股价影响（共12篇）
股价影响 篇1
电力上市公司是我国证券市场的重要力量, 也是较早走向公司化、股份化、市场化的企业, 其股票价格的影响因素一直受到各方的关注。本文以现金流这一日益受到企业及各利益相关者关注的指标作为研究重点, 将现金流系统划分为运营、筹资、投资以及分配四个子系统, 选取现金营运指数、即付比率、股利支付率等指标作为评价各个子系统的指标, 实证分析了各类现金流指标对电力上市公司股价的影响情况。
一、研究样本、变量选取及研究假设
1. 样本企业。
本文的研究对象为我国电力行业2004~2006年的A股上市公司。在样本的选取过程中, 剔除了2004年之后上市的2家A股上市公司和数据不易获得的4家B股上市公司, 最后选取了57家A股电力上市公司。
2. 变量选取。
本文选取了电力行业企业在筹资、投资、运营及分配四个方面的现金流指标作为变量, 研究这些指标对企业股价的影响。为了消除其他因素的影响, 尽可能最大限度地反映所选变量对股价的影响, 本文以各个公司当年财务报告公布后第十天的股价作为因变量。
筹资活动一方面能够满足企业生产经营、增加投资、改善资本结构和增加现金流的需要;另一方面, 筹资活动本身又具有一定的风险, 特别是债券筹资面临到期偿债的风险。本文在衡量筹资活动的现金流因素对股价的影响时, 选取了即付比率和现金流量比率。投资活动是企业扩大再生产和获取现金流的重要手段。一个企业投资项目信息的公布会对其股价产生有利或不利的影响, 并能够在很短的时间内造成股价的大幅波动。本文研究投资活动对股价的影响时选取了再投资现金比率, 以考察经营活动产生的现金流量满足企业再投资的程度对企业股价的影响。资本运营活动是企业现金流产生的最主要环节, 企业的现金流量主要由经营活动产生的现金流量构成。经营活动产生的现金流量是衡量企业盈利能力和评价企业业绩的主要因素, 也是影响企业股价的重要因素。本文选取了销售现金比率和现金营运指数来衡量经营活动对股价的影响。分配活动会影响企业的现金流, 尤其是现金股利的支付, 而如果企业没有足够的留存收益, 则会使企业的再投资和长远发展缺乏足够的资金支持。能否合理有效地确定企业的利润分配政策, 对企业股价有较大影响。本文所选取的变量详见表1。
3. 研究假设。本文的基本假设有:
假设1:股价与企业的筹资活动具有相关性。筹资活动既是企业实现生产、增加投资的必要环节, 同时也会因筹资的方式、渠道不合理等给企业带来巨大的风险, 因此假设筹资活动会对企业的股价产生影响。
假设2:股价与企业的投资活动具有相关性。投资活动是企业扩大再生产和获取现金流的重要手段, 投资活动的成功与否关系着企业的生死存亡, 其必然会影响股价, 因此假设股价与企业的投资活动具有相关性。
假设3:股价与企业的资本运营活动具有相关性。经营活动产生的现金流是企业现金流的主要来源, 同时也是衡量企业盈利能力和评价企业业绩的主要因素, 因此假设股价与企业的资本运营活动具有相关性。
假设4:股价与企业的利润分配具有相关性。分配活动尤其是现金股利的支付会影响企业的现金流量, 而股利分配政策的合理与否又会影响企业进一步的发展, 因此假设股价与企业的利润分配具有相关性。
根据以上假设, 笔者构建出如下模型, 并运用统计软件Eviews5.0对该模型和数据进行统计回归分析和假设检验。
二、回归分析
通过对样本数据的统计回归分析, 得出2004~2006年电力上市公司股价影响因素的分析结果, 见表2、表3和表4。
由表2可知, 2004年电力上市企业的股价与再投资现金比率相关性最强, 其回归系数为54.237 41, T值为3.339 679。其他与股价有较强相关性的指标有现金销售比率、现金流量比率和股利支付率, 但现金销售比率和现金流量比率的T值较小。虽然即付比率回归系数仅为0.618 463, 但是T值较大且Prob值很小, 所以也是对股价有影响的主要因素。与股价相关性最弱的指标是现金营运指数, 其回归系数和T值都很小。
由表3可见, 与2004年相同, 2005年对电力上市公司股价影响最大的现金流指标仍然是再投资现金比率, 其回归系数为15.354 85, T值为2.549 263, Prob值为0.013 8。其他与股价相关性较强的是现金销售比率和现金流量比率。即付比率回归系数较小, 但是T值较大且Prob值很小, 仍是对股价有影响的主要因素。本年中, 与股价相关性最弱的指标为现金营运指数和股利支付率。
由表4可见, 与前两年不同, 与电力上市公司股价相关性最强的指标是现金销售比率, 回归系数是9.875 926, T值为2.933199, Prob值为0.005。但是, 再投资现金比率仍然与股价具有高度相关性, 其回归系数为6.852 189, 仍然是影响股价的重要因素。即付比率与前两年相似, 回归系数不大, 但是T值较大, Prob值很小, 说明其还是影响股价的主要因素。2006年与股价相关性最弱的指标是现金流量比率、股利支付率和现金营运指数。
三、结论
从财务管理的四个活动来看, 投资活动与股价的相关性最强, 对股价的影响也最大, 因此假设2成立。这说明, 能够给企业创造巨大利润、带来大量现金流的投资项目, 会向市场传递有利的信息, 使市场和投资者都预期企业未来会创造出优良的业绩, 从而抬高股价。但是, 由于近几年的增资扩股和“煤电联动”的影响, 很多投资者对短期的预期并不乐观, 纷纷减持、抛售电力企业的股票, 使股价下跌。
分配活动与股价的相关性最弱。这是由于企业的分配活动主要是股利分配, 这部分的现金流量较小, 而在股利分配中与现金流量有关的是现金股利的分配。由于投资者的投资心理不同, 呈现出不一致的两种行为:一方面, 由于受税收等因素的影响, 投资者获取现金股利的意愿不强, 他们愿意追加投资, 将其所获得的现金股利再次投入该企业, 以获得更高的利润, 由此使得企业的现金流更充裕, 在获取利润的同时使其股票价值不断升高;另一方面, 由于“二鸟在林, 不如一鸟在手”的心理, 投资者也会将现金股利提出来, 投入其他盈利性更好的企业。所以, 在这两种投资心理的共同作用之下, 分配活动对企业股价的影响非常有限。
资本运营活动和筹资活动对企业股价的影响弱于投资活动而强于分配活动。企业的现金流中最主要的部分为经营活动产生的现金流, 资本运营过程中持续创造充足的现金流, 有利于加速资金循环、提高资金利用效率, 并能够降低企业的经营风险和财务风险。因此, 充足的经营活动现金流量就成为市场和投资者关注的重要项目, 也就成为影响股价的主要因素。企业通过筹资活动能够筹集必要资金, 满足企业扩大再生产的需要, 促进企业经济效益的提高和企业价值的增加。筹资活动带来的效益可以通过投资活动和运营活动体现出来, 因而, 市场和投资者在考察企业的筹资活动时更关注筹资给企业带来的风险, 他们希望企业能够在创造利润的同时保持很强的偿债能力, 最大限度地降低自己的风险。可见, 筹资活动也是影响企业股价的主要因素。
综上所述, 投资活动与股价的相关性最强, 其次是资本运营活动和筹资活动, 分配活动与股价的相关性最弱。
参考文献
[1].郭鹏飞, 杨朝军.公司业绩与股价收益:基于行业特征的实证分析.证券市场导报, 2003;7
[2].郭旭芬.上市公司业绩增长与股价涨幅关系的实证研究.吉林省经济管理干部学院学报, 2004;1
[3].李寿喜.会计报表信息与股价相关性之中美差异比较.上海金融, 2004;7
[4].李礼, 洪源.我国上市公司业绩与股票价格之间关系的实证研究.经济问题探索, 2005;9
股价影响 篇2
股权激励目前发展状况
自2005年底，我国股权激励的发展从探索阶段开始走向规范和完善阶段。据经邦研究中心最新数据统计，从2006年至今，已有698家上市公司实施了股权激励计划，其中正在实施过程中的有464家上市公司，停止实施的有155家占了**%。2013年，中小企业及创业板上市公司贡献了当年的79%。经邦研究中心发现，实施股权激励的公司股价走势明显优于市场指数，存在超额收益率，在所有实施股权激励上市公司中有**%的股价是上升了。
影响股权激励前后股价变化因素
经邦发现股权激励方案对公司股价的影响存在着以下逻辑关系：股权激励方案-激励管理层提升工作效率-公司业绩上升-股价上涨。经邦研究中心通过对A股实行过股权激励计划的公司研究分析发现，股权激励方案对公司股价存着明显的阶段性影响并且发现相关影
响因素。
(1)股权激励草案出炉后，公司股价的超额收益会有所提升。但因存在着激励方案终止的风险，股价提升并不会特别明显。
(2)股权激励方案授权，授权后3个月公司股价超额收益相对前3个月提升非常明显。
(3)股权激励方案出炉的当年(业绩考核的基数年)公司业绩会有所保留，部分公司年报
业绩增幅相对上一年会出现下降，公司股价超额收益在年报公布后会有所降低。
(4)激励方案获授权后的第一个考核年，激励的效应会明显反应到公司业绩上，公司业绩开始释放，会有较大增幅。公司股价在该年年报发布前3个月会迎来较大的超额增幅。
(5)在公司第一个考核年年报过后，激励效应会开始递减，公司股价超额收益走势会相
对平坦。
(6)行权条件相对严格的激励计划，其股价平均涨幅高于行权条件。
(7)激励股票数量占公司流通股股本比例越高，股价在预案公告后上涨的幅度越大。
(8)在实施股权激励的公司中，如果高管人均薪酬太高，公司的收益率较低。综合以上几点可以看出，股权激励事件存在投资机会，不仅存在短期预案日公告效应，还存在中长期的执行区间效应。对于实施股权激励方案的公司，其股票具备一定的阶段性投资价值。经邦认为理想的建仓点出现在“激励方案业绩考核年年报后”和“激励方案第一个业绩考核年年报出台3个月前”之间的一段时间以内。
股权激励基金存在无限机会
经邦是国内首家将股权激励概念与价值投资理念融合的基金公司，在一级市场充分发挥经邦的核心优势，而在二级市场充分利用数据量化投资，从而实现、二级市场和一级市
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2009大小非解禁对股价的影响 篇3
大小非解禁问题与由来
大小非是指大额小额限售非流通股，大非指的是持有限售流通股占总股本5％以上，在股改两年以上方可流通。小非指的是持有限售流通股占总股本比例小于5％，在股改1年后方可流通。大小非解禁就是限制流通的大非和小非允许上市流通。大小非来源途径有两个，一是由股权分置改革而来。中国证券市场在创立之初，为保证国家的控股地位，存在着非流通股与流通殷两类股票。非流通股，主要指国家股不能在证券市场上自由交易。流通股，主要是公开募集的股票，可以在证券市场上自由交易。二是由新股发行而来。股权分置改革后，在股票市场上新发行的一般股票(首发一般股票)，可获得立刻流通的权利；新发行股票的公司，其机构配售股和原始股东手中的股票，仍需分期分批流通。
2009年大小非解禁分析
2009年大小非解禁数量，约为2008年的4.5倍，很有可能成为中国股市历史之最。其中，仅7月和10月就将超过2008年全年的解禁量，解禁低谷月份仅占高峰月份的一成不到，各股的解禁压力也各不相同。
低市盈率将持续较长时间
股票是一种特殊商品，随着市场上供应数量的增多，其价格也会逐渐降低。2009年解禁的这些股票，增加了市场上股票数量的供给，降低了股票的价格。即使未来出现牛市，这些股票的平均价格水平也很难回到2007年10月牛市高点时的水平，达到50倍或60倍市盈率更不太可能。低股价和低市盈率水平，将成为中国股市未来较长时间内的主要特征。
小非解禁意愿更强
大非和小非解禁对市场的影响是不一样的。大非的持有者往往是公司的主要股东，其持有股票的目的主要是为了获得公司的控制权，获得公司的长期经营收益。
