章鐵生，凡小路，魏立江

(安徽工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院,安徽馬鞍山243032)

2004年我國(guó)股票發(fā)行審核制度實(shí)行核準(zhǔn)制下的保薦制，股票發(fā)行制度市場(chǎng)化改革使得承銷商充當(dāng)股票發(fā)行環(huán)節(jié)的第一看門人，其在證券發(fā)行市場(chǎng)的作用愈顯突出。在IPO（Initial Public Offering，首行公開發(fā)行）市場(chǎng)上，再次上會(huì)的發(fā)行申請(qǐng)存在變更承銷商現(xiàn)象。承銷商變更在證券發(fā)行市場(chǎng)中的作用日益受到學(xué)術(shù)界的關(guān)注，但已有研究主要定位于SEO（Secondary Equity Offering，再融資）階段。如羅煒等[1]指出當(dāng)公司盈余質(zhì)量變好時(shí)，上市公司更可能變更為聲譽(yù)好的承銷商以從事其SEO的發(fā)行承銷，上市公司質(zhì)量與承銷商聲譽(yù)存在相互配比的關(guān)系；劉江會(huì)[2]發(fā)現(xiàn)上市公司聘請(qǐng)的承銷商聲譽(yù)等級(jí)越高，在再融資發(fā)行時(shí)其被更換的可能性就相對(duì)較小。發(fā)行申請(qǐng)人若再次上會(huì)時(shí)變更承銷商是否會(huì)影響其通過發(fā)審委審核，尚未發(fā)現(xiàn)涉及此方面研究的相關(guān)報(bào)道。據(jù)此，本文從再次上會(huì)時(shí)發(fā)行申請(qǐng)人更換承銷商的側(cè)面來檢驗(yàn)承銷商聲譽(yù)機(jī)制在IPO申請(qǐng)中的作用。

1 制度背景、理論分析與研究假設(shè)

聲譽(yù)是承銷商業(yè)務(wù)質(zhì)量的信號(hào)顯示機(jī)制，是其歷史行為的綜合記錄和概括。由于聲譽(yù)的毀易建難性，出于長(zhǎng)遠(yuǎn)利益的考慮，承銷商會(huì)挑選質(zhì)優(yōu)的發(fā)行申請(qǐng)人來維護(hù)其聲譽(yù)。為了避免發(fā)行市場(chǎng)上的逆向選擇行為，發(fā)行申請(qǐng)人希望借助值得信任的承銷商來向外界傳遞其優(yōu)質(zhì)的信息，據(jù)此發(fā)行申請(qǐng)人往往會(huì)選擇高聲譽(yù)的承銷商[3]。為尋求更高聲譽(yù)承銷商提供的優(yōu)質(zhì)服務(wù)，在需要時(shí)發(fā)行申請(qǐng)人也會(huì)做出更換其承銷商的決策[4]。也就是說，在一定程度上發(fā)行申請(qǐng)人的質(zhì)量和承銷商聲譽(yù)存在著相互配比的關(guān)系，一般而言由高聲譽(yù)承銷商保薦的發(fā)行申請(qǐng)人更容易受到投資者的青睞[5-6]。

在我國(guó)制度背景下，上述理論是否仍然能夠得到驗(yàn)證，已有研究基本上得出一致結(jié)論。羅煒等[1]發(fā)現(xiàn)如果上市公司IPO時(shí)的承銷商在SEO前一年的聲譽(yù)越差，上市公司將其更換為更高聲譽(yù)承銷商的可能性就越大，并且盈余質(zhì)量變好的公司更可能選擇高聲譽(yù)承銷商，即上市公司質(zhì)量與承銷商聲譽(yù)之間存在相互配比的關(guān)系。劉江會(huì)[7]也指出承銷商聲譽(yù)等級(jí)越高，上市公司對(duì)其忠誠(chéng)度也就越高，即再融資時(shí)更換承銷商的可能性就越小?？梢?，在SEO時(shí)承銷商聲譽(yù)是上市公司做出更換決策的重要參考依據(jù)，且一旦更換，公司會(huì)傾向于選擇高聲譽(yù)的承銷商。

IPO市場(chǎng)充斥著大量的信息不對(duì)稱現(xiàn)象，承銷商成為股票發(fā)行環(huán)節(jié)的主要把關(guān)者。選擇正確的承銷商對(duì)發(fā)行申請(qǐng)人獲得發(fā)行資格就顯得尤為重要，再次上會(huì)時(shí)更換為更高聲譽(yù)承銷商有助于發(fā)行申請(qǐng)人通過發(fā)審委審核。

基于以上分析，提出如下研究假設(shè)：再次上會(huì)更換為更高聲譽(yù)承銷商的IPO申請(qǐng)更容易獲得IPO機(jī)會(huì)。

2 數(shù)據(jù)、樣本與研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

采用2004年保薦制實(shí)施后再次上會(huì)的發(fā)行申請(qǐng)人為樣本，區(qū)間為2004年1月至2012年7月，樣本總數(shù)為157家。對(duì)樣本進(jìn)行如下處理：（1）剔除金融類公司；（2）由于發(fā)行申請(qǐng)人在IPO申請(qǐng)前3年的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)都存在一定程度的缺失，剔除缺失本文所需數(shù)據(jù)的樣本。經(jīng)過上述處理后，最終得到133個(gè)樣本。其中，IPO發(fā)行數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，承銷商的股票主承銷家數(shù)數(shù)據(jù)取自中國(guó)證券業(yè)協(xié)會(huì)官方網(wǎng)站（www.sac.net.cn）。表1分別從時(shí)間角度和屆數(shù)角度列出再次上會(huì)的樣本分布情況。表1中，更換承銷商的發(fā)行申請(qǐng)人有51家，占總樣本量的32.48%。

