券商声誉会影响科创板IPO抑价吗？——基于折价与溢价效应的实证研究

李攀艺，赵余声，曹奥臣，胡 丹

(1.重庆理工大学 经济金融学院， 重庆 400054； 2.中央财经大学 经济学院， 北京 102206)

一、问题的提出

2019年7月22日，科创板市场正式开市交易，迈出了资本市场全面深化改革新征程的最新一步。值得注意的是，在更加市场化的新股发行定价机制下，科创板开市元年新股首日、首周和首月平均超额收益率仍然达到115.07%、102.97%和108.10%，IPO抑价率依然处于较高水平。当前，科创板处于关键制度改革的探索阶段，对科创板IPO抑价的原因进行探索，对于进一步发展与探索市场化的定价机制、更好发挥科创板中国资本市场改革“试验田”作用具有重要的现实意义。

理论方面，国内外学者从不同的角度对IPO抑价的成因进行了分析和解释，其中以信息不对称理论的研究最为广泛。研究表明，IPO过程中各市场参与主体之间的信息不对称是造成首次公开发行抑价现象的主要原因，而券商作为第三方的中介机构通过发挥认证(Certification)功能，能够缓解证券发行过程中的信息不对称问题。Booth 和Smith认为，券商认证功能的发挥在很大程度上取决于承销商声誉，承销商的声誉高低作为发行公司质量优劣的信号，可以影响因信息不对称引起的IPO抑价水平[1]。相较于声誉受损的券商，声誉未受损的券商能更好地发挥认证作用，使其承销的上市公司有更佳的IPO表现[2]。另外，优质公司也倾向于选择高声誉券商来传递自身利好的信息，从而提高股票发行价格，降低IPO抑价率，也就是说券商声誉与IPO抑价呈负相关关系。然而，一些国内学者以我国主板、中小板和创业板市场为研究对象，通过实证研究发现券商声誉与IPO抑价不存在显著关联[3-4]。可见，目前学术界对于券商声誉与IPO抑价之间的关系并未形成一致的结论。同时，大多数学者针对造成IPO抑价现象原因的分析多以在二级市场有效为假设前提，认为IPO抑价主要产生于一级市场折价[5-6]。但是，随着研究的深入，学界逐渐意识到二级市场并不是完全有效的，这意味着二级市场上所有股票的价格并不能准确反映其真实价值，因此不能仅仅从一级市场低定价解释IPO高抑价，还应该从二级市场寻找IPO抑价成因[7-8]。

科创板开市诞生了一大批新型制度，这使得券商声誉与IPO抑价之间的关系变得更为复杂。在国内资本市场首次试点注册制的政策背景下，券商的声誉信号机制能否有效缓和科创板公司IPO抑价？若券商声誉存在影响，那么究竟是影响一级市场发行价，还是影响二级市场收盘价？抑或对两者兼有影响？这一系列问题的探讨有利于对科创板市场有效性、声誉内在作用机制等问题进行解读。基于此，本文选取科创板开市元年上市的70家公司作为研究样本，探究券商声誉对科创板IPO抑价的影响。进一步地，本文将IPO抑价率分解成一级市场IPO折价率和二级市场IPO反应率，深入探索券商声誉信号的内在影响机制。

本文的边际贡献主要体现在两个方面：第一，本文是最早以科创板公司为研究对象，并从券商机构声誉视角探索科创板公司IPO抑价成因的文章，可望填补国内外在此方面研究的空白；第二，本文将IPO抑价分解为一级市场IPO折价率和二级市场IPO反应率两部分，剖析券商声誉对IPO抑价的作用机制。余下部分的结构安排如下：第二部分为券商声誉作用机制分析，第三部分为研究设计，第四部分为实证研究，第五部分为结论与建议。

