（四）回歸模型構建
根據上文因變量和解釋變量及假設，建立下面的回歸模型以檢驗各解釋變量對首日回報率即IPO抑價程度的影響。以初始回報率IR為因變量，上述四個因素為解釋變量構造的多元回歸模型如下：
IR=β0+β1LWR+β2LOG（PE）+β3TR+β4LOG（SHARE）+β5LOG（F）+u
（五）回歸結果
1.描述性統計
統計結果可以看出，2009—2012年發行的創業板首日初始回報率的均值在34.4%，中值為25.24%，最高達到了209%，可以說IPO抑價存在具有一定普遍性。
2.多元線性回歸結果
從多元線性回歸的結果看出，PE即市盈率對抑價率的影響并沒有那么顯著。R2=0.439385，仍需要一定修正。
（1）多重共線性檢驗
上頁表為各解釋變量的相關系數，用以解釋多重共線性。從表中的數據可以看到，它們各自的相關系數都小于0.1，因而我們認為，該多元回歸模型不存在多重共線性。
（2）異方差性
異方差檢驗采取White檢驗。R2=0.192313，N=355，NR2=68.27115，在α=0.05時，查得χ0.05（20）=31.41<68.27115，因而拒絕原假設，模型存在異方差性。
（3）自相關
自相關性檢驗采取B-G檢驗，R2=0.245805，N=355，NR2=
87.260775，在α=0.05時，查得χ0.05（7）=14.07<87.260775，因而輔助回歸模型是顯著的，存在自相關性，而RESID（-1）、RESID（-2）的回歸系數皆顯著不為0，因而該多因素回歸模型存在一階、二階自相關性。
3.逐步回歸分析法
逐步回歸分析是指在建立多元回歸方程的過程中，按偏相關系數的大小次序將自變量逐個引入方程，對引入方程中的每個自變量偏相關系數進行統計檢驗，效應顯著的自變量留在回歸方程內，循此繼續遴選下一個自變量。如果效應不顯著，停止引入新自變量。由于新自變量的引入，原已引入方程中的自變量由于變量之間的相互作用其效應有可能變得不顯著者，經統計檢驗確證后要隨時從方程中剔除，只保留效應顯著的自變量。直至不再引入和剔除自變量為止，從而得到最優的回歸方程。
本文嘗試在Eviews中用逐步回歸分析法來修正這個多元回歸模型，檢驗結果如下表：
表中的數據告訴我們，我們應選擇TR和LWR再進行一次多元線性回歸分析。新的回歸結果如下表所示：
從上面的結果可以看出，TR和LWR的系數非常顯著，最終的回歸方程如下：
IR=-0.040293LWR+0.012064TR-0.464426
結論與啟示
本文將創業板木雕公司上市首日的初始超額收益率作為衡量IPO抑價水平的標準，對2009—2012年所有創業板木雕公司一共355家進行了實證研究。本文先假設了現金申購中簽率、首發市盈率、上市首日換手率、首發數量和首發募集資金會對IPO抑價率產生一定的影響。然而通過回歸分析，我們可以得出以下結論：
首先，IPO抑價現象在中國創業板市場中較為嚴重，平均抑價率達到了34.4%。其次，上市首日的換手率和抑價率成正相關關系，與上文中的假設相符。換手率越高，IPO抑價率也就越高，這說明投資者有較強的投機心理，大量投機者熱衷于短期操作，這使得市場容易變得不穩定，漲跌幅擴大。第三，同樣與假設一致的是，中簽率和抑價率成顯著的負相關關系，中簽率越低，說明投資者對該只股票的熱情度越高，進而引發其他投資者的從眾心理，該股票的最后收盤價也會越高，也就表現出抑價率越高。除此之外，其他的假設影響因素均未與IPO抑價率有顯著的相關關系。
針對IPO發行市場抑價率過高的情況，上市木雕公司應加大信息披露程度，盡量縮小信息不對稱的情況，使每位投資者都擁有等量的信息，這樣就不需要進行IPO抑價而對無信息投資者進行補償。同時，證券市場也應控制投資者的短期投機行為，避免劇烈的漲跌幅，使股票價格回歸其價值。上市木雕公司也應在合理的范圍內提高中簽率，如此也能遏制IPO抑價過高的現象。
參考文獻：
[1]Mello，Antonio，and John Parsons，Going Public and the Ownership Structure of the Firm，Journal of Financial Economics，1998，(49)：
79-109.
