作者：邵新建、巫和懋、王钰铖 邵新建，对外经贸大学国际经贸学院金融学系讲师，研究方向为公司金融学与国际金融学；代表性研究成果包括：“中国IPO市场周期：基于投资者情绪与政府择时发行的分析”，《金融研究》2010年第12期；“中国IPO中的机构投资者配售、锁定制度研究”，《管理世界》2009年第10期；“港元、人民币一体化研究”，《世界经济》2009年第3期； 巫和懋，北京大学国家发展研究院常务副院长，教授，博士生导师。 王钰铖，南开大学硕士研究生； 通信地址：邵新建：北京市朝阳区惠新东街10号对外经贸大学求真楼426，邮编 100；巫和懋：北京大学国家发展研究院，邮编100871 联系电话： 邵新建：13120087591；巫和懋：010-6275-3898 电子邮箱：邵新建：shaoxinjian2010@； 巫和懋：hmwu@ 本研究得到了教育部重大攻关项目（09JZD0016）“全球金融危机与国际货币金融体系改革研究”和国家自然科学基金项目“基于信息熵方法的中国宏观金融风险管理研究”(70773061) 的支持。
中国IPO上市首日的超高换手率之谜 ——基于新股分配制度与投资者情绪的研究 摘要：在中国IPO上市首日，投资者大量抛售其获配新股，1995年至2008年换手率（抛售数量占可交易总量）平均高达61%。本文研究发现：在IPO上市初期，个体投资者对新股估值呈现出过度乐观情绪，而在资金抽签的新股分配制度下，资金实力占优的机构投资者将成为新股的主要获配者，他们将利用个体的情绪向其抛售获配新股，个体越乐观，股价泡沫越大，机构的抛售数量越多，这是形成超高换手率的重要机制；但是在IPO上市后的两年内，个体的过度乐观情绪逐渐消退，新股初期交易价格中的泡沫逐渐萎缩，这使得IPO新股表现出长期弱势异象，并且机构抛售数量指标对于IPO长期收益率具有显著的反向预测能力：首日换手率越高，长期收益率相对越低。本文的研究意味着更为公平的IPO分配制度有助于提高市场信息效率，缓解IPO上市初期超高涨幅和超高换手率的异常现象。 关键词：IPO分配制度 IPO上市初期抛售行为 IPO长期表现不佳 JEL分类: G12; G14; G24 Abstract: On the first day of IPO aftermarket trading in China, investors flip their allocated shares actively and the turnover（flipped shares deflated by the tradable shares） is as high as 61% on average from 1995 to 2008. We find that individual investors have shown over-optimistic sentiment about the IPO value on the initial aftermarket. However, under the institution of lottery by cash, rational institutional investors will be the main investors who get the IPO shares, who incline to exploit the over-optimistic sentiment of individual investors by flipping the allocated shares to them on high trading prices. The more optimistic, the larger IPO price bubble, the more shares are flipped by institutional investors. The extremely high turnover is formed in this way to some extent. However, in the two years after the IPO begins trading, the individual sentiment gradually weakens, the bubble in IPO trading price gradual disappears, which results in the IPO long-term underperformance in China. In addition, the institutions’ flipping activity has the function of predicting the long-run return of IPO, in another words, higher flipping ratio means lower IPO long-term return. Our research implies that the more fair IPO allocation institutions can improve the market information efficiency, mitigating the anomalies such as the extremely high initial return and turnover of IPO in China.
Key Words: IPO Allocation Institutions; IPO Flipping Activity; IPO Long-term Underperformance JEL Classification: G12; G14; G24 一、引言 与美国等发达股票市场相比，中国A股市场的首次公开发行（IPO）新股在上市初期通常表现出令人惊叹的“双高”现象，即高初始收益率和高换手率。我们可以用IPO上市首日收盘价相对于发行价的涨幅来测度初始收益率，以首日交易数量占该新股可交易股票总量来计算首日换手率。1995年至2008年各年度IPO两个指标的算术平均值列示在表1，从中可以看到在此期间上市的1375个IPO的平均首日涨幅高达%，远远高于美国市场上%的平均水平（Ritter and Welch，2002）。中国A股IPO超高的初始收益率引起了学术界的极大兴趣，国内外学者实证检验了各种经典的IPO抑价发行假说，包括“赢者诅咒”假说(王晋斌，1997；YU and Tse,2006)，“信号发送”假说（陈工孟、高宁，2000；Chan, Wang and Wei,2004;Su,2004）“承销商声誉”假说（金晓斌等，2006郭泓、赵震宇，2006；蒋顺才等，2006），“投资者的过度乐观情绪”假说（韩立岩、伍燕然，2007；江洪波，2007），此外，部分学者还结合中国证券市场的特殊制度安排来解释IPO1的超高初始收益率（刘煜辉、熊鹏，2005； Tian and Megginson,2007）。 表1：1995年至2008年中国A股IPO上市首日涨幅和换手率（单位：%） 首日涨幅 首日换手率 年份 IPO个数 平均值 中位数平均值中位数最大值最小值 标准差 1995 24 70 1996 203 1997 206 1998 106 1999 98 2000 137 2001 79 2002 71 2003 67 2004 100 2005 15 2006 66 2007 126 2008 77 1995 1375 -2008 注：数据来源wind资讯。 从表1可以看出，1995年至2008年上市的1375个IPO平均首日换手率高达%（中位数为%），最大值甚至达到%。特别需要指出的是，1995 1贾春新、刘力（2006）对中国IPO的相关研究做了精彩的综述，由于文献较多，此处不再一一列出，详情敬请参阅其综述。
年后中国股票市场开始执行T+1的交易制度，即首日买进的股票最早可于第二个交易日卖出。在这种制度下，IPO上市首日的交易量全部是由在IPO初始发行时获得新股分配的投资者抛售形成的。%的平均换手率意味着首次公开发行总量2中（除去被锁住而不能交易的股票外）一半以上的新股在上市首日就被获配投资者抛售出去了。 在首次公开发行过程中，承销商将IPO新股定价后分配给各种投资者（包括机构投资者和个体投资者），这些股票一旦可以上市交易，部分投资者会立即将获配的IPO新股抛售出去，这就是所谓的IPO上市初期抛售行为（IPO flipping activity。关于抛售行为的研究是IPO国际文献中最新的研究领域（Ritter and Welch，2002）。Krigman,Shaw and Womack(1999)使用上市首日大额交易中的卖出数量来测度美国市场的IPO抛售行为，结果发现在首日涨幅大于零的IPO中，抛售数量占总交易量的22%，而在首日涨幅小于零的IPO中，抛售数量占总交易量的45%，KSW关于抛售数量的测度方法受到了较多的批评，Aggarwal(2003)直接使用投资者的实际交易数据发现在IPO上市后两日内，抛售数量平均占总交易量的19%，占公开发行数量的15%。中国A股市场平均%的抛售水平（即T+1交易制度下的换手率）远远高于美国等发达市场的抛售水平，这足以被看作是中国IPO市场的独特异象（anomaly）或谜题（puzzle）。 