中國A股市場短期與長期定價效率研究

中國A股市場短期與長期定價效率研究

馬琳1，何平1，殷切2

(1.清華大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，北京100084；

2.佛羅里達大學(xué)沃靈頓商學(xué)院，佛羅里達州蓋恩斯維爾市32611)

摘要：本文采用兩階段估值模型計算了我國A股市場短期和長期的定價偏差，并根據(jù)發(fā)行定價偏差分組，發(fā)現(xiàn)發(fā)行時高估和低估都存在，但每組股票在上市首日都有正的超額回報，即使發(fā)行時該組股票已被高估；定價偏差在半年后迅速縮小，三年半后基本消失。這說明市場定價短期無效，高初始收益率是由二級市場非理性的慣性上漲因素所驅(qū)使，而且這個現(xiàn)象并不能被現(xiàn)有理論完全解釋；二級市場不能立即糾正甚至?xí)糯蠖▋r偏差，但二級市場在長期定價有效。本文的結(jié)果證實了投資者非理性行為的存在，因此，改善市場定價透明度、提升投資者理性是證券發(fā)行市場化的重要前提。

關(guān)鍵詞：股票發(fā)行；定價偏差；定價效率；初始收益；長期表現(xiàn)

收稿日期：2014-09-15修回日期：2015-03-10

基金項目：國家自然科學(xué)基金面上項目“國有企業(yè)雙重代理問題研究”(71172005)。

作者簡介：馬琳(1987-)，女，河北石家莊正定人，清華大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院經(jīng)濟系在讀博士生，研究方向：公共財政和公司治理。

中圖分類號：F83

文獻標識碼：A

文章編號：1002-9753(2015)03-0182-11

Abstract：This paper calculates the short-term and long-term price deviation of China’s A-share market using two-stage valuation model and we divide the Chinese A-shares stocks into groups based on the level of their IPO mispricing，and we find:(i) Both overpricing and underpricing stocks exist，however，all groups have positive first day return，even if it was over-priced in IPO；(ii) the mispricing deteriorates gradually，and completely disappears in about three years.The results tell us that，the stock market is not efficient in short term，and the high first return is driven by irrational inertia rising.This pattern cannot be fully explained by the exiting theories.The misprice of IPO cannot be corrected timely in the secondary market，but secondary market is efficient in the long run.Our results suggest the existence of investor irrational behavior，and improving pricing transparency and investor rationality is necessary for IPO market deregulation.

Analysis of the Short-term and Long-term Pricing Efficiency of China’s A-share Market

MA Lin1，HE Ping1，YIN Qie2

(1.SchoolofEconomicsandManagement，TsinghuaUniversity，Beijing100084，China；

2.WarringtonCollegeofBusinessAdministration，UniversityofFlorida，Gainesville，F(xiàn)L32611，USA)

Key words:going public；mispricing；first day return；long-term performance

一、引言

股票市場的定價效率是金融市場中的基本問題。如果股票發(fā)行價格是基于上市公司業(yè)績的合理估價，那么發(fā)行價格應(yīng)該能夠反映股票的真實價格，定價偏差應(yīng)該接近于零。如果投資者根據(jù)公司業(yè)績正確判斷新股的投資價值，新股上市后的市場價格也應(yīng)該在真實價格附近波動，定價偏差程度也不會很嚴重。然而，與公司股票發(fā)行定價有關(guān)的大量研究普遍觀察到IPO過程中初始收益率高和新股長期弱勢的現(xiàn)象。既有研究能夠在多大程度上解釋此現(xiàn)象？是否還有其它因素影響股票價格和市場定價效率？本文發(fā)現(xiàn)，既有研究并不能完整解釋此問題，還有其它非理性因素在影響股票的價格；通過分析非理性因素的變化和作用趨勢，我們更清楚地認識了市場定價過程，豐富了現(xiàn)有文獻的研究結(jié)果。

學(xué)界普遍認為發(fā)行折價產(chǎn)生超額初始回報率，但對新股長期劣勢缺少有力解釋，因為折價股票在從上市首日股價恢復(fù)到內(nèi)在價值后，新股弱勢現(xiàn)象就不會出現(xiàn)。也有學(xué)者認為二級市場非有效，投資者情緒推動股票價格上漲，但該理論推測發(fā)行價格高于股票的內(nèi)在價值，而發(fā)行中仍有折價發(fā)行的股票，因此該理論的解釋也不盡合理。本文嘗試進一步挖掘當前中國股票發(fā)行定價的規(guī)律和特點及其它影響因素，并在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上對股票發(fā)行定價偏差及其對股票初始和長期收益率的影響進行了分析。

