承銷費(fèi)用、政府定價管制與IPO抑價——來自中國首次公開發(fā)行公司的經(jīng)驗證據(jù)

王成方，宋夏云，2，蔣 巍

(1.浙江財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院，浙江 杭州 310018;2.南京大學(xué)商學(xué)院，江蘇 南京 210093;3.杭州電子科技大學(xué)會計學(xué)院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

IPO抑價現(xiàn)象在世界各國廣泛存在(Loughran et al．，2010)［1］，IPO抑價問題已經(jīng)引起了諸多學(xué)者的關(guān)注，大量文獻(xiàn)從信息不對稱角度研究了IPO抑價問題(Ritter and Welch，2002)［2］。然而，Chen and Mohan(2002)［3］發(fā)現(xiàn)承銷費(fèi)用能夠反映新股定價的不確定性，在解釋IPO抑價之謎方面扮演了重要的角色。但是，我國承銷費(fèi)用從受到政府的嚴(yán)格管制到逐步市場化，所經(jīng)歷的制度背景與歐美發(fā)達(dá)國家不同，因此，承銷商在處理承銷費(fèi)用與IPO抑價之間關(guān)系時的動機(jī)可能也不完全相同。那么，我國承銷商如何處理承銷費(fèi)用和IPO抑價之間的關(guān)系?政府定價管制是否會對承銷費(fèi)用與IPO抑價之間的關(guān)系產(chǎn)生影響?

盡管大量文獻(xiàn)關(guān)注了IPO抑價問題，但較少研究考慮承銷費(fèi)用。Chen and Mohan(2002)［3］研究了承銷商聲譽(yù)、承銷費(fèi)用與IPO抑價之間的關(guān)系，2SLS的回歸結(jié)果顯示承銷費(fèi)用與IPO抑價顯著正相關(guān)，進(jìn)一步將樣本按照承銷商聲譽(yù)分為低、中、高后研究發(fā)現(xiàn)，在低、高聲譽(yù)承銷商樣本中，承銷費(fèi)用與IPO抑價正相關(guān)，在中聲譽(yù)承銷商樣本中，承銷費(fèi)用與IPO抑價負(fù)相關(guān)。不過，他們的結(jié)論是基于美國1990—1992年733家上市公司數(shù)據(jù)而得到的，其研究結(jié)論是否具有普遍性，還有待更多的實(shí)證研究予以考察;另外，他們沒有考慮在不同的股票發(fā)行制度下，承銷費(fèi)用與IPO抑價之間的關(guān)系是否存在差異，在政府定價管制程度不同情況下，承銷費(fèi)用與IPO抑價之間的關(guān)系有無差異。

本文選擇2001年11月1日至2012年12月31日的中國A股IPO公司作為研究樣本，研究承銷費(fèi)用與IPO抑價之間的關(guān)系，及其在政府定價管制程度不同情況下的差異。OLS和2SLS的回歸結(jié)果均顯示，承銷費(fèi)用與IPO抑價呈顯著正相關(guān)關(guān)系;而政府定價管制程度的提高會削弱承銷費(fèi)用與IPO抑價之間的正相關(guān)關(guān)系，甚至?xí)蛊滢D(zhuǎn)向負(fù)相關(guān)關(guān)系。研究表明，承銷費(fèi)用和IPO抑價之間為互補(bǔ)關(guān)系，而不是替代關(guān)系;相對于受到政府定價管制程度較低公司來說，受到政府定價管制程度較高公司的承銷費(fèi)用越高，IPO抑價率越低。

本文的貢獻(xiàn)主要有以下三個方面:(1)本文研究了承銷費(fèi)用與IPO抑價之間的關(guān)系，填補(bǔ)了國內(nèi)關(guān)于這一問題研究的空白，同時也豐富了承銷費(fèi)用、IPO抑價方面的研究;(2)進(jìn)一步研究了在政府定價管制程度不同情況下對承銷費(fèi)用與IPO抑價之間關(guān)系的影響，深化了承銷費(fèi)用與IPO抑價關(guān)系的研究;(3)本文研究表明隨著政府定價管制程度的提高，承銷費(fèi)用與IPO抑價正相關(guān)關(guān)系顯著減弱，甚至轉(zhuǎn)向負(fù)相關(guān)關(guān)系，從而可以豐富和深化我們對于承銷商作用的發(fā)揮及其前提條件的認(rèn)識，也增進(jìn)了我們對政府、承銷商與經(jīng)濟(jì)效率之間關(guān)系的認(rèn)識。

