2009年10月30日，創(chuàng)業(yè)板首批公司掛牌上市儀式在深圳舉行，標志著十年磨一劍的創(chuàng)業(yè)板正式登上中國資本市場的舞臺。此時，金融危機的腳步并未遠去，全國經濟低迷，出口嚴重萎縮，A股市場由巔峰墜入谷底，創(chuàng)業(yè)板奉命于危難之際，可謂挑戰(zhàn)與機會并存。然而，縱觀國際市場，在危機之際推出創(chuàng)業(yè)板市場并非中國首開先例。上世紀70年代，正是在石油危機引發(fā)的傳統(tǒng)產業(yè)衰退、經濟增長放緩的情況下，美國及時建立了納斯達克市場，直接促使了硅谷產業(yè)帶的形成，取得了新一輪的經濟增長。韓國在亞洲金融危機之后，也是通過大力發(fā)展“約斯達克”市場，激發(fā)了大批科技型創(chuàng)新企業(yè)的成長，恢復了韓國經濟的信心。可見，我國對創(chuàng)業(yè)板能夠帶動經濟發(fā)展的潛力寄予厚望。然而創(chuàng)業(yè)板由于其投資對象的特殊性，風險遠高于主板市場。因此，世界各國對創(chuàng)業(yè)板上市公司的信息披露和主業(yè)范圍都有非常嚴格的要求，我國也不例外。那么這些被強制要求披露的信息究竟在多大程度上為投資者所用？這也是本文想要探討的問題。
一、文獻回顧
自1968年ball和brown的經典之作《An Empirical Evaluation of Accounting Income Numbers》問世以來，探討會計信息有用性的文獻層出不窮。目前已有研究主要集中在盈余信息含量模型和股價信息含量模型兩個方面。
盈余信息含量模型認為會計盈余信息的披露會引起股價的波動，使得盈余數據公布前后投資者對投資報酬率期望值發(fā)生變化。在這種視角下，會計盈余可以用下面的回歸模型來表達：Pit=a+bEit+δ，Pit是某時點的股票價格，Eit是相應時段的會計盈余，δ為股價中尚未得到解釋的部分。盈余模型的代表人物當屬開創(chuàng)會計盈余實證研究先河的Ball和Brown，他們以紐約證券交易所(NYSE)上市的261家公司為樣本，選取1946年～1965年會計盈余信息披露前12個月到后6個月的股價進行實證性研究，發(fā)現股票價格變動方向和盈余變動方向顯著相關。即如果未預期盈余為正值時，則相應的非正常報酬率1也為正值，如果未預期盈余為負值，則相應的非正常報酬率也為負值，這是自有證券市場以來，學者第1次發(fā)現會計盈余信息具有信息含量的系統(tǒng)性證據。1979年Beaver、Clarke和Wright在Ball and Brown的基礎上做了進一步的假設：會計盈余變動和股價變動之間不僅僅存在同符號關系，兩者應該成一定比例。他們以美國276家上市公司為樣本考察了會計盈余變動與股價變動的數量關系，發(fā)現盈余的變動百分比和股價的變動百分比具有顯著的正相關關系。Foster(1977) 運用時間序列分析方法選取季度數據對未預期會計盈余符號和累計平均非正常報酬率之間的關系進行了研究，發(fā)現兩者之間存在顯著的相關關系。Beaver、Giriffin和Landsman(1982)對會計盈余、現金流量、股價變動進行綜合回歸分析表明，現金流量項可以在會計盈余項的基礎上提高對股價變動的解釋力。哥倫比亞大學學者Baruch Lev和S.Ramu Thiagarajan（1993）利用多元回歸分析方法，對美國證券市場1974～1988年間500家上市公司的12項財務指標與股票收益率之間的相關性做了實證分析和檢驗，結果表明美國證券市場上市公司的會計信息能夠顯著的影響股票價格，具有很強的市場效應。