于申珅

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我國IPO溢價(jià)影響因素研究

于申珅

摘要：本文針對2014年新股發(fā)行改革后的我國IPO溢價(jià)現(xiàn)象進(jìn)行了研究。本文利用多元線性回歸模型對我國的新股發(fā)行溢價(jià)現(xiàn)象進(jìn)行實(shí)證研究，依據(jù)發(fā)行時(shí)市盈率對其進(jìn)行分組研究。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，發(fā)行時(shí)市盈率、中簽率、主承銷商聲譽(yù)等指標(biāo)對我國IPO溢價(jià)均產(chǎn)生了不同程度的影響，政府行政干預(yù)是導(dǎo)致我國IPO溢價(jià)的最重要因素。最后，本文結(jié)合實(shí)證結(jié)果及相關(guān)理論提出避免政府行政性定價(jià)，推進(jìn)我國股票發(fā)行制度從核準(zhǔn)制向注冊制轉(zhuǎn)變等一系列政策建議。

關(guān)鍵詞：IPO溢價(jià)；多元線性回歸模型；行政定價(jià)；注冊制

一、 導(dǎo) 言

2014年我國IPO市場有125只新股陸續(xù)發(fā)行，形成670億元的總募資規(guī)模，但是筆者發(fā)現(xiàn)幾乎所有新股均不同程度地存在溢價(jià)現(xiàn)象。新股發(fā)行溢價(jià)表現(xiàn)為新股發(fā)行上市后的收盤價(jià)與發(fā)行價(jià)相比有了一個(gè)大幅的提升，新股認(rèn)購者可以從中獲得超額的回報(bào)。嚴(yán)重的新股發(fā)行溢價(jià)會(huì)在股票市場中造成很多不良效應(yīng)。因此，盡可能全面地找出影響我國新股發(fā)行溢價(jià)的因素并提出對應(yīng)的有價(jià)值的政策建議十分重要。

筆者調(diào)查了解到當(dāng)前證監(jiān)會(huì)對新股發(fā)行的窗口指導(dǎo)，即行政定價(jià)對新股發(fā)行有著重要影響。因此，本文對制度因素及行政干預(yù)對新股發(fā)行溢價(jià)的影響進(jìn)行了著重調(diào)查研究。此外，主承銷商聲譽(yù)、中簽率、行業(yè)收益率等因素都對新股發(fā)行溢價(jià)有著不同程度的影響，本文也將這些因素考慮在內(nèi)。

二、 相關(guān)理論與文獻(xiàn)綜述

我國股票市場還處在發(fā)展的初級階段。針對IPO溢價(jià)問題，我國的研究方向存在兩個(gè)誤區(qū)：首先是我國在IPO溢價(jià)問題研究中大多套用國外經(jīng)典理論展開分析，討論其適用性，研究浮于表面缺少實(shí)質(zhì)內(nèi)涵，無法為解決現(xiàn)實(shí)問題提供理論性指導(dǎo)；其次是我國該方面的研究往往集中在溢價(jià)現(xiàn)象本身，而缺少針對溢價(jià)問題的實(shí)際的解決方法，不能提出建設(shè)性的改革意見與實(shí)踐舉措。

本文認(rèn)為我國對IPO溢價(jià)的研究首先要從細(xì)節(jié)入手，并有針對性的提出解決方案與對策。本文將在后面以本次新股發(fā)行改革后上市發(fā)行的股票為研究對象，對影響我國新股發(fā)行溢價(jià)的因素進(jìn)行實(shí)證研究，根據(jù)實(shí)證結(jié)果提出政策建議。

三、 研究設(shè)計(jì)

