投資回報率論文范文第1篇

一、引言及文獻回顧

股利政策，是上市公司在一段經(jīng)營期限內(nèi)如何分配其收益(或稱利潤)的決策。研究公司股利政策的原因在于，通過對公司股利回報的評價，能夠使投資者以及其他市場參與者區(qū)分企業(yè)的好壞，衡量投資風險的高低，進而決定資金的流向并以此促成社會整體資源的合理配置。

西方股利政策的研究始終都試圖尋找一種分析框架，以使公司最大化股東財富和投資者效用。在此框架下，股利政策的研究需符合實際的觀察結(jié)論，同時也需要得到經(jīng)驗數(shù)據(jù)的支持。Miller和Modigliani(1961)認為，在一個信息對稱的完美資本市場里，在公司投資決策既定的條件下，公司的價值和公司財務決策是無關的。因此，是否分配現(xiàn)金股利對股東的財富和公司價值沒有影響。繼MM股利無關理論之后又依次出現(xiàn)了稅差理論、信號理論、理論等。這些理論的研究結(jié)論都在某種程度上符合了現(xiàn)實世界中股利政策的特點，并得到實證證據(jù)的部分支持，但是仍然存在未能完全解釋現(xiàn)實以及預測未來公司股利決策的缺陷。

根據(jù)國內(nèi)兩個證券交易所的統(tǒng)計數(shù)據(jù)以及有關股利政策的研究，不難發(fā)現(xiàn)我國上市公司股利政策的特點：(1)現(xiàn)金回報低。1990―2005年資本市場總體派現(xiàn)金額與籌資金額(包括首次公開發(fā)行以及增發(fā)配股)之比為0-4，②按照復利計算現(xiàn)金股利回報率年均僅為-5-6%。(2)股利政策不具有穩(wěn)定性。任有泉(2006)[1](20-29)所做的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，1994―2001年間253家上市公司股利支付形式極不穩(wěn)定，其中連續(xù)四年支付現(xiàn)金股利、股票股利和混合股利的公司所占比例僅分別為13%、2%和1%。而如果將支付數(shù)量考慮在內(nèi)，則連續(xù)幾年保持相同股利政策的上市公司會更少。(3)上市公司增加現(xiàn)金股利發(fā)放的部分原因是為了達到配股的目的，通過發(fā)放現(xiàn)金股利或超額派現(xiàn)的行為，可以降低未分配利潤，進而降低凈資產(chǎn)回報率計算當中的分母值，以實現(xiàn)連續(xù)三年凈資產(chǎn)回報率達到6%的配股資格要求。(4)股權(quán)結(jié)構(gòu)的影響導致上市公司大股東存在掏空上市公司現(xiàn)金流，侵占小股東利益的行為(唐躍軍、謝仍明的研究支持掏空理論，謝軍的研究結(jié)論并不支持掏空理論，而是更支持自由現(xiàn)金流理論)。

國內(nèi)對于上市公司股利政策的研究多集中于對信號傳遞理論以及理論的實證檢驗。而對于投資者股利偏好的研究，張水泉、韓德宗(1997)[2](28-33)的研究顯示，在整個考察期與空頭市場，派息的異常報酬最大，送股次之，配股最小。而在多頭市場，情形正好相反；陳曉、陳曉悅、倪凡(1998)[3](33-43)從信號傳遞的角度出發(fā)，研究顯示三類股利均能產(chǎn)生超額收益，具有信號傳遞效應。但現(xiàn)金股利效應的顯著性水平及超額收益低于混合股利和股票股利；向銳、李琪琪(2006)[4](62-68)的研究顯示，混合股利、現(xiàn)金股利、不分配股利三類事件引起的累計超額收益率依次減少，反映了投資者

對現(xiàn)金股利的歡迎和對不分配股利的漠視效應，投資者喜歡現(xiàn)金股利而不是純粹的資本收益。

二、研究方法與研究假設

目前國內(nèi)關于投資者股利偏好的研究多從其投入成本和回報對比的角度進行論證。由于國內(nèi)股票市場存在流通股和非流通股的劃分，一般流通股股東由于溢價購買股票，現(xiàn)金股利的回報率明顯低于股票股利和混合股利。實證研究主要通過股利公告前后AR(超常收益率)和CAR(累計超常收益率)的變化來進行檢驗，如陳曉、陳曉悅、倪凡(1998)對于股利公告前后AR和CAR的T檢驗顯示，混合股利和股票股利的超額收益均大于現(xiàn)金股利，因此從稅制差異角度來看投資者偏好股票股利。俞喬、程瀅(2001)指出了陳曉、陳曉悅、倪凡所做研究的缺陷，并在重新選定公告日期的基礎上引入了對異常交易量進行考察，得出了基本一致的結(jié)論。但是這種研究仍然存在缺陷。首先，選取AR和CAR作為研究的一個指標，盡管剔除了大盤的影響，理論上獲得了投資者對于各種股利形式所做的反應，但是由于不能獲得投資者實際的回報率，因而也就不能反應投資者真實的交易行為。投資者是否會依據(jù)回報率的高低進行交易，尚不明確。其次，盡管俞喬、程瀅使用了交易量的指標，但是所選擇的正常交易量并未排除其所稱的“純凈性”，即在(-40，-11)期間的交易量是否也排除了由于其他公告或事件所引起的交易量異常變化，文中并未說明。最后，在收益率達到投資者理想狀態(tài)時，投資者需要通過交易行為來實現(xiàn)股利所帶來的收益，但是目前的研究并未將投資者對于股利的反應和交易行為結(jié)合起來。

投資者究竟偏好哪種股利形式，邏輯上應該遵從何種股利形式導致投資者收益最大化或回報率最高的原則。對于任何一個理性的投資者而言，如果不存在交易費用和所得稅，則投資者的回報率應為：

后一段時期回報率的比較，以確定投資者偏好何種股利形式。同時，將投資者回報率與股票換手率聯(lián)系起來，以判斷投資者是否在收益率最高時通過交易行為以實現(xiàn)收益。此兩項研究內(nèi)容分別通過T檢驗和一元線性回歸進行驗證。

在T檢驗中我們將研究區(qū)間選定在分紅派息股權(quán)登記日前后10天，分紅派息股權(quán)登記日視為第0期，計算分紅派息股權(quán)登記日前10天到后10天的回報率和換手率。在此期間內(nèi)，還包括了上市公司股利正式公告日和除權(quán)除息日。一般而言，上市公司通過股利正式公告確定公司收益分配的方案，在送股、派息時，需要定出某一天以確定哪些股東可以參加分紅或參與配股，定出的這一天就是股權(quán)登記日。也就是說，在股權(quán)登記日這一天仍持有或買進該公司的股票的投資者是可以享有此次分紅或參與此次配股的股東，股權(quán)登記日后的第一天就是除權(quán)日或除息日，這一天購入該公司股票的股東是不同于可以享有上一年度分紅的“新股東”，不再享有公司此次分紅派息的權(quán)利。這樣就可以將研究重點放在股利正式公告、分紅派息股權(quán)登記日以及除權(quán)除息日這一期間。

在進行一元線性回歸的檢驗中，我們建立回歸模型，即：

其中，因變量SLi (stock liquidity)表示股票換手率，α為截距項，βi為回歸系數(shù)，解釋變量SRi (stock return)為回報率，εi為殘差。

基于上述分析，提出以下假設：(1)投資者對于股票股利、現(xiàn)金股利以及混合股利偏好取決于其回報率的高低。通過假設一，我們主要觀察股票股利、現(xiàn)金股利以及混合股利所帶給投資者的現(xiàn)實回報率，以判斷投資者是否能夠理性的確定其股利形式偏好。(2)投資者依據(jù)回報率的高低，做出是否交易的決定以實現(xiàn)收益。交易量與回報率成正相關關系。通過假設二可以將回報率和交易量結(jié)合起來，以觀察投資者是否通過交易實現(xiàn)了回報率最大化。

