个股分析报告范文第1篇

最近，华纳音乐集团(WMG．NY)和“中远控股”(1919．HK)在IPO过程中，都发生了承销商分析师看淡发行人的现象。实际上，华尔街主要投行与纽约州总检察官2003年达成有关分析师独立性的庭外和解协议后，目前，华尔街分析师对其分析的公司给予“买入”或“坚决买入”的建议已由占其全部上市公司评级的77％下降至53．4％。分析师们已不再像以前那样极力推崇其投行部门客户的股票。与华纳音乐集团相比较，“中远控股”上市案例暴露了中国企业海外上市在经验不足的情况下，如何避免外资投行贪恋业务而向发行人隐瞒负面报告的问题。

分析师看淡华纳，美林退出承销团

华纳音乐集团于5月11日在纽约证券交易所首次公开发行上市，募集资金5．56亿美元。其承销团成员包括高盛、摩根、雷曼兄弟、花旗、美洲银行、德意志银行、瑞士银行(UBS)、Bear　Stearns等华尔街主要投行(其中高盛和摩根为主承销商)，而美林集团却在之前主动退出承销团，没有和其他投行一道分享总计2600万美元的承销费。

据《纽约时报》报道，这其中的原因是美林的著名媒体产业分析师柯恩女士(Jessica　Reif　Cohen)在上市前对华纳音乐集团的研究报告较为负面，与华纳音乐集团、其他承销商、甚至美林投行部门所认可的投资和估值水平相距甚远；在此情况下，美林无法有效履行其对发行人的股票销售义务，不得不选择悄然退出承销团。华纳音乐集团当初之所以选择美林参加承销团的主要原因是希望借助柯恩女士在媒体投资界的影响力，美林在该项目中的一进一退可谓“成也萧何，败也萧何”。

按照IPO的市场惯例，华纳音乐集团在3月份向承销团成员的分析师们作了一次管理层演示，分析师接下来将准备其研究报告以作为未来市场推介的基础。4月初，柯恩女士告知美林的投行部同事，她并不看好华纳音乐集团的业务发展前景，并认为华纳音乐集团的每股估值不超过17美元，这对于美林投行家们来讲无疑是一个噩耗，因为他们早已告诉其客户每股估值会在30美元左右，而且华纳音乐集团的控股股东(Thomas　H．Lee　Partners)及其他承销团成员都认为每股不应少于25美元。

如果这种情况发生在2003年华尔街十家主要投行(其中包括美林)与纽约州总检察官斯皮策(Eliot　Spitzer)达成有关分析师独立性的庭外和解协议之前，美林的投行家们会有足够的能力要求并迫使柯恩修改其分析报告的结论，以帮助投行部门推销其客户的股票。但是，根据2003年的庭外和解协议，华尔街已将投资银行和股票分析分开，投资银行部门不得对分析部门施加任何压力，分析师的报酬不再根据他们对投资银行业务的贡献来定，而取决于他们分析的质量；华尔街的分析师被要求出具独立的研究报告，投行部人员与分析师的任何交流必须以电话会议的方式进行，合规部的律师也必须在场以防止任何违反协议要求的问题出现。因此，美林投行部人员无法要求柯恩修改其意见；在华纳音乐集团为柯恩特别举行的第二次演示仍未能说服柯恩之后，美林就只好被迫选择退出承销团。

但美林可以聊以的是，最终资本市场的反应证实了柯恩的分析，投资者普遍认为华纳音乐集团每股22-24美元的招股价格区间偏高，承销团不得不将上市价降低到每股17美元，而华纳音乐集团上市后股价表现持续低迷，跌破了发行价，并基本上在16．0-16．5美元区间波动。

从华纳音乐集团上市这一案例中可以看到，经过2003年和解协议后，华尔街分析师们的独立性确实得到了加强，投行部门对分析师的影响力被有效制约。根据华盛顿大学商学院最近一份研究报告，华尔街分析师已不再像以前那样极力推崇其投行部门客户的股票。在和解协议前，分析师们对其分析的公司给予“买入”或“坚决买入”建议的占其全部上市公司评级的77％；而目前，该比重已下降到53．4％。

主承销商出负面报告，“中远控股”市场推介露败绩

“中远控股”6月30日在香港交易所挂牌上市，募集资金95．2亿港元(约合12．2亿美元)，上市价格为4．25港元，是其招股价格区间4．25-5．75港元的下端。挂牌交易首日以3．7港元的低价开盘，最终报收于3．825港元，较上市价跌了10％。考虑到当日主承销商(包括汇丰、瑞士银行和摩根大通)已采用了稳定后市操作，该后市表现已属非常糟糕。

“中远控股”的市场推介活动在五月底展开，由于投资者普遍认为航运业周期性下降不可避免并将在2006年对航运公司的业绩产生不利影响，“中远控股”所面临的资本市场环境非常不利。其中，具有戏剧性的一幕是在预路演前主承销商汇丰和瑞士银行的分析师分别发表了研究报告给有关的机构投资者，认为“中远控股”2006年净利润因受国际运费下降的影响将降低17-18％，引起市场哗然，不少投资者质疑为何主承销商在如此看淡发行人盈利前景的情况下，仍然坚持推出该上市项目。而更为奇怪的，根据香港有关媒体的报道，“中远控股”的管理层是从报纸上而非自己的主承销商处得知如此负面的分析报告的。

