主承銷商聲譽機制有效性

[摘要]本文從聲譽發揮作用的IPO抑價，承銷市場份額的增長和發行公司質量等多個角度檢驗了中國主承銷商機制的有效性。本文從市場份額和執業質量兩個維度衡量主承銷商聲譽。通過建立回歸模型運用SPASS軟件分析，結果顯示市場份額高且執業質量好的主承銷商可以顯著降低IPO發行抑價，并且能夠在未來獲得更高質量的上市公司認可。

[關鍵詞]IPO抑價主承銷商市場份額執業質量回歸模型

一、模型建立假設

假設 1:在:“事前”市場份額相同的情況下，若主承銷商“事前”執業質量越高，則“事后”其承銷IPO的抑價越小;在“事前”執業質量相同的情況下，若主承銷商“事前”市場份額越高，則“事后”IPO項目發行抑價越小。

假設 2:主承銷商“事前”承銷IPO的執業質量和“事前”IPO市場份額交互地作用于“事后”其承銷的IPO項目發行抑價。執業質量較高的主承銷商，市場份額擴大對IPO抑價的抑減作用較大;執業質量較低的主承銷商，市場份額的擴大對IPO抑價的抑減作用較小。同樣地，市場份額也會影響執業質量和IPO抑價之間的關系。進一步，我們可以將主承銷商分為四類

假設 3:按照執業質量和市場份額對主承銷商分類，第I類主承銷商“事后”承銷IPO發行抑價低于第IV類主承銷商。

為了進一步檢驗主承銷商聲譽的有效性，除了IPO抑價外，我們還采用了其他衡量主承銷商聲譽有效性的方法作為補充，包括:

1.主承銷商“事后”市場份額的增長。主承銷商對聲譽投資是為了未來可持續發展，在聲譽機制有效的情況下，良好的聲譽應該有助于承銷商在未來獲得更多的發行公司認同，提高市場份額。因此，我們可以通過比較“事前”，“事后”市場份額的變化來考察聲譽機制有效性。

2.主承銷商“事后”承銷公司質量的變化。在聲譽機制有效地情況下，發行公司，主承銷商和投資者之間的博弈應該產生這樣的平衡:高質量的發行公司寧愿多支付承銷費，也會選擇聲譽好的主承銷商合作，向市場傳遞公司質量的信號，并以此降低融資成本;低質量的發行公司則不愿意承擔過高的成本，因此不會聘請聲譽較好的主承銷商。因而主承銷聲譽好，“事后”承銷公司的質量越高。

二、變量定義

本研究采用IPO新股發行抑價來衡量聲譽機制的有效性。Discount為聲譽檢驗期IPO樣本發行抑價，即:

(上市后第一天收盤價-新股發行價)/新股發行價對于主承銷商市場份額，使用其承銷IPO家數衡量。聲譽建立期IPO市場承家數排名前十位的主承銷商，市場份額變量(MKTSARE)取值為1;排名在十位之外的，市場份額變量取值為0。

關于執業質量，我們結合中國資本市場的特殊背景，設計了主承銷商承銷新股“變臉率”指標。所謂“變臉”是指上市公司在發行股票后較短的時間內，經營業績較發行前發生較大的逆轉，從而使得投資者產生上當受騙的感覺。我們定義IPO當年以及其后兩年近利潤較IPO前一年下降30%以上的發行公司為“變臉”

公司，將主承銷商承銷的變臉公司的數量與其同一時期所承銷的全部IPO公司數量之比定義為“變臉率”。后面的回歸中我們設置變臉率啞變量(CHF)，如果聲譽建立期主承銷商的“變臉率”大于0，則CHF取值為1;若等于0，則CHF取值為0。

三、回歸模型

我們建立以下模型對聲譽檢驗期IPO抑價進行回歸:

Discount為被解釋變量。主承銷商聲譽變量包括:市場份額啞變量(MKTSHARE)，變臉率啞變量(CHF)及市場份額和變臉率的交互變量(CHF×MKTSHARE)。

控制變量包括以下幾個方面:

發行規模:Carter and Manaster(1990)等研究都發現發行規模和IPO抑價之間具有明顯的負相關關系，本文用股份數的自然對數衡量發行規模;

