IPO溢價和風險投資
——來自科創板的實證研究

曹夢弋

(浙江萬里學院國貿與會展系 浙江寧波 315104)

IPO抑價是指發行定價過低或二級市場反應過度導致IPO收盤價高于發行價的現象。長期以來，我國資本市場IPO抑價率居高不下，在全球資本市場中顯著高于其他國家。IPO的抑價超額收益讓三方受益：上市公司可以從一級市場獲得融資，投資者可以通過提價獲得資本收益，承銷商可以通過成功IPO提高聲譽。中國市場仍處于發展階段，IPO抑價率相對成熟等典型新興市場較高。新股配置率低、IPO收益率高，使得投資者忽視對公司質量的分析，通過非理性羊群效應推高二級市場價格。IPO高抑價助長了承銷商不負責任的指導和焦慮的業績。上市公司依賴市場預期和宣傳噱頭獲得充足融資，而不是追求長期利益。為改革股市，踐行市場機制，科技創新板(STAR)推出注冊制、限價新規。經典的IPO抑價理論基于信息不對稱、制度假設和行為金融學，關注上市公司、投資者和承銷商之間的關系。風險投資文獻中，既有降低IPO抑價的認證1(certification)和監管2(monitoring)效應，也有支持IPO抑價的逐名3(grandstanding)、逆向選擇4(adverse selection)和市場支配力5(market power)假說。本文以截至2021年3月31日的科創板公司為樣本，以風險投資參與度、是否有國際背景和持股比例為主要解釋變量，結合Heckman兩步分析和穩健檢驗緩解內生性問題。首先，風險投資參與投資與IPO抑價沒有顯著相關性。其次，風投的國際背景與IPO抑價正向顯著相關，我們認為這是逆選擇效應導致科創公司的高估。再次，風險投資的持股股數與IPO抑價顯著正相關，這和風險投資深度參與公司業務的示范作用有關。最后，針對一級市場的企業、投資者和監管當局，本文提出了相應的對策建議。

1 數據和模型

1.1 數據

本文數據來源于國泰安CSMAR數據庫。因變量為IPO抑價率，由首日收盤價與發行價的差額和發行價的比值來衡量。

研究者普遍使用市場指數對抑價率進行調整，保證數據的穩健性。因為研究區間沒有成熟的科創板指數，本文使用創業板市場指數作為替代。M0為IPO當日市場開盤指數，M1為IPO當日市場收盤價，本文將在穩健性檢驗中使用該定義衡量IPO抑價。

本文從CSMAR中收集了公司IPO前有關風險投資的數據，用vc作為風險投資參與度的解釋變量。當vc=1時，有風險投資參與；當vc=0時，沒有風險投資人參與。此外，使用vcbg作為風險投資背景的解釋變量。如果vcbg=1，就意味著該風險投資具有包括香港地區等全球機構在內的國際背景；如果vcbg=0，就意味著該風險投資機構是本土風投。對于風投的持股情況，CSMAR披露持股規模最大的風投信息，因此本文使用解釋變量shvc表示最大風險投資的持股比例。

關于控制變量，本文收集了上市公司的成立時間、資產規模、權益收益率和新股配置率及IPO的換手率等財務數據。由于無法直接找到市盈率數據，本文將發行價格除以發行前的每股收益作為替代。數據樣本為2016年1月1日—2021年3月31日，因為第一家科創板公司于2019年6月上市，我們可以獲得過去三年的財務數據?；诂F有學者研究，控制變量選擇理由如下：(1)成立時間：成立日期與IPO日期的差異。理論上，較年輕的公司公開披露信息較少，加劇了信息的不對稱，這種不確定性可能導致IPO抑價加劇。(2)資產規模：發行前資產規模較大的公司管理更規范、信息披露較為全面，有助于降低IPO抑價。此外，資產規模較大的公司發行成本相對較小，也可能降低IPO抑價。為了使變量更穩定，我們使用了此前三年的平均資產規模。(3)ROE：ROE是反映資本運營效率和投資價值的盈利能力財務指標。本文使用年末三年期加權平均權益收益率。(4)市盈率：發行市盈率代表公司的預期估值。較高的市盈率預示著潛在的價值和對投資者的吸引力。IPO抑價將以二級市場更高的價格補償不知情的投資者。(5)換手率：IPO的換手率反映了投資者的積極性和市場流動性，也可以反映市場分化程度。(6)新股配置率：配置率代表市場對IPO的情緒。投資者申請購買新股越多，配置率越低，拿不到新股的投資者在發行后會更加積極地參與二級市場，可能導致IPO抑價。

