張臘鳳，劉維奇

（山西大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，山西 太原 030006）

20世紀(jì)70年代法馬（Fama）提出了有效市場(chǎng)假說(shuō)，該理論認(rèn)為如果市場(chǎng)中股票的價(jià)格能充分反映所獲得的全部信息，股價(jià)能夠根據(jù)得到的信息完全、迅速地調(diào)整到位，那么市場(chǎng)就是有效的。在有效的市場(chǎng)中，股票不存在錯(cuò)誤定價(jià)，投資者不可能找到任何一種好的方法來(lái)獲取超額收益。依據(jù)這一理論，當(dāng)上市公司增加或減少資產(chǎn)時(shí)，股票價(jià)格應(yīng)迅速對(duì)這些信息作出反應(yīng)，并很快調(diào)整到位。但是越來(lái)越多的實(shí)證研究表明，股票市場(chǎng)對(duì)公司資產(chǎn)運(yùn)作的定價(jià)存在偏差：當(dāng)上市公司通過(guò)發(fā)行股票、發(fā)行債券、并購(gòu)等方式擴(kuò)張時(shí)，公司的股票在隨后期間的市場(chǎng)表現(xiàn)相對(duì)較差，股票收益較低；當(dāng)上市公司通過(guò)股票回購(gòu)、拆分等方式實(shí)現(xiàn)戰(zhàn)略收縮時(shí)，公司的股票在隨后期間的市場(chǎng)表現(xiàn)相對(duì)較好，股票收益較高。然而，上述研究?jī)H僅關(guān)注了部分投資或融資活動(dòng)引起的資產(chǎn)變化對(duì)股票收益的影響，而忽略了總資產(chǎn)中其他資產(chǎn)成分以及各個(gè)資產(chǎn)成分之間的協(xié)同效應(yīng)。于是庫(kù)珀等2008年提出了總資產(chǎn)增長(zhǎng)率指標(biāo)，并依據(jù)這個(gè)指標(biāo)對(duì)美國(guó)股票市場(chǎng)的股票進(jìn)行分組，做多資產(chǎn)增長(zhǎng)率最低的組合，做空資產(chǎn)增長(zhǎng)率最高的組合，形成的套利投資組合的年超額收益是20.76%[1]，這顯然是對(duì)市場(chǎng)有效性理論的一種挑戰(zhàn)，人們把這種現(xiàn)象稱之為“資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)”。從此以后，資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)成為金融研究領(lǐng)域的一個(gè)熱點(diǎn)問(wèn)題，并且伴隨著研究的深入，學(xué)者們將所有關(guān)于資產(chǎn)變化對(duì)股票收益影響的研究都納入這個(gè)范疇，同時(shí)將研究從美國(guó)市場(chǎng)拓展到國(guó)際金融市場(chǎng)。然而到目前為止，關(guān)于我國(guó)股票市場(chǎng)資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)的研究卻很少。為此，本文選取1994－2012年滬、深交易所上市的非金融類上市公司為樣本，采用經(jīng)典的研究方法，從橫截面和時(shí)間序列兩個(gè)維度深入分析了資產(chǎn)增長(zhǎng)和未來(lái)股票收益之間的關(guān)系，檢驗(yàn)我國(guó)股票市場(chǎng)資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)的存在性，以期促進(jìn)我國(guó)股票市場(chǎng)有效性的提高。

一 、文獻(xiàn)綜述

目前，越來(lái)越多的文獻(xiàn)針對(duì)公司資產(chǎn)水平的變化對(duì)資產(chǎn)定價(jià)的影響展開(kāi)研究，即資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)，也稱為資產(chǎn)增長(zhǎng)異象。這個(gè)效應(yīng)反映的基本規(guī)律是資產(chǎn)增長(zhǎng)和未來(lái)的股票收益之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即資產(chǎn)增長(zhǎng)率較高的股票，隨后期間的股票收益較低，資產(chǎn)增長(zhǎng)率較低的股票，隨后期間的股票收益較高。有關(guān)資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)研究的國(guó)外文獻(xiàn)較多，而且趨于成熟，然而對(duì)于我國(guó)股票市場(chǎng)資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)的研究剛剛起步。

（一）關(guān)于國(guó)際金融市場(chǎng)中資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)存在性的研究

