IPO质量范文（精选10篇）

IPO质量 第1篇

1 文献综述

至今为止,国内外学者从多个角度对企业的利润质量进行了分析研究。Dhaoui Abderrazak ,Ouidad Yousfi(2010)研究了目前的研发战略的决定因素和分析对财务绩效与盈余管理的权力下放的R&D的影响,研究结果表明跨国公司的研发权力下放,以改善公司的盈利能力,而管理人员的优势,可以得到一些私人和非转让的盈余管理而增加的好处[4]。因为产生这样的结果就会鼓励人们分散自己的研发,以增加盈余管理。Mihir A .Desai(2005)认为企业为了赢得资本市场,夸大其盈利水平,往往采取避税这种方式,表面上提高了企业的利润质量,却导致企业的财务报告越来越不值得信赖[5]。Patricia M.Dechow等 (1995) 对美国企业的实证分析发现企业的经营现金流量占的比重较高企业的利润质量较高, 组成企业利润的应计利润和经营现金流量相比,应计利润的持续性弱于经营现金流量[6]。

陈小林,林昕(2011)认为管理者会出于不同目的对盈余进行管理,近而将盈余管理按属性分为决策有用性盈余管理和机会主义盈余管理,审计师将根据不同的盈余管理属性出具不同的审计意见[1]。郭世辉,崔文姣(2009)则以应收账款规模、应收账款周转率和主营业务收入增长率与应收账款增长率的差额为变量构建了应收账款视角的利润质量评价模型,并得出应收账款规模与利润质量呈负相关,而应收账款周转率、主营业务收入增长率与应收账款增长率的差额对利润质量有正的影响[7]。田甜(2008)在分析了影响企业利润质量的因素后,提出应从加强企业应收账款管理,提高企业资产获利性等途径提升企业利润质量[8]。王秀丽(2005)从利润结构角度研究了利润质量问题认为高质量的利润结构应体现出与企业发展战略相符合性、与资产结构的匹配性、与对应的现金流量结构的趋同性、主营业务的核心性以及利润自身结构的协调性等特征[2]。此外,周晓苏(2004)则通过关联规则分析了微利公司的利润质量,发现微利公司通过非经营业务增加流动资产、或减少流动负债等方式来提高企业的流动比率,可以达到提高公司利润质量的目的[9]。

综上来看,目前国外的学者对利润质量的研究则主要集中在盈余管理,应计利润和经营现金流量对企业利润质量的影响,国内学术界则是从审计意见,企业利润结构、应收账款、资产流动性角度来研究上市公司利润质量的影响因素,而鲜有从受利润质量影响的股票价格方面,对利润质量进行分析。同时,IPO公司作为最受股民追捧的企业而学者们却忽略了对其利润质量影响因素的研究。本文选择IPO公司利润质量作为研究对象,运用因子分析法分析影响IPO公司利润质量的因素,并运用Logistic模型来探讨其影响的方向和显著性。

2 研究假设和理论依据

股票价格能够反映公司的历史信息,是投资者分析决策的重要依据。然而已有研究成果表明股票价格不能直接反映公司利润质量。一方面,股票价格受股票市场有效性影响,不同有效性的股票市场的股票价格对反映公司利润往往具有不同的信度,无效的股票市场的股票价格不仅不能真实的反映公司历史信息,也无法真实反映公司利润的质量,因此,本文假设中国的股票市场是具有弱势有效性的,IPO公司提供的财务信息真实可靠。另一方面,股票价格瞬息万变,股价不能反映企业利润的稳定性,也无法为投资者提供直接的利润质量信息。因此,本文选择股票价格变异系数而非股票价格来衡量企业利润质量,是因为股票价格变异系数越小风险越小,投资者投资是对企业利润的长期增长和稳定性分析结果的理性人选择。

此外,根据公司法、证券法的规定,从未上市的公司若要成为上市公司,必须由审计师对其前一年的财务报告,出具标准无保留意见,这也意味着从新上市公司前一年财务报告中获取的财务指标值得信赖。

3 影响IPO公司利润质量变量选择和样本数据选取

3.1 影响IPO公司利润质量变量选择

基于以上假设和现有的研究成果,从体现公司利润的形成过程以及利润的结果两个方面对影响IPO公司利润质量的变量进行选择.(1)体现公司利润的形成过程:应收账款周转率(X1)、存货周转率(X2)、流动比率(X3)、速动比率(X4)、每股现金净流量(X7)、每股经营现金净流量(X8)、扣除非经常性损益后的每股收益(X9)。(2)体现公司利润的结果:扣除非经常性损益后的净利润(X5)、营业利润率(X6)、净资产收益率(X10)、税后利润增长率(X11)11个指标作为影响IPO公司利润质量的影响因素进行实证分析。此外,选择各个上市公司收盘价格的变异系数作为衡量利润质量优劣的标准。

3.2 样本数据选取

本文原始数据主要来源于大智慧软件和宏源证券软件,新股信息则来自于东方财富网(http://data.eastmoney.com)。基于研究需要,本文对预选样本按以下标准进行剔除:(1) 本文只选择2010年第一季度上市的IPO公司作为分析样本。因为公司将在第一个季度的15天以内报出该企业第一季度的财务报表。但若公司3月31日上市,则该公司第一季度股票收盘价格变异系数为0,对其进行分析意义不明显,这样的IPO公司将被剔除。(2)本文选者的财务指标都在一定的范围之内,对异常指标将予以剔除。例如,人人乐其资产周转率达到了8800多,远远的超过其他公司的资产周转率。(3)金融企业与其他企业相比,具有特殊的风险,资本的财务杠杆率高等特点,因此金融企业也不在本文的研究范围之内。通过以上筛选最终有85家IPO公司符合本文的研究要求,所有数据均来自于2009年各个公司的年报数据。

4 实证分析

4.1 因子分析

因子分析法是通过研究众多研究变量内部之间的相互依存关系,旨在运用假设的少数几个变量来表示原来变量的主要信息的研究方法。根据因子分析法的操作原理和基本步骤,并对原始变量进行标准化的基础上,建立的因子分析数学模型如下:

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其中,xi为原始变量,aij为因子负荷,Fi公共因子,εi为随机扰动项。

对样本数据进行KMO和球形Bartlett检验,检验结果见表1。从表1可知,Bartletts检验结果拒绝了各变量独立的假设,KMO统计量为0.623,大于临界值0.5,所以比较适合进行因子分析。

进行因子分析后,得出主成分信息(见表2)。从表2可知由相关矩阵求得特征值,方差贡献率和相关贡献率中,前5个主成分的特征值均大于1,他们的累积贡献率达到75.95%,说明这5个因子能够比较全面的解释利润质量的总体水平。提取5个因子后,计算出各变量的共同度(见表3),结果显示每一个变量的共性方差均大于0.5,且大部份接近或者超过0.7,说明这5个因子能够较好的客观地反映了原变量的大部分信息。

由这5个主因子与上述11个变量得到的因子载荷矩阵,因为初始的因子载荷矩阵系数不是太明显,为了使因子载荷矩阵系数向01分化,本文对其采取方差最大旋转,旋转后的结果见表4。

根据表4,我们得到的主因子的表达式为:

F1=0.944x2+0.944x3-0.613x4+0.821x7

F2=0.798x1+0.736x6

F3=0.798x9+0.770x10

F4=0.792x8+0.794x11

F5=0.889x5

其中,F1包括流动比率,速动比率,资产负债率,每股现金流量,F2包括应收账款周转率,营业利润率,F1和F2体现企业利润的变现能力等。F3包括扣除非经常性损益后的每股收益,净资产收益率,F4包括每股经营现金净流量,税后利润增长率,F5包括扣除非经常性损益后的净利润。F3,F4,F5表现企业利润的持续性和稳定性。

4.2 Logistic回归分析

在对以上变量进行了因子分析后,我们还需要对其影响方向和显著性进行进一步的分析。因此本文在因子分析后,运用Logistic模型进行分析。根据Logistic分析要求,因变量必须是二分类变量。因此,我们首先将IPO公司的股票收盘价的变异系数从小到大排序,并规定排在前面的43家公司为利润质量较高的公司,Y值为1,剩下 的42家公司Y值为0。在前面的分析中,提取了5个主因子,将5个主因子作为新变量进行logistic回归分析。Logistic的回归模型为:

undefined

对其进行变形得到:

undefined

即:Logit(p)=α+β1F1+β2F2+β3F+β4F4+β5F5

其中P表示Y=1(即利润质量高)的概率,F1表示提取的5个主因子。

运用spss16.0进行logistic回归,得出综合回归结果,综合回归结果中卡方值为15.922,其达到了0.05的显著性水平,对其进行的Hosmer-Lemeshow检验, Hosmer-Lemeshow统计值的概率P为0.825大于显著性水平0.05,说明模型的拟合优度较好。Logistic回归具体结果见表5。

注:*、**、***分别代表10%、5%、1%的显著性水平

得到logistic回归模型为Logit(p)=0.450-0.725F1+0.264F2+0.242F3+0.606F4+0.313F5

5 结果分析与结论

5.1 结果分析

从表5结果来看:第一主因子F1的Wald值为4.938,大于其它主因子的Wald值,且显著性水平达到了0.05.第一主因子F1包括流动比率,速动比率,资产负债率,每股现金流量。由回归系数符号,我们得知作为样本的IPO公司的上述几个指标对利润质量有影响,且为负向影响,则意味着这些指标值越大,企业的利润值越不高,股价的波动性越大。流动比率,速动比率,资产负债率,每股现金比率的最佳值都存在一定的范围,若超过这个范围,企业的发展就会受到影响。如流动比率(流动资产与流动负债的比值)的最佳值为2:1,但在研究的85个样本中只有4个样本的流动比率接近于这个最佳值。这也在另一方面说明了中国的投资值对一个企业的评价,很大程度上来自于该企业的偿债能力。

第四个主因子F4的wald值为4.89,其显著性水平达到了0.05,这个主因子包括了每股经营现金净流量,税后利润增长率。从上表中,我们得知 4为0.606,回归系数符号为正,则表明每股经营现金净流量,税后利润质量增长率对利润质量是正向影响。即每股经营现金净流量越大,税后利润质量增长率越高,表明企业的利润质量越好,投资者向这些公司投资的风险越小。

主因子F2,F3,F5主因子的Wald值都没有通过检验,说明这些因子包括存货周转率, 扣除非经常性损益后的净利润, 营业利润率, 每股收益, 每股经营现金净流量, 净资产收益率对利润质量的影响不显著,但并不能说明这些因素可以忽略。

5.2 结论

本文用股票价格的变异系数代表利润质量进行影响因素分析,并不能全部解释利润质量的影响因素,因为影响股价的因素不仅包括利润质量方面的信息,还要受很多其他方面的影响。如方曙红,李正逸(2007)以资本资产定价模型为基础,分析利率变动对我国股票股价的影响,最后得出在一般情况下,利率的上升,将会导致股票价格的下降[10]。所以回归结果虽然不够理想,但是总的来说仍然可以接受。

本文通过因子分析法,logistic回归分析,发现每股经营现金净流量,税后利润质量增长率对IPO公司的利润质量有显著的正向影响,其中流动比率,速动比率,资产负债率,每股现金比率对IPO公司的利润质量有显著的负向影响。因此,管理层在对公司进行管理的时候,应该关注公司的流动资产,速动资产,以及负债等,不断提高公司的利润质量。

参考文献

[1]陈小林,林昕.盈余管理,盈余管理属性与审计意见[J].会计研究,2011(6):77-85

[2]王秀丽,张新民.企业利润结构的特征和质量分析[J].会计研究,2005(9):63-68

[3]张郁.上市公司利润质量评价方法的研究[J].商业会计,2009(19):33-34

[4]DHAOUI ABDERRAZAK,OUIDAD YOUSFI.R&D Strategy,Per-formance and Earnings Management[J].SSNR Working Paper Se-ries,2010(9):1-22

[5]MIHIR A DESAI.The Degradati on of Reported Corporate Profits[J].Economic Perspectives,2005,19(4):71-192

[6]PATRICIA M DECHOW,RICHARD G SLOAN,AMY PSWEENEY.Detecting Earings Management[M].The AccountingReview,1995,70(2):195-204

[7]郭世辉,崔文姣.我国上市公司应收账款与利润质量相关性的实证研究[J].统计与决策,2009(13):131-134

[8]田甜.基于利润结构的企业利润质量分析研究[D].兰州:兰州大学,2008

[9]周晓苏.基于关联规则分析的微利企业利润质量评价研究[J].会计研究,2004(2):52-58

IPO质量 第2篇

目前待发的509家IPO公司的审计业务,被44家会计师事务所分食。其中立信、天健和天健正信三家会计师事务所拿到的项目数量居于前三位。普华永道、德勤等“四大”会计师事务所则合计才拿到30个IPO项目。

近年来新股上市业绩变脸现象频繁出现，作为审计机构的会计师事务所和保荐投行均难辞其咎。如近年来获得新股审计项目较多的立信和天健，其审计项目出现业绩变脸的情况也较多，引发市场对其审计质量的质疑。

