投資收益率論文范文第1篇
【摘要】應計可靠性是否可被投資者識別一直都是資本市場中各個參與方關注的問題。本文采用滬深兩市2001-2007年數據，檢驗廣義上應計項目的可靠性與股票回報之間的關系。研究發現：（1）總的來說，應計項目的可靠性與股票回報負相關；（2）對不同的應計項目之間，其可靠性與股票回報的負相關程度存在差異，應計項目的可靠性越高，負相關程度越高。
【關鍵詞】應計可靠性； 盈余持續性； 套利策略
一、應計可靠性的識別
目前，我國實行的是應計制會計，會計盈余由現金流量和應計項目兩部分構成。有研究發現，現金流量和應計項目的可靠性是不一樣的（Sloan，1996）。最主要的區別是應計項目包含了更大的主觀性，也就是說其可靠性不及現金流量。Sloan（1996）對應計項目的計量僅僅只是考慮了應收、預收賬款等往來款項，隨著目前全球經濟的金融化和一體化，企業投資、融資活動的增加，這種應計定義已經不能全面反映公司會計信息的可靠性。例如，WorldCom公司的會計丑聞就是把十億美元以上應該費用化的支出進行了資本化。Richardson，Sloan，Soliman and Tuna（2005，簡稱RSST）提出了對應計項目的廣義定義，他們認為應計項目①等于營運資本變化、非流動性經營資本變化與金融性凈資產變化之和，即：WACC= ΔWC+ΔNCO+ΔFIN。
在表1中，ΔWC表示營運資本變化，主要包括應收賬款、存貨和應付賬款的變化等。應收賬款是否可以收回，取決于對方企業的經營和誠信情況；存貨的多少與企業選擇的存貨的計價和發出方法相關，這樣，應收賬款和存貨各期之間的變化具有很大的隨意性，其可靠性較低。而相比于應收賬款和存貨，應付賬款為本公司的債務，其可靠性更高。綜合之下，ΔWC具有中等的可靠性。
ΔNCO表示非流動性經營資本變化。主要包括固定資產、無形資產、長期預付賬款和遞延稅款。固定資產和無形資產的投入數量、每期計提折舊多少和攤銷方法的選擇、減值準備的計提都取決于管理當局的決策，具有較大的不確定性，其可靠性不高。同時，長期預付賬款和遞延稅款具有中等的可靠性。綜合考慮之下，ΔNCO具有中等的可靠性。
ΔFIN表示金融性凈資產變化。主要包括短期投資、長期投資、短期負債和長期負債等。這些應計項目在以前的研究中都是被忽視的，但在全球經濟一體化和金融化的趨勢下，企業的金融性資產比重越來越大。這些應計幾乎具有和現金一樣的可靠性，變現能力較強，具有較高的可靠性。
二、應計可靠性與股票回報間的理論分析
“功能鎖定”（functional fixation）概念最早來自Dunker （1945）和Luchins（1942）在心理學領域的研究。他們發現人的注意力有著一定的選擇性，即當個人面對大量信息時，通常注意那些最顯眼、最容易理解的部分，面對那些不太起眼、難以理解的信息內容則不大注意。
在證券市場研究中，“功能鎖定假說”（Functional Fixation Hypothesis，以下簡稱FFH）是與“有效市場假說”（Efficient Market Hypothesis，以下簡稱EMH）相競爭的一種假說。EMH 認為證券價格能夠充分、及時、無偏地反映一切可以公開獲得的相關信息。FFH 認為投資者在決策過程中往往鎖定于某種特定的表面信息，不能充分理解和利用有關信息來評估證券價值從而做出正確的投資決策。以會計盈余信息為例，市場對會計盈余信息的功能鎖定體現為投資者只注意到名義的盈余數字,而對會計盈余的質量沒有應有的關注，對具有相同會計盈余但盈余質量不同的公司的股票不能區別定價。
Hand（1990）提出了“擴展的功能鎖定假說”（Extended FFH），他發現那些主要由個人投資者持有的股票在定價上存在“功能鎖定”,而由機構投資者持有的股票不存在“功能鎖定”問題。Hand（1990）提出兩種假說：成熟投資者假說（sophisticated investors hypothesis）和天真投資者假設（na?觙ve investor hypothesis）。成熟投資者假說認為，投資者可以理解應計項目可靠性對盈余持續性的作用，應計可靠性可以在股票價格中得到反映，應計項目的可靠性與股票回報間應該不相關。反之，天真投資者假設（the naive investor hypothesis）認為，投資者不可以理解應計項目可靠性對盈余持續性的作用，應計項目可靠性與股票回報間應該負相關。
我國資本市場上近年來的發展也激發了學術界關于資本市場效率問題的研究興趣。劉云中（2003）沿用了Sloan（1996）的方法，使用了1998年到2000年的數據進行檢驗，發現會計應計的持續性低于現金流量。李遠鵬、牛建軍（2007）研究發現在中國證券市場并不存在應計異象，即不存在對會計應計的過度反應。但是本文發現這并非市場對會計應計進行了正確定價，而是由于虧損公司的“洗大澡”行為造成的，表明檢驗中國證券市場的有效性，不能僅僅從投資者行為入手，而應充分考慮到公司層面的制度背景。
本文試圖回答以下兩個問題：（1）從盈余自相關角度看，會計可靠性是否具有更高的盈余持續性；（2）從股票回報角度看，市場是否給予會計可靠性恰當的定價。
三、應計可靠性與股票回報間的實證檢驗
（一）數據來源與樣本選擇
研究中財務數據來自《CSMAR2008》，股票收益率數據來自色諾芬（CCER）中的日交易數據，以2001年到2007年7年作為研究期間。
按照如下原則選擇樣本：有本年度年初、年末和下一年度的財務數據；有下一年度5 月到次年4月完整股票回報率數據；排除當年IPO 的公司；排除金融行業公司。所有變量都進行上下極限1%的winsorized處理，以消除極值對結果的影響，最后得到的樣本從2001年到2006年分別為1072、1116、1188、1158、1173和1179，合計為6886個。
（二）研究方法
使用Fama and Macbeth（1973）年的方法進行回歸分析。首先，使用橫截面的年度數據估計每個參數的系數，然后報告每個系數在時間序列上的均值?；貧w模型如下：
RETt+1=ρ0+ρ1ROAt+ρ2TACCt+νt+1（1）
