基于ohlson模型的a股虧損公司定價研究

基于ohlson模型的a股虧損公司定價研究

盈虧公司價值負相關(guān)近年來，隨著虧損公司數(shù)量和比例的增加，科學(xué)家們對虧損公司的價格研究越來越多。根據(jù)已有研究成果,權(quán)益資本價值與虧損額之間是顯著負相關(guān)關(guān)系,即虧損額越大,反而會對權(quán)益價值產(chǎn)生更大的、正向的影響。這樣的結(jié)果不僅與理論不符,也有悖于人們的直覺和常理。針對虧損額與公司價值的負相關(guān)關(guān)系,有的學(xué)者認為這是定價模型設(shè)定偏誤造成的,隨著更多信息的引入,新模型已經(jīng)能夠較好地解釋虧損公司定價問題。我國學(xué)者孟焰和袁淳發(fā)現(xiàn),虧損公司會計盈余價值相關(guān)性要明顯弱于盈利公司。楊丹等應(yīng)用Ohlson模型研究發(fā)現(xiàn),虧損公司盈余的回歸系數(shù)顯著為負。薛爽以1993-2005年所有虧損公司為樣本,發(fā)現(xiàn)引入經(jīng)濟周期和行業(yè)景氣度可以更好地解釋虧損公司定價。不過,我國學(xué)者并沒有對虧損額與公司價值的負相關(guān)關(guān)系進行深入研究,未能充分利用會計報表中的非盈余信息考察虧損公司定價問題,且未考慮更多現(xiàn)實條件。眾所周知,我國上市公司大部分是由國企改制而來,我國證券市場設(shè)立的初衷也是為國企改革和解困服務(wù)。顯然,大部分上市公司的治理結(jié)構(gòu)和監(jiān)管環(huán)境都不可避免地受到政府行為的影響,上市公司虧損很可能是由于承擔(dān)了巨大的社會責(zé)任和政策性負擔(dān)。因此,我們認為政府行為對我國上市公司價值可能有著重要影響,故本文在定價模型中引入政府補貼和國有股比例等與政府行為密切相關(guān)的變量。除此之外,成長性、研發(fā)支出和債務(wù)融資等都可能是影響虧損公司定價的重要因素。由于虧損公司的盈余指標(biāo)不能用來預(yù)測未來,因此成長性對于判斷虧損公司的發(fā)展前景就顯得十分重要。隨著知識經(jīng)濟到來,無形資產(chǎn)變得越來越重要,虧損公司當(dāng)期的研發(fā)支出費用化部分會降低當(dāng)期業(yè)績,但同時可能在未來形成推動公司發(fā)展的重要動力。此外,由于虧損公司難以通過股權(quán)融資,所以債務(wù)融資情況也有助于判斷其價值水平。顯而易見,以前研究所得出的“虧損額與權(quán)益價值負相關(guān)”的結(jié)論在理論解釋和實踐活動中都缺乏參考意義,需要引入更多現(xiàn)實因素對定價模型進行修正,從而為更好地估計虧損公司價格提供參考,以提高市場配置資源效率。本文將主要通過引入政府補貼、成長性、研發(fā)支出和債務(wù)融資等因素對Ohlson模型進行修正,以便更加全面地考察虧損公司定價問題。一、帶條件:關(guān)鍵變量與盈余公司定價近年來國內(nèi)外研究表明,虧損公司無論是數(shù)量還是比例,都有逐年上升趨勢;而根據(jù)傳統(tǒng)方法,即股利定價模型,以當(dāng)期盈余作為未來盈余和股利的合理替代變量已不能解釋虧損對權(quán)益價值的影響,虧損公司的定價問題變得越來越重要。國外關(guān)于虧損公司的研究經(jīng)歷了一個由簡單到復(fù)雜的過程:從最初根據(jù)期權(quán)理論考察凈資產(chǎn)和盈余的價值相關(guān)性,到引入更多宏觀和微觀信息全面考察虧損公司。