影响证券市场的因素十篇

影响证券市场的因素篇1

【关键词】股价 长期走势 影响因素 面板数据 回归分析

一、前言

股票市场是一个高风险高收益场所， 在能给投资者提供高收益预期的同时，其风险也不容忽视。为降低股市风险，提高收益率，有必要对影响股价的因素进行研究分析。

前人对于国内证券市场股价影响因素的研究大致分为三类：一类是股价指数与宏观经济变量的关联性研究；一类是个股股价与其会计信息的关联性研究；还有一类则是其它因素对股价影响的探讨。但这些研究均从某一类影响因素入手，缺乏对更广泛因素的综合考虑，难以指导投资实践。本文的研究对象落脚于微观股价，从个股层面、市场层面、宏观层面三个层面入手，找出我国证券市场中影响股价长期走势的主要因素，以期指导投资实践。

二、研究体系的建立

（一）样本股票选择

本文从1994年以前上市的上海证券综合指数成份股中随机抽取30支股票，对股价的长期影响因素进行实证研究。在统计学中，将样本容量不小于30的样本称之为大样本，大样本具有良好的统计特性，可以较好地代表总体，从而通过样本特性可以较准确地估计总体特性。

（二）影响因素选择

1.个股层面

2.市场层面

3.宏观层面

（三）样本时期选择

对于30只股票及其与其各自相关的9个变量（1个因变量和8个自变量），本文选取的时期为1994年至2011年。中国的股市自产生以来只经历了短短22年，本文力求在现有条件下选取尽可能多的横向及纵向数据，以准确反映年轻中国股市股价长期走势的影响因素。

（四）数据说明

股票价格、每股收益、每股净资产、营业收入属于个股自身变量，每只股票、每个指标及每年数据均不相同，共有30×4×18=2160个数据，均来源于上海证券交易所及各家公司历年财务报表。数据均经过前复权处理以保持连续性。

上证综指、GDP、CPI、M1、人民币汇率均属个股以外变量，每只股票价格分析将共用这些变量。上证综指来源于上海证券交易所，以每年收盘价为准。GDP、CPI、M1、美元汇率均来源于《2012年中国统计年鉴》。

（五）计量模型的设定

（1）式与（2）式的区别在于：（1）式中的反映了每个横截面单元的截距值是不同的，N个横截面就有N个自己固定的截距值，而（2）式中的每个横截面单元都有一个相同的均值，并且每个横截面单元截距值的个别差异都反映在中。若，则，除非，否则两式误差项方差不相同。这表明了与 （i≠s）是相关的，即一个给定横截面单元的误差项在不同的两个时点是相关的。

在对固定效应模型和随机效应模型进行选择时，可以使用豪斯曼检验（Hausman Test）帮助判断哪个模型为最优。使用EViews7对以上数据进行豪斯曼检验，检验结果显示Hausman值为0，其对应P值为1，接受原假设，建立随机效应模型：

对于面板数据回归的参数估计应使用最小二乘法（LS）。

使用普通最小二乘法（OLS）的前提假设是随机干扰项之间没有相关性，否则得到的估计量将不具有最小方差，因而不是最有效的。而广义最小二乘法（GLS）能够消除随机干扰项中的自相关性，使得估计的参数具有最优线性无偏（BLUE）性质。由于随机效应模型中与 （i≠s）的相关性，故应使用广义最小二乘法进行估计。

三、实证分析

四、结论

长期中，对股价产生影响的重要因素之一是个股自身的盈利情况，即每股收益（）的大小。每股收益反映了每股股份所能产生的税后利润，所产生的利润越高，股票的分红预期则越大，投资者都是逐利型的理性人，因此股票受到追捧的程度必然越高，股价自然高涨。

每股净资产（）对股价有显著的正向影响。每股净资产代表了每股股票所包含所有者权益大小，代表了企业资产扣除负债后所有者享有的剩余权益，每股股票含有的权益越高，其价值必然越大，股价也必然越高。

营业收入（）的大小对股价没有影响。营业收入反映了企业在日常经营活动中形成的经济利益流入，它是影响企业最终利润的重要指标。但同时费用、成本、税费等也会影响最终利润，因此最终利润的大小受多方因素影响，营业收入的增长并不能保证利润的增长，更不能保证股价的上涨。

上证综指（）的涨跌对股价涨跌影响显著。它是由所有在上海市场上市的股票股价加权计算编制而成，其反映的是整个市场的股价的平均水平。一方面，若上证综指上涨，表示构成它的成份股票大部分上涨，具体的某只股票上涨的概率就较大。另一方面，指数的大幅上涨能够提振投资者信心，使市场能给予股票更高的估值，从而推动股价上涨。

从我国股市18年来运行的实际情况来看，国内生产总值（）与股价呈负相关关系，但程度微弱（偏相关系数为-7.73e-5）。有研究表明，在国外的成熟股票市场，中长时期内GDP与股市走势呈现显著正相关，因为国家经济越发展，企业的盈利水平也就越高，最终结果是股价随之上涨。我国股市与国外成熟股市的差异性可能来源于我国证券市场法规的不完善、IPO准入机制不健全、缺乏必要退市制度、市场投机性较重等。

居民消费价格指数（）对股价长期走势影响不明显。CPI对经济发展的影响具有两面性，一方面温和通胀（3%左右）会刺激经济发展，一方面恶性通胀（10%以上）可能导致衰退。CPI对经济的影响具有不确定性，而我国股市走势与GDP甚至为负相关，因此CPI并不影响股价长期走势。

货币供应量M1（）的增加对股价有助推作用。M1包括流通中的现金和企事业单位存款，能随时变现，因此其流动性较强。当央行增加M1供应量时，通胀上升，市场利率却下降，居民或企业存放在银行中的存款所能得到的利息减少，这刺激人们进行其他方面的投资以期超过银行利息收益，这就加大了股票二级市场货币供给，产生资金推动型的股价上涨。

美元汇率（）对股价的影响呈负相关关系。在18年的样本期间内，美元汇率一直处于下跌状态，人民币汇率不断上涨并有继续上涨的预期。人民币的不断升值导致国际资本的流入，从而国内货币供应量增加，利率下跌，股价上涨。

参考文献

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影响证券市场的因素篇2

不能否认，证券市场是一种特殊的市场。但是由于它也是市场，因此也应该符合相关的经济学价格理论。如果将证券市场买卖的有价证券看做普通商品，那么也可以运用供给和需求经济学工具来分析。先来分析证券市场功能发挥的比较完美的完全竞争市场情况。假设证券市场上存在着大量的上市公司和许多证券购买者，由于他们数量众多，上市公司之间的证券没有差异，购买者购买哪支证券都是一样的。因此，证券市场上存在着证券供给曲线，可以与证券需求曲线共同决定证券价格。完全竞争证券市场功能可以看出，证券市场供给曲线S和证券市场需求曲线D共同决定了证券市场的价格Pe和数量Qe，达到了证券市场出清。此时，各种制度和行为主体都按照证券市场价格这只看不见的手的指挥有条不紊地运转，证券市场真正实现了传递信息、融资和配置资源的功能，没有任何无谓损失。这是最理想的证券市场状态。但是，中国证券市场不符合完全竞争市场特征，而是具有垄断市场特征。因此，应该用垄断市场相关理论来分析。假设上市公司为垄断卖方，根据利润最大原理，当MR=MC时，该上市公司在证券市场上实现利润最大。此时，证券市场垄断价格和垄断数量为Pm和Qm，存在着三角形abc面积的无谓损失，该无谓损失正是我国证券市场功能没有完全发挥的体现。其中，无谓损失的abd三角形部分是由于行为主体原因造成的，可以称为证券市场的“主体行为扭曲”，无谓损失的cbd三角形部分是由于上市公司的原因造成的，也可以看成是由于制度因素造成的，因此可以称为证券市场的“制度扭曲”，从证券市场功能的经济学分析可以看出，制度因素和行为主体因素共同影响着证券市场功能的发挥，制度因素与行为主体因素似乎是“平行的”。但是，这也正是经济学供给与需求分析的不足。从本质上说，制度因素决定行为主体因素，即不同的制度会影响和决定行为主体的行为，它们有主次的不同。因此，可以建立如下数学模型。

二、证券市场功能的弹性模型

从上面的证券市场功能的经济学分析可以看出，证券市场功能与制度因素和行为主体因素，也可以称为主体行为因素存在着复合函数关系，即证券市场功能是因变量F，行为主体是中间变量U，制度是自变量S，因此，可以将证券市场功能与制度因素和行为主体因素写成函数关系F=f［U(S)］。为方便分析，将证券市场功能函数简写成F=f(S)。进一步假设，该函数为光滑曲线，存在二阶导数。根据经济学的相关知识可以知道，在自变量S为横轴和因变量F为纵轴的直角坐标系内，如果证券市场功能函数越陡峭，那么制度因素S对证券市场功能影响越敏感;如果证券市场功能函数越平坦，那么制度因素S对证券市场功能影响越不敏感。因此，若分析制度因素对证券市场功能影响程度，只需要分析证券市场功能函数的陡峭程度就可以。那么，用哪个工具来描述证券市场功能函数的陡峭程度比较合适呢?“弹性”自然是最佳选择。根据经济学弹性定义，可以方便地写出证券市场功能函数的弹性公式，如下:e=dFdS×SF此时，又涉及如何衡量制度因素S问题，可以将证券市场制度是否完善作为一个衡量标准，如是否存在“一股独大”、产权、监管和“内部人控制”等。为了更好的进行分析，可以借助曲率重新改写证券市场功能函数的弹性公式。假设证券市场功能函数的弧h与制度因素S存在函数关系h=h(S)，同时，因为证券市场功能函数F=f(S)具有二阶导数，又因为dFdS=tanα，其中α为证券市场功能函数F=f(S)为弧两端切线的夹角。所以下面公式成立。当证券市场功能函数为增函数时，证券市场功能函数的一阶导数dF/dS取正值，所以证券市场功能函数弹性e为正数。当证券市场功能函数为减函数时，证券市场功能函数的一阶导数dF/dS取负值，所以证券市场功能函数弹性e仍然为正数。从这个修改后的弹性公式可以看出，该弹性公式不适合证券市场功能函数为直线形式，要求证券市场功能函数为光滑的曲线。