小非的持有者是作为财务投资者进入公司的，其持有股票的主要目的，是为了获得因股票增值而带来的投资收益。大非和小非相比较，在股价过高或市场行情不好的情况下，小非的减持意愿更强烈，往往成为减持的主力，从而成为股市下跌的主要动力。2009年大非解禁占绝大部分，股改小非解禁的数量为88亿股，仅为2008年的一半左右。同时，经过2008年的大跌之后，股市已趋近底部。2009年的大小非解禁问题并不会比2008年更糟糕。
股价可能创新低
大小非解禁前后，股票价格的变化主要有9种情况。表2中，我们列出了大小非解禁对股价的影响。
中国股市在经历了2007年10月以来的大跌之后，股票的价格已日趋接近底部。2009年的股市预计将以震荡为主，股票的价格有可能在解禁时创出一段时间内的新低，在解禁完成后进行报复性反弹。以中国太保为例，2008年12月25日解禁15.81亿股，解禁当日最低价格为10.02元，是上市以来的价格新低，此后展开超跌反弹，直至2009年2月16日达到反弹高点16.56元。
大小盘股影响不一
大盘股解禁和小盘股解禁对整个股票市场的影响是不一样的。小盘股由于市值小，在指数中所占比重少，解禁与否对股市的影响不是很大。反之，大盘股的解禁往往对股市产生重要影响。这种影响主要有两类，一是大盘股解禁引起股市下跌。这种情况往往在熊市初期或中期出现，如2008年2月5日，中国石油解禁10亿股，引发大盘再次下跌。二是大盘股解禁后引领股市上涨。这种情况往往在熊市反弹或熊市尾声中出现，例如，2008年12月29日海通证券解禁完成后，产生了一轮较大级别的反弹行情，从而带领股市也相应反弹。
代理
4月、5月、7月、10月和12月是2009年的5大解禁股洪峰，解禁的大盘股数量较多，投资者应宥切关注。在临近这几个月的时候最好先减仓以降低市场风险。此外，在上表所列的重大解禁临近时，各投资者也最好谨慎操作。2009年股市行情可能以震藩为主，在上述的解禁洪峰或重大解禁完成后，股市有望出现较为重要的短期底部，投资者此时可考虑把握波段机会。
上市公司会计信息对股价的影响 篇4
众所周知, 股价不仅受财政政策、货币政策、产业政策、外贸政策等宏观经济因素的影响, 同时还受公司财务信息、股民市场预期以及市场监管等市场内部微观经济因素的影响。在这些因素当中, 广大投资者容易获得而且能够直接使用的就是上市公司对外公布的财务信息。会计信息之所以重要是因为会计信息具有一定的经济后果 (Zeff, 1978) , 即会计信息是对企业的经营成果、财务状况、现金流量情况的全面反映, 信息使用者可以根据公司披露的会计信息来判断公司未来的发展前景、盈利空间、公司是否具有投资价值, 是进行短期投资还是长期投资等。本文以深沪20家服装纺织上市公司为研究样本运用采用经典多元线性回归模型, 分析会计信息对股票价格的影响因素。
二、样本的选取
华泰证券研究机构认为财务业绩对股价表现的影响强度随着时间的推移而变化。财务业绩对传播与文化业、金融业股票价格的影响力表现为集中的爆发。对这些股票, 应当关注财务业绩影响力爆发时股价的表现。而制造业、地产业、农林牧渔业等行业, 财务业绩对股价的影响力释放就比较平缓, 影响力的持续时间也较长。对于这些股票应当在业绩公告后的一段时间内持续关注其股价表现。服装纺织业属于制造业, 截止2012年4月30日, 各大上市公司2011年年报已全部出炉中期财务报表在8月底陆陆续续全部报出, 所以本文股票价格选取2012年4月30日到8月31日的加权平均值, 很好的利用了服装纺织业财务业绩对股价影响力释放比较平缓这一特点。
本文股票价格选取2012年4月30日到8月31日的加权平均值, 而对于解释变量数值则以2011年报财务数据为准。
为了使模型具有很好的代表性, 同时使进行实证研究所选取的会计指标应尽可能全面地反映公司真实的财务状况和经营成果及现金流量情况, 所以本文在以前学者研究的基础上选择了: (1) 盈利能力指标每股收益和每股净资产; (2) 偿债能力指标:资产负债率; (3) 发展能力指标:净利润增长率和销售毛利率; (4) 获现能力指标:每股现金流量和经营活动产生的现金流量净额增长率。
三、模型的建立
本文采用经典多元线性回归模型, 以股票价格为被解释变量, 上文所选指标为被解释变量, 建立了以下模型:
其中Y是股价;X1是每股收益;X2是资产负债率;X3是每股净资产;X4是净利润增长率;X5是每股现金流量;X6是销售毛利率;X7是经营活动产生的现金流量净额增长率;ε是随机扰动项, 由于在同一时点, 非会计信息对各种股票的影响是基本一致的, 故相对于各种股票而言, 在同一时点可将非会计信息的影响作用表示为常量C。
1、模型的参数估计和检验。
启用EVIEWS软件, 用最小二乘法进行模型的估计。观察可发现R-squared=0.888068, 模型的拟合优度还是比较理想, 能够在一定程度上说明解释变量和被解释变量之间的关系。但取显著性水平为0.05, T检验X1、X2、X3、X4、X6的T值不能通过。但是X1每股收益对股价影响是很大的, 检验结果不符合实际经济情况, 所以模型肯定存在多重共线性或是存在其他问题。
经过修正重新使用最小二乘法进行回归分析。结果会发现:R-squared=0.944585, 表明剩余四个会计指标对股价的解释水平为94.46%, 拟合优度是非常高的, 能够在很大程度上说明解释变量和被解释变量之间的关系。在0.05显著性水平下, t检验也是非常显著的, 概率值都低于0.05, 有的甚至接近于0.这也说明对模型的修正是十分有效的。
2、利用W hite检验对模型进行异方差的检验。
观察回归结果可以发现, Obs*R-squared=13.26015, 而在5%的显著性水平下、自由度为14的卡方分布相对应的临界值为23.685, 13.26015小于23.685, 显然不存在异方差问题。
3、自相关检验。
由结果可知Obs*R-squared=0.334734, 该值明显小于在5%的显著性水平下、自回归阶数位为4下卡方分布的相应临界值7.815, 所以不存在自相关。其实从小于0.05的概率值也可看出不存在自相关。
4、多重共线性检验。
观察输出会发现各个解释变量之间的相关系数没有大于R-squared的, 所以可以判定不存在多重共线性。
因此, 最终建立的模型为:Y=4.8436+5.0513X1^2+1.0926 X3+4.9889 X5—0.0024X7
5、模型的局限性。
本文将沪深股市服装行业20家非亏损上市公司作为研究样本, 对服装行业比较有代表性。但由于样本选择数量较少, 导致第七个解释变量经营活动产生的净现金流量虽然通过各种检验, 但是其系数为负, 与经济实际相符度偏低, 但是值很小, 基本上是可以忽略不计的, 有待进一步研究改进。在实际中, 还有一些外部因素对股价的影响也很大, 本模型没有涉猎。
四、结论
通过以上回归分析, 我们发现会计信息对股票价格的影响还是不容小觑的, 尤其是反映企业盈利能力的每股收益、每股净资产和反映现金流情况的每股现金流对股价的影响显著。分析结果表明每股现金流增加一个单位会导致股价上升4.9889个单位。这说明目前我国股票价格和每股现金流量指标和经营活动产生的净现金流指标联系紧密同时在一定程度上也可以引起股票投资者对我国上市公司现金流量的关注与重视, 因此本文的实验结果也丰富了以往的研究结论。然而反映企业发展能力的会计指标和反映企业偿债能力的会计指标并没有通过检验, 在建立模型的过程中被剔除掉了。
参考文献
[1]王福胜, 周文娟.会计信息影响股票价格的简化模型的实证研究[J].管理科学, 2007, (2)
[2]袁知柱, 鞠晓峰.中国上市公司会计信息质量与股价信息含量关系实证检验[J].中国管理科学, 2008 (1)
[3]张小峒.计量经济学基础[M].南开大学出版社, 2007.9
[4]史美景.会计信息对股票价格影响的回归分析[J], 统计与信息论坛, 2003 (3)
股价影响 篇5
关 键 词:开放式基金;波动性;线性回归分析
一引言
随着我国证券市场的发展，管理层为了促进市场理性投资，优化投资者结构，实施了超常规发展机构投资者的重要举措。在此背景下，我国在9月推出第一只开放式基金——华安创新。经过几年的发展，截至12月31日，我国开放式基金已达164只，其份额规模合计3897.86亿份。但由于中国股市本身固有的制度缺陷，信息的垄断性以及基金试点阶段的不规范性等因素，开放式基金的运作与预期的功能定位产生了一定程度的偏差，尤其是在开放式基金稳定市场方面引起了管理层新闻界和理论界的广泛关注与争论。
由于开放式基金作为一种市场行为主体，它并没有稳定市场的义务，因而我们不能从义务和责任的角度来探讨证券投资基金稳定市场的功能，而只能从其运作特点看它是否起到了稳定市场的作用。因此，本文试图在回顾相关理论分析和实证研究的基础上，主要从开放式基金的运作特点出发，就开放式基金的投资行为对股价波动及市场稳定的关系进行实证检验，以期深入认识开放式基金投资行为对个股股价波动的影响，为如何加快开放式基金改革，深化
开放式基金发展，提供一些建议。
二文献回顾
股票波动性是指股票价格围绕某一基准的双向反复振荡。一定的股价波动有利于市场活跃，但股价波动超过一定幅度则会产生负面效应。关于股价波动，学者们从不同的角度进行了细化研究。其中在机构投资者成为各国证券市场主体之后，关于机构投资者与股价波动的研究得到了充分发展，但机构投资者的交易行为究竟对股价波动产生何种影响却一直是一个有争议的问题。Delong，Shleifer， Summer and Waldmann(1990)曾指出，由于股票市场上存在正反馈交易者，使得理性投资者无法发挥原有稳定股价的功能，并且可能造成市场更加不稳定。另外，Nofsinger，John R和Richard W.Sias以1977到1991年纽约证券交易所(NYSE)的所有上市公司为样本，分析了股票的波动性与机构投资者持有比例的关系，认为在控制公司规模的情况下，机构投资者的持有比例与股票价格波动存在正相关性。而有些学者认为机构投资者多元化的投资策略会使单个股票的超额需求趋近于零，对股价的波动率影响不大。在国内，施东晖()通过实证分析发现，国内投资基金存在较严重的羊群行为，投资理念趋同，投资风格模糊，并且在一定程度上加剧了股价的波动。在我国开放式基金超常规发展的背景下，徐妍等()从定性和实证检验两个角度，对证券投资基金从整体上进行了研究，认为我国证券投资基金投资行为促进了市场波动性的下降，但同时指出基金巨大的资金进出对股价波动可能产生非正面影响。王春红()则对开放式基金对我国证券市场的效应进行了描述性分析，阐明开放式基金延长了股市的波动周期并增大了市场弹性。耿志明()在对开放式基金封闭式基金的制度结构及其市场效应进行比较分析的基础上，从理论上说明封闭式基金能够稳定市场，而开放式基金会增大中国股市运行周期的波动性。本文则试图从实证方面对此进行进一步的研究。
三实证分析过程
(一)数据说明与变量选择
为了实证分析开放式基金的投资行为对我国股票市场个股波动的影响，本文使用的数据来源于对基金每季度公布的投资组合的统计和分析。我国证券投资基金从第二季度开始每季度公布十大重仓股投资组合(即投资前10名的股票)，通过这些数据可以知道基金每季度重仓股的持有及变化情况。这些信息对于研究基金持股对股价波动的影响有一定的参考价值。因而，我们选取了基金每季度公布的十大重仓股为研究对象。我国第一只开放式基金于20诞生，为使研究结果更具说服力，本文以第一季度到第四季度为研究的时间跨度，并假设这些股票的买卖都是一次性完成(因为从目前情况来看，我们只能知道基金在固定时间所公布的投资组合，而无法详尽了解其间基金的交易详情)。为了保证数据的有效性，把基金通过一级市场申购新股而进入前十名的个股予以删除。
本文需要运用如下研究变量:
1.公司规模(Cap)。基金投资组合中重仓股股票在每季末的流通股股本数量。
2.基金持股比重(IO)。被基金重仓持有的股数占这些股票流通股股本的比例。
3.持有基金数目(IN)。同时持有同一重仓股股票的基金数目。
