1、研究領域數理經濟與與計量經濟學學金融學學我國上市公司凈凈資產收益率率分布實證分分析 -以電電子通訊行業業為例摘要本文以以電子通訊行行業為例，對對我國上市公公司的凈資產產收益率分布布情況進行了了實證分析。通通過運用偏度度與峰度聯合合檢驗法、2擬合檢驗法法、柯爾莫哥哥洛夫檢驗法法對樣本數據據的統計分析析，我們認為為剔除異常點點后，電子通通訊行業的凈凈資產收益率率近似服從正正態分布，但但有一定程度度的偏離。對對于偏離產生生的原因我們們進行了初步步分析，我們們認為一是上上市公司財務務報表真實性性存在問題，二二是上市公司司會特別關注注某個數值，從從而會使在該該數值左側一一個小區域內內的點小于理理論頻數，

2、而而該數值右側側一個小區域域內的點大于于理論頻數。關鍵詞 凈資產收益益率 正態態分布 電電子通訊行業業 上市市公司中圖分類 文獻標識碼碼 A 文章編編號 引言金融資產(特別別是股票)收收益率的分布布對現代金融融理論是有著著十分重要的的意義。現有有的廣泛應用用的金融計量量模型,如資資產組合模型型、CAPMM、APT以以及Blacck Schholes定定價公式等都都是以收益率率服從正態分分布為基礎進進行計算。例例如威廉.夏普的資本本資產定價模模型(CAPPM模型)給給出了風險資資產收益率與與貝塔系數在在一系列假設設下存在線性性關系，而風風險資產收益益率的分布特特征對這一線線性關系的擬擬合程度有重

3、重要影響。在在資本資產定定價模型中風風險常用方差差來度量，這這就說投資者者對收益的上上下波動同樣樣重視，這就就要求收益率率的分布是對對稱的，進一一步說要求收收益率的分布布符合正態分分布。但有些些國外學者，如如Hsu、MMillerr和Wichhern的研研究表明股票票短期收益率率分布存在偏偏斜。目前我我國學者對于于我國股票二二級市場股價價的分布情況況(更準確的的說是股價變變動帶來的資資本利得而決決定的投資收收益)有較多多的理論與實實證研究。但目前尚沒有見見到對上市公公司凈資產收收益率分布情情況的研究。實實際上進行股股票投資的收收益由兩部分分組成，一部部分是資本利利得（即由于于股價波動而而導致的

4、買賣賣股票的差價價），另一部部分是由于持持有股票而帶帶來的股利收收入。股票價價格的波動是是對公司盈利利前景預期波波動的反映。如如果公司的盈盈利情況是保保持絕對穩定定的話，在其其他宏觀參數數（主要指真真實利率）保保持不變的話話，公司的股股價也應保持持不變。正是是因為公司的的盈利前景是是在不斷變化化的，因而公公司的股價也也是在不斷變變化。所以對對上市公司凈凈資產收益率率分布情況的的研究是更為為基礎性的研研究，可以為為金融資產(特別是股票票)收益率的的分布研究提提供理論與實實證上的支持持。數學分析與凈資資產收益率假假設大量的實踐經驗驗告訴我們，如如果一個隨機機變量(Y)是由大量的的獨立的隨機機變量(

5、Xkk)共同決定，而而且每一個隨隨機變量(XXk)對總和Y的影響都很很小，這時YY近似的服從從正態分布。隨隨著隨機變量量(Xk)的增多，YY更加趨向正正態分布。由由于正態分布布在概率論的的理論及實踐踐中占有中心心的地位，因因此人們把研研究上述問題題的極限定理理統稱為中心心極限定理。李李雅普諾夫()中心心極限定理對對于隨機變量量(Xk)要求最低，不不要求隨機變變量(Xk)同分布，僅僅要求隨機變變量(Xk)獨立，因而而本文以“李雅普諾夫夫中心極限定定理”作為數學引引理。李雅普諾夫中心心極限定理：設X1，X2，Xn，是獨立隨機機變量序列，它它們具有有限限的數學期望望和方差： E(Xk)=k, DD(

