全国中文核心期刊 · 财会月刊阴 援 下旬 窑35 窑阴可知,绝对薪酬差距与相对薪酬差距的回归系数均显著大于 0, 与前面结论一致, H1a仍成立. 五、 结论 本文选取2005 ~ 2010年在沪深两市上市的5 674个A股公 司高管薪酬数据为研究样本,实证检验了内部薪酬差距与企 业绩效之间的关系. 研究发现, 无论如何选取衡量企业绩效的 变量, 内部薪酬差距与企业绩效均显著正相关, 而不是负相关 或存在区间效应, 这表明增大薪酬差距有利于提升企业绩效, 从而也验证了在我国上市公司中是锦标赛理论而非行为理论 发生了作用.锦标赛激励所带来的信息揭示和能力激发的正 面作用超过了 "被剥削" 感觉造成的负面行为和 "不团结" 现象 对合作破坏所带来的负面作用,可以进一步扩大目前的薪酬 差距. 主要参考文献 1. 林浚清袁黄祖祥.高管团队薪酬差距尧公司绩效和治理 结构.经济研究袁2003曰4 2. 胡婉丽袁汤书昆袁肖向兵.上市公司高管薪酬和企业绩 效关系研究.运筹与管理袁2004曰6 3. 邹嫄.上市公司经营者团队内部薪酬差距的有效性分 析.改革与战略袁2007曰2 4. 张正堂袁张欣.高层管理团队核心成员薪酬差距与企绩 效效的关系.经济管理袁2007曰2 5. 周蓓蓓袁曹建安袁段兴民.上市公司高管相对薪酬差距 与公司绩效相关性研究.商业研究袁2009曰2 常数项 Paygap1 Paygap2 CG East Central Board Indd Dual Mshare Lev Lnasset Industry Year AdjR2 F 参数估计值 -0.194 343 7鄢鄢鄢0.005 943 2鄢鄢鄢-0.011 394 3鄢鄢鄢0.001 722 2 -0.000 227 0.000 224 9 -0.036 711 6鄢鄢鄢-0.002 931 4鄢0.000 405 6鄢鄢鄢-0.104 181 8鄢鄢鄢0.009 769 4鄢鄢鄢T值 -12.30 11.02 -7.81 1.01 -0.12 0.63 -2.75 -1.65 7.41 -27.13 13.34 参数估计值 -0.146 484 7鄢鄢鄢0.000 708 5鄢鄢鄢-0.010 882 1鄢鄢鄢0.000 508 -0.000 521 5 0.000 331 -0.035 284 8鄢鄢鄢-0.002 690 3 0.000 428 2鄢鄢鄢-0.106 987 4鄢鄢鄢0.010 695 1鄢鄢鄢T值 -9.26 6.60 -7.37 0.30 -0.27 0.92 -2.62 -1.50 7.77 -27.72 14.63 控制 控制 0.230 0 49.41 控制 控制 0.240 4 52.30 变量 Adj-ROA 表6 稳健性检验回归结果 无论是发达的资本市场还是新兴的资本市场都存在新股 首次收盘价远高于发行价,具有明显的超额收益的现象, 即IPO 抑价现象. 最早涉及新股抑价问题讨论的是 Ibbotson. 在 此之后, IPO 抑价现象一直是金融学研究领域的热点问题. 众 多的理论和实证研究均表明,新股发行定价行为是影响抑价 率的重要因素. 依照 Hunt—McCool 等的解释, 在新股发行过 程中发行人为了获取最大收益,有积极性把新股定价在市场 能够接受的最大化前沿面上,如果实际新股定价达不到这一 前沿面, 他称之为真实发行抑价. 本文对我国新股定价效率进行了系统深入的研究.首先 利用中国股市的数据测度新股发行的最有效价格前沿,利用 该价格前沿面来分析我国上市公司发行定价的效率,从而判 定其发行价是否偏低. 然后, 以随机边界模型的估计结果为基 础,进一步采用分位数回归方法分析了不同发行价格水平下 【摘要】 本文以我国 2005 ~ 2012 年初上市的 880 家新股作为研究对象, 运用随机边界模型实证检验了中国新股市场 发行定价效率, 并进一步采用分位数回归方法分析了不同发行价格水平下我国新股发行定价的影响因素问题. 结果显示, 我国新股发行市场的定价水平不是充分有效的, 存在发行人故意折价的行为. 发行前后每股净资产对发行价的影响比较稳 定, 不受价格变化的影响; 本次股票实际发行数量和发行前总股数对发行价的影响较大, 尤其在高发行价水平下更大; 发行 市盈率对定价水平的影响较小. 【关键词】 IPO 发行定价 随机边界模型 分位数回归 陈松林 渊中国矿业大学管理学院 江苏徐州 221116冤 基于随机边界模型及分位数回归 的IPO 定价效率分析 阴财会月刊 · 全国优秀经济期刊 阴窑36 窑援下旬 我国新股发行定价的影响因素问题. 