证券股票论文精选(九篇)

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第1篇：证券股票论文范文

关键词：大小非，分离均衡，不完全信息，动态博弈，全流通，并购重组，资本市场

一、研究背景

大小非的逐步解禁对我国的资本市场有着怎样的影响，业界和学术界众说纷纭。安信证券（2008）认为减持对市场的影响更有可能是通过"挤出效应"来体现的，减持对市场更多的是一种"心理效应"，减持规模的积累令投资者形成一种心理上的担忧。

从长期看，陈晓升（2008）认为应该对大小非进行客观认识和估计，在享受了股改红利之后同样不应忽视股改的"下半场"大小非本身也是市场的一部分，有自身的话语权。我们也于2008年初撰文从托宾Q理论的角度对金融资本和产业资本的套利进行了分析，本文正是基于这种套利观点，进而通过博弈论讨论这种行为为后市场带来的主要的变化：市场分化将逐步加速，出现一批业绩优良有较好发展前景的蓝筹股和大量的廉价的"仙股"分化并存的现象。

二、非流通股股东与现存流通股股东的博弈模型

（一）模型的假定与说明

将A股的上市公司分为优质公司和劣质公司两类，其中具备以下两条件的为优质公司：（1）遵循产业资本与金融资本之间无套利的定价。（2）在所属行业中占有重要地位、业绩优良、红利优厚、有良好发展前景的公司。否则，为劣质公司。

经典的公司金融理论指出，大股东在二级市场的交易行为就会透露出关于公司状况（博弈论中的类型）的信息（博弈论中的信号）。那么，普通投资者就可以通过观察那些交易信息来判断公司的情况（类型）。在模型建立之前，对基于此理论建立的模型进行了下述假定：首先，假设非流通股股东拥有信息优势，对于公司股价是否合理、公司是否优质具有较多的信息。而市场流通股东较少地知道公司的真实经营信息，不能简单地观察出公司的优劣，他们主要观察大小非股东的减持与否来大概地推断有关公司的信息。这种情况极大地增加了现存流通股东预期的不确定性，进而形成市场的恐慌和低效率。其次，按照初步测算的2008年6月中旬A股加权平均动态市盈率20多倍左右来看，优质公司的大小非解禁对市场的冲击理论上来说是有限的，优质公司的大小非减持并不存在明显的套利机会，这个阶段的错误定价反而可能带来投资的机会以及并购的机会等。而劣质公司的重置成本很低，所以，取得股票的成本会成为左右他们是否减持的决定因素之一。劣质公司的大小非减持会显著伤害到现存流通股东的利益，打击市场信心。再次，模型中假设非流通股股东先行动，流通股股东总是观察非流通股股东行为后行动。

（二）模型的建立

第2篇：证券股票论文范文

关键词：信用交易；持股期限；前景理论

一、 引言

股票市场整体是由无数个投资者组成的，其中主要有有机构投资者、个人投资者两个部分。通过股票市场投资者的股票账户中的有效信息可以获取个体投资者的交易行为，例如通过分析投资者买卖股票的频率可以分析投资者的投资倾向。如果投资者买卖股票频率非常高，平均持有期非常短暂，可以判定，投资者更加倾向于博取短期的交易性机会；如果投资者买卖股票的频率较低，可以判定投资者倾向于长期持有以分享企业业绩增长带来的收益。股票市场投资者的投资行为一直是研究股票市场学者热衷于研究的问题。

股票市场的投资者的交易行为研究是建立在行为金融研究的大框架之下的，具体应用个体的偏好和心理动机去解释投资者的投资行为。行为金融学的研究建立在两个维度之上：期望与偏好。期望即个体在无限次或多次博弈的基础上，所认识到的能够获取的收益水平。但是经济学家研究发现，投资者在很多时候做出的决策并不是完全根据期望水平来决定的。在研究了大量的现实例证之后，Kahneman发现社会个体在面对有波动的博弈可能时会偏离完全的理性决策，这是因为在现实世界中，很多博弈事件并不是无限次或大量多次的，而是有限次或单次、少数几次的博弈。要考察个体在单次博弈中的行为依据，有需要引入偏好这个概念。偏好是个体对于外界输入的反馈，是个抽象的量。在经济学中，这里的外界输入主要是指可能达到的收益水平和收益水平的波动程度。偏好是个体单次决策的主要依据。偏好之所以能够成为单次决策的依据是因为考虑了风险因素，即波动。在既考虑能够获取的收益水平，又考虑收益水平可能产生的波动的情况下，利用效用衡量个体的博弈结果。效用是综合了收益与风险的输出结果，是个体在单词具体的行为博弈中考虑的首要因素。

二、 文献回顾

Odean（1997）在论文“Do investors reluctant to realize their loss”中证明了持有一揽子股票的投资者在交易过程中，倾向于卖掉上涨的股票，继续持有下跌的股票。他认为投资者出现这一行为的主要原因有三个：（1）预期理论。即认为投资者在资本市场中的效用与持仓收益相关，收益为正时，单位收益带来的效用递减；收益为负时，单位收益带来的收益递增。因此继续持有亏损的股票有利于增加下期的期望效用。（效用函数为S型曲线）；（2）非理性的轮涨理论。认为股价涨跌具备均一性。股价之间存在轮涨效应，只要本期下跌的股票下次涨幅超越本轮上涨的股票，那么投资者效用将会大幅增加；（3）税收效应。根据美国联邦政府1990年颁布的法规，在每年年底计算资本利得税时，负的账面资本利得可以抵扣税收，因此投资者倾向于将下跌的持仓持有至税收计算截止日。

卖涨持跌的投资行为还可以理解为：（1）投资者从资产配置角度，对市场其他组合有诉求，变现部分投资收益有利于其组合的优化；（2）投资者因某“利好”信息而购买某只股票，若股价上涨，则认为利好兑现，出售股票；若股价下跌，则坚持认为消息尚未兑现，期待后期的反弹；（3）上涨的股价高于下跌的概率大些。因此金额越大，税收效应相对越低；反之下跌的低价股票的交易成本相对较高，投资者宁愿继续持有。Odean采用方差分析（Anova）的方式分析了这一投资现象，对所有影响因素逐一分析。引入指标PGR，即兑现收益（已卖出的上涨股票个数）与理论收益（兑现收益+账面收益股票个数）之比，来度量投资者卖出上涨股票的情况；PLR，则为兑现损失与理论损失（兑现损失+账面损失）之比，作为度量基础持有下跌股票的情况。

Odean在1998年通过论文“Do investors trade too much”证明了折扣经济账户的投资者过度交易。折扣佣金的投资者由于没有复杂的问题、可以很好检验过度交易问题。Odean认为过度交易的起因是过度自信。过度自信的投资者对期望交易收益有不急切实际的信念。由于过高估计期望收益，他们从事一些无法弥补成本的交易。论文检验折扣经纪费用投资者的交易收益能否足够弥补交易成本。研究发现：这些投资者不仅买入证券比他们卖出证券难以补充交易成本，而且平均而言买的证券表现比卖出的证券要差。除去流动需求、税收损失卖出、投资组合重新构建、向更低风险证券移动动机外，上述结论依然成立。

三、 信用交易

尽管股票投资者的交易行为被广泛研究，个体投资者的行为特征被不断发现，但是缺乏对于投资者信用交易特征的研究。信用交易又称“保证金交易”，是指证券交易的当事人在买卖证券时，只向证券公司交付一定的保证金，或者只向证券公司交付一定的证券，而由证券公司提供融资或者融券进行交易。因此，信用交易具体分为融资买进和融券卖出两种。也就是说，客户在买卖证券时仅向证券公司支付一定数额的保证金或交付部分证券，其应当支付的价款和应交付的证券不足时，由证券公司进行垫付，而进行证券的买卖交易。其中，融资买入证券为“买空”，融券卖出证券为“卖空”。通俗的说，信用交易就是指借钱买股票，或者借股票卖出。信用交易在西方国家较为发达，投资者可以利用丰富的投资渠道进行股票的信用交易。而我国信用交易开设较晚，我国的融资融券机制开通于2010年3月31日，但发展迅速。截止2015年6月底，我国融资融券业务累计资产总额已经达到了10 000亿元，2015年上半年，我国的融资融券业务总额最高曾达到22 000亿元。我国投资者目前主要还是依靠场内的融资融券业务进行信用交易。融资融券交易又称“证券信用交易”或保证金交易，是指投资者向具有融资融券业务资格的证券公司提供担保物，借入资金买入证券（融资交易）或借入证券并卖出（融券交易）的行为。包括券商对投资者的融资、融券和金融机构对券商的融资、融券。

在进行信用交易时，投资者利用了杠杆效应，在市场上涨的过程中可以有效地扩大收益水平，在市场下跌的过程中则会放大亏损的幅度。根据逻辑上的推论，理性的投资者应该谨慎的利用信用交易，因为根据有效市场理论，短期内股票价格是随机游走的。根据Merton的理论，随机游走的股票价格可以分为两个部分，正向的期望收益和正负两向的价格波动。如果股票市场投资者想要利用信用交易博取短期内的超额收益，在市场有效的前提下，则需要承受比不利用信用交易更大的波动，这种波动是随机的，既有可能是正向的，也有可能是负向的。如果投资者希望利用杠杆交易博取长期内的资本回报，则需要考虑长期回报水平是否能超过信用交易所付出的成本，主要包括：借款成本、交易成本和税费。在我国的股票市场，借款成本、交易成本和税费三项相加之后大约维持在年化10%左右，长期来看，在不考虑交易成本的前提下，几乎很少有投资者能够实现10%年化收益率，换句话说，大部分股票市场信用交易投资者在考虑借款成本、交易成本和税费之后都是亏损的。那么这些信用交易行为又是由什么支配的呢？可能的解释有两个：（1）信用交易由于属于杠杆交易，能够放大投资者资产组合的有效波动水平，主动选择参与其中的投资者从逻辑上说会比普通投资者具有更高的风险偏好，从而表现出更加激进的投资风格。（2）由于参与信用交易的投资者相对于普通投资者更加自信，这种自信可能存在于两个方面。信用投资者更加相信自己的投资能力，认为由于自己拥有更好的投资能力，可以参与高风险的杠杆交易，博取更多收益；信用投资者更加相信自己的信息的可靠程度，即信用投资者认为自己拥有的信息非常可靠，亏损地可能程度非常小。由于原因二已经被Odean通过研究折价交易商的投资者交易数据证明确实存在，本文旨在证明第一种原因，虽然风险偏好属于抽象的概念，但是风险偏好状况可以反映在投资者的行为上，高风险偏好的投资者会比低风险偏好的投资者更激进，而激进的投资者会更频繁地进行交易，因为对于高风险偏好的投资者，相比低风险偏好的投资者，不确定性所带来的负效用更少，高风险偏好投资者可以在存在更高的不确定性的情况下进行交易。

