證券股票論文精選(九篇)
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第1篇：證券股票論文范文
關鍵詞：大小非，分離均衡，不完全信息，動態博弈，全流通，并購重組，資本市場
一、研究背景
大小非的逐步解禁對我國的資本市場有著怎樣的影響，業界和學術界眾說紛紜。安信證券（2008）認為減持對市場的影響更有可能是通過"擠出效應"來體現的，減持對市場更多的是一種"心理效應"，減持規模的積累令投資者形成一種心理上的擔憂。
從長期看，陳曉升（2008）認為應該對大小非進行客觀認識和估計，在享受了股改紅利之后同樣不應忽視股改的"下半場"大小非本身也是市場的一部分，有自身的話語權。我們也于2008年初撰文從托賓Q理論的角度對金融資本和產業資本的套利進行了分析，本文正是基于這種套利觀點，進而通過博弈論討論這種行為為后市場帶來的主要的變化：市場分化將逐步加速，出現一批業績優良有較好發展前景的藍籌股和大量的廉價的"仙股"分化并存的現象。
二、非流通股股東與現存流通股股東的博弈模型
（一）模型的假定與說明
將A股的上市公司分為優質公司和劣質公司兩類，其中具備以下兩條件的為優質公司：（1）遵循產業資本與金融資本之間無套利的定價。（2）在所屬行業中占有重要地位、業績優良、紅利優厚、有良好發展前景的公司。否則，為劣質公司。
經典的公司金融理論指出，大股東在二級市場的交易行為就會透露出關于公司狀況（博弈論中的類型）的信息（博弈論中的信號）。那么，普通投資者就可以通過觀察那些交易信息來判斷公司的情況（類型）。在模型建立之前，對基于此理論建立的模型進行了下述假定：首先，假設非流通股股東擁有信息優勢，對于公司股價是否合理、公司是否優質具有較多的信息。而市場流通股東較少地知道公司的真實經營信息，不能簡單地觀察出公司的優劣，他們主要觀察大小非股東的減持與否來大概地推斷有關公司的信息。這種情況極大地增加了現存流通股東預期的不確定性，進而形成市場的恐慌和低效率。其次，按照初步測算的2008年6月中旬A股加權平均動態市盈率20多倍左右來看，優質公司的大小非解禁對市場的沖擊理論上來說是有限的，優質公司的大小非減持并不存在明顯的套利機會，這個階段的錯誤定價反而可能帶來投資的機會以及并購的機會等。而劣質公司的重置成本很低，所以，取得股票的成本會成為左右他們是否減持的決定因素之一。劣質公司的大小非減持會顯著傷害到現存流通股東的利益，打擊市場信心。再次，模型中假設非流通股股東先行動，流通股股東總是觀察非流通股股東行為后行動。
（二）模型的建立
第2篇：證券股票論文范文
關鍵詞：信用交易；持股期限；前景理論
一、 引言
股票市場整體是由無數個投資者組成的，其中主要有有機構投資者、個人投資者兩個部分。通過股票市場投資者的股票賬戶中的有效信息可以獲取個體投資者的交易行為，例如通過分析投資者買賣股票的頻率可以分析投資者的投資傾向。如果投資者買賣股票頻率非常高，平均持有期非常短暫，可以判定，投資者更加傾向于博取短期的交易性機會；如果投資者買賣股票的頻率較低，可以判定投資者傾向于長期持有以分享企業業績增長帶來的收益。股票市場投資者的投資行為一直是研究股票市場學者熱衷于研究的問題。
股票市場的投資者的交易行為研究是建立在行為金融研究的大框架之下的，具體應用個體的偏好和心理動機去解釋投資者的投資行為。行為金融學的研究建立在兩個維度之上：期望與偏好。期望即個體在無限次或多次博弈的基礎上，所認識到的能夠獲取的收益水平。但是經濟學家研究發現，投資者在很多時候做出的決策并不是完全根據期望水平來決定的。在研究了大量的現實例證之后，Kahneman發現社會個體在面對有波動的博弈可能時會偏離完全的理性決策，這是因為在現實世界中，很多博弈事件并不是無限次或大量多次的，而是有限次或單次、少數幾次的博弈。要考察個體在單次博弈中的行為依據，有需要引入偏好這個概念。偏好是個體對于外界輸入的反饋，是個抽象的量。在經濟學中，這里的外界輸入主要是指可能達到的收益水平和收益水平的波動程度。偏好是個體單次決策的主要依據。偏好之所以能夠成為單次決策的依據是因為考慮了風險因素，即波動。在既考慮能夠獲取的收益水平，又考慮收益水平可能產生的波動的情況下，利用效用衡量個體的博弈結果。效用是綜合了收益與風險的輸出結果，是個體在單詞具體的行為博弈中考慮的首要因素。
二、 文獻回顧
Odean（1997）在論文“Do investors reluctant to realize their loss”中證明了持有一攬子股票的投資者在交易過程中，傾向于賣掉上漲的股票，繼續持有下跌的股票。他認為投資者出現這一行為的主要原因有三個：（1）預期理論。即認為投資者在資本市場中的效用與持倉收益相關，收益為正時，單位收益帶來的效用遞減；收益為負時，單位收益帶來的收益遞增。因此繼續持有虧損的股票有利于增加下期的期望效用。（效用函數為S型曲線）；（2）非理性的輪漲理論。認為股價漲跌具備均一性。股價之間存在輪漲效應，只要本期下跌的股票下次漲幅超越本輪上漲的股票，那么投資者效用將會大幅增加；（3）稅收效應。根據美國聯邦政府1990年頒布的法規，在每年年底計算資本利得稅時，負的賬面資本利得可以抵扣稅收，因此投資者傾向于將下跌的持倉持有至稅收計算截止日。
賣漲持跌的投資行為還可以理解為：（1）投資者從資產配置角度，對市場其他組合有訴求，變現部分投資收益有利于其組合的優化；（2）投資者因某“利好”信息而購買某只股票，若股價上漲，則認為利好兌現，出售股票；若股價下跌，則堅持認為消息尚未兌現，期待后期的反彈；（3）上漲的股價高于下跌的概率大些。因此金額越大，稅收效應相對越低；反之下跌的低價股票的交易成本相對較高，投資者寧愿繼續持有。Odean采用方差分析（Anova）的方式分析了這一投資現象，對所有影響因素逐一分析。引入指標PGR，即兌現收益（已賣出的上漲股票個數）與理論收益（兌現收益+賬面收益股票個數）之比，來度量投資者賣出上漲股票的情況；PLR，則為兌現損失與理論損失（兌現損失+賬面損失）之比，作為度量基礎持有下跌股票的情況。
Odean在1998年通過論文“Do investors trade too much”證明了折扣經濟賬戶的投資者過度交易。折扣傭金的投資者由于沒有復雜的問題、可以很好檢驗過度交易問題。Odean認為過度交易的起因是過度自信。過度自信的投資者對期望交易收益有不急切實際的信念。由于過高估計期望收益，他們從事一些無法彌補成本的交易。論文檢驗折扣經紀費用投資者的交易收益能否足夠彌補交易成本。研究發現：這些投資者不僅買入證券比他們賣出證券難以補充交易成本，而且平均而言買的證券表現比賣出的證券要差。除去流動需求、稅收損失賣出、投資組合重新構建、向更低風險證券移動動機外，上述結論依然成立。
三、 信用交易
盡管股票投資者的交易行為被廣泛研究，個體投資者的行為特征被不斷發現，但是缺乏對于投資者信用交易特征的研究。信用交易又稱“保證金交易”，是指證券交易的當事人在買賣證券時，只向證券公司交付一定的保證金，或者只向證券公司交付一定的證券，而由證券公司提供融資或者融券進行交易。因此，信用交易具體分為融資買進和融券賣出兩種。也就是說，客戶在買賣證券時僅向證券公司支付一定數額的保證金或交付部分證券，其應當支付的價款和應交付的證券不足時，由證券公司進行墊付，而進行證券的買賣交易。其中，融資買入證券為“買空”，融券賣出證券為“賣空”。通俗的說，信用交易就是指借錢買股票，或者借股票賣出。信用交易在西方國家較為發達，投資者可以利用豐富的投資渠道進行股票的信用交易。而我國信用交易開設較晚，我國的融資融券機制開通于2010年3月31日，但發展迅速。截止2015年6月底，我國融資融券業務累計資產總額已經達到了10 000億元，2015年上半年，我國的融資融券業務總額最高曾達到22 000億元。我國投資者目前主要還是依靠場內的融資融券業務進行信用交易。融資融券交易又稱“證券信用交易”或保證金交易，是指投資者向具有融資融券業務資格的證券公司提供擔保物，借入資金買入證券（融資交易）或借入證券并賣出（融券交易）的行為。包括券商對投資者的融資、融券和金融機構對券商的融資、融券。
在進行信用交易時，投資者利用了杠桿效應，在市場上漲的過程中可以有效地擴大收益水平，在市場下跌的過程中則會放大虧損的幅度。根據邏輯上的推論，理性的投資者應該謹慎的利用信用交易，因為根據有效市場理論，短期內股票價格是隨機游走的。根據Merton的理論，隨機游走的股票價格可以分為兩個部分，正向的期望收益和正負兩向的價格波動。如果股票市場投資者想要利用信用交易博取短期內的超額收益，在市場有效的前提下，則需要承受比不利用信用交易更大的波動，這種波動是隨機的，既有可能是正向的，也有可能是負向的。如果投資者希望利用杠桿交易博取長期內的資本回報，則需要考慮長期回報水平是否能超過信用交易所付出的成本，主要包括：借款成本、交易成本和稅費。在我國的股票市場，借款成本、交易成本和稅費三項相加之后大約維持在年化10%左右，長期來看，在不考慮交易成本的前提下，幾乎很少有投資者能夠實現10%年化收益率，換句話說，大部分股票市場信用交易投資者在考慮借款成本、交易成本和稅費之后都是虧損的。那么這些信用交易行為又是由什么支配的呢？可能的解釋有兩個：（1）信用交易由于屬于杠桿交易，能夠放大投資者資產組合的有效波動水平，主動選擇參與其中的投資者從邏輯上說會比普通投資者具有更高的風險偏好，從而表現出更加激進的投資風格。（2）由于參與信用交易的投資者相對于普通投資者更加自信，這種自信可能存在于兩個方面。信用投資者更加相信自己的投資能力，認為由于自己擁有更好的投資能力，可以參與高風險的杠桿交易，博取更多收益；信用投資者更加相信自己的信息的可靠程度，即信用投資者認為自己擁有的信息非常可靠，虧損地可能程度非常小。由于原因二已經被Odean通過研究折價交易商的投資者交易數據證明確實存在，本文旨在證明第一種原因，雖然風險偏好屬于抽象的概念，但是風險偏好狀況可以反映在投資者的行為上，高風險偏好的投資者會比低風險偏好的投資者更激進，而激進的投資者會更頻繁地進行交易，因為對于高風險偏好的投資者，相比低風險偏好的投資者，不確定性所帶來的負效用更少，高風險偏好投資者可以在存在更高的不確定性的情況下進行交易。
