摘 要:账面市值比(B/M)指标在解释股票的期望收益变动时存在噪音,因为该指标往往会随着未来期望现金流的变化而变化。本文假设, 使用分拆的B/M指标,即分别包含了关于未来期望现金流和股票期望收益独立信息的权益账面价值和市场价格的历史改变量以及滞后的B/M,替代原有的B/M,会对股票期望收益率的解释力有显著改进。实证结果部分支持了该假设:分拆B/M指标,对总体股票样本表现出了显著的对股票收益解释力的改善;而Mirco和ABM股票样本的检验结果却存在较大的差异。
　　关键词:股票期望收益;账面市值比(B/M);账面价值变化量;市价变化量
　　中图分类号:F830.91 文献标识码:A
　　文章编号:1000-176X(2009)11-0061-08
　　
　　资产定价理论一直是金融理论和实务界的一个重要内容,随着理论的发展和对股票期望收益异象的广泛关注,许多学者尝试改进传统的资本资产定价模型来对异象进行解释,Fama-French(1993)三因素模型就是其中的代表之一,对于规模效应和账面市值比效应的产生原理和对于股票收益率真正的影响根源也成为各方研究争论的焦点,众多学者尝试进一步改进原有模型,以改善其对于股票收益率的估计效果。
　　本文在已有研究的基础上,以1996—2008 年中国沪深两市A 股所有上市公司为研究样本,借鉴Fama和French(2008)的思路,进一步探讨分拆指标对股票期望收益的解释效果在中国证券市场的改进性,有助于探索到更适合中国证券市场的资产定价方法。
　　
　　一、 理论研究基础
　　
　　虽然B/M指标对于股票期望收益的解释力基本上得到了学术和实务界的认可,但近期的研究表明,B/M指标在解释股票的期望收益时存在噪音,因为该指标往往会随着未来期望现金流的变化而变化。Vuolteenaho (2002)指出,对于未来期望现金流预测的不同,会导致指标存在较大的差异。换言之,股票的未来期望现金流会影响B/M指标,进而会使其对于股票期望收益的解释产生偏差,而期望现金流本身也有可能是影响股票收益的因素之一。
　　为了确认并解决上述问题,从根源入手,在股利贴现模型中,股票的内在价值可以表示为未来所有股利的现值之和。即:
　　Mt=∑∞τ=1E(Dt+r)(1+τ)τ(1)
　　Mt表示t时刻的股票价格,E(Dt+τ)表示t+τ时刻的期望股利收益,r近似代表股票的平均收益率。t时刻的股利Dt可以进一步由每股收益Yt减去每股账面价值变动表示,记dBt-1,t=Bt-Bt-1,股利贴现模型可以改写为:
　　Mt=∑∞τ=1E(Yt+τ-dBt+τ-1,t+τ)(1+r)τ(2)
　　将方程(2)两边同时除以t时刻的权益账面价值,得:
　　MtBt=∑∞τ=1E(Yt+τ-dBt+τ-1,t+τ)/(1+r)τBt(3)
　　可以发现,采用B/M指标作为股票期望收益的解释变量,会由于未来期望现金流(即未来期望盈利减去再投资金额,E(Yt+τ-dBt+τ-1,t+τ)的变动,导致B/M指标对于股票期望收益率的解释存在噪音,并且未来期望净现金流本身也对股票的期望收益具有解释能力。
　　所以,为了剔除期望现金流对B/M因素的影响,同时也为了增强对股票期望收益的解释能力,本文采用不引入其它变量,而是将B/M指标本身通过形式的变化进行分拆的方式,使分拆后的因子作为未来期望现金流的代理变量,使各个因子分别包含关于未来期望现金流或股票期望收益的独立信息,通过对因子各自所包含信息的隔离,达到剔除期望现金流对B/M因素解释力的影响,同时改善对股票期望收益解释力的目的。
　　
　　二、 模型设计及样本选择
　　
　　本文假设,使用分拆变化后,分别包含了关于未来期望现金流和股票期望收益的独立信息的权益账面价值和市场价格的历史改变量(dBt-k,t、dMt-k,t)和滞后的B/M指标(BMt-k),替代原有的B/M因素,通过隔离各个因子所包含的独立信息,会对股票期望收益率的解释力存在显著改进。
　　(一)B/M指标分拆及代理变量的选择
