应适当限制发行市盈率

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1、应适当限制发行市盈率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

2、，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 的为亿元(6

3、00019)。发行市盈率最低的为倍 (600870),发行市盈率最高的为倍(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

4、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

5、，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

6、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 为局频组。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

7、度集 资规模低于亿元的作为低频组，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着差 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

8、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后的的分布会有显着的变化。 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

9、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CA朋勺差异是否显着，可以判断 据以分组的因素是否对市场指数带来显着 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-%,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检验值均不显着，这种负面影响没 有统计上的显着性，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

10、 -%，而小盘 组的累积影响则达到-%。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 并不显着，t检验值仅为。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着差 异，大盘组的5天累积

11、影响为-%,小盘组的5 天累积影响为-%,两者差异的t检验值为，没 有通过显着性检验。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-%,低价组 的5天累积影响为，两者差异的t检验值为, 显着性水平接近90%可以判断，高价组和低 价组对市场指数的影响存在显着差异，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-%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

12、t检验值为，显着性水平接近95%,表明不同的 发行时机对市场影响的差异十分显着。(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着差异,两 者差异的t检验值只有。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 影响也没有显着差异，两者差异的t检验值 只有。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-%。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，显着性水平 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

13、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，非市值配售组对市场走势的 5天 累积影响达到-%。两者差异的t检验值为， 显着性水平接近95%这表明市值配售发行 方法对市场短期走势的影响要显着地小于 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着的相关性。 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

14、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

15、 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着。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 着，表明发行制度改革之所以会影响IPO对市场指数

16、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 231992 年 501993 年1994 年 411995 年 151996 年1997 年1998 年1999 922000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集资规模发行市盈率15注1: 90咻平值是指按照从高到低的顺序排 列，排在第90%勺位置上的值。在这里样本总 量为681,即排在第614位的值。10咻平值 的含义相同，即排在第68