6年IPO重啟后上證綜指與滬市IPO抑價關系的研析
2016-04-25 14:09:05 安裝信息網(wǎng)
論文摘要：國內外實證研究表明大盤指數(shù)與股票市場IPO抑價程度相關。“市場氣氛”這一指標可用來刻畫大盤指數(shù)的狀況。運用多元線性回歸模型對2006年至2008年在滬市上市的41只A股新股，就上證綜指與滬市A股市場IPO抑價關系進行實證分析，結果發(fā)現(xiàn)：2006年至2008年上海A股市場平均IPO初始收益率為81.72%，股改后的上證A股市場仍存在著較高的發(fā)行抑價。上證綜指與IPO抑價呈現(xiàn)顯著的相關關系，滬市市場氣氛能較好地解釋IPO首日超額收益。同時發(fā)現(xiàn)上市首日換手率、發(fā)行規(guī)模等幾個變量也表現(xiàn)出較高的顯著性，投資者的投機行為是新股IPO抑價偏高的主要原因。
論文關鍵詞：上證綜指,市場氣氛,抑價
一、引言
首次公開發(fā)行股票(InitialPublicOfferings)簡稱IPO，是指一家公司的股票第一次向公眾投資者公開發(fā)行，并隨即在證券交易所掛牌上市進行交易。研究表明，公司股票在首次公開發(fā)行后普遍存在IPO抑價現(xiàn)象（IPOunderpricing），即新股的發(fā)行價明顯低于其上市首日的收盤價，新股在上市首日即能獲得顯著的超額回報。
對IPO抑價現(xiàn)象最早的研究是西方學者Reilly和Hatfield在1969年開始的。從那以后，對IPO抑價的研究開始流行，IPO抑價亦成為行為金融學的一個重點內容和研究熱點。20世紀80年代以來，經(jīng)濟學家從不同角度出發(fā)對新股首次公開發(fā)行問題進行了研究，并由此形成了許多關于抑價原因的理論，如信息不對稱假說(TheAsymmetricInformationHypothesis)、信號假說(TheSignalingHypothesis)、流行效應假說(TheBandwagonEffectsHypothesis)、投資銀行聲譽假說(TheInvestmentBankReputationHypothesis)、市場氣氛假說（TheMarketAtmosphereHypothesis)及投機泡沫假說(TheSpecu1ativeBubbleHypothesis)等。雖然國外解釋IPO發(fā)行抑價的理論繁多，但是由于IPO所涉及問題的復雜性，事實上至今仍然沒有一個統(tǒng)一的能夠解釋IPO抑價問題的理論。
1997年以來國內學者也開始對中國股市IPO抑價問題進行了系統(tǒng)的研究，其中也不乏涉及大盤指數(shù)與IPO抑價關系的分析。王晉斌（1997）選取1997年1月8日到6月27日在滬市上市的52只新股為樣本，對Rock模型進行了檢驗。宋逢明、梁洪峋（2001）以1999年上市的90多只股票為實證對象，對IPO抑價進行研究。任柏強、張一力、易曉文（2001）通過1999年發(fā)行的92只新股對大盤指數(shù)與新股抑價之間關系進行實證研究。戴曉鳳、張清海（2005）將股票上市時的市場氣氛作為虛擬變量來研究，劃分牛市和熊市區(qū)間段，對我國1998年至2003年A股IPO抑價進行實證研究。田高良、王曉亮（2007）對2001年5月15日至2005年6月7日在深滬兩市上市的288只A股新股進行研究，以求證發(fā)行價、市場氣氛、上市首日換手率、資產(chǎn)規(guī)模這幾個變量對IPO抑價的影響。國內相關文獻研究結論并不一致，這可能與樣本選擇有一定的關系。同時由于我國IPO市場的制度和背景的特殊性，因此在不同的市場制度和市場狀況下，對于不同的行業(yè)、不同的公司，以不同角度為出發(fā)點的理論都會具有不同程度的解釋能力。
我國現(xiàn)有的對IPO抑價的研究多是以2005年以前的數(shù)據(jù)為研究樣本。對2006年以來的新上市的樣本公司涉及較少，不能完全反映當前我國證券市場的現(xiàn)狀。進入2005年，中國股市進行了重大的制度創(chuàng)新——股權分置改革，同時暫停了IPO新股發(fā)行。直至2006年05月17日,中國證監(jiān)會正式頒布并施行《首次公開發(fā)行股票并上市管理法》，IPO得以重新啟動。在這種新的背景下，新股發(fā)行的抑價程度，影響抑價的因素是否發(fā)生變化值得探討。因此本文試圖結合滬市市場氣氛對上海A股新股抑價進行相關分析，探索股改后上證綜指與IPO抑價的關系，以期提出完善我國證券市場制度建設，降低新股抑價的政策建議。
二、對上證綜指及IPO抑價的直觀分析
“上海證券綜合指數(shù)”是上海證券交易所編制的,以上海證券交易所掛牌上市的全部股票為計算范圍,以發(fā)行量為權數(shù)的加權綜合股價指數(shù)，上證綜指反映了上海證券交易市場的總體走勢。筆者對1993—2008年的上證綜指年收盤點數(shù)和相應年份的滬市IPO年平均抑價率進行了統(tǒng)計，見圖1。
