IPO与可转债打新收益的比较及实证研究

陈瑞华 李君祥 安明明

关键词：IPO 可转债 打新收益 定价效率

一、引言

IPO与可转债是目前投资者进入一级市场打新的两种投资标的。IPO打新由来已久，并为市场广泛接受。相对而言，虽然可转债在种类、数量和规模上均不及IPO，但对于投资者而言，可转债“熊市向下有债底，牛市向上有弹性”（王一鸣，2015），投资者在股价下跌时可以以债券的形式持有并获得稳定的收益，反之则可享受股票价格上涨的收益，因此市场上也不乏打新可转债的投资者。尤其在2017年9月证监会发布可转债申购新规之后，可转债采用纯信用申购制度，申购时无须缴纳资金，中签后才缴款，投资者“无钱无股即可打新”。2001年4月至2017年9月的16年间，一级市场上共有126只可转债发行，而在申购新规之后，2017年10月至2018年1月短短4个月时间就有38只可转债发行（4只私募发行），可转债进入新的扩容期，从而带来了可转债打新的一波小高潮。

新股上市历来备受投资者追捧，2000-2012年IPO上市首日抑价率平均高达89.06%，2014年后IPO上市首日收益率涨幅不得超过44%，之后几乎所有的新股在上市首日涨幅均在43%以上，并在随后多日连续涨停。但是，2017年10月至2018年1月公开发行了34只可转债，其中9只可转债在上市首日就跌破发行价，破发率高达26%。由此可见，虽同为一级市场的打新标的，IPO与可转债的打新收益存在较大差异。本文从投资者的角度出发，对IPO打新与可转债打新的收益进行对比分析，解释二者产生差异的深刻原因，对证券市场的持续健康发展具有一定的现实意义。

二、IPO与可转债打新收益比较

首先，本文对IPO和可转债年化的打新收益率进行计算，计算基于以下考虑：

（1）与下文实证分析中的样本区间相对应，IPO打新期间为2017年1月1日至2017年12月31日，原因在于该区间的数据有助于对最新的市场制度下投资者打新收益进行针对性研究。同样，考虑到可转债于2017年9月开始实行纯信用申购，可转债的样本期间为2017年9月8日至2018年1月31日，并对该期间的收益率进行年化测算。

（2）自2014年开始，新股上市首日涨幅不超过44%，虽然该举措的初衷是降低投资者过分炒作新股，但张卫东（2018）认为新股上市首日的涨幅限制不但不能稳定市场，反而加剧了市场的投机行为，导致新股上市首日的供求难以达到均衡，并在上市后多日一字板涨停。2017年IPO平均涨停9.5天，以IPO上市首日涨幅作为被解释变量不能反映IPO抑价的真实水平，也无法反映投资者真实的打新收益。本文假定投资者在新股结束一字涨停板当日（即新股开板日）以收盘价卖出，而打新可转债时，考虑到可转债并未设定首日涨幅，假定投资者采取“落袋为安”的策略，在上市首日即以收盘价卖出。

（3）2016年后新股申购实行市值申购制度，即投资者必须持有深圳证券交易所或上海证券交易所非限售A股股份市值1万元以上，才能参与打新。考虑到沪深两市新股申购政策的不同，且沪深两市的市值不能合并计算，本文假定投资者在沪深两市平均每日分别持有1万元的市值。考虑到投资者持有市值的情况千差万别，且在牛市期间IPO打新体现出“低风险，高收益”的特点，而在熊市期间IPO打新体现出“高风险，低收益”的特点，为简化计算，本文暂不考虑投资者持有的股票底仓收益。

（一）沪深两市新股打新收益率

2017年，沪市共有214只新股上市，投资者日均持有1万元市值。根据沪市申购规则，每1万元市值可申购1个单位，每只上市新股的打新收益率R的计算公式为：

其中，ER1为沪市新股打新的期望收益率，R为第i只新股开板收益率，P为第i只新股的中签率，经计算，ER1=20.79%。

2017年，深市共有222只新股上市，根据深市新股申购政策，每5000元市值申购1个单位，因此投资者在深市日均持有1万元市值可以申购2个单位。经计算，深市新股打新的期望收益率=2xER2=31.04%。

