风险投资家“鉴证”假说的理论分析与实证检验 王亚民 （注：王亚民博士论文节选，作者现工作于上海城开集团战略投资中心） 1 根据IPO价格异常理论，在IPO过程中承销商与审计事务所均发挥着“鉴证”功能，而风险企业IPO过程中最为显著的特点便是其股东包括风险投资家这一特殊的金融中介组织。由于风险投资不仅仅是简单的资金投入，在投资过程中风险投资家还往往提供许多“增值服务”，再加上投资过程中独特的契约设计，因此风险投资是投资契约与产权制度的一种创新。那么IPO公司中风险投资家股东的列席对于公司IPO上市，具体的说对于风险企业IPO定价与IPO价格异常是否有影响？如果有，有何影响呢？其是否也存在着类似于承销商与审计事务所那样的“鉴证”功能呢？ 1 风险投资家“鉴证”假说的理论分析与模型推导 信息不对称与第三方“鉴证” 在证券市场IPO上市过程中，发行企业与证券市场投资者之间的信息不对称问题非常严重，如果不采取适当措施加以缓解，则可能导致较高的IPO抑价，从而不利于证券市场资本要素配置功能发挥，甚至有可能导致整个证券市场的失败。正如IPO抑价的信息类模型所解释的那样，通过发挥独立的第三方鉴证功能，可以缓解信息不对称情况，比如通过聘任声誉较高的承销商与审计事务所就可以降低IPO抑价水平。其基本原理是：一方面声誉较高的第三方金融中介往往会基于声誉与风险回避的考虑，只会承销公司价值不确定性相对较小的企业IPO业务，因此IPO公司如果能够聘用到声誉较高的第三方金融中介，就等于向市场传递了有关其价值不确定性较低的信号，因此信息灵通投资者的比例相对较小，从而缓解了“赢者诅咒”问题，降低了IPO抑价水平；另一方面，资质较好的发行企业为了区别于资质较差的企业，也需要向投资者传递有关其价值的相关信号，以避免不分企业好坏的市场总体均衡（Pooling Equilibrium）。但是对于投资者而言，发行企业通过自身来传递其信号不可信，所以发行企业需要聘任第三方金融中介组织来证实，才能达到期望的市场分离均衡（Separating Equilibrium）。而第三方能够发挥鉴证功能的前提便是要具备以下四个条件： （1）参与性条件，又称“动力”要件，即IPO企业需具有聘任第三方金融中介来鉴证其价值的动力。只有聘任的第三方金融中介组织带来的IPO抑价水平收益能够超过多付出的中 1 通常把为IPO价格远远低于上市后首日交易收盘价格的现象称之为IPO价格异常或IPO抑价。 - 1 -
介费用，发行企业才会有聘用声誉较高的金融中介组织的动力。对于资质较好的企业而言，聘用声誉较高的金融中介组织通常是有利可图的。 （2）惩罚机制 为了保证第三方鉴证的可信度，鉴证方必须能够向投资者保证，如果其传递的信号有误，他也会受到损失。该惩罚机制是防止第三方金融中介可能出现的错误鉴证的基本约束机制。 （3）可信性约束条件 为了提高第三方鉴证的可信性，还要求第三方错误鉴证所受到的损失必要超过由于其欺骗所获得的一次性效用（利益）增加。即错误鉴证的机会成本一定要高于机会收益，从而避免第三方鉴证行为的机会主义出现。 （4）真相披露条件 对于IPO公司而言，购买第三方鉴证信号的花费必须非常昂贵，从而使资质较差公司购买该信号不具有经济性。当然，鉴证方还必须拥有丰富的行业经验与广泛的公司经营管理知识，以保证其能够真实了解公司价值。这同样也防止了资质较差公司的模仿购买行为。 如果第三方金融中介能够符合以上四个条件，才可以说其基本具备了鉴证功能。 风险投资家“鉴证”功能的理论分析 与承销商与审计事务所相类似，风险投资家也是重要的金融中介组织之一，稍有不同的是其还是IPO风险企业的股东。风险资本一般是指由风险投资家所管理的、以资本收益为主要回报来源的权益类资本。在典型的情况下，绝大部分风险资本被投资于高科技行业与处于早期成长阶段的公司。风险投资机构一般以风险投资基金形式存在，均为有限的存续期，它在设立之时便有一个明确的投资退出目标。投资退出可以产生收益率相关信号，可以作为投资者评价是否投资风险投资家新设基金的标准。风险投资过程中，风险投资家通常要为风险企业提供管理咨询等增值服务，且通过列席董事会来监督公司管理层。风险投资家之所以具有监管与管理咨询能力是由于其丰富的行业经验与老道的企业管理经历。所以，如果风险投资家符合第三方鉴证功能的四项基本前提要求，其特定行业的丰富经验知识使其能够为投资者提供有关IPO公司价值鉴证功能。 （1）根据国外学者研究（Wells,1974; Poindexter,1976; Sahlman,1989），每年美国每个风险投资机构均会收到若干的商业计划书，但他们往往只能投资其中很小一部分，这便是风险投资业内的“大拇指”定律。该定律同时也表明了大多数创业企业家均会积极争取风险资本投入，他们均认可风险投资家能给他们的成功创业带来更多机会，因此风险投资家具备成为鉴证第三方的第一个前提条件，即参与性要求。 （2）风险投资家还满足鉴证功能的第二个条件。对于风险投资家而言，如果发生错误鉴- 2 -
证，对其而言最大的成本便是其声誉的丧失，而声誉的丧失给风险投资家带来的损失是致命性的。这是因为对于风险投资家而言，风险企业能够在证券市场IPO上市是风险投资最为成功的退出方式。首先，风险企业IPO是风险投资回报最高的退出方式；其次，IPO也是传递风险投资家相关能力的最有效信号，因此其关系到风险投资家新基金的筹建设立；最后，风2险企业能够IPO上市是结束创业企业家与风险投资家之间关系最有效的合作性方式。因此，当风险投资家需要不断带领其投资企业IPO上市，风险投资家就必须要维护其在IPO市场上声誉，否则最糟糕的惩罚便是其不能再带领风险企业IPO上市，退一步讲，即使能够带领企业IPO上市，投资者可能需要更高的IPO抑价水平来补偿，从而使风险投资家股份的稀释效用更大，使之财富损失更多。当然与独立的第三方金融中介不同，风险投资家作为IPO公司的股东之一，其也存在着错误鉴证动机，比如过高定价其IPO股份。所以当风险投资家错误鉴证的一次性收益小于其后期所有的收益折现值时，风险投资家鉴证才具有可信性。 （3）正如Sahlman（1990）、Gompers（1995）所认为的那样，风险投资家市场是一个相对较小、相对比较封闭（Tight－knit）、有效性较高的资产管理经理人市场，在业内每个风险投资家的业绩被不断监督和评估，因此风险投资家很注重对声誉的投资，以维护其在业内竞争力，从而获取更好的项目和资本来源。而且风险投资回报的绝大部分来源于风险企业的IPO退出，所以风险投资家如果在IPO市场，曾由于错误鉴证而丧失了声誉，则原来可以通过IPO退出的收益很难通过其他退出途径加以弥补。此外，如果风险投资家想通过错误鉴证获取收益的唯一途径是，在IPO时大量出售其持有的股份，如果IPO后风险投资家仍持有绝大部分股份，则也可作为其具有鉴证功能的一个担保机制（Bonding mechanism）。 从以上分析可见，声誉丧失对于风险投资家来说是非常糟糕的。风险投资家错误的鉴证会对其声誉造成巨大的伤害，而在IPO市场和风险资本市场丧失声誉的后果是非常严重，错误鉴证的一次性收益会远远小于之后若干可能收益的现值，即机会收益远小于机会成本，所以风险投资家符合鉴证功能的第三个要件，即可信性约束条件。 （4）风险投资家还满足“真相披露”的条件，即对于风险企业来说，使用风险资本的成本是非常昂贵的。首先，风险投资家在评估项目的时候通常会要求较高的收益率水平，因此在股份定价方面较低，从而高度稀释了创业企业家股份，该成本对于后来能够IPO上市的创业企业家来说是非常巨大的。其次，为了减少风险投资家与创业企业家之间信息不对称问题，风险投资家通过创新的契约设计来对创业企业家实施最大的激励，并尽可能的把各种风险转移给创业企业家。所以，对于创业企业家来说，从风险投资机构融资的成本是非常昂贵的，只有对自身发展前景比较看好，具有IPO上市前景的企业才会积极寻求风险资本介入，而这本身也就构成了一种事前的“自我选择”机制，即通过创业企业家是否选择风险资本来传递 2并购等其他退出方式被认为是非合作性的，因为通过这些途径退出可能会产生公司控制权争夺相关问题。 - 3 -
有关其自身资质的信号。此外，风险投资家丰富的行业经历以及公司估值的知识，进一步保证了“真相披露”条件的可行性。 综上所述，风险投资家，作为金融中介组织创新，符合成为鉴证方的四个基本前提条件要求，因此可以推断其具备鉴证功能。但风险投资家如何实现其鉴证功能，还需要深入的模型研究。 风险投资家鉴证模型推导 如同承销商的鉴证功能，风险投资家IPO鉴证功能的核心是缓解了发行企业与证券市场投资者之间的信息不对称问题。因此，风险投资家鉴证模型的推导主要以信息经济学为基础，并着重借鉴了Rock的“赢者诅咒”模型（Winners’Curse）和Richard Carter（1990）的承销商鉴证模型。 模型的主要前提假设 ①IPO过程中存在三个时段，T-1表示IPO前风险投资家投资阶段；T表示IPO日；T+1表示则IPO后上市交易期间。 ②证券市场存在两个市场，一为新股发行市场；另一为股票交易市场，即二级市场。一级市场的典型特征是信息不对称，而二级市场信息完全，且任何投资者均可获取，因此二级3市场交易价格反映了完全信息下股份的均衡价值。 ③在T-1期间，准备IPO上市企业的差异主要体现在不同的价值不确定性水平σ，σ可用二级市场IPO股份价格（价值）的方差来表示，且发行企业的目标是发行价格最大化。 ④全体投资者大体可以分为两类，一为潜在的信息灵通者，另一类为信息不灵通的投资者。这两类投资者的风险偏好均为中性，且假设无风险收益为零。 ⑤全体信息灵通投资者没有足够的财富去购得证券市场上任一IPO公司发行的100％股份，或者可以这样认为，为了股份流动性和公司治理结构的考虑，承销商也不可能把所有股份分配给全体信息灵通的投资者。 ⑥所有IPO股份都能获得超额认购，且股份分配均以中签率为分配基准，其中： 中签率＝发行总量/IPO股份申购总金额。 ⑦一级市场本质上是信息不对称的，并定义V为一随机变量，代表二级市场股份的均衡 3 在信号传递模型中，Allen和Faulhaber、Grinblatt和Hwang、Welch均假设IPO抑价是为了减少增发（SEO）时的信息不对称。在本文模型中，假设IPO抑价与增发没有关系。这与香港创业板市场目前还没有增发的现实情况是一致的。 - 4 -