發行公司質量與風險:Carter and Manaster(1990)指出公司風險越大，IPO發行抑價越大。公司的風險同公司的質量(如盈利能力)密切相關，本文用發向前一年凈資產收益率控制公司質量;用股份公司成立到發行的年數控制公司風險因素;注冊會計師聲譽:理論上注冊會計師同承銷商一樣，都可以為發行公司提供鑒證服務，其聲譽都可以降低發行抑價，本文用是否國際“四大”會計事務所衡量注冊會計師聲譽;除此以外，納入回歸的控制變量還包括相應期的市場收益率以及行業，年度啞變量。

四、樣本和數據

我們選取1998-1999年為聲譽建立期，收集這一時期IPO公司(A股)樣本194例，涉及主承銷商48家，承銷家數占IPO總家數的60.31%，其中國泰君安，廣發證券和國信證券分列前三名，承銷家數分別占IPO市場的18.04%，7.73%和6.19%。根據前文定義，凈利潤下降幅度超過30%的公司為“變臉”公司。樣本中IPO當年“變臉”的樣本12例，占樣本的6.18%，IPO后第一年處于“變臉”的樣本22例，樣本比例為11.34%，后兩年處于“變臉”狀態的樣本45例，樣本比例為23.20% 。

我們用各主承銷商的變臉公司除以承銷總家數，得到各承銷商的“變臉率”指標。48家承銷商中變臉率在50%以上的有7家，變臉率在20%-50%之間(包含20%和50%)的13家，變臉率在20%以下且大于0的2家，變臉率為0的26家。

另外，我們選取聲譽檢驗期2002-2009年以余額包銷承銷方式首發上市的滬深A股，剔除199年后成立或具有承銷資格的承銷商所主承銷的股票以及數據缺失樣本，共搜集到樣本225個.其中涉及主承銷商共28家，為聲譽建立期的樣本子集。按照主承銷商變臉率中位數20%和市場份額是否排在前10位，對聲譽檢驗期的28家主承銷商進行分類，得到市場份額為前10且變臉率小于20%的是3家，其承銷的公司33家;市場份額位于10名之后且變臉率大于等于20%的主承銷商11家，其承銷的公司58家;市場份額位于10名之內且變臉率大于等于20%的主承銷商7家，其 承銷的公司73家;有7家主承銷商市場份額位于10名之外且變臉率大于等于20%，其承銷公司為61家。

本文實證數據主要來自中國證券協會網站，INFOBANK高校財經數據庫和道瓊斯全球資訊數據庫。

五、實證檢驗結果

1.市場份額、執業質量及其交互作用

表I報告了變量之間Pearson相關系數。IPO發行抑價與市場份額，執業質量都沒有顯著的相關關系。市場份額與變臉率啞變量有正的顯著的相關系數0.405。從樣本總體看，中國IPO市場份額同執業質量之間呈現一定程度的背離，說明主承銷商的高市場份額并不意味著高執業質量，兩個方面不能相互替代，必須同時考慮。

表I變量之間Pearson相關系數

注:*表示顯著水平為10%，**表示顯著水平為5%，***表示顯著水平為1%，DISCOUNT為IPO發行價，MKTSHARE=1，當主承銷商在聲譽建立期IPO市場承銷家數排名前十位的承銷商;取值為0，其他。CHF=1當主承銷商在聲譽建立期承銷IPO公司的“變臉率”等于0%。AUD取值為1，如果樣本IPO審計是由國際“四大”事務所完成;其取值為0，其他。ROE為IPO公司發行前一年的凈資產收益率;OFFER為IPO公開發行股份數;HISTORY為IPO公司從成立到發行前的年份;MKTR為IPO公司招股開始到上市日對應的市場收益。

