新股发行市盈率怎么定 应适当限制发行市盈率——我国新股发行对市场指数短期走势影响的实证研究

发布时间：2003-3-2作者：

我国证券市场作为一个新兴市场,一方面证券市场规模在未来一定时期内都将保持快速扩容的趋势；另一方面,市场的买方还在逐渐地形成当中。与机构投资者相关的社会保险、投资基金、企业财务公司等制度的建设还刚刚起步,货币市场和资本市场之间还没有稳定的流通渠道,投资者对证券市场的信心也在培育中。市场的买方对新股发行等市场扩容措施的敏感度远高于成熟市场,因此尽可能地降低新股发行对市场的冲击,保证一级市场的畅通,是新兴市场监管部门应该长期关注的问题。

一、统计描述

到2000年底,沪深两交易所共有1060家A股上市公司。其中929家是通过首次公开发行在交易所挂牌上市的,130家是1994年《公司法》出台以前的定向募集公司,作为历史遗留问题以推荐的特殊方式在两家交易所挂牌上市的,此外还有一家是通过换股上市的。本文研究首次公开发行对市场指数的影响,130家历史遗留问题新股和换股上市剔除在外,929次首次公开发行的年度分布如表1所示。

在证券市场早期,市场总规模有限,新股发行可能会带来市场指数的变化,所以本文着重研究1995年后的新股发行对市场指数的影响。1995年到2000年共有681次IPO,接近所有IPO的七成半,本文将这681次IPO作为研究样本。在这681次IPO中,集资规模最小的为3300万元(0736),集资规模最大的为78.46亿元(600019)。发行市盈率最低的为8.25倍(600870),发行市盈率最高的为88.69倍(0993)。681次IPO的集资规模和发行市盈率的分布情况请参见表2。

在1995年至2000年间共72个月中,IPO频率最高的月份是1997年5月,这个月有40家公司公开发行新股。另外有10个月份,没有一家公司发行新股。这10个月中有7个月是在1995年,另外1个月是在1998年,2个月是在2000年。其他大多数月份IPO次数少于20次,低于8次的有31个月,9到20次之间有24个月。有7个月的IPO次数超过了20次,全都集中在1996年下半年到1997年上半年之间。

如果按照集资规模划分,单月IPO集资规模最大的是2000年11月,这个月由于有宝钢和民生银行招股,虽然IPO家数只有18家,集资规模却达到201.53亿元。月度IPO集资规模超过60亿元的,共有12个月；30亿元到60亿元之间的有21个月；低于30亿元的有29个月。另外,有10个月由于没有新股上市,集资规模为0。

二、假设

假设一:不同集资规模的IPO对市场指数的影响是否不同?大盘股是否会导致市场指数下跌?本文将681次IPO集资规模排序,排在前68位的为一组,后68位的为一组。前68位的集资规模都在7亿元以上,称为大盘组,后68位的集资规模都小于1亿元,称为小盘组。通过比较两组IPO对市场指数的影响差异,检验该假设。

假设二:发行市盈率不同的IPO,对市场指数是否存在不同的影响?本文将681次IPO发行市盈率排序,排在前68位的为一组,后68位的为一组。前68位的发行市盈率都在28倍以上,称为高价组,后68位的发行市盈率小于14倍,称为低价组。通过比较两组IPO对市场指数的影响差异,检验该假设。

假设三:在大盘处于高位和低位时,IPO是否会对市场指数带来不同的影响?本文将每个新股刊登招股说明书当日的市场综合指数,减去1994年年底的市场指数,再除以1994年年底的市场指数,得到各个新股发行时市场指数的相对水平。然后根据该数值的排序,分别从上海市场和深圳市场挑选出排在前34位的共68只新股,作为高位发行组。同样挑选出排序在后面的68只新股,作为低位发行组。通过比较两组IPO对市场指数的影响差异,检验该假设。

假设四:不同发行频率的IPO对市场指数的冲击是否不同?本文用两种方法衡量发行频率。第一种方法用发行次数的频率,将月度发行次数最高的3个月作为一组,称为高频组。该组每月发行次数几乎都在30次以上,共有102次IPO。将月度发行次数低于7次的月份的IPO作为一组,称为低频组。该组共有20个月份,78次IPO。第二种方法用月度集资规模指标,将月度集资规模最高的三个月作为高频组,该组每月集资规模都在116亿元以上,共有93次IPO。将月度集资规模低于24.5亿元的作为低频组,该组共有18个月,共有95次IPO。通过比较两组IPO对市场指数的影响差异,检验该假设。