1/4待发IPO收归立信、天健

证监会近期公开的IPO申报企业名单，向外界透露出今年会计师事务所在IPO发行项目上的争夺结果。

截至2012年3月8日，目前拟在A股市场上市的公司有509家，其中主板公司（包括沪深两市主板和中小板）296家，创业板公司213家。

509家IPO的审计业务已经被44家会计师事务所瓜分。其中立信、天健和天健正信三家拿到的项目数量居于前三位，分别为69个、51个、33个。

可见立信和天健今年负责审计的IPO项目多达120个，约占全部预审项目的1/4。最近两年来，在IPO项目审计机构争夺战中，立信和天健一直保持强势。

从目前公布2011年年报的情况看，立信审计52家公司，居第一位；天健审计40家，居第二位。在此之前，2010年和2009年居前两位的也是天健和立信。

2010年天健审计的上市公司有165家，其中当年上市的IPO项目45家，总业务量居第一位；立信审计的公司有148家，其中当年上市的IPO项目25家，总业务量居第二位；天健正信则位居第三。

此外今年预审的公司中，信永中和、大华、深圳鹏城、大信、中瑞岳华等几家会计师事务所所获得的IPO审计业务量也较多，均在20家以上。

相比之下，普华永道、德勤、安永和毕马威这知名的“四大”会计师事务所在IPO项目上的争夺明显处于下风。虽然这4家会计师事务所在国内会计师事务所收入排名中名列前茅，但在IPO项目中却明显落于人后。根据证监会IPO预审名单，“四大”今年的 IPO审计业务量仅有30家。其中安永拿到的审计项目最多，也只有12家，普华永道和德勤分别拿到8家，毕马威则仅仅拿到两个项目。

多因素造成审计项目瓜分不均

相对于立信、天健，“四大”拿到的IPO项目较少，这与多重因素相关。

一是近年来财政部相继发文加大对本土会计师事务所的扶持力度，令“四大”的国内业务呈现下滑趋势。

二是“四大”承接的创业板公司的审计项目一直较少。2009年创业板开板以来，大批中小企业排队上市，这给内资会计师事务所带来更多机会。根據我们的统计，在今年的创业板预审公司中，安永和德勤分别只拿到2单和1单，另外两家则一个项目也没拿到。但国内的立信和天健则均在创业板项目上拿到了30多单审计业务，“四大”与国内会计师事务所的差距由此拉开。

三是因为会计师事务所和保荐机构之间存在密切的关系，他们一般是捆绑起来接项目。如“四大”往往是和中金公司、中信证券合作，而立信则多是和平安证券合作。

受创业板推出影响，昔日保荐业巨头中金和中信承销的IPO项目数量相对较少，平安、国信等券商则奋力赶上。这间接扩大了“四大”和国内会计师事务所在IPO承接项目上的差距。

项目业绩变脸 审计难辞其咎

会计师事务所在IPO项目上拿到审计费的同时，其应承担的责任也渐渐凸显。近年来上市新股频繁出现业绩变脸，相关审计机构和保荐机构均遭到市场诟病。

根据Wind数据统计，截至3月15日，在2011年上市的282只新股中，228家已经公布业绩快报，其中有63家净利润下滑。

这63家业绩变脸的公司涉及24家审计机构，其中大华和立信审计的公司最多，均达到10家，占当年业绩变脸新股的3成。

立信2011年审计的新股有43家，10家业绩变脸，变脸率高达23%。这意味着其每审计的4家公司中，就约有一家业绩变脸。而天健当年审计的新股有33只，业绩变脸的有5只。

2010年的情况也类似，当年有349只新股上市，当年出现业绩变脸的公司有82家，这些问题公司涉及的审计机构有27家。其中大华和天健分别有9家，立信和深圳鹏城分别有4家。“四大”中除毕马威外，其余3家也榜上有名。

IPO质量 第3篇

一、盈利预测披露制度的两个阶段

在我国,盈利预测披露制度经历了从强制性披露到自愿披露的过程。1996年发布的《公开发行股票公司信息披露的内容与格式准则第1号招股说明书》及《公开发行股票公司信息披露的内容与格式准则第7号股票上市公告书》,规定公司上市时必须在招股说明书和上市公告书中披露税后利润总额、每股盈利、市盈率等盈利预测信息,表明我国盈利预测信息属于强制性披露。

由于预测性信息的固有特性,盈利预测信息披露存在预测误差过大、准确性较低等问题。这不仅降低了财务预测信息的质量,抑制了投资者对财务预测信息的需求,而且也降低了上市公司主动披露财务预测信息的愿望。基于此,我国对盈利预测的披露制度进行了改革。2001年3月15日,证监会发布《公开发行证券的公司信息披露内容与格式第1号招股说明书》,规定:“如果发行人认为提供盈利预测报告将有助于投资者对发行人及投资于发行人的股票作出正确判断,且发行人确信有能力对最近的未来期间的盈利情况作出比较切合实际的预测,发行人可以披露盈利预测报告。”自此以后,我国的盈利预测信息由强制性披露转为自愿性披露。

二、研究设计

(一)盈利预测偏差

上市公司盈利预测是投资者投资决策的重要参考。如果这个指标精确度不够,肯定会对投资者产生误导。上市公司的盈利预测通常是在考虑了多种因素的前提下计算出来的,在市场环境没有大的波动的情况下,上市公司的实际利润应该与盈利预测相符。否则就失去了意义,甚至给股市的健康发展带来不良影响。

盈利预测偏差是指公司首次公开发行股票(Initial Public Offerings,以下简称IPO)当年实际盈利数与预测盈利数的差额占预测盈利数的百分比,计算公式为:

当按公式(1)计算的盈利预测偏差小于零时,称为盈利预测负偏差;反之,则称为盈利预测正偏差。为了能计算出年度内所有IPO公司的盈利预测误差率情况的总体平均水平,防止正负误差间的相互抵消,对公式(1)两边取绝对值,称为绝对盈利预测误差率。

(二)样本选取

1998年~2003年沪市IPO上市的公司共390家,根据上述选取原则,剔除金宇集团、民生银行等异常样本,分别获得符合条件的样本数1998年45家、1999年41家,2000年78家,2001年52家、2002年18家和2003年2家,合计236家。全部样本来源于中国经济网(www.ce.cn)上所公布各年新股上市名单、新股发行价格、发行规模,其他所有项目和数据来源于上海证券交易所网(www.sse.com.cn)、北京证券网站(www.bjzq.com.cn)和南京证券网站(www.njzq.com.cn)

(三)样本划分

根据上述理论分析,尤其是盈利预测动因分析,参考国内外相关研究,本文拟从盈利预测误差、公司规模、股权流动性、行业性质等方面展开研究盈利预测的价值相关性。因此,本文将这些因素作为划分子样本的依据。

(1)因变量:盈利预测误差率(FE)。盈利预测的准确性是衡量管理层可信度的关键指标,历来为分析师和投资者所关注。根据中国证监会的规定“若公司曾公开披露过本年度盈利预测,且实际利润实现数较盈利预测数低以上或较利润预测数高以上,应详细说明造成差异的原因。”因此,本文根据盈利预测误差率的定义,对于某个公司在招股说明书中预测的盈利值P和年报中的盈利值A代入误差率公式,得到盈利预测误差率FE。基于比较的需要,对盈利预测误差率取绝对值即绝对盈利预测误差率,可用AFE表示。

(2)自变量。具体包括:

其一,股权流动性。我国证券市场的一个突出特点是股权结构中存在流通股和非流通股之分。因此,本文以流通股占总股数的比例作为衡量股权流动性的指标,将总样本均分为流动性强和流动性弱两个子样本。

其二,是否经“四大”审计。信号理论和代理理论认为,由于大的会计师事务所的审计人员具有较强的敬业精神、过硬的专业素质和较高的审计质量,因而经过其审计的上市公司信息质量较高。本文将会计师事务所划分为“四大”和“非四大”两类,并分别取值“1”和“0”。

其三,新股发行价格,即IPO公司新发行股票的市场价格。

其四,新股发行规模,即IPO公司上市发行的股票数量。

其五,主营业务收入预测误差率。对主营业务收入的预测越准确,对盈利的预测误差应该越小。按盈利预测误差率同理,将某个公司在招股说明书中预测的主营业务收入和上市一年后年报中公布的主营业务收入实际数代入公式(2),得到主营业务收入预测误差率。

其六,主营业务成本预测误差率。对主营业务成本的预测偏高,会使得盈预测数偏小;反之亦然。按盈利预测误差率同理,将某个公司在招股说明书中预测的主营业务成本和上市一年后年报中公布的主营业务成本实际数代入公式(2),得到主营业务成本预测误差率。为了深入研究在强制性和自愿性盈利预测信息披露两种不同的制度下,新股发行价格、公众持股比例、新股发行规模、主营业务收入和成本误差及会计师事务所这些方面各自对盈利预测误差的确切影响程度是否有变化,本文建立横截面模型,将收集取得的1998年~2003年的样本真实数据分为两组,1998年~2000年是强制性披露制度下的实际数据,2001年~2003年是转为自愿性披露制度后的实际数据,将前者的各样本数据和后者的各样本数据分为两组,分别输入SPSS12.0统计软件进行统计和分析。

(四)模型构建

本文建立的盈利预测误差影响因素横截面模型如下:

其中:β0为常数项;βi(i=1,2,,6)为各自变量对因变量的影响系数;X1为新股发行价格;X2为公众持股比例;X3为新股发行规模;X4为新股发行规模;X5为主营业务收入预测误差;X6为主营业务成本预测误差;ε为残差项。

三、实证分析结果

(一)描述性分析

通过对1998年~2003年6年样本公司的盈利预测误差总体情况的统计,可以得出如下结论:

制度的变迁导致进行盈利预测信息披露的IPO公司在数量比重上锐减。表1统计了每年公布盈利预测信息的IPO公司数与当年IPO公司的总数,从而可以得到各年进行预测的IPO公司数量比例,图1是根据这一比例对总体变化趋势的反映。可以看出IPO公司在招股说明书中对当年的盈利情况进行预测的在数量比例上是明显下滑的。在强制性披露制度下,1998年~2000年IPO公司基本上都对盈利预测信息进行了披露,未进行披露的仅7家,分别为1999年1家和2000年6家。由于本统计进一步剔除了未对IPO当年的盈利进行预测的样本和未编制盈利预测利润表的样本,包括1998年分析的公司中有6家未在1997年(IPO当年)进行盈利预测、1999年分析的公司中有2家未在1998年(IPO当年)进行盈利预测,以及1999年有3家只预测其利润不低于银行同期存款利率,因而使其当年预测数量比例稍有下降。从表1和图1中可以看出,自2001年起放宽了披露要求后,IPO公司对盈利预测信息的披露数量急剧下降,从2001年的70.27%锐减至2002年的26.09%,2003年更是达到3.08%的低点,自愿披露制度下IPO公司似乎更倾向于不披露,IPO公司对披露制度的变化非常敏感。

(二)相关性分析

本文将两组样本数据分别利用SPSS软件进行相关性计算,得出的各因素间两两之间的相关系数均列于表2和表3中。在相关性系数表中,当显著性水平小于0.05时,可以拒绝默认的两变量之间相关系数为零的原假设,即相关关系是存在的。当显著性水平大于0.05时,说明该相关只是随机误差造成的,没有实质性意义,即相关不存在。

从两组变量间的相关系数表来看,在不同披露制度下各影响因素间会相互产生影响,但影响的对象和程度又不尽相同。在1998年~2000年强制性披露制度下,新股发行价格、公众持股比例、新股发行规模和会计师事务所、主营业务收入预测误差和主营业务成本预测误差成正相关关系,公众持股比例和会计师事务所成负相关关系,且在0.01水平上显著。在自愿性披露制度下,新股发行价格和公众持股比例间的相关性减弱,这和新股发行的定价方式改变有关,由承销商和发行公司协商确定新股定价,而不再需要考虑市盈率的高低,所以降低了对公众流通股的关注程度。公众持股比例和会计师事务所间的负相关关系增强,而新股发行规模与会计师事务所间的相关关系由在0.01水平上显著相关,减弱为在0.05水平上一般相关,说明会计师事务所在进行盈利预测的审核时,更为看重的是面对公众其自身信誉的好坏,并不因为公众流通股的比例大小和新股发行的规模大小而影响审核的公正性和客观性。

注:“*”表示其相关性在5%的水平上显著;“***”表示其相关性在1%的水平上显著。

(三)因子分析

对两组样本数据进行KMO样本测度和巴特利球体检验,结果如表4、表5所示。本文中两组KMO值都符合这一标准,对两组数据巴特利球体检验给出的相伴概率为0.000,小于显著性水平0.05,因此拒绝巴特利球体检验的零假设,认为适合于因子分析。经过检验证明变量适合做因子分析,从而继续下列的分析,否则不能继续。

