上市公司IPO效应研究

上市公司IPO效应研究（共7篇）

上市公司IPO效应研究 篇1

一、引言

我国自1990年沪、深交易所开业至今,资本市场不断发展,IPO企业的数量持续递增,上市板块也日趋多元化。尽管我国资本市场相比国外起步较晚,但近年来的研究发现,在我国证券市场的不同板块也出现了不同程度的IPO效应,有些板块甚至出现了程度严重、数量较多的IPO公司业绩变脸现象。IPO效应是指上市公司在IPO后两年或IPO当年的经营业绩低于上市前两年,并且与同时期同类型的未上市企业相比较,其经营业绩也明显较低。有的上市公司甚至呈现业绩持续下滑的态势。该效应也被业内人士称作IPO公司业绩变脸。理论上而言,进行IPO的企业一般处于快速成长阶段,企业为了进一步扩大市场规模,加快企业发展的步伐,往往需要大量的资金。IPO正好可以满足企业进一步发展的资金需求,打破企业所面临的资金瓶颈,同时帮助企业提高资信等级,优化企业的资本结构。因而,上市公司在IPO后理应创造出比之前更客观的经营业绩。

二、IPO效应的相关研究

许多国外学者的研究表明,IPO效应在证券市场上普遍存在。1994年,Jain和Kini首次提出论证了IPO效应存在于美国证券市场。随后,其他外国学者也证实了IPO效应在其国家证券市场上的普遍存在性。Jun Cai、K.C.John Wei(1997)证实了在日本证券市场上,上市后企业的经营业绩明显落后于上市前;Goergen和Renneboog(2003)研究指出IPO效应普遍存在于英国和德国的证券市场;Peter Rossenboom、Tjalling Vander Goot、Gerard Mertens(2003)针对新西兰IPO公司的研究发现,多数公司上市后存在IPO效应;Maria J.Pastor和Francisco(2006)证实了西班牙证券市场也普遍存在IPO效应。

林海和魏舒明(2000)对我国主板市场IPO公司上市前后的经营业绩进行了研究,发现样本公司的报告收益在IPO前一、两年达到顶峰,之后其业绩呈显著或略微下降态势;蔡宁和徐晋波(2010)针对我国中小企业板的IPO公司研究发现,样本公司的经营业绩在IPO后出现了明显下滑的趋势,一部分公司的业绩下滑程度相当明显;王栋和王德武(2012)针对我国创业板市场的IPO公司进行了研究分析,发现我国创业板市场的IPO效应十分显著,上市公司业绩在IPO前后呈现倒“V”趋势,变脸现象相当严重。

三、我国上市公司IPO效应的问题分析

(一)过度的IPO盈余管理。

盈余管理是公司高管进行战略管理的一种重要工具。公司管理人员在遵循会计准则的基础上,通过对不同会计政策的选择来对企业对外报告的会计信息进行控制和调整,以期实现某些特定的目标。我国证监会明确规定拟上市的企业需要满足的财务指标之一是,最近三个会计年度的净利润均为正数且累计超过人民币3 000万元。除此之外,上市时的股票价格在很大程度上也取决于公司的财务业绩。因此,公司高管在利益的诱惑下往往对公司IPO前一两年的财务报表进行过度正向的盈余管理。例如,进行会计估计变更、不恰当地确认或有资产、隐瞒应予以确认的预计负债、转嫁费用、进行关联方交易等。通过这种恶性操纵利润的包装手段,公司经营业绩在IPO前呈现逐年递增的势态,上市后业绩较之前会出现不同程度的下降。

(二)募集资金量不合理且使用效率低。

为了能募集到更多的权益性资本,我国许多上市公司在招股说明书中往往随意拼凑一些不具有可行性的项目,投资者在企业所描述的“美好前景”的诱导下对企业进行盲目的投资,使得企业获得了超额的募集资金。然而,IPO企业在取得超募资金后,并没有按照广大股东的利益进行投资,而是用于高管自我消费,或者过度投资于高风险的项目,亦或是处于闲置状态。这些行为损害了投资者的权益,使得公司IPO后的净资产收益率明显低于上市之前,严重影响了我国资本市场的资金配置效率。

(三)IPO相关的约束制度存在缺陷。

近年来,我国证监会一直对有关IPO的制度方面进行不断地规范与完善,但是一些相关的制度方面仍存在许多不足之处。一是现行的IPO信息披露制度侧重于会计信息的披露、历史信息的披露。这种制度下,投资者往往过多关注于企业过去的经营状况而忽视了未来发展前景及可能存在的风险,发行公司为了顺利通过上市审核,对会计信息进行选择性的披露,这种信息不对称的存在将企业实际现状及未来发展问题隐瞒了起来,其上市后往往使投资者大跌眼镜。二是缺少相关的问责制度。企业IPO涉及保荐机构、律师事务所、会计师事务所等多方,但是当IPO公司出现明显的业绩变脸后,这些相关的责任人并不会受到实质性的惩罚。这种低成本的违规惩罚制度对多方联手粉饰企业报表提供了有利条件。

四、缓解我国上市公司IPO效应的对策

(一)多方面了解企业,严格各项申报资料的审查。

我国现行的IPO资格审核制度偏向于企业的财务指标方面,这种单一的审核制度诱使大部分拟IPO的企业具有正向盈余管理、粉饰财务报表的动机,因此,证监会应考虑设置更为多元化的考核指标,引导企业良性发展。证监会可以考虑纳入一些非财务的指标,例如,拟上市公司的核心竞争力、市场占有率、持续经营能力、企业社会责任感等指标。另外,证监会还可以查看拟上市公司在IPO前两三年的会计稳健性,拟IPO的公司进行越多的会计政策及估计的变更,则其进行盈余管理的动机越大,对这种情况的企业,证监会在进行资格审查时应弱化财务指标的审核,更多关注于企业非财务指标及信息披露方面。

此外,值得关注的是,2015年12月27日全国人大常委会决议通过了我国《证券法》的改革,这一决议标志着我国IPO向注册制的转变有了法律依据。“注册制”要求证监会要更多更好地履行监管的责任,而将审核公司上市的责任交由市场来决定。这一转变极大地促进了我国证券市场市场化的改革进程。在这一制度下,证监会要确保IPO公司所提供资料的全面性、准确性以及真实性,符合法律法规的要求,不存在违法内容。全方面、多层次地了解公司情况有利于对其申报资料的审查。

全面多样的指标体系可以帮助投资者识别出真正具有良好发展前景、资产优良、盈利能力强的拟上市公司,并将那些以“圈钱”为目的的不良公司排除在外,这样也可以从源头上促进我国证券市场的良性健康发展,引导我国资本流向真正有价值的方向。

(二)限制上市公司融资规模。

为改善上市公司募集资金的使用效果,提升资金的使用效率,证监会及相关责任机构应对上市公司拟募集资金额进行严格把关,对融入资金的去向及使用情况进行持续的监督。证监会在最初审核募集资金的项目时,应结合公司发展现状、行业发展趋势以及未来经济发展态势等多方面因素进行考量,确保IPO公司在招股说明书中所列的项目具有一定的可行性与可信度。另外,证监会可委托相关责任机构对上市公司所募资金的运作进行后续持续的监督,确保资金投放于能够增加公司价值的项目上,严格杜绝高管利用公众资金来满足个人欲望的行为发生。最后,证监会在对公司进行再次融资资格审核时,可以将前次募集资金的使用效率纳入考核指标的范畴,对于那些资金使用率低下的公司坚决不授予再融资资格。加大对募集资金使用前、使用中、使用后的监管可以促使企业科学合理地使用资金,最终提升我国资本市场的资金使用率与资本配置能力。

(三)加大对相关机构的管理和发展。

企业IPO的良性发展离不开相关责任机构的帮助,证监会应加强对帮助企业进行IPO的会计师事务所、律师事务所及保荐、保代机构的监督与管理。首先,证监会应确保相关责任机构必须是在证监会登记在册的,并且相关机构的负责人应持有相应的资质证明。其次,证监会要严格规定、落实相关机构及负责人的责任,当IPO的企业出现明显的业绩下滑并损害到公众利益时,相关机构及负责人要承担相应的法律连带责任,情况严重时应处以相应责任人终身禁止从业的惩罚,而非罚款、警示,暂停三个月营业执照等无关痛痒的惩罚。此建议的实施有利于我国IPO向注册制的平稳转变。

另外,国内学者研究证实了,有风险投资机构介入的公司在IPO后经营业绩下滑的幅度较小。这是因为风投机构往往具有丰富的管理经验、专门技术来帮助拟上市的公司完善其内部控制系统、规范公司治理结构,保证其财务的完整性与可靠性,最终这些公司在上市后往往能够保持良性的发展态势。因此我国要加强对风投机构的投资发展、完善风投管理办法及企业IPO后合理的退出机制,促使其与证监会等相关机构一同促进我国上市公司良性发展,缓解弱化我国证券市场上的IPO效应。

参考文献

[1]汤伟.IPO效应之谜理论研究与文献回顾[J].新会计,2015,(03).

