信息披露與IPO首日回報(bào)率

徐光魯，馬超群，劉 偉，賈 鈺

(1.湖南大學(xué)工商管理學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410082；2.上海證券交易所，上海 200120)

1 引言

信息是鏈接資本市場(chǎng)參與者的重要紐帶，充分的信息披露可以降低資本市場(chǎng)信息不對(duì)稱程度，降低公司IPO融資成本[1]。在中國(guó)證券市場(chǎng)，IPO首日回報(bào)率持續(xù)較高的現(xiàn)象尤為突出。已有研究表明，中國(guó)證券市場(chǎng)新股上市首日收益率達(dá)到100%～200%，遠(yuǎn)高于同期發(fā)達(dá)市場(chǎng)[2-3]。這種現(xiàn)象困擾著廣大學(xué)者和政策制定者，究其原因，除了歸因于市場(chǎng)上不同參與者的投資決策行為，導(dǎo)致新股發(fā)行定價(jià)偏低或上市初期交易價(jià)格過(guò)高，形成IPO抑價(jià)或溢價(jià)[4-5]，也與我國(guó)證券市場(chǎng)上市公司信息披露制度的不完善及其變遷不無(wú)關(guān)系[6]。自2006年《上市公司信息披露管理辦法》實(shí)施以來(lái)，信息披露制度成為我國(guó)資本市場(chǎng)制度重要的組成部分。特別是，2010年10月，證監(jiān)會(huì)規(guī)定“發(fā)行人及主承銷商須披露參與詢價(jià)的機(jī)構(gòu)的具體報(bào)價(jià)情況”，信息披露的內(nèi)容得到進(jìn)一步深化。那么新股發(fā)行過(guò)程中，初次信息披露如何影響IPO首日回報(bào)率的？這一特殊的信息披露機(jī)制是否改善了IPO首日回報(bào)率偏高的現(xiàn)象。發(fā)行上市前的信息披露作為投資者獲取公共信息的來(lái)源，其影響投資者決策及IPO首日回報(bào)率的作用機(jī)理又是怎樣的？

信息披露是IPO領(lǐng)域由來(lái)已久的問(wèn)題，這些研究主要基于信息不對(duì)稱的理論，從減少一級(jí)市場(chǎng)參與者之間信息不對(duì)稱的角度展開(kāi)。Ross[7]較早研究了上市前信息披露的必要性，其通過(guò)理論模型指出，發(fā)行人為了向投資者傳遞自身信息，通過(guò)披露同行業(yè)其他發(fā)行人披露的信息，使其自身區(qū)別低質(zhì)量的發(fā)行人，從而上市前信息披露成為緩解發(fā)行人和投資者之間信息不對(duì)稱的必要手段。這一理論得到了大量研究的支持，不同學(xué)者從信息披露的具體內(nèi)容，如從公司特征[8-9]、發(fā)行特征[10]、資金用途[11]、風(fēng)險(xiǎn)披露[12]，研究了對(duì)其對(duì)IPO抑價(jià)的影響。這些研究雖然以信息不對(duì)稱理論為基礎(chǔ)，重點(diǎn)研究了一級(jí)市場(chǎng)不同參與者之間的信息不對(duì)稱與IPO抑價(jià)的關(guān)系，但是普遍認(rèn)為，信息不對(duì)稱與IPO抑價(jià)顯著相關(guān)，上市前的信息披露能夠減少上市前的信息不對(duì)稱程度進(jìn)而降低IPO抑價(jià)[13]。

隨著研究的不斷深入，二級(jí)市場(chǎng)投資者決策行為成為影響IPO定價(jià)及上市首日回報(bào)率的重要因素，信息披露質(zhì)量受到了研究者的關(guān)注。Barry和Brown[14]從投資者預(yù)測(cè)風(fēng)險(xiǎn)的角度分析認(rèn)為，高質(zhì)量的信息披露降低了投資者要求的預(yù)測(cè)風(fēng)險(xiǎn)報(bào)酬，從而降低了IPO抑價(jià)。Diamond和Verrecchia[15]從流動(dòng)性的角度分析認(rèn)為，由于公共信息吸引了流動(dòng)性需求的投資者，充分的信息披露減少了二級(jí)市場(chǎng)的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)，降低了發(fā)行定價(jià)的抑價(jià)程度，從而降低了IPO首日回報(bào)率。

中國(guó)IPO首日回報(bào)率超高的現(xiàn)象十分突出，尤其在中國(guó)特色制度背景下，一些學(xué)者研究了信息披露對(duì)IPO首日回報(bào)率的影響。Chi Jing和Padgett[2]選取1996年1月到2006年12月期間中國(guó)A股上市發(fā)行的668個(gè)樣本，發(fā)現(xiàn)上市前有關(guān)國(guó)有股權(quán)比例的信息披露并沒(méi)有向投資者傳遞關(guān)于公司價(jià)值的信息，為了減少信息不對(duì)稱帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，發(fā)行公司不得不抑價(jià)發(fā)行，減少了發(fā)行規(guī)模。陳勝藍(lán)[16]考慮了二級(jí)市場(chǎng)投資者決策行為，發(fā)現(xiàn)二級(jí)市場(chǎng)投資者利用一級(jí)市場(chǎng)披露的財(cái)務(wù)信息，對(duì)二級(jí)市場(chǎng)定價(jià)給予一個(gè)折價(jià)，從而上市首日表現(xiàn)出較低的收益率。特別地，針對(duì)新股發(fā)行體制改革中要求披露網(wǎng)下機(jī)構(gòu)投資者報(bào)價(jià)這一特殊制度，一些學(xué)者研究了其對(duì)IPO首日回報(bào)率的影響。黃瑜琴等[17]從定價(jià)的角度，研究了機(jī)構(gòu)投資者報(bào)價(jià)信息對(duì)IPO抑價(jià)率的影響。李冬昕等[18]研究發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)報(bào)價(jià)差異是影響IPO首日回報(bào)率的重要因素，二者之間呈顯著負(fù)相關(guān)。

