流動性約束下的傭金關系與IPO擇優申購
——基于預繳款取消前后的經驗證據

方紅星，劉 霞，張曉東

(東北財經大學 會計學院/中國內部控制研究中心，遼寧 大連 116025)

一、引 言

2016年之前，一級市場IPO申購需按照擬申購數量預先繳納購股款(以下簡稱“預繳款”)。2014年4月起，在IPO定價環節，中國證券監督管理委員會(以下簡稱“證監會”)開始實施市盈率隱性監管：IPO定價不得超過23倍市盈率。中國IPO發行體制形成市盈率和預繳款雙重監管(以下簡稱“雙重監管”)的格局。在雙重監管下，遠低于市場平均水平的市盈率監管壓低了IPO發行價，上市后被壓低的股票價格迅速反彈，在一級市場獲得配售的投資者，將在二級市場中斬獲高額收益?？捎^的打新收益與鮮少破發的現實激發了投資者IPO申購的熱情，投資者擬申購數量往往十分巨大，這就意味著預繳款取消前IPO申購預繳資金數額十分龐大，對投資者參與IPO申購施加了強大的流動性約束，且現實中不同IPO公司新股發行期間往往存在重疊現象，(1)據統計，預繳款取消前，約92%的IPO公司網下繳款日期與其他IPO公司存在重疊。IPO從繳款到資金解凍的整個資金占用期一般為三天，如果按照資金占用期計算，約98%的IPO公司資金占用期存在與其他IPO公司資金占用期重疊現象。這進一步增大了投資者面臨的流動性約束，并帶來嚴重的負面溢出效應。2014年8月28日，因IPO密集發行，預繳款帶來的流動性約束造成上海國債逆回購隔夜利率單日最大漲幅飆升至3 197.450%，相應年化利率高達45.175%！為平抑預繳款帶來的負面溢出效應，證監會于2015年11月9日發布通知，預繳款制度自2016年1月1日起正式取消。

2016年之前，預繳款帶來的流動性約束可謂投資者參與IPO申購的首要制約，而預繳款取消后，投資者IPO申購面臨的流動性約束微乎其微。預繳款取消前后投資者IPO申購中流動性約束出現巨大反差，這是否會對投資者IPO的申購行為產生影響？產生了什么影響？這些問題對于理解投資者IPO申購行為及流動性約束在其中扮演的角色，對理順IPO發行機制和推動中國資本市場監管體制完善都具有重要的理論價值和實踐意義。遺憾的是，學術界迄今仍未能對這些重要問題給出答案。

市盈率管制后，IPO發行價被壓得很低，且現實中幾乎不存在新股破發現象，在這種情況下，投資者“閉眼”打新也可獲得豐厚收益。同時，由于監管部門設定的市盈率遠低于同期市場平均水平，在無法超募資金的情況下，投資者可輕易將IPO定價反推出來，報價因素對投資者打新行為的影響被自然剝離。然而預繳款取消前，IPO申購巨額預繳款給投資者帶來嚴重的流動性約束，受制于流動性約束的投資者只能在IPO項目中擇優申購。IPO申購過程中承銷商需對發行人有深入了解，并持續與發行公司接觸，承銷商擁有獲取發行公司私有信息的機會與路徑。關系網素來是信息傳遞的重要媒介[1]，理論上，投資者與承銷商的良好關系有助于投資者私有信息的獲取，從而有助于對IPO項目進行決策。預繳款取消后，原IPO申購過程中的流動性約束不復存在，在“新股不敗”的背景下，全面進行IPO申購更有利可圖，此時投資者獲取私有信息的動機大為減弱。因此，我們預測投資者與承銷商的關系會對投資者IPO擇優申購產生重要影響，但預繳款取消后“關系”因素的作用將不復存在。本文以在IPO網下配售過程中具有優勢地位的基金公司為研究對象，利用2014年7月1日至2018年12月31日IPO申購數據，從基金公司—承銷商關系視角考察了預繳款取消前后基金公司IPO申購行為的變化。

