我国IPO 长期弱势及基于异质信念的解释.doc

我国IPO长期弱势及基于异质信念的解释*基金项目:国家社科基金项目（批准号：04BJL026）、教育部人文社科基地重大项目（批准号：05JJD790026）和教育部“新世纪优秀人才支持计划”项目（批准号：NCET05-0570）。作者简介: 陈国进(1966), 男, 浙江丽水人, 厦门大学王亚南经济研究院助理院长, 经济学院金融系教授、博士生导师, Email: . 电话: 黄高远(1983), 男, 福建宁德人, 厦门大学金融系硕士研究生, Email: , 电话: 王景(1981), 女, 山东淄博人, 厦门大学金融系博士研究生, Email: , 电话:陈国进a 黄高远b 王景c （厦门大学王亚南经济研究院a、厦门大学金融系b, c, 厦门 361005）摘要: IPO长期表现异象是各国普遍存在的，本文基于我国上海A股1992年1月至2004年4月861支IPO股票数据，运用CAR、BHAR、CAPM、Fama-French三因素模型四种方法研究发现我国IPO长期表现出显著弱势。并进一步通过实证研究，从一个全新的角度异质信念对我国IPO长期弱势进行解释。利用分解后的收益波动率作为衡量异质信念的指标，结果表明异质信念与我国IPO长期弱势显著负相关，支持了Miller假说。关键词: 异质信念; IPO; 长期弱势0 引言IPO长期表现是有关IPO研究中最富有争议性的领域，目前争议主要集中在两个方面，一是IPO的长期表现究竟怎样，二是影响IPO长期表现的因素有哪些。Ritter1最早对这一问题进行了规范系统研究，并提出IPO长期表现弱势的结论。Ritter & Welch2进一步的研究发现，IPO长期表现对不同样本时期、参照基准、衡量方法的选择很敏感。因此，目前学术界对IPO长期表现强势还是弱势没有定论。另一方面，对IPO长期表现的解释主要集中在有效市场角度和行为角度两个方面。前者强调IPO公司自身特征（如公司财务指标和IPO指标），而后者强调投资者自身特征（如意见分歧、投资者情绪）。韩立岩和伍燕然3指出，从IPO公司自身特征解释IPO长期表现异象有两个前提条件：一是二级市场有效，股票交易价格完全反映了与其相关的所有信息，二是发行市场是竞争市场。这显然不适于我国股票市场 林清泉和黄建军4，韩立岩, 王晓萌5研究表明我国国内市场未达到半强式有效。，因此，从行为角度对我国IPO长期表现进行解释更合理。Ritter & Welch2指出Miller6提出的异质信念理论是预测IPO长期表现弱势最成功的行为理论之一。所谓异质信念是指投资者对各种证券的风险和收益存在看法不一致，它放松了标准资产定价理论中投资者具有一致性预期的假设，可以解释证券市场上的多种异象。但我国目前基于异质信念角度对IPO长期表现进行解释的研究几近空白。因此，本文在检验我国IPO长期表现究竟弱势还是强势的基础上，从实证研究角度探讨异质信念理论是否对我国IPO长期表现具有解释作用。本文的理论贡献和创新之处主要有：（1）应用四种方法分析我国上海A股最长IPO样本区间的数据，实证检验我国存在IPO长期表现弱势；（2）利用基于异质信念的实证模型进行多层次分析，进一步发现我国的IPO长期表现弱势符合Miller6假说。本文其余部分的结构如下：第二部分应用四种方法分析我国上海A股IPO长期表现弱势，第三部分基于异质信念构建解释我国IPO长期弱势的实证模型并进行多层次分析，最后对全文进行总结。1 我国IPO长期弱势分析早期的研究倾向于支持IPO存在长期弱势现象，IPO长期弱势现象是指IPO股票在上市以后1到5年内，其收益比市场指数、行业指数或配比公司相比明显偏弱。Ritter1发现1975到1984年美国市场上IPO的长期收益显著低于规模和行业相匹配的基准公司。Eckbo & Norli7以规模和流动性匹配的公司作为基准，也发现了类似的现象。Ritter & Welch2利用1980年到2001年的美国IPO样本，发现从IPO上市首日收盘开始计算的三年期买入并持有收益率（BHRs）是22.6%，而经过市场指数收益率调整后却降到-23.4%，他们研究发现IPO长期表现对不同样本时期、参照基准、衡量方法的选择很敏感。