价格，即反映了完全信息下的股份价值。三个阶段的信息结构如下： 对于投资者而言，T-1时，每个投资者均知晓V的条件概率分布密度函数f(Vσ)；T时，投资者i可以花费C来获取IPO公司信息，以确定V在T+1时的分布状况，并成为信息流通i者。假设每个信息灵通投资者拥有的财富为W，则可用于投资IPO股份资本为W−C。每iii位投资者均熟知自身的C和W，以及投资于不同IPO股份的横截面分布C和W。K代iiiSiSUI表信息不灵通投资者投入到每个IPO股份的全部资本，所有投资者均知晓，且这两种类型投资者都知道风险投资家与一般机构投资者在投资行为方面的不同。 发行企业知道自身价值不确定性，风险投资家作为公司股东，有能力且有动力知晓风险企业价值不确定性。由于风险投资家作为一名积极投资者，假定其投资的风险企业的价值不确定性概率分布密度函数为U(σ)，且 VC⎧U(σ)，表示非风险企业价值不确定性的概率分布密度函数；0 ⎨U(σ)，表示风险企业价值不确定性的概率分布密度函数。⎩ 投资者选择 基于以上前提假设来考虑投资者的IPO购买决策，其中，投资者是否愿意花费一定费用去获取IPO企业相关信息，从而获得有关其均衡价值的决策是研究的关键。 假设P是IPO发行价，C为投资者i为确定T＋1时随机变量V值需花费的费用，0if(Vσ)是基于σ条件的公司价值V的概率分布密度函数。如果投资者均知晓σ值及f(Vσ)、C、P，则投资者i购买IPO公司相关信息的条件是： i0∞r(V−P)f(Vσ)dV−C≥0 （1-1） i0i∫P0其中：r是IPO抑价发行时，即V>P时投资者i的中签率。如果IPO不存在抑价，则信i0息灵通投资者的投资为0。 (W−C)iir= 其中，n表示信息灵通且决定投资的投资者数量 in(W−C)+K∑iiUIi=1- 5 -
在符合（1-1）式条件下，所有信息灵通投资者投资于IPO股份的投资总额为K，则信I息灵通投资者获取的IPO股份比例为： nKIα==r （1-2） ∑iK+Ki=1IUI式（1-2）左边的积分项事实上就是一看涨期权合约（Call Option）价值，合约标的的执行价为P。因此，对于投资者而言，花费C去获取IPO公司相关信息的决策就类似于购买r0ii份看涨期权合约的决策过程。而根据期权定价模型（Merton，1973），期权合约价值的大小受标的物资产风险的影响。标的物的价值不确定性（风险）越大，期权合约的价值就越大，即积分项值越大，从而倾向于成为信息灵通的投资者的比例就会越高。而根据式（3-14），K越I大则消息灵通投资者的持股比例α也就越高。 对于信息不灵通投资者而言，α具有非常重要意义。因为当信息灵通投资者意识到V<P时，便不再会投资购买IPO股份，而消息不灵通投资者便会购得100％的股份。但当0V≥P时，信息灵通投资者便会积极申购。由于采取中签率的定量配比分配方式，此时，消0息不灵通投资者却只能获得(1-α)×100％的股份。所以这就产生了Rock提出的“赢者诅咒”问题。根据前提假设（5），IPO成功发行必须信息不灵通投资者的参与，而信息不灵通投资者只有在IPO股份投资的期望收益大于等于零时才会投资购买。发行企业、风险投资家和承销商都可预见到这一点，所以他们在确定最终价格时必须要保证消息不灵通投资者的期望投资收益至少为零。发行价格同时还影响了信息灵通投资者的投资比例α，当然α还受到每个投资者投资于不同IPO股份的横截面分布C和W以及K的影响。由于这三个变量的联合iSiSUI分布是共同知识，所以发行企业在追求发行价格最大化目标的时候，信息不灵通投资者的期望投资收益确好为零，从而发行企业在获得最高的发行价的同时，保证信息不灵通投资者的参与： P∞0(V−P)f(Vσ)dv+(1−α)(V−P)f(Vα)dv=0 （1-3） 00∫∫0P0式（1-3）中左边第一个积分项代表了，当V<P时，信息不灵通投资者的投资损失；第0二个积分项代表了，当V≥P，信息不灵通投资者获得的投资收益。相应的，信息灵通投资0者的期望收益为： - 6 -
n∞α(V−P)f(Vσ)dv−C （1-4） 0∑i∫P0i=1从式（1-3）可以看出，当信息灵通投资者获取IPO股份比例α上升，在其它条件保持不变的情况下，信息不灵通投资者的期望收益率水平下降，则为了保持IPO股份对信息不灵通投资者的吸引力，发行企业必须降低发行价格P。根据式（1-1），影响α的主要因素便是IPO0企业价值的不确定性σ。σ值越大，通过花费C成为信息灵通者的投资者越多，则α值变i大，而这要求降低发行价，从而使IPO抑价水平提高。 σ IPO公司价值不确定性与风险投资家鉴证 以上分析均是假定σ值是已知的，当σ未知时，投资者仅仅知晓其概率分布密度函数为U(σ)，则式（1-1），即投资者成为信息灵通投资者的条件，必须进行修改，具体见式（1-5）： j∞∞r(V−P)f(Vσ)U(σ)dvdσ−C≥0 （1-5） i0i∫∫0P0当σ已知，则式（1-5）等于式（1-1）。式（1-5）表明了，U(σ)和C均会影响投资者i是否选择成为信息灵通投资者的决策。 就风险企业和非风险企业而言，由于风险投资家为风险企业提供了若干管理咨询等增值服务，并代表投资者发挥了积极的监督职能，所以风险企业价值不确定性的期望值σ应相对较小，而且考虑到风险投资家对其声誉的投资，证券市场投资者也认可风险企业较低σ值，即： ∞⎧[U(σ)−U(σ)]dσ≤0VC0∫⎪0 （1-6） ⎨∞⎪[U(σ)−U(σ)]dσ≤0VCVC∫kj⎩0其中：U(σ)代表风险企业σ的概率分布密度函数； VCU(σ)代表非风险企业σ的概率分布密度函数； 0 U(σ)、U(σ)分布代表风险企业j和k的σ值概率分布密度函数，且投资VCVCjk于风险企业k的风险投资家声誉高于投资于风险企业j的风险投资家。 - 7 -
所以，风险企业IPO时，信息不灵通投资者参与购买IPO股份的约束条件由（1-3）转变为式（1-7）： ∞P∞∞0(V−P)f(Vσ)U(σ)dvdσ+(1−α)(V−P)f(Vσ)U(σ)dvdσ=0 0VC0VC∫∫∫∫000P0（1-7） 从式（1-5）和式（1-6）可以推断出，风险投资家的存在可以降低IPO公司价值的不确定性σ；σ值越小，投资者倾向于成为信息灵通者的比例降低，即α减少。而根据式（1-7），α值越小，发行企业就可以提高IPO价格，从而降低IPO抑价水平。根据式（1-7）还可以推出，声誉较高的风险投资家投资的企业σ和α值较小，IPO定价则相应较高，所以IPO抑价水平相对较低。 综上所述，风险投资家鉴证功能主要通过如下机制得以实现：一方面，风险投资家声誉机制保证了风险企业IPO上市时发布信息的真实性、及时性、完整性，从而降低了发行企业与承销商、市场投资者之间的信息不对称水平，从而导致较低的IPO抑价水平；另一方面，风险投资家的专业技能与风险投资独具特色的投资契约安排，使在其它因素保持一致的条件下风险企业的价值不确定性水平相对较小，承销商和市场投资者接收了该信号，从而减少了“赢者诅咒”问题，降低了IPO抑价水平。所以，风险投资家通过以上两方面机制可以发挥鉴证功能。但需要指出的是，在风险企业IPO过程中风险投资家也存在着错误鉴证的动机，即风险投资家可能有意识地利用其鉴证信号，通过IPO高定价以获取利益。错误鉴证的动机根源于风险投资机构在风险企业中持有大量的利益要求权。与其它的机构投资者不同，风险投资机构是风险企业的积极投资者，通过对风险企业的近距离监督和咨询建议，风险投资机构比外部人掌握更多更重要或并不公开的有关风险企业真实价值的私人信息，所以他们有激励及时进入IPO市场发行证券，利用这些信息向外部投资者出售价值高估的证券以增加现有投资的价值。此外，对于经验年限较短、声誉不高的风险投资机构而言，其存在“逐名”（Grandstanding）动机，即为了提高自身声誉，他们有激励让风险企业提前上市或包装劣质企业上市。可见不同声誉、不同等级的风险投资机构其鉴证功能应该有所区别，风险投资机构的声誉等级与其鉴证功能之间的关系还需要深入的理论分析与模型推导，这也是未来笔者计划研究的重要内容。 风险投资家鉴证模型的几个推论 根据对风险投资家鉴证功能的理论分析与模型研究，可以得出如下有关风险投资家鉴证功能的几项推论： （1）由于风险投资家具备鉴证功能，可以缓解发行企业与承销商、投资者之间信息不对- 8 -
称问题，因此风险投资家存在能够减低风险企业IPO抑价水平。 （2）风险投资家鉴证功能使IPO过程中承销商、审计事务所、律师行的信息获取、生产费用降低，因此，与非风险企业相比，风险企业IPO的发行费用应该相对较低。 （3）由于风险投资家不断带领风险企业上市，其与承销商等金融中介组织建立起较为稳定的业务关系，再加上风险企业σ值较小，因此风险企业IPO时其承销商、审计事务所等金融中介的声誉应相对较高。 （4）最后，证明风险投资家具有鉴证功能的另一个证据便是，IPO后风险投资家仍然持有风险企业的大量股份，且与IPO前所持股份相比没有较大的减少。这就表明了风险投资家放弃了错误鉴证所可能获取的获益，也从一个侧面证实了风险投资家鉴证功能的存在。 以上四点推论是否成立，需要大样本的实证检验。 2 风险投资家鉴证假说的实证检验：香港创业板市场数据 文献回顾 自20世纪90年代始，风险企业IPO抑价的实证研究才引起学者们的关注。(1990)是首位对美国NASDAQ市场风险企业IPO抑价问题进行系统实证研究的学者。Barry基于对1983－1987期间上市的433家风险企业和1123家非风险企业样本对IPO抑价的实证研究时发现：（1）风险企业主要集中于计算机设备、电子和电气元器件、商业服务（包括计算机软件）等行业，占全部IPO企业的％，这表明了风险投资机构一般专注于特定行业的投资以发挥其专业技能；（2）在发行特征方面，风险企业IPO的平均发行规模显著低于非风险企业IPO,但风险企业承销商的等级明显高于非风险企业；（3）就IPO抑价而言，风险企业IPO抑价的均值为％，非风险企业IPO抑价的均值为％，但两者4IPO抑价的均值差异不存在统计上的显著性；（4）风险投资家在风险企业IPO前后均拥有较大的持股比例，一般均在30％左右，而且还列席公司董事会，这表明了风险投资家是一个积极的投资者。除了资本投入之外，风险投资家还积极对公司实行控制，对公司治理、经营进行监管。而证券市场对对风险投资家监管的反应是不同的。Barry在对风险投资家监管与IPO抑价的关系进行回归分时发现，风险投资家在风险企业中持股比例越高、在董事会列席时间越长、牵头风险投资机构经营年限越长以及风险投资机构参与的数量越多，IPO抑价水平越低。从而证明了风险投资家的监管可以减少发行企业与投资者之间的信息不对称问题，进而导致较低的风险企业IPO抑价。与Barry的研究不同，William 和Kathleen （1991）同样也使用了1983－1987期间320个风险企业IPO作为样本之一，但是他按照行业、 4在本文中风险投资家、风险投资机构、风险投资基金表示同样的涵义，没有作特殊区别。 - 9 -