四、 数据和方法

本文选取某券商部分营业部的投资者交易数据。数据包括四个部分：普通账户交易数据、信用账户交易数据、通账户持仓数据和信用账户持仓数据。

数据样本涵盖从2011年1月5日起至2015年8月31日的交易数据。交易数据共6 239 711条，持仓数据共涵盖158 047个账户。每条交易数据主要包括：买入证券代码、买入证券数量、买入证券价格、买入证券时间和买入证券账户加密编号；卖出证券代码、卖出证券数量、卖出证券价格、卖出证券时间和卖出证券账户加密编号。普通证券账户持仓数据主要包括：证券账户加密编号、证券账户可用余额。证券账户可取余额和证券账户持有证券代码、证券账户持有证券名称、证券账户持有证券数量和证券账户持有证券平均成本。普通证券账户持仓数据主要包括：证券账户加密编号、证券账户可用余额。信用证券账户持仓数据主要包括：证券账户资产负债总额，证券账户负债总额、证券账户资产总额、证券账户可取余额、证券账户持有证券代码、证券账户持有证券名称、证券账户持有证券数量和证券账户持有证券平均成本。

本文通过投资者平均持股期限（AHT）水平来考察投资者行为地激进程度。持股期限的计算方法是，考察每一条投资者交易数据，计算出持有的交易天数。根据等权重赋权，计算出所有交易的平均持股期限：

AHTt=P*n*

公式中的P表示卖出时的证券价格，n表示卖出的证券数量，HT表示这一笔交易的持有期限，N表示t时期内交易总笔数。

五、 实证结果

如果一个投资者先买入一只证券，后分批卖出，则每次卖出都单独计算一笔交易，交易数量根据卖出时的交易数量计算。如果一个投资者分批买入一只证券，一次性卖出，则根据买入数量分批计算，每次买入单独算一笔交易。

在计算投资者的总平均持股期限数据后，我们得到的结果见表1。

通过分析数据可以发现，不同交易性质的投资者之间，投资平均持有期限存在显著差异。

以全部交易数据作为样本，所有交易的平均持有期限为44.27个交易日，以每个交易月平均20个交易日计算，大约为2.2个交易月，与谭松涛（2006）计算的40交易日的持股期限长度水平接近。在进行分层之后，将普通交易和信用交易的数据分开计算，得到的结论为，普通交易的平均持股期限为48.12个交易日，以每个交易月平均20个交易日计算，大约为2.4个交易月；信用交易的平均持有期限为29.03个交易日，以每个交易月平均20个交易日计算，大约为1.5个交易月，信用交易的平均持股期限显著低于普通交易和全部交易。也就是说，信用交易者更加倾向于买入股票后在较短的期限内卖出。

为了考察投资者资产规模对于交易行为差异的影响，本文根据投资者的资产规模对投资者进行了分层。

普通账户的分组依据是在所选取数据周期中，资产总额最高的一天的总资产水平。例如，一个普通股票账户A在2015年的某一天资产总值创出最高点，达到510万元，则这个资产账户划入500万元以上组。

信用账户的分组依据为在所选取数据周期中，净资产总额最高的一天的净资产水平。例如，一个信用股票账户B在2015年的某一天净资产值创出最高点，达到200万元，则这个资产账户划入100万元～500万元组。

第3篇：证券股票论文范文

关键词：信用交易;保证金;波动性

中图分类号：F830．91 文献标识码：A

文章编号：1000-176X(2008)03-0055-06

The Impact of Short Selling Margin Adjustments on Volatility of the Markets:

Evidence from TaiWan Market

AbstractThe debate among various market participants on the margin trading especially short-selling of securities continues today． Opponents of short-selling argue it disrupts orderly markets by causing panic selling， high volatility， and market crashes． So this paper investigates how short selling margin requirements impact the volatility of TaiWan stock market， and we find significant positive relationships between short selling margin adjustments and market volatility．

Key wordsMargin Trading; Margin; Volatility;

卖空交易是证券信用交易的一种形式。所谓信用交易（Margin Trading），又称融资融券交易或保证金交易，是指投资者在买卖证券时，向证券公司或其他金融机构支付一定比例的保证金，以融入购买证券所需资金或出售证券所需证券的交易形式。

一直以来，理论界和实务界对于在证券市场上是否应该允许信用交易尤其是卖空交易存在很大的争议。争论的焦点之一在于信用交易的高杠杠性是否会导致证券市场的剧烈波动，尤其是那些卖空交易的反对者们认为卖空行为容易引起恐慌性的抛售，加大市场的波动性，甚至引发市场崩溃。因此，近年来尽管有越来越多的国家和地区开始允许卖空交易，但即便是在那些允许卖空交易的市场上，卖空行为也受到了各种各样的约束。就我国而言，缺乏卖空机制导致了长期以来中国股市“单边市”的格局，尽管《证券公司融资融券业务试点管理办法》已于2006年8月1日起正式施行，沪深交易所也随之出台了相关的试点实施细则，但我国证券市场至今无法进行卖空交易，笔者认为其中一个重要的原因就是管理层担心卖空交易会导致市场的大幅波动，影响金融体系的稳定性。而争论的焦点之二在于信用交易的保证金比率是否是一个有效的政策工具，监管部门是否可以通过保证金比率的调整来达到调控证券市场的目的①。本文的研究结论表明，调高融券保证金成数将增大股市的波动率，而下调融券保证金成数，即放松对卖空的限制，反而会使市场的波动性减小。

本文的主要贡献在于：从研究对象来看，现有文献的研究主要针对美国市场并且主要集中于融资交易保证金比率调整或并不区分究竟是融资交易保证金率亦或融券交易保证金率，而统称为保证金率。

对证券市场影响的研究。部分台湾学者的相关研究也主要针对1997年之前的台湾证券市场，然而从1997年10月21日起台湾市场信用交易的融资比率和融券保证金成数不再按股价指数联动，而改由财政部依市场及经济环境的需要而作改变。从研究方法来看，现有文献主要采用了保证金率的水平值或一阶差分来代表保证金水平的高低及变化，但是从Hsieh and Miller（1990）以及Hardouvelis and Theodossiou（2002）的争论中可以看出其实这两种方法都存在一定的问题。因此，本文的研究主要采用引入虚拟变量的方法针对1997年10月21日之后台湾证券市场融券交易保证金比率的调整来展开。此外，融券交易保证金比率的下调也意味着对卖空限制的放宽，因此，通过对融券交易保证金比率调整的研究，我们不仅可以了解保证金这一政策工具的有效性，还可以更深入地探讨卖空交易对股票市场的影响。

一、台湾证券市场信用交易保证金比率调整概述

台湾证券市场的信用交易始于1962年2月。对于信用交易保证金比率，台湾市场早期是依据指数的高低自动进行调整的，而且一类股票和二类股票的融资比率也往往不同（如表1所示）。

自1997年10月21日起，由于受到亚洲金融危机的冲击，台湾当局改变管理方式，改由财政部依据市场及经济环境的需要来拟定和调整最高融资比率及最低融券保证金成数，不再按股指连动。证券商可以在主管机关制定的最高融资比率之下、最低融券保证金成数之上，视客户信用状况及有价证券的风险程度，自行订立融资比率和融券保证金成数，或暂停该有价证券的融资融券交易。1995―2007年台湾证券市场融券保证金成数的历次调整如表3所示。

目前，台湾对于信用交易保证金比率的规定为：上市股票的融资成数为60%，上柜股票的融资成数为50%，融券保证金成数均为90%，最低维持担保率为120%，转融通的成数不得超过证券商对客户融资融券的成数。

二、文献综述

关于保证金下文中若未明确指出为融券交易保证金，则保证金一词均统指信用交易保证金，在现有文献中往往是指融资交易的保证金要求。调整对证券市场的影响，早期的文献主要侧重于研究保证金率变动与股票收益率之间的关系，近期的研究焦点则放在保证金率的调整对证券市场波动性的影响上。

目前绝大部分的文献都是针对美国市场进行的研究，各类相关模型背后隐含的经济机制也都是相类似的：即对股票价格的负面冲击将会降低杠杆交易者的抵押品价值，当股价大幅下跌时，这些杠杆交易者可能不得不对股票进行清算来满足保证金的要求，从而会导致股价进一步下滑；反之，当股票价格上涨时，由于保证金交易的杠杆性，会推动股价进一步上涨，这也就是Garbade（1982）[1]所提出的所谓金字塔式（Paramiding/De-Pyramiding）效应。

尽管如此，各个文献得出的结论却各异。Largay（1973）[2]和Eckardt Jr and Rogoff（1976）[3]都研究了1968―1969年间NYSE和AMEX对部分投机性比较强的股票施加100%保证金约束对股票价格、成交量以及波动性的影响，结果发现施加100%保证金约束后这些股票的价格、成交量以及波动性均显著下降。Hardouvelis（1988，1990）[4-5]的实证结果也发现初始保证金要求的高低和股票价格的波动性之间存在显著为负的相关关系，而且提高初始保证金要求从长期来看会减小股票价格对其基本价值的偏离。因此，他认为保证金这一手段对限制投机交易是一个极为有效的政策工具。

Hardouvelis（1988，1990）文章发表后便引起了众多学者的争议。Hsieh and Miller（1990）[6]提出了对其研究方法（即采用变量的水平值来进行实证分析）的质疑，并采用变量的一阶差分对同一时期的美国股票市场进行了研究，发现并没有证据表明美联储对初始保证金要求的调整会影响股票市场的波动性。而且，美联储对初始保证金要求的调整往往是追随（Follow）而不是引导（Lead）股票市场波动性的变化。Kumar，Ferris and Chance（1991）[7]也认为保证金的调整与股票价格的波动性之间不存在一致的关系，因此美联储无法通过调整保证金要求来达到提高或降低市场波动性的目的。Kupiec and Sharpe（1991）[8]建立的世代交迭模型（Overlapping Generations Model）同样发现初始保证金的设置既可能提高也可能降低股票价格的波动性，主要取决于经济波动背后的微观结构。

