喻天舒 游伊博 楊金華

[摘 要] 通過選取49家A股上市的房地產公司作為樣本，及對房地產A股上市公司實證研究，驗證了其IPO效應的存在，并對其IPO效應的影響因素進行了理論分析與實證檢驗。研究結果表明：IPO上市能夠提高其償債能力，而盈利能力卻會下降;房地產公司股票發(fā)行市盈率、IPO抑價率、上市前的盈利能力和償債能力、上市年份均對其IPO效應存在顯著影響。

[關鍵詞] 房地產;上市公司;IPO效應;影響因素

[中圖分類號] F832.51[文獻標識碼] A[文章編號] 1009-6043（2019）02-0151-04

Abstract： Taking 49 A-share listed real estate companies as samples， we conduct an empirical research on A-share listed real estate companies. The existence of their IPO effect is verified and the influencing factors of their IPO effect are analyzed theoretically and empirically. The results show that IPO listing can improve the solvency， but the profitability will decline， and that real estate companies' stock issuance price-earnings ratio， IPO underpricing ratio， pre-listing profitability and solvency， listing year all have significant impact on the IPO effect.

Key words： real estate， listed company， IPO effect， influencing factor

一、引言

隨著我國上市公司融資規(guī)模越來越大，其首次公開募股（IPO-Initial Public Offerings）后的經(jīng)營能力的變化也引起了人們越來越多的關注。早在1994年，賈因和基尼（Bharat.AJain & Omesh Kini）開創(chuàng)性地提出“IPO效應”。

里特（Ritter，1991）提出IPO存在長期弱勢現(xiàn)象，認為IPO會抑制公司長期收益率的增長。在賈因和基尼提出“IPO效應”之后，洛克倫和里特（Loughran & Ritter，1995）、麥克爾森等（Mikkelsonetal，1997）的研究發(fā)現(xiàn)IPO效應在上市后五年內普遍存在。沓名健治等（Kutsunaetal，2002）、格爾根和倫內布格（Goergen & Renneboog，2003）的研究發(fā)現(xiàn)在日本和德英的證券市場上也存在顯著的IPO效應。羅森伯姆等（Roosenboometal，2003）驗證了荷蘭上市公司IPO效應的存在，同時發(fā)現(xiàn)樣本公司的管理者普遍在IPO當年而非IPO前一年管理盈余。

洪劍峭和陳朝暉（2002）、黃貴海和宋敏（2005）的研究表明我國A股和H股市場上都存在IPO效應，并且H股公司IPO后績效下降幅度相對A股公司較小。黃碧（2008）的研究也發(fā)現(xiàn)整體上中小板不存在IPO效應，但一些大型公司的IPO業(yè)績呈現(xiàn)逐年下滑現(xiàn)象。鄭慶偉和胡日東（2010）、周孝華和吳宏亮（2010）、孫蕾和孫英雋（2013）、石炯（2014）的研究均發(fā)現(xiàn)在中小板和創(chuàng)業(yè)板上市的，有風險投資、創(chuàng)業(yè)投資背景的公司IPO效應會更加顯著，但風險投資會降低公司的盈余管理行為。孫雪林（2014）探討了我國公司IPO效應的存在原因，并指出制度和法律的缺陷、公司治理結構的不完善、戰(zhàn)略規(guī)劃不合理以及財務造假現(xiàn)象是重要影響因素。

通過在國內外學者相關研究的基礎上，進行統(tǒng)計分析，試圖找出其IPO效應的影響因素，以期為房地產A股上市公司的發(fā)展提供新的視野和參考。

二、房地產A股上市公司IPO效應檢驗

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

研究對象是房地產A股上市公司，參考2014年我國綜合實力前100強房地產公司，選擇49家A股上市的房地產公司作為樣本公司，并對樣本進行適當調整：一是對于采取歷史遺留方式來發(fā)行股票的新股上市公司，由于其并非公開發(fā)行股票，故不屬于本研究的范圍，同時，這類股票由于上市間隔較長，不確定性較強，其發(fā)行時的一些基礎數(shù)據(jù)也難以獲得，因此，將其予以剔除;二是由于年代久遠，有些上市公司的一些數(shù)據(jù)難以獲得或者是有明顯錯誤，為了保證科學性和嚴謹性，必須對其予以剔除。

進行以上剔除后，研究樣本共包括36家房地產A股上市公司。選擇樣本公司IPO上市前后共5年內的相關財務資料和IPO發(fā)行情況作為原始數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)均來自CCER經(jīng)濟金融研究數(shù)據(jù)庫、WIND金融數(shù)據(jù)庫等，以及深圳、上海證券交易所網(wǎng)站上的披露的公司招股說明書和上市公告書，逐個摘取衡量得到樣本公司的原始數(shù)據(jù)，并錄入EXCEL表格。數(shù)據(jù)處理和分析時，采用EXCEL電子表格來對數(shù)據(jù)進行轉換、計算和整理匯總，最后集中導入到SPSS軟件來進行數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析。

