尹昱喬　王慶石

[摘要]本文將影響變量的解釋周期分為長短不同的兩個周期，檢驗(yàn)市值、賬面市值比和收益股價比對中國A股市場股票收益率的影響。通過排序分組分析和Fama-MacBeth橫截面回歸檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，中國A股市場存在顯著的市值效應(yīng)和以賬面市值比為影響因素的價值效應(yīng)。但其影響作用大小和統(tǒng)計(jì)顯著性在長短期下有所不同。本文還發(fā)現(xiàn)，收益股價比單獨(dú)對股票收益率橫截面不具有影響。這些發(fā)現(xiàn)為投資者利用市值效應(yīng)和價值效應(yīng)獲得超額收益率提供了支持。

[關(guān)鍵詞]市值效應(yīng)；賬面市值比；收益股價比；股票收益率；Fama-MacBeth橫截面回歸

中圖分類號：F832.5 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1008-4096（2016）03-0047-09

一、文獻(xiàn)綜述及問題提出

Fama和French在1993年提出的包含市場因子、市值因子和價值因子的三因子模型，對股票收益率的解釋能力大大超過了資本資產(chǎn)定價模型（CAPM）。三因子模型的成功主要源于其捕獲了美國市場上股票收益率中蘊(yùn)含的與市值和賬面市值比相關(guān)聯(lián)的變動，即市值效應(yīng)和價值效應(yīng)。關(guān)于市值和賬面市值比為何對股票收益率具有影響，Keim認(rèn)為這兩個變量都是股票價格的表現(xiàn)——市值是一個上市公司所有股票價格的加總，而賬面市值比是以權(quán)益的賬面價值對權(quán)益的市場價值進(jìn)行的折算，這兩個變量本質(zhì)上都反映了股票價格對股票收益率的影響。實(shí)際上，股票價格的其他形式也對股票收益率具有顯著影響，收益股價比對股票收益率的影響最先由美國學(xué)者Basu發(fā)現(xiàn)，收益股價比較高的股票會獲得較高的股票收益率。Ball認(rèn)為收益股價比體現(xiàn)了股票收益率中與市場風(fēng)險相關(guān)變動之外的與其他所有未知因素相關(guān)聯(lián)的變動——一個非市場風(fēng)險相關(guān)變動的總代理變量。由于收益股價比和賬面市值比類似，都可以看作是通過財(cái)務(wù)指標(biāo)折算而成的股票價格，所以收益股價比對股票收益率的影響也被稱為價值效應(yīng)。市值效應(yīng)和價值效應(yīng)這種不能被經(jīng)典的CAPM所解釋的股票收益率形態(tài)，被稱為CAPM異象。

Fama和French將收益股價比與賬面市值比放到一起進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)收益股價比對股票收益率的影響被賬面市值比大幅度地奪走，證明收益股價比在美國市場上所表現(xiàn)出來的影響作用只是由于其與賬面市值比存在一定的相關(guān)性，在控制了賬面市值比的影響之后，收益股價比對股票收益率并不具有顯著影響。據(jù)此，F(xiàn)ama和French將美國市場上對股票收益率有顯著影響的因素歸結(jié)為市值和賬面市值比兩個因素。然而，這一結(jié)論隨著時間推移發(fā)生了改變。Fama和French使用包括1990年之后的美國市場數(shù)據(jù)重新檢驗(yàn)了股票收益率形態(tài)，發(fā)現(xiàn)市值的影響較之前有減弱的跡象，而且只明顯存在于市場中最小60%的股票中；而Januario則發(fā)現(xiàn)賬面市值比和收益股價比各自都表現(xiàn)出顯著作用；Artmann等使用德國股票市場43年的數(shù)據(jù)，提供了樣本外檢驗(yàn)證據(jù)，發(fā)現(xiàn)在德國市場上具有顯著解釋作用的是賬面市值比和收益股價比，市值并不顯著。