二、券商声誉的作用机制分析

(一)IPO抑价理论

为解决长期困扰各国资本市场的IPO抑价问题，国内外诸多学者从信息不对称、行为金融及制度等不同视角研究IPO抑价的成因，并由此形成了以下3个主流理论学派。第一，非对称信息流派。非对称信息流派通过资本市场各参与方——IPO发行方、中介机构和市场投资者之间存在的信息差异来解释抑价成因。从信号传递理论、委托代理理论和“赢者诅咒”假说角度，分别解释发行人与投资者间的信息不对称[9]、发行人(委托方)与承销商(代理方)间的信息不对称[10]以及投资者之间的信息不对称[11]。第二，非理性行为流派。非理性行为流派从行为经济学视角出发对IPO抑价进行解释，强调投资者的过度乐观是导致早期后市交易偏离内在价值，从而出现二级市场收盘价偏高的重要因素[12-15]。第三，制度成因流派。制度成因流派将IPO抑价归因于特定制度的影响，认为特定制度可能会改变证券市场对IPO股票的价值发现功能，如国家的相关政策和新股发行制度改革会显著影响IPO抑价[16-17]。不难发现，至今尚没有一种单独的流派或理论能够完美地解释IPO抑价的成因。各种理论流派对不同国家、不同时期、不同市场状况、不同发行机制存在不同的解释能力。

(二)券商声誉与一级市场IPO折价率

非对称信息流派认为，声誉是券商为获得长远利益而自觉维护投资者利益的一种承诺。在IPO市场中，发行人相较投资者掌握更多公司相关信息，同时高昂的信息收集和处理成本进一步加深了发行人与投资者之间的信息不对称。在这种情况下引入第三方机构——券商，使其发挥“信息生产者”与“质量认证中介”的双重功能，能够有效缓解IPO信息不对称。而且，券商声誉越高越有利于提高企业IPO定价效率，会促使一级市场IPO发行价更加接近新股的内在价值。

从制度成因理论视角来看，外部制度环境的改善会进一步强化券商的生产信息和认证中介的功能从而提高IPO定价效率。科创板实行以企业信息披露为核心的注册制，不仅对券商所监督的上市公司信息披露规范提出了更高的要求，同时还强调券商及保荐代表人应督促上市公司建立健全信息披露和规范运作制度。此外，在保荐机构相关子公司跟投制下，券商须同时兼顾短期佣金收益和中长期跟投解禁收益，这在一定程度上弱化了其短期机会主义行为，使得通过哄抬股价以收获高额佣金的行为受到抑制。可见，科创板注册制、跟投制等一系列制度创新，不仅有利于改善传统声誉机制的外部环境，提高IPO定价效率，还有利于约束券商的短期机会主义行为，提高IPO定价效率。

综上所述，主板、中小板非注册制创业板上市企业在 IPO过程中，券商仅通过发挥信息生产和认证监督以提高新股定价效率，而科创板注册制的引入则有利于改善传统声誉机制的外部环境，提高声誉机制对IPO折价的作用效率。于此同时，科创板的跟投制则通过构建风险共担的激励合约来约束券商的短期机会主义行为。因此，本文提出第一条研究假设：

H1：券商声誉对一级市场IPO折价率存在显著负向作用。

(三)券商声誉与二级市场IPO反应率

市场力量假说认为，高声誉券商、机构投资者与分析师的参与可能会增加投资者信念异质性以及促使卖空限制更为严格，从而导致更高的IPO估值。具体地，高质量市场参与者的支持可能会使许多市场投资者对公司的发展前景持有更加乐观的情绪，从而增加投资者对IPO公司未来前景的异质性。此外，由于声誉较高的券商可以更有效地限制投资者对IPO公司股权的卖空程度，因此对于高声誉承销商支持的IPO，卖空限制将更为严格。投资者更高的异质性信念和更严格的卖空限制反过来将导致公司在IPO市场上的更高估值[18]。此外，由于市场投资者难以在从一级市场发行到二级市场开盘的短期时间内改变对IPO公司前景的看法，因此根据市场力量假说的理论逻辑，在IPO后不久的二级市场上，声誉较高的券商支持的IPO公司的股票估值应该高于声誉较低的承销商支持的IPO公司。

从行为金融学理论视角来看，高声誉券商会助长投资者的乐观情绪，抬高上市后新股的发行价格。行为金融学认为，投资者的情绪以及投资者注意力配置会通过影响其对信息的解读进而影响其投资决策[19]。券商的市场声誉越高，投资者对企业未来业绩的乐观预期可能更高，这些乐观估计会进一步刺激资本市场对IPO企业股票的偏好，进而抬高上市后的股票交易价格，从而加剧IPO抑价水平。