萃取方法:主成分分析法

萃取方法:主成分分析法

变量共同度是因子分析的初始结果,是指原始变量可以被公共因子解释的方差百分比,其大小可以反映原始观测变量与公共因子关系的密切程度。相较两组变量共同度计算结果而言,初步说明不同制度下各影响因素对盈利预测误差的解释程度是不同的。例如表6中X2对应的共同度0.504是6个影响因素中共同度最低的变量,即初步表明在强制性披露制度下公众持股比例因素被萃取出来对盈利预测误差进行解释的能力最弱,而在自愿性披露制度下,由于可以自主选择是否披露,所以在表7中此因素的共同度上升为0.662。在自愿性披露制度下,X1即新股发行价格对盈利预测误差的影响程度最小,仅为0.29。两组分析结果的共同之处在于其中X5和X6,即主营业务收入和成本的预测误差都对最终盈利预测误差的影响比较明显,这也体现了主营业务在公司利润总额中的重要程度,主营业务预测地准确,盈利预测的可靠性就高。

四、研究结论

通过上述分析,本文得出如下结论:

第一,广大投资者和上市公司都一致认为在招股说明书中公布盈利预测信息非常必要,但是自盈利预测信息披露制度由强制性披露改为自愿性披露后,制度不再强制要求公司披露盈利预测信息,导致了预测盈利信息的供应渐趋萎缩,这使盈利预测信息的作用无法得到发挥。若要充分发挥盈利预测对市场的积极作用,应该加大对盈利预测自愿披露的监管力度。

第二,在制度变化前后,对盈利预测信息可靠性影响最大的因素都是对主营业务收入和成本的预测准确性,主营业务是维持公司正常运营的核心和关键所在。但我国IPO公司在强制性披露制度下的主营业务盈利预测误差明显比当年的盈利预测误差大的多,可以推测IPO公司很可能为了避免证监会对其预测不准的惩罚,调整了非主营业务利润数据来降低最后利润的误差,进行利润操纵的嫌疑较大。自愿披露制度下,这种情况稍有所改善,但这种改善仍不尽如人意,所以对我国的上市公司而言,扎扎实实的做好主业,才能从根本上提高自身的盈利能力,完成利润预测目标。

第三,制度变化引起对盈利预测可靠性的影响因素由比较单一变的更为多元。公众持股比例等在强制性披露制度下影响力极小的因素在自愿披露制度下占有了一定分量,这说明IPO公司在编制盈利预测时不能再仅考虑自身筹资的需要,甚至虚增利润以吸引投资,还要注重对各方面利益的兼顾。IPO公司上市不仅是个体的经济行为,更是一种社会行为。

参考文献

[1]徐经长、戴德明、毛新述、姚淑瑜:《预测盈余的价值相关性——来自深圳、上海股市的经验证据》,《证券市场导报》2003年第12期。

[2]赵宇龙:《会计盈余披露的信息含量——来自上海股市的经验数据》,《经济研究》1998年第7期。

[3]陈晓、陈小悦、刘钊:《A股盈余报告的有用性研究——来自上海、深圳股市的实证证据》,《会计研究》2003年第5期。

迈入IPO时代 第4篇

汤姆森金融公司(Thomson Financial)发布的数据显示，截至11月22日，今年以来，全球企业的IPO（首次公开募资）融资总额已达2594亿美元。其中，中国企业的市场份额蝉联第一，占比19.9%，与去年同期的21.1%相比，比率虽有所下降，但融资额近516亿美元，超过去年的478亿美元。美国与巴西的企业分别以382亿美元、256亿美元的融资总额位列中国之后。

这一波上市融资的企业中，绝大部分为创业企业*（非国有控股企业）。仅在2007年，截至11月16日，在纽交所和纳斯达克上市的21家上市企业百分百都是创业企业。

摩根大通中国区主席兼行政总裁李小加认为，目前中国经济的奇迹，造就了资本市场黄金时期的开始，从而也带动创业进入了一个全盛期。

IPO“群芳宴”

自2003年以来，全球股市的整体性上扬，为包括中国在内的企业上市提供了良机。而2005年下半年以来，国际风险投资机构开始蜂拥进入中国，在中国市场耕耘多年的投资机构也纷纷募集了新的基金。根据惯例，基金的投资周期一般为1-3年，在资本市场的鼓舞下，他们投资的速度非常快，同时投资的触角触及到各行各业的各阶段的优秀民营企业。经过他们投资后的企业，能够比较快的接受国际准则，法律和财务上比较健全和规范，对于海外资本市场的接受比较快。很多企业在接受投资1-2年，即完成上市的过程，如航美传媒和完美时空。而那些接受风险投资较早的企业，如阿里巴巴等，则在历经产业低靡的严格考验后，凭借优异的业绩和实力登陆资本市场。中国经济多年的高速增长和坚实的经济实力，使得海外资本市场对中国企业的认可程度非常高。几个因素的合力推动，成就了2007年中国企业的IPO热潮，而因大盘蓝筹股回归等多种原因导致的中国A股市场的迅速崛起和繁荣，以及剑在弦上的创业板，则更为资本市场锦上添花，整个资本市场一片欣欣向荣。

截至11月16日，在中国香港、中国内地、新加坡和美国市场，今年共有183家中国企业上市，而在2005年、2006年，上市企业数分别为94家和145家。

纵观这波IPO热潮，我们可以从中发现几个显著特点：

首先，创业企业成为上市大军的主流。以往，IPO市场的主角是中国大型国有企业，例如，今年在香港上市的房地产企业中没有一家为国有控股企业。这主要是由于一方面优质大型国有企业毕竟有限，资本市场开始关注优质创业企业，另一方面中国创业企业在国民经济中的地位也日渐上升，成为推动经济发展不可忽视的重要力量。

其次，在资本市场之间竞争的压力下，行业的传统被打破，各资本市场原有的投资偏好差别日渐模糊。

过去，纽交所的资本投资偏好为大型蓝筹股，如电讯科技业等，纳斯达克交易所则是一个偏重于高科技企业的市场。但如今，在纳斯达克上市的公司中，70%已是非高科技公司。纽交所也不再是那个只要大盘蓝筹股的市场了，如2007年，按原来的思维，作为高科技公司的巨人网络、侨兴移动、橡果国际等，更适合上纳斯达克，而不是现在的纽交所。而电子商务网站阿里巴巴和网络游戏厂商网龙最终选择在香港上市，亦不是纳斯达克。

第三，上市地点选择和上市企业的行业分布更趋多元化。

在2000年左右的那波IPO热潮中，中国企业的海外上市地点主要集中在几个主战场：中国香港、纳斯达克、新加坡等。如今，企业的选择范围更广了，不再只是局限于几个传统的资本市场。如今年，华丰纺织国际集团和博奇环保科技（控股）有限公司，就代表中国企业分别首次登陆韩国证券交易所和日本东京证券交易所主板。

凯鹏华盈创投基金创始合伙人汝林琪在接受《创业邦》采访时指出，以前的民营上市企业，当初基本上是带着与国外已成功的相似模式或概念去上市，然后国外资本市场以一定的折价，如10%或20%，来计算它的估值。一般以高科技企业为主。

以百度为例，2005年，纳斯达克（NASDAQ）与其说是追捧百度，不如说是追捧谷歌更确切些；2000年新浪、搜狐等中国门户能成功上市，雅虎的表率作用功不可没。

但反观2007年这一波IPO，行业分布极为分散，可谓百花齐放，如登上纽交所的华奥物种，就属于典型的农业科技概念。与过比相比，这一波上市的企业的商业模式更代表中国经济的特色。如阿里巴巴和网游系列企业。它们的实力更为雄厚，商业模式也更加清晰，不只是概念。绝大多数企业均具有一定规模的销售收入和利润。

创业全盛期

在2007年这一波IPO潮中，创业企业表现尤为抢眼，远远盖过国企的风光，如今年在香港资本市场上市的中国企业中，创业企业占81.6%；在美国纳斯达克和纽交所上市的21家中国企业中，百分百为创业企业。李小加认为，对于中国创业家和广大的创业者而言，他们面对一个前所未有的机会。中国的创业家处在一个空前绝后的时代：不仅处在中国高速发展的大市场中，而且还处在特定的具有历史意义的时点上。

在这个大时代中，多种元素和选手是共存和共荣的，中国大规模制造的企业与中国自主创新企业都有机会成长为中国领军者，甚至在国际化的产业链和国际化的竞争中，也可以扮演重要角色。

在这21家企业中，如果将今年11月16日当天的股价与当初公司发行价进行对比，则不难发现，上市后，来自太阳能行业及具有自主技术的创业企业颇受美国投资者的追捧，如太阳能行业的河北晶澳太阳能、江西赛维、英利绿色能源的现有股价分别比发行价上涨39.8%、30.1%、173.8%，说明美国投资者对新能源的关注和期待；而具有自主技术和独特模式的完美时空、药明康德、永新视博分别上涨59.4%、101.6%、100.9%，这也折射出美国投资者对技术的偏爱和敏感性。

在国内的深圳中小企业板，创业企业也表现不俗，上市的82家企业中，60家为创业企业，达73%。

统计显示，今年在深圳中小企业板上市的创业企业，上市前的2006年的主营业务收入规模主要集中在1亿至5亿元之间，占据61.7%；20亿元以上的公司仅占1.6%，体现了中小企业板的“中小型”定位。

深圳中小企业板上市的创业企业2006年的净利润规模以3000万至5000万元区间居多，达51.7%；5000万元以下的公司占据75.1%。对比而言，美国上市的中国创业企业的净利润规模更大，1亿元至3亿元的企业占据52.4%，5000万元以下的公司比例为28.6%。

在深圳中小企业板上市的创业公司，成立时间相对不长，2000年后才成立的公司占据52%，说明深圳中小企业板有望成为未来中国创业企业的幕后资本输出平台。

与往年的高科技类公司在上市中表现得一枝独秀不同，在2007年创业公司的上市潮中，行业分布较为分散，传统行业表现突出。但数据显示，今年在中小企业板上市的创业企业中，传统行业的企业的比率高达74%。在香港资本市场，传统行业的企业比例为73.7%，如房地产业的碧桂园、服装业的波司登、制鞋业的百丽等都于2007年成功登陆香港主板。

相比较而言，在纳斯达克和纽交所上市的21家中国创业公司中，传统行业的比例仅占9.5%，但行业分布较为分散、平均。

数据显示，2007年成功登陆深圳中小企业板上市的企业，2006年的主营业务收入规模主要在1亿至5亿元之间（占61.7%），净利润集中于3000万至5000万元区间（占51.7%），公司成立时间以2000年后为主（占51.7%）。抛开行业类别，核心竞争力和发展前景才是他们敲开深圳中小企业板大门的最有力武器。

火热A股

截至2007年11月16日，在几个主要的上市地点香港主板（37家）、香港创业板（1家）、新加坡主板（22家）、新加坡创业板（1家）、NASDAQ（7家）、纽交所（14家）、上证所（19家）、深圳中小企业板（82家）上市的中国公司共计183家，其中A股上市数量达101家，约占55.2%。

“2007年，火热的A股是由市场各方共同推动的。人民币升值预期加剧了中国市场的资本泛滥，政府由此欲通过增加上市企业量来吸纳掉市场中部分流动性资金。核准制，而非西方的备案制的上市审批机制，为政府实现这种设想提供了可操作性。另一方面，公司背后的资本方，极力推动自己投资的公司，在牛市中实现上市套现。大部分当事公司对上市又是求之不得。” 方得（北京）资产管理股份有限公司基金经理欧阳卫平向《创业邦》接着说，“待一些如银行股、能源股等国企大盘股回归A股完毕后，未来，今年A股创造的发行规模神话很难再被复制。”

截至11月16日，A股上市的101家企业中，选择上海证券交易所上市的占据19席，选择深圳中小企业板上市的企业达82家；其中又有22家企业，背后存在VC或PE的支持，占据26.8%，如深圳怡亚通供应链股份有限公司就是他们中的代表。

11月13日，深圳怡亚通供应链股份有限公司正式在深圳中小企业板挂牌上市。赛富二期基金于2006年5月，向怡亚通投资1820万美元。怡亚通的上市，意味着在所有投资的中国企业中，赛富首次通过A股实现成功退出。

与在美国上市的企业相比，中小企业板上的企业接受风险投资比率还是不够高。自去年以来，在中国政府着力打造中国本土资本市场的大背景下，不管对于投资界，还是企业界来说，26.8%这个数据可能隐含着更多的深意。

金杜律师事务所合伙人查扬在接受《创业邦》采访时就认为，在A股崛起和“10号文”引导优质企业在国内上市等大背景下，目前的国内A股市场，为投资中国企业的国际资本实现上市退出，提供了另一个可能选择。