从图1可以看出，自2014年开始，虽然中签率逐年下降，但IPO上市家数也在不断上升，因此IPO年化的打新收益率仍然很高。

（二）可转债打新收益率

由于可转债实行纯信用申购，投资者打新可转债没有资金和市值的要求。2017年9月8日至2018年1月31日共有34只可转债上市（另有4只为私募发行，不纳入计算范围），但2017年9月没有可转债上市，因此实际只计算了4个月的可转债发行，可转债打新的年化收益率ER3计算公式为：

经计算可得，可转债打新的年化收益率ER3=0.38%。

通過上述计算，可以看出IPO年化的打新收益率远远高于可转债，同样作为打新的投资标的，样本期间上市的34只可转债已有9只破发。在这种情况下，投资者的打新热情迅速下降，可转债上市首日收益率在5%以下的有19只，超过50%。根据以上的计算结果，可以看出IPO与可转债的打新收益差别较大。

三、IPO打新收益影响因素的实证分析

（一）变量设计与研究方法

1.样本选择与数据来源

本文针对IPO分析选择的样本数据为2017年在沪深交易所上市的新股，共有436只，剔除金融股和另外两只缺少网上发行数据的新股后，共有431个样本，其中上海证券交易所共有210个样本，深圳证券交易所共有221个样本。样本数据均来源于wind资讯。

2.变量设计

（1）被解释变量

当投资者面临不确定性时，会估计可能出现的各种结果，然后用它们出现的概率对这些估计值做加权平均计算期望收益，例如某一事件发生的概率为P，收益为X，不发生的概率为（1-P），收益为X2，则其期望收益：

投资者中签的新股在上市后大多会经历多日涨停，投资者持有至新股开板日才卖出，所获得的收益率为IR0。若投资者未中签，其收益（也可能是亏损）为市值申购制度下所持有的底仓收益。因此，投资者在打新股时获得的期望收益=中签率×新股开板收益+（1-中签率）×持有的底仓收益，为简化计算，本文暂不考虑其底仓收益，被解释变量的计算公式为：

其中，IR为IPO中签收益率，IR为新股持有至一字涨停板日（即新股开板日）的收益率（简称为新股开板收益率），Lottery为网上申购中签率，P为IPO结束一字涨停板日（即新股开板日）的收盘价，P为新股发行价。

从沪深两市总体数据可以看出，虽然新股上市首日设定限制，但几乎所有的新股上市首日都达到了涨幅上限，涨幅最小的也达到了43.6508%，新股上市后的一字板涨停天数平均9.5天，2017年IPO平均溢价水平高达267.92%（见表1）。

（2）解释变量

借鉴近年来我国IPO抑价分析的部分文献，本文采用“普选”的方式，将使用频率较高的解释变量纳入本文的研究中，具体选取指标见表2。

（二）影响新股定价因素的实证分析

IPO抑价率不仅受二级市场有效性的影响，也与一级市场的定价效率有关，一级市场抑价表现为，在新股定价时发行人和承销商出于各种原因有意降低IPO发行价格，使得打新的投资者获得超额收益，因此在对IPO打新收益的实证分析之前，本文首先对影响我国IPO定价的因素进行简单分析。

新股的发行价是否真实反映股票的内在价值，反映了IPO一级市场的定价效率。公司的内在价值受资产结构、营运能力、盈利能力、偿债能力等因素影响，考虑到公司基本面指标之间可能存在多重共线性，因此本文采用逐步回归法建立回归方程。

本文选取的被解释变量为新股发行价格，解释变量为表2中的公司基本面指标与首次发行相关指标，考虑到各变量之间单位、量级不一致，对各指标先进行标准化处理后再进行逐步回归，得到的实证结果如表3、表4所示。

