分拆B/M指標對上市公司股票收益解釋力的改進性研究

摘 要:賬面市值比(B/M)指標在解釋股票的期望收益變動時存在噪音，因為該指標往往會隨著未來期望現金流的變化而變化。本文假設， 使用分拆的B/M指標，即分別包含了關于未來期望現金流和股票期望收益獨立信息的權益賬面價值和市場價格的歷史改變量以及滯后的B/M，替代原有的B/M，會對股票期望收益率的解釋力有顯著改進。實證結果部分支持了該假設:分拆B/M指標，對總體股票樣本表現出了顯著的對股票收益解釋力的改善;而Mirco和ABM股票樣本的檢驗結果卻存在較大的差異。

關鍵詞:股票期望收益;賬面市值比(B/M);賬面價值變化量;市價變化量

中圖分類號:F830.91 文獻標識碼:A

文章編號:1000-176X(2009)11-0061-08

資產定價理論一直是金融理論和實務界的一個重要內容，隨著理論的發展和對股票期望收益異象的廣泛關注，許多學者嘗試改進傳統的資本資產定價模型來對異象進行解釋，Fama-French(1993)三因素模型就是其中的代表之一，對于規模效應和賬面市值比效應的產生原理和對于股票收益率真正的影響根源也成為各方研究爭論的焦點，眾多學者嘗試進一步改進原有模型，以改善其對于股票收益率的估計效果。

本文在已有研究的基礎上，以1996—2008 年中國滬深兩市A 股所有上市公司為研究樣本，借鑒Fama和French(2008)的思路，進一步探討分拆指標對股票期望收益的解釋效果在中國證券市場的改進性，有助于探索到更適合中國證券市場的資產定價方法。

一、 理論研究基礎

雖然B/M指標對于股票期望收益的解釋力基本上得到了學術和實務界的認可，但近期的研究表明，B/M指標在解釋股票的期望收益時存在噪音，因為該指標往往會隨著未來期望現金流的變化而變化。Vuolteenaho (2002)指出，對于未來期望現金流預測的不同，會導致指標存在較大的差異。換言之，股票的未來期望現金流會影響B/M指標，進而會使其對于股票期望收益的解釋產生偏差，而期望現金流本身也有可能是影響股票收益的因素之一。

為了確認并解決上述問題，從根源入手，在股利貼現模型中，股票的內在價值可以表示為未來所有股利的現值之和。即:

Mt=∑∞τ=1E(Dt+r)(1+τ)τ(1)

Mt表示t時刻的股票價格，E(Dt+τ)表示t+τ時刻的期望股利收益，r近似代表股票的平均收益率。t時刻的股利Dt可以進一步由每股收益Yt減去每股賬面價值變動表示，記dBt-1，t=Bt-Bt-1，股利貼現模型可以改寫為:

Mt=∑∞τ=1E(Yt+τ-dBt+τ-1，t+τ)(1+r)τ(2)

將方程(2)兩邊同時除以t時刻的權益賬面價值，得:

MtBt=∑∞τ=1E(Yt+τ-dBt+τ-1，t+τ)/(1+r)τBt(3)

可以發現，采用B/M指標作為股票期望收益的解釋變量，會由于未來期望現金流(即未來期望盈利減去再投資金額，E(Yt+τ-dBt+τ-1，t+τ)的變動，導致B/M指標對于股票期望收益率的解釋存在噪音，并且未來期望凈現金流本身也對股票的期望收益具有解釋能力。

所以，為了剔除期望現金流對B/M因素的影響，同時也為了增強對股票期望收益的解釋能力，本文采用不引入其它變量，而是將B/M指標本身通過形式的變化進行分拆的方式，使分拆后的因子作為未來期望現金流的代理變量，使各個因子分別包含關于未來期望現金流或股票期望收益的獨立信息，通過對因子各自所包含信息的隔離，達到剔除期望現金流對B/M因素解釋力的影響，同時改善對股票期望收益解釋力的目的。

二、 模型設計及樣本選擇

本文假設，使用分拆變化后，分別包含了關于未來期望現金流和股票期望收益的獨立信息的權益賬面價值和市場價格的歷史改變量(dBt-k，t、dMt-k，t)和滯后的B/M指標(BMt-k)，替代原有的B/M因素，通過隔離各個因子所包含的獨立信息，會對股票期望收益率的解釋力存在顯著改進。

