2013年04月16日 17:24 來源：《會計研究》(京)2012年9期 作者：饒品貴/嶽衡
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一、引言
基於財務報表信息的證券投資策略研究具有重要的理論和現實意義，它直接影響著我們對證券價格形成機制等問題的認識，同時也影響著會計信息的使用者——證券投資者是否有效地利用會計信息，尤其是影響機構投資者在證券組合選擇時如何根據會計信息制定投資策略。這方面的深入研究對提高我國證券市場的效率、保護投資者的利益都有重要和深遠的意義(姜國華，2005)。
在我國機構投資者廣泛開展量化投資背景下，如何運用公司的基本面信息構造投資組合策略成為理論界和實務界共同關注的焦點問題。運用剩餘收益模型(Residual Income Model，下文均簡稱為RIM)對公司進行估值，並以此構造投資策略，這種組合投資方式在成熟的資本市場上已經得到比較廣泛的應用。在我國這樣一個新興的資本市場上運用RIM對企業進行大樣本的估值研究具有非常重要的理論意義與實踐價值。
RIM由Preinreich(1938)提出，Ohlson(1995)對其進行了理論完善。之後有一系列的文章對RIM進行了實證檢驗，比如Dechow et al.(1999)，Frankel and Lee(1998)和Francis et al.(2000)等，他們均發現相對於股利折現模型、自由現金流模型而言，RIM的估值更為準確，並且對股票未來一至三年回報有更好的預測作用。
然而，在我國運用RIM進行投資策略等方面的研究面臨很大的困難。國外已有文獻在對RIM進行實證檢驗時，一般採用分析師的盈餘預測作為公司未來盈餘的替代變量，比如Frankel and Lee(1998)和Dechow et al.(1999)等；然而利用分析師盈餘預測進行模型估值存在一定問題。首先，分析師預測盈餘普遍比較樂觀，尤其是對公司的長期盈餘的預測更為樂觀，因此分析師的預測盈餘比公司實際盈餘顯著要高，這可能導致運用分析師預測數據進行RIM估值得到的公司內在價值出現高估(Richardson et al.，2010；Lin and McNichols，1998)；其次，分析師可能根據股票近期走勢的情況調整盈餘預測，從而使得他們的預測滯後於市場的整體預期(Hou et al.，2012)，比如分析師的盈餘預測不能反映市場對公司現金流的預測(Richardson et al.，2010)；再次，分析師在預測盈餘時傾向於關注大公司和經營狀況比較好的公司，而對小公司和經營陷入困境的公司則關注較少(Richardson et al.，2010)，這使得運用RIM估值時存在樣本選擇上的偏差；最後，在我國證券分析師的數量還比較少，而且集中於大公司的盈餘預測(嶽衡和林小馳，2008)，無法滿足RIM大樣本估值的需要。
針對於RIM估值過程中存在的問題，本文採用Hou et al.(2012)提出的基本公司財務報表信息的盈餘預測模型，預測未來一至三年的公司盈餘，並將其用於RIM估計公司的內在價值V；通過與次年四月末的股票價格比較計算價值和價格比率V/P，並以此構造投資組合策略。我們發現基於V/P的投資組合在未來一年、兩年和三年的最高組減最低組的規模調整超額回報分別是15.2%、37.9%和55.9%。運用Fama-French三因素模型進行檢驗，我們發現基於V/P產生的超額回報不能被風險因子、規模因子和市帳比因子所解釋；控制了市帳比等因素的回歸分析中，V/P對未來一至三年的回報仍然具有很強的解釋能力。
本文的研究貢獻在於：第一，本文是基於公司財務報表信息對公司盈餘進行預測，進而採用RIM估計公司的內在價值，這在一定程度上克服了運用分析師預測數據的內在局限性，從而使模型的估值更為準確，為RIM的應用提供了新的實證證據；第二，本文的研究結果為在我國股票市場上運用RIM提供了切實的經驗證據，尤其在當前機構投資者普遍開展量化投資的背景下更具有特殊的意義。據我們所知，本文是第一篇運用我國資本市場數據基於RIM進行大樣本估值並檢驗公司內在價值與股票未來回報相關性的研究。
本文行文安排如下：第二部分是文獻回顧，第三部分是研究設計和研究樣本，第四部分是實證結果與分析，最後是研究結論。