发行规模标准挑选出320非风险企业IPO作为匹配样本，通过对两个样本比较来检验风险投资家的鉴证功能。William 经过实证研究发现，风险企业IPO样本的平均发行价格和发行规模均显著大于非风险企业，且其承销商等级明显高于非风险企业，使用“八大”5会计事务所的比例也显著高于非风险企业。而在IPO抑价方面，风险企业IPO抑价平均值为％，显著低于非风险企业IPO的％水平，此外，风险企业IPO总的发行费用比例均值为11％，而非风险企业IPO总的发行费用比例均值达13％，显著高于风险企业IPO样本。William 由此认定，在风险企业IPO上市过程中风险投资家的确存在鉴证功能，此外，风险企业IPO前后风险投资家持股量和董事会席位基本上没有大的改变的事实，进一步证实了风险投资家鉴证功能。继William 之后，Gompers Paul（1997）还采用了90年代初美国风险企业IPO的数据分析了风险企业IPO抑价，结果同样支持风险投资家鉴证功能假说，而且风险企业的长远绩效要优于非风险企业。唯一例外的是，Bill Francis（2000）在使用随机边界方法（Stochastic Frontier Method）对美国风险企业IPO抑价进行实证研究时发现，美国风险企业IPO抑价情况并不比非风险企业IPO抑价低。 以上研究均是针对于美国证券市场的实证研究，在其他创业板市场上风险投资家是否也具有鉴证功能呢？Tilo Kraus（2002）对德国Neuer市场IPO价格异常问题进行了研究。1997－2001年期间德国风险企业IPO抑价的平均水平为％，略低于非风险企业的％，但统计上不具有显著性。但如果使用上市后第二十个交易日的收盘价来计算IPO抑价，则风险企业IPO抑价明显低于非风险企业。在对IPO抑价进行回归分析时Kraus发现，如果回归方程中控制变量仅仅为热点市场变量、企业风险变量时，是否为风险企业的虚拟变量系数显著为负，但当控制变量扩大到承销商和审计事务所之后，系数虽然为负，但不显著。此外，Kraus在用代表风险投资家监管能力的解释变量，包括风险投资家曾经带领风险企业IPO数目、风险投资家管理基金总量、牵头风险投资家管理经验、风险投资机构持股比例等，来回归分析风险企业IPO抑价时，发现这些变量并不能解释风险企业IPO抑价。Kraus把德国Neuer市场IPO抑价现象归结为德国不成熟的风险投资业，以及德国银行主导型的金融体系。在德国银行主导型的金融体系下，由于许多风险投资机构和承销机构都是大银行的附属机构或子公司，所以可能产生风险投资商与承销商之间的利益冲突问题，从而导致更高的IPO抑价。Wouterde maesencire（2002）还对欧洲Esadaq市场和EuroNM市场上市企业IPO抑价进行实证分析。1996－1999期间在Easdaq市场上市的企业IPO抑价平均为％，而EuroNM市场IPO抑价平均为％，其中决定IPO抑价水平的主要因素包括热点发行市场因素、行业因素，而是否风险企业、筹资额和总市值等因素对IPO抑价均无解释力。 从对美、欧主要创业板市场的研究来看，有关风险投资家鉴证功能以及风险资本对证券 5在1987年以前，世界上最著名的“八大”审计事务所分别为Arthur Andersen、Arthur Young、Coopers&Lybrand、Deloitte&Sells、Ernst&Whinney、Peat Marwick Main&Co.、PriceWaterHouse、Touche Ross&Co.，现为“四大”，即Keloitte & Touche LLP、PricewaterhouseCoopers、Ernst&Young、KPMG。 - 10 -
市场所发挥的功能颇有争论。在美国Nasdaq市场，风险投资家鉴证功能以及风险资本对证券市场的积极作用比较明显，但在欧洲主要的创业板市场，其表现却不太显著。Yasushi Hamao、Frank Pacher和Jay （2000）还对日本的Jasdaq市场风险企业IPO抑价状况进行实证分析。1989－1995期间在Jasdaq上市的456家企业的平均IPO抑价水平为％，其中210家风险企业IPO抑价平均为％，总体上显著高于非风险企业IPO抑价的％。此外，不同类型的风险投资机构支持的风险企业IPO抑价水平不一。如果风险投资机构是承销商的子公司，其支持的风险企业IPO抑价水平较高；如果风险投资机构是银行的附属部门，则其支持的风险企业IPO抑价相对较低。Yasushi Hamao在引入其他控制变量对风险企业和非风险企业IPO抑价进行回归分析后发现，是否风险企业变量的系数显著为负，即在其他条件保持不变前提下，风险企业IPO抑价水平相对较低，这也证实了在日本Jasdaq市场风险投资家具有“鉴证”功能。Yasushi Hamao把日本Jasdaq市场上风险企业和非风险企业IPO抑价现象，归结为日本独特的风险投资业和金融体系。与德国风险投资业和金融体系相类似，日本风险投资业也不太发达，且其金融体系也属于银行主导型，所以，在日本许多风险投资机构均是银行或者银行所属证券公司的子公司。在IPO过程中，承销商与发行者这种关联方特征，可能存在利益冲突，投资者可能需要更多的风险溢价。此外，日本风险投资行为较为显著的特点便是风险投资家持股比例不是很高，全部风险投资机构总共持股一般不超过15％，牵头风险投资机构持股比例一般在10％左右。较低的持股比例也不利于风险投资家发挥其积极投资者职能，不利于其对风险企业的监管，从而最终影响其鉴证能力。 综上所述，风险企业IPO抑价问题，即风险投资家鉴证假说的实证检验结果，在时空两维上不尽一致。这表明了，尽管理论上能够证实风险投资家具有鉴证功能，但在不同国家的不同市场、不同的样本时间、不同的控制变量和解释变量，实证结论有很大区别。那么在香港创业板市场，风险投资家是否也存在着“鉴证”功能呢？决定创业板市场上市公司IPO抑价的主要因素包括哪些呢？风险投资机构的监管能力是否能在IPO定价方面得以体现呢？这些问题将在以下对香港创业板市场IPO抑价的实证研究中得以解答。 样本选择与数据 样本选择 香港创业板市场（GEM，Growth Enterprises Market）自1997年11月设立至今已有近4年的发展历史。截至2002年12月31日，先后共有168家企业在创业板市场IPO上市，除2家企业后来转往主板之外，市场共有166家上市公司。本章实证研究主要基于这166家上市- 11 -
公司进行。 首先按照如下标准挑选出风险企业IPO样本： 1、风险投资机构须出现在IPO企业的前十位股东名录中，所以挑选风险企业IPO样本第一步工作便是查看其IPO前的股东名录； 2、判别风险投资机构的主要标准是依据其主营业务内容。如果股东的主营业务属于各种类型资产投资，且与创始人股东和管理层股东没有关联关系，则可认定为风险投资机构。如果IPO股东之一（通常为香港主板上市公司）声明其为战略投资者，且与创始人股东和管理层股东没有关联关系，则也被归类于风险投资机构。 3、如果股东是私人投资者，则其成为“天使”投资者的条件是：股东声明其为财务或战略投资者，且其与创始人股东和管理层股东均无任何关联关系。 这些股东相关信息主要来源于公司的招股说明书股东资料部分。如果信息不够全面，一般通过搜索引擎Google收集该股东的相关信息；如果还需要再次确认，则通过E－Mail与上市公司联系。通过以上方式，如果股东相关信息仍然不明确，则依据谨慎原则，不作为风险投资机构，只作为一般性投资者处理。 基于以上标准，从166家上市公司中筛选出44家风险企业IPO样本，并扣除了其中两家6金融业上市公司（8088和8122），则剩下42家风险企业IPO样本。由于Ritter（1984）研究证实了IPO抑价具有行业积聚（Industry Cluster）的特征，所以本文使用与William Megginson相同的样本匹配方法，按照行业和发行规模相近原则筛选出42家非风险企业IPO样本。最终两个IPO样本的行业分类和时间分布情况见表1和表2。 表1 风险企业IPO与非风险企业IPO两类样本的行业分类 SIC 分类 VC Non-VC IPO总数 比例 10 工业品制造业 ％ 20 消费品制造业 7 7 14 ％ 30 服务业 ％ 70 计算机硬件、辅助软27 27 54 ％ 件及服务 6 剔除金融业上市公司的主要原因是其特殊的资产结构与经营模式，所以在IPO相关实证中一般均要剔除。 - 12 -
合计 42 42 84 100％ 表2 风险企业IPO与非风险企业IPO两类样本的时间分布 年份 风险企业IPO 非风险企业IPO 1 2 1999 （％） （％） 13 10 2000 （％） （％） 13 13 2001 （％） （％） 15 17 2002 （％） （％） 合计 数据来源 为了检验IPO抑价和风险投资家鉴证功能，需要收集IPO公司特征、发行特征以及创业板市场总体发展数据。为了深入分析不同类型风险投资家的监管能力对IPO抑价的影响，还需要风险投资机构的持股比例及参与公司治理等相关信息。这些数据、信息的获取主要来源于以下几个途径： 1、公司招股说明书 在招股说明书内“历史及积极业务拓展”部分，收集公司经营历史、公司股东变迁等信息；在“财务资料”部分获取上市公司IPO前几年的资产负债表、损益表等财务数据；在“主要股东、初期管理层股东及重大股东”部分获取主要股东IPO前后的持股比例。在“董事、高级管理人员及职员”部分收集上市公司IPO前后董事会成员的变化情况。 2、股份配发结果报告 公司上市后不久，承销商均要提供“股份配发结果” 报告，在该报告中可以收集IPO的最终发行价格以及相关发行特征信息。 3、香港创业板市场网站（ 在香港创业板市场网站，每日收市后都会提供该日交易市场的相关统计资料，一般包括个股的成交价格与成交量、市场指数与成交金额等。从中可以整理出公司上市之后日交易的价量数据以及指数数据。 4、其他来源 由于香港创业板市场指数诞生于2000年3月份，因此在计算热点市场变- 13 -