在一片看淡声中，尽管“中远控股”提高了派息率，并得到了和记黄埔、恒基和淡马锡等企业投资者4亿美元的拔刀相助，最终“中远控股”的国际配售部分仅得3倍的超额认购，而香港公开招股部分更只获得了香港散户一半的认购额，余额不得不回拨至国际配售部分。整个市场推介即使不是一场灾难，也不能不称为一次失败。

“中远控股”错失三次调整时机，其中包括解聘主承销商

从“中远控股”上市这一案例中可以看到：一方面，华尔街分析师们在出具上市前研究报告时确实获得了相当程度的独立性，因此汇丰和瑞士银行的分析师们可以在预路演前发表对投行部门客户极为不利的研究报告，而其投行部门也无法阻止该类报告的出炉。但另一方面，“中远控股”的主承销商们末能及时将该负面报告的信息告知其客户，无疑是失职并损害了客户利益。按照目前的市场惯例，担任发行人主承销商的投行部人员(包括其资本市场部人员)事先完全了解其分析师研究报告的主要内容，尤其是有关估值方面的核心内容，并应将有关信息反馈给其客户。尽管发行人及主承销商的投行部人员不能施加压力来影响有关的分析报告，但他们可以也应该根据有关研究报告的内容来共同确定市场推介(尤其是预路演阶段)的销售策略。

个股分析报告范文第2篇

[关键词] 季报 年报 信息含量 实证研究

一、文献回顾

在会计理论框架和会计准则制定中,会计报表的目的居于十分重要的地位,即能否向投资者提供与其决策有用的信息,直接影响着会计确认、计量和报告原则,决定着会计的生存发展。盈利预测是会计信息含量的基础。近几十年来,学术界有大量文献采用多种方法多角度地验证会计盈余数字的有效性。从总体上看,这一领域主要形成了两类研究。一类是交易量反应研究,主要研究盈余公告期间股票交易量是否发生了显著的变动,从而验证盈余公告的信息含量;一类是股票价格反应研究,主要研究股票价格对盈余数字的反应,从而验证投资者在进行股票买卖的投资决策中,是否应用了会计信息,股票价格反应研究通常又有股票价格波动性研究、平均累计超额报酬率研究和回归分析等方法。这方面的最早研究由Ball and Brown (1968) 完成。他们最重要的发现是:第一,股票价格对收益的反应是一致的,即收益上升的股票价格相对市场整体是上升的,而收益下降的股票价格是下降的。第二,由于对非财务公告信息的了解,市场对收益变化的反应是提前的。第三,由于市场不能完全预见到公司财务的准确情况,信息公告当日的市场反应显著。第四,市场对公告信息的反应是有效的,公告信息对股票价格的影响在公告当日完全释放,投资者不能在公告后获得超常投资回报。

为强化上市公司信息披露的及时性和真实性,进一步提高上市公司信息披露水平,2001年中国证监会发表了《公开发行证券的公司信息披露编报规则第13号:季度报告内容与格式特别规定》。根据要求,从2002年第一季度起,在所有上市公司实行季度报告的披露制度。

目前关于上市公司定期报告披露的研究多侧重于这些报告所披露的信息是否向投资者传递了新的信息。Haw et al.(1999)、赵宇龙(1998)、陈晓(1999)皆检验了年度会计盈余的信息含量,Haw et al.(2002)还进一步验证了中报会计盈余的有用性,Kross和Schroeder(1984)季度报告公布时间与极度信息的类型之间的关系以及季度盈余公布的时间与股票报酬之间的关系进行了研究,得出结论:早公布的季度盈余报告包含了较好的信息;与晚公布的季度报告相比,早公布的季度报告伴随着较高的超额报酬。

但是,许多学者在研究中发现盈余对股价变动的解释力度都非常低,一般在2%～5%,最高也不超过10%。对此,许多学者进行了分析,认为可能是由于其他变量所引起的。

就季度盈余报告公布之后,年度盈余的信息含量是否会有影响,Mcnichols和Manegold(1983)通过比较34家样本公司开始公布季度盈余报告之前和之后的平均相对方差发现,第-4日、+1日、+2日的相对方差量在季度报告实施后明显地变低了(p=0.05),若比较从-5日至+2的平均相对方差,季度报告实施后的相对方差就更加小了(p=0.01)。这些证据均说明,引进季度报告之后年度盈余公布的相对信息含量下降了。

因此,本文试图弥补上述学者研究方法的不足,在回归分析中加入对其他因素的考虑,试用回归分析研究季度盈余信息的有用性。本文共分五部分:第二部分是研究假设;第三部分是研究设计;第四部分是对上市公司季度盈余信息有用性的实证分析;第五部分是结论。

二、研究假设

从最初的年报、中报到目前季报的强制性披露,缩短定期报告的间隔目的在于使投资者更及时地了解上市公司经营状况与财务状况,进而使资本市场的资源配置更加合理。但这一机制起作用的前提是投资者会利用季报这类更及时的信息来源。根据“信息有效论”,市场对经济利润的追求使得影响股票定价的信息一旦公开,就能及时、无偏见地反映在股价中(Fama, 1970)。因此,我们提出本文的研究假设是:季度报告的披露会影响投资者对年报信息的有效利用。这个假设隐含两层含义:一是季度报告包含的信息含量对投资者是有用的;二是季度报告的披露使年报的相对信息含量下降了。

