信息利用效率的实证分析

第五章　我国首次公开发行市场监管制度变迁效果分析———基于效率与公平视角

在我国证券市场的发展过程中，政府监管部门一直在探索首次公开发行市场监管制度创新，具体的监管制度改革涉及市场准入、新股定价方式和新股配售方式三个方面，其中新股发行的核准制取代审批制是我国首次公开发行市场监管制度最主要的制度创新。下面我们从效率和公平视角，对我国首次公开发行市场监管制度改革的效果进行评价。

对我国首次公开发行市场监管制度变革效率的评价研究，主要依据第三章提出的从新股抑价程度、定价过程中的信息利用度、中介机构声誉是否具有信息含量这三个指标来表示首次公开发行市场效率，分析我国首次公开发行市场政府监管制度变革对首次公开发行市场效率的影响。此外，本章打算从企业家政治身份与首次公开发行市场进入可能性的关系角度来分析我国首次公开发行市场准入管制对市场公平竞争环境的影响。

第一节　基于新股抑价的我国首次公开发行市场效率总体评价

新股抑价程度在一定程度上反映了一个国家首次公开发行市场效率的高低，新股抑价程度越高，首次公开发行市场效率越低，因为新股抑价意味着新股认购者可以获取无风险收益，而抑价程度越高，新股认购者获取的无风险收益越高，这显然与现代金融学理论所强调的风险与收益成正比关系不一致。^[1]本节主要从我国新股抑价程度的时序变化来分析我国首次公开发行市场动态效率演变，以及对我国新股抑价水平与其他国家新股抑价水平进行比较，从横向角度分析我国首次公开发行市场的效率。

一、新股抑价的时序变化与我国首次公开发行市场的动态效率

1.我国首次公开发行市场新股平均抑价变化情况

表5. 1是我国1990～2006年新股算术平均抑价变化情况，算术平均抑价是将该年度内所有进行首次公开发行公司的抑价进行简单算术平均的结果。表5. 1的数据表明，1990～2006年我国全部新股的平均抑价程度为207. 88%。

表5. 1　1990～2006年我国新股平均抑价情况^[2]

续表

然而在分析我国新股抑价时，有一类公司的股票是在我国交易所成立以前( 1990以前)就开始发行的，并且大部分股票均按照面值1元发行，业界称其为历史遗留问题。由于其发行价格大多数情况下为1元，而在二级市场上市之后，上市价格往往是面值的十几倍甚至几十倍，从而极大地增加其上市年份的新股抑价水平。为了增加不同年份数据的可比性，表5. 2提供了剔除历史遗留问题后的各年度新股平均抑价情况。

表5. 2　剔除历史遗留问题后1991～2006年新股平均抑价情况

续表

表5. 2的数据表明，扣除历史遗留问题的影响后，1991～2006年我国新股平均抑价为158. 22%，1991年新股平均抑价程度最高，为466. 294%，而2005年新股平均抑价程度最低，为45. 777%。

图5. 1　1991～2006年我国新股平均抑价程度

图5. 1为1991～2006年平均新股抑价程度的示意图。图5. 1表明，从总趋势上看，新股抑价程度呈现下降趋势，1991年新股抑价程度最高，1994年新股平均抑价水平下降，1997～2002年新股平均抑价水平又有所反弹，而2003～2005年我国证券市场的新股抑价水平再下一个台阶，2006年之后有所反弹。从总体上看，在1991～2006年，我国新股平均抑价水平呈现下降趋势。

为了进一步考察我国首次公开发行市场新股平均抑价的总体演变趋势，我们根据表5. 1的数据作一个简单的时间趋势回归分析，为此建立如下的回归方程:

其中，被解释变量Y为1991～2006年各年的新股平均抑价程度，解释变量t代表时间趋势，它的取值在1991年为0，此后每年增加1，ε为随机项;时间趋势回归结果见表5. 3。

表5. 3　1991～2006年新股平均抑价时间趋势回归分析结果

上述线性回归分析表明，我国首次公开发行市场的平均新股抑价程度有一个显著的下降趋势，这主要体现在回归方程中变量t的系数为－14. 63，并且在1%水平显著，说明我国新股平均抑价在1991～2006年平均每年下降14个百分点左右。由此可见，从新股抑价角度分析，我国首次公开发行市场的效率总体上呈现动态提升的趋势。

2.监管制度改革与首次公开发行市场的动态效率提升

我们关注的问题是我国首次公开发行市场的动态效率提升是否源自政府监管部门的监管制度创新呢?

在我国首次公开发行市场的政府监管上，2001年3月审核制开始被核准制所取代，而从图5. 1中可以发现，2002～2005年连续四年新股平均抑价程度逐年下降，然而这种新股平均抑价的下降是否源于首次公开发行市场监管制度变革尚不得而知。这是因为，在2001年新股发行制度改革之后，我国股票二级市场经历了一轮大熊市，比如上证指数从2001年最高点2200点下跌至2005年的最低点998点，下跌幅度达到55%。而首次公开发行市场本身具有冷、热之分，在首次公开发行市场火暴( hot issue market)之时，发行新股的公司数量众多，而且新股抑价程度高;相反在首次公开发行市场低迷( cold issue market)之时，发行新股的公司数量大幅度下降，新股抑价程度也下降。而首次公开发行市场的火暴与冷清往往与股票二级市场的表现密切相关。股票二级市场大幅度上升，往往会导致一级市场火暴;二级市场下跌往往导致一级市场冷清。

表5. 4是不同年份我国首次公开发行市场新股平均抑价和股票二级市场的指数涨跌情况的数据。表5. 4的数据表明在上证指数上涨的年份，新股平均抑价程度都比较高，而上证指数下跌的年份，新股平均抑价程度都比较低。

表5. 4　一级、二级市场表现对比

此外，不同年份进行首次公开发行的公司，它们在众多方面存在着差异，比如股票发行数量的多少、财务状况、公司股权结构等均存在着差异，这也可能是造成不同年份新股抑价差异的重要原因，因此我们必须在控制上述因素的情况下，分析首次公开发行市场的监管制度改革是否显著导致新股抑价程度的降低，进而提升了首次公开发行市场的效率，这是我们下一步要做的工作。

二、基于新股抑价的首次公开发行市场效率国际比较

尽管从总体表现上看，我国新股平均抑价呈现一个显著的下降趋势，首次公开发行市场效率呈现动态提升的趋势，首次公开发行市场监管制度从审核制到核准制的改革产生了一定的效果，但是在1991～2006年我国新股平均抑价程度达到158. 22%，即使是在2003年、2004年比较低的年份，也超过了70%。与其他国家相比，我国首次公开发行市场的平均股抑价处于何种水平是进一步判断我国首次公开发行市场效率的重要依据。

表5. 5是从首次公开发行市场研究知名学者Jay Ritter个人网页获取的世界主要股票市场在不同期限内的平均新股抑价情况。表5. 5的数据与表3. 1的数据相同。

表5. 5　世界主要首次公开发行市场的新股平均抑价情况^[3]

续表

表5. 5的数据表明，世界不同首次公开发行市场的新股抑价存在着巨大差异，比如奥地利在1971～2006年新股平均抑价只有6. 5%，而中国在1990 ～2005年的平均新股抑价程度为164. 5%，超过奥地利20倍。

表5. 5的数据同时表明，我国首次公开发行市场的新股抑价是世界所有市场中抑价程度最高的，不但远远超过英国、美国的新股抑价水平，同时也超过其他发展中国家的新股抑价水平，甚至比巴西、印度等新兴国家还要高出好多。

由此可见，与发达国家和新兴市场的首次公开发行市场相比，我国新股抑价程度是所有市场中最高的，首次公开发行市场的效率仍旧有待提升。

三、小　结

本节基于新股抑价角度对我国首次公开发行市场的效率进行了初步考察。从新股平均抑价的时序变化来看，从1991～2006年，我国新股平均抑价呈现一个显著的下降趋势，首次公开发行市场效率整体上呈现动态提升趋势，但动态效率提升是否源于政府监管制度改革仍旧有待于进一步研究;而从横向不同国家或地区的首次公开发行市场的比较来看，尽管我国首次公开发行市场的效率呈动态上升趋势，但是平均新股抑价水平还是世界最高的。换言之，相对于其他国家或地区的市场而言，我国首次公开发行市场的效率仍旧是不高的。

第二节　基于新股抑价的首次公开发行市场监管制度改革效果分析

一、引　言

2001年3月，中国证监会实施新股发行制度改革，核准制取代审批制。核准制是介于政府行政审批的审批制与完全市场化的注册制之间的中间形式，它吸取了注册制强制信息披露原则，同时要求申请发行股票的公司必须符合有关法律和证券监管机构规定的实质条件。这是中国新股发行制度市场化改革的重要举措，上述监管制度变革是否产生了预期的效果是我们关注的问题。

核准制在市场准入方面，由专家、官员、证券业内人士和学者构成的发行审核委员会根据相关标准进行核准;而在发行价格确定方面，中国证监会并不干预，而是由发行人与承销商确定。同时在防范证券发行过程中的欺诈和隐瞒行为，中国证监会突出强调了发行人、发起人、中介机构等的连带赔偿责任。但是，核准制仍旧是一种准市场化的股票发行监管制度，与完全市场化的注册制仍旧存在重大差别，能否提升市场效率仍旧存在着质疑?

在核准制下，虽然由发行审核委员会的审核替代了以前的行政审批，但正如上文指出的，它面临着局限性:第一，发行审核委员会的审核受到证监会的影响;第二，发行审核委员会遵循实质条件进行核准，而实质条件是一个“软性”和具有弹性的规定。核准制仍旧具有计划的痕迹，发行审核委员会委员难以替代市场机制。由此可见，相对于新股发行的审批制，核准制意味着政府的证券发行监管制度朝市场化方向迈进，但与注册制相比仍旧是一种准市场化的制度。那么我国首次公开发行市场的监管制度从审批制到核准制的变迁是否提升了市场效率?