综上所述，高声誉承销商的参与可能会导致投资者信念异质性的增加以及促使卖空限制变得更加严格；其次，高声誉券商的参与会助长投资者的乐观情绪，抬高上市后新股的发行价格。因此，本文提出第二条研究假设：

H2：券商声誉对二级市场IPO反应率存在显著正向作用。

根据理论与假设，图1展示了券商声誉对科创板IPO折价率与反应率的影响机制。

图1 IPO折价率、反应率与抑价率

三、研究设计

(一)模型构建

为考察券商声誉对科创板公司IPO抑价的作用机制，本文构建了反映券商声誉与总体IPO抑价率关系，以及券商声誉与一级市场IPO折价率、二级市场IPO反应率之间关系的两类实证模型。

为考察依据M-V份额法和C-M排名法设计的两类券商声誉变量是否对IPO抑价率存在影响，在控制网上发行中签率、企业资产规模、企业资产规模以及平均换手率的基础上，分别检验券商份额声誉变量、券商排名声誉变量与IPO抑价率之间的关系，具体如式(1)、式(2)所示。

UPRi=a0a+a1aREPi+a2aISi+a3aSIZEi+a4aVPEi+a5aTRi+εia

(1)

UPRib=a0b+a1bTOP5i+a2bISi+a3bSIZEi+a4bVPEi+a5bTRi+εib

(2)

式(1)、式(2)分别代表券商份额声誉、券商排名声誉与IPO抑价率之间的关系。其中，UPR代表IPO抑价率，REP和TOP5分别代表券商份额以及排名声誉，IS、SIZE、VPE和TR分别代表网上发行中签率、企业资产规模、企业资产规模以及平均换手率指标。

为深入探究券商声誉对IPO抑价的内在作用机制，本文参考Song等[20]、Purnanandam等[21]、宋顺林等[22]的研究，采用分析师预测法将IPO抑价率分解成一级市场IPO折价率和二级市场IPO反应率两个部分。根据分析预测法，新股的合理价值等于多个专业分析师对新股价值预测的平均值。分析师对证券市场的情况更为熟悉，在寻找可比公司时，具备更强的信息优势。具体估计方法为：新股内在价值=行业可比公司市盈率×分析师预测得到的每股收益值。

一级市场IPO折价率和二级市场IPO反应率的测算方式分别如式(3)、式(4)所示。

(3)

(4)

在式(3)、式(4)中，IUPR、UUPRi分别代表IPO折价率和IPO反应率，pi、pt和p0分别代表新股收盘价、真实价和发行价。在成功按市场类别将IPO抑价率分解成IPO折价率和IPO反应率以后，构建本文的第二类模型，分别探索券商声誉与一级市场IPO折价率以及二级市场IPO反应率之间的关系，具体如式(5)～(8)所示。

IPRib=a0c+a1cREPi+a2cISi+a3cSIZEi+a4cVPEi+εic

(5)

IUPR=a0d+a1dTOP5i+a2dISi+a3dSIZEi+a4dVPEi+εid

(6)

UUPRi=a0e+a1eREPi+a2eISi+a3eSIZEi+a4eVPEi+a5eTRi+εie

(7)

UUPRi=a0f+a1fTOPi+a2fISi+a3fSIZEi+a4fVPEi+a5fTRi+εif

(8)

式(5)、式(6)阐述了券商声誉与一级市场IPO折价率之间的关系，式(7)、式(8)阐述了券商声誉与二级市场IPO反应率之间的关系。需要重点说明的是，由于影响一级市场发行价与二级市场收盘价的因素存在一定差异，因此在研究券商声誉与IPO折价率、IPO反应率的关系时，所选用的控制变量也存在细微差别。换手率指标所反应的是二级市场投资者的对新股的追捧程度，故在研究券商声誉与IPO折价率时，剔除了平均换手率这一控制变量。

