94 年加強承銷商責任與罰責的新承銷機制對
初次上市櫃股票短期異常報酬之影響
The Effect of 2005 Underwriters’ Responsibilities/Punishments
Enhancement on Initial Abnormal Returns of IPOs
范宏書
1Hung-Shu Fan
林彥廷
2Yan-Ting Lin
陳慶隆
3Ching-Lung Chen
輔仁大學會計學系 輔仁大學商學研究所 國立雲林科技大學會計學系
1
Department of Accounting, Fu Jen Catholic University,
2Graduate Institute of
Business Administration, Fu Jen Catholic University, and
3Department of
Accounting, National Yunlin University of Science and Technology
(Received December 26, 2008; Final Version November 4, 2009)
摘要：金管會於民國 93 年底修訂我國證券承銷相關制度，並於民國 94 年生效實施，該次修訂 之承銷新機制與過去制度之主要差異，在於提升承銷商自主權並課以承銷商較大之承銷專業責 任，希望透過交易機制與規則的鬆綁，促使承銷商得以發揮其應有之功能與強化價格機能。此 外，金管會亦授權相關單位修訂配套措施，包括：配合取消初次上市櫃掛牌首五日漲跌幅限制， 承銷商在初次上市櫃股票掛牌交易後五日內有進行安定操作的義務、將安定操作績效納入分級 管理之依據、與加重缺失懲處等規範。基於承銷新機制明顯加重承銷商責任與罰責，本研究預 期此承銷規範的改變將影響承銷商在初次上市櫃股票承銷價格制定過程之決策行為。職此，本 研究擬以民國 94 年承銷機制規範改變之角度，經由適用不同承銷制度之初次上市櫃股票的比 較，探討加重承銷商責任與罰責之承銷新機制規定，對於初次上市櫃股票掛牌交易後短期股票 異常報酬之影響。實證結果發現：在控制其他影響承銷價格折價之變數後，承銷新制之實施顯 著增加初次上市櫃股票掛牌交易後之短期股票異常報酬。本研究推論此乃因新機制強化了承銷 商在協商承銷價格過程之保守行為，刻意壓低承銷價格，因而擴大了折價幅度，導致掛牌交易 後股票異常報酬增加。
本文之通訊作者為范宏書，e-mail: [email protected]。 687-718 頁 pp. 687-718
關鍵詞：初次上市櫃、承銷機制、承銷商、短期異常報酬率、折價
Abstract：The Taiwan Securities and Futures Commission promulgates a new order at the end of 2004 which empowers more autonomy to the underwriters in setting the offering price of the initial public offering (hereafter, IPO) and enhances their responsibilities in dealing IPO cases. This new underwriting mechanism is aimed at strengthening the underwriters’ functionalities in IPOs. Specially, this new enactment cancels the upper/lower 7% price limit within 5 trading days after the initial public offering and requires the underwriters to stabilize initial stock prices of IPO. If the IPO’s underwriter fails to stabilize initial stock prices, this underwriter will be punished in its future underwriting cases. Based on this new observation, this study conjectures that this stock price stabilization requirement will make the underwriters more conservative in setting the offering prices, in turn, enlarge the initial abnormal returns of IPO, instead of shortening these returns. In order to examine this prediction, this study compares the initial abnormal returns for IPOs before this new enactment with the counterpart after this new enactment. The empirical results show that the latter are, on average, larger than the former after controlling other initial abnormal return-relevant factors. The conjecture of this study gains firmly support.