Hayn將期權(quán)概念引入虧損公司定價并指出:虧損和盈利比起來沒有信息含量。因為股東認為虧損是暫時的,與其忍受持續(xù)虧損,股東完全可以清算上市公司,即股東擁有根據(jù)市場價格賣出對公司未來現(xiàn)金流的期權(quán),所以公司價值等于預(yù)期盈余現(xiàn)值和清算價值中較高的一個。但是Hayn也發(fā)現(xiàn),虧損公司樣本的ERC等于零甚至為負數(shù),而且公司風(fēng)險不能單獨解釋盈余的信息含量。此后,其他學(xué)者延續(xù)Hayn的思路,將期權(quán)概念引入定價模型,發(fā)現(xiàn)引入期權(quán)理論能夠更好地解釋虧損公司定價。雖然他們普遍認為負的盈余沒有信息含量,但他們并沒有解釋為什么盈余變量(虧損)的系數(shù)會顯著為負,即更大的虧損反而對公司價值有更積極的影響。此后,學(xué)者們在借鑒期權(quán)理論的基礎(chǔ)上,對虧損公司定價展開了進一步研究。Joos和Plesko將虧損劃分為暫時虧損和持續(xù)虧損,發(fā)現(xiàn)暫時虧損不會導(dǎo)致投資者行使放棄期權(quán)(AbandonmentOption);巨額持續(xù)性虧損反而伴隨著高額回報,與放棄期權(quán)假設(shè)不符。作者進一步分析巨額虧損構(gòu)成因素,發(fā)現(xiàn)研究開發(fā)費用(R&D)的重要作用——投資者對R&D單獨定價,相當(dāng)于一項資產(chǎn),其它項目則認為是暫時性虧損。也就是說,投資者并沒有將所有虧損一視同仁,而是考慮產(chǎn)生虧損的原因、虧損的本質(zhì)以及對公司價值的長期影響。Darrough和Ye認為,過去文獻發(fā)現(xiàn)的負相關(guān)關(guān)系是由于模型設(shè)定有誤。在考慮R&D的基礎(chǔ)上,再加入非經(jīng)常性費用、增長策略和上年融資情況發(fā)現(xiàn):除非經(jīng)常性費用外,其它變量都能夠顯著緩解盈余的負相關(guān)關(guān)系。Klein和Marquardt則考察會計穩(wěn)健性、公司規(guī)模、經(jīng)營現(xiàn)金流和商業(yè)周期對虧損公司的影響,發(fā)現(xiàn)非會計因素在樣本期間對虧損的解釋有重要作用。我國學(xué)者對虧損公司定價的研究不多。孟焰和袁淳發(fā)現(xiàn),虧損公司會計盈余價值相關(guān)性要明顯弱于盈利公司,并且凈資產(chǎn)變量的價值相關(guān)性同樣偏弱,而決定虧損公司股票價格的主要因素則在于虧損公司發(fā)生賣殼行為的可能性。薛爽結(jié)合宏觀環(huán)境(經(jīng)濟周期)、中觀環(huán)境(行業(yè)景氣度)和公司微觀數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),虧損公司股票價格與宏觀經(jīng)濟走勢負相關(guān),與行業(yè)景氣度正相關(guān)。當(dāng)宏觀經(jīng)濟好轉(zhuǎn)、行業(yè)景氣度較低時,清算價值在定價中的影響更大。楊丹等發(fā)現(xiàn),虧損公司盈余與權(quán)益價值顯著負相關(guān)。此外,戴德明和鄧璠分析虧損公司傾向于選擇哪些措施以改善經(jīng)營業(yè)績,并從不同角度研究我國虧損上市公司經(jīng)營業(yè)績改善措施的有效性;雷光勇和劉慧龍則以首次發(fā)生虧損的A股上市公司為研究對象,考察盈余管理幅度問題;戴德明等還發(fā)現(xiàn)虧損公司由于備用資源不夠充分,減少了戰(zhàn)略選擇彈性,不利于業(yè)績改善,而且虧損公司可能將過多資源用于對改善管理作用有限的項目。