本文的潛在貢獻在于：第一，在雙重監管格局下，通過刻畫基金公司—承銷商關系對IPO申購行為的影響與其內在機制，完善了“關系”因素對IPO發售影響的研究?，F有考察IPO發售過程中基金公司—承銷商關系的研究大都受到報價特征的干擾，并且鮮有學者關注到“關系”因素發揮作用的內在機制。第二，利用中國獨特的制度背景更加直觀地考察了投資機會與流動性約束之間的互動關系。資產流動性與投資行為之間關系的研究主要受到無法事前觀測到潛在投資機會、難以確定市場摩擦水平和缺少外生沖擊三方面因素的困擾[2]。中國制度背景則為該問題研究提供了理想窗口。首先，市盈率管制使IPO申購成為凈現值為正的投資項目。其次，預繳款制度提供了顯而易見的市場摩擦。最后，預繳款取消帶來了外生沖擊。第三，本文為預繳款取消的經濟效應提供了經驗證據。預繳款是中國資本市場十分重要的制度安排，該制度長期存在并使得IPO繳款吸收了海量流動性，對基金公司產生了強烈流動性約束，也對二級市場以及貨幣市場產生了劇烈沖擊[3]。然而預繳款制度取消的經濟效應卻未能得到應有的關注。

二、制度背景

2004年12月7日，證監會發布《關于首次公開發行股票試行詢價制度若干問題的通知》(以下簡稱《通知》)，標志著中國IPO市場正式進入詢價制階段。IPO預繳款制度的確立與中國IPO詢價制同步，《通知》明確要求IPO申購時需要“全額繳付申購資金”，從而正式確立了IPO預繳款制度。(2)事實上，早在1994年，中國IPO配售即采用“全額預繳款、比例配售”方式，但是鑒于IPO詢價制尚未實施，承銷商與基金公司之間的關系不同于本文研究的期間，因此，本文僅以IPO詢價制作為預繳款制度的起點。由于大多數IPO處于超額認購狀態，申購者實際能夠獲得配售數量通常遠低于申購數量。表1列示了預繳款取消前后，基金公司IPO申購資金需求情況。在預繳款取消前，若按照獲得配售數量繳納資金，基金公司平均僅需要繳納121.613萬元。而在預繳款制度下，基金公司需要按照有效申購數量繳納資金，實際平均需要繳納資金高達68 214.015萬元，超過實際配售數量所需資金的559.911倍。在預繳款取消后，獲得配售數量所需資金為40.446萬元，而按照有效申購數量所需資金計算的預繳款平均為177 002.476萬元，超過實際購股款4 375.267倍。預繳款取消后，擬申購數量計算的申購資金為預繳款取消前的2.789倍。這直觀反映了預繳款制度對基金公司申購行為的影響。預繳款取消后，基金公司參與IPO申購面臨的流動性約束大幅度降低，IPO申購更加積極，因而擬申購數量顯著增加。由于預繳款取消后，基金公司申購行為更加活躍，單個基金公司能夠獲得配售的股票數量大幅降低，從收益水平來看，截至首次打開漲跌停限制日，IPO申購平均產生的收益額為87.646萬元，較預繳款取消前大幅下降。

表1 預繳款取消前后IPO申購資金需求情況 單位：萬元

三、理論分析與研究假設

監管部門對IPO發行定價施加的23倍發行市盈率管制壓低了IPO定價，被壓低的IPO價格上市后瘋狂反彈，出現“彈簧效應”[4]。本文研究期間IPO上市后收益率極高，采用詢價方式發行的IPO上市首日收益率均達到44%上限，并在隨后交易期間“連板”漲停，平均“連板”天數超過10天。(3)在本文研究期間存在IPO首日限價政策，IPO上市首日收益率不得超過44%，隨后漲幅受到10%的漲停板限制。IPO發行市場上演繹出“新股不敗”的神話[5]，理論上，IPO申購的超高收益和極低風險特征會吸引基金公司對于所有IPO項目進行全面申購。但是，在IPO申購環節，預繳款制度對參與者的流動性提出很高要求。在預繳款制度下，基金公司需按照有效申購數量支付預繳款，根據表1的統計，IPO申購平均需預繳68 214.015萬元。而根據中國基金業協會編著的《中國證券投資基金業年報(2015)》，2015年底，基金公司平均貨幣資金為45 102萬元。這意味著，預繳款制度對大量基金公司的IPO申購行為都造成了流動性約束，很多基金公司難以完全依靠自身貨幣資金達到預繳款要求。