由此异象引出的问题是：中国A股投资者为什么在上市首日就大量抛售其获配股票呢？如果获配投资者判断IPO首日交易价格偏离了其实际价值，股价中含有泡沫，因此大量抛售其获配新股，那么必然存在另一部投资者判断IPO股价并不含有泡沫，甚至市场低估了IPO新股的实际价值，因此大量买入，那么哪类投资者的判断是正确的呢？在上市首日买入新股的投资者能够获得超额收益率吗？这些问题对于理解中国IPO市场的信息效率并据此进一步优化新股发行体制具有重要的现实意义。但中国IPO上市首日的超高换手率现象及相关问题并没有得到足够的重视，在我们可以获得的资料范围内，并没有发现针对该问题所进行的系统研究，本文希望能够对此做出一些尝试性的工作。 为了解释获配投资者在IPO上市初期的大规模抛售行为，我们根据相关文献提出了过度乐观的个体投资者情绪假说，认为个体投资者在IPO上市初期具有显著的过度乐观的情绪，它们倾向于以高于实际价值的价格买入IPO新股。进一步，通过分析中国IPO新股的各类分配制度，本文发现在“资金抽签”的新股分配制度下，资金实力占优的各类机构投资者将成为新股的主要获配人，而在“市值配售”的分配制度下，分散的个体投资者将成为新股的主要获配者。截面回归证实：当把新股分配给机构投资者时，在上市初期，理性的机构将选择利用个体的过度乐观情绪以含有泡沫的交易价格向其抛售新股，个体越乐观，交易价格相对于IPO合理价值的偏离越大，机构的抛售数量越大；但是当把新股分配给个体投资者时，个体的抛售数量并不受IPO交易价格与其实际价值偏离程度的影响，而是主要取决于首日交易价格相对于IPO发行价的初始收益率，初始收益率越高，个体的抛售数量越大，这似乎与行为金融学中发现的“处置效应”相一致（Shefrin and Statman,1985）。 在过度乐观的个体投资者情绪假说下，我们可以进一步推论中国IPO首日换手率与IPO长期收益率的关系。在长期内，个体的过度乐观情绪逐渐消退后，IPO股价将逐渐下降趋于其实际价值，这种新股价格泡沫的萎缩将使得中国IPO呈现出长期弱势（long-term underperformance）现象。更有趣的是，当机构投资者 2 被锁住而不能交易的股票主要是指通过网下发行直接配售给各类机构投资者的新股。
成为IPO新股的主要获配者时，IPO股价相对于其实际价值的偏离（泡沫）越大，机构的抛售数量（首日换手率）越高，即相对较高的首日换手率意味着相对较大的IPO股价泡沫，而在长期内IPO股价趋于其实际价值的过程中，初始价格泡沫成分越多的IPO的长期收益率将相对越低，因此当机构成为IPO新股的主要获配者时，首日换手率对于IPO长期收益率具有反向预测能力，即首日换手率越高，IPO长期收益率相对越低。但是当个体投资者成为IPO的主要获配者时，首日换手率指标并不能有效反映IPO股价相对于其实际价值的偏离程度，因此它不能预测IPO的长期收益率。本文以IPO上市后两年内的累计异常收益率（CAR）来测度IPO长期收益率，实证结果支持上述推论。 本文余下的结构安排为：第二部分讨论中国IPO新股的主要分配制度及不同制度下的获配主体；第三部分提出关于IPO首日抛售数量决定因素的理论假说，并进行实证检验；第四部分在前述理论假说的基础上做出关于中国IPO长期回报率及其与首日抛售数量关系的推论，并且进行统计验证；第五部分总结全文。 二、中国IPO新股的分配制度与获配投资者结构 （一）中国IPO的主要分配制度 从1990年12月证券交易所正式建立至2008年12月，中国内地共有1662家企业在A股市场进行了首次公开发行，共募集资金亿元。其中产生过340种正式的IPO发行方式，但绝大多数仅仅是昙花一现，根据“被10个以上IPO采用”或“募集资金总量大于100亿元”作为划分标准，则共有12种主要的IPO发行方式，其相关参数列示在表2中。进一步，通过分析这些方式的具体发行、分配程序，我们发现中国IPO的分配制度基本可以被概括为三种，包括：资金抽签，市值配售，机构投资者配售。几乎所有的IPO发行方式都可以归类为其中一种或几种不同比例的组合，我们下面给出这三种基本分配制度的描述性定义： 1.资金抽签是指根据投资者的申购资金数量抽签，即承销商首先根据某种估值方法制定出发行价格（或价格区间），然后申购人根据发行价格和拟申购数量将足额申购资金预先存入专门的银行帐户，交易所为每1000股的申购数量配一个抽签号码，最后根据抽签结果决定获配主体和分配数量。需要特别指出的是，无论是机构投资者还是个体投资者都有资格参与资金抽签的IPO新股分配过程，而通过资金抽签获得分配的股票在上市时是可以立即参与二级市场交易的，即这部分股票是无锁定期限制（lockup）的，它们可能构成IPO上市首日抛售的来源之一。 2.市值配售是指根据投资者持有二级市场流通股票市值抽签，即承销商制定发行价格后，投资者根据其持有的流通股票市值提出申购数量，每持有1万元流通股票市值可申购1000股新股，交易所为每1000股有效申购量配一个抽签号码，然后根据抽签结果决定分配对象和数量。这与资金抽签最大的不同是投资者在申购时不需要预先缴纳申购资金。需要指出的是，投资者通过市值配售获得分配的新股在上市初期无锁定期限制，它们也可能构成IPO上市首日抛售的来源之一。 3.机构投资者配售是指在IPO新股的发行过程中，将一部分股票从发行总量中单独划分出来，将其直接分配给机构投资者（如证券投资基金），或通过询价过程向部分被监管者认定为合格法人的机构进行配售，但机构获配的IPO股票不能立即进入二级市场流通，而是要被锁定一段时期，因此它并不构成上市初期抛售股票的来源。但是机构投资者配售并不是一种独立的分配制度，即在一个具体 3 IPO发行方式的内涵包括IPO定价方式和IPO新股分配制度两部分。
的IPO发行中，它通常与其它分配方式（最常见的是资金抽签）结合在一起使用，而且在公开发行总量中，通过机构配售分配出去的比例一般相对较低（通常仅占20%）。但是需要注意的是，如果某合格机构投资者在参与了网下机构配售的同时，4也通过资金抽签参与了网上发行的新股部分的认购，则在上市初期，其网下机构配售部分受到锁住限售条款的制约不能参与交易，但其网上获配部分并不受限售条款的约束，可以直接参与二级市场的交易，因此，机构网上获配部分仍然可以构成上市首日的抛售来源。 我们根据上述分配制度对12种主要的IPO发行方式进行了归类，结果列示在表2第2列。从中可以看出，中国IPO使用次数最多的三种发行方式依次为上网定价（560次）、网下询价、上网定价（255次）以及向二级市场配售（207次），从分配制度上看，第一种和第三种分别属于纯粹的资金抽签和市值配售，而第二种则是资金抽签加机构配售的混合型分配方法。 但需要特别指出的是，255个使用“网下询价、上网定价”方式发行的IPO中，通过资金抽签分配的股票比例大于或等于80%的共有239个，另有13个IPO使用资金抽签分配的比例介于70%至80%之间，即实际以机构配售的方法分配出去的IPO新股比例是十分有限的，根据分配制度尤其是上市首日可交易股票的分配制度划分，这种发行方式在很大程度上可以归类为资金抽签。 表2：中国IPO主要发行、分配制度（1990年至2008年） 发行方式 分配制度IPO数量募集资金合起始-终止日期 上市首上市首归类 （占比，%）计,单位：亿日平均日平均元（占比，%）涨跌幅换手率(%) (%) 上网询价 资金抽签 28 2001年11月29日 （）（） 2002年06月06日 全额预缴,比例资金抽签 54 1995年3月3日 配售,余额即退 （）（） -1998年5月19日全额预缴,比例资金抽签 58 1993年12月06日 配售,余额转存 （）（） -1997年07月25日存单抽签 资金抽签 140 1992年02月28日 （）（） -1995年03月20日上网定价 资金抽签 560 1994年08月15日 （）（） -2001年09月10日网下配售,向二市值配售+2 2002年10月09日 级市场配售 法人配售 （）（） -2003年11月18日网下询价,向二市值配售+14 2005年03月03日 级市场配售 法人配售 （）（） -2005年06月07日上网定价,向二市值配售+37 2000年04月06日 级市场配售 法人配售 （）（） -2003年09月12日向二级市场配市值配售 207 2002年06月13日 售 （）（） -2004年09月09 战略配售,网下资金抽签+12 2006年07月05日 询价,上网定价 法人配售 （）（） -2007年06月26日网下配售,上网资金抽签+29 1999年12月16日 定价 法人配售 （）（） -2002年04月09日网下询价,上网资金抽签+255 2000年11月20日 定价 法人配售 （）（） -2008年09月25日 4 但是2009年6月，证监会制定实施的《关于进一步改革和完善新股发行体制的指导意见》开始限制机构投资者同时参与网下发行和网上发行的行为，它规定“将网下网上申购参与对象分开，对每一只股票发行，任一股票配售对象只能选择网下或者网上一种方式进行新股申购，所有参与该只股票网下报价、申购、配售的股票配售对象均不再参与网上申购”。
