張 劍

西南財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，四川 成都 610000

一、引言

IPO股票抑價是指新股一級市場發(fā)行價格顯著低于二級市場首日交易價格的現(xiàn)象，該現(xiàn)象在全球證券交易市場都廣泛存在，中國A股市場尤其明顯。自2005年以來中國新股使用詢價制進行發(fā)行，詢價制下新股發(fā)行過程中包含新股內在價值(無法觀測)、網(wǎng)下詢價確定的新股一級市場發(fā)行價格、二級市場首日收盤價格等三個關于股票價格信息的變量。一般文獻中通常認為IPO抑價可以分解為新股一級市場發(fā)行定價與新股內在價格系統(tǒng)性偏離，二級市場交易價格(首日收盤價格)的非理性成分兩部分。一部分國內外文獻基于有效市場基本假設，假設新股首日二級市場收盤價充分反映證券市場信息，使用首日收盤價與發(fā)行價格構建的IPO抑價率用來衡量新股發(fā)行效率;另一部分文獻則認為IPO抑價現(xiàn)象的主要因素是由投資者的非理性因素導致，文獻從投資者情緒、信息瀑布等方面解釋IPO抑價，這類文獻認為由于投資者的非理性因素導致新股上市后二級市場價格系統(tǒng)的偏離了一級市場發(fā)行定價，從而形成新股抑價發(fā)行現(xiàn)象。

從2005年開始，中國IPO使用詢價制進行定價發(fā)行，截止至2013年10月，新股詢價制經(jīng)歷了三次重大調整。第一階段改革:2009年6月證監(jiān)會頒布《指導意見》，指出“分階段推出各項改革措施”。此次改革的重要措施包括:優(yōu)化網(wǎng)上發(fā)行機制，將網(wǎng)下網(wǎng)上申購參與對象分開。并且此次改革全面淡化了之前管理層廣泛使用的新股價格“窗口指導”措施，使得新股定價制度進一步市場化。第二階段改革:2010年11月1日進一步完善了詢價和申報約束機制。此次改革指出在一級市場詢價過程中，若出現(xiàn)發(fā)行價格以上的有效申購總量大于網(wǎng)下配售數(shù)量的情況，對于主板而言，超額有效申購的配售方式仍然采取全部有效申購同比例配售原則;但對于中小板和創(chuàng)業(yè)板而言，超額有效申購的配售方式發(fā)生了改變，原有的強制要求同比例配售的規(guī)定被刪除，發(fā)行人和承銷商獲得了更多的自由分配權力。第三階段改革:2012年5月第三次改革，對網(wǎng)下機構投資者配售比例及網(wǎng)下配股鎖定期進行了大幅調整。網(wǎng)下配售比例由原來的“公開發(fā)行股票數(shù)量少于4億股的，配售數(shù)量不超過本次發(fā)行總量的20%”統(tǒng)一調整為“向網(wǎng)下投資者配售股份的比例原則上不低于本次公開發(fā)行與轉讓股份的50%”，并明確了網(wǎng)下向網(wǎng)上的回撥機制;改革后取消了網(wǎng)下配股的三個月鎖定期，同時規(guī)定根據(jù)詢價結果確定的發(fā)行價格市盈率高于同行業(yè)上市公司平均市盈率25%的，必須進行風險提示等。

二、文獻回顧

國內外使用SFA分析IPO抑價率的文獻中，對IPO抑價現(xiàn)象給出了兩種實證結論。Hunt et al．(1996)［1］在其經(jīng)典文獻中，指出一級市場中發(fā)行人存在明顯故意壓低新股價格(deliberate underpricing)的行為。說明美國新股發(fā)行首日抑價現(xiàn)象主要由于一級市場定價過低，而二級市場首日收盤價是對一級市場偏低的一種修正。Koop and Li(2001)［2］指出在控制了行業(yè)變量后，發(fā)行人的盈利能力等因素及承銷商收費對發(fā)行價格具有很強的解釋力，而承銷商聲譽無顯著解釋力。Chen et al．(2002)［3］利用臺灣數(shù)據(jù)的研究結果表明，一級市場存在有意折價現(xiàn)象，而二級市場初期表現(xiàn)與一級市場有意折價無關，二級市場抑價是市場噪音交易者導致的。國內文獻中白仲光和張維(2003)［4］使用SFA上邊界模型與下邊界模型對新股發(fā)行價格進行了實證檢驗，結果表明:中國新股發(fā)行價格不存在有意壓價現(xiàn)象。陳艷麗和曹國華(2010)［5］研究結果表明:IPO首日高抑價率不是由于一級市場故意壓價，而是由于二級市場錯誤定價導致。邱冬陽和熊維勤(2011)［6］實證結果表明:中國新股一級市場不存在發(fā)行人有意壓價行為，IPO首日高抑價完全是由于二級市場交易價格過高引起的。沈錫飛和蘇為華(2008)［7］、劉煜輝和沈可挺(2011)［8］研究結論表明:一級市場抑價并非造成中國異常高IPO首日超額收益率的主要原因，新股發(fā)行的供給控制導致二級市場非理性是IPO高抑價率的主要原因。

