證券其它相關(guān)論文-機(jī)構(gòu)投資者對IPO定價效率的影響分析.doc

證券其它相關(guān)論文-機(jī)構(gòu)投資者對IPO定價效率的影響分析摘要:本文通過對滬深兩地1996年至2006年A股市場IPO樣本的研究發(fā)現(xiàn)：IPO抑價率與IPO政策變量及機(jī)構(gòu)投資者參與程度顯著負(fù)相關(guān)。機(jī)構(gòu)投資者參與詢價和發(fā)行配售，對IPO抑價率的降低起到了顯著的作用，有利于提高市場發(fā)行定價效率?？傮w上看，現(xiàn)階段中國A股發(fā)行市場定價效率仍然偏低。高抑價率的主要原因在于行政管制使股票發(fā)行人和承銷商的議價能力發(fā)揮不足，根本原因還在于發(fā)行制度市場化程度不高。關(guān)鍵詞:機(jī)構(gòu)投資者；定價效率；IPO抑價引言證券市場定價功能的合理發(fā)揮是市場資源優(yōu)化配置和發(fā)揮交易功能的前提基礎(chǔ)。證券市場的制度體系、競爭開放程度、投資者的成熟度及其對信息的反映程度直接影響著定價效率的高低。IPO抑價率反映了發(fā)行市場定價效率：上市首日IPO抑價率越低，則IPO市場的定價效率就越高。IPO抑價現(xiàn)象(IPOUnderpricing,首次公開發(fā)行股票抑價)在國內(nèi)外市場普遍存在。研究表明，成熟市場的IPO抑價率低于新興市場的IPO抑價率，且各國間的差異較大。例如，加拿大、法國的IPO抑價率不到10%，而在馬來西亞的IPO抑價率卻高達(dá)80%11。國外研究者還從承銷商聲譽(yù)、再融資需求、廣告宣傳和市場時機(jī)的選擇等方面對IPO抑價率現(xiàn)象的原因展開了研究，提出了投資銀行模型(Barron,1982)2、“贏家詛咒”模型(Rock,1986)4和信號傳遞理論（Rock,19864；Allen,Faulhaber,19891）等。國外研究的主要結(jié)論認(rèn)為：（1）發(fā)行定價方式對抑價率具有較強(qiáng)的相關(guān)性；（2）發(fā)行規(guī)模中流通股比例越低，抑價率越高。(3)按照“贏者詛咒理論”的解釋，中小投資者參與比較多的新股發(fā)行，其抑價程度也比較高。而ReenaAggarwal等（2002）5使用美國1997-1998年發(fā)行的數(shù)據(jù)研究了上市公司首次發(fā)行新股（IPOs）對機(jī)構(gòu)投資者的配售問題，結(jié)果證明機(jī)構(gòu)配置比重和上市首日的IPO回報存在正相關(guān)性。從中國A股市場來看，1990年-2006年8月共計1307個IPO樣本的平均抑價率為164.911。不少學(xué)者對如此高的IPO抑價率問題進(jìn)行了研究。陳工孟和高寧（2000）7通過對1991年-1996年的中國股市數(shù)據(jù)的實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)A股的抑價率遠(yuǎn)低于B股，A股市場發(fā)行與上市之間的時間跨度越大，則抑價率越高。他們對A股高抑價率提供了解釋：第一、如果投資者認(rèn)為該公司的風(fēng)險較大，公司經(jīng)營者會抑價發(fā)行股票，在此風(fēng)險是用發(fā)行與上市間的時間間隔來衡量的。第二、如果發(fā)股公司計劃在上市不久增發(fā)股票，則會在一級市場用較低的價格發(fā)行股票。他們還認(rèn)為信息不均衡并非發(fā)行抑價的主要解釋因素。汪金龍(2002)10使用逐步回歸法對中國滬深兩市初始回報率的影響因素進(jìn)行分析，得出：初始收益率與多個解釋變量呈顯著線性關(guān)系。劉煜輝和熊鵬（2005）9從中國實(shí)際情況進(jìn)行分析，認(rèn)為中國市場“股權(quán)分置”和“政府管制”的制度安排是導(dǎo)致極高的IPO抑價的根本原因?！肮蓹?quán)分置”扭曲了正常的市場利益機(jī)制，異化了IPO參與各方的行為方式，割裂了一、二級市場的套利行為?！罢苤啤碑a(chǎn)生的尋租行為增加了一級市場投資者的成本，因此產(chǎn)生更高的IPO抑價。