总体样本 1663 1990年12月10日 （100） （100） -2008年12月05日注：起始日期为1990年至2008年内第一个使用该发行方式的IPO的上市日期，终止日期为1990年至2008年内最后一个使用该发行方式的IPO的上市日期。 由于通过机构配售的IPO股票不能立即参与上市首日交易，通常要被锁定三个月到一年的时间，参与IPO上市首日交易的新股主要是通过资金抽签和市值配售的方式分配给投资者。我们认为这两种不同的IPO分配制度决定了不同的获配投资者结构，进而决定了不同的IPO上市初期交易状态和首日抛售水平。下面将分析两种分配制度所决定的获配者结构。 （二）中国IPO新股的获配投资者结构 1.资金抽签分配制度下的主要获配主体 在资金抽签的分配制度下，每个申购号码面临的中签概率是完全一样的，要想获得更多的分配数量，只能通过增加拥有的配号数量（申购资金数量），因此，这种分配方式最大的特点是“资金为王”，它要求投资者必须具有现金或银行存款专门用于新股的申购。各类机构投资者不仅可以利用自有资金，还可以凭借其5融资能力在金融市场借入短期资金参与新股申购，这将进一步增加其获配数量。由于上市后股价相对于发行价格的暴涨，机构投资者进行新股申购所能获得的资6金回报率完全可以覆盖资金利率成本，这实际上会形成机构主导的专业“打新”7资金，即机构以一笔大额资金作为专门的IPO申购资金，待承销商公布中签结果后，只需为中签股票支付购股款项，其余资金可以继续参与下一个IPO新股的申购。 表3：三种主要发行方式的投资者申购情况 发行方式 向二级市场配售 网下询价,上网定价 上网定价 IPO个数 207 255 560 平均发行数量(万股) 平均发行价格（元） 平均超额认购倍数 平均中签率（%） 平均有效申购户数（万） 个体平均申购倾向（%） 注：（1）网下询价、上网定价发行方式下的超额认购倍数是指网上发行部分（即资金抽签部分）的超额认购倍数。（2）个体申购倾向=有效申购户数/发行时开户个体投资者数量，网下询价、上网定价IPO的有效申购户数是指通过上网定价（资金抽签）发行部分的申购户数，不含网下部分的申购机构户数。个体平均申购倾向为各发行方式下所有IPO相应值的算术平均。（3）有效申购数量来源于wind资讯，个体投资者开户数量来源于历年的《上海证券交易所统计年鉴》。 在资金抽签的分配方式下，申购新股必须预先足额缴纳申购资金，并且存在配号门槛：只有申购数量达到1000股才能获得一个抽签号码，有限的资金使得大量的普通个体投资者在投资二级市场股票之外，并没有能力再专门拿出大量资金用于申购新股。进一步考虑到微小的中签率，他们参与新股申购的倾向应该非常低。我们可以根据IPO有效申购户数占发行时个体投资者开户数量的比例来测 5 例如，戴国强、李良松（2008）的研究发现，大型IPO的发行会显著提高短期上海银行间同业拆借利率（SHIBOR），这意味着这些IPO发行时，机构投资者会通过各种渠道直接进入短期资金市场融入资金，增加其申购筹码。 6 武龙（2008）的研究发现考虑中签率后的新股申购收益率要高于同期银行存款利率。 7 如很多证券公司发行各种券商集合理财产品，所募集的资金的主要投资方式就是申购IPO新股。
8度个体申购倾向。从表3可以看出，该比例在上网定价时为%，在网下询价、上网定价时仅有%，个体参与申购的倾向确实非常低，因此，资金实力雄厚的机构投资者应该是参与专业新股申购的绝对主力，这必将导致绝大多数9IPO新股被分给了各类机构投资者。 2.市值配售分配制度下的主要获配主体 在市值配售制度下，投资者必须以持有的二级市场股票市值作为参与申购抽签的筹码，这使那些专业申购新股而不愿意承担二级市场股价风险的部分机构投资者退出了市场；同时，由于申购新股时不需要专门的申购现金或银行存款，这使得资金十分有限的个体投资者参与新股申购的能力大大增强。从表3中可以看到，在市值配售方式下，平均每次参与新股申购的账户数到达了万户，并且个体参与申购的平均倾向高达%，大约是网下询价、上网定价时的28倍，是上网定价时的9倍，即在市值配售制度下，个体投资者较为普遍的参与了IPO新股申购。那么个体投资者在新股发行总量中能够获得多大的份额呢？我们10可以对此做一个简单的推断，根据深圳证券交易所的统计，在2004年12月，包括证券投资基金、一般机构、券商自营、社保基金和QFII在内的机构投资者持11有流通A股的比例仅为%，而个人投资者的总持有比例高达%。假设持有二级市场股票的机构和个人参与新股申购的意愿相同，则可以推断个人投资者在市值配售的发行制度下获得了绝大部分IPO新股配额。 综上所述，不同的IPO分配制度决定了不同的获配主体，在以资金抽签为主的分配方式下，机构投资者凭借着其雄厚的资金实力成为新股申购的主要参与者和获配者，而在市值配售的分配方式下，个人投资者的参与能力大大增强，在个人投资者总体持有流通股市值比例远高于机构的条件下，分散的个体投资者获得了绝对多数的IPO新股份额。进一步，个体投资者与机构投资者在IPO上市初期具有不同的行为特征和交易方式，这决定了不同的初期交易状况。 三、关于IPO上市初期抛售数量的理论假说及其实证检验 中国个体投资者在IPO上市初期表现出显著的过度乐观情绪，而机构投资者拥有更为完备的信息以及科学、系统的投资决策体系，因此他们可以相对准确的判断新股的实际价值。机构和个体的这种差异对IPO上市初期的交易过程具有重要的影响。下文将首先论述中国个体投资者的过度乐观情绪，进而在此假设基础上提出关于初期抛售数量的理论假说，然后进行实证检验。 （一）个体投资者对IPO新股估值的过度乐观情绪 根据Baker and Wurgler（2007），“投资者情绪（investor sentiment）是指投资者对证券的未来收益或收益相关因素（如未来现金流，收益风险）的错误信念，这种信念并不能被事实所证实，它往往表现为投资者的过度乐观或过度悲 8 由于有效申购户数中含有机构的申购帐户，因此这在一定程度上会高估个体的申购倾向，但是由于个体的开户数远远大于机构，这种测度误差应该可以忽略不计。 9 正是考虑到这种由机构资金实力优势导致的分配结果向机构大幅倾斜的现实，证监会在2009年6月制定实施的《关于进一步改革和完善新股发行体制的指导意见》中规定：“将网下网上申购参与对象分开”，并且“对网上单个申购账户设定上限，发行人及其主承销商应当根据发行规模和市场情况，合理设定单一网上申购账户的申购上限，原则上不超过本次网上发行股数的千分之一；单个投资者只能使用一个合格账户申购新股”。当然，这些措施能否达到增大向个体投资者分配比例的效果，还有待于进一步的研究。 10 此处数据来源于深圳证券交易所的报告《2004年深圳证券市场结构指标》。 11 根据徐龙炳（2004）的研究，一些个人投资者账户实际为机构投资者所拥有、控制，因此上述统计很可能对机构投资者的实际持股比例有一些低估，但我们认为即使考虑到这一点，也并能改变2002年至2004年个体投资者持有流通A股的比例远高于各种机构投资者的结论。
观，使得资产价格不能合理反映经济基本面，而是过度反应或反应不足”。作为一种假说，情绪现在已经具有了坚实的“微观基础”，投资者心理实验研究已经证实个体投资者具有各种非理性的心理偏差，如过度自信，框架依赖，保守主义等等，但是“实际的投资者和市场非常复杂，它不可能被几种选择性的心理偏差所完全概括”，因此，需要情绪这种宏观的、总括性的概念来描述由各种心理偏差最终导致的非理性的错误信念。邵新建（2009）总结相关文献后认为：由于IPO股票的新股特性，市场上关于它的公开信息披露量相对有限，这类股票本身非常容易受到投资者情绪的影响；由于中国股票市场缺乏卖空机制，致使悲观投资者的信念无法通过卖空表达在股价中，而政府对企业发行股票的严格管制进一步限制了可交易资产数量，这导致在IPO新股上市初期的交易过程中，过度乐观的投资者情绪很可能会主导IPO股价。最近的实证研究也支持这一观点，认为中国IPO超高的首日涨幅中含有过度乐观的情绪因素或“情绪性泡沫”（韩立岩、伍燕然，2007；邵新建，2009）。 实际上，“炒新”是中国IPO上市初期交易过程中的普遍现象，个体投资者经常以过度乐观的情绪参与IPO新股的投机性炒作。根据交易所对投资者交易账户的跟踪统计分析，个体在过度乐观情绪下进行的“炒新”不断推高首日交易价格，个体是首日交易中的主要买入方（上交所，2009；深交所，2009）。例如，根据上交所（2009）对新股交易的调查，在上市首日集合竞价阶段，个人投资者是申报买入和实际买入的主力，并且报价较高，成为推高开盘价的主力。其中，个人投资者买入委托占比为%，买入成交占比为%，远远超过了机构投资者，从委买价来看，个人投资者的委买均价为发行价格的倍，显著高于基金等机构投资者的平均委买价格。深交所（2009）对新股首日交易调查也发现，参与上市首日买入的主要是中小投资者，“其中账户市值在10万元以下的投资者占总人数的%，账户市值在10万至100万之间投资者占比为%，基金、QFII、券商等机构投资者的比例仅为%”，并且在上市首日买入新股的投资者中，高达%的投资者为第一次参与首日交易，另有%的投资者仅仅参与了两次上市首日买入新股。由此可见首日买入的投资者多数为无经验投资者（unsophisticated investors），他们显然相对更容易产生过度乐观的情绪。上交所（2009）对上市首日股价涨幅较高、波动较大的新股的案例调查也进一步印证了个体投资者情绪在首日交易中的重要影响，比如2009年9月在上交所上市的四川成渝（代码601107），其首日开盘价较发行价涨幅111%，最高涨幅达%，收盘价涨幅%，股价波动极大，根据对交易账户的实际调查，共有万个账户参与了首日买入，其中，%的账户系个人账户，其合计买入量占市场成交量的比例高达%，基金、券商、保险等专业机构投资者没有参与首日买入。 （二）关于IPO上市初期抛售数量决定因素的理论假说 前文论证了不同的IPO分配制度决定了不同的获配投资者结构，在资金抽签的分配方式下，机构投资者成为主要的获配者，在市值配售的方式下，新股主要分配给了个体投资者。个体在IPO上市初期具有显著的过度乐观情绪，他们是初期买入新股的绝对主力；机构投资者具有相对充分的信息和系统的价值评估方法，其投资行为较为理性。 由此可以推断在资金抽签的新股分配制度下，当机构成为主要的新股获配者时，上市初期是否抛售、抛售多少主要取决于机构对该IPO的质量、价值判断及其未来相对价格的预期，由此形成的抛售数量指标会反映出机构关于IPO新股价
