(jiān)管，幫助提高會計信息的價值相關(guān)性，為證券市場的健康發(fā)展提供保障。

參考文獻：

[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. 經(jīng)驗會計與財務(wù)研究基礎(chǔ)[M]. 廈門：廈門大學出版社，2009.

[4]趙宇龍. 會計盈余披露的信息含量[J]. 經(jīng)濟研究，1998（7）：41-49.

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

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[8]趙春光. 現(xiàn)金流量價值相關(guān)性的實證研究[J]. 經(jīng)濟研究，2004（2）：29-35.

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[10]唐國瓊. 虧損公司會計盈余價值相關(guān)性實證研究[J]. 金融研究，2008（11）：146-159.

（責任編輯、校對：李丹）endprint

2. 被解釋變量

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

（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， 剔除了財務(wù)信息缺失的股票， 以及在每年4月30號后10個交易日交易價格缺失的股票， 最終得到的樣本數(shù)在2005～2011年分別為37、48、113、212、261、330、531個， 合計1532個截面數(shù)據(jù)。本文采用的財務(wù)數(shù)據(jù)全部來自于CCER中國經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫， 包括股票收盤價格、年度財務(wù)報告信息、補充財務(wù)報告信息等。 采用多元回歸模型分析股票價格與會計信息之間的關(guān)系。采用的方法是最小二乘估計，分析軟件是stata10.0。

二、實證分析

（一）解釋變量相關(guān)系數(shù)分析

在對股票價格和每股收益、每股凈資產(chǎn)、每股經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量進行回歸分析時，需要先對三個解釋變量之間的相關(guān)性做分析。在計量統(tǒng)計中，相關(guān)性一般分為三個等級： 當相關(guān)系數(shù)絕對值小于0.4時為低度線性相關(guān)； 當相關(guān)系數(shù)絕對值大于0.4且小于0.7時為顯著性相關(guān)；當相關(guān)系數(shù)大于0.7時為高度線性相關(guān)。

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

由表1可以看出，三個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股價進行多因素的回歸。

（二）對三個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，所以每股盈余對每股股價的影響不顯著，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上對股價并不能造成顯著影響。這與我們一般的認識每股盈余對股價影響較大相違背。

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，強烈拒絕原假設(shè)H0，所以每股凈資產(chǎn)對每股股價的影響顯著，并且回歸系數(shù)為3.08，說明每股凈資產(chǎn)對股價有較大影響。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)對每股股價有較強的解釋力。 這證明了資產(chǎn)負債表價值相關(guān)性在我國中小板市場是顯著的。

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，強烈拒絕原假設(shè)H0，所以每股經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量對每股股價的影響顯著。 但是在以每股經(jīng)營活動現(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中可以看出，EPS的解釋能力不顯著，基本上對股價不構(gòu)成影響，所以將EPS變量剔除出模型，只需要將CFO和BV作為解釋變量進行回歸，即只要檢驗?zāi)Ｐ?。檢驗結(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對每股股價聯(lián)合顯著， 且每個變量均單獨顯著， 模型擬合優(yōu)度為36.43%，擬合效果較好，說明在中小板市場中資產(chǎn)負債表和現(xiàn)金流量表聯(lián)合價值相關(guān)性關(guān)系顯著。

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

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

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

分年度對模型5的檢驗結(jié)果如表7所示。

由表7可以看出， 分年度的檢驗結(jié)果中每股凈資產(chǎn)變量BV在每個年底都是高度顯著的， 每股經(jīng)營活動現(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對股價的回歸結(jié)果可以看成是資產(chǎn)負債表和現(xiàn)金流量表聯(lián)合價值相關(guān)性， 以模型擬合優(yōu)度調(diào)整后R2作為價值相關(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（極端值除外）。所以，資產(chǎn)負債表和現(xiàn)金流量表聯(lián)合價值相關(guān)性在我國中小板市場是較為明顯的，且略有上升的趨勢。

三、結(jié)論與建議

通過以上對我國中小板市場2005～2011年數(shù)據(jù)的實證研究，可以得出結(jié)論，會計信息與股票價格的價值相關(guān)性在我國中小板市場上的主要特征如下：

1. 會計盈余指標對股票價格的影響不顯著，股票價格對公司的會計收益反應(yīng)較小。 這和一般地認為每股盈余對股票價格影響較為顯著的認識不符，也和利用我國主板市場數(shù)據(jù)的利潤表價值相關(guān)性研究結(jié)果不相符（趙景文、杜興強，2009）。所以應(yīng)當從會計準則執(zhí)行、 會計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， 以達到盈余信息的價值相關(guān)性要求。

2. 每股凈資產(chǎn)指標對股票價格解釋能力很強，這與以往研究中發(fā)現(xiàn)的資產(chǎn)負債表信息正在不斷取代利潤表信息對公司股票價格的影響結(jié)論相一致，資產(chǎn)負債表的信息價值不斷凸顯。 所以在證券投資的分析中應(yīng)當更多地關(guān)注資產(chǎn)負債表的信息， 強化“資產(chǎn)負債表觀”。

