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一、統(tǒng)計(jì)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(tái)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(duì)市場(chǎng)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(chǎng)早期,市場(chǎng)總規(guī)模有限,新股發(fā)行可能會(huì)帶來市場(chǎng)指數(shù)的變化,所以本文著重研究1995年后的新股發(fā)行對(duì)市場(chǎng)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(qǐng)參見表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(gè)月,9到20次之間有24個(gè)月。有7個(gè)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(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201.53億元。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(duì)市場(chǎng)指數(shù)的影響是否不同?大盤股是否會(huì)導(dǎo)致市場(chǎng)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(duì)市場(chǎng)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(duì)市場(chǎng)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(duì)市場(chǎng)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(huì)對(duì)市場(chǎng)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(chǎng)綜合指數(shù),減去1994年年底的市場(chǎng)指數(shù),再除以1994年年底的市場(chǎng)指數(shù),得到各個(gè)新股發(fā)行時(shí)市場(chǎng)指數(shù)的相對(duì)水平。然后根據(jù)該數(shù)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。通過比較兩組IPO對(duì)市場(chǎng)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(duì)市場(chǎng)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(gè)月,共有95次IPO。通過比較兩組IPO對(duì)市場(chǎng)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(duì)市場(chǎng)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(duì)市場(chǎng)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(duì)市場(chǎng)指數(shù)的短期影響,因?yàn)閱未蜪PO對(duì)市場(chǎng)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(gè)交易日的市場(chǎng)指數(shù)變化。本文假設(shè)市場(chǎng)指數(shù)短期內(nèi)的走勢(shì)服從帶有短期趨勢(shì)的隨機(jī)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(chǎng)指數(shù)回報(bào),是一個(gè)白噪音序列,是市場(chǎng)指數(shù)回報(bào)的短期趨勢(shì),在這里用刊登招股說明書前5個(gè)交易日市場(chǎng)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(duì)市場(chǎng)指數(shù)短期走勢(shì)的影響。如果IPO對(duì)后市帶來系統(tǒng)性一致影響,那么IPO后的的分布會(huì)有顯著的變化。同樣的,對(duì)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)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的差異是否顯著,可以判斷據(jù)以分組的因素是否對(duì)市場(chǎng)指數(shù)帶來顯著影響。

四、結(jié)果

1、總體樣本中IPO對(duì)市場(chǎng)指數(shù)的短期影響

681次IPO平均對(duì)市場(chǎng)指數(shù)5天后的累計(jì)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(duì)市場(chǎng)指數(shù)短期走勢(shì)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(duì)市場(chǎng)指數(shù)帶來了負(fù)面影響。大盤組發(fā)行公告后5天對(duì)市場(chǎng)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(duì)市場(chǎng)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0.63。

出乎意料的是,小盤組對(duì)市場(chǎng)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(chǎng)影響的差異。

分年度分組的結(jié)果顯示,大盤組和小盤組對(duì)市場(chǎng)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(yàn)值為0.58,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(chǎng)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(duì)市場(chǎng)指數(shù)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(yàn)值為1.05,顯著性水平接近90%?？梢耘袛?高價(jià)組和低價(jià)組對(duì)市場(chǎng)指數(shù)的影響存在顯著差異,市場(chǎng)指數(shù)會(huì)對(duì)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(chǎng)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(duì)市場(chǎng)走勢(shì)累積有-1.33%的負(fù)面影響,而在市場(chǎng)處于低位時(shí)發(fā)行的IPO,對(duì)市場(chǎng)的走勢(shì)幾乎沒有影響。兩者差異的t檢驗(yàn)值為1.40,顯著性水平接近95%,表明不同的發(fā)行時(shí)機(jī)對(duì)市場(chǎng)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(duì)市場(chǎng)走勢(shì)的短期影響沒有顯著差異,兩者差異的t檢驗(yàn)值只有0.86。按照月度IPO家數(shù)來分組,高頻組與低頻組對(duì)市場(chǎng)走勢(shì)的短期影響也沒有顯著差異,兩者差異的t檢驗(yàn)值只有0.36。由此可以判斷,發(fā)行頻率對(duì)市場(chǎng)指數(shù)的短期走勢(shì)沒有影響。

(5)發(fā)行制度的差異

新發(fā)行制度下,IPO對(duì)市場(chǎng)的累積影響為-1.08%。而舊發(fā)行制度下,IPO對(duì)市場(chǎng)的影響不到1‰,兩者差異的t檢驗(yàn)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(duì)市場(chǎng)的短期走勢(shì)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(chǎng)影響,市值配售組5天累積對(duì)市場(chǎng)走勢(shì)的影響為0.23%,非市值配售組對(duì)市場(chǎng)走勢(shì)的5天累積影響達(dá)到-1.33%。兩者差異的t檢驗(yàn)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(duì)市場(chǎng)短期走勢(shì)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(duì)市場(chǎng)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(duì)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(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(shù)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(shù)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(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(duì)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(shí)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(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(huì)決定IPO對(duì)市場(chǎng)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?；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(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(huì)影響IPO對(duì)市場(chǎng)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(chǎng)指數(shù)和發(fā)行市盈率同時(shí)也大大提高,導(dǎo)致發(fā)行制度改革后IPO對(duì)市場(chǎng)沖擊的力度加大了。

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。

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(huì)有助于降低新股發(fā)行對(duì)市場(chǎng)的沖擊。我國作為新興市場(chǎng),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(duì)二級(jí)市場(chǎng)的短期沖擊,保證一級(jí)市場(chǎng)能夠穩(wěn)定運(yùn)行,滿足市場(chǎng)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),應(yīng)該采取向二級(jí)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(duì)二級(jí)市場(chǎng)的沖擊。本文實(shí)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(duì)市場(chǎng)的沖擊。因此,市值配售應(yīng)該作為未來一段時(shí)期內(nèi)新股發(fā)行的主要方式。當(dāng)然,對(duì)于大型招股活動(dòng),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(jī)構(gòu)詢價(jià)配售,網(wǎng)上市值配售,網(wǎng)上網(wǎng)下回?fù)堋?/p>

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?yàn)樾鹿砂l(fā)行本身對(duì)市場(chǎng)短期走勢(shì)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(hào),導(dǎo)致市場(chǎng)短期走勢(shì)出現(xiàn)波動(dòng)。