承销商关系与机构持股压力对分析师盈利预测的影响，本文主要内容关键词为：分析师论文,压力论文,关系论文,机构论文,承销商论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F830 文献标识码：A
卖方分析师最近进入多事之秋，从中国宝安(000009)的“石墨矿”事件到双汇发展(000895)的“瘦肉精”门，再到涪陵榨菜(002507)的“天价榨菜”噱头，乃至有南方券商分析师卷入研报利益输送传闻，市场普遍质疑研报注水。近年来，一些重要的研究都发现分析师的盈利预测普遍过度乐观(Jackson，2005；吴超鹏等，2011)[9][24]。究其原因，分析师发布盈利预测时存在一些利益冲突行为：承销商的压力、机构投资者的压力以及上市公司管理层的压力，但是这些利益冲突真是影响分析师过度乐观的重要原因吗？如何知道不是因为分析师自身预测能力不够呢？或者可能是因为上市公司本身经营业绩比较好造成分析师的过度乐观？
相关监管部门针对利益冲突行为也出台了一些监管指引。2006年8月10日，深交所主板发布了旨在遏制上市公司选择性信息披露行为、维护市场信息公平的《上市公司公平信息披露指引》(以下称为“公平信息披露规则”或简称为FD)①，要求上市公司及其相关信息披露义务人发布未公开的重大信息时，必须向所有投资者公开披露，以使所有投资者同时获悉同样的信息，不得先将信息向证券分析师、选定的机构投资者披露、透露或泄露。我们将进一步研究FD对利益冲突的影响。
制度背景与理论分析
从美国和其他一些国家的经验来看，证券分析师能够减少信息不对称，从而促进资本市场更加有效地发挥资源配置的作用。但是，由于我国证券分析师行业发展比较晚，证券分析师的分析和预测能力与国际上资本市场发达国家的证券分析师还有相当的差距(姜国华，2004)[22]，且市场环境与发达市场也存在较大的差异。首先，中国上市公司的信息透明度较低，所面临的信息环境较差(Piotroski and Wong.2010)[14]如此差的信息环境尤其适合于考察分析师的盈余预测能力。其次，相比于西方发达国家，中国资本市场时间较短，还存在很多制度性缺陷，比如参与者法律意识不强、诉讼风险较小等特点，因此，分析师不易受到法律制裁的特征为研究利益冲突问题提供了一个理想的实验场所。最后，在我国股市存在卖空限制的背景下，分析师要想增加交易量，以便获得更多的佣金分成，必须提供更多“买入”方向的分析报告(Jackson，2005)[9]，因而分析师在盈余预测方面普遍表现更为乐观，这为研究分析师的乐观预测提供了很好的样本
证券分析师为什么对亏损企业的盈余预测普遍过度乐观？难道是因为分析师自身预测能力不够并没有发现企业亏损的事实吗？究其原因，分析师发布盈余预测时存在一些重要的利益冲突行为，承销商的压力和机构投资者的压力会迫使分析师发布偏乐观的盈余预测：
1.承销商关系的压力。券商研发部门与经纪投行业务部门之间缺乏防火墙，出现投行业务关联(affiliated)。股票发行和承销是证券公司的核心业务之一，当公司需要发行股票，他们通常雇佣证券公司的经纪和投行部门为股票发行提供建议和帮助。承销股票以及提供其他投资银行业务能够给证券公司带来比经纪业务更多的收入。概括来说，承销商关系可以从两个方面影响证券分析师的独立性和客观性：(1)如果证券公司正在承销一家公司的股票，那么它肯定希望承销活动能获得成功，而公司的分析师常常在股票发行和承销活动中扮演很重要的角色。他们协助对发行公司进行尽职调查，并参与路演，帮助发行公司推销股票；在发行结束之后，分析师发布的乐观的研究报告可以支持新发行股票的股价。(2)如果证券公司想要保住现有的客户，并与之建立长期稳定的投资银行业务关系，分析师发布乐观的研究报告将有助于公司的努力(Michaely et al，1999)[12]，反之，分析师就会损害公司的愿景，因为不利的研究报告不仅会疏远客户，而且可能导致客户从其他公司获取投资银行服务。