6、Xk)= 0 (k=1,22,，n)記,若存在正數數，使得 (1)則隨機變量 的的分布函數FFn(x)對于于任意x（-，+）均有： (22)因為上式的證明明比較復雜，由由于篇幅限制制本文從略。有有興趣的讀者者可以參考有有關概率的書書籍。上述定理表明，在在本定理的條條件下，隨機機變量當時，Zn服從從標準正態分分布N(0，11)。在現實實問題中，只只要n的數量足夠夠大(也就是是說決定Znn的隨機變量量足夠多)，ZZn近似服從標標準正態分布布N(0，11)。由正態態分布函數性性質可知當nn的數量足夠夠大時，由(3)決定的的隨機變量YYn近似的服從從正態分布。 (33)我們特別注意到到李雅普諾夫夫中心

7、極限定定理不要求決決定Yn的隨機變量量Xk立同分布，而而僅要求Xkk獨立。也就就是說，無論論各隨機變量量Xk(k=1,22,)具有有如何的分布布，只要滿足足定理的條件件，當n足夠大時YYn就近似的服服從正態分布布。這就對我我們做研究帶帶來很大的方方便。在財務管理中，凈凈資產收益率率有較多的計計算方式，我我們按(4)定義凈資產產收益率： (4)在做分析前，我我們先對凈資資產收益率做做如下假設：決定公司凈資產產收益率的因因素足夠多，并并且各因素之之間相互獨立立；每個因素對凈資資產收益都沒沒有起到決定定性作用；各公司的財務報報表真實可靠靠；公司對財務報表表的“偏好”是連續的，即即公司認為凈凈資產收益

8、率率越高越好，但但不會認為處處于某一數值值兩側的點有有巨大的區別別。例如，公公司不會認為為凈資產收益益率5.00001%與44.99999%有什么大大的區別，從從而不會采取取特別的行動動使凈資產收收益率從4.9999%變到5.00001%。該該假設認為沒沒有這樣一個個數值，是公公司特別關注注的，從而沒沒有特別的動動力采取措施施使凈資產收收益率在該數數值點附近發發生變化。凈資產收益率是是衡量公司財財務狀況的最最全面、最綜綜合的指標。凈凈資產收益率率由很多因素素共同決定。例例如杜邦分析析體系就將凈凈資產收益率率層層分解到到若干指標。因因而根據“李雅普諾夫夫中心極限定定理”，可以推斷斷一個公司的的凈

9、資產收益益率應服從正正態分布，但但由于我國上上市公司存在在的時間較短短，并且近十十幾年我們的的宏觀經濟形形式變化較大大，因而我們們將很難對一一個公司的凈凈資產收益率率分布情況進進行檢驗。我我們考慮到同同一行業上市市公司的凈資資產收益率，應應以行業平均均利率為中心心進行上下波波動。因而我我們可以檢驗驗同一年份同同一行業上市市公司的凈資資產收益率分分布情況，這這樣一方面可可以獲得足夠夠多的數據，并并且能夠排除除由于宏觀經經濟形式變化化對企業凈資資產收益率的的影響。我們們選擇的行業業應有較多的的上市公司，并并且競爭程度度應較高。因因而我們選擇擇了電子通訊訊行業進行統統計分析。3偏度與豐度聯聯合檢驗法

10、正態分布的隨機機變量,其偏偏度等于零，峰峰度等于3，也也就是說符合合正態分布的的密度曲線左左右對稱且陡陡緩適中。因因而在樣本容容量較大的情情況下（至少少大于20），可可以用偏度與與豐度的聯合合檢驗法來檢檢驗一樣本是是否來自正態態總體。如果果一個樣本來來自于正態總總體，則樣本本的經驗分布布密度（直方方圖）就不能能偏斜太大，也也不能過陡或或過緩。我國國國家標準GGB48822-85數數據的統計處處理和解釋給給出了偏度與與豐度聯合檢檢驗的臨界域域的邊界曲線線圖，我們可可以依其進行行相應的檢驗驗。假設來自總體的一組樣本本值為x1, x2, xn， 設總體的偏度為為1，豐度為2，則有1= （5） 2=

