券商跟投意愿、詢價制調(diào)整與IPO定價偏誤
——來自中國科創(chuàng)板市場的經(jīng)驗證據(jù)

曹奧臣張鐵剛

一、引言

科創(chuàng)板實行保薦機構(gòu)相關(guān)投資子公司跟投制度以來，券商在嚴格把關(guān)IPO質(zhì)量、強化IPO和二級市場定價等方面被寄予厚望?！氨Ｋ]+跟投”的制度設(shè)計也將券商利益由原來短期的保薦承銷收益轉(zhuǎn)變?yōu)轫毻瑫r兼顧上市后長達兩年鎖定期的跟投股權(quán)收益，新制度的推出令發(fā)行方、中介機構(gòu)以及機構(gòu)投資者之間的利益博弈變得更加混雜。從現(xiàn)有文獻來看，盡管國內(nèi)的研究大多支持了科創(chuàng)板跟投制度的積極作用(張巖和吳芳，2021[1]；梁鵬，2021[2])，但目前為止獲取的證據(jù)更多地傾向于從跟投制度的政策內(nèi)容出發(fā)，依靠經(jīng)驗推導(dǎo)、實證分析等手段從IPO定價效率等角度來評價跟投制度的優(yōu)與劣。

在國內(nèi)中小型券商“搶食”IPO項目的背景下，跟投制度的強制性讓人難以辨別券商投資的真實動機，即券商究竟是為了追求短期保薦承銷收益，甘愿被制度“綁架”而參與跟投？抑或是看好IPO公司的發(fā)展后勁，有意主動參與跟投鎖定期長達兩年的“戰(zhàn)略投資”？券商機會主義行為(Opportunistic Behavior)理論認為，因保薦承銷收益與募資金額直接掛鉤，故而券商有抬高新股首發(fā)價格的動機(張巖和吳芳，2021[1])。從理論層面看，跟投機制的引入被認為是約束券商機會主義行為的有效舉措，即“哄抬”首發(fā)價格以獲取更多的傭金也意味著券商需要以更高的配售價格參與跟投，令自身陷入“左右為難”之境。

為了打破科創(chuàng)板詢價機構(gòu)“抱團報價”格局，進一步提高新股的定價效率，2021年9月18日出臺的詢價新規(guī)也試圖通過調(diào)整最高剔除報價比例、強化報價行為監(jiān)管等一系列措施，優(yōu)化IPO定價機制。新規(guī)下詢價機構(gòu)更多報價的保留，可能使得券商出具的投價報告具有更大的錨定價值。同時，券商自身的跟投意愿同樣能反映其對新股的價值判斷。綜上所述，科創(chuàng)板開市以來推出的保薦機構(gòu)子公司跟投制度以及后續(xù)的詢價制調(diào)整與IPO定價均存在較為直接的關(guān)聯(lián)，且兩種制度之間可能存在某種潛在聯(lián)系。

制度作為IPO定價領(lǐng)域的經(jīng)典“背書”理論，對中國資本市場中IPO抑價及溢價的成因均具有重要的解釋效果。有鑒于此，本文嘗試從制度視角研究保薦機構(gòu)相關(guān)子公司跟投制度及2021年9月18日詢價制調(diào)整對IPO定價的作用機制。本文的創(chuàng)新之處在于：在理論層面，本文從保薦機構(gòu)相關(guān)子公司跟投制度以及9.18詢價制度調(diào)整出發(fā)，補充了制度成因流派對于IPO定價效率的解釋；在現(xiàn)實層面，本文通過實證分析驗證了券商跟投意愿的信號作用，以及9.18詢價新規(guī)中降低最高報價剔除比例對提升新股定價效率的有效性，對市場監(jiān)管方進一步完善IPO相關(guān)制度具有一定的啟示意義。

本文的后續(xù)安排如下：第二部分介紹相關(guān)概念與文獻；第三部分進行制度和理論分析，并提出研究假設(shè)；第四部分介紹研究設(shè)計；第五部分報告實證研究結(jié)果；第六部分展開進一步研究;第七部分為結(jié)論與政策建議。

二、相關(guān)概念與文獻

(一)IPO定價偏誤：抑價與溢價現(xiàn)象

在一級市場及二級市場中，通常用IPO抑價和IPO溢價衡量發(fā)行價格低于內(nèi)在價值的部分，以及首日收盤價溢出內(nèi)在價值的部分(1)介紹IPO定價偏誤的概念前，有必要說明的是，大量文獻將IPO首日超額收益(IPO Initial Return)等同于IPO抑價(IPO Underpricing)，而二者等同的前提假設(shè)是一級市場定價非有效、二級市場定價有效，但這并不符合中國股票市場的一般情形。本文借鑒宋順林(2022)[3]的研究，嚴格地將IPO首日超額收益分解為一級市場上的IPO抑價和二級市場上的IPO溢價。本文中所用到的IPO定價偏誤概念，特指在科創(chuàng)板的一級市場中通過詢價所生成的新股發(fā)行價格與其內(nèi)在價值的偏離程度。本文的IPO定價偏誤與IPO抑價的不同之處在于，IPO抑價本質(zhì)上是一種新股折價發(fā)行的現(xiàn)象，當出現(xiàn)新股發(fā)行價高于其內(nèi)在價值時，IPO抑價為負，屬于“矢量”型指標，既有大小、也有方向(正或負)之分；IPO定價偏誤則表示離新股內(nèi)在價值的遠近程度，屬于“標量”型指標，只有大小、沒有方向(均為正)之分。。當IPO抑價較高時，表示新股發(fā)行價格低于其內(nèi)在價值，學者們常用市場參與方之間存在的信息不對稱來解釋IPO抑價現(xiàn)象，如采用發(fā)行人與投資者之間信息不對稱解釋的信號傳遞理論(Signaling Theory)(Booth和Smith，1986[4])、采用發(fā)行人與承銷商之間信息不對稱解釋的委托代理理論(Principal-Agent Theory)(Baron，1982[5])、采用承銷商與投資者之間信息不對稱解釋的信號顯示理論(Signaling Theory)(Benveniste and Spindt，1989[6])以及采用投資者與投資者之間信息不對稱解釋的中簽者詛咒理論(The Winner’s Curse Hypothesis)(Rock，1986[7])。當上述市場參與方之間的信息不對稱程度越大時，新股的IPO抑價(或稱IPO折價)現(xiàn)象就越明顯，一級市場的IPO定價偏誤也會相應(yīng)越大。