(一)B/M指標分拆及代理變量的選擇

為滿足有目的的分拆B/M指標的需要，將t時刻的B/M指標取log值，表示為BMt，將t與t-k時刻股權賬面價值的log值之差(logBt-logBt-k)表示為dBt-k，t，將t與t-k時刻股票的市場價值的log值之差(logMt-logMt-k)表示為dMt-k.t。則B/M指標可以通過恒等變化分拆為:

BMt=BMt-k+dBt-k，t-dMt-k，t(4)

權益賬面價值的改變量，，可以作為未來期望現金流的代理變量。因為，正如(Penman，1991)的研究表明，具有較高賬面價值增長的上市公司，往往會有較高的盈利能力和再投資水平，盈利能力和再投資額在一段時間內具有很強的相關性和持續性，未來的盈利能力和再投資水平共同決定了未來期望現金流的大小。

由于公司整體的賬面價值改變量會包含股票的凈發行額(NSt-k，t，股票增發與回購額之差)對其的影響，而股票的凈發行額本身也是股票期望現金流變動的影響因素之一。Fama，French (2005)的研究表明，上市公司傾向于在有大量的與未來收益相關的投資時發放股票，而在出現相反情形時進行股票回購。所以，為避免凈發行額對于dBt-k，t因子計算的影響，本文采用每股的賬面和市場價值數據計算分拆的三因子，并引入凈發行額與分拆的三因子一同作為獨立的影響因子，對股票的期望收益進行解釋。

(二)回歸模型的建立及樣本選擇

本文采用Fama，French (1992)的回歸模型，使用以方程(4)分拆后的B/M指標，代替原模型中的B/M指標，并添加解釋變量凈發行額，檢驗B/M指標的分拆是否會對于股票期望收益的預測有改善。

參照Fama，MacBeth (1973)的研究模式，對股票的月超額收益進行逐月的橫截面回歸，重點在于研究各回歸系數經過處理后的平均值結果所反映出的特性。

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月的超額收益率，指股票的月收益率超過市場無風險利率的部分，本文采用金融機構三個月期定期存款利率折算而成的月收益率作為無風險利率;MCt，t時刻的股票市值的log值，市值=發行在外的流通股數×股票市價+非流通股×每股凈資產，取當年4月30日股票的收盤價計算;BMt和BMt-k，t與t-k時刻B/M指標的log值(滯后期k分別取12、36或者60，以考察使用不同滯后期指標，是否會對改進的有效性產生影響)，由于權益的賬面價值Bt取自上市公司年報數據，為保證計算時間點的統一性，股票的市價Mt取上一會計年度12月31日的股票收盤價;dMt-k.t、dBt-k，t、NSt-k，t分別指t與t-k時刻，取log值的每股市場價格、每股賬面價值和凈發行額的改變量，作為替換BMt指標出現的分拆因子，要在計算的時間口徑上保持與BMt指標一致，均取上一會計年度的12月31日作為計算不同滯后期改變量的時間點。

選取1996年5月—2009年2月，數據樣本從1996年開始使用是因為，中國證券市場自1992年成立以來，至1996年市場發展及價格走勢已逐步規范、上市公司市值和數量也具有了一定的規模，從而規避了市場初期較為極端的數據對檢驗的影響;尤其是在1993年12月頒布了《公司法》，1994年證監會又出臺了一系列的關于信息披露與財務公開的政策法規，從而使得上市公司的會計規則和信息披露比較完備，有利于提高檢驗效果的準確性。在滬深兩市A股上市的所有上市公司股票作為研究樣本，對如下樣本數據予以剔出:(1)特別處理和特別轉讓的上市公司。由于滬深兩市對其實行5%的漲跌幅限制，同時這些公司為避免連續虧損的退市風險，更有粉飾報表、操縱利潤的動機。防止股票收益率波動的不一致性，避免經修飾的數據對回歸結果可能引起的偏差。(2)上市公司的權益賬面價值(凈資產)小于零的公司數據，避免B/M指標計算的異常。(3)由于涉及到滯后期的數據計算，因此要保持樣本數據在滯后期檢驗中連貫性和一致性。回歸模型的解釋變量數據在每年四月底更新一次，對當年5月至次年4月的股票月超額收益率進行逐月的橫截面回歸，為保證每只股票在實證檢驗中所需的所有股票市場及上市公司的財務數據完全公開可得，根據中國證監會的規定，上市公司完成上年年度財務報告摘要的披露時間為4月30日，因此，本文選擇每年5月作為每個回歸年度的起始時間。變量下標n從1—12連續取值，表示一個回歸年度的每月超額收益，t值每次增加12跳躍取值。

