胡志強，高耿子

（武漢大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，武漢 430072）

0 引言

根據(jù)有效市場假說（EMH），當市場出現(xiàn)定價錯誤時，理性投資者的套利行為會最終消除無風(fēng)險的超額收益。但是，世界各國的新股發(fā)行市場中普遍存在IPO抑價現(xiàn)象，基于這種抑價現(xiàn)象，進行新股申購的投資者可以獲得一個幾乎沒有任何風(fēng)險的超額收益。自Ibbotson（1975）[1]在對新股熱銷市場的溢價現(xiàn)象進行研究以來，越來越多的學(xué)者開始關(guān)注新股發(fā)行市場中的異象問題。隨著對IPO抑價現(xiàn)象研究的逐漸深入，一些學(xué)者開始從抑價產(chǎn)生的根源出發(fā)，通過對新股發(fā)行機制的研究來說明IPO抑價的產(chǎn)生原因，即將新股發(fā)行抑價現(xiàn)象看作是發(fā)行機制無效率的一種表現(xiàn)。中國作為發(fā)展中的新興市場，進行了多次新股發(fā)行機制的改革，從2005年1月1日起，我國新股發(fā)行開始全面采用詢價機制。我國的目前所采用的詢價機制具有以下特點：

首先，詢價機制將新股發(fā)行分為網(wǎng)下發(fā)行和網(wǎng)上發(fā)行兩個部分，參與網(wǎng)下配售的多為資金力量雄厚，具有信息優(yōu)勢的機構(gòu)投資者；相較而言，網(wǎng)上配售的參與者多為中小投資者。

其次，新股發(fā)行定價的過程分作初次詢價和累計投標詢價兩個階段。在初次詢價階段，承銷商組織具有參與詢價資格的機構(gòu)投資者報價并依此形成具有參考價值的詢價區(qū)間，該詢價區(qū)間反映出新股發(fā)行的市場供求關(guān)系，區(qū)間的寬度也反應(yīng)了參與詢價的機構(gòu)投資者對新股發(fā)行的不確定性風(fēng)險大小的評估。在累計投標詢價過程中承銷商通過累計統(tǒng)計參與的機構(gòu)投資者在各個價格上的新股申購數(shù)量確定新股發(fā)行價格。

最后，在我國新股詢價機制下，承銷商不具有配售權(quán)。當投資者的申購數(shù)量超過新股配售總量時，規(guī)定通過抽簽的方式確定對各個投資者的新股配售數(shù)量。

本文的研究表明，總的來看，詢價機制下新股的改革更有效率。但是新股的定價效率仍然受到一系列因素的影響：機構(gòu)投資者仍然面臨信息的不確定性，需要對其進行補償；IPO抑價中仍然存在顯著的投資者情緒因素，非理性情緒的高漲對IPO首日收益率有顯著的正影響。

1 文獻綜述與研究假設(shè)

新股發(fā)行機制改革中，新機制旨在向新股定價中引入更多市場因素，以提高我國新股發(fā)行定價效率，降低IPO抑價程度。其后，證監(jiān)會又發(fā)起對詢價機制的三輪改革，每一次改革都使得IPO定價過程更為市場化。

在承銷商方面，新的詢價機制下承銷商不具有配售權(quán)。即承銷商對新股的定價權(quán)受到限制。在市場缺乏對承銷商進行有效監(jiān)管的情況下，承銷商為了維持自身良好的聲譽往往會采取抑價發(fā)行的方式以確保發(fā)行成功。而當這一權(quán)利受限時，新股的抑價程度也會降低。在新的詢價機制下，由于在詢價對象等方面引入了更多的市場化因素，信息透明程度提高，因此非機構(gòu)投資者所面對的風(fēng)險降低，所要的風(fēng)險補償也相對低。Sherman和Titman（2002）[2]在研究中認為，在詢價發(fā)行機制下IPO定價會存在抑價的原因在于在詢價階段收集發(fā)行公司的信息是有成本的。Biais和Faugeron-Crouzet（2002）[3]在統(tǒng)一的理論模型下對各個不同國家的新股發(fā)行機制的表現(xiàn)進行了研究，發(fā)現(xiàn)累計投標詢價機制相較其他發(fā)行機制而言具有更好的搜集市場信息的能力，在該發(fā)行機制的IPO定價更為精準，從而降低IPO抑價。綜合以上討論，我們提出本文的第一個研究假設(shè)：

