市场定价效率

市场定价效率（精选10篇）

市场定价效率篇1

1 研究背景

棉花是与中国市场经济发展息息相关的重要物资, 它涉及农业和工业两大产业的多个部门, 在国民经济发展中担负着重要的作用。中国的棉花市场的需求主要来自于棉纺织工业, 其中沿海省市棉纺织工业对棉花的需求量最大。2001年中国加入世界贸易组织以后, 棉纺织行业以及服装加工生产行业飞速发展, 对棉花的需求量也越来越大。根据国际棉花咨询委员会 (ICAC) 近期发布的全球产需预测确认2011—2012年度中国用棉量将达到970万吨。

新中国成立以来我国的棉花市场供求矛盾就比较突出, 1999年以前我国棉花市场都是封闭的, 生产和价格都由国家控制, 由供销社统一代购、统一经营, 而不是市场供求双方竞争形成的。这种定价机制的主要缺陷是价格制定的滞后性, 棉花价格的制定往往不能适应复杂的市场供求变化。1999年我国实行棉花流通体制改革, 我国棉花交易市场逐步形成, 棉花交易价格已经能够充分反映棉花市场中的供给需求状况。2004年6月1日, 棉花期货在郑州期货交易所上市, 市场稳步发展, 交易量持仓量持续上升, 根据郑州期货交易所的数据显示, 2011年8月成交金额为22703亿元, 同比增加598.24%, 持仓量687748张合约, 同比增加134.82%。棉花期货市场已经平稳运行了7年的时间, 本文将对近期棉花期货市场进行研究, 探讨棉花期货市场的定价效率。

2 文献综述

在期货市场定价效率问题上前人已有所研究, 童宛生、常清、胡俞越 (2006) 对大连大豆期货价格定价效率进行研究, 表明大豆期货价格是到期现货价格序的无偏估计, 说明定价效率较高, 随着时间跨度的延长, 期货价格预测能力越来越弱。尹海峰, 康雅彬 (2011) 对中国沪铜期货市场定价效率进行研究, 结果显示, 中国沪铜期货市场具有较强的定价效率, 对现货价格做出合理预测, 最佳预测区间应在一个月内, 并且沪铜期货价格在短期内影响现货价格背离原有趋势向长期均衡收敛。唐振鹏 (2010) 对我国优质强筋小麦期货与现货价格关系进行研究发现我国优质强筋小麦期货价格和现货价格序列都是一阶单整, 其不存在长期的动态均衡关系, 期货价格能够指导现货价格, 但是现货价格不能指导期货价格。

3 研究方法

3.1 协整理论

协整理论主要用来探测变量之间是否真的存在长期均衡的相依关系。有两个时间序列Xt, Yt～I (1) , 一般来说aXt+bYt不一定是平稳序列, 但如果存在某个线性组合Ut=m+aXt+bYt是I (0) 且具有零均值, 则称Xt与Yt之间存在协整关系, 即两个变量之间存在长期均衡关系。在具体应用协整理论进行时间序列分析时, 必须先分别检验被分析序列是否为平稳的, 最常用的是ADF检验。

3.2 格兰杰因果关系检验

协整关系只是说明了两个变量之间的长期均衡关系, 无法说明期货市场在对市场信息的反馈上是否处于领先地位。而棉花期货价格与现货价格之间的引导关系可以通过格兰杰因果关系检验来说明。

4 实证分析

4.1 数据选取

本文选取2009年9月11日—2011年7月29日郑州商品交易所的棉花期货商品收盘价作为中国的棉花期货价格。选取距离交割月份5个月的棉花期货产品每日收盘价作为两个交易所棉花期货的价格。选取2009年9月11日—2011年7月29日中国棉花价格328指数作为棉花现货价格的代表, 将不重叠的日期去掉。

4.2 中国棉花期货价格与现货价格走势分析

下图中横坐标轴为时间, 纵坐标轴为郑州棉花期货价格 (元/吨) 。从图中可以看出中国棉花期货价格与现货价格变化趋势基本一致, 几乎同时到达波峰波谷。从图中看出, 两个市场价格在近期内都呈现明显的下降趋势, 价格除了以现货市场即期价格和价格预期为基础, 还受投机动机的影响, 因而即使相邻交易日也很容易产生一定的价格差异。从分布情况来看, 两市场价格的波动范围比较大, 波动程度也比较大, 说明棉花期货产品价格受时间、气候、供求关系等的影响比较大。两种价格走势的一致性, 也为我们下面的研究提供了可能性。

4.3 ADF单位根检验

结果表明对中国棉花期货价格与现货价格进行ADF检验, 其ADF值大于各个显著水平的临界值, 这两个序列是不平稳的, 在对两种价格的数据在一阶差分后, 在各置信水平下ADF值均明显小于临界值, 不能拒绝零假设, 因此认为这组数据是平稳的。总结上述各项ADF检验结果, 说明棉花期货价格序列和现货价格序列均是一阶平稳过程, 满足对二者进行协整检验的条件。

4.4 协整检验 (E—G两步法)

首先采用E—G两步法检验棉花现货价格Yt和棉花期货价格Xt的关系。

构建如下回归分析模型

Yt=α+βΧt+εt

如果两个序列是协整的, 则其扰动项εt为白噪声, 即0阶单整I (0) 。首先运用最小二乘法对上式进行估计, 求出回归残差εt并对之进行单位根检验, 再用ADF检验。在1%的置信水平下, 中国棉花期货价格与现货价格时间序列是协整的, 即中国棉花期货价格与现货价格之间存在长期稳定的关系。

4.5 Granger因果检验

上述协整检验表明期货价格和现货价格之间存在协整关系。但是, 这种长期均衡关系中期货价格和现货价格存在怎样的相互引导作用, 需要通过Granger因果关系检验得出答案。继续采用Xt作为棉花期货价格的代表, Yt作为现货价格的代表, 以满足模型对数据序列的平稳性要求。Granger检验结果汇总至下表:

从对中国棉花期货价格和棉花现货价格的Granger因果检验中可以看出, 对于棉花现货价格不是棉花期货价格Granger原因的假设, 拒绝它犯第一类错误的最大概率是0.28279, 大于0.05, 因此至少在95%的置信水平下可以认为棉花现货价格不是棉花期货价格的Granger原因;而对于棉花期货价格不是棉花现货价格Granger原因的假设, 拒绝它犯第一类错误的最大概率为0.000小于5%, 因此至少在95%的置信水平下, 可以认为棉花期货价格是棉花现货价格的Granger原因。Granger因果分析表明棉花期货市场价格对棉花现货市场有引导作用。

5 结论

对中国棉花期货价格与现货价格走势的分析, 我们可以很直观的看到中国棉花期货价格与现货价格变化趋势基本一致。在对中国棉花期货价格与棉花现货价格的协整检验和ADF检验中, 我们发现两者间的协整关系成立, 两者之间具有显著的长期稳定关系。格兰杰检验表明两个市场之间有明显的引导关系, 并且中国棉花期货市场价格对现货市场价格有引导作用。棉花期货价格对现货价格具有先行性, 可见郑州棉花期货市场的运行是有效的, 棉花期货市场有着良好的定价效率, 这为市场经济的主体利用期货市场规避风险, 套期保值等功能奠定了良好的基础。

摘要：近些年棉花价格受供需差额影响大幅度波动, 很多没有预计到价格变化的棉纺织企业由于缺乏库存, 面临更高的生产成本而不得不停止生产。人们越来越关注棉花期货市场价格对未来现货价格的预测能力。本文先叙述中国棉花市场的发展状况, 然后运用协整分析、格兰杰因果检验等方法研究中国棉花期货价格与现货价格的关系, 分析中国棉花期货市场的定价效率。研究发现中国棉花期货市场价格与现货价格具有长期的稳定关系, 中国棉花期货市场定价对现货市场有引导作用。

关键词：棉花期货,协整检验,长期均衡,格兰杰因果关系

参考文献

[1]童宛生, 常清, 胡俞越.期货市场前沿问题研究[M].北京:中国商务出版社, 2006.

[2]唐振鹏.我国优质强筋小麦期现货价格关系研究[J].东南学术, 2009 (4) .

[3]李慧茹.中国棉花期货和现货市场的价格关系研究[J].经济经纬, 2006 (5) .

后来者如何进行市场定价篇2

如今，我国机械行业新企业面临这样一个问题：刚进入行业还没站稳脚跟，而薄利时代已经来临，面对如此格局，新进入的企业如何发挥自己的优势，扬长避短?这当中，产品的定价问题成了所有企业家最为关注的焦点，但却又是所有新进入企业难言的痛。

定价之惑

有一些企业采取低价策略，但由于没有市场积累，打到最后杀敌一千，自伤八百。也有一些企业价格天天在变，始终没有找到准确的定位，最终也是无利可图。

这都是由于企业没有清晰的战略走向导致的随意性定价。他们起初主要目的是赚钱，至于这个企业要做什么，要向何处去，完全是处于一种摸着石头过河的感觉。

同时，产品定位的模糊导致了价格战。新生产的产品是要卖给谁?这些消费者属于什么行业?他们有什么需求?心理底价是多少?这些诸多的问题都没能做到有效规划。

找到原因，再来分析下企业定价的过程。从产品原料开始，产品变为成品的过程即为企业生产的过程，那么生产的每一个环节都将成为产品成本点，而且产品的定价并不是“拍脑袋”拍出来的，而是可以通过企业自身的分析确定出来的。

因此，对于新进入者，在确定价格这个生命线的时候有这些因素需要引起重视：

确定顾客群体，清晰定位

产品只有最终落入到消费者手中才算是完整的销售过程，产品才能有存在的价值和意义。所以在销售过程中，对于客户群体要有清晰的选择和区隔，找到属于自己的消费群体，并针对该群体的消费心理和消费行为形成价格定位。

第一步，找到目标群体的心理价格。从消费者消费心理分析，可以划分为高端群体、中高端群体、中端群体、中低端群体、低端群体。企业在市场调查中要对这五个群体进行心理价格的充分的调研和分析，找到这部分群体的心理承受价格并作为定价的初步依据。

第二步，根据产品的价格分布，企业若想获取多少利润是与价格休戚相关的，而价格的制定又与产品的定位相关联的。在机械行业中，卡特彼勒的定价最高，之所以可以这样定价，是因为卡特比勒的产品具有其他竞争对手所无法比拟的技术优势和品质优势，很多客户的典型观点即为，“我也想用便宜的，但便宜的根本用不了，即使勉强用了使用寿命也很短，还不如我多花点钱买台好的，至少在道路和矿山挖掘机领域没有别的牌子比它好。”这给企业的启示即，价格可以订高，但要给一个高的理由，至少该产品的高价是其他竞争对手所无法企及的，而这就是产品的定位所在。

第三步，价格反映产品定位点，而定位的概念要和产品品质彼此支撑。企业的产品要和其他竞争对手的产品不一样，要有差异化，更要与众不同。这样价格和产品就达成了彼此支撑，使得消费者从价格可以推断出品质，再从品质认同其价格。

新进入者也可以采用高端切入的方式，关键看该产品的战略定位和产品品质能否相吻合。若企业的产品在某一细分领域市场中独占鳌头，或者具有其他企业所无法企及的技术优势，这就可以成为高端市场的切入点。当然切入后再如何避免与竞品展开面对面的厮杀，如何规避价格战，是产品定位策划的内容，在此不再赘述。

找到盈亏平衡点，建立价格体系

消费者永远没有满足，永远都在追求物美价廉的产品，这是消费者的本性。因此，企业自始至终要明白，真正要想在行业中站稳脚跟，获得更大的产品规模，只有不断推出性能价格比更好的产品方可。这为所有的企业都提出一个异常严峻的问题，如何以最小的投入带来最大的产出就成为企业的宿命终极命题。

零售价决定了行业产品的对外售价，其制约因素既有企业本身，也有竞争对手，更面临其他替代产品的牵制，要想盲目高价也是不现实的。这就意味着，哪个企业能大幅度的降低成本，减少费用，哪个企业将获取更多的利润，那么在未来的竞争中将具有更大的优势。

在国内机械市场中，前一阶段来自韩国的斗山产品以其高的性价比独占龙头，但小松却后来居上，虽说小松的单机价格比斗山高，但其销量仍然超过斗山。这当中的主要原因就是消费者在采购产品的时候首先是从经济角度衡量的，衡量的结果就是性价比最优的产品将成为标的产品。这和销售政策无关，而是与企业产品的价格体系相关联的。

找到主要竞争对手，形成市场冲击

在市场经济条件下，没有哪个行业可以避免竞争，市场份额的取得是依靠业务团队一台一台机器卖出来的。既然竞争不可避免，企业的产品定价也不能脱离竞争的思维，所谓狭路相逢勇者胜，销量的上升就是市场抢夺的必然结果。

企业内部的产品至少分为四大类，即战斗机型、规模机、利润机、形象机，每一种机型的战略使命和目的是不一样的。

战斗机型产品是指该产品是企业内所有产品系中价格最低的产品，该产品的主要功效是充当防火墙，起到冲击市场、打击竞争对手、突破市场的作用，这时候产品的价格就是最犀利的武器。

