第四章 實證結果與分析
第三節 實證結果分析
國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
27
第三節 實證結果分析
一、假說一至三之檢測：
本節說明中國大陸實施 IFRS-based CAS 前後與新上市公司折價關係之實證 結果。假說一預期實施 IFRS-based CAS 後，因資訊品質變得較佳，會降低市場 上的資訊不對稱情形，新股折價的幅度會變小。實證結果見表 4.3. 1。表中 Return1A 顯示，IFRS 係數為負(-0.899)，且達到顯著水準。表示實施中國會計準 則之後，新上市公司股價折價的幅度降低，支持假說 H1a。
假說一也預期實施 IFRS-based CAS 後，因資訊不對稱情形降低，蜜月期將 因而縮短。表報導 Poisson 實證結果。表中 Days 顯示，IFRS 係數為負(-0.710)，
且達到顯著水準。表示實施中國會計準則之後，新上市公司蜜月期會縮短，支持 假說 H1b。
由於中國大陸存在特有的外在機制環境，各省份的組織特性及市場狀況有顯 著的異質性。假說二預期在機制環境較進步與發達的地區，資訊不對稱的情形會 較低，新上市公司股價的折價幅度將降低。實證結果如表 4.3. 1。表中 Return1A 顯示，INST_LAW 和 INST_NSE 係數為正數，但並不顯著。而 INST_MDE 係數 為負(-0.066)，有達到顯著水準。表示當各地政府若減少政府對市場的干預，使 得當地市場能夠更自由運作，資訊不對稱的情形會隨之降低，新上市公司股價折 價的幅度也會降低，支持假說 H2a。
然而，假說二也預期在機制環境較進步與發達的地區，資訊不對稱的情形會 較低，蜜月期將因而縮短。表報導 Poisson 實證結果。表中 Days 顯示，INST_LAW 和 INST_NSE 係數為正數，但並不顯著。而 INST_MDE 係數為負(-0.111)，有達 到顯著水準。表示當各地政府若減少政府對市場的干預，新上市公司蜜月期會縮 短，支持假說 H2b。
IFRS-based CAS 實施前後以及大陸機制背景成熟度，兩者之間可能具有交 乘效果，亦即中國會計準則的實施，也會受到環境機制的影響，視其配套措施的
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
28
完善與否，有不同的效果。故假說三預期實施中國會計準則後，新上市公司股價 折價降低的幅度，會隨著所處機制成熟度而不同。實證結果如表 4.3. 1，表中 Return1A 顯示，IFRS×INST_LAW 和 IFRS×INST_NSE 兩項係數為負(-0.078、
-0.045)，IFRS×INST_MDE 之係數為正，三者且皆達到顯著水準。結果顯示 IFRS 實施之後，若市場中介組織（律師、會計師）的發展愈蓬勃，且非國有經濟在各 地市場發展程度愈高，市場整體更趨於自由完整，資訊不對稱的情形會隨之降低，
新上市公司股價折價的幅度也會降低。然而，當各地政府若減少政府對市場的干 預，使得當地市場能夠更自由運作，但在中國會計準則實施之後，該強制性規範 的要求下，卻使政府透過政策的驅使需介入市場，造成反向的影響，新上市公司 股價的折價幅度反而上升。根據上述分析，支持假說 H3a。
然而，假說三也預期實施 IFRS-based CAS 後，新上市公司蜜月期縮減的幅 度，會隨著所處機制成熟度而不同。表 4.3. 2 報導 Poisson 實證結果。表中 Days 顯示，IFRS×INST_LAW 和 IFRS×INST_NSE 兩項係數為負，但並不顯著，IFRS
×INST_MDE 之係數為正，並達到顯著水準。表是在中國會計準則實施之後，該 強制性規範的要求下，原本政府介入較低的市場，在政策的驅使下使得政府需介 入市場，產生了反向的影響，新上市公司股價的蜜月期反而增長。根據上述分析，
支持假說 H3b。
二、假說四、五之檢測：
由於中國新上市公司新股股價常有過度反應的現象，因此本研究將新股折價 分成真正折價的部分與反應過度兩個部份來探討。本節將說明中國大陸實施 IFRS-based CAS 前後與新上市公司純粹折價與反應過度之實證結果。
