摘 要:本文利用因子分析法構(gòu)造了投資者情緒指數(shù)，并運用預(yù)期內(nèi)在價值決定模型，計算IPO公司股票的內(nèi)在價值;然后建立起具有條件交互效應(yīng)的多元回歸模型，分離出六個效應(yīng)，考察投資者情緒、內(nèi)在價值對IPO價格以及新股交易價的影響。研究表明:無論是全樣本分析，還是分組比較研究，投資者情緒、內(nèi)在價值預(yù)期均對新股交易價有著很大的定價貢獻。該結(jié)論能夠很好地解釋了“新股跌破發(fā)行價”、“IPO定價低于市場交易價”和“高P/V值股票投資收益較小，風(fēng)險卻較大”這三大現(xiàn)象。

關(guān)鍵詞:投資者情緒;內(nèi)在價值; 發(fā)行價;市場交易價

引 言

在2003年受到了“非典”影響，但是我國經(jīng)濟依然保持了9%左右的高增長，而2004年第一、二季度更是達到了9.7%和9.8%的高增長率，達到了1997年以來的最高增長水平。另外，人均收入水平、固定資產(chǎn)投資水平、工業(yè)增加值等指標(biāo)的增長速度也處于歷史較高水平。然而，即使是在這樣良好形勢的宏觀面背后，又適逢正規(guī)主力機構(gòu)不斷壯大，“價值投資”理念日益深入人心的影響下，整個市場股價重心的仍然持續(xù)下移，股價結(jié)構(gòu)和個股走勢等也正在潛移默化地發(fā)生著很多重大的變化，其中，“新股跌破發(fā)行價、老股跌破凈資產(chǎn)”的現(xiàn)象成為一條引人注目的風(fēng)景線。對此，許多業(yè)界人士和學(xué)者們做出了不少分析，觀點可謂百花齊放，眾說紛紜。劉力，李文德(2000)對中國股市股票首次公開發(fā)行首日超額收益進行了研究;陳信元，陳冬華，朱紅軍(2002)考察了1995-1997年度會計信息與股票價值的相關(guān)性，發(fā)現(xiàn)會計信息對股票價格具有顯著的解釋能力;趙志軍(2003)在“股票價格對內(nèi)在價值的偏離度分析”一文中，對中國股票市價偏離價值做了分析;劉力，王汀汀，王震(2003)“中國A股上市公司增發(fā)公告的負價格效應(yīng)及其二元股權(quán)結(jié)構(gòu)解釋”認為，我國A股市場增發(fā)的負價格效應(yīng)，亦可用于解釋IPO定價問題。韓立巖、伍燕然(2007)證實情緒和市場收益之間存在雙向反饋關(guān)系， 以及情緒對市場收益的跨期反向影響(長期收益反轉(zhuǎn)) 和短期市場收益與情緒的相互正向影響( 短期收益慣性) ， 從而論證了投資者情緒是資產(chǎn)定價的重要因素。邏輯上就可以解釋行為金融學(xué)中著名的“過度波動之謎”和“股權(quán)溢價之謎”。李愛梅、譚清方(2009)認為兩類情緒代理變量(“錯誤歸因”情緒變量和“啟發(fā)式”情緒變量)對投資者決策產(chǎn)生影響的研究。上述多數(shù)研究都沒有構(gòu)造出一個統(tǒng)一的中國投資者情緒指數(shù)，不能充分合理解釋中國股市上“新股跌破發(fā)行價”相關(guān)現(xiàn)象。更不能在一個理論框架內(nèi)，同時解釋“新股跌破發(fā)行價”、“IPO定價低于市場交易價” 和“高P/V值股票投資收益較小，風(fēng)險卻較大”這三大現(xiàn)象。本文將根據(jù)行為金融學(xué)的觀點，從行為人假設(shè)出發(fā)，對投資者情緒、內(nèi)在價值對IPO價格的作用進行了實證研究，并探討“新股跌破發(fā)行價”現(xiàn)象。

一、構(gòu)造投資者情緒指數(shù)