資料來源：圖中數(shù)據(jù)由筆者根據(jù)新浪網(wǎng)財經(jīng)頻道（http://finance.sina.com.cn/）的有關數(shù)據(jù)計算整理而得。
圖11993-2008年上證綜指年收盤點數(shù)與滬市IPO年平均抑價率對比
如圖1所示，雖然從整體走勢上，兩條折線有差別，但在某些時間段里，兩條折線的走勢比較相像，分別是：1996-1998年、1999-2000年、2006-2007年隨著上證行情的逐步走牛，上交所新股的IPO抑價率亦逐步提高；1993-1994年、2001-2005年、2007-2008年上證綜指下行時，IPO抑價率也出現(xiàn)了階段性低點；比較背離的一段是：1995-2000年，當證券市場走出低谷，不斷向上走高時，而IPO抑價率出現(xiàn)持續(xù)的下跌。筆者認為，出現(xiàn)此種現(xiàn)象的原因可能與IPO公司的數(shù)量有關。1996年到1998年的IPO數(shù)量明顯高于之前的年份，市場進入急速擴容期，由于股票的供給增加，以及發(fā)行制度的不斷完善，使新股上市首日的抑價程度有所降低。
通過對歷年上證綜指與IPO抑價率的趨勢變化進行分析，筆者發(fā)現(xiàn)通常在證券市場處于牛市時，年平均IPO抑價率會逐步上升，而當證券市場處于明顯的熊市階段時，年平均IPO抑價率亦有下降的趨勢。
三、實證研究設計
�。ㄒ唬颖緮�(shù)據(jù)的選取及處理
本文選取重啟IPO之后即2006年至2008年底在上交所上市的A股新股作為研究樣本（剔除以換股方式發(fā)行的“上海電氣”、“中國鋁業(yè)”、“太平洋”），樣本容量為41。其中2006年13家，2007年23家，2008年5家。樣本公司發(fā)行上市的所有數(shù)據(jù)來源于通達信證券分析系統(tǒng)、大智慧軟件、新浪網(wǎng)財經(jīng)頻道、鳳凰網(wǎng)財經(jīng)頻道。在研究過程中收集了新股的發(fā)行價格、上市首日收盤價格、新股發(fā)行日及上市日上證綜指的收盤價、發(fā)行規(guī)模、發(fā)行市盈率、上市首日換手率、發(fā)行前一年凈資產(chǎn)收益率、2006年初至2008年底的上證綜指日收盤價等相關指標。本文的實證分析使用Excel2007進行數(shù)據(jù)整理，使用Eviews3.1統(tǒng)計分析軟件進行統(tǒng)計分析。
�。ǘ㊣PO抑價程度的衡量指標及統(tǒng)計描述
國內學者在對IPO抑價水平進行回歸分析時通常用以下幾個指標衡量抑價程度：
1.IPO初始收益率，計算公式為：
式中：
為新股i上市首日的初始收益率，
表示其上市首日的收盤價，
表示其發(fā)行價。
2.IPO超額收益率，該指標剔除了從股票發(fā)行日到上市日市場收益率變動的影響。計算公式為：
式中：
為新股i首日超額收益率，
為新股i上市首日市場指數(shù)的收盤價，
為新股發(fā)行日市場指數(shù)的收盤價。本文此處選取上證綜指作為市場指數(shù)。
3.經(jīng)過調整的IPO對數(shù)收益率，在回歸分析中有時為了減少異方差對回歸分析的影響，會對抑價做自然對數(shù)的變換以弱化極端值的離群趨勢。計算公式為：
式中：
為新股i經(jīng)過調整的對數(shù)收益率。
表1IPO抑價的統(tǒng)計描述
表1給出IPO抑價的描述統(tǒng)計結果。從表中發(fā)現(xiàn)股改后我國上證A股市場新股抑價現(xiàn)象還是存在的，IPO初始收益率和超額收益率的平均值仍然較高，2006年至2008年樣本股票的初始收益率平均值為81.72%，超額收益率為79.81%，此數(shù)值仍然遠高于正常的無風險收益以及其他國家股票市場中的IPO抑價率。
在本文的多元回歸模型中，筆者采用經(jīng)過調整的IPO對數(shù)收益率作為被解釋變量。
�。ㄈ┦袌鰵夥盏暮饬�
本文利用“市場氣氛”這一指標來刻畫上證綜指的狀況。在以前的IPO抑價研究中，對于市場氣氛這一指標基本上都是從理論上進行分析，曾有學者直接運用大盤指數(shù)來作為量化指標。也有一些研究將其作為虛擬變量來研究：數(shù)據(jù)處理先按照大盤的走勢，劃分牛市和熊市區(qū)間段，然后按各上市公司的上市時間，把在牛市時上市的股票歸為一類，熊市時上市的股票歸為另一類，前者取1，后者取0。本文筆者將利用“基于大盤指數(shù)均值的收益率”來對市場氣氛這一指標進行量化：
式中：
表示第i只股票上市當日的滬市市場氣氛。
是指第i只股票上市當日上證綜指的收盤點數(shù)，
是指2006年初至2008年末上證綜指日收盤點數(shù)的均值。
DPBD顯示了IPO上市當日市場指數(shù)對于整個研究期間的市場指數(shù)均值的相對偏離程度，通過該指標，我們可以很直觀地看出大盤在某個時點的活躍程度。若該值大于零證明市場處于較為高漲時期；小于零證明市場比較萎靡；等于零說明此時市場處于一個比較平均的階段。
�。ㄋ模㊣PO抑價影響因素的變量選取及其假設