根据表3得到沪市IPO发行价的多元回归方程如下：

通过对沪深两市发行价的逐步回归分析，每股净资产（BPS）以及募集资金规模（size）均与发行价格显著正相关，代表公司赢利能力的指标净资产收益率（ROE）与每股收益（EPS）分别出现在两个方程中，且均与被解释变量显著正相关。方差膨胀因子（Variance Inflation Factor，VIF）均小于10，因此两个回归方程均不存在多重共线性，调整R方分别为81.14%、93.37%，表明公司基本面指标以及首次发行的基本情况可以解释新股定价的81.14%、93.37%，解释力度较高，公司基本面指标向好时，新股定价通常也较高，不存在故意抑价的情况（段云龙，2015）。

（三）实证检验结果及分析

以上分析表明，新股发行价与公司的基本層面指标具有较大的线性相关性，因此在对IPO中签收益率进行逐步回归分析时，为避免因多重共线性的存在而将有效指标删除，下文分析中将新股发行价从解释变量中剔除，得到回归结果如表5所示。

根据表5的回归结果，得到沪市IPO中签收益率的回归方程如下：

从表6的回归结果可以看出，采用逐步回归法得到的关于深市IPO打新收益回归方程依然存在多重共线性，若仅将EPS从回归方程中剔除，则会导致方程的拟合度大幅下降，结合上文关于深市IPO发行价的实证分析，本文采用因子分析法对发行价与公司的基本层面指标做降维处理，提取主成分因子，再与其他指标进行逐步回归。

在进行因子分析之前，首先进行KMO和巴特莱特球形检验，根据表7的检验结果，可以看出目标样本之间存在较强的相关关系，可以进行满足因子分析，如表8、表9所示。

将得到的主成分因子与其他变量进行回归，得到回归结果如表10所示。

根据表10的回归结果，得到深市IPO中签收益率的回归方程如下：

（四）小结

根据沪深两市IPO中签收益率的回归分析，结合上文关于新股定价效率的实证检验，可以得出如下结论：

（1）沪市IPO中签收益率与募集资金规模（size）、每股收益（EPS）、营业收入复合增长率（G_income）显著正相关，可以说明盈利高、成长速度较快的公司股票会给投资者带来更高的打新收益。但净资产收益率（ROE）、每股净资产（BPS）与IPO中签收益率显著负相关。在上文关于新股定价影响因素的分析中，净资产收益率（ROE）、每股净资产（BPS）显著提高了新股的定价，ROE与BPS每上升1%，新股定价分别提高0.62%、0.64%。这种情况下，新股上市后在二级市场上股价上升的空间较小。另外，承销商与发行人在定价时可能利用投资者倾向于在二级市场上投资盈利性较高的股票这一心理，过度提高新股的定价，从而透支了IPO二级市场的抑价率。

（2）深市IPO中签收益率与解释变量factor一1显著负相关。根据表9中的成分矩阵，factor一1主要提取了净资产收益率（ROE）、营业利润率（PROFIT）、每股收益（EPS）、总资产收益率（ROA）的信息，盈利较高、成长性较好的新股反而打新收益率较低。对于该结果的解释与上文相类似，承销商与发行人对于此类公司股票定价较高，从而压缩了投资者的打新收益。

（3）在沪深两市的回归方程中，IPO上市当月综合指数波动幅度（Market2_1）均与IPO中签收益率显著正相关。该结论与实际情况较为相符，该指标反映了股票二级市场的整体情况，整体市场氛围较好时，投资者投资情绪乐观，新股收益率随之水涨船高，提高了投资者的打新收益。

（4）流通股占总股本的比例（C_stock）与IPO中签收益率显著负相关。参照刘煜辉（2005）的观点，当市场上的流通股占比较小时，市场上的中小投资者无法通过投票维护自己的权益，因此也无法决定是否能够得到分红，投资者只能通过股票买卖的价差获得盈利，这会强化二级市场上的投机炒作情绪，从而提高IPO抑价率。

（5）在对深市IPO中签收益率的回归方程中，新股上市首日的换手率显著地影响了被解释变量。在之前的文献中，换手率一直被视为是投资者对个股投机情绪的代理变量，上市首日换手率较高的新股，投资者的投机情绪往往更强烈，从而提高了IPO抑价程度。但本文的结论与之前学者的结论恰好相反，上市首日的换手率较高的新股打新收益反而更低。本文认为，这是因为在目前限制IPO首日涨跌幅的制度下，新股往往会出现多个一字涨停板，因此打到新股的投资者并不愿意在上市首日就出手卖出，若换手率较高，反而可能意味着部分投资者并不认为新股会持续涨停。根据行为金融中的羊群效应理论，一旦其他投资者发现某只新股换手率较高时，会认为这只新股很有可能马上要结束一字涨停板，并跟随卖出，最终使得新股的涨停板天数减少，投资者的打新收益随之下降。

