個股分析報告范文第1篇

最近，華納音樂集團(WMG．NY)和“中遠控股”(1919．HK)在IPO過程中，都發(fā)生了承銷商分析師看淡發(fā)行人的現象。實際上，華爾街主要投行與紐約州總檢察官2003年達成有關分析師獨立性的庭外和解協(xié)議后，目前，華爾街分析師對其分析的公司給予“買入”或“堅決買入”的建議已由占其全部上市公司評級的77％下降至53．4％。分析師們已不再像以前那樣極力推崇其投行部門客戶的股票。與華納音樂集團相比較，“中遠控股”上市案例暴露了中國企業(yè)海外上市在經驗不足的情況下，如何避免外資投行貪戀業(yè)務而向發(fā)行人隱瞞負面報告的問題。

分析師看淡華納，美林退出承銷團

華納音樂集團于5月11日在紐約證券交易所首次公開發(fā)行上市，募集資金5．56億美元。其承銷團成員包括高盛、摩根、雷曼兄弟、花旗、美洲銀行、德意志銀行、瑞士銀行(UBS)、Bear　Stearns等華爾街主要投行(其中高盛和摩根為主承銷商)，而美林集團卻在之前主動退出承銷團，沒有和其他投行一道分享總計2600萬美元的承銷費。

據《紐約時報》報道，這其中的原因是美林的著名媒體產業(yè)分析師柯恩女士(Jessica　Reif　Cohen)在上市前對華納音樂集團的研究報告較為負面，與華納音樂集團、其他承銷商、甚至美林投行部門所認可的投資和估值水平相距甚遠；在此情況下，美林無法有效履行其對發(fā)行人的股票銷售義務，不得不選擇悄然退出承銷團。華納音樂集團當初之所以選擇美林參加承銷團的主要原因是希望借助柯恩女士在媒體投資界的影響力，美林在該項目中的一進一退可謂“成也蕭何，敗也蕭何”。

按照IPO的市場慣例，華納音樂集團在3月份向承銷團成員的分析師們作了一次管理層演示，分析師接下來將準備其研究報告以作為未來市場推介的基礎。4月初，柯恩女士告知美林的投行部同事，她并不看好華納音樂集團的業(yè)務發(fā)展前景，并認為華納音樂集團的每股估值不超過17美元，這對于美林投行家們來講無疑是一個噩耗，因為他們早已告訴其客戶每股估值會在30美元左右，而且華納音樂集團的控股股東(Thomas　H．Lee　Partners)及其他承銷團成員都認為每股不應少于25美元。

如果這種情況發(fā)生在2003年華爾街十家主要投行(其中包括美林)與紐約州總檢察官斯皮策(Eliot　Spitzer)達成有關分析師獨立性的庭外和解協(xié)議之前，美林的投行家們會有足夠的能力要求并迫使柯恩修改其分析報告的結論，以幫助投行部門推銷其客戶的股票。但是，根據2003年的庭外和解協(xié)議，華爾街已將投資銀行和股票分析分開，投資銀行部門不得對分析部門施加任何壓力，分析師的報酬不再根據他們對投資銀行業(yè)務的貢獻來定，而取決于他們分析的質量；華爾街的分析師被要求出具獨立的研究報告，投行部人員與分析師的任何交流必須以電話會議的方式進行，合規(guī)部的律師也必須在場以防止任何違反協(xié)議要求的問題出現。因此，美林投行部人員無法要求柯恩修改其意見；在華納音樂集團為柯恩特別舉行的第二次演示仍未能說服柯恩之后，美林就只好被迫選擇退出承銷團。

但美林可以聊以的是，最終資本市場的反應證實了柯恩的分析，投資者普遍認為華納音樂集團每股22-24美元的招股價格區(qū)間偏高，承銷團不得不將上市價降低到每股17美元，而華納音樂集團上市后股價表現持續(xù)低迷，跌破了發(fā)行價，并基本上在16．0-16．5美元區(qū)間波動。

從華納音樂集團上市這一案例中可以看到，經過2003年和解協(xié)議后，華爾街分析師們的獨立性確實得到了加強，投行部門對分析師的影響力被有效制約。根據華盛頓大學商學院最近一份研究報告，華爾街分析師已不再像以前那樣極力推崇其投行部門客戶的股票。在和解協(xié)議前，分析師們對其分析的公司給予“買入”或“堅決買入”建議的占其全部上市公司評級的77％；而目前，該比重已下降到53．4％。

主承銷商出負面報告，“中遠控股”市場推介露敗績

“中遠控股”6月30日在香港交易所掛牌上市，募集資金95．2億港元(約合12．2億美元)，上市價格為4．25港元，是其招股價格區(qū)間4．25-5．75港元的下端。掛牌交易首日以3．7港元的低價開盤，最終報收于3．825港元，較上市價跌了10％�？紤]到當日主承銷商(包括匯豐、瑞士銀行和摩根大通)已采用了穩(wěn)定后市操作，該后市表現已屬非常糟糕。

“中遠控股”的市場推介活動在五月底展開，由于投資者普遍認為航運業(yè)周期性下降不可避免并將在2006年對航運公司的業(yè)績產生不利影響，“中遠控股”所面臨的資本市場環(huán)境非常不利。其中，具有戲劇性的一幕是在預路演前主承銷商匯豐和瑞士銀行的分析師分別發(fā)表了研究報告給有關的機構投資者，認為“中遠控股”2006年凈利潤因受國際運費下降的影響將降低17-18％，引起市場嘩然，不少投資者質疑為何主承銷商在如此看淡發(fā)行人盈利前景的情況下，仍然堅持推出該上市項目。而更為奇怪的，根據香港有關媒體的報道，“中遠控股”的管理層是從報紙上而非自己的主承銷商處得知如此負面的分析報告的。