IPO溢價現(xiàn)象則用來反映市場首日收盤價相較新股內(nèi)在價值的溢出程度，學者們常用行為金融理論解釋IPO溢價的成因，該理論假定市場主要參與方不完全理性，包括反映發(fā)行人不完全理性的前景理論(Loughran和Ritter，2002[8])、反映承銷商不完全理性的不完全調(diào)整理論(Hanley，1993[9])以及反映投資者不完全理性的投資者行為理論(Miller，1977[10]；Green和Hwang，2012[11])。情緒投資者與理性投資者對股價的判斷并不一致，在投資者意見分歧和賣空限制的情況下，價格主要由樂觀投資者所推動，這是由于有利的市場條件讓投資者對IPO公司的前景產(chǎn)生了樂觀情緒，而IPO公司首日收盤價格取決于公司的內(nèi)在價值和投資者情緒的信息。因此，二級市場上的定價偏誤是導(dǎo)致IPO溢價的直接結(jié)果。

理想化的情形是，一級市場中的各參與方——發(fā)行方、承銷商和機構(gòu)投資者之間不存在影響IPO定價的信息差。與此同時，二級市場中的各參與方也處于完全理性狀態(tài)，對新股內(nèi)在價值的判斷基本保持一致。然而，理想化的情形并不符合全球各大資本市場的實際情況。在本文中，我們重點關(guān)注制度對IPO定價的影響。因此，本文研究中所涉及的IPO定價偏誤特指一級市場中IPO發(fā)行價格的偏誤，即新股發(fā)行價與其內(nèi)在價值的實際偏離程度。

(二)科創(chuàng)板制度革新與IPO定價偏誤

IPO制度變革與創(chuàng)新作為解釋IPO定價偏誤的經(jīng)典理論之一(胡志強和趙美娟，2016[12]；初可佳和張昊宇，2019[13]；唐斯圓和宋順林，2020[14])，在中國主板、中小板、創(chuàng)業(yè)板市場的既有實踐中，對遏制IPO定價偏誤成效顯著。科創(chuàng)板自2018年11月宣布設(shè)立以來，為提高IPO定價及發(fā)行效率，證券市場監(jiān)管方設(shè)計了大量與之配套的創(chuàng)新性制度，主要包括試點以信息披露為核心的發(fā)行注冊制、保薦機構(gòu)相關(guān)子公司跟投制度、市場化詢價制、剔除最高報價機制、提高網(wǎng)下機構(gòu)占比等。近年來，國內(nèi)學者嘗試研究發(fā)行注冊制(賴黎等，2022[15]；薛爽和王禹，2021[16]；薛爽和王禹,2022[17])、保薦機構(gòu)相關(guān)子公司跟投制度(張巖和吳芳，2021[1])、市場化詢價制度(張宗新和滕俊樑，2020[18])與IPO定價效率的關(guān)系，研究大多支持制度革新能夠顯著提高一級市場的新股定價效率、有效抑制IPO抑價現(xiàn)象的結(jié)論。

制度革新對IPO定價偏誤的遏制，本質(zhì)上是基于對一級市場各市場參與方之間信息不對稱的緩解。隨著科創(chuàng)板注冊制的推行，新股定價越來越市場化，信息不對稱理論對一級市場IPO抑價的解釋力再次變得重要(宋順林，2022[3])。賴黎等(2022)[15]對比了科創(chuàng)板2019年7月22日至2020年7月22日上市的IPO公司和非科創(chuàng)板同期上市的IPO公司，研究表明，核準制的IPO 定價管制助推了新股的炒作熱情，注冊制改革提高了科創(chuàng)板定價效率。薛爽和王禹(2021、2022)[16][17]圍繞注冊制的信息披露問題展開，利用審核問詢回復(fù)函的文本信息，分析了信息的“質(zhì)”與“量”跟IPO定價效率之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)審核問詢回復(fù)函“質(zhì)”越高、“量”越大，市場參與方之間的信息不對稱程度越低，IPO定價偏誤越低。張巖和吳芳(2021)[1]選取跟投比例作為核心代理變量，研究發(fā)現(xiàn)保薦機構(gòu)子公司跟投制度起到了提高IPO定價效率的效果。張宗新和滕俊樑(2020)[18]對科創(chuàng)板的市場化詢價制度展開了研究，實證結(jié)果表明，注冊制詢價制改革通過提高詢價機構(gòu)的門檻(2)2019年3月1日，上海證券交易所發(fā)布的《上海證券交易所科創(chuàng)板股票發(fā)行與承銷實施辦法(征求意見稿)》中提出，將首次公開發(fā)行詢價對象限定在證券公司、公募基金、私募基金、信托公司、財務(wù)公司、保險公司、合格境外機構(gòu)投資者七類專業(yè)機構(gòu)。，既避免了過度競爭又改進了IPO定價效率。

上述一系列的制度革新對新股IPO定價效率的提高都發(fā)揮了重要作用。值得我們重視的是，中國資本市場雖然借鑒了韓國科斯達克(KOSDAQ)等成熟資本市場的制度經(jīng)驗，但無論是保薦機構(gòu)相關(guān)子公司跟投制度還是不斷調(diào)整的市場化詢價制，在中國資本市場中仍缺乏試行經(jīng)驗，屬于無先例可循的新型制度。有鑒于此，結(jié)合中國股票市場的實際情況，借助“舶來”理論與現(xiàn)代計量工具展開研究，使通過跟投制度、詢價制度等構(gòu)建科創(chuàng)板市場的中國特色市場化規(guī)則成為可能(賴黎等，2022[15])。

三、制度、理論與假設(shè)

(一)券商跟投意愿與IPO定價偏誤

2019年4月，《上海證券交易所科創(chuàng)板股票發(fā)行與承銷業(yè)務(wù)指引》文件中正式提出試行保薦機構(gòu)相關(guān)子公司跟投制度，機構(gòu)按照股票發(fā)行價格認購發(fā)行人首次公開發(fā)行股票數(shù)量2%至5%的股票，具體比例根據(jù)發(fā)行人首次公開發(fā)行股票的規(guī)模分檔確定：發(fā)行規(guī)模不足10億元的，跟投比例為5%，但不超過人民幣4 000萬元；發(fā)行規(guī)模10億元以上、不足20億元的，跟投比例為4%，但不超過人民幣6 000萬元；發(fā)行規(guī)模20億元以上、不足50億元的，跟投比例為3%，但不超過人民幣1億元；發(fā)行規(guī)模50億元以上的，跟投比例為2%，但不超過人民幣10億元。該制度借鑒了韓國科斯達克(KOSDAQ)市場的既有實踐，首次登陸中國股票市場。政府部門不僅期望該政策能促進券商嚴格把關(guān)擬上市公司質(zhì)量，發(fā)揮資本市場“看門人”的職責，而且寄希望于通過平衡委托人(IPO發(fā)行方)和代理人(券商)之間的利益，以避免券商潛在的道德風險行為，提升科創(chuàng)板市場IPO定價效率。