量时，需要在此之前的指数数据，本文使用了美国Nasdaq市场的综合指数数据来替代。 研究方法 在对风险企业IPO抑价与风险投资家鉴证功能的实证过程中，主要运用了非参数检验和OLS回归分析方法，这些均通过SPSS统计软件完成。本文通过对风险企业IPO样本和非风险企业IPO样本的公司特征与发行特征的非参数检验，可以从总体上明晰上市前风险企业与非风险企业的不同，从而从一个侧面反映了风险投资对企业发展的重要影响。而通过OLS回归分析，可以深入分析影响IPO抑价的各种因素，尤其是风险投资家是否具有鉴证功能，以及风险投资机构监管能力与IPO抑价之间的关系。在回归分析中，使用的因变量是IPO抑价，解释变量和控制变量主要包括公司价值不确定性、信息不对称相关、投资者情绪三类变量，正如上文分析，这三类变量是影响IPO抑价的重要因素。 IPO抑价的衡量 IPO价格异常有不同衡量方法，在本文实证过程中，不再区分IPO抑价（UP）或IPO超额收益率（IR）的不同含义，统一采用下式来计算UP或IR： P−P10UP或IR＝ (2-1) P0本文并没有采用发行者角度的IPO企业的财富损失比例来衡量IPO抑价，一方面是由于相关数据难以获取；另一方面是为了便于本文研究结论与先前研究结果的比较。至于为何没有采用指数调整后IPO抑价，这主要是由于在香港创业板市场，一般在IPO的后一天就宣告7上市，因此发行与上市几乎没有时间间隔，所以市场对IPO抑价的总体影响不大。此外，尽管香港创业板市场上IPO股份的每股面值不一，但它并不影响IPO抑价的计算。 回归分析中解释与控制变量分析 1、公司价值不确定性变量 IPO公司价值的不确定性主要根源于公司经营外部环境的动态性和内部管理的不稳定性。公司价值不确定一方面产生投资者之间的“赢者诅咒”问题；另一方面影响承销商的信息收集与生产过程。从而影响IPO抑价和发行费用。在IPO抑价实证研究中，学者们通常使 7 本文还专门回归分析了经指数调整后的IPO抑价，回归结果与不考虑市场调整的回归结论没有显著差异。 - 14 -
用公司特征类、发行特征类、信息披露类和交易市场类变量来代表公司价值的不确定性。具体如表3。 表3 公司价值不确定性的代表变量 代表变量 研究学者 国家 公司特征： 经营年限Ritter（1984，1991） USA Megginson and Weiss（1991） USA 销售额 Ritter（1984） USA 发行特征： 总筹资额的倒数 Beatty and Ritter（1986） USA Prabhala and Puri（1998） USA 发行价Tinic（1988） USA Prabhala and Puri（1998） USA Brennan and Hughes（1991） USA Beatty and Ritter（1996） USA 承销费用 Habib and Ljungqvist（2001） USA Prabhala and Puri（1998） USA Block（1989） USA 信息披露： 是否包括盈利预测 Clarkson and Merkley（1994） USA Log（筹资额使用用途数＋1） Beatty and Ritter（1986） USA McGuinness（1992） Hong Kong Log（风险因素数目＋1） Beatty and Welch（1996） USA 交易市场变量： 交易市场日收益的标准方差 Ritter（1984，1987） USA Clarkson and Merkley（1994） Canada Finn and Highham（1988） Australia Prabhala and Puri（1998） USA Wasserfallen and Wittleder（1994） Germany 上市后交易市场的日交易量 Miller and Reilly（1987） USA Prabhala and Puri（1998） USA Goppl and Sauer（1990） Germany - 15 -
注：参考Tim Jenkinson, Alexander Ljungqvist，“Going Public: The Theory and Evidence on How Companies Raise Equity Finance”一书，并经修改和补充而成。 2、信息不对称相关变量 IPO过程中在发行者、承销商、投资者之间存在多种双边信息不对称，这也是产生IPO抑价的根本原因之一。为了尽量减少信息不对称问题，发行者通常根据自身资质情况选择不同等级的中介，包括承销商、审计事务所，来传递公司相关信号。一般用以评价承销商等级的方法主要包括三种方法，即Carter和Manaster设计的CM系统、Johnson和Miller开发的JM系统以及Megginson和Weiss的市场份额方法（又称为MW方法）（见下页表4）。这三种方法各有优缺点，CM使用效果比较好，但计算复杂，且需要大量样本；JM和MW计算相对比较简便，但使用效果比不上CM系统。而审计事务所则用其是否世界“四大”会计事务所来判断。风险投资家作为金融中介之一，理论上也存在着类似承销商、审计事务所等金融中介的鉴证功能。此外，不同的发行定价方式其信息收集效率与IPO定价精确度也是完全不同的。比如累计订单发行方式与固定价格发行方式两者的信息收集效率就不一样，因此在IPO价格中反映出的市场信息也不尽相同，从而导致不同的IPO抑价水平。用以衡量IPO过程中[111]不同发行定价方式的信息收集效率的方法主要有两种，即Hanley (1993)方法和Cornelli[112]（1999）方法。这两种方法均假定IPO以区间定价方法发行，承销商与发行企业的期望公司价值为价格区间的中值，因此IPO价格反映出市场信息的大体比例为中最终价格与期望值之间的差距。Hanley方法具体计算过程如下： P0HanleyIndex=−1 (2-2) 12(P+P)LH其中：P是最终发行价格；P、P分别为价格区间的下限和上限。 0LH可见，如果最终发行价格P正好为原价格区间[P,P]的中间值，则Hanley指数等于0，0LH表明IPO价格中反映信息较少；如果Hanley指数值较大，表明IPO定价中反映市场信息较多，则IPO定价较为精确， IPO抑价相对应较低。固定价格发行方式类似于区间定价的特殊情况，即P、P相等，所以Hanley指数值等于0，即制定的发行价格没有反映任何市场信息。 LH与Hanley方法略有不同，Cornelli的计算方法如下： P−P0LCornelliIndex= (2-3) P−PHL当P正好为原价格区间[P,P]的中间值时，Cornelli指数等于1/2，则表示IPO价格没0LH- 16 -
有反映市场信息。但由于香港创业板市场有很多IPO是通过固定价格发行的，所以如果使用Cornelli指数的话，固定价格方式就不能看做是区间定价发行的特例。这就是Cornelli方法的缺陷，所以本文使用Hanley指数计算方法。 表4 信息不对称相关变量 代表变量 研究学者 国家 鉴证： 建立良好信用关系 James and Wier（1990） USA Slovin and Young（1990） USA 风险资本支持 Barry （1990） USA Megginson and Weiss（1991） USA Gompers and Lerner（1997） USA Lin and smith（1998） USA Bill Francis（2001） USA 承销商声誉 Beatty and Ritter（1986） USA Megginson and Weiss（1991） USA Carter and Manaster（1990） USA Beatty and Welch（1996） USA Habib and Ljungqvist（2001） 审计事务所声誉 Ronald (1988) USA Randolph P. Beatty(1989) USA 价格范围的宽度： Hanley（1993） USA Reena Aggarwal, Prabhala and Puri（1998） USA Cornelli and Goldreich（2000） USA 3、热点市场类变量 IPO抑价或超额收益率通常还会受到发行、交易市场的冷热点因素影响。热点发行市场（HIM，Hot Issue Market）是指紧随着高的IPO超额收益率之后大批新股发行的现象。而交易市场热点因素同样也会影响投资者对首日上市的IPO股份的估值。根据行为金融理论，投资者均为有限理性，在热点市场期间投资者往往过度乐观，对股份估值过高；而在冷点市场期间，投资者又往往反应不足，对股份价值低估。所以，在交易市场上投资者情绪会影响其- 17 -
对股份的估值，从而也会影响IPO首日的最终收盘价格，最终影响到IPO抑价水平。通常用来衡量热点发行市场因素的变量主要是新股发行之前若干IPO股份超额收益率的平均水平（PAIR，Pre-IPO Average IR）；而用以衡量热点交易市场的变量主要是上市前20个交易日指数买进持有收益率（IBHR），其计算过程如下： 20IiIBHR=，其中，I为第i日收盘指数。 (2-4) ∏iIi=1i−1此外，一些学者还使用封闭型契约基金购买的折扣比例来衡量交易市场的投资者情绪[113]（Laporta，1992），折扣比例越低，表明市场越热，反之亦然。 采用的变量及预计相关关系 根据香港创业板市场相关数据的可获取性以及各类变量的可代表性，本文选择以下各类变量来解释IPO抑价现象：总市值（TMC）、IPO企业经营年限（Age）、上市后前20个交易日内日收益率的标准方差（DRSD）、是否风险企业的虚拟变量VC、承销商市场份额（UMS）、是否为“四大”审计事务所的模糊变量BigFour、代表信息生产效率的Hanley指数（Hanley）以及代表热点市场的IBHR变量，即上市前20个交易日指数买进持有收益率。基于IPO抑价的理论分析以及国外学者的多项实证研究，这些变量与IPO抑价之间的相关性预计如下表5。 表5 分析变量及其预测相关性 变量 定义 与IPO抑价之间的预计相关性TMC 总市值，等于发行价×发行的总股份。 ∂UP∂TMC<0 经营年限，从IPO前从事当前主营业务的日∂UP∂Age<0 Age 期开始算起直至IPO日。 DRSD 上市后前20个交易日的日收益率的标准方差∂UP∂DRSD>0 风险企业虚拟变量， ∂UP∂VC<0 VC 如果是风险企业，VC=1；如果不是，则VC=0。承销商的市场份额，等于作为主保荐人的IPO∂UP∂UMS<0 UMS 数除以总的IPO数。 审计事务所是否“四大”的虚拟变量，如果是，∂UP∂BigFour<0 BigFour 则BigFour=1；否则BigFour=0。 - 18 -