假設(shè)1：由于新股詢價機制能更好的反應(yīng)市場的供求關(guān)系，因此實行詢價制度后的新股定價效率要高于之前沒有實行詢價制度的定價效率，即2005年1月1日之前新股發(fā)行市場中的抑價程度高于2005年1月1日之后的抑價程度。

IPO抑價程度與參與詢價的機制投資者信息精度有關(guān)。Benveniste和Spindt（1989）[4]首次開創(chuàng)信息收集理論，其認為在IPO過程中，機構(gòu)投資者相較于承銷商而言更加了解IPO市場的需求關(guān)系，因此機構(gòu)投資者處于信息優(yōu)勢地位。Feng（2012）[5]構(gòu)建模型研究IPO定價中信息精準度所起到的作用，結(jié)果顯示出信息越精準對新股定價的影響越大。在我國新股詢價機制下，承銷商會組織一定數(shù)量的具有詢價資格的機構(gòu)投資者進行初次詢價，并在此基礎(chǔ)之上確定新股發(fā)行的價格區(qū)間。該價格區(qū)間在二次詢價過程中為參與投標申購的機構(gòu)投資者提供參考價值。價格區(qū)間的寬度反映了參與新股發(fā)行的機構(gòu)投資者面對的新股發(fā)行不確定性程度。因此，我們提出本文的第二個研究假設(shè)：

假設(shè)2：詢價機制下的機構(gòu)投資者面臨的不確定性風(fēng)險越大，新股發(fā)行市場對其的補償就越大，即詢價價格區(qū)間的寬度越大，IPO上市首日收益率越高。

我國新股發(fā)行改革的一個重點就在于擴大詢價對象的范圍和數(shù)量，提高新股定價的市場化程度。較多的市場信息降低了承銷商在進行新股定價時可能出現(xiàn)較大偏差的可能性，機構(gòu)投資者面臨的不確定性風(fēng)險變小，因此其要求的補償（新股抑價程度）也相應(yīng)變小。Welch（1992）[6]率先提出了“信息瀑布”（Information Cascade）理論，認為投資者之間存在信息不對稱現(xiàn)象，并且先行者的決策對后行者的決策產(chǎn)生影響。IPO申購可以視作一個動態(tài)調(diào)整的過程，前期的認購行為會對之后投資者的認購行為產(chǎn)生影響。非知情的投資者為了規(guī)避“贏家詛咒”，會在申購之前觀察其他投資者的購買情況。當參與IPO詢價的機制投資者增加時，IPO詢價過程的動態(tài)性減弱，同步性增加，能在一定程度上避免事后信息推斷和羊群行為。因此，我們得到本文的第三個研究假設(shè)：

假設(shè)3：參與IPO詢價的機構(gòu)投資者越多，詢價越充分，對機構(gòu)投資者而言新股定價的不確定性風(fēng)險程度越小，IPO首日收益率越低。