(一) 被解釋變量與解釋變量

1、 被解釋變量

新股發(fā)行溢價(jià)Y=破板收盤價(jià)/發(fā)行價(jià)—1

破板收盤價(jià)是指新發(fā)行的股票打開漲停板或跌停板那一天的收盤價(jià)。本文不以上市首日收盤價(jià)/發(fā)行價(jià)—1作為衡量IPO溢價(jià)程度的指標(biāo)是因?yàn)樾鹿砂l(fā)行上市初期可能不滿足市場有效性假設(shè)，新股上市首日的市場價(jià)格可能會(huì)圍繞其均衡價(jià)值上下徘徊。并且根據(jù)現(xiàn)行新股發(fā)行制度，新股發(fā)行首日價(jià)格波動(dòng)幅度上下不得超過44%，因此無法通過首日價(jià)格波動(dòng)來衡量新股發(fā)行溢價(jià)程度。而一般認(rèn)為新股發(fā)行上市破板后，新股的市場供需關(guān)系會(huì)逐漸走向均衡，投資者也會(huì)減少盲目跟風(fēng)追求打新利益的行為，此時(shí)的股票市場價(jià)格與IPO股票的市場均衡價(jià)值較為接近?？紤]上述原因，本文把破板收盤價(jià)/發(fā)行價(jià)—1作為衡量IPO溢價(jià)程度的指標(biāo)，作為本文的被解釋變量。

2、 解釋變量

X1：首發(fā)數(shù)量。首發(fā)數(shù)量和新股發(fā)行溢價(jià)率兩者呈負(fù)相關(guān)的關(guān)系。

X2：首發(fā)前總股本。公司的規(guī)模在一定程度上可以通過首發(fā)前總股本來反映。首發(fā)前總股本與新股發(fā)行溢價(jià)率兩者間呈負(fù)相關(guān)的關(guān)系。

X3：首發(fā)募集資金。二級市場炒作難度隨著首發(fā)募集資金的增多而增大，IPO溢價(jià)的可能性也就隨之降低，因此首發(fā)募集資金與IPO溢價(jià)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

X4：發(fā)行時(shí)市盈率。人們通常把市盈率作為衡量新股發(fā)行內(nèi)在價(jià)值的重要標(biāo)準(zhǔn)，具有較低的發(fā)行時(shí)市盈率的公司一般具有高內(nèi)在價(jià)值，具備良好的成長性與盈利性，因而投資價(jià)值較高，對投資者的投資欲望能夠產(chǎn)生刺激作用，從而促使新股發(fā)行溢價(jià)水平升高。

X5：中簽率。中簽率是用來反映投資者對新股發(fā)行需求量的指標(biāo)，中簽率和IPO溢價(jià)程度兩者間呈負(fù)相關(guān)的關(guān)系。

X6：主承銷商聲譽(yù)。承銷商擁有比發(fā)行人更有利的資本市場及發(fā)行定價(jià)方面信息。本文用證券業(yè)協(xié)會(huì)發(fā)布的2013年券商經(jīng)營業(yè)績排名來表示主承銷商聲譽(yù)，將主承銷商聲譽(yù)用虛擬變量來表示，排名前十的用1表示，表明在第十名以后的用0表示。

X7：破板當(dāng)日換手率。我們可以通過破板當(dāng)日換手率來反映市場上的投機(jī)程度。

X8：資產(chǎn)負(fù)債率。上市公司的資產(chǎn)負(fù)債率可以反映其負(fù)債水平及業(yè)績水平，其與新股發(fā)行溢價(jià)率呈負(fù)相關(guān)的關(guān)系。

X9：資產(chǎn)。資產(chǎn)與首發(fā)前總股本一樣可以代表公司的規(guī)模，因此資產(chǎn)與IPO溢價(jià)率也呈反比。

X10：破板日行業(yè)收益率。行業(yè)信息是大多數(shù)投資者進(jìn)行投資決策的重要依據(jù)之一。破板日行業(yè)收益率與IPO溢價(jià)率兩者間呈正相關(guān)的關(guān)系。

X11：流通股比例。若流通股比例過高，那么老股東對公司質(zhì)量的擔(dān)保作用就會(huì)降低，IPO溢價(jià)率就會(huì)降低。因此流通股比例與IPO溢價(jià)率呈負(fù)的相關(guān)關(guān)系。