2.机构投资者的压力。机构客户是券商所承销证券的主要购买者，同时机构客户巨大的证券交易量所产生的佣金收入也是券商经纪业务收入的重要来源。如果分析师对机构客户投资组合中的证券发布了不利的研究报告——这会影响机构客户的投资业绩，机构客户可能会解除与证券公司的业务关系，因而证券公司可能由于担心失去机构客户的业务，而不允许其分析师发布影响机构客户投资业绩的负面研究报告(O'Brien and Bhushan.1990)[13]而且，由于明星分析师往往由机构投资者投票选出，因此分析师必须讨好机构投资者，对于机构重仓持有的股票，往往给出不客观的盈余预测(洪剑峭、张新，2011)[20]。
分析师的声誉机制对这些利益冲突具有一定的约束作用(Jackson，2005)[9]，为了迎合承销商关系和机构投资者的利益，分析师必须以损坏自己的声誉为代价，因此分析师面临着在维持和提高个人声誉、维护证券公司的投行业务关系、维护机构客户的关系之间进行权衡，以最大化自身从盈余预测中所获得的价值的抉择。分析师通过提高盈余预测准确性以提高声誉，同时又不得不以丧失盈余预测准确性为代价去维护各方利益关系，因此，分析师的盈余预测过程是一个多期博弈的过程。分析师盈余预测的准确性影响着其与上市公司管理层的关系，进而影响到其在后续年份用于提高预测准确性的信息质量，与上市公司管理层的关系通过影响分析师用于准确预测的信息质量间接地影响着分析师的声誉
一、样本选择与数据来源
本文所使用的分析师预测数据来源于Wind资讯数据库和国泰安数据库，并通过手工收集整理获得，其他财务数据均来源于国泰安数据库。需要说明的是，数据库中同时包括券商和证券咨询机构所属分析师发布的盈余预测，由于本文主要是研究隶属券商的卖方分析师的预测行为，因此剔除证券咨询机构发布的分析师报告。本文以是否当选为《新财富》杂志一年一度的明星分析师来定义分析师声誉，《新财富》杂志从2003年开始评选明星分析师，故选取2004-2011年所有分析师对当年亏损企业发布的盈余预测数据。分析师通常对未来一、二、三年的盈余情况做出预测，由于投资者更关注上市公司最近的盈利状况，所以我们的样本选取了对未来一年的盈余预测数据。本文剔除金融类上市公司、当年新上市的公司和那些变量缺失的样本数据，并且为了研究结果的稳健性，在1%水平下对所有连续变量进行上下winsorize处理。最后的有效样本观测值为1806个。
二、模型构建与变量定义
为了有效估计承销商关系和机构投资者对盈余预测的影响效应，我们借鉴Bertrand and Schoar(2003)[4]和Coen et al.(2005)[7]的方法构建了如下的回归模型：
三、描述性统计
从表1的描述性统计结果可以看出：(1)从预测偏差的平均值来看，分析师进行盈利预测时普遍趋于乐观，大部分预测不够精确；(2)机构投资者持股比例平均为9.22%，这说明机构投资者是卖方分析师应该重点关注的对象；(3)承销商分析师做出的盈余预测所占比例为5.81%，大部分盈余预测是由非承销商分析师发布的；(4)样本中大约有四分之一的研报是由曾经被评为明星分析师的分析师所发布的；(5)每家公司每年平均约有20份带有盈利预测的研究报告，其中最小值2，最大值65，中位数13，可见不同上市公司受分析师关注程度的差异较大。
四、实证结果
为了检验承销商关系和机构投资者对盈余预测的影响，首先我们做独立样本t检验，并且为了排除分析师自身预测能力的影响，按分析师配对样本，进行配对样本t检验。从表2可以看出，无论是独立样本t检验还是配对样本t检验，都显示出承销商分析师相对非承销商分析师盈余预测要更加乐观，并且更不准确，这种差异是显著的，配对样本t检验的结果在0.01%的水平上显著。
对于机构投资者，我们按机构投资者持股比例大于或等于10%分为一组，小于10%作为另一组，同样从独立样本t检验和按分析师配对样本t检验的结果可以看出，机构持股比例大于或等于10%的组相对小于10%的那一组盈余预测更加乐观，更不准确，并且这种差异非常显著。为了结果的可靠性，我们还按照20%的标准对机构投资者持股比例进行了分组，发现结果没有改变。通过上述分析，在控制了分析师预测能力不变的情况下，我们发现承销商关系的压力和机构投资者的压力确实是影响分析师乐观预测的重要原因。