客觀地講,由于清算公司不多,期權(quán)理論在虧損公司定價中的應(yīng)用往往缺乏普遍性。而本文所提供的研究是基于修正的Ohlson模型,數(shù)據(jù)獲取相對更為容易,適用性較好,且考慮了更多影響上市公司發(fā)生虧損的現(xiàn)實原因。二、假設(shè)與模型設(shè)計1.政府與盈虧公司的關(guān)系我國資本市場與西方發(fā)達國家資本市場的一個重要區(qū)別在于,我國政府參與資本市場的程度較大。對此,我國學(xué)者進行了深入研究,其中大部分研究成果支持“掠奪之手”假設(shè)。一方面,政府(尤指地方政府)要求上市公司承擔(dān)社會性目標(biāo),如發(fā)展地方經(jīng)濟、解決就業(yè)問題等;另一方面上市公司也是地方官員政治競爭的工具。當(dāng)然,政府在“掠奪(或掏空)”之余也不乏“支持”,不過支持的目的仍是為了掠奪。對于政府來說,上市公司發(fā)生虧損很可能是承擔(dān)了過多的社會性目標(biāo);而一旦由于虧損面臨特別處理或退市風(fēng)險時,政府又必須給予救助。具體而言,我們將政府補貼和國有股比例(統(tǒng)稱政府變量)引入定價模型,前者直接反映政府對公司的實際財政支持,后者間接反映政府介入公司事務(wù)的意愿,并提出如下假設(shè):假設(shè)1:加入政府變量能夠緩解虧損公司盈余與權(quán)益價值之間的負相關(guān)關(guān)系,改善定價模型謝軍發(fā)現(xiàn),企業(yè)成長性機會能夠弱化第一大股東分配現(xiàn)金股利的激勵,并促使公司保留更多現(xiàn)金用于有價值的投資機會。黨建忠等發(fā)現(xiàn),公司盈利能力成長性能夠影響上市公司股票價格。由于虧損公司當(dāng)期業(yè)績價值相關(guān)性不高,所以成長性在虧損公司定價中顯得更加重要。特別是處于生命周期前半段的公司,雖然當(dāng)期可能發(fā)生虧損,但高增長使得公司擁有更好的發(fā)展前景。據(jù)此,我們提出如下假設(shè):假設(shè)2:加入成長性能夠緩解虧損公司盈余與權(quán)益價值之間的負相關(guān)關(guān)系,改善定價模型除了政府變量和成長性外,我們再加入研發(fā)支出和債務(wù)融資作為控制變量。研發(fā)支出雖然可能造成當(dāng)期費用上升,但是卻可能在未來給公司帶來巨大收益,表現(xiàn)為公司未來的成長。由于不能進行股權(quán)融資,債務(wù)融資便成為虧損公司一條重要的融資渠道,其中包括短期債務(wù)和長期債務(wù)(統(tǒng)稱債務(wù)變量)。我們認為,債務(wù)既反映上市公司的籌資能力,也能夠反映公司資本結(jié)構(gòu)信息,而且長期債務(wù)的取得還能夠反映債權(quán)人對公司未來的信心。據(jù)此,我們提出如下假設(shè):假設(shè)3:加入研發(fā)支出能夠緩解虧損公司盈余與權(quán)益價值之間的負相關(guān)關(guān)系,改善定價模型假設(shè)4:加入債務(wù)變量能夠緩解虧損公司盈余與權(quán)益價值之間的負相關(guān)關(guān)系,改善定價模型2.模型的構(gòu)建和數(shù)據(jù)來源根據(jù)我國學(xué)者研究成果,Ohlson模型在我國有很好的解釋力。同時,鑒于Ohlson模型是一個開放的模型,可以引入其它與價值相關(guān)的信息,所以本文使用Ohlson價格模型作為我們的基本模型。假設(shè)BVEt是公司在t期末的賬面凈資產(chǎn)。