陶 萍，任啟芳

（南京林業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，南京 210037）

學術界將“IPO效應”統(tǒng)一定義為企業(yè)在上市以后業(yè)績的顯著下滑現(xiàn)象[1]。國內(nèi)外對于該現(xiàn)象影響因素的相關研究也有很多。研究最多的是盈余管理同IPO效應的關系，多數(shù)學者認同企業(yè)上市后業(yè)績下滑的根本原因是企業(yè)IPO前的操縱利潤行為[2]。其次是對股權結構同IPO效應關系的研究，所持觀點不一，有的學者研究發(fā)現(xiàn)第一大股東的持股比例同IPO效應是正相關的[3]，而有的學者卻通過實證發(fā)現(xiàn)股權集中度對IPO效應無顯著影響[4]。目前我國學者關于IPO效應的研究以主板和中小板市場為主，研究較成熟，但是對于創(chuàng)業(yè)板的相關研究卻相對較少。觀察近些年在創(chuàng)業(yè)板市場IPO的企業(yè)年報可知，許多企業(yè)在上市后的業(yè)績報告不如上市前，創(chuàng)業(yè)板存在顯著的IPO效應。創(chuàng)業(yè)板的IPO效應動搖了相關投資者對創(chuàng)業(yè)板的信心，不利于資本市場的整體穩(wěn)定發(fā)展。所以，針對創(chuàng)業(yè)板IPO現(xiàn)象進行相應研究，發(fā)現(xiàn)其影響因素，對于未來創(chuàng)業(yè)板的發(fā)展至關重要。

1 理論分析和研究假設

1.1 盈余管理對IPO效應的影響

多數(shù)企業(yè)為了順利上市往往會采取利潤最大化的盈余管理手段來提高當期利潤水平，它改變的僅僅是在不同的會計期間企業(yè)的實際盈利的分布，從整體觀察來看，企業(yè)的實際盈利并未得到增加，在企業(yè)上市以后也必然需要平衡前后會計期間的盈利分布，利潤會有一定的下降也是正常的。基于此，提出假設1:

H1:盈余管理顯著反向影響創(chuàng)業(yè)板IPO效應，即IPO后的業(yè)績下滑幅度隨盈余管理的程度的增高而增大。

1.2 股權結構對IPO效應的影響

一般來說，對于股權結構對IPO效應的影響的相關研究主要是從股權集中度、股權制衡度以及風險投資這三個方面進行分析。對股權集中度的衡量，最多的是采用第一大股東持股比例這一指標。由委托代理理論可知，持股比例越高，對企業(yè)的實控權就越大，自然越有可能基于利己主義而犧牲管理層人員以及其他小股東的利益，相應的委托代理的成本也就越高。股權制衡是一種企業(yè)內(nèi)部的牽制機制，是股東間的相互監(jiān)督、相互制衡，盡量避免出現(xiàn)“一股獨大”的現(xiàn)象危害企業(yè)的經(jīng)營決策。股權制衡度越高，代表第二大股東對第一大股東的制衡能力越大，即第一大股東為追求自身利益最大化而調(diào)控利潤的可能性就越小，越利于企業(yè)的實際經(jīng)營。研究表明，企業(yè)風險的增加一定意義上意味著管理層自由裁量權的增加，也就是代理成本的上升[5]，初期的風險投資會為了追逐自身利益、盡快收回投資成本、建立良好的聲譽，常常將并未成熟的企業(yè)進行強行包裝后上市，長期來看，不利于企業(yè)的發(fā)展?；诖?，提出假設2、3、4:

H2:股權集中度顯著反向影響創(chuàng)業(yè)板IPO效應，即IPO后的業(yè)績下滑幅度隨股權集中度的增高而增大。

H3:股權制衡度顯著反向影響創(chuàng)業(yè)板IPO效應，即IPO后的業(yè)績下滑幅度隨股權制衡度的增高而增大。

H4:有無風險投資參股顯著反向影響創(chuàng)業(yè)板IPO效應，即有風險投資參股的企業(yè)較沒有風投參股的企業(yè)而言在IPO后的經(jīng)營業(yè)績下滑程度更大。

1.3 上市首日市盈率對IPO效應的影響

股票的市盈率偏高需要有充足的理由來支持，其中最重要的一點就是企業(yè)未來的盈利將會快速增長。從以往的研究來看，多數(shù)研究者偏向于高市盈率反映的是投資者對于企業(yè)前景的看好，因此也愿意以較高的價格購買股票，從而從其未來發(fā)展中獲利?；诖耍岢黾僭O5:

