第四章 實證結果
第三節 新上市上櫃公司進行首次現金增資時程
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第三節 新上市上櫃公司進行首次現金增資時程
此部分為本研究的主要目標，旨在研究新上市上櫃公司進行首次現金 增資的快慢與公司本身的特性之因素關聯性。估計方法採用
Cox-proportional Hazard Regression。根據本研究的樣本實證結果顯示（如 表 4-6），營收成長率越高、規模越大且獲利能力較差的公司會傾向越快 進行首次現金增資。此外，於市場情形樂觀時期上市櫃的公司也傾向較 快進行首次現金增資。
實證結果顯示，公司資產規模越大者傾向越快進行首次現金增資，此 結果與原先假說一相符。Harjoto and Garen(2003)對於 1992-1997 年間於 美國上市櫃的公司進行首次現金增資之研究發現，比較上市櫃後四年內 有無進行現金增資的兩者，有進行現金增資的公司資產規模以及營收規 模都顯著大於未在四年內進行現金增資的公司。此結果與本研究一致。
營收成長率方面，我們發現公司的成長率越高將會越快進行首次現金增 資，此結果先前許多相關文獻的實證結果相符。Harjoto and Garen(2003) 針對 1992 年到 1997 年美國上市櫃的公司探討其首次 SEO 的行為研究，
其實證結果指出正向成長率高的公司傾向在上市後四年內進行首次的現 金增資。石依芳(2003)也指出，具有較大成長動能的公司越會傾向更快辦
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理首次現金增資，假說二成立。公司獲利能力在本實驗樣本中顯示其對 於新上市上櫃公司的首次現金增資辦理也有決定性的影響。結果顯示，
公司獲利能力較差的傾向於較快於掛牌後辦理首次現金增資，與假說三 相符。獲利能力較差的公司於上市初期將會藉由公司內部與投資人之間 資訊尚屬較不對稱的期間，進行陸續的增資行為，以獲得更多的資金。
上市櫃公司其負債比率與辦理首次現金增資的速度呈現負相關，然而未 達統計上顯著，假說四未達統計上實證成立。此結果隱含公司進行現金 增資行為背後原因與調整公司財務結構並無直接相關。可能的解釋為，
負債比率較高的公司，其相對擁有較佳的資產品質，所以能從銀行等管 道取得資金，而不必透過現金增資的方式來取得新的資金。市價淨值比 部分實證結果顯示，公司的市價淨值比結果顯示會影響新上市櫃公司的 首次現金增資決策，市價淨值比越大的公司傾向於越快進行上市櫃後首 次現金增資，與假說五相符，然而統計顯著僅達 10%，本研究認為可能 的因素為公司市價淨值比隱含公司未來潛在的成長機會，這些公司將募 資動作集中於 IPO 的時點上，後續的募資動作將會視投資人所給予的評 價再行決定。Welch(1996)的研究也呈現如此結果，他認為這類的公司可 能傾向在 IPO 當時即募集足夠的資金，並且會等待市場上投資人能夠明 確辨認其成長機會後，再進行現金增資的動作。
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DLOGTA：以 TEJ 產業代碼分類之產業平均調整之上市櫃公司規模；DV：以 TEJ 產業代碼分類之產業平均調整之上市櫃公司市價淨值比；DLVG：
以 TEJ 產業代碼分類之產業平均調整之上市櫃公司負債比率；DCASH：以 TEJ 產業代碼分類之產業平均調整之公司現金比率；DROS：以 TEJ 產業 代碼分類之產業平均調整之公司營收報酬率；Dsalesg：以 TEJ 產業代碼分 類之產業平均調整之公司營收成長率；Doprisk：以 TEJ 產業代碼分類之產 業平均調整之公司營運風險；HOT：上市櫃時是否為熱市，為虛擬變數， 來自於現金部位短缺，此結果與 Myer and Majluf(1984)提出企業能夠利用 資訊成本較低的階段來進行現金增資一致，顯示公司於上市櫃後的首次 現金增資其並非用於彌補現金短缺的問題，而可能是藉由上市後短期內
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資訊不對稱的機會之窗，募得更多資金。公司的營運風險與進行首次現 金增資的速度之間並無顯著的相關，與假說七不符。本研究認為可能的 原因為市場上投資人對於營運風險較高的公司保持著相對保守的態度，
若同時參與新上市櫃初次公開發行和現金增資的計畫將會承受更高的風 險，因此當營運風險較高的公司在新上市櫃初期即快速進行首次現金增 資成功機率將很低。
市場時機方面，IPO 當年的市場為熱市，則公司將會更快進行首次現金 增資，由 Hazard Ratio 顯示，熱市時公司進行現金增資的比率為冷市時 的 1.6 倍，假說八成立。此結果表示，當市場處於熱絡時期，資金市場相 較的流動性較高，投資人對於公司未來預期以及給予公司的價值較為樂 觀，因此公司也更會擇時再度進入市場籌資。此與 Ljungqvist, Nanda