　　为满足有目的的分拆B/M指标的需要,将t时刻的B/M指标取log值,表示为BMt,将t与t-k时刻股权账面价值的log值之差(logBt-logBt-k)表示为dBt-k,t,将t与t-k时刻股票的市场价值的log值之差(logMt-logMt-k)表示为dMt-k.t。则B/M指标可以通过恒等变化分拆为:
　　BMt=BMt-k+dBt-k,t-dMt-k,t(4)
　　权益账面价值的改变量,,可以作为未来期望现金流的代理变量。因为,正如(Penman,1991)的研究表明,具有较高账面价值增长的上市公司,往往会有较高的盈利能力和再投资水平,盈利能力和再投资额在一段时间内具有很强的相关性和持续性,未来的盈利能力和再投资水平共同决定了未来期望现金流的大小。
　　由于公司整体的账面价值改变量会包含股票的净发行额(NSt-k,t,股票增发与回购额之差)对其的影响,而股票的净发行额本身也是股票期望现金流变动的影响因素之一。Fama,French (2005)的研究表明,上市公司倾向于在有大量的与未来收益相关的投资时发放股票,而在出现相反情形时进行股票回购。所以,为避免净发行额对于dBt-k,t因子计算的影响,本文采用每股的账面和市场价值数据计算分拆的三因子,并引入净发行额与分拆的三因子一同作为独立的影响因子,对股票的期望收益进行解释。
　　(二)回归模型的建立及样本选择
　　本文采用Fama,French (1992)的回归模型,使用以方程(4)分拆后的B/M指标,代替原模型中的B/M指标,并添加解释变量净发行额,检验B/M指标的分拆是否会对于股票期望收益的预测有改善。
　　参照Fama,MacBeth (1973)的研究模式,对股票的月超额收益进行逐月的横截面回归,重点在于研究各回归系数经过处理后的平均值结果所反映出的特性。
　　Rt+n=a0,t+n+a1,t+nMCt+a2,t+nBMt-k+a3,t+ndMt-k,t+a4,t+ndBt-k,t+a5,t+nNSt-k,t+et+n(5)
　　Rt+n,股票t+n月的超额收益率,指股票的月收益率超过市场无风险利率的部分,本文采用金融机构三个月期定期存款利率折算而成的月收益率作为无风险利率;MCt,t时刻的股票市值的log值,市值=发行在外的流通股数×股票市价+非流通股×每股净资产,取当年4月30日股票的收盘价计算;BMt和BMt-k,t与t-k时刻B/M指标的log值(滞后期k分别取12、36或者60,以考察使用不同滞后期指标,是否会对改进的有效性产生影响),由于权益的账面价值Bt取自上市公司年报数据,为保证计算时间点的统一性,股票的市价Mt取上一会计年度12月31日的股票收盘价;dMt-k.t、dBt-k,t、NSt-k,t分别指t与t-k时刻,取log值的每股市场价格、每股账面价值和净发行额的改变量,作为替换BMt指标出现的分拆因子,要在计算的时间口径上保持与BMt指标一致,均取上一会计年度的12月31日作为计算不同滞后期改变量的时间点。
　　选取1996年5月—2009年2月,数据样本从1996年开始使用是因为,中国证券市场自1992年成立以来,至1996年市场发展及价格走势已逐步规范、上市公司市值和数量也具有了一定的规模,从而规避了市场初期较为极端的数据对检验的影响;尤其是在1993年12月颁布了《公司法》,1994年证监会又出台了一系列的关于信息披露与财务公开的政策法规,从而使得上市公司的会计规则和信息披露比较完备,有利于提高检验效果的准确性。在沪深两市A股上市的所有上市公司股票作为研究样本,对如下样本数据予以剔出:(1)特别处理和特别转让的上市公司。由于沪深两市对其实行5%的涨跌幅限制,同时这些公司为避免连续亏损的退市风险,更有粉饰报表、操纵利润的动机。防止股票收益率波动的不一致性,避免经修饰的数据对回归结果可能引起的偏差。(2)上市公司的权益账面价值(净资产)小于零的公司数据,避免B/M指标计算的异常。(3)由于涉及到滞后期的数据计算,因此要保持样本数据在滞后期检验中连贯性和一致性。回归模型的解释变量数据在每年四月底更新一次,对当年5月至次年4月的股票月超额收益率进行逐月的横截面回归,为保证每只股票在实证检验中所需的所有股票市场及上市公司的财务数据完全公开可得,根据中国证监会的规定,上市公司完成上年年度财务报告摘要的披露时间为4月30日,因此,本文选择每年5月作为每个回归年度的起始时间。变量下标n从1—12连续取值,表示一个回归年度的每月超额收益,t值每次增加12跳跃取值。
