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)短期走勢影響的實(shí)證研究

1、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)短期走勢影響的實(shí)證研究應(yīng)適當(dāng)限制發(fā)行市盈率一一我國新股發(fā)行對市場指數(shù)短期走勢影響的實(shí)證研究發(fā)布時(shí)間：20XX-3-2 作者：我國證券市場作為一個(gè)新興市場，一方面證券市場規(guī)模在未來一定時(shí)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(jī)構(gòu)投資 者相關(guān)的社會保險(xiǎn)、投資基金、財(cái)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

2、問題。一、統(tǒng)計(jì)描述到20XX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，作為歷史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。本文研究首次公開發(fā)行對市場指數(shù)的影響，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20XX 年共有681次IPO,接近所有IPO的七成半,本文將這681

3、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)模最大的為億元 (600019)。發(fā)行市盈率最低的為倍(600870),發(fā)行市盈率最高的為倍(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20XX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家公司公開發(fā)行新股。另外有10個(gè)月份,沒有一家公司發(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20XX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(gè)月,9到20次之間有24 個(gè)月。有7個(gè)月的IP

4、O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20XX年11月,這個(gè) 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)到億元。 月度IPO集資規(guī)模超過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，

5、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(yàn)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(jià)組，后68位的發(fā)行市盈率小于14倍， 稱為低價(jià)組。通過比較兩組IPO對市場指數(shù)的影響差異，檢驗(yàn)該假設(shè)。假設(shè)三:在大盤處于高位和低位時(shí)，IPO是否會對市場指數(shù)帶來不同的 影響？本文將每個(gè)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(gè)新股發(fā)行時(shí)市場指數(shù)的相

6、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(yàn)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 方法衡量發(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(gè)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(gè)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(gè)月作為高頻組,該組每

7、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)模低于億元的作為低頻組，該組共有18個(gè)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(yàn)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(yàn)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、比較方法本文主要檢驗(yàn)新股發(fā)行對市場指數(shù)的短期影響，因?yàn)閱未蜪PO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

8、新股招股說明書后一周內(nèi)5個(gè)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(jī)行走模型,即:(t二1,2,3,4,5)其中,為刊登招股說明書后5天的市場指數(shù)回 報(bào),是一個(gè)白噪音序列，是市場指數(shù)回報(bào)的短期趨勢，在這里用刊登招股說明書前 5個(gè)交易日市場指數(shù)回報(bào)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(yàn)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(gè)

9、子樣本包含的樣本數(shù)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。通過檢驗(yàn)它們之間 CAR勺差異是否顯著，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(jì)影響不斷增加,到第5天達(dá)到 -%,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(yàn)值均不顯著，這種負(fù)面影響沒有統(tǒng)計(jì)上的顯著性， 幾乎可以忽略不計(jì)。2、分組檢驗(yàn)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)

10、生的累積影響為-%,而小盤組的累積影響則達(dá)到-%。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(jì)上并不顯著,t檢驗(yàn)值 僅為。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?yàn)闃颖酒陂g內(nèi)，單個(gè)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(yàn)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

11、響為-%,小盤組的5天累積影響為-%,兩者差異 的t檢驗(yàn)值為，沒有通過顯著性檢驗(yàn)。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(jià)組與低價(jià)組的差異高價(jià)組與低價(jià)組對市場指數(shù)的影響有所不同，高價(jià)組的5天累積影響為 -%,低價(jià)組的5天累積影響為，兩者差異的t檢驗(yàn)值為,顯著性水平接近90%可 以判斷,高價(jià)組和低價(jià)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(shí)機(jī)的差異市場處于高位時(shí)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-%的負(fù)面影響，而在市場處于低位時(shí)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(yàn)值為

12、,顯著性水平接近95%表明不同的發(fā)行時(shí)機(jī)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(yàn)值只有。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(yàn)值只有。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-%。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(yàn)值為,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

13、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，非市值配售組對市場走勢的5天累積影響達(dá)到-%。兩者差異 的t檢驗(yàn)值為，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、回歸分析結(jié)果上述分組檢驗(yàn)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(shí)機(jī)和發(fā)行制度的改革因素的影響，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(shí)機(jī)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(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)行市盈率和市場指數(shù)水平都偏低，

14、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(yàn)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(shí)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(shí)機(jī)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(shí)機(jī)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(shù)據(jù)血在這里采 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(shí)取1,取0,反之，則相反?；貧w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

15、時(shí)機(jī)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。這表明發(fā)行市盈率和發(fā)行時(shí)機(jī)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(shí)機(jī)因素后，發(fā)行制度改革是否仍然存在影響?；?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(shí)間在1999年前,該 變量取0,否則取1?；貧w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?yàn)楸旧淼脑?，而是因?yàn)榘l(fā)行制度改革后市場指數(shù)和發(fā)行市盈率同時(shí)也大大提 高,導(dǎo)致

16、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 231992 年501993 年1341994 年411995年151996 年1701997年1871998年1021999 年9220XX 年115注1:計(jì)算IPO的時(shí)間以刊登招股說明書的時(shí)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1水平值1集資規(guī)模（億元）發(fā)行市盈率（倍）15注1: 90%水平值是指按照從高到低的順序排列，排在第90%勺位置上的值。在這 里樣本總量為681,即排在第614位的值。10%水平值的含

17、義相同,即排在第68位 的值。表三變量檢驗(yàn)值顯著度系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差TSHENZHEN.156.080.053SHANGHAI.123.079.120發(fā)行時(shí)市場指數(shù)水平-.007-.008LN發(fā)行市盈率-.029-.132表四變量檢驗(yàn)值顯著度系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差TSHENZHEN.036.385.700SHANGHAI-.037-.314.754發(fā)行時(shí)市場指數(shù)水平-.006 -.006LN發(fā)行市盈率.014.416.677發(fā)行制度改革.010.623.534結(jié)論從本文的實(shí)證研究結(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(shí)間內(nèi)應(yīng)該考慮的重點(diǎn)問 題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(yùn)行，滿足市場規(guī)模不 斷擴(kuò)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(xiàn)的。因此，在適當(dāng)限制發(fā)行市盈率的同時(shí)