投資者情緒與創(chuàng)業(yè)板IPO抑價實證研究

1、投資者情緒與創(chuàng)業(yè)板IPO抑價實證研究摘要：本文選取了創(chuàng)業(yè)板開板（2009年10月30日）至今（2014年11月25日）406家上市公司作為樣本，剔除數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的7家，共獲得399個樣本，樣本數(shù)據(jù)全部來源于國泰安CSMR和萬德系列數(shù)據(jù)庫。本文選取了上市首日換手率、上網(wǎng)發(fā)行中簽率、發(fā)行規(guī)模、發(fā)行上市時間間隔、上市首日市盈率、上市首日市場收益率6個解釋變量作為投資者情緒的代理變量，構(gòu)建多元線性對數(shù)模型進(jìn)行實證檢驗，驗證投資者情緒對創(chuàng)業(yè)板IPO抑價的影響。最終實證結(jié)果顯示解釋變量影響顯著，且得到調(diào)整后R平方為 53.80%，具有不錯的解釋效果。關(guān)鍵詞：創(chuàng)業(yè)板 投資者情緒 IPO抑價 代理變量 多元線

2、性對數(shù)模型 引言：IPO抑價是指新股上市首日收盤價高于發(fā)行價的現(xiàn)象。IPO抑價現(xiàn)象普遍存在于各國的證券市場，不管是發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家。由于金融市場的發(fā)展程度不同，發(fā)展所處的階段不同，各國的IPO抑價程度有很大不同。但從整體來說，發(fā)展中國家的IPO抑價率要普遍高于發(fā)達(dá)國家，而中國的IPO抑價率至今仍處于世界之最。2009年10月30日，中國創(chuàng)業(yè)板正式開板。和其它板塊一樣，創(chuàng)業(yè)板也面臨著IOP抑價問題，而且大量實證檢驗顯示，相較于其他兩個板塊，創(chuàng)業(yè)板的抑價現(xiàn)象更嚴(yán)重，且其IPO抑價主要影響因素來自于投資者情緒。IPO抑價率高，一方面會造成大量資金囤積在一級市場追求無風(fēng)險收益，損害了一級市場的融

3、資功能，降低資源的優(yōu)化配置。另一方面，高抑價率會降低發(fā)行者的收入。最后，高抑價率助長了投資者的投機情緒，造成股票交易價格脫離股票實際價值，形成泡沫，不利于我國股票市場的健康發(fā)展。本文從行為金融學(xué)角度實證研究了投資者情緒對與創(chuàng)業(yè)板IPO抑價率的影響。目錄摘要：1引言：11.1研究背景和研究意義31.1.1IPO抑價研究背景和研究意義31.1.2創(chuàng)業(yè)板IPO抑價研究背景和研究意義41.2研究方法81.3研究思路81.4論文不足9第二章文獻(xiàn)綜述92.1一級市場存在系統(tǒng)性定價偏低理論92.1.1關(guān)于IPO抑價信息不對稱理論方面的研究92.1.2關(guān)于IPO抑價信息對稱理論方面的研究承銷商托市理論112.

4、2.二級市場投資者情緒理論11第三章投資者情緒與創(chuàng)業(yè)板IPO抑價現(xiàn)象實證檢驗113.1樣本選取113.2回歸模型及解釋變量123.3回歸結(jié)果及分析13第四章結(jié)論和建議16參考文獻(xiàn)：17第一章緒論1.1研究背景和研究意義1.1.1IPO抑價研究背景和研究意義IPO抑價現(xiàn)象是指由于上市公司上首次公開發(fā)行的股票在上市首日產(chǎn)生超額收益率的現(xiàn)象，通常用IPO抑價率來描述這一現(xiàn)象的嚴(yán)重程度，也就是上市首日的收盤價和發(fā)行價之間的差再除以發(fā)行價得出的一個比率。IPO抑價現(xiàn)象被美國芝加哥等大學(xué)Ibbotson教授稱為IPO之謎，不僅存在于成長期的中國，也存在與發(fā)達(dá)資本市場，只是抑價程度有所不同。Ljungqvi