以上文獻(xiàn)研究了信息披露如何減輕一級(jí)市場(chǎng)信息不對(duì)稱程度進(jìn)而對(duì)IPO定價(jià)的影響，以及研究了其對(duì)二級(jí)市場(chǎng)投資者決策的影響進(jìn)而對(duì)IPO首日回報(bào)率的作用。信息披露作為投資者獲取公共信息的來(lái)源，其信息價(jià)值的長(zhǎng)期性卻被忽略。隨著持股鎖定期的取消，市場(chǎng)上以價(jià)值投資為主要目的基礎(chǔ)性交易者增加，IPO股票的長(zhǎng)期價(jià)值成為影響投資者決策的重要因素。本文考慮IPO股票長(zhǎng)期持有收益對(duì)投資者決策的影響，將單期決策的效用函數(shù)拓展為多期決策的效用函數(shù)，從而更加實(shí)際地刻畫了市場(chǎng)投資者行為。

對(duì)于公共信息的衡量，一般采用市場(chǎng)收益這一間接指標(biāo)衡量。由于上市發(fā)行公司所處行業(yè)的市場(chǎng)收益與上市公司內(nèi)在價(jià)值存在固有的內(nèi)生性，采用市場(chǎng)收益作為公共信息的度量指標(biāo)所得出的結(jié)論未免缺少說(shuō)服力，同時(shí)，市場(chǎng)收益忽略了公共信息對(duì)投資者交易決策行為的影響，無(wú)法刻畫投資者對(duì)披露后的信息即公共信息的反應(yīng)程度。Duarte—Young模型[19]在經(jīng)典EKOP模型基礎(chǔ)上提出了PSOS指標(biāo)，他們指出PSOS值較高的公司通常在公共消息發(fā)布日交易量大幅增加，而其他交易日交易量很低。雖然他們并沒(méi)有明確指出PSOS指標(biāo)作為公共信息的度量指標(biāo)，但是由于該指標(biāo)考慮了投資者對(duì)公共信息解讀的差異所引起的買賣訂單流的對(duì)稱性變化，從而PSOS指標(biāo)反應(yīng)了投資者對(duì)公共信息的反應(yīng)程度。這一觀點(diǎn)得到了相關(guān)理論與實(shí)證研究的支持[20-22]。Yin Xiangkang和Zhao Jing[22]進(jìn)一步明確了PSOS反應(yīng)了公共信息對(duì)訂單流產(chǎn)生的對(duì)稱性沖擊，他們通過(guò)隱馬爾科夫模型把市場(chǎng)信息交易類型劃分為基于私有信息交易、公共信息交易和流動(dòng)性需求的交易，發(fā)現(xiàn)Duarte—Young模型下的PSOS指標(biāo)反應(yīng)了基于公共信息的交易，從而PSOS反應(yīng)了投資者對(duì)公共信息的反應(yīng)程度。

綜上所述，已有研究存在如下兩個(gè)不足，第一：已有分析主要基于投資者短期決策研究了信息披露對(duì)IPO首日回報(bào)率的影響。隨著IPO持股鎖定期的取消，參與新股上市首日交易的投資者并非僅僅是“打新”的投機(jī)者。IPO長(zhǎng)期持有收益成為影響投資者決策的重要因素。第二：對(duì)于公共信息的衡量，已有間接指標(biāo)無(wú)法刻畫投資者對(duì)披露信息的反應(yīng)程度；信息披露作為公共信息的來(lái)源，其產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)后果的根源在于投資者對(duì)披露信息的反應(yīng)，忽略投資者行為的間接指標(biāo)未免對(duì)研究結(jié)論造成偏誤。因此，本文針對(duì)以上研究的不足，進(jìn)行了如下研究：首先，考慮IPO股票長(zhǎng)期持有收益對(duì)投資者決策的影響，在Zhang Feng[23]研究的基礎(chǔ)上，將單期決策的效用函數(shù)拓展為多期決策的效用函數(shù)，在理性預(yù)期模型框架下，以我國(guó)新股發(fā)行市場(chǎng)微觀結(jié)構(gòu)為背景建立模型，對(duì)信息披露影響IPO首日回報(bào)率的微觀作用機(jī)制提供了一種理論解釋。其次，首次選取Duarte-Young模型提出的PSOS指標(biāo)作為公共信息度量的直接指標(biāo)，并通過(guò)蒙特卡洛模擬對(duì)Duarte-Young模型在中國(guó)股票市場(chǎng)的適用性進(jìn)行了似然比檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：披露后的信息即公共信息降低了IPO首日回報(bào)率，采用PSOS指標(biāo)作為公共信息的度量指標(biāo)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果支持理論模型結(jié)論。

