行政管制IPO對(duì)投資者結(jié)構(gòu)影響的實(shí)證研究
2019-03-05 02:43臧學(xué)眾黎文靖
臧學(xué)眾， 黎文靖
一、引 言
《中國(guó)證券登記結(jié)算統(tǒng)計(jì)年鑒2015》的數(shù)據(jù)顯示，2015年末中國(guó)證券市場(chǎng)A股開戶投資者數(shù)量為9 838.20萬，其中自然人投資者9 812.14萬，占比99.74%；機(jī)構(gòu)投資者26.06萬，僅占0.26%；從持有市值結(jié)構(gòu)看，市值在100萬元以下的投資者占全部投資者的比例為96.96%，投資者結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出明顯的散戶市場(chǎng)特征。相比而言，美國(guó)證券市場(chǎng)2002年度機(jī)構(gòu)投資者的交易量占紐約證券交易所的96%，日本證券市場(chǎng)機(jī)構(gòu)投資者的持股市值占60%。
發(fā)達(dá)國(guó)家證券市場(chǎng)的歷史經(jīng)驗(yàn)表明，個(gè)人投資者占比過大容易造成盲目跟風(fēng)、追漲殺跌，加大證券市場(chǎng)的無序波動(dòng)，而機(jī)構(gòu)投資者通過對(duì)沖個(gè)人投資者的非理性交易，可以降低市場(chǎng)噪音,起到穩(wěn)定市場(chǎng)的作用。其原因在于機(jī)構(gòu)投資者一般不會(huì)頻繁地變動(dòng)其投資組合，通常采取“買入并持有”的策略且持股數(shù)量較大，所持有的證券在價(jià)格上呈現(xiàn)出較低的波動(dòng)性。
國(guó)外發(fā)達(dá)證券市場(chǎng)的新股發(fā)行中，機(jī)構(gòu)投資者普遍獲得較高的配售份額。根據(jù)Ljungqvist和Wilhelm對(duì)IPO數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)，機(jī)構(gòu)投資者在法國(guó)證券市場(chǎng)獲得的新股份額為76%；在英國(guó)證券市場(chǎng)不限投資者類別的IPO中的份額為73%，同時(shí)英國(guó)還有651個(gè)IPO僅面向機(jī)構(gòu)投資者，不向社會(huì)公眾發(fā)售；德國(guó)機(jī)構(gòu)投資者在IPO中獲配份額稍低，為58%；美國(guó)方面，由高盛提供的32個(gè)IPO樣本數(shù)據(jù)中，機(jī)構(gòu)投資者獲配比例為66%(如表1所示)。
表1 歐美主要國(guó)家IPO中機(jī)構(gòu)投資者配售份額
資料來源：Ljungqvist和Wilhelm,2002。
1997年國(guó)務(wù)院頒布《證券投資基金管理暫行辦法》以來，雖然中國(guó)的機(jī)構(gòu)投資者得到了長(zhǎng)足的發(fā)展，但證券市場(chǎng)仍是以散戶為主的投資者結(jié)構(gòu)。與此相對(duì)應(yīng)，中國(guó)證券市場(chǎng)的交易頻繁，2015年過戶金額高達(dá)1 032.51萬億元，是流通市場(chǎng)48.62萬億元市值的21.23倍。同時(shí)，證券市場(chǎng)整體波動(dòng)劇烈，出現(xiàn)了“千股漲?！薄ⅰ扒Ч傻！薄ⅰ扒Ч傻５角Ч蓾q?！?、“千股停牌”等異?，F(xiàn)象。
證券市場(chǎng)的投資者結(jié)構(gòu)，既表現(xiàn)為機(jī)構(gòu)投資者和個(gè)人投資者等不同主體之間的持股比例，也表現(xiàn)為股東戶數(shù)、戶均持股比例所反映的股權(quán)分散程度。投資者結(jié)構(gòu)對(duì)證券市場(chǎng)的健康發(fā)展有重大影響，因此研究影響投資者結(jié)構(gòu)的因素及其作用機(jī)制具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。本文從中國(guó)證券市場(chǎng)的實(shí)際出發(fā)，使用股權(quán)分置改革以來核準(zhǔn)制下十年來的長(zhǎng)期間樣本數(shù)據(jù)，研究了行政管制因素在首次公開發(fā)行新股中對(duì)新股分配的作用機(jī)制，系統(tǒng)分析了其對(duì)中國(guó)證券市場(chǎng)投資者結(jié)構(gòu)的影響。
本文的貢獻(xiàn)有以下兩個(gè)方面：(1)本文以中國(guó)證券市場(chǎng)新股發(fā)行時(shí)的投資者結(jié)構(gòu)為研究對(duì)象，探討了行政管制因素對(duì)新股分配的影響機(jī)制，是我國(guó)目前首篇關(guān)于新股發(fā)行影響投資者結(jié)構(gòu)的實(shí)證研究，而西方學(xué)者因其新股市場(chǎng)化發(fā)行而不具備研究行政管制影響的客觀條件。(2)利用中國(guó)證券市場(chǎng)發(fā)行人IPO時(shí)需公布發(fā)行后上市前的投資者結(jié)構(gòu)和持股比例，研究了控制新股發(fā)行速度和發(fā)行市盈率等對(duì)投資者結(jié)構(gòu)的影響，補(bǔ)彌了西方學(xué)者因承銷商不披露相關(guān)信息，缺乏數(shù)據(jù)而在研究?jī)烧哧P(guān)系方面的不足。(3)使用2006—2016年間中國(guó)股權(quán)分置改革后核準(zhǔn)制下的IPO數(shù)據(jù)，真實(shí)反映了當(dāng)前中國(guó)A股市場(chǎng)的投資者結(jié)構(gòu)情況。部分學(xué)者，如Shen等研究中國(guó)中簽率模式下的投資者參與行為，其研究區(qū)間1996—2000年已成為歷史的股權(quán)分置時(shí)期。由于股權(quán)分置改革前法人股不能上市流通，股權(quán)定價(jià)、股東利益不同于流通股，因此以股權(quán)分置改革后的數(shù)據(jù)為研究對(duì)象更具現(xiàn)實(shí)意義。
本文接下來的內(nèi)容安排如下：第二部分是文獻(xiàn)回顧，介紹國(guó)內(nèi)外IPO與投資者結(jié)構(gòu)相關(guān)文獻(xiàn)；第三部分是理論分析與研究假設(shè)；第四部分是研究設(shè)計(jì)，包括樣本選擇和模型設(shè)定；第五部分是實(shí)證結(jié)果及分析；第六部分是內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第七部分是結(jié)論和建議。
二、文獻(xiàn)回顧
20世紀(jì)90年代以來，因IPO時(shí)的股份分配影響到抑價(jià)理論、股權(quán)結(jié)構(gòu)和承銷商報(bào)酬，新股份額如何在機(jī)構(gòu)和個(gè)人之間進(jìn)行分配受到越來越多學(xué)者的關(guān)注，成為學(xué)術(shù)熱點(diǎn)問題。學(xué)術(shù)界關(guān)注這一問題的背景，是在IPO抑價(jià)時(shí)有大量“留在桌面上的錢”(Money on the Table)的情況下，公眾越來越關(guān)注股份分配中的不公平現(xiàn)象。鑒于西方國(guó)家承銷商對(duì)股份分配信息通常不予公開，由此給實(shí)證研究帶來了困難,因此，西方相關(guān)文獻(xiàn)主要集中在分配機(jī)制的研究方面。
首次公開發(fā)行股票(IPO)通常會(huì)獲得超額認(rèn)購(gòu)。美國(guó)證券市場(chǎng)的承銷商在IPO時(shí)采用詢價(jià)發(fā)行模式，以自由裁量的方式來進(jìn)行股份分配。與此相反，一些國(guó)家的法律規(guī)定，發(fā)生超額認(rèn)購(gòu)時(shí)承銷商需要公平地在認(rèn)購(gòu)者之間分配股份。Benveniste和Spindt研究認(rèn)為，美國(guó)的詢價(jià)機(jī)制是有效的，能夠鼓勵(lì)有信息的投資人向承銷商揭示其擁有的發(fā)行人股票的價(jià)值信息，作為回報(bào)，承銷商則優(yōu)先向這些投資人配售股票。Benveniste和Wilhelm認(rèn)為，承銷商的自由裁量可以引導(dǎo)有信息的投資人提供信息以獲得更多的股票份額，同時(shí)使得發(fā)行人獲益，而逆向選擇的存在和收集信息的成本可能是IPO產(chǎn)生抑價(jià)的主要因素。