表II的多元回歸檢驗了聲譽建立期的市場份額和執業質量對聲譽檢驗期IPO抑價的影響。為了印證同時考慮兩個變量的必要性，我們首先分別用市場份額啞變量和變臉率啞變量對IPO抑價進行回歸，見表II的模型1和模型2。從結果可知，發行規模與IPO抑價之間有顯著的負相關關系，而市場份額和變臉率的系數都不顯著，這表明無論是市場份額還是變臉率，單一維度的變量都不足以衡量聲譽的作用。模型3將兩個啞變量同時納入模型，這時市場份額與IPO抑價呈現出10%顯著水平下的負相關關系，而變臉率則與IPO抑價在10%的顯著水平下正相關。平均說來 ，如果其他條件相同，有過承銷變臉“污點”記錄的主承銷商的IPO抑價會比沒有該記錄的主承銷商高64.5%。其他條件相同，在聲譽建立期IPO市場承銷家數排名前十位的承銷商承銷的IPO抑價會比排名前十位之后的主承銷商低45%，說明執業質量和市場占有率對IPO抑價都有抑制作用，這為研究假設1成立提供了一定的支持。模型中各個變量的VIF值都小于經驗閥值3，表明模型不存在嚴重的多重共線性。模型3的調整后R2是14.6%。

為了說明市場份額(執業質量)對執業質量(市場份額)與IPO抑價之間關系的影響，模型4在模型3的基礎上加入兩者的交互變量。此時市場份額與IPO抑價的反向關系變得更顯著，顯著水平從模型3的10%變為1%以下。市場份額越高，IPO抑價越少。變臉率與IPO抑價的正向關系變得不再顯著。但是，市場份額和變臉率的交互變量擁有正的相關系數2.022，在1%水平下顯著。這說明對于沒有過承銷變臉公司“污點”記錄的主承銷商，市場份額提高，IPO抑價會減少;而對與有“污點”記錄的主承銷商，市場份額提高，IPO抑價不但不會減少反而可能

表II 2002-2009年IPO市場主承銷商聲譽有效性的回歸檢驗

注:被解釋變量為IPO發行抑價，系數下方括號內為t值，YEAR為發行年度啞變量。

增加。同時模型4還表明，對于市場份額低的主承銷商，有變臉污點記錄不會對IPO抑價有顯著的作用(系數為0.076，不顯著)。但對于市場份額高的主承銷商，有變臉污點記錄會使得IPO抑價增加(系數為2.022，在1%水平下顯著)。這些結果符合研究假設2對市場份額和執業質量的預測。模型4的調整R2是21.9%，整個模型解釋力與模型3相比增加很多。

2.主承銷商的分類

為了進一步檢驗市場份額和執業質量的交互作用，我們以聲譽檢驗期樣本所涉及的28家主承銷商的變臉率中位數20%，以及市場份額是否在前十位為標準，將主承銷商劃分為四類:第I類為高市場份額以及高執業質量，即聲譽建立期市場份額排在前十位，且變臉率小于20%;第II類為高市場份額及低執業質量，即市場份額排名十位以內，且變臉率大于等于20%;第III類為低市場份額及高執業質量，即市場份額排在十名之后，且變臉率小于20%;第IV類為低市場份額及低執業質量，即市場份額排在十名以外，且變臉率大于等于20%。

在表III中的多元回歸中，我們用主承銷商分類的啞變量以及控制變量對IPO抑價進行回歸分析。根據市場份額和變臉率大小劃分的主承銷商聲譽類別涉及了三個啞變量IBREPI，IBREPII和IBREPIII。IBREPI取值為1，如果作為主承銷商屬于

第I類;否則取值為0。IBREPII和IBREPIII同理。回歸結果中，三類承銷商啞變量的系數都小于0。可見在控制了IPO公司特征之后，第IV類主承銷商的IPO抑價是最高的，而第I類主承銷商的IPO抑價最低，并且在5%水平下顯著低于第IV類主承銷商。從顯著性上看，承銷相同質量的公司，第I類主承銷商承銷的IPO抑價要比

第IV主承銷商降低101.6%(見表中IBREPI的系數)，這些結果都支持研究假設3。

表III 2002-2009年IPO市場主承銷商類型與IPO抑價回歸模型

為了進一步研究上述分析結果的可靠性，我們改變劃分主承銷商聲譽類別的變臉率指標門檻值，采用聲譽檢驗期225例IPO樣本主承銷商的變臉率中位數25%作為職業質量高低的標準，并采用該標準下的主承銷商類型啞變量進行回歸，見表VI第3列。此時主承銷商類型啞變量系數的符號沒有改變，第I類主承銷商承銷的IPO公司發行抑價在10%的水平上顯著低于第IV類公司。可見，變臉率門檻值的改變并不改變研究結論。

