上市公司因素与股票市场风险关系实证研究
第 32 卷 第 11 期 财经研究 Vol132 No111
2006 年 11 月 Journal of Finance and Economics Nov12006
上市公司因素与股票市场风险
关系实证研究
王明涛 ,黎金龙
(上海财经大学 金融学院 ,上海 200433)
摘 要 :文章应用横截面数据 ,定量分析了我国上市公司业绩、治理结构、股权分置和
信息披露等公司因素对股票市场风险的影响 ,以及总体公司因素对我国股票市场风险的
影响程度 ,并得出了相应的结论。
关键词 :上市公司业绩 ;公司治理结构 ;股权分置 ;信息披露
中图分类号 :F832151 文献标识码 :A 文章编号 :100129952 (2006) 11O0088O10
收稿日期 :2005212222
基金项目 :教育部“十五”规划项目(01J A910006)
作者简介 :王明涛(1964 - ) ,男 ,河南偃师人 ,上海财经大学金融学院副教授 ;
黎金龙(1975 - ) ,男 ,重庆人 ,上海财经大学金融学院硕士生。
一、问题的提出
股票市场风险是股票投资者关注的主要风险 ,也是金融经济学研究的中
心问题之一。研究股票市场风险的影响因素对证券市场的监管和健康发展具
有重要的现实意义。上市公司是证券市场的基石 ,研究它对股票市场风险的
影响是证券市场风险管理的一项重要内容。
在这类研究文献中 ,多数是研究公司基本财务指标与公司系统风险 beta
值之间的关系。Beaver 等(1970) 研究了 1947～1956 年和 1957～1965 年纽约
证券市场 307 家上市公司财务指标对股票 beta 值的影响 ;吴世农等 (1999) 研
究了 1997 年 10 月至 1998 年 10 月上海股票市场 200 家上市公司财务指标与
股票 beta 值的关系 ,得出我国上市公司总资产增长率、财务杠杆与股票 beta
值呈正相关关系 ,流通规模分别与股票 beta 值呈负相关关系等结论 ,与财务
理论一致 ;但得出的流动比率与股票 beta 值呈正相关关系的结论 ,却与财务
理论相佐。
近年来 ,许多学者研究了股权结构对公司绩效的影响进而间接地分析了
公司治理对股市风险的影响。Shleifer 和 Vishny (1986) 研究表明 ,当公司存
在大股东 ,且大股东有监督公司经理层的动机和能力时 ,对公司绩效有正面影
·88·
响 ;但当大股东缺乏公司其他利益相关者的监督和制约时 ,就有可能利用手中
的权力为自己谋取“私人收益”,降低公司的价值 ;La Porta 等(1999) 认为 ,拥
有足够股份的第二大股东可以在一定程度上限制第一大股东对其他股东的剥
夺行为 ,提高公司的价值。晏艳阳、刘振坤(2004) 认为 ,在国有控股型公司中 ,
股权集中度越高 ,绩效越差 ; 在法人控股公司中 ,二者没有显著相关关系。
Stulz(1988) 发现 ,当管理层持股比例较低时 ,持股比例的上升会提升公司绩
效 ;当管理层持股到达一定程度时 ,此比例再上升会导致公司绩效下降。尹德
芹(2006) 认为 ,我国上市公司独立董事的独立性较差 ,对企业的影响较弱。唐
恒照(2005) 研究表明 ,股权分置是导致中国股票市场系统风险的主要因素。
在这些研究中 ,出于研究角度、方法、取样空间的差异 ,得到的结论也不尽
相同。存在的问题是 : (1) 主要考虑上市公司因素对公司本身股票风险的影响 ,
忽略了上市公司群体因素对股票市场整体风险的影响。(2) 大多选择股票 Beta
值计量风险 ,而 Beta 值对我国股票市场风险描述的有效性值得推敲。(3) 多数
文献立足于分析上市公司某方面因素 ,缺少对上市公司多方面因素的综合分析。
(4)很少从定量方面分析治理结构、股权分置和信息披露等因素对上市公司风险
的影响。因此 ,本文将上市公司作为整体 ,以下偏矩作为风险计量指标 ,通过建
立股票市场风险与上市公司因素的多元线性回归模型 ,采用逐步回归、对比分析
的方法 ,定量分析公司业绩、治理结构、股权分置和信息披露等因素对股票市场
风险的影响 ,以期为中国证券市场的监管、投资决策提供参考。
二、股票市场风险计量指标的选择
人们最早用股票投资收益率的方差度量投资风险 ,而方差度量风险的基
本要求是证券投资收益率服从正态分布 ,同时方差计量风险对损失和盈利不
加区分 ,而且要求投资者的效用函数为二项式 ,这些与实际市场之间存在较大
差距 ,所以用方差计量股票市场风险是不恰当的。股票的 Beta 值、平均误差