胡旭陽（2005）8則從發(fā)行制度的變化角度進(jìn)行分析，得出：2001年新股發(fā)行核準(zhǔn)制度實(shí)施前后，新股抑價程度存在著顯著差異，改革后的新股抑價程度顯著低于改革前，但對首次公開發(fā)行市場的虛擬變量結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)表明，新股發(fā)行制度改革并未對新股抑價形成的結(jié)構(gòu)產(chǎn)生顯著影響，改革前后新股抑價程度的改變可能是由發(fā)行公司自身差異和首次公開發(fā)行市場的周期性波動造成的。綜觀對中國A股市場的相關(guān)研究，由于采用數(shù)據(jù)來源和統(tǒng)計方法不一，所計算的IPO抑價程度差異很大，得出的結(jié)論也各不相同，尚缺乏對IPO抑價長期（如十年期）數(shù)據(jù)的系統(tǒng)分析。而且，自2001年3月起，A股市場實(shí)施了證券發(fā)行上市核準(zhǔn)制度。2003年12月，中國證監(jiān)會又對發(fā)審委制度實(shí)施重大改革和發(fā)布證券發(fā)行上市保薦人制度。2004年12月，實(shí)施了新股首次公開發(fā)行實(shí)行詢價制的有關(guān)規(guī)定。發(fā)行制度市場化（即發(fā)行核準(zhǔn)制、保薦人制度、詢價制等一系列改革）是否對于提高市場定價效率產(chǎn)生了明顯影響？上述有關(guān)研究的結(jié)論需要隨著市場的發(fā)展進(jìn)行重新的檢驗(yàn)；另外，對于中國證券市場而言，機(jī)構(gòu)投資者正發(fā)揮著越來越重要的作用。機(jī)構(gòu)投資者參與詢價、網(wǎng)上和網(wǎng)下兩種相互分離的發(fā)行方式，是否提高了市場定價效率？國內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者參與發(fā)行認(rèn)購對IPO抑價的影響作用如何？這些理論問題需從實(shí)證方面加以研究和解答。而目前就機(jī)構(gòu)投資者對IPO定價效率影響方面的研究尚未見到。因此，本文從機(jī)構(gòu)對IPO抑價率的影響作用入手，選擇機(jī)構(gòu)投資者配售比例和其它一些與新股發(fā)行抑價相關(guān)的因素,對此展開實(shí)證研究。樣本選取與統(tǒng)計描述一、研究范圍本文中的機(jī)構(gòu)投資者包括：證券經(jīng)營機(jī)構(gòu)（券商）、保險公司、合格境外投資者（QFII）、各類基金（證券投資基金、社?；稹⑵髽I(yè)年金）等。代表機(jī)構(gòu)投資者參與IPO程度的指標(biāo)為：向一般法人、基金配售份額占發(fā)行規(guī)模的比例。二、樣本篩選IPO數(shù)據(jù)統(tǒng)計的時間范圍：1996年1月1日-2006年12月31日；IPO數(shù)據(jù)統(tǒng)計的對象：在上海證券交易所、深圳證券交易所IPO的A股；IPO數(shù)據(jù)統(tǒng)計過程：初步獲得1145個股票的IPO數(shù)據(jù)，剔除采用“歷史遺留問題上市（自辦發(fā)行）、定向募集、比例換股”等方式上市的73只股票后，實(shí)際獲得1072個樣本股票。樣本原始數(shù)據(jù)來源于WIND資訊。三、描述性統(tǒng)計結(jié)果及分析統(tǒng)計結(jié)果（詳見表1）表明，在2001年后，伴隨新股發(fā)行實(shí)行核準(zhǔn)制并配之以發(fā)行保薦人制度和首次公開發(fā)行（IPO）采用股票詢價制度，A股市場新股平均抑價率水平明顯降低。2004年新股發(fā)行的算術(shù)平均和加權(quán)平均抑價率分別為70.14和61.58，比2000年的抑價率峰值下降了一半左右，這與發(fā)達(dá)國家市場IPO抑價率逐步下降的變化趨勢一致。