第一，如何得到定價偏差？我們采用兩步驟方法對股票理論真實價格進行估計。首先，利用同一時點上市超過五年的股票的各種價格和財務(wù)信息估計出非新上市的股票價格的影響系數(shù)作為該時點股票的估值模型；然后，在每時點根據(jù)新股發(fā)行公司的財務(wù)信息和估值模型計算新股真實股價的理論值，進而計算新股定價偏差。我們根據(jù)A股市場發(fā)行定價偏差程度把股票分為五組，并分別追蹤這5組股票的定價偏差在發(fā)行后5年內(nèi)的變化情況。

第二，市場上的定價偏差在短期和長期是如何變化的？首先，我們發(fā)現(xiàn)市場上同時存在發(fā)行價高于和低于理論價值的股票，但幾乎所有股票在上市首日定價偏差都在正向增大，使得首日收盤價高于發(fā)行價，形成上市首日的高收益率，之后定價偏差逐漸減?。黄浯?，我們使用目標調(diào)整模型發(fā)現(xiàn)定價偏差是在朝零調(diào)整，即股票價格越來越趨向于理論的合理價格，首日收盤價的慣性上漲在長期得到糾正，說明二級市場在長期定價有效。

第三，發(fā)行定價偏差如何影響股票收益率？我們發(fā)現(xiàn)，在短期由于股價的慣性上漲，發(fā)行定價偏差對股票收益率影響較??；隨著上市時間的增加，發(fā)行定價偏差對股票的累積收益率呈負向影響，即定價偏高的股票長期表現(xiàn)較差，收益不斷降低，且這種負向影響逐漸增大。這一方面說明短期市場定價缺乏效率，更多是非理性慣性因素導(dǎo)致了上市時的正向定價偏差，進而產(chǎn)生新股弱勢現(xiàn)象；另一方面也說明慣性因素在逐漸消失，市場定價在長期有效，定價偏差得到糾正。

這些現(xiàn)象說明，在我國A股市場上，由于折價和溢價發(fā)行的同時存在，折價和投資者情緒理論都不能完全解釋初始收益率高的現(xiàn)象，市場短期定價受非理性因素影響，但在長期市場是有效的。股票發(fā)行定價偏差一方面可能來自于發(fā)行市盈率限制的規(guī)定，另一方面也可能來自于承銷商在發(fā)行定價上存在掌控力；而發(fā)行初期二級市場的慣性上漲表明承銷商或上市公司可能存在對股票發(fā)行價格的托市行為，二級市場投資者高低不分的非理性投資行為則是托市行為得以存在并有效的根本原因；一級市場和二級市場的定價是有關(guān)聯(lián)的，二級市場的理性程度會影響承銷商的托市程度和發(fā)行折價程度，從而影響發(fā)行價格，而一級市場上的定價效率也影響二級市場上投資者的理性程度和對價格的判斷力。因此，改革過程必須同時兼顧兩個市場的反應(yīng)。

雖然我國股票市場已經(jīng)經(jīng)歷數(shù)次改革，但市場定價效率仍然比較低。十八屆三中全會指出，應(yīng)該發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，深化經(jīng)濟體制改革，建立公平開放透明的市場規(guī)則，完善主要由市場決定價格的機制和金融市場體系。因此，證券發(fā)行市場化作為金融體制改革的重要方面，其改革的市場化方向更值得關(guān)注和研究。理解股票市價和市場定價效率的變化，是證券市場化改革的基礎(chǔ)。

本文后續(xù)內(nèi)容安排如下：第二部分是文獻綜述，第三部分介紹定價偏差的計算方法，第四部分分析定價偏差的變化趨勢，第五部分討論定價偏差對股票收益率的影響，第六部分是全文總結(jié)。

二、文獻評述

文獻中一般認為發(fā)行折價是高初始收益率的原因，并解釋了發(fā)行折價的產(chǎn)生。Ritter和Welch(2002)[1]將其總結(jié)為兩類理論：基于信息不對稱假設(shè)的理論和基于信息對稱假設(shè)的理論。國內(nèi)也有相關(guān)研究，段進東和陳海明(2004)[2]通過實證研究發(fā)現(xiàn)新股發(fā)行定價的信息效率仍較為有限；郭海星和萬迪昉(2011)[3]發(fā)現(xiàn)我國創(chuàng)業(yè)板市場上市公司存在折價發(fā)行，而且投機行為是其主要原因；陳勝藍(2010)[4]的分析表明操控性應(yīng)計對IPO抑價有顯著的負向影響；賀炎林等(2012)[5]發(fā)現(xiàn)市場化程度對IPO抑價率有顯著負向影響，而且東部地區(qū)影響更大。但我們發(fā)現(xiàn)市場中溢價發(fā)行的股票也存在高初始收益率，因此，一定還有其它原因影響市場短期定價效率。杜莘等(2001)[6]認為高初始回報率主要源于一、二兩級市場價格決定機制的脫鉤。Cai等(2008)[7]報告了中國上市公司新股三年的回報率比市場同期回報率低30%，認為新股長期表現(xiàn)與上市前收益及承銷商虛擬變量的負相關(guān)性證明了中國的上市公司能夠操縱IPO過程。我們發(fā)現(xiàn)發(fā)行定價偏差有很大差異，從側(cè)面印證了承銷商操控IPO定價的可能性。對于發(fā)行初期二級市場定價偏差的存在，可能來自于二級市場投資者的有限理性，一些投資者不能很好地區(qū)分IPO定價偏差，盲目在高價購買已經(jīng)被高估的股票，使定價偏差進一步擴大。