三、數(shù)據(jù)及樣本

本文樣本期間涵蓋深滬兩市2002-2004年期間A股派發(fā)過股利的全部上市公司資料，結(jié)果如表1所示。在初選樣本的基礎上，還剔除了符合下列條件的上市公司：(1)剔除了ST、PT類上市公司；(2)剔除了派息分紅股權(quán)登記日與股利正式公告日相距10個交易日以上的數(shù)據(jù)，因為本文的分析窗口為[-10，+10]共二十一個交易日，在此期間包括股利正式公告日、分紅派息股權(quán)登記日和除權(quán)除息日三個特殊時期，除了觀察在三個特殊期間的收益數(shù)據(jù)，還需要進行回歸分析。因此排除了股利正式公告日與股權(quán)登記日相隔超過10個交易日的上市公司數(shù)據(jù)；(3)剔除了在距離派息分紅股權(quán)登記日前后10個交易日內(nèi)進行SEO(seasoned equity offering)的上市公司；(4)最后剔除了數(shù)據(jù)缺失的上市公司。最終進入本文研究的數(shù)據(jù)樣本如表1所示。

表12002―2004年上市公司股利派發(fā)方式匯總表現(xiàn)金股利股票股利混合股利深市2614382滬市34279125合計603122207

本文所使用的數(shù)據(jù)均來源于Wind數(shù)據(jù)庫、色諾芬CCER中國證券市場數(shù)據(jù)庫、上海證券交易所網(wǎng)站、深圳證券交易所網(wǎng)站以及中國證券監(jiān)督委員會網(wǎng)站。使用EXCEL、SPSS12-0等數(shù)據(jù)分析軟件對數(shù)據(jù)進行處理。

四、實證結(jié)果及分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

依據(jù)2002-2004年區(qū)間內(nèi)上市公司回報率和換手率的描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)(文中略去)，將其(均值)轉(zhuǎn)換為下圖，以觀察回報率和換手率之間的變化關系。

通過數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)發(fā)放現(xiàn)金股利的上市公司，在股利正式公告日至除權(quán)除息日之間有著正的回報率，整個區(qū)間日均換手率在0-8%之上波動。在收益率最高點時，換手率并沒有明顯提高；發(fā)放股票股利的上市公司在股利正式公告日至分紅派息股權(quán)登記日期間，有著正的回報率，日均換手率在1%上下波動。在回報率最高時點，換手率有著明顯的增加，但是也出現(xiàn)了滯后反應的現(xiàn)象；發(fā)放混合股利的上市公司，在分紅派息股權(quán)登記日之前，有著正的回報率，日均換手率在1%之上波動，且最高點接近2%。在回報率最高的時點上，換手率同樣有著明顯的增加，但也出現(xiàn)了滯后反應的現(xiàn)象。通過對回報率的比較可以發(fā)現(xiàn)，混合股利在(-10,+10)區(qū)間有著最高的回報率10-05%，第-3期均值的最大值為0-677%。換手率期間內(nèi)的最大值為28-61%，第0期均值的最大值為1-8%；股票股利在(-10,+10)區(qū)間有著最高的回報率10-07%，第-3期的均值的最大值為0-46%。換手率期間內(nèi)的最大值為14-64%，第0期均值的最大值為1-16%；現(xiàn)金股利在(-10,+10)區(qū)間有著最高的回報率10-09%，第0期均值的最大值為0-142%。換手率期間內(nèi)的最大值為0-916%，第4期均值的最大值為1-6%。平均而言，混合股利有著更高的回報率，股票股利次之，現(xiàn)金股利的報酬率最低。

現(xiàn)金股利、股票股利、混合股利換手率和回報率折線圖

(二)T檢驗

為了驗證上述分析，我們進行了回報率和換手率在(-10,+10)區(qū)間的T檢驗，結(jié)果如表2。

表2括號內(nèi)為樣本標準差。從檢驗結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)金股利的回報率分別在第-10期、第-5期和第10期顯著為負，而在第-4期、第-2期、第0期和第1期顯著為正。通過折線圖可以發(fā)現(xiàn),現(xiàn)金股利的換手率折線圖較平滑，并無太大起伏。股票股利的回報率分別在第-9期、第0期和第2期顯著為負，第-4期和-3期顯著為正；換手率分別在第-10期至第-6期，以及第-1期、第1期至第7期和第9期顯著為正�；旌瞎衫�的回報率分別在第-10期、第-4、-3期和第-1期顯著為正，第0期、第2期和第8期顯著為負；換手率分別在第-4期至-1期、第2期和第3期顯著為正。

1%水平上顯著，**表示在5%水平上顯著，*表示在10%的水平上顯著(雙尾檢驗)

通過上圖和表2，可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)金股利、股票股利和混合股利均在股利正式公告日、分紅派息股權(quán)登記日以及除權(quán)除息日附近存在顯著的回報率，并在一定程度上通過T檢驗。這一結(jié)論與前述的部分研究結(jié)論基本相同。股票股利和混合股利的換手率也在此期間有著顯著變化，在一定程度上通過了T檢驗。

(三)回歸分析

現(xiàn)金股利、股票股利和混合股利的換手率與回報率的線性回歸結(jié)果如表3所示。其中樣本數(shù)分別為26271、2835和5397。截距項在1%的水平下顯著，截距項分別為0-009、0-009和0-012，括號內(nèi)為t值。系數(shù)分別為0-182、0-144和0-186，并在1%的水平下顯著。調(diào)整后R2分別為0-079、0-065和0-051，因此說明方程擬合度較好，而現(xiàn)金股利中擬合度高于股票股利和混合股利，可能由于樣本較多的原因。擬合度數(shù)值較低的原因，可能的解釋是由于市場對信息的反應存在一定程度的滯后性，因此導致大多數(shù)投資者并未在回報率最高時進行交易。

五、結(jié) 論

通過分析，基本證實了本文假設的正確性。從分析的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，目前投資者普遍偏好混合股利和股票股利，而對現(xiàn)金股利并無特殊偏好，這主要是由于在分紅派息股權(quán)登記日前后，混合股利和股票股利能夠帶給投資者較高的回報率。同時，一元線性回歸模型的結(jié)果顯示，股票市場的交易量在分紅派息股權(quán)登記日前后往往伴隨著各種股利形式的回報率提高而增加。

注 釋：

①本文的投資者主要指流通股股東。

②該數(shù)據(jù)來自于Wind數(shù)據(jù)庫。

主要參考文獻：

[1]任有泉．中國上市公司股利政策穩(wěn)定性的實證研究[J]．清華大學學報(哲學社會科學版)，2006(1)．

[2]張水泉，韓德宗．上海股票市場股利與配股效應的實證研究[J]．預測，1997(3)．

[3]陳 曉，陳曉悅，倪 凡．我國上市公司首次股利信號傳遞效應的實證研究[J]．經(jīng)濟科學,1998(5)．

[4]向 銳，李琪琦．股利政策市場效應的實證分析[J]．石家莊經(jīng)濟學院學報，2006(1)．

A Study on Investors’ Dividend Policy Preference and their Transaction Behavior

Xia Yunfeng Liu Zhaohui Yuan Fang3Abstract:Selecting the data of dividend distribution from the companies (2002-2004) listed in Shenzhen Stock Exchange and Shanghai Stock Exchange as the sample, we use T-test and unitary linear regression model, and find that the reasons whyinvestors prefer to mixed dividend and stock dividend are that they can reap more returns when the dividends are comparedwith cash dividend. At the same time, we not only find that the high returns always follows remarkable increase in trading volume, but also adjust the coefficient of determination to 1% significance level, which shows certain hysteresis.