值的私人信息（private information）；但在市值配售的新股分配制度下，当个体投资者成为主要的新股获配者时，由于理性的机构并不会以个体所期望的高交易价格买入新股，获配个体抛售的新股主要由其它相对更为乐观的个体所买入，由此形成的抛售数量指标并不能充分反映机构投资者的新股估值信息。换言之，在不同的IPO获配投资者结构下，上市初期抛售数量指标中所含有的IPO估值信息会有系统性的差异。为了更为具体的论证这一点，下文将给出三个可供检验的理论假说： 假说1.当机构投资者成为主要的IPO新股获配者时，上市初期抛售数量与交易价格相对新股实际价值的高估程度呈现正相关关系；而当个体投资者成为主要的IPO获配者时，二者之间并不存在显著的相关关系。 机构投资者可以根据二级市场状态、IPO所属行业的估值及其对该IPO未来财务状况的预期，较为准确的判断IPO新股交易价格相对其合理价值是否高估及高估程度。当机构成为主要的获配者时，面对由个体过度乐观情绪造成的IPO价格高估，他们预期到这种高估只是暂时的，当个体的情绪逐渐消退时，股价会随之下降，其理性的投资策略就是利用个体的情绪抛售获配新股，并且高估程度越大，其抛售数量就会越多。 假说2.当机构投资者成为主要的IPO新股获配者时，上市初期抛售数量与承销商声誉应该呈现负相关关系；而当个体投资者成为主要的IPO获配者时，二者之间并不存在上述负相关关系。 从理论上分析，投资银行在首次公开发行中的主要经济功能是解决发行人与投资者之间的信息不对称（Beatty and Ritter,1986;Benveniste and Spindt,1989）。中国的政府监管部门鼓励投资银行在企业IPO过程中发挥信息生产的作用，要求他们选择高质量的公司提供承销服务，甚至采取各种法规的形式强化投资银行对所承销IPO的质量担保责任。最能体现这一点的是2003年证监会颁布的《证券发行上市保荐制度暂行办法》，其中第65条第2款规定：“发行人出现证券上市当年即亏损，中国证监会自确立之日起3个月内不再受理保荐机构的推荐，将相关保荐代表人从名单中去除”，第66条第1款规定：“发行人在持续督导期间出现证券上市当年主营业务利润比上年下滑50%以上，证监会自确立之日其3个月内不再受理相关保荐代表人具体负责的推荐”。这些规定实际上使得承销商需要对上市公司在未来一段时间内的公司基本面提供担保义务。 因此，承销商为了维护自己的声誉，获取更大的IPO市场份额，将尽力选择高质量的公司提供承销服务，而高质量公司也倾向于选择声誉较好的承销商以向市场发送正面信号。所以，承销商声誉和上市公司的质量应该具有正相关关系。如果IPO的承销商具有相对较高的声誉，则获配的机构投资者会由此合理推断该IPO公司的质量相对较高，其未来发展潜力相对较大，由此机构的抛售数量会相对较小。 假说3.当机构投资者成为主要的IPO新股获配者时，如果IPO中存在显著的机构投资者配售、锁定股票，则IPO上市初期的抛售数量会相对较高；当个体投资者成为主要的IPO获配者时，锁定股票的存在不会显著影响初期抛售数量。 从1998年开始，中国的IPO分配制度中逐渐引入了所谓的机构投资者配售制度，即在IPO新股发行过程中，承销商将部分新股单独划分出来，将其直接分配给机构，或通过询价过程向合格的机构进行配售，但是获配的股份并不能在上市首日进入二级市场交易，而是要锁定一段时间（通常为三个月），邵新建、巫
和懋（2009）的研究发现，当锁定到期时，机构对解禁股票的抛售行为活跃，股票供给量的增加会导致股价的显著下降。我们认为在具有机构配售、锁定问题的IPO中，理性的获配机构会事先预期到锁定到期后的股价下降，因此其在上市初期的抛售数量会相对更大。 根据上述三个假说，我们能够引入三个变量来解释机构作为IPO获配主体时的抛售水平，除此之外还需要控制可能影响抛售水平的一般性因素，在已有的文献中，得到最为广泛研究和确认的因素是IPO上市初期涨幅。Krigman,Shaw and Womack(1999)发现IPO上市首日收盘价相对发行价的涨幅越高，机构抛售水平越低。与此相反，Aggarwal(2003)根据美国投资者实际交易数据测度抛售数量，结果发现IPO首日收盘价相对于发行价的涨幅越高，投资者（包括机构和个体）在上市后两日内的抛售数量越大；Baley,Lee and Walter(2006)使用澳大利亚投资者的实际交易数据研究抛售数量的决定因素，发现首日交易均价相对于发行价的涨幅越高，获配投资者的抛售数量越大。根据这些已有的研究成果，我们将IPO上市首日交易价格相对于发行价的涨幅作为影响抛售数量的重要因素之一。除此之外，还需要控制的因素包括IPO上市时刻市场整体的估值状态和IPO公司的规模。 （三）实证检验思路及变量指标设定 我们使用截面回归检验上述理论假说，总体思路是首先将1995年至2008年的全部IPO根据分配制度划为两个子样本：机构作为获配主力的样本（样本1）以及个体作为获配主力的样本（样本2），然后在两个子样本下分别进行关于首日抛售数量的截面回归，对比相应回归参数的差异。根据上述假说可以确定三个解释变量，即首日高估指标、承销商声誉和机构配售、锁定变量，此外还将首日涨幅、市场总体估值状态和IPO公司规模作为一般性的控制变量纳入回归方程，因此在我们的回归模型中共有六个因素，这些因素基本涵盖了企业发行上市过程中所有重要方面，包括IPO公司、承销商、投资者、二级市场状态等。这些变量指标的具体设定如下： 上市首日抛售数量指标（Flipping）。与前文一致，在T+1的交易制度下，我们以首日换手率测度抛售数量Flipping。 上市首日高估指标（Overvalue）。为了检验假说1，首先需要选择高估指标Overvalue。在投资实务界，最为常用的估值指标是市值/账面（M/B）比，因此我们选择的高估指标计算公式为： (M/B)i Overvalue= (1) ii(M/B)industry 12 根据Baker and Wurgler（2007）的经典综述，“投资者情绪不能被直接简单的测度”，但是仍然可以找到“虽不完美却依然有用的代理变量”，而在文献中至少出现过12种对于投资者情绪的代理变量或测度方法，常见的有封闭式基金折价、期权隐含波动率、个体投资者的交易、共同基金的流向以及针对投资者的直接调查等。但这些代理变量多数主要用于测度整个市场的投资者整体情绪，由于此处要解释的是各IPO首日换手率在截面上的差异，因此需要的是“微观的个体情绪”，即针对每一个具体的IPO，由于IPO本身特质的差异以及该IPO投资者群体信念、偏好的不同，投资者对每个IPO产生的情绪强度可能是不一样的。正如Baker and Wurgler（2007）在讨论情绪测度方法时提到的，“在套利受到限制的条件下，（基于投资者情绪）产生的需求压力可能引起股票的错误定价，而利用诸如账面/市值比（B/M）等基准价值指标可以观察出这种定价的偏离”。这实际意味着可以通过计算股价与B/M等基准价值指标的偏离来间接测度投资者情绪的强弱。文中各IPO上市首日高估指标（Overvalue）的构造实际就是基于Baker and Wurgler（2007）的这种间接测度情绪的思想。此处感谢审稿人严谨的提示与文献推荐。