三、证券市场功能弹性模型的图形分析

无须证明，当弹性越大时，表示制度因素对证券市场功能影响越大;当弹性越小时，表示制度因素对证券市场功能影响越小。下面对影响证券市场功能函数弹性的各种因素进行逐一分析。当证券市场功能函数的曲率N越大时，根据弹性表达式可以知道，证券市场功能函数的弹性e越小。当证券市场功能函数的二阶导数d2F/dS2越大时，即证券市场功能函数的切线转动的较显著时，证券市场功能函数的弹性e越大。一般说来，在证券市场功能函数的驻点处，曲率较大，并且切线转动的比较显著，所以证券市场功能函数的曲率N和二阶导数都较大，它们对弹性的大小起着相反的作用，因此，要将它们统一起来考虑。通常说来，二阶导数的力量超过了曲率的力量。所以，在驻点f点、、p点和w点处，证券市场功能函数弹性e较大。虽然在和w点弹性较大，但是证券市场功能却较小。和w点处表明，虽然制度改善了，但是证券市场功能却下降了，称为“弹性陷阱”。当一个国家的证券市场处于证券市场的“弹性陷阱”时，应该实行一些新的制度，如让证券市场更加接近完全竞争市场，跳出证券市场功能的“弹性陷阱”。但是，当一个国家证券市场处于“弹性陷阱”时，也不能说此时证券市场制度不完善。例如，的制度完善程度要大于f点的制度完善程度，但是f点处的证券市场功能却发挥的很好，这种情况也是存在的，比如一个国家刚刚实行现代企业制度时，就属于这种情况，这也符合“边际效用递减”原理。因此，当前我国证券市场功能的发挥受到限制的原因，很可能是处于的“弹性陷阱”。该状态表明我国证券市场制度比以前更加完善，只是证券市场的功能没有更好的发挥出来。可以预测，随着证券市场制度的进一步完善，将来我国证券市场功能一定能够到达p点，也一定会再次陷入新的“弹性陷阱”，即w点处。但是，到那时，我国证券市场的制度会更好。运用这个弹性图形，也可以说明，即使证券市场高度发达的国家，例如美国，有的时候也会陷入“弹性陷阱”，即证券市场功能发挥受到限制的时候，证券市场出现混乱状态。但是，美国的证券市场所陷入的“弹性陷阱”比我国陷入的“弹性陷阱”位置更高，制度更加合理。接着，再来思考证券市场功能弹性e的S/F部分，将∠xOSx记为，∠yOSy记为φ。因此直线Ox的斜率为tan=Fx/Sx，直线Oy的斜率为tanφ=Fy/Sy，所以对于中国来说，Sx/Fx=1/tan;对于美国来说，Sy/Fy=1/tanφ。该状态表明我国证券市场制度比以前更加完善，只是证券市场的功能没有更好的发挥出来。可以预测，性小于美国证券市场功能函数弹性，也就是说美国证券市场制度比中国证券市场制度完善，证券市场功能运作的比较好。另外，也可以运用两条证券市场功能函数曲线来探讨中国和美国证券市场功能函数弹性大小。

四、结论

影响证券市场的因素篇3

一、背景

融资融券业务作为证券市场的重要组成部分，对证券市场发挥其基本职能起着重要的作用。它一方面能够助力市场提高交易活跃度，增强市场运行的活力；另一方面也为市场的价格发现功能提供了一条新渠道，有助于增强市场价格发现的效率和提升市场质量。此外，融资融券业务的引进对于构建多层次的证券市场也有着积极的作用。

我国融资融券业务发展历程较为漫长。在证券市场刚建立的初期，出于控制市场风险考虑，融资融券业务是被禁止的。1998年的《证券法》再次以立法的形式对证券交易方式进行了明确的规定，即规定证券交易要以现货进行，禁止证券公司从事融资融券交易活动。2005年鉴于市场基础发展已较为完善，同时融资融券客观需求较为旺盛，修改的《证券法》开始允许证券公司提供融资融券业务，但必须经过管理部门批准且依照相关规定办理。在此之后的5年时间里，我国融资融券市场基础建设发展迅速，先后推出了《证券公司融资融券试点管理办法》（2006年8月1日）、《证券公司监督管理条例》（2008年4月）等，并于2008年10月启动融资融券试点。2010年3月30日，深圳、上海证券交易所正式向6家试点券商发出通知，将于2010年3月31日起，接受券商的融资融券交易申报，这标志着经过多年准备的融资融券交易正式进入市场操作阶段。

二、文献综述

西方国家的融资融券业务发展已经很成熟，因此国外对于融资融券业务的研究更为丰富广泛。综合国内外研究情况，主要有以下三类研究观点：第一类认为融资融券与市场波动或流动性之间并无相关联系的影响，即便有也会被市场的自我稳定功能所化解；第二类观点认为融资融券交易能够增大市场的波动性，甚至带来灾难性的波动效果；第三类观点，也是主流观点，认为融资融券交易机制有利于降低市场的波动性，提高市场的效率。

（一）融资融券与市场波动性之间无相关性，或者仅仅是单向的相关

Kraus和Rubin （2003）通过建立模型实证分析了融资融券交易机制，结果表明在对融券交易降低限制的情况下，股价的波动方向并不会一致，其波动的增加或降低，不由融资融券交易所决定，而取决于其他经济变量或市场系统自身的惯性作用。Sigurdsson（2010）选取国际上26个国家的上万只股票进行研究，发现在对融资融券交易施加限制后，股票的收益率会出现一定的上涨，但并不能降低极端损失出现的概率，说明融资融券交易对市场稳定性影响方向是不明确的。李俊文（2011）利用格兰杰因果检验，选取上证50指数，研究了融资融券交易对股市波动性的影响，实证研究结果表明，融资融券并不能显著引起股市波动，而股市的波动却是投资者选择融资融券交易的重要参考因素。

（二）融资融券业务加剧了市场波动性，对股市有“助涨助跌”的作用

Haruvy和Noussair（2006）通过对融资融券交易研究发现，在约束融资融券交易的制度下，股价容易被高估，而放开融资融券交易约束，股价容易被低估，但并不是让股价回归其真实价值，引进融资融券交易的市场会增加大量的股票，同时市场的资金也大大的增加。张永力与裘骏峰（2012）对我国市场的股价和收益率做了实证分析，他们认为融资融券交易活动能导致股价大幅下跌，这是因为融资融券投资者对股市的情绪越低则股价越低，从而这种负面信息会造成股价的大幅下跌。

（三）融资融券交易有助于市场的稳定，降低市场的波动性

ArturoBris （2003）将个股收益率及其标准差、极端风险概率作为研究变量，通过统计分析发现，引进融资融券能够降低收益率的标准差，同时极端风险的概率也会被降低，因此他认为融资融券交易能够提高市场的稳定性，有助于降低股市波动。Charoenrook和Dauouk （2005）对111个国家证券市场的波动情况进行了对比分析，发现在没有引进融资融券业务的国家证券市场里，证券价格波动频繁，且市场容易出现崩盘等极端风险。廖士光，杨朝军（2005）通过协整检验和格兰杰因果检验发现，融资融券业务能够在一定程度上平抑股价的波动。杨德勇与吴琼（2011）对融资融券标的股进行了研究，他们对2010年7月调入和调出标的股票的流动性和波动性变化进行了分析，发现融资融券能够增加标的股的流动性，降低其波动性。在实务操作中，2000年美国大通银行对纽约交易所NYSE指数与卖空交易额的走势做了研究，他们选取1990年1月至1999年12月的相关数据，发现NYSE指数走势和卖空交易走势有着很大程度的一致性，当指数下跌时，卖空交易额也会随之下降；当指数上涨时，卖空交易额随之增加，由此可以认为，卖空交易在一定程度上降低了市场波动性。

三、变量与数据说明

（一）数据的选取

我国融资融券业务在2011年11月25日由“试点”转为“常规”，成为我国证券市场上一项正常业务，因此选取2011年11月25日至2015年8月28日，共914个交易日数据作为样本数据。沪深300指数相比其他指数更能全面代表两市的交易运行状况，所以在市场波动性的描述中，选用同一时间区间的沪深300指数日数据，并对指数中日收盘价进行自然对数处理，通过GARCH模型拟合，以生成的残差序列作为波动性指标。沪深300指数来源于Wind资讯数据库，融资、融券数据均来源于沪深证券交易所官方网站相关信息披露板块，实证分析部分所用的统计软件是 Eviews 6.0。各个变量定义描述如下：

1、融资余额MP：表示沪深两市每日融资余额（Margin Purchase）。

2、融券余额SS：表示沪深两市每日融券余额（Short Sale）。

3、股市波动性VOL：使用GRACH（1，1）模型来拟合股市波动性。

（二）股市波动性VOL的GARCH（1，1）拟合

式（3）中可以用波动性符号VOLt代替σ，式中的ARCH项和GARCH项的系数都是统计显著的，这说明GARCH（1，1）能够更好地拟合序列的波动性。然后对均值方程进行ARCH LM检验，以确定是否已经消除式（1）残差序列的条件异方差性，在滞后阶数为3时的检验结果如表1所示。

由表1可以看出，经过GARCH（1，1）模型拟合之后，伴随概率P=0.54，说明序列的残差序列不存在ARCH效应，方程（1）的残差序列的条件异方差性已经被GARCH（1，1）模型消除。此外，式（3）中ARCH项和GARCH项的系数之和为0.9772

