股市价值范文

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篇1

今年的经济境况难以乐观。这时，依托股市的企业和投资经济活动如果能够先步恢复景气，对经济恢复蓬勃有很多好处。然而，发展股市、刺激经济远不是宽松的货币政策就能够实现的。与房市的泡沫仍需挤压不同，目前的股市价格在过度恐慌之后，已经具备依据价值理性逐渐回暖的条件。而所谓的行政主管和监管部门离这个市场越远，真正有活力、有投资价值的上市公司才可能越多涌现。

中国银行业金融机构总资产超过60万亿元

据中国银监会初步统计，截至2008年12月末，中国银行业金融机构境内本外币资产总额为62.4万亿元，比上年同期增长18.6％。分机构类型看，国有商业银行资产总额31.8万亿元，增长13.7％，股份制商业银行资产总额8.8万亿元，增长21.6％城市商业银行资产总额4.1万亿元，增长23.7％。其他类金融机构资产总额17.6万亿元，增长25.8％。

银行业金融机构境内本外币负债总额为58.6万亿元，比上年同期增长18.2％。其中，国有商业银行负债总额29.9万亿元，增长13.0％，股份制商业银行负债总额8.4万亿元，增长21.1％，城市商业银行负债总额3.9万亿元，增长22.6％，其他类金融机构负债总额16.5万亿元，增长26.1％。

中粮集团拟注资接管五谷道场

五谷道场破产重整方案获法院批准后，中粮集团拟注资接管。

在不久前的债权人会议上，中粮集团承诺，在重整计划批准后的10天内，将一次性向破产管理人账户支付l亿余元，专门用于五谷道场公司支付破产费用和债务。为了重整五谷道场公司，中粮集团已独资成立了中粮天然五谷道场投资有限公司，注册资本2亿元。中粮集团还承诺，对原来的职工，中粮集团在首次招工时将优先予以录用。

对于中粮集团的重整计划，五谷道场债权人进行了表决。投票结果显示，普通债权人组和职工债权人组已投票通过该重整计划草案，但享有财产担保叔的债权人组尚未通过。根据《破产法》的相关规定，只有各表决组均通过重整计划草案时，重整计划才算通过。

据报道，破产管理人将与享有财产担保权的债权人组进行协商，再次表决后将决定重整计划能否通过。

因资产只有1亿余元，但欠债6亿余元，五谷道场被债权人申请破产，并在2008年向房山法院申请破产重整获批。五谷道场重整消息公布后，中糖集团与其管理人接触，表示愿意接手。

上海与迪斯尼已就建园原则问题达成共识

篇2

现代企业将原始产权转换为股票所有权，并将股票所有权与控制权相互分离，公司的控制权可能由控制公司表决权股份多数的股东掌握，也可能由公司的经营管理层掌握。这主要取决于公司的股份集中与分散程度，以及董事会人员与经理层人员的关联性程度。所以说：控股权是控制权的一个外在的表现。因为从占有企业的股份中获得一定的股权比例是获得对该对象控制的一个主要途径。但是这种控股权的比例是否有一个最佳的比例状态？就如同理论上告诉我们的企业的最佳的资本结构那样。文章按照这个思路，对企业的控股权进行了分类：

第一类：剥夺性控股。当某个个体或某个机构，法人（国家）对被控制对象的具有表决权的股本中能够获得超过66.67％的比重或超过这个数字。

第二类：绝对性控股。当某个个体或某个机构，法人（国家）在对被控制对象的具有表决权的股本中能够获得超过50％（含50％），同时又未超过66.67％股份的比例时。

第三类：一般控股。当某个个体或某个机构，法人（国家）在对被控制对象的具有表决权的股本中能够获得超过33.33％（含33.33％），同时又未超过50％股份的比例时。