在一片看淡聲中，盡管“中遠控股”提高了派息率，并得到了和記黃埔、恒基和淡馬錫等企業(yè)投資者4億美元的拔刀相助，最終“中遠控股”的國際配售部分僅得3倍的超額認購，而香港公開招股部分更只獲得了香港散戶一半的認購額，余額不得不回撥至國際配售部分。整個市場推介即使不是一場災難，也不能不稱為一次失敗。

“中遠控股”錯失三次調整時機，其中包括解聘主承銷商

從“中遠控股”上市這一案例中可以看到：一方面，華爾街分析師們在出具上市前研究報告時確實獲得了相當程度的獨立性，因此匯豐和瑞士銀行的分析師們可以在預路演前發(fā)表對投行部門客戶極為不利的研究報告，而其投行部門也無法阻止該類報告的出爐。但另一方面，“中遠控股”的主承銷商們末能及時將該負面報告的信息告知其客戶，無疑是失職并損害了客戶利益。按照目前的市場慣例，擔任發(fā)行人主承銷商的投行部人員(包括其資本市場部人員)事先完全了解其分析師研究報告的主要內容，尤其是有關估值方面的核心內容，并應將有關信息反饋給其客戶。盡管發(fā)行人及主承銷商的投行部人員不能施加壓力來影響有關的分析報告，但他們可以也應該根據有關研究報告的內容來共同確定市場推介(尤其是預路演階段)的銷售策略。

個股分析報告范文第2篇

[關鍵詞] 季報 年報 信息含量 實證研究

一、文獻回顧

在會計理論框架和會計準則制定中,會計報表的目的居于十分重要的地位,即能否向投資者提供與其決策有用的信息,直接影響著會計確認、計量和報告原則,決定著會計的生存發(fā)展。盈利預測是會計信息含量的基礎。近幾十年來,學術界有大量文獻采用多種方法多角度地驗證會計盈余數字的有效性。從總體上看,這一領域主要形成了兩類研究。一類是交易量反應研究,主要研究盈余公告期間股票交易量是否發(fā)生了顯著的變動,從而驗證盈余公告的信息含量;一類是股票價格反應研究,主要研究股票價格對盈余數字的反應,從而驗證投資者在進行股票買賣的投資決策中,是否應用了會計信息,股票價格反應研究通常又有股票價格波動性研究、平均累計超額報酬率研究和回歸分析等方法。這方面的最早研究由Ball and Brown (1968) 完成。他們最重要的發(fā)現是:第一,股票價格對收益的反應是一致的,即收益上升的股票價格相對市場整體是上升的,而收益下降的股票價格是下降的。第二,由于對非財務公告信息的了解,市場對收益變化的反應是提前的。第三,由于市場不能完全預見到公司財務的準確情況,信息公告當日的市場反應顯著。第四,市場對公告信息的反應是有效的,公告信息對股票價格的影響在公告當日完全釋放,投資者不能在公告后獲得超常投資回報。

為強化上市公司信息披露的及時性和真實性,進一步提高上市公司信息披露水平,2001年中國證監(jiān)會發(fā)表了《公開發(fā)行證券的公司信息披露編報規(guī)則第13號:季度報告內容與格式特別規(guī)定》。根據要求,從2002年第一季度起,在所有上市公司實行季度報告的披露制度。

目前關于上市公司定期報告披露的研究多側重于這些報告所披露的信息是否向投資者傳遞了新的信息。Haw et al.(1999)、趙宇龍(1998)、陳曉(1999)皆檢驗了年度會計盈余的信息含量,Haw et al.(2002)還進一步驗證了中報會計盈余的有用性,Kross和Schroeder(1984)季度報告公布時間與極度信息的類型之間的關系以及季度盈余公布的時間與股票報酬之間的關系進行了研究,得出結論:早公布的季度盈余報告包含了較好的信息;與晚公布的季度報告相比,早公布的季度報告伴隨著較高的超額報酬。

但是,許多學者在研究中發(fā)現盈余對股價變動的解釋力度都非常低,一般在2%～5%,最高也不超過10%。對此,許多學者進行了分析,認為可能是由于其他變量所引起的。

就季度盈余報告公布之后,年度盈余的信息含量是否會有影響,Mcnichols和Manegold(1983)通過比較34家樣本公司開始公布季度盈余報告之前和之后的平均相對方差發(fā)現,第-4日、+1日、+2日的相對方差量在季度報告實施后明顯地變低了(p=0.05),若比較從-5日至+2的平均相對方差,季度報告實施后的相對方差就更加小了(p=0.01)。這些證據均說明,引進季度報告之后年度盈余公布的相對信息含量下降了。

因此,本文試圖彌補上述學者研究方法的不足,在回歸分析中加入對其他因素的考慮,試用回歸分析研究季度盈余信息的有用性。本文共分五部分:第二部分是研究假設;第三部分是研究設計;第四部分是對上市公司季度盈余信息有用性的實證分析;第五部分是結論。

二、研究假設

從最初的年報、中報到目前季報的強制性披露,縮短定期報告的間隔目的在于使投資者更及時地了解上市公司經營狀況與財務狀況,進而使資本市場的資源配置更加合理。但這一機制起作用的前提是投資者會利用季報這類更及時的信息來源。根據“信息有效論”,市場對經濟利潤的追求使得影響股票定價的信息一旦公開,就能及時、無偏見地反映在股價中(Fama, 1970)。因此,我們提出本文的研究假設是:季度報告的披露會影響投資者對年報信息的有效利用。這個假設隱含兩層含義:一是季度報告包含的信息含量對投資者是有用的;二是季度報告的披露使年報的相對信息含量下降了。