從以往券商僅充當承銷保薦人的視角看，傭金收益直接與新股的發(fā)行價格和發(fā)行規(guī)模掛鉤，券商們按照IPO公司成交金額的特定比例抽取傭金。因此，我們需要厘清發(fā)行數(shù)量與價格之間的關(guān)系。根據(jù)經(jīng)典的供求理論，當新股的發(fā)行價格升高時，實際的發(fā)行份額可能會下降。結(jié)合科創(chuàng)板市場的實際情況，我們分別繪制了科創(chuàng)板420支新股的發(fā)行價格(單位：元/股)與超募金額(單位：億元)、保薦承銷費用(單位：億元)的散點圖，具體如圖1和圖2所示。

圖1 新股發(fā)行價格與超募金額

由圖1可以看出，在科創(chuàng)板市場中，當新股發(fā)行價格越高時，超募金額也相應(yīng)地越高，該現(xiàn)象可能與中國股票市場中長期存在的IPO抑價現(xiàn)象有關(guān)，A股市場的投資者們出于“新股不敗”的心理預(yù)期，因而對新股發(fā)行價格的敏感程度較低。具體表現(xiàn)為新股發(fā)行價格提高所增加的募集資金，完全高于因申購數(shù)量下降所減少的募集資金。從圖2中則可以看出，新股的發(fā)行價格與券商的承銷費用呈同趨勢增加，即在科創(chuàng)板市場中，發(fā)行價格的增加會顯著提高券商承銷保薦所獲得的傭金。有鑒于此，從券商僅充當承銷保薦人的視角看，券商有推高新股發(fā)行價格的動機。

圖2 新股發(fā)行價格與承銷費用

從券商跟投的視角看，保薦機構(gòu)相關(guān)子公司須按發(fā)行價格參與戰(zhàn)略配售，跟投獲配股票的限售期為24個月，而券商跟投在本質(zhì)上是比Pre-IPO階段的私募股權(quán)投資更后端的投資行為。作為投資方，為了獲得更高的收益，券商有以低價買入、高價賣出的動機。此外，跟投制度要求券商以 “真金白銀”參與跟投，為了騰出更多自有資金，“搶食”盡可能多的IPO項目，券商有動機壓低發(fā)行價格。其次，跟投獲配股票的限售期為24個月，這就要求券商嚴格把關(guān)IPO公司質(zhì)量，對公司當前及未來(上市2年及以后)的價值做出科學、合理的判斷，因此在盡可能壓低IPO發(fā)行價的同時，券商同樣希望IPO公司能夠有良好的發(fā)展后勁。在IPO詢價申購階段，券商可以利用跟投行為的信號作用，通過自身表現(xiàn)出來的跟投意愿，吸引詢價申購方以及其他理性的機構(gòu)投資者加大購買力度，紛紛成為IPO公司的新股持有人。眾多金融機構(gòu)可以利用他們在金融市場中的信息優(yōu)勢，共同助力IPO公司的成長。因此，從券商跟投的視角看，當券商外顯出強烈的跟投意愿時，能夠向一級市場傳遞IPO公司質(zhì)量的信息，這會讓詢價申購方加強申購力度，眾多理性機構(gòu)投資者的加入會使得報價更趨于市場化，進而降低定價偏誤，使IPO定價更加真實合理。

需要說明的是，通過計算發(fā)現(xiàn)，券商的平均承銷保薦收益要略高于跟投支出(3)作者在Choice金融數(shù)據(jù)庫中收集了2019年7月22日至2022年5月1日期間上市的420家科創(chuàng)板公司的券商承銷保薦收益，并手動收集了同期券商跟投支出的數(shù)據(jù)。通過計算得出，券商承銷保薦收益的平均值為7 543萬元，券商的實際跟投支出的平均值為7 153萬元。，但這并不代表券商希望發(fā)行價格越高越好，至少相比跟投制度推出前，券商會更加關(guān)注IPO公司的實際質(zhì)量以及它的未來走勢。有鑒于此，本文提出研究假設(shè)1：

假設(shè)1：券商跟投意愿對IPO定價偏誤存在顯著的負向影響。即當券商的跟投意愿越強烈時，風險定價更加真實合理，IPO定價偏誤越低。

(二)詢價制調(diào)整與IPO定價偏誤

中國A股市場的IPO發(fā)行定價制度依次經(jīng)歷了行政化定價、市場化定價、半市場化定價、詢價制和注冊詢價制5大階段，具體內(nèi)容見表1。

表1IPO發(fā)行定價制度沿革

2021年9月18日，中國證監(jiān)會發(fā)布了《關(guān)于修改〈創(chuàng)業(yè)板首次公開發(fā)行證券發(fā)行與承銷特別規(guī)定〉的決定》，上海證券交易所、中國證券業(yè)協(xié)會同步完善了科創(chuàng)板新股發(fā)行定價相關(guān)業(yè)務(wù)規(guī)則，主要內(nèi)容包括降低最高報價剔除比例(由原來的“不低于10%”調(diào)整為“不高于3%”)、強化報價行為監(jiān)管等。從9.18詢價制調(diào)整內(nèi)容看，科創(chuàng)板進一步強化了新股的市場化定價，給予了詢價機構(gòu)更大的報價空間。從420家科創(chuàng)板上市公司的實際情況看，在詢價制調(diào)整后的網(wǎng)上有效詢價報價區(qū)間長度與全部詢價保薦區(qū)間長度的比值是詢價制調(diào)整前的14.61倍，同時，初步詢價配售對象的數(shù)量也從9.18詢價新規(guī)出臺前的平均6 987家提高至詢價后的平均9 937家，這些數(shù)據(jù)也佐證了詢價機構(gòu)有效報價空間擴大、詢價行為更為市場化等論點。

在9.18詢價制調(diào)整之前，剔除最高報價的比例為不低于10%。在這種情況下，過高的剔除比例很有可能把原本具備有效信息含量的報價給排除在有效報價之外，導(dǎo)致新股最終的發(fā)行價格偏低，而將“不低于10%”調(diào)整為“不高于3%”，可以起到保留那些具備有效信息含量報價的效果。在學術(shù)研究領(lǐng)域的描述性統(tǒng)計部分，學者們通常對連續(xù)型變量采用1%的縮尾處理。參照這一視角，將最高報價剔除比例調(diào)整為“不高于3%”，可能會使得剔除無效報價或噪音報價的比例更加合理，最終形成的發(fā)行價格更為接近新股的內(nèi)在價值。因此，本文提出研究假設(shè)2：