此外，與配置率、換手率相比，其他四個控制變量相對較大，為了更精確，我們把這些變量取對數處理，刪除了一些市盈率和凈資產收益率為負值的股票。以下標簽是變量的名稱：

（1）lnte：成立時間(年)對數；

（2）lnAsset：資產規模對數(百萬)；

（3）LnROE：ROE的對數(%)；

（4）lnPE: PE的對數；

（5）tr：周轉率；

（6）ar：新股配置率(%)。

1.2 模型

第一，使用Pearson檢測變量間的線性相關性，避免回歸模型參數的多重共線性帶來的回歸偏差。Pearson相關量表可以指示相關強度，相關系數越高，相關性越強，相關系數矩陣也可以顯示相關性的顯著性。后續多元回歸分析的前提是解釋變量具有交叉顯著性，沒有過度相關性。第二，應用多元線性回歸、Heckman二階選擇模型進行實證分析及穩健性檢驗。

1.2.1 多元回歸

本文將建立多元回歸模型來檢驗風險投資家相關變量和IPO抑價率的關系，具體回歸方程如下：

經典線性回歸模型的前提是隨機誤差項滿足齊次性，即方差相同。如果方差不同，線性回歸模型具有異方差性，影響參數估計的無偏性、有效性和顯著性結果，此時普通最小二乘法不適用。為了發現是否存在異方差，本文使用了白檢驗來檢查卡方統計的P值。

1.2.2 Heckman選擇模型

風投的投資決策存在內生性問題，例如優質企業會選擇名氣大的風險投資機構，以期獲得更好的投后服務。為了修正該選擇性偏誤，本文采用Heckman二階選擇模型。具體步驟如下：

第一，建立Probit模型以風險投資參數虛擬變量為因變量：

其中，X為自變量，即OLS回歸模型中的公司財務控制變量。

第二，將一階回歸中得到逆米爾斯比(IMR)和風險投資相關變量帶入二階段回歸模型，具體如下：

2 實證結果

2.1 統計數據

2.1.1 全樣本統計

VC相關描述性統計如表1所示。

表1 VC相關描述性統計

IPO平均抑價率為1.515，意味著科創板新股平均股價漲150%。IPO抑價現象在全球股市廣泛存在。Stoll and Curley（1970）在首次公開發行日發現了價格升值的證據。Ibbotson（1975）研究發現，20世紀60年代美國市場首次公開發行（IPO）平均為11.4%。發達市場和新興市場存在不同程度的IPO抑價。在歐美市場，IPO抑價率一般在20%以下（陶濤，2017）；對于其他新興市場，馬來西亞IPO平均抑價率為9.4%（Wong等，2017年），伊朗經市場調整后的IPO平均抑價率低于12%（Karami等，2014）。

為減少新股發行過度炒作，配合發行體制改革，滬深證券交易所在一系列實施新股發行監管后，將新股首日最高價格區間限定為發行價格的44%。新政策出臺前，多數創業板市場股票IPO抑價率為正，并呈現不規則的價格走勢。這一衡量旨在釋放一段交易日內的價格變化，而不是在IPO中聚集，預計投資者會根據以下市場表現判斷個股。不過，多數股價可能會漲至最大區間，并在后續交易日以漲停告終。從2014—2016年底251家創業板上市公司的數據來看（發行日沒有限價的借殼上市公司除外），IPO抑價率在44%左右，標準差為0.2%（曲等，2017）。因此，行政手段無法提高發行市場效率，仍存在不合理的投資行為。

同時，在本文的樣本中，80%的上市公司有風險投資機構的參與，但其中只有3%有海外背景，最大的風投機構有8.5%的股權。這些數據表明風險投資已經成為科創企業的重要外部資金來源，但海外風投機構的參與度并不高。