由于学术界和实务界对于保证金这一政策工具的有效性始终未达成一致的看法，而利用美国市场数据进行实证研究的一个局限性在于美联储自1934年以来仅仅对保证金比率调整了22次，并且自1974年以来就再未调整过，因此美国市场的数据并不足以就这一问题给出可信服的统计检验结果。于是，Hardouvelis and Peristiani（1992）[9]转而研究了东京股票交易所（TSE）的保证金调整情况。日本的保证金交易制度自1951年起开始施行，从1951年到1992年TSE就调整了100多次保证金要求。Hardouvelis and Peristiani（1992）发现，如果控制了股票收益水平的影响后则保证金比率的变化与股票的条件波动率显著负相关，从而得出了保证金这一政策工具对于稳定二战后的日本证券市场有着明显的作用这一结论。然而，Lee and Yoo（1993）[10]对美国、日本、韩国和中国台湾市场的研究却发现，在短期影响方面，除了日本市场在调低保证金比率时对股票价格波动性有显著影响外，其余市场的效果均不明显。在长期影响方面则所有市场股票价格的波动性都不受保证金比率调整的影响。

近年来，随着越来越多的新兴市场开始推行信用交易，关于保证金水平调整与股票市场波动性之间关系的讨论又再度引起学术界和实务界的广泛关注。Fortune（2001）[11]发现保证金贷款数量与下一期的股票价格水平和波动性之间存在显著为正的相关关系。Hardouvelis and Theodossiou （2002）[12]就Hsieh and Miller（1990）等对其研究方法的质疑进行了反驳，认为Hsieh and Miller（1990）等采用变量的一阶差分而不用水平值来进行研究将会遗漏那些滞后的波动性和保证金要求对模型估计的影响，从而得出错误的结论。除了同样得出保证金比率的高低与股票价格的波动性之间存在显著为负的相关关系外，他们还进一步发现在牛市中这一关系格外显著，但在熊市中则并不显著。Li（2006）[13]的模型结果也表明，较高的保证金要求可以通过限制人的投机能力，从而降低股票价格水平及其波动性。

就台湾市场而言，王（1992）[14]的实证结果发现，1987―1990年间台湾市场融资比率及融券保证金成数的调整并不是股市波动率的Granger原因，但股市波动率却是融资比率及融券保证金成数调整的Granger原因。许哲源（1992）[15]发现从日数据来看，1981―1991年间台湾市场融资比率和融券保证金成数的调整对股市波动率并无显著影响，但从月数据来看，融资比率与股价波动率之间存在显著为正的相关关系，而融券保证金成数对股价波动率的影响则不显著。柳春成（1996）[16]探讨了1982―1990年间信用交易保证金比率的调整对台湾股市波动率的影响，发现整体而言保证金比率的调整是一个无效的政策工具，但对高风险投资组合中的证券而言，无论调高还是调低保证金比率，股票价格的波动性都显著扩大。Hsu（1996）[17]对1981―1991年台湾市场的研究发现，从短期来看，只有极少的几次保证金调整对股市波动性有显著影响；从长期来看，保证金调整对股市波动性并无显著影响。萧宪鸿（1997）[18]探讨了1988―1990年以及1996―1997年信用交易保证金比率的变动对股指收益率及其波动性的影响，发现提高信用交易保证金比率无法降低股价的波动性，但降低信用交易保证金比率却会加大股价的波动性。姚海青等（1999）[19]用GARCH模型研究了融资比率与融券保证金成数调整对股价波动性的影响，发现融资比率与融券保证金成数的调整并不会对股价的波动性产生影响。郝翠翎（2002）[20]用事件研究的方法以及GARCH模型检验了保证金比率的变化对其所构造的股票组合价格波动性的影响，发现保证金比率和股价的波动性之间存在负的相关关系。

三、实证研究

（一）样本选择和变量的计算

由于自1997年10月21日起，台湾市场信用交易的保证金比率不再与股指联动，而改由财政部依据市场及经济环境的需要来拟定和调整，因此我们选取1997年10月21日到2007年7月31日台湾加权指数的日数据台湾加权指数的数据来自Wind资讯。进行研究，并根据表3中1997年10月21日之后的7次（不包括1997年10月21日那次调整）融券保证金成数调整时间，将总的样本期间划分为8个子区间。

1．指数日收益率的计算

3．代表融券保证金成数调整的虚拟变量

为了研究融券保证金调整是否会对股票市场的波动率产生影响，对应于1997年10月21日之后的7次融券保证金成数调整，我们引入了7个代表融券保证金成数调整的虚拟变量，其中i=1，2，…，7，本次融券保证金成数调整后到下一次融券保证金成数调整前该变量值为1，其他时段该变量值为0。

（二）模型设定

根据Hardouvelis and Theodossiou（2002）的研究结果，当期的股市波动率水平会受到上一期的股市波动率水平，上一期的波动率冲击（用上一期股市收益率的绝对值来表示），以及上一期的股市收益率（主要用于控制所谓的杠杆效应）的影响，因此，本文的研究将基于下述模型来进行：

方程（3）的参数估计结果如表4所示。从表4中可以看到，t-1期的市场波动率水平和t-1期的波动率冲击对t期的市场波动性都有显著为正的影响，而t-1期的收益率则对t期的波动性有显著为负的影响。对于本文研究的重点，即融券保证金成数的调整对股市波动性的影响，我们可以看到7个虚拟变量中有4个达到显著性水平。代表融券保证金成数调高的虚拟变量D5、D6的系数均显著为正，D2、D4虽然系数为负但并不显著；代表融券保证金成数调低的虚拟变量D1、D7的系数均显著为负，D3的系数虽然为正但也并不显著。因此，整体而言，调高融券保证金成数将增大股市的波动率，而调低融券保证金成数将减小股市的波动率。此外，融券保证金成数的下调可以视作对卖空限制的放宽，这也就意味着放宽卖空约束不仅不会使市场的波动性变大反而会使市场的波动性减小。

为什么会有这样一种结果呢？Kumar，Ferris and Chance（1991）认为证券市场上主要有两类活跃的参与者：一是投机者；二是理易者。前者的投机活动会使证券价格偏离其均衡价值，从而增大市场的波动性。而后者主要根据已有的信息来预测股票的收益和风险，然后做出买卖决策。这种基于信息因素和流动性因素的交易活动可以增加市场的流动性，从而降低股市的波动性。因此保证金比率的调整对市场波动性的影响存在两种截然相反的效果：一方面，保证金比率的调整意味着交易成本的变化，调高保证金比率可以在一定程度上限制投机者的投机行为，从而降低市场的波动性，这也就是所谓的“投机性效应”（Speculative Effect），其背后所隐含的经济机制也就是Garbade（1982）提出的所谓金字塔式效应；另一方面，调高保证金比率也会增加理易者的交易成本，随着理易者交易活动的下降甚至部分理易者退出市场，市场的流动性就会下降，从而波动性增大，这也就是所谓的流动性效应（Liquidity Effect）。因此，保证金比率调整对证券市场的实际影响要取决于这两个方面的力量对比。如果投机性效应较大，则调高保证金比率可以降低证券市场的波动性；反之，则调高保证金比率不仅不会降低证券市场的波动性，反而可能提高证券市场的波动性。从本文的实证结果来看，显然流动性效应占了主要地位。

此外，融券保证金成数的下调可以视作对卖空限制的放宽，本文的实证结果也就意味着放宽卖空约束不仅不会使得市场的波动性变大反而会使得市场的波动性减小。笔者认为这主要是由于如果市场不允许卖空或者对卖空交易限制较为严格，则会呈现单边运行态势，一旦出现严重的供求失衡，市场便会产生巨幅的振荡。而如果引入卖空交易机制或者放宽对卖空交易的限制，则可以增加证券的供给弹性。当证券价格因为投资者的过度追捧或是恶意炒作而变得虚高时，市场中理性的投资者会及时察觉到这种现象，卖空这些价格被高估的股票，从而使得这些股票的供给量明显增加，这一方面可以缓解市场上对这些股票供不应求的紧张局面，抑制股价泡沫的继续生成和膨胀；另一方面，也会向其他投资者传递股价被高估的信号，促使过度高涨的证券市场重新趋于理性。此外，当这些被高估的股票因泡沫破灭而出现价格下跌时，先前卖空这些股票的投资者因到期交割的需要又会重新买入这些股票，这一方面会增加市场对这些股票的有效需求，在某种程度上起到“托市”的作用；另一方面也会向其他投资者传递股价被低估的信号，促使股价回复到真实的价值水平上来，从而达到稳定证券市场的效果。

四、结论与建议

目前世界上绝大部分发达市场都允许卖空交易，自1990年以来新兴市场中允许卖空交易的比例也不断提高。部分国家的监管层之所以迟迟不敢放开对卖空交易的限制，其主要原因之一就是担心卖空交易可能会引起过度投机从而导致市场的波动性加大，甚至引发市场危机。但是从本文的实证结果可以看到，融券保证金成数的下调，即放宽卖空约束不仅不会使得市场的波动性变大反而会使得市场的波动性减小。只要我们在推出卖空机制后加强对卖空交易活动的监管，强化与卖空交易相关的信息披露，引入卖空机制并不会造成市场的过度波动，反而可以提高市场的流动性，起到稳定市场的积极作用。

此外，就我国而言，根据2006年8月21日沪深交易所公布的《融资融券交易试点实施细则》，目前上交所和深交所对融资和融券交易保证金比例的规定均为：初始保证金比例不得低于50%，维持保证金比例不得低于130%。尽管实施细则中并未提及保证金比率的调整问题，但笔者认为信用交易机制的推出可以为证券市场的监管部门提供一种灵活、透明及制度化的监管工具和宏观调控手段。以融券交易保证金比率的调整为例，当监管部门发现证券市场中的证券价格因为上涨过高而出现泡沫的迹象时，可以下调融券保证金要求；反之，则可以上调融券保证金要求。尽管目前有些学者认为保证金的调整往往滞后于市场的变动，并非是一个有效的政策工具，但笔者认为其最重要的意义就在于给投资者传递了一种信号，理性的投资者必然会通过对这种消息的消化和吸收来调整自身的预期和行动，从而改变证券市场的供求力量。

