股票上市首日交易行为和监管政策效应研究——来自中小企业板上市公司的数据

王合喜 王 琨 崔继红

（1、武汉大学经济与管理学院 湖北 武汉 430072；2、广发证劵股份有限公司兼并收购部 广东 广州 510075）

一、引言

中小企业板股票（以下简称“股票”）上市首日股价的巨幅波动引起了管理层的高度重视。为防范股票上市首日交易风险，维护证券市场秩序，保护中小投资者的利益，2007年8月9日，深圳证券交易所（以下简称“深交所”）发布实施了《关于进一步加强中小企业板股票上市首日交易监控和风险控制的通知》（以下简称“《进一步通知》”，也称“新政策”），同时废止了2006年9月14日发布实施的《关于加强中小企业板股票上市首日交易风险控制的通知》（以下简称“《通知》”，也称“旧政策”）。新政策实施后的2007年8月17日，中小企业板上市公司汉中精机（代码：002158）上市首日盘中最低涨幅仍低于开盘涨幅达130%。而2007年9月13日，东方锆业（代码：002167）上市首日盘中最大涨幅依然高达562%。这些资料充分表明，新政策的实施效果可能并不理想，没有达到政策层的目的。因此，本文认为对中小企业板股票上市首日的交易行为进行研究，挖掘中小企业板股票上市首日股价巨幅波动的深层原因，以及对政策的效应进行评价，为管理层制定出更加科学适用的监管政策提供依据，具有重大理论意义和现实意义。

二、文献综述

（一）国外文献 很多学者依据信息不对称理论，从不同角度对股票上市首日交易高收益率（即“高抑价”）现象进行了理论解释。Baron（1982）提出，承销商比发行人拥有更多的信息。由于监督承销商是需要成本的，为了调动承销商的发行积极性，发行人有必要容忍一定的抑价。后来，Loughran&Ritter（2002）认为承销商可能从增加的佣金中获得补偿。抑价以后，承销商会把更多的股票分配给自己的关系客户，后者会选择这家承销商作为经纪人并可能支付更高的佣金；Rock（1986）认为，知情的投资者了解IPO股票的实际价值，只申购定价低于股票价值的IPO股票，从而可以得到较高的投资回报。而不知情的投资者只能较多得到定价高的IPO股票，较少得到定价低的IPO股票，这样他们投资IPO股票的回报率就会偏低，从而使其丧失申购股票的积极性。为使IPO的市场能够维持下去，它必须抑价发行才能吸引和留住处于信息劣势地位的投资者。由于股票的风险和收益受制于公司的经营情况，因此真正了解IPO股票价值的是发行人而不是投资者。所以，Welch（1989）、Allen&Faulhaber（1989）、Grinblatt&Hwang（1989）提出发行人拥有的信息比投资者更多；由于新股的发行多采用询价方法，如果机构投资者想获取更高的收益，他们必然会将股票估价的真实信息隐藏起来，这样承销商就不能够充分拥有需求者的信息，就会对新股发行价定价偏低。据此，Spatt&Srivastava（1991）认为机构投资者比承销商拥有更多信息。除信息不对称理论以外，还有一些研究从其他理论和视角对IPO抑价问题进行了解释。Mauer&Senbet（1992）从市场分割的角度对IPO的抑价进行了解释，认为投资者参与一级市场是受限制的，因此一级市场的价格是由少量投资者决定的，而二级市场的价格是由自由参与的大量投资者决定的，因而会形成较大的价差；Loughran&Ritter（2002）运用前景理论（prospecttheory）解释了IPO高抑价发行的原因，认为发行人关注的是财富的变化，而不是财富的绝对水平。发行前的股权持有者会把抑价的损失和由于IPO导致的持有股权的财富增加综合起来考虑，只要达到总财富净增长的最终结果即可；Demers&Lewellen（2003）从产品营销的角度解释IPO的抑价现象。Cliff&Denis（2004）则从证券分析师推荐股票的视角对IPO的抑价现象进行了解释。他们认为IPO抑价的目的是，承销商为了使证券分析师在后市更好地关注其承销的股票。国外学者除从理论上提供了对股票上市首日交易高收益率的解释外，还大量运用实证手段和方法对股票上市首日股价的影响因素进行了研究。（1）从市场供给（即流通股本大小）的角度。Su&Fleisher（1999）实证发现，在股票市场建立初期，中国IPO首日收益率程度最高。其原因可能是股票总供给较少造成的；Mei等（2005）发现流通股发行量的大小是影响中国投资者交易行为的重要因素；Hong等（2006）则证明了在卖空受到限制的情况下，流通股的比例越低，具有异质性信念的投资者就越会表现出过度的自信，股票价格中的泡沫成分也就会越大。（2）从证券承销商的特征角度。证券承销商的特征主要指其声誉、规模和存续时间等。Carter&Manaster（1990）认为，在首次公开发行过程中，承销商集中了发行人和投资者两方面的信息优势，因而在IPO定价中有着举足轻重的作用，承销商的声望给IPO市场提供了有关企业风险的信号，高信誉的承销商承销的企业股票抑价率一般会较小。但Cooney等（2001）以及Loughran&Ritter（2004）等研究发现，20世纪90年代以后，尤其是网络泡沫期间，承销商声誉越高，其承销的股票IPO抑价率会越高。（3）从发行公司的特征角度。Beatty&Ritter（1986）认为发行公司的存续期越长，不确定因素越小，IPO首日收益率越高。因此发行前企业的存续年限与IPO首日收益率呈负相关关系。Chang等（2008）认为上市首日收益率和发行价显著负相关。（4）从市场氛围角度。Ritter（1984）、Aggarwal&Conroy（2000）都验证了IPO公司的首日收益率和市场气氛之间具有明显的正相关关系。Chang等（2008）通过研究也认为股票上市首日收益率和市场收益显著正相关，而和换手率无相关性。