表2 控制變量描述性統計

表2顯示樣本公司的財務統計數據。上市前，科創企業的平均市盈率為35，最大值為410，和同期的創業板上市公司比較，2019—2020年創業板平均市盈率分別為40.84、55.52和59.87，該數據表明同期內科創板的市盈率平均值并無特別高估。另外，平均成立時間為13.91年，最年輕的公司為5.64年，意味著上市科創公司平均而言已經進入成熟發展階段。上市前，平均ROE為19.05%，最低ROE為4.05%，最高為69.90%，整體盈利能力較好。平均資產為6.76億元，區間為1.52億～341億元，表明科創板上市公司既有輕資產企業，又有重資產企業。從新股配置率來看，低配率表明投資熱情強烈，不成功的申請投資者會去二級市場增加需求，增加IPO抑價。平均換手率74.5%，區間61.1%～86.6%，反映了市場情緒和投機現象。由于科創板前五天沒有漲停限制，所以投資者有提高交易頻率實現利潤最大化的傾向。

2.1.2 子樣本統計

如表3所示，風險支持公司IPO平均抑價率較高，且分散程度略高，同時有海外背景風投參與的IPO抑價率均值較高。

表3 風投參與分類IPO抑價率

2.2 Pearson相關性檢驗

Pearson相關可以對變量之間的相關性做出初步判斷。從相關系數矩陣來看，系數值幾乎在0.5以下，說明變量間相關性較弱，適合做回歸分析。從系數的顯著性水平來看，IPO抑價率與風險投資家參與度的關系不顯著；IPO抑價與風險投資背景之間的系數在10%水平上正向顯著；對于最大風險投資持股情況，10%顯著性水平存在正相關。結果表明，科創板IPO抑價在一定程度上不同于已有理論，有必要結合風險投資和中國市場的特點來解釋最終結果（見表4）。

2.3 OLS回歸結果

表5呈現OLS回歸結果，模型(1)～(3)用風險投資參與變量(vc)、風險投資的海外背景(vcbg)和風險投資的股權份額(shvc)作為主要的解釋變量。在模型(4)～(5)中，將三個vc變量兩兩組合，并在(6)中一起進行回歸，找出它們對IPO抑價的組合影響及它們之間關系的顯著性。

表4 Pearson相關性檢驗

表5 OLS回歸結果

模型（1）中，風險投資參與度和IPO的系數為負，但在統計上并不顯著，原因可能是模型有遺漏變量的問題，這些變量可能包括公司的其他財務信息及與風險投資相關的變量，如公司中風險投資家的數量或是否存在風險投資家的銀團投資。

在模型（2）中，風險投資家背景與IPO抑價之間不存在顯著關系。從風投參與度和背景數據來看，超過78.7%的公司是風投支持的，但只有6家公司有國際風險投資的參與。因此，風險背景虛擬變量無法提供足夠的方差，對IPO抑價的解釋力較小。

在模型（3）中，最大風險投資機構持股與IPO抑價在10%水平上存在顯著正相關。本文認為這一現象可能和限售期有關：限售期限制了風投機構股份必須在公司上市后的一段期限內才能出售其持有股份，該舉措的目的是避免市場波動。風險投資家持股越多，二級市場投資者購買新股、推高價格的信心就越大，從而增加了IPO抑價。

在模型（4）中，本文同時考慮了風險投資人的參與和風險投資人的背景。結果顯示，vc統計上不顯著，而vcbg與IPO抑價正相關，并且在10%水平上顯著。由于科創板相對不成熟，處于成長期，且信息不對稱，更有可能找到風險投資的支持，獲得高估，導致逆向選擇效應和IPO抑價。

模型（5)中，vc在10%水平上顯著與IPO抑價負相關，shvc在5%水平上顯著與IPO抑價正相關。該模型顯示，將風險投資家持股納入風險投資參與變量考慮時，vc可以降低信息不對稱和IPO抑價。此外，在風險投資家參與的影響下，持股變量的顯著性水平高于個體效應模型（3）。

模型（6）結合了風險投資參與、背景和持股的影響。風險投資家參與度和背景對IPO抑價沒有顯著影響；風險投資家持股5%顯著，與IPO抑價正相關；風投參與度和國際背景不顯著，可能是投資者在科創板初期仍持謹慎態度，無法充分認識到國際風險投資家的認證效應。也就是說，風險投資家的參與度和國際背景沒有為科創板上市公司提供額外的信號。

2.4 Heckman檢測

風險投資家的投資決策存在內生性問題，風險投資家是否投資不是隨機選擇，典型的內生性問題包括遺漏變量和逆向選擇。本文采用Heckman兩階段檢測并且緩解由逆向選擇帶來的內生性問題。