如果過去盈余沒有包含未來盈余任何信息,那么權(quán)益市場價值就是賬面凈資產(chǎn)的函數(shù),假設(shè)為線性關(guān)系,則:其中,MVEt是公司t期末權(quán)益市場價值,斜率系數(shù)大于零。如果過去的盈余與未來盈余相關(guān),則有:其中,Xt是t期盈余,其回歸系數(shù)為正。根據(jù)清潔盈余關(guān)系,有其中,Dt是凈股利?？傻?其中,。根據(jù)模型,有?？梢?根據(jù)理論模型,直覺上市場價值和盈利之間應(yīng)該是正相關(guān),即。本文將政府變量、公司成長性、R&D支出和債務(wù)變量引入公式(4)的Vt中,模型如下:其中,MVEt表示權(quán)益市場價值,股價數(shù)據(jù)為會計年度次年四月底價格。我們根據(jù)楊丹等的成果,對2006年以前非流通股價格進行調(diào)整。BVEt為期末賬面凈資產(chǎn)。Xt表示公司盈余,本文主要考慮用兩個指標(biāo)來反映,一個是扣除非經(jīng)常性損益項目的營業(yè)利潤,其中非經(jīng)常性損益項目主要包括公允價值變動收益、投資收益和匯兌收益這三項。另一個指標(biāo)為凈利潤。其中,調(diào)整營業(yè)利潤為實證模型中衡量盈余的變量,而凈利潤用于進一步細分樣本。At-1表示期初總資產(chǎn)。政府變量包括政府補貼(Gov)和國有股比例(Nshare)。其中政府補貼等于本年稅收返還和政府補助之和。Growt是反映公司成長性的變量,計算上借鑒薛爽的方法。首先,我們選擇主營業(yè)務(wù)收入增長率衡量公司成長性;然后我們計算行業(yè)歷史成長性:對于2002年各行業(yè)對應(yīng)的歷史成長性,第一,收集1996年(之前上市公司太少)至2001年各行業(yè)每年主營業(yè)務(wù)收入增長率的中位數(shù),設(shè)為M1;第二,取M1的中位數(shù)作為行業(yè)歷史成長性,以此類推。單個公司主營業(yè)務(wù)收入增長率與行業(yè)歷史成長性數(shù)據(jù)的差分,即為模型中的成長性變量?？紤]到數(shù)據(jù)可能存在非線性問題,我們再加入虛擬變量Growst。如果成長性小于零,則該變量取零,反之與成長性(Growt)相等。R&Dt表示研發(fā)數(shù)據(jù)。我們收集了2002-2007年所有A股上市公司的年報,并手工收集相關(guān)數(shù)據(jù)。債務(wù)變量包括長期債務(wù)(LTD)和短期債務(wù)(STD)。鑒于兩種債務(wù)的性質(zhì)不同,LTD為公司年末長期借款和應(yīng)付債券之和;STD為本年短期借款變動額。主要使用包括行業(yè)虛擬變量的Fama-Macbeth方法進行回歸。考慮到規(guī)模影響,將樣本公司分為大公司和小公司。其中賬面凈資產(chǎn)小于兩億為小公司,如果賬面凈資產(chǎn)小于零則統(tǒng)一設(shè)定為零。(1)由于本文樣本期為2002-2007年,屬于宏觀經(jīng)濟擴張期,所以不考慮宏觀因素對虧損公司價值的影響。三、示范分析1.盈余指標(biāo)的選取本文樣本為2002-2007年A股虧損上市公司,數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫、滬深交易所網(wǎng)站、新浪財經(jīng)和金融界網(wǎng)站。從表1可知,無論以何種標(biāo)準(zhǔn)確定虧損,虧損公司的數(shù)量和比例都不算少?？偟膩砜?