平方和等指标 ,看上去似乎与方差无关 ,但它们在数学上却等价于方差 (Rue2
flie 和 Wiggins ,1994) ,同样存在上述问题。
为了克服方差类风险度量指标的弊端 ,人们不断地寻找新的风险度量方
法 ,其中 ,下偏矩 (L PMq ) 是一种主要方法。L PMq (Lower Partial Moments)
的含义是给定一个目标收益率 h ,只有收益率分布中小于 h 的左尾部分才被
计为风险。该指标的优点是 :仅将损失作为风险 ,反映了投资者对风险的真实
心理感受 ;仅要求投资者是风险厌恶型 ,不像方差有那么多的严格要求。总
之 ,下偏矩被认为是风险测度的一种较好方法。
一个离散分布投资收益率序列的下偏矩可表示为( Harlow ,1991) :
L PMq = ∑
h
Rp = - ∞
Pp (h - Rp ) q (1)
·98·
王明涛、黎金龙 :上市公司因素与股票市场风险关系实证研究
其中 ,h 为目标收益率 ,Pp 是投资收益率 Rp 发生的概率 ,q 为某种“下偏
矩”的类型。L PM2 是关于目标计算的偏差平方和 ;L PM1 为单边离差的均
值 ;L PM0 为低于 h 的概率 ,由于其对风险的反映不足 ( Harlow ,1991) ,因此 ,
实际中常用 L PM1 和 L PM2 。
三、上市公司因素变量的设计和研究假设
(一) 上市公司因素变量的设计。反映上市公司因素的变量很多 ,但总体
上可用公司业绩、规模和资本结构、治理结构、股权分置和信息披露等因素进
行描述。
11 公司经营业绩的计量指标。衡量上市公司经营业绩的指标很多。本
文选取每股收益、净资产收益率、主营业务收入增长率、净利润增长率作为我
国上市公司经营业绩的度量指标。这是由于每股收益是反映企业的经营业绩
水平的重要指标 ,而且与股价密切相关 ;另外 ,由于股权分置的存在 ,流通股东
同样关心净资产收益率。主营业务收入增长率、净利润增长率分别反映企业
经营业绩质量、税后获利增长情况 ,综合反映上市公司当期经营业绩水平。
21 公司规模和资本结构的计量指标。这两个因素是描述公司基本面情
况的。在我国上市公司中流通市值和总市值之比大约是 1 :3 ,且总市值中非
流通股是按市价计算的 ,水分较大 ,所以选择流通市值作为解释变量。资本结
构常用资产负债率描述。
31 公司治理的计量指标。描述上市公司治理结构的指标大体可分为股
权结构类和董事会构成类。考虑到第一、第二大股东以及管理层持股的重要
作用 (Shleifer ,1986 ;La Porta ,1999 ; Stulz ,1988) ,本文将他们的持股比率作
为描述股权结构的三个指标。董事会的理想结构是各方董事会成员保持一定
的比例 ,以避免因某一方势力过大而侵害他人的利益。因此 ,选择独立董事占
全部董事的比例(独董比例) 作为描述公司治理的第四个指标。
41 股权分置的计量指标。由股权分置产生的风险 ,主要是因高发行溢价产
生的持股成本差异和高流通溢价带来的风险。从市场自身出发难以设计高发
行溢价指标 ,因为只有投资者在与其他股票市场比较时 ,才意识到这种风险的存
在。考虑到香港股市的成熟性和数据可得性 ,本文以“A + H”股在两市首日开
盘价的比率(考虑汇率) 计量发行溢价。当然 ,造成 A 股、H 股差价的原因 ,除股
权分置因素外 ,还有市场本身和制度因素 ,这些可能会影响该指标对股权分置描
述的准确度。流通溢价是指在高于股票真实价值基础上的付出 ,考虑到股票真
实价值与每股净值之间的近似 ,这里用市净率指标描述流通溢价。另外 ,已股改
公司对后股改公司也有影响 ,但这种影响的度量较为困难。
关于信息披露的计量 ,目前尚没有合适的指标。本文将通过对比分析信
息披露好与差的两组公司 ,间接反映信息披露因素对市场风险的影响。
·09·
财经研究 2006 年第 11 期
本文所选用的变量和表示符号如表 1 所示 :
表 1 变量汇总表
符 号 指标名称 符 号 指标名称
经营业绩类 治理结构类
X1 每股收益 H1 第一大股东持股比率
X2 净资产收益率 H2 第二大股东持股比率
X3 主营业务收入增长率 H3 管理层持股比率
X4 净利润增长率 IP 独立董事占全部董事的比例
规模和资本结构类 股权分置类
FV 流通市值 Y1 发行溢价
LA 资产负债率 Y2 流通溢价
(二) 上市公司因素变量与股票市场风险关系的研究假设。根据上述分析
和我国股票市场的实际情况 ,提出如下假设 :
假设 1 :上市公司经营业绩与股票市场风险呈负相关关系。
