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，有較高的成長能力和發(fā)展?jié)摿Γ捎谒叱砷L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，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，選取營業(yè)利潤率和凈資產(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能力，選取總資產(chǎn)增長率和營業(yè)收入增長率這兩個(gè)指標(biāo)。這兩個(gè)比率越高，說明企業(yè)成長無論是質(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)營中積極監(jiān)督或參與企業(yè)管理，有助于公司市場價(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業(yè)利潤率TTM營業(yè)利潤率=營業(yè)利潤/營業(yè)收入凈資產(chǎn)收益率ROE凈資產(chǎn)收益率=凈利潤/[（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)增長率TAGR總資產(chǎn)增長率=（期末總資產(chǎn)-上年期末總資產(chǎn)）/上年期末總資產(chǎn)營業(yè)收入增長率GROWTH營業(yè)收入增長率=（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。其中營業(yè)利潤率（TTM）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、總資產(chǎn)增長率（TAGR）、營業(yè)收入增長率（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。其中營業(yè)利潤率（TTM）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、總資產(chǎn)增長率（TAGR）、營業(yè)收入增長率（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。其中營業(yè)利潤率（TTM）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、總資產(chǎn)增長率（TAGR）、營業(yè)收入增長率（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