11、（6）由于總體分布未未知，因而不不能用極大似似然估計，而而僅能用矩估估計法。根據據矩估計法，可可推出樣本的的偏度1與峰度2如下： （77） （88）正態分布總體的的偏度為零，峰峰度為3。如如果根據樣本本值計算出的的偏度大于零零，則說明樣樣本為右偏；偏度小于零零，則說明樣樣本為左偏。如如果根據樣本本值計算出的的峰度小于33，則說明樣樣本在均值附附近比較集中中；如果根據據樣本值計算算出的峰度大大于3，則說說明樣本向兩兩端分散，而而沒有向均值值附近集中。因因而如果樣本本來自正態分分布的總體，偏偏度應接近于于零，且峰度度接近于3。對對于“接近”的定量分析析，就要根據據偏度與豐度度的聯合檢驗驗圖來描述。

12、我我們給出了=0.055時的檢驗圖圖，我們將依依據該圖進行行偏度與豐度度的聯合檢驗驗。2002年電子子通信行業凈凈資產收益率率見附表1，我我們將表中的的數據作為一一個樣本，檢檢驗是否總體體服從正態分分布。按（7）與（88）我們計算算出，偏度為為-1.188，峰度為122.71。說說明電子通信信行業的凈資資產收益率為為左偏，且向向兩端分散。我我們將點A（1.18，12.71）描在圖1中，我們發現點A落在樣本數為100的邊界曲線外，因而不能認為電子通訊行業凈資產收益率服從正態分布（由于計算出的峰度已經大于6，因而未能在圖中標出來）。從P-P正態概概率圖上也能能得出相同的的結論。P-P正態概率率圖是

13、以樣本本的累計概率率為橫軸，以以正態分布的的理論累計概概率為縱軸描描出的散點圖圖。如果待檢檢驗樣本來自自于正態分布布總體，則所所有的點分布布在對角線附附近。從圖22全體樣本PP-P正態概概率圖中可以以看出，散點點分布離對角角線較遠，因因而不能認為為樣本服從正正態分布。但我們對圖2進進行觀察后發發現中間部分分的點近似呈呈一條直線，因因而我們推斷斷可能由于兩兩端異常點的的影響而使全全部點偏離了了對角線，如如果僅對中間間部分的點進進行檢驗有可可能服從正態態分布。根據據圖2 ，我我們去掉前115個點及后后10點，對對凈資產收益益率處于區間間0.255,12.555內的樣樣本作P-PP正態概率圖圖，如圖

14、3所所示。從圖33中可以看出出，散點分布布在對角線附附近，因而可可以認為樣本本服從正態分分布。從圖3中，我們們推測電子通通訊行業內有有些公司凈資資產收益率絕絕對值很大，因因而可能為異異常點，而應應被剔除。但但從圖中觀察察哪些點應被被剔除，多少少有點武斷。我我們按萊因達達原則，認為為處于3以外的點屬屬于異常點應應進行剔除。我我們反復應用用3原則對數據據進行剔除，由由于篇幅限我我們沒有給出出剔除的過程程，我們只給給出最后的結結果為：我們們僅保留了-5.988,18.553區間內內的數據，最最后的樣本量量為94。我我們根據上述述樣本重新計計算出偏度為為0.1199，峰度為3.84。因而而將點B（00

15、.119，3.84）描在圖1中，我們發現點B落在樣本數為100的邊界曲線內，因而可以認為電子通訊行業凈資產收益率服從正態分布。圖2 全全體樣本P-P正態概率率圖圖3 部部分樣本P-P正態概率率圖結論1：直接對對電子通訊行行業凈資產收收益率進行峰峰度與偏度聯聯合檢驗時，不不能認為電子子通訊行業凈凈資產收益率率服從正態分分布；按3原則對異常常點進行剔除除后，可以通通過峰度與偏偏度聯合檢驗驗，即可以認認為電子通訊訊行業凈資產產收益率服從從正態分布。42擬合檢驗驗法進行偏度與峰度度聯合檢驗時時，我們注意意到樣本中的的每個點對偏偏度與峰度的的影響是相同同的，我們實實際上是對樣樣本的特征數數進行檢驗。而而

