我國新股發行對市場指數影響論文

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我國證券市場作為一個新興市場,一方面證券市場規模在未來一定時期內都將保持快速擴容的趨勢；另一方面,市場的買方還在逐漸地形成當中。與機構投資者相關的社會保險、投資基金、企業財務公司等制度的建設還剛剛起步,貨幣市場和資本市場之間還沒有穩定的流通渠道,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行等市場擴容措施的敏感度遠高于成熟市場,因此盡可能地降低新股發行對市場的沖擊,保證一級市場的暢通,是新興市場監管部門應該長期關注的問題。

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家是通過首次公開發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行對市場指數的影響,130家歷史遺留問題新股和換股上市剔除在外,929次首次公開發行的年度分布如表1所示。

在證券市場早期,市場總規模有限,新股發行可能會帶來市場指數的變化,所以本文著重研究1995年后的新股發行對市場指數的影響。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3300萬元(0736),集資規模最大的為78.46億元(600019)。發行市盈率最低的為8.25倍(600870),發行市盈率最高的為88.69倍(0993)。681次IPO的集資規模和發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家公司公開發行新股。另外有10個月份,沒有一家公司發行新股。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。其他大多數月份IPO次數少于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。

如果按照集資規模劃分,單月IPO集資規模最大的是2000年11月,這個月由于有寶鋼和民生銀行招股,雖然IPO家數只有18家,集資規模卻達到201.53億元。月度IPO集資規模超過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,集資規模為0。

二、假設

假設一:不同集資規模的IPO對市場指數的影響是否不同?大盤股是否會導致市場指數下跌?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,稱為大盤組,后68位的集資規模都小于1億元,稱為小盤組。通過比較兩組IPO對市場指數的影響差異,檢驗該假設。

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

假設三:在大盤處于高位和低位時,IPO是否會對市場指數帶來不同的影響?本文將每個新股刊登招股說明書當日的市場綜合指數,減去1994年年底的市場指數,再除以1994年年底的市場指數,得到各個新股發行時市場指數的相對水平。然后根據該數值的排序,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,作為高位發行組。同樣挑選出排序在后面的68只新股,作為低位發行組。通過比較兩組IPO對市場指數的影響差異,檢驗該假設。

假設四:不同發行頻率的IPO對市場指數的沖擊是否不同?本文用兩種方法衡量發行頻率。第一種方法用發行次數的頻率,將月度發行次數最高的3個月作為一組,稱為高頻組。該組每月發行次數幾乎都在30次以上,共有102次IPO。將月度發行次數低于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模指標,將月度集資規模最高的三個月作為高頻組,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個月,共有95次IPO。通過比較兩組IPO對市場指數的影響差異,檢驗該假設。

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

三、比較方法

本文主要檢驗新股發行對市場指數的短期影響,因為單次IPO對市場指數的長期影響應該是比較微弱的,所以本文考察刊登新股招股說明書后一周內5個交易日的市場指數變化。本文假設市場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,為刊登招股說明書后5天的市場指數回報,是一個白噪音序列,是市場指數回報的短期趨勢,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,方差為的正態分布。同樣的,也應該服從均值為0,方差為的正態分布。因此,通過檢驗IPO后的的分布,可以判斷IPO對市場指數短期走勢的影響。如果IPO對后市帶來系統性一致影響,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,那么應該服從t分布,其中分別為兩個子樣本包含的樣本數量,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,可以判斷據以分組的因素是否對市場指數帶來顯著影響。

四、結果

1、總體樣本中IPO對市場指數的短期影響

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

2、分組檢驗結果

(1)大盤組與小盤組的差異

無論是大盤組,還是小盤組,都對市場指數帶來了負面影響。大盤組發行公告后5天對市場指數產生的累積影響為-1.13%,而小盤組的累積影響則達到-2.18%。盡管兩組對市場指數的影響存在差異,但是兩組差異在統計上并不顯著,t檢驗值僅為0.63。