[2]孙雪林.公司IPO效应因素分析[J].山西财税,2014,(09).

[3]邢丽琼.我国上市公司IPO效应及其动因探析[J].会计师,2013,(07).

[4]李兴伟,李琳.盈余管理真相[J].新财经,2013.

[5]张济建,陆燕华.我国创业板市场IPO抑价现象研究[J].商业会计,2010,(22).

[6]杨海丛.我国A股市场IPO盈余管理浅析[J].当代经济,2006,(05).

上市公司IPO效应研究 篇2

从20世纪60年代开始, 对首次公开发行股票 (Initial Public Offerings, IPO) 的理论研究不断深入, 并在20世纪90年代之后成为金融经济学、会计与财务研究领域所关心的热点问题之一, 其主要研究成果集中在关于IPO的全球折价现象、新股热销现象和长期弱势现象等IPO公司的市场行为研究领域。绝大多数研究IPO公司业绩波动的文献发现IPO公司首次公开募集之前存在盈余管理, 在上市之后经营业绩呈显著下降趋势。例如, 杰恩和金尼 (Jain and Kini, 1994) 对首次招股的美国公司在招股后的总资产报酬率或营业表现研究发现, 发行人的资产报酬率在招股后均有下降趋势, 针对这一研究结果他们的解释是:上市后的代理人成本上升;管理层通过盈余管理提高首次招股前业绩, 后来正数的酌定应计项目逆转等导致业绩下滑;首次招股安排在业绩好时进行, 后来良好业绩无法保持。拉夫兰和里特 (Loughran and Ritter, 1997) 发现公司在IPO当年的报告收益达到最高水平, 随后下降, 公司的收益表现往往以IPO当年为分界线呈“倒V形”。近年来, 国内学者对A股公司IPO效应的研究也有所涉及。如洪剑峭和陈朝晖 (2002) 对A股市场IPO效应的成因进行了系统分析。卢文彬等 (2001) 和刘谊等 (2004) 研究了股权结构对IPO效应的影响。从行业特征的角度研究上市公司的IPO效应的文章却很鲜见, 如阿罗尼、李和王 (Aharony、Lee and Wong, 1997) 、林舒等 (2000) , 更多的文章是将行业作为研究IPO效应的控制变量, 没有进行IPO效应的行业特征分析。本文将以《上市公司行业分类指引》为依据, 对中国上市公司IPO效应的行业特征展开深入研究, 期望能对准上市公司的IPO行为的有效监管提供一些经验证据。

二、数据样本与描述性分析

(一) 样本选择

本文以沪深股市2002~2007年首次公开发行的上市公司为样本, 并按如下原则进行样本筛选:一是剔除自办发行、定向发行和募股发行上市的公司;二是剔除2002~2007年有ST或PT纪录的样本公司;三是剔除数据缺省的样本公司;四是剔除2002~2007年变更主营业务的公司;五是剔除样本量过少的金融与保险业、综合类、采掘业、传播与文化产业四个行业门类的样本公司。同时, 将建筑业与房地产业合并, 统称为房地产及建筑业。最后样本共526家, 分属于8个行业门类。样本数据均来自巨灵数据库和巨潮资讯网。

(二) 描述性分析

由于中国证监会对公司上市前的盈利能力的考察主要依据净资产收益率, 因此本文以净资产收益率的波动反映首次公开发行公司的IPO效应。为了分析的方便, 我们用t表示公司IPO当年;t-1、t-2分别表示公司IPO前第1年、第2年;t+1、t+2、t+3分别表示公司IPO后第1年、第2年和第3年。样本描述性统计结果如表1所示。

由表1可知, 八大行业门类公司IPO前两年的净资产收益率保持在一个较高的水平, 前第2年的中位数值为21.9%, 前第1年的中位数值为20.68%, 而IPO当年就急剧下降到7.4%, 与IPO前一年相比下降了64.22%, 公司IPO后三年的净资产收益率都保持在与IPO当年相当的一个低位水平上, 并且呈略微下降趋势。总体上, 中国上市公司IPO前后经营业绩“变脸”比较明显, IPO公司上市前的大幅度作高业绩, 在IPO当年就已经难以维持, 其中房地产和批发零售贸易业的经营业绩在IPO当年更是降到最低点。在八大行业门类中, 业绩“变脸”较大的行业是信息技术业、批发和零售贸易业、房地产及建筑业、农林牧渔业、制造业和交通运输仓储业, 而水电煤气供应业和社会服务业的业绩“变脸”相对弱一些。与发达国家的资本市场相比, 中国上市公司的业绩“变脸”不呈现典型的“倒V形”模式, 而更像一种“不规则Z字形”模式。由于中国转型经济的特殊性, 上市公司以IPO前第1年为分水岭形成了IPO前高位业绩区和IPO当年及以后的低位业绩区, 并且在每个业绩区里表现出各自的平稳性。

三、模型构建与实证检验

(一) 模型构建

中国上市公司IPO前后存在高位和低位两个业绩分离区, 并且两个业绩区各自内部的变化不显著, 于是, 我们可以用公司IPO前两年的净资产收益率的中位数与公司IPO当年及后三年的净资产收益率的中位数的差值来度量上市公司的IPO效应值。用公式表示即 , 这里 表示i公司IPO当年及后三年的净资产收益率的中位数值, 表示公司IPO前两年的净资产收益率的中位数值。首先, 使用非参数检验方法来检验样本公司的IPO效应是否具有显著的行业间差异 (H0:各行业的IPO效应没有显著性差异) 。其次, 以行业门类为虚拟变量对样本公司的IPO效应进行多元回归, 以期考察行业因素的解释力是否显著, 以及行业因素能够解释多大比例的IPO效应。回归模型如下:

其中为IPO效应值, I为行业虚拟变量, 当公司属于行业i时, Ii=1, 否则Ii=0。

注:表中**表示在95%的置信水平下显著, ***表示在99%的置信水平下显著

(二) IPO效应行业间的差异性检验

由表2可知, 行业门类间IPO效应的Kruskal-Wallis H卡方检验值为25.224, 在99%的置信水平下显著, Median卡方检验值虽然比Kruskal-Wallis H卡方检验值小, 只有17.485, 但是它依然在95%的置信水平下显著。不同行业门类之间的IPO效应具有非常显著的差异, 而同一行业门类不同制造业大类间IPO效应的Kruskal-Wallis H和Median卡方检验值都不显著。因此, 同一行业门类不同制造业大类之间的IPO效应没有显著性差异。

(三) IPO效应行业特征的回归分析

由表3可见, 八大门类中除了水电煤气供应业的IPO效应不显著外, 其他行业门类的IPO效应都非常显著。水电煤气供应业的检验结果不显著的主要原因:一是政府对水电煤气等基础性产业的政策支持, 使这些行业的公司管理者缺乏在IPO前调高经营业绩的压力;二是水电煤气业具有天然的垄断性, 使该行业本身具有较高的盈利空间和保持长久的盈利稳定性。信息技术业的IPO效应最大, 其值为-12.34%, 其缘由是信息时代的到来, 信息技术业公司之间的竞争愈加激烈, 同时, 信息技术业属于高资本密集型产业, 一项产品的研发、生产和营销需要巨额的资金进行支撑, 而获准上市是公司筹集巨额资本的最佳途径, 因此, 信息技术业公司的管理者就会想尽办法在公司IPO之前调高自身的业绩达到获准上市的目的。房地产及建筑业是第二大存在IPO效应的行业, 其值为-8.92%, 缘由可能是国家宏观调控部门为防止中国经济过热长期对房地产及建筑业采取限制上市的政策所致。然后, 依次是批发和零售贸易业、农林牧渔业、社会服务业和制造业。就批发和零售贸易业、制造业来说, 激烈的市场竞争环境使其具有较高的IPO效应, 并不难想象。但是农林牧渔业长期以来作为政府政策扶持的一个行业具有如此高的IPO效应却出乎意外, 可能是农林牧渔业的高自然风险性和长期的农业资本投入短缺所致。