部分研究IPO股份分配的文獻(xiàn)，用小樣本數(shù)據(jù)研究了機(jī)構(gòu)投資者和個(gè)人(零售)投資者之間的差別。Hanley和Wilhelm發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者在抑價(jià)高的新股中得到了更多份額，認(rèn)為是承銷商需要這些投資者參加吸引力較低的新股發(fā)行的等價(jià)交換。Aggarwal等發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者的股票份額與首日收益率呈正相關(guān)關(guān)系，部分原因在于其在市場(chǎng)需求較高的IPO中得到了更多的股票。Chemmanur等分析了機(jī)構(gòu)投資者在IPO中的作用，認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者擁有關(guān)于IPO的重要的私有信息，能夠較長(zhǎng)時(shí)間持有上市后市場(chǎng)需求少的股票，因此可以獲得承銷商給予更多的股票份額。
就承銷商與投資者之間的關(guān)系，Gondat和James認(rèn)為承銷商為了降低投資者規(guī)避過高估值的新股而退出申購(gòu)的風(fēng)險(xiǎn)，與長(zhǎng)期參與新股申購(gòu)的投資者在博奕中形成了提供平均抑價(jià)股票的交換關(guān)系。Jenkinson和Jones通過對(duì)機(jī)構(gòu)投資者進(jìn)行問卷調(diào)查，研究認(rèn)為，經(jīng)紀(jì)商與投資銀行之間的關(guān)系是影響股份分配的最重要的因素，支持IPO中的股份分配是投資銀行進(jìn)行利益交換的觀點(diǎn)，質(zhì)疑了產(chǎn)生或揭示價(jià)格信息在IPO股份分配中的作用。
關(guān)于歐洲證券市場(chǎng)的文獻(xiàn)中，Cornelli和Goldreich研究發(fā)現(xiàn)，包含更多信息的限價(jià)申購(gòu)、經(jīng)常參加申購(gòu)的投資者、國(guó)內(nèi)投資者可獲得更大的新股配售份額。Jenkinson和Jones的研究表明，在IPO中長(zhǎng)期投資者持續(xù)獲得了較多的份額和收益。與Cornelli和Goldreich不同，Jenkinson和Jones未發(fā)現(xiàn)信息含量高的詢價(jià)獲得了較多的配售份額。
亞洲證券市場(chǎng)方面，Cheng等指出，中國(guó)香港的承銷商很少行使自由裁量分配權(quán)，在和大投資者不存在信任關(guān)系且無有效機(jī)制監(jiān)督大投資者賣出的情況下，承銷商傾向于向小的忠誠(chéng)的投資者分配較多的份額。Mazouz等發(fā)現(xiàn)，中國(guó)香港新股的回?fù)軝C(jī)制能夠提高個(gè)人投資者獲配抑價(jià)新股的比例，降低新股發(fā)行中的逆向選擇風(fēng)險(xiǎn)。Chiang等研究發(fā)現(xiàn)，即使承銷商沒有股票分配權(quán)，機(jī)構(gòu)投資者在中國(guó)臺(tái)灣的IPO拍賣發(fā)行中的表現(xiàn)也優(yōu)于個(gè)人，原因在于機(jī)構(gòu)投資者可以避免個(gè)人投資者所具有的行為偏差。Bubna和Prabhala通過研究印度證券市場(chǎng)IPO中承銷商股票分配權(quán)的變化，發(fā)現(xiàn)股票分配權(quán)對(duì)應(yīng)較低的新股抑價(jià)。Seth等研究了IPO中基石投資者的作用，認(rèn)為基石投資者能夠減小新股估值的不確定性并降低新股抑價(jià)。
在IPO股份分配方面，中國(guó)證券市場(chǎng)除成立初期使用過定價(jià)和拍賣發(fā)行模式外，長(zhǎng)期使用詢價(jià)發(fā)行和中簽分配模式。承銷商在股份分配方面沒有自由裁量權(quán)，而在價(jià)格確定方面則包括中國(guó)證監(jiān)會(huì)窗口指導(dǎo)和市場(chǎng)定價(jià)兩種類型。Shen等使用中國(guó)1996—2000年間的IPO數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)表明中國(guó)投資者的參與和IPO抑價(jià)符合Miller的價(jià)格泡沫假設(shè)。Feng和Johansson對(duì)中國(guó)2005—2010年A股的IPO市場(chǎng)進(jìn)行了分析，認(rèn)為基金有預(yù)測(cè)新上市公司未來業(yè)績(jī)的能力。Geertsema和Lu針對(duì)中國(guó)新股發(fā)行詢價(jià)和中簽配售制度建立了抑價(jià)和超額認(rèn)購(gòu)的博弈模型，分析了風(fēng)險(xiǎn)中性的投資者參與網(wǎng)上申購(gòu)時(shí)的最佳投資額度。
中國(guó)學(xué)者關(guān)于投資者結(jié)構(gòu)的文獻(xiàn)，主要集中在機(jī)構(gòu)投資者的市場(chǎng)作用方面。由于中國(guó)機(jī)構(gòu)投資者是在證券市場(chǎng)發(fā)展到一定階段才成長(zhǎng)起來的，因此有關(guān)機(jī)構(gòu)投資者的文獻(xiàn)集中在2006年之后。與國(guó)外文獻(xiàn)基本肯定機(jī)構(gòu)投資者的穩(wěn)定作用一致，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者的進(jìn)入減小了市場(chǎng)波動(dòng)，有利于市場(chǎng)穩(wěn)定。譚勁松和林雨晨認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者有助于改善公司治理水平，從而提升公司的信息披露質(zhì)量。部分學(xué)者認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者對(duì)中國(guó)證券市場(chǎng)的穩(wěn)定作用難以確定。另外，有學(xué)者根據(jù)實(shí)證數(shù)據(jù)得出了相反的結(jié)論，認(rèn)為中國(guó)證券投資基金的跨越式發(fā)展并未提高市場(chǎng)的穩(wěn)定和理性，反而加劇了股價(jià)的波動(dòng)。
綜上所述，西方關(guān)于IPO與投資者結(jié)構(gòu)的文獻(xiàn)中，較深入地研究了機(jī)構(gòu)投資者和個(gè)人投資者在IPO股份分配中的差別。但由于承銷商在IPO時(shí)不需披露投資者結(jié)構(gòu)，西方學(xué)者在研究?jī)烧咧g的直接關(guān)系時(shí)缺乏相關(guān)實(shí)證數(shù)據(jù)。中國(guó)學(xué)者的研究則主要集中于機(jī)構(gòu)投資者對(duì)證券市場(chǎng)的影響，尚未有學(xué)者就IPO機(jī)制對(duì)投資者結(jié)構(gòu)的影響進(jìn)行研究。本文使用中國(guó)股權(quán)分置改革以來十年間的樣本數(shù)據(jù)，利用中國(guó)證券市場(chǎng)上市公司IPO時(shí)需公布發(fā)行后上市前的投資者結(jié)構(gòu)和持股比例，分析了IPO時(shí)控制新股發(fā)行速度、發(fā)行市盈率等行政管制因素對(duì)投資者結(jié)構(gòu)的影響機(jī)制，彌補(bǔ)了國(guó)內(nèi)外在這個(gè)研究方向上的不足。
三、理論分析與研究假設(shè)
(一)理論分析
在中國(guó)證券市場(chǎng)新股發(fā)行核準(zhǔn)制下，中國(guó)證監(jiān)會(huì)決定上市公司的數(shù)量供給，并經(jīng)常通過窗口指導(dǎo)等方式?jīng)Q定新股的發(fā)行價(jià)格，試圖用行政手段代替市場(chǎng)的力量以平衡證券市場(chǎng)的供需關(guān)系。這種不同于西方證券市場(chǎng)的非市場(chǎng)化的新股制度安排，干擾了證券市場(chǎng)上“看不見的手”的自我調(diào)節(jié)。證券市場(chǎng)的新股發(fā)行審核制度，是市場(chǎng)化的還是行政管制的，將對(duì)新股的供需平衡和價(jià)格確定產(chǎn)生顯著的差異性影響，進(jìn)而影響新股收益率的高低。由于參與證券市場(chǎng)的投資者均是逐利的經(jīng)濟(jì)人，新股收益率的變化將影響證券市場(chǎng)投資者的新股申購(gòu)行為，進(jìn)而對(duì)投資者結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。
