英国IPO短期抑价现象及影响因素实证分析

刘谆谆

（黄山学院 经济管理学院，安徽 黄山245041）

一、引 言

IPO上市当日股票收盘价显著高于发行价,并且首日收益率显著高于市场收益基准。这个异常现象赋予投资者稳赚不赔的机会,被称为IPO抑价。IPO抑价几乎存在于每个股市。IPO抑价描述了IPO上市首日的市场表现。

对英国股市最早研究的是Levis(1993)，他发现1980-1991年间初次收益率既与公司的规模无关，也与上市的股价无关。[1]28-41为了验证在伦敦证券交易所①上市的IPO上市后短期内是否存在抑价现象，围绕公司规模、公司年限、市场类别等因素展开分析，并运用线性回归分析证明影响变量之间的相关性。

二、文献回顾

众所周知，所有首次公开募股的股票上市后会出现短期抑价现象（如表2.1所示）。Chi and Padgett(2005a)发现2005年中国A股的抑价率高达1 29.16%。[2]71-93Levis and Thomas(1995)发现1984-1992年间英国投资基金最低的抑价率是19.1%。[3]1437-1458研究表明，影响IPO抑价表现的因素很多。例如，政府政策、企业类别、是否私有化以及所有权等。

表2.1 短期抑价IPOs Underpricing Studies Worldwide

Chi and Padgett（2005）研究中国1996-2000年间，在上海证券交易所和深圳证券交易所上市的668股A股，证明中国的A股明显受到中国特色的影响，同时他们发现信息不对称的假设也能解释IPO的抑价。[4]451-469同年他们再次通过研究1996-1997年间的IPO短期和长期表现，发现累计平均超额收益率和购买并持有收益在上市后三年都超过5%，所以得出结论：政府控制少一些，公司规模小一些，初始回收率从长期来看会低一些。不同于中国国情，伦敦证券交易所不是政府控股。

Kiymaz（2000）研究在土耳其证券交易所（ISE)上市的163股IPO，发现第一天上市平均抑价率是13.1%，其中工业企业抑价率17.1%，金融企业抑价率15%，其他行业抑价率17.6%。所以不同行业的抑价率是不同的。[5]213-227Chorruk&Worthington（2010）研究1997-2008年间泰国证券交易所(SET)上市的IPO，资源和金融行业的抑价率分别为38.09%和29.74%，工业企业和消费型企业抑价率分别只有2%和2.19%。[6]285-299

Paudyal et al.(1998)发现马来西亚私有化的IPO提供更高的初始收益率，但是在上市后的三年，不论是私有化的IPO还是非私有化的IPO都没有发现抑价现象。[7]427-451Menyah（1995）发现英国的私有化IPO在长期投资过程中并没有表现出抑价。[8]473-495

Wang(2005)研究1994-1999年747家IPO，发现所有权和IPO的表现不相关。[9]1835-1856Mikkelson(1997)研究1980-1983年间美国的283家IPO，也没有发现所有权和IPO表现的相关性。[10]281-307

Chan(2004)研究1993-1998年间中国A股和B股，发现抑价率分别为178%和11.6%。不仅中央政府决定了新股的发行，中国证监会(CSRC)还决定了IPO的发行股价。他发现A股的抑价率和公司的年限相关。[11]409-430当然还有许多影响抑价率的因素，例如信息的不对称性、缺乏经验、投资者的敏感度等。也有些发现认为和公司的规模、建立时间有关联，但是另一些人又证明他们之间无关。

三、研究方法设计

虽然信息不对称、机会窗口等理论以及购买并持有收益（BHAR)模型都可以用来测量分析抑价。但是这些模型并不能够完整精确地解释英国IPO的抑价情况。

以下将运用定量研究方法，研究中涉及的金融数据将通过DataStream和Digital Look收集。文中所有涉及到IPOs数据皆来自于富时指数 （FTSE ALL share index）。公司资产规模按大小分为：大型（＞£100m）、中型（£50-£100m）、小型（0-£50m）三组。初始交易价格和初始收益率都是通过Yahoo Finance和Digital Look系统收集，同时应用SPSS软件做线性回归分析。

