为了控制相关因素的影响,本文选取1995年至1998年的IPO作为子样本。在这一时期内,由于采用固定市盈率发行,绝大多数新股的发行市盈率都在15倍左右,所以子样本中发行时机和发行市盈率两组序列没有相关性。本文将每次IPO后5天累积超额收益作为被解释变量,用发行市盈率和发行时机两个因素对其回归。由于子样本是包括沪深两市4年的混合数据(PanelData),在这里采用固定组差异模型,回归方程如附注1所示。其中,和是虚拟变量,当IPO在深圳发行时取1,取0,反之,则相反。
回归分析结果如表3所示。根据回归分析结果可见,发行时机和发行市盈率两个因素,在控制了其中一个因素的作用时,另一个因素的作用仍然十分显著。这表明发行市盈率和发行时机都会决定IPO对市场冲击的力度。
将上述子样本扩大至总体样本,在回归方程中加入发行制度改革因素,考察在控制发行市盈率和发行时机因素后,发行制度改革是否仍然存在影响。回归方程如附注2所示。其中发行制度改革为虚拟变量,IPO时间在1999年前,该变量取0,否则取1。
回归分析结果如表4所示。根据回归分析结果可见,发行制度改革因素的作用不显著,表明发行制度改革之所以会影响IPO对市场指数的冲击,并不是因为本身的原因,而是因为发行制度改革后市场指数和发行市盈率同时也大大提高,导致发行制度改革后IPO对市场冲击的力度加大了。
表1:929次首次公开发行的年度分布1 年份 IPO数量 所占比例(%) 1992年以前 23 2.46 1992年 50 5.35 1993年 134 14.35 1994年 41 4.39 1995年 15 1.82 1996年 170 18.2 1997年 187 20.02 1998年 102 10.92 1999年 92 10.17 2000年 115 12.31 注1:计算IPO的时间以刊登招股说明书的时间为准。 表2:95年以来IPO集资规模和发行市盈率分布特征
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