5、st和Wilhelm（2011）研究了美國1990-2000年的股票得出IPO平均抑價率為11.9%，Tian（2003）研究了中國1991-2000年的股票，得出IPO平均抑價率為267%?？梢?，雖然IPO抑價現(xiàn)象普遍存在但在中國程度尤甚（表0）。綜上，分析尋找出IPO抑價率高背后的因素進(jìn)而改善發(fā)行機制，完善交易制度，引導(dǎo)市場主體交易行為，對于改善IPO抑價現(xiàn)象，保障中國資市場的健康發(fā)展具有重要現(xiàn)實意義。 表0 世界各國IPO抑價率分析圖表來源：參考文獻(xiàn)151.1.2創(chuàng)業(yè)板IPO抑價研究背景和研究意義首先，創(chuàng)業(yè)板IPO抑價與主板IPO相比，更高。2009年10月30日，中國創(chuàng)業(yè)板正式開板。根

6、據(jù)參閱的大量文獻(xiàn)資料顯示，創(chuàng)業(yè)板和中小板的IPO抑價水平相近但明顯高于主板，這與創(chuàng)業(yè)板本身的特殊性有關(guān)。與主板上市企業(yè)相比，創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)主要是中小型、創(chuàng)新性、高成長性、高風(fēng)險性的企業(yè)，更低的發(fā)行后股本要求，更低的準(zhǔn)入門檻和更寬松的準(zhǔn)入規(guī)則，這些因素共同促成了創(chuàng)業(yè)板市場上投資者高投機情緒，導(dǎo)致了更高的IPO抑價率（表1）。根據(jù)本文所找的樣本計算得，目前的創(chuàng)業(yè)板平均抑價率達(dá)到35.62%（表2）。表1圖表來源:參考文獻(xiàn)17 表2 2009年10月30日-2014年11月25日各年份IPO抑價率時間樣本個數(shù)均值最大值最小值2009年35個0.94662.097345133-0.1055263162

7、010年117個0.37831.519327731-0.0990588242011年128個0.10361.988888889-0.1667692312012年74個0.03610.93625-0.1652014年45個0.24860.4618937640.186717474合計399個0.35622.097345133-0.166769231其次，創(chuàng)業(yè)板IPO抑價主要來源于二級市場上投資者情緒因素，這也是本文選取投資者情緒作為研究因素的原因。從本文第二篇文獻(xiàn)綜述的描述中我們知道，IPO抑價主要有兩大來源：一是一級市場的抑價，主要是信息不對稱理論。驗證該理論可以通過搜集與公司基本面和非對稱信息

8、有關(guān)的變量，構(gòu)建模型，檢驗變量的顯著性。變量選取主要有：每股收益、每股收益凈資產(chǎn)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、資產(chǎn)負(fù)債率、流動比率、速動比率、承銷商聲譽、每股承銷費用等。但先前學(xué)者們的大量實證研究顯示，這些變量并不顯著。除此之外影響一級市場有效性的一個最主要因素是新股定價機制?？梢哉f新股定價機制市場化程度越高，一級市場新股定價越有效。 表3 我國的新股定價機制圖表分析：從表中可以看出，我國的新股定價機制共經(jīng)歷了三個階段：行政定價發(fā)行階段（1990-1998政府定價發(fā)行階段）、初步市場化發(fā)行階段（1999-2004固定市盈率階段）、累計投標(biāo)詢價發(fā)行階段（2005年1月1日）。我國新股定價市場化程度不斷加深，一

9、級市場新股定價效率不斷提高。需要提及的是，2012年4月8日中國證監(jiān)會出臺了關(guān)于進(jìn)一步深化新股發(fā)行體制改革的指導(dǎo)意見，將新股的“三高”現(xiàn)象看做改革的重點，目的在于推動各市場主體歸位盡責(zé)，促使新股價格真實反映公司價值，降低IPO高抑價現(xiàn)象，實現(xiàn)一級市場和二級市場均衡協(xié)調(diào)健康發(fā)展。這一新股發(fā)行體制改革意義重大，在抑制IPO抑價問題方面發(fā)揮了顯著地效果。具體改革措施如下：(1)擴大詢價對象范圍。除了目前有關(guān)辦法規(guī)定的7類機構(gòu)外，主承銷商可以自主推薦5至10名投資經(jīng)驗比較豐富的個人投資者參與網(wǎng)下詢價配售。(2)提高網(wǎng)下投資者配售股份的比例，建立網(wǎng)下向網(wǎng)上回?fù)軝C制。向網(wǎng)下投資者配售股份的比例原則上不低于