规模型产品是指该产品在所有产品系中属于性价比最高的产品，其主要作用是产品结构中的塔基型产品，是规模最大的产品群，典型特征就是价廉物美。

利润型产品是指该产品要为企业带来利润，规模不一定大，但一定要是经销商和企业都挣钱的产品。

同时，对竞争对手的产品也以此分类，找到彼此间的异同点。这种基于竞争角度的定价是和产品分类相对应的。主要目的是通过产品的有效组合，形成一个拳头，看似有的产品是亏损的，比如战斗机基本都是亏损的，但拉动了规模机和利润机的销售，对企业来说最终整体是盈利的。从而达到在竞争中不断超越竞争对手，不断获取利润并成长的经营目的。

市场定价效率篇3

1. 市场价格与理论价格出现严重偏离, 普遍存在高估现象。

权证作为一种衍生品, 其价格依赖于正股的股价、行权价、正股的波动率和无风险收益率, 用B-S模型可以估算出各种权证的理论价格, 理论价格是权证交易价格的重要参考指标, 理性的权证投资者通常都以理论价格为依据, 对未来正股价的波动率做出判断, 从而制定出适当的交易策略。但在我国目前的权证市场, 权证的市场价格普遍与其理论价格严重偏离。

2. 溢价率过高。

溢价率是指以当前的价格买入权证, 在不考虑交易成本的前提下, 正股至少需要上涨 (认购权证) 或下跌 (认沽权证) 多少, 投资者持有权证到期行权才可保本。在我国目前的权证市场中, 溢价率普遍过高, 以2008年9日5为例, 19只权证有12的溢价率超过100%, 其中上汽CWB1 (580016) 的溢价率高达389.9%, 而成熟的中国香港权证市场总体溢价率只有14.7%。

3. 隐含波动率过高。

波动率是用B-S模型计算权证理论价格的一个重要因素, 人们经常使用历史波动率在计算权证理论价格, 而隐含波动率是将市场上权证交易价格代入权证理论定价模型中计算出来的波动率数值。隐含波动率高于历史波动率, 权证价格过高, 投资风险较大;隐含波动率低于历史波动率, 权证价格偏低, 投资风险较小。根据宏源证券计算出我国权证市场隐含波动率的均值为132%, 远远大于历史波动率的67.3%, 这说明中国权证市场的权证在一定程度上被市场定价过高。

4. 部分权证与正股联动有失常理。

作为股票的衍生品种, 权证的价格必然和正股股价发生联动。从权证性质来看, 认购权证的价格应和正股价成正相关关系, 认沽权证的价格应和正股价成负相关关系, 并且同一标的的认购权证与认沽权证价格呈反方面变化。但在我国权证市场, 却经常会出现反常情况, 例如在2006年5月, 五粮液股票上涨, 认购权证与认沽权证同时跟着上涨;茅台认沽权证上涨22.25倍, 而同期标的股票也上涨24%。

二、权证定价效率低下的主要原因

1. 权证供应量太少, 种类稀缺, 供求严重不平衡。

目前造成权证市场价格与理论价值偏离的主要原因之一, 是股改权证供应量小, 从第一只权证上市到目前总共只有5 0多只权证上市交易过, 并且品种稀缺, 大部分是股改权证以及少量的分离可转债权证, 标的证券均为单一股票。虽然允许创设权证, 但从实际效果来看, 权证的创设量也比较小, 远远不能满足投资者的需要。再加上中国股市除权证外, 没有别的衍生产品市场。在这种情况下, 权证的推出必然受到大量的投机资金追捧。

2. 不存在卖空机制, 无法通过获利操作使权证价格回归。

BS理论的一个重要假设是市场存在卖空机制。当权证价格高估, 偏离价值的时候, 市场可以通过卖空行为来使权证回归合理价值。由于海外市场存在有完备的卖空机制, 因此B-S公式给出的定价具有实际的指导意义。如果权证价格大幅度高于其理论价值, 那么卖空机制将给投资者提供良好的无风险套利机会。而实施套利的前提条件是市场允许“买空、卖空”, 即“融资融券”。在可以融资融券的市场, 权证理论价格是“硬约束”, 市场价格偏离理论价格远了, 套利行为将把它拉回正轨。

三、解决对策

1. 完善监管体系, 严格监管制度。

对权证这种高杠杆性的金融产品, 若没有一套行之有效的监管体系和监管制度, 交易价格很容易就会出现大幅的波动。90年代初出现的权证市场之所以有快的夭折, 很大一部分原因就是因为监管不力, 制度不规范。因此, 我国的证券管理部门必须认真的总结我国权证市场运行出现的问题, 有针对性完善监管体系, 保证权证市场的有效运行。对权证的监管, 必须从严审查发行人是否能有足够的履约能力, 信息披露是否能做到及时准确完整。对市场出现的一些违规行为, 必须从严处罚。

2. 有效增加权证市场供给, 完善供求平衡机制。

由于我国权证数量和种类远远不能满足投资者的需求, 在不能短期内大幅增加权证种类时, 就有必要及时地增加权证数量来平衡供求。而权证的价值主要受正股价格走势影响, 其本身数量的多少本质上并不会影响其价值。目前我国沪深交易所实行权证创设机制, 以此调节供求矛盾。

3. 尽快推出融资融券业务, 引入做空机制。

一个有效的证券市场应该既能做多又能做空, 这样才有利于市场价格的发现功能, 有利于平衡市场价格的过度波动。而在我国现今的证券市场, 没有任何做空机制, 因此市场存在很大缺陷。而在权证市场, 有效的做空机制就是融资融券业务。

4. 引入做市商制度。

我国目前的权证市场要求一级交易商为权证提供流动性, 但一级交易商未能充分发挥其稳定市场的作用。据上海证券交易所创新实验室于2006年9月8日所发表的研究报告《创设机制与我国权证市场定价效率研究》显示, 充当沪市18只权证的8个一级交易商其申报和交易总体上看不够积极。在一年时间内, 一级交易商平均有报价的交易日只有81天, 每个一级交易商平均每天报单只有492笔, 所有一级交易商报单数量占全部投资者下单数量的比重仅0.28%;每个一级交易商平均每天交易仅72笔 (买33笔, 卖39笔) 报单只有492笔, 所有一级交易商成交金额占全部成交金额的比重仅0.11%。而在中国香港市场, 充当做市商的发行人以买方或卖方参与的交易占总成交金额的比重通常在70%左右。

摘要：自从2005年8月22日我国第一只权证上市以来, 我国权证市场迅速发展, 交易极其活跃, 市场成交额已经名列世界前茅。但飞速发展的同时也存在一系列问题, 表现突出的就是定价效率低下。本文通过对我国权证市场的研究, 找出定价效率低下的原因, 并针对性的提出相应的对策, 以此希望我国权证市场能够更规范更有效的发展。

关键词：权证,定价效率,卖空机制,做市商制度

参考文献

[1]秦浩:权证产品理论定价与市场定价偏离度分析[J].金融教学与研究, 2006 (5)

垄断市场下共同配送定价方法研究篇4

关键词：共同配送；垄断市场；定价模型

共同配送是指多个客户通过一个共同的物流公司来提供配送服务，在配送中心的统一调度和计划下展开，主要由多个企业联合组织起来实施配送活动，本质是通过规模化的作业活动提高物流效率，作为一种新兴方式，共同配送无论在哪个层面上都有较大的优势：首先，从配送主体角度而言，共同配送能充分整合资源，将货物化零为整降低空载率，减少配送次数，从而降低物流成本，提高物流服务水平；其次，从货主角度而言，共同配送能使各个货主共享各项资源设备，从而能使得各个货主分担共同配送的成本，从而减少运输费用。此外，各个货主的零担运输通过共同配送的方式进行整合，可以成为成本更低的整车运输，大幅度的降低了运输费用。再次，从整个社会角度来看，共同配送能在一定程度上缓解交通压力，减少社会的车流总量，从而减少了汽车尾气排放量，减轻环境污染。另外，实行共同配送也能减少配送行业的恶性竞争，在物流行业中，中小型企业所占比例较大，它们一般货运量比较少、车辆空载率比较高、企业效益较低，为了自身利益最大化，各个企业之间很容易引发恶性竞争，不仅使得配送效率更低，也会影响物流行业发展。相反，实行共同化配送不仅实现了运输的规模化、信息网络化，还能提高车辆的装载率，提高了资金调达能力。同时，共同配送促进了物流行业的技术发展，满足了市场的需求。

目前关于共同配送的研究主要集中在对其成本、收益的分摊和分配上，而对共同配送的定价问题研究较少，因此，本文在前人研究的基础上建立垄断市场下共同配送定价模型，以期找到联盟企业共同配送定价最优解。

一、相关理论

本文所定义的垄断市场，是指整个行业中只有一个厂商的市场组织，它控制着整个行业的所有供给，其制造和销售的产品没有任何相近的替代品，垄断厂商是价格的决定者，其他厂商进入该行业也是非常困难的，垄断厂商控制着市场周围的种种进入障碍，该厂商独家垄断整个行业市场。

此外，本文根据前人研究成果，将共同配送的特点概括为以下几点：

（一）多网络有机结合

共同配送由多家公司整合多种销售渠道，使资源物流充分利用，降低每个企业成本，从而使得每个企业效益增加。

（二）合同约束

共同配送的本质是企业间进行联盟，也就是企业之间的一个合作，为了使联盟企业间关系稳定，并且不产生利益纠纷，有必要要求各个联盟企业遵守合同和联盟协议，具体包括保密协议、利益共享协议等等。

（三）企业之间信息共享、资源共享、利益共享

为了提高配送的效率，参与联盟的各个企业之间必须实现资源、信息、利益共享，资源，包括装卸搬运设备、车辆和相关人员；信息，包括物流信息、市场信息、信息的发布渠道和发布能力；利益共享，同时也包括风险共享，即为了实现联盟企业之间的公平公正，各个企业在共享利益的同时也应该承担相应的风险，若风险来临时各企业应平摊该风险所造成的损失。

市场定价效率篇5

关键词：错误定价,成长性,大股东交易,内部人

1 引言

股权分置改革完成以后,大股东积极参与二级市场交易已成为中国证券市场上的一个显著特征。由于股权结构高度集中,大股东交易总体上以卖出为主,加上大股东一般都向上市公司委派了董事、经理等高级管理人员,因此,目前对大股东交易的研究主要讨论了减持(扩容)对市场的冲击[1,2],以及是否存在高级管理人员为配合大股东减持而进行选择性信息披露或进行盈余操纵行为[3]。对于大股东交易行为本身的特征、大股东作为中国证券市场上新的参与者能否提高股票的定价效率等方面的问题,迄今为止,还缺乏相应的实证证据。

本文主要关注股票错误定价、公司成长性对大股东交易行为的解释作用。这不仅有助于了解大股东交易本身的特征,而且还有助于探讨大股东交易行为对股票定价效率的作用。因为大股东买入价值低估的股票卖出价值高估的股票,可以促使股票价格向内在价值回归;另外,如果大股东买入成长性好的股票卖出成长性差的股票,由于成长性往往代表了公司未来发展前景,那么大股东交易可以使股票价格反映出更多关于公司未来的信息,进而提高股票市场的定价效率。

2 文献回顾

国外文献一般将上市公司董事、经理,以及持股超过10%的大股东交易公司股票当作内部人交易进行处理,并积累了丰富的文献。由于一些尚未公开披露,而一旦披露将对证券价格产生重要影响的“重要的非公开信息”,即“内幕信息”被内部人掌握,内部人交易往往涉嫌“内幕交易”。“内幕交易”被多数国家法律明文禁止,因此是否应该禁止内部人交易成了争议的焦点[4]。争议主要围绕着以下两个方面展开。

一是讨论内部人交易是否利用了尚未公开的“内幕信息”。这类文献主要考察内部人交易是否获得了超额回报。如果能获得超常回报则表明内部人交易时极有可能利用了内幕信息。早期的证据表明内部人买卖公司股票都可以获得超常回报[5],后来的研究大多表明内部人买入股票时可以获得超常回报,但在卖出股票时并不能获得超常回报[6],即使能获得超常回报,也要小于买入时获得的超常回报[7]。这些证据说明内部人在买入股票时可能更多的利用了“内幕信息”, 而在卖出股票时可能仅仅是为了流动性需要,此时并不包含内幕信息。然而内部人交易获得的超常回报并不一定来自内幕信息。因此,此类文献进一步考察内部人交易是否符合信息层级假说,即掌握信息越多的内部人获得的超常回报越高,Ravina的研究在一定程度上验证了信息层级假说[6]。

另一类文献着重讨论内部人交易对市场效率的影响。这类文献认为上市公司董事、经理、大股东比一般投资者拥有更多的信息优势,他们的交易行为具有信号传递的作用,特别是买入交易时这种信号传递作用更强。Manne是这种观点的积极倡导者,他较早强调内部人交易可以把股票价格逐步往内在价值调整,从而提高市场的定价效率[8]。后来的研究支持了Manne的观点,并且进一步验证了内部人交易行为对股票价格的调整是很快的,如果是逐步调整,那么根据内部人交易构建的投资组合可以获得超常回报,然而根据Kerr的研究,一般投资者跟随内部人交易进行的交易无法获得超常回报[9],说明市场对内部人交易传递的信息做出及时反应,而将价格很快调整到正确水平。Ke等的研究直接将大股东交易行为与公司接下来的季度盈余信息联系起来,发现大股东交易行为与未来的盈余信息正相关[10]。

