中国股市IPOs低价发行的一种解释 ——风险转移补偿假说 苏宝通 周颖刚 （厦门大学，361005） 内容摘要： IPOs（Initial Public Offerings）称首次公开发行的普通股，在我国称为新股，主要争论集中在对IPOs的短期和长期表现以及IPOs低价发行原因等方面。本文将在国内外学者已有研究的基础上，进一步深入研究IPOs低价发行的成因，认为影响IPOs低价发行最关键的因素乃是不确定性即风险因素，IPOs低价发行是对老股东把风险转移给新股东的补偿。 关键词：IPOs低价发行 风险转移补偿 一、 国外IPOs低价发行研究综述 关于IPOs低价发行，国外学者提出许多假说，主要有承销商风险规避假说(Risk-Averse-Underwriter Hypothesis)、承销商垄断能力假说（Monospony-Power Hypothesis）、投机泡沫假说（Speculative-Bubble Hypothesis）、信息不对称假说（Asymmetric-Information Hypothesis）、股权分散假说（Ownership Dispersion Hypothesis）。 承销商风险规避假说认为，为了降低承销IPOs的风险和成本，承销商有意使IPOs定价偏低。换句话说，IPOs定价偏低是为了降低承销商不成功承销的风险和由此引起的相应的损失，以保证IPOs能为投资者充分认购。虽然该假说表面上看来很有说服力，但是它仍有许多值得商榷的地方。首先，该假说无法解释为什么发行人会同意承销商以低价发行IPOs；其次，假如IPOs低价发行的主要原因是承销商降低风险和损失，那么以包销方式发行IPOs的报酬率应该比以代销方式发行IPOs的报酬率高，因为承销商以包销方式发行IPOs所承担的风险明显大于以代销方式发行IPOs。然而，Ritter以及Chalk 和Peavy的实证研究表明，以代销方式发行IPOs的报酬率高于以包销方式发行IPOs的报酬率，这一实证结果明显不能支持承销商风险规避假说。 承销商垄断能力假说（Ritter，Chalk和Peavy等人）认为，信誉卓著的大型投资银行一般不承销成立时间短、风险性大的小公司的IPOs发行，所以当其它投资银行承销这些公司的IPOs发行时，承销商获得定价方面的垄断能力。由于这种垄断能力，承销商有意低价发行IPOs并把IPOs分配给与他们关系密切的大客户，从而从中获取额外的报酬。然而，到目前为止仍没有任何的证据证明该假说所认为的低价发行的IPOs被分配给与承销商关系密切的客户，相反地，Tinic(1988)的研究证明了承销商从他们的机构投资者所获得的佣金与分配给这些机构投资者的低价发行的IPOs的数量没有任何相关性。而且，承销商垄断能力假说还存在着许多令人质疑的地方。第一，该假说并没有解释为什么信誉卓著的大型投资银行不愿意承销成立时间短、风险性大的小公司的IPOs发行；第二， 1
承销商在承销这些小公司的IPOs发行时并不一定能获得议价方面的垄断能力，因为市场上存在着许多信誉并非卓著的中小型投资银行，它们的业务竞争也是异常激烈；第三，该假说假定发行人要么是无知的，要么是非理性的，否则他们为什么不会寻找能给IPOs发行更好定价的承销商；最后，并非所有成立时间短、风险性大的小公司的IPOs都低价发行，美国战后信誉一般的中小投资银行所承销的IPOs大约有30%平价或高价发行。 投机泡沫假说（Wolfson等人）把IPOs低价发行归因于那些投机性强而又在IPOs发行时由于超额认购而未能获得配额的投资者。该假说认为IPOs的发行价与它们的内在经济价值是一致的，然而由于上市后的投机行为它们的市场价格暂时被推高到远远高于它们的内在经济价值，所以当投机泡沫破裂时，它们的市场价格会下跌回归到它们的内在经济价值。然而，该假说同样缺乏实证上的支持。Ritter专门用一组1980年美国发行旺季发行的自然资源股样本来检验该假说，结果证明即使是这样一组高投机性的小公司样本也不能支持投机泡沫假说。 