以調(diào)整營業(yè)利潤標(biāo)準(zhǔn)確定的虧損公司樣本變動較為平穩(wěn);而以凈利潤標(biāo)準(zhǔn)確定的虧損公司樣本在2005年前后變動較大。2005年虧損公司無論是數(shù)量還是比例都達到最大,但是其后以凈利潤標(biāo)準(zhǔn)確定的虧損公司數(shù)量(比例)卻大幅下降,兩種標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)生的差距隨之加大,這很可能是由于2006、2007年牛市行情對上市公司投資收益產(chǎn)生重大影響,進而影響凈利潤所致。由于凈利潤受到更多因素影響,且現(xiàn)有研究表明該指標(biāo)受到盈余管理的影響更嚴(yán)重,因此下文采用調(diào)整營業(yè)利潤作為實證模型的盈余指標(biāo)。在剔除金融業(yè)樣本、數(shù)據(jù)缺失樣本和極端值后,根據(jù)調(diào)整營業(yè)利潤標(biāo)準(zhǔn)(即當(dāng)年調(diào)整營業(yè)利潤為負)共得到1631個樣本,其中大公司樣本1194個,小公司樣本437個。2.小公司的研發(fā)強度較弱,且限制長期債務(wù)融資的數(shù)量和及其他由表2可以發(fā)現(xiàn)一些現(xiàn)象:(1)從BVE/At-1來看,小公司負債率更高。(2)小公司的調(diào)整營業(yè)利潤虧損更大。(3)無論均值還是中位數(shù),大公司獲得的政府補貼都多于小公司,且國有股比例在大公司中更高,反映了我國政府近年來對國有企業(yè)實施的“抓大放小”戰(zhàn)略。(4)小公司的平均增長率更低。(5)從均值來看(中位數(shù)都是0),小公司研發(fā)強度較弱。我們?nèi)サ粞邪l(fā)數(shù)據(jù)為零的樣本后,仍發(fā)現(xiàn)小公司研發(fā)強度較弱,而且16.83%的大公司樣本有研發(fā)數(shù)據(jù)(201個),小公司樣本只有7.09%(31個)。(6)雖然期末長期負債占期初總資產(chǎn)比例都很低,但平均而言,大公司籌集到更多的長期債務(wù)融資(均值約為小公司的1.5倍),而且很多小公司都沒有獲得長期債務(wù)融資(中位數(shù)等于零)。(7)平均來看,大公司增加短期借款而小公司減少短期借款。表3分別給出了大公司和小公司的Pearson簡單相關(guān)系數(shù)和Spearman秩相關(guān)系數(shù)矩陣?？梢钥吹?自變量之間除小公司樣本BVE/At-1和X/At-1的Spearman相關(guān)系數(shù)為0.4026、個別系數(shù)等于0.3左右以外,其它基本都處于[-0.2,0.2]之間。3.基本模型回歸結(jié)果本文用于回歸的數(shù)據(jù)跨越2002-2007年,共有662個不同的截面?zhèn)€體,1631個樣本,具有面板數(shù)據(jù)特征。但其中連續(xù)六年都有數(shù)據(jù)的公司僅有24家,有三到五年數(shù)據(jù)的公司有258家,只有一年和二年數(shù)據(jù)的公司分別為208家和172家,合計占總截面?zhèn)€體的57.4%。這樣的面板數(shù)據(jù)非常不平衡,許多截面?zhèn)€體內(nèi)部缺乏時間序列變化,所以本文主要采用傳統(tǒng)的Fama-Macbeth進行回歸分析,回歸結(jié)果見表4。其中,模型1為基本模型,只包括凈資產(chǎn)和調(diào)整營業(yè)利潤兩個變量;模型2至模型5表示在基本模型基礎(chǔ)上,分別加入政府變量、成長性、研發(fā)支出和債務(wù)變量考察對模型的修正作用;模型6表示在基本模型基礎(chǔ)上,加入所有控制變量考察對模型的修正作用。