2 理論模型

2.1 理論假設(shè)

采用詢價(jià)制度發(fā)行股票，承銷商根據(jù)網(wǎng)下申購(gòu)的投資者(參與詢價(jià)的機(jī)構(gòu)投資者或代表性的個(gè)人投資者)報(bào)價(jià)確定發(fā)行價(jià)格，并以此價(jià)格進(jìn)行網(wǎng)上配售。在2012年4月第三階段的詢價(jià)制度改革中，取消了網(wǎng)下配售股份3個(gè)月的鎖定期，故假設(shè)參與網(wǎng)下申購(gòu)和網(wǎng)上申購(gòu)的投資者均可參與上市首日的交易。為了排除供給因素影響，二級(jí)市場(chǎng)交易的股票供給數(shù)量為k1。

(1)(發(fā)行過(guò)程)新股從發(fā)行走向成熟，直至最終價(jià)值被發(fā)現(xiàn)，需經(jīng)歷三個(gè)時(shí)刻：發(fā)行上市前準(zhǔn)備階段及發(fā)行定價(jià)階段，用t=0標(biāo)記；發(fā)行上市進(jìn)行交易，用t=1標(biāo)記；價(jià)值最終發(fā)現(xiàn)，用t=2標(biāo)記。在t=0時(shí)期，承銷商根據(jù)網(wǎng)下申購(gòu)?fù)顿Y者的報(bào)價(jià)確定發(fā)行價(jià)格p0，并以此價(jià)格配售給網(wǎng)下申購(gòu)?fù)顿Y者和網(wǎng)上申購(gòu)?fù)顿Y者。在t=1時(shí)期，IPO上市交易，網(wǎng)上和網(wǎng)下投資者均可以參與上市首日的交易，均衡交易價(jià)格為p1。在t=2時(shí)期前，由于網(wǎng)上投資者和網(wǎng)下投資者掌握的信息不同從而對(duì)其清算價(jià)值存在差異，網(wǎng)上投資者認(rèn)為清算價(jià)值為V，而網(wǎng)下投資者認(rèn)為其清算價(jià)值為V′。

(3)(投資決策)投資者決策時(shí)，既要考慮當(dāng)期收益，同時(shí)也考慮股票長(zhǎng)期持有帶來(lái)的收益，假設(shè)投資者的時(shí)間偏好一致。在t=1時(shí)期，參與二級(jí)市場(chǎng)交易的網(wǎng)上申購(gòu)?fù)顿Y者，基于公共信息SΔ(此信息經(jīng)過(guò)披露后成為公共信息)確定其上市交易后(t=1、t=2時(shí)期)的需求總量，并在t=1、t=2時(shí)期進(jìn)行分配，以最大化t=1時(shí)期的期望效用。參與二級(jí)市場(chǎng)交易的網(wǎng)下申購(gòu)?fù)顿Y者基于信息SΔ、SΙ確定其上市交易后(t=1、t=2時(shí)期)的需求總量，并在t=1、t=2時(shí)期進(jìn)行分配，以最大化t=1時(shí)期的期望效用。所有投資者效用為CARA型函數(shù)，且都是風(fēng)險(xiǎn)厭惡型。

2.2 模型推導(dǎo)

在t=1時(shí)期，參與二級(jí)市場(chǎng)交易的網(wǎng)上申購(gòu)?fù)顿Y者i，通過(guò)發(fā)行人及承銷商披露的信息掌握了網(wǎng)下申購(gòu)?fù)顿Y者的信息SΔ，確定未來(lái)兩期的股票需求總量qi。投資者不僅要考慮當(dāng)期收入，還要考慮IPO股票長(zhǎng)期持有收益，并最大化t=1時(shí)期的效用，其未來(lái)兩期的股票需求數(shù)量滿足下式：

(1)

其中，qi是二級(jí)市場(chǎng)網(wǎng)上投資者i對(duì)未來(lái)兩期的股票需求總量，θi∈(0,1)是網(wǎng)上申購(gòu)?fù)顿Y者i在t=1時(shí)期出售的股票數(shù)量占股票需求數(shù)量qi的比例?？紤]到參與新股申購(gòu)的投資者，其收益主要來(lái)源于一級(jí)市場(chǎng)與二級(jí)市場(chǎng)的差價(jià)，投資者在t=1時(shí)期出售賺取上市首日的差價(jià)，或者繼續(xù)持有至t=2以獲取長(zhǎng)期收益，因此，0<θi<1。在不影響主要結(jié)論成立的情況下，為了簡(jiǎn)化模型推導(dǎo)，將參數(shù)θi外生化。根據(jù)CARA型效用函數(shù)的性質(zhì)及正態(tài)分布的性質(zhì)，(1)式等價(jià)于：

qi(E(V|SΔ=sΔ)-p0)-(1/2)r2(1-θi)2

(2)

(2)式對(duì)求導(dǎo)，并根據(jù)Kyle引理求得后驗(yàn)估計(jì)和后驗(yàn)方差，得到二級(jí)市場(chǎng)網(wǎng)上申購(gòu)?fù)顿Y者i的最優(yōu)股票需求數(shù)量qi為：