Key words:Dividend Policy; Returns; Trading Volume; Turnover Rate

投資回報率論文范文第2篇

［摘要］文章以滬深300股票2023年12個月的日收益率以及2023年滬深300股百度新聞的報道數(shù)量為樣本，用Fama-French三因素模型進行兩階段的回歸分析，考察了股票特質(zhì)波動性與媒體關注度之間的關系，筆者的研究表明媒體關注度和股價的特質(zhì)波動性正相關。這一結(jié)論支持了有限注意力假說，表明在我國資本市場下，媒體通過對散戶投資者注意力的影響改變了股票價格的形成，媒體關注度高的股票具有更高的波動性。

［關鍵詞］媒體效應；有限注意力；信息溢價

［DOI］10．13939/j．cnki．zgsc．2023．29．063

［作者簡介］張建羽（1996—），女，漢族，重慶萬州人，就讀于四川農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟學院，研究方向：資本市場、證券投資；位倩（1995—），女，漢族，河南周口人，就讀于四川農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟學院，研究方向：證券投資、保險；王瀾（1995—），女，漢族，四川廣元人，就讀于四川農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟學院，研究方向；證券投資、農(nóng)村金融；李玲（1994—），女，四川自貢人，就讀于四川農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟學院，研究方向：資本市場、證券投資；伍西貝（1995—），男，漢族，四川眉山人，就讀于四川農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟學院，研究方向：資本市場、證券投資。

1 引言

隨著互聯(lián)網(wǎng)的高速發(fā)展，人們獲取信息也越來越便捷，人們投資決策所需的各種信息都會從新聞報道中獲取，新聞媒體是金融資訊等信息的主要傳播載體，常常牽動著投資者的注意力。

中國股票市場以高波動性著稱，調(diào)查得知，中國散戶投資者占據(jù)了85%以上的市場，對于散戶投資者而言，媒體是他們獲取信息的主要渠道，因而媒體有可能通過散戶投資者的認知構(gòu)建過程影響股票價格的變化。因此，研究媒體與股票波動率之間的關系，就顯得很有必要。

本文接下來的章節(jié)安排如下：第二節(jié)研究以往學者的文獻，進行整理綜合并提出研究假設；第三節(jié)選取相應的模型以及變量進行研究；第四節(jié)分析數(shù)據(jù)；第五節(jié)得出相關結(jié)論并提出我們的建議。

2 文獻綜述與研究假設

2．1文獻綜述

目前已經(jīng)有為數(shù)不少的文獻針對媒體對證券價格的影響進行了研究，這些研究表明媒體通過搜集、證實、選擇和包裝信息影響了資產(chǎn)價格(Huberman、Regev，2001)。

一些研究（Odean，1999；Barber、Odean，2005）從有限注意的角度出發(fā)，從投資者如何分配注意力的角度揭示了媒體的作用,認為媒體不僅影響了投資者的信息獲取,更重要的是通過影響投資者的注意力,從而影響投資者的行為。首先，有限注意力用以刻畫個體在認知過程中存在的缺陷。個體在處理信息或執(zhí)行多任務時的能力是有限的，因此注意力變成認知過程中的一種稀缺資源，個體在面臨多信息或多任務時必須分配其有限的注意力，從而對某一事件投入更多的關注勢必意味著在另一個事件上關注力的下降。因此投資個體會將其有限注意力集中于媒體關注度高的股票上（Fiske、Taylor，1991）。投資者的有限注意力勢必會影響其的資產(chǎn)選擇行為（Rosa、Durand,2008）。過多地關注產(chǎn)生的超額需求必定會使得股票價值被高估（Huberman、Regev,2001;Seasholes、Wu,2007）。張圣平、于麗峰、李怡宗、陳欣怡（2023）根據(jù)百度新聞搜索得到的媒體報道數(shù)據(jù)，從投資者有限注意的角度分析了滯后于信息公告的媒體報道對中國A股市場盈余性的影響，從而得出了媒體報導的選擇性是股票盈余慣性變化的重要因素的結(jié)論。

還有一些研究從信息溢價這一角度分析問題。饒育蕾、彭疊峰、成大超（2023）以新浪網(wǎng)的上市公司新聞條數(shù)排名為變量，考察了大眾媒體對上市公司的關注度與其股票月度收益之間的關系，發(fā)現(xiàn)媒體關注度越高，下個月股票平均收益越低。而且表明媒體關注度差異而引起的異常收益主要來源于高關注度的股票組合，認為我國股市傾向于因有限注意和過度交易而產(chǎn)生的“過度關注弱勢”，特別是對于小規(guī)模、高波動和高換手率這一容易被炒作、過度交易的股票，其“過度關注弱勢”更加顯著。張雅慧等人（2023）也從信息溢價角度出發(fā)，以富豪榜上榜事件為研究對象，提出“風險補償”“過度關注弱勢”等假說，探討了媒體關注度高的股票收益反而低于關注度低的股票這一“媒體效應”的產(chǎn)生原因，并得出了如下結(jié)論：第一，上榜樣本在事件期間內(nèi)表現(xiàn)為顯著的負累積超額效益；第二，媒體效應的主要來源并不是低關注組合的高收益，而是高關注組合的低收益；第三，有限注意理論所預計的注意力驅(qū)動的買入現(xiàn)象并不顯著。

2．2研究假設

根據(jù)有限注意力與信息溢價的理論基礎，筆者提出以下兩個競爭性的假設。

假設一：根據(jù)有限注意力，媒體大肆的報道會對投資者的買入行為產(chǎn)生影響，媒體關注度高的股票與投資者行為正相關，從而使媒體關注度對股票波動率產(chǎn)生正的影響，即媒體關注度越高，股票波動率越大。

假設二：根據(jù)信息溢價，媒體關注度高的股票收益始終要低于媒體關注度低的股票。產(chǎn)生媒體效應的原因來自“過度關注弱勢”投資者會在短期內(nèi)對新信息過度關注，從而導致對其的過度反應和對股票的高估，并隨即產(chǎn)生反轉(zhuǎn)因此媒體關注度對股票波動率無影響或者幾乎不存在的負影響。

如果通過實證分析能夠得到兩者的正相關，就支持了有限注意力假說；如果不相關，則信息溢價理論得到驗證。

3 模型與變量選擇

3．1模型選擇

由于總體波動率中一部分是系統(tǒng)性風險的反映，與市場風險因子相關，不是針對企業(yè)個體而言的，而媒體報道是針對企業(yè)個體風險的揭示，所以本文基于資本資產(chǎn)定價模型對滬深300收益率進行研究即E(ri)=rf+βim(E(rm)-rf)利用Fama-French三因子模型得到的特質(zhì)波動率來代表媒體波動率，構(gòu)造出媒體關注度對股票波動率的影響，模型設計如下：

vol=α+βMi+?ki=1βk×Xk+εi

Mi是媒體關注度指標定義為新聞數(shù)量除以規(guī)模數(shù)量再取對數(shù)值，將ei2定義為vol,即波動率，β＞0時即為媒體關注度對股票波動率有影響。

將波動率用Fama-French三因子模型的標準差來表示。

ei2=vol

ei是收益率觀測值與收益率樣本估計值的差。

ri-ri^=ei

ri=rf+β1im(rm-rf)＋β2smb＋β3hml+ε

ri^=rf+β1immktrp＋β2smb＋β3hml+ε

E(ri)是滬深300的預期回報率，rf是無風險利率（即中債國債到期收益率），βim是β系數(shù)，即系統(tǒng)性風險（市場風險回歸系數(shù)），E(rm)是市場m的預期市場回報率（考慮現(xiàn)金紅利再投資的日個股回報率），E(rm)-rf是市場風險溢價因子，即預期市場回報率與無風險利率之差。

3．2變量選擇

在實證層面，本文選擇一定的時間窗口，利用多種度量方式衡量媒體覆蓋度根據(jù)中國股市散戶多的特征，而散戶投資者多通過搜索新聞了解股票，百度搜索是中國運用最廣泛的搜索引擎，百度新聞指數(shù)能較為準確地反映媒體關注度對消費者行為的影響，因此選用（百度新聞指數(shù)），利用證券收益的殘差來度量證券價格的波動性（包括日收盤收益率波動率，日內(nèi)交易價格波動幅度等），投資者異質(zhì)預期，利用Fama-French三因子模型進行多元回歸等方式考察兩者之間的影響。

本研究第一階段以滬深300股票為基準，統(tǒng)計了2023年12個月每個交易日各股票的個股回報率、到期回報率、市場風險溢價因子等指標，通過67888個樣本數(shù)據(jù)突出反映了滬深300股票的收益率與風險狀況；第二階段引入媒體絕對關注度指標，通過對2023年1月1日到2023年12月31日之間滬深300股票百度新聞數(shù)量取對數(shù)值，進一步刻畫媒體關注度對于滬深300股票收益波動率、市場利潤、規(guī)模溢價等因素的影響。本研究分析工具為Stata13．0統(tǒng)計分析軟件。變量如表1所示。

4 實證結(jié)果及分析

4．1描述性統(tǒng)計分析

本文對主要變量指標進行了描述性統(tǒng)計分析得到表2。

從表中可以看到，滬深300股票2023年12個月的每個交易日各股票的個股回報率、到期回報率、市場風險溢價因子等指標67888個樣本數(shù)據(jù)的基本統(tǒng)計特征如表1所示。股票個股回報率均值為17．68%，最小達到-23．06,最大的為304．321，可見我國股票市場的不穩(wěn)定性較大。

