作者簡介：錢碩，1989年生，江蘇人，首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)會計學(xué)院會計學(xué)專業(yè)研究生。

一、問題提出

自2009年創(chuàng)業(yè)板開閘以來，創(chuàng)業(yè)板一直成為市場追捧的熱點，截至2012年7月24日，我國創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)總數(shù)已達346家。創(chuàng)業(yè)板企業(yè)具有財務(wù)門檻低、科技含量高、增長性強的特點，而創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的高成長性和低財務(wù)門檻的特性也決定了其盈利不確定性和高風(fēng)險性。截至2012年7月18日，337家創(chuàng)業(yè)板上市公司中，有331家公布了上半年的業(yè)績預(yù)告，其中預(yù)計凈利潤下降的有115家，占比34.74%，預(yù)計虧損的有8家，占比2.41%，兩者合計占比近四成。8家預(yù)計虧損的創(chuàng)業(yè)板上市公司，凈利潤降幅均超過100%，還有4家業(yè)績預(yù)減的公司，凈利潤降幅在100%左右。截至7月18日，創(chuàng)業(yè)板的市盈率已跌至32.21，為今年以來的第三低點，這也是創(chuàng)業(yè)板上市以來第三低估值水平。

如何幫助投資者理性分析和投資，如何正確理解創(chuàng)業(yè)板上市公司的經(jīng)營績效并以此為基礎(chǔ)公正地評價其成長性成為當前尚待解決的問題。筆者認為，可以從上市企業(yè)的招股說明書中提取能夠顯示企業(yè)核心競爭力及公司治理水平的指標進行量化，將上述量化指標和企業(yè)上市后的凈利潤變動情況進行回歸分析。通過指標篩選和多次回歸分析，確定和企業(yè)上市后利潤變動情況相關(guān)性強的指標，借此來幫助投資者快速的了解新發(fā)行公司的經(jīng)營風(fēng)險。

二、預(yù)測指標的確定

預(yù)測指標要能夠代表公司的治理結(jié)構(gòu)、科技含量、盈利能力等方面情況，在閱讀了大量創(chuàng)業(yè)板上市公司招股說明書、證監(jiān)會審批文件及創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)文件指引后，筆者確定了6項預(yù)測指標：研發(fā)費用占比、技術(shù)研發(fā)人員占比、獨立董事占比、凈資產(chǎn)收益率、營業(yè)收入增長率與應(yīng)收賬款增長率。

三、提出假設(shè)

假設(shè)1：研發(fā)費用占營業(yè)收入的比值和凈利潤增長率呈正相關(guān)關(guān)系。研發(fā)費用的投入將影響高新技術(shù)企業(yè)新產(chǎn)品新技術(shù)的研發(fā)及投放，也是影響高新企業(yè)未來盈利水平的主要因素。

假設(shè)2：技術(shù)研發(fā)人員占比和凈利潤增長率呈正相關(guān)關(guān)系。同理于研發(fā)費用占比，技術(shù)研發(fā)人員占比也是體現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)能力的指標，即假設(shè)研發(fā)團隊實力強的企業(yè)，在募投資金注入后會有優(yōu)異的表現(xiàn)，主要體現(xiàn)在凈利潤增長方面。

假設(shè)3：獨立董事占比和凈利潤增長率呈正相關(guān)關(guān)系。聘用獨立董事可以規(guī)范公司運營，減少違規(guī)關(guān)聯(lián)方交易，提高企業(yè)盈利質(zhì)量，保證企業(yè)持續(xù)盈利。

假設(shè)4：凈資產(chǎn)收益率和凈利潤增長率呈正相關(guān)關(guān)系。作為杜邦分析法的核心指標，凈資產(chǎn)收益率可以反應(yīng)目前股東投入資本的使用情況；凈資產(chǎn)收益率越高，企業(yè)資產(chǎn)質(zhì)量越好，企業(yè)利潤水平越趨于穩(wěn)定增長。

假設(shè)5：營業(yè)收入增長率和凈利潤增長率呈相關(guān)關(guān)系。市場份額穩(wěn)步甚至快速增長，可以一定程度保證企業(yè)上市后產(chǎn)品銷路穩(wěn)定、經(jīng)營業(yè)績不會出現(xiàn)大幅下滑。