明天，上市去！

“你上市了吗”，在未来，或许这将成为企业家见面的流行问候语。然后对于真正的创业家来说，上市仅仅意味着新一轮创业的开始。

据美国证券市场的统计显示：上市5年后，62%的上市公司将消失，40%的上市公司由于经营问题而退市。

在2007年的IPO热潮中，有一批这样的企业，他们的业务线比较单一，依附于某一个细分市场，如即将上市的路翔股份和劲嘉股份就是典型代表。

路翔股份是一家专业沥青生产企业，主要从事改性沥青、特种沥青的专业化生产。而劲嘉股份的核心业务是烟标印制，主要产品是烟标及相关镭射包装材料镭射膜和镭射纸。

“迫于资本对企业增长带来的压力，上市后，公司一般就会用所募资金来提高产能，或做技术研发。但现实问题是，类似路翔股份和劲嘉股份的上市公司，细分市场的发展空间能支持公司规模的可持续增长吗？对于一些中小企业，行业发展空间有限，产能扩大后，公司的市场占有率，可能很快就会升至40%至80%。这时，公司就会遇到一个行业发展瓶颈。”欧阳卫平向《创业邦》说。

许多中小企业，上市后几年的增长率沿着“30%、50%、20%、10%、亏损倒闭”的路径演进，这种现象值得上市后每个创业家的思索。

在这些IPO大潮中，另外还有这样一些企业，虽然所处行业的发展空间巨大，但他们的创业时间却不长，产业链的整体发展还不成熟，如太阳能行业和网游业。

随着2005年底无锡尚德的上市，在资本市场，太阳能产业链各环节的价值开始被重新评估，2007年，河北晶澳太阳能、中电电气、江西赛维、英利绿色能源等太阳能公司陆续上市。同一个行业中，这么多企业的上市，将促进该行业的发展，加剧行业的竞争，行业整合可能在所难免。但这些年轻公司的创业者们，在管理、思想、人才储备等方面，为即将到来的行业整合准备好了吗？网游业也如此。伴随金山、完美时空、巨人网络等的相继上市，行业原有版图亦将被重新分配。

对于更多未上市的创业企业而言，要想达到“明天上市去”，则需要今天更多的准备。

专业人士预测，这次IPO的热潮，大约可以持续18个月。中国国内的资本市场正处在高处不胜寒的位置，一点风吹草动都易引起恐慌，因此企业要抓紧时间备战上市，无论是国内还是海外。可以预见，未来12个月将有更多的企业上市。而企业的上市也会逐渐变为平常事，它只不过是企业通过资本市场筹措资金的一种方式。

上市也不是企业发展的最终目标，而仅仅是一个新的开始。创业家要学会用资本市场的尺子来衡量自己，让资本市场认可自己的价值、实力和持续赢利的能力。通过上市的洗礼，会让企业更加规范和透明，也能增强企业的社会责任感。上市的压力，将转化为企业发展的外在动力。

IPO质量 第5篇

信息披露质量是一个全球关注的热点问题。证监会于1999年10月颁布了《关于提高上市公司财务信息披露质量的通知》, 于2004年1月又颁布了《关于进一步提高上市公司财务信息披露质量的通知》, 其间还颁布实施了一些专项信息披露管理办法。这些规定和管理办法对促进我国上市公司信息披露质量的提高, 起到了良好的规范和推动作用。

2003年12月28日, 证监会发布了《证券发行上市保荐制度暂行办法》, 并自2004年2月1日起施行。该暂行办法的第十九条规定, 发行人证券上市后, 保荐机构应当持续督导发行人履行信息披露等义务;第二十八条规定, 保荐机构应当在持续督导期间督导发行人履行信息披露的义务, 审阅信息披露文件及向证监会、证券交易所提交的其他文件;第二十九条规定, 首次公开发行股票的, 持续督导的期间为证券上市当年剩余时间及其后两个完整会计年度, 持续督导的期间自证券上市之日起计算;第六十五条规定, 发行人在持续督导期间信息披露文件存在虚假记载、误导性陈述或者重大遗漏的, 证监会自确认之日起三个月内不再受理保荐机构的推荐, 并将相关保荐代表人从名单中去除。

2008年10月17日, 证监会又发布了《证券发行上市保荐业务管理办法》, 并自2008年12月1日起施行。该管理办法对保荐机构和保荐代表人在IPO公司上市后持续督导期间的信息披露所应承担的职责、监管措施和法律责任等进行了更加明确和严格的规定。由此可见, 保荐机构声誉对IPO公司上市后持续督导期间的信息披露质量具有决定性影响, 并因此承担相应的法律责任。

国内外学者迄今为止还没有对保荐机构 (主承销商) 声誉与IPO公司上市后持续督导期间的信息披露质量之间的关系进行过实证研究。笔者以2005~2008年度处于持续督导期间的深市535家IPO公司为研究样本, 对保荐机构声誉与IPO公司持续督导期间的信息披露质量之间的关系进行了实证研究。实证研究结果表明:保荐机构声誉与IPO公司持续督导期间的信息披露质量之间不存在显著相关关系, 即由前十大保荐机构持续督导的IPO公司的信息披露质量并不高于由非前十大保荐机构持续督导的IPO公司的信息披露质量。本文将对高声誉的保荐机构 (主承销商) 不能利用其优秀人才、丰富资源以及高水平的保荐代表人等优势提高其持续督导的IPO公司信息披露质量的原因作一分析。

二、保荐机构声誉与信息披露质量之间不存在显著相关关系的原因

笔者认为我国保荐机构声誉与IPO公司持续督导期间的信息披露质量之间不存在显著相关关系的原因体现在以下几个方面:

1. 保荐机构在保荐市场中处于被动地位。

在我国IPO市场中, 保荐机构之间对IPO客户的争夺非常激烈。通常情况下, 一家公司计划发行上市时, 往往有好几家保荐机构参与该项保荐业务的竞争, 即使该IPO客户的业绩和质量都很一般, 这种激烈的竞争状况也仍然存在。这时, 哪家保荐机构能够最终争取到该IPO客户主要取决于保荐机构与该IPO客户的关系, 而较小程度上取决于保荐机构的声誉。因此, 保荐机构在选择IPO客户方面并没有太大的选择权和主动权。所以由前十大保荐机构保荐的IPO公司的信息披露质量并不一定能高于由非前十大保荐机构保荐的IPO公司的信息披露质量, 从而导致了由前十大保荐机构保荐的IPO公司上市后, 在持续督导期间的信息披露质量并不一定高于由非前十大保荐机构保荐的IPO公司上市后在持续督导期间的信息披露质量。

2. 缺乏对保荐机构提供优质持续督导服务的激励机制。

根据目前我国证券发行市场中的惯例, 保荐机构在保荐一家IPO公司发行上市时, 通常会向客户公司收取改制财务顾问费、辅导费用、保荐费用和承销费用。保荐机构在将IPO公司成功保荐发行上市并从公开发行所募集资金中扣除保荐费用和承销费用后, 保荐机构和IPO公司之间的有关IPO费用的收取权利和支付义务到此基本上已结清。但是, 保荐机构的保荐职责并没有到此而结束, 根据证监会的有关规定, 保荐机构还必须在IPO公司的证券上市当年剩余时间及其后两个完整会计年度承担持续督导职责。然而, 上市后的持续督导工作作为保荐工作的组成部分并不单独收费, 其费用已包括在保荐费用中并已于IPO申报材料报送证监会或者公开发行收到募集资金时支付给了保荐机构。即保荐机构在持续督导期间不会因为其持续督导行为而收到其他任何费用。久而久之, 许多保荐机构就会将持续督导工作当作是IPO保荐业务的一项“无回报”工作和义务, 在持续督导工作上并不会投入过多的时间和精力, 而是将主要精力重新投向新的IPO客户的开发和发行上市上, 最终造成由前十大保荐机构持续督导的IPO公司的信息披露质量与由非前十大保荐机构持续督导的IPO公司的信息披露质量并无显著差别。

3. 对保荐机构持续督导违规行为的监督和惩罚力度不够。

虽然《证券发行上市保荐业务管理办法》等有关法律法规针对保荐机构持续督导违规行为制定了相应的惩罚措施, 但是从我国有关监管部门的实际监管过程来看, 对保荐机构的监管和惩罚常常十分“手软”, 难见严格。监管机构对保荐机构持续督导违规行为的打击, 不是虎头蛇尾, 就是处罚落空, 对保荐机构管理层和保荐代表人的违规行为也常常是以一纸谴责了结, 这使得保荐机构持续督导违规行为成本低廉, 实际上造成了纵容持续督导违规行为的不良后果。

监管部门对保荐机构的监管举措乏力与我国目前金融体制改革尚未完成有关。在我国证券市场上运作的券商大多是由原国有金融机构组建而来, 其背景各异, 但均隶属于各级政府, 即使实行企业化运作, 其官方色彩依旧十分浓厚, 也正是由于这一特殊背景, 政府监管当局与保荐机构存在共同的利害关系 (刘江会, 2003) 。监管失效的“俘虏理论”表明, 不同的利益集团支配了整个的监管过程, 并最终使监管机构适应利益集团的利益需要。由此可见, 我国保荐机构所代表的各种利益集团及其与有关监管机构之间千丝万缕的利害关系, 导致了监管当局很难对保荐机构的持续督导违规行为进行严厉的监管和处罚, 从而导致由前十大保荐机构持续督导的IPO公司的信息披露质量不高。

三、政策措施

以上分析表明, 在我国IPO市场中, 保荐机构由于激烈的市场竞争在选择IPO客户时处于被动地位, 证券市场中缺乏对保荐机构提供优质持续督导服务的激励机制, 其持续督导违规行为也不会受到严厉的惩罚, 这些都导致了我国保荐机构声誉与IPO公司持续督导期间的信息披露质量之间不存在显著相关关系。因此, 要理顺我国保荐机构声誉与IPO公司持续督导期间的信息披露质量之间的关系, 必须采取有针对性的政策措施。本文认为当前有关监管部门的政策措施应体现在以下几个方面:

1. 促进承销费用市场化, 建立持续督导费用支付制度。

长期以来我国承销费用率一直受到有关监管部门的严格管制, 承销费用率的波动幅度被限制在一定的范围之内 (1.5%~3.0%) , 导致高声誉的保荐机构和低声誉的保荐机构的承销费用差别不大, 这是我国保荐机构不愿进行声誉资本投资, 忽视保荐业务质量, 一味追求保荐业务数量的重要原因。因此, 要激励保荐机构建立和保持市场声誉、提高保荐业务质量, 相关监管部门应放松对承销费用率的管制, 并建立市场化的承销服务价格形成机制, 通过市场竞争来形成充分反映保荐业务质量和声誉资本价值的承销服务价格, 使保荐机构进行声誉投资和提高保荐业务质量能够得到回报和补偿, 从而为理顺保荐机构声誉与IPO公司持续督导信息披露质量之间的关系创造必要的前提条件。同时, 应建立以持续督导业务质量为判定依据的持续督导费用支付制度, 以激励保荐机构提高持续督导业务质量。

2. 进一步落实保荐制度, 加强对保荐机构的检查和监督力度。

在保荐制度下, 保荐机构拥有挑选和推荐企业发行上市的权力, 并承担相应的义务, 保荐制度的实施是我国证券发行上市进一步市场化的有力举措。自2004年2月1日我国证券发行上市实行保荐制度以来, 我国保荐机构在挑选、培育和推荐IPO公司发行上市中发挥了重要作用, 从源头上提高了我国上市公司的质量, 为我国证券发行市场化和提高证券市场资源配置效率做出了巨大贡献。然而, 近年来在保荐制度实施过程中也出现了不少问题。其中较为突出的是有些保荐机构和保荐代表人保荐服务 (包括持续督导) 的意识不强或执业质量不高, 因此, 我国有关监管部门有必要加强对保荐机构和保荐代表人持续督导工作的检查和监督力度, 从而有利于理顺保荐机构声誉与IPO公司持续督导期间信息披露质量之间的关系。

3. 加大对保荐机构持续督导违规行为的惩罚力度。

保荐机构与有关监管部门之间存在千丝万缕的利害关系是导致我国有关监管部门很难对保荐机构的违规行为进行严厉处罚的重要原因。因此, 必须促进我国保荐机构股权结构的分散化, 引入多元化投资主体。这有利于斩断保荐机构与政府机构之间的利害关系, 改变政府监管部门既是监管者又是游戏者的双重角色, 促进有关监管部门加大对保荐机构持续督导违规行为的惩罚力度, 使保荐机构违规行为的风险和成本增加, 从而有利于克服保荐机构的短期机会主义行为, 促使保荐机构提高IPO公司持续督导期间的信息披露质量。

