曹奥臣张铁刚

一、引言

科创板实行保荐机构相关投资子公司跟投制度以来，券商在严格把关IPO质量、强化IPO和二级市场定价等方面被寄予厚望。“保荐+跟投”的制度设计也将券商利益由原来短期的保荐承销收益转变为须同时兼顾上市后长达两年锁定期的跟投股权收益，新制度的推出令发行方、中介机构以及机构投资者之间的利益博弈变得更加混杂。从现有文献来看，尽管国内的研究大多支持了科创板跟投制度的积极作用(张岩和吴芳，2021[1]；梁鹏，2021[2])，但目前为止获取的证据更多地倾向于从跟投制度的政策内容出发，依靠经验推导、实证分析等手段从IPO定价效率等角度来评价跟投制度的优与劣。

在国内中小型券商“抢食”IPO项目的背景下，跟投制度的强制性让人难以辨别券商投资的真实动机，即券商究竟是为了追求短期保荐承销收益，甘愿被制度“绑架”而参与跟投？抑或是看好IPO公司的发展后劲，有意主动参与跟投锁定期长达两年的“战略投资”？券商机会主义行为(Opportunistic Behavior)理论认为，因保荐承销收益与募资金额直接挂钩，故而券商有抬高新股首发价格的动机(张岩和吴芳，2021[1])。从理论层面看，跟投机制的引入被认为是约束券商机会主义行为的有效举措，即“哄抬”首发价格以获取更多的佣金也意味着券商需要以更高的配售价格参与跟投，令自身陷入“左右为难”之境。

为了打破科创板询价机构“抱团报价”格局，进一步提高新股的定价效率，2021年9月18日出台的询价新规也试图通过调整最高剔除报价比例、强化报价行为监管等一系列措施，优化IPO定价机制。新规下询价机构更多报价的保留，可能使得券商出具的投价报告具有更大的锚定价值。同时，券商自身的跟投意愿同样能反映其对新股的价值判断。综上所述，科创板开市以来推出的保荐机构子公司跟投制度以及后续的询价制调整与IPO定价均存在较为直接的关联，且两种制度之间可能存在某种潜在联系。

制度作为IPO定价领域的经典“背书”理论，对中国资本市场中IPO抑价及溢价的成因均具有重要的解释效果。有鉴于此，本文尝试从制度视角研究保荐机构相关子公司跟投制度及2021年9月18日询价制调整对IPO定价的作用机制。本文的创新之处在于：在理论层面，本文从保荐机构相关子公司跟投制度以及9.18询价制度调整出发，补充了制度成因流派对于IPO定价效率的解释；在现实层面，本文通过实证分析验证了券商跟投意愿的信号作用，以及9.18询价新规中降低最高报价剔除比例对提升新股定价效率的有效性，对市场监管方进一步完善IPO相关制度具有一定的启示意义。

本文的后续安排如下：第二部分介绍相关概念与文献；第三部分进行制度和理论分析，并提出研究假设；第四部分介绍研究设计；第五部分报告实证研究结果；第六部分展开进一步研究;第七部分为结论与政策建议。

二、相关概念与文献

(一)IPO定价偏误：抑价与溢价现象

在一级市场及二级市场中，通常用IPO抑价和IPO溢价衡量发行价格低于内在价值的部分，以及首日收盘价溢出内在价值的部分(1)介绍IPO定价偏误的概念前，有必要说明的是，大量文献将IPO首日超额收益(IPO Initial Return)等同于IPO抑价(IPO Underpricing)，而二者等同的前提假设是一级市场定价非有效、二级市场定价有效，但这并不符合中国股票市场的一般情形。本文借鉴宋顺林(2022)[3]的研究，严格地将IPO首日超额收益分解为一级市场上的IPO抑价和二级市场上的IPO溢价。本文中所用到的IPO定价偏误概念，特指在科创板的一级市场中通过询价所生成的新股发行价格与其内在价值的偏离程度。本文的IPO定价偏误与IPO抑价的不同之处在于，IPO抑价本质上是一种新股折价发行的现象，当出现新股发行价高于其内在价值时，IPO抑价为负，属于“矢量”型指标，既有大小、也有方向(正或负)之分；IPO定价偏误则表示离新股内在价值的远近程度，属于“标量”型指标，只有大小、没有方向(均为正)之分。。当IPO抑价较高时，表示新股发行价格低于其内在价值，学者们常用市场参与方之间存在的信息不对称来解释IPO抑价现象，如采用发行人与投资者之间信息不对称解释的信号传递理论(Signaling Theory)(Booth和Smith，1986[4])、采用发行人与承销商之间信息不对称解释的委托代理理论(Principal-Agent Theory)(Baron，1982[5])、采用承销商与投资者之间信息不对称解释的信号显示理论(Signaling Theory)(Benveniste and Spindt，1989[6])以及采用投资者与投资者之间信息不对称解释的中签者诅咒理论(The Winner’s Curse Hypothesis)(Rock，1986[7])。当上述市场参与方之间的信息不对称程度越大时，新股的IPO抑价(或称IPO折价)现象就越明显，一级市场的IPO定价偏误也会相应越大。