四、实证分析

（一）序列的平稳性检验

对三个变量进行单位根（ADF）平稳性检验，结果如表2所示。从表2可以看出，在5%的显著水平下，变量VOL、MP、SS都是1阶单整的，因此在建立VAR模型前，先将以上三个序列做一阶差分处理变换为平稳序列，然后进行VAR系统建模。

（二）协整检验及VAR模型

由平稳性检验可知，变量VOL、SS、MP是一阶单整的，在三个变量为同阶单整的情况下可以对序列进行J-J协整检验，对序列组（SS，VOL）、（MP，VOL）分别进行协整检验，结果如表3所示。从表3检验结果来看，迹统计量和最大特征值统计量显示，两组变量都至少存在一个协整方程。说明市场波动性指标VOL与两市融资MP和融券SS存在协整关系，即股市波动性与融资融券交易之间有着长期相关性。

（三）格兰杰因果检验

变量MP、SS是非平稳序列，而它们的一阶差分是平稳的，因此采用变量的一阶差分序列进行格兰杰因果检验，选取滞后阶数为2阶，检验结果如表5所示。从表5来看，融资与市场波动性的格兰杰检验显示，在10%的显著水平下，融资交易是市场波动性的格兰杰原因，市场的波动不是融资交易余额变化的格兰杰原因，说明融资交易施加于市场的影响是单向且比较强烈的。融券与市场波动性的格兰杰检验显示，在10%的显著水平下，融券业务不是市场波动的格兰杰原因，而市场波动是融券业务的格兰杰原因。这说明，融券交易容易受到市场波动的影响，投资者在进行融券投资过程中，对于市场指数的参考性是很看重的，市场所传递出的信号对投资者的投资引导作用是很突出的。

（四）脉冲响应分析

当分别给予融资买空交易额和融券卖空交易额―个单位的正向的冲击时，得到股市波动率的脉冲响应函数如图1、2所示。图1表示融资交易变动MP对市场波动的冲击影响，给予融资变量一个单位脉冲之后，能够在2个交易日内迅速引起市场波动性的增大，在第2个交易日达到最大，震荡减弱的过程较长，约7个交易日后趋于平复。图2表示融券交易的变动对市场波动的冲击影响，当融券交易受一个单位的正向脉冲时，能够在2个交易日内引起市场反向波动加大，随后冲击效应震荡增大，在第3个交易日达到最大，在第5个交易日趋于平复，说明融券业务对市场波动性的影响一般能够持续5个交易日。从影响程度来看，融券交易所引起的冲击相比融资要弱，且持续时间更短。

（五）方差分解

方差分解更倾向于微观定量分析，运用方差分解可以测算模型系统内解释变量对被解释变量变化的贡献度，并随着时间不断变化，可用来研究时间序列的动态变化特征。由表6可以看出，融资交易对市场波动性的贡献因素较为显著，贡献度在滞后期内一直有所上升，市场的波动约有19%的部分是由融资交易所造成的，这也说明股市的波动受融资交易的影响较大。表7是融券对市场波动影响的方差分解分析结果，可以看出，市场波动自身因素的解释性占比较大，尽管比例随着滞后期的增加有所降低，但仍然有近98%的波动是来自于自身因素所贡献，而融券交易冲击对于市场波动性的贡献不是很显著，在前8个滞后期内的贡献都在0.8%以下，后期虽有所上升，但最高只达到2.1%，这表明融券对于市场波动性的贡献因素不是显著因素，市场的波动还是由融券交易以外的其他因素较多的解释。

五、结论及启示

通过以上实证分析，主要结论如下：融资比融券作用于市场波动性的影响更加显著，融资、融券与市场之间的影响都是单向的，相比之下，融券易受到市场信号的影响，而融资交易作用于市场的影响则更为显著。融资能够引起股市价格的波动，而且约有19%的可解释因素，而融券对市场的影响因素最多只占到2%左右。但总体来说，市场的波动主要还是被自身因素和其他因素所引起，融资融券还有很大的发展空间。

由脉冲分析结果可以看出，融资、融券交易有助于增加市场的稳定性，脉冲分析显示融资融券在交易刚结束的1～2天内能够增加市场的波动性，且随着时间的推移会对市场有正向和反向的影响，正向作用增加市场波动，反向作用有助于降低市场波动，这两个作用的叠加最终有所抵消，最终起到一个稳定器的作用。

自2010年我国正式启动融资融券业务以来，经过5年的发展，融资融券交易机制逐渐走向成熟。但对于我国市场来说，由于投资者长期以来形成的“单边做市”投资习惯难以及时转变，市场结构发展不均衡，投机氛围较浓，监管部门监管约束过严等原因，使得我国融资业务与融券业务发展不对等，两者之间规模相差过大，致使融资融券业务对提高我国证券市场活跃度、增加市场稳定性等积极作用并没有得到充分发挥。根据实证分析及融资融券业务运行的实际情况，可能的原因分析如下：

（一）融资与融券的发展规模不对等

在过去5年的发展历程里，我国融资业务发展迅速，规模逐日壮大，融券业务发展较慢，融券与融资的规模相差甚远，融券余额在绝大部分时间里不到融资余额的2%，从而施加于市场的影响比较微弱。总体来看，我国融资余额与融券余额平均之比约为88.5：1，与国外成熟市场的4：1相比还有很大的差距，尽管在2012年8月份推出了转融通试点办法，使得2013年初融券比例同比有所上升，但是这种状态并未持续太久，究其原因还是标的证券依然偏少，标的票源不充足，使转融通业务开展的空间受限。

（二）融资融券标的证券的范围仍需继续扩大

我国融资融券标的范围调整经历了4次较大的扩容，深圳证券交易所在2014年9月进行了第4次扩容，将标的数量由原来的300只调整到400只，两市融资融券总标的证券数量达到900只，约占A股流通股的31%，但这与国外成熟市场的60%相比还有很大的差距，当然这是处于对市场发展程度、风险控制以及投资者结构等因素的全面考虑。不过从历史数据来看，每次标的范围的扩大都会引起市场活跃性的提高，尤其对融资买入的影响效果更加明显，如2011年12月标的证券扩容之后，融资买入额在两个月内的累计交易额较扩容前增长6%，而2013年1月扩容后，两个月内融资买入额比扩容前累计增长了38%。由此可见，扩容给市场注入了新的流动性，给投资者提供了更丰富的投资对象。由上述可知，我国融资融券业务标的范围过小已成为融资融券业务发展的最大限制，每次的扩容都能带来市场交易量的增长，对于融券业务更是需要不断选取优质证券作为标的物，增加标的证券数量，缩小与融资业务规模的差距。

（三）投资者心理预期以及行政政策因素

一方面，我国融资融券业务推出较晚，市场发育不完善，投资者可选择的投资工具和渠道不丰富，投资行为对国家宏观调控和政策因素的反应敏感，市场难以充分发挥自我调控作用，从而弱化了内生变量所带来的影响；另一方面，投资者对新投资工具的熟练程度低，部分投资者投资经验欠缺，盲目跟风现象严重，对于融券交易模式的接受能力不及融资模式，加之市场长期以来信息不对称的原因，证券市场投机氛围比较浓烈，容易发生逆经济现象，导致投资过热。不过，无论是2010年初融资融券业务试点施行以及2011年11月转为常规业务，还是2012年转融通试点的施行，对投资者来说都是利好的一面，因为不论是投资工具的增加还是投资范围的扩展，都意味着将会有更多的投资机会被创造。

影响证券市场的因素篇4

[关键词]信贷资产证券化;商业银行;动机;影响因素

一、引言

信贷资产证券化是指商业银行将缺乏流动性的信贷资产组合形成资产池,并以该资产池的现金流为支持,向投资者发行受益证券的结构性融资活动。最早的信贷资产证券化产品是由美国政府国民抵押贷款协会于1968年发起的、向银行收购住房抵押贷款,并以此为支持的住房抵押贷款支持证券。信贷资产证券化最初是作为解决贷款资产流动性问题而创造的,后来被西方许多国家所效仿,逐渐形成了以资产支持证券和住房抵押贷款支持证券为基础资产的有价证券。对于商业银行而言,信贷资产证券化能够将信息敏感的贷款转变为信息不敏感的资产支持证券,从而既能提高资产的周转率,又能为投资者提供理想的投资标的。从国外金融市场的发展实践来看,信贷资产证券化是金融市场发展到一定阶段的产物,它有利于促进信贷市场和债券市场等的协调发展。但是,对于金融市场的发展而言,信贷资产证券化也是一把双刃剑。虽然信贷资产证券化能够提高资源的配置效率,但过度的证券化也被认为是导致金融危机的罪魁祸首。因此,本文在回顾国外经典文献的基础上,详细梳理商业银行开展信贷资产证券化的动机,并有效分析发展进程中所存在的问题以及对市场所造成的影响,在此基础上,结合中国特殊的制度环境提出若干未来研究方向。通过文献梳理和分析,以期为促进银行业发展、稳定金融市场和优化制度安排提供重要的决策依据。本文从商业银行开展信贷资产证券化的动机、影响因素和研究展望展开。

二、商业银行开展信贷资产证券化的动机

已有的研究发现商业银行开展信贷资产证券化基于三大类动机,包括流动性需求、风险管理和监管资本套利。

(一)流动性需求

流动性需求是指商业银行能够随时应付客户提存,满足必要贷款需求的能力,包括资产的流动性和负债的流动性。Thomas[1]指出,信贷资产证券化是商业银行流动性的提供者和转移者,流动性需求是商业银行进行证券化的最终目的和动机。Casu等[2]采用美国银行持股公司的数据,发现信贷资产证券化既可能是商业银行的流动性管理工具,又可能是风险管理工具,具体哪一项表现的更强,关键在于资产池的初始设计结构,即商业银行的风险转移程度。但综合而言,信贷资产证券化表现出的流动性管理的目的更强。Farruggio和Uhde[3]指出在金融危机期间,商业银行会因为对流动性的需求而进行证券化。证券化成为商业银行获取融资的新兴渠道,一些商业银行通过金融资产收购基金进行证券化来获得流动性,商业银行通过将流动性不足、长期资产或者不可转让的资产转换成一种同质的、标准化的和能在有组织的证券化市场进行交易的流动性工具。