投資者情緒理論已經(jīng)開始被應(yīng)用到對IPO定價的理論和實證研究中(Ljungqvist 等，2006[8]；Cornelli等，2006[9]；韓立巖和伍燕然，2007[10]；朱紅軍等，2013[11]；紹新建，2013[12])。這些研究可以解釋二級市場上市首日價格較高，但由于有折價發(fā)行，其關(guān)于發(fā)行價高于股票內(nèi)在價值的預(yù)測與現(xiàn)實不相符。研究投資者情緒與收益率相關(guān)性的文獻也沒有直接表現(xiàn)出情緒對股價相對于內(nèi)在價值變動的影響。我們將合理估計股價，并與真實股價對比，清楚看到兩者之間的關(guān)系和隱藏在股價背后的不可觀測因素的影響力度。盧闖(2011)[13]發(fā)現(xiàn)投資者情緒對定向增發(fā)折價的影響顯著，情緒越樂觀，增發(fā)折價越大。我們的研究也可以看到投資者情緒與A股市場發(fā)行折價之間的關(guān)系。

IPO長期表現(xiàn)的研究主要考察股票在上市后較長時間內(nèi)的價格走勢和收益表現(xiàn)。大部分研究傾向于認為新股上市后的回報相對于市場回報長期偏低(Zhang和Liu；2013[14]；Michel，2014[15]；Tonca，2014[16]；Eckbo和Norli，2000[17])。我們系統(tǒng)地研究了新股發(fā)行表現(xiàn)與長期表現(xiàn)的分布與動態(tài)規(guī)律，發(fā)現(xiàn)并詳細追蹤了未被觀測和解釋的影響股價的慣性因素及其變化趨勢，這既可以解釋發(fā)行折價和新股長期低迷表現(xiàn)同時存在的原因，也描述和證明了市場短期和長期的定價效率。

關(guān)于股價估值，Ohlson(1995)[18]認為股票價格由公司盈利(扣除股利)和凈資產(chǎn)賬面價值決定。陳信元等(2002)[19]在對中國資本市場檢驗Ohlson(1995)[18]模型時，除收益和賬面價值之外，還引入了規(guī)模變量和流通股比例，結(jié)果發(fā)現(xiàn)上述四個變量都對股票價格有一定的解釋能力。曹鳳岐和董秀良(2006)[20]受到Ohlson(1995)[18]模型的啟發(fā)，利用財務(wù)數(shù)據(jù)的主成分較全面地包括了各種反應(yīng)公司發(fā)展能力、營業(yè)能力和資本結(jié)構(gòu)的財務(wù)數(shù)據(jù)，再將股價對主成分做回歸。我們對股價模型的處理也借鑒了上述三種方法，我們的結(jié)果進一步細化了股票發(fā)行定價偏差和二級市場定價偏差的特征和規(guī)律。

