6年IPO重启后上证综指与沪市IPO抑价关系的实证分析

1、6年IPO重启后上证综指与沪市IPO抑价关系的实证分析论文摘要：国内外实证研究说明大盘指数与股票市场IPO抑价程度相关。市场气氛;这一指标可用来刻画大盘指数的状况。运用多元线性回归模型对2006年至2021年在沪市上市的41只A股新股，就上证综指与沪市A股市场IPO抑价关系进行实证分析，结果发现：2006年至2021年上海A股市场平均IPO初始收益率为81.72%，股改后的上证A股市场仍存在着较高的发行抑价。上证综指与IPO抑价呈现显著的相关关系，沪市市场气氛能较好地解释IPO首日超额收益。同时发现上市首日换手率、发行规模等几个变量也表现出较高的显著性，投资者的投机行为是新股IPO抑价偏高的主

2、要原因。论文关键词：上证综指,市场气氛,抑价一、引言首次公开发行股票(InitialPublicOfferings)简称IPO，是指一家公司的股票第一次向公众投资者公开发行，并随即在证券交易所挂牌上市进行交易。研究说明，公司股票在首次公开发行后普遍存在IPO抑价现象IPOunderpricing，即新股的发行价明显低于其上市首日的收盘价，新股在上市首日即能获得显著的超额回报。对IPO抑价现象最早的研究是西方学者Reilly和Hatfield在1969年开始的。从那以后，对IPO抑价的研究开始流行，IPO抑价亦成为行为金融学的一个重点内容和研究热点。20世纪80年代以来，经济学家从不同角度出发对

3、新股首次公开发行问题进行了研究，并由此形成了许多关于抑价原因的理论，如信息不对称假说(TheAsymmetricInformationHypothesis)、信号假说(TheSignalingHypothesis)、流行效应假说(TheBandwagonEffectsHypothesis)、投资银行声誉假说(TheInvestmentBankReputationHypothesis)、市场气氛假说TheMarketAtmosphereHypothesis)及投机泡沫假说(TheSpecu1ativeBubbleHypothesis)等。虽然国外解释IPO发行抑价的理论繁多，但是由于IPO所涉及

4、问题的复杂性，事实上至今仍然没有一个统一的能够解释IPO抑价问题的理论。1997年以来国内学者也开始对中国股市IPO抑价问题进行了系统的研究，其中也不乏涉及大盘指数与IPO抑价关系的分析。王晋斌1997选取1997年1月8日到6月27日在沪市上市的52只新股为样本，对Rock模型进行了检验。宋逢明、梁洪峋2001以1999年上市的90多只股票为实证对象，对IPO抑价进行研究。任柏强、张一力、易晓文2001通过1999年发行的92只新股对大盘指数与新股抑价之间关系进行实证研究。戴晓凤、张清海2005将股票上市时的市场气氛作为虚拟变量来研究，划分牛市和熊市区间段，对我国1998年至2003年A股I

5、PO抑价进行实证研究。田高良、王晓亮2007对2001年5月15日至2005年6月7日在深沪两市上市的288只A股新股进行研究，以求证发行价、市场气氛、上市首日换手率、资产规模这几个变量对IPO抑价的影响。国内相关文献研究结论并不一致，这可能与样本选择有一定的关系。同时由于我国IPO市场的制度和背景的特殊性，因此在不同的市场制度和市场状况下，对于不同的行业、不同的公司，以不同角度为出发点的理论都会具有不同程度的解释能力。我国现有的对IPO抑价的研究多是以2005年以前的数据为研究样本。对2006年以来的新上市的样本公司涉及较少，不能完全反映当前我国证券市场的现状。进入2005年，中国股市进行了

6、重大的制度创新股权分置改革，同时暂停了IPO新股发行。直至2006年05月17日,中国证监会正式公布并施行?首次公开发行股票并上市管理法?，IPO得以重新启动。在这种新的背景下，新股发行的抑价程度，影响抑价的因素是否发生变化值得探讨。因此本文试图结合沪市市场气氛对上海A股新股抑价进行相关分析，探索股改后上证综指与IPO抑价的关系，以期提出完善我国证券市场制度建设，降低新股抑价的政策建议。二、对上证综指及IPO抑价的直观分析上海证券综合指数;是上海证券交易所编制的,以上海证券交易所挂牌上市的全部股票为计算范围,以发行量为权数的加权综合股价指数，上证综指反映了上海证券交易市场的总体走势。笔者对19

