財務指標對上市公司股價影響的因子分析——以有色金屬行業為例

蘇琳茹

（蘇州大學，江蘇 蘇州 215006）

近年來，中國證券市場的規模日益發展壯大，越來越多的人開始投資于證券市場。但中國目前大部分股民入市還是基于“賭博”和投機的心態，而這樣的心態顯然不利于中國股市的長足發展。決定股票價格的最終因素還是上市公司的經濟基本面，財務信息是反映上市公司經濟基本面的重要指標，其對于股價的影響一直是西方學術界致力于研究的重大課題。基于這樣的背景，本文對我國上市公司財務指標對股價的影響進行研究，以有色金屬行業作為具體的研究對象，通過對該行業股價和財務指標之間的實證分析，揭示有色金屬行業中會計信息如何影響股價，并甄別不同指標對于股價的不同影響程度。

一、理論分析與假設

反映公司財務信息的有諸多指標，這里僅挑選盈利能力、償債能力、營運能力、現金流量能力和成長能力這五類指標。上市公司高盈利能力和較好的償債能力都預示著公司未來會計盈余的增加，并且為未來股利的發放提供了基礎，所以有利于公司股價的上升。償債能力是指企業用其資產償還長期債務和短期債務的能力，是企業償還到期債務的承受能力或保證程度；營運能力是企業運用各項資產賺取利潤的能力，良好的營運能力預示著企業未來收益的能力。這兩個指標在一定范圍內有利于公司經營的穩定，但是一旦超過一定范圍則表明公司資金利用效率低，無益于股價的上升。現金流量是反映企業在會計期間內的經營活動、投資活動和籌資活動對現金及其現金等價物產生影響的會計報表。企業只有持有足夠的現金，才能從市場上獲得生產資料、勞動力，為價值創造提供必要條件。基于這樣的理論分析，我們得到以下的5點假設：

假設一：股價與上市公司盈利能力正相關；假設二：股價與公司償債能力呈適度正相關；假設三：股價與公司營運能力呈適度正相關；假設四：股價與公司現金流量能力正相關；假設五：股價與公司成長能力正相關。

二、實證分析

（一）樣本選取和數據說明

1.模型設定

根據剩余收益定價模型，在一定條件下，股票價格和會計信息之間存在線性關系，根據這一點，本文建立以下的多元線性回歸模型：

P為股票價格；X1、X2…Xn為會計信息指標；e為干擾項，表明偶然因素的影響。

2.變量說明

因變量：本文選取財務報表公布的截止日4月30日作為臨界點，選取4月30日前一周和后一周的收盤價的平均值作為本文的因變量。

自變量：本文選取了反映公司盈利能力、償債能力、營運能力、現金流量能力和成長能力五類指標，并選取了凈資產收益率（X1）、銷售凈利率（X2）、流動比率（X3）、資產負債率（X4）、應收賬款周轉率（X5）、流動資產周轉率（X6）、固定資產周轉率（X7）、每股經營活動凈現金流量（X8）、營業利潤增長率（X9）、歸屬于母公司股東凈利潤增長率（X10）10個財務指標作為自變量。

3.樣本選取

本文數據來源于choice數據庫，以申萬行業分類作為標準選取了全部上市A股有色金屬行業，并根據以下原則對樣本進行篩選：（1）剔除ST股票。本文選取的有色金屬行業沒有ST股票，無需剔除。（2）剔除停牌公司股票。根據股價數據，將焦作萬方、中鋼國際等10家停牌公司剔除。（3）剔除上市不足半年的公司。將上市不足半年的菲利華公司剔除。（4）剔除財務缺失及異常的公司。通過以上剔除，本文最終得出有色金屬行業的65家公司作為樣本。本文運用SPSS19軟件，對影響有色金屬行業上市公司股價的財務指標進行因子分析。