如果方程(5)統計結果顯示，BMt-k、dBt-k，t、dMt-k.t三個因子對于股票期望收益的回歸系數的絕對值有所不同，即表示通過分拆B/M指標，達到了隔離分別蘊含在各個因子內的關于股票未來期望現金流和期望收益的信息的目的，使得每個因子對于股票期望收益的解釋力的貢獻程度存在不同，從而可以改善對股票期望收益橫截面變動的解釋力。

由于本文的重點在于研究回歸方程中各解釋變量回歸系數經處理后的平均值結論所反映出的特征。如果僅憑回歸方程(5)中，B/M指標分拆的三因子的回歸系數的平均值結果就得出最終結論，確實缺乏一定的說服力。因此，本文在統計方程(5)中各個解釋變量對股票月超額收益的逐月回歸系數的同時，也計算a3，t+n+a4，t+n的值，由于dBt-k，t和dMt-k，t的系數(a3，t+n，a4，t+n)異號，如果最終的計算結果顯著異于零，則表明dBt-k，t和dMt-k，t的回歸系數存在顯著的差異，dBt-k，t和dMt-k，t對于股票期望收益的解釋能力有所不同。

而對于BMt-k分別與dBt-k，t和dMt-k，t的回歸系數的比較，本文采用一個簡單的檢驗方法，使用BMt替換回歸方程(5)中的解釋變量BMt-k，則回歸方程變為:

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)

將方程(4)帶入推導計算，即可知，回歸方程(6)中的解釋變量回歸系數與回歸方程(5)中相應的解釋變量回歸系數存在直接的聯系

回歸方程(5)和(6)的系數關系的推導，回歸方程(5)可變化

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的回歸系數在方程(5)和(6)中沒有變化;方程(5)中MBt-k的回歸系數與BMt在方程(6)中的相同;dBt-k，t在方程(6)中的回歸系數等于其在方程(5)中的回歸系數減去BMt-k在方程(5)中的回歸系數，而dBt-k，t在方程(6)中的回歸系數等于其在方程(5)中的回歸系數加上BMt-k在方程(5)中的回歸系數。。dBt-kl和dMt-k，t在方程(6)中的回歸系數的平均值，實際上檢驗了回歸方程(5)中dBt-k，t和dMt-k，t的回歸系數是否與BMt-k的回歸系數存在差異。更簡單的說，如果dBt-k，t和dMt-k，t在方程(6)中的回歸系數顯著異于零，則表明dBt-k，t和dMt-k，t對于股票期望收益的邊際解釋力與BMt-k的邊際解釋力不同，分拆B/M指標可以改善對股票期望收益的解釋力。

三、 實證結果及分析

由于各股票的市值規模是存在一定差異的，為討論可能由市值規模所引發的對股票收益解釋力的差別，本文在對滬深兩市整體的樣本數據進行實證檢驗的基礎上，還依照市值規模將所有樣本分為兩組:小市值規模股票(簡稱Micro)，指將全部股票樣本數據以市值規模排序，市值規模在五分位點之下的股票;除小規模股票外所有股票(簡稱ABM)，并對兩組數據樣本進行實證檢驗。

本文還將樣本區間1996.5—2009.2劃分為三個時間段:1996.5—2005.4，以考察股權分制改革前后，該分拆方式在中國證券市場的改進性效果是否存在差異;2005.5—2007.4，此期間中國股市保持了持續的上漲態勢，從而有助于考察在樂觀市場情形下分拆的改進性效果;2007.5—2009.2，中國股市經歷了沖高到頂而后急速下跌的過程，在如此大幅波動的市場情形之下，分拆的改進性效果是否會受到影響可以據此得到檢驗。