影響IPO抑價的因素很多，除了市場氣氛以外，基于前人的研究，抑價還與公司的發(fā)行規(guī)模、發(fā)行市盈率、上市首日換手率、發(fā)行前一年凈資產(chǎn)收益率等有關，要使有關市場氣氛和IPO抑價關系的結論更加明確和具體，必須控制這些因素對IPO抑價的影響。
1.市場氣氛（DPBD）
一般來講，在大盤處于低位時，大部分投資者對市場的預期會比較悲觀，為了避免更大的損失，他們大多離場觀望，此時的股市無法吸引人氣，即使新股上市也很難得到人們的關注，可能導致IPO發(fā)行抑價降低。而當大盤在高位時，說明市場狀況良好，大部分投資者投資愿望強烈。上市的新股往往會成為投資者爭相搶購的投資對象，此時投機風氣會加重，從而可能助長IPO抑價的程度。因此，新股上市時二級市場的氣氛與IPO抑價應呈正相關關系。本文做了如下假設：
H1：市場氣氛與IPO抑價正相關，即β1>0
2.發(fā)行規(guī)模對數(shù)（FXGMDS）
發(fā)行規(guī)模=發(fā)行價格×發(fā)行數(shù)量。一般來講，發(fā)行規(guī)模越大，股權越分散，股票價格越不容易被投機者操縱，價格的波動幅度就小，新股的抑價程度也就越低。此外，發(fā)行規(guī)模大的公司受投資群體的關注較高，政府和監(jiān)管機構對他們的監(jiān)管也更嚴格，在信息披露和公司運作上較規(guī)范，信息不對稱程度低，所以抑價程度相應較低。在回歸分析中,本文以此變量的自然對數(shù)作為模型中所用變量。我們提出如下假設：
H2：發(fā)行規(guī)模對數(shù)與IPO抑價程度負相關，即β2
3.發(fā)行市盈率（SYL）
新股的發(fā)行市盈率一般等于股票的發(fā)行價除以發(fā)行前一年的每股收益。 發(fā)行市盈率高的IPO新股，向市場公開顯示了其較高的價值，會受到投資者的認同和追捧，其抑價就較高，反之亦然。所以我們假設：
H3：發(fā)行市盈率和IPO抑價正相關，即β3>0
4.上市首日換手率（HSL）
換手率一般為當日股票成交量與流通股數(shù)的比值。換手率的高低表示股票交易的頻繁程度，是判斷股票二級市場是否存在過度投機的一個重要指標。IPO上市首日的換手率較高，說明在一級市場中的投資者在上市首日就傾向于出售新股，短期投機者比較多，同時也表明介入新股二級市場投資者很多。股票上市當天買賣交易頻繁，有助于推動股價上升，導致過高的IPO抑價率。為此，我們提出以下假設：
H4：上市首日換手率與IPO抑價正相關，即β4>0
5.發(fā)行前一年凈資產(chǎn)收益率（ROE）
凈資產(chǎn)收益率等于凈利潤與平均股東權益的百分比,是一個顯示上市公司業(yè)績的指標。較高的凈資產(chǎn)收益率使投資者對公司未來有更好的預測，容易受到投資者的認同。所以，本文有以下假設：
H5：發(fā)行前一年凈資產(chǎn)收益率與IPO抑價正相關，即β5>0
(五)解釋變量的相關性檢驗
我們選用了5個解釋變量，這些變量有可能存在多重共線性。當共線性趨勢非常明顯時，它們就會降低估計系數(shù)的t統(tǒng)計值，甚至可能導致參數(shù)估計量的經(jīng)濟含義不合理。因此，在具體分析之前，我們有必要對自變量之間是否存在多重共線性進行檢驗。
我們運用Eviews3.1軟件導出這5個自變量的相關系數(shù)。數(shù)據(jù)表明所有解釋變量之間的相關系數(shù)的絕對值均小于0.8，可以大致判斷出自變量之間的多重共線性問題并不嚴重。因此，我們可以進行下一步的回歸過程。
四、實證結果及分析
�。ㄒ唬┗貧w模型及回歸結果
本文擬構建的多元回歸模型表達如下：
用Eviews3.l軟件對該方程進行最小二乘回歸(OLS)，回歸結果如表2所示。
表2回歸結果
（二）模型的序列相關及異方差檢驗
1.序列相關檢驗Durbin-Waston檢驗
當DW值落在區(qū)間（Du，4-Du）時，可以認為誤差項之間不存在序列相關。在5%的雙側顯著水平下，查DW檢驗臨界值表得：Du（N=41，K=5）=1.69，從表2中可以看到Durbin-Watson值為2.240732，即1.69。由此可認定殘差之間相互獨立，模型已較好消除了序列相關的影響。
2.異方差檢驗White檢驗
表3White檢驗結果
White檢驗的結果如表3所示，數(shù)據(jù)表明：在5%的顯著水平下，White檢驗方程不含交叉項時,臨界值χ20.05（10）=18.307，NR2=12.41977；含交叉項時的臨界值χ20.05（20）=31.410，NR2=23.64646�？梢娫�5%的顯著水平下，可以認為模型不存在異方差性。以上結果說明，參數(shù)的t檢驗有效，模型設立正確，回歸結果較理想。
(三)結果分析
1.表2中F檢驗值為17.85630，對應P值為0.0000，統(tǒng)計量之值大大地超過臨界值。說明模型的線性關系在99％的水平下是顯著成立的，具有統(tǒng)計學上的意義。