（二）国内文献 可能是由于国内中小企业板开“板”时间不长，或者是认为它和主板市场特征相似等原因，使得国内学者对中小企业板股票上市首日交易行为的研究文献很少见到。但对沪深主板市场股票上市首日交易行为的研究倒有不少。（1）从发行公司特征角度。发行公司特征主要包括发行前公司的每股收益、公司的存续时间、上市发行的流通股本规模、发行价和所在的行业等方面。李博等（2000）认为，IPO的初始收益率与公司股票的发行量相关性较高。对流通股本规模比较大且属传统产业的公司，较多投资者的心理预期不高，炒作题材不丰富，因而初始收益率较低；胡志强（2003）认为流通股本的大小与首日定价显著负相关。可能是由于发行价是按一定的市盈率水平确定，税后利润影响已经体现在发行价中，所以每股税后利润对首日定价的影响不明显。另外，首日收盘价与发行价之间呈正相关关系；徐龙炳等（2008）发现,个人投资者资金有限，所以IPO股票发行价的高低可能是影响他们买卖股票的一个因素。机构投资者偏好高价大盘股，而个人投资者则偏好低价股。（2）从发行承销商声誉角度。郭泓和赵震宇（2006）通过研究也发现，不管是在自由定价还是在管制市盈率的条件下，承销商声誉对IPO定价没有影响。但是承销商声誉对IPO公司的长期回报有显著的影响，承销商声誉越高，IPO公司的长期回报也越高。徐浩萍和罗炜（2007）发现，分别考虑市场份额或执业质量时，这些变量对IPO发行折价均无显著影响。但综合考虑两者的交互作用，承销商声誉的作用就能显著表现出来。市场份额高且执业质量好的承销商可以显著降低IPO发行折价，且能够在未来获得更多数量以及更高质量的上市公司认可。（3）从发行审核制度变迁角度。蒋顺才等（2006）发现，IPO公司上市首日平均收益率高达145.87%。若将这15年来中国A股IPO发行审核制度分成四个阶段，在不同的新股发行审核制度下，我国A股IPO公司的首发数量、融资总量以及首日收益率均有显著的不同，区间首日平均收益率由试点阶段的449.62%下降到了保荐制阶段的69.36%，下降了6.5倍。首日平均收益率呈逐渐下降趋势，由此可见发行审核制度的变迁是影响我国A股IPO首日收益率的主要因素之一。刘煜辉和熊鹏（2005）研究发现，“股权分置”和“政府管制”的制度安排是导致我国证券市场IPO高抑价出现的根本原因。周孝华等（2006）发现，审批制下新股发行价仅与发行公司的盈利能力、偿债能力和该股票在二级市场的供求状况相关，IPO的定价效率非常有限。而核准制下新股发行价除与上述影响因素相关外，还与发行公司的规模、未来的成长性以及股票的发行方式相关。这说明核准制下IPO的定价效率更高，定价更趋于合理。（4）从股票交易市场环境角度。反映股票市场环境情况的指标主要是股票市场指数。李博等（2000）认为，IPO初始收益率与上市时间即市场指数不同之间没有显著性差异。1996年以来中国股市开始摆脱多年的低迷状态，在新股赚钱效应的刺激下越来越多投资者参与新股炒作，导致初始收益率迅速提高。胡志强（2003）考察了上证综合指数与上市首日收盘价的相关关系，发现上证指数的影响表现为，随着流通盘的增大，指数对收盘价的影响越来越弱，在大盘股样本中，指数几乎没有影响。

