投资收益率论文范文第1篇
【摘要】应计可靠性是否可被投资者识别一直都是资本市场中各个参与方关注的问题。本文采用沪深两市2001-2007年数据，检验广义上应计项目的可靠性与股票回报之间的关系。研究发现：（1）总的来说，应计项目的可靠性与股票回报负相关；（2）对不同的应计项目之间，其可靠性与股票回报的负相关程度存在差异，应计项目的可靠性越高，负相关程度越高。
【关键词】应计可靠性； 盈余持续性； 套利策略
一、应计可靠性的识别
目前，我国实行的是应计制会计，会计盈余由现金流量和应计项目两部分构成。有研究发现，现金流量和应计项目的可靠性是不一样的（Sloan，1996）。最主要的区别是应计项目包含了更大的主观性，也就是说其可靠性不及现金流量。Sloan（1996）对应计项目的计量仅仅只是考虑了应收、预收账款等往来款项，随着目前全球经济的金融化和一体化，企业投资、融资活动的增加，这种应计定义已经不能全面反映公司会计信息的可靠性。例如，WorldCom公司的会计丑闻就是把十亿美元以上应该费用化的支出进行了资本化。Richardson，Sloan，Soliman and Tuna（2005，简称RSST）提出了对应计项目的广义定义，他们认为应计项目①等于营运资本变化、非流动性经营资本变化与金融性净资产变化之和，即：WACC= ΔWC+ΔNCO+ΔFIN。
在表1中，ΔWC表示营运资本变化，主要包括应收账款、存货和应付账款的变化等。应收账款是否可以收回，取决于对方企业的经营和诚信情况；存货的多少与企业选择的存货的计价和发出方法相关，这样，应收账款和存货各期之间的变化具有很大的随意性，其可靠性较低。而相比于应收账款和存货，应付账款为本公司的债务，其可靠性更高。综合之下，ΔWC具有中等的可靠性。
ΔNCO表示非流动性经营资本变化。主要包括固定资产、无形资产、长期预付账款和递延税款。固定资产和无形资产的投入数量、每期计提折旧多少和摊销方法的选择、减值准备的计提都取决于管理当局的决策，具有较大的不确定性，其可靠性不高。同时，长期预付账款和递延税款具有中等的可靠性。综合考虑之下，ΔNCO具有中等的可靠性。
ΔFIN表示金融性净资产变化。主要包括短期投资、长期投资、短期负债和长期负债等。这些应计项目在以前的研究中都是被忽视的，但在全球经济一体化和金融化的趋势下，企业的金融性资产比重越来越大。这些应计几乎具有和现金一样的可靠性，变现能力较强，具有较高的可靠性。
二、应计可靠性与股票回报间的理论分析
“功能锁定”（functional fixation）概念最早来自Dunker （1945）和Luchins（1942）在心理学领域的研究。他们发现人的注意力有着一定的选择性，即当个人面对大量信息时，通常注意那些最显眼、最容易理解的部分，面对那些不太起眼、难以理解的信息内容则不大注意。
在证券市场研究中，“功能锁定假说”（Functional Fixation Hypothesis，以下简称FFH）是与“有效市场假说”（Efficient Market Hypothesis，以下简称EMH）相竞争的一种假说。EMH 认为证券价格能够充分、及时、无偏地反映一切可以公开获得的相关信息。FFH 认为投资者在决策过程中往往锁定于某种特定的表面信息，不能充分理解和利用有关信息来评估证券价值从而做出正确的投资决策。以会计盈余信息为例，市场对会计盈余信息的功能锁定体现为投资者只注意到名义的盈余数字,而对会计盈余的质量没有应有的关注，对具有相同会计盈余但盈余质量不同的公司的股票不能区别定价。
Hand（1990）提出了“扩展的功能锁定假说”（Extended FFH），他发现那些主要由个人投资者持有的股票在定价上存在“功能锁定”,而由机构投资者持有的股票不存在“功能锁定”问题。Hand（1990）提出两种假说：成熟投资者假说（sophisticated investors hypothesis）和天真投资者假设（na?觙ve investor hypothesis）。成熟投资者假说认为，投资者可以理解应计项目可靠性对盈余持续性的作用，应计可靠性可以在股票价格中得到反映，应计项目的可靠性与股票回报间应该不相关。反之，天真投资者假设（the naive investor hypothesis）认为，投资者不可以理解应计项目可靠性对盈余持续性的作用，应计项目可靠性与股票回报间应该负相关。
我国资本市场上近年来的发展也激发了学术界关于资本市场效率问题的研究兴趣。刘云中（2003）沿用了Sloan（1996）的方法，使用了1998年到2000年的数据进行检验，发现会计应计的持续性低于现金流量。李远鹏、牛建军（2007）研究发现在中国证券市场并不存在应计异象，即不存在对会计应计的过度反应。但是本文发现这并非市场对会计应计进行了正确定价，而是由于亏损公司的“洗大澡”行为造成的，表明检验中国证券市场的有效性，不能仅仅从投资者行为入手，而应充分考虑到公司层面的制度背景。
本文试图回答以下两个问题：（1）从盈余自相关角度看，会计可靠性是否具有更高的盈余持续性；（2）从股票回报角度看，市场是否给予会计可靠性恰当的定价。
三、应计可靠性与股票回报间的实证检验
（一）数据来源与样本选择
研究中财务数据来自《CSMAR2008》，股票收益率数据来自色诺芬（CCER）中的日交易数据，以2001年到2007年7年作为研究期间。
按照如下原则选择样本：有本年度年初、年末和下一年度的财务数据；有下一年度5 月到次年4月完整股票回报率数据；排除当年IPO 的公司；排除金融行业公司。所有变量都进行上下极限1%的winsorized处理，以消除极值对结果的影响，最后得到的样本从2001年到2006年分别为1072、1116、1188、1158、1173和1179，合计为6886个。
（二）研究方法
使用Fama and Macbeth（1973）年的方法进行回归分析。首先，使用横截面的年度数据估计每个参数的系数，然后报告每个系数在时间序列上的均值。回归模型如下：
RETt+1=ρ0+ρ1ROAt+ρ2TACCt+νt+1（1）
ρ1衡量了除应计部分以外的盈余对股票回报的作用，ρ2衡量了盈余中应计部分对股票回报的作用。公司中应计的比例与股票回报负相关，所以预期ρ2<0。
RETt+1表示下一年度经公司规模调整后股票持有收益。股票持有收益是指从会计年度结束后四个月后的十二个月的累计收益②。规模调整是将样本公司按最后一个交易日市场总价值的大小划分为十组，计算某一组其后一年的股票回报率，再将个别公司股票原始回报率减去其所在组的平均回报率。
由WACC=ΔWC+ΔNCO+ΔFIN，可以对公式（1）中的WACC进行转换，分别检验应计的各个组成对股票回报的作用。回归模型如下：
RETt+1=ρ0+ρ1ROAt+ρ2ΔWCt+ρ3ΔNCOt+ρ4ΔFINt+νt+1（2）
（三）应计可靠性与股票回报
表2中的回归1得到的结果与Sloan（1996）和RSST
（2005）的研究相一致，盈余的循环周转系数大约在0.765。在表2的回归2中，是按照公式（1）进行回归，和笔者的预期是一致的，ρ2显著为负。
由表1可知，ΔWC具有中等的可靠性，ΔNCO具有较低或中等的可靠性，ΔFIN具有较高的可靠性，其回归系数的符号可能是正，也可能是负。对可靠性较低ΔWC和ΔNCO，ρ2、ρ3是负值，对可靠性较高ΔFIN，ρ4是正值。表2中的回归3到5按照公式（2）进行单变量检验，检验的结果与预期一致。ΔWC和ΔNCO的系数表现为显著负相关，ΔFIN的系数显著正相关。表2中的回归6是按照公式（2）进行的多变量检验，检验结果与单变量检验基本一致。
其中，ρ1衡量了盈余中现金流量部分对股票回报的作用，ρ2、ρ3和ρ4衡量了ΔWC、ΔNCO和ΔFIN相比于盈余中现金流量部分对股票回报的作用。对公式（2）进行单变量的检验，ρ1衡量了排除ΔWC外的盈余对股票回报的作用，ρ2衡量了ΔWC与排除ΔWC后盈余对股票回报作用的差异。也就说，在单变量检验中，ρ1衡量不仅仅是盈余中现金流量部分对股票回报的作用，而是排除了某一个应计项目后的盈余对股票回报的作用。ρ2的符号可能是正，也可能是负。对可靠性较低的应计项目，ρ2是负值，对可靠性较高的应计项目，ρ2是正值。
四、研究结论与启示
根据RSST （2005）提出的广义应计项目定义。本文采用沪深两市2001—2007年间6886个公司年度数据，检验广义应计项目的可靠性与股票回报之间的关系。研究发现：总应计项目与股票回报负相关，应计各个项目与股票回报的负相关程度会随应计项目的可靠性不同而存在差异。非流动性经营资本、营运资本与金融性净资产的可靠性从低到高，其与股票回报之间负相关程度也逐渐减弱。Hand（1990）提出天真投资者假设在本文得到验证。●
【参考文献】
［1］ 李远鹏，牛建军.退市监管与应计异象［J］.管理世界，2007，（5）.