2.總體計量經(jīng)濟模型中引入了市場氣氛對新股首日抑價的影響，模型的擬合優(yōu)度為71.8381%，調整擬合優(yōu)度為67.82%，說明總體計量經(jīng)濟模型選取的解釋變量很好地反映了新股首日抑價的影響因素。而在未引入市場氣氛這一解釋變量時模型的調整擬合優(yōu)度僅為22.04%，遠小于引入之后的67.82%。可見市場氣氛這一因素的引入大大增強了模型的解釋能力，是滬市新股首日抑價一個主要的影響因素。
3.市場氣氛（DPBD）的系數(shù)為正，并通過顯著水平為1%的t檢驗(t35=2.4377)，表現(xiàn)出極高的顯著性（P=0.0000），支持了假設H1。說明上證A股市場的市場氣氛越活躍，存在投機與市場炒作的可能性越大，IPO抑價程度就越高。
4.新股的發(fā)行規(guī)模（FXGMDS）回歸系數(shù)為負，且顯著性極高（P=0.0006），與假設H2相符。說明發(fā)行規(guī)模越大的股票，其IPO抑價程度越低，其被炒作的程度越低，而發(fā)行規(guī)模小的小盤股則反之。上市首日換手率（HSL）、發(fā)行市盈率（SYL）的回歸系數(shù)均為正，且較為顯著（兩者P均為0.05左右），分別支持假設H4和H3，表明在上市第一天越是被大量買賣的新股，其首日上市溢價越高；在發(fā)行時越是被市場看好甚至高估的新股，其首日上市溢價亦越高。以上情況說明投資者對新股有極高的追漲熱情，短線投機現(xiàn)象很嚴重。
5.凈資產(chǎn)收益率（ROE）與IPO抑價負相關，與前述假設H5不符，且顯著性也不強。這可能與我國證券市場上投資者的非理性有很大的關系，表明投資者在購買新股時，并未將發(fā)行公司本身的業(yè)績作為關注的重點，這也是市場投機性嚴重的一個表現(xiàn)。
五、結論
本文的研究方法以實證分析為基礎，運用了最新，最有代表性的數(shù)據(jù)來展開定量研究。 先比較歷年滬市IPO的平均抑價率與上證綜指的趨勢變化，通過圖表的形式直觀地顯示二者大致的變動關系。然后利用“市場氣氛”這一指標來刻畫上證綜指的狀況，具體針對IPO重啟后的數(shù)據(jù)綜合運用證券投資學、統(tǒng)計學、計量經(jīng)濟學的理論及方法來建立多元回歸模型，深入細致地檢驗了2006年至2008年滬市IPO抑價與市場氣氛及其它相關解釋變量之間定量關系的強度及方向，從實證研究結果可以得出以下結論：
第一，股改后，我國IPO的高抑價沒有消除。2006年至2008年上海A股市場平均IPO初始收益率為81.72%。在選取的41個樣本中僅有一只股票出現(xiàn)了上市首日沒有抑價的情況。發(fā)現(xiàn)即使進行了股權分置改革，我國的IPO抑價率還是很高。
第二，股改后，上證綜指的表現(xiàn)對IPO抑價程度有顯著的影響。滬市新股抑價率與市場氣氛呈顯著的正相關關系，說明股票市場的總體表現(xiàn)對投資者的影響大，投資決策容易受到市場情緒的影響，當市場處于牛市時，投資者情緒樂觀，交易活躍，在投資者熱烈情緒的推動下，往往導致較高的IPO抑價；而當市場處于熊市時，投資者情緒悲觀，殺跌動力十分強大，此時的IPO新股的抑價率也會相應降低。
第三，投資者的投機行為是新股IPO抑價偏高的主要原因。2006年至2008年間，IPO抑價率受市場氣氛、公司發(fā)行股票規(guī)模、上市首日換手率影響較大。這在一定程度上也反映出我國新股抑價與二級市場的投機泡沫有著密不可分的關系，在市場情緒高漲、公司規(guī)模較小的情況下，首發(fā)新股被炒作的可能性就越大，投資者的投資熱情也越容易高漲。同時投資者的行為也很容易受到其他投資者的影響，從而導致羊群行為的出現(xiàn)，進而影響到IPO效率。因此，投機泡沫假說、流行效應假說、市場氣氛假說在現(xiàn)階段我國的上證A股市場是成立的。
為降低我國的IPO抑價，筆者對證券市場相關政策進行了反思。首先，政府應加強對股票發(fā)行及交易市場的監(jiān)管，切實推行IPO市場化定價機制，完善信息披露機制，減少市場信息不對稱性。其次，政府應減少對股市過多的行政干預，推動股票市場的自我調節(jié)。最后，加強對投資者的教育，通過設立真正權威的信息分析、資信評估機構來為投資者提供服務，培養(yǎng)其風險意識和樹立科學合理的理財理念，逐步糾正投資者盲從跟風的行為，防止二級市場估值虛高。
參考文獻
1 王晉斌.新股申購預期超額報酬率的測試及其可能原因的解釋[J].經(jīng)濟研究,1997,12:17-24.
2 宋逢明,梁洪峋.發(fā)行市盈率放開后的A股市場初始回報率研究[[J].金融研究,2001,2:94-100.
3 任柏強,張一力,易曉文.影響新股申購收益因素的分析[J].金融研究,2001,4:88-96.
4 戴曉鳳,張清海.中國A股IPO首日超常收益的實證分析[J].浙江金融,2005.3:32-35.
5 田高良,王曉亮.我國A股IPO效率影響因素的實證研究[J].南開管理評論,2007,10(05):94-99.
