創業板IPO融資超募因素研究

李慶玲

（湖北民族學院經濟與管理學院湖北恩施445000）

一、引言

自2009年10月23日創業板推出以來，“高發行價、高市盈率、高超募資金額”三高現象將創業板推到了風口浪尖上，引發了市場隱憂。截止2012年6月1號，已有322家企業順利登陸創業板，整體募集資金總額達到2225.5億元，募集資金凈額達到1594.08億元，而整體擬募集資金額僅為631.47億元，致使超額募集資金額達962.61億元，平均超募1.54倍。我國創業板超募程度更加嚴重。從我國資本市場實際情況來看，影響我國創業板上市公司IPO融資超募的因素必然是多層次的。本文從我國創業板新股發行制度出發，結合新股發行鏈條上的重要參與方即券商（證券承銷商、保薦商）、詢價機構投資者、公眾投資者三個因素進行深入分析，為下一階段的新股發行制度改革提供理論與經驗證據。

二、研究設計

（一）研究假設 Cater和Manaster(1990)研究顯示，聲譽好的券商有助于提高投資者對發行公司價值判斷的一致性，降低發行風險，提高發行價格。郭海星等（2011）研究表明，在我國證券市場效率不高的背景下，不完善的聲譽機制無法制約券商的機會主義行為，導致券商的第三方認證功能弱化，券商的機會主義行為造成發行人和券商的利益趨同。高聲譽券商會降低企業發行失敗的風險，幫助企業募集到更多的資金額，作為回報發行人在明知道高聲譽券商收費高的前提下依然愿意支付高額承銷保薦費用。券商機會主義行為可以為券商帶來收益，企業募集資金額越多，券商收益就會越高。企業募集資金總額的多與寡，取決于發行價格與發行股數的乘積。新股發行價格的制定便成為企業獲取高額募集資金的關鍵因素，券商在新股發行定價過程中則扮演著重要角色。由此可見，券商在我國股票IPO定價過程中的重要地位。在券商聲譽機制還無法有效約束券商機會主義行為時，券商便會利用其在IPO定價過程中的重要地位進行自利行為，推高發行價，與發行人利益一致。而發行方為補償券商可能喪失聲譽資本的唯一方式，就是支付券商更高額承銷保薦費用。在承銷服務費用受到政府部門的嚴格管制時，券商收取的承銷服務費被局限在一定的比例里，很難調動券商推動超募的積極性。隨著新股發行市場化原則的推行，承銷服務費用的價格管制也被逐步放開。券商傭金的市場化原則推行，增加了券商服務收費的議價能力，這在一定程度上激勵券商推動超募的利益之心。券商和發行人的利益趨同是導致券商聲譽機制無法有效約束其機會主義行為的深層次原因。據此，提出以下假設：

假設1：券商聲譽越高，服務收費越高；

假設2：券商服務收費越高，企業獲取超募資金額越多

作為詢價對象的機構投資者，由于發展時間尚短，市場準入不嚴，執業能力參差不齊。根據《證券發行與承銷管理辦法》規定，未參與初步詢價或者參與初步詢價但未有效報價的詢價對象，不得參與累計投標詢價和網下配售，這在一定程度上引導機構投資者為獲得配售額進而高報價熱情。由于機構投資者在詢價過程中的非理性行為，導致詢價結果背離企業發展的真實情況，詢價對象的高報價熱情加劇了企業獲取超募資金程度。據此，提出如下假設：

假設3：機構投資者情緒越高漲，企業獲取超募資金額越多

公眾投資者大多是非理性投資者，缺乏一定的投資分析能力，他們進行投資決策時很難客觀評價企業真實情況，更多的是盲目“打新”、“炒新”等跟風行為。雖然公眾投資者不參與網下定價過程，但網上申購不足或者網上申購不足向網下回撥后仍然申購不足，可以中止發行，最終導致發行失敗，所以公眾投資者的熱情也是決定企業發行成功與否、募集資金額多與寡的重要因素，投資者情緒越高漲，越會加劇企業獲取更多超募資金額。據此，提出如下假設：

假設4：公眾投資者情緒越高漲，企業獲取超募資金額越多

（二）樣本選取和數據來源 本文選取2012年6月1日前在深交所創業板首次公開發行上市的322家公司為研究樣本，本文所使用的主要數據來源于國泰安數據庫，發行公司擬募集資金額數據來源于巨潮資訊網，而券商承銷金額及排名數據則來自于中國證券業協會網站。使用Excel2007軟件對原始數據進行二次整理，并使用SPSS17.0軟件進行分析。

（三）變量定義和模型建立 本文研究中所使用的變量及其定義如下：（1）超募資金額。超募資金額（Oamount）是以發行人實際募集資金凈額超過擬募集資金額的部分作為企業超募資金指標的測試變量。