这类文献也强调了内部人由于拥有信息优势,相比一般投资者更准确地知道公司的内在价值,当公司股票的价格被一般投资者错误定价时,内部人在低估时买入高估时卖出可以进行套利,这种套利行为也可以促使股票价格往内在价值回归。Seyhun发现内部人在股票价格上涨时倾向卖出,而在股票价格下跌时倾向买入,体现出和一般投资者不同的反向操作策略[11]。Rozeff和Zaman根据市净率的高低,将股票分为价值型(value)和成长型(glamour),发现内部人更多买入市净率低的价值型股票, 而卖出市净率高的成长型股票, 因为后者更有可能是一般投资者对公司过去绩效存在过度反应而导致公司股价高估[12]。Piotroski和Roulstone将内部人交易的套利活动和信号传递机制综合起来进行了考虑,较好地支持了大股东交易活动改善定价效率的观点[13]。

虽然第一类文献发现内部人交易有可能利用了内幕信息,但越来越多的文献也发现内部人交易确实可以提高市场的定价效率。因此大多数国家都允许内部人进行交易,而对内部人加强监管,提高公司治理机制,以防止内部人利用内幕信息进行交易。Fidrmuc等的研究发现,掌握信息最多的高管、交易获利不如董事等内部人,并不支持信息层级假说,这可能是他们面临了更加严格监督而难以利用内幕信息获利的缘故[14]。

中国证券市场上自2005年以来,股权分置改革解决了非流通股暂不流通的问题,2006年实施的《公司法》放宽了公司高级管理人员交易行为的限制。这一系列制度性变革,才使得公司董事、经理、大股东的交易行为变得日益普遍。但对内部人交易行为的研究还比较少。较有代表性的是曾庆生对董事、经理,以及准内部人(比如董事、经理的亲属)卖出股票是否能获得超常回报,检验了信息层级假说[15],属于第一类文献,并且他们的研究没有将大股东考虑在内。在中国证券市场上,大股东交易无论在交易频率和交易量上都远远超过董事、经理等高级管理人员。即使是国外的文献,也很少单独对大股东交易行为进行考察,因此本文探讨大股东的交易行为是否也具有提高市场定价的作用,属于对第二类文献的扩展。

3 研究假设

上述文献述评中已经说明包括大股东在内的内部人交易具有与一般投资者相反的特征,在股票价格上涨时卖出,而在下跌时买入[11];或者买入市净率低的价值股,卖出市净率高的成长股进行套利[12]。这是因为内部人拥有一般投资者没有的信息优势而更加准确地知道公司的真正价值。价格上涨、市净率很高,或者反过来,这两种情形都可能意味着价格已经偏离内在价值,股票价格中包含错误定价部分。内部人将这种错误定价识别出来从而在二级市场上进行操作以谋求价值最大化。由此可知,大股东作为公司的主要内部人之一,他们的交易行为和股票错误定价应呈现出显著的相关性。中国股权分置改革以前,不允许大股东持有的非流通股在二级市场上出售,这种差异性制度安排导致了大股东的利益诉求与公司价值发生背离,股价高低并不影响其所持股权的价值,因此大股东最大化自身利益的“最佳”途径往往是利用控制地位对上市公司进行掏空[16,17]。股权分置改革以后,大股东掏空上市公司的动机变弱[18],通过在二级市场上价值低估时买入而价值高估时卖出进行套利,成为实现其价值最大化的重要手段。因此提出以下假设1。

假设1:大股东交易行为与股票错误定价有关,价值高估时净买入率低,反之则高。

由于定价错误部分的来源较为复杂,有可能是一般投资者对公司过去的财务信息(公司微观特征因素)过度反应,或发应不足造成的,也有可能是行业整体高估或低估造成的[19]。前者在短期之内反转的可能性较大,而后者持续时间相对较长。这两种因素都会导致股票价格包含的错误定价部分增加,因此进一步假设:

假设1a:大股东净买入率在公司微观特征因素导致股票价值高估时降低,反之则增加;

假设1b:大股东净买入率在行业因素导致股票价值高估时降低,反之则增加。

并不是所有的内部人交易都是在价值低估时才买入, 也有一部分内部人买入交易发生在价值明显高估时,比如在市净率很高时买入(以往文献采用市净率高低衡量股票价格是否高估)。Piotroski和Roulstone对这种“非正常”情况进行了解释,他们认为,这是内部人利用了未来的信息优势,比如未来有好消息公布,并采用下一年度的资产收益率变动、下一年年初购买并持有到年末的超常收益率等指标作为好消息的代理变量进行实证验证[13]。其实,内部人的这种“非正常”交易,以及“正常交易”,恰恰透露出了内部人如何看待公司未来发展前景的信息。市净率高时,一方面表示公司价格可能高估,这会导致内部人的卖出行为,另一方面,也表明公司的成长性很好,这会增加内部人的买入行为。正如Manne等的研究发现一样,大股东交易具有信号传递作用[8],即买入交易表明公司的未来发展前景很好,公司具有良好的成长性,卖出交易则相反(一般认为此时的信号弱于买入交易的信号)。由此,提出假设2。

假设2:大股东净买入率与公司成长性正相关。

4 研究设计

4.1 样本与数据来源

大股东交易数据来源于国泰安中国上市公司治理结构研究数据库中的子库股权转让库。2006年7月1日-2009年12月31日,库中共有854家公司的大股东在二级市场上交易的数据3881个。由于2006年实施的《公司法》规定内部人(包括持股5%以上的大股东在内)买入与卖出本公司的股票必须要间隔6个月以上,因此采用半年为一期统计大股东的净买入率。删除①金融类的上市公司数据,②同时发行了B股H股的上市公司的数据(这些公司的估值和其它公司不一样),③上市公司数不足8家的行业,④相关财务数据缺失不能计算内在价值与估值偏差的样本,最后得到有效公司-半年数据为1415个。

4.2 检验模型

采用以下基本模型对假设1和假设2进行实证检验。

$\begin{array}{l} Ρ R_{i t} = α + β_{1} e r r_{i, t - 1} + β_{2} s i z e_{i t} + β_{3} r i s k_{i t} + β_{4} y o u n g_{i t} \\ + β_{5} l o c_{i t} + \sum γ_{t} t i m e_{t} + \sum φ_{j} i n d u_{j} + ε_{i t} (Ι) \\ Ρ R_{i t} = α + β_{1} e r r_{i, t - 1} + λ_{1} t u r e q_{i, t - 1} + β_{2} s i z e_{i t} + β_{3} r i s k_{i t} \\ + β_{4} y o u n g_{i t} + β_{5} l o c_{i t} + \sum γ_{t} t i m e_{t} + \sum φ_{j} i n d u_{j} + ε_{i t} (Ι Ι) \end{array}$

模型中变量的定义参见表1。下面给出主要变量的计算过程。

(1)被解释变量:大股东净买入比例PR

借鉴Piotroski和Roulstone所提出的净买入率(PR)指标衡量大股东的交易行为[13],该指标定义如下:

$Ρ R_{i t} = \frac{B U Y_{i t}}{B U Y_{i t} + S E L L_{i t}} (1)$

其中, BUYit为i公司持股5%以上大股东在第t期(与半年度财务报告期间一致)在二级市场上的累计买入量,SELLit为i公司持股5%以上大股东在第t期在二级市场上的累计卖出量。为了使得该指标能有效计算(分母不为零),采用Piotroski和Roulstone[13],以及Rozeff和Zaman[12]的做法,只选择那些在二级市场上有大股东交易事件发生的公司作为研究样本。PR等于1表示公司大股东只有买入没有卖出,等于0则表示只有卖出没有买入。介于0、1之间说明了公司有多个持股5%以上大股东进行了相反的交易。

(2)解释变量:成长性(tureq)与错误定价(err)

衡量公司价值或成长性最常用的指标是Tobin Q比例。用M表示市场价值, B表示账面价值, Tobin Q可表示为M/B. 市场价值M有可能偏离内在价值V,出现价值高估或低估的情况。特别是中国市场具有高投机性, Tobin Q并不能反映企业价值[20]。根据Rhodes-Kropf,Robinson和Viswanathan[19](以下简称RKRV)提出的方法将M/B分解成以下两部分:

$Μ / B = Μ / V \cdot V / B (2)$

两边取对数,并令m=logM,v=logV,b=logB,得到m-b=(m-v)+(v-b)。其中(m-v)为市场价值偏离内在价值的部分,即公司错误定价,(v-b)则表示公司的内在q比例。由于估值偏差既可能源于公司本身,也可能是行业整体高估或低估造成, RKRV[19]进一步将公司i在第t期的m-b分解成三个部分。

$\begin{array}{l} m_{i t} - b_{i t} \\ = [m_{i t} - v (θ_{i t}; β_{j t})] + [v (θ_{i t}; β_{j t}) - v (θ_{i t}; β_{j})] \\ + [v (θ_{i t}; β_{j}) - b_{i t}] \end{array} (3)$

式中, j代表行业,v(θit;βjt)是在不考虑行业整体高估或低估下,公司i在第t期由公司特定因素集(θit)决定的公司价值,βjt是θit的参数向量。v(θit;βj)中公司特定信息集θit的参数向量βj与时期t无关,扣除了行业估值波动的影响,反映了公司的内在价值。因此,式(3)中,mit-v(θit;βjt)为公司因素导致的错误定价(errfirm),v(θit;βjt)-v(θit;βj)为行业因素导致的错误定价(errindu),v(θit;βj)-bit为公司的内在q比(trueq)。

和RKRV[19]一样,用公司的资产总额、盈利能力、债务杠杆等变量解释公司价值,具体模型如下:

$\begin{array}{l} m_{i t} \\ = β_{0 j t} + β_{1 j t} b_{i t} + β_{2 j t} | n i_{i t} | + β_{3 j t} Ι_{i t} | n i_{i t} | \\ + β_{4 j t} L E V_{i t} + ε_{i t} \end{array} (4)$

式中, m为公司市场价值,等于股权市场价值加上债权账面价值取对数;b为公司账面总资产的对数;|ni|为公司年度会计利润绝对值的对数;LEV为公司财务杠杆,等于(总资产-股东权益)/总资产;I是哑变量,如果公司净利润为负则等于1,否则等于0,加入这个变量允许模型对亏损公司估值。

对模型(4)采用第j行业在第t期的截面数据进行OLS回归,得到公司i在第t期的价值(未考虑行业因素)。

$\begin{array}{l} v (θ_{i t}; β_{j t}) \\ = \hat{m}_{i t} \\ = \hat{β}_{0 j t} + \hat{β}_{1 j t} b_{i t} + \hat{β}_{2 j t} | n i_{i t} | + \hat{β}_{3 j t} Ι_{i t} | n i_{i t} | + \hat{β}_{4 j t} L E V_{i t} \end{array} (5)$

因此,公司因素导致的错误定价(errfirm)

$e r r f i r m_{i t} = m_{i t} - v (θ_{i t}; β_{j t}) = m_{i t} - \hat{m}_{i t} (6)$

上述估计只考虑了公司特定因素,没有考虑整个行业的估值是否存在错误,如果考虑整个行业的估值水平,根据RKRV[19]的方法,对任意行业j,取每一解释变量的t期截面回归系数的平均值,即可得到公司真正内在价值的计算模型:

$\begin{array}{l} v (θ_{i t}; β_{j}) \\ = \bar{v}_{i t} \\ = \bar{β}_{0 j} + \bar{β}_{1 j} b_{i t} + \bar{β}_{2 j} | n i_{i t} | + \bar{β}_{3 j} Ι_{i t} | n i_{i t} | + \bar{β}_{4 j} L E V_{i t} \end{array} (7)$

因此,行业因素导致的定价错误(errindu)为

$e r r i n d u_{i t} = \hat{m}_{i t} - v (θ_{i t}; β_{j}) = \hat{m}_{i t} - \bar{v}_{i t} (8)$

总的错误定价(err)为

$e r r_{i t} = e r r f i r m_{i t} + e r r i n d u_{i t} (9)$

内在q比例(tureq)为

$t u r e q_{i t} = m_{i t} - e r r_{i t} - b_{i t} (10)$

4.3 模型说明

模型(I)用于对假设1的检验,其中induj为行业虚拟变量,timet为时期虚拟变量。控制变量size、risk、young、loc分别表示公司规模、股票价格波动、是否为中小板,以及上市地点。控制了这些因素的影响以后,着重考察定价错误对大股东交易的影响。用第t-1期期末的定价错误解释第t期大股东交易行为,erri,t-1的系数β1如果显著为正,假设1得到验证。进一步将erri,t-1分解成errfirmi,t-1和errindui,t-1进行回归,如果errfirmi,t-1和errindui,t-1的系数也显著为正,则假设1a与假设1b得到验证。为了验证假设2,在模型(I)中引入公司内在价值q比例(tureq),用第t-1期的tureq解释第t期的大股东交易行为。这里除了保留模型(I)的控制变量外,还将总体定价错误、公司特定因素导致的定价错误,行业因素导致的定价错误作为控制变量。如果tureqi,t-1的系数λ1显著为正,则假设2得到验证。