Keywords: Initial Public Offering, Underwriting Mechanism, Underwriter, Initial Abnormal Return, Underpricing
1. 前言
將企業股票初次申請上市櫃為企業籌資重要管道之一。過去關於初次上市櫃 (Initial Public Offerings，以下簡稱IPO) 之文獻，多數著重於探討掛牌交易後短期異常報酬與長期報酬反轉現 象的討論及其產生原因之探討。然而，承銷商在IPO公司的新股票承銷過程中扮演投資人、募資 企業與主管機關三方之橋樑，其主要業務為協助發行有價證券，將健全之企業推介給投資大眾， 故承銷商能否充分發揮其專業配售與輔導功能，為投資大眾把守第一道關卡，對於健全資本市 場之影響甚大，相關主管機關為強化承銷商之專業角色，亦制定承銷相關辦法，以作為承銷商 執行業務的遵循依據。 我國證券承銷制度自民國51年以來，歷經多次修改沿革，而歷次制度變革中，對證券承銷 商影響最大之規範，莫過於民國84年引進之詢價圈購與競價拍賣配銷方式，以及民國94年1月適用之承銷新機制 (以下簡稱94年承銷新機制)1，而承銷制度改變對於IPO公司承銷價格折價幅度 之影響亦成為承銷制度修改之重要課題。在探討承銷制度改變對於IPO公司承銷價格折價幅度影 響之研究方面，關於詢價圈購與競價拍賣配售機制對IPO公司承銷價格之影響，國內已有相當多 文獻探討2，至於針對94年承銷新機制之研究，或許受限於新制實施期間不長，觀察樣本不足， 截至目前，鮮少研究觸及3，94年承銷新機制的改變有一特色，即主管機關為敦促承銷商發揮其 專業配售之功能與強化其誘因，94年承銷新機制明顯賦予承銷商較高之自主權，並加重承銷商 的承銷責任與規範。且新規範對承銷商的責任並非對稱性，亦即當IPO公司掛牌交易後無法維持 承銷價格時，承銷商有責任且可能受懲處，而IPO公司承銷價格嚴重低估導致折價幅度擴大時承 銷商卻無責，顯然此新機制規範的制定並不符合立法中立性的原則4。 雖然主管機關於94年承銷新機制中賦予承銷商較高之自主權，期望新股票承銷的運作回歸 市場機制，同時為了使承銷商權責相稱，引進國外之承銷商分級管理制度，並授權相關單位修 訂強化承銷商缺失之懲處辦法。主管機關之用意無非是希望承銷商能發揮其專業職能與自律精 神，但過去部分文獻 (譬如：Baron, 1982; Logue, 1973; Tinic, 1988) 指出，承銷商在與IPO公司 協商承銷價格時，似乎存在某種程度之保守主義與自利動機，傾向低估承銷價格。而94年承銷 新機制中，強化掛牌交易後的安定性操作責任與懲處的措施是否能達到主管機關預期目的，抑 或對承銷商行為及IPO承銷價格產生非主管機關預期之影響，值得加以探討。換言之，本研究之 目的乃希望藉由適用新、舊承銷機制之IPO樣本公司掛牌交易後異常報酬的比較，探討94年承銷 新機制實施後承銷商是否能協助訂定適當的承銷價格，減少過去文獻發現之掛牌交易後短期異 常報酬現象，抑或擔心掛牌後因為短期股價跌幅超過規定幅度而須進行額外的安定性操作或遭 到懲處，基於保守的動機而產生刻意低估承銷價格之行為。
1 雖該次制度變革中，取消漲跌幅限制係自民國94年3月起適用，民國94年12月與民國95年尚有陸續修訂， 為兼顧撰寫方便與本研究之研究焦點，仍稱之為94年承銷新制。 2 譬如：江淑貞等(民94)、吳欽杉、許月瑜(民93)、陳軒基等(民92)等。 3 李建興(民97)實證測試中有納入「掛牌首五日取消漲跌幅限制樣本」之虛擬變數，該變數欲測試掛牌首 五日取消漲跌幅限制後市場是否加速調整股價蜜月期的折價，其只計算掛牌首日之異常報酬，但本文測 試重點為承銷價格之訂定過程是否因應承銷制度改變而產生結構性變化，而非掛牌後股價是否加速反映 折價幅度，故本文採不同觀測窗期計算樣本公司掛牌後之異常報酬 (掛牌首日、5日、15日、30日、40 日、掛牌首日至漲跌停打開日)應足以充分捕捉該規定改變之效果。另外，前者對於適用承銷新制之樣 本定義為自民國94年3月1日以後上市(櫃)的公司，其新制樣本涵蓋自民國94年3月1日至同年12月31日 止，但根據金管會之規定，適用承銷新制與否乃以送件日為準，而非以第一個掛牌交易日為判斷依據， 根據本研究資料蒐集結果，第一家適用94年承銷新制(含取消掛牌首五日漲跌幅限制)之公司為民國94年 10月5日送件申請之英華達(證券代碼3367，並於同年10月25日掛牌交易)，故前述虛擬變數之定義方式會 造成實際仍適用舊制但卻被視為新制樣本之情況，本研究適用94年承銷新制之樣本截止期間亦較廣泛， 涵蓋至民國95年12月31日止。 4 關於94年承銷新制之重大變革摘要請參閱附錄。