四、 數據和方法
本文選取某券商部分營業部的投資者交易數據。數據包括四個部分：普通賬戶交易數據、信用賬戶交易數據、通賬戶持倉數據和信用賬戶持倉數據。
數據樣本涵蓋從2011年1月5日起至2015年8月31日的交易數據。交易數據共6 239 711條，持倉數據共涵蓋158 047個賬戶。每條交易數據主要包括：買入證券代碼、買入證券數量、買入證券價格、買入證券時間和買入證券賬戶加密編號；賣出證券代碼、賣出證券數量、賣出證券價格、賣出證券時間和賣出證券賬戶加密編號。普通證券賬戶持倉數據主要包括：證券賬戶加密編號、證券賬戶可用余額。證券賬戶可取余額和證券賬戶持有證券代碼、證券賬戶持有證券名稱、證券賬戶持有證券數量和證券賬戶持有證券平均成本。普通證券賬戶持倉數據主要包括：證券賬戶加密編號、證券賬戶可用余額。信用證券賬戶持倉數據主要包括：證券賬戶資產負債總額，證券賬戶負債總額、證券賬戶資產總額、證券賬戶可取余額、證券賬戶持有證券代碼、證券賬戶持有證券名稱、證券賬戶持有證券數量和證券賬戶持有證券平均成本。
本文通過投資者平均持股期限（AHT）水平來考察投資者行為地激進程度。持股期限的計算方法是，考察每一條投資者交易數據，計算出持有的交易天數。根據等權重賦權，計算出所有交易的平均持股期限：
AHTt=P*n*
公式中的P表示賣出時的證券價格，n表示賣出的證券數量，HT表示這一筆交易的持有期限，N表示t時期內交易總筆數。
五、 實證結果
如果一個投資者先買入一只證券，后分批賣出，則每次賣出都單獨計算一筆交易，交易數量根據賣出時的交易數量計算。如果一個投資者分批買入一只證券，一次性賣出，則根據買入數量分批計算，每次買入單獨算一筆交易。
在計算投資者的總平均持股期限數據后，我們得到的結果見表1。
通過分析數據可以發現，不同交易性質的投資者之間，投資平均持有期限存在顯著差異。
以全部交易數據作為樣本，所有交易的平均持有期限為44.27個交易日，以每個交易月平均20個交易日計算，大約為2.2個交易月，與譚松濤（2006）計算的40交易日的持股期限長度水平接近。在進行分層之后，將普通交易和信用交易的數據分開計算，得到的結論為，普通交易的平均持股期限為48.12個交易日，以每個交易月平均20個交易日計算，大約為2.4個交易月；信用交易的平均持有期限為29.03個交易日，以每個交易月平均20個交易日計算，大約為1.5個交易月，信用交易的平均持股期限顯著低于普通交易和全部交易。也就是說，信用交易者更加傾向于買入股票后在較短的期限內賣出。
為了考察投資者資產規模對于交易行為差異的影響，本文根據投資者的資產規模對投資者進行了分層。
普通賬戶的分組依據是在所選取數據周期中，資產總額最高的一天的總資產水平。例如，一個普通股票賬戶A在2015年的某一天資產總值創出最高點，達到510萬元，則這個資產賬戶劃入500萬元以上組。
信用賬戶的分組依據為在所選取數據周期中，凈資產總額最高的一天的凈資產水平。例如，一個信用股票賬戶B在2015年的某一天凈資產值創出最高點，達到200萬元，則這個資產賬戶劃入100萬元～500萬元組。
第3篇：證券股票論文范文
關鍵詞：信用交易;保證金;波動性
中圖分類號：F830．91 文獻標識碼：A
文章編號：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;
賣空交易是證券信用交易的一種形式。所謂信用交易（Margin Trading），又稱融資融券交易或保證金交易，是指投資者在買賣證券時，向證券公司或其他金融機構支付一定比例的保證金，以融入購買證券所需資金或出售證券所需證券的交易形式。
一直以來，理論界和實務界對于在證券市場上是否應該允許信用交易尤其是賣空交易存在很大的爭議。爭論的焦點之一在于信用交易的高杠杠性是否會導致證券市場的劇烈波動，尤其是那些賣空交易的反對者們認為賣空行為容易引起恐慌性的拋售，加大市場的波動性，甚至引發市場崩潰。因此，近年來盡管有越來越多的國家和地區開始允許賣空交易，但即便是在那些允許賣空交易的市場上，賣空行為也受到了各種各樣的約束。就我國而言，缺乏賣空機制導致了長期以來中國股市“單邊市”的格局，盡管《證券公司融資融券業務試點管理辦法》已于2006年8月1日起正式施行，滬深交易所也隨之出臺了相關的試點實施細則，但我國證券市場至今無法進行賣空交易，筆者認為其中一個重要的原因就是管理層擔心賣空交易會導致市場的大幅波動，影響金融體系的穩定性。而爭論的焦點之二在于信用交易的保證金比率是否是一個有效的政策工具，監管部門是否可以通過保證金比率的調整來達到調控證券市場的目的①。本文的研究結論表明，調高融券保證金成數將增大股市的波動率，而下調融券保證金成數，即放松對賣空的限制，反而會使市場的波動性減小。
本文的主要貢獻在于：從研究對象來看，現有文獻的研究主要針對美國市場并且主要集中于融資交易保證金比率調整或并不區分究竟是融資交易保證金率亦或融券交易保證金率，而統稱為保證金率。
對證券市場影響的研究。部分臺灣學者的相關研究也主要針對1997年之前的臺灣證券市場，然而從1997年10月21日起臺灣市場信用交易的融資比率和融券保證金成數不再按股價指數聯動，而改由財政部依市場及經濟環境的需要而作改變。從研究方法來看，現有文獻主要采用了保證金率的水平值或一階差分來代表保證金水平的高低及變化，但是從Hsieh and Miller（1990）以及Hardouvelis and Theodossiou（2002）的爭論中可以看出其實這兩種方法都存在一定的問題。因此，本文的研究主要采用引入虛擬變量的方法針對1997年10月21日之后臺灣證券市場融券交易保證金比率的調整來展開。此外，融券交易保證金比率的下調也意味著對賣空限制的放寬，因此，通過對融券交易保證金比率調整的研究，我們不僅可以了解保證金這一政策工具的有效性，還可以更深入地探討賣空交易對股票市場的影響。
一、臺灣證券市場信用交易保證金比率調整概述
臺灣證券市場的信用交易始于1962年2月。對于信用交易保證金比率，臺灣市場早期是依據指數的高低自動進行調整的，而且一類股票和二類股票的融資比率也往往不同（如表1所示）。
自1997年10月21日起，由于受到亞洲金融危機的沖擊，臺灣當局改變管理方式，改由財政部依據市場及經濟環境的需要來擬定和調整最高融資比率及最低融券保證金成數，不再按股指連動。證券商可以在主管機關制定的最高融資比率之下、最低融券保證金成數之上，視客戶信用狀況及有價證券的風險程度，自行訂立融資比率和融券保證金成數，或暫停該有價證券的融資融券交易。1995―2007年臺灣證券市場融券保證金成數的歷次調整如表3所示。
目前，臺灣對于信用交易保證金比率的規定為：上市股票的融資成數為60%，上柜股票的融資成數為50%，融券保證金成數均為90%，最低維持擔保率為120%，轉融通的成數不得超過證券商對客戶融資融券的成數。
二、文獻綜述
關于保證金下文中若未明確指出為融券交易保證金，則保證金一詞均統指信用交易保證金，在現有文獻中往往是指融資交易的保證金要求。調整對證券市場的影響，早期的文獻主要側重于研究保證金率變動與股票收益率之間的關系，近期的研究焦點則放在保證金率的調整對證券市場波動性的影響上。
目前絕大部分的文獻都是針對美國市場進行的研究，各類相關模型背后隱含的經濟機制也都是相類似的：即對股票價格的負面沖擊將會降低杠桿交易者的抵押品價值，當股價大幅下跌時，這些杠桿交易者可能不得不對股票進行清算來滿足保證金的要求，從而會導致股價進一步下滑；反之，當股票價格上漲時，由于保證金交易的杠桿性，會推動股價進一步上漲，這也就是Garbade（1982）[1]所提出的所謂金字塔式（Paramiding/De-Pyramiding）效應。
盡管如此，各個文獻得出的結論卻各異。Largay（1973）[2]和Eckardt Jr and Rogoff（1976）[3]都研究了1968―1969年間NYSE和AMEX對部分投機性比較強的股票施加100%保證金約束對股票價格、成交量以及波動性的影響，結果發現施加100%保證金約束后這些股票的價格、成交量以及波動性均顯著下降。Hardouvelis（1988，1990）[4-5]的實證結果也發現初始保證金要求的高低和股票價格的波動性之間存在顯著為負的相關關系，而且提高初始保證金要求從長期來看會減小股票價格對其基本價值的偏離。因此，他認為保證金這一手段對限制投機交易是一個極為有效的政策工具。
Hardouvelis（1988，1990）文章發表后便引起了眾多學者的爭議。Hsieh and Miller（1990）[6]提出了對其研究方法（即采用變量的水平值來進行實證分析）的質疑，并采用變量的一階差分對同一時期的美國股票市場進行了研究，發現并沒有證據表明美聯儲對初始保證金要求的調整會影響股票市場的波動性。而且，美聯儲對初始保證金要求的調整往往是追隨（Follow）而不是引導（Lead）股票市場波動性的變化。Kumar，Ferris and Chance（1991）[7]也認為保證金的調整與股票價格的波動性之間不存在一致的關系，因此美聯儲無法通過調整保證金要求來達到提高或降低市場波動性的目的。Kupiec and Sharpe（1991）[8]建立的世代交迭模型（Overlapping Generations Model）同樣發現初始保證金的設置既可能提高也可能降低股票價格的波動性，主要取決于經濟波動背后的微觀結構。