［2］ 刘云中.对会计应计量信息反映的检验纵［J］.证券市场导报，2004，（2）.
［3］ Alford, A.W., Jones, J.J., Zmijewski, M.E., 1994. Extensions and violations of the statutory SEC Form 10-K filing requirements. Journal of Accounting and Economics 17,229-256.
［4］ Fama,E.F.,Macbeth,J.D., 1973. Risk, return and equilibriumempirical tests. The Journal of Political Economy 81,607-636.
［5］ Hand,J,1990,A Test of the Extended Functional Fixation Hypothesis. The Accounting Review 65,740-763.
［6］ Sloan,R.G.,1996. Do stock prices fully reflect information in accruals and cash flows about future earnings? The Accounting Review 71,289-315.
［7］ Watts, R.L., 2003. Conservatism in accounting part I: explanations and implications. Accounting Horizons 17,207-221.
［8］ Sccott A.Richardson,Richard G.Sloan,Mark T.Soliman,Irem Tuna,2005,Accrual Reliability,Earning Persistence and Stock Prices, Journal of Accounting and Economics 39,437-485.
［9］ Diver, J.2001,\"a Selective Review of Selective Attention Research from the Past Century.\" British Journal of Psychology, 92:53-78.
注：本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文
投资收益率论文范文第2篇
摘要：本文研究了我国A股市场2006年6月19日至2007年6月30日之间109只IPO股票抑价、长期表现及其影响因素。结果表明：全流通下A股IPO交易首日有正的初始超额收益，一年、三年均获得负的长期异常收益。初始超额收益受市场波动、事前不确定性、中签率和上市首日换手率的影响显著；一年期收益受市场波动、事前不确定性和初始超额收益影响显著；三年期收益受市场波动、发行价格、事前不确定性和上市首日换手率影响显著，初始超额收益对三年长期收益无显著影响。
关键词：IPO抑价 长期表现 全流通
一、引言
自1990年12月我国设立证券交易所以来，A股市场累计融资49.4万亿元。全流通后我国首次公开发行股票（IPO）公司数目及融资金额增长迅速。IPO抑价，即首次发行股票上市交易首日有正的初始收益。蒋顺才、蒋永明（2005）发现1991年至2004年我国A股平均IPO抑价为145.87%，远高于欧美等成熟市场的10%～20%及新兴市场的50%；2006年至2007年我国平均IPO抑价为91.6%（徐守喜、梁叔翔，2010）。IPO长期收益有正有负。J. Chi and C. Padgett（2005）证明我国1996年至1997年的IPO股票有正的三年长期收益；而王珍（2009）发现我国1999年至2002年IPO股票37个月的购买持有超额收益为-23.4%。我国IPO抑价研究起步晚，大部分是实证研究。全流通前，王晋斌证明我国IPO抑价与股票上市后收益率的标准差、发行规模、中签率及承销方式没有显著相关关系；韩德宗发现IPO抑价与市盈率、上市公司内在价值、收益率的标准差（即事前不确定性）等显著相关；邹建指出影响IPO抑价的因素也影响其长期表现。全流通后，陈有禄研究发现，中签率仍是IPO抑价的重要影响因素；谢金楼（2010）证明二级市场的乐观情绪、新股投机对IPO抑价影响显著。我国IPO抑价研究集中于全流通前，对全流通下IPO抑价现象的研究很少（徐守喜，2010），而且大部分实证研究都依赖特定的财务指标，只关注上市公司的财务和运营表现，对市场及股票自身的风险关注不足。近来有学者开始关注IPO股票长期表现，但仍着眼于全流通之前，对全流通下IPO股票长期表现的研究寥寥无几。本文以全流通下我国A股市场首发上市且交易满三年的股票为样本，对影响IPO抑价、长期异常收益的因素进行实证检验，以期揭示全流通下影响IPO抑价、长期表现的原因。
二、研究设计
（一）研究假设 全流通后我国股票市场依然存在显著的IPO抑价（谢金楼，2010），因此，本文对IPO初始收益假设如下：
假设1：全流通下我国A股市场存在IPO抑价，即有正的IPO初始超额收益
我国IPO长期收益有正有负（J. Chi，C Padgett，2005；王珍，2009），基于我国投资者投机动机明显特征，本研究认为投资者对IPO股票的过度追捧会在上市后消失，市场热度下降将使股价下降，导致抑价逐渐消失，长期出现负的异常收益。本文假设如下：
假设2：全流通下我国A股市场IPO长期表现不佳，即存在负的长期异常收益
全流通下，我国资本市场市场化程度增加，有效性增强。因此在研究IPO初始超额收益影响因素时，除了考虑上市公司的财务和运营表现外，更应关注市场及股票自身风险的影响。本文借鉴Omran M.（2005）的研究，引入事前不确定性和市场波动等市场因素，同时又考虑已有文献研究中证实影响较为显著的上市首日换手率、中签率、市盈率及发行价格等个股因素，构建多元回归模型，对影响IPO抑价的因素进行实证检验，以期发现全流通下IPO抑价的原因。据此本文对IPO抑价影响因素提出以下基本假设：
假设3：IPO抑价与市场波动正相关
IPO抑价可能依赖于市场波动（Jog and Wang，2002），我国市场波动性很高，上市公司通过抑价发行来减少发行失败的可能性。
假设4：IPO抑价与事前不确定性正相关
根据信息不对称理论，刚发行上市公司价值不确定性比知名企业价值不确定性大，因此投资者要求获得较高的投资收益。
假设5：IPO抑价与中签率负相关
中签率指募集资金量与参加认购资金量的比率。中签率低说明认购新股投资者多，投资风险较大，要求更高收益，导致高抑价。
假设6：IPO抑价与上市首日换手率正相关
换手率体现交易的活跃程度，换手率越高，股票对投资者的吸引力越大，投资者期望回报率也越高。
假设7：IPO抑价与发行价格负相关
根据“赢者诅咒”，发行价格越低，投资者风险成本越低，投机机会越大，二级市场交易越活跃，市场交易价格越高，抑价水平越高。
假设8：IPO抑价与发行市盈率负相关
较高的发行市盈率意味着IPO公司有较强的盈利能力，投资者投资风险较小，要求的收益就比较低。