H5:上市首日的市盈率顯著正向影響創(chuàng)業(yè)板IPO效應，即IPO后的業(yè)績下滑幅度隨市盈率的增高而減小。

1.4 超募率對IPO效應的影響

隨著創(chuàng)業(yè)板的逐漸發(fā)展，市場的愈漸成熟，企業(yè)逐漸對資金的使用有所掌控，某種程度上來說，越多的超募資金并不代表著資金的使用效率越低，相反，它能帶來更多的機遇與挑戰(zhàn)。而且，企業(yè)的超募資金越多，也是一種企業(yè)投資項目良好、發(fā)展前景可觀、深受投資者信任的信號傳遞?；诖?，提出假設6:

H6:超募率顯著正向影響創(chuàng)業(yè)板IPO效應，即IPO后的業(yè)績下滑幅度隨超募率的增高而減小。

1.5 抑價率對IPO效應的影響

IPO抑價的程度往往代表著投資者對于該企業(yè)的認可度以及愿意投資該項目的熱情。在清楚有可能會遭受損失的前提下，相關投資方還愿意用更高的價格來獲得股份，是信任企業(yè)的一種表現(xiàn)，側(cè)面反映了企業(yè)在IPO后出現(xiàn)業(yè)績快速下滑的現(xiàn)象的可能性更小，未來能給投資者帶去可觀利益的幾率更大。基于此，提出假設7:

H7:抑價率顯著正向影響創(chuàng)業(yè)板IPO效應，即IPO后的業(yè)績下滑幅度隨抑價率的增高而減小。

1.6 行業(yè)因素對IPO效應的影響

不同行業(yè)的盈利能力也是不同的，在這336家研究樣本中，制造業(yè)占比68.15%，遠超過其它行業(yè)。制造業(yè)往往體現(xiàn)的是一個國家生產(chǎn)力的水平，在國民經(jīng)濟中占比很大，受到政府的高度關注和照顧。該行業(yè)的盈利能力也當是客觀的，發(fā)展?jié)摿κ蔷薮蟮?，自然歸屬于該行業(yè)的企業(yè)在上市后發(fā)生IPO效應的幾率就更小?；诖耍岢黾僭O8:

H8:制造業(yè)顯著正向影響創(chuàng)業(yè)板IPO效應，即歸屬于制造業(yè)的企業(yè)較其他行業(yè)的企業(yè)而言IPO后業(yè)績下滑的幅度更小。

2 研究設計

2.1 樣本選擇

截至2018年底，創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)一共達到了739家，由于本文的考察期間包括IPO后兩年，且過于久遠的數(shù)據(jù)不易獲取或可能存在缺失，為了保證數(shù)據(jù)的完整性，本文選取了2011—2015年在創(chuàng)業(yè)板上市的企業(yè)作為樣本，研究其IPO前兩年至IPO后兩年的經(jīng)營業(yè)績變化。原始數(shù)據(jù)樣本共有340家上市企業(yè)，剔除掉兩家終止上市或退市的（300186，300372） 以及兩家數(shù)據(jù)缺失的（300159，300353），最終選取企業(yè)數(shù)合計336家。

2.2 模型構建

創(chuàng)業(yè)板IPO效應的影響因素有很多方面，本文結合理論以及以往學者的研究結論，主要對盈余管理、股權結構、市盈率、行業(yè)因素、超募率、抑價率這幾個因素來分析，將這幾個因素作為自變量（見表1）；根據(jù)邱軍媛等（2015）[6]、孟慶軍等（2017）[7]對經(jīng)營業(yè)績的刻畫，將選取的具有代表性的12個財務指標通過SPSS因子分析得到的綜合變化得分作為模型中的因變量；根據(jù)王軍（2009）[8]等、陳曉航（2015）[9]的研究，將公司規(guī)模作為控制變量，構建多元回歸模型:

表1 變量匯總

3 實證分析

3.1 因子分析求得綜合變化得分

首先，結合以往研究，從四大能力角度選取具有代表性的12個業(yè)績指標，分別是代表盈利能力的凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)凈利率、每股收益和每股經(jīng)營現(xiàn)金流，代表償債能力的流動比率、資產(chǎn)負債率以及速動比率，代表營運能力的應收賬款周轉(zhuǎn)率和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，代表發(fā)展能力的總資產(chǎn)增長率、資本積累率以及營業(yè)利潤增長率。為了量化經(jīng)營業(yè)績前后的變化，本文對選取的12個財務指標通過公式（2）得到上市前后的變化率，再借助SPSS17.0中的因子分析，得到業(yè)績變化的綜合得分，作為衡量IPO前后經(jīng)營業(yè)績變化的指標，也是回歸分析的因變量。

表2 KMO和Bartlett的檢驗

KMO的值越接近于1，代表樣本越適合做因子分析，而且一般而言，KMO的值不得低于0.5。根據(jù)表2的檢驗結果可知，KMO的值為0.625，且Bartlett球形度檢驗的Sig值為0.000，小于0.05，說明上述12個指標之間存在著顯著的相關性，樣本適合做因子分析。