Gompers & Lerner8利用1935年到1972年美国的IPO样本，以五年期计算，指出使用不同的测量方法，会对IPO的长期表现得出不同的结论。这一点对发展中国家尤为明显。Ahmand-Zaluki，Camppbell & Goodacre9发现依赖于不同的测量方法，1990年到2000年马来西亚的IPO甚至出现长期强势现象。我国学术界对我国股票市场是否存在IPO长期表现弱势现象有争议。表1是我国IPO长期表现的研究成果。从样本选取来看，样本区间从20个月到11年不等；样本股票有沪深A股、两市A股加B股、沪市A股加B股等；研究方法有单一采用CAR、BHAR、WR、CAPM、Fama-French三因素模型方法或者多种方法对比综合分析；对于收益调整的基准，有的采用市场指数收益，有的采用配比组合收益。由于衡量长期超常收益所使用的样本区间、方法、收益调整基准选择的差异，不同学者对我国IPO长期表现出强势还是弱势存在不同的看法。表1 我国IPO长期表现的研究成果Table 1 IPO long-term performance researches in Chinese market作者样本方法结论强势王美今和张松101996年1月1997年9月上海证券交易所上网定价方式发行的110支股票经过风险调整的相对收益和累计相对收益WR新股上市后前半年走势弱于市场，后半年开始走强，第二年明显强于市场刘力和李文德111992年至1996年沪深两市上市的398支新股CAR、BHAR、WR新股发行一年内弱势，但二、三年强势Chi & Padgett12 1996年1月1997年12月沪市340支深市409支非国有企业新股BHARIPO后三年强势丁松良131994年1月1999年11月上市的735支股票CAR、BHAR新股发行后短期弱势、长期强势白仲光和张维141998年至2000年中国A股市场发行的341只新股建立同类型对比组合和Fama- French三因素模型回归新股长期回报好于非新股，表现为强势杨丹和林茂151995年1月至2000年12月沪深两市774支A股新股CAR、BHAR、日历时间MCTAR、Fama-French三因素模型回归、CAPM、上市后至少三年内表现出强势特征弱势Mok & Hui 161992年5月到1993年12月沪市所有新股CAR新股发行一年内是弱势陈工孟和高宁171992年1月至1995年8月中国上市的所有股票WRA股二年强势，三年弱势，而B股三年表现弱于A股和市场李蕴玮、宋军和吴冲锋181994年至1997年所有IPO股票市值加权CARIPO后三年显著弱势Chan，Wang & John191993年1月-1998年12月570支A股和39支B股WR、BHARA股IPO三年弱势，B股IPO三年强势江洪波201994年至2004年沪深A股1024支非金融业股票CAR、BHAR、Fama-French三因素模型1999年7月前IPO后五年无显著强势或弱势，1999年7月至2001年11月间IPO后五年显著弱势 为了能够更准确的检验我国IPO长期表现究竟如何，本文在之前研究的基础上，采用多种方法对我国IPO长期表现进行验证。我们以1992年1月至2004年4月上海A股 本文只选用上海A股IPO数据的理由是一方面国家政策表明要把上海建成国际金融中心，上海A股市场相对深圳市场更成熟，受到更多的关注，更能反映出我国股票市场的特征；另一方面，1998年后一段时间深圳主板市场暂停IPO，造成研究数据的缺失。861支IPO股票为样本，综合使用BHAR、CAR、CAPM模型和Fama-French三因素模型四种方法进行分析。由于1990年12月上海证券交易所成立时上市的股票都是在1990年前开始向公众发行的，并已经在场外交易市场交易，为了计算一级市场三年期累积收益，保证本文研究用的调整指数数据的可得性，我们以上海A股指数收益率为基础构建收益调整基准。所有统计检验用的数据都针对股票分割、分红配股等情况作了调整，数据是连续且可比较的。研究数据均来自CCER中国经济研究服务中心。基于本文所使用的样本、方法和收益调整基准，我们认为，我国IPO三年内表现出显著弱势。1.1 累积异常收益率法（CAR），其中， 。