應適當限制發(fā)行市盈率-我國新股發(fā)行對市場(chǎng)指數短期走勢影響的實(shí)

應適當限制發(fā)行市盈率-我國新股發(fā)行對市場(chǎng)指數短期走勢影響的實(shí)證研究 我國證券市場(chǎng)作為一個(gè)新興市場(chǎng),一方面證券市場(chǎng)規模在未來(lái)一定時(shí)期內都將保持快速擴容的趨勢；另一方面,市場(chǎng)的買(mǎi)方還在逐漸地形成當中。與機構投資者相關(guān)的社會(huì )保險、投資基金、企業(yè)財務(wù)公司等制度的建設還剛剛起步,貨幣市場(chǎng)和資本市場(chǎng)之間還沒(méi)有穩定的流通渠道,投資者對證券市場(chǎng)的信心也在培育中。市場(chǎng)的買(mǎi)方對新股發(fā)行等市場(chǎng)擴容措施的敏感度遠高于成熟市場(chǎng),因此盡可能地降低新股發(fā)行對市場(chǎng)的沖擊,保證一級市場(chǎng)的暢通,是新興市場(chǎng)監管部門(mén)應該長(cháng)期關(guān)注的問(wèn)題。

一、統計描述

到2000年底,滬深兩交易所共有1060家A股上市公司。其中929家是通過(guò)首次公開(kāi)發(fā)行在交易所掛牌上市的,130家是1994年《公司法》出臺以前的定向募集公司,作為歷史遺留問(wèn)題以推薦的特殊方式在兩家交易所掛牌上市的,此外還有一家是通過(guò)換股上市的。本文研究首次公開(kāi)發(fā)行對市場(chǎng)指數的影響,130家歷史遺留問(wèn)題新股和換股上市剔除在外,929次首次公開(kāi)發(fā)行的年度分布如表1所示。

在證券市場(chǎng)早期,市場(chǎng)總規模有限,新股發(fā)行可能會(huì )帶來(lái)市場(chǎng)指數的變化,所以本文著(zhù)重研究1995年后的新股發(fā)行對市場(chǎng)指數的影響。1995年到2000年共有681次IPO,接近所有IPO的七成半,本文將這681次IPO作為研究樣本。在這681次IPO中,集資規模最小的為3300萬(wàn)元(0736),集資規模最大的為78.46億元(600019)。發(fā)行市盈率最低的為8.25倍(600870),發(fā)行市盈率最高的為88.69倍(0993)。681次IPO的集資規模和發(fā)行市盈率的分布情況請參見(jiàn)表2。

在1995年至2000年間共72個(gè)月中,IPO頻率最高的月份是1997年5月,這個(gè)月有40家公司公開(kāi)發(fā)行新股。另外有10個(gè)月份,沒(méi)有一家公司發(fā)行新股。這10個(gè)月中有7個(gè)月是在1995年,另外1個(gè)月是在1998年,2個(gè)月是在2000年。其他大多數月份IPO次數少于20次,低于8次的有31個(gè)月,9到20次之間有24個(gè)月。有7個(gè)月的IPO次數超過(guò)了20次,全都集中在1996年下半年到1997年上半年之間。

如果按照集資規模劃分,單月IPO集資規模最大的是2000年11月,這個(gè)月由于有寶鋼和民生銀行招股,雖然IPO家數只有18家,集資規模卻達到201.53億元。月度IPO集資規模超過(guò)60億元的,共有12個(gè)月；30億元到60億元之間的有21個(gè)月；低于30億元的有29個(gè)月。另外,有10個(gè)月由于沒(méi)有新股上市,集資規模為0。

二、假設

假設一:不同集資規模的IPO對市場(chǎng)指數的影響是否不同?大盤(pán)股是否會(huì )導致市場(chǎng)指數下跌?本文將681次IPO集資規模排序,排在前68位的為一組,后68位的為一組。前68位的集資規模都在7億元以上,稱(chēng)為大盤(pán)組,后68位的集資規模都小于1億元,稱(chēng)為小盤(pán)組。通過(guò)比較兩組IPO對市場(chǎng)指數的影響差異,檢驗該假設。