3.聲譽有效性的進一步檢驗

主承銷商建立聲譽的目的是為了追求長期的超額利潤，超額利潤實現的方式之一就是市場占有率提高，因此聲譽的建立應該帶來“事后” 市場占有率 增長。

我們以樣本涉及的28家主承銷商為樣本，比較聲譽檢驗期與聲譽建立期的市場占有率。在比較之前，先了解這兩個時期IPO承銷市場結構的改變。在聲譽建立期 平均每年參與IPO承銷于的主承銷商家數為37家，每年每1億元新股發行 涉及的承銷商約是5家，在聲譽檢驗期，平均年參與IPO承銷的主承銷商為39家，每年每1億元新股發行涉及的主承銷商約是9家，1998年IPO承銷市場前十大主承銷商的市場份額合計為70.2%，2009年前十大主承銷商市場份額為47.4%。可見，在聲譽檢驗期IPO承銷市場集中度小，這意味著某些歷史上市場占有率較大的承銷商市場份額將有所下降。為了控制市場結構變化對研究樣本市場占有率增長的影響，我們主要檢驗具有類似“事前”市場占有率的主承銷商，不同變臉率水平對“事后”市場占有率變化的影響。從表VII看，由于市場結構變化，聲譽建立期市場占有率在前10名的主承銷商，在聲譽檢驗期市場占有率有所下降。其中變臉率小于20%的一組在聲譽檢驗期的市場占有率下降了0.65%，經t檢驗與零無顯著差異，而變臉率大于等于20%的一組市場占有率下降了3.57%，變臉率在10%水平下顯著小于零;對于聲譽建立期市場占有率排名在10名之外的主承銷商，在聲譽檢驗期市場占有率有所上升，變臉率小于20%的一組在聲譽檢驗期市場占有率上升了0.52%，經t檢驗在10%的顯著水平下大于零，而變臉率大于等于20%的一組市場占有率上升了0.9%，與零比較無顯著差異。與我們預期的一致，上述檢驗結果說明對于市場份額類似的主承銷商，較高的執業質量或者會贏得“事后”

表IV 建立期主承銷商聲譽與檢驗期承銷市場占有率

市場占有率的顯著增長或者可以避免“事后”市場占有率顯著下降。息不對稱帶來的融資成本更高，因此更有動機選擇聲譽好的主承銷商較低信息不對稱程度。雙向選擇的結果意味著聲譽好的承銷商“事后”承銷的發行公司質量較高。我們用IPO前一年的凈資產收益率衡量發行公司的質量。從表V看出，對于聲譽好的承銷商來說，承銷“差”公司破壞聲譽帶來較大的成本，所以這類承銷商的理性選擇是選擇質量高的公司。同時，對于高質量的公司來說，與聲譽建立期比較，四類主承銷商在聲譽檢驗期承銷的IPO公司發行前一年凈資產收益率有所下降，具體為:第I類下降了3.97%，第II類下降了3.48%，第III類下降了5.19%，第IV類下降了7.23%。第I類主承銷商的公司ROE下降較少，而第IV類承銷的公司ROE下降幅度最大，基本符合我們的預測。

表V 主承銷商分類與發行公司發行前一年ROE

六、結論

本文從IPO抑價、主承銷商占有率的增長和承銷公司質量等多個角度檢驗了中國主承銷商(在中國主要是證券公司)聲譽機制的有效性。本文從執業質量和市場份額兩個維度衡量主承銷商聲譽。研究結果顯示，盡管單獨考慮市場份額或執業質量時，這些變量對IPO發行抑價無顯著影響，但若同時將兩者納入分析，主承銷商聲譽機制就表現出顯著的有效性:市場占有率高且執業質量好的主承銷商可以降低IPO發行抑價。本文結果顯示在中國證券市場上，主承銷商聲譽機制在一定的程度上顯著地發揮作用。

本文研究的局限性在于:首先，主承銷商的樣本比較少，這可能會影響結論的可靠性;其次，我們只是關注了市場份額和執業質量兩個維度，其他影響主承銷聲譽的因素沒有考慮，這使得結論可靠性降低，使用主成份分析法或許會更準確;再次，我們在研究中區分了聲譽建立期和檢驗期，然而證券市場對主承銷商聲譽的反應需要長時間。

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