蒂特曼等研究發(fā)現(xiàn)大量增加資本投資的公司隨后期間獲得的股票超額收益是負(fù)的，即異常投資的增長(zhǎng)與未來(lái)股票超額收益之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，對(duì)于現(xiàn)金流充足、債務(wù)較少的公司這種效應(yīng)尤為顯著[2]。安德森和加西亞－費(fèi)周、邢宇華以及安杰斯等也都認(rèn)為投資增長(zhǎng)與未來(lái)的股票收益之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系[3－5]。在上述研究的基礎(chǔ)上，庫(kù)珀等使用總資產(chǎn)增長(zhǎng)率指標(biāo)研究發(fā)現(xiàn)在美國(guó)股票市場(chǎng)中，資產(chǎn)增長(zhǎng)對(duì)股票收益的影響比規(guī)模、賬市比都穩(wěn)健，資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)不但存在，而且持續(xù)到組合形成后的第5年。法馬和弗倫奇對(duì)美國(guó)股票市場(chǎng)中存在的諸多異象進(jìn)行了綜合研究，實(shí)證結(jié)果表明資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)僅存在于小規(guī)模股票中，對(duì)于大規(guī)模股票該效應(yīng)不顯著，因此他們認(rèn)為美國(guó)股票市場(chǎng)不存在資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)[6]。對(duì)此理普遜等認(rèn)為法馬和弗倫奇的結(jié)論與前述研究不一致的原因在于研究中使用了每股總資產(chǎn)增長(zhǎng)率這個(gè)指標(biāo)，該指標(biāo)的定義將一部分與股票發(fā)行融資相關(guān)的資產(chǎn)增長(zhǎng)現(xiàn)象排除在外[7]，因此，實(shí)證的結(jié)果不能說(shuō)明美國(guó)股票市場(chǎng)不存在資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)，他們?nèi)匀粓?jiān)持認(rèn)為美國(guó)股票市場(chǎng)存在資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)。

上述研究都是基于美國(guó)股票市場(chǎng)得出的結(jié)論，為了證明資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)不是美國(guó)股票市場(chǎng)特有的現(xiàn)象，格雷和約翰遜研究了澳大利亞證券市場(chǎng)的狀況，發(fā)現(xiàn)在澳大利亞股票市場(chǎng)中也存在資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)，而且比較有意義的是在澳大利亞股票市場(chǎng)中，微型股票和大規(guī)模股票的資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)都顯著，而小規(guī)模股票不存在資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)[8]。姚彤等研究了亞洲地區(qū)金融市場(chǎng)的資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)該地區(qū)金融市場(chǎng)中普遍存在資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)，且資產(chǎn)增長(zhǎng)同質(zhì)性越強(qiáng)，融資更多地依賴銀行體系的國(guó)家或地區(qū)的金融市場(chǎng)的資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)越弱[9]。許多學(xué)者進(jìn)一步將此研究拓展到國(guó)際金融市場(chǎng)中，李西等使用全球23個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家股票市場(chǎng)的交易數(shù)據(jù)和相關(guān)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，證明資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)在上述的絕大部分國(guó)家和地區(qū)的市場(chǎng)中都普遍存在，而且這種效應(yīng)持續(xù)到組合形成后的4年[10]。渡邊等研究了全球54個(gè)國(guó)家和地區(qū)的金融市場(chǎng)，發(fā)現(xiàn)國(guó)際金融市場(chǎng)中存在資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)，而且發(fā)達(dá)國(guó)家和地區(qū)金融市場(chǎng)中的資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)比發(fā)展中國(guó)家和地區(qū)金融市場(chǎng)中的效應(yīng)強(qiáng)[11]。

（二）關(guān)于中國(guó)股票市場(chǎng)資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)存在性的研究