Hanley 用于代表信息收集处理效率的变量 ∂UP∂Hanley<0 IBHR IPO前20个交易日的股指买进持有收益率 ∂UP∂IBHR>0 实证研究结论 香港创业板市场概况 经过10多年的风风雨雨，香港创业板市场，即成长型企业市场（GEM, Growth Enterprises Market）于1999年11月25日正式成立。根据香港创业板市场上市手册，设立香港创业板市场的宗旨是：一方面为那些具有增长潜力但需要资金支持的公司提供一个融资渠道，借以促进香港本地高科技产业发展；另一方面为那些希望分享中国及周边地区经济发展成果的投资者提供投资机会。从其发行上市的审核制度来看，香港创业板市场实行自律型注册制，市场通过严格的信息披露制度配合，强调“买者自负”和“由市场决定”的监管理念。从其发行上市的定量和定性指标来看，首先，香港创业板市场要求申请发行上市企业一般需有至少两年的活跃业务记录，但对其总资产、盈利记录均不作要求，这充分体现了其服务于成长型、中小型企业的市场定位；其次为了保证创业板二级市场流动性，对公众股市值（3000万或2亿港元）、总股东人数（大于100人）及公众持股比例（20％或15％）均有所要求；最后，在香港创业板市场的上市规则中对公司治理结构提出严格要求，具体包括保荐人与独立董事制度、对发起人股东、管理层股东、高持股量股东的锁定条款等。 1、香港创业板市场新股发行 自1999年11月起，共有168家企业IPO上市，后来两家企业转往香港主板市场，所以截至2002年底，共有上市公司166家。从IPO时间来看2002年上市企业最多，达57家；2001其次，达56家（见图1）。其中，风险企业上市高峰出现在2000年和2002年，均达15家。风险企业合计44家。这些企业上市共筹资300多亿港币，其中2000年筹资额达100多亿。 - 19 -
605040风险企业30IPO数IPO总数201001999200020012002 图1 香港创业板市场IPO数（1999－2002） Figure1 IPO number in the GEM (1999-2002) 这166家上市公司的注册地绝大部分在开曼群岛和百慕大群岛，以享受避税收益，也有8少部分公司在中国大陆注册，在香港创业板市场发行H股。从这些公司行业分类来看，以信息产业企业居多，但从总体趋势来看，其比例在不断下滑（见图2）。 工业品制造业消费品制造业服务业金融保险业信息产业图2 香港创业板市场上市公司行业分布（单位：％） Figure2 The HIS distribution of listing companies in the GEM (%) 2、香港创业板二级市场状况 香港创业板市场日交易金额和市场指数在2000年3月达到最高点后，便随着2000年4月NASDAQ市场的深度调整而步入漫漫“熊途”，其指数和日交易量一路下跌（见图3）。 8 根据香港恒生指数的行业分类方法来划分香港创业板上市公司行业类型。 - 20 -
1,,,,月内日平均交易金额月底收盘指数图3 香港创业板市场日平均交易金额与市场指数 Figure3 The turnover per day and market index in the GEM 理论上讲，在股市没有发生较大波动情况下，证券市场的总市值应该随着上市公司数量的增加而不断提高。但由于香港创业板市场经历了“网络股泡沫”时期，所以其市值在2000年8月到了最高峰，达928亿港币，但随后一路下跌至2002年12月的522亿港币（见图4）。 100,,,,,,,总市值30,,累计上市公2010,司总数-0图4 香港创业板市场总市值状况 Figure4 The market capitalization in the GEM - 21 - 2000/031999/112000/052000/12000/072000/32000/092000/52000/112000/72001/012000/92001/032000/112001/052001/012001/032001/072001/052001/092001/072001/112001/092002/012001/112002/032002/012002/052002/032002/072002/052002/092002/072002/092002/112002/11
所以，从香港创业板IPO市场与二级市场的发展来看，香港创业板市场的确发挥了其应有功能，不但为香港本地企业，而且为中国大陆的创新型中小型企业提供了一个便利的融资渠道。尽管目前香港创业板市场的发展出现了一些问题，这主要表现在一级市场IPO公司出现 “造假”丑闻、二级市场交易清淡等问题，但是在市场运作效率、交易制度、集资功能等各个方面，香港创业板可以说已经初步表现出一个新兴市场的蓬勃活力。 3、香港创业板市场IPO发行与定价 香港创业板市场IPO股份发行有定向配售、定向配售与公开认购相结合（即认购方式）、发售现有证券以及介绍上市四种方式。其中，定向配售一直是主流的发行方式，除1999年以外，每年通过定向配售方式上市的企业都有20、30家，所有的上市公司中有86家通过此方式发行上市。通过认购方式上市的企业也不在少数，在创业板市场刚成立时，大部分公司是通过该方式上市，但随着市场交易状况变化，采用认购方式IPO上市的公司逐渐减少。而通过发售现有证券方式发行上市的公司日渐增多，2002年达到25个，成为香港创业板市场公司发行上市的最主要方式（见表6）。介绍上市方式很少，至今只有时富数码金融有限公司（8122）通过该方式上市。 表6 香港创业板市场IPO方式 发行方式 1999 2000 2001 2002 合计 配售 1 34 30 21 86 认购 5 12 8 11 36 发售现有证券 0 0 17 25 42 介绍 0 1 0 0 1 合计 6 47 55 57 165 创业板上市公司用来出售的股份有两种来源：一是发行新股；二是出售公司现有的股份。大多数香港创业板上市公司采用完全发行新股的方式筹资，但也有为数不少的公司采用发行新股与出售公司现有股份相结合的方法。 从市场操作角度来看，香港创业板市场IPO采用固定发行价格、规定发行价格上限和规定发行价格区间三种定价方式。固定价格方式是主流方法，而规定价格区间的定价方式也得到了较为广泛的运用（见表7）。 - 22 -
表7 香港创业板市场定价方式 定价 1999 2000 2001 2002 合计 方式 数量 比例 数量 比例 数量比例 数量比例 数量 比例 固定价格 5 ％ 27 ％ 37 ％39 ％ 108 ％规定发行1 ％ 9 ％10 ％6 ％ 26 ％价格上限 规定发行0 0％ 10 ％9 ％12 ％ 31 ％价格区间 合计 6 46 56 57 165 香港创业板市场公司IPO时一般采用包销合同，由承销商自主定价和分配股份。在大部分承销合同中，还赋予承销商超额发售权，即“绿鞋”协议，超额分配比例大多为15％。此外，许多承销合同中还规定了“价格稳定”条款以及各类股份“锁定”条款。 4、香港创业板市场IPO价格与发行量分布 香港创业板市场IPO价格和发行量分布如图5，可见股价主要位于0－元港币区间，而发行量主要在4千万至3亿股范围之内。所以与香港主板市场相比，香港创业板市场的绝对融资规模相对较小。需要注意的是，香港创业板并没有对发行股票的每股账面价值做出规定，所以这些股票面值会有所不同。由于股票面值不同，所以仅仅从发行价格本身并不能确切地反映出发行价格相对于公司价值的高低。因此，还需要对新股发行价格进行调整，使用单位面值的发行价格（单位面值发行价格＝发行价格/股票面值）来衡量发行价格相对于公司价值的高低。调整后的单位面值发行价格和发行量分布如图6。 1,400,000,0001,200,000,0001,000,000,000800,000,000IPO股份600,000,000400,000,000200,000, 图5 香港创业板市场IPO价量散点图 Figure5 The plotting diagram of IPO price and quantity in the GEM - 23 -
1,400,000,0001,200,000,0001,000,000,000800,000,000IPO股份600,000,000400,000,000200,000,000-020406080100120140160180 图6 香港创业板IPO单位面值发行价格和发行量分布图 Figure6 The plotting diagram of IPO price par and quantity in the GEM 注：总共164家公司，剔除了时富金融（8122）和公司（8036）。 香港创业板市场IPO抑价与风险投资家鉴证假说的实证研究 截至，香港创业板市场共有上市公司166家，除时富金融（8122）为介绍方式上市，没有发行价之外，其余165家公司IPO抑价情况见图7。这165家上市公司的IPO9抑价平均值为％，如果扣除IPO抑价水平最高的4家公司以及IPO抑价水平最低的4家公司，剩余的157家公司IPO抑价的平均水平为％，方差为％，均高于香港主板市场。这说明了由于独特的市场定位，香港GEM具有较高的市场风险特征。在下文对IPO抑价进行回归分析时，也将会考虑这四家网络公司异常的IPO抑价水平对回归分析的影响。以下将基于42家风险企业IPO和42家非风险企业IPO两类样本，对IPO抑价和风险投资家“鉴证”功能进行全面实证分析，并检验风险投资家监管能力与IPO抑价之间关系。 9 这四家均为网络公司，其IPO抑价水平都超过1000％。 - 24 -
16000000001400000000120000000010000000008000000006000000004000000002000000000-202468101214161820IPO抑价(单位：×100％) 图7 所有上市公司发行规模与IPO抑价 Figure7 Issuing size and IPO underpricing of all the listing companies 风险企业IPO与非风险企业IPO两类样本的描述性统计 两类样本在公司特征与发行特征方面均有所不同。两样本各项指标的均值和中位值，以及两者均值差异比较的t检验和非参数Mann-Whitney U检验结果见表8。 在IPO公司特征方面，风险企业的经营年限略低于非风险企业，但统计上不具有显著性；风险企业IPO前一年资产账面价值、营业收入以及营业利润均显著小于非风险企业；且风险企业IPO前一年每股收益为分，远远低于风险企业的每股分。从这两类样本的公司特征可以看出，与主板市场相比香港创业板市场定位的确存在很大不同，其确实是一个为中小型企业提供上市融资的市场，也是一个投资风险较高的市场。而与非风险企业相比，风险企业在经营年限、IPO前一年资产账面价值、IPO前一年营业收入、IPO前一年营业利润、IPO前一年每股收益相对较小的事实表明，风险投资家通过其独具特色的投资管理以及声誉机制，所以能够帮助企业在其生命周期的早期阶段到创业板市场通过IPO方式融资。 表8 风险企业IPO和非风险企业IPO的描述性统计 T检验Mann-Whitney 变量 风险企业 非风险企业 值 U检验Z值 经营年限 [] [ ] 公司 IPO前一年资产87,419, 151,069, * 特征 账面价值（港币） [35,317,] [60,929,] - 25 - 发行规模