超募資金額=實際募集資金凈額－擬募集資金額=實際募集資金總額－發行費用－擬募集資金額=發行價格×發行股數－發行費用－擬募集資金額

（2）券商服務收費。券商承銷保薦費（Fee）是以券商承銷保薦費用總額作為券商服務收費指標的測試變量。每股承銷保薦費用（Pf）是以券商承銷保薦費總額與企業發行股數之比作為券商服務收費變量的穩健性測試變量。（3）券商聲譽。券商聲譽（Undwr）是券商聲譽指標的測試變量。本文借鑒國外M-W法排名原則，根據中國證券業協會公布的2009年至2011年股票及債券承銷金額之和排列名次作為聲譽指標的測試變量，名次越靠前，券商聲譽越高；同時根據三年各券商承銷金額之和取自然對數作為券商聲譽指標的穩健性測試變量。（4）機構投資者情緒。網下有效申購戶數（Hs）是指網下有效認購機構投資者的家數，作為機構投資者情緒指標的測試變量。網下累計超額認購倍數（Rgbs）是指網下機構有效認購數量與網下配售數量的比值，作為機構投資者情緒指標的穩健性測試變量。（5）公眾投資者情緒。上網發行中簽率（Lwr）是指上網發行有效配售量與上網發行有效申購量的比值，作為公眾投資者情緒指標的測試變量。網上累計超額認購倍數（Ogbs）是指網上公眾投資者有效認購數量與網上配售數量的比值，作為公眾投資者情緒指標穩健性測試變量。（6）控制變量。考慮到超募現象還會受到其他變量的影響，此處還考慮在模型中加入其他控制變量。這些控制變量如下：發行規模（Size）；發行價格（Ip）；發行前全面攤薄市盈率（Pe）；資產規模（Ast），以企業發行上市前三年資產總額平均值取自然對數；資產負債率（Lev），取企業發行上市前三年資產負債率的平均值；資產收益率（Roa），取企業發行上市前三年資產收益率的平均值；第一大股東持股比例（Share）；股權制衡度（Ob），定義為第二名至第十名大股東持股比例之和大于第一大股東持股比例，公司如果屬于股權制衡類公司，則取值1，否則，取值0；經營年限（Year），即公司創立到上市前存續的時間。基于上述變量定義，為實證檢驗券商聲譽與券商收費之間的關系，本文構建了如下模型：Fee=α0+α1Undwr+α2Size+α3Ip+α4Pe+α5Ast+α6Lev+α7Roa+α8Share+α9Year+ε（模型1）

為了實證檢驗企業IPO融資超募的影響因素，本文構建了如下模型：Oamount=β0+β1Xi+β2Size+β3Ip+β4Pe+β5Ast+β6Lev+β7Roa+β8Share+β9Ob+β10Year+ε（模型2）

其中，模型2中的Xi（i=1,2,3）作為解釋變量。當驗證假設2時，X1=Fee；當驗證假設 3時，X2=Hs；當驗證假設 4時，X3=Lwr。

三、實證檢驗分析

（一）描述性統計 主要變量的描述性統計見表（1）。從表（1）可以看出，創業板整體超募遠高于我國股市的平均超募倍數，由此可見創業板超募程度之嚴重。創業板公司在發行上市過程中平均支付承銷保薦費用為3803萬元，最高支付金額達14700萬元，最低金額僅為800萬元，不同企業支付的承銷保薦費用不同，由此可見券商傭金市場化以后，市場為券商支付的服務費用差異性明顯。券商排名均值為20.2，說明創業板擬上市公司為降低發行風險，在選擇券商進行股票承銷業務時，偏向于選擇排名靠前的券商。網下有效申購戶數平均值為57.6家，上網發行中簽率平均值為1.16倍，說明機構投資者和公眾投資者的認購情緒比較高。

（二）回歸分析 回歸分析結果見表（2）和表（3）所示。

（1）券商聲譽與券商服務收費關系模型的回歸分析。模型1的多元回歸結果見表（2）。在對假設1進行回歸分析前，對上述變量進行了共線性檢驗，發現模型1的方差膨脹因子（VIF）均小于1.772，說明模型1中變量間不存在多重共線性問題。模型1中方程擬合度很好；F值均在1%的統計水平上顯著，說明模型1具有較強的解釋力；模型1中所得出的實證結果基本上一致，假設1得到了很好的證實。在表（2）中券商服務收費額(Fee)作為被解釋變量的模型中，券商聲譽指標（Undwr1）系數為負并在5%統計水平上顯著，說明券商排名越靠前，券商聲譽越高，券商收費越高；券商聲譽指標（Undwr2）系數為正并在1%統計水平上顯著，說明券商承銷金額越多，券商聲譽越高，券商收費越高，由此證實了假設1；企業發行股票規模（Size）和IPO上市發行價格（Ip）與Fee系數均為正并在1%統計水平上顯著，說明企業發行規模越大，IPO上市發行價格越高，券商承擔的風險越大，收取的承銷保薦費用就越高；其他控制變量沒有通過顯著性檢驗。在表（3）中為進一步檢驗模型的穩健性，以每股承銷保薦費用（Pf）作為Fee的替代變量再一次進行回歸分析，券商聲譽指標（Undwr1）系數為負并在10%統計水平上顯著，說明券商排名越靠前，券商聲譽越高，券商收費越高；券商聲譽指標（Undwr2）系數為正并在5%統計水平上顯著，說明券商承銷金額越多，券商聲譽越高，券商收費越高，說明模型1是穩健的；Size與Pe系數均為負分別在1%和5%統計水平上顯著，說明IPO上市發行規模越小，發行前市盈率越低，每股承銷保薦費用越高；Ip系數為正并在1%統計水平上顯著，說明IPO上市發行價格越高，券商承擔的風險越大，收取的每股承銷保薦費用就越高；其他控制變量沒有通過顯著性檢驗。