從表4PanelA可以看到:基本模型回歸結(jié)果顯示,賬面凈資產(chǎn)(BVE)與權(quán)益價值顯著正相關(guān),不過回歸系數(shù)大于理論值(大于零并小于1);盈余(2)與權(quán)益價值顯著負相關(guān)。模型2至模型5回歸結(jié)果顯示,除研發(fā)支出對模型毫無修正作用外,政府變量、成長性(3)和債務(wù)變量都能夠改善模型效果,即賬面凈資產(chǎn)回歸系數(shù)逐漸趨向于理論值,盈余回歸系數(shù)由顯著為負變?yōu)椴荒芫芙^等于零;此外政府補貼、研發(fā)支出和債務(wù)變量回歸系數(shù)顯著。從模型6來看,加入所有控制變量能夠更好地改善模型效果,控制變量中政府補貼和債務(wù)變量是顯著的,研發(fā)支出結(jié)果不穩(wěn)定。從表4PanelB可以看到:賬面凈資產(chǎn)回歸系數(shù)趨向理論值,但輕微不顯著(模型6凈資產(chǎn)的t值為1.98,P值為0.105);盈余的回歸系數(shù)在基本模型中就大于零,并且在模型3和模型6中顯著大于零?？偟膩砜?加入控制變量能夠改善模型,但效果不如大公司樣本。根據(jù)模型2至模型6的回歸結(jié)果,控制變量中國有股比例和成長性顯著,短期借款回歸結(jié)果不穩(wěn)定。4.小公司和不斷增長的傳統(tǒng)公司種公司的回歸結(jié)果根據(jù)表4PanelB的回歸結(jié)果,加入控制變量雖然可以改善模型,但效果與大公司樣本相比不盡如人意。此外,由表2可以看到,以調(diào)整營業(yè)利潤和凈利潤確定的虧損公司樣本有較大差異。盡管凈利潤受到更多因素影響,不是一個理想的盈余指標(biāo),但由于我國相當(dāng)一部分制度規(guī)定與凈利潤掛鉤,市場對于調(diào)整營業(yè)利潤為負、凈利潤為正的公司和調(diào)整營業(yè)利潤、凈利潤均為負的公司的定價標(biāo)準(zhǔn)很可能不同。所以我們在規(guī)模維度基礎(chǔ)上再加入凈利潤維度,進一步細分樣本,以期更好地考察虧損公司(4)定價問題。大公司、凈利潤為負的樣本回歸結(jié)果顯示,基本模型存在盈余與權(quán)益價值顯著負相關(guān)的異?，F(xiàn)象,不過賬面凈資產(chǎn)回歸結(jié)果較好;模型2至模型6結(jié)果顯示,除研發(fā)支出外,其它控制變量的加入均可改善模型效果,其中模型6效果最好,可以看到賬面凈資產(chǎn)回歸結(jié)果更趨于理論值,盈余回歸系數(shù)不再顯著;控制變量中成長性和長期借款回歸系數(shù)顯著。大公司、凈利潤為正的樣本回歸結(jié)果與大公司、凈利潤為負的樣本回歸結(jié)果類似,不同之處在于控制變量中政府補貼和長期借款回歸系數(shù)顯著。小公司、凈利潤為負的樣本回歸結(jié)果顯示,基本模型中盈余回歸系數(shù)并不顯著,控制變量加入也不會改變其顯著性水平;加入控制變量可以使賬面凈資產(chǎn)的回歸結(jié)果趨于理論值,改善模型效果;與大公司樣本不同,除研發(fā)支出外,債務(wù)變量也不能改善模型;控制變量中國有股比例和成長性回歸系數(shù)顯著。對于小公司、凈利潤為正的樣本,雖然從模型6來看政府變量和成長性回歸結(jié)果顯著,但從凈資產(chǎn)和盈余的回歸結(jié)果來看,加入控制變量對模型的修正效果并不理想。