IPO溢价现象则用来反映市场首日收盘价相较新股内在价值的溢出程度，学者们常用行为金融理论解释IPO溢价的成因，该理论假定市场主要参与方不完全理性，包括反映发行人不完全理性的前景理论(Loughran和Ritter，2002[8])、反映承销商不完全理性的不完全调整理论(Hanley，1993[9])以及反映投资者不完全理性的投资者行为理论(Miller，1977[10]；Green和Hwang，2012[11])。情绪投资者与理性投资者对股价的判断并不一致，在投资者意见分歧和卖空限制的情况下，价格主要由乐观投资者所推动，这是由于有利的市场条件让投资者对IPO公司的前景产生了乐观情绪，而IPO公司首日收盘价格取决于公司的内在价值和投资者情绪的信息。因此，二级市场上的定价偏误是导致IPO溢价的直接结果。

理想化的情形是，一级市场中的各参与方——发行方、承销商和机构投资者之间不存在影响IPO定价的信息差。与此同时，二级市场中的各参与方也处于完全理性状态，对新股内在价值的判断基本保持一致。然而，理想化的情形并不符合全球各大资本市场的实际情况。在本文中，我们重点关注制度对IPO定价的影响。因此，本文研究中所涉及的IPO定价偏误特指一级市场中IPO发行价格的偏误，即新股发行价与其内在价值的实际偏离程度。

(二)科创板制度革新与IPO定价偏误

IPO制度变革与创新作为解释IPO定价偏误的经典理论之一(胡志强和赵美娟，2016[12]；初可佳和张昊宇，2019[13]；唐斯圆和宋顺林，2020[14])，在中国主板、中小板、创业板市场的既有实践中，对遏制IPO定价偏误成效显著。科创板自2018年11月宣布设立以来，为提高IPO定价及发行效率，证券市场监管方设计了大量与之配套的创新性制度，主要包括试点以信息披露为核心的发行注册制、保荐机构相关子公司跟投制度、市场化询价制、剔除最高报价机制、提高网下机构占比等。近年来，国内学者尝试研究发行注册制(赖黎等，2022[15]；薛爽和王禹，2021[16]；薛爽和王禹,2022[17])、保荐机构相关子公司跟投制度(张岩和吴芳，2021[1])、市场化询价制度(张宗新和滕俊樑，2020[18])与IPO定价效率的关系，研究大多支持制度革新能够显著提高一级市场的新股定价效率、有效抑制IPO抑价现象的结论。

制度革新对IPO定价偏误的遏制，本质上是基于对一级市场各市场参与方之间信息不对称的缓解。随着科创板注册制的推行，新股定价越来越市场化，信息不对称理论对一级市场IPO抑价的解释力再次变得重要(宋顺林，2022[3])。赖黎等(2022)[15]对比了科创板2019年7月22日至2020年7月22日上市的IPO公司和非科创板同期上市的IPO公司，研究表明，核准制的IPO 定价管制助推了新股的炒作热情，注册制改革提高了科创板定价效率。薛爽和王禹(2021、2022)[16][17]围绕注册制的信息披露问题展开，利用审核问询回复函的文本信息，分析了信息的“质”与“量”跟IPO定价效率之间的关系，研究发现审核问询回复函“质”越高、“量”越大，市场参与方之间的信息不对称程度越低，IPO定价偏误越低。张岩和吴芳(2021)[1]选取跟投比例作为核心代理变量，研究发现保荐机构子公司跟投制度起到了提高IPO定价效率的效果。张宗新和滕俊樑(2020)[18]对科创板的市场化询价制度展开了研究，实证结果表明，注册制询价制改革通过提高询价机构的门槛(2)2019年3月1日，上海证券交易所发布的《上海证券交易所科创板股票发行与承销实施办法(征求意见稿)》中提出，将首次公开发行询价对象限定在证券公司、公募基金、私募基金、信托公司、财务公司、保险公司、合格境外机构投资者七类专业机构。，既避免了过度竞争又改进了IPO定价效率。

上述一系列的制度革新对新股IPO定价效率的提高都发挥了重要作用。值得我们重视的是，中国资本市场虽然借鉴了韩国科斯达克(KOSDAQ)等成熟资本市场的制度经验，但无论是保荐机构相关子公司跟投制度还是不断调整的市场化询价制，在中国资本市场中仍缺乏试行经验，属于无先例可循的新型制度。有鉴于此，结合中国股票市场的实际情况，借助“舶来”理论与现代计量工具展开研究，使通过跟投制度、询价制度等构建科创板市场的中国特色市场化规则成为可能(赖黎等，2022[15])。

三、制度、理论与假设

(一)券商跟投意愿与IPO定价偏误

2019年4月，《上海证券交易所科创板股票发行与承销业务指引》文件中正式提出试行保荐机构相关子公司跟投制度，机构按照股票发行价格认购发行人首次公开发行股票数量2%至5%的股票，具体比例根据发行人首次公开发行股票的规模分档确定：发行规模不足10亿元的，跟投比例为5%，但不超过人民币4 000万元；发行规模10亿元以上、不足20亿元的，跟投比例为4%，但不超过人民币6 000万元；发行规模20亿元以上、不足50亿元的，跟投比例为3%，但不超过人民币1亿元；发行规模50亿元以上的，跟投比例为2%，但不超过人民币10亿元。该制度借鉴了韩国科斯达克(KOSDAQ)市场的既有实践，首次登陆中国股票市场。政府部门不仅期望该政策能促进券商严格把关拟上市公司质量，发挥资本市场“看门人”的职责，而且寄希望于通过平衡委托人(IPO发行方)和代理人(券商)之间的利益，以避免券商潜在的道德风险行为，提升科创板市场IPO定价效率。