其中，(M/B)表示在t时刻上市的i股票首日交易价格（收盘价格）与每ii股净资产之比，而(M/B)表示i所属行业所有股票在t时刻平均的市值/账industry面比。此处使用的是证监会(CSRC)行业分类法，共有十三类一级行业，包括：农林牧渔（A），采掘业（B），制造业（C），水电煤气（D），建筑业（E），运输仓储（F），信息技术（G），批发零售（H），金融保险（I），房地产业（J），社会服务（K），传播文化（L），综合类（M），由于制造业内的各种二级行业之间的差别较大，我们根据制造业下列的10个二级行业，对于属于制造业的IPO进一步细分为：食品饮料（C0），纺织服装（C1），木材家具（C2），造纸印刷（C3），石化塑料（C4），电子（C5），金属非金属（C6），机械设备（C7），医药生物（C8），其它制造业（C9），这样共产生了22个行业。进一步，我们使用总体法计算某一行业在t时刻（月份）的平均市值/账面比，即用t时刻该行业所有上市公司的总市值比上其净资产之和，在计算过程中剔除净资产为负的上市公司。 3.承销商声誉指标（reputation）。为了检验假说2，需要选择一个承销商声誉指标reputation，文献中出现的经典测度方法主要包括Carter and Manaster(1990)和Meggison and Weiss(1991)分别提出的两种方法。但前者是一套系统而又复杂的声誉评估系统，限于各类数据的可得性，很难将其用于对中国IPO承销商声誉的测度。因此，我们根据Meggison and Weiss（1991）的思路，13使用主承销商在IPO市场中的份额测度其声誉，具体计算方法为：利用IPO上市年度其主承销商所承销的IPO的募集资金之和除以本年度所有IPO融资之和。其中，承销金额按照承销商实际配额统计，如果没有公布实际配额，则按照联席保荐机构数量做算术平均分配。 此外，为了检验保荐制度的实施是否对承销商声誉与首日抛售数量的关系产生影响，我们设置了一个保荐制度虚拟变量D，2004年2月保荐制度开始正式实施后，该值取1，否则取0，并且由D与承销商声誉的乘积获得“声誉交叉变量”（D*repu）。 4.机构投资者配售、锁定制度变量（Lockup）。为了检验假说3，可以设置一个机构投资者配售、锁定制度虚拟变量Lockup，当某IPO在发行过程中采用了明显的机构投资者配售、锁定制度时，则该变量区1，否则取值为0。邵新建、巫和懋（2009）的研究发现只有当配售比例达到一定程度时，锁定到期后的股价才会产生较为显著的下降，我们根据这项研究确定当机构配售数量占公开发行总量的比例大于等于15%时，认定该IPO采用了明显的机构配售制度。 上市首日涨幅（Initial_return）。我们以上市首日收盘价相对于发行价的增长率测度首日涨幅Initial_return。 6.市场整体估值状态指标（MB_Market）。与IPO上市首日高估指标一致，此处选择以IPO上市月份市场总体的市值/账面比测度整个市场的估值水平MB_Market，计算方法为整体法，以上市月份所有A股公司的市值之和与其净资产之和的比值表示，并且剔除净资产为负的上市公司。 公司的规模（Size）。此处以IPO融资金额（亿元）表示。 根据上述变量设定的回归模型如下： Flipping=α+α⋅Initial_return （回归1） i01i 13 在关于中国IPO承销商声誉的研究中，这种方法是被普遍采用的，如金晓斌、吴淑琨、陈代云（2006）和郭泓、赵震宇（2006）。
Flipping=β+β⋅Initial_return+β⋅log(MB_Market)+β⋅log(Size) i01i2i3i（回归2） Flipping=γ+γ⋅Overvalue+γ⋅Initial_return+γ⋅log(MB_Market)+γ⋅log(Size)i01i2i3i4i （回归3） Flipping=κ+κ⋅reputation+κ⋅Initial_return+κ⋅log(MB_Market)+κ⋅log(Size)i01i2i3i4i（回归4） Flipping=λ+λ⋅Lockup+λ⋅Initial_return+λ⋅log(MB_Market)+λ⋅log(Size)i01i2i3i4i（回归5） Flipping=μ+μ⋅Overvalue+μ⋅reputation+μ⋅Lockupi01i2i3i （回归6） +μ⋅Initial_return+μ⋅log(MB_Market)+μ⋅log(Size)4i5i6iFlipping=ω+ω⋅Overvalue+ω⋅reputation+ω⋅D*repu+ω⋅Lockupi01i2i34i +ω⋅Initial_return+ω⋅log(MB_Market)+ω⋅log(Size)5i6i7i（回归7） （四）实证检验结果 由于从1995年开始正式实行T+1交易制度后，才能比较方便的以IPO上市首日换手率测度抛售水平，因此本文选择的样本为1995年1月至2008年12月上市的1375个A股IPO，相关数据皆来源于wind资讯。 如前文所述，我们将根据新股获配主体的差异，将1995年至2008年所有IPO划分为两个子样本：机构作为主要获配主体的样本1和个体作为主要获配主体的样本2，然后分别进行截面回归以检验理论假说。根据本文第二部分对中国IPO发行、分配制度的讨论，我们将分配制度为市值配售的IPO直接划分到样本2，14此外在一些分配方式为市值配售加其它方法的IPO中，如果市值配售分配的数量占首日上市数量的比例达到100%，则也将其划入样本2。其余的IPO皆划入样本1。以此为标准，样本1中共含有1151个IPO，样本2中共含有224个IPO。各变量在两个子样本中的描述性统计量列示在表4，从中可以看出，两样本的首日高估指标均值分别为和，即如果以每股净资产作为估值基准，则IPO上市首日投资者给出的估值是同行业平均水平的3倍以上。 表4：截面回归相关变量的描述性统计量（1995年1月-2008年12月） A.样本1（获配主力为机构投资者） 变量 均值 中位数最大值最小值标准差 首日换手率（%） 首日高估指标 承销商声誉（%） 保荐制度虚拟变量 0 1 0 机构配售锁定、制度 首日涨幅（%） 市场整体估值 14 如发行方式为“网下配售、向二级市场配售”和“网下询价、向二级市场配售”的IPO。
IPO规模（亿元） B.样本2（获配主力为个体投资者） 首日换手率（%） 首日高估指标 承销商声誉（%） 保荐制度虚拟变量 0 1 0 机构配售锁定、制度 首日涨幅（%） 市场整体估值 IPO规模（亿元） 两个子样本下的截面回归结果分别列示在表5的A和B两部分。从回归1可以看到，首日涨幅的回归系数皆为正，且都在1%的水平上具有统计显著性，但是样本1下的调整R平方仅为3%，而样本2下的调整R平方高达33%。这意味着无论是机构还是个体成为主要的IPO获配主体，首日涨幅越高，获配投资者的抛售数量都越大，这个结果与Aggarwal(2003)基于美国市场的分析以及Bayley,Lee and Walter(2006)基于澳大利亚市场的研究结论是完全一致的。当在回归2中再加入市场整体估值状态和IPO规模两个控制变量后，结果显示两个样本下的市场整体估值指标的回归系数皆为负数，且均在1%的水平上具有统计显著性，这说明在IPO上市时，市场整体估值的提高有助于降低获配者的首日抛售数量。IPO规模系数在样本1下为负，且具有统计显著性，这意味着IPO规模也是影响机构首日抛售水平的因素之一，而样本2下的IPO规模系数并不具有统计显著性。从调整R平方来看，首日涨幅、市场整体估值状态、IPO规模三个控制变量在样本1下仅仅能解释首日抛售水平截面差异的6%，而在样本2下却能够解释抛售水平截面差异的44%，这意味着当个体成为IPO的主要获配主体时，其首日抛售数量主要取决于IPO首日涨幅及当时的市场估值状态等市场价格因素，回归3到6进一步验证了这一点。 回归3至回归6显示：在样本2下，当在三个控制变量的基础上加入其它假说变量时，首日涨幅和市场整体估值指标的回归系数符号和统计显著性都没有改变，但是其它假说变量都不具有统计显著性，并且与回归2相比，加入假说变量后的调整R平方基本没有改变，这意味着当个体成为主要的获配主体时，首日抛售数量的主要决定因素是首日涨幅和上市时的市场整体估值状态，它并不能显著反映其它关于IPO质量和实际相对价值的信息。 与此形成鲜明对比的是在样本1下的回归结果，回归3显示在三个控制变量的基础上加入首日高估指标后，调整R平方进一步提高，首日高估指标回归系数为正，且在1%的水平上具有统计显著性，这意味着IPO上市首日交易价格相对其合理价值越高，机构投资者的抛售数量越大，这支持假说1。回归4显示在三个控制变量的基础上加入承销商声誉后，回归R平方也进一步提高，且声誉变量的回归系数为负，且在1%的水平上具有统计显著性，这意味着IPO承销商的声誉越高，机构的抛售数量相对越低，这支持假说2。回归5 显示在三个控制变量的基础上加入机构配售、锁定虚拟变量后，调整R平方也有进一步的提高，其回归系数为正，且在1%的水平上具有统计显著性，这说明当IPO中存在显著的机构配售、锁定股票时，获配机构在IPO上市首日的抛售数量会相对更高，这支持假说3。回归6显示在三个控制变量的基础上加入三个假说变量后，调整R平方达到了25%，且假说变量和控制变量的符号和显著性没有改变。回归7表明声誉