四、结论及启示

本文对国内A股市场公司IPO效应的行业特征进行了比较全面的实证研究。综合实证研究结果, 得到如下结论:

第一, 中国上市公司普遍存在IPO效应, 但并没有呈现出典型的“倒V形”特征, 行业是其重要的影响因素之一。

注:虚拟变量中不包括F类行业, 以避免共线性问题;表中, **表示在95%的置信水平下显著, ***表示在99%的置信水平下显著

第二, 中国不同行业门类上市公司间的IPO效应具有显著性差异, 这种差异是行业间普遍存在的。约有6.1%的IPO效应差异可由公司所处的行业门类来解释。

第三, 同一行业门类中各子行业大类公司间的IPO效应无显著性差异, 这也说明不同行业门类公司间的IPO效应差异程度远高于同一行业门类各子行业大类公司之间的差异程度。

公司IPO效应的进一步扩散, 将动摇国内证券市场的基石, 同时也对投资者保护极为不利。因此, 目前就如何降低中国上市公司的IPO效应是中国证券市场长期持续地健康发展所不容忽视的重要问题。就中国新股发行的现状而言, 主要是进一步加快发行制度的市场化进程、强化中介机构的责任, 特别是要充分发挥中介机构对准上市公司的财务报告和盈利预测的审计鉴证作用, 提高中介机构的职业道德水平和执业水平, 更重要的是要强化中介机构的法律责任。

参考文献

[1]、洪剑峭, 陈朝晖.中国股市IPO效应实证研究[J].中国会计与财务研究, 2002 (1) .

[2]、刘谊, 刘星, 刘斌.股权结构对股票首次公开发行公司经营业绩变动的影响分析[J].财经理论与实践, 2004 (4) .

上市公司IPO效应研究 篇3

随着我国资本市场的不断发展, 企业对资金的需要也越来越多, 首次公开募股 (Initial Public Offerings, 简称IPO) 是企业融资的一种重要渠道, 同时能优化企业的资本结果, 提高企业的资信等级、企业市场占有率和竞争地位。近年来, 国内IPO市场也随着证券市场的发展而壮大, IPO市场在为企业提高造血功能来源的同时, 如何使得企业在IPO融资后得到更好、更快地发展, 募集资金是否能够有效利用, 这些仍然是我们需要回答和解决的问题。从理论上讲, 通过股票上市能够为企业带来诸多的优越性, 募集的资金将会帮助企业在短时间内迅速扩大企业规模, 提高市场竞争力, 因而IPO后的上市公司应该具有比IPO前更好的经营业绩。但国内外研究学者均发现, 无论是发达国家的资本市场还是新兴的亚洲市场, 都不约而同地出现IPO后经营绩效下滑的现象, 即“IPO效应”。经过全球多位专家和学者的研究验证了IPO效应已经成为了一个公认的普遍现象。大多数关于IPO效应的研究都集中在IPO效应的存在与否以及IPO效应的影响因素上, 对于IPO效应成因大多也集中在行业、政策、股东比例、创投机构、公司规模等上, 却很少有从会计稳健性角度来分析。然而, 会计稳健性是财务报告最重要的特征, 会计稳健性对企业的经济活动有着重要的影响。本文研究能在一定程度上填补这块研究的不足, 可以为规范企业的IPO行为、提高IPO募集资金使用效率、弱化IPO效应、保持资本市场的稳定起到一定的作用。

二、理论分析与研究假设

关于IPO效应的理论解释, 目前国内外学者的主流观点主要有:一是机会之窗, 即IPO公司的管理层会选择公司在业绩最好的时候进行上市融资;二是过度粉饰, 即IPO公司的管理层为了能在上市时获得更高的股票估值, 通过相对合理的会计操纵, 高估其上市前的经营业绩, 这导致了上市后业绩水平无法超过上市前的业绩水平、甚至会显著低于上市前的业绩水平;三是代理理论, 即公司在IPO上市后, 原有股东和管理层的权益被迅速稀释, 导致了管理层和外部股东的利益冲突, 代理成本增加。如果双方的利益方向不同, 管理层的投资行为以其自身利益考虑, 会投资风险较大、收益较高的项目, 但这样可能会导致公司现金流投向于股东不利的方面, 从而使公司上市后的业绩水平下降;四是内部控制失效, 即公司在上市后获得了较多的资金, 但由于内部激励机制和内部治理的失效, 可能投资失败, 公司业绩也可能遭受大幅度的下降。契约理论认为企业是建立在委托代理机制下的, 由股东、经理人、员工、债权人、供应商及社会公众等利益相关者参与的一系列契约的缔结。由于信息不对称, 且委托人和代理人之间的目标函数不一致, 所以代理人以牺牲委托人的利益为代价从而追求个人私利的现象时常发生。为此, 委托人必须寻求有效的监督机制来缓解代理人的代理成本这一问题, 其中会计稳健性就是其中机制之一。Basu (1997) 将会计稳健性界定义为对好消息的确认比对坏消息的确认采用更加严格的标准。会计稳健性能够降低代理人和委托人之间的信息不对称程度, 从而有助于创造一个更具信息含量的资本市场。在信息不对称的情况下, 管理层有动机通过有选择地隐瞒坏消息, 提前披露好消息来高估业绩, 他们希望当期没有披露的不良业绩能够被将来的较高业绩所掩盖。如果管理层能够将坏消息隐瞒到未来期间, 那么这些坏消息会在公司里不断积累。当坏消息的积累达到一定程度时, 公司的业绩将会大幅度下降, 这会在短期内反映在证券市场中, 导致公司股票出现股价大跌。而会计稳健性对损失和收益确认的非对称可验证性的要求, 能够加速财务报告对损失的确认, 推迟对收益的确认, 这就对管理层提早披露好消息而隐瞒坏消息的倾向起到了一种抵消作用。因而, 企业的会计稳健性水平越高, 就越严格地要求管理层及时确认损失, 严禁采用激进的会计政策以增加盈余, 一定程度上能约束管理层滥用会计应计增加收益, 坏消息被隐瞒和积累的可能性就越小, 能显著降低公司高估盈余的能力, 今后发生业绩大幅度下滑的可能性也就越小。因此, 基于上述理论, 本文提出假设:

假设:会计稳健性与企业IPO效应间负相关, 即会计稳健性水平越高, 企业IPO效应越低

三、研究设计

(一) 样本选取与数据来源

考虑到研究需要IPO前后两年的财务数据, 本文选取新会计准则颁布实施后2009-2012年我国所有A股首次公开发行的上市公司为研究样本, 共885家, 剔除ST*、ST类特别处理的上市公司和数据缺失的上市公司后, 最终得到449个观测样本。研究数据主要来源于CSMAR数据库和WIND数据库, 数据处理及模型统计检验采用EXCEL2013、MATLAB7.0和STATA12.1统计软件。

(二) 变量定义与模型构建

(1) 变量定义。第一, 被解释变量。本文借鉴黄碧 (2008) 、杨亦民与胡晟姣 (2008) 、杜传文和叶乃杰 (2010) 等的研究, 采用净资产收益率 (ROE) 指标来衡量A股上市公司IPO前后的业绩, 反映其所有者权益的投资报酬率, 具有很强的综合性。由于中国上市公司IPO前后存在高位和地位两个业绩分离区, 并且它们各自内部的变化不显著, 所以我们可以采用公司IPO前两年的净资产收益率的中位数与公司IPO当年及后三年的净资产收益率的中位数的差值来度量上市公司的IPO效应值。用公式表示即IPOi=ROEi, 1-ROEi, 0, 该值越大表示IPO效应越明显, 在这里ROEi, 1表示i公司IPO前两年的净资产收益率的中位数值, ROEi, 0表示i公司当年及后三年的净资产收益率的中位数值。第二, 解释变量。本文选取Khan&Watts (2009) 方法作为对会计稳健性度量的指标。Khan&Watts在Basu (1997) 模型的基础上, 选取公司规模 (Size) 、股东权益的市场价值与账面价值比率 (M/B) 、资产负债率 (Lev) 的线性组合作为好消息与坏消息的工具变量 (IV) , 代入Basu (1997) 模型, 采用横截面数据分年度进行回归, 估计出坏消息的增量反应系数值λi (i=1, 2, 3, 4) , 然后将λi代入C_Score模型, 从而得出每个公司各年度的会计稳健性指数。会计稳健性指数的计算方法如下:

其中, 表示i公司第t年的每股收益, Pit-1表示t-1年度末的股票收盘价Rit是t年买入并持有的股票年度收益率, 且。Dit为虚拟变量, 当Rit<0时, 赋值为1, 否则为0。模型 (1) 中β2表示对好消息确认的及时性, β2+β3表示对坏消息确认的及时性, β3表示坏消息比好消息确认及时性的增量效应, 所以用β3是否显著大于零来衡量会计稳健性。Khan&Watts运用上述公司特征的三个工具变量的线性组合来构造对好消息与坏消息确认的非对称及时性, 用G_Score表示盈余对好消息的反应程度, C_Score表示盈余对坏消息反应的增量程度, 用来衡量公司的稳健性。

将 (2) 式和 (3) 式代入 (1) 式, 得到方程 (4)

考虑到方程 (4) 中存在收益与公司特征的交互作用项, 所以额外加入公司特征的控制变量。运用模型 (4) , 采用年度横截面数据进行回归, 估计出每年的系数λ1、λ2、λ3、λ4, 再将各年的系数代入方程 (3) 中, 从而估算出每个公司各年的会计稳健性指数。第三, 控制变量。根据已有研究文献, 本文考虑了会计师事务所声誉、主承销商声誉、有无风险投资公司、融资规模、控制人类型、第一大股东持股比例、行业和年度等控制变量。变量定义见表1。

(2) 模型构建。为了研究会计稳健性对IPO效应的影响, 本文拟采用多元线性回归的方法检验会计稳健性对IPO效应的影响程度, 建立如下研究模型:

其中, 被解释变量为IPO, 表示IPO前后公司业绩的下滑程度, 即IPO效应程度。模型中我们主要检验解释变量会计稳健性 (C_SCORE) 是否降低IPO效应。为了使模型设定更加符合经济理论和实际情况, 同时参照黄碧 (2008) 、范志敏 (2009) 、刘奕洵 (2011) 等研究设计, 我们在模型中加入了会计师事务所声誉 (AUDIT) 、主承销商声誉 (SPONSOR) 、有无风险投资公司 (VC) 、融资规模 (NF/TA) 、控制人类型 (STATE) 、第一大股东持股比例 (BIG) 作为控制变量。进一步地, 我们也加入了年度虚拟变量和行业虚拟变量来控制行业效应和年度效应。

四、实证分析

(一) 描述性统计

表2报告了主要研究变量的描述性统计。从结果中可以看出, 被解释变量IPO效应的标准差为0.034, 表明观测样本的IPO效应存在较小差异。会计稳健性水平 (C_SCORE) 的最大值为0.030, 最小值为-0.052、平均值 (中位数) 为0.010 (0.011) , 表明观测样本上市公司的会计稳健性水平存在一定的差异。上市公司的审计机构声誉 (AUDIT) 的平均值 (中位数) 为0.040 (0) , 表明观测样本大部分审计机构不是国际四大会计师事务所。主承销商声誉 (SPONSOR) 的均值 (中位数) 为0.459 (0) , 标准差为0.499, 表明观测样本大部分主承销商不是排名前十的承销商, 各上市公司的主承销声誉存在较大的差异。有无风险投资公司 (VC) 的均值 (中位数) 为0.786 (1) , 表明大部分样本公司都有风险投资机构。融资规模 (NF/TA) 最大值为0.802, 最小值为0.006, 标准差为0.161, 表明样本公司IPO时的融资规模存在一定的差异。控制人类型 (STATE) 的均值 (中位数) 为0.060 (0) , 表明大部分公司不是国有企业。第一大股东持股比例 (BIG) 的平均值 (中位数) 为46% (45.1%) , 表明观测样本的股权集中度较高。主要变量直接的Pearson相关系数见表3。可以看出, 会计稳健性与IPO效应之间存在着显著的负相关关系, 因此这初步验证了我们的假设。同时IPO效应与审计机构声誉、主承销商声誉、有无风险投资公司、融资规模、控制人类型及第一大股东持股比例等变量之间都存在显著的相关关系, 故采用多元线性回归模型是合适的。

注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上的统计显著性。下同。

(二) 回归分析

会计稳健性与IPO效应的多元线性回归结果见表4。可以看出, 模型的整体F值是显著的, 调整的R方为0.315, 自变量对因变量的解释效果总体而言较好。会计稳健性的回归系数为-0.1079, 且在1%的水平下显著, 表明越稳健的上市公司IPO前后业绩变化越小, 即IPO效应越低, 进一步验证了本文的假设。同时研究结果表明, 审计机构的声誉和有无风险投资在5%水平上与IPO效应显著负相关, 融资规模在1%水平上与IPO效应显著负相关, 控制人类型在1%水平上与IPO效应负相关, 主承销商声誉和第一大股东持股比例与IPO效应负相关, 但统计结果并不显著。

(三) 稳健性检验

为了考察研究结果的可靠性, 本文还进行了敏感性分析。我们采用Givoly and Hayn (2000) 非经营性应计项目计量模型来度量会计稳健性指标:会计稳健性 (C_SCORE) =- (非经营性应计项目/企业的期初总资产) 。检验结果表明会计稳健性仍然与IPO效应显著负相关, 即越稳健的公司IPO效应越低, 控制变量的结果也基本与先前的结果保持一致。敏感性测试的结果说明本文的实证检验结果和结论具有较高的稳定性和可靠性。

五、结论与启示

(一) 结论

本文通过对样本公司数据的实证分析得出结论:公司的会计稳健性水平越高, IPO后业绩下滑程度越低;审计机构的声誉、主承销商的声誉越高, IPO效应越低;有风险投资公司的企业比没有风险投资的企业IPO效应越低等。

(二) 启示

本文研究启示: (1) 对我国上市公司而言, 提高会计稳健性水平有助于缓解经理人与股东之间的代理问题、提高信息的披露程度, 降低信息的不对称, 抑制公司的不良行为, 进而避免公司出现大幅度的业绩下滑现象; (2) 如何降低中国上市公司的IPO效应, 保证我国证券市场长期持续地健康发展, 不但要进一步加快发行制度的市场化进程、强化中介机构的法律责任, 而且应该从公司自身内部进行明确的要求和规定。

参考文献

[1]王作功、常智昕等:《中美创业板IPO效应国际比较研究》, 《金融理论与实践》2014年第1期。

[2]梁建敏、吴江:《创业板公司IPO前后业绩变化及风险投资的影响》, 《证券市场导报》2012年第4期。

[3]朱小平、郭志英:《我国上市公司IPO后的经营业绩变化》, 《山西财经大学学报》2007年第7期。

[4]杨亦民、胡晟姣:《中国上市公司IPO效应的行业特征研究》, 《中国集体经济》2008年第18期。

[5]杜传文、叶乃杰:《基于创业投资视角的中小企业版IPO效应研究》, 《浙江社会科学》2010年第11期。

[6]黄贵海、宋敏:《H股公司上市前后绩效变化的实证研究》, 《管理世界》2005年第5期。

上市公司IPO效应研究 篇4

IPO效应是指上市公司在首次公开发行(IPO)股票后经营业绩存在明显下滑趋势的现象,IPO前后公司业绩明显的大幅波动将严重影响我国资本市场持续健康发展。现有研究成果证实,在发达的资本市场中确实存在IPO效应,但我国中小板上市公司是否同发达国家资本市场一样存在IPO效应还有待检验。对中小板市场中重要参与者的创业投资来说,其通过持有股权的形式为中小企业提供资金支持,对中小企业的发展起到了巨大的促进作用,但同时也可能引发中小企业业绩变动等问题。因此,有必要选择我国创业投资持股的中小板上市公司为对象,研究其在IPO前后的业绩变动趋势,对改善IPO效应状况具有重要意义。