接下来进行回归检验，为了控制分析师自身能力的影响，根据Fama-MacBeth二步估计法，第一步在分析师层面进行回归，第二步在公司层面进行回归。观察表3中的回归结果，可以看到，机构投资者持股比例Institution的回归系数都在1%的水平上显著为正，表明机构投资者持股比例越高，盈余预测的乐观偏差越大，说明机构投资者的持股压力是分析师乐观预测背后的重要原因。这可能是因为机构投资者是证券公司承销股票的主要购买者，也是其经纪业务收入的主要来源，并且持有大量分析师所分析的股票。出于失去机构投资者业务的担心，证券公司可能会不允许分析师发布影响机构投资者证券组合的负面报告。而且，一些重要排名是根据机构投资者的意见对分析师进行评分，这直接影响着卖方分析师的薪酬，因此分析师在发布机构投资者大量持有的股票的盈余预测时会偏于乐观。从回归结果还可以发现，承销商变量UWdum的回归系数在5%的水平上显著为正，这表明承销商分析师相对非承销商分析师盈余预测更加乐观，说明承销商关系的压力也是分析师乐观预测背后的重要原因。这主要是因为证券公司为了在激烈竞争中保持和获取投行业务，可能要求证券分析师提供过于乐观的研究报告以“取悦”目标客户。同时，还可以看到：投资者情绪变量Turn的回归系数在1%的水平上显著为正，表明在投资者情绪高涨时分析师的预测会更加乐观。上市公司被分析师跟进的频率Follow越高，盈利预测的乐观偏差越低、准确度越高，这可能是因为上市公司被跟踪的次数越多，其信息被挖掘得越多、越透明(Bowen et al.，2008)[6]。被分析公司信息披露质量越高，分析师做出的盈利预测的乐观偏差越低、准确度越高，与白晓宇(2009)[18]的结论一致。
进一步分析：FD能减缓分析师乐观预测背后的利益冲突行为吗？
一、理论分析与研究假设
在面临分析师盈余预测普遍过度乐观、准确度较低的情况下，深交所颁布了FD指引，旨在遏制上市公司选择性信息披露行为，维护市场信息公平。FD是否提高了分析师的预测准确度呢？如果没有，那么FD有其他效果吗？它能减缓分析师乐观预测背后的利益冲突行为吗？接下来我们将试图探讨这些问题。
关于FD对证券分析师盈余预测行为的影响，现有文献主要关注私人信息作为分析师信息集合中的一部分被切断后，对于是否影响分析师预测的准确性，目前还没有一致结论。有的研究发现分析师预测的准确性下降了(Agrawal et al.，2006；刘少波、彭秀梅，2012)[1][23]；也有研究则发现FD后分析师预测的准确性与FD前并没有显著差异(Heflin et al.，2003)[8]；还有些研究发现FD后分析师预测比FD前更准确了(Yaw and Yang，2008)[17]。事实上，私人信息对于证券分析师有两方面的作用：一方面作为分析师信息集的一部分，客观上可以使分析师的预测更准确；而另一方面它作为上市公司管理层的有价交换商品，又会给分析师带来压力，使分析师的预测主观上更加乐观，更不准确(Lim，2001)[11]。分析师预测是私人信息两方面作用下的博弈行为，当压力占主导时，则预测更加乐观，更不准确；当分析师的独立判断占主导时，则预测更加客观，更加准确。当分析师盈利预测背后存在利益冲突关系时，来自于所供职券商、机构投资者等外部的压力会使私人信息供给的压力作用占据主导地位，分析师尽管得到了私人信息也难以形成自己独立的判断。即私人信息的供给在一定程度上加剧了分析师面临的利益冲突，禁止私人信息供给的公平信息披露规则应该会降低分析师面临的利益冲突。