交叉变量（D*repu）在两个样本下的回归系数都不显著，这意味着保荐制度的实施并没有显著改变承销商声誉与IPO上市首日换手率之间的关系。 表5：关于首日抛售水平的截面回归结果 A.样本1（获配主力为机构投资者） 回归 常数项 首日高承销商声机构配首日涨市场整 IPO规模 声誉交 调整 估指标 誉 售、锁定幅 体估值 (对数) 叉变量 R-平方制度 （对数） 回归1 *** *** [] []回归2 *** ****** ** [] [][] [] 回归3 *** *** ****** ** [] [] [][] [] 回归4 *** *** ****** [] [] [][] [] 回归5 *** ********* *** [] [][][] [] 回归6 *** *** *** ********* *** [] [] [] [][][] [] 回归7 *** *** *** ********* *** [ [ [] [][][] [] [] B.样本2（获配主力为个体投资者） 回归1 *** *** [] []回归2 *** ****** [] [][] [] 回归3 *** ****** [] [] [][] [] 回归4 *** ****** [] [] [][] [] 回归5 *** ****** [] [][][] [] 回归6 *** ****** [] [] [] [][][] [] 回归7 *** ****** [] [] [] [][][] [] [] 注：***表示回归系数在1%的水平上具有统计显著性；**表示回归系数在5%的水平上具有统计显著性；*表示回归系数在10%的水平上具有统计显著性；方括号中数字为对应回归系数的T统计量 15总体来看，回归结果支持我们的理论假说。当机构成为IPO的获配主体时，首日抛售水平除了受到首日涨幅和市场整体估值状态等市场因素的影响外，还要取决于IPO价格与其合理价值的偏离水平，偏离越高，抛售数量越大。机构还可以通过IPO承销商的声誉推断IPO质量，声誉越高，IPO的质量很可能也会更高，从而相对较高的承销商声誉可以降低机构的抛售倾向。此外，当该IPO发行中存在显著的机构配售、锁定股票时，机构会预期锁定股票的到期会增加股票供应量，压低股价，因此他会加大上市首日的抛售数量。但是当个体成为IPO的主要获配主体时，其首日抛售数量主要取决IPO首日涨幅，首日涨幅越高，其抛售数量越 15 上述回归皆通过了多重共线性、异方差、自相关等一般性计量检验，限于篇幅，此处不再列出相关检验结果。
大，这似乎与行为金融学中“处置效应”相一致（Shefrin and Statman，1985），即如果以发行价格作为获配投资者效用函数中的固定参照点（fixed reference point），则在参照点以上，个体投资者的效用函数为风险规避型，股价相对于发16行价的涨幅越高，其卖出股票实现盈利的倾向越强。除此之外，个体的首日抛售数量指标并不能显著反映IPO价格高估状态、承销商声誉以及机构配售锁定股票的存在等关于IPO相对价值、质量的信息。因此，当机构成为IPO的主要获配主体时，首日换手率指标能够有效反映机构理性估值的私人信息，这支持我们关于IPO首日抛售数量决定因素的理论假说。 四、上市首日抛售数量的长期收益预测能力 （一）关于首日抛售数量与IPO长期收益率关系的推论 前文的分析已经证实，在资金抽签的新股分配制度下，机构投资者将凭借雄厚的资金实力成为IPO新股的主要获配者，但在市值配售的方式下，个体投资者将成为IPO新股的主要获配者。个体对于上市初期的IPO新股估值具有过度乐观的情绪，如果机构成为新股的主要获配者，则他们会利用个体的非理性情绪抛售获配新股，个体的情绪越乐观，对新股的标价越高，则获配机构的抛售数量越大；如果个体是主要的IPO获配者，则获配个体的抛售主要由相对更为乐观的其它个体买入。 但是随着上市时间的延长，IPO公司披露的信息逐渐增多，IPO股票价值中的不确定因素相对减少，个体投资者对IPO估值的过度乐观情绪会逐渐消退，股价中情绪泡沫成分会逐渐减少，股价将相对下降。由此可以得到： 推论1.中国IPO股票上市后在长期内存在显著的表现不佳或长期弱势（long-term underperformance）现象，即IPO长期收益率低于其基准收益率。 进一步，如果机构是IPO新股的主要获配者，首日抛售主要由理性的机构做出，则抛售水平的高低反映了机构估值和个体估值之间的差异水平，即相对较高的抛售水平反映了个体估值大大高于机构估值，股价中的泡沫成分较多，相对较低的抛售水平则意味着个体与机构之间的估值差异相对较小，股价中的泡沫成分相对较少。由此可以推断在长期内，随着IPO新股的价值回归，股价中泡沫成分的逐渐萎缩，首日抛售数量相对较高的IPO股票，其长期收益水平将相对较低。 当过度乐观的个体成为新股的主要获配者时，理性的机构并不会在首日以高估价格大量买入，在很大程度上，首日交易主要是发生在过度乐观的个体投资者之间，因此首日抛售数量指标并不能有效反映机构理性估值和个体估值之间的差异水平。由此我们可以推断高抛售数量的IPO和低抛售数量的IPO之间的长期收益率差异并不显著。由此可以得到： 推论2.当机构投资者成为IPO新股的主要获配者时，首日抛售数量指标具有关于IPO长期收益率的反向预测能力，即抛售数量越高，IPO长期收益率相对越低；当个体投资者成为IPO新股的主要获配者时，首日抛售数量指标并不具有对IPO长期收益率的反向预测能力。 （二）对于推论的检验 我们可以使用计量方法检验上述推论，检验的思路是选择两种不同分配制度下的IPO样本，分别测算其在上市后长期收益率的走势，如果两个样本下IPO长期收益率都呈现出逐渐下降的趋势，则推论1得到证实；然后根据首日抛售数 16 当然，如果将抛售数量作为异质信念的代理变量，抛售数量与IPO首日涨幅之间的正向关系也可以得到一定的解释。这种解释需要更为严的系统的论证。此处感谢审稿人的细致提示。
量（首日换手率）的高低分别将两个不同制度下的大样本三等划分为：高抛售数量子样本（high），中等抛售数量子样本（middle）和低抛售数量子样本（low），分别考察两种分配制度下三个子样本之间的长期收益率差异，如果子样本之间的差异在统计上具有显著性，即随着抛售数量的增加，IPO长期收益率显著降低，则说明首日抛售数量指标具有长期收益预测能力，由此检验推论2是否成立。 正如前文所述，2002年至2004年中国IPO分配制度为市值配售，此时个体投资者成为新股的主要获配者；1995年至2001年间的发行制度变迁较为频繁，但主要的分配方法还是以资金抽签为主；2006年至2008年间的发行方式较为稳定，主要为网下询价和上网定价，在这种方式下约80%的IPO新股是通过资金抽签分配的。此外，1996年12月26日之后，中国A股市场日常交易开始设置10%的涨跌幅限制，这种交易制度的变化很可能会影响前后样本之间收益率的可比性。因此，可以使用1997年至2001年以资金抽签作为主要分配方式的IPO，以及2006年至2008年通过网下询价、上网定价发行的IPO作为样本1（机构投资者作为主要获配主体的样本），以2002至2004年通过市值配售分配的IPO作为样本2（个体投资者作为主要获配主体的样本）。由于根据1997年至2001年样本计算得出的结果与根据2006年至2008年样本得出的结果并无根本区别，因此限于篇幅，下文仅以2006年至2008年的IPO作为样本1，详细列出其计算结果。 我们计算长期收益率时设置的期限为从上市第1日收盘开始到上市后第480个交易日，即大约上市两年的时间，样本1中IPO上市的最晚日期为2007年10月12日。到由此得到的样本1共含有156个IPO，样本2共含有207个IPO。使用的价格为除权除息后的日收盘价，数据来源于wind资讯。 根据经典文献的研究（Ritter，1991；Loughran and Ritter，1995），我们选择累计异常收益率法（Cumulative Abnormal Return，简称CAR）和买入并持有异常收益率法（Buying and Holding Abnormal Return，简称BHAR）估计IPO股票的长期收益率，由于两种方法得出的结果差别不大，限于篇幅，下文仅列出17CAR的详细计算过程与结果。本文使用市场指数收益率代表股票的正常收益率。假设各股票的收益率服从联合正态分布，一支股票的实际收益率减去正常收益率即为其异常收益率，用公式可以表示为： AR=R−R （2） ititmt其中，AR表示股票i在t时期的异常收益率。股票i在时期τ到τ之间的it12累积异常收益率CAR(τ,τ)为： i12τ2CAR(τ,τ)=AR （3） i12∑itt=τ1各股票在此期间的平均累积异常收益率CAR(τ,τ)为： 12N1CAR(τ,τ)=CAR(τ,τ) （4） 12∑i12Ni=1 17 其中，如果股票在上海证券交易所上市，则选用上证综合指数，如果股票在深圳证券交易所上市，则选用深证成份指数。事实上，两个指数的相关系数高达，指数的选取对实证结果没有显著的影响。
在原假设条件下，CAR(τ,τ)渐进服从正态分布，即1222CAR(τ,τ)~N(0,σ(τ,τ))，其中，σ(τ,τ)为其分布的方差。因此，统计量121212CAR(τ,τ)12J=~N(0,1)。由此，可以根据统计量J判断平均累积异常收益率21/2[σ(τ,τ)]12的统计显著性。 IPO长期收益率计算结果如图1、图2和表6、表7所示。从图1和图2可以看出，无论是在样本1还是在样本2下，六个子样本IPO从上市首日开始到第480个交易日，其相对市场指数的收益率CAR基本都呈现出了较为明显的下降趋势，比如样本1中middle组IPO收益率在第240个交易日和480个交易日平均落后市场指数43%和36%，而样本2中middle组IPO在第240个交易日的收益率与市场指数收益率的差距平均达到22%，在480个交易日差距平均为36%，并且从表6和18表7可以看出，所有子样本各时点上的CAR基本都具有统计显著性。这意味着中国IPO存在着与美国等发达市场一样的长期表现不佳问题，这说明推论1是成立的。如果将这种长期内的IPO股价下降看作是向其合理价值的回归,则意味着中国IPO上市首日交易形成的价格并不是一个稳定的均衡价格，其中含有大量的泡沫，即从发行价到首日交易价的跳跃具有超调性。这个结果支持我们前文的理论假说，首日交易的主要买入方——个体投资者对IPO估值具有显著的过度乐观情绪，其狂热的“炒新”行为使得首日交易价格中含有大量的情绪性泡沫。 