論文關鍵詞：上證綜指,市場氣氛,抑價
一、引言
首次公開發(fā)行股票(InitialPublicOfferings)簡稱IPO，是指一家公司的股票第一次向公眾投資者公開發(fā)行，并隨即在證券交易所掛牌上市進行交易。研究表明，公司股票在首次公開發(fā)行后普遍存在IPO抑價現(xiàn)象（IPOunderpricing），即新股的發(fā)行價明顯低于其上市首日的收盤價，新股在上市首日即能獲得顯著的超額回報。
對IPO抑價現(xiàn)象最早的研究是西方學者Reilly和Hatfield在1969年開始的。從那以后，對IPO抑價的研究開始流行，IPO抑價亦成為行為金融學的一個重點內容和研究熱點。20世紀80年代以來，經(jīng)濟學家從不同角度出發(fā)對新股首次公開發(fā)行問題進行了研究，并由此形成了許多關于抑價原因的理論，如信息不對稱假說(TheAsymmetricInformationHypothesis)、信號假說(TheSignalingHypothesis)、流行效應假說(TheBandwagonEffectsHypothesis)、投資銀行聲譽假說(TheInvestmentBankReputationHypothesis)、市場氣氛假說（TheMarketAtmosphereHypothesis)及投機泡沫假說(TheSpecu1ativeBubbleHypothesis)等。雖然國外解釋IPO發(fā)行抑價的理論繁多，但是由于IPO所涉及問題的復雜性，事實上至今仍然沒有一個統(tǒng)一的能夠解釋IPO抑價問題的理論。
1997年以來國內學者也開始對中國股市IPO抑價問題進行了系統(tǒng)的研究，其中也不乏涉及大盤指數(shù)與IPO抑價關系的分析。王晉斌（1997）選取1997年1月8日到6月27日在滬市上市的52只新股為樣本，對Rock模型進行了檢驗。宋逢明、梁洪峋（2001）以1999年上市的90多只股票為實證對象，對IPO抑價進行研究。任柏強、張一力、易曉文（2001）通過1999年發(fā)行的92只新股對大盤指數(shù)與新股抑價之間關系進行實證研究。戴曉鳳、張清海（2005）將股票上市時的市場氣氛作為虛擬變量來研究，劃分牛市和熊市區(qū)間段，對我國1998年至2003年A股IPO抑價進行實證研究。田高良、王曉亮（2007）對2001年5月15日至2005年6月7日在深滬兩市上市的288只A股新股進行研究，以求證發(fā)行價、市場氣氛、上市首日換手率、資產(chǎn)規(guī)模這幾個變量對IPO抑價的影響。國內相關文獻研究結論并不一致，這可能與樣本選擇有一定的關系。同時由于我國IPO市場的制度和背景的特殊性，因此在不同的市場制度和市場狀況下，對于不同的行業(yè)、不同的公司，以不同角度為出發(fā)點的理論都會具有不同程度的解釋能力。
我國現(xiàn)有的對IPO抑價的研究多是以2005年以前的數(shù)據(jù)為研究樣本。對2006年以來的新上市的樣本公司涉及較少，不能完全反映當前我國證券市場的現(xiàn)狀。進入2005年，中國股市進行了重大的制度創(chuàng)新——股權分置改革，同時暫停了IPO新股發(fā)行。直至2006年05月17日,中國證監(jiān)會正式頒布并施行《首次公開發(fā)行股票并上市管理法》，IPO得以重新啟動。在這種新的背景下，新股發(fā)行的抑價程度，影響抑價的因素是否發(fā)生變化值得探討。因此本文試圖結合滬市市場氣氛對上海A股新股抑價進行相關分析，探索股改后上證綜指與IPO抑價的關系，以期提出完善我國證券市場制度建設，降低新股抑價的政策建議。
二、對上證綜指及IPO抑價的直觀分析
“上海證券綜合指數(shù)”是上海證券交易所編制的,以上海證券交易所掛牌上市的全部股票為計算范圍,以發(fā)行量為權數(shù)的加權綜合股價指數(shù)，上證綜指反映了上海證券交易市場的總體走勢。筆者對1993—2008年的上證綜指年收盤點數(shù)和相應年份的滬市IPO年平均抑價率進行了統(tǒng)計，見圖1。
資料來源：圖中數(shù)據(jù)由筆者根據(jù)新浪網(wǎng)財經(jīng)頻道（http://finance.sina.com.cn/）的有關數(shù)據(jù)計算整理而得。
圖11993-2008年上證綜指年收盤點數(shù)與滬市IPO年平均抑價率對比
如圖1所示，雖然從整體走勢上，兩條折線有差別，但在某些時間段里，兩條折線的走勢比較相像，分別是：1996-1998年、1999-2000年、2006-2007年隨著上證行情的逐步走牛，上交所新股的IPO抑價率亦逐步提高；1993-1994年、2001-2005年、2007-2008年上證綜指下行時，IPO抑價率也出現(xiàn)了階段性低點；比較背離的一段是：1995-2000年，當證券市場走出低谷，不斷向上走高時，而IPO抑價率出現(xiàn)持續(xù)的下跌。筆者認為，出現(xiàn)此種現(xiàn)象的原因可能與IPO公司的數(shù)量有關。1996年到1998年的IPO數(shù)量明顯高于之前的年份，市場進入急速擴容期，由于股票的供給增加，以及發(fā)行制度的不斷完善，使新股上市首日的抑價程度有所降低。
通過對歷年上證綜指與IPO抑價率的趨勢變化進行分析，筆者發(fā)現(xiàn)通常在證券市場處于牛市時，年平均IPO抑價率會逐步上升，而當證券市場處于明顯的熊市階段時，年平均IPO抑價率亦有下降的趨勢。