投資者情緒理論認為IPO抑價過高是由于非理性投資者情緒的高漲。IPO首日收益率也被當成是投資者情緒的代理變量（Baker和Wurgler，2006）[7]。Miller（1997）[8]最早從投資者情緒角度研究了IPO抑價及長期表現(xiàn)弱勢的現(xiàn)象，認為投資者的過度自信是導(dǎo)致IPO高抑價的原因，過度自信的投資者追捧股票價格的行為使得股票價格越來越高，大大偏離了其內(nèi)在價值，特別是在缺乏賣空機制的市場條件下，理性的投資者無法通過賣空行為表達自己的觀點，最終也只能跟風(fēng)過度自信的投資者，這是產(chǎn)生IPO首日收益的重要原因。當投資者過度樂觀的情緒得到市場修正的時候，新股的價格將產(chǎn)生反轉(zhuǎn)，進而形成IPO長期表現(xiàn)弱勢的異象。馮梅秀、孫濤（2008）[9]通過建立多元回歸模型對我國A股市場上市公司數(shù)據(jù)實證檢驗之后發(fā)現(xiàn)，信息不對稱并不是造成中國新股發(fā)行市場高抑價率的主要因素，二級市場中存在的炒作和投機行為才是高抑價產(chǎn)生的根本原因。我國自2005年實行詢價發(fā)行制度以來，線下機構(gòu)投資者的申購總量總是遠遠大于配售給其的新股總量，參與線上配售的中小投資者更是如此，按照規(guī)定承銷商會依據(jù)抽簽的規(guī)則決定參與新股發(fā)行的投資者的配售數(shù)量。因此，中簽率反映了新股發(fā)行市場中投資者情緒，并同時在一定程度上反映了投資者對發(fā)行公司的新股的價值判斷和認可程度。中簽率低說明發(fā)行的新股在市場上的需求高，機構(gòu)投資者“追新”的情緒高漲，基于投資者情緒理論，我們得到第四個研究假設(shè)：

假設(shè)4：在新股詢價機制下，參與申購的投資者的中簽率越低，說明投資者對新股的熱情程度越高，新股首日收益率越高。

2 實證研究

2.1 樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文選取1990年12月10日至2012年12月30日我國A股市場2663只上市公司的金融數(shù)據(jù)作為研究樣本，并以2005年1月1日我國實行新股詢價發(fā)行機制的時間點作為整體樣本的分水嶺，對詢價制度實施之前及詢價制度實施之后新股發(fā)行定價的抑價程度進行對比，分析前后的差異。其后，本文用2005年1月1日之后采用詢價發(fā)行機制上市的公司數(shù)據(jù)對新股發(fā)行抑價程度進行回歸分析，討論在詢價制度下抑價產(chǎn)生的原因。本文涉及的全部數(shù)據(jù)均來自于國泰安數(shù)據(jù)庫、Wind數(shù)據(jù)庫以及同花順數(shù)據(jù)庫。

2.2 變量定義與描述

被解釋變量：抑價水平（UP）；

解釋變量：詢價價格區(qū)間寬度（W），參與詢價的機構(gòu)投資者數(shù)量（N），新股發(fā)行價格（P0），中簽率（Lottery）；

工具變量：新股發(fā)行市盈率(PE），發(fā)行規(guī)模（IPOSize），上市首日換手率（Turnover)，市場首日收益率(Market），承銷商聲譽(Fame)。

本文參考新財富排行榜對最佳投行的評比結(jié)果選出10家具有良好聲譽的承銷商，對其承銷商聲譽的虛擬變量賦值為1，其余承銷商的聲譽虛擬變量取值為0。以下為本文選取的10家具有良好聲譽的承銷商：中信證券、中國國際金融有限公司、國信證券、平安證券、瑞銀證券、中信建投證券、華泰聯(lián)合證券、國泰君安證券、招商證券、廣發(fā)證券。