國外文獻(xiàn)關(guān)于市值、賬面市值比和收益股價比對股票收益率橫截面影響的結(jié)論并不完全一致，而這種結(jié)論的不一致性也存在于中國學(xué)者的相關(guān)文獻(xiàn)中。黃娟等使用時間序列回歸，通過CAPM檢驗(yàn)這三個變量的表現(xiàn)情況，發(fā)現(xiàn)市值在中國股市并沒有影響，但是賬面市值比和收益股價比都具有顯著影響。與之相反的，黃興旺等認(rèn)為中國存在市值效應(yīng)，但并不存在價值效應(yīng)（此文獻(xiàn)只檢查了賬面市值比的影響）。吳世農(nóng)和許年行使用排序分析和直接對三因子模型進(jìn)行檢驗(yàn)，證明市值和賬面市值比的影響都存在。潘莉和徐建國使用排序分析和Fama-MacBeth橫截面回歸，得到市值和收益股價比才是影響中國股票收益率顯著因素的結(jié)論，而賬面市值比并不顯著。已有文獻(xiàn)關(guān)于市值效應(yīng)的結(jié)論相對一致，而關(guān)于價值效應(yīng)的結(jié)論存在明顯分歧，即在中國體現(xiàn)價值效應(yīng)的到底是賬面市值比還是收益股價比，還是二者皆有顯著作用。

受到潘莉和徐建國的啟發(fā)，本文認(rèn)為使用不同的研究周期或許會對研究結(jié)論產(chǎn)生不同的影響。國外文獻(xiàn)關(guān)于股票收益率橫截面的普遍研究模式是使用解釋變量（一般為財(cái)務(wù)指標(biāo)，例如賬面市值比等）解釋其公布之后12個月的月度股票收益率。這意味著解釋變量在這12個月中保持恒定。賬面市值比是一個財(cái)務(wù)指標(biāo)，已有文獻(xiàn)大多使用上市公司上一財(cái)年年度報(bào)表數(shù)據(jù)來解釋其公布之后12個月的月度股票收益率。但是，在這12個月中，上市公司也會發(fā)布季報(bào)和半年報(bào)，這些定期報(bào)告中也會報(bào)告公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，且較上年年報(bào)數(shù)據(jù)更新，更能體現(xiàn)上市公司的最新情況。潘莉和徐建國同時使用年報(bào)數(shù)據(jù)和半年報(bào)數(shù)據(jù)，這樣使得股票收益率的解釋周期縮短為6個月，在這種短周期下，發(fā)現(xiàn)賬面市值比沒有顯著作用，而收益股價比才是體現(xiàn)價值效應(yīng)的有效變量。短周期研究模式雖然提出了一個新的研究視角，但潘莉和徐建國的研究并沒有將股票收益率（被解釋變量）與財(cái)務(wù)指標(biāo)（解釋變量）正確匹配。具體來說，潘莉和徐建國選擇的研究周期是每年1月至6月為第一期，7月至12月為第二期，使用去年年報(bào)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)解釋第一期6個月的月度股票收益率，使用當(dāng)年中報(bào)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)解釋第二期6個月的月度股票收益率。然而，中國證監(jiān)會規(guī)定上市公司年度報(bào)告于4月末之前公布，半年報(bào)于8月末之前公布。即第一期中有4個月（1月至4月）實(shí)際上是不能按照上年年報(bào)公布的財(cái)務(wù)指標(biāo)來解釋的（實(shí)際上這4個月的月度股票收益率應(yīng)該與上年中報(bào)數(shù)據(jù)相聯(lián)系），而第二期中有兩個月（7月和8月）是不能按照當(dāng)年中報(bào)公布的財(cái)務(wù)指標(biāo)來解釋的（實(shí)際上這兩個月的月度股票收益率應(yīng)該與上年年報(bào)數(shù)據(jù)相聯(lián)系）。這種解釋變量與被解釋變量的錯配關(guān)系使得潘莉和徐建國的結(jié)論并不能令人信服。

有鑒于此，本文認(rèn)為有必要在將解釋變量和被解釋變量進(jìn)行合理匹配的基礎(chǔ)之上，重新檢驗(yàn)賬面市值比和收益股價比對股票收益率的影響。出于完整性的考慮，應(yīng)該同時檢驗(yàn)12個月的長周期和6個月的短周期（考慮中期報(bào)表所披露的較新財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)），并且將結(jié)果進(jìn)行對照，檢驗(yàn)潘莉和徐建國的結(jié)論在對股票收益率和財(cái)務(wù)指標(biāo)進(jìn)行合理匹配之后是否仍然成立。

由于國外文獻(xiàn)的前沿研究發(fā)現(xiàn)，市值對股票收益率的影響有減弱跡象，而且研究賬面市值比和收益股價比的影響必然要控制市值的影響，所以本文也將市值一同重新進(jìn)行檢驗(yàn)。但是，考慮到市值效應(yīng)基本在中國得到證實(shí)，并且相關(guān)文獻(xiàn)也使用了較新的市場數(shù)據(jù)，本文預(yù)期市值效應(yīng)也會在本文的實(shí)證研究中表現(xiàn)出顯著的影響。