通過實證分析我們可以看到:在考慮更多信息后,定價模型得到了極大改善,具體表現(xiàn)為盈余的回歸系數(shù)由顯著為負變?yōu)椴荒芫芙^等于零,賬面凈資產(chǎn)回歸結(jié)果更趨于理論值,即賬面凈資產(chǎn)具有穩(wěn)定的價值相關(guān)性,盈余對虧損公司沒有價值相關(guān)性。其中,政府變量、成長性和債務(wù)變量都可以改善定價模型,但它們的作用取決于樣本公司的特征(規(guī)模和凈利潤),具體來說:(1)政府的財政支持對凈利潤為正的上市公司價值產(chǎn)生了負面影響,但沒有影響凈利潤為負的上市公司價值。從描述性統(tǒng)計來看,(5)凈利潤為正的公司,其調(diào)整營業(yè)利潤要優(yōu)于凈利潤為負的公司,并且獲得了更多財政補貼。也就是說,政府的“幫助”也要“講效率”,即積極地補貼那些更容易通過非經(jīng)常項目扭虧(凈利潤意義上)的上市公司,不過此時補貼與權(quán)益價值顯著負相關(guān)。可能的原因是,政府的補貼行為向市場傳遞了負面信號,即接受更多政府補貼的公司,其盈利能力并沒有想象中的好;或者當(dāng)期更多的財政支持意味著未來更多的“掠奪”。(2)平均來說,政府在小公司中持有更少股份,但只有小公司樣本的國有股比例是顯著的。通過描述性統(tǒng)計發(fā)現(xiàn),當(dāng)凈利潤為負時,小公司比大公司獲得的政府補貼少;但是當(dāng)凈利潤為正時,小公司得到了比大公司更多的政府補貼。也就是說,政府在援助小公司上表現(xiàn)出更強的目的性。這可能是援助小公司的成本相對較低,政府能夠在扭虧上發(fā)揮更大作用的緣故。(3)凈利潤為正的大公司樣本,其成長性指標(biāo)不顯著,而其它子樣本成長性指標(biāo)都是顯著的。從描述性統(tǒng)計來看,如果只考慮主營業(yè)務(wù)增長率的絕對數(shù),凈利潤為正的大公司樣本,其均值和中位數(shù)都大于零,其它子樣本全部小于零。也就是說,大部分凈利潤為正的大公司仍實現(xiàn)了主營業(yè)務(wù)正的增長,但市場并沒有對此定價;而對大部分主營業(yè)務(wù)出現(xiàn)負增長的樣本,成長性才具有價值相關(guān)性。或許,在我國經(jīng)濟高速增長的背景下,正的增長“毫不意外”。(4)研發(fā)支出的回歸系數(shù)并不顯著,可能的原因:第一,由表2可以看到,我國虧損上市公司的研發(fā)強度太低;第二;楊丹等對R&D披露現(xiàn)狀和信息含量的研究表明,我國上市公司對R&D的披露一向極不規(guī)范,信息不對稱現(xiàn)象極為嚴(yán)重,因此對于虧損公司而言,研發(fā)支出更多的是一種風(fēng)險因素,風(fēng)險規(guī)避型的投資者不愿意對虧損公司的研發(fā)支出做出正面反應(yīng)。(5)大樣本公司的長期負債變量顯著,小公司樣本不顯著,我們認為這與小公司長期負債太少有關(guān)(見表2)。另外,短期借款的回歸結(jié)果不穩(wěn)定,債務(wù)變量不能改善小公司樣本模型?？偟膩砜?政府變量、成長性和債務(wù)變量可以改善大公司樣本模型;政府變量和成長性可以改善凈利潤為負的小公司樣本模型;而對于凈利潤為正的小公司樣本模型,加入控制變量并不能起到明顯的改善作用。5.建議改變企業(yè)歷史水平本文從如下幾個方面做了穩(wěn)健性測試:(1)直接以股價乘以總股數(shù)計算權(quán)益價值(MVE);(2)以公司當(dāng)年主營業(yè)務(wù)收入增長率作為成長性變量,不再減去行業(yè)歷史水平;(3)以長期負債本期變動額替換期末余額進行回歸;(4)以凈利潤是否為負確定虧損公司樣