在美、英、日、中國(guó)香港等發(fā)達(dá)證券市場(chǎng)上，企業(yè)只要符合上市條件、充分真實(shí)地披露信息，就可以按程序申請(qǐng)掛牌上市，從申請(qǐng)到掛牌上市的正常時(shí)間在三個(gè)月左右。而在中國(guó)目前的IPO核準(zhǔn)制下，雖然《證券法》規(guī)定了“國(guó)務(wù)院證券監(jiān)督管理機(jī)構(gòu)或者國(guó)務(wù)院授權(quán)的部門應(yīng)當(dāng)自受理證券發(fā)行申請(qǐng)文件之日起三個(gè)月內(nèi)，依照法定條件和法定程序作出予以核準(zhǔn)或者不予核準(zhǔn)的決定”的時(shí)間要求，但由于“發(fā)行人根據(jù)要求補(bǔ)充、修改發(fā)行申請(qǐng)文件的時(shí)間不計(jì)算在內(nèi)”，中國(guó)證監(jiān)會(huì)對(duì)申請(qǐng)首次公開發(fā)行新股的實(shí)際審核時(shí)間大大延長(zhǎng)，對(duì)新股發(fā)行速度的行政管制使得證券一級(jí)市場(chǎng)的新股供給遠(yuǎn)小于市場(chǎng)需求。
行政管制下的新股發(fā)行體制對(duì)投資者結(jié)構(gòu)的影響，表現(xiàn)為證監(jiān)會(huì)控制新股發(fā)行速度使得證券一級(jí)市場(chǎng)的股票供給小于需求，且證監(jiān)會(huì)通過窗口指導(dǎo)限定新股的發(fā)行價(jià)格，因而申購(gòu)新股可獲得較高的無風(fēng)險(xiǎn)收益率，吸引了更多的個(gè)人投資者參與網(wǎng)上新股申購(gòu)。網(wǎng)上有效申購(gòu)戶數(shù)的增多，導(dǎo)致上市公司IPO后初始股東戶數(shù)上升，戶均持股比例下降，并通過網(wǎng)上網(wǎng)下回?fù)軝C(jī)制降低了機(jī)構(gòu)投資者配售新股的比例。
(二)研究假設(shè)
在西方古典經(jīng)濟(jì)學(xué)以及馬克思主義經(jīng)濟(jì)學(xué)中，價(jià)格是商品內(nèi)在價(jià)值的外在體現(xiàn)；現(xiàn)代西方經(jīng)濟(jì)學(xué)則認(rèn)為，價(jià)格是由供給和需求之間相互影響、達(dá)到平衡而產(chǎn)生的。商品價(jià)格既不反映價(jià)值又不反映供求關(guān)系的狀態(tài)，在經(jīng)濟(jì)學(xué)中稱為價(jià)格扭曲。
中國(guó)證券市場(chǎng)上，中國(guó)證監(jiān)會(huì)通過對(duì)申請(qǐng)上市的公司進(jìn)行核準(zhǔn)，控制著新股發(fā)行速度，即一定期間內(nèi)發(fā)行上市的公司數(shù)量。中國(guó)證監(jiān)會(huì)控制了新股的發(fā)行節(jié)奏，將IPO數(shù)量作為調(diào)控市場(chǎng)指數(shù)、平衡情緒沖擊的工具：在股市上漲時(shí)期放松發(fā)行控制、批準(zhǔn)更多上市申請(qǐng)，在股市低迷時(shí)放緩發(fā)行節(jié)奏甚至?xí)和９善卑l(fā)行。劉煜輝和熊鵬認(rèn)為，政府對(duì)IPO發(fā)行的管制是導(dǎo)致中國(guó)IPO極高抑價(jià)水平的根本原因。田利輝通過構(gòu)建新股發(fā)行的供求理論，實(shí)證檢驗(yàn)了發(fā)行超額抑價(jià)的影響因素，指出金融管制導(dǎo)致了中國(guó)股票發(fā)行的超額抑價(jià)。本文研究期間的中國(guó)證券市場(chǎng)，2015年底以前新股網(wǎng)上發(fā)行一直實(shí)行全額資金申購(gòu)，2013年12月后同時(shí)伴隨二級(jí)市場(chǎng)市值配售，2016年1月之后的市值配售則取消了資金申購(gòu)。根據(jù)供求理論，在市場(chǎng)需求既定的條件下，同期發(fā)行的上市公司數(shù)量減少，將使得較多的投資者追逐較少的新股，從而提高了每家IPO公司的有效申購(gòu)戶數(shù)，提高了新股發(fā)行時(shí)的網(wǎng)上有效申購(gòu)倍數(shù)。因此可以假設(shè)：
H1：證券市場(chǎng)IPO時(shí)，控制新股發(fā)行速度的行政管制，提高了申購(gòu)新股的投資者數(shù)量和網(wǎng)上初步申購(gòu)倍數(shù)。
新股收益率作為衡量IPO發(fā)行價(jià)格與二級(jí)市場(chǎng)價(jià)格的偏離指標(biāo)，美國(guó)1960—2017年13 001家IPO平均為16.8%，英國(guó)1959—2012年4 932家IPO平均為16.0%，中國(guó)香港1980—2013年1 486家IPO平均為15.8%，日本1970—2016年3 488家IPO平均為44.7%，而中國(guó)1990—2016年3 116家IPO平均為145.4%。全球52個(gè)國(guó)家中，僅有約旦、沙特分別以149.0%、239.8%高于中國(guó)的IPO抑價(jià)率水平。
中國(guó)1993年《公司法》和1998年《證券法》均規(guī)定，新股發(fā)行價(jià)格須經(jīng)證券監(jiān)管部門批準(zhǔn)。2004年修正的《證券法》刪除了這一規(guī)定，中國(guó)證監(jiān)會(huì)依據(jù)法律的調(diào)整，對(duì)股票發(fā)行方式進(jìn)行了重大改革，于2005年初推出了詢價(jià)制度，采用發(fā)達(dá)市場(chǎng)通行的向機(jī)構(gòu)投資者累計(jì)投標(biāo)詢價(jià)方式確定新股發(fā)行價(jià)格。研究發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者參與詢價(jià)和發(fā)行配售，對(duì)IPO抑價(jià)率的降低起到了顯著作用，有利于提高市場(chǎng)發(fā)行定價(jià)效率。但在詢價(jià)制度實(shí)施過程中，中國(guó)證監(jiān)會(huì)長(zhǎng)期進(jìn)行窗口指導(dǎo)，要求發(fā)行人和承銷商不得高于一定的市盈率水平(詳見圖1)。本文研究期間，中國(guó)證券市場(chǎng)IPO發(fā)行定價(jià)分為市場(chǎng)定價(jià)和控制市盈率定價(jià)兩種形式。陳工孟和高寧、于增彪和梁文濤認(rèn)為，固定市贏率發(fā)行是導(dǎo)致新股定價(jià)過低的重要因素。因新股定價(jià)過低使得新股收益率超出正常水平，使得申購(gòu)新股成為不需要專業(yè)知識(shí)的、無風(fēng)險(xiǎn)的高收益投資，吸引了大量個(gè)人投資者參與。Benveniste和Spindt、Sherman和Titman認(rèn)為，抑價(jià)是承銷商因獲取定價(jià)信息而對(duì)投資者的回報(bào)。在中國(guó)控制市盈率發(fā)行時(shí)，機(jī)構(gòu)投資者在定價(jià)中的作用弱化，大量個(gè)人投資者參與申購(gòu)使得網(wǎng)上有效申購(gòu)倍數(shù)大幅提高。因此可以假設(shè)：
H2：證券市場(chǎng)IPO時(shí)，控制新股發(fā)行市盈率的行政管制，提高了申購(gòu)新股的投資者數(shù)量和網(wǎng)上初步申購(gòu)倍數(shù)。
圖1 2006—2016年IPO發(fā)行市盈率變化情況
本文研究期間，中國(guó)上市公司首次公開發(fā)行股票，主要采用網(wǎng)下向配售對(duì)象詢價(jià)配售和網(wǎng)上向社會(huì)公眾投資者定價(jià)發(fā)行相結(jié)合的方式。發(fā)行人和承銷商根據(jù)網(wǎng)下詢價(jià)結(jié)果，協(xié)商確定發(fā)行價(jià)格。網(wǎng)上發(fā)行時(shí)，單一證券賬戶申購(gòu)委托必須是1 000股(上交所)或500股(深交所)的整數(shù)倍，部分公司會(huì)設(shè)定網(wǎng)上申購(gòu)數(shù)量的上限。當(dāng)網(wǎng)上有效申購(gòu)數(shù)量大于網(wǎng)上發(fā)行數(shù)量時(shí)，由中國(guó)結(jié)算上海(深圳)分公司結(jié)算系統(tǒng)主機(jī)按每1 000股或500股確定為一個(gè)申報(bào)號(hào)，然后通過搖號(hào)抽簽，確定有效申購(gòu)中簽申報(bào)號(hào)。上述流程顯示，參加申購(gòu)的投資者數(shù)量增加，將增加發(fā)行后股東戶數(shù)，降低戶均持股比例。因此可以假設(shè)：