(二)风险管理

风险管理指通过对风险的认识、衡量和分析,选择最有效的方式,以最小成本争取获得最大安全保证的管理方法。商业银行会通过证券化来控制信用风险,减少流动性冲击所带来的风险。但通常商业银行会保留证券化第一层级损失风险作为向外部投资者展示其质量的信号,这在一定程度上妨碍了信用风险的有效转移。故Gorton和Pennacchi[4]指出,更透明的证券化设计能够允许风险程度更高的商业银行进行信贷资产证券化。

(三)监管资本套利

监管资本套利是指通过信贷资产证券化等金融创新方式,在很少或不减少商业银行总体经济风险的前提下,大幅减少商业银行监管资本要求的过程。监管资本要求是指所需资本的金额取决于商业银行报告的风险水平,即商业银行是否进行信贷资产证券化,取决于市场对风险认知形式相符的合法的储蓄资本的要求。Beatty等[5]表明,当资本充足率较低或退税率较高时,商业银行可能开始进行资产销售。这是因为资产销售可允许商业银行避免“监管税”,即储备金要求、资本要求和存款保证金,从而套利这些资本要求。除了上述三大动机之外,也有研究发现商业银行出于降低融资成本和增加盈利的目的,而开展信贷资产证券化。

三、信贷资产证券化的影响因素

已有研究发现,信贷资产证券化受到宏观、中观以及微观层面等因素的影响,为全面清晰地总结信贷资产证券化的影响因素,本文分别从宏观经济层面、市场监管层面和商业银行个体层面三个方面对现有文献进行梳理与归纳。

(一)宏观经济层面的因素

1.经济因素Farruggio和Uhde[3]提出,信贷资产证券化受到宏观经济环境的驱动,虽然经济状况会因为实体经济的影响而可能在不同的国家间存在差异,但经济增长对信贷资产证券化的影响更为明显。这是因为经济增长通常与投资机会的增加有关,证券化使商业银行能够创造必要的流动性,减少通过举债获得资金的融资方式,为更高的贷款需求提供服务,提高净利息收益率,增加贷款利润。但Maddaloni和Peydro[6]指出,经济增长会降低商业银行的贷款标准,即商业银行会面向更具风险性的借款人贷款。因此,商业银行会有强烈的动机通过证券化来对资产组合进行再构建。Farruggio和Uhde[3]则从金融危机对信贷资产证券化影响的角度展开研究,研究表明,如果商业银行运行在具有较高经济增长的欧洲国家中,会更倾向于在金融危机期间增加证券化交易活动,且信贷资产证券化的决定因素在金融危机前后存在显著不同。2.市场竞争市场竞争是指商业银行基于自身利益的考虑,会排斥其他同类经济主体相同行为的表现,是市场经济的基本特征。Hakenes和Schnabel[7]指出,在激烈的市场竞争环境下,当大多数有利可图的贷款机会已被利用时,竞争增加会降低平均贷款质量,新的贷款往往是质量比较低的贷款,使得商业银行的风险承担能力下降。为应对偿付能力的冲击,商业银行往往会对有利可图但存在风险的贷款进行证券化,从而提高贷款池的质量。

(二)市场监管层面的因素

1.制度环境市场制度环境包括借款人资质审查制度、信用评级和增级制度以及信息披露制度等,信息不对称的强弱是制度环境质量的综合体现。Greenbaum和Thakor[8]特别指出,在信息不对称的情况下,政府存款保证和监管会影响商业银行对融资模式的选择。信息不对称激发了未受监管的商业银行通过发行贷款和证券化的方式进行融资,从而减少存款融资。此外,监管约束会激励商业银行的出表活动行为,即增加信贷资产证券活动。DeMarzo[9]指出,金融中介对资产的质量拥有信息优势,能够在发行市场甄别高质量以及被低估的资产,由此在发行市场产生高质量资产被折扣定价的逆向选择问题。为了改善这种情况,商业银行会对资产进行打包出售。但同时信息不对称也会增加商业银行进入二级市场的成本,并减少商业银行的活动。2.监管因素监管因素是指会影响监管机构达到相应监管目标的因素。Casu等[10]提出,为确保商业银行的潜在风险不超过其参与的潜在利益,同时为市场提供更多的标准化和透明度,监管机构有必要规范法规以及加强对证券化活动的监管。故可从巴塞尔协议III的角度具体提出证券化对监管机构的实践意义并相应作出调整。第一,由于信贷资产证券化增加了商业银行的风险,故需提高商业银行最低资本充足率要求;第二,证券化过程中商业银行风险监管自留部分是否会转移出表,以及其对财务稳健型影响的不确定性,故需加强商业银行的信息披露要求;第三,进一步提高商业银行对证券化的敏感性,需加强证券化的监管审查程序。

(三)银行个体层面的因素

1.银行特征银行的特征主要体现为银行规模和类型两个方面。信贷资产证券化是商业银行综合自身各方面因素所作的一种决策,资本化程度较低,盈利能力较低,负债较高的商业银行更有可能进行证券化。Farruggio和Uhde[6]指出,商业银行的规模越大,多样化程度越高,贷款增长越快,则其会从事更多的证券化活动。此外,Cardone-Riportella等[11]指出,中型储蓄银行为达到进入证券化市场的标准,会采用担保债务凭证的方式进行证券化,间接地将信贷转换为共同基金。2.资产质量银行资产质量是指特定资产在银行管理的系统中发挥作用的质量,资产质量的高低主要判别标准以能否满足银行长、短期发展以及偿还债务的需要。Greenbaum和Thakor[8]指出,质量高的资产似乎更易被证券化,而劣质的资产往往保留在商业银行的资产负债表上。这是因为在不存在存款保证和公共监管的环境中,假设贷款质量不存在信息不对称,对于传统的中介型存款融资模式和现今的证券化融资模式而言,中介机构、借款人和存款人/投资者之间是不存在差异的;反之,若借款人拥有存款人/投资者不能获取的私人信息,同时如果允许借款人购买信用证等来提高其部分信用,那么证券化融资模式下借款人的行为则能体现商业银行贷款的质量。3.信贷分类结构信贷分类结构主要指将信贷资产证券化的基础资产按照资产类型进行划分,有住房抵押贷款、汽车贷款、企业贷款等。不同类型的贷款进行信贷资产证券化的目的不一样。住房抵押支持证券仅用于获取流动性,而中小企业贷款支持证券则有可能是出于监管资本套利,但不进行风险转移的目的。

四、基于中国背景下的研究展望

影响证券市场的因素篇5

注册会计师通过收取审计费用弥补其投入的资源成本和预期损失并获取利润。合理的审计收费是执行高质量审计的重要基础。在我国，注册会计师的审计收费实行政府指导价，但是具体的审计收费标准由各省级财政部门会同物价管理部门制定并且可以采用计时收费、计件收费或计时与计件收费相结合的方式确定。对于审计收费的影响因素，国外的研究从Simunic（1980）开始对其进行深入探讨，我国学者在2001年以后才逐渐关注。由于数据的局限性，我国学者研究的对象主要集中于在获得执行证券期货相关业务资格的会计师事务所工作的注册会计师（以下简称证券资格注册会计师）。目前我国大部分的会计师事务所尚未获得执行证券期货相关业务资格。在这些会计师事务所工作的审计师（以下简称非证券资格注册会计师）的审计定价决策行为也应成为研究关注的内容。本文采用问卷调查的方式研究注册会计师审计收费的影响因素，探讨证券资格和非证券资格注册会计师审计定价行为及其存在的差异，为监管部门和广大投资者的决策提供参考。

二、研究设计

根据前人的研究结果，调查问卷中列示了影响审计收费的17个因素（详见表2），并将之分为两大类，一类为公司因素（因素1-14），另一类为市场环境（因素15-17）。在公司因素中，公司规模和异地审计（因素1-3）影响审计业务投入的资源；企业的舞弊、诉讼、固有风险以及财务杠杆和盈利风险可能会造成审计失败，给注册会计师带来潜在损失。为了降低审计失败的可能性，注册会计师亦将增加审计业务的资源投入。因此，这些因素同时影响审计投入成本以及预期损失。公司的价格管理影响审计收费金额。除此之外，价格的制定还受到市场环境的影响。市场的竞争程度以及政府的管制行为都将影响价格制定者的决策。本调查将这两类因素列为影响审计收费的市场环境因素。

本次调查采用现场发放、填写并回收问卷的方式。调查问卷的发放对象为在会计师事务所工作且已取得注册会计师资格的审计人员。在调查中，被调查人员按照每个因素对其定价决策的影响程度进行打分。分值为0表示在进行定价决策时不考虑该因素，分值1-5代表影响程度由低至高。

三、调查结果分析

本次调查共发放调查问卷260份，回收238份。其中，无效样本6份，有效样本232份。有效样本中，证券资格注册会计师51名，非证券资格注册会计师181名。根据调查问卷，汇总计算得出各因素对审计收费的影响程度（详见表1及表2）。

总体而言（详见表1），注册会计师进行定价决策时对公司因素的考虑多于市场环境因素。在公司因素中，注册会计师最关注的是公司规模以及公司的舞弊风险，而公司的财务杠杆风险和盈利风险并不是注册会计师在定价时重点关注的内容。注册会计师在市场环境因素中对竞争因素的考虑大于政府管制。此外，证券资格注册会计师对公司的价格管理关注度更高，而非证券资格注册会计师对异地审计给予更多的关注。