二、理論分析與研究假設(shè)

承銷商的收入來源于承銷費(fèi)用，承銷費(fèi)用有固定費(fèi)用和可變費(fèi)用(風(fēng)險補(bǔ)償費(fèi)用)兩部分組成。固定費(fèi)用與發(fā)行規(guī)模有關(guān)，可變費(fèi)用與新股發(fā)行的價格不確定有關(guān)。Booth and Smith(1986)［4］認(rèn)為承銷費(fèi)用在很大程度上就是承銷商作為第三方向投資者傳遞有關(guān)發(fā)行企業(yè)信息的一種補(bǔ)償，企業(yè)價值不確定性越多、承銷商聲譽(yù)越高，這種補(bǔ)償就越多。如果IPO出售價格低于預(yù)設(shè)發(fā)行價，承銷商將會蒙受損失;如果市場價格上漲，承銷商被禁止以更高的價格銷售股票。然而，IPO抑價可以減少承銷商的承銷發(fā)行風(fēng)險。

如前所述，承銷商有兩種方式對發(fā)行公司風(fēng)險進(jìn)行定價，即承銷費(fèi)用和發(fā)行抑價。假設(shè)承銷商收取的費(fèi)用足以彌補(bǔ)所承擔(dān)的風(fēng)險，那么抑價就變得不那么重要，因為錯誤定價可能會導(dǎo)致聲譽(yù)或經(jīng)濟(jì)損失。然而，由于競爭和管制的存在使得承銷商不能收取高額的服務(wù)費(fèi)用，因此，抑價受到了承銷商的關(guān)注。

競爭和管制仍然給承銷商留出了調(diào)整承銷費(fèi)用和IPO抑價之間關(guān)系的空間。假設(shè)存在這樣一種情況，競爭使承銷商收取x%的費(fèi)用，為了承擔(dān)全部的承銷風(fēng)險，承銷商需要y%的抑價來平衡(x+y)%的風(fēng)險溢價。或者，如果發(fā)行人比較有影響力，承銷商僅僅抑價y%，為了彌補(bǔ)風(fēng)險溢價的損失，承銷商將與發(fā)行人協(xié)商確定一個x%的均衡費(fèi)用。假設(shè)存在另一種情況，由于缺乏激烈的競爭使得承銷商可以收取(x+a)%的費(fèi)用，(y－a)%的抑價將足以補(bǔ)償承銷商所承擔(dān)的全部風(fēng)險。因此，IPO抑價與承銷費(fèi)用是相互替代的。

然而，在審批制階段，我國IPO承銷服務(wù)費(fèi)用率被政府嚴(yán)格限定為1.5%至3.0%(劉江會，2004)［5］。在核準(zhǔn)制下，我國承銷服務(wù)費(fèi)用的收取趨向市場化，但承銷費(fèi)用的定價方式并沒有完全市場化，大型IPO項目承銷費(fèi)率約為2%至3%，中小型項目約為4%至5%。因此，一個上限水平的承銷費(fèi)用必然伴隨一定程度的抑價來彌補(bǔ)承銷風(fēng)險極高的IPO。因此，IPO抑價與承銷費(fèi)用也可能呈互補(bǔ)關(guān)系。基于上述分析，我們提出如下一組假設(shè):

H1a:承銷費(fèi)用與IPO抑價負(fù)相關(guān);