公司经营业绩越好 ,投资该公司股票风险越低。要说明的是 ,主营业务收
入增长率指标不但可以反映企业经营业绩质量 ,也可以反映企业的成长性 ,而
处在成长期的企业往往风险很大。因此 ,这个指标对风险的影响具有双向性 ,
如果一个股票市场中多数企业处于成长期 ,市场的风险就可能较大。
假设 2 :股权结构与股票市场风险呈复杂关系。其中 ,第一大股东持股比
率 ,在国有控股型公司中与股票市场风险呈正相关关系 ;在法人控股公司与股
票市场风险呈不确定关系 ;第二大股东持股比率与股票市场风险呈负相关关
系 ;管理层持股比率与股票市场风险呈不确定关系。
由于国有控股公司对经理人员的约束和制衡机制不健全 ,因此国有股比
率与其绩效应呈负相关关系。在法人股控股公司中 ,资本的性质促使他们对
经理层形成较好的约束 ,有利于提高公司绩效 ;但当大股东的控制权过大且缺
乏有效监督时 ,他就有可能谋取“私人收益”,降低公司价值。因此 ,在这类企
业中 ,第一大股东持股比率与股票市场风险的关系是不确定的。拥有一定股
权的第二大股东 ,为了自身利益会努力监督第一大股东 ,有利于提高企业绩
效 ;但当其较弱时 ,监督作用有限 ,起不到降低市场风险的作用。
理论上讲 ,管理层持股越多 ,其利益与公司利益越紧密 ,有利于降低经营
风险。但目前我国上市公司中 ,多数存在高管人员“激励短期化”等问题 ,故管
理层持股数量越大 ,往往自利动机越强 ,可能增大股票市场风险。
假设 3 :独董比例与股票市场风险呈不确定关系。
理论上 ,独董比例增加 ,有利于提高企业价值 ,降低股市风险 ;但由于我国
上市公司中“一股独大”现象严重 ,致使独立董事的独立性较差 ,对企业的影响
较弱。所以在目前我国上市公司中 ,独董比例与股市风险的关系不明确。
假设 4 :股权分置与股票市场风险呈正相关关系。
股权分置使流通股东在取得公司相同股权时 ,付出了远高于非流通股东
的成本 ,同时承担了几乎所有的市场风险。因此 ,发行溢价、流通溢价越高 ,流
·19·
王明涛、黎金龙 :上市公司因素与股票市场风险关系实证研究
通股东承担的风险越大。
假设 5 :信息披露的规范及科学性与股票市场风险呈负相关关系
信息披露越规范、科学 ,投资者决策失误的概率越小 ,投资风险越小。
四、实证研究
(一) 公司因素对公司股票市场风险影响的实证研究
11 样本选取与说明。考虑到样本股的代表性 ,本文选取 2004 年 1 月至
2005 年 6 月上证 180 成分股月收益率作为研究样本 ,数据来源于天相数据
库。剔除在分析区间内缺少 2004 前几个月数据的公司 ,共得到 159 只股票。
另外 ,选取一年期定期存款利率(2125 %) 作为目标收益率 ,这应该是股票投资
者最基本的收益期许。
21 公司业绩、规模和资本结构因素对公司股票市场风险的影响。在多元
线性回归分析中 ,比较容易出现的是多重共线性问题。相关性检验结果显示
除每股收益和净资产收益率之间存在显著的正相关(01823) 外 ,其他变量之间
的相关性都很低(数据来自 2004 上市公司年报) 。一般来讲 ,解释变量之间总
会存在不同程度的相关性 ,要确认模型确实存在严重共线性问题 ,必须结合回
归结果进行取舍判断。由于每股收益和净资产收益率是备受投资者关注的两
个指标 ,这里一起引入模型中。从表 2 可以看出 ,公司业绩对市场风险有较强
的解释能力。其中 ,每股收益、净利润增长率与市场风险呈反向关系 ,与假设
一致 ;净资产收益率却与风险值呈正相关关系 ,与假设相反。这是因为 ,在我
国上市公司的总股本中包含了 2/ 3 非流通股 ,它们占有 2/ 3 收益。由于流通
股东用现金投资 ,而非流通股东是资产折算 ,如果其资产质量很差 ,物非所值 ,
却要与流通股东分享相同的收益 ,这样的净资产收益率对流通股东就意味着
风险 ,就可能导致净资产收益率与风险成正相关关系。主营业务收入增长率
与市场风险呈正向关系 ,说明我国上市公司多数处于成长期 ,这与实际相符。
回归结果还显示 ,公司规模与市场风险呈反向关系 ,资产负债率与股票风险之
间存在不显著的正向关系。
表 2 公司业绩、规模和资本结构因素对公司股票风险的回归结果
序号 Intercept FV LA X1 X2 X3 X4 R2
LPM1
1
7120348
(211181) 3 3 3
- 31216
( - 31125) 3 3 3
0108392
(11977) 3 3
010128
(11817) 3
- 0100592
( - 21666) 3 3 3
01108
2
7118035