假設(shè)2：詢價制調(diào)整對IPO定價偏誤存在顯著的負向影響。即9.18詢價新規(guī)出臺后，上市新股的發(fā)行價格更加接近其內(nèi)在價值。

(三)詢價制調(diào)整的調(diào)節(jié)效應(yīng)

厘清券商跟投意愿、詢價制調(diào)整兩大變量各自與IPO定價偏誤之間的關(guān)系后，我們進一步考慮三者間更深層次的關(guān)系。如前所述，券商跟投意愿對IPO定價偏誤的作用效果，主要依賴信號機制傳導(dǎo)。在此情境下，我們考慮9.18詢價制調(diào)整對跟投意愿信號傳導(dǎo)過程的影響。

需要說明的是，我們假定保薦機構(gòu)相關(guān)子公司參與發(fā)行戰(zhàn)略配售時外顯的跟投意愿是外生的，即券商跟投意愿不受詢價過程最終敲定的發(fā)行價格的干擾。原因在于，券商實際跟投金額的多寡主要受到規(guī)定跟投比例的約束外，最終配售的實際份額更多的是與IPO發(fā)行方協(xié)商的結(jié)果，而詢價行為則發(fā)生在新股上市前1～3周內(nèi)。因此，雖然券商以詢價敲定的發(fā)行價格進行跟投，但跟投的具體數(shù)量在詢價開始之前就已經(jīng)基本敲定。此外，2021年9月18日詢價制調(diào)整后，新股有效報價區(qū)間長度與全部詢價保薦區(qū)間長度的比值大幅提升，初步詢價配售對象的數(shù)量也大幅提高。與此同時，詢價制調(diào)整后上市的IPO公司，平均超募金額為調(diào)整前的3.45倍，這意味著券商通過跟投意愿吸引詢價申購方加強申購力度的愿望得到了滿足(4)作者在Choice金融數(shù)據(jù)庫中收集了2019年7月22日至2022年5月1日期間上市的420家科創(chuàng)板公司的超募金額數(shù)據(jù)。通過計算得出，9.18詢價制調(diào)整前，科創(chuàng)板公司的平均超募金額為21 144；9.18詢價制調(diào)整后，科創(chuàng)板公司的平均超募金額為73 025萬元。詢價制調(diào)整后的超募金額為調(diào)整前的3.45倍，這表明市場對新股的需求更加旺盛。。更多詢價配售對象的參與以及更多較高報價的保留，使得理性機構(gòu)投資者可以通過券商的跟投意愿的信號傳遞作用，捕獲IPO公司真實質(zhì)量的信息。而更多理性機構(gòu)投資者的參與和更多非噪聲報價信息的結(jié)合，則能夠更進一步地提高IPO定價效率。因此，9.18詢價新規(guī)中將“不低于10%”調(diào)整為“不高于3%”可能起到強化券商跟投意愿信號效果的作用。本文提出研究假設(shè)3：

假設(shè)3：詢價制調(diào)整對券商跟投意愿與IPO定價偏誤的關(guān)系存在顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。即9.18詢價新規(guī)的出臺，強化了券商跟投意愿對IPO定價偏誤的抑制效果。

四、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2019年7月22日至2022年5月1日上市的420家科創(chuàng)板IPO公司為研究樣本。2019年7月22日為科創(chuàng)板首批25家IPO公司的上市日期，我們以此為研究的起點，研究的截止時點為2022年5月1日，這是本文能夠獲取到的最新數(shù)據(jù)。本文的行業(yè)市盈率、公司上市后每股收益指標、新股發(fā)行價及上市N日收盤價指標均來自Choice數(shù)據(jù)庫，保薦機構(gòu)的實際跟投數(shù)據(jù)從招股說明書中的戰(zhàn)略配售情況部分手工搜索獲得，其他數(shù)據(jù)均來自Wind數(shù)據(jù)庫、CSMAR數(shù)據(jù)庫或Choice數(shù)據(jù)庫，詳細比對了3類數(shù)據(jù)庫中共有指標的一致性，彼此相互補充，并相互佐證了數(shù)據(jù)的可靠性。本文運用Stata 17.0軟件進行數(shù)據(jù)處理與分析。

(二)變量定義與模型設(shè)定

1.IPO定價偏誤指標(UPRAi,Bi,Ci)。選取合適的代理變量表征IPO定價效率是模型設(shè)計的關(guān)鍵。本文參照宋順林和唐斯圓(2019)[19]的處理辦法，用行業(yè)市盈率×新股上市后每股收益來衡量新股內(nèi)在價值，選擇行業(yè)市盈率時分別采用了首發(fā)時所屬行業(yè)市盈率、上市時所屬證監(jiān)會行業(yè)門類市盈率及上市時所屬證監(jiān)會行業(yè)大類市盈率3個口徑的指標，新股上市后每股收益指標嚴格采用上市當年的數(shù)據(jù)。最終得到，IPO定價偏誤=(新股內(nèi)在價值-新股發(fā)行價)/新股發(fā)行價，當IPO定價偏誤指標的絕對值越小時，說明新股定價效率越高，反之說明新股定價效率越低。

2.券商跟投意愿指標(Dperferi、Sperferi)。如前所述，我們難以直接從《科創(chuàng)板股票發(fā)行與承銷業(yè)務(wù)指引》所規(guī)定的2%～5%的跟投比例中獲取關(guān)于券商跟投意愿的信號。但在實際戰(zhàn)略配售的過程中，券商的實際跟投比例并不一定直接等于所規(guī)定的跟投比例。例如：華興源創(chuàng)(688001)的主承銷商華泰聯(lián)合證券，其另類投資子公司跟投的股份數(shù)量為1 648 804 股，占發(fā)行總量的 4.11%，超過文件所規(guī)定的4%。本文利用實際跟投比例與規(guī)定跟投比例的差異設(shè)計券商跟投意愿指標。最終得到2個口徑的跟投意愿指標，其中Dperfer表示實際跟投比例與規(guī)定跟投比例之比，Sperfer則表示實際跟投比例與規(guī)定跟投比例之差。

3.詢價制調(diào)整指標(Inquiryi)。本文將詢價制調(diào)整指標設(shè)置為啞變量，用來描述9.18詢價新規(guī)出臺前后的變化。其中，詢價制調(diào)整前(2019年7月22日—2021年9月18日)上市的IPO公司賦值為0，詢價制調(diào)整后(2021年9月19日及以后)上市的IPO公司賦值為1。詢價制調(diào)整的內(nèi)容主要包括對注冊制下發(fā)行承銷一系列規(guī)則做出調(diào)整，完善高價剔除比例、取消定價突破“四數(shù)孰低值”時需延遲發(fā)行的要求、加強詢價報價行為監(jiān)管等內(nèi)容，由中國證監(jiān)會、滬深證券交易所、中國證券業(yè)協(xié)會于2021年9月18日同步做出調(diào)整。