总之，信用交易是一把双刃剑，在为证券市场带来有效性和流动性的同时，也可能给市场带来某些负面的影响。但近年来随着证券市场的发展，信息的透明性和监管的有效性都在逐步提高，对于广大的新兴市场而言，引入信用交易特别是卖空交易的利是明显大于弊的。在建立信用交易制度的过程中我们一定要注意考虑本国的金融结构、市场的发达程度和实际监管水平，从而设计出最适合本国证券市场的交易规则。

参考文献：

［1］ Garbade， K．D．Federal Reserve Margin Requirements: A regulatory Initiative to Inhibit Speculative Bubbles， in Paul Wachtel， ed:Crises in Economic and Financial Structure，1982．

［2］ Largay， J．A．III．100% Margins: Combating Speculation in Individual Security Issues［J］．Journal of Finance，1973，（28）：973-986．

［3］ Eckardt Jr， W．L， and D．L．Rogoff．100% Margins Revisited［J］． Journal of Finance，1976，（31）：995-1000．

［4］ Hardouvelis， G．A．Margin Requirements and Stock Market Volatility［J］．Federal Reserve Bank of New York Quarterly Review， 1988：80-89．

［5］ Hardouvelis， G．A．Margin Requirements， Volatility， and the Transitory Component of Stock Prices［J］．American Economic Review,1990，（80）：736-763．

［6］ Hsieh， D．， M． Miller．Margin Regulation and Stock Market Volatility［J］．Journal of Finance， 1990：3-29．

［7］ Kumar， R．， S．P． Ferris， and D．M．Chance，The Differential Impact of Federal Reserve Margin Requirement on Stock Return Volatility［J］．The Financial Review，1991，（26）：343-366．

［8］ Kupiec， P．H．， S．A． Sharpe，Animal Spirits， Margin Requirements， and Stock Price Volatility［J］．Journal of Finance， 1991，（46）：717-731．

［9］ Hardouvelis， G．A．， and S． Peristiani．Margin Requirements， Speculative Trading， and Stock Price Fluctuations: The Case of Japan［J］．Quarterly Journal of Economics，1992，（107）：1333-1370．

［10］ Lee， S．B．， and T． Yoo．Margin Regulation and Stock Market Volatility: Further Evidence From Japan， Korea and Taiwan［J］．Pacific-Basin Finance Journal，1993：155-174．

［11］ Fortune， P．Margin Lending and Stock Market Volatility［J］．New England Economic Review，2001，（7）：3-25．

［12］ Hardouvelis， G．A．， and P．Theodossiou．The Asymmetric Relation Between Initial Margin Requirements and Stock Market Volatility across Bull and Bear Markets［J］．Review of Financial Studies，2002，（15）：1525-1559．

［13］ Li， T．Margin Requirements and Stock Price Volatility when Agents Beliefs are Heterogeneous［R］．Working Paper，2006．

［14］ 王． 融资比率及融券保证金成数与股价报酬波动关联性初探――Granger因果关系检定［J］．证券金融，1992，（34）：50-79．

［15］ 许哲源． 调整融资比率、融券保证金成数与股价波动――台湾股票市场之实证研究［D］．台湾：国立中正大学国立经济研究所硕士论文，1992．

［16］ 柳春成． 证券信用交易比率调整对台湾股市波动性影响之研究――以投资组合之风险水平分析［D］．台湾：国立政治大学企业管理研究所硕士论文，1996．

［17］ Hsu， Y．Margin Requirements and Stock Market Volatility: Another look at the Case of Taiwan［J］．Pacific-Basin Finance Journal，1996：409-419．

［18］ 萧宪鸿． 融资比率与融券保证金成数变数对台湾股市报酬率及成交量影响之研究［D］．台湾：国立中兴大学企业管理研究所硕士论文，1997．

［19］ 姚海青,杜化宇,陈胜源． 我国股票市场融资比率与融券保证金成数调整对股价波动性影响之研究［J］．证券市场发展，1999：129-153．

第4篇：证券股票论文范文

司法会计鉴定书

（文号）

（鉴定专用用章）

（日期）

绪 言

×年×月×日，本院法纪检察科提出委托，要求对A某某案中直接经济损失数额作出司法会计鉴定结论。

A某某，男，×岁，大专文化程度，现任甲公司证券业务部副经理。×年×月×日，其在未对新开户股民B某某账户完成验资的情况下，擅自允许该户全额透支交易近×元，给本单位造成巨大经济损失。

检验收集了与A×#B某某股东账户相联系的甲公司证券业务部×年×月×日和×年×月×日的B某某资金账户及其相关的交割单和委托单、中央登记结算公司A×#B某某股东账户筹码清单等会计资料。

检验采用核对法和分析法，逐一核对交易数量、金额和委托手续，对比委托价与成交价、申报时间与成交时间，计算亏损数额。

所列检材均冠以S字母，统一以两位数编号。

检 验

1.甲公司证券业务部B某某资金账户记录：×年×月×日开户，未存入资金，×年×月×日卖出股票收回资金×元，×年×月×日与×年×月×日之间无记录（见S03）。

2.甲公司证券业务部B某某资金账户×年×月×日清算交割单及其配对交割单记录：先买入后卖出，再买入再卖出；共×股票×股，成交总额×元，卖出×股，成交总额×元，轧差-×元，与当日余额一致。显然，该户未曾存入资金，第一、第二笔买入交易系全额透支。×年×月×日以上资料记录：卖出×股票×股，成交总额×元。至此，×股×股票全部平仓，交易亏损×元，与×年×月×日余额一致（见S01、S02）。

3.甲公司证券业务部B某某资金账户买入×股×股票有委托单，其中，×股委托价与成交价一致，申报时间与成交时间几乎一致；×股委托价与成交价一致，申报时间等于成交时间；×股与×股合填一份委托单，且混填×股和×股卖出；×股委托价与成交价相近，申报时间等于成交时间（见S04至S36、附表）。

4.甲公司证券业务部B某某资金账户卖出×股×股票，仅有×年×月×日表明×股卖出委托的×股和×股两份卖出委托单，但另有×股和×股卖出混填在×股买人委托单上；×股委托价与成交价相近，申报时间与成交时间几乎一致（见S05、S37至附表）。

5.中央登记结算公司A×#B某某股东账户筹码清单显示，该户×年×月×日卖出×股，系乙公司证券业务部强行平仓，无委托单（见S57、附表）。

6.甲公司证券业务部B某某资金账户清算交割单显示，每笔交易数量和成交总额均与配对交割单数量和成交总额合计数一致（见S01至S02、S06至S36、S39至S56）。

论 证

1.按股票交易管理规定，股民开设资金账户需存入一定数量的资金，并只能在此额度内买入股票；委托单限填一次同向交易委托内容，更不能混填反向交易委托内容。履行股票交易管理的行为人理应制止这些不规范的交易行为。

2.按股票交易管理规定，委托人须在事先填妥委托单，管理行为人应对买入委托人的资金状况严格审核，决定是否向交易员申报，避免出现既委托价等于成交价，又申报时间等于成交时间的情况。

3.按最高人民检察院有关罪认定的规定，直接经济损失必须是与管理活动有直接因果关系，且对财产所有权的丧失，行为人显已不具备挽回能力。若严格规范交易行为，上述B某某账户的亏损当可避免。且根据中央登记结算公司A×#B某某股东账户筹码清单，现筹码已全部平仓，管理行为人显已无力挽回损失，所以，×元符合以上的两个条件。

4.按股票交易管理规定，股票业务与自营业务的账户必须分开，因此，不能将在B某某账户非法自营交易所获取的盈利视为弥补该账户亏损的能力。

结 论

因甲公司证券业务部股票交易管理行为人疏于职守，使B某某账户交易行为严重不规范，造成直接经济损失×元（大写）。

鉴定人：

（签 章）

（鉴定资格证书号：×）

复核人：

日期：

第二部分文证审查意见

司法会计文证审查意见书

文号

一、基本情况

x年x月x日，公诉人某某某提出委托，要求对A某某案件中的司法会计鉴定结论文书进行审查。

x鉴定机构提供的鉴定结论称，因甲公司证券业务部股票交易管理行为人疏于职守，使B某某账户交易行为严重不规范，造成直接经济损失×元。

二、审查情况

该鉴定思路清晰、方法得当、检验充分，但论证尚缺火候。需在“所收集检材是否合法”和“所收集检材是否真实有效”两个问题上，补充论证。

第5篇：证券股票论文范文

论文关键词：投资者行为；理性投资；均衡市场

一、投资者行为理论形成与发展

自从经济学诞生以来，“经济人”思想一直统治经济学界。在古典经济学家看来，市场机制如同“无形之手”支配着“经济人”行为，市场价格能够随着供给与需求的变化及时调整，社会经济始终处于均衡状态。均衡理论自从亚当·斯密创立以来，经新古典经济学派马歇尔、瓦尔拉斯及货币学派的弗里德曼，理性预期学派的卢卡斯等人的深人研究，日臻完善，成为描述市场运作方式最全面、系统的理论。均衡理论涉及到经济学的各个领域，投资者行为理论是均衡市场理论的延伸，是均衡分析方法在证券市场中的运用。

1952年，美国经济学家哈里·马柯威茨(HarryMarkowitz)发表了题为《资本选择》的论文，运用收益、方差的分析方法，确立了风险资产组合的有效边界，形成了最优资产组合的思想。该理论被认为是运用均衡思想建立的最早的资产管理模型。20世纪60年代，夏普(william sharpe)和林特(Johnlinter)与莫西(Janmossion)以资产组合模型为基础创立了资本资产定价理论(CAPM模型)。该理论在一般均衡框架下研究单个投资者理性选择而形成的整体市场均衡，用证券市场线来描述证券价格的形成机制，即在均衡条件下证券的收益与风险成正比的关系。投资者通过分散投资化解非系统风险，市场风险则是单个证券对系统风险的敏感度(B值)。投资者依据所承担的风险得到相应的风险溢价。投资收益的正态分布和收益与风险的对称性是CAPM模型所揭示的均衡股票市场的实质。CAPM模型把均衡分析、理性选择运用到证券市场，把风险资产的预期收益看成是风险证券对市场风险的敏感度来决定的，把系统风险作为风险概念运用到资本市场分析中，被称之为证券市场理论的革命。但由于CAPM模型建立在严格的假设条件之上的，后来的经济学家对其有效性提出了质疑。罗斯(Ross1976)认为，在平均分散的竞争性市场中，风险证券组合的收益与风险在实证中是不可能测定的。20世纪70年代中期，罗斯创立了投资者套利定价理论(APT模型)。与CAPM相比，ATP放松了假设条件，认为影响证券收益的不是一个因子，而是多个因子，证券的收益同影响收益的多个因子有关(因子模型)。投资人在不增加风险的情况下寻找相同因子对相同股票产生不同影响的投资机会。因子模型表明承担相同因素风险的证券应是有相同的收益，而当风险证券的价格处于非均衡状态时，就产生了套利机会，套利活动将改变证券的收益，使证券市场达到均衡。