第一，本文用Probit模型估計科創板公司財務數據對風險投資機構參與投資的影響，結果如表6所示。

表6 風險投資參與Probit回歸

表7 Heckman兩階段風險投資特征與IPO抑價

結果顯示，市盈率正向影響5%顯著水平，因此高市盈率反映了市場預期估值，由于原始股價與高發行價的差異，可能會增加風險投資機構的投資決定；新股配置率和風投參與負向相關，較低的配置率反映了投資者對IPO的熱情及投資者對上市公司的預期表現；換手率與風投決策1%顯著正相關，代表高換手率可以提高交易效率和收益規模，和風投機構的投資決定正向相關。

第二，利用第一步得到的逆米爾斯比率(IMR)和其他風投相關變量在全公司樣本(full sample)與有風險投資參與的公司子樣本(vc=1)進行回歸。在有風險參與的IPO子樣本中對這兩個變量進行回歸時，和之前的OLS回歸類似，shvc在5%顯著性水平上具有正向影響，而vcbg仍不具有統計顯著性。

在模型（3）～（4）中，vcbg在全樣本和風險支持樣本中均具有5%的顯著性水平，市場支配力假說可以解釋風險投資背景與IPO抑價之間的正相關關系。本文中的國際風險投資機構大多是專注于亞洲公司的經驗豐富的機構，其素質可以吸引優秀的市場參與者給予被支持公司較高的估值，從而促進IPO抑價，通過增加所有者財富來提升聲譽。

此外，在模型（5）～（6）中，無論是在全樣本還是子樣本中，風險投資機構持股與IPO抑價都存在正相關風投機構持股向投資者傳遞公司價值的信號，吸引投資。也就是說，風險投資家的深度參與可以通過發揮示范作用，帶動其他投資者參與IPO，提高股價。

2.5 穩健測試

因篇幅關系，本文進行的穩健檢驗未列出。第一，將被解釋變量從IPO抑價變為市場指數調整后的IPO抑價。結果顯示，vcbg在進行個體回歸時，在5%水平上正向統計顯著。這一結果強化了國際風險投資機構在投資科創板公司時存在逆向選擇傾向，更有可能以IPO抑價的形式導致較高估值。第二，針對Heckman兩步選擇方程的穩健回歸顯示，風險投資背景（vcbg）與持股（shvc）組合效應（模型(1)和(2）)，無論是全樣本還是子樣本，股數對IPO抑價都有顯著的正向影響。

2.6 OLS和Heckman穩健測試前后總結

與文獻綜述中的理論和前人研究相比，OLS結果表明風險投資人參與并不能有效提供認證和監控，這與Cao等(2013)、Wang等(2013)的研究一致。對于風險投資人背景，本文的發現是國際背景與IPO抑價正相關，這與現有對中國市場的研究不同，本文認為科創板市場具有不同的運行機制，國際風險投資機構對這樣一個由信息不對稱公司組成的陌生市場可能存在較大的逆向選擇效應。同時，由于風險投資參與引發的市場積極信號，風險投資持股或持股數量與IPO抑價正相關。

3 結語

本文對一級市場的參與者和監督者提出相關對策建議：首先，風險投資機構，需要改善對被投資公司的增值服務，而不是著眼于短期IPO退出收益。風險投資家作為重要的市場參與者，應該發揮配置資源、促進高科技公司發展的作用，而不是市場泡沫。完善專業化管理，提供長期增值服務，發揮認證效應。對被投資公司給予合理定價，降低逆向選擇風險至關重要。其次，科技型上市公司應對IPO抑價持理性態度，只有提高企業質量和價值才能帶來資本市場的長期成功。如果想要在科創板上市的公司，就應該認識到市場化注冊制度的重要性，即高IPO抑價或因發行價格較低而導致融資受限，或有可能滑到高交易價格以下。選擇合適的風險投資，獲得長期引導，通過資源協調提升公司實力，追逐合適的上市機會。再次，投資者尤其是零售投資者要獨立決策，客觀分析，切勿盲目投資，跟風投機。最后，監管者要提高發行有效性，減少市場信息不對稱，引導風險投資的投機行為，保護個人投資者，加快注冊制改革，促進市場自律。政府要加強事中事后市場控制，履行市場化權力。新股配置和定價應該對中小投資者有更多的保護，減少非理性行為。定價應包含更廣泛的信息，以維護市場交易秩序。

本文的局限性在于風險支持公司和非風險支持公司相比，數量過多，使得虛擬變量方差過小，無法獲得足夠的解釋力。另外，對數處理導致這些市盈率和ROE為負的公司被刪除，可能導致遺漏變量的情況。