關(guān)于構(gòu)造投資者情緒指標(biāo)，有關(guān)研究文獻已經(jīng)從不同的角度提出一些可以借鑒的建議。Zweig(1973)用折扣率預(yù)測股價反轉(zhuǎn);Lee， Shleifer， Thaler(1991)認為投資者情緒可以解釋折扣率的變化特征，認為封閉式基金折扣率與投資者情緒是反相關(guān)的。在本文中，一方面根據(jù)Neal和Weatley(1998)的主張，另一方面考慮到折扣率是直接反映投資者投資需求與投資行為的，它是一個同步指標(biāo)。因此本文選用了指標(biāo)CEFDt(即當(dāng)日全部封閉式基金的價值加權(quán)平均折扣率)。

Baker，Stein(2004)建議股票交易量(更一般的講就是流動性)可以作為一個投資者情緒衡量指標(biāo)。在一個具有短期交易約束的市場中，只有在市場樂觀時，非理性的投資者才會參與股市，進而增加流動性，因此高流動性和價值高估一般是一致的。與此基本相似，Jones(2001)認為高交易量可以預(yù)測低市場回報。在本文中，一方面考慮到市場在不斷擴容，交易量呈現(xiàn)出不斷增長之趨勢，所以利用連續(xù)五期移動平均法，對交易量比率的對數(shù)值進行趨勢消除;另一方面，對投資者情緒而言，該時間序列變量是直接反映投資者投資需求與投資行為的，它是一個同步指標(biāo)。因此選用了指標(biāo)A股TURNt(即當(dāng)日的A股平均交易額(總交易量/上市公司數(shù))對數(shù)值的半年連續(xù)五期移動平均)。這樣不僅將有助于該變量及時識別交易量變化，而且能夠抓住市場結(jié)構(gòu)引起的突然變化。

西方學(xué)者認為IPO市場對投資者情緒也是敏感的。較高的上市首日投資收益率說明投資者的投資信心足、熱情高;較低的投資收益率說明了發(fā)行市場上的時機選擇(Stigler(1964)，Ritter(1991))。IPO投資收益率是一個基于投資者投資需求與投資行為的同步指標(biāo)。而IPO公司股票數(shù)是反映基于前一期的投資行為和市場走勢的采用股權(quán)融資的公司數(shù)目，對投資者情緒而言，它是滯后一期的指標(biāo)。因此本文采用了NIPOt+1和RIPOt兩個指標(biāo)。其中，NIPOt+1是半年內(nèi)首次公開發(fā)行股票的上市公司累計數(shù);RIPOt-1是半年內(nèi)IPO公司股票在上市首日的流通規(guī)模加權(quán)平均投資收益。當(dāng)然，也有許多其他因素可以解釋為什么IPO發(fā)行及其定價是隨時間變化的，但是它們大多數(shù)是通過影響投資者情緒，進而影響到IPO股票需求因素的，特別是對于上市交易歷史較短的新股，所以，本文沒有考慮。

Baker，Wurgler(2000)發(fā)現(xiàn)股權(quán)融資比重在其歷史底(頂)部時，下一年度的市場回報平均為27%(-8%)，這反映了那些由投資者情緒驅(qū)使的不合理定價公司股票在進行時機選擇。股權(quán)融資比重也可以反映投資者情緒?？紤]到它是反映基于前一期的投資行為和市場走勢的公司選用股權(quán)融資方式的比重，對投資者情緒而言，它是滯后一期的指標(biāo)。本文中采用了βt+1(即半年內(nèi)的股權(quán)融資比重)。

從上述文獻研究中可以看出，這五個時間序列變量都可以從各自的角度反映投資者情緒，同時如果單獨作為投資者情緒衡量指標(biāo)，它們在全面性、準(zhǔn)確性、及時性等方面，又都具有其美中不足之處，所以，無論哪一個指標(biāo)，都還不能稱之為一個較為合理的衡量指標(biāo)。構(gòu)造投資者情緒的合理衡量指標(biāo)St還需要綜合利用這五個時間序列變量。

另外，從理論上講，發(fā)達的股票市場有效性強，因此這五個時間序列變量又會同時共同受到經(jīng)濟發(fā)展與經(jīng)濟周期因素、監(jiān)管政策等因素，要從中分離出投資者情緒成分，還應(yīng)當(dāng)對這五個時間序列條件變量進行正交化處理。但是有關(guān)市場有效性的實證研究表明，目前我國股票市場還只是弱式有效的，其反映功能不夠強，因此可以認為這五個時間序列變量是獨立于經(jīng)濟因素，是五個時間序列條件變量，其共同影響因素中主要是投資者情緒。所以本文只進行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，并沒有對經(jīng)濟變量、政策變量做正交化處理。之后對這五個時間序列條件變量進行了主成分分析。基于這些變量的第一主成分，構(gòu)造一個衡量投資者情緒的成分指數(shù)指標(biāo)。