参考文献

[1].刘立国, 杜莹.公司治理与会计信息质量关系的实证研究.会计研究, 2003;2

[2].刘江会, 尹伯成, 易行健.我国证券承销商声誉与企业质量关系的实证分析.财贸经济, 2005;3

[3].刘江会, 宋瑞波.我国承销商违规失信的表现与原因分析.管理世界, 2003;12

IPO质量 第6篇

(一)认证中介理论的内涵

发行企业与外部投资者之间的信息不对称是干扰证券发行的一个重要问题,作为发行人和投资者之间的第三方,承销商可以凭借其中介地位向投资者传递有关发行企业的信息,从而缓解因发行人和投资者之间信息不对称所导致的“逆向选择”问题。由Booth和Smith(1986)提出来的“认证中介理论”认为,“发行企业是通过租借承销商的声誉来表明其发行价格与其内部信息和投资价值是相一致的”,而承销服务费用在很大程度上就是承销商作为第三方向投资者传递有关发行企业信息的一种补偿,这种补偿是企业价值不确定性的增函数,也是承销商声誉的增函数。因此,出于对自身声誉和未来收益的关切,承销商有一个挑选IPO企业的机制,越是有声望的承销商越是与那些风险低的发行相联系,这意味着承销商会象一个风险厌恶者那样行事,其承揽的IPO业务往往是那些前景看好、风险不大的企业的IPO。投资者知道承销商在进行承销决策时会考虑自己的声誉,因此承销商一旦答应承销某个企业的IPO业务,投资者就可以从中获得一些有关企业的正面信号,在其他条件相同的情况下,发行企业的证券就能够获得一个不错的市场出清价格,声誉好的承销商也因此可以凭借其声誉而索取较高的承销费用,这种高费用是对其建立和保持市场声誉的一种补偿,也是承销商关切自身声誉的持续动力。正是因为承销商对自身的声誉资本和长远利益十分关切,因此越是声誉高的承销商越是尽力避免承销那些风险大、发展前景差、投资价值小的企业的证券,而尽力承销那些发展潜力大、市场竞争力强、业绩表现优良企业的IPO业务(Beatty和Ritter,1986)。

(二)认证中介理论的推论

“认证中介理论”实际上蕴含着这样三个推论:其一,声誉资本是承销商作为第三方向投资者传递有关发行企业内部信息的前提,因此也是承销商发挥“认证中介”职能,缓解证券发行市场信息不对称的基础;其二,承销商出于对自身声誉和未来收益的关切,往往会规避风险较高的发行,这意味着声誉等级高的承销商总是挑选那些经营绩效优良,市场前景看好企业的IPO进行承销,因此越是声誉高的承销商,越是会选择更严格的标准来评估IPO企业的价值,在这种情形下企业在进行IPO时可以通过选择高声誉的承销商来向投资者传递关于自身价值的信息,所以承销商的声誉等级与IPO企业质量之间存在一种正相关的关系;其三,承销商的声誉等级具有信号显示的功能,投资者根据承销商的声誉等级来甄别其所承销的IPO企业质量的好坏,承销商声誉机制的这种信号显示功能对证券发行市场的有效性非常重要。

上述关于承销商声誉与IPO企业质量之间的关系是对成熟市场的分析而得出来的结论,而较之成熟市场而言,新兴市场有其自身的特征,这些特征可能导致新兴市场中承销商的声誉与IPO企业之间的关系与成熟市场中有所不同。一般认为,新兴市场中的信息不对称问题更加严重,信息生产和转递的效率都很低,在新兴的资本市场中,投资者要收集和处理反映发行企业价值的信息所需要的时间和成本都要远远高于成熟市场。因此,从投资者的角度而言,新兴证券市场中承销商的声誉对于解决信息不对称问题显得更为重要。但在一些效率低下新兴证券市场中,由于发行企业和投资者之间的信息不对称程度如此的严重,以至于在这些市场上承销商的声誉不像成熟市场那样能够有效缓解这种不对称性信息。因此,“认证中介理论”关于承销商声誉与IPO企业质量之间关系的有关结论是否适用于我国还有待检验。

二、研究设计

(一)研究假设

声誉是承销商“认证中介”作用发挥的一个重要的保证,同时声誉也决定了承销商未来可预见的收入流,因此高声誉的承销商在进行承销决策时,出于对自身声誉的和未来长期收益的考虑总是挑选那些经营绩效优良、市场前景看好企业的IPO业务进行承销。而IPO长期回报率在很大程度上取决于IPO企业的质量,一般而言,IPO企业的质量越好,投资者获得的IPO长期回报率越高,这就意味着高声誉承销商所承销的IPO给投资者带来的长期回报率应该比低声誉承销商所承销的IPO要高。因此,承销商的声誉越高,IPO企业的质量就越高,其给投资者所带来的IPO长期回报率也越高。国内研究承销商声誉与发行企业质量的文献很少。刘江会(2004)用ST上市企业在不同声誉承销商中所占比率这一指标来研究上述关系,发现声誉等级高的承销商所承销的IPO企业在上市后被ST的比率反而要比声誉等级低的承销商高,也就是被ST的上市企业主要分布在高声誉等级的承销商中,这一事实与“认证中介理论”相悖。然后又用上市公司业绩这一指标进行实证,结果表明不同声誉等级承销商所承销IPO企业的质量上的区别并不明显。与此类似,金晓斌等(2004)对1996-2001年不同承销商承销企业的ROA的方差分析和值的方差分析,得到不同类别的承销商在1999年后在选择IPO企业质量时表现出了差异,从而表明承销商声誉机制的有效性。不过该文也承认这种差异性很不稳定,此外,在其实证研究中承销商声誉变量仅用承销商排名得分来衡量,不能全面反映我国承销商声誉的状况。同时,国内外的研究中,承销商声誉与发行企业质量的研究是与IPO长期弱势紧密联系在一起的。Carter、Dark和Sighn(1998)选用IPO后投资者购买该企业证券并持有三年(即36个月,每月20个交易日)的累计投资回报率(Three year post-IPO market-adjusted return,其文中表示为MAR3)。分别从C-M体系和M-M体系两个角度检验了承销商声誉和IPO长期回报率之间的关系。其实证结论与Booth和Smith(1986)的理论分析是一致的。Michael和Shaw(1994)用承销商的资本额作为声誉的代理变量,同样发现高声誉券商承销股票的长期弱势要小于低声誉券商。国内学者郭泓、赵震宇(2006)的研究也得到了相同的结论,即承销商声誉对IPO公司的长期回报有显著影响,承销商声誉越高,IPO公司的长期回报也越高。而刘江会(2004)的同样研究却得出了不同的结论,即我国承销商声誉与IPO的长期回报没有关系。不同的结论表明该问题仍有必要进一步研究,而且长期以来,除了二人的研究外鲜见有类似的研究出现。故此,本文提出如下假设:

假设1承销商声誉与发行企业的业绩成正比

假设2承销商声誉与承销IPO风险成反比

假设3承销商声誉与IPO长期回报成正比

(二)样本选取和数据来源

本文选取了1999年2月至2004年9月(由于三年期长期回报的计算只能到这个时间)在中国沪深股市全部首次公开发行的A股上市公司为样本,不包括B股上市公司,共有536个有效样本。软件运用SPSS12.0,数据来源于深圳国泰安公司提供的CSMAR数据库。

(三)变量确定

本文的变量确定如下:

(1)承销商声誉变量指标(REPi)的选取。承销商声誉等级的衡量方法最具代表性的有两种:C-M方法(墓碑公告排名系统)和市场份额法(M-W排名系统)。我国没有类似于美国那样的墓碑公告,无法采用C-M排名法。一般都采用市场份额的方法,但国内学者研究的具体做法又各有不同。从承销商的业务分类来看,承销商排名研究大致可以分为两种:一是通过比较综合考虑承销商各个方面经营情况来得出券商的综合排名。二是只考虑承销业务量或承销家数来得出券商的名誉。就理论研究而言,更注重的是券商在承销股票业务时的诚信度,以发挥承销商的信息认证作用,降低发行中的信息不对称程度。券商的经纪业务,自营业务等业务和诸如公司资产总额、净资本、利润总额、人力资本等公司因素与这种作用的关连性如何体现,程度如何,一直以来都是理论界没有考虑的问题。这关系到是应该用综合业务量还是承销业务量来做指标的取舍问题。国外由于市场发达,承销商市场机制健全,采用这两个指标对声誉排名影响很小,Carter、Dark and Singh(1998)的实证发现也说明了这一点。然而,我国目前则还缺乏这方面的比较研究,本文按照承销家数、承销业务量和综合业务量三个指标计算是承份额方法的得到我国承销商的三个不同的排名(限于篇幅,并未提供)。具体为:承销家数指标是对每个承销商计算其自1999年至2006年所有承销家数;承销业务量是计算每个承销商自1999年至2006年承销IPO的金额总和,同时除以这八年IPO募资额总和可得到IPO业务量市场份额值;承销商声誉的综合业务量指标采用伟海证券精英网站给出的综合价值量指标,以2000年全年的承销和经纪业务量得出综合业务量(具体的计算方法,请参照伟海证券精英网站)。简单起见,文中采用各承销商综合业务量的RMS(相对市场指标)。我国的承销商市场一直处于制度和市场本身的变动中。2003年券商排名与2002年相比仍然存在着较大的变化,如在承销金额方面,2002年居首位的中金公司退至第10,广发证券更是下跌严重;在利润总额上,国联、国元、汉唐等中型券商后来居上。这些说明我国券商发育远未成熟。相对来讲,国外的证券市场已经是一个经历了百年历史的发展,其承销商制度的已经成熟,承销商市场结构已经稳定,声誉排名几乎很少变化。这样的情形也说明了本文研究需要多角度更细致地展开,也就是本文要从三个角度来分别衡量承销商声誉的部分缘由。由于我国证券发行市场具有新兴市场和转型经济的双重特征,承销商市场份额的大小并不一定是在市场竞争中形成的,也并不一定反映了承销商的业务能力和承销服务的质量,市场份额的大小可能是行政管制、垄断以及其他非市场竞争行为的结果。但是这样的状况并不影响本文以市场份额作为参照系来考察承销商的声誉问题。依照经济学的研究模式,本文研究需要建立一个参照系(benchmark)展开。由于在成熟的和声誉机制完善的证券发行市场中,市场份额越高的承销商,其声誉一定越好,而声誉越好,则承销商的承销业务能力和承销服务质量一定越高,因此承销商的声誉、市场份额、承销商的业务能力和承销服务质量之间一定存在者必然的联系,如果发现以市场份额为替代指标的承销商声誉值与承销商业务能力的高低和承销服务质量的好坏并不相关,那么就可以明确地说证券发行市场中承销商声誉机制一定有问题,因此可以通过考察承销商市场份额与承销商的业务能力与承销服务质量之间的关系,来分析证券发行市场中承销商声誉机制的状况。

(2)发行企业业绩指标的选取。本文选取了ROA代表发行企业的业绩,从而反映其发行企业质量。

(3)发行企业风险变量指标(STDRM)的选取:Beatty and Ritter(1986)以IPO上市后报酬率的标准差和发行规模来度量IPO的不确定性。其中上市后日报酬率标准差越大,表明IPO市场价值先验不确定性越大。这里的个股日收益率等于个股每日收盘价和开盘价之差再除以开盘价。在本文的实证中也采取这一定义。为了避免上市日当天的异常波动和上市新出现信息的干扰,一般选择上市日去掉第一天的后20个交易日的回报率标准差作为替代变量(Ritter and Beatty,1986)。也有用一年的日回报率标准差的(Carter、Dark和Sighn,1998),不过其因变量是三年期的长期回报率。

(4)IPO长期回报率采用如Carter等(1998)的方法,用IPO投资者购买该企业证券并持有三年的累计投资回报率来计算。计算时剔除上市后第一周的收益率,即从第6个交易日开始计算。此做法是为了排除股票刚上市的短期炒作因素的干扰。具体计算如下:。其中γit表示第i股票在交易日t的日收益率,计算为,PI为股票当日收盘价,P0为前日收盘价。γmt表示交易日t期的市场指数收益率,计算为,Pm1为市场指数t日收盘价,Pm0为市场指数前日收盘价。

(四)模型构建

本文建立了如下模型:(1)承销商声誉与发行企业风险的单因素模型建立如下:模型1:STDRM=α0+α1REPi+ε,STDRM表示IPO的企业未来现金流的风险,用上市后一个月的日报酬收益率标准差表示,即第二日至第21日的日收益率标准差。(2)承销商声誉与长期回报的单因素模型如下:模型2:LRE=α0+α1REPi+ε。(3)承销商声誉与长期回报的多因素模型:多因素模型的数据选择和使用技术参照上述单因素模型。在控制变量选择上,影响IPO长期回报的因素有很多,除了承销商声誉以外,IPO长期回报还与发行规模、发行市盈率、IPO认购中签率等因素相关,因此为了检验承销商声誉对IPO长期回报的关系,必须控制这些因素对其的影响。参考其他学者的模型和我国实际情况,多因素模型建立如下:模型3:LRE=α0+α1SIZE+α2REPi+α3AGE+α4LOTs+α5STDR+ε。其中,SIZE表示新股发行规模,发行价格乘以发行数量来计算。在模型中用取自然对数后表示。前文已经指出,发行规模大的企业所面临的风险较小,因此持有该类IPO企业的证券的长期回报率比较高(或长期弱势不明显),即有α1>0;LOTs指的是中签率,是表示发行当时的市场状况的指标,实际计算中取上网发行中签率和市值配售中签率根据量加权平均;AGE表示IPO企业成立的年限,实际计算中月份都换算成年来表示。一般而言,成立时间越久的企业风险越小,而越年轻的企业风险越大,因此该变量应该与IPO长期回报负相关。STDR表示表示IPO证券原始回报的标准差,该指标反映了发行企业未来现金流的风险(Johnson&Miller,1998;Carter等,1998)。因为模型的因变量为三年期的长期回报率,因此采用Carter(1998)的计算,用的是一年期的标准差,具体是IPO公司上市日的第6日到第256日的日收益率的标准差。REPi表示承销商声誉,仍然采用三种分类指标分别验证。根据前面的分析,其应与IPO长期回报率正相关。