(3)

在t=1時(shí)期,二級(jí)市場(chǎng)網(wǎng)下申購(gòu)?fù)顿Y者j，不僅通過(guò)其掌握的公共信息SΔ，而且其基于掌握的私有信息，確定未來(lái)兩期的股票需求數(shù)量，并最大化t=1時(shí)期的效用，其未來(lái)兩期的股票需求數(shù)量滿足下式：

(4)

其中，是二級(jí)市場(chǎng)網(wǎng)下申購(gòu)?fù)顿Y者的股票需求數(shù)量，θj是網(wǎng)下申購(gòu)?fù)顿Y者j在t=1時(shí)期出售的股票數(shù)量占股票需求數(shù)量的比例。根據(jù)CARA效用函數(shù)的性質(zhì)及正態(tài)分布的性質(zhì)，(4)式等價(jià)于：

(V|SΔ=sΔ,SI=sI)

(5)

(5)式對(duì)求導(dǎo)并根據(jù)Kyle引理求得后驗(yàn)估計(jì)和后驗(yàn)方差，得到二級(jí)市場(chǎng)網(wǎng)下投資者的最優(yōu)股票需求數(shù)量為：

qj=

(6)

二級(jí)市場(chǎng)的均衡條件為網(wǎng)上、網(wǎng)下申購(gòu)?fù)顿Y者需求之和與二級(jí)市場(chǎng)的股票配售數(shù)量k1相等，即qi+qj=k1，為了簡(jiǎn)化模型推導(dǎo)，在不影響結(jié)論成立的條件下，令θi=θj=θ，從而得到二級(jí)市場(chǎng)的均衡交易價(jià)格p1為：

(7)

其中，m1=1/(ρI+ρη)+2/(ρΔ+ρv),m2=1/(ρI+ρη)+1/(ρΔ+ρv)。

令I(lǐng)R=p1-p0，通過(guò)(3)和(6)式分析信息披露對(duì)IPO首日回報(bào)率的影響，從而得到如下推論：

推論：披露后的信息即公共信息對(duì)IPO首日回報(bào)率產(chǎn)生負(fù)向影響，信息披露降低了上市首日高回報(bào)率的現(xiàn)象。

(8)

3 研究設(shè)計(jì)

信息披露提供了更多供投資者決策的公共信息，其產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)后果的根源在于投資者對(duì)其反應(yīng)的程度，如何衡量投資者對(duì)公共信息的反應(yīng)，是本研究的關(guān)鍵。Duarte和Young[19]在Easley和O’Hara[24]模型基礎(chǔ)上提出了PSOS指標(biāo)。由于Duarte-Young模型考慮了投資者對(duì)公共信息解讀的差異所引起的買賣訂單流的沖擊，PSOS指標(biāo)更能反應(yīng)公共信息對(duì)投資者行為的影響。本文運(yùn)用蒙特卡洛模擬驗(yàn)證了Duarte—Young模型的適用性。

3.1 公共信息的衡量

在Duarte-Young模型中，市場(chǎng)上發(fā)生私有信息的概率為α，而且是好消息的概率為1-κ，δ是壞消息的概率，κ、κ′分別代表存在和不存在私有信息的情況下公共信息對(duì)訂單流沖擊的可能性。市場(chǎng)上買賣訂單的到達(dá)量符合特定參數(shù)的泊松分布。以每個(gè)交易日為“單位時(shí)間”，每個(gè)交易日買賣訂單到達(dá)過(guò)程的似然函數(shù)為

(9)

上述似然函數(shù)是一個(gè)混合泊松分布，π=(α，δ，κ，κ′，εb，εs，μb，μs，Δb，Δs)表示待估參數(shù)。其中εb、εs是非知情交易者單位時(shí)間內(nèi)主動(dòng)性買賣單的到達(dá)率，μb、μs是知情交易者買賣訂單到達(dá)率，Δb，Δs是單位時(shí)間內(nèi)公共信息對(duì)買賣訂單到達(dá)率的沖擊。B、S表示單位時(shí)間內(nèi)的主動(dòng)性買賣單成交筆數(shù)。假設(shè)每天發(fā)生信息事件獨(dú)立，則樣本區(qū)間內(nèi)總似然函數(shù)為

(10)

估計(jì)出參數(shù)π后，計(jì)算公共信息對(duì)訂單流產(chǎn)生對(duì)稱性沖擊的可能性的公式為

PSOS=((Δb+Δs)(ακ′+(1-α)κ))/(κ(δμs+(1-δ)μs)(Δb+Δs)(ακ′+(1-α)κ)+εb+εs)

(11)

Duarte-Young模型中泊松分布參數(shù)的“單位時(shí)間”是日度區(qū)間，一般選取一個(gè)季度作為樣本區(qū)間，本研究需要估計(jì)上市當(dāng)天發(fā)生公共信息沖擊的概率，研究上市首日公共信息對(duì)新股上市首日收益率的影響，故本文采用許敏和劉善存[25]的做法，以十分鐘為“單位時(shí)間”對(duì)一天內(nèi)的交易劃分，將十分鐘內(nèi)的買賣交易筆數(shù)累計(jì)，以十分鐘內(nèi)的買賣交易筆數(shù)進(jìn)行估計(jì)。