H3：證券市場(chǎng)IPO時(shí)，網(wǎng)上有效申購(gòu)?fù)顿Y者數(shù)量的增加，使得發(fā)行后股東戶數(shù)增加，戶均持股比例下降。
中國(guó)的新股發(fā)行包括網(wǎng)上公開發(fā)行和網(wǎng)下向機(jī)構(gòu)投資者為主體的合格投資者配售兩部分。網(wǎng)上公開發(fā)行的股份以抽簽的形式在所有網(wǎng)上有效申購(gòu)中進(jìn)行分配，網(wǎng)下配售在2006年至2012年間為不超過公開發(fā)行總量的20%(公開發(fā)行4億股以上的不超過向戰(zhàn)略投資者配售后剩余發(fā)行數(shù)量的50%)且不向網(wǎng)上回?fù)埽?014年以后網(wǎng)下初始發(fā)行比例不低于公開發(fā)行股票數(shù)量的60%(發(fā)行后總股本超過4億股的不低于70%)且在網(wǎng)上初步申購(gòu)倍數(shù)50～100倍時(shí)向網(wǎng)上回?fù)?0%，100～150倍時(shí)向網(wǎng)上回?fù)?0%，超過150倍時(shí)回?fù)芎缶W(wǎng)下發(fā)行比例不超過10%。2016年后發(fā)行股票在2 000萬股以下的，通過直接定價(jià)方式全部網(wǎng)上發(fā)行，不進(jìn)行網(wǎng)下配售。網(wǎng)上初步申購(gòu)倍數(shù)越高，參與網(wǎng)上申購(gòu)的機(jī)構(gòu)投資者配售比例就越低，同時(shí)在存在網(wǎng)上網(wǎng)下互撥機(jī)制的發(fā)行方式下，網(wǎng)下向網(wǎng)上回?fù)艿谋壤驮礁?，參與網(wǎng)下申購(gòu)的機(jī)構(gòu)投資者配售比例就越低。因此可以假設(shè)：
H4：證券市場(chǎng)IPO時(shí)，網(wǎng)上初步申購(gòu)倍數(shù)的提高，使得機(jī)構(gòu)投資者的配售比例下降。
四、研究設(shè)計(jì)
(一)數(shù)據(jù)來源和樣本選擇
中國(guó)證券市場(chǎng)設(shè)立之初，上市公司的股份包括向社會(huì)公開發(fā)行的、能在交易所上市交易的流通股以及公開發(fā)行前的、不能上市交易的非流通股。2005年啟動(dòng)的股權(quán)分置改革，消除了兩者在流通機(jī)制和定價(jià)機(jī)制上的差異。2006年5月25日，因股權(quán)分置改革而暫停的A股IPO重啟。由于股權(quán)分置是導(dǎo)致中國(guó)IPO高抑價(jià)水平的重要原因之一，為保持分析時(shí)數(shù)據(jù)的可比性，本文使用2006年5月至2016年9月間發(fā)行并掛牌上市的A股上市公司股東結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源上，以萬德資訊數(shù)據(jù)庫(Wind)為基礎(chǔ)，部分?jǐn)?shù)據(jù)取自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)。
研究期間，萬德資訊數(shù)據(jù)庫(Wind)共1 615家IPO原始樣本，其中1 430家在上市公告書中披露了發(fā)行后、上市前的股東戶數(shù)，未披露股東戶數(shù)的185家上市公司中有141家在上交所主板掛牌。按中國(guó)證監(jiān)會(huì)暫停/恢復(fù)發(fā)行以及不同的發(fā)行市盈率規(guī)定，可把1 430家樣本按發(fā)行日期分為6個(gè)時(shí)間段，如表2所示。
表2 中國(guó)證券市場(chǎng)不同時(shí)期發(fā)行定價(jià)制度
上述1 430家上市公司樣本中，2012年5月至2014年2月的111家上市公司，發(fā)行時(shí)參照行業(yè)市盈率，既非真正的市場(chǎng)化，也有別于控制市盈率的行政管制，在分析時(shí)從樣本中扣除。另外，3家上市公司在發(fā)行A股前已發(fā)行H股，2家上市公司發(fā)行新股時(shí)部分股票定向配售，40家上市公司無券商對(duì)其進(jìn)行新股定價(jià)預(yù)測(cè)，扣除這些樣本后本文的研究樣本為1 274家IPO上市公司。
(二)變量選擇和模型設(shè)定
1.被解釋變量和解釋變量
SUBACON
：網(wǎng)上有效申購(gòu)戶數(shù)。中國(guó)證券市場(chǎng)新股發(fā)行包括網(wǎng)上發(fā)行和網(wǎng)下發(fā)行，其中網(wǎng)上發(fā)行對(duì)象為包括機(jī)構(gòu)投資者和自然人的所有投資者，網(wǎng)下發(fā)行對(duì)象主要是具備一定資格的機(jī)構(gòu)投資者。統(tǒng)計(jì)顯示，網(wǎng)上申購(gòu)?fù)顿Y者數(shù)量均值為121.60萬戶，網(wǎng)下申購(gòu)?fù)顿Y者數(shù)量均值為245.97戶，網(wǎng)上申購(gòu)賬戶數(shù)量占比為99.98%。因此，網(wǎng)上有效申購(gòu)戶數(shù)SUBACON
可作為衡量新股申購(gòu)?fù)顿Y者數(shù)量的近似指標(biāo)。HOLDER
0：初始股東戶數(shù)，是上市公司在上市公告書中披露的發(fā)行后、上市前的股東戶數(shù)。初始戶均持股比例PROPPA
為上市公司發(fā)行后、上市前股東戶均持股占總股本的比例，與初始股東戶數(shù)互為倒數(shù)，即PROPPA
=1/HOLDER
0×100%。SUBMLON
：網(wǎng)上初步申購(gòu)倍數(shù)，無網(wǎng)上網(wǎng)下互撥機(jī)制時(shí)為網(wǎng)上有效申購(gòu)數(shù)量除以網(wǎng)上發(fā)行數(shù)量的倍數(shù)，有網(wǎng)上網(wǎng)下互撥機(jī)制時(shí)為互撥機(jī)制啟動(dòng)前網(wǎng)上有效申購(gòu)數(shù)量除以網(wǎng)上初始發(fā)行數(shù)量的倍數(shù)。HPINS
0：機(jī)構(gòu)實(shí)際配售占發(fā)行數(shù)量的比例，簡(jiǎn)稱機(jī)構(gòu)配售比例。國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計(jì)了IPO時(shí)各類機(jī)構(gòu)投資者實(shí)際配售新股的數(shù)量，通過加總得到機(jī)構(gòu)投資者實(shí)際配售總量，除以發(fā)行數(shù)量得到機(jī)構(gòu)實(shí)際配售比例。HPFUND
0：基金實(shí)際配售占發(fā)行數(shù)量的比例，簡(jiǎn)稱基金配售比例。由于基金公司是主要的機(jī)構(gòu)投資者，本文單獨(dú)考察了基金實(shí)際配售占發(fā)行數(shù)量的比例。NUMINFLU
：同期有影響的發(fā)行公司家數(shù)，新股發(fā)行速度的代理變量。研究期間，中國(guó)證券市場(chǎng)新股發(fā)行申購(gòu)時(shí)，2006—2015年需全額繳納申購(gòu)資金，資金凍結(jié)時(shí)間為發(fā)行前2個(gè)交易日至發(fā)行后2個(gè)交易日，包括發(fā)行日共5個(gè)交易日。在這5個(gè)交易日中進(jìn)行IPO的上市公司，在投資者和申購(gòu)資金方面構(gòu)成競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系。2016年1月6日后新股發(fā)行申購(gòu)時(shí)不再需要繳付申購(gòu)資金，此變量取值為0。PECONTROL
：控制發(fā)行市盈率虛擬變量。發(fā)行時(shí)間段內(nèi)如控制新股發(fā)行市盈率取值1，不控制則取值0。具體而言，發(fā)行時(shí)間段1、5、6取值為1,發(fā)行時(shí)間段2取值為0,發(fā)行時(shí)間段3、4參照行業(yè)市盈率控制發(fā)行市盈率，既非真正的市場(chǎng)化，也有別于控制市盈率的行政管制，在分析時(shí)從樣本中扣除。2.控制變量
MKTVALUE
：市值申購(gòu)虛擬變量。2013年12月13日，滬深證券交易所發(fā)布通知，改資金申購(gòu)為市值加資金申購(gòu)。2013年12月13日之后設(shè)為1，此前設(shè)為0。PREFUND