出乎意料的是,小盤組對市場的負面影響甚至超過了大盤組,這可能與本文的分組方法有關。因為樣本期間內,單個新股的集資規模逐年擴大,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,組成大盤組和小盤組,檢驗兩組市場影響的差異。

分年度分組的結果顯示,大盤組和小盤組對市場指數的影響也沒有表現出顯著差異,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集資規模的不同并沒有導致市場表現的差異。

(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的影響存在顯著差異,市場指數會對IPO發行市盈率做出不同的反應。

(3)發行時機的差異

市場處于高位時發行的IPO,在公布招股說明書后5天內,對市場走勢累積有-1.33%的負面影響,而在市場處于低位時發行的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%,表明不同的發行時機對市場影響的差異十分顯著。

(4)發行頻率的差異

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,發行頻率對市場指數的短期走勢沒有影響。

(5)發行制度的差異

新發行制度下,IPO對市場的累積影響為-1.08%。而舊發行制度下,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年發行制度進行較大的改革后,IPO對市場的短期走勢開始產生負面影響。

有關圖表顯示了市值配售發行方法的市場影響,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%。這表明市值配售發行方法對市場短期走勢的影響要顯著地小于其他發行方法。

五、回歸分析結果

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

為了控制相關因素的影響,本文選取1995年至1998年的IPO作為子樣本。在這一時期內,由于采用固定市盈率發行,絕大多數新股的發行市盈率都在15倍左右,所以子樣本中發行時機和發行市盈率兩組序列沒有相關性。本文將每次IPO后5天累積超額收益作為被解釋變量,用發行市盈率和發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在深圳發行時取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,發行時機和發行市盈率兩個因素,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。這表明發行市盈率和發行時機都會決定IPO對市場沖擊的力度。

將上述子樣本擴大至總體樣本,在回歸方程中加入發行制度改革因素,考察在控制發行市盈率和發行時機因素后,發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。

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

表1:929次首次公開發行的年度分布1

年份IPO數量所占比例（%）

1992年以前232.46

1992年505.35

1993年13414.35

1994年414.39

1995年151.82

1996年17018.2

1997年18720.02

1998年10210.92

1999年9210.17

2000年11512.31

注1：計算IPO的時間以刊登招股說明書的時間為準。

表2:95年以來IPO集資規模和發行市盈率分布特征

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）0.330.912.637.0778.463.77

發行市盈率（倍）8.2513.251529.0988.6918.27

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檢驗值顯著度

SHENZHEN.156.0801.942.053

SHANGHAI.123.0791.559.120

發行時市場指數水平-1.936E-02.007-2.652.008

LN發行市盈率-4.412E-02.029-1.507.132

表四

變量系數標準差T檢驗值顯著度

SHENZHEN1.382E-02.036.385.700

SHANGHAI-1.157E-02.037-.314.754

發行時市場指數水平-1.604E-02.006-2.748.006

LN發行市盈率5.815E-03.014.416.677

發行制度改革6.373E-03.010.623.534

結論

從本文的實證研究結果看,適當限制發行市盈率會有助于降低新股發行對市場的沖擊。我國作為新興市場,新股發行在相當長時間內應該考慮的重點問題是減緩對二級市場的短期沖擊,保證一級市場能夠穩定運行,滿足市場規模不斷擴大的需要。其他種種考慮,在目前大量國有股、法人股非流通的環境下,是很難實現的。因此,在適當限制發行市盈率的同時,應該采取向二級市場投資者配售新股的發行方法,這樣可以非常有效地降低新股發行對二級市場的沖擊。本文實證研究結果也表明,2000年試行的市值配售發行方法有助于減緩新股發行對市場的沖擊。因此,市值配售應該作為未來一段時期內新股發行的主要方式。當然,對于大型招股活動,應該考慮市值配售方法的局限性,做一些技術性調整,比如網下機構詢價配售,網上市值配售,網上網下回撥。

另外新股發行政策應該盡可能保持一致性和可預期性。因為新股發行本身對市場短期走勢的沖擊并不大,但有時新股發行一些特征的變化可能會被市場理解為一種政策信號,導致市場短期走勢出現波動。