[2]Allen，Franklin，and Gerald.R.Faulhaber，Signaling by Underpricing in the IPO Market，Journal of Financial Economics，1989，(23)：
303-323.
[3]陳柳欽，曾慶久.中國股市IPO抑價實證分析[J].貴州財經學院學報，2003，(4).
[4]熊潔潔.中國創業板市場IPO抑價實證分析[J].經濟研究，2011，(5).
[5]趙紅平.Eviews6軟件的逐步回歸分析模塊在多重共線性教學中的應用[J].貴州教育學院學報(自然科學)，2009，(12).
[6]盧宇榮.中國創業板IPO抑價現象的實證研究[J].金融教育研究，2012，(11).
[7]陶瑩，尹華陽.2006—2007年中國股市IPO抑價實證研究[J].湖北工業大學學報，2009，(6).
[8]汪宜霞，夏新平.IPO首日超額收益：基于抑價和溢價的研究綜述[J].當代經濟管理，2008，(4).
[9]朱靜.中國創業板IPO 高抑價原因的實證研究[J].集體經濟，2011，(3).
[10]汪宜霞，夏新平.IPO首日超額收益：基于抑價和溢價的研究綜述[J].當代經濟管理，2008，(4).
[11]黃勇，陶建平.上市木雕公司IPO抑價問題實證分析[J].求索，2005，(3).
[責任編輯 陳鳳雪]
收稿日期：2014-03-19
作者簡介：黃煒嵐（1993-），女，江蘇蘇州人，學生，從事經濟管理研究。
根據上文因變量和解釋變量及假設，建立下面的回歸模型以檢驗各解釋變量對首日回報率即IPO抑價程度的影響。以初始回報率IR為因變量，上述四個因素為解釋變量構造的多元回歸模型如下：
IR=β0+β1LWR+β2LOG（PE）+β3TR+β4LOG（SHARE）+β5LOG（F）+u
（五）回歸結果
1.描述性統計
統計結果可以看出，2009—2012年發行的創業板首日初始回報率的均值在34.4%，中值為25.24%，最高達到了209%，可以說IPO抑價存在具有一定普遍性。
2.多元線性回歸結果
從多元線性回歸的結果看出，PE即市盈率對抑價率的影響并沒有那么顯著。R2=0.439385，仍需要一定修正。
（1）多重共線性檢驗
上頁表為各解釋變量的相關系數，用以解釋多重共線性。從表中的數據可以看到，它們各自的相關系數都小于0.1，因而我們認為，該多元回歸模型不存在多重共線性。
（2）異方差性
異方差檢驗采取White檢驗。R2=0.192313，N=355，NR2=68.27115，在α=0.05時，查得χ0.05（20）=31.41<68.27115，因而拒絕原假設，模型存在異方差性。
（3）自相關
自相關性檢驗采取B-G檢驗，R2=0.245805，N=355，NR2=
87.260775，在α=0.05時，查得χ0.05（7）=14.07<87.260775，因而輔助回歸模型是顯著的，存在自相關性，而RESID（-1）、RESID（-2）的回歸系數皆顯著不為0，因而該多因素回歸模型存在一階、二階自相關性。
3.逐步回歸分析法
逐步回歸分析是指在建立多元回歸方程的過程中，按偏相關系數的大小次序將自變量逐個引入方程，對引入方程中的每個自變量偏相關系數進行統計檢驗，效應顯著的自變量留在回歸方程內，循此繼續遴選下一個自變量。如果效應不顯著，停止引入新自變量。由于新自變量的引入，原已引入方程中的自變量由于變量之間的相互作用其效應有可能變得不顯著者，經統計檢驗確證后要隨時從方程中剔除，只保留效應顯著的自變量。直至不再引入和剔除自變量為止，從而得到最優的回歸方程。