在第一节中我们已经指出中国首次公开发行市场的效率呈现动态提升的趋势，具体表现为新股平均抑价程度呈现一个显著的下降趋势，这种下降趋势在2002～2005年尤为明显。但是在2002～2005年我国股票二级市场经历了一个漫长的熊市，因而我们难以断定首次公开发行市场效率提升是否源于2001年3月的新股发行制度变革，因为一级市场的新股抑价与二级市场表现密切相关。

下面我们打算从两个方面考察首次公开发行市场监管制度从审批制到核准制的变迁对首次公开发行市场效率的影响:第一，监管制度变迁前后的新股抑价程度是否发生了显著变化?在第三章我们提出了新股抑价高低是判断首次公开发行市场效率高低的重要指标，如果在控制其他影响新股抑价的因素之后，监管制度变革后新股抑价程度显著下降，那么说明监管制度变革提升了首次公开发行市场的效率;否则，说明首次公开发行市场监管制度变革并没有提升市场效率。第二，监管制度变革是否对首次公开发行市场的结构产生显著影响?政府监管制度变革对中国首次公开发行市场的市场结构可能造成影响，这体现在信息结构和投资者构成结构的改变。在核准制下，发起人、中介机构(包括承销商和会计师事务所)要对披露信息的真实性承担连带赔偿责任，这有助于提高股票发行过程中披露信息的质量，从而降低首次公开发行市场信息不对称程度，而信息不对称被认为是影响新股抑价程度的关键因素( Welch，1989;Allen和Faulhaber，1989;Grinblatt和Huang，1989)。因此，新股发行监管制度改革可能通过改变首次公开发行市场的信息结构而影响新股的抑价程度。另外，在新股的投资者构成方面，向二级市场投资者配售和法人配售的制度改革使新股认购的投资者结构发生变化，这些因素也可能影响新股的抑价程度。

为此，下面主要分三个步骤来分析核准制变革对首次公开发行市场效率的影响:第一，通过统计分析来判别核准制实施前后新股抑价程度的差异;第二，通过多元线性回归模型，在控制其他影响因素的情况下，分析核准制改革对新股抑价的影响;第三，采用虚拟变量法来检验监管制度改革前后首次公开发行市场的结构是否发生了显著变化，进一步判断新股发行的核准制改革的效果。

二、核准制变革对首次公开发行市场效率影响的实证分析

1.核准制改革前后新股抑价的统计分析

下面通过对核准制改革前后新股抑价变化情况的比较分析来判别政府监管制度变革对我国首次公开发行市场效率的影响。我们选取的样本为1996年1月至2007年6月我国首次公开发行市场发行新股的公司。为了研究方便，以核准制实施的时间( 2001年3月)为界，把上述样本划分为两个子样本:子样本A和子样本B。其中子样本A包含1996年1月至2001年3月发行新股的公司，子样本B包含2001年4月至2007年6月发行新股的公司。

表5. 6为核准制改革前后新股平均抑价统计描述的结果。在1996年1月至2001年3月共有742家公司发行新股，它们的平均抑价程度为148. 43%，新股抑价的标准差为126. 78%;而在2001年4月至2007年6月共有408家公司发行新股，它们的平均抑价程度为98. 318%，新股抑价标准差为74. 71%。从子样本A、B的均值来看，核准制改革前的新股平均抑价高于核准制改革后的新股平均抑价。

表5. 6　子样本A、B新股抑价的统计描述

子样本A、B的峰度和偏度数值表明，新股发行监管制度变革前后的新股抑价分布并不呈现正态分布。鉴于新股发行监管制度改革前后，新股抑价并不服从正态分布，下面采用Mann－Whitney－U非参数检验来判别子样本A、B的均值是否存在显著差异。

表5. 7为我国新股发行核准制改革前后新股抑价差异的Mann－Whitney－U非参数检验结果。Mann－Whitney－U非参数检验结果表明，Mann－Whitney－U值为103733. 50，Wilcoxon W值为187169. 50，Z值为－8. 84，两者之间的差异在1%水平显著。Mann－Whitney－U非参数检验结果进一步说明，核准制前后，我国新股抑价程度发生了显著变化，实施核准制之后，新股平均抑价水平显著降低。

表5. 7　核准制改革前后新股抑价差异的Mann－Whitney－U非参数检验

尽管以上的统计分析结果表明，我国首次公开发行市场监管制度变革后伴随着新股抑价程度的显著下降，但是我们并不能轻易得出如下结论:从审核制到核准制的首次公开发行市场监管制度变革使新股抑价程度下降，进而提高了我国首次公开发行市场的效率。这是因为还存在其他影响新股抑价的因素，因而伴随核准制实施之后的新股抑价程度下降可能是其他因素引起的，而非首次公开发行市场监管制度改革所致。在这种情况下，新股抑价程度的下降就不能归因于新股发行监管制度改革。

表5. 8的数据表明，在核准制改革前后，我国首次公开发行市场在众多方面存在着显著差异。在发行数量、发行价格、发行前总资产、发行前总负债、发行前EPS、发行前每股净资产、发行前营业收入、发行前净利润、发行前总股本九项指标中，除了发行数量在核准制前后不存在显著差异外，其他指标在新股发行制度变革前后均发生了显著变化，并且这种变化均在1%水平显著。为此，下面在控制其他影响因素的条件下，分析首次公开发行市场监管制度改革是否是造成新股抑价下降的主要原因。

表5. 8　核准制改革前后首次公开发行市场的变化比较^[4]

2.核准制前后新股抑价的计量分析

下面通过多元线性回归模型在控制其他影响因素的情况下，分析首次公开发行市场监管制度变革是否是影响新股抑价的显著因素。为此，我们建立如下的计量模型:

underpicingi=α+β0×HZ +βY +εi ( 5. 2)其中，underpicingi为被解释变量，代表某个发行新股公司的抑价程度;α为截距项; HZ为解释变量，它是一个哑变量，如果新股在1996年1月至2001 年3月内发行，则HZ取值为“0”，如果新股在2001年4月至2007年6月发行，HZ取值为“1”。

Y = ( y1，…，yn)为一向量，代表在计量分析中要控制的影响因素，β' = (β1，…，βn)为向量Y的系数。

( 1)控制因素分析。在多元线性回归模型中，我们主要控制以下影响因素:

第一，上市前的总资产规模，以zzc表示。Ritter ( 1986)认为信息不对称所造成的投资者对发行人价值信息的事前不确定程度与公司规模、资产类型和成立年限有关。他的检验结果表明，公司上市前的资产规模与公司价值的不确定性具有反向关系，公司规模越大，事前不确定性越小，抑价程度也越低。zzc系数的预期符号为负。

第二，新股认购的中签率，以zql表示; Aggarwal和Rivoli ( 1990)认为投资者的非理性行为影响IPOs的抑价，对新股的认购越踊跃，表明投资者对新股持乐观态度，公司上市后的抑价越大，因而中签率越低，新股的抑价程度应越高，zql预期符号为负。

第三，新股的发行数量，以fxsl表示。Michel和Alexander ( 2001)认为，一方面，IPO公司新股发行的数量越多，原股东权益稀释程度越高，越有激励采取各种措施来降低抑价，避免自身财富遭受损失;另一方面，新股发行数量大增加了股票的供应，从而使新股抑价程度下降。因此，fxsl预期符号为负。

第四，新股的发行价格，以fxjg表示。发行价格高低决定于公司的盈利能力、成长前景。而抑价高低反映公司上市过程中的定价准确程度，与发行价格的高低没有必然联系，本文引入该解释变量的目的在于检验我国新股发行定价是否存在系统性偏高或偏低现象，系数符号有待检验。

第五，新股发行前发行人的摊薄每股收益，以eps表示，eps的系数符号是正的还是负的，有待检验。

第六，二级市场的影响。IPO市场存在着显著的周期性波动( Lowery和 Schwert，2002)，新股抑价程度也会呈现周期性波动，那么很可能新股抑价程度的显著变化仅仅是新股抑价的周期性波动引起的，而并非由新股发行监管制度改革所产生的。同时首次公开发行市场的周期波动往往与二级市场的涨跌密切相关，因此本文在分析新股抑价时尝试控制二级市场波动的影响。我们以新股发行前一个月的市场涨跌幅度来代表二级市场价格波动对新股抑价程度的影响，以符号stock表示。

( 2)计量模型的实证分析结果。把上述控制变量带入Y = ( y1，…，yn)，可以得到如下的计量模型:

underpicingi=α+β0×HZ +β1×ln ( zzc)+β2×ln ( fxsl)+β3×zql + β4×fxjg +β5×eps +β6×stock +εi其中，ln ( )表示对相应的控制变量取对数。表5. 9是上述多元线性回归模型的实证分析结果。HZ的系数为－0. 169，小于零，不但系数的符号与预期的一致，并且系数在1%水平显著。由此可见，在控制其他因素影响的情况下，核准制改革对新股抑价产生了显著影响，相对于核准制改革之前，新股抑价程度下降了16. 9%，由此可见，首次公开发行市场的监管制度改革显著降低了我国新股抑价进而提高市场效率。

表5. 9　核准制改革对新股抑价影响的计量分析

计量模型的分析结果表明影响新股抑价的主要因素为新股发行数量(变量fxsl)、新股认购中签率( zql)和发行价格(变量fxjg)，其中变量ln ( fxsl)的系数为－0. 307，并在1%水平显著，这表明新股发行规模是影响新股抑价的重要因素，发行规模越大，新股抑价程度越低;而变量中签率zql的系数为－0. 02521，并在1%水平显著，这表明中签率越高的股票，新股抑价程度越低;而变量fxjg的系数为－0. 04008，并在1%水平显著，这表明新股发行价格越高，新股抑价程度越低。相比之下，资产规模(变量zzc)、新股发行前的每股收益(变量eps)、二级市场收益(变量stock)对新股抑价的影响并不显著。

由此可见，从多元线形回归模型的分析结果来看，在控制其他因素影响的情况下，变量HZ的影响仍旧是显著的，并且为负，这说明，上述统计分析中所发现的核准制实施之后，新股抑价程度的显著下降可以部分归因于我国首次公开发行市场监管制度变革。换言之，我国首次公开发行市场监管制度变革提升了市场效率，相对于改革之前，新股抑价平均下降了16. 9%。

此外，计量模型的分析结果还表明，新股发行公司的发行数量、发行价格、中签率等因素仍旧是影响新股抑价的主要因素，相比之下公司资产规模、二级市场表现对新股抑价没有产生显著的影响。

( 3)核准制变革对首次公开发行市场结构的影响。新股发行制度的核准制改革将可能对市场运行结构产生影响，即在新股发行核准制改革之后，影响新股抑价水平的因素可能发生变化。在计量经济学中检验两个时期的经济结构是否存在显著差异的方法包括华人经济学家邹至庄提出的邹至庄检验( Chow test)和虚拟变量检验法，我们采用虚拟变量法来检验新股发行监管制度改革前后首次公开发行市场的结构是否发生了显著变化。为此，我们建立如下的多元线性回归方程:

underpicingi=α+β0×HZ +β1×ln ( zzci)+β2×［HZ×ln ( zzci)］+ β3×ln ( fxsli)+β4×［HZ×ln ( fxsli)］+β5×zqli+β6×( HZ×zqli)+β7× fxjgi+β8×( HZ×fxjgi)+β9×epsi+β10×( HZ×epsi)+εi