二、研究設(shè)計(jì)和數(shù)據(jù)來源

本文采取排序分組和Fama-MacBeth橫截面回歸檢驗(yàn)市值效應(yīng)和價值效應(yīng)在中國的表現(xiàn)。排序分組能夠直觀地觀察股票收益率和異象變量之間的變化關(guān)系，如果異象存在，那么在按照異象變量進(jìn)行分組之后，股票收益率應(yīng)該隨著異象變量的增加而規(guī)律地上升（比如價值效應(yīng)）或下降（比如市值效應(yīng)）。排序分組的缺點(diǎn)主要表現(xiàn)在兩方面：一是不能提供關(guān)于異象變量對股票收益率影響程度大小的準(zhǔn)確信息；二是如果要同時檢驗(yàn)多個潛在異象變量，則需要對所有潛在異象變量進(jìn)行分組，才可以控制其他變量可能對股票收益率的影響，進(jìn)而得到單個潛在異象變量對股票收益率的影響，如果待檢驗(yàn)的異象變量個數(shù)在3個以上時，此過程就變得相對繁瑣。而這兩點(diǎn)可以通過橫截面回歸得到很好的解決，回歸系數(shù)的大小和t值可以準(zhǔn)確地表明潛在變量的影響能力大小，以及是否在統(tǒng)計(jì)上顯著，而在回歸中通過加入不同的解釋變量進(jìn)行回歸，則可以達(dá)到控制其他變量的目的。標(biāo)準(zhǔn)的橫截面回歸使用的是Fama和MacBeth提出的多期回歸方法，即在每個時期都使用潛在異象變量對股票收益率進(jìn)行回歸，最后得到回歸系數(shù)的時間序列，通過回歸系數(shù)的時間序列均值和t值來檢驗(yàn)潛在異象變量是否對股票收益率有影響。其中，回歸系數(shù)的時間序列均值表示在整個市場上通過異象變量構(gòu)建的對沖投資組合每期平均可以獲得的股票收益率。

Fama和French確立了以滯后一期會計(jì)信息來研究未來12個月的月度股票收益率的研究方法。本文首先沿用這種經(jīng)典的方法構(gòu)建第一類研究周期，即長周期。具體的方法是，規(guī)定t年7月1日至t+1年6月30日為一個周期t（包含12個月的月度股票收益率）。使用t-1年年度報(bào)告的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)構(gòu)建t期的影響變量。中國證監(jiān)會規(guī)定年度報(bào)告應(yīng)于次年4月末之前公布，因而選取t年7月作為周期中的第一個月，可以保證會計(jì)信息在被用于解釋股票收益率變化之前被市場全部知曉。

樣本中的每只股票在每一個周期有兩種數(shù)據(jù)：股票收益率和影響變量。股票收益率（r）為月度股票收益率，一周期內(nèi)有12個。影響變量有市值（Size）、賬面市值比（B/M）和收益股價比（E/P）。市值選擇t年6月末的股票總市值，賬面市值比選擇t-1年末的所有者權(quán)益賬面價值除以t-1年末的股票總市值，收益股價比選擇t-1年的歸屬母公司股東的凈利潤除以t-1年末的股票總市值。本文把所有影響變量取自然對數(shù)作為用于排序分組和橫截面回歸的數(shù)據(jù)。所有影響變量每年變化一次，在t期間保持不變。

本文沒有包括市場風(fēng)險的測度Beta的理由如下：Fama和French證明在美國市場中，股票的市場風(fēng)險測度Beta對股票收益率沒有影響，同時與市值和賬面市值比相關(guān)程度很??；陳小悅和孫愛軍以及潘莉和徐建國分別證明這一結(jié)論在中國也成立。因此，本文沒有考慮Beta。

本文數(shù)據(jù)來源于萬德資訊金融終端，選取中國滬深兩市非金融業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，在所有A股公司中剔除行業(yè)分類中的銀行、多元金融和保險II股票?？紤]到股票在上市初期存在大量價格異常行為，剔除了每個股票上市之后前6個月的數(shù)據(jù)。按照萬德提供的中國上市公司定期報(bào)告實(shí)際披露日期（自1998年開始），刪除年度報(bào)告實(shí)際披露時間在每年6月30日之后的公司，以保證會計(jì)信息與股票收益率關(guān)系的對應(yīng)準(zhǔn)確。如果某股票t-1年財(cái)務(wù)報(bào)表中缺失某項(xiàng)影響變量數(shù)據(jù)，或缺失t年6月末的市值數(shù)據(jù)，則將該股票從t期中剔除。另外，本文還剔除了權(quán)益賬面價值和凈利潤為零和負(fù)的股票。股票收益率樣本為1998年7月至2014年12月的月度股票收益率，共198個月。

