論文摘要：影響IPO抑價的因素很多，除了市場氣氛以外，基于前人的研究，抑價還與公司的發行規模、發行市盈率、上市首日換手率、發行前一年凈資產收益率等有關，要使有關市場氣氛和IPO抑價關系的結論更加明確和具體，必須控制這些因素對IPO抑價的影響。
《時代金融》雜志是經國家新聞出版總署批準，由中國人民銀行昆明中心支行主管、時代金融雜志社主辦，國內外公開發行的全國性綜合金融經濟理論類刊物。國際標準刊號：ISSN1672-8661;國內統一刊號：CN53-1195/F;郵發代號：64-70。2005年被云南省新聞出版局列為“全省重點關注和扶持發展期刊”和云南省郵政發行系統推薦的“百家重點發行征訂刊物”;2006年在云南省新聞出版局組織的全省期刊評選中獲“優秀期刊”獎。
關鍵詞：上證綜指,市場氣氛,抑價,時代金融
一、引言
首次公開發行股票(InitialPublicOfferings)簡稱IPO，是指一家公司的股票第一次向公眾投資者公開發行，并隨即在證券交易所掛牌上市進行交易。研究表明，公司股票在首次公開發行后普遍存在IPO抑價現象(IPOunderpricing)，即新股的發行價明顯低于其上市首日的收盤價，新股在上市首日即能獲得顯著的超額回報。
對IPO抑價現象最早的研究是西方學者Reilly和Hatfield在1969年開始的。從那以后，對IPO抑價的研究開始流行，IPO抑價亦成為行為金融學的一個重點內容和研究熱點。20世紀80年代以來，經濟學家從不同角度出發對新股首次公開發行問題進行了研究，并由此形成了許多關于抑價原因的理論，如信息不對稱假說(TheAsymmetricInformationHypothesis)、信號假說(TheSignalingHypothesis)、流行效應假說(TheBandwagonEffectsHypothesis)、投資銀行聲譽假說(TheInvestmentBankReputationHypothesis)、市場氣氛假說(TheMarketAtmosphereHypothesis)及投機泡沫假說(TheSpecu1ativeBubbleHypothesis)等。雖然國外解釋IPO發行抑價的理論繁多，但是由于IPO所涉及問題的復雜性，事實上至今仍然沒有一個統一的能夠解釋IPO抑價問題的理論。
1997年以來國內學者也開始對中國股市IPO抑價問題進行了系統的研究，其中也不乏涉及大盤指數與IPO抑價關系的分析。王晉斌(1997)選取1997年1月8日到6月27日在滬市上市的52只新股為樣本，對Rock模型進行了檢驗。宋逢明、梁洪峋(2001)以1999年上市的90多只股票為實證對象，對IPO抑價進行研究。任柏強、張一力、易曉文(2001)通過1999年發行的92只新股對大盤指數與新股抑價之間關系進行實證研究。戴曉鳳、張清海(2005)將股票上市時的市場氣氛作為虛擬變量來研究，劃分牛市和熊市區間段，對我國1998年至2003年A股IPO抑價進行實證研究。田高良、王曉亮(2007)對2001年5月15日至2005年6月7日在深滬兩市上市的288只A股新股進行研究，以求證發行價、市場氣氛、上市首日換手率、資產規模這幾個變量對IPO抑價的影響。國內相關文獻研究結論并不一致，這可能與樣本選擇有一定的關系。同時由于我國IPO市場的制度和背景的特殊性，因此在不同的市場制度和市場狀況下，對于不同的行業、不同的公司，以不同角度為出發點的理論都會具有不同程度的解釋能力。
