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低价定向增发之谜：一级市场抑价或二级市场溢价？
低价定向增发之谜：一级市场抑价或二级市场溢价？――来自中国证券市场的证据俞静1徐斌2(1．中国科学院研究生院/中国科学院虚拟经济和数据科学研究中心， 北京 100190；2．中央财经大学会计学院，北京 100081)摘要：本文以 2006 年至 2008 年成功进行定向增发的上市公司为样本，研究发现定向增发低价发行不是来源于 一级市场抑价而是来源于二级市场溢价，投资者情绪是二级市场溢价的主要影响因素，否决了几成定论的定向 增发中的大股东机会主义行为，而定向增发中锁定期的存在是抑制大股东机会主义行为的保护屏障，在此基础 上研究发现不同市场态势下定向增发折扣与市场公告效应之间相关关系存在差异。在牛市行情下定向增发公告 效应与定向增发折扣正相关，而在熊市行情下定向增发公告效应与定向增发折扣成负相关。 关键词：定向增发折扣； 投资者情绪；市场行情； 大股东机会主义行为 作者简介：俞静，女，中国科学院虚拟经济与数据科学研究中心博士后，研究方向：资产定价与经济数据分析。 徐斌，博士，任职于中央财经大学会计学院。 中图分类号：F830.9 文献标识码：A Abstract：In this paper, the successful issuing private stock public corporations are taken as research sample covering 2006 through 2008, the private placement discount only comes from primary issuing market underpricing,not secondary market premium which is mainly caused by investment feelings, thus that almost conclusive conclusion of big stockholders’ opportunism behavior is vetoed, and the locked period of private placement is protective barrier of minority shareholders. In addition, we also find that there is significant difference of relationship between private placement discount and announcement effect in different market situations, which is positive in bull market while it is negative in bear market. Key words：private placement discount, investment feelings, stock market, big stockholders’ opportunism behavior引言2006 年 5 月 8 日，随着中国证券市场股权分置改革取得了阶段性成果，市场融资功能（包括再融资）得以 恢复，定向增发制度也在此时被正式引入中国。目前已经有接近 400 家上市公司采用定向增发募集了超过 5000 亿的资金，证券市场上掀起了一股定向增发热潮，定向增发成为上市公司再融资的主要方式，也成为当前中国 证券市场中投资者追逐的一大热点。 定向增发中一个瞩目现象就是增发价格相对于增发时的市场价格有着较高的折扣， 对此国外学者主要从一级 市场定价角度论述了定向增发折扣的影响因素，比较有影响的理论假说包括监控假说、信息不对称假说、效益 补偿假说、管理垫壕假说和流动性补偿假说。Wruck（1989）认为参与认购的投资者购买了公司大量股票后， 就负有对公司管理层及募集资金使用的监管责任，而投资者的监督将要花费一定的成本，私募发行时给予认购 者的折扣是对其所花费的监督成本的补偿，股权集中度的变化与私募发行折扣显著正相关。二级市场的超常收 益率反映了监督后的公司绩效的改善，即所谓的“监控效应” 。Hertzel & Smith（1993）认为可以用信息不对称 假说解释私募发行折扣的成因，只要存在信息不对称，公司价值被低估的公司就会通过私募发行进行融资，而 私募发行折扣是用来补偿专业机构相关的评估成本和风险报酬。 Herzel, Lemmon, Linck& Rees(2002)研究了美国