（一）累计平均超额收益率（CAAR)

平均累计超额收益率用来测量异常收益率。由于不同公司上市的时间不同，所以研究中运用时间之窗来测量累计平均超额收益率。

2.计算步骤

PC新股上市首日收盘价

Pi新股发行价

（二）T检验

计算公式

1）T统计量用来测量平均超额收益率：

2）SE(ARit)是AR的标准差，计算公式：

3）T统计量用来测量累计平均超额收益率：

N是IPO的数量；

σ是超额收益的标准方差

T测试在回归分析中被用到。如果T值大于1.96，揭示变量和抑价相关度达到95%；如果T值小于1.96，说明变量和抑价不相关。

（三）财富相对数(WRs)

Rit和Rbencht都是平均累计超额收益率

如果WRit＞1，说明IPO溢价；如果WRit＜1，说明IPO抑价。

（四）回归分析——普通最小二乘法（OLS）

1.初始收益率两个模型

抑价的影响因素有以下几个：公司年限（Age）、规模（Size)、流动率(LQD)、偿债率(SOL)、资产回收率(ROA)、净资产收益率(ROE)。

超额收益率为因变量AR，其他影响因素分别为自变量。

累积超额收益率为因变量CAR，其他影响因素分别为自变量。

2.单侧检验：虚拟假设（null hypothesis)和备选假设(alternative hypothesis)

假设1

H0：公司上市时的年限和公司上市后初始收益率无关。

H1：公司上市时的年限和公司上市后初始收益率正相关。

假设2

H0：公司上市时的规模和公司上市后初始收益率无关。

H1：公司上市时的规模和公司上市后初始收益率负相关。

假设3

H1：上市IPO的流动比率和初始收益率正相关。

假设4

H0：上市IPO的偿债比率和初始收益率无关。

H1：上市IPO的流动比率和初始收益率正相关。

假设5

H0：上市IPO的资产收益率和初始收益率无关。

H1：上市IPO的资产收益率和初始收益率正相关。

（1）土壤供钾不足或土温、气温偏低，作物不能充分吸收利用土壤中低浓度钾素而引起水稻缺钾。据资料介绍：分蘖盛期或齐穗期植株体内钾/氮比值小于0.5时，下部叶片就会出现赤褐色斑点。（2）排水不良，土壤还原性强，根系活力降低，对钾的吸收受阻。

假设6

H0：上市IPO的股本回报率和初始收益率无关。

H1：上市IPO的股本回报率和初始收益率正相关。

四、数据计算与实证结论

研究中所选公司均来自英国伦敦证券交易所上市公司，且主要分布在主板市场（Main）和另类投资市场（AIM）。数据收集主要来源于三个主要系统：DataStream、 Yahoo Finance和Digital Look。 研究的时间段选择在2000-2005。通过筛选，最终从1937家上市公司中选出143家IPO。为了计算超额收益率，所有财富股（FTSE all-share）的日股价作为基准收集，而且与公司上市的时间一致。

（一）抑价计算

第一步：初始收益率(IR)

研究计算出30天的原始收益率和基准收益率，然后计算原始收益率与基准收益率的差值，利用时间之窗算出平均超额收益率，再加和得出累计平均超额收益率（CAAR）。

第二步：T检验计算

计算所有IPO的超额收益率 （AR）的描述性统计、方差（Mean）、标准误差。然后用T检验公式计算每一个时间之窗的超额收益率的T统计量。

第三步：回归分析

因变量是公司的规模、公司年限、财务比率。对于IPO短期市场表现，只就第一个交易日进行回归分析，公司规模是公司上市第一天的市场资产总值。公司年限假定是上市前的公司运营历史。所有公司的财务利率都可以从DataStream系统收集。其他找不到的数据从FAME或伦敦证券交易所数据系统下载，或者根据相关财务分析公式计算得出。

（二）样本选择

1.样本分布（Sector）

为了便于建模分析，现将28个行业合并成9大行业，计算机软件服务业占26%；煤矿、汽油、铁矿占17%；休闲娱乐和饮料占13%；保险占13%；投资公司占11%；化工、建筑、食品生产占10%；医药健康占7%；零售、日用品占3%；交通仅占1%。