假設(shè)6：應(yīng)收賬款增長率和凈利潤增長率呈負相關(guān)關(guān)系。發(fā)行前應(yīng)收賬款增幅越大，發(fā)行人盈余管理甚至?xí)嬑璞椎目赡苄栽酱?，上述手段不能改變企業(yè)實際盈利能力，故上市后凈利潤下降的可能性有所增加。

四、樣本選取與數(shù)據(jù)來源

（一）、樣本選取

筆者將創(chuàng)業(yè)板上市公司上市后兩年內(nèi)的凈利潤變動比率作為因變量，以代表上市公司上市后的盈利情況。由于我國創(chuàng)業(yè)板自2009年10月開閘，符合上市后連續(xù)經(jīng)營條件的須為2010 年前申報發(fā)行的公司，符合上述條件的公司僅有36家?？紤]到持續(xù)經(jīng)營年限和樣本規(guī)模，筆者將限定時間延長至2010年2月前在創(chuàng)業(yè)板掛牌上市的公司，共有50家。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文從金融界及上市公司招股說明書中抽取數(shù)據(jù)。由于筆者使用Eviews7軟件進行模型設(shè)立和回歸分析，故主要變量均采用英文命名，主要公示如下：

五、回歸結(jié)果

（一）相關(guān)性檢驗

筆者使用pearson相關(guān)系數(shù)檢驗自變量與因變量之間的相關(guān)性。經(jīng)檢驗，應(yīng)收賬款增長率、技術(shù)人員占比、獨立董事占比、營業(yè)收入增長率等四個指標的相關(guān)性符號與原假設(shè)一致。但是，研發(fā)費用、凈資產(chǎn)收益率均和凈利潤增長率呈負相關(guān)關(guān)系，即假設(shè)1、假設(shè)4不成立。筆者分析，研發(fā)費用投入的經(jīng)濟利潤推動作用尚未展現(xiàn)，可能是造成研發(fā)費用與凈利潤增長率呈負相關(guān)關(guān)系的主要原因。另外，企業(yè)為了迎合上市企業(yè)財務(wù)標準的要求而進行盈余管理，導(dǎo)致了凈資產(chǎn)收益率與上市后凈利潤增長率負相關(guān)。值得注意的是，因變量凈利潤增長率和研發(fā)費用占比及ROE這兩個指標相關(guān)性絕對值較高，分別為-0.169和-0.152，可推斷上市前大量非理性的研發(fā)費用投入及盈余管理是造成上市后利潤下滑的主要原因。

（二）多元回歸第一次回歸結(jié)果

變量定義及計算方法如下：

NET_PROFIT_CHG：凈利潤增長率，2011年凈利潤/2010年凈利潤。

RSRCH_FEE_GROSS_INC：研發(fā)費用占主營業(yè)務(wù)收入比值，2008年研發(fā)費用投入/2008主營業(yè)務(wù)收入。

TECH_PPL：技術(shù)人員占比，截至2008年年底研發(fā)人員/截至2008年年底在職員工總數(shù)。

INDEPT_DIRECTORS：獨立董事占比，獨立董事人數(shù)/董事會總?cè)藬?shù)。

RETURN_ON_NET_ASST：全面攤薄凈資產(chǎn)收益率，2008年凈利潤/2008年末凈資產(chǎn)。

GROSS_INCOME_CHG：營業(yè)收入增長率，2008年主營業(yè)務(wù)收入/2007年主營業(yè)務(wù)收入 -1。

AR_CHG：應(yīng)收賬款增長率，2008年年末應(yīng)收賬款/2008年年初應(yīng)收賬款。

第一次回歸結(jié)果并不理想，R^2僅為0.09，F(xiàn)檢驗值僅為0.644585，說明模型整體解釋力不強。從單變量看，p值均落在拒絕域外，最接近臨界值的變量為研發(fā)費用占比這一指標。此外，研發(fā)費用和凈資產(chǎn)收益率與凈利潤增長率呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系，雖然顯著性不強，但這一統(tǒng)計結(jié)果仍與原假設(shè)違背，并不符合常理。為了發(fā)現(xiàn)模型缺陷，筆者進行了Durbin-Watson和殘差測試。Durbin-Watson測試在樣本規(guī)模為50，變量數(shù)量為6的情況下的臨界值分別為=1.34，=1.77。由于DW統(tǒng)計值為1.737753，位于DW高低臨界值之間，故無法對殘差項的相關(guān)性發(fā)表意見。下面為殘差異方差性檢驗的結(jié)果：