理論上，自有資金不足時基金公司可尋求外源融資，然而現實中為IPO打新籌資存在諸多限制。對基金公司來說，變賣股票和債務融資是兩種可行且重要的流動性補充路徑。基金公司雖可在IPO繳款階段賣出股票補充流動性，在申購資金解凍后再重新購入股票，但采用該種方式補充流動性的成本并不低。基金公司股票買賣行為會對股票價格產生沖擊[6]。面對超高IPO打新收益，許多基金公司在IPO繳款期間賣出股票補充流動性，這給二級市場股票價格施加很大壓力，隨著IPO預繳款解凍重新回流到二級市場，先前的價格壓力隨之反轉[3]。上述股票買賣對二級市場的價格沖擊意味著很多基金公司賣出股票時不得不接受較低的成交價格，而買入股票時又不得不接受較高的成交價格。同時，以買賣價差為代表的股票流動性約束也進一步加大了基金公司交易成本[7]。除此之外，交易傭金、交易時機的不恰當性和基金資產配置的監管要求等均加大了通過股票交易補充流動性的成本[8-9]。在債務融資方面，很多基金公司通過貨幣市場進行短期資金融資來填補IPO預繳款缺口，這出現了每逢IPO繳款短期債務融資成本隨之飆升的現象[10]，IPO繳款期間貨幣市場融資成本也非常高。由此可見，通過外源融資補充流動性參與IPO申購存在很多限制。

流動性約束的直接后果是投資不足[11]，本文情境亦是如此。由于中國不同IPO公司發售期間重疊度較高，面對海量預繳款帶來的流動性約束，基金公司難以對所有IPO項目進行投資，而必須進行IPO投資決策。私有信息有助于提升基金公司投資收益[12-13]，因此，基金公司有很強動機尋求私有信息優化投資決策。社會網絡，俗稱“關系”是私有信息傳遞的重要媒介[1]，基金公司利用關系網獲取私有信息的情況并不罕見，研究發現，校友關系[14]和地緣關系[15]都在基金公司私有信息獲取過程中扮演著重要角色。而在IPO申購過程中，基金公司與承銷商之間的關系對私有信息獲取至關重要。