三、實證研究設計
�。ㄒ唬颖緮�(shù)據(jù)的選取及處理
本文選取重啟IPO之后即2006年至2008年底在上交所上市的A股新股作為研究樣本（剔除以換股方式發(fā)行的“上海電氣”、“中國鋁業(yè)”、“太平洋”），樣本容量為41。其中2006年13家，2007年23家，2008年5家。樣本公司發(fā)行上市的所有數(shù)據(jù)來源于通達信證券分析系統(tǒng)、大智慧軟件、新浪網(wǎng)財經(jīng)頻道、鳳凰網(wǎng)財經(jīng)頻道。在研究過程中收集了新股的發(fā)行價格、上市首日收盤價格、新股發(fā)行日及上市日上證綜指的收盤價、發(fā)行規(guī)模、發(fā)行市盈率、上市首日換手率、發(fā)行前一年凈資產(chǎn)收益率、2006年初至2008年底的上證綜指日收盤價等相關指標。本文的實證分析使用Excel2007進行數(shù)據(jù)整理，使用Eviews3.1統(tǒng)計分析軟件進行統(tǒng)計分析。
�。ǘ㊣PO抑價程度的衡量指標及統(tǒng)計描述
國內學者在對IPO抑價水平進行回歸分析時通常用以下幾個指標衡量抑價程度：
1.IPO初始收益率，計算公式為：
式中：
為新股i上市首日的初始收益率，表示其上市首日的收盤價，表示其發(fā)行價。2.IPO超額收益率，該指標剔除了從股票發(fā)行日到上市日市場收益率變動的影響。計算公式為：
式中：
為新股i首日超額收益率，為新股i上市首日市場指數(shù)的收盤價，為新股發(fā)行日市場指數(shù)的收盤價。本文此處選取上證綜指作為市場指數(shù)。3.經(jīng)過調整的IPO對數(shù)收益率，在回歸分析中有時為了減少異方差對回歸分析的影響，會對抑價做自然對數(shù)的變換以弱化極端值的離群趨勢。計算公式為：
式中：
為新股i經(jīng)過調整的對數(shù)收益率。表1IPO抑價的統(tǒng)計描述
|
指標 |
均值 |
中位數(shù) |
最大值 |
最小值 |
標準差 |
|
IR（%） |
81.72122 |
68.54167 |
329.5259 |
0.000000 |
65.25276 |
|
AR（%） |
79.80878 |
67.24655 |
327.6515 |
-1.232252 |
64.10838 |
|
LR（%） |
52.82762 |
49.81634 |
143.8941 |
-1.224721 |
30.39076 |
表1給出IPO抑價的描述統(tǒng)計結果。從表中發(fā)現(xiàn)股改后我國上證A股市場新股抑價現(xiàn)象還是存在的，IPO初始收益率和超額收益率的平均值仍然較高，2006年至2008年樣本股票的初始收益率平均值為81.72%，超額收益率為79.81%，此數(shù)值仍然遠高于正常的無風險收益以及其他國家股票市場中的IPO抑價率。
在本文的多元回歸模型中，筆者采用經(jīng)過調整的IPO對數(shù)收益率作為被解釋變量。
�。ㄈ┦袌鰵夥盏暮饬�
本文利用“市場氣氛”這一指標來刻畫上證綜指的狀況。在以前的IPO抑價研究中，對于市場氣氛這一指標基本上都是從理論上進行分析，曾有學者直接運用大盤指數(shù)來作為量化指標。也有一些研究將其作為虛擬變量來研究：數(shù)據(jù)處理先按照大盤的走勢，劃分牛市和熊市區(qū)間段，然后按各上市公司的上市時間，把在牛市時上市的股票歸為一類，熊市時上市的股票歸為另一類，前者取1，后者取0。本文筆者將利用“基于大盤指數(shù)均值的收益率”來對市場氣氛這一指標進行量化：
式中：
表示第i只股票上市當日的滬市市場氣氛。是指第i只股票上市當日上證綜指的收盤點數(shù)，是指2006年初至2008年末上證綜指日收盤點數(shù)的均值。DPBD顯示了IPO上市當日市場指數(shù)對于整個研究期間的市場指數(shù)均值的相對偏離程度，通過該指標，我們可以很直觀地看出大盤在某個時點的活躍程度。若該值大于零證明市場處于較為高漲時期；小于零證明市場比較萎靡；等于零說明此時市場處于一個比較平均的階段。
�。ㄋ模㊣PO抑價影響因素的變量選取及其假設
影響IPO抑價的因素很多，除了市場氣氛以外，基于前人的研究，抑價還與公司的發(fā)行規(guī)模、發(fā)行市盈率、上市首日換手率、發(fā)行前一年凈資產(chǎn)收益率等有關，要使有關市場氣氛和IPO抑價關系的結論更加明確和具體，必須控制這些因素對IPO抑價的影響。
1.市場氣氛（DPBD）
一般來講，在大盤處于低位時，大部分投資者對市場的預期會比較悲觀，為了避免更大的損失，他們大多離場觀望，此時的股市無法吸引人氣，即使新股上市也很難得到人們的關注，可能導致IPO發(fā)行抑價降低。而當大盤在高位時，說明市場狀況良好，大部分投資者投資愿望強烈。上市的新股往往會成為投資者爭相搶購的投資對象，此時投機風氣會加重，從而可能助長IPO抑價的程度。因此，新股上市時二級市場的氣氛與IPO抑價應呈正相關關系。本文做了如下假設：
H1：市場氣氛與IPO抑價正相關，即β1>0
2.發(fā)行規(guī)模對數(shù)（FXGMDS）