國內以往使用SFA分析IPO抑價的文獻，可能存在以下不足:(1)使用的大多是審批制與核準制下的IPO數(shù)據(jù);劉煜輝和沈可挺(2011)使用了時間跨度相對較長的IPO樣本，但他們的實證研究中并沒有區(qū)分板塊差異。如果將不同板塊的IPO樣本放在一起進行估計，可能得到的結論是有偏的。(2)隨機前沿模型，作為一種參數(shù)模型，不同參數(shù)選擇可能對其穩(wěn)健性產(chǎn)生較大影響，以往文獻并未對模型設定進行敏感性檢驗。(3)在審批制、核準制新股發(fā)行階段，管理層對新股價格進行了嚴格的監(jiān)管，所有新股都采用統(tǒng)一的定價模式，而2005年實施的詢價制改變了這種行政“一刀切”模式。尚未有學者研究詢價制階段三次發(fā)行制度改革對一級市場定價效率的影響。

三、研究設計與樣本選擇

(一)隨機前沿分析模型

隨機前沿分析是 Farrell(1957)［9］提出的。在 Farrell的基礎上 Aigner and Chu(1968)［10］，Aigner et al．(1977)［11］對定價函數(shù)進行了如下改進:pi=f(xi;β)TEiexp(vi) ，兩邊取對數(shù)后:ln pi=ln(f(xi;β))+ln(TEi)+vi，定義 μi= －ln(TEi) ，假設f(xi;β)滿足柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)形式，則有:

其中，xji為影響新股定價的因素，ln pi為新股定價的對數(shù)形式，vi為隨機誤差，－μi為單邊誤差用于衡量新股定價的無效性。假設隨機誤差vi滿足經(jīng)典假設vi～iid N(0，) ，μi大于0，vi和 μi相互獨立，cov(vi，μi)=0 。在實證中由于 －μi大于0，因此，－μi的分布可以考慮使用半正態(tài)分布、指數(shù)分布等分布。μi和xi可能存在內生性問題，實證中對式(1)一般使用MLE進行估計，實際一級市場定價是圍繞隨機前沿模型f(xi;β)－μi隨機波動的，單側分布的衡量技術不充分的μi決定實際定價小于或等于最大確定定價前沿f(xi;β)，本文使用stata12．1對隨機前沿模型進行估計。

(二)樣本選擇與研究變量設計

本文選取2006年6月至2012年11月在中小板IPO的股票為樣本。僅選擇中小板作為研究樣本原因如下:(1)創(chuàng)業(yè)板于2009年10月推出，樣本數(shù)據(jù)并未涵蓋整個詢價制時間段;(2)主板數(shù)據(jù)相對較少，并且其中包含許多以“歷史遺留”方式進行IPO的公司。參考以往文獻做法，刪除金融行業(yè)。利用三次發(fā)行制度改革將樣本分為四個階段。

被解釋變量:(1)IPO發(fā)行價格;(2)IPO首日收盤價格。解釋變量:第一類，衡量公司自身價值的指標:“tasset”為IPO公司上市前一年資產(chǎn)總額;“age”為公司從成立到IPO發(fā)行的存續(xù)時間;“eps”為IPO公司上市前一年每股收益;“naps”為IPO公司上市前一年每股凈資產(chǎn)?！癙lev”IPO公司上市前一年資產(chǎn)負債率。第二類變量，發(fā)行數(shù)量，“size”為IPO公司募集總股數(shù)。第三類變量，衡量發(fā)行時市場氣氛的變量?！癷ndpe”為IPO公司所處行業(yè)發(fā)行當日的行業(yè)平均市盈率;“index”為發(fā)行當日中小板指(399005)收盤指數(shù)。第四類變量，“returnc”為衡量發(fā)行前30個交易日累計市場收益率代理變量。30個交易日累計市場收益率(使用考慮紅利再投資總市值加權法得到的分市場日收益率)為正則returnc=1，否則returnc=0。第五類，“break”為是否破發(fā)的虛擬變量，當underpricing小于0時，break為1，否則取0。“turnover”為IPO首日換手率變量，用以衡量IPO股票首日換手流通頻率。