　　如果方程(5)统计结果显示,BMt-k、dBt-k,t、dMt-k.t三个因子对于股票期望收益的回归系数的绝对值有所不同,即表示通过分拆B/M指标,达到了隔离分别蕴含在各个因子内的关于股票未来期望现金流和期望收益的信息的目的,使得每个因子对于股票期望收益的解释力的贡献程度存在不同,从而可以改善对股票期望收益横截面变动的解释力。
　　由于本文的重点在于研究回归方程中各解释变量回归系数经处理后的平均值结论所反映出的特征。如果仅凭回归方程(5)中,B/M指标分拆的三因子的回归系数的平均值结果就得出最终结论,确实缺乏一定的说服力。因此,本文在统计方程(5)中各个解释变量对股票月超额收益的逐月回归系数的同时,也计算a3,t+n+a4,t+n的值,由于dBt-k,t和dMt-k,t的系数(a3,t+n,a4,t+n)异号,如果最终的计算结果显著异于零,则表明dBt-k,t和dMt-k,t的回归系数存在显著的差异,dBt-k,t和dMt-k,t对于股票期望收益的解释能力有所不同。
　　而对于BMt-k分别与dBt-k,t和dMt-k,t的回归系数的比较,本文采用一个简单的检验方法,使用BMt替换回归方程(5)中的解释变量BMt-k,则回归方程变为:
　　Rt+n=a0,t+n+a1,t+nMCt+a2,t+nBMt+a3,t+ndMt-k,t +a4,t+ndBt-k,t+a5,t+nNSt-k,t+et+n(6)
　　将方程(4)带入推导计算,即可知,回归方程(6)中的解释变量回归系数与回归方程(5)中相应的解释变量回归系数存在直接的联系
　　回归方程(5)和(6)的系数关系的推导,回归方程(5)可变化
　　Rt+n=a0,t+n+a1,t+nMCt+a2,t+nBMt-k+a3,t+ndMt-k,t +a4,t+ndBt-k,t+a5,t+nNSt-k,t+et+n
　　=a0,t+n+a1,t+nMCt+a2,t+n(BMt-k+dBt-k,t)+(a2,t+n+a3,t+n)dMt-k,t+(a4,t+n-a2,t+n)dBt-k,t+a5,t+nNSt-k,t+et+n
　　=a0,t+n+a1,t+nMCt+a2,t+nBMt+(a2,t+n+a3,t+n)dMt-k,t+(a4,t+n-a2,t+n)dBt-k,t+a5,t+nNSt-k,t+et+n
　　
　　MCt和NSt-k,t的回归系数在方程(5)和(6)中没有变化;方程(5)中MBt-k的回归系数与BMt在方程(6)中的相同;dBt-k,t在方程(6)中的回归系数等于其在方程(5)中的回归系数减去BMt-k在方程(5)中的回归系数,而dBt-k,t在方程(6)中的回归系数等于其在方程(5)中的回归系数加上BMt-k在方程(5)中的回归系数。。dBt-kl和dMt-k,t在方程(6)中的回归系数的平均值,实际上检验了回归方程(5)中dBt-k,t和dMt-k,t的回归系数是否与BMt-k的回归系数存在差异。更简单的说,如果dBt-k,t和dMt-k,t在方程(6)中的回归系数显著异于零,则表明dBt-k,t和dMt-k,t对于股票期望收益的边际解释力与BMt-k的边际解释力不同,分拆B/M指标可以改善对股票期望收益的解释力。
　　
　　三、 实证结果及分析
　　
　　由于各股票的市值规模是存在一定差异的,为讨论可能由市值规模所引发的对股票收益解释力的差别,本文在对沪深两市整体的样本数据进行实证检验的基础上,还依照市值规模将所有样本分为两组:小市值规模股票(简称Micro),指将全部股票样本数据以市值规模排序,市值规模在五分位点之下的股票;除小规模股票外所有股票(简称ABM),并对两组数据样本进行实证检验。