伴隨著資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)研究的逐步深入，我國(guó)股票市場(chǎng)中的資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)也開(kāi)始受到關(guān)注。國(guó)內(nèi)學(xué)者尚爾霄等將總資產(chǎn)增長(zhǎng)率分成預(yù)期的總資產(chǎn)增長(zhǎng)率和未預(yù)期的總資產(chǎn)增長(zhǎng)率兩部分，在1998－2010年的樣本期間，得出預(yù)期的總資產(chǎn)增長(zhǎng)率和未預(yù)期的總資產(chǎn)增長(zhǎng)率對(duì)股票收益的影響都不顯著的結(jié)論。然而，以股權(quán)分置改革為分界點(diǎn)，將樣本期間分成兩個(gè)子期間，研究卻發(fā)現(xiàn)在2006－2010的子期間，未預(yù)期的總資產(chǎn)增長(zhǎng)率與股票收益顯著負(fù)相關(guān)，表明股權(quán)分置改革后，我國(guó)股票市場(chǎng)中存在資產(chǎn)增長(zhǎng)異象，這種異象主要由未預(yù)期的資產(chǎn)增長(zhǎng)引起的[12]。葉建華等選取2000－2009年A股上市公司為樣本，分析了資產(chǎn)增長(zhǎng)與未來(lái)股票收益之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)總資產(chǎn)增長(zhǎng)率正向影響未來(lái)的股票收益，即資產(chǎn)增長(zhǎng)與未來(lái)股票收益之間呈正向相關(guān)關(guān)系，這一結(jié)果與通常所說(shuō)的資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)恰恰相反[13]。黃邁等從理論上分析了資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)產(chǎn)生的原因及投資成本對(duì)資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)的影響，其結(jié)論是總資產(chǎn)增長(zhǎng)率、投資增長(zhǎng)率對(duì)隨后的股票收益有負(fù)向影響，然而投資資產(chǎn)增長(zhǎng)率與隨后股票收益之間的關(guān)系卻是正向相關(guān)的，得出了自相矛盾的結(jié)論[14]。國(guó)外文獻(xiàn)中目前還沒(méi)有關(guān)于我國(guó)股票市場(chǎng)資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)的專門(mén)性研究，僅僅散見(jiàn)于一些綜合市場(chǎng)的研究中。姚彤等研究亞洲地區(qū)金融市場(chǎng)的資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)時(shí)，把我國(guó)股票市場(chǎng)作為一個(gè)重要的研究對(duì)象，研究結(jié)果表明我國(guó)股票市場(chǎng)存在資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)，而且這種效應(yīng)持續(xù)到組合形成后的第三年年末[9]。渡邊等將資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)的研究拓展到全球54個(gè)國(guó)家和地區(qū)的金融市場(chǎng)中，其中就包括我國(guó)股票市場(chǎng)，研究結(jié)果顯示，我國(guó)股票市場(chǎng)中存在資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)。

縱觀國(guó)內(nèi)外的研究現(xiàn)狀可知，資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)是國(guó)際金融市場(chǎng)普遍存在的一種異象，但是我國(guó)股票市場(chǎng)中資產(chǎn)增長(zhǎng)與股票收益之間的關(guān)系究竟是什么樣的；這種關(guān)系顯著與否以及資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)是否存在等問(wèn)題，學(xué)者們的認(rèn)識(shí)還存在很大差異，仍然需要深入剖析。為此，本文選取總資產(chǎn)增長(zhǎng)率、凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)增長(zhǎng)率等5個(gè)具有代表性的資產(chǎn)增長(zhǎng)度量指標(biāo)，以1994－2012年滬、深交易所非金融類上市公司為樣本，使用分組方法、時(shí)間序列回歸方法以及法馬－麥克白斯（Fama－Mac－Beth）橫截面回歸的方法，深入剖析我國(guó)股票市場(chǎng)的資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)。

二、數(shù)據(jù)與指標(biāo)

本文選取在我國(guó)滬深兩個(gè)交易所上市的A股股票作為研究對(duì)象，研究中使用的數(shù)據(jù)，除了上市公司年末的總股數(shù)、年末發(fā)行在外的流通股數(shù)以及固定資產(chǎn)原價(jià)的數(shù)據(jù)來(lái)自萬(wàn)德（Wind）數(shù)據(jù)庫(kù)以外，其他有關(guān)上市公司股票交易的數(shù)據(jù)及財(cái)務(wù)報(bào)表的數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)泰安CSMAR財(cái)經(jīng)數(shù)據(jù)庫(kù)。

盡管我國(guó)股票市場(chǎng)起始于1990年，但是由于早期上市的公司數(shù)量較少，為了確保研究中有足夠的樣本，本文研究中使用的會(huì)計(jì)數(shù)據(jù)從1992年年末開(kāi)始，股票交易的數(shù)據(jù)從1994年7月開(kāi)始一直到2012年6月。根據(jù)研究的需要，篩選樣本時(shí)首先剔除了金融行業(yè)的上市公司，因?yàn)榻鹑陬惼髽I(yè)與普通企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債表存在實(shí)質(zhì)性差異；其次剔除每年6月末沒(méi)有交易的股票，因?yàn)橥顿Y組合是在每年6月末形成的；最后剔除有缺失值的股票，剔除總資產(chǎn)為0的股票，以確保相關(guān)指標(biāo)的計(jì)算。為了避免生存者偏差，研究中未剔除ST以及相關(guān)股票。根據(jù)以上標(biāo)準(zhǔn)，2012年研究中使用的樣本公司有1 656個(gè)，是樣本最多的年份，平均而言每年使用樣本有931個(gè)。樣本中既包括了大規(guī)模公司，也包括了小規(guī)模公司，除了金融行業(yè)以外，其他的行業(yè)研究中都涉及了，因此樣本具有全面性和代表性。此外，研究使用的期限也是目前國(guó)內(nèi)此類研究中最長(zhǎng)的，長(zhǎng)時(shí)間段的市場(chǎng)變化，更能反映基本規(guī)律，從而保證了研究結(jié)果的準(zhǔn)確性。