實證結果顯示：在控制影響IPO公司掛牌交易後承銷價格折價之其他影響因素後，94年承銷 新機制之實施顯著增加IPO公司掛牌交易後之股票短期異常報酬。本研究推論此乃因新機制中加 強了承銷商維持股價之責任與懲處，此措施亦同時強化了承銷商在協商與制定承銷價格時，採 取相對保守的策略，此刻意壓低承銷價格之保守行為，過度低估IPO公司的真實價值，反而擴大 了折價幅度，導致掛牌交易後之短期股票異常報酬增加。此實證結果與主管機關所欲達成之目 的相違，雖然承銷機制的改變有助於保障投資者，但對承銷商課以不對稱的責任，卻干擾合理 承銷價格的制定，犧牲原股東的權益。職此，是否制定一個非中立性的資本市場規範進而扭曲 市場的正常運作，値得承銷政策制定機構深思。 本文後續架構如下:第貳節為文獻回顧，第叁節介紹研究方法與樣本，第肆節實證結果與分 析，第伍節為敏感性測試，最後為結論。
2. 文獻回顧
Reilly and Hatfield (1969) 發現IPO公司之股價於發行初期存在異常報酬，後續有諸多學者從 不同角度對此現象提出解釋，如：Rock (1986) 認為投資者之間存在資訊不對稱，折價發行乃對 資訊弱勢投資人之補償。Benveniste and Spindt (1989) 則認為在詢圈過程中，承銷商為了誘使投 資人提供私有資訊，會以低估承銷價格的方式對其進行補償。Booth and Chua (1996) 與Brennan and Franks (1997) 則是從內部管理者對於公司控制權的角度解釋IPO公司折價發行的誘因。公司 股票在初次上市櫃的過程中，承銷商亦扮演另一舉足輕重的角色，本研究之動機亦與承銷商行 為有關，故本節內容著重探討與承銷商行為相關之文獻。
McDonald and Fisher (1972) 以1969年承辦最多IPO案件的兩家承銷商所輔導上市櫃公司之 掛牌後異常報酬為例，提出承銷商於IPO訂價過程中存在行為差異之假說，Logue (1973) 指出承 銷商傾向利用其寡占之產業特性，與降低營運成本及風險之考量，刻意低估承銷價格，而承銷 商之間的競爭可以緩和此現象，為了解承銷商於IPO訂價過程中的影響，該研究進行測試發現， 承銷商聲譽之二元變數對於掛牌後異常報酬不具統計顯著解釋力，但不具聲譽之承銷商所輔導 之IPO案件相對折價情況較嚴重。類似Logue (1973) 之研究目的，但Neuberger and Hammond (1974) 以相同承銷商所輔導之IPO案件形成一個投資組合，其實證結果發現不同承銷商投資組合 之掛牌後投資報酬率存在顯著差異，且不具聲譽之承銷商所輔導之IPO案件折價情況較嚴重。 Tinic (1988)、Lowry and Shu (2002) 則指出承銷商為了避免未來股票發行後因股價下跌而引發與 投資人訴訟之成本，有誘因將IPO股票折價發行。而Booth and Smith (1986)、Titman and Trueman (1986) 則提出承銷商認證功能的假說，主張聲譽較佳之承銷商有助於減緩發行價格之折價幅
度，Corwin and Schultz (2005) 指出共同主辦的承銷商數目越多，代表承銷商掌握市場的資訊越 多，故承銷價格越高。