证券分析师搜寻的信息集包括公共信息和私有信息(Barron et al.，1998)[3]，前者来自于公共领域，为所有分析师能获取或知晓的关于公司、行业以及宏观经济等方面的信息；后者则是需要通过分析师个人的努力进行数据收集、研究和分析后才能形成的，为分析师个体所享有的独特信息。两者共同决定了分析师研报的质量，其中私有信息又可以进一步分成分析师利用信息特权获取的选择性披露信息等私人信息与分析师的专业知识与解读能力等异质信息。因此，在公共信息与分析师的专业解读能力一定的情况下，分析师预测的准确性取决于分析师所能得到的私人信息的多少。Lees(1981)[10]对财务分析师进行的调查结果显示，分析师的信息来源按重要性排序，排在第一位的是会见公司管理层，其后才是10-K、年报、中报、管理层预测等公开披露信息。能否通过上市公司管理层获得非公开重大信息的供给是证券分析师或证券公司成功的保证。
就我国的情况而言，公平信息披露规则实施后，证券分析师因私人信息减少而产生的信息缺口，是否可能通过增加对公共信息的挖掘得以弥补，以及证券分析师盈余预测的独立性是否得以增强，是值得质疑的。我国上市公司公开披露信息存在着内容不完善、披露不及时、真实性程度低等特征，上市公司的强制信息披露历史很短，主动信息披露则更为有限，还普遍存在着通过盈余管理或会计造假来修饰公司业绩的现象，上市公司财务报告信息质量低下(Wu and Wang，2008)[16]。这些都会导致国内证券分析师获得的公共信息总体质量要远逊于发达国家同行，因而他们可能会更加倚重私人信息来进行上市公司盈利预测，在盈利预测时给予私人信息过高的权重(郭杰、洪洁瑛，2009)[19]。因此在我国，当私人信息的供给减少，而公共信息整体环境较差，公共信息质量难以在短期内得到显著的改善的情况下，公平信息披露规则可能会降低证券分析师的预测准确度。基于此，提出假设1：
H1：公平信息披露规则会降低分析师的盈利预测准确度。
FD后，因为证券分析师盈余预测的独立性增强，私人信息已非影响证券分析师预测结果的主要因素(Yang and Mensah，2008)[17]。FD后，不再过度依赖私人信息的证券分析师是否不必为了讨好上市公司以持续地获得私人信息的供给而发布过度乐观的预测呢？分析师的研究将更加独立与客观，所面临的各种利益冲突是否将得到缓解？
Allen and Faulhaber(1989)[2]认为，承销商分析师在承销过程中通过执行必要的程序而比其竞争者知道得更多，上市公司与承销商的关系要比非承销商更为密切，为了增进投资者的了解，提高公司价值，公司管理层乐于继续向承销商分析师提供更多高质量的信息，即承销商分析师是上市公司私人信息供给的主要对象。优先获知上市公司的非公开重大信息(如盈余、并购重组等)，不仅对分析师预测有意义，券商出于对自营业务、资产管理业务的关注，也非常重视来自于投行客户的私人信息。为了持续获得这部分私人信息，券商有动机迫使证券分析师提供更加乐观的预测，但FD切断了承销商分析师相对非承销商分析师获得私人信息的优势，因此，我们认为公平信息披露规则会减轻分析师受到的来自于承销商关系的私人信息压力。基于此，提出假设2：
H2：公平信息披露规则降低了承销商关系对分析师盈利预测乐观偏差的正面影响。
机构投资者与上市公司管理层往往关系较为“亲密”，是“电话会议”、“一对一会议”的主要对象之一，可以接近上市公司的私人信息。作为上市公司私人信息披露的重要对象，当其总是能够比市场上其他投资者优先获知上市公司的重大非公开信息时，显然无法发挥其监督上市公司的职能，相反，此时的机构投资者会最大化这部分私人信息的利益，更有动机利用证券分析师，发布有偏的研究报告吸引中小投资者为其托盘。“分析师是机构的分析师”这一观点在国内业界几乎是公认的事实，在券商内部，做好机构的客服和营销工作是分析师考核的重要方面，因此，分析师跟着基金经理见风使舵，基金经理想听什么就讲什么的现象普遍存在(洪剑峭、张新，2011)[20]。在国内券商研究导向基本以佣金为主的背景下，几乎就是基金经理一语天下的局面。但是FD实施后，一方面失去私人信息供给的机构投资者，不再享有信息优势，其参与公司治理、督促上市公司改善信息透明度的动机可能加强，那么机构投资者投股比例高的公司，信息披露会相对更透明(Bertrand and Mulliainathan，2001)[5]；另一方面FD也切断了分析师获得私人信息的优势，分析师受到机构投资者要求配合私人信息利益合谋的这部分压力会减小。基于此，提出假设3：
