文/丁燁麗，上海大學(xué)

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券商聲譽對IPO抑價影響的實證研究

文/丁燁麗，上海大學(xué)

自上世紀(jì)Ibboston等人發(fā)現(xiàn)IPO抑價這一現(xiàn)象后，吸引了大批學(xué)者研究。研究過程中發(fā)現(xiàn)了諸多影響IPO抑價的因素，其中承銷商聲譽也是影響IPO抑價的重要因素，同時作為筆者的實證研究方向。本文首先提出假設(shè)，然后建立多因子線性回歸模型，最后以2014年1月至2016年12月，在滬市主板上市的公司作為研究樣本進(jìn)行實證檢驗和分析。

IPO抑價；券商聲譽；實證檢驗

引言

IPO抑價（Underpricing in initial public offering）是指新股上市后在股票市場上的價格通常高于其發(fā)行價，從而形成短期超額報酬率。無論在發(fā)展中國家證券市場還是發(fā)達(dá)國家的證券市場，IPO抑價現(xiàn)象都很常見。我國A股市場從1991年到2007年，1576只新股平均抑價率高達(dá)187%，導(dǎo)致近年來很多股票投資者對于打新股的熱情一路高漲。眾所周知，在IPO過程中，券商承擔(dān)了很重要的角色，所以本文就券商聲譽對IPO抑價的影響進(jìn)行了研究。

1 理論分析與假設(shè)提出

目前，有關(guān)IPO抑價的形成機(jī)制的相關(guān)解釋，較具有代表性的理論主要有：1）信息不對稱理論，該理論認(rèn)為券商擁有更多的資本市場和公司股權(quán)信息，因此公司樂于將發(fā)行價格制定權(quán)委托給擁有信息優(yōu)勢的券商解決信息不對稱問題；2）信號傳遞理論，為解決發(fā)行公司與投資者之間的信息不對稱，優(yōu)質(zhì)發(fā)行公司會選擇抑價發(fā)行的方式傳遞公司真實價值的信息；3）贏者詛咒假說，資本市場投資者分為知情投資者和不知情投資者兩類，為確保不知情投資者參與到新股發(fā)行中，發(fā)行公司會選擇抑價發(fā)行新股。綜合相關(guān)理論，本文提出如下假設(shè)H1:券商聲譽與IPO抑價呈顯著負(fù)相關(guān)，即券商聲譽越高，IPO抑價程度越低。筆者認(rèn)為，知名券商擁有較強的定價能力和較多的市場信息，能夠為上市公司確定一個更加反映其公允價值的首發(fā)價，從而維護(hù)委托公司的利益。同時，為了保證新股的順利發(fā)行，為機(jī)構(gòu)投資者創(chuàng)造收益，券商定價時也會預(yù)留一部分抑價空間。

2 模型設(shè)計

為檢驗上文提出的假設(shè)H1，需要建立線性回歸模型來驗證承銷商聲譽對公司發(fā)行抑價率的影響，選取抑價率UR為被解釋變量，證券承銷商聲譽BR是解釋變量，另外選取了一些衡量上市公司資本結(jié)構(gòu)和治理結(jié)構(gòu)的指標(biāo)作為控制變量，建立了以下模型：

UR=a0+a1*BR+a2*PTS+a3*ARPER+a4*TR+a5*SR+a6*ROE+a7*ALR+a8*RA+a9*PID+a10*NAC+a11*TAL+a12*ILI+ε

控制變量說明：PTS--上市流通股比例；ARPER--發(fā)行后公司市盈率；TR--首日換手率；SR--中簽率；ROE--凈資產(chǎn)收益率；ALR--資產(chǎn)負(fù)債率；RA--募集金額；PID--獨立董事比例；NAC--實際控制人性質(zhì)；TAL--總資產(chǎn)的對數(shù)；ILI--發(fā)行上市間隔。

