承銷商的議價能力影響承銷費嗎？
——基于承銷商聲譽和公司質量的角度

張 路，王會娟

（1.北京大學 光華管理學院，北京 100871；2.清華大學 五道口金融學院,北京 100003）

承銷商的議價能力影響承銷費嗎？
——基于承銷商聲譽和公司質量的角度

張 路1，王會娟2

（1.北京大學 光華管理學院，北京 100871；2.清華大學 五道口金融學院,北京 100003）

以2009—2012年首次公開發行上市的A股公司為樣本，系統性地檢驗了承銷商和發行人之間相對議價能力對承銷費的影響。研究發現在控制其他因素的情況下承銷商聲譽越高、發行人盈余質量越差、承銷費用越高，這表明隨著承銷商在承銷收費契約中的相對議價能力提高，其獲取的承銷費也隨之增加。進一步研究發現，承銷商利用其相對議價能力從超募資金中抽取較高比例作為承銷費用。

承銷商聲譽；發行人盈余質量；承銷費

一、引言

承銷商作為資本市場上的核心參與者，利用自身的信息優勢和專業能力，通過盡職調查為投資者提供真實、有效和完整的信息，緩解投資者與發行企業之間的信息不對稱以及由此帶來的逆向選擇，確保IPO定價的合理性和準確性。承銷費便是對承銷商提供上述服務的報酬。和任何費用契約一樣，承銷收入費用也是經過合同的雙方——承銷商和發行人的討價還價后確定的契約價格。

現有的文獻，多從單一的承銷商角度，探討承銷商聲譽對承銷費的影響（劉會江，2004[1]；張強和張寶，2011[2]），忽略了在自由市場的情況下任何一個合同的簽訂都是契約雙方角力的結果。因此，本文立足于IPO公司，研究承銷商和發行人的相對議價能力如何影響承銷費。

二、理論分析與研究假說

承銷商作為發行人和投資者之間的重要中介機構，通過降低市場中的信息不對稱，減少發行人的融資成本，發揮著“信息生產者”和“認證中介者”的功能（Campbell和Kracaw，1980[3]；Kim，Palia和Saunders，2010[4]）。不過，在一定程度上承銷商自身也面臨著可信性的問題，他們需要通過較高的“聲譽”向投資者表明自己的能力，緩解投資者的質疑。聲譽作為承銷商的一項重要無形資產，它導致投資者常常將承銷商的聲譽與其所承銷的股票的質量等同起來，將高聲譽的承銷商作為高質量公司的象征。此外，高聲譽承銷商具有較高的專業能力，其精準的定價可以降低IPO的抑價程度（Chemmanur和Fulghieri，1994[5]），減少融資的間接成本。因此，在與發行人談判確定承銷費用時，具備較高聲譽的承銷商具有較大的議價能力，憑借聲譽索取較高的費用，贏得“聲譽租金”。因此，我們提出假設1：

H1：承銷商的聲譽和承銷費用正相關。

資本市場上投資者主要通過盈余信息來判斷企業的好壞，盈余質量是投資者對公司建立信任的基礎。大量的研究表明IPO公司在發行收入的誘惑下有動機向上操縱盈余，上市當年可操縱應計利潤顯著大于零（Teoh，Welch和Wong，1998[6]；Aharony，Lee和Wong，2010[7]）。此外，基于現階段我國證券市場特殊的制度環境，公司取得新股發行資格實現上市的目的還需要滿足一定的盈余能力，達到特定的財務指標要求。因此中國首發上市公司的盈余管理情況較為嚴重（林舒和魏明海，2000[8]；王克敏和廉鵬，2010[9]）。當發行人盈余質量較低時，承銷商面臨的項目風險將較高。考慮到如果公司在上市當期及之前年度進行盈余操縱，多會引起上市之后業績反轉、利潤大幅下滑的現象出現，承銷商面臨的來自監管層的處罰風險也隨之增加。為了對承銷商承擔的風險進行補償，承銷商在公司質量較差時收費較高，我們據此提出假設2：

H2：發行人盈余管理程度和承銷費用正相關。

作為自負盈虧的經濟組織，承銷收入是承銷商最主要的收入來源。正常情況下，承銷收入應該公允地反映承銷商提供的專業服務的價值。在實踐中，承銷收入主要由固定收入和浮動收入兩部分組成。前者是指承銷商對于發行人收取的固定費用，后者指在超募情況下收取的額外費用，即在超募資金中的按比例提取的金額。隨著我國資本市場的發展，截至2011年年底，共有74家券商可以從事承銷保薦業務，因為承銷商在提高自身收入的同時仍需保證客戶的不流失，一般會通過比例收費與客戶建立利益聯盟，通過增加超募資金提取比例滿足自身收入需求。因此，承銷商的議價能力越高，其從超募資金中抽取的承銷費用比例越高。所以，我們提出假說3：