5 实证检验结果与分析

5.1 描述性统计与皮尔逊相关分析

表2报告了解释变量和被解释变量的描述性统计和皮尔逊相关分析的结果。从中可以看出,大股东净买入率PR值为0.209。Rozeff和Zaman[12]、以及Piotroski和Roulstone[13]针对国外市场统计的内部人净买入率为0.4~0.5,内部人卖出交易与买入交易是大致相当的。而中国证券市场上大股东交易以卖出为主,这可能是由于中国上市公司股权结构高度集中,大股东卖出一部分股票并不会影响控制权。总的定价错误err的平均值为0.028,说明以卖出交易为主的样本公司总体上被高估,这与假设1是一致的。真实q比例(trueq)的平均值大于0(trueq为真实托宾Q的对数,当真实Q为1时,trueq等于0),为0.778,表明样本公司的平均成长性较好。皮尔逊相关分析的结果表明大股东净买入率PR与总的定价错误err显著负相关,与假设1一致。将定价错误分解成来自公司特定因素的错误和行业因素的错误后,这种负相关关系仍然成立,前者在统计上不显著,后者在统计上是显著的,与假设1a、假设1b基本一致。

注: 括号内的值为P值; 变量的定义见表1。

由于公司因素导致的错误定价主要是一种短期的波动,而行业因素导致的错误定价从本质上反映了价格对长期价值的偏离,因此大股东的交易较多的考虑了长期价值,而较少受到短期波动的影响,除非这种波动已偏离长期价值。这也透露出了大股东比一般投资者对行业的认识更为深刻。大股东净买入率PR与内在q比例显著负相关,这与假设2不一致。但相关分析的结果并没有控制没有控制公司规模、市场波动等因素的影响,上述结论还需进一步通过回归分析加以确认。

5.2 错误定价对大股东交易的影响

为了检验假设1、假设1a与假设1b,在控制公司规模、股价市场波动等因素后,用大股东净购买比例PR对错误定价err进行回归分析,表3第(I)与第(II)列报告了回归结果。

从表3的第(I)列可以看出,错误定价err的符号为负,且在5%的显著性水平下显著,与假设1的预期一致。表3的第(II)列报告了将错误定价分解为公司因素导致的错误定价和行业整体高估或低估导致的定价错误后,大股东净购买比例对错误定价的回归结果。公司因素导致的错误定价(errfirm)和行业因素导致的错误定价(errindu)的回归系数都为负,且在5%的显著性水平下显著,与假设1a、假设1b的预期一致,即不论定价错误的来源是公司微观特征因素,还是行业因素,都与大股东的净买入率显著负相关。同时也可以看出,公司因素导致的错误定价的回归系数小于行业因素导致的错误定价,表明行业因素对大股东交易决策的影响更大,即公司股价偏离长期价值的程度越大,大股东交易的可能性增加,而短期的波动对大股东交易的吸引力则相对而言较小。

注: 括号内的值为T值; *、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平(双侧检验);mb为公司市场价值(股权市场价值+债券帐面价值)与总资产帐面价值比取对数;其它变量定义见表2。

鉴于现有文献大多基于市净率或类似指标(如股价现金流量比、市盈率等)度量企业价值是否偏离其基本价值。如Jenter的研究[21],Piotroski和Roulstone的研究[13],均采用市净率指标作为定价错误的代理指标。Basu[22]、Chan等[23]则提出可以用股价现金流量比或市盈率衡量公司股价是否高估或低估。内部人交易的经典文献,Rozeff 和Zaman衡量股价定价错误时采用的指标是股价现金流量比[12]。因此控制公司规模等因素后,用大股东净买入率对市净率进行回归。市净率的计算方法为公司市场价值(股票市场价值加上公司债券价值)除以公司总资产的帐面价值。为了便于比较,在回归时取市净率的对数(mb),这实际上就是未经分解的托宾q比例。

表3的第(III)列报告了大股东净买入率对市净率(mb)的回归结果,从中可以看出,市净率的回归系数虽然为负,但在统计上不显著。对此有两种可能的解释,一是大股东交易股票与定价错误无关,二是在中国证券市场上并不能用市净率来衡量股票的价值是否高估。后一种解释可能更符合实际情况。实际上,由于市净率就是未经分解的托宾q比例(小写字母表示托宾Q的对数),该指标中既包括了错误定价的部分,同时也包括了公司的内在价值,或者说是成长性。因为根据Tobin的观点,Q值反映了市场对资产的预期和评价,Q值大于1时,投资所形成的资本价值会超过投资成本,企业有激励进行投资,Q值越大市场的投资激励就越大[24]。因此Q值越大也表明企业的成长性越好。不过,托宾Q的计算很困难,一般用市净率来代替。由此可见,市净率高,一方面可能的确是价值被高估了,另一方面,也可能是企业本身成长性较好的缘故。Rozeff和Zaman[12]认为价值型公司的股价低估,而成长型公司的股价高估,拥有较多信息优势的企业内部人,可以通过买入价值股卖出成长股从而获得超额利润。基于内部人在高估时卖出而在低估时买进股票获利[25],所以只有在成长型公司比价值型公司更大程度地偏离内在价值时,大股东的净买入率与反应企业价值的托宾Q比例之间才会呈现出显著的负相关关系;如果成长型公司并不比价值型公司更大程度地偏离基本价值,那么不会存在显著负相关关系。所以表3中第(III)的回归结果显示市净率的对数mb的回归系数并不显著,可能是由于市净率并不适合作为股票价值是否高估的代理变量造成的,应该把错误定价的部分从市净率中分离出来。表3的(I)列和第(II)列的结果表明分离出来后,错误定价对大股东交易行为的影响显著,不论错误的来源是公司因素还是行业因素。这对现有的内部人交易文献从方法上和结论上都进行了较好的补充和扩展。

5.3 公司成长性对大股东交易的影响

为了验证假设2,用大股东净买入率对公司成长性进行回归分析,回归的控制变量除了验证假设1时使用的控制变量外,还将错误定价也作为控制变量加了进来。成长性指标采用公司内在q比(tureq)度量。一些文献采用最近一年或最近几年的主营业务销售收入增长率、营业利润增长率等指标作为公司成长性的表征变量。这些指标一定程度上也可以说明公司的成长性,但反映的是公司现在或过去的信息,内在q比与这些指标相比,则包含了更多公司未来的成长前景方面的信息。回归结果如表4所示。

注: 括号内的值为T值; *、**、***分别表示10%、5%,1%的显著性水平(双侧);变量的定义见表2。

表4第(I)列给出了将总体定价错误作为控制变量的回归结果,结果显示,内在q比的系数为正,与预期的符号相符,且在1%的显著性水平下显著,表明在其它因素保持不变的情况下,大股东净买入率与公司成长性显著正相关。第(II)列报告了将定价错误分解为公司因素导致的错误和行业因素导致的错误作为控制变量进行回归分析的结果,内在q比的回归系数仍然为正,并且在统计上是显著的,说明大股东净买入率与公司成长性正相关的结论是较为稳健的。假设2得到验证。

本文的研究结果与Piotroski和Roulstone的研究[13]结果是一致的。他们为了检验内部人是否拥有一般投资者没有的信息优势,在公司有好消息公布前买入而在有坏消息公布前卖出,将下一期的净资产收益率与本期的净资产收益率之差作为好消息或坏消息的表征变量,发现内部人交易行为的确与未来好消息或坏消息有关,从而认为内部人交易具有信号传递的作用,购买行为传递了公司具有好的发展前景的积极信号,而卖出行为具有传递公司发展前景较差的消极信号。本研究进一步为这种观点提供了直接的经验证据。

6 结论

中国证券市场自2005年以来,随着股权分置改革和《公司法》的修订,内部人交易行为得到了前所未有的释放,特别是持股5%以上的大股东(公司内部人)积极参与二级市场的交易已经成为中国证券市场上的一个显著特点。本文研究大股东交易行为与股票定价错误与公司成长性之间的关系。利用2006年下半年至2009年底中国证券市场上发生的大股东交易事件为样本,以半年为一期统计大股东的净买入比例,发现大股东交易在现阶段以卖出为主。同时,将公司托宾Q分解成错误定价部分和内在Q部分。前者进一步根据错误来源区分为公司微观特征导致的错误和行业整体估价错误两个部分,后者代表了公司价值或公司的成长性。在此基础上进行的回归分析结果表明,大股东净买入率在公司股票价值高估时降低,反之则增加,不论这种定价错误是来源于公司微观因素,还是来源于行业整体高估或低估,但行业整体估价错误对大股东交易行为的影响较大。研究结果也显示,大股东净买入率与企业成长性呈现出显著的正相关关系,说明在企业未来发展前景很好时,大股东的买入行为多于卖出行为。意味着大股东确实比一般投资人拥有更多的信息优势,更加了解公司的真实价值,他们参与市场交易能够促使价格向内在价值回归,从而使股票价格反映出更多关于企业未来成长性的信息。

市场定价效率篇6

经过十年的磨砺, 中国的纳斯达克———创业板市场于2009年10月30日在深圳证券交易所正式启动。中国创业板市场的建立, 为中国大量的新创高科技企业提供了一个有效的融资渠道, 但同时对中国资本市场的风险定价能力也提出了更高的要求。而纵观创业板上市42家企业, 上市首日都不同程度地显现出过度炒作的现象, 股价经历了大起大落, 许多中小投资者深套其中、损失惨重, 从而让投资者对证券发行市场IPO (Initial Public Offe ring, 首次公开发行) 定价效率产生质疑。

定价效率是一个证券市场可持续发展的重中之重, 定价功能的合理发挥是资本市场优化金融资源配置和发挥市场交易功能的核心基础。证券市场的制度设计、竞争开放程度、投资者的成熟度及其信息是否充分等因素直接影响着定价效率的高低。而IPO抑价率 (IPO Underpricing, UP) 则更为直接反映了证券的定价效率:上市首日IPO抑价率越低, 则IPO市场定价效率就越高。那么, 要想测度一个证券市场定价效率的高低, 就可以使用IPO抑价率指标进行衡量。因此, 通过寻找影响中国创业板市场IPO抑价率的因素, 进而也就找到影响创业板市场定价效率的决定因素, 然后针对这些决定因素, 采取适当的应对措施和建议。

本文试图通过对中国创业板市场42家上市公司发行抑价现象的实证研究, 着重分析影响创业板市场的特有因素是否影响以及如何影响发行抑价的程度, 从而进一步了解创业板市场上新股定价及定价效率是否合适, 最终从IPO抑价角度为我国创业板市场IPO定价行为提供一些借鉴。

二、中国创业板市场实证研究

(一) 样本选取与数据处理

本文的研究数据来源为深证证券交易所创业板网站和银河证券数据库。本文选取2009年10月30日至2009年1月8日创业板分三批上市的42家公司 (见表1) 作为研究对象。对采集的数据分别应用Excel2003进行统计分析和SPSS统计分析软件进行回归分析, 输出结果进行比照, 并确保研究结果的准确性。

(二) 研究模型以及变量的选择

本文主要采用回归分析的研究方法, 并构建模型分析影响中国创业板市场IPO定价效率的深层因素。通常, IPO定价效率采用IPO抑价水平 (UP) 指标来测度。在对上市公司IPO抑价水平进行衡量时, 我们以IPO新股上市首日收盘价格与IPO发行价格的百分比来定义IPO的发行抑价率。

其中:UP表示新股发行抑价率、P0表示IPO发行价格、P1表示新股IPO首日收盘价格[1]。

我国创业板IPO抑价现象可能存在多方面的原因, 本文根据已有的IPO抑价的理论和文献, 结合我国创业板市场的实际情况, 总结出可能影响我国创业板IPO抑价水平的八种因素, 并作为影响我国创业板市场IPO抑价程度的解释变量。八个解释变量如下:AGE:公司成立年限 (年) ;LOTTER:发行申购中签率 (%) ;Total Cap:总股本 (万股) ;IPOTOR:新股上市首日换手率 (%) ;Outshr Ratio:流通股比例 (%) ;PE:新股发行市盈率 (倍) ;Navps:每股净资产 (元) ;ROE:新股发行前一年度的净资产收益率 (%) ;

为了深入分析中国创业板市场IPO抑价水平的影响因素, 本文以上述八种因素作为解释变量, 建立如下多元线性回归模型, 分析可能产生IPO抑价现象的多方面原因, 并尝试给出相应的建议。

建立线性回归模型如下:

UP=β0+β1×AGE+β2×LOTTER+β3×ΕotalCap+β4×IPOTOR+β5×OutshrRatio+β6×PE+β7×Navps+β8×ROE+εi

其中, β0为常数项, β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7、β8为模型中的8个解释变量的回归系数, εi为随机误差项[3]。

(三) 统计分析与实证检验

1. 统计分析

本文所使用的数据均来自于深圳证券交易所创业板网站和银河证券公司数据库。首先, 在创业板网站下载42家上市公司《首次公开发行股票并在创业板上市招股说明书》、《公司章程》和《网上定价发行申购及中签率公告》, 从中逐一提取并计算公司成立年限、发行申购中签率、IPO发行价格、流通股比例、新股发行市盈率、每股净资产和净资产收益率等重要数据, 并从银河证券公司数据库提取创业板上市公司首日收盘价、新股上市首日换手率等数据。最后, 根据本文设计的研究方法和采用的IPO抑价率公式, 依次计算出各样本股票的IPO抑价率。表3是各样本股票数据的统计量描述。

