陳　思

一、文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)很多學(xué)者對(duì)IPO抑價(jià)現(xiàn)象進(jìn)行了實(shí)證研究。如金燕華和遲文杰(2008)、沈藝峰和陳雪穎(2003)、汪宜霞和夏新平(2007)等人，分別從統(tǒng)計(jì)特征、噪音交易者等角度對(duì)IPO抑價(jià)現(xiàn)象進(jìn)行了研究，對(duì)IPO抑價(jià)顯現(xiàn)的原因與相關(guān)因素提出了相應(yīng)的解釋。

國(guó)外很多文獻(xiàn)也指出，IPO存在抑價(jià)現(xiàn)象；如(Ibbotson,1975，Ritter，1984)。Rook在其1986年的論文中提出“贏者的詛咒(win-tierscurse)”假說(shuō)，并從信息不對(duì)稱角度解釋了IPO的抑價(jià)現(xiàn)象。該假說(shuō)指出，具有信息優(yōu)勢(shì)的投資者會(huì)選擇那些抑價(jià)發(fā)行的股票，而具有信息劣勢(shì)的投資者，則不知道新發(fā)行的股票是被低估還是高估，從而只能得到很少一部分自己希望得到的股票并購(gòu)買大部分被高估的股票。面對(duì)這種情況，具有信息劣勢(shì)的投資者往往只會(huì)進(jìn)行很低的報(bào)價(jià)，以彌補(bǔ)自己在信息不對(duì)稱上的潛在損失。Beatty和Ritter(1986)，Koh和Waher(1989)以及許多其他學(xué)者對(duì)Rock的模型進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，并對(duì)其成立提供了有力證據(jù)。

Rock的模型表明，具有良好資產(chǎn)的公司傾向于更大幅度的IPO抑價(jià)，以向投資者證明自己與劣質(zhì)公司的區(qū)別。根據(jù)Rook的理論，只有公司自己真正清楚自己的發(fā)展前景；那些具有良好發(fā)展前景的公司傾向于忍受首次公開(kāi)發(fā)行中大幅的抑價(jià)所帶來(lái)的成本，因?yàn)檫@種成本會(huì)在他們今后的再次發(fā)行中的高股價(jià)上得到彌補(bǔ)。而質(zhì)量較差的公司則無(wú)法承擔(dān)高溢價(jià)所帶來(lái)的成本，所以他們會(huì)選擇較低的抑價(jià)程度，從而使公司質(zhì)量在IPO抑價(jià)程度上得以體現(xiàn)。如果我們將公司的一些盈利能力指標(biāo)作為公司質(zhì)量的替代指標(biāo)，以上的模型表明，IPO抑價(jià)程度應(yīng)該與盈利能力指標(biāo)呈正相關(guān)的關(guān)系。本文選擇的指標(biāo)為上市公司營(yíng)業(yè)收入凈利潤(rùn)率的增長(zhǎng)率、息稅攤銷前收入增長(zhǎng)率與主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率，并假設(shè)IPO抑價(jià)率與公司的質(zhì)量指標(biāo)正相關(guān)。

二、樣本與數(shù)據(jù)介紹

(一)樣本描述。

我們使用的樣本是中國(guó)A股市場(chǎng)2002年1月1日到2007年12月31日進(jìn)行IPO的股票。沒(méi)有選擇2008年新發(fā)行的股票是因?yàn)槲覀冃枰玫焦善鄙鲜泻蟮谝荒甑呢?cái)務(wù)數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)泰安研究服務(wù)中心(CSMAR)金融數(shù)據(jù)庫(kù)。整個(gè)樣本期間中，IPO的溢價(jià)率非常高，平均達(dá)到了86.6％，而營(yíng)業(yè)收入的凈利潤(rùn)率則在10％附近。而IPO的公司數(shù)量隨著年份的不同也有顯著的變化最多的在2004年，為97家，最少的為2005年，僅為15家。樣本中另外一個(gè)值得注意的特征是，在IPO數(shù)量較少的年份中，市場(chǎng)的整體抑價(jià)率相對(duì)較低，如2005年，平均抑價(jià)率為45；而在IPO數(shù)量較多的年份，抑價(jià)率則較高，基本都在75％以上。這一現(xiàn)象與Jay Pdtter(1984)論文中提出的結(jié)論相一致。