本文主要考察媒體關注度對股票波動率的影響，對變量進行了相關性圖表繪制。

筆者首先考察了波動率的特征，由原始波動率的密度函數(shù)圖（見圖1）看出嚴重的右偏長尾形態(tài)。對原始波動率進行調(diào)整之后，用原始回報率樣本方差作為波動率指標，調(diào)整后的波動率密度函數(shù)圖（見圖2）呈現(xiàn)右偏的形態(tài)，與原始波動率的密度函數(shù)一致。

由圖3可知規(guī)模變量與絕對關注度指標有正相關關系，規(guī)模變量會干擾關注度指標，所以本文對絕對關注度做處理，除以規(guī)模變量，使之調(diào)整為媒體關注度，再與波動率進行分析。圖4為特質(zhì)波動性與絕對關注度的散點圖，圖5為特質(zhì)波動性與媒體關注度散點圖。

4．2回歸分析

通過上述的描述性統(tǒng)計分析以及變量相關性的驗證，分別用原始回報率和波動率與媒體絕對關注度指標和媒體關注度進行回歸分析得到表3。

回歸結(jié)果可以看到，原始回報率樣本方差（rtnvol）和波動率（vol）與絕對關注度回歸（absattention）結(jié)果并不顯著，而原始回報率樣本方差（rtnvol）和波動率（vol）與媒體關注度（rltvattention）指標均通過顯著性檢驗，系數(shù)分別分1．580和0．810，呈現(xiàn)正相關的趨勢，原始回報率的樣本方差的系數(shù)相對波動率的系數(shù)更大，與之前散點圖得出的結(jié)論一致。媒體關注度與特質(zhì)波動率有顯著的正相關，驗證了假設一，支持了有限注意力假說，表明了在散戶占很大比重的中國市場，媒體關注度高的股票波動率也較高。

5 結(jié)論

本文分析了媒體關注度對股票波動率的影響，根據(jù)數(shù)據(jù)分析有以下的結(jié)論。

第一，由于投資者的有限注意力，媒體關注度對投資者的買入行為產(chǎn)生影響，但對賣出行為影響不大，最終導致股票價格的波動。由于中國股市的高波動性，隨之而來的風險性也很高，因此我們呼吁股市風險大，入市需謹慎。

第二，媒體關注度和股票波動率之間存在正相關關系，現(xiàn)代的網(wǎng)絡技術的發(fā)展媒體更多地影響到了我們的投資，使信息能夠快速及時地傳遞到市場上，媒體的關注影響著市場上的散戶投資者做出的決定和其投資的行為。并且，在我國的資本市場上，散戶投資者占比相當大，他們的投資行為會影響到股票的波動率，而對于散戶投資者來說，媒體對其的影響與機構(gòu)投資者相比更大，最終使得中國市場上媒體關注度對股票波動率的影響尤為顯著。

筆者建議，散戶投資者可以多做一些被動投資而不只是單一的股票投資。另外，結(jié)合我國實際情況，增加機構(gòu)投資者在資本市場上的比重也能夠從一定程度上降低有限注意力帶來的股票波動率，減少金融風險的發(fā)生。

參考文獻：

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投資回報率論文范文第3篇

關鍵詞：股票回報 規(guī)模 市凈率 市盈率

一、文獻綜述

（一）國外文獻經(jīng)典的資本資產(chǎn)定價模型（CAPM）假設股票預期報酬率和其風險之間存在簡單的線性關系。但后來研究表明:存在著一些其它的對普通股報酬率產(chǎn)生影響的重要因素。Banz（1981）在《金融經(jīng)濟學刊》發(fā)表“普通股市值與報酬率的關系”一文，他將紐約股票交易所的上市公司股票按公司規(guī)模大小分為5組，發(fā)現(xiàn)最小規(guī)模組公司股票平均報酬率比最大規(guī)模組公司平均報酬率高至19.8%，小市值公司的股票報酬率顯著地高于大市值公司。從而提出了“小公司效應”的研究結(jié)論。Reinganum（1981）發(fā)現(xiàn)基于AMEX-NYSE數(shù)據(jù)，規(guī)模效應應包含E/P（盈余價格比，即市盈率的倒數(shù)）效應，也就是說這兩種效應對應的是幾乎相同的影響因素，而這些因素與公司規(guī)模的相關性更強，指出如果要檢驗市場反應或者有效性只需要控制公司規(guī)模。Basu（1983）運用1963年至1980年間紐約股票市場的上市公司的回報數(shù)據(jù)，研究了E/P、規(guī)模與股票回報之間的關系，結(jié)果表明高E/P值的公司會得到高于低E/P值公司的風險調(diào)整超額回報。而且這種效應即使在控制了規(guī)模因素之后還是顯著的。相反，如果控制了E/P等因素之后，原本的小公司能得到較高回報的異象就消失了。Fama and French（1992、1993）提出了著名的Fama-French三因素資產(chǎn)定價模型。這兩篇文章通過實證方法，提出除了風險系數(shù)β之外，市場規(guī)模SIZE和賬面市值比BE/ME（即市凈率的倒數(shù)）都顯著解釋了股票回報變動現(xiàn)象。研究發(fā)現(xiàn)市場規(guī)模、賬面市值比、負債率等變量單獨使用能解釋股價回報，而這些變量聯(lián)合使用時，市場規(guī)模和賬面市值比對于回報仍具有顯著的解釋能力且可吸納盈余價格比與負債率所能解釋的股票回報。

（二）國內(nèi)文獻 國內(nèi)學者也對股票回報率的影響因素進行了相關研究。陳信元、張?zhí)镉嗪完惗�華（2001）對預期股票回報的決定因素進行了橫截面分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)規(guī)模和B/ P 表現(xiàn)出顯著的解釋力，并且這樣的結(jié)論在不同模型中始終成立；而在不同模型中，β、賬面財務杠桿和市盈率始終沒有通過顯著性檢驗。汪煒、周宇（2002）以滬市為對象考察了中國股市的“規(guī)模效應”和“時間效應”。作者通過實證研究發(fā)現(xiàn)：中國股票市場并不存在西方國家股市普遍出現(xiàn)的“小公司1 月份效應”，但小公司“規(guī)模效應”表現(xiàn)顯著。蘇寶通、陳煒、陳浪南（2004）對公開信息與股票回報率的相關性進行了研究，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，公司規(guī)模、賬面市值比、現(xiàn)金紅利率和流通股比例對中國股票回報率有著顯著的影響，而資本結(jié)構(gòu)、股票價格、市盈率和前一年持股回報率對中國股票回報率影響不顯著。

可見，在對股票回報的眾多影響因素的研究中，規(guī)模、市凈率、市盈率三個指標受到了國內(nèi)外學者關注，然而由于研究數(shù)據(jù)及研究方法的不同，對于股票回報與公司規(guī)模、市凈率、市盈率指標之間的關系并沒有一致結(jié)論。本文的主要目的就是要運用中國A股市場上的較長時間的數(shù)據(jù)并綜合借鑒前人的方法來重新驗證在中國市場上規(guī)模、市凈率、市盈率三個因素對股票回報的影響。

二、研究設計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源 由于以前研究表明公司規(guī)模、市凈率、市盈率與股票回報的關系并不是確定的，為保證研究結(jié)果的可靠性，本文擬采取較長的時間數(shù)據(jù)來進行研究。因1995年前上市公司數(shù)較少，且從1995年1月1日起，滬市和深市A股取消T+0回轉(zhuǎn)交易，實行T+1交收制度，采用1995年以后的交易數(shù)據(jù)可以保持交易制度的一致性，因而本文選擇1995年5月至2023年4月作為交易期間。同時由于本文采用個股t-1年的會計指標與t年5月至t+1年4月的一年的股票回報進行配比，這樣，為了獲得相應的公開會計數(shù)據(jù)，要求該公司在t-1年即上市，例如在研究1995年5月至1996年4月的股票回報時，要求該公司在1994年即已上市。本文以滬市和深市的所有A股公司為研究對象，并剔除以下公司作為樣本公司：剔除在研究期內(nèi)退市的股票；剔除在研究期內(nèi)被特別處理（ST 或者PT）的股票，因為這些公司股票的交易制度與正常公司有較大的差異，缺少可比性。各研究區(qū)間公司數(shù)列表如（表1）所示。上述數(shù)據(jù)均來源于WIND數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義 為確保解釋股票回報的會計指標能夠在股票回報指標出來之前獲得，又由于中國證監(jiān)會要求上市公司年報必須在次年4月底之前披露，本文借鑒Fama and French（1992）的做法，采用個股t-1年的會計指標與該股t年5月至t+1年4月的一年的股票回報進行配比。規(guī)模因素的計算也是借鑒上文的方法。其中股票回報為考慮分紅再投資的個股區(qū)間漲跌幅。本文以起始交易日t年5月1日為基點，按照分紅再投資的調(diào)整計算方法，算出t+1年4月30日的收盤價，然后用該收盤價和起始交易日前收盤價（即t年4月30日的收盤價）計算區(qū)間漲跌幅。即：股票回報=［（t+1年4月30日的收盤價-t年5月1日前收盤價）/ t年5月1日前收盤價］］*100%。公司規(guī)模，用樣本公司t年4月30日的流通市值度量，即用公司t年4月30日的流通股數(shù)乘以該日的收盤價獲得。市凈率是用t-1年12月31日的收盤價與當年年報披露的每股凈資產(chǎn)數(shù)據(jù)進行匹配，即用公司t-1年12月31日的收盤價除以t-1年年報中的每股凈資產(chǎn)獲得。市盈率也是用t-1年12月31日的收盤價與當年年報披露的每股收益數(shù)據(jù)進行匹配，即用公司t-1年12月31日的收盤價除以t-1年年報中的每股收益獲得。

