三､样本选取和无形资产信息披露的描述性统计
　　
　　(一)样本选取标准和数据来源
　　样本选取标准:(1)2005年1月1日之前在我国沪市所有发行A股的上市公司,以其在沪市网站公开发行的2000—2004年度报告为观察值｡(2)剔除截至2004年12月31日在上海证券交易所已经暂停上市和终止上市的公司以及样本数据不全的公司｡(3)剔除既发行A股又发行其他种类股票(如B股､H股､N股)的上市公司｡
　　数据的来源:本文的财务数据均来自沪市网站公开披露的样本公司年度报告,股价均来自联合证券交易所网站公布的每日股价行情｡
　　
　　(二)样本公司数和无形资产信息披露概况
　　样本公司在年度财务报告中,对无形资产的披露分为两部分:一是在资产负债表和现金流量表中披露,二是在年度报告附注中披露无形资产具体构成项目和计提的减值预备金｡样本公司披露无形资产的情况见表1｡
　　
　　从表1中可以看出,在年度资产负债表中披露无形资产且数额不为0的公司数占绝大多数,其占有效样本公司数的比例在2000-2004年间都在85.6%以上,并且该比例一直比较稳定｡在年度报告附注中披露无形资产具体构成项目的公司数占有效公司数的比例在2000-2004年间都在85.11%以上,该比例也一直比较稳定｡只有极少数样本公司在附注中没有披露无形资产构成项目信息或者披露得不全面｡这说明我国上市公司的绝大部分无形资产信息都披露出来了｡
　　
　　(三)截至2004年12月31日样本公司无形资产具体项目构成的披露状况
　　本文将截至2004年12月31日样本公司在2004年年报中披露的无形资产内容进行归类､整理,发现有723家样本公司(总共731家样本公司的无形资产数额不为0)全面､完整地披露其无形资产具体项目｡这723家样本公司的无形资产均值为87453千元｡将整理内容与截至1998年12月31日的无形资产项目构成进行对比分析,见表2｡
　　
　　从表2中看出:(1)截至2004年12月31日拥有无形资产具体项目的公司数占公司总数的比例与截至1998年12月31日(424家样本公司)的相比,相应的各项目比例都有了较大幅度提高｡一方面说明拥有各种不同无形资产项目的样本公司数量在总体上增加了,另一方面说明样本公司对无形资产信息的披露状况在逐渐改善｡(2)截至2004年12月31日披露软件信息的公司数所占比例(54.22%)比截至1998年12月31日的比例(10.04%)提高了40%多｡说明样本公司拥有的这类无形资产数量或者披露的信息在迅速增加｡(3)截至2004年12月31日分别有4家公司确认､披露了人力资源和客户､市场资源｡这是截至1998年12月31日的样本公司所没有的,说明样本公司更加注重无形资产确认和信息披露｡其中样本公司确认和披露软件､人力资源､客户和市场资源突破我国现行无形资产会计规则的规定｡这是一个重大的新发现｡一方面说明我国企业顺应经济发展的需要,投资和拥有了这三类无形资产;另一方面说明我国企业在逐渐重视并自愿披露较多的无形资产信息,满足市场的信息需求｡
　　此外研究还发现:(1)有部分样本公司没有按照现行会计规则的要求规范地确认或者披露无形资产｡比如宝胜股份公司在2004年报表中报告了无形资产数额为53.8万元,而在报告附注中没有披露任何无形资产信息｡(2)几乎没有样本公司将其拥有的技术专利数量､研究试验项目及其进程等重要的信息在财务年度报告中披露｡
　　
　　四､无形资产与股价相关性的检验
　　
　　(一)研究假设
　　Yang和Ohlson(1995)研究发现无形资产的经济价值在于无形资产可以产生超额盈利,Miller & Modigliani(1996)认为股价可以表示为企业未来盈利的现值,同时我国学者薛云奎,王志台(2001)研究发现沪市发行A股的上市公司在1996—1999年间的无形资产与股价具有很强的价值相关性｡本文描述性分析的结论显示,我国上市公司在年度财务报告中披露的无形资产信息有了较大的改善｡据此,本文认为投资者会更加关注公司披露的无形资产信息,故提出以下研究假设｡
　　研究假设:我国资本市场的投资者会对无形资产作出显著的､正向价格反应｡
　　
　　(二)研究设计
　　本文以公司股票价值模型(Ohlson,1995)为基础,参照Ely & Waymire (1999)在美国证券交易委员会成立之前(the Pre—SEC Era)研究无形资产与股价之间的关系采用的方法和薛云奎､王志台研究我国沪市上市公司无形资产与股价相关性采用的方法,将净资产分为无形资产和有形净资产两部分,运用下列模型检验无形资产与股价之间的相关性｡
　　模型:Pi,t 1=a0 a1EPSi,t a2TBVi,t a3INTANi,t ei,t
　　式中:Pi,t 1为第t 1年5月份最后一个交易日的收盘价(采用复权处理的价格); EPSi,t为第t年的每股盈余(全面摊薄);TBVi,t为第t年末的每股有形净资产(有形净资产在数值上等于年末净资产减去优先股,减去年末无形资产);IN-TANi,t为第t年末的每股无形资产;ei,t为残差项;a0为常数项;a1､a2､a3为回归系数;i表示样本公司;t表示年度｡
　　
　　(三)研究结果
　　模型回归结果见表3｡
　　
　　分析表3可以发现:(1)从T统计检验结果来看,除了2003年度以外,各年度样本和混合样本的每股无形资产标准回归系数都是正数,都通过T检验,并且至少在5%的水平上具有显著性,研究假设成立｡(2)从模型拟合优度(Adj-R2)检验来看,从2000年到2004年,拟合优度值R2呈上升趋势｡这说明自变量对因变量的解释程度在增大｡值得关注的是,除2004年的拟合优度为37.2%,超过10%以外,其他年份的样本和混合样本的拟合优度都没有超过10%,这表明模型的拟合优度不是很好｡那么,该模型的可信度有多大?值得我们探讨｡美国会计界在1980—1988年的9年间通过对盈余质量的度量研究发现,用盈余解释股价变动,即使采用多变量对股价回归分析,多数拟合优度(盈余解释股价变动的程度)R2在2%—10%｡即使模型中包含了各种财务比率和风险因子,对股票收益率的解释程度也只有1/3左右｡本文模型中含有“盈余”这一自变量,其检验结论与美国会计界的经验研究结论相一致｡这说明本文的回归模型具有一定的可信度｡(3)从完全F检验和D—W检验的结果来看,F统计量的值在0.05的水平上都非常显著,表明模型的整体线性关系比较显著;所有观察区间的D—W的统计量都非常接近于2,表明模型中的各自变量并不存在一阶序列相关｡这两项检验结果保证了该模型的有效性｡