第四类：微弱控股。当某个个体或某个机构，法人（国家）在对被控制对象的具有表决权的股本中获得少于33.33％的股份比例时。

二、控制权收益价值的两种计算方法

控股股东拥有公司的控制权，目的在于获得控制权收益。而且Grossman和Hart 1980，1988 已经证明了控制权共享收益和私人利益的存在，这种控制权价值有的是可以定量计算的，有的是无法用数字来衡量的。本文在中国特色的股权双轨制下，用国有股每股净资产的超额增值幅度和经过改变已有的计算控制权价值的方式来定量衡量国有股的控制权价值。

（一）国有股控制权在IPO过程的超额增值比率的计算方法如下

国有股的增值比率＝（IPO后的每股净资产－发行三年后的平均每股净资产）/发行前的每股净资产

中国的企业在上市过程中，由于是先规定国家占有的股份比例，或非流通股的比例（这是中国证券市场遗留的问题和特色），形成特色的股市现象“先股后钱”而不是“先钱后股”，于是国家在一级市场中可以用较少的资金来获得更多的股份。当企业IPO首次成功时，上市企业由于筹资而获得一个每股净资产的增值，国有股因其持有的比例而获得相应的增值数量。诚然由于企业的价值，企业股票的市价都是未来价值在现在的反映，而不是过去事实的反映，因此，在这个过程中的增值有的部分是合理的，有的增值是不合理的。这种不合理的增值部分就是文章所要解释的国有股因控制权而带来的收益增值部分。事实上，企业合理价值的估计要等到企业运行一段时间后才能够被真实的体现出来，考虑到中国上市企业一段时间后的实际情况会变成ST,*ST股，因此文章拟取三年为标准，计算企业上市后三年的每股净资产的平均值做为国有股每股净资产合理的增值部分。

（二）在发生大额股权交易时，国有股的控制权价值的计算方法

要衡量控制权价值的一个基础就是要找到一个合适的基准价格（bench－mark price），然后通过比较控制权交易价格与基准价格的差额来表示控制权价值的程度。文章按照Barclay和Kolderness 1989年所提出的方法并对之做了改变,使控制权价值的计算更加适合中国的股市情况。

国有股的控制权价值＝（公告后的股票市价－大额股权交易的价格）/公告后的股票市价

首先,这个国有股的控制权价值的计算公式没有直接把国有股的持股比例放在公式中,更没有直接把这种持股比例作为与控制权价值成线性关系的假设.而Barclay在当年的计算公式就是直接把控制权的持股比例当做线性关系,当作内生变量来计算分析的.

其次,由于在控制权发生转移的交易过程中,影响受让方支付的交易价格的影响因素很多,为此,我们把可能的相关因素如:控制权的竞争程度,上市公司的规模,资产的管理效率,上市公司的财务杠杆等等,作为后来的回归分析中的因素,通过中国股市的实际数据来验证这些因素与控制权价值之间是否有显著的正相或负相关关系.

三、国内A股市场上国有股控制权类型的验证

笔者按照随机的原则从2003年中国财经数据库（CSMAR）提供的公开数据中选择了61家上市公司的资料进行分析。首先计算在IPO后国有股占全部股份的比重以及在IPO过程中国有股的超额增值比例（也就是每股净资产的超额增值比率）。

这些样本数据反映出了两个方面问题：

第一：中国的上市公司中，国有股及国有成分明显一股独大。

第二：在占控制成分的上市企业中，剥夺性控股和绝对控股又占绝对的垄断地位。

四、国内A股市场国有股控制权收益价值的实证计算

（一）国有股控制权在IPO过程的超额增值比率

依据中国CSMAR数据库的公开资料，经过筛选共有61家上市公司满足文章研究的需要。根据随机抽取的样本计算得到的国有股每股净资产在IPO过程中的实际超额增值率平均为22.99％，方差为0.49。

国有股每股净资产的超额增值率样本数据表明：

第一：中国企业在上市过程中，约有63.93％的上市企业中的国有股得到不同程度的增值。

第二： 发行三年后的每股净资产是影响国有股在IPO过程中是否增值以及增值程度的重要变量。在本文数据验证中，笔者假设资本市场是有效的，企业的每股净资产能够真实有效的反映企业的实际价值的。

第三:上市企业首次公开发行的价格也是影响国有股每股净资产的超额水平的重要变量,但是首次公开发行的价格不仅是企业未来价值的现在折现,还会收到各种其它因素的影响,如供求水平,经济因素.