H3：公平信息披露规则降低了机构投资者对分析师盈利预测乐观偏差的正面影响。
二、样本选取及数据来源
本文选取2004-2011年分析师对深市A股上市公司的年度盈利预测数据作为初选样本，并对数据进行如下处理：(1)剔除金融行业的数据；(2)剔除ST、PT或退市的公司；(3)保留仅发行A股的上市公司；(4)分析师通常对未来一、二、三年的盈余情况做出预测，由于投资者更关注上市公司最近的盈利状况，所以样本包括对未来一年的盈余预测数据；(5)为了保证样本间的可比性，剔除分析师跟进人数小于2的上市公司样本以及跟踪上市公司数目小于2的分析师样本。本文所使用的分析师预测数据来源于国泰安数据库，并通过手工摘录2004-2011年度深交所信息披露考核结果，其他财务数据均来源于国泰安数据库。剔除变量缺失的样本数据，并且为了研究结果的稳健性，在1%水平下对所有连续变量进行上下winsorize处理。最后的有效样本观测值为16288个，包括了117家券商的2730名分析师对302家深市A股上市公司进行的盈余预测。
三、实证模型
为了有效检验公平信息披露规则对分析师与投行客户、机构投资者之间利益关系的影响，本文构建了如下的回归模型：
本文根据Barron et al.(1998)[3]构建的指标，对公平信息披露前后，分析师信息环境的变化进行检验。Barron et al，(1998)[3]利用分析师的盈利预测分歧及偏误与分析师信息环境之间的联系建立了分别衡量分析师公共信息与私人信息的两个指标，它们分别是：
其中，h为公共信息的供给，代表分析师生成盈利预测信息对公共信息的依赖程度；s为私人信息的供给，代表分析师生成盈利预测信息对私人信息的依赖程度；SE是分析师一致偏误的平方，即上市公司实际每股盈余与分析师市场共识之差的平方，分析师市场共识指的是所有分析师对某一上市公司某一年度预测每股盈余的算术平均值。D是分析师盈利预测分歧的平方，分析师盈利预测分歧为所有分析师对某一上市公司某一年度预测每股盈余的标准差，当D越大时，分析师更多地依赖于私人信息(高s，低h)；当D越小时，分析师更多地依赖于公共信息(低s，高h)；N是进行盈利预测的分析师人数。
四、实证结果
1.FD与分析师信息环境
从表4可以看出，FD后，市场上证券分析师所能获取的私人信息供给下降了，说明FD有一定的效果，并且与前文的推断一致的是，分析师私人信息的缺口无法从公共信息中得到补偿，相反，规则的实施产生了一定的寒风效应，公共信息的供给显著下降了，分析师的总信息供给较规则前也显著地下降了。
2.FD与分析师利益冲突的回归结果
从表5可以看出，两个回归结果中FD的系数都在1%的水平上显著为正，这表明公平信息披露规则的实施降低了分析师的盈利预测准确度，验证假设1，与Agrawal et al.(2006)[1]的结论一致。承销商UWdum的系数均在1%水平上显著为正，这表明在FD之前承销商分析师比非承销商分析师更乐观，盈余预测准确度更低，与前文结论一致。FD与UWdum的交乘项在两个回归结果中均在1%的水平上显著为负，公平信息披露规则降低了承销商关系对分析师盈利预测乐观偏差的正面影响，验证了假设2。这可能是由于FD规则实施后，承销商分析师受到来自于承销业务关系的私人信息压力减少，利益冲突得到了一定的缓解。机构持股比例Institution的系数均在1%水平上显著为正，表明规则实施前机构持股比例越高的上市公司，分析师的盈利预测乐观偏差越大，准确度越低。FD与Institution的交乘项系数在第(1)组回归中显著为负，而在第(2)组回归中不显著。这表明FD缓解了分析师受到的来自于机构投资者的利益冲突，降低了分析师的相对乐观偏差，但对预测的准确度没有显著的影响，验证了假设3。