由于學術界和實務界對于保證金這一政策工具的有效性始終未達成一致的看法，而利用美國市場數據進行實證研究的一個局限性在于美聯儲自1934年以來僅僅對保證金比率調整了22次，并且自1974年以來就再未調整過，因此美國市場的數據并不足以就這一問題給出可信服的統計檢驗結果。于是，Hardouvelis and Peristiani（1992）[9]轉而研究了東京股票交易所（TSE）的保證金調整情況。日本的保證金交易制度自1951年起開始施行，從1951年到1992年TSE就調整了100多次保證金要求。Hardouvelis and Peristiani（1992）發現，如果控制了股票收益水平的影響后則保證金比率的變化與股票的條件波動率顯著負相關，從而得出了保證金這一政策工具對于穩定二戰后的日本證券市場有著明顯的作用這一結論。然而，Lee and Yoo（1993）[10]對美國、日本、韓國和中國臺灣市場的研究卻發現，在短期影響方面，除了日本市場在調低保證金比率時對股票價格波動性有顯著影響外，其余市場的效果均不明顯。在長期影響方面則所有市場股票價格的波動性都不受保證金比率調整的影響。
近年來，隨著越來越多的新興市場開始推行信用交易，關于保證金水平調整與股票市場波動性之間關系的討論又再度引起學術界和實務界的廣泛關注。Fortune（2001）[11]發現保證金貸款數量與下一期的股票價格水平和波動性之間存在顯著為正的相關關系。Hardouvelis and Theodossiou （2002）[12]就Hsieh and Miller（1990）等對其研究方法的質疑進行了反駁，認為Hsieh and Miller（1990）等采用變量的一階差分而不用水平值來進行研究將會遺漏那些滯后的波動性和保證金要求對模型估計的影響，從而得出錯誤的結論。除了同樣得出保證金比率的高低與股票價格的波動性之間存在顯著為負的相關關系外，他們還進一步發現在牛市中這一關系格外顯著，但在熊市中則并不顯著。Li（2006）[13]的模型結果也表明，較高的保證金要求可以通過限制人的投機能力，從而降低股票價格水平及其波動性。
就臺灣市場而言，王（1992）[14]的實證結果發現，1987―1990年間臺灣市場融資比率及融券保證金成數的調整并不是股市波動率的Granger原因，但股市波動率卻是融資比率及融券保證金成數調整的Granger原因。許哲源（1992）[15]發現從日數據來看，1981―1991年間臺灣市場融資比率和融券保證金成數的調整對股市波動率并無顯著影響，但從月數據來看，融資比率與股價波動率之間存在顯著為正的相關關系，而融券保證金成數對股價波動率的影響則不顯著。柳春成（1996）[16]探討了1982―1990年間信用交易保證金比率的調整對臺灣股市波動率的影響，發現整體而言保證金比率的調整是一個無效的政策工具，但對高風險投資組合中的證券而言，無論調高還是調低保證金比率，股票價格的波動性都顯著擴大。Hsu（1996）[17]對1981―1991年臺灣市場的研究發現，從短期來看，只有極少的幾次保證金調整對股市波動性有顯著影響；從長期來看，保證金調整對股市波動性并無顯著影響。蕭憲鴻（1997）[18]探討了1988―1990年以及1996―1997年信用交易保證金比率的變動對股指收益率及其波動性的影響，發現提高信用交易保證金比率無法降低股價的波動性，但降低信用交易保證金比率卻會加大股價的波動性。姚海青等（1999）[19]用GARCH模型研究了融資比率與融券保證金成數調整對股價波動性的影響，發現融資比率與融券保證金成數的調整并不會對股價的波動性產生影響。郝翠翎（2002）[20]用事件研究的方法以及GARCH模型檢驗了保證金比率的變化對其所構造的股票組合價格波動性的影響，發現保證金比率和股價的波動性之間存在負的相關關系。
三、實證研究
（一）樣本選擇和變量的計算
由于自1997年10月21日起，臺灣市場信用交易的保證金比率不再與股指聯動，而改由財政部依據市場及經濟環境的需要來擬定和調整，因此我們選取1997年10月21日到2007年7月31日臺灣加權指數的日數據臺灣加權指數的數據來自Wind資訊。進行研究，并根據表3中1997年10月21日之后的7次（不包括1997年10月21日那次調整）融券保證金成數調整時間，將總的樣本期間劃分為8個子區間。
1．指數日收益率的計算
3．代表融券保證金成數調整的虛擬變量
為了研究融券保證金調整是否會對股票市場的波動率產生影響，對應于1997年10月21日之后的7次融券保證金成數調整，我們引入了7個代表融券保證金成數調整的虛擬變量，其中i=1，2，…，7，本次融券保證金成數調整后到下一次融券保證金成數調整前該變量值為1，其他時段該變量值為0。
（二）模型設定
根據Hardouvelis and Theodossiou（2002）的研究結果，當期的股市波動率水平會受到上一期的股市波動率水平，上一期的波動率沖擊（用上一期股市收益率的絕對值來表示），以及上一期的股市收益率（主要用于控制所謂的杠桿效應）的影響，因此，本文的研究將基于下述模型來進行：
方程（3）的參數估計結果如表4所示。從表4中可以看到，t-1期的市場波動率水平和t-1期的波動率沖擊對t期的市場波動性都有顯著為正的影響，而t-1期的收益率則對t期的波動性有顯著為負的影響。對于本文研究的重點，即融券保證金成數的調整對股市波動性的影響，我們可以看到7個虛擬變量中有4個達到顯著性水平。代表融券保證金成數調高的虛擬變量D5、D6的系數均顯著為正，D2、D4雖然系數為負但并不顯著；代表融券保證金成數調低的虛擬變量D1、D7的系數均顯著為負，D3的系數雖然為正但也并不顯著。因此，整體而言，調高融券保證金成數將增大股市的波動率，而調低融券保證金成數將減小股市的波動率。此外，融券保證金成數的下調可以視作對賣空限制的放寬，這也就意味著放寬賣空約束不僅不會使市場的波動性變大反而會使市場的波動性減小。
為什么會有這樣一種結果呢？Kumar，Ferris and Chance（1991）認為證券市場上主要有兩類活躍的參與者：一是投機者；二是理易者。前者的投機活動會使證券價格偏離其均衡價值，從而增大市場的波動性。而后者主要根據已有的信息來預測股票的收益和風險，然后做出買賣決策。這種基于信息因素和流動性因素的交易活動可以增加市場的流動性，從而降低股市的波動性。因此保證金比率的調整對市場波動性的影響存在兩種截然相反的效果：一方面，保證金比率的調整意味著交易成本的變化，調高保證金比率可以在一定程度上限制投機者的投機行為，從而降低市場的波動性，這也就是所謂的“投機性效應”（Speculative Effect），其背后所隱含的經濟機制也就是Garbade（1982）提出的所謂金字塔式效應；另一方面，調高保證金比率也會增加理易者的交易成本，隨著理易者交易活動的下降甚至部分理易者退出市場，市場的流動性就會下降，從而波動性增大，這也就是所謂的流動性效應（Liquidity Effect）。因此，保證金比率調整對證券市場的實際影響要取決于這兩個方面的力量對比。如果投機性效應較大，則調高保證金比率可以降低證券市場的波動性；反之，則調高保證金比率不僅不會降低證券市場的波動性，反而可能提高證券市場的波動性。從本文的實證結果來看，顯然流動性效應占了主要地位。
此外，融券保證金成數的下調可以視作對賣空限制的放寬，本文的實證結果也就意味著放寬賣空約束不僅不會使得市場的波動性變大反而會使得市場的波動性減小。筆者認為這主要是由于如果市場不允許賣空或者對賣空交易限制較為嚴格，則會呈現單邊運行態勢，一旦出現嚴重的供求失衡，市場便會產生巨幅的振蕩。而如果引入賣空交易機制或者放寬對賣空交易的限制，則可以增加證券的供給彈性。當證券價格因為投資者的過度追捧或是惡意炒作而變得虛高時，市場中理性的投資者會及時察覺到這種現象，賣空這些價格被高估的股票，從而使得這些股票的供給量明顯增加，這一方面可以緩解市場上對這些股票供不應求的緊張局面，抑制股價泡沫的繼續生成和膨脹；另一方面，也會向其他投資者傳遞股價被高估的信號，促使過度高漲的證券市場重新趨于理性。此外，當這些被高估的股票因泡沫破滅而出現價格下跌時，先前賣空這些股票的投資者因到期交割的需要又會重新買入這些股票，這一方面會增加市場對這些股票的有效需求，在某種程度上起到“托市”的作用；另一方面也會向其他投資者傳遞股價被低估的信號，促使股價回復到真實的價值水平上來，從而達到穩定證券市場的效果。
四、結論與建議
目前世界上絕大部分發達市場都允許賣空交易，自1990年以來新興市場中允許賣空交易的比例也不斷提高。部分國家的監管層之所以遲遲不敢放開對賣空交易的限制，其主要原因之一就是擔心賣空交易可能會引起過度投機從而導致市場的波動性加大，甚至引發市場危機。但是從本文的實證結果可以看到，融券保證金成數的下調，即放寬賣空約束不僅不會使得市場的波動性變大反而會使得市場的波動性減小。只要我們在推出賣空機制后加強對賣空交易活動的監管，強化與賣空交易相關的信息披露，引入賣空機制并不會造成市場的過度波動，反而可以提高市場的流動性，起到穩定市場的積極作用。