假设五:在不同的新股发行制度下,IPO对市场指数的冲击是否不同?从1999年起,发行制度经历了较大的变革。因此本文将1999年作为标准,1999年以前的474次IPO作为旧发行制度组,1999年后的207次IPO作为新发行制度组。通过检验两种发行制度下,IPO对市场指数的影响是否存在显著差异。

三、比较方法

本文主要检验新股发行对市场指数的短期影响,因为单次IPO对市场指数的长期影响应该是比较微弱的,所以本文考察刊登新股招股说明书后一周内5个交易日的市场指数变化。本文假设市场指数短期内的走势服从带有短期趋势的随机行走模型,即:(t＝1,2,3,4,5)其中,为刊登招股说明书后5天的市场指数回报,是一个白噪音序列,是市场指数回报的短期趋势,在这里用刊登招股说明书前5个交易日市场指数回报的均值替代。

根据该假设,应该服从均值为0,方差为的正态分布。同样的,也应该服从均值为0,方差为的正态分布。因此,通过检验IPO后的的分布,可以判断IPO对市场指数短期走势的影响。如果IPO对后市带来系统性一致影响,那么IPO后的的分布会有显著的变化。同样的,对于两组不同的IPO,那么应该服从t分布,其中分别为两个子样本包含的样本数量,分别为两个子样本的估算方差,分别为两个子样本累积超额收益的均值。通过检验它们之间CAR的差异是否显著,可以判断据以分组的因素是否对市场指数带来显著影响。

四、结果

1、总体样本中IPO对市场指数的短期影响

681次IPO平均对市场指数5天后的累计影响不断增加,到第5天达到-0.39%,因此总体来看,过去6年IPO对市场指数短期走势带来了微略的负面影响。但是,各期累积超额收益的t检验值均不显著,这种负面影响没有统计上的显著性,几乎可以忽略不计。

2、分组检验结果

(1)大盘组与小盘组的差异

无论是大盘组,还是小盘组,都对市场指数带来了负面影响。大盘组发行公告后5天对市场指数产生的累积影响为-1.13%,而小盘组的累积影响则达到-2.18%。尽管两组对市场指数的影响存在差异,但是两组差异在统计上并不显著,t检验值仅为0.63。

出乎意料的是,小盘组对市场的负面影响甚至超过了大盘组,这可能与本文的分组方法有关。因为样本期间内,单个新股的集资规模逐年扩大,使得小盘组68次IPO全部集中在1998年以前,而大盘股68次IPO绝大多数集中在1998年以后。为了回避这种分组方法的影响,本文采取另一种分组方法,即分别在各年度中选取集资规模最大和最小的IPO,组成大盘组和小盘组,检验两组市场影响的差异。

分年度分组的结果显示,大盘组和小盘组对市场指数的影响也没有表现出显著差异,大盘组的5天累积影响为-0.7%,小盘组的5天累积影响为-1.5%,两者差异的t检验值为0.58,没有通过显著性检验。因此可以判断,IPO集资规模的不同并没有导致市场表现的差异。

(2)高价组与低价组的差异

高价组与低价组对市场指数的影响有所不同,高价组的5天累积影响为-0.82%,低价组的5天累积影响为0.21%,两者差异的t检验值为1.05,显著性水平接近90%。可以判断,高价组和低价组对市场指数的影响存在显著差异,市场指数会对IPO发行市盈率做出不同的反应。

(3)发行时机的差异

市场处于高位时发行的IPO,在公布招股说明书后5天内,对市场走势累积有-1.33%的负面影响,而在市场处于低位时发行的IPO,对市场的走势几乎没有影响。两者差异的t检验值为1.40,显著性水平接近95%,表明不同的发行时机对市场影响的差异十分显著。

(4)发行频率的差异

按照月度集资规模划分,高频组和低频组对市场走势的短期影响没有显著差异,两者差异的t检验值只有0.86。按照月度IPO家数来分组,高频组与低频组对市场走势的短期影响也没有显著差异,两者差异的t检验值只有0.36。由此可以判断,发行频率对市场指数的短期走势没有影响。

(5)发行制度的差异

新发行制度下,IPO对市场的累积影响为-1.08%。而旧发行制度下,IPO对市场的影响不到1‰,两者差异的t检验值为1.42,显著性水平接近95%。这表明,在1999年发行制度进行较大的改革后,IPO对市场的短期走势开始产生负面影响。