：申購(gòu)預(yù)繳款項(xiàng)虛擬變量。2006—2015年申購(gòu)新股時(shí)需全額預(yù)繳申購(gòu)資金，設(shè)為1；2016年1月6日后申購(gòu)新股時(shí)不再需要預(yù)繳資金，設(shè)為0。ORVOLON
：網(wǎng)上初始發(fā)行數(shù)量。網(wǎng)上網(wǎng)下互撥機(jī)制啟動(dòng)前網(wǎng)上向社會(huì)公眾投資者發(fā)行的新股數(shù)量，單位為萬股。VOLON
：網(wǎng)上實(shí)際發(fā)行數(shù)量。網(wǎng)上實(shí)際向社會(huì)公眾投資者發(fā)行的數(shù)量，單位為萬股。RAONLIM
：網(wǎng)上申購(gòu)上限比例。投資者網(wǎng)上申購(gòu)數(shù)量上限占網(wǎng)上發(fā)行數(shù)量的百分比。PRICE
：新股發(fā)行價(jià)格。新股發(fā)行價(jià)格與投資者對(duì)新股價(jià)值判斷的差異影響投資者申購(gòu)決策，單位為元。MCAR
30BK
：前30個(gè)交易日板塊指數(shù)收益率，證券市場(chǎng)狀況的代理變量。板塊分為上交所主板、深交所中小板和創(chuàng)業(yè)板，板塊指數(shù)分別為上證綜指、中小板指和創(chuàng)業(yè)板指。PFCRATE
：預(yù)測(cè)收益率。證券公司預(yù)測(cè)的新股上市時(shí)最高價(jià)與發(fā)行價(jià)相比的預(yù)期收益率，選取最高價(jià)是因?yàn)樾鹿缮鲜泻笫兹帐毡P價(jià)(首日有漲幅限制的，調(diào)整為首次打開漲停板日收盤價(jià))均高于證券公司預(yù)測(cè)的上市時(shí)最高價(jià)。EXCHANGE
：交易所虛擬變量。上交所和深交所網(wǎng)上申購(gòu)和分配新股時(shí)標(biāo)準(zhǔn)不同，分別按1 000股、500股的整數(shù)倍，上交所設(shè)為0，深交所設(shè)為1。OLDSHARE
：老股轉(zhuǎn)讓虛擬變量。2013年12月，中國(guó)證監(jiān)會(huì)發(fā)布規(guī)定，允許公司首次公開發(fā)行新股時(shí)原股東向投資者發(fā)售其持有的股份。存在老股轉(zhuǎn)讓的設(shè)為1，否則為0。RATION
：新股發(fā)行配售方式分類變量。研究期間新股發(fā)行有網(wǎng)下配售無回?fù)?、網(wǎng)下配售有回?fù)?、無網(wǎng)下配售三種方式，分別由2006年、2014年、2015年頒布或修訂的《證券發(fā)行與承銷管理辦法》予以規(guī)定。ISSYEAR
：發(fā)行年度分類變量。本文研究期間為2006年至2016年。INDUSTRY
：行業(yè)分類變量。按國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)的行業(yè)分類，分為金融、公用事業(yè)、房地產(chǎn)、綜合、工業(yè)、商業(yè)共6類行業(yè)。
表3 變量定義
3.模型設(shè)定
網(wǎng)上有效申購(gòu)戶數(shù)主要受新股發(fā)行速度、控制發(fā)行市盈率、是否市值配售、是否預(yù)繳款、網(wǎng)上初始發(fā)行數(shù)量、網(wǎng)上申購(gòu)上限比例、新股發(fā)行價(jià)格、證券市場(chǎng)狀況、預(yù)測(cè)收益率的影響。在預(yù)繳申購(gòu)款的情況下，新股發(fā)行速度越快，同期發(fā)行的公司越多，投資者囿于其資金量需要在不同公司間進(jìn)行選擇；不需預(yù)繳申購(gòu)款時(shí)，投資者申購(gòu)新股不受資金限制，會(huì)更多地參與申購(gòu)?？刂瓢l(fā)行市盈率時(shí)，發(fā)行價(jià)格的確定失去彈性，當(dāng)發(fā)行價(jià)格低于市場(chǎng)對(duì)其估值時(shí)，會(huì)吸引更多投資者進(jìn)行申購(gòu)。網(wǎng)上初始發(fā)行數(shù)量越大，獲得配售的比例越高，參加網(wǎng)上申購(gòu)的投資者也就越多。網(wǎng)上申購(gòu)上限比例越低，投資者單一賬戶申購(gòu)數(shù)量越少，投資者可能選擇更多賬戶進(jìn)行申購(gòu)，使得網(wǎng)上申購(gòu)戶數(shù)增加。新股發(fā)行價(jià)格越高，申購(gòu)所需資金越多，有條件參加網(wǎng)上申購(gòu)的投資者越少，而市值配售使得無市值的投資者失去申購(gòu)新股資格。證券市場(chǎng)處于上升期間時(shí)，新股可能有較高的收益率，吸引更多的投資者進(jìn)行申購(gòu)。因此，可構(gòu)建如下多元回歸模型：
lnSUBACON
=φ
+α
NUMINFLU
+α
PECONTROL
+α
MKTVALUE
+α
PREFUND
+α
lnORVOLON
+α
lnRAONLIM
+α
lnPRICE
+α
lnMCAR
30BK
+α
lnPFCRATE
+ε
(1)
其中，lnSUBACON
是網(wǎng)上有效申購(gòu)戶數(shù)的自然對(duì)數(shù)，NUMINFLU
是同期發(fā)行公司家數(shù)表示的新股發(fā)行速度的代理變量，PECONTROL
是控制市盈率虛擬變量，MKTVALUE
是市值配售虛擬變量，PREFUND
是預(yù)繳申購(gòu)款虛擬變量，lnORVOLON
是網(wǎng)上初始發(fā)行數(shù)量的自然對(duì)數(shù)，lnRAONLIM
是網(wǎng)上申購(gòu)上限比例的自然對(duì)數(shù)，lnPRICE
是新股發(fā)行價(jià)格的自然對(duì)數(shù)，lnMCAR
30BK
是證券市場(chǎng)狀況代理變量的自然對(duì)數(shù)，lnPFCRATE
是新股預(yù)期收益率的自然對(duì)數(shù)。上市公司在上市公告書中披露發(fā)行后上市前的股東戶數(shù)，即初始股東戶數(shù)。由于網(wǎng)上申購(gòu)?fù)顿Y者數(shù)量占新股申購(gòu)?fù)顿Y者數(shù)量的99.98%，所以初始股東戶數(shù)近似等于網(wǎng)上申購(gòu)形成的股東戶數(shù)，是網(wǎng)上實(shí)際發(fā)行的新股在網(wǎng)上有效申購(gòu)戶數(shù)之間進(jìn)行分配的結(jié)果。由于上交所和深交所網(wǎng)上分配新股時(shí)分別按1 000股、500股的整數(shù)倍，所以在不同交易所發(fā)行上市會(huì)影響初始股東戶數(shù)。多元回歸模型可表示為：
lnHOLDER
0=φ
+β
lnSUBACON
+β
lnVOLON
+β
EXCHANGE
+ε
(2)
其中，lnHOLDER
0是初始股東戶數(shù)的自然對(duì)數(shù)， lnSUBACON
是網(wǎng)上有效申購(gòu)戶數(shù)的自然對(duì)數(shù)，lnVOLON
是網(wǎng)上實(shí)際發(fā)行數(shù)量的自然對(duì)數(shù)，EXCHANGE
是交易所虛擬變量。網(wǎng)上初步申購(gòu)倍數(shù)是由網(wǎng)上有效申購(gòu)數(shù)量和網(wǎng)上初始發(fā)行數(shù)量之比確定的。同網(wǎng)上有效申購(gòu)戶數(shù)相似，網(wǎng)上初步申購(gòu)倍數(shù)也主要受新股發(fā)行速度、控制發(fā)行市盈率、是否市值配售、是否預(yù)繳款、網(wǎng)上初始發(fā)行數(shù)量、網(wǎng)上申購(gòu)上限比例、新股發(fā)行價(jià)格、證券市場(chǎng)狀況、預(yù)測(cè)收益率的影響。各解釋變量和控制變量對(duì)網(wǎng)上有效申購(gòu)倍數(shù)的作用機(jī)制，與前述分析對(duì)網(wǎng)上有效申購(gòu)戶數(shù)的作用機(jī)制基本一致。因此，可構(gòu)建如下多元回歸模型：
lnSUBMLON
=φ
+γ
NUMINFLU
+γ
PECONTROL
+γ
MKTVALUE
+γ
PREFUND
+γ
lnORVOLON
+γ
lnRAONLIM
+γ
lnPRICE
+γ
lnMCAR
30BK
+γ
lnPFCRATE
+ε
(2)
其中，lnSUBMLON
是網(wǎng)上初步申購(gòu)倍數(shù)的自然對(duì)數(shù)，NUMINFLU
是同期發(fā)行公司家數(shù)表示的新股發(fā)行速度的代理變量，PECONTROL
是控制市盈率虛擬變量，MKTVALUE
是市值配售虛擬變量，PREFUND
是預(yù)繳申購(gòu)款虛擬變量，lnORVOLON