我國學者趙宇龍使用Ball和Brown所采用的分析方法，以上海股市123家上市公司在1994年～1996年3個會計年度的會計盈余公告以及由此產生的股票超額回報率為樣本進行回歸分析，發(fā)現1996年的會計盈余披露具有明顯的信息含量和市場效應。而1994年和1995年由于當時我國特殊的制度背景，實證研究結果并不支持兩者之間具有相關關系。隨后有很多學者在這方面做了大膽的嘗試，如陳曉、陳小悅和劉釗（1999）分析了會計信息含量與股票報酬率和成交量之間的相關性；王躍堂、孫錚、陳世敏（2001）分別采用價格模型和收益模型，分析了減值政策與每股凈資產之間的價值相關性；李增泉(2005)從產權經濟學的角度實證分析公司的所有權安排如何影響其股票價格同步性。
股價信息含量模型認為由于股價變動常常優(yōu)先于會計盈余的變動，對公司未來盈余具有預測能力，因而其本身是具有信息含量的。股價模型的代表人物是提出著名反回歸方程(Reverse Regression)的Beaver，他在其文章《The information content of security prices》(1980)提出，股票價格和盈余的歷史數據相比，能夠更好的反映關于企業(yè)未來盈余的信息，7年之后，Beaver與Lambert和Ryan進一步分析了股價的變動對未來預期盈余的預測影響，并提出了著名的反向回歸方程，即把傳統(tǒng)股價――盈余回歸方程的解釋變量和被解釋變量進行逆轉，用當期的以及上一期的股價變動來解釋當期的盈余變動。研究發(fā)現前一期的股票價格變動系數顯著不為零，這證明了盈余滯后于股價，股價具有關于未來盈余的信息含量。此后，有大量的學者進行了此方面的研究。其中有代表性的是Kothari和Sloan(1992)，受Beaver(1987)的股價信息含量理論的啟發(fā)，他們將幾個期間股價的總體變動作為因變量，把這一段考察期的期初盈余/期初股價作為自變量進行回歸，這樣就可以充分考慮到股票價格中所反映的有關未來盈余的信息含量。相對于盈余信息含量研究成果而言，目前我國對股價信息含量的研究還比較少。陳夢根、毛小元（2007）以2002～2004年間滬、深兩市944只股票為樣本，采用股價非同步性指標測度了股票價格的信息含量。研究表明，中國證券市場中股價波動反映公司基本面信息的比例平均為52%左右。在樣本期內，股價信息含量指標呈逐年遞增趨勢，市場聯動性特征不斷減弱。宋玉、李卓(2008)的研究表明，現金股利的變動與股價變動正相關，股利信息具有信息含量。
兩個模型的機理都來自于估值模型，但根據這兩個模型分別進行實證研究的結果可能會有所不同。而且兩個模型中的因變量在性質上也存在著很大的差異，其中，股票價格是一個時點變量，在有效市場中可用來反映上市公司在某一時點的價值；而會計盈余則是一個時期變量，反映某一段時間內公司價值的變化。股價信息含量模型和會計盈余模型在理論上并不存在孰優(yōu)孰劣的問題，但在統(tǒng)計學角度看，會計盈余模型面臨的問題要相對小一些，特別是80年代隨著費爾森――奧爾森的剩余估值模型在實證研究中主流地位的形成，會計盈余模型的應用逐漸超過了股價信息模型。本文也將采用會計盈余模型來研究創(chuàng)業(yè)板市場信息的有用性。
二、研究假設
（一）盈余信息與公司股價
無論是理論界還是在實務中，企業(yè)盈余一直與權益價值緊密相連，在各種股票計價模型中，每股收益始終占據著重要地位。而且通過前面的文獻梳理也不難發(fā)現，目前研究者對于會計盈余是否具有價值相關性已經有了基本一致的認識。由此筆者提出本文的第一個假設：
H1：在其他條件不變的情況下，公開市場中所披露的財務信息與股票價格正相關。
（二）重大事件與公司股價