4.股价波动(Vol)。基金投资组合的重仓股在每季度中各交易日涨跌幅的方差。
(二)模型设计
价格波动是股市和整个经济中众多因素变动的集合点。股票的价格一方面反映了个股的内在价值，另一方面也是市场条件的直接标尺。在市场条件中，证券投资基金的投资行为作为重要的一方面，其对股票的供求关系和价格水平都会产生显著影响，进而引起股票价格的波动。
徐妍等(2004)在证券投资基金的投资行为与股价波动的实证研究中，采用模型:
ln(Volt)=α+β1ln(Capt)+β2(IOt)+εt
为了更好地把握证券投资基金在价格波动中的作用力度，本文在采用其模型的基础上对原模型进行了修正，在回归分析中，本文亦引入持有基金数目(IN)作为外生变量。此外，在实证研究中发现虽然本季度基金对个股持股比例对本季度个股股价波动的解释能力较差，却能较好地解释下季度个股股价波动，这可能与基金经理能够根据上市公司的季报及其他有关信息对下季度中的股价变化做出预测有关。因此，本文在实证研究中采用的IO为基金在本季度的个股持股比重， Vol为与之相对应的下季度个股股价波动的大小。经过上述修正，本文构建了如下模型:
ln(Volt+1)=α+β1 ln(Capt)+β2(IOt)+β3(INt)+εt
另外，本文对回归模型误差项的独立性进行Durbin-Watsons检验，发现其D值约等于2。这表明残差与外生变量相互独立，因而对回归模型的估计与假设所做出的结论具有一定的可靠性。
(三)实证分析的回归结果与分析
IO取开放式基金十大重仓股持股比重，用SPSS进行回归分析，回归结果见表1。
从表1的回归结果我们发现，β2的回归系数大部分为正，且比较显著。这说明开放式基金对个股的本期持股比重越高，该股票下期的波动越大，表明开放式基金在一定程度上加剧了个股的股价波动。
经过上述回归分析，可以确认在样本期内开放式基金在一定程度上加剧了个股股价的波动。下面对这一现象作进一步分析，讨论其可能的成因:
1.开放式基金起到“追涨杀跌”的作用。开放式基金有着特殊的运行机制，其发行的基金单位基金总额不封顶，投资者可以按基金的报价在规定的营业场所申购或赎回基金单位。当市场处于一个波段的上升时期时，往往会追加投资，基金的规模在短期内迅速增加，基金管理人必须在市场上扬的过程中为追加的资金寻找新的投资品种和机会，在客观上对大盘起到助涨的作用。一旦大盘进入调整期，投资者会产生基金净值损耗的预期，要求赎回基金，使基金管理人在短时间内面临大量赎回压力，被迫卖出部分流动资产，以应对赎回行为，这样基金管理人的投资行为将导致大盘加速下滑，起到助跌的作用。特别是在证券市场没有做空机制和风险对冲机制的情况下，基金管理人很难从容应付大盘的大幅波动，操作难度加大，其投资行为对市场波动的不利影响的可能性也增加。如图2，开放式基金资产配置中的持股比重与大盘走势基本同步。
2.短期投资行为较严重。我国的开放式基金的资产组合买卖频繁，如表2，从而在多方面改变了股票市场传统的波动方式。这主要是由于市场对开放式基金的激励机制着重于相对业绩的表现，基金管理人随时面临着投资者赎回的压力，基金资产不能充分运用，尤其是不能把全部资本都用来进行长期投资，增量资金的流入容易导致股票价格趋势未经必要的调整与换手即“一步到位”，只能增加投资频率，提高短期投资额比重和缩短投资周期。
3.我国的开放式基金遭巨额赎回。基金首次取得了加权平均净值增长达到20.27%的骄人业绩。但基金的好业绩，并没有使基金摆脱巨额赎回的命运，据统计，201月31日，19家基金旗下的77只基金公布了第四季度的投资组合公告，开放式基金再遭巨额赎回，甚至有的基金规模已经跌破2亿的设立下限。而且，根据Wind资讯20的统计显示，年第四季度开放式基金总体遭遇净赎回，所有基金总共被赎回了296.18亿份，总体赎回比例达7.17%。
目前市场中普遍存在投资者在基金净值上涨时赎回业绩好的基金，反而去购买净值较低的“便宜”基金。实际上，基金业绩差别体现了管理人的投资能力，业绩差的基金不会因为“便宜”就会有高的回报，除非它的管理人在投资能力上有所改善。这种赎回行为在一定程度上说明了投资者不理性的投资行为，不但抬高了投资成本，也降低了投资收益，有悖于基金长期投资的理念。这种不理性行为必然会在一定程度上加剧股价波动。另一方面，从开放式基金发展的外部投资环境看，可供选择的优质投资对象较少，许多上市公司的经营能力低下，甚至存在会计信息造假等欺诈行为，这在客观上促使开放式基金进行短期投资并选择相同的投资对象。
四政策建议
本文的实证结果表明，开放式基金在一定程度上加剧了股价的波动。但我们既要看到开放式基金加剧市场波动的一面，也要看到其增加股市流量资金活跃市场的一面。按照市场有效理论，在市场受到外来冲击而偏离其均衡位置时，其自平衡能力能使其逐步修复。开放式基金对市场波动的影响，只要能控制在一定的程度之内，都可以对市场产生积极的作用。为此，对于开放式基金的改革与发展提出以下政策建议:
1.完善开放式基金的投资运作的监管机制，加大基金的内部治理，健全基金立法，防止其操作行为对市场可能产生的巨大波动以及存在的其他负面影响，引导其活跃市场增加市场弹性的积极作用。
2.改变开放式基金的市场结构，加大市场竞争力度。政府对开放式基金的培育，不应只看重其数量和规模，更应该看重其结构质量，应在一定的数量和规模基础之上，以均衡的市场结构来实现其市场功能的有机整和。
3.维护市场的“生物多样化”与生态平衡。加快基金的产品创新，提高上市公司的整体素质，加快企业年金等长期投资主体的直接入市，改变广大投资者的投机心理，树立理性投资观念，提高金融市场的投资价值，使市场参与各方互为补充，相得益彰。
参考文献:
[1]姚尔强.股价波动的理论研究与实证分析[M].北京:经济科学出版社，2002:60-105.
[2]Delong，J.B.，Addrei Shleifer，Lawrence H.SummersandR.J. Waldmann.Noise Trader Risk in Financial Markets[J].Journal of Political Economy，1990，98， (4):703-738.
[3]Nofsinger，John R.and Richard W.Sias.Herding and Feedback Trading by Institutional and Individual Investors[J].Journal of Fi-nance，1999，54，(6):2263-2295.
[4]施东晖.证券投资基金交易行为与市场影响实证分析[J].世界经济，2001，(10):26-31.
[5]徐妍，林捷，裘孝锋.证券投资基金投资行为对市场影响研究——深圳交易所第六届会员单位研究成果[EB/OL].www.cninfo.com.cn/yjwk/yjwk.html，2004-03-04.
[6]王春红.开放式基金对我国证券市场的效应分析[J].齐鲁学刊，2004，(4):88-91.
[7]耿志民.中国机构投资者研究[M].北京:中国人民大学出版社，2002:77-103.
[8]段永辉，孙吉东.开放式基金与封闭式基金的交易成本与比较[J].陕西经贸学报，2002，15，(1):58-59.
股价影响 篇6
票作为研究样本，将一个季度作为研究期间，以股价季度波动率作为被解释变量，基金季度持股比例的变动率作为解释变量进行线性回归分析。结果表明：在研究期间内基金持股比例变动率与股价波动率呈显著的负相关关系。
关键词：证券投资基金；基金持股变动；股价波动
引言：近年来，随着以基金为主要代表的机构投资者发展日渐成熟，国外发达成熟的股票市场往往通过大力度发展机构投资者来稳定股票市场。借鉴国外成功经验，我国政府也制定了发展机构投资者的相关政策，据统计从2004年6月1日我国颁布《中华人民共和国证券投资基金法》之日起，截止至2014年底，我国股票型基金增长为689只，混合型基金390只，债券型基金754只，货币型基金401只，QDⅡ112只。虽然证券投资基金有了长足的发展，但证券投资基金对股票市场价格的影响国内外学者暂无一致性的研究结论。
一、国内外相关文献综述
国内外学者对于股票市场与基金市场的相关性研究主要分为两个方面。部分学者认为基金会加剧股票市场波动：巩云华，姜金蝉（2012）通过对私募基金行为特征进行实证分析，得出存在频繁交易、反馈交易等非理性特征，这种行为不利于市场稳定，需要对其加强引导和监管[1] 。彭耿，殷强（2014）以2003年至2012 年所有开放式基金所持有的 1134 只股票为样本检验了基金反馈交易行为的存在性基金存在明显的反馈交易行为，且与股价波动之间存在显著的相关关系 [2]。
相反，部分学者认为证券投资基金会减缓股票市场的波动。杨竹清（2012）选取2006至2010年中国股市所有上市公司为样本，研究证券投资仅仅持股与股价同步性之间的关系。研究发现，证券投资基金持股与股价同步性呈显著的负相关关系 。毕玉国，元彬（2013）以 2004—2012 年沪深 A 股市场数据作为研究对象，采用分位数分析的方法对我国证券投资基金与 A 股市场波动性的关系进行实证研究，得出结论：股票特质性波动高分位数处且大盘收益为正时，基金投资者起到了稳定股市的作用。
二、实证设计
将基金持股比例变动作为解释变量，股价波动作为被解释变量构建计量经济学模型进行回归分析。构建模型如下：
VOSkt=c+VOFkt+ekt 公式一
其中， VOSkt表示的是t时期k股票的波动性，VOFkt表示的是t时期基金持有的k支股票的比例的变动。
（一）股价波动的衡量。股价波动性的衡量方法有很多，在以往的研究中，国内外学者往往将股票收益率的标准差来表示股价的波动性。不同于以往的研究，本文使用样本股票价格波动的季度标准差表示股票价格的绝对波动，进一步使用变化系数（变化系数=标准差/预期值）从相对角度观察股票价格的差异和离散程度。
（二）基金持股比例变动的衡量。基金持股比例反映了证券投资基金对于股票的认同度，结合我国流通股的特点，本文用基金持有的该支股票的市值与该股票的总流通市值之比表示基金持股比例。
三、实证结果分析
以2009年2季度至2015年2季度上证180指数样本股为研究样本。利用所设计的模型得到研究结果如下：在选取的
24个季度期间内：2010年1季度、2012年3季度、2013年4季度、2015年1季度、2季度的回归结果不显著，2014年4季度回归结果显著性水平不高。剩余20个季度样本数据回归显著，并且显著性水平较高。有鉴于此，剔除回归结果不显著的季度期间，将剩余20个季度数据进行混合数据回归，得到回归结果如下，在0.5%的显著性水平下，股票的基金持股比例变动方向与股票价格波动呈显著的负相关关系：
VOSkt=0.01526843184-0.000168654955×VOFkt 公式二
t=（4.377531） （-4.507874）
四、主要结论与启示
在股票市场处于合理波动的情况下，大多数股票市场表现为基金持股比例增加时，基金持股比例的这一变动会减缓股票市场价格水平的波动。相反，当大多数股票市场表现为基金持股比例减少时，股票市场的波动性是增加的。证券投资基金持股比例变动与股票市场价格水平的波动呈现负相关的变动关系。
通过以上结论，得到如下重要启示：当基金持有股票的比例增加時，基金无疑会起到稳定股票市场价格的作用。因此，对于证券投资基金的发展，证券监管部门应加强监督，理性对待，并引导其发挥稳定股市的积极作用。首先，完善投资品种，培育一批市场前景好，稳健成长型企业股票，鼓励证券投资基金长期持有。其次，完善畅通市场信息流通渠道，最大限度的避免基金“羊群非理性行为”造成股价的大幅波动。最后，提高监管部门的效率，完善基金管理公司内部治理机制，使证券市场监管法制化，进一步规范基金投资行为。
参考文献：
[1] 彭耿，殷强.基金反馈交易测度及其对股价波动的影响[J].系统工程，2014，（7）：13-15.