四、可转债打新收益影响因素的实证分析

相较于IPO的高抑价现象，可转债在2017年9月8日至2018年1月30日公开发行的34只可转债中，9只在上市首日就跌破发行价，破发率高达26%。本文基于上文中关于IPO中签收益率的分析，对可转债上市首日的打新收益率及其影响因素进行分析。

（一）样本选择与变量设计

1.样本选择

为排除可转债申购新规对投资者打新收益的影响，因此本文选取新规发布后2017年10月至2018年1月上市的非金融可转债作为研究对象，共33个样本。

2.被解释变量

对于被解释变量的选择，可转债与IPO有两点不同：第一，上市首日并未设定涨跌幅限制，因此我们假定投资者打新可转债时在上市首日便选择落袋为安，即投资者打新可转债时在上市首日即以收盘价卖出。第二，相对于IPO，可转债的申购既不需要冻结资金，也不需要持有一定的市值，在宣布中签率后才缴款（类似于购买彩票时宣布彩票中奖后才交钱购买），因此可转债的打新事先不需要任何成本。对于打新的投资者而言，要么确定获得可轉债上市首日的收益，要么确定不中签，因此没有必要再将可转债的中签率纳入被解释变量的体系中。被解释变量IR3计算公式如下：

其中，IR3为可转债上市首日收益率，P1为可转债上市首日的收盘价，P为可转债发行价，即100元。

3.解释变量

在针对可转债的分析中，首先选择与IPO抑价分析相同的指标进行实证分析，但对其中的个别变量进行调整：一是考虑到可转债以面值发行，故而在该部分实证中不考虑发行价（P）的影响;二是将IPO实证分析中的上证综指/深证综指换为可转债指数。具体如表12所示。

另外，还有必要考虑到可转债兼具股性与债性。从可转债的基本条款与附加条款可以看出，可转债本质上是一种附加若干种期权条款的公司债券（张秀艳，张敏，2009）。其主要价值由债券的纯债价值和转股期权价值共同决定，其中，纯债价值即体现为可转债未来还本付息带来的现金流折现，转股期权价值即投资者未来将可转债转换为股票所带来的价值。

综上，本文对可能影响可转债上市首日收益率的指标选择如表13所示。

选取解释变量的主要理由如下：

（1）票面利率（r1）与补偿利率（r2）。可转债的票面利率一般较低，因此部分可转债会增加补偿利率条款，对持有至到期不转股的投资者给予一定的利息补偿，从而增加了可转债债券部分的价值。

（2）转股间隔（GAP）。转股间隔是指从可转债上市日至初始转股日之间的时间间隔，即投资者可以将手中的可转债转为正股所需要的最短的等待期，进入转股期后，投资者可将持有的可转债按事前约定的比例转换为发行人的股票，因此转股间隔的长短可能会对可转债上市首日的收益率有影响，但影响结果不确定。理论而言，转股期的长短也会影响可转债内在的价值，但由于目前上市的可转债转股期均为6个月，对于投资者而言并没有区别，故而未将该指标纳入解释变量体系。

（3）转股比例（Tr_ratio）。转股比例一般在可转债发行时就已经事先约定，代表每份可转换债券所能交换的股份数。

（4）转换价值（C_value）。转股价值为可转债上市首日对应正股价格与转股价格的比例。

（5）可转债上市前一月对应正股涨跌幅（x1）与振幅（x2）。可转债所对应正股的市场表现会对可转债的市场价格产生影响（茜娜，2012）。本文选择可转债上市前一个月其对应的正股的涨跌幅与振幅作为解释变量，分析其对可转债上市首日收益率的影响。