是从IPO后1月到月的累积市场调整收益，是第支股票在第月的收益率，是上证A股指数简单平均收益率和上证A股指数流通市值加权平均收益率在第月的收益率，表示第支股票超常收益率的权重 若计算算术平均值，；若计算加权平均值，则按照每支股票在第期的流通市值或总市值的比例进行加权平均。若为负则表示IPO长期弱势，若为正则表示IPO长期强势显著性检验中统计量的计算方法： 其中：、分别表示时间序列的样本方差和一阶样本自相关协方差。详见Ahmad-Zaluki N.A., Campbell K., Goodacre A.9。如图1所示， IPO后1到36个月，IPO股票累积收益都相对低于三种加权平均法计算的指数累积收益，这表明IPO后1到36个月是弱势的。图1 IPO后1到36个月累积收益图Fig.1 Cumulative returns for 1 to 36 months after IPO表2 不同加权方法计算的CARTable 2 Different weighted mean Cumulative Abnormal Returns1年2年3年等权平均法流通市值加权平均法总市值加权平均法-0.3647(-10.46)-0.2102（-3.75）-0.1214（-3.60）-0.6051（-12.75）-0.2175（-3.01）-0.1603（-3.67）-0.8302（-15.35）-0.2280（-2.92）-0.1390（-2.36）注：表中括号内数据为双尾检验统计量。表2是CAR方法具体的计算结果。采用不同加权方法 等权平均法即股票收益和用于调整的指数收益都用等权平均计算，同理，流通市值加权法和总市值加权法是分别用流通市值加权和总市值加权法计算股票收益和指数收益，下同。调整后的CAR在IPO后 扣除IPO首日，下同。1年、2年、3年时间内都显著为负，存在长期弱势。而且随着时间延长，在同一调整基准上，CAR的绝对值变大，说明弱势更严重。但对不同权重计算的指数和股票收益来说，弱势程度存在差异。用总市值加权平均的股票收益每年的绝对值都比其他两种加权平均情况下的小，弱势相对不严重；而用等权平均指数收益进行调整后计算的CAR的绝对值最大，IPO长期弱势最严重，杨丹和林茂15认为产生这些差异的原因是我国市场上小盘股表现更好，导致等权平均指数收益高于其他参照指标。1.2 购买并持有异常收益率法 (BHAR)样本第支股票持有到期的异常收益率定义为：。其中：是样本第支股票持有到期的收益率；是样本第支股票对应的基准持有到期的收益率； 的统计量：是样本组合持有到期的异常收益率。若为负表示IPO长期弱势，若为正表示IPO长期强势。表3 不同加权方法计算的BHARTable 3 Different weighted mean Buy-and-Hold Abnormal Returns1年2年3年等权平均法流通市值加权平均法总市值加权平均法-0.2548（-14.09）-0.1788（-13.76）-0.1306（-12.22）-0.4123（-21.91）-0.3209（-17.41）-0.1662（-11.96）-0.7136（-27.21）-0.5153（-18.10）-0.2429（-12.35）注：表中括号内数据为双尾检验统计量。BHAR方法计算的结果如表3所示。不同加权方法调整后的BHAR在IPO后1年、2年、3年内都显著为负，表明IPO是长期弱势的。同种加权方法下，BHAR的绝对值也随着考察时间的变长而变大。同时期以等权平均法计算的BHAR绝对值小于其他两种加权方法计算的结果。在BHAR方法中，体现的IPO长期弱势程度小于上文CAR方法的结果，平均弱势偏小程度为0.0989，并且显著性更高，这与Fama21、Mitchell & Stafford22、Gompers & Lerner8的BHAR方法倾向于高估IPO长期弱势的程度的结论相反，而和Ahmand-Zaluki，Camppbell & Goodacre9对马来西亚市场的分析结论一致，这可能是新兴发展中国家市场股票收益相对高，造成BHAR方法中值相对偏小的程度更低，但此解释有待进一步佐证。1.3 CAPM模型本文使用CAPM模型进行分析，其中是IPO股票收益相对于无风险收益的超额收益，是市场指数收益相对于无风险收益的超额收益。根据定义，若为负则表示IPO长期弱势，若为正则表示IPO长期强势。