針對(duì)(15)式對(duì)應(yīng)的似然函數(shù)，通常采用極大似然估計(jì)，但是傳統(tǒng)的極大似然估計(jì)存在兩個(gè)缺陷：(1)對(duì)初始值的設(shè)定比較敏感，容易收斂到局部最優(yōu)解；(2)對(duì)于上述似然函數(shù)，其參數(shù)估計(jì)值經(jīng)常收斂到邊值解，從而造成參數(shù)估計(jì)的“有偏性”[26]。與之相反，遺傳算法(Genetic Algorithms)具有較好的全局并行搜索能力，全局搜索能力極強(qiáng)，本文采用遺傳算法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

為了判別Duarte-Young模型是否更好地刻畫了投資者信息性交易行為，本文進(jìn)行擬合優(yōu)度的似然比檢驗(yàn)?？紤]到無(wú)約束空間Ω={(Δb,Δs,κ′),Δb>0,Δs>0, 0<κ′<1}，令原假設(shè)H0：Δb=Δs=0，κ′=0，備擇假設(shè)H1：Δb≠Δs,κ′≠0。無(wú)約束空間Ω的子空間為ω={(Δb,Δs，k′)，Δb=Δs=0，κ′=0}，參數(shù)空間Ω和ω對(duì)應(yīng)的似然函數(shù)為l(Ω)和l(ω)，則似然比統(tǒng)計(jì)量為

(12)

由于原假設(shè)成立的條件下參數(shù)分布于無(wú)約束空間的邊界，似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的大樣本并不服從卡方分布。本文參考Duarte和Young[19]的方法，進(jìn)行蒙特卡洛模擬。首先，隨機(jī)選取100個(gè)IPO公司樣本，在原假設(shè)成立條件下擬合選取的樣本數(shù)據(jù)，用估計(jì)出的參數(shù)產(chǎn)生1000個(gè)模擬數(shù)據(jù)，通過(guò)模擬數(shù)據(jù)計(jì)算出似然比統(tǒng)計(jì)量的分布。在10%的顯著性水平下，67%的樣本拒絕原假設(shè)?？梢?jiàn)，Duarte和Young模型更能刻畫新股發(fā)行市場(chǎng)信息結(jié)構(gòu)特征。

3.2 因變量

本文研究對(duì)象是上市首日回報(bào)率，對(duì)于上市首日回報(bào)率這一變量，采用相對(duì)數(shù)的形式，即采用初始收益率(Initial Return)來(lái)衡量。采用相對(duì)數(shù)的形式可以避免發(fā)行定價(jià)基數(shù)的不同造成的影響，能夠更公平地反應(yīng)新股的收益水平。初始收益率用上市首日收盤價(jià)(Price of Close)偏離發(fā)行價(jià)(Price of Issue)的相對(duì)數(shù)來(lái)衡量，IR=PC/PI-1。

3.3 控制變量

借鑒國(guó)內(nèi)外有關(guān)研究，并結(jié)合我國(guó)實(shí)際情況，選用以下指標(biāo)作為控制變量。

(1)反應(yīng)投資者情緒的指標(biāo)。根據(jù)溢價(jià)理論，投資者情緒是影響新股初始收益的重要因素。由于中國(guó)股市缺少“賣空限制”，投資者“跟風(fēng)”和“狂熱”的表現(xiàn)尤為突出，新股上市短期均衡價(jià)格由樂(lè)觀情緒的投資者決定。針對(duì)詢價(jià)制度下新股發(fā)行這一過(guò)程，選取換手率(TO,Turnover Rate)作為投資者情緒的衡量指標(biāo)。換手率，作為衡量投資者情緒的常用指標(biāo)，其表現(xiàn)越高，表明投資越活躍，從而新股初始收益越高。

(2)反應(yīng)公司自身風(fēng)險(xiǎn)的指標(biāo)?？毓杀壤?RCR,Rate of Control Right)，以第一大股東持股比例衡量。Jesrn和Meckling[27]認(rèn)為，公司控股比例越高，代理成本越低，公司內(nèi)在價(jià)值越高，有助于投資者提高對(duì)公司價(jià)值的預(yù)期。但是，隨著控股比例的提高，會(huì)減少對(duì)公司控制者的約束能力，降低了投資者對(duì)公司價(jià)值的預(yù)期，從而降低了新股初始收益，因此，控股比例對(duì)新股初始收益的影響不確定。

(3)發(fā)行前不確定性。Beatty和Ritter[11]的研究表明，“事前不確定性”與新股初始收益呈正相關(guān)關(guān)系。發(fā)行前不確定性越大，首日收益率較高，以彌補(bǔ)信息風(fēng)險(xiǎn)帶來(lái)的逆向選擇風(fēng)險(xiǎn)所造成的損失。在參考Beatty和Ritter[11]研究的基礎(chǔ)上，選取發(fā)行前總股本(TEI,The Total Equity Before Issuing)、應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率(ART,Accounts Receivable Turnover)、營(yíng)業(yè)收入(OI,Operating Income)、流動(dòng)比率(LR,Liquidity Ratio)四個(gè)指標(biāo)，以上指標(biāo)均采取上市前三年的均值。另外，選取了首發(fā)發(fā)行費(fèi)用(Fee,New Shares Issuing Expenses)、發(fā)行前每股凈資產(chǎn)(NAVS,Net asset Value Per Share)。