IPO前一年营业99,975, 184,871, * 收入（港币） [26,205,] [41,765,] IPO前一年营业8,057, 16,383, * 利润（港币） [472,] [10,324,] IPO前一年每股 * *** 收益（灿） [] [] 发行价 （单位面值价格） [] [] 筹资额 126,311, 188,049, * （港币） [81,060,] [59,053,] 公司总市值 537,833,662 935,697,317 发行（港币） [281,700,000] [198,442,750] 特征 保荐人 平均市场份额 [] [] “四大” % % 审计事务所比例 在发行特征方面，风险企业IPO和非风险企业IPO的发行价格没有明显差异；在IPO筹资额方面，风险企业IPO筹资额的均值略小于非风险企业，尽管t检验不显著，但非参数U检验较显著；与IPO筹资额情况大体类似，风险企业IPO样本的总市值均值略小于非风险企业IPO样本，但两者均值差异的t检验和Mann-Whitney U检验均不显著。在保荐人方面，风险企业IPO样本保荐人的平均市场份额为％，非风险企业IPO样本保荐人的平均市场份额稍高，为％，但t检验和U检验均不显著，也就是说这两类样本在保荐人方面没有明显区别。这与美国学者们对Nasdaq市场实证结论不符，但与日本、德国的实证结论一致。两类样本中公司IPO所聘任的审计事务所大多为 “四大”，比例达80％以上，尽管非风险企业IPO样本所聘任的世界“四大”会计事务所比例略高，但统计上不具有显著性。 IPO抑价与风险投资家“鉴证”模型检验 就42家风险企业IPO样本和42家按行业、发行规模匹配的非风险企业样本而言，其按行业分类的IPO抑价水平如图8。总体来看，风险企业IPO抑价的平均水平略低于非风险企业样本，而且不同行业的IPO抑价平均水平也不相同。服务业（行业代码：30）、和计算机硬件、软件及其服务企业（行业代码：70）IPO抑价最高，而工业品制造业（行业代码：10）- 26 -
和消费品制造业企业（行业代码：20）IPO抑价水平相对较低。在风险企业IPO样本中，有两个公司IPO抑价超过1000％，为避免该异常数据对整个样本检验的影响，故剔除这两家公司，同时为了保证统计的无偏性，同时在非风险企业IPO样本中还剔除了IPO抑价最高的两家公司，最后剩下共80家公司作为实证样本。 -30VC-backedVCVC70HSI 图8 两类样本的行业分布与IPO抑价均值 Figure8 The distribution of industry and the mean value of IPO underpricing in two samples 为了检验风险投资家鉴证功能、分析IPO抑价的成因，需要对两类样本进行严谨的数量统计分析。根据风险投资家鉴证功能的理论与数理模型分析可知，如果风险投资家存在鉴证功能，则风险企业IPO抑价、风险企业发行费用均应相对较低，且风险投资家在IPO时不会大量出售其持有的股份，即在IPO前后在风险投资家持股量不会发生较大变动。因此下文分析便从这几方面着手。 1、IPO抑价、发行费用及上市成本差异 表9通过对两类样本的IPO抑价、发行费用以及上市成本均值的t检验和U检验证实了风险投资家鉴证功能的存在。 首先，风险企业IPO抑价均值为％，低于非风险企业％的抑价水平；从IPO抑价的中位值来看，风险企业样本为％，而非风险企业样本为％。从均值差异的统计检验结果来看，t检验不具有显著性，而非参数U检验具有显著性。此外，风险企业IPO抑价为正的比例（55％）也显著低于非风险企业样本（70％）。 其次，从发行费用占全部筹资额比例来看，风险企业IPO样本也显著低于非风险企业IPO样本。风险企业上市的全部发行费用占总筹资额比例的均值为19％，低于非风险企业22％的- 27 -
水平，而且其均值差异在进行t检验和U检验时均具有显著性。 最后，IPO抑价和发行费用均是公司上市的隐性和显性成本，因此较低的IPO抑价和发行费用表明较低的上市成本。事实上，公司上市的总体成本还可以通过计算净筹资额/上市首日发行股份总市值比例得出，其中，上市首日发行股份总市值等于IPO股份数量×上市首日交易收盘价。风险企业IPO净筹资额/上市首日发行股份总市值比例均值高达92％，而非风险企业IPO净筹资额/上市首日发行股份总市值比例均值仅为71％。所以总体上，风险企业的上市成本仍然显著低于非风险企业。 表9 两类样本IPO抑价、发行费用与上市成本比较 均值差异 Mann-Whitney U变量 风险企业 非风险企业 t检验 检验 样本数目4040—— —— IPO抑价均值 * [] [] IPO抑价为正的比例 * 发行费用占 ** * 全部筹资额比例 [] [] 净筹资额占上市首日 ** * 发行股份总市值比例 [] [] 注：*表明是的显著水平；**表明是的显著水平；***表明是的显著水平（下同）。 2、IPO抑价与发行费用的OLS回归分析 以上对两类样本的IPO抑价、发行费用以及上市成本进行了比较，当然仅仅对这几项指标均值进行一般的统计检验就推断出风险投资家具有鉴证功能，是不够严谨的。因为影响IPO抑价和发行费用的因素很多，还需要引入其他控制变量来回归分析IPO抑价与IPO发行费用（TIF），以全面分析影响IPO抑价和发行费用的各因素。两个回归方程如下： UP=α+αLnTMC+αAge+αDRSD+αVC+αUMS+αBigFour+αHanley+αIBHR+ε（2-5）i012345678iTIF=α+αLnTMC+αAge+αDRSD+αVC+αUMS+αBigFour+αHanley+αIBHR+ε （2-6）i012345678i（1）回归方程各变量的自相关检验 在正式对两个回归方程进行分析之前，还需要对方程中各变量进行非参数的自相关检验。通过SPSS统计软件Spearman自相关检验可见（见表10），除TMC和VC相关系数显著较大- 28 -
以外，其他各变量之间的自相关系数均较小，因此能够满足回归分析要求。 表10 所有变量的Spearman非参数自相关检验 解释变量 LnTMCAGE DRSD VC UMS BigFourHanley IBHR LnTMC 1 AGE 1 DRDRSD 1 VC *** 1 UMS 1 BigFour 1 Hanley 1 IBHR ** 1 （2）IPO抑价的回归分析 对回归方程（2-5）的OLS回归分析结果见表11。从回归结果来看，尽管变量的显著性各不相同，但大部分系数值与所预计的完全一致。公司经营年限AGE的系数显著为负，即公司经营年限越长，其IPO抑价水平越低。这主要是由于公司经营年限较长，可以观察的公司经营记录越多，其价值不确定性就相对较小，所以投资者要求的风险溢价就较小；DRSD系数显著为正，即公司价值不确定越高，IPO抑价水平越大；Hanley系数显著为负，这就意味着当更多的市场信息被反映到IPO定价中，IPO定价精度得以提高，IPO抑价程度就会降低；用以代表热点市场的变量IBHR的系数为正，这与假设一致，即发行和交易市场越热，IPO抑价水平越高，但统计上不显著。与预计结果不一致的是，UMS和BigFour的系数为正，尽管其统计上不具有显著性。根据金融中介的“鉴证”功能假说，承销商和审计事务所等级越高，其鉴证功能越强，信息不对称就越低，IPO抑价就越小。这两个变量系数为正表明了，在香港创业板市场金融中介行业还不够发达，还急待发展与完善。是否风险企业虚拟变量的系数为负，但并不显著，这说明了在引入更多的控制变量之后，风险投资家的鉴证功能变得不再显著。 表11 IPO抑价的OLS回归分析结果 因变量：IPO抑价（UP） 解释变量 （1） （2） （3） （4） （5） （6） 截距 () () () ()** ()** ()***Ln(TMC) - 29 -
() () AGE ()** ()**()* ()** ()** DRSD () ()* ()* ()* ()* () VC () () () () () () UMS () () () BigFour () () Hanley ()** ()**()* ()* ()* () IBHR () () () () * () ()* 2R F 从IPO抑价回归方程的拟合情况来看，拟合度一般（见图9），这说明还有很多导致IPO抑价形成的因素尚未包含到回归方程中去。 （3）发行费用的OLS回归分析 通过回归方程（2-6）对IPO发行费用的回归分析可见，决定发行费用比例的最重要因素10是总市值（见表12）。公司总市值越大，一般而言，其发行规模也就越大，所以IPO发行的规模经济性就比较高，发行费用比例就相对较低。公司经营年限因素对发行费用的影响也较大。当控制变量被限制在一定范围之内，AGE变量的系数显著为负，即公司经营年限越长，IPO发行费用比例相对就越低。这主要是由于经营年限较长的IPO公司，其财务记录、经营管理等信息相对容易获取，因此承销商及其他金融中介在IPO过程中所需付出的成本相对较低。是否风险企业虚拟变量的系数为负，当把控制变量限制在一定范围之内，其在统计上具有显著性。这说明风险资本支持的企业具有减低发行费用的趋向，但相对比较敏感，如果其 10 根据香港创业板上市规则，公众流通股份占全部股份比例不得少于20％。IPO企业的公众流通股份一般占全部股份比例在20％－30％之间，所以公司总股份与IPO股份数量具有较强相关性。 - 30 -
图9 IPO抑价回归的拟合图 Figure9 The simulation diagram of the regression of IPO underpricing 他控制变量发生变化，其对IPO发行费用的影响就会减弱。此外，在统计上具有显著性的变量还有Hanley指数，在一定条件下其系数显著为负，这表明了通过累计订单发行方式以及区间定价方式，不但不增加IPO发行费用，而且有利于降低总的发行费用。回归方程（2-6）中其他一些变量，包括DRSD、UMS、BigFour、IBHR，对发行费用比例均无显著的解释能力。与回归方程（2-5）相比，回归方程（2-6）的整体拟合程度有所改善（见下页图10）。 表12 发行费用比例的OLS回归分析结果 因变量：发行费用占总筹资额比例（TIF） 解释变量 （1） （2） （3） （4） （5） （6） 截距 ()*** ()*** ()***()***()*** ()*** LnTMC ()** ()** ()***()***()** ()*** AGE () () () ()* ()* ()* - 31 -