具体来看（详见表2），不论证券资格注册会计师还是非证券资格注册会计师，定价决策时对公司因素考虑最多的是子公司数量较多、公司资产总额较大、公司管理层是否存在舞弊以及公司的内部治理结构较差。关注最少的两个因素是公司的资产负债率比较高和公司上一年度发生亏损。在这些因素中，前两个因素直接关系到审计资源的投入数量。其中，公司的资产总额是计件收费的标准，但其对收费的影响程度小于子公司数量较多。其余四个因素均与风险相关，但注册会计师在定价决策时对其关注的程度存在严重的两极分化。这反映出我国的注册会计师不仅已将风险溢价作为审计收费的组成部分，而且根据其断定的风险大小确定不同的溢价程度。以上调查结果表明注册会计师在定价决策时更多采用计时收费而不是计件收费标准。在市场环境因素中，对审计收费影响最小的是物价局对审计定价的管制较松。这一方面是由于注册会计师在定价时更多考虑公司所处地区的市场经济发展和市场竞争程度，另一方面则是国有母公司统一收费对审计收费的约束作用较大，弱化了政府管制因素的影响。

虽然对两类注册会计师定价决策影响最大和最小的公司因素以及市场环境因素相同，但是这些因素对二者的影响程度有所差异。证券资格注册会计师在定价时更关注公司资产总额较大和子公司数量较多，较少考虑物价局的管制较松这个因素。这主要是因为大公司出于高质量审计需求和信号传递的需要，一般聘请高质量的审计师（即证券资格注册会计师）。这类公司资产总额大而且子公司数量多，对审计资源投入量的影响高，因而证券资格注册会计师在定价时对这些因素的关注程度较高。此外，大公司拥有较大的议价权，较易出现国有母公司要求统一收费的现象。因而，在审计定价时，证券资格注册会计师更多考虑公司的价格管理政策，与此相应，市场因素中物价局对审计定价的管制较松给证券资格注册会计师的审计定价造成的影响较少。

证券资格注册会计师在定价时还关注公司是否被出具非标意见。其主要原因在于这类公司的诉讼风险较高，而且，由于上市公司投资者众多，被索赔的金额也更大。上市公司由证券资格注册会计师进行审计。这使得证券资格注册会计师在定价时对非标意见的关注度大大高于非证券资格注册会计师。对于非证券资格注册会计师来说，他们较为关注的因素还包括被审计公司在异地以及管理层存在粉饰财务报表现象。其主要原因在于，第一，没有取得证券资格的事务所通常规模较小，服务对象主要是当地客户。异地审计的差旅和沟通成本较高，其定价原则与本地业务存在较大的不同。因此，一旦有异地审计业务，其关注的程度更高。第二，没有取得证券资格的事务所的专业技术能力通常较弱，从业经验不足，对于审查管理层粉饰报表行为需要投入更多的审计资源且出现审计失败的可能性较大，因而非证券资格注册会计师在定价决策时对该因素的关注程度也相应提高。这也是其关注应计金额所占比重较大公司的程度大大高于证券资格注册会计师的原因。

四、结论

从本次的问卷调查表明对审计收费影响最大的因素是注册会计师投入的资源成本。除此之外，舞弊风险所带来的潜在损失也是影响审计收费的重要因素。由此，可见注册会计师进行审计定价时更倾向于采用计时标准。由于各自的客户构成、拥有的审计资源、技术水平和声誉不同，证券资格注册会计师还关注公司的价格管理和非标意见导致的诉讼风险，而非证券资格注册会计师则在定价时会多考虑异地审计和应计金额所占比重较大等固有风险因素。

参考文献：

影响证券市场的因素篇6

第一节 市场结构概述

一、产业组织学的理论框架和市场结构的含义

二、市场结构的主要研究范畴

三、研究证券业市场结构的意义和研究内容

第二节 证券业集中度

―、证券公司发展回顾

二、集中度与证券业集中度

三、影响因素与发展趋势

四、集中度变化对证券业绩效的影响

第三节 证券业务差别化

―、产品差别化和证券业务差别化

二、证券业务实现差别化的途径

三、证券业务差别化对证券业的影响

第四节 证券公司规模经济

―、规模经济和证券公司规模经济

二、影响证券业实现规模经济的因素

三、证券公司如何实现规模经济

第五节 证券公司监管制度

―、证券公司监管制度的主要内客

影响证券市场的因素篇7

被告人汪建中是北京首放投资顾问有限公司法定代表人，被控于2007年1月至2008年5月期间，利用其控制的证券投资咨询机构向公众推荐证券的特殊地位和影响，使用本人及他人名义开立多个证券账户，采取先行买入相关证券，后利用公司名义在“新浪网”、“搜狐网”、《上海证券报》、《证券时报》等媒体上对外推荐该先行买入的相关证券，人为影响证券交易价格，并于上述信息公开后马上卖出该持有的证券，非法获取个人利益。经查明，首放公司公开推荐股票的内容后，相关38只股票交易量在整体上出现了较为明显的上涨：个股开盘价、当日均价明显提高；集合竞价成交量、开盘后1小时成交量成倍放大；全天成交量大幅增长；当日换手率明显上升；参与买入账户明显增多；新增买入账户成倍增加。被告人人为影响或意图影响证券交易价格以牟取巨额私利，扰乱正常的市场交易秩序，侵害公众投资者的利益的行为违反了《证券法》第77条第1款第4项“以其他手段操纵证券市场”的规定，构成《证券法》第203条所述的“操纵证券市场”行为。按照《证券法》第203条的规定，对被告人已采取的行政处罚包括没收、罚款总额为2．51亿元人民币，撤销首放公司的证券投资咨询业务资格。根据《最高人民检察院、公安部关于经济犯罪追诉标准的规定》，操纵证券交易价格非法获利50万元以上的情形属于情节严重。人民法院认定汪建中通过55次操纵证券市场的行为，非法获利数额高达1．25亿余元，属于情节特别严重。被告人实施操纵证券市场行为的主观故意明显，其通过短线交易模式买卖证券的行为，属于《刑法》第182条操纵证券市场罪所禁止的行为，侵犯了国家对证券交易的管理制度，破坏了证券交易市场的公平、公正、公开的原则，人为地影响证券价格，使该证券价格不能真实反映市场的供求关系，从而对广大投资者产生误导，致使盲目跟进，损害了投资者的合法权益，具有严重的社会危害性。被告人汪建中犯操纵证券市场罪，判处有期徒刑7年及罚金约人民币1．25亿元。①

被告人对于其通过短线交易模式买卖证券的行为，符合《证券法》第77条第1款第4项的“以其他手段操纵证券市场”之行为，需承担行政责任以及接受行政处罚的事实，没有提出异议。然而，对于检察机关的刑事指控，被告方提出了两个方面的辩护理由：第一，被告人的行为属于《证券法》第77条第1款第4项的“以其他手段操纵证券市场”之行为，但不属于《刑法》规定的操纵证券市场罪的行为，所以不符合《刑法》第182条规定的操纵证券市场罪的行为要件；第二，“情节严重”是操纵证券市场罪的成立条件，而被告人对“情节严重”并不具有主观故意，因此，不构成操纵证券市场罪。

被告人提出的两个辩护理由，便成为认定操纵证券市场罪的两个重要问题：其一，如何确定《刑法》第182条第1款第4项所规定的行为范围，亦即《证券法》第77条第1款第4项的“以其他手段操纵证券市场”之行为，是否均属于《刑法》第182条所规定的操纵证券市场的行为？其二，成立操纵证券市场罪以情节严重为前提，那么，是否要求行为人认识到自己的行为情节严重？本文就这两个问题展开讨论。

二、客观行为的分析

《刑法》第182条第1款规定：“有下列情形之一，操纵证券、期货交易市场，情节严重的，处五年以下有期徒刑或者拘役，并处或者单处罚金；情节特别严重的，处五年以上十年以下有期徒刑，并处罚金：（一）单独或者合谋，集中资金优势、持股或者持仓优势或者利用信息优势联合或者连续买卖，操纵证券、期货交易价格或者证券、期货交易量的；（二）与他人串通，以事先约定的时间、价格和方式相互进行证券、期货交易，影响证券、期货交易价格或者证券、期货交易量的；（三）在自己实际控制的账户之间进行证券交易，或者以自己为交易对象，自买自卖期货合约，影响证券、期货交易价格或者证券、期货交易量的；（四）以其他方法操纵证券、期货交易市场的。”不难看出，汪建中的行为是否属于“以其他方法操纵证券交易市场”，是本案的关键问题之一。

我国《证券市场操纵行为认定指引》第30条规定：“抢帽子交易操纵”属于《证券法》第77条第1款第4项所指的其他操纵证券市场的手段。第35条对“抢帽子交易操纵”的定义如下：“证券公司、证券咨询机构、专业中介机构及其工作人员，买卖或者持有相关证券，并对该证券或者其发行人、上市公司公开做出评价、预测或者投资建议，以便通过期待的市场波动取得经济利益的行为。”被告人汪建中利用北京首放投资顾问有限公司法定代表人的特殊地位，向公众推荐证券，诱导公众在不了解事实真相的情况下做出投资决定，导致证券交易价格以及交易量发生非正常波动，被告人籍此期待的市场波动非法取得经济利益。由此可见，被告人的行为符合《证券市场操纵行为认定指引》规定的“抢帽子交易操纵”的行为方式。