H1b:承銷費(fèi)用與IPO抑價正相關(guān)。

我國IPO定價機(jī)制受到了政府的高度管制，即對發(fā)行市盈率的上限管制，但不同期間政府定價管制的程度并不相同。朱紅軍和錢友文(2010)［6］將其歸納為1999年以前在“審批制”下的管制，2001－2004期間在“核準(zhǔn)制”下的管制，以及2005－2009年期間的“窗口指導(dǎo)”。政府定價管制壓制了新股“正常的市場價格”，導(dǎo)致發(fā)行價格與內(nèi)在價值背離，待股票上市后，二級市場的交易完全放開并逐漸回歸到市場化定價。IPO中的價格管制政策非但不能抑制二級市場偏高的股價，反倒可以“保證”股票在上市即刻的價格攀升(嚴(yán)小洋，2008)［7］。因此，發(fā)行新股時受到定價管制程度較高的公司，與受到定價管制程度較低的公司相比，IPO的抑價率顯著更高。

然而，上述假設(shè)中兩種效應(yīng)受到政府定價管制的影響程度是不同的。當(dāng)定價管制程度較低時，承銷費(fèi)用與IPO抑價之間關(guān)系受到定價管制的影響相對較弱。相應(yīng)地，當(dāng)定價管制程度較高時，承銷費(fèi)用與IPO抑價之間關(guān)系受到定價管制的影響相對較強(qiáng)，因為政府定價管制壓制了新股“正常的市場價格”，由此產(chǎn)生的抑價在一定程度上可以減少承銷商的承銷發(fā)行風(fēng)險。因此，如果承銷費(fèi)用與IPO抑價表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)關(guān)系，那么，政府定價管制程度的提高會增強(qiáng)承銷費(fèi)用與IPO抑價之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系;假如承銷費(fèi)用與IPO抑價表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系，則政府定價管制程度的提高會削弱承銷費(fèi)用與IPO抑價之間的正相關(guān)關(guān)系。基于上述分析，本文提出如下一組假設(shè):

H2a:政府定價管制程度的提高會增強(qiáng)承銷費(fèi)用與IPO抑價之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系;

H2b:政府定價管制程度的提高會削弱承銷費(fèi)用與IPO抑價之間的正相關(guān)關(guān)系。

三、檢驗?zāi)Ｐ?/h2>

本文使用Petersen(2009)［8］的聚類檢驗方法，按公司代碼進(jìn)行聚類，運(yùn)行模型(1)來檢驗上述假設(shè)。

其中，Adjret為經(jīng)過市場收益調(diào)整的首日收益率，市場指數(shù)使用滬深兩市A股流通市值加權(quán)平均指數(shù)作為市場回報(Chi and Padgett，2005;Chan et al．，2004;劉煜輝和熊鵬，2005)［9］［10］［11］。UWF為承銷費(fèi)用，等于(總承銷費(fèi)用÷融資額)×100。Control表示是否受到政府定價管制程度較高的虛擬變量。參考朱紅軍和錢友文(2010)［6］以及王成方和葉若慧(2014)［12］的研究，假如某公司的首次公開發(fā)行處于市盈率直接管制期，則Control=1;假如首次公開發(fā)行處于2005至2009年6月的放開時期，公司的發(fā)行市盈率受到窗口指導(dǎo)，則Control=1;如果不屬于以上情況，則Control=0。UWF*Control表示UWF與Control的交互項。根據(jù)H1a，承銷費(fèi)用與IPO抑價負(fù)相關(guān)，因此預(yù)計UWF的回歸系數(shù)顯著為負(fù);根據(jù)H1b，承銷費(fèi)用與IPO抑價正相關(guān)，因此預(yù)計UWF的回歸系數(shù)顯著為正;根據(jù)H2a，隨著政府定價管制程度的提高，承銷費(fèi)用與IPO抑價負(fù)相關(guān)關(guān)系會增強(qiáng)，因此預(yù)計UWF*Control的回歸系數(shù)顯著為負(fù)。根據(jù)H2b，隨著政府定價管制程度的提高，承銷費(fèi)用與IPO抑價正相關(guān)關(guān)系會減弱，因此預(yù)計UWF*Control的回歸系數(shù)為負(fù)或不顯著為正。