在Logue (1973) 之研究中，作者是以承銷公告中承銷商之列示順序做為判斷承銷商聲譽之 依據，並以二元變數定義承銷商聲譽，後續研究分別嘗試以更細微的分級方式定義承銷商聲譽， 如：Neuberger and La Chapelle (1983) 將承銷商聲譽分為三個等級，Johnson and Miller (1988) 則 將承銷商聲譽分為四個等級，Carter and Manaster (1990) 則是分為十個等級，而前述文獻皆一致 發現由聲譽較差的承銷商輔導之IPO案件，掛牌後異常報酬較高，亦即訂價時之折價幅度較高。 雖然Megginson and Weiss (1991) 之研究目的在於測試創投資本對於IPO公司的認證功能，但其 研究中另以承銷商之相對市場佔有率控制承銷商聲譽，並發現該變數對於初始報酬具有負向顯 著解釋力。Carter et al. (1998) 同時測試Johnson and Miller (1988)、Carter and Manaster (1990) 與 Megginson and Weiss (1991) 所建立之承銷商聲譽代理變數對掛牌後異常報酬之解釋力，發現三 種承銷商聲譽之代理變數呈高度正相關，且以Carter and Manaster (1990) 之定義方式所捕捉到的 效果最佳。
Logue et al. (2002) 以路徑分析方式提出證據指出，承銷商聲譽與承銷價格呈正相關，亦即 具聲譽的承銷商所輔導之IPO案件承銷價格較高，但承銷商聲譽與投資人初始報酬非直接相關， 而是因承銷價格的訂定產生間接關聯。Chen and Mohan (2002) 以二階OLS方式測試承銷商承銷 收入與初始報酬之關係，發現兩者是互補關係，非替代關係，亦即承銷收入與承銷價格折價幅 度是同時決定，作者推論此乃因外在法規限制與承銷商之間的競爭，使得承銷商收入無法再提 升，故承銷商僅能藉由壓低承銷價格方式吸收承銷風險。
Bradley et al. (2004) 主張以承銷價格是否為整數作為判斷IPO股票風險之依據，認為整數承 銷價格代表IPO股票風險 (不確定性) 高，折價情況亦較嚴重。Hoberg (2007) 則是主張承銷商的 訂價行為具有持續性，亦即過去輔導IPO案件平均折價幅度高的承銷商，其未來輔導之IPO案件 折價幅度仍會高於其他承銷商輔導案件之折價幅度，作者認為此乃承銷商之間存在資訊不對稱 所致，其以相同承銷商過去五年輔導IPO案件之平均初始報酬為承銷商資訊優勢的代理變數，並 以模型推導與實證方式提出證據說明，資訊優勢的承銷商傾向於訂價時壓低承銷價格，並透過 分析師於掛牌後發布較多盈餘預測資訊，以傳遞資訊。 部分提及承銷商配售IPO股票行為之文獻，如：Baron (1982) 認為承銷商對市場的了解程度 高於發行公司，所以發行公司於IPO過程中會較仰賴承銷商，承銷商為了減少其配銷過程中可能 發生的推銷成本，存在壓低發行價格之自利動機，並將之銷售予經常往來的主要客戶以維持與 其之關係。Aggarwal et al. (2002) 發現承銷商會將折價幅度較高的IPO股票配售給機構型投資 人，此證據說明承銷商在營運過程中可能圖利經常與其交易之機構型投資人。
與承銷商有關之另一議題即為承銷商安定操作行為，稍早文獻以間接方式推論承銷商安定 操作行為，如: 陳安琳等 (民91)、Rund (1993)，均認為承銷商確實有進場護盤的行為，Ellis et al. (2000) 指出過額配售的安定操作機制有助於降低承銷商進行安定操作之成本與風險，然其研究 發現承銷商會於掛牌後由市場買回股票，進行護盤行為，因此推論存在承銷商安定操作行為。 Aggarwal (2000) 以私有資料實證顯示美國承銷商多以過額配售方式進行護盤。但是，高蘭芬、 陳安琳 (民93) 利用承銷商於掛牌後買賣其承銷之IPO公司股份來推論我國承銷商之安定操作行 為，然其實證結果顯示我國承銷商不存在安定操作行為。Benveniste et al. (1996) 認為安定操作 可提供投資人一項保障，減少投資人投資IPO公司初期之可能損失。Chowdhry and Nanda (1996) 推論當掛牌後股票價格下跌，承銷集團為了維護聲譽，有動機進行價格安定操作，Lewellen (2006) 也發現規模較大的承銷商為了維護其聲譽，傾向進行較多價格安定行為。 另林象山等 (民88)、Dunbar (2000) 認為若承銷價格訂價偏低，將使發行公司對其訂價專業 能力失去信心，進而導致承銷商價值與市佔率降低。James (1992) 發現承銷商有動機為了爭取成 為IPO公司未來辦理現金增資之主辦承銷商地位，有動機降低承銷手續費，林象山等 (民86)亦發 現國內市場存在類似現象。