　　本文还将样本区间1996.5—2009.2划分为三个时间段:1996.5—2005.4,以考察股权分制改革前后,该分拆方式在中国证券市场的改进性效果是否存在差异;2005.5—2007.4,此期间中国股市保持了持续的上涨态势,从而有助于考察在乐观市场情形下分拆的改进性效果;2007.5—2009.2,中国股市经历了冲高到顶而后急速下跌的过程,在如此大幅波动的市场情形之下,分拆的改进性效果是否会受到影响可以据此得到检验。
　　(一)基础回归结果
　　作为回归方程(5)和(6)的实证检验基础,仅使用MCt和B/M值两个因素,对本文所有样本的股票月超额收益分别进行总体和依规模分组的逐月横截面回归,结果如表1所示。可见,中国证券市场股票的月超额收益与股票市值规模MCt呈负相关,与账面市值BMt比呈正相关,回归结果至少在10%的显著性水平下通过t检验。换言之,中国证券市场具有显著的BMt效应,BMt因素对于股票的收益率有较强的解释力,因此,本文在此基础上研究B/M指标的分拆对于中国股票收益解释力的改进性效果是有意义的。
　　(二)总体样本数据对于B/M指标分拆改进性检验
　　1.完整时期的B/M指标分拆改进性检验
　　表2、表3显示了总体样本数据在1997.5—2009.2期间的实证结果。
　　首先,MCt、BMt-k、dBt-k,t、dMt-k,t四个解释变量基本对于总体样本数据的股票月超额收益率具有显著的解释力,说明市值规模和B/M的分拆三因子,对于中国证券市场的股票收益存在较大的影响。但股票的净发行额NSt-k,t却基本上没有表现出对于股票期望收益的解释能力。本文模型中包含NSt-k,t作为股票未来期望现金流的代理变量,是因为根据前期研究,当公司出现净发行时,即表示公司存在未来可产生大量净现金流的投资项目。而NSt-k,t因素在中国证券市场解释力失效的原因可能在于:(1)上市公司增发股票的门槛比较高上市公司申请增发新股,除应当符合《上市公司新股发行管理办法》的规定外,还应当符合以下条件:
　　一、最近三个会计年度加权平均净资产收益率平均不低于10%,且最近一个会计年度加权平均净资产收益率不低于10%…。二、增发新股募集资金量不超过公司上年度末经审计的净资产值。三、发行前最近一年及一期财务报表中的资产负债率不低于同行业上市公司的平均水平。四、前次募集资金投资项目的完工进度不低于70%等等,共十款规定。,当上市公司确实存在较好的投资项目时,却可能因为不符合某一条款而使增发不能成行;(2)增发的手续较为繁琐、审批时间较长,很可能导致公司错过投资项目的最佳时机,从而使大部分上市公司倾向于在有较好的投资项目时使用较为快捷的内部融资或债务筹资等方式。由此导致了中国上市公司的增发行为与上市公司目前的投资项目关联程度较低,从而对未来期望现金流的预测性不高。
　　其次,回归方程(5)中解释变量dBt-k,t分别与BMt-k和dMt-k,t的回归系数至少在10%的显著性水平下存在差异,也即dBt-k,t与BMt-k、dBt-k,t与dMt-k,t对于股票期望收益的解释能力显著不同;但BMt-k与dMt-k,t的回归系数,却不存在统计意义下的差异,可以理解为对于股票期望收益的解释力相似。综合而言,B/M分拆的三因子对于股票期望收益的解释力,确实存在差异,即使用BMt-k、dBt-k,t、dMt-k,t替代B/M因素可以改善对于股票期望收益的解释力。
　　最后,综合方程(5)和(6)的结果可以发现,在中国证券市场dBt-k,t作为对未来期望现金流的代理变量,其回归系数显著小于dMt-k,t和BMt-k的回归系数,也就是说,dBt-k,t因子对于股票收益的解释力弱于dMt-k,t和BMt-k因子,可以理解为未来期望现金流对于股票收益的影响要小于未来期望收益和期望现金流的综合信息对其产生的影响。
　　虽然dMt-k,t和BMt-k反映的同样是未来期望收益和期望现金流对于股票收益影响的共同变化信息,但其所反映的信息在时间上有所不同,BMt-k包含的信息比dMt-k,t具有更长的滞后期(直观上表示k为值更大),但dMt-k,t和BMt-k对于股票收益的解释力却表现出相似的状况;同样的,简单观察总体样本数据在整个完整时期的统计结果可以发现,同一个解释变量,在不同的滞后期,其回归系数并不存在较大的差异,即滞后信息的使用并没有使因子对于股票收益的解释力产生影响。