二、指标选取

有关IPO效应检验的实证研究中,各学者选择的指标不尽相同。首次提出美国资本市场存在IPO效应的Jain.B.A和Kini.O两位学者选择的检验指标是总资产净利率与经营现金流量比率。国内学者黄品奇等(2006)在研究中使用了净资产收益率的指标检验了IPO效应的存在;杜传文(2010)等则是使用了相对指标检验了IPO效应的存在性;丁鑫(2004)在研究香港市场IPO效应的存在性时则选用了总资产毛利率和总资产净利润两个指标。虽然指标选取不尽相同,都达到了研究目的,但是指标的选取还存在一定的不足,净利润率类的指标虽然是财务指标中最重要的,但由于净利润是扣除所得税后的净额,不同行业的所得税率也不尽相同,因此选择净利润作分子并不合理;此外,以净资产作为分母可能会因创业投资持股导致公司股权价值被高估而夸大IPO效应的程度。

因此本文在综合考虑后选择资产息税前收益率(ROA)和经营活动现金资产比率(OCF/A)作为实证指标,一方面资产息税前收益率剔除了所得税的影响,可以有效反映公司的竞争实力和发展能力,另一方面经营活动现金资产比率则考虑了股权价值高估的问题,以使公司获利能力得到更好的反映。

三、实证分析

(一)IPO效应存在性检验

1. 数据来源。

我国中小板市场创立于2004年,至今已有10余年时间。为使研究结论更加全面有效,考虑以近年创业投资持股的中小板IPO公司为基础选取数据,要求样本所在年份必须满足需要有上市前后各两个完整年度的财务数据,便于比较IPO前后财务业绩变动趋势。因2013年我国暂停IPO的审核,且在2014年上市的公司,其IPO后两年(2015、2016)的数据暂未发布,在考虑数据可获得性的基础上,将样本界定为2010—2012年间有创业投资持股的中小板IPO公司,研究三年间中小板上市公司IPO前后两年(包括IPO当年,样本数据的时间跨度为2008—2014年)的财务业绩变化趋势。为降低研究误差,将样本中涉及金融地产业和公共事业类的样本剔除,因为这两行业公司使用的核算准则不尽相同,不具可比性。

因此,本文选择2010—2012年间在中小板IPO并存在创业投资持股的173家公司作为研究样本,研究三年间中小板上市公司IPO前后两年的财务业绩变化趋势。所有数据均来源于清科集团私募股权投资大数据平台和深圳证券交易所公开披露的信息,下文不再赘述。

2. 样本分析。

从IPO年份的角度来看,中小板市场中有创业投资持股的公司有173家,占中小板三年IPO公司总量的47.14%。具体情况如表1所示。

注:为保证中小板IPO公司可比性,当年新增IPO公司数中剔除了金融地产业和公共事业类公司

可以看出,我国中小板创业投资持股的IPO公司所占比例略低于无创业投资持股的公司,但并不明显,不到6%,说明随着中小板的成熟,有VC持股的公司呈现不断增长的态势,并将持续下去。

3. 描述性统计。

选取样本按确定的指标进行汇总后,运用描述性统计的方法,逐年比较中小板公司IPO前后(IPO-2、IPO-1、IPO、IPO+1、IPO+2)的业绩变化情况,检验是否存在IPO效应。指标的统计汇总情况如表2所示。

4. 实证检验。

(1)配对t检验。逐年配对样本t检验是将中小板公司IPO前后的样本数据进行相邻各年的比较(IPO-2/IPO-1,IPO-1/IPO,……),可以从每年t值是否呈现显著性变化的角度分析IPO效应的存在性。表3详细展示了逐年配对样本t检验的有VC持股的中小板公司业绩变动趋势。

注:*和**分别代表在10%和5%水平上具有显著性

从表3各年统计指标均值的比较可以发现,ROA指标在IPO前后出现V型趋势,IPO前后各年间存在显著的相关关系,自IPO-2年至IPO+2年出现显著下滑,其中从IPO当年至IPO+1年显著性水平较高,下滑形势明显,至IPO+2年出现了小幅上涨。而OCF/A指标在IPO前后出现整体下滑趋势,指标自IPO-2年至IPO+1年间存在显著相关关系,并在几年间显著下滑,IPO+2年虽然呈现下滑态势,但t值并不显著。(2)检验结果分析。①ROA指标在IPO前后出现V型趋势,各年间均值存在显著的相关关系。究其原因,可能由于公司在IPO前的投资行为致总资产的水平不断增长,指标分母扩大,而投资行为并未达到获利周期,分子缩小,导致IPO+1年前的各年指标业绩显著下滑。至IPO+2时,之前的投资开始实现收益,IPO+2年出现小幅回升的态势。②OCF/A指标在IPO前后各年间出现整体下滑,出现L型趋势,除IPO+2年外,各年间均值存在显著差异。这可能是由于指标均值与上一年度的均值差异较小,样本公司在IPO+1年已逐渐适应了资产规模增加和无创业投资扶持的现实,并正为改善自身经营活动而付诸努力。

综上所述,我国创业投资持股的中小板上市公司确实存在IPO效应。

(二)影响因素分析

仍采用上面的两个衡量企业业绩变动的指标在IPO前后两年的变动幅度作为被解释变量,解释变量数据来源取自样本公司招股说明书和年度财务报告。

1. 股权集中度。

一般认为,大股东的持股比例与代理成本之间存在反向变动关系。但在我国中小板IPO公司中往往存在“一股独大”的结构。为了募集资金,大股东往往不顾及其他中小股东的利益,对公司IPO前的业绩进行粉饰,代理成本此时相应提高,在IPO后出现业绩恶化的风险。为此,本文提出假设:

H1:股权集中度与IPO效应呈正向关系。

2. 产权比率。

产权比率是负债与权益的比例,反映债权人和股东之间的关系。产权比率的大小,可以反映出公司的举债能力,比率越大,举债能力越强,说明公司在IPO前具备的资本结构和盈利能力获得了银行等机构的认可,经过第三方机构的评价,在IPO后出现IPO效应的可能性较低。为此,本文提出假设:

H2:产权比率与IPO效应呈反向关系。

3. 所处地域。

由于我国区域发展存在较大差异,导致创业投资往往选择将投资对象集中在东部发达地区。该地区中小板公司IPO后可能获得较大发展潜力,从而降低IPO效应。为此,本文提出假设:

H3:所处地域区位优势与IPO效应呈反向关系。

4. 募资规模。

选取这一变量的主要原因:具有创业投资持股的中小板上市公司在IPO筹集的大量资金的使用效率直接影响IPO效应。若筹集资金的规模超过了正常需要的规模,则公司大量资金处于闲置状态,公司会为此付出超额的资金持有成本,直接导致IPO后因资金使用效率不足产生的业绩下降的现象。为使变量更精确地反映情况,本文基于前人研究经验,选用变量时采用相对指标,用IPO募资总额/公司上市当年年初总资产来衡量募资规模。为此,本文提出假设:

H4:募资规模与IPO效应呈正向关系。

根据已选取的解释变量,构建多元回归模型如下,运用SPSS 17.0计量分析软件,分别对以ROA和OCF/A两个指标在IPO前后两年的变动幅度为基础的被解释变量进行回归分析,探究上述解释变量是如何影响我国中小板上市公司IPO效应的。

模型中,△ROA表示IPO前后资产息税前收益率的变动情况,△OCF/A表示IPO前后经营活动现金资产比率的变动情况。X1表示IPO当年第一大股东持股比例;X2表示IPO-1年产权比率;X3表示所处地域,华北、华东、华南地区的中小板IPO公司定义为1,其他地区定义为0;X4表示IPO当年募集资金占上年总资产的比。β1、β2、β3、β4为回归系数;α为截距;μ为残差项。回归结果如表4所示。

注:*、**和***分别代表在10%、5%和1%的水平上具有显著性

从表4可以看出,两个被解释变量与解释变量的相关关系基本一致。两个模型的拟合优度R2值分别为0.634和0.531,表明模型可解释的方差占总体的63.4%和53.1%,拟合度较高,总体解释能力较好;从F值和显著性水平可以看出ROA的F统计量为80.181,总体显著性水平为0.001,OCF/A的F统计量为48.563,总体显著性水平为0.002,说明回归模型整体在1%的水平上具有显著性。