本文嘗試在Eviews中用逐步回歸分析法來修正這個多元回歸模型，檢驗結果如下表：
表中的數據告訴我們，我們應選擇TR和LWR再進行一次多元線性回歸分析。新的回歸結果如下表所示：
從上面的結果可以看出，TR和LWR的系數非常顯著，最終的回歸方程如下：
IR=-0.040293LWR+0.012064TR-0.464426
結論與啟示
本文將創業板木雕公司上市首日的初始超額收益率作為衡量IPO抑價水平的標準，對2009—2012年所有創業板木雕公司一共355家進行了實證研究。本文先假設了現金申購中簽率、首發市盈率、上市首日換手率、首發數量和首發募集資金會對IPO抑價率產生一定的影響。然而通過回歸分析，我們可以得出以下結論：
首先，IPO抑價現象在中國創業板市場中較為嚴重，平均抑價率達到了34.4%。其次，上市首日的換手率和抑價率成正相關關系，與上文中的假設相符。換手率越高，IPO抑價率也就越高，這說明投資者有較強的投機心理，大量投機者熱衷于短期操作，這使得市場容易變得不穩定，漲跌幅擴大。第三，同樣與假設一致的是，中簽率和抑價率成顯著的負相關關系，中簽率越低，說明投資者對該只股票的熱情度越高，進而引發其他投資者的從眾心理，該股票的最后收盤價也會越高，也就表現出抑價率越高。除此之外，其他的假設影響因素均未與IPO抑價率有顯著的相關關系。
針對IPO發行市場抑價率過高的情況，上市木雕公司應加大信息披露程度，盡量縮小信息不對稱的情況，使每位投資者都擁有等量的信息，這樣就不需要進行IPO抑價而對無信息投資者進行補償。同時，證券市場也應控制投資者的短期投機行為，避免劇烈的漲跌幅，使股票價格回歸其價值。上市木雕公司也應在合理的范圍內提高中簽率，如此也能遏制IPO抑價過高的現象。
參考文獻：
[1]Mello，Antonio，and John Parsons，Going Public and the Ownership Structure of the Firm，Journal of Financial Economics，1998，(49)：
79-109.
[2]Allen，Franklin，and Gerald.R.Faulhaber，Signaling by Underpricing in the IPO Market，Journal of Financial Economics，1989，(23)：
303-323.
[3]陳柳欽，曾慶久.中國股市IPO抑價實證分析[J].貴州財經學院學報，2003，(4).
[4]熊潔潔.中國創業板市場IPO抑價實證分析[J].經濟研究，2011，(5).
[5]趙紅平.Eviews6軟件的逐步回歸分析模塊在多重共線性教學中的應用[J].貴州教育學院學報(自然科學)，2009，(12).
[6]盧宇榮.中國創業板IPO抑價現象的實證研究[J].金融教育研究，2012，(11).
[7]陶瑩，尹華陽.2006—2007年中國股市IPO抑價實證研究[J].湖北工業大學學報，2009，(6).
[8]汪宜霞，夏新平.IPO首日超額收益：基于抑價和溢價的研究綜述[J].當代經濟管理，2008，(4).
[9]朱靜.中國創業板IPO 高抑價原因的實證研究[J].集體經濟，2011，(3).
[10]汪宜霞，夏新平.IPO首日超額收益：基于抑價和溢價的研究綜述[J].當代經濟管理，2008，(4).
[11]黃勇，陶建平.上市木雕公司IPO抑價問題實證分析[J].求索，2005，(3).
[責任編輯 陳鳳雪]
收稿日期：2014-03-19
作者簡介：黃煒嵐（1993-），女，江蘇蘇州人，學生，從事經濟管理研究。