二、變量計算與模型設(shè)計

1、 評估IPO公司股票的內(nèi)在價值

陳信元、陳冬華和朱紅軍(2002)運用Ohlson(1995)剩余收益定價理論，通過考察會計信息的相關(guān)性，認為凈資產(chǎn)、收益和剩余收益對股價有較強的解釋能力，另外，規(guī)模和流通股比率在我國股票市場定價中具有較大作用。但是沒有考慮分紅規(guī)則、資本成本和公司存續(xù)期。由于剩余收益定價法具有“向前看”的預(yù)期邏輯，所以本文在剩余收益定價模型引入分紅支付政策、資本成本和公司存續(xù)期三個變量，并在公司存續(xù)期有限、剩余收益存續(xù)期有限情況下，把Ohlson剩余收益定價理論改進為預(yù)期內(nèi)在價值決定模型，計算預(yù)期股票內(nèi)在價值V。

2、 用投資者情緒、內(nèi)在價值預(yù)期和發(fā)行價值率建立條件特征模型，然后，融入流通比率、總股本和市凈率三個變量作為控制變量，建立多元橫截面回歸模型，分析投資者情緒、內(nèi)在價值對IPO價格以及新股價格的影響

新股股性沒有成型，由于投資者對該公司缺乏歷史信息，需要有個熟悉、了解過程，其股價還主要決定于投資者情緒、內(nèi)在價值預(yù)期;理論研究和實踐也都已經(jīng)表明上市公司股票內(nèi)在價值是IPO發(fā)行價、新股交易價格的基準(zhǔn)，而投資者情緒可能引起系統(tǒng)性、顯著的價格不合理反應(yīng)。如Frankel和Lee(1998)價值與市場交易價比率能夠預(yù)測未來3年內(nèi)的異?；貓蟆Ｓ捎诓缓侠韮r格很難識別，所以，我們采用Baker和Wurgler(2003)的條件特征模型，在橫截面上考察IPO發(fā)行價、新股交易價格在投資者情緒作用下投資者情緒、內(nèi)在價值預(yù)期和價值回歸的定價貢獻。由于股票內(nèi)在價值V是預(yù)期未來現(xiàn)金流的貼現(xiàn)值，用預(yù)期內(nèi)在價值決定模型計算的預(yù)期內(nèi)在價值V已經(jīng)包含了每股凈資產(chǎn)、凈資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)增長率、資本成本和公司存續(xù)期五個指標(biāo)，所以P/V是比發(fā)行市盈率更為綜合的指標(biāo)。

Fama和MacBeth(1993，1996)提出著名的“三要素定價模型”，認為公司規(guī)模、市凈率、每股凈資產(chǎn)對于股票價格具有無條件的預(yù)測能力;陳信元、陳冬華和朱紅軍(2002)運用Ohlson(1995)剩余收益定價理論，通過考察會計信息的相關(guān)性，認為凈資產(chǎn)、收益和剩余收益對股價有較強的解釋能力，另外，規(guī)模和流通股比率在我國股票市場定價中具有較大作用?？紤]到上市公司股票內(nèi)在價值V的綜合性，為了減少自變量之間的相關(guān)性，在條件特征模型中我們只引入了流通比率、總股本和市凈率三個變量。從而建立起多元橫截面條件回歸模型，合理分離股票定價中的內(nèi)在價值效應(yīng)、投資者情緒效應(yīng)、價值回歸效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)、市凈率效應(yīng)和流通比率效應(yīng)。

(1)對于發(fā)行價，由于沒有市場交易價，所以不考慮市凈率。其回歸模型如下:

P i0=a0+b1*Vi0+b2*(P/V)io+b3*Si0*(P/V)io+b4*(COM) io+b5*㏒(ME)

i0+ε0

其中，P i0是上市公司股票每股發(fā)行價;Vi0是上市公司股票每股內(nèi)在價值;(P/V)i0是上市公司股票每股發(fā)行價與上市公司股票每股內(nèi)在價值的比率;S i0是上市公司IPO時衡量投資者情緒的成分指數(shù)指標(biāo);(COM)i0是IPO時上市公司流通比率;(ME)i0是IPO時上市公司總股本。

(2)對于新股價格，回歸模型如下:

Pit=a +b1*Vit+b2*(P/V)it+b3*Sit*(P/V)it+b4*(COM)it+b5*㏒(ME)it+

b6㏒(BE/ME)it+ε

其中，Pit是在t時刻所在月的新股收市價均值;Vit是在t時刻的上市公司股票每股內(nèi)在價值;(P/V)it是在t時刻的上市公司股票每股發(fā)行價與上市公司股票每股內(nèi)在價值的比率;Sit是在t時刻的上市公司IPO時衡量投資者情緒的成分指數(shù)指標(biāo);(COM)it是在t時刻的上市公司流通比率;

(ME)it是在t時刻的上市公司總股本;(BE/ME)it是在t時刻新股的市凈率;其他變量的含義同上。

本文首先對全樣本進行了回歸分析，然后，分別對高P/V股票和低P/V股票、沒跌破發(fā)行價新股和跌破發(fā)行價新股進行了回歸分析，并進行比較研究。

三、樣本選擇與數(shù)據(jù)收集整理

本文選取了從2000年1月1日到2004年6月30日期間IPO的380家非金融性A股上市公司。這主要是由于在這一時期內(nèi)基本上采取了市場化的IPO發(fā)行定價方式。要求的IPO上市公司樣本為380家。數(shù)據(jù)主要來自金融界網(wǎng)站、證券之星網(wǎng)站、上海證券交易所網(wǎng)站、中證網(wǎng)。計算內(nèi)在價值用的凈資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)增長率應(yīng)當(dāng)是可持續(xù)的，因此，采用了連續(xù)三期移動平均值。有些上市公司由于在上半年發(fā)放股票股利、公積金轉(zhuǎn)增股本、配股等原因，股本發(fā)生了變動，本文對這些受股本變動影響的股票價格進行了處理，對相關(guān)的進行了調(diào)整。

對380家IPO上市公司樣本，按照P/V值從小到大對樣本進行排序，低P/V股票為序號在前面1/3范圍內(nèi)的上市公司樣本;高P/V股票為序號在后面1/3范圍內(nèi)的上市公司樣本。這樣按P/V值高低，把380家IPO上市公司樣本分成兩組。

四、實證研究結(jié)果與分析

IPO上市公司樣本的基本統(tǒng)計分析結(jié)果表明，2003年下半年發(fā)行股票36只，其中一半多跌破發(fā)行價，2004年上半年發(fā)行股票74家，有1/3強多跌破發(fā)行價。各期融資規(guī)?；旧蠜]有減少，但上市首日的投資收益呈明顯的遞減勢頭。

投資者情緒指數(shù)的主成分分析結(jié)果表明，第一、二主成分的累積貢獻率為0.7701，他們解釋了五個標(biāo)準(zhǔn)化時間序列信息的77%，而且其特征值為2.15、1.70，均大于1。所以用第一、二兩個主成分構(gòu)成投資者情緒指數(shù)。從投資者指數(shù)計算結(jié)果可以看出，在研究期間內(nèi)，投資者情緒指標(biāo)值基本上是遞減的。其中，在2000年上半年到2001年上半年，投資者情緒指標(biāo)值為正，但是其絕對值遞減;在2001年下半年2004年，投資者情緒指標(biāo)值為負，但是其絕對值遞增。

IPO發(fā)行收益率與新股上市交易收益率的回歸分析主要結(jié)果如表1、2、3、4、5所示1。

表1 全樣本的回歸分析

VP/VS *(P/V)

相關(guān)系數(shù)參數(shù)估計值相關(guān)系數(shù)參數(shù)估計值相關(guān)系數(shù)參數(shù)估計值

樣本數(shù)

