國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
16
第二節 變數探討
被解釋變數—調整後期初報酬率 ( )
2004 年承銷新制上路後，取消 IPO 上市企業首五日之漲跌幅限制規定，以 利股價得以迅速反應企業價值。故本研究對初次上市企業報酬率之採樣期間，係 以新制實施後之 2005 年期間為主，亦即隱含此一期間之 IPO 資訊多能有效率的 反應於首日股價。此外，本研究所探討之期初報酬率不僅限於首日報酬率，也將 進一步探討各解釋變數對於五日(週)及二十日(月)報酬率之影響情形。本研究將 原始報酬率經過大盤指數調整後之期初報酬率做為被解釋變數，定義如下：
其中， 為上市首日(或上市後第五日、上市後第二十日)之收盤價， 為承銷價 格；TWSE_RET 為同期間之加權指數報酬率。
解釋變數
一、中籤率( )
Rock(1986)指出，市場上具有優勢資訊的投資人(informed investors)僅會參與 承銷價格遭到低估的 IPO 股票，故折價幅度越大、其對於 IPO 的需求也愈強。
另方面，根據 Lee et al.(1996)及 Mohammed(2005)的研究顯示，投資人對於 IPO 股票的超額申購倍數與初始報酬之間具有顯著正向關係，係因有優勢資訊的投資 人事先知道承銷價格遭到低估而大量申購，因而出現高申購倍數、高期初報酬之 現象。Huang(1999)指出台灣 IPO 期初報酬與投資人超額申購倍數間存在顯著正 向關係，Yu and Tse(2006)亦發現中國大陸 IPO 中籤率與期初報酬率具有反向關 係。為消弭極端值對於實證結果之偏誤，本文擬以台灣證券交易所公布之中籤率 之自然對數值，做為優勢資訊投資人對 IPO 股票需求之代理變數，並用以衡量 市場對於 IPO 的需求程度。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
17
二、董事持股比例( )
董事所持有之初次上市企業之股權多寡具有傳遞公司價值之效果。當發行公 司的董事持股比例越高時，代表其對於公司未來的發展遠景具有高度信心，發行 企業因而易於取得市場投資人之認同，進而降低上市股價之期初報酬率。陳安琳 等(1999)針對 1992 至 1997 年台灣初次上市公司之實證結果顯示，董事會持股比 例與期初報酬具有顯著負向關係，然李建興(2008)以 1997 年至 2005 年台灣初次 上市公司為研究對象則無顯著影響。本研究以初次上市公司於公開說明書中所揭 露之董事持股比例資料作為內部人持股比例之代理變數，並預期董事持股比例越 高的公司將可能降低期初報酬率。
三、所屬產業( )
Ritter(1984)發現 1980 年代具有高期初報酬的美國 IPO 公司，幾乎全來自於 自然資源產業股票，其他產業則難以察覺有熱門股的存在。近年來電子產業已成 為台灣投資大眾的投資首選，亦帶動了電子產業的股價漲勢較其他產業為高，因 而有較高的期初報酬率。台灣 1980-2000 年 IPO 統計資料顯示，電子業 IPO 公司 的平均折價幅度約為 49.28%，高於非電子業公司的 42.11%，即電子業公司普遍 有較高的折價幅度(陳軒基等，2003)；Lowry & Schwert(2002)亦指出高科技產業 的 IPO 通常有較高的折價幅度。此外，電子產業生命週期短、產業環境變遷快 速、投資金額龐大，營運風險較其他產業為高，投資人要求較高的風險溢酬也可 能是造成期初報酬率偏高的原因之一。本文擬將 IPO 公司是否屬於電子產業設 為虛擬變數，若為電子業公司則設為 1 (股票代碼為 30、31、32、33、34、35、
36、49、62、80、81、82 開頭)，非電子業設為 0，並預期上市企業若屬於電子 產業則將對於期初報酬率有正向影響。
四、籌資規模( )
Beatty & Ritter(1986)認為事前不確定性(ex ante uncertainty)越高的股票就會
‧
據 Ibbotson & Jaffe(1975)、Aggarwal & Kunz(1994)及 Derrien & Womack(2003) 等諸多研究均指出，IPO 股票上市前的市場景氣越好，期初報酬將越高，即呈現
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
19