三、实证结果分析

(一)承销商声誉与发行企业的财务指标的实证分析

本文分别对企业上市三年的(含当年)的平均业绩(以ROA代表)来做从1999年到2004年的方差分析,ROA以IPO上市后三年(含当年)的平均值计算,结果见(表1)。通过T检验可以发现,所有的比较除2001年承销商排名第2和第3之外,其余均未通过检验,即置信度均小于95%,或者ROA均值差(I-J)均不在95%的置信区间内,这表明所有按承销商排名的分类的ROA之间均不存在明显的差异。结果并不支持高声誉承销商承销质量好(财务指标好)的IPO的命题,这说明至少从财务指标来讲,承销商声誉机制在我国A股市场并不成立。

注:“*”表示在0.10的水平上显著,“**”表示在0.05的水平上显著,“***”表示在0.01的水平上显著(下同)

(二)承销商声誉与发行企业风险的实证分析

本文对模型1进行了检验,实证结果见(表2)。可以发现,在不包含控制变量的单因素回归中,承销商声誉变量(REPi)的t都不显著,模型通不过检验,无论是对于三个声誉指标的哪一个,模型的R2和调整的R2很小,都几乎上接近于0,这表明拟合优度很差。同时F值很小(由于采用的样本数目大,F值在3.0以上,模型才能通过检验),说明模型整体线形拟合很差。此结果表明,承销商声誉与承销IPO风险两者之间不具有实证意义上的联系。

(三)承销商声誉与长期回报的实证分析

在开始多因素回归前,先进行单因素模型(模型2)的验证。

(1)单因素模型的检验。

模型2采用的统计分析软件是Eviews3.1。去掉5只缺损值,共有531个有效样本点,检验结果见(表3)。很显然,在不包含控制变量的单因素回归中,承销商声誉变量都不显著,模型通不过检验,无论是对于三个声誉指标的哪一个,模型的R2和调整的R2很小,拟合优度很差。同时F值很小,说明模型整体线性拟合很差。这些都表明在单因素模型中,承销商声誉与IPO抑价两者之间不具有实证意义上的联系。同时,模型非常小,这表明用单一因素来解释IPO抑价在实证上基本上是不可行的,有很多因素没有包括进去,需要加进其他控制变量,做一个包括其他变量的多因素模型,从影响IPO抑价的一系列主要因素当中分解出承销商声誉对IPO的影响,并据此来检验我国承销商声誉与IPO长期回报之间的关系。

(2)多因素模型的检验。

对模型进行描述性和相关性统计变量结果见(表4)和(表5)之后,从(表5)可以看出,自变量之间的相关系数较小,这表明用这些变量建立的模型不会存在着共线性的问题,这符合建立线性模型的要求。本文采用LRE表示投资者用买入并持有(Buyand hold)的投资策略,计算IPO公司的一年和三年期的长期回报率(longrun return),相关多因素模型(模型3)的实证的结果见(表6)和(表7)。可以发现,回归方程的在0.05左右,方程的拟合优度很差,这也是此类方程的一个共同现象。其中一年期方程的F值通过了显著性检验(大于2,因为此模型为多变量模型,F的第一个自由度为6),表明整体线性拟合程度较好,表明一年期的、模型中的变量对长期回报率影响程度较大。但三年期方程没有通过(小于2),在IPO的长期回报率和承销商声誉的模型检验中,一年期的表现比三年期的更好。变量没有通过显著性检验,这表明新股发行模型对长期回报率影响不大,这与假设3不一致,也与郭泓、赵震宇(2006)不同。但仔细考察郭泓的结果,发现其系数非常之小。中签率对于一年期和三年期收益出现了两种截然不同的结果。对于一年期的长期回报结果,中签率显著为正。而对于三年期,却为负号且不显著。本文认为,可能是对于规模大,中签率低的大盘蓝筹股市场在上市首日的炒作小,结果在一年期的长期回报中反而超过了那些上市首日投机厉害,结果却随后长期走弱的小盘股。到了三年的更长期,出现了反转效应,这与一些研究是相符的。日收益率标准差STDR在两次实证中都显著为正(置信度均大于95%),表明从一年和三年这样的较长时间来看,高风险的企业取得了高的回报率。同时在三年期的模型中,可以看出,除STDR显著水平均大于99%,其余的变量均不显著,这表明在三年期模型中,模型的整体解释能力尽管不强,但是STDR即风险是唯一的重要影响因素。与三年期的模型相比较,一年期模型中,除STDR之外,LOTS的显著水平也大于99%,这表明两者都是影响高回报率的重要因素。而在长期,中签率基本上就没有任何影响了。

四、结论与建议

(一)结论

本文采用三种不同的标准衡量我国证券承销商声誉,从三个方面来说明承销商声誉与IPO企业质量的关系并进行了实证检验:一是财务指标以ROA方例,通过T检验没有发现高声誉承销商承销的IPO的财务明显好于低声誉承销商的IPO质量,假设1不成立。二是通过验证承销商声誉与承销企业的风险方面作了实证分析,也没有发现正面结论,假设2不成立。三是建立IPO企业的长期回报率的单因素模型和多因素模型来检验承销商声誉机制,结果同样没有通过显著性检验,假设3不成立。这说明在我国证券发行市场中,IPO企业的质量与承销商声誉之间并不存在像“认证中介理论”所表述的那种正相关关系。不管是声誉等级高还是声誉等级低的承销商在承揽IPO业务时都不怎么关注发行企业质量的好坏,高等级的承销商也可能承揽低质量企业的IPO业务,因此投资者通过承销商的声誉等级来区分发行企业质量好坏的信息甄别机制也就不存在,这种情形导致了我国承销商的信息生产功能和“认证中介”职能严重缺位。

(二)建议

由上述结论可以看出,在我国证券发行市场中,承销商不能有效发挥缓解发行企业和投资者之间的信息不对称问题的功能,这也是本文认为当前我国证券发行市场效率低下的一个重要原因。而我国证券发行制度浓厚的行政化色彩、承销业务较强的地域性、过低市场集中度、承销商之间激烈的市场竞争、监管当局监管力度的不到位,以及对承销商惩罚机制的弱化可能是导致上述我国承销商声誉与IPO企业质量之间关系扭曲的几个重要原因。因此,要理顺我国承销商与IPO企业质量之间的关系,提高证券发行市场的效率,应使承销服务费用市场化,促进承销商进行声誉资本投资的激励机制的形成。同时促进券商股权结构分散化和多元化,从而促进承销商的监督和惩罚机制的形成。

摘要：本文采用三种不同的标准衡量我国承销商声誉,运用我国A股发行市场的数据分别从企业财务指标、承销IPO的风险和IPO长期回报这三个方面,对承销商声誉与发行企业质量之间的关系进行了实证分析。结果发现:理论上得出的承销商声誉与IPO企业质量之间的正相关关系在我国并不存在,说明投资者通过承销商声誉等级来区分发行企业质量的“信号甄别机制”在我国证券发行市场基本不存在,我国承销商的信息生产功能和认证中介职能严重缺位。

关键词：认证中介理论,承销商声誉,发行企业质量

参考文献

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[5]刘江会:我国证券承销商声誉与IPO企业质量关系的实证分析,《财贸经济》2005年第3期。

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[7]Booth,J.,and Smith,R.,Capital raising,Underwritingand the Certification Process,Journal ofFinancial Economics,1986.

[8]Carter,R.B.,Dark,F.H.,.and Ajar K.S.,Underwriter Reputation,and the Long-Run Performance ofIPOStocks,Journal ofFinance,1998.

[9]Chemmanur,Thomas.J and Paolo Fulghieri,Invstment Bank Reputation,Information Production,and Financial Intermediation.Journal of Finance,1994.

[10]Michaely,R.,and Shaw,W.H.,The Pricing of Initial Public Offerings:Tests of Adverse-Selection and Signaling Theories,Review of Financial Studies,1994.

IPO质量 第7篇

首次公开发行 (Initial Public Offering, 简称IPO) , 是指企业透过证券交易所首次向公众出售证券。企业的首次公开发行包括债务证券和股权证券, 本文的研究对象仅限于股权证券的首次公开发行。IPO抑价 (IPO under Pricing) 是指股票首次公开发行的发行价格明显低于股票上市首日的收盘价的现象, 上市首日即能获得显著的超额回报。在不考虑相应的市场指数收益的情况下, 以首次公开发行股票上市交易第一天的收盘价格与发行价格的百分比来定义IPO的发行抑价。

UP= (P1-P0) /P0

在实证研究中, 国内外学者都选用IPO抑价程度作为衡量IPO效率的指标。IPO抑价现象 (IPOUnderpricing首次开发行股票抑价) 在国内外市场遍存在。根据国内外学者的研究 (如Su and Fleisher, 1998[2];Ritter, 2002[3];Wang (2003) [3];Su, 2004[4]研究表明, 新兴市场的IPO抑价要普遍高于成熟市场的IPO抑价率, 且各国间的差异较大。[1]同时, 创业板市场的抑价水平也高于主板市场。

鉴于我国创业板市场刚刚启动, 国内还较少涉及其IPO定价效率的研究, 本文在借鉴已有研究的基础上, 通过实证分析对我国创业板市场IPO定价效率的影响因素进行初步研究, 给出我国创业板市场定价效率的初步判断。

二、方法、数据与变量

(一) 研究方法

影响IPO定价的因素分布在多个层面, 多个维度。本文主要运用多元回归分析方法来研究中国创业板IPO定价效率。

回归分析是一种处理变量的统计相关关系的一种数理统计方法。多元回归分析是研究多个变量之间关系的回归分析方法, 按因变量和自变量的数量对应关系可划分为一个因变量对多个自变量的回归分析 (简称为“一对多”回归分析) 及多个因变量对多个自变量的回归分析 (简称为“多对多”回归分析) , 本文涉及的是前者, 即:

(二) 数据来源

本文中, 样本选取的是中国创业板市场截止到2009年12月10号之前的全部28家首次公开发行的上市公司。数据来源于深圳证券交易所提供的首次公开发行股票并在创业板上市公告书, 中国证券业协会提供的证券公司业绩排名, RESSET数据库, 凤凰财经网。

(三) 变量

1、变量选择和假设

影响IPO定价的因素有很多, 我们从分析企业内在价值, 信息不对称, 外在潜在变量这三方面中选择解释变量并提出假设。

(1) 企业内在价值及其分析变量

①每股收益;②发行市盈率;③发行价。

假设H1:每股收益与IPO抑价成正相关

每股收益越高, 相对来说其公司效益越好, 如果投资者从公司价值判断股票价格, 则应该是每股收益越高的股票越能引起投资者的投资欲望, 从而这样的股票首日股价上涨程度应当更强。

假设H2:发行市盈率与IPO抑价成负相关

市盈率是评判公司价值的重要指标, 代表着市场对上市公司的认可程度。如果发行市盈率过高, 会削减投资者的投资热情。

假设H3:发行价与IPO抑价成负相关

定价较低的股票, 相对来说比较容易炒作, 首日上涨的空间较大。

⑵信息不对称及其分析变量

①三大股东持股比例;②筹资规模;③承销商声誉。

假设H4:三大股东持股比例与IPO抑价成负相关

三大股东对IPO公司信息有着较为充分的了解, 若对IPO公司后续发展看好, 则三大股东持股比例较高。前三大股东持股比例愈高, 股权愈集中, 少数股东获取信息的能力就愈弱。IPO公司需要较高的IPO发行抑价以吸引外部投资者。

假设H5:筹资规模与IPO抑价成负相关

筹资规模从一个侧面反映了IPO公司的规模与业绩。一般来说, 筹资规模愈大, 公司业绩愈好, 其治理结构愈完善, 信息披露愈完全, 信息不对称程度愈低。

假设H6:承销商声誉与IPO抑价成负相关

承销商一个重要价值是他是市场上信息的生产者。越是声誉高的承销商, 越能在承销IPO业务时选择恰当和严格的标准来衡量企业价值。投资者根据承销商声誉的好坏从而间接地判断企业的价值。

我们根据表各承销商承销业绩的排名情况, 将我国承销商分成2个等级, 业绩排名在1-20位的为高声誉等级的承销商, 而业绩排名在20位以后的为低声誉等级的承销商。因变量数值越小, 声誉越高。

