應(yīng)適當(dāng)限制發(fā)行市盈率-我國新股發(fā)行對市場指數(shù)短期走勢影響的
我國證券市場作為一個新興市場,一方面證券市場規(guī)模在未來一定時期內(nèi)都將保持快速擴(kuò)容的趨勢；另一方面,市場的買方還在逐漸地形成當(dāng)中。與機構(gòu)投資者相關(guān)的保險、投資基金、財務(wù)公司等制度的建設(shè)還剛剛起步,貨幣市場和資本市場之間還沒有穩(wěn)定的流通渠道,投資者對證券市場的信心也在培育中。市場的買方對新股發(fā)行等市場擴(kuò)容措施的敏感度遠(yuǎn)高于成熟市場,因此盡可能地降低新股發(fā)行對市場的沖擊,保證一級市場的暢通,是新興市場監(jiān)管部門應(yīng)該長期關(guān)注的。一、統(tǒng)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家是通過首次公開發(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,作為遺留問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換股上市的。本文首次公開發(fā)行對市場指數(shù)的,130家歷史遺留問題新股和換股上市剔除在外,929次首次公開發(fā)行的年度分布如表1所示。
在證券市場早期,市場總規(guī)模有限,新股發(fā)行可能會帶來市場指數(shù)的變化,所以本文著重研究1995年后的新股發(fā)行對市場指數(shù)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(guī)模最小的為3300萬元(0736),集資規(guī)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(guī)模和發(fā)行市盈率的分布情況請參見表2。
在1995年至2000年間共72個月中,IPO頻率最高的月份是1997年5月,這個月有40家公司公開發(fā)行新股。另外有10個月份,沒有一家公司發(fā)行新股。這10個月中有7個月是在1995年,另外1個月是在1998年,2個月是在2000年。其他大多數(shù)月份IPO次數(shù)少于20次,低于8次的有31個月,9到20次之間有24個月。有7個月的IPO次數(shù)超過了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(guī)模劃分,單月IPO集資規(guī)模最大的是2000年11月,這個月由于有寶鋼和民生銀行招股,雖然IPO家數(shù)只有18家,集資規(guī)模卻達(dá)到201.53億元。月度IPO集資規(guī)模超過60億元的,共有12個月；30億元到60億元之間的有21個月；低于30億元的有29個月。另外,有10個月由于沒有新股上市,集資規(guī)模為0。
二、假設(shè)
假設(shè)一:不同集資規(guī)模的IPO對市場指數(shù)的影響是否不同?大盤股是否會導(dǎo)致市場指數(shù)下跌?本文將681次IPO集資規(guī)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(guī)模都在7億元以上,稱為大盤組,后68位的集資規(guī)模都小于1億元,稱為小盤組。通過比較兩組IPO對市場指數(shù)的影響差異,檢驗該假設(shè)。
假設(shè)二:發(fā)行市盈率不同的IPO,對市場指數(shù)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,稱為高價組,后68位的發(fā)行市盈率小于14倍,稱為低價組。通過比較兩組IPO對市場指數(shù)的影響差異,檢驗該假設(shè)。
假設(shè)三:在大盤處于高位和低位時,IPO是否會對市場指數(shù)帶來不同的影響?本文將每個新股刊登招股說明書當(dāng)日的市場綜合指數(shù),減去1994年年底的市場指數(shù),再除以1994年年底的市場指數(shù),得到各個新股發(fā)行時市場指數(shù)的相對水平。然后根據(jù)該數(shù)值的排序,分別從上海市場和深圳市場挑選出排在前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。通過比較兩組IPO對市場指數(shù)的影響差異,檢驗該假設(shè)。
假設(shè)四:不同發(fā)行頻率的IPO對市場指數(shù)的沖擊是否不同?本文用兩種衡量發(fā)行頻率。第一種方法用發(fā)行次數(shù)的頻率,將月度發(fā)行次數(shù)最高的3個月作為一組,稱為高頻組。該組每月發(fā)行次數(shù)幾乎都在30次以上,共有102次IPO。將月度發(fā)行次數(shù)低于7次的月份的IPO作為一組,稱為低頻組。該組共有20個月份,78次IPO。第二種方法用月度集資規(guī)模指標(biāo),將月度集資規(guī)模最高的三個月作為高頻組,該組每月集資規(guī)模都在116億元以上,共有93次IPO。將月度集資規(guī)模低于24.5億元的作為低頻組,該組共有18個月,共有95次IPO。通過比較兩組IPO對市場指數(shù)的影響差異,檢驗該假設(shè)。