2. 实证分析与检验

根据研究方法以及处理数据的需要, 运用SPSS软件并以逐步回归法 (stepwise) 进行线性回归分析, 将各解释变量逐一引入回归模型, 再将模型中不符合设定条件的变量剔除, 寻找对IPO抑价率解释力最强的因素。最后得到模型参数表 (表4) 和模型系数表 (表5) 。

a.Predictors: (Constant) , IPO TO R b.Predictors: (Constant) , IPO TO R, LO TTER c.Predictors: (Constant) , IPO TO R, LO TTER, PE d.Predictors: (Constant) , IPO TO R, LO TTER, PE, Total Cap e.Dependent Variable:IPO抑价率 (UP)

a.Dependent Variable:IPO抑价率 (UP)

从统计检验的结果看:随着解释变量的不断加入, 方程的拟合优度不断上升。最终, R2达到0.892, 调整R2达到0.881, 方程的拟合程度较高, 解释变量对因变量的解释程度较强, 建立的多元回归方程模型是合适的。D-W值为2.477, 说明模型不存在一阶序列相关问题, 具有独立性。通过模型系数表, 我们看到新股上市首日换手率 (IPOTOR) 、发行申购中签率 (LOTTER) 、新股发行市盈率 (PE) 和模型中的常数项都通过了0.01水平的显著性检验, 解释变量总股本 (Total Cap) 也通过了0.05的显著性检验, 可以判定IPO抑价率与模型所包含的解释变量存在显著的线性关系, 并且变量的解释程度较高[2]。

因此, 从以上实证检验, 我们可以得到以下结论:对创业板IPO抑价率 (UP) 具有解释力的变量是:新股上市首日换手率 (IPOTOR) 、发行申购中签率 (LOTTER) 、新股发行市盈率 (PE) 、总股本 (Total Cap) 。而公司成立年限 (AGE) 、流通股比例 (Outshr Ratio) 、每股净资产 (Navps) 和净资产收益率 (ROE) 等解释变量作为影响因素都未能对我国创业板IPO抑价现象产生显著影响。在剔除不够显著的变量AGE、Outshr Ratio、Navps和ROE后, 最终我们得到我国创业板市场IPO抑价模型的样本回归方程:

UP=10.314+0.011IPOTOR10.195LOTTER10.001PE+2.603 (-3.452) (11.718) (-6.257) (-2.704) ×1016TotalCap (2.286)

三、完善中国创业板市场IPO定价效率的建议

(一) 完善新股发行定价制度, 提高IPO定价能力

实证研究表明, 新股发行市盈率与中国创业板市场IPO抑价率之间存在着显著的负相关关系, 高发行市盈率的股票具有较低的IPO抑价率。原因可能是:高市盈率的股票的估值相对较高, 投资者追涨的热情就不高, 其IPO抑价率就较低。目前, 我国主板市场的新股IPO发行价格制定得较低, 而新股的发行市盈率仍然是新股发行定价的一个主要参考指标, 这也就抑制了新股IPO抑价率, 影响了新股发行定价的效率。因而, 在我国创业板市场新股发行定价时, 应尝试摆脱参照市盈率的定价模式, 结合公司的成长性和盈利能力来进行定价, 以满足投资者不同投资偏好的需求, 从而降低创业板IPO抑价水平。同时, 证券监管机构和券商可以通过确定合适的新股发行参照指标, 进一步完善发行定价制度, 积极提高定价能力, 确定合理的发行价格, 以期降低IPO抑价水平, 提高新股IPO的定价效率。

(二) 进一步强化信息披露机制, 提高市场透明度

实证研究表明, 发行申购中签率与创业板市场IPO抑价率之间存在着显著的负相关关系, 而创业板上市的股票平均中签率只有0.732458%, 投资者对IPO股票的需求远远超过了其发行数量。这是由于创业板的上市公司多为一些高科技企业和具有发展潜力的中小型公司, 加之信息披露不充分, 投资者对这些公司的内部素质和发展前景在上市前很难做出一个准确的判断, 所以更倾向于根据市场环境的变化来做出投资决策, 跟风炒作也就在所难免。另一方面, 由于受申购冻结资金利息收益的诱惑, 发行中介机构在新股网上路演、销售等环节, 通过各种隐秘的方式, 尽可能地吸引更多的资金参与进来, 进而人为地压低了中签率, 导致新股IPO抑价率居高不下。从新股发行者角度, 上市公司和中介机构有必要加强与广大机构投资者和中小投资者的信息沟通, 强化新股发行的推介工作, 减少上市公司和投资者之间的信息不对称现象, 从而提高新股IPO定价过程的透明度, 提高信息的传递效率和新股发行定价效率[2]。

(三) 重视对投资者风险意识和价值投资理念的培养

实证研究表明, 新股上市首日换手率与IPO抑价率之间存在显著的正相关关系。由此可知, 创业板市场交易频繁、过度炒作, 存在一定的投机泡沫现象, 高的首日换手率恰恰体现了这种情况。之所以出现这种现象, 原因是:一、投资者的从众效应, 在IPO过程中潜在的投资者不仅注意自己拥有的信息, 而且也注意其他投资者的投资行为。如果其他投资者都不购买, 即使有利好消息, 他也可能选择不买。为了防止这种从众心理导致的困境, 发行公司通过新股抑价来吸引投资者[4]。二、投资者对新股持乐观预期, 盲目相信创业板的赚钱效应, 积极参与进来, 想获取较高收益;创业板上市的股票流通股本比较小, 炒作资金需求量小, 股价容易被人为操纵;创业板上市的公司成立时间普遍较短 (平均年限为8.13年) , 发行规模小, 因而, 市场对其了解程度不高, 信息不对称程度就比较高, 股票的不确定性也随之增高, 从而新股IPO易出现高抑价率。针对上述原因, 为保证创业板市场的平稳、有序的发展, 监管机构应大力促进机构投资者的发展, 重视对中小投资者的教育, 提高应对风险的能力和意识, 形成理性的市场价值投资理念, 从而逐步达到从根本上解决由于过度炒作造成的IPO高抑价率现象的目的[5]。

(四) 建立严格、规范、有效的创业板监管体系

实证研究表明, 上市公司总股本与发行抑价率存在显著正相关关系, 即:总股本越大的上市公司, 其IPO抑价率越高。一般来说, 在成熟、规范的证券市场上, 上市公司规模越大, 信息不对称性就越强, 导致代理成本增加, 上市公司为了显示自己高质量, 顺利地发行上市, 可能抑价出售股票, 从而使得IPO抑价率上升[6]。但本文的研究结果显示出与成熟、规范的证券市场的情形并不一致, 这说明我国创业板市场还存在着自身特殊的情况。一个重要原因是我国创业板市场刚刚启动, 相应的监管制度正处于摸索、学习的阶段, 难免会有所遗漏。另外, 投资银行一般会在IPO后很短时期内买入大量股票以防止价格下滑, 这种操作手段导致了较高的首日抑价率[7]。从政府监管机构的角度, 应提高监管水平, 强化对上市公司及中介机构的有效监督, 加强对机构投资者及中小投资者的引导、教育, 进而建立起一整套适合我国创业板市场的严格、规范、有效的监管制度, 那么, 最终创业板市场IPO抑价现象将得到卓有成效的遏制, IPO定价效率得到极大的提升。

参考文献

[1]赵俊强, 胡文伟, 李湛创业板市场IPO定价效率研究:来自香港市场的经验研究[J]证券市场导报2006 (7)

[2]王云鹏中国创业板的开启与香港创业板的启示:基于IPO抑价现象的实证研究[J]财金研究2009 (16)

[3]杨丹新股发行定价:基于壳资源的解释和证据[M]成都:西南财经大学出版社2007:170181

[4]Welch.SequentialSales, Learningand Cascades[J].JournalofFinance, 1992

[5]邵新建, 巫和懋中国IPO中的机构投资者配售、锁定制度研究[J]管理世界2009 (10)

[6]Rock K.Why New Issues Are Underpriced[J].Journal of Financial Eco-nomics, 1986 (15) 187212

市场定价效率篇7

关键词：询价制度改革,IPO,定价效率

近年来我国新股发行制度逐渐成为理论界研究的热点, 越来越多的学者开始关注新股发行定价制度的变迁, 以及其对新股定价效率的影响。我国的新股发行定价机制自从1999年以来一直在进行市场化的改革, 各种监管政策和规范制度引起了极大的关注。随着2009年新股发行定价制度的改革, 对新股定价制度的研究又活跃起来。之后在2012年的时候也进行过一次变革, 但由于距离此次改革时间较短, 数据不具有说服力, 本文通过对2009年新股发行定价制度改革前后的效果进行实证研究, 发现IPO定价制度制度与定价效率之间的内在联系。

一、文献综述

(一) 国外文献

Benveniste和Spindt (1989) 研究认为, 在累计投标询价是一种信息收集机制, 在IPO发行过程中, 机构投资者比承销商有信息优势, 询价机制就是指承销商从机构投资者那里获取和收集信息, 了解市场需求, 从而确定IPO价格。Ritter和Rydqvist (1994) 研究表明, 询价制度在改善IPO抑价方面确实存在着一定的作用。采用累计投标询价制的国家的的抑价率明显低于采用固定价格发行制度的国家。根据避免诉讼理论, IPO定价越低, 越能避免被投资者提起诉讼。Lowry and Shu (2002) 研究发现, 在考虑诉讼风险和IPO抑价程度的相互影响的作用下, IPO抑价程度随着诉讼风险的增加而增加, 而诉讼风险却随着IPO抑价程度的增加而减少。Dongwei Su (2004) 研究了1994年至1999年的A股IPO价格。研究发现, IPO的首日收益率与外部因素不确定性显著相关。Derrin (2005) 的实证研究主要考虑了投资者情绪的因素, 揭示了投资者情绪与IPO抑价之间的关系。研究发现IPO二级市场上的抑价成都的跟非理性交易者情绪和理性投资者获取的定价信息显著相关。

(二) 国内文献

陈工孟等 (2000) 研究了1992年至1996年国内深沪市场的全部A股IPO, 发现这部分A股IPO的抑价率高达335%, 远高于发达国家水平。公司规模越小, 发行日与上市日时间间隔越长, 抑价率越高。王军波、邓述慧 (2000) 研究了1994年至1999年的IPO首日收益率与发行价格、中签率、发行与上市之间的时间间隔以及上市前公司净资产收益率之间的关系, 认为市盈率是导致IPO抑价的主要原因。杜俊涛 (2004) 和Ting (2006) 的研究都认为Rock的“赢着诅咒”理论是形成中国IPO市场上高抑价的重要原因之一。曹凤歧、董秀良 (2006) 研究表明, 我国股票IPO发行价格较市场价格更能反映公司内在价值, 造成IPO抑价程度过高的主要原因是二级市场价格虚高, 市场化定价试行阶段之所以没有得到理想的效果, 原因不在于定价制度本身, 可能是与市场化选择的时机有关。田高良、王晓亮 (2007) 研究认为是询价制度的实施在一定程度上提高了IPO效率, 同时在询价制度阶段公司自身财务状况对IPO定价效率的影响更为显著。李勇、陆文军 (2009) 对实施询价制度前后的IPO样本公司进行实证研究, 发现实施询价制度后对IPO抑价率的影响因素发生了变化。贺炎林、吕随启和郭敏 (2011) 研究表明, 中国IPO询价制效率并不完全有效, 价格区间确定时已知的公共信息对价格调整产生显著影响, , 发行价确定时已知的公共信息对初始收益产生显著影响。

本文在对IPO定价效率主要研究询价制服改革是否真的有效, 即改革之后的IPO定价效率是确实得到提高;如果改革有效, 那么改革中起到关键作用的因素究竟是什么。

三、研究设计

(一) 研究假设

本文以2009年的询价制度改革为契机, 比较分析新旧询价制度下IPO定价效率, 探究新的询价制度改革是否真能提高IPO定价效率。因此, 本文主要考虑两个问题:一是用发行价格与公司内在价值的相符程度, 相符程度越高则改革越有效;二是发行价格与IPO上市的首日收益率的偏离程度, 若新询价制下此偏离程度越小, 则改革越有效。从这两个方面对新旧询价制下的IPO定价效果进行实证分析。然后再对影响新旧询价制度的各种因素做回归分析, 找出显著因素, 由此得出对IPO改革的意见和建议。因此, 本文提出假设:

假设1:新询价制阶段的IPO定价效率高于旧询价制阶段

假设2:公司自身财务指标与IR显著相关

假设3:首日换手率与IR显著正相关

假设4:中签率与IR显著负相关

(二) 样本选取和数据来源

数据选取以2009年实施新询价制度改革为零时点, 选取从2006年6月19日至2010年6月30

日间在深圳证券交易所A股上市的IPO作为研究样本, 对询价制度改革效率进行回归分析。所使用的与IPO有关的数据均来自于ESSET数据库和东方财富网。在剔除个别数据不全的样本后, 本文总共获得样本数据总量476个。在选定时间段中, 从2008年10月到2009年6月深交所没有A股IPO上市, 因为这段时间受经济危机和新询价制改革的影响, 暂停IPO上市, 2009年之后, IPO数量有所增加, 主要是因为在这暂停的大半年时间里, 有大多数公司累计到达了上市要求, 导致2010年上市公司增加。