10、本次發(fā)售股份的50%。網(wǎng)下中簽率高于網(wǎng)上中簽率2至4倍時應(yīng)將本次發(fā)售股份的10%從網(wǎng)下向網(wǎng)上回?fù)艹^4倍時應(yīng)將本次發(fā)售股份的20%從網(wǎng)下向網(wǎng)上回?fù)堋?3)增加新上市公司流通股數(shù)量，有效緩解股票供應(yīng)不足。(4)加強對發(fā)行定價的監(jiān)督，促使發(fā)行人及參與各方盡責(zé)。當(dāng)發(fā)行定價的市盈率高于同行業(yè)上市公司平均市盈率25%時，則需要重新召開董事會討論募集資金對于業(yè)主和公司的影響，以及定價方式的合理性，作出信息披露，并作為補充信息上報證監(jiān)會。從圖1、2中我們可以看出，2012年新股定價機制改革對IPO抑價起到了顯著地抑制。除此之外，本文在進(jìn)行多元線性對數(shù)模型構(gòu)建時也加入了時間虛擬變量，2009年10月30日-2

11、012年4月8日的上市公司設(shè)為1，此后至2014年11月25日的上市公司設(shè)為0，回歸結(jié)果如表4，虛擬變量在統(tǒng)計上是顯著的。 圖1我國歷年IPO抑價率 圖2不同定價時期IPO抑價率圖表來源：參考文獻(xiàn)07 圖3 IPO抑價率隨時間的變化圖表來源：原創(chuàng)圖表 圖表分析：從圖1和圖2中不難看出我國的IPO溢價率明顯偏高，但I(xiàn)PO高抑價現(xiàn)象正在趨于緩和，2012年頒布的新股發(fā)行制度改革也體現(xiàn)了它的效果。二是二級市場的溢價，主要是投資者情緒理論。大量實證研究顯示，上網(wǎng)發(fā)行中簽率、首日換手率、發(fā)行規(guī)模、發(fā)行市盈率、發(fā)行上市時間間隔、上市首日市盈率、上市首日市場回報率、每股凈資產(chǎn)等投資者情緒代理變量對IPO溢價

12、率解釋作用在統(tǒng)計上十分顯著。綜合以上兩方面原因，本文選取了創(chuàng)業(yè)板上市的399家企業(yè)作為樣本構(gòu)建模型，從行為金融學(xué)角度驗證了投資者情緒對創(chuàng)業(yè)板IPO抑價具有主要影響作用的假設(shè)。這對于完善創(chuàng)業(yè)板交易制度，引導(dǎo)市場主體理性交易，推動創(chuàng)業(yè)板市場健康發(fā)展具有一定的意義。1.2研究方法目前，國內(nèi)外學(xué)者對于IPO溢價現(xiàn)象的研究方法主要有兩種：一是多元線性回歸法，即通過建立基本理論假設(shè)，構(gòu)建多元線性回歸模型對假設(shè)進(jìn)行檢驗，通過逐步回歸，確定主要影響因素。如果存在多重共線性，則對變量進(jìn)行轉(zhuǎn)換，刪除沒有沒有通過檢驗的變量，確定最終模型。二是用人工神經(jīng)經(jīng)網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行研究?？紤]到計量的方便性和靈活性，本文將采用第一種研究

13、方法。1.3研究思路先選取投資者情緒的代理變量，作出假設(shè)。然后通過逐步回歸確定主要代理變量作為解釋變量，構(gòu)建多元線性模型回歸，驗證假設(shè)是否成立。在出現(xiàn)與假設(shè)相違背的情況后，對部分變量通過取對數(shù)的方法消除了多重共線性問題，解決了偏態(tài)分布問題。最終構(gòu)建的新的多元線性對數(shù)模型中，解釋變量在統(tǒng)計上顯著，調(diào)整后的R平方達(dá)到53.80%，對IPO抑價率有了比較好的解釋效果。1.4論文不足 （1）并沒有收集數(shù)據(jù)對一級市場股票定價模型進(jìn)行有效性的實證檢驗，只是在大量閱覽文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上作出初步結(jié)論，其真實性有待進(jìn)一步驗證。 （2）投資者情緒的代理變量指標(biāo)只選取了六個，虛擬變量只設(shè)置了1個，盡管擬合效果達(dá)到了53.