表4 CAPM 方法分析的IPO长期超常收益结果Table 4 IPO long-term abnormal returns under CAPMIPO等权平均收益率IPO流通市值加权平均收益率IPO总市值加权平均收益率Rm-Rf值值的值-1.2730（-5.88）3.0575（2.74）7.490.0069-1.2759（-5.63）3.0227（2.59）6.700.0105-1.7815（-5.55）1.6146（0.98）0.950.3309注：表中括号内数据为双尾检验统计量。表4中不同加权方法计算得出的在1显著性水平上显著为负，可知IPO长期弱势。但从F值来看，IPO总市值加权平均收益率的CAPM模型没有通过显著性检验，原因是CAPM模型单一解释变量市场超额收益不显著。我们继续采用Fama-French三因素模型进行分析。1.4 Fama-French三因素模型表5 Fama-French三因素模型分析的IPO长期超常收益结果Table 5 IPO long-term abnormal returns under Fama-French three-factor modelIPO等权平均收益率IPO流通市值平均收益率IPO总市值平均收益率Rm-Rf值值的值-1.3853（-5.68）3.0068（2.68）-3.1563（-0.82）-0.7951（-0.27）2.840.0398-2.2235（-6.33）1.4362（0.89）-17.2218（-3.10）1.3468（0.32）3.830.0110-1.5187（-6.05）2.9240（2.53）-9.3277（-2.35）0.6163（0.20）4.320.0059注：表中括号内数据为双尾检验统计量。，其中：是第月的IPO组合收益率，是与第月相对应的一年期存款利率，是上海A股指数收益率。本文遵循Fama & French23的思路计算规模因子和价值因子 在计算规模因子和价值因子时，首先将样本第年7月到第年6月的股票按第年6月的股票规模由小到大排序，将市场中所有股票按照此原则排序平均分为两组，市值小的称为组合，市值大的称为为组合，这些组合根据每年6月份的市值变化调整一次。计算中，第年7月到第年6月的账面价值就是第年的年报公布的账面价值，市值则为每月实际的市值。同构建、组合的方法类似，但是每年度按照上一年年报公布的账面价值计算的值排序，所有股票分成三组，第一组为前30，第二组为中间40，第三组为最后30。形成一系列组合（，），是每月小规模股票组合的平均收益与大规模股票组合平均收益的差，是每月高股票组合平均收益与低股票组合平均收益的差。用于衡量日历时间的IPO股票的平均月度超额收益，若为负则表示IPO长期弱势，若为正则表示IPO长期强势。从表5的结果可见值在1的置信水平下都显著为负，这表明Fama-French三因素模型分析出IPO股票具有较为显著的负的异常收益，IPO长期弱势。这个结果与CAR、BHAR、CAPM方法的结果一致。值得注意的是，表4的IPO总市值平均收益率计算的CAPM模型的虽然显著为负，但是整个模型未通过F检验，与之相比，Fama-French三因素模型中IPO总市值平均收益率计算的也显著为负，显著性提高，模型整体通过F检验，由于三因素模型比CAPM模型更为合理，我们认为IPO总市值平均收益率计算的也显著为负，各种加权情况都表明IPO长期弱势。综上不同方法的结果，我们认为上海A股IPO长期表现出显著的弱势，且随着IPO后时间的变长，弱势越严重，这一结论与陈工孟和高宁17、Chan，Wang & John19一致，但与王美金和张松10等人相反。造成这一结论的原因可能在于两个方面：一是采用的样本区间、分析方法和调整基准不同，Ritter & Welch2特别指出IPO长期表现对样本区间、分析方法和调整基准的选择很敏感，中国市场也存在这一特征；二是这一结论可能与我国IPO的监管模式有关。由于2001年以后，我国IPO的监管模式由审批制改为核准制，我们将我国IPO分成两段，一段是从1992年到2000年，另一段从2001年至今，发现2001年后IPO的长期弱势程度比之前偏低 由于文章篇幅缘故，此处没有报告实证结果。感兴趣的读者可以向作者索要。