二、文獻回顧
基於RIM的實證研究主要集中在三個方面：第一是對RIM與其他估值模型進行比較。Dechow et al.(1999)發現股票價格和未來一年回報與考慮了動態中值反轉因素的剩餘收益有很高的相關性，同時發現考慮分析師盈餘預測後能提高未來剩餘收益的預測準確性，進而認為RIM提供了分析盈餘、帳面價值和盈餘預測的指導性框架。Francis et al.(2000)比較了股利折現模型、自由現金流模型與RIM在公司內在價值估計準確性上的差異，發現RIM估計的內在價值的誤差更小，他們認為RIM的優點在於較少受到會計穩健性和應計項目的影響。
第二個方面是運用RIM估值進而預測股票未來回報。Frankel and Lee(1998)運用1979-1991年I/B/E/S分析師預測數據，基於RIM估值並與股票價格比較得到V/P值，他們發現V/P能很好地預測股票未來回報，基於V/P值構造的投資組合未來一年、兩年和三年的超額回報分別是3.1%、15.2%和30.6%，而且這種超額回報不能被風險、市帳比和規模等因素所解釋。Ali et al.(2003)進一步考慮多項風險因素，發現V/P對股票未來超額回報的預測作用不能為風險因子所解釋，因此認為這是由市場上存在錯誤定價所致。
第三個方面是RIM在分析師薦股、資本成本等相關研究中的應用。比如Bradshaw(2004)發現分析師推薦股票與採用分析師盈餘預測數據的RIM估值沒有關係，而與基於成長性的市盈率方法的估值具有高度的相關性。RIM也被運用在對公司隱含資本成本的估計上，比如Gebhardt et al.(2001)運用RIM估計公司隱含的資本成本，並發現資本成本與公司的行業屬性、市帳比、公司的成長性和分析師預測盈餘的分散程度相關。
在運用RIM進行實證研究時，絕大多數的研究都以分析師盈餘預測作為未來盈餘的替代，原因是美國這樣成熟的資本市場上分析師人數眾多，提供的盈餘預測數據比較容易獲得、時間序列也比較長。但是很多的研究表明分析師的盈餘預測並不能很好反映市場預期(Hou et al.，2012)。首先，分析師盈餘的預測都偏向樂觀(Richardson et al.，2010)，對公司長期盈餘的預測更是過度樂觀，其內在原因可能是分析師存在高估的動機，比如所在投資銀行的業務會影響分析師的預測行為(Lin and McNichols，1998)，這就造成RIM中運用分析師預測數據估計的內在價值可能偏高；其次分析師可能根據股票近期走勢的情況調整盈餘預測，從而使得他們的預測滯後於市場的整體預期(Hou et al.，2012)；第三，分析師對預測的公司有一定選擇性，他們更傾向於預測大公司和經營狀況優良的公司，而對經營陷入困境的公司則敬而遠之，同時很多分析師不提供一年以上的公司盈餘預測，分析師預測數據運用可能面臨樣本選擇偏差的問題。另外，在我國股票市場上，分析師的數量不多，同時分析師也偏好於大公司和經營狀況優良的公司(嶽衡和林小馳，2008)，因此，研究者很難運用分析師盈餘預測並基於RIM對我國的資本市場進行大樣本的估值和相關研究。
但是RIM確實提供了一個良好的估值框架，如果能解決盈餘預測的問題，將可以更為準確地估計公司價值並進而預測股票未來回報。正是出於這種考慮，本文採用Hou et al.(2012)的方法進行盈餘預測來替代分析師的盈餘預測並進行RIM估值。Hou et al.(2012)提出通過分析公司的基本面信息並運用橫切面模型來預測公司未來盈餘，從而避免運用分析師盈餘預測數據產生的內在偏差，他們的結果顯示模型所估計出的公司未來盈餘預測比分析師預測盈餘誤差更小。因此我們採用Hou et al.(2012)的模型估計出的公司未來一至三年的盈餘作為RIM的輸入變量估計公司內在價值，並檢驗內在價值與股票未來回報之間的關係。
三、研究設計與研究樣本
1.剩餘收益模型
其中f()t是分析師預測的公司未來盈餘。本文的研究中也運用這個改寫後的模型，區別在於把分析師盈餘預測換為我們基於公司基本面信息估計的盈餘預測。
2.研究設計
本文採用Hou et al.(2012)的預測方法對公司未來一至三年的盈餘進行預測，並將其作為輸入變量放入RIM估計公司的內在價值。Hou et al.(2012)的估計方法是建立在Fama and French(2000)的基礎之上。具體的預測模型如下：