一方面，承銷商擁有IPO項目收益率的私有信息。股票發行過程中公司內部人相對于外部投資者更具有信息優勢，發行公司可能會利用其信息優勢損害投資者利益[16]。投資者同樣擔心因自身信息劣勢而遭受損失，因而不敢輕易申購公司股票，投融資雙方的信息不對稱會帶來市場關閉的嚴重后果[17]。這就催生了基金公司利用承銷商對發行公司進行價值認證的需求[18]，承銷商發揮認證功能的前提是對發行公司有深入了解，進而通過聲譽機制為發行公司品質提供擔保。自Booth和Smith[18]提出承銷商的價值認證假說之后，很多學者均對其進行了驗證。研究發現，高聲譽承銷商傾向于選擇高質量的發行公司[19]，其承銷的IPO項目抑價率更低[20]，長期市場表現更好[21]。國外相關研究大都支持了承銷商價值認證假說，國內學者亦有相似發現[22]，這為承銷商的信息優勢地位提供了理論證據。在實務方面，從上市前的盡職調查和改制輔導，到向監管部門提交上市申請，承銷商始終與IPO公司進行持續而深入的溝通，甚至在上市之后，承銷商還需通過持續督導繼續為上市公司合規經營保駕護航一段時期。在此過程中，承銷商會派保薦工作小組進駐IPO公司，對其運營、財務和法律等方面進行深入了解，這為承銷商獲取IPO公司私有信息提供了現實路徑。另一方面，承銷商十分重視與基金公司的傭金關系。從承銷商的收入結構來看，經紀類業務收入占券商收入的比重較高，遠超IPO等承銷保薦業務收入。根據證券業行業協會公告，2016年，129家證券公司全年營業收入接近3 280億元，其中經紀類業務收入為1 053億元，占比為32.1%。承銷保薦業務占經紀類業務的49.4%，僅為520億元。而基金公司是為承銷商提供傭金收入的重要客戶，因而承銷商有動機維護好與基金公司的關系，并可能優待與其存在傭金關系的基金公司。例如，Binay等[23]與Jenkinson和Jones[24]發現，在擁有自主配售權力時，與承銷商存在傭金關系的投資者在新股配售過程中處于優勢地位；Firth等[25]與Gu等[26]認為，券商分析師會為與其存在傭金關系的基金公司持倉股票發布更樂觀的報告。在IPO申購過程中承銷商所擁有的發行公司私有信息對基金公司而言是一種寶貴資源，承銷商與基金公司的傭金關系為私有信息傳遞提供了媒介。我們預期與承銷商存在傭金關系的基金公司可以獲得更多私有信息，從而作出更優的IPO申購決策。據此，筆者提出如下假設：

假設1：預繳款取消前，與承銷商的傭金關系會影響基金公司擇優申購IPO項目。

預繳款取消后，基金公司擇優申購的行為因流動性約束的消除而顯著下降，基金公司僅需按照獲得配售的股票數量繳納購股款。根據表1，在預繳款取消后按照獲得配售數量計算的購股款數額均值僅為40.446萬元。意味著預繳款取消后，基金公司參與IPO申購的流動性約束基本解除。與此同時，在此期間“新股不敗”的神話依然在上演，對于基金公司而言，IPO項目均是凈現值大于零的潛在投資項目。這種情況下基金公司不再需要對IPO項目進行篩選，“閉眼”打新，全面申購即可。此時基金公司尋求私有信息的動機減弱，我們預期基金公司與承銷商之間的傭金關系對IPO擇優申購行為的影響也會顯著下降。據此，筆者提出如下假設：

假設2：預繳款取消后，與承銷商的傭金關系對基金公司擇優申購IPO項目的影響消失。

四、研究設計

(一)樣本選擇和數據來源

本文選取上市時間為2014年7月1日至2018年12月31日采用詢價方式發行的全部A股IPO公司作為研究樣本，并剔除金融行業和數據缺失樣本。中國資本市場自2014年4月開始，對IPO定價實行23倍市盈率隱性監管，2014年4—6月IPO存在短期暫停。因此，本文選擇2014年7月1日作為研究樣本的起點，能夠確保樣本期間發行和定價監管規則的一致性。根據證監會發布的相關規定，自2016年1月1日起IPO申購不再需要預繳款。因此，2014年7月1日至2015年12月31日，為預繳款取消前時段；2016年1月1日至2018年12月31日為預繳款取消后時段。本文共得到856家IPO公司的84 084個基金公司—IPO公司觀測值。其中，預繳款取消前共有289家IPO公司的25 650個基金公司—IPO公司觀測值，預繳款取消后共有567家IPO公司的58 434個基金公司—IPO公司觀測值。本文IPO公司財務數據來源于CSMAR數據庫。其他數據均來源于Wind數據庫。為防止異常值的影響，我們對所有連續變量在上下1%水平上進行了縮尾處理。

(二)模型構建和變量定義

本文參考Binay等[23]與孫淑偉等[27]，構建如下模型對流動性約束下基金公司IPO擇優申購行為進行檢驗：

(1)

