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个股分析报告范文第1篇
最近，华纳音乐集团(WMG．NY)和“中远控股”(1919．HK)在IPO过程中，都发生了承销商分析师看淡发行人的现象。实际上，华尔街主要投行与纽约州总检察官2003年达成2024分析师独立性的庭外和解协议后，目前，华尔街分析师对其分析的公司给予“买入”或“坚决买入”的建议已由占其全部上市公司评级的77％下降至53．4％。分析师们已不再像以前那样极力推崇其投行部门客户的股票。与华纳音乐集团相比较，“中远控股”上市案例暴露了中国企业海外上市在经验不足的情况下，如何避免外资投行贪恋业务而向发行人隐瞒负面报告的问题。
分析师看淡华纳，美林退出承销团
华纳音乐集团于5月11日在纽约证券交易所首次公开发行上市，募集资金5．56亿美元。其承销团成员包括高盛、摩根、雷曼兄弟、花旗、美洲银行、德意志银行、瑞士银行(UBS)、Bear Stearns等华尔街主要投行(其中高盛和摩根为主承销商)，而美林集团却在之前主动退出承销团，没有和其他投行一道分享总计2600万美元的承销费。
据《纽约时报》报道，这其中的原因是美林的著名媒体产业分析师柯恩女士(Jessica Reif Cohen)在上市前对华纳音乐集团的研究报告较为负面，与华纳音乐集团、其他承销商、甚至美林投行部门所认可的投资和估值水平相距甚远；在此情况下，美林无法有效履行其对发行人的股票销售义务，不得不选择悄然退出承销团。华纳音乐集团当初之所以选择美林参加承销团的主要原因是希望借助柯恩女士在媒体投资界的影响力，美林在该项目中的一进一退可谓“成也萧何，败也萧何”。
按照IPO的市场惯例，华纳音乐集团在3月份向承销团成员的分析师们作了一次管理层演示，分析师接下来将准备其研究报告以作为未来市场推介的基础。4月初，柯恩女士告知美林的投行部同事，她并不看好华纳音乐集团的业务发展前景，并认为华纳音乐集团的每股估值不超过17美元，这对于美林投行家们来讲无疑是一个噩耗，因为他们早已告诉其客户每股估值会在30美元左右，而且华纳音乐集团的控股股东(Thomas H．Lee Partners)及其他承销团成员都认为每股不应少于25美元。
如果这种情况发生在2003年华尔街十家主要投行(其中包括美林)与纽约州总检察官斯皮策(Eliot Spitzer)达成2024分析师独立性的庭外和解协议之前，美林的投行家们会有足够的能力要求并迫使柯恩修改其分析报告的结论，以帮助投行部门推销其客户的股票。但是，根据2003年的庭外和解协议，华尔街已将投资银行和股票分析分开，投资银行部门不得对分析部门施加任何压力，分析师的报酬不再根据他们对投资银行业务的贡献来定，而取决于他们分析的质量；华尔街的分析师被要求出具独立的研究报告，投行部人员与分析师的任何交流必须以电话会议的方式进行，合规部的律师也必须在场以防止任何违反协议要求的问题出现。因此，美林投行部人员无法要求柯恩修改其意见；在华纳音乐集团为柯恩特别举行的第二次演示仍未能说服柯恩之后，美林就只好被迫选择退出承销团。
但美林可以聊以的是，最终资本市场的反应证实了柯恩的分析，投资者普遍认为华纳音乐集团每股22-24美元的招股价格区间偏高，承销团不得不将上市价降低到每股17美元，而华纳音乐集团上市后股价表现持续低迷，跌破了发行价，并基本上在16．0-16．5美元区间波动。
从华纳音乐集团上市这一案例中可以看到，经过2003年和解协议后，华尔街分析师们的独立性确实得到了加强，投行部门对分析师的影响力被有效制约。根据华盛顿大学商学院最近一份研究报告，华尔街分析师已不再像以前那样极力推崇其投行部门客户的股票。在和解协议前，分析师们对其分析的公司给予“买入”或“坚决买入”建议的占其全部上市公司评级的77％；而目前，该比重已下降到53．4％。