三、研究设计

（一）研究假设股票上市首日，股票流通股股本规模越大，投资者炒作的难度就越大，“触线”行为发生的可能性就越小；散户投资者一般偏好于发行价低的股票，即股票发行价越高，对散户投资者的吸引力就越小，“触线”行为发生的可能性就越小；股票开盘涨幅越大，盘中涨幅与开盘涨幅之差达到政策规定各种界线的可能性就越小，“触线”行为发生的可能性就越小。据此，提出假设1：

假设1：股票上市首日，流通股股本规模、发行价、开盘涨幅与股票发生“触线”行为的概率呈负相关关系

股票上市首日，市场氛围对股价的表现有很大影响。市场指数变化趋势是许多投资者买卖股票的一个重要参考指标。市场指数涨幅越大，个股涨幅越大的可能性就越大，发生“触线”行为的可能性就越大。另外，换手率越高，说明股票交易越活跃，股价涨幅越大的可能性就越大，发生“触线”行为的可能性越大。据此，提出假设2：

假设2：股票上市首日，深证成分指数最大涨幅、换手率与股票发生“触线”行为的概率呈正相关关系

在旧政策实施后期，中小企业板股票上市首日“触线”行为频发，为保护中小投资者的利益，遏制上市首日“恶炒”的势头，管理层颁布实施了新政策。因此，预期新政策的实施将会使股票上市首日“触线”行为发生的概率降低。据此，提出假设3：

假设3：股票上市的政策期间与其首日发生“触线”行为的概率有一定的相关性。新政策期间股票上市首日发生“触线”行为的概率低于旧政策期间

如果基于投资者进行长期投资的假定，那么他们必然会高度关注所购买股票的发行公司的未来是否有很强的成长性，而公司的成长性又与其所属的行业或产业是高度相关的。根据《三次产业划分规定》的相关内容，认为第三产业的公司相比较而言成长性可能最强，第二产业次之，第一产业最差。据此，提出假设4：

假设4：股票上市首日，公司所属产业与股票发生“触线”行为的概率有一定的相关性。即不同产业的公司，其股票上市首日发生“触线”行为的概率大小依次为第三产业、第二产业和第一产业

