張令儀

一、引言

近幾年來(lái)，我國(guó)概念版股票大熱，其中醫(yī)療器械板尤其受到投資者追捧。一方面是因?yàn)閲?guó)家大力發(fā)展醫(yī)療器械自主創(chuàng)新及國(guó)產(chǎn)化帶來(lái)了一系列的政策利好，另一方面是因?yàn)槲覈?guó)醫(yī)療器械的消費(fèi)比例遠(yuǎn)低于國(guó)際水平，目前全球在醫(yī)療器械上的消費(fèi)金額比例約為1：0.7，而我國(guó)這一比例僅為1：0.2，醫(yī)療器械行業(yè)前景廣闊。過(guò)去一年中，接連有幾十家醫(yī)療行業(yè)企業(yè)出臺(tái)了針對(duì)醫(yī)療器械領(lǐng)域的投資方案或公告，業(yè)內(nèi)人士指出一系列的政策利好使得2014年成為我國(guó)醫(yī)療器械行業(yè)的政策元年，2015年成為醫(yī)療器械行業(yè)的投資元年。在這個(gè)行業(yè)一片大好的契機(jī)之下，探究醫(yī)療器械板塊上市公司的股票價(jià)格影響因素，一方面有助于投資者對(duì)股票市場(chǎng)進(jìn)行判斷，理性投資，另一方面，有助于上市公司了解影響自身股價(jià)的因素，妥善經(jīng)營(yíng)。為了探究企業(yè)財(cái)務(wù)指標(biāo)對(duì)行業(yè)內(nèi)股價(jià)的影響，本文將以醫(yī)療器械板塊中的38 家上市公司為例，利用逐步回歸模型對(duì)股票價(jià)格與公司財(cái)務(wù)指標(biāo)做出實(shí)證研究。最后，根據(jù)實(shí)證結(jié)果，結(jié)合經(jīng)濟(jì)意義分析各財(cái)務(wù)指標(biāo)對(duì)股票價(jià)格的影響。

二、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

1、樣本選取

筆者選擇了同花順概念股醫(yī)療器械板塊的全部38支股票，上交所6支及深交所32支，在未停牌的股票中隨機(jī)抽取30支作為研究對(duì)象。取30支股票2014年每個(gè)交易日的收盤價(jià)求平均值，以消除個(gè)別交易日的不穩(wěn)定因素。將得到的平均股價(jià)作為被解釋變量Y①。

2、財(cái)務(wù)指標(biāo)

筆者選取了7個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)，包括每股盈利能力指標(biāo)每股收益X1和每股凈資產(chǎn)X2，資本結(jié)構(gòu)指標(biāo)資產(chǎn)負(fù)債率X3，償債能力指標(biāo)速動(dòng)比率X4和流動(dòng)比率X5，營(yíng)運(yùn)能力指標(biāo)存貨周轉(zhuǎn)率X6，以及公司盈利能力指標(biāo)凈資產(chǎn)收益率X7。以上每支股票的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)都取自2014年公司年報(bào)。

（二）建立逐步回歸模型

1、模型建立

依據(jù)上述的選取的樣本數(shù)據(jù)和指標(biāo)，我們建立以下回歸模型：

Y=aX1+bX2+cX3+dX4+eX5+fX6+gX7 +u

u表示除去財(cái)務(wù)指標(biāo)信息以外的其他對(duì)每股收益有影響的因素，屬于隨機(jī)干擾項(xiàng)。

2、OLS估計(jì)