从单个解释变量的回归系数和显著性检验来看,第一大股东持股比例和募资规模与两模型的被解释变量呈正向变动关系,产权比率和被解释变量呈反向变动关系,这与原假设一致,接受原假设;但所处地域与被解释变量呈反向变动关系,拒绝原假设。究其原因可能是由于创业股权投资机构林立,其持股的短期行为促使这些地区的中小板IPO公司为满足创业投资机构的需求在业绩报告上做手脚,使IPO后的业绩大不如前,产生IPO效应。另外,客观来说,也可能由于这些地区的中小企业起步较高,难以维持IPO之前的高速增长,产生IPO效应。

四、结论与建议

实证分析表明,我国创业投资持股的中小板上市公司普遍存在IPO效应,股权集中度、公司所处地域和募资规模三者与创业投资持股的中小板IPO效应之间存在正向显著性影响,产权比率与之存在反向显著性影响。IPO效应产生的根本原因还是由于我国资本市场还不成熟,监管机制不健全导致的。因此,本文根据实证研究的结果,从以下两方面提出改善IPO效应的建议。(1)强化公司内部股权制衡关系。保持稍高的股权集中度对我国中小板不成熟这一现状而言具有一定优势,但应当增加股权间的制衡关系,而不是一股独大,缺乏制衡。较为理想的解决方案应是适当增加其他性质的股东的持股比例,积极引入创业股权投资这类新兴投资主体。可以考虑适当分散第一大股东的持股比例,其他股东可通过回购等方式将分散的部分股权纳入名下,使其持股比例合计达到或超过第一大股东的持股比例。这样能够在内部形成股权制衡,起到相互约束的效果,防范大股东持股比例过高导致IPO效应发生风险。(2)落实创业投资引导基金政策。应当充分落实创业投资引导基金政策,以现阶段国家提出的供给侧结构性改革为契机,积极引导具有潜在投资需求的民间创投机构进入市场,特别是引导中西部非发达省份大力发展创业投资项目,放大财政资金的杠杆效应。与此同时,对于东部发达地区创业投资持股的中小板上市公司IPO后业绩增长速度放缓的趋势,政府部门也应当加大对科技类创投机构的引导力度,充分发挥供给侧改革的科技要素支持力度。政府还应该对具有投资价值,但投资风险不确定性较高的项目给予资金支持,适当降低对引导基金的收益需求,给予民间创业投资机构一定的风险补偿,以提高其投资的积极性,特别是在引导创业投资向中西部欠发达地区的投资过程中,使有较强发展潜力的公司真正获得资金支持。

摘要：研究旨在检验我国创业投资持股的中小板上市公司IPO效应的存在性并分析影响这一现象出现的主要因素。笔者运用配对样本t检验和多元回归分析的方法,将创业投资持股的中小板上市公司作为研究对象,分析各因素如何影响IPO效应。结果显示,我国创业投资持股的中小板上市公司确实存在IPO效应,股权集中度、公司所处地域和募资规模三者与创业投资持股的中小板IPO效应之间存在正向显著性影响,产权比率与之存在反向显著性影响。

关键词：中小板上市公司,IPO效应,创业投资持股

参考文献

[1]Jain BA,Kini O.The Post-Issue Operaring Performance of IPO Firms[J].The Journal of Finance,1994,49(5).

[2]胡丹,冯巧根.信息环境、审计质量与IPO抑价——以A股市场2009—2011年上市的公司为例[J].会计研究,2013,(2).

[3]李琳子.我国上市公司IPO效应问题研究[J].商业会计,2016,(14).

[4]黄品奇,蒋力.我国IPO公司财务绩效分析[J].统计与决策,2006,(11).

上市公司IPO效应研究 篇5

按照美国风险投资协会的定义风险投资 (Venture Capital, 也称创业投资) 是由专业投资者投入到新兴的迅速发展的、 有巨大竞争潜力的企业中的一种权益资本。 从定义就可以看出, 风险投资不同于一般投资, 有着其自身的运作机制, 从投资者将自己的资本投向风险投资公司开始算起, 中间经历了风险投资公司将风险投资投向风险企业, 风险企业的成长, 直到最后风险投资的退出。 风险投资的进入主要在于对投资对象的选择, 而风险投资的退出可以通过企业并购、 风险企业回购和首次公开发行股票 (IPO进行, 而目前IPO是风险投资家所推崇的主要方式。

毫无疑问, 风险投资在风险企业成长到上市的过程中起到了作用, 为了能收回其初始投资并获取额外收益, 风险投资机构会介入风险企业的经营管理中, 进而对风险企业的业绩产生本质影响。 对于风险投资带来的IPO效应, 理论上认为企业在IPO前后的经营业绩变化呈现倒 “V”型, 即企业的运营绩效在IPO之前大幅增长, 而其在IPO后明显下降。 寇祥河 (2009) 对风险投资在中小企业IPO的功效进行了实证研究, 研究结果为美国、 中国香港和中小企业板的风险投资支持的样本公司虽然都在IPO前经营业绩逐年增加, 但是上市后的经营业绩并没有出现预期的下降趋势, 即不支持IPO效应理论的假设。 而笔者认为, 风险投资尽管一方面面临着可能失败的巨大风险, 但同时风险投资机构为了减少风险, 会主动参与企业经营管理, 如此一来, 一旦风险投资通过IPO退出之后, 会对风险企业的业绩产生影响, 而且风险企业应该意识到风险资本的退出对其究竟产生了何种影响, 以及如何利用新筹集的权益资本来弥补风险投资退出或即将退出带来的问题。

二、实证

(一) 研究假设

根据风险投资的IPO效应理论以及风险投资的运作体系, 笔者认为IPO前两年公司业绩已经在下降, 但有风险投资背景企业的业绩下降幅度低于无风险投资企业。 而IPO当年及IPO下一年业绩下降, 但是有风险投资背景企业的业绩下降幅度却高于无风险投资企业。

(二) 研究对象

本文以创业板上市公司为研究对象, 因为创业板市场是专门为有发展前景的企业或中小高新科技型企业融资而设立的市场, 而风险投资对于深圳创业板起着不可替代的支撑作用所以深圳创业板对于研究风险投资来说是最佳的选择。

其次, 对于创业板上市公司业绩的衡量, 笔者选择净资产收益率作为衡量指标, 根据杜邦分析法的基本思想: 从评价企业绩效最具综合性和代表性的净资产收益率指标出发, 将企业净资产收益率逐级分解为多项财务比率乘积, 这样有助于深入分析比较企业经营业绩。 由于考虑到不同行业的利润率可能存在很大的差别, 所以本文选取制造业上市公司。 以20092010 年创业板制造业上市的公司为对象, 划分为两组, 分为有风险投资背景的公司和无风险投资背景的公司搜集2009、2010 上市的制造业公司IPO前两年、 当年和IPO后一年的加权平均净资产收益率数据 (扣除非经常性损益之前) 。

(三) 研究方法

运用回归模型找出有风险投资背景企业与无风险投资背景企业的IPO前后业绩的变化趋势, 看是否能得出显著性结论, 发现普遍存在的问题, 为创业板上市的公司在风险投资退出后的经营提供一定的指导方向。

对于判断企业是否有风险投资背景需要依据企业IPO时的招股说明书。 如果IPO前公司的主要股东名称里含有 “创业投资”、“创新投资”、“投资”等字样, 或者尽管没有这些字样, 但是其经营范围就是创业投资等, 可初步认定为有风险投资背景的公司, 主要股东定义为持股至少占5%以上, 或在招股说明书中单独列示, 特意说明。

(四) 研究结果

2009、2010 在创业板制造业上市的公司共有112 家, 其中被确定为有风险投资背景的公司有79 家, 无风险投资背景的公司有33 家。 将IPO前两年、IPO当年、IPO后一年分别定义为1、2、3、4。用SPSS18.0 对有风险投资背景企业的1、2、3、4 年的净资产收益率进行回归分析, 由于存在一个负值样本, 所以选择线性、对数、二次项、立方模型展开回归, 分析结果汇总如表1。