14、80%，解釋效果比較好，但仍有很大改進(jìn)空間?？梢酝ㄟ^更廣泛地搜集數(shù)據(jù)，添加每股收益、發(fā)行市盈率、每股凈資產(chǎn)、資產(chǎn)負(fù)債率、每股承銷費用等解釋變量完善模型，達(dá)到更好的擬合效果。由于數(shù)據(jù)來源狹窄，時間有限，這部分?jǐn)?shù)據(jù)未可得。 （3）除了構(gòu)建多元線性對數(shù)回歸模型進(jìn)行實證研究以外還有分位數(shù)回歸、隨機前沿分析等更精確的研究方法。受困于目前知識限制尚沒有運用。第二章文獻(xiàn)綜述2.1一級市場存在系統(tǒng)性定價偏低理論主要有信息不對稱理論、避免法律風(fēng)險假說和控制權(quán)假說。本文主要介紹一下一級市場上流傳比較廣泛的，被大家普遍認(rèn)可的最主要的信息對稱與不對稱理論。2.1.1關(guān)于IPO抑價信息不對稱理論方面的研究（1）贏家詛咒

15、理論投資者與投資者之間的信息不對稱。該理論由Rock（1986）提出，認(rèn)為知情投資者相對于非知情投資者而言掌握更多關(guān)于新股發(fā)行的信息，從而之情投資者一般主要認(rèn)購那些定價偏低的股票。如果發(fā)行價格過高，完全信息者就不會購買則只能由完全無信息者購買。長期下來信息擁有者會避開高定價的股票，而信息缺失者知道自己極有可能獲取高定價股票而又無法選擇時，會退出申購，從而有可能導(dǎo)致發(fā)行失敗。為了保證順利發(fā)行，吸引信息缺失者，發(fā)行企業(yè)和承銷商不得不降低定價以彌補信息缺失者的損失。（2）消極從眾假說。該理論最先由Welch(1992)提出，認(rèn)為若新股一開始出現(xiàn)“搶購”，后進(jìn)入的潛在投資者會根據(jù)市場情況大量認(rèn)購，即出

16、現(xiàn)“信息瀑布效應(yīng)”。反之則可能會“滯銷”。因此擬上市公司和主承銷商極有可能故意或者至少有動力將新股發(fā)行價格訂在低于企業(yè)內(nèi)在價值，一起在銷售初期形成“熱銷”局面，吸引更多投資者跟進(jìn)。（3）信號傳遞理論發(fā)行企業(yè)與投資者之間的信息不對稱。信號傳遞理論認(rèn)為，由于投資者無法全面了解每個發(fā)行企業(yè)的真實情況，可能出現(xiàn)逆向選擇，選擇了劣質(zhì)企業(yè)而放棄了優(yōu)質(zhì)企業(yè)，致使優(yōu)質(zhì)企業(yè)無法融到期望的資金。因此，優(yōu)質(zhì)企業(yè)一般會壓低發(fā)行價并制定增發(fā)的股利政策來作為一種優(yōu)質(zhì)信號吸引投資，從而與劣質(zhì)企業(yè)分離，保證發(fā)行的順利完成。在二級市場上具有較低發(fā)行價的優(yōu)質(zhì)企業(yè)被認(rèn)為是具有投資價值的，交易價格被拉高。兩方面因素共同推高了IPO抑

17、價率。（4）動態(tài)信息收集理論承銷商與投資者之間的信息不對稱。動態(tài)信息收集理論認(rèn)為，機構(gòu)投資者作為市場的需求方，掌握著市場的潛在需求、新股方形的認(rèn)可度、估值情況等相關(guān)市場信息，發(fā)行企業(yè)和承銷商為了獲取更接近真實情況的市場需求與估值水平，通過向機構(gòu)投資者詢價發(fā)行，向機構(gòu)投資者“購買”市場的潛在需求信息，這一“購買”行為所支付的價格就是IPO抑價。（5）委托-代理理論承銷商與發(fā)行企業(yè)之間的信息不對稱。委托-代理理論認(rèn)為，作為委托人的發(fā)行公司希望能夠通過較高的發(fā)行價格來募集到盡量多的資金；但是作為受委托人的承銷商會考慮兩方面的問題，一方面保證發(fā)行能夠順利完成，獲取相應(yīng)的收入，另一方面發(fā)行順利能增加其在

