国内证券市场作为一个新兴市场,一方面证券市场规模在将来肯定时期内都将维持迅速扩容的趋势；其次,市场的买方还在渐渐地形成当中。与机构投资者有关的社会保险、投资基金、企业财务公司等规范的建设还刚刚起步,货币市场和资本市场之间还没稳定的流通途径,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手段的敏锐度远高于成熟市场,因此尽量地减少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。

1、统计描述

到2000年底,沪深两交易平台共有1060家A股上市公司。其中929家是通过初次公开发行在交易平台挂牌上市的,130家是1994年《公司法》颁布以前的定向募集公司,作为历史遗留问题以推荐的特殊方法在两家交易平台挂牌上市的,除此之外还有一家是通过换股上市的。本文研究初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次初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,新股发行或许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,筹资规模最小的为3300万元,筹资规模最大的为78.46亿元。发行市盈率最低的为8.25倍,发行市盈率最高的为88.69倍。681次IPO的筹资规模和发行市盈率的分布状况请参见表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。其他大部分月份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次数超越了20次,全都集中在1996年下半年到1997年上半年之间。

假如根据筹资规模划分,单月IPO筹资规模最大的是2000年11月,这个月因为有宝钢和民生银行招股,虽然IPO家数只有18家,筹资规模却达到201.53亿元。月度IPO筹资规模超越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个月因为没新股上市,筹资规模为0。

2、假设

假设一:不同筹资规模的IPO对市场指数的影响是不是不同?大盘股会不会致使市场指数下跌?本文将681次IPO筹资规模排序,排在前68位的为一组,后68位的为一组。前68位的筹资规模都在7亿元以上,称为大盘组,后68位的筹资规模都小于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,检验该假设。

假设二:发行市盈率不一样的IPO,对市场指数是不是存在不一样的影响?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,称为底价组。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会不会对市场指数带来不一样的影响?本文将每一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,得到每个新股发行时市场指数的相对水平。然后依据该数值的排序,分别从上海场和深圳场挑选出排在前34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不是不同?本文用两种办法衡量发行频率。第一种办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,称为高频组。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。第二种办法用月度筹资规模指标,将月度筹资规模最高的三个月作为高频组,该组每月筹资规模都在116亿元以上,共有93次IPO。将月度筹资规模低于24.5亿元的作为低频组,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:在不一样的新股发行规范下,IPO对市场指数的冲击是不是不同?从1999年起,发行规范历程了较大的变革。因此本文将1999年作为标准,1999年以前的474次IPO作为旧发行规范组,1999年后的207次IPO作为新发行规范组。通过检验两种发行规范下,IPO对市场指数的影响是不是存在显著差异。

3、比较办法

本文主要检验新股发行对市场指数的短期影响,由于单次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个买卖日的市场指数变化。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: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个买卖日市场指数回报的均值替代。

依据该假设,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。假如IPO对后市带来系统性一致影响,那样IPO后的的分布会有显著的变化。同样的,对于两组不一样的IPO,那样应该服从t分布,其中分别为两个子样本包括的样本数目,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CAR的差异是不是显著,可以判断据以分组的原因是不是对市场指数带来显著影响。

4、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-0.39%,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,各期累积超额收益的t检验值均不显著,这种负面影响没统计上的显著性,几乎可以忽视不计。

2、分组检验结果

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。大盘组发行通知后5天对市场指数产生的累积影响为-1.13%,而小盘组的累积影响则达到-2.18%。尽管两组对市场指数的影响存在差异,但两组差异在统计上并不显著,t检验值仅为0.63。

出人预料的是,小盘组对市场的负面影响甚至超越了大盘组,这可能与本文的分组办法有关。由于样本期间内,单个新股的筹资规模逐年扩大,使得小盘组68次IPO全部集中在1998年以前,而大盘股68次IPO绝大部分集中在1998年将来。为了回避这种分组办法的影响,本文采取另一种分组办法,即分别在各年度中选取筹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表现出显著差异,大盘组的5天累积影响为-0.7%,小盘组的5天累积影响为-1.5%,两者差异的t检验值为0.58,没通过显著性检验。因此可以判断,IPO筹资规模的不同并没致使市场表现的差异。

高价组与底价组的差异

高价组与底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-0.82%,底价组的5天累积影响为0.21%,两者差异的t检验值为1.05,显著性水平接近90%。可以判断,高价组和底价组对市场指数的影响存在显著差异,市场指数会对IPO发行市盈率做出不一样的反应。

发行机会的差异

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-1.33%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影响。两者差异的t检验值为1.40,显著性水平接近95%,表明不一样的发行机会对市场影响的差异十分显著。

发行频率的差异

根据月度筹资规模划分,高频组和低频组对市场走势的短期影响没显著差异,两者差异的t检验值只有0.86。根据月度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显著差异,两者差异的t检验值只有0.36。由此可以判断,发行频率对市场指数的短期走势没影响。