（二）国有股在大额股权交易过程中的控制权价值的验证

笔者对中国的上市公司在2001，2002年度进行了随机抽样，下面把抽样的原理，过程和结论披露如下：

这篇文章的主要目的是为了计算国有股的控制权收益程度和类型，因此样本的选择也要是在国有股发生转让时的样本，而且是第一大股东发生变化的情况下，才能更好的体现国有股的控制权价值。但是由于在2001，2002年度间中国上市企业发生大额股权交易的总数为103起，其中涉及到国有股权性质转让的仅有16起。

模型的假设：（1）证券市场和资本市场是有效的

（2）投资者是理性的，投资理念远超过投机成分

（3）大额股权交易是指第一大股东在股权交易前后发生了变化

（4）交易之前的上市公司的股权类型是集中型。

控制权价值＝（公告后股票的市价－大额股权交易的价格）/公告后股票的市价

经过计算发现：中国上市企业国有股的控制权价值平均值为84.57％，最低值为62.78％，最高值为99.57％。与世界平均水平相比，要高出许多。Dyck和Zingales 在2002年对39各国家的412宗控制权交易进行了分析，发现大额股权交易价格比公告后股票市价平均高出14个百分点，其中日本最低为－4％，巴西最高为65％。

篇3

一、引言

马可维茨的投资组合理论表明，构建投资组合可以分散非系统性风险，但是整个股票市场共长跌的系统性风险却无法通过投资组合进行分散。基于市场规避系统性风险工具的需要，1982年2月，美国堪萨斯交易所推出了全球首只股票指数期货——价值线指数 期货。两个月后，芝加哥商业交易所推出S&P500指数期货。自此，股指期货作为系统性风险管理工具，获得了突飞猛进的发展。

随着我国经济对外开放程度的加大，经济波动性也有所增加，已然反映在了股票市场上。2008年度，美国次贷危机爆发后，世界各国股市持续下跌，我国股市也严重下行，此时，用于规避股市系统性风险的股指期货就显得尤为重要。为满足国内投资者规避系统性风险的需要，2010年4月16日，股指期货在国内正式上市交易。至今为止，我国股指期货上市已有三年的时间。股指期货对股票市场波动性的影响如何，我国股指期货的上市是否达到了最初稳定股票市场波动的目标？股指期货与现货的价格引导作用怎样？本文即将运用TARCH模型和VAR脉冲响应方法对于该问题予以研究。

本文的研究主要通过以下两个方面进行：第一，运用TARCH模型，研究了股指期货对于股市波动性的影响，即股指期货上市后，股市信息反应效率是否有所变化，该模型同时包含了杠杆效应，即同时研究了股指期货的上市对于利好和利空消息的反应程度如何。第二，运用Granger因果检验及VAR模型，探究了沪深300股指期货与股指现货之间的价格引导关系。

二、文献综述

（一）股指期货对股票市场波动性的影响

波动性即为衡量市场运行效率及市场信息流动的一个重要指标。国外的学者很多都针对股指期货的推出对现货市场波动性影响做出了较为深入的研究，研究较为成熟。总体来说，分为三类。第一，股指期货上市使得股市波动率增加，主要文献有Harris（1989）、Antoniou & Holmes（1995）等。第二，股指期货的上市对于股市波动性无影响，主要文献有Baldauf & Santoni（1991）、Aggarwal（1988）、彭蕾、肖涛（2004）。第三，股指期货的上市使得股市波动性降低，主要文献有Friedman（1984）、张丹、杨朝军（2009）。