2.公司规模（Size)

小型（0-£50m）有79家；中型（£50-£100m）有27家；大型（＞£100m）有37家。

3.公司年限(Age)

统计结果显示，样本年龄层分七个阶段：5年、6年、7年、8年、9年、10年和11年。 所选的样本企业成立年限都很短，其中32%的企业年限只有6年。

4.实证结论

IPO的市场表现研究分两个阶段：

第一阶段，平均超额收益率和累积平均超额收益率用来确定IPO是否短期抑价。已存在的研究表明初始收益率一般为正。同时T检验②用来分析这些表现是否受到公司规模、公司年限以及股票种类的影响。

第二阶段，回归分析之前，先是相关性分析，用相关系数检测因变量，研究中用到皮尔逊相关系数法。OLS回归分析决定自变量和因变量之间相关性分析。SPSS系统用于回归分析。然后用T检验检验结果是否相关。标准β系数显示自变量和因变量之间的关系。

（三）抑价率计算及结果

最终选定时间之窗是上市后的第一个月（上市后30天内）。计算结果显示最高的超额收益率是1.057%，第一个交易日的T统计量是1.7513，表明平均超额收益率是正的，但是不显著。第二交易日，平均收益率只有0.2559%，同第一个交易日一样，平均收益率为正，但是不显著。总体来看，平均收益率在0上下波动，只有第一个交易日收益率最高。从T统计栏可以看出，最大T值是2.0215＞1.96,这表明IPO从上市后第四天开始明显抑价，而在接下来的25天内没有抑价迹象。研究不同之处在于，对于2000-2005年上市的IPO只在上市后的第四天才有明显抑价表现。同时结果显示累计平均超额收益率在第4天、18天 、19天 、24天 分 别 达 到 2.2108% 、2.3897%、2.1297%、2.0266%。

1.市场类别

（1）主板市场（Main）

有44家IPO来自主板市场，第一个交易日不显著，平均超额收益率是1.953，有两个显著正相关，平均超额收益率分别出现在上市后的第24天（0.7522%）和第25天（1.2107%），同时显著负相关的平均超额收益率-1.051%出现在上市后的第14天。

（2）另类投资市场（AIM）

不同于主板市场，另类投资市场平均超额收益率2.111%在上市后第四天出现且明显正相关。这个分析结论更接近整个市场分析结果。而且在上市后的第18天，另类投资市场和整个市场的平均超额收益率已非常接近，分别为2.3642%和2.3897%。同时他们的超额收益率也分别在第4天、18天、19天达到最大值。不同的是另类投资市场明显为负的平均收益率(-0.6162%)出现在上市后的第23天。抑价现象出现在上市后的第1天、5天、25天。

2.公司规模

（1）小型（0-£50m）

小型IPO短期明显正相关的抑价出现在上市后第4天。在第一个交易日有不明显的正平均超额收益率，但较高累计超额平均收益率出现在上市后的第3天。

（2）中型（£50-£100m）

中型IPO在上市后第一个交易日就出现了明显为正的平均超额收益率1.5697%，同时发现在上市后的第5天出现了明显为负的平均超额收益率（-0.8413%）。所以中型IPO短期抑价。

（3）大型（＞£100m）

大型企业IPO最高的平均超额收益率是2.003%。同时负的平均超额收益率出现在上市后第5天。且明显负超额收益率也出现在上市后第5天。

对比三组不同规模IPO，得出：规模越小，IPO抑价越明显。且抑价出现在上市后的第1天、第5天、第25天。同时小规模IPO的结论也更接近整个市场的分析结果。

3.财富相对数

财富相对数大于1表明IPO强势，小于1则表明弱势。对所选IPO30天的财富相对数计算结果为1.0143，得出英国IPO在2000-2005年间市场表现强势，财富相对数为1.43%(=1-1.0143)。