創(chuàng)業(yè)板上市公司普遍規(guī)模小，高新技術行業(yè)居多，易被外界進行概念炒作和操縱，具有很大的風險，所以創(chuàng)業(yè)板市場中的重大事件往往比其他板塊受到更多關注，進而影響股價。不論是理論界還是實務界都不乏這方面的實證支持。美國學者Andrade et.al（2001）研究發(fā)現并購事件對股價變動與異常收益之間的關系有顯著影響。Morton和Neill（1997）運用Felthan―Ohlson模型評估了美國1990～1992年間201家實施資產重組公司的基本會計指標，他們發(fā)現公司股價與通過模型得出的公司價值變化具有很高的正相關性。2003年我國新疆啤酒花公司因牽涉巨額擔保直接導致其股價高臺跳水。由此，我們提出第二個假設：
H2：在其他條件不變的情況下，上市公司的重大事件與股票價格之間的相關系數顯著異于0。
三、研究設計
（一）樣本選擇
截止到2011年4月30日創(chuàng)業(yè)板共有219家上市公司，由于部分公司上市時間較短，很多數據無法獲得，因此，我們僅選取2010年6月30日之前上市的91家公司為樣本。本研究中所使用的數據通過RESEET數據庫獲得，為了保證樣本數據的準確，本文在進行研究前對樣本數據進行了抽樣檢查，結果表明誤差在可接受范圍。樣本公司在2009年～2011年間的季度報告、臨時公告、股票實時價格等信息通過查閱《中國證券報》、《上海證券報》、《證券時報》以及巨潮資訊網獲得。
（二）變量選擇
1.被解釋變量
本文旨在研究股票價格與會計盈余之間的相關性，因此股票價格變量的選定必須使該價格已經充分消化和吸收新的信息。我國年報披露集中在每個會計年度的1～4月份完成，為了避免盈余信息披露后，投資者設計交易策略來干擾市場，本文選取了每個年度結束后次年4月末復權后的收盤價格作為股票價格變量，即2010年4月30日和2011年4月29日的股票復權價格，記為Pit。
2.解釋變量
（1）盈余信息
本文選取每股收益作為盈余信息變量，記為EPSit。
（2）公司重大事件
根據前文的假設，由于創(chuàng)業(yè)板公司高風險的特殊性，其股價更容易受到重大事件的影響。記BAi為第i公司的重大事件，若公司在次年4月30日之前三個月內發(fā)生了公司擔保、訴訟、發(fā)明專利、高管辭職、違規(guī)處罰、資產重組（涉及金額達到公司總資產5%以上的）、吸收合并等重大事件之一的，賦值BAit=1，否則為0。
3.控制變量
股價不僅受到公司所公布的各種財務信息的影響，還會受到來自企業(yè)內部和外部的各種非財務信息的影響，如公司分配預案、公司規(guī)模、審計意見類型、公司治理水平等，因此有必要對這些變量進行控制。由于創(chuàng)業(yè)板在我國運行僅一年多，很多已有研究所提供的變量在本文的樣本中并不適用，比如審計意見類型，目前，創(chuàng)業(yè)板上市公司的審計意見類型還沒有出現過非標準審計意見。筆者經過篩選列出來如下兩個控制變量：
（1）公司規(guī)模
目前，國內外學者對上市公司規(guī)模會影響會計信息有用性這一論斷已達成共識。在市場中，大公司的受關注程度要高于小公司，除了強制性的信息披露外，還吸引了分析師和媒體對其進行單獨的投資分析或報道。因此，大規(guī)模公司的信息公開程度往往高于小規(guī)模公司。Grant（1980）研究發(fā)現大公司（在紐約證券交易所上市的公司）年度盈余的信息含量比規(guī)模較小的柜臺交易公司盈余信息含量低。本文取公司總資產的對數作為公司的規(guī)模。記：SIZEit=lg（Total Assetit）， Total Assetit表示第i家公司第t年末總資產的賬面價值，SIZEit表示第i家第t年末的公司規(guī)模。
（2）公司分配預案