2.1 IPO抑價率的度量。為了更客觀地度量新股的IPO抑價率，本文主要采用調(diào)整初始報酬率對IPO抑價率進(jìn)行度量，消除市場整體收益水平對新股初始報酬率的影響，其抑價模型公式為:UR=(Pi,1-Pi,0)/Pi,0-(Pm,1-Pm,0)/Pm,0=Pi,1/Pi,0-Pm,1/Pm,0。其中IR表示股票i的IPO抑價率Pi,1表示股票i在首日的收盤價；Pi,0表示股票i的發(fā)行價；Pm,1表示股票i上市首日的市場指數(shù)；Pm,0表示股票i發(fā)行日的市場指數(shù)。

2.2 券商聲譽的度量。參考以往學(xué)者們對券商聲譽的度量方法，本文采用的方法如下:首先計算承銷商累計承銷金額的市場份額MS1，然后計算承銷商累計承銷家數(shù)的市場份額MS2；最后，計算兩者的算術(shù)平均值得到市場份額MS*，并用市場份額進(jìn)行排序。本文將關(guān)鍵變量承銷商聲譽BR設(shè)為啞變量。如果承銷商聲譽排名前十取1，否則取0。具體公式如下：MS1=∑(當(dāng)年承銷上市金額/樣本中上市總金額)；MS2=∑(當(dāng)年承銷上市家數(shù)/樣本中上市總家數(shù))；MS*=（MS1+ MS2）/2。根據(jù)上述度量方式，筆者整理出2014-2016年券商聲譽排名情況，如下表1所示。

2.3 控制變量。根據(jù)國內(nèi)外學(xué)者的研究，對于規(guī)模大的公司在內(nèi)部治理和信息披露等方面更加完善，可降低發(fā)行人與投資者之間的信息不對稱，故本文選擇反映公司規(guī)模的相關(guān)指標(biāo)衡量信息不對稱的程度。同時，在我國資本市場中存在大量噪聲交易者，首日換手率TR可以衡量噪聲交易者的交易程度。根據(jù)行為金融理論，投資者對于新股反應(yīng)過度，造成新股申購的中簽率SR很低，中簽率可衡量市場過熱及對新股的需求程度。另外，選擇獨立董事比例PID、實際控制人性質(zhì)等虛擬變量來代表公司治理狀況。

2.4 數(shù)據(jù)獲取及說明。本文實證所需的數(shù)據(jù)基本來源于wind數(shù)據(jù)庫，主要使用EXCEL和SPSS軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)整理。其中有部分樣本的控制變量缺失，故使用了其平均數(shù)據(jù)進(jìn)行補充，中簽率數(shù)據(jù)直接使用網(wǎng)上申購中簽率和網(wǎng)下申購中簽率數(shù)據(jù)的平均值。資本結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)采用的是企業(yè)上市當(dāng)年的中年報，有個別16年下半年新上市的公司當(dāng)年財報數(shù)據(jù)缺失，故采用了其16年第三季報中披露的相關(guān)數(shù)據(jù)。本文研究區(qū)間是2014年1月至2016年12月，以在滬市主板上市的公司作為研究樣本，對于樣本的篩選采用如下原則:1）剔除金融和保險行業(yè)的上市公司11家；2）除財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的上市公司; 3）剔除ST、*ST和PT公司。經(jīng)過上述條件的篩選，本文的研究承銷商聲譽對IPO抑價總樣本為225家，其中2016年95家，2015年87家，2014年43家。

3 實證檢驗與結(jié)果分析

3.1 描述性統(tǒng)計。由下表可知，我國的IPO抑價率還是比較高，均值達(dá)到44.36%，極大值達(dá)到199.8%。而市盈率標(biāo)準(zhǔn)差較大，說明我國市場股票投資價值差異較大。上市首日換手率均值為0.134%左右，說明大多數(shù)投資者還是想長期持有。中簽率較低，說明市場對新股的需求遠(yuǎn)大于供給。