是公司未來一至三年的每股盈餘預測值，ASSET是每股總資產，是公司盈餘的基礎；Dividend是每股股利，股利信息反映公司未來盈餘的持續性(Fama and French，2000)，DD是是否發放股利的虛擬變量，分配股利的公司未來的盈利能力更強(Fama and French，2000)；Earnings[，i，t]是當年的每股盈餘(營業利潤①)，NegE是是否虧損的虛擬變量，盈餘與其他會計變量同樣存在中值反轉特徵，而Accrual是每股應計項目(當年營業利潤減去當年經營性現金流量②)，應計項目會影響盈餘質量，應計項目高的公司下一年度的盈餘可能會下降(Sloan，1996)。
本文以模型(1)為基礎對企業的盈餘進行預測，比如在2005年，選取模型(1)中的各個變量，同時選取2006年、2007年、2008年三年的公司實際盈餘，對模型(1)進行回歸估計得到係數，然後我們把係數後推至2008年，這樣我們就可以利用這些回歸係數對2008年的各個變量進行擬合得到2009年、2010年和2011年的盈餘預測值，並將這些值代入RIM對公司的內在價值進行估計。需要指出的是，我們的估值以及交易策略都是基於當時可以得到的會計數據，最大程度地避免了後見之明(hindsight bias)的影響。
3.研究樣本
本文的財務數據和市場回報數據均來自CSMAR資料庫。數據處理過程中我們刪除了金融類上市公司，對V/P之外的所有連續變量進行1%水平下的縮尾處理；並且我們在進行模型(1)的回歸中刪除了IPO兩年之內的上市公司，因為有研究表明我國IPO公司在上市之前進行了比較嚴重的盈餘管理，而盈餘管理必然導致未來盈餘的持續性下降。我們最終用於模型(1)估計的樣本為6821個公司年，區間是1996-2005年，而計算V/P的樣本為7987公司年(刪除V/P缺失值和小於0的值以後)，區間是1999-2008年。兩個數據區間存在三年的差異，原因是我們估計RIM需要用到前三年的會計數據③。折現率我們參照Francis et al.(2000)的計算方法，運用CAPM計算行業資本成本，以行業資本成本作為RIM中的折現率④。
四、實證結果與分析
1.預測公司盈餘
在對模型(1)估計之前，我們首先對預測樣本進行描述性統計，顯示上市公司的股利水平比較低，中位數為0，DD的均值為0.436，說明約43%公司發放股利，而且Dividend的均值大約是Earnings的一半，這說明上市公司發放的股利是比較少的；NegE的均值為0.242，表明有24.2%的公司年是虧損年度。
為了預測公司盈餘，表1中我們按照Fama-MacBeth方法對模型(1)進行估計，預測數據區間是1996-2005年。表1的結果顯示總資產對未來1-2年的盈餘有一定負向的預測作用，NegE的係數在後面兩個方程中均顯著為正，這可能和我國資本市場上的ST制度有關係，已有證據表明我國虧損上市公司有迎合證監會監管要求的利潤操縱行為(李增泉，2001)。Dividend的係數均顯著為正，說明當前的股利在一定程度上包含了未來盈餘的信息。DD的係數均不顯著，這可能是由於發放股利的上市公司比較少所致。Earnings、Accrual的估計係數與Hou et al.(2012)的結果基本一致。而表1中模型的 比Hou et al.(2012)的估計要稍小，特別是第三年的盈餘預測，這也說明我國的資本市場效率相對較低。
2.預測公司內在價值
接下來我們運用RIM對1999-2008年的公司進行內在價值估計，並將估出的內在價值與第二年4月末的價格比較得到每個公司各年度的V/P值，在此過程中我們將V/P＜0的樣本刪除⑤。V/P值的描述性統計顯示1999-2008年V/P的平均值是0.247，也就是說估計出內在價值要比4月末的價格要小，這比Frankel and Lee(1998)運用美國數據估計的V/P均值要小很多。從各年的描述性統計來看，2004年、2005年、2007年和2008年的V/P均值要大一些，這說明近年來上市公司經營業績有所改善，因此考慮了剩餘收益後，內在價值的估計更高一些；同時我們也發現V/P均值高的年份，它的方差也比較大。