一、 文献回顾 国内外学者在研究 IPO 定价合理性问题中主要基于股 票发行抑价的视角,关于抑价的理论主要有胜者诅咒假说 (Rock, 1986) 、 信号假说 (Rock, 1986; Allen 和Faulhaber, 1989) 、 从众效应假说(Welch, 1992) 、 投 资银 行垄断力量假说(Barron, 1982) 、 投机泡沫假说、 建立声誉假说、 金融抑制论等 等.部分学者认为,新股的发行价格是其内在价格的合理反 映. Logue (1973) 和Ibbotson(1975) 等根据 IPO 发行价低于 其上市首日收盘价的抑价现象中得出 IPO 定价普遍偏低的 结论. 这与 Hunt—McCool 等(1996) 对美国新股市场的研究 结论、 Anlin Chen 等(1999) 对台湾新股市场的研究结论以及 王新宇等 (2008) 对中国 A 股的研究结论相一致. 然而, Rivoli (1990) 和白仲光等 (2003) 提出了完全相反的 观点. 白仲光等 (2003) 运用随机边界分析方法, 选择 1998 年至2000 年底 307 只新股作为样本, 得出的 g 为0.005 2, 不能 显著拒绝零假设,认为中国新股发行定价不存在明显的随机 边界, 也即我国新股不存在发行低定价, 而我国畸高的新股短 期异常收益率是由投资者非理性和投机泡沫抬高了新股的交 易价格, 从而导致的新股上市首日高收盘价. 张人骥等 (1999) 首次质疑了发行价低于内在价值是我国 IPO 抑价的主要原因, 并以净利润、 总资产等六个指标表示公 司内在价值变量与发行价格之间的关系. 结果表明, 我国股市 IPO 抑价程度较高,发行价基本反映影响公司价值的各方面 因素, 具有一定的合理性. 曹凤岐和董秀良 (2006) 在张人骥研究 的基础上改进了样本选择和研究方法, 分 不同定价时期对上市公司的基本面数据进 行了因子分析和主成分回归,认为我国股 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. 二、 实证分析 1. 样本选择及变量定义.本文选取 2005 年1月1日至 2012 年2月19 日上市的全部新股作为研究样本,剔除数据 缺失新股, 共880 家. 数据来源于 CCER 中国经济金融数据 库中的 《上市公司首次公开发行数据库》 及 《首次公开发行前 财务数据库》 . 本文使用 EXCEL2007 软件对原始数据进行整 理,使用 Coelli 编写的 FRONT4. 1 软件对随机边界定价模 型进行参数估计, 使用 Eviews6.0 软件进行分位数回归分析等 统计分析工作. 2. 研究假设. Krinsky 和Rotenberg (1989) 认为公司的发 行前财务数据能够反映公司的价值; Hunt-McCool 等(1996) 也认为公司价值、 风险因素及市场环境是影响 IPO 定价的主 要因素, 因此, 本文通过总结前人的研究成果, 以IPO 发行价 格(OP) 为因变量, 对提出的指标进行逐步回归, 确定如下变 量, 并提出相应假设: (1) 发行前一年每股盈利 (EPS) 与IPO 发行价格正相关. 每股盈利是测量企业盈利能力的重要参考指标,因此每股盈 利越高的公司, 其新股定价水平也相应越高. (2) 本次股票实际发行数量 (OffVol) 与IPO 发行价格负 相关. 在我国的 IPO 发行市场中, 小公司通常采用高定价、 低 发行量的方式发行新股, 而大公司则相反. (3) 平均每股发行费用 (F) 与IPO 发行价格正相关. 由于 发行人有动机将发行费用转嫁给投资者, 因此发行费用越高, 新股发行价也越高. (4) 发行市盈率 (PE) 与IPO 发行价格正相关. 一般来说, 市场前景广阔, 具有很高成长性的新兴工业、 金融、 房地产业, 其市盈率较高; 传统行业的市盈率较低. 市盈率高, 在一定程 度上反映了投资者对公司增长潜力的认同. (5) 发行前每股净资产 (APSB) 和发行后每股净资产 (APSA) 代表公司的质量, 因此假设其与新股发行价正相关. (6) 发行前总股数 (TSB) 与IPO 发行价格负相关. 发行前 总股数对新股发行定价有制约影响, 总股数越多则定价越低. 由表 1 可以看出,峰度值均显著大于正态分布的峰度值 3, 并且偏度值均不接近正态分布的偏度值 0, 显示研究样本 数据呈现尖峰、 肥尾的特征, 不服从正态分布. 