中國股市資產(chǎn)回報率效應(yīng)研究

摘 要：本文以中國滬深A(yù)股市場1997年6月至2010年4月的股票為研究對象，運用投資組合分組方法，實證研究了中國股市ROA效應(yīng)的存在性和顯著性，同時，公司規(guī)模對ROA效應(yīng)存在顯著影響。

關(guān)鍵詞：資產(chǎn)回報率 ROA效應(yīng) 公司規(guī)模

一、引言

股票市場基本面收益現(xiàn)象是指根據(jù)公司的一些基本面指標(biāo)來選擇股票，能獲得高額收益的現(xiàn)象。這些基本面指標(biāo)包括公司賬面價值、凈收益、股息和規(guī)模等，將這些基本面指標(biāo)與股票市場價值相比，就能得到相應(yīng)的用于選取股票的價值指標(biāo)，包括賬面價值市值比等。

自20世紀(jì)80年代以來，國內(nèi)外學(xué)者對股票市場基本面收益現(xiàn)象進行了大量的研究，取得了豐碩的研究成果。其中，研究得最多的基本面收益現(xiàn)象是規(guī)模效應(yīng)和賬面市值比效應(yīng)。本文所列的文獻[2]和[3]最早在美國股市中發(fā)現(xiàn)了規(guī)模效應(yīng)，文獻[4]-[6]在美國股市中發(fā)現(xiàn)了賬面市值比效應(yīng)，文獻[7]發(fā)現(xiàn)中國股市存在規(guī)模效應(yīng)和賬面市值比效應(yīng)；但是，文獻[8]發(fā)現(xiàn)中國股市不存在規(guī)模效應(yīng)和賬面市值比效應(yīng)。

相比之下，ROA效應(yīng)的研究文獻甚少。資產(chǎn)回報率（Return On Assets；ROA）即凈利潤與平均總資產(chǎn)的比率。ROA效應(yīng)即在持有一段時間后，高ROA公司股票組合的平均收益會高于低ROA公司股票組合。文獻[9]以季度ROA為特征變量，通過對美國NYSE、Amex及NASDAQ三大股市的實證研究發(fā)現(xiàn)，即使在剔除公司規(guī)模的影響后，美國三大股市在1972年1月至2006年12月的420個月中存在顯著的ROA效應(yīng)：平均來說，高ROA公司股票組合的月均收益率比低ROA公司股票組合的月均收益率高出0.96%。

目前，國內(nèi)文獻缺乏對ROA效應(yīng)的相關(guān)研究，因此本文將對中國股市ROA效應(yīng)的存在性與顯著性進行實證研究。

二、研究設(shè)計

（一）研究假設(shè)的提出

文獻[9]的理論建模表明，在投資—資產(chǎn)率一定的情況下，資產(chǎn)回報率越高，公司的項目投資回報越高。據(jù)此，得到如下假設(shè)：在“投資—資產(chǎn)率”一定的情況下，高ROA公司股票組合的平均收益會高于低ROA公司股票組合。

（二）數(shù)據(jù)樣本選擇

本文以中國滬深A(yù)股市場的全部股票為研究對象，數(shù)據(jù)來源為國泰安中國股市研究數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。在選擇樣本時，剔除金融類公司、年報數(shù)據(jù)及股票月收盤價數(shù)據(jù)等數(shù)據(jù)缺失的公司、年報中凈資產(chǎn)為負(fù)的公司、月度收益數(shù)據(jù)缺失的公司等，最后得到1997年至2009年各年的樣本公司數(shù)分別為：305、501、704、801、875、990、1054、1111、1021、1037個、1075、1249、1400個。本文所構(gòu)建的投資組合覆蓋的時間范圍是1997年6月至2010年4月共155個月，投資組合每年5月末更新一次，并持有一年，在持有期組合內(nèi)股票保持不變。

（三）各變量的計算

因為投資組合在t年的5月末形成，并持有一年，所以某一投資組合關(guān)于某特征變量在t年的值是指該變量在t年6月至（t+1）年5月的值。下面，我們對本文將用到的變量作一些說明。