為了考察V/P與股票價格之間的關係，我們將V/P各年的均值與第二年4月30日上證收盤指數的對比。我們發現，平均來說V/P高的時候上證指數比較低，而V/P低的時候上證指數比較高。V/P在2004年達到最高峰，在之後迎來了一波大的牛市；而V/P在2006年下降到谷底，這也對應著其後的市場大幅下降。過高的指數對應著未來的低回報，這說明V/P的平均值對上證指數的回報具有一定的預測作用。
3.V/P與股票未來回報
我們需要考察的是基於公司財務報告基本面估計出的V/P與股票未來回報之間是否存在正相關關係，因此，我們首先對V/P的最終樣本進行描述性統計見表2。SG的均值為0.289，這表明上市公司的增長速度是比較快的，ROA的均值是0.04，這說明上市公司總體是盈利的。Dividend的均值是0.076，DD的均值為0.553，它們比預測樣本中的數值要大一些，可能是因為近幾年分配股利的上市公司增多，NegE的均值為0.149，它比預測樣本中的數值要小，說明近幾年虧損的公司在減少。
首先本文以每年的V/P分十組構造投資組合考察隨後一年的股票回報。我們考察等權平均法、規模調整和Fama-French三因素調整情況下的超額回報，並且採用Fama-MacBeth方法計算投資組合回報，結果見表3(我們僅僅匯報1、5、10組以及其套利回報)。從表3情況來看，等權平均法V/P低組的未來一年超額回報顯著為負，而高組的超額回報為正，高組減低組的套利結果是每年9.2%，但是結果不夠顯著；在規模調整的情況下，V/P低組的未來一年超額回報是-8.5%，而高組的回報是6.7%，兩者的套利結果是每年15.2%，它們均在1%水平顯著。同時我們還發現V/P與股票未來一年的超額回報呈現比較強的線性相關關係，這說明V/P高組的內在價值被市場低估，因此未來產生正的超額回報，而V/P低組的內在價值被市場高估，因此未來產生負的超額回報。表3最後一列提供了Fama-French三因素檢驗的結果，我們發現最高組與最低組三因素回歸的截距項之差達到18.6%，並在1%水平顯著，比在規模調整情況的套利更大，這說明V/P對未來回報的預測作用不能為風險、SIZE和B/M所解釋，而是由於市場非效率所產生的結果，這個發現與Frankel and Lee(1998)是一致的，但是本文所發現的套利回報要比Frankel and Lee(1998)的更大，這說明基於公司基本面估計盈餘比用分析師的盈餘預測更為準確(Hou et al.，2012)，還有一種可能是我國資本市場的發展還不完善，可能存在較大的套利機會。
我們是按照Fama-MacBeth方法計算的多年平均值，那麼這個組合套利是否穩定呢？我們將1999-2008年每一年的V/P最低組、最高組和套利情況繪圖，在規模調整情況下最高組的回報均大於0，但是最低組的回報大部分年份小於0，套利回報在所有年份均顯著為正，這說明本文的V/P套利結果是非常穩定的。
Lakonishok et al.(1994)發現B/M能在橫切面上預測未來回報，那麼考慮公司剩餘收益後估計出的V/P能否提供比B/M更多的信息含量呢⑥？Frankel and Lee(1998)發現基於V/P投資組合的未來一至三年的套利回報分別是3.1%、15.2%和30.6%，而對應的B/M投資組合的結果分別是4.9%、8.2%和15.1%，他們認為這表明V/P投資組合更能預測股票的長期回報。我們也分別按照V/P和B/M分組考察套利回報，發現V/P投資組合未來一至三年的套利回報分別是15.2%、37.9%和55.9%，而B/M對應的套利回報是15.1%、30.4%和43.9%，雖然第一年兩者的套利回報基本相當，但是在未來兩至三年V/P的套利優勢就顯現出來，這個套利回報結果比Frankel and Lee(1998)的結果更強。更進一步考察V/P和B/M交叉套利情況，我們發現五五分組的情況下，V/P和B/M最高組減去V/P和B/M最低組的套利回報是28.5%，這比V/P和B/M單一分組的套利回報都要高，說明V/P確實能比B/M提供更為豐富的信息含量，也說明基於公司財務報表基本面信息進行盈餘預測估值的結果更能說明股票定價的合理性。