主承销商出负面报告，“中远控股”市场推介露败绩
“中远控股”6月30日在香港交易所挂牌上市，募集资金95．2亿港元(约合12．2亿美元)，上市价格为4．25港元，是其招股价格区间4．25-5．75港元的下端。挂牌交易首日以3．7港元的低价开盘，最终报收于3．825港元，较上市价跌了10％。考虑到当日主承销商(包括汇丰、瑞士银行和摩根大通)已采用了稳定后市操作，该后市表现已属非常糟糕。
“中远控股”的市场推介活动在五月底展开，由于投资者普遍认为航运业周期性下降不可避免并将在2006年对航运公司的业绩产生不利影响，“中远控股”所面临的资本市场环境非常不利。其中，具有戏剧性的一幕是在预路演前主承销商汇丰和瑞士银行的分析师分别发表了研究报告给2024的机构投资者，认为“中远控股”2006年净利润因受国际运费下降的影响将降低17-18％，引起市场哗然，不少投资者质疑为何主承销商在如此看淡发行人盈利前景的情况下，仍然坚持推出该上市项目。而更为奇怪的，根据香港2024媒体的报道，“中远控股”的管理层是从报纸上而非自己的主承销商处得知如此负面的分析报告的。
在一片看淡声中，尽管“中远控股”提高了派息率，并得到了和记黄埔、恒基和淡马锡等企业投资者4亿美元的拔刀相助，最终“中远控股”的国际配售部分仅得3倍的超额认购，而香港公开招股部分更只获得了香港散户一半的认购额，余额不得不回拨至国际配售部分。整个市场推介即使不是一场灾难，也不能不称为一次失败。
“中远控股”错失三次调整时机，其中包括解聘主承销商
从“中远控股”上市这一案例中可以看到：一方面，华尔街分析师们在出具上市前研究报告时确实获得了相当程度的独立性，因此汇丰和瑞士银行的分析师们可以在预路演前发表对投行部门客户极为不利的研究报告，而其投行部门也无法阻止该类报告的出炉。但另一方面，“中远控股”的主承销商们末能及时将该负面报告的信息告知其客户，无疑是失职并损害了客户利益。按照目前的市场惯例，担任发行人主承销商的投行部人员(包括其资本市场部人员)事先完全了解其分析师研究报告的主要内容，尤其是2024估值方面的核心内容，并应将2024信息反馈给其客户。尽管发行人及主承销商的投行部人员不能施加压力来影响2024的分析报告，但他们可以也应该根据2024研究报告的内容来共同确定市场推介(尤其是预路演阶段)的销售策略。
个股分析报告范文第2篇
[关键词] 季报 年报 信息含量 实证研究
一、文献回顾
在会计理论框架和会计准则制定中,会计报表的目的居于十分重要的地位,即能否向投资者提供与其决策有用的信息,直接影响着会计确认、计量和报告原则,决定着会计的生存发展。盈利预测是会计信息含量的基础。近几十年来,学术界有大量文献采用多种方法多角度地验证会计盈余数字的有效性。从总体上看,这一领域主要形成了两类研究。一类是交易量反应研究,主要研究盈余公告期间股票交易量是否发生了显著的变动,从而验证盈余公告的信息含量;一类是股票价格反应研究,主要研究股票价格对盈余数字的反应,从而验证投资者在进行股票买卖的投资决策中,是否应用了会计信息,股票价格反应研究通常又有股票价格波动性研究、平均累计超额报酬率研究和回归分析等方法。这方面的最早研究由Ball and Brown (1968) 完成。他们最重要的发现是:第一,股票价格对收益的反应是一致的,即收益上升的股票价格相对市场整体是上升的,而收益下降的股票价格是下降的。第二,由于对非财务公告信息的了解,市场对收益变化的反应是提前的。第三,由于市场不能完全预见到公司财务的准确情况,信息公告当日的市场反应显著。第四,市场对公告信息的反应是有效的,公告信息对股票价格的影响在公告当日完全释放,投资者不能在公告后获得超常投资回报。