表11996-2006年A股市場平均抑價率年份樣本股票數(shù)籌集資金合計（億算術(shù)平均發(fā)行市盈向一般法人、基金平均中簽率（）算術(shù)平均抑價率加權(quán)平均抑價率元）率（）配售份額占發(fā)行規(guī)模的平均比例（）（）（）1996160206.6015.400.003.35114.09102.661997190613.4514.930.052.13149.30127.11199895403.3714.222.320.71132.0896.86199997494.2017.858.270.76112.8389.31200092510.7030.7310.530.47149.55115.902001122955.3931.623.110.66143.6779.10200269498.7519.150.960.16132.7471.99200367472.4218.120.410.1572.0350.292004100361.0517.390.000.0770.1461.5820051557.6320.4321.150.0945.1255.172006651341.7023.2322.920.5084.8131.35總計10725915.2620.283.991.18109.6777.22資料來源：根據(jù)WIND資訊數(shù)據(jù)整理在2005年股權(quán)分置改革之前上市的15只股票，為首批在詢價制下上市的新股，其算術(shù)平均和加權(quán)平均抑價率繼續(xù)走低，分別水平為45.12和55.17。2006年5月以后，隨著股權(quán)分置改革的基本完成，A股市場新股發(fā)行的大門重新打開。截止12月31日，在上市的65只樣本股中，其中多數(shù)公司為中小企業(yè)板上市公司，其發(fā)行股本小，且中簽率較低，造成算術(shù)平均抑價率回升至84.81。而其中一些大盤股票的抑價率水平普遍較低，使得算術(shù)平均和加權(quán)平均抑價率水平出現(xiàn)了較大的背離。2005年以后，IPO的一個新現(xiàn)象是機(jī)構(gòu)投資者參與新股發(fā)行和配售比重在不斷提高。與新股發(fā)行制度改革進(jìn)程緊密相聯(lián)，向一般法人、基金配售份額占發(fā)行規(guī)模的平均比例，呈現(xiàn)出由低到高，走低后再大幅回升的過程。金融,證券,股票-飛諾網(wǎng)FENO.CN實(shí)證結(jié)果與分析參考國內(nèi)外的相關(guān)研究成果，我們選取對發(fā)行新股抑價可能有重要影響的主要指標(biāo)，并對指標(biāo)進(jìn)行了相關(guān)性分析，發(fā)現(xiàn)各指標(biāo)間不存在明顯的線形相關(guān)性，從而運(yùn)用多因素回歸分析的方法建立實(shí)證模型。一、回歸模型模型以抑價率（UP）為因變量，將總籌資額（FINANCING）、發(fā)行市盈率（PE）或預(yù)期市盈率（PEE）、中簽率（ZQRATE）、向一般法人、基金配售份額占發(fā)行規(guī)模的比例（HOLDRATE）、股票發(fā)行價格（PRICE）和IPO政策虛擬變量（PO）作為自變量。ei為隨機(jī)誤差項(xiàng)。方程1：方程2：二、研究假設(shè)(1)發(fā)行總籌資額（FINANCING）與抑價率負(fù)相關(guān)假設(shè)IPO市場信息不對稱越嚴(yán)重，新股抑價程度越高。一般采用公司規(guī)模來衡量信息不對稱程度。且認(rèn)為，公司規(guī)模越大，信息不對稱程度越低，抑價率越低。同時，發(fā)行總籌資額越大，傾向于選用聲譽(yù)較高的券商發(fā)行，而券商聲譽(yù)越高，則越能降低信息不對稱，造成抑價率越低。這里，我們假設(shè)：發(fā)行籌資額較大的公司，其公司規(guī)模也較大。(2)向一般法人、基金配售份額占發(fā)行規(guī)模的比例（HOLDRATE）與抑價率負(fù)相關(guān)機(jī)構(gòu)投資者因?qū)κ袌鲂畔⒌恼莆粘潭群屠斫饽芰^高，其理性程度比一般投資者高，隨著機(jī)構(gòu)投資者參與發(fā)行詢價程度的提高，特別是向機(jī)構(gòu)投資者配售比例越高，機(jī)構(gòu)投資者在累計詢價階段報價越合理，使得發(fā)行價格越接近市場接受的公允的價格，新股超額收益越低，抑價率越低。