（二）模型设定与变量定义 本文构建模型对股票上市首日发生“触线”行为的影响因素，及监管政策效应进行检验：

（1）“触线”行为影响因素的检验模型的构建和相关变量定义。建立如下对股票上市首日发生“触线”行为的影响因素研究模型：

模型（I）中涉及的研究变量共有九个，它们的具体表示符号和解释详见（表1）。基于前述假设，对上述模型中解释变量的估计系数，预期的结果是：Ln（CSS）、IP和ORR的系数显著为负，即表示公司流通股股本越大、股票发行价越高和开盘股价涨幅越高，股票发生“触线”行为的概率就越低；BRMI和ER的系数显著为正，即表示公司上市首日市场气氛越好（市场指数最高涨幅越大），股票换手率越高，股票发生“触线”行为的概率就越大；PP以及INDU的系数也应与股票发生“触线”的行为显著相关。

（2）监管政策效应的检验模型。由于二值多元（非条件）Logistic回归分析适用于“触线行为—政策期间”对照的研究分析。因此，为检验股票上市首日交易监管政策的效应情况，特建立如下模型：

表1 变量、表示符号及其解释

表2 样本分布情况表

表3 变量统计描述

其中，P表示“触线”行为发生的概率。P/（1-P）表示“触线”行为的机会比率（odds ratio）。PP含义见（表1）。

（三）样本选取和数据来源 中小企业板从2004年6月25日“开板”以来，截至2008年7月31日，先后共有264家公司相继上市。鉴于本研究的主要目的是研究股票上市首日“触线”行为的影响因素，以及检验新政策相对于旧政策的运行效果。因此，2006年9月15日至2007年8月9日《通知》实施期间所有上市的81家公司是必然的研究样本。当然，2007年8月9日至2008年7月31日《进一步通知》实施期间所有上市的公司无疑也都应是研究样本。但由于：为使新、旧规则实施期间的样本数相匹配；新政策实施后，最先上市的公司反应应该最强烈、效果也应最明显。因此，就选择了新政策实施后最先上市的81家公司为匹配的研究样本。这样，本研究涉及的样本公司总数为162家。样本分布情况详见（表2）。可以发现，《进一步通知》实施期间“触线”样本的比例远高于《通知》实施期间“触线”样本的比例。由《通知》实施期间的12.35%上升到《进一步通知》实施期间的41.98%，增加了29.63%。

研究中涉及的变量共九个：TLB、PP、INDU1、INDU2、ER、CSS、IP、ORR和BRMI。按照是否为程度变量可将其分为两类：第一类是程度变量（哑变量或虚拟变量）。如TLB、PP、INDU1和INDU2共四个。第二类是数据变量。如CSS、IP、ORR、ER和BRMI共五个。对于第一类程度变量。首先，利用华泰证券（专业版Ⅱ）行情交易软件，分别调出所有样本公司的首日交易分时图，看其是否发生因“触线”遭致深圳证券交易所盘中临时停牌处理的行为。若发生该行为，给其TLB赋值为1，否则为0。然后，调阅所有样本公司的上市资料，查明其所属行业，再根据《三次产业划分规定》将其分别归类并赋值。最后，查阅所有样本公司的上市时间，确定其上市的政策期间，若为新政策期间上市，给其PP赋值为1，否则为0。对于第二类数据变量。首先，通过华泰证券（专业版Ⅱ）行情交易软件，分别查出每家样本公司的CSS、IP和ER，以及其上市首日的盘中最高价。然后，再查出每家样本公司上市首日深证成分指数最大涨幅BRMI。最后，利用CSS、IP和上市首日的盘中最高价分别计算出其Ln（CSS）及ORR的值。因此，从根本上说，本研究的所有原始数据均来自华泰证券（专业版Ⅱ）行情交易软件。