此外，模型(1)還包含以下幾個控制變量:Stdrtn為IPO公司未來現(xiàn)金流風(fēng)險的變量，本文采用在IPO后6至260個交易日期間，公司個股日回報率對市場回報率進(jìn)行回歸，回歸殘差用標(biāo)準(zhǔn)差處理后得到(Carter et al．，1998;Chen and Mohan，2002)［13］［3］;UWR表示承銷商聲譽(yù)，它用各承銷商的市場份額來度量(Megginson and Weiss，1991)［14］，若承銷商聲譽(yù)排名前10位，則UWR=1，反之UWR=0;Lag表示發(fā)行上市等待期，對(1+發(fā)行日至首發(fā)上市日之間的間隔天數(shù))取自然對數(shù)而得到;LEV表示債務(wù)風(fēng)險，其衡量方式為上市前一年末總負(fù)債除以上市前一年末總資產(chǎn);Age表示公司年齡，對公司成立至上市之間的間隔年數(shù)取自然對數(shù)而得到;ROA為資產(chǎn)收益率，其衡量方式為上市前一年末凈利潤除以上市前一年末總資產(chǎn);Growth表示公司成長性，其衡量方式為上市前一年的銷售收入增長率;GS表示首次公開發(fā)行后國有股權(quán)比例變量，其衡量方式為國有股股數(shù)與總股數(shù)之比;除此以外，本文在進(jìn)行回歸時還進(jìn)一步控制了行業(yè)因素。

由于承銷費(fèi)用和IPO抑價可能同時由公司特征決定，或者承銷費(fèi)用和IPO抑價可能存在相互的因果關(guān)系，鑒于承銷費(fèi)用和IPO抑價之間具有的聯(lián)立性，本文如果采用單一方程進(jìn)行回歸，或許會出現(xiàn)偏差。由此，本文建立以下聯(lián)立方程模型，用2SLS過程運(yùn)行以下模型:

模型(2)中OP為發(fā)行價格;Fee為其它發(fā)行費(fèi)用，其衡量方式為(發(fā)行總費(fèi)用－總承銷費(fèi)用)÷融資額×100;Lnsize為發(fā)行規(guī)模，等于融資額的自然對數(shù)。Chen and Mohan(2002)［3］發(fā)現(xiàn)發(fā)行價格和發(fā)行規(guī)模均與承銷費(fèi)用顯著負(fù)相關(guān)，其它發(fā)行費(fèi)用與承銷費(fèi)用顯著正相關(guān)。模型(3)中的其他變量定義與模型(1)保持一致，也對行業(yè)效應(yīng)進(jìn)行了控制。

四、樣本與描述統(tǒng)計

由于2001年以前承銷費(fèi)用很少披露，而且2001年11月開始實(shí)施核準(zhǔn)制，在2001年11月1日至2012年12月31日期間發(fā)行制度相對比較穩(wěn)定，因此，本文選取2001年11月1日至2012年12月31日的中國A股IPO公司作為初始研究樣本。此外，還對樣本做了如下處理:(1)由于金融行業(yè)會計準(zhǔn)則的特殊性，故剔除了金融行業(yè)的上市公司;(2)剔除了數(shù)據(jù)缺失的樣本;(3)在1%分位數(shù)和99%分位數(shù)上對所有連續(xù)變量進(jìn)行了Winsorize處理;最后得到了1035個樣本量。本文的數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，若國泰安數(shù)據(jù)庫中缺失本文所需要的數(shù)據(jù)，則去色諾芬數(shù)據(jù)庫和招股說明書找尋。

表1為全樣本的描述統(tǒng)計。首日收益率(Adjret)的平均值(中位數(shù))為0.903(0.657)，而最小值(最大值)為－0.042(4.215)，說明我國IPO抑價現(xiàn)象較為嚴(yán)重，但也出現(xiàn)個別公司首日破發(fā)的現(xiàn)象。承銷費(fèi)用(UWF)的平均值(中位數(shù))為3.864(3.465)，而最小值(最大值)為0(9.202)，表明我國上市公司的承銷商費(fèi)用占融資額的比例平均為3.864%，低于Chen and Mohan(2002)以1990－1992年美國800家IPO公司數(shù)據(jù)估計的平均值7.284%［3］，并且不同公司的承銷費(fèi)用差異較大。Control的平均值為0.387，說明大約有38.7%公司受到較高程度的政府定價管制。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