（二）研究方法與檢驗結果

通過對所得原始數(shù)據(jù)進行計算和整理，選擇樣本公司IPO上市前后共5年內的流動比率、資產負債率、銷售凈利率、凈資產收益率、總資產收益率和總資產周轉率作為衡量其IPO效應的財務指標，分別表示其償債能力、盈利能力和運營能力。

為了驗證房地產A股上市公司IPO效應是否存在，將IPO當年定為基年（0年），上市前第一、二年定為-1、-2年，上市后第一、二年定為1、2年，然后對這五年內公司財務指標的變化情況進行比較分析，并應用SPSS樣本檢驗來判斷是否存在顯著差異。

通過對樣本公司IPO前后經(jīng)營業(yè)績變化情況做逐年的分析，檢驗結果如表1和下圖所示：

表1樣本公司IPO前后經(jīng)營業(yè)績變化情況

注：*、**、***表示在各經(jīng)營業(yè)績指標均值與前一年均值在0.1、0.05、0.01的顯著性水平下有顯著差異，均值差異性檢驗采用配對樣本的T檢驗;

^、^^、^^^表示在各經(jīng)營業(yè)績指標當年中位數(shù)與前一年中位數(shù)在0.1、0.05、0.01的顯著性水平下有顯著差異，中位數(shù)差異性檢驗采用相關樣本的Wilcoxon檢驗。

資料來源：CCER經(jīng)濟金融研究數(shù)據(jù)庫、WIND金融數(shù)據(jù)庫

樣本公司IPO前后經(jīng)營業(yè)績變化情況圖

結合圖表可以看出：

1.所有樣本的總資產收益率均逐年顯著下降;

2.銷售凈利率在IPO當年顯著上升，之后顯著下降，并低于IPO之前水平;

3.流動比率在IPO當年顯著上升，之后顯著下降，但高于IPO之前水平;

4.資產負債率在IPO當年顯著下降，之后顯著上升，但低于IPO之前水平;

5.凈資產收益率和總資產周轉率在IPO當年顯著下降，之后持續(xù)穩(wěn)定。

綜上所述，基本可以確定房地產A股上市公司在IPO上市前后業(yè)績存在顯著的下滑現(xiàn)象。

三、房地產A股上市公司IPO效應的影響因素分析

（一）理論分析與研究假設

1.房地產公司IPO上市的發(fā)行市盈率對公司上市前后業(yè)績的影響。一般而言，對于同一個行業(yè)，某股票市盈率越高，反映出投資者對于該公司越看好，而高市盈率也意味著安全邊際較低，其股市風險也越大，如果房地產公司存在著IPO效應，那在IPO后幾年內，一旦股價不甚合理，投資者很可能馬上選擇用腳投票，這也勢必會影響到公司的業(yè)績。據(jù)此，提出如下假設：

H1：房地產公司IPO上市時的發(fā)行市盈率越高，公司業(yè)績下降程度越大。

2.房地產公司IPO上市時的抑價率對公司上市前后業(yè)績的影響。IPO抑價現(xiàn)象是指首次公開發(fā)行的股票上市后首日的交易價格遠高于發(fā)行價格，導致首次公開發(fā)行存在較高的超額收益率。理性的投資者如果預期到有較高的代理成本，便會要求在發(fā)行價格上得到相應的補償。IPO抑價可以反映出外部投資者對于公司代理成本的期望，IPO抑價率越低，即投資者的出價越低，其期望代理成本也就越大，該公司治理效率越低，就會存在較明顯的IPO效應。據(jù)此，提出如下假設：

H2：房地產公司IPO上市時的抑價率越低，公司上市后業(yè)績下降越明顯。

3.房地產公司IPO上市時募集資金占總資產比重對公司上市前后業(yè)績的影響。相較于其他行業(yè)，房地產公司的項目一般投資較大，故而房地產公司對資金的需求也更加強烈，為了在IPO上市時能夠募集更多的資金，許多房地產公司可能會采用種種手法來夸大其項目投資收益或虛構建筑項目，然而，公司可能并不能完全運用到這些資金，而對于閑置資金的處理往往不能得到預期的收益率;另一方面，建筑工程項目的周期一般較長，投資收益可能會延遲若干年才能產生，這就導致了IPO后雖然房地產公司資產規(guī)模迅速擴大，而收益率卻不能隨之提高。據(jù)此，提出如下假設：