(4)市場(chǎng)供求關(guān)系。Chi Jing和Padgett[2]認(rèn)為市場(chǎng)供需不平衡，可以解釋中國(guó)新股較高的初始收益。他們認(rèn)為“額度制”限制了關(guān)于發(fā)行公司質(zhì)量的信號(hào)向投資者的傳遞，政府對(duì)新股發(fā)行的控制加劇了中國(guó)新股抑價(jià)發(fā)行的程度，從而產(chǎn)生更高的新股初始收益。在參考以上研究的基礎(chǔ)上，將每股收益(EPS,Earnings Per Share)、網(wǎng)上中簽率(RSDL,Rate of Successful Drawing Lots in Stock Subscription)、市盈率(PE,Price Earning Ratio)作為影響市場(chǎng)供求關(guān)系的指標(biāo)作為控制變量。

4 實(shí)證檢驗(yàn)

4.1 樣本選取

2006年12月《上市公司信息披露管理辦法》實(shí)施以來(lái)，中國(guó)新股發(fā)行體制不斷完善。證監(jiān)會(huì)于2009年6月開(kāi)啟了第一階段的詢價(jià)制度改革，除了放松發(fā)行市盈率的管制，對(duì)詢價(jià)過(guò)程中報(bào)價(jià)機(jī)制進(jìn)行改革，旨在促進(jìn)報(bào)價(jià)的透明性和真實(shí)性。特別是，2010年10月，第二階段詢價(jià)制度改革要求披露機(jī)構(gòu)投資者報(bào)價(jià)數(shù)據(jù)，這一特殊的信息披露機(jī)制使得信息披露內(nèi)容得到深化，信息披露機(jī)制逐漸成熟。因此，本文選取2009年6月到2016年11月在深圳主板上市的公司為研究對(duì)象。樣本區(qū)間內(nèi)，剔除了PSOS值為極端值0和1、財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的公司，最終樣本為593家上市公司。本文的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自Wind資訊金融終端，高頻數(shù)據(jù)來(lái)自Wind Level-2數(shù)據(jù)庫(kù)。采用Wind Level-2數(shù)據(jù)庫(kù)中帶有買賣標(biāo)記的數(shù)據(jù)計(jì)算PSOS值，避免了因主觀判斷不準(zhǔn)確造成的估計(jì)偏誤。高頻數(shù)據(jù)的批量處理和PSOS值的計(jì)算使用MATLAB 2012b軟件，實(shí)證研究使用Stata 13.0軟件。

4.2 實(shí)證結(jié)果及分析

表1給出了PSOS指標(biāo)參數(shù)估計(jì)的分位數(shù)統(tǒng)計(jì),其中，κ、κ′均值分別為0.57和0.31，說(shuō)明公共信息對(duì)訂單流的對(duì)稱性沖擊是顯著的，各分組t統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的原假設(shè)是PSOS=0，其t值從35.16到68.22，顯著地拒絕原假設(shè)。

表1 PSOS指標(biāo)參數(shù)估計(jì)的分位數(shù)統(tǒng)計(jì)

表2給出了主要變量的相關(guān)系數(shù)。從中可以看出：(1)上市首日回報(bào)率(IR)與公共信息沖擊(PSOS)負(fù)相關(guān)，與理論模型結(jié)論一致，即信息披露對(duì)上市首日回報(bào)率產(chǎn)生了負(fù)效應(yīng)。(2)上市首日回報(bào)率(IR)與換手率(To)、網(wǎng)上中簽率(RSDL)、每股收益(EPS)、發(fā)行費(fèi)用(FEE)顯著相關(guān)；控制變量之間最大的顯著相關(guān)系數(shù)是-0.736，只有發(fā)行前總股本(TEI)和流動(dòng)比率(LR)?？梢钥闯隹刂谱兞恐g不存在嚴(yán)重的多重共線關(guān)系。

表2 相關(guān)性分析

根據(jù)理論模型的分析，披露后的信息即公共信息對(duì)上市首日回報(bào)率產(chǎn)生了負(fù)效應(yīng)。那么，投資者基于發(fā)行前獲得的公共信息而作出的投資決策行為，究竟對(duì)二級(jí)市場(chǎng)首日回報(bào)率產(chǎn)生什么作用，通過(guò)實(shí)證模型分析，進(jìn)一步給出了答案。表3給出了多元回歸分析的結(jié)果。通過(guò)計(jì)算膨脹因子，自變量中最大的膨脹因子為2.99，所有自變量的平均膨脹因子是1.73，可以看出模型不存在嚴(yán)重的多重共線性。在控制了其它解釋變量后，PSOS的回歸系數(shù)為-0.176，t統(tǒng)計(jì)量是-1.72，在10%的置信水平下顯著，通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。PSOS的系數(shù)為負(fù)數(shù)，說(shuō)明公共信息對(duì)上市首日回報(bào)率產(chǎn)生了負(fù)向影響，與理論模型結(jié)論一致?？梢?jiàn)信息披露作為公共信息的來(lái)源，通過(guò)影響投資者決策進(jìn)而對(duì)股票收益產(chǎn)生了重要影響，信息披露對(duì)首日回報(bào)率產(chǎn)生負(fù)向影響的結(jié)論具有可靠性。