(一)基礎回歸結果

作為回歸方程(5)和(6)的實證檢驗基礎，僅使用MCt和B/M值兩個因素，對本文所有樣本的股票月超額收益分別進行總體和依規模分組的逐月橫截面回歸，結果如表1所示。可見，中國證券市場股票的月超額收益與股票市值規模MCt呈負相關，與賬面市值BMt比呈正相關，回歸結果至少在10%的顯著性水平下通過t檢驗。換言之，中國證券市場具有顯著的BMt效應，BMt因素對于股票的收益率有較強的解釋力，因此，本文在此基礎上研究B/M指標的分拆對于中國股票收益解釋力的改進性效果是有意義的。

(二)總體樣本數據對于B/M指標分拆改進性檢驗

1.完整時期的B/M指標分拆改進性檢驗

表2、表3顯示了總體樣本數據在1997.5—2009.2期間的實證結果。

首先，MCt、BMt-k、dBt-k，t、dMt-k，t四個解釋變量基本對于總體樣本數據的股票月超額收益率具有顯著的解釋力，說明市值規模和B/M的分拆三因子，對于中國證券市場的股票收益存在較大的影響。但股票的凈發行額NSt-k，t卻基本上沒有表現出對于股票期望收益的解釋能力。本文模型中包含NSt-k，t作為股票未來期望現金流的代理變量，是因為根據前期研究，當公司出現凈發行時，即表示公司存在未來可產生大量凈現金流的投資項目。而NSt-k，t因素在中國證券市場解釋力失效的原因可能在于:(1)上市公司增發股票的門檻比較高上市公司申請增發新股，除應當符合《上市公司新股發行管理辦法》的規定外，還應當符合以下條件:

一、最近三個會計年度加權平均凈資產收益率平均不低于10%，且最近一個會計年度加權平均凈資產收益率不低于10%…。二、增發新股募集資金量不超過公司上年度末經審計的凈資產值。三、發行前最近一年及一期財務報表中的資產負債率不低于同行業上市公司的平均水平。四、前次募集資金投資項目的完工進度不低于70%等等，共十款規定。，當上市公司確實存在較好的投資項目時，卻可能因為不符合某一條款而使增發不能成行;(2)增發的手續較為繁瑣、審批時間較長，很可能導致公司錯過投資項目的最佳時機，從而使大部分上市公司傾向于在有較好的投資項目時使用較為快捷的內部融資或債務籌資等方式。由此導致了中國上市公司的增發行為與上市公司目前的投資項目關聯程度較低，從而對未來期望現金流的預測性不高。

其次，回歸方程(5)中解釋變量dBt-k，t分別與BMt-k和dMt-k，t的回歸系數至少在10%的顯著性水平下存在差異，也即dBt-k，t與BMt-k、dBt-k，t與dMt-k，t對于股票期望收益的解釋能力顯著不同;但BMt-k與dMt-k，t的回歸系數，卻不存在統計意義下的差異，可以理解為對于股票期望收益的解釋力相似。綜合而言，B/M分拆的三因子對于股票期望收益的解釋力，確實存在差異，即使用BMt-k、dBt-k，t、dMt-k，t替代B/M因素可以改善對于股票期望收益的解釋力。

最后，綜合方程(5)和(6)的結果可以發現，在中國證券市場dBt-k，t作為對未來期望現金流的代理變量，其回歸系數顯著小于dMt-k，t和BMt-k的回歸系數，也就是說，dBt-k，t因子對于股票收益的解釋力弱于dMt-k，t和BMt-k因子，可以理解為未來期望現金流對于股票收益的影響要小于未來期望收益和期望現金流的綜合信息對其產生的影響。

雖然dMt-k，t和BMt-k反映的同樣是未來期望收益和期望現金流對于股票收益影響的共同變化信息，但其所反映的信息在時間上有所不同，BMt-k包含的信息比dMt-k，t具有更長的滯后期(直觀上表示k為值更大)，但dMt-k，t和BMt-k對于股票收益的解釋力卻表現出相似的狀況;同樣的，簡單觀察總體樣本數據在整個完整時期的統計結果可以發現，同一個解釋變量，在不同的滯后期，其回歸系數并不存在較大的差異，即滯后信息的使用并沒有使因子對于股票收益的解釋力產生影響。