三、研究设计

1.方法设计

为了研究季度报告的会计信息披露在证券市场上的影响,本文选择了在深圳证交所上市的59家公司,考察了这些公司2003年第三季度的季度报告和2003年报公布的会计盈余情况以及季报、年报公布前后交易价格的变动情况。

本文以未预期盈余UE作为季度报告中会计信息的表征变量,以未预期报酬率AR作为市场反应的表征变量,主要考察未预期报酬率和未预期盈余之间的相关关系。1.如果季报披露期间,证券价格有明显的波动,可以说明季报具有一定的信息含量,并在证券市场上产生了明显的反应如果没有明显的价格波动,则说明季报并没有给投资者带来新的信息。2.如果季报披露之后,当年年报披露期间,证券价格的波动明显小于以往没有披露季报的年份,则说明季报的披露使得当年年报具有的信息含量下降了,如果证券价格的波动相较以往没有太大差别,则说明季度报告的披露对年报没有影响。

2.样本选取及数据来源

(1)样本选取

为了保证能较为准确地估计股票的风险系数(β值),消除上市公司价格波动的不稳定因素,样本的选取遵循以下条件:①必须是上市4年以上发行A股的上市公司;②在观测期内(季报公布前4个交易日至公布后5个交易日)公司没有公告进行兼并重组或行业转变;③在近期内(季报公布前45周)没有进行过股票分割;④不是ST(特别处理)或PT(暂停交易)股票;⑤考虑到要计算未预期盈余,因此必须选择同时具有2002年和2003年第三季度季度报告的上市公司;⑥2003年三季度报告日当天为非交易日的除外。经过筛选后最终用于分析的样本有59家公司。

(2)数据来源

每股收益、股价数据、股指数据和季度报告披露时间均来自于巨灵软件;

3.计算与模型

计算中涉及的主要变量:一是未预期报酬率(AR),表示个别股票与市场波动不一致,可能给持有者带来非正常报酬,用来衡量股票价格的波动程度;二是风险系数(β)用来表示个股波动和市场波动之间的相关性;三是未预期盈余(UE),表示该公司预期会计盈余与实际盈余之差,用来衡量季报中的信息含量。

(1)估计风险系数

要估算某只股票的系统风险系数,需要考察一个比较长的时间周期。这里采用了所有样本公司股票2003年6月23日至2003年9月30日共100个交易日的收盘价和对应的深圳综合A股指数100个交易日的收盘指数。然后利用资本资产定价模型的市场模型来估计股票的系统风险系数(β):

Ri,w=αi+βiRm,w+εi

这里Ri,w是某只股票在w日实际报酬率,Ri,w=(Pi,w-Pi,w-1)/Pi,w-1,其中Pi,w是第w日的收盘价。Rm,w=(Iw-Iw-1)/Iw-1,其中Iw是深证综合A股指数在第w天的收盘指数。

(2)计算预期报酬率(ER)

这里采用风险调整法来计算预期报酬率,根据估计系数αi和βi,利用市场模型计算出期间t股票的预期报酬率:ERi,t=αi+βiRm,t,计算范围是季报公布前4天至公布后5天,加上公布日当天共10天。以公布日为第0天,相对日期为-4日和5日。

(3)计算未预期报酬率(AR)

未预期盈余等于实际报酬率减去预期报酬率ARi,t=Ri,t-ERi,t,实际报酬率的计算方法为Ri,t=(Pi,t-Pi,t-1)/Pi,t-1,其中Pt为股票第t日的收盘价。

(4)未预期季度盈余(UEi)

股票的未预期盈余采用随机游走模型进行估计。公司i在第t年的未预期季度盈余可表达为本年度季度盈余与上年度季度盈余之差。考虑到交易量是对盈余信息意外性程度的反应,再对结果取绝对值,由此得到计算未预期季度盈余的模型为:UEi=|Yi,t-Yi,t-1|

(5)累计未预期季度报酬率(CARi)

四、季度盈余信息含量检验

1.建立模型

为了检验未预期盈余(UE)和未预期报酬率(AR)之间是否具有统计意义上的相关性,构造了以下模型来进行回归分析:

CARi,t=a+bUEi+cLOSSi+ε

其中,t表示相对日期,UEi表示未预期季度盈余;CARi,t表示i种股票在t年度的季度盈余披露日前第4个交易日到季度盈余披露日后第5个交易日的平均累计未预期报酬率;季报是否报亏,以虚拟变量LOSS表示;a为常数;b为未预期盈余系数;c为LOSS变量系数;ε是回归模型的残差项。

2.实证结果及分析

回归分析结果如下所示:

本文选取深市2003年59家样本(剔除未预期盈余为0的样本)的第三季度报告进行回归分析,结果为a=3.814,b=0.035,c=10.919。其中未预期盈余变量系数的t检验值为0.363,方程未通过检验;而LOSS变量与累计平均未预期报酬率之间的相关系数为0.337,显著大于0,说明季报是否报亏与累计平均未预期报酬率有着显著相关性,LOSS反应系数t大于2,通过检验。但模型中自变量对因变量的影响力度Adj-R为0.081,R较低,可能原因是影响每股盈余的因素很多,诸如公司规模,会计核算制度等其他因素,在进行盈余系数分析时未引入其他的变量。因此认为可能是由于其他变量所引起的。

