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)濟相互影響相互制約，這使得股價變動成為了許多學者研究的角度。本文以中小板上市公司為研究對象，確立影響其股價變動的因素，對274家公司利用多元回歸模型進行分析，探討影響中小板上市公司股票價格波動的相關(guān)因素。

關(guān)鍵詞：中小板；股價變動；會計信息；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)性風險過高時會導致股價暴跌，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重損失，同時給我國經(jīng)濟建設(shè)帶來一定的負面影響，所以研究影響中小板市場股價波動的因素具有一定的意義。在相關(guān)領(lǐng)域中，國外學者對影響因素的研究主要集中于會計信息，也是最早將會計信息作為對股價影響因素的研究方向，主要是通過會計信息觀和計價模型觀這兩種觀點方法，對會計盈余信息和成交量、流通股比例等方面的非盈余信息作為影響因素進行研究。我國在這方面的研究沒有國外的成熟豐富，采用計價模型觀的研究文獻相對較少，多是采用會計信息觀，而對影響因素的研究上也集中于盈利信息。

二、研究設(shè)計

（一）研究假設(shè)

股價的波動一定與其自身的特點相關(guān)，所以分析影響中小板上市公司的股價的因素應該從中小板上市公司的特點思考。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?，由于它高成長性的特點，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)負債率較低，企業(yè)會計信息披露的也不夠及時準確。由此歸納總結(jié)，認為影響中小板上市公司的股價變動因素可以從企業(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)收益率這兩個指標。這兩個比率越大，企業(yè)獲得利潤的能力就越強，所以做出假設(shè)1：中小板上市公司股價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)收入增長率這兩個指標。這兩個比率越高，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)負債率。資產(chǎn)負債率=負債總額/資產(chǎn)總額。企業(yè)的資產(chǎn)負債率越低，說明企業(yè)的破產(chǎn)成本越低，那么其企業(yè)的市場價值就越高，因此做出假設(shè)3：中小板上市公司股價與其資本結(jié)構(gòu)負相關(guān)。

反應中小板上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)，應該從控股股東股權(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)定的增值回報并實現(xiàn)企業(yè)規(guī)模經(jīng)濟，對自然人控股的企業(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，有助于公司市場價值的提高。因此做出假設(shè)4：中小板上市公司股價與其法人股控股正相關(guān)；假設(shè)5：中小板上市公司股價與其自然人控股正相關(guān)。對于股權(quán)集中程度，主要選擇第一大股東持股比例和機構(gòu)投資者持股比例來研究，這兩個比例越高，說明股權(quán)集中程度越高，越有利于提高公司治理效率，推動公司市場價值的提升，所以做出假設(shè)6：中小板上市公司股價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與其機構(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)模不斷擴大，使其股價越難控制，而且公司的發(fā)展速度也會放緩，反而股價會下跌。所以做出假設(shè)8：中小板上市公司股價與其總資產(chǎn)規(guī)模負相關(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)的價值。因此做出假設(shè)9：中小板上市公司股價與其信息披露質(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。總的選樣標準是2010年前已經(jīng)在中小板上市的公司，且2009-2011連續(xù)3年有年報披露數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)基本較全的公司，共274家。對數(shù)據(jù)進行篩選和處理后，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)，對影響中小板上市公司股價的因素建立指標評價體系如表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=（本年營業(yè)收入-上年營業(yè)收入）/上年營業(yè)收入資產(chǎn)負債率LEV資產(chǎn)負債率=負債總額/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%機構(gòu)投資者持股比例INST機構(gòu)投資者持股比例=機構(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”四個等級分別取值為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年年報的數(shù)據(jù)作為樣本；因變量股價（V）的以從瑞思（RESSET）金融研究數(shù)據(jù)庫獲得到第二年4月份最后一個交易日的收盤價，即分別在2010年4月30日、2011年4月29日和2012年4月27日的收盤價為樣本。因為上市公司年報均在第二年的4月份披露，此時年報各項數(shù)據(jù)均披露給廣大投資者，此時的股價波動受年報披露的信息影響最大。

本文以上述分析所確定的10項指標作為自變量，以實際的股價作為因變量，建立的多元回歸模型，即

三、實證檢驗分析

本文運用SPSS軟件16.0版本對數(shù)據(jù)進行分析，將因變量及10個自變量導入到軟件中，對因變量及自變量的數(shù)據(jù)進分析處理，運用線性回歸分析法，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)的復相關(guān)系數(shù)R2為0.192，調(diào)整R2為0.181，F(xiàn)統(tǒng)計量為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整體對因變量股價（V）具有顯著影響。

為避免回歸方程產(chǎn)生多重共線性問題，對模型方程進行Pearson和Spearman相關(guān)性檢驗，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。對該模型進行回歸分析，得到表3結(jié)果：

表3回歸分析結(jié)果變量非標準化回歸系數(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個變量中，7個變量在1%水平上顯著，1個變量在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）、機構(gòu)投資者持股比例（INST）以及信息披露質(zhì)量（D）的非標準化回歸系數(shù)為正，說明其與因變量股價（V）成正相關(guān)，總資產(chǎn)（SIZE）的非標準化回歸系數(shù)為負，與股價成負相關(guān)。而10個變量方差擴大因子VIF均很小，未超過5，也驗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

通過實證分析得出的結(jié)論證實了前文的假設(shè)，即中小板上市公司的股價與其盈利能力、成長能力、股權(quán)集中度、機構(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與其總資產(chǎn)規(guī)模呈負相關(guān)關(guān)系。研究結(jié)果表明，中小板上市公司的股價變動受到會計信息、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)項始終能通過顯著性檢驗。這表明該模型中的變量并不能全部解釋股價變動原因，該領(lǐng)域還有許多問題需要進一步的研究。（作者單位：吉林財經(jīng)大學）

參考文獻

[1]趙宇龍.會計盈余披露的信息含量-來自上海股市的經(jīng)驗數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟研究，1998.