2000年以前，我国IPO监管实行审批制，这种政府过度介入的行政化管制极易使市场资金流向出现逆向选择。一些经营财务状况较差的国有企业被“强制性”上市，上市的主要任务是帮助企业融资，而非实现股东财富最大化。于是，在IPO后一段时间内，投资者认识到公司的内在价值时，看空这些股票，造成股票收益明显弱于市场。2000年后，IPO监管实行核准制，市场化程度提高了，一些优质成长股得以进入证券市场，IPO长期相对市场的弱势得以缓解。2 基于异质信念对我国IPO长期弱势的解释2.1 文献综述对于IPO长期表现的影响因素，国外学者进行了很多分析，大体可以分为有效市场角度和行为角度两个方面。前者强调IPO公司自身特征，而后者强调投资者自身特征。Ritter1指出公司规模、行业和初始收益率对IPO长期弱势有解释作用。Teoh，Welch & Wong24则指出上市公司存在盈余操纵，从而导致收益管理比较激进的组合比收益管理相对保守的组合具有更严重的长期弱势。杨文25则发现我国IPO公司在上市当年进行的盈余管理与中长期表现无显著关系。Brav & Gomper26以及Doukas & Gonenc27都指出，有风险投资背景的上市公司比无风险投资背景的公司5年内弱势现象较轻。这一方面的研究都是以有效市场假说为基础的，也就是说，他们认为IPO长期弱势不外是某些风险因素所导致的。但是随着学术界对有效市场假说的探讨以及对各国股票市场有效性的实证检验，人们逐渐认识到，从行为理论角度对IPO长期弱势进行解释更合理。特别是行为理论可以对IPO抑价和长期弱势两种现象进行统一解释。Ritter & Welch2指出，解释IPO长期弱势现象主要的行为理论有两种，一是Schultz28认为，由于大多数IPO跟随成功的IPO，因此导致最后相对较差的IPO在样本中占了很大的比例。如果采用加权平均法计算IPO长期收益，就会导致高流动性时期权重增加，从而造成弱势。但是这一解释无法说明为什么等权平均法下也会出现IPO弱势现象。二是Miller6所提出的异质信念理论。异质信念理论认为，现实中，投资者之间对股票价值判断存在差异，有的估价高，有的估价低，而市场上的卖空限制又导致估价相对较低的悲观者无法进入市场，因此股票价格由乐观者决定，这就造成了股价存在被高估的现象。对于IPO来说，由于新股相对于已有收益历史的股票来说，更难估计真实价值，因此，投资者对IPO股票的异质性信念程度更大。这会导致IPO股票开始交易时，价格被高估。而随着时间的推移，人们逐渐了解新股的相关信息，信念差异程度减少，股价趋于真实价值。因此，IPO会出现短期溢价而长期收益弱势的现象。这一理论比较系统的解释了IPO初始回报率高而长期弱势的现象，并且在实证中得到了进一步的支持。Rajan & Servaes29研究了分析师行为和IPO发行抑价、长期弱势、热发市场三个异象的关系，认为分析师预测越乐观的股票长期表现越差。Houge, Loughran, Suchanek & Yan30将意见分歧量化为开盘时买卖价差百分比、首日开盘的时间、大宗卖盘的比率三个指标，利用1993年到1996年美国2025个IPO样本发现，上市日买卖价差更大、第一笔交易更晚以及更高的大宗卖盘比率的IPO有更低的长期收益，支持了Miller的观点。Gao，Mao & Zhong31则认为收益波动率更适合用来衡量异质性信念。利用1980年到2000年美国4057个IPO样本，在控制了承销商信誉、账面市值比率等以前文献指出的影响IPO长期收益的因素后，IPO后25天、50天、75天、100天的收益波动率与IPO长期超常收益显著负相关，也支持了Miller6的理论。目前，我国学术界对IPO长期表现的研究，主要还集中在衡量IPO长期强势和弱势的争论上。对IPO长期表现的影响因素研究比较少。但是已有的研究也都强调了，基于我国的实际情况，从行为理论角度研究我国的IPO现象更重要。韩立岩和伍燕然3指出投资者情绪是解释我国IPO之谜（IPO发行抑价、长期弱势、热发市场）的主要因素，异质信念是投资者情绪的表现之一。毛立军和李一智32认为我国IPO抑价以及新股长期表现不佳的原因除了我国IPO市场长期处于卖方市场之外，还因为我国存在大量的乐观投资者。因此，本文在前述研究的基础上，借鉴Gao，Mao & Zhong31的研究方法，从一个全新的角度，探讨异质信念是否是解释我国IPO长期表现弱势的主要因素。