年 952 家定向增发样本公司的长期表现。发现尽管在公告日存在着正的股价反应，但是三年持有期 超常收益率则反映了股价的长期弱势表现。同时，上市公司在定向增发后，公司的长期绩效并没有得到改善， 并不存在 Wruck 提出的所谓的“监督效应” ，因此他们认为定向增发折扣是因为参加认购的投资者认为公司的 价值被过分高估了，定向增发后股价会经历一段表现不佳的时期，定向增发折扣是对定向增发投资者增发后股 价表现不佳的补偿,由此提出了效益补偿假说。Barclay、Holderness & Sheehan（2007）提出管理垫壕假说，私 募发行对象的职能是协助原股东巩固自己的控制权，私募发行折扣是原股东为了保持控制权而对不参与管理的 认购对象的补偿。Silber(1991)从限期流动性角度对私募发行折扣进行了解释，投资者购买私募发行公司的股票往往在一定时期内不能出售，给予认购者的折扣是对其认购的股票不能立即上市流通的补偿。上述国外研究主 要从一级市场的定价角度分析定向增发折扣的影响因素，市场环境和制度背景的差异，使得西方的定向增发折 价理论可能并不适用于中国，仅仅从一级市场定价角度难以全面合理解释我国定向增发折扣的影响因素，还应 从二级市场的错误定价中寻找原因。研究假设定向增发折扣的计算公式为： discount = ( P ? P0 ) / P 。其中： P0 代表定向增发发行价格， P 代表定向增发时 1 1 1 二级市场上流通股票的市场价格。 根据这一计算公式可以推导得出，d (discount ) / d ( P0 ) = ?(1/ P ) & 0 ， 即当 P0 越 1 小时， discount 越大， d (discount ) / d ( P ) = P0 / P 2 & 0 ，即当 P 越大时， discount 越大。由此导致定向增发高折扣 1 1 1 的原因主要有两个：其一、一级市场发行定价明显偏低，远远低于人们对定向增发时股票的内在价值的预期， 存在一级市场抑价现象；其二、定向增发时二级市场的市场价格畸高，明显高于对股票的内在价值的预期，存 在二级市场溢价现象；或者两个方面的原因兼而有之。 美国有严格和成熟的公司治理制度，公司治理层追求的是股东利益最大化。但是在我国的资本市场中，股权 结构分布尚不均衡， “一股独大”的现象非常普遍，且上市公司的主要控制人中的大部分都为法人资格的盈利性 企业或机构，这种股权结构造成小股东不能对上市公司形成有效约束力，其“控制权”形同虚设，而大股东所 掌握的投票权足以影响上市公司的各种决策，大股东可以实现对上市公司的绝对控制。因此在股权较为集中的 情形下，大股东主观上存在将定向增发作为财富转移工具的机会主义动机，即一级市场存在抑价现象。据此， 国内相关研究文献认为大股东的机会主义行为是影响定向增发折扣的重要因素，并且用国内的定向增发样本佐 证了这一点。但是，本文认为锁定期的存在增加了锁定对象的持股风险，从而迫使他们必须按股票的内在价值 进行投资，从而在客观上抑制大股东的机会主义行为的发生，不存在一级市场抑价现象。由于存在锁定期，大 股东并不能从压低定向增发股票发行价格中获益， 过低的一级市场发行价向市场传递了股票价格被高估的信号， 造成二级市场股票价格向一级市场股票价格靠拢， 锁定期结束后二级市场股票价格有可能跌破一级市场发行价， 大股东将无利可图。据此，我们提出如下假说： H1 定向增发过程中不存在一级市场抑价，定向增发折扣与大股东的机会主义行为无关 那么，中国定向增发低价发行的原因来自于二级市场溢价吗？我们认为二级市场的错误定价是影响我国定 向增发折扣的重要因素，即定向增发中存在二级市场溢价，究其原因在于投资者的非理性情绪。