问题是，《刑法》第182条第1款第4项所规定的“以其他方法操纵证券交易市场”的行为，是否包括“抢帽子交易操纵”？这需要根据同类解释规则以及行为的实质得出结论。

其一，《刑法》第182条第1款第1项所规定的是狭义的操纵证券交易价格或者交易量的行为，第2项与第3项规定的是影响证券交易价格或者交易量的行为。在此意义上说，“操纵”与“影响”是两个程度不同的概念。那么，第4项规定的“操纵证券交易市场”是否包括影响证券交易价格或者交易量的行为？本文持肯定回答。从《刑法》第182条第1款的表述就可以清楚地看出，在《刑法》第182条第1款中，项前的“操纵证券交易市场”与第4项的“以其他方法操纵证券交易市场”是指广义的操纵行为，包括了影响证券交易价格与交易量的行为。一方面，该款所规定的“下列情形”包括了影响交易价格与交易量的行为，既然如此，其项前所称的据“操纵证券交易市场”当然包括了影响交易价格与交易量的行为。另一方面，第4项“以其他方法操纵证券交易市场”的规定，清楚表明了前三项所规定的都是操纵证券市场的行为。所以，凡是人为影响证券交易价格或者交易量的行为，即使没有达到狭义的操纵程度，从实质上说都属于《刑法》第182条所规定的操纵证券交易市场的行为。被告人汪建中采取先行买入相关证券，后利用公司名义在媒体上对外推荐该先行买入的相关证券，人为影响了证券交易价格，当然属于《刑法》第182条第1款所规定的广义的操纵证券市场的行为。

其二，《刑法》第182条第1款第1项所规定的操纵证券交易价格或者交易量的行为，其方法表现为利用资金等优势；第2项与第3项规定的是影响证券交易价格或者交易量的行为，则表现为欺骗方法，亦即制造某种证券交易价格上涨或者交易量大的假象，从而使其他人也购买该证券，进而影响证券交易价格或者交易量的。在这种场合，其他人并不知道行为人之间在基于串通而相互进行证券交易，或者自我交易，因而具有欺骗性。这种欺骗性，导致其他人不知情，进而使得行为人处于优势地位。根据《刑法》第182条第1款前三项列举的行为方法和同类解释规则，其他利用各种优势或者采用欺骗性方法影响证券交易市场的行为，都属于第4项规定的“以其他方法操纵证券交易市场”的行为。在汪建中案中，被告人一方面利用投资咨询机构的特殊地位和影响，推荐证券，影响投资者；另一方面隐瞒自己先行买入相关证券的事实，既具有欺骗性，也使自己处于优势地位；并且客观上影响了证券交易价格与交易量。不难看出，被告人汪建中的行为完全符合第4项的形式与实质要求。概言之，利用“抢帽子交易操纵”手段影响证券交易市场的行为，属于《刑法》第182条第1款第4项规定的“以其他方法操纵证券交易市场”的行为。

和大多数西方国家不同，我国将证券犯罪规定在《刑法》中，而没有直接在《证券法》中规定犯罪与刑罚。但是，《刑法》中关于证券犯罪的规定，与《证券法》所禁止的行为具有对应性。换言之，《刑法》中有关证券犯罪的规定，是相对于《证券法》某些条文而特别设立的刑事责任。例如，《刑法》第182条规定的操纵证券市场罪的构成要件与《证券法》第77条所禁止的操纵证券市场行为的外延完全相同，只是表述略有不同。②从这两个条文的规定，以及《刑法》与《证券法》的关系可以看出，《刑法》所规定的操纵证券市场罪与《证券法》所禁止的操纵证券市场行为的外延完全一致。因此，《刑法》第182条第1款第4项所规定的其他操纵证券市场的行为，在与《证券法》第77条规定的其他操纵证券市场的行为，外延上也完全一致。既然《证券市场操纵行为认定指引》第35条规定“抢帽子交易操纵”属于操纵证券市场行为，那么，该行为同样属于《刑法》第182条第1款第4项规定的操纵证券市场的行为。

众所周知，国外刑法典、单行刑法与附属刑法，对于犯罪构成要件的规定没有量的标准。例如，国外刑法对盗窃、诈骗等财产犯罪构成要件的规定没有数额起点。再如，国外附属刑法对于经济犯罪构成要件的规定，没有情节严重的要求。正因为如此，国外的证券法等经济法律，可以直接规定“违反本法第XX条的，处XX刑”。我国严格控制犯罪的处罚范围，对犯罪构成要件的规定一般都有量的标准。所以，就经济犯罪、行政犯罪而言，《刑法》一般是在分则条文中描述相应经济法律、行政法律所禁止的行为（许多条文的描述与经济法律、行政法律完全相同），然后添加数额较大或者与情节严重的规定。在这种场合，显然只是对情节严重不同，而不意味着行为的外延不同。我国《刑法》第184条关于操纵证券市场罪的规定正是如此。质言之，我国《证券法》第77条第1款第4项规定的“以其他手段操纵证券市场”的行为，和《刑法》第182条第1款第4项规定的“以其他方法操纵证券……市场”之行为，在外延上是完全相同的，只不过前者进一步要求情节严重。被告人汪建中55次通过短线交易模式买卖证券的行为，构成《证券法》第77条第1款第4项规定的“以其他手段操纵证券市场”的违法行为，当然也构成《刑法》第182条规定的操纵证券市场罪之违法行为。

三、情节严重的认定

如上所述，我国《刑法》在操纵证券市场罪的基本要素的基础上增加了“情节严重”这一规定，使司法人员能够根据经济发展的不同时期所相对的不同的经济市场秩序，对“情节严重”做出与时并进的合理解释，使某些行为在这种特定的经济市场秩序中的违法性能够达到科处刑罚的程度，从而更能有效地维护我国社会主义经济市场管理秩序。详言之，如果《刑法》分则对法定犯的条文规定，对罪状仅做一般性的基本描述，并不足以使行为的违法性达到科处刑罚的程度，因此，就在这些条文中增加某个要素如“情节严重”，才能使客观构成要件所象征和表述的违法性达到值得科处刑罚的程度。例如，一般操纵证券市场的行为，违反了《证券法》的规定，具有法益侵害性，但还没有达到科处刑罚的程度，因此，《刑法》在操纵证券市场罪的条文中，增加了“情节严重”的要素。这是因为在实践中，有许多侵害法益的行为，在一般情况下违法性没有达到值得科处刑罚的程度，但又无法预先设定某些要素，可以作为判断行为的违法性能够达到值得科处刑罚的程度，或者无法在条文中简短表述一些可以作为判断行为的违法性能够达到值得科处刑罚的程度的要素。因此，《刑法》条了一个整体性的规定，“情节严重”就以犯罪论处。③

《刑法》规定成立操纵证券市场罪以“情节严重”为要件，而违反《证券法》的操纵证券市场行为不以“情节严重”为前提，因此，决定被告人行为的罪与非罪，即被告人的行为是违反了《证券法》还是违反了《刑法》，取决于被告人的行为是否属于《刑法》规定的“情节严重”。作为对犯罪之整体评价要素的“情节严重”，是对法益侵害性严重的客观事实评价。2010年5月7日，最高人民检察院、公安部《关于公安机关管辖的刑事案件立案追诉标准的规定（二）》以例示法的描述模式，规定了成立本罪的“情节严重”之八种情形：（一）单独或者合谋，持有或者实际控制证券的流通股份数达到该证券的实际流通股份总量30％以上，且在该证券连续20个交易日内联合或者连续买卖股份数累计达到该证券同期总成交量30％以上的；（二）单独或者合谋，持有或者实际控制期货合约的数量超过期货交易所业务规则限定的持仓量50％以上，且在该期货合约连续20个交易日内联合或者连续买卖期货合约数累计达到该期货合约同期总成交量30％以上的；（三）与他人串通，以事先约定的时间、价格和方式相互进行证券或者期货合约交易，且在该证券或者期货合约连续20个交易日内成交量累计达到该证券或者期货合约同期总成交量20％以上的；（四）在自己实际控制的账户之间进行证券交易，或者以自己为交易对象，自买自卖期货合约，且在该证券或者期货合约连续二十个交易日内成交量累计达到该证券或者期货合约同期总成交量20％以上的；（五）单独或者合谋，当日连续申报买入或者卖出同一证券、期货合约并在成交前撤回申报，撤回申报量占当日该种证券总申报量或者该种期货合约总申报量50％以上的；（六）上市公司及其董事、监事、高级管理人员、实际控制人、控股股东或者其他关联人单独或者合谋，利用信息优势，操纵该公司证券交易价格或者证券交易量的；（七）证券公司、证券投资咨询机构、专业中介机构或者从业人员，违背有关从业禁止的规定，买卖或者持有相关证券，通过对证券或者其发行人、上市公司公开作出评价、预测或者投资建议，在该证券的交易中谋取利益，情节严重的；（八）其他情节严重的情形。由此可见，“情节严重”不但包含了客观行为的情节，而且包括结果内容，但仅限于客观违法方面的情节。诚然，在刑法理论上，一般认为“情节严重”还包括动机卑鄙等主观方面的情节严重，④但是，犯罪的实体是违法与责任，违法与责任不是相加关系，而是阶层关系或者限制关系。“由于行为人只应对能够归责于他的违法行为及其结果承担责任，所以，应当得出以下两个结论：其一，如果行为本身的违法性没有达到值得科处刑罚的程度，那么，即便其主观上再值得谴责，也不应当认定为犯罪……其二，责任是对违法行为及其结果的责任，它必须与违法行为及其结果相关联，并无在内容上独立于违法性之外的责任。例如，单纯的动机卑鄙，无论如何都是不能作为定罪根据的。对情节严重当然也只能如此理解。亦即，因为只有当行为人对客观的侵害法益的严重情节具有非难可能性时，才能将该严重情节归责于他。既然如此，就不存在一种单纯的主观方面的情节严重，因而情节严重的情形。质言之，作为构成要件要素的情节严重中的情节，是表明客观的法益侵害的情节。”⑤