三、排序分組

（一）單變量排序分組

通過單變量排序檢驗(yàn)影響變量和股票收益率大致上的變化關(guān)系。對樣本期內(nèi)的每個月，將樣本內(nèi)所有股票分別按照市值、賬面市值比和收益股價比進(jìn)行排序。按照從低到高的順序?qū)⒐善逼骄譃?0組，每組是一個投資組合，計(jì)算每個投資組合的股票收益率（組內(nèi)個股收益率等值加權(quán)），得到每個組合1998年7月至2014年12月的月度股票收益率時間序列，然后計(jì)算每個時間序列的均值，同時計(jì)算出該變量分組的最高組與最低組股票收益率之差及其t值，如表1“長周期”一欄所示。

從表1的結(jié)果來看，對股票收益率影響顯著的有市值和賬面市值比，收益股價比對股票收益率沒有顯著的影響。與現(xiàn)有國內(nèi)外大部分文獻(xiàn)一致的是，市值對中國股票收益率表現(xiàn)出顯著的影響，股票收益率隨著市值增大而規(guī)律地降低，并且，最高組和最低組的股票收益率差達(dá)到月均-1.57%，t值達(dá)到3.65，表明這個股票收益率差在1%水平上顯著不為零。

在賬面市值比排序中，股票收益率也表現(xiàn)出良好的單調(diào)變化形態(tài)，與賬面市值比呈顯著的正向關(guān)系，從最低組到最高組上升了月均0.74個百分點(diǎn)（t值為2.41說明此值在5%水平上顯著不為零）。此結(jié)果符合美國相關(guān)文獻(xiàn)的一致結(jié)論，也同國內(nèi)早期相關(guān)文獻(xiàn)結(jié)論一致。潘莉和徐建國在1997-2010年的時間段內(nèi)沒有發(fā)現(xiàn)顯著的股票收益率和賬面市值比的正向關(guān)系，而在研究子樣本的時候，發(fā)現(xiàn)在1997-2005年間存在股票收益率和賬面市值比的顯著正向關(guān)系，2006-2010年，這種顯著關(guān)系消失。有鑒于此，本文也將研究樣本進(jìn)行拆分。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，1998-2005年存在賬面市值比的顯著影響（高低差為0.86%，t值為2.29），而在2006-2014年，賬面市值比的顯著影響消失（高低差為0.65%，t值為1.37）。然而，本文全樣本時間段得出的結(jié)論與潘莉和徐建國的研究不一致，本文在1998-2014年得到的t值為2.41，賬面市值比具有顯著影響。而潘莉和徐建國的全樣本時間段為1997-2010年，在此期間沒有發(fā)現(xiàn)賬面市值比具有顯著影響。本文認(rèn)為，可能由于中國股市瘋狂的牛市和隨后的股災(zāi)使得賬面市值比失去了效力。以滬市行情為例，2006-2010年末，中國股市經(jīng)歷了歷史上前所未有的大波動。2006-2007年5月左右，中國股市呈現(xiàn)出瘋漲的態(tài)勢，不到18個月的時間上證綜合指數(shù)增幅達(dá)到370%，月均增長20%，市場行為嚴(yán)重背離基本面。這導(dǎo)致由賬面市值比蘊(yùn)含的價值效應(yīng)被掩蓋，市場參與者不再注重賬面市值比所代表的風(fēng)險，而是更多地把投資決策建立在諸如熱點(diǎn)、題材之類的投機(jī)因素之上。而之后的大跌，又將各個賬面市值比檔次的股票一視同仁打回原點(diǎn)。莊家大戶橫行、散戶占比大、羊群效應(yīng)明顯、機(jī)構(gòu)投資者影響力薄弱等一系列因素都導(dǎo)致中國股市形成了同漲同跌、牛短熊長、跌跌不休的特點(diǎn)。為了印證這一對賬面市值比失效原因的猜測，本文嘗試將總樣本延長至2015年6月末（中國股市從2015年1月開始了新一輪“瘋?！毙星椋?015年6月開始下跌）。結(jié)果與本文的猜測一致，賬面市值比對股票收益率的影響受市場大波動的影響，顯著程度大幅度下降，截至2014年末，t值從2.41下降到2.04，雖然依舊在5%水平上顯著，但可以看出中國股市大波動對賬面市值比效力的巨大削弱作用。