三、定價偏差的計算

(一)數(shù)據(jù)描述

研究中所用數(shù)據(jù)取自RESSET數(shù)據(jù)庫。Ohlson(1995)[18]和陳信元等(2002)[19]的拓展模型涉及四個財務(wù)指標：每股凈收益(扣除每股股利)、每股凈資產(chǎn)、總資產(chǎn)和流通股占總股本的比例。在對財務(wù)數(shù)據(jù)提取主成分時，我們借鑒曹鳳岐和董秀良(2006)[20]的提取原則*最終數(shù)據(jù)項包括每股攤薄收益、每股凈資產(chǎn)、主營業(yè)務(wù)收入、營業(yè)利潤、利潤總額、凈利潤、主營業(yè)務(wù)利潤率、總資產(chǎn)報酬率、凈資產(chǎn)報酬率、應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率、固定資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、流動比率、速凍比率、資產(chǎn)負債比、股東權(quán)益比、固定資產(chǎn)比率、主營業(yè)務(wù)收入增長率、營業(yè)利潤增長率、凈資產(chǎn)增長率、總資產(chǎn)增長率、發(fā)行后總股數(shù)、每股現(xiàn)金流量、經(jīng)營活動現(xiàn)金流量和現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物凈增額共26個財務(wù)指標，也包括公司首次公開發(fā)行及上市時間，公司發(fā)行價格和每日收盤價格。，新股還必須能夠獲得上市后連續(xù)五年的財務(wù)和價格信息。在1998年12月到2012年10月期間首次公開募股的股票中，剔除了財務(wù)數(shù)據(jù)缺失比較嚴重和凈收益為負值的樣本之后，主成分模型共涉及到2159支股票，其中在各時點的新股共1009支，不同新股發(fā)行時間點952個，以及相應(yīng)的上市時間點867個，發(fā)行后5年內(nèi)每隔半年的有交易記錄的非重復(fù)時間點共1829個，共計不重復(fù)的時間點有2447個；Ohlson(1995)[18]及其擴展模型由于涉及到的財務(wù)指標較少，在剔除了財務(wù)數(shù)據(jù)有缺失值的樣本之后，共涉及到2279支股票，其中在各時點的新股共1757支，不同的新股發(fā)行時間點971個，以及相應(yīng)的上市時間點884個，發(fā)行后5年內(nèi)每隔半年的有交易記錄的非重復(fù)時間點共2686個，共計不重復(fù)的時間點有3019個。

(二)算法描述

本文研究中，實際價格由股票的市場收盤價來定義，理論真實價值根據(jù)股價估值模型估算，步驟如下：第一步，找到1998年12月到2012年10月期間發(fā)行的具有完整數(shù)據(jù)的股票發(fā)行時間點，以及每個發(fā)行時間點對應(yīng)的上市和上市后每間隔半年的時間點；第二步，對于某一固定的樣本時間點T，選取在T時刻已經(jīng)上市至少五年、且凈收益為正值的股票并對其按估值模型進行橫截面回歸，所得模型作為確定股票在時刻T的理論真實價值的實證模型；第三步，將時刻T上作為定價偏差研究對象的股票的距離此時間點最近的相關(guān)財務(wù)信息數(shù)值代入第二步得到的模型中，得到該股票在時刻T的理論價格估計值；第四步，在每個時間點T，計算研究對象股票的實際股價與理論真實價值估計之間的偏差。在具體尋找回歸時間點時，我們先得到所有股票的發(fā)行時間點，再記錄下各股票對應(yīng)的不重復(fù)的上市時間點，進而跟蹤每個上市時間點的每隔半年的上市后的10個時間點，最后，去除重復(fù)時間點。

(三)理論股價的估計

由于跨越時間較長，宏觀經(jīng)濟因素和市場因素導(dǎo)致公司財務(wù)數(shù)據(jù)所能反映的信息不同，因此，在不同時間點的估值模型也會不同，研究的第一步是獲得發(fā)行、上市和上市后的時間點上的估值模型。我們使用三個模型來分析定價偏差。

Ohlson(1995)[18]模型在中國有一定可行性，會計信息能夠為投資者制定投資決策提供參考價值，而其拓展模型對中國股價的解釋能力又有所提高，因此，根據(jù)Ohlson(1995)[18]模型及其拓展模型(陳信元等，2002)[19]，我們在每個時間點利用橫截面數(shù)據(jù)構(gòu)建如下回歸模型來估計理論真實股價及定價偏差值：

Pi=α0+α1EPSi+α2APSi+εi

(1)

Pi= α0+α1EPSi+α2APSi+α3SIZEi

+α4PROPi+εi

(2)

其中，Pi為第i支股票的價格，EPSi為第i支股票上一期的每股凈收益(扣除每股股利)，APSi為第i支股票上一期的每股凈資產(chǎn)，SIZEi為第i支股票前一期的總資產(chǎn)自然對數(shù)，PROPi為第i支股票前一期流通股占總股本的比例。根據(jù)Ohlson(1995)[18]的預(yù)測，每股凈收益和每股凈資產(chǎn)越高，股票價格越高，故EPSi和APSi前的系數(shù)應(yīng)為正值。根據(jù)陳信元等(2002)[19]的結(jié)論，規(guī)模越大，公司風險越低，從而投資者要求的回報越低，股價較低，故模型(2)中SIZEi之前系數(shù)的符號為負值；而流通股比例越高，根據(jù)基本的供求原理，市場上流通股票供給越多，股票價格越低，從而模型(2)中PROPi前系數(shù)符號也應(yīng)為負值。

雖然Ohlson(1995)[18]模型以及其拓展模型反映了股價與公司財務(wù)指標息息相關(guān)的想法，但回歸模型中常數(shù)項仍然很顯著，因此可能還有其它信息對股價有影響。可以保證信息全面而且防止多重共線性的方法之一就是提取財務(wù)指標的主成分，之后利用這些主成分的信息分析股價。因此，我們構(gòu)建如下回歸模型來計算真實股價及定價偏差值：