ρ1衡量了除應計部分以外的盈余對股票回報的作用，ρ2衡量了盈余中應計部分對股票回報的作用。公司中應計的比例與股票回報負相關，所以預期ρ2<0。
RETt+1表示下一年度經公司規模調整后股票持有收益。股票持有收益是指從會計年度結束后四個月后的十二個月的累計收益②。規模調整是將樣本公司按最后一個交易日市場總價值的大小劃分為十組，計算某一組其后一年的股票回報率，再將個別公司股票原始回報率減去其所在組的平均回報率。
由WACC=ΔWC+ΔNCO+ΔFIN，可以對公式（1）中的WACC進行轉換，分別檢驗應計的各個組成對股票回報的作用?；貧w模型如下：
RETt+1=ρ0+ρ1ROAt+ρ2ΔWCt+ρ3ΔNCOt+ρ4ΔFINt+νt+1（2）
（三）應計可靠性與股票回報
表2中的回歸1得到的結果與Sloan（1996）和RSST
（2005）的研究相一致，盈余的循環周轉系數大約在0.765。在表2的回歸2中，是按照公式（1）進行回歸，和筆者的預期是一致的，ρ2顯著為負。
由表1可知，ΔWC具有中等的可靠性，ΔNCO具有較低或中等的可靠性，ΔFIN具有較高的可靠性，其回歸系數的符號可能是正，也可能是負。對可靠性較低ΔWC和ΔNCO，ρ2、ρ3是負值，對可靠性較高ΔFIN，ρ4是正值。表2中的回歸3到5按照公式（2）進行單變量檢驗，檢驗的結果與預期一致。ΔWC和ΔNCO的系數表現為顯著負相關，ΔFIN的系數顯著正相關。表2中的回歸6是按照公式（2）進行的多變量檢驗，檢驗結果與單變量檢驗基本一致。
其中，ρ1衡量了盈余中現金流量部分對股票回報的作用，ρ2、ρ3和ρ4衡量了ΔWC、ΔNCO和ΔFIN相比于盈余中現金流量部分對股票回報的作用。對公式（2）進行單變量的檢驗，ρ1衡量了排除ΔWC外的盈余對股票回報的作用，ρ2衡量了ΔWC與排除ΔWC后盈余對股票回報作用的差異。也就說，在單變量檢驗中，ρ1衡量不僅僅是盈余中現金流量部分對股票回報的作用，而是排除了某一個應計項目后的盈余對股票回報的作用。ρ2的符號可能是正，也可能是負。對可靠性較低的應計項目，ρ2是負值，對可靠性較高的應計項目，ρ2是正值。
四、研究結論與啟示
根據RSST （2005）提出的廣義應計項目定義。本文采用滬深兩市2001—2007年間6886個公司年度數據，檢驗廣義應計項目的可靠性與股票回報之間的關系。研究發現：總應計項目與股票回報負相關，應計各個項目與股票回報的負相關程度會隨應計項目的可靠性不同而存在差異。非流動性經營資本、營運資本與金融性凈資產的可靠性從低到高，其與股票回報之間負相關程度也逐漸減弱。Hand（1990）提出天真投資者假設在本文得到驗證?！?/p>
【參考文獻】
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投資收益率論文范文第2篇
摘要：本文研究了我國A股市場2006年6月19日至2007年6月30日之間109只IPO股票抑價、長期表現及其影響因素。結果表明：全流通下A股IPO交易首日有正的初始超額收益，一年、三年均獲得負的長期異常收益。初始超額收益受市場波動、事前不確定性、中簽率和上市首日換手率的影響顯著；一年期收益受市場波動、事前不確定性和初始超額收益影響顯著；三年期收益受市場波動、發行價格、事前不確定性和上市首日換手率影響顯著，初始超額收益對三年長期收益無顯著影響。
關鍵詞：IPO抑價 長期表現 全流通
一、引言
自1990年12月我國設立證券交易所以來，A股市場累計融資49.4萬億元。全流通后我國首次公開發行股票（IPO）公司數目及融資金額增長迅速。IPO抑價，即首次發行股票上市交易首日有正的初始收益。蔣順才、蔣永明（2005）發現1991年至2004年我國A股平均IPO抑價為145.87%，遠高于歐美等成熟市場的10%～20%及新興市場的50%；2006年至2007年我國平均IPO抑價為91.6%（徐守喜、梁叔翔，2010）。IPO長期收益有正有負。J. Chi and C. Padgett（2005）證明我國1996年至1997年的IPO股票有正的三年長期收益；而王珍（2009）發現我國1999年至2002年IPO股票37個月的購買持有超額收益為-23.4%。我國IPO抑價研究起步晚，大部分是實證研究。全流通前，王晉斌證明我國IPO抑價與股票上市后收益率的標準差、發行規模、中簽率及承銷方式沒有顯著相關關系；韓德宗發現IPO抑價與市盈率、上市公司內在價值、收益率的標準差（即事前不確定性）等顯著相關；鄒建指出影響IPO抑價的因素也影響其長期表現。全流通后，陳有祿研究發現，中簽率仍是IPO抑價的重要影響因素；謝金樓（2010）證明二級市場的樂觀情緒、新股投機對IPO抑價影響顯著。我國IPO抑價研究集中于全流通前，對全流通下IPO抑價現象的研究很少（徐守喜，2010），而且大部分實證研究都依賴特定的財務指標，只關注上市公司的財務和運營表現，對市場及股票自身的風險關注不足。近來有學者開始關注IPO股票長期表現，但仍著眼于全流通之前，對全流通下IPO股票長期表現的研究寥寥無幾。本文以全流通下我國A股市場首發上市且交易滿三年的股票為樣本，對影響IPO抑價、長期異常收益的因素進行實證檢驗，以期揭示全流通下影響IPO抑價、長期表現的原因。
二、研究設計
（一）研究假設 全流通后我國股票市場依然存在顯著的IPO抑價（謝金樓，2010），因此，本文對IPO初始收益假設如下：
假設1：全流通下我國A股市場存在IPO抑價，即有正的IPO初始超額收益
我國IPO長期收益有正有負（J. Chi，C Padgett，2005；王珍，2009），基于我國投資者投機動機明顯特征，本研究認為投資者對IPO股票的過度追捧會在上市后消失，市場熱度下降將使股價下降，導致抑價逐漸消失，長期出現負的異常收益。本文假設如下：
假設2：全流通下我國A股市場IPO長期表現不佳，即存在負的長期異常收益