與法馬和弗倫奇做法相同，研究中使用的規(guī)模指的是t年6月末的市值，而賬市比計(jì)算過(guò)程中使用的市值則是t－1年年末的市值，動(dòng)量指的是從t－12月一直到t－2月連續(xù)11個(gè)月的復(fù)合收益。至于資產(chǎn)增長(zhǎng)率指標(biāo)則是研究的重點(diǎn)，伴隨對(duì)資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)研究的深入，出現(xiàn)了多種資產(chǎn)增長(zhǎng)度量指標(biāo)，主要有：懷斯耐特等提出的凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)增長(zhǎng)率和長(zhǎng)期凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)增長(zhǎng)率指標(biāo)[15]；蒂特曼等提出的異常投資增長(zhǎng)率指標(biāo)；安德森和加西亞－費(fèi)周提出的連續(xù)兩年累計(jì)的投資增長(zhǎng)率指標(biāo)；邢宇華提出的資本性支出的年增長(zhǎng)率和資本性支出與年初固定資產(chǎn)凈值的比率，兩個(gè)投資增長(zhǎng)衡量指標(biāo)；安杰斯等提出的投資資產(chǎn)增長(zhǎng)率指標(biāo)；庫(kù)珀等提出的總資產(chǎn)增長(zhǎng)率指標(biāo)以及法馬和弗倫奇提出的每股總資產(chǎn)增長(zhǎng)率。在這些指標(biāo)中，蒂特曼等、安德森和加西亞－費(fèi)周、邢宇華以及安杰斯等提出的指標(biāo)都是衡量投資增長(zhǎng)的，只是前3篇文獻(xiàn)中涉及到的4個(gè)指標(biāo)研究中都使用資本性支出數(shù)據(jù)，然而由于我國(guó)會(huì)計(jì)制度改革較慢，直到1998年報(bào)表中才有了資本性支出的項(xiàng)目，于是本文從中選用了安杰斯等提出的投資資產(chǎn)增長(zhǎng)率作為投資增長(zhǎng)的代表性變量。由于其他指標(biāo)反映的經(jīng)濟(jì)含義各不相同，應(yīng)分別考慮，因此本文研究中使用的資產(chǎn)增長(zhǎng)率指標(biāo)主要有：總資產(chǎn)增長(zhǎng)率、每股總資產(chǎn)增長(zhǎng)率、凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)增長(zhǎng)率、長(zhǎng)期凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)增長(zhǎng)率以及投資資產(chǎn)增長(zhǎng)率，指標(biāo)的具體定義如下。

總資產(chǎn)增長(zhǎng)率指的是總資產(chǎn)的年增長(zhǎng)率，即：

其中，TA代表總資產(chǎn)。

每股總資產(chǎn)增長(zhǎng)率，是指年末總資產(chǎn)除以發(fā)行在外的流通股數(shù)得到的每股總資產(chǎn)，連續(xù)兩年的比值。即：

其中，S代表發(fā)行在外的流通股份數(shù)。

凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)增長(zhǎng)率，是指凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)年增長(zhǎng)量除以前一年的總資產(chǎn)。即：

其中，NOA代表凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)，等于經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)減去經(jīng)營(yíng)負(fù)債的凈額①經(jīng)營(yíng)負(fù)債等于負(fù)債總額減去金融負(fù)債，即負(fù)債總額減去短期借款、長(zhǎng)期借款、長(zhǎng)期應(yīng)付款、應(yīng)付債券、一年內(nèi)到期的非流動(dòng)負(fù)債等項(xiàng)目。。

長(zhǎng)期凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)增長(zhǎng)率，是指凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)率增長(zhǎng)減去應(yīng)計(jì)。即：

其中，Ac代表應(yīng)計(jì)。

投資資產(chǎn)增長(zhǎng)率，是指固定資產(chǎn)和存貨年增長(zhǎng)量的和除以前一年的總資產(chǎn)。即：

其中PPE代表是固定資產(chǎn)，IV代表是存貨。

上述5個(gè)資產(chǎn)增長(zhǎng)率指標(biāo)，有的是對(duì)總資產(chǎn)作了適當(dāng)調(diào)整，有的是總資產(chǎn)的部分組成成分的增長(zhǎng)，包含的經(jīng)濟(jì)內(nèi)容有交叉、有重疊，有很強(qiáng)的相關(guān)性，具體結(jié)果如表1所示。

表1 資產(chǎn)增長(zhǎng)率指標(biāo)之間的相關(guān)系數(shù)