假說四預期 IFRS-based CAS 實施後，因為資訊不對稱的降低，新上市公司 真正折價的部分會降低，且市場反應過度引起的報酬幅度也會降低。實證結果見 表 4.3. 1。表中 Return3 和 Return2 顯示，IFRS 係數皆為負(-2.404 和-1.508)，且
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
29
皆達到顯著水準。表示實施中國會計準則之後，新上市公司純粹的股價折價的幅 度的確會降低，受到市場反應過度所引起的報酬幅度，也會因為實施中國會計準 則後，資訊不對稱的情形減輕而降低。支持假說 H4a 和 H4b。
基於前面同一想法，假說五也預期在機制背景較進步與發達的地區，新上市 公司真正折價的部分會降低，且市場反應過度引起的報酬幅度也會降低。實證結 果見表 4.3. 1，表中 Return3 顯示，IFRS×INST_LAW 和 IFRS×INST_NSE 兩項係 數為負(-0.093、-0.086)，IFRS×INST_MDE 之係數為正，三者且皆達到顯著水準。
結果與 Return1A 雷同。意即中國會計準則實施之後，當市場中介組織（律師、
會計師）的發展愈蓬勃，且非國有經濟在各地市場發展程度愈高，資訊不對稱的 情形會隨著市場的自由度提升而降低，新上市公司純粹股價折價的幅度也會降低。
然而，在中國會計準則實施之後，該強制性規範的要求，使政府在政策驅使下需 要介入市場，使得政府介入市場的程度上升，造成反向的影響，新上市公司股價 純粹的折價幅度反而上升。根據上述分析，支持假說 H5a。
就市場反應過度引起的報酬幅度部分，表中 Return2 顯示，IFRS×INST_LAW 和 IFRS×INST_NSE 兩項係數為負(-0.018、-0.040)，IFRS×INST_MDE 之係數為 正，三者且皆達到顯著水準。該結果也與前面雷同。顯示中國會計準則實施實施 之後，當市場中介組織（律師、會計師）的發展愈蓬勃，且非國有經濟在各地市 場發展程度愈高，市場資訊因為更加透明，使得新上市公司因為市場反應過度所 引起的報酬幅度會隨之降低。但在中國會計準則實施之後，強制性規範的要求下，
政府介入市場的程度卻因而上升，有了反向的影響，市場反應過度所引起的報酬 幅度反倒隨之升高。根據上述分析，支持假說 H5b。
三、其他控制變數之檢測：
在控制變數的部分，根據表中 Return1A，公司規模 LOGMV、簽證會計師 CPA 和內部人持股比率 INS，結果並不顯著。但承銷商的規模 DUNDERWRITER係數
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
30
為負(-0.104)並達到顯著水準，表示當承銷商的規模愈大，承銷商的聲譽較佳，
上市公司的資訊品質也會因而提升，降低資訊不對稱的情形，使得新上市公司股 價折價的幅度也因而降低。Return3 也有同樣的情形，公司規模 LOGMV、簽證 會計師 CPA 和內部人持股比率 INS，結果並不顯著。但承銷商的規模 DUNDERWRITER
係數為負(-0.077)並達到顯著水準，表示新上市公司股價純粹折價的幅度也是受 到相同的影響而降低。
但在 Return2 的部分，公司規模 LOGMV 和簽證會計師 CPA，結果並不顯著。
內部人持股比率 INS 和承銷商的規模 DUNDERWRITER係數為正，且達到顯著水準。
而表 Poisson 實證結果，表中 Days 顯示，公司規模 LOGMV、簽證會計師 CPA 和承銷商的規模 DUNDERWRITER，結果並不顯著。然而，內部人持股比率 INS 係數 為正，且達到顯著水準。
‧
(t statistics)
Return2 (t statistics)
Return3 (t statistics)
Intercept
1.130(5.00)
F-statistic
<.0001 <.0001 <.0001註：
1. ***表示達到 1%顯著水準；**表示達到 5%顯著水準；*表示達到 10%顯著水準：
#表示達 到單尾顯著水準。
2.