⑶外在潜在变量及其分析变量

①首日换手率;②中签率。

假设H7:首日换手率与IPO抑价成正相关

股票的换手率越高, 表明投机意味越浓厚, 短线投机资金大量涌入IPO抑价程度较高。

假设H8:中签率与IPO抑价成负相关

中签率较低的股票, 表明其受到短线投资者的认可和追捧, 同时, 由于中签率较低意味着申购风险加大, 需要加大IPO抑价水平以对其进行补偿。

三、实证过程及结果

(一) 建立模型

八种因素:EPS:每股收益;PE:发行市盈率;IP:发行价格;Mass:三大股东持股比例;Lnsize:筹资规模;RP:承销商声誉;Turnover:首日换手率;Rate:中签率

将以上八种因素作为影响我国创业板市场IPO抑价程度的解释变量, 为消除多重共线性等条件的影响对解释变量筹资规模进行了取对数处理。建立如下多元线性回归模型, 分析可能产生IPO抑价现象的多方面原因。

其中, b0为常数项, b1, b2, b3, b4, b5, b6, b7, b8为模型中8个变量的回归系数, 为随机误差。

(二) 描述性统计

本文研究变量的描述性统计如表3.1所示

从表中可看出, 全部样本的平均抑价幅度为106.24%, 较A股143.25% (自2006年6月19日“股权分置”改革后到2008年12月1日) [5]略低, 比香港创业板53.8%高出较多。前三大股东持股比例从22.840%到73.600%, 平均数为51.81%, 处于控股地位。上市首日换手率平均数为88.88%, 最低为86.36%, 最高为91.02%。个股差异不大。中签率平均为0.80%, 中国IPO认购活跃, 投资热情很高。

(三) 相关性分析

本文研究变量之间的相关系数如表3.4所示。根据偏相关系数显示, 抑价率 (IR) 与每股收益 (EPS) , 筹资规模 (Lnsize) , 承销商声誉 (RP) , 首日换手率 (Turnover) 正相关, 与其余4个变量负相关。检查这些自变量的VIF值 (方差膨胀因子) 都远小于10, 没有发现他们之间存在严重的共线性问题。

(四) 回归分析

采用多元线性回归的进入回归 (Enter) 方法, 将各变量逐一引入回归模型, 再通过比较相关系数寻找对IPO抑价解释力最强的因素。最后得到模型摘要表 (表3.2) , Anova表 (表3.3) 和模型系数表 (表3.4) 。

从模型整体看, 模型在F值的显著水平为0.04, 可以判定发行抑价率与模型所包含的解释变量存在显著线性关系, 建立线性模型是恰当的。决定系数R2=0.803, 修正决定系数为0.495拟合优度较好。模型的DW检验值为1.793, 说明残差不存在一阶自相关, 具有独立性。多重共线性检验结果表明, 所有变量的方差膨胀因子 (VIF) 都远小于10, 可认为回归方程不存在多重共线性。以上检验可保证对参数进行的t检验有效。

根据模型的回归结果, 以及各自变量与IPO抑价水平的偏相关看, IPO抑价水平与中签率, 发行价显著负相关。其他变量对IPO抑价水平无显著影响。自变量对发行抑价率的解释作用一般, 模型只能在一定程度上解释我国创业板IPO抑价问题。

模型的回归结果分析如下:

首先分析企业内在价值对IPO抑价水平的影响。每股收益与IPO抑价水平正相关, 发行市盈率, 发行价与IPO均成负相关, 这与假设相一致。但只有发行价与IPO抑价水平显著相关。

其次分析信息不对称对IPO抑价水平的影响。三大股东与IPO抑价水平成负相关与假设相符, 筹资规模, 承销商信誉与IPO抑价水平成正相关与假设不符, 这这在一定程度上说明这表明在我国证券发行市场中, 承销商声誉与其所承销IPO的抑价之间的关系并不像理论所证明那样是一种严格的负相关关系, 这一结论意味着我国承销商作为市场上信息的生产者存在严重不足。信息不对称理论并不能很好地解释我国创业板IPO抑价水平。

最后, 分析外在潜在变量对IPO抑价水平的影响。换手率与IPO抑价水平正相关, 中签率与IPO抑价水平成负相关, 均与假设相符。其中中签率对IPO抑价影响最大, 与IPO抑价显著相关。这说明在我国的创业版市场上, 中签率是衡量IPO抑价水平的一个重要的变量。

四、结论与启示

(一) 中签率

中签率与IPO抑价率成显著的负向关系, 证实中国投资者的申购热情非常高, 打新受到了大量资金的追捧。该发现支持从众效应假说。

(二) 信息不对称, 信息披露不透明

国外的信息不对称理论对我国创业板IPO抑价的解释力有限, 这说明, 中国证券市场化程度不高、市场透明度低。因此, 要不断提高新股发行信息披露的及时性和透明度, 积极推进中国证券的市场化、规范化建设。此外, 应积极创造条件使我国证券商作为市场上信息的生产者的作用得以有效发挥。

参考文献

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IPO质量 第8篇

关键词：IPO抑价,创业板,IPO前盈余管理,影响,相关性

我国创业板IPO发行晚, 与之相关的法律法规、行业标准均不够完善, 市场规范性低, 其中部分IPO公司由于未能达到上市标准而产生了IPO前盈余管理动机, 做出了较为过度的IPO前盈余管理行为, 致使我国IPO抑价总体幅度持续上升, 明显高于其他国家。为了缓解这一状况, 必须要加大对我国创业板IPO前盈余管理对IPO抑价的相关性研究。

一、盈余管理和IPO抑价的概念

1. 盈余管理的定义

关于盈余管理的定义, 具有代表性的几种表述是:国外某会计学家在其《盈余管理评述》中将盈余管理解释为:一种以实现企业自身利益为目标的对外披露行为进行控制, 对财务报告进行调控的手段。这种描述是广义上的盈余管理, 而狭义上的盈余管理代表性的界定是:以实现企业目标为基础, 在一般公认会计准则允许范围内, 对事先计划好的调控盈余进行实施的一种行为[1]。尽管不同学者对盈余管理定义的表述不同, 但从定义中所反映出的盈余管理的动机都是一样的, 都是为实现企业利润目标而进行的一项活动, 一种行为手段。

2. IPO抑价的定义

所谓IPO, 是指首次公开募股, 是Initial Public Offerings的首字母缩写, 具体指一家公司或企业首次将他的股份进行公开发行, 向公众公开招股, 即出售的一种发行方式, 可以说是企业上市的一个标志。通常而言, 当一家公司或企业申请IPO成功首次公开上市后, 其就可以申请到证券交易所, 或报价系统挂牌交易, 但对于有限责任制公司来说, 在申请IPO之前需要先将公司性质变更为股份有限公司。

而IPO抑价则指一种现象, 一种企业或公司首次公开发行定价明显低于上市初始阶段市场价格的现象, 它普遍存在于世界各国的证券市场、股票市场之中, 是上市企业普遍存在的一种现象[2]。有关研究调查表明, 新兴市场的IPO公司发行首日抑价率要高于成熟市场IPO公司对应的抑价率, 且当IPO抑价现象发生时, 由于股票被发行方以低于其自身的价格进行出售, 这样可能会导致现有股东遭受损失, 而新股东可能从其所购买的股份中获得较高的收益。相对其他国家来说, 我国IPO抑价现象更为严重, 抑价的幅度要更高。

二、创业板IPO前盈余管理对IPO抑价的影响

我国基于创业板的IPO前盈余管理, 随着企业盈余管理水平的不断提高, 其所采取的管理方法越来越多, 管理程度呈上升趋势, 但目前行业间的管理程度差距显著问题依旧存在, 依旧没有得到有效的改善。在这种情况下, 创业板IPO前盈余管理对IPO抑价的影响呈现双重性:创业板IPO前正向盈余管理对IPO抑价的影响体现在, 为了达到上市标准要求, 一些公司过度采取盈余管理行为, 导致正向盈余管理水平升高, 且这一水平越高, 对IPO抑价的影响越大[3]。创业板IPO前负向盈余管理对IPO抑价的影响体现在, 为了避免连续的亏损, 企业会采取负向盈余管理来调低当期利润, 以达到盈利要求, 有助于减少公司连续亏损现象。

三、创业板IPO前盈余管理和IPO抑价的相关性分析

1. 样本选择及样本特征描述

由于我国2004年创业板正式发行, 2013年没有上市公司, 2014年重启, 因而本文选择在2010年至2012年三年间全部上市的创业板IPO公司, 共319家为研究样本。其中, 2010年共上市117家, 2011年共上市128家, 2012年共上市74家。这些创业板IPO公司主要分布在我国的北京、上海、深圳、江苏、浙江、广东等城市, 涉及的行业主要包括电子、信息技术、医药制造、机械设备等, 从大范围来看, 制造业占总上市公司很大一部分比例, 其余基本为信息技术行业, 旨在进一步完善我国资本市场体系。

2. 研究假设

通过文献回顾和相关数据显示, IPO抑价现象普遍存在于我国证券交易市场、股票市场, 这就为创业板IPO前盈余管理与IPO抑价存在相关性的研究提供了依据。根据两者之间相关性存在所必须的前提条件分析, 由此做出假设:一是创业板IPO公司在IPO前存在盈余管理行为;二是创业板IPO抑价现象普遍存在;三是创业板IPO前盈余管理与IPO抑价存在相关性, 且IPO前正向盈余管理水平越高, 则IPO抑价幅度就越大[4]。做好假设后, 需要明确相关性研究中所需用到的数据类型, 包括基本数据、发行相关数据和盈余管理相关数据, 如募集资金总额、股票发行价格、发行市盈率、首日收盘价格、资产总额、营业利润等。

3. 模型构建

本次相关性研究需要构建的模型包括盈余管理程度度量模型, IPO抑价程度模型和盈余管理与IPO抑价回归模型三种。采用目前国内外普遍认可的、最为有效的方法即修正的琼斯模型, 对盈余管理程度度量模型进行构建, 涉及到的参数变量有2年公司总资产, 1年公司固定资产, 1年公司可操纵应计利润, 1年公司总应计利润等, 这些变量均为IPO前。抑价程度模型如下:

其中, IR为抑价率, P1、P2分别为上市首日收盘价和发行价, I1、I2分别为发行当天收盘点数和发行日市场收盘点数。盈余管理和IPO抑价的回归模型涉及到的参数变量主要有盈余管理程度、发行市盈率、募集资金总额等。

4. 相关性研究结果

将319家创业板IPO公司财务数据进行整理, 将研究所需对应财务数据输入到SPSS17.0软件当中进行回归分析, 获取模型分析所需自变量系数。将求出的自变量系数分别带入相应的公式当中, 计算求得对应参数变量。经进一步计算, 得到SPSS软件输出数据, 如表。

从表中数据可以看出, 在319家总样本中, 正向盈余管理的创业板IPO公司有300家, 负向盈余管理的创业板IPO公司有19家, 两者的最大值分别为0.792和-0.063, 最小值分别为0.018和-0.054, 平均值分别为0.259和-0.078。盈余管理的平均值为0.224>0, 说明创业板IPO前存在盈余管理行为, 假设一成立。抑价率最大值为3.11, 平均值为0.549, 说明IPO抑价现象普遍存在, 假设二成立[5]。经回归分析得到, 盈余管理程度系数为0.109, 在0.05水平上显著, 验证了假设三创业板IPO前盈余管理程度越大, 抑价率就越高。

从上面进行的相关性研究中得出, 创业板IPO前盈余管理与IPO抑价之间是存在紧密相关性的, 根据这一相关性和创业板IPO前盈余管理对IPO抑价的影响机理, 企业要想减少IPO抑价现象, 成功上市, 应制定健全的会计规范体系, 避免盈余管理行为的过度, 完善创业板IPO市场发行制度, 促进我国资本市场健康运作。

参考文献

[1]崔凌波.创业板IPO前盈余管理与IPO抑价相关性的实证检验[D].财政部财政科学研究所, 2011.

[2]段家宾.创业板上市公司IPO前盈余管理与抑价关系的研究[D].哈尔滨商业大学, 2011.

[3]谢进.我国创业板市场IPO抑价与盈余管理的相关性研究[D].华东师范大学, 2012.

[4]李凤艳, 王妍, 刘莹.IPO前盈余管理与IPO抑价相关性研究——基于创业板上市公司的数据分析[J].辽宁省社会主义学院学报, 2015, 03:81-86.