為什麼基於V/P和B/M的套利能持續這麼長？這和我國證券市場的效率密切相關，因為我國資本市場2010年⑦開始才有賣空機制，這導致之前股票市場不能反映賣空者的意志，或者說在中國股票套利的成本無限大，因此交易策略的套利收益持續的時間比較長。第二，我國資本市場上的投資者更注重短期投資回報，即使是機構投資者也是如此，這從我國股票市場的高換手率可以看出。
Banz(1981)發現小規模的公司未來回報比大公司更高；Sloan(1996)研究發現公司的應計利潤越大未來回報越低，他認為這是由於投資者「功能鎖定」在盈餘上，沒有進一步將盈餘進行分解，李遠鵬和牛建軍(2008)也進行我國資本市場上應計異象的研究，他們發現在剔除了ST公司後，應計異象在我國資本市場也是存在的；Balakrishnan et al.(2010)發現即使在控制了盈餘動量後公司的ROA水平值仍然能對公司未來回報具有顯著的預測作用；Cooper et al.(2008)發現公司成長性越高未來回報越低，即使在控制其他變量的情況下。因此表4中我們對規模、應計項目、ROA水平和銷售成長率進行控制。
回歸的因變量是規模調整的未來一至三年超額回報，VPR是每年以V/P分十組然後轉換為0-1之間的變量⑧，BMR、SIZER、ACCR、SGR和ROAR分別是B/M、SIZE、Accrual、SG和ROA轉換後的變量。在這三個方程中，VPR均在1%水平下顯著為正，說明在控制其他變量以後VPR對未來回報有顯著的預測作用，BMR也均顯著為正，這和以前的研究結論是一致的。回歸中VPR的係數均要比BMR的係數更大，這和V/P和B/M分組套利結果是一致的。
ACCR在第一欄為負，說明Accrual越高的組未來回報越低，這與Sloan(1996)、李遠鵬和牛建軍(2008)的發現是一致的，但是Accrual對未來兩年和三年的回報沒有預測作用，可能是由於中值反轉所造成的。而ROAR、SIZER和SGR在回歸中均不顯著，這和以前的研究不太一致，可能與樣本選取有一定關係。
在控制了其他變量以後，V/P對公司未來一至三年的超額回報仍然具有顯著的預測作用，說明本文基於公司基本面預測的盈餘估計出的內在價值能比較好地衡量當前股票定價的合理性。
4.穩健性檢驗
本文研究的一個前提假設是基於公司基本面的盈餘預測要比分析師盈餘預測更為準確，因此我們以2002-2008年分析師盈餘預測數據⑨對兩者的預測誤差進行比較，結果發現未來一至三年平均的分析師盈餘預測誤差(誤差的標準差)分別是0.069(0.271)、0.233(0.488)和0.379(0.641)，而基於模型(1)的盈餘預測誤差(誤差的標準差)分別是-0.013(0.191)、-0.015(0.243)和0.008(0.263)，因此無論從預測的誤差和誤差的標準差來看，模型(1)的盈餘預測效果均要好於分析師的盈餘預測。
回歸分析中自變量採用的都是排序變量，我們同樣考慮用變量的實際值進行替代，則V/P值仍然在1%或5%水平下顯著為正，與表4的回歸結果不同的是未來一年回報回歸中V/P的係數與B/M的一樣大，這進一步說明V/P的預測優勢更多地體現在更長期間，V/P比B/M提供了更多的信息含量。
Francis et al.(2000)進行RIM估值時考慮了公司剩餘收益永續增長的情況，如果在我們估計時把公司的剩餘收益永續增長率設定為2%，那麼基於V/P分組的投資組合未來一至三年的套利回報分別是11.9%、36.1%和51.4%，而在表4中VPR的係數仍然在5%以下水平顯著為正。
對上市公司進行估值時，折現率的選擇非常關鍵。Frankel and Lee(1998)把所有公司的折現率設定為5%，這使得所有行業、公司的折現率沒有差別，從而使得研究的現實應用性降低。儘管如此我們也把折現率設定為5%重新運行數據，發現未來一至三年的套利情況分別為14.3%、31.5%和41.7%，而表4中VPR的係數仍然在10%水平下顯著，這說明本文的研究結果基本不受折現率選擇的影響。
考慮到小公司的影響，我們刪除每年總市值5%分位數以下的觀測值，然後重做上述檢驗，發現未來一至三年的套利情況分別為13.4%、42.5%和58.5%，而表4中VPR的係數仍然在1%或5%水平下顯著，這個結果比包含小公司的情況要更強一些，也說明小公司的回報不太穩定、波動性比較大，從而對投資組合的回報產生一定的影響。