對(duì)全部數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS回歸得到以下結(jié)果：

圖1 OLS回歸結(jié)果

回歸擬合股價(jià)Y與各個(gè)解釋變量可以得到以下線性關(guān)系：

Y=28.46223 +61.09507X1 -4.603889X2-0.106887X3+0.361225X4

（2.433425） （3.725567） （-2.349734） （-0.786436） （0.070361）

+1.084822X5 +1.074741X6-1.550633X7

（0.214939） （2.196072） （-2.196886）

R2=0.744334，Adj.R2=0.662985，F(xiàn)=9.149949，Prob（F-statistic）= 0.000027。

，選取a=5%的顯著性水平檢驗(yàn)方程的顯著性，k=7，n=30，n-k-1=22，F(xiàn)=9.149949 >F0.05（7，22）=2.46，故拒絕原假設(shè)，說(shuō)明變量之間的關(guān)系總體上是顯著的。所以，股價(jià)與所選取的解釋變量之間的總體線性關(guān)系顯著。選取a=5%的顯著性水平檢驗(yàn)變量的顯著性，|t|>ta/2（n-k-1）=2.074，X1，X2，X6，X7的t值均通過(guò)檢驗(yàn)，其余變量的t值都較小，未能通過(guò)檢驗(yàn)。

3、相關(guān)性系數(shù)檢驗(yàn)

由于部分變量t值較小，各解釋變量對(duì)Y可能存在聯(lián)合線性作用，使各變量對(duì)Y的作用不能獨(dú)立分辨，變量之間可能存在多重共線，故再檢驗(yàn)各變量之間的相關(guān)系數(shù)，得出結(jié)果如表1：

X1與X2、X4與X5的相關(guān)系數(shù)明顯高于其他變量間的相關(guān)系數(shù)，變量間存在較大的線性相關(guān)關(guān)系，上述回歸模型存在多重共線性。分別做Y與各個(gè)解釋變量的回歸，找出最簡(jiǎn)單的回歸模型，依次進(jìn)行逐步回歸。

4、求解最簡(jiǎn)單回歸形式

通過(guò)上面的分析我們知道，該模型存在多重共線性和自相關(guān)性，所以分別作Y與自變量X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7的回歸形式，找出最簡(jiǎn)單的回歸形式作為初始回歸模型，進(jìn)行逐步回歸法的第一步。

由于X1與X2存在較大的線性相關(guān)，所以依據(jù)上面Y與各個(gè)變量的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)X1對(duì)Y的顯著性相較于X2對(duì)Y的顯著性要更加明顯，所以舍去變量X2，保留X1。又由于X4與X5存在較大的線性相關(guān)，所以依據(jù)上面Y與各個(gè)變量的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)X5對(duì)Y的顯著性相較于X4對(duì)Y的顯著性要更加明顯，所以舍去變量X4，保留X5。

5、逐步回歸法尋找到的最佳回歸方程

考慮到每股收益X1對(duì)股價(jià)Y的影響最大，所以選擇X1作為自變量帶入初始回歸模型，再對(duì)該線性方程進(jìn)行逐步回歸，以確定企業(yè)財(cái)務(wù)指標(biāo)對(duì)每股收益影響的最強(qiáng)模型。

在初始回歸模型中引入變量X3方程擬合度有提升，但引入了新變量X5時(shí)，X3與X5都變得不再顯著，無(wú)法通過(guò)t檢驗(yàn)。剔除X3，在初始回歸模型中引入變量X5，方程擬合優(yōu)度有所提升，變量均通過(guò)t檢驗(yàn)。再次引入新的變量X6，X3與X5仍舊可以通過(guò)t檢驗(yàn)，但是X6無(wú)法通過(guò)t檢驗(yàn)。再次引入新的變量X7，X3與X5仍舊可以通過(guò)t檢驗(yàn)，但是X7無(wú)法通過(guò)t檢驗(yàn)。

最終確定變量X1與X5，X1與X5之間的回歸，各個(gè)參數(shù)符號(hào)符合經(jīng)濟(jì)意義，并且所有t值都滿足|t|>ta/2（n-k-1）=2.052，每個(gè)變量都是顯著的，并且方程的擬合優(yōu)度約為60 %，相較于初始方程擬合優(yōu)度有所提升，

F=22.83931>F0.05（3，27）=2.96，方程總體顯著，又由于DW的值落在DL與Du之間，筆者另外做了朗格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)來(lái)進(jìn)一步判斷序列的自相關(guān)性，檢驗(yàn)結(jié)果F=1.46，P=0.26，接受原假設(shè)，所以可以認(rèn)為變量不存在自相關(guān)性。