[2]王潔.我國中小板上市公司成長性評價研究[D].西華大學，2011.

[3]姚水先.中小板上市公司股價影響因素研究[D]哈爾濱工程大學，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)濟貿(mào)易大學，2010.

[5]綦學銘.機構(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)驗證據(jù)[J].會計師，2011

本文以上述分析所確定的10項指標作為自變量，以實際的股價作為因變量，建立的多元回歸模型，即

三、實證檢驗分析

本文運用SPSS軟件16.0版本對數(shù)據(jù)進行分析，將因變量及10個自變量導入到軟件中，對因變量及自變量的數(shù)據(jù)進分析處理，運用線性回歸分析法，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)的復相關(guān)系數(shù)R2為0.192，調(diào)整R2為0.181，F(xiàn)統(tǒng)計量為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整體對因變量股價（V）具有顯著影響。

為避免回歸方程產(chǎn)生多重共線性問題，對模型方程進行Pearson和Spearman相關(guān)性檢驗，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。對該模型進行回歸分析，得到表3結(jié)果：

表3回歸分析結(jié)果變量非標準化回歸系數(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個變量中，7個變量在1%水平上顯著，1個變量在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）、機構(gòu)投資者持股比例（INST）以及信息披露質(zhì)量（D）的非標準化回歸系數(shù)為正，說明其與因變量股價（V）成正相關(guān)，總資產(chǎn)（SIZE）的非標準化回歸系數(shù)為負，與股價成負相關(guān)。而10個變量方差擴大因子VIF均很小，未超過5，也驗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

通過實證分析得出的結(jié)論證實了前文的假設(shè)，即中小板上市公司的股價與其盈利能力、成長能力、股權(quán)集中度、機構(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與其總資產(chǎn)規(guī)模呈負相關(guān)關(guān)系。研究結(jié)果表明，中小板上市公司的股價變動受到會計信息、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)項始終能通過顯著性檢驗。這表明該模型中的變量并不能全部解釋股價變動原因，該領(lǐng)域還有許多問題需要進一步的研究。（作者單位：吉林財經(jīng)大學）

參考文獻

[1]趙宇龍.會計盈余披露的信息含量-來自上海股市的經(jīng)驗數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟研究，1998.

[2]王潔.我國中小板上市公司成長性評價研究[D].西華大學，2011.

[3]姚水先.中小板上市公司股價影響因素研究[D]哈爾濱工程大學，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)濟貿(mào)易大學，2010.

[5]綦學銘.機構(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)驗證據(jù)[J].會計師，2011

本文以上述分析所確定的10項指標作為自變量，以實際的股價作為因變量，建立的多元回歸模型，即

三、實證檢驗分析

本文運用SPSS軟件16.0版本對數(shù)據(jù)進行分析，將因變量及10個自變量導入到軟件中，對因變量及自變量的數(shù)據(jù)進分析處理，運用線性回歸分析法，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)的復相關(guān)系數(shù)R2為0.192，調(diào)整R2為0.181，F(xiàn)統(tǒng)計量為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整體對因變量股價（V）具有顯著影響。

為避免回歸方程產(chǎn)生多重共線性問題，對模型方程進行Pearson和Spearman相關(guān)性檢驗，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。對該模型進行回歸分析，得到表3結(jié)果：

表3回歸分析結(jié)果變量非標準化回歸系數(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個變量中，7個變量在1%水平上顯著，1個變量在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）、機構(gòu)投資者持股比例（INST）以及信息披露質(zhì)量（D）的非標準化回歸系數(shù)為正，說明其與因變量股價（V）成正相關(guān)，總資產(chǎn)（SIZE）的非標準化回歸系數(shù)為負，與股價成負相關(guān)。而10個變量方差擴大因子VIF均很小，未超過5，也驗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

通過實證分析得出的結(jié)論證實了前文的假設(shè)，即中小板上市公司的股價與其盈利能力、成長能力、股權(quán)集中度、機構(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與其總資產(chǎn)規(guī)模呈負相關(guān)關(guān)系。研究結(jié)果表明，中小板上市公司的股價變動受到會計信息、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)項始終能通過顯著性檢驗。這表明該模型中的變量并不能全部解釋股價變動原因，該領(lǐng)域還有許多問題需要進一步的研究。（作者單位：吉林財經(jīng)大學）

參考文獻

[1]趙宇龍.會計盈余披露的信息含量-來自上海股市的經(jīng)驗數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟研究，1998.

[2]王潔.我國中小板上市公司成長性評價研究[D].西華大學，2011.

[3]姚水先.中小板上市公司股價影響因素研究[D]哈爾濱工程大學，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)濟貿(mào)易大學，2010.

[5]綦學銘.機構(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)驗證據(jù)[J].會計師，2011