（三）模型建立從方法論上講，研究股票回報的影響因素需要使用較長時期的數(shù)據(jù)才能得到較高可靠性的統(tǒng)計結(jié)論。例如在某一時期，購買小公司的股票可能有超額回報；在另一時期，購買大公司的股票可能有超額回報。若樣本時限太短，將會使實證結(jié)論失去統(tǒng)計穩(wěn)定性和可靠性。同時由于我國證券市場發(fā)展速度較快，公司通過不斷的增發(fā)配股，加之經(jīng)營的積累，股價的提高，大量早期發(fā)行的大公司股票在當前市場中其市值水平已算不上是大公司，不同年份的公司間具有不可比性，因此本文對不同的區(qū)間分別進行研究。由于采用截面數(shù)據(jù)作為樣本，為有效消除可能存在的異方差，本研究選擇加權(quán)最小二乘法（WLS）來估計模型。模型如下：

股票回報＝α+β1Ln（規(guī)模）+ β2市凈率+β3市盈率+ε

三、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計 從（表2）描述性統(tǒng)計結(jié)果可知，15個樣本研究區(qū)間的股票回報均值有正有負，其中9個研究區(qū)間的平均股票回報為正，6個為負，表明投資者并不一定絕對能獲得正的股票投資收益，而且不同時間區(qū)間的股票回報均值也存在較大的差異。從規(guī)模指標上看，呈現(xiàn)一個逐年上升的趨勢，表明上市公司的市值規(guī)模在不斷壯大，在標準差上也呈現(xiàn)一個總體上升的趨勢，上市公司間的規(guī)模差距正在不斷拉大。但市凈率與市盈率兩個指標無論是均值方面還是標準差方面并沒有呈現(xiàn)趨勢性的規(guī)律，其中市凈率的各期均值在1.87及6.87間變動，市盈率的各期均值在29.85及173.33間變動，波動較大。這表明，在短短十幾年內(nèi)，我國投資者對上市公司每一元股東權(quán)益及每一元收益的價值的看法有著大幅度變化。這當中固然有我國上市公司群體變動迅速的影響，但同時也反映了市場上可能存在的錯誤定價。

（二）回歸分析 在對影響各研究區(qū)間的股票回報的三因素的探尋過程中，為了正確找出各區(qū)間的顯著影響因素，并消除各個自變量之間可能存在的多重共線性，本文采用SPSS統(tǒng)計軟件中的逐步回歸法（Stepwise regression），并選擇殘差平方作為權(quán)重變量，使用加權(quán)最小二乘法對模型進行回歸分析。最終得出的各研究區(qū)間股票回報的影響因素的回歸分析結(jié)果如（表3）所示。結(jié)果顯示，規(guī)模、市凈率及市盈率三個因素在不同的研究區(qū)間對股票回報均有影響，然而各指標的影響程度及穩(wěn)定性并不相同。可以發(fā)現(xiàn)三個因素中公司規(guī)模及市凈率指標對股票回報的影響較大，穩(wěn)定性較強，而市盈率的影響較小，穩(wěn)定性較弱。在15個研究區(qū)間內(nèi)，有10個區(qū)間規(guī)模的影響是顯著的，且股票收益與公司規(guī)模呈負相關關系基本上是平穩(wěn)的（除一個研究區(qū)間外，其余均在1%顯著性水平下負相關），表明中國股市也存在小公司效應，公司規(guī)模越小，股票回報越大，投資者在進行投資決策時，可以將流通市值規(guī)模作為一個考慮因素。從（表3）也可以看出市凈率指標對股票回報也具有顯著性影響，其平穩(wěn)性也較強。在15個研究區(qū)間內(nèi)有13個研究區(qū)間的市凈率的回歸系數(shù)是顯著的，其中又有11個區(qū)間的市凈率的回歸系數(shù)是在5%的顯著性水平下負相關。這與Fama和French（1992）的結(jié)論是一致的。同時這一結(jié)論也告訴投資者投資于股價相對其每股凈資產(chǎn)的較低的非熱門型股票比投資于高股價的公司股票能獲得更多的收益。但（表3）表明市盈率指標對股票回報的影響并不具有穩(wěn)定性，在15個研究區(qū)間內(nèi)，該指標有7個研究區(qū)間并不具有顯著性。而從8個具有顯著性影響的研究區(qū)間來看，市盈率指標的系數(shù)也較小，且其正負號也不確定。由此可知，不能僅僅利用市盈率這一指標作為投資依據(jù)。

（三）方差分析 為對各因素的影響情況做深入研究，本文以2009年5月1日至2023年4月30日及2008年5月1日至2009年4月30日兩個區(qū)間作為研究區(qū)間，進一步進行了不同因素股票回報的方差分析。從研究結(jié)果可知規(guī)模因素的方差分析結(jié)果最為顯著。按照規(guī)模，即流通市值的由小到大的順序，本文將各研究區(qū)間的觀測樣本等分為5組。其中前一研究區(qū)間內(nèi)每組277個觀測值，后一研究區(qū)間內(nèi)每組262（或263）個觀測值。從表4可見，隨著規(guī)模的增加，區(qū)間股票回報表現(xiàn)出較為明顯的下降趨勢。前一研究區(qū)間內(nèi)規(guī)模最小組（平均流通市值為 6.22億元）比規(guī)模最大組（平均流通市值為 178.52億元）的股票回報率高達39.31%，后一研究區(qū)間內(nèi)規(guī)模最小組（平均流通市值為 6.51億元）與規(guī)模最大組（平均流通市值為 203.63億元）的股票回報率差達到23.60%，這表明規(guī)�？梢杂脕斫忉尮善被貓蟮淖兓�，投資者可以利用規(guī)模這一指標作為投資依據(jù)。按照同樣方法，本文也將該研究區(qū)間的市凈率及市盈率按照由小到大的順序進行分組并做方差分析，但研究結(jié)果并未顯示出顯著的有規(guī)律性的結(jié)果。

