王合喜 王 琨 崔繼紅

（1、武漢大學經(jīng)濟與管理學院 湖北 武漢 430072；2、廣發(fā)證劵股份有限公司兼并收購部 廣東 廣州 510075）

一、引言

中小企業(yè)板股票（以下簡稱“股票”）上市首日股價的巨幅波動引起了管理層的高度重視。為防范股票上市首日交易風險，維護證券市場秩序，保護中小投資者的利益，2007年8月9日，深圳證券交易所（以下簡稱“深交所”）發(fā)布實施了《關(guān)于進一步加強中小企業(yè)板股票上市首日交易監(jiān)控和風險控制的通知》（以下簡稱“《進一步通知》”，也稱“新政策”），同時廢止了2006年9月14日發(fā)布實施的《關(guān)于加強中小企業(yè)板股票上市首日交易風險控制的通知》（以下簡稱“《通知》”，也稱“舊政策”）。新政策實施后的2007年8月17日，中小企業(yè)板上市公司漢中精機（代碼：002158）上市首日盤中最低漲幅仍低于開盤漲幅達130%。而2007年9月13日，東方鋯業(yè)（代碼：002167）上市首日盤中最大漲幅依然高達562%。這些資料充分表明，新政策的實施效果可能并不理想，沒有達到政策層的目的。因此，本文認為對中小企業(yè)板股票上市首日的交易行為進行研究，挖掘中小企業(yè)板股票上市首日股價巨幅波動的深層原因，以及對政策的效應(yīng)進行評價，為管理層制定出更加科學適用的監(jiān)管政策提供依據(jù)，具有重大理論意義和現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