2.3 實證檢驗

2.3.1 對假設(shè)1的檢驗

首先，我們對整體樣本數(shù)據(jù)進行了分段統(tǒng)計分析。結(jié)果表明，我國A股市場新股發(fā)行抑價現(xiàn)象一直存在，并且在實行詢價機制之后，抑價程度在10%的置信度下明顯低于詢價機制實施之前。盡管在詢價制度下新股的發(fā)行價格與市場價格仍然存在一定的偏差，但其定價效率相較之前的發(fā)行定價機制而言已經(jīng)有了長足的進步。通過進一步對新股發(fā)行首日回報率的方差、標準差進行分析發(fā)現(xiàn)2005年實行詢價機制之后，新股抑價程度的方差及標準差也明顯小于詢價制度以前，在經(jīng)濟學(xué)意義上可以解釋為詢價機制使得IPO定價過程的市場化程度更高，新股發(fā)行價格相較之前包含了更多的市場供求關(guān)系，因此更加貼近二級市場對新股的定價。本文偏度（Skewness）和峰度（Kurtosis）兩個統(tǒng)計值是對抑價率（首日回報率）序列分布形態(tài)的刻畫，偏度衡量了數(shù)列圍繞其均值的非對稱程度，峰度度量了分布的凸起或平坦程度。結(jié)果表明，我國A股市場的新股發(fā)行抑價率呈右偏狀態(tài)（即具有較長的右拖尾），且實行詢價機制之前的抑價率的序列相對于標準正態(tài)分布而言更加凸起，而在實行詢價機制之后的抑價率序列相對于標準正態(tài)分布而言更加平坦。假設(shè)1得到了驗證。

2.3.2 回歸分析——對假設(shè)2的檢驗

本文在實證部分考慮多元線性回歸模型的GMM參數(shù)估計，以求對中國A股市場進行更好的模擬。通過使用多元回歸模型的廣義矩估計方法，回歸方程如下：

其中，因變量為抑價程度UP，自變量為詢價區(qū)間的價格寬度W，新股發(fā)行價格P0以及機構(gòu)投資者參與網(wǎng)下申購的中簽率Lottery，u為回歸方程中的隨機干擾項。工具變量選取如前文所述：新股上市首日市盈率PE，新股發(fā)行規(guī)模IPOsize，承銷商聲譽Fame，新股上市首日換手率Turnover以及新股上市首日市場回報率Market。GMM回歸結(jié)果如表2所示。從表2的回歸結(jié)果中可以看出，由參與詢價的機構(gòu)投資者生成的詢價區(qū)間的價格寬度與抑價率（新股首日回報率）之間呈正相關(guān)，且在1%的顯著性水平下通過t檢驗。新股發(fā)行價格變量在回歸方程中的系數(shù)為負，但是在1%和5%的顯著性平下沒有通過檢驗，在10%的顯著性水平下該變量對抑價率才具有影響。網(wǎng)下投資者的中簽率與新股發(fā)行的抑價程度負相關(guān)，且系數(shù)通過在1%顯著性水平下的t檢驗。因此，以上多元回歸模型的實證檢驗結(jié)果符合假說2的推論，即在詢價機制下參與初步詢價的機構(gòu)投資者面臨的新股發(fā)行的不確定風(fēng)險越大，則映射出由初步詢價確定的詢價區(qū)間的寬度就越大，市場對其的補償也越大，IPO首日收益率越高。

表2 詢價區(qū)間價格寬度對抑價率影響的實證回歸結(jié)果

在對參與詢價的機構(gòu)投資者的數(shù)量與抑價程度之間關(guān)系的研究中，我們建立如下多元回歸廣義矩估計模型：

其中，N表示參與初步詢價的機構(gòu)投資者的數(shù)量，其余變量與（1）式中的定義相同，工具變量的選取也與之前維持一致?；貧w結(jié)果表明參與詢價的機構(gòu)投資者數(shù)量N與IPO抑價率（新股首日回報率）之間呈負相關(guān)關(guān)系，但是該變量的系數(shù)在1%，5%以及10%的置信度下均沒有通過t檢驗，即參與詢價的機構(gòu)投資者數(shù)量N對新股抑價現(xiàn)象的解釋程度較弱。新股發(fā)行價格P0在回歸方程中的通過1%置信水平下的顯著性檢驗，且系數(shù)為負，這說明投資者在自身資金約束的前提下，新股發(fā)行價格越高，其對新股價格的炒作能力就越有限，所以新股發(fā)行價格與抑價程度之間存在反向的關(guān)系。機構(gòu)投資者申購中簽率Lottery在1%和5%的置信水平下對抑價率的影響不顯著，但在10%的置信水平下通過顯著性檢驗，且該變量在回歸中的系數(shù)為負，即反映出中簽率越低抑價程度越高的關(guān)系。