退一步说，即使在其他相关犯罪中，情节严重包括主观恶性等情节，但按照上述立案追诉标准的规定，在操纵证券市场罪中，情节严重仅限于客观行为、结果等表明客观违法的情节严重。纵观被告人汪建中55次操纵证券市场的行为，在其公开推荐股票的内容后，相关38只股票交易量在整体上出现了较为明显的上涨：个股开盘价、当日均价明显提高；集合竞价成交量、开盘后1小时成交量成倍放大；全天成交量大幅增长；当日换手率明显上升；参与买入账户明显增多；新增买入账户成倍增加。可见，被告人的操纵行为在客观上已造成了影响证券交易价格以及交易量之结果，属于情节严重。根据责任主义原则，被告人只有在对客观的违法事实具有非难可能性时，才需要对该客观的违法事实承担责任。操纵证券市场罪属于故意犯罪。在本案中，可以肯定的是，被告人对操纵证券市场的基本行为与结果具有故意。然而，要认定被告人对操纵证券市场罪的“情节严重”之客观要素，具有相应的故意，亦即，认定被告人认识到自己操纵证券市场的行为情节严重，是相当困难的。问题是，如果不能证明被告人认识到自己操纵证券市场的行为情节严重，能否认定为操纵证券市场罪？本文持肯定回答，亦即，操纵证券市场罪中的情节严重，虽然是表明违法性的客观要素，但属于客观的超过要素，不需要行为人对之有认识，只需要有认识的可能性。没有疑问的是，司法机关可以根据被告人是北京首放投资顾问有限公司法定代表人，具备丰富的证券市场专业知识这些特定事实，得出被告人对自己公开推荐证券的行为会造成操纵证券市场罪中“情节严重”的结果，具备了认识的可能性这一结论。所以，需要讨论的是，操纵证券市场罪中的“情节严重”是否为客观的超过要素？犯罪构成是成立犯罪所必须具备的一切主客观要件的总和，如果行为符合犯罪构成就成立犯罪，因此，行为符合犯罪构成是认定犯罪的唯一依据。换言之，符合犯罪的客观构成要件，就表明行为具备了违法性，如果存在与之相对应的故意内容，就成立故意犯罪。然而，针对某些犯罪，为了适当限制处罚范围，《刑法》分则在条款中对某个或某些客观因素做出了强调或增加。因此，构成这些犯罪，其客观构成要件除了需要具备一般客观要素，还需要具备所强调或增加的客观要素。即以增加违法程度来达到控制处罚范围的目的。但是，这些强调或增加的客观要素，并无与之相对应的故意内容，但如果认定为过失犯罪也不合适。⑥要解决我国《刑法》分则这一客观存在之问题，如果依靠刑事政策或在犯罪构成体系之外寻找处罚根据，不但会不适当地扩大《刑法》的处罚范围，而且也会从本质上违背责任原则，从而违背罪刑相适应原则。因此，《刑法》分则有关构成犯罪的问题，都应该在犯罪构成体系内寻求法理依据。客观的超过要素之概念，就是以维护责任原则为前提；以罪刑相适应原则为基础，在犯罪构成体系内寻求法理依据，对《刑法》分则中这一特定问题给予合理解释。

根据张明楷教授的观点，判断客观的超过要素的方法和标准主要有五个方面：第一，客观要素虽然是成立犯罪不可缺少的要件，但《刑法》所规定的行为本身就是违法的，具有一定程度的社会危害性，《刑法》只是为了控制处罚范围，才要求具有该客观要素，即该客观要素必须具有限制处罚范围的性质。第二，该客观要素在犯罪构成中不是唯一的客观要件要素，而是诸多客观要件要素之一。如果该客观要素在犯罪构成中是唯一的客观要件要素，就不是客观的超过要素。第三，如果将某种犯罪的危害结果确定为客观的超过要素，该犯罪的法定刑必须较低，明显轻于对危害结果具有故意心理的犯罪。第四，将该客观要素确定为客观的超过要素时，不影响行为人主观故意的完整内容。第五，该犯罪事实上只要求对客观的超过要素具有认识的可能性，但又不能肯定该犯罪是过失犯罪，或肯定该犯罪为过失犯罪并不符合过失的观念。⑦

联系汪建中案，主张操纵证券市场罪的“情节严重”是客观的超过要素的理由如下：

第一，根据我国《刑法》第182条规定：“操纵证券、期货交易市场，情节严重的，处……”。被告人55次通过短线交易模式买卖证券的故意行为，符合《刑法》第182条规定的操纵证券市场罪的故意行为。因此，被告人所实施的行为本身就是违法行为，具有一定程度的社会危害性。《刑法》为了控制处罚范围，在操纵证券市场罪中增加了“情节严重”这一规定。可见，“情节严重”符合客观的超过要素之具有一定程度的社会危害性和具有限制处罚范围的性质之判断标准。

第二，“情节严重”在操纵证券市场罪中不是唯一的客观构成要件要素，只是对行为的整体评价要素。换言之，“情节严重”是以行为人实施了操纵证券市场的行为以及发生相应的危害结果为前提的。情节严重与否，并不影响行为是否属于操纵证券市场行为的认定。

第三，被告人不仅对自己55次短线交易模式买卖证券的行为具有认识，而且对扰乱正常市场交易秩序（影响证券交易价格、交易量）与侵害公众投资者利益的结果，具有希望或者放任，所以，被告人的故意内容已经具备了《刑法》第14条所要求的认识因素与意志因素。换言之，将操纵证券市场罪中的情节严重作为客观的超过要素，对被告人主观故意的完整内容，不造成任何影响。

第四，如前所述，鉴于被告人身为北京首放投资顾问有限公司法定代表人，具有向公众推荐证券的特殊地位，对投资者的投资倾向具有相当大的影响力等客观事实，可以认定，被告人对自己人为影响或意图影响证券交易价格的行为，会导致“情节严重”结果，具备了认识的可能性。因此，将操纵证券市场罪中的“情节严重”确定为客观的超过要素，不会违反责任主义原则。

第五，操纵证券市场罪是故意犯罪，但是，如果要求行为人对“情节严重”有认识，必然不当缩小本罪的处罚范围；反之，如果认识对“情节严重”不需要有认识，进而将本罪认定为过失犯罪，则会不当缩小处罚范围。为了避免这两种不当现象，可取的办法便是将“情节严重”这一要素作为客观的超过要素。

影响证券市场的因素篇8

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（2012）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（2011）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（2010）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2010-2012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2010-2012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2010-2012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：

影响证券市场的因素篇9

关键词：价格发现；向量自回归；存货；信息不对称

中图分类号：F830.91　文献标识码：A　文章编号：1006-1428(2008)04-0028-05

一、引言

金融市场微观结构的大量研究表明，交易机制对市场的价格发现功能有重大影响。做市商制度作为一种基本的交易机制，是指由做市商同时报出证券的买卖价格，并在此价格上以自有资金与投资者进行证券买卖的交易方式。在一定的制度和激励约束机制等条件下，做市商可以很好地起到提高市场流动性、缓和价格波动以及促进价格发现的功能。

从理论脉络的发展和演变来看，价格发现模型常常被划分为存货模型和信息不对称模型两大类。由此，不少学者运用各种方法对市场交易数据进行实证检验，重点考察交易成本、存货水平和信息不对称三个因素对做市商市场证券价格形成过程的影响。分为两条实证研究路径：一是考察三个因素在买卖价差中各自的比重。如Stoll(1989)对纳斯达克市场挂牌股票的价差进行了分析，发现信息成本占43％，存货成本占10％，委托处理成本占47％。Huang和Stoll(1996)对纽约证券交易所交易最活跃的20个股票进行研究，发现不对称信息只能解释9.6％的价差，而委托处理成本和存货成本分别解释了61.8％和28.7％的价差。另一途径是从影响机制出发，通过某些计量模型将价格变化分解为存货和信息不对称两种效应。Has-brouck(1991)运用向量自回归方法(VAR)分析了纽约证券交易所的交易量和报价数据，发现日内交易量和报价反转呈现互相依赖的关系，这与存货模型和信息不对称模型的假说相一致；Madhavan和Smidt(1993)使用专家的存货数据分离这两种效应，并估计在证券定价中不对称信息的真正作用，研究结果显示，信息不对称是影响日内价格动态的一个重要要素，相比之下，存货效应要弱的多；Albanesi和Barbara(2000)使用VAR模型检验了MTS(意大利国债市场电子交易系统)在1994年和1997年两次市场制度改革前后对市场价格形成过程的影响，发现尤其自1997年引入匿名交易制度后，信息不对称作用消失、交易量的正相关性大幅减弱且市场质量明显提高。

我国银行间债券市场于2001年开始实施做市商制度。五年来，做市商制度在引导市场理性报价、活跃市场交易等方面发挥了一定的作用。但相对于银行间债券市场的快速发展而言，现行做市商制度还存在很多缺陷，不能完全适应市场发展的需要。为此，中国人民银行结合当前市场实际，制定并了新的《全国银行间债券市场做市商规定》(以下简称《规定》)，从降低做市商准入标准、加大对做市商的政策支持力度等方面对现有做市商制度框架作了进一步完善，意在提高市场流动性，促进市场价格发现。

本文的研究目的，就是检验新《规定》出台后的市场效果，如做市商市场的价格发现功能有无明显改善?存货效应、信息不对称等因素是否对价格水平有明显影响?影响有多大?希望通过这一系列市场微观结构问题的研究，为相关部门的进一步决策提供有价值的依据。

二、数据选择与分析方法

(一)数据选择

从发达国家经验来看，国债市场的发展既为其他金融产品提供了定价基础，也是最具流动性、对宏观信息最为敏感的市场(Fleming和Remolona，1997；Pierluigi和Balduzzi，2001)，因此，本文以银行间债券市场的国债品种为例，对其价格发现过程进行分析。本文使用的高频数据来自万德资讯数据库，主要包括成交明细记录、历史双边报价、债券信息等数据。