此外，就我國而言，根據2006年8月21日滬深交易所公布的《融資融券交易試點實施細則》，目前上交所和深交所對融資和融券交易保證金比例的規定均為：初始保證金比例不得低于50%，維持保證金比例不得低于130%。盡管實施細則中并未提及保證金比率的調整問題，但筆者認為信用交易機制的推出可以為證券市場的監管部門提供一種靈活、透明及制度化的監管工具和宏觀調控手段。以融券交易保證金比率的調整為例，當監管部門發現證券市場中的證券價格因為上漲過高而出現泡沫的跡象時，可以下調融券保證金要求；反之，則可以上調融券保證金要求。盡管目前有些學者認為保證金的調整往往滯后于市場的變動，并非是一個有效的政策工具，但筆者認為其最重要的意義就在于給投資者傳遞了一種信號，理性的投資者必然會通過對這種消息的消化和吸收來調整自身的預期和行動，從而改變證券市場的供求力量。
總之，信用交易是一把雙刃劍，在為證券市場帶來有效性和流動性的同時，也可能給市場帶來某些負面的影響。但近年來隨著證券市場的發展，信息的透明性和監管的有效性都在逐步提高，對于廣大的新興市場而言，引入信用交易特別是賣空交易的利是明顯大于弊的。在建立信用交易制度的過程中我們一定要注意考慮本國的金融結構、市場的發達程度和實際監管水平，從而設計出最適合本國證券市場的交易規則。
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第4篇：證券股票論文范文
司法會計鑒定書
（文號）
（鑒定專用用章）
（日期）
緒 言
×年×月×日，本院法紀檢察科提出委托，要求對A某某案中直接經濟損失數額作出司法會計鑒定結論。
A某某，男，×歲，大專文化程度，現任甲公司證券業務部副經理?！聊辍猎隆寥眨湓谖磳π麻_戶股民B某某賬戶完成驗資的情況下，擅自允許該戶全額透支交易近×元，給本單位造成巨大經濟損失。
檢驗收集了與A×#B某某股東賬戶相聯系的甲公司證券業務部×年×月×日和×年×月×日的B某某資金賬戶及其相關的交割單和委托單、中央登記結算公司A×#B某某股東賬戶籌碼清單等會計資料。
檢驗采用核對法和分析法，逐一核對交易數量、金額和委托手續，對比委托價與成交價、申報時間與成交時間，計算虧損數額。
所列檢材均冠以S字母，統一以兩位數編號。
檢 驗
1.甲公司證券業務部B某某資金賬戶記錄：×年×月×日開戶，未存入資金，×年×月×日賣出股票收回資金×元，×年×月×日與×年×月×日之間無記錄（見S03）。
2.甲公司證券業務部B某某資金賬戶×年×月×日清算交割單及其配對交割單記錄：先買入后賣出，再買入再賣出；共×股票×股，成交總額×元，賣出×股，成交總額×元，軋差-×元，與當日余額一致。顯然，該戶未曾存入資金，第一、第二筆買入交易系全額透支?！聊辍猎隆寥找陨腺Y料記錄：賣出×股票×股，成交總額×元。至此，×股×股票全部平倉，交易虧損×元，與×年×月×日余額一致（見S01、S02）。
3.甲公司證券業務部B某某資金賬戶買入×股×股票有委托單，其中，×股委托價與成交價一致，申報時間與成交時間幾乎一致；×股委托價與成交價一致，申報時間等于成交時間；×股與×股合填一份委托單，且混填×股和×股賣出；×股委托價與成交價相近，申報時間等于成交時間（見S04至S36、附表）。
4.甲公司證券業務部B某某資金賬戶賣出×股×股票，僅有×年×月×日表明×股賣出委托的×股和×股兩份賣出委托單，但另有×股和×股賣出混填在×股買人委托單上；×股委托價與成交價相近，申報時間與成交時間幾乎一致（見S05、S37至附表）。
5.中央登記結算公司A×#B某某股東賬戶籌碼清單顯示，該戶×年×月×日賣出×股，系乙公司證券業務部強行平倉，無委托單（見S57、附表）。
6.甲公司證券業務部B某某資金賬戶清算交割單顯示，每筆交易數量和成交總額均與配對交割單數量和成交總額合計數一致（見S01至S02、S06至S36、S39至S56）。
論 證
1.按股票交易管理規定，股民開設資金賬戶需存入一定數量的資金，并只能在此額度內買入股票；委托單限填一次同向交易委托內容，更不能混填反向交易委托內容。履行股票交易管理的行為人理應制止這些不規范的交易行為。
2.按股票交易管理規定，委托人須在事先填妥委托單，管理行為人應對買入委托人的資金狀況嚴格審核，決定是否向交易員申報，避免出現既委托價等于成交價，又申報時間等于成交時間的情況。
3.按最高人民檢察院有關罪認定的規定，直接經濟損失必須是與管理活動有直接因果關系，且對財產所有權的喪失，行為人顯已不具備挽回能力。若嚴格規范交易行為，上述B某某賬戶的虧損當可避免。且根據中央登記結算公司A×#B某某股東賬戶籌碼清單，現籌碼已全部平倉，管理行為人顯已無力挽回損失，所以，×元符合以上的兩個條件。
4.按股票交易管理規定，股票業務與自營業務的賬戶必須分開，因此，不能將在B某某賬戶非法自營交易所獲取的盈利視為彌補該賬戶虧損的能力。
結 論
因甲公司證券業務部股票交易管理行為人疏于職守，使B某某賬戶交易行為嚴重不規范，造成直接經濟損失×元（大寫）。
鑒定人：
（簽 章）
（鑒定資格證書號：×）
復核人：
日期：
第二部分文證審查意見
司法會計文證審查意見書
文號
一、基本情況
x年x月x日，公訴人某某某提出委托，要求對A某某案件中的司法會計鑒定結論文書進行審查。
x鑒定機構提供的鑒定結論稱，因甲公司證券業務部股票交易管理行為人疏于職守，使B某某賬戶交易行為嚴重不規范，造成直接經濟損失×元。
二、審查情況
該鑒定思路清晰、方法得當、檢驗充分，但論證尚缺火候。需在“所收集檢材是否合法”和“所收集檢材是否真實有效”兩個問題上，補充論證。
第5篇：證券股票論文范文
論文關鍵詞：投資者行為；理性投資；均衡市場
一、投資者行為理論形成與發展
自從經濟學誕生以來，“經濟人”思想一直統治經濟學界。在古典經濟學家看來，市場機制如同“無形之手”支配著“經濟人”行為，市場價格能夠隨著供給與需求的變化及時調整，社會經濟始終處于均衡狀態。均衡理論自從亞當·斯密創立以來，經新古典經濟學派馬歇爾、瓦爾拉斯及貨幣學派的弗里德曼，理性預期學派的盧卡斯等人的深人研究，日臻完善，成為描述市場運作方式最全面、系統的理論。均衡理論涉及到經濟學的各個領域，投資者行為理論是均衡市場理論的延伸，是均衡分析方法在證券市場中的運用。
1952年，美國經濟學家哈里·馬柯威茨(HarryMarkowitz)發表了題為《資本選擇》的論文，運用收益、方差的分析方法，確立了風險資產組合的有效邊界，形成了最優資產組合的思想。該理論被認為是運用均衡思想建立的最早的資產管理模型。20世紀60年代，夏普(william sharpe)和林特(Johnlinter)與莫西(Janmossion)以資產組合模型為基礎創立了資本資產定價理論(CAPM模型)。該理論在一般均衡框架下研究單個投資者理性選擇而形成的整體市場均衡，用證券市場線來描述證券價格的形成機制，即在均衡條件下證券的收益與風險成正比的關系。投資者通過分散投資化解非系統風險，市場風險則是單個證券對系統風險的敏感度(B值)。投資者依據所承擔的風險得到相應的風險溢價。投資收益的正態分布和收益與風險的對稱性是CAPM模型所揭示的均衡股票市場的實質。CAPM模型把均衡分析、理性選擇運用到證券市場，把風險資產的預期收益看成是風險證券對市場風險的敏感度來決定的，把系統風險作為風險概念運用到資本市場分析中，被稱之為證券市場理論的革命。但由于CAPM模型建立在嚴格的假設條件之上的，后來的經濟學家對其有效性提出了質疑。羅斯(Ross1976)認為，在平均分散的競爭性市場中，風險證券組合的收益與風險在實證中是不可能測定的。20世紀70年代中期，羅斯創立了投資者套利定價理論(APT模型)。與CAPM相比，ATP放松了假設條件，認為影響證券收益的不是一個因子，而是多個因子，證券的收益同影響收益的多個因子有關(因子模型)。投資人在不增加風險的情況下尋找相同因子對相同股票產生不同影響的投資機會。因子模型表明承擔相同因素風險的證券應是有相同的收益，而當風險證券的價格處于非均衡狀態時，就產生了套利機會，套利活動將改變證券的收益，使證券市場達到均衡。
投資者行為理論的又一個分析視角是有效市場理論。如果說資產組合理論解決了均衡證券市場中的收益與風險的關系問題，那么，作為均衡市場的又一支點的有效市場理論(EMH)則解決了證券價格的形成機制問題。早在1900年法國經濟學家巴歇利爾(I~uisbachelier)就提出了商品價格的隨機波動原理，商品的當前價格是對其未來價格的無偏差估計，商品的現在價格等于其未來的期望價格。1938年，美國投資理論家威廉斯(williams)提出了證券的內在價值是由未來股利的折現所決定的。該理論認為人們可以通過完全信息及理性預期判斷股票的價值，投資者的行為反映市場的信息。1959年英國統計學家坎達爾(kendal1)研究發現資產價格的變動呈隨機游走規律，證券未來的價格獨立于當前的價格，價格變化完全是隨機的，不存在特定的規律。1970年法碼(Fama)在對過去的有效市場理論進行系統的總結的基礎上，提出了完整的有效市場理論框架，法碼(Fama)給有效市場的定義是，有效市場的證券價格總是可以體現可獲得信息變化的影響。托賓認為股票市場的有效性包括：有效信息、有效組織、有效評價。即在公開信息、市場無障礙條件下，證券價格能夠被市場充分反映。
資產組合理論、有效市場理論構成了現代均衡股票市場理論的基石?！袄硇匀恕迸c信息充分是其共同的理論假設，均衡市場和有效市場是其理論的結論。但20世紀90年代以來，隨著金融市場各種“異象”的積累，基于理性分析的均衡市場分析范式在理論與實踐上都遇到了挑戰。首先，均衡市場假設的投資者完全理性及公開信息在理論上受到了越來越多經濟學家的質疑。AndreiShleifer認為投資者的偏好和理念符合的是心理學規律并不是標準的經濟學模型?！巴顿Y者心態”是基于心理學的啟發，而不是貝葉斯理性的概念。其次，在實證方面，席勒(Shiller1981)發現股票波動不是簡單“價格由未來紅利凈現值決定”所能解釋的。就連法馬也承認，基于證券過去收益所做的預測‘與早期的研究結論不相一致。正因為股票市場存在著許多均衡理論所不能完全解釋的現象，激起了非均衡股票市場理論的誕生。行為金融理論認為，實體經濟與證券市場并非存在完整的線性關系，股票市場并非總是均衡的市場。因為投資者在面對不確定的未來世界時，并不能保證完全的理性，人們的投資行為僅具有有限理性的特征，而且心理因素在投資決策與資產定價中具有不可缺少的影響力。