表3 多元回歸結(jié)果

表3同時(shí)給出了其它控制變量對(duì)IPO首日回報(bào)率的影響。換手率(To)與IPO首日回報(bào)率呈正相關(guān)關(guān)系。作為衡量投資者情緒的變量，換手率反應(yīng)了投資活躍程度，在新股熱銷的中國(guó)市場(chǎng)，換手率越高的新股其收益也越高，這一現(xiàn)象也得到國(guó)內(nèi)研究的證實(shí)。反應(yīng)公司自身特征和風(fēng)險(xiǎn)特征的指標(biāo)：首發(fā)發(fā)行費(fèi)用(Fee)、發(fā)行前總股本(TEI)、發(fā)行前每股凈資產(chǎn)(NAVS)，與IPO首日回報(bào)率顯著相關(guān)，這與Jesrn和Meckling[27]、Beatty和Ritter[11]的研究結(jié)論一致。網(wǎng)上中簽率(RSDL)與新股初始收益呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，這與Chi Jing和Padgett[2]的實(shí)證研究相一致。由于需要吸引非知情交易者，同時(shí)承銷商對(duì)于投資者的需求難以確定，一級(jí)市場(chǎng)供需不平衡程度在網(wǎng)上中簽率中得到體現(xiàn)，中簽率越低，發(fā)行抑價(jià)的程度越高，這也說(shuō)明，在本文研究的樣本區(qū)間內(nèi)，新股初始收益中仍然包含一定程度的一級(jí)市場(chǎng)抑價(jià)收益。

表4 多元回歸結(jié)果

表4給出了只保留顯著變量情況下的回歸分析結(jié)果?？梢钥闯?，顯著變量的回歸結(jié)果與表3在顯著性和正負(fù)關(guān)系上一致，說(shuō)明其具有穩(wěn)健性。本文采用更能反應(yīng)公共信息影響投資者決策行為的PSOS指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)其對(duì)IPO首日回報(bào)率產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。那么，在中國(guó)IPO首日回報(bào)率的研究中，公共信息對(duì)其產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)的原因是什么呢，筆者認(rèn)為，原因包括：(1)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)。公共信息對(duì)市場(chǎng)的影響不僅僅在于減少了市場(chǎng)信息不對(duì)稱的程度，其更大的價(jià)值在于提高投資者對(duì)市場(chǎng)價(jià)值的認(rèn)識(shí)，而這種解讀會(huì)因投資者不同而產(chǎn)生不同的差異。倘若投資者對(duì)公共信息的看法一致，那么市場(chǎng)不會(huì)產(chǎn)生交易或者只能是暴漲暴跌，由于投資者對(duì)公共信息解讀的差異，才有了買和賣，公共信息影響了不同類型投資者的市場(chǎng)到達(dá)率，從而增加了市場(chǎng)需求。由于更多類型的投資者參與交易，市場(chǎng)流動(dòng)性提高，投資者要求的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)報(bào)酬降低，從而IPO上市后的收益表現(xiàn)更低[15,28]。(2)提高了股價(jià)信息含量。披露的公共信息吸引了不同類型的投資者，同時(shí)，由于不同類型的投資者對(duì)公共信息解讀的差異，才有了買賣雙方的博弈，從而在雙方的博弈中，公共信息能夠更好地融合到股價(jià)中，進(jìn)一步提高了定價(jià)效率，降低了二級(jí)市場(chǎng)信息風(fēng)險(xiǎn)，這一結(jié)論得到國(guó)內(nèi)相關(guān)研究的證實(shí)[18]。

在中國(guó)新股發(fā)行市場(chǎng)，一級(jí)市場(chǎng)不同參與者之間以及一級(jí)市場(chǎng)與二級(jí)市場(chǎng)之間存在著信息不對(duì)稱。網(wǎng)上申購(gòu)的投資者參與二級(jí)市場(chǎng)交易，其決策行為更加依賴于一級(jí)市場(chǎng)的信息披露。一級(jí)市場(chǎng)的信息披露降低了其面臨的二級(jí)市場(chǎng)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而減少了投資者要求的風(fēng)險(xiǎn)報(bào)酬，而這種風(fēng)險(xiǎn)報(bào)酬的減少體現(xiàn)在二級(jí)市場(chǎng)定價(jià)對(duì)一級(jí)市場(chǎng)定價(jià)的偏離程度。

4.3 穩(wěn)健性分析

4.3.1 內(nèi)生性

上述回歸表明，披露后的信息即公共信息影響了IPO首日回報(bào)率。但準(zhǔn)確估計(jì)模型面臨一個(gè)內(nèi)生性問(wèn)題，即影響IPO首日回報(bào)率的因素很多，其中也會(huì)影響公共信息。另外，不但公共信息影響IPO首日回報(bào)率，也可能存在一種相反的機(jī)制，即IPO首日回報(bào)率也會(huì)影響投資者對(duì)公共信息的需求。