假設二:發(fā)行市盈率不同的IPO,對市場(chǎng)指數是否存在不同的影響?本文將681次IPO發(fā)行市盈率排序,排在前68位的為一組,后68位的為一組。前68位的發(fā)行市盈率都在28倍以上,稱(chēng)為高價(jià)組,后68位的發(fā)行市盈率小于14倍,稱(chēng)為低價(jià)組。通過(guò)比較兩組IPO對市場(chǎng)指數的影響差異,檢驗該假設。

假設三:在大盤(pán)處于高位和低位時(shí),IPO是否會(huì )對市場(chǎng)指數帶來(lái)不同的影響?本文將每個(gè)新股刊登招股說(shuō)明書(shū)當日的市場(chǎng)綜合指數,減去1994年年底的市場(chǎng)指數,再除以1994年年底的市場(chǎng)指數,得到各個(gè)新股發(fā)行時(shí)市場(chǎng)指數的相對水平。然后根據該數值的排序,分別從上海市場(chǎng)和深圳市場(chǎng)挑選出排在前34位的共68只新股,作為高位發(fā)行組。同樣挑選出排序在后面的68只新股,作為低位發(fā)行組。通過(guò)比較兩組IPO對市場(chǎng)指數的影響差異,檢驗該假設。

假設四:不同發(fā)行頻率的IPO對市場(chǎng)指數的沖擊是否不同?本文用兩種方法衡量發(fā)行頻率。第一種方法用發(fā)行次數的頻率,將月度發(fā)行次數最高的3個(gè)月作為一組,稱(chēng)為高頻組。該組每月發(fā)行次數幾乎都在30次以上,共有102次IPO。將月度發(fā)行次數低于7次的月份的IPO作為一組,稱(chēng)為低頻組。該組共有20個(gè)月份,78次IPO。第二種方法用月度集資規模指標,將月度集資規模最高的三個(gè)月作為高頻組,該組每月集資規模都在116億元以上,共有93次IPO。將月度集資規模低于24.5億元的作為低頻組,該組共有18個(gè)月,共有95次IPO。通過(guò)比較兩組IPO對市場(chǎng)指數的影響差異,檢驗該假設。

假設五:在不同的新股發(fā)行制度下,IPO對市場(chǎng)指數的沖擊是否不同?從1999年起,發(fā)行制度經(jīng)歷了較大的變革。因此本文將1999年作為標準,1999年以前的474次IPO作為舊發(fā)行制度組,1999年后的207次IPO作為新發(fā)行制度組。通過(guò)檢驗兩種發(fā)行制度下,IPO對市場(chǎng)指數的影響是否存在顯著(zhù)差異。

三、比較方法

本文主要檢驗新股發(fā)行對市場(chǎng)指數的短期影響,因為單次IPO對市場(chǎng)指數的長(cháng)期影響應該是比較微弱的,所以本文考察刊登新股招股說(shuō)明書(shū)后一周內5個(gè)交易日的市場(chǎng)指數變化。本文假設市場(chǎng)指數短期內的走勢服從帶有短期趨勢的隨機行走模型,即:(t＝1,2,3,4,5)其中,為刊登招股說(shuō)明書(shū)后5天的市場(chǎng)指數回報,是一個(gè)白噪音序列,是市場(chǎng)指數回報的短期趨勢,在這里用刊登招股說(shuō)明書(shū)前5個(gè)交易日市場(chǎng)指數回報的均值替代。