(121116) 3 3 3
- 2171EO10
( - 31294) 3 3 3
010116
(110526)
- 311957
( - 31175) 3 3 3
0108888
(21137) 3 3
010127
(11826) 3
- 0100536
( - 21464) 3 3 3
01171
3
71675434
(211279) 3 3 3
- 2167EO10
( - 31244) 3 3 3
- 31326553
( - 31329) 3 3 3
01094154
(21279) 3 3
01014063
(21052) 3 3
- 01005678
( - 21631) 3 3 3
01165
LPM2
1
1791935
(51462) 3 3 3
- 2231993
( - 21247) 3 3
810872
(31221) 3 3 3
2122968
(31264) 3 3 3
- 013489
( - 11621) 3
01100
2
1881843
(31189) 3 3 3
- 1109EO08
( - 113305)
0124144
(0121905)
- 225177
( - 21245) 3 3
813940
(21020) 3 3
2125276
(31235) 3 3 3
- 013324
( - 11528)
01111
3
19415925
(61110) 3 3 3
- 20916147
( - 21100) 3 3
61245783
(11873) 3
11865545
(21877) 3 3 3
01085
注 :tO统计量在括号中。3 、33 、333 分别表示在 10 %、5 %和 1 %显著水平上显著 ,下同。
·29·
财经研究 2006 年第 11 期
31 公司治理结构因素对公司股票市场风险的影响。基于上述分析 ,将公
司治理结构指标引入到回归模型中 ,分析其对股票市场风险的影响。剔除上
述 159 只样本股中没有管理层持股的股票 ,得到 55 只股票 ;另外 ,相关性分析
显示除 X1 和 X2 的相关性较强外 (0. 64) ,其余变量的相关性都不强 ,能较好
地避免多重共线性问题。回归结果如表 3 所示。表 3 表明 ,引入公司治理结
构因素后 ,模型解释能力显著提高 (拟合优度 R2 分别由 01268 和 01131 提高
到 01529 和 01324) ,说明公司治理结构是影响股票市场风险的重要因素。
表 3 引入公司治理结构因素后的回归结果
序号 Intercept H1 H2 H3 IP FV LA X1 X2 X3 X4 R2
LPM1
1
716337
(616) 3 3 3
- 4183EO10
( - 1186) 3
01242852
(011201)
- 919370
( - 311) 3 3 3
012199
(2199) 3 3 3
010106
(01720)
- 010132
( - 2121) 3 3
01268
2
3151170
(114701)
0104136
(11884) 3
0103133
(016864)
4581067
(5103) 3 3 3
0191825
(011589)
- 217EO10
( - 11211)
3164061
(1186) 3
- 917125
( - 313) 3 3 3
0115861
(21307) 3 3
010084
(01646)
- 010118
( - 2138) 3 3
01553
3
316547
(219) 3 3 3
01035
(1195) 3 3
4871147
(5168) 3 3 3
412987
(2157) 3 3 3
- 1011446
( - 411) 3 3 3
011677
(2177) 3 3 3
- 01011
( - 214) 3 3 3
01529
序号 Intercept H1 H2 H3 IP FV LA X1 X2 X3 X4 R2
LPM2
1
198197
(11478)
- 219EO08
( - 012429)
- 212973
( - 01010)
- 54011545
( - 114709)
2015928
(21411) 3 3
015395
(01316)
- 1110779
( - 115935)
01131
2
- 166133
( - 0157)
212049
(01824)
1132334
(012380)
4878112
(4140) 3 3 3
2791187
(013966)
- 715EO09