4.回归分析

因变量的相关性分析见表4.1。假设第一个交易日的超额收益率是自变量，会发现因变量LQD、ROE、ROA之间有明显的正相关性（见表4.2）。同样假设第二交易日的累计超额收益率是自变量，LQD、ROE、ROA之间也存在明显正相关（见表4.3）。同时发现公司规模不论以第一个交易日超额收益率为自变量还是以第二个交易日累计超额收益率为自变量都显示负相关。公司年限也并不是预期中的那样而是负相关，因此假设1、2的零假设可以排除。

表4.1 相关性分析Correlations

表4.2 第一个交易日的回归分析Coefficientsa

表4.3 第二个交易日的回归分析Coefficientsa

对于短期市场表现回归分析，设置了两个回归模型，自变量分别是上市后第一天超额收益率（AR1)和上市后第二天累计超额收益率（CAR2)（见表4.2和表4.3）。流动比率和第一个交易日超额收益率（AR1）之间的明显负系数为1.955，同时总资产收益率（ROA)和股权回报率(ROE)都与第一个交易日超额收益率（AR1）之间存在负相关。唯独只有偿债比率（SOL)和AR1是正相关，但是表现不明显。没有一个财务比率与第二个交易日累计超额收益率（CAR2）存在明显相关。偿债利率（SOL)和总资产收益率 （ROA)都与第二个交易日累计超额收益率（CAR2）负相关，且流动比率（LQD)和股权回报率(ROE)都与第二个交易日累计超额收益率（CAR2）正相关。因此，只有假设6的零假设可以直接被否决，假设3、4和5未见明显为正或明显为负，暂时不能排除。

综合分析得出，在2000-2005年上市的IPO，短期抑价出现在上市后的第4天。短期抑价和公司规模负相关，同时和公司年限负相关。

五、讨 论

1.短期AR和CAR结果

实证研究发现正的超额收益率和累计超额收益率出现在上市后的第4天而不是首日。在2000-2005年间，IPO上市后首日抑价率是1.057%，上市后第2天抑价率是1.3129%，但是他们之间并未显示明显相关性。这比其他研究结果要低很多，然而却和Levis(1993)首次发现从1984至1992年105家投资基金IPO抑价率是1.91%相近。[1]28-41研究发现明显的正累计超额收益率也不是出现在上市后首日，而分别出现在是第4天、第18天、第19天以及第24天。这个现象也曾被Chi and Padgett(2005)[4]451-469在研究中国1996-1997年IPO股票市场时发现。

在主板市场上市的IPO上市后首日有不太明显的超额收益率（1.953%），而在另类投资市场上市的IPO的超额收益率只有0.6588%。在主板市场上市的IPO的累计超额收益率大于在另类投资市场上市IPO的累计超额收益率，主板市场对抑价的反应要比另类投资市场灵敏。可能是因为样品案例只有44个来自主板市场而其他99个来自另类投资市场的缘故。

研究中型IPO时发现一些IPO不仅是上市后首日抑价，上市后第2天也抑价。同时发现公司规模和短期市场表现之间存在负相关，再次证实Roosenboom(2003)[12]243-266和Kiymaz(2000)的研究结果。[5]213-227

上市后首日和第2天的富时相对数都大于1，说明IPO表现强势。Chi and Padgett(2005a)在研究中国股市时曾发现这一现象。[2]71-93他们研究了668家IPO上市后首日的富时相对数是2.28。Kim(1995)和Lee(1996)[13]429-448，[14]153-180分别在韩国和新加坡股市也都发现类似现象。

2.短期回归分析结果

本研究所得到的结果与Kiymaz’s(2000)[5]213-227及Roosenboom(2003)[12]243-266的研究结果相同，即公司规模和股价表现负相关（见附表一）。同时研究还发现公司年限和股票价格表现负相关。

两个抑价回归分析模型都不够好。第一个模型自变量是AR1，修正后可决系数是-0.035，一般可决系数为正值。t的显著性概率是0.978＞0.05，显著不明显。第二个模型，自变量是CAR2，可决系数是-0.014，t的显著性概率0.666＞0.05，显著不明显。