4.其他控制變量。添加控制變量是防止因遺漏重要解釋變量導(dǎo)致內(nèi)生性問題的重要手段，本文參照張巖和吳芳(2021)[1]、張學勇等(2020)[20]、張學勇和張秋月(2018)[21]、宋順林和唐思圓(2017)[22]的研究加入的控制變量包括行業(yè)市盈率(Peii)、董事長與總經(jīng)理是否兩職合一(Duali)、公司成立時長(Agei)、第一大股東持股比例(Firsti)、承銷費率(Underwfeei)、超募情況(Overfundi)、發(fā)行規(guī)模(Proceedsi)、網(wǎng)上申購中簽率(Isi)、換手率(Tri)、資產(chǎn)負債率(Levi)和總資產(chǎn)利潤率(Roai)。

本文用模型(1)檢驗研究假設(shè)1，即券商跟投意愿對IPO定價偏誤的影響：

UPRAi,Bi,Ci=α0+α1Dperferi/Sperferi+α2Peii+α3Duali

+α4Agei+α5Firsti+α6Underwfeei

+α7Overfundi+α8Proceedsi+α9Isi

+α10Tr1i+α11Levi+α12Roai+ε1i

(1)

用模型(2)檢驗研究假設(shè)2，即詢價制調(diào)整對IPO定價偏誤的影響：

UPRAi,Bi,Ci=α0+α1Inquiryi+α2Peii+α3Duali+α4Agei

+α5Firsti+α6Underwfeei+α7Overfundi

+α8Proceedsi+α9Isi+α10Tr1i+α11Levi

+α12Roai+ε3i

(2)

用模型(3)檢驗研究假設(shè)3，即詢價制調(diào)整對券商跟投意愿與IPO定價偏誤關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)：

UPRAi,Bi,Ci=γ0+γ1Dperferi/Sperferi+γ2Inquiryi

+γ3Dperferi/Sperferi×Inquiryi+γ4Peii

+γ5Duali+γ6Agei+γ7Firsti

+γ8Underwfeei+γ9Overfundi

+γ10Proceedsi+γ11Isi+γ12Tr1i+γ13Levi

+γ14Roai+ε4i

(3)

變量的具體定義如表2所示。

表2變量符號、名稱與定義

(三)描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析

表3報告了IPO定價偏誤(UPRA/B/C)、券商跟投意愿(Dperfer & Sperfer)和詢價制調(diào)整(Inquiry)的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從三組IPO定價偏誤指標來看，均值分別為2.759 9、2.338 7和2.822 1，中位數(shù)分別為0.660 9、0.668 3和0.739 2。這表明以宋順林和唐斯圓(2019)[19]采用的市盈率估值法為標準，科創(chuàng)板IPO定價存在較大的偏誤，且可能存在較高的極端值。從兩組券商跟投意愿指標來看，均值分別為0.992 4和-0.000 6，這表明樣本公司的實際跟投比例整體上要低于政策所規(guī)定的跟投比例(5)實際跟投比例的均值低于規(guī)定跟投比例的主要原因在于：以新股發(fā)行規(guī)模為基準，券商的跟投份額除了受到規(guī)定跟投比例的約束外，還存在最高限額的限制。當券商以規(guī)定跟投比例進行跟投時，可能會出現(xiàn)突破最高限額的情形。。從詢價制調(diào)整指標來看，均值為0.193 6，這表明研究樣本中詢價制調(diào)整后上市的公司占總樣本的19.36%。

表3描述性統(tǒng)計

圖3進一步根據(jù)券商跟投意愿將樣本分為跟投偏好組(Appetite Group)、跟投中性組(Neutral Group)和跟投厭惡組(Averse Group)。具體的劃分標準為，樣本的Dperfer>1、Dperfer=1、Dperfer<1或Sperfer>0、Sperfer=0、Sperfer<0分別對應(yīng)跟投偏好組、中性組和厭惡組。從圖3中可以看出，跟投偏好組對應(yīng)的IPO定價偏誤分別為1.370 0、1.140 0和1.350 0，跟投中性組對應(yīng)的IPO定價偏誤分別為2.130 0、1.900 0和2.240 0，跟投厭惡組對應(yīng)的IPO定價偏誤分別為5.530 0、4.470 0和5.600 0。從樣本的分組對比來看，跟投偏好組的IPO定價偏誤要明顯低于跟投中性組和厭惡組，二者之間具體的因果關(guān)聯(lián)有待進一步證實。

圖3 各組IPO定價偏誤的情況

各個變量之間的相關(guān)關(guān)系回歸結(jié)果(6)受篇幅限制, 文中未列出相關(guān)性回歸結(jié)果, 感興趣的讀者可聯(lián)系作者索取。顯示，三組IPO定價偏誤指標與兩組券商跟投意愿指標均在1%的顯著性水平上存在負相關(guān)關(guān)系，這進一步強化了圖1展示的券商跟投偏好與IPO定價偏誤之間的關(guān)聯(lián)。三組IPO定價偏誤與詢價制調(diào)整指標之間均不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。從核心解釋變量與其余控制變量之間的相關(guān)關(guān)系看，除兩個表征券商跟投意愿的指標之間的相關(guān)程度較高以外，其余指標兩兩之間的相關(guān)系數(shù)的絕對值均在0.500 0以下，這表明了文中選取的核心解釋變量與其余控制變量之間不存在顯著的多重共線性，對后續(xù)回歸分析中各回歸系數(shù)的無偏性和有效性提供了保障。

五、實證研究結(jié)果

(一)券商跟投意愿與IPO定價偏誤

根據(jù)研究設(shè)計，本文采用方程(1)和方程(2)檢驗研究假設(shè)1，共得到6組回歸方程，最終測算得到常數(shù)項、券商跟投意愿、其他控制變量的回歸系數(shù)、調(diào)整后的擬合優(yōu)度Adj-R2以及F統(tǒng)計量的P值，具體的估計結(jié)果見表4。