16、樣本是否服服從正態分布布最關鍵是判判斷樣本的數數值出現在某某一區間內的的頻度，也就就是通過樣本本的經驗分布布與正態分布布函數相似程程度的比較來來判斷樣本是是否來自于正正態分布總體體。下面我們們用K.Peearsonn的2擬合檢驗進進行樣本的正正態性檢驗。2擬合檢驗是是通過檢驗在在一定區間內內樣本的觀測測次數與正態態分布總體在在該區間的理理論期望次數數之間是否存存在顯著性差差異，來判斷斷樣本是否來來自正態分布布總體。判斷斷的依據是：如果根據樣樣本計算出的的2值大于2檢驗的臨界界值，則不能能認為樣本來來自正態分布布總體；如果果根據樣本計計算出的2值小于2檢驗的臨界界值，則可以以認為樣本來來自正態分

17、布布總體。更詳詳細的對2擬合檢驗的的說明可以參參見參考文獻獻3或其其他的有關數數理統計的書書。我們利用表1中中的原始數據據進行了2擬合檢驗，計計算過程列在在表2中。查查2分布表知在在顯著性水平平=0.055，自由度為為5（8-22-1=5，具具體的原因參參見參考文獻獻3）臨臨界值為111.071。而而從表2中可可以看出計算算出的2值為1955.56，大大于臨界值，因因而我們不能能認為20002年電子通通訊行業的凈凈資產收益率率服從正態分分布N（2.63，22.5222）。表2 檢驗驗2002年年數據是否符符合N（2.63，22.5222）計算表凈資產收益率實際頻數標準化區間區間的理論頻數差異樣

18、本2值下限上限Vi下限上限累計分布nPi(Vi- nPPi)2(Vi-nPii)2 /nPi-134.766-19.897-1.000.1617.77115.986.53-19.89-3.008-1.00-0.250.2427.18367.7013.53-3.002.6318-0.250.000.1011.0648.234.362.634.88210.000.100.044.46273.5561.324.889.38370.100.300.088.75798.3391.299.3813.89110.300.500.078.247.630.9313.8925.1460.501.000.1516.

19、79116.366.9325.1468.2541.5+0.1617.77189.6010.67合計1121112195.56資料來源：作者者計算在表2中，我們們在計算2值過程中，使使用全部樣本本估計總體的的期望與方差差，而期望與與方差又是決決定正態分布布的兩個參數數。由進行偏偏度與峰度聯聯合檢驗中的的經驗，我們們估計可以通通過剔除異常常點的方法來來重新估計總總體的期望與與方差。我們們僅根據-5.98,18.533區間內的的數據估計總總體的期望與與方差，然后后我們檢驗全全部樣本是否否來自服從NN（5.499，4.402）的總體。具具體的計算過過程見表3。查2分布表知知在顯著性水水平=0.055，

20、自由度為為7（8-11=7，具體體的原因參見見參考文獻）臨臨界值為144.046。而而從計算表中中可以看出計計算出的2值為5.003，小于臨臨界值，因而而我們可以認認為20022年電子通訊訊行業的凈資資產收益率服服從正態分布布N（5.449，4.402）。表3 檢驗驗2002年年數據是否符符合N（5.49，4.402）凈資產收益率實際頻數標準化區間區間的理論頻數差異樣本2值下限上限Vi下限上限累計分布nPi(Vi- nPPi)2(Vi-nPii)2 /nPi-134.7661.1021-10.1617.7710.440.591.103.3018-1-0.50.1516.791.470.093.