进一步，我们可以分析根据首日抛售数量（换手率）划分的low、middle和high三个子样本之间的长期收益率差异。从图1可以看出，大样本1中三个子样本的平均累计异常收益率差异在上市后40个交易日后开始变得非常清晰，且三组IPO的收益率在各时点上具有明显的单调性：low组高于middle组，middle组高于high组，比如low组在220个交易日的CAR为-30%，此后基本稳定在-20%到-30%之间小幅波动，middle组在220个交易日的CAR为-44%，其此后基本在-48%和-36%之间小幅波动，high组在220个交易日的CAR为-58%，此后也基本稳定在-56%至-65%之间小幅波动。从表6最后两列可以看出，Low组和high组在上市一年后和两年后的CAR值差异分别为33%和41%，且两组IPO在各期的收益率差异基本都具有统计显著性。这意味着当机构投资者成为IPO的主要获配主体时，IPO首日抛售数量具有对IPO长期回报率的反向预测能力。 从图2可以看出，样本2下三个子样本之间的收益率差距似乎并不明显，三组之间的CAR值并不具有明显的单调关系，比如，在第240个交易日时，low、high组IPO的累计异常收益率分别为-18%和-24%，在第480个交易日，二者分别为-26%和-28%，low组和high组最高绝对值差异仅为9%，而在第120个交易日，high组的CAR又比low组高1%。进一步，我们通过T统计量检验Low组和high组的CAR值差19异，结果发现它在各交易日基本都不具有统计显著性。这意味着当个体投资者成为IPO的主要获配主体时，首日抛售数量并不具有对长期收益率的反向预测能力。 18 累计异常收益率的中位数的长期走势与均值非常类似，限于篇幅，此处不再列出。 19 使用Krusal-Wallis非参数方法检验两个大样本下low组和high组CAR的中位数差异，结果与均值差异检验类似，限于篇幅，此处不再列出。
交易日CAR-lowCAR-middleCAR-high 图1：IPO长期收益率测度（样本1） 表6：IPO长期收益率测度（样本1） 交易日 CAR-low J统计CAR-middleJ统计CAR-highJ统计low-high T统计量量量量 -low -middle-high 1 *** * 20 *** *** *** 40 *** *** 60 *** *** *** ** 80 *** *** *** ** 100 *** *** *** ** 120 *** *** *** 140 *** *** *** * 160 *** *** *** ** 180 *** *** ***** 200 *** *** *** ** 220 *** *** *** *** 240 *** *** *** *** 260 *** *** *** *** 280 *** *** *** *** 300 *** *** *** *** 320 *** *** *** *** 340 *** *** *** *** 360 *** *** *** *** 380 *** *** *** *** 400 *** *** *** *** 420 *** *** *** *** 440 *** *** *** *** 460 *** *** *** *** 480 *** *** *** *** 注：（1）***表示CAR值在1%的水平上具有统计显著性；**表示CAR值在5%的水平上具有统计显著性；*表示CAR值在10%的水平上具有统计显著性。（2）最后两列数据分别表示low组与high组的CAR值之差及对应的T统计量。 累积异常收益率120406080100120140160180200220240260280300320340360380400420440460480
交易日CAR-lowCAR-middleCAR-high 图2：IPO长期收益率测度（样本2） 表7：IPO长期收益率测度（样本2） 交CAR-low J统计CAR-middleJ统计量CAR-highJ统计low- T统计易量-middle量high 量 日 -low -high1 *** ** 20 *** *** *** 40 *** *** *** 60 *** *** *** 80 *** *** *** 100 *** *** *** 120 *** *** *** 140 *** *** *** 160 *** *** *** 180 *** *** *** 200 *** *** *** 220 *** *** **** 240 *** *** *** 260 *** *** *** 280 *** *** *** 300 *** *** *** 320 *** *** *** 340 *** *** *** 360 *** *** *** 380 *** *** *** 400 *** *** *** 420 *** *** *** 440 *** *** *** 460 *** *** *** 480 *** *** *** 注：同上表。 综合来看，上述结果证实了推论1和推论2。由于首日交易的主要买入方是过度乐观的个体投资者，交易价格中含有情绪性泡沫，中国IPO整体会表现出显著的长期表现不佳（长期弱势）问题。进一步，当机构投资者成为IPO股票的主要获配者时，首日抛售数量指标具有对IPO长期收益率的反向预测能力。 五、结论及政策建议 本文研究的是中国IPO获配投资者在上市首日的抛售问题，我们发现1995累计异常收益率120406080100120140160180200220240260280300320340360380400420440460480
年至2008年中国IPO首日换手率平均高达61%，远远高于美国等发达市场。为了解释超高首日抛售水平的决定因素，我们首先分析了不同的IPO分配制度及其相应的主要获配者，结果发现中国IPO的分配方式基本可以概括为三种，即资金抽签、市值配售和机构投资者配售。在资金抽签的方式下，机构投资者成为参与IPO申购和最终获得分配的绝对主力；在市值配售的方式下，分散的个体投资者成为了主要获配者。 在IPO股票上市初期，个体投资者对新股的估值呈现出过度乐观情绪，成为在上市首日以高交易价格买入新股的主体，而机构投资者拥有较为系统科学的估值系统，他们并不会以含有情绪泡沫的交易价格买入新股。当机构成为IPO新股主要获配者时，他们会理性的利用个体过度乐观情绪向其抛售获配股票，个体的估值越乐观，其抛售数量越大。但是如果IPO承销商声誉相对较高，则机构可以由此推断其承销IPO的质量相对较高，这有利于降低机构的抛售数量。此外，如果IPO中含有显著的机构配售、锁定股票，则获配机构可以预测当锁定到期时，股票供给量的增加将压低股价，这会导致其增加在上市首日的抛售数量。因此，当机构成为主要的获配主体时，首日抛售数量指标将有效反映上述有关IPO价值、质量的信息。但是，当个体成为主要的新股获配人时，由于交易主要发生在过度乐观的个体之间，首日抛售数量指标并不能充分反映机构估值信息。实证研究发现，上市首日交易价格高估指标、承销商声誉、以及机构配售、锁定股票的存在会显著影响机构的抛售数量，而个体的抛售数量主要受到首日涨幅和市场整体估值状态的影响。这支持上述理论假说。 在此假说下，首日交易价格受到个体过度乐观情绪的驱动，在长期内，当个体情绪逐渐消退时，IPO股价中的泡沫会逐渐萎缩，因此可以推断中国IPO整体会存在长期表现不佳问题。进一步，由于机构可以根据上市首日估值水平决定向个体的抛售数量，股价中的泡沫越多，机构的首日抛售数量越大，这就使得首日抛售数量指标具有对IPO长期收益率的反向预测能力，即机构首日抛售数量越大，则该IPO长期收益率相对越低。我们通过研究不同分配制度下IPO长期收益率的运动趋势，结果与上述推论基本吻合。 本文的研究意味着不同的IPO分配制度及由此决定的不同的新股获配者结构对IPO上市初期的交易过程具有重要影响。如果在分配上能够遵循更为公平的原则，增加个体投资者所能获得的新股数量，部分满足其对新股的需求，则有助于减少其在上市首日的疯狂买入行为。在后市的交易中，理性的机构投资者并不会以个体所期望的泡沫价格买入IPO股票，这会使个体投资者逐渐修正其过度乐观的错误信念，由非理性情绪产生的高涨幅和高换手率等市场异象也会得到一定程度的缓解，这有助于市场信息效率的提高。 参考文献 (1)Reena Aggarwal, 2000, “Stabilization Activities by Underwriters after Initial Public offerings”, Journal of Finance, , ~1103. (2) Reena Aggarwal, Nagpurnanand R. Prabhala and Manju Puri, 2002, “Institutional Allocation in Initial Public Offerings: Empirical Evidence”, Journal of Finance, Vol. 57, ~1442. (3) Reena Aggarwal, 2003, “Allocation of Initial Public Offerings and Flipping Activity”, Journal of Financial Economics, , ~136.