( - 012765)
266189
(11119)
- 5671216
( - 115771)
1711938
210527) 3 3
013812
(01242)
- 0196459
( - 115950)
01415
3
129163
(2102) 3 3
46585197
(4168) 3 3 3
91885499
(1194) 3 3 3
01324
计算结果表明 ,管理层持股比率对市场风险有巨大的正向影响 ,说明目前
我国上市公司中的高管人员存在较强的短期化行为和自利动机。第一大股东
持股比率对个股风险影响不大 ,这可能与选取的样本中第一大股东(主要为国
有股东) 持股比率变化不大有关 ;但从符号看 ,该指标与市场风险呈正相关关
系 ,与假设相符。第二大股东持股比率和独董比例对市场风险没有影响 ;但从
符号看 ,两者均与市场风险呈正相关关系 ,说明在这些样本中 ,第二大股东对
第一大股东制衡能力较弱 ,独立董事的独立性较差 ,对企业的影响微弱。另
外 ,引入公司治理结构因素后 ,公司规模对市场风险的影响由原来的显著变为
不显著 ,说明在分析区间内 ,市场更关注公司治理结构的变化。
41 股权分置因素对公司股票市场风险的影响。这里选用全部 32 只“A +
H”股作为分析样本。剔除没有 2004 年数据的华电国际和中国银行以及在香
港停盘的 ST 东北电和科龙电器 ,共得到 28 只样本股票。
由于大多数“A + H”股公司不是同时在两地上市 ,考虑到时间价值的存
在 ,这里以两地中后上市的日期为准计算发行溢价指标。由于市净率指标是
一个即时市场数据 ,考虑到股权分置改革因素的影响 ,选择进行股改前最后一
天(2005 年 4 月 29 日) 的市场收盘价作为参考进行计算。
相关性分析显示 ,每股收益、净资产收益率和主营业务增长率三者间的相
关性较强 ,但考虑到它们的重要性 ,保留这三个变量。另外 ,在这 28 只“A +
H”股中 ,只有 10 只有管理层持股的数据 ,但考虑到该因素对风险值的显著影
响 ,仍保留这个变量(其中没有管理层持股的股票 ,其值为 0) 。回归结果没有
预期的好 ,尽管对 L PM1 、L PM2 回归的拟合优度分别达到 70 %和 47 % ,但在
·39·
王明涛、黎金龙 :上市公司因素与股票市场风险关系实证研究
对 L PM1 回归的方程中 ,仅有 Y2 在 5 %的显著水平上对市场风险有影响 ;而
对 L PM2 回归的方程中 ,所有因素对市场风险的影响均不显著。究其原因 ,
主要是样本量过少的缘故 ,因为用 28 只“A + H”股去代表股权分置对整个市
场的影响可能存在不足。为此 ,将原有样本模拟扩大一倍重新计算 ,其结果如
表 4 所示。从表 4 看出 ,引入股权分置因素后 ,回归模型的拟合优度显著提高
(R2 由 01567 和 01372 提高到 01692 和 01402) ,说明股权分置是产生股票市
场风险的重要因素。计算结果表明 ,流通溢价和发行溢价都对股票市场风险
有正的显著影响 ,与理论假设一致 ;相对而言 ,流通溢价对市场风险的影响更
大、更显著。另外 ,引入股权分置因素后 ,前两大股东的持股比率对个股风险
都有较显著的负向影响 ,说明在“A + H”公司中 ,公司治理结构更为合理 ,第
一大股东更关注公司的中长期发展 ;第二大股东占比较大 ,有能力制衡第一大
股东 ,减少企业经营风险。
表 4 引入股权分置因素后的回归结果
序号 Intercept H1 H2 H3 IP LA X1 X2 X3 X4 Y1 Y2 R2
LPM1
1
511642
(1517) 33 3
- 010091
( - 1196) 33
010002
(01037)
6630111
(11273)
- 01453
( - 0153)
010020
(01660)
01484
(1154)
- 010012
( - 01126)
010015
(110196)
010006
(2108) 3 3
01567
2
418145
(1615) 33 3
- 010103
( - 216) 33
- 010034
( - 0175)
836916
(1182) 3
- 01234
( - 0130)
- 010020
( - 0169)
01071
(0125)
010105
(112312)
010033
(2143) 3 3
010007
(2152) 3 3
010192
(1189) 3
012763
(413) 33 3
01703
3
416200
(2215) 33 3