假設(shè)五:在不同的新股發(fā)行制度下,IPO對市場指數(shù)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(biāo)準(zhǔn),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。通過檢驗兩種發(fā)行制度下,IPO對市場指數(shù)的影響是否存在顯著差異。
三、比較
本文主要檢驗新股發(fā)行對市場指數(shù)的短期,因為單次IPO對市場指數(shù)的長期影響應(yīng)該是比較微弱的,所以本文考察刊登新股招股說明書后一周內(nèi)5個交易日的市場指數(shù)變化。本文假設(shè)市場指數(shù)短期內(nèi)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,為刊登招股說明書后5天的市場指數(shù)回報,是一個白噪音序列,是市場指數(shù)回報的短期趨勢,在這里用刊登招股說明書前5個交易日市場指數(shù)回報的均值替代。
根據(jù)該假設(shè),應(yīng)該服從均值為0,方差為的正態(tài)分布。同樣的,也應(yīng)該服從均值為0,方差為的正態(tài)分布。因此,通過檢驗IPO后的的分布,可以判斷IPO對市場指數(shù)短期走勢的影響。如果IPO對后市帶來系統(tǒng)性一致影響,那么IPO后的的分布會有顯著的變化。同樣的,對于兩組不同的IPO,那么應(yīng)該服從t分布,其中分別為兩個子樣本包含的樣本數(shù)量,分別為兩個子樣本的估算方差,分別為兩個子樣本累積超額收益的均值。通過檢驗它們之間CAR的差異是否顯著,可以判斷據(jù)以分組的因素是否對市場指數(shù)帶來顯著影響。
四、結(jié)果
1、總體樣本中IPO對市場指數(shù)的短期影響
681次IPO平均對市場指數(shù)5天后的累計影響不斷增加,到第5天達(dá)到-0.39%,因此總體來看,過去6年IPO對市場指數(shù)短期走勢帶來了微略的負(fù)面影響。但是,各期累積超額收益的t檢驗值均不顯著,這種負(fù)面影響沒有統(tǒng)計上的顯著性,幾乎可以忽略不計。
2、分組檢驗結(jié)果
(1)大盤組與小盤組的差異
無論是大盤組,還是小盤組,都對市場指數(shù)帶來了負(fù)面影響。大盤組發(fā)行公告后5天對市場指數(shù)產(chǎn)生的累積影響為-1.13%,而小盤組的累積影響則達(dá)到-2.18%。盡管兩組對市場指數(shù)的影響存在差異,但是兩組差異在統(tǒng)計上并不顯著,t檢驗值僅為0.63。
出乎意料的是,小盤組對市場的負(fù)面影響甚至超過了大盤組,這可能與本文的分組方法有關(guān)。因為樣本期間內(nèi),單個新股的集資規(guī)模逐年擴(kuò)大,使得小盤組68次IPO全部集中在1998年以前,而大盤股68次IPO絕大多數(shù)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(guī)模最大和最小的IPO,組成大盤組和小盤組,檢驗兩組市場影響的差異。
分年度分組的結(jié)果顯示,大盤組和小盤組對市場指數(shù)的影響也沒有表現(xiàn)出顯著差異,大盤組的5天累積影響為-0.7%,小盤組的5天累積影響為-1.5%,兩者差異的t檢驗值為0.58,沒有通過顯著性檢驗。因此可以判斷,IPO集資規(guī)模的不同并沒有導(dǎo)致市場表現(xiàn)的差異。
(2)高價組與低價組的差異
高價組與低價組對市場指數(shù)的影響有所不同,高價組的5天累積影響為-0.82%,低價組的5天累積影響為0.21%,兩者差異的t檢驗值為1.05,顯著性水平接近90%。可以判斷,高價組和低價組對市場指數(shù)的影響存在顯著差異,市場指數(shù)會對IPO發(fā)行市盈率做出不同的反應(yīng)。
(3)發(fā)行時機的差異
市場處于高位時發(fā)行的IPO,在公布招股說明書后5天內(nèi),對市場走勢累積有-1.33%的負(fù)面影響,而在市場處于低位時發(fā)行的IPO,對市場的走勢幾乎沒有影響。兩者差異的t檢驗值為1.40,顯著性水平接近95%,表明不同的發(fā)行時機對市場影響的差異十分顯著。
(4)發(fā)行頻率的差異
按照月度集資規(guī)模劃分,高頻組和低頻組對市場走勢的短期影響沒有顯著差異,兩者差異的t檢驗值只有0.86。按照月度IPO家數(shù)來分組,高頻組與低頻組對市場走勢的短期影響也沒有顯著差異,兩者差異的t檢驗值只有0.36。由此可以判斷,發(fā)行頻率對市場指數(shù)的短期走勢沒有影響。
(5)發(fā)行制度的差異
新發(fā)行制度下,IPO對市場的累積影響為-1.08%。而舊發(fā)行制度下,IPO對市場的影響不到1‰,兩者差異的t檢驗值為1.42,顯著性水平接近95%。這表明,在1999年發(fā)行制度進(jìn)行較大的改革后,IPO對市場的短期走勢開始產(chǎn)生負(fù)面影響。
有關(guān)圖表顯示了市值配售發(fā)行方法的市場影響,市值配售組5天累積對市場走勢的影響為0.23%,非市值配售組對市場走勢的5天累積影響達(dá)到-1.33%。兩者差異的t檢驗值為1.59,顯著性水平接近95%。這表明市值配售發(fā)行方法對市場短期走勢的影響要顯著地小于其他發(fā)行方法。
五、回歸結(jié)果