从以往券商仅充当承销保荐人的视角看，佣金收益直接与新股的发行价格和发行规模挂钩，券商们按照IPO公司成交金额的特定比例抽取佣金。因此，我们需要厘清发行数量与价格之间的关系。根据经典的供求理论，当新股的发行价格升高时，实际的发行份额可能会下降。结合科创板市场的实际情况，我们分别绘制了科创板420支新股的发行价格(单位：元/股)与超募金额(单位：亿元)、保荐承销费用(单位：亿元)的散点图，具体如图1和图2所示。

图1 新股发行价格与超募金额

由图1可以看出，在科创板市场中，当新股发行价格越高时，超募金额也相应地越高，该现象可能与中国股票市场中长期存在的IPO抑价现象有关，A股市场的投资者们出于“新股不败”的心理预期，因而对新股发行价格的敏感程度较低。具体表现为新股发行价格提高所增加的募集资金，完全高于因申购数量下降所减少的募集资金。从图2中则可以看出，新股的发行价格与券商的承销费用呈同趋势增加，即在科创板市场中，发行价格的增加会显著提高券商承销保荐所获得的佣金。有鉴于此，从券商仅充当承销保荐人的视角看，券商有推高新股发行价格的动机。

图2 新股发行价格与承销费用

从券商跟投的视角看，保荐机构相关子公司须按发行价格参与战略配售，跟投获配股票的限售期为24个月，而券商跟投在本质上是比Pre-IPO阶段的私募股权投资更后端的投资行为。作为投资方，为了获得更高的收益，券商有以低价买入、高价卖出的动机。此外，跟投制度要求券商以 “真金白银”参与跟投，为了腾出更多自有资金，“抢食”尽可能多的IPO项目，券商有动机压低发行价格。其次，跟投获配股票的限售期为24个月，这就要求券商严格把关IPO公司质量，对公司当前及未来(上市2年及以后)的价值做出科学、合理的判断，因此在尽可能压低IPO发行价的同时，券商同样希望IPO公司能够有良好的发展后劲。在IPO询价申购阶段，券商可以利用跟投行为的信号作用，通过自身表现出来的跟投意愿，吸引询价申购方以及其他理性的机构投资者加大购买力度，纷纷成为IPO公司的新股持有人。众多金融机构可以利用他们在金融市场中的信息优势，共同助力IPO公司的成长。因此，从券商跟投的视角看，当券商外显出强烈的跟投意愿时，能够向一级市场传递IPO公司质量的信息，这会让询价申购方加强申购力度，众多理性机构投资者的加入会使得报价更趋于市场化，进而降低定价偏误，使IPO定价更加真实合理。

需要说明的是，通过计算发现，券商的平均承销保荐收益要略高于跟投支出(3)作者在Choice金融数据库中收集了2019年7月22日至2022年5月1日期间上市的420家科创板公司的券商承销保荐收益，并手动收集了同期券商跟投支出的数据。通过计算得出，券商承销保荐收益的平均值为7 543万元，券商的实际跟投支出的平均值为7 153万元。，但这并不代表券商希望发行价格越高越好，至少相比跟投制度推出前，券商会更加关注IPO公司的实际质量以及它的未来走势。有鉴于此，本文提出研究假设1：

假设1：券商跟投意愿对IPO定价偏误存在显著的负向影响。即当券商的跟投意愿越强烈时，风险定价更加真实合理，IPO定价偏误越低。

(二)询价制调整与IPO定价偏误

中国A股市场的IPO发行定价制度依次经历了行政化定价、市场化定价、半市场化定价、询价制和注册询价制5大阶段，具体内容见表1。

表1IPO发行定价制度沿革

2021年9月18日，中国证监会发布了《关于修改〈创业板首次公开发行证券发行与承销特别规定〉的决定》，上海证券交易所、中国证券业协会同步完善了科创板新股发行定价相关业务规则，主要内容包括降低最高报价剔除比例(由原来的“不低于10%”调整为“不高于3%”)、强化报价行为监管等。从9.18询价制调整内容看，科创板进一步强化了新股的市场化定价，给予了询价机构更大的报价空间。从420家科创板上市公司的实际情况看，在询价制调整后的网上有效询价报价区间长度与全部询价保荐区间长度的比值是询价制调整前的14.61倍，同时，初步询价配售对象的数量也从9.18询价新规出台前的平均6 987家提高至询价后的平均9 937家，这些数据也佐证了询价机构有效报价空间扩大、询价行为更为市场化等论点。

在9.18询价制调整之前，剔除最高报价的比例为不低于10%。在这种情况下，过高的剔除比例很有可能把原本具备有效信息含量的报价给排除在有效报价之外，导致新股最终的发行价格偏低，而将“不低于10%”调整为“不高于3%”，可以起到保留那些具备有效信息含量报价的效果。在学术研究领域的描述性统计部分，学者们通常对连续型变量采用1%的缩尾处理。参照这一视角，将最高报价剔除比例调整为“不高于3%”，可能会使得剔除无效报价或噪音报价的比例更加合理，最终形成的发行价格更为接近新股的内在价值。因此，本文提出研究假设2：