本文还单独分析了报告日前后窗口期(-4,5)内每一天未预期报酬率同未预期盈余变量之间的相关性,对它们分别做了回归分析,但是未预期盈余反应系数t都不超过2,从检验来看,市场反应并不明显,均不能通过方程的显著性检验。

五、结论

研究表明,与国内同类研究中证券市场对年度报告的反应相比,季度报告引起的市场反应不够明显,季度报告包含的信息含量不足,这也说明了在我国证券市场上,季度报告还没有引起足够的重视。同西方发达国家的证券市场相比,我国证券市场还不够成熟,证券市场理性投资的投资理念还没有被完全接受和应用。具体表现为两点:一是市场对未预期盈余的反应不够明显,未预期盈余和未预期报酬率没有明显的相关性;二是在研究中发现,季度报告的披露确实降低了年报的信息含量,因此,考虑市场对上市公司的盈余信息的反应一般取决于非理性因素,如季度报告披露的性质、公司规模等等,多是心理因素的影响。

研究说明了在深圳证券市场,季度报告的未预期会计盈余与股票超额回报率之间不存在统计意义上的显著相关性,结果不支持季度报告盈余数据的披露具有信息含量的假设。因此,季度盈余数字不具有有用性。

参考文献:

[1]罗斯?瓦茨 杰罗尔德?齐默尔曼 陈少华等译:实证会计理论[M].东北财经大学出版社,2006年9月,p24～34

[2]陈潇阳 李豫湘:我国上市公司会计报表信息含量实证研究综述[J].经济论坛,2005.5

个股分析报告范文第3篇

关键词：上市公司 网络财务报告 自愿信息披露

2001年证监会要求自2002年起，所有上市公司必须编制并披露季度报告，而且要求全文在网上披露。网络财务报告与传统纸质财务报告相比，具有成本低、时效性强、信息量大、交互性使用等特点，因而受到企业和用户的高度关注，已成为企业传递信息的有效形式。受到了日益广泛的使用。

一、文献综述

潘琰对2000年上海证券交易所36家最佳信息披露公司、上海证券交易所30指数公司和上市公司100强采用网上测试和观测的方法，对其互联网使用条件和水平、公司重视程度、披露财务信息的形式和数量、披露财务信息的内容和形式、审计信息的披露、信息利用等方面，通过多项指标进行了调查。提出了对上市公司网络财务报告水平的认识，并由此提出了一些启示与建议。周勤业对上市公司信息披露的成本效益和投资者信息获取的成本效益进行网上问卷调查，得到上市公司信息披露的成本效益和投资者信息获取的成本效益方面水平。杨松令运用列联表和Logistic回归分析法对在深圳、上海两个证券交易所上市的A、B股公司的网上财务报告的调查结果进行分析，认为行业、公司规模和盈利水平对公司设立网站有显著影响；盈利水平对公司是否披露财务信息有显著影响。

二、研究设计

(一)数据选择本文研究之所以关注上市公司网络财务报告自愿披露信息水平，即在自己公司网站上信息披露水平，是基于以下原因：上市公司自愿进行的网络财务报告披露是一种非强制性的、自发行为，各个公司可能互不相同。通过分析这种差异性，可以发现上市公司网络财务报告信息表达方式的一些规律。上市公司自愿进行的网络财务报告披露的出现真正体现着企业信息披露从被动走向主动，可能代表着网络财务报告信息披露的未来发展方向。没有选择深市公司是考虑到沪市公司更具代表性，从以往的调查研究可以看出，沪市公司的信息披露比深市公司更为规范，而且沪市826家公司的样本总数占到上市公司总体的60％以上，可以推断调查结果基本能够代表上市公司自愿披露信息水平。

(二)指标变量选择本文的“指标变量”是数理统计学中的概念，是用来衡量每个总体单位在某方面属性上的不同表现。指标变量可以是定量指标变量，也可以是定性指标变量。用来衡量沪市公司网络财务报告自愿披露水平的指标变量有：是否建立公司网站(是为1，否为0)；网页是否能顺利打开(是为1，否为0)；是否披露调查年份上年年报(是为1，否为0)；是否披露调查年份上年中报(是为1，否为0)；是否披露临时公告(是为1，否为0)。影响沪市公司网络财务报告自愿披露水平的指标变量(调查的公司信息以2005年的年报数据为准)包括：资产总量、每股收益、资产负债率、所属行业、所属地区和股票类型。以上指标变量的选择标准首先是为了满足调查的需要，实现调查的目的。此外，还强调了指标变量应具有以下特性：客观性，即尽量减少出现不同调查者对同一样本单位的某一指标变量得出不同结果的可能性。重要性，由于客观条件限制，笔者只能收集有限信息，在成本效益原则下只能选择有限的、相对重要的指标变量进行调查，易获得性，在现有客观条件基础上，确保能够及时收集到每个样本单位在每个指标变量上的数据。上述指标变量并不是绝对充足的，但由于客观条件的限制，有些方面的数据的采集难度较大或较耗时，如上市公司网上披露信息的使用率、上市公司的管理层文化水平结构等，而这些也是评价或影响上市公司网上披露水平的重要因素。综合考虑，为了保证整个调查的可靠性，最终只选择了这些指标变量进行调查。