7、932021年的上证综指年收盘点数和相应年份的沪市IPO年平均抑价率进行了统计，见图1。图11993-2021年上证综指年收盘点数与沪市IPO年平均抑价率比照如图1所示，虽然从整体走势上，两条折线有差异，但在某些时间段里，两条折线的走势比拟相像，分别是：1996-1998年、1999-2000年、2006-2007年随着上证行情的逐步走牛，上交所新股的IPO抑价率亦逐步提高；1993-1994年、2001-2005年、2007-2021年上证综指下行时，IPO抑价率也出现了阶段性低点；比拟背离的一段是：1995-2000年，当证券市场走出低谷，不断向上走高时，而IPO抑价率出现持续的下跌。笔者

8、认为，出现此种现象的原因可能与IPO公司的数量有关。1996年到1998年的IPO数量明显高于之前的年份，市场进入急速扩容期，由于股票的供应增加，以及发行制度的不断完善，使新股上市首日的抑价程度有所降低。通过对历年上证综指与IPO抑价率的趋势变化进行分析，笔者发现通常在证券市场处于牛市时，年平均IPO抑价率会逐步上升，而当证券市场处于明显的熊市阶段时，年平均IPO抑价率亦有下降的趋势。 81.72122 68.54167 329.5259 0.000000 65.25276 AR 79.80878 67.24655 327.6515 -1.232252 64.10838 LR 52.82762

9、 49.81634 143.8941 -1.224721 30.39076 表1给出IPO抑价的描述统计结果。从表中发现股改后我国上证A股市场新股抑价现象还是存在的，IPO初始收益率和超额收益率的平均值仍然较高，2006年至2021年样本股票的初始收益率平均值为81.72%，超额收益率为79.81%，此数值仍然远高于正常的无风险收益以及其他国家股票市场中的IPO抑价率。在本文的多元回归模型中，笔者采用经过调整的IPO对数收益率作为被解释变量。一般来讲，在大盘处于低位时，大局部投资者对市场的预期会比拟悲观，为了防止更大的损失，他们大多离场观望，此时的股市无法吸引人气，即使新股上市也很难得到人们的

10、关注，可能导致IPO发行抑价降低。而当大盘在高位时，说明市场状况良好，大局部投资者投资愿望强烈。上市的新股往往会成为投资者争相抢购的投资对象，此时投机风气会加重，从而可能助长IPO抑价的程度。因此，新股上市时二级市场的气氛与IPO抑价应呈正相关关系。本文做了如下假设：H1：市场气氛与IPO抑价正相关，即102.发行规模对数发行规模=发行价格x发行数量。一般来讲，发行规模越大，股权越分散，股票价格越不容易被投机者操纵，价格的波动幅度就小，新股的抑价程度也就越低。此外，发行规模大的公司受投资群体的关注较高，政府和监管机构对他们的监管也更严格，在信息披露和公司运作上较标准，信息不对称程度低，所以抑价

11、程度相应较低。在回归分析中,本文以此变量的自然对数作为模型中所用变量。我们提出如下假设：H2：发行规模对数与IPO抑价程度负相关，即23.发行市盈率新股的发行市盈率一般等于股票的发行价除以发行前一年的每股收益。发行市盈率高的IPO新股，向市场公开显示了其较高的价值，会受到投资者的认同和追捧，其抑价就较高，反之亦然。所以我们假设：H3：发行市盈率和IPO抑价正相关，即304.上市首日换手率换手率一般为当日股票成交量与流通股数的比值。换手率的上下表示股票交易的频繁程度，是判断股票二级市场是否存在过度投机的一个重要指标。IPO上市首日的换手率较高，说明在一级市场中的投资者在上市首日就倾向于出售新股，

12、短期投机者比拟多，同时也说明介入新股二级市场投资者很多。股票上市当天买卖交易频繁，有助于推动股价上升，导致过高的IPO抑价率。为此，我们提出以下假设：H4：上市首日换手率与IPO抑价正相关，即405.发行前一年净资产收益率净资产收益率等于净利润与平均股东权益的百分比,是一个显示上市公司业绩的指标。较高的净资产收益率使投资者对公司未来有更好的预测，容易受到投资者的认同。所以，本文有以下假设：H5：发行前一年净资产收益率与IPO抑价正相关，即50(五)解释变量的相关性检验我们选用了5个解释变量，这些变量有可能存在多重共线性。当共线性趋势非常明显时，它们就会降低估计系数的t统计值，甚至可能导致参数估