三、研究設計

1.方法設計

為了研究季度報告的會計信息披露在證券市場上的影響,本文選擇了在深圳證交所上市的59家公司,考察了這些公司2003年第三季度的季度報告和2003年報公布的會計盈余情況以及季報、年報公布前后交易價格的變動情況。

本文以未預期盈余UE作為季度報告中會計信息的表征變量,以未預期報酬率AR作為市場反應的表征變量,主要考察未預期報酬率和未預期盈余之間的相關關系。1.如果季報披露期間,證券價格有明顯的波動,可以說明季報具有一定的信息含量,并在證券市場上產生了明顯的反應如果沒有明顯的價格波動,則說明季報并沒有給投資者帶來新的信息。2.如果季報披露之后,當年年報披露期間,證券價格的波動明顯小于以往沒有披露季報的年份,則說明季報的披露使得當年年報具有的信息含量下降了,如果證券價格的波動相較以往沒有太大差別,則說明季度報告的披露對年報沒有影響。

2.樣本選取及數據來源

(1)樣本選取

為了保證能較為準確地估計股票的風險系數(β值),消除上市公司價格波動的不穩(wěn)定因素,樣本的選取遵循以下條件:①必須是上市4年以上發(fā)行A股的上市公司;②在觀測期內(季報公布前4個交易日至公布后5個交易日)公司沒有公告進行兼并重組或行業(yè)轉變;③在近期內(季報公布前45周)沒有進行過股票分割;④不是ST(特別處理)或PT(暫停交易)股票;⑤考慮到要計算未預期盈余,因此必須選擇同時具有2002年和2003年第三季度季度報告的上市公司;⑥2003年三季度報告日當天為非交易日的除外。經過篩選后最終用于分析的樣本有59家公司。

(2)數據來源

每股收益、股價數據、股指數據和季度報告披露時間均來自于巨靈軟件;

3.計算與模型

計算中涉及的主要變量:一是未預期報酬率(AR),表示個別股票與市場波動不一致,可能給持有者帶來非正常報酬,用來衡量股票價格的波動程度;二是風險系數(β)用來表示個股波動和市場波動之間的相關性;三是未預期盈余(UE),表示該公司預期會計盈余與實際盈余之差,用來衡量季報中的信息含量。

(1)估計風險系數

要估算某只股票的系統(tǒng)風險系數,需要考察一個比較長的時間周期。這里采用了所有樣本公司股票2003年6月23日至2003年9月30日共100個交易日的收盤價和對應的深圳綜合A股指數100個交易日的收盤指數。然后利用資本資產定價模型的市場模型來估計股票的系統(tǒng)風險系數(β):

Ri,w=αi+βiRm,w+εi

這里Ri,w是某只股票在w日實際報酬率,Ri,w=(Pi,w-Pi,w-1)/Pi,w-1,其中Pi,w是第w日的收盤價。Rm,w=(Iw-Iw-1)/Iw-1,其中Iw是深證綜合A股指數在第w天的收盤指數。

(2)計算預期報酬率(ER)

這里采用風險調整法來計算預期報酬率,根據估計系數αi和βi,利用市場模型計算出期間t股票的預期報酬率:ERi,t=αi+βiRm,t,計算范圍是季報公布前4天至公布后5天,加上公布日當天共10天。以公布日為第0天,相對日期為-4日和5日。

(3)計算未預期報酬率(AR)

未預期盈余等于實際報酬率減去預期報酬率ARi,t=Ri,t-ERi,t,實際報酬率的計算方法為Ri,t=(Pi,t-Pi,t-1)/Pi,t-1,其中Pt為股票第t日的收盤價。

(4)未預期季度盈余(UEi)

股票的未預期盈余采用隨機游走模型進行估計。公司i在第t年的未預期季度盈余可表達為本年度季度盈余與上年度季度盈余之差�？紤]到交易量是對盈余信息意外性程度的反應,再對結果取絕對值,由此得到計算未預期季度盈余的模型為:UEi=|Yi,t-Yi,t-1|

(5)累計未預期季度報酬率(CARi)

四、季度盈余信息含量檢驗

1.建立模型

為了檢驗未預期盈余(UE)和未預期報酬率(AR)之間是否具有統(tǒng)計意義上的相關性,構造了以下模型來進行回歸分析:

CARi,t=a+bUEi+cLOSSi+ε

其中,t表示相對日期,UEi表示未預期季度盈余;CARi,t表示i種股票在t年度的季度盈余披露日前第4個交易日到季度盈余披露日后第5個交易日的平均累計未預期報酬率;季報是否報虧,以虛擬變量LOSS表示;a為常數;b為未預期盈余系數;c為LOSS變量系數;ε是回歸模型的殘差項。

2.實證結果及分析

回歸分析結果如下所示:

本文選取深市2003年59家樣本(剔除未預期盈余為0的樣本)的第三季度報告進行回歸分析,結果為a=3.814,b=0.035,c=10.919。其中未預期盈余變量系數的t檢驗值為0.363,方程未通過檢驗;而LOSS變量與累計平均未預期報酬率之間的相關系數為0.337,顯著大于0,說明季報是否報虧與累計平均未預期報酬率有著顯著相關性,LOSS反應系數t大于2,通過檢驗。但模型中自變量對因變量的影響力度Adj-R為0.081,R較低,可能原因是影響每股盈余的因素很多,諸如公司規(guī)模,會計核算制度等其他因素,在進行盈余系數分析時未引入其他的變量。因此認為可能是由于其他變量所引起的。

本文還單獨分析了報告日前后窗口期(-4,5)內每一天未預期報酬率同未預期盈余變量之間的相關性,對它們分別做了回歸分析,但是未預期盈余反應系數t都不超過2,從檢驗來看,市場反應并不明顯,均不能通過方程的顯著性檢驗。