理性投资者能 够根据信息对资产收益形成理性预期，而噪声交易者则由于缺乏信息或分析能力，对资产收益的预期通常是随 机的，会高估或低估资产收益，犯系统性预测错误，从而造成投资者情绪对于单只股票价格的涨跌乃至整个股 票市场的波动都具有举足轻重的作用。因此，我们认为投资者情绪的变化通过影响二级市场股票价格进而影响 定向增发折扣，存在二级市场溢价现象。在牛市行情中，投资者存在普遍的乐观情绪，进而推高二级市场股票 价格，极度提升定向增发折扣率；在熊市行情中，投资者存在普遍的悲观情绪，进而压低二级市场股票价格， 降低定向增发折扣率；牛市行情中的定向增发折扣显著高于熊市行情中的定向增发折扣，投资者情绪是影响定 向增发折扣的一个重要因素。据此，我们提出如下假说： H2：定向增发低价发行的原因来自于二级市场溢价，牛市行情下折扣远大于熊市行情下折扣。 在牛市行情下，由于投资者存在普遍的乐观情绪，定向增发题材股二级市场价格的持续上涨使得投资者产 生价格进一步上涨的预期而积极跟进。对于一级市场的“利空”（定向增发高折扣）则认为是二级市场价格被低 估，不会产生价格反向变化的预期，所以在牛市中对“高估”的反应不是很强烈。在熊市周期中，投资者存在普 遍的悲观情绪，定向增发题材股二级市场价格的持续上涨不会使得投资者产生价格进一步上涨的预期，对于一 级市场的“利空”（定向增发高折扣）有强烈的反应，相应会调整二级市场股票价格的预期。于是，我们提出如 下假说： H3:在牛市行情下定向增发公告效应与定向增发折扣正相关， 而在熊市行情下定向增发公告效应与定向增发 折扣成负相关。研究设计 一、样本选择和数据来源由于中国真正意义上的定向增发是在 2006 年后才开始出现，因此，本文以我国 A 股上市公司
年三年实施定向增发的样本作为研究样本，以上市公司公布《非公开发行股票发行情况暨上市公告书》作为事 件日，剔除在事件期内有分红、送股（转赠）及对公司经营有重大影响事件发生的定向增发样本，剔除在发行 日前后长期停牌而交易数据不足的定向增发样本，剔除在同一次发行中针对大股东和机构投资者采用了不同的 定价原则的定向增发样本， 共获得三年间有完整发行数据、 股票交易数据及财务数据的定向增发样本共 236 个。 本文中所有涉及到的股票价格和大盘指数均采用当期收盘价，研究样本的相关发行数据、股票交易数据财务数 据及股东所有权均通过收集和整理 CSMAR（中国股票市场会计研究）数据库的相关数据而来，发行对象，大 股东认购比例数据来自 Wind 资讯数据库，研究使用的统计软件为 SPSS。 二、大股东机会主义行为的衡量 我们采用大股东定向增发前的持股比例反映大股东与小股东的利益协同， 用大股东购买定向增发股票的比例 反映大股东与小股东的利益冲突，用大股东定向增发前的持股比例与大股东购买定向增发股票的比例之差来反 映大股东与中小股东的利益分离程度，即进行机会主义行为动机的强度。 三、投资者情绪的衡量 我们用市场行情刻画投资者情绪， 本文采用非参数法识别市场行情， 即通过寻找股票价格变化的波峰和波谷， 诊断我国股市的牛、熊市行情。2006 年 1 月―2008 年 12 月期间的牛市行情和熊市行情的分布为：2006 年 1 月 到 2007 年 10 月为牛市行情，2007 年 11 月到 2008 年 12 月为熊市行情。显然，在牛市行情中，投资者存在普 遍的乐观情绪，而在熊市行情中，投资者存在普遍的悲观情绪，由此我们预期牛市行情中的定向增发折扣显著 高于熊市行情中的定向增发折扣。四、累积超额收益率 CAR 的确定 由于上证综指存在过高的大盘股 本文采用市场收益率调整法来计算超额收益率 AR 和累计超额收益率 CAR 。 杠杆，沪深 300 指数易于将两市合并计算，因此，本文以沪深 300 指数作为市场参照，计算出从公告日前 10 个交易日至公告日后 10 个交易日（时间窗口为（-10，10） ）的每日平均超常报酬率 AARE ，累积超常报酬率 CAAR (t1 , t2 ) 。 四、其余变量的定义 1．被解释变量 本文参考 Wruck&Wu(2009)[8]的做法选取增发价格相对于发行日前一日收盘价的折扣来衡量定向增发价格折 扣。 