( 5. 3)

在式5.3中，underpricing为被解释变量，仍旧代表新股价程度; HZ为解释变量，它是一个哑变量，如果新股在1996年1月至2001年3月发行，则HZ取值“0”，如果新股在2001年4月至2007年6月发行，HZ取值为“1”。zzc代表发行公司的资产规模; fxsl代表发行数量; fxjg代表发行价格; zql代表发行公司认购中签率; eps代表公司发行前一年度的每股收益; ln ( )表示取自然对数。

设立上述回归方程的目的在于检验新股发行监管制度改革是否导致首次公开发行市场结构发生显著变化，为此本文引入了级差截距(β0)和级差斜率系数(β2，β4，β6，β8，β10，β12)，前者用于区别核准制改革前后，回归方程的截距项是否发生了显著变化;而级差斜率系数则用于判别监管制度变革前后斜率系数是否发生了变化。如果级差截距和级差斜率系数在统计上是显著的，那么表明新股发行制度改革前后，新股抑价程度的影响因素和影响程度发生了结构性变化;否则，表明新股发行监管制度改革并没有对首次公开发行市场的结构产生显著的影响。

表5.10是实证分析的结果。从表5.10的虚拟变量检验法的检验结果来看，核准制改革不但影响新股抑价程度，同时对首次公开发行市场的结构产生了影响。

表5. 10　核准制改革对首次公开发行市场结构影响分析

首先，变量HZ的系数β0为－1. 757，小于0并且在1%水平显著，这表明多元线性回归方程的级差截距发生了显著变化，新股发行监管制度改革之后，新股抑价程度显著下降，首次公开发行市场的效率得到提升。

其次，级差斜率系数(β2，β4，β6，β8，β10，β12)中的β4，β10在统计上显著不等于零，这说明级差斜率系数也发生了显著变化，其中变量HZ× fxsl的系数β4=0. 177，且在1%水平上显著，由于系数大于零，因而在首次公开发行市场实施核准制之后，发行数量对于新股抑价的影响是正向的，发行数量上升增加新股抑价;而变量HZ×eps的系数β10=－0. 327，且在1%水平上显著，这说明首次公开发行市场实施核准制之后，发行前每股收益对新股抑价的影响是反向的。相比之下，级差斜率系数β2，β6，β8，β12在统计上均不显著，这表明新股发行制度改革并非通过发行人发行前的资产规模、中签率等因素影响新股抑价。

三、结　论

本节从新股抑价变化角度对我国首次公开发行市场监管制度改革对市场效率的影响进行了实证分析，并得到如下的结论:第一，统计分析表明，我国首次公开发行市场监管制度从审批制到核准制的变迁后，新股抑价程度发生了显著变化，实施核准制后的新股平均抑价程度显著低于实施核准制之前的新股平均抑价;第二，多元线性回归模型的分析表明，在控制二级市场和发行人相关因素的影响之后，哑变量HZ的影响仍旧是显著的，这说明实施核准制前后新股平均抑价程度的下降可以部分归因于首次公开发行市场监管制度变革，新股发行制度改革在一定程度上提升了市场效率;第三，首次公开发行市场监管制度改革不但影响新股平均抑价，而且对首次公开发行市场的结构产生了显著影响。

第三节　基于中介机构声誉视角的首次公开发行市场监管制度改革效果分析

一、核准制前中介机构声誉在我国首次公开发行市场中的作用及其成因

中介机构的声誉在降低首次公开发行市场的信息不对称和提升首次公开发行市场效率方面具有重要作用。从理论上讲，信息不对称是首次公开发行市场面临的主要问题，而发行人选择中介机构(包括承销商和会计师事务所)的行为向市场传递了发行人质量的信号( Booth和Simth，1986; Beatty 和Ritter，1986; Benveniste和Spindt，1989; Carter和Chemmanur，1990; Chemmanur和Fulghieri，1994; Puri，1998) ;而承销商的声誉具有向投资者传递IPOs公司价值信息和提高金融市场效率的作用获得了众多经验研究结果的支持。Ritter ( 1986)、Tinic ( 1988)、Carter、Dark和Singh ( 1998)发现由高等级投资银行承销的IPO其抑价程度显著降低。Johnson和Miller ( 1988)进一步发现，承销商的声誉越高，其承销的股票的风险(波动率)越小，上市后的表现更好。Carter和Manaster ( 1990)、Michaely和Shaw ( 1994)的实证研究表明，承销商的声誉越高，其承销的新股抑价程度越低，上市以后的表现越好。

国内许多学者也对我国首次公开发行市场的中介机构声誉机制是否能够发生作用进行了实证分析。其中胡旭阳( 2003)以1997～2001年在上海证券交易所和深圳证券交易所发行上市的578家公司为样本，考察了我国首次公开发行市场的中介机构声誉与新股抑价之间的关系。他的实证研究结果表明，作为我国首次公开发行市场主要中介机构的会计师事务所和主承销商的声誉在首次公开发行市场中并不具有显著信息含量，中介机构声誉机制难以起到保证首次公开发行市场的信息可靠性和提升首次公开发行市场效率的作用。

胡旭阳( 2003)认为中介机构的声誉机制之所以难以在中国首次公开发行市场发挥信息生产和认证的作用，与政府监管制度密切相关。在2001年3月以前我国新股发行制度为审核制，新股发行数量和定价的确定具有浓厚的计划色彩，造成新股定价系统性偏低和股票供不应求，其结果是严重抑制了资本市场中介机构作用的发挥。而承销商等中介机构的声誉具有信息含量的前提是发行人和投资者之间要借助承销商的声誉来降低关于公司价值信息的事前不确定性。一方面，由于我国IPO公司发行价系统性地低于市场均衡价，发行公司可以预期新股不存在发行不成功的可能性，因而没有激励聘请高声誉承销商来降低信息不对称。另一方面，过低定价必然引发大量套利者，而这些短期套利者只关心能否从新股认购中获利，并不关心公司的真实价值，因而无须借助中介机构的声誉来判断公司价值信息。在这种情况下，股票市场缺乏对中介机构声誉的内在需求，进而导致中介机构声誉的形成和作用的发挥缺乏基础。

而2001年3月的核准制改革使我国首次公开发行市场向市场化过程迈出了重要一步，那么核准制改革是否有助于我国中介机构声誉机制发挥信息传递作用进而提升首次公开发行市场的效率呢?

一方面，首次公开发行市场监管制度改革为市场机制发挥作用创造了条件。在审批制下，股票发行主要由地方政府和国家部委向中国证监会推荐，而核准制意味着发行人的股票发行需要承销商作为保荐人向中国证监会推荐，这增加了对中介机构内在需求，有助于中介机构声誉机制发挥作用。根据中国证监会于2004年2月1日起开始施行的《证券发行上市保荐制度暂行办法》，保荐制度由保荐主体负责发行人的上市推荐和辅导，核实公司发行文件中所载资料的真实性、准确性和完整性，协助发行人建立严格的信息披露制度。保荐主体不仅负有一定的持续性连带担保责任，还将责任落实到机构和个人。由于保荐制度增加了保荐机构和保荐人承担相应法律责任的风险，从而有助于激励保荐机构和保荐人更谨慎、更认真地尽职调查( due diligence)，从而提高首次公开发行市场的信息质量。

另一方面，尽管核准制标志着我国首次公开发行市场监管制度市场化改革的重要举措，但是相对于注册制而言，核准制仍旧是一种“半市场化”的监管方式(胡旭阳，2005)。在核准制下，虽然由发行审核委员会的审核替代了以前的行政审批，但面临着局限性:第一，发行审核委员会的审核受到证监会的影响;第二，发行审核委员会遵循实质条件进行核准，而实质条件是一个“软性”和具有弹性的规定，并且主要由中国证监会负责制定相关的实质条件。因此，核准制仍旧具有政府干预的痕迹，发行审核委员会还难以真正完全替代市场机制。

而目前核准制改革已经实施了6年，包括市场准入的通道制和保荐制度以及新股发行定价和配售方面的累计投标询价制度的实施，那么随着我国首次公开发行市场政府监管制度的不断改革，中介机构的声誉是否发挥了作用呢?这将成为我们考察政府首次公开发行市场监管制度改革效果的重要指标。如果首次公开发行市场的核准制及配套改革措施有助于中介机构声誉发挥作用，那么说明政府监管制度改革提升了首次公开发行市场的效率。

二、中介机构的声誉与IPO定价效率:理论假说

信息不对称被认为是造成首次公开发行市场新股抑价现象的主要原因，尽管不同学者从不同角度考察了这个问题。Baron ( 1982)从发行公司与承销商关于投资者需求信息不对称角度解释IPOs抑价现象; Rock ( 1986)则从不同投资者间关于发行公司价值信息不对称角度解释IPOs抑价现象;而Allen 和Faulhaber ( 1989)、Grinblatt和Huang ( 1989)、Welch ( 1989)、Chemmanuer和Fulghieri ( 1994)从发行人与投资者间信息不对称角度提出信号传递假说解释IPO抑价。

尽管解释的角度不同，但这些理论都认为新股抑价程度与因信息不对称引起的公司价值事前不确定程度呈正相关。发行人要降低抑价程度，必须通过各种措施向投资者传递公司价值信息来降低事前不确定性，而其中的中介机构选择就是发行人向投资者传递公司价值信息的重要手段( Titman和Trueman，1986; Allen和Faulhaber，1989; Welch，1989)。Titman和Trueman ( 1986)认为，发行人选择审计机构的行为就是向投资者传递关于公司价值信息的信号。高质量的审计服务能让潜在的投资者获得更为准确可靠和有效的会计信息，有效地降低发行公司和投资者间的信息不对称，从而有助于降低新股的抑价程度。而Carter、Dark和Singh ( 1998)，Carter和Manaster ( 1990)也认为承销商的声誉在传递发行公司价值信息和降低新股发行抑价方面发挥着显著作用。

审计机构和承销商的声誉在解决首次公开发行市场的信息摩擦方面发挥作用显著获得了众多经验研究结果的支持。Beatty和Ritter ( 1986)对Titman 和Trueman提出的模型进行了实证检验，他们的检验结果表明，选择大会计师事务所作为主审事务所的IPO公司股票的抑价程度显著降低。此外，Ritter ( 1986)，Tinic ( 1988)，Carter和Manaster ( 1990)，Carter、Dark和Singh ( 1998)发现由高等级投资银行承销的IPO其抑价程度显著降低。Johnson和Miller ( 1988)、Carter和Manaster ( 1990)进一步发现，承销商的声誉越高，其承销的股票的风险(波动率)越小，上市后的表现越好。