(三) 变量定义

本文选取发行价格 (Y) 为被解释变量, 而结实变量则为可以反应公司内在价值的财务指标:流动比率、速动比率、资产负债率净资产周转率、存货周转率、净资产收益率、每股净利、每股净资产。这些指标具有代表性, 是投资者最常关注的指标, 这些财务指标之间有内在的相互联系, 更能全面的反应公司的内在价值。变量有: (1) 首日收益率 (IR) 。IPO的抑价率, 主要体现在上市首日收益率 (IR) 中:首日超额收益率= (股票上市的首日收盘价-股票的发行价格) /股票的发行价格, 即IR= (Pt-P0) /P0。 (2) 首日换手率 (TURNOVER) 。首日换手率指在在股票上市的第一天股票转手买卖的频率, 是反映股票流通性强弱的指标之一。 (3) 网上发行中签率 (UPLOT) 。中签率既可以反应股票在交易日的市场需求的热度, 也能看出是否存在大量的噪音交易者。 (4) 发行市盈率 (PE) 。市盈率是指股票发行价格与每股收益的比值。是投资者必须考虑的重要财务指标标。 (5) 公司财务指标。分别是反映公司综合盈利指标的净资产收益率 (ROE) 、反映公司营运能力总资产周转率 (IT) 、反映公司偿债能力的资产负债率 (AR) 以及反映公司增长潜力的留存收益率 (RR) 这几个具有普遍代表性的指标。 (6) 网下配售比例 (DOWNLOT) 。网下配售比例越高, 则锁定比例越高, 二级市场上的新股供给越少。在市场需求相同的情况下, 上市价格自然更高, 也就越容易导致抑价程度增高。 (7) 发行规模 (SIZE) 。发行规模是发行数量与发行价格的乘积。发行规模越小, 新股就越容易遭到哄抬和爆炒, 投机气氛更浓, 风险也就越大。因此发行规模应该与抑价率负相关。

三、实证检验分析

(一) 回归分析

(1) IPO发行价格与公司内在因素的相符程度, 如表 (1) 、表 (2) 、表 (3) 。表 (2) 中显示所有检验的R2都在0.6左右, 调整后的R2也在0.6左右, 所以此回归方程对样本的拟合优度很好, 可以用来检验原假设。同时回归结果中有3个指标是显著的。新制度回归模型的拟合优度也很高, 可以用以检验该假设, 新制度发行价格可以解释5个财务指标, 如表 (4) 所示。对比旧询价制与新询价制的回归结果可知:在旧询价制下, 对发行价格影响显著的财务指标只有净资产收益率、每股净资产和每股净利, 其余大部分财务指标都在回归过程中被软件自动剔除, 说明其解释力微弱。而在新询价制下, 对发行价格解释显著的财务指标有每股净利、净资产周转率、每股净资产、流动比率和速动比率。显著的财务指标之前的要多, 而且更具代表性。说明在询价制度改革之后, 发行价已经能够体现大部分公司内部价值的信息, 且模型的拟合优度高达0.620。结果说明新询价制下IPO的发行价格与其公司的内在价值相符程度更高, 即IPO定价效率确实有了一定的提高, 假设1成立。

(二) M-W差异检验

M-W检验显示改革前后IR在1%的显著性有显著差异, 结合表 (5) 可以知道, 不论是均值还平均秩, 新询价制下的IR都要比旧询价制下低, 即抑价率显著改善, 假设2成立。

(三) 共线性检验

多重共线性检验结果如表 (6) 所示。发现各因素的方差膨胀因子 (VIF) 都没有超过5 (一般认为V正超过10才存在高度多重共线性问题) , 可以认为该两组回归方程中不存在高度多重共线性问题。从中可以得出如下结论: (1) 公司自身的财务指标中除了留存收益, 其他基本上对结果的影响不是很显著, 假设2不成立。其他财务指标的回归结果都不显著, 说明大部分投资者其实在做IPO投资的时候并没有深入分析过公司的财务状况, 投机性较强, 多数是跟风。 (2) 发行规模的影响也不显著。说明公司基本信息二级市场投资者来讲并不重要, 投资决策并非根据实际看到的公司信息评估做出。 (3) 发行市盈率在新旧制度阶段都产生了显著影响, 说明发行市盈率是投资者评估初首日收益率的重要指标。但是新旧制度下的回归中系数又存在显著区别:旧询价制负相关, 新询价制下正相关。 (4) 首日换手率对IR的影响在新旧制度阶段都是正的显著相关, 假设3成立。股市中存在着非常严重的非理性投资现象, 羊群效应严重。 (5) 中签率对IR的影响也有显著差异:旧制度下网下配比例对IR系数显著为负;新制度下是网上申购比例对IR系数显著为负, 假设4成立。

四、结论与建议

本文分析结果表明, 随着时间的推移和配套制度的不断深化, 我国新股发行制度改革在一定程度上提高了IPO定价效率, IPO发行定价逐渐趋于合理。同时也发现改革之后仍然有一些问题有待解决, 如新制度下IPO定价机制仍然不能很完整地反应公司内在信息等。因此提出如下建议: (1) 完善新股发行制度本身。2012年新一轮IPO发行制度改革举措完善了新股询价和申购的报价约束机制, 形成进一步市场化的定价机制, 并且确立了以市场化作为新股发行制度改革方向。建立面向公众的询价机制, 务必使得整个询价过程公开透明。这是保证投资者利益和防止利益相关者串通的首要步骤, 减低行政干预, 实现真正的市场化。询价制将散户和中小投资者纳入询价对象较之以往来说是个很大进步, 但是由于参与询价的个人投资者数目太少, 并不能与机构投资者抗衡, 并且中小投资者由于缺乏经验, 很可能会盲目跟从机构投资者的报价, 那么市场上的爆炒新股现象就难以控制。只有机构投资者和少数个人投资者参与询价, 这样做并不能反映全体投资者的心理预期价格。在未来的IPO定价制度改革中可以采取网上全面询价的方式, 让机构投资和和个人投资者都根据自己的意愿报价, 这样会极大减少歪曲价格、羊群效应和串谋的可能性。 (2) 大力解决炒新问题, 引导投资者理性投资。应该彻底找准炒新主体。新股上市首日定价或多或少都存在一定的操纵行为, 炒新的背后主使未必就是散户投资者, 其中的主要利益主体还包括发行人、承销商、大额的机构投资者等。因此, 有关方面必须对这类有能力爆炸新股的群里进行深入解剖, 弄清新股“三高”现象的始作俑者, 并实施配套的严惩机制。应该进一步采取相应的法律和政策措施严格抑制炒新措施。2012年上交所发布《关于加强新股上市初期交易监管的通知》, 深交所也发布《完善首次公开发行股票上市首日盘中临时停牌制度》, 应该说深交所的规定比上交所更严格, 对限制炒新效果更明显。然而深交所发布《关于进一步完善首次公开发行股票上市首日盘中临时停牌制度的通知》, 放松了原来限制首日炒新的政策, 给了新股爆炒以可乘之机。为此, 需要通过进一步限制新股上市换手率等举措, 抑制新股炒作。应坚决贯彻落实既有规定。深交所发布《新股上市初期异常交易监控指引》, 规定重点监控新股上市之日起10个交易日内的异常交易行为, 包括在涨停申报、封涨停等过程中的异常交易行为, 并明确了量化标准。但之后的一些新股的等连续疯涨股票并没有发出积极的监管声音, 这令人疑惑。另外, 沪深交易所即使对一些炒新行为进行处置, 也仅限于向相关营业部发出《警示函》或者暂停相关账户交易, 这对炒作主体构不成任何实质性惩罚。因此, 应该制定严格的炒新惩罚条例, 大力打击打新炒新者。 (3) 进一步规范机构投资者。机构投资者的行为对二级市场上的投资者有巨大的引导作用, 规范机构投资者行为通常能起到稳定市场的作用和目的。为了稳定和促进我国股市的发展, 监管部门应该加大对机构投资者行为的规范和指导, 鼓励规模不同以及风险偏好不同的各类机构投资者参与到IPO询价机制当中。这样就有利于综合考察发行公司的内在价值, 进一步提高询价质量, 提高IPO定价效率。此外, 监管部门应该对在询价过程中报价不合理、甚至与上市公司或其他利益相关者串谋的机构投资者制定相应的处罚机制, 进一步规范机构投资者的行为。

参考文献

[1]邓召明:《我国股票发行定价效率实证研究》, 《南开经济研究》2011年第6期。

[2]姚远:《我国创业板市场IPO定价效率实证研究—基于IPO抑价视角》, 《金融观察》2011年第8期。

[3]李勇、陆文军:《实施询价制度后我国A股IPO抑价的实证研究》, 《经济师》2009年第12期。

市场定价效率篇8

自上世纪90年代以来, 越来越多的文献开始关注新股发行定价制度对IPO定价效率所造成的影响。众多的理论和实证研究均表明, 新股发行定价制度是影响IPO定价效率的重要因素。由于我国资本市场的不成熟, 新股发行定价机制一直在进行市场化的改革, 各类监管和规范制度层出不穷, 制度表现出明显的内生性。随着2009年6月新股发行定价制度改革的又一次推行, IPO市场又活跃了起来。关于推行新的询价制的市场化改革是否适应我国目前的市场条件与制度背景、是否能真正提高IPO定价效率, 目前还存在着不小的争议。本文意在通过对我国近年来新股发行定价制度演变过程所呈现出来的市场现象进行实证研究, 找到发行定价制度变迁与IPO定价效率之间的联系, 从而为今后进一步寻找决定我国新股发行定价效率的制度因素以及揭示询价制的市场约束条件提供理论与实证的支撑。

一、文献综述

1. 国内外文献综述。

一般来看, Benveniste和Spindt (1989) 被认为是较早专门针对IPO发行定价制度进行研究的人。Benveniste和Spindt (1989) 认为, 在采用累积投标询价发行股票的国家, 承销商通过向机构投资者询价以期揭示出上市公司较为真实的信息, 并以此作为IPO定价的基础。但是, 潜在的投资者知道较高的报价将会导致较高的认购价格, 就不会给出真实的价格信息。为了鼓励机构投资者给出反映发行公司真实信息的报价, 承销商必须提供给投资者更为低廉的IPO发售价格和更多的配售机会以作补偿。

Benveniste和Busaba (1997) 指出, 固定价格的抑价幅度决定于第一位投资者私人信息的全部价值, 但累计投标询价的承销商只需针对投资者信号的实际价值支付收集信息的费用。因此, 累计投标下要使投资者说真话的抑价水平小于固定价格下要产生认购需求 (Cascading Demand) 的抑价水平, 但不确定性却会随之增加。这样, 如果一个公司规模较小或者属于风险规避型, 则会更多地倾向于选择固定价格机制。

邓召明 (2001) 对我国新股发行行政化定价方式的效率及新股发行市场化定价方式的效率进行了实证研究, 结论表明市场化发行方式改革的大方向是正确的, 它是促进我国股票发行市场定价效率提高的重要途径之一。

董秀良、高飞 (2002) 认为, 股票发行定价制度的缺陷是导致我国股票市场资源配置低效率一个重要的因素。这种制度缺陷通过对市场运行效率的作用, 使得原本低效率运行的市场缺陷被放大, 并进一步降低了市场对资源的配置效率。

蒋顺才、蒋永明 (2005) 以1990~2004年间发行的股票为样本研究了发行制度的变化对IPO抑价的影响, 分析结果表明, 发行制度的变化是影响我国A股IPO抑价率的主要因素。作者认为随着相关制度的逐步完善, 监管层通过降低IPO抑价率来提高我国股票市场资源配置效率的政策目标就能逐步实现。

曹凤歧、董秀良 (2006) 通过对我国新股发行不同定价时期的上市公司的基本面数据进行因子分析和主成分回归的结果表明, 总体而言我国新股发行价格较二级市场发行价格更能反映公司的内在价值。市场化定价试行阶段之所以没有取得理想的效果, 与市场化选择的时机有关, 而不在于市场化定价制度本身。

向宁 (2007) 选取2007年IPO发行公司的数据实证分析了询价发行方式对IPO效率的影响, 结果显示, 我国现有询价发行方式不能挖掘投资者的投资需求信息、不能提高投资者的价值投资积极性, 也不能改善资源分配的有效性, 进而认为只有通过进一步完善现有发行方式, 才能提高IPO发行的效率。

2. 文献述评。

国内外学者从不同角度研究了新股发行定价制度对IPO定价效率的影响, 学者们普遍认为衡量IPO定价效率的标准是IPO抑价程度。实际上, IPO市场中存在三个重要的变量与IPO定价效率有关, 它们分别是发行价格、公司内在价值以及公司上市后二级市场价格。从IPO传统的定义来看, 只关注发行价格与二级市场价格的拟合程度, 这其中其实暗含了一个假定, 即二级市场是有效市场, 那么二级市场价格就可视为公司内在价值的无偏估计。

对于西方成熟的资本市场而言, 大量实证研究表明一般情况下股市均满足半强式有效市场的假定, 因此, 可以合理推断公司上市后首日收盘价近似等于公司内在价值, 用IPO抑价程度作为IPO定价效率的标尺也就具备一定的合理性。但对于中国IPO问题, 这一假定是否合理还有待商榷。当二级市场价格不能视为公司内在价值的无偏估计时, IPO抑价程度作为标准就难以说明问题。张人骥、朱海平、王怀芳、韩星 (1999) 探讨了以每股收益等六项表示公司内在价值变量的指标与发行价格之间的关系, 结果显示, 尽管我国股市IPO抑价程度较高, 但新股发行价格基本反映了影响公司内在价值的各方面因素, 具有一定的合理性。这也间接说明用IPO抑价作为IPO定价效率标准的不合理性。