二、投資者行為理論要點及現實意義
(一)投資者行為理論要點
均衡證券市場理論由其前提條件和結論兩部分組成。就研究方法來講，均衡股票市場理論以新古典經濟學理性選擇和均衡分析為基礎。
第一，從經濟人和理性人的角度研究人的行為：在行為動機上，投資者總是追求自身利益最大化；在行為方式上，能夠在環境和約束條件下，選擇最優的行動方案。所以，證券投資者總是在既定風險條件下追求最大的收益，或者在既定收益條件下尋求最小的風險。
第二，以“市場出清”為依據，闡述信息的作用以及投資者對市場信息的反映。首先，市場的信息是公開和真實的，不存在“非對稱信息”；其次，信息的傳播渠道是暢通的，投資者能夠及時、準確的獲得市場信息；最后，投資者能夠有足夠的知識和能力分析、判斷所獲得的信息，不存在對信息反映過度或者反映不足。
第三，同古典經濟學一樣，均衡證券市場理論是在既定的市場制度下，來研究投資者的行為，或者說，均衡證券市場理論認為：市場機制是有效的，在自由競爭的市場制度下，理性人的競爭與選擇以及對收益與風險的權衡是均衡證券市場形成的動力。
在既定的理論前提下，投資者行為理論得出的結論是證券市場是均衡的市場，均衡市場的特征體現在以下幾個方面：
第一，投資者具有理性選擇的能力。作為理性的經濟人，投資者能對證券做出合理的價值評估，在既定風險條件下追求最大的收益，或者在既定收益條件下尋求最小的風險。
第6篇：證券股票論文范文
【論文摘要】《證券投資學》課程實驗的開展調動了學生的學習積極性，加深了對理論知識的理解。但現有的理論教學過程中，如何利用有限的實驗達到高效率？實驗教學內容的具體安排則起著關鍵作用。文章就《證券投資學》課程實驗教學內容進行了探討。
《證券投資學》是一門理論性和實踐性結合緊密的課程，將理論教學內容與證券投資實踐結合在一起，能加深學生對基本概念、基本原理的理解，增強學生學習的趣味性、操作性和感性認識，激發學生的主動性和創新性，拓展學習的深度與廣度，提升學生分析問題、解決問題的能力和實踐動手能力，從而提高金融學專業人才培養質量。
一、《證券投資學》課程實驗內容的設計思想
目前開設《證券投資學》課程實驗的院校很多，但大多實驗教學內容相對分散,難以收到較好的效果。依據金融學專業全程式實驗教學體系的思想，在講授《證券投資學》課程時，將實踐教學的內容與理論知識學習結合起來,《證券投資學》課程實驗主要針對課程中專業性較強、涉及范圍較少的單元，開展針對性的專業實驗，進行相關單項基本技能的訓練并鞏固課堂教學中的理論知識，同時重視與前續、后續課程內容的銜接,避免實驗教學內容的交叉與重復。
二、《證券投資學》課程實驗內容設計的理論依據
理論知識是形成實踐能力、應用能力的基礎。能力在掌握一定知識的基礎上經過培養訓練和實踐鍛煉才能形成。因此學生首先要打好實踐課堅實的理論基礎，為以后的課程實踐做好準備。因此，課程實踐教學內容設計需堅持與理論教學相容性原則。要在有限的學時下，合理安排理論教學與實踐教學的時間，做到既保持理論知識體系傳授的完整性，又讓學生得到較充分的實踐性課程的訓練。
國內證券投資學的基本理論框架一般分為四大部分:證券投資的基礎理論、運行理論、決策理論和調控理論與政策。由于金融專業《證券投資學》的前期課程《金融市場學》，已經比較詳細的介紹了證券投資基礎理論中的證券投資工具股票、債券、基金、權證、期貨與期權，而有關證券市場的運行理論在投資銀行中也已重點介紹，這兩部分可不再重復介紹；在進行《證券投資學》的講授中可以把內容側重在證券投資的決策理論和調控理論與政策上。具體內容包括：證券投資的組合分析、基本分析、技術分析，證券市場的調控與管理。由于金融專業《證券投資學》的后續課程是《證券投資技術分析》，因此，在《證券投資學》課程講授中技術分析的內容只是簡單介紹。
三、《證券投資學》課程實驗設計的內容
由于《證券投資學》課程實驗學時有限（12學時），因此重點實驗內容是對投資組合理論、證券特征線進行驗證，通過這部分實驗課的教學，使學生初步掌握證券投資的投資組合分析的驗證，繪制無風險證券與一種風險證券組合的可行集、多種證券的最優組合分析。具體步驟如下：
1.繪制無風險證券與一種風險證券組合的可行集
主要是需要計算一種證券的期望收益和標準差。
（1）數據的獲得。首先將大智慧軟件數據顯示周期選為月，使得股票價格為月度數據，然后對股價進行復權處理（通過復權處理使得股價不僅反映資本利得，還能反映紅利收益），最后導出到excel，得到股價數據。如果有數據庫，也可以從數據庫中得到股價數據。
（2）計算股票的年度收益率。利用excel的自動計算功能可以得出股票年度收益率數據
（3）計算該股票的期望收益與標準差。在d3單元格輸入excel自帶公式average(c3:c18)就會輸出方正科技的期望收益，輸入stdevp(c3:c18)可以輸出該股票的標準差。
（4）計算風險資產和無風險資產在無賣空時的組合收益和標準差。
①把已知數據輸入excel表格，無風險資產本例中選擇銀行存款，收益為4.14%。
②在表格中輸入無風險資產的投資比重，并逐步遞減。由于有無賣空限制，所以風險資產的投資比重依次遞增，兩者之和為1。在組合的期望投資收益率單元格輸入公式，本例中為a8*0.0414+b8*0.152。同理得到組合的標準差，當無風險資產與風險資產組合時組合的標準差公式為σp=|θσ|，本例為b8*0.3662。
③畫出資本配置線。在excel菜單中點擊“插入”、“圖表”，選擇xy散點圖，平滑線散點圖。點擊下一步，在圖表源數據對話框中修改數據區域，x軸選擇標準差數據d8:d28，y軸選擇期望收益率數據c8:c28。點擊下一步，選擇圖表保存位置，得到了資本配置線。
2.多種證券組合的最優組合
如果只有兩種風險證券組合在一起，組合的期望收益率和標準差可以用公式求出，并得到相應的可行集曲線，但是，當組合的證券超過兩種時，必須要更復雜的計算工具。本實驗選取了其中的一種，采取規劃求解這一工具來達到實驗目的。
（1）基礎數據的收集。實驗中試圖計算多種股票組合在一起的時候的可行集，因此，還是要按照實驗一的方法獲得四種股票的年度收益率，期望收益率和標準差。選取四支股票，除了要計算每支股票的期望收益率和標準差，還要計算他們之間的協方差，這里運用covar這個函數，計算方正科技和邯鄲鋼鐵的協方差就可以在單元格輸入covar(c3:c12,f3:f12)，同理計算出其他協方差，就可以得到四支股票的協方差陣。
（2）四種股票最優組合的計算。
①規劃求解的安裝。在excel菜單中點擊“工具”、“加載宏”，出現加載宏的對話框，在對話框中選擇規劃求解，然后“確定”，這時規劃求解已經成功安裝。
?、谠趀xcel表格中輸入已知數據。
③建立運算區域。把期望收益率數據填入到相關表格，在單元格中預留最優投資比重、投資組合收益率、投資組合方差、標準差等。預設最優投資比重為1、0、0、0，即全部投資于邯鄲鋼鐵這支股票上運用矩陣運算的方法計算出組合方差。并對組合方差開方。
這樣我們就建立了一個運算區，建立了各單元格數據之間的關系。一個單元格數據的變動就會引起其他數據做出相應變動。
④通過規劃求解求出最優解。在excel里建立約束條件區域，把相應的約束條件列出，規劃求解的原理就在于電腦自動對符合條件的解進行篩選，得到最優解，因此，必須準確設定篩選條件。在這個約束條件區，投資的比重相加應該等于1，在相應單元格輸入=sum()。如果是無賣空情況，每個股票的投資比重都是>=0的，當人為設定一個目標收益率，電腦就會自動的計算符合條件的標準差最小的解，這也就是所要找的最優解。不斷的變換目標收益率就得到了很多組最優解就是要找的有效前沿。
點擊工具菜單，就會在其中找到規劃求解這一選項，點擊打開規劃求解對話框。在對話框中設置約束條件，最優解就會自動輸出到相應運算區。假設設置某一目標單元格選擇“最小值”。約束條件在無賣空時應該有三個，一個是投資比重都應該>=0，投資比重之和應該等于1，然后輸入0.2，即目標收益率先預設20%。目標項、可變項和約束條件都輸入完畢就可以開始計算了，點擊“求解”，電腦會自動運算出結果，點擊保存，就會發現在原來的計算區數據已經更改。
在這個計算結果中，得到四種股票組合在一起，目標收益是20%的時候，組合標準差最小的解，這時候得到的解就是四個投資比重，投資比重分別為0.36、0.63、0.1、0，這就是找到的最優的組合。
⑤建立數據區。前邊得到的最優組合只是有效前沿的一個點，要得到有效前沿的其他點，就必須不斷的變換目標收益率，得到不同的最優解，最終畫出有效前沿。為了得到這樣一系列數據，要建立數據區來保存不斷計算求出的結果。把組合收益為0.2，標準差0.33寫入到數據區。接下來繼續運用規劃求解工具，把約束條件中的目標收益率20%變為其他數據，比如25%，求解就會得到另外一個最優解，依次不斷變化該單元格，就會得到需要的一些組合，不變計算的結果就是我們最終得到了完整的數據，
（3）既定目標收益率最優投資比重的求解。假如要投資于四支股票上，要求投資的收益率為28%，那么應該怎么分配風險最小呢？前面的規劃求解實際上就可以解決這個問題。只要在約束條件中添加0.28，即當收益率要求28%時，最優的投資比重應該是0、0.79、0.21、0。有賣空的時候也是如此計算，最終得到結果。
參考文獻
[1] 茲維博迪.投資學（第6版）[m].機械工業出版社.