2. 1997.5—2005.4時期的B/M指標分拆改進性檢驗

表4、表5顯示了對于總體樣本數據在1997.5—2005.4期間的實證結果。

實證結果與在整個樣本期間類似，解釋變量dBt-k，t與BMt-k、dBt-k，t與dMt-k，t對于股票期望收益的解釋能力顯著不同;BMt-k與dMt-k，t的解釋力相似。即，使用dBt-k，t、BMt-k和dBt-k，t替代B/M因素可以改善對于股票期望收益的解釋力。比較特別的是，在此期間實證結果呈現出MCt因素對于股票收益解釋力消失的現象，可能由于在股權分置改革實施之前，上市公司大部分股票是以非流通股的形式存在，流通股在總股本中所占比重較小，導致其對于股票收益的解釋力不顯著。

3. 2005.5—2007.4時期的B/M指標分拆改進性檢驗

表6、表7顯示了總體樣本數據在2005.5—2007.4期間的實證結果。

BMt-k與dMt-k，t對于股票期望收益的解釋力相似;雖然解釋變量dBt-k，t分別與BMt-k和dMt-k，t的回歸系數存在顯著的差異，也即dBt-k，t與BMt-k、dBt-k，t與dMt-k，t對于股票期望收益的解釋力有所不同，但卻不能因此得到使用分拆的三因子替代B/M因素可以改善對于股票期望收益解釋力的結論。因為，dBt-k，t在方程(5)的回歸系數在統計意義下并不顯著異于零，也就是說，dBt-k，t因子對于股票期望收益并沒有顯著的解釋力，dBt-k，t與BMt-kl和dMt-k，t對于股票收益的解釋能力的差異很可能就來源于此，那么如果再由dBt-k，t與BMt-k和dMt-k，t之間存在的解釋力差異而推得分拆B/M因素可以改善對股票收益解釋力的結論，很顯然缺乏一定的說服力。

而出現dBt-k，t因子對于股票期望收益缺乏解釋力的原因，一方面可能由于2005.4—2007.4期間，中國股市持續走高，使上市公司有強烈的在市場高點進行增發融資的動機，而此時的增發卻與公司的未來投資、收益并沒有明顯的關系，從而模糊了dBt-k，t對于未來期望現金流的代理;另一方面，也可能由于股票市場的持續高漲，被投資者普遍看作是實體經濟進入高增長的先行指標，從而預計所有的上市公司未來都會有比較高的預期現金流，但dBt-k，t卻并不能完全反映這種預期現金流的變動，因而降低了dBt-k，t對股票收益的解釋力;同時也不能排除由于部分非理性的極端數值對回歸結果產生影響。

綜上所述，并不能根據總體樣本數據在2005.5—2007.4期間的檢驗結果，得到分拆B/M指標可以有效改善對于股票收益解釋力的結論。

注:回歸系數平均值的統計量，是根據Fama，Macbeth(1973)的研究方法計算所得。

4. 2007.5—2009.2時期的B/M指標分拆改進性檢驗

總體樣本數據在2007.5—2009.2期間的實證結果表明，

由于ABM和Micro股票在2007.5—2009.2期間的實證結果與總體樣本數據的結果類似，本文將不再占用篇幅對ABM和Micro股票在2007.5—2009.2期間的檢驗結果進行討論。

除MCt外，所有的解釋變量在方程(5)的回歸系數均不顯著異于零，即除規模外的所有因子對股票期望收益均不存在解釋力。可能由于2007.5—2009.2期間中國股市出現了大幅波動，上證綜指最高達到6 124.04點，最低達到1 664.93點，投資者已經完全忽略了對于公司基本面信息的應用，市場上投機、炒作的成分很高，股票的市價存在很大的泡沫，因而使得反映基本面信息對于股票收益影響的dBt-k，t、dMt-k，t、BMt-k指標失去了解釋能力;股票的規模因素反映了該種股票被炒作的難易，從這個角度解釋了股票的收益。此時，再討論B/M指標的分拆效果已沒有意義，本文在此省略該部份實證結果的展示。