　　2. 1997.5—2005.4时期的B/M指标分拆改进性检验
　　表4、表5显示了对于总体样本数据在1997.5—2005.4期间的实证结果。
　　实证结果与在整个样本期间类似,解释变量dBt-k,t与BMt-k、dBt-k,t与dMt-k,t对于股票期望收益的解释能力显著不同;BMt-k与dMt-k,t的解释力相似。即,使用dBt-k,t、BMt-k和dBt-k,t替代B/M因素可以改善对于股票期望收益的解释力。比较特别的是,在此期间实证结果呈现出MCt因素对于股票收益解释力消失的现象,可能由于在股权分置改革实施之前,上市公司大部分股票是以非流通股的形式存在,流通股在总股本中所占比重较小,导致其对于股票收益的解释力不显著。
　　3. 2005.5—2007.4时期的B/M指标分拆改进性检验
　　表6、表7显示了总体样本数据在2005.5—2007.4期间的实证结果。
　　BMt-k与dMt-k,t对于股票期望收益的解释力相似;虽然解释变量dBt-k,t分别与BMt-k和dMt-k,t的回归系数存在显著的差异,也即dBt-k,t与BMt-k、dBt-k,t与dMt-k,t对于股票期望收益的解释力有所不同,但却不能因此得到使用分拆的三因子替代B/M因素可以改善对于股票期望收益解释力的结论。因为,dBt-k,t在方程(5)的回归系数在统计意义下并不显著异于零,也就是说,dBt-k,t因子对于股票期望收益并没有显著的解释力,dBt-k,t与BMt-kl和dMt-k,t对于股票收益的解释能力的差异很可能就来源于此,那么如果再由dBt-k,t与BMt-k和dMt-k,t之间存在的解释力差异而推得分拆B/M因素可以改善对股票收益解释力的结论,很显然缺乏一定的说服力。
　　而出现dBt-k,t因子对于股票期望收益缺乏解释力的原因,一方面可能由于2005.4—2007.4期间,中国股市持续走高,使上市公司有强烈的在市场高点进行增发融资的动机,而此时的增发却与公司的未来投资、收益并没有明显的关系,从而模糊了dBt-k,t对于未来期望现金流的代理;另一方面,也可能由于股票市场的持续高涨,被投资者普遍看作是实体经济进入高增长的先行指标,从而预计所有的上市公司未来都会有比较高的预期现金流,但dBt-k,t却并不能完全反映这种预期现金流的变动,因而降低了dBt-k,t对股票收益的解释力;同时也不能排除由于部分非理性的极端数值对回归结果产生影响。
　　综上所述,并不能根据总体样本数据在2005.5—2007.4期间的检验结果,得到分拆B/M指标可以有效改善对于股票收益解释力的结论。
　　注:回归系数平均值的统计量,是根据Fama,Macbeth(1973)的研究方法计算所得。
　　
　　4. 2007.5—2009.2时期的B/M指标分拆改进性检验
　　总体样本数据在2007.5—2009.2期间的实证结果表明,
　　由于ABM和Micro股票在2007.5—2009.2期间的实证结果与总体样本数据的结果类似,本文将不再占用篇幅对ABM和Micro股票在2007.5—2009.2期间的检验结果进行讨论。
　　除MCt外,所有的解释变量在方程(5)的回归系数均不显著异于零,即除规模外的所有因子对股票期望收益均不存在解释力。可能由于2007.5—2009.2期间中国股市出现了大幅波动,上证综指最高达到6 124.04点,最低达到1 664.93点,投资者已经完全忽略了对于公司基本面信息的应用,市场上投机、炒作的成分很高,股票的市价存在很大的泡沫,因而使得反映基本面信息对于股票收益影响的dBt-k,t、dMt-k,t、BMt-k指标失去了解释能力;股票的规模因素反映了该种股票被炒作的难易,从这个角度解释了股票的收益。此时,再讨论B/M指标的分拆效果已没有意义,本文在此省略该部份实证结果的展示。