表2比較了低、中、高三類不同承銷費(fèi)用公司的IPO抑價率。從全樣本的檢驗結(jié)果來看，Low-UWF公司IPO抑價率的平均值(中位數(shù))為0.751(0.744)，而Medium-UWF公司IPO抑價率的平均值(中位數(shù))為0.929(0.858)，High-UWF公司IPO抑價率的平均值(中位數(shù))為0.979和0.891，檢驗結(jié)果表明，Low-UWF公司IPO抑價率的平均值(中位數(shù))顯著小于Medium-UWF公司和High-UWF公司，這說明Low-UWF公司IPO抑價率可能小于Medium-UWF公司和High-UWF公司。進(jìn)一步地，本文檢驗了政府定價管制程度對上述結(jié)果的影響，政府定價管制程度較低時的檢驗結(jié)果顯示，Low-UWF公司IPO抑價率的平均值和中位數(shù)都顯著小于Medium-UWF公司和High-UWF公司;政府定價管制程度較高時的檢驗結(jié)果顯示，Low-UWF公司IPO抑價率的平均值和中位數(shù)都顯著大于High-UWF公司和Medium-UWF公司。分樣本檢驗結(jié)果表明，隨著政府定價管制程度的提高，Low-UWF公司IPO抑價率會大于High-UWF公司和Medium-UWF公司。

表2 三類公司IPO抑價比較

表3的左下方為Pearson相關(guān)系數(shù)，右上方為Spearman相關(guān)系數(shù)。Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)均顯示，UWF與Adjret顯著正相關(guān)，說明承銷費(fèi)用越高，IPO抑價率也越高;Control與Adjret呈顯著正相關(guān)關(guān)系，說明相對于政府定價管制程度較低時來說，政府定價管制程度較高時的IPO抑價率更高。

表3 Pearson(Spearman)相關(guān)系數(shù)

五、回歸結(jié)果

在表4報告的回歸過程中，為了檢驗承銷費(fèi)用與IPO抑價之間的關(guān)系，本文暫時沒有加入交互項UWF*Control。從OLS回歸結(jié)果來看，UWF的回歸系數(shù)為0.042，在5%水平上顯著為正，說明承銷費(fèi)用越高，IPO抑價率也越高，該回歸結(jié)果支持了H1b;Control的回歸系數(shù)為0.679，在1%水平上顯著為正，說明相對于政府定價管制程度較低時來說，政府定價管制程度較高時的IPO抑價率更高。在2SLS回歸結(jié)果中，以UWF作為因變量的回歸結(jié)果顯示，Adjret的回歸系數(shù)為0.384，在1%水平上顯著為正;以Adjret作為因變量的回歸結(jié)果顯示，UWF的回歸系數(shù)為0.105，在1%水平上顯著為正。上述結(jié)果說明承銷費(fèi)用和IPO抑價之間為互補(bǔ)關(guān)系，而不是替代關(guān)系，也就是說假如較高的IPO抑價還不足以彌補(bǔ)承銷商的發(fā)行風(fēng)險時，承銷商會提高承銷服務(wù)費(fèi)用，該結(jié)果進(jìn)一步支持了H1b。

表4 回歸結(jié)果

表5分別報告了模型(1)和聯(lián)立方程模型(2)、(3)的OLS和2SLS的回歸結(jié)果。OLS回歸結(jié)果顯示，UWF的回歸系數(shù)為正但不顯著;UWF*Control的回歸系數(shù)為－0.084，在1%水平上顯著為負(fù)，該結(jié)果支持了H2b;2SLS回歸結(jié)果顯示，UWF的回歸系數(shù)為0.072，在1%水平上顯著為正，該結(jié)果支持了H1b;UWF*Control的回歸系數(shù)為－0.086，在1%水平上顯著為負(fù)，該結(jié)果也支持了H2b。上述結(jié)果表明政府定價管制程度的提高會削弱承銷費(fèi)用與IPO抑價之間的正相關(guān)關(guān)系。這是因為一個上限水平的承銷費(fèi)用必然伴隨一定程度的抑價來彌補(bǔ)承銷風(fēng)險極高的IPO，并且承銷費(fèi)用與IPO抑價實(shí)證表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系，然而政府定價管制壓制了新股“正常的市場價格”，由此產(chǎn)生的抑價在一定程度上可以減少承銷商的承銷發(fā)行風(fēng)險，所以政府定價管制程度的提高會削弱承銷費(fèi)用與IPO抑價之間的正相關(guān)關(guān)系。