3. 研究方法
3.1 樣本與資料來源
94年承銷新機制中，除了取消漲跌幅限制是自民國94年3月1日起適用外，其餘措施皆自民 國94年1月1日起即生效適用5，為了比較制度改變前後對於IPO公司發行價格之影響，同時顧及 適用新、舊機制樣本之比例，本研究樣本選自民國93年1月至民國95年12月辦理IPO之上市櫃公 司，樣本總計有201家，彙整於表1。由表1可知各年度初次申請上市櫃公司分佈情況於93年、94 年、95年分別為96家、62家、43家，其中適用舊機制之樣本共150家，適用新機制之樣本共51家， 民國94年僅8家樣本適用新機制 (英華達、大億科、全國電子、律勝、典範、玉晶光電、新日興、 威力盟)，其餘54家皆為適用舊機制樣本，此現象之主要原因乃部分公司趕搭舊機制最後列車， 其餘時程不及之公司則抱持觀望態度，暫緩送件，視前幾家適用新機制案件之市場反映再決定 以何種承銷方式送件所導致。 本研究所使用之承銷商名稱、承銷價格、承銷股數、中籤率、抽籤日資料取自台灣經濟新 報社 (TEJ) 中Company DB之承銷明細資料庫；除權息調整後股價與日報酬率資料取自TEJ中 Equity之上市 (櫃) 調整股價 (日) - 除權息調整資料庫；樣本公司成立日期取自TEJ中Company5
表 1 各年度樣本分佈 年度 沿用舊制 適用新制 總樣本數 年度樣本比率 樣本數 樣本比率 樣本數 樣本比率 93 96 100% 0 0 96 47.76% 94 54 87.10% 8 12.90% 62 30.85% 95 0 0 43 100% 43 21.39% 合計 150 74.63% 51 25.37% 201 100% 附註：樣本適用承銷新制與否依承銷公告所載。 DB之基本資料資料庫；掛牌前簽證會計師資料取自TEJ中Finance DB之上市 (櫃) 會計師事務所 資料庫；適用新舊機制與否、掛牌交易前營業額、IPO發行後股份總數、掛牌前每股盈餘、掛牌 前負債比、掛牌交易前董監持股比與送件日資料則取自各公司初次公開發行之公開說明書、證 交所網站資料、櫃檯買賣中心網站資料與證券商業同業公會網站資料。
3.2 研究假說
由國內文獻顯示IPO公司存在初期異常報酬似乎為普遍之現象，而金管會為了改善我國證券 市場與承銷機制長久以來的種種異象，遂於民國93年底修訂承銷新機制，多數措施並於民國94 年1月開始適用，其中為了促使承銷商發揮其專業配銷與輔導功能，並提高其貫徹之誘因，特別 仿效國外先進證券市場之管理精神，建立承銷商分級管理制度與過額配售之安定操作責任，同 時強化缺失懲處措施，期望承銷商能協助訂定適當發行價格。但根據Logue (1973)、Lowry and Shu (2002)、Tinic (1988) 指出承銷商為了避免未來股票發行後因股價下跌而引發與投資人訴訟之成 本，以及Baron (1982) 認為承銷商對市場的了解程度高於發行公司，所以發行公司於IPO過程中 較仰賴承銷商，承銷商為了減少其配銷過程中可能發生的推銷成本，故有低估發行價格之動機。 由此觀之，承銷商於IPO之輔導過程中，其行為似乎存在某種程度的保守主義與自利考量，產生 低估承銷價格之動機；而94年承銷新機制又加強了對承銷商進行安定性操作的責任與承銷缺失 之懲處。因此，本研究推論實施94年承銷新機制後，承銷商為了避免掛牌交易後短期股價跌幅 超過規定幅度遭到懲處而影響日後業務的推展，會增加其低估承銷價格之誘因，擴大IPO價格折 價幅度，造成掛牌交易後異常報酬增加，建立之假說如下： 研究假說：其他條件不變下，94年加強承銷商責任與罰責的承銷新制實施後，IPO股票掛牌交易 後短期異常報酬增加。3.3 變數與實證模式