為此，本文采用上市發(fā)行前一個(gè)月的媒體報(bào)道數(shù)量作為工具變量，采用兩階段最小二乘法解決模型的內(nèi)生性問(wèn)題。首先，采用豪斯曼檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛢?nèi)生性問(wèn)題是否存在，Hansman統(tǒng)計(jì)量很強(qiáng)烈地拒絕了公共信息是外生變量的原假設(shè)，說(shuō)明公共信息的確是一個(gè)內(nèi)生性變量。

表5給出了采用上市前一個(gè)月媒體報(bào)道數(shù)量作為工具變量的兩階段最小二乘回歸結(jié)果，其中，上市前一個(gè)月媒體報(bào)道數(shù)量數(shù)據(jù)源自手工收集，使用百度新聞搜索對(duì)標(biāo)題中含有公司股票名稱的新聞數(shù)量作為媒體報(bào)道的衡量指標(biāo)。從表5第一階段回歸結(jié)果可以看出，媒體報(bào)道對(duì)公共信息在5%置信水平下顯著，說(shuō)明媒體報(bào)道作為工具變量是有效的。表5第二階段回歸結(jié)果給出了媒體報(bào)道作為工具變量對(duì)IPO首日回報(bào)率的影響，在控制了內(nèi)生性后，公共信息對(duì)IPO首日回報(bào)率的影響10%置信水平下顯著，說(shuō)明信息披露后的公共信息降低首日回報(bào)率的結(jié)論具有穩(wěn)健性。

4.3.2 其它敏感性分析

為了驗(yàn)證本文結(jié)論，進(jìn)行了如下敏感性測(cè)試：考慮到不同上市板塊的企業(yè)性質(zhì)、特征以及面臨的風(fēng)險(xiǎn)因素不同，為了減少樣本選取的偏誤，增強(qiáng)樣本的代表性，在樣本區(qū)間內(nèi)，引入中小板IPO擴(kuò)大樣本容量，對(duì)實(shí)證結(jié)論進(jìn)行敏感性檢驗(yàn)?？紤]股市整體波動(dòng)性對(duì)IPO首日收益率的影響，在控制變量中增加了反應(yīng)股市整體波動(dòng)性的控制變量。再檢驗(yàn)的結(jié)果沒(méi)有發(fā)生顯著變化，限于篇幅未列示敏感性檢驗(yàn)的詳細(xì)結(jié)果。

表5 兩階段最小二乘回歸結(jié)果

注：(1)***、**、*分別表示在1%、5%、10%置信水平下顯著；(2)本表回歸已按Whited進(jìn)行了異方差修正，括號(hào)內(nèi)為t值。

5 結(jié)語(yǔ)

信息披露機(jī)制作為資本市場(chǎng)制度重要的組成部分，對(duì)緩解市場(chǎng)信息不對(duì)稱起著重要作用。信息披露作為公共信息的來(lái)源，其產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)后果的根源在于其對(duì)投資者決策行為的影響。本文直接從公共信息的角度，考慮了IPO股票長(zhǎng)期持有收益對(duì)投資者決策行為的影響，將單期決策的效用函數(shù)擴(kuò)展為長(zhǎng)期決策的效用函數(shù)，從理論和實(shí)證兩個(gè)方面對(duì)信息披露影響IPO首日回報(bào)率的作用機(jī)制進(jìn)行了探究。

主要結(jié)論：(1)通過(guò)理論模型分析和進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)公共信息對(duì)IPO首日回報(bào)率產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)，這一方面因?yàn)?，一?jí)市場(chǎng)的信息披露降低了二級(jí)市場(chǎng)投資者面臨的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)，縮小了二級(jí)市場(chǎng)定價(jià)對(duì)一級(jí)市場(chǎng)定價(jià)的偏離程度，從而降低了IPO首日回報(bào)率；另一方面，由于投資者對(duì)公共信息解讀的差異，使得公共信息在買賣雙方的博弈中更好地融合到股價(jià)中，提高了股價(jià)的信息含量，降低了投資者面臨的信息風(fēng)險(xiǎn)。(2)通過(guò)擬合優(yōu)度的似然比檢驗(yàn)和蒙特卡洛模擬，發(fā)現(xiàn)Duarte-Young模型更能刻畫中國(guó)新股發(fā)行市場(chǎng)的信息結(jié)構(gòu)。相比市場(chǎng)收益這一間接指標(biāo)，采用PSOS作為直接衡量公共信息變量的指標(biāo)，更能反映投資者對(duì)公共信息的反應(yīng)，對(duì)相關(guān)研究具有一定啟發(fā)性。

這對(duì)監(jiān)管部門的啟示體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：針對(duì)信息披露降低IPO首日回報(bào)率的結(jié)論，監(jiān)管部門應(yīng)加強(qiáng)上市公司上市前信息透明度。通過(guò)加長(zhǎng)信息預(yù)披露時(shí)間，使更多的未來(lái)投資者、利益相關(guān)者了解公司的投資價(jià)值，促使更多的投資者參與到股票交易中，挺高股價(jià)信息含量。同時(shí)，充分的信息披露促使二級(jí)市場(chǎng)投資者回歸理性，監(jiān)管部門應(yīng)繼續(xù)堅(jiān)持市場(chǎng)化的詢價(jià)制度改革方向，培育理性的價(jià)值投資理念。