(3)

我們使用加權(quán)最小二乘法避免異方差問題。由于回歸次數(shù)較多，我們僅以模型(2)為例對回歸結(jié)果作簡要總結(jié)。從表1可以看到，所有方程的每股凈收益的系數(shù)都顯著為正，2399個方程中每股凈資產(chǎn)的系數(shù)為正，且顯著性水平達到1%的方程有2906個，與預(yù)期相符。所有方程中流通股比例和規(guī)模變量前的系數(shù)都為負值，與預(yù)期一致，且1866個方程中流通股比例前的系數(shù)顯著性水平達到1%，一半以上的方程中流通股比例在10%的水平上顯著，2975個方程中總資產(chǎn)變量前系數(shù)在1%水平顯著。所有回歸的R2均值為0.80，其中有2989個回歸方程的R2大于0.5，說明模型的解釋力較好。

表1　模型(2)回歸結(jié)果

(四)定價偏差的定義及計算

所謂定價偏差，指同一時刻下股票市價與理論價格之間的差別。我們用PR表示實際股價，PT表示理論股價，用X=PR/PT表示實際價格與理論價格之間的倍數(shù)，并定義定價偏差：

(4)

我們構(gòu)建的定價偏差變量PB具有兩個重要特性：(i)是X的遞增函數(shù)；(ii)取值在(-1,1)之間。這兩個特性，尤其是第二個特性，避免了某些極端取值對我們主要結(jié)果的影響。在得到各時點的股價模型后，我們將其應(yīng)用于該時點的新股價格，帶入新股相應(yīng)的財務(wù)指標計算出該股的理論價格，再結(jié)合該股票在此時點的真實價格，利用(4)式計算得到該股此時點的定價偏差。

四、定價偏差變化趨勢分析

(一)定價偏差整體趨勢分析

我們按發(fā)行定價偏差的數(shù)值大小將樣本股票分成5組，分別計算從發(fā)行日到發(fā)行后各時刻每組股票的加權(quán)平均定價偏差，權(quán)重取每只股票的發(fā)行量占比。由于圖形限制，我們僅展示了從發(fā)行到上市后5年共12個時間點的加權(quán)平均定價偏差走勢圖(如圖1-圖3所示)。

可以看到，圖1-圖3中各投資組合的加權(quán)平均定價偏差變化趨勢基本相同，證明了定價偏差計算結(jié)果的穩(wěn)健性。我們以圖2為例來分析。短期來看，定價偏差趨勢有以下特點：首先，發(fā)行定價偏差有正有負，分別為0.189，-0.197，-0.395，-0.520和-0.642，即每組平均發(fā)行價分別約為理論價的1.19倍，0.8倍，0.6倍，0.5倍和0.35倍，該結(jié)果說明存在折價發(fā)行，但是也存在發(fā)行價偏高的股票；其次，每組股票的定價偏差在上市首日都正向增長，偏差為負的股票在上市首日時市場價格上升，導(dǎo)致負向偏差縮小，甚至形成正向偏差，偏差為正的股票在上市首日正向偏差進一步增大；最后，綜合5組股票來看，上市首日正向偏差越大，折價發(fā)行程度越小，這說明折價發(fā)行程度與慣性上漲的驅(qū)動力負相關(guān)。模型3中有更多發(fā)行價偏高的股票，第4組和第5組股票的發(fā)行定價偏高，其上市首日的市價仍在進一步上漲，偏離理論價的程度更大。而且，發(fā)行折價程度與上市首日股價偏離程度的負相關(guān)性仍然存在。

長期來看，定價偏差有明顯的收斂趨勢。從上市首日到上市后一年，第5組股票的加權(quán)平均定價偏差從0.4左右遞減到0.27左右，上市一年到三年后，實際價格仍然高于理論價格，但是定價偏差的幅度遠小于上市首日時的情況。第4組、3組和2組的變化趨勢大體跟第5組類似，只是偏差幅度依次變小，到第3年，偏差也基本趨于0，然后在0附近波動。第1組的發(fā)行定價偏差小于0，上市首日雖然偏差有很大縮小，但仍然稍低于0，之后，定價偏差一直向0靠攏。