表1 再次上會(huì)發(fā)行申請(qǐng)人年度分布和屆數(shù)分布Tab.1 Sample distribution perspective from year and session

2.2 變量定義和模型構(gòu)建

定義P為再次上會(huì)發(fā)行申請(qǐng)人是否通過發(fā)審委審核的虛擬變量，通過審核則P為1，否則P為0。承銷商聲譽(yù)變化定義為Rp，通過比較前任和后任承銷商的聲譽(yù)在再次上會(huì)前一年的差值來度量。關(guān)于承銷商聲譽(yù)的計(jì)量，現(xiàn)有文獻(xiàn)中代表性方法有2種：（1）Carter和Manaster[8]提出的承銷商墓碑公告，以IPO公告中承銷商的排名次序作為衡量承銷商聲譽(yù)的一個(gè)重要參考依據(jù)；（2）Megginson等[9]提出的承銷商相對(duì)市場(chǎng)份額排名。由于我國(guó)沒有承銷商墓碑公告，因此，模型中承銷商聲譽(yù)的衡量采用中國(guó)證券業(yè)協(xié)會(huì)公布的承銷商股票主承銷家數(shù)排名。從2002年起，中國(guó)證券業(yè)協(xié)會(huì)開始公布我國(guó)證券公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)排名，其中包括證券公司股票主承銷家數(shù)排名，手工搜集這些數(shù)據(jù)并計(jì)算發(fā)行申請(qǐng)人再次上會(huì)聘請(qǐng)的承銷商與前任承銷商在再次上會(huì)前一年的聲譽(yù)排名差，以此來考察承銷商聲譽(yù)在IPO申請(qǐng)?jiān)俅紊蠒?huì)中的作用。具體變量定義見表2。

根據(jù)以上分析，建立如下Logistic回歸模型

式(1)中各變量定義見表2，ai(i=0，1，2，3，…，22）為權(quán)重系數(shù)；ε為殘差。

表2 變量定義Tab.2 Variable definition

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表3給出了模型中主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。P的均值為0.842 1，說明在整個(gè)再次上會(huì)的樣本中，發(fā)行申請(qǐng)人的平均過會(huì)率為84.21%。承銷商聲譽(yù)在再次上會(huì)前一年的差值（Rp）的均值為3.112 7，最大值為61，最小值僅為-49，表明再次上會(huì)發(fā)行申請(qǐng)人所選擇的承銷商聲譽(yù)變化的差異比較大。兩次上會(huì)之間的時(shí)間間隔(Ti)分布比較分散，說明不同發(fā)行申請(qǐng)人在兩次上會(huì)時(shí)間差上表現(xiàn)出較大的差異。上市板塊(B)的均值為0.721 8，說明大約有72.18%的公司申請(qǐng)?jiān)谥靼搴椭行“迳鲜?。發(fā)行申請(qǐng)人規(guī)模(Sz)的平均值為19.982 4，最小值和最大值分別為17.919 6和23.470 4，表明不同公司的發(fā)行規(guī)模存在較大差異。

表4給出的是模型中主要變量的相關(guān)系數(shù)。從表中可以看出，P和Rp的系數(shù)顯著為正，與本文的預(yù)期假設(shè)相一致。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)Tab.3 Main variable desciptive statistics

表4 主要變量相關(guān)系數(shù)表Tab.4 Main variables related indicator

3.2 回歸結(jié)果與分析

表5是再次上會(huì)時(shí)承銷商聲譽(yù)變化對(duì)IPO機(jī)會(huì)影響的回歸結(jié)果。從表中結(jié)果可以看出，Rp的系數(shù)為正，且在1%的水平下顯著，表明更換為更高聲譽(yù)承銷商會(huì)對(duì)發(fā)行申請(qǐng)人的IPO機(jī)會(huì)產(chǎn)生顯著影響。換而言之，再次上會(huì)時(shí)發(fā)行申請(qǐng)人更換為更高聲譽(yù)承銷商有助于其獲得IPO機(jī)會(huì)，驗(yàn)證了本文所提出的研究假設(shè)。Ti在5%的水平上顯著為正，說明時(shí)間間隔越長(zhǎng)，企業(yè)越有機(jī)會(huì)修復(fù)其前次上會(huì)被否的不足，從而通過審核的可能性就越大。并且，模型的擬合優(yōu)度R2為0.265 1，表明模型建立合理，自變量能夠有效地解釋因變量。

表5 模型的回歸結(jié)果Tab.5 The analysis results of regression

4 結(jié) 論

從我國(guó)特定的制度背景出發(fā)，本文通過再次上會(huì)時(shí)發(fā)行申請(qǐng)人更換承銷商是否有助于通過IPO審核的視角來考察承銷商聲譽(yù)機(jī)制在IPO市場(chǎng)的作用，研究發(fā)現(xiàn)，再次上會(huì)時(shí)有33.83%的發(fā)行申請(qǐng)人會(huì)選擇更換承銷商，更換承銷商對(duì)IPO機(jī)會(huì)的影響進(jìn)行回歸檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，更換為更高聲譽(yù)承銷商的IPO申請(qǐng)對(duì)通過發(fā)審委審核的影響顯著，表明承銷商聲譽(yù)機(jī)制在IPO市場(chǎng)中是有效發(fā)揮作用的。

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