是網(wǎng)上初始發(fā)行數(shù)量的自然對(duì)數(shù)，lnRAONLIM
是網(wǎng)上申購(gòu)上限比例的自然對(duì)數(shù)，lnPRICE
是新股發(fā)行價(jià)格的自然對(duì)數(shù)，lnMCAR
30BK
是證券市場(chǎng)狀況代理變量的自然對(duì)數(shù)，lnPFCRATE
是新股預(yù)期收益率的自然對(duì)數(shù)。在新股的網(wǎng)上發(fā)行過程中，網(wǎng)上初步申購(gòu)倍數(shù)越高，參與網(wǎng)上申購(gòu)的機(jī)構(gòu)投資者配售比例就越低。2014年修訂的《證券發(fā)行與承銷管理辦法》規(guī)定，當(dāng)網(wǎng)上有效申購(gòu)倍數(shù)達(dá)到相應(yīng)閥值時(shí)，需從網(wǎng)下向網(wǎng)上回?fù)?；?dāng)網(wǎng)上申購(gòu)數(shù)量不足時(shí)，可從網(wǎng)上回?fù)芙o網(wǎng)下投資者。在網(wǎng)上網(wǎng)下互撥機(jī)制的作用下，網(wǎng)下向網(wǎng)上回?fù)艿谋壤礁?，參與網(wǎng)下申購(gòu)的機(jī)構(gòu)投資者配售比例就越低。上市公司發(fā)行新股時(shí)如有老股轉(zhuǎn)讓，全部通過網(wǎng)下配售，會(huì)影響機(jī)構(gòu)的配售比例。新股發(fā)行時(shí)的網(wǎng)下配售模式，即有無網(wǎng)下配售、有無互撥機(jī)制，對(duì)機(jī)構(gòu)投資者的配售比例有較大影響。多元回歸模型可表示為：
lnHPINS
0=φ
+δ
lnSUBMLON
+δ
OLDSHARE
+δ
RATION
+ε
(4)
其中，lnHPINS
0是機(jī)構(gòu)配售比例的自然對(duì)數(shù)，lnSUBMLON
是網(wǎng)上初步申購(gòu)倍數(shù)的自然對(duì)數(shù)，OLDSHARE
是老股轉(zhuǎn)讓虛擬變量，RATION
是發(fā)行配售方式分類變量。五、實(shí)證結(jié)果及分析
(一)變量的描述性統(tǒng)計(jì)
1.總體樣本的描述性統(tǒng)計(jì)
表4顯示，中國(guó)1 274家上市公司IPO時(shí)網(wǎng)上有效申購(gòu)戶數(shù)SUBACON
的均值為121.7萬戶，中值為44.16萬戶，最大值為1 287萬戶，最小值為8 482戶，總體而言，參與網(wǎng)上新股申購(gòu)的投資者數(shù)量巨大。上市公司初始股東戶數(shù)HOLDER
0均值為45 846戶，中值為35 880戶，最大值為134.61萬戶，最小值為3 736戶，對(duì)應(yīng)的初始戶均持股比例PROPPA
均值為0.003 3%，中值為0.002 79%，最大值為0.026 8%，最小值則為0.000 074 3%，表明上市公司股權(quán)除發(fā)起人股東外極度分散。網(wǎng)上初步申購(gòu)倍數(shù)SUBMLON
均值為772.5倍，中值為254.2倍，最小值為1.526倍，最大值為8 293倍。機(jī)構(gòu)配售比例HPINS
0的均值為17.12%，中值為20%，最大值為49.41%，最小值為0.175%?；鹋涫郾壤?p>HPFUND0均值為6.916%，中值為6.163%，基金在機(jī)構(gòu)投資者所獲配售份額中約占1/3。
表4 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)
新股發(fā)行速度NUMINFLU
均值為7.931家，中值為6家，最大值為29家，最小值為0家。網(wǎng)上初始發(fā)行數(shù)量ORVOLON
均值為2 473萬股，中值為1 840萬股，最大值為116 730萬股，最小值為305萬股；網(wǎng)上實(shí)際發(fā)行數(shù)量VOLON
均值為3 469萬股，中值為2 200萬股，最大值為272 370萬股，最小值為699萬股。網(wǎng)上申購(gòu)上限比例RAONLIM
均值為14.74%，中值為0.096 8%，最大值為100%，即未設(shè)申購(gòu)上限，最小值僅為0.02%。發(fā)行價(jià)格PRICE
均值為21.47元，中值為18.22元，最大值為148元，最小值為1.68元。發(fā)行前30個(gè)交易日板塊指數(shù)收益率MCAR
30BK
均值和中值分別為4.355%、2.798%，表明新股發(fā)行主要是在股市上漲期間。預(yù)測(cè)收益率PFCRATE
均值為99.17%，中值為64.46%，最大值為1 195%，最小值為-24.56%，表明專業(yè)機(jī)構(gòu)普遍認(rèn)為新股會(huì)有較高的新股收益率，但對(duì)不同公司上市表現(xiàn)的預(yù)期有較大差異。2.按控制發(fā)行市盈率分組的描述性統(tǒng)計(jì)
表5顯示，控制發(fā)行市盈率時(shí)，網(wǎng)上有效申購(gòu)戶數(shù)SUBACON
均值為227萬戶，中值為87.98萬戶；初始股東戶數(shù)HOLDER
0均值為47 702戶，中值為31 922戶；網(wǎng)上初步申購(gòu)倍數(shù)SUBMLON
均值為1 531倍，中值為686.9倍；機(jī)構(gòu)配售比例HPINS
0均值為13.57%，中值為10%；基金配售比例HPFUND
0均值為5.566%，中值為5.163%。不控制發(fā)行市盈率時(shí)，網(wǎng)上有效申購(gòu)戶數(shù)SUBACON
均值為37.72萬戶，中值為28.48萬戶；初始股東戶數(shù)HOLDER
0均值為44 366戶，中值為39 153戶；網(wǎng)上初步申購(gòu)倍數(shù)SUBMLON
均值為167.9倍，中值為143.6倍；機(jī)構(gòu)配售比例HPINS
0均值為19.95%，中值為20%；基金配售比例HPFUND
0均值為7.991%，中值為7.557%。t
檢驗(yàn)和z
檢驗(yàn)顯示，控制發(fā)行市盈率時(shí)網(wǎng)上有效申購(gòu)戶數(shù)顯著增加，網(wǎng)上初步申購(gòu)倍數(shù)顯著增加，與假設(shè)2一致。(二)變量的相關(guān)性分析
表6為各個(gè)變量之間的Pearson線性相關(guān)系數(shù)和Spearman秩相關(guān)系數(shù)。從Pearson相關(guān)系數(shù)可以看出，網(wǎng)上有效申購(gòu)戶數(shù)SUBACON
和新股發(fā)行速度NUMINFLU
顯著負(fù)相關(guān)，與假設(shè)1一致；和控制市盈率虛擬變量PECONTROL
顯著正相關(guān)，與假設(shè)2一致。網(wǎng)上初步申購(gòu)倍數(shù)SUBMLON
和新股發(fā)行速度NUMINFLU
顯著負(fù)相關(guān)，與假設(shè)1一致；和控制市盈率虛擬變量PECONTROL
顯著正相關(guān)，與假設(shè)2一致。初始股東戶數(shù)HOLDER
0和網(wǎng)上有效申購(gòu)戶數(shù)SUBACON
顯著正相關(guān)，與假設(shè)3一致。機(jī)構(gòu)配售比例HPINS
0與網(wǎng)上初步申購(gòu)倍數(shù)SUBMLON
顯著負(fù)相關(guān)，與假設(shè)4一致。Spearman秩相關(guān)系數(shù)除網(wǎng)上有效申購(gòu)戶數(shù)SUBACON
和新股發(fā)行速度NUMINFLU
之間負(fù)相關(guān)但不顯著外，其他與Pearson線性相關(guān)系數(shù)符號(hào)一致且顯著。假設(shè)1、假設(shè)2、假設(shè)3、假設(shè)4得到了初步驗(yàn)證。
表5 按控制市盈率分組各變量的均值和中位數(shù)檢驗(yàn)
注：p
<0.05,p
<0.01,p
<0.001。
表6 各變量間的相關(guān)系數(shù)
注：p
<0.05,p
<0.01,p
<0.001。從表6中Pearson線性相關(guān)系數(shù)與Spearman秩相關(guān)系數(shù)分析可以看出，解釋變量之間存在一定的相關(guān)性，在進(jìn)行多元回歸分析時(shí)應(yīng)注意這些解釋變量之間的多重共線性問題。
(三)多元回歸分析
1.網(wǎng)上有效申購(gòu)戶數(shù)
為了診斷和分析變量之間的多重共線性問題，本文計(jì)算了各變量的VIF
值，結(jié)果發(fā)現(xiàn)回歸模型中解釋變量PECONTROL
