中國股市資產回報率效應研究

摘 要：本文以中國滬深A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效應的存在性和顯著性，同時，公司規模對ROA效應存在顯著影響。

關鍵詞：資產回報率 ROA效應 公司規模

一、引言

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

自20世紀80年代以來，國內外學者對股票市場基本面收益現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象是規模效應和賬面市值比效應。本文所列的文獻[2]和[3]最早在美國股市中發現了規模效應，文獻[4]-[6]在美國股市中發現了賬面市值比效應，文獻[7]發現中國股市存在規模效應和賬面市值比效應；但是，文獻[8]發現中國股市不存在規模效應和賬面市值比效應。

相比之下，ROA效應的研究文獻甚少。資產回報率（Return On Assets；ROA）即凈利潤與平均總資產的比率。ROA效應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現，即使在剔除公司規模的影響后，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：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，國內文獻缺乏對ROA效應的相關研究，因此本文將對中國股市ROA效應的存在性與顯著性進行實證研究。

二、研究設計

（一）研究假設的提出

文獻[9]的理論建模表明，在投資—資產率一定的情況下，資產回報率越高，公司的項目投資回報越高。據此，得到如下假設：在“投資—資產率”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）數據樣本選擇

本文以中國滬深A股市場的全部股票為研究對象，數據來源為國泰安中國股市研究數據庫（CSMAR）。在選擇樣本時，剔除金融類公司、年報數據及股票月收盤價數據等數據缺失的公司、年報中凈資產為負的公司、月度收益數據缺失的公司等，最后得到1997年至2009年各年的樣本公司數分別為：305、501、704、801、875、990、1054、1111、1021、1037個、1075、1249、1400個。本文所構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年的規模。

2.資產回報率

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）平均資產總額。其中，平均資產總額=（期初資產總額+期末資產總額）/2。

3.投資組合月均收益、ROA溢價與t統計量

在考察ROA效應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統計量等指標，下面介紹它們的計算方法。

（1）投資組合月均收益R

（2）ROA溢價及其標準差和t統計量

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效應的存在性與顯著性。首先，采用投資組合分組方法和統計學方法，考察中國股市ROA效應的存在性和顯著性；其次，考察中國股市ROA效應的階段性特征；最后，運用雙變量交叉分組方法考察規模對ROA效應的影響。

三、實證結果

（一）ROA效應的存在性與顯著性

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，分組之后的計算結果如表1。

表1中，根據高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。而且，從表1可知，隨ROA的增加，股票組合月均收益嚴格遞減，更充分地說明中國股市不存在ROA效應。由此得出結論：1997年6月至2010年4月期間，中國股市不存在ROA效應。

其次，考慮到投資組合分組數太少會使得最高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從小到大的順序將樣本股票均分為5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，分組之后的計算結果如表2。

（二）ROA效應的階段性特征

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月內不存在ROA效應的結論，其中一個可能的原因是中國股市的ROA效應具有階段性特征，在不同的年份有不同的表現。為了考察中國股市ROA效應的階段性特征，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的增加而嚴格遞增，ROA溢價為0.01063，t統計量為1.8915且大于t的雙側臨界值t0.10/2，48=1.6772，投資效應存在而且顯著（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的增加而嚴格遞增，ROA溢價為0.00237，t統計量為0.47498小于t 的雙側臨界值t0.10/2，95=1.6611 ，ROA效應存在但不顯著。

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。

上述結果表明，中國股市在不同的時間區間內ROA效應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；但是，從2002年6月至2010年4月，中國股市ROA效應存在但不顯著。不過，其中的2002年6月至2006年5月，中國股市ROA效應存在而且顯著，顯著性水平為10%。

（三）規模對ROA效應的影響

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

具體來說，規模—ROA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模的中位數均分為2組；然后在每個規模組合內按ROA從小到大的順序將組內樣本股票均分為3組；最后，得到6個規模—投資率組合。所得結果如表5。

表5說明，在控制了公司的規模后，雖然從總體上看ROA效應不存在，因為ROA溢價的總體平均水平為-0.00027。但是，剔除了規模影響的ROA溢價的總體平均水平-0.00027比未剔除規模影響的ROA溢價水平-0.00242（見表1）有了明顯的提高。為了定量地考察規模對ROA效應的影響，我們依據剔除了規模影響后的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準差為0.01100、t統計量為2.4267且大于t的雙側臨界值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，剔除規模影響后的ROA溢價顯著地高于未剔除規模影響的ROA溢價，規模對ROA效應存在顯著影響。

四、結論

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

第一，中國股市ROA效應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，這個時間段內的年均ROA溢價均為負；但是，從2002年6月至2010年4月，中國股市存在ROA效應。這個時間段內，除2006年、2008年及2009年的年均ROA溢價為負外，其余年份的年均ROA溢價均為正。

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

第三，剔除規模影響后的ROA溢價顯著地高于未剔除規模影響的ROA溢價，規模對ROA效應存在顯著影響。