21、304.3912-0.5-0.250.0910.392.600.254.395.498-0.2500.1011.069.330.845.497.691800.50.1921.4411.860.557.699.89170.510.1516.790.050.009.8912.09711.50.0910.2910.801.0512.0968.25111.5+0.077.4812.371.65合計11211125.03資料來源：作者者計算結論2：以全部部樣本為基礎礎估算總體的的期望與方差差，并以該期期望與方差作作為正態分布布函數的參數數，然后對電電子通訊行業業凈資產收益益率進行2擬合檢驗，不不能認為電

22、子子通訊行業凈凈資產收益率率服從正態分分布；以“按3原則對異常常點進行剔除除”后的樣本估估算總體的期期望與方差，并并以該期望與與方差作為正正態分布函數數的參數，然然后對電子通通訊行業凈資資產收益率進進行2擬合檢驗，可可以認為電子子通訊行業凈凈資產收益率率服從正態分分布5柯爾莫哥洛夫夫檢驗法由于凈資產收益益率是連續變變量，因而我我們可以使用用柯爾莫哥洛洛夫檢驗法來來檢驗電子通通信行業的凈凈資產收益率率分布情況。柯柯爾莫哥洛夫夫檢驗法是通通過比較每一一點樣本的累累計分布與理理論分布的差差異來判斷樣樣本是否符合合理論分布。柯柯爾莫哥洛夫夫檢驗法不依依賴于區間劃劃分，從而避避免了卡方檢檢驗由于區間間劃

23、分不同而而導致的檢驗驗結果不一致致的缺點。當樣本容量足夠大時，樣樣本的累計分分布與累計正正態分布應有有較好的一致致性，因而可可以取統計量量：其中：F（x）為為樣本的累計計分布，而(x)累計正正態分布。如如果樣本符合合正態分布，則則D應小于給給定顯著性水水平下的臨界界值。我們對剔除異常常點后的樣本本計算可得凈凈資產收益率率樣本D00.061。查查表得顯著性性水平=0.2時時，N900下的臨界值值為0.111125，因因而說明凈資資產收益率服服從正態分布布。而且由于于計算出的DD值小于顯著著性水平=0.2 時的臨界值值，因而可以以說樣本對正正態分布的擬擬合程度很高高。6凈資產收益率率偏離正態分分布

24、的原因我們通過上述的的檢驗，可以以判斷電子通通訊行業凈資資產收益率近近似的服從正正態分布，但但有一定程度度的偏離。我我們對偏離產產生的原因進進行了分析。上市公司財務報報表真實性。由于各種原因，上市公司的財務報表可能不真實。這種情況對樣本中異常點的影響較大，從而可能由于少數異常點影響了樣本總體檢驗的可靠性。財務報表不真實可能是做假賬，也可能是采用不違反會計準則的處理方法而使財務報表不能真實反映公司的財務狀況。例如，我們注意到有些上市公司在前一年度不可避免凈利潤為負，因而會在前一年度將各種準備金及預提費用計足，造成前一年度的虧損很大；但第二年由于不用再計提各種費用，甚至于一部分已提費用可以轉回沖減

25、相應費用，從而會增大第二年利潤。采取上述方法后，就會人為增大兩端樣本的分布，從而導致樣本偏離正態分布總體。上市公司會特別別關注某個數數值，從而會會使在該數值值左側一個小小區域內的點點小于理論頻頻數，而該數數值右側一個個小區域內的的點大于理論論頻數。如果果一個上市公公司的虧損額額較小，該公公司會采取各各種措施使該該公司出現盈盈利。也就是是說公司認為為凈資產收益益率位于零右右側值域內會會遠好于位于于零左側值域域，雖然可能能在絕對數量量上這兩個數數值的差距沒沒有任何意義義。例如，如如果一個公司司虧損額僅為為100元，該該公司一定會會采取各種措措施使該公司司變為盈利1100元，雖雖然對于一個個公司凈利