2.2 异质信念的代理指标衡量异质信念的代理指标主要有分析师预测分歧（Diether, Molloy & Scherbina33）、换手率（Miller6, Scheinkman & Xiong34）以及收益波动率（Gao，Mao & Zhong31）等。本文采用经过调整的IPO后22天、44天和66天 22天、44天和66天分别表示交易1个月、2个月和3个月。股票超额收益波动率作为投资者异质信念的代理指标。以超额收益波动作为异质信念的替代变量有如下优势：第一，已有的理论和实证研究证明了此指标衡量异质信念的合理性，Shalen35提出更大的异质信念直接导致更大的收益波动；Diether, Molloy & Scherbina33证明了异质信念和股票价格波动之间存在正相关关系。第二，其他指标由于多种原因不适用于本文的研究。例如，我国缺乏广泛和专业的分析师队伍，对同一家公司进行预测的分析师数量有限，造成分析师预测结果方差很大，同时不是所有的公司都被分析师预测覆盖，这也会影响样本量，不利于分析。换手率虽然可以用来衡量异质信念 见韩立岩和伍燕然3，但是短期换手率与IPO初始收益率之间可能存在内生关系（Chang，Chen，Chi & Young36）。也就是说，投资者预期投资IPO股票可以获得超额收益，也相应提高换手率，因此在此分析中，换手率不能直接用于衡量投资者异质信念。由于收益波动率也受到IPO公司的内在经营风险的影响，因此，我们需要对收益波动率进行调整，以获得更精确合理地衡量异质信念的指标。Eberhart37提出诸如公司规模、杠杆比率、发行时期、分析师预测是否覆盖、同行业竞争公司的数量等因素会影响股票的收益波动，本文参考Gao，Mao & Zhong31对超额收益波动的分解方法，构建异质信念的代理指标。首先计算IPO发行后超额收益波动率（Excess Return Volatility），即用IPO发行后22天、44天和66天股票收益率波动减去同时期上海A股指数收益率波动。再对超额收益波动率进行分解，以22天超额收益波动率为例： （1）其中：表示第家上市公司；表示IPO前期超额收益率波动； 是上市首日市净率，用（上市时发行总规模/公司权益总额）计算；表示上市首日市盈率，以（上市首日收盘价/IPO前最新的公布的每股收益）；是实际募集资金总额；是资产负债率，是剔除公司自身影响因素的异质信念指标，将其称为残差波动，则： （2）至此，我们得到了异质信念的代理指标残差波动。2.3 异质信念解释IPO长期弱势模型Miller6对于IPO长期弱势的解释，基于两个前提条件，一是存在卖空限制，二是投资者存在过度自信，不会从别人的交易中获取信息。对于IPO公司来说，由于没有收益的历史，信息不对称程度高，投资者极易存在看法不一致，再加上我国严格限制IPO卖空，可以推断估价悲观者无法参与市场交易，短期内股票价格只反映最乐观投资者的估价，乐观者将会推动IPO价格上升。长期来看，随着投资者对IPO股票的了解，意见分歧和预期的不确定性随之减弱，在对股票的平均估值水平不变的前提下，判断将会趋于一致，边际投资者的估值也会趋于平均价值，股价下降，从而出现长期弱势现象。下文我们以残差波动代表投资者异质信念解释我国IPO长期弱势。为了防止伪回归问题，首先分析不存在控制变量时异质信念和IPO长期弱势关系，实证模型如下： （3）其中：是1年、2年和3年的IPO长期超常收益率，采用上文BHAR方法计算的长期超常收益率稳健性检验表明用CAR方法计算的长期超常收益率进行分析的结果和BHAR方法计算的长期超常收益率进行分析的结果一致。；代表投资者异质信念的残差波动，通过模型（1）和（2）计算得到。如果我国IPO长期弱势符合Miller6假说，残差波动与IPO长期超常收益率之间应该是显著负相关关系。但是除了异质信念之外，早期的研究也表明一些发行的特定变量与IPO长期超常收益显著相关，如IPO初始收益率、公司发行规模、账面市值比、承销商资质、IPO前市场收益率等。为了确定投资者异质信念和IPO长期超常收益之间的关系，我们有必要控制住这些变量对IPO长期超常收益的影响。