上述分組檢驗的結(jié)果表明,IPO對市場指數(shù)的沖擊受發(fā)行市盈率、發(fā)行時機和發(fā)行制度的改革因素的,發(fā)行節(jié)奏和集資規(guī)模的影響不大。然而,對發(fā)行市盈率、發(fā)行時機和發(fā)行制度改革三組序列相關(guān)分析結(jié)果表明,三組序列存在非常顯著的相關(guān)性。也就是說,當(dāng)市場處于高位時,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)行市盈率和市場指數(shù)水平都偏低,發(fā)行制度改革后,發(fā)行市盈率和市場指數(shù)水平都偏高。這種相關(guān)關(guān)系會直接影響前面的分組檢驗結(jié)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。在這一時期內(nèi),由于采用固定市盈率發(fā)行,絕大多數(shù)新股的發(fā)行市盈率都在15倍左右,所以子樣本中發(fā)行時機和發(fā)行市盈率兩組序列沒有相關(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)行時機兩個因素對其回歸。由于子樣本是包括滬深兩市4年的混合數(shù)據(jù)(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(dāng)IPO在深圳發(fā)行時取1,取0,反之,則相反。
回歸分析結(jié)果如表3所示。根據(jù)回歸分析結(jié)果可見,發(fā)行時機和發(fā)行市盈率兩個因素,在控制了其中一個因素的作用時,另一個因素的作用仍然十分顯著。這表明發(fā)行市盈率和發(fā)行時機都會決定IPO對市場沖擊的力度。
將上述子樣本擴(kuò)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)行時機因素后,發(fā)行制度改革是否仍然存在影響。回歸方程如附注2所示。其中發(fā)行制度改革為虛擬變量,IPO時間在1999年前,該變量取0,否則取1。
回歸分析結(jié)果如表4所示。根據(jù)回歸分析結(jié)果可見,發(fā)行制度改革因素的作用不顯著,表明發(fā)行制度改革之所以會影響IPO對市場指數(shù)的沖擊,并不是因為本身的原因,而是因為發(fā)行制度改革后市場指數(shù)和發(fā)行市盈率同時也大大提高,導(dǎo)致發(fā)行制度改革后IPO對市場沖擊的力度加大了。
表1:929次首次公開發(fā)行的年度分布1
年份 IPO數(shù)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：IPO的時間以刊登招股說明書的時間為準(zhǔn)。
表2:95年以來IPO集資規(guī)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(guī)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(shù) 標(biāo)準(zhǔn)差 T檢驗值 顯著度
SHENZHEN .156 .080 1.942 .053
SHANGHAI .123 .079 1.559 .120
發(fā)行時市場指數(shù)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(shù) 標(biāo)準(zhǔn)差 T檢驗值 顯著度
SHENZHEN 1.382E-02 .036 .385 .700
SHANGHAI -1.157E-02 .037 -.314 .754
發(fā)行時市場指數(shù)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(jié)論
從本文的實證結(jié)果看,適當(dāng)限制發(fā)行市盈率會有助于降低新股發(fā)行對市場的沖擊。我國作為新興市場,新股發(fā)行在相當(dāng)長時間內(nèi)應(yīng)該考慮的重點是減緩對二級市場的短期沖擊,保證一級市場能夠穩(wěn)定運行,滿足市場規(guī)模不斷擴(kuò)大的需要。其他種種考慮,在大量國有股、法人股非流通的環(huán)境下,是很難實現(xiàn)的。因此,在適當(dāng)限制發(fā)行市盈率的同時,應(yīng)該采取向二級市場投資者配售新股的發(fā)行,這樣可以非常有效地降低新股發(fā)行對二級市場的沖擊。本文實證研究結(jié)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)行對市場的沖擊。因此,市值配售應(yīng)該作為未來一段時期內(nèi)新股發(fā)行的主要方式。當(dāng)然,對于大型招股活動,應(yīng)該考慮市值配售方法的局限性,做一些技術(shù)性調(diào)整,比如網(wǎng)下機構(gòu)詢價配售,網(wǎng)上市值配售,網(wǎng)上網(wǎng)下回?fù)堋?br> 另外新股發(fā)行政策應(yīng)該盡可能保持一致性和可預(yù)期性。因為新股發(fā)行本身對市場短期走勢的沖擊并不大,但有時新股發(fā)行一些特征的變化可能會被市場理解為一種政策信號,導(dǎo)致市場短期走勢出現(xiàn)波動。
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