H3：房地產公司IPO上市時募集資金占總資產比重越大，公司業(yè)績的下降幅度越大。

4.房地產公司IPO上市前的盈利能力、償債能力、運營能力對公司上市前后業(yè)績的影響。房地產公司項目投資較大，通過IPO上市募集足夠資金，可以充分發(fā)揮這些公司的自身硬實力，取得更好的經(jīng)濟效益;償債能力是任何一個公司的重要指標，在房地產這種負債額大行業(yè)中，房地產公司IPO上市前的償債能力越弱，公司的運營能力是衡量其績效的另一個重要指標，房地產公司由于項目周期較長，資金的周轉可能并沒有其他行業(yè)那么迅速，其IPO上市前的運營能力可能會對公司經(jīng)營業(yè)績產生影響，但應該不會特別明顯。據(jù)此，提出如下假設：

H4：房地產公司IPO上市前的盈利能力越強、償債能力越弱，公司業(yè)績下降幅度更明顯。

5.房地產公司IPO上市年份、融資規(guī)模、公司所有制形式對公司上市前后業(yè)績的影響。我國于2005年9月4日全面展開股權分置改革工作，隨著法律和政策的完善和成熟，在此之后的資本市場會更加穩(wěn)定和完善，此后的上市公司IPO效應可能會越來越弱。IPO融資金額是每個上市公司都很關注的重要數(shù)據(jù)，我國房地產公司由于其自身資產價值較高，普遍融資額也較大，公司治理難度也越大，其IPO后的經(jīng)營業(yè)績可能有所下滑。另一方面，公司所有制形式為國有企業(yè)或私有企業(yè)也可能對IPO效應有所影響。據(jù)此，提出以下假設：

H5：股改分置改革之后上市的房地產公司，其IPO效應越不明顯;

H6：房地產上市公司IPO融資規(guī)模越大，公司業(yè)績下降程度越大;

H7：房地產公司所有制形式為國有企業(yè)或私有企業(yè)與IPO效應顯著相關。

（二）指標選取與模型設計

在對房地產上市公IPO經(jīng)營業(yè)績分析的基礎上，同時結合文獻研究和IPO發(fā)展現(xiàn)狀，選取衡量公司經(jīng)營業(yè)績常用的凈資產收益率的相對變動率作為被解釋變量;選取發(fā)行市盈率、IPO抑價率、募集資金占總資產比重、IPO前的盈利能力、償債能力和運營能力作為解釋變量，IPO年份、融資規(guī)模大小和企業(yè)所有者作為虛擬變量。構建橫截面多元回歸模型，如式1所示：

Y=？琢+？茁1X1+？茁2X2+？茁3X3+？茁4X4+？茁5X6+■YEAR

+■SIZE+■OWNER+？孜? ? 式1

Y：為了更好地反映樣本企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的變化，采用變化的相對指標，用“（IPO后凈資產收益率-IPO前凈資產收益率）/IPO前凈資產收益率”表示凈資產收益率的變化，同時，出于科學性考慮，分別采用房地產公司IPO前后各2年總資產收益率、資產負債率、總資產周轉率的均值來衡量房地產公司盈利能力、償債能力和運營能力。相關變量說明見表2。

（三）模型分析結果

通過構建橫截面回歸模型，運用SPSS軟件對IPO效應的影響因素進行了分析，對于YEAR、SIZE、OWNER這三個虛擬變量選擇“Enter”強制進入方程，對于X1、X2、X3、X4、X5、X6則選擇“Backward”逐步進入方程，然后根據(jù)在選項中設置使用F的概率作為剔除標準，從與因變量的偏相關系數(shù)最小的解釋變量開始，逐個從方程中移出，直到所建立的回歸方程中不再含有可剔除的變量為止。對于變量的篩選標準為：如果F檢驗在的5%水平下顯著，則允許該變量進入方程;如果F檢驗在的10%水平下不顯著，則不允許該變量進入方程。模型分析結果見表3-表5。

表3 模型匯總

注：a.預測變量：（常量），國企OWNER，周轉率X6，募集比重X3，市盈率X1，抑價率X2，融資規(guī)模SIZE，ROA前X4，LOAR前X5，股改YEAR;

b.預測變量：（常量），國企OWNER，募集比重X3，市盈率X1，抑價率X2，融資規(guī)模SIZE，ROA前X4，LOAR前X5，股改YEAR;

c.預測變量：（常量），國企OWNER，募集比重X3，市盈率X1，抑價率X2，融資規(guī)模SIZE，ROA前X4，LOAR前X5，股改YEAR;

d.因變量：Y（凈資產收益率的變化率）。

從表3中可以看出，逐個剔除后模型3中的D.W統(tǒng)計值接近2，說明殘差是服從正態(tài)分布的，模型的解釋能力較強;調整后R的平方值為0.571，說明已解釋方差是總方差的57.1%。