（一）國外文獻 很多學者依據(jù)信息不對稱理論，從不同角度對股票上市首日交易高收益率（即“高抑價”）現(xiàn)象進行了理論解釋。Baron（1982）提出，承銷商比發(fā)行人擁有更多的信息。由于監(jiān)督承銷商是需要成本的，為了調(diào)動承銷商的發(fā)行積極性，發(fā)行人有必要容忍一定的抑價。后來，Loughran&Ritter（2002）認為承銷商可能從增加的傭金中獲得補償。抑價以后，承銷商會把更多的股票分配給自己的關(guān)系客戶，后者會選擇這家承銷商作為經(jīng)紀人并可能支付更高的傭金；Rock（1986）認為，知情的投資者了解IPO股票的實際價值，只申購定價低于股票價值的IPO股票，從而可以得到較高的投資回報。而不知情的投資者只能較多得到定價高的IPO股票，較少得到定價低的IPO股票，這樣他們投資IPO股票的回報率就會偏低，從而使其喪失申購股票的積極性。為使IPO的市場能夠維持下去，它必須抑價發(fā)行才能吸引和留住處于信息劣勢地位的投資者。由于股票的風險和收益受制于公司的經(jīng)營情況，因此真正了解IPO股票價值的是發(fā)行人而不是投資者。所以，Welch（1989）、Allen&Faulhaber（1989）、Grinblatt&Hwang（1989）提出發(fā)行人擁有的信息比投資者更多；由于新股的發(fā)行多采用詢價方法，如果機構(gòu)投資者想獲取更高的收益，他們必然會將股票估價的真實信息隱藏起來，這樣承銷商就不能夠充分擁有需求者的信息，就會對新股發(fā)行價定價偏低。據(jù)此，Spatt&Srivastava（1991）認為機構(gòu)投資者比承銷商擁有更多信息。除信息不對稱理論以外，還有一些研究從其他理論和視角對IPO抑價問題進行了解釋。Mauer&Senbet（1992）從市場分割的角度對IPO的抑價進行了解釋，認為投資者參與一級市場是受限制的，因此一級市場的價格是由少量投資者決定的，而二級市場的價格是由自由參與的大量投資者決定的，因而會形成較大的價差；Loughran&Ritter（2002）運用前景理論（prospecttheory）解釋了IPO高抑價發(fā)行的原因，認為發(fā)行人關(guān)注的是財富的變化，而不是財富的絕對水平。發(fā)行前的股權(quán)持有者會把抑價的損失和由于IPO導(dǎo)致的持有股權(quán)的財富增加綜合起來考慮，只要達到總財富凈增長的最終結(jié)果即可；Demers&Lewellen（2003）從產(chǎn)品營銷的角度解釋IPO的抑價現(xiàn)象。Cliff&Denis（2004）則從證券分析師推薦股票的視角對IPO的抑價現(xiàn)象進行了解釋。他們認為IPO抑價的目的是，承銷商為了使證券分析師在后市更好地關(guān)注其承銷的股票。國外學者除從理論上提供了對股票上市首日交易高收益率的解釋外，還大量運用實證手段和方法對股票上市首日股價的影響因素進行了研究。（1）從市場供給（即流通股本大?。┑慕嵌?。Su&Fleisher（1999）實證發(fā)現(xiàn)，在股票市場建立初期，中國IPO首日收益率程度最高。其原因可能是股票總供給較少造成的；Mei等（2005）發(fā)現(xiàn)流通股發(fā)行量的大小是影響中國投資者交易行為的重要因素；Hong等（2006）則證明了在賣空受到限制的情況下，流通股的比例越低，具有異質(zhì)性信念的投資者就越會表現(xiàn)出過度的自信，股票價格中的泡沫成分也就會越大。（2）從證券承銷商的特征角度。證券承銷商的特征主要指其聲譽、規(guī)模和存續(xù)時間等。Carter&Manaster（1990）認為，在首次公開發(fā)行過程中，承銷商集中了發(fā)行人和投資者兩方面的信息優(yōu)勢，因而在IPO定價中有著舉足輕重的作用，承銷商的聲望給IPO市場提供了有關(guān)企業(yè)風險的信號，高信譽的承銷商承銷的企業(yè)股票抑價率一般會較小。但Cooney等（2001）以及Loughran&Ritter（2004）等研究發(fā)現(xiàn)，20世紀90年代以后，尤其是網(wǎng)絡(luò)泡沫期間，承銷商聲譽越高，其承銷的股票IPO抑價率會越高。（3）從發(fā)行公司的特征角度。Beatty&Ritter（1986）認為發(fā)行公司的存續(xù)期越長，不確定因素越小，IPO首日收益率越高。因此發(fā)行前企業(yè)的存續(xù)年限與IPO首日收益率呈負相關(guān)關(guān)系。Chang等（2008）認為上市首日收益率和發(fā)行價顯著負相關(guān)。（4）從市場氛圍角度。Ritter（1984）、Aggarwal&Conroy（2000）都驗證了IPO公司的首日收益率和市場氣氛之間具有明顯的正相關(guān)關(guān)系。Chang等（2008）通過研究也認為股票上市首日收益率和市場收益顯著正相關(guān)，而和換手率無相關(guān)性。