(三)變量統(tǒng)計描述

本文對研究樣本按照樣本期間三次發(fā)行制度改革進行劃分，具體而言:第一階段2006年6月至2008年9月;第二階段2009年6月至2010年10月;第三階段2010年11月至2012年5月;第四階段2012年5月至2012年10月。

表1 樣本描述統(tǒng)計

從表1主要變量描述統(tǒng)計中可以看出，647家上市公司，發(fā)行價均值為20．69元，呈現(xiàn)右偏態(tài)分布。首日收盤價均值為31．83元，呈現(xiàn)右偏態(tài)分布。在全體樣本中有47%的樣本處于“牛市”，53%的樣本處于“熊市”。

四、詢價制下三次改革前后一級市場定價效率的實證結果

(一)實證檢驗結果

本文參考Hunt et al．(1996)使用SFA對數(shù)線性模型對一級市場定價效率進行研究，具體表達式如下:

假設衡量無效率的擾動項 －μi服從半正態(tài)分布，對模型(3)進行MLE極大似然估計。表2～表4報告了相關估計結果。

全體樣本的SFA結果表3顯示，“age”與一級市場發(fā)行價格顯著正相關;發(fā)行前一年資產(chǎn)總額“tasset”與發(fā)行價格顯著正相關;“eps”與發(fā)行價格在1%的顯著水平下正相關;“plev”與發(fā)行價格在1%的顯著水平下負相關;“indpe”與發(fā)行價格在1%的顯著水平下正相關。由表2可以看出對H0:=0的似然比檢驗在1%的顯著水平下拒絕了原假設，對于全體樣本而言，一級市場定價是非完全有效的，存在故意壓價行為，可計算出全樣本的平均定價效率為74．02%。

表2 全樣本SFA估計結果

表3為子樣本SFA估計結果，實際發(fā)行定價與SFA模型得到的發(fā)行價格估計值如圖1所示?？煽闯鰁ps在各個階段均與發(fā)行價格顯著正相關，說明機構投資者為新股定價時，eps始終是重要的參考因素;行業(yè)平均市盈率indeps在四個階段均與新股發(fā)行價格顯著正相關，與中國監(jiān)管部門長期使用行業(yè)市盈率控制發(fā)行價格相關聯(lián)。

表3 按詢價制發(fā)行制度改革劃分的子樣本SFA估計結果

續(xù)表3

第一階段SFA估計表明，LM檢驗拒絕了原假設H0:=0，說明在第一階段子樣本中新股發(fā)行價格無效率，存在有意壓價現(xiàn)象，該子樣本下，新股一級市場定價平均效率為82．05%。而在第二、第三階段SFA估計結果，LM檢驗無法拒絕原假設H0:=0，說明在第二、第三階段子樣本中新股發(fā)行定價達到定價效率前沿，一級市場不存在有意壓價行為。其中第二階段新股平均定價平均效率為99．72%;第三階段新股平均定價平均效率為82．78%。第四階段SFA估計結果表明，LM檢驗拒絕了原假設，說明在詢價制下第三次發(fā)行制度改革后，存在一級市場有意壓價，第四階段定價平均效率為77．41%。

對四階段定價效率不同表現(xiàn)的解釋:2009年6月改革之前，證監(jiān)會對新股發(fā)行實施了“窗口指導”以達到加強新股發(fā)行監(jiān)管的目的。因此，在第一階段研究樣本中，由于管理層對新股發(fā)行價直接進行“窗口指導”可能導致一級市場制定出的發(fā)行價格低于實際的發(fā)行價格上邊界，在這一階段IPO首日高抑價現(xiàn)象是一級市場定價偏低與二級市場首日價格過高共同的結果。2009年6月之后，管理層淡化了對新股發(fā)行價格的“窗口指導”。2012年5月的改革對詢價確定的發(fā)行價格高于同行業(yè)上市公司平均市盈率25%的情況做出了明確約束:當出現(xiàn)新股市盈率高于同行業(yè)25%時，“發(fā)行人應召開董事會，結合適合本公式的其他定價方法，披露相關討論信息。”同時，證監(jiān)會對超出行業(yè)平均市盈率25%的公司，可要求重新詢價。此次改革實際給新股發(fā)行價格設定了一個“上限”，如果發(fā)行價格超過該上限，將要求重新詢價。樣本統(tǒng)計也顯示，新股市發(fā)行盈率均在證監(jiān)會規(guī)定的市盈率“上限”之下。因此，詢價制下第三次發(fā)行制度改革，管理層實質上給IPO發(fā)行價格規(guī)定了一個上限，這是導致第四階段樣本定價出現(xiàn)有意壓價的原因。