發(fā)行規(guī)模=發(fā)行價格×發(fā)行數(shù)量。一般來講，發(fā)行規(guī)模越大，股權越分散，股票價格越不容易被投機者操縱，價格的波動幅度就小，新股的抑價程度也就越低。此外，發(fā)行規(guī)模大的公司受投資群體的關注較高，政府和監(jiān)管機構對他們的監(jiān)管也更嚴格，在信息披露和公司運作上較規(guī)范，信息不對稱程度低，所以抑價程度相應較低。在回歸分析中,本文以此變量的自然對數(shù)作為模型中所用變量。我們提出如下假設：
H2：發(fā)行規(guī)模對數(shù)與IPO抑價程度負相關，即β2
3.發(fā)行市盈率（SYL）
新股的發(fā)行市盈率一般等于股票的發(fā)行價除以發(fā)行前一年的每股收益。 發(fā)行市盈率高的IPO新股，向市場公開顯示了其較高的價值，會受到投資者的認同和追捧，其抑價就較高，反之亦然。所以我們假設：
H3：發(fā)行市盈率和IPO抑價正相關，即β3>0
4.上市首日換手率（HSL）
換手率一般為當日股票成交量與流通股數(shù)的比值。換手率的高低表示股票交易的頻繁程度，是判斷股票二級市場是否存在過度投機的一個重要指標。IPO上市首日的換手率較高，說明在一級市場中的投資者在上市首日就傾向于出售新股，短期投機者比較多，同時也表明介入新股二級市場投資者很多。股票上市當天買賣交易頻繁，有助于推動股價上升，導致過高的IPO抑價率。為此，我們提出以下假設：
H4：上市首日換手率與IPO抑價正相關，即β4>0
5.發(fā)行前一年凈資產(chǎn)收益率（ROE）
凈資產(chǎn)收益率等于凈利潤與平均股東權益的百分比,是一個顯示上市公司業(yè)績的指標。較高的凈資產(chǎn)收益率使投資者對公司未來有更好的預測，容易受到投資者的認同。所以，本文有以下假設：
H5：發(fā)行前一年凈資產(chǎn)收益率與IPO抑價正相關，即β5>0
(五)解釋變量的相關性檢驗
我們選用了5個解釋變量，這些變量有可能存在多重共線性。當共線性趨勢非常明顯時，它們就會降低估計系數(shù)的t統(tǒng)計值，甚至可能導致參數(shù)估計量的經(jīng)濟含義不合理。因此，在具體分析之前，我們有必要對自變量之間是否存在多重共線性進行檢驗。
我們運用Eviews3.1軟件導出這5個自變量的相關系數(shù)。數(shù)據(jù)表明所有解釋變量之間的相關系數(shù)的絕對值均小于0.8，可以大致判斷出自變量之間的多重共線性問題并不嚴重。因此，我們可以進行下一步的回歸過程。
四、實證結果及分析
�。ㄒ唬┗貧w模型及回歸結果
本文擬構建的多元回歸模型表達如下：
用Eviews3.l軟件對該方程進行最小二乘回歸(OLS)，回歸結果如表2所示。
表2回歸結果
|
解釋變量 |
系數(shù) |
標準差 |
T統(tǒng)計量 |
P值 |
||
|
C |
159.4919 |
48.47712 |
3.290045 |
0.0023 |
||
|
DPBD |
0.466662 |
0.064590 |
7.225000 |
0.0000 |
||
|
FXGMDS |
-11.13908 |
2.931848 |
-3.799338 |
0.0006 |
||
|
SYL |
0.303053 |
0.153206 |
1.978078 |
0.0558 |
||
|
HSL |
0.539069 |
0.263292 |
2.047422 |
0.0482 |
||
|
ROE |
-0.191325 |
0.167853 |
-1.139837 |
0.2621 |
||
|
R-squared |
0.718381 |
F-statistic |
17.85630 |
|||
|
Adjusted R-squared |
0.678150 |
Prob(F-statistic) |
0.000000 |
|||
|
Durbin-Watson stat |
2.240732 |
Number of Sample |
41 |
|||
1.序列相關檢驗Durbin-Waston檢驗
當DW值落在區(qū)間（Du，4-Du）時，可以認為誤差項之間不存在序列相關。在5%的雙側顯著水平下，查DW檢驗臨界值表得：Du（N=41，K=5）=1.69，從表2中可以看到Durbin-Watson值為2.240732，即1.69。由此可認定殘差之間相互獨立，模型已較好消除了序列相關的影響。
2.異方差檢驗White檢驗
表3White檢驗結果
|
不含交叉項的檢驗結果 |
|||
|
F-statistic |
1.303675 |
Probability |
0.272984 |
|
Obs*R-squared |
12.41977 |
Probability |
0.257944 |
|
含交叉項的檢驗結果 |
|||
|
F-statistic |
1.362630 |
Probability |
0.247636 |
|
Obs*R-squared |
23.64646 |
Probability |
0.258177 |
White檢驗的結果如表3所示，數(shù)據(jù)表明：在5%的顯著水平下，White檢驗方程不含交叉項時,臨界值χ20.05（10）=18.307，NR2=12.41977；含交叉項時的臨界值χ20.05（20）=31.410，NR2=23.64646�？梢娫�5%的顯著水平下，可以認為模型不存在異方差性。以上結果說明，參數(shù)的t檢驗有效，模型設立正確，回歸結果較理想。