因此, 本文所选 择的分位数回归方法在此具有很好的适应性. 3. 我国新股发行定价的随机边界检验. 运用随机边界模 型进行回归分析, 相应的回归结果列于表 2. 由回归结果可以看到,应用随机前沿模型的极大似然估 计(MLE) 得到的结果与应用最小二乘法 (OLS) 得到的结果有 很大的不同. 由于 g 为0.848 4, 即样本总体的偏离程度也即 估计方法 MLE估计 OLS估计 预期符号 C 2.814 5 渊15.313冤3.392 6 渊20.655冤EPS 0.328 9 渊11.104冤0.256 5 渊10.319冤+LN渊OffVol冤-0.409 8 渊-13.060冤-0.456 8 渊-14.176冤-LN渊OffVol冤-0.409 8 渊-13.060冤-0.456 8 渊-14.176冤-F0.029 1 渊2.572冤0.011 9 渊1.117冤+PE 0.008 6 渊14.749冤0.007 9 渊13.626冤+APSB -0.023 6 渊-2.319冤-0.023 6 渊-2.291冤+APSA 0.093 2 渊19.661冤0.099 2 渊21.848冤+LN渊TSB冤0.334 8 渊13.047冤0.338 1 渊12.250冤-滓2 0.119 8 渊15.088冤酌0.848 4 渊37.143冤Log likelihood function 51.758 6.792 表2新股发行定价随机前沿面的 MLE 和OLS 回归结果 注院表中括号内数字为t统计值遥 表1变量 均值 中值 标准差 峰度 OP 23.788 24 20.49 15.411 65 10.680 8 EPS 0.758 466 0.669 3 0.457 37 18.417 54 OffVol 1.64E+08 28 900 000 1.00E+09 299.496 3 F 1.522 588 1.3 1.119 941 17.352 4 PE 46.564 86 44.385 20.378 48 4.600 163 APSB 2.873 79 2.69 1.145 015 8.105 31 APSA 7.476 039 6.68 3.954 523 6.071 762 TSB 1.31E+09 83 711 579 1.35E+10 294.560 7 数据描述性统计 全国中文核心期刊 · 财会月刊阴 援 下旬 窑37 窑阴变量 C EPS LN渊OffVol冤FPE APSB APSA LN渊TSB冤OLS -9.443 4鄢3.358 4鄢-8.235 4鄢1.040 6鄢0.0559 3鄢-2.823 3鄢3.636 0鄢8.116 6鄢0.1 1.519 0 0.171 3 -2.993 7鄢0.426 299 0.008 15 -2.949 2鄢3.990 2鄢2.713 9鄢0.2 -2.539 3鄢0.122 6 -3.566 0鄢0.834 0鄢0.002 9 -2.970 6鄢3.965 8鄢3.488 7鄢0.3 -4.598 5鄢0.046 2 -4.513 4鄢0.947 8鄢0.000 6 -2.973 6鄢3.975 3鄢4.494 5鄢0.4 -6.090 8鄢0.024 9 -5.573 0鄢0.981 9鄢0.000 2 -2.995 2鄢3.989 9鄢5.572 2鄢0.5 -7.829 4鄢0.026 2 -7.031 6鄢0.998 2鄢8.69E-05 -2.998 7鄢3.993 2鄢7.038 0鄢0.6 -8.575 4鄢0.016 0 -7.416 0鄢1.008 8鄢-6.73E-03 -3.000 2鄢3.994 8鄢7.440 6鄢0.7 -11.203 9鄢0.023 9 -9.031 6鄢1.016 6鄢-0.000 3 -2.999 0鄢3.991 4鄢9.105 5鄢0.8 -18.113 5鄢0.443 6 -10.829 6鄢1.050 4鄢0.002 1 -3.004 2鄢3.950 8鄢11.175 0鄢0.9 -29.346 6鄢2.220 2鄢-10.944 4鄢1.273 0鄢0.016 1 -2.928 9鄢3.755 7鄢11.876 3鄢OR的概率水平 表3我国新股发行定价的 OLS 和分位数回归结果 注院鄢表示在1%置信水平下显著遥 新股的真实发行抑价水平为 84.84%,其t统计量的值为 37.143,显著不为零,使得 MLE 得到的对数似然函数值为 51.758, 远远大于 OLS 估计的对应值 6.792, 因此单边似然检 验统计量 LR 的值为正. g 为零的原假设被拒绝, 利用本文的 数据样本进行分析, 发现我国新股发行市场不是充分有效的. 