信息不对称假说认为IPOs低价发行是由于IPOs发行时其中一方比其它方拥有更多关于IPOs价值的信息，这是目前对IPOs低价发行原因研究得较为成熟的一个流派，主要有Baron 模型（Baron’s Model）、Rock 模型（Rock’s Model）、信号假说（Signalling Hypothesis）。 Baron 模型假定承销商拥有比发行人多的关于投资者对于IPOs的需求信息，而且承销商的信誉有助于证明IPOs的质量并导致对IPOs需求的增加。当发行人对市场需求情况不确定时，它们将IPOs的定价权授予对资本市场的需求情况了解的承销商。然而，发行人不得不允许承销商以一定的报酬率发行IPOs作为使用承销商的信息的补偿。Baron 模型表明发行人对市场需求越不确定报酬率越高。然而Muscarella 和Vetsuypens 的实证研究并不支持Baron 模型，他们的研究结果表明发行人自己承担IPOs的发行的报酬率高于承销商承销IPOs发行的报酬率。 Rock 模型认为市场上存在有资讯投资者和无资讯投资者两个投资群体，有资讯投资者只认购预期上市后市场价格高于发行价的IPOs，无资讯投资者则不加区别地认购IPOs。由于IPOs上市后的市场价格存在不确定性，假如IPOs以预期上市后的市场价格发行，那么无资讯投资者必将购买到更多的高价发行的IPOs，因而遭受损失。为了吸引无资讯投资者留在IPOs发行市场，IPOs不得不以一定的报酬率发行，使得无资讯投资者能够以认购到的低价发行的IPOs所获得的收益来补偿购买到的高价发行的IPOs所遭受的损失。然而，ROCK模型同样缺乏实证上强有力的证明，而且ROCK模型不能解释为什么IPOs报酬率的不同和“热门股”（Hot Issue）现象。 信号假说认为发行人比投资者拥有更多关于IPOs价值的信息，而IPOs低价发行是发行人向市场传递公司内在价值的信号，这种信号有利于公司在以后的增资配股时可以以更高的发行价发行。 股权分散假说认为发行人为了防止公司被收购，故意使IPOs低价发行造成IPOs的超额需求，从而使公司拥有大量的小股东，分散股权。该假说的主要代表人物有Booth和Chua等人。 二、 中国股市IPOs低价发行的现象和解释 上海证券交易所和深圳证券交易所成立以来，截止2000年6月31日，在两 2
个交易所挂牌上市的A股分别为496只（上海）和478只（深圳），剔除遗留股，上海证券交易所的样本数为426只，深圳证券交易所的样本数为418只。笔者从历年的《中国证券报》和钱龙证券分析系统获得数据，计算剔除市场因素后的超额报酬率（AR），结果如图1。 IPOs超额报酬率分布图250200深圳150上海100合计500%%%%%%%00000005050500<112233<<<<<>超额报酬率图1 中国股市IPOs超额报酬率分布图 注：ARi = IRi—（Pm,1/Pm,0—1）x 100% =（Pi,1/Pi,0—Pm,1/Pm,0）x 100% 其中：IRi表示第i种IPOs的原始报酬率；ARi表示第i种IPOs的超额报酬率；Pi,1表示第i种IPOs上市日的收盘价；Pi,0表示第i种IPOs的发行价；Pm,1表示IPOs上市日的市场收盘指数；Pm,1表示IPOs发行日的市场收盘指数。 假定样本容量为N，则IPOs的平均超额报酬率（AAR）以算术平均数计算，即：AAR =ΣARi /N 根据我们的实证研究结果，在我国上海证券交易所和深圳证券交易所上市的IPOs截止2000年6月30日平均原始报酬率分别为%和%，平均超额报酬率分别为%和%；上海证券交易所和深圳证券交易所最高的IPOs年平均超额报酬率分别达%（上海，1993年）和%（深圳，1992年），最低的IPOs年平均超额报酬率也分别达%（上海，1996年）和%（深圳，1995年）；IPOs超额报酬率大部分集中在50%至200%之间，上海证券交易所和深圳证券交易所分别为265只和280只，分别占样本容量的%和%。 上述实证结果表明：中国股市上存在着IPOs严重低价发行现象。一些国内学者借鉴西方的假说并结合中国的国情，给出了一些解释。陈工孟等认为中国股市上IPOs低价发行是企业经营者的有意决策，抑价程度与上市滞后风险以及未来增发股票与否有关；王晋斌则从股票发行制度上寻找解释，“审批”市盈率是IPOs低价发行的重要原因；徐剑刚等人认为中国新股定价偏低程度与新股上市后市场价值的不确定水平有关，发行公司使新股定价偏低是为了在未来的增资配股中获得一个较高的发行价。 三、 风险转移补偿假说——一种新的解释 资产负债表作为企业的基本报表之一，反映了企业的资产负债情况，披露了 3IPOs数