为了评价首次公开发行市场监管制度改革之后，我国证券市场中介机构在降低市场信息摩擦方面是否发挥了作用，本文提出以下两个关于我国证券市场中介机构声誉与新股发行抑价关系的理论假说:

假说1:核准制改革后，发行人选择高声誉主承销商将降低首次公开发行的抑价。

假说2:核准制改革后，发行人选择高声誉会计师事务所将降低首次公开发行的抑价。

如果有证据表明上述两个理论假说成立，那么说明在首次公开发行市场监管制度实施核准制之后，我国中介机构在信息生产的可靠性和提高市场效率方面发挥了作用，首次公开发行市场监管制度是富有成效的。

三、理论假说检验

1.研究方法和数据来源

( 1)衡量中介机构声誉指标的选择。中介机构的声誉是抽象的概念，采取什么指标来衡量中介机构的声誉是研究的关键，本书采取Megginson和Weiss ( 1991)研究中所采用的以市场占有率来衡量中介机构的声誉。一般情况下，中介机构的声誉越高，其市场占有率也越高;反之亦然。

表5. 11是根据国泰君安数据整理的1990～2007年6月，我国首次公开发行市场的承销业务市场占有率情况，我们主要选取了两个指标来衡量承销商的市场占有率情况:承销总金额和承销发行的公司数量。在承销总金额方面，中国国际金融有限公司占据首位，其承销股票总金额为1791. 5亿元，而中国银河证券公司、国泰君安证券股份公司、中信证券股份有限公司、申银万国证券有限公司分别列2～5位。在承销公司数量方面，国泰君安股份有限公司承销的新股家数最多，为186家，而申银万国证券有限公司次之，为172家，南方证券、广发证券、海通证券分别列3～5位。

表5. 11　我国新股发行市场占有率情况^[5]

表5. 12和表5. 13分别按照会计师事务所的审计公司融资金额和审计家数分别进行排名来表示会计师事务所的市场占有率情况。

表5. 12　按融资金额对我国会计师事务所排名情况

5. 13　按审计公司数对我国会计师事务所排名情况

( 2)研究方法。为了检验理论假说1、理论假说2，本书建立如下的多元线性回归方程来分析中介机构的声誉是否对我国新股抑价产生显著的影响:

underpicingi=α+β0×reputation +β1×ln ( zzc)+β2×ln ( fxsl)+

β3×zql +β4×fxjg +β5×eps +β6×stock +εi( 5. 4)其中，underpricing为被解释变量，仍旧代表新股抑价程度; reputation为解释变量，它是一个哑变量，如果发行人聘请的中介机构是高声誉的，则reputation取值为“1”，否则取值为“0”;变量zzc代表发行公司的资产规模; fxsl代表发行数量，fxjg代表发行价格; zql代表发行公司认购中签率; eps代表公司发行前一年度的每股收益; ln ( )表示取自然对数。

2.理论假说1的检验

理论假说1认为，选择高声誉的承销商将有助于降低首次公开发行股票的抑价;在进行理论假说检验之前，我们首先要选定判断承销商声誉高低的指标，在下面的实证研究中，我们以市场占有率的两个指标中有一个指标进入前十名的承销商作为高声誉承销商，其他的承销商则被视为低声誉承销商。高声誉承销商主要包括中国国际金融有限公司、国泰君安证券股份公司、中信证券股份有限公司、申银万国证券有限公司、中国银河证券公司、南方证券有限公司、海通证券有限公司、广发证券股份有限公司等。

( 1)承销商声誉与新股抑价关系的统计分析。表5. 14和表5. 15分别为不同声誉承销商所承销新股抑价情况的统计描述和新股抑价差异的Mann－Whitney－U非参数检验结果。

在1996年1月至2007年6月的整个研究期限内，高声誉承销商所承销股票的平均抑价程度为122. 06%，低声誉承销商承销股票的平均抑价程度为119. 91%;而表5. 15的Mann－Whitney－U非参数检验结果表明，在1996～2007年，高声誉与低声誉承销商所承销的股票在抑价程度上没有显著差异。

表5. 14　不同声誉承销商承销股票的抑价差异

表5. 15　不同声誉承销商承销股票抑价差异的非参数检验

以2001年3月我国首次公开发行市场实施核准制改革为界，把研究期间划分为两个子样本区间: 1996年1月至2001年3月和2001年4月至2007年6月;统计分析结果表明，在1996年1月至2001年3月高声誉承销商所承销股票的抑价程度低于低声誉承销商所承销股票的抑价程度，高声誉承销商承销的股票平均抑价为129. 15%，低声誉承销商承销的股票平均抑价为140. 68%，而Mann－Whitney－U非参数检验结果表明两者之间的差异是不显著的。在2001年4月至2007年6月，高声誉承销商承销的股票平均抑价为93. 9%，而低声誉承销商承销的股票平均抑价为99. 826%，且Mann－Whitney－U非参数检验结果表明两者之间的差异是显著的(在5%水平显著)，高声誉承销商所承销股票的抑价程度低于低声誉承销商所承销股票的抑价程度。

以上的统计分析表明，在1996年1月至2007年6月的整个研究期限内，高声誉承销商承销的新股抑价程度与低声誉承销商承销的新股抑价程度之间没有显著差异;但以核准制改革为分界线把上述研究样本划分为两个子样本，统计分析结果表明，改革之前高声誉承销商与低声誉承销商所承销的新股抑价之间没有显著差异，而在核准制实施之后的2001年4月至2007年6月，高声誉承销商所承销股票的抑价程度要显著比低声誉承销商所承销的股票的抑价程度低。然而由于还存在其他因素影响新股抑价，因而尚不能得出核准制改革后承销商声誉机制在降低新股抑价方面发挥了显著作用的结论。

( 2)承销商声誉与新股抑价关系的多元线性回归分析。下面通过式5. 4的多元线性回归模型在控制其他影响新股抑价因素的情况下，分析承销商声誉是否是影响新股抑价的显著因素。

表5. 16是1996～2007年整个研究期间的多元线性回归分析结果。在表5. 16中，变量reputation的系数为0. 0541，不但系数的符号与预期相反，而且影响也不显著，这表明从整个研究区间来看，承销商声誉并非影响新股抑价的显著因素，这与统计分析的结果相同。

表5. 16　1996～2007年承销商声誉对新股抑价影响的多元线性回归分析

那么，首次公开发行市场监管制度改革是否有助于承销商声誉发挥作用呢?为此，我们进一步把上述研究期间划分为两个子样本区间进行分析: 1996年1月至2001年3月和2001年4月至2007年6月。相应的多元线性回归分析结果分别见表5. 17和表5. 18。

表5. 17的分析结果表明，变量reputation的系数为－0. 09206，系数小于0，但是其影响并不显著，由此可见，在首次公开发行市场监管制度变革之前，承销商声誉机制并未发挥显著的作用，那么监管制度改革之后呢?

表5. 18是我国首次公开发行市场监管制度改革后承销商声誉对新股抑价影响的分析结果。表5. 18的分析结果表明，变量reputation的系数为0. 114，系数符号与预期相反，并且在统计上并不显著，这表明在首次公开发行市场监管制度改革之后，承销商声誉也没有成为影响新股抑价程度的显著因素，对降低新股抑价并没有显著影响。

表5. 17　监管制度改革前承销商声誉对新股抑价影响的多元线性回归分析

表5. 18　核准制改革后承销商声誉对新股抑价影响的多元线性回归分析

( 3)小结。尽管统计分析结果表明，在首次公开发行市场监管制度的核准制改革后，高声誉承销商所承销股票的新股抑价程度要显著低于低声誉承销商所承销股票的抑价程度;然而多元线性回归分析模型的分析表明，在控制其他影响因素之后，承销商声誉并非影响新股抑价程度的显著因素。换言之，首次公开发行市场监管制度改革并没有造就一个有助于承销商声誉机制发挥作用的外部环境。

3.理论假说2的检验

理论假说2认为，选择高声誉的会计师事务所将降低首次公开发行股票的抑价。我们以两个市场占有率指标中有一个指标进入前十名的会计师事务所作为高声誉的会计师事务所，其他的会计师事务所则被视为低声誉的会计师事务所。

( 1)会计师事务所的声誉与新股抑价关系的统计分析。表5. 19和表5. 20分别为不同声誉会计师事务所所审计发行人新股抑价情况的统计描述和抑价差异的Mann－Whitney－U非参数检验结果。

在1996年1月至2007年6月的整个研究期间内，高声誉会计师事务所所审计公司的平均抑价程度为100. 62%，而低声誉会计师事务所审计公司的平均抑价程度为125. 072%;而表5. 19的Mann－Whitney－U非参数检验结果表明，在1996～2007年，高声誉与低声誉会计师事务所审计公司在抑价程度上存在显著差异，高声誉会计师事务所所审计的公司，新股抑价显著低于低声誉的会计师事务所所审计的公司。

5. 19　不同声誉会计师事务所审计发行人抑价差异

以2001年3月我国首次公开发行市场实施核准制改革为界，把研究期间划分为两个子样本区间: 1996年1月至2001年3月和2001年4月至2007年6月;统计分析结果表明，在1996年1月至2001年3月，高声誉会计师事务所审计的公司平均抑价为131. 147%，低声誉会计师事务所审计公司的平均抑价为134. 40%;而Mann－Whitney－U非参数检验结果表明两者之间的差异是不显著的。在2001年4月至2007年6月，低声誉会计师事务所审计公司的平均抑价为104. 9559%，高声誉会计师事务所审计公司的平均抑价为77. 557%，而Mann－Whitney－U非参数检验结果表明两者之间的差异是显著的( 1%水平显著)，高声誉会计师事务所审计的发行人的抑价程度显著低于低声誉会计师事务所审计发行人的抑价程度。

表5. 20　不同声誉的会计师事务所审计发行人抑价差异的非参数检验

( 2)会计师事务所声誉与新股抑价关系的多元线性回归分析。以上的统计分析结果表明，在2001年4月至2007年6月，高声誉会计师事务所所审计公司的抑价程度要显著低于低声誉会计师事务所审计公司的抑价程度。然而由于大会计师事务所审计的公司资产规模都比较大，而资产规模大往往是事前不确定性低的重要指标，这将使新股抑价程度下降，因而我们尚不能仅根据统计分析的结果得出如下结论:核准制改革使会计师事务所的声誉机制在降低新股抑价方面发挥了显著作用，进而提升了首次公开发行市场的效率。

下面继续通过式5. 4的多元线性回归模型在控制其他影响新股抑价因素的情况下，分析会计师事务所的声誉是否是影响新股抑价的显著因素。

表5. 21是1996～2007年整个研究期间的多元线性回归分析结果。在表5. 21中，变量reputation的系数为0. 0621，不但系数的符号与预期相反，而且影响也不显著，这表明从整个研究区间来看，会计师事务所的声誉并非影响新股抑价的显著因素。

表5. 21　会计师事务所声誉对新股抑价影响的多元线性回归分析

那么，首次公开发行市场监管制度改革是否有助于会计师事务所的声誉发挥作用呢?为此，我们进一步把上述研究期间划分为两个子样本区间: 1996年1月至2001年3月和2001年4月至2007年6月，相应的多元线性回归分析结果分别见表5. 22和表5. 23。

表5. 22　核准制前会计师事务所声誉对新股抑价影响的多元线性回归分析

续表

表5. 22的分析结果表明，变量reputation的系数为0. 139，系数大于0，但是其影响并不显著，由此可见，在首次公开发行市场监管制度变革之前，承销商声誉机制并未发挥显著的作用，那么监管制度改革之后呢?