(二) 模型選擇

本文的實(shí)證模型采用多元參數(shù)回歸模型，本文采用如下所示的參數(shù)回歸方程：

Y=a+b1x1+b2x2+…+bixi其中i=1,2,3,…,n

(三) 數(shù)據(jù)選取及理由

本文旨在對受新股發(fā)行政策因素，及其他一系列影響因素影響下的我國股票市場進(jìn)行分析，本文選取從新股發(fā)行改革以來，2014年1月17日到2014年12月30日共125只股票作為樣本研究對象。樣本時(shí)間長達(dá)348天。數(shù)據(jù)來源為同花順數(shù)據(jù)庫。

四、實(shí)證研究

(一) 描述性統(tǒng)計(jì)

下面對實(shí)證變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)。表1通過描述變量最小值、最大值、平均值和標(biāo)準(zhǔn)差這些統(tǒng)計(jì)要素來反映影響IPO溢價(jià)因素的總體分布規(guī)律和極值特征。

表1實(shí)證變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表1中，被解釋變量均值為1.7470,最大值和最小值分別為11.1131與0.1361，說明我國新股發(fā)行中存在較為嚴(yán)重的溢價(jià)現(xiàn)象。發(fā)行時(shí)市盈率的均值為23.8207，最大值和最小值分別為51.37和6.23，反映出我國發(fā)行時(shí)市盈率整體徘徊于政府行政定價(jià)要求的23倍市盈率的左右，市場上的發(fā)行時(shí)市盈率有著超過23倍的趨勢。換手率均值達(dá)到5.2492%，最大值為84.372%，反映出二級市場中的新股供需關(guān)系整體較為正常，但部分投資者存在情緒畸高的現(xiàn)象，需要抑制其投機(jī)行為。中簽率均值為1.0678%，最小值為0.28%，反映我國股票一級市場對新股申購的需求量一般，部分的不平衡供需關(guān)系會(huì)導(dǎo)致IPO溢價(jià)程度大幅上升。行業(yè)破板當(dāng)日收益率均值為1.2013%,行業(yè)因素對IPO溢價(jià)程度也會(huì)產(chǎn)生影響。

(二) 相關(guān)性檢驗(yàn)

下面通過相關(guān)性檢驗(yàn)來反映變量兩兩之間的相關(guān)性程度，若變量之間的相關(guān)性超過0.6則對變量進(jìn)行篩選剔除，以此來防止可能存在的多重共線性和偽回歸的問題。

表2實(shí)證變量相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可以得出：大部分實(shí)證變量具有較好的獨(dú)立性，首發(fā)數(shù)量與首發(fā)前總股本、首發(fā)募集資金、資產(chǎn)間的相關(guān)性很高，系數(shù)分別為0.9705、0.9052、0.9815。模型可能存在多重共線性的問題。因此，本文為消除偽回歸的影響在下文的多元回歸模型估計(jì)中刪除相關(guān)性較高的變量首發(fā)數(shù)量、首發(fā)前總股本與資產(chǎn)，保留首發(fā)募集資金。

(三) 實(shí)證過程及結(jié)果

對于BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)而言，10像素組的特征矩陣與PNN相同，是一個(gè)27維的特征向量，所以BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)輸入端設(shè)置為27個(gè)輸入神經(jīng)元，輸出端和PNN神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)一樣設(shè)置為10個(gè)神經(jīng)元（10個(gè)文字種類）至于隱含層，根據(jù)經(jīng)驗(yàn)公式取10較為穩(wěn)定，學(xué)習(xí)率取0.1，在和PNN相同的400個(gè)文字樣本庫中選擇300個(gè)進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)訓(xùn)練，剩下100個(gè)作為測試樣本，根據(jù)以上主要參數(shù)進(jìn)行BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)的構(gòu)建、訓(xùn)練和識(shí)別。

1、 多元參數(shù)回歸模型估計(jì)