假设2：询价制调整对IPO定价偏误存在显著的负向影响。即9.18询价新规出台后，上市新股的发行价格更加接近其内在价值。

(三)询价制调整的调节效应

厘清券商跟投意愿、询价制调整两大变量各自与IPO定价偏误之间的关系后，我们进一步考虑三者间更深层次的关系。如前所述，券商跟投意愿对IPO定价偏误的作用效果，主要依赖信号机制传导。在此情境下，我们考虑9.18询价制调整对跟投意愿信号传导过程的影响。

需要说明的是，我们假定保荐机构相关子公司参与发行战略配售时外显的跟投意愿是外生的，即券商跟投意愿不受询价过程最终敲定的发行价格的干扰。原因在于，券商实际跟投金额的多寡主要受到规定跟投比例的约束外，最终配售的实际份额更多的是与IPO发行方协商的结果，而询价行为则发生在新股上市前1～3周内。因此，虽然券商以询价敲定的发行价格进行跟投，但跟投的具体数量在询价开始之前就已经基本敲定。此外，2021年9月18日询价制调整后，新股有效报价区间长度与全部询价保荐区间长度的比值大幅提升，初步询价配售对象的数量也大幅提高。与此同时，询价制调整后上市的IPO公司，平均超募金额为调整前的3.45倍，这意味着券商通过跟投意愿吸引询价申购方加强申购力度的愿望得到了满足(4)作者在Choice金融数据库中收集了2019年7月22日至2022年5月1日期间上市的420家科创板公司的超募金额数据。通过计算得出，9.18询价制调整前，科创板公司的平均超募金额为21 144；9.18询价制调整后，科创板公司的平均超募金额为73 025万元。询价制调整后的超募金额为调整前的3.45倍，这表明市场对新股的需求更加旺盛。。更多询价配售对象的参与以及更多较高报价的保留，使得理性机构投资者可以通过券商的跟投意愿的信号传递作用，捕获IPO公司真实质量的信息。而更多理性机构投资者的参与和更多非噪声报价信息的结合，则能够更进一步地提高IPO定价效率。因此，9.18询价新规中将“不低于10%”调整为“不高于3%”可能起到强化券商跟投意愿信号效果的作用。本文提出研究假设3：

假设3：询价制调整对券商跟投意愿与IPO定价偏误的关系存在显著的调节效应。即9.18询价新规的出台，强化了券商跟投意愿对IPO定价偏误的抑制效果。

四、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文以2019年7月22日至2022年5月1日上市的420家科创板IPO公司为研究样本。2019年7月22日为科创板首批25家IPO公司的上市日期，我们以此为研究的起点，研究的截止时点为2022年5月1日，这是本文能够获取到的最新数据。本文的行业市盈率、公司上市后每股收益指标、新股发行价及上市N日收盘价指标均来自Choice数据库，保荐机构的实际跟投数据从招股说明书中的战略配售情况部分手工搜索获得，其他数据均来自Wind数据库、CSMAR数据库或Choice数据库，详细比对了3类数据库中共有指标的一致性，彼此相互补充，并相互佐证了数据的可靠性。本文运用Stata 17.0软件进行数据处理与分析。

(二)变量定义与模型设定

1.IPO定价偏误指标(UPRAi,Bi,Ci)。选取合适的代理变量表征IPO定价效率是模型设计的关键。本文参照宋顺林和唐斯圆(2019)[19]的处理办法，用行业市盈率×新股上市后每股收益来衡量新股内在价值，选择行业市盈率时分别采用了首发时所属行业市盈率、上市时所属证监会行业门类市盈率及上市时所属证监会行业大类市盈率3个口径的指标，新股上市后每股收益指标严格采用上市当年的数据。最终得到，IPO定价偏误=(新股内在价值-新股发行价)/新股发行价，当IPO定价偏误指标的绝对值越小时，说明新股定价效率越高，反之说明新股定价效率越低。

2.券商跟投意愿指标(Dperferi、Sperferi)。如前所述，我们难以直接从《科创板股票发行与承销业务指引》所规定的2%～5%的跟投比例中获取关于券商跟投意愿的信号。但在实际战略配售的过程中，券商的实际跟投比例并不一定直接等于所规定的跟投比例。例如：华兴源创(688001)的主承销商华泰联合证券，其另类投资子公司跟投的股份数量为1 648 804 股，占发行总量的 4.11%，超过文件所规定的4%。本文利用实际跟投比例与规定跟投比例的差异设计券商跟投意愿指标。最终得到2个口径的跟投意愿指标，其中Dperfer表示实际跟投比例与规定跟投比例之比，Sperfer则表示实际跟投比例与规定跟投比例之差。

3.询价制调整指标(Inquiryi)。本文将询价制调整指标设置为哑变量，用来描述9.18询价新规出台前后的变化。其中，询价制调整前(2019年7月22日—2021年9月18日)上市的IPO公司赋值为0，询价制调整后(2021年9月19日及以后)上市的IPO公司赋值为1。询价制调整的内容主要包括对注册制下发行承销一系列规则做出调整，完善高价剔除比例、取消定价突破“四数孰低值”时需延迟发行的要求、加强询价报价行为监管等内容，由中国证监会、沪深证券交易所、中国证券业协会于2021年9月18日同步做出调整。