从调整的R2结果来看, 三次模型的值为0.505, 较其他模型拟合的程度更好, 所以选择三次模型拟合的结果。回归结果如表2。

对无风险投资背景企业的1、2、3、4 年的净资产收益率进行回归分析, 不存在负值样本, 选择了线性、对数、倒数、二次、三次、复合模型, 回归结果汇总如表3。

从调整的R2结果来看, 复合模型的值为0.557, 较其他模型拟合的程度更好, 所以选择复合模型拟合的结果。回归结果如表4。

对比有风险投资背景企业的净资产收益率回归曲线与无风险投资背景企业的净资产收益率回归曲线, 可以看出很多信息: (1) 以净资产收益率作为业绩的综合衡量指标, 有风险投资背景企业与无风险投资背景企业的业绩在IPO前两年、IPO当年以及IPO后一年呈下降趋势; (2) IPO前两年间, 无风险投资背景的企业业绩下降幅度明显高于有风险投资背景的企业; (3) IPO当年, 无风险投资背景企业下降较平缓, 而有风险投资背景企业下降较陡峭; (4) IPO后一年, 无风险投资背景企业业绩下降的幅度相对于有风险投资背景企业业绩下降幅度较平缓。

与假设:IPO前两年公司业绩已经在下降, 但有风险投资背景企业的业绩下降幅度低于无风险投资企业。而IPO当年及IPO下一年业绩下降但是风险投资背景企业的业绩下降幅度却高于无风险投资企业是相符的。

三、建议

实证研究毫无疑问证实了风险投资在风险企业IPO之前起到的促进作用及IPO后可能带来的一定的影响出现以上情况的原因在于: 从整体业绩下降的趋势来看, 由于所有企业注意力都集中于上市, 所以业绩反而较之前下降;而上市后, 尽管筹集到足够资金, 但是也许企业并没有充分利用这些资源, 所以还是有下降的趋势IPO前一两年, 风险投资为了顺利让风险企业上市, 今后能成功收回投资会积极参与企业经营, 因此有风险投资背景企业的业绩下降的并不显著而IPO当年以及后一年, 风险企业已经上市, 风险投资也许更多地希望快点收回投资, 不再像以前积极参与企业的经营、管理, 所以业绩相对于无风险投资背景企业来说下降更快。

正因为风险投资在IPO中的效应, 风险企业应该正确认识其带来的利弊。 风险企业在IPO之前就应该认真学习风险投资企业在其经营、 管理等各方面带来的技术、方法, 而不是指望着上市之后企业的发展就没问题了。这样, 就算在风险投资退出企业之后, 企业仍然能够依靠所学习到的适合于企业的技术和方法让企业发展的更壮大。

摘要：近年来, 我国风险投资业不断发展和壮大, 伴随着创业板的设立, 风险投资企业有了更大的发展机会。理论上认为, 风险投资会带来IPO效应, 即企业的运营绩效在IPO之前大幅增长, 而其在IPO后明显下降。为探清风险投资的效应, 本文以创业板制造业企业为对象, 以净资产收益率为业绩衡量指标, 采用回归分析证实相对于无风险投资背景的企业, 有风险投资背景企业在IPO前业绩下降幅度小, 在IPO当年和后年业绩下降幅度大。风险企业应该正确认识风险投资的作用, 为其退出提早做准备。

关键词：风险投资,IPO,净资产收益率

参考文献

[1] .寇祥河, 潘岚, 丁春乐.风险投资在中小企业IPO中的功效研究[J].证券市场导报, 2009, (5) :19-25.

上市公司IPO效应研究 篇6

关于首次公开发行的折价问题, 历来有多种解释。其中, 最具有影响的是1986年由Rock提出的“赢者诅咒” (winner’s curse) 理论。Rock认为由于配给造成了IPO的需求过大。掌握信息的投资者只会买那些价格低于价值的股票。而无法掌握信息的投资者不知道哪只股票是折价的, 哪只股票是溢价的, 所以他们只能买到一部分折价的股票, 因为他们没有选择甄别的能力。面对这样的逆向选择问题, 没有掌握信息的投资者就要求所有的上市公司都折价, 以此来弥补他们因为信息不对称而遭受的损失。Beatty和Ritter, 以及Koh和Walter等人对该理论做了实证分析支持了Rock的论点。

Rock模型的一个隐含的结论是折价越高的公司被投资者视为质量越好的公司。Rock之后许多文献也有过类似的表述。Allen和Faulhaber在1989年提出的信号传递理论发展了“赢者诅咒”理论, 他们认为IPO公司有意的折价是为了向投资者传递公司质量, 以此来与那些质量差的公司相区别。这个理论的假设基础是, IPO公司本身知道自己公司的真正价值。质量优异的公司 (以下称为“好公司”) 有动机通过折价反映公司的质量, 因为他们可以通过下次融资得到本次折价的补偿。而低质量公司如果采取模仿行为, 就会在两次融资之间被投资者识破 (Welch, 1989) 。好公司在首次公开上市时的发行折价中加入了信号传递的费用, 以此来防止差公司采取的模仿策略。低质量公司无法模仿而通过价格显示出公司真实的质量。这个理论隐含的假设是差公司无法做到像好公司一样折价幅度, 所以投资者就通过折价这一信号正确地进行选择。

如果我们用净利润和息税前利润两个会计指标的增长率来代表公司质量的好坏, 那么以上信号传递理论就可以表述为, 上市公司首次发行的折价幅度将与这两个指标的增长率正相关。

二、样本描述和数据特征

我们的样本选取1999年1月1日至2002年12月31日上市的公司数据, 以及这些公司上市后5年的两个会计指标—净利润和息税前利润。所用数据来自Wind数据库, 以锐思数据库和招商证券软件为补充。我们选取数据有以下标准:

1.选取的IPO股票必须在Wind或锐思数据库中有记录。

2.IPO公司是普通A股, 不包括金融股和中小盘股。3.IPO的发行价格不能低于面值。

4.在Wind或锐思数据库中必须能找到该公司上市后的相关财务数据。

经过筛选, 我们得到符合以上条件的1999年到2002年的362组数据, 如表1和表2。

首日回报率, 即IPO折价的定义如下:

其中, IR是经过市场指数调整的第i只股票首日上市的回报率, Pi1是第i只股票首日上市的收盘价, Pi0第i只股票的发行价, Rmi是发行当日收盘的市场指数, Rm0是发行当日的开盘市场指数。

表2中的息税前利润和净利润的增长率是以发行年为基年计算的, 得到的数值减去各自行业的平均增长率得到修正的增长率。

三、回归分析

我们对EPS和每股EBIT做回归分析。回归模型如下:

Growth代表IPO后EPS和每股EBIT的增长率。我们计算这两个指标的增长率以IPO年年底的年报数据为基础, 计算以后第2、3、4、5年的数值。IR是我们关系的核心变量, 代表IPO公司发行股票的折价程度, 具体计算如前第二部分所述。RTN代表原股东在IPO后的持股比例, 我们引入这个变量作为控制变量, 根据代理成本理论, RTN越大说明公司的质量越高。LMV是IPO当天收盘时该公司的权益的市场价值, 我们引入这个变量代表规模效应。由于LMV的绝对值相差较大, 我们采用对数的形式消除量纲上的差别。EP代表是收益价格比, BM是公司的权益的账面价值与市值比, 代表上市伊始投资者的增长预期。TECH作为虚拟变量, 如果公司为高科技公司则赋值为1, 否则赋值为0。回归结果见表4和表5:

***代表显著性水平为1%括号内为相应t值**代表显著性水平为5%*代表显著性水平为10%

四、结论

表4中IR与EBIT的增长率都是显著的正相关关系, 其他变量EP和TECH有显著的负相关关系, 说明IPO折价程度的确与公司的质量有正相关关系, 从而信号传递理论适用于中国的一级市场。但EPS的增长率与IPO折价的关系不明显, 说明EPS不能代表公司的质量从而向投资者传递公司质量的信号, 也说明公司上市前的利润包装现象很普遍。息税前利润难以认为操纵, 而EPS可以通过各种手段使会计报表符合上市的条件。然而上市之后, 由于之前的利润操作诸如对于折旧和坏账准备的操纵无法长期进行, 利润操纵的动机随着公司上市而大为降低, 因此会出现EPS下滑的现象, 这也就是为什么EPS与IPO折价相关性不明显的原因。