和控制變量MKTVALUE
、lnRAONLIM
的VIF
值大于10，VIF
的平均值大于1，表明變量之間存在嚴(yán)重的多重共線性問題。表6顯示，PECONTROL
與MKTVALUE
的Pearson線性相關(guān)系數(shù)為0.728且在0.1%的水平上顯著，兩變量之間高度相關(guān)。剔除控制變量MKTVALUE
后，回歸模型中所有變量的VIF
值均小于10，VIF
的平均值為2.27，表明各變量之間不再存在嚴(yán)重的多重共線性。
表7 模型(1)多元回歸分析的結(jié)果
注：t
statistics in parenthesesp
<0.05,p
<0.01,p
<0.001。表7對(duì)OLS模型(1)進(jìn)行了分步多元回歸，其中第1列是對(duì)2個(gè)解釋變量進(jìn)行回歸；第2列是對(duì)預(yù)繳款、網(wǎng)上初始發(fā)行數(shù)量、網(wǎng)上申購(gòu)上限、發(fā)行價(jià)格等影響投資者申購(gòu)行為的4個(gè)變量的回歸；第3列對(duì)市況變量、預(yù)測(cè)收益率2個(gè)影響投資者情緒的變量進(jìn)行回歸；第4列是對(duì)模型中除MKTVALUE
外的所有變量進(jìn)行的回歸。從表7回歸結(jié)果4可以看出，在控制了模型(1)中其他變量后，新股發(fā)行速度NUMINFLU
的回歸系數(shù)為-0.026 1，在0.1%的水平上顯著，表示控制新股發(fā)行速度的行政管制，顯著提高了參與新股申購(gòu)的投資者數(shù)量，驗(yàn)證了假設(shè)1成立；控制市盈率虛擬變量PECONTROL
的回歸系數(shù)為0.646，在0.1%的水平上顯著，說明控制發(fā)行市盈率的行政管制，顯著提高了參與申購(gòu)新股的投資者數(shù)量，驗(yàn)證了假設(shè)2成立。多元回歸的調(diào)整后R
為0.783，說明擬合方程能夠較好地?cái)M合網(wǎng)上有效申購(gòu)戶數(shù)與模型中各變量之間的關(guān)系。2.初始股東戶數(shù)
為了診斷和分析解釋變量之間的多重共線性問題，計(jì)算了各變量的VIF
值，發(fā)現(xiàn)回歸模型中所有解釋變量的VIF
值均小于10，VIF
的平均值為1.29，表明各變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。
表8 模型(2)多元回歸分析的結(jié)果
注：t
statistics in parenthesesp
<0.05,p
<0.01,p
<0.001。表8對(duì)OLS模型(2)進(jìn)行了單變量回歸和多元回歸。多元回歸結(jié)果4顯示，網(wǎng)上有效申購(gòu)戶數(shù)lnSUBACON
回歸系數(shù)為0.075 1且在0.1%的水平上顯著，表示網(wǎng)上有效申購(gòu)戶數(shù)增加時(shí)，發(fā)行后初始股東戶數(shù)顯著增加，驗(yàn)證了假設(shè)3成立。網(wǎng)上實(shí)際發(fā)行數(shù)量lnVOLON
回歸系數(shù)為0.830且在0.1%的水平上顯著，表示網(wǎng)上發(fā)行數(shù)量增加時(shí)，初始股東戶數(shù)增加。交易所虛擬變量EXCHANGE
的回歸系數(shù)為0.493且在0.1%的水平上顯著，表示在其他條件相同的情況下，深交所發(fā)行的上市公司的初始股東戶數(shù)更多?？傮w樣本的調(diào)整后R
為0.668，說明擬合方程能夠較好地?cái)M合初始股東戶數(shù)與模型中各變量之間的關(guān)系。3.網(wǎng)上初步申購(gòu)倍數(shù)
為了診斷和分析變量之間的多重共線性問題，本文計(jì)算了各變量的VIF
值，發(fā)現(xiàn)回歸模型中解釋變量PECONTROL
和控制變量MKTVALUE
、lnRAONLIM
的VIF
值大于10，VIF
的平均值大于1，表明變量之間存在嚴(yán)重的多重共線性問題。表6顯示，PECONTROL
與MKTVALUE
的Pearson線性相關(guān)系數(shù)為0.728且在0.1%的水平上顯著，兩變量之間高度相關(guān)。剔除控制變量MKTVALUE
后，發(fā)現(xiàn)回歸模型中所有變量的VIF
值均小于10，VIF
的平均值為2.27，表明變量之間不再存在嚴(yán)重的多重共線性。
表9 模型(3)多元回歸分析的結(jié)果
(續(xù)上表)
lnPFCRATE0.657???0.205???(18.86)(6.57)_CONS5.232???15.52???3.133???10.52???(142.61)(54.07)(20.12)(25.52)N1 2741 274706706adj. R20.6180.6790.3390.746
注：t
statistics in parenthesesp
<0.05,p
<0.01,p
<0.001。表9對(duì)OLS模型(3)進(jìn)行了分步多元回歸，其中第1列是對(duì)2個(gè)解釋變量進(jìn)行回歸；第2列是對(duì)預(yù)繳款、網(wǎng)上初始發(fā)行數(shù)量、網(wǎng)上申購(gòu)上限、發(fā)行價(jià)格等影響投資者申購(gòu)行為的4個(gè)變量的回歸；第3列對(duì)市況變量、預(yù)測(cè)收益率2個(gè)影響投資者情緒的變量進(jìn)行回歸；第4列是對(duì)模型中除MKTVALUE
外的所有變量進(jìn)行的回歸。多元回歸結(jié)果4顯示，在控制了模型(3)中其他變量后，新股發(fā)行速度NUMINFLU
的回歸系數(shù)為-0.027 7且在0.1%的水平上顯著，表示控制新股發(fā)行速度的行政管制，顯著提高了網(wǎng)上初步申購(gòu)倍數(shù)，驗(yàn)證了假設(shè)1成立；控制發(fā)行市盈率PECONTROL
的回歸系數(shù)為0.607且在0.1%的水平上顯著，表示控制新股發(fā)行市盈率的行政管制，顯著提高了網(wǎng)上初步申購(gòu)倍數(shù)，驗(yàn)證了假設(shè)2成立。多元回歸的調(diào)整后R
為0.746，說明擬合方程能較好地?cái)M合網(wǎng)上初步申購(gòu)倍數(shù)與模型中各變量之間的關(guān)系。4.機(jī)構(gòu)配售比例
為了診斷和分析變量之間的多重共線性問題，計(jì)算了各變量的VIF
值，發(fā)現(xiàn)回歸模型中所有解釋變量的VIF
值均小于10，VIF
的平均值為1.24，表明各變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。
表10 模型(4)多元回歸分析的結(jié)果
注：t
statistics in parenthesesp
<0.05,p
<0.01,p
<0.001表10對(duì)OLS模型(4)進(jìn)行了單變量回歸和多元回歸。多元回歸結(jié)果4顯示，網(wǎng)上初步申購(gòu)倍數(shù)lnSUBMLON
回歸系數(shù)為-0.019 8且在0.1%的水平上顯著，表示網(wǎng)上初步申購(gòu)倍數(shù)增加時(shí)，機(jī)構(gòu)配售比例顯著減少，驗(yàn)證了假設(shè)4成立。老股配售虛擬變量OLDSHARE
回歸系數(shù)為0.953且在0.1%的水平上顯著，表示有老股配售的情況下，機(jī)構(gòu)配售比例顯著增加。配售方式分類變量以網(wǎng)下配售無回?fù)転閰⒄战M，網(wǎng)下配售有回?fù)?、無網(wǎng)下配售方式的回歸系數(shù)分別為-0.689、-4.041且在0.1%的水平上顯著，表示與網(wǎng)下配售無回?fù)芊绞较啾?，這兩種發(fā)行方式均顯著降低了機(jī)構(gòu)配售比例。前述分析表明，機(jī)構(gòu)配售比例的影響因素、決定機(jī)制非常清晰，這可能是多元回歸的調(diào)整后R
高達(dá)0.968的原因，因此擬合方程能夠較好地?cái)M合機(jī)構(gòu)配售比例與各變量之間的關(guān)系。(四)股東戶數(shù)變化趨勢(shì)
前文分析了中國(guó)證券市場(chǎng)IPO過程中行政管制因素對(duì)投資者結(jié)構(gòu)的影響，下面將以初始股東戶數(shù)為起點(diǎn)，分析在上市后一定時(shí)期內(nèi)股東戶數(shù)的變化趨勢(shì)。表11是上市公司初始股東戶數(shù)及上市后披露的第1～10期季度股東戶數(shù)均值和中值以及t