股价影响 篇7
配股融资在我国资本市场上具有举足轻重的地位, 是我国上市公司再融资的主要途径, 从我国证券市场上市公司配股的现实情况来看, 存在牛市中配股公司多过熊市中的配股公司的现象。其中一个重要原因是证券市场在牛市中随着广大投资者的投资热情高涨, 导致指数不断被推高, 公司股价也随之上升, 配股公司在其股票价格升高情况下, 配股的价格也就自然可以制订的更高, 在股权分置环境下, 这也有利于大股东财富最大化的实现。我国证券市场在1998年曾出现配股热潮, 近年来虽有被增发新股融资方式所替代, 但配股仍然是上市公司利用资本市场进行后续融资的重要方式。据统计从1991年到2001年6月, 我国上市公司通过发行股票筹集3581.76亿元, 其中通过配股共筹资1931.88亿元, 配股筹资额相当于发行股票筹资额的53.9%。并且每年配股筹资额不断增大, 从1997年配股筹资198亿元到1998年全年配股筹资334.97亿元, 1999年筹得320, 64亿元, 而2000年配股筹资520亿元。2001年达到430.64亿元。我国证券市场上市公司配股融资在2003年和2004年有一些, 其中2003年配股融资76.53亿元, 2004年配股融资总额为104.77亿元。到了2005年和2006年上市公司通过配股进行融资基本处于停滞状态, 两年间配股融资合加起来也仅有6.94亿元。导致这种状况的一个主要原因是从2002年开始我国证券市场持续走入低迷进入熊市, 指数从2002年6月份的2240点下跌至2005年6月份的1000点左右, 上市公司通过配股进行融资难度加大, 同时在股票价格偏低的情况下进行配股会导致非流通股东利益受损, 所以在这个时间区间进行配股的公司很少。虽然使上市公司筹到了资金, 带来了投资机会, 但是配股在发展的同时也带来了负面效应。国外有学者研究发现, 上市公司发布配股消息时, 公司股票的价格在短期内都会有一个明显的下跌, 且公司股票长期表现不佳 (A squith and M ullins, 1986;M usulisand K orwar, 1986;M ikkelson and Partch, 1986;Brousand K ini, 1994) 。对配股的影响国内学者也有一些研究。李康等 (2003) 的研究表明, 公司配股时市场大多会出现显著为负的回报率, 并将之归于非流通股东对流通股东的剥削。章卫东 (2008) 以2006年和2007年进行股权融资的上市公司为样本的研究中发现, 在[-30, 5]的窗口内, 宣布配股的累计超额收益率为-1.07%, 研究略显不足的是配股公司样本太少 (在深交所和上交所上市的公司中, 2006年和2007年进行配股的公司一共12家) 。原红旗 (2002) 以在深交所和上交所上市的公司中在1994年至1999年进行过配股的409家上市公司为样本进行了研究, 发现配股后公司的累计超额回报率呈显著下降趋势, 其中, 在持有的前8个月中, 配股公司的超额回报率高于市场回报率, 但从第9个月开始, 超额回报率低于市场回报率, 如果持有24个月, 超额回报率为-8.45%。但是他只研究到1999年, 后续并没有做相关的研究, 为了更深入的了解配股融资对股价趋势的反映, 本文将重点研究以下问题:1997年至2004年上市公司配股融资对股价的短期及长期反映;以2000年为分界点即1997年至2000年和2001年至2004年两个阶段, 对比分析这两个阶段配股期间超额收益率变化趋势有无显著区别。
二、研究设计
(一) 样本选取和数据来源
本文选取上海证券交易所在1997年1月1日至2004年12月31日期间进行配股的上市公司为原始样本。收集了样本公司在配股除权日前后共90个交易日及配股后3个月到3年长期股票交易价格, 相关行业指数及样本公司财务报表。数据来自上海证券网、和讯网及新浪财经网。为了研究的需要, 本文对研究的样本公司进行了筛选:剔除B股公司进行配股的公司, A股公司配股H股及H股公司配股A股的样本;剔除金融类上市公司进行配股的样本;剔除配股宣告期间有重大事件发生的样本公司;剔除当年同时进行过配股、发行可转换债券、公开增发新股和定向增发新股的样本;剔除ST上市公司及财务数据和金融交易数据无法获得的样本。经过筛选后, 最后得到符合标准的配股样本公司共165家。
(二) 研究方法
本文采用的研究方法是事件研究法。所谓事件研究法是一种统计方法, 考察发生某一事件前后, 股票价格是否会产生异常波动, 以及该事件是否为股东带来了股票的超额收益率。事件研究法存在3个隐含的假设:资本市场是有效的;事件未被预测;事件窗口内无混淆事件。现假设这三个假设都成立。配股对公司股票价格的影响可以从三个时间段来进行观察:一是配股信息发布时股票价格的反映;二是配股实施时股票价格的反映;三是配股完成后一段时间内公司股票价格的表现。本文选择配股除权日为事件日, 并以此为基点, 研究比较事件日前后股价的短期和长期波动情况:短期波动情况是以事件日为0日, 选择事件日前60个交易日和后30个交易日, 加上事件日本身共91天, 即[-60, 30]作为事件窗。本文假设第-30天为配股公告日, 如 (图1) 。长期波动情况即上市公司配股后一个月、三个月、半年、一年、二年、三年股价的变化趋势。本文采用市场调整法来考察配股融资后股票短期和长期的股价变化情况, 并采集了1997年至2004年共8年每年都进行配股的上市公司样本, 分1997年至2000年和2001至2004年两个阶段, 对比分析这两个阶段配股期间超额收益率变化趋势有无显著区别。本文所选择的股票均来自上海证券交易所, 选用上证A股指数作为可
比基准。对于研究第i只股票样本, 其市场调整后的第j日的超额收益率 , 其中Rij为第j只股票第j日的收益率, Rmj为第j日的市场收益率;pij和pij-1分别表示第i只股票第j日和第j-1日的收盘价;Imj和Imj-1分别表示第j日和第j-1日上证综合指数的收盘指数;j=1, 2, 3, …, n。同时本文定义配股融资样本的平均超额收益率指标为 , 累积超额收益率指标为 , 同理平均累积超额收益率指标为: , 其中n为样本数。
(三) 变量定义和模型建立
(表1) 列示了全部变量的定义。本文使用的回归模型如下:
注:“***”、“**”、“*”分别表示1%、5%和10%的水平上显著
三、实证结果分析
(一) 描述性统计
(表2) 是上市公司配股融资发行特征及其相应公司特征描述。可以发现, 公司规模 (In Size) 是总资产的对数, 均值为8.98 (中位数为9.0138) , 是度量公司信息对不对称的一个重要指标, 本文选择的样本公司规模均值相对较小, 说明存在信息不对称问题;非流通股参与配股的比例 (Proportion) 均值为0.279 (中位数为0.1869) , 反映大部分非流通股股东只是少量的参与配股或全部放弃配股权, 对配股行为采取非积极的态度;配股公司的资产负债率 (D ebtratio) 均值为42.260 (中位数为43.407) , 说明配股融资的中国上市公司资产负债率并不高, 侧面反映了中国上市公司存在股权再融资偏好的事实。
(二) 单变量检验结果
(表3) 给出了中国上市公司进行配股在时间窗口[-60, 30]每天的平均超额收益率 (A A R) 和累计平均超额收益率 (CA A R) 及t检验结果。可以发现, 在[-60, -1]时间段内配新股每天的平均超额收益率 (A A R) 和累计平均超额收益率 (CA A R) 大多数为负值, 而在[0, 30]时间段内配新股每天的平均超额收益率 (A A R) 和累计平均超额收益率 (CA A R) 大多数为正值, 配股除权日当天的平均超额收益率 (A A R) 为1.09%, 累计平均超额收益率 (CA A R) 为0.125% (注:表3中A A R和CA A R是近似值) 。由 (图1) 可以看出, 在配股除权日以前平均超额收益率 (A A R) 和累计平均超额收益率 (CA A R) 在0点附近波动且大多趋于负值, 但在配股除权日以后累积平均超额收益率就有上升的趋势, 在第24天累计超额收益率达到最大值 (即CA A R为3.782%) 。整个配股事件在各个时间窗口的平均超额收益率都显著异于零, 在[0, 30]时间段内平均超额收益率 (A A R) 均值为0.13659% (t值2.447) , 显著大于零。而累积超额收益率在[-60, -31]和[-30, -1]时间段都显著小于0, 在[0, 30]时间段显著为正, 如 (表4) 。说明采用配股方式进行股权融资的公司在股权登记日前, 投资者可能对公司进行股权融资并不认可, 所以此时可能采取回避投资的态度, 从而导致此时股价反映上有负收益, 股权登记日后, 新投资者这时进行投资不存在参加配股问题, 进行投资回补, 导致股价上升, 所以出现股权登记日前股价表现不理想, 而股权登记日后 (除权当天) 投资者回补后股价表现相对比较好, 这反映了投资者对上市公司进行股权融资实际上是一种偏厌恶的态度, 说明我国上市公司存在股权融资偏好的问题。以上分析是从短期分析股价的波动情况, 从长期趋势看 (如表5) 股权登记日后投资者回补后股价表现相对比较好, 但是在配股完成的3个月以后超额收益率显著下降, 半年时超额收益率为-0.0803%, 一年时超额收益率为-0.1602%, 此时达到最低, 第二年、第三年超额收益率虽有上升, 但市场还是出现负的超额收益率 (如图2) 。由此可以判断, 配股后公司股票长期表现不佳, 对这种现象目前还没有一致的解释, 但可以看出配股后公司股价不但没有改进, 反而进一步恶化, 说明上市公司现有的配股行为给流通股股东带来了负面的影响。
(单位:%)
(单位:%)
注:“***”、“**”、“*”分别表示1%、5%和10%的水平上显著
(三) 回归分析
(表6) 给出了加入了配股价格、公司规模、非流通股东参与配股的比例等控制变量后的影响超额收益率的多元回归分析结果。由表可见, 配股价格对超额收益率有负面影响, 配股价格每增加1%, 超额收益率减少0.02774%, 并在0.01水平下显著;而公司规模对超额收益率有负影响, 但不显著相关;非流通股东参与配股的比例对超额收益率正相关, 非流通股东参与配股的比例每增加1%, 超额收益率增加1.8278%, 并在0.1水平下显著;资产负债率对超额收益率有正面影响, 但不显著相关;而配股折扣率与超额收益率显著正相关, 即配股折扣率每增加1%, 超额收益率增加0.48747, 并在0.01水平下显著。该回归结果进一步说明配股方式下流通股股东的超额收益率与折扣率显著正相关, 折扣率越高, 流通股股东的超额收益率越高。经检验, 首先由Equality of V ariances的输出结果可以看出, 所有时间段的变量A A R为Pr>F的值全部大于0.05, 说明A A R两组样本来自同方差总体。因此, 采用适应于两组方差相等时的t检验, 由T-Tests的Equal一行, A A R两组均值相等的概率是Pr>|t|的值也全部大于0.05, 说明配股前后股票的超额收益率不管是短期还是长期时间段并无显著差别。 (表7) 给出了1997年至2000年与2001年至2004年配股期间超额收益率。
四、结论
本文通过研究得出以下结论: (1) 上市公司配股融资短期及长期股价总体表现不理想。短期表现虽有投资回补股价上升趋势, 但是投资者普遍采取回避的态度导致股价负增长, 说明市场不看好上市公司配股行为, 且公司长期股价表现也不佳, 对这种现象目前还没有一致的解释, 长期股价之谜令人困惑, 但至少给投资者提供了一个投资方向的依据, 即应该尽量避免对刚进行配股融资的公司股票进行投资。 (2) 1997年至2000年和2001年至2004年配股期间超额收益率在短期及长期时间段内均无显著差别。这说明证券监管部门在2000年以后并没有改进相关的监管措施以及监管制度的失利导致配股依然是上市公司圈钱的工具。本文得到的研究启示是:要加强对上市公司配股行为的监控力度, 保护广大中小投资者的利益, 防止大股东利用其控股地位进行财富转移, 严肃查处市场操纵者、配股前的盈余管理滥用资金的公司和信息披露不真实的公司;加强投资者行为的理性引导, 提高投资者风险意识, 引导其理性投资, 同时证券监管部门和上市公司都应做到“公开、公平、公正”, 一律公平对待市场所有参与者。只有这样, 我国资本市场才能健康的发展下去。虽然配股热潮已经过去, 但配股这种融资方式却带来了深刻的启示, 本文在前人结论的基础上提出了自己的观点, 希望对以后的研究带来一定的参考价值。本文研究不足在于研究样本较少, 在一定程度上造成了研究结论的偏差。
参考文献
股价影响 篇8
一、研究背景及意义
中国物流业的不断发展有利于各种生产及流通,对整个国民经济的发展都是大有裨益的。我国物流发展的时间并不是很长,但是这些物流公司的前身都具备不同的优势。例如由国有大中型企业转型来的物流企业,拥有大量现成的物流基础设施和专用设备、面积较大的库区园地和完善的管理机制,而且对本土的市场更加熟悉,且与政府主管部门建立了较为密切的联系,这无疑提高了外资进入中国物流市场的门槛。