輕發行公司與投資人間資訊不對稱性的問題，因而降低 IPO 的折價幅度而使得 承銷定價更為合理(Carter & Manaster, 1990；Carter et al., 1998；林象山，1995；
陳軒基等，2003)。至於承銷商聲譽的代理變數方面，本文擬沿用 Megginson &
Weiss(1991)以承銷金額之市場占有率做為承銷商信譽的代理變數，但由於承銷金 額市占率排名會隨時間變動，故本文擬以承銷商前兩年之承銷金額市占率做為承 銷商聲譽之代理變數，並預期與 IPO 期初報酬率具有負向關係。
七、成立時間( )
Barry and Brown (1985)指出當公司成立時間越久，由於資訊累積數量相對較 高，資訊不對稱程度下降，投資人所能獲取的資訊透明度越高，因而使得 IPO 的期初酬率相對較低。本研究將成立時間定義為公司初次上市交易年度及成立年 度之差：
初次上市年度 發行公司設立年度
本研究預期當公司成立時間越久，由於資訊不對稱程度越低，投資人對於該公司 之不確定性及所要求之風險貼水下降，故成立時間與期初報酬率應具反向關係。
八、市場波動( )
市場不確定性越高以致投資人的投資意願趨向保守之際，蜜月期的期初報酬 率將可能不如預期；另一方面，股市波動性越大，也意味著當投資人所面臨之預 期報酬不確定性越高，將使得發行公司與承銷商在定價時轉趨保守以吸引投資人，
折價幅度將可能因而增加、進而提升期初報酬率。故即使市場波動性對於期初報 酬的影響看似可正可負，但諸如 Derrien and Womack(2003)、陳軒基等(2003)、李 建興(2008)等國內外諸多文獻驗證發現，市場波動性與期初報酬具有顯著的正向 關係；高蘭芬、盧正壽(2010)認為 IPO 發行市場中，此一同向變動的原因係由於 資訊不對稱所造成。本文以企業上市日前五個交易日之台灣證券交易所加權股價 指數報酬率之標準差做為市場波動性之代理變數，定義如下：
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
20
其中， 為加權股價指數報酬率， 代表上市日前一交易日。本研究預期市場 波動對於期初報酬的影響方向可正可負。
九、前一檔 IPO 首日報酬率
與市場動能變數相似的概念，當近期的 IPO 市場正熱、期初報酬率越高，
會吸引投資人於短期內熱潮未散之際競相參與 IPO 申購、進而推升潛在的期初 報酬率，使得期初報酬率深受前一檔 IPO 首日報酬率之影響，且預期影響效果 為正。換言之，當某一 A 企業之 IPO 首日報酬率表現佳，將可能激勵緊接上市 的另一間 B 企業有較佳的期初報酬。研究者或可將此變數視為 IPO 熱潮之代理 變數進行處理，當初級市場 IPO 首日報酬率普遍維持高檔之際，也意味著 IPO 市場可能正處「多頭」，而在此期間初次上市平均而言可望帶來較佳之報酬。
此外，文獻上亦多採用會計師事務所聲譽作為解釋變數之一。聲譽較佳的會 計師事務所，不但可傳遞 IPO 公司低風險的特質，亦可提高投資大眾對於 IPO 公司所揭露之財務狀況的信賴度，由良好聲譽之事務所進行簽證因而有助於降低 IPO 的期初報酬(Balvers, McDonald, and Miller, 1988；Beatty, 1989)。惟考量國內 研究文獻多認為簽證會計師聲譽變數與期初報酬率間的關係並不顯著(陳安琳、
李文智、林宗源，1999；李建興，2008)；加上本次之研究對象為台灣初次上市 公司，其營運規模普遍較大、所雇用之簽證會計師亦多來自於業界所認可聲譽較 佳之四大會計師事務所(資誠、安永、安侯建業、勤業眾信)，故以往在研究 IPO 期初報酬時經常納入解釋變數的「是否由聲譽卓著之會計師進行簽證」，本研究 將不予考慮。本研究各解釋變數對於被解釋變數之影響情形如下頁表格所示：
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
21
【表 3-2 各主要解釋變數預期影響效果】
解釋變數 預期影響方向
中籤率(LNDRAW) 負
董事持股比例 (HOLD) 負
所屬產業 (IND) 正
前一檔 IPO 報酬率(LAG_RET) 正
籌資規模 (LNSIZE) 負
市場動能 (MOVE) 正
承銷商聲譽 (REPUT) 負
成立時間 (AGE) 負
市場波動 (VOL) 正/負
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
22