通過使用“考慮現(xiàn)金紅利再投資的日市場回報率”計算得出的深圳A綜合市場30個交易日累計回報率，本文將樣本分為牛市樣本與熊市樣本兩個子樣本，使用SFA模型對兩個子樣本進行了估計，表4報告了估計結果，可以發(fā)現(xiàn)牛市樣本中，一級市場定價效率較高，無法拒絕H0:=0的原假設，平均定價效率為82．41%;而熊市樣本中，一級市場出現(xiàn)定價無效率的想象，拒絕了原假設，平均定價效率為72．98%。說明在熊市樣本中，發(fā)行人和承銷商面對二級市場行情低迷的狀況，有意將一級市場發(fā)行價格壓低，希望能順利實現(xiàn)新股發(fā)行的目的。而在牛市樣本中，一級市場不存在有意壓低新股發(fā)行價格的情況。

表4 樣本分牛市(returnc=1)和熊市(returnc=0)SFA估計結果

五、詢價機制下中小板新股破發(fā)因素實證分析

為了分析影響新股破發(fā)的因素，本文使用隨機前沿分析模型對破發(fā)樣本的一級市場發(fā)行價格與二級市場首日收盤價進行估計，通過對比分析考察中小板詢價制下新股破發(fā)的原因。

對破發(fā)樣本一級市場定價前沿的估計仍使用式(3)，對破發(fā)樣本二級市場首日收盤價的前沿估計使用如下模型:

式(3)在式(2)的基礎上添加了衡量二級市場投資者情緒的代理變量首日換手率(turnover)以及中小板指IPO當日收盤指數(shù)，兩個與二級市場收盤價相關的變量。表5報告了破發(fā)樣本一級、二級市場SFA估計結果。

表5 破發(fā)樣本一級市場定價SFA估計結果

由表5可以看出eps及indpe與一級市場定價顯著正相關，且LM檢驗無法拒絕原假設。破發(fā)樣本中，平均定價效率為83．12%，說明一級市場不存在有意壓低發(fā)行價格，一級市場定價是有效率的。同時二級市場估計中eps及indpe與首日收盤價顯著正相關，而LM檢驗拒絕了原假設。破發(fā)樣本中，平均二級市場定價效率為76．32%，說明二級市場首日收盤價存在有意壓價行為。結合一級市場SFA分析結果以及描述統(tǒng)計結果，本文認為研究樣本中新股破發(fā)的主要原因是二級市場定價無效率，二級市場低迷導致二級市場首日收盤價格低于股票內在價值，同時一級市場機定價中仍然按照新股發(fā)行價格上邊界進行定價，最終導致新股首日破發(fā)。

六、結論

本文利用2006年6月至2012年11月647個中小板IPO上市公司作為研究樣本，使用隨機前沿分析模型對詢價制下一級市場定價效率進行了實證研究，結論如下。

1．詢價制后中國新股一級市場定價仍然存在有意壓低發(fā)行價格的現(xiàn)象，一級市場定價仍然顯著偏離隨機前沿分析估計出的價格上限。

2．按照三次改革，將全體樣本分為四階段，估計結果顯示，管理層對新股定價的“窗口指導”會導致定價非完全效率，存在有意壓低發(fā)行價格的行為;取消這類“窗口指導”政策后市場定價是有效的。

3．將全體樣本分為牛市與熊市兩個子樣本，使用SFA模型對兩個子樣本定價效率進行估計，估計結果表明:熊市中一級市場定價顯著偏離隨機前沿模型估計的價格上限，發(fā)行人在熊市中存在壓低新股發(fā)行價格以保證發(fā)行順利進行的現(xiàn)象。

4．使用隨機前沿分析模型對樣本中IPO首日破發(fā)的中小板新股進行了估計，結果表明，破發(fā)樣本中并不存在一級市場價格有意壓低現(xiàn)象，而二級市場首日收盤價格卻顯著偏離隨機前沿模型估計的價格上限，說明影響新股破發(fā)的主要原因是二級市場低迷導致的二級市場交易價格偏低。

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