全流通下，我國資本市場市場化程度增加，有效性增強。因此在研究IPO初始超額收益影響因素時，除了考慮上市公司的財務和運營表現外，更應關注市場及股票自身風險的影響。本文借鑒Omran M.（2005）的研究，引入事前不確定性和市場波動等市場因素，同時又考慮已有文獻研究中證實影響較為顯著的上市首日換手率、中簽率、市盈率及發行價格等個股因素，構建多元回歸模型，對影響IPO抑價的因素進行實證檢驗，以期發現全流通下IPO抑價的原因。據此本文對IPO抑價影響因素提出以下基本假設：
假設3：IPO抑價與市場波動正相關
IPO抑價可能依賴于市場波動（Jog and Wang，2002），我國市場波動性很高，上市公司通過抑價發行來減少發行失敗的可能性。
假設4：IPO抑價與事前不確定性正相關
根據信息不對稱理論，剛發行上市公司價值不確定性比知名企業價值不確定性大，因此投資者要求獲得較高的投資收益。
假設5：IPO抑價與中簽率負相關
中簽率指募集資金量與參加認購資金量的比率。中簽率低說明認購新股投資者多，投資風險較大，要求更高收益，導致高抑價。
假設6：IPO抑價與上市首日換手率正相關
換手率體現交易的活躍程度，換手率越高，股票對投資者的吸引力越大，投資者期望回報率也越高。
假設7：IPO抑價與發行價格負相關
根據“贏者詛咒”，發行價格越低，投資者風險成本越低，投機機會越大，二級市場交易越活躍，市場交易價格越高，抑價水平越高。
假設8：IPO抑價與發行市盈率負相關
較高的發行市盈率意味著IPO公司有較強的盈利能力，投資者投資風險較小，要求的收益就比較低。
Levis認為IPO抑價可歸因于投資者過于樂觀，這種預期長期內會逐步調整，使抑價發行的股票長期表現不佳。又根據鄒建影響IPO抑價的因素也影響其長期表現的研究結果，本文假設如下：
假設9：IPO抑價與初始超額收益負相關
假設10：影響IPO初始超額收益的解釋變量也影響IPO長期超額收益
（二）樣本選取和數據來源 本文選取2006年6月19日至2007年6月30日之間我國A股市場首發上市且交易滿三年的115只股票，剔除6個異常值（合并、分立或溢價發行），剩余109只作為本文實證研究樣本。本文數據來源于清華金融研究數據庫和國泰安數據庫，并通過東興證券網上交易軟件實時交易行情系統做了必要的修正和補充。本文用計量分析軟件SPSS12．0進行實證分析。
（三）變量定義和模型建立 為了檢驗上述研究假設，準確度量全流通下我國A股IPO抑價、長期表現，并驗證其影響因素，進而說明我國股票市場的特點，本文對IPO初始超額收益和長期異常收益的計算、兩者影響因素的驗證進行如下設計：
（1）初始超額收益和長期異常收益的計算。IPO抑價程度通常以初始收益來衡量，即股票發行到上市首日的價格變化幅度，考慮了交易成本的初始收益表示為：ri=■-■ （1）
其中，ri為初始收益，Pi，t為上市交易首日收盤價，Pi，0為發行價，TCi為每股交易成本?？紤]到新股發行到上市期間市場變化對新股價格的影響，應計算調整的初始收益，即初始超額收益。本文選用了我國滬深兩市A股指數（CMI）作為公式（1）的調整基準（參考組合），計算初始超額收益（Ar）。關于長期收益的計算方法目前還沒有共識。采用市場調整模型，計算累計異常收益（CAR）和購買持有異常收益（BHAR）來表示IPO股票長期異常收益。運用市場調整模型（MAM）計算IPO上市后1年和3年（分別為12和36個交易月份）的累計異常收益（CAR）和購買持有異常收益（BHAR）。
CARi，s，e=■ri，t-rcrp，t （2）
BHARi，T=■（1+ri，t）-1■（1+rcrp，t）-1，T=12，36 （3）
其中，CARi，s，e表示從s月到e月的市場調整累計異常收益，s是上市交易首月，e是上市交易的12或36個月；ri，t和rcrp，t分別是股票i和市場的月收益；BHARi，T表示IPO上市交易首月購買并持有T個月的異常收益，T是上市后第12或第36個交易月；t=1表示上市交易首月。根據Ritter的理論，本文用相對財富（WR）來度量樣本IPO公司的平均購買持有收益（BHR）與市場平均BHR的比值，推斷IPO股票的長期表現。WR值大于1表示樣本IPO公司股票市場表現比市場好，WR值小于1，則反之。WRT=■，T={12，36}（4）
其中，WRT表示經過T個時期的相對財富，AvgBHRT，IPOs和AvgBHRT，CRP分別表示經過T個時期樣本IPO公司和市場的購買持有收益。
（2）模型建立。為驗證假設中各因素對初始超額收益和長期異常收益的影響，本文建立如下初始超額收益和長期異常收益多元回歸模型，以進行多個橫截面回歸分析：Ari=α+?茁1EXi+?茁2OPi+?茁3MVi+?茁4PERi+?茁5MRi+?茁6TRi+?著i （5）
其中：Ari為IPO股票初始超額收益；EXi為事前不確定性，用IPO股票上市后一年內日收益的標準差表示；OPi為發行價格；MVi為市場波動，用股票i認購結束日前兩個月內市場日收益的標準差來計算；PERi為發行市盈率；MRi為股票發行中簽率，用可發行額度除以總申購金額表示；TRi為上市首日換手率。
AFTMARKARi，T=α+?茁1Ari++?茁2EXi+?茁3OPi+?茁4MVi+?茁5PERi+?茁6MRi+?茁7TRi+?著i （6）
其中，AFTMARKARi，T為股票i經過T個時期的長期異常收益。
三、實證檢驗
（一）描述性統計 描述性統計結果如表（1）至表（3）所示。（1）初始超額收益描述統計分析。將基礎數據代入公式（1）并減去市場對應的日收益，得到IPO初始超額收益；將購買持有初始超額收益代入公式（4），得到其均值相對財富和中值相對財富。結果如表（1）和表（2）所示?？梢园l現：第一，我國A股IPO抑價嚴重。平均初始收益為107.68％，最高達469％，最低也有4.5％；初始超額收益為107.45%，即以發行價購買IPO并在交易首日賣出的投資者能獲得高于市場107%的收益；64.2%的IPO（109個中有70個）投資者獲得正的初始超額收益。第二，IPO初始收益的標準差比市場也大很多，說明市場變化對IPO初始收益有影響，且IPO初始收益處于巨大波動之中。第三，以初始超額收益參數檢驗t值（非參數檢驗z值）結果在1%置信水平下顯著，且為正，說明初始超額收益的均值顯著大于0。