（二）实证检验结果及分析

为避免多重共线性，依然采用逐步回归进行线性回归，得出回归结果如下，方差膨胀因子（VIF）小于10，回归方程不存在多重共线性。得到回归方程如下：

回归方程的调整R方为0.86，即该方程的拟合度达到86%，拟合度非常高。

（三）小结

根据以上回归分析，可以得出以下结论：

（1）上市首日转换价值（C_value）与被解释变量显著正相关，且转换价值每上升1个百分点，可转债上市首日的收益率上升0.75个百分点。若仅以转换价值作为解释变量进行回归，得到回归方程的R方达到0.601，可见转换价值解释了可转债上市首日收益率变动的60%，转换价值越高，意味着未来可转债转换为股票的可能性越大，且转换后所得的收益越高，此类可转债也越易受到投资者的追捧，该结论也反映出我国投资者申购可转债时更加看重其股票的特性。

（2）换手率（turnover）与可转债上市首日收益率显著正相关。可转债实行信用申购后，越来越多的中小投资者开始打新可转债，提高了可转债上市首日的换手率，从数据上看，2017年申购新规实行前后，可转债的换手率由之前的36%上升至65%，其中嘉澳转债上市首日换手率达到303%，高换手率意味着投资者较高的投机情绪，推高了可转债的市场价格。

（3）每股收益（EPS）与可转债上市首日收益率显著正相关。公司的赢利能力提高，一方面意味着可转债未来还本付息能力的增强，另一方面也能提高可转债正股的市场价格，投资者未来将可转债转换为股票的可能性也就越大，整体上提高了可转债的内在价值。

（4）可转债上市前一个月其正股的振幅（x2）与可转债上市首日收益率显著正相关。振幅一定程度上可以代表股票的活跃程度，正股活跃程度越大，投资者未来转股的可能性越大，因此提高了可转债的上市首日价格。

（5）票面利率与补充利率并未对可转债上市首日的收益率产生显著影响。可转债的市场价格对利率并不敏感，可能是因为目前可转债投资者更看重其股性，而不关注其债性。转股债价值与上市首日收益率显著正相关也证实了这一点。

五、IPO与可转债打新收益差异的几点解释

根据计算结果，2017年沪市新股打新的年化收益率为20.79%，深市新股打新的收益率为31.04%，而可转债的年化打新收益率仅为0.38%，IPO的打新收益远远高于可转债的打新收益。之所以如此，可以从以下几方面进行解释。

（一）市场预期与供给

IPO的打新由来已久，中国股市已经形成新股会连续涨停的市场预期。2014年中国证监会规定新股上市首日增幅不得超过新股定价的44%后，新股在上市首日均上涨至43%以上，且2014-2017年上市的新股在上市首日后平均涨停10天以上。相对于IPO的高抑价率而言，可转债在2017年9月实行信用新购之前，参与打新的中小投资者较少，实行信用申购后，大量散户加入到可转债打新中，但由于可转债的定价机制较为复杂，中小投资者缺乏相应的了解，以对待IPO打新收益的标准与预期进行可转债的打新，而此后发行上市的部分可转债在上市首日或次日便出现大股东大规模减持套现的现象，使得市场对于可转债的预期迅速下降，投资者打新可转债的热情随之下降。

此外，我国IPO发行审核制度一定程度上导致了新股的稀缺性，每次新股发行均会有大量投资者申购，使得IPO的抑价率高居不下。相对而言，申购新规后可转债的发行速度不断加快，2010-2016年共有57只可转债发行，而在2017年10月至2018年1月四个月时间便有38只可转债发行，且未来可转债的发行有可能进一步增加，随着可转债供给量的不断上升，可转债上市首日的收益率也不断下降。

（二）公司基本面

公司基本面对IPO与可转债的打新收益均产生了影响。根据传统的金融理论，公司基本面表现越好的投资标的未来上涨的可能性越大。但关于IPO打新收益的实证分析与该理论存在一定背离，部分反映公司基本面情况较好的指标变量与IPO的打新收益显著负相关。本文认为，一方面由于基本面指标较好的公司，承销商与发行人会提高其新股定价，一定程度上透支了IPO二级市场的抑价率，从而降低了投资者的打新收益;另一方面也反映出我国中小投资者存在非理性的一面，对于新股的炒新热情使得即使基本面表现一般的新股在投机情绪的影响下也会带来较高的打新收益。