表4 方差分析

從表4中可以看出模型3的回歸平方和為3.171，而總平方和為4.826，說明此線性回歸模型解釋了總平方和三分之二;根據(jù)后面的F統(tǒng)計量的概率值為0.000遠小于0.01，表明該方程的回歸效果十分顯著，因此，拒絕方程總體回歸系數(shù)為零的虛無假設。

表5 系數(shù)

從表5中可以看出，X1、X2、X4、X5和YEAR在99%的置信水平上存在顯著差異，并且每個解釋變量VIF均小于5，所以可以認為每個解釋變量之間沒有出現(xiàn)嚴重共線性。從回歸系數(shù)和顯著性檢驗可以發(fā)現(xiàn)，發(fā)行市盈率、IPO抑價率、IPO前的總資產收益率和資產負債率、IPO年份進入了方程，并且標準化回歸系數(shù)均顯著異于0，表明它們對凈資產收益率的變化存在顯著影響，其中：

1.發(fā)行市盈率的標準回歸系數(shù)為-0.445，顯著性水平為0.003，表明其在1%的顯著性水平下與IPO前后凈資產收益率下降的程度正相關，驗證了假設H1的成立。

2.IPO抑價率的標準回歸系數(shù)為0.368，顯著性水平為0.004，表明其在1%的顯著性水平下與IPO前后凈資產收益率下降的程度負相關，驗證了假設H2的成立。

3.IPO前總資產收益率的標準回歸系數(shù)為-0.687，顯著性水平為0.000，表明其在1%的顯著性水平下與IPO前后凈資產收益率下降的程度正相關，IPO前資產負債率的標準回歸系數(shù)為-0.708，顯著性水平為0.000，說明其在1%的顯著性水平下與IPO前后凈資產收益率下降的程度正相關，驗證了假設H4的成立。

4.IPO年份的標準回歸系數(shù)為0.441，顯著性水平為0.005，說明其在5%的顯著性水平下與IPO前后凈資產收益率下降的程度負相關，驗證了假設H5的成立。

四、結論

通過以上實證檢驗，研究結果顯示：房地產公司IPO上市能夠提高其償債能力，但其盈利能力卻會下降;股票發(fā)行市盈率、IPO抑價率、上市前的盈利能力和償債能力、上市年份均對房地產公司IPO效應存在顯著影響。具體如下：

（一）IPO上市融資能夠有效調節(jié)房地產公司的資本結構，使其償債能力顯著提高

在IPO當年，房地產公司的流動資產明顯增長，流動比率顯著提高，但是在上市后一年又顯著下降，并保持穩(wěn)定在比上市前略高的狀態(tài);另一方面，通過IPO融資，也會使其資產負債率在IPO當年顯著下降，并在后兩年保持穩(wěn)定在比上市前略低的狀態(tài)，表明IPO上市能夠使房地產公司的償債能力得到一定改善。

（二）IPO上市使房地產公司的盈利能力下降

雖然IPO上市能夠擴大公司的規(guī)模，融得更多的資金，但IPO前后凈資產收益率非但沒有明顯提高，反而在IPO當年大幅度顯著下降，并在之后兩年保持基本穩(wěn)定，這可能是因為IPO上市融資帶來的凈資產大幅增長，但凈利潤并沒有得到明顯提高;另一方面，在上市后兩年，隨著公司規(guī)模的擴大，公司凈資產和凈利潤都基本處于一種穩(wěn)固增長的平衡狀態(tài)，但卻略低于上市前的數(shù)值，這表明IPO上市會使房地產公司的盈利能力下降。

（三）房地產公司IPO效應的影響因素

影響因素包括發(fā)行市盈率、IPO抑價率、房地產公司上市前的盈利能力和償債能力，以及IPO年份。其中IPO發(fā)行市盈率、上市前的盈利能力與公司上市前后業(yè)績下降的幅度顯著正向相關;IPO抑價率、上市前的償債能力與公司上市前后業(yè)績下降的幅度顯著負向相關;同時，股份分置改革之后的上市公司IPO效應相對較弱。而募集資金比重、融資規(guī)模大小、上市前公司運營能力和公司所有制形式則與房地產公司的IPO效應無顯著相關。

（四）方程的擬合優(yōu)度

方程的調整R2不是特別高，說明除了前述相關因素外，還有其他的因素影響著房地產A股上市公司IPO效應，例如上市前后的盈余管理，公司第一大股東持股比例，公司高管持股比例，宏觀經(jīng)濟形勢等，但總體來說，回歸方程對于房地產A股上市公司IPO效應具有一定的解釋能力。

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[責任編輯：王鳳娟]