（二）國內(nèi)文獻 可能是由于國內(nèi)中小企業(yè)板開“板”時間不長，或者是認為它和主板市場特征相似等原因，使得國內(nèi)學者對中小企業(yè)板股票上市首日交易行為的研究文獻很少見到。但對滬深主板市場股票上市首日交易行為的研究倒有不少。（1）從發(fā)行公司特征角度。發(fā)行公司特征主要包括發(fā)行前公司的每股收益、公司的存續(xù)時間、上市發(fā)行的流通股本規(guī)模、發(fā)行價和所在的行業(yè)等方面。李博等（2000）認為，IPO的初始收益率與公司股票的發(fā)行量相關(guān)性較高。對流通股本規(guī)模比較大且屬傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的公司，較多投資者的心理預(yù)期不高，炒作題材不豐富，因而初始收益率較低；胡志強（2003）認為流通股本的大小與首日定價顯著負相關(guān)?？赡苁怯捎诎l(fā)行價是按一定的市盈率水平確定，稅后利潤影響已經(jīng)體現(xiàn)在發(fā)行價中，所以每股稅后利潤對首日定價的影響不明顯。另外，首日收盤價與發(fā)行價之間呈正相關(guān)關(guān)系；徐龍炳等（2008）發(fā)現(xiàn),個人投資者資金有限，所以IPO股票發(fā)行價的高低可能是影響他們買賣股票的一個因素。機構(gòu)投資者偏好高價大盤股，而個人投資者則偏好低價股。（2）從發(fā)行承銷商聲譽角度。郭泓和趙震宇（2006）通過研究也發(fā)現(xiàn)，不管是在自由定價還是在管制市盈率的條件下，承銷商聲譽對IPO定價沒有影響。但是承銷商聲譽對IPO公司的長期回報有顯著的影響，承銷商聲譽越高，IPO公司的長期回報也越高。徐浩萍和羅煒（2007）發(fā)現(xiàn)，分別考慮市場份額或執(zhí)業(yè)質(zhì)量時，這些變量對IPO發(fā)行折價均無顯著影響。但綜合考慮兩者的交互作用，承銷商聲譽的作用就能顯著表現(xiàn)出來。市場份額高且執(zhí)業(yè)質(zhì)量好的承銷商可以顯著降低IPO發(fā)行折價，且能夠在未來獲得更多數(shù)量以及更高質(zhì)量的上市公司認可。（3）從發(fā)行審核制度變遷角度。蔣順才等（2006）發(fā)現(xiàn)，IPO公司上市首日平均收益率高達145.87%。若將這15年來中國A股IPO發(fā)行審核制度分成四個階段，在不同的新股發(fā)行審核制度下，我國A股IPO公司的首發(fā)數(shù)量、融資總量以及首日收益率均有顯著的不同，區(qū)間首日平均收益率由試點階段的449.62%下降到了保薦制階段的69.36%，下降了6.5倍。首日平均收益率呈逐漸下降趨勢，由此可見發(fā)行審核制度的變遷是影響我國A股IPO首日收益率的主要因素之一。劉煜輝和熊鵬（2005）研究發(fā)現(xiàn)，“股權(quán)分置”和“政府管制”的制度安排是導(dǎo)致我國證券市場IPO高抑價出現(xiàn)的根本原因。周孝華等（2006）發(fā)現(xiàn)，審批制下新股發(fā)行價僅與發(fā)行公司的盈利能力、償債能力和該股票在二級市場的供求狀況相關(guān)，IPO的定價效率非常有限。而核準制下新股發(fā)行價除與上述影響因素相關(guān)外，還與發(fā)行公司的規(guī)模、未來的成長性以及股票的發(fā)行方式相關(guān)。這說明核準制下IPO的定價效率更高，定價更趨于合理。（4）從股票交易市場環(huán)境角度。反映股票市場環(huán)境情況的指標主要是股票市場指數(shù)。李博等（2000）認為，IPO初始收益率與上市時間即市場指數(shù)不同之間沒有顯著性差異。1996年以來中國股市開始擺脫多年的低迷狀態(tài)，在新股賺錢效應(yīng)的刺激下越來越多投資者參與新股炒作，導(dǎo)致初始收益率迅速提高。胡志強（2003）考察了上證綜合指數(shù)與上市首日收盤價的相關(guān)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)上證指數(shù)的影響表現(xiàn)為，隨著流通盤的增大，指數(shù)對收盤價的影響越來越弱，在大盤股樣本中，指數(shù)幾乎沒有影響。

三、研究設(shè)計

（一）研究假設(shè)股票上市首日，股票流通股股本規(guī)模越大，投資者炒作的難度就越大，“觸線”行為發(fā)生的可能性就越??；散戶投資者一般偏好于發(fā)行價低的股票，即股票發(fā)行價越高，對散戶投資者的吸引力就越小，“觸線”行為發(fā)生的可能性就越小；股票開盤漲幅越大，盤中漲幅與開盤漲幅之差達到政策規(guī)定各種界線的可能性就越小，“觸線”行為發(fā)生的可能性就越小。據(jù)此，提出假設(shè)1：

假設(shè)1：股票上市首日，流通股股本規(guī)模、發(fā)行價、開盤漲幅與股票發(fā)生“觸線”行為的概率呈負相關(guān)關(guān)系

股票上市首日，市場氛圍對股價的表現(xiàn)有很大影響。市場指數(shù)變化趨勢是許多投資者買賣股票的一個重要參考指標。市場指數(shù)漲幅越大，個股漲幅越大的可能性就越大，發(fā)生“觸線”行為的可能性就越大。另外，換手率越高，說明股票交易越活躍，股價漲幅越大的可能性就越大，發(fā)生“觸線”行為的可能性越大。據(jù)此，提出假設(shè)2：