我國現有的對IPO抑價的研究多是以2005年以前的數據為研究樣本。對2006年以來的新上市的樣本公司涉及較少，不能完全反映當前我國證券市場的現狀。進入2005年，中國股市進行了重大的制度創新——股權分置改革，同時暫停了IPO新股發行。直至2006年05月17日,中國證監會正式頒布并施行《首次公開發行股票并上市管理法》，IPO得以重新啟動。在這種新的背景下，新股發行的抑價程度，影響抑價的因素是否發生變化值得探討。因此本文試圖結合滬市市場氣氛對上海A股新股抑價進行相關分析，探索股改后上證綜指與IPO抑價的關系，以期提出完善我國證券市場制度建設，降低新股抑價的政策建議。
二、對上證綜指及IPO抑價的直觀分析
“上海證券綜合指數”是上海證券交易所編制的,以上海證券交易所掛牌上市的全部股票為計算范圍,以發行量為權數的加權綜合股價指數，上證綜指反映了上海證券交易市場的總體走勢。筆者對1993—2008年的上證綜指年收盤點數和相應年份的滬市IPO年平均抑價率進行了統計，見圖1。
圖11993-2008年上證綜指年收盤點數與滬市IPO年平均抑價率對比
如圖1所示，雖然從整體走勢上，兩條折線有差別，但在某些時間段里，兩條折線的走勢比較相像，分別是：1996-1998年、1999-2000年、2006-2007年隨著上證行情的逐步走牛，上交所新股的IPO抑價率亦逐步提高;1993-1994年、2001-2005年、2007-2008年上證綜指下行時，IPO抑價率也出現了階段性低點;比較背離的一段是：1995-2000年，當證券市場走出低谷，不斷向上走高時，而IPO抑價率出現持續的下跌。筆者認為，出現此種現象的原因可能與IPO公司的數量有關。1996年到1998年的IPO數量明顯高于之前的年份，市場進入急速擴容期，由于股票的供給增加，以及發行制度的不斷完善，使新股上市首日的抑價程度有所降低。
通過對歷年上證綜指與IPO抑價率的趨勢變化進行分析，筆者發現通常在證券市場處于牛市時，年平均IPO抑價率會逐步上升，而當證券市場處于明顯的熊市階段時，年平均IPO抑價率亦有下降的趨勢。 三、實證研究設計
(一)樣本數據的選取及處理
本文選取重啟IPO之后即2006年至2008年底在上交所上市的A股新股作為研究樣本(剔除以換股方式發行的“上海電氣”、“中國鋁業”、“太平洋”)，樣本容量為41。其中2006年13家，2007年23家，2008年5家。樣本公司發行上市的所有數據來源于通達信證券分析系統、大智慧軟件、新浪網財經頻道、鳳凰網財經頻道。在研究過程中收集了新股的發行價格、上市首日收盤價格、新股發行日及上市日上證綜指的收盤價、發行規模、發行市盈率、上市首日換手率、發行前一年凈資產收益率、2006年初至2008年底的上證綜指日收盤價等相關指標。本文的實證分析使用Excel2007進行數據整理，使用Eviews3.1統計分析軟件進行統計分析。
(二)IPO抑價程度的衡量指標及統計描述
國內學者在對IPO抑價水平進行回歸分析時通常用以下幾個指標衡量抑價程度：
1.IPO初始收益率，計算公式為：
式中：為新股i上市首日的初始收益率，表示其上市首日的收盤價，表示其發行價。
2.IPO超額收益率，該指標剔除了從股票發行日到上市日市場收益率變動的影響。計算公式為：
式中：為新股i首日超額收益率，為新股i上市首日市場指數的收盤價，為新股發行日市場指數的收盤價。本文此處選取上證綜指作為市場指數。
3.經過調整的IPO對數收益率，在回歸分析中有時為了減少異方差對回歸分析的影響，會對抑價做自然對數的變換以弱化極端值的離群趨勢。計算公式為：
式中：為新股i經過調整的對數收益率。
表1IPO抑價的統計描述
指標
均值
中位數
最大值
最小值
標準差
IR(%)
81.72122
68.54167
329.5259
0.000000
65.25276
AR(%)
79.80878
67.24655
327.6515
-1.232252
64.10838
LR(%)
52.82762