1.規(guī)模

本文采用文獻[1]的方法，用t年5月末的流通A股市值（=t年5月末的股價×t年5月末的流通A股股本）來度量股票在t年的規(guī)模。

2.資產(chǎn)回報率

與文獻[9]計算公司的季度ROA不同，本文以公司的年度ROA為特征變量。公司第t年的ROA=第t-1年凈利潤/第（t-1）平均資產(chǎn)總額。其中，平均資產(chǎn)總額=（期初資產(chǎn)總額+期末資產(chǎn)總額）/2。

3.投資組合月均收益、ROA溢價與t統(tǒng)計量

在考察ROA效應(yīng)的存在性和顯著性時，要用到投資組合月均收益R、ROA溢價和t統(tǒng)計量等指標(biāo)，下面介紹它們的計算方法。

（1）投資組合月均收益R

（2）ROA溢價及其標(biāo)準(zhǔn)差和t統(tǒng)計量

首先，ROA溢價的計算方法為：如果把樣本股票按ROA分為3個投資組合，則第t月的ROA溢價rROA，t =第t月最大ROA組合3的月均收益—七月最小ROA組合1的月均收益。這樣，在整個樣本期間，總共可得到155個ROA溢價值。

（四）研究方法與思路

本文采用投資組合分組方法實證研究中國股市ROA效應(yīng)的存在性與顯著性。首先，采用投資組合分組方法和統(tǒng)計學(xué)方法，考察中國股市ROA效應(yīng)的存在性和顯著性；其次，考察中國股市ROA效應(yīng)的階段性特征；最后，運用雙變量交叉分組方法考察規(guī)模對ROA效應(yīng)的影響。

三、實證結(jié)果

（一）ROA效應(yīng)的存在性與顯著性

首先，按照ROA從小到大的順序把符合要求的樣本股票均分為3組，得到3個投資組合。其中，ROA最小的投資組合為組合1，ROA最大的投資組合為組合3，分組之后的計算結(jié)果如表1。

表1中，根據(jù)高ROA組合3與低ROA組合1的月均收益值，計算得到月ROA溢價的總體平均水平為-0.00242。這意味著，平均來說，高ROA股票組合3比低ROA股票組合1每月的收益要低0.242%，表明中國股市不存在ROA效應(yīng)。而且，從表1可知，隨ROA的增加，股票組合月均收益嚴(yán)格遞減，更充分地說明中國股市不存在ROA效應(yīng)。由此得出結(jié)論：1997年6月至2010年4月期間，中國股市不存在ROA效應(yīng)。

其次，考慮到投資組合分組數(shù)太少會使得最高ROA股票組合與最低ROA股票組合間ROA的差異太小，而不能讓ROA差異對投資組合收益影響的差異突顯出來。為此，我們依照ROA從小到大的順序?qū)颖竟善本譃?組，得到5個投資組合。其中，ROA最小的投資組合為組合1，ROA最大的投資組合為組合5，分組之后的計算結(jié)果如表2。

（二）ROA效應(yīng)的階段性特征

通過上述實證分析，我們得到了中國股市在1997年6月至2010年4月內(nèi)不存在ROA效應(yīng)的結(jié)論，其中一個可能的原因是中國股市的ROA效應(yīng)具有階段性特征，在不同的年份有不同的表現(xiàn)。為了考察中國股市ROA效應(yīng)的階段性特征，我們進行兩個方面的實證分析。

首先，我們計算了各ROA組合在各年的年均收益及各年的ROA溢價，所得結(jié)果如表3。

表4說明，在2002年6月至2006年5月，投資組合回報率隨ROA的增加而嚴(yán)格遞增，ROA溢價為0.01063，t統(tǒng)計量為1.8915且大于t的雙側(cè)臨界值t0.10/2，48=1.6772，投資效應(yīng)存在而且顯著（顯著性水平10%）。但是，在2002年6月至2010年4月，投資組合回報率隨ROA的增加而嚴(yán)格遞增，ROA溢價為0.00237，t統(tǒng)計量為0.47498小于t 的雙側(cè)臨界值t0.10/2，95=1.6611 ，ROA效應(yīng)存在但不顯著。