從表1可以看出各個(gè)資產(chǎn)增長(zhǎng)率指標(biāo)之間的相關(guān)性很高，除了長(zhǎng)期凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)增長(zhǎng)率和每股總資產(chǎn)增長(zhǎng)率的相關(guān)系數(shù)以外，其他的相關(guān)系數(shù)均在0.5以上。其中，凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)增長(zhǎng)率與總資產(chǎn)增長(zhǎng)率的相關(guān)性最高，相關(guān)系數(shù)為0.79。長(zhǎng)期凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)增長(zhǎng)率與每股總資產(chǎn)增長(zhǎng)率的相關(guān)性最低，相關(guān)系數(shù)僅為0.41。

三、中國(guó)股票市場(chǎng)資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)存在性的檢驗(yàn)

法馬和弗倫奇[6]認(rèn)為識(shí)別異象的方法通常有兩種：（1）分組方法。按照異象變量對(duì)股票分組，觀察組合收益的變化。（2）回歸方法。根據(jù)法馬－麥克白斯的思想，利用異象變量來(lái)解釋橫截面的股票收益[16]。因此，本文也主要采用這兩種方法來(lái)證明我國(guó)股票市場(chǎng)資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)的存在性。

（一）分組方法的實(shí)證結(jié)果

每年6月末，依據(jù)各種資產(chǎn)增長(zhǎng)率指標(biāo)，將樣本股票分成6個(gè)組，形成的組合持有期為1年，從當(dāng)年7月到下一年6月，然后計(jì)算持有期組合等權(quán)重的月平均收益和市值權(quán)重的月平均收益，最后計(jì)算出從1994年7月到2012年6月組合月平均收益的時(shí)間序列均值，具體結(jié)果如表2所示。表2分為3個(gè)表，A表顯示了組合平均的年資產(chǎn)增長(zhǎng)率，B表顯示了組合等權(quán)重的月平均收益，C表顯示了組合市值權(quán)重的月平均收益。

表2－A 組合平均的年資產(chǎn)增長(zhǎng)率

表2－B 組合等權(quán)重的月平均收益

表2－C 組合市值權(quán)重的月平均收益

在考察組合收益的變化規(guī)律之前，首先觀察組合資產(chǎn)增長(zhǎng)率的變動(dòng)狀況。每年6月末依據(jù)資產(chǎn)增長(zhǎng)率將股票分成6個(gè)組，求出每個(gè)組合資產(chǎn)增長(zhǎng)率的中值，并計(jì)算出從1994年到2011年組合資產(chǎn)增長(zhǎng)率中值的時(shí)間序列均值，具體結(jié)果如表2－A所示。從表中可以看出，組合1是資產(chǎn)增長(zhǎng)率最低的組合，組合6是資產(chǎn)增長(zhǎng)率最高的組合，組合中的資產(chǎn)增長(zhǎng)率均單調(diào)上升，組合間的資產(chǎn)增長(zhǎng)率存在顯著差異。

表2－B顯示了組合等權(quán)重的月平均收益。具體來(lái)看，按投資資產(chǎn)增長(zhǎng)率分組的結(jié)果顯示，伴隨著資產(chǎn)增長(zhǎng)率的上升，組合收益嚴(yán)格單調(diào)下降，資產(chǎn)增長(zhǎng)率最低的組合等權(quán)重的月平均收益是2.6452%，資產(chǎn)增長(zhǎng)率最高的組合等權(quán)重的月平均收益是1.7994%，這兩個(gè)極端組合的收益差異是0.8459%，而且在5%的水平上顯著；從按總資產(chǎn)增長(zhǎng)率、凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)增長(zhǎng)率分組的結(jié)果來(lái)看，盡管隨著組合資產(chǎn)增長(zhǎng)率的上升，組合的收益逐步下降，但下降趨勢(shì)不是嚴(yán)格單調(diào)的，資產(chǎn)增長(zhǎng)率最低的組合與資產(chǎn)增長(zhǎng)率最高的組合月平均收益的差異分別是0.9729%和0.9206%，也都在5%水平上顯著；按每股總資產(chǎn)增長(zhǎng)率和長(zhǎng)期凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)增長(zhǎng)率分組的結(jié)果顯示，伴隨著資產(chǎn)增長(zhǎng)率的上升，組合收益呈下降趨勢(shì)，但下降過(guò)程不是嚴(yán)格單調(diào)，資產(chǎn)增長(zhǎng)率最低的組合與資產(chǎn)增長(zhǎng)率最高的組合月平均收益的差異分別是0.8649%和0.4084%，但僅在10%水平上顯著。盡管存在差別，但總體來(lái)講，伴隨著資產(chǎn)增長(zhǎng)率的上升，組合等權(quán)重的月平均收益在下降，表明資產(chǎn)增長(zhǎng)與股票收益之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