投资者行为理论的又一个分析视角是有效市场理论。如果说资产组合理论解决了均衡证券市场中的收益与风险的关系问题，那么，作为均衡市场的又一支点的有效市场理论(EMH)则解决了证券价格的形成机制问题。早在1900年法国经济学家巴歇利尔(I~uisbachelier)就提出了商品价格的随机波动原理，商品的当前价格是对其未来价格的无偏差估计，商品的现在价格等于其未来的期望价格。1938年，美国投资理论家威廉斯(williams)提出了证券的内在价值是由未来股利的折现所决定的。该理论认为人们可以通过完全信息及理性预期判断股票的价值，投资者的行为反映市场的信息。1959年英国统计学家坎达尔(kendal1)研究发现资产价格的变动呈随机游走规律，证券未来的价格独立于当前的价格，价格变化完全是随机的，不存在特定的规律。1970年法码(Fama)在对过去的有效市场理论进行系统的总结的基础上，提出了完整的有效市场理论框架，法码(Fama)给有效市场的定义是，有效市场的证券价格总是可以体现可获得信息变化的影响。托宾认为股票市场的有效性包括：有效信息、有效组织、有效评价。即在公开信息、市场无障碍条件下，证券价格能够被市场充分反映。

资产组合理论、有效市场理论构成了现代均衡股票市场理论的基石。“理性人”与信息充分是其共同的理论假设，均衡市场和有效市场是其理论的结论。但20世纪90年代以来，随着金融市场各种“异象”的积累，基于理性分析的均衡市场分析范式在理论与实践上都遇到了挑战。首先，均衡市场假设的投资者完全理性及公开信息在理论上受到了越来越多经济学家的质疑。AndreiShleifer认为投资者的偏好和理念符合的是心理学规律并不是标准的经济学模型。“投资者心态”是基于心理学的启发，而不是贝叶斯理性的概念。其次，在实证方面，席勒(Shiller1981)发现股票波动不是简单“价格由未来红利净现值决定”所能解释的。就连法马也承认，基于证券过去收益所做的预测‘与早期的研究结论不相一致。正因为股票市场存在着许多均衡理论所不能完全解释的现象，激起了非均衡股票市场理论的诞生。行为金融理论认为，实体经济与证券市场并非存在完整的线性关系，股票市场并非总是均衡的市场。因为投资者在面对不确定的未来世界时，并不能保证完全的理性，人们的投资行为仅具有有限理性的特征，而且心理因素在投资决策与资产定价中具有不可缺少的影响力。

二、投资者行为理论要点及现实意义

(一)投资者行为理论要点

均衡证券市场理论由其前提条件和结论两部分组成。就研究方法来讲，均衡股票市场理论以新古典经济学理性选择和均衡分析为基础。

第一，从经济人和理性人的角度研究人的行为：在行为动机上，投资者总是追求自身利益最大化；在行为方式上，能够在环境和约束条件下，选择最优的行动方案。所以，证券投资者总是在既定风险条件下追求最大的收益，或者在既定收益条件下寻求最小的风险。

第二，以“市场出清”为依据，阐述信息的作用以及投资者对市场信息的反映。首先，市场的信息是公开和真实的，不存在“非对称信息”；其次，信息的传播渠道是畅通的，投资者能够及时、准确的获得市场信息；最后，投资者能够有足够的知识和能力分析、判断所获得的信息，不存在对信息反映过度或者反映不足。

第三，同古典经济学一样，均衡证券市场理论是在既定的市场制度下，来研究投资者的行为，或者说，均衡证券市场理论认为：市场机制是有效的，在自由竞争的市场制度下，理性人的竞争与选择以及对收益与风险的权衡是均衡证券市场形成的动力。

在既定的理论前提下，投资者行为理论得出的结论是证券市场是均衡的市场，均衡市场的特征体现在以下几个方面：

第一，投资者具有理性选择的能力。作为理性的经济人，投资者能对证券做出合理的价值评估，在既定风险条件下追求最大的收益，或者在既定收益条件下寻求最小的风险。

第6篇：证券股票论文范文

【论文摘要】《证券投资学》课程实验的开展调动了学生的学习积极性，加深了对理论知识的理解。但现有的理论教学过程中，如何利用有限的实验达到高效率？实验教学内容的具体安排则起着关键作用。文章就《证券投资学》课程实验教学内容进行了探讨。  

 

《证券投资学》是一门理论性和实践性结合紧密的课程，将理论教学内容与证券投资实践结合在一起，能加深学生对基本概念、基本原理的理解，增强学生学习的趣味性、操作性和感性认识，激发学生的主动性和创新性，拓展学习的深度与广度，提升学生分析问题、解决问题的能力和实践动手能力，从而提高金融学专业人才培养质量。 

一、《证券投资学》课程实验内容的设计思想 

目前开设《证券投资学》课程实验的院校很多，但大多实验教学内容相对分散,难以收到较好的效果。依据金融学专业全程式实验教学体系的思想，在讲授《证券投资学》课程时，将实践教学的内容与理论知识学习结合起来,《证券投资学》课程实验主要针对课程中专业性较强、涉及范围较少的单元，开展针对性的专业实验，进行相关单项基本技能的训练并巩固课堂教学中的理论知识，同时重视与前续、后续课程内容的衔接,避免实验教学内容的交叉与重复。 

二、《证券投资学》课程实验内容设计的理论依据 

理论知识是形成实践能力、应用能力的基础。能力在掌握一定知识的基础上经过培养训练和实践锻炼才能形成。因此学生首先要打好实践课坚实的理论基础，为以后的课程实践做好准备。因此，课程实践教学内容设计需坚持与理论教学相容性原则。要在有限的学时下，合理安排理论教学与实践教学的时间，做到既保持理论知识体系传授的完整性，又让学生得到较充分的实践性课程的训练。 

国内证券投资学的基本理论框架一般分为四大部分:证券投资的基础理论、运行理论、决策理论和调控理论与政策。由于金融专业《证券投资学》的前期课程《金融市场学》，已经比较详细的介绍了证券投资基础理论中的证券投资工具股票、债券、基金、权证、期货与期权，而有关证券市场的运行理论在投资银行中也已重点介绍，这两部分可不再重复介绍；在进行《证券投资学》的讲授中可以把内容侧重在证券投资的决策理论和调控理论与政策上。具体内容包括：证券投资的组合分析、基本分析、技术分析，证券市场的调控与管理。由于金融专业《证券投资学》的后续课程是《证券投资技术分析》，因此，在《证券投资学》课程讲授中技术分析的内容只是简单介绍。 

三、《证券投资学》课程实验设计的内容 

由于《证券投资学》课程实验学时有限（12学时），因此重点实验内容是对投资组合理论、证券特征线进行验证，通过这部分实验课的教学，使学生初步掌握证券投资的投资组合分析的验证，绘制无风险证券与一种风险证券组合的可行集、多种证券的最优组合分析。具体步骤如下： 

1.绘制无风险证券与一种风险证券组合的可行集 

主要是需要计算一种证券的期望收益和标准差。 

（1）数据的获得。首先将大智慧软件数据显示周期选为月，使得股票价格为月度数据，然后对股价进行复权处理（通过复权处理使得股价不仅反映资本利得，还能反映红利收益），最后导出到excel，得到股价数据。如果有数据库，也可以从数据库中得到股价数据。 

（2）计算股票的年度收益率。利用excel的自动计算功能可以得出股票年度收益率数据 

（3）计算该股票的期望收益与标准差。在d3单元格输入excel自带公式average(c3:c18)就会输出方正科技的期望收益，输入stdevp(c3:c18)可以输出该股票的标准差。 

（4）计算风险资产和无风险资产在无卖空时的组合收益和标准差。 

①把已知数据输入excel表格，无风险资产本例中选择银行存款，收益为4.14%。 

②在表格中输入无风险资产的投资比重，并逐步递减。由于有无卖空限制，所以风险资产的投资比重依次递增，两者之和为1。在组合的期望投资收益率单元格输入公式，本例中为a8*0.0414+b8*0.152。同理得到组合的标准差，当无风险资产与风险资产组合时组合的标准差公式为σp=|θσ|，本例为b8*0.3662。 

③画出资本配置线。在excel菜单中点击“插入”、“图表”，选择xy散点图，平滑线散点图。点击下一步，在图表源数据对话框中修改数据区域，x轴选择标准差数据d8:d28，y轴选择期望收益率数据c8:c28。点击下一步，选择图表保存位置，得到了资本配置线。 

2.多种证券组合的最优组合 

如果只有两种风险证券组合在一起，组合的期望收益率和标准差可以用公式求出，并得到相应的可行集曲线，但是，当组合的证券超过两种时，必须要更复杂的计算工具。本实验选取了其中的一种，采取规划求解这一工具来达到实验目的。 

（1）基础数据的收集。实验中试图计算多种股票组合在一起的时候的可行集，因此，还是要按照实验一的方法获得四种股票的年度收益率，期望收益率和标准差。选取四支股票，除了要计算每支股票的期望收益率和标准差，还要计算他们之间的协方差，这里运用covar这个函数，计算方正科技和邯郸钢铁的协方差就可以在单元格输入covar(c3:c12,f3:f12)，同理计算出其他协方差，就可以得到四支股票的协方差阵。 

（2）四种股票最优组合的计算。 

①规划求解的安装。在excel菜单中点击“工具”、“加载宏”，出现加载宏的对话框，在对话框中选择规划求解，然后“确定”，这时规划求解已经成功安装。 

   　②在excel表格中输入已知数据。 

③建立运算区域。把期望收益率数据填入到相关表格，在单元格中预留最优投资比重、投资组合收益率、投资组合方差、标准差等。预设最优投资比重为1、0、0、0，即全部投资于邯郸钢铁这支股票上运用矩阵运算的方法计算出组合方差。并对组合方差开方。 