事實上，綜合表3和表4可以看出，2002年6月至2010年4月中國股市ROA效應(yīng)并不顯著是因為包含了一個特殊的時間段——2006年至2009年，因為這個時間段除了2007年年均ROA溢價為正外，其余3個年份的年均ROA溢價均為負(fù)。

上述結(jié)果表明，中國股市在不同的時間區(qū)間內(nèi)ROA效應(yīng)的存在性與顯著性狀況不同：1997年至6月至2002年5月，中國股市不存在ROA效應(yīng)；但是，從2002年6月至2010年4月，中國股市ROA效應(yīng)存在但不顯著。不過，其中的2002年6月至2006年5月，中國股市ROA效應(yīng)存在而且顯著，顯著性水平為10%。

（三）規(guī)模對ROA效應(yīng)的影響

如果ROA與其他特征變量間存在線性關(guān)系，那么這種關(guān)系會影響ROA對組合收益的影響，從而影響中國股市ROA效應(yīng)的顯著性。因為ROA受到公司規(guī)模的影響，而且ROA與組合收益正相關(guān)，而規(guī)模與組合收益負(fù)相關(guān)，所以，我們運用交叉分組方法重點考察市值規(guī)模與ROA對組合收益的交叉影響。

具體來說，規(guī)?！猂OA交叉分組步驟為：在每年5月末，首先將所有樣本股票按市值規(guī)模的中位數(shù)均分為2組；然后在每個規(guī)模組合內(nèi)按ROA從小到大的順序?qū)⒔M內(nèi)樣本股票均分為3組；最后，得到6個規(guī)?！顿Y率組合。所得結(jié)果如表5。

表5說明，在控制了公司的規(guī)模后，雖然從總體上看ROA效應(yīng)不存在，因為ROA溢價的總體平均水平為-0.00027。但是，剔除了規(guī)模影響的ROA溢價的總體平均水平-0.00027比未剔除規(guī)模影響的ROA溢價水平-0.00242（見表1）有了明顯的提高。為了定量地考察規(guī)模對ROA效應(yīng)的影響，我們依據(jù)剔除了規(guī)模影響后的ROA溢價序列與樣本股票分三組時的ROA溢價序列，得到這兩組溢價值序列的差值序列。進一步計算，得到差值序列的平均值為0.00214，說明剔除規(guī)模影響后ROA溢價水平平均每月提高0.214%；另外，計算得到差值序列的標(biāo)準(zhǔn)差為0.01100、t統(tǒng)計量為2.4267且大于t的雙側(cè)臨界值t0.05/2，155=1.975，說明在顯著性水平5%下差值序列顯著地異于0，也就是說，剔除規(guī)模影響后的ROA溢價顯著地高于未剔除規(guī)模影響的ROA溢價，規(guī)模對ROA效應(yīng)存在顯著影響。

四、結(jié)論

本文運用投資組合分組的方法，實證分析了中國股市ROA效應(yīng)的存在性與顯著性，并考察了公司規(guī)模對ROA效應(yīng)的影響。我們發(fā)現(xiàn)：

第一，中國股市ROA效應(yīng)具有明顯的階段性特征，在1997年6月至2002年5月中國股市不存在ROA效應(yīng)，這個時間段內(nèi)的年均ROA溢價均為負(fù)；但是，從2002年6月至2010年4月，中國股市存在ROA效應(yīng)。這個時間段內(nèi)，除2006年、2008年及2009年的年均ROA溢價為負(fù)外，其余年份的年均ROA溢價均為正。

第二，中國股市ROA效應(yīng)的存在性與顯著性水平會隨所選取的時間區(qū)間的不同而不同。雖然從2002年6月至2010年4月中國股市存在ROA效應(yīng)，但是ROA效應(yīng)并不顯著。相反地，2002年6月至2006年5月中國股市ROA效應(yīng)顯著地存在。

第三，剔除規(guī)模影響后的ROA溢價顯著地高于未剔除規(guī)模影響的ROA溢價，規(guī)模對ROA效應(yīng)存在顯著影響。