承銷商聲譽與IPO抑價實證研究

徐少峰

【摘要】本文選取2014年-2016年在我國創業板市場IPO的191家公司為樣本，對承銷商聲譽與公司質量的關系和承銷商聲譽與IPO抑價的關系進行研究。結論表明公司質量與其選擇的承銷商并沒有顯著的相關關系；承銷商聲譽和IPO抑價正相關，這一結果主要是由于二級市場上投資者非理性和我國新股發行制度的缺陷所導致。

【關鍵詞】IPO抑價 承銷商聲譽 公司質量

一、引言

IPO抑價（Initial public offering）是指新股的發行價格低于其上市首日的收盤價，主要是指上市首日的市場價格大幅上揚。IPO抑價現象普遍存在于世界各國的證券市場上，只是在不同市場上的抑價程度有所差異。目前，學術界對于IPO抑價影響因素的研究形成了多種理論，如承銷商聲譽理論、委托代理理論、贏者詛咒假說、信號傳遞假說、投機泡沫假說、投資者情緒理論等。本文主要基于承銷商聲譽理論，以我國創業板市場的上市公司為對象，對IPO抑價現象進行研究。

二、承銷商聲譽與IPO抑價研究文獻綜述

Booth和Smith（1986）提出了聲譽理論，他們認為，承銷商是公司股票定價的證人，他們以這種方式去取得投資者對公司質量的認可。如果承銷商采用了一種機會主義的方式，雖然在短期內獲得了利潤，但是在長期卻損失了聲譽。因此聲譽越高的承銷商，其對股票的定價就越接近于公司的內在價值，從而導致的IPO抑價就越低。

對這一問題闡述最為系統的是Carter和Manaster（1990）建立的主承銷商聲譽模型：該模型指出高聲譽承銷商為維護其聲譽而偏好低風險的公司，這些公司也通過選擇高聲譽承銷商把自己的低風險信息傳遞給市場，所以承銷商的聲譽越高，所承銷證券的價值就越穩定。知情投資者會選擇一些抑價發行的公司，同時抑價又是承銷商為吸引非知情投資者參與新股申購的一種策略，發行公司價值越穩定，非知情投資者所要求的保護就越少，抑價程度就越低。

三、研究設計

（一）樣本選取和數據來源

本文選擇2014年6月1日至2016年12月31日在我國創業板市場上市的191家公司為研究對象，這是我國新股上市交易制度發生改變后的數據，這一區間新股上市后的抑價率和換手率的整體特征都與之前的不一樣，因此選擇這一區間的數據進行IPO抑價的研究有很強的現實意義和指導意義。這里對公司財務數據均選用上市前一年的數據。本文數據主要來源于Wind數據庫和同花順網站。

（二）研究假設

根據前面的文獻綜述，我們可以知道，承銷商的聲譽越高，投資者越信任其工作質量，從而期望得到信息不對稱的補償就越少，因此會導致較低的IPO抑價。因此，在這里我們假設：假設一：公司質量越高，其承銷商聲譽越高；假設二：承銷商聲譽越高，由其承銷的上市公司IPO抑價越低。

（三）變量選擇

（1）被解釋變量。IPO抑價率是指新股上市首日收盤價高于發行價的收益率，其衡量標準有兩種，即絕對抑價率和相對抑價率。由于本文對IPO抑價影響因素的研究已經考慮到了市場指數，因此這里選用絕對抑價率作為IPO抑價的衡量指標，其表達式如（1）所示。

IR=（P1-P0）/P0 （1）

其中，IR表示抑價率，P0表示股票的發行價格，P1表示上市首日的收盤價。

由于在新股交易制度發生改變后，新股的上漲動能難以在上市首日就完全釋放，本文基于新股上市后一段時間的收益率進行對比，最終確定以上市后20日的抑價率作為研究對象。

（2）承銷商聲譽（RE）衡量。在我國IPO抑價現象的研究文獻中大多以承銷規模作為承銷商聲譽的度量，本文也采用這種方式。因此，在這里我們依據承銷商在每一年的承銷規模排名對承銷商進行分類，規定每一年承銷規模居于前20的賦值為1，其他賦值為0。

（3）控制變量。本文基于公司基本面、一級市場發行因素和二級市場因素三個方面，選取了總資產（X1）、每股收益（X2）、資產負債率（X3）、發行價格（X4）、發行規模（X5）、上市20日市場指數（X6）、上市20日換手率（X7）和發行中簽率（X8）八個指標作為控制變量對IPO抑價進行研究。

四、實證研究

為了使本文的實證分析不受量綱和各變量數值大小的影響，本文首先對數據進行標準分處理，處理后的數據再進行實證分析。這里使用R軟件進行實證分析。

（一）運用廣義線性回歸對假設一進行檢驗

對公司質量的表征主要是公司基本面因素，因此本文建立如下模型對假設一進行檢驗：

RE=α0+α1X1+α2X2+α3X3+μ （2）

運用logistic回歸得到如下表1的結果。

由表1可知，當顯著性水平為0.1時，只有總資產對logit P有顯著的線性影響，表明當前模型不可用。剔除每股收益和資產負債率，重新建立模型，并再次進行logistic回歸的結果如下表2所示。