表5. 23　核准制改革后会计师事务所声誉对新股抑价影响的多元线性回归分析

表5. 23是首次公开发行市场监管制度改革后，会计师事务所的声誉对新股抑价影响的分析结果。表5. 23的分析结果表明，变量reputation的系数为－0. 0929，系数符号与预期一致，但是该影响在统计上并不显著，这表明在首次公开发行市场监管制度改革之后，会计师事务所的声誉也没有成为影响新股抑价程度的显著因素。

( 3)小结。尽管统计分析结果表明，在首次公开发行市场监管制度改革之后，高声誉会计师事务所所审计公司的抑价程度要显著低于低声誉会计师事务所所审计公司的抑价程度;然而多元线性回归分析表明，在控制其他解释变量的影响之后，会计师事务所的声誉并非影响新股抑价程度的显著因素，这表明，首次公开发行市场监管制度改革并没有通过提升会计师事务所声誉机制的作用而提升首次公开发行市场的效率。

四、结　论

中介机构在首次公开发行市场中扮演了重要角色，其作用机理在于发行人可以通过聘请高声誉的中介机构向市场投资者传递自身质量信号，从而降低发行人与投资者之间由于信息不对称引起的不利影响。

在“计划额度、计划价格”的首次公开发行市场监管模式下，“计划额度”意味着发行人能否发行股票决定于政府的额度，“计划价格”意味着价格的确定也由政府控制，在这种情况下，发行人无须依赖市场机制来向投资者传递质量信息，因而中介机构声誉机制没有发挥作用的基础。而在核准制的新股发行监管制度下，保荐机构的保荐是股票发行的必要条件，这为中介机构在我国首次公开发行市场的股票发行中发挥作用创造了条件，因而核准制改革是否有助于中介机构声誉机制发挥作用进而提升首次公开发行市场的效率是我们关注的问题。

我们的实证研究结果表明，尽管首次公开发行市场监管制度实施核准制变革后新股抑价程度下降，但是这种新股抑价程度的下降并不能归因于中介机构声誉机制在首次公开发行市场发挥了信息传递和信息质量认证的作用，而是其他因素造成的。换言之，首次公开发行市场的核准制变革并未通过发挥中介机构声誉机制的作用而提升首次公开发行市场效率。

第四节　核准制改革与首次公开发行市场信息利用效率

一、国内新股定价和配售制度改革效果研究的文件回顾

我国首次公开发行市场监管制度从审批制到核准制的改革在市场具体运作层面主要体现在以下几个方面:第一，实施发行上市保荐制度，在股票发行方面由原来的地方政府或国家部委拥有控制权的额度管理转变为保荐机构和保荐人推荐;第二，在新股发行定价方式上，累计投标询价制( bookbuilding)逐步被采用，重视机构投资者在新股发行定价方面的作用;第三，在新股配售方面，先后引入了二级市场市值配售、向战略投资者配售等方式。上述监管部门所采纳的局部性监管制度变革是否产生效果引起了许多研究者的关注，并就新股发行局部性改革对首次公开发行市场效率的影响进行了实证研究，由于采用研究方法的差异和研究样本的不同，结论也大相径庭。

一部分研究支持2001年3月所实施的首次公开发行市场监管制度改革提升了市场效率。比如，毕子男和孙钰( 2007)通过对沪、深两地1996～2006 年A股市场IPO样本的研究发现，IPO抑价率与IPO政策变量及机构投资者参与程度显著负相关。他们认为，机构投资者参与询价和发行配售，对IPO抑价率的降低起到了显著的作用，有利于提高市场发行定价效率。而周孝华、赵炜科和刘星( 2006)采用1995～1999年和2001～2005年深、沪市场的IPO数据，对两种发行制度下的IPO定价效率进行了比较研究，发现审批制下新股发行价格只能反映公司的盈利能力、偿债能力和该股票在二级市场的供求状况，说明IPO定价效率有限;而核准制下新股发行价格不仅反映上述因素的影响，而且反映了发行公司的规模、未来成长能力和发行方式的影响，这说明核准制提高了IPO定价效率。

另外一些研究则认为首次公开发行市场监管制度改革并未对市场效率提升产生显著影响。比如，郁韡君( 2005)对我国新股发行制度改革对2001 年11月1日至2005年6月30日的新股抑价的影响进行了分析，结果发现我国的IPO询价制度并未使IPO效率获得大幅提升，IPO的首日与首周平均收益率仍处于较高水平，他认为询价过程缺乏信息激励与甄别是影响询价制度实施效果的主要因素;而胡旭阳( 2005)通过收集沪、深两市1999～2004年中国IPO市场共527家公司新股发行数据，对新股发行制度改革效果进行了分析，结果发现，新股抑价程度存在着显著差异，改革后的新股抑价程度显著低于改革前，但对首次公开发行市场进行的虚拟变量结构检验表明，新股发行制度改革并未对首次公开发行市场结构产生显著影响，上述新股抑价程度的改变可能是由发行公司自身差异或首次公开发行市场的周期性波动造成的。曾庆生和陈信元( 2004)则对新股发行过程中的配售方式与新股抑价问题进行了实证分析，结果发现采用法人配售公司的IPO抑价显著高于其他公司，并且配售股份的持股锁定及其期限的长短与抑价无显著关系，他们认为法人配售对IPO折价的影响可能来自两方面:一是由于法人配售中代理问题的存在，国有公司的经营者具有抬高IPO抑价动机;二是配售比例(即锁定股份比例)和配售股份锁定期限可能导致或要求更高的抑价。

上述研究并未形成一致的结论，主要原因可能在于:第一，研究的样本不一样。比如郁韡君( 2005)关于我国累计投标询价制度的研究期限截止到2005年6月30日，而沪、深两地证券市场只有15家公司通过询价制度完成了新股发行，因而结论缺乏稳健性。第二，研究的视角不同，比如周孝华、赵炜科和刘星( 2006)的研究侧重于新股价格的确定，而其他研究则侧重于新股抑价。

在以上研究的基础上，下面对我国新股发行的累计投标询价制度的定价效率进行分析。我国的累计投标询价制度与美国的累计投标询价制既有相似之处，也有不同之处。相同之处在于，在新股定价过程中，承销商通过向机构投资者询价获取新股定价信息;不同之处在于，在美国的累计投标询价机制下，承销商在新股配售方面拥有自由处置权，主承销商对不同的投资者可以采用歧视性配售政策;而在我国的累计投标询价机制下，承销商不能采取歧视性配售政策。这可能会影响累计投标询价机制的效率，因为实行差别化配售政策和新股抑价是承销商诱使机构投资者透露其真实信息的激励相容机制( Benveniste和Spindt，1989)。

下面对我国累计投标询价制度及其信息收集利用过程进行分析，在此基础上，分析我国新股发行的累计投标询价制度实施对信息利用情况，进而分析我国首次公开发行市场监管制度改革对市场效率的影响。

二、累计投标询价与信息的利用效率

1.累计投标询价过程

累计投标询价主要涉及以下三个步骤:第一步，承销商和发行人确定一个新股发行价格区间;第二步，承销团进行路演，收集机构投资者的信息，确定最终发行价;第三步，新股配售和上市。图5. 1对累计投标询价过程的信息获取与利用情况进行了说明。

图5. 2　累计投标询价下的信息利用

( 1)新股发行价格区间的确定。累计投标询价的第一步就是发行人与承销商确定发行价格区间，发行价格区间的确定主要决定于两类信息:发行人信息(包括发行人的盈利能力、成长性、财务状况、历史沿革等)和公开信息(比如二级市场涨跌、同类公司价格)，我们以θ1、ψ1、Pu、Pl分别表示发行人信息集、公开信息集、发行询价区间的上、下限，并定义P0= ( Pu+ Pl)/2，ΔP0= Pu－Pl，前者为新股定价区间的平均值，后者代表了初步定价范围，ΔP0越大说明承销商和发行人对定价把握越小，定价不确定性越大。P0、ΔP0的确定主要根据信息集θ1、ψ1，因而是它们的函数，即P0= f (θ1，ψ1)，ΔP0= g (θ1，ψ1)。

( 2)新股发行价格的确定。在确定新股发行价格区间之后，承销商通过询价获取机构投资者的信息，并结合此段时间的公开信息确定最终的发行价格，我们以θ2、ψ2、P分别表示询价过程中收集到的机构投资者私人信息、询价阶段的公开信息集和发行价。ΔP = P－P0是最终发行价与询价区间均值之间的差异，这是承销商根据询价过程中收集到的机构投者信息和询价阶段的公开信息并进行价格调整所形成的，即P = f1(θ2，ψ2，ΔP0，P0)，ΔP = g1(θ2，ψ2，ΔP0，P0)。

( 3)新股发行配售和上市。在最终发行价格确定之后，承销商团开始进行新股配售并在二级市场上市，新股上市后形成新股抑价或者称为首日收益率( Initial Return，简称IR)，在新股配售上市期间，唯一的新信息就是配售到上市之间的公开信息，以ψ3表示，IR = f2(ψ3，ΔP，P)。

2.定价过程中的信息利用效率

根据以上的分析，在IPO的定价过程中，两个步骤涉及承销商对相关信息的利用:初始价格区间的确定与信息集θ1、ψ1的利用，以及发行价格的确定与信息集θ2、ψ2的利用，而上述信息利用效率是我们关注的问题。