假設(shè)2：股票上市首日，深證成分指數(shù)最大漲幅、換手率與股票發(fā)生“觸線”行為的概率呈正相關(guān)關(guān)系

在舊政策實施后期，中小企業(yè)板股票上市首日“觸線”行為頻發(fā)，為保護中小投資者的利益，遏制上市首日“惡炒”的勢頭，管理層頒布實施了新政策。因此，預(yù)期新政策的實施將會使股票上市首日“觸線”行為發(fā)生的概率降低。據(jù)此，提出假設(shè)3：

假設(shè)3：股票上市的政策期間與其首日發(fā)生“觸線”行為的概率有一定的相關(guān)性。新政策期間股票上市首日發(fā)生“觸線”行為的概率低于舊政策期間

如果基于投資者進行長期投資的假定，那么他們必然會高度關(guān)注所購買股票的發(fā)行公司的未來是否有很強的成長性，而公司的成長性又與其所屬的行業(yè)或產(chǎn)業(yè)是高度相關(guān)的。根據(jù)《三次產(chǎn)業(yè)劃分規(guī)定》的相關(guān)內(nèi)容，認為第三產(chǎn)業(yè)的公司相比較而言成長性可能最強，第二產(chǎn)業(yè)次之，第一產(chǎn)業(yè)最差。據(jù)此，提出假設(shè)4：

假設(shè)4：股票上市首日，公司所屬產(chǎn)業(yè)與股票發(fā)生“觸線”行為的概率有一定的相關(guān)性。即不同產(chǎn)業(yè)的公司，其股票上市首日發(fā)生“觸線”行為的概率大小依次為第三產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第一產(chǎn)業(yè)

（二）模型設(shè)定與變量定義 本文構(gòu)建模型對股票上市首日發(fā)生“觸線”行為的影響因素，及監(jiān)管政策效應(yīng)進行檢驗：

（1）“觸線”行為影響因素的檢驗?zāi)Ｐ偷臉?gòu)建和相關(guān)變量定義。建立如下對股票上市首日發(fā)生“觸線”行為的影響因素研究模型：

模型（I）中涉及的研究變量共有九個，它們的具體表示符號和解釋詳見（表1）?；谇笆黾僭O(shè)，對上述模型中解釋變量的估計系數(shù)，預(yù)期的結(jié)果是：Ln（CSS）、IP和ORR的系數(shù)顯著為負，即表示公司流通股股本越大、股票發(fā)行價越高和開盤股價漲幅越高，股票發(fā)生“觸線”行為的概率就越低；BRMI和ER的系數(shù)顯著為正，即表示公司上市首日市場氣氛越好（市場指數(shù)最高漲幅越大），股票換手率越高，股票發(fā)生“觸線”行為的概率就越大；PP以及INDU的系數(shù)也應(yīng)與股票發(fā)生“觸線”的行為顯著相關(guān)。

（2）監(jiān)管政策效應(yīng)的檢驗?zāi)Ｐ?。由于二值多元（非條件）Logistic回歸分析適用于“觸線行為—政策期間”對照的研究分析。因此，為檢驗股票上市首日交易監(jiān)管政策的效應(yīng)情況，特建立如下模型：

表1 變量、表示符號及其解釋

表2 樣本分布情況表

表3 變量統(tǒng)計描述

其中，P表示“觸線”行為發(fā)生的概率。P/（1-P）表示“觸線”行為的機會比率（odds ratio）。PP含義見（表1）。

（三）樣本選取和數(shù)據(jù)來源 中小企業(yè)板從2004年6月25日“開板”以來，截至2008年7月31日，先后共有264家公司相繼上市。鑒于本研究的主要目的是研究股票上市首日“觸線”行為的影響因素，以及檢驗新政策相對于舊政策的運行效果。因此，2006年9月15日至2007年8月9日《通知》實施期間所有上市的81家公司是必然的研究樣本。當然，2007年8月9日至2008年7月31日《進一步通知》實施期間所有上市的公司無疑也都應(yīng)是研究樣本。但由于：為使新、舊規(guī)則實施期間的樣本數(shù)相匹配；新政策實施后，最先上市的公司反應(yīng)應(yīng)該最強烈、效果也應(yīng)最明顯。因此，就選擇了新政策實施后最先上市的81家公司為匹配的研究樣本。這樣，本研究涉及的樣本公司總數(shù)為162家。樣本分布情況詳見（表2）?？梢园l(fā)現(xiàn)，《進一步通知》實施期間“觸線”樣本的比例遠高于《通知》實施期間“觸線”樣本的比例。由《通知》實施期間的12.35%上升到《進一步通知》實施期間的41.98%，增加了29.63%。