五、結論

研究表明,與國內同類研究中證券市場對年度報告的反應相比,季度報告引起的市場反應不夠明顯,季度報告包含的信息含量不足,這也說明了在我國證券市場上,季度報告還沒有引起足夠的重視。同西方發(fā)達國家的證券市場相比,我國證券市場還不夠成熟,證券市場理性投資的投資理念還沒有被完全接受和應用。具體表現為兩點:一是市場對未預期盈余的反應不夠明顯,未預期盈余和未預期報酬率沒有明顯的相關性;二是在研究中發(fā)現,季度報告的披露確實降低了年報的信息含量,因此,考慮市場對上市公司的盈余信息的反應一般取決于非理性因素,如季度報告披露的性質、公司規(guī)模等等,多是心理因素的影響。

研究說明了在深圳證券市場,季度報告的未預期會計盈余與股票超額回報率之間不存在統(tǒng)計意義上的顯著相關性,結果不支持季度報告盈余數據的披露具有信息含量的假設。因此,季度盈余數字不具有有用性。

參考文獻:

[1]羅斯?瓦茨 杰羅爾德?齊默爾曼 陳少華等譯:實證會計理論[M].東北財經大學出版社,2006年9月,p24～34

[2]陳瀟陽 李豫湘:我國上市公司會計報表信息含量實證研究綜述[J].經濟論壇,2005.5

個股分析報告范文第3篇

關鍵詞：上市公司 網絡財務報告 自愿信息披露

2001年證監(jiān)會要求自2002年起，所有上市公司必須編制并披露季度報告，而且要求全文在網上披露。網絡財務報告與傳統(tǒng)紙質財務報告相比，具有成本低、時效性強、信息量大、交互性使用等特點，因而受到企業(yè)和用戶的高度關注，已成為企業(yè)傳遞信息的有效形式。受到了日益廣泛的使用。

一、文獻綜述

潘琰對2000年上海證券交易所36家最佳信息披露公司、上海證券交易所30指數公司和上市公司100強采用網上測試和觀測的方法，對其互聯網使用條件和水平、公司重視程度、披露財務信息的形式和數量、披露財務信息的內容和形式、審計信息的披露、信息利用等方面，通過多項指標進行了調查。提出了對上市公司網絡財務報告水平的認識，并由此提出了一些啟示與建議。周勤業(yè)對上市公司信息披露的成本效益和投資者信息獲取的成本效益進行網上問卷調查，得到上市公司信息披露的成本效益和投資者信息獲取的成本效益方面水平。楊松令運用列聯表和Logistic回歸分析法對在深圳、上海兩個證券交易所上市的A、B股公司的網上財務報告的調查結果進行分析，認為行業(yè)、公司規(guī)模和盈利水平對公司設立網站有顯著影響；盈利水平對公司是否披露財務信息有顯著影響。

二、研究設計

(一)數據選擇本文研究之所以關注上市公司網絡財務報告自愿披露信息水平，即在自己公司網站上信息披露水平，是基于以下原因：上市公司自愿進行的網絡財務報告披露是一種非強制性的、自發(fā)行為，各個公司可能互不相同。通過分析這種差異性，可以發(fā)現上市公司網絡財務報告信息表達方式的一些規(guī)律。上市公司自愿進行的網絡財務報告披露的出現真正體現著企業(yè)信息披露從被動走向主動，可能代表著網絡財務報告信息披露的未來發(fā)展方向。沒有選擇深市公司是考慮到滬市公司更具代表性，從以往的調查研究可以看出，滬市公司的信息披露比深市公司更為規(guī)范，而且滬市826家公司的樣本總數占到上市公司總體的60％以上，可以推斷調查結果基本能夠代表上市公司自愿披露信息水平。

(二)指標變量選擇本文的“指標變量”是數理統(tǒng)計學中的概念，是用來衡量每個總體單位在某方面屬性上的不同表現。指標變量可以是定量指標變量，也可以是定性指標變量。用來衡量滬市公司網絡財務報告自愿披露水平的指標變量有：是否建立公司網站(是為1，否為0)；網頁是否能順利打開(是為1，否為0)；是否披露調查年份上年年報(是為1，否為0)；是否披露調查年份上年中報(是為1，否為0)；是否披露臨時公告(是為1，否為0)。影響滬市公司網絡財務報告自愿披露水平的指標變量(調查的公司信息以2005年的年報數據為準)包括：資產總量、每股收益、資產負債率、所屬行業(yè)、所屬地區(qū)和股票類型。以上指標變量的選擇標準首先是為了滿足調查的需要，實現調查的目的。此外，還強調了指標變量應具有以下特性：客觀性，即盡量減少出現不同調查者對同一樣本單位的某一指標變量得出不同結果的可能性。重要性，由于客觀條件限制，筆者只能收集有限信息，在成本效益原則下只能選擇有限的、相對重要的指標變量進行調查，易獲得性，在現有客觀條件基礎上，確保能夠及時收集到每個樣本單位在每個指標變量上的數據。上述指標變量并不是絕對充足的，但由于客觀條件的限制，有些方面的數據的采集難度較大或較耗時，如上市公司網上披露信息的使用率、上市公司的管理層文化水平結構等，而這些也是評價或影響上市公司網上披露水平的重要因素。綜合考慮，為了保證整個調查的可靠性，最終只選擇了這些指標變量進行調查。