描述統(tǒng)計量 變量N極小值極大值均值標(biāo)準(zhǔn)差 IPO抑價率UR225.136400001.99809840.4436883710.10806646369 券商聲譽BR225.001.00.5215.49967 流通股比例PTS225.0801.000.34160.169894 發(fā)行市盈率ARPER(攤薄)2256.230046.470021.6472503.5182409 上市首日換手率TR225.0001181818.8187821000.01345286064.0854220984663 中簽率SR225.000000000.1770159500.0048838771.0167625821745 上市年凈資產(chǎn)收益率ROE225-.079579.379232.08286125.052478692 資產(chǎn)負(fù)債率ALR225.054532.942587.47532789.232280233 募資金額RA（億萬）225.7830131.90497.52915210.9983306 獨立董事比例PID225.25000000.60000000.3541273508.05440347319 實際控制人性質(zhì)NAC225.001.00.1600.36742 上市年總資產(chǎn)對數(shù)TAL(億元)225.99307297.80156202.8250013841.0218578786 發(fā)行上市間隔ILI(天)22514.0048.0021.58125.96578 有效的 N （列表狀態(tài)）225

3.2 相關(guān)性分析。根據(jù)下表可看出券商聲譽與抑價率之間的相關(guān)系數(shù)為負(fù)，但是不顯著，與假設(shè)有沖突。另外，發(fā)現(xiàn)ARPER、TR、SR、RA、TAL等數(shù)據(jù)與IPO抑價率在不同水平呈顯著相關(guān)性，控制變量對UR存在較大的影響，可能會影響回歸分析結(jié)果。

相關(guān)性 URBRPTSARPERTRSRROEALRRAPIDNACTALILI UR 1 BR -.0651 PTS -.096.0071 ARPER -.154*.123.1121 TR .170*-.055.476**.0581 SR -.212**.007.605**.016.652**1 ROE -.023.099-.087-.052.038.0341 ALR .078.027-.195**-.048.007-.094.0291 RA .227**.160*.003.024.127.183**.169*.0731 PID -.024-.002-.102-.028.034-.001.085.029-.0091 NAC -.067-.059.059-.060-.038.074-.101.025.222**-.1281 TAL .160*.142*.100-.090.196**.315**-.001.183**.659**-.111.412**1 ILI -.020-.038-.069-.013-.063-.017.060.154*-.048-.027.021.0261 *. 在 0.05 水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)。**. 在 .01 水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)。

3.3 回歸分析。針對IPO抑價率模型進(jìn)行了線性回歸分析，并將控制變量也作為自變量進(jìn)行了回歸。根據(jù)下表數(shù)據(jù)，可看出R2=0.0346，調(diào)整R2=0.0309，說明多元回歸分析的擬合度較好，相關(guān)變量能夠很好地解釋IPO抑價率，同時其他控制變量對IPO抑價影響較小。券商BR系數(shù)等于-0.16，驗證了關(guān)于UR線性模型中的系數(shù)a1小于零。

4 結(jié)論

從模型的回歸結(jié)果中看到，承銷商聲譽與IPO抑價率呈負(fù)相關(guān)影響，文章假設(shè)H1初步成立。本文在實證研究方面存在一些缺陷，但在實證方面的數(shù)據(jù)和結(jié)果還是有一定的參考價值。

[1]中介聲譽與IPO抑價——基于詢價制度下的研究[J].劉陽,譚藝群,李震偉.財會通訊.2012(24)

[2]中國承銷商聲譽對IPO長期績效影響的實證研究[D].鄧杰.哈爾濱工業(yè)大學(xué).2013

[3]承銷商聲譽對IPO抑價影響的實證研究[D].蔣文文.西南財經(jīng)大學(xué).2013

[4]保薦制下承銷商聲譽和IPO抑價關(guān)系的實證研究[D].張開元.復(fù)旦大學(xué).2012