第四，均值相對財富2.1表示投資者以等額資金分別投入IPO股票和市場，投資于IPO股票的收益比市場高110%。由此可見，我國IPO產生經濟上、統計上均顯著的初始超額收益，與假設1一致。說明全流通下我國IPO抑價沒有得到改善，抑價水平仍很高，這與以往研究是一致的（J.Chi，C. Padgett，2005；徐守喜，梁叔翔，2010）。（2）長期異常收益描述統計分析。將基礎數據代入公式（2）和（3），得到一年和三年長期異常收益；將購買持有收益代入公式（4）得到一年、三年期長期異常收益的均值相對財富和中指相對財富。表（3）顯示了一年和三年期長期異常收益描述統計結果?？梢园l現：第一，全流通下，我國A股市場IPO股票一年和三年期內均產生負的異常收益?？紤]市場風險的情況下，一年期異常收益區間為［-1.00，-0.55］，三年期異常收益區間為［-0.99，-0.27］，平均來看，購買持有異常收益低于累計異常收益。第二，長期異常收益的參數檢驗在1%置信水平下均顯著，且T值為負，說明IPO股票長期異常收益顯著小于0，即投資于IPO股票一年、三年的收益低于市場。非參數Wilcoxon 符號秩檢驗Z值均不顯著，說明長期異常收益中值可能為0。第三，均值、中值相對財富均小于1，表明以等額資金分別投資于IPO股票及市場，投資IPO股票的一年、三年收益均低于市場；均值相對財富最高為0.59，意味著投資者等額資金投資于IPO股票獲得的收益僅為市場的59%。全流通下我國IPO長期異常收益為負，表現無法令投資者滿意，這與假設2一致，也與其他經濟體表現一致。
（二）回歸分析 為驗證假設中各因素對初始超額收益和長期異常收益的影響，本文對其進行了多元回歸分析。
（1）初始超額收益實證結果及分析。將事前不確定性（EX）、發行價格（OP）、市場波動（MV）、發行市盈率（PER）、中簽率（MR）和上市首日換手率（TR）代入公式（5），進行回歸分析，以發現和揭示影響A股IPO抑價的因素，結果如表（4）所示?？梢园l現：第一，初始超額收益受市場波動、事前不確定性、中簽率和上市首日換手率影響顯著。初始超額收益與市場波動顯著正相關（1%置信水平），與假設3吻合。市場波動的正系數說明，我國投資者在股市震蕩劇烈時投資謹慎，在股市運行趨于平穩時投資活躍，投資者該行為特點導致上市公司在市場波動大時傾向于抑價發行股票。第二，初始超額收益與事前不確定性顯著正相關（5%置信水平），與假設4相符。公司預期價值的不確定性程度越高，投資者在申購前收集信息花費的精力越大，否則將面臨“贏者詛咒”。第三，初始超額收益與中簽率顯著負相關（5%置信水平），與假設5吻合。我國一級市場上個人投資者尋求暴富的心理使其盲目跟風，不了解新股風險就參與申購，產生低的中簽率，投資者對該結果過度反應造成市場狂熱，使他們為新股支付過多的溢價，從而提高IPO抑價。這種現象是由我國股票市場個人投資者為主體且其投資理念、投資知識和技能不成熟、投機心理嚴重的特點決定的。第四，初始超額收益與上市首日換手率正相關，與假設6相符，但不甚顯著（10%置信水平）。由于“新股神話”的存在，我國投資者對新股的高額回報深信不疑，導致上市首日的投機氛圍異常濃厚，交易換手率高，從而使股票在二級市場定價過高，產生高抑價。第五，公司具體特點（發行市盈率）、發行過程（發行價格）等個股因素對初始超額收益無顯著影響，這與假設7和假設8不相符，說明全流通下我國投資者對IPO公司實際價值關注不多。第六，IPO初始超額收益受市場因素影響顯著，說明我國投資者在IPO投資決策時，更關注新股是否能夠帶來短期高額收益，進一步證實了我國股票市場的投資者購買于IPO股票的目的在于投機，而非投資。第七，初始超額收益回歸模型對IPO抑價有一定的解釋力。初始超額收益回歸模型的調整R2值為26.2%，說明初始超額收益回歸模型只解釋了我國IPO高抑價的一部分。F統計量顯著，說明模型設立正確；Dw統計量接近2，說明模型不存在序列自相關現象；以上檢驗可保證參數t檢驗有效。初始超額收益模型擬合程度低于國外類似研究的擬合程度，說明全流通下我國市場化程度有一定的提高，但相對于成熟市場經濟仍有差距，同時我國在IPO的定價機制、交易制度等方面都有顯著不同于其他經濟體的特點，因此我國IPO抑價的成因更復雜，國外的理論不完全適應于我國股票市場。
（2）長期表現實證結果及分析。將初始超額收益（Ar）、事前不確定性（EX）、發行價格（OP）、市場波動（MV）、發行市盈率（PER）、中簽率（MR）和上市首日換手率（TR）代入公式（5），進行回歸，以揭示影響A股IPO長期異常收益的因素?；貧w結果列示于表（5）?？梢园l現：第一，全流通下我國IPO一年期異常收益顯著受市場波動和事前不確定性影響（1%置信水平下），初始超額收益對其也有影響，但顯著性偏弱（如表（5）所示）。且一年期異常收益與初始超額收益呈負相關，與假設9相符。初始超額收益負系數，表明投資者在短期內過于樂觀，而隨著時間的推移，投資者預期變得消極，導致抑價逐漸消失，出現負的長期異常收益。這是由我國股市投機氛圍重、新股換手率高的特殊市場環境決定的。第二，全流通下我國IPO三年期異常收益顯著受市場波動、發行價格、事前不確定性、上市首日換手率的影響，這與假設10相符；初始超額收益對三年長期異常收益無顯著影響，這與假設9不符。第三，市場波動的正系數說明，市場波動越大時，投資者在長期內有正的異常收益，與（Jog and Wang 2002）的研究結果一致；發行價格的負系數說明，發行價格越高的股票在長期內有負的異常收益，說明 “贏者之咒”理論在我國是成立的；事前不確定性的正系數表明在長期內IPO公司價值的不確定性逐漸減小，發行前不確定性高的公司的真實價值逐漸被發現，投資風險減小，投資日益活躍，從而獲得正的長期異常收益，這與Omran M.（2005）的研究結果一致；上市首日換手率的負系數說明，投資者在長期內逐漸變得“不樂觀”，使股票在二級市場上定價趨于合理，所以上市首日換手率高的股票在長期內獲得負的異常收益，這說明投資者情緒假說理論在我國是成立的。第四，初始超額收益與一年長期異常收益顯著負相關，對三年長期異常收益無顯著影響。