第7篇：證券股票論文范文
關于A某某等挪用公款案司法會計鑒定報告
(文 號)
緒言
應貴院的聘請,對A某某、B某某、C某某挪用公款案所涉及的財務事實,進行司法會計鑒定。
案情概述: X年X月X日至X年X月X日,甲公司經理A某某、營業部會計B某某,利用職務之便,將甲公司的公款借給乙公司總經理C某某用于個人歸還借款、個人配資炒股等(以下略)。
鑒定要求: (1)A某某、B某某、C某某挪用公款X億元的查證。……(10)B某某挪用公款X萬元的查證。
檢材提供:A某某、B某某、C某某、D某某等人涉案的財務書證和案件資料,由～檢察院提供。
檢驗
(一)關于A某某、B某某、C某某挪用公款X元的查證
經查,根據提供的材料,X年X月X日至X年X月X日,丁公司向某銀行支行借款X元(見附件一/1-3);
X年X月X日至～X年X月X日,丁公司與甲公司簽訂委托國債回購協議。丁公司用貸記憑證劃給甲公司X元[見查證情況(五)](見附件一/4-15)。
……(尚余部分,略。下同)。
(三)關于A某某、B某某、C某某挪用公款X元的查證
經查,根據提供的甲公司存款憑條顯示:X年X月X日、X年X月X日,d公司存入甲公司的～資金賬戶X元、X元,合計X元(見附件二/6-9)。
根據提供的甲公司取款憑條顯示:X年X月X日,C某某簽字從“～”資金賬戶取款X元[見查證情況C某某向甲公司借款去向]、從d公司取款X元。以上合計取款X元,歸還d公司X元(見附件一/140-143、二/14-16)。
……。
(六)關于A某某、C某某撤銷“～”賬戶下的～股東賬戶,將～股“～”股票轉到f公司的查證
經查,X年X月X日,A某某不按與C某某所簽訂的借款協議的規定借款期限內乙公司方(C某某)不得以任何方式將資金劃出本協議所涉及的資金賬戶,卻同意C某某把指定交易的“～”賬戶下的～股東賬戶撤銷。根據甲公司取款憑條顯示:X年X月X日,由C某某簽字,將～股～股票,當時市值約X元轉到f公司[見查證情況(一)C某某向甲公司借款去向(見附件一/146-147)]。
……。
(十)關于B某某挪用甲公司總部公款X元和提取現金X元的查證
經查,根據甲公司X年X月X日的《情況說明》稱:X年X月X日,B某某將甲公司總部遺留下來的以“～”為名的資金賬戶余額為X元,全部轉存到其虛構的“～”股東賬戶,用于其個人炒股(見附件六/1-4)。
同日,B某某還將甲公司總部遺留下來的以“～”為名的資金賬戶余額X元,用于其個人炒股等。其中:X元經A某某簽字同意后取款,由B某某借給U某某X元轉存到B某某虛構的“～”股東賬戶;其余則由B某某以V某某的名義提走現金X元(見附件六/5-14)。
X年X月X日,U某某歸還本息X元。B某某全部轉存到其弟W某某的股東賬戶,用于個人炒股(見附件六/15-277)。
論證
中華人民共和國證券法第三十七條規定:證券交易所、證券公司、證券登記結算機構從業人員、證券監督管理機構工作人員和法律、行政法禁止參與股票交易的其他人員,在任期或者法定期內,不得直接或者以化名、借他人名義持有、買賣股票;第七十三條規定:在證券交易中,禁止證券公司及其從業人員挪用客戶所委托買賣的證券或者客戶賬戶上的資金,從事損害客戶利益的欺詐行為;第一百三十四條規定:證券公司自營業務必須以自己公司的名義進行,不得假借他人的名義或者以個人的名義進行;第一百四十一條規定:證券公司接受委托買入證券,必須以客戶資金賬戶上實有的資金支付,不得為客戶融資交易。A某某、B某某和D某某等人的所作所為,顯然違反了證券法的上述規定。
結論
(一)X年X月X日至X年X月X日,甲公司經理A某某、營業部會計B某某,通過丁公司向銀行借款X元,向x公司等單位和個人借款X元,扣除應付利息X元后,合計轉借給乙公司總經理C某某X元。在此期間,C某某將戊公司和己公司委托理財款X元、X元也存入“～”資金賬戶。～從“～”、“～”、“～”資金賬戶取款,主要用于:投資庚公司、辛公司X元;支付甲公司借款利息X元;歸還委托理財款本金及利息等X元[包括從C某某開設的“～”資金賬戶取款X元歸還戊公司委托理財款[見鑒定結論(五)];轉入其他證券公司X元配資炒股[包括從C某某開設的“～”資金賬戶取款X元],轉到戌公司[見鑒定結論(二)];支付c公司X元;歸還欠款等X元,包括從C某某“～”賬戶取款X元歸還d公司[見鑒定結論(二)(三)];X年X月X日,由K某某、C某某、A某某在甲公司取款憑條上簽字,撤銷“～”賬戶,將～股“～”股票～股“～”股票X元,轉到f公司和g公司[見鑒定結論(六)(七)]。由M某某在甲公司取款憑條上簽字,從“～”賬戶提取現金X元。X年X月X日,C某某已歸還戊公司委托理財款X元,但甲公司的X元借款并未歸還。案發時,追繳h公司、卯公司等X元,已發還甲公司。凍結C某某開設在g公司、j公司等股票賬戶,股票市值約X元(按目前市值計算,案發時市值約X萬元),凍結C某某證券及其他資金賬戶存款X元。
……。
(八)X年X月X日至X年X月X日,A某某、B某某分2次以甲公司的名義,向N某某借款X元,其中:X元轉到t公司的P某某資金賬戶,用于歸還P某某代A某某劃到其妻Q某某股東賬戶的X元;X元轉到B某某以“～”為名的股東賬戶,用于個人炒股;還有X元電匯到u公司X某某(A某某之弟)資金賬戶,用于個人炒股。案發前B某某從其以“～”為名的股東賬戶取款X元,歸還N某某借款X元,X元繼續留存在u公司X某某(A某某之弟)資金賬戶,歸還N某某。案發后分別凍結S某某資金賬戶(即原B某某的“～”賬戶,股票已全部轉出)資金余額X元:凍結X某某股票賬戶下的R某某賬戶,股票市值約X元(按目前市值計算,案發時市值約X萬元),凍結R某某資金賬戶余額約X元,X某某歸還X元現金;還凍結v公司賬戶資金X萬元。
……。
鑒定機構名稱及蓋章
高級司法會計師:
高級司法會計師:
日 期:
第二部分文證審查意見
司法會計文證審查意見書
文號
一、基本情況
X年X月X日,公訴人某某某提出委托,要求對案件中的司法會計鑒定結論文書進行審查。
～鑒定機構提供的鑒定結論稱,本案嫌疑人A某某、B某某和C某某使用公款X萬元,歸還了X萬元,未歸還X萬元等(因結論共有十項,在此略)。
二、審查情況
審查中發現該鑒定結論文書存在下列情況:
(一)未對同一涉案會計事實進行復式檢驗
名為司法會計鑒定結論文書,但檢驗仍使用審計查賬的敘事方法,而不是運用復式檢驗的觀察描述方法,亦即一筆收支應由同一方或不同方的兩份或兩份以上涉案會計資料證明。而該鑒定的檢驗大部分采用的是單式檢驗,亦即一筆收支未以多份涉案會計資料證明。
(二)可能使用了筆錄等言詞材料
該鑒定檢驗中還大量引用了疑似筆錄的言詞材料,這些非涉案會計資料的真實性,即便日后經法庭審理確認,也只能作為其它證據使用,而不能作為鑒定結論的依據。所以,這些檢驗顯然超越了司法會計鑒定的鑒定對象范圍。
(三)論證不正確
該鑒定進行了論證,但不正確,顯然是一種敷衍,等于沒有論證。
從本案實際情況來看,該鑒定至少應從兩個方面進行論證。第一,對檢材來源的合法性,從檢材是否由委托或提供方蓋章等角度予以論證;對檢材的真實有效性,應運用其它涉案會計資料,建立互為印證的關系,排除其中可能存在的或然性。而該鑒定的現有論證卻援引有關規定,說明嫌疑人個人不該介入證券交易,顯然與嫌疑人該不該使用公款個人介入證券交易無關。
(四)鑒定結論表述過于復雜
應該說,該鑒定確實花費了大量的查賬精力,僅涉及的公司和人物就分別有39家和22人,彼此關系錯綜復雜。也正因為如此,該鑒定更應為鑒定結論使用人著想,設法將復雜問題簡單化,盡量以最簡捷的方式表達鑒定結論。而且從本案實際情況看,該鑒定結論也僅需濃縮檢驗內容而已,基本上不涉及復雜的主觀判斷問題,因而也更易于做到明確簡捷。最妥的方法應是以嫌疑人為單位,將各人所使用的公款數額及其日期、來源、去向和歸還等情況制成明細表格,再配以簡短的文字說明。
然而,該鑒定結論卻表述得相當復雜,不僅冗長,共計十項,而且每一項中還需參見其它項。這種方法不可取。
(五)鑒定結論與檢驗有部分脫節
應當說,鑒定結論所涉事項應在檢驗中有所體現,否則,結論也就成了臆斷。事實上,該鑒定結論部分確有一家公司(x)和一位人物(X)未在檢驗部分中出現過,顯然是遺漏檢驗的。
三、審查結論
1.文書改為類似于查賬報告的涉案會計事實證明文書(可免去大量的補充工作,也便于為今后初次鑒定的提出留有余地)。公訴人也宜以查賬報告使用。不宜由查賬報告證明的事項,應以言詞證據補強。
2.對遺漏檢驗的事項予以補充檢驗。
3.對文書內容做三方面調整。第一,刪除非涉案會計資料的引用。第二,若改為查賬報告的,論證部分無需存在。第三,簡化結論,并制表歸納。
第8篇：證券股票論文范文
一、美國對權益性證券投資的會計處理
美國會計準則規定公司在進行證券投資時按照下列程序進行決策,以確定投資所使用的核算方法(假定甲公司購入乙公司的股票):第一,甲公司購入乙公司證券是否為了對其實施重大影響?如果是,則采用權益法核算;如果否,則考慮此證券是否有容易確定的公允價值嗎?第二,如果沒有確定的公允價值,則采用成本法核算;如果有確定的公允價值,則考慮購入的證券是否可以劃分為可供銷售的證券和交易性證券?第三,如果能夠劃分,則采用公允價值法;如果不能劃分,則需要對證券重新分類后采用公允價值核算。以舉例的形式闡述上述投資決策中所使用的核算方法:
例:甲公司2002年1月5日以現金50萬元購入乙公司10萬股普通股,每股5元,占乙公司總股份的20%.乙公司2002年初的凈資產200萬元,乙公司2002年凈收益40萬元,2002年12月31日支付現金股利60萬元(每股1.2元)。2002年——2003年累計凈收益150萬元。
1、公允價值法
(1)若甲公司將購入乙公司股票劃分為交易性證券,則使用公允價值法。一般說來,證券劃分為交易性證券的前提是有容易確定的公允價值,因而假定2002年12月31日、2003年12月31日乙公司股票市價分別是每股8元、6元。2004年1月20日出售此證券,收到現金60萬元。則賬務處理如下:
①2002年1月5日,取得投資時,借記:普通股票投資—乙公司500000,貸記:現金500000.