企业的基本财务信息。然而，由于资产负债表遵循历史成本计价原则和稳健性原则，不能客观地反映企业的真实资产负债状况。笔者认为只要资产负债表上的资产和负债各项与市场公允价相符并且把未列的无形资产也包括进去，那么企业的市场价值与资产负债表上的帐面值应该是一致的，即： 企业的价值=有形资产价值+无形资产价值—负债 正是因为资产负债表并没有包括诸如企业的盈利能力、企业的成长性、企业管理层的经营管理能力，企业员工的素质，企业的凝集力，企业文化和商誉等无形资产部分，结果资产负债表一般低估企业的真实价值，所以企业发行新股一般都能溢价发行。 而且，企业不同种类的资产的流动性是不同的，现金和银行存款的流动性最大，变现能力也最强，存货和应收帐款的流动性就不如现金和银行存款大，变现能力也相应减弱，而固定资产如厂房、建筑物和机器设备的流动性就更小，相应变现能力也更弱。而且企业不同资产的市场价值的波动程度也不一样，如现金和银行存款的市场价值波动程度最小（不考虑通货膨胀因素的影响），存货和固定资产的波动程度较大，而无形资产的波动程度更大，尤其是与企业的存在与否相关的无形资产如企业的盈利能力、企业的成长性、企业的商誉等，一旦变现时变现值为0，因此企业不同种类的资产的风险性存在差异，现金和银行存款的风险性最低，无形资产的风险性最高。 当企业发行IPOs时，企业通过资本市场筹集资金，即风险性最低的现金或银行存款，认购了IPOs的投资者与企业的原有投资者共同享有企业发行IPOs后的全部资产和负债（实际市场价值而非资产负债表上的帐面值，以下均一样）。 假设发行IPOs的企业发行前的资产总额为A0，负债总额为L0，所有者权益为E0，股数为N0，企业发行额度为C，发行后的资产总额为A1，负债总额为L1，所有者权益为E1，股数为N1。 对于新投资者而言，认购IPOs前的资产为： 现金或银行存款C 认购IPOs后的资产为： （N1—N0）（C+ A0—L0）/ N1 =C—N0C/ N1+（N1—N0）（A0—L0）/ N1 对于企业原有的投资者而言，发行IPOs前的资产为： A0—L0 发行IPOs后的资产为： N0（C+ A0—L0）/ N1 =（A0—L0）+N0C/ N1—（N1—N0）（A0—L0）/ N1 因此，IPOs的发行是新投资者以风险性最低的现金或银行存款N0C/ N1换取风险性较高的资产（N1—N0）（A0—L0）/ N1，而企业的原有投资者则以风险性较高的资产（N1—N0）（A0—L0）/ N1换取风险性最低的现金或银行存款N0C/ N1。所以，IPOs的发行是风险的转移，是风险从企业原有投资者向新投资者的转移。 为了补偿新投资者以风险性最低的现金或银行存款N0C/ N1换取风险性较高的资产（N1—N0）（A0—L0）/ N1，IPOs的发行必须低价发行，即必须以低于（A0 4
①—L0）/ N0的价格发行，确保上市价（P1）大于发行价（P0），以保证IPOs发行的成功。由于不同企业的资产负债结构不同，尤其是不同企业的无形资产的市场价值及其波动程度不同，因此不同企业的资产风险程度不同，所以不同企业的IPOs报酬率不同，资产高风险性的企业IPOs报酬率高，资产低风险性的企业IPOs报酬率低。同时，在有些时期，投资者对企业的发展前景普遍看好，所以企业的无形资产市场价值普遍提高，而这部分资产的风险性最大，补偿率也必须最大，所以在发行旺季，IPOs市场的报酬率比平常高。 四、实证检验 为了论证本文提出的风险转移补偿假说，笔者将再从实证研究上进行检验。