圖1　模型(1)各組平均定價偏差變化趨勢圖

圖2　模型(2)各組平均定價偏差變化趨勢圖

圖3　模型(3)各組平均定價偏差變化趨勢圖

綜合來看，每組股票的定價偏差在上市首日都突然正向增大，這種趨勢與股票是否折價發(fā)行無關(guān)，也不能完全解釋成投資者情緒，我們將這種不可觀測因素解釋為慣性增長因素。此現(xiàn)象的產(chǎn)生一方面是由于投資者的非理性，另一方面說明承銷商在托市，而且投資者非理性程度越高，承銷商托市行為越嚴重，當投資者較理性時，即上市首日價格上漲趨勢小時，承銷商更愿意折價發(fā)行股票。總之，這種因素影響了承銷商和投資者的行為，也使得市場短期定價無效率。發(fā)行半年之內(nèi)，各投資組合加權(quán)平均定價偏差之間的差別有明顯減少的趨勢，直到發(fā)行3年時定價偏差均已經(jīng)很接近于0。下面我們通過嚴格檢驗定價偏差的變化目標來說明慣性因素的作用和市場長期定價的效率。

(二)定價偏差調(diào)整目標檢驗

從圖1-圖3中，我們大體看到了定價偏差調(diào)整的趨勢，在經(jīng)歷了上市首日的慣性上漲后逐漸回落，雖然新股定價偏差一直存在，但是有向零匯聚的趨勢，慣性因素在逐漸消失。那么定價偏差調(diào)整的目標水平是否真的趨于零還是在隨時間變化？市場上長期定價效率如何？慣性因素是否仍在影響股價？理論上說，定價偏差的目標水平可能是隨時間變化的，即上市狀態(tài)不同，定價偏差變動的目標不同。如果定價偏差的目標水平隨時間變化，我們就不能得出市場定價長期有效的結(jié)論。為檢驗以上兩種可能性中哪一種更符合實際，我們參照Lemmon 等(2008)[21]分析企業(yè)杠桿比率調(diào)整目標時使用的方法，比較了兩種定價偏差目標模型。使用模型(2)估計得到的定價偏差PB，我們構(gòu)造如下模型：

ΔPBit=α+λ1(0-PBit-1)+ηi+vt+εit(5)

ΔPBit=α+λ2(β1EPSit-1+β2APSit-1+β3PROPit-1

+β4SIZEit-1-PBit-1)+ηi+vt+εit

(6)

公式(5)中定價偏差目標水平始終為0，而公式(6)中定價偏差目標水平β1EPSit-1+β2APSit-1+β3PROPit-1+β4SIZEit-1是隨時間變化的。ΔPBit表示的是定價偏差的變動大小，兩式中括號內(nèi)的項均表示滯后一期的定價偏差偏離目標定價偏差的程度，λ1、λ2衡量了定價偏差的實際變動大小占偏離目標定價偏差的程度的比例。如果與時間相關(guān)的因素確實會顯著地影響定價偏差調(diào)整的目標水平，那么λ1應(yīng)該明顯小于λ2；如果定價偏差目標水平不隨時間變化，始終為0，那么λ1與λ2的差別應(yīng)該不大。ηi表示個體固定效應(yīng)，vt表示時間固定效應(yīng)，εit表示隨機項。

表2是使用模型(2)的估計數(shù)據(jù)對偏差變動目標檢驗的結(jié)果。列(1)和列(2)使用混合OLS回歸方法，列(1)對應(yīng)模型(5)，滯后期的定價偏差是唯一解釋變量，列(2)對應(yīng)模型(6)，其它財務(wù)指標(每股凈收益(扣除每股股利)EPS，每股凈資產(chǎn)APS，總資產(chǎn)的自然對數(shù)SIZE，流通股占總股本的比例PROP)的滯后期也作為解釋變量，可以看到定價偏差滯后期PBit的系數(shù)-0.4751和-0.4874差別不大，其它解釋變量的系數(shù)很小。列(3)和列(4)為使用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果，其中列(3)和(4)分別對應(yīng)模型(5)和(6)，并加入了時間固定效應(yīng)，仍然可以看到滯后期定價偏差的系數(shù)-0.8283和-0.6550差別不大，這說明控制了與時間相關(guān)的解釋變量之后，定價偏差的調(diào)整速度沒有顯著增加，新股定價偏差的目標水平不隨時間變化。前文已經(jīng)發(fā)現(xiàn)新股定價偏差有向0匯聚的趨勢，所以，我們可以認為新股定價偏差變動的目標水平為0，即雖然投資者對新股價值的預(yù)期與股票理論價格之間存在差別，但是新股的實際價格一直在朝著理論價格調(diào)整。

表2　比較定價偏差調(diào)整速度的計量模型回歸結(jié)果

注：括號中為 t值， *表示p<0.10， **表示p<0.05， *** 表示p<0.01。

注：括號中為t值，*表示p<0.10，**表示p<0.05，***表示p<0.01。

為了證明上面檢驗的穩(wěn)定性，我們使用模型(3)的數(shù)據(jù)和方法做同樣的檢驗，即將財務(wù)指標的主成分的滯后期作為定價偏差調(diào)整的因素放入回歸模型，模型(6)修改為：

+ηi+vt+εit

(7)