这样我们就建立了一个运算区，建立了各单元格数据之间的关系。一个单元格数据的变动就会引起其他数据做出相应变动。 

④通过规划求解求出最优解。在excel里建立约束条件区域，把相应的约束条件列出，规划求解的原理就在于电脑自动对符合条件的解进行筛选，得到最优解，因此，必须准确设定筛选条件。在这个约束条件区，投资的比重相加应该等于1，在相应单元格输入=sum()。如果是无卖空情况，每个股票的投资比重都是>=0的，当人为设定一个目标收益率，电脑就会自动的计算符合条件的标准差最小的解，这也就是所要找的最优解。不断的变换目标收益率就得到了很多组最优解就是要找的有效前沿。 

点击工具菜单，就会在其中找到规划求解这一选项，点击打开规划求解对话框。在对话框中设置约束条件，最优解就会自动输出到相应运算区。假设设置某一目标单元格选择“最小值”。约束条件在无卖空时应该有三个，一个是投资比重都应该>=0，投资比重之和应该等于1，然后输入0.2，即目标收益率先预设20%。目标项、可变项和约束条件都输入完毕就可以开始计算了，点击“求解”，电脑会自动运算出结果，点击保存，就会发现在原来的计算区数据已经更改。 

在这个计算结果中，得到四种股票组合在一起，目标收益是20%的时候，组合标准差最小的解，这时候得到的解就是四个投资比重，投资比重分别为0.36、0.63、0.1、0，这就是找到的最优的组合。 

⑤建立数据区。前边得到的最优组合只是有效前沿的一个点，要得到有效前沿的其他点，就必须不断的变换目标收益率，得到不同的最优解，最终画出有效前沿。为了得到这样一系列数据，要建立数据区来保存不断计算求出的结果。把组合收益为0.2，标准差0.33写入到数据区。接下来继续运用规划求解工具，把约束条件中的目标收益率20%变为其他数据，比如25%，求解就会得到另外一个最优解，依次不断变化该单元格，就会得到需要的一些组合，不变计算的结果就是我们最终得到了完整的数据， 

（3）既定目标收益率最优投资比重的求解。假如要投资于四支股票上，要求投资的收益率为28%，那么应该怎么分配风险最小呢？前面的规划求解实际上就可以解决这个问题。只要在约束条件中添加0.28，即当收益率要求28%时，最优的投资比重应该是0、0.79、0.21、0。有卖空的时候也是如此计算，最终得到结果。 

 

参考文献 

[1] 兹维博迪.投资学（第6版）[m].机械工业出版社. 

第7篇：证券股票论文范文

关于A某某等挪用公款案司法会计鉴定报告

(文 号)

绪言

应贵院的聘请,对A某某、B某某、C某某挪用公款案所涉及的财务事实,进行司法会计鉴定。

案情概述: X年X月X日至X年X月X日,甲公司经理A某某、营业部会计B某某,利用职务之便,将甲公司的公款借给乙公司总经理C某某用于个人归还借款、个人配资炒股等(以下略)。

鉴定要求: (1)A某某、B某某、C某某挪用公款X亿元的查证。……(10)B某某挪用公款X万元的查证。

检材提供:A某某、B某某、C某某、D某某等人涉案的财务书证和案件资料,由～检察院提供。

检验

(一)关于A某某、B某某、C某某挪用公款X元的查证

经查,根据提供的材料,X年X月X日至X年X月X日,丁公司向某银行支行借款X元(见附件一/1-3);

X年X月X日至～X年X月X日,丁公司与甲公司签订委托国债回购协议。丁公司用贷记凭证划给甲公司X元[见查证情况(五)](见附件一/4-15)。

……(尚余部分,略。下同)。

(三)关于A某某、B某某、C某某挪用公款X元的查证

经查,根据提供的甲公司存款凭条显示:X年X月X日、X年X月X日,d公司存入甲公司的～资金账户X元、X元,合计X元(见附件二/6-9)。

根据提供的甲公司取款凭条显示:X年X月X日,C某某签字从“～”资金账户取款X元[见查证情况C某某向甲公司借款去向]、从d公司取款X元。以上合计取款X元,归还d公司X元(见附件一/140-143、二/14-16)。

……。

(六)关于A某某、C某某撤销“～”账户下的～股东账户,将～股“～”股票转到f公司的查证

经查,X年X月X日,A某某不按与C某某所签订的借款协议的规定借款期限内乙公司方(C某某)不得以任何方式将资金划出本协议所涉及的资金账户,却同意C某某把指定交易的“～”账户下的～股东账户撤销。根据甲公司取款凭条显示:X年X月X日,由C某某签字,将～股～股票,当时市值约X元转到f公司[见查证情况(一)C某某向甲公司借款去向(见附件一/146-147)]。

……。

(十)关于B某某挪用甲公司总部公款X元和提取现金X元的查证

经查,根据甲公司X年X月X日的《情况说明》称:X年X月X日,B某某将甲公司总部遗留下来的以“～”为名的资金账户余额为X元,全部转存到其虚构的“～”股东账户,用于其个人炒股(见附件六/1-4)。

同日,B某某还将甲公司总部遗留下来的以“～”为名的资金账户余额X元,用于其个人炒股等。其中:X元经A某某签字同意后取款,由B某某借给U某某X元转存到B某某虚构的“～”股东账户;其余则由B某某以V某某的名义提走现金X元(见附件六/5-14)。

X年X月X日,U某某归还本息X元。B某某全部转存到其弟W某某的股东账户,用于个人炒股(见附件六/15-277)。

论证

中华人民共和国证券法第三十七条规定:证券交易所、证券公司、证券登记结算机构从业人员、证券监督管理机构工作人员和法律、行政法禁止参与股票交易的其他人员,在任期或者法定期内,不得直接或者以化名、借他人名义持有、买卖股票;第七十三条规定:在证券交易中,禁止证券公司及其从业人员挪用客户所委托买卖的证券或者客户账户上的资金,从事损害客户利益的欺诈行为;第一百三十四条规定:证券公司自营业务必须以自己公司的名义进行,不得假借他人的名义或者以个人的名义进行;第一百四十一条规定:证券公司接受委托买入证券,必须以客户资金账户上实有的资金支付,不得为客户融资交易。A某某、B某某和D某某等人的所作所为,显然违反了证券法的上述规定。

结论

(一)X年X月X日至X年X月X日,甲公司经理A某某、营业部会计B某某,通过丁公司向银行借款X元,向x公司等单位和个人借款X元,扣除应付利息X元后,合计转借给乙公司总经理C某某X元。在此期间,C某某将戊公司和己公司委托理财款X元、X元也存入“～”资金账户。～从“～”、“～”、“～”资金账户取款,主要用于:投资庚公司、辛公司X元;支付甲公司借款利息X元;归还委托理财款本金及利息等X元[包括从C某某开设的“～”资金账户取款X元归还戊公司委托理财款[见鉴定结论(五)];转入其他证券公司X元配资炒股[包括从C某某开设的“～”资金账户取款X元],转到戌公司[见鉴定结论(二)];支付c公司X元;归还欠款等X元,包括从C某某“～”账户取款X元归还d公司[见鉴定结论(二)(三)];X年X月X日,由K某某、C某某、A某某在甲公司取款凭条上签字,撤销“～”账户,将～股“～”股票～股“～”股票X元,转到f公司和g公司[见鉴定结论(六)(七)]。由M某某在甲公司取款凭条上签字,从“～”账户提取现金X元。X年X月X日,C某某已归还戊公司委托理财款X元,但甲公司的X元借款并未归还。案发时,追缴h公司、卯公司等X元,已发还甲公司。冻结C某某开设在g公司、j公司等股票账户,股票市值约X元(按目前市值计算,案发时市值约X万元),冻结C某某证券及其他资金账户存款X元。

……。

(八)X年X月X日至X年X月X日,A某某、B某某分2次以甲公司的名义,向N某某借款X元,其中:X元转到t公司的P某某资金账户,用于归还P某某代A某某划到其妻Q某某股东账户的X元;X元转到B某某以“～”为名的股东账户,用于个人炒股;还有X元电汇到u公司X某某(A某某之弟)资金账户,用于个人炒股。案发前B某某从其以“～”为名的股东账户取款X元,归还N某某借款X元,X元继续留存在u公司X某某(A某某之弟)资金账户,归还N某某。案发后分别冻结S某某资金账户(即原B某某的“～”账户,股票已全部转出)资金余额X元:冻结X某某股票账户下的R某某账户,股票市值约X元(按目前市值计算,案发时市值约X万元),冻结R某某资金账户余额约X元,X某某归还X元现金;还冻结v公司账户资金X万元。

……。

鉴定机构名称及盖章

高级司法会计师:

高级司法会计师:

日 期:

第二部分文证审查意见

司法会计文证审查意见书

文号

一、基本情况

X年X月X日,公诉人某某某提出委托,要求对案件中的司法会计鉴定结论文书进行审查。

～鉴定机构提供的鉴定结论称,本案嫌疑人A某某、B某某和C某某使用公款X万元,归还了X万元,未归还X万元等(因结论共有十项,在此略)。

二、审查情况

审查中发现该鉴定结论文书存在下列情况:

(一)未对同一涉案会计事实进行复式检验

名为司法会计鉴定结论文书,但检验仍使用审计查账的叙事方法,而不是运用复式检验的观察描述方法,亦即一笔收支应由同一方或不同方的两份或两份以上涉案会计资料证明。而该鉴定的检验大部分采用的是单式检验,亦即一笔收支未以多份涉案会计资料证明。

(二)可能使用了笔录等言词材料

该鉴定检验中还大量引用了疑似笔录的言词材料,这些非涉案会计资料的真实性,即便日后经法庭审理确认,也只能作为其它证据使用,而不能作为鉴定结论的依据。所以,这些检验显然超越了司法会计鉴定的鉴定对象范围。

(三)论证不正确

该鉴定进行了论证,但不正确,显然是一种敷衍,等于没有论证。

从本案实际情况来看,该鉴定至少应从两个方面进行论证。第一,对检材来源的合法性,从检材是否由委托或提供方盖章等角度予以论证;对检材的真实有效性,应运用其它涉案会计资料,建立互为印证的关系,排除其中可能存在的或然性。而该鉴定的现有论证却援引有关规定,说明嫌疑人个人不该介入证券交易,显然与嫌疑人该不该使用公款个人介入证券交易无关。