Levis认为IPO抑价可归因于投资者过于乐观，这种预期长期内会逐步调整，使抑价发行的股票长期表现不佳。又根据邹建影响IPO抑价的因素也影响其长期表现的研究结果，本文假设如下：
假设9：IPO抑价与初始超额收益负相关
假设10：影响IPO初始超额收益的解释变量也影响IPO长期超额收益
（二）样本选取和数据来源 本文选取2006年6月19日至2007年6月30日之间我国A股市场首发上市且交易满三年的115只股票，剔除6个异常值（合并、分立或溢价发行），剩余109只作为本文实证研究样本。本文数据来源于清华金融研究数据库和国泰安数据库，并通过东兴证券网上交易软件实时交易行情系统做了必要的修正和补充。本文用计量分析软件SPSS12．0进行实证分析。
（三）变量定义和模型建立 为了检验上述研究假设，准确度量全流通下我国A股IPO抑价、长期表现，并验证其影响因素，进而说明我国股票市场的特点，本文对IPO初始超额收益和长期异常收益的计算、两者影响因素的验证进行如下设计：
（1）初始超额收益和长期异常收益的计算。IPO抑价程度通常以初始收益来衡量，即股票发行到上市首日的价格变化幅度，考虑了交易成本的初始收益表示为：ri=■-■ （1）
其中，ri为初始收益，Pi，t为上市交易首日收盘价，Pi，0为发行价，TCi为每股交易成本。考虑到新股发行到上市期间市场变化对新股价格的影响，应计算调整的初始收益，即初始超额收益。本文选用了我国沪深两市A股指数（CMI）作为公式（1）的调整基准（参考组合），计算初始超额收益（Ar）。关于长期收益的计算方法目前还没有共识。采用市场调整模型，计算累计异常收益（CAR）和购买持有异常收益（BHAR）来表示IPO股票长期异常收益。运用市场调整模型（MAM）计算IPO上市后1年和3年（分别为12和36个交易月份）的累计异常收益（CAR）和购买持有异常收益（BHAR）。
CARi，s，e=■ri，t-rcrp，t （2）
BHARi，T=■（1+ri，t）-1■（1+rcrp，t）-1，T=12，36 （3）
其中，CARi，s，e表示从s月到e月的市场调整累计异常收益，s是上市交易首月，e是上市交易的12或36个月；ri，t和rcrp，t分别是股票i和市场的月收益；BHARi，T表示IPO上市交易首月购买并持有T个月的异常收益，T是上市后第12或第36个交易月；t=1表示上市交易首月。根据Ritter的理论，本文用相对财富（WR）来度量样本IPO公司的平均购买持有收益（BHR）与市场平均BHR的比值，推断IPO股票的长期表现。WR值大于1表示样本IPO公司股票市场表现比市场好，WR值小于1，则反之。WRT=■，T={12，36}（4）
其中，WRT表示经过T个时期的相对财富，AvgBHRT，IPOs和AvgBHRT，CRP分别表示经过T个时期样本IPO公司和市场的购买持有收益。
（2）模型建立。为验证假设中各因素对初始超额收益和长期异常收益的影响，本文建立如下初始超额收益和长期异常收益多元回归模型，以进行多个横截面回归分析：Ari=α+?茁1EXi+?茁2OPi+?茁3MVi+?茁4PERi+?茁5MRi+?茁6TRi+?着i （5）
其中：Ari为IPO股票初始超额收益；EXi为事前不确定性，用IPO股票上市后一年内日收益的标准差表示；OPi为发行价格；MVi为市场波动，用股票i认购结束日前两个月内市场日收益的标准差来计算；PERi为发行市盈率；MRi为股票发行中签率，用可发行额度除以总申购金额表示；TRi为上市首日换手率。
AFTMARKARi，T=α+?茁1Ari++?茁2EXi+?茁3OPi+?茁4MVi+?茁5PERi+?茁6MRi+?茁7TRi+?着i （6）
其中，AFTMARKARi，T为股票i经过T个时期的长期异常收益。
三、实证检验
（一）描述性统计 描述性统计结果如表（1）至表（3）所示。（1）初始超额收益描述统计分析。将基础数据代入公式（1）并减去市场对应的日收益，得到IPO初始超额收益；将购买持有初始超额收益代入公式（4），得到其均值相对财富和中值相对财富。结果如表（1）和表（2）所示。可以发现：第一，我国A股IPO抑价严重。平均初始收益为107.68％，最高达469％，最低也有4.5％；初始超额收益为107.45%，即以发行价购买IPO并在交易首日卖出的投资者能获得高于市场107%的收益；64.2%的IPO（109个中有70个）投资者获得正的初始超额收益。第二，IPO初始收益的标准差比市场也大很多，说明市场变化对IPO初始收益有影响，且IPO初始收益处于巨大波动之中。第三，以初始超额收益参数检验t值（非参数检验z值）结果在1%置信水平下显著，且为正，说明初始超额收益的均值显著大于0。第四，均值相对财富2.1表示投资者以等额资金分别投入IPO股票和市场，投资于IPO股票的收益比市场高110%。由此可见，我国IPO产生经济上、统计上均显著的初始超额收益，与假设1一致。说明全流通下我国IPO抑价没有得到改善，抑价水平仍很高，这与以往研究是一致的（J.Chi，C. Padgett，2005；徐守喜，梁叔翔，2010）。（2）长期异常收益描述统计分析。将基础数据代入公式（2）和（3），得到一年和三年长期异常收益；将购买持有收益代入公式（4）得到一年、三年期长期异常收益的均值相对财富和中指相对财富。表（3）显示了一年和三年期长期异常收益描述统计结果。可以发现：第一，全流通下，我国A股市场IPO股票一年和三年期内均产生负的异常收益。考虑市场风险的情况下，一年期异常收益区间为［-1.00，-0.55］，三年期异常收益区间为［-0.99，-0.27］，平均来看，购买持有异常收益低于累计异常收益。第二，长期异常收益的参数检验在1%置信水平下均显著，且T值为负，说明IPO股票长期异常收益显著小于0，即投资于IPO股票一年、三年的收益低于市场。非参数Wilcoxon 符号秩检验Z值均不显著，说明长期异常收益中值可能为0。第三，均值、中值相对财富均小于1，表明以等额资金分别投资于IPO股票及市场，投资IPO股票的一年、三年收益均低于市场；均值相对财富最高为0.59，意味着投资者等额资金投资于IPO股票获得的收益仅为市场的59%。全流通下我国IPO长期异常收益为负，表现无法令投资者满意，这与假设2一致，也与其他经济体表现一致。
（二）回归分析 为验证假设中各因素对初始超额收益和长期异常收益的影响，本文对其进行了多元回归分析。