通過比較潘莉和徐建國與本文全樣本時間段的差別可以發(fā)現(xiàn)，股市大波動對賬面市值比解釋效力的減弱作用。潘莉和徐建國通過1997-2010年數(shù)據(jù)得出賬面市值比不顯著的結(jié)論，本文通過1998-2014年數(shù)據(jù)得出賬面市值比顯著的結(jié)論，主要原因在于2011-2014年的4年時間內(nèi)，滬深兩市雖然也有波動形態(tài)，但明顯弱于2006-2010年時間段，因而賬面市值比又表現(xiàn)出顯著的解釋能力。將這4年歸入樣本總體之后，得到了賬面市值比具有顯著解釋作用的結(jié)果。表1中收益股價比和股票收益率的關(guān)系非常不明顯。最高組與最低組股票收益率的差異很小，為-0.05%，t值為0.42，說明這個股票收益率差沒有顯著不為零。

通過表1“長周期”一欄觀察到的股票收益率的變化形態(tài)只是一個粗略的結(jié)果。因?yàn)?，很可能隨著變量排序從低到高的變化，同時伴隨著其他影響因素的變化，導(dǎo)致股票收益率呈現(xiàn)出本文表1“長周期”一欄所觀察到的形態(tài)。因此，本文需要做進(jìn)一步的變量控制，分離其他因素可能的影響。

（二）雙變量排序分組

在表1“長周期”一欄的單變量排序分組結(jié)果中可以看到，市值對股票收益率表現(xiàn)出了1%水平上的顯著影響，是三個變量中顯著程度最高的。本文將樣本分別按照市值和賬面市值比、市值和收益股價比進(jìn)行雙變量排序。這樣可以控制市值的影響，觀察賬面市值比和收益股價比各自對股票收益率的影響。同時，觀察市值在控制了其他兩個變量之后是否仍具有顯著的解釋作用。雙變量排序分組的結(jié)果如表2所示。

從表2可以看出，每一個雙變量排序都表現(xiàn)出了明顯的市值效應(yīng)，股票收益率隨著市值的增大呈現(xiàn)規(guī)律的減小態(tài)勢，這種負(fù)向影響幾乎都在1%水平上顯著，說明在中國股市中，市值對股票收益率具有顯著的影響力，并且這種影響力在研究周期為一年的情況下顯著，市值可以影響到未來12個月的月度股票收益率。

在控制市值之后，賬面市值比對股票收益率總體上仍然顯示出顯著的正向影響（總體高低組股票收益率差為0.52%，t值為2.30，表明其在5%水平上顯著不為零）。但如果分不同市值組觀察，賬面市值比的影響并不是在所有市值組中都顯著存在。在最小市值組和第4組中沒有表現(xiàn)出顯著的影響力（t值分別為1.33和1.02，沒有達(dá)到10%水平上顯著所要求的t值大?。?。收益股價比在控制了市值之后.總體上依然沒有表現(xiàn)出顯著的解釋作用。但如果分不同市值組，在最大市值組表現(xiàn)出了10%水平上的顯著性，高低差為0.29%。排序分組后的結(jié)果表明，在12個月的研究周期下，市值、賬面市值比是影響中國股票收益率的重要因素，收益股價比不具有顯著影響。

從表3“長周期”一欄中可以看到Fama-MacBeth橫截面回歸系數(shù)估計(jì)值的平均值及其t值。本文首先對單個變量進(jìn)行回歸，然后逐漸增加其他變量。表3中回歸1、回歸2和回歸3對應(yīng)單變量排序，回歸4和回歸5對應(yīng)雙變量排序?；貧w6和回歸7是本文在表1和表2的排序分組分析中沒能夠考慮到的情況，回歸6等同于賬面市值比和收益股價比的雙變量排序分組，而回歸7等同于將三個變量一起考慮的三維排序分組。從表3中的回歸1-回歸5可以看出，排序分組的結(jié)果和橫截面回歸的結(jié)果是一致的，即市值和賬面市值比對股票收益率有顯著影響，而收益股價比沒有。而從表3中的回歸6可以看出，控制賬面市值比和收益股價比對彼此的影響后，其各自對股票收益率的影響情況沒有發(fā)生變化。最后從回歸7可以看出三個解釋變量在控制其他兩個解釋變量的情況下，各自對股票收益率的影響情況依舊沒有發(fā)生變化。