(四)鉴定结论表述过于复杂

应该说,该鉴定确实花费了大量的查账精力,仅涉及的公司和人物就分别有39家和22人,彼此关系错综复杂。也正因为如此,该鉴定更应为鉴定结论使用人着想,设法将复杂问题简单化,尽量以最简捷的方式表达鉴定结论。而且从本案实际情况看,该鉴定结论也仅需浓缩检验内容而已,基本上不涉及复杂的主观判断问题,因而也更易于做到明确简捷。最妥的方法应是以嫌疑人为单位,将各人所使用的公款数额及其日期、来源、去向和归还等情况制成明细表格,再配以简短的文字说明。

然而,该鉴定结论却表述得相当复杂,不仅冗长,共计十项,而且每一项中还需参见其它项。这种方法不可取。

(五)鉴定结论与检验有部分脱节

应当说,鉴定结论所涉事项应在检验中有所体现,否则,结论也就成了臆断。事实上,该鉴定结论部分确有一家公司(x)和一位人物(X)未在检验部分中出现过,显然是遗漏检验的。

三、审查结论

1.文书改为类似于查账报告的涉案会计事实证明文书(可免去大量的补充工作,也便于为今后初次鉴定的提出留有余地)。公诉人也宜以查账报告使用。不宜由查账报告证明的事项,应以言词证据补强。

2.对遗漏检验的事项予以补充检验。

3.对文书内容做三方面调整。第一,删除非涉案会计资料的引用。第二,若改为查账报告的,论证部分无需存在。第三,简化结论,并制表归纳。

第8篇：证券股票论文范文

一、美国对权益性证券投资的会计处理

美国会计准则规定公司在进行证券投资时按照下列程序进行决策,以确定投资所使用的核算方法(假定甲公司购入乙公司的股票):第一,甲公司购入乙公司证券是否为了对其实施重大影响?如果是,则采用权益法核算;如果否,则考虑此证券是否有容易确定的公允价值吗?第二,如果没有确定的公允价值,则采用成本法核算;如果有确定的公允价值,则考虑购入的证券是否可以划分为可供销售的证券和交易性证券?第三,如果能够划分,则采用公允价值法;如果不能划分,则需要对证券重新分类后采用公允价值核算。以举例的形式阐述上述投资决策中所使用的核算方法:

例:甲公司2002年1月5日以现金50万元购入乙公司10万股普通股,每股5元,占乙公司总股份的20%.乙公司2002年初的净资产200万元,乙公司2002年净收益40万元,2002年12月31日支付现金股利60万元(每股1.2元)。2002年——2003年累计净收益150万元。

1、公允价值法

(1)若甲公司将购入乙公司股票划分为交易性证券,则使用公允价值法。一般说来,证券划分为交易性证券的前提是有容易确定的公允价值,因而假定2002年12月31日、2003年12月31日乙公司股票市价分别是每股8元、6元。2004年1月20日出售此证券,收到现金60万元。则账务处理如下:

①2002年1月5日,取得投资时,借记:普通股票投资—乙公司500000,贷记:现金500000.

②2002年12月31日,收到股利时,借记:现金120000,贷记:股利收入120000.

③2002年12月31日,记录公允价值变化,公允价值的变化额为100000×(8-5)=300000元。账务处理为:借记:普通股票投资—乙公司300000,贷记:未实现的持有利得300000.

④2002年12月31日记录公允价值变化,公允价值的变化额为100000×(8-6)=200000元。借记:未实现的持有损失200000,贷记:普通股票投资—乙公司200000.

每期末未实现的持有利得或损失账户是虚账户,其余额反映在损益表中。

⑤2004年1月20日出售证券时:借记:现金600000,贷记:普通股票投资—乙公司500000,贷记:证券销售已实现利得100000.

(2)若甲公司将购入乙公司股票划分为可供销售的证券,则甲公司使用公允价值法

取得投资时会计分录同①2002年12月31日,取得股利时会计分录同②。

⑥2002年12月31日记录公允价值变化,借记:普通股票投资—乙公司300000,贷记:未实现的持有利得/损失300000.

⑦2003年12月31日记录公允价值变化,借记:未实现的持有损失/损失200000,贷记:普通股票投资—乙公司200000.

每期末未实现的持有利得/损失,在资产负债表股东权益的累计其他综合收益中反映。

⑧2003年1月20日出售证券时,借记:现金600000,借记:未实现持有利得/损失100000,贷记:普通股票投资—乙公司借记:普通股票投资—乙公司300000,贷记:未实现的持有利得/损失300000.

⑦2003年12月31日记录公允价值变化,借记:未实现的持有损失/损失200000,贷记:普通股票投资—乙公司200000.

每期末未实现的持有利得/损失,在资产负债表股东权益的累计其他综合收益中反映。

⑧2003年1月20日出售证券时,借记:现金600000,借记:未实现持有利得/损失100000,贷记:普通股票投资—乙公司500000,贷记:证券销售已实现利得200000.

(3)若美国公司购买证券后未进行分类,SFASNO.115规定每期末需对投资证券重新分类。若交易行证券转为可供销售的证券,则损益表中已确认的未实现持有利得/损失不再调整,只是变更年度证券的公允价值变化时变换账户名称。

⑨记录变更当年公允价值变化时,借记:未实现的持有损失/损失200000,贷记:普通股票投资—乙公司200000.

⑩若可供销售证券划为交易性证券,则在变更年度应将已记录在其他综合收益中的未实现持有利得/损失通过下列分录转记到损益表中,并记录公允价值变化。借记:未实现的持有损失/损失300000,贷记:重新划分权益性证券已实现利得300000.

2、若美国公司运用成本法,则对投资的核算如下:

2002年1月5日,取得投资时会计分录同①

2002年12月31日,取得股利时,因为2001年度乙公司的净收益400000元小于支付得股利600000元,所以甲公司应确认的股利收入为400000×20%=80000元,借记:现金120000,贷记:股利收入80000,贷记:普通股票投资—乙公司40000.

2003年乙公司未分配股利,甲公司不做帐务处理。

3、若美国公司选用权益法,则进行如下的投资核算:

2002年1月5日取得投资时会计分录同①

2002年12月31日实现投资收益,借记:普通股票投资—乙公司80000,贷记:投资收益80000.

2002年12月31日取得股利时,借记:现金20000,贷记:普通股票投资—乙公司120000.

期末,由于取得投资的成本高于在乙公司净资产中所占份额,应将此差额(50万-200万×20%=10万)分配给资产及商誉。假定8万分配给未记录商誉,摊销期限20年;2万元分配给低估的固定资产,摊销期限5年,会计分录为:借记:投资收益8000,贷记:普通股票投资—乙公司8000.

2003年12月31日应确认投资收益为(1500000-400000)×20%=220000,账务处理为

借记:普通股票投资—乙公司220000,贷记:投资收益220000.

二、中国上市公司对权益性证券投资的会计处理

我国上市公司对购入的权益性证券,按照下列投资决策选择投资核算方法:第一,投资权益性证券是否作为剩余资金存放形式,不以控制被投资单位为目的?如果是,则按短期投资核算,取得时按成本计价,期末按成本与市价孰低法计价;如果否,则考虑投资是否是为了对被投资单位实施控制、共同控制或有重大影响?第二,如果是为了实施控制、共同控制或重大影响,则采用权益法;如果不是为了实施控制、共同控制或重大影响,则采用成本法核算。

1、购入的证券作为短期投资时,初始价值按成本计价,每期末对短期投资按成本与市价孰低法计价。

①2002年1月5日取得投资时,借记:短期投资500000,贷记:现金500000.

②2001年12月31日收到股利时,借记:现金120000,贷记:短期投资120000.2002年12月31日成本(每股5元)低于市价(每股8元),不计提短期投资跌价准备。

2003年12月31日成本(每股5元)低于市价(每股6元),不计提短期投资跌价准备。

③2004年处置此投资时借记:现金600000,贷记:短期投资380000,贷记:投资收益220000.

2、若选用成本法,则进行下列核算:

2002年1月5日取得投资时,借:长期股权投资—乙公司500000,贷记:现金500000.

2002年12月31日,因为2002年度乙公司的净收益400000元小于支付得股利600000元,所以甲公司应确认的投资收益为400000×20%=80000元,收到的股利小于确认的投资收益的差额(120000-80000=40000)冲减甲公司的初始投资成本。账务处理为:借记:现金120000,贷记:投资收益80000,贷记:长期股权投资—乙公司40000.

3、若选用权益法,则长期股权投资的会计处理如下:

①2002年1月5日取得投资时借记:长期股权投资—乙公司(投资成本)500000,贷记:现金500000.

②2002年1月5日记录股权投资差额时,借记:长期股权投资—乙公司(股权投资差额)100000,贷记:长期股权投资—乙公司(投资成本)100000.

③2002年12月31日确认实现的投资收益,借记:长期股权投资—乙公司(损益调整)80000贷记:投资收益80000.

④2002年12月31日,股权投资差额按10年摊销,每年摊销100000/10=10000元,借记:投资收益—股权投资差额摊销10000,贷记:长期股权投资—乙公司(股权投资差额)10000.

⑤2003年12月31日应确认投资收益为(1500000-400000)×20%=220000,账务处理为:借记:长期股权投资—乙公司220000,贷记:投资收益220000.