这与 Rivoli (1990) 等为代表的一批学者的观点相反, 他们认 为, 新股的定价并非过低, 而是二级市场上的 "投机泡沫" 或承 销商托市等原因抬高了新股的交易价格. 应用 MLE 方法估计模型参数 b、 g、 s2, 其中: b 是X的参 数向量; g=sU2/ (sV2+sU2) ; s2=sV2+sU2.从表 2 中进行具体 分析, MLE 估计得到 s2, g 分别为 0.119 8 和0.848 4, 因此, 随 机扰动误差 Vi 服从 N (0, 0.02) , 系统误差 Ui 服从 N (0, 0.1) . 在MLE 和OLS 两种估计方法下,变量的相关性基本符 合前面的假设. 但是, 发行前每股净资产与新股发行价负相关 与假设不符. 可能的解释是发行人有意为之, 意为避免被兼并 重组的风险. 发行前总股数与 IPO 发行价格正相关与假设不 符, 这可能是由于发行人有通过低定价以吸收社会公众持股 的意愿. 4. 我国新股发行定价影响因素的分位数回归分析. 利用 分位数回归方法对 880 家样本进行实证分析. OLS 和分位数 回归结果见表3. 在OLS 分析结果中所有自变量均表现出与定价水平显 著相关.其中本次股票实际发行数量和发行前每股净资产与 发行定价水平显著正相关, 且系数较大, 反映出二者对新股定 价水平的影响强度较大; 其余各变量与定价显著负相关. 在表 3 的QR 分析结果中,本次股票实际发行数量、 发 行前总股数及发行前后每股净资产在定价水平各个分位点均 与发行定价显著相关. 其中, 本次股票实际发行数量、 发行前 每股净资产与发行定价显著负相关, 发行后每股净资产、 发行 前总股数与发行定价显著正相关.且发行前后每股净资产的 系数比较稳定, 而本次股票实际发行数量、 发行前总股数二者 的系数绝对值均随着分位水平的增大呈严格的增大趋势. 显 示筹资规模和发行前总股数对发行价有显著的制约能力, 且 制约强度随着定价水平的提高不断增大. 此外, 发行前一年每股盈利 (EPS) 与发行价正相关, 仅在 最高分位点 (子=0.9) 表现显著, 说明企业的获利能力对于不同 发行价的影响是不一致的, 发行价越高, 获利能力的影响越显 著.而其系数随着分位水平的增大基本呈现先减小后增大的 趋势, 表示 EPS 对较低、 较高发行价的影响强度更大. 平均每股发行费用 (F) 与定价水平正相关, 除最低分位点 (子=0.1) 外均表现显著, 估计系数分位点水平的增大呈严格增 大趋势, 反映出价格水平不同, 发行费用对 OP 的影响程度差 异很大, 价格越高, 影响越显著, 且强度更大. 发行市盈率 (PE) 在低、 中和较高分位点与发行价正相 关, 在高分位点表现负相关, 但均不显著, 系数较小, 说明发行 市盈率对于发行价的影响不显著, 且强度也不大. 这与事实不 大相符, 潜在原因可能是公司故意压低价格, 为后续的增发等 行为做准备. 三、 结论 本文运用随机前沿方法测度新股定价的效率,判断其是 否存在定价过低的现象. 研究发现, 我国新股发行市场的定价 水平不是充分有效的, 存在发行人故意折价的行为. 另外,本文利用分位数回归方法研究了我国新股发行定 价在不同分位点上的影响因素,发现不同分位点上定价的影 响因素权重及各因素对发行价的影响强度不同.处于高分位 点的新股发行价格较多地受到每股盈利和平均每股发行费用 的影响; 发行市盈率对定价水平的影响较小; 本次股票实际发 行数量、发行前总股数及发行前后每股净资产均与定价水平 显著相关, 发行前后每股净资产对发行价格的影响比较稳定, 不受价格变化的影响;本次股票实际发行数量和发行前总股 数对发行价的影响强度较大, 且在高发行价水平下影响更大. 【注】本文系国家自然科学基金项目渊项目编号院71071153冤 的阶段性成果之一遥 主要参考文献 1. 白仲光袁张维援基于随机边界定价模型的新股短期收益 研究援管理科学学报袁2003曰6 2. 王新宇袁赵绍娟援基于随机边界与分位回归的我国新股 发行定价行为.系统工程袁2008曰26 3. 曹凤岐袁董秀良援我国 IPO 定价合理性的实证分析.财 经研究袁2006曰32