3. 每股經(jīng)營活動凈流量指標對股票價格有顯著的解釋能力。這與對盈余信息的低程度反應(yīng)相結(jié)合，對現(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)當結(jié)合投資者對會計信息不斷增長的需要，提高信息披露質(zhì)量，向投資者提供更有投資價值和意義的會計信息。 監(jiān)管部門和交易所也應(yīng)加強監(jiān)管，幫助提高會計信息的價值相關(guān)性，為證券市場的健康發(fā)展提供保障。

參考文獻：

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（責任編輯、校對：李丹）endprint

2. 被解釋變量

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

（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， 剔除了財務(wù)信息缺失的股票， 以及在每年4月30號后10個交易日交易價格缺失的股票， 最終得到的樣本數(shù)在2005～2011年分別為37、48、113、212、261、330、531個， 合計1532個截面數(shù)據(jù)。本文采用的財務(wù)數(shù)據(jù)全部來自于CCER中國經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫， 包括股票收盤價格、年度財務(wù)報告信息、補充財務(wù)報告信息等。 采用多元回歸模型分析股票價格與會計信息之間的關(guān)系。采用的方法是最小二乘估計，分析軟件是stata10.0。

二、實證分析

（一）解釋變量相關(guān)系數(shù)分析

在對股票價格和每股收益、每股凈資產(chǎn)、每股經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量進行回歸分析時，需要先對三個解釋變量之間的相關(guān)性做分析。在計量統(tǒng)計中，相關(guān)性一般分為三個等級： 當相關(guān)系數(shù)絕對值小于0.4時為低度線性相關(guān)； 當相關(guān)系數(shù)絕對值大于0.4且小于0.7時為顯著性相關(guān)；當相關(guān)系數(shù)大于0.7時為高度線性相關(guān)。

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

由表1可以看出，三個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股價進行多因素的回歸。

（二）對三個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，所以每股盈余對每股股價的影響不顯著，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上對股價并不能造成顯著影響。這與我們一般的認識每股盈余對股價影響較大相違背。

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，強烈拒絕原假設(shè)H0，所以每股凈資產(chǎn)對每股股價的影響顯著，并且回歸系數(shù)為3.08，說明每股凈資產(chǎn)對股價有較大影響。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)對每股股價有較強的解釋力。 這證明了資產(chǎn)負債表價值相關(guān)性在我國中小板市場是顯著的。

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，強烈拒絕原假設(shè)H0，所以每股經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量對每股股價的影響顯著。 但是在以每股經(jīng)營活動現(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中可以看出，EPS的解釋能力不顯著，基本上對股價不構(gòu)成影響，所以將EPS變量剔除出模型，只需要將CFO和BV作為解釋變量進行回歸，即只要檢驗?zāi)Ｐ?。檢驗結(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對每股股價聯(lián)合顯著， 且每個變量均單獨顯著， 模型擬合優(yōu)度為36.43%，擬合效果較好，說明在中小板市場中資產(chǎn)負債表和現(xiàn)金流量表聯(lián)合價值相關(guān)性關(guān)系顯著。

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

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

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

分年度對模型5的檢驗結(jié)果如表7所示。

由表7可以看出， 分年度的檢驗結(jié)果中每股凈資產(chǎn)變量BV在每個年底都是高度顯著的， 每股經(jīng)營活動現(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對股價的回歸結(jié)果可以看成是資產(chǎn)負債表和現(xiàn)金流量表聯(lián)合價值相關(guān)性， 以模型擬合優(yōu)度調(diào)整后R2作為價值相關(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（極端值除外）。所以，資產(chǎn)負債表和現(xiàn)金流量表聯(lián)合價值相關(guān)性在我國中小板市場是較為明顯的，且略有上升的趨勢。

三、結(jié)論與建議

通過以上對我國中小板市場2005～2011年數(shù)據(jù)的實證研究，可以得出結(jié)論，會計信息與股票價格的價值相關(guān)性在我國中小板市場上的主要特征如下：

1. 會計盈余指標對股票價格的影響不顯著，股票價格對公司的會計收益反應(yīng)較小。 這和一般地認為每股盈余對股票價格影響較為顯著的認識不符，也和利用我國主板市場數(shù)據(jù)的利潤表價值相關(guān)性研究結(jié)果不相符（趙景文、杜興強，2009）。所以應(yīng)當從會計準則執(zhí)行、 會計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， 以達到盈余信息的價值相關(guān)性要求。

2. 每股凈資產(chǎn)指標對股票價格解釋能力很強，這與以往研究中發(fā)現(xiàn)的資產(chǎn)負債表信息正在不斷取代利潤表信息對公司股票價格的影響結(jié)論相一致，資產(chǎn)負債表的信息價值不斷凸顯。 所以在證券投資的分析中應(yīng)當更多地關(guān)注資產(chǎn)負債表的信息， 強化“資產(chǎn)負債表觀”。

3. 每股經(jīng)營活動凈流量指標對股票價格有顯著的解釋能力。這與對盈余信息的低程度反應(yīng)相結(jié)合，對現(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)當結(jié)合投資者對會計信息不斷增長的需要，提高信息披露質(zhì)量，向投資者提供更有投資價值和意義的會計信息。 監(jiān)管部門和交易所也應(yīng)加強監(jiān)管，幫助提高會計信息的價值相關(guān)性，為證券市場的健康發(fā)展提供保障。

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