6、模型輸出

綜上所述，可以擬合出下列最優(yōu)線性回歸方程：

P=9.543659+24.3924X1+1.288286X5

（2.924688（5.838045） （2.449028）

R2=0.628502，Adj.R2=0.600983，F(xiàn)=22.83931，Prob（F-statistic）= 0.000002。

觀察回歸模型可以發(fā)現(xiàn)，每股收益與流動(dòng)比率均對(duì)股票價(jià)格有正向影響。

三、實(shí)證結(jié)果

通過(guò)上述實(shí)證分析可以發(fā)現(xiàn)，方程的擬合優(yōu)度約為60%，表明醫(yī)療器械行業(yè)股票價(jià)格變動(dòng)的60% 可以由每股收益和流動(dòng)比率的變化來(lái)解釋。該模型擬合優(yōu)度相對(duì)較低原因可能是本文僅選取了一部分常用的、有代表性的財(cái)務(wù)指標(biāo)進(jìn)行研究分析，公司其他的財(cái)務(wù)指標(biāo)也可能對(duì)股票價(jià)格有一定的影響。當(dāng)然，也可能是因?yàn)槲覈?guó)股票市場(chǎng)信息不對(duì)稱及違規(guī)披露的現(xiàn)象一直存在，造成部分?jǐn)?shù)據(jù)失真。

通過(guò)上述分析可以得出，每股收益對(duì)醫(yī)療器械行業(yè)股票價(jià)格影響最大，這一指標(biāo)考查的是上市公司的盈利能力，盈利能力強(qiáng)的公司股價(jià)高。同時(shí)，在最優(yōu)回歸模型中，流動(dòng)比率對(duì)股票價(jià)格的變動(dòng)也有顯著的影響。流動(dòng)比率代表的是一個(gè)公司的償債能力，該比例越高則公司償債能力越好，公司經(jīng)營(yíng)狀況越好，則股票價(jià)格也就應(yīng)該越高。此外，雖然凈資產(chǎn)收益率沒(méi)能最終進(jìn)入到最優(yōu)模型中，但是這一指標(biāo)在第一次OLS回歸中通過(guò)了t檢驗(yàn)，在Y與各個(gè)變量的歸回中t值與F值都比較大，所以可以認(rèn)為這一指標(biāo)對(duì)股價(jià)還是有一定影響的。凈資產(chǎn)收益率反映了上市公司的盈利能力，代表的是上市公司自有資本的盈利水平，凈資產(chǎn)收益率越高，說(shuō)明股東投資賺取到的收益越大，也表明公司的未來(lái)價(jià)值越大，應(yīng)該與股價(jià)正相關(guān)。但是，從回歸結(jié)果來(lái)看，這一理論上應(yīng)該與股價(jià)正相關(guān)的指標(biāo)，實(shí)際上卻與股價(jià)負(fù)相關(guān)。這可能是由于我國(guó)股票市場(chǎng)上，投機(jī)行為過(guò)多，短線操作過(guò)熱，大多數(shù)投資者追漲殺跌，并不太在乎公司長(zhǎng)期的盈利和成長(zhǎng)能力的好壞。因此，該類長(zhǎng)期持有價(jià)值較大但現(xiàn)有收益不一定很高的股票一般不會(huì)引起投資者的追逐，股票價(jià)格反而較低。

綜上所述，公司財(cái)務(wù)狀會(huì)對(duì)我國(guó)醫(yī)療器械板塊股價(jià)有所影響。（作者單位：蘇州大學(xué)東吳商學(xué)院）

注解：

① 數(shù)據(jù)來(lái)源：iFind數(shù)據(jù)終端。

參考文獻(xiàn)：

[1] 閆兆虎.中國(guó)股市影響因素分析[J].時(shí)代金融，2011，（4）.

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