(二)变量说明

1.IPO超额收益

本文的被解释变量由3个指标构成，分别是IPO抑价率以及将其分解后的IPO折价率和反应率。第一，IPO抑价率(UPR)。既有研究中通常采用绝对IPO抑价率与相对IPO抑价率两种方法衡量IPO抑价程度，因科创板无编制单独的参照指数，故本文选用绝对IPO抑价率为代理变量，计算公式为：UPRi=(Pi-P0)/P0。其中，UPRi分别代表新股上市前i个交易日的相对超额收益率，Pi为第i个交易日的收盘价，P0为新股发行价格。此外，科创板新型交易制度中明确了新股前5个交易日不设涨跌幅限制，为充分反映这一制度设计对IPO抑价的影响。同时，为以常态稳定的市场表现来提升研究结果的可靠性，进一步引入首月即第24个交易日的收盘价来计算IPO抑价率。第二，IPO折价率(IUPR)。衡量新股发行价与内在价值之间的差异程度，计算公式为：IUPR=(Pt-P0)/P0。其中，Pt表示新股的内在价值。第三，IPO反应率(UUPR)。衡量新股内在价值与收盘价之间的差异程度，计算公式为：UUPRi=(Pi-Pt)/Pi。

2.券商声誉

大部分研究常采用M-V市场份额法[23]和C-M排名法[24]来对券商声誉进行度量，即排名次序越靠前、市场份额越大的承销商，其声誉值就越高，本文依此设计两类声誉变量。第一，券商份额(REP)。依据中国证券业协会公布的2018年承销商A股市场主承销份额测度声誉指标。第二，券商排名(TOP5)。依据中国证券业协会公布的2018年承销商A股市场主承销排名设计虚拟变量。其中，排名前5的券商赋值为1，否则赋值为0。

3.控制变量

结合实际情况及同行研究，本文共引入4类控制变量。第一，网上发行中签率(IS)。综合反映资本市场对公司的认知程度，即测算中签的申购单位与有效申购单位的比值。第二，企业资产规模(SIZE)。职工数量、资产总额、股本总量等都是衡量公司规模的指标，考虑到数据可得性，以及与既有研究保持一致性，选用70家公司2018年资产总额指标。第三，调整后的市盈率(VPE)。众多文献在引入市盈率指标时，仅考虑样本企业的发行市盈率情况，本研究中的各个样本虽同属科技创新型企业，但其细分行业的整体市盈率水平仍存在较大区别，本文采用企业实际发行市盈率与所属行业市盈率的比值对该指标进行调整。第四，平均换手率(TR)。指新股成交量与流通总股本之比，反映市场投资者的对新股的追捧程度，是投资者情绪的度量指标之一。与IPO抑价指标对应，平均换手率指标按时间可分为上市首日(TR1D)、首周(TR1W)和首月(TR1M)。其中，首日、首周和首月平均换手率为前1、5和24个交易日换手率的算术平均值。

相关变量类型、名称与定义如表1所示。

表1 变量类型、名称与定义

四、实证研究

(一)样本与描述统计

本文的研究样本为2019年7月22日至2019年12月31日间科创板上市的70家公司。数据来源上，3个不同时间区间的IPO抑价指标(UPR)、平均换手率(TR)、调整后的市盈率(VPE)数据由笔者按上述公式计算获得，其中新股发行价及首日、首周、首月收盘价(P1D、P1W、P1M)、网上发行中签率(IS)、换手率(TR)等指标以及发行市盈率的原始数据均来自上海证券交易所网站；券商份额(REP)及排名(TOP5)指标来自中国证券业协会网站；公司规模(SIZE)数据来自样本公司所发布的招股说明书文件；分析师预测的每股收益数据来自国泰安数据库，同行业可比市盈率指标来自东方财富网。需要指出的是实证检验中，为降低数据的波动性，规避参数估计中的异方差，对公司规模、发行市盈率指标取自然对数，中签率则将其数值放大100倍。

对70家科创板公司的首日、首周和首月IPO抑价率与反应率、IPO折价率指标进行了描述性统计，具体如表2～表4所示。

表2 IPO抑价率和反应率

表3 IPO折价率

表4 IPO反应率

由上述三表报告的描述性统计结果可知，首日、首周和首月IPO抑价率的均值分别为115.07%、102.97%和108.10%，远高于成熟资本市场上10%～20%的抑价率水平。从IPO折价率和IPO反应率均值情况看，科创板IPO抑制既有来自一级市场发行价过低的原因，又有来自二级市场收盘价过高的原因。从两者的对比情况来看，首日、首周和首月IPO反应率均值分别为79.51%、67.07%和66.24%；随着上市时间的推移，二级市场收盘价有逐渐回归理性的趋势，IPO折价率均值则为66.24%，这说明二级市场对新股的估值偏误要略高于一级市场。