在12個月的長周期下，經(jīng)過排序分組分析和橫截面回歸的檢驗(yàn)，市值和賬面市值比是對股票收益率具有顯著影響的變量。市值平均每月增加一個百分點(diǎn)，會使得股票收益率下降0.46-0.47個百分點(diǎn)，在所有7個回歸中t值的絕對值最小為3.16，表示這個減少股票收益率的作用在1%水平上顯著。賬面市值比平均每月增加一個百分點(diǎn)，會使得股票收益率上升0.31-0.41個百分點(diǎn)，在所有7個回歸中t值的絕對值最小為2.10，表示這個增加股票收益率的作用在5%水平上顯著。而收益股價比顯示的最大的t值為0.78，小于在10%水平上顯著所要求的t值大小，因而收益股價比在12個月周期下對股票收益率不具有影響力。

五、縮短研究周期

之前的分析是沿用12個月的主流研究周期，其核心是使用過去一年的財(cái)務(wù)指標(biāo)來解釋未來一年的股票收益率?，F(xiàn)在將周期縮短為6個月，檢驗(yàn)潘莉和徐建國的結(jié)論是否成立。然而，根據(jù)實(shí)際情況，短周期并不能被均勻地分成6個月，而是分成4個月和8個月。由于中國證監(jiān)會規(guī)定年度報(bào)告和中期報(bào)告最晚披露時間為4月末和8八月末，所以將t年分為兩期（t1期和t2期），t1期為5月初至8月末，t2期為9月初至次年4月末。各個月份的股票收益率與各個月份所能獲取的最新財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)（上年年報(bào)或當(dāng)年半年報(bào)的近者）相匹配，保證了財(cái)務(wù)信息在用來解釋股票收益率之前被市場知曉。

樣本處理上，4月末為t1期股票排序點(diǎn)，使用4月末的市值構(gòu)建市值變量，使用t-1年的年報(bào)數(shù)據(jù)構(gòu)建其他影響變量（B/M和E/P）來解釋5月至8月，共4個月度股票收益率；t2期為9月至次年4月。以8月末為t2期股票排序點(diǎn)，使用8月末的市值構(gòu)建市值變量，使用t年中期報(bào)告的財(cái)務(wù)信息構(gòu)建其他影響變量（B/M和E/P）來解釋9月至次年4月，共8個月度股票收益率。每次排序均剔除了年報(bào)晚于4月末，中報(bào)晚于8月末公布的股票（雖然數(shù)據(jù)顯示這樣的公司實(shí)際上非常少）。其他剔除公司的標(biāo)準(zhǔn)與前文相同。本文獲得的股票收益率樣本為1998年9月至2014年12月的月度股票收益率，共196個月。

（一）單變量排序分組

短周期的單變量排序分組分析如表1“短周期”一欄所示。市值分組的高低組股票收益率差為-1.34，t值為-3.26，在長周期下高低組股票收益率差為-1.57，t值-3.65；賬面市值比高低組股票收益率差為0.75，t值為2.09，這兩個數(shù)值在長周期下分別為0.74和2.41；收益股價比的高低組股票收益率差為-0.16，t值為-0.40，這兩個數(shù)值在長周期下分別為-0.05和-0.42?？傮w上，市值和賬面市值比在短周期下影響力的顯著性比長周期下降了一些，但仍分別在1%和5%水平上顯著。收益股價比在單變量排序分組中仍然沒有表現(xiàn)出顯著的解釋作用。

（二）雙變量排序分組

表4給出了在短周期下雙變量排序分組的結(jié)果。市值在同其他兩個解釋變量的排序分組中依舊表現(xiàn)出1%水平上的顯著負(fù)向影響。賬面市值比的影響較長周期有明顯減弱，只在第3組表現(xiàn)出了10%水平上的顯著影響。但是從總體上看，高賬面市值比組和低賬面市值比組的股票收益率差為0.47，t值為1.78，依舊在10%水平上顯著不為零。

控制了市值之后，收益股價比在短周期下對股票收益率的影響變化比較明顯，總體上，高收益股價比組和低收益股價比組的股票收益率差為0.49。t值為2.00，表示在5%水平上顯著不為零。分市值組看，除了第2組和最小市值組之外，其他三組的股票收益率差都顯著不為零。