表3 特征值與方差貢獻

觀察表3可知，前4個因子的累積方差貢獻率已經(jīng)達到62.511%，且這4個因子的初始特征值都大于1，說明可以用這4個公因子去代替12個財務指標變化。

上述四個公共因子從四個不同的方面對創(chuàng)業(yè)板IPO的樣本企業(yè)進行了描述和反映，單從某一個因子出發(fā)進行評價不具有綜合性評價力度，需要綜合四個公因子來分析。

各因子的權重等于各因子的方差貢獻率與累積方差貢獻率的比值，具體見表4。

由SPSS可以直接得到四個公因子的得分，分別乘以各自的權重，根據(jù)公式（3）得到336家企業(yè)的綜合得分:

3.2 盈余管理計量

關于盈余管理的計量方法有很多，本文則采用應用最廣泛的一種模型—修正瓊斯模型來計量盈余管理。同時為了增加數(shù)據(jù)的可靠性，本文對IPO前兩年的數(shù)據(jù)都做了盈余管理分析，取兩年數(shù)據(jù)的均值作為研究變量。

其中NDAt為第t期的非操控性應計數(shù)，At-1為第t-1期的總資產(chǎn)期末余額，△REVt為第t期和第t-1期的主營業(yè)務收入的差額，△RECt為第t期和第t-1期應收賬款的差額，PPEt為第t期期末固定資產(chǎn)原值，α1、α2、α3是通過下面的回歸模型得到的β1、β2、β3，估算出的。

表4 公因子權重

其中NTt為第t期的凈利潤，CFOt為第t期的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額。

最后通過公式（7）可以得到操控性應計利潤，表示盈余管理的大小。一般來說，DAt的絕對值越大，代表企業(yè)第t年度的所進行的相關盈余管理活動的程度就越高。

3.3 回歸分析

借助SPSS17.0軟件對該模型進行多元線性回歸分析，為了挑選出對IPO效應有顯著影響的因素，選用“逐步回歸法”來構造最優(yōu)的回歸模型。篩選變量的標準是:F檢驗在0.05的水平下顯著，則允許該變量進入方程；F檢驗在0.1的水平下不顯著，則不允許該變量進入方程。

由表5可知，調(diào)整R方是0.123，這表示總體方差僅在12.3%的水平上闡釋了已解釋方差，模型的擬合度較低，其主要的原因可能是解釋變量不夠完備或是變量中有一些異常值。Durbin-Watson值為2.175，說明各變量間不存在多重共線性。F統(tǒng)計值為8.835，sig為0.000，遠小于0.01，因此該模型有顯著的回歸效果。

從回歸結果來看，有六個因素通過顯著性檢驗，進入模型，分別是公司規(guī)模、風險投資、超募率、盈余管理、制造業(yè)以及抑價率?？刂谱兞抗疽?guī)模的系數(shù)為正，顯著性水平為0.001，說明公司規(guī)模顯著正向影響IPO效應。風險投資的回歸系數(shù)是-0.158，顯著性水平為0.039，說明風險投資顯著反向影響IPO效應，假設4成立。超募率的回歸系數(shù)是0.095，顯著性水平為0.000，說明超募率顯著正向影響IPO效應，假設6成立。盈余管理的回歸系數(shù)是-0.969，顯著性水平為0.011，說明盈余管理顯著反向影響IPO效應，假設1成立。制造業(yè)的回歸系數(shù)是0.158，顯著性水平為0.008，說明制造業(yè)顯著的正向影響IPO效應，假設8成立。抑價率的回歸系數(shù)是0.276，顯著性水平是0.013，說明抑價率顯著的正向影響IPO效應，假設7成立。

4 結論與啟示

本文經(jīng)過研究得到的結論有:超募率、抑價率和制造業(yè)顯著正向影響創(chuàng)業(yè)板IPO效應；風險投資、盈余管理顯著反向影響創(chuàng)業(yè)板IPO效應；股權集中度、股權制衡度以及上市首日市盈率這三個變量對創(chuàng)業(yè)板IPO效應無顯著性影響。

表5 回歸結果

結合上述結論，提出以下幾點意見:首先，對于預期在創(chuàng)業(yè)板IPO的企業(yè)來說，認清自身狀況，優(yōu)化股權結構，提高資金使用效率十分重要；其次，作為投資者，要具備透過現(xiàn)象看本質(zhì)的能力，需要結合多個指標對投資對象進行深度分析，學會辨別企業(yè)過度盈余管理所營造的“騙局”，合理有效地規(guī)避相關投資風險；最后，監(jiān)管部門需要加大監(jiān)管力度，將監(jiān)察體系和制度相結合，針對市場弊病制定合理的制度或規(guī)定，如推遲減持時間或限定減持力度，規(guī)范市場運營。