4.其他控制变量。添加控制变量是防止因遗漏重要解释变量导致内生性问题的重要手段，本文参照张岩和吴芳(2021)[1]、张学勇等(2020)[20]、张学勇和张秋月(2018)[21]、宋顺林和唐思圆(2017)[22]的研究加入的控制变量包括行业市盈率(Peii)、董事长与总经理是否两职合一(Duali)、公司成立时长(Agei)、第一大股东持股比例(Firsti)、承销费率(Underwfeei)、超募情况(Overfundi)、发行规模(Proceedsi)、网上申购中签率(Isi)、换手率(Tri)、资产负债率(Levi)和总资产利润率(Roai)。

本文用模型(1)检验研究假设1，即券商跟投意愿对IPO定价偏误的影响：

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

+α4Agei+α5Firsti+α6Underwfeei

+α7Overfundi+α8Proceedsi+α9Isi

+α10Tr1i+α11Levi+α12Roai+ε1i

(1)

用模型(2)检验研究假设2，即询价制调整对IPO定价偏误的影响：

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

+α5Firsti+α6Underwfeei+α7Overfundi

+α8Proceedsi+α9Isi+α10Tr1i+α11Levi

+α12Roai+ε3i

(2)

用模型(3)检验研究假设3，即询价制调整对券商跟投意愿与IPO定价偏误关系的调节效应：

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

+γ3Dperferi/Sperferi×Inquiryi+γ4Peii

+γ5Duali+γ6Agei+γ7Firsti

+γ8Underwfeei+γ9Overfundi

+γ10Proceedsi+γ11Isi+γ12Tr1i+γ13Levi

+γ14Roai+ε4i

(3)

变量的具体定义如表2所示。

表2变量符号、名称与定义

(三)描述性统计和相关性分析

表3报告了IPO定价偏误(UPRA/B/C)、券商跟投意愿(Dperfer & Sperfer)和询价制调整(Inquiry)的描述性统计结果。从三组IPO定价偏误指标来看，均值分别为2.759 9、2.338 7和2.822 1，中位数分别为0.660 9、0.668 3和0.739 2。这表明以宋顺林和唐斯圆(2019)[19]采用的市盈率估值法为标准，科创板IPO定价存在较大的偏误，且可能存在较高的极端值。从两组券商跟投意愿指标来看，均值分别为0.992 4和-0.000 6，这表明样本公司的实际跟投比例整体上要低于政策所规定的跟投比例(5)实际跟投比例的均值低于规定跟投比例的主要原因在于：以新股发行规模为基准，券商的跟投份额除了受到规定跟投比例的约束外，还存在最高限额的限制。当券商以规定跟投比例进行跟投时，可能会出现突破最高限额的情形。。从询价制调整指标来看，均值为0.193 6，这表明研究样本中询价制调整后上市的公司占总样本的19.36%。

表3描述性统计

图3进一步根据券商跟投意愿将样本分为跟投偏好组(Appetite Group)、跟投中性组(Neutral Group)和跟投厌恶组(Averse Group)。具体的划分标准为，样本的Dperfer>1、Dperfer=1、Dperfer<1或Sperfer>0、Sperfer=0、Sperfer<0分别对应跟投偏好组、中性组和厌恶组。从图3中可以看出，跟投偏好组对应的IPO定价偏误分别为1.370 0、1.140 0和1.350 0，跟投中性组对应的IPO定价偏误分别为2.130 0、1.900 0和2.240 0，跟投厌恶组对应的IPO定价偏误分别为5.530 0、4.470 0和5.600 0。从样本的分组对比来看，跟投偏好组的IPO定价偏误要明显低于跟投中性组和厌恶组，二者之间具体的因果关联有待进一步证实。

图3 各组IPO定价偏误的情况

各个变量之间的相关关系回归结果(6)受篇幅限制, 文中未列出相关性回归结果, 感兴趣的读者可联系作者索取。显示，三组IPO定价偏误指标与两组券商跟投意愿指标均在1%的显著性水平上存在负相关关系，这进一步强化了图1展示的券商跟投偏好与IPO定价偏误之间的关联。三组IPO定价偏误与询价制调整指标之间均不存在显著的相关关系。从核心解释变量与其余控制变量之间的相关关系看，除两个表征券商跟投意愿的指标之间的相关程度较高以外，其余指标两两之间的相关系数的绝对值均在0.500 0以下，这表明了文中选取的核心解释变量与其余控制变量之间不存在显著的多重共线性，对后续回归分析中各回归系数的无偏性和有效性提供了保障。

五、实证研究结果

(一)券商跟投意愿与IPO定价偏误

根据研究设计，本文采用方程(1)和方程(2)检验研究假设1，共得到6组回归方程，最终测算得到常数项、券商跟投意愿、其他控制变量的回归系数、调整后的拟合优度Adj-R2以及F统计量的P值，具体的估计结果见表4。