我国股指期货上市前后，邢天才和张阁（2009）采用沪深300仿真股指期货数据对现货市场波动性的影响进行了实证研究，发现股指期货加剧了A股的波动。顾奚峰（2011）通过上市后短期内股指期货的高频数据，研究发现在股指期货上市初期，股指期货对股市的波动有放大作用，但在远期降低了非对称性波动，具有稳定股市的功效。可是，仿真数据并非真实数据，研究价值有限，且股指期货上市时间亦不到三年，较长期间内，股指期货上市对于我国沪深300股票市场波动性影响如何，有待进一步研究证明。

（二）股指期货与股指现货的价格引导

期货的一个重要的功能就是价格发现。总体来说，期货市场交易成本低，杠杆高，现金交割等特点决定了股指期货的价格往往能够领先现货市场，起到期货引导现货市场的作用。但是，国内外实证检验中，期货市场价格并不总是引导现货市场价格，其研究结论主要可以分为以下三类。第一，期货市场价格能够引导现货市场价格，主要文献有Tse（1995）、Kawaller，Koch等（1987）、任燕燕和李学（2006）、王扬（2007）。第二，现货市场价格引导期货市场价格，主要文献有Wahab & Leshgari（1993）、Ghosh（1995）、李家州（1998）。第三，期货市场价格和现货市场价格相互引导。主要文献有Hung & Zhang（1995）、潘品轩（2003）。我国严敏、巴曙松等（2009）指出目前指数现货市场在价格发现中起到主导作用。华仁海，刘庆富（2010）研究表明股指期货价格和股指现货价格之间存在协整关系和双向价格引导关系。方匡南、蔡振忠等（2012）利用沪深300股指期货的5分钟高频数据实证表明：我国指数期货和现货价格存在相互引导关系。

本文将基于已有的数据，首先研究股指期货对于股市波动性的影响，然后通过Granger因果检验及VAR模型的脉冲响应等方法研究，我国已上市的股指期货与股指现货的价格引导关系。

三、模型介绍及方法选择

（一）市场收益率波动研究方法

许多研究人员发现了股票价格行为的非对称实例——负的冲击似乎比正的冲击更容易增加波动，为了将非对称影响加入模型的估计，Zakoian，Glosten等提出了非对称的门限条件异方差模型，即TARCH模型。本文将运用TARCH模型对股票指数上市前后，股票市场收益率的差异进行研究。TARCH的条件方差方程为：

σ■■=ω+α×μ■■+γ×μ■■d■+τσ■■

其中γ×μ■■d■为TARCH项，对于股市的冲击大小，好消息有一个α倍的冲击，坏消息则有α+γ倍的冲击。

本文选取沪深300股票日收益率的数据予以分析，为了比较股指期货推出前后股市收益率的波动特征，将数据分为两个阶段：2007年4月16日到2010年4月16日的数据为第一阶段，2010年4月16日到2013年4月16日，为第二阶段。两阶段数据样本总量为1460。通过TARCH对于数据进行建模，并且针对参数的差别分析股指期货对于股票市场收益率所带来的影响。

（二）价格发现机制的研究方法选择

Granger因果检验是从预测的角度考察变量之间的关系，利用不同信息集下，尝试增加另一个变量，看其能否降低预测误差，用预测的方差大小代表预测的好坏。Granger因果检验是指统计上的因果检验，而不是平常意义的因果关系，严格来说，应称为领先—滞后关系。

脉冲响应函数的方法即为分析，当一个误差项发生变化，或者说模型受到某种冲击时对于系统的动态影响。在建立模型得到股指期货和现货价格的领先滞后关系时，除检验股指期货是否能够影响现货的收益率，还想知道这种影响有多大，能够持续多长时间，这即需要脉冲响应函数方法。