我們參照Hou et al.(2012)，採用沒有經過標準化的原始數據進行盈餘預測並重做上述檢驗，發現未來一至三年的套利情況分別為13.2%、36.1%和53.8%，表4中VPR的係數仍然在1%或5%水平下顯著，因此是否進行變量的標準化不影響本文的研究結論。
五、研究結論
以往的文獻中已經將RIM運用於到股票估值和相關的大樣本研究上。一般來說，研究者用證券分析師的盈餘預測作為RIM中所需的未來盈餘預期的替代變量。但是，證券分析師的盈餘預測不能反映市場的預期(Hou et al.，2012)，甚至是落後於市場；證券分析師對預測公司存在較強的選擇性，他們對上市公司盈餘預測普遍樂觀；同時在中國股票市場上，證券分析師的數量還比較少，他們的盈餘預測時間尚短、選擇性偏差更為嚴重，這使得我們難以運用RIM進行大樣本估值。考慮到這些原因，本文採用Hou et al.(2012)基於公司財務報表基本面信息對未來一至三年的盈餘進行預測並運用RIM對上市公司的內在價值進行估計，進而分析內在價值和股票價格比率(V/P)與股票未來回報之間的關係，平均來說各年V/P均值與上證指數呈現負相關關係，表明V/P與指數的總體走勢具有相關性，而後我們發現，基於V/P分組的對衝投資組合，未來一至三年規模調整的持有超額回報套利結果分別為15.2%、37.9%和55.9%，較Frankel and Lee(1998)所發現的套利結果更大，而在控制了B/M、Accrual、SIZE、ROA、SG等因素以後，V/P對股票未來回報仍然具有顯著的預測作用。
本文的研究克服了運用證券分析師盈餘預測數據的內在局限，從而使RIM的估值更為準確，為RIM的應用提供了新的實證證據，也為機構投資者的量化投資提供了切實可行的投資組合策略；其次我們提供了基於中國資本市場數據分析的RIM與未來回報大樣本的研究證據。基於財務報表信息、運用RIM估值並進而構造投資組合策略，不僅具有堅實的理論基礎，並且它的實際應用能在一定程度上糾正證券市場存在的錯誤定價現象，切實提高證券市場的運行效率，更有利於證券投資者進行價值投資。
注釋：
①2007年上市公司實行新會計準則，營業利潤的構成與之前存在比較大的差異，我們這裡進行了相應的調整以保持一致的口徑，具體的調整是加上資產減值損失、減去投資收益和公允價值變動損益。
②由於我國從1998年才有現金流量表，1998年以前的應計利潤我們採用資產負債表的數據計算。
③未報告的表格中我們列出了樣本的選擇過程、後文中的預測樣本的描述性統計、V/P各年度的描述性統計、V/P與上證指數走勢比較圖、V/P每年的套利情況圖、本文涉及變量的相關係數表、V/P與B/M的交叉套利表，但限於文章篇幅均未報告於正文，留存備索。
④Fama and French(1997)認為行業權益資本成本要比公司的權益資本成本更為準確。按照Francis et al.(2000)，首先運用前一年股票日交易數據計算公司Beta係數，然後在行業(按照CSMAR資料庫的定義，C類行業區別至第二層次，其他行業考慮第一層次)層面取平均值作為行業下一年度的Beta係數，與Francis et al.(2000)風險溢價水平我們設定為6%，本文的樣本區間內平均的折現率是8.5%。
⑤V/P為負也在某種程度上說明股票的內在價值被市場高估，我們發現如果保留這些樣本並不影響本文的研究結果，反而比刪除這些樣本的研究結果更強。
⑥本文中V/P與B/M相關係數分析顯示V/P與B/M顯著相關(Pearson相關係數是0.448，Spearman相關係數是0.468)，這是因為V中也包含公司的帳面價值。
⑦2010年3月24日融資融券開始正式受理投資者申請，2010年4月16日股指期貨正式推出，A股市場引入做空機制。
⑧這種做法與Frankel and Lee(1998)是一致的。
⑨由於2008年分析師未來二、三年的盈餘預測年度對應的是2009年和2010年，因此模型(1)的預測也擴展至2010年，即此處的樣本區間是2002-2010年。
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