這說明引起我國IPO抑價的信息不確定性在一年以上三年以內被彌補，這是由我國股票市場信息不對稱彌補時間較短的特點決定的。值得注意的是，2008年美國次貸危機引致的全球金融危機影響了市場的整體趨勢，在此之前大多數IPO在市場上交易不滿三年，且多存在于股市的大贏家手中，但在金融危機發生之后經歷了巨大的拋售，因此投資者產生了一種“憂慮”，預期急劇消沉，加快了IPO股票抑價的消失。第五，IPO一年期、三年期異常收益回歸模型擬合程度有差異。一年期異常收益回歸調整的R2在36%到47%的范圍內擬合很好，為IPO一年長期異常收益提供了較好的解釋。長期異常收益模型三年期的擬合程度低于一年期，一年期調整的R2最高為46.6%，三年期為30.8%，一年期調整的R2最低值為36.3%，三年期為21.4%。但從F統計量的顯著性水平看，回歸方程的線性關系顯著，表明模型設立正確。Dw統計量接近2，說明模型不存在序列自相關現象；以上檢驗可保證對參數進行的t檢驗有效。一年、三年長期異常收益模型擬合程度均低于國外類似研究的擬合程度（Omran M. 2005），再次證明國外理論不能完全解釋我國股票市場IPO長期表現。綜上所述，全流通下我國IPO股票產生負的一年、三年期異常收益；一年期異常收益顯著受市場波動、事前不確定性影響和初始超額收益影響；三年期異常收益受市場波動、發行價格、事前不確定性和上市首日換手率影響顯著；初始超額收益對一年長期異常收益影響顯著，對三年長期異常收益無顯著影響。一年、三年期模型擬合程度均不高，證明國外理論不能完全解釋我國股票市場IPO長期表現。
四、結論
本文對全流通下我國2006年6月19日至2007年6月30日間109家A股IPO抑價及其長期表現進行了研究，進一步驗證影響IPO抑價及其長期表現的因素，主要研究結論如下：全流通下我國IPO股票有正的初始超額收益，即存在IPO抑價，平均水平為107.45%。用CAR和BHAR衡量的一年、三年長期異常收益均為負一年期異常收益區間為［-1.00，-0.55］，三年期異常收益區間為［-0.99，-0.27］。初始超額收益受市場波動、事前不確定性、中簽率和上市首日換手率影響顯著，而公司具體特點（發行市盈率）、發行過程（發行價格）等個股因素對初始超額收益無顯著影響。說明我國股票市場投資者行為對IPO抑價起主要作用，投資者購買IPO股票的目的在于投機，而非投資。IPO一年長期異常收益顯著受市場波動、事前不確定性和初始超額收益影響；三年長期異常收益受市場波動、發行價格、事前不確定性和上市首日換手率影響顯著。初始超額收益對一年長期異常收益影響顯著，說明我國股票市場在IPO一年內是無效率的，但對三年長期異常收益無顯著影響，這是由我國股票市場信息不對稱的彌補時間短的特點決定的。本研究分析了我國全流通初期IPO抑價及長期收益表現，并驗證其影響因素，為以后類似研究提供了最新論據。由于我國全流通時間不長，滿足三年期截面特征的樣本容量有限。隨著時間的推移，可通過面板數據對我國IPO抑價及其長期表現進行跟蹤研究，印證上述結論。
參考文獻：
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［5］Jog and Wang. Aftermarket Volatility and Underpricing of Canadian Initial Public Offerings. Canadian Journal of Administrative Sciences， 2002.
［6］Omran M.. Underpricing and Long-run performance of Share Issue Privatizations in the Egyptian Market. The Journal of Financial Research， 2005.
（編輯 虹 云）
投資收益率論文范文第3篇
基金分紅的問題越來越受到證監會的關注，最近，有關媒體報道證監會就證券投資基金收益分配條款向基金公司發布內部審核指引。普通投資者該如何理解基金分紅的潛規則？證監會的《指引》又是如何引導基金分紅的？
基金分紅類似上市公司分紅回饋股東，理應受到投資人的追捧，但現實情況是，由于國內基金在分紅條款上規定模糊，條款設計不易被投資者理解，加上一些基金公司甘當“鐵公雞”不及時分紅，或用大比例分紅做誘餌進行持續營銷等，引起了持有人的不少詬病。
謹防契約中的“紅利”陷阱
《指引》中規定，基金管理公司在設計基金產品時，應當根據基金產品特性擬定相應的收益分配條款，使基金的收益分配行為與基金產品特性相匹配。通常，從分紅的頻率來看，封閉式基金的分紅較開放式基金確定，固定收益類基金較權益類基金確定。
因為封閉式基金處于折價交易的狀態下，初始購買者獲取可觀收益的途徑除了持有到期外，中間的分紅也是提前兌現收益的一種做法，保護了初始投資者的利益。并且，分紅相當于提前封轉開，將折價資產按凈值分配給投資者，有助于二級市場提高其交易的活躍性。因此，從上述角度，封閉式基金通常在契約中明確規定年度最少實施一次收益分配（在符合有關分紅條件的約束下）。而固定收益類基金由于主要持有債券，其利息收入是債券的持續且穩定的收益，這也促使債券基金有較強的分紅預期。
當然，在開放式基金是不是該分紅的爭論沒有得到合理的結論下，如果投資者希望關注分紅型產品，還是需要從契約中尋找答案，看看契約中是否規定“在滿足相關的分紅條件下，基金每年至少分紅一次”這樣的字眼。此外，還要謹防眼睛上當，基金名稱中有“紅利”二字的并不一定是分紅型品種。以華夏紅利為例，該基金在符合基金分紅條件的前提下每年最多分配4次，契約來看并不能給投資者提供明確的分紅預期，且“至多”二字還隱藏著可以不分紅的含義?！爸炼唷迸c“至少”差之毫厘，謬以千里。
因此，內部審核指引中規定的“基金公司在設計帶有分紅條款的基金產品時，應當在基金合同及招募說明書中約定每年基金收益分配的最多次數和每次收益分配的最低比例”要求中，本質上并沒有強制基金一定要分紅。
基金的收益分配基準