我國上市公司在披露年報的同時，還公布董事會對年度分配方案的預案。分配預案有三種基本類型：派發(fā)現金股利、送紅股或者既派發(fā)股利又送紅股。趙宇龍在其博士論文《會計盈余與股價行為》中，將公司的分配預案作為檢驗上市公司會計盈余信息水平的一個控制變量，結果發(fā)現其beta系數顯著不為0，說明公司的分配預案的確對CAR有影響。本文就采用趙宇龍（2000）對公司分配預案的度量方式。記DIVit=SDit+RSit+CDit，其中，SDit是第i只股票第t年的每股股利，RSit是第i只股票第t年的每股轉增股本數，CDit是第i只股票第t年的的每股現金股利。
（三）模型設計
為了體現創(chuàng)業(yè)板市場的特征，本文引入了新變量BA，并建立如下回歸模型：
Pit = α0 + α1EPSit + α2BAit + εitR12（1）
Pit = α0 + α1EPSit + εit R22（2）
Pit = α0 + α1BAit + εit R32（3）
Pit = α0 + α1EPSit + α2BAit + α3SIZEit +α4DIVit+ εit R42（4）
Pit = α0 + α1EPSit+ α2SIZEt +α3DIVit+ εit
R52 （5）
Pit = α0 + α1BAit + α2SIZEit +α3DIVit+ εit
R62 （6）
運用價股價模型衡量會計信息決策有用性，會計信息總體價值可以分解為3部分：會計盈余價值相關性Re2=R12-R32（引入控制變量后Re2=R42-R62），重大事件的價值相關性Rb2=R12-R22（引入控制變量后Rb2=R42-R52）。利用回歸系數和校正的判別系數，采用類似Easton的方法，進行實證研究。
四、實證結果分析
（一）變量的描述性統(tǒng)計
對解釋變量和被解釋變量進行描述性統(tǒng)計。
由于我國2009年10月份才推出創(chuàng)業(yè)板，因此2010年的股價數據不可避免的包含了大量首發(fā)爆炒的現象，不適合進行回歸分析。這一點也可以從表1和表2的數據對比中看出來，2010年股價均值49.76654，方差為30.3719，而2011年的股價大幅縮水，其均值和方差僅為2010年的一半左右。另外，從表1和表1-2的對比中，我們還看到2011的每股收益無論是均值還是最大值都要低于2010年。這里不排除創(chuàng)業(yè)板包裝上市的可能性，但是創(chuàng)業(yè)板公司自身不具備真正的高成長性才是業(yè)績下滑的罪魁禍首。我國創(chuàng)業(yè)板中的很多企業(yè)在上市前都已發(fā)展多年，幾乎是各個細分行業(yè)的龍頭，產品結構單一，高成長性特征并不明顯，容易因宏觀因素變化而大起大落。自金融危機爆發(fā)以來，我國人民幣匯率不斷升水，原材料價格、勞動力成本大幅上漲對創(chuàng)業(yè)板公司影響巨大，導致其業(yè)績頻頻變臉。
從結果來看，在樣本期內，價格變量P的偏度值為2.875998，峰度值為13.73 947，明顯拒絕正態(tài)分布假設，經過開方調整后的p1有了較大改進，在后文中我們將以p1取代P作為因變量進行回歸。每股收益EPS的均值為0.5183 099，最大值是均值的3倍左右，最小值約為均值的10%；相應的，股價P均值為26.82813，最大值是均值的5倍左右，最小值約為均值的36%，兩個變量的波動幅度相當，說明目前進入創(chuàng)業(yè)板市場的股民都是經過主板市場洗禮、相對成熟和理性的投資者。
（二）變量的相關系數矩陣
表2列出了樣本變量間的相關分析結果，P1與EPS、SIZE、DIV之間均表現為較強的正相關關系，而與BA之間呈負相關關系。
（3）回歸結果分析