(二)財(cái)務(wù)指標(biāo)的選取。

根據(jù)Zheng和stangeland(2008)的標(biāo)準(zhǔn)，我們選取三個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)的增長(zhǎng)率作為公司質(zhì)量的替代指標(biāo)，分別是：1)營(yíng)業(yè)收入凈利潤(rùn)率(T40200)，2)息稅攤銷前收入(T41100)與3)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率A(T40902)。使用的數(shù)據(jù)為公司IPO之后兩年的該指標(biāo)的平均值。幾個(gè)主要指標(biāo)的描述由表Ⅰ給出。

從表Ⅰ可以看出，所有年份中，IPO后兩年?duì)I業(yè)收入凈利潤(rùn)率的平均增長(zhǎng)率都是負(fù)的，但息稅攤銷前收入與主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的增長(zhǎng)率是正的，說(shuō)明公司在IPO之后一年的息稅費(fèi)用支出大幅增加，從而使得凈利潤(rùn)率減少。

三、IPO抑價(jià)與公司質(zhì)量的回歸分析

(一)全樣本期間的回歸結(jié)果。

我們首先對(duì)所有2002-2007年的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸，其中被解釋變量為：1)營(yíng)業(yè)收入凈利潤(rùn)率增長(zhǎng)率(T40200GR)、2)息稅攤銷前收入增長(zhǎng)率(T41100GR)與3)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率A(T40902)；解釋變量為IPO抑價(jià)率。經(jīng)過(guò)對(duì)樣本的觀察發(fā)現(xiàn)。某些年份的抑價(jià)率序列中存在一些異常值(Outliers)；比如：2002年IPO的股票小商品城(600415)的溢價(jià)率為1356％，而當(dāng)年的平均抑價(jià)率為151％。該異常值的大小為平均值的近10倍。類似的觀測(cè)值對(duì)于對(duì)異常值十分敏感的OLS回歸結(jié)果影響是十分大的。為了排除異常值的影響，我們除去了每個(gè)年份中與均值偏離最遠(yuǎn)的最前與最后各5％的觀測(cè)值(2005年除外，因?yàn)槠浔旧順颖救萘窟^(guò)小，對(duì)于觀測(cè)值數(shù)目的變化非常敏感)，重新進(jìn)行了回歸，得到的結(jié)果如表Ⅱ所示：

注：其中‘★表示在5％的顯著性水平下拒絕零假設(shè)，回歸方程均通過(guò)Durbin—watson檢驗(yàn)與White異方差檢驗(yàn)，不存在自相關(guān)與異方差現(xiàn)象

由表II的結(jié)果可以看出，營(yíng)業(yè)收入凈利潤(rùn)率增長(zhǎng)率(T40200GR)、主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率A(T40902)兩個(gè)指標(biāo)的回歸結(jié)果并不顯著，但息稅攤銷前收入增長(zhǎng)率(T41100GR)指標(biāo)的回歸結(jié)果在5％的顯著性水平下是顯著的，并且符號(hào)為正。這與我們的假設(shè)相符。所以，我們認(rèn)為異常值的存在，在一定程度上影響了回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性的判斷是成立的。

(二)分段樣本期間回歸結(jié)果。

根據(jù)Tim Loughran和Jay Ritter(2004)提出的觀點(diǎn)，不同時(shí)期IPO的抑價(jià)表現(xiàn)是不同的。所以我們懷疑，在3.1中得到的回歸不顯著的結(jié)果，可能與不同時(shí)期／PO抑價(jià)情況不同是有關(guān)的。所以我們對(duì)2002到2007年間的樣本以年為單位進(jìn)行分割，分別進(jìn)行了回歸。在回歸中，對(duì)于樣本數(shù)大于50的年份，我們進(jìn)行了與3.1相同的異常值剔除處理。從回歸結(jié)果可以看出，2003、2004、2006年的營(yíng)業(yè)收入凈利潤(rùn)率增長(zhǎng)率(T40200GR)指標(biāo)回歸系數(shù)均在10％或更低的顯著性水平下是顯著的，且符號(hào)與預(yù)期一致。2002年系數(shù)T值對(duì)應(yīng)的P值為11.1％，接近10％的顯著性水平。而2005年與2007年的系數(shù)則是不顯著的。對(duì)于主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率A(T40902)和息稅攤銷前收入增長(zhǎng)率(T41100GR)的回歸結(jié)果則不理想，其系數(shù)大部分為不顯著的，與預(yù)期結(jié)果不符。