表3展示了該檢驗的回歸結(jié)果。同樣可以看到類似的結(jié)果，即無論使用混合OLS回歸，還是使用固定效應(yīng)控制個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)回歸，滯后期定價偏差的系數(shù)都起到主要作用而且數(shù)值變化不大，即λ1與λ2的差別不大，與表2的結(jié)果是一致的。

通過對定價偏差變化目標的檢驗，我們證實了定價偏差是漸進趨于零的，這說明在發(fā)行后一段時間內(nèi)，投資者不能夠在很短的時間內(nèi)調(diào)整對股票的估價，而是隨著各種信息的披露和交易的頻繁逐步調(diào)整對股價的估計，逐漸能夠利用企業(yè)的會計信息基本準確地判斷股票的價格，使得定價偏差平緩地減少到0附近，慣性因素逐漸消失，而這期間定價偏差的隨機波動則可能是由于受到了市場上其它信息的影響。

五、定價偏差與股票的收益率

五組股票不論發(fā)行定價偏差高低，上市首日收盤價都高于發(fā)行價，這說明發(fā)行價格偏差并不是影響股票短期收益的決定性因素。但長期來看，發(fā)行價的高低卻影響到股價的表現(xiàn)和股票的收益，從圖中看，雖然五組股票組合的定價偏差絕對值都在縮小，但定價偏高的股票股價整體在降，收益率低；而定價偏低的股票股價整體看來是在漲，收益率高。因此，針對上面的分析，我們猜測，發(fā)行定價偏差在短期對股票收益率影響較小，短期收益率主要由慣性上漲因素決定，在長期，慣性因素逐漸消失，市場價格逐漸回歸理論價值，初始的發(fā)行定價偏差得到糾正，表現(xiàn)為發(fā)行定價偏差與收益率負相關(guān)。

為了驗證我們的猜測，我們分別觀察5組股票在上市5年內(nèi)10個時間點上的平均累積超額收益率(CAR)作為該組股票長期表現(xiàn)的指標。每組股票的累積超額收益率的公式如下：

(8)

圖4顯示，超額累積收益率基本為負，這是由于在上市首日較高的收盤價造成的，上市首日確實存在著對股價的慣性高估，之后股價開始回歸真實值，這與學(xué)術(shù)界討論的新股表現(xiàn)劣勢是一致的。隨著發(fā)行價格定價偏差數(shù)值大小的增加，其累積超額收益率是遞減的，即發(fā)行價越高，由于上市首日的慣性上漲，其上市首日的價格與真實價格相比虛長得越高，在后面逐漸回歸真實值的表現(xiàn)中，其超額收益率越低，股票價格表現(xiàn)越差，如發(fā)行價最高的第5組，長期來看其超額收益率是最低的。

圖5中展示了將上市首日的初始收益率也算進累積超額收益率的各組平均累積超額收益率變化趨勢。首先，較高的初始收益率使最開始每組累計收益率都是正的，說明是股價在慣性上漲。其次，在長期中，與前文一致，發(fā)行定價偏差越高的組收益率越低。從累積收益率上看，發(fā)行低估的股票，其累積收益率一直是正的才可以回歸真實價值；而對于發(fā)行高估的股票，其累積收益率一直下降到抵消初始收益率，之后變?yōu)樨摬趴梢曰貧w真實價值。最后，各組收益率的差別隨著時間的推移在增加，說明發(fā)行定價偏差在長期對收益率的影響更大。

圖4和圖5直觀展示了因發(fā)行定價偏差不同導(dǎo)致的各組累計收益率的不同，短期收益率由于股價慣性上漲都為正，而長期累積收益率會因為定價效率的不同差別較大，定價偏高的組長期表現(xiàn)最差。但圖形對數(shù)量的描述有限，為了嚴格說明發(fā)行定價偏差對累積收益率的影響，我們使用回歸模型來分析：

圖4　以首日開盤價為起點各組超額累積收益率變化趨勢(按模型(2)分組)

圖5　以發(fā)行價為起點各組超額累積收益率變化趨勢(按模型(2)分組)

CARit=α+βPBi0+χXit-1+ηi+vt+εit

(9)

其中CARit表示股票i在t時刻的累積收益率，PBi0為初始時的發(fā)行定價偏差，Xit-1表示滯后一期的其它控制變量，這里我們分別適用模型(1)-(3)設(shè)定中的因素作為解釋變量，ηi表示個體固定效應(yīng)，vt表示時間固定效應(yīng)，εit表示隨機項。對β的估計值是我們感興趣的，它可以說明初始發(fā)行定價偏差對該股票長期表現(xiàn)中累積收益率的影響，如果二級市場定價效率在長期有效，股票的價格會越來越趨向理論值，那么，β應(yīng)該是顯著為負的。我們使用模型(1)-(3)中對股價影響因素的設(shè)定作為其它控制變量來估計模型(9)，結(jié)果見表4。