表4券商跟投意愿與IPO定價偏誤的回歸結(jié)果

表4報告了券商跟投意愿與IPO定價偏誤關(guān)系的基準回歸分析結(jié)果。從方程(1)～方程(6)中的回歸分析結(jié)果可知，在1%的顯著性水平上，2組口徑的券商跟投意愿指標均對3組口徑IPO定價偏誤指標存在顯著的負向影響，研究假設(shè)1成立，券商跟投意愿能夠有效抑制IPO定價偏誤。當選擇UPRA和UPRC作為因變量時，行業(yè)市盈率對IPO定價偏誤存在顯著的正向作用，一般行業(yè)市盈率越高，表明同行業(yè)上市公司的總市值與總凈利潤之比越高，在科創(chuàng)板市場中，通常對標科創(chuàng)屬性較高、收益尚不穩(wěn)定的行業(yè)，因此這類公司的估值難度較大，容易導(dǎo)致IPO定價偏誤較高。6組方程調(diào)整后的R2值大致位于0.100 0附近，這在橫截面類型的數(shù)據(jù)分析中，屬于正常現(xiàn)象。F統(tǒng)計量的P值均近似等于0.000 0，這表明6組方程的總體線性回歸關(guān)系顯著。

(二)詢價制調(diào)整與IPO定價偏誤

為驗證研究假設(shè)2，本文分別設(shè)計了詢價制調(diào)整與IPO定價偏誤關(guān)系的基準回歸方程以及兩組(2×3)安慰劑檢驗方程。實證回歸結(jié)果如表5所示。

表5報告了詢價制調(diào)整與IPO定價偏誤關(guān)系的基準回歸結(jié)果以及2組安慰劑檢驗結(jié)果。由方程(1)～方程(3)的基準回歸結(jié)果可知，詢價制調(diào)整均在5%的顯著性水平上對IPO定價偏誤存在負向影響，這表明2021年9月出臺的詢價制調(diào)整對提升科創(chuàng)板IPO定價效率產(chǎn)生了積極效果。為避免估計得到的政策效應(yīng)源于其他不可觀測因素，文章設(shè)計了2組安慰劑檢驗，分別將詢價制調(diào)整的發(fā)布時間提前3個月(提前至2021年6月18日)和6個月(提前至2021年3月18日)，得到兩組新變量Inquiry3-month和Inquiry6-month。方程(4)～方程(6)報告了變量Inquiry3-month對IPO定價偏誤的關(guān)系，回歸結(jié)果顯示：將詢價制調(diào)整時間提前3個月后，新變量Inquiry3-month對3個口徑的IPO定價偏誤指標均不存在顯著的影響；進一步將詢價制調(diào)整時間提前6個月，新變量Inquiry6-month對3個口徑的IPO定價偏誤指標的影響仍不顯著。

表5詢價制調(diào)整與IPO定價的回歸結(jié)果

(三)詢價制調(diào)整的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

為驗證研究假設(shè)3，本文采用經(jīng)典的調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗范式。為了有效對比，分別引入了有交互項和無交互項的回歸模型，共計得到12組回歸方程?；貧w結(jié)果如表6所示。

表6詢價制調(diào)整的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果

表6報告了在基準回歸基礎(chǔ)上引入詢價制調(diào)整變量，以及詢價制調(diào)整變量與券商跟投意愿的交互項，即分別報告了有交互項和無交互項的各6組回歸方程。從無交互項的6組方程中，券商跟投意愿、詢價制調(diào)整在1%的顯著性水平上均對IPO定價偏誤存在抑制作用。從有交互項的6組方程中，交互項Dperfer×Inquiry、Sperfer×Inquiry均在1%的顯著性水平上為負，這表明詢價制調(diào)整在券商跟投意愿與IPO定價偏誤的關(guān)系中存在顯著的調(diào)節(jié)作用，即詢價制度的調(diào)整會顯著強化券商跟投意愿對IPO定價偏誤的抑制效果，研究假設(shè)2得到驗證。從有、無交互項的各6組回歸方程的對比可以看出，券商跟投意愿始終對IPO定價偏誤存在顯著的抑制效果。

然而，與無交互項的方程相比，在包含交互項的方程中，詢價制調(diào)整變量Inquiry前回歸系數(shù)的符號由負變?yōu)檎＿@是由于本文的調(diào)節(jié)變量為虛擬變量，因此在引入交互項后，調(diào)節(jié)變量與交乘變量同為自變量時，可能存在一定程度的多重共線性。有鑒于此，本文對含交互項的6組方程進行去中心化處理，在測試確定自變量無明顯多重共線性后，再進行OLS回歸，實證結(jié)果如表7所示。在克服干擾后，在1%的顯著性水平上，詢價制調(diào)整變量對IPO定價偏誤存在抑制作用，變量符號及顯著性與表6中的模型(1)～模型(3)一致。另外，表7中6組方程交互項的回歸系數(shù)均顯著為負(P<0.05)，變量符號及顯著性與表8中的模型A(1)、A(3)、B(1)、B(3)、C(1)、C(3)一致。因此，主效應(yīng)中券商跟投意愿(Dperfer或Sperfer)對IPO定價偏誤顯著為負，同時交互項對IPO定價偏誤也顯著為負，進一步證實詢價制調(diào)整變量強化了券商跟投意愿對IPO定價偏誤的抑制效果。

表7中心化后詢價制調(diào)整的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果

表8券商跟投意愿與IPO定價偏誤關(guān)系的穩(wěn)健性檢驗

為了支持研究假設(shè)3中詢價制調(diào)整變量調(diào)節(jié)效應(yīng)的顯著性，本文通過繪圖的形式將5%的顯著性水平上調(diào)節(jié)效應(yīng)的影響可視化。操作方法為使用高于均值一個標準差μ+σ和低于均值一個標準差μ-σ分別代表券商跟投意愿的高水平(High_Dperfer或High_Sperfer)和低水平(Low_Dperfer或Low_Sperfer)兩種狀態(tài)(Aiken和West, 1991[23])，使用表6中含交乘項方程的系數(shù)。圖4.1～圖4.6展示了詢價制調(diào)整變量調(diào)整效應(yīng)的影響，6張圖片分別對應(yīng)3組口徑的IPO定價偏誤指標與2組口徑的券商跟投意愿的情形。由圖所示，理想情況下，詢價制進行部分或全部調(diào)整后，直線斜率的絕對值都要顯著變高。換言之，2021年9月18日，詢價制調(diào)整事件發(fā)生后，當券商跟投意愿由均值以下一個標準差μ-σ上升到均值以上一個標準差μ+σ時，科創(chuàng)板樣本公司的IPO定價偏誤顯著下降(6組方程：P<0.01)。以圖4.1為例，詢價制調(diào)整發(fā)生前與后，低水平的券商跟投意愿對應(yīng)的IPO定價偏誤分別為9.880 0和11.470 0，高水平的券商跟投意愿組對應(yīng)的IPO定價偏誤則分別為9.650 0和1.570 0，即高水平的券商跟投意愿組在詢價制調(diào)整后的IPO定價偏誤下降顯著。從圖4.2～圖4.6中，我們同樣可以得出類似結(jié)論。此外，我們可以從詢價制調(diào)整前、后低水平券商跟投意愿組對應(yīng)的IPO定價偏誤中可以看出，券商跟投意愿越低，詢價制調(diào)整對抑制IPO定價偏誤所發(fā)揮的效果就越小。