根據該假設,應該服從均值為0,方差為的正態(tài)分布。同樣的,也應該服從均值為0,方差為的正態(tài)分布。因此,通過(guò)檢驗IPO后的的分布,可以判斷IPO對市場(chǎng)指數短期走勢的影響。如果IPO對后市帶來(lái)系統性一致影響,那么IPO后的的分布會(huì )有顯著(zhù)的變化。同樣的,對于兩組不同的IPO,那么應該服從t分布,其中分別為兩個(gè)子樣本包含的樣本數量,分別為兩個(gè)子樣本的估算方差,分別為兩個(gè)子樣本累積超額收益的均值。通過(guò)檢驗它們之間CAR的差異是否顯著(zhù),可以判斷據以分組的因素是否對市場(chǎng)指數帶來(lái)顯著(zhù)影響。

四、結果

1、總體樣本中IPO對市場(chǎng)指數的短期影響

681次IPO平均對市場(chǎng)指數5天后的累計影響不斷增加,到第5天達到-0.39%,因此總體來(lái)看,過(guò)去6年IPO對市場(chǎng)指數短期走勢帶來(lái)了微略的負面影響。但是,各期累積超額收益的t檢驗值均不顯著(zhù),這種負面影響沒(méi)有統計上的顯著(zhù)性,幾乎可以忽略不計。

2、分組檢驗結果

(1)大盤(pán)組與小盤(pán)組的差異

無(wú)論是大盤(pán)組,還是小盤(pán)組,都對市場(chǎng)指數帶來(lái)了負面影響。大盤(pán)組發(fā)行公告后5天對市場(chǎng)指數產(chǎn)生的累積影響為-1.13%,而小盤(pán)組的累積影響則達到-2.18%。盡管兩組對市場(chǎng)指數的影響存在差異,但是兩組差異在統計上并不顯著(zhù),t檢驗值僅為0.63。

出乎意料的是,小盤(pán)組對市場(chǎng)的負面影響甚至超過(guò)了大盤(pán)組,這可能與本文的分組方法有關(guān)。因為樣本期間內,單個(gè)新股的集資規模逐年擴大,使得小盤(pán)組68次IPO全部集中在1998年以前,而大盤(pán)股68次IPO絕大多數集中在1998年以后。為了回避這種分組方法的影響,本文采取另一種分組方法,即分別在各年度中選取集資規模最大和最小的IPO,組成大盤(pán)組和小盤(pán)組,檢驗兩組市場(chǎng)影響的差異。

分年度分組的結果顯示,大盤(pán)組和小盤(pán)組對市場(chǎng)指數的影響也沒(méi)有表現出顯著(zhù)差異,大盤(pán)組的5天累積影響為-0.7%,小盤(pán)組的5天累積影響為-1.5%,兩者差異的t檢驗值為0.58,沒(méi)有通過(guò)顯著(zhù)性檢驗。因此可以判斷,IPO集資規模的不同并沒(méi)有導致市場(chǎng)表現的差異。

(2)高價(jià)組與低價(jià)組的差異

高價(jià)組與低價(jià)組對市場(chǎng)指數的影響有所不同,高價(jià)組的5天累積影響為-0.82%,低價(jià)組的5天累積影響為0.21%,兩者差異的t檢驗值為1.05,顯著(zhù)性水平接近90%�？梢耘袛�,高價(jià)組和低價(jià)組對市場(chǎng)指數的影響存在顯著(zhù)差異,市場(chǎng)指數會(huì )對IPO發(fā)行市盈率做出不同的反應。

(3)發(fā)行時(shí)機的差異

市場(chǎng)處于高位時(shí)發(fā)行的IPO,在公布招股說(shuō)明書(shū)后5天內,對市場(chǎng)走勢累積有-1.33%的負面影響,而在市場(chǎng)處于低位時(shí)發(fā)行的IPO,對市場(chǎng)的走勢幾乎沒(méi)有影響。兩者差異的t檢驗值為1.40,顯著(zhù)性水平接近95%,表明不同的發(fā)行時(shí)機對市場(chǎng)影響的差異十分顯著(zhù)。