三、實證檢驗及結果分析

(一)綜合評價根據評價問題的需要，本文選取衡量滬市公司網絡財務報告自愿披露水平的5個指標變量建立綜合評價指標體系。本文采用功效系數法計算綜合評價指數。功效系數法的主要特點是：通過對各參評指標分別確定滿意值和不允許值，并運用“功效系數”的方法計算個體指數，然后將各個體指數加權平均得到綜合評價指數。這里功效系數(個體指數)的計算方法是：功效系數：(個體在該指標變量取值-該指標變量不允許值)／(該指標變量滿意值-該指標變量不允許值)。因為綜合評價指標體系的各指標變量都是0／1變量，滿意值都是1，不允許值都是0，所以功效系數：(個體在該指標變量取值-0)／(1-0)=該指標變量取值。將各個指標的功效系數加權平均就可以得到最后的綜合評價指數，為方便計算，本文采用算術平均法，然后轉化為百分制，最終計算公式是：綜合評價指數=100×∑(個體在該指標變量取值×該指標變量權重)／∑指標變量權重。各指標的權重設置取乎均，即各占20％。根據這一權重分配，對826家公司的網絡財務報告自愿信息披露情況分別計算綜合評價指數，對其網絡財務報告自愿信息披露情況加以量化。根據這一綜合評價指數，最高分為100，表示以此次調查的指標綜合評價，其網絡財務報告自愿披露信息情況達到了此次調查結果在理論上可能達到的最好水平；最低分為0，表示該公司沒有建立網站。826家樣本公司的乎均得分為47.56。

(二)相關性分析 相關性分析的目的是考察可能影響上市公司網絡財務報告水平的各變量，與上市公司網絡財務報告水平之間是否存在相關關系。影響上市公司自愿披露信息的因素主要有：公司規(guī)模(ASSETS)、每股收益(EPS)、資產負債率(LCR)、所屬行業(yè)、所屬地區(qū)和股票類型等因素。

(1)公司規(guī)模對網絡財務報告自愿披露信息水平的影響。分別計算公司規(guī)模與“是否建立公司網站”、“網頁是否能順利打開”、“是否披露2005年年報”、“是否披露2005年中報”、“是否披露臨時公告”、“綜合評價指數”之間的相關關系。將SPSS的運算結果進行匯總，匯總結果如(表1)所示。(表1)的檢驗結果表明：公司資產規(guī)模與五個變量和綜合評價指數在0.05的顯著型水平上基本都存在相關關系，有的還是顯著正相關�？赡芎侠淼慕忉屖牵阂�(guī)模大的公司更有能力負擔建設和維護公司網站的成本；此外，規(guī)模大的公司往往組織結構龐大復雜，更需要建設和維護公司網站以便進行公司內部的信息交流，這樣在滿足公司內部信息交流需要的同時也增加了與外部的信息交流，即網絡財務報告自愿披露信息的可能性。

(2)每股收益對網絡財務報告自愿披露信息水平的影響。分別計算公司每股收益與五個變量和“綜合評價指數”之間的相關關系，公司按照2005年期末每股收益評價。對SPSS的運算結果的匯總如(表2)所示。每股收益是和上市公司網絡財務報告自愿披露信息水平正相關的因素，其與綜合評價指數之間有顯著的正相關關系�？赡芎侠淼慕忉屖牵盒盘柪碚摵唾Y本市場的競爭性。信號理論認

為，高質量的公司將通過傳遞信號將其與那些較次的企業(yè)區(qū)分開來，股票價格將會上漲，企業(yè)將吸引更多的投資。由于資本是稀缺的，資本市場是競爭性的，加上產品市場和經理人市場的競爭，所以每股收益高的公司的企業(yè)管理人員有自愿披露可靠、相關信息的動機。此外，與規(guī)模大的公司的水平一樣，每股收益高的公司更可能有能力負擔建設和維護公司網站的成本。

(3)資產負債率對網絡財務報告自愿披露信息水平的影響。分別計算公司資產負債率與五個變量和“綜合評價指數”之間的相關關系，公司按照2005年年末資產負債率評價。對SPSS的運算結果的匯總如(表3)所示。資產負債率是和上市公司網絡財務報告自愿信息披露水平顯著相關的因素，其與綜合評價指數之間有顯著的負相關關系�？赡芎侠淼慕忉屖牵嘿Y產負債率較低的公司的財務狀況較好，有可能投入較多的資金用于在其公司網站上披露信息。

(4)所屬行業(yè)對網絡財務報告自愿披露信息水平的影響。根據CSRC的行業(yè)分類方式，上市公司被分為13類，以所屬行業(yè)為行變量，分別以五個變量為列變量，做交叉表分析，將SPSS的運算結果進行匯總，匯總結果如下(表4)所示。所屬行業(yè)和反映上市公司網絡財務報告自愿信息披露水平的5個主要指標變量均不相關。這表明：不同行業(yè)的上市公司的網絡財務報告自愿披露信息的發(fā)展水平不存在顯著差異�？赡芎侠淼慕忉屖牵弘S著資本市場的社會化和上市公司投資方向的多元化，上市公司的行業(yè)特征正在逐漸消失。

(5)所屬地區(qū)對網絡財務報告自愿披露信息水平的影響。826家滬市公司分屬31個地區(qū)，以所屬地區(qū)為行變量，分別以五個變量為列變量，做交叉表分析，對SPSS的運算結果的匯總如(表5)所示。所屬地區(qū)和反映上市公司網絡財務報告自愿披露信息水平的5個主要指標變量均不相關，這表示：不同地區(qū)的上市公司的網絡財務報告自愿披露信息的發(fā)展水平不存在顯著差異�？赡芎侠淼慕忉屖牵弘S著資本市場的社會化和上市公司投資方向的多元化，上市公司的區(qū)域特征也正在逐漸消失。