從雙變量排序分組的結(jié)果看來，在短周期下，收益股價比對股票收益率的解釋作用比賬面市值比更強(qiáng)一些。這個結(jié)果與潘莉和徐建國的一致。那么收益股價比在短周期下是否比賬面市值比更具有對股票收益率的解釋作用，是何種原因?qū)е逻@種結(jié)果，本文通過橫截面回歸對此進(jìn)行解答。

（三）橫截面回歸

本文最后通過Fama-MacBeth橫截面回歸檢驗(yàn)排序分組的結(jié)果，如表3“縮短觀察期后”一欄所示。與長期不同，市值在短期下具有對股票收益率的顯著影響。不管是在單獨(dú)回歸，還是同別的變量一起，市值回歸系數(shù)時間序列均值穩(wěn)定在-0.40至-0.50之間，而且全部在1%水平上顯著不為零。證明中國股票市場存在穩(wěn)定的市值效應(yīng)，而且不依賴于觀測的周期長短。

表3中“縮短觀察期后”一欄的回歸2、回歸3、回歸4和回歸5分別檢查了賬面市值比和收益‘股價比的單變量排序和雙變量排序結(jié)果。這四個回歸的結(jié)果與排序分組一致，即賬面市值比單獨(dú)對股票收益率有5%水平上的顯著影響，控制了市值之后影響減弱到10%水平上顯著；收益股價比單獨(dú)對股票收益率沒有影響，控制了市值之后影響增強(qiáng)到5%水平上顯著。比較控制市值之后的結(jié)果，收益股價比的影響比賬面市值比要強(qiáng)。

賬面市值比和收益股價比都是對市值使用不同的財(cái)務(wù)指標(biāo)折算形成的比率，一個使用所有者權(quán)益賬面價值，一個使用歸屬所有者的利潤。Keim認(rèn)為，這兩者其實(shí)是提取股票價格內(nèi)所包含的對收益率風(fēng)險信息的兩種不同體現(xiàn)方式。Fama和Freneh通過研究發(fā)現(xiàn)，在美國股票市場，收益股價比表現(xiàn)出的解釋能力實(shí)際上源于其與賬面市值比的正相關(guān)性，在回歸中加入市值和賬面市值比之后，收益股價比的影響不再顯著。表3“縮短觀察期后”一欄的回歸6和回歸7表明.收益股價比的這種影，響作用減弱的現(xiàn)象在中國也存在?；貧w6中，使用股票收益率對賬面市值比和收益股價比同時進(jìn)行回歸。收益股價比在回歸5中表現(xiàn)出的影響幾乎完全消失，回歸系數(shù)均值從0.19變?yōu)?0.02，t值從2.05下降到-0。16。相反，賬面市值比并未表現(xiàn)出太大變化，t值為2.20，表示其回歸系數(shù)均值0.44在5%水平上顯著。在回歸7中，三個解釋變量一同加入回歸，除了市值仍顯著之外，賬面市值比和收益股價比均不顯著。在所有的回歸當(dāng)中，收益股價比只在同市值一起的回歸中顯著（回歸5），而在其他回歸中都不顯著，特別是在收益股價比單獨(dú)作為解釋變量的時候（回歸3）。因此，本文不能認(rèn)定收益股價比在短期對股票收益率具有顯著影響。

各個解釋變量的顯著性在長周期和短周期下的變化可以通過觀察解釋變量之間相關(guān)性的變化得出。在長周期下，各個變量之間幾乎不存在相關(guān)關(guān)系，因而雙變量排序分組和在橫截面回歸中加入其他解釋變量不改變單變量排序分組和單變量回歸的結(jié)論，即市值在1%水平上顯著，賬面市值比在5%水平上顯著，收益股價比不顯著。在短周期下，各個解釋變量之間的相關(guān)性發(fā)生了明顯變化。收益股價比同市值和賬面市值比的相關(guān)關(guān)系大幅度提高，分別由0.07和-0.01提升至0.21和0.42。與市值的正相關(guān)使得收益股價比同市值一起回歸時，回歸系數(shù)的均值顯著增大。市值的影響是負(fù)的，使得在正相關(guān)條件下，收益股價比的回歸系數(shù)均值增大。而賬面市值比與市值的負(fù)相關(guān)（相關(guān)系數(shù)為-0.18）使其與市值一起回歸時雖然仍表現(xiàn)出顯著的正向影響，但是系數(shù)均值減小，導(dǎo)致t值也下降。最后，賬面市值比和收益股價比之間的正相關(guān)（相關(guān)系數(shù)0.42）使得賬面市值比和收益股價比在表3“縮短觀察期后”一欄的回歸7中都沒有表現(xiàn)出單獨(dú)與市值回歸時（回歸4和回歸5）的顯著性。