另外，本文還從以下幾個方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗以提高結(jié)論的可靠性:(1)將全樣本分成政府定價管制程度較低和較高兩個子樣本重新進(jìn)行上述的回歸檢驗;(2)借鑒Fan et al．(2007)［15］的研究，將模型(1)中的因變量改為未經(jīng)市場調(diào)整的首日收益率(Return);(3)在計算公司未來現(xiàn)金流風(fēng)險(Stdrtn)和首日超額收益率(Adjret)時也使用滬深兩市A股總市值加權(quán)平均指數(shù)作為市場回報;(4)運(yùn)用“系鞋帶法”(Bootstrap)來進(jìn)行回歸檢驗(劉煜輝和熊鵬，2005;Tian，2011)［11］［16］;(5)首日交易量、首日換手率、內(nèi)部職工持股比例、留存比例以及發(fā)行規(guī)模等因素可能會影響IPO抑價率(Carter et al．，1998;Tian，2011;朱紅軍和錢友文，2010)［13］［16］［6］，因此本文也將這些因素作為模型(1)的控制變量;(6)全樣本中有8個樣本承銷費(fèi)用為0，剔除了承銷費(fèi)用為0的樣本。以上穩(wěn)健性檢驗所得到的實(shí)證結(jié)果依然支持本文的研究結(jié)論，限于篇幅未報告上述穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。

表5 回歸結(jié)果

六、研究結(jié)論

承銷商在IPO市場上的行為及其動機(jī)是IPO研究的重要問題。然而，國內(nèi)尚無文獻(xiàn)直接研究承銷費(fèi)用與IPO抑價之間的關(guān)系。本文選擇2001年11月1日至2012年12月31日的中國A股IPO公司作為研究樣本，研究了承銷費(fèi)用與IPO抑價之間的關(guān)系，及其在政府定價管制程度不同情況下的差異。OLS和2SLS的回歸結(jié)果均顯示，承銷費(fèi)用與IPO抑價呈顯著正相關(guān)關(guān)系;而政府定價管制程度的提高會削弱承銷費(fèi)用與IPO抑價之間的正相關(guān)關(guān)系，甚至?xí)蛊滢D(zhuǎn)向負(fù)相關(guān)關(guān)系。研究表明，承銷費(fèi)用和IPO抑價之間為互補(bǔ)關(guān)系，而不是替代關(guān)系;相對于受到政府定價管制程度較低公司來說，受到政府定價管制程度較高公司的承銷費(fèi)用越高，IPO抑價率越低。本文的研究結(jié)論不僅豐富了承銷費(fèi)用、IPO抑價方面的研究，也讓我們深入地了解承銷商和政府如何對IPO定價產(chǎn)生影響，增進(jìn)了我們對政府、承銷商與經(jīng)濟(jì)效率之間關(guān)系的認(rèn)識。鑒于此，本文建議政府應(yīng)放松對IPO承銷費(fèi)用的管制，逐步建立自由浮動的承銷費(fèi)用形成機(jī)制，通過市場競爭來形成充分反映承銷質(zhì)量和聲譽(yù)資本價值的承銷費(fèi)用，從而更加有效地促進(jìn)承銷商進(jìn)行聲譽(yù)資本投資和提高承銷服務(wù)質(zhì)量，還應(yīng)完善承銷商退出機(jī)制，以此來加強(qiáng)對承銷商的監(jiān)管，促進(jìn)行業(yè)良性競爭。

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