49.81634
143.8941
-1.224721
30.39076
表1給出IPO抑價的描述統計結果。從表中發現股改后我國上證A股市場新股抑價現象還是存在的，IPO初始收益率和超額收益率的平均值仍然較高，2006年至2008年樣本股票的初始收益率平均值為81.72%，超額收益率為79.81%，此數值仍然遠高于正常的無風險收益以及其他國家股票市場中的IPO抑價率。
在本文的多元回歸模型中，筆者采用經過調整的IPO對數收益率作為被解釋變量。
(三)市場氣氛的衡量
本文利用“市場氣氛”這一指標來刻畫上證綜指的狀況。在以前的IPO抑價研究中，對于市場氣氛這一指標基本上都是從理論上進行分析，曾有學者直接運用大盤指數來作為量化指標。也有一些研究將其作為虛擬變量來研究：數據處理先按照大盤的走勢，劃分牛市和熊市區間段，然后按各上市公司的上市時間，把在牛市時上市的股票歸為一類，熊市時上市的股票歸為另一類，前者取1，后者取0。本文筆者將利用“基于大盤指數均值的收益率”來對市場氣氛這一指標進行量化：
式中：表示第i只股票上市當日的滬市市場氣氛。是指第i只股票上市當日上證綜指的收盤點數，是指2006年初至2008年末上證綜指日收盤點數的均值。
DPBD顯示了IPO上市當日市場指數對于整個研究期間的市場指數均值的相對偏離程度，通過該指標，我們可以很直觀地看出大盤在某個時點的活躍程度。若該值大于零證明市場處于較為高漲時期;小于零證明市場比較萎靡;等于零說明此時市場處于一個比較平均的階段。
(四)IPO抑價影響因素的變量選取及其假設
1.市場氣氛(DPBD)
一般來講，在大盤處于低位時，大部分投資者對市場的預期會比較悲觀，為了避免更大的損失，他們大多離場觀望，此時的股市無法吸引人氣，即使新股上市也很難得到人們的關注，可能導致IPO發行抑價降低。而當大盤在高位時，說明市場狀況良好，大部分投資者投資愿望強烈。上市的新股往往會成為投資者爭相搶購的投資對象，此時投機風氣會加重，從而可能助長IPO抑價的程度。因此，新股上市時二級市場的氣氛與IPO抑價應呈正相關關系。本文做了如下假設：
H1：市場氣氛與IPO抑價正相關，即β1>0
2.發行規模對數(FXGMDS)
發行規模=發行價格×發行數量。一般來講，發行規模越大，股權越分散，股票價格越不容易被投機者操縱，價格的波動幅度就小，新股的抑價程度也就越低。此外，發行規模大的公司受投資群體的關注較高，政府和監管機構對他們的監管也更嚴格，在信息披露和公司運作上較規范，信息不對稱程度低，所以抑價程度相應較低。在回歸分析中,本文以此變量的自然對數作為模型中所用變量。我們提出如下假設：
H2：發行規模對數與IPO抑價程度負相關，即β2
3.發行市盈率(SYL)
新股的發行市盈率一般等于股票的發行價除以發行前一年的每股收益。
發行市盈率高的IPO新股，向市場公開顯示了其較高的價值，會受到投資者的認同和追捧，其抑價就較高，反之亦然。所以我們假設：
H3：發行市盈率和IPO抑價正相關，即β3>0
4.上市首日換手率(HSL)
換手率一般為當日股票成交量與流通股數的比值。換手率的高低表示股票交易的頻繁程度，是判斷股票二級市場是否存在過度投機的一個重要指標。IPO上市首日的換手率較高，說明在一級市場中的投資者在上市首日就傾向于出售新股，短期投機者比較多，同時也表明介入新股二級市場投資者很多。股票上市當天買賣交易頻繁，有助于推動股價上升，導致過高的IPO抑價率。為此，我們提出以下假設：
H4：上市首日換手率與IPO抑價正相關，即β4>0
5.發行前一年凈資產收益率(ROE)
凈資產收益率等于凈利潤與平均股東權益的百分比,是一個顯示上市公司業績的指標。較高的凈資產收益率使投資者對公司未來有更好的預測，容易受到投資者的認同。所以，本文有以下假設：