2.3.3 VAR與脈沖響應(yīng)分析——對假設(shè)3的檢驗

考慮到信息溢出效應(yīng)，我們認為參與詢價的機構(gòu)投資者數(shù)量在一定程度上對其后的新股發(fā)行具有指導(dǎo)意義。因此，本文通過構(gòu)建向量自回歸模型，進一步刻畫參與詢價的機構(gòu)投資者數(shù)量的一個新息（Innovation）的正向沖擊對抑價程度的傳播過程。

首先，我們對抑價程度（新股首日收益率）和參與詢價的機構(gòu)投資者數(shù)量的時間序列進行單位根檢驗，我們發(fā)現(xiàn)抑價率及參與詢價的機構(gòu)投資者數(shù)量兩個時間序列均存在一個單位根，并且都在一階差分后得到平穩(wěn)序列，因此可以用來構(gòu)建向量自回歸模型。

得到平穩(wěn)時間序列之后，文章對變量滯后階數(shù)的進行選取，表3統(tǒng)計了在不同VAR滯后階數(shù)選擇標準下的最優(yōu)滯后階數(shù)。根據(jù)較為常用的AIC信息準則，本文VAR模型中變量時間序列的滯后階數(shù)選取為4階。確定了最優(yōu)滯后階數(shù)后，需要在進行向量回歸之前判斷該VAR模型是否穩(wěn)定，本文采用AR Roots檢驗,通過檢驗發(fā)現(xiàn)，向量自回歸模型的特征方程根的倒數(shù)值全部位于單位圓之內(nèi)，因此，本文建立的VAR模型是穩(wěn)定的。

在構(gòu)建出穩(wěn)定的VAR模型之后，我們使用脈沖響應(yīng)函數(shù)反應(yīng)參與詢價的機構(gòu)投資者數(shù)量N的一個正向沖擊對新股發(fā)行抑價的多期影響的動態(tài)傳播過程，所得結(jié)果如圖1所示，當給參與詢價的機構(gòu)投資者的數(shù)量N一個正向沖擊后，新股發(fā)行抑價程度在前2期加速下降，在第三期沖擊的影響達到最大，即面對機構(gòu)投資者數(shù)量一個單位的正向沖擊，新股發(fā)行抑價程度下降14個單位，隨后參與詢價的機構(gòu)投資者數(shù)量的正向沖擊對新股抑價程度的影響逐漸減弱，到第5期之后沖擊的影響基本消失。這表明參與詢價的機構(gòu)投資者的數(shù)量確實在很大程度上具有信息溢出效應(yīng)，并對之后進行上市的公司具有指導(dǎo)作用，雖然通過實證檢驗出的機構(gòu)投資者數(shù)量的變化對抑價率的影響只持續(xù)了5期，但對于瞬息萬變的證券市場而言仍有很強的現(xiàn)實意義。假設(shè)3得到了驗證。

圖1 脈沖響應(yīng)圖

2.3.4 對假說4的檢驗

在之前對假說2和假說3的檢驗中使用到多元回歸的廣義矩估計方法均涉及到對網(wǎng)下配售中機構(gòu)投資者中簽率Lottery變量的回歸，且回歸系數(shù)在10%的置信度水平下均顯著為負數(shù)，這已經(jīng)在很大程度上論證了投資者申購的中簽率體現(xiàn)了新股發(fā)行市場的供求關(guān)系及“追新”的情緒，中簽率越低，說明市場對新股越看好，新股上市后的首日交易價格就越高，進而新股發(fā)行的抑價程度就越大。接下來本文在對假說4進一步檢驗的過程中，不再單獨考慮詢價區(qū)間價格寬度W或者參與詢價的機構(gòu)投資者數(shù)量N結(jié)合投資者中簽率對抑價率的影響，而是在回歸模型中綜合考慮所有變量，工具變量的選取依舊為上市首日的市盈率，發(fā)行規(guī)模，承銷商聲譽，上市首日換手率以及上市首日市場回報率，回歸公式如下：