從表2－C中可以看出除了按每股總資產(chǎn)增長(zhǎng)率分組的結(jié)果以外，市值加權(quán)的組合月平均收益的結(jié)果與等權(quán)重組合月平均收益的結(jié)果基本相似，仍然顯示資產(chǎn)增長(zhǎng)率最高的組合與資產(chǎn)增長(zhǎng)率最低的組合之間的收益差異顯著存在，資產(chǎn)增長(zhǎng)與未來(lái)的股票收益呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。然而，按每股總資產(chǎn)增長(zhǎng)率分組，資產(chǎn)增長(zhǎng)率最低的組合與資產(chǎn)增長(zhǎng)率最高的組合之間市值權(quán)重的月平均收益的差異存在，差異為0.5779%，但是不顯著。這一結(jié)果與法馬和弗倫奇（2008）關(guān)于美國(guó)股票市場(chǎng)的研究結(jié)論一致，理普遜等[7]對(duì)此現(xiàn)象做出了解釋，他們認(rèn)為這樣的實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生的原因在于每股總資產(chǎn)增長(zhǎng)率這個(gè)指標(biāo)本身。依據(jù)定義，在指標(biāo)的計(jì)算過(guò)程中，總資產(chǎn)要除以發(fā)行在外的流通股數(shù)，相當(dāng)于對(duì)總資產(chǎn)增長(zhǎng)率進(jìn)行了每股標(biāo)準(zhǔn)化，這種標(biāo)準(zhǔn)化排除了與股票發(fā)行相關(guān)的資產(chǎn)增長(zhǎng)現(xiàn)象，因此實(shí)證結(jié)果不顯著并不能證明美國(guó)資本市場(chǎng)的資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)不存在。同樣，按每股總資產(chǎn)增長(zhǎng)率分組，市值權(quán)重組合收益的結(jié)果也不能證明在我國(guó)股票市場(chǎng)中資產(chǎn)增長(zhǎng)與股票收益之間不存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。鑒于此，結(jié)合其它4個(gè)資產(chǎn)增長(zhǎng)率指標(biāo)的實(shí)證結(jié)果，本文認(rèn)為在我國(guó)股票市場(chǎng)中資產(chǎn)增長(zhǎng)與未來(lái)股票收益之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系顯著，而且普遍存在。

上述的分組研究，僅僅表明資產(chǎn)增長(zhǎng)與未來(lái)的股票收益負(fù)相關(guān)，如果做空資產(chǎn)增長(zhǎng)率最高的組合，做多資產(chǎn)增長(zhǎng)率最低的組合，形成的套利組合可以取得超額收益，但是如果這種收益模式能被三因子模型解釋，即三因子模型回歸的截距項(xiàng)顯著為零，那么資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)不存在。反之，如果三因子模型回歸的截距項(xiàng)顯著不為零，這意味著存在規(guī)模因子、市場(chǎng)因子和賬市比因子解釋不了的超額收益，即三因子模型無(wú)法解釋套利組合的收益，那么資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)存在。具體的回歸方程如下：

上式中Rt表示組合在t月的收益；Rft表示t月的無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率，本文使用的是一年期定期存款利率換算成的月利率；RM，t表示t月市場(chǎng)組合的收益，本文同時(shí)考慮滬、深兩個(gè)交易市場(chǎng)，使用了綜合A股市場(chǎng)組合月收益；SMBt、HMLt分別代表規(guī)模因子、賬市比因子，這兩個(gè)因子是嚴(yán)格按照法馬和弗倫奇的做法計(jì)算的[17]。實(shí)證的結(jié)果如表3所示。表3分為A表和B表，A表顯示了等權(quán)重組合收益三因子回歸的截距項(xiàng)α，B表顯示了市值權(quán)重組合收益三因子回歸的截距項(xiàng)α。

表3－A 等權(quán)重組合收益三因子回歸的截距項(xiàng)

表3－B 市值權(quán)重組合收益三因子回歸的截距項(xiàng)

表3－A顯示了組合等權(quán)重的月收益關(guān)于三因子回歸的截距α項(xiàng)，從表中可以看出，按所有資產(chǎn)增長(zhǎng)率分組的結(jié)果都是一致的，伴隨著資產(chǎn)增長(zhǎng)率的上升，截距項(xiàng)α的值是下降的，即超額收益下降，資產(chǎn)增長(zhǎng)率最低的組合與資產(chǎn)增長(zhǎng)率最高的組合的截距項(xiàng)α的差異都是正的，而且在5%的顯著性水平內(nèi)顯著。表3－B顯示了組合市值權(quán)重的月收益關(guān)于三因子回歸的截距項(xiàng)α，具體結(jié)果與組合等權(quán)重三因子回歸的結(jié)果基本相似，只是按總資產(chǎn)增長(zhǎng)率、投資資產(chǎn)增長(zhǎng)率、長(zhǎng)期凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)增長(zhǎng)率分組，資產(chǎn)增長(zhǎng)率最低的組合與資產(chǎn)增長(zhǎng)率最高的組合之間回歸截距項(xiàng)α的差異在10%的水平顯著。上述結(jié)果都表明三因子回歸的截距項(xiàng)顯著不為零，三因子模型無(wú)法解釋資產(chǎn)增長(zhǎng)率不同的組合之間的收益差異，因此，我國(guó)股票市場(chǎng)存在資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)。