(3)IPO政策變量（PO）1997年11月證券投資基金暫行條例的頒布，以基金為主要代表的機(jī)構(gòu)投資者被允許參與新股配售。1997年11月18日，中興通訊（000063.SZ）成為首只有基金參與配售發(fā)行的新股。選擇以該股上市發(fā)行日為臨界點(diǎn)：(4)發(fā)行市盈率或預(yù)期市盈率(PEE)與抑價率負(fù)相關(guān)在企業(yè)價值一定的基礎(chǔ)上，發(fā)行市盈率或預(yù)期市盈率越高，可能使其估值越接近上限。由于信息不對稱等原因，投資者追漲的熱情越低，發(fā)生抑價幅度可能越小。(5)股票發(fā)行價格（PRICE）與抑價率負(fù)相關(guān)發(fā)行價格越高，投資者在二級市場上對其追漲購買的欲望越低，其價格的增長幅度就會降低，從而抑價率越低。(6)中簽率（ZQRATE）與抑價率負(fù)相關(guān)一般來說，潛在價值越大、質(zhì)量越高的上市公司的IPO的中簽率應(yīng)越低，這意味著市場因?qū)υ摴善毙枨筝^高。供不應(yīng)求極有可能使投資者轉(zhuǎn)向二級市場高價搶購股票，使股票的初始報酬率提高，表現(xiàn)為抑價率較高。三、回歸結(jié)果從兩個方程多元回歸的結(jié)果來看，所有自變量與因變量抑價率間呈顯著相關(guān)性。表2多元回歸結(jié)果（1）變量回歸系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差T值P值C139.87297.21360119.390160.0000FINANCING-0.4990670.138287-3.6089200.0003HOLDRATE-0.8975830.286748-3.1302140.0018PO-25.430105.789947-4.3921120.00001PEE2.1381640.2904547.3614580.0000PRICE-5.0196690.749871-6.6940440.0000ZQRATE-2.3744720.529912-4.4808810.0000R20.124166，調(diào)整R20.119227，F(xiàn)值25.14034（0.0000）其中，在多元回歸結(jié)果（1）中，所有變量均通過了95%的顯著性檢驗(yàn)，表明：自變量與因變量之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系；而調(diào)整R2較低，表明我們選取的自變量是能解釋抑價率水平變動的部分因素，但這并不影響以上變量的顯著性。表3多元回歸結(jié)果（2）變量回歸系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差T值P值C121.54475.94048320.460410.0000FINANCING-0.4304760.120581-3.5700080.0004HOLDRATE-0.4939890.250099-1.9751710.0485PO-21.527324.852616-4.4362990.0000PE0.8013080.03966820.200150.0000PRICE-4.2374470.638584-6.6356900.0000ZQRATE-1.8573240.462577-4.0151660.0001R20.334702，調(diào)整R20.330950，F(xiàn)值89.21373（0.0000）多元回歸結(jié)果（2）表明，當(dāng)我們使用發(fā)行市盈率作為自變量時，雖然向一般法人、基金配售份額占發(fā)行規(guī)模比例顯著性水平有所降低，但回歸方程的擬合效果卻顯著提高，調(diào)整R2達(dá)到0.330950。從回歸結(jié)果可以看出：抑價率與IPO政策變量（虛擬變量）呈顯著負(fù)相關(guān)，表明了：是否允許機(jī)構(gòu)投資者參與新股發(fā)行，對抑價率的水平有著顯著的影響。機(jī)構(gòu)投資者參與新股發(fā)行，有助于平抑新股的抑價率水平。這與前文的假設(shè)也相一致。由