DRSD () () () () VC () * () () ()* () UMS () () () BigFour () () Hanley ()* ()* () () IBHR () () () () () () 2R F ** *** *** *** ** *** 图10 发行费用比例回归拟合图 Figure10 The simulation diagram of the regression of issue fees rate （4）稳健性检验（Robustness） 为了检验风险投资家鉴证功能的稳健性，还需要对回归方程（2-5）的分析样本与解释变量进行稳健性检验。 - 32 -
①样本的稳健性分析 以上分析共使用了84家IPO公司样本，还剩余81家非风险企业IPO样本，再扣除金融业的2家公司，还有79家IPO公司，则样本稳健性检验使用的IPO公司样本有119家，但由于数据方面原因，最后只采用115家IPO公司（包括40家风险企业）作为样本。回归方程中变量保持不变，回归分析结果见表13。可见，各变量的系数正负特征没有变化，但各变量的显著性有所改变，其中，风险企业虚拟变量的系数显著为负，这再次证实了风险投资家具有鉴证功能。此外，DRSD变量的显著性明显提高，而且整个方程的拟合程度也明显得以改善（见图11）。 表13 回归方程（2-5）采用样本的稳健性检验 2 截距 AGE DRSD VC UMS BigFiveHanleyIBHR N R 1. 115 ()* ()()*** ()*()()()() 2. 115 ()* ()()*** ()*() ()() 3. 115 ()* ()()*** ()*() () 4. 115 () ()*** ()*() () 图11 样本稳健性检验的拟合图 Figure11 The simulation diagram of sample robustness test ②回归方程中解释变量的稳健性检验 - 33 -
本文还对公司价值不确定性变量和热点市场变量进行稳定性检验。在回归方程（2-5）中保持其它变量不变，但分别使用每股收益（RPS, Return per stock）、IPO前一个月内IPO抑价的平均水平（PAIR，Pre-IPO Average IR）来代替DRSD和IBHR变量。为了比较方便，样本仍然使用最初的80样本。具体的OLS回归分析结论见表14 、表15。 在采用每股收益来代表公司价值不确定性的回归分析中，RPS变量系数出人意料的为正，尽管其不具有显著性。这说明了每股收益与IPO抑价之间没有显著相关性，每股收益变量不能解释IPO抑价。这从另一角度为创业板市场对申请IPO上市企业的每股收益水平不作要求的制度规定提供了依据。采用PAIR变量来代替IBHR变量后，尽管系数为正，但显著性却没有原变量那么高，因此使用市场指数买进持有收益率水平更能代表热点市场因素。 所以，从对样本和变量的稳健性检验结果来看，风险投资家鉴证假说得到实证支持，但理论上可以解释IPO抑价的公司风险变量和热点市场变量的敏感度则较高，采用不同的衡量方法，则其在统计分析中显著性存在很大区别。 - 34 -
表14 公司价值不确定性变量的稳健性检验 解释 2截距 Ln(TMC) Age RPS VC UMS BigFour Hanley HIM N R 变量 1. 80 () () ()* () () () () ()** () 2. 80 () () ()* () () () ()* () 3. 80 ()** ()* () () () ()* () 4. 80 ()** ()* () () () () 表15 热点市场变量的稳健性检验 解释 2截距 Ln(TMC) Age DRSD VC UMS BigFour Hanley PAIR N R 变量 1. 80 () () ()** () () () () ()* () 2. 80 () () ()** () () () ()* () 3. 80 ()** ()** ()* () () () () 4. 80 ()*** ()** ()* () ()* () - 35 -
3、IPO前后风险投资机构持股状况 风险投资家鉴证IPO公司的的可信度，一方面基于风险投资家对自身声誉的投资而得以保证，另一方面可通过其在IPO公司中持股状况得以反映。风险投资家鉴证模型推断，风险投资家在IPO后会保留其绝大部分股份，作为其可信鉴证的一种担保机制（Bonding Mechanism）。表16给出了44家风险企业IPO前后风险投资机构持股变化。 IPO前，在一个风险企业中风险投资机构持股比例平均为％，其中，牵头风险投资家持股平均达％，因此，风险投资机构持有大量公司股份，从而有能力去监管风险企业，而监管职能往往由牵头风险投资家来承担，其形式为列席公司董事会。由于发行新股稀11释的原因，IPO后风险投资机构持股比例平均为％，其中，牵头风险投资家的平均持股比例为％。从IPO前后风险投资机构持股比例的变化来看，尽管持股比例有所减少，但风险投资机构仍持有大量公司股份，且仍列席于公司董事会，这可以被看着风险投资家发挥鉴证功能的另一信号，因为风险投资家已放弃了因“错误鉴证”而获取利益的机会。 表16 IPO前后风险投资机构持股及列席董事会状况 变量 均值 中位值 第一个1/4 第三个1/4 样本规模 IPO平均VCs数量 3 4 1 44 IPO前所有VCs持％ ％ ％ ％ 26 股比例 IPO后所有VCs持％ ％ ％ ％ 44 股比例 IPO前牵头VCs持％ ％ 39％ ％ 26 有比例 IPO后牵头VCs持％ ％ ％ 8％ 44 有比例 IPO前VCs占董事 1 2 0 38 会席位 IPO后VCs占董事 1 2 0 44 会席位 风险投资家监管与IPO抑价 以上证实了风险投资家鉴证模型，即由于风险投资家存在，证券市场对于风险企业和非风险企业IPO存在不同认知，从而导致两类企业不同的IPO抑价水平。但并没有对风险投资家鉴证功能的源动力作实证分析，即证券市场如何辨别不同风险投资机构的“鉴证”能力呢？比如，风险投资家对风险企业的监管是保证其鉴证功能发挥的前提之一，那么对于不同 11 在IPO过程中，也有部分风险投资机构出让部分股份，但由于这类信息披露较少，所以难以获取全部44家样本公司的原始股东股份出售数据。 - 36 -
监管能力的风险投资家，其鉴证功能也应不尽一致，那么证券市场是如何辨识，并表现出不一样的IPO抑价水平。又如，对于证券市场投资者而言，能够传递风险投资家监管能力信号的因素究竟有那些呢？ Barry（1990）在回归分析风险投资家监管质量与IPO抑价关系时，采用了风险投资机构数量、牵头风险投资机构列席公司董事会的时间跨度、牵头风险投资机构从业年限、牵头风险投资机构管理资金总量、牵头风险投资机构曾代理企业上市数量以及所有风险投资持股比例来代表风险投资机构的监管能力。但由于相关数据的缺乏，本文只使用IPO公司的风险投资机构数量（NVC）、IPO后牵头风险投资家的持股比例（LVCH）、IPO后所有风险投资家的持股比例（AVCH）、代表不同类型风险投资机构的四个虚拟变量LVC、LVC、LVC、123LVC来代表风险投资机构的监管能力。控制变量则包括AGE、DRSD、UMS、BigFour、4Hanley、IBHR等。回归方程如下： UP=β+βAGE+βDRSD+βNVC+βLVC+βLVC+βLVC+βLVCi012341526374 （2-7） +βAVCH+βUMS+βBigFour+βHanley+βHIM+ε89101112i其中：LVC：牵头风险投资机构为天使投资者的虚拟变量，如果为天使投资者，则LVC11＝1，否则为0； LVC：牵头风险投资机构为独立风险投资机构的虚拟变量，如果为独立风险投2资机构，则LVC＝1，否则为0； 2LVC：牵头风险投资机构为大公司附属的虚拟变量，如果为大公司附属，则LVC33＝1，否则为0； LVC：牵头风险投资机构为金融业公司附属的虚拟变量，如果为金融业公司附4属，则LVC＝1，否则为0； 4在香港创业板市场，作为44家风险企业股东的风险投资机构共有139家，这些风险投资机构的大体分类见表17。可见，独立风险投资机构和上市公司附属的风险投资机构最多，分别占全部风险投资机构的41％和％。而从牵头风险投资机构类型来看，上市公司附属类型风险投资机构独占鳌头，高达50％，其次为独立型风险投资机构％。 表17 风险投资机构的不同类型分布 项目 合计 天使投资者独立风险投资商上市公司附属 金融机构附属所有风险投15 57 49 18 139 资商数量 （％） （％） （％） （％） 牵头风险投4 12 22 6 44 资上数量 （％） （％） （％） （％） 占全部比例 ％ ％％％％ 注：在对风险投资机构进行统计时，如果不同公司的风险投资机构有重复，仍单独计算。 方程（2-7）的回归结果如表18。 表18 风险投资家监管与IPO抑价之间OLS回归分析结果 - 37 -
因变量：IPO抑价 解释变量 （1） （2） （3） （4） （5） （6） 截距 （） () ()* ()***()** () AGE － () () () () () DRSD ()** ()** ()** ()** () ()* NVC ()* () () LVC1 () ()** ()* ()** () LVC2 被排除 () () () () LVC3 被排除 被排除 被排除 被排除 () LVC4 () () () () () AVCH () (－) LVCH () ()* () * () UMS () () （）() () BigFour () () Hanley () () () ()* () ()* IBHR () () () () ()* () 2R F 从对方程（2-7）的回归结果来看，与Barry研究结论不同，方程中NVC变量的系数显著为正，即IPO公司的股东中风险投资机构数量越多，IPO抑价水平越高。而在理论上讲，风险企业股东中风险投资机构数量越多，一方面表明了该企业具有良好的发展前景，可以吸引较多的风险投资机构；另一方面较多的风险投资机构加入，牵头风险投资机构监管的动力增强，因为如果他监管不好企业，他需承担在业内丧失声誉的巨大风险。所以，IPO抑价应相对较小。对NVC变量与IPO抑价正相关关系的可能解释之一便是，随着风险投资机构数- 38 -