为强化上市公司信息披露的及时性和真实性,进一步提高上市公司信息披露水平,2001年中国证监会发表了《公开发行证券的公司信息披露编报规则第13号:季度报告内容与格式特别规定》。根据要求,从2002年第一季度起,在所有上市公司实行季度报告的披露制度。
目前2024上市公司定期报告披露的研究多侧重于这些报告所披露的信息是否向投资者传递了新的信息。Haw et al.(1999)、赵宇龙(1998)、陈晓(1999)皆检验了年度会计盈余的信息含量,Haw et al.(2002)还进一步验证了中报会计盈余的有用性,Kross和Schroeder(1984)季度报告公布时间与极度信息的类型之间的关系以及季度盈余公布的时间与股票报酬之间的关系进行了研究,得出结论:早公布的季度盈余报告包含了较好的信息;与晚公布的季度报告相比,早公布的季度报告伴随着较高的超额报酬。
但是,许多学者在研究中发现盈余对股价变动的解释力度都非常低,一般在2%～5%,最高也不超过10%。对此,许多学者进行了分析,认为可能是由于其他变量所引起的。
就季度盈余报告公布之后,年度盈余的信息含量是否会有影响,Mcnichols和Manegold(1983)通过比较34家样本公司开始公布季度盈余报告之前和之后的平均相对方差发现,第-4日、+1日、+2日的相对方差量在季度报告实施后明显地变低了(p=0.05),若比较从-5日至+2的平均相对方差,季度报告实施后的相对方差就更加小了(p=0.01)。这些证据均说明,引进季度报告之后年度盈余公布的相对信息含量下降了。
因此,本文试图弥补上述学者研究方法的不足,在回归分析中加入对其他因素的考虑,试用回归分析研究季度盈余信息的有用性。本文共分五部分:第二部分是研究假设;第三部分是研究设计;第四部分是对上市公司季度盈余信息有用性的实证分析;第五部分是结论。
二、研究假设
从最初的年报、中报到目前季报的强制性披露,缩短定期报告的间隔目的在于使投资者更及时地了解上市公司经营状况与财务状况,进而使资本市场的资源配置更加合理。但这一机制起作用的前提是投资者会利用季报这类更及时的信息来源。根据“信息有效论”,市场对经济利润的追求使得影响股票定价的信息一旦公开,就能及时、无偏见地反映在股价中(Fama, 1970)。因此,我们提出本文的研究假设是:季度报告的披露会影响投资者对年报信息的有效利用。这个假设隐含两层含义:一是季度报告包含的信息含量对投资者是有用的;二是季度报告的披露使年报的相对信息含量下降了。
三、研究设计
1.方法设计
为了研究季度报告的会计信息披露在证券市场上的影响,本文选择了在深圳证交所上市的59家公司,考察了这些公司2003年第三季度的季度报告和2003年报公布的会计盈余情况以及季报、年报公布前后交易价格的变动情况。
本文以未预期盈余UE作为季度报告中会计信息的表征变量,以未预期报酬率AR作为市场反应的表征变量,主要考察未预期报酬率和未预期盈余之间的相关关系。1.如果季报披露期间,证券价格有明显的波动,可以说明季报具有一定的信息含量,并在证券市场上产生了明显的反应如果没有明显的价格波动,则说明季报并没有给投资者带来新的信息。2.如果季报披露之后,当年年报披露期间,证券价格的波动明显小于以往没有披露季报的年份,则说明季报的披露使得当年年报具有的信息含量下降了,如果证券价格的波动相较以往没有太大差别,则说明季度报告的披露对年报没有影响。