（1）初始超额收益实证结果及分析。将事前不确定性（EX）、发行价格（OP）、市场波动（MV）、发行市盈率（PER）、中签率（MR）和上市首日换手率（TR）代入公式（5），进行回归分析，以发现和揭示影响A股IPO抑价的因素，结果如表（4）所示。可以发现：第一，初始超额收益受市场波动、事前不确定性、中签率和上市首日换手率影响显著。初始超额收益与市场波动显著正相关（1%置信水平），与假设3吻合。市场波动的正系数说明，我国投资者在股市震荡剧烈时投资谨慎，在股市运行趋于平稳时投资活跃，投资者该行为特点导致上市公司在市场波动大时倾向于抑价发行股票。第二，初始超额收益与事前不确定性显著正相关（5%置信水平），与假设4相符。公司预期价值的不确定性程度越高，投资者在申购前收集信息花费的精力越大，否则将面临“赢者诅咒”。第三，初始超额收益与中签率显著负相关（5%置信水平），与假设5吻合。我国一级市场上个人投资者寻求暴富的心理使其盲目跟风，不了解新股风险就参与申购，产生低的中签率，投资者对该结果过度反应造成市场狂热，使他们为新股支付过多的溢价，从而提高IPO抑价。这种现象是由我国股票市场个人投资者为主体且其投资理念、投资知识和技能不成熟、投机心理严重的特点决定的。第四，初始超额收益与上市首日换手率正相关，与假设6相符，但不甚显著（10%置信水平）。由于“新股神话”的存在，我国投资者对新股的高额回报深信不疑，导致上市首日的投机氛围异常浓厚，交易换手率高，从而使股票在二级市场定价过高，产生高抑价。第五，公司具体特点（发行市盈率）、发行过程（发行价格）等个股因素对初始超额收益无显著影响，这与假设7和假设8不相符，说明全流通下我国投资者对IPO公司实际价值关注不多。第六，IPO初始超额收益受市场因素影响显著，说明我国投资者在IPO投资决策时，更关注新股是否能够带来短期高额收益，进一步证实了我国股票市场的投资者购买于IPO股票的目的在于投机，而非投资。第七，初始超额收益回归模型对IPO抑价有一定的解释力。初始超额收益回归模型的调整R2值为26.2%，说明初始超额收益回归模型只解释了我国IPO高抑价的一部分。F统计量显著，说明模型设立正确；Dw统计量接近2，说明模型不存在序列自相关现象；以上检验可保证参数t检验有效。初始超额收益模型拟合程度低于国外类似研究的拟合程度，说明全流通下我国市场化程度有一定的提高，但相对于成熟市场经济仍有差距，同时我国在IPO的定价机制、交易制度等方面都有显著不同于其他经济体的特点，因此我国IPO抑价的成因更复杂，国外的理论不完全适应于我国股票市场。
（2）长期表现实证结果及分析。将初始超额收益（Ar）、事前不确定性（EX）、发行价格（OP）、市场波动（MV）、发行市盈率（PER）、中签率（MR）和上市首日换手率（TR）代入公式（5），进行回归，以揭示影响A股IPO长期异常收益的因素。回归结果列示于表（5）。可以发现：第一，全流通下我国IPO一年期异常收益显著受市场波动和事前不确定性影响（1%置信水平下），初始超额收益对其也有影响，但显著性偏弱（如表（5）所示）。且一年期异常收益与初始超额收益呈负相关，与假设9相符。初始超额收益负系数，表明投资者在短期内过于乐观，而随着时间的推移，投资者预期变得消极，导致抑价逐渐消失，出现负的长期异常收益。这是由我国股市投机氛围重、新股换手率高的特殊市场环境决定的。第二，全流通下我国IPO三年期异常收益显著受市场波动、发行价格、事前不确定性、上市首日换手率的影响，这与假设10相符；初始超额收益对三年长期异常收益无显著影响，这与假设9不符。第三，市场波动的正系数说明，市场波动越大时，投资者在长期内有正的异常收益，与（Jog and Wang 2002）的研究结果一致；发行价格的负系数说明，发行价格越高的股票在长期内有负的异常收益，说明 “赢者之咒”理论在我国是成立的；事前不确定性的正系数表明在长期内IPO公司价值的不确定性逐渐减小，发行前不确定性高的公司的真实价值逐渐被发现，投资风险减小，投资日益活跃，从而获得正的长期异常收益，这与Omran M.（2005）的研究结果一致；上市首日换手率的负系数说明，投资者在长期内逐渐变得“不乐观”，使股票在二级市场上定价趋于合理，所以上市首日换手率高的股票在长期内获得负的异常收益，这说明投资者情绪假说理论在我国是成立的。第四，初始超额收益与一年长期异常收益显著负相关，对三年长期异常收益无显著影响。这说明引起我国IPO抑价的信息不确定性在一年以上三年以内被弥补，这是由我国股票市场信息不对称弥补时间较短的特点决定的。值得注意的是，2008年美国次贷危机引致的全球金融危机影响了市场的整体趋势，在此之前大多数IPO在市场上交易不满三年，且多存在于股市的大赢家手中，但在金融危机发生之后经历了巨大的抛售，因此投资者产生了一种“忧虑”，预期急剧消沉，加快了IPO股票抑价的消失。第五，IPO一年期、三年期异常收益回归模型拟合程度有差异。一年期异常收益回归调整的R2在36%到47%的范围内拟合很好，为IPO一年长期异常收益提供了较好的解释。长期异常收益模型三年期的拟合程度低于一年期，一年期调整的R2最高为46.6%，三年期为30.8%，一年期调整的R2最低值为36.3%，三年期为21.4%。但从F统计量的显著性水平看，回归方程的线性关系显著，表明模型设立正确。Dw统计量接近2，说明模型不存在序列自相关现象；以上检验可保证对参数进行的t检验有效。一年、三年长期异常收益模型拟合程度均低于国外类似研究的拟合程度（Omran M. 2005），再次证明国外理论不能完全解释我国股票市场IPO长期表现。综上所述，全流通下我国IPO股票产生负的一年、三年期异常收益；一年期异常收益显著受市场波动、事前不确定性影响和初始超额收益影响；三年期异常收益受市场波动、发行价格、事前不确定性和上市首日换手率影响显著；初始超额收益对一年长期异常收益影响显著，对三年长期异常收益无显著影响。一年、三年期模型拟合程度均不高，证明国外理论不能完全解释我国股票市场IPO长期表现。
四、结论
本文对全流通下我国2006年6月19日至2007年6月30日间109家A股IPO抑价及其长期表现进行了研究，进一步验证影响IPO抑价及其长期表现的因素，主要研究结论如下：全流通下我国IPO股票有正的初始超额收益，即存在IPO抑价，平均水平为107.45%。用CAR和BHAR衡量的一年、三年长期异常收益均为负一年期异常收益区间为［-1.00，-0.55］，三年期异常收益区间为［-0.99，-0.27］。初始超额收益受市场波动、事前不确定性、中签率和上市首日换手率影响显著，而公司具体特点（发行市盈率）、发行过程（发行价格）等个股因素对初始超额收益无显著影响。说明我国股票市场投资者行为对IPO抑价起主要作用，投资者购买IPO股票的目的在于投机，而非投资。IPO一年长期异常收益显著受市场波动、事前不确定性和初始超额收益影响；三年长期异常收益受市场波动、发行价格、事前不确定性和上市首日换手率影响显著。初始超额收益对一年长期异常收益影响显著，说明我国股票市场在IPO一年内是无效率的，但对三年长期异常收益无显著影响，这是由我国股票市场信息不对称的弥补时间短的特点决定的。本研究分析了我国全流通初期IPO抑价及长期收益表现，并验证其影响因素，为以后类似研究提供了最新论据。由于我国全流通时间不长，满足三年期截面特征的样本容量有限。随着时间的推移，可通过面板数据对我国IPO抑价及其长期表现进行跟踪研究，印证上述结论。
参考文献：
［1］蒋顺才、蒋永明：《不同发行制度下我国新股发行首日收益率研究》，《管理世界》2006年第7期。
［2］谢金楼：《全流通背景下A股IPO抑价研究》，《金融与经济》2010年第2期。
［3］徐守喜、梁叔翔：《全流通下我国IPO 抑价的实证分析》，《金融理论与实践》2010年第10期。
［4］J. Chi and C Padgett. The Performance and Long-run characteristics of the Chinese IPO Market. Pacific Economic Review，2005.