首先建立二维的VAR模型，为方便表示xt，yt设变量的均值为0，且有：

■=■■■+■ （2）

其中，扰动项εt=（ε1t，ε2t）为白噪声序列。假定（2）从第0期开始活动，且假设x-1=x-2=y-1=y-2=0，第0期时给定扰动项ε10=1，ε20=0并且随后的扰动项均为0，即ε1t=ε2t=0（t=1，2，…），称此第0期给x以脉冲，下面讨论xt与yt的讨论。t=0时x0=1，y0=0，将其代入（2），得到t=2时：

x2=a■■+a■■a■■+a■■，y1=a■■a■■+a■■a■■+a■■

依次递推，我们就可以求出变量xt，yt的一列值，称序列x0，x1，x2，x3…为由x的脉冲引起的x的脉冲响应函数，序列y0，y1，y2，y3…为由x的脉冲引起的y的脉冲响应函数。这样，我们就能够考察对期货或现货的一个扰动，能够影响现货或期货多长时间，影响有多大，什么时候达到最大等一系列问题。

本文股指价格数据（IF）与沪深300指数价格数据（CSI）取对数后都是一阶单整，不能够直接建立VAR模型。本文直接运用股指期货和股票指数的对数价格数据的一阶差分建立VAR模型，即令D（IF）=IRIF，D（CSI）=IRCSI，然后进行Granger因果检验，接着检验VAR模型是否平稳，最后进行脉冲响应分析。

四、实证分析

（一）数据统计性实证分析

1.股指期货上市前后股票市场的走势及波动情况描述。

图1 股指期货推出前后沪深300指数走势图

如图1看出，沪深300指数持续下跌，2010年度6月29日，沪深300指数达到了本年度的最低点2592.02点，然后开始回升。沪深300指数的探底可能部分源自于股指期货的上市，但是由于4月前股股市就有下行趋势，所以我们并不能将沪深300股票指数的下降完全归结于股指期货的影响。

2.股指期货上市前后沪深300股票指数收益率波动性变化情况。

图2 股指期货推出前后现货市场指数收益率的趋势图

如图2，波动的变化比较明显，股指期货上市后，沪深300股市的收益率更为稳定，整体波动的幅度降低很多。

（二）TARCH计量模型统计分析

1.TARCH模型适用性检验。（1）数据特征检验。表1显示，股指期货上市前后，沪深300指数的对数收益率的峰度都大于3，有尖峰的特征。从偏度方面看，从推出前的-0.17到推出后的-0.1，都呈现出厚尾的状态，而JB统计量更说明了该特点。初步分析，该序列有ARCH效应，运用TARCH模型分析具有一定的合理性。

表1 沪深300指数对数收益率统计性检验

（2）ARCH-LM效应检验。对于回归方程进行条件异方差的ARCH LM检验，得到了在滞后阶数p=7时的ARCH LM检验结果，如表2所示：

表2 股指期货上市前后沪深300股票指数ARCH-LM检验

表2显示LM统计量（Obs*R-squared）值以及检验的相伴概率（P=0.000），均小于0.1的显著性水平。因此，拒绝原假设，残差序列存在高阶的ARCH效应，因此可以选择TARCH模型。相对而言，股指期货上市后沪深300股指回归方程的ARCH-LM效应的显著性水平降低。

2.TARCH建模的回归比较。TARCH模型的方差方程为：

σ■■=ω+α+μ■■+γ×μ■■d■+τσ■■

通过Eviews7.0的估计，本文估计的股指期货上市前后的方差方程如下，其中（3）是指股指期货上市前的方程，（4）是指股指期货上市后的方程。

σ■■=2.42E-07+0.001667×μ■■+0.148×μ■■d■+0.899 σ■■（3）

σ■■=1.24E-06+0.035×μ■■+0.058×μ■■d■+0.608σ■■ （4）

表3 沪深300股票指数TARCH模型

注：*表示显著性水平为10%，**表示显著性水平为5%，***表示显著性水平为1%。

TAHCH模型结果如上，我们可知：

第一，股指期货上市前后，α都是显著的，说明ARCH效应明显，波动性存在聚集特征。股指期货上市前α为0.0341，大于0，这说明t时刻信息的影响往往会使t到t+n期发生一致波动，即波动出现聚集性；而股指期货上市后α为-0.0352，与上市前有着较大的差异。GARCH项显著。股指期货上市后α为负。