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全国中文核心期刊 · 财会月刊阴 援 下旬 窑35 窑阴可知,绝对薪酬差距与相对薪酬差距的回归系数均显著大于 0, 与前面结论一致, H1a仍成立. 五、 结论 本文选取2005 ~ 2010年在沪深两市上市的5 674个A股公 司高管薪酬数据为研究样本,实证检验了内部薪酬差距与企 业绩效之间的关系. 研究发现, 无论如何选取衡量企业绩效的 变量, 内部薪酬差距与企业绩效均显著正相关, 而不是负相关 或存在区间效应, 这表明增大薪酬差距有利于提升企业绩效, 从而也验证了在我国上市公司中是锦标赛理论而非行为理论 发生了作用.锦标赛激励所带来的信息揭示和能力激发的正 面作用超过了 "被剥削" 感觉造成的负面行为和 "不团结" 现象 对合作破坏所带来的负面作用,可以进一步扩大目前的薪酬 差距. 主要参考文献 1. 林浚清袁黄祖祥.高管团队薪酬差距尧公司绩效和治理 结构.经济研究袁2003曰4 2. 胡婉丽袁汤书昆袁肖向兵.上市公司高管薪酬和企业绩 效关系研究.运筹与管理袁2004曰6 3. 邹嫄.上市公司经营者团队内部薪酬差距的有效性分 析.改革与战略袁2007曰2 4. 张正堂袁张欣.高层管理团队核心成员薪酬差距与企绩 效效的关系.经济管理袁2007曰2 5. 周蓓蓓袁曹建安袁段兴民.上市公司高管相对薪酬差距 与公司绩效相关性研究.商业研究袁2009曰2 常数项 Paygap1 Paygap2 CG East Central Board Indd Dual Mshare Lev Lnasset Industry Year AdjR2 F 参数估计值 -0.194 343 7鄢鄢鄢0.005 943 2鄢鄢鄢-0.011 394 3鄢鄢鄢0.001 722 2 -0.000 227 0.000 224 9 -0.036 711 6鄢鄢鄢-0.002 931 4鄢0.000 405 6鄢鄢鄢-0.104 181 8鄢鄢鄢0.009 769 4鄢鄢鄢T值 -12.30 11.02 -7.81 1.01 -0.12 0.63 -2.75 -1.65 7.41 -27.13 13.34 参数估计值 -0.146 484 7鄢鄢鄢0.000 708 5鄢鄢鄢-0.010 882 1鄢鄢鄢0.000 508 -0.000 521 5 0.000 331 -0.035 284 8鄢鄢鄢-0.002 690 3 0.000 428 2鄢鄢鄢-0.106 987 4鄢鄢鄢0.010 695 1鄢鄢鄢T值 -9.26 6.60 -7.37 0.30 -0.27 0.92 -2.62 -1.50 7.77 -27.72 14.63 控制 控制 0.230 0 49.41 控制 控制 0.240 4 52.30 变量 Adj-ROA 表6 稳健性检验回归结果 无论是发达的资本市场还是新兴的资本市场都存在新股 首次收盘价远高于发行价,具有明显的超额收益的现象, 即IPO 抑价现象. 最早涉及新股抑价问题讨论的是 Ibbotson. 在 此之后, IPO 抑价现象一直是金融学研究领域的热点问题. 众 多的理论和实证研究均表明,新股发行定价行为是影响抑价 率的重要因素. 依照 Hunt—McCool 等的解释, 在新股发行过 程中发行人为了获取最大收益,有积极性把新股定价在市场 能够接受的最大化前沿面上,如果实际新股定价达不到这一 前沿面, 他称之为真实发行抑价. 本文对我国新股定价效率进行了系统深入的研究.首先 利用中国股市的数据测度新股发行的最有效价格前沿,利用 该价格前沿面来分析我国上市公司发行定价的效率,从而判 定其发行价是否偏低. 然后, 以随机边界模型的估计结果为基 础,进一步采用分位数回归方法分析了不同发行价格水平下 【摘要】 本文以我国 2005 ~ 2012 年初上市的 880 家新股作为研究对象, 运用随机边界模型实证检验了中国新股市场 发行定价效率, 并进一步采用分位数回归方法分析了不同发行价格水平下我国新股发行定价的影响因素问题. 结果显示, 我国新股发行市场的定价水平不是充分有效的, 存在发行人故意折价的行为. 发行前后每股净资产对发行价的影响比较稳 定, 不受价格变化的影响; 本次股票实际发行数量和发行前总股数对发行价的影响较大, 尤其在高发行价水平下更大; 发行 市盈率对定价水平的影响较小. 