26、潤潤差200元元原本是沒有有任何意義的的，但處于虧虧損與盈利的的臨界狀態時時，這2000元的意義就就重大了。公公司特別關注注的數值不僅僅是零，還包包括證監會要要求公司再配配股（或增發發）所必須達達到的凈資產產收益率、公公司的年度考考核指標等。公公司可能采取取的措施可能能有以下幾種種：1，加大大工作的努力力程度，從而而真實提高業業績。這實際際上是由于代代理問題的存存在，公司原原來沒有最大大程度的發揮揮潛能。2，推推遲一部分成成本的發生時時間，從而提提高當年的利利潤水平。33，在不違反反財務準則的的前提下，減減少應計提的的各項費用，從從而提高當年年的利潤水平平。4，采取取一些非常手手段，提高財財務

27、報表利潤潤，這實際上上是財務報表表的真實性出出現了問題。我們對電子通訊訊行業凈資產產收益率在零零附近的樣本本進行了統計計檢驗，我們們一共檢驗了了三個區間，詳詳見表4。在在凈資產收益益率-2，00的區間內內沒有一個樣樣本，而理論論分布應有110.28個個樣本（使用用N（5.449，4.402）計算理論論頻數，下同同），詳見表表4第二行；相反在凈資資產收益率0，2的的區間內有116個樣本，而而理論分布僅僅應有12.06個樣本本，詳見表44第三行。從從上述分析可可以看出，上上市公司確實實特別關注凈凈資產收益率率處于零附近近的情況，從從而會使零左左側區間內的的樣本數減少少，而增大了了零右側區間間內的樣

28、本數數。因而使凈凈資產收益率率的分布偏離離正態分布。表4 凈資資產收益率在在零附近的分分布及檢驗序號凈資產收益率實際頻數標準化區間區間的理論頻數差異下限上限Vi下限上限累計分布nPiVi- nPii1-4.180.220.00-2.20-1.200.1011.33-11.33 2-20.000.00-2.20-1.250.0910.28-10.28 30.002.0016.00-1.25-0.800.1112.063.947凈資產收益率率分布實證結結果的意義及及需要進一步步研究的問題題由于凈資產收益益率是反映企企業財務狀況況最綜合性的的指標，因而而企業外部的的利益相關者者都很關心企企業該項指標

29、標，尤其是企企業的股東。在在進行股票投投資分析時，該該指標是決定定是否進行投投資的主要指指標之一。凈凈資產收益率率分布的實證證研究可以幫幫助外部利益益相關者判斷斷企業財務報報告的真實性性及可投資價價值，也可以以幫助預測今今后幾年公司司的凈資產收收益率情況。公司在進行項目目投資時，凈凈現值、內部部收益率是公公司判斷是否否進行投資的的關鍵指標。上上述指標的使使用過程，行行業基準收益益率是重要的的參數，凈資資產收益率分分布的實證研研究可以幫助助公司確定行行業基準收益益率。其他學者研究上上市公司的財財務狀況時，凈凈資產收益率率分布的實證證研究結果可可以幫助學者者剔除異常點點對整個分析析報告的影響響。但

30、對于其他行業業，特別是壟壟斷行業凈資資產收益率實實際分布還需需要研究；對對于全部企業業凈資產收益益率實際分布布也需要進行行實證分析；對于凈資產產收益偏離理理論分布的原原因也還需要要進一步研究究。附表1 22002年電電子通信行業業凈資產收益益率一覽表序號股票代碼企業名稱凈資產利潤率序號股票代碼企業名稱凈資產利潤率1000682煙臺東方電子信信息產業股份份有限公司-134.766 58600050中國聯合通信股股份有限公司司5.30 2000621比特科技控股股股份有限公司司-83.46 59000727南京華東電子信信息科技股份份有限公司5.32 3000555深圳市太光電信信股份有限公公司-

31、78.91 60000066中國長城計算機機深圳股份有有限公司5.55 4600139鼎天科技股份有有限公司-60.91 61000863深圳和光現代商商務股份有限限公司5.75 5600800天津環球磁卡股股份有限公司司-39.32 62000977浪潮電子信息產產業股份有限限公司5.97 6600799黑龍江省科利華華網絡股份有有限公司-21.01 63600718沈陽東軟軟件股股份有限公司司6.26 7000552甘肅長風特種電電子股份有限限公司-20.62 64000997福建新大陸電腦腦股份有限公公司6.34 8600899浙江信聯股份有有限公司-19.43 65600288大恒新紀