量增多，不同风险投资机构就投资企业发展持有不同观点，从而在风险投资机构之间发生利益冲突，导致“内耗”。而这一点也为承销商与投资者所知晓，从而导致较高的IPO抑价。表18还揭示了不同类型风险投资机构与IPO抑价之间的关系。牵头风险投资机构为天使投资者的公司，其IPO抑价显著较小；牵头风险投资家为独立风险投资机构或金融业公司附属的风险投资机构与IPO抑价之间也呈现负相关，但并不显著；而牵头风险投资家为上市公司附属机构时，风险企业IPO抑价没有明显特征，这表明上市公司附属的风险投资机构的监管能力相对较弱，这可能也是导致回归方程（2-5）、（2-6）中风险企业虚拟变量与IPO抑价、发行费用之间负相关关系不是特别显著的重要原因之一。与推断较为一致的是，风险投资机构持股比例越高，其IPO抑价越低。风险投资家较高的持股比例一方面增加了其监管的能力，另一方面也增大了其监管的动力，因为如果监管不严，风险企业经营失败，给风险投资机构带来的损失也非常巨大。而就风险投资机构持股比例与IPO抑价关系来说，牵头风险投资机构持股比例对IPO抑价更具有说服力。这也很容易理解，根据第一章对风险投资理论与实践归纳可知，在风险资本联合投资后，往往均有牵头风险投资家负责对风险企业进行监管，而其他风险投资机构一般不参与监管。因此，牵头风险投资机构持股比例与IPO抑价之间的负相关关系更为显著。与方程（2-5）、（2-6）的回归结果大体类似，UMS、BigFour变量的系数不具有统计意义，而DRSD、Hanley、IBHR等变量系数具有一定显著性。整个回归方程的拟合情况见图12。 图12 回归方程（2-7）拟合图 Figure12 The simulation diagram of the regression equation (2-7) 3 小结与启示 本章使用香港创业板市场数据对创业板市场IPO抑价与风险投资家鉴证模型进行实证- 39 -
研究，其主要结论如下： 1、由于香港创业板市场定位不同，其绝对融资规模相对较小；香港创业板IPO市场呈现明显的行业集聚（Industry cluster）特征；在IPO机制方面，香港创业板市场基本上与国际接轨：股份分配以配售为主；发行定价则以固定定价和区间定价方式为主；在IPO承销合同中也广泛使用了超额发售权、价格稳定、股份锁定等条款。尽管目前香港创业板市场仍面临着二级市场交易不活跃等问题，但总体来看，在全球证券市场仍处于底谷时期香港创业板市场还是表现出一个新兴市场的活力，已成为许多创业型企业的融资“天堂”。 2、香港创业板市场IPO抑价总体水平不算太高，扣除8家IPO抑价异常的公司之后IPO抑价的平均值为％，但远远高于香港主板市场的％（1980－1996），这表明了，与主板市场相比香港创业板不同的市场定位导致其投资风险相对较高，IPO市场效率则相对较低。 3、根据对IPO抑价与发行费用的OLS回归分析结果来看，影响香港创业板市场IPO抑价水平的主要因素包括IPO企业经营年限、IPO公司价值不确定性以及IPO发行时信息处理效率Hanley变量，以上三个因素均显著影响IPO抑价。此外，热点市场因素、是否风险企业对IPO抑价也有影响，但显著性水平不高。以上实证结论支持Rock提出的“赢者诅咒”假说。而就IPO发行费用的OLS回归分析结果来看，总市值和是否风险企业这两个因素对IPO发行费用的影响最大。这初步得出风险投资家具有鉴证功能。 4、基于对风险企业IPO和非风险企业IPO两类样本的非参数检验，以及对IPO抑价和IPO发行费用的OLS回归分析，实证结果支持风险投资家鉴证模型假说，这主要体现在：风险企业IPO抑价和IPO发行费用均显著低于非风险企业IPO样本；其次，从风险投资家持股状况来看，其在IPO前后并没有大的变动，这再次证实了风险投资家存在鉴证功能。此外，在对两类样本若干指标的均值进行非参数检验时还发现，风险企业IPO时经营年限相对较短、总资产相对较小、上市前每股收益为负的比例较高，这表明了风险投资家通过其监管与管理咨询服务，能够带领风险企业提前上市，且能够得到证券市场投资者部分认同。 5、经过对风险投资家监管与IPO抑价的回归分析发现，天使投资者监管能力较高，其在香港创业板市场发挥的鉴证功能最强。尽管独立风险投资机构和附属于金融公司的风险投资机构也表现出鉴证功能，但效果不是很明显。而上市公司附属的风险投资机构鉴证功能最弱，其与IPO抑价之间没有表现出任何相关性。此外，风险投资机构IPO后持股比例，尤其是牵头风险投资家持股比例对IPO抑价具有显著解释力，这再次证实了Lerner提出的对风险投资家联合投资机制的解释。风险投资机构持股比例越高，IPO抑价越低，这主要是由于风险投资机构持股比例越高，其对风险企业监管的动力和能力就越高，因此其鉴证功能就越强。 6、不论是在对IPO抑价回归分析中，还是基于风险企业IPO样本对风险投资家监管与IPO抑价回归分析中，都没有发现发行保荐人与审计事务所与IPO抑价存在显著的负相关关系，即承销商、审计事务所的鉴证功能在香港创业板市场得不到体现。这同时也表明了，在- 40 -
香港创业板市场急需建立一个高效的金融中介行业。 7、代表信息处理效率的Hanley变量以及风险投资家持股比例变量与IPO抑价之间显著相关关系表明，累计订单的发行方式与较高的原始股东持股比例有利于降低IPO抑价水平，因此在创业板市场IPO制度设计中可对IPO发行方式和原始股东股份转让做出相关要求。 本文主要创新点表现在以下两个方面： 其一，本文首次采用香港创业板市场数据对创业板市场IPO抑价与风险投资家鉴证模型进行实证研究，且对一些IPO抑价信息类模型进行了检验，因此具有较高的理论价值。 其二，文章的实证结论支持IPO抑价理论的IPO制度解释，且提出了高效的创业板IPO市场所需的外部环境因素，所以能够为创业板市场IPO制度与外部支持环境的完善提供若干思路，因此具有重要的现实意义。 参考文献： [1]. Frank K. Reilly, Kenneth Hatfield, Experience with new stock issues, Financial Analyst Journal, 1969, 25(5), 73-78. [2]. Logue, D., On the pricing of unseasoned equity issues 1965-1969, Journal of Financial and Quantitative Analysis, 1973, 8, 91-103. [3]. Roger G. Ibbotson, Price performance of common stock new issues. Journal of Financial Economics, 1975, 2(3), 235-272. [4]. Roger G. Ibbotson, Jody L. Sindelar, Jay R. Ritter, Initial public offerings, Journal of Applied Corporate Finance, 1988, 1(2), 37-45. [5]. Todd Houge, Tim Loughran, Growth fixation and the performance of bank initial public offerings 1983-1991, Journal of Banking and Finance, 1999. [6]. David P. Baron, A model of the demand for unvestment banking advising and distribution services for new issues, Journal of Finance, 1982, 37(4) , 955-976. [7]. Kevin Rock, Why new issues are underpriced, Journal of Financial Economics, 1984, 15(1/2), 187-212. [8]. Franklin Allen, Gerald R. Faulhaber, Signaling by underpricing in the IPO market, Journal of Financial Economics, 1989, 23(2), 303-324. [9]. Mark Grinblatt, Chuan Yang Hwang, Signaling and the pricing of new issues, Journal of Finance, 1989, 44(2), 393-420. [10]. Ivo Welch, Seasoned offerings, imitation costs, and the underpricing of Initial Public Offerings, Journal of Finance, 1989, 44(2), 421-450. [11]. Lawrence M. Benveniste, Paul A. Spindt. 1989. How Investment Bankers Determine The Offer Price And Allocation Of New Issues. Journal of Financial Economics 24:2, 和Spindt，1989 [12]. Lawrence M. Benveniste, William J. Wilhelm, A comparative analysis of IPO proceeds under alternative regulatory environments, Journal of Financial Economics, 1990, 28(1/2), 173-208. [13]. Christopher B. Barry, Robert H. Jennings, The opening price performance Of Initial Public - 41 -
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