【关键词】 IPO 发行定价 随机边界模型 分位数回归 陈松林 渊中国矿业大学管理学院 江苏徐州 221116冤 基于随机边界模型及分位数回归 的IPO 定价效率分析 阴财会月刊 · 全国优秀经济期刊 阴窑36 窑援下旬 我国新股发行定价的影响因素问题. 一、 文献回顾 国内外学者在研究 IPO 定价合理性问题中主要基于股 票发行抑价的视角,关于抑价的理论主要有胜者诅咒假说 (Rock, 1986) 、 信号假说 (Rock, 1986; Allen 和Faulhaber, 1989) 、 从众效应假说(Welch, 1992) 、 投 资银 行垄断力量假说(Barron, 1982) 、 投机泡沫假说、 建立声誉假说、 金融抑制论等 等.部分学者认为,新股的发行价格是其内在价格的合理反 映. Logue (1973) 和Ibbotson(1975) 等根据 IPO 发行价低于 其上市首日收盘价的抑价现象中得出 IPO 定价普遍偏低的 结论. 这与 Hunt—McCool 等(1996) 对美国新股市场的研究 结论、 Anlin Chen 等(1999) 对台湾新股市场的研究结论以及 王新宇等 (2008) 对中国 A 股的研究结论相一致. 然而, Rivoli (1990) 和白仲光等 (2003) 提出了完全相反的 观点. 白仲光等 (2003) 运用随机边界分析方法, 选择 1998 年至2000 年底 307 只新股作为样本, 得出的 g 为0.005 2, 不能 显著拒绝零假设,认为中国新股发行定价不存在明显的随机 边界, 也即我国新股不存在发行低定价, 而我国畸高的新股短 期异常收益率是由投资者非理性和投机泡沫抬高了新股的交 易价格, 从而导致的新股上市首日高收盘价. 张人骥等 (1999) 首次质疑了发行价低于内在价值是我国 IPO 抑价的主要原因, 并以净利润、 总资产等六个指标表示公 司内在价值变量与发行价格之间的关系. 结果表明, 我国股市 IPO 抑价程度较高,发行价基本反映影响公司价值的各方面 因素, 具有一定的合理性. 曹凤岐和董秀良 (2006) 在张人骥研究 的基础上改进了样本选择和研究方法, 分 不同定价时期对上市公司的基本面数据进 行了因子分析和主成分回归,认为我国股 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. 二、 实证分析 1. 样本选择及变量定义.本文选取 2005 年1月1日至 2012 年2月19 日上市的全部新股作为研究样本,剔除数据 缺失新股, 共880 家. 数据来源于 CCER 中国经济金融数据 库中的 《上市公司首次公开发行数据库》 及 《首次公开发行前 财务数据库》 . 本文使用 EXCEL2007 软件对原始数据进行整 理,使用 Coelli 编写的 FRONT4. 1 软件对随机边界定价模 型进行参数估计, 使用 Eviews6.0 软件进行分位数回归分析等 统计分析工作. 2. 研究假设. Krinsky 和Rotenberg (1989) 认为公司的发 行前财务数据能够反映公司的价值; Hunt-McCool 等(1996) 也认为公司价值、 风险因素及市场环境是影响 IPO 定价的主 要因素, 因此, 本文通过总结前人的研究成果, 以IPO 发行价 格(OP) 为因变量, 对提出的指标进行逐步回归, 确定如下变 量, 并提出相应假设: (1) 发行前一年每股盈利 (EPS) 与IPO 发行价格正相关. 每股盈利是测量企业盈利能力的重要参考指标,因此每股盈 利越高的公司, 其新股定价水平也相应越高. (2) 本次股票实际发行数量 (OffVol) 与IPO 发行价格负 相关. 在我国的 IPO 发行市场中, 小公司通常采用高定价、 低 发行量的方式发行新股, 而大公司则相反. (3) 平均每股发行费用 (F) 与IPO 发行价格正相关. 由于 发行人有动机将发行费用转嫁给投资者, 因此发行费用越高, 新股发行价也越高. (4) 发行市盈率 (PE) 与IPO 发行价格正相关. 一般来说, 市场前景广阔, 具有很高成长性的新兴工业、 金融、 房地产业, 其市盈率较高; 传统行业的市盈率较低. 市盈率高, 在一定程 度上反映了投资者对公司增长潜力的认同. (5) 发行前每股净资产 (APSB) 和发行后每股净资产 (APSA) 代表公司的质量, 因此假设其与新股发行价正相关. (6) 发行前总股数 (TSB) 与IPO 发行价格负相关. 发行前 总股数对新股发行定价有制约影响, 总股数越多则定价越低. 