32、元科技技股份有限公公司6.47 9000620黑龍江圣方科技技股份有限公公司-15.90 66600237安徽銅峰電子股股份有限公司司6.48 10200468南京普天通信股股份有限公司司-15.76 67600100清華同方股份有有限公司6.65 11600850上海華東電腦股股份有限公司司-14.94 68600105江蘇永鼎股份有有限公司6.66 12600776東方通信股份有有限公司-5.98 69600563廈門法拉電子股股份有限公司司6.80 13000050深圳天馬微電子子股份有限公公司-5.33 70000839中信國安信息產產業股份有限限公司6.91 14600206有研半導

33、體材料料股份有限公公司-5.18 71600522江蘇中天科技股股份有限公司司7.09 15600203福建福日電子股股份有限公司司-4.46 72000806北海銀河高科技技產業股份有有限公司7.12 16000070深圳市特發信息息股份有限公公司0.25 73600503宏智科技股份有有限公司7.16 17600076濰坊北大青鳥華華光科技股份份有限公司0.28 74000736重慶國際實業投投資股份有限限公司7.20 18600733成都前鋒電子股股份有限公司司0.54 75600289哈爾濱億陽信通通股份有限公公司7.25 19000547神州學人集團股股份有限公司司0.60 7660

34、0363江西聯創光電科科技股份有限限公司7.43 20000909數源科技股份有有限公司0.76 77000068深圳市賽格三星星股份有限公公司7.58 21000636廣東風華高新科科技股份有限限公司1.08 78600171上海貝嶺股份有有限公司7.82 22000823廣東汕頭超聲電電子股份有限限公司1.13 79000058深圳賽格股份有有限公司8.02 23600198大唐電信科技股股份有限公司司1.17 80600067福州大通機電股股份有限公司司8.02 24000697咸陽偏轉股份有有限公司1.20 81000032深圳市桑達實業業股份有限公公司8.19 25600654上海飛

35、樂股份有有限公司1.28 82000948云南南天電子信信息產業股份份有限公司8.33 26600345武漢長江通信產產業集團股份份有限公司1.35 83600797浙江浙大網新科科技股份有限限公司8.34 27000938清華紫光股份有有限公司1.60 84600621上海金陵股份有有限公司8.40 28600185西安海星現代科科技股份有限限公司1.67 85600658北京兆維科技股股份有限公司司8.50 29600840浙江安平創業投投資股份有限限公司1.71 86600037北京歌華有線電電視網絡股份份有限公司8.67 30600640聯通國脈通信股股份有限公司司1.85 87600

36、775南京熊貓電子股股份有限公司司8.85 31000688朝華科技（集團團）股份有限限公司1.98 88600588北京用友軟件股股份有限公司司8.86 32000733中國振華(集團團)科技股份份有限公司2.11 89000063深圳市中興通訊訊股份有限公公司9.02 33000981甘肅蘭光科技股股份有限公司司2.44 90600183廣東生益科技股股份有限公司司9.11 34000021深圳開發科技股股份有限公司司2.66 91600536中軟網絡技術股股份有限公司司9.34 35000748湖南計算機股份份有限公司2.84 92000038深圳大通實業股股份有限公司司9.42 366

37、00498烽火通信科技股股份有限公司司2.87 93000532珠海華電股份有有限公司9.45 37600657北京天橋北大青青鳥科技股份份有限公司3.06 94600608上海寬頻科技股股份有限公司司9.54 序號股票代碼企業名稱凈資產利潤率序號股票代碼企業名稱凈資產利潤率38000062深圳華強實業股股份有限公司司3.11 95600571杭州信雅達系統統工程股份有有限公司10.22 39000787創智信息科技股股份有限公司司3.28 96600706長安信息產業(集團)股份份有限公司10.70 40000925浙江浙大海納科科技股份有限限公司3.34 97600831陜西廣電網絡傳傳媒