(6)股票類型對網絡財務報告自愿信息披露水平的影響。分別計算股票類型與變量之間的相關關系，公司股票類型賦值方式為僅發(fā)行A股，o；同發(fā)行A股B股或A股H股，1。對SPSS的運算結果的匯總如下(表6)所示。股票類型是和上市公司網絡財務報告自愿披露信息水平最為相關的因素，其與綜合評價指數之間有高度顯著的正相關關系�？赡芎侠淼慕忉屖牵和瑫r發(fā)行多種股票的公司要接受多重的上市檢查，外在的監(jiān)督特別是外國投資者的挑剔迫使其投入更多資金進行網站的建設并進行自愿披露信息，以便招攬更多的投資者。

個股分析報告范文第4篇

關鍵詞：證券分析師 預測報告行為 盈利預測報告 收入預測報告

一、引言及文獻綜述

我國的證券分析師的發(fā)展歷程較為特殊，由于制度背景的影響，我國的證券分析師起源于20世紀的80年代，在一些大城市的一級市場中，通過口頭傳遞指導操作等行為進行數據傳遞。到20世紀90年代以來，由于投機風氣日益盛行，我國證券分析市場出現了一大批“股評家”以及“行內人士”對市場進行預測，我國的證券分析市場初步建立。直到本世紀以來，我國才真正進入了規(guī)范發(fā)展的道路上來，國家開始制定一系列的政策法規(guī)，規(guī)范證券分析師的行為。由此看來，我國的證券分析師的發(fā)展相對于西方來說較為滯后，體系尚不成熟，缺乏行業(yè)自律和規(guī)范性。近年來，針對于分析師與公司規(guī)模股權結構財務信息的研究日益豐富，但是相對而言，對于證券分析師預測報告行為的影響因素的研究少之又少，證券分析師的發(fā)展對于我國證券行業(yè)有著重要的意義，而西部地區(qū)的發(fā)展?jié)摿�巨大，在未來將面臨較多的投資機會，證券市場的規(guī)范以及證券分析師隊伍的發(fā)展將對西部地區(qū)的經濟發(fā)展起到重要的作用。因此，研究西部地區(qū)證券分析師預測報告行為的影響因素顯得尤為重要。

Bhushan（1989）建立了一個基于供求關系的經典理論模型，并通過模型證明了公司的多元化程度對于分析師的決策行為有著重要的影響，上市公司的多元化經營程度越低，則分析師的關注程度越高。Clement（2005）發(fā)現，證券分析師的能力和水平以及所在證券交易所的規(guī)模對于分析師的預測準確度以及分析師的決策行為有著重要的影響。Best（2003）從信息不對稱的角度分析證券分析師的決策行為，認為證券分析師對于上市公司關注的數量對于其分析預測報告結果有著重要的意義。Bernhardt et al.（2006）認為，私有信息的獲取對于分析師是否會產生“羊群效應”有著重要的影響，一般來說，當分析師擁有的私有信息越多時，則越可能采用“反從眾”的行為。國內的學者也對這一問題做了大量的研究，其中，最具有代表性的是廖明情（2023）根據信號理論和聲譽理論對分析師收入預測報告的動機和結果進行了深入的分析，他認為，分析師對收入進行預測是基于分析師自身的能力、聲譽等因素的影響。黃歡，丁戊（2023）從年報信息的市場反應入手，具體分析了我國證券市場分析師代表市場預期的能力，從實證的角度進行深入探析。蔡衛(wèi)星，曾誠（2023）利用中國證券市場的相關數據，分析公司多元化與證券分析師決策行為之間的關系，認為公司多元化與證券分析師的關注度之間呈負相關的關系。近年來，隨著我國證券市場的不斷發(fā)展和日益完善，關于分析師動機和能力的研究日益增多，但針對于證券分析師的決策行為和激勵行為的研究相當匱乏，對于證券分析師這一行為的研究將會成為今后學術研究的熱點。

二、理論分析和研究假設

證券分析師的預測報告行為主要是包括盈利預測行為和收入預測行為，分析師根據市場經驗，利用自身的能力和私有信息對于市場變化做出反應，預測市場未來的發(fā)展走向，為廣大投資者作出合理的預期，然而，分析師的上述行為會受到自身分析能力，私有信息獲取的難易度，分析師長期以來的聲譽以及所在證券交易所規(guī)模和股權制衡度等一系列因素的影響，其中，證券分析師自身的能力和聲譽的匹配度對于分析師預測報告行為會產生重大的影響，當這兩個匹配度較低時，分析師往往會利用其他渠道進行市場預測，這樣會導致其分析預測結果的質量產生較大的差異。同時，由于證券分析師是為投資者服務的，而投資者最為關心的是分析師預測的準確性和及時性，這就需要分析師能較快較為準確地進行市場研判。由此看見，分析師與管理層當局之間的關系，即是否能夠獲得私有信息以及獲得私有信息的的難易程度都會對其預測報告行為產生影響。隨著市場的不斷發(fā)展和完善，分析師所在的證券公司的規(guī)模和實力對其影響也不能小覷。綜上所述，根據影響分析師預測報告行為的因素，提出以下假設：

假設1：分析師的能力和聲譽的匹配程度對其預測質量和決策行為有著顯著的影響。

假設2：分析師獲得私有信息的容易程度對其預測報告行為產生較大的影響。

假設3：分析師所在的證券公司的規(guī)模和股權制衡度對于分析師的預測報告行為的有效性有著顯著的影響。

三、研究設計

（一）樣本的選擇和數據的來源

本文以我國西部地區(qū)證券公司的證券分析師為研究對象，選取了以重慶、成都、西安為代表地區(qū)所在的54家證券公司于2023-2023年的預測數據為原始樣本點。

分析師盈利預測數據來自CSMAR（國泰安數據庫）的中國上市公司分析師數據庫；分析師所屬券商排名數據來自于中國證券業(yè)協(xié)會網站；其他證券公司的財務數據均來自CSMAR的相關數據庫。