如果论点正确，那么企业资产风险性越大的IPOs报酬率越大，衡量企业资产风险性的指标可以包括：行业（传统行业风险性较小，新兴或高科技行业风险性较大）、规模（企业规模越大风险性越小）、主承销商的信誉（实力越强信誉越高风险性越小）、发行和上市时间差（时间差越长风险性越大）、企业成立时间（成立时间越长风险性越小）、资产负债率（资产负债率越高风险性越大）和利润增长波动程度（利润增长波动越大风险性越大）。 本文首先采用一元线性回归方法，以IPOs报酬率为因变量，分别以上述指②标为自变量，检验各自变量与因变量的相关显著性及其对因变量的解释能力强弱。然后根据回归结果，剔除相关性显著强以及解释能力弱的自变量，再采用多元线性回归方法，以IPOs报酬率为因变量，以相关显著性强且解释能力强的因素为自变量，检验其与因变量的相关显著性及其对因变量的解释能力强弱。最后再检验多元线性回归方程中各自变量的相关性以讨论其多重共线性。 一元线性回归的结果表明：（1）企业所处行业因素对IPOs报酬率具有较强的解释能力且相关显著性强，上海市场样本和深圳市场样本的R Square分别为和，自变量系数的P-value分别为-05和-08；（2）企业的规模因素对IPOs报酬率有较强的解释能力且相关显著性强，上海市场样本和深圳市场样本的R Square分别为和，自变量系数的P-value分别为-05和-05；（3）其它指标对IPOs报酬率的解释能力较弱且相关显著性弱（回归结果略）。 ①证明：因为P1=[P0（N1—N0）+（A0—L0）]/ N1，当P0<（A0—L0）/ N0时，P1>[P0（N1—N0）+ P0 N0]/ N1= P0 ②对于企业所处的行业，分为新兴和高新技术行业和传统行业两种情况，新兴或高新技术行业取1，传统行业取0。对于企业的规模，本文以企业招股说明书中的总资产代表企业的规模，总资产大于5亿元的取1，总资产介于5亿与20亿元的取2，总资产大于20亿的取3。对于主承销商的信誉，参照《中国股市大扩容—大机遇》一书对我国券商排名分信誉良好（排名前10名）和信誉一般的主承销商（排名不在前10名），信誉好的主承销商取0，信誉一般的主承销商取1。对于发行与上市时间差，直接以IPOs上市时间减发行时间。对于企业成立时间，分为成立时间短（不大于10年）和成立时间长（大于10年）两种情况，成立时间短取1，成立时间长取0。对于企业的资产负债率，以企业招股说明书中的总负债除以总资产。对于企业的利润增长率，根据IPOs发行前两年企业的利润增长情况分为利润增长波动大（至少有一年波动超过30%）和利润增长波动正常（两年的波动均不超过30%）两种情况，利润增长波动大取1，利润增长波动正常取0。 5
上述回归分析表明只有变量X1（企业所处的行业）和变量X2（企业的规模）对因变量（IPOs报酬率Y）具有较强的解释能力且相关显著性强，因此以下就这两个变量与因变量进行多元线性回归，回归方程为： Y=b0+b1X1+b2X2+w （b0、b1、b2为系数，w为随机干扰项） 多元回归结果如表1和表2所示： 表1 上海市场样本多元回归结果 2观测值=118 R= F= P值=-08 系数 标准误差 t检验值 P值 截距 -17变量X1 -05变量X2 -05 表2 深圳市场样本多元回归结果 2观测值=115 R= F= P值=-10 系数 标准误差 t检验值 P值 截距 -12变量X1 -07变量X2 多元回归处理结果表明：企业所处行业因素和企业的规模因素IPOs报酬率具有较强的解释能力且相关显著性强。企业所处行业因素的系数为正表明：传统行业的企业发行IPOs，IPOs报酬率低；新兴和高新技术行业的企业发行IPOs，IPOs报酬率高。企业的规模因素的系数为负表明：IPOs报酬率与企业的规模成反方向变动，即企业的规模越大，IPOs报酬率越低；企业的规模越小，IPOs报酬率越高。 为了检验多元回归方程的多重共线性问题，本文采用一元线性回归方法检验自变量X1与自变量X2的相关显著性。回归方程为： X1=d0+d 1X2+v （d0为截距；d1为变量系数；v为随机干扰项） 回归结果如表3和表4所示： 表3 上海市场样本多重共线性检验结果 2观测值=118 R= F= P值= 系数 标准误差 t检验值 P值 截距 变量X2 表4 深圳市场样本多重共线性检验结果 2观测值=115 R= F= P值= 系数 标准误差 t检验值 P值 截距 -05变量X2 6