②2002年12月31日,收到股利時,借記:現金120000,貸記:股利收入120000.
③2002年12月31日,記錄公允價值變化,公允價值的變化額為100000×(8-5)=300000元。賬務處理為:借記:普通股票投資—乙公司300000,貸記:未實現的持有利得300000.
④2002年12月31日記錄公允價值變化,公允價值的變化額為100000×(8-6)=200000元。借記:未實現的持有損失200000,貸記:普通股票投資—乙公司200000.
每期末未實現的持有利得或損失賬戶是虛賬戶,其余額反映在損益表中。
⑤2004年1月20日出售證券時:借記:現金600000,貸記:普通股票投資—乙公司500000,貸記:證券銷售已實現利得100000.
(2)若甲公司將購入乙公司股票劃分為可供銷售的證券,則甲公司使用公允價值法
取得投資時會計分錄同①2002年12月31日,取得股利時會計分錄同②。
⑥2002年12月31日記錄公允價值變化,借記:普通股票投資—乙公司300000,貸記:未實現的持有利得/損失300000.
⑦2003年12月31日記錄公允價值變化,借記:未實現的持有損失/損失200000,貸記:普通股票投資—乙公司200000.
每期末未實現的持有利得/損失,在資產負債表股東權益的累計其他綜合收益中反映。
⑧2003年1月20日出售證券時,借記:現金600000,借記:未實現持有利得/損失100000,貸記:普通股票投資—乙公司借記:普通股票投資—乙公司300000,貸記:未實現的持有利得/損失300000.
⑦2003年12月31日記錄公允價值變化,借記:未實現的持有損失/損失200000,貸記:普通股票投資—乙公司200000.
每期末未實現的持有利得/損失,在資產負債表股東權益的累計其他綜合收益中反映。
⑧2003年1月20日出售證券時,借記:現金600000,借記:未實現持有利得/損失100000,貸記:普通股票投資—乙公司500000,貸記:證券銷售已實現利得200000.
(3)若美國公司購買證券后未進行分類,SFASNO.115規定每期末需對投資證券重新分類。若交易行證券轉為可供銷售的證券,則損益表中已確認的未實現持有利得/損失不再調整,只是變更年度證券的公允價值變化時變換賬戶名稱。
⑨記錄變更當年公允價值變化時,借記:未實現的持有損失/損失200000,貸記:普通股票投資—乙公司200000.
⑩若可供銷售證券劃為交易性證券,則在變更年度應將已記錄在其他綜合收益中的未實現持有利得/損失通過下列分錄轉記到損益表中,并記錄公允價值變化。借記:未實現的持有損失/損失300000,貸記:重新劃分權益性證券已實現利得300000.
2、若美國公司運用成本法,則對投資的核算如下:
2002年1月5日,取得投資時會計分錄同①
2002年12月31日,取得股利時,因為2001年度乙公司的凈收益400000元小于支付得股利600000元,所以甲公司應確認的股利收入為400000×20%=80000元,借記:現金120000,貸記:股利收入80000,貸記:普通股票投資—乙公司40000.
2003年乙公司未分配股利,甲公司不做帳務處理。
3、若美國公司選用權益法,則進行如下的投資核算:
2002年1月5日取得投資時會計分錄同①
2002年12月31日實現投資收益,借記:普通股票投資—乙公司80000,貸記:投資收益80000.
2002年12月31日取得股利時,借記:現金20000,貸記:普通股票投資—乙公司120000.
期末,由于取得投資的成本高于在乙公司凈資產中所占份額,應將此差額(50萬-200萬×20%=10萬)分配給資產及商譽。假定8萬分配給未記錄商譽,攤銷期限20年;2萬元分配給低估的固定資產,攤銷期限5年,會計分錄為:借記:投資收益8000,貸記:普通股票投資—乙公司8000.
2003年12月31日應確認投資收益為(1500000-400000)×20%=220000,賬務處理為
借記:普通股票投資—乙公司220000,貸記:投資收益220000.
二、中國上市公司對權益性證券投資的會計處理
我國上市公司對購入的權益性證券,按照下列投資決策選擇投資核算方法:第一,投資權益性證券是否作為剩余資金存放形式,不以控制被投資單位為目的?如果是,則按短期投資核算,取得時按成本計價,期末按成本與市價孰低法計價;如果否,則考慮投資是否是為了對被投資單位實施控制、共同控制或有重大影響?第二,如果是為了實施控制、共同控制或重大影響,則采用權益法;如果不是為了實施控制、共同控制或重大影響,則采用成本法核算。
1、購入的證券作為短期投資時,初始價值按成本計價,每期末對短期投資按成本與市價孰低法計價。
①2002年1月5日取得投資時,借記:短期投資500000,貸記:現金500000.
②2001年12月31日收到股利時,借記:現金120000,貸記:短期投資120000.2002年12月31日成本(每股5元)低于市價(每股8元),不計提短期投資跌價準備。
2003年12月31日成本(每股5元)低于市價(每股6元),不計提短期投資跌價準備。
③2004年處置此投資時借記:現金600000,貸記:短期投資380000,貸記:投資收益220000.
2、若選用成本法,則進行下列核算:
2002年1月5日取得投資時,借:長期股權投資—乙公司500000,貸記:現金500000.
2002年12月31日,因為2002年度乙公司的凈收益400000元小于支付得股利600000元,所以甲公司應確認的投資收益為400000×20%=80000元,收到的股利小于確認的投資收益的差額(120000-80000=40000)沖減甲公司的初始投資成本。賬務處理為:借記:現金120000,貸記:投資收益80000,貸記:長期股權投資—乙公司40000.
3、若選用權益法,則長期股權投資的會計處理如下:
①2002年1月5日取得投資時借記:長期股權投資—乙公司(投資成本)500000,貸記:現金500000.
②2002年1月5日記錄股權投資差額時,借記:長期股權投資—乙公司(股權投資差額)100000,貸記:長期股權投資—乙公司(投資成本)100000.
③2002年12月31日確認實現的投資收益,借記:長期股權投資—乙公司(損益調整)80000貸記:投資收益80000.
④2002年12月31日,股權投資差額按10年攤銷,每年攤銷100000/10=10000元,借記:投資收益—股權投資差額攤銷10000,貸記:長期股權投資—乙公司(股權投資差額)10000.
⑤2003年12月31日應確認投資收益為(1500000-400000)×20%=220000,賬務處理為:借記:長期股權投資—乙公司220000,貸記:投資收益220000.