目前中国的股票市场日趋完善,自2015年春以来股市一路大涨,其中互联网、物流等涨幅居前,因此研究物流行业的股价影响因素具有一定的现实意义。此外,股价的影响因素分析不仅有助于投资者对股市进行判断,理性分析股价趋势,并据以制定投资策略,还有助于公司进一步分析股价变化趋势,并在以后的经营中不断调整进而逐步适应经济运行环境。例外,只有明确各因素对于股市的影响程度,政府才能正确地制定制度、规则,减少对股市的负面影响,促进经济市场的稳定发展,为物流行业发展提供良好的环境。
二、研究设计
本文主要侧重研究从微观角度看物流行业的股票价格影响因素是什么,为此被解释变量即为物流行业的股票价格(Y),解释变量暂定为选取的16个财务指标(X1-X14)。
本文所有的实证分析数据均取自choice金融终端,行业取自申万行业类(新)中的物流行业的14家公司。样本的时间选取为2011年一季度至2014年四季度,共4年整合16个季度。被解释变量选取了4年共50个月的月均价,再按季度每一个季度取三个月的平均数,最终得到16个季度的月均价;解释变量暂定16个,选取了4年也就是16个季度的数据。最后得到了一个包含四年16个季度物流行业的面板数据。需要补充的是,为了确保数据的一贯性,以及缺失值比较少,本文对于缺失值的处理采用“均值替换法”,用指标平均值或临界点的均值替代缺失值。
财务指标的选取从X1、X2、X3……X16分别对应每股收益、净资产收益率、投入资本回报率、销售净利率、销售毛利率、流动比率、速动比率、现金债务总额比率、现金流动负债比率、存货周转率、应收账款周转率、流动资产周转率、净资产增长率、净利润增长率、资产负债率、权益乘数。
三、实证分析
1. 相关性检验
为了确保分析结果的准确性和完整性,本文选取了16个解释变量。但是,为了确保对被解释变量解释的准确性,需要对冗余的解释变量进行筛选。为此,首先对16个被解释变量和解释变量进行相关性检验,将结果显示的相关性程度由大到小排序分别是:X7、X4、X5、X6、X15(负相关)、X9、X11(负相关)、X12(负相关)、X8、X16(负相关)、X13(负相关)、X1、X2(负相关)、X3(负相关)、X10(负相关)、X14.(负相关)。
一方面,依据与Y的相关性程度从大到小进行排序,将排在最后的六个解释变量(X14、X10、X3、X2、X1、X13)剔除。另一方面,X6与X7的相关程度达到91%,于是剔除X6;X9与X8、X7、X6均相关,分别为81%、50%、50%,于是剔除X9;X16与X7相关程度为55%,并且X16原就排于后半部分,于是剔除X16。最终还剩下7个解释变量:X7、X4、X5、X15、X11、X12、X8。
2. 平稳性检验
为了确定没有随机趋势或确定趋势产生的“伪回归”问题,在做线性回归之前需要先做平稳性检验,同时也使模型更有统计分析的意义。SPSS结果显示X4、X5、X7、X8、X11、X12、X15、Y的ADF—Fisher,Chi—square的P值分别为0.0002、0.0101、0.001、0.0356、0、0、0.0456、0。由于各P值均小于0.05,所以原序列平稳。
3. 逐步回归
由于SPSS的线性回归较“智能”,而eviews处理面板数据又具备其自有的优势。因此本文首先利用SPSS处理,X选取筛选过后的X7、X4、X5、X15、X11、X12、X8.在SPSS的结果中,模型7的R2最大,标准误差最小,故选择模型7,从而被解释变量剔除了X8、X12、X15,剩余的有效解释变量为X4、X5、X7、X11。
在SPSS筛选的基础上,进而用Eviews进行逐步回归。Eviews操作最终显示为:X7(速动比率)、X5(销售毛利率)、X11(应收账款周转率)为有效解释变量。
4. Hausman检验
为了确定模型的影响形式是固定影响还是随机影响,以下进行了hausman检验(原假设是应建立随机效应模型,即随机影响模型中个体影响与解释变量不相关)。结果显示:P值大于0.05,所以接受原假设,采用随机效应模型。
5. 确定模型形式
模型有三种形式,形式一是变系数模型,形式二是固定影响模型,形式三则是不变参数模型。为了确定模型的形式,必须先计算F1、F2。
在三种不同的形势下计算S1=1080.298,S2=1448.973,S3=2012.653,代入公式得F2=2.7883>F(52,168),拒绝H2;所以还需计算F1=1.4701>F(39,168),拒绝H1。
最终确定模型形式为变系数模型:
观察发现,销售毛利率(X5)、速动比率(X7)均对当期股票价格产生正影响;应收账款周转率(X11)则与股票价格负相关。
四、结论及建议
实证结果表明,销售毛利率、速动比率与股价正相关,这与假设和以往的研究相符,即盈利能力越强股价越高,偿债能力越高股价越高。并且速动比率(对应偿债能力)、销售毛利率(对应盈利能力)与股价的相关系数相差无几(前者达到了42,后者达到了38),在三个影响因素中分列第一、第二。对于投资者而言,在选择投资物流行业的上市公司时,可以着重关注速动比率和销售毛利率较高的企业。
与之相反,应收账款周转率与股价负相关,这与假设和理论是相悖的。这可能与我国的经济大环境有关,一般来说,应收账款周转率越高越好,表明公司收账速度快,平均收账期短,坏账损失少,资产流动快,偿债能力强。但是,应收账款周转率很高,周转天数很短,往往表明公司执行较紧的信用政策,付款信用条件过于苛刻,这样会限制企业销量的扩大,如果为了保持很高的应收账款周转率,而影响企业的盈利水平,从而会导致股票价格下降。
最后本文利用16个季度的速动比率、销售毛利率、应收账款周转率算出这14家物流公司的平均数,然后利用相关系数得到一个总分,这里应收账款周转率仅作参考并未算入总分。
根据总分从大到小排列,基本选定前4家企业:保税科技、恒基达鑫、新宁物流、宋都股份,对于投资者而言,这4家企业可备参考。
摘要：近年来,我国物流行业不断转型并面临巨大市场机会,同时股票市场也日趋完善。股票价格的变动受众多因素的影响,研究这些因素与股价变动的关系有助于投资者理性认识股市。因此本文以物流行业中的14家上市公司为例,采用逐步回归模型对股价与各项财务指标的关系进行了实证研究。基于实证结论,提出关于投资物流行业的一些建议,期望能为物流行业的蓬勃发展贡献绵薄之力。
参考文献
[1]骆温平.现代物流的发展过程及我国开展物流研究的思路[J].上海海运学院学报,1997,18,(4):1~6.
[2]马金麟,陈龙.中国物流行业结构分析与机遇识别研究[J].现代管理科学,2010,(6):117~119.
[3]姜荣.物流行业SWOT分析[J].商场现代化,2008,(2).
[4]张为群.影响我国物流行业发展的因素及对物流行业发展的思考[J].中国市场,2008,(28):44~45.
[5]张思天.中国股票价格影响因素的实证分析——基于非制度影响因素[J].经济论坛,2012,(5):67~69.
[6]黄孟宜.我国上市公司财务指标与股价之间关系的实证分析[D].对外经济贸易大学,2008.
[7]国琳,杨宝臣.上市公司财务指标与股票价格定位的实证分析~以深市中小板上市公司为例[J].科学技术与工程,2005,(12):1854~1857.
股价影响 篇9
期权是一种衍生的金融工具, 又称为选择权, 是指它的持有者在规定的期限内具有按交易双方商定的价格购买或出售一定数量某种金融资产的权利。在企业中对经营者实行的股票期权 (以下简称ESO) , 特指企业所有者向其经营者提供的一种在一定期限内按照某一既定价格购买一定数量本公司股份的权利。
股票市场的一个重要功能就是对企业价值的定价, 该价格在给定的企业信息基础上, 既反映了企业目前的经营成果, 也反映了人们对该企业未来经营成果的预期。在市场有效的情形下, 企业价值的提升在证券市场上的反映必然是股票价格的上升。因此, 股票期权激励方式的内在逻辑是:代理人要想获得更多的收人, 就必须要使股票的价格上升, 而股票价格的上升所代表的是企业价值的提升, 提升企业的价值就要求代理人综合考虑企业的现在和未来, 将企业的近期效益和长远发展结合起来。
二、我国股权激励发展现状
(一) 上市公司股权激励计划实施进度
2005年年底, 中国证监会发布《上市公司股权激励管理办法》, 加上中国股权分置改革的实施, 股权激励制度在我国上市公司中逐步普及。据统计, 2005年实施股权激励至今, 共有139家公司公布152个股权激励预案。2006年初, 一系列新法规的颁布对股权激励进行了规范并指明了其发展方向, 这使得各公司对股权激励热情高涨, 纷纷推出股权激励计划, 共有39家上市公司推出了41个股权激励方案;2007年上市公司的股权激励方案在数量远不如2006年多, 仅有9家上市公司推出股权激励方案;2008年中国上市公司的股权激励方案, 其数量明显剧增, 在具体设计上, 往年的主流特征仍未动摇, 而新的特征也悄然出现。在方案数量上, 2008年是股权激励的“井喷期”, 大量的股权激励方案在这一年中集中出现, 共有80家上市公司开始推行股权激励制度, 创中国引进实施股权激励以来年度公布方案数量新高。截止至2009年10月16日我国共有146家上市公司推出了152个股权激励计划方案。
(二) 实施股权激励计划的上市公司行业分析
从实施股权激励的上市公司的行业覆盖面看, 尽管152家公司只是沪深两市1471家上市公司 (截2009年10月16日A股) 中的少部分, 但却分布于21个行业当中, 覆盖了大部分的主要行业。从行业分布特点来看, 我国推出股权激励制度的上市公司明显存在行业分布不均的特点, 机械制造业处于绝对优势, 这种行业间的差距很大程度是由上市公司本身的行业分布所造成的。
(三) 上市公司股权激励方案选择模式
推出股权激励制度的上市公司选择的激励模式有股票期权、限制性股票、管理层持股和股票增值权这4种。股票期权是指上市公司授予激励对象在未来一定期限内以预先确定的价格和条件购买本公司一定数量股票的权利, 激励对象行权一般必须以业绩指标达到某一数值为先决条件, 从而达到激励的目的。限制性股票, 是指上市公司按照预先确定的条件授予激励对象一定数量的本公司股票, 激励对象只有在工作年限或业绩目标符合计划规定条件的, 才可以出售限制性股票并从中获益。管理层持股是通过让经营者持有公司一定的股票来调动其积极性, 以达到提升企业效率的目的。股票增值权是指公司授予激励对象的一种权利, 如果公司股价上升, 激励对象可按一定比例获得股价上扬或业绩提升带来的收益。
从统计结果来看, 在152个已经宣布股权激励计划的样本中, 采用股票期权方式的上市公司数量最多, 共有110家, 占72.37%;其次是限制性股票, 有39家上市公司采取该激励模式, 所占比例达到了25.66%;采用股票增值权模式的公司仅有3家。在模式选择上, 我国上市公司选择的股权激励模式形式较为单一, 品种不够丰富。从2005年至2009年10月16日只有得润电子, 永新股份, 方圆支承, 广州国光, 华菱钢铁, 金发科技, 南玻A, 7家上市公司使用混合股权激励模式。
(四) 股票期权激励模式下的激励程度
股票期权激励制度的激励程度可用股票期权激励制度所涉及的标的股票总数占上市公司总股本的比重来衡量。由统计结果可以看出, 所有上市公司股票期权激励计划所涉及的标的股票占上市公司总股本的比例都没有违反管理办法规定, 其中, 比例最高的是华星化工, 达到13.24%, 最低的中粮地产仅为0.0034%。从股票期权激励程度的分布区间看, 介于0~2%和2%~4%两个区间内上市公司所占比例为大多数, 两者总和超过50%。总的来看, 我国已实施股票期权激励的上市公司激励程度平均值为4.47%, 与美国等西方发达国家相比激励程度较低。这一点从股权激励相关法律法规的硬性规定上也可以看出, 我国《国有控股上市公司 (境内) 实施股权激励试行办法》规定, 高管个人股权激励预期收益水平应控制在其薪酬总水平的30%以内, 而在美国高科技行业中, 高管的股权激励收益平均水平竟达工资和奖金之和的7倍之多。
三、股票期权激励对上市公司股价影响实证分析
推出股权激励制度对上市公司业绩的影响主要体现在两个方面, 一个是影响投资者对于上市公司业绩提升的预期, 从而可以推动股票价格的波动;另一个是影响上市公司的实际业绩水平。
2006年是国内上市公司股权激励元年, 这一年《上市公司股权激励管理办法》和《国有控股上市 (境内) 实施股权激励试行办法》相继颁布实施, 为股权激励的顺利推行提供了制度保障。本文基于这个外部环境而对股票期权激励对上市公司股票价格的影响进行实证分析研究, 选取了2006年推出股票期权激励计划, 并于当年实施且到目前没有终止的13家上市公司作为研究对象 (剔除异常点ST公司) , 采用对比实证分析方法, 论证股票期权激励预案对上市公司股票价格影响。