回歸結(jié)果如表3所示：

表3 中簽率對抑價率影響的回歸結(jié)果

從表3可以看到，詢價區(qū)間價格寬度變量的系數(shù)依舊為正，但是t檢驗的值為-1.164768，在顯著性水平為10%的條件下也未能通過，因此不能拒絕原假設(shè)，即詢價區(qū)間價格寬度變量在回歸中對被解釋變量抑價率的解釋程度較弱。網(wǎng)下詢價的機構(gòu)投資者數(shù)量變量的系數(shù)在10%的顯著性水平下為負，這符合文章之前對假說3的檢驗，即參與詢價的機構(gòu)投資者的數(shù)量越多，則新股定價越能反應(yīng)市場信息，抑價程度越低。在90%的置信區(qū)間內(nèi)，新股發(fā)行價格變量的系數(shù)通過顯著性檢驗，且為負數(shù)，這與前文的理論推導(dǎo)維持一致。投資者的中簽率變量的系數(shù)在10%的顯著性水平下為-36.20929，反映了中簽率越低則新股發(fā)行抑價程度越高的理論推導(dǎo)結(jié)論。至此，我們完成了對假說4的檢驗。

3 結(jié)論

本文選取從1991年1月至2012年11月中國A股市場上市公司數(shù)據(jù)作為研究樣本，通過統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)2005年實施新股詢價機制之后A股市場的抑價率要顯著低于詢價機制之前，這在很大程度上符合我國證券監(jiān)管部門對新股發(fā)行定價機制的變更的目的，即試圖通過新股詢價制度提高IPO定價的市場化程度進而降低新股發(fā)行的抑價程度。在證實了詢價機制對降低新股發(fā)行抑價率切實有效之后，本文又針對我國詢價機制的制度特點找出其代理變量：詢價區(qū)間價格寬度與參與詢價的機構(gòu)投資者數(shù)量，以探討詢價機制下影響新股發(fā)行抑價程度的因素。本文通過對2005年1月之后我國A股市場中使用詢價機制進行上市的公司的數(shù)據(jù)檢驗，得到的實證結(jié)果基本上符合理論模型章節(jié)的推測：詢價區(qū)間的價格寬度作為衡量詢價機制下機構(gòu)投資者面對的市場中新股發(fā)行的不確定風(fēng)險大小的指標，該價格寬度越大，說明參與詢價的機構(gòu)投資者接收到的市場中新股發(fā)行信號的不確定性越大，相應(yīng)的補償——新股發(fā)行抑價程度就會越高，反之相反。因此，詢價區(qū)間價格寬度與新股發(fā)行抑價率之間正向相關(guān)。參與詢價的機構(gòu)投資者的數(shù)量可以反映新股發(fā)行過程中詢價過程充分與否，即機構(gòu)投資者數(shù)量越多，詢價過程就越充分，對市場信息的披露也越全面，新股發(fā)行定價就越貼近市場價格，進而抑價程度就越低，因此，參與詢價的機構(gòu)投資者數(shù)量與IPO抑價程度呈負相關(guān)。此外，文章選取中簽率作為反應(yīng)詢價機制下市場情緒及供求關(guān)系的指標，當市場中追逐新股的情緒高漲的時候，對新股的申購數(shù)量就越多，與此相關(guān)的申購中簽率就越低，狂熱的“追新”情緒會拉高新股在二級市場的收盤價格，加大新股發(fā)行的抑價程度，因此，詢價機制下中簽率與抑價率之間負相關(guān)。

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