《指引》對基金的收益分配基準做如下強調：基金的收益分配比例應當以期末可供分配利潤為基準計算。期末可供分配利潤指期末資產負債表中未分配利潤與未分配利潤中已實現收益的孰低值。通過這條指引，我們可以揣測出證監會的兩個意圖：首先，明確了分配基準是什么。其次，對目前契約中約定俗成的“如果基金投資當期出現凈虧損，則不進行收益分配”提出質疑。
對于分配基準，即以什么作為分配的基礎這一點目前在開放式基金的分紅公告中并沒有明確交代，投資者并不知道基金分配的是什么時候的紅利，但是《指引》中要求基金收益分配方案中至少應該載明基金期末可供分配利潤這一點對投資者而言是一個利好。期末可供分配利潤是一個時點數據，通常在基金年報中的“主要會計數據和財務指標”中有所列示。以博時主題行業2008年年報為例，該基金在主要會計數據和財務指標報表中展示，2008年期末的可供分配利潤是1902904355.92億元，這一數值為收益分配基準，而該基金3月30日發布的收益分配公告也以這個數值作為年底的收益分配基準。
確立的上述收益分配基準，會與目前基金契約中關于分紅的一些條件相抵觸，例如大部分基金會在收益分配中規定“如果基金投資當期出現虧損，則不進行收益分配”，這一條款難免有規避分紅的嫌疑。特別是2008年當期投資出現虧損、而賬面上依然有大量可供分配收益的基金可以輕松選擇不分紅，這其實是對投資者的一種誤導。
簡單來說，如果某只基金第一年實現投資收益5億元，第二年由于市場大幅下跌投資收益虧損3億元，待到年底分紅時，雖然當期收益為負值，但基金年底賬面上依然有2億元的已實現正收益，這說明基金依然是賺錢的，對投資者而言，這部分收益應該納入收益分配計劃中。因此，我們可以將基金分紅條件簡單列為兩條：基金凈值超過面值以上、基金的期末可供分配收益為正。這兩點收益分配原則可以化繁為簡，使投資者從之前艱澀繁縟的規則中走出來，真正實惠于投資者。
紅利發放期限
基金公司何時發放紅利一直是由基金公司說了算，現實情況是投資者通常要到4月初（年報公布完）才能拿到應得的上年度分紅，相比收益分配的基準日期延后了三個月之久，而期間基金公司可以將紅利繼續進行再投資，并收取相應的管理費。因此，為了保護持有人的利益，證監會在《指引》中強調基金紅利發放日距離收益分配日（即期末可供分配利潤計算截至日）的時間不得超過15個工作日。強調分紅的及時性對持有人無疑一個利好消息。
值得關注的是，《證券投資基金收益分配條款的審核指引》只是證監會對基金公司的內部規范要求，一些指引可能還需要和基金公司進行協商溝通，且《指引》中的條款對目前已經運作的基金是否有約束力尚不能確定。未來除了監管部門進一步規范基金的分紅條款，投資者也需要對分紅有理性的認識?；鸱旨t一定程度上可以提升基金的吸引力，保護持有人的利益，但也要冷眼旁觀基金公司利用大比例分紅進行持續營銷，實際上是對老持有人利益的傷害。同時，持有人希望市場行情好的時候基金不分紅、或分紅再投資創造復利收益，而市場不好的時候拿著現金落袋為安，這種理想的狀態現實中難以實現，因為基金經理對市場行情的轉折點難以判斷，且基金實施分紅并不代表基金經理對市場進行預測。此外，規模是基金公司賴以生存和發展的基礎，在平衡基金規模和保護持有人利益兩方面，能夠在兩者之間找到最佳平衡點的基金公司相信一定會走的更遠、更好。如果一味地追求基金規模而變得一毛不拔，投資者最終的回饋可能是遠離?；鹦袠I作為金融服務性行業，保護持有人利益是其健康發展的基石。
王蕊Morningstar晨星（中國）研究中心
投資收益率論文范文第4篇
2010年11月, 上海的平均房價高達23401元, 北京也超過了20000元。房價的不斷上漲使最基本的住房需求成為人民生活的巨大壓力, 住房問題成了居民的巨大負擔。為此, 國家頻頻出臺相關措施平衡住房市場, 如2005年的“國八條”、2006年的“國六條”、2010的“新國十條”, 旨在堅決遏制部分城市住房價格的過快上漲, 但是從效果上看, 調控并沒有達到預期目標。
下面, 我們就2010年的政策背景及看法做以下歸納。
二、相關地產政策解讀
1. 房價現狀成因分析
(1) 從2004年開始, 全國房價經歷了快速上漲的過程。我們認為最大的推手來自于地方政府。1994年分稅制改革之后, 以增值稅為代表的流轉稅被中央政府所掌握, 地方政府能夠留下的流通環節稅收非常有限。但是地方政府之間GDP和城市建設又成為地方官員考核升遷的重要內容。土地出讓金開始逐漸成為地方政府最大宗的資金來源。地方政府的動力主要體現在:1、土地供給由地方政府壟斷;2、招拍掛制度導致的拍賣價格畸高;3、地方財政的土地依賴。
(2) 上世紀80年代美國銀行業危機中, 房地產信貸損失就是銀行倒閉的重要原因。20世紀90年代以來, 日本泡沫經濟破滅和亞洲金融危機, 房地產泡沫的破裂都扮演著非常重要的角色。進入21世紀, 國際低利率與較多的流動性使得主要發達國家房地產價格不斷攀升, 如果房地產價格出現急劇調整, 這些國家的銀行體系資產質量會迅速下降, 經濟金融將受到嚴重沖擊。我國房地產價格經歷過快速上漲, 如果不能有效控制無序上漲, 則很可能導致金融體系風險的出現。
2.2010年出臺政策以及后續政策解讀
(1) 2010年中央出臺一系列政策進行房價調控。但我們可以發現政策主要圍繞一個主題:抑制房價過快上漲。顯然這點是從保障民生的角度分析, 當然也是平衡各方利益的結果。我們認為核心的解讀應該是“過快”。也就是說從財政, 民生, GDP等幾個方面考慮, 房價上漲顯然是符合各方利益的, 但需要打擊的是投機炒作導致的過快上漲。那么我們認為在未來對房價的評估中對房價上漲的大趨勢仍然應當具有充分信心。
(2) 中央的系列政策中明確提到要積極推進房產稅的征收。從長遠看, 我們認為房產稅的征收其實是地方政府財政模式的又一次大洗牌。在2015年~2020年間中國的人口紅利在逐漸消失, 人口城鎮化程度基本上可以提高到50%左右。從人口結構而言, 大部分農村青壯年實際上已經完成了城市化, 老人城市化的動力非常弱, 以城市化為代表的人口遷移在逐步完成。那么城市的土地開發將由現在的凈增土地建房為主變為更新舊房為主, 更新成本陡然提高, 舊有的土地財政政策難以為繼。以征收存量地產為代表的房產稅勢在必行。因此, 我們認為2015年左右房產稅將逐步開始全面推進。