其中，被解釋變量為IPO申購意愿(d_sub)，當基金公司參與IPO公司新股申購時取1，否則取0。由于IPO申購意愿(d_sub)屬于啞變量，本文采用Logit模型進行回歸。解釋變量為傭金關系(comm)，等于IPO年度基金公司支付給IPO公司主承銷商分倉傭金總額+1的自然對數，comm反映了基金公司與承銷商傭金關系的密切程度。調節變量為高打新收益(high)，按照基金公司獲配的IPO新股持有至首次打開漲停板時可獲得收益總額的中位數，將樣本分為高低兩組。當打新收益高于中位數時high取1，否則取0。由于監管部門為IPO上市首日設置了44%漲停限制，此后交易期間又存在10%的漲停限制，上市首日及連續漲停期間收益率并不能反映IPO新股市場表現，故本文采用IPO新股上市后至首次打開漲停板期間累計收益衡量打新收益。comm×high的回歸系數反映了傭金關系對基金公司IPO申購意愿的影響，即當打新收益較高時與承銷商傭金關系密切的基金公司是否更可能參與申購，這是本文主要的研究內容。 controls為主要控制變量。彭文平[28]與彭文平和劉健強[29]研究發現，與承銷商之間的非傭金性關聯，也會影響基金公司的申購行為，因此，模型(1)中對關聯關系(afa)進行控制，如果IPO公司主承銷商為基金公司股東，afa取1，否則取0。此外，還控制了基金公司規模(fundsize)，用基金公司資產凈值的自然對數衡量。承銷商聲譽(reputation)，當IPO公司主承銷商首發承銷排名位于前25%時取1，否則取0。網下詢價市值門檻(threshold)，用IPO公司網下詢價市值門檻的自然對數衡量。公司規模(size)，用IPO公司上年末資產總額的自然對數衡量。總資產收益率(roa)，用IPO公司上年凈利潤除以上年末總資產衡量。資產負債率(lev)，用IPO公司上年末負債總額除以資產總額衡量，發行市盈率(lnpe)，用IPO公司發行市盈率的自然對數衡量。除了年度和行業固定效應外，模型(1)還考慮了基金公司固定效應，以控制無法觀測的基金公司特征對IPO申購行為產生的影響。ε為隨機擾動項。

為準確考察流動性約束對基金公司IPO申購意愿的影響，本文將區分預繳款取消前和預繳款取消后兩個時段分別進行回歸。在不同時段回歸結果中，comm×high的系數差異能夠反映預繳款制度帶來的影響。一方面，由于預繳款取消屬于重要的制度安排，預繳款取消前和預繳款取消后分屬不同性質的時段，分別進行回歸能夠更好地說明預繳款對于IPO申購的影響；另一方面，Loughran和Ritter[30]與Ritter和Welch[31]也發現，不同的時段IPO申購行為可能存在較大差異，區別不同時段更能揭示與基金公司申購相關的行為特征。

五、實證結果與分析

(一)主要變量的描述性統計分析

表2列示了本文主要變量在預繳款取消前后的描述性統計結果。預繳款取消前后，基金公司參與IPO申購的行為存在顯著差異。在預繳款取消前，d_sub的25%分位數和中位數都為0，均值為0.380，表明在全部基金公司中，僅有38.0%的基金公司參與了IPO申購，這也與理論分析部分預期一致；而預繳款取消后，d_sub的25%分位數和中位數都為1，均值高達0.808，表明參與IPO申購的基金公司數量大增，80.8%的基金公司都參與了IPO申購。這種申購行為的變化趨勢與本文分析相吻合。此外，取消預繳款制度后，threshold有顯著上升，標準差變大的主要原因是由于承銷商提高了參與IPO申購的市值門檻。這也間接證明，承銷商傾向于將IPO配售對象限定于特定范圍的意愿。在預繳款取消前，承銷商對IPO申購設置的市值門檻均為1 000萬元，標準差為0；而在預繳款取消后，部分承銷商提高了申購市值門檻，threshold的均值和標準差均有增加。