因此，我们的回归模型中，除了残差波动外，还包括以下变量：是实际募集资金总额；是上市首日市净率，用（上市时发行总规模/公司权益总额）计算；表示上市首日市盈率，以（上市首日收盘价/IPO前最新的公布的每股收益）；是上市首日收益率，（上市首日收盘价上市首日开盘价）/上市首日开盘价；代表承销商资质，根据中国证券监督委员会公布的中国证券公司的注册资本规模进行分类。规模大的公司其营销网络也大，有利于股票的承销和推广，因此，我们取注册资本大于20亿人民币的证券公司为1，其余为0；代表股票IPO前一个月指数收益。进一步，在模型（2）中加入控制变量后，建立如下模型： （4）由于控制变量对IPO长期超常收益率的解释作用，我们预期模型（3）中残差波动的系数相对模型（2）中的残差波动系数更小，但还是显著为负。在技术处理上，因为样本中包含横截面和时间序列数据，如果简单运用池数据回归，序列相关会造成OLS系数估计的偏差，为了纠正异方差和自相关现象，本文运用Fama & MacBeth38的思想，使用广义距估计（GMM）方法进行参数估计，再对系数的时间序列求均值，同时用Newey & West39方法计算调整过异方差和序列相关后的统计量。 2.4 样本选取和数据来源我们的样本与前面一致，仍然选取1992年1月13日到2004年4月30日上海A股861支IPO股票。上海A股股票日收益率、上海A股指数日收益率、上海A股股票月收益率、上海A股指数月收益率、上海A股股东权益数据、IPO实际募集资金、发行首日收益率、承销商数据、上市首日开盘价和收盘价等数据均来自CCER；上市首日市净率、上市首日换手率、发行市盈率从CSMAR获得。2.5 实证分析结果及解释表6 残差波动和IPO长期超额收益的Fama-MacBeth回归结果Table 6 Fama-MacBeth regression between residual volatility and IPO long-term abnormal returns1年2年3年Interceptresidual volatility-0.1653(-4.68)-6.5898(-3.23)-0.3195(-3.81)-7.0293(-2.97)-0.6666（-3.30）-14.6854（-3.38）注：表中括号内数据为双尾检验统计量。表6是模型（3）的回归结果，从表中我们看出残差波动无论在1年、2年还是3年内都和IPO长期超常收益显著负相关，投资者异质信念越高，IPO长期弱势程度越大，这和我们的假设一致。我们还发现随着IPO后时间的变长，残差波动的系数的绝对值逐渐增大，这表明投资者的异质信念在IPO后越长的时期内对IPO弱势程度的影响力越大。这在一定程度上符合我国大部分投资者非价值投资的特点，由于IPO后投资者对股票内在价值的关注相对较少，投资者跟风炒作股票，异质信念对IPO弱势的影响变大了。进一步，加入控制变量分析异质信念对我国IPO长期超常收益的解释力。表7 含控制变量的残差波动和IPO长期超额收益的Fama-MacBeth回归结果Table 7 Fama-MacBeth regression between include control variance residual volatility and IPO long-term abnormal returns1年2年3年Interceptresidual volatilityln(issue size)ln(P/B)ln(P/E)initial returnudwdummypre-ipoindex return-0.2064（-0.32）-5.6329（-3.93）0.0064（0.19）0.0126（0.62）-0.0034（-0.13）-0.0894（-3.17）0.0511（1.57）-7.6130（-1.26）0.4860(0.48)-5.0782(-2.14)-0.0424(-0.73)-0.0328(-0.62)0.0606(0.99)-0.1568(-1.94)0.1155(1.93)2.4889(0.28)0.6437(0.41)-9.3011(-3.10)-0.0767(-0.87)-0.0201(-0.36)0.1374(1.50)-0.2981(-2.02)0.1719(2.45)26.1714(1.08)注：表中括号内数据为双尾检验统计量。