檢驗(yàn)，圖2是股東戶數(shù)均值變動(dòng)曲線。由表11和圖2可知，總體樣本和分板塊樣本從初始股東戶數(shù)到第3個(gè)季度末股東戶數(shù)均逐期下降，其中第1個(gè)季度下降最為顯著。中小板、創(chuàng)業(yè)板第4～10個(gè)季度與總體樣本變動(dòng)趨勢(shì)一致。主板股東戶數(shù)在第6個(gè)季度后波動(dòng)較大，原因是上交所主板公司股本差異較大，且各期樣本數(shù)變動(dòng)較大所致。主板上市公司初期和第1～10期的樣本數(shù)分別為167、167、149、136、128、118、117、75、40、19、4家。
表11 初始、上市后序列季度股東戶數(shù)及t檢驗(yàn)
圖2 初始股東戶數(shù)及上市后序列季度股東戶數(shù)
t
檢驗(yàn)顯示，初始股東戶數(shù)HOLDER0、第1個(gè)季度股東戶數(shù)HOLDER1、第2個(gè)季度股東戶數(shù)HOLDER2依次顯著減少，表明中國(guó)上市公司首次公開發(fā)行時(shí)股東戶數(shù)最多，股權(quán)最為分散，上市后的前兩個(gè)季度中，中簽賬戶大量出售配售的新股，使得股東戶數(shù)顯著減少，之后股東戶數(shù)逐漸趨于平穩(wěn)。由于首次公開發(fā)行后的股東戶數(shù)顯著高于證券市場(chǎng)平均水平，因此，中國(guó)證券市場(chǎng)每次IPO都是一次對(duì)散戶市場(chǎng)強(qiáng)化的過程。六、內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗(yàn)
內(nèi)生性問題方面，由于多元回歸模型(1)、多元回歸模型(2)、多元回歸模型(3)和多元回歸模型(4)中，解釋變量與被解釋變量在時(shí)間上存在先后關(guān)系，被解釋變量不會(huì)對(duì)解釋變量造成影響，因此可以排除解釋變量與被解釋變量相互作用、互為因果所產(chǎn)生的內(nèi)生性。
穩(wěn)健性檢驗(yàn)方面，首先，研究期間新股發(fā)行價(jià)格的管制是設(shè)定發(fā)行市盈率的上限，一些發(fā)行市盈率離上限較遠(yuǎn)的股票(見圖1)，其定價(jià)可以認(rèn)為沒有受到價(jià)格管制的影響。本文將2006年5月至2008年9月、2014年6月至2016年9月窗口指導(dǎo)發(fā)行市盈率期間，比該期間發(fā)行市盈率上限低10%以上的股票作為子樣本，在解釋變量中去掉控制發(fā)行市盈率虛擬變量進(jìn)行多元回歸分析，模型(1)和模型(3)中新股發(fā)行速度lnNUMINFLU
的回歸系數(shù)分別為-0.029 9和-0.033 0，且在1%的水平上顯著，驗(yàn)證了假設(shè)1成立。其次，為確保檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文在控制行業(yè)和年份可能產(chǎn)生的影響后對(duì)模型(1)和模型(3)進(jìn)行了檢驗(yàn)。行業(yè)分類采用國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫的分類方法，即包括金融、公用事業(yè)、房地產(chǎn)、綜合、工業(yè)、商業(yè)共6類行業(yè)?？刂菩袠I(yè)變量后，模型(1)、模型(3)中新股發(fā)行速度NUMINFLU
和控制市盈率虛擬變量PECONTROL
的回歸系數(shù)符號(hào)不變且在0.1%的水平上顯著，與假設(shè)1、假設(shè)3一致。本文的研究區(qū)間為2006—2016年，因虛擬變量控制發(fā)行市盈率PECONTROL
、預(yù)繳款PREFUND
在具體年份中是不變的常數(shù)，模型中加入年份變量時(shí)需剔除這兩個(gè)虛擬變量。控制年份變量后，模型(1)和模型(3)中新股發(fā)行速度NUMINFLU
的回歸符號(hào)為負(fù)且在0.1%的水平上顯著，與假設(shè)1、假設(shè)3一致。最后，本文的被解釋變量網(wǎng)上有效申購(gòu)戶數(shù)lnSUBACON
、初始股東戶數(shù)lnHOLDER
0是離散變量，描述性統(tǒng)計(jì)顯示其均值分別是方差的2.75倍、28.11倍，表明兩個(gè)解釋變量不服從Poisson分布；考慮到異常值的影響，本文對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行1%的縮尾(winsorize)處理，結(jié)果依然穩(wěn)??；考慮到研究期間中國(guó)證券市場(chǎng)上的IPO包括上交所主板、深交所中小板、深交所創(chuàng)業(yè)板三部分，本文對(duì)樣本數(shù)據(jù)按板塊分組進(jìn)行了回歸，回歸結(jié)果與總體樣本基本一致；用基金配售比例代替機(jī)構(gòu)售配比例進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。七、結(jié)論和建議
中國(guó)自1991年恢復(fù)證券市場(chǎng)以來，其一直是以個(gè)人投資者為主體的散戶市場(chǎng)。由于與機(jī)構(gòu)投資者在投資理念、信息獲取、分析判斷、風(fēng)控能力方面的差異，個(gè)人投資者更傾向于投機(jī)性的短線交易，使得證券市場(chǎng)的不穩(wěn)定性增強(qiáng)，加劇了整個(gè)證券市場(chǎng)的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)。為此，中國(guó)證監(jiān)會(huì)自2000年后大力發(fā)展機(jī)構(gòu)投資者，從新股發(fā)行的網(wǎng)上網(wǎng)下分配機(jī)制上向機(jī)構(gòu)投資者傾斜。但由于中國(guó)新股發(fā)行的高抑價(jià)，使得新股申購(gòu)可獲得超高的無風(fēng)險(xiǎn)收益，因此吸引了大量的個(gè)人投資者參與新股申購(gòu)。
研究表明，中國(guó)新股發(fā)行時(shí)控制發(fā)行公司家數(shù)和發(fā)行市盈率等行政管制措施，對(duì)證券市場(chǎng)的投資者結(jié)構(gòu)有重大影響?？刂瓢l(fā)行公司家數(shù)使得上市資源稀缺，控制發(fā)行市盈率則直接限制新股發(fā)行價(jià)格，是造成新股超高的收益率，從而吸引大量個(gè)人投資者申購(gòu)的根本原因。這些非市場(chǎng)化的行政管制，使得上市公司在上市初期擁有更多的股東和較低的戶均持股比例，并使機(jī)構(gòu)投資者在新股發(fā)行中配售的比例下降，形成并不斷強(qiáng)化中國(guó)證券市場(chǎng)以散戶為主的投資者結(jié)構(gòu)，從而加劇了證券市場(chǎng)的不穩(wěn)定性。
當(dāng)前新股發(fā)行的網(wǎng)上網(wǎng)下申購(gòu)制度只能維持機(jī)構(gòu)投資者的一定持股比例，難以從根本上解決中國(guó)證券市場(chǎng)的散戶市場(chǎng)特征。改善中國(guó)證券市場(chǎng)的投資者結(jié)構(gòu)，需要從根源上解決行政管制IPO所帶來的不利影響：(1)應(yīng)提高IPO的發(fā)行審核效率，使IPO的發(fā)行審核正?；?，不人為控制新股的審核和發(fā)行節(jié)奏，使證券市場(chǎng)上新股發(fā)行的供給和需求達(dá)到一定程度的均衡。(2)應(yīng)提高市場(chǎng)在確定新股發(fā)行價(jià)格中的作用，取消對(duì)IPO發(fā)行市盈率的管控，從而降低申購(gòu)新股的無風(fēng)險(xiǎn)收益，在使企業(yè)獲得更多募集資金投入生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的同時(shí)改善投資者結(jié)構(gòu)。(3)應(yīng)提高新股發(fā)行的定價(jià)效率，改變新股發(fā)行超高收益率的一致預(yù)期，真正發(fā)揮機(jī)構(gòu)投資者的專業(yè)優(yōu)勢(shì)，把中國(guó)A股市場(chǎng)建設(shè)成為以價(jià)值投資為主流的證券市場(chǎng)。(4)新股發(fā)行體制改革以及未來注冊(cè)制的實(shí)施，應(yīng)在實(shí)質(zhì)上從行政管制向市場(chǎng)化改進(jìn)，取消對(duì)新股發(fā)行速度和發(fā)行市盈率的管制，進(jìn)而優(yōu)化證券市場(chǎng)的投資者結(jié)構(gòu)，推進(jìn)我國(guó)證券市場(chǎng)的健康、穩(wěn)定發(fā)展。