因变量ROA、SOL、ROE之间高度相关，但是不能找出股票价格表现和财务利率之间的任何关系。研究发现，ROE与AR1和CAR2都是正相关，但相关性不明显。

六 结论与建议

（一）结论

实证结果表明投资者购买IPO应该在上市早期以报盘价购买才能赚到超额收益率。2000-2005年间英国股市表现为短期抑价，且出现在上市后的第4天。上市后首日超额收益率为1.057%，且上市后第2天的累计超额收益率为1.3129%。结果显示英国的短期市场表现和国际实证结果相吻合。

普通最小二乘法（OLS）回归分析结果显示，公司的规模和抑价率负相关，公司年限和抑价负相关。没有发现财务利率和股价表现之间有任何关系。可能因为英国IPO股价和个别财务利率无关。

（二）不足及建议

因所选样本、模型以及研究方法等限制，虽然部分研究结论和其他研究结论相近，但是并未达到理想水准。改进建议主要有以下几个方面。

1.样品延伸

本研究发现四个主要财务利率和自变量之间没有明显的相关性。可能原因在于样本选择时所选的小规模企业集中分布在2004、2005年，时间跨度太小，影响分析结果。延伸关键是找到更多的因变量。如果样本选取范围更广，数量更多，或是时间跨度选定再长久一些，研究可能会得出更多结果。

2.增加因变量

因因变量数量少导致建立的两个模型也存在一些不足。研究用到的样本数据大部分来自DataStream和FAME数据库，还有一些缺失数据是根据相关财务分析公式推算得来，从而可能影响结果的准确性。如果因变量再多一些，或许会有更多新的发现。

附表一 短期抑价回归分析数据

[1]Levis,M.The long-run performance of initial public offerings:The UK experience 1980-1988[J].Financial Management,1993,22(1).

[2]Chi,.J.&Padgett,.C.Short-run underpricing and its characteristics in Chinese initial public offering (IPO)markets[J].Research in International Business and Finance,2005a,19(1).

[3]Levis,M.,and Thomas,D.C.Investment trust IPOs:Issuing behavior and price performance-Evidence from the London Stock Exchange[J].Banking&Finance,1995,19(8).

[4]Chi,J.&Padgett,C.The performance and long-run characteristics of the Chinese IPO market[J].Pacific Economic Review,2005,10(4).

[5]Kiymaz,.H.The initial and aftermarket performance of IPOs in an emerging market:evidence from Istanbul stock exchange[J].Multinational Financial Management,2000,10(2).

[6]Chorruk,.J.&Worthington,.A.C.New evidence on the pricing and performance of initial public offerings in Thailand,1997–2008[J].Emerging Markets Review,2010,11(3).

[7]Paudyal,K.,Saadouni,.B.&Briston,.R.J.Privatization initial public offerings in Malaysia:Initial premium and long-term performance[J].Pacific-Basin Finance Journal,1998,6(5).

[8]Menyah,.K.,Paudyal,.K.&Inyangete,.C.G.Subscriber return,underpricing,and long-term performance of U.K.privatization initial public offers[J].Economics and Business,1995,47(5).

[9]Wang,C.Y.Ownership and operating performance of Chinese IPOs[J].Banking&Finance,2005,29(7).

[10]Mikkelson,.W.H.,Parth,.M.M&Shah,.K.Ownership and operating performance of companies that go public[J].Financial Economics,1997,44(3).

[11]Chan,.K.,Wang,.J.B.&Wei,.K.C.J.Underpricing and longterm performance of IPOs in China[J].Corporate Finance,2004,10(3).

[12]Roosenboom,.P.,Goot,.T.V.&Mertens,.G.Earnings management and initial public offerings:Evidence from the Netherlands[J].The International Journal of Accounting,2003,38(3).

[13]Kim.J.B,Krinsky.I.&Lee.J.The aftermarket performance of initial public offerings in Korea[J].Pacific-Basin Finance Journal,1995,3(4).

[14]Lee,P.J.,Taylor,S.L.,Walter,T.S.Expected and realized returns for Singaporean IPOs:initial and long-run snalysis[J].Pacific-Basin,1996(4).