(二)假设性检验

根据研究设计，IPO抑价率、IPO反应率指标均有首日、首周和首月3个口径，IPO折价率则仅有1个口径。为检验研究假设的真实性，本文采用基础回归模型进行参数估计，最终得到16个估计方程。为保证回归结果的可靠性，在对所有模型估计参数后均进行了异方差检验，采用包含自变量平方项及交叉项的White检验进行分析；检验结果表明，各模型中均不存在异方差现象。此外，对含多个自变量的模型进行Pearson相关系数检验，检验结果表明，券商声誉变量与控制变量之间相关系数的绝对值均小于0.65，故估计方程中不存在明显的多重共线性问题。最终测算得出参数的显著性水平、方程调整后的拟合优度R2以及F统计量。

表5报告了券商声誉与IPO抑价率、IPO折价率以及IPO反应率之间的关系。从参数估计结果来看，券商声誉对首周和首月IPO抑价率在1%或5%的显著性水平下存在正向影响。这与信号传递理论下高声誉券商有益于缓和IPO发行方与投资者之间的信息差异，进而降低IPO抑价的理论逻辑相悖。然而，单从券商声誉与IPO折价率的参数关系中，无法展开进一步的判断，即无法判断券商声誉与IPO抑价率之间的正向关系究竟源自何处。因此，需要借助券商声誉与IPO折价率及反应率的参数估计结果进行深入解读。

由券商声誉与IPO折价率的参数估计结果可知，券商声誉对一级市场IPO折价率并不存在显著影响，研究假设1未得到证实。券商声誉的信息生产和认证中介作用在科创板市场并未得到有效发挥，可能的解释有：其一，声誉指标的有效性有待进一步商榷。迄今为止国内尚未构建类似美国的墓碑公告以计算券商的排名顺次，因此学者们多根据券商的市场份额、排名等反映业务能力的指标对其声誉水平进行测度，而单从这一思路出发难以准确测评券商声誉的真实水平。其二，发行注册制和跟投制在国内资本市场均属首次试行的新兴制度。因此，存在实践经验不足等客观问题，导致制度对券商声誉机制有效促进的外部环境尚未得到明显改进。

由券商声誉与IPO反应率的参数估计结果可知，券商声誉对二级市场IPO反应率存在显著的正向影响，研究假设2得到证实。具体可从两个维度进行解读：其一，从IPO反应率的参数结果看，首周和首月IPO反应率指标的显著性水平优于首日IPO反应率指标。由此可以得出，科创板市场虽然扬弃了上海证券交易市场的既有经验，同时引入了更具兼容性的制度安排，但因客观上仍存在实践经验不足等问题，故首日上市股价的有效性存在欠缺，在经历不设涨跌幅限制的5个交易日以后，市场才逐渐回归理性，并且一直延续到第24个交易日。其二，高声誉券商对提升二级市场收盘价的效果非常明显。一方面，高声誉券商的参与提高了投资者信念的异质性，同时也使得卖空限制变得更加严格。另一方面，高声誉券商的参与激发了投资者对企业未来业绩的乐观预期，进而抬高上市后股票的收盘价格，加剧了IPO反应率。

表5 券商声誉与公司IPO表现

(三)稳健性检验

为验证实证结果的可靠性，本文特采用如下策略开展稳健性测试。

1.替换被解释变量

将绝对IPO抑价率指标替换为相对IPO抑价率指标。需要说明的是，因科创板指数没有单独的参照标准，本文采用上证指数替代。相对IPO抑价率由绝对IPO抑价率剔除上证数值波动影响后获得，因此采用剔除市场影响的相对IPO抑价率指标仅影响二级市场IPO反应率指标。同时，券商声誉变量、控制变量与前文完全一致。实证结果显示，券商声誉对首日相对IPO反应率不存在显著作用，对首周、首月相对IPO反应率则在5%或10%的显著性水平下存在正向作用。参数符号、大小以及显著性水平与前文估计结果基本一致。实证结果稳健。