(三)對(duì)回歸結(jié)果的原因分析。

在3.1與3.2的實(shí)證檢驗(yàn)中，我們發(fā)現(xiàn)，實(shí)證結(jié)果與我們的假設(shè)預(yù)期并不完全一致。在很多情況下，IPO抑價(jià)程度與公司質(zhì)量指標(biāo)的相關(guān)性并不顯著。對(duì)于這一現(xiàn)象，我們認(rèn)為原因有如下幾點(diǎn)：

1我國(guó)的IPO發(fā)行制度對(duì)IPO抑價(jià)程度與公司質(zhì)量的關(guān)系起到了制約作用。長(zhǎng)久以來(lái)，我國(guó)的IPO制度為審批制。這就導(dǎo)致了我國(guó)IPO數(shù)量會(huì)受到管理層主觀意愿的影響，這是一種嚴(yán)重非市場(chǎng)化的表現(xiàn)。在這種審批制度下，不論是一級(jí)市場(chǎng)還是二級(jí)市場(chǎng)的投資者，只能被動(dòng)接受IPO的公司，而非像在歐美市場(chǎng)上那樣，自主選擇合意的企業(yè)。發(fā)行市場(chǎng)上的供需不平衡，導(dǎo)致了“贏者的詛咒”理論在中國(guó)不能得到很好的驗(yàn)證。

2我國(guó)A股二級(jí)市場(chǎng)的有效性有待檢驗(yàn)。就目前的研究成果來(lái)看，我國(guó)二級(jí)市場(chǎng)的有效性不高。我國(guó)資本市場(chǎng)上的投資品種還相對(duì)較少，使得大量投資者將股指作為唯一的投資選擇，加上大部分投資者風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)薄弱，很容易發(fā)生群體非理性哄抬股價(jià)的現(xiàn)象，即所謂羊群效應(yīng)。這就使得二級(jí)市場(chǎng)的投機(jī)氣氛嚴(yán)重，很多股票的價(jià)格并不能真正反映公司的內(nèi)在價(jià)值。這也就導(dǎo)致了在二級(jí)市場(chǎng)上表現(xiàn)出的IPO抑價(jià)不能很好體現(xiàn)公司質(zhì)量，二者之間的關(guān)系較為模糊。

3雖然我國(guó)資本市場(chǎng)還存在的問(wèn)題導(dǎo)致IPO與公司質(zhì)量之間的關(guān)系趨向模糊，但從以上部分的分析中，我們?nèi)钥梢钥闯鯥PO抑價(jià)與公司質(zhì)量之間存在一定的相關(guān)性。我們發(fā)現(xiàn)，在3.2的分析中，2002年，2003年。2004年及2006年的回歸系數(shù)均是顯著或接近顯著的。根據(jù)張東輝(2008)的研究，我國(guó)股票市場(chǎng)在2002年與2003年是滿足弱勢(shì)有效的，這說(shuō)明，在市場(chǎng)相對(duì)有效的年份中，IPO抑價(jià)率與公司質(zhì)量的關(guān)系相對(duì)顯著。而2007年的回歸系數(shù)為非顯著，與當(dāng)年市場(chǎng)的非理性泡沫有很大的關(guān)系。2007年的回歸分析顯示，當(dāng)年的IPO抑價(jià)率與公司質(zhì)量之間幾乎沒(méi)有相關(guān)性。

四、結(jié)論

經(jīng)過(guò)對(duì)IPO抑價(jià)率與公司質(zhì)量指標(biāo)的回歸分析，我們可以看出，我國(guó)A股市場(chǎng)的IPO抑價(jià)率不能很好的體現(xiàn)公司質(zhì)量好壞這一信息；在回歸中，這表現(xiàn)為R square的值很低，且回歸系數(shù)多為不顯著。該結(jié)論與國(guó)外相關(guān)研究是不一致的。這是因?yàn)槲覈?guó)A股市場(chǎng)在制度與有效性上還存在很多問(wèn)題，股票價(jià)格與公司內(nèi)在價(jià)值存在不一致性，這就導(dǎo)致IPO折價(jià)率與公司質(zhì)量之間關(guān)系的模糊。然而，本文的分析也指出，在市場(chǎng)相對(duì)有效的年份以及較高的顯著性水平下，IPO抑價(jià)率與公司質(zhì)量的關(guān)系是較為顯著的，故IPO折價(jià)率可以作為提取公司質(zhì)量信息的一種輔助手段。

參考文獻(xiàn)：

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