有关图表显示了市值配售发行方法的市场影响,市值配售组5天累积对市场走势的影响为0.23%,非市值配售组对市场走势的5天累积影响达到-1.33%。两者差异的t检验值为1.59,显著性水平接近95%。这表明市值配售发行方法对市场短期走势的影响要显著地小于其他发行方法。

五、回归分析结果

上述分组检验的结果表明,IPO对市场指数的冲击受发行市盈率、发行时机和发行制度的改革因素的影响,发行节奏和集资规模的影响不大。然而,对发行市盈率、发行时机和发行制度改革三组序列相关分析结果表明,三组序列存在非常显著的相关性。也就是说,当市场处于高位时,IPO的发行市盈率也偏高,反之,发行市盈率则偏低；发行制度改革前,发行市盈率和市场指数水平都偏低,发行制度改革后,发行市盈率和市场指数水平都偏高。这种相关关系会直接影响前面的分组检验结果。

为了控制相关因素的影响,本文选取1995年至1998年的IPO作为子样本。在这一时期内,由于采用固定市盈率发行,绝大多数新股的发行市盈率都在15倍左右,所以子样本中发行时机和发行市盈率两组序列没有相关性。本文将每次IPO后5天累积超额收益作为被解释变量,用发行市盈率和发行时机两个因素对其回归。由于子样本是包括沪深两市4年的混合数据(PanelData),在这里采用固定组差异模型,回归方程如附注1所示。其中,和是虚拟变量,当IPO在深圳发行时取1,取0,反之,则相反。

回归分析结果如表3所示。根据回归分析结果可见,发行时机和发行市盈率两个因素,在控制了其中一个因素的作用时,另一个因素的作用仍然十分显著。这表明发行市盈率和发行时机都会决定IPO对市场冲击的力度。

将上述子样本扩大至总体样本,在回归方程中加入发行制度改革因素,考察在控制发行市盈率和发行时机因素后,发行制度改革是否仍然存在影响。回归方程如附注2所示。其中发行制度改革为虚拟变量,IPO时间在1999年前,该变量取0,否则取1。

回归分析结果如表4所示。根据回归分析结果可见,发行制度改革因素的作用不显著,表明发行制度改革之所以会影响IPO对市场指数的冲击,并不是因为本身的原因,而是因为发行制度改革后市场指数和发行市盈率同时也大大提高,导致发行制度改革后IPO对市场冲击的力度加大了。

表1:929次首次公开发行的年度分布1

年份IPO数量所占比例（%）

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：计算IPO的时间以刊登招股说明书的时间为准。

表2:95年以来IPO集资规模和发行市盈率分布特征

最小值90%中值10%最大值均值

水平值1水平值1

集资规模（亿元）0.330.912.637.0778.463.77

发行市盈率（倍）8.2513.251529.0988.6918.27

注1：90%水平值是指按照从高到低的顺序排列,排在第90%的位置上的值。在这里样本总量为681,即排在第614位的值。10%水平值的含义相同,即排在第68位的值。

表三

变量系数标准差T检验值显著度

SHENZHEN.156.0801.942.053

SHANGHAI.123.0791.559.120

发行时市场指数水平-1.936E-02.007-2.652.008

LN发行市盈率-4.412E-02.029-1.507.132

表四

变量系数标准差T检验值显著度

SHENZHEN1.382E-02.036.385.700

SHANGHAI-1.157E-02.037-.314.754

发行时市场指数水平-1.604E-02.006-2.748.006

LN发行市盈率5.815E-03.014.416.677

发行制度改革6.373E-03.010.623.534

结论

从本文的实证研究结果看,适当限制发行市盈率会有助于降低新股发行对市场的冲击。我国作为新兴市场,新股发行在相当长时间内应该考虑的重点问题是减缓对二级市场的短期冲击,保证一级市场能够稳定运行,满足市场规模不断扩大的需要。其他种种考虑,在目前大量国有股、法人股非流通的环境下,是很难实现的。因此,在适当限制发行市盈率的同时,应该采取向二级市场投资者配售新股的发行方法,这样可以非常有效地降低新股发行对二级市场的冲击。本文实证研究结果也表明,2000年试行的市值配售发行方法有助于减缓新股发行对市场的冲击。因此,市值配售应该作为未来一段时期内新股发行的主要方式。当然,对于大型招股活动,应该考虑市值配售方法的局限性,做一些技术性调整,比如网下机构询价配售,网上市值配售,网上网下回拨。

另外新股发行政策应该尽可能保持一致性和可预期性。因为新股发行本身对市场短期走势的冲击并不大,但有时新股发行一些特征的变化可能会被市场理解为一种政策信号,导致市场短期走势出现波动。

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