表2 主要變量的描述性統計分析結果

(二)基準回歸結果與分析

根據理論分析，在預繳款帶來的流動性約束下，基金公司會利用與承銷商的傭金關系獲取IPO高質量的私有信息，進而實施擇優申購。表3列示了相應回歸結果。由表3可知，列(1)和列(2)分別為預繳款取消前后基金公司IPO申購行為的回歸結果。列(1)中，comm×high的系數為0.057，且在1%的置信水平上顯著。這表明預繳款取消前在IPO打新收益較高時，與承銷商傭金關系密切的基金公司更可能參與申購，假設1得到驗證。列(2)中，comm×high的回歸系數僅為-0.007，且不具有統計上的顯著性，假設2得到驗證。這表明預繳款取消后與承銷商的傭金關系對基金公司IPO擇優申購行為的影響消失。

這種差異說明，不同流動性約束下與承銷商的傭金關系對基金公司IPO擇優申購行為的影響存在明顯差異。預繳款取消前，IPO申購面臨巨大的流動性約束，催生了基金公司利用傭金關系尋求私有信息優化IPO申購決策的行為。而在預繳款取消后，流動性約束對IPO申購行為的限制消失，基金公司得以實施全面申購行為，傭金關系與擇優申購之間的關系也隨之消失。

表3 預繳款、傭金關系與IPO擇優申購

(三)異質性分析

1．流動性約束強度與基金公司IPO擇優申購

按照本文理論分析脈絡，流動性約束對基金公司IPO申購行為的影響，不僅體現在流動性約束是否存在差別，還體現在流動性約束不同強度之間的差別。表3僅考慮了流動性約束是否存在差別，并沒有考慮到不同流動性約束強度的差異。預繳款取消前，IPO發行集中度與IPO規模大小的差異，會帶來不同強度的流動性約束。為更全面地考察流動性約束對基金公司IPO申購行為的影響，本文進一步考慮流動性約束強度的影響。

在預繳款制度下，IPO申購預繳資金占用通常持續至申購日后第2天。如果IPO申購資金占用期間與其他IPO預繳資金占用期相重合，那么基金公司進行IPO申購面臨的流動性約束相對較強。反之，則流動性約束相對較弱。本文按照若基金公司參與全部的IPO申購，特定IPO公司新股發售期間IPO一級市場占用資金水平度量基金公司面臨的流動性約束強弱。依據此標準，筆者將IPO樣本分為兩組，IPO申購資金占用水平高于年度樣本中位數時界定為流動性約束強組，反之界定為流動性約束弱組。表4給出了按照流動性約束強度進行分組的回歸結果。由表4可知，在預繳款取消前，comm×high的回歸系數只在流動性約束強組中顯著。在預繳款取消后，基金公司面臨的流動性約束在各個時期實際上均比較弱，comm×high的回歸系數在不同組別也均不顯著。

表4 流動性約束強度與IPO擇優申購

2．信息環境與基金公司IPO擇優申購

較好的IPO公司信息環境加大了基金公司通過公開渠道獲取信息的便利性，更大程度地滿足了基金公司信息需求，降低了基金公司利用關系網尋求私有信息的動機。反之，當IPO公司信息環境較差時，通過公開渠道獲取信息的難度隨之上升，利用關系網獲取私有信息的邊際收益隨之變大。因此，我們預期IPO公司信息環境好壞與基金公司私有信息獲取行為密切相關，當IPO公司信息環境較差時，基金公司—承銷商關系對其IPO擇優申購影響更大。

本文利用IPO發售前一周內公司股吧發帖閱讀總量衡量公司信息環境好壞。當股吧發帖閱讀總量高于年度樣本中位數時，界定為信息環境好組，否則界定為信息環境差組。表5為信息環境對IPO擇優申購影響的回歸結果。由表5可知，列(1)中comm×high的回歸系數在1%的置信水平上顯著為正，表明預繳款取消前當IPO公司信息環境較差時，基金公司與承銷商關系對其IPO擇優申購的影響較大。列(2)中comm×high的回歸系數不具有統計上的顯著性，表明IPO公司信息環境較好時，基金公司與承銷商關系對其IPO擇優申購的影響消失。預繳款取消后，comm×high的回歸系數均不具有統計上的顯著性，再次證明預繳款取消后基金公司—承銷商關系對IPO擇優申購的影響消失。