受此启示, 本文认为IPO定价效率实际上包含两个层次: (1) 发行价与公司内在价值的偏离, 可以称之为绝对定价效率; (2) 发行价与上市首日收盘价的偏离, 可以称之为相对定价效率, 即抑价率。本文拟用这两个衡量尺度对新询价制的实施效果进行实证分析。

二、IPO定价效率的实证研究

1. 研究方法。

在对IPO绝对定价效率的实证分析中, 本文利用IPO价格对公司内在价值变量进行回归分析, 回归的拟合优度表明IPO绝对定价效率, 公司内在价值变量选用公司的财务指标。由于公司的获利能力、经营能力、偿债能力等与内在价值密切相关的指标变量之间存在较强的相关性, 所以直接使用有可能导致多重共线性问题。为了排除多重共线性的影响, 文章采用逐步回归分析方法。在对IPO相对定价效率的分析中, 设置发行方式虚拟变量 (旧询价制阶段=0, 新询价制阶段=1) 对抑价率进行实证研究。

2. 阶段划分与样本变量选择。

本文意在探讨2009年新询价制度的实施对IPO定价效率的影响, 这必然涉及新旧询价制IPO定价效率的对比问题, 考虑到股权结构对IPO定价效率有一定影响, 所以选取2006年6月19日至2010年6月30日在证券交易所上市的IPO作为研究对象。

旧询价制阶段 (2005年1月1日~2008年9月25日) :2004年12月7日中国证监会发布了《关于首次公开发行股票试行询价制度若干问题的通知》及配套文件《股票发行审核标准备忘录第18号——对首次公开发行股票询价对象条件和行为的监管要求》, 文件规定自2005年1月1日起所有新股发行均采用询价机制。从而使得我国证券市场发行定价向市场化迈出了飞跃性的一步。2006年9月17日中国证监会发布了《证券发行与承销管理办法》, 对之前实践中的询价制度进行了完善, 引入了“绿鞋”期权, 但是, 这种询价制与完全市场化的询价发行方式还存在很大区别, 因此可以说是一种准市场化询价发行方式。

新询价制阶段 (2009年6月29日~现在) :受到金融危机的影响, 中国股市出现了深幅度的调整, 随即新股发行进入停滞阶段。证监会在对股票发行体制改革有关问题进行广泛调查研究的基础上, 于2009年6月10日公布《关于进一步改革和完善新股发行体制的指导意见》, 对我国新股发行定价及其配套制度进行了一次改革和完善, 主要内容有四点: (1) 完善询价和申购报价约束机制; (2) 只能选网下或网上一种方式申购; (3) 网上单个账户设上限; (4) 加强认购风险提示。2009年6月29日, 桂林三金作为证监会重启新股发行工作后的首只新股成功发行, 标志着我国股票发行市场进入一个新的发展阶段。

本文所选取的变量如下:

其一, IPO绝对定价效率的实证变量: (1) 被解释变量为发行价 (Y) ; (2) 解释变量:流动比率 (X1) 、速动比率 (X2) 、资产负债率 (X3) 、应收账款周转率 (X4) 、存货周转率 (X5) 、净资产收益率 (X6) 、每股净利 (X7) 、每股净资产 (X8) 。

其二, IPO相对定价效率 (抑价率) 的实证变量: (1) 被解释变量为IPO抑价率 (IR) ; (2) 解释变量:发行方式 (MECH) 、发行市盈率 (PE) 、发行前一年资产负债率 (ADR) 、发行前一年净资产收益率 (ROE) 、发行数量 (SIZE) 、中签率 (ALLOTRATIO) 、换手率 (TURNOVER) 。

在剔除一些数据缺失的公司后, 我们最后选择出399只新股作为样本。

实证分析所使用的新股发行数据及其财务指标主要来源于RESSET金融研究数据库和巨潮资讯网。在上述数据库中如果存在不一致的情形, 本文主要以巨潮资讯网提供的数据为准。

3. 研究假设的提出。

诸多理论与实证研究已经证明, 旧询价制下IPO定价效率不高, 其原因在于: (1) 询价与投标过程分离引发机构投资者道德风险问题。从旧询价制的程序上看, 公布价格区间和累计投标是两个不同的阶段, 而参与初步询价的机构不需要交付资金, 也不需要对自己的询价结果负责, 这就可能导致其不参与正式的累计投标询价, 或询价对象对询价回复认可之后不去认购, 使某些机构在初步询价时充当发行人的“托”, 给出较高的发行区间, 或者随意报价, 自己却选择不参与或极少参与正式投标。这样, 发行价格区间的真实性和合理性就受到质疑。 (2) 旧询价制度忽视中小投资者的利益。新股的获取有网上和网下两种形式, 询价机构可以通过网下获取, 也可以进行网上申购, 这导致了中签率的严重不平衡, 损害了中小投资者的利益。其次, 按照中国证监会规定, 社会公众投资者不能参加股票发行的询价和配售。这种限制减少了中小投资者和机构投资者的博弈, 弱化了价值发现的机制。

新询价制下, IPO定价效率的提高可以通过几个途径加以实现: (1) 新询价制明确强调了新股申购必须体现投资者逻辑一致性, 投资人必须实报实买, 不能虚报、高报而不买, 这约束了投资者胡乱报价的行为。因为询价机构在询价、配售和申购过程中, 如果前后所报价格自相矛盾, 说明最终定价信息有问题。而新措施在一定程度实现了真实报价、真实申购, 使市场价格发现功能得到优化, 买卖双方的内在制衡机制得以强化。 (2) 新询价制对巨额资金申购新股的有力约束, 能够缓解巨额资金申购新股的状况, 一些打新股信托计划、理财计划等资金难以复制以前的打新模式来获取无风险收益, 从而减少IPO定价中的“噪声”成分。 (3) 新询价制对网上单个申购账户设定上限, 原则上不超过新股网上发行股数的千分之一, 使得机构投资者的大资金优势在网上申购中基本无法体现, 中签率能够明显上升, 进而提高中小投资者参与程度。

综上分析, 本文假定:新询价制阶段的IPO定价效率高于旧询价制阶段, 即新询价制下发行价格中将包含更多的内在价值信息, 同时新询价制下IPO抑价率低于旧询价制阶段。

4. 实证结果及分析。

(1) IPO绝对定价效率实证研究。将发行价作为被解释变量, 财务指标作为解释变量进行逐步回归, 回归结果如下:

根据表1, 在旧询价制下的回归模型为:

其中:Y代表发行价, X6表示净资产收益率, X8表示每股净资产, X1表示流动比率。R2=0.444, 调整的R2=0.435, F=51.596, 相应的P值为0.000 0。模型具有统计学意义。

根据表2, 在新询价制下的回归模型为:

其中:Y代表发行价, X7表示每股净利, X6表示净资产收益率, X8表示每股净资产, X1表示流动比率, X2表示速动比率。R2=0.629, 调整的R2=0.620, F=74.549, 相应的P值为0.000。模型同样具有统计学意义。

对比旧询价制与新询价制的回归结果可知:旧询价制下, 只有净资产收益率、每股净资产、流动比率对发行价有显著解释力, 大部分解释变量都没进入回归方程, 说明发行价格反映公司内在价值的效率不高, 这也同修正的拟合优度0.435相对应。新询价制下, 对发行价格解释显著的变量有每股净利、净资产收益率、每股净资产、流动比率和速动比率。与旧询价制相比, 每股净利、速动比率也对IPO发行定价产生了影响, 说明此阶段的发行价已经能够体现大部分公司内部价值的信息, 且模型的拟合优度高达0.620。新询价制下IPO绝对定价效率确实有了一定的提高。

(2) IPO抑价率的实证研究。将IPO抑价率作为被解释变量, 发行方式作为解释变量, 同时以发行市盈率、发行前一年资产负债率、发行前一年净资产收益率、发行数量、中签率、换手率作为控制变量, 进行回归分析, 回归结果如下:

由表3可得以下回归模型:

R2=0.324, 调整的R2=0.312, F=26.750, 相应的P值为0.000, 模型具有统计学意义。

从回归结果可以看出, 发行方式与IPO抑价率负相关, Sig值为0.000, 说明显著性水平很高, 也就意味着新询价制的实施一定程度上能够降低IPO的抑价程度。实际上, 2006~2008年IPO平均抑价率高达158.69%, IPO重启后, 多只新股上市当天即跌破发行价, IPO抑价率平均成为54.63%, 与旧询价制相比, 抑价率已经有了明显下降。

三、结论及建议

新股发行定价是一个复杂的系统工程。本文的实证分析表明:IPO定价效率是与中国新股发行定价制度的动态变迁联系在一起的。随着时间的推移和配套制度的不断深化, 我国新股发行制度改革在一定程度上提高了IPO定价效率, 新询价制下IPO发行定价有了一定的合理性, IPO抑价率也相应降低。同时实证结果也表明, 新股发行价格没有完全反映各类代表公司内在价值的信息, IPO抑价率与资本市场发达的国家相比, 仍然较高。总体而言, 我国新股发行定价效率仍有待提高。

为提高新股发行定价的效率, 规范我国股市发展, 我国IPO发行定价及其配套制度的改革必须坚持市场化的方向: (1) 建立透明、公开、高效的信息交流机制, 促使新股发行人、保荐人、相关机构等将公司真实信息及时、完整地提供给投资人。 (2) 落实参与询价机构的责任, 防止上市公司以市场化发行之名“圈钱”, 保证新股以合理的价格发行。 (3) 新股发行的市场准入应该由核准制演进为更为市场化的注册制。 (4) 在继续推进发行制度市场化改革的同时完善退市机制, 使投资者在风险约束下树立价值投资的理念, 遏制二级市场的过度投机。这是进一步提高我国IPO发行定价效率的必由之路。

参考文献

[1].Benveniste, Lawrence M., Paul A.Spindt.HowInvestment Bankers Determine the Offer Price and Allocation ofNew Issues.Journal of Financial Economics, 1989;24

[2].Benveniste, L.M., W.Busaba.Bookbuilding VS.FixedPrice:An Analysis of Competing Strategies for Marketing IPOs.Journal of Financial and Quantitative Analysis, 1997;32

[3].邓召明.我国股票发行定价效率实证研究.南开经济研究, 2001;6

[4].董秀良, 高飞.股票发行定价制度及其对市场效率的影响.当代财经, 2002;5

[5].蒋顺才, 蒋永明.我国新股发行制度变迁与IPO高抑价的实证研究.海南大学学报 (人文社会科学版) , 2005;3

[6].曹凤歧, 董秀良.我国IPO定价合理性的实证分析.财经研究, 2006;6

[7].向宁.我国询价发行方式对IPO效率影响的实证分析.经济研究导刊, 2008;11

股票市场驱动的公司并购定价研究篇9

［关键词］股票市场并购定价

一、引言

股票市场驱动并购的基本思想最早由Rhodes-Kropf等(2000) 提出，后来Shleifer和Vishny(2003) 明确地将这种思想概括为“股票市场驱动并购”，并提出了一个简单的理论模型。该理论模型指出，股价高估的公司倾向于使用股票作为支付手段收购低估公司，并购浪潮也由此产生。股票市场驱动并购理论提出后，得到了广泛的实证检验支持。Ming Dong等(2006)、Imen Tebourbi(2004)等国外学者分别以美国和加拿大市场的并购样本数据做了实证研究。研究结果均表明，目标公司、收购公司以及整个市场的错误定价影响了并购的数量、支付方式及支付的溢价率，与股票市场驱动并购的理论一致。

本文在国内外学者研究的基础上，对股票市场驱动并购条件下并购价格的确定做了进一步研究，以期对该条件下的并购定价起到一定的参考作用。

二、并购定价影响因素分析

在实际操作中影响公司并购定价的因素有很多，如目标公司价值、协同效应、并购成本、企业的并购意愿等等。在股票市场驱动并购的条件下，本文将重点讨论目标公司价值、协同效应及股价高估程度等主要因素，其它次要因素在本文中不作考虑。

1.目标公司价值。虽然影响公司并购定价的因素众多，然而核心因素仍然是目标公司价值，这是由价值规律所决定的。据美国著名的麦肯锡公司在《价值评估》中的建议，对公司价值进行评估的最佳方法是贴现现金流法(DCF)，因此，本文将采用DCF法对公司价值进行评估。根据DCF法，公司价值的估值公式为：

其中Ｖ为公司的价值，n为预测期，CFt为第年的相关现金流量，TV为第n年末公司的终值，i为相关的折现率。

一般情况下，预测期n取5年～10年，具体根据公司所处的行业特点来决定；折现率取公司的平均加权资本成本(WACC)；公司终值TV一般采用值法计算，即TV=CFn×P/E，其中CFn为预测期最后一年公司的现金流量，P/E值为目前公司所在行业的平均值。

2.协同效应。并购的协同效应是指两个公司合并后的价值大于两个公司的单独经营价值。其主要源于并购给公司带来的管理效率和生产经营效率的提高，以及在财务方面的各种效益。国内外学者的实证研究也显示，无论是相关性并购，还是非相关性并购，并购的协同效应是普遍存在的，只不过协同效应的大小各不相同。