圖4 詢價制調(diào)整的調(diào)節(jié)效應(yīng)示意圖

六、進一步研究

(一)穩(wěn)健性檢驗

考慮到本文中的核心解釋變量——券商跟投意愿以及詢價制調(diào)整均出自政府部門的相關(guān)政策，因此，我們認為它們屬于嚴格的外生變量。其中，券商跟投行為發(fā)生在公司IPO定價行為之前，而詢價制調(diào)整則僅僅影響政策出臺后新上市的IPO公司，具體的詢價過程也發(fā)生在IPO定價行為之前。因此，兩大核心解釋變量與IPO定價偏誤之間均存在時間上的先后順序，故而不需要考慮變量之間的反向因果問題。其次，對于回歸模型的設(shè)定及控制變量的選擇，本文參照了國內(nèi)大量經(jīng)典文獻中的設(shè)定和選擇辦法，故而不考慮由模型設(shè)定或變量選擇偏誤引發(fā)的內(nèi)生性問題。最后，我們觀察到前文回歸模型的整體擬合優(yōu)度普遍介于0.100 0～0.200 0之間，這在截面數(shù)據(jù)回歸分析中雖然屬于常見現(xiàn)象，但仍可能存在遺漏重要解釋變量的問題。有鑒于此，本文采取一系列手段開展穩(wěn)健性檢驗，考慮到各模型的控制變量一致，本文以券商跟投意愿與IPO定價偏誤的關(guān)系為代表設(shè)計穩(wěn)健性檢驗，具體思路如下：

第一，考慮到2022年2月份爆發(fā)的俄烏沖突對國內(nèi)A股市場可能造成沖擊，本文剔除2022年2月24日及后續(xù)上市的科創(chuàng)板公司，樣本數(shù)量由原來的420變?yōu)?91，仍采用原有的變量對391個科創(chuàng)板上市公司進行回歸分析。從表8 Panel A中的回歸結(jié)果可知，在1%的顯著性水平上，券商跟投意愿仍對IPO定價偏誤存在抑制作用。前文實證結(jié)果穩(wěn)健。

第二，為防止截面數(shù)據(jù)回歸的異方差導(dǎo)致回歸結(jié)果不滿足最小方差性，本文采用“OLS+異方差穩(wěn)健標準誤”的方法對420個樣本展開回歸分析。從表8 Panel B 中報告的回歸結(jié)果可知，券商跟投意愿仍在5%或10%的顯著性水平上對IPO定價偏誤存在抑制作用，F(xiàn)統(tǒng)計量的P值也均小于0.100 0。前文實證結(jié)果穩(wěn)健。

第三，市盈率估值(P/E)法雖然是業(yè)界最常用的估值方法，但考慮到單以該方法為“錨”確定的IPO定價偏誤在方法多樣性方面存在一定的不充分性，本文引入2組口徑的市凈率估值(P/B)指標測試前文實證結(jié)果的穩(wěn)健性。一是采用類似前文中市盈率法估值(P/E)的方式，采用行業(yè)市凈率×目標公司每股凈資產(chǎn)衡量每股股價確定IPO公司的實際價值；二是采用可比公司法的方式，根據(jù)申銀萬國三級行業(yè)分類確定可比公司，420家樣本公司對應(yīng)的可比公司數(shù)量不一，可比公司的樣本庫包含A股市場的4 000 多家上市公司，用同類型公司同一時期市凈率估值(P/B)的平均值衡量樣本公司IPO時的每股實際價值。最后，仍采用IPO定價偏誤=(新股內(nèi)在價值-新股發(fā)行價)/新股發(fā)行價的計算公式，分別得出2組口徑的IPO定價偏誤指標(UPRP/B-1&UPRP/B-2)，從表8 Panel C中的回歸結(jié)果可知，券商跟投意愿分別在1%、5%或10%的顯著性水平上對IPO定價偏誤存在抑制作用。前文實證結(jié)果依然穩(wěn)健。

(二)機制：規(guī)定跟投大小對跟投意愿的影響

鑒于保薦機構(gòu)相關(guān)子公司須利用自有資金進行跟投，而跟投數(shù)額的大小可能會直接影響券商的跟投意愿，即當需要更多的自有資金進行跟投時，券商的跟投意愿會下降。根據(jù)《上海證券交易所科創(chuàng)板股票發(fā)行與承銷業(yè)務(wù)指引》第三章十八條的內(nèi)容，券商規(guī)定跟投比例與發(fā)行規(guī)模直接掛鉤——發(fā)行規(guī)模不足10億元的，跟投比例為5%，但不超過人民幣4 000萬元；發(fā)行規(guī)模10億元以上、不足20億元的，跟投比例為4%，但不超過人民幣6 000萬元；發(fā)行規(guī)模20億元以上、不足50億元的，跟投比例為3%，但不超過人民幣1億元；發(fā)行規(guī)模50億元以上的，跟投比例為2%，但不超過人民幣10億元。有鑒于此，本文引入表征規(guī)定跟投大小的兩組代理變量——規(guī)定跟投比例(Rrate)和規(guī)定跟投金額(Rmoney)(單位：億元)，其中，規(guī)定跟投金額等于規(guī)定跟投比例×發(fā)行規(guī)模，當數(shù)值超過政策所規(guī)定的4 000萬、6 000 萬、1億或10億元人民幣臨界值時，則取該臨界值。

表9報告了規(guī)定跟投大小(Rrate&Rmoney)與券商跟投意愿(Dperfer&Sperfer)之間的回歸結(jié)果，由方程(1)和方程(2)的參數(shù)估計結(jié)果可知，在1%的顯著性水平上，規(guī)定跟投比例(Rrate)對券商跟投意愿(Dperfer&Sperfer)存在顯著的抑制作用。跟投比例越高，意味著券商不僅需要對單個IPO項目投入更多的資金，而且需要控制IPO發(fā)行方更高份額的股份，承擔更大的責任與風險，這導(dǎo)致了券商跟投意愿的弱化。同樣地，由方程(3)和方程(4)的參數(shù)估計結(jié)果可知，在1%的顯著性水平上，規(guī)定跟投金額(Rmoney)對券商跟投意愿(Dperfer&Sperfer)同樣存在顯著的抑制作用。規(guī)定跟投金額(Rmoney)越大，意味著券商所需要跟投的“真金白銀”就越多，這會顯著地弱化券商的實際跟投意愿。