表1 主要變量描述性統計表

表2 模型1的回歸結果表

（2）企業IPO上市融資超募因素模型的回歸分析。模型2的多元回歸結果見表（3）。在對模型2進行回歸分析前，首先對上述變量進行了共線性檢驗，發現模型2的方差膨脹因子（VIF）均小于2.804，說明模型2中變量間不存在多重共線性問題。模型2中方程擬合度很好；F值均在1%的統計水平上顯著，說明模型2具有較強的解釋力；模型2中所得出的實證結果基本上一致，從表3可以得出假設2、假設3及假設4分別得到了很好的證實。Fee變量在表（3）中第二列和第五列中系數均為正并在1%統計水平上顯著，說明券商收費越高，企業獲取的超募資金額越多；Hs變量在表（3）中第三列和第五列中系數均為正，并在1%統計水平上顯著，說明機構投資者情緒越高漲，企業獲取的超募資金額越多；Lwr變量在表（3）中第四列和第五列中系數均為負，并在5%統計水平上顯著，說明上網發行中簽率越低，公眾投資者情緒越高漲，企業獲取的超募資金額越多，由此可以看出假設2、假設3及假設4分別得到了很好的證實；Size和Ip變量系數均為正并在1%統計水平上顯著，說明企業發行規模越大、發行價格越高，機構投資者和公眾投資者對IPO企業越關注，市場前景越看好，企業越容易獲取高額超募資金；Lev變量在模型2中系數均為負并在10%的統計水平上顯著，說明企業資產負債率越低，投資者認為企業經營越穩健，購買風險就越小，企業越容易獲取高額超募資金，其他變量統計上水平不顯著、不穩定。為進一步檢驗模型2的穩健性，在對主要研究變量分別使用不同的替代變量進行回歸分析。分別選用每股承銷保薦費用變量替代Fee變量，網下累計超額認購倍數變量替代Hs變量，網上累計超額認購倍數變量替代Lwr變量分別進行回歸分析，所得實證結果與表（3）中的結果基本一致，只有網上累計超額認購倍數變量沒有通過統計上的顯著水平。

四、結論與建議

本文實證結果表明：（1）券商聲譽機制無法有效約束券商機會主義行為，券商排名越靠前，券商服務收費越高，企業獲得融資超募資金越多，高額承銷保薦費用是保證發行成功并進而激勵券商推動企業資金超募的深層次原因；（2）由于機構投資者在詢價過程中的非理性行為，導致詢價結果背離企業發展的真實情況，機構投資者情緒越高漲，企業獲取融資超募資金越多；（3）公眾投資者雖然不參與新股定價，但盲目“打新”、“炒新”等非理性投資行為，會加劇二級市場的波動，公眾投資者情緒越高漲，企業獲得超募資金額越多。結合以上研究，建議我國證券監管部門進一步深化我國新股發行制度改革，完善券商聲譽機制，實現第三方認證功能，加強對券商的監管與懲治，嘗試改革券商收費機制，切斷券商從事機會主義行為的利益驅動，對于超募資金額不收取服務收費；進一步完善詢價機構投資者的詢價機制，擴大機構投資者詢價對象的范圍和異質性，提高詢價機構投資者執業水準和市場準入，實現機構投資者的合理報價和理性詢價；完善信息披露機制，加強投資者風險教育，證券監管部門可以定期開展證券投資知識講座和網絡視頻宣傳，引導公眾投資者理性投資。

表3 模型2的回歸結果表

［1］方軍雄、方芳：《新股發行制度市場化改革與融資超募現象》，《證券市場導報》2010年第12期。

［2］蔣欣、李全：《創業板超募現象解析》，《中國金融》2010年第2期。

［3］郭海星、萬迪昉：《吳祖光.券商值得信任嗎——來自創業板的證據》，《南開管理評論》2011年第3期。

［4］劉志遠、鄭凱、何亞南：《詢價對象之間是競爭還是合謀——基于IPO網下配售特征的分析》，《證券市場導報》2011年第3期。

［5］Ben wen iste,LM.,Busaba,W Y&Wilhelm,W J.Information Externalities and the Role of Underwriters in Primary Equity Markets.Journal of Financial Intermediation,2002.

［6］Carter R.,Manaster S.Initial Public Offerings and Underwriter Reputation.Journal of Finance,1990.