［5］Jog and Wang. Aftermarket Volatility and Underpricing of Canadian Initial Public Offerings. Canadian Journal of Administrative Sciences， 2002.
［6］Omran M.. Underpricing and Long-run performance of Share Issue Privatizations in the Egyptian Market. The Journal of Financial Research， 2005.
（编辑 虹 云）
投资收益率论文范文第3篇
基金分红的问题越来越受到证监会的关注，最近，有关媒体报道证监会就证券投资基金收益分配条款向基金公司发布内部审核指引。普通投资者该如何理解基金分红的潜规则？证监会的《指引》又是如何引导基金分红的？
基金分红类似上市公司分红回馈股东，理应受到投资人的追捧，但现实情况是，由于国内基金在分红条款上规定模糊，条款设计不易被投资者理解，加上一些基金公司甘当“铁公鸡”不及时分红，或用大比例分红做诱饵进行持续营销等，引起了持有人的不少诟病。
谨防契约中的“红利”陷阱
《指引》中规定，基金管理公司在设计基金产品时，应当根据基金产品特性拟定相应的收益分配条款，使基金的收益分配行为与基金产品特性相匹配。通常，从分红的频率来看，封闭式基金的分红较开放式基金确定，固定收益类基金较权益类基金确定。
因为封闭式基金处于折价交易的状态下，初始购买者获取可观收益的途径除了持有到期外，中间的分红也是提前兑现收益的一种做法，保护了初始投资者的利益。并且，分红相当于提前封转开，将折价资产按净值分配给投资者，有助于二级市场提高其交易的活跃性。因此，从上述角度，封闭式基金通常在契约中明确规定年度最少实施一次收益分配（在符合有关分红条件的约束下）。而固定收益类基金由于主要持有债券，其利息收入是债券的持续且稳定的收益，这也促使债券基金有较强的分红预期。
当然，在开放式基金是不是该分红的争论没有得到合理的结论下，如果投资者希望关注分红型产品，还是需要从契约中寻找答案，看看契约中是否规定“在满足相关的分红条件下，基金每年至少分红一次”这样的字眼。此外，还要谨防眼睛上当，基金名称中有“红利”二字的并不一定是分红型品种。以华夏红利为例，该基金在符合基金分红条件的前提下每年最多分配4次，契约来看并不能给投资者提供明确的分红预期，且“至多”二字还隐藏着可以不分红的含义。“至多”与“至少”差之毫厘，谬以千里。
因此，内部审核指引中规定的“基金公司在设计带有分红条款的基金产品时，应当在基金合同及招募说明书中约定每年基金收益分配的最多次数和每次收益分配的最低比例”要求中，本质上并没有强制基金一定要分红。
基金的收益分配基准
《指引》对基金的收益分配基准做如下强调：基金的收益分配比例应当以期末可供分配利润为基准计算。期末可供分配利润指期末资产负债表中未分配利润与未分配利润中已实现收益的孰低值。通过这条指引，我们可以揣测出证监会的两个意图：首先，明确了分配基准是什么。其次，对目前契约中约定俗成的“如果基金投资当期出现净亏损，则不进行收益分配”提出质疑。
对于分配基准，即以什么作为分配的基础这一点目前在开放式基金的分红公告中并没有明确交代，投资者并不知道基金分配的是什么时候的红利，但是《指引》中要求基金收益分配方案中至少应该载明基金期末可供分配利润这一点对投资者而言是一个利好。期末可供分配利润是一个时点数据，通常在基金年报中的“主要会计数据和财务指标”中有所列示。以博时主题行业2008年年报为例，该基金在主要会计数据和财务指标报表中展示，2008年期末的可供分配利润是1902904355.92亿元，这一数值为收益分配基准，而该基金3月30日发布的收益分配公告也以这个数值作为年底的收益分配基准。
确立的上述收益分配基准，会与目前基金契约中关于分红的一些条件相抵触，例如大部分基金会在收益分配中规定“如果基金投资当期出现亏损，则不进行收益分配”，这一条款难免有规避分红的嫌疑。特别是2008年当期投资出现亏损、而账面上依然有大量可供分配收益的基金可以轻松选择不分红，这其实是对投资者的一种误导。
简单来说，如果某只基金第一年实现投资收益5亿元，第二年由于市场大幅下跌投资收益亏损3亿元，待到年底分红时，虽然当期收益为负值，但基金年底账面上依然有2亿元的已实现正收益，这说明基金依然是赚钱的，对投资者而言，这部分收益应该纳入收益分配计划中。因此，我们可以将基金分红条件简单列为两条：基金净值超过面值以上、基金的期末可供分配收益为正。这两点收益分配原则可以化繁为简，使投资者从之前艰涩繁缛的规则中走出来，真正实惠于投资者。
红利发放期限
基金公司何时发放红利一直是由基金公司说了算，现实情况是投资者通常要到4月初（年报公布完）才能拿到应得的上年度分红，相比收益分配的基准日期延后了三个月之久，而期间基金公司可以将红利继续进行再投资，并收取相应的管理费。因此，为了保护持有人的利益，证监会在《指引》中强调基金红利发放日距离收益分配日（即期末可供分配利润计算截至日）的时间不得超过15个工作日。强调分红的及时性对持有人无疑一个利好消息。
值得关注的是，《证券投资基金收益分配条款的审核指引》只是证监会对基金公司的内部规范要求，一些指引可能还需要和基金公司进行协商沟通，且《指引》中的条款对目前已经运作的基金是否有约束力尚不能确定。未来除了监管部门进一步规范基金的分红条款，投资者也需要对分红有理性的认识。基金分红一定程度上可以提升基金的吸引力，保护持有人的利益，但也要冷眼旁观基金公司利用大比例分红进行持续营销，实际上是对老持有人利益的伤害。同时，持有人希望市场行情好的时候基金不分红、或分红再投资创造复利收益，而市场不好的时候拿着现金落袋为安，这种理想的状态现实中难以实现，因为基金经理对市场行情的转折点难以判断，且基金实施分红并不代表基金经理对市场进行预测。此外，规模是基金公司赖以生存和发展的基础，在平衡基金规模和保护持有人利益两方面，能够在两者之间找到最佳平衡点的基金公司相信一定会走的更远、更好。如果一味地追求基金规模而变得一毛不拔，投资者最终的回馈可能是远离。基金行业作为金融服务性行业，保护持有人利益是其健康发展的基石。
王蕊Morningstar晨星（中国）研究中心
投资收益率论文范文第4篇
一、金融投资收益与金融投资风险概述
（一）金融投资收益