3.3.1 變數 94年承銷新機制包括多項改革措施，每項措施均有其欲改善之情況及預期達成結果，為了 檢定上述假說，本研究須針對新機制中可能影響承銷價格制定之變數加以控制，以釐清加重承 銷商責任與懲罰措施對於承銷價格制定產生之影響，進而了解是否影響掛牌交易後之折 (溢) 價 幅度。過去承銷參考價格之決定係根據「股票承銷價格訂定使用財務資料注意事項」所訂之市 場慣用公式，計算一參考價格，再由承銷商與IPO公司考慮其他因素共同議定，但該公式較偏重 歷史資訊，並以一年期定存利率折現預期股利，但現今利率偏低易使參考價格失真，且實務上 發行公司常以公式所得之參考價格作為議定承銷價格之底限，使得承銷商未能發揮其專業評價 功能，故新機制廢除過去慣用之公式，期望促使承銷價格更具彈性，減少訂價偏離之情況，為 控制此辦法改變之影響，本研究將承銷價格變數予以控制。 其次，為改善過去以老股承銷，高估承銷價格，造成掛牌交易後股價隨即跌破承銷價格之 情況，新機制強制以新股辦理公開承銷，本研究以樣本公司初次公開發行說明書所載之「已發 行股份總數與初次公開發行股數之加總」予以控制，若適用舊機制之樣本公司以老股辦理公開 承銷，則相對於適用新機制之樣本，流通在外股份總數較少，故本研究預期實施新制後，流通 在外股數增加，過去負異常報酬之情況會減少。過去實務上承銷商有部分收入來自包銷中先行 認購股份之資本利得，故在舊機制下承銷商有誘因壓低承銷價格，以利賺取未來資本利得，彌 補承銷產業低價承銷費用競爭之損失，而新制取消承銷商包銷須先行認購特定比率股數之規 定，為控制此措施改變與包銷未能全數配售完畢股份潛在資本利得之影響，本研究將以IPO發行 規模變數予以控制，且在衡量時，將適用舊機制樣本中承銷商自行認購之股數與新制下詢價圈 購包銷之股數均包含於該變數中。 至於過額配售安定操作之影響，由於承銷商於配銷過程即與發行公司協議，會額外配售部 分股數 (以承銷新股總股數之15%為上限)，當掛牌交易後股價上漲，此時承銷商不須進場護盤， 只須將當初過額配售所得股款 (即過額配售股數乘以承銷價格) 交付予提供老股供過額配售的 股東；但若掛牌交易後股價下跌，此時承銷商須在過額配售所得股款之額度內進場護盤，並將 買入之股票交付予提供老股供過額配售之股東，本研究推論新機制中過額配售機制之影響，亦 可利用發行規模變數予以控制，衡量時將過額配售之股份包含於該變數中。最後，延續國內外 文獻作法，本研究亦控制會計師與承銷商的聲譽。 過去文獻多以掛牌交易後之不同報酬觀察期間之異常報酬推論IPO公司承銷價格折價情 況，本研究亦採相同觀點，以IPO樣本公司掛牌交易後之不同報酬觀察期間之異常報酬為依變 數。為因應94年承銷新機制中掛牌後首五個交易日取消漲跌幅限制，本研究以掛牌後首五日之 股價報酬率為一報酬觀察期間。其次，文獻中亦有以掛牌交易後不同觀測窗期者，譬如：Ibbotson(1975)、Neuberger and Hammond (1974)、Reilly and Hatfield (1969)，均以30天之股價報酬率定義 股價表現觀察期間；另外，由於台灣股市實施週休二日，故本研究另以15日6與、40日為IPO公 司報酬觀察期間，並以前述四種(掛牌後5日、14日、30日、40日)不同觀察期間之異常報酬，探 討94年承銷商規範機制改變對IPO公司掛牌交易後之短期異常報酬之影響。同時為避免樣本觀察 期間國內市場之結構性差異，本研究以相對期間之大盤複利報酬率加以調整，故異常報酬率AR(N) 的定義為： } 1 )] 1 _ ( {[ } 1 )] 1 ( {[ ) ( , 1 1 1 , 1 , k m t i N k k m t i N k t
i return market return
N AR (1) 其中，N為異常報酬率的觀察期間，t為樣本公司i所屬年度，m為掛牌日， 1 , k m t i return 為樣本公 司i在掛牌日後第k-1日之股票報酬率， 1 , _returnimtk market 為樣本公司i對映日之大盤報酬率。 另外，上述異常報酬率的定義方式對於新舊制樣本採對稱處理，但過去國內文獻發現我國 IPO公司股票存在蜜月期，因而將異常報酬率定義為掛牌首日至漲跌停打開日為止的複利報酬 率，再扣除同期間大盤複利報酬率。而94年承銷新制實施後，取消掛牌首五日漲跌幅限制，因 此初始報酬可能於掛牌第一日即反應完畢，因此本研究另採不對稱方式來定義新舊制樣本之異 常報酬，對於適用新制樣本，將其異常報酬定義為掛牌第一天報酬率減同日大盤報酬率；而適 用舊制樣本，其異常報酬率定義為掛牌首日至漲跌停打開日之複利報酬率，再扣除同期間大盤 複利報酬率7。此不對稱方式定義之新舊制樣本異常報酬率M_AR以(2)式表達： } 1 )] 1 _ ( {[ } 1 )] 1 ( {[ _ , 1 1 1 , 1 , j m t i J j j m t i J j t