38、股份有限限公司10.75 41000836天津天大天財股股份有限公司司3.36 98600330浙江天通電子股股份有限公司司10.79 42600637上海廣電信息產產業股份有限限公司3.37 99000007深圳市賽格達聲聲股份有限公公司11.04 43600687廈門新宇軟件股股份有限公司司3.40 100600355武漢精倫電子股股份有限公司司11.84 44600734福建實達電腦集集團股份有限限公司3.46 101000805江蘇炎黃在線物物流股份有限限公司12.03 45000583四川托普軟件股股份有限公司司3.67 102000892重慶長豐通信股股份有限公司司12.55 46

39、600122江蘇宏圖高科技技股份有限公公司3.77 103600845上海寶信軟件股股份有限公司司17.38 47600602上海廣電電子股股份有限公司司3.79 104600601上海方正延中科科技集團股份份有限公司18.01 48000725京東方科技集團團股份有限公公司3.79 105600880成都博瑞傳播股股份有限公司司18.53 49600353成都旭光電子股股份有限公司司4.00 106600756山東浪潮齊魯軟軟件產業股份份有限公司19.74 50600551科大創新股份有有限公司4.13 107600130寧波波導股份有有限公司21.76 51000669吉林中訊科技發發展股

40、份有限限公司4.37 108000602廣東金馬旅游集集團股份有限限公司22.98 52600207河南安彩高科股股份有限公司司4.49 109000035中國科健股份有有限公司27.18 53600360吉林華微電子股股份有限公司司4.52 110600083成都福地科技股股份有限公司司60.41 54000517寧波成功信息產產業股份有限限公司4.57 111000542TCL通訊設備備股份有限公公司62.39 55000413石家莊寶石電子子玻璃股份有有限公司5.06 112600057廈門廈新電子股股份有限公司司68.25 56600379陜西寶光真空電電器股份有限限公司5.20 11

41、3000008廣東億安科技股股份有限公司司N57600680上海郵電通信設設備股份有限限公司5.28 114600646上海國嘉實業股股份有限公司司N資料來源：各上上市公司年報報注： N表示由由于該公司的的凈資產與凈凈利潤均為負負，如果按（44）式進行計計算則該公司司凈資產收益益率為正，因因而我們沒有有計算此情況況下公司的凈凈資產收益率率。參考文獻簡.菲利普.鮑鮑查德(法)、馬克.波特，金金融風險理論論，經濟科科學出版社(2002)阿蘭.C.夏皮皮羅，現代代公司財務金金融，中國國金融出版社社(19922)天津大學概率統統計教研室，應應用概率與統統計，天津津大學出版社社(19900)中國經濟統計

42、計實用大全，中中國人民大學學出版社(11990)莊楚強 吳亞亞森，應用用數理統計基基礎，華南南理工大學出出版社（19992）數學手冊，高高等教育出版版社陳小悅,孫愛軍軍，在中國股股市的有效性性檢驗，北北京大學學報報(哲學社會會科學版)，22000年第第4期第377卷(總2000期)向方霓，對資資本資產定價價模型(CAAPM)的檢檢驗，數理理統計與管理理，20011年第3期趙桂芹、曾振宇宇，股票收收益的非正態態分布模型，當當代財經，22002年第第10期陶亞民、蔡明超超、楊朝軍，上上海股票市場場收益率分布布特征的研究究，預測，11999年第第2期The Stuudy off The Distrr

43、ibutiion off Chinna Lissted CCompannies ROE tthrouggh thee posiitive analyysis - baased oon Eleectronnic annd Tellecommmunicaation IndusstryLigang (Instittute oof Inddustriial Ecconomiics CAASS, Beijiing 1008336,Chiina)Abstracct: Thhe disstribuution of Chhinass listted coompaniies ROE(rrate oof retturn oon commmon sstockhholderrs eqquity) is sstudieed thrrough posittive aanalyssis inn thiss papeer, baased oon thee exammples from Electtronicc and Teleccommunnicatiion Inndustrry. Byy the skewnness-kkurtossi