基于经济学理论，任何金融投资活动和金融投资行为的最终目的均是为了获得高额的金融投资收益。在我国当前市场经济条件下，金融投资活动的热度越来越高，越来越多的企业和个人在高额投资回报的诱惑下积极地参与到金融投资活动中，通过科学合理的金融投资活动一方面为金融投资者带来了投资收益，另一方面促进了我国金融市场的快速发展，有效拉动了内需。在金融投资过程中金融投资收益率的高低主要取决于金融收益率，金融投资收益的过程也是对金融走向进行预算和评估的过程，随着金融投资期末的实现，便能够对金融投资收益的大小进行合理估算[1]。通常情况下，不同金融投资项目的金融投资收益率之间存在明显的差异。在金融投资过程中，很多金融投资者往往会将手中所有的闲置资金集中投资到相对较为单一的金融投资项目，在这种情况下如果金融项目盈利，那么金融投资者便会获得高额的投资回报;但是如果该金融项目亏损，也会为金融投资者带来相应的投资损失。可见金融投资收益与金融投资风险相伴而生，并且两者之间具有正向比例关系，即金融投资收益越高，所面临的金融投资风险也就越大。目前金融投资收益主要包括年度收益和月度收益两种形式，一般来说金融投资年终收益所得到了投资回报要高于月度收益，这与银行储蓄存款基本一致，投资期限越长所对应的投资回报效益越高。对于金融投资者来说，在金融投资的过程中应该选择何种金融投资类型应该基于金融投资者自身的实际情况以及风险承受能力，避免盲目跟风投资。其主要是由于每个金融投资者的经济条件、风险承受能力、所处的环境以及对金融投资的认识水平等均存在差异。只有选择适合投资者的投资方式才可以更好地获得投资收益，降低投资风险。
（二）金融投资风险
金融投资风险在金融投资过程中是客观存在的，是不以人的主观意志为转移的，因此在金融投资过程中必然伴随在金融投资风险的存在。金融投资风险包括市场风险、操作风险、信用风险、流动性风险等多种类型。市场风险主要是指在金融投资的过程中，由于市场汇率以及产品估价始终处于持续变化的过程中，难以有效预测，导致金融投资者面临较大的投资风险。特别是金融投资行业资金规模巨大，产业链较长，并且具有较强的关联性，因此必然会受到市场的影响。这就要求投资者要深入分析市场的变化规律，并采取合理的风险防范措施来有效降低市场风险。操作风险主要是指在金融投资的过程中由于操作人员自身对资金的管理和控制不合理，进而引发的金融投资风险。当前在金融投资快速发展的大背景下，金融投资专业人员供不应求，现有的金融投资专业人员不能满足金融投资机构的需求。导致部分金融投资项目团队专业性较低，风险防护意识较差，在金融投资决策过程中具有较大的主观性和随意性，进而容易导致操作失误，为金融投资带来风险。信用风险主要是指在金融投资的过程中由于借贷双方所提供的材料不真实等原因所导致的投资风险。现阶段我国尚未形成系统完善的信用管理体系，对信用评价过程中只能基于借款人的工资收入情况、工作单位以及身份证等进行简单的评估，为信用风险的产生埋下了隐患。流动性风险主要是指企业将大量资金投资到金融市场中，而在企业需要资金时，这些金融投资在短时间内无法变现，进而影响了企业正常的现金流转，产生资金流动性风险。这就要求企业在开展金融投资时，一方面要预留一部分资金，不能将全部资金均用于金融投资;另一方面要合理搭配金融投资的期限。
二、金融投资收益与金融投资风险之间的辩证关系
（一）金融投资收益与金融投资风险相伴而生
金融投资者必须清晰地认识到金融投资收益与金融投资风险之间相互伴生的关系，在金融投资过程中获得金融投资收益的同时必然伴随着金融投资风险。一旦发生金融投资风险将会给金融投资者带来不可挽回的巨大经济损失。这就要求金融投资者在金融投资过程中应该提高金融投资风险意识，充分分析金融投资过程中可能存在的金融投资风险，并采取相应的风险防控措施，避免金融风险的扩大化，降低金融风险的影响。在金融投资过程中如果不了解金融风险进行盲目投资，在金融风险发生后又无法转移金融风险，只能自己对金融风险所造成的损失进行承担。
（二）金融投资遵循高风险和高收益规律
风险与收益同时存在已经是金融投资领域不争的事实，在金融投资过程中一定要重视高风险高收益规律。如果某金融投资理财公司承诺较高的收益并且没有风险，便应该引起金融投资者的足够重视，对金融投资风险提前做好防范措施，或者尽量不要将资金投入到该公司，防止放生本金利息均无法收回的情况。高风险高收益时金融投资中不可违背的规律，金融投资者在投资时应该有自己的理解和认识，不能随意听信他人的言论而盲目投资。
三、金融投资提高收益控制风险策略
（一）加强对投资市场以及投资项目的针对性分析
为了有效防止金融投资风险，金融投资者在进行金融投资之前应该首先应对当前的金融市场进行深入分析，了解金融市场的未来发展趋势;并对金融投资项目的具体情况进行了解，分析项目的未来发展潜力，提前预见在金融投资过程中可能发生的金融风险，做好相应的风险防范措施，有效规避金融风险的产生，对于无法规避的金融风险应该采取有效风险转移以及风险控制措施，将金融风险的影响降到最低程度[2]。并不是所有的项目都可以获得投资收益，因此金融投资者在投资决策之前一定要慎重分析，特别是对于经营企业的综合实力以及财务状况进行了解，如果发现企业财务存在弄虚作假情况应该禁止向该企业进行投资。此外，为了保障金融投资的正确性，要求金融投资者具有金融投资风险防范意识，有助于金融投资者可以顺利完成整个投资过程，避免陷入不良投资风险之中。
（二）选择合适的金融投资工具
合适的金融投资工具有助于提高金融投资效益，降低金融投资风险。在网络信息时代，企业或者个人每天均会产生大量的数据信息，这些信息会以各种形式呈现在互联网上。金融投资者借助金融投资工具通过对这些信息的收集来充分了解投资项目以及投资对象的实际情况。目前在金融投资领域通常采用的金融投资工具主要包括基金、股票、房产以及保险等。这些金融投资工具之间具有不同的投资收益以及投资风险，投资者应该基于自身的实际情况合理选择。比如国债通常来说投资收益较低，投资周期较长，同时投资安全性较高，特别适用于保守型的金融投资者购买;相对来说股票投资风险较高，很多股票投资者在炒股过程中均发生亏损，其根本原因便在于这些投资者至看了股票投资的高收益，而没有关注到高风险，在风险来临是没有有效的风险防范措施，进而产生经济损失。
（三）提高对金融投资理论知识的掌握水平
金融投资者应该具备一定的金融投资基础知识，有助于在开展金融投资之前对金融投资过程中的注意事项以及风险应对进行分析，从而更好地规避金融投资风险，提高金融投资效益。首先在金融投资过程中应该避免将所有的资金都投入到单一的项目中，也就是所谓的不能将所有的鸡蛋均放在同一个篮子里，而是要将资金进行分散投资进而提高应对投资风险的能力。其次金融投资者在进行金融投资时应该及时了解国家经济政策，紧跟国家发展的脚步，在国家宏观引导的大背景下选择合适的金融投资项目。再次金融投资者应该充分发挥各种先进技术的作用，金融投资风险虽然是客观存在的，但是借助先进的分析技术可以预见风险，有助于投资者进行提前采取有效的应对措施。
四、结束语
基于上述分析，金融投资风险与金融投资收益是相互伴生的，高金融投资收益必然伴随着高金融投资风险。因此金融投资者在开展金融投资活动时，一定要基于自身的实际情况，选择适合自身的金融投资项目，同时应该树立风险意识，充分发挥先进技术在金融风险分析和识别中的作用，尽可能规避金融风险，提高金融投资效益。
摘要：金融投资风险分析对于金融投资活动的顺利开展具有非常重要的意义。本文首先分析了金融投资收益与金融投资风险的概念, 在此基础上对金融投资收益与金融投资风险之间的辩证关系以及相应的投资策略进行了重点论述。
关键词：金融投资,金融风险,策略
参考文献
[1] 吴穷.关于金融投资收益与风险的思考[J].普洱学院学报, 2018, v.34;No.129 (02) :34-35.