( 1)定价过程中对公开信息利用效率。在IPO的价格形成过程中，主要包含三个公开信息集:ψ1、ψ2、ψ3。根据有效市场假说，如果承销商在定价过程中对信息的利用是充分的，那么应该有E ( IR/ψ3)= E ( IR/ψ1，ψ2，ψ3)，其中公开信息集ψ3是定价之后的信息，因而不能被承销商所利用。如果承销商定价过程中对公开信息利用不充分，即E ( IR/ψ3)≠E ( IR/ψ1，ψ2，ψ3)，那么定价过程信息利用是非效率的。因为根据有效市场假说，市场价格已经充分吸收了公开信息，因而如果定价过程是有效的话，那么就不能利用公开信息预测首日收益率。

( 2)定价过程中对私人信息的利用程度。这里的私人信息主要指发行人相关信息θ1和机构投资者信息θ2，θ1主要影响P0、ΔP0的确定，θ2主要影响ΔP。从本质上讲，发行人相关信息(包括财务数据、经营数据等)都需要公开披露，因而也属于公开信息的范畴，但上述信息不同于ψ1，ψ2，ψ3之处在于它是与特定发行人相关的。机构投资者所拥有的信息θ2并不能直接观测到，只能够通过观测ΔP来推测机构投资者拥有的是关于新股定价的负面或正面信息。

与从公开信息利用和新股收益之间的关系来判断首次公开发行市场效率不同，即使可以通过θ1、θ2来预测新股首日收益率，这也并不一定表示首次公开发行市场是低效率的。

对于信息集θ1而言，由于信息不对称的原因，信息集θ1中的某些信息与新股抑价之间就存在特定的关系，比如新股定价的事前不确定性越高，风险越大，新股抑价程度越高;而发行人发行前的资产规模越大，发行人的不确定性和风险越小，新股抑价越低，进而形成了发行人资产规模与新股抑价之间的负相关关系。换言之，可以通过发行人的资产规模来预测新股抑价，但这并不表示首次公开发行市场效率低。

而对于机构投资者所拥有的信息θ2(往往以ΔP来表示)，承销商需要通过一定的激励措施来诱使机构投资者透露信息。动态信息学习假说( Benveniste和Spindt，1989)认为信息θ2没有完全反映到新股价格中去并不一定代表着新股定价过程是无效率的，这是一种在信息不对称情况下诱使机构投资者披露信息的激励相容机制。

三、信息利用效率的实证分析

1.变量的选取

在研究承销商定价过程中的信息利用效率问题，如何选取相应的变量来表示相应的公开信息和私人信息是关键，我们借鉴Lowry和Schwert ( 2004)的研究方法，在公开信息方面，采用相应的时间段内的股票指数(本书采用上海证券交易所综合指数)来表示对应的公开信息，其中M1为招股说明书签署前一个月的市场指数涨跌幅度，表示公开信息集ψ1; M2为招股说明书签署后到新股发行期间的市场指数涨跌幅度，表示公开信息集ψ2; M3为发行结束到新股上市期间的市场指数涨跌幅度，表示公开信息集ψ3;采用ΔP来表示承销商所收集的机构投资者的私人信息。

其他的控制变量与本章第三节的相同，包括承销商声誉、总资产规模、新股发行数量、中签率、发行前每股收益等。

2.实证分析结果

下面仍旧采用上一节的多元线性回归方程来分析首次公开发行市场的信息利用情况，具体的分析结果见表5. 24。

表5. 24　新股定价过程中信息利用情况的多元线性回归分析结果

表5. 24的结果表明，在新股发行制度改革后的累计投标询价发行方式下，承销商对公开信息的利用是充分的，这体现在公开信息集( M1、M2、M3)对新股抑价并没有显著的影响;也就是说，并不能根据上述公开信息来预测新股抑价。相比之下，累计投标过程中所收集的私人信息并没有全部反映到新股定价中去，这体现在变量ΔP对新股抑价具有显著的影响;换言之，可以根据ΔP来预测新股抑价，该结果与Lowry和Schwert ( 2004)的发现类似。

第五节　基于公平原则的首次公开发行市场监管制度改革效果考察

政府对证券市场监管的最主要目的之一就是保证证券市场的竞争是公开、公正、公平的，而在“三公”中，公平原则又是最主要的。安瑞( 2007)认为，证券市场的公平原则具有以下三层含义:第一，证券市场中参与者的主体地位平等;第二，证券市场的参与者能够获得公平对待;第三，证券监管机构应当为证券市场的参与者提供公平的法律保护。参与者的公平对待具有两层含义:第一，法律、法规以及监管机构制定的规则要对证券发行人、上市公司公平对待;第二，公平对待所有的证券投资者，这里的证券投资者不仅包括已经持有发行人证券的投资者，还包括作为潜在投资者的社会公众。

由此可见，公平对待和平等的参与机会构成了证券市场公平竞争原则的基本要义，因而是否公平对待市场参与者并赋予平等的参与机会是从公平竞争视角考察我国首次公开发行市场监管制度改革效果的重要依据。

我国首次公开发行市场监管制度改革主要涉及三个方面:首次公开发行市场的准入资格管制、新股发行定价方式和新股配售方式的监管。而首次公开发行市场准入资格管制是最重要的环节，下面从公平对待和平等的参与机会视角分析我国首次公开发行市场监管过程中公平原则的实施情况:政府监管部门是否公平对待所有的参与者并赋予平等的参与机会。

一、平等的参与机会与首次公开发行市场的准入管制制度变迁:理论分析

在我国首次公开发行市场的准入方面，不论是审批制还是2001年3月后实施的核准制，首次公开发行市场的准入在很大程度上受政府监管部门的控制，正如前文所指出的，政府对首次公开发行市场准入管制造成的后果之一就是市场准入的机会不平等，不同的市场参与者之间在市场准入机会方面存在巨大差异，而所有制歧视就是我国首次公开发行市场参与机会不平等的主要表现形式，国有企业比民营企业在首次公开发行市场准入方面享有优先权。

在政府主导首次公开发行市场准入的情况下，不仅仅是民营企业与国有企业之间存在市场准入参与机会的不平等，而且民营企业之间在首次公开发行市场准入的参与机会方面也是不平等的。由于政府部门掌握首次公开发行市场准入的控制权，因而民营企业与政府的关系成为民营企业获得首次公开发行市场准入机会的关键，进而造成我国首次公开发行市场不公平参与。下面从中国转轨环境视角分析民营企业的政企关系如何影响企业获得首次公开发行市场的准入资格，进而影响首次公开发行市场的公平竞争。

企业的成长环境包括市场环境和非市场环境，其中企业与政府的关系又是非市场环境的最主要构成部分。与企业采取市场战略应对市场环境以树立竞争优势一样，战略管理研究者认为，企业的政治战略对企业的成长与市场战略具有同等重要性，甚至在某些情况下比市场战略更为重要(张建君和张志学，2005)。不同国家由于政治体制的差异，企业所采取的政治策略和政治行为亦不相同。在美国民主代议制的体制下，企业主要通过形成利益集团以政治捐款、游说等形式实施政治策略，影响政府决策以获得对企业有利的公共政策(拉詹和津加莱斯，2004) ;而在印度尼西亚、马来西亚，企业的政治策略主要通过与关键政治人物之间的政治联系( political connection)而得以实施( Faccio，2006a)。

Faccio ( 2006a)对47个国家的20202家公司的研究表明，企业政治关系影响企业价值是一个普遍的事实。她的研究发现，当公司大股东或公司高层进入政治领域时，公司价值显著增加;而Johnson和Mitton ( 2003)对1997～1998年亚洲金融危机期间马来西亚政治关联企业( politically－connected firms)以及Fishman ( 2002)对印度尼西亚与苏哈托家族相关企业的研究表明，与关键性政治人物的政治联系是影响公司价值的重要因素，比如，Fishman发现，苏哈托执政期间，苏哈托身体状况直接影响与苏哈托家族相关企业的价值。至于作用机制，大量的研究表明企业的政治关系通过多种途径影响企业价值: Faccio、Masulis和Mc Connell ( 2006)认为，企业的政治关系通过影响企业面临财务危机时得到政府救助( bailout)的可能性而影响企业价值，与政府联系越密切，公司面临债务危机时得到政府救助的可能性越大; Faccio ( 2006b)发现，相对于那些没有政治联系的企业而言，政治关联企业具有更高的资产负债率、更低的税负和更大的市场势力，这表明企业政治关系通过政府信贷支持、税收优惠和提高市场进入壁垒而增加企业价值。

虽然企业的政治策略和政治行为影响企业发展具有共性，然而这种影响在不同国家是不一样的( Faccio，2006a)。在中国特定的转轨经济条件下，企业的政治战略对企业成长和发展有何影响引起了国内外研究者的广泛关注。部分学者从战略管理角度，分析了中国企业如何通过实施政治策略和政治行为来谋求和营造有利于自身发展的外部政治环境，进而取得经济利益(田志龙、高勇强和卫武，2003;卫武、田志龙和刘晶，2004;卫武，2006)。

相对于国有企业与政府之间的天然“血缘”关系而言，政企关系对转轨期的民营企业发展的影响更为重要。比如，田国强( 1996，2001)认为，在转轨条件下，企业家除了具备传统的企业家能力外，企业家的政治活动能力(主要指处理好与政府关系的能力)对民营企业的发展具有重要影响;汪伟和史晋川( 2005)以吉利集团为例分析了民营企业家的政治企业家能力对企业发展的影响。因而中国民营企业实施政治战略的目的在于营造良好的政企关系，良好的政企关系又有助于民营企业获取企业发展所必需的而又掌握在政府手中的资源。资源基础理论( Resource－based view)认为企业的发展依赖于企业资源，民营企业拥有的政治资源越多，越可能得到政府的支持，获得稀缺的土地、资金、税收优惠以及政府的行政许可等。在转轨过程中，中国政府对许多行业进行广泛的规制，民营企业进入这些行业面临着行政壁垒，取得政府的行政许可是准入的关键。

就首次公开发行市场准入而言，获取新股发行上市的资格就意味着民营企业获得了稀缺的资本。而下面的案例分析和计量分析结果表明，在其他条件相同的情况下，民营企业与政府关系越密切(以民营企业家的政治身份来表示)，民营企业获得首次公开发行市场准入资格的可能性就越大，这表明民营企业在首次公开发行市场的参与机会方面是不平等的，原因在于我国首次公开发行市场准入管制导致市场的不公平竞争。