三、实证检验及结果分析

(一)综合评价根据评价问题的需要，本文选取衡量沪市公司网络财务报告自愿披露水平的5个指标变量建立综合评价指标体系。本文采用功效系数法计算综合评价指数。功效系数法的主要特点是：通过对各参评指标分别确定满意值和不允许值，并运用“功效系数”的方法计算个体指数，然后将各个体指数加权平均得到综合评价指数。这里功效系数(个体指数)的计算方法是：功效系数：(个体在该指标变量取值-该指标变量不允许值)／(该指标变量满意值-该指标变量不允许值)。因为综合评价指标体系的各指标变量都是0／1变量，满意值都是1，不允许值都是0，所以功效系数：(个体在该指标变量取值-0)／(1-0)=该指标变量取值。将各个指标的功效系数加权平均就可以得到最后的综合评价指数，为方便计算，本文采用算术平均法，然后转化为百分制，最终计算公式是：综合评价指数=100×∑(个体在该指标变量取值×该指标变量权重)／∑指标变量权重。各指标的权重设置取乎均，即各占20％。根据这一权重分配，对826家公司的网络财务报告自愿信息披露情况分别计算综合评价指数，对其网络财务报告自愿信息披露情况加以量化。根据这一综合评价指数，最高分为100，表示以此次调查的指标综合评价，其网络财务报告自愿披露信息情况达到了此次调查结果在理论上可能达到的最好水平；最低分为0，表示该公司没有建立网站。826家样本公司的乎均得分为47.56。

(二)相关性分析 相关性分析的目的是考察可能影响上市公司网络财务报告水平的各变量，与上市公司网络财务报告水平之间是否存在相关关系。影响上市公司自愿披露信息的因素主要有：公司规模(ASSETS)、每股收益(EPS)、资产负债率(LCR)、所属行业、所属地区和股票类型等因素。

(1)公司规模对网络财务报告自愿披露信息水平的影响。分别计算公司规模与“是否建立公司网站”、“网页是否能顺利打开”、“是否披露2005年年报”、“是否披露2005年中报”、“是否披露临时公告”、“综合评价指数”之间的相关关系。将SPSS的运算结果进行汇总，汇总结果如(表1)所示。(表1)的检验结果表明：公司资产规模与五个变量和综合评价指数在0.05的显著型水平上基本都存在相关关系，有的还是显著正相关。可能合理的解释是：规模大的公司更有能力负担建设和维护公司网站的成本；此外，规模大的公司往往组织结构庞大复杂，更需要建设和维护公司网站以便进行公司内部的信息交流，这样在满足公司内部信息交流需要的同时也增加了与外部的信息交流，即网络财务报告自愿披露信息的可能性。

(2)每股收益对网络财务报告自愿披露信息水平的影响。分别计算公司每股收益与五个变量和“综合评价指数”之间的相关关系，公司按照2005年期末每股收益评价。对SPSS的运算结果的汇总如(表2)所示。每股收益是和上市公司网络财务报告自愿披露信息水平正相关的因素，其与综合评价指数之间有显著的正相关关系。可能合理的解释是：信号理论和资本市场的竞争性。信号理论认

为，高质量的公司将通过传递信号将其与那些较次的企业区分开来，股票价格将会上涨，企业将吸引更多的投资。由于资本是稀缺的，资本市场是竞争性的，加上产品市场和经理人市场的竞争，所以每股收益高的公司的企业管理人员有自愿披露可靠、相关信息的动机。此外，与规模大的公司的水平一样，每股收益高的公司更可能有能力负担建设和维护公司网站的成本。

(3)资产负债率对网络财务报告自愿披露信息水平的影响。分别计算公司资产负债率与五个变量和“综合评价指数”之间的相关关系，公司按照2005年年末资产负债率评价。对SPSS的运算结果的汇总如(表3)所示。资产负债率是和上市公司网络财务报告自愿信息披露水平显著相关的因素，其与综合评价指数之间有显著的负相关关系。可能合理的解释是：资产负债率较低的公司的财务状况较好，有可能投入较多的资金用于在其公司网站上披露信息。

(4)所属行业对网络财务报告自愿披露信息水平的影响。根据CSRC的行业分类方式，上市公司被分为13类，以所属行业为行变量，分别以五个变量为列变量，做交叉表分析，将SPSS的运算结果进行汇总，汇总结果如下(表4)所示。所属行业和反映上市公司网络财务报告自愿信息披露水平的5个主要指标变量均不相关。这表明：不同行业的上市公司的网络财务报告自愿披露信息的发展水平不存在显著差异。可能合理的解释是：随着资本市场的社会化和上市公司投资方向的多元化，上市公司的行业特征正在逐渐消失。

(5)所属地区对网络财务报告自愿披露信息水平的影响。826家沪市公司分属31个地区，以所属地区为行变量，分别以五个变量为列变量，做交叉表分析，对SPSS的运算结果的汇总如(表5)所示。所属地区和反映上市公司网络财务报告自愿披露信息水平的5个主要指标变量均不相关，这表示：不同地区的上市公司的网络财务报告自愿披露信息的发展水平不存在显著差异。可能合理的解释是：随着资本市场的社会化和上市公司投资方向的多元化，上市公司的区域特征也正在逐渐消失。