2.样本选取及数据来源
(1)样本选取
为了保证能较为准确地估计股票的风险系数(β值),消除上市公司价格波动的不稳定因素,样本的选取遵循以下条件:①必须是上市4年以上发行A股的上市公司;②在观测期内(季报公布前4个交易日至公布后5个交易日)公司没有公告进行兼并重组或行业转变;③在近期内(季报公布前45周)没有进行过股票分割;④不是ST(特别处理)或PT(暂停交易)股票;⑤考虑到要计算未预期盈余,因此必须选择同时具有2002年和2003年第三季度季度报告的上市公司;⑥2003年三季度报告日当天为非交易日的除外。经过筛选后最终用于分析的样本有59家公司。
(2)数据来源
每股收益、股价数据、股指数据和季度报告披露时间均来自于巨灵软件;
3.计算与模型
计算中涉及的主要变量:一是未预期报酬率(AR),表示个别股票与市场波动不一致,可能给持有者带来非正常报酬,用来衡量股票价格的波动程度;二是风险系数(β)用来表示个股波动和市场波动之间的相关性;三是未预期盈余(UE),表示该公司预期会计盈余与实际盈余之差,用来衡量季报中的信息含量。
(1)估计风险系数
要估算某只股票的系统风险系数,需要考察一个比较长的时间周期。这里采用了所有样本公司股票2003年6月23日至2003年9月30日共100个交易日的收盘价和对应的深圳综合A股指数100个交易日的收盘指数。然后利用资本资产定价模型的市场模型来估计股票的系统风险系数(β):
Ri,w=αi+βiRm,w+εi
这里Ri,w是某只股票在w日实际报酬率,Ri,w=(Pi,w-Pi,w-1)/Pi,w-1,其中Pi,w是第w日的收盘价。Rm,w=(Iw-Iw-1)/Iw-1,其中Iw是深证综合A股指数在第w天的收盘指数。
(2)计算预期报酬率(ER)
这里采用风险调整法来计算预期报酬率,根据估计系数αi和βi,利用市场模型计算出期间t股票的预期报酬率:ERi,t=αi+βiRm,t,计算范围是季报公布前4天至公布后5天,加上公布日当天共10天。以公布日为第0天,相对日期为-4日和5日。
(3)计算未预期报酬率(AR)
未预期盈余等于实际报酬率减去预期报酬率ARi,t=Ri,t-ERi,t,实际报酬率的计算方法为Ri,t=(Pi,t-Pi,t-1)/Pi,t-1,其中Pt为股票第t日的收盘价。
(4)未预期季度盈余(UEi)
股票的未预期盈余采用随机游走模型进行估计。公司i在第t年的未预期季度盈余可表达为本年度季度盈余与上年度季度盈余之差。考虑到交易量是对盈余信息意外性程度的反应,再对结果取绝对值,由此得到计算未预期季度盈余的模型为:UEi=|Yi,t-Yi,t-1|
(5)累计未预期季度报酬率(CARi)
四、季度盈余信息含量检验
1.建立模型
为了检验未预期盈余(UE)和未预期报酬率(AR)之间是否具有统计意义上的相关性,构造了以下模型来进行回归分析:
CARi,t=a+bUEi+cLOSSi+ε
其中,t表示相对日期,UEi表示未预期季度盈余;CARi,t表示i种股票在t年度的季度盈余披露日前第4个交易日到季度盈余披露日后第5个交易日的平均累计未预期报酬率;季报是否报亏,以虚拟变量LOSS表示;a为常数;b为未预期盈余系数;c为LOSS变量系数;ε是回归模型的残差项。
2.实证结果及分析
回归分析结果如下所示:
本文选取深市2003年59家样本(剔除未预期盈余为0的样本)的第三季度报告进行回归分析,结果为a=3.814,b=0.035,c=10.919。其中未预期盈余变量系数的t检验值为0.363,方程未通过检验;而LOSS变量与累计平均未预期报酬率之间的相关系数为0.337,显著大于0,说明季报是否报亏与累计平均未预期报酬率有着显著相关性,LOSS反应系数t大于2,通过检验。但模型中自变量对因变量的影响力度Adj-R为0.081,R较低,可能原因是影响每股盈余的因素很多,诸如公司规模,会计核算制度等其他因素,在进行盈余系数分析时未引入其他的变量。因此认为可能是由于其他变量所引起的。
本文还单独分析了报告日前后窗口期(-4,5)内每一天未预期报酬率同未预期盈余变量之间的相关性,对它们分别做了回归分析,但是未预期盈余反应系数t都不超过2,从检验来看,市场反应并不明显,均不能通过方程的显著性检验。
五、结论
研究表明,与国内同类研究中证券市场对年度报告的反应相比,季度报告引起的市场反应不够明显,季度报告包含的信息含量不足,这也说明了在我国证券市场上,季度报告还没有引起足够的重视。同西方发达国家的证券市场相比,我国证券市场还不够成熟,证券市场理性投资的投资理念还没有被完全接受和应用。具体表现为两点:一是市场对未预期盈余的反应不够明显,未预期盈余和未预期报酬率没有明显的相关性;二是在研究中发现,季度报告的披露确实降低了年报的信息含量,因此,考虑市场对上市公司的盈余信息的反应一般取决于非理性因素,如季度报告披露的性质、公司规模等等,多是心理因素的影响。
研究说明了在深圳证券市场,季度报告的未预期会计盈余与股票超额回报率之间不存在统计意义上的显著相关性,结果不支持季度报告盈余数据的披露具有信息含量的假设。因此,季度盈余数字不具有有用性。
参考文献:
[1]罗斯?瓦茨 杰罗尔德?齐默尔曼 陈少华等译:实证会计理论[M].东北财经大学出版社,2006年9月,p24～34
[2]陈潇阳 李豫湘:我国上市公司会计报表信息含量实证研究综述[J].经济论坛,2005.5
个股分析报告范文第3篇
关键词：上市公司 网络财务报告 自愿信息披露
2001年证监会要求自2002年起，所有上市公司必须编制并披露季度报告，而且要求全文在网上披露。网络财务报告与传统纸质财务报告相比，具有成本低、时效性强、信息量大、交互性使用等特点，因而受到企业和用户的高度关注，已成为企业传递信息的有效形式。受到了日益广泛的使用。
一、文献综述
潘琰对2000年上海证券交易所36家最佳信息披露公司、上海证券交易所30指数公司和上市公司100强采用网上测试和观测的方法，对其互联网使用条件和水平、公司重视程度、披露财务信息的形式和数量、披露财务信息的内容和形式、审计信息的披露、信息利用等方面，通过多项指标进行了调查。提出了对上市公司网络财务报告水平的认识，并由此提出了一些启示与建议。周勤业对上市公司信息披露的成本效益和投资者信息获取的成本效益进行网上问卷调查，得到上市公司信息披露的成本效益和投资者信息获取的成本效益方面水平。杨松令运用列联表和Logistic回归分析法对在深圳、上海两个证券交易所上市的A、B股公司的网上财务报告的调查结果进行分析，认为行业、公司规模和盈利水平对公司设立网站有显著影响；盈利水平对公司是否披露财务信息有显著影响。
二、研究设计
(一)数据选择本文研究之所以关注上市公司网络财务报告自愿披露信息水平，即在自己公司网站上信息披露水平，是基于以下原因：上市公司自愿进行的网络财务报告披露是一种非强制性的、自发行为，各个公司可能互不相同。通过分析这种差异性，可以发现上市公司网络财务报告信息表达方式的一些规律。上市公司自愿进行的网络财务报告披露的出现真正体现着企业信息披露从被动走向主动，可能代表着网络财务报告信息披露的未来发展方向。没有选择深市公司是考虑到沪市公司更具代表性，从以往的调查研究可以看出，沪市公司的信息披露比深市公司更为规范，而且沪市826家公司的样本总数占到上市公司总体的60％以上，可以推断调查结果基本能够代表上市公司自愿披露信息水平。