相对新股而言，可转债均以面值发行，无须事前进行定价，公司基本面表现越好的可转债上市首日收益率越高，与传统的金融理论相符合。其中，每股收益与可转债打新收益显著正相关，一方面盈利较高的公司未来偿债能力较强，提高了可转债的纯债价值;另一方面可转债的正股价格随之上涨，提高了可转债的转股期权价值。因此，基本面表现较好的可转债在上市首日更易受到投资者的追捧，进而推高投资者的打新收益。

（三）投资者情绪

换手率作为投资者情绪的代理指标，换手率较高意味着投资者情绪高涨，会推动投资标的价格的上升。本文的实证分析中，上市首日换手率对可转债的打新收益与深市IPO的打新收益均产生显著的影响，但对二者的影响正好相反。可转债上市首日收益率与换手率显著正相关，换手率越高，投资者的投机情绪越高，从而推高了可转债上市首日收益率，这与我们预期的结论相符。但在深市IPO打新收益的实证分析中，换手率与投资者的打新收益显著负相关。本文认为，这是因为在目前限制IPO首日涨跌幅的制度下，新股往往会出现多个一字涨停板，因此打到新股的投资者并不愿意在上市首日就出手卖出，若换手率较高，反而可能意味着部分投资者并不认为新股会持续涨停。根据行为金融学的羊群理论，一旦其他投资者发现某只新股换手率较高时，会认为这只新股很有可能马上要结束一字涨停板，并跟随卖出，最终使得新股的涨停板天数减少，投资者的打新收益随之下降。

但在沪市IPO打新收益中，换手率并未表现出显著的相关性，可能是因为在沪市上市的新股总体市值较高，不易被投机者炒作。至于对沪市IPO中签收益分析所得回归方程的拟合度（调整R方为47.16%）明显高于深市（24.45%），主要原因在于深市投资者非理性行为现象比较严重。而本文仅以换手率作为投资者情绪的代理变量，未能从行为金融学的角度对IPO中签收益率进行精确刻画，因此深市的回归方程拟合度较低。

（四）市场氛围

市场氛围指标对沪深两市IPO打新收益产生显著影响，其中新股上市当月市场指数的涨跌幅对IPO中签收益率显著正相关。当市场整体氛围较好时，投资者情绪较为乐观，新上市投资标的价格随之水涨船高，提高了打新收益。市场氛围指标未对可转债的打新收益产生显著影响，可能是由于可转债的打新收益更多受其转股价值与公司基本面的影响，对可转债指数影响不敏感，但该结论需要进一步证实。

（五）可转债的转换价值

在可转债的分析中，方程的拟合度达到86%，尤其是转换价值与可转债打新收益显著正相关，转换价值每上升1个百分点，可转债上市首日收益率上升0.75个百分点。另外，可转债上市前一个月对应正股的振幅也与可转债打新收益显著正相关。由于可转债内在嵌套一个股票的看涨期权，转换价值代表了可转债的转股价值，轉换价值越高，未来可转债转股带来的收益越高，且可转债正股的振幅越大，意味着其对应正股的活跃度越大，未来转股的可能性越大。这两个指标代表了可转债所包含的股票价值，而代表可转债债券价值的利率指标与可转债打新收益并不相关。因此，我国投资者打新可转债时更看中其未来转股所能带来的价值，而不注重其纯债价值。

六、结论

比较IPO与可转债的打新收益，我们发现，IPO的高抑价率很大程度上取决于一级市场的定价效率和二级市场的有效性，而市场定价效率和有效性与公司的基本面指标、首次发行指标、市场氛围指标和投资者情绪指标具有关系，决定了IPO打新的高收益特征，而可转债的打新收益则与其转换价值高度相关，可转债内在嵌套的股票看涨期权决定了其转换价值，进而对其打新收益产生直接影响。在我国大力发展直接融资市场，加大服务实体经济力度的过程中，如何有效平衡IPO和可转债的发行机制和效率，仍然是证券市场建设的一项艰巨任务。