新《规定》于2007年2月1日起执行，考虑到市场对这一信息的吸收、适应过程，我们选取2006年7、8月份，2007年8、9月份为代表性时段，以每月成交频率最高的债券为分析对象，考察新《规则》出台前后的市场表 现。样本债券分别用BN1、BN2、BN3、BN4来表示(即Benchmark)。表1为选择的样本债券的基本统计特征：

从表中看出，债券交易量的波动性非常高，由此可知成交量分布极不均匀，与“正常”交易水平相比，有大额交易发生；国外发达市场的国债交易则相对稳定，如MTS，波动率仅在3％左右(Albanesi和Barbara，2000)。成交价格的变化则相对稳定，且2007年两个月份的波动率均明显低于2006年。但仅从基本统计特征还无法对市场表现做出确定的推论，还需要进一步分析。

(二)分析方法

从微观角度考察市场的价格发现过程，在此我们借鉴Albanesi和Barbara(2000)的方法，通过建立向量自回归模型(VAR)，对信息调整速度和存货效应、信息不对称等因素的影响程度进行考察。与Hansbrouck(1991)的方法不同，模型中剔除了交易对价格的即时影响。

建立价格变化与成交量的向量自回归模型：

根据前面表1的分析及表2得到的交易量统计，由于存在少量的大额交易，使得债券的单笔交易量整体上波动性较高，因此选用示性函数sx表示单笔交易量，避免回归中造成的异方差性(Hasbrouck，1991)；d表示债券交易时间的哑变量，如果是当天第一笔交易则为1，其他情况均为03；另外，cr和cs是方程的常数项，ut是方程的残差项。各债券模型均取3阶滞后。

通过考察模型回归系数，我们可以初步判断存货因素的存在性以及市场对新信息的调整速度；作价格对交易量的脉冲反应函数，可以对信息不对称与存货水平的相对影响程度有更深入的了解。从理论角度而言，存货和信息不对称对价格影响的差别主要体现在两个方面。从影响机制来看，委托流量一方面影响了做市商的存货水平，进而导致做市商调整买卖报价；另一方面委托流量也包含了投资者的私人信息，做市商观察到这一信号后会调整报价。从影响效果看，存货成本对股价的影响是暂时的，而信息因素对价格的影响是长久的。

三、实证结果

表3是样本债券的VAR模型回归结果，为了便于比较分析，把样本券的价格变化方程和交易量方程的回归结果分别列出。下面作具体分析。

(1)首先，在模型基础上考察价格相对于交易量的累积脉冲响应函数，可以考察信息不对称因素与存货

水平的相对影响力，如果市场的信息不对称程度影响更大，则交易价格中反映了新的信息，从而累积响应是长期的。见图1。

从图中可知，首先，在两个不同的检验时段，交易行为对价格变化均存在显著而持续的影响，表明从长期来看，与存货效应相比，信息不对称对市场的影响程度更大。其次，样本券BN1和BN2的累积响应为负，而BN3和BN4的累积响应为正，这是由当时的市场行情决定，2006年7、8月份银行间债券市场指数在114点左右振荡，机构投资者较多看空，表现出卖方市场；而2007年8、9月份市场一直处于上涨过程，因此，在实证分析中表现出图中的差异。

目前，我国的债券流通市场主要分为银行间市场和交易所市场，随着银行间市场的跨市交易者增多，两市场的信息交流逐渐增强，但主要表现为交易所市场引导银行间市场(黄玮强，庄新田，2006)。因此，从整体上可以把跨市交易者看作知情交易者。对于知情投资者比例过高的市场，做市商制度的适用性大大降低。因为知情投资者比例过高，不对称信息成本将会给做市商报价带来显著影响，使得做市商报价提供的流动性保障相当有限。这可能也是我国做市商市场存在信息不对称现象的原因所在。国外市场也有类似的情况，例如在伦敦金边债券市场上，由于该市场的交易者绝大多数是机构投资者，所以做市商的报价差幅很大，或者报价数量很小，市场流动性成为近年来人们批评的焦点。Umlauf(1993)对美国国债市场的研究也发现了显著的信息不对称影响。

(2)其次，从表3(a)的回归系数φ来看，价格变化均存在显著的负相关，且从系数值来看，新《规则》颁布前后这一相关关系并无改变。根据Hasbrouck(1991)的解释，这一关系表明存货效应对做市商报价行为也有显著影响，当委托流量影响了做市商的存货水平时，做市商通常调整报价，表现出相反方向交易的意愿，使得存货水平尽可能平衡。

在银行间债券市场上，从可流通债券的交易主体看，银行买卖债券的主要对象是银行、证券公司和信用社，无论作为国债的买方还是卖方，银行都是其他交易对象的交易主体，市场集中度较高；从可流通国债的持有结构来看，商业银行和保险公司持有了可流通国债的绝大部分，其持有国债的目的主要是为了改善资产负债表结构，一般不是为了获得资本利得而用手中持有的债券做大量的现货交易，所以对报价银行来说，债券现货交易量大未必是好事，因为这有可能影响他们的目标资产负债表结构，从而增加国债的库存成本。

根据上面两步的分析，存货效应和信息不对称均对价格发现过程存在显著的影响，而这两个因素也同时是流动性水平的重要影响因素。但在新《规定》出台以前，做市商受到最大报价价差的影响(即卖出价减去买入价)，报价无法体现其真实的交易意愿，仅从交易价格中反映出两个因素的影响。新《规定》出台后，取消了最大报价价差限制，存货效应和信息不对称的影响在价差中也得到了充分的反映。如图2所示，自2007年2月1日即新《规定》执行以来，银行间债券市场的日均报价价差大幅升高，体现了做市商真实的风险态度。

(3)再次，从表3(b)的交易量均值方程的回归结果来看，除样本债券BN2外，交易量序列均存在显著的一阶正相关关系，对这一现象有两种可能：一是信息交易者为了隐瞒其交易目的将大额委托分拆成若干小额委托(order fragmentation strategies)，分别进行交易；二是市场自身因素造成。

市场微观结构理论认为，投资者构成与行为的不同是影响市场运行的重要原因。我国银行间债券市场投资者结构过分单一，且比例失衡。商业银行特别是四大国有银行是债券投资的主导力量。截至2007年9月，商业银行的国债投资存量占整个市场的比例高达63.4％(图3)。银行的市场成员高度同质化，风险偏好和投资策略相近，很容易对市场走向产生趋同判断，当出现利好或利空消息时，市场往往成为一边倒的单边市。反观美国市场，其国债投资者的构成多样化、国际化，投资偏好差异化。从图4可以看出，国外机构是美国国债市场最大的投资者，占46％，而银行的比例最小，仅占2％。

另外，在我国银行间债券市场上，仅报价银行的身份是公开的，市场对于实际成交过程属于匿名交易，并不透露交易双方的身份，故上述第一种可能不成立。因此，根据以上分析，笔者认为交易量的自相关性很大程度上是由于市场的自身因素造成的。

(4)最后，通过回归系数ψ和δ来考察交易价格对新信息的调整速度。从表3(b)来看，滞后期价格变化对交易量的影响均不显著，表3(a)的回归结果也显示交易行为不会影响到未来价格变化，表明市场对于新信息的吸收速度非常高。这同时也再次证明了(3)的结论，即知情交易者为隐瞒其目的而进行若干小额委托交易的可能性较小，否则价格与交易量之间存在显著的相关关系，交易行为的正自相关性更多反映了市场的自身问题。

四、结论与建议

本文从价格发现功能的角度对《全国银行间债券市场做市商规定》实施前后的市场表现进行了比较研究，得到以下结论：

(1)信息不对称和存货水平是影响价格发现过程的重要因素，但信息不对称的影响程度更大，表现为价格对交易量的持续而显著的累积脉冲响应和价格变化的负自相关性。

(2)由于银行间债券市场的自身因素，即投资者的同质性，导致市场经常表现出单边性，在实证中表现为交易量的一阶正自相关。

(3)市场价格对新信息的调整速度非常快，即期的价格变化对随后的交易无显著影响。

总体说来，我国银行间债券市场推出做市商制度以来，在提高市场流动性、促进价格发现机制等方面的作用发挥并不充分，新《规定》的出台并未改善银行间债券市场的质量。其主要原因在于：首先，做市商制度与承销商制度不匹配。在欧美市场只有那些做市好、市场影响大的做市商才有可能成为承销商，而债券承销业务可以使承销商扩大稳定自己的客户群和获取丰厚收入。而我国债券发行人并非只将有较大客户群、市场影响大的机构吸收为承销商，而是将保险公司、基金等购买自己债券的机构都吸收为承销商，最终致使承销商再也找不到较大的认购客户。其次，做市商制度与央行公开市场一级交易商制度不匹配。通常央行的公开市场一级交易商都是从二级市场做市较好的做市商中筛选出来的。而我国公开市场一级交易商的遴选机制与其拥有的权利亦无法对做市起到促进作用。最后，我国银行间债券市场做市商未分层次，允许做市商之间点击成交，给做市商带来过多的报价风险。

影响证券市场的因素篇10

第一节 市场结构概述

一、产业组织学的框架和市场结构的含义

二、市场结构的主要范畴

三、研究证券业市场结构的意义和研究

第二节 证券业集中度

—、证券公司回顾

二、集中度与证券业集中度

三、因素与发展趋势

四、集中度变化对证券业绩效的影响

第三节 证券业务差别化

—、产品差别化和证券业务差别化

二、证券业务实现差别化的途径

三、证券业务差别化对证券业的影响

第四节 证券公司规模

—、规模经济和证券公司规模经济

二、影响证券业实现规模经济的因素

三、证券公司如何实现规模经济

第五节 证券公司监管制度

—、证券公司监管制度的主要内客

二、证券公司监管制度对证券业市场结构的影响