(4)發(fā)行頻率的差異

按照月度集資規模劃分,高頻組和低頻組對市場(chǎng)走勢的短期影響沒(méi)有顯著(zhù)差異,兩者差異的t檢驗值只有0.86。按照月度IPO家數來(lái)分組,高頻組與低頻組對市場(chǎng)走勢的短期影響也沒(méi)有顯著(zhù)差異,兩者差異的t檢驗值只有0.36。由此可以判斷,發(fā)行頻率對市場(chǎng)指數的短期走勢沒(méi)有影響。

(5)發(fā)行制度的差異

新發(fā)行制度下,IPO對市場(chǎng)的累積影響為-1.08%。而舊發(fā)行制度下,IPO對市場(chǎng)的影響不到1‰,兩者差異的t檢驗值為1.42,顯著(zhù)性水平接近95%。這表明,在1999年發(fā)行制度進(jìn)行較大的改革后,IPO對市場(chǎng)的短期走勢開(kāi)始產(chǎn)生負面影響。

有關(guān)圖表顯示了市值配售發(fā)行方法的市場(chǎng)影響,市值配售組5天累積對市場(chǎng)走勢的影響為0.23%,非市值配售組對市場(chǎng)走勢的5天累積影響達到-1.33%。兩者差異的t檢驗值為1.59,顯著(zhù)性水平接近95%。這表明市值配售發(fā)行方法對市場(chǎng)短期走勢的影響要顯著(zhù)地小于其他發(fā)行方法。

五、回歸分析結果

上述分組檢驗的結果表明,IPO對市場(chǎng)指數的沖擊受發(fā)行市盈率、發(fā)行時(shí)機和發(fā)行制度的改革因素的影響,發(fā)行節奏和集資規模的影響不大。然而,對發(fā)行市盈率、發(fā)行時(shí)機和發(fā)行制度改革三組序列相關(guān)分析結果表明,三組序列存在非常顯著(zhù)的相關(guān)性。也就是說(shuō),當市場(chǎng)處于高位時(shí),IPO的發(fā)行市盈率也偏高,反之,發(fā)行市盈率則偏低；發(fā)行制度改革前,發(fā)行市盈率和市場(chǎng)指數水平都偏低,發(fā)行制度改革后,發(fā)行市盈率和市場(chǎng)指數水平都偏高。這種相關(guān)關(guān)系會(huì )直接影響前面的分組檢驗結果。

為了控制相關(guān)因素的影響,本文選取1995年至1998年的IPO作為子樣本。在這一時(shí)期內,由于采用固定市盈率發(fā)行,絕大多數新股的發(fā)行市盈率都在15倍左右,所以子樣本中發(fā)行時(shí)機和發(fā)行市盈率兩組序列沒(méi)有相關(guān)性。本文將每次IPO后5天累積超額收益作為被解釋變量,用發(fā)行市盈率和發(fā)行時(shí)機兩個(gè)因素對其回歸。由于子樣本是包括滬深兩市4年的混合數據(PanelDa?ta),在這里采用固定組差異模型,回歸方程如附注1所示。其中,和是虛擬變量,當IPO在深圳發(fā)行時(shí)取1,取0,反之,則相反。

回歸分析結果如表3所示。根據回歸分析結果可見(jiàn),發(fā)行時(shí)機和發(fā)行市盈率兩個(gè)因素,在控制了其中一個(gè)因素的作用時(shí),另一個(gè)因素的作用仍然十分顯著(zhù)。這表明發(fā)行市盈率和發(fā)行時(shí)機都會(huì )決定IPO對市場(chǎng)沖擊的力度。

將上述子樣本擴大至總體樣本,在回歸方程中加入發(fā)行制度改革因素,考察在控制發(fā)行市盈率和發(fā)行時(shí)機因素后,發(fā)行制度改革是否仍然存在影響�；貧w方程如附注2所示。其中發(fā)行制度改革為虛擬變量,IPO時(shí)間在1999年前,該變量取0,否則取1。