3. 未來政策走勢的判斷
(1) 針對解讀第1條, 我們認為當局的現階段調控步驟, 首先是打擊成交量, 讓火熱的市場逐漸降溫。政府冷卻市場的目的達到的情況下, 那么下一步我們認為就應該引導開發商少量降價以溫暖市場, 提升成交量, 在成交量溫和放大的過程中, 逐漸出臺偏暖的政策引導房價逐步, 緩慢的回升和上漲, 控制節奏和力度才是此次調控的終極目的。
(2) 房產稅的推出勢在必行, 那么我認為房產稅的出臺很有可能是針對第二套, 第三套及以上的囤房投機行為。我們需要判斷的是房產稅征收以后, 對于普通商品房的價格走勢的影響。我認為房價應該是有升有降, 位于市中心或者繁華街區的能夠產生穩定現金流的商品房價格可以繼續上升, 因為房產稅可以非常輕易的加入到租金中從而給房價以有力的支撐, 而租售比過大, 總價過高的房產則極易下跌。
二、南昌房地產投資收益率研究
1.假設
(1) 我們選取兩個具有代表性的地段樣本。就南昌地域而言, 選取紅谷灘和以八一廣場為中心的周邊的西湖區, 也就是南昌市拆遷標準中的一類地區。
(2) 由于房地產交易并不存在類似于股市的標準化交易, 各套房子戶型, 周邊環境和細節都是不可完全替代的, 為了讓假設得以成立, 對于各地段的房價參考主要以均價為主。均價相同的商品房周邊大致環境并不至于相差很遠, 在實際投資中, 投資者能夠選取的房型在預算范圍內理性選擇。
2.相關數據分析
2010年一季度住房均價研究:東湖區平均6719元/平米、西湖區4745元/平米、紅谷灘新區6562元/平米。
南昌的高價房主要集中于東湖, 西湖, 青山湖, 青云譜, 紅谷灘五個區, 并且老城區主要集中在東湖, 西湖, 青山湖, 青云譜這四個區域
同比上漲幅度而言以紅谷灘上漲最高, 為63.06%。東湖區和青云譜區分別有30%左右的漲幅。青山湖區漲幅近20%。西湖區最低, 只有1%。我認為主要原因在于南昌市樓盤分布狀況。2009年房價上漲, 主要集中于一手房價格的暴漲, 二手房相對比較穩定。從樓盤分布圖可以印證這一點。紅谷灘新樓盤數量最多, 東湖區次之, 青云譜區相對較少。而較遠的區域漲幅也有近30%。但在這里不作主要討論。
3.房租均價分析及說明
我們從搜房網上就兩個板塊隨機搜索了35個樣本, 并計算出他們的租金均價, 調查顯示西湖區每平米租價為13.32元, 紅谷灘新區為17.73元。我們發現兩個現象:
(1) 紅谷灘的裝修以高檔裝修為主, 簡單裝修為輔。而西湖區的裝修中豪華裝修卻只占37%。紅谷灘的每套房型平均面積為100平方米, 而西湖區只有83平方米, 紅谷灘高20%。紅谷灘每套房平均房租總價為1770元, 而西湖區只有1105元, 紅谷灘高60%。單面積房租均價紅谷灘高33%。
(2) 紅谷灘有租戶打出大量房源和可租可售, 但是西湖顯然沒有這樣的告示。
另外, 紅谷灘幾乎全部是小區房齡不超過10年, 而西湖區房屋房齡卻參差不齊。
4. 具體分析
(1) 純理論收益率分析。在此情況下以首付40%為例;杠桿比例為2.5;貸款30年;總價固定在726200元的房產;月租收入分別為:西湖區1980元, 紅谷灘區1773元。
(2) 含有大、小戶型的假設。在此情況下以首付40%為例;杠桿比例分別為西湖區2.44, 紅谷灘區2.5;貸款30年;總價分別為西湖區710062元, 紅谷灘區726200元的房產;月租收入分別為:西湖區1936元, 紅谷灘區1773元。
在實際房產買賣中, 西湖區住宅多以100平米以下住宅居多, 而紅谷灘以100平米左右的戶型居多?；阪i定首期投資原則下, 我認為購買多套小兩居室住房會比直接購買和紅谷灘一樣的戶型更有優勢, 體現如下:1、總價低, 如果市場不景氣, 尤其是房地產交投不旺的情況下, 小總價住宅無疑更容易拋售。2、小兩居在對外出租的時候, 因為單套租金相對便宜, 可以更加容易的租售出去, 從而降低空置期。3、受政策影響, 兩套房首付比例不同, 所以杠桿比例會有略微差異。
我們注意到在此情況下, 假設首付, 年限一樣的住房。西湖區買房兩套的杠桿比例會略低于紅谷灘一次性購買一套, 但是降低非常低, 這是政策下必須接受的下降。
(3) 含有大、小戶型并且考慮空置率的假設。在此情況下以首付40%為例;杠桿比例分別為西湖區2.44, 紅谷灘區2.5;貸款30年;空置率分別為西湖區為0, 紅谷灘區35%;總價分別為西湖區710062元, 紅谷灘區726200元的房產;月租收入分別為:西湖區1936元, 紅谷灘區1152元。
在實際房地產交易中, 由于西湖區位于老城區, 并且接近核心商業區, 就業機會旺盛, 配套設施齊備。如果購入的是小戶型, 單套租金總價并不高, 因此在實際操作中, 主要問題在于租金的高低而不在于是否會空置, 因此不考慮空置率問題。而紅谷灘位于新城區, 無明顯核心CBD, 交通相對不便, 而且新樓盤集中, 供應量比較大。由于房齡和裝修普遍較新, 房租單套總價平均在1700左右, 要求人員相對收入高端, 而收入高端人群的租房需求相對較低。另外, 新城區樓盤普遍有不同程度的空置情況, 在實際購房中相對很難保證房租產生現金流入的不中斷。我們假設一個大概空置率 (35%左右) , 并將其折現入房租收入中, 結果會拉低房租收入。
三、總盈利分析
1. 在最保守的情況下, 如果房產和房租的收益都不變, 那么30年后, 可以直接賣掉房子, 獲得大約300%的利潤。
而30年復利計息如果要獲得此收益, 大約需要年平均4.75%年平均利息率。公開市場中, 現階段30年期國債利率大約為4.02%, 但是實際上這個收益并不復利, 個人投資者也很難購買。
2. 在居民收入持續提高的背景下, 實際上各種物價都保持著
上漲的態勢, 而銀行利率波動相對不大, 那么在未來30年中, 房租通常向上, 也就是說投資西湖區的房產很有可能在不長的時間內凈現金流可以變正流入, 而紅谷灘投資相對會慢一些。
3. 房價上漲中利用杠桿取得的超額收益