在实施股权激励计划的初期, 股权激励计划强化了投资者对公司业绩提升的预期, 对股价的积极影响较大。13家样本公司在股票期权激励预案公告日前后各10个交易日的股价的变动分析如下表所示。
注:1.行业分类根据国泰君安大智慧软件2.灰色底纹数字表示变动幅度为正值数据来源:大智慧软件
从上表的对比分析中可以看出13家样本公司中, 9家上市公司预案公告当日股价超过公告日前10个交易日收盘价均值;而公告日后10个交易日收盘价均值仅有7家样本公司高于公告日当日股价。
四、结论
股票期权激励对上市公司股价的影响具有阶段性:
(一) 在上市公司准备并即将实施股票期权激励计划的初期阶段, 对股价的影响最为积极。因为这个阶段市场上有消息传出, 投资者预期上市公司实施股票期权激励计划会提高公司业绩, 即股票内在价值, 于是投机买进, 从而推动了股价的上升, 所以股票价格是逐渐走高的。
(二) 股票期权激励预案公告之后, 投资者从激励方案中预期到公司的投资价值, 此时股价受投资的预期影响较多, 还会呈现上升趋势。并且推行股票期权激励制度也增加了上市公司行业竞争力, 市场表现明显优于同行业整体市场表现。
(三) 股票期权激励实施中, 股价取决于经营者对公司业绩的改善程度。由于投资者的预期已经稳定, 且公司股价已经充分反应了股票期权激励计划带来的业绩提升预期, 这时候, 股票期权激励计划对公司股价的影响要看其实施产生的真实效果, 即对公司业绩的影响程度。
摘要：股权激励计划对上市公司业绩的影响主要体现在两个方面, 一个是影响投资者对于上市公司业绩提升的预期, 从而可以推动股票价格的波动;另一个是影响上市公司的实际业绩水平。通过股票期权激励制度对上市公司股票价格的影响进行实证分析, 不难发现:股票期权激励对上市公司股价的影响具有阶段性特征, 主要体现在在上市公司准备并即将实施股票期权激励计划的初期阶段, 对股价的影响最为积极;股票期权激励预案公告之后, 投资者从激励方案中预期到公司的投资价值, 此时股价受投资的预期影响较多, 还会呈现上升趋势;在股票期权激励实施中, 股价取决于经营者对公司业绩的改善程度等方面。
关键词：股票期权激励,股票价格,实证分析
参考文献
[1]郑晓玲.美国股票期权激励的经验和启示[J].国际金融研究, 2007 (4) :32-38
[2]聂皖生.股票期权计划——理论方案与实务[M].上海:上海交通大学出版社, 2007
[3]王瑞璞.中国股票期权制度实证研究[M].北京:中共中央党校出版社, 2005
[4]王宇维.股票期权激励机制研究[D].对外经济贸易大学毕业论文, 2006
股价影响 篇10
我国股票市场常有这种情景:熊市里, 投资者往往会被主力的连续打压, 而对股价走势过于悲观, 导致股价进一步加速下跌;牛市里, 投资者又会对股价走势过于乐观, 高估自己的投资能力, 持续下注, 导致股价超理论水平的上涨。事实上, 投资者能够拥有适度自信的心理非常重要, 相反, 过度自信或者信心不足都很危险, 对于投资者本身的财产安全, 或者对我国股市的可持续发展都不利。
投资者的自我评估能力, 是其在股票市场交易中不断形成的一种适应性特征。由于我国股市作为一个新兴市场, 特殊的历史发展进程决定了仍具有不完善性。在机制成熟完善之前, 投资者的适应性需经受时间的考验。投资者作为一个有情感、有理性的多维综合体, 在决策过程中, 不仅情感会经常破坏自我控制力, 而且理性也无法完全应对市场中异常复杂的情况, 导致投资者会借助主观测量方法, 在决策时按自我认知行事。
从投资者的角度, 充分考虑投资者心理因素和实际交易行为的关系, 为我们理解金融市场提供了一个崭新的视角。发达国家股市中的投资者以机构为主, 同时, 市场信息披露机制和监管手段较为完善, 因而投资者之间信息不对称现象不严重。而在我国股市中, 机构在投资者中所占的比例较小, 市场信息披露机制和监管手段也不够完善, 投资者之间信息不对称的现象比较严重。因此, 本文将在理论回顾的基础上, 提出揭示自我效能感、信息不对称和股价波动之间内在联系的研究命题。
理论基础
1. 行为金融学的相关研究
行为金融学认为, 投资者会依据自身主观判断和客观因素做出买卖决定, 即投资者同时用感性和理性两种方式对待市场中的交易。投资者的心理因素对其交易行为具有直接而重要的影响, 而投资者在决策中势必存在着诸多的认知偏差, 所以, 必须考虑投资者心理的复杂性、多变性, 从交易时的实际心理活动入手讨论投资者行为。
(1) “过度自信”作为一种认知偏差, 源于认知心理学的研究成果。Odean (1999) 认为, 过度自信, 是投资者将投资成功归结为自己的能力, 而不是归结为运气。过度自信不但表现在普通个体投资者身上。而且表现在机构投资者中的决策者、投资顾问和基金经理们身上, 各类投资者都会对自己驾驭市场的能力过度自信, 在投资决策过程中高估自己的技术和预测未来走势的眼光。
(2) “反应过度”是投资者对信息的理解和反应会出现非理性偏差, 对信息权衡过重而行为过激。如果投资者高估了最新获取的信息, 就产生过高期望, 凭此进行交易, 产生反应过度。
(3) “反应不足”是相对于“反应过度”而言, 是投资者低估了最新获取的消息, 对信息反应不准确的另外一种表现形式。当新信息出现的时候, 投资者可能需要一段时间来接受和认识它, 对原有信念修正迟缓, 产生相对的反应时滞。
本文认为, 行为金融学现有研究的缺陷是, 只强调了过度自信问题, 却没有讨论信心不足问题, 更没有涉及对正常信心的研究。我们引入认知心理学中自我效能的概念, 创新性地提出更为普遍、更具规律性的表示投资者信心的自我效能感视角。另外, 对于反应过度和反应不足问题, 由于与信息处理有关, 我们增加了在信息不对称情形下的分析。
2. 自我效能感
自我效能感, 是指人们对自身完成某项任务或工作目标的信心, 涉及的不是技能本身, 而是自身对能否利用所拥有的技能去完成工作目标的自信程度 (Bandura, 1977, 1986) 。高自我效能感, 能够带来足以争取成功的努力, 成功的结果将强化未来成功的期望;低自我效能感, 则可能造成提前停止努力, 失败的结果将进一步削弱对未来胜任力的期望。换句话说, 对于先天素质基础相近的人, 那些对自身实现特定目标能力有信心的人往往会取得成功, 而那些认为自身能力尚且不足的人往往与成功无缘。
自我效能感的形成与发展一般受以下一些因素影响:个人过去的行为及其所产生的或成功或失败的结果;其他人的行为及其成败结果的经验示范效应;旁人的评价和劝说;个人的情绪状态。形成自我效能感是基于这四个因素的综合和同化 (Gist&Mitchell, 1992) 。对个人而言, 提高自我效感最有效的方法是个人熟悉行为和重复经历事件 (Wood&Bandura, 1989) 。所以, 股市中的老股民一般比新股民对市场有更准确地判断。
本文重点不是详细探讨形成投资者自我效能感的具体影响因素, 而是分析自我效能感形成后对股价波动的影响。
3. 信息不对称
信息不对称理论的核心是, 信息在经济社会中占据绝对重要地位, 信息灵通的人比信息缺乏的人能取得更多的投资收益 (Akerlof, 1970) 。具体来讲, 股票市场信息不对称的首要原因是, 在一个充满纷繁信息的市场, 搜集与获得信息需要花费成本。传递信息存在时间和空间差异, 投资者要优先获取信息, 就必须付出金钱和时间成本, 导致不同实力的投资者获取信息的多寡不同。而且在获取信息后需要对信息进行加工, 不同投资者基于自身条件的差异, 即使面对相同信息, 也会由于判断能力的差异而处于信息不对称的地位。
按照在股票市场上投资的资金量大小, 可将投资者分为两类:一类是资金量大到其交易行为足以影响一段时期某只股票价格的投资者, 包括日常所称的机构投资者和个人大户, 简称为“机构”;另一类是资金量不足以影响一段时期某只股票价格的投资者, 简称为“散户” (赵涛和郑祖玄, 2002) 。
机构投资者和散户投资者之间存在信息不对称。机构投资者是市场中的强势群体, 拥有雄厚的资金、专业的技术以及人力资源优势, 往往能够广泛深入搜集信息, 及时获取有效信息, 在信息成本的支付上远远超越散户能力。有的机构能够派董事到上市公司, 直接参与公司内部的经营管理决策;有的机构为上市公司提供过证券承销、并购重组、资信评估等相关服务, 更了解公司真实的经营财务情况。而散户群体犹如一盘散沙, 不能整合成为有组织有计划的投资力量。当多数看多时, 散户受趋利心理的驱动蜂拥而至, 不知不觉中哄抬股价, 而此时庄家已悄然出货。多数看空时, 散户又受到恐慌的避害心理的驱动争先抛售, 殊不知庄家又已悄然进货。最终在一轮涨跌过后, 机构成功利用散户的贪婪追涨和恐慌杀跌的错误心理, 成功获取巨额的资本利润, 而散户则遍体鳞伤。
本文将对我国股市中的机构和散户两类投资者分类, 以揭示信息不对称的调节效应, 投资者自我效能感的权变影响比直接影响更能深刻反映我国股市的现象。
研究命题
1.自我效能感对股价波动的直接影响
投资者自我效能感作为自变量, 其水平高低能够影响股价波动的幅度。当市场中存在大量过度自信的投资者时, 尽管会提高市场流动性, 提高股票价格, 而一旦出现不利的信息, 这部分投资者将会同样激进地退出市场, 导致市场流动性的突然衰减, 继而造成理性投资者退出市场并引发市场系统风险 (吴卫星等, 2006) 。对此可以借鉴行为金融学领域中对过度自信的研究结论, 发现自我效能感的一般性作用规律。
Odean (1999) 研究了一个证券经纪公司所有交易账户的交易行为, 发现股市中确实存在过度自信的投资者, 认为自己能够更准确地预测投资收益, 因此频繁地进行买卖操作, 导致股价变化。类比推理, 在股市持续下跌过程中, 由于投资者信心不足, 会严重低估自己持股获利的能力, 非理性地抛售股票。过度自信和信心不足, 是自我效能感的两个极端状态, 两端均显现股价波动较大的特征, 自我效能感的中间状态则显现股价波动较小的特征。基于以上分析提出:
命题1:随着投资者自我效能感的不断提高, 股价波动先是随着自我效能感的提高而减小, 然后是随着自我效能感的提高而增大, 显示出U形曲线关系。
2.自我效能感在信息不对称下的权变影响
在有效的市场机制下, 投资者可以通过无均衡套利行为, 使股票价格恢复到理论价格, 股市恢复均衡。但是, 我国股市尚未建成有效的市场机制, 更多的是非理性的投机, 人性的贪婪使投资者将预期利润目标不断扩大, 在信息不对称的调节影响下, 将股价不断推至新的高点或打压到新的低点。
就信息量占有而言, 机构投资者和散户投资者在股市中的地位极不对称。少数几家机构投资者可以对一只股票的持股达到很高比例, 利用合法的高端信息渠道, 遵循反大众心理基础操作, 主导股价的变化, 最大化自身的获利目标。相反, 散户投资者常是股市中的噪声交易者, 通常带有一种从众心理, 对信息占有者盲从。因为缺乏股票分析知识, 所以, 在购买股票时对媒体报道的股票会给予更多关注并购买这类股票 (Barber&Odean, 2008) 。除非接到证实环境已经改变的充分信息, 散户投资者容易趋势跟风, 而不是预测趋势的变化, 这种习惯让机构投资者占了便宜, 机构投资者恰恰是噪声交易者的风险源 (王美今和孙建军, 2004) 。
综合以上分析, 针对两类投资者参与比例的多少, 我们提出如下假设:
命题2:机构投资者越多, 信息不对称程度越低, U形曲线越平缓;在过度自信和信心不足时, 股价波动也不会过大;
命题3:散户投资者越多, 信息不对称程度越高, U形曲线越陡峭;在过度自信和信心不足时, 股价波动会变得很大。
结论与启示
本文将股市视为一个大的组织, 将投资者视为这个组织中的个体, 来研究投资者自我效能感的作用。自我效能感对股价波动的直接影响表现为U型曲线关系, 在信息不对称情形下的权变影响表现为, 在机构投资者参与较多时, 曲线较平缓, 有利于股票市场的稳定, 而散户投资者参与较多时, 曲线较陡峭, 容易引起股票市场的大幅振荡。这个研究结论给了我们两方面的启示:
一方面, 机构投资者具有稳定市场的功能。机构投资者占据着信息优势、人才优势和资金优势, 表现出更多的理性投资和长期投资倾向。伴随着市场制度环境的建设, 机构投资者的参与数量将不断增加, 我国股市大起大落的情形将在一定程度上得到改善。
另一方面, 我国股市从来不是赌场, 而是茁壮成长的新兴市场, 股市遵循丛林法则, 弱肉强食, 有知者无畏。散户投资者有必要树立价值投资理念, 避免追涨杀跌、人云亦云, 练就明辨是非而果断决策的能力, 怀有恰当的自我效能感才能在股市中博弈。
参考文献
[1]Akerlof, G.A.The market for'lemons':Qualitative uncertainty and the market mechanism[J].Quarterly Journal of Economics, 1970, 84:488-500.