　　(三)ABM股票样本数据对于B/M指标分拆改进性检验
　　1.完整时期的B/M指标分拆改进性检验
　　表8、表9由于篇幅所限,本文中表1,表8—表14的实证结果没有在文中展示,有兴趣的读者请与作者联系。显示了ABM股票样本数据在1997.5-2009.2期间的实证结果。
　　首先,类似整体样本在该期间的实证结果,MCt、BMt-k,t、dMt-k,t四个解释变量对于ABM股票的月超额收益率具有显著的解释力,而NSt-k,t因子对ABM股票期望收益却几乎不具有解释力。
　　其次,该时期的实证结果存在一个特别的现象,回归方程(5)中解释变量dBt-k,t的回归系数在一年和三年滞后期(即K=12,K=36)与BMt-kl和dMt-k,t的回归系数并没有显著的差异,但当回归方程的解释变量采用五年滞后期(即K=60)的数据时,解释变量dBt-k,t的回归系数分别在1% 和10%的显著性水平下与BMt-k和dMt-k,t存在差异,也就是说,五年滞后的dMt-k,t因子与BMt-k和dMt-k,t因子对于股票期望收益的解释能力有所不同。
　　五年滞后期时出现dMt-k,t因子与BMt-k和dMt-k,t因子解释力的差异,可能由于相对于Micro股票,投资者可能更关注ABM股票的基本面信息,并使该信息反映在股票的收益水平上,因此,使用五年滞后期的数据计算的dMt-k,t因子,可能由于其所蕴含的信息已经部分反映在了过去的股票收益水平上,而使其对于目前股票收益的解释力有所减弱,因而表现出了与BMt-k和dMt-k,t因子解释力的差异。
　　综上所述,B/M分拆的三因子对于股票期望收益的解释力,只有在五年滞后期时才存在差异,可以推断,当利用五年甚至更久的滞后期数据计算的相关因素解释股票收益时,采用dBt-k,t、dMt-k,t、BMt-k三因子替代B/M指标才有意义。
　　2. 1997.5—2005.4时期的B/M指标分拆改进性检验
　　表10、表11显示了ABM股票样本数据在1997.5—2005.4期间的实证结果。
　　只有dBt-k,t与BMt-k的回归系数在5%的显著性水平下存在差异,也就是说,仅dBt-k,t与BMt-k对于股票期望收益的解释力表现出不同,使用dBt-k,t、dMt-k,t、BMt-k替代B/M因素可以在一定程度上改善对于股票期望收益的解释力。与整体样本结果相似,在该时期MCt因素也出现了对于ABM股票的月超额收益率解释的无效,可能由于在股权分置改革实施之前,大盘蓝筹股中由国家或法人所持的非流通股比例往往较高,这会使得MCt因素在各ABM股票之间的差异不大,从而导致其对于股票收益的解释力失效。
　　3. 2005.5—2007.4时期的B/M指标分拆改进性检验
　　表12、表13显示了ABM股票样本数据在2005.5—2007.4期间的实证结果。
　　MCt、BMt-k、dBt-k,t、dMt-k,t四个解释变量对于ABM股票的月超额收益率都具有显著的解释力,可以推测出,在剥离了Micro股票数据的影响后,ABM股票在该时期的收益率波动表现的较为理性,可以被反映上市公司基本面信息的因素所解释。解释变量dBt-k,t分别与BMt-k和dMt-k,t因子对于股票期望收益的解释能力显著不同,即使用B/M分拆的三因子替代B/M因素可以改善对于ABM股票收益的解释力。
　　(四)Micro股票样本数据对于B/M指标分拆改进性检验
　　1. 完整时期的B/M指标分拆改进性检验
　　表14、表15显示了Micro股票样本数据在1997.5—2009.2期间的实证结果。
　　MCt、BMt-k、dBt-k,t、dMt-k,t四个解释变量对于Micro股票收益的解释力随着所使用的数据滞后期的增长而逐渐消失,只有在使用一年滞后期数据时,MCt、BMt-k、dBt-k,t、dMt-k,t因子才对Micro股票收益具有很强的解释力。出现此种情形的原因可能在于,Micro股票的市价及公司财务数据的波动相对比较大,由此包含的信息必然变动较快并且存在一定的噪音,滞后期越长的数据其所包含的噪音就会越大,其对于股票收益的解释能力就会相应的减弱甚至消失。