民企IPO捷径 第9篇

新年伊始，一条新政再度落地：内地企业赴港上市的“456门槛”被取消。“456门槛”即中国证监会于1999年发布的境内公司境外发行股票和上市申请的硬指标，要求净资产不少于4亿元人民币、5000万美元筹资额和税后利润不少于6000万元人民币。

如今，在A股IPO堰塞湖越来越大、B股一潭死水的情形下，H股被人们寄予了厚望。那么，它究竟能否成为缓解IPO堰塞湖的特效药？又是否能为B股改革提供新路径？

H股打开大门

俏江南试图上市的历程，也许可以折射国内公司上市之路的曲折。

据媒体报道，俏江南的港股上市申请已于去年底成功通过聆讯，其高管也表示“登陆港交所只是时间问题了”。虽然俏江南的H股征途终于看到了终点，但是相信去年底“变更国籍”事件的负面影响，仍将成为其创始人张兰的梦魇。

早在2011年3月，俏江南就已向中国证监会递交A股上市申请，但俏江南最终出现在了终止审查企业名单中，至此，俏江南梦断A股，于是转战H股。张兰为绕道相关规定，从而为俏江南赴港IPO铺路，移民加勒比海岛。这一事件被国内媒体炒得沸沸扬扬。最终，张兰以一句“要不是为了在香港上市，谁愿意放着中国公民不当而当岛民呢？”的无奈言语，给“变更国籍”事件草草画上了句号。

但让张兰未曾料到的是，去年12月20日，证监会公布的《关于股份有限公司境外发行股票和上市申报文件及审核程序的监管指引》表示，取消“456”条件，只要符合上市地的上市条件，就可向证监会提出上市申请。该指引自2013年1月1日起实施。

最新数据显示，截至1月4日，在证监会排队等待上市的企业已多达882家。门槛的降低，是否能够吸引渴求资金的企业入驻H股，从而一定程度上解决IPO堰塞湖的棘手难题？

长城证券投资总监向威达告诉《英才》记者，大部分企业对香港市场各项制度的熟悉程度远低于对国内市场，另外上市的相关费用也是很高的，同时境内IPO的定价毕竟高于香港市场。综合上述原因，短期内，赴港上市仍难成主流。

中国政法大学教授刘纪鹏在微博上称，“456门槛”的降低，实际上打开了民营企业以H股形式在香港主板直接上市的大门。相较三板，赴港直接上市是更佳选择。但这一大门将洞开多久，还取决A股的低迷时间。若A股起来，大门会变成小门，因此企业要及时向证监会国际部申报，每一天都很重要。

如今，IPO堰塞湖的规模仍在不断扩大，这对于每一个排队的公司来说，都是备受煎熬的。H股是否将成为他们的新大陆呢？答案也不那么乐观。

向威达明确指出，赴港上市仍会有一定的门槛，首先这个公司要符合国际主流资本的投资兴趣，同时需要具备真实的财务情况。但是现在很多公司在财务信息方面存在包装过度的问题，这样的公司若想通过香港方面的审查，同样是非常困难的。

B转H非易事

赴港上市的蓄水池似乎在2013年迎来了水满自溢的局面。早在“456门槛”取消之前，中集集团B股转H股的成功，就将本是一潭死水的B股市场煮沸。中集集团的成功也理所当然地让很多公司除了眼红，还准备跃跃欲试。

去年12月26日宣布停牌的万科今年初发布公告，称因正筹划重大事项，公司A、B股股票自2013年1月7日开市起继续停牌。同天，丽珠集团、上柴股份、上柴B股发布了相同公告。市场普遍猜测，这些公司的停牌，或许正是为了筹划B股转H股事宜。

天弘基金高级策略分析师刘佳章认为，B转H的实现，对B股市场是一个利好，市场对这个情况的反应很积极。在首单B转H诞生后，B股集体大涨。

他告诉《英才》记者，任何市场都应具备两项功能，融资和资产配置，一方面要让钱进来，满足企业融资；另一方面要让这些钱向更好的企业集中，从而把效率提升至最大。然而，由于B股市场犹如一潭死水的现状，其融资和资产配置功能均未得到体现。

“B转H通道的开启，首先吸引了增量资金，且流动性得到了显著提升，上市公司的价值从而得以体现。我们应当将其视为B股发展中的一项制度红利。”刘佳章说。

尽管B转H使很多企业看到“希望”，但香港市场是否会“照单全收”呢？显然不是。港交所集团行政总裁李小加在欢迎B股公司来港上市的同时，也提到“并非所有内地B股公司都适合H股的上市标准，只有一部分能满足香港上市规则”。

如果想使B转H成为大概率事件，需要什么样的条件？

从公司层面来说，向威达认为，衡量B转H是否适合某一家公司，需要考虑该公司的财务情况和成长性，比如万科这种地产龙头，其未来对资金的需求量很大，就很适合通过实现B转H来实现进一步融资的需求。但是有一些企业已经发展到拐点，没有新的需求，其账面现金流充裕，这类公司可能就比较适合选择回购的方式。

华融证券策略分析师范贵龙补充表示，配套制度的完善也是亟待解决的问题，比如B转H在法律层面上仍存在一些障碍。首先，B转H股会使原先的B股投资者面临资本管制的问题；其次，境内、境外资本市场在监管上会存在一些差别，这就要求上市公司需要熟悉香港市场的相关规定，比如信息披露、会计制度等。

B转H虽然看起来很美，但是如果功课做得不足，B股转H也只能停留在想象阶段。

IPO定价文献综述 第10篇

(一) 国外IPO定价相关研究

1. 内在价值理论

该理论的研究始于本杰明格雷厄姆 (美国著名投资大师) , 他在1934年出版的《证券分析》中指出股票价格是以股票内在价值为基础确立的, 但由于一些非理性原因可能会偏离其内在价值。随着时间推移, 这种偏离会得到纠正而回归到内在价值。因此, 股票价格可通过与内在价值的比较加以判断。但内在价值一般取决于公司未来盈利能力, 从而, 对公司未来盈利能力及其现金流的准确把握是问题的关键所在。此后, Gordon在量化分析内在价值的基础上, 提出了股票定价的现金流量模型, 逐渐受到评估价值人员的推崇。

2. 有效市场假说

早期的IPO理论都是以二级市场有效为前提进行的, 但二级市场有效与否还存在较大争议。20世纪60年代, 美国芝加哥大学财务专家尤金法默提出了著名的“有效市场假说”。他认为只要证券的市场价格充分及时地反映了全部有价值的信息, 市场价格就能够代表证券的真实价值, 这样的市场就称为“有效市场”。

达到“有效市场”的前提主要有两个:首先投资者必须具有能够对信息进行加工、分析, 并正确判断证券价格变动的能力。其次所有能够影响证券价格变动的信息都是自由流动的。所以要提高市场效率, 一方面要加强对投资者专业知识的教育, 提高他们证券分析的能力;另一方面需要完善信息披露制度, 疏导信息的流动。

(二) 国内IPO定价相关研究

陈工孟等人在2000年, 以1991年至1996年间的514只新股作为研究对象, 研究出其平均超额报酬为335%;研究人员认为这种抑价是企业经营者的有意决策, 发行日与上市日之间的时间间隔、抑价幅度与上市滞后风险, 以及未来是否增发股票显著相关, 信息不对称及一些风险因素则并非主要的解释因素。

檀向球在2002年提出, 将股票内在价值多因素估值模型作为核心模型, 通过找出影响IPO定价的相关因素, 并加以分析, 寻找具有投资价值的公司研究表明影响股价的因素主要是基本面和市场面因素, 最终确定了多达16个影响因素。

岳意定、肖赛君在2006年结合上证指数和整个经济发展的指标, 运用SPSS软件对2003及2004年的数据进行回归分析, 从而得出影响我国股票价格的因素主要包括社会消费品零售总额、工业增加值、汇率、人民币存款基准利率、企业商品价格指数等。

二、IPO定价模型

关于IPO定价模型, 比较常用的方法主要有以下几种:现金流贴现模型、期权定价模型、计量观定价模型。

(一) 现金流贴现模型

现金流贴现 (DCF, Discountof Cash Flow) 模型是一种理论性较强的估价方法, 也是其他估价方法的基础。该模型基本原理是:股权的价值是其未来能产生的所有现金流量的现值之和, 它是现行国际上价值评估的基本方法。该方法的基本模型为:

式中:V为股权价值, 以为每期的现金流量预测值, 凡为资本成本, 反映第t期现金流量风险的贴现率, TV为企业终值, n为预测期, P为每股价值, N为发行后的股本总数。

现金流贴现模型根据现金流量口径及贴现率选取的不同, 主要分为股利现金流量模型 (DDM, Dividend Discount Model) , 股权现金流量 (FCFE, Free Cash Flowof Equity) 模以及实体现金流量 (Free Cash Flowof Firm) 模型。除此之外, 还有经济收益附加值法 (EVA) , 它是现金流贴现模型的一种拓展, 它们在本质上是一致的。

现金流贴现法是以现金流量预测为基础, 通过把企业未来可预测的现金流量贴现以后求和, 从而得到目标价值。由于全面考虑了风险和收益因素, 计算出的价值包括所有有形和无形资产的价值, 从而更加能够反映股票价格和企业价值。但是使该方法有效的前提是:准确的估算出现金流量以及相应的发生时间, 同时根据现金流的风险特征再确定出适当的折现率。

(二) 期权定价模型

将实物期权用于公司投资决策分析, 可以反映潜在投资机会选择权的价值与DCF相反, 不确定程度越高, 价值越大。该模型可表示为:

公司价值=Σ现有业务持续经营或重组价值+Σ现有公开和明确的投资机会价值十Σ未来潜在投资机会价值 (选择权价值)

期权估价法在上述方法的基础上提供了一种新的企业估价思路, 90年代中期以来主要用于成长速度较快, 但前景高度不确定的行业中。由于期权估价中, 标的资产价值及价值的方差不能从市场中获得, 必须进行有效估计, 因此使该模型会产生较大误差。非财务信息的可用性要大于财务信息。

(三) 计量观定价模型

20世纪80年代末以及90年代初, 人们发现股价不仅能够反映基本面信息, 而且能够反映市场中的噪音, 市场并不是人们所假设的那样有效。于是, 应用计量方法的定价模型随之产生。这一研究方法通常要先建立回归模型, 试图找出影响属于股票内在价值的相关经济因素, 并要精确的把这些因素量化为对内在价值的敏感程度, 从而能够将股票定价更加合理的解释和更简单的估算。这种模型可以分为单因素定价模型以及多因素定价模型:

1. 单因素定价模型

有时亦称为市场比较法, 该方法是利用与所评估企业相类似企业的市场定价来估计该企业价值。通过将目标公司与具有相同或相似财务特征、行业特征、经营管理风格或股本规模的上市公司进行比较, 进而对公司股票进行估值的方法。它假设的前提是:有一个主要变量来支配企业市场价值, 运用基本的财务比率来评估一家企业相对于另一家企业的价值:

Pt, i表示t时刻股票i的价值;fj表示类似股票j的财务指标, 主要有每股收益、每股净资产和每股销售收入等;Pt, j表示t时刻类似股票j的股价 (j=1、2、n) ;fi表示股票i与fj相应的财务指标。

单因素模型简单方便, 但要求找到足够多的类似公司交易进行比较, 或者找到足够多的关于这些交易的数据进行深入分析, 研究人员通过对与目标公司类似的交易和参照公司进行选择和分析, 计算出各种价格比率, 调整后以间接估计目标公司的价值。但从严格意义上来说, 不可能存在风险、市场、成长性等方面完全一样的可比公司, 况且股票价值是由很多因素决定的, 任何一个因素都不能对股票价值起决定作用。选择可比公司是一个主观性很强的决定, 容易受人为因素的影响。

2. 多因素定价模型

考虑单因素定价模型的缺陷, 多因素定价模型分析了多个影响股票定价的因素, 把成长性、行业属性、股本规模和财务特性等进行量化, 并建立回归模型。

假定股票内在价值p受到X1、X2、Xn等n个因素的影响, 经过分析因素, 排除次要因素, 得到若干相关性比较小的重要因素:X1、X2、XP。利用统计回归方法, 建立P与这q个重要因素关系的计量模型:

把模型计算出来的p定义为股票的价值。

三、文献述评

资产的估价问题一直伴随着诸多不确定性, 这些不确定性通常来自于所评估的资产本身, 而不同类型的模型也会带来更多不确定性。周革平、胥正楷认为:现存大部分定价模型在我国都不十分适合, 目前, 在我国利用多因素定价模型与可比公司法相结合的估值方法较为现实。西方估价方法和模型形成于特定的经济环境, 但因为我国资本市场具有一定程度的特殊性, 存在较为复杂的政府干预行为, 并且是一个新兴的且不成熟的市场, 所以, 这些理论和模型并不完全在我国适用。

我国目前对IPO定价理论的研究还停留在对国外先进理论的实证上, 大部分应用计量观定价模型等定量方法对IPO定价进行研究, 缺乏针对我国特点进行基础性的计量模型开发。

参考文献

[1]本杰明.格雷厄姆, 大卫.多德.证券分析[M].海口:海南出版社, 2000

[2]陈工孟, 高宁, 中国股票一级市场发行抑价的程度与原因 (上下) [J].金融研究, 2000 (8) :1-12

[3]陈工孟, 高宁.中国股票一级市场发行抑价程度与原因[J].金融研究, 2000 (2)

[4]檀向球, 周维颖, 夏宽云.绩优成长股股票定价模型研究仁[J].财经研究, 2001, 27 (6) :16-18

[5]岳意定, 肖赛君.影响股票价格的宏观因素研究[J].湖南财经高等专科学校学报, 2006 (6)

[6]江达明, 等.中国新股上市超额收益的估量和分析[J].学术研究, 2001 (10)