应适当限制发行市盈率-我国新股发行对市场指数(3)
2014-11-28 01:13
导读：(5)发行制度的差异 新发行制度下,IPO对市场的累积影响为-1.08%。而旧发行制度下,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
(5)发行制度的差异
新发行制度下,IPO对市场的累积影响为-1.08%。而旧发行制度下,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年发行制度进行较大的改革后,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方法的市场影响,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方法对市场短期走势的影响要显著地小于其他发行方法。
五、回归分析结果
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、发行时机和发行制度的改革因素的影响,发行节奏和集资规模的影响不大。然而,对发行市盈率、发行时机和发行制度改革三组序列相关分析结果表明,三组序列存在非常显著的相关性。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；发行制度改革前,发行市盈率和市场指数水平都偏低,发行制度改革后,发行市盈率和市场指数水平都偏高。这种相关关系会直接影响前面的分组检验结果。
为了控制相关因素的影响,本文选取1995年至1998年的IPO作为子样本。在这一时期内,由于采用固定市盈率发行,绝大多数新股的发行市盈率都在15倍左右,所以子样本中发行时机和发行市盈率两组序列没有相关性。本文将每次IPO后5天累积超额收益作为被解释变量,用发行市盈率和发行时机两个因素对其回归。由于子样本是包括沪深两市4年的混合数据(PanelDa瞭a),在这里采用固定组差异模型,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。
回归分析结果如表3所示。根据回归分析结果可见,发行时机和发行市盈率两个因素,在控制了其中一个因素的作用时,另一个因素的作用仍然十分显著。这表明发行市盈率和发行时机都会决定IPO对市场冲击的力度。
（科教作文网 zw.nseac.com整理） 将上述子样本扩大至总体样本,在回归方程中加入发行制度改革因素,考察在控制发行市盈率和发行时机因素后,发行制度改革是否仍然存在影响。回归方程如附注2所示。其中发行制度改革为虚拟变量,IPO时间在1999年前,该变量取0,否则取1。
回归分析结果如表4所示。根据回归分析结果可见,发行制度改革因素的作用不显著,表明发行制度改革之所以会影响IPO对市场指数的冲击,并不是因为本身的原因,而是因为发行制度改革后市场指数和发行市盈率同时也大大提高,导致发行制度改革后IPO对市场冲击的力度加大了。
表1:929次首次公开发行的年度分布1
年份 IPO数量 所占比例（%）
1992年以前 23 2.46
1992年 50 5.35
1993年 134 14.35
1994年 41 4.39
1995年 15 1.82
1996年 170 18.2
1997年 187 20.02
1998年 102 10.92
1999年 92 10.17
2000年 115 12.31
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集资规模和发行市盈率分布特征
最小值 90% 中值 10% 最大值 均值
水平值1 水平值1
集资规模（亿元） 0.33 0.91 2.63 7.07 78.46 3.77
发行市盈率（倍） 8.25 13.25 15 29.09 88.69 18.27
注1：90%水平值是指按照从高到低的顺序排列,排在第90%的位置上的值。在这里样本总量为681,即排在第614位的值。10%水平值的含义相同,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 .080 1.942 .053