回歸分析結果如表4所示。根據回歸分析結果可見(jiàn),發(fā)行制度改革因素的作用不顯著(zhù),表明發(fā)行制度改革之所以會(huì )影響IPO對市場(chǎng)指數的沖擊,并不是因為本身的原因,而是因為發(fā)行制度改革后市場(chǎng)指數和發(fā)行市盈率同時(shí)也大大提高,導致發(fā)行制度改革后IPO對市場(chǎng)沖擊的力度加大了。


表1:929次首次公開(kāi)發(fā)行的年度分布1
年份 IPO數量 所占比例（%）
1992年以前 23 2.46
1992年 50 5.35
1993年 134 14.35
1994年 41 4.39
1995年 15 1.82
1996年 170 18.2
1997年 187 20.02
1998年 102 10.92
1999年 92 10.17
2000年 115 12.31
注1：計算IPO的時(shí)間以刊登招股說(shuō)明書(shū)的時(shí)間為準。

表2:95年以來(lái)IPO集資規模和發(fā)行市盈率分布特征
最小值 90% 中值 10% 最大值 均值
水平值1 水平值1
集資規模（億元） 0.33 0.91 2.63 7.07 78.46 3.77
發(fā)行市盈率（倍） 8.25 13.25 15 29.09 88.69 18.27
注1：90%水平值是指按照從高到低的順序排列,排在第90%的位置上的值。在這里樣本總量為681,即排在第614位的值。10%水平值的含義相同,即排在第68位的值。

表三
變量 系數 標準差 T檢驗值 顯著(zhù)度
SHENZHEN .156 .080 1.942 .053
SHANGHAI .123 .079 1.559 .120
發(fā)行時(shí)市場(chǎng)指數水平 -1.936E-02 .007 -2.652 .008
LN發(fā)行市盈率 -4.412E-02 .029 -1.507 .132

表四
變量 系數 標準差 T檢驗值 顯著(zhù)度
SHENZHEN 1.382E-02 .036 .385 .700
SHANGHAI -1.157E-02 .037 -.314 .754
發(fā)行時(shí)市場(chǎng)指數水平 -1.604E-02 .006 -2.748 .006
LN發(fā)行市盈率 5.815E-03 .014 .416 .677
發(fā)行制度改革 6.373E-03 .010 .623 .534

結論
從本文的實(shí)證研究結果看,適當限制發(fā)行市盈率會(huì )有助于降低新股發(fā)行對市場(chǎng)的沖擊。我國作為新興市場(chǎng),新股發(fā)行在相當長(cháng)時(shí)間內應該考慮的重點(diǎn)問(wèn)題是減緩對二級市場(chǎng)的短期沖擊,保證一級市場(chǎng)能夠穩定運行,滿(mǎn)足市場(chǎng)規模不斷擴大的需要。其他種種考慮,在目前大量國有股、法人股非流通的環(huán)境下,是很難實(shí)現的。因此,在適當限制發(fā)行市盈率的同時(shí),應該采取向二級市場(chǎng)投資者配售新股的發(fā)行方法,這樣可以非常有效地降低新股發(fā)行對二級市場(chǎng)的沖擊。本文實(shí)證研究結果也表明,2000年試行的市值配售發(fā)行方法有助于減緩新股發(fā)行對市場(chǎng)的沖擊。因此,市值配售應該作為未來(lái)一段時(shí)期內新股發(fā)行的主要方式。當然,對于大型招股活動(dòng),應該考慮市值配售方法的局限性,做一些技術(shù)性調整,比如網(wǎng)下機構詢(xún)價(jià)配售,網(wǎng)上市值配售,網(wǎng)上網(wǎng)下回撥。
另外新股發(fā)行政策應該盡可能保持一致性和可預期性。因為新股發(fā)行本身對市場(chǎng)短期走勢的沖擊并不大,但有時(shí)新股發(fā)行一些特征的變化可能會(huì )被市場(chǎng)理解為一種政策信號,導致市場(chǎng)短期走勢出現波動(dòng)。

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