四、小結
從上述三個模型分析, 我們逐漸放松假設并使之更加接近于現實情況。我們發現:在付出相同首付和相同杠桿比率的情況下, 西湖區的房產產生的每月凈現金流出可以控制在大約100-150元左右, 如果相對稍微降低杠桿比例, 則即可實現現金流量的自償性, 那么此類資產就逐漸變為一種完全無現金流出的干凈資產。
但是我們看紅谷灘板塊就可以發現。在實際操作中如果存在比較大的空置率, 那么雖然單套房租收入較高, 但是算上空置率攤薄, 則現金流會變差, 而且房屋單價較高, 總價較高, 資產的退出靈活性相對而言無法保證。
由此我們可以看出, 紅谷灘的房產具有相對較高的現金流波動性和較低的退出靈活性, 但是如果作為投機性購入, 因為房產年份較新, 而且屬于熱點板塊, 收益率會比較高, 但是風險也大。而西湖區板塊的房產有充分的現金流作保障, 并且退出靈活性很高, 接近核心CBD。但房屋普遍較老, 房齡較長, 具備長期升值空間, 但是短期波動性不大。
如果投資者具有完全無壓力的首付資金;風險耐受度非常之低;希望在長期過程中獲得超過市場平均水平的超額穩定利潤;希望在持有房產時保證基本無每月現金凈流出。那么我認為選擇西湖區的房產投資策略是適當的。
摘要：本文介紹中國房地產價格上漲的普遍原因, 并解讀國家出臺的相關政策, 并以南昌為例計算房地產投資的投資收益率。
關鍵詞：房地產投資,南昌,房地產調控政策
參考文獻
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投資收益率論文范文第5篇
投資收益率是一定時期內投資凈利潤與投資額的比率, 也稱投資報酬率。投資凈利潤是投資凈收益扣除其所得稅后的余額。投資凈利潤有兩種核算方法:1.企業設置“投資收益”賬戶核算企業對外投資取得的投資收益扣除投資損失后的投資凈收益。投資凈收益由投資回報 (債息、股利、利潤) 和資本損益 (投資收回或轉讓時產生的損益) 構成, 從企業長期投資核算情況看, 它分為可供出售金融資產凈收益、長期股權投資凈收益、持有至到期投資凈收益三部分。其中, 長期股權投資凈收益就是長期股權投資凈利潤, 因為被投資企業在交納所得稅后分出股利或利潤, 因而投資企業一般不再交納所得稅 (除分進股利或利息的單位所得稅率高于分紅企業要補交差額外) ;持有至到期投資凈收益是被投資企業在交納所得稅之前支付的債息, 投資企業收到債券利息要交納所得稅, 其投資凈收益扣除所得稅后的余額為投資凈利潤?？晒┏鍪劢鹑谫Y產凈收益具有雙重性質:如果是股權投資產生的凈收益則不交所得稅;如果是債權投資產生的凈收益則要交所得稅。2.企業通過收支賬戶核算產生的投資凈利潤。投資性房地產凈利潤有兩部分組成:一是投資性房地產公允價值變動 (房地產價值升值或貶值) 產生的公允價值變動損益;二是投資性房地產出租、轉讓產生的凈利潤 (收入扣除成本、稅金及附加和所得稅后的余額) 。鑒于以上分析, 企業長期投資收益率應分投資種類分別計算。
二、個別投資收益率的計算
(一) 長期股權投資收益率
長期股權投資收益率的計算公式如下:
(二) 持有至到期投資收益率
持有至到期投資收益率的計算公式如下:
(三) 可供出售金融資產收益率
可供出售金融資產收益率的計算公式如下:
(四) 投資性房地產收益率
投資性房地產收益率的計算公式如下:
三、對外投資總收益率的計算
對外投資總收益率以個別投資收益率為基礎, 考慮個別投資比重而確定。計算公式如下:
四、對內投資總收益率的計算
公式中“對外投資凈利潤”應該與“對外投資年平均余額”計算公式中的各項目對應。
五、企業長期投資收益率計算舉例
例1:B公司某年度長期投資有關資料見表1 (所得稅率25%) 。
根據表1, B公司非流動資產投資有關指標計算如下:
1.長期股權投資收益率=19900÷160000×100%=12.44%
2.持有至到期投資收益率=5600× (1-25%) ÷70000×100%=6%
3.可供出售金融資產收益率=[ (4200-1720) +1720× (1-25%) ]÷60000×100%=6.28%
4.投資性房地產收益率=[22000+6000× (1-25%) ]÷140000×100%=18.93%
5.對外投資總收益率= (12.44%×37.21%) + (6%×1 6.2 8%) + (6.2 8%×1 3.9 5%) + (18.93%×32.56%) =12.65%
例2:依例1, B公司全當年凈利潤282200元, 其中, 對外投資凈利潤為54370元[19900+5600× (1-25%) + (4200-1720) +1720× (1-25%) +22000+6000× (1-25%) ];全年平均資產總額2297000元, 其中, 非流動資產年平均余額430000元, 該公司未進行“交易性金融資產”投資。則:
6.對內投資總收益率= (282200-54370) ÷ (2297000-430000) =227830÷1867000=12.20%
單位:元
注 (1) =公允價值變動損益22000+利潤凈額6000=28000 (元)
六、企業長期投資收益率的評價
評價企業對外投資總收益率要同對內投資總收益率進行比較。B公司對外投資總收益率12.65%比對內投資總收益率12.20%高0.45個百分點, 證明對外投資方案總體上是可行的。
評價企業對外長期投資收益率要逐個進行分析。B公司對外投資收益率中最好的指標是投資性房地產收益率, 為18.93%, 它主要是房地產市場價格上升的緣故;其次是長期股權投資收益率, 為12.44%, 處于較好水平。持有至到期投資收益率為6%, 可供出售金融資產收益率為6.28%, 這兩個指標雖然低些, 但均高于銀行長期借款利率。此外, 企業還可將持有至到期投資收益率同企業發行長期債券的利率 (排除所得稅因素) 進行比較, 將長期股權投資收益率同本企業股權 (票) 分紅率進行比較, 以便作出正確評價。
參考文獻
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