H3a：高聲譽的承銷商能夠提高承銷費用和超募資金之間的正相關關系。

H3b：低質量的發行人能夠提高承銷費用和超募資金之間的正相關關系。

三、研究設計

（一）樣本來源及處理

本文選擇2009—2012年作為樣本區間①樣本區間選擇主要是基于以下考慮：2008年9月至2009年6月，A股首次公開發行（IPO）處于暫停階段。2009年6月12日新股發行第二輪制度改革開始，IPO重啟。為了避免制度變更對本文結果的影響，所以文章使用第二輪制度改革之后的數據進行研究；2012年11月2日浙江世寶（002703）發行之后，A股首次新股發行再次進入暫停階段，之后未有新股上市。所以本文的樣本區間選擇為2009年至2012年。，以其間首次公開發行上市的A股公司作為基礎樣本，我們按照以下標準對數據進行了篩選處理：（1）剔除金融行業的公司，因為金融行業會計準則與其他行業會計準則具有較大差異，相關指標在金融行業與非金融行業之間不具有可比性，遵從研究慣例，予以剔除；（2）上市前財務數據缺失的公司；（3）由于無法確定各個承銷商所獲得的承銷保薦費用，剔除擁有多位保薦人的上市公司；（4）由于發行四億股以上的公司存在各類配售機制，發行方式具有自身特點，故剔除。最終獲得有效樣本710家公司。

研究使用的財務數據、股權結構數據、發行情況數據來自CSMAR數據庫，行業分類數據參考了中國證監會行業分類標準，除制造業按照二級分類外其他行業均采用一級分類。為了控制極端值的影響，對文中涉及的連續變量進行1%分位數Winsorize處理。

（二）研究模型、變量定義與研究方法

為了檢驗假設1和2，本文構建如下模型進行回歸：

為了檢驗假設3，本文構建如下模型進行回歸：

模型中相關變量定義解釋如下：

首先定義被解釋變量承銷契約的價格Fee，即上市公司公布的發行費用中的承銷保薦費用。

UWR衡量的是承銷商的競爭力。在國外文獻中，學者多利用墓碑公告（Carter和Manaster，1990[10]）和承銷商的市場份額（Megginson和Weiss，1991）這兩種方法衡量承銷商的聲譽、競爭力。由于我國缺乏相應的權威的承銷業務競爭力排名②中國證監會現有的對于證券公司的分類評級主要考慮的是證券公司合規管理和風險控制的整體狀況，不適用于本文的研究。，本文將承銷商在前一期承銷市場上的承銷數量按照從高到低進行排序，排名在前十名的承銷商作為聲譽較高的投行，UWR取值為1，否則取值為0。

DAC為盈余質量的指標，用可操縱應計利潤即應計利潤中不能被企業經濟變量所解釋的部分來表示。本文采用Kothari等（2005）業績配比的修正瓊斯模型估計可操縱應計利潤。即首先利用當年上市公司（剔除IPO樣本），再按照行業（制造業按照兩位行業代碼，其他行業按一位行業代碼）進行分類，逐年分行業用下述模型進行回歸，其中被解釋變量為上年末總資產標準化的應計利潤總額即凈利潤與經營現金流之差（TACt-1）除以上年末總資產（Assett-1），解釋變量PPEt為當年的固定資產凈值，△Salet和△ARt分別為當年營業收入增加額和應收賬款增加值。然后，將IPO樣本帶入模型，選取同行業中資產收益率最相近公司的可操縱應計利潤作為IPO樣本盈余質量的代理變量。

Exp表示預期募集的資金總額，Ovre衡量的是超募資金的規模，用實際募集的資金總額減去預期募集的資金。

參考之前的文獻（王華和張程睿，2005[11]），我們了解了上市公司的特征，涉及公司規模（Size，取上市前一年期末總資產的自然對數）、盈利能力（ROE，取上市前一年的凈資產收益率）、成長性（Growth，取上市前一年營業收入增長率）、資產負債率（Lev，取上市前一年期末的資產負債率）、年齡（Age，自成立日開始，截止上市當月存續的月數取自然對數）、股權性質（SOE，上市公司實際控制人是國有取值為1；否則為0）、股權集中度（Shr10，前十大股東的持股比例）、發行的數量（IPOq，新股發行量取自然對數），上市的板塊（如果在創業板上市Listcy該值為1，否則為0；如果在中小板上市，Listzx為1，否則為0）。此外，我們還控制了發行時的市場特征，其中Over_buy表示投資者對該股票的熱衷情況，用總超額認購倍數取自然對數表示；IPO_bf代表的IPO市場的發行情況，用上市日期前3個月市場上發行的股票數量加1取對數，用于控制IPO周期。

實證研究階段，本文采用最小二乘法對樣本中的混合截面數據進行多元統計回歸分析。采用的數據分析軟件為SAS9.2。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