（二）因子分析結果

1.因子分析檢驗及因子識別

本文主要采用巴特利球形檢驗與KMO檢驗來檢測原始變量指標是否適合做因子分析。在進行巴特利球形檢驗時，若統計量的值較大，且其對應的相伴概率值小于顯著性水平0.05，說明可以做因子分析；在進行KMO檢驗時，變量的KMO值大于0.5，說明原始變量適合做因子分析。表1為樣本數據因子檢驗結果。

表1 KMO和Bartlett的檢驗

從表1我們可以看出，本文中KMO的值為0.595，大于0.5，巴特利球形檢驗的顯著性水平為Sig0.000，小于顯著性水平0.05，適合做因子分析。

根據因子分析的步驟，需要確定公因子的個數及各個公因子分別代表何種類型指標。本文根據方差累計貢獻率確定了4個公因子。F1在凈資產收益率、營業利潤同比增長率、銷售凈利率和歸屬于母公司股東凈利潤增長率因子載荷值比較大，主要反映上市公司的盈利能力和成長能力；F2在流動資產周轉率、應收賬周轉率和固定資產周轉率上的因子載荷值比較大，主要反映上市公司的營運能力；F3在流動比率和資產負債率上的因子載荷較大，而其在流動比率上的因子載荷要明顯大于資產負債率，所以它反映了上市公司的短期償債能力；F4在每股經營凈現金流量上的因子載荷值較大，反映了上市公司現金流量狀況。

2.模型回歸分析

根據因子識別結果我們得到4個公因子，將這4個公因子對股價的影響進行回歸分析。

根據上面模型回歸結果我們可以得出，公因子F1、F3、F4均在10%的水平上通過了t檢驗，說明我國有色金屬行業上市公司股價受到公司盈利能力、成長能力、償債能力和現金流量能力的顯著影響，符合前文的假設。F2未通過t檢驗，說明對于我國有色金屬行業而言，公司的營運能力并不能顯著影響公司的股價。

表2 模型回歸系數

公因子F1的系數為正且值較高，說明有色金屬行業的股價和公司盈利能力、成長能力呈正相關，而且公司的盈利能力和成長能力對于公司股價的影響較強，符合前文的理論假設。公因子F3的系數為正，說明有色金屬行業的股價和公司的短期償債能力呈正相關。根據前文假設，公司的流動比率、資產負債率等一些反映公司償債能力的指標并不是越大越好，一般認為流動比率為2是比較合適的值。從樣本統計數據來看，我國有色金屬行業上市公司的流動比率集中在1周圍，可見比率值相對較小，在這樣的一個范圍內，短期償債能力指標值的增加會使公司償還債務有保證，有利于公司的發展，從而跟股價呈現正相關。

公因子F4的系數為負，說明有色金屬行業的股價與公司的現金流量呈負相關，這與前文假設不相符合。企業的價值是未來現金流量的預期，所以理論上來說現金流量與公司的股價應該呈正相關。本文分析結果呈現負相關，可以從以下兩個方面進行分析：一是我國資本市場上存在功能鎖定現象，即投資者在決策過程中往往鎖定于某種特定的指標或表面信息，不能“看穿”公司的財務報表，忽視了諸如現金流量這樣的公司指標，對公司市場價值做出了不充分和有偏差的估計。二是對于現金流量指標的分析要考慮到具體行業的生產周期特點、投資成本以及所處的生產階段。有色金屬行業是生產周期較長的企業，生產成本大。本文僅選取2015年數據進行分析，所以這段時間內該行業現金流出量大，凈現金流量小，并不能說明這段時間企業經營業績差，進而判斷公司的股價會下跌。

[1]Ball、R.Brown，An Empirical Evaluation of Accounting Income Numbers，Journal of Accounting Research，1968.

[2]Beaver、R.Brows，An Empirical Evaluation of Accounting Income Numbers，Journal of Accounting Research，1968：159-178.

[3]陳曉，陳小悅，劉釗.中國股市弱型效率的實證研究[J].會計研究，1996，（9）.

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