研究中涉及的變量共九個：TLB、PP、INDU1、INDU2、ER、CSS、IP、ORR和BRMI。按照是否為程度變量可將其分為兩類：第一類是程度變量（啞變量或虛擬變量）。如TLB、PP、INDU1和INDU2共四個。第二類是數(shù)據(jù)變量。如CSS、IP、ORR、ER和BRMI共五個。對于第一類程度變量。首先，利用華泰證券（專業(yè)版Ⅱ）行情交易軟件，分別調(diào)出所有樣本公司的首日交易分時圖，看其是否發(fā)生因“觸線”遭致深圳證券交易所盤中臨時停牌處理的行為。若發(fā)生該行為，給其TLB賦值為1，否則為0。然后，調(diào)閱所有樣本公司的上市資料，查明其所屬行業(yè)，再根據(jù)《三次產(chǎn)業(yè)劃分規(guī)定》將其分別歸類并賦值。最后，查閱所有樣本公司的上市時間，確定其上市的政策期間，若為新政策期間上市，給其PP賦值為1，否則為0。對于第二類數(shù)據(jù)變量。首先，通過華泰證券（專業(yè)版Ⅱ）行情交易軟件，分別查出每家樣本公司的CSS、IP和ER，以及其上市首日的盤中最高價。然后，再查出每家樣本公司上市首日深證成分指數(shù)最大漲幅BRMI。最后，利用CSS、IP和上市首日的盤中最高價分別計算出其Ln（CSS）及ORR的值。因此，從根本上說，本研究的所有原始數(shù)據(jù)均來自華泰證券（專業(yè)版Ⅱ）行情交易軟件。

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計 不同組別下各解釋變量的主要統(tǒng)計量詳細描述見（表3）。由表中“觸線”樣本組與非“觸線”樣本組之間的差異結(jié)果可知，“觸線”樣本組Ln（CSS）和IP的平均值和中位數(shù)均小于非“觸線”樣本組，但都未通過顯著性檢驗；“觸線”樣本ORR和ER的平均值和中位數(shù)均高于非“觸線”樣本組，且都通過了1%水平上的顯著性檢驗；“觸線”樣本組BRMI和INDU的平均值和中位數(shù)與非“觸線”樣本組無顯著差異；“觸線”樣本組PP的平均值和中位數(shù)均高于非“觸線”樣本組，并通過了1%水平上的顯著性檢驗。這一統(tǒng)計結(jié)果可能表明新政策的實施效果不理想。另外，由（表3）中舊政策樣本組和新政策樣本組之間的差異可知，新政策樣本組TLB的平均值和中位數(shù)均高于舊政策樣本組，且通過了1%水平上的顯著性檢驗。這一統(tǒng)計結(jié)果說明新政策的實施效果可能并不理想；新政策樣本組IP、ORR和ER的平均值和中位數(shù)均高于舊政策樣本組，除IP的均值差異通過5%水平上的顯著性檢驗外，其它均通過了1%水平上的顯著性檢驗。由此可說明，新政策實施期間股票上市首日的IP、ORR和ER均有明顯提高的趨勢；新政策樣本組Ln（CSS）的平均值和中位數(shù)均低于舊政策樣本組，且均值差異還通過了5%水平上的顯著性檢驗。這說明新政策實施期間上市股票的流通股本的規(guī)模呈下降趨勢；新政策樣本組BRMI的平均值和中位數(shù)均低于舊政策樣本組，并且均值差異也通過1%水平上的顯著性檢驗。這說明市場指數(shù)最高漲幅在新政策期間明顯下降，大盤走勢惡化；新政策樣本組INDU的平均值和中位數(shù)與舊政策樣本組無顯著性差別。