　　仅考虑使用一年滞后期数据的检验结果,解释变量dBt-k,t与BMt-k和dMt-k,t对于股票收益的解释能力显著不同,综合而言,B/M分拆的三因子,对于Micro股票收益的解释力只有在使用一年滞后期的数据时才会存在差异,即,使用一年滞后期数据计算的dBt-k,t、BMt-k和dMt-k,t因子替代B/M因素可以改善对于Micro股票收益的解释力。
　　2. 1997.5—2005.4和2005.5—2007.4时期B/M指标分拆改进性检验
　　由于中国证券市场的特殊性,Micro股票相对更容易被操控和炒作,尤其在1997.5—2005.4和2005.5—2007.4期间,股票价格表现的尤为不理性,公司的基本面信息几乎不能对股票收益产生影响,基本所有的解释变量都不能对股票收益的变动进行解释,Micro股票样本数据在1997.5—2005.4和2005.5—2007.4期间的实证结果证实了这一点,由于篇幅有限,笔者在此省略了实证结果的展示,在1997.5—2005.4期间,即股权分置改革实施之前,所有的解释变量对于Mirco股票的收益均没有显著的解释力;在2005.5—2007.4期间只有dMt-k,t因子对于Mirco股票收益具有显著的解释力。在这种情况下考察分拆指标对于股票收益解释力的改进性效果是没有意义的。
　　四、 结论与总结
　　本文使用1996.5—2009.2期间沪深两市所有A股上市公司作为样本数据,对前述假设进行实证研究,对于影响中国证券市场股票收益的因素和B/M指标分拆对于股票收益解释力的改进性效果,得到以下结论:
　　第一,MCt、BMt-k、dBt-k,t、dMt-k,t四个解释变量,在1996.5—2009.2整个样本区间内,对于总体和ABM股票的月超额收益率都具有显著的解释力;而NSt-k,t因子并没有表现出对股票期望收益的解释力,净发行额在目前并不是期望现金流的有效代理变量。
　　第二,股权分置改革实施之前,规模因素对于股票收益并没有统计意义下显著的解释力;而在2007.5—2009.2阶段,除规模外的所有因子对股票期望收益均不存在解释能力。
　　第三,对于总体股票样本,在整个样本区间和1997.5—2005.4期间,使用dBt-k,t、BMt-k和dMt-k,t替代B/M可以显著改善对股票收益的解释力。同时,在中国证券市场,未来期望现金流的变动对于股票收益的影响要小于未来期望收益和期望现金流的综合变化;并且对于总体样本而言,滞后信息的使用并没有使解释因子对于股票收益的解释力产生影响。
　　第四,对于ABM股票样本,虽然在1997.5—2009.2整个时期,使用B/M分拆的三因子与使用B/M本身对于股票收益的解释力基本相似,只有当采用五年甚至更久的滞后期数据计算相关因子时,采用分拆三因子替代B/M指标才具有意义。但分时期的实证表明,1997.5—2005.4和2005.5—2007.4期间,使用dBt-k,t、BMt-k和dMt-k,t替代B/M因素可以显著改善对于ABM股票收益的解释力。
　　第五,对于Micro股票样本,在1997.5—2009.2整个时期,四个解释变量只有在使用一年滞后期数据时,才表现出对于Micro股票收益的解释力,并且解释力会随着所使用的数据滞后期的增长而逐渐消失,但使用一年滞后期数据计算的分拆三因子替代B/M因素可以显著地改善对于Micro股票收益的解释效果。
　　本文研究B/M指标的分拆,意在检验其是否会对中国证券市场股票收益的解释效果产生改善,希望能进一步探索到一种更适合中国证券市场的定价模型。通过借鉴总体样本数据的实证结果,将会为市场指数收益的准确估计提供一种模型使用方面的启示;而对于在不同市场时期,对不同规模股票收益所显示出的解释力的差异,有助于引导投资者在面对不同的市场情形,投资于不同规模的股票品种时,灵活调整所采用的定价模型,使其对于股票期望收益的估计更为合理。
　　
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