三、中美對權益性證券會計處理的異同
從以上實例分析中可得出:除了所使用的賬戶名稱不同外,美國和中國運用成本法和權益法對于現金方式取得的投資的會計處理相同,并且成本法和權益法之間相互轉換的會計處理也相同。下面比較兩國對權益性證券投資的差異:
1、美國和中國對權益性投資的分類不同。我國將普通股投資分為短期投資和長期股權投資。短期投資取以上文字出自論文寫作網
得時按成本計價,期末采用成本與市價孰低法。若對被投資單位存在控制、共同控制或有重大影響,長期股權投資采用權益法核算;若不存在對被投資單位控制、共同控制和重大影響,長期股權投資采用成本法核算。美國未進行長短期投資分類,而將權益證券分為交易性證券和可供銷售的證券。若對被投資單位存在重大影響,采用權益法;若不存在重大影響且購入證券的公允價值很難確定,采用成本法;若不存在重大影響且公允價值容易確定,采用公允價值法。
2、權益性投資在會計報表上的列示不同。我國將短期投資列示于資產負債表的流動資產中,短期投資跌價損失列入利潤表中;長期股權投資在長期投資中列示。美國將交易性證券列入資產負債表的流動資產,未實現的持有利得或損失在損益表中列示;若可供銷售的證券期望在一年或超過一年的一個營業期內變現,則將其列入流動資產,否則列入非流動資產,可供銷售證券未實現的持有利得/損失在資產負債表的股東權益中列示。
3、長期投資與短期投資之間相互轉換的會計處理不同。對長期股權投資變更為短期投資或短期投資變更為長期股權投資,我國會計制度沒有規定。而美國SFASNO.115要求在每期末對投資進行重新分類,可供銷售的證券可變更為交易性證券或相反,并規定了相應會計處理。
4、股權投資差額的攤銷不同。在使用權益法核算長期股權投資時,我國對低估被投資單位資產或未計的商以及高估被投資單位資產所產生的股權投資差額,采用統一的攤銷期限攤銷于每期的投資收益賬戶。而美國將股權投資差額分配于資產和商譽或都分配商譽中。
5、非現金方式取得權益性投資,其初始成本確定不同。我國對以非現金資產抵債或以應收賬款換入長期股權投資以及以非貨幣易換入長期股權投資,長期股權投資的投資成本是以賬面價值作為計價基礎。而美國對非現金補償方式取得投資,投資成本的計量基礎是公允價值。
第9篇：證券股票論文范文
關鍵詞：IPO 首日超額收益 保薦制
現實中往往存在IPO抑價現象，即上市公司首次公開發行股票時，其發行價格明顯低于上市首日的收盤價格，其中認購首次發行股票的投資者在新股上市首日獲得的顯著超額回報就是首日超額收益。
顯然IPO抑價現象違背了有效市場假說，使市場效率降低，而且從全世界各個市場的實際情況來看，即使是美國這樣比較發達的市場中，依然存在較為明顯的IPO抑價現象，這種現象被稱為IPO抑價之謎。由前人研究可知發達國家的上市公司首日收益率一般維持在16%以下，一些新興市場上則相對較高。然而我國的上市公司IPO首日收益率在各個發展時期均遠高于其他國家的平均水平。IPO高抑價一直是困擾我國股票市場發展的熱點問題。
變量選取與數據來源
（一）被解釋變量的選取
本文采用相對首日收益率來衡量IPO抑價情況，它等于絕對首日收益率減去發行日至上市日之間的市場回報率，市場回報率用上市日與發行日市場指數的差額占發行日市場指數的比率來表示，它考慮到了IPO發行當日與上市當日的市場因素，其計算公式為：
其中AdjRet代表相對首日收益率，Ret代表絕對首日收益率，MktRet代表發行日至上市日的市場收益率，P1代表上市首日收盤價，Po代表發行價，I1代表上市日市場指數，Io代表發行日市場指數。
（二）解釋變量的選取
價格因素：Po及P1。由AdjRet公式可以看出， Po與P1的相互關系決定了首日收益率的大小，預期AdjRet與Po負相關，與P1正相關。
信息不對稱因素：LTG及DAY。隨著不確定性的減少，新股首日收益率會逐漸降低。一般而言大公司比小公司的信息不對稱程度要低，公司發行流通股規模越大，則公司的規模越大。用公司發行流通股數LTG來表示公司規模的大小，預期AdjRet與LTG負相關。一般而言發行日至上市日時間間隔越長，市場不確定因素也就越大，這時為了吸引更多投資者進入市場，需要有更大的IPO抑價以彌補這一期間市場不確定因素可能帶來的投資者損失。DAY表示發行日至上市日間隔，預期AdjRet與DAY正相關。
市場環境因素：Io。IPO時，若市場氣氛高，則先驗不確定性增強，對投資者來說更加難以判斷未來情況，故而為了吸引這些投資者進入市場，需要有更大的IPO抑價以彌補先驗不確定性可能帶來的投資者損失。用發行日上海證券交易所A股收盤指數Io來代表IPO發行時的市場環境，預期AdjRet與Io正相關。
投資者投機行為：HSL。眾多學者認為IPO首日收益受到二級市場投資者的影響，尤其在實行二級市場配售的發行方式之后，二級市場投資者的投機行為更直接地影響了IPO發行。一般認為，換手率可以較好地反映市場投機程度，成熟市場的換手率是相當低的（劉鵬，2005）。市場上投資者的投機行為越多，則交易頻率就會上升，換手率HSL也就越高。預期AdjRet與HSL正相關。
承銷商信譽：Repu。保薦人即承銷商在IPO發行中的作用日益重要，故而引入承銷商信譽Repu來代表保薦人在IPO發行中的作用。筆者借鑒了朱菁（2009）在引入虛擬變量承銷商信譽Repu進入模型時使用的分類方法，根據中國證券業協會網站公告分類整理而得的其認定為創新類券商或獲準在我國境內開展證券承銷業務的外資券商名單，當主承銷商為名單內的證券承銷商時，代表該次發行由信譽較好的券商承銷，則Repu取值為1，否則為0。預期AdjRet與Repu負相關。
定價機制：DJJZ及PE。本文引入虛擬變量定價機制DJJZ來代表不同定價機制對IPO抑價產生的影響，當定價機制為市場化的政策，即為二次詢價制時，虛擬變量DJJZ取值為1；為行政化的政策，即為控制市盈率定價法時，取值為0。市場化的定價機制有助于促進市場功能的發揮，更能真實反應IPO的內在價值，有助于減少IPO抑價，反之則加大IPO抑價。預期AdjRet與DJJZ負相關。在實行控制市盈率的定價機制階段，市盈率PE成為決定IPO發行價格的重要因素，預期AdjRet與PE負相關。
發行方式：ZQL。2002年5月，我國新股全部開始以向二級市場配售的方式發行，投資者均可根據其持有的上市流通股票的市值自愿申購新股。2006年6月，我國新股發行方式采取了網下配售和網上抽簽相結合的方式進行，承銷商把一部分新股在網下配售給機構投資者，剩余部分上網公開發行。所以申購新股的中簽率ZQL也是決定IPO發行的重要因素。預期AdjRet與ZQL負相關。
（三）數據來源
筆者選取了2004年2月至2011年10月上海證券交易所168只A股IPO數據作為樣本（剔除了個別數據缺失的7只股票）。其中被解釋變量AdjRet是根據上海證券交易所網站提供的數據整理并計算得出，個別缺失的數據由《中國證券登記結算統計年鑒》、《中國證券期貨統計年鑒》以及《中國證券業年鑒》補充。七類共計10個解釋變量是根據上海證券交易所網站以及《中國證券期貨統計年鑒》提供的數據整理并計算得到，個別缺失的數據由《中國證券業年鑒》補充。
IPO首日超額收益模型構建與分析
（一）采用逐步回歸法構建模型
設我國股市IPO首日超額收益函數為：
首先分別作AdjRet與10個變量的單因素回歸，其中AdjRet受HSL的影響最大，因此選其為初始的回歸模型。
R2=0.1195， F=22.5199， D.W. =1.05
然后將其他解釋變量分別導入上述初始回歸模型，尋找最佳回歸方程，過程見表1。 因此，最終的IPO首日超額收益函數應以AdjRet=f（HSL， Po， DJJZ， Io， Pl）為最優。
（二）采用加權最小二乘法估計參數
用原模型的OLS估計量e2的絕對值的倒數為權重進行加權最小二乘估計（WLS），則有
R2=0.9998， F=13953.88， D.W. =1.51
可以看出，該方程各參數正負值均與預期相同，符合經濟意義；t統計量的值均通過檢驗，F統計量及擬合優度也通過檢驗；由于采用逐步回歸建立方程，故消除多重共線性，又用加權最小二乘法估計參數，故消除異方差性。
（三）我國股市IPO首日超額收益模型分析
1.投資者投機行為。換手率與首日收益率呈正相關關系，換手率越高，首日收益率就越高。我國股票市場的換手率很高，說明我國股票市場的二級投資者普遍還不夠成熟，投機行為相對較多，二級市場的炒作影響了IPO首日超額收益率。朱菁（2009）認為換手率是衡量股票交易冷熱程度的變量，換手率越高，表明市場對這只股票更為關注，對這只股票的炒作也就更為嚴重。二級市場有很多投資者是看好新股的長期發展而申購的，由于沒有中簽或者中簽量太小，他們會在第一天選擇買入新股并持有。此外，鑒于新股上市首日之后經常出現連續拉升，我國投資者對于新上市的股票向來比較熱衷。在這些買盤的推動下，新股首日價格不斷上漲。所以，換手率越高，IPO首日收益率也就越高。
2.定價機制。二次詢價制的定價機制對首日收益率有顯著的負影響，即我國目前采用的市場化的定價機制確實起到了減小首日超額收益率的作用。市場化的定價機制——二次詢價制，有助于促進市場功能的發揮，更能真實地反應首次公開發行的股票的內在價值，故而有助于減少IPO抑價，驗證了先前假設。
3.市場環境因素。發行日上海證券交易所A股收盤指數與首日收益率呈正相關關系，發行日收盤指數越高，則首日收益率越高。分析結果符合基于先驗不確定假說的“市場氛圍模型”，IPO發行時若市場氣氛高，則先驗不確定性增強，對投資者來說更加難以判斷未來情況，故而為了吸引這些投資者進入市場，需要有更大的IPO抑價以彌補先驗不確定性可能帶來的投資者損失。
4.價格因素。發行價格與首日收盤價格對IPO首日超額收益率的影響最大。從t值來看，首日收盤價格相對發行價格來說對首日超額收益率的影響更顯著。這也說明了二級市場的價格相對來說對IPO首日收益率的影響更大，與第一個影響因素相同，相對來說二級市場上的投資者投機行為對IPO首日超額收益的影響較大。
結論
二級市場的投資者炒作相對來說對我國股市IPO首日超額收益有較強影響，即不是一級市場的發行價格定的太低，而是相對地二級市場的投機炒作行為導致了我國如此高的IPO首日超額收益。
我國目前采用的市場化定價機制—二次詢價制，有效減小了IPO首日超額收益，促進市場更加真實地反映首次公開發行的股票的內在價值。
基于市場的先驗不確定性，當我國證券市場環境較好時，IPO首日超額收益也會較大，反之亦然。所以我國股市IPO首日超額收益隨著經濟波動而波動。
在保薦制的發行審核制度下，我國股市IPO首日超額收益與承銷商信譽無明顯相關關系，但與發行價格有強烈的正相關關系。這說明在保薦制下，即使承銷商聲譽很高，仍然需要依靠低價格來確保發行的成功，信譽高的承銷商與信譽低的承銷商所提供的服務質量沒有明顯差異。
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