三、中美对权益性证券会计处理的异同

从以上实例分析中可得出:除了所使用的账户名称不同外,美国和中国运用成本法和权益法对于现金方式取得的投资的会计处理相同,并且成本法和权益法之间相互转换的会计处理也相同。下面比较两国对权益性证券投资的差异:

1、美国和中国对权益性投资的分类不同。我国将普通股投资分为短期投资和长期股权投资。短期投资取以上文字出自论文写作网

得时按成本计价,期末采用成本与市价孰低法。若对被投资单位存在控制、共同控制或有重大影响,长期股权投资采用权益法核算;若不存在对被投资单位控制、共同控制和重大影响,长期股权投资采用成本法核算。美国未进行长短期投资分类,而将权益证券分为交易性证券和可供销售的证券。若对被投资单位存在重大影响,采用权益法;若不存在重大影响且购入证券的公允价值很难确定,采用成本法;若不存在重大影响且公允价值容易确定,采用公允价值法。

2、权益性投资在会计报表上的列示不同。我国将短期投资列示于资产负债表的流动资产中,短期投资跌价损失列入利润表中;长期股权投资在长期投资中列示。美国将交易性证券列入资产负债表的流动资产,未实现的持有利得或损失在损益表中列示;若可供销售的证券期望在一年或超过一年的一个营业期内变现,则将其列入流动资产,否则列入非流动资产,可供销售证券未实现的持有利得/损失在资产负债表的股东权益中列示。

3、长期投资与短期投资之间相互转换的会计处理不同。对长期股权投资变更为短期投资或短期投资变更为长期股权投资,我国会计制度没有规定。而美国SFASNO.115要求在每期末对投资进行重新分类,可供销售的证券可变更为交易性证券或相反,并规定了相应会计处理。

4、股权投资差额的摊销不同。在使用权益法核算长期股权投资时,我国对低估被投资单位资产或未计的商以及高估被投资单位资产所产生的股权投资差额,采用统一的摊销期限摊销于每期的投资收益账户。而美国将股权投资差额分配于资产和商誉或都分配商誉中。

5、非现金方式取得权益性投资,其初始成本确定不同。我国对以非现金资产抵债或以应收账款换入长期股权投资以及以非货币易换入长期股权投资,长期股权投资的投资成本是以账面价值作为计价基础。而美国对非现金补偿方式取得投资,投资成本的计量基础是公允价值。

第9篇：证券股票论文范文

关键词：IPO 首日超额收益 保荐制

现实中往往存在IPO抑价现象，即上市公司首次公开发行股票时，其发行价格明显低于上市首日的收盘价格，其中认购首次发行股票的投资者在新股上市首日获得的显著超额回报就是首日超额收益。

显然IPO抑价现象违背了有效市场假说，使市场效率降低，而且从全世界各个市场的实际情况来看，即使是美国这样比较发达的市场中，依然存在较为明显的IPO抑价现象，这种现象被称为IPO抑价之谜。由前人研究可知发达国家的上市公司首日收益率一般维持在16%以下，一些新兴市场上则相对较高。然而我国的上市公司IPO首日收益率在各个发展时期均远高于其他国家的平均水平。IPO高抑价一直是困扰我国股票市场发展的热点问题。

变量选取与数据来源

（一）被解释变量的选取

本文采用相对首日收益率来衡量IPO抑价情况，它等于绝对首日收益率减去发行日至上市日之间的市场回报率，市场回报率用上市日与发行日市场指数的差额占发行日市场指数的比率来表示，它考虑到了IPO发行当日与上市当日的市场因素，其计算公式为：

其中AdjRet代表相对首日收益率，Ret代表绝对首日收益率，MktRet代表发行日至上市日的市场收益率，P1代表上市首日收盘价，Po代表发行价，I1代表上市日市场指数，Io代表发行日市场指数。

（二）解释变量的选取

价格因素：Po及P1。由AdjRet公式可以看出， Po与P1的相互关系决定了首日收益率的大小，预期AdjRet与Po负相关，与P1正相关。

信息不对称因素：LTG及DAY。随着不确定性的减少，新股首日收益率会逐渐降低。一般而言大公司比小公司的信息不对称程度要低，公司发行流通股规模越大，则公司的规模越大。用公司发行流通股数LTG来表示公司规模的大小，预期AdjRet与LTG负相关。一般而言发行日至上市日时间间隔越长，市场不确定因素也就越大，这时为了吸引更多投资者进入市场，需要有更大的IPO抑价以弥补这一期间市场不确定因素可能带来的投资者损失。DAY表示发行日至上市日间隔，预期AdjRet与DAY正相关。

市场环境因素：Io。IPO时，若市场气氛高，则先验不确定性增强，对投资者来说更加难以判断未来情况，故而为了吸引这些投资者进入市场，需要有更大的IPO抑价以弥补先验不确定性可能带来的投资者损失。用发行日上海证券交易所A股收盘指数Io来代表IPO发行时的市场环境，预期AdjRet与Io正相关。

投资者投机行为：HSL。众多学者认为IPO首日收益受到二级市场投资者的影响，尤其在实行二级市场配售的发行方式之后，二级市场投资者的投机行为更直接地影响了IPO发行。一般认为，换手率可以较好地反映市场投机程度，成熟市场的换手率是相当低的（刘鹏，2005）。市场上投资者的投机行为越多，则交易频率就会上升，换手率HSL也就越高。预期AdjRet与HSL正相关。

承销商信誉：Repu。保荐人即承销商在IPO发行中的作用日益重要，故而引入承销商信誉Repu来代表保荐人在IPO发行中的作用。笔者借鉴了朱菁（2009）在引入虚拟变量承销商信誉Repu进入模型时使用的分类方法，根据中国证券业协会网站公告分类整理而得的其认定为创新类券商或获准在我国境内开展证券承销业务的外资券商名单，当主承销商为名单内的证券承销商时，代表该次发行由信誉较好的券商承销，则Repu取值为1，否则为0。预期AdjRet与Repu负相关。

定价机制：DJJZ及PE。本文引入虚拟变量定价机制DJJZ来代表不同定价机制对IPO抑价产生的影响，当定价机制为市场化的政策，即为二次询价制时，虚拟变量DJJZ取值为1；为行政化的政策，即为控制市盈率定价法时，取值为0。市场化的定价机制有助于促进市场功能的发挥，更能真实反应IPO的内在价值，有助于减少IPO抑价，反之则加大IPO抑价。预期AdjRet与DJJZ负相关。在实行控制市盈率的定价机制阶段，市盈率PE成为决定IPO发行价格的重要因素，预期AdjRet与PE负相关。

发行方式：ZQL。2002年5月，我国新股全部开始以向二级市场配售的方式发行，投资者均可根据其持有的上市流通股票的市值自愿申购新股。2006年6月，我国新股发行方式采取了网下配售和网上抽签相结合的方式进行，承销商把一部分新股在网下配售给机构投资者，剩余部分上网公开发行。所以申购新股的中签率ZQL也是决定IPO发行的重要因素。预期AdjRet与ZQL负相关。

（三）数据来源

笔者选取了2004年2月至2011年10月上海证券交易所168只A股IPO数据作为样本（剔除了个别数据缺失的7只股票）。其中被解释变量AdjRet是根据上海证券交易所网站提供的数据整理并计算得出，个别缺失的数据由《中国证券登记结算统计年鉴》、《中国证券期货统计年鉴》以及《中国证券业年鉴》补充。七类共计10个解释变量是根据上海证券交易所网站以及《中国证券期货统计年鉴》提供的数据整理并计算得到，个别缺失的数据由《中国证券业年鉴》补充。

IPO首日超额收益模型构建与分析

（一）采用逐步回归法构建模型

设我国股市IPO首日超额收益函数为：

首先分别作AdjRet与10个变量的单因素回归，其中AdjRet受HSL的影响最大，因此选其为初始的回归模型。

R2=0.1195， F=22.5199， D.W. =1.05

然后将其他解释变量分别导入上述初始回归模型，寻找最佳回归方程，过程见表1。 因此，最终的IPO首日超额收益函数应以AdjRet=f（HSL， Po， DJJZ， Io， Pl）为最优。

（二）采用加权最小二乘法估计参数

用原模型的OLS估计量e2的绝对值的倒数为权重进行加权最小二乘估计（WLS），则有

R2=0.9998， F=13953.88， D.W. =1.51

可以看出，该方程各参数正负值均与预期相同，符合经济意义；t统计量的值均通过检验，F统计量及拟合优度也通过检验；由于采用逐步回归建立方程，故消除多重共线性，又用加权最小二乘法估计参数，故消除异方差性。

（三）我国股市IPO首日超额收益模型分析

1.投资者投机行为。换手率与首日收益率呈正相关关系，换手率越高，首日收益率就越高。我国股票市场的换手率很高，说明我国股票市场的二级投资者普遍还不够成熟，投机行为相对较多，二级市场的炒作影响了IPO首日超额收益率。朱菁（2009）认为换手率是衡量股票交易冷热程度的变量，换手率越高，表明市场对这只股票更为关注，对这只股票的炒作也就更为严重。二级市场有很多投资者是看好新股的长期发展而申购的，由于没有中签或者中签量太小，他们会在第一天选择买入新股并持有。此外，鉴于新股上市首日之后经常出现连续拉升，我国投资者对于新上市的股票向来比较热衷。在这些买盘的推动下，新股首日价格不断上涨。所以，换手率越高，IPO首日收益率也就越高。

2.定价机制。二次询价制的定价机制对首日收益率有显著的负影响，即我国目前采用的市场化的定价机制确实起到了减小首日超额收益率的作用。市场化的定价机制——二次询价制，有助于促进市场功能的发挥，更能真实地反应首次公开发行的股票的内在价值，故而有助于减少IPO抑价，验证了先前假设。

3.市场环境因素。发行日上海证券交易所A股收盘指数与首日收益率呈正相关关系，发行日收盘指数越高，则首日收益率越高。分析结果符合基于先验不确定假说的“市场氛围模型”，IPO发行时若市场气氛高，则先验不确定性增强，对投资者来说更加难以判断未来情况，故而为了吸引这些投资者进入市场，需要有更大的IPO抑价以弥补先验不确定性可能带来的投资者损失。

4.价格因素。发行价格与首日收盘价格对IPO首日超额收益率的影响最大。从t值来看，首日收盘价格相对发行价格来说对首日超额收益率的影响更显著。这也说明了二级市场的价格相对来说对IPO首日收益率的影响更大，与第一个影响因素相同，相对来说二级市场上的投资者投机行为对IPO首日超额收益的影响较大。

结论

二级市场的投资者炒作相对来说对我国股市IPO首日超额收益有较强影响，即不是一级市场的发行价格定的太低，而是相对地二级市场的投机炒作行为导致了我国如此高的IPO首日超额收益。

我国目前采用的市场化定价机制—二次询价制，有效减小了IPO首日超额收益，促进市场更加真实地反映首次公开发行的股票的内在价值。

基于市场的先验不确定性，当我国证券市场环境较好时，IPO首日超额收益也会较大，反之亦然。所以我国股市IPO首日超额收益随着经济波动而波动。

在保荐制的发行审核制度下，我国股市IPO首日超额收益与承销商信誉无明显相关关系，但与发行价格有强烈的正相关关系。这说明在保荐制下，即使承销商声誉很高，仍然需要依靠低价格来确保发行的成功，信誉高的承销商与信誉低的承销商所提供的服务质量没有明显差异。

参考文献：

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