我們分別使用了混合OLS回歸和面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)回歸的方法。表4顯示，初始發(fā)行定價偏差前的系數(shù)都是顯著為負的，說明初始發(fā)行定價偏差是與累積收益率負相關(guān)，后續(xù)的股價變化而導(dǎo)致的收益率變化是在不斷修正初始定價的偏差，使初始定價偏高的股票收益率低，而初始定價偏高的股票收益率高，進一步論證了市場定價在長期是有效的。

為了說明發(fā)行定價偏差對累積收益率的動態(tài)作用，我們在每個時點利用橫截面數(shù)據(jù)分別回歸，表5匯總了回歸結(jié)果中發(fā)行定價偏差的系數(shù)?？梢钥吹?，隨著股票上市年數(shù)的增加，初始發(fā)行定價偏差對累積收益率的影響在增大，即其負向關(guān)系更明顯，如模型(3)中在上市半年后，發(fā)行定價偏差對收益率的作用僅為-0.67；而到上市5年時，其作用已達到-2.412。在長期，初始發(fā)行定價偏差才充分得到糾正；而在短期，尤其是在股票上市首日，股價的慣性上漲所產(chǎn)生的收益率是與初始定價偏差沒有關(guān)系的。在長期，非慣性上漲等不可觀測因素減弱，市場逐漸回歸理性，長期市場定價有效；而在短期，股價的慣性上漲是初始收益率現(xiàn)象的主要原因，并且導(dǎo)致股票市場定價在短期非有效。

表4　發(fā)行定價偏差對累積收益率的作用

注：括號中為 t值， *表示p<0.10， **表示p<0.05， *** 表示p<0.01。

六、結(jié)語

本文以定價偏差為切入點來分析我國股票市場的短期和長期定價效率，我們發(fā)現(xiàn)文獻中未涉及的慣性上漲因素也一直在影響股價及其定價偏差的變化。短期慣性因素很明顯，直接導(dǎo)致了較高的初始收益率，而與股票是否折價發(fā)行無關(guān)；長期慣性因素逐漸消失，股價逐漸回歸理論價格，定價偏差也得到糾正，市場漸進有效，此過程中，發(fā)行定價偏差成為影響股票收益率的重要因素。慣性因素需從買方和賣方兩個角度解釋：投資者對于股票價值的估計過于樂觀，想當然地相信發(fā)行折價的存在，而沒有基于上市公司的業(yè)績進行理性地判斷；投資者越不理性，承銷商的托市行為就越容易，而當投資者情緒較低時，由于托市行為不易實現(xiàn)，承銷商更傾向于折價發(fā)行。慣性因素使得市場短期定價無效。

本文豐富了現(xiàn)有的關(guān)于股票定價效率的研究，結(jié)論有一定現(xiàn)實意義。首先，我們系統(tǒng)計算了定價偏差及其趨勢，展現(xiàn)了非觀測的慣性因素的存在及其變化。其次，慣性因素將承銷商托市行為和投資者非理性行為相統(tǒng)一，補充了文獻中對初始收益率現(xiàn)象解釋的不足。最后，從定價偏差的角度，我們也能看到我國股票市場定價效率的變化趨勢以及慣性因素的作用。

因此，我國股市仍然需要進一步朝著市場化方向改革，注重從基礎(chǔ)上規(guī)范兩級市場，使發(fā)行方和投資者同時形成對市場的理性預(yù)期和信心，才能徹底消除這種慣性因素。對此，我們結(jié)合兩級市場提出以下建議：第一，減少政府對于發(fā)行過程的干預(yù)，推動核準制的實施，降低政府對于發(fā)行定價的背書效應(yīng)，增強投資者對于一級市場發(fā)行定價合理性的敏感度，充分發(fā)揮市場定價的效率；第二，完善信息披露機制，增加信息披露的透明度，使得投資者足夠了解股票真實價值，擁有合理預(yù)期，促進股票一級市場和二級市場定價接近理論真實水平，改善市場的效率；第三，增加對承銷商的監(jiān)管，限制承銷商股票交易行為及相關(guān)利益機構(gòu)投資者對股價的操控行為，減少托市；第四，定期公布承銷商所承銷股票短期及長期表現(xiàn)，形成市場聲譽機制，約束承銷商的道德風險；第五，建立健全中立第三方股票合理價格預(yù)期機制，定期發(fā)布股票定價合理區(qū)間，抑制個人投資者非理性投資行為；第六，使用宣傳或培訓(xùn)的方式提高個人投資者素質(zhì)，使投資者樹立正確的投資理念，形成對于股市投資正確的認識。

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(本文責編：辛城)