筆者從證券公司內(nèi)部了解到發(fā)行時(shí)市盈率是我國新股發(fā)行定價(jià)的重要依據(jù)，2014年發(fā)行的股票都是以2013年扣除非經(jīng)常性損益后孰低的凈利潤除以發(fā)行后的股本來計(jì)算每股收益的，再乘以現(xiàn)行行政指導(dǎo)下的不超過23倍的市盈率，最后得出發(fā)行價(jià)。本文將把發(fā)行時(shí)市盈率作為實(shí)證研究分組的衡量標(biāo)準(zhǔn)，依據(jù)發(fā)行時(shí)市盈率將數(shù)據(jù)分為三組，第一組有41個(gè)樣本，市盈率皆小于21；第二組有45個(gè)樣本，市盈率在21和23之間；第三組有39個(gè)樣本，市盈率超過23。在下文中，筆者將對三組數(shù)據(jù)分別進(jìn)行分組回歸，再進(jìn)行總體組回歸，在各組之間的回歸結(jié)果中尋找共性及差異，最后總結(jié)出結(jié)論，提出建議。

本文運(yùn)用Eviews6.0來進(jìn)行多元參數(shù)回歸模型估計(jì)，運(yùn)用逐步回歸法對三個(gè)分組及總體分別進(jìn)行回歸，得到組一、二、三以及總體組的最優(yōu)回歸模型。

組一，市盈率<21：Y = 4.927 - 0.0951X4 - 0.8194X5 + 0.3824X6 -0.0151X8

組二，21≤市盈率<23：Y = 9.5894- 0.3744X4 - 1.075X5 + 0.6932X6 - 0.038X8

組三，市盈率≥23：Y = 1.578 - 0.4784X5 + 0.1959X6 - 0.0096X7 + 1.4439X10

總體：Y = 3.3023 - 0.034X4 - 0.7609X5 + 0.3696X6 - 0.0109X7

2、 多元參數(shù)回歸模型檢驗(yàn)

本文將在下面對模型的回歸系數(shù)顯著性、整體擬合度依次進(jìn)行檢驗(yàn)。

⑴回歸系數(shù)分析

下面將對三組以及總體回歸分別進(jìn)行回歸系數(shù)分析。

下表組一的回歸系數(shù)分析結(jié)果說明除了主承銷商聲譽(yù)，發(fā)行時(shí)市盈率、中簽率、資產(chǎn)負(fù)債率和常數(shù)均通過了顯著性檢驗(yàn)。雖然主承銷商聲譽(yù)對新股發(fā)行溢價(jià)的解釋能力有限，但是其顯著性超過了剩余的其他變量，所以保留該變量，其與IPO溢價(jià)呈正相關(guān)關(guān)系。

下表組二的回歸系數(shù)說明除了資產(chǎn)負(fù)債率外，發(fā)行時(shí)市盈率、中簽率與主承銷商聲譽(yù)皆沒有通過顯著性檢驗(yàn)。分組二與分組一的解釋變量相同，但是對模型的影響的顯著水平較分組一低，但由于其顯著性超過了剩余的其他變量，所以這里也保留這些變量變量。

從下表組三可以看出，中簽率、破板日換手率與破板日行業(yè)超額收益率的P值小于0.05，均通過了顯著性檢驗(yàn)。主承銷商聲譽(yù)的顯著性超過了剩余的其他變量，所以保留該變量。

從下表總體可以看出，發(fā)行時(shí)市盈率與中簽率通過了顯著性檢驗(yàn)，而主承銷商聲譽(yù)與破板日換手率的P值大于0.05，沒有通過顯著性檢驗(yàn)。主承銷商聲譽(yù)顯著性超過了剩余的其他變量，所以保留變量。

⑵擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

本文用決定系數(shù)和校正的決定系數(shù)來量多元線性回歸模型的優(yōu)劣。數(shù)據(jù)表明四組模型的擬合效果較為一般。

(四) 實(shí)證結(jié)果分析

本文以新股發(fā)行改革后的2014年中國股票市場為研究背景，對我國新股發(fā)行溢價(jià)的影響因素進(jìn)行實(shí)證研究，主要得到以下三點(diǎn)結(jié)論:

1、發(fā)行時(shí)市盈率在第一、二分組以及在總體中對我國IPO溢價(jià)均產(chǎn)生了顯著影響，分析其影響規(guī)律可以發(fā)現(xiàn)發(fā)行時(shí)市盈率越低其對我國IPO溢價(jià)的影響程度就越深，而當(dāng)市盈率大于23時(shí)其對我國IPO溢價(jià)的影響卻并不顯著。這說明政府的行政定價(jià)對我國IPO溢價(jià)產(chǎn)生了不可忽視的影響力。而控制市盈率范圍是我國政府部門用來進(jìn)行行政定價(jià)的重要措施。我國為解決IPO溢價(jià)不應(yīng)該限制市盈率，政府應(yīng)放棄行政定價(jià)轉(zhuǎn)而走向市場化定價(jià)。

2、中簽率在各個(gè)分組模型中均顯著。中簽率用以反映新股的需求量，如果中簽率低說明新股的需求量教大，新股發(fā)行溢價(jià)程度隨之也會(huì)較高。我國投資者普遍對新股抱有極高的投資熱情，這一現(xiàn)象表明我國的一級市場與二級市場之間難以平衡，新股的定價(jià)往往存在過低的問題從而引發(fā)我國投資者們?yōu)楂@利紛紛前往一級市場打新股，巨大的新股需求量促使形成過高的IPO溢價(jià)率。

3、主承銷商聲譽(yù)X6在前三分組中對被解釋變量都產(chǎn)生了一定的影響力，且主承銷商聲譽(yù)與新股發(fā)行溢價(jià)呈正相關(guān)關(guān)系，即主承銷商聲譽(yù)越好，新股發(fā)行溢價(jià)越嚴(yán)重。這一發(fā)現(xiàn)不得不讓筆者質(zhì)疑我國承銷商的定價(jià)能力，因此我國承銷商應(yīng)該反思在提高聲譽(yù)排名的同時(shí)要提升定價(jià)這一專業(yè)能力。

五、政策建議

本部分在考慮到我國股票市場實(shí)際的前提下，根據(jù)上文得出的實(shí)證結(jié)果及結(jié)論提出以下三點(diǎn)政策建議：

1、市場化定價(jià)，避免政府行政化定價(jià)。我國股票市場自從誕生起就存在著政府過度干預(yù)的問題，政府人為地將新股IPO定價(jià)壓低，扭曲定價(jià)。針對以上問題，筆者建議我國政府要盡量避免對股票市場的行政干預(yù)，讓市場來對股票定價(jià)，讓真正有潛力的公司能夠在資本市場得到有效地資源配置，充分發(fā)揮市場選擇機(jī)制，從根源處緩解我國IPO高溢價(jià)的問題。

2、積極推進(jìn)核準(zhǔn)制向注冊制改革。我國要解決IPO溢價(jià)的問題必須要從制度上解決，即大力推進(jìn)核準(zhǔn)制向注冊制改革。筆者認(rèn)為，我國可以借鑒香港及美國的做法，即不明確設(shè)定證券發(fā)行條件，任何企業(yè)只要滿足信息披露的要求便可以公開發(fā)行證券。在注冊制中，監(jiān)管者不再處于絕對地位，上市公司充分披露信息，由市場對股票進(jìn)行選擇并定價(jià)。

3、提高承銷商定價(jià)能力。一方面我國應(yīng)努力營造一個(gè)良好的承銷商聲譽(yù)機(jī)制，引導(dǎo)承銷商之間進(jìn)行良性的競爭以此來提高自己的聲譽(yù)；另一方面，我國承銷商的定價(jià)能力亟需提高。我國券商要加大人才引進(jìn)力度，提高專業(yè)技能，在實(shí)踐中走向成熟。(作者單位：蘇州大學(xué))

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