13、计量的经济含义不合理。因此，在具体分析之前，我们有必要对自变量之间是否存在多重共线性进行检验。我们运用Eviews3.1软件导出这5个自变量的相关系数。数据说明所有解释变量之间的相关系数的绝对值均小于0.8，可以大致判断出自变量之间的多重共线性问题并不严重。因此，我们可以进行下一步的回归过程。四、实证结果及分析一回归模型及回归结果本文拟构建的多元回归模型表达如下：用Eviews3.l软件对该方程进行最小二乘回归(OLS)，回归结果如表2所示。表2回归结果 解释变量 系数 标准差 T统计量 P值 C 159.4919 48.47712 3.290045 0.0023 DPBD 0.466662

14、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.

15、240732 Number of Sample 41 二模型的序列相关及异方差检验1.序列相关检验Durbin-Waston检验当DW值落在区间Du，4-Du时，可以认为误差项之间不存在序列相关。在5%的双侧显著水平下，查DW检验临界值表得：DuN=41，K=5=1.69，从表2中可以看到Durbin-Watson值为2.240732，即1.69。由此可认定残差之间相互独立，模型已较好消除了序列相关的影响。2.异方差检验White检验表3White检验结果 不含交叉项的检验结果 F-statistic 1.303675 Probability 0.272984 Obs*R-squared 12

16、.41977 Probability 0.257944 含交叉项的检验结果 F-statistic 1.362630 Probability 0.247636 Obs*R-squared 23.64646 Probability 0.258177 White检验的结果如表3所示，数据说明：在5%的显著水平下，White检验方程不含交叉项时,临界值20.0510=18.307，NR2=12.41977；含交叉项时的临界值20.0520=31.410，NR2=23.64646。可见在5%的显著水平下，可以认为模型不存在异方差性。以上结果说明，参数的t检验有效，模型设立正确，回归结果较理想。(三)结

17、果分析2.总体计量经济模型中引入了市场气氛对新股首日抑价的影响，模型的拟合优度为71.8381%，调整拟合优度为67.82%，说明总体计量经济模型选取的解释变量很好地反映了新股首日抑价的影响因素。而在未引入市场气氛这一解释变量时模型的调整拟合优度仅为22.04%，远小于引入之后的67.82%。可见市场气氛这一因素的引入大大增强了模型的解释能力，是沪市新股首日抑价一个主要的影响因素。3.市场气氛DPBD的系数为正，并通过显著水平为1%的t检验(t35=2.4377)，表现出极高的显著性P=0.0000，支持了假设H1。说明上证A股市场的市场气氛越活泼，存在投机与市场炒作的可能性越大，IPO抑价程

18、度就越高。4.新股的发行规模FXGMDS回归系数为负，且显著性极高P=0.0006，与假设H2相符。说明发行规模越大的股票，其IPO抑价程度越低，其被炒作的程度越低，而发行规模小的小盘股那么反之。上市首日换手率HSL、发行市盈率SYL的回归系数均为正，且较为显著两者P均为0.05左右，分别支持假设H4和H3，说明在上市第一天越是被大量买卖的新股，其首日上市溢价越高；在发行时越是被市场看好甚至高估的新股，其首日上市溢价亦越高。以上情况说明投资者对新股有极高的追涨热情，短线投机现象很严重。5.净资产收益率ROE与IPO抑价负相关，与前述假设H5不符，且显著性也不强。这可能与我国证券市场上投资者的非

19、理性有很大的关系，说明投资者在购置新股时，并未将发行公司本身的业绩作为关注的重点，这也是市场投机性严重的一个表现。五、结论本文的研究方法以实证分析为根底，运用了最新，最有代表性的数据来展开定量研究。先比拟历年沪市IPO的平均抑价率与上证综指的趋势变化，通过图表的形式直观地显示二者大致的变动关系。然后利用市场气氛;这一指标来刻画上证综指的状况，具体针对IPO重启后的数据综合运用证券投资学、统计学、计量经济学的理论及方法来建立多元回归模型，深入细致地检验了2006年至2021年沪市IPO抑价与市场气氛及其它相关解释变量之间定量关系的强度及方向，从实证研究结果可以得出以下结论：第一，股改后，我国IPO的高抑价没有消除。2006年至2021年上海A股市场平均IPO初始收益率为81.72%。在选取的41个样本中仅有一只股票出现了上市首日没有抑价的情况。发现即使进行了股权分置改革，我国的IPO抑