H5：發行前一年凈資產收益率與IPO抑價正相關，即β5>0
(五)解釋變量的相關性檢驗
我們選用了5個解釋變量，這些變量有可能存在多重共線性。當共線性趨勢非常明顯時，它們就會降低估計系數的t統計值，甚至可能導致參數估計量的經濟含義不合理。因此，在具體分析之前，我們有必要對自變量之間是否存在多重共線性進行檢驗。
我們運用Eviews3.1軟件導出這5個自變量的相關系數。數據表明所有解釋變量之間的相關系數的絕對值均小于0.8，可以大致判斷出自變量之間的多重共線性問題并不嚴重。因此，我們可以進行下一步的回歸過程。
四、實證結果及分析
(一)回歸模型及回歸結果
本文擬構建的多元回歸模型表達如下：
用Eviews3.l軟件對該方程進行最小二乘回歸(OLS)，回歸結果如表2所示。
表2回歸結果
解釋變量
系數
標準差
T統計量
P值
C
159.4919
48.47712
3.290045
0.0023
DPBD
0.466662
0.064590
7.225000
0.0000
FXGMDS
-11.13908
2.931848
-3.799338
0.0006
SYL
0.303053
0.153206
1.978078
0.0558
HSL
0.539069
0.263292
2.047422
0.0482
ROE
-0.191325
0.167853
-1.139837
0.2621
R-squared
0.718381
F-statistic
17.85630
Adjusted R-squared
0.678150
Prob(F-statistic)
0.000000
Durbin-Watson stat
2.240732
Number of Sample
41
(二)模型的序列相關及異方差檢驗
1.序列相關檢驗Durbin-Waston檢驗
當DW值落在區間(Du，4-Du)時，可以認為誤差項之間不存在序列相關。在5%的雙側顯著水平下，查DW檢驗臨界值表得：Du(N=41，K=5)=1.69，從表2中可以看到Durbin-Watson值為2.240732，即1.69。由此可認定殘差之間相互獨立，模型已較好消除了序列相關的影響。
2.異方差檢驗White檢驗
表3White檢驗結果
不含交叉項的檢驗結果
F-statistic
1.303675
Probability
0.272984
Obs*R-squared
12.41977
Probability
0.257944
含交叉項的檢驗結果
F-statistic
1.362630
Probability
0.247636
Obs*R-squared
23.64646
Probability
0.258177
White檢驗的結果如表3所示，數據表明：在5%的顯著水平下，White檢驗方程不含交叉項時,臨界值χ20.05(10)=18.307，NR2=12.41977;含交叉項時的臨界值χ20.05(20)=31.410，NR2=23.64646。可見在5%的顯著水平下，可以認為模型不存在異方差性。以上結果說明，參數的t檢驗有效，模型設立正確，回歸結果較理想。
(三)結果分析
1.表2中F檢驗值為17.85630，對應P值為0.0000，統計量之值大大地超過臨界值。說明模型的線性關系在99%的水平下是顯著成立的，具有統計學上的意義。
2.總體計量經濟模型中引入了市場氣氛對新股首日抑價的影響，模型的擬合優度為71.8381%，調整擬合優度為67.82%，說明總體計量經濟模型選取的解釋變量很好地反映了新股首日抑價的影響因素。而在未引入市場氣氛這一解釋變量時模型的調整擬合優度僅為22.04%，遠小于引入之后的67.82%。可見市場氣氛這一因素的引入大大增強了模型的解釋能力，是滬市新股首日抑價一個主要的影響因素。