表4券商跟投意愿与IPO定价偏误的回归结果

表4报告了券商跟投意愿与IPO定价偏误关系的基准回归分析结果。从方程(1)～方程(6)中的回归分析结果可知，在1%的显著性水平上，2组口径的券商跟投意愿指标均对3组口径IPO定价偏误指标存在显著的负向影响，研究假设1成立，券商跟投意愿能够有效抑制IPO定价偏误。当选择UPRA和UPRC作为因变量时，行业市盈率对IPO定价偏误存在显著的正向作用，一般行业市盈率越高，表明同行业上市公司的总市值与总净利润之比越高，在科创板市场中，通常对标科创属性较高、收益尚不稳定的行业，因此这类公司的估值难度较大，容易导致IPO定价偏误较高。6组方程调整后的R2值大致位于0.100 0附近，这在横截面类型的数据分析中，属于正常现象。F统计量的P值均近似等于0.000 0，这表明6组方程的总体线性回归关系显著。

(二)询价制调整与IPO定价偏误

为验证研究假设2，本文分别设计了询价制调整与IPO定价偏误关系的基准回归方程以及两组(2×3)安慰剂检验方程。实证回归结果如表5所示。

表5报告了询价制调整与IPO定价偏误关系的基准回归结果以及2组安慰剂检验结果。由方程(1)～方程(3)的基准回归结果可知，询价制调整均在5%的显著性水平上对IPO定价偏误存在负向影响，这表明2021年9月出台的询价制调整对提升科创板IPO定价效率产生了积极效果。为避免估计得到的政策效应源于其他不可观测因素，文章设计了2组安慰剂检验，分别将询价制调整的发布时间提前3个月(提前至2021年6月18日)和6个月(提前至2021年3月18日)，得到两组新变量Inquiry3-month和Inquiry6-month。方程(4)～方程(6)报告了变量Inquiry3-month对IPO定价偏误的关系，回归结果显示：将询价制调整时间提前3个月后，新变量Inquiry3-month对3个口径的IPO定价偏误指标均不存在显著的影响；进一步将询价制调整时间提前6个月，新变量Inquiry6-month对3个口径的IPO定价偏误指标的影响仍不显著。

表5询价制调整与IPO定价的回归结果

(三)询价制调整的调节效应检验

为验证研究假设3，本文采用经典的调节效应的检验范式。为了有效对比，分别引入了有交互项和无交互项的回归模型，共计得到12组回归方程。回归结果如表6所示。

表6询价制调整的调节效应结果

表6报告了在基准回归基础上引入询价制调整变量，以及询价制调整变量与券商跟投意愿的交互项，即分别报告了有交互项和无交互项的各6组回归方程。从无交互项的6组方程中，券商跟投意愿、询价制调整在1%的显著性水平上均对IPO定价偏误存在抑制作用。从有交互项的6组方程中，交互项Dperfer×Inquiry、Sperfer×Inquiry均在1%的显著性水平上为负，这表明询价制调整在券商跟投意愿与IPO定价偏误的关系中存在显著的调节作用，即询价制度的调整会显著强化券商跟投意愿对IPO定价偏误的抑制效果，研究假设2得到验证。从有、无交互项的各6组回归方程的对比可以看出，券商跟投意愿始终对IPO定价偏误存在显著的抑制效果。

然而，与无交互项的方程相比，在包含交互项的方程中，询价制调整变量Inquiry前回归系数的符号由负变为正。这是由于本文的调节变量为虚拟变量，因此在引入交互项后，调节变量与交乘变量同为自变量时，可能存在一定程度的多重共线性。有鉴于此，本文对含交互项的6组方程进行去中心化处理，在测试确定自变量无明显多重共线性后，再进行OLS回归，实证结果如表7所示。在克服干扰后，在1%的显著性水平上，询价制调整变量对IPO定价偏误存在抑制作用，变量符号及显著性与表6中的模型(1)～模型(3)一致。另外，表7中6组方程交互项的回归系数均显著为负(P<0.05)，变量符号及显著性与表8中的模型A(1)、A(3)、B(1)、B(3)、C(1)、C(3)一致。因此，主效应中券商跟投意愿(Dperfer或Sperfer)对IPO定价偏误显著为负，同时交互项对IPO定价偏误也显著为负，进一步证实询价制调整变量强化了券商跟投意愿对IPO定价偏误的抑制效果。

表7中心化后询价制调整的调节效应检验结果

表8券商跟投意愿与IPO定价偏误关系的稳健性检验

为了支持研究假设3中询价制调整变量调节效应的显著性，本文通过绘图的形式将5%的显著性水平上调节效应的影响可视化。操作方法为使用高于均值一个标准差μ+σ和低于均值一个标准差μ-σ分别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)两种状态(Aiken和West, 1991[23])，使用表6中含交乘项方程的系数。图4.1～图4.6展示了询价制调整变量调整效应的影响，6张图片分别对应3组口径的IPO定价偏误指标与2组口径的券商跟投意愿的情形。由图所示，理想情况下，询价制进行部分或全部调整后，直线斜率的绝对值都要显著变高。换言之，2021年9月18日，询价制调整事件发生后，当券商跟投意愿由均值以下一个标准差μ-σ上升到均值以上一个标准差μ+σ时，科创板样本公司的IPO定价偏误显著下降(6组方程：P<0.01)。以图4.1为例，询价制调整发生前与后，低水平的券商跟投意愿对应的IPO定价偏误分别为9.880 0和11.470 0，高水平的券商跟投意愿组对应的IPO定价偏误则分别为9.650 0和1.570 0，即高水平的券商跟投意愿组在询价制调整后的IPO定价偏误下降显著。从图4.2～图4.6中，我们同样可以得出类似结论。此外，我们可以从询价制调整前、后低水平券商跟投意愿组对应的IPO定价偏误中可以看出，券商跟投意愿越低，询价制调整对抑制IPO定价偏误所发挥的效果就越小。