&Singh(2004)的論點一致，他們指出有些品質較差的公司會在熱市時期上 市並且藉機利用市場上投資人相對較不理性的行為，於上市後很快的辦 理現金增資。此結果也再次說明上市櫃公司會利用機會之窗並進行市場 擇時，把握最佳的增資時機。
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第四節 上市櫃後首次現金增資宣告效果
這個部分主要針對公司特徵如何影響首次現金增資宣告的異常報酬 做迴歸實證，樣本選自 1991 年到 2010 年上市上櫃且於四年內進行首次 現金增資的公司。由於此樣本選擇方法將只能針對過去有進行現金增資 的宣告現象提出可能的解釋因素，而無法將觀察到的公司特徵用來預測 新公司其現金增資的宣告效果。此現象即產生了所謂的樣本選擇偏誤。
為了使得實證結果能提供更多的貢獻，本研究採用以下方法來解決樣本 選擇的偏誤。在考慮樣本選擇的偏誤問題前提下，本研究利用
Heckman(1976)所提出的兩階段模型來修正此問題。兩階段模型是指：首 先第一階段先以 Probit 模式建立選擇方程式，將所有上市上櫃公司的樣 本皆納入，以建立影響公司進行現金增資之影響因素探討，並於此模型 中估計出 Inverse Mills Ratio，接著再於第二階段將第一階段所估計的 Inverse Mills Ratio 帶入到解釋新上市上櫃公司其首次現金增資宣告之超 額報酬迴歸式內，將其當成一個新的解釋變數重新估計。
由表 4-7 可知，公司現金增資的宣告效果與其首次現金增資的快慢並 無統計上顯著的關係，與假說九預期結果一致，現金增資快慢這個影響 因素與現金增資宣告效果之間的關聯不明確。然而此結果與張財豪(1998) 檢視 1991 年到 1996 年間台灣上市公司之現金增資宣告的結果一致，顯
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示投資人並不會因為公司是在新上市櫃後多快回到股票市場籌資就給予 不同的報酬。至於公司資產規模對現金增資宣告效果有顯著之影響，規 模越大之公司其首次現金增資之宣告效果越差。進一步的解釋為，公司 資產規模與市場投資人給予預期之報酬相關，通常規模較小之公司基於 向銀行融資能力較弱且未來營運風險容易較大等因素，進行現金增資較 不易成功，因此現金增資宣告效果來得比規模大的公司好。而規模較大 之公司與現金增資宣告效果兩者呈負向相關，則與黃繼仁(2007)研究大陸 市場上市公司首次現金增資之宣告期間市場反應結果一致。負債比率部 分，實證結果顯示公司負債比率越高的公司其現金增資的宣告效果越好，
此結果與邱正仁、周庭楷、張慈媛(2007)現金增資宣告異常報酬結果一 致。
最後 Inverse Mill’s ratio 其用意是調整樣本選擇的問題，係數為負且 顯著的結果表示現金增資的宣告效果會低於未調整的估計結果。樣本經 過調整之後，估計到的係數會與未調整的係數有所差異。此結果顯示，
若未經過 Inverse Mill’s Ratio 的調整，估計到的係數會有因為樣本抽樣的 關係而產生誤差的結果。
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公司營收報酬率；DSalesg：以 TEJ 產業代碼分類之產業平均調整之公司營收 成長率；DOprisk：以 TEJ 產業代碼分類之產業平均調整之公司營運風險；HOT：上市櫃時是否為熱市，為虛擬變數，熱市為 1，冷市為 0。*代表 10% R-Square 0.1967 Adjusted R-Sq 0.0699
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第五章 結論與建議
本研究旨在探討新上市櫃公司的公司特徵如何影響其進行首次現金 增資時程的快慢並檢視公司特徵與現金增資宣告效果之關聯。採用 1981 年到 2010 年達 30 年之上市上櫃公司資料作為樣本，並同時採用無現金 增資的公司作為對照，使用 Hazard Regression 來探討公司特徵如何影響 其是否盡早進行現金增資的決策。實證結果發現，新上市櫃公司其規模 越大、獲利能力越差以及營收成長率較高的公司傾向越快進行首次現金 增資的動作，且市場時機也扮演重要角色，當市場顯示為熱市時，新上 市櫃公司的首次現金增資時程也較短。此外，本研究也發現新上市櫃公 司首次現金增資宣告之累計異常報酬與首次現金增資之時程無關，實證 結果顯示，規模越大的公司其宣告之市場反應越差，至於負債比率越高 的公司其宣告效果則越佳，符合一般理論預期。
如本研究實證結果的第一部分所示，一間公司是否會在上市櫃掛牌後 短期內即進行現金增資，從其掛牌前的公司特徵即可看出端倪。上市櫃 前的公司特徵包含基本的公司規模、獲利能力以及舉債程度等即可反應 出其上市櫃後是否會快速再度回到市場上進行現金增資。實證結果顯示，
上市櫃前公司規模較大、獲利能力較差且負債比率較高的公司傾向在新
上市櫃前公司規模較大、獲利能力較差且負債比率較高的公司傾向在新