i return market return
AR M (2) 其中，t 為樣本公司 i 所屬年度，m 為掛牌日， , 1 j m t i return 為樣本公司 i 在掛牌日後第 j-1 日之 股票報酬率， 1 , _returnimt j market 為樣本公司 i 對映日之大盤報酬率；若樣本公司 i 為適用舊制
6 雖然在94年適用的新機制亦取消掛牌交易後初期的漲跌幅限制，然而，倘若IPO公司的均衡價格不變， 則掛牌首五日取消漲跌幅之主要影響在於加速市場反應IPO公司真實價格，合理的預期此機制改變的影 響在於均衡價格的調整速度，與IPO發行價格折 (溢) 價幅度無關，然因在漲跌幅限制的舊機制下，IPO 公司的股價到底需幾天才能調整完畢，目前國內的文獻並無明確的定論，本研究為增加實證結果的穩固 性，將分別以不同的觀測窗期作測試。作者感謝審稿教授建議考量樣本期間台灣股票市場實施週休二 日，另外測試掛牌後10日、15日、20日之窗期，但為避免內容過於冗長，僅報導掛牌後5日、15日、30 日、40日之實證結果，其餘窗期的實證結果未有重大差異。而Yen et al.(1995) 發現IPO公司股價平均調 整期間約14天，本研究亦嘗試以掛牌後14天為觀測窗期，亦發現實證結果未有重大改變。
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之樣本，則 J 為從掛牌至漲跌停打開之日數，若樣本公司 i 為適用新制之樣本，則 J 等於 1。 3.3.2 實證模式 為了檢測上述研究假說，本研究採用下列迴歸式進行測試： _ ) ( , , 11 , 10 , 9 , 8 , 7 , 6 , 5 , 4 , 3 , 2 , 1 0 , , t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i UND AUD AMT PRICE DR LIB EPS AGE SIZE SALE PERIOD AR M or N AR (3) 模式(3)中自變數定義說明如下： t i PERIOD, :承銷機制改變的虛擬變數，若樣本公司適用 94 年承銷新機制，設為 1；反之為 0。 適用新舊制與否，依樣本公司初次上市櫃說明書所載之內容為主。預期方向為正。 t i SALE,: 公司規模控制變數，其為樣本公司初次上市櫃說明書所載之營業額，取自然對數。 預期規模較大之發行公司，其發行價格折價幅度較低。(洪振虔等，民 91；Logue, 1973) t i SIZE, : 總流通在外普通股股數取自然對數，其為樣本公司初次上市櫃說明書所載之已發行 股份總數與初次公開發行股數之加總，取自然對數。用以控制新機制之下，強制以 新股辦理公開承銷之影響，預期為負。 t i AGE, : IPO 公司成立年齡，其為樣本公司成立日至公開抽籤日之總天數除以 365。預期成
立愈久之公司，資訊的透明度較高，IPO 發行價格折價幅度愈低。(Carter and Manaster, 1990) t i EPS, : IPO 公司的獲利能力，其為樣本公司初次上市櫃說明書所記載之每股盈餘。(吳欽 杉、許月瑜，民 93) t i LIB,: IPO 公司的負債比率，其為樣本公司初次上市櫃說明書所記載之負債除以股東權 益。此變數用以捕捉樣本公司體質，預期方向為正。 t i DR, : IPO 公司的董監事持股比率，其為樣本公司初次上市櫃說明書所記載之董監事持股
比率。Booth and Chua (1996)、Brennan and Franks (1997) 指出發行價格折價可促使股權