事实上, 在中国股市的一级市场上, IPO的供求是不平衡的, 总的来说, 需求是远远大于供给的, 这也就是IPO一度被看作是无风险套利的最大原因之一。中国的IPO发行之所以如此扭曲, 与其本身的发行制度有很大的关系, 所以信号传递理论不能直接套用在中国的市场上, 中国有自己独特的国情和特点。尽管如此, 在去除了一些极端值的情况下, 实证表明, 上市之后业绩相对较好的公司的首日收益率, 即本文提到的IPO折价依然较高, 存在正相关的关系, 这是因为在中国, 有实力的大公司上市的动机与小公司不同, 小公司圈钱的动机更为明显, 大公司则是为了战略发展和融资的需要, 而且大公司很可能希望在今后有二次融资的机会。当然, 大公司与优质公司不能绝对的划等号, 但中国的实际情况是, 各行业的优质龙头股都是国有的大公司。虽然IPO在中国一度被看作是无风险的投资, 但近年来也不时出现首日上市跌破发行价的情况。因此这些大公司不愿意承担哪怕是几率不大的发行风险, 在折价发行后, 也不会将融到的资金随意处置, 所以就有了业绩与首日收益率的正相关的关系。

在中国, 报表粉饰已经成为了业内的潜规则, 即便是相对优质的公司也难免置身其外, 于是, 上市后的业绩变脸就成了普遍的现象。本文搜集到的数据表明, 很多公司都经历了“一年红火, 两年平淡, 三年亏损”的业绩变脸。但本文的实证表明, 折价高的公司在上市后业绩下滑的程度小于折价低的公司。这说明在IPO市场需求大于供给的大环境下, 发行价的整体不合理虽然难以避免, 但投资者在发行价普遍高估的基础上依然对质量好的公司有所偏爱, 显示了一定的投资理性。

参考文献

[1]Stenen X.Zheng and David A.Stangeland.IPO Underpricing, Firm Quality, and Analyst Forecasts[J].FINANCE.2007.P136～142

[2]Jing Chi AND Carol PADGETT.Operating Performance and Its Relationship to Market Performance of Chinese Initial Public Offerings[J].2006.SEPTEMBER-OCTOMER.P55～72

[3]Ritter, J.R.Singalling and the valuation of unseasoned new issues[J].1984.Journal of finance39, 1231～1237

[4]Welch, I.Seasoned offerings, imitation costs, and the underpricing of initial public offerings[J].1989.Journal of Finance44, 421～450

[5]Allen, F., and G.R.Faulhaber.Signaling by underpricing in the IPO market[J].1989.Journal of Financial Economics23, P303～323

[6]BHARAT A.JAIN and OMESH KINI.The Post-Issue Operating Performance of IPO Firms[J].1994.THE JOURNAL OF FINANCE.P177～191

[7]刘力李文德:中国股票市场股票首次发行长期绩效研究[J]2002.经济科学.第14～16页

[8]李蕴玮宋军吴冲锋:考虑市值权重的IPO长期业绩研究[J].2002.当代经济科学.第21～24页

[9]陈工孟高宁:中国股票一级市场长期投资回报的实证研究[J].2003.经济科学.第20～24页

上市公司IPO效应研究 篇7

IPO抑价现象指新股首日上市交易价格高于发行定价, 投资者认购新股能获得超额报酬的现象。对于IPO抑价的研究最早始于Logue和Ibboston, 他们研究发现20世纪60年代美国证券市场的IPO公司存在正的抑价率现象, Ibboston等人通过研究发现美国IPO股票的首日收益率高于市场收益率。之后学者通过研究发现, 这一现象并不仅仅存在于美国证券市场, 在多国股票市场存在这种现象, 这就是所谓的“抑价之谜”。

国外学者对IPO抑价问题的研究起步较早, 众多学者从不同的角度对IPO抑价的成因进行了研究, 并得出了一些重要的结论。其中较为重要的有委托代理理论、赢者诅咒、信息显示理论、信号理论、避免诉讼假说、价格支持理论、税收观点等。虽然研究结果众多, 但是并没有一个理论能够得到大家的一致认可。所以IPO抑价对于学界来说, 仍然是个不解的谜题, 需要学者们的进一步研究。近年来, 行为金融学的兴起, 为学者们研究IPO抑价问题提供了一个新的视角。

二、文献回顾

1.“赢者诅咒”假说。

Rock (1986) 根据信息不对称理论提出“赢者诅咒”理论, 认为由于市场上存在着知情投资者和非知情投资者两种投资者, 前者完全掌握新股信息, 而后者完全不了解新股相关信息。当知情者和非知情者同时进行申购时, 如果股票发行价低于股票内在价值时, 则后者将会申购到少于其申购量的股票, 如果股票发行价高于内在价值, 则知情投资者退出认购, 这样, 股票会完全出售给那些非知情投资者, 这时非知情投资者在发行中获得的超额收益为负, 这就是所谓的“赢者诅咒”。

2. 委托代理理论。

委托代理理论也被称为“投资银行买方独家垄断假说”, 最早由Baron与Holmström (1980) 提出。该理论认为, 承销商相对于发行人来说, 拥有关于潜在市场需求的信息优势。由于发行人与承销商之间有着固有的利益冲突, 即发行人从自身利益出发, 追求发行收入的最大化, 而承销商则为了降低发行风险和成本, 会确定一个比较低的价格。

3. 信号传递理论。

Welch认为市场中存在高质量和低质量的公司, 上市公司拥有有关本企业的真实信息, 而投资者却难以区分这两类公司, 这就容易产生信息不对称的问题。高质量的公司通过抑价来吸引投资者参与将来的增资发行, 首次发行中低定价的损失将由增资发行来弥补。

4. 避免诉讼假说。

在美国, 严格的信息披露制度使得投资银行、会计师以及发行公司等面临着相当大的诉讼风险, 投资者可能以首次公开发行的募股说明书所述不实或故意隐瞒某些公司的真实信息而向法院提起诉讼。

5. 价格支持假说。

价格支持假说就是通常的承销商托市理论, 由Ruud (1993) 在其博士论文中首先提出。Ruud认为主承销商并不是有意抑价发行新股, 相反他们会把发行价格确定在上市后的期望市场价值上, 对于那些上市后跌破发行价格的新股, 主承销商会采取价格支持行动, 在二级市场上人为抬高新股交易价格。

有关IPO抑价的文献较多, 由于篇幅所限, 本文就不在赘述。

三、我国IPO高抑价成因分析

我国学者对IPO抑价的研究相对较晚, 但是并不代表我国证券市场不存在这种现象, 反而, 我国作为新兴市场经济国家, 证券市场发展时间较短, IPO抑价率明显高于欧美发达国家, 中国A股市场的IPO抑价长期存在, 1997-2007年间的平均抑价率为177.28%, 大大高于世界平均水平。究竟是什么原因导致我国IPO抑价率如此之高, 笔者总结如下:

1. 金融监管制度。

学者田利辉认为, 我国的IPO高抑价从根本上讲是制度性抑价, 是市场机制下的计划性管理方式的结果。我国的新股发行超额抑价存在着深刻的制度背景, 证监会不仅是作为一个监管者存在, 而且是股市的建设者, 要平衡各方的利益。我国的证券市场是市场机制和政府管制结合的产物。作为竞争的资本市场, 二级市场的定价是买卖双方自由竞价的结果, 难以进行控制。于是, 政府职能部门只能通过主导一级市场来调控股市的发展节奏和较少股市泡沫, 因而对供给进行压抑, 同时对价格进行限制。这样, 大量的投资者追逐着少量的股票, 发行超额抑价或者新股投资者超额回报的现象就这样产生了。

2. 券商有意压低发行价。

由于信息不对称, 券商掌握着市场需求信息, 因而相对于发行人来说有更大的定价权。为了降低发行风险和成本, 券商有意将发行价定得很低。券商通常通过抑价发行将股票分配给自己的忠实客户, 以增加其竞争力, 或者换取客户其他条件, 而这样做的结果就是导致IPO抑价。而为了保证新股的顺利发行并且筹到资金, 只要新股上市之后股价能够大幅的上涨, 发行人的近期财富就会增加。在这种情况下, 发行人就会向券商进行妥协。

3. 投资者的非理性行为。

由于中国证券市场未全流通, 中小投资者居多, 缺乏多种投资渠道等多种客观因素, 导致了中国广大的中小投资者对中国的IPO表现出非理性的过度乐观, 过度自信等非理性行为。中小投资者的这种非理性行为被发行人、承销商以及大的机构投资者所利用, 分阶段把IPO股票卖给非理性投资者, 以攫取他们的消费者剩余, 达到其资金最大化的目的。中小投资者的非理性行为在一定程度上影响了我国IPO的高抑价率。

参考文献