由表2可知，當顯著性水平α為0.1時，由于統計量的P值大于α，無法拒絕原假設，則參數檢驗不顯著。因此，總資產對logit P已經沒有顯著的線性影響了，表明當前模型不可用。以上回歸分析的結果表明，高質量的公司選擇高聲譽的承銷商進行新股發行這個假設在我國創業板市場并不成立。

（二）運用逐步回歸對假設二進行檢驗

為了驗證假設二建立的模型為：

IR=β0+β1RE+β2X1+β3X2+β4X3+β5X4+β6X5+β7X6+β8X7+β9X8+ε （3）

進行多元回歸分析，結果如下表3所示。

由F統計量的P值可知，當顯著性水平α為0.05時，由于P值小于α則應拒絕原假設，表明方程的總體線性是成立的。方程的擬合優度為0.5163，總體來說擬合效果還是較好的。為了保證回歸分析的結果有效，還應該進行回歸診斷，這里主要是多重共線性檢驗和異方差檢驗。

進行多重共線性檢驗之前首先剔除一個與其他變量存在很強多重共線性的變量上市20日換手率，然后對新的回歸分析結果進行多重共線性檢驗如下表4所示。

由多重共線性檢驗的結果可以看到，雖然解釋變量之間存在著一定的多重共線性，但是程度不高，對回歸分析影響不大。

用等方差得分法進行異方差檢驗，其原假設為等方差，檢驗結果如下表5所示。

檢驗統計量的P值為0.111663，當顯著性水平α為0.1時，因P值大于α而無法拒絕原假設，因此殘差項的等方差性是得到滿足的。

由于模型的解釋變量之間不存在著顯著的多重共線性，且殘差項滿足等方差性，因此不需要對回歸分析之后的結果進行修正。最終得到的回歸方程為：

IR=2.66651+0.39912RE-0.30564X3-0.42233X4+0.91721X6-

0.50324X8+ε （4）

對回歸分析的結果進行分析，由控制變量對IPO抑價率的影響我們可以發現，二級市場因素對IPO抑價的影響作用大于公司基本面因素和一級市場發行因素。而二級市場上的投資者情緒越高，則意味著投資者對公司股票更加追捧，從而會產生更高的IPO抑價率。對承銷商聲譽與IPO抑價關系的研究表明，承銷商聲譽越高，對應的IPO抑價率也越高，這與我們的原假設是相悖的。但是，結合前面分析的結果，IPO抑價主要是由二級市場上的投資者情緒引起的。當承銷商聲譽比較高的時候，由其承銷新股會更多地受到市場關注，從而對市場上的投資情緒起到一定的促進作用，進而推動新股上市后價格的上升，導致更高的IPO抑價。

五、研究結論

上文以創業板市場2014年6月1日至2016年12月31日上市的191家上市公司為樣本，對IPO抑價與承銷商聲譽之間的關系進行實證研究，可以得到以下結論：

（1）在我國創業板市場上，高質量的公司并沒有選擇高聲譽的承銷商承銷其股票的動機。筆者認為，主要有以下兩方面的原因：我國的券商多為綜合性券商，單單以承銷規模作為其聲譽的度量似乎不太合適，因此會使得結果不準確；由于我國IPO市場的新股供應大大小于新股需求，使得IPO市場異常火爆，只要能上市就可以融到資，而不用擔心發行不成功的風險，因此公司不用通過高質量承銷商去顯示其高質量。

（2）在我國創業板市場上，承銷商聲譽對IPO抑價的影響是顯著的，但是卻呈正相關關系，這和國外發達市場的結論是剛好相反的。這是由于我國IPO市場新股破發的幾率十分小，因此投資者認為只要能申購到新股，就能獲得一個不錯的收益，從而導致投機氛圍濃厚，而高聲譽券商更加助長了這一情緒。另外，我國IPO市場的新股發售機制并不完善，承銷商為了保證新股順利發行，鼓勵機構投資者積極參與詢價，不得不采取低價吸引他們，這也導致更高的IPO抑價。

參考文獻：

[1]Booth J R.， Booth L.C.2003. Agreeing to Disagree：Why IPOs are Underpriced[R]. Working paper.

[2]Carter R B.， Mark F. H， Singh A. 1998. Underwriter Reputation， Initial Reputations， and the Long-run Performance of IPOs Stocks[J]. Journal of Finance， （53）.

[3]邱冬陽，孟衛東.承銷商聲譽與IPO抑價[J].現代管理科學，2010.

[4]李妍.承銷商聲譽與IPO抑價的實證研究[J].商業經濟，2010.