表 4 Pearson（Spearman）相關(guān)系數(shù)表

表5 Logistic回歸結(jié)果

注：（1）模型（I）二值多元 Logistic和模型（II）二值多元（非條件）Logistic的回歸方法均采用強迫進入法（Enter）。（2）“***”為1%水平上顯著（雙尾檢驗），“**”為5%水平上顯著

（二）相關(guān)性分析 （表4）報告了各變量間的Pearson（Spearman）相關(guān)系數(shù)。據(jù)表可知，股票上市首日“觸線”行為發(fā)生的概率與PP、ORR和ER均顯著正相關(guān)。這都說明新政策期間上市的、開盤漲幅越高的以及換手率越高的股票，上市首日發(fā)生“觸線”行為的概率就越大。另外，股票上市首日“觸線”行為發(fā)生的概率與Ln（CSS）、IP、BRMI和INDU之間的相關(guān)關(guān)系不明顯。這些結(jié)果和前述關(guān)于“觸線”樣本組與非“觸線”樣本組之間差異分析的結(jié)果高度一致。

（三）回歸分析 模型（I）和（II）的回歸結(jié)果見（表5）。由表中ChiSq值的報告可知，兩個模型的擬合情況均很理想。模型（I）的回歸結(jié)果顯示：ORR和ER的估計系數(shù)顯著為正，表明股票上市首日開盤漲幅以及換手率均與其發(fā)生“觸線”行為的概率顯著正相關(guān)。這一回歸結(jié)果證明了假設(shè)2中關(guān)于換手率與股票發(fā)生“觸線”行為的概率呈正相關(guān)關(guān)系的假定。但卻否定了假設(shè)1中關(guān)于開盤漲幅與股票發(fā)生“觸線”行為的概率呈負相關(guān)關(guān)系的假定。對此，本文的解釋是，可能是開盤漲幅高的股票吸引投資者“眼球”的效應(yīng)越明顯，盤中股價推升的幅度就越高，從而導(dǎo)致“觸線”行為發(fā)生的概率增大；Ln（CSS）和PP的估計系數(shù)均為正，但與“觸線”行為發(fā)生概率的相關(guān)關(guān)系不顯著。這一結(jié)果不能對假1的部分預(yù)期和假設(shè)3提供強有力支撐。對Ln（CSS）的估計系數(shù)為正，可能是占據(jù)交易優(yōu)勢的機構(gòu)投資者偏愛流通盤大的股票所致，這一結(jié)果和徐龍炳等（2008）的研究結(jié)果有些類似。但其估計系數(shù)并不顯著，可能是由于除個別公司外，中小企業(yè)板上的公司發(fā)行股票的流通股股本規(guī)模整體相差不大所導(dǎo)致的。但對PP的估計系數(shù)顯著性未獲通過和前述其變量統(tǒng)計描述的結(jié)果不一致的原因，目前還不能給出有力解釋；BRMI和“觸線”行為發(fā)生概率的相關(guān)關(guān)系不顯著。這一結(jié)果和李博等（2000）的研究結(jié)論相一致；INDU1和INDU2和“觸線”行為發(fā)生概率的相關(guān)關(guān)系不顯著。可能是許多投資者都是“短線客”，他們并不在意股票所屬的行業(yè)以及成長性的原因所導(dǎo)致的。這一結(jié)果不能對假設(shè)4提供支持?？偟膩砜?，模型的回歸結(jié)果基本與變量描述統(tǒng)計的結(jié)果相一致。模型（II）的回歸結(jié)果顯示：PP的估計系數(shù)顯著為正，表明股票上市的政策期間與其發(fā)生“觸線”行為的概率顯著正相關(guān)。將相應(yīng)回歸系數(shù)代入模型（II），然后令PP=1，即可計算出股票在新政策期間上市發(fā)生“觸線”行為的概率P1的值（P1=0.4200128）。同樣，令PP=0，即可計算出股票在舊政策期間上市發(fā)生“觸線”行為的概率P2的值（P2=0.1235758）。由此可見，新政策期間上市的公司發(fā)生“觸線”行為的概率遠高于舊政策期間，這一結(jié)果否定了假設(shè)3。據(jù)此，可充分說明新政策的實施效果不理想。