F檢驗

發(fā)行

收益率

數(shù) 值-0.15956-0.00925-0.08294-0.019540.415170.03119

顯著性水平0.0018<0.00010.10650.1107<.0001<0.0001

380

21.34

<0.0001

交易

收益率

數(shù) 值-0.08562-0.003850.284740.018570.310250.01166

顯著性水平0.01090.0109<0.0001<0.0001<0.0001<0.0001

863

72.72

<0.0001

數(shù)值絕對距離-0.07394-0.0054-0.36768-0.038110.104920.01953

數(shù)值相對距離0.4634 0.5838 4.4331 1.9504 0.2527 0.6262

表2 高P/V新股票的回歸分析

VP/VS *(P/V)

相關(guān)系數(shù)參數(shù)估計值相關(guān)系數(shù)參數(shù)估計值相關(guān)系數(shù)參數(shù)估計值

樣本數(shù)

F檢驗

發(fā)行

收益率

數(shù) 值-0.21875-0.02013-0.05385-0.010020.327860.01665

顯著性水平0.01880.00090.56760.49450.0003<0.0001115

5.4

0.0002

交易

收益率

數(shù) 值0.13057-0.016950.102140.011440.335170.00997

0.02920.00680.08860.0207<0.0001<0.0001

279

18.00

<0.0001

數(shù)值絕對距離-0.34932-0.00318-0.15599-0.02146-0.007310.00668

數(shù)值相對距離1.5969 0.1580 2.8968 2.1417 -0.0223 0.4012

表3 低P/V新股票的回歸分析

VP/VS *(P/V)

相關(guān)系數(shù)參數(shù)估計值相關(guān)系數(shù)參數(shù)估計值相關(guān)系數(shù)參數(shù)估計值

樣本數(shù)

F檢驗

發(fā)行

收益率

數(shù) 值-0.34268-0.012480.06255-0.266430.48850.08117

顯著性水平0.0002<0.00010.50850.0061<.0001<0.0001

114

15.98

〈0.0001

交易

收益率

數(shù) 值0.034650.005940.365460.230390.251850.0247

顯著性水平0.56720.004<.0001<0.0001<0.00010.0004

275

16.22〈0.0001

數(shù)值絕對距離-0.37733-0.01842-0.30291-0.496820.236650.05647

數(shù)值相對距離1.1011 1.4760 -4.8427 1.8647 0.4844 0.6957

表4 沒跌破發(fā)行價的回歸分析

VP/VS *(P/V)

相關(guān)系數(shù)參數(shù)估計值相關(guān)系數(shù)參數(shù)估計值相關(guān)系數(shù)參數(shù)估計值

樣本數(shù)

F檢驗

發(fā)行

收益率

數(shù) 值-0.13034-0.0079-0.11777-0.022230.414690.02692

顯著性水平0.0145<0.00010.02740.0469<.0001<0.0001

351

19.18

〈0.0001

交易

收益率

數(shù) 值-0.11807-0.004490.263650.017420.324510.01254

顯著性水平0.00130.0059<0.0001<0.0001<0.0001<0.0001

742

53.06

〈0.0001

數(shù)值絕對距離-0.01227-0.00341-0.38142-0.039650.090180.01438

數(shù)值相對距離0.0941 0.4316 3.2387 1.7836 0.2175 0.5342

表5 跌破發(fā)行價的回歸分析

VP/VS *(P/V)

相關(guān)系數(shù)參數(shù)估計值相關(guān)系數(shù)參數(shù)估計值相關(guān)系數(shù)參數(shù)估計值

樣本數(shù)

F檢驗

發(fā)行

收益率

數(shù) 值-0.0829-0.00219-0.08485-0.04003-0.30047-0.0139

顯著性水平0.6690.44860.66160.25690.11320.1002

29

0.91

0.4944

交易

收益率

數(shù) 值-0.057050.004550.314590.0399-0.244870.00549

顯著性水平0.53950.28390.00050.05630.00750.6365

118

7.06

〈0.0001

數(shù)值絕對距離-0.02585-0.00674-0.39944-0.07993-0.0556-0.01939

數(shù)值相對距離0.3118 3.0776 4.7076 1.9968 0.1850 1.3950

從模型的三個統(tǒng)計檢驗可以看出，模型的兩個擬合優(yōu)度都較高，在給定顯著性水平α=0.0001條件下回歸方程也是顯著成立的，回歸方程中的六個變量也都在相當(dāng)高的顯著水平上顯著。因此，根據(jù)上面研究結(jié)果，我們可以得出以下結(jié)論:

1、 對于全樣本，從相關(guān)系數(shù)來看，與市場價相比較，發(fā)行價的內(nèi)在價值相關(guān)系數(shù)比較高，同時P/V、S*P/V的相關(guān)系數(shù)不高，而且遠小于市場價的對應(yīng)相關(guān)系數(shù);這說明大多數(shù)上市公司的IPO定價主要考慮了價值因素，然而，考慮發(fā)行價值比率及投資者情緒的上市公司卻不夠多，盡管發(fā)行價值比率及投資者情緒對于新股市場交易價有著較大的作用，由此可見，一些新股跌破發(fā)行價就在所難免。

從參數(shù)估計值來看，發(fā)行價的P/V參數(shù)估計值要比市場價的參數(shù)估計值高108%，說明P/V的發(fā)行價定價貢獻過高，然而，發(fā)行價的S*P/V參數(shù)估計值要比市場價的低31.8%，對投資者情緒因素的考慮程度略現(xiàn)不足。這不僅又從這個角度印證了大多數(shù)上市公司過多注重價值因素，并給予了較大的權(quán)重，而且也解釋了我國長期以來IPO投資收益率過高。這是由于投資者情緒對于市場價有更大的正定價貢獻作用，這樣股票一旦上市，投資者情緒效應(yīng)充分顯現(xiàn)，市場交易價就在發(fā)行價的基礎(chǔ)上再上升。因此，這也部分地解釋了IPO的三大異?，F(xiàn)象(即IPO定價低、市場偏熱和長期行為不佳)之一——IPO定價低。

這些也說明了我國新股跌破發(fā)行價的重要原因。那就是因為沒有考慮投資者情緒因素，或者是因為考慮投資者情緒因素不充分。在2000年到2001年，一直到2002年上半年投資者情緒較高，盡管其絕對值在遞減，但是投資者情緒指標(biāo)始終取正值，因而具有正定價貢獻，即使IPO定價虛高(相對于其內(nèi)在價值)，也不太顯現(xiàn);但是自2002年下半年開始，特別是從2003年下半年到2004年6月，受各方面因素影響，投資者情緒持續(xù)低落，投資者情緒指標(biāo)轉(zhuǎn)為負值，其絕對值在遞增，所以投資者情緒具有負的定價貢獻，而且其負作用也越來越大，因此IPO定價虛高現(xiàn)象就逐漸浮出水面。

2、 對于定價較高(即高P/V)的IPO股票和定價較低(即低P/V)的IPO股票，從相關(guān)性看，兩種股票的IPO考慮V和P/V的上市公司基本相當(dāng)，也基本合適，但是對于投資者情緒因素，低P/V股票不僅考慮的上市公司較少，而且賦予的權(quán)重極不合理，幾乎不予以考慮，說明此類股票發(fā)行定價很不合理，具有較大的套利空間;二者賦予P/V的權(quán)重也不同，低P/V股票較為注重P/V控制。這解釋了兩種股票在投資收益和風(fēng)險這兩個方面的差別。盡管高P/V的IPO股票對于投資者情緒的考慮存在明顯不足(比市場價的S*P/V參數(shù)估計值低40.9%)，但是它們?nèi)匀槐鹊蚉/V的IPO股票的S*P/V參數(shù)估計值高許多，因此它們的IPO定價中投資者情緒定價貢獻成分較大。而這部分很容易受到各個方面因素的影響，穩(wěn)定性較差，再加上發(fā)行價較高，所以，高P/V的IPO股票投資收益較小，風(fēng)險卻較大，不存在風(fēng)險補償。

3、沒跌破發(fā)行價的新股在發(fā)行時，內(nèi)在價值因素和發(fā)行價值比率考慮的較多，投資者情緒考慮的IPO較多;由此可以看出，新股跌破發(fā)行價的原因主要在于:一個是對內(nèi)在價值因素賦予了較小的權(quán)重;二個是幾乎沒有考慮對這些股票的投資信心如何及其變化。

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注:由于本文重點在于分析投資者情緒、內(nèi)在價值對IPO價格以及新股價格的影響，所以，限于篇幅表中并沒有列示其他三個變量。

(作者通訊地址:上海對外貿(mào)易學(xué)院會計學(xué)院上海 201620)