二、民营企业家的政治身份与首次公开发行市场的准入:万向案例

浙江万向集团的前身是成立于1969年的浙江萧山宁围人民公社农机修理厂，在企业创始人鲁冠球的带领下，到2004年万向集团已经发展成为销售收入超过200亿元、利税总额超10亿元的大型民营企业集团。

在万向集团快速成长的过程中，企业获得了人民和政府授予的非常高的荣誉，企业创始人鲁冠球不但在经济领域发挥作用，比如担任中国企业联合会副会长、中国企业家协会副会长、中国乡镇企业协会会长等行业协会领导职务，而且当选为党的十三大、十四大代表和九届全国人大代表、十届全国人大主席团成员，具有较高的政治身份和政治地位。这也表明了企业与政府建立了良好的关系。

在企业创始人的政治地位不断上升的过程中，万向集团在金融业进入方面也取得了显著的成绩。集团下属的万向钱潮(股票代码: 000559)于1993年在深圳证券交易所上市，是中国最早的民营上市公司。1996年万向成立了注册资本两亿元人民币的万向租赁有限公司，是全国首批获商务部和国家税务总局批准的内资融资租赁企业。经过中国人民银行批准，万向集团于2001年成立了非银行金融机构———万向财务公司，扩大了万向集团的金融业务范围。2002年以万向集团为并列第一大股东的民生人寿保险股份有限公司经中国保险监督委员会批准成立。2003年万向集团收购浙江省工商信托投资股份有限公司部分股权获得政府批准，成为该信托机构的最大股东。2005年11月万向集团成为首批获准发行企业债券的民营企业。在短短几年内，万向集团先后获得财务公司、证券、信托、保险等金融业务的经营资格。

万向集团案例表明，民营企业家的政治身份与民营企业金融业进入之间存在可能联系。如果能证明万向集团案例并非特例，而具有一般性，那么将进一步支持本文的理论假说:民营企业家政治身份与首次公开发行市场准入之间具有密切联系，良好的政府关系有助于民营企业获取首次公开发行市场的准入资格。

三、民营企业家政治身份与首次公开发行市场的进入:计量分析

万向集团的案例说明，民营企业家的政治身份可能会对民营企业能否发行股票产生影响。为了分析万向集团现象是否为特例，本书以中国民营经济最发达的省份之一———浙江省的百强民营企业( 2004年)为样本，研究中国民营企业家政治身份对民营企业首次公开发行市场准入的影响。

1.样本数据

本书选取样本是浙江省2004年度营业收入总额居前100位的民营企业，该排名是由浙江省工商局和浙江省私营(民营)企业协会联合发布。在这100家企业中，浙江广厦集团2004年以212亿元的营业收入位居榜首，而排位第100位的民营企业营业收入总额为18亿元。浙江省2004年度百强民营企业名单和营业收入总额的数据来源于浙商网( http: / /biz. zjol. com/05biz)。

本书以民营企业的实际控制人是否当选人大代表或政协委员来表示民营企业家的政治身份，并将民营企业家的政治身份划分为以下等级:全国人大代表、省人大代表、市人大代表、县人大代表、区人大代表、非人大代表，全国人大代表政治身份高于省人大代表，依此类推。对于同一级别的人大代表和政协委员，我们认为他们的政治地位是相同的，比如省人大代表与省政协委员具有相同的政治地位。关于企业家政治身份的数据主要通过互联网检索相关企业网站或者直接搜索企业家本人的姓名来查找。

下面分析民营企业家的政治身份与首次公开发行市场准入之间的关系。如果一家民营企业通过首次公开发行市场发行股票(包括核准制和审批制下的股票发行)，那么我们定义该民营企业为资本市场进入;上述民营企业资本市场准入不包括民营企业通过收购上市公司而间接上市，或者民营企业在中国香港、美国等证券市场上市。对于民营企业是否进行首次公开发行股票的数据主要通过查阅公司网站或者通过互联网进行关键词搜索而得到。

2004年度浙江民营企业百强的名单、企业营业收入总额、企业家政治身份、金融业进入情况见本章附表。

2.数据描述

表5. 25提供了浙江省民营企业百强的企业家政治身份情况，“5”表示全国人大代表或全国政协委员，“4”表示省级人大代表或省级政协委员，依此类推。在浙江省民营百强企业当中，11人当选为全国人大代表或政协委员，14人当选为浙江省人大代表或政协委员，17人当选为市级人大代表或政协委员。上述民营百强企业中，56%的企业家具有政治身份，44%的企业家尚未获得政治身份。

表5. 25 　浙江民营企业百强的企业家政治身份情况

表5. 26为民营企业家政治身份、民营企业营业收入总额和首次公开发行市场进入之间的相关性分析结果。相关性分析结果表明，民营企业家的政治身份与民营企业的首次公开发行市场进入的相关系数达到0. 494，并且在1%水平显著，这说明在万向集团案例分析中所发现的现象具有普遍性;此外，企业营业收入规模与首次公开发行市场进入的相关系数为0. 412，同样也在1%水平显著，这表明首次公开发行市场进入与企业营业收入的规模正相关。民营企业家政治身份与民营企业规模之间的相关系数为0. 367，并在1%水平显著，这表明民营企业家政治身份高低与民营企业的规模正相关，民营企业规模越大，民营企业家政治影响力越大，与政府的关系越密切。

表5. 26　企业家政治身份、企业规模与首次公开发行市场进入的相关性分析

注:＊＊＊表示在1%水平显著。

以上相关性表明，一方面，民营企业家的政治身份与民营企业的首次公开发行市场进入之间存在显著正相关性，企业家的政治身份可能有助于民营企业获得首次公开发行市场的准入资格;另一方面，首次公开发行市场进入与民营企业的规模呈现正相关，这说明首次公开发行市场进入可能仅仅是企业符合准入条件而已，民营企业家的政治身份并没有发挥相应的作用，因为企业家政治身份与企业规模也是正相关的，因此我们需要通过计量模型来控制企业规模的影响。

3．计量模型

为了进一步分析民营企业家政治身份是否有助于民营企业获得首次公开发行市场的准入资格，本书建立如下的对数单位回归模型:

对式5. 5取自然对数并进行代数变换后，可获得如下的计量模型:

其中，y表示民营企业的首次公开发行市场进入情况，它是一个哑变量，取值为“1”时表示某民营企业获得了首次公开发行市场进入机会，取值为“0”时表示民营企业没有取得首次公开发行市场的进入资格; p为给定相关解释变量的情况下，民营企业进入首次公开发行市场的概率。

本书把人大代表或政协委员分为6个等级来表示不同民营企业家政治影响力的差异，用“5”表示民营企业家为全国人大代表或政协委员，“4”表示民营企业家为浙江省人大代表或政协委员，“3”表示民营企业家为浙江省主要城市的人大代表或政协委员，“2”表示民营企业家为县级人大代表，“1”表示企业家为区级人大代表，“0”表示民营企业尚未取得相应的政治身份。考虑到不同企业家政治身份传递信息的能力不是以线性递增而是以级数方式递增的，本书通过变量politic2来反映这种关系，比如对于县级人大代表，该变量取值为1，而对于全国人大代表，该变量取值为25，是前者的25倍。

变量politic表示民营企业家的政治身份，它是一个哑变量，当取值为“1”时表示民营企业家具有政治身份，当取值为“0”时表示民营企业家不具备政治身份。变量ln ( sales)为控制变量，反映民营企业的营业收入规模可能对民营企业进入金融行业的影响，ln ( )表示对变量取自然对数。

根据本书的理论分析，企业家政治身份有助于民营企业获得首次公开发行市场的进入资格。如果变量politic、politic2的系数β1、β2大于0，那么表明经验证据支持我们的理论观点，因为对于对数单位回归模型，在解释变量系数大于0的情况下，概率p是相关解释变量的递增函数。表5. 27为对数单位模型的估计结果。

表5. 27　对数单位回归模型估计结果

续表

注:＊＊＊表示在1%水平显著，＊＊表示在5%水平显著，*表示在10%水平显著。

模型1表示仅对变量politic进行回归分析，结果显示系数β1为8. 939，大于0，并在10%水平显著，这表明民营企业家的政治身份提高了民营企业进入首次公开发行市场的概率，与本书的理论预测一致。

模型2仅考虑变量politic2对民营企业首次公开发行市场进入的影响，系数β2为0. 197，大于0，并且在1%水平显著，由于变量politic2反映民营企业家政治地位差异对民营企业首次公开发行市场进入的影响，这表明民营企业家的政治地位越高，民营企业首次公开发行市场进入的概率越高。由此可见，民营企业家的政治身份对民营企业首次公开发行市场进入有显著影响，并且不同的政治身份，首次公开发行市场的进入概率也不同。

模型3同时分析了民营企业家是否具有政治身份(变量politic)，以及政治身份高低(变量politic2)对民营企业首次公开发行市场进入的影响。回归分析结果表明，变量politic、politic2的系数符号均大于零，与理论预期相同，说明民营企业家的政治身份有助于提高民营企业首次公开发行市场进入的可能性;但变量politic、politic2的系数显著性存在差异，变量politic的系数在统计上不显著，而变量politic2的系数在5%水平显著;上述两个变量系数显著性的差异表明民营企业家的政治地位越高，相应民营企业首次公开发行市场进入的概率就越高。

模型4在控制民营企业营业收入的情况下，分析了民营企业家政治身份对民营企业首次公开发行市场进入的影响。变量ln ( sales)的系数β3为0. 509，大于0，表明民营企业规模越大，获得首次公开发行市场进入的可能性就越大，但系数在统计上并不显著。而在控制了民营企业的营业收入之后，变量politic、politic2的系数符号和显著性都没有发生变化，这进一步支持了本书的理论假说:民营企业家政治身份是影响民营企业首次公开发行市场进入的关键因素。并且从方程的拟合度上看，变量politic2是主要的影响因素，其他变量进入方程的影响不如politic2显著。

对以上对数单位回归模型分析结果表明，在控制了民营企业规模之后，民营企业家的政治身份对民营企业能否获得首次公开发行市场的进入机会有显著影响，民营企业家的政治身份提高了民营企业首次公开发行市场进入的可能性，并且民营企业家政治身份越高，民营企业首次公开发行市场进入的可能性就越大。

4.结论的可靠性分析

以上的经验证据表明，民营企业家的政治身份有助于提升民营企业首次公开发行市场进入的可能性，但是通过对数单位模型获得的经验结论是否可靠呢?下面从以下几个方面来分析结论的可靠性。