第二，股指期货上市前，γ为正，大小为0.133并且显著性水平较高，杠杆效应显著，此时好消息对于股市只有0.034倍的冲击，而坏消息会有0.167倍的冲击。股指期货上市后，γ降低，变为0.058，显著性水平也有所降低，此时，好消息对于股市具有0.0152倍冲击，而坏消息具有0.0731倍冲击，即股指期货上市后，股市的非对称效应明显降低。

第三，τ均为正，说明旧信息对于股市波动性的影响显著。但是股指期货上市后，τ值由股指期货上市前的0.856变为上市后的0.608，这说明旧信息对于股市的影响力下降。

（三）价格引导机制测度

1.收益率序列平稳性检验。

表4 收益率序列的单位根检验

注：IRIF序列即股指期货收益率系列，IRCSI序列即沪深300指数收益率系列

由表4可以看出，股指期货和沪深300收益率序列都不存在单位根，即是平稳的序列，可以进行Granger因果检验。

2.Granger因果检验。

表5 Granger因果检验结果

由表5可以看出，股指期货的收益率是引起沪深300收益率变动的Granger原因，而沪深300收益率的变动并不是显著引起股指期货收益率变动的原因。

Granger因果检验的结果显示，股指期货具有价格发现的功能，而指数现货并没有发期货价格的功能。

3.VAR模型稳定性检验。模型AR根的图表检验表明VAR模型的所有根模的倒数小于1，都在单位圆内，即其是稳定的，VAR模型是平稳的，可以进行脉冲响应分析。

图3 VAR模型稳定性检验

4.脉冲响应分析。VAR模型稳定以后，即可以做出脉冲响应检验，结果如图4所示。

图4 脉冲响应图

如图，沪深300股票指数收益率的变化会在第一期引起股指期货0.1%的变化，然后逐渐波动，在第6期时影响降低为0。而股指期货一个标准息差的变化会在第二期引起股票现货指数1.3%的变化，第三期影响降低为0，第5期会再次反弹，引起股指期货0.1%的变动。

五、结论及政策建议

通过统计性实证检验和TARCH检验的结果，我们得出以下结论：

第一，股指期货上市后，我国股票市场波动性降低。从描述性数据统计结果即可以看出股指期货上市后，我国股票市场收益率波动性大为降低。从TARCH的结果来看，系数总体变小，这说明股指期货上市后，我国股市波动性有所降低。

第二，我国股市一直存在信息影响的非对称性，负面消息的影响大于正面消息的影响。但股指期货上市后，我国股市受负面消息冲击而引致的波动效应减弱了很多，股票市场的非对称性波动有所减弱。

第三，从Granger因果检验的结果来看，股指期货对于现货指数的引导效果远高于股票现货指数对于期货的引导效果，且VAR模型的脉冲响应结果也说明股指期货价格变动对于股指现货变动的冲击更大且均为正向冲击。这说明了股指期货在现货指数的价格发现方面起着重要的作用。

总之，从中长期时间段来看，股指期货在我国上市后，的确起到了稳定股票市场价格的作用，并且我们发现股指期货对于股票指数的价格引导作用明显。本文验证了我国股指期货上市决策的正确性，基于此，我国监管当局应满足市场的需求，设计更多并且更合理的股指期货合约，不断完善股指期货的衍生品市场，丰富投资品种，为广大投资者套期保值提供更多选择，也使得股指期货能够进一步发挥稳定股市价格波动的功能。

参考文献

[1]Harris L.S&P 500 cash stock price volatilities[J].Journal of Finance，1989，44（5）.

[2]Kawaller，I.G.，Koch，P.D.，Koch，T.W.The Temporal Price Relationship between S&P500 Index[J].Journal of Finance，1987，42（5）.