我們對2009年至2012年發行上市的710只股票進行描述性統計。表1列示了主要變量的描述性統計結果。在這710個樣本觀測值中Fee的最大值為1.369億元，最小值為1108萬元，說明不同承銷商對于不同項目的收費存在較大的區別。DAC的均值為0.001，說明IPO公司在上市前可操縱利潤平均為正，存在向上的盈余管理。承銷商聲譽（UWR）的均值為0.54，反映了具有聲譽的承銷商保薦承銷的股票占了樣本的54%，具有聲譽的承銷商占據的市場份額較大。預期募集資金均值為3.62億元，超募資金均值為4.86億元，兩組數據的對比表明超募資金已經成為上市公司募集資金總額的重要組成部分。ROE的均值為0.23，最大值和最小值分別為0.11和0.56，表明不同公司之間盈利能力差異較大。Size的均值和中位數分別為22.25和18.41，標準差為0.83，由于樣本涵蓋主板、中小板和創業板的上市公司，所以公司規模存在一定差異。Lev的最大值為0.78，這也在一定程度上反映了發行人募集資金的迫切性。Growth的均值和標準差分別為0.29和0.29，由于各個板塊對于上市公司的成長能力存在不同的要求，因此公司中成長性差異較大。市場情緒Over-buy的均值為4.68，即整體而言新股發行過程中總的超額申購倍數大于100，反映了市場對于IPO新股的熱衷。

表1 描述性統計

（二）回歸結果分析

本文在實證研究階段，利用SAS 9.2統計軟件，采用最小二乘法對模型（1）和（2）進行線性回歸，結果如表2所示。

其中（1）檢驗了影響承銷商相對議價能力的承銷商聲譽和發行人公司質量對承銷費用的影響。從（1）中可以看出UWR的系數為正，在1%的水平上顯著，表明在其他條件相同的情況下，聲譽好的承銷商可以憑借其聲譽而獲得較高的承銷費用，這種較高費用是對其建立和保持市場聲譽的一種補償。這也證明了承銷商聲譽機制在我國資本市場上的存在。DAC的系數為4.44，在5%的水平上顯著，表示發行人的盈余質量越低，其向承銷商支付的承銷費用越高。這是因為當發行人質量較差時，發行人為了實現成功上市對于承銷商的依賴性增強，而此時承銷商承擔的風險也在不斷增加，因此承銷商通過提高酬勞獲得補償。除此之外，我們還發現預期募集資金Exp和超募資金Over的系數都顯著為正，且Over的系數顯著大于Exp的系數，這也在一定程度上表明承銷商對于源自超募資金的那部分收入更具有話語權。盈利能力ROE顯著為負，這是因為發行人盈利能力越強，其話語權越大，承銷商承擔的風險也越小，因此承銷費越低。同時我們發現，國有性質發行人由于由政府信譽擔保發行成功率較高，因此其向承銷商支付的承銷費用較少。

模型（2）中報告了承銷商聲譽和發行人質量如何影響承銷商對超募資金提取比例進而影響最終承銷費用的結果。回歸結果顯示，Over*UWR的系數為0.01，在1%的水平上顯著；Over*DAC的系數為0.01，在5%的水平上顯著。相對于超募資金將近5億元的平均值，在其他情況相同的情況下，具有聲譽的承銷商比普通承銷商多收入近500萬元；盈余質量的DAC每增加10%，發行人就要多支付承銷商近50萬元的承銷費用。上述結果表明發行人盈余質量越差，即當承銷商議價能力越高，其在超募資金中提取的比例越高。此時，UWR和DAC的系數均不顯著，表明承銷商聲譽及發行人質量并非直接影響承銷費用，而是通過影響承銷商的浮動收入影響最終的承銷收入。

表2 回歸結果

五、研究結論

文章利用2009—2012年我國資本市場上首次公開發行的公司數據為樣本，深入研究了承銷費用的影響因素，研究發現承銷商的高聲譽以及發行人的低盈余質量可以增加承銷商的相對議價能力，進而提高承銷收入。本文的研究結論在一定程度上證明了我國承銷費用定價的市場化，通過競爭形成了充分反映承銷商聲譽資本價值及風險承擔的承銷服務價格，從而為培育優質的承銷商創造了條件。

[1]劉江會.我國承銷商聲譽與承銷服務費用關系的研究[J].財經研究，2004，30(4)：108-118.

[2]張強，張寶.IPO發行成本與中介機構聲譽——來自中國創業板市場的證據[J].證券市場導報，2011，（12）：4-10.

[3]Campbel T,Kracaw W A.Information Production,Market Signaling and the Theory of Financial Intermediation[J].The Journal of Finance,1980,35(4): 863-882.

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[7]Aharony J,Lee J and Wong T.J.Financial Packaging of IPO Firms in China[J].Journal of Accounting Research,2010,38(1):103-126.

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[9]王克敏，廉鵬.保薦制度改善首發上市公司盈余質量了嗎?[J].管理世界，2010，（8）：21-43.

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[11]王華，張程睿.信息不對稱與IPO籌資成本——來自中國一級市場的經驗數據[J].經濟管理，2005，（6）：13-20.

（責任編輯：張艷峰）

1003-4625（2014）02-0012-04

F830.91

A

2013-12-17

國家自然科學基金(71273013)。

張路（1988-），女，河南商丘人，博士，研究方向：承銷商聲譽；王會娟（1982-），女，河北石家莊人，博士，博士后，研究方向：風險投資。