投资收益率论文范文第5篇
【摘 要】 融资融券交易为中国股市引入了杠杆特征，加大了股票价格变动的不确定性。以2015年股灾前后为样本区间，分析了Fama-French三因子模型在对我国融资标的股票收益率的解释力度。在此基础上在三因子模型中加入杠杆率因子及其滞后项，探讨杠杆交易背景下融资标的股票的风险溢价特征。研究结果显示：Fama-French三因子模型能够较好地解释我国融资标的股票的收益率，但股灾前后的风险溢价特征发生了较大改变；杠杆率同样具有显著的定价作用，加入杠杆率因子后，融资标的股票的账面市值比因子溢价效应消失；股灾之前，高杠杆率能够支撑高收益，但股灾之后杠杆率因子与收益率的关系并不显著。研究结论可以为证券监管部门对杠杆率的调控提供借鉴。
【关键词】 杠杆率； 融资； 三因子模型； 账面市值比； 超额收益率
一、引言
融资交易是推动指数上行的一大助力，自2011年11月融资融券业务试点全面推开以来，我国A股市场两融业务缓慢增长；直至2014年，两融业务逐渐活跃，进入了一个快速增长的阶段。从2014年7月份开始，融资余额大幅度增长，直到2015年6月份股灾之前达到了历史高点2.2万亿元。而在随后的股灾中则迅速减少到了1万亿元以下。可以看出，我国A股市场收益率与融资余额之间有着紧密的联系。本文将股市融资余额作为杠杆率的量化指标。
融资融券制度的实施会导致股票市场的杠杆率产生变化，进而对市场稳定性和市场走势产生影响。现有文献围绕融资融券制度对个股和股市的影响进行了广泛的研究，部分学者认为融资融券能够提高股票定价效率，但这一结果仍存在广泛争议。此外，部分文献探讨了融资融券对股市波动性的影响，多数学者认为融资融券有助于平抑股市波动，能够在一定程度上达到稳定市场的作用。由于融资融券交易能够导致投资者预期、股票的波动性发生变化，因此同样会改变标的股票的超额收益。然而，现有研究中使用融资融券对股票超额收益进行解释的文献并不多见。
本文以我国2015年6月至7月的“股灾”事件对样本区间进行划分，首先使用Fama-French三因子模型对股灾前后A股市场的收益率进行解释；在此基础上，将股市融资余额的变动率作为杠杆率因子，并且通过在传统的三因子模型中加入杠杆率因子，验证融资余额变动对股票超额收益的影响。本文的创新体现在以下方面：将融资融券引入股票定价领域，探究了融资余额变动对股票超额收益的影响；以“股灾”事件为界对樣本区间进行划分，探讨了股灾前后各风险因子对股票收益率解释效果的变化，相关研究结果能够为金融监管机构调整配资比率提供相应参考，进而有助于稳定金融市场。
二、文献综述
通常而言在一个投资者预期存在普遍差异的市场上，股票价格往往会偏离其基本面。融资融券业务可以通过对需求和供给分别进行调节，来平衡乐观与悲观两方面的影响，从而使得股票定价更趋合理[1]。现有文献围绕融资融券对股票市场的影响进行了广泛研究。
关于融资融券是否能够提高个股的定价效率，国内外学者和实务界存在广泛争议。Miller[2]、Scheinkman et al.[3]认为，卖空交易的限制使得股价无法反映负面私有信息，进而导致股价高估。许红伟等[4]研究了我国融资融券试点对股票定价效率和收益率分布的影响，结果显示由于国内股票市场上的诸多交易限制，融资融券这一机制创新并未显著改善标的股票的定价效率。Saffi et al.[5]则利用个股回报与上一期市场回报的相关系数、股价对市场信息反应的延迟程度以及股票收益分布等指标刻画股价的定价效率，发现融券余额较少的股票定价效率较低。李科等[6]的研究表明卖空限制导致了股价高估，而融资融券制度等做空机制有助于矫正高估的股价，进而提高市场定价效率。李志生等[7]进一步对这一影响机制进行了探讨，指出融资融券交易通过提高股票流动性、降低信息不对称程度和增加持股宽度来提高定价效率。
关于融资融券对股市波动性影响方面，诸多学者都认为两者之间存在重要关联。其中，多数学者认为融券卖空机制的双向交易功能有助于平抑股市波动，在一定程度上达到稳定市场的作用。Woolridge et al.[8]的研究发现融券交易能够起到价格发现的作用，从而实现股票价值的回归。Bris et al.[9]通过计算个股收益率的标准差发现，在允许卖空交易机制的市场中，股票收益率的波动性要远低于禁止卖空交易市场中股票的波动性，这就意味着卖空交易机制的存在确实能够起到平抑股指、稳定市场的作用。肖浩等[10]认为，融资融券业务通过降低标的证券的噪音交易、提升信息传递速度等降低了股价的特质性波动。唐松等[11]发现，与非标的股票相比，融资融券标的股票能够对市场的向下波动做出及时调整，使得股价的暴跌风险显著降低。Bai et al.[12]通过完全理性预期均衡模型研究了卖空约束是否会对股票价格和市场效率存在影响，研究结果发现由于卖空交易机制的存在使得股票价格在合理的区间波动，并且限制卖空机制使得股价波动性明显增加。此外，部分学者认为融券卖空交易在一些金融市场并无稳定市场的作用，Figlewshki et al.[13]发现融券交易机制与股市波动性之间没有显著的相关性，这一结果表明融券交易对股市波动性没有影响。
关于融资融券对股市流动性是否存在影响方面也有不少研究。王■等[14]利用中国台湾证券市场融资融券交易数据的研究发现，融资交易有助于提升整个市场的流动性水平，但融券卖空交易对市场流动性水平没有显著影响；同时，融资与融券交易均未显著影响整个市场的波动性水平。从交易活跃性来看，融资交易较融券交易长期占据绝对优势。方立兵等[15]以融资融券业务三次扩容的新增股票为研究对象，发现融资和融券对股票定价效率的影响存在明显的失衡效应。王晋忠等[16]发现融资对市场流动性和波动性的影响都不明显，而融券对市场流动性影响不明显但是对波动性影响明显。陈波等[17]指出，买空和买空交易对市场指数的影响具有非对称性，其中融资余额能够抑制股市波动而融券余额会加剧波动，但融资融券整体对市场指数波动的影响并不明显。
当前相关文献围绕融资融券对股票的定价效率、股票市场流动性以及波动性等进行了诸多研究。由于融资融券交易能够引起投资者预期的变化，并且对股票的波动性及其定价效率产生影响，因而可能改变标的股票的风险溢价特征。张伟[18]研究发现，融资融券标的股票基于价值投资的套利汇报显著高于非融资融券标的股票，并且这一优势在市场下跌周期中更加明显。万彩敏[19]研究结果表明，我国沪市的融资买入增量与个股超额收益率存在正向相关关系，这一结论对深市同样适用。然而，当前将融资融券余额作为定价因素的文章并不多见。本文根据中国市场状况，将融资余额增长率纳入定价模型，希望能够为分析杠杆交易背景下融资融券标的股票的风险溢价特征提供参考。
三、研究设计
（一）样本及数据
本文选择我国A股市场中874支融资标的股票作为研究样本，研究区间为2013年7月至2016年6月。为了探究2015年6月至7月的“股灾”事件对融资融券标的股票超额收益的影响，本文以“股灾”事件为界，将样本区间划分为两个时间段（2013年7月至2015年5月以及2015年8月至2016年6月）。样本股票的市值采用其A股流通市值，账面市值比因子的计算采用上市公司上季度末的所有者权益与总市值之比，市场因子的计算采用沪深300指数收益率与无风险利率之差。数据来源于Wind数据库和RESSET数据库。
（二）Fama-French三因子模型
在金融学的理论体系中，Fama-French三因子模型在研究金融资产超額收益上被广泛应用。本文首先利用Fama-French三因子模型对A股市场的收益率进行回归，以验证模型解释框架及三个风险因子在中国市场近年来的有效性。三因子定价模型可以表示为：