2、控制变量 增发规模：表示定向增发募集资金（万元）的自然对数，由于规模效应的存在，发行的规模越大，在单位规 模上所需要的信息成本就越低，因此可以预期该变量和折扣程度成反比。 增发比例：表示增发的股票数量占增发后股票数量的比例，增发的股票代表了公司潜在的投资机会，而现有 的股票则代表了公司增发前所拥有的资产价值。如果该比例越大，则表明未来投资机会相对于已有投资的比例 越大，这表明此时公司的不确定性较大，鉴定公司状态所需消耗的成本也就较高，因此我们预期该变量和折扣 程度成正比。 公司规模：衡量信息不对称程度的指标，为公告增发前总资产的自然对数。当该值越大时，公司规模越大， 国外相关研究认为规模越大， 市场上关于该公司的信息越多， 信息不对称的程度也就越低， Hertzel & Smith(1993) 的研究成果也证实了这一点。但在中国由于信息披露不透明，大规模的公司相比小规模的公司来说，股权结构 和组织结构更为复杂，相应的信息不对称程度越高而不是越低，因而调查成本也大，折扣程度也越大，我们预 期该变量和折扣程度成正比。 市账比： 衡量信息不对称程度的指标， 为增发前一个会计季度末最后一个交易日的股票收盘价和增发前每股 净资产的比值。当该值越小时，公司价值中由商誉等无形资产构成的比例越小，衡量公司的价值相对越容易， 需花费的成本越小，信息不对称的程度越低，折扣程度也越小，因此我们预期该变量和折扣程度成正比。 为了 更加清楚地描述上述变量，表 1 概括列示了本文涉及变量的定义。 表 1： 变量符号及定义描述 名称 符号 定义名称 发行折扣 市场行情 大股东机会主义行为 累积超额收益率 利益协同 利益冲突 增发规模 增发比例 公司规模 市账比符号discount Bull ? dummy Tun CAR定义 增发价格相对于公告前一日收盘价的折扣. 表示市场行情的哑变量，若为牛市行情，则取值为 1，熊市 行情取值为 0。 大股东定向增发前的持股比例与大股东购买定向增发股票 的比例之差 累积超额收益率 大股东定向增发前的持股比例 大股东购买定向增发股票的比例 发行价格×实际发行股数的自然对数 实际发行股数÷增发后总股本 增发前总资产的自然对数 增发前每股净资产÷增发上市日前一日的股票收盘价αβ proceeds Fraction size MB实证结果与分析 一、描述性统计表 2 列示了实证检验中涉及的所有变量的描述性统计。 表 2： 变量的描述性统计 N Mean 0.8 .53 5.5172 Median 0. .90 3.7326 Max 0.89 73.05 .79 .37 Min -1.65 -91.41 .03
-18.33discount Tunproceeds236 236 236 236 236 236Fraction size MB样本公司中定向增发折扣的最高值为89%，最低值为-165%，其中位数为29.94%，均值为27.01%，这些数据 均远大于美国上市公司实施定向增发的折扣， 美国学者对美国上市公司实施定向增发折扣的研究结果大多集中于 15%―20%。 二、定向增发折扣来源于一级市场抑价吗？ 首先，根据大股东在上市公司增发前持股比例与大股东所认购的增发比例将全部样本分为两组，比较分析两 组中的定向增发折扣差异，其中大股东在上市公司增发前持股比例大于大股东所认购的增发比例归为 α & β 组， 大股东在上市公司增发前持股比例小于等于大股东所认购的增发比例归为 α ≤ β 组。表3列出了两组的单变量检 验结果，且根据大股东所认购的定向增发股份比例将全部样本分为三组，两两比较三组中的定向增发折扣差异， 其中大股东在增发中全部认购的归为 β = 1 组，大股东在增发中部分认购的归为 1 & β & 0 组，大股东不参与认购 的归为 β = 0 组。 