表9規(guī)定跟投數(shù)額與跟投意愿的回歸結(jié)果

(三)異質(zhì)性分析

鑒于規(guī)定跟投比例對券商跟投意愿存在顯著的影響，本文進一步檢驗制度規(guī)定的不同跟投比例(2%、3%、4%和5%)下券商跟投意愿的IPO定價偏誤抑制效應(yīng)是否存在異質(zhì)性。在表12中，我們考慮了當IPO公司對應(yīng)的規(guī)定跟投比例上升(3%→4%→5%)時，券商跟投意愿對IPO定價偏誤的非線性影響。本文按照規(guī)定跟投比例將樣本公司分為3%(N=58)、4%(N=101)和5%(N=240)三組。2%的規(guī)定跟投比例對應(yīng)的樣本公司僅有21家，不滿足大樣本的要求，另外除核心解釋變量外，模型中還包含了11個控制變量，會損失較多的自由度，因此不考慮規(guī)定跟投比例為2%的情形。Panel A、B、C分別規(guī)定跟投比例3%、4%、5%樣本組的方程估計結(jié)果，除券商跟投意愿與IPO定價偏誤的關(guān)系外，還添加了詢價制調(diào)整對二者關(guān)系調(diào)節(jié)效應(yīng)的方程估計結(jié)果。

由表10估計的回歸結(jié)果可知，Panel A中方程(1)、(2)、(3)、(6)、(8)、(10)中券商跟投意愿的IPO定價偏誤抑制效應(yīng)或詢價制調(diào)整的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，其余方程的系數(shù)回歸效果則在5%或10%的水平上顯著相關(guān)。從F統(tǒng)計量的P值看，Panel A中的12組回歸方程所有解釋變量整體的顯著情況良好(Prob.F<0.100 0)。Panel B中所有方程的核心解釋變量均未通過t檢驗(Prob.t>0.100 0)，這表明在規(guī)定跟投比例4%對應(yīng)的科創(chuàng)板IPO公司中，券商跟投意愿與IPO定價偏誤的關(guān)系、詢價制調(diào)整調(diào)節(jié)效應(yīng)均不顯著。與之相反的是，Panel C的12組回歸方程中，所有核心解釋變量的估計結(jié)果均在1%的顯著性水平上通過t檢驗，這與前文中研究假設(shè)1和假設(shè)2的結(jié)果相同。

上述研究結(jié)果表明，在3%的規(guī)定跟投組也出現(xiàn)了類似的系數(shù)顯著為負的回歸結(jié)果，與5%的規(guī)定跟投組不同的是，前者核心解釋變量前的系數(shù)的絕對值更大，顯著性表現(xiàn)也更加優(yōu)異(Prob.t<0.01)，這表明在3%的規(guī)定跟投組的樣本中，雖然作用效果不如前者，但對IPO定價偏誤仍存在顯著負向作用。對于發(fā)行規(guī)模較小的公司，券商跟投行為的信號作用更加明顯，可以更有效地提高IPO的定價效率。可能的解釋為：5%的規(guī)定跟投組的樣本數(shù)量為240個，占全部樣本數(shù)量的一半以上，因此與全部樣本的系數(shù)回歸結(jié)果最為趨同。其次，發(fā)行規(guī)模較小的IPO公司，通常它們的總資產(chǎn)規(guī)模越小、成立時長也越短，在業(yè)內(nèi)的聲譽整體上低于大中型的IPO公司，因此券商強烈的跟投意愿能夠起到類似為中小型IPO公司“背書”的作用，緩和市場參與方信息不對稱的效果要更為明顯，對IPO定價偏誤的抑制效果也更加顯著。

表10規(guī)定跟投比例分組后的異質(zhì)性分析

七、結(jié)論與政策建議

本文以2019年7月22日至2022年4月31日上市的420家科創(chuàng)板IPO公司為研究樣本，考察了券商跟投意愿對IPO定價偏誤的影響以及2021年9月發(fā)布的詢價制調(diào)整對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。實證檢驗結(jié)果表明：第一，券商的跟投意愿越強烈，對IPO定價的偏誤就越低。第二，詢價制調(diào)整后，IPO定價偏誤得到明顯改善。第三，詢價制度的調(diào)整顯著地強化了券商跟投意愿對IPO定價偏誤的抑制效果。第四，剔除俄烏沖突發(fā)生后的上市樣本、采用異方差穩(wěn)健標準誤回歸、使用市凈率估值法(P/B)構(gòu)建新的被解釋變量后，券商跟投意愿對IPO定價偏誤的抑制效果依然穩(wěn)健。第五，鑒于規(guī)定跟投比例和規(guī)定跟投金額會直接抑制券商的跟投意愿，按政策規(guī)定的跟投比例對樣本進行劃分并開展異質(zhì)性分析。結(jié)果顯示，5%的規(guī)定跟投組中，券商跟投意愿對IPO定價偏誤的抑制效果最為優(yōu)異。

本文以科創(chuàng)板跟投制度和詢價制調(diào)整為背景，研究結(jié)論對理論界和實務(wù)界均存在有益的啟示。中國資本市場首次嘗試的保薦機構(gòu)相關(guān)子公司跟投制，對IPO定價效率的提高起到了明顯的效果，但我們也應(yīng)當看到券商跟投意愿正處在規(guī)定跟投比例的“夾縫”中，這一信號對優(yōu)化IPO定價效率同樣具有顯著效果，政府相關(guān)部門可嘗試將規(guī)定跟投比例區(qū)間化，給予券商在一定范圍內(nèi)自主選擇跟投比例的空間，強化券商跟投意愿的信號作用，讓市場投資者從券商跟投差異中捕捉到IPO公司質(zhì)量的信息。此外，9.18詢價制調(diào)整不僅自身可以抑制IPO定價偏誤，同時還能夠放大券商跟投意愿信號傳遞效果。為進一步優(yōu)化詢價制度，建議政府部門將高價剔除比例由“不超過3%”明確為“1%左右”，更具體的比例則可以根據(jù)詢價機構(gòu)的數(shù)量、實際異常報價的數(shù)量等綜合確定。與此同時，監(jiān)管部門應(yīng)當規(guī)范報價行為，嚴厲打擊“惡意報價”“抱團報價”等行為，充分釋放具備信息含量的有效報價，并以此強化券商跟投意愿的信號作用，進一步優(yōu)化科創(chuàng)板市場的新股定價效率。