(二)指标变量选择本文的“指标变量”是数理统计学中的概念，是用来衡量每个总体单位在某方面属性上的不同表现。指标变量可以是定量指标变量，也可以是定性指标变量。用来衡量沪市公司网络财务报告自愿披露水平的指标变量有：是否建立公司网站(是为1，否为0)；网页是否能顺利打开(是为1，否为0)；是否披露调查年份上年年报(是为1，否为0)；是否披露调查年份上年中报(是为1，否为0)；是否披露临时公告(是为1，否为0)。影响沪市公司网络财务报告自愿披露水平的指标变量(调查的公司信息以2005年的年报数据为准)包括：资产总量、每股收益、资产负债率、所属行业、所属地区和股票类型。以上指标变量的选择标准首先是为了满足调查的需要，实现调查的目的。此外，还强调了指标变量应具有以下特性：客观性，即尽量减少出现不同调查者对同一样本单位的某一指标变量得出不同结果的可能性。重要性，由于客观条件限制，笔者只能2024有限信息，在成本效益原则下只能选择有限的、相对重要的指标变量进行调查，易获得性，在现有客观条件基础上，确保能够及时2024到每个样本单位在每个指标变量上的数据。上述指标变量并不是绝对充足的，但由于客观条件的限制，有些方面的数据的采集难度较大或较耗时，如上市公司网上披露信息的使用率、上市公司的管理层文化水平结构等，而这些也是评价或影响上市公司网上披露水平的重要因素。综合考虑，为了保证整个调查的可靠性，最终只选择了这些指标变量进行调查。
三、实证检验及结果分析
(一)综合评价根据评价问题的需要，本文选取衡量沪市公司网络财务报告自愿披露水平的5个指标变量建立综合评价指标体系。本文采用功效系数法计算综合评价指数。功效系数法的主要特点是：通过对各参评指标分别确定满意值和不允许值，并运用“功效系数”的方法计算个体指数，然后将各个体指数加权平均得到综合评价指数。这里功效系数(个体指数)的计算方法是：功效系数：(个体在该指标变量取值-该指标变量不允许值)／(该指标变量满意值-该指标变量不允许值)。因为综合评价指标体系的各指标变量都是0／1变量，满意值都是1，不允许值都是0，所以功效系数：(个体在该指标变量取值-0)／(1-0)=该指标变量取值。将各个指标的功效系数加权平均就可以得到最后的综合评价指数，为方便计算，本文采用算术平均法，然后转化为百分制，最终计算公式是：综合评价指数=100×∑(个体在该指标变量取值×该指标变量权重)／∑指标变量权重。各指标的权重设置取乎均，即各占20％。根据这一权重分配，对826家公司的网络财务报告自愿信息披露情况分别计算综合评价指数，对其网络财务报告自愿信息披露情况加以量化。根据这一综合评价指数，最高分为100，表示以此次调查的指标综合评价，其网络财务报告自愿披露信息情况达到了此次调查结果在理论上可能达到的最好水平；最低分为0，表示该公司没有建立网站。826家样本公司的乎均得分为47.56。
(二)相关性分析 相关性分析的目的是考察可能影响上市公司网络财务报告水平的各变量，与上市公司网络财务报告水平之间是否存在相关关系。影响上市公司自愿披露信息的因素主要有：公司规模(ASSETS)、每股收益(EPS)、资产负债率(LCR)、所属行业、所属地区和股票类型等因素。
(1)公司规模对网络财务报告自愿披露信息水平的影响。分别计算公司规模与“是否建立公司网站”、“网页是否能顺利打开”、“是否披露2005年年报”、“是否披露2005年中报”、“是否披露临时公告”、“综合评价指数”之间的相关关系。将SPSS的运算结果进行2024