[3]严敏，巴曙松，吴博.我国股指期货市场的价格发现与波动溢出效应.系统工程[J].2009（10）.

[4]刘庆富，华仁海.中国股指期货与股票现货市场之间的风险传递效应研究[J].统计研究.2011（11）.

[5]顾奚峰，王国松.基于EGRACH模型的股指期货股市非对称性波动影响的实证研究[J].金融理论与实践.2011（10）.

[6]侯富强，李水凤.股指期货对股票市场波动性影响的实证分析.深圳大学学报[J].2012（3）.

篇4

随着我国创业板自2009年10月30日正式上市，国内学者对创业板上市公司越来越为关注，因此对创业板上市公司的企业价值评估也进行了研究。在这些研究中较多的通过对企业价值评估方法的研究，采用EVA、托宾Q、PEG等指标衡量上市公司企业价值，结合创业板某家上市公司的具体数据对其企业价值评估进行验证，本文利用山东省创业板上市公司2013年数据对企业价值评估体系进行研究。

我国对企业价值的评估往往是对企业总体价值的评估，但是在对企业价值进行评估时需要了解到底研究的是企业实体价值还是研究的是企业的股权价值，两者的差别在于对于负债的态度，企业实体价值中需要考虑企业的负债价值，而股权价值则不包括负债价值。但企业整体价值评估和股权价值评估的方法都采用的是未来现金流量折现予以确定，实体价值评估下采用的是实体现金流量予以折现，而股权价值则采用的是股权现金流量予以折现的方法。通常情况下，负债的账面价值与负债的市场价值基本相当，主要是由于负债的价值取决于未来利息和本金的支付，并对其进行折现所得结果，对于债权人和企业来说，未来偿付的本金和利息基本上是确定的，因此企业的债务价值与账面价值基本上是相同的，于是对于企业来说其实体价值也等于债权价值与股权价值之和。但由于创业板上市公司业绩的不稳定性，采用现金流量折现方法尚不成熟，因此本文拟利用相对价值法的思想，建立企业价值评估体系，确定其影响因素的同时，对影响因素进行赋值，形成简单的价值评估体系，并对该价值体系进行验证。

一、影响企业价值评估的因素

相对价值法对企业价值进行研究中，我们已经能够确定的模型有市盈率模型、市净率模型以及市销率模型。

（一）每股收益

在市盈率模型中，市盈率=每股市价/每股收益，也就是说，每股市价可以用每股收益与市盈率相乘可以得到，每股收益可以通过上市公司所披露的报表予以取得，对于相对成熟稳定的企业来说，其股权价值可以通过[股利1（本期所发放的股利）/（股权成本-增长率）]得到对于成熟企业来说其增长率大体等于宏观经济的名义增长率，股权资本成本通产采用的是资本资产定价模型予以取得，即股权成本=无风险报酬率+该股票的风险溢价得到。采用市盈率模型，要求每股收益应为正值，并且需要所选择的企业应连续盈利，并且使β值趋于1，以正确反映未来的预期。

（二）每股净资产

在市净率模型中即每股市价与每股净资产的比。此模型要求每股净资产需要为正值，因此在运用中，市净率比市盈率模型可以应用更广些，主要是由于净利润可能为负值的可能性要大于净资产为负值的可能性，另外净资产值可以通过账面数据容易取得，净资产相对稳定，不易被人为操控。但该模型也存在着不足就是要求所研究对象的固定资产有相当的权重。

（三）每股收入

在市销率模型中即每股市价与每股收入的比。企业价值是销售收入的函数，销售收入越大则企业价值越大，即企业价值是销售收入的一定倍数。该模型同样要求企业的收入应为正值，由于收入比较稳定、可靠并不易操纵，但由于不能反映成本因此趋向于销售成本率较低的服务业或是销售成本趋同的传统行业企业。