发行规范的差异

新发行规范下,IPO对市场的累积影响为-1.08%。而旧发行规范下,IPO对市场的影响不到1‰,两者差异的t检验值为1.42,显著性水平接近95%。这表明,在1999年发行规范进行较大的改革后,IPO对市场的短期走势开始产生负面影响。

有关图表显示了市值配售发行办法的市场影响,市值配售组5天累积对市场走势的影响为0.23%,非市值配售组对市场走势的5天累积影响达到-1.33%。两者差异的t检验值为1.59,显著性水平接近95%。这表明市值配售发行办法对市场短期走势的影响要显著地小于其他发行办法。

5、回归剖析结果

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、发行机会和发行规范的改革原因的影响,发行步伐和筹资规模的影响不大。然而,对发行市盈率、发行机会和发行规范改革三组序列有关剖析结果表明,三组序列存在很显著的有关性。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；发行规范改革前,发行市盈率和市场指数水平都偏低,发行规范改革后,发行市盈率和市场指数水平都偏高。这种有关关系会直接影响前面的分组检验结果。

为了控制有关原因的影响,本文选取1995年至1998年的IPO作为子样本。在这一时期内,因为使用固定市盈率发行,绝大部分新股的发行市盈率都在15倍左右,所以子样本中发行机会和发行市盈率两组序列没有关性。本文将每次IPO后5天累积超额收益作为被讲解变量,用发行市盈率和发行机会两个原因对其回归。因为子样本是包含沪深两市4年的混合数据,在这里使用固定组差异模型,回归方程如附注1所示。其中,和是虚拟变量,当IPO在深圳发行时取1,取0,反之,则相反。

回归剖析结果如表3所示。依据回归剖析结果可见,发行机会和发行市盈率两个原因,在控制了其中一个原因有哪些用途时,另一个原因有哪些用途仍然十分显著。这表明发行市盈率和发行机会都会决定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规范改革原因,考察在控制发行市盈率和发行机会原因后,发行规范改革是不是仍然存在影响。回归方程如附注2所示。其中发行规范改革为虚拟变量,IPO时间在1999年前,该变量取0,不然取1。

回归剖析结果如表4所示。依据回归剖析结果可见,发行规范改革原因有哪些用途不显著,表明发行规范改革之所以会干扰IPO对市场指数的冲击,并非由于本身是什么原因,而是由于发行规范改革服务市场指数和发行市盈率同时也大大提升,致使发行规范改革后IPO对市场冲击的力度加强了。


表1:929次初次公开发行的年度分布1
年份IPO数目所占比率（%）
1992年以前23 2.46
1992年50 5.35
1993年13414.35
1994年41 4.39
1995年15 1.82
1996年17018.2
1997年18720.02
1998年10210.92
1999年92 10.17
2000年11512.31
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筹资规模和发行市盈率分布特点
最小值90%中值10% 最大值均值
水平值1水平值1
筹资规模（亿元）0.33 0.912.637.07 78.46 3.77
发行市盈率（倍）8.2513.251529.0988.69 18.27
注1：90%水平值是指根据从高到低的顺序排列,排在第90%的地方上的值。在这里样本总量为681,即排在第614位的值。10%水平值的意思相同,即排在第68位的值。

表三
变量系数标准差T检验值显著度
SHENZHEN.156.0801.942.053
SHANGH人工智能.123.0791.559.120
发行时市场指数水平-1.936E-02.007-2.652 .008
LN发行市盈率-4.412E-02.029-1.507 .132

表四
变量系数标准差T检验值显著度
SHENZHEN1.382E-02 .036.385 .700
SHANGH人工智能-1.157E-02.037-.314.754
发行时市场指数水平-1.604E-02.006-2.748 .006
LN发行市盈率5.815E-03 .014.416 .677
发行规范改革6.373E-03 .010.623 .534

结论
从本文的实证研究结果看,适合限制发行市盈率会能够帮助减少新股发行对市场的冲击。国内作为新兴市场,新股发行在相当长期内应该考虑的重点问题是减缓对二级市场的短期冲击,保证一级市场可以稳定运行,满足市场规模不断扩大的需要。其他种种考虑,在现在很多国有股、法人股非流通的环境下,是非常难达成的。因此,在适合限制发行市盈率的同时,应该采取向二级市场投资者配售新股的发行办法,如此可以很有效地减少新股发行对二级市场的冲击。本文实证研究结果也表明,2000年试行的市值配售发行办法能够帮助减缓新股发行对市场的冲击。因此,市值配售应该作为将来一段时期内新股发行的主要方法。当然,对于大型招股活动,应该考虑市值配售办法的局限性,做一些技术性调整,譬如网下机构询价配售,网上市值配售,网上网下回拨。
另外新股发行政策应该尽量维持一致性和可预期性。由于新股发行本身对市场短期走势的冲击并不大,但有时新股发行一些特点的变化或许会被市场理解为一种政策信号,致使市场短期走势出现波动。