2回归处理结果表明：上海市场样本和深圳市场样本的R分别为和，自变量系数t检验的P值分别为和。虽然深圳市场样本自2变量系数t检验的P值较小，具有较强的显著性，但是深圳市场样本的R 很小，因此可以认为变量X1（企业所处行业因素）与自变量X2（企业的规模因素）的相关显著性弱。所以多重共线性问题对本文的多元回归影响较弱。 五、结论 实证研究结果表明，只有企业所处的行业因素和企业的规模对IPOs报酬率具有较强的解释能力和相关显著性。同时，传统行业的企业发行IPOs，IPOs报酬率低；新兴和高新技术行业的企业发行IPOs，IPOs报酬率高；IPOs报酬率与企业的规模成反方向变动，即企业的规模越大，IPOs报酬率越低；企业的规模越小，IPOs报酬率越高。这些结果与本文的基本假定相一致，从而支持了本文提出的风险转移补偿假说。 主承销商的信誉、企业IPOs发行和上市时间间隔、企业成立时间、企业的资产负债率和企业的利润增长波动程度等各因素对IPOs报酬率的解释能力弱且相关显著性弱，本文也给出了解释，认为可能的原因是：第一，中国的股票市场成立时间短，到目前仅有10年的历史，市场不规范，政策因素多，投资者不成熟，结果造成投资者投机行为较为严重，投资者更多道听途说而不认真解读基本财务报表，因此企业的资产负债率和利润增长波动程度并不为投资者所重视；第二，目前并没有一种较为权威的对券商等级的评定，因此市场并不清楚IPOs主承销商的信誉状况如何，IPOs的质量好坏也无法从IPOs的主承销商信誉得到反映；第三，中国的股票一经挂牌上市，没有被摘牌（琼民源除外）的记录，因此上市公司几乎没有破产的风险，所以企业成立时间的长短对投资者也没有什么影响；第四，发行人和投资者并不事先得知IPOs的确切上市日期，因此IPOs的发行与上市时间差较难以预测，所以该因素与IPOs的报酬率相关显著性弱，对IPOs的报酬率的解释能力弱。 因此，笔者认为风险转移补偿假说，即IPOs的低价发行是企业原有投资者为了补偿新投资者承受以低风险性的现金或银行存款换取较高风险性的企业资产的转移风险，不仅在理论上站得住脚，而且也经得起实证的检验，是对“IPOs低价发行之迷”的一种较合理的解释。 主要参考文献： Franklin and Gerald R. Faulhaber,“Signaling By Underpricing In The IPO Marker”, Journal of Financial Economics, 23, 1989. Eli, Trevor S. Harris and Elizabeth K. Venuti“,A Comparison Of The Value-Relevance Of . Vs. . GAAP Accounting Measures Using From 20-F Reconciliations”, Journal of Accounting Research, Supplement 1993. Mary E.,“Fair Value Accounting: Evidence From Investment Securities And The Market Valuation Of Banks”, The Accounting Review, Jan., 1994. Mary E., William H. Beaver and Wayne R. Landsman,“Value-Relevance Of Bank’s Fair Value Disclosures Under SFAS ”, The Accounting Review, Oct., 1996. 7
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