四、結(jié)論

本文以1995年5月1日至2023年4月30日為研究區(qū)間，運用經(jīng)驗研究的方法，對中國A股市場上的股票回報與公司規(guī)模、市凈率、市盈率之間的關系進行了檢驗。結(jié)果表明，在回歸分析中，規(guī)模、市凈率及市盈率三個因素在不同的研究區(qū)間對股票回報均有影響，但各指標的影響程度及穩(wěn)定性并不相同，公司規(guī)模及市凈率指標對股票回報的影響較大，穩(wěn)定性較強，市盈率的影響較小，穩(wěn)定性較弱；而在單個因素股票回報的方差分析中，發(fā)現(xiàn)只有規(guī)模因素的方差分析結(jié)果呈顯著性，而其它兩個因素并未顯示出顯著的有規(guī)律性的結(jié)果，這說明規(guī)模因素的影響可能包含了市凈率及市盈率兩個因素的影響�？梢姡�與Banz（1981）的結(jié)論一致，在中國也存在明顯的“小公司”效應。小盤股持續(xù)獲得高股票回報的原因主要體現(xiàn)在兩個方面，一方面是因為其股價拉升所需的資金量小，而大盤股由于總市值大，所需的資金量非常大，要想將其股價拉升較為困難，所以更多的資金更青睞于小盤股，以滿足其逐利的本質(zhì)。另一方面是因為其成長性較強、盈利高增長的預期，即使有些小盤股的市盈率較高，例如一只股票今年與去年可能是相同的高市盈率，但假如其盈利翻倍，其股價同樣也上漲了一倍，因此正是因為小盤股高成長性的預期，也使得其股票回報率也會高于大盤股。市盈率指標雖然在方差分析中表現(xiàn)不顯著，這說明了規(guī)模因素的影響會更重大。但在回歸方程中，控制了規(guī)模以后，市凈率表現(xiàn)出對預期股票回報有顯著的解釋能力，因此，本文認為在預測股票回報時，市凈率也是一個重要的變量。而市盈率的高低沒有絕對好壞之分。如果一家公司相對同行業(yè)其他公司而言連續(xù)維持較高的市盈率，說明市場較為看好其發(fā)展前景，投資愿意為高速成長的公司支付更高的價格，但過高的市盈率也會增加投資風險，如果公司的每股收益不變，市盈率越高時，則獲得該種股票的價格成本就越高，其價格與價值的背離程度就越高。因此，不能僅僅利用市盈率這一指標作為投資依據(jù)，在判斷市盈率這一指標時還應結(jié)合盈利的增長情況一起來分析。

*深圳大學人文社會科學基金資助項目（801）

參考文獻：

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投資回報率論文范文第4篇

關鍵詞：債券投資；騎乘收益率曲線；利率期限結(jié)構(gòu)

一、引言

債券市場作為固定收益類的主要構(gòu)成部分，債券的期限和現(xiàn)金流都相對確定，因此適合于風險厭惡型的投資者。

長期以來，由于發(fā)展滯后，缺乏經(jīng)驗，國內(nèi)的債券市場的投資都很不規(guī)范，投資者素質(zhì)有待提高，沒有形成理性投資的氛圍。因此，本文通過借鑒國外成熟市場的債券投資策略，結(jié)合中國市場的實際情況，利用實證分析檢驗投資效果，以便為國內(nèi)的債券投資者提供決策參考。

二、債券投資回報的分析框架

本文運用持有期回報率來分析債券投資回報。持有期回報包括三部分：債券的利息收益、債券利息再投資收益以及資本利得收益。

由于利息收益以及利息再投資收益是相對明確的，要預測回報率，關鍵就要預測債券在將來某一時刻賣出的資本利得。而資本利得與其到期收益率有關，所以本文的分析可以將重點放到對債券的到期收益率的預測上。

對于到期收益率，本文依照利率期限結(jié)構(gòu)的經(jīng)典理論，可以將其歸結(jié)為三個主要方面：（1）對利率變化的預測；（2）期限風險溢價；（3）債券的凸性。

首先對于零息票債券來說，按照上訴因素進行分解：

（1）假設收益率曲線一直保持不變，此情況下即期利率等于遠期利率。對于t年期的零息債券，當期的t年期利率為，t-1年的利率為，那么當期價格為=100/。由于收益率曲線假設一直不變，1年后的收益率是，價格變?yōu)?100/。則其1年期持有期回報率為：

為1年期遠期利率，同時又可以分解為t年期收益率 以及收益率從下滑到所帶來的回報，稱為下滑回報。

（2）假設收益率曲線有變化，比如說整體向上移，則收益率的變化主要可以分為兩部分：

-= （-）+（-）

其中，（- ）為收益率下滑，（-）為t-1時期即期利率的變化。

t-1期收益率變化的回報為（t-1）×，其中=-。

所以在收益率曲線發(fā)生變化的情況下，零息債券的持有期回報率就包括兩部分的和，最后再加上該債券凸性價值，對于一般的債券也有類似的結(jié)論，即：

E（R）=+Dur×E（）+0.5×cov×Std=+（t-1）×（- ） +Dur×E（）+0.5×cov×Std

對于預期回報率分析的三個方面，在具體應用中，投資者們并不需要考慮風險溢價和凸性，只考慮未來收益率曲線的可能的變動情況，就可以作出相應的投資決策。

三、騎乘收益率曲線策略的實證研究

騎乘收益率曲線將債券的期限風險溢價作為影響利率期限結(jié)構(gòu)的最關鍵的原因，比如說長期債券因為期限長，風險大，因此回報率更高，所以選擇剩余期限更長的債券具有更好的投資價值。

需要注意的是期限結(jié)構(gòu)其實也是某一市場對利率變動方向的相應預測。即趨勢向上的收益率曲線反映了市場對于利率未來會上升的預測，而假如利率真的上升了，因為利率上升，價格下降，越長期限債券的資本損失就越大，高收益率也會因為資本損失而被抵消一部分。

國外學者的研究大部分都是以較完善的債券市場為背景的，然而對于國內(nèi)市場，債券市場處于發(fā)展初期，缺乏相關的數(shù)據(jù)，相關研究進展緩慢。考慮到騎乘收益率曲線策略對于期限較短的證券投資至關重要，當前國內(nèi)貨幣基金在第三方支付的帶動下不斷發(fā)展壯大，因此研究騎乘收益率曲線策略是刻不容緩極具價值的。本文努力通過將騎乘策略移植到中國的債券市場上，采用實證研究的方法，驗證策略的有效性。

（一）樣本數(shù)據(jù)

在選取樣本數(shù)據(jù)時，本文利用央行票據(jù)的發(fā)行利率進行數(shù)據(jù)分析。因為作為央行貨幣政策的主要手段，央行票據(jù)市場交易量大，流動性較好，具有代表性，固定時間發(fā)行，數(shù)據(jù)較充足。

本文根據(jù)央行票據(jù)發(fā)行利率數(shù)據(jù)的完整程度，6個月期限的央票發(fā)行利率在2005年3月之后不在定期公布，因此本文選用有代表性的2003年4月份至2005年3月份央行票據(jù)的數(shù)據(jù)對騎乘收益率曲錢策略進行實證研究。

（二）研究方法

通過分析，應該選取3個月作為債券的持有期限，以便比較檢驗騎乘收益率曲線策略和買入并持有策略。兩種策略分別為：①買入并持有策略：即買入剛發(fā)行的3個月期央行票據(jù)，持有至到期以獲得收益。②騎乘收益率曲線策略：在同一個時間段內(nèi)，買入6個月期或者1年期的央票，持有3個月之后賣出。通過比較上述兩種策略的投資回報，從多個角度進行比較，分析出多種影響因素，最終驗證運用騎乘收益率曲線策略的有效性。

（三）計算結(jié)果

表1分別統(tǒng)計了買入并持有策略和騎乘收益率曲線策略的回報率的情況。從均值的角度看，騎乘收益率曲線策略的投資回報比買入并持有策略更高。由此也可以看出來騎乘策略投資回報與央票的期限也有關，期限越長，回報越高。不過同時應該清楚的是，此時通過延長期限來提高投資回報率是以增加投資風險為代價的。另外從最大值和最小值的方面看，騎乘策略回報率的波動更大。

以上的分析是建立在假設短期利率不會變動的基礎上的，該種情況只適用于較短的期限內(nèi)，此時確實可以說騎乘策略能夠提高投資的到期回報率。

但是，如果將對未來利率的預測加入考慮范圍，就會出現(xiàn)不確定性，比如在未來利率上升的情況下，蘊含著對利率未來會上升的預期。因為如果未來利率上升，此時價格就會下降，賣出將會出現(xiàn)負的資本利得。這種情況下，采用買入并持有策略將是更好的選擇。

不過由于影響因素多，預測短期利率的變化是很困難的。借鑒國外經(jīng)驗，本文采用簡化方法，利用不同期限的收益率差進行判斷。當該收益率差較大時，那么利率需要上漲很大幅度，資本虧損才能抵消長期債券的高收益率；反之，只要利率略有上升，長期債券的回報率可能就會低于短期的。可以說不同期限的央票在利差越大的時候，采用騎乘策略將會越有優(yōu)勢。

對于表3來說，為了便于分析，根據(jù)利差的中值可以將數(shù)據(jù)平均分成兩組。由此反映出，在不同期限的利差較小之時，騎乘策略的超額回報率的均值為負，勝出的概率只是在50%左右。而在不同期限利差較大之時，騎乘策略顯著優(yōu)于買入并持有策略。1年期央票的超額回報率均值高達182bp。而且其成功概率達到91.9%。另外，對于夏普系數(shù)來說，利差越大騎乘策略效果越好。