表3列示了4個模型的擬合優(yōu)度及各變量的beta系數估計值，可以看到這些模型的估計結果比較一致，各自變量系數估計值的符號均沒有發(fā)生改變。并且四個模型中，解釋變量EPS系數估計值都嚴格大于0，說明每股收益信息對價格具有正向影響，在其他條件不變前提下，每股收益越多，公司股票價格越高，實證分析結果支持假設1。重大事件BA的系數估計值在3個模型中都顯著異于0，確切的說是小于0。說明在股市中，重大事件信息對價格有著不容忽視的負面影響，實證結果支持假設2。這一結論與筆者在為BA賦值時搜集信息所注意到的現象是吻合的：股市中的重大事件不利的居多，如高管辭職、變更會計師事務所、提供擔保、發(fā)生訴訟等，股價對于這類信息的反應通常都是逆向的。模型4在引入控制變量SIZE和DIV后，值大幅提高，本文的實證結果再次驗證了股價與公司規(guī)模和股利預案的價值相關性。
表4列示了引入控制變量前后，重大事件和會計盈余對股價影響程度的變化。在未引入控制變量之前，會計信息總體價值相關性為12.47%，重大事件的價值相關性Rb2=R12-R32 =4.21%，會計盈余的價值相關性Re2=R12-R32 =7.66%；引入控制變量后，重大事件的價值相關性Rb2=R42-R52 =0.7%，會計盈余的價值相關性Re2=R12-R32 =4.1%，我們發(fā)現引入控制變量后，重大事件與會計盈余的價值相關性都顯著降低。這說明在控制了樣本企業(yè)的規(guī)模和股利分配預案因素后，重大事件和會計盈余雖然具有價值相關性，但這種相關程度不像我們期望的那樣高。這說明盡管我國證券市場化改革取得了長足進步，運行環(huán)境得到逐步改善，但距離規(guī)范有效的市場還有很長一段路要走，證券市場化建設是一個需要長期不懈努力的事業(yè)。
五、結論與啟示
本文以2009年9月30日到2010年6月30日之間上市的91家公司為樣本，建立回歸模型測度了創(chuàng)業(yè)板市場會計信息披露的有效性。研究發(fā)現，會計盈余信息和重大事件與公司股價具有價值相關性，但其相關的程度并不像我們期望的那么高，并且隨著首發(fā)爆炒的光環(huán)退去后，創(chuàng)業(yè)板公司的業(yè)績普通出現了下滑。這個結論給我們以下啟示：
（一）證監(jiān)會對創(chuàng)業(yè)板公司在信息披露上的高標準、嚴要求為市場提供了較為充分的信息，它們?yōu)槭袌鼋灰淄该骰l(fā)揮了一定的作用，但距離我們的預期還差得較遠，這一方面是法律法規(guī)執(zhí)行力度的問題，另一方面也是存在著投機者短期炒作，無視該信息的緣故。因此，需要相關部門對財務信息披露方面進一步加強監(jiān)管，同時也應不斷規(guī)范證券市場的運行環(huán)境、嚴厲打擊操控股價的行為。
（二）與2010年度相比，創(chuàng)業(yè)板上市公司的業(yè)績普遍出現了下滑，部分公司高成長性特征不明顯。這主要是由于創(chuàng)業(yè)板開立之初，為了保證創(chuàng)業(yè)板能長期穩(wěn)健發(fā)展，我國采取了“高門檻”的做法，即創(chuàng)業(yè)板公司的上市條件與中小板相差無幾，這一方面保證了創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)的質量，但另一方面也把那些具備高成長性的高科技企業(yè)拒之門外。這些真正具備創(chuàng)業(yè)性質的企業(yè)短期盈利可能不夠理想，但成長性卻是毋庸置疑的。隨著我國多層次資本市場的完善，未來創(chuàng)業(yè)板還是要逐步回歸本質，真正為那些需要資金的高成長性的高科技企業(yè)服務。