(6)股票类型对网络财务报告自愿信息披露水平的影响。分别计算股票类型与变量之间的相关关系，公司股票类型赋值方式为仅发行A股，o；同发行A股B股或A股H股，1。对SPSS的运算结果的汇总如下(表6)所示。股票类型是和上市公司网络财务报告自愿披露信息水平最为相关的因素，其与综合评价指数之间有高度显著的正相关关系。可能合理的解释是：同时发行多种股票的公司要接受多重的上市检查，外在的监督特别是外国投资者的挑剔迫使其投入更多资金进行网站的建设并进行自愿披露信息，以便招揽更多的投资者。

个股分析报告范文第4篇

关键词：证券分析师 预测报告行为 盈利预测报告 收入预测报告

一、引言及文献综述

我国的证券分析师的发展历程较为特殊，由于制度背景的影响，我国的证券分析师起源于20世纪的80年代，在一些大城市的一级市场中，通过口头传递指导操作等行为进行数据传递。到20世纪90年代以来，由于投机风气日益盛行，我国证券分析市场出现了一大批“股评家”以及“行内人士”对市场进行预测，我国的证券分析市场初步建立。直到本世纪以来，我国才真正进入了规范发展的道路上来，国家开始制定一系列的政策法规，规范证券分析师的行为。由此看来，我国的证券分析师的发展相对于西方来说较为滞后，体系尚不成熟，缺乏行业自律和规范性。近年来，针对于分析师与公司规模股权结构财务信息的研究日益丰富，但是相对而言，对于证券分析师预测报告行为的影响因素的研究少之又少，证券分析师的发展对于我国证券行业有着重要的意义，而西部地区的发展潜力巨大，在未来将面临较多的投资机会，证券市场的规范以及证券分析师队伍的发展将对西部地区的经济发展起到重要的作用。因此，研究西部地区证券分析师预测报告行为的影响因素显得尤为重要。

Bhushan（1989）建立了一个基于供求关系的经典理论模型，并通过模型证明了公司的多元化程度对于分析师的决策行为有着重要的影响，上市公司的多元化经营程度越低，则分析师的关注程度越高。Clement（2005）发现，证券分析师的能力和水平以及所在证券交易所的规模对于分析师的预测准确度以及分析师的决策行为有着重要的影响。Best（2003）从信息不对称的角度分析证券分析师的决策行为，认为证券分析师对于上市公司关注的数量对于其分析预测报告结果有着重要的意义。Bernhardt et al.（2006）认为，私有信息的获取对于分析师是否会产生“羊群效应”有着重要的影响，一般来说，当分析师拥有的私有信息越多时，则越可能采用“反从众”的行为。国内的学者也对这一问题做了大量的研究，其中，最具有代表性的是廖明情（2023）根据信号理论和声誉理论对分析师收入预测报告的动机和结果进行了深入的分析，他认为，分析师对收入进行预测是基于分析师自身的能力、声誉等因素的影响。黄欢，丁戊（2023）从年报信息的市场反应入手，具体分析了我国证券市场分析师代表市场预期的能力，从实证的角度进行深入探析。蔡卫星，曾诚（2023）利用中国证券市场的相关数据，分析公司多元化与证券分析师决策行为之间的关系，认为公司多元化与证券分析师的关注度之间呈负相关的关系。近年来，随着我国证券市场的不断发展和日益完善，关于分析师动机和能力的研究日益增多，但针对于证券分析师的决策行为和激励行为的研究相当匮乏，对于证券分析师这一行为的研究将会成为今后学术研究的热点。

二、理论分析和研究假设

证券分析师的预测报告行为主要是包括盈利预测行为和收入预测行为，分析师根据市场经验，利用自身的能力和私有信息对于市场变化做出反应，预测市场未来的发展走向，为广大投资者作出合理的预期，然而，分析师的上述行为会受到自身分析能力，私有信息获取的难易度，分析师长期以来的声誉以及所在证券交易所规模和股权制衡度等一系列因素的影响，其中，证券分析师自身的能力和声誉的匹配度对于分析师预测报告行为会产生重大的影响，当这两个匹配度较低时，分析师往往会利用其他渠道进行市场预测，这样会导致其分析预测结果的质量产生较大的差异。同时，由于证券分析师是为投资者服务的，而投资者最为关心的是分析师预测的准确性和及时性，这就需要分析师能较快较为准确地进行市场研判。由此看见，分析师与管理层当局之间的关系，即是否能够获得私有信息以及获得私有信息的的难易程度都会对其预测报告行为产生影响。随着市场的不断发展和完善，分析师所在的证券公司的规模和实力对其影响也不能小觑。综上所述，根据影响分析师预测报告行为的因素，提出以下假设：

假设1：分析师的能力和声誉的匹配程度对其预测质量和决策行为有着显著的影响。

假设2：分析师获得私有信息的容易程度对其预测报告行为产生较大的影响。

假设3：分析师所在的证券公司的规模和股权制衡度对于分析师的预测报告行为的有效性有着显著的影响。

三、研究设计

（一）样本的选择和数据的来源

本文以我国西部地区证券公司的证券分析师为研究对象，选取了以重庆、成都、西安为代表地区所在的54家证券公司于2023-2023年的预测数据为原始样本点。

分析师盈利预测数据来自CSMAR（国泰安数据库）的中国上市公司分析师数据库；分析师所属券商排名数据来自于中国证券业协会网站；其他证券公司的财务数据均来自CSMAR的相关数据库。