- 010113
( - 3138) 33 3
1011010
(418) 3 33
010136
(311) 33 3
01003
(2162) 3 3
010005
(218) 33 3
010169
(1185) 33
012624
(418) 33 3
01692
序号 Intercept H1 H2 H3 IP LA X1 X2 X3 X4 Y1 Y2 R2
LPM2
1
2619544
(8135) 33 3
- 010703
( - 11546)
- 01101
( - 1196) 3 3
29287105
(015727)
- 512021
( - 0162)
- 010096
( - 0132)
31160
(1103)
- 010107
( - 011156)
010101
(017164)
010007
(012443)
01372
2
2414686
(7165) 33 3
- 010801
( - 11850) 3
- 011235
( - 215) 33
45796103
(019072)
- 215703
( - 0130)
- 010392
( - 1125)
01253
(0108)
010724
(017746)
010206
(113851)
010012
(014031)
010923
(018301)
119036
(217) 33 3
01465
3
2316553
(9168) 33 3
- 011018
( - 2177) 33 3
- 011074
( - 21281) 33
59323133
(21434) 3 3
011239
(310) 33 3
114940
(2149) 3 3
01402
51 公司信息披露因素对公司股票市场风险的影响。这里选择 2004 年 1 月
至 2005 年 6 月在公告批评栏中受谴责的公司为研究对象 ,采用对比分析的方
法 ,通过受谴责前后一段时间公司股票市场风险的变化 ,分析信息披露因素对市
场风险的影响。为了使分析更有可比性 ,剔除 ST 公司 ,共得到 44 只股票 ,采用
时间对等的方法 ,受谴责前的分析区间取为 2002 年 7 月至 2003 年 12 月。44 只
样本股在受谴责前后的市场风险均值 (LPM1 、LPM2 ) 分别是 6171、11815 和
4184、20149 ,这似乎说明未受处罚公司股票风险小于受处罚公司 ,但回归结果显
示风险值除与公司规模显著正相关外(与理论相悖) ,与其他所有变量均不相关 ,
这种情况下计算的风险均值并不可靠。出现这种情况的原因 ,可能是没有剔除
在受谴责前的分析时间内已经受到谴责的湘火炬等 6 家公司 ,但剔除这 6 家公
司后重新计算的结果与上述相同。分析其原因 ,认为与样本结构有关 ,因为在这
些公司中 ,有些已经是问题公司了 ,只是没有被及时谴责 ,而另一些则属于信息
披露正常的公司 ,将它们放在一起进行计算是造成回归结果不显著的主要原因 ;
另外 ,公司受谴责前后的宏观环境不一致也有可能影响分析的可靠性。为了弥
补这些不足 ,这里采用在同一时间段(2004 年 1 月至 2005 年 6 月) ,对受谴责公
司组和未受谴责公司组分别进行回归计算 ,通过比较它们的回归系数 ,分析信息
披露因素对公司股票市场风险的影响。
·49·
财经研究 2006 年第 11 期
选用前面 55 只指标股作为未受谴责公司组 (属于 180 指标股 ,没有受谴
责的公司) 。需要说明的是 , 44 只受谴责公司中只有 9 只有管理层持股的数
据 ,为了更具可比性 ,这里舍掉 H3 这个变量 ,两组公司的回归结果如表 5 :
表 5 未受谴责和受谴责公司对照回归方程系数表
序号 Intercept H1 H2 IP LA FV X1 X2 X3 X4 R2
LPM1
未受
谴责
418675
(11652) 3
010207
(017742)
0106563
(111719)
318800
(015439)
11139597
(014851)
- 5133EO10
( - 1199) 3
- 910384
( - 2147) 3 3
01189786
(2123) 3 3
01004459
(012782)
- 01012228
( - 1199) 3
01296
718069
(1017) 333
- 4174EO10
( - 1194) 3
- 914764
( - 3109) 333
012293
(312) 3 33
- 010126
( - 2115) 33 01257