表7是模型（4）的回归结果，我们使用等权平均法下计算的残差波动和长期超常收益，分析显示，在控制了其他影响因素之后，残差波动系数相对变小，但是仍然在5显著性水平上显著为负，尤其对IPO后三年超常收益率影响最大。这与Miller6假说一致，表明我国投资者异质信念越大，IPO长期表现弱于市场的程度越严重。由于篇幅所限，我们没有列示流通市值加权和总市值加权法的分析结果，但结论也符合Miller6假说。与Brav和Gompers26不同，本文分析发现公司规模和市净率对IPO长期弱势的影响不显著，但是和Gao，Mao & Zhong31的结论一致，可见我国投资者在投资股票时并不太在意公司规模和本身的财务状况，而更多的依据自己对股票价格走势的判断进行投资，这也说明了异质信念的影响是合理的。上市首日市盈率也不能显著解释IPO长期超常收益，可见市盈率在投资者判断股票合理与否中的作用很有限，暗含了投资者没有正确认识风险，往往投机成分较多。IPO首日收益率在三年内和IPO长期超常收益显著相关，与Houge, Loughran, Suchanek & Yan30的结论一致。Michaely和Shaw40用投资银行的规模作为衡量承销商资质的代理变量，发现由高资质的投资银行管理的IPO公司倾向于有更低的IPO初始收益率和长期比由低资质的投资银行管理的股票更小的负收益。Carter，Dark和Singh41的研究进一步认为高声誉承销商承销的IPO股票，其长期市场弱势表现较轻。但我国的承销商声誉并没有起到类似的作用，可见我国投资者并不看重股票由哪个承销商承销。新股发行前一个月市场指数收益的波动对IPO后长期收益的影响也随着时间的拉长而越来越不显著。在中国，股票和市场、股票和板块之间的相关关系很强，表现出同涨同落。新股发行之前一个月指数收益越大，新股上市时市场行情越火爆，乐观投资者能够接受的价格也更高，投机气氛越浓，其上市价偏离其内在价值越大，包含了相当多的投机泡沫。此后，按照Miller6的思路，随着泡沫的不断破灭，IPO长期表现将越弱。2.6 稳健性检验 为了进一步说明异质信念对我国IPO长期弱势的解释力，我们还进行了如下稳健性检验，鉴于文章篇幅缘故，实证结果数据不再报告。1、残差波动和长期超常收益在流通市值加权和总市值加权法下，异质信念代理指标系数绝对值变小，但仍然和IPO长期超常收益负相关且显著。我们发现流通市值加权法下，异质信念不能解释IPO后两年的弱势，可能的原因是投资者在IPO后第二年的对股票的关注相对较少，股票收益的变化更多的受到公司本身财务的影响，而在三年内，投资者对股票的异质信念从总体上来说对IPO弱势的产生起到显著作用。2、为了检验用于计算收益波动的时间段是稳健的，我们还运用IPO后44天、66天多种加权平均超额收益波动衡量异质信念并分析它们和IPO后1年、2年、3年长期超常收益的关系，发现它们之间呈显著负相关关系，依旧符合Miller6假说。3 结论对IPO长期表现的研究，主要分歧是IPO长期是强势还是弱势，结论的不同在很大程度上受到研究样本、衡量方法、参照基准的影响。本文利用四种方法综合分析发现，1992年1月至2004年4月间上海A股IPO股票的长期收益表现弱于市场指数的收益表现，存在长期显著弱势的特征。在此基础上，进一步研究发现异质信念是影响我国IPO长期弱势的重要因素。我们以调整后的剩余超常收益波动率衡量投资者的异质信念，发现初期投资者意见分歧越高的IPO股票，其长期收益越低。即使在控制了有关发行和公司基本面的特征后，异质信念的影响也是显著的。这一结论支持了Miller6的假说。即，由于投资者对股票看法不一致，造成短期内乐观者推动IPO价格提高，长期内，随着投资者的估价逐渐趋于一致，IPO长期收益也逐渐走低。由于造成投资者对IPO股票存在意见分歧的主要原因之一是IPO股票缺乏收益历史，因此加强IPO公司的真实信息披露是降低投资者异质性信念的有效途径，也有利于提高IPO市场的整体效率。同时，这一结论也表明，投资者的行为是影响我国IPO二级市场表现的重要因素。因此，从投资者行为特征角度对我国IPO市场进行研究是进一步的方向。参考文献：1Ritter J.R. 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