由表 1 可以看出,峰度值均显著大于正态分布的峰度值 3, 并且偏度值均不接近正态分布的偏度值 0, 显示研究样本 数据呈现尖峰、 肥尾的特征, 不服从正态分布. 因此, 本文所选 择的分位数回归方法在此具有很好的适应性. 3. 我国新股发行定价的随机边界检验. 运用随机边界模 型进行回归分析, 相应的回归结果列于表 2. 由回归结果可以看到,应用随机前沿模型的极大似然估 计(MLE) 得到的结果与应用最小二乘法 (OLS) 得到的结果有 很大的不同. 由于 g 为0.848 4, 即样本总体的偏离程度也即 估计方法 MLE估计 OLS估计 预期符号 C 2.814 5 渊15.313冤3.392 6 渊20.655冤EPS 0.328 9 渊11.104冤0.256 5 渊10.319冤+LN渊OffVol冤-0.409 8 渊-13.060冤-0.456 8 渊-14.176冤-LN渊OffVol冤-0.409 8 渊-13.060冤-0.456 8 渊-14.176冤-F0.029 1 渊2.572冤0.011 9 渊1.117冤+PE 0.008 6 渊14.749冤0.007 9 渊13.626冤+APSB -0.023 6 渊-2.319冤-0.023 6 渊-2.291冤+APSA 0.093 2 渊19.661冤0.099 2 渊21.848冤+LN渊TSB冤0.334 8 渊13.047冤0.338 1 渊12.250冤-滓2 0.119 8 渊15.088冤酌0.848 4 渊37.143冤Log likelihood function 51.758 6.792 表2新股发行定价随机前沿面的 MLE 和OLS 回归结果 注院表中括号内数字为t统计值遥 表1变量 均值 中值 标准差 峰度 OP 23.788 24 20.49 15.411 65 10.680 8 EPS 0.758 466 0.669 3 0.457 37 18.417 54 OffVol 1.64E+08 28 900 000 1.00E+09 299.496 3 F 1.522 588 1.3 1.119 941 17.352 4 PE 46.564 86 44.385 20.378 48 4.600 163 APSB 2.873 79 2.69 1.145 015 8.105 31 APSA 7.476 039 6.68 3.954 523 6.071 762 TSB 1.31E+09 83 711 579 1.35E+10 294.560 7 数据描述性统计 全国中文核心期刊 · 财会月刊阴 援 下旬 窑37 窑阴变量 C EPS LN渊OffVol冤FPE APSB APSA LN渊TSB冤OLS -9.443 4鄢3.358 4鄢-8.235 4鄢1.040 6鄢0.0559 3鄢-2.823 3鄢3.636 0鄢8.116 6鄢0.1 1.519 0 0.171 3 -2.993 7鄢0.426 299 0.008 15 -2.949 2鄢3.990 2鄢2.713 9鄢0.2 -2.539 3鄢0.122 6 -3.566 0鄢0.834 0鄢0.002 9 -2.970 6鄢3.965 8鄢3.488 7鄢0.3 -4.598 5鄢0.046 2 -4.513 4鄢0.947 8鄢0.000 6 -2.973 6鄢3.975 3鄢4.494 5鄢0.4 -6.090 8鄢0.024 9 -5.573 0鄢0.981 9鄢0.000 2 -2.995 2鄢3.989 9鄢5.572 2鄢0.5 -7.829 4鄢0.026 2 -7.031 6鄢0.998 2鄢8.69E-05 -2.998 7鄢3.993 2鄢7.038 0鄢0.6 -8.575 4鄢0.016 0 -7.416 0鄢1.008 8鄢-6.73E-03 -3.000 2鄢3.994 8鄢7.440 6鄢0.7 -11.203 9鄢0.023 9 -9.031 6鄢1.016 6鄢-0.000 3 -2.999 0鄢3.991 4鄢9.105 5鄢0.8 -18.113 5鄢0.443 6 -10.829 6鄢1.050 4鄢0.002 1 -3.004 2鄢3.950 8鄢11.175 0鄢0.9 -29.346 6鄢2.220 2鄢-10.944 4鄢1.273 0鄢0.016 1 -2.928 9鄢3.755 7鄢11.876 3鄢OR的概率水平 表3我国新股发行定价的 OLS 和分位数回归结果 注院鄢表示在1%置信水平下显著遥 新股的真实发行抑价水平为 84.84%,其t统计量的值为 37.143,显著不为零,使得 MLE 得到的对数似然函数值为 51.758, 远远大于 OLS 估计的对应值 6.792, 因此单边似然检 验统计量 LR 的值为正. g 为零的原假设被拒绝, 利用本文的 数据样本进行分析, 发现我国新股发行市场不是充分有效的. 