表3 定向增发折扣和大股东机会主义行为单变量检验 发 行 家 数α &β α≤β β =0 β =1比例64% 36% 49%均值 0.1 0.7中值 0.5 0.7均值差 0.11 0.0192中值差 0.3 0.1079t 检验 0.24 (0.81) 0.089 (0.Z 检验 -1.657* (0.097) -1.369 (0.171) -1.121151 85 115 5423%发 行 家 数1& β & 0比例28%均值 0.2607中值 0.3138均值差中值差t 检验 (0.809)Z 检验 (0.262)67从表 3 可以看出，从利益协同角度比较，α & β 组 α ≤ β 组不存在显著差异，无论是参数检验还是非参数检 验，在 5%的水平下都不显著，并且两组折扣均值差异也很小，只有 0.0114。从利益协同角度比较， β = 0 组和β = 1 组不存在显著差异， β = 1 组和 1 & β & 0 组也不存在显著差异，无论是参数检验还是非参数检验，在 1%的注:（）内为 Sig 值，*，**，***分别表示 10%，5%和 1%的显著性水平（双尾） 。 1 表明是 β = 0 与 β = 1 比较；2 代表是 β = 1 与 1 & β & 0 比较。水平下都不显著，两两比较的均值差异也很小，尤其大股东全部参与认购与大股东不参与认购的均值差仅仅为 0.0031，由此我们得出结论，大股东机会主义行为动机的差异并未引起定向增发折扣的差异。 表4：定向增发折扣和大股东机会主义行为的回归分析 预期符号cons tan t Tun proceeds Fraction size MB N Fdiscount0.271***(0.000) 0.000 (0.73)discount0.538 (0.269) 0.000 (0.702) -0.1 ***(0.009) 0.806***(0.000) 0.068** (0.035) 0.018*** (0.000) 236 4.8 (0.000) 0.075－ － ＋ ＋ ＋236 0.119 (0.73) -0.004Adjusted R-squared注：括号中的数字为 Sig 值，*，**，***分别表示 10%，5%和 1%的显著性水平（双尾） 。表 4 给出了定向增发折扣和大股东机会主义行为动机代理变量的回归分析结果，回归分析的结果显示，表 征大股东机会主义行为动机代理变量 Tun 的系数为 0，并且在 10%的水平下不显著，在引入衡量信息不对称程 度的控制变量以后，上述结论仍然成立，并且信息不对称程度和定向增发折扣显著正相关，与我们的理论预期 是一致的，回归分析结果进一步验证了我们提出的假设 1：定向增发过程中不存在一级市场抑价，定向增发折 扣与大股东的机会主义行为无关。 三、定向增发折扣和投资者情绪 表 5 列出了定向增发折扣 2006 年―2008 年分年度的折扣趋势统计分析。 表 5： 定向增发折扣的年度对比 发行家数 08 47 130 95 比例17% 48% 35%均值0.27 0.4中值0.9 0.1987最大值0.74 0.89 0.89最小值-0.12 -0.07 -1.65负折扣家数 1 1 23从表 5 可以看出，定向增发折扣分年度分布不均匀，差异很大，在 2006 年样本公司定向增发的平均折扣只 有 27%，2007 年平均折扣就增加到 42.46%，但在 2008 年又降低为 13.14%，并且在 2006 年、2007 年分别只有 一家样本公司溢价发行， 而到了 2008 年共有 23 家样本公司溢价发行， 2007 年共有 130 家样本公司实施定向 且 增发，占全部样本的 48%，接近一半。如果回顾这一段时间我国的股票市场行情就可以看出，定向增发中存在 明显的“高折扣”的根源在于牛市行情带来的二级市场投资者的乐观情绪。自从 2005 年 6 月以来，中国的证券 市场经历着一轮牛市行情，很多股票短期内价格上涨的幅度很大，而 2008 年以来，中国的证券市场又经历了一 轮熊市行情，很多股票短期内价格下跌的幅度很大，这造成了 2007 年和 2008 年相比折扣变化很大，因此二级 市场投资者的乐观情绪是影响中国证券市场定向增发折扣重要因素。下面我们根据市场行情将全部样本分为两 组，比较分析两组中的定向增发折扣差异，其中牛市行情中实施定向增发的公司归为“牛市”组，熊市行情中实施定向增发的公司归为“熊市”组。表 6 列出了两组的单变量检验结果。 