第一，内生性问题。本书认为民营企业家的政治身份增加了民营企业首次公开发行市场进入的可能性。但存在着如下的可能性:民营企业进入金融业后使民营企业的规模扩大，增加了社会知名度和认可度，从而使其当选人大代表。换言之，民营企业家的政治身份内生于民营企业的金融业进入。从民营企业家获得政治身份与民营企业首次公开发行市场进入的时间顺序上看，民营企业进入金融业均发生在民营企业家获得相应政治身份之后，因此民营企业进入金融业决定民营企业家政治身份的可能性不大。这样我们可以排除内生性问题对本书结论的影响。

第二，忽略变量偏差。在对数单位回归模型分析中，仅仅控制了民营企业营业收入，没有控制其他变量对民营企业首次公开发行市场进入的影响，从而可能导致忽略变量偏差。比如民营企业的盈利能力可能会对企业能否获得首次公开发行市场的准入资格产生影响。但是由于无法收集相关民营企业的利润数据，我们无法直接估计企业利润对民营企业首次公开发行市场进入的影响。在一般情况下，企业营业收入与企业利润之间高度正相关，而在上述模型中我们已经控制了企业营业收入的影响，因此忽略企业利润因素不会对研究结果产生重大影响。

此外，企业历史可能会对民营企业进入金融业产生影响，企业历史越长，表明企业在激烈的市场竞争中生存下来，社会知名度越高，这可能有助于企业建立声誉和传递信息。为此，本书在控制企业寿命(企业寿命等于企业成立到2005年的年限)的情况下，分析民营企业家政治身份对民营企业首次公开发行市场进入的影响。

表5. 27的第三列为在控制民营企业寿命的情况下，对数单位回归模型的估计结果。可以看出，变量year (民营企业寿命)系数大于0，并在10%水平显著，说明企业寿命对企业能否首次公开发行市场进入有显著影响，民营企业的寿命越长，获得首次公开发行市场准入的可能性就越大。

但即使控制企业寿命的影响，变量politic2的影响仍就是显著的(在5%水平)，并且系数仅从0. 143下降到0. 139，没有发生显著变化。这说明，即使控制了企业寿命的影响之后，民营企业家政治地位仍就是影响民营企业能否获得金融业进入许可的重要因素。

由此可见，本书关于民营企业家政治身份有助于民营企业获得金融业进入资格的结论并没有受变量内生性问题、忽略变量偏差或选择性偏差的影响，通过对数单位回归模型得到的结论是稳健的。

由此可见，本书关于民营企业家政治身份有助于民营企业获得首次公开发行市场准入资格的结论并没有受变量内生性问题、忽略变量偏差的影响，通过对数单位回归模型得到的结论是稳健的。

5.核准制改革对民营企业首次公开发行市场准入机会的影响

以上的分析表明，在我国首次公开发行市场的准入方面，民营企业家的政治身份(民营企业的政府关系)对民营企业能否取得首次公开发行市场的准入资格有很大影响，民营企业家的政治身份越高，民营企业与政府的关系越密切，企业获得首次公开发行市场准入资格的可能性就越大，民营企业之间在首次公开发行市场准入的机会方面是不平等的。那么首次公开发行市场监管制度从审批制到核准制的改革是否改变了上述格局呢?

在上述分析中，我们所选取的样本中上市时间最早的是万向钱潮( 000559)，其次是浙江广厦( 600053)，它们是在新股发行制度改革之前( 2001年3月的核准制改革)就已经取得了上市资格，而其他公司都是在核准制实施之后发行上市的。为了分析首次公开发行市场监管制度从审批制到核准制的变迁是否改变了民营企业首次公开发行市场准入机会不平等的局面，我们把核准制实施前就发行上市的万向钱潮( 000559)和浙江广厦( 600053)从样本中剔除，然后根据式5. 6进行参数估计。表5. 28第四列的选择性偏差检验结果表明，在样本中剔除了万向钱潮和浙江广厦之后，各个解释变量的系数符号和数值没有发生显著变化，这表明在首次公开发行市场的核准制实施后，民营企业家的政治身份仍旧是影响首次公开发行市场准入的重要因素。

四、小　结

在我国首次公开发行市场准入受到政府管制的情况下，不同市场参与者的机会是不平等的，这不仅体现国有企业与民营企业之间的市场准入机会不平等，而且民营企业之间的市场准入机会也是不平等的，而上述的经验证据表明，民营企业的首次公开发行市场准入机会与民营企业的政府关系(民营企业的政治身份)密切相关，民营企业的政治身份越高，民营企业与政府关系越好，民营企业取得首次公开发行市场准入的机会就越高，并且核准制改革并没有改变上述首次公开发行市场准入机会不平等格局。

表5. 28　结论的稳健性检验

注:＊＊＊表示在1%水平显著，*表示在10%水平显著。

第六节　首次公开发行市场监管制度改革效果总体评价

本章主要从效率与公平视角考察了我国首次公开发行市场监管制度改革的效果，其中第一节到第四节从效率角度(以新股抑价程度、新股定价过程的信息利用情况和中介机构声誉机制是否发挥作用三个指标代表首次公开发行市场的效率)考察了我国首次公开发行市场监管制度改革的效果，而第五节主要从公平竞争(民营企业家的政治身份与民营企业首次公开发行市场准入)角度考察了首次公开发行市场监管制度改革效果。从总体上看，政府主导的我国首次公开发行市场监管制度改革，既取得了一定的成效，也存在着不足。

一、我国首次公开发行市场监管制度改革的成效

从总体上看，我国首次公开发行市场监管制度改革在提升首次公开发行市场效率方面取得了一定的成效，这主要体现在以下几个方面:

第一，我国首次公开发行市场的动态效率呈现提升趋势。从1991～2007年，尽管我国首次公开发行市场的新股平均抑价程度有所波动起伏，但是总体上呈现一个明显的下降趋势，因而从新股抑价角度来看，首次公开发行市场效率呈现动态提升趋势。

第二，首次公开发行市场的核准制改革提升了市场的效率。本章第二节的实证研究结果表明，在控制其他因素影响的情况下，核准制改革后的新股抑价程度较核准制改革前的新股抑价程度显著下降，这说明首次公开发行市场核准制改革在一定程度上提升了市场效率。

第三，在实施核准制和新股发行累计投标询价制度后，新股定价过程中对信息利用较为充分。本章第四节的实证研究结果表明，在累计投标询价的新股发行方式下，新股定价过程对公开信息的利用是比较充分的。

二、我国首次公开发行市场监管制度改革的不足

尽管政府主导的首次公开发行市场监管制度改革取得了一定成效，但是目前以核准制为核心的我国首次公开发行市场监管制度仍旧面临着一些不足和局限，主要体现在:

第一，尽管从动态上看，我国首次公开发行市场效率呈现提升趋势，但是从不同国家和地区首次公开发行市场新股抑价程度的横向比较来看，我国新股抑价程度仍旧是世界最高的，首次公开发行市场的效率仍旧不高。

第二，首次公开发行市场监管制度改革并没有创造出有利于中介机构声誉机制发挥作用的外部环境。本章第三节的实证研究结果表明，不论是核准制改革前还是改革后，中介机构声誉机制在发挥信息传递、降低新股抑价方面并没有发挥显著作用。

第三，监管制度改革并没有改善首次公开发行市场的不公平竞争环境。本章第五节从民营企业家的政治身份与民营企业的首次公开发行市场准入关系角度，提供了我国首次公开发行市场准入方面存在着不公平竞争的经验证据，而这种不公平竞争不论是核准制改革前还是改革后都存在。

三、关于我国首次公开发行市场监管进一步改革的设想

鉴于政府实施局部的、技术性的监管制度改革并未从根本上提高市场效率和促进市场的公平竞争，部分学者提出了要从根本上提高市场效率，应采取以市场化为导向的监管制度改革，并建议借鉴西方国家做法，在新股发行监管方面用注册制替代核准制，在新股定价方面采用询价制度(于增彪等，2004;吴林祥，2005)。毋庸置疑，上述研究提出的监管制度市场化改革的总体思路无疑是正确和富有建设性的。

然而上述研究仍旧存在着研究视角的盲点和不足，这主要体现在:第一，上述研究往往把政府监管部门视为一个“黑箱子”，较少考察政府监管部门的目标与政策形成之间的关系。我国政府监管部门的目标不但包括保证市场的“三公”，还包括诸如支持国有企业改革、维护市场稳定等其他目标，而这些目标之间可能存在冲突，进而导致政府监管失灵或制约政府监管制度改革。第二，注重从单项制度角度分析监管制度改革，从而忽视了制度环境的影响。比如在美国，集体诉讼( class action)等法律制度强化市场参与主体的法律责任，为注册制发挥作用奠定了基础;那么在缺乏必要法律制度保障的情况下，我国实行注册制能否取得预期效果呢?这些问题是在我国首次公开发行市场监管制度进一步改革中需要进一步研究。

第六章主要从打开政府监管“黑箱子”角度分析政府角色重塑与我国首次公开发行市场监管制度改革的关系，并提出监管制度创新的政策建议;而第七章主要从单项制度安排与制度环境关系角度提出我国首次公开发行市场监管制度创新的建议，并分析首次公开发行市场准入的市场化改革创新对我国多层次资本市场建设的影响。

本章附表:浙江省2004年民营企业百强概况　　单位:亿元

续表

续表

续表

说明:
在上述的首次公开发行市场进入中，“1”代表民营企业获得首次公开发行市场的准入资格，“0”代表民营企业没有获得首次公开发行市场的准入资格。
政治身份:“5”表示全国人大代表或政协委员;“4”表示省级人大代表或政协委员;“3”表示市级人大代表或政协委员;“2”表示县级人大代表或政协委员;“1”表示区级人大代表或政协委员; “0”表示非人大代表或政协委员。

【注释】

[1]正如第三章分析所指出的，合理的新股抑价程度是对投资者承担首次公开发行市场风险的补偿，但是超过合理的范围就意味着首次公开发行市场效率不高。

[2]根据国泰君安公司的首次公开发行市场( A股)的相关数据整理而成。

[3]数据来源于Jay Ritter个人网页，具体网址为: http:/ /bear．cba．ufl．edu/ritter/int．pdf。

[4]根据国泰君安公司的首次公开发行市场( A股)的相关数据整理而成。

[5]由于我国证券市场发展中部分券商进行了整合，比如申银万国证券有限公司就是由原来的申银证券和万国证券整合而成，国泰君安公司就是由原来的国泰证券和君安证券整合而成，为此在统计中，我们把申银证券、万国证券承销的股票均视为申银万国证券承销。