（四）研究結(jié)論

經(jīng)過上述的分析，在不同期限的債券的利差較大之時，騎乘收益率曲線策略由于持有至到期策略。究其原因，主要是利差較大的時候，利率的可上升的空間越大，因此可以保證使騎乘策略在更大概率上實現(xiàn)正的超額回報。另外應注意期限越長的債券，所獲得的回報越高。從投資者的角度講，基金投資經(jīng)理在做投資選擇之時，需要根據(jù)央票發(fā)行的情況對發(fā)行利差的高低進行判斷，同時對利率的變化趨勢進行預測，那么就可以對投資策略做出正確選擇，同時也可以最大限度的降低風險。

參考文獻

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作者簡介：

投資回報率論文范文第5篇

關鍵詞：內(nèi)部控制；披露；信號價值；市場反應

一、 引言

證監(jiān)會于本世紀初最早對金融類及IPO公司提出單獨性內(nèi)控信息披露的要求，自2007年開始，這一要求開始全面化實施。監(jiān)管者促進內(nèi)控信息披露的初衷，在于規(guī)范上市公司治理行為，向投資者傳遞相關信息并提升投資者保護。就實際實施效果而言，內(nèi)控信息披露的形式意義要大于其實質(zhì)意義。也就是說，上市公司披露內(nèi)部控制報告的目的不是說明其存在的缺陷，而是表明其質(zhì)量優(yōu)良。由于缺乏實質(zhì)性的信息，投資者是否認為這種"形式上的內(nèi)控信息披露"具有信息價值，就需要基于市場交易的角度加以檢驗。

實際上，不同自愿性內(nèi)控信息披露所蘊含的價值很有可能是不同的。例如，眾多研究都表明國有企業(yè)與非國有企業(yè)之間存在制度及行為差異，而且內(nèi)控自評報告與鑒證報告在成本及保證程度上也有著根本的區(qū)別，因而在理論上披露行為所彰顯的信號價值就存在區(qū)別。如果這種理論上的區(qū)別能夠在實踐中被投資者甄別并認可，則不但證明理論上的分析是有意義的，最重要的是，投資者的反應可以為各披露主體提供反饋與借鑒。

二、 假設提出及研究設計

1 文獻回顧及假設提出。就已有研究而言，檢驗內(nèi)控信息披露市場反應的研究較少且不全面。楊清香等（2023）分析了滬市2006年～2009年披露內(nèi)控信息后的市場CAR值情況，其控制部分年報信息的多元回歸結(jié)論表明，內(nèi)控信息披露較好的公司其窗口期的CAR值也更高。陳宋生等（2023）采用配對研究的方式，以打分的形式將2007年滬市年報中自愿性內(nèi)控信息披露差別化，其結(jié)論也認同披露質(zhì)量與CAR值成正比，而且強制披露公司的CAR值更高。陳共榮（2007）則分析了2006年滬市披露程度與超額回報之間的相關性，與上述研究結(jié)論一致，詳細披露與CAR值具有一定的正向關系。

但以上的研究也有其不足之處：首先，以上這些研究并非專門針對內(nèi)部控制評估報告；其次，這些研究并非專門針對自愿性信息披露，研究樣本同時包含了強制披露的公司。

按照信號理論，自愿信息披露作為信號傳遞的基礎前提在于其成本收益的權(quán)衡。其收益包括權(quán)益及融資資本成本的降低，股價的提升等，成本則既包括公司對內(nèi)部各控制流程的、評價成本，又包括因披露問題遭受的處罰成本。但現(xiàn)實中我國的監(jiān)管部門未細致要求內(nèi)控信息披露的內(nèi)容及程度，多數(shù)企業(yè)僅按照內(nèi)控五要素做簡單的介紹；另一方面我國投資者法制保護的建設也比較滯后，尚未有上市公司因自愿內(nèi)控信息披露問題而遭受處罰，這就導致了我國內(nèi)控披露成本總體上普遍過低。既然披露可以帶來收益而不需要太多成本，則可以預期的是，信號好及信號差的公司都有可能選擇披露，從而導致信號顯示作用被噪音干擾。

其次，在我國資本市場的構(gòu)成中，國有企業(yè)占了較大的部分。國有企業(yè)更為嚴重的雙重問題、內(nèi)部人控制問題等都表明了國有與非國有企業(yè)的巨大制度差異。此外，國有企業(yè)經(jīng)營者出于升遷以及國有資產(chǎn)增值保值的考慮，更可能投入充足資金建設完善的內(nèi)部控制。民營企業(yè)中大部分是家族式企業(yè)（李新春，2003），其家族控制模式在很大程度上已經(jīng)替代了內(nèi)部控制的作用，故而高質(zhì)量的內(nèi)控需求較弱。

在披露成本低廉可能導致噪音出現(xiàn)的前提下，考慮以上因素，國有企業(yè)隨意跟風披露的可能就不會太大或者說披露動機信號被削弱的程度比較低。而民營企業(yè)自身內(nèi)控建設需求本身就較低，這樣披露動機就很可能收到噪音的抑制。

如果自愿性內(nèi)部信息披露，能夠引起資本市場的股價反應，而且投資者也能夠?qū)ι鲜霾煌�主體不同報告類型的信號價值加以區(qū)分，則以下研究假設將會成立：

假設H1：總體而言，自愿披露內(nèi)控自評報告與窗口期CAR值正相關；

假設H1a：對國有企業(yè)而言，自愿披露內(nèi)控自評報告的公司其CAR值更高；

假設H1b：非國有企業(yè)而言，自愿披露內(nèi)控自評報告的公司，CAR值不顯著；

假設H2：總體而言，自愿披露內(nèi)控鑒證報告與窗口期CAR值正相關；

假設H2a：對國有企業(yè)而言，自愿披露內(nèi)控自評報告的公司其CAR值更高；

假設H2b：非國有企業(yè)而言，自愿披露內(nèi)控自評報告的公司其CAR值更高。

2. 研究設計。本文以2007年～2009年A股上市公司為研究樣本。選擇以2007年為起點，是因為我國兩市對全體上市公司單獨披露內(nèi)控自評報告的要求正式開始于該年，選擇2009年為截止，一方面是因為本文涉及大量的手工搜集數(shù)據(jù)，另一方面是因為不少研究都認同政策實施以來我國內(nèi)控的披露情況并未獲得質(zhì)的改變（方紅星等，2008；崔志娟，2023），前3年的結(jié)論具有代表意義。

樣本的具體篩選過程如下：首先，本文剔除金融類以及IPO公司，剔除2008年、2009年的深市公司，以及2008年、2009年上交所的治理樣本股公司。因為這些公司都屬于強制披露的范疇。此外，樣本剔除交易窗口期交易狀態(tài)為ST類的公司（327家），以及年報披露日無股票交易的公司（591家）。

再次，研究剔除了年報披露日前后十天發(fā)生了重大事件（訴訟、違規(guī)、重組、一季度季報）的公司（503家）；最后2008年上市公司普遍虧損嚴重，為此本文進一步剔除了剩余的2008年的樣本公司（248家）。經(jīng)過篩選之后，獲得2007年及2009年的非平衡面板數(shù)據(jù)894家。

本文以上市公司年報披露日作為事件日（t=0），選取[-10，2]作為研究窗口期。本處將窗口期起點向前推至年報披露前10天，是因為年報信息在披露之前被泄露是一個普遍存在的現(xiàn)象，故而在事件日以前市場股價就已經(jīng)產(chǎn)生波動。

本文使用的多元回歸模型基變量如下：

CAR=？琢+？茁1Evalu/Evalu_Au+？茁2Bonus+？茁3Growth+？茁4Opinion+？茁5Age+？茁6Lev+？茁7Size+？茁8Roe+？撞？茁iIndu+？著

其中被解釋變量為超額累計回報率CAR。Ball和Brown（1968）介紹了使用異�；貓舐蕘砗饬抠Y本市場對事件信息的反應的方法。本文借鑒Ball和Brown的研究，以窗口期的超額累積回報率（CAR）來衡量投資者對信息的反應。