四、实证结果分析

（一）描述性统计 不同组别下各解释变量的主要统计量详细描述见（表3）。由表中“触线”样本组与非“触线”样本组之间的差异结果可知，“触线”样本组Ln（CSS）和IP的平均值和中位数均小于非“触线”样本组，但都未通过显著性检验；“触线”样本ORR和ER的平均值和中位数均高于非“触线”样本组，且都通过了1%水平上的显著性检验；“触线”样本组BRMI和INDU的平均值和中位数与非“触线”样本组无显著差异；“触线”样本组PP的平均值和中位数均高于非“触线”样本组，并通过了1%水平上的显著性检验。这一统计结果可能表明新政策的实施效果不理想。另外，由（表3）中旧政策样本组和新政策样本组之间的差异可知，新政策样本组TLB的平均值和中位数均高于旧政策样本组，且通过了1%水平上的显著性检验。这一统计结果说明新政策的实施效果可能并不理想；新政策样本组IP、ORR和ER的平均值和中位数均高于旧政策样本组，除IP的均值差异通过5%水平上的显著性检验外，其它均通过了1%水平上的显著性检验。由此可说明，新政策实施期间股票上市首日的IP、ORR和ER均有明显提高的趋势；新政策样本组Ln（CSS）的平均值和中位数均低于旧政策样本组，且均值差异还通过了5%水平上的显著性检验。这说明新政策实施期间上市股票的流通股本的规模呈下降趋势；新政策样本组BRMI的平均值和中位数均低于旧政策样本组，并且均值差异也通过1%水平上的显著性检验。这说明市场指数最高涨幅在新政策期间明显下降，大盘走势恶化；新政策样本组INDU的平均值和中位数与旧政策样本组无显著性差别。

表 4 Pearson（Spearman）相关系数表

表5 Logistic回归结果

注：（1）模型（I）二值多元 Logistic和模型（II）二值多元（非条件）Logistic的回归方法均采用强迫进入法（Enter）。（2）“***”为1%水平上显著（双尾检验），“**”为5%水平上显著

（二）相关性分析 （表4）报告了各变量间的Pearson（Spearman）相关系数。据表可知，股票上市首日“触线”行为发生的概率与PP、ORR和ER均显著正相关。这都说明新政策期间上市的、开盘涨幅越高的以及换手率越高的股票，上市首日发生“触线”行为的概率就越大。另外，股票上市首日“触线”行为发生的概率与Ln（CSS）、IP、BRMI和INDU之间的相关关系不明显。这些结果和前述关于“触线”样本组与非“触线”样本组之间差异分析的结果高度一致。

（三）回归分析 模型（I）和（II）的回归结果见（表5）。由表中ChiSq值的报告可知，两个模型的拟合情况均很理想。模型（I）的回归结果显示：ORR和ER的估计系数显著为正，表明股票上市首日开盘涨幅以及换手率均与其发生“触线”行为的概率显著正相关。这一回归结果证明了假设2中关于换手率与股票发生“触线”行为的概率呈正相关关系的假定。但却否定了假设1中关于开盘涨幅与股票发生“触线”行为的概率呈负相关关系的假定。对此，本文的解释是，可能是开盘涨幅高的股票吸引投资者“眼球”的效应越明显，盘中股价推升的幅度就越高，从而导致“触线”行为发生的概率增大；Ln（CSS）和PP的估计系数均为正，但与“触线”行为发生概率的相关关系不显著。这一结果不能对假1的部分预期和假设3提供强有力支撑。对Ln（CSS）的估计系数为正，可能是占据交易优势的机构投资者偏爱流通盘大的股票所致，这一结果和徐龙炳等（2008）的研究结果有些类似。但其估计系数并不显著，可能是由于除个别公司外，中小企业板上的公司发行股票的流通股股本规模整体相差不大所导致的。但对PP的估计系数显著性未获通过和前述其变量统计描述的结果不一致的原因，目前还不能给出有力解释；BRMI和“触线”行为发生概率的相关关系不显著。这一结果和李博等（2000）的研究结论相一致；INDU1和INDU2和“触线”行为发生概率的相关关系不显著。可能是许多投资者都是“短线客”，他们并不在意股票所属的行业以及成长性的原因所导致的。这一结果不能对假设4提供支持。总的来看，模型的回归结果基本与变量描述统计的结果相一致。模型（II）的回归结果显示：PP的估计系数显著为正，表明股票上市的政策期间与其发生“触线”行为的概率显著正相关。将相应回归系数代入模型（II），然后令PP=1，即可计算出股票在新政策期间上市发生“触线”行为的概率P1的值（P1=0.4200128）。同样，令PP=0，即可计算出股票在旧政策期间上市发生“触线”行为的概率P2的值（P2=0.1235758）。由此可见，新政策期间上市的公司发生“触线”行为的概率远高于旧政策期间，这一结果否定了假设3。据此，可充分说明新政策的实施效果不理想。