3.市場氣氛(DPBD)的系數為正，并通過顯著水平為1%的t檢驗(t35=2.4377)，表現出極高的顯著性(P=0.0000)，支持了假設H1。說明上證A股市場的市場氣氛越活躍，存在投機與市場炒作的可能性越大，IPO抑價程度就越高。
4.新股的發行規模(FXGMDS)回歸系數為負，且顯著性極高(P=0.0006)，與假設H2相符。說明發行規模越大的股票，其IPO抑價程度越低，其被炒作的程度越低，而發行規模小的小盤股則反之。上市首日換手率(HSL)、發行市盈率(SYL)的回歸系數均為正，且較為顯著(兩者P均為0.05左右)，分別支持假設H4和H3，表明在上市第一天越是被大量買賣的新股，其首日上市溢價越高;在發行時越是被市場看好甚至高估的新股，其首日上市溢價亦越高。以上情況說明投資者對新股有極高的追漲熱情，短線投機現象很嚴重。
5.凈資產收益率(ROE)與IPO抑價負相關，與前述假設H5不符，且顯著性也不強。這可能與我國證券市場上投資者的非理性有很大的關系，表明投資者在購買新股時，并未將發行公司本身的業績作為關注的重點，這也是市場投機性嚴重的一個表現。
五、結論
本文的研究方法以實證分析為基礎，運用了最新，最有代表性的數據來展開定量研究。
先比較歷年滬市IPO的平均抑價率與上證綜指的趨勢變化，通過圖表的形式直觀地顯示二者大致的變動關系。然后利用“市場氣氛”這一指標來刻畫上證綜指的狀況，具體針對IPO重啟后的數據綜合運用證券投資學、統計學、計量經濟學的理論及方法來建立多元回歸模型，深入細致地檢驗了2006年至2008年滬市IPO抑價與市場氣氛及其它相關解釋變量之間定量關系的強度及方向，從實證研究結果可以得出以下結論：
第一，股改后，我國IPO的高抑價沒有消除。2006年至2008年上海A股市場平均IPO初始收益率為81.72%。在選取的41個樣本中僅有一只股票出現了上市首日沒有抑價的情況。發現即使進行了股權分置改革，我國的IPO抑價率還是很高。
第二，股改后，上證綜指的表現對IPO抑價程度有顯著的影響。滬市新股抑價率與市場氣氛呈顯著的正相關關系，說明股票市場的總體表現對投資者的影響大，投資決策容易受到市場情緒的影響，當市場處于牛市時，投資者情緒樂觀，交易活躍，在投資者熱烈情緒的推動下，往往導致較高的IPO抑價;而當市場處于熊市時，投資者情緒悲觀，殺跌動力十分強大，此時的IPO新股的抑價率也會相應降低。
第三，投資者的投機行為是新股IPO抑價偏高的主要原因。2006年至2008年間，IPO抑價率受市場氣氛、公司發行股票規模、上市首日換手率影響較大。這在一定程度上也反映出我國新股抑價與二級市場的投機泡沫有著密不可分的關系，在市場情緒高漲、公司規模較小的情況下，首發新股被炒作的可能性就越大，投資者的投資熱情也越容易高漲。同時投資者的行為也很容易受到其他投資者的影響，從而導致羊群行為的出現，進而影響到IPO效率。因此，投機泡沫假說、流行效應假說、市場氣氛假說在現階段我國的上證A股市場是成立的。
為降低我國的IPO抑價，筆者對證券市場相關政策進行了反思。首先，政府應加強對股票發行及交易市場的監管，切實推行IPO市場化定價機制，完善信息披露機制，減少市場信息不對稱性。其次，政府應減少對股市過多的行政干預，推動股票市場的自我調節。最后，加強對投資者的教育，通過設立真正權威的信息分析、資信評估機構來為投資者提供服務，培養其風險意識和樹立科學合理的理財理念，逐步糾正投資者盲從跟風的行為，防止二級市場估值虛高。
參考文獻
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