本文采取市場指數(shù)模型來估計個股的異常收益率（AR），市場指數(shù)模型下CAR值的具體計算方法如下：

首先，計算個股i在交易日t的實際回報率。此處使用的是考慮現(xiàn)金紅利在投資的日個股回報率，其計算較為復雜，但結(jié)果更為精確：

rn，t=■-1

上式中，Pn，t和Pn，t-1表示證券價格n在第t日和t-1日的收盤價；Dn，t表示股票n在t日為除權(quán)日的每股現(xiàn)金分紅；Fn，t表示股票n在t日為除權(quán)日的每股紅股數(shù)；Sn，t表示股票n在t日位處全體的每股配股數(shù)；Kn，t表示股票n在t日為除權(quán)日的每股配股價；Cn，t表示股票n在t日為處全體的每股拆細數(shù)。

其次，計算個股在t日的預期回報率：

rm，t=■-1

其中，rm，t表示對應市場的市場指數(shù)回報率；Pm，t和Pm，t-1表示t日和t-1日的該市場指數(shù)收盤價。因本文樣本涉及上交所和深交所A股公司，為使得AR的計算更為精確，本文在計算指數(shù)回報率時，分別計算了對應時刻上交所和深交所的行業(yè)指數(shù)回報。

由此，個股n在交易日t的異常回報率即為：

ARn，t=rn，t-rm，t

最后，個股n在窗口期[t1，t2]的異常累積回報率即為：

CAR=■ARn，t

待檢驗解釋變量為Evalu和Evalu_Au，分別表示上市公司披露內(nèi)控自評報告和鑒證報告行為（出具報告賦值為1，否則為0）。

由于內(nèi)部控制報告隨年報而披露，而年報引起的市場股價反應更為強烈，故而本文采用了盡可能多的控制變量，以控制能引起股價波動的相關年報信息，包括：

（1）是否在年報中宣告發(fā)放現(xiàn)金股利（Bonus，發(fā)放賦值為1，否則為0）。因為宣告股利發(fā)放的公司更容易獲得投資者的認同，從而獲得較高的超額回報率。

（2）上市年齡（Age，截止年度末該公司上市年數(shù)）。上市公司經(jīng)營年限的不同，其經(jīng)營質(zhì)量也會存在差異。以往研究研究表明，上市年齡越大，公司違規(guī)的可能越高，整體經(jīng)營質(zhì)量信號也較差。基于此，投資者對公司年報信息的反應也會存在差異。

（3）增長能力（Growth，公司本年主營收入比之去年的增長率）。公司增長能力越強，其未來獲得的現(xiàn)金流量預期就越高，因而股價會明顯上升，則市場給予的超額回報就可能更高。

（4）審計意見（Opinion，審計意見為標準無保留意見，則賦值為1，否則為0）。審計意見直接決定了年報信息含量的真實與否。如果審計意見為非標準意見，則投資者給予的市場反應較為負向。

（5）財務狀況（Lev，該公司年末的資產(chǎn)負債率）。年報中披露的財務狀況信息，會直接影響投資者貴公司股價的判斷。本處使用資產(chǎn)負債率作為財務狀況的替代。

（6）公司規(guī)模（Size，總資產(chǎn)規(guī)模取自然對數(shù)）。就投資者而言，其對于大公司和小公司的未來預期是截然不同。大公司由于實力雄厚，發(fā)展能力強，抗風險能力高等原因，投資者給予的評價往往也較高。故而其獲得的超額累計回報率也可能更高。

（7）盈利狀況（Roa，該年末的總資產(chǎn)回報率）。如果公司當年獲得收益較高，則市場給予的超額回報率自然也更高。

（8）所在行業(yè)類別（Indu，樣本公司所在的行業(yè)類別，二值變量）。不同行業(yè)類別的公司，其盈利能力不同，未來發(fā)展的機會和風險也會存在差異，故而市場給予的超額回報率也有所不同。

三、 描述性統(tǒng)計及回歸結(jié)果

1. 描述性統(tǒng)計。圖1描繪了窗口期國有企業(yè)自評組、鑒證組以及未自評組的AR值和CAR值變化趨勢圖。就AR趨勢圖來看，在事件日前，鑒證組的異常回報最高，其次是自評組，最后是未自評組。這與本文的研究假設是一致的，說明內(nèi)部控制自評報告及鑒證報告具有一定的信息含量。事件日及事件日之后，AR值波動較為劇烈，一個可能的原因是對越好的公司，投資者之前的預期越高，而預期越高，年報披露日股價下跌的幅度就越大。

從CAR值變化趨勢圖中則可以明顯看出：鑒證組公司的超額累積回報率高于自評組，而自評組有明顯高于未自評的公司，這與預期假設一致。

圖2描繪了非國有企業(yè)自評組、鑒證組以及未自評組的AR值和CAR值變化趨勢圖。AR變動的趨勢不如國有企業(yè)AR趨勢圖明顯，但基本上鑒證組仍高于自評組，自評組高于未自評組。CAR趨勢圖則表明，鑒證組的樣本公司，其CAR值明顯更高，但自評組與非自評組則無顯著區(qū)別。從而表明，在市場投資者看來，披露自評報告的非國有企業(yè)，與未自評的非國有企業(yè)并無顯著差異。

由于內(nèi)部控制自評以及鑒證報告是隨年報而披露，故而年報中的信息會對AR及CAR值的變動趨勢造成顯著的干擾。為此直觀地比較組別間的AR及CAR值并不能說明內(nèi)控鑒證及自評報告對CAR值的影響。

本文進一步按照自評與鑒證行為，比較了相關變量與未自評或未鑒證公司之間的差別。其中，自評組比之于未自評組，其CAR值更高，發(fā)放股利的可能更大，而且公司上市的年齡也比較小。此外，此類公司的規(guī)模也更大，盈利能力也更高。鑒證組與未鑒證組的比較則表明，除以上顯著的差異之外，鑒證組的審計意見也往往更好。最后，本文的Person相關系數(shù)檢驗表明，本文不存在變量之間嚴重的相關性，故而可以直接進行多元回歸。

2. 回歸結(jié)果。下表1歸納了本文多元回歸的結(jié)果。就總體而言，披露內(nèi)部控制自評報告和鑒證報告行為具有信息含量，此類公司在窗口期獲得的超額累積報酬率也更高，本文假設H1和H2得到了驗證。

分組檢驗的結(jié)果表明，對于自評報告而言，國有企業(yè)的自評報告具有信息含量，變量evalu的系數(shù)為正，而且在5%的水平上顯著；而非國有企業(yè)的自評報告行為并未在市場上獲得顯著評價，從而表明，在投資者看來，非國有企業(yè)的內(nèi)部控制自評報告行為并不能彰顯公司真實的相關價值。就鑒證報告來看，披露鑒證報告的國有企業(yè)和非國有企業(yè)都會獲得較高的CAR值，從而表明鑒證行為具有信息含量，投資者能夠識別鑒證組與非鑒證組之間的差異。

3. 穩(wěn)健性測試。最后，本文進行了以下穩(wěn)健性測試：首先，將所有的連續(xù)變量在1%的水平上進行縮尾處理，研究結(jié)論沒有變化。其次本文進一步縮短年報披露后的時間窗口，只保留披露后2個交易日的交易信息，研究結(jié)論沒有變化，控制變量的解釋能力則進一步提高。此外，針對Growth變量波動較大的特點，本文進一步在5%的水平上進行了縮尾處理，再次回歸的結(jié)論并沒有改變，而且部分研究結(jié)論變得更加顯著�？傮w而言，本文的上述研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

四、 研究結(jié)論

本文基于投資者反應的角度，按照Ball和Brown（1968）的研究思路，以CAR值捕捉市場對于事件信息的評價，采用多元回歸分析的方式檢驗了市場對于不同類型公司自愿性內(nèi)控信息披露的反應。按照本文的假設，不同類型的公司因其制度不同，以及報告的披露載體不同，其內(nèi)控信息披露之后的投資者市場反應是不一致的，這種不一致背后的本質(zhì)則是報告能否真實的彰顯公司的價值。

本文的多元回歸驗證了本文的研究假設，回歸表明對于國有企業(yè)而言自評報告具有信息含量，而非國有企業(yè)的自評報告則難以成為彰顯價值信號的載體，缺乏信息價值。造成這一現(xiàn)象的原因，在于非國有企業(yè)缺乏內(nèi)控建設的需求，其自評行為存在跟風披露的可能，從而使得自評報告的信號作用消失。而鑒證報告由于存在顯著的成本，因而具有較好的區(qū)分上市公司質(zhì)量的信號效用，使得市場給及鑒證公司的CAR值明顯更高。

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