[2]Bandura, A.Social learning theory[M], Englewood Cliffs, NJ:Prentice-Hall, 1977.
[3]Bandura, A.Social foundations of thought and action:A social-cognitive view[M].Englewood Cliffs, NJ:Prentice-Hall, 1986.
[4]Barber, B.M., Odean, T.All that Glitters:The Effect of Attention and News on the Buying Behavior of Individual and Institutional Investors[J].The Review of Financial Studies, 2008, 21 (2) :785-818.
[5]Odean, T.Do investors trade too much?[J].American Economic Review, 1999, 89:1279-1298.
[6]Gist, M.E., Mitchell, T.R.Self-efficacy:A theoretical analysis of its determinants and malleability[J].Academy of Management Review, 1992, 17 (2) :183-211.
[7]Wood, R., Bandura, A.Social cognitive theory of organizational management[J].Academy of Management Review, 1989, 14 (3) :361-384.
[8]王美今, 孙建军.中国股市收益、收益波动与投资者情绪[J].经济研究, 2004 (10) .
[9]吴卫星, 汪勇祥, 梁衡义.过度自信、有限参与和资产价格泡沫[J], 经济研究, 2006 (4) .
股价影响 篇11
近年来，食品安全负面曝光事件呈现多发态势，这对企业产生诸多不利影响，尤其是上市公司的股价下行压力较大。文章以白酒塑化剂事件为例，通过百度引擎收集每天白酒塑化剂事件媒体曝光数量，研究媒体曝光新闻数量对白酒上市公司股价的影响。研究发现，持续的媒体报道在较长一段时间内给样本企业的股价带来显著的负面影响。研究结论对公共管理部门和企业的决策具有一定的参考意义。
关键词：白酒塑化剂事件；股价；食品安全
中图分类号：F83091 文献标志码：A 文章编号：
10085831（2015）06009806
一、问题的提出
在解释金融市场行为时，传统的金融学是建立在一系列理论或假说之上，例如有效市场假说、投资组合理论、套利定价模型、期权定价理论等。然而，这些理论的严格假设条件可能与现实情况不一致，因此在解释具体情况时，就存在无法验证市场是否有效的问题。在此背景下，行为金融学应运而生。近20年来，行为金融学因可较好地解释纷繁复杂的真实世界而变得流行[1-2]。经典理论指出，基本面的变化是影响股价波动的原因。但是，越来越多的学者则相信，一些有关公司的重大新闻也是影响股价变化的重要因素。已有文献指出，媒体报道会显著影响公司的股价或收益，因为媒体报道可吸引包括投资者在内的大众的注意力。Bernard和Thomas[3]发现股价对前一年公司利润变化反应不足的证据是价格对有关利润的新闻反应严重滞后，即当重大消息出现的大部分时间，股价波动小；价格大幅波动又出现在没什么新闻时。Davies和Canes[4]、Klibanoff等[5]分别实证检验了《金融时报》的评论和《纽约时报》第一版的报道对股价的影响，研究发现这些媒体报道对股价有显著影响。同类的研究还有Huberman和Regev [6]、Tetlock[7]、张晓生 [8]、林中跃[9]、戴江红[10]、李梦迪和彭珏[11]等。然而，其他学者则提供了不同的证据。例如，Niederhoffer [12]指出，媒体报道不能解释股票价格的变动。Cutler， Porterba和Summers[13]的研究发现，重大事件的媒体报道对股价波动并没有显著影响。之所以这些研究得到不同的结论，原因可能在于：第一，不同媒体的影响力存在差异；第二，不同事件的性质有差别；第三，不同国家的媒体发达程度有巨大差别。
许多金融类文献尝试量化包含在新闻或公司公告中的信息，并进一步区分为积极的和消极的信息。21世纪以来，国内外频繁曝光一系列有关公司的负面事件，这属于消极的信息。造成负面事件的原因可能是产品质量或管理问题等，前者比如瘦肉精事件，后者比如葛兰素史克中国行贿事件。与后者相比，前者更容易招致媒体的报道和大众的注意，因为产品质量往往涉及人身安全或健康[14-15]。
近年来，伴随着中国互联网的飞速发展，人们获取信息的渠道得到了空前扩展。当媒体大量报道某一事件时，这可能会引起投资者的注意，并引起股票市场的异常交易行为，进而导致股价波动。在过去的10多年中，食品安全事件的频发已引起了包括媒体在内的广泛关注，同时为我们的研究提供了样本。本文的目的在于检验新闻媒体针对白酒塑化剂事件的持续报道是否会影响股价。
本文的其他部分安排如下：第二部分为模型设计与变量定义；第三部分为样本选取与描述统计；第四部分报告了检验结果；最后部分为总结。
二、模型设计与变量定义
本文建立多元回归方程，公司股票收盘价（cp）为因变量，考察变量为塑化剂事件新闻数量（media）。由于影响公司股价的因素众多，本文借鉴已有文献，使用如下几类控制变量：（1）公司规模情况。我们用公司资产（ta）反映；（2）公司盈利情况。用净资产收益率（roe）和每股净资产（naps）两个指标反映；（3）考虑到塑化剂事件发生后，市场会有反应，模型增加反映市场技术因素的指标，包括日成交量（dt）对成交量进行分析是实际操作中的一个重要方面，而由于流通盘大小不一，成交金额的简单比较意义不大。、换手率（tor）和市销率（ps）等；（4）虚拟变量。需要强调的是，2012年12月4日中央出台“八项规定”，以及后来的“六项禁令”和“反四风”等高调反腐政策，对白酒，尤其是高端白酒的消费和股价无疑造成一定影响，因此模型加入政策虚拟变量（anticor），2012年12月4日前为0，之后为1。具体的变量定义见表1。考虑到控制变量等可能存在的异方差和非线性，我们对其进行了对数化处理，即采用这些变量的自然对数形式。建立的多元回归方程如下：
式中，下标i表示公司，t表示时间，β为回归系数。
由于上式是典型的面板数据，为避免实证结果只依赖于特定计量模型，本文尝试以下不同方法进行估计：（1）固定效应模型（FE）；（2）随机效应模型（RE）；（3）面板数据广义最小二乘估计方法（XTGLS）。
三、样本选择与描述统计
（一）样本选择
本文的考察时期为1年，从2012年11月19日起，至2013年11月18日2012年11月19日塑化剂事件曝光。。在考察期间，A股上市的白酒公司有13家，分别为贵州茅台、五粮液、泸州老窖、水井坊、古井贡酒、洋河股份、酒鬼酒、皇台酒业、伊力特、金种子酒、老白干酒、沱牌舍得和山西汾酒等公司（因皇台酒业数据不完整，本文排除了此公司）。由于数据是日数据，因此本文的面板数据属于n相对于T较小的长面板类型。
（二）数据获取
本文的“塑化剂新闻曝光数量”通过网络检索加手工整理的方法得到，具体如下：以百度新闻搜索引擎为主要媒介，在新闻搜索的高级搜索栏里输入“塑化剂事件”、“白酒塑化剂”等关键词，然后选择要查找的相应日期，获取对应日期的关于塑化剂事件曝光的新闻篇数。此外，本文所需要的因变量和其他控制变量数据来自锐思金融研究数据库。
（三）描述性统计
表2报告了描述统计。从表中可以看出，lncp均值为3.293 729，标准差为0.728 693，最小值和最大值分别为2.231 089和5.403 713，显示出不同公司或同一公司的股价在考察期间存在较大差异。lndt均值为15.739 42，标准差为0.792 909，最小值和最大值分别为12.903 96和18.336 03，说明不同公司间的股票成交量存在较大差异。lntor均值为0.209 646，标准差为0.862 489，最小值和最大值分别为-1.962 55和3.295 889，显示不同公司的换手率存在较大差异。lnps均值为1.455 793，标准差为0.488 358。lnroe均值为2.606387，标准差为1.037 959。lnnaps均值为1.871 781，标准差为0.628 933。lnanticor均值为0.953 781 5，标准差为0.209 994 7，属于较小的情况，因为在考察期间的绝大多数时期都属于中央反腐期间。
考察变量lnmedia均值为2.887 851，标准差为1.770 689，最小值和最大值分别为0和7.844 241，说明媒体报道数量在1年中有较大差异。图1显示了自塑化剂事件发生之日起1年内的新闻曝光事件的数量。从图中可以看出，媒体报道可大致分为3个时间段：（1）塑化剂事件曝光的第一个月。这一阶段是新闻报道最为集中的时间，尤其是酒鬼酒塑化剂事件爆发的当天，新闻报道数量更是超过2 500条。后因茅台酒在美国被曝光塑化剂超标，有关塑化剂事件的新闻报道数量在2012年12月13日达到一个新高，为1 500条。（2）塑化剂事件曝光的第二个月至第五个月。这是曝光持续发酵阶段，虽然新闻报道数量在一阶段显著下降，但舆情仍在高位运行，新闻数量日均保持在64条，最高时达578条。（3）塑化剂事件曝光6个月后。新闻关注度逐渐下降，最后3个月新闻数量日均保持在几条左右，有时为0。
四、研究结果分析
有关媒体报道与股价的许多文献都是在静态面板框架内展开的，该方法可以控制个体效应对回归结果产生的偏差影响。表3中的（1）和（2）分别报告了固定和随机效应模型。
从回归结果看，无论在固定效应模型，还是在随机效应模型中，在控制了其他变量后，媒体报道变量均非常显著。然而，媒体报道变量的符号和反腐败的政策虚拟变量与我们预期不相符。造成上面问题的原因，可能是数据方面存在问题。由于是长面板数据，有必要确定是否存在异方差或自相关。先进行异方差检验。本文运用沃尔德检验方法，结果强烈拒绝“组间同方差”的原假设，即认为存在“组间异方差”。然后进行自相关检验。经过Wooldridge检验，发现强烈拒绝“不存在一阶组内自相关”的原假设，即存在自相关。
针对数据存在的问题，我们使用广义线性模型（xtgls）对异方差和序列相关进行修正。表3中的（3）是修正后的估计结果。从结果看，在处理了自相关和异方差后，模型中变量媒体报道变量（lnmedia）的系数变成负号。我们先分析控制变量，实证结果发现：（1）公司资产（lnta）系数为正，且非常显著。公司资产反映了公司的规模以及动员资源的能力。这说明资产较大的公司在处理危机时有更高的控制力，其股票更能抵御风险，从而阻止股价的下跌。（2）成交量（lndt）系数为负，且非常显著。这说明成交量与股价呈反向关系。成交量是判断股票趋势的重要依据。一般情况下，股价随着成交量的放大而上涨，量价齐涨说明股价将继续上扬。然而，在异常时，股价向下跌破股价形态趋势线或移动平均线，同时出现较大成交量，这意味着股价将持续下跌。进而，当股价在较长一段时间后出现恐慌性卖盘，随着日益扩大的成交量，股价大幅下跌。（3）换手率（lntor）系数为正，且非常显著。该指标可较好地反映股票的流通性强弱。这说明当股价下降时，股票的流动性会减弱，转手买卖的频率下降，这验证了股市中常说的人们购买股票的“买涨不买跌”心理。（4）市销率（lnps）系数为正，且非常显著。这从公式中可以看出，显然市销率与股价成正比。不同的市场板块市销率的差别很大，所以市销率在比较同一市场板块或子板块的股票中最有用。同样，由于营业收入不像盈利那样容易操纵，因此市销率比市盈率更具业绩的指标性[16-17]。一般来说，市销率越低，则股票的投资价值相对越高。但是，如果在熊市中，上市公司如果经营业绩不好，甚至发生亏损，则股价会大幅下跌，被市场所抛弃。而在考察时间内，中国股市基本属于熊市。（5）净资产收益率（lnroe）为正，且非常显著。净资产收益率反映公司所有者权益的投资回报率，净资产收益率越高，说明公司盈利能力越强。反之亦然。受塑化剂事件影响，白酒公司的净资产收益率随着公司股价下降而降低。（6）每股净资产（lnnaps）系数为正，且非常显著。说明股价上升，每股净资产减少。反之亦然。受塑化剂事件影响，白酒公司的每股净资产随着公司股价下降而降低，其发展受到不利影响。（7）反腐政策虚拟变量（lnanticor）系数为负，且非常显著。说明中央的高调且长时间持续的反腐已对白酒股价造成了显著的负面影响。