五、結(jié)論與建議

本文通過對股票上市首日交易影響因素的描述統(tǒng)計，發(fā)現(xiàn)新政策期間ORR的均值明顯高于舊政策期間。可以認為出現(xiàn)這一情況的原因可能是爆炒者想通過拉高開盤價，進而達到規(guī)避新政策關(guān)于股票“觸線”給予臨時停牌處罰規(guī)定的目的。發(fā)現(xiàn)ORR與發(fā)生“觸線”行為的概率顯著正相關(guān)。說明我國中小投資者的投資理念不成熟，風險意識淡薄，跟風炒作的現(xiàn)象在我國證券市場上還比較盛行。另外，還發(fā)現(xiàn)新政策期間上市的公司發(fā)生“觸線”行為的概率顯著高于舊政策期間，這充分說明為限制中小企業(yè)板股票上市首日股價巨幅波動而制定的新政策實施效果不甚理想。還有部分回歸結(jié)果修正了關(guān)于IP、CSS以及BRMI和“觸線”行為發(fā)生概率存在顯著相關(guān)關(guān)系的不恰當認識。尤其是CSS與“觸線”行為發(fā)生概率存在正相關(guān)關(guān)系，BRMI與“觸線”行為發(fā)生概率存在負相關(guān)關(guān)系，這些結(jié)果與本文的預(yù)期大相徑庭。根據(jù)這些結(jié)論，提出如下政策建議：（1）增設(shè)開盤漲幅限制，進一步完善監(jiān)管政策。新政策期間ORR的均值顯著高于舊政策期間。出現(xiàn)這一現(xiàn)象的原因可能是新政策沒有對股票上市首日開盤漲幅，即開盤價進行限制，這樣就給爆炒者留下了政策漏洞。他們完全可通過操縱開盤競價，抬高開盤價，進而達到高收益退出的目的。這樣就使得新政策對股票上市首日股價巨幅波動的監(jiān)管顯得無力。為此，可以認為，深交所可借鑒2005年7月上交所制定的《關(guān)于對無漲跌幅限制的交易品種設(shè)置申報價格限制的通知》，在新政策第二條中增設(shè)對股票開盤漲幅的限制性條款。（2）加強對中小投資者投資風險意識的教育。我國中小投資者的投資理念不成熟，投資風險意識淡薄，在我國證券市場上跟風炒作的現(xiàn)象比較嚴重。建議深交所、證券承銷商或上市公司事前（股票上市之前）或事中（股票交易過程中）都應(yīng)及時通過合適的途徑告知和提醒中小投資者，該股票的合理價格區(qū)間，以避免其跟風炒作可能帶來的損失。爆炒者必然會因沒有跟風者的接盤，而搬起石頭砸自己的腳。首日爆炒股票的行為必將從根本上得到遏制。（3）加大對重大異常交易賬戶的處罰力度。新政策期間上市的公司發(fā)生“觸線”行為的概率顯著高于舊政策期間。說明新政策的實施目的沒有達到。有中小投資者投資理念不成熟、投資風險意識淡薄的原因，更有擁有資金優(yōu)勢的機構(gòu)投資者違規(guī)炒作的“功勞”。應(yīng)提高對交易的技術(shù)監(jiān)控水平，準確甄別出重大異常交易賬戶，并加大對其處罰力度。如可增加“對重大異常交易的賬戶限制其股票交易若干個月，沒收其通過異常交易獲取的收益，并處以數(shù)倍的罰款”等規(guī)定。這樣股票上市首日交易違規(guī)的現(xiàn)象必將在很大程度上得到遏制，我國的證券市場也必將得到進一步健康發(fā)展。本文的研究尚存在局限，如在研究樣本的選擇上，僅選擇了新政策實施后最先上市的81家公司作為配對樣本，這可能會對本文的研究結(jié)果在一定程度上產(chǎn)生影響。另外，在研究模型設(shè)定過程中還可能會遺漏一些“真正”影響股票上市首日交易行為的因素，如證券承銷商的聲譽、規(guī)模，以及公司上市前的盈余水平等，這也可能會對本文的研究結(jié)論產(chǎn)生一定的影響。

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