2.增添C-M声誉排名指标

在将排名是否为前5的券商作为虚拟变量分水岭的基础上，为防止指标测度存在偏差，本文进一步引入TOP 10和TOP 20的指标，即券商排名是否为前10或前20，若是则赋值为1，否则赋值为0。其余变量与前文一致。实证结果显示，沿用C-M声誉排名法的测度方式，将原有的TOP 5指标替换成TOP 10、TOP 20指标，券商声誉与IPO抑价率、一级市场IPO折价率、二级市场IPO反应率之间的关系均与前文估计参数的方向、大小与显著性水平基本一致。实证结果依然稳健。

3.分析师预测法的稳健性测试

在替换指标重新估计参数的稳健性后，还需要重点对IPO抑价率分解方法的可靠性进行检验。为了说明券商声誉与通过分析师预测法测算得出的IPO折价率、IPO反应率的关系是长期稳定可靠的。本文进一步将分析师预测得到的每股收益值按预测终止日期划分成2019年末、2020年末和2021年末3个时间区间，分别研究3个时间区间测算得到的新股内在价值与IPO折价率和IPO反应率之间的关系。将分析师预测结果按预测终止日划分成2019、2020和2021年3个时段，券商声誉对一级市场IPO折价率仍不存在显著影响，而对二级市场首周和首月IPO反应率则存在显著的正向作用，与前文实证结果中参数的方向及显著性水平基本一致。需要进一步指出的是，通过横向比较3个时段的参数结果，不难看出，券商声誉对以2019年作为预测终止日期的分析师预测结果影响最大，2020年次之，2021年最小。即在经历一段时间后，券商声誉对投资者情绪的作用量呈衰退趋势，这一结论符合客观规律。

五、结论与建议

(一)研究结论

本文选取科创板开市元年上市的70家公司作为研究样本，综合采用M-V份额法和C-M排名法衡量券商声誉，研究了券商声誉与科创板公司IPO抑价率之间的关系。同时，为厘清券商声誉的内在作用机制，进一步采用分析师预测法将IPO抑价率分解成为一级市场IPO折价率和二级市场IPO反应率两个部分。实证结果表明：第一，券商声誉对科创板IPO抑价率存在显著的正向影响，即券商的声誉越高，IPO抑价率越高；第二，券商声誉对科创板一级市场IPO折价率不存在显著的影响；第三，券商声誉对科创板二级市场IPO反应率存在显著的正向影响。这表明在国内资本市场首次试点注册制的政策背景下，券商声誉并未有效发挥信息披露和认证中介等功能，反而强化了二级市场投资者的非理性情绪，进一步抬升了新股收盘价格。

(二)政策建议

本文的研究结论并不能否定科创板在制度层面上的创新，现阶段应当思考如何完善券商声誉机制、如何过滤噪声以及如何培育理性投资者，以合理引导券商声誉充分发挥信息生产者和认证中介的正向作用。本文提出如下政策建议以供参考：

第一，构建券商声誉正向排名和逆向声誉损失测度相结合的双向测评机制。一方面，借鉴类似美国墓碑公告的券商排名机制，将实务界对衡量券商声誉的单一指标——市场份额进行拓展，综合考虑券商的承销及主承销规模、市场份额、保荐成功率等因素，对券商进行正向排名。另一方面，可尝试从声誉损失的思路出发建立券商声誉的逆向测评机制，对券商违规、造假等行为设计科学合理的量化减分体系，科学合理地测评国内券商的市场声誉。

第二，构建噪声过滤机制，进一步培育理性投资者。噪声是一种被曲解的信息，在以信息披露为核心的注册制下，市场监管方首先应当在信息源头上杜绝噪声交易行为的产生，保证科创板公司信息披露的真实性与完整性，加强内部控制，提高信息披露质量，以此减少与新股真实价值无关的噪声[25]。与此同时，还要进一步提高广大投资者对市场信息的甄别能力，培育理性投资的市场环境，抑制非理性行为。