排序分組和橫截面回歸的實(shí)證結(jié)果表明，在短周期下，市值和賬面市值比依然是對中國股票收益率有顯著影響的變量。而收益股價比沒有表現(xiàn)出顯著的解釋作用，在雙變量排序和表3“縮短觀察期后”一欄的回歸5中表現(xiàn)的顯著性是由于收益股價比與市值之間的正相關(guān)性導(dǎo)致的。在單變量排序和單變量回歸時沒有表現(xiàn)出任何對股票收益率的解釋能力。表3“縮短觀察期后”一欄中的回歸6也清楚地表明，收益股價比捕捉風(fēng)險的能力明顯弱于賬面市值比。

潘莉和徐建國發(fā)現(xiàn)在短周期下，收益股價比具有顯著解釋作用，t值非常高，幾乎在7以上。賬面市值比在控制了其他解釋變量之后不顯著。市值變量的t值大小和本文沒有太大差異。本文認(rèn)為潘莉和徐建國的結(jié)果主要是解釋變量與被解釋變量錯配所導(dǎo)致的。潘莉和徐建國將財(cái)務(wù)指標(biāo)未知時期的股票收益率（1月至4月和6月至7月）與4月末和7月末才公布的財(cái)務(wù)指標(biāo)相匹配。另外，錯誤的匹配關(guān)系使其研究不能像大多數(shù)文獻(xiàn)一樣，使用財(cái)務(wù)期末時點(diǎn)的市值構(gòu)建賬面市值比和收益股價比，而選擇財(cái)務(wù)期間市值的平均值。這兩個因素是造成潘莉和徐建國的結(jié)論與本文差別的主要原因。

六、結(jié)論

市值效應(yīng)和價值效應(yīng)是兩個著名的股票市場異象。本文基于上市公司中期報(bào)告所披露的較新財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，將研究視角分為長周期和短周期，分別檢驗(yàn)了市值、賬面市值比和收益股價比對股票收益率的影響情況。通過排序分組分析和Fama-MacBeth橫截面回歸的檢驗(yàn)，結(jié)論如下：

第一，中國A股市場顯著存在市值效應(yīng)。不論使用市值解釋未來12個月，還是未來4個月或8個月的月度股票收益率，市值對股票收益率都表現(xiàn)出了l%水平上顯著的負(fù)向影響。在12個月的長周期下，市值每增加一個百分點(diǎn)，會穩(wěn)定地使股票收益率平均每月減少0.46-0.47個百分點(diǎn)；在4個月或8個月的短周期下，市值每增加一個百分點(diǎn)，會使股票收益率平均每月減少0.40-0.50個百分點(diǎn)，穩(wěn)定性相對長周期稍差一些，但t值仍然達(dá)到2.61以上。

第二，中國A股市場顯著存在以賬面市值比表示的價值效應(yīng)。不論使用賬面市值比解釋其公布之后12個月，還是之后4個月或8個月的月度股票收益率，賬面市值比都對股票收益率表現(xiàn)出了至少10%水平上的顯著正向影響。在12個月的長周期下，賬面市值比每增加一個百分點(diǎn)，會使股票收益率平均每月增加0.32-0.41個百分點(diǎn)（視其是否與市值一同變化而定）；在4個月或8個月的短周期下，賬面市值比每增加一個百分點(diǎn)，會使收益率平均每月增加0.34-0.44個百分點(diǎn)（視其是否與市值一同變化而定），長期的統(tǒng)計(jì)顯著性要優(yōu)于短期。

第三，其他情況下，中國A股市場的收益股價比對股票收益率橫截面沒有任何影響。不論使用收益股價比解釋其公布之后12個月，還是之后4個月或8個月的月度股票收益率，收益股價比都不能單獨(dú)解釋任何股票收益率的橫截面變化。只有在短周期下，由于收益股價比和市值顯示出一定正相關(guān)性，在市值同時變動的情況下，收益股價比才會表現(xiàn)出對股票收益率的顯著影響。

投資者可以有效利用中國A股市場存在的市值效應(yīng)和價值效應(yīng)，通過選擇小市值、高賬面市值比的股票提高股票收益率。本文為這種策略提供了理論和實(shí)證上的支持，并比較了持倉周期的不同（長期或短期）對股票收益率影響的差異，這對投資者有一定指導(dǎo)意義。

（責(zé)任編輯：鄧菁）