（二）变量解释

1.被解释变量：分析师预测报告行为的准确性（behavior）。分析师的预测报告行为主要包括收入预测行为和盈利预测行为，衡量证券分析师的预测报告行为的准确性，主要是考量分析师预测的结果与实际结果之间存在误差，当证券分析师预测报告的结果与实际的结果差别较大时，说明分析师决策报告行为的准确性较低，反之，则较高，利用证券分析师预测报告结果与实际结果的差值的绝对值除以实际结果的比例来估计证券分析师预测报告行为的准确性。

2.解释变量：能力（ability），声誉（reputation），证券公司的规模（size），证券公司的股权制衡度（countest），私有信息获取的难易程度（option）。（1）能力（ability），证券分析师的能力衡量主要取决于分析师对于市场经济信息敏感度的把握以及分析师预测报告结果与实际结果之间的差距，根据Cheng and Jiang（2006），郭杰等（2009）的方法，利用分析师预测报告结果与实际结果之间差值的均值来分析证券分析师预测报告能力的大小。（2）声誉（reputation）。分析师在业界的声誉是影响分析师预测行为的重要因素，根据2023-2023年新财富分析师全榜单上的证券公司和研究小组的人员名单具体分析西部地区证券公司和分析师的声誉，采用虚拟变量的方式定义分析师声誉的大小，如果分析师上一年被新财富评为明星分析师则取1，否则取0。（3）证券公司的规模（size），具体分析研究西部地区54家证券公司的期末平均总资产数，来分析证券公司规模对于分析师预测报告行为的影响。（4）证券公司的股权制衡度（countest），利用分析师所在的证券公司的股权制衡度，即证券公司第一大股东持股数与第二至第十大股东持股数之和的比例，来分析证券公司股权结构对于分析师预测报告行为的影响。（5）私有信息获取的难易程度（option）。用来衡量分析师的私有信息。如果分析师在第t年对上市公司j的最近一期盈利预测低于或者等于实际盈利，而上一次盈利预测高于实际盈利，取值1，否则取值0。

3.控制变量。本文采用与证券公司有着密切关系的财务数据，包括：（1）证券公司的成长性，即利用（证券公司本期营业收入-上期营业收入）/上期营业收入，来估算证券公司的成长性水平；（2）证券公司负债比例，即利用证券公司的资产负债率反映证券公司的负债比例；（3）证券公司的经营业绩，即利用证券公司的净利润/股东权益来反映证券公司的业绩。

（三）回归模型的选择

本文采用多元线性回归模型，根据以上的解释变量，控制变量的设计，设定以下方程：

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

回归方程中，β0为常数项，βi为解释变量和控制变量的待估系数，αt为误差项。

四、实证分析

（一）描述性分析

本文采用数学分析软件SPSS 18.0首先对样本数据进行描述性统计，得到描述性统计的分析结果（见下页表1）。西部地区证券公司的分析师的预测报告行为的准确性最小值为0.0004，最大值为0.6166，均值为0.2184，说明西部地区证券分析师的预测报告行为的准确性存在较大的差异，其中，均值为0.2184表示西部地区分析师的总体预测报告行为的准确性偏低，对于市场信息的预判不强；对于西部地区证券分析师的能力这一变量，分析师预测报告结果与实际结果之间差值的均值的最大值为0.430，最小值为0.110，可见西部地区分析师的能力普遍情况下不高，分析师之间的能力差距不大；而证券公司的大小和股权制衡度这两个变量中，可以明显的看出西部地区证券公司“一股独大”的现象比较严重，金字塔式的股权结构较为明显；私有信息获取难度这一变量的均值为0.17，可以推断出，西部地区证券分析师的获取私有信息的能力不强，大多数的分析师难以及时获得准确的私有信息；从控制变量中的负债比例公司业绩和公司成长性等指标可以看出，一般情况下，证券分析师的能力较强，声誉较高，证券公司规模较大，股权制衡度较高时，公司的负债比例较低，经营业绩高，证券公司成长性较好。

（二）偏相关分析

针对证券公司分析师的预测报告行为准确性，分析师能力大小以及分析师自身的声誉进行偏相关分析，当以分析师声誉为控制变量具体分析预测报告行为准确性和能力大小的关系时，分析师的能力大小与预测报告行为的准确性存在明显的正相关关系，尤其是当分析师的能力和声誉不匹配时，分析师有着强烈的动机对市场进行准确预测和估计，当分析师的声誉和能力匹配程度较高时，分析师预测失败的机会成本较高，因此，分析师的声誉和能力的匹配程度对于分析师预测报告行为有着重大的影响。