表5 信息環境與IPO擇優申購

(四)穩健性檢驗

1．排除替代性解釋

本文主要切入點是基金公司IPO申購行為在預繳款取消前后的差異。如果預繳款取消前后的IPO公司存在系統性差異，那么研究結論將面臨如下替代性解釋的威脅：傭金關系對基金公司IPO擇優申購行為影響的變化并不是由于預繳款取消帶來的流動性約束改變造成的，而是由于IPO公司存在系統性差異。為此，本文采用傾向得分匹配(PSM)法對預繳款取消前后的IPO公司特征進行匹配。具體而言，本文采用1∶1最近鄰匹配法將預繳款取消前后的樣本按照IPO公司層面特征進行匹配，并將匹配精度控制在0.050之內。樣本的回歸結果(4)采用PSM法的平衡性檢驗符合要求，匹配樣本預繳款取消前后IPO公司特征均不再具有顯著差異。平衡性檢驗結果和穩健性檢驗結果未在正文列出，留存備索，下同。與表3基本一致,這表明本文研究結論的穩健性。

2．變換基金公司—承銷商關系度量指標

根據本文理論分析，與承銷商的關系是基金公司獲取IPO公司私有信息的重要渠道。在上文中，我們主要采用基金公司向IPO主承銷商支付的年度傭金水平度量二者傭金關系的強弱?？紤]到單一指標度量方法可能影響研究結論的穩健性，本文采用relation代替模型(1)中的comm。relation分別采用半年度傭金水平、傭金占比和扶持關系三種方式度量。

Nimalendran等[32]與Goldstein等[33]的研究都發現，為獲得IPO申購過程中的優勢地位，基金公司通常會在IPO發售的較狹窄窗口期間向承銷商輸送交易傭金。因此，為準確度量傭金關系對IPO申購行為的影響，本文借鑒Gu等[26]的方法，將傭金的度量精確到半年范圍之內。

上文中傭金關系(comm)采用傭金水平絕對額度量基金公司與承銷商的關系，而從承銷商角度來看，基金公司支付傭金的相對水平可能更為重要。為此，本文還采用基金公司向承銷商支付的傭金水平占該承銷商傭金收入的比重，即傭金占比，來度量兩者之間的關系強度。

除了傭金水平之外，基金公司與承銷商之間還可能通過此前的IPO發行建立商業聯系[28]。對于一些冷門IPO股票，基金公司申購不足可能會直接導致發行失敗，這時與承銷商關系密切的基金公司可能會參與IPO申購來幫助承銷商順利發行股票。如果基金公司曾經給予承銷商幫助，那么基金公司與承銷商的關系可能更為密切。因此，本文還采用扶持關系度量基金公司與承銷商之間的關系。如果基金公司獲配主承銷商此前承銷的上市首日跌破發行價的股票，扶持關系取1，否則取0。獲得破發的IPO股票，表明基金公司支持承銷商的發行工作，雙方可能擁有良好的相互扶持關系。

采用不同指標度量基金公司—承銷商關系的回歸結果與表3一致，relation×high在預繳款取消前顯著為正，而在預繳款取消后均不顯著?；貧w結果印證了本文研究結論的穩健性。

3．申購數量

采用啞變量d_sub能夠度量基金公司申購意愿，但并不能說明申購數量。在同樣參與IPO申購的情況下，申購數量差異也能說明流動性約束的影響。需要特別強調的是，對于每個申購對象，監管方要求發行公司設定申購上限，這意味著基金公司旗下各基金產品對某IPO項目的申購數量不能超過申購上限?，F實中，大部分基金公司都按照申購上限進行頂格申購。