这可能是因为规则实施后，不能继续获取私人信息的机构投资者合谋操控股价的动机减弱了，对上市公司进行监督的动机增强了，证券分析师受到机构客户迫使其发布过度乐观研报的压力减少。分析师声誉的代理变量Star在两个回归结果中均不显著，即明星分析师与非明星分析师的预测准确度与乐观偏差没有显著差异，这与Stickel(1992)[15]的结论并不一致，他发现具有全美(All-American)头衔的分析师盈利预测准确度更高，这可能与我国的分析师声誉回报机制缺失有关。胡奕明(2006)[21]通过调查研究发现虽然中国的分析师已有“声誉”意识，但更多地关注于证券公司内部和机构投资者层面的声誉，而非市场声誉，前者分析师会通过私人信息的收集和分析手段的运用来积累，而对于后者分析师则缺乏主动性。并且，在我国研究报告有两张皮的现状，出于券商自身利益的考虑，不少卖方分析师公开发表的研究报告和其提供给机构客户的研究报告可能出现调研对象相同而含金量迥异的情况，许多机构投资者追捧的明星分析师，在中小投资者的眼里却表现平平。②
五、稳健性检验
(1)为了结果的稳健性，我们把盈余预测偏差定义为分析师的盈余预测值与实际值之差除以预测发布年份年初股价，考虑到上市公司可能会在预测日到年报公布日期间，通过送股、转增、增发的方式扩大股本，使得每股收益被摊薄，因此此时每股盈余实际值需进行股本变动调整。具体做法为每股盈余实际值乘以年报公告日股本，再除以预测日股本，得到调整后的每股盈余实际值。发现结果并没有发生实质性的变化。
(2)我们用IPO月度溢价值作为投资者情绪的替代指标加入原回归模型(11)中。IPO市场经常被国内外学者认为是反映市场情绪的最敏感的指标(伍燕然等，2012)[25]。本文还用封闭式基金折价率作为投资者情绪的替代指标进行了稳健性检验，发现结果都没有发生改变。
(3)因为上市公司增发新股时可能进行投行的变更，这样会导致承销商分析师与非承销商分析师在盈余预测准确性方面没有经济意义上的显著差异，我们构建了分析师对上市公司增发新股时的盈余预测样本，通过独立样本和配对样本t检验，检验结果没有发生改变，承销商分析师发布预测偏差更大，普遍更加乐观预测盈余。
(4)机构投资者持股比例越高，可能对跟踪其所持股票的分析师的压力不一定更大。因此，为了结论的稳健性，我们计算了持有被分析公司股票的机构投资者家数，将此变量代替机构投资者持股比例加入回归模型中，实证结果没有改变原来的结论。
(5)为了结果的稳健性，我们构建了FD实施前一年与FD实施后一年的对称样本重新对本文的研究问题进行检验，发现结果并没有发生实质性的改变。鉴于篇幅的限制，本文没有在此列示所有的实证结果。
本文选择分析师对年度亏损上市公司的预测数据，通过分析师配对样本t检验和类似Fama-MacBeth二步估计方法研究了承销商关系的压力和机构投资者的压力对乐观预测的影响。研究发现，在控制分析师个人因素不变的情况下，承销商关系、机构持股的压力是造成分析师对亏损企业乐观预测的重要原因，并发现一个不完全理性的解释：投资者情绪也是一个重要原因，在投资者情绪高涨时盈利预测更加乐观。
进一步研究发现，深交所2006年发布并实施公平信息披露规则后，确实有效切断了私人信息的供给，但同时也减少了公共信息的供给，产生了一定的寒风效应。另外，FD有效缓解了承销商关系和机构持股对分析师乐观偏差的影响。鉴于此，相关监管部门应该加强FD的有效实施，加强对上市公司信息披露的有效监督，彻底切断私人信息的供给，切实保护中小投资者的利益。
理性的投资者是否能够意识到潜在的或者存在的利益冲突并且能够做出相应的调整，在一定程度上避免分析师带有偏误的研究和预测，并有选择的阅读分析师的研究报告？在我国特殊的制度背景下对这个问题进行深入的研究将是非常必要的，这将是我们接下来要继续研究的问题。
①公平信息披露并非我国特有，在美国资本市场内幕交易猖獗，投资者信心不足，证券分析师诚信缺失的背景下，美国证券交易委员会于2000年10月23日颁布了《公平信息披露规则》。
②摘自2010年7月26日证券时报，彭潇潇：《券商行业三大怪现状令人忧》。