分散，提高流動性，而董監事持股比率愈高，表示流動性愈低，預期方向為正8。 t i PRICE, : 樣本公司初次上市櫃之股票承銷價格。本研究同時以此變數控制新機制之下廢除市 場慣用訂價公式之影響。
8 陳安琳等 (民88) 主張內部人持股可釋放公司品質的訊息，可減少折價幅度。
t i AMT, : 樣本公司初次上市櫃股票承銷金額取自然對數，其為承銷價格乘以初次上市櫃股票 承銷股數 (含競價拍賣、詢價圈購、承銷商自行認購、公開銷售)，取自然對數。本 研究亦以此變數控制新機制取消包銷先行認購股份，與過額配售機制之影響。 t i AUD,: 會計師聲譽虛擬變數，若樣本公司初次上市櫃說明書之簽證會計師為四大會計師事 務所，則為 1；反之為 0。Beatty (1989) 發現會計師聲譽與折價幅度呈反向關係， 故預期方向為負。 t i UND, : 承銷商聲譽虛擬變數，若樣本公司之主辦承銷商於初次上市櫃前兩年，其承銷金額
之市場佔有率在中位數以上，則為 1；反之為 0。Megginson and Weiss (1991) 以承 銷金額之市場佔有率為承銷商聲譽之代理變數，用以控制承銷商議價能力，預期方 向為負。
4. 實證結果
4.1 敘述統計量與相關係數分析
適用新、舊機制樣本公司於不同報酬觀測期間之短期異常報酬彙整於表2。由表2可知適用 舊機制之樣本中，不論異常報酬觀察期間為何，約60%的樣本公司產生正異常報酬，若以掛牌日 至漲跌停打開日為衡量期間，異常報酬有74%為正。適用新機制之樣本公司於掛牌後，產生正異 常報酬之家數比例約90%，其相對高於適用舊機制之樣本公司，若以掛牌第一日來看，存在正異 常報酬比例甚至達100%。故若由掛牌後產生正異常報酬之比例來看，此結果符合本研究預期實 施94年承銷新機制後，IPO發行價格折價幅度擴大之推論。由表2亦發現隨著觀察期間的拉長， 存在正異常報酬之公司家數逐漸下降，意謂市場逐漸進行評價修正。 表3為樣本之敘述統計量，由異常報酬平均數遠高於中位數可知樣本中存在部分極端值，其 中較為人熟悉的莫過於益通光能 (證券代碼3452)，表中最大異常報酬值亦為該樣本產生之數 字。其他變數部分，營業額取自然對數(SALE)後之平均值為14.20，已發行股份總數加初次上市 櫃承銷發行股數之和，取自然對數 (SIZE) 後之平均值為13.29，樣本公司成立至公開抽籤日之 年數 (AGE) 平均值為15.67年，每股盈餘 (EPS) 之平均值為3.63，負債除以股東權益 (LIB) 之 平均值為39.44%，董監事持股比率 (DR) 之平均值為31.20%，初次上市櫃承銷價格 (PRICE) 之 平均值為$39.58，初次上市櫃承銷發行金額取自然對數 (AMT) 後之平均值為18.80。會計師聲譽 虛擬變數 (AUD) 之平均值為0.91，代表全部樣本中約有91%其初次上市櫃之簽證會計師為四大 會計師事務所。承銷商聲譽虛擬變數 (UND) 之平均值為0.65，代表全部樣本中約有65%其初次 上市櫃之主辦承銷商於初次公開發行前兩年，其承銷金額之市場佔有率在中位數以上，亦即較 大型之承銷商承辦65%初次上市櫃案件。表 2 樣本公司之異常報酬為正或為負之情形
AR(5) AR(15) AR(30) AR(40) M_AR
家數 百分比 家數 百分比 家數 百分比 家數 百分比 家數 百分比 新制 51 家 異常報酬>0 49 96.08% 47 92.16% 46 90.2% 45 88.24% 51 100% 異常報酬≦0 2 3.92% 4 7.84% 5 9.8% 6 11.76% 0 0% 舊制 150 家 異常報酬>0 92 61.33% 90 60% 87 58% 86 57.33% 111 74% 異常報酬≦0 58 38.67% 60 40% 63 42% 64 42.67% 39 26% 附註：AR(5)為掛牌後 5 日之異常報酬，等於掛牌後 5 日樣本公司股價複利報酬率減相對期間大盤複利報 酬率。AR(15)為掛牌後 15 日之異常報酬，等於掛牌後 15 日樣本公司股價複利報酬率減相對期間 大盤複利報酬率。AR(30)為掛牌後 30 日之異常報酬，等於掛