图4 询价制调整的调节效应示意图

六、进一步研究

(一)稳健性检验

考虑到本文中的核心解释变量——券商跟投意愿以及询价制调整均出自政府部门的相关政策，因此，我们认为它们属于严格的外生变量。其中，券商跟投行为发生在公司IPO定价行为之前，而询价制调整则仅仅影响政策出台后新上市的IPO公司，具体的询价过程也发生在IPO定价行为之前。因此，两大核心解释变量与IPO定价偏误之间均存在时间上的先后顺序，故而不需要考虑变量之间的反向因果问题。其次，对于回归模型的设定及控制变量的选择，本文参照了国内大量经典文献中的设定和选择办法，故而不考虑由模型设定或变量选择偏误引发的内生性问题。最后，我们观察到前文回归模型的整体拟合优度普遍介于0.100 0～0.200 0之间，这在截面数据回归分析中虽然属于常见现象，但仍可能存在遗漏重要解释变量的问题。有鉴于此，本文采取一系列手段开展稳健性检验，考虑到各模型的控制变量一致，本文以券商跟投意愿与IPO定价偏误的关系为代表设计稳健性检验，具体思路如下：

第一，考虑到2022年2月份爆发的俄乌冲突对国内A股市场可能造成冲击，本文剔除2022年2月24日及后续上市的科创板公司，样本数量由原来的420变为391，仍采用原有的变量对391个科创板上市公司进行回归分析。从表8 Panel A中的回归结果可知，在1%的显著性水平上，券商跟投意愿仍对IPO定价偏误存在抑制作用。前文实证结果稳健。

第二，为防止截面数据回归的异方差导致回归结果不满足最小方差性，本文采用“OLS+异方差稳健标准误”的方法对420个样本展开回归分析。从表8 Panel B 中报告的回归结果可知，券商跟投意愿仍在5%或10%的显著性水平上对IPO定价偏误存在抑制作用，F统计量的P值也均小于0.100 0。前文实证结果稳健。

第三，市盈率估值(P/E)法虽然是业界最常用的估值方法，但考虑到单以该方法为“锚”确定的IPO定价偏误在方法多样性方面存在一定的不充分性，本文引入2组口径的市净率估值(P/B)指标测试前文实证结果的稳健性。一是采用类似前文中市盈率法估值(P/E)的方式，采用行业市净率×目标公司每股净资产衡量每股股价确定IPO公司的实际价值；二是采用可比公司法的方式，根据申银万国三级行业分类确定可比公司，420家样本公司对应的可比公司数量不一，可比公司的样本库包含A股市场的4 000 多家上市公司，用同类型公司同一时期市净率估值(P/B)的平均值衡量样本公司IPO时的每股实际价值。最后，仍采用IPO定价偏误=(新股内在价值-新股发行价)/新股发行价的计算公式，分别得出2组口径的IPO定价偏误指标(UPRP/B-1&UPRP/B-2)，从表8 Panel C中的回归结果可知，券商跟投意愿分别在1%、5%或10%的显著性水平上对IPO定价偏误存在抑制作用。前文实证结果依然稳健。

(二)机制：规定跟投大小对跟投意愿的影响

鉴于保荐机构相关子公司须利用自有资金进行跟投，而跟投数额的大小可能会直接影响券商的跟投意愿，即当需要更多的自有资金进行跟投时，券商的跟投意愿会下降。根据《上海证券交易所科创板股票发行与承销业务指引》第三章十八条的内容，券商规定跟投比例与发行规模直接挂钩——发行规模不足10亿元的，跟投比例为5%，但不超过人民币4 000万元；发行规模10亿元以上、不足20亿元的，跟投比例为4%，但不超过人民币6 000万元；发行规模20亿元以上、不足50亿元的，跟投比例为3%，但不超过人民币1亿元；发行规模50亿元以上的，跟投比例为2%，但不超过人民币10亿元。有鉴于此，本文引入表征规定跟投大小的两组代理变量——规定跟投比例(Rrate)和规定跟投金额(Rmoney)(单位：亿元)，其中，规定跟投金额等于规定跟投比例×发行规模，当数值超过政策所规定的4 000万、6 000 万、1亿或10亿元人民币临界值时，则取该临界值。

表9报告了规定跟投大小(Rrate&Rmoney)与券商跟投意愿(Dperfer&Sperfer)之间的回归结果，由方程(1)和方程(2)的参数估计结果可知，在1%的显著性水平上，规定跟投比例(Rrate)对券商跟投意愿(Dperfer&Sperfer)存在显著的抑制作用。跟投比例越高，意味着券商不仅需要对单个IPO项目投入更多的资金，而且需要控制IPO发行方更高份额的股份，承担更大的责任与风险，这导致了券商跟投意愿的弱化。同样地，由方程(3)和方程(4)的参数估计结果可知，在1%的显著性水平上，规定跟投金额(Rmoney)对券商跟投意愿(Dperfer&Sperfer)同样存在显著的抑制作用。规定跟投金额(Rmoney)越大，意味着券商所需要跟投的“真金白银”就越多，这会显著地弱化券商的实际跟投意愿。