表6： 定向增发折扣和市场行情单变量检验 发行家数 比例57% 43%均值 0.8中值 0.2088均值差 中值差 0.11t 检验Z 检验bull bear135 1010.35.238 -4.435 (0.000) (0.000)注： （）内为 Sig 值，*，**，***分别表示 10%，5%和 1%的显著性水平（双尾） 。从表 6 我们可以看出， “牛市” 组的定向增发折扣高达 36.91%， “熊市” 组的定向增发折扣仅仅 14.18%， “牛 市”组的定向增发折扣要显著高于“熊市”组的定向增发折扣，两者的均值差高达 22.73%，并且 t 检验在 1% 的水平上统计显著，说明两组定向增发折扣存在显著差异。由此我们得出结论，不同的市场行情中定向增发折 扣存在显著差异，牛市行情中的定向增发折扣要显著高于熊市行情中的定向增发折扣。 表7：定向增发折扣和投资者情绪的回归分析 预期符号cons tan t bull ? dummy proceeds Fraction size MB discount discount＋ － ＋ ＋ ＋0.142*** (0.000) 0.284 (0.524) 0.227*** (0.000) 0.254*** (0.000) -0.076** (0.033) 0.753*** (0.000) 0.051* (0.092) 0.022*** (0.000) 236 12.886 (0.000) 0.203N F Adjusted R-squared236 27.432(0.000) 0.101注：括号中的数字为 Sig 值，*、**、***分别表示双尾检验的显著性水平为 10％、5％和 1％。表 7 给出了定向增发折扣和投资者情绪相关代理变量的回归分析结果，回归结果显示，表征市场行情的代 理变量 bull ? dummy 和定向增发折扣显著正相关，并且在引入衡量信息不对称程度的控制变量以后，上述结论 仍然成立。信息不对称程度和定向增发折扣显著正相关，与我们的理论预期是一致的。回归分析结果进一步验 证了我们提出的假设 2：定向增发低价发行的原因来自于二级市场溢价，牛市行情下折扣远大于熊市行情下折 扣。 四、不同市场态势下定向增发折扣和定向增发公告效应的相关性分析 我们首先对全部样本进行回归， 接着我们将全部样本根据定向增发发行日所在的市场行情分为两组， “牛市” 组和“熊市”组，然后对两组样本分别进行回归，表 8 给出了 CAAR(?10,10) 影响因素的回归分析结果，第一列是 全样本的回归分析结果，第二列是牛市行情下样本组回归结果，第三列是熊市行情下样本组回归结果。 表8： CAAR(?10,10) 的影响因素分析 全样本α bull ? dummy discount ω proceeds牛市行情 T值 0.807 (0.42) -2.745 (0.007) -0.573 (0.567) 0.252 (0.802) -0.832 系数 0.139 T值 0.475 (0.636)熊市行情 系数0.029系数 0.166 -0.053*** -0.016 0..008T值 0.0970.015 0.000 -0.0100.236 (0.814) -1.120 (0.265) -0.815-0.430 (0.923) 0.000 1.580 (0.668) -0.003 -0.229-0.014全样本 (0.402)Fraction size MB牛市行情 (0.417) 0.091 0.383 (0.703) -0.475 (0.636) -0.038 (0.97) 1360.452 (0.熊市行情 (0.117)0.0770.047 -0.013 0.001 2361.7230.311 (0.756)0.361-0.378 -0.025 (0.706) 0.683 (0.495) 0.000(0.819) -0.025 -0.475 (0.636)0.001604 (0.547)N F1000.573(0.0105) Adjusted R-squared 0.05（0.751）0.036注：括号中的数字为Sig.(2-tailed)值， *、**、***分别表示双尾检验的显著性水平为10％、5％和1％。