我们再考察解释变量（lnmedia）。回归结果显示，新闻曝光数量系数为负，且非常显著，这说明新闻曝光数量的多少已明显抑制了相关公司的股价。这与Rao等[18]和Bernile等[19]的研究类似，即丑闻发生后较长时间内（半年）企业的收益率受到显著的负面影响。而这与林中跃等[9]的研究结论不一致。林中跃等的研究发现，三聚氰胺事件在短期内给乳制品企业股价带来显著负面影响，但是并不能证明在较长时间（半年以上）内给这些企业的股价带来显著的负面影响。可能的原因是，三聚氰胺丑闻发生以后，中国各级政府迅速介入，严惩相关人员，并通过收购等方式拯救相关企业，以及企业和国家通过各种公关行动（如放心奶工程、各企业公开表态重振奶业等）提升奶业的形象。而塑化剂事件的爆发显然没有引起中央及各级政府迅速介入和高度重视。此外，本文认为还有一个重要因素，就是与牛奶相比，白酒，尤其是高端白酒（上市公司生产的白酒几乎都属于高端行列）属于奢侈品，人们比较容易找到替代品，而牛奶的替代品则较少。
此外，需要说明的是，反腐政策虚拟变量（lnanticor）的系数绝对值比解释变量（lnmedia）的系数绝对值要大，说明中央的反腐政策影响较大。也就是说，白酒股价下跌且难以恢复，在很大程度上与中央的八项规定等反腐行动有重大关系。笔者在方程回归时，曾删除曝光新闻数量变量，但反腐政策虚拟变量变得不显著。原因可能在于，白酒塑化剂事件发生在先，并使股价在较短时间大幅下降，而反腐政策则在后。
五、主要结论与讨论
近10年来，重大事件的媒体报道与股价之间的关系一直是学术界和实业界关心的重要话题。在互联网飞速发展的中国，大众投资者非常容易就能从新闻媒体获取有关投资信息。而中国资本市场尚处于发育阶段，与成熟市场相比，投资者更易受新闻媒体报道的影响。通过百度搜索引擎收集媒体报道数量，在尽量控制其他变量的前提下，本文利用中国上市公司面板数据，分析了媒体报道对公司股价的冲击。我们发现，有关白酒塑化剂事件的报道显著影响了白酒股价，并使其在短期内难以恢复。这与白酒在事件曝光前的股价虚高不无关系，以及部分消费者因事件而转向啤酒或葡萄酒的消费。从另一个角度则说明中国媒体较好地发挥了公司治理的作用[20]。虽然丑闻引发了行业振荡，并波及无辜企业，但是同时有利于维护产业生态平衡，在淘汰不良企业的同时，促进新的企业成长，因而有助于产业的健康运行[21-22]。此外，本文还发现，中央的高调反腐也抑制了高端白酒的股价。
研究的政策含义体现在：其一，从行业看，与其他行业相比，食品行业可能存在许多潜规则，当发生食品安全事件时，食品行业更容易引发整个行业的危机。因此，在这种情况下，行业协会需要发挥作用，要把整个行业联系起来，增强行业与消费者、媒体、政府的沟通交流。其二，从发展趋势看，媒体在中国公司治理中的作用日益加大，这已引起中国政府和实业界的高度关注，同时也为中国学者在这方面的研究提供了一个新的视角。需要强调的是，对政府而言，如何充分发挥好媒体对企业的监督作用是一个重要命题，而对企业来说，如何与媒体打交道，则是一个重要课题。参考文献：
[1]饶育蕾，刘达锋.行为金融学[M].上海：上海财经大学出版社，2003.
[2]陈红.行为金融学研究综述[J].经济经纬，2005（4）：129-131.
[3]BERNARD，THOMAS Evidence that stock prices do not fully reflect the implications of current earnings for future earnings[J].Journal of Accounting and Economics， 1990，13：305-340.
[4] LLOYD D P， CANES M.Stock prices and the publication of secondhand information[J].Journal of Business，1978，51：43-56.
[5]KLIBANOFF P，LAMONT O，WIZMAN T A.Investor reaction to salient news in closedend country funds[J].Journal of Finance，1998，53（2）：673-699.
[6]HUBERMAN G，RGEV T.Contagious speculation and a cure for cancer： A nonevent that made stock prices soar[J].Journal of Finance，2001（6）：387-396.
[7]TETLOCK P C.Giving content to investor sentiment：The role of media in the stock market[J].Journal of Finance，2007，62（3）： 1139-1168.
[8]张晓生.突发事件对股市影响的实证分析——以2003年禽流感影响股价为例[J].世界经济情况，2007（1）：43-46.
[9]林中跃，刘春林，吴狄.三聚氰胺丑闻对乳制品企业股价影响研究[C]//第四届（2009）中国管理学年会——公共管理分会场论文集，2009.
[10]谢雅璐，王冲.媒体治理、信息不对称与股价暴跌风险[J].山西财经大学学报，2014（7）：36-47.
[11]李梦迪，彭珏.食品安全与公司绩效的关系研究——基于双汇集团瘦肉精事件[J].商业会计，2013（7）：75-76.
[12]NIEDERHOFFER，VICTOR. The analysis of world events and stock prices[J].Journal of Business，1971，44（2）：193-219.
[13]CUTLER D， POTERBA J， SUMMERS L.What moves stock prices？[J].Journal of Portfolio Management，1989，15（3）：4-12.
[14]AHLUWALIA R， BURNKRANT R E， UNNAVA H R.Consumer response to negative publicity：The moderating role of commitment[J].Journal of Marketing Research，2000，37（5）：203-214.
[15]余伟萍，庄爱玲.品牌负面曝光事件分类及溢出效应差异研究[J].商业研究，2013（2）：21-27.
[16]周利，高栓喜，白思俊.股价主要影响因素的统计分析[J].河南大学学报：自然科学版，2001（4）：41-46.
[17]叶佩娣.市盈率估值法和市销率估值法在中国A股市场的应用分析[J].山东财政学院学报，2008（2）：42-45.
[18]RAO S M， HAMILTON J B.The effect of published reports of unethical conduct on stock prices[J].Journal of Business Ethics，1996（12）：1321-1330.
[19]BERNILE G， JARRELL G， MULCAHEY H.The effect of the options backdating scandal on the stockprice performance of 110 accused companies[R].Simon School Working Paper，2006，4-10.
[20]李培功，沈艺峰.媒体的公司治理作用：中国的经验证据[J].经济研究，2010（4）：14-27.
[21]BRENNAN J J.The market value of integrity： Dealing with corporate scandals[R].Vital Speeches of the Day，2002：145-150.
股价影响 篇12
1. 事件研究的模型建立
事件研究 (Event Study) 法:是用来了解股票市场证券价格与特定事件间关联性的实证分析方法。若被研究的事件显著, 使该公司股价波动状况异于无此事件时的表现, 则会产生异常报酬率。
(1) 宣告日:为重要事件或咨询发布日, 通常以实际最早刊登在新闻媒体的时间为基准。本文以发行公司发布“分离交易可转债发行公告”的时间为准。
(2) 事件窗口:为了确定因事件宣布对股价的影响, 通常将宣告日前后各加一段时间作为事件窗口, 所得到的股价异常报酬即为因事件宣布所导致。本文事件窗口主要以宣告日前第10个交易日至宣告日后第1 0个交易日为止。
(3) 估计窗口:为衡量正常报酬, 将建立估计正常报酬的模型, 而模型中的参数采用估计窗口的数据资料来统计。估计窗口未包括事件窗口, 以免造成估计结果的误差。本文采用宣告日前第111个交易日至宣告日前第11个交易日共100个交易日作为估计窗口。
(4) 研究样本:选取中国石化、武钢股份等截止2008年5月1日, 发行分离交易可转换债券的全部上市公司, 共计15家。股票市场投资组合Rm用沪深300指数代表。
本文的采用估计窗口数据, 通过回归分析得到各公司的期望报酬模型:
股票i的异常收益率即为个股实际报酬率与期望报酬率的差, 即有:
所有样本公司在第t天的平均异常收益率为:
将事件期中t1日到t2日的AAR加总得到累计异常收益率, 具体计算方法:
2. AAR与CAAR的显著性检验
根据异常收益率的定义, 假设事件对股票价格没有影响, 即Ho:AARt=0, 在各显著性水平下, 根据样本观察值计算t统计量值, 若落入拒绝域内, 则拒绝原假设Ho, 即说明事件对股票价格有影响。
同理:假设Ho:CAAR=0.
3. 实证研究结果
截止2008年5月1日, 国内现共有15家上市公司发行分离交易可转债, 此研究将全部1 5家公司均作为研究样本。
通过研究事件期的平均异常报酬率AAR及累计平均异常报酬率CAAR, 我们可以看到, 在-1, 0, +1三个交易日的平均异常报酬率AAR分别为+0.823%, +1.773%, -0.805%, 0交易日在10%的置信水平上显著为正。除此之外, -2日也是在10%的置信水平上显著为正, -1日虽然未达到10%的置信度, 但置信水平同样较高。累计平均异常报酬率CAAR, 其反应更加明显。在-2, -1, 0, 1四个交易日内, CAAR均在5%的置信水平上显著为正。出现这种情况可能的原因是上市公司在发行“分离交易可转债”时, 都会赋予股权登记日前的老股东优先认购权, 投资者在得知发行消息后, 希望通过购买正股获得优先认购权, 从而推动股价在股权登记日前上涨。而发行公司股价在公布日前两日就出现显著的正向异常报酬率, 其原因可能是由于我国信息披露的制度不完善, 而造成发行宣告日前有信息泄露, 提前获知发行消息的投资者提前购买正股。
在宣告日后的+2交易日, AAR为-1.804%, 平均异常收益为负的显著性水平达到了5%。在+3交易日, AAR为-1.376%, 显著性水平虽然未达到10的置信度, 但同样较高接近显著水平。而在这两个交易日内, C A A R也出现显著下降。我们认为出现这样情况是由于在宣告日后+2日, 大部分发行公司已经完成了优先认购权的股权登记, 在+2日出现了类似于除权除息的股价变化情况。从而造成正股价格的显著下跌。这也与我们的预测一致。
(-2, 0) 宣告前期及宣告日显著上涨, (+1, +3) 宣告日之后的显著下跌, 也从另一个侧面说明我国A股市场借题发挥的炒作气氛较浓。
二、结论
通过对已经发行分离债的15家上市公司进行实证研究, 我们发现:
首先, 在 (-2, 0) 期两个交易日里, 累积平均异常收益率CAAR为+1.844%, 通过了5%的显著性水平验证, 可见宣告日之前, 公司已经有相关消息流露到市场上。
其次, 在0期即发行宣告日, 平均异常收益率A A R为+1.773%, 显著为正, (-2, +1]四个交易日内CAAR为2.812, 在5%的置信水平上显著为正, 说明投资者在获知消息后, 为追求优先认购权, 在股权登记前会有一定的“抢权”行为, 追购正股, 推动正股股价的上升。
再次, 在+2交易日里, AAR为-1.804%, 在 (+2, +4) 期间, CAAR为-4.117%显著为负, 说明在“抢权”完成, 股权登记日后, 发行公司股票发生了类似于“除权”的行为。
参考文献
[1]陈豪李豫湘:国内可转债的发行宣告对公司股价影响研究.证券广场, 2005, 8