表9规定跟投数额与跟投意愿的回归结果

(三)异质性分析

鉴于规定跟投比例对券商跟投意愿存在显著的影响，本文进一步检验制度规定的不同跟投比例(2%、3%、4%和5%)下券商跟投意愿的IPO定价偏误抑制效应是否存在异质性。在表12中，我们考虑了当IPO公司对应的规定跟投比例上升(3%→4%→5%)时，券商跟投意愿对IPO定价偏误的非线性影响。本文按照规定跟投比例将样本公司分为3%(N=58)、4%(N=101)和5%(N=240)三组。2%的规定跟投比例对应的样本公司仅有21家，不满足大样本的要求，另外除核心解释变量外，模型中还包含了11个控制变量，会损失较多的自由度，因此不考虑规定跟投比例为2%的情形。Panel A、B、C分别规定跟投比例3%、4%、5%样本组的方程估计结果，除券商跟投意愿与IPO定价偏误的关系外，还添加了询价制调整对二者关系调节效应的方程估计结果。

由表10估计的回归结果可知，Panel A中方程(1)、(2)、(3)、(6)、(8)、(10)中券商跟投意愿的IPO定价偏误抑制效应或询价制调整的调节效应不显著，其余方程的系数回归效果则在5%或10%的水平上显著相关。从F统计量的P值看，Panel A中的12组回归方程所有解释变量整体的显著情况良好(Prob.F<0.100 0)。Panel B中所有方程的核心解释变量均未通过t检验(Prob.t>0.100 0)，这表明在规定跟投比例4%对应的科创板IPO公司中，券商跟投意愿与IPO定价偏误的关系、询价制调整调节效应均不显著。与之相反的是，Panel C的12组回归方程中，所有核心解释变量的估计结果均在1%的显著性水平上通过t检验，这与前文中研究假设1和假设2的结果相同。

上述研究结果表明，在3%的规定跟投组也出现了类似的系数显著为负的回归结果，与5%的规定跟投组不同的是，前者核心解释变量前的系数的绝对值更大，显著性表现也更加优异(Prob.t<0.01)，这表明在3%的规定跟投组的样本中，虽然作用效果不如前者，但对IPO定价偏误仍存在显著负向作用。对于发行规模较小的公司，券商跟投行为的信号作用更加明显，可以更有效地提高IPO的定价效率。可能的解释为：5%的规定跟投组的样本数量为240个，占全部样本数量的一半以上，因此与全部样本的系数回归结果最为趋同。其次，发行规模较小的IPO公司，通常它们的总资产规模越小、成立时长也越短，在业内的声誉整体上低于大中型的IPO公司，因此券商强烈的跟投意愿能够起到类似为中小型IPO公司“背书”的作用，缓和市场参与方信息不对称的效果要更为明显，对IPO定价偏误的抑制效果也更加显著。

表10规定跟投比例分组后的异质性分析

七、结论与政策建议

本文以2019年7月22日至2022年4月31日上市的420家科创板IPO公司为研究样本，考察了券商跟投意愿对IPO定价偏误的影响以及2021年9月发布的询价制调整对二者关系的调节效应。实证检验结果表明：第一，券商的跟投意愿越强烈，对IPO定价的偏误就越低。第二，询价制调整后，IPO定价偏误得到明显改善。第三，询价制度的调整显著地强化了券商跟投意愿对IPO定价偏误的抑制效果。第四，剔除俄乌冲突发生后的上市样本、采用异方差稳健标准误回归、使用市净率估值法(P/B)构建新的被解释变量后，券商跟投意愿对IPO定价偏误的抑制效果依然稳健。第五，鉴于规定跟投比例和规定跟投金额会直接抑制券商的跟投意愿，按政策规定的跟投比例对样本进行划分并开展异质性分析。结果显示，5%的规定跟投组中，券商跟投意愿对IPO定价偏误的抑制效果最为优异。

本文以科创板跟投制度和询价制调整为背景，研究结论对理论界和实务界均存在有益的启示。中国资本市场首次尝试的保荐机构相关子公司跟投制，对IPO定价效率的提高起到了明显的效果，但我们也应当看到券商跟投意愿正处在规定跟投比例的“夹缝”中，这一信号对优化IPO定价效率同样具有显著效果，政府相关部门可尝试将规定跟投比例区间化，给予券商在一定范围内自主选择跟投比例的空间，强化券商跟投意愿的信号作用，让市场投资者从券商跟投差异中捕捉到IPO公司质量的信息。此外，9.18询价制调整不仅自身可以抑制IPO定价偏误，同时还能够放大券商跟投意愿信号传递效果。为进一步优化询价制度，建议政府部门将高价剔除比例由“不超过3%”明确为“1%左右”，更具体的比例则可以根据询价机构的数量、实际异常报价的数量等综合确定。与此同时，监管部门应当规范报价行为，严厉打击“恶意报价”“抱团报价”等行为，充分释放具备信息含量的有效报价，并以此强化券商跟投意愿的信号作用，进一步优化科创板市场的新股定价效率。