从表8可以发现，在全样本的回归分析中，所有系数中只有表示市场态势的变量 bull ? dummy 的系数在1%的水 平下显著，其余变量系数都不显著，说明市场态势是影响 CAAR(?10,10) 的重要因素，熊市的累计超额收益率要 比牛市高5.3个百分比，熊市的公告效应要好于牛市的公告效应。牛市行情下，定向增发折扣和 CAAR(?10,10) 正 相关，熊市行情下，定向增发折扣和 CAAR(?10,10) 负相关，发行规模、公司规模和 CAAR(?10,10) 负相关，大股 东和关联股东认购比例、发行比例、市账比和 CAAR(?10,10) 正相关，但全部都不显著。所有这些事实都说明这 些变量不是显著影响 CAAR(?10,10) 的重要因素，只有市场态势是影响 CAAR(?10,10) 的重要因素。结论本文以2006年至2008年成功进行定向增发的上市公司为样本， 我们研究发现定向增发低价发行来源于二级市 场溢价而不是来源于一级市场抑价，从根本上否定了我国定向增发存在的大股东机会主义行为，而二级市场中投 资者乐观情绪是低价发行的源泉。另外，研究还发现，在牛市行情下定向增发公告效应与定向增发折扣正相关， 而在熊市行情下定向增发公告效应与定向增发折扣成负相关。 本文的研究也给我们提供了如下启示： （1）定向 增发中的锁定期的存在实际上给中小股东提供了利益保护，因此应该继续予以保存而不能够盲目取消，当今的任 务在于如何使这一制度更加健全； （2）二级市场溢价是定向增发折扣存在的来源，并且对不同市场行情下公告效 应有着显著的差异，因此培育成熟的投资者是刻不容缓的任务，也是我国资本市场健康发展提出的艰巨任务。 [基金项目：第45批中国博士后科学基金面上资助项目（项目批准号） ，国家自然科学基金委创新研 究群体科学基金项目：数据挖掘与智能知识管理理论与应用研究(项目批准号：)] 参考文献：[1]Barclay, Michael J.,Clifford G. 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定向增发、现金分红与利益输送 ―来自我国上市...还是二级市场溢价―关于我国新股高抑价的一种...后危机时代金属期货价格集体上涨 ―市场需求还是...价格及市盈 率管制等因素是我国IPO抑价的主要...被称为IPO抑价之谜, 至今理论界都没有形成...通过二级市场的高价增发可以弥补一级市场的发行...1、 IPO 2、 IPO 抑价 3、 IPO 溢价 (六)...这种解释是以 有效市场为前提的,即二级市场价格可以...是指企业透过证券交易所首次公开向投资 者增发股票,...IPO 抑价率高,一方面会造成大量资金囤积在一级市场...创业板 IPO 抑价主要来源于二级市场上投资者情绪因素...从图 1 和图 2 中不难看出我国的 IPO 溢价率明显...因此待定向增发实施完毕时,股票在二级市场的价格已经...与一级市场投资产品相比,具有更 好的流动性,与二级...提 前获取筹码,享受将来流动性迅速放开带来的溢价。...很多人通常会将抑价与溢价混为一谈,其实二者...被价格所反映,使得 IPO 二级市场首日交易价变...之前,市场上的公司治 理活动水平越高,抑价越...这一时 期新股二级市场抑价现象较为严重,从统计的...存在一级市场高溢价发行导致的暴利使一、 二级市场...益博弈的结果,这是出现公募价格远高于私募价格的...假设二:新股的发行价格与新股抑价率成反比. 基于...因此一级市场上被抑制的投资需求在二级市场上得到爆发...投资者情绪与 I POs 之谜 - 抑价或者溢价[ J ...比如一直困惑众多学者的新股发行抑价问题、二级市场...从理论上讲,若新股一级市场价格的制 定是依据二级...则继 续增发一定的股票尽量使其在理想的涨幅范围内...IPO 抑价定义 IPO 抑价是指新股一级市场的发行价低于二级市场的上市价,通常...抑价程度就越严重;P1 是新股上市首日收盘 每股价格;P0 是新股发行每股价格;Q1...
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