本文采用sub_vol1和sub_vol2替換模型(1)中的d_sub，sub_vol1為基金公司參與IPO新股申購的基金產品數目除以基金公司打新基金產品總數。由于單個基金產品申購數量存在上限，增加參與IPO申購的基金產品數量，成為基金公司提高申購數量的唯一渠道。sub_vol2為基金公司擬申購新股數目除以IPO公司網下發行數量，并進一步除以基金公司相應期間的均值，以剔除基金公司申購數量的規模效應。從理論上來看，sub_vol1和sub_vol2的取值范圍均以0為下限，因此，本文選擇Tobit方法進行截斷回歸。回歸結果顯示預繳款帶來的流動性約束對基金公司的IPO申購數量也產生了顯著影響，預繳款取消后該影響消失，進一步驗證了本文研究結論的穩健性。

4．更換IPO打新收益分組方式

按照IPO公司上市后基金公司打新收益進行分組是本文考察基金公司IPO擇優申購的重要依據。為確保研究結論不受分組方法的影響，我們進一步將IPO樣本按照打新收益水平等分為三組，并構造top和med兩個啞變量。當IPO打新收益水平在全部樣本中處于最高(中間)1/3時，top(med)取值為1，否則為0。本文將top和med同時加入模型(1)以替換high?；貧w結果顯示，comm×top和comm×med在預繳款取消前顯著為正。這表明相對于低收益IPO，支付給承銷商的傭金水平顯著提高了基金公司申購高收益和中等收益IPO的概率。更有趣的是，在經濟顯著性和統計顯著性上，comm×top的回歸系數均高于comm×med的回歸系數。這表明隨著IPO打新收益的增加，與承銷商傭金關系密切的基金公司更可能參與申購。在預繳款取消后，comm×top和comm×med均不顯著。證明本文的研究結論是穩健的。

六、研究結論與政策啟示

本文以在IPO網下配售過程中具有優勢地位的基金公司為研究對象，利用2014年7月1日至2018年12月31日IPO申購數據，采用Logit模型，用預繳款取消作為外部沖擊，考察了流動性約束下傭金關系如何影響基金公司IPO擇優申購。研究發現，預繳款取消前，面對預繳款帶來的巨大流動性約束，基金公司會利用與承銷商的傭金關系進行擇優申購，即IPO收益率較高時，與承銷商傭金關系密切的基金公司更可能參與申購；預繳款取消后，IPO申購的流動性約束消失，基金公司與承銷商傭金關系對其擇優申購IPO項目的影響亦隨之消失。異質性分析顯示，預繳款取消前，傭金關系對基金公司擇優申購的影響主要在流動性約束較高和IPO公司信息環境較差的情況下。本文的研究結論在采用傾向得分匹配法排除可能的替代性解釋、變更基金公司—承銷商關系度量方式、采用申購數量度量基金公司IPO申購行為和改變打新收益分組方法的穩健性檢驗后依然穩健。

本文具有如下政策啟示：第一，應著力培育公平的一級市場環境，遏制IPO發售過程中利用關系網進行利益輸送行為。向存在傭金關系的承銷商尋求私有信息的行為損害了利益分配的公平性，破壞了市場秩序，需通過完善IPO一級市場制度建設，增加監管等路徑抑制此類不當行為。第二，需要強化IPO公司信息披露機制。筆者發現，IPO公司信息環境差是促使基金公司利用關系渠道尋求私有信息的重要驅動因素，優化IPO公司信息環境可為基金公司提供更好的估值環境，降低利用關系網的利益輸送行為。第三，監管方應重視完善資本市場制度體系建設，為資本市場健康發展保駕護航。以預繳款為代表的資本市場制度安排的推出與取消所產生的經濟效應錯綜復雜，因此，在政策制定方面監管方應進行通盤考慮，依據具體情況審慎制定相應政策并與時俱進地進行調整，以期取得更好的效果。