受过
谴责
311667
(2119) 3 3
- 010116
( - 016368)
- 010088
( - 013059)
618774
(3103) 333
7154EO11
(011283)
217366
(119531) 3
- 011534
( - 012662)
- 010200
( - 2178) 33 3
- 010005
( - 014259)
3160EO05
(017040)
01541
217613
(2174) 333
616367
(3119) 333
216545
(2117) 33
- 010217
( - 418) 3 33
01523
LPM2
未受
谴责
- 211946
( - 01063)
010074
(010024)
419770
(017629)
59415803
(017156)
015484
(010020)
- 3156EO08
( - 111442)
- 49514233
( - 111622)
2015139
(2107) 3 3
- 010334
( - 010179)
- 110096
( - 114072)
01158
1721118
(21297) 33
818127
(11865) 3
0104
受过
谴责
715480
(011331)
- 013729
( - 015251)
013452
(013084)
18619604
(21108) 33
3198EO08
(11732) 3
3717570
(016885)
3013551
(113458)
- 115264
( - 514) 3 33
- 010033
( - 010747)
010015
(017500)
01639
2013394
(016888)
1621043
(11908) 3
4153E - 08
(21369) 3 3
- 113088
( - 7127) 33 3 01589
未受谴责公司组和受谴责公司组的股票风险均值 (L PM1 、L PM2 ) 分别是
7157、26515 和 6171、11815 ,说明未受谴责公司股票风险大于受谴责公司。这
与人们的感觉不符 ,但却符合我国实际情况。原因在于 ,受过谴责的公司会把
更多的信息暴露在公众面前 ,投资者对其股票价值的评估更趋于真实 ,风险降
低 ;而未受谴责的公司可能有隐藏的信息 ,投资者对其股票价值缺乏比较准确
的判断 ,从而形成较高的风险 ,这说明我国股票市场信息披露的力度不够。
从表 5 可以看出 ,受谴责公司的拟合优度明显高于未受谴责公司 ,说明公
司因素对受谴责公司股票投资风险的解释能力强于未受谴责公司 ,也说明受
谴责公司的风险因素更为明确 ,而影响未受谴责公司股票风险的因素则较多 ,
还不够透明。市场主要由未受谴责的公司构成 ,其信息披露的不足 ,加大了我
国股票市场的风险。这里 ,最引人注目的是净资产收益率这个指标 ,受谴责公
司投资风险与之负相关 ,而未受谴责公司与之正相关。这主要是因为投资者
对两类公司的价值评估体系不同 ,对于受谴责公司 ,由于存在潜在的巨大风
险 ,投资者更注重在净资产基础上收回成本的能力 ;而对于未受谴责公司 ,由
于流通股东与非流通股东投资成本的巨大差异 ,净资产收益率越高 ,分配给非
流通股东越多 ,流通股东承担的代价越大 ,风险越高。
(二) 整体公司因素对我国股票市场风险影响的实证研究
11 样本数据的选取及说明。选取上海证券交易所所有 A 股为研究对象。
在 2001 年前 ,只能得到汇总的上市公司中报和年报数据 ,之后 ,可得到每年四
个季度的数据 ;同时 ,上证 A 股在 2001 年 6 月 15 日见顶 ,所以从 2001 年 6 月
底分段 ,同时剔除 1992 年 6 月 30 日以前不规范数据。得到 1992 年 6 月 30
日至 2001 年 6 月 30 日和 2001 年 6 月 30 日至 2005 年 9 月 30 日两段数据。
对前后两段数据 ,分别利用上证综合指数半年周收益率 (24 周) 和季度周收益
率(13 周) 计算市场的下偏矩风险值 ,然后用市场总体季度数据对其回归分
·59·
王明涛、黎金龙 :上市公司因素与股票市场风险关系实证研究
析。在利用天相数据库汇总功能汇总指标时 ,由于对市场风险具有显著影响
的公司治理结构类、股权分置类指标没有汇总数 ,所以不能直观在总体模型中
看出它们对股票市场风险的影响。此外 ,流通市值的数据无法取得 ,市场做流
通市值统计没有太大的意义 ,最后只选择到了公司业绩类指标。