(三)結果分析
1.表2中F檢驗值為17.85630，對應P值為0.0000，統(tǒng)計量之值大大地超過臨界值。說明模型的線性關系在99％的水平下是顯著成立的，具有統(tǒng)計學上的意義。
2.總體計量經(jīng)濟模型中引入了市場氣氛對新股首日抑價的影響，模型的擬合優(yōu)度為71.8381%，調整擬合優(yōu)度為67.82%，說明總體計量經(jīng)濟模型選取的解釋變量很好地反映了新股首日抑價的影響因素。而在未引入市場氣氛這一解釋變量時模型的調整擬合優(yōu)度僅為22.04%，遠小于引入之后的67.82%。可見市場氣氛這一因素的引入大大增強了模型的解釋能力，是滬市新股首日抑價一個主要的影響因素。
3.市場氣氛（DPBD）的系數(shù)為正，并通過顯著水平為1%的t檢驗(t35=2.4377)，表現(xiàn)出極高的顯著性（P=0.0000），支持了假設H1。說明上證A股市場的市場氣氛越活躍，存在投機與市場炒作的可能性越大，IPO抑價程度就越高。
4.新股的發(fā)行規(guī)模（FXGMDS）回歸系數(shù)為負，且顯著性極高（P=0.0006），與假設H2相符。說明發(fā)行規(guī)模越大的股票，其IPO抑價程度越低，其被炒作的程度越低，而發(fā)行規(guī)模小的小盤股則反之。上市首日換手率（HSL）、發(fā)行市盈率（SYL）的回歸系數(shù)均為正，且較為顯著（兩者P均為0.05左右），分別支持假設H4和H3，表明在上市第一天越是被大量買賣的新股，其首日上市溢價越高；在發(fā)行時越是被市場看好甚至高估的新股，其首日上市溢價亦越高。以上情況說明投資者對新股有極高的追漲熱情，短線投機現(xiàn)象很嚴重。
5.凈資產(chǎn)收益率（ROE）與IPO抑價負相關，與前述假設H5不符，且顯著性也不強。這可能與我國證券市場上投資者的非理性有很大的關系，表明投資者在購買新股時，并未將發(fā)行公司本身的業(yè)績作為關注的重點，這也是市場投機性嚴重的一個表現(xiàn)。
五、結論
本文的研究方法以實證分析為基礎，運用了最新，最有代表性的數(shù)據(jù)來展開定量研究。 先比較歷年滬市IPO的平均抑價率與上證綜指的趨勢變化，通過圖表的形式直觀地顯示二者大致的變動關系。然后利用“市場氣氛”這一指標來刻畫上證綜指的狀況，具體針對IPO重啟后的數(shù)據(jù)綜合運用證券投資學、統(tǒng)計學、計量經(jīng)濟學的理論及方法來建立多元回歸模型，深入細致地檢驗了2006年至2008年滬市IPO抑價與市場氣氛及其它相關解釋變量之間定量關系的強度及方向，從實證研究結果可以得出以下結論：
第一，股改后，我國IPO的高抑價沒有消除。2006年至2008年上海A股市場平均IPO初始收益率為81.72%。在選取的41個樣本中僅有一只股票出現(xiàn)了上市首日沒有抑價的情況。發(fā)現(xiàn)即使進行了股權分置改革，我國的IPO抑價率還是很高。
第二，股改后，上證綜指的表現(xiàn)對IPO抑價程度有顯著的影響。滬市新股抑價率與市場氣氛呈顯著的正相關關系，說明股票市場的總體表現(xiàn)對投資者的影響大，投資決策容易受到市場情緒的影響，當市場處于牛市時，投資者情緒樂觀，交易活躍，在投資者熱烈情緒的推動下，往往導致較高的IPO抑價；而當市場處于熊市時，投資者情緒悲觀，殺跌動力十分強大，此時的IPO新股的抑價率也會相應降低。
第三，投資者的投機行為是新股IPO抑價偏高的主要原因。2006年至2008年間，IPO抑價率受市場氣氛、公司發(fā)行股票規(guī)模、上市首日換手率影響較大。這在一定程度上也反映出我國新股抑價與二級市場的投機泡沫有著密不可分的關系，在市場情緒高漲、公司規(guī)模較小的情況下，首發(fā)新股被炒作的可能性就越大，投資者的投資熱情也越容易高漲。同時投資者的行為也很容易受到其他投資者的影響，從而導致羊群行為的出現(xiàn)，進而影響到IPO效率。因此，投機泡沫假說、流行效應假說、市場氣氛假說在現(xiàn)階段我國的上證A股市場是成立的。
為降低我國的IPO抑價，筆者對證券市場相關政策進行了反思。首先，政府應加強對股票發(fā)行及交易市場的監(jiān)管，切實推行IPO市場化定價機制，完善信息披露機制，減少市場信息不對稱性。其次，政府應減少對股市過多的行政干預，推動股票市場的自我調節(jié)。最后，加強對投資者的教育，通過設立真正權威的信息分析、資信評估機構來為投資者提供服務，培養(yǎng)其風險意識和樹立科學合理的理財理念，逐步糾正投資者盲從跟風的行為，防止二級市場估值虛高。
參考文獻
1 王晉斌.新股申購預期超額報酬率的測試及其可能原因的解釋[J].經(jīng)濟研究,1997,12:17-24.
2 宋逢明,梁洪峋.發(fā)行市盈率放開后的A股市場初始回報率研究[[J].金融研究,2001,2:94-100.
3 任柏強,張一力,易曉文.影響新股申購收益因素的分析[J].金融研究,2001,4:88-96.
4 戴曉鳳,張清海.中國A股IPO首日超常收益的實證分析[J].浙江金融,2005.3:32-35.
5 田高良,王曉亮.我國A股IPO效率影響因素的實證研究[J].南開管理評論,2007,10(05):94-99.
關鍵字：金融,上海