18、行業(yè)內(nèi)的聲譽，秉承利益最大化的原則承銷商更傾向于壓低發(fā)行價格。這樣發(fā)行人與承銷商之間產(chǎn)生了利益沖突，但與發(fā)行人相比，承銷商更具有信息優(yōu)勢，同時承銷商還擁有自己的營銷渠道，經(jīng)過兩者之間的博弈，發(fā)行企業(yè)會將定價權(quán)賦予承銷商來利用其擁有的信息和資源，妥協(xié)接受較低的發(fā)行價。2.1.2關(guān)于IPO抑價信息對稱理論方面的研究承銷商托市理論承銷商托市理論認(rèn)為，承銷商在股票發(fā)行后，當(dāng)股票上市首日出現(xiàn)破發(fā)現(xiàn)象時，對于承銷商的聲譽和收入，以及投資者對于上市企業(yè)的形象都會產(chǎn)生負(fù)面影響，進(jìn)一步可能會有被訴訟的風(fēng)險。因此承銷商有動力擔(dān)任做市商角色來對市場的股票價格形成支持，進(jìn)而形成IPO抑價現(xiàn)象。但是在中國不允許承銷商托

19、市，因此此假說對中國IPO現(xiàn)象的解釋貢獻(xiàn)不大。2.2.二級市場投資者情緒理論投資者情緒理論認(rèn)為，股票在二級市場的交易價格收到交易者主觀情緒的影響。二級市場上的交易者并非都是理性交易者，在交易過程中由于投資者的認(rèn)知偏差和反應(yīng)偏差使投資者出現(xiàn)投資與噪聲交易、羊群效應(yīng)、反應(yīng)過度與反應(yīng)不足、過度樂觀等非理性行為。除此之外，投資者對首次公開發(fā)行的股票有著過度需求，在一級市場得不到釋放的需求，在二級市場上釋放，推高了交易價格。再者，中國存在賣空限制，看空投資者無法從賣空方面對沖高漲的投資情緒，這也導(dǎo)致投資者高漲情緒推動股票價格偏離其理論價值。第三章投資者情緒與創(chuàng)業(yè)板IPO抑價現(xiàn)象實證檢驗3.1樣本選取本文

20、選取了自2009年10月30日創(chuàng)業(yè)板開板以來至2014年11月25日的所有在創(chuàng)業(yè)板上市的公司，剔除了數(shù)據(jù)不全的公司7家，共得到399個樣本數(shù)據(jù)。研究數(shù)據(jù)來自國泰安CSMR和萬德系列數(shù)據(jù)庫。樣本的年度分布如表1所示。3.2回歸模型及解釋變量本文采用傳統(tǒng)方法計算IPO抑價率，即IPO抑價率等于股票上市首日收盤價格減去股票發(fā)行價格之差除以股票發(fā)行價格。定義IPO抑價率為自變量y,股票發(fā)行價格為P0，股票上市后日收盤價格為P1，計算公式為：y=(P1-P0)/P0通過逐步回歸法，最終確定6個投資者情緒代理變量為：X1上市首日換手率、lnX2上網(wǎng)發(fā)行中簽率、lnX3發(fā)行規(guī)模、lnX4發(fā)行上市時間間隔、X

21、5上市首日市盈率、X6上市首日市場收益率。1個時間虛擬變量為：d1。對部分代理變量取對數(shù)是為了消除代理變量間多重共線性問題，也消除偏態(tài)分布問題，使模型更趨近正太分布。初步多元線性對數(shù)模型1如下：y=1X1+2X2+3lnX3+4X4+5X5+6X6+1d1+u 表5 定義解釋變量解釋變量代理變量代理變量解釋定義H0X1上市首日換手率反映了新股交易活躍程度和投資和對新股的狂熱程度。首日換手率越高，IPO抑價率越高。市場氣氛與投資者情緒與y正相關(guān)X2上網(wǎng)發(fā)行中簽率反映了投資者對新股的需求對、發(fā)行公司的狂熱程度。中簽率越低，IPO抑價率越高。新股需求與投資者情緒與y負(fù)相關(guān)lnX3發(fā)行規(guī)模發(fā)行規(guī)模=發(fā)