本文所选取的18家山东省创业板上市公司中，仅有一家为科技类上市公司其余17家均为制造业企业按照市净率模型中，由于该科技类上市公司其固定资产所占比率较少，因此与净资产的关系不显著，同时截止到2014年2月28日，18家上市公司均已披露2013年业绩快报，本文利用该数据进行分析。

二、模型建立及数据分析

（一）模型建立

根据上文所述，每股收益、每股净资产和每股收入金额越大，企业价值应该越高（前提为三者均为正数）。通过利用SPSS19对18家创业板上市公司数据，可以的出，每股市价与每股收益在1%的水平下呈现高度正相关关系，其相关系数为0.787，每股净资产在1%的水平下也呈现出显著正相关关系，其相关系数为0.675，每股收入在1%的水平下与每股市价呈现显著正相关关系，其相关系数为0.676。因此可以利用每股收益、每股净资产和每股收入与企业价值建立回归模型为：Y=33.899X1-0.606X2+2.398X3-2.116。

利用回归分析后，所得出的R为0.859，R2为0.737，自变量所能解释的方差在总方差中所占的百分比，其值越大说明模型的效果越好，本模型所得的R2为0.737，模型拟合度较好，调整后的R为0.681，说明回归模型对因变量每股收益、每股净资产和每股收入指数的解释能力为68.1%，因此每股市价对三个变量的解释能力是可以接受的。

方差分析表中所示结果中F统计量等于13.083，概率值Sig为0.0002小于显著性水平0.05，所以该模型是有统计学意义的，即每股收益、每股净资产和每股收入与企业价值之间的线性关系是显著的。利用回归系数表可以得出回归模型的常数项（Constant）、每股收益、每股净资产和每股收入的偏相关系数，它们分别为-2.116、33.899、-0.606和2.398，于是可以得到回归方程为企业价值=-2.116+33.899X1-0.606X2+2.398X3。

（二）模型验证

通过对18家创业板上市公司企业价值评估体系的建立，得出企业价值与每股收益成正相关关系，与每股净资产呈负相关关系，与每股收入成正相关关系。分别利用特锐德2013年12月31日的数据对该模型进行检测，得出结果为，特锐德的每股市价为32.12元，其2013年12月31日的每股市价为37.752元。可以看出，利用该模型所得出的每股市价与利用市盈率模型所得结果相差5.6元，这是由于，利用市盈率模型确定的市价存在市场的评价，不能真实的反应企业价值，因此存在一定的误差，但是通过此模型的建立以及验证，可以初步推测可以利用该种方法对企业价值进行评估。

三、模型的问题及改进

本文通过利用山东省创业板上市公司信息创建了企业价值模型体系，通过利用每股收益、每股净资产和每股收入与企业价值之间的关系得出了企业价值与每股收益和每股收入成正相关关系，但与每股净资产成负相关关系。这主要是由于本文利用市盈率的关系计算所得出的企业价值用以建立的模型体系。通过对数据收集中发现，对于创业板上市公司来说，上市公司予以披露的为市盈率，该数据较易得到，但相对于市净率和市销率却只能通过市盈率所得每股市价来获得，但通过对每股收益、每股净资产和每股收入对每股市价进行相关分析中，可以得出它们与每股市价存在着显著的正相关关系，但回归中所得结果可能是由于创业板上市公司中其固定资产占总资产的比例较低，因此对利用市净率模型所得结果存在差异。同时由于市场对企业价值评估存在一定的不稳定性，市盈率的准确性也导致了方法的准确性，当然由于市场对企业价值评估所存在的问题，因此更需要建立一个适用于我国创业板上市公司企业价值的评估体系。

对企业价值评估体系研究中，主要是针对企业价值的确定，虽然理论上可以利用市盈率、市净率和市销率模型对每股市价进行评估，但对于企业价值评估方法的研究不仅只是这三种方法，还应将现金流量方法，EVA等方法纳入进来，以使企业价值评估体系能够更加完善。

参考文献

[1]中国注册会计师协会.财务成本管理[M]，经济科学出版社.2013.