（二）橫截面回歸的結(jié)果

法馬和弗倫奇[6]在剖析股票市場(chǎng)異象時(shí)，橫截面回歸中僅包括了規(guī)模和賬市比兩個(gè)變量，認(rèn)為這兩個(gè)變量分別代表三因子模型中規(guī)模因子和賬市比因子的載荷。至于三因子模型中的市場(chǎng)因子可忽略，主要有以下三方面原因：一是三因子模型的市場(chǎng)因子載荷與資本資產(chǎn)定價(jià)模型（CAPM）中的市場(chǎng)β相比，分散性很低；二是法馬和弗倫奇證明在法馬－麥克白斯橫截面回歸中，市場(chǎng)β對(duì)股票收益沒(méi)有解釋能力[18]；三是沒(méi)有論證表明單個(gè)公司的市場(chǎng)β與研究的異象變量有關(guān)。再加上單個(gè)公司的市場(chǎng)β的估計(jì)也不是特別精確的，因此他們認(rèn)為在橫截面回歸中忽略市場(chǎng)β不會(huì)影響回歸結(jié)果。與法馬和弗倫奇的做法相同，理普遜等[7]的橫截面回歸中也沒(méi)有考慮市場(chǎng)β的影響。借鑒上述學(xué)者的做法，本文在橫截面回歸中也忽略了市場(chǎng)β，主要控制了規(guī)模、賬市比以及動(dòng)量對(duì)股票收益的影響?；貧w方程如下：

R1＝α＋λSize＋γBM＋φMone＋ηφ＋ε

其中Size代表規(guī)模，即t年6月市值；BM代表賬市比，即t－1年年末的賬面價(jià)值除以當(dāng)月市值；Mome代表動(dòng)量；φ代表各種資產(chǎn)增長(zhǎng)率。

表4 股票收益橫截面回歸的結(jié)果

回歸的過(guò)程中，規(guī)模、賬市比以及資產(chǎn)增長(zhǎng)率的數(shù)據(jù)每年更新一次，動(dòng)量、股票收益的數(shù)據(jù)每月更新一次，從1994年7月到2012年6月共做了216次月回歸，然后計(jì)算月回歸系數(shù)的時(shí)間序列均值，具體的實(shí)證結(jié)果如表4所示。從表4可以看出，回歸中無(wú)論包含了哪一個(gè)資產(chǎn)增長(zhǎng)率指標(biāo)，資產(chǎn)增長(zhǎng)率與股票收益之間都存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，除了總資產(chǎn)增長(zhǎng)率對(duì)股票收益的負(fù)向影響在10%的水平上顯著，其他5個(gè)資產(chǎn)增長(zhǎng)率指標(biāo)對(duì)股票收益的影響均在5%的水平上顯著，這表明在控制了規(guī)模、賬市比和動(dòng)量效應(yīng)后，資產(chǎn)增長(zhǎng)率對(duì)股票收益仍然具有解釋能力，資產(chǎn)增長(zhǎng)與股票收益之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，因此，我國(guó)股票市場(chǎng)存在資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)。