五、结论与建议

本文通过对股票上市首日交易影响因素的描述统计，发现新政策期间ORR的均值明显高于旧政策期间。可以认为出现这一情况的原因可能是爆炒者想通过拉高开盘价，进而达到规避新政策关于股票“触线”给予临时停牌处罚规定的目的。发现ORR与发生“触线”行为的概率显著正相关。说明我国中小投资者的投资理念不成熟，风险意识淡薄，跟风炒作的现象在我国证券市场上还比较盛行。另外，还发现新政策期间上市的公司发生“触线”行为的概率显著高于旧政策期间，这充分说明为限制中小企业板股票上市首日股价巨幅波动而制定的新政策实施效果不甚理想。还有部分回归结果修正了关于IP、CSS以及BRMI和“触线”行为发生概率存在显著相关关系的不恰当认识。尤其是CSS与“触线”行为发生概率存在正相关关系，BRMI与“触线”行为发生概率存在负相关关系，这些结果与本文的预期大相径庭。根据这些结论，提出如下政策建议：（1）增设开盘涨幅限制，进一步完善监管政策。新政策期间ORR的均值显著高于旧政策期间。出现这一现象的原因可能是新政策没有对股票上市首日开盘涨幅，即开盘价进行限制，这样就给爆炒者留下了政策漏洞。他们完全可通过操纵开盘竞价，抬高开盘价，进而达到高收益退出的目的。这样就使得新政策对股票上市首日股价巨幅波动的监管显得无力。为此，可以认为，深交所可借鉴2005年7月上交所制定的《关于对无涨跌幅限制的交易品种设置申报价格限制的通知》，在新政策第二条中增设对股票开盘涨幅的限制性条款。（2）加强对中小投资者投资风险意识的教育。我国中小投资者的投资理念不成熟，投资风险意识淡薄，在我国证券市场上跟风炒作的现象比较严重。建议深交所、证券承销商或上市公司事前（股票上市之前）或事中（股票交易过程中）都应及时通过合适的途径告知和提醒中小投资者，该股票的合理价格区间，以避免其跟风炒作可能带来的损失。爆炒者必然会因没有跟风者的接盘，而搬起石头砸自己的脚。首日爆炒股票的行为必将从根本上得到遏制。（3）加大对重大异常交易账户的处罚力度。新政策期间上市的公司发生“触线”行为的概率显著高于旧政策期间。说明新政策的实施目的没有达到。有中小投资者投资理念不成熟、投资风险意识淡薄的原因，更有拥有资金优势的机构投资者违规炒作的“功劳”。应提高对交易的技术监控水平，准确甄别出重大异常交易账户，并加大对其处罚力度。如可增加“对重大异常交易的账户限制其股票交易若干个月，没收其通过异常交易获取的收益，并处以数倍的罚款”等规定。这样股票上市首日交易违规的现象必将在很大程度上得到遏制，我国的证券市场也必将得到进一步健康发展。本文的研究尚存在局限，如在研究样本的选择上，仅选择了新政策实施后最先上市的81家公司作为配对样本，这可能会对本文的研究结果在一定程度上产生影响。另外，在研究模型设定过程中还可能会遗漏一些“真正”影响股票上市首日交易行为的因素，如证券承销商的声誉、规模，以及公司上市前的盈余水平等，这也可能会对本文的研究结论产生一定的影响。

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