21 结果与分析。由于采用的是时间序列数据 ,所以在回归分析前要进行
平稳性检验 ,结果表明 ,在两个分析时段上 ,所有的时间序列都是平稳的。
计算结果显示(由于篇幅限制 ,这里省略回归结果数据) ,在 1992～2001
年之间 ,资产负债率、每股收益与市场风险显著相关(5 %显著水平) ,而净资产
收益率、净利润增长率则与市场风险不相关 ;从回归系数的符号看 ,资产负债
率与市场风险值负相关 ,每股收益、净利润增长率与市场风险正相关 ,说明在
这段时间内 ,业绩好的上市公司 ,反而加大了市场风险 ,这与该时期中人为利
用公司财务数据操纵股票市场有关。拟合优度好 (R2 > 60 %) 说明投资者较
好地利用了公司财务指标操纵股市。
在 2001 年 12 月至 2005 年 9 月之间 ,显著影响市场风险的公司因素是净
利润增长率(10 %显著水平) ;而资产负债率、每股收益、净资产收益率与市场
风险不相关 ;从回归系数的符号看 ,资产负债率与市场风险正相关 ,每股收益、
净利润增长率与市场风险负相关 ,与理论假设一致 ,这说明市场越来越理性 ,
人为操纵股票市场的现象逐步减少。拟合优度不高 ( R2 < 23 %) 的主要原因
之一是数据量偏少。另外 ,也说明在这段时间内 ,公司因素不是影响市场的主
要因素 ,政策、宏观经济环境等因素对市场的影响可能更大。
五、研究结论
本文研究表明 :上市公司经营业绩对股票市场风险有显著影响 ,其中每股
收益、净利润增长率的增加有利于降低市场风险 ;净资产收益率的增加却增大
了市场风险 ,这主要与我国上市公司股本结构有关 ;主营业务收入增长率与市
场风险也呈正向关系 ,说明我国上市公司中多数是处于成长期的企业 ,经营稳
定性较差。公司治理结构是影响市场风险的重要因素 ,不完善的公司治理结
构是我国股票市场风险偏大的重要原因 ,其中 ,国有股占比过大 ,影响了企业
绩效的提高 ;高管人员较强的短期化行为和自利动机 ,加大了市场风险 ;第二
大股东能力不足、独立董事的独立性较差 ,限制了他们作用的发挥。股权分置
是导致我国股票市场风险偏大的另一重要因素 ,其中 ,由股权分置造成的高流
通溢价是主要原因。信息披露对股票市场风险也有重要影响 ,受谴责公司的
信息披露较未受谴责公司更为真实。
实证研究发现 ,2001 年前的中国股票市场 ,人为操纵比较严重 ,质量高、
效益好的上市公司反而加大了市场风险。2001 年后则是一个价值回归的股
票市场 ,质量高、效益好的上市公司 ,有利于降低市场风险 ,说明我国的股票市
·69·
财经研究 2006 年第 11 期
场正在逐步走向规范。
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Empirical Research on the Relationship between
Factors of Chinese Listed Firms and Stock Market Risk
WAN G MingOtao , L I JinOlong
( School of Finance , S hanghai University of Finance and Economics ,
S hanghai 200433 , China)
Abstract :This paper quantitatively analyzes the effect of firm perform2
ance , corporate governance , equity separation and information release on
stock market risk using crossOsectional data. And then , it empirically studies
the effect of firm’s factors on Chinese stock market risk using timeOseries
data , and gets relevant results.
Key words :firm performance ; corporate governance ; equity separation ;
information release (责任编辑 喜 雯)
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王明涛、黎金龙 :上市公司因素与股票市场风险关系实证研究
上市公司因素与股票市场风险关系实证研究.pdf