这与 Rivoli (1990) 等为代表的一批学者的观点相反, 他们认 为, 新股的定价并非过低, 而是二级市场上的 "投机泡沫" 或承 销商托市等原因抬高了新股的交易价格. 应用 MLE 方法估计模型参数 b、 g、 s2, 其中: b 是X的参 数向量; g=sU2/ (sV2+sU2) ; s2=sV2+sU2.从表 2 中进行具体 分析, MLE 估计得到 s2, g 分别为 0.119 8 和0.848 4, 因此, 随 机扰动误差 Vi 服从 N (0, 0.02) , 系统误差 Ui 服从 N (0, 0.1) . 在MLE 和OLS 两种估计方法下,变量的相关性基本符 合前面的假设. 但是, 发行前每股净资产与新股发行价负相关 与假设不符. 可能的解释是发行人有意为之, 意为避免被兼并 重组的风险. 发行前总股数与 IPO 发行价格正相关与假设不 符, 这可能是由于发行人有通过低定价以吸收社会公众持股 的意愿. 4. 我国新股发行定价影响因素的分位数回归分析. 利用 分位数回归方法对 880 家样本进行实证分析. OLS 和分位数 回归结果见表3. 在OLS 分析结果中所有自变量均表现出与定价水平显 著相关.其中本次股票实际发行数量和发行前每股净资产与 发行定价水平显著正相关, 且系数较大, 反映出二者对新股定 价水平的影响强度较大; 其余各变量与定价显著负相关. 在表 3 的QR 分析结果中,本次股票实际发行数量、 发 行前总股数及发行前后每股净资产在定价水平各个分位点均 与发行定价显著相关. 其中, 本次股票实际发行数量、 发行前 每股净资产与发行定价显著负相关, 发行后每股净资产、 发行 前总股数与发行定价显著正相关.且发行前后每股净资产的 系数比较稳定, 而本次股票实际发行数量、 发行前总股数二者 的系数绝对值均随着分位水平的增大呈严格的增大趋势. 显 示筹资规模和发行前总股数对发行价有显著的制约能力, 且 制约强度随着定价水平的提高不断增大. 此外, 发行前一年每股盈利 (EPS) 与发行价正相关, 仅在 最高分位点 (子=0.9) 表现显著, 说明企业的获利能力对于不同 发行价的影响是不一致的, 发行价越高, 获利能力的影响越显 著.而其系数随着分位水平的增大基本呈现先减小后增大的 趋势, 表示 EPS 对较低、 较高发行价的影响强度更大. 平均每股发行费用 (F) 与定价水平正相关, 除最低分位点 (子=0.1) 外均表现显著, 估计系数分位点水平的增大呈严格增 大趋势, 反映出价格水平不同, 发行费用对 OP 的影响程度差 异很大, 价格越高, 影响越显著, 且强度更大. 发行市盈率 (PE) 在低、 中和较高分位点与发行价正相 关, 在高分位点表现负相关, 但均不显著, 系数较小, 说明发行 市盈率对于发行价的影响不显著, 且强度也不大. 这与事实不 大相符, 潜在原因可能是公司故意压低价格, 为后续的增发等 行为做准备. 三、 结论 本文运用随机前沿方法测度新股定价的效率,判断其是 否存在定价过低的现象. 研究发现, 我国新股发行市场的定价 水平不是充分有效的, 存在发行人故意折价的行为. 另外,本文利用分位数回归方法研究了我国新股发行定 价在不同分位点上的影响因素,发现不同分位点上定价的影 响因素权重及各因素对发行价的影响强度不同.处于高分位 点的新股发行价格较多地受到每股盈利和平均每股发行费用 的影响; 发行市盈率对定价水平的影响较小; 本次股票实际发 行数量、发行前总股数及发行前后每股净资产均与定价水平 显著相关, 发行前后每股净资产对发行价格的影响比较稳定, 不受价格变化的影响;本次股票实际发行数量和发行前总股 数对发行价的影响强度较大, 且在高发行价水平下影响更大. 【注】本文系国家自然科学基金项目渊项目编号院71071153冤 的阶段性成果之一遥 主要参考文献 1. 白仲光袁张维援基于随机边界定价模型的新股短期收益 研究援管理科学学报袁2003曰6 2. 王新宇袁赵绍娟援基于随机边界与分位回归的我国新股 发行定价行为.系统工程袁2008曰26 3. 曹凤岐袁董秀良援我国 IPO 定价合理性的实证分析.财 经研究袁2006曰32