筆者選擇使用卡方檢驗方法，在5%顯著性，自由度為6的單位臨界值為12.592，由于測試值Obs*R-squared小于臨界值，故無法拒絕原始數(shù)據(jù)不存在異方差性。

經(jīng)過上述測試，發(fā)現(xiàn)模型本身不存在技術(shù)性缺陷。為了優(yōu)化模型效果，筆者決定剔除營業(yè)收入增長率、應(yīng)收賬款增長率這兩個指標，主要原因為：上述兩指標顯著性不強，t統(tǒng)計值最低，分別為0.37、-0.65。

（三）多元回歸第二次回歸結(jié)果

第二次回歸結(jié)果仍不理想，R^2降至0.07，說明模型解釋力度進一步削弱。同時，從模型質(zhì)量角度看，兩個反應(yīng)模型信息評價標準的指標AIC、SBIC均有所上升，根據(jù)信息評價標準理論，上述指標越小，模型效果越好。由于AIC指標具有缺陷，故單從SBIC指標看，盡管解釋變量數(shù)量有所下降，但SBIC指標反而上升，從-0.649694升至0.765140，根據(jù)信息評價標準，進一步說明模型質(zhì)量不高。此外，研發(fā)費用占比和凈資產(chǎn)收益率均和凈利潤增長率呈負相關(guān)關(guān)系，與原假設(shè)相違背。

為了提高模型質(zhì)量，筆者嘗試剔除研發(fā)費用占比和凈資產(chǎn)收益率指標。

（四）多元回歸第三次回歸結(jié)果

在提出了研發(fā)費用和凈資產(chǎn)收益率指標后，模型效果仍不理想，R^2僅為0.014，且自變量的t值均落在拒絕域中，分別為0.31、0.78。

六、結(jié)論

（一）回歸模型

回歸結(jié)果顯示假設(shè)2、3、5、6成立，但顯著性不強，假設(shè)1、4不成立。此外，六項預(yù)測指標和凈利潤增長率相關(guān)性不強。筆者認為造成上述結(jié)果的原因可能有幾下幾點：

（1）樣本規(guī)模

由于符合上市后持續(xù)經(jīng)營兩年這一條件的創(chuàng)業(yè)板公司較少，造成數(shù)據(jù)樣本規(guī)模不足，使得統(tǒng)計值與真實值相差較遠。根據(jù)大數(shù)定律，隨著樣本量的增加，估計值會逐漸趨向于真實值，故創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)數(shù)量較少的先天缺陷限制了模型回歸效果。

（2）前提假設(shè)

第一次回歸結(jié)果表明，研發(fā)費用占比和凈資產(chǎn)收益率指標均與凈利潤增長率呈負相關(guān)關(guān)系，與原假設(shè)不符。據(jù)筆者分析，造成上述結(jié)果的原因為：（1）研發(fā)費用投入的經(jīng)濟效益可能不會在短期即兩年內(nèi)得到反映，大量的研發(fā)投入在資本化之前會影響企業(yè)利潤水平，且不同行業(yè)專利技術(shù)認定考核時間存在差異，故研發(fā)費用投入和凈資產(chǎn)收益率二者之間可能存在非線性關(guān)系，故不適宜線性模型。（2）凈資產(chǎn)收益率已經(jīng)消除了企業(yè)規(guī)模的影響，更適宜于橫向比較，而凈利潤增長率沒有消除企業(yè)規(guī)模大小的影響，和縱向指標相關(guān)的可能性更大。

（二）建設(shè)性意見

結(jié)合創(chuàng)業(yè)板公司現(xiàn)狀，筆者認為，截至當前階段，篩選預(yù)測創(chuàng)業(yè)板上市公司上市后盈利能力的指標尚不具可行性，這也和證監(jiān)會推行注冊制審核制度遭遇阻力的現(xiàn)狀相符。加強券商的盡職調(diào)查力度，提升保薦律師事務(wù)所、會計師事務(wù)所的風(fēng)險控制意識，增加證監(jiān)會發(fā)審委的審核力度仍是預(yù)防創(chuàng)業(yè)板上市公司包裝上市、保證上市后盈利水平的主要手段。

參考文獻

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