评估并购产生的协同效应是很复杂的，因为并购后，不仅目标企业在并购方的控制和影响下，价值会发生变化，主并企业也会由于协同效应的影响，导致企业价值变化。目前，评估并购协同效应有两种比较成型的方法：内部计算法和外部计算法[5]。由于外部计算方法的数据主要来源于公开市场上的信息，鉴于我国证券市场发展的不完善，本文将采用内部计算法评估并购的协同效应。

协同效应的内部计算法的基本思想如下：若用ΔV表示并购的协同价值，则有。计算ΔV，一方面需要知道由并购所引起的净增加现金流量ΔCF，即，为整合后公司的预测现金流量，CFA和CFB代表独立经营的现金流;另一方面还要知道，为整合后的公司终值，TVA和TVB代表独立经营的公司终值，ΔCF与ΔTV折现后的和即为并购的协同价值。用公式表示为：

其中n作为协同效应寿命期，一般为5-10年；i作为折现率，一般取合并后公司的加权平均资本成本。

3.股价高估程度。由于股票市场驱动的公司并购多以股票作为支付手段，所以，主并公司股价被高估的程度将直接影响到主并公司的出价和并购后目标公司所能获得的股权的多少。因此，在这种情况下，如何确定股价高估的程度成为并购定价中的一个重要问题。

价值规律告诉我们，商品的价格由其价值决定，二者具有一致性。股票作为一种特殊商品，同样也受价值规律的约束。股票的内在价值，也即股票未来收益的现值，取决于股息、红利收入和市场收益率。股票的理论价格，就是为获得这种股息、红利收入的请求权而付出的代价，是股息资本化的表现。从另一种角度分析，由贴现现金流法我们知道，公司的内在价值就是公司未来各期收益的现值，因此，股票的理论价格也可以看作是每股股票所代表的公司的内在价值。按照这种分析，可以得出股票的理论价格公式为：

股票理论价格=当前公司的内在价值/总股本份额

在此基础上，我们定义μ（高估系数）表示股价高估的程度，其含义用公式表示为：

其中P为股票的市场价格，P0为股票的理论价格(内在价值)。当μ＞0时，股价高估；当μ＜0时，股价低估。

三、股票市场驱动的公司并购定价模型

1.模型假设。

(1)并购交易价格只受目标公司价值、协同效应、交易支付方式及并购双方的谈判能力的影响，其他影响并购交易价格确定的因素，在本模型中不考虑。

(2)市场是非效率的，主并公司为上市公司，其股票价值存在高估，目标公司的价值不存在高估。

(3)公司的管理者是完全理性的，他们知道市场是非效率的。

(4)主并公司管理者的视野跨度大于目标公司管理者的视野跨度。即主并公司管理者的视野放在长期，而目标公司管理者的视野放在短期。

(5)并购双方信息非完全对称。

(6)不存在第三方竞争者，只要价格合适，并购双方都愿意执行并购。

(7)并购以现金加股票的方式进行支付，主并公司可用的流动现金额大于目标公司要求的最低现金支付额。

2.模型的建立。假设两个公司，A和B，A为主并公司，B为目标公司。它们各自拥有的股份为KA和KB，股票价格为QA和QB，假定QA＞QB，且QA并不是A公司股票价值的有效评估值，市场对其估值偏高。目标公司在价值不存在高估的情况下，其内在价值等于其市值。目标公司要求的最低现金支付额为C。

在考虑目标公司价值、并购协同效应、交易支付方式等因素的基础上，我们可以得出主并公司A对目标公司B愿意支付的价格为：

其中，ΔV为并购产生的协同效应，μ为A公司股票的高估系数，p为协同效应分配系数，表示主并公司愿意将协同效应分配给目标公司的份额。φ为股价高估补偿系数，表示主并公司愿意将股价高估部分补偿给目标公司的份额。C为现金支付部分，为股票支付部分，即支付相应市值的A公司股票。

一般情况下，目标公司能够接受的最低价格就是并购定价的下限，而目标公司能够接受的最低价格理论上就是目标公司的基本价值，若低于这一价格，目标公司无利可图，就会放弃并购。因此，我们可以得到：

其中，μ1为B公司预测的A公司股票的高估系数。

并购定价的上限一般就是主并公司能够给出的最高价格，而这一价格理论上就是主并公司将并购产生的协同效应和股价高估部分全部让与目标公司的价格。若高于这一价格，主并公司无利可图，就会放弃并购。因此我们可以得到：

因此，即为目标公司的定价区间。而并购最终的执行价格，只能由并购双方谈判决定。

四、基于协同价值分配率的并购价格的确定

由于协同价值由主并公司和目标公司共同创造，所以应由双方依据其各自的贡献大小进行分配，具体需要考虑技术力量、生产能力、管理能力、营销能力、创新能力、财务状况和并购及整合成本等7方面因素。事实上，对协同价值分配率的确定将不可避免的是一个主观性很强的过程，因此，笔者采用多位专家打分法确定k，以尽可能保证其客观性。具体方法如下：

1.根据各个指标对公司价值的重要性赋予其权重wi，i∈{1,2,……,7}分别指技术力量、生产能力、管理能力、营销能力、创新能力、财务状况和并购及整合成本7项指标。

2.专家依据主并公司和目标公司对并购后公司的贡献分别进行打分qij、。qij和分别代表第j个专家对主并公司和目标公司第i个指标的评分，qij+=1。j∈{1,2,……,n}，代表位专家。

3.汇总打分，计算主并公司、目标公司第项指标得分：

4.计算主并公司、目标公司整体得分：。

5.确定目标公司协同价值分配系数：k=q’/(q+q’)。

在确定了目标公司协同价值分配率的基础上，则可以得到主并公司应对目标公司支付的参考价格：

当目标公司的最终要价小于时，主并公司获得的协同价值大于其贡献，其愿意执行并购；当目标公司的最终要价大于、Ptop小于时，主并公司获得的协同价值小于其贡献，将根据其接受程度决定是否执行并购。当目标公司的最终要价大于Ptop时，主并公司无利可图，会放弃并购。

五、结论

本文在分析股票市场驱动并购条件下影响并购定价因素的基础上，建立了该条件下的并购定价模型。在模型中我们引入了股价高估系数，使得股价高估这一因素在并购中对主并公司出价和并购公司要价的影响得到了很好的反映。同时，本文提出了基于协同价值分配率的公司并购参考价格，该价格对主并公司确定并购最终执行价格具有一定的参考价值。

参考文献:

[1]Matthew Rhodes-Kropf, S Viswanathan. Corporate Reorganizations and Non-Cash Auctions. The Journal of Finance 55 (4), 1807m1854

[2]Andrei Shleifer, Robert W. Vishny. Stock market driven acquisitions[J].Journal of Financial Economics. 70(2003)295～311

[3]Ming Dong, David Hirshlerfer, Scott Richardson and Siew Hong Teoh Does Invester Misvaluation Drive the Takeover Market[J].The Journal of Finance 61(2006),725,762

[4]Imen Tebourbi. Timing of Mergers and Acquisitions:Evidence from the Canadian Stocket Market [J].NBER工作论文，2005～5

[5]夏新平宋光耀:企业并购中协同效应的计算，华中理工大学学报,1999

市场定价效率篇10

国外已有的对IPO定价效率研究已经形成了大量经典的理论。比如, 委托代理理论、赢者诅咒理论、信号显示理论、避免风险诉讼假说、信息收集理论以及在行为金融学框架下的研究等。Lowry通过检验承销商是否完全将公共信息用于IPO定价过程, 为IPO定价效率问题的研究开辟了新的途径, 这也成为IPO定价的前沿研究方向。

二、公共信息与IPO定价效率的关系

资本市场作为一个长期资金融通的平台, 是一个典型的信息“集散地”, 是社会经济的“信息源”, 不断产生并向市场参与者发布新的信息。从信息经济学的角度看, 资本市场也是信息最不对称的市场, 不对称主要表现在信息在资本市场各参与者之间的分布是不均匀、不对等的。这种信息的不对称不仅直接影响着资本市场参与者的决策行为和利益差别, 还会引起市场交易的不公平, 降低资本市场的运行效率, 引起市场萎缩甚至市场失败。

根据已有文献, Grossman和Stightz扩展模型中, 价格被证明只能反映知情交易者所拥有的部分信息。在有效的市场中, IPO初始收益和信息之间存在显著关系。Benveniste等认为承销商为了获得机构投资者的私有信息将会给予其补偿。但是, 他们并未考虑公共信息对IPO定价的影响。

Loughran等用公共信息考察IPO定价效率。他们发现, 公共信息部分进入IPO发行价格, 而IPO前三周的市场收益对IPO首日的抑价具有显著影响, 这意味着承销商或发行人通过抑价对公共信息支付了代价, 认为IPO的定价过程并不是有效的。但是, 他们并没有严格区分公共信息和私有信息。Benveniste等的研究模型预期了IPO发行价对投资者私有信息的部分调整, 但无法预期IPO发行价格也会对公共信息进行调整。Lowry等通过研究公共信息是否进入IPO整个定价机制来判断IPO定价是否有效。他们发现公共信息并没有完全进入IPO定价机制, IPO定价前的市场收益以及具体的公司和交易信息对IPO询价区间产生了显著的影响。

为什么承销商和发行人未将公共信息全部用于IPO发行价格机制?Lowry和Kutsuna认为, 在询价前承销商和发行人都会协商认可一个合理的股票发行价格区间, 并达成协议而无论后期市场如何变化都不会对发行价格区间进行修改。Loughran的期望理论则认为, 发行者在询价前会依据市场需求确定一个初始的发行收入, 当市场指数上涨时, 投资者对新股的需求强烈, 发行者预期发行收入高于瞄定的初始发行收入, 发行者预期会更富有, 因而其不会与承销商进行艰苦的谈判, 大部分的公共信息没有进入发行价;当市场指数下跌, IPO股票需求弱时, 发行者的议价努力大、抑价低。

三、实证模型简介

本文所指的公共信息是指资本市场中, 每一个市场参与者都可以无偿、容易获得的信息, 这些信息主要是根据法律要求定期通过权威媒体强制披露的信息, 包括市场产品交易以及与之相联系的各种公开数据。

如果资本市场公共信息能够被市场参与者无代价的获取, 那么承销商或发行人在IPO定价过程中能够轻易获得这些信息, 并将其用于IPO发行价格的制定机制中去。

本文提出假设一:我国创业板IPO定价是有效的, 则资本市场公共信息应当完全进入IPO发行价格, 公共信息的替代变量应当与IPO发行价正相关。

由于公共信息能够被市场参与者自由地获得, Lowry认为承销商没有动机通过抑价的方式对市场公共信息进行补偿, 那么公共信息对于IPO首日收益率应当不会产生影响。

本文提出假设二:资本市场公共信息不会对创业板IPO首日收益率产生影响。

实证模型的被解释变量分别是IPO发行价格P和IPO首日收益率IR。解释变量采用市场指数收益作为公共信息变量的替代指标。行业、承销商声誉、IPO前资产规模以及中签率等因素对于IPO发行价格产生显著影响, 本文作为控制变量进行分析。

四、研究结论及启示

第一, 询价过程中的市场收益变量系数大部分未通过检验, 这表明只有部分公共信息背承销商或发行人用于IPO发行价制定。而IPO询价前、询价过程中以及上市等待期市场公共信息对IPO首日收益率都存在显著的影响。这说明公共信息未完全进入IPO发行价格, 承销商或发行人对公共信息同样通过抑价进行了补偿。

第二, 在对公共信息不同测度进行分析时, 发现IPO询价阶段的消极公共信息会显著降低IPO发行价格。相反, 上述的分析表明当市场反映出积极的信息时, IPO价格却只是做出较小幅度的调整。

第三, 我国创业板上市公司的系统风险大于市场风险, 这与创业板的特点一致。这可能表明我国股票市场中市场收益信息对于IPO首日收益率具有较强的放大作用, 我国公共信息对于IR较国外有更强的影响。

通过本文的分析, 作者认为应当从完善市场化的定价机制、加强投资者的风险意识、支持承销商发展, 积极推行并完善超额配售权机制等角度来思考解决我国创业板乃至延伸至主板市场IPO的问题。

摘要：IPO定价效率一直是财务金融领域的研究热点之一。国内现有关于IPO定价效率的研究还未有延伸到通过评价公共信息是否进入IPO发行价的角度进行分析的文献。本文对此进行了理论分析并且根据本文前期的实证研究对研究结论归纳阐述。

关键词：公共信息,创业板,IPO定价

参考文献

[1]Benveniste Lawrence M, Paul A.Spindt.How investment bankers determine the offer price and allocation of new issues[J].Journal of Financial Economics, 1989, 24:343-362.

[2]Grossman, Sanford J.and Stiglitz JosePh.On the imPossibility of Informational Effieient Markets[J], Ameriean Economie Review1980, 70, 393-40.

[3]Kutsuna, Smith J K, Smith R L.Public information, IPO, price formation, and long run returns:Japanese evidence[J].The Journal Of Finance, 2009, 64 (1) :505-546.

[4]Loughran Tim and Jay Ritter.Why has IPO underpricing Increased Over Time?[J].FinancialManagement, 2004, 33:5-37.

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