（三）多元回归分析

从表2可以看出，数据的拟合优度调整的R2为0.901，而F值为115.039，其双侧显著性水平为0.0422，非常接近设定的显著性水平5%，说明模型的拟合度不太理想。从变量的系数表中，变量ability的系数为3.049，t值为5.608，通过了显著性水平的的检测，而另一个解释变量，reputation的系数为11.068，其t值为6.869，Sig.值为0.029，低于5%的显著性水平，由此可以看出，证券公司的分析师的声誉和能力大小大体上对于其预测报告行为是有着重要的影响的，当分析师的能力较大，声誉较高时，分析师对于市场的预测越贴近实际的市场结果。而对于私有信息获取难易程度这一变量，option的系数为51.007，其t值为2.388，检验结果的t值不高，说明这一变量在模型中对因变量的解释能力不强，影响不够显著，由于私有信息的获取难易程度的计量难度较大，因此，数据的分析结果不理想，该变量有待于进一步的论证和计量。对于证券公司的大小和股权制衡度这两个变量，其中，证券公司大小这一变量通过了显著性检验，说明证券公司的规模对于证券分析师的预测报告行为有着显著的影响，而股权制衡度这一变量没有通过t值检验，说明在西部的各大证券公司中，即便股权结构存在较大的问题，但在模型中对于分析师的预测报告行为影响不明显。控制变量中，lev的系数为负数，说明证券公司的分析师预测报告行为越准确，则公司的负债比例越低，fm和roe的系数均为正数，说明当证券公司的分析师预测报告行为越准确，公司的经营业绩和成长性越好。

五、研究结论和启示

本文采用2023-2023年西部地区54家证券市场的相关数据，通过西部地区证券分析师能力、声誉、证券公司的规模、证券公司的股权制衡度、私有信息获取的难易程度等变量，具体分析了影响西部地区证券分析师决策行为的影响因素。研究结果表明，分析师的能力和声誉的匹配程度对其预测质量和决策行为有着显著的影响，证券公司的规模对于分析师的预测行为影响较大，然而，分析师私有信息的难易程度以及证券公司股权制衡度对于分析师预测能力的影响显著性不高，需要进一步的分析和研究。

西部地区的证券行业的发展面临着重大的机遇，同时，由于西部地区经济发展规模相对于中东部地区较小，经济发展的质量不高，尤其是证券行业，从业人员素质和质量的提高对于西部地区的发展有着重要的意义。证券分析师的规范化发展，需要国家法制等相关制度的支持和保障，约束部分证券分析师的内幕交易，虚假陈述等行为也需要国家监管部门的强力制约和管制，从而打击扰乱资本市场的违法行为，促进西部地区证券行业的可持续发展。Z

参考文献：

个股分析报告范文第5篇

上证指数上期收于2128.3点，本周末收于2066.21点，下跌2.92%；股市动态30指数上期报收709.54点，本周末收于687.6点，下跌3.09%；其中股票组合下跌4.02%。

股市动态30指数自2008年1月1日设立以来，下跌31.24%，同期上证指数下跌60.73%。本周股市动态30指数、股票组合均跑输上证指数。

上证指数自触及1999点以来的反弹，实际上并没有增量资金入市，从两市的成交量就可以验证这一点。而场内资金却在折腾低价题材股，前期摘帽股天津磁卡、金杯汽车、以及最新的梅雁水电等都是此类。随着三季报的披露，三季报业绩符合市场预期的股价小跌，不符预期的股票大跌，只有超预期的股价能稳住，很多消费股也出现补跌迹象，市场弱势明显。全周中小板指数下跌4.6%，创业板指数下跌4.74%，中小板指和创业板指均弱于大盘指数。

国药一致（000028）公布2023年三季报，营业收入134.96亿元，同比增长21%；净利润3.57亿元，同比增长45%。

银江股份（300020）公布2023年三季报，营业收入9.7亿，同比增长66%；净利润0.68亿，同比增长38%。

中国联通（600050）公布2023年三季报，营业收入1906.4亿元，其中服务收入为1611.1亿元，分别比上年同期增长18.7%和13.3%；实现归属于母公司股东的净利润18.3亿元，同比增长30%。3G业务完成服务收入440.7亿元，所占移动服务收入的比重由上年同期的29.3%上升至46.0%，累计净增用户2684.4万户，达到6686.3万户，ARPU为89.1元。

二、股市动态30指数

本周暂不调整30成分指数。

指数维护：《股市动态分析》杂志社研究部

深圳市南方汇金投资管理有限公司

指数：股市动态网（）

《股市动态分析》

三、最新评论

业绩预告事件是提示公司业绩变化的利器，业绩预告的往往预示着公司业绩出现较大变化，是公司基本面出现重大变化的直接反馈。

从上交所、深交所对上市公司业绩预告披露要求来看，两个交易所都要求主板、中小板上市公司在出现以下三种情形时必须披露业绩预告，即亏损、扭亏和业绩相对上年同期变动幅度超过50%；而创业板要求更严格，净资产为负也必须披露。中报、三季报业绩披露两个交易所略有不同，上交所为强制要求披露，深交所要求与年报一致；另外2023年开始深交所鼓励净利润与上年相比上升或下降30%以上的公司业绩预告。

这里把业绩预告信号分成三类，预增、扭亏为正面信号，续赢、续亏为不确定信号，预减、首亏为负面信号。

申万研究所对历史业绩预告进行了回归分析，得到一些主要结论：（1）相比三季报、中报和一季报，年报业绩预告事件日后超额收益较为显著；（2）从月度分布来看，年报业绩预告样本主要集中在10月份和次年1月，且这两个月样本的超额收益更显著；（3）扭亏、预增等正面信号超额收益显著。