四、結(jié) 論

借鑒國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究，文章選用了總資產(chǎn)增長(zhǎng)率、凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)增長(zhǎng)率、長(zhǎng)期凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)增長(zhǎng)率、每股總資產(chǎn)增長(zhǎng)率以及投資資產(chǎn)增長(zhǎng)率5個(gè)具有代表性的指標(biāo)，借助分組方法、時(shí)間序列回歸的方法和法馬－麥克白斯（Fama－MacBeth）橫截面回歸的方法實(shí)證研究我國(guó)股票市場(chǎng)的資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)。盡管在每股總資產(chǎn)增長(zhǎng)率分組的結(jié)果中，資產(chǎn)增長(zhǎng)率最高的組合與資產(chǎn)增長(zhǎng)率最低的組合之間市值權(quán)重的月平均收益的差異雖然存在，但是不顯著。如此結(jié)果產(chǎn)生的主要原因是由于每股總資產(chǎn)增長(zhǎng)率指標(biāo)將與股票發(fā)行融資有關(guān)的資產(chǎn)增長(zhǎng)現(xiàn)象排除在外，不能全面地反映股票市場(chǎng)中的資產(chǎn)增長(zhǎng)現(xiàn)象導(dǎo)致的，因此，實(shí)證結(jié)果不能證明我國(guó)股票市場(chǎng)不存在資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)。同時(shí)，其他4個(gè)指標(biāo)等權(quán)重的結(jié)果和市值權(quán)重的結(jié)果，均顯示資產(chǎn)增長(zhǎng)與股票收益之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，資產(chǎn)增長(zhǎng)率最高的組合與資產(chǎn)增長(zhǎng)率最低的組合之間平均收益的差異是顯著存在的，而且這種差異是三因子模型所不能解釋的，這表明我國(guó)股票市場(chǎng)存在資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)。橫截面回歸的結(jié)果也顯示在控制了規(guī)模、賬市比效應(yīng)后，5個(gè)資產(chǎn)增長(zhǎng)率指標(biāo)與股票收益之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，再次證明我國(guó)股票市場(chǎng)存在資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)。綜上所述，不管是分組的結(jié)果，還是橫截面回歸的結(jié)果，都表明資產(chǎn)增長(zhǎng)和股票收益之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，因此我國(guó)股票市場(chǎng)存在資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)。

本文對(duì)于資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)的研究來(lái)說(shuō)僅僅是個(gè)開(kāi)端，至于資產(chǎn)增長(zhǎng)效應(yīng)產(chǎn)生的原因，哪些因素會(huì)對(duì)該效應(yīng)產(chǎn)生影響等還有很多問(wèn)題值得深入探討。

[1]COOPER M J，H GLUEN，M J SCHILL.Asset growth and the cross－section of stock returns.Journal of Finance[J].2008，63（4）：1609－1651.

[2]TITMAN S，K C JOHNWEI，F(xiàn)EIXUE XIE.Capital Investments and Stock Returns.The Journal of Quantitative Analysis[J].2004，39（4）：677－700.

[3]ANDERSON C W，L GARCIA－FEIJOO.Empirical Evidence on Capital Investment，Growth Options，and Security Returns.Journal of Finance[J].2006，61（1）：171－194.

[4]YUHANG XING.Interpretating the Value Effect though the Q－Theory：An Empirical Investigation.Review of Financial Studies[J].2008，21（4）：1767－1795.

[5]LYANDRES E，L SUN，LU ZHANG.The New Issues Puzzle：Testing the Investment－Based Explanation.Review of Financial Studies[J].2008，21（6）：2825－2855.

[6]FAMA E F，K F FRENCH.Dissecting anomalies.Journal of Finance[J].2008，63（4）：1653－1678.

[7]LIPSON M，S MORTAL，M J SCHILL.On the Scope and Driver of the Asset Growth Effect.The Journal of Quantitative Analysi[J].2011，46（6）：1651－1682.

[8]GRAY P，J JOHNSON.The relationship between asset growth and the cross－section stock returns.Journal of Banking＆Finance[J].2011，35（3）：670－680.

[9]YAO T，YU T，ZHANG T，CHEN S.Asset growth and the stock returns：Evidence from Asian financial markets.Pacific－Basin Finance Journal[J].2011，19（1）：115－139.

[10]LI X，Y BECKER，N.JEGADEESH，D.Rosenfeld.Asset Growth and Future Stock Returns：International Evidence.Finance Analysists Journal[J].2012，68（3）：51－62.

[11]WANTANABLE A，XU Y，YAO T，YU T.The Asset Growth Effect：Insights from International Equity Markets.Journal of Financial Economics[J].2013，108（2）：529－563.

[12]尚爾霄，趙世媛.基于預(yù)期和未預(yù)期投資分解的我國(guó)資產(chǎn)增長(zhǎng)異象分析[J].東北財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2013（3）：27－31.

[13]葉建華，于國(guó)安.中國(guó)上市公司資產(chǎn)增長(zhǎng)異象的實(shí)證研究[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2012，34（6）：53－60.

[14]黃邁，董志勇.Q理論、融資約束與資產(chǎn)增長(zhǎng)異象[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2012（3）：50－60.

[15]FAIRFIELD P M，WHISENANT J S，Yhon T L.Accrued Earnings and Growth：Implications for Future Profitbility and Market Mispricing.The Accounting Review[J].2003，78（1）：353－371.

[16]FAMA E F，J D MACBETH.Risk，returns and equilibrium：empirical tests.Journal of Political Economy[J].1973，81（3）：607－636.

[17]FAMA E F，K F FRENCH.Common risk factors in the returns on stocks and bonds.Journal of Finance Economics[J].1993，33（1）：3－56.

[18]FAMA E F，K F FRENCH.The cross－section of expected stock returns.Journal of Finance[J].1992，47（2）：427－456.