(4)Malcolm Baker and Jeffrey Wurgler, 2007,“Investor Sentiment in the Stock Market”,Journal of Economic Perspectives, , ~152. (5)Luke Bayley, Philip J. Lee, Terry S. Walter, 2006, “IPO Flipping in Australia: Cross-Sectional Explanations”, Pacific-Basin Finance Journal, , ~348. (6)Randolph P. Beatty and Jay. R. Ritter,1986, “Investment Banking, Reputation, and the Underpricing of Initial Public Offerings”, Journal of Finance, , ~232 (7) Lawrence M. Benveniste, and Paul A. Spindt, 1989, “How Investment Bankers Determine the Offer Price and Allocation of New Issues”, Journal of Financial Economics, Vol. 24, ~361. (8)Richard B. Carter and Steven Manaster,1990, “Initial Public Offerings and Underwriter Reputation”, Journal of Finance, , ~1064. (9)Richard B. Carter and Frederick H. Dark,1993, “Underwriter Reputation and Initial Public Offers: The Detrimental Effects of Flippers”, The Financial Review, , ~301 (10)Richard B. Carter, Frederick H. Dark, Ajai K. Singh, 1998, “Underwriter Reputation, Initial Returns and the Long-Run Performance of IPO Stocks ”, Journal of Finance, , ~312. (11)Kalok Chan, Junbo Wang and Wei,2004, “Underpricing and Long-term Performance of IPO in China”,Journal of Corporate Finance, , ~430. (12) Francesca Cornelli, David Goldreich, and Alexander Ljungqvist,2006 , “Investor Sentiment and Pre-IPO Markets”, Journal of Finance, , ~1216. (13)Kalok Chan, Junbo Wang and Wei,2004, “Underpricing and Long-term Performance of IPOs in China”,Journal of Corporate Finance, , ~430. (14)Derrien Francois,2005, “IPO Pricing in Hot Market Conditions: Who Leaves Money on the Table? ”, Journal of Finance,, ~521. (15)Katrina Ellis, Roni Michaely, Maureen O’Hara, 2000, “When the Underwriter is the Market Maker: An Examination of Trading in the IPO Aftermarket”, Journal of Finance, , ~1074. (16)Allen, Franklin, and Gerald R. Faulhaber, 1989, “Signaling by Underpricing in the IPO Market”, Journal of Financial Economics, , ~324. (17)Laurie Krigman, Wayne H. Shaw and Kent L. Womack, 1999, “The Persistence of IPO Mispricing and the Predictive Power of Flipping”, Journal of Finance, , ~1044. (18)Ljungqvist, Alexander, and William J. Wilhelm, 2002, “IPO Allocations: Discriminatory or Discretionary?”, Journal of Financial Economics,, ~201. (19)Ljungqvist, Alexander, Vikram K. Nanda, and Rajdeep Singh, 2006, “Hot Markets, Investor Sentiment, and IPO Pricing”, Journal of Business ,,~1702. (20)Dennis E. Logue, Richard J. Rogalski, James K. Seward, Lynn Foster-Johnson, “What Is Special about the Roles of Underwriter Reputation and Market Activities in Initial Public Offerings?”, Journal of Business, , ~243. (21)Tim Loughran and Jay R. Ritter, 1995, “The New Issue Puzzle”, Journal of Finance, Vol. 50, ~51. (22)Craig MacKinlay, Andrew W. Lo and John Y. Campbell,1997,“The Econometrics of Financial Markets”, Princeton, NJ: Princeton University Press. (23)William and Kathleen ,1991,“Venture Capitalist Certification in Initial Public Offerings”, Journal of Finance, , ~903.
(24)Jay R. Ritter, 1991, “The Long-Run Performance of Initial Public Offerings”, Journal of Finance, , ~27. (25 Jay , and Ivo Welch, 2002, “A Review of IPO Activity,Pricing, and Allocations”, Journal of Finance ,, ~1828. (26) Kevin Rock, 1986, “Why New Issues are Underpriced? ”, Journal of Financial Economics , ~212. (27)Hersh Shefrin and Meir Statman, 1985, “The Disposition to Sell Winners Too Early and Ride Losers Too Long: Theory and Evidence”, Journal of Finance, , ~790. (28)Dongwei Su,2004, “Adverse-Selection versus Signaling:Evidence from the Pricing of Chinese IPOs”, Journal of Economics and Business, , ~19. (29)Lihui Tian and Willam L. Megginson,2007, “Regulated Underpricing: Determinants of Chinese Extreme IPO Returns”, Working Paper of GSM in Peking University. (30)Ting Yu, ,2006, “An Empirical Examination of IPO Underpricing in the Chinese A-share Market”, China Economic Review, , ～382. (31)陈工孟、高宁：《中国股票一级市场发行抑价的程度与原因》，《金融研究》，2000年第8期。 (32)戴国强、李良松：《股票市场重大融资行为对上海银行间同业拆放利率的影响》，《证券市场导报》，2009年第7期。 (33)郭泓、赵震宇：《承销商声誉对IPO公司定价、初始回报和长期回报影响实证研究》，《管理世界》，2006年第3期。 (34)蒋顺才、蒋永明、胡琦，《不同发行制度下我国新股首日收益率研究》，《管理世界》，2006年第7期。 (35)江洪波，《基于非有效市场的 A 股 IPO 价格行为分析》，《金融研究》，2007第8期。 (36)韩立岩、伍燕然，《投资者情绪与IPOs之谜——抑价或者溢价》，《管理世界》2007年第3期。 (37)贾春新、刘力，《首次公开发行：从理论到实证》，《管理世界》，2006年第7期。 (38)金晓斌、吴淑琨、陈代云：《投资银行声誉、IPO质量分布与发行制度创新》，《经济学（季刊）》，2006年第5卷第2期。 (39)刘煜辉、熊鹏：《股权分置、政府管制和中国IPO抑价》，《经济研究》，2005年第5期。 (40)上海证券交易所：《沪市新股上市首日投资者交易行为与收益分析》， ，2009年。 (41)邵新建、巫和懋：《中国IPO中的机构投资者配售锁定制度研究》，《管理世界》，2009年第10期。 (42)邵新建：《中国IPO市场周期：基于投资者情绪与政府择时发行的分析》，第九届中国经济学年会，2009年。 (43)深圳证券交易所：《新股上市首日投资者参与情况分析》， ，2009年。 (44)王晋斌，《新股申购预期超额收益率的测度及其可能原因的解释》，《经济研究》，1997年第12期。 (45)武龙、夏新平，《现金配售制度下新股申购投资者的真实首日收益研究》，《管理学报》，2009年第8期。 (46)徐龙炳：《中国股市机构投资者多账户交易行为研究》，《经济研究》，2005年第2期。