(三)ABM股票樣本數據對于B/M指標分拆改進性檢驗

1.完整時期的B/M指標分拆改進性檢驗

表8、表9由于篇幅所限，本文中表1，表8—表14的實證結果沒有在文中展示，有興趣的讀者請與作者聯系。顯示了ABM股票樣本數據在1997.5-2009.2期間的實證結果。

首先，類似整體樣本在該期間的實證結果，MCt、BMt-k，t、dMt-k，t四個解釋變量對于ABM股票的月超額收益率具有顯著的解釋力，而NSt-k，t因子對ABM股票期望收益卻幾乎不具有解釋力。

其次，該時期的實證結果存在一個特別的現象，回歸方程(5)中解釋變量dBt-k，t的回歸系數在一年和三年滯后期(即K=12，K=36)與BMt-kl和dMt-k，t的回歸系數并沒有顯著的差異，但當回歸方程的解釋變量采用五年滯后期(即K=60)的數據時，解釋變量dBt-k，t的回歸系數分別在1% 和10%的顯著性水平下與BMt-k和dMt-k，t存在差異，也就是說，五年滯后的dMt-k，t因子與BMt-k和dMt-k，t因子對于股票期望收益的解釋能力有所不同。

五年滯后期時出現dMt-k，t因子與BMt-k和dMt-k，t因子解釋力的差異，可能由于相對于Micro股票，投資者可能更關注ABM股票的基本面信息，并使該信息反映在股票的收益水平上，因此，使用五年滯后期的數據計算的dMt-k，t因子，可能由于其所蘊含的信息已經部分反映在了過去的股票收益水平上，而使其對于目前股票收益的解釋力有所減弱，因而表現出了與BMt-k和dMt-k，t因子解釋力的差異。

綜上所述，B/M分拆的三因子對于股票期望收益的解釋力，只有在五年滯后期時才存在差異，可以推斷，當利用五年甚至更久的滯后期數據計算的相關因素解釋股票收益時，采用dBt-k，t、dMt-k，t、BMt-k三因子替代B/M指標才有意義。

2. 1997.5—2005.4時期的B/M指標分拆改進性檢驗

表10、表11顯示了ABM股票樣本數據在1997.5—2005.4期間的實證結果。

只有dBt-k，t與BMt-k的回歸系數在5%的顯著性水平下存在差異，也就是說，僅dBt-k，t與BMt-k對于股票期望收益的解釋力表現出不同，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對于股票期望收益的解釋力。與整體樣本結果相似，在該時期MCt因素也出現了對于ABM股票的月超額收益率解釋的無效，可能由于在股權分置改革實施之前，大盤藍籌股中由國家或法人所持的非流通股比例往往較高，這會使得MCt因素在各ABM股票之間的差異不大，從而導致其對于股票收益的解釋力失效。

3. 2005.5—2007.4時期的B/M指標分拆改進性檢驗

表12、表13顯示了ABM股票樣本數據在2005.5—2007.4期間的實證結果。

MCt、BMt-k、dBt-k，t、dMt-k，t四個解釋變量對于ABM股票的月超額收益率都具有顯著的解釋力，可以推測出，在剝離了Micro股票數據的影響后，ABM股票在該時期的收益率波動表現的較為理性，可以被反映上市公司基本面信息的因素所解釋。解釋變量dBt-k，t分別與BMt-k和dMt-k，t因子對于股票期望收益的解釋能力顯著不同，即使用B/M分拆的三因子替代B/M因素可以改善對于ABM股票收益的解釋力。

(四)Micro股票樣本數據對于B/M指標分拆改進性檢驗

1. 完整時期的B/M指標分拆改進性檢驗

表14、表15顯示了Micro股票樣本數據在1997.5—2009.2期間的實證結果。

MCt、BMt-k、dBt-k，t、dMt-k，t四個解釋變量對于Micro股票收益的解釋力隨著所使用的數據滯后期的增長而逐漸消失，只有在使用一年滯后期數據時，MCt、BMt-k、dBt-k，t、dMt-k，t因子才對Micro股票收益具有很強的解釋力。出現此種情形的原因可能在于，Micro股票的市價及公司財務數據的波動相對比較大，由此包含的信息必然變動較快并且存在一定的噪音，滯后期越長的數據其所包含的噪音就會越大，其對于股票收益的解釋能力就會相應的減弱甚至消失。