（二）變量解釋

1.被解釋變量：分析師預測報告行為的準確性（behavior）。分析師的預測報告行為主要包括收入預測行為和盈利預測行為，衡量證券分析師的預測報告行為的準確性，主要是考量分析師預測的結果與實際結果之間存在誤差，當證券分析師預測報告的結果與實際的結果差別較大時，說明分析師決策報告行為的準確性較低，反之，則較高，利用證券分析師預測報告結果與實際結果的差值的絕對值除以實際結果的比例來估計證券分析師預測報告行為的準確性。

2.解釋變量：能力（ability），聲譽（reputation），證券公司的規(guī)模（size），證券公司的股權制衡度（countest），私有信息獲取的難易程度（option）。（1）能力（ability），證券分析師的能力衡量主要取決于分析師對于市場經濟信息敏感度的把握以及分析師預測報告結果與實際結果之間的差距，根據Cheng and Jiang（2006），郭杰等（2009）的方法，利用分析師預測報告結果與實際結果之間差值的均值來分析證券分析師預測報告能力的大小。（2）聲譽（reputation）。分析師在業(yè)界的聲譽是影響分析師預測行為的重要因素，根據2023-2023年新財富分析師全榜單上的證券公司和研究小組的人員名單具體分析西部地區(qū)證券公司和分析師的聲譽，采用虛擬變量的方式定義分析師聲譽的大小，如果分析師上一年被新財富評為明星分析師則取1，否則取0。（3）證券公司的規(guī)模（size），具體分析研究西部地區(qū)54家證券公司的期末平均總資產數，來分析證券公司規(guī)模對于分析師預測報告行為的影響。（4）證券公司的股權制衡度（countest），利用分析師所在的證券公司的股權制衡度，即證券公司第一大股東持股數與第二至第十大股東持股數之和的比例，來分析證券公司股權結構對于分析師預測報告行為的影響。（5）私有信息獲取的難易程度（option）。用來衡量分析師的私有信息。如果分析師在第t年對上市公司j的最近一期盈利預測低于或者等于實際盈利，而上一次盈利預測高于實際盈利，取值1，否則取值0。

3.控制變量。本文采用與證券公司有著密切關系的財務數據，包括：（1）證券公司的成長性，即利用（證券公司本期營業(yè)收入-上期營業(yè)收入）/上期營業(yè)收入，來估算證券公司的成長性水平；（2）證券公司負債比例，即利用證券公司的資產負債率反映證券公司的負債比例；（3）證券公司的經營業(yè)績，即利用證券公司的凈利潤/股東權益來反映證券公司的業(yè)績。

（三）回歸模型的選擇

本文采用多元線性回歸模型，根據以上的解釋變量，控制變量的設計，設定以下方程：

Behaviori，t=β0+β1abilityi，t+β2reputationi，t+β3sizei，t+β4countesti，t+β5optioni，t+β6evi，t+β7fmi，t+β8roei，t+αt

回歸方程中，β0為常數項，βi為解釋變量和控制變量的待估系數，αt為誤差項。

四、實證分析

（一）描述性分析

本文采用數學分析軟件SPSS 18.0首先對樣本數據進行描述性統(tǒng)計，得到描述性統(tǒng)計的分析結果（見下頁表1）。西部地區(qū)證券公司的分析師的預測報告行為的準確性最小值為0.0004，最大值為0.6166，均值為0.2184，說明西部地區(qū)證券分析師的預測報告行為的準確性存在較大的差異，其中，均值為0.2184表示西部地區(qū)分析師的總體預測報告行為的準確性偏低，對于市場信息的預判不強；對于西部地區(qū)證券分析師的能力這一變量，分析師預測報告結果與實際結果之間差值的均值的最大值為0.430，最小值為0.110，可見西部地區(qū)分析師的能力普遍情況下不高，分析師之間的能力差距不大；而證券公司的大小和股權制衡度這兩個變量中，可以明顯的看出西部地區(qū)證券公司“一股獨大”的現象比較嚴重，金字塔式的股權結構較為明顯；私有信息獲取難度這一變量的均值為0.17，可以推斷出，西部地區(qū)證券分析師的獲取私有信息的能力不強，大多數的分析師難以及時獲得準確的私有信息；從控制變量中的負債比例公司業(yè)績和公司成長性等指標可以看出，一般情況下，證券分析師的能力較強，聲譽較高，證券公司規(guī)模較大，股權制衡度較高時，公司的負債比例較低，經營業(yè)績高，證券公司成長性較好。

（二）偏相關分析

針對證券公司分析師的預測報告行為準確性，分析師能力大小以及分析師自身的聲譽進行偏相關分析，當以分析師聲譽為控制變量具體分析預測報告行為準確性和能力大小的關系時，分析師的能力大小與預測報告行為的準確性存在明顯的正相關關系，尤其是當分析師的能力和聲譽不匹配時，分析師有著強烈的動機對市場進行準確預測和估計，當分析師的聲譽和能力匹配程度較高時，分析師預測失敗的機會成本較高，因此，分析師的聲譽和能力的匹配程度對于分析師預測報告行為有著重大的影響。