本表變數請參考上述各項變數說明。
‧
Intercept
1.599(<0.0001)
Pearson χ
2 2388.9496Log Likelihood
3907.2129註：
1. ***表示達到 1%顯著水準；**表示達到 5%顯著水準；*表示達到 10%顯著水準。
2. 本表變數請參考上述各項變數說明。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
33
四、敏感性分析
本研究為求分析之周延，進一步作下列敏感性分析。
根據圖 4.3. 1，本研究在探討新股純粹折價幅度與反應過度所設置的時間點 為蜜月期結束日(𝑡
𝑖
)後第 120 天。才得出𝑃1
𝑃0
之間的報酬𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛3𝑖𝑡 ∗
為真正的折價 部分，而𝑃1
𝑃2
之間的報酬𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛2𝑖𝑡 ∗
為市場過度反應部分。而該 120 天為本研究 據中國股票市場的特性，所決定出來作為判斷新股真正折價區間的天數。本研究 進一步作檢測，視其該時間點 120 天前後 10 天與 20 天是否與該日的結果雷同。意即以蜜月期結束日(𝑡
𝑖
)後第 100、110、130 和 140 天，分別設為判斷的時間點，分別取得新股純粹折價與反應過度的兩部分報酬幅度。
圖 4.3. 1：新股上市股價趨勢圖
分析結果如表 4.3. 3 與表 4.3. 4 所示。Return3 為新股真正的折價部分，表 4.3.3 顯示在 100、110、130 和 140 天的測試下，IFRS 的係數皆為負(-2.220、-2.408、
-2.483 及-2.495)，且皆達到顯著水準，而 IFRS×INST_LAW 和 IFRS×INST_NSE 兩項係數在四種情況的測試下，係數皆為負，IFRS×INST_MDE 之係數為正，皆 達到顯著水準。結果發現，假說四 a 與假說五 a 並未發生重大的改變，結果與前 述相同。
再者，Return2 為市場過度反應部分。根據表 4.3. 4 顯示，在 100、110、130 和 140 天的測試下，IFRS 的係數皆為負(-1.325、-1.511、-1.588 及-1.598)，且皆 達到顯著水準，而 IFRS×INST_LAW 和 IFRS×INST_NSE 兩項係數為負，IFRS×
INST_MDE 之係數為正，後兩者亦達到顯著水準。結果發現，假說四 b 與假說 P2
P1 P0
0 ti ti+120
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
34
五 b 也並未發生重大的改變，結果與前述雷同。
根據上述，在經過不同天數的檢測下，本研究所訂定之 120 天尚為穩健，所 有實證結果並未受到天數的影響，而有顯著的差異。所有分析結果亦與之前大致 相同。
‧
(t statistics)
Return3_110 (t statistics)
Return3_130 (t statistics)
Return3_140 (t statistics)
Intercept
2.210(7.58)
INST_LAW 0.032 (3.42) ***
INST_NSE 0.052 (3.92) ***
INST_MDE -0.268 (-9.46) *** DUNDERWRITER -0.091
(-4.20) ***
F-statistic
<.0001 <.0001 <.0001 <.0001註：
1. ***表示達到 1%顯著水準；**表示達到 5%顯著水準；*表示達到 10%顯著水準。
2. 本表變數請參考上述各項變數說明。
‧
(t statistics)
Return2_110 (t statistics)
Return2_130 (t statistics)
Return2_140 (t statistics)
Intercept
1.079(5.13)
INST_LAW 0.031 (4.55) ***
INST_NSE 0.051 (5.33) ***
INST_MDE -0.203 (-9.94) ***
DUNDERWRITER 0.014 (0.92)