僅考慮使用一年滯后期數據的檢驗結果，解釋變量dBt-k，t與BMt-k和dMt-k，t對于股票收益的解釋能力顯著不同，綜合而言，B/M分拆的三因子，對于Micro股票收益的解釋力只有在使用一年滯后期的數據時才會存在差異，即，使用一年滯后期數據計算的dBt-k，t、BMt-k和dMt-k，t因子替代B/M因素可以改善對于Micro股票收益的解釋力。

2. 1997.5—2005.4和2005.5—2007.4時期B/M指標分拆改進性檢驗

由于中國證券市場的特殊性，Micro股票相對更容易被操控和炒作，尤其在1997.5—2005.4和2005.5—2007.4期間，股票價格表現的尤為不理性，公司的基本面信息幾乎不能對股票收益產生影響，基本所有的解釋變量都不能對股票收益的變動進行解釋，Micro股票樣本數據在1997.5—2005.4和2005.5—2007.4期間的實證結果證實了這一點，由于篇幅有限，筆者在此省略了實證結果的展示，在1997.5—2005.4期間，即股權分置改革實施之前，所有的解釋變量對于Mirco股票的收益均沒有顯著的解釋力;在2005.5—2007.4期間只有dMt-k，t因子對于Mirco股票收益具有顯著的解釋力。在這種情況下考察分拆指標對于股票收益解釋力的改進性效果是沒有意義的。

四、 結論與總結

本文使用1996.5—2009.2期間滬深兩市所有A股上市公司作為樣本數據，對前述假設進行實證研究，對于影響中國證券市場股票收益的因素和B/M指標分拆對于股票收益解釋力的改進性效果，得到以下結論:

第一，MCt、BMt-k、dBt-k，t、dMt-k，t四個解釋變量，在1996.5—2009.2整個樣本區間內，對于總體和ABM股票的月超額收益率都具有顯著的解釋力;而NSt-k，t因子并沒有表現出對股票期望收益的解釋力，凈發行額在目前并不是期望現金流的有效代理變量。

第二，股權分置改革實施之前，規模因素對于股票收益并沒有統計意義下顯著的解釋力;而在2007.5—2009.2階段，除規模外的所有因子對股票期望收益均不存在解釋能力。

第三，對于總體股票樣本，在整個樣本區間和1997.5—2005.4期間，使用dBt-k，t、BMt-k和dMt-k，t替代B/M可以顯著改善對股票收益的解釋力。同時，在中國證券市場，未來期望現金流的變動對于股票收益的影響要小于未來期望收益和期望現金流的綜合變化;并且對于總體樣本而言，滯后信息的使用并沒有使解釋因子對于股票收益的解釋力產生影響。

第四，對于ABM股票樣本，雖然在1997.5—2009.2整個時期，使用B/M分拆的三因子與使用B/M本身對于股票收益的解釋力基本相似，只有當采用五年甚至更久的滯后期數據計算相關因子時，采用分拆三因子替代B/M指標才具有意義。但分時期的實證表明，1997.5—2005.4和2005.5—2007.4期間，使用dBt-k，t、BMt-k和dMt-k，t替代B/M因素可以顯著改善對于ABM股票收益的解釋力。

第五，對于Micro股票樣本，在1997.5—2009.2整個時期，四個解釋變量只有在使用一年滯后期數據時，才表現出對于Micro股票收益的解釋力，并且解釋力會隨著所使用的數據滯后期的增長而逐漸消失，但使用一年滯后期數據計算的分拆三因子替代B/M因素可以顯著地改善對于Micro股票收益的解釋效果。

本文研究B/M指標的分拆，意在檢驗其是否會對中國證券市場股票收益的解釋效果產生改善，希望能進一步探索到一種更適合中國證券市場的定價模型。通過借鑒總體樣本數據的實證結果，將會為市場指數收益的準確估計提供一種模型使用方面的啟示;而對于在不同市場時期，對不同規模股票收益所顯示出的解釋力的差異，有助于引導投資者在面對不同的市場情形，投資于不同規模的股票品種時，靈活調整所采用的定價模型，使其對于股票期望收益的估計更為合理。

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