22、行價格*發(fā)行股數(shù)。發(fā)行規(guī)模反映了兩方面信息：投資者對新股風(fēng)險補償?shù)囊笮盘杺鬟f假說。發(fā)行規(guī)模越小，越容易受到機構(gòu)投資者、“莊家操縱”，投資者對其風(fēng)險補償要求越高，IPO抑價率越高。對風(fēng)險補償?shù)囊笈c投資者情緒與y正相關(guān)X4發(fā)行上市時間間隔反映了投資者對新股風(fēng)險補償?shù)囊?。發(fā)行上市時間間隔越長，投資者要求的風(fēng)險補償越大，IPO抑價率越高。對風(fēng)險補償?shù)囊笈c投資者情緒與y負(fù)相關(guān)X5上市首日市盈率該假設(shè)依據(jù)是“信息瀑布效應(yīng)”。反映了市場氣氛，和投資者的消極從眾、過度樂觀、羊群效應(yīng)等。上市首日市盈率越高，市場氣氛越火熱，股價越高，IPO抑價率越高。市場氣氛與投資者情緒與y正相關(guān)X6上市首日的市場回報率

23、與X5相同。市場氣氛與投資者情緒與y正相關(guān)d1時間虛擬變量反映2012年4月8日新股定價改革出臺前后創(chuàng)業(yè)板IPO抑價率手否有顯著差異。一級市場定價效率與y負(fù)相關(guān)3.3回歸結(jié)果及分析初步回歸結(jié)果如下， 表6 未取對數(shù)的回歸結(jié)果統(tǒng)計yCoef. tP>|t| 調(diào)整后的R平方X10.2122933.460.0010.5084X2-0.0200995-2.10.036lnX3-0.2404799-8.580X40.0077332.840.0075X50.00554310.11.410X61.9223745.790d1-0.1353658-3.320.001 回歸結(jié)果分析：解釋變量X2在統(tǒng)計上不顯

24、著，X1與X4顯著性不強，與原假設(shè)不符。原因猜測是解釋變量間存在多重共線性。通過逐步回歸，逐步添加解釋變量進(jìn)入模型，并對解釋變量進(jìn)行多重共線性檢驗，檢驗顯示X1、X2、X4之間存在較強的相關(guān)性。解決方法是對部分解釋變量取對數(shù)，重新構(gòu)建多元線性對數(shù)模型進(jìn)行回歸。修正后的多元線性回歸模型2如下：y=1X1+2lnX2+3lnX3+4lnX4+5X5+6X6+1d1+u回歸結(jié)果如下，表7 取對數(shù)后的回歸結(jié)果統(tǒng)計yCoef. tP>|t| 調(diào)整后的R平方X1 .2239173 3.740.0000.5380lnX2-.0954322 -4.560.000 lnX3 -.1989487 -6.92

25、0.000 lnX4 .0845923 3.310.001X5.0050482 10.360.000 X62.131562 6.730.000 d1-.1514594-3.770.000回歸結(jié)果分析：（1）上市首日換手率X1對IPO抑價影響很顯著且成正相關(guān)，反映了市場氣氛對投資者情緒的影響進(jìn)而對IPO抑價率的影響，印證了假設(shè)1；（2）上市首日市場收益率X6對IPO抑價影響顯著且成正相關(guān)，反映了市場氣氛對投資者情緒的影響進(jìn)而對IPO抑價率的影響，印證了假設(shè)6；（3)發(fā)行規(guī)模lnX3對IPO抑價影響很顯著且成負(fù)相關(guān)，反映了投資者對風(fēng)險補償要求情緒對IPO抑價率的影響，印證了假設(shè)3；(4)發(fā)行上市日

26、期間各lnX4對IPO抑價率影響較顯著且與IPO抑價率正相關(guān)，反映了投資者對風(fēng)險補償?shù)囊髮PO抑價率的影響，印證了假設(shè)4；(5)上網(wǎng)中簽率lnX2對IPO抑價率影響較顯著且與IPO抑價率負(fù)相關(guān)，反映了投資者需求對IPO抑價率的影響，印證了假設(shè)2；(6)上市首日市盈率X5對IPO抑價率影響不是很顯著，與IPO抑價率正相關(guān)。原因分析是因為對解釋變量取對數(shù)并沒有完全解決多重共線性問題，反映市場氣氛的投資者情緒代理變量之間任然存在較嚴(yán)重的多重共線性，因此X5解釋變量對IPO解釋作用沒有預(yù)想的那么強。(7)時間虛擬變量d1顯著，反映了新股定價改革對IPO抑價率有顯著影響，與IPO溢價率負(fù)相關(guān)，說明新股定價改革出臺后IPO抑價有明顯下降。由于回歸模型2的R平方=0.5380>回歸模型1的R平方0.5084，模型2的擬合效果更好，因此采用模型2。最終回歸模型：Y=0.2239173X1-0.9543221lnX2-0.198948lnX3+0.084