E（Ri，t）-Rf，t=βi[E（Rm，t-Rf，t）]+siE（SMBt）+hiE（HMLt）
（1）
其中，Rf，t表示时间t的无风险收益率；Rm，t表示时间t的市场收益率；Ri，t表示资产i在时间t的收益率；E（Rm，t-Rf，t）是市场风险溢价，SMBt（Small Minus Big）为时间t的市值因子的模拟组合收益率，由小规模市值组合和大规模市值组合平均收益率的差得到。HMLt（High Minus Low）为时间t的账面市值比因子的模拟组合收益率，由高账面市值比和低账面市值比组合收益率的差得到。
在市场风险因子的计算上，本文的市场收益为沪深300指数收益率，无风险收益率采用一年定期存款收益率。在规模因子和账面市值比因子的计算上，根据样本股票的市值和账面市值比，将选取的融资融券标的股票分成6个组，SMBt为小市值组合（S）与大市值组合（B）的收益率之差，HMLt为高账面市值比组合（H）与低账面市值比组合（L）的收益率之差。具体分组情况如表1所示。
为了对三因子模型进行验证，本文的回归模型表示如下：
Ri，t-Rf，t=αi+βi（Rm，t-Rf，t）+siSMBt+
hiHMLt+εi （2）
βi、si和hi分别是三个因子的系数，其中，βi表示投资标的i的超额收益对市场因子的敏感度；si为超额收益率对规模因子的敏感度；hi为超额收益对账面市值比因子的敏感度。
使用式2对股灾前、后的两端段时间（2013年7月至2015年5月以及2015年8月至2016年6月）的市场数据进行回归，不仅可以验证Fama-French三因子模型对我国A股市场是否有效，而且可以分析“股灾”发生后我国A股市场超额收益率的风险溢价变化。
（三）加入杠杆率因子的定价模型
由于股票市场的杠杆变化会对投资者预期以及股价波动造成影响，因而可能引起股票风险溢价的变化。为了研究杠杆融资余额对于融资融券标的股票收益率的影响，本文在传统的三因子模型中加入杠杆率因子进行进一步的分析。通过验证加入杠杆率因子后的模型能否提升三因子模型对个股收益率的解释度，可以判断杠杆是否能够有效解释收益率的变动。加入杠杆率因子后新的模型为：
Ri，t-Rf，t=αi+βi（Rm，t-Rf，t）+siSMBt+
hiHMLt+fiLevt+εi（3）
其中，市场风险因子Rm，t-Rf，t、规模因子（SMBt）和账面市值比因子HMLt的定义与三因子模型相同。Levt为本文在三因子模型的基础上加入的杠杆率因子。在杠杆率因子的定义上，由于我国融资交易在融资融券中占据主导地位，使用市场总体融资余额的变动率作为影响和解释个股收益率的一个因素。与Fama-French三因子模型中风险因子的系数含义类似，杠杆率因子的系数fi反映了股票超额收益对于市场融资余额变化的敏感程度。
如果杠杆率因子的系数fi显著为正，说明除了市场风险溢价、规模溢价以及账面市值比因子溢价外，市场整体杠杆率的提高也会为股票带来正的超额收益。如果fi显著为负，说明市场整体杠杆率的提高会降低股票的超额收益。此外，由于“股灾”发生后我国A股市场的杠杆率以及市场情绪发生了显著变化，以2015年6—7月为界，分析“股灾”前后Fama-French三因子以及杠杆率因子定价功能的变化。
四、实证部分
（一）描述性统计
2010年3月31日，我国国内正式推出了融资融券交易机制，公布和安排了第一批试运营的6家券商名单；2011年11月25日，《上海证券交易所融资融券交易实施细则》正式发布，融资融券业务将由“试点”转为“常规”。
图1给出了2013年10月以来我国A股市场的两融余额以及沪深300指数收益率的变化。可以看出，在转常规后的第一年两融业务量较小，直到2013年7月开始有了较为明显的增长趋势；从2014年7月开始，融资余额在一年的时间里余额激增5倍之多，达到了历史高点2.2万亿元。与此同时，沪深300指数收益率的波动明显加剧。2015年6—7月“股灾”之后，融资融券余额继续下降到1万亿元以下，同时沪深300收益率的波动也逐渐降低。
【参考文献】
[1] 赵怀南.融资融券如何影响股票定价[N].中国经营报， 2008-06-23.
[2] MILLER E M. Risk， Uncertainty and dvergence of opinion[J]. The Journal of Finance， 1977， 32（4）：1151-1168.
[3] SCHEINKMAN J A， et al. Hong， Asset float and speculative bubbles[J].Journal of Finance， 2006， 61（3）：1073-1117.
[4] 许红伟，陈欣.我国推出融资融券交易促进了标的股票的定价效率吗？——基于双重差分模型的实证研究[J]. 管理世界，2012（5）：52-61.
[5] SAFFI P A K，et al. Price efficiency and short selling [J].Review of Financial Studies，2011，24（3）：821-852.
[6] 李科，徐龙炳，朱伟骅.卖空限制与股票错误定价——融资融券制度的证据[J].经济研究，2014（10）：165-178.
[7] 李志生，陈晨，林秉旋.卖空机制提高了中国股票市场的定价效率吗？——基于自然实验的证据[J].经济研究， 2015（4）：165-177.
[8] WOOLRIDGE J R，et al.Short selling andcommon stock price[J]. Financial Analysts Journal，2005，50（1）：20-28.
[9] BRIS A W，et al.Efficiency and the bear：Short sales and markets around the world[D].Working paper，Yale International Center for Finance，2003.
[10] 肖浩，孔爱国.融资融券对股价特质性波动的影响机理研究：基于双重差分模型的检验[J].管理世界， 2014（8）：30-43.
[11] 唐松，吴秋君，温德尔，等.卖空机制、股价信息含量与暴跌风险——基于融资融券交易的经验證据[J]. 财经研究，2016，42（8）：74-84.
[12] BAI Y，et al. Asset pricesunder short-sale constraints[D].Working Paper，2006.
[13] FIGLEWSKI S.Options， short sales and market completeness[J].Journal of Finanee，1993，48（2）：761-777.
[14] 王■，廖士光，吴淑琨.融资融券交易的市场冲击效应研究——基于中国台湾证券市场的经验与启示[J]. 财经研究，2008，34（10）：99-109.
[15] 方立兵，肖斌卿.融资融券失衡对标的股票定价效率的影响[J].当代经济科学，2015，37（2）：48-56.
[16] 王晋忠，文艳军，王茜.融资融券交易对我国股票市场影响的实证分析[J].西南金融，2013（7）：8-12.
[17] 陈波，彭秋林，何淼.融资融券对沪深300指数波动性影响的实证研究[J].经济研究导刊，2015（18）：145-146.
[18] 张伟.在融资融券标的股票内运用价值投资策略能获得更高的收益吗？[J].浙江金融，2015（9）：46-52.
[19] 万彩敏.融资融券对标的证券超额收益率影响的实证研究[D].西南财经大学硕士学位论文，2014.