（三）多元回歸分析

從表2可以看出，數據的擬合優(yōu)度調整的R2為0.901，而F值為115.039，其雙側顯著性水平為0.0422，非常接近設定的顯著性水平5%，說明模型的擬合度不太理想。從變量的系數表中，變量ability的系數為3.049，t值為5.608，通過了顯著性水平的的檢測，而另一個解釋變量，reputation的系數為11.068，其t值為6.869，Sig.值為0.029，低于5%的顯著性水平，由此可以看出，證券公司的分析師的聲譽和能力大小大體上對于其預測報告行為是有著重要的影響的，當分析師的能力較大，聲譽較高時，分析師對于市場的預測越貼近實際的市場結果。而對于私有信息獲取難易程度這一變量，option的系數為51.007，其t值為2.388，檢驗結果的t值不高，說明這一變量在模型中對因變量的解釋能力不強，影響不夠顯著，由于私有信息的獲取難易程度的計量難度較大，因此，數據的分析結果不理想，該變量有待于進一步的論證和計量。對于證券公司的大小和股權制衡度這兩個變量，其中，證券公司大小這一變量通過了顯著性檢驗，說明證券公司的規(guī)模對于證券分析師的預測報告行為有著顯著的影響，而股權制衡度這一變量沒有通過t值檢驗，說明在西部的各大證券公司中，即便股權結構存在較大的問題，但在模型中對于分析師的預測報告行為影響不明顯。控制變量中，lev的系數為負數，說明證券公司的分析師預測報告行為越準確，則公司的負債比例越低，fm和roe的系數均為正數，說明當證券公司的分析師預測報告行為越準確，公司的經營業(yè)績和成長性越好。

五、研究結論和啟示

本文采用2023-2023年西部地區(qū)54家證券市場的相關數據，通過西部地區(qū)證券分析師能力、聲譽、證券公司的規(guī)模、證券公司的股權制衡度、私有信息獲取的難易程度等變量，具體分析了影響西部地區(qū)證券分析師決策行為的影響因素。研究結果表明，分析師的能力和聲譽的匹配程度對其預測質量和決策行為有著顯著的影響，證券公司的規(guī)模對于分析師的預測行為影響較大，然而，分析師私有信息的難易程度以及證券公司股權制衡度對于分析師預測能力的影響顯著性不高，需要進一步的分析和研究。

西部地區(qū)的證券行業(yè)的發(fā)展面臨著重大的機遇，同時，由于西部地區(qū)經濟發(fā)展規(guī)模相對于中東部地區(qū)較小，經濟發(fā)展的質量不高，尤其是證券行業(yè)，從業(yè)人員素質和質量的提高對于西部地區(qū)的發(fā)展有著重要的意義。證券分析師的規(guī)范化發(fā)展，需要國家法制等相關制度的支持和保障，約束部分證券分析師的內幕交易，虛假陳述等行為也需要國家監(jiān)管部門的強力制約和管制，從而打擊擾亂資本市場的違法行為，促進西部地區(qū)證券行業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。Z

參考文獻：

個股分析報告范文第5篇

上證指數上期收于2128.3點，本周末收于2066.21點，下跌2.92%；股市動態(tài)30指數上期報收709.54點，本周末收于687.6點，下跌3.09%；其中股票組合下跌4.02%。

股市動態(tài)30指數自2008年1月1日設立以來，下跌31.24%，同期上證指數下跌60.73%。本周股市動態(tài)30指數、股票組合均跑輸上證指數。

上證指數自觸及1999點以來的反彈，實際上并沒有增量資金入市，從兩市的成交量就可以驗證這一點。而場內資金卻在折騰低價題材股，前期摘帽股天津磁卡、金杯汽車、以及最新的梅雁水電等都是此類。隨著三季報的披露，三季報業(yè)績符合市場預期的股價小跌，不符預期的股票大跌，只有超預期的股價能穩(wěn)住，很多消費股也出現補跌跡象，市場弱勢明顯。全周中小板指數下跌4.6%，創(chuàng)業(yè)板指數下跌4.74%，中小板指和創(chuàng)業(yè)板指均弱于大盤指數。

國藥一致（000028）公布2023年三季報，營業(yè)收入134.96億元，同比增長21%；凈利潤3.57億元，同比增長45%。

銀江股份（300020）公布2023年三季報，營業(yè)收入9.7億，同比增長66%；凈利潤0.68億，同比增長38%。

中國聯通（600050）公布2023年三季報，營業(yè)收入1906.4億元，其中服務收入為1611.1億元，分別比上年同期增長18.7%和13.3%；實現歸屬于母公司股東的凈利潤18.3億元，同比增長30%。3G業(yè)務完成服務收入440.7億元，所占移動服務收入的比重由上年同期的29.3%上升至46.0%，累計凈增用戶2684.4萬戶，達到6686.3萬戶，ARPU為89.1元。

二、股市動態(tài)30指數

本周暫不調整30成分指數。

指數維護：《股市動態(tài)分析》雜志社研究部

深圳市南方匯金投資管理有限公司

指數：股市動態(tài)網（）

《股市動態(tài)分析》

三、最新評論

業(yè)績預告事件是提示公司業(yè)績變化的利器，業(yè)績預告的往往預示著公司業(yè)績出現較大變化，是公司基本面出現重大變化的直接反饋。

從上交所、深交所對上市公司業(yè)績預告披露要求來看，兩個交易所都要求主板、中小板上市公司在出現以下三種情形時必須披露業(yè)績預告，即虧損、扭虧和業(yè)績相對上年同期變動幅度超過50%；而創(chuàng)業(yè)板要求更嚴格，凈資產為負也必須披露。中報、三季報業(yè)績披露兩個交易所略有不同，上交所為強制要求披露，深交所要求與年報一致；另外2023年開始深交所鼓勵凈利潤與上年相比上升或下降30%以上的公司業(yè)績預告。

這里把業(yè)績預告信號分成三類，預增、扭虧為正面信號，續(xù)贏、續(xù)虧為不確定信號，預減、首虧為負面信號。

申萬研究所對歷史業(yè)績預告進行了回歸分析，得到一些主要結論：（1）相比三季報、中報和一季報，年報業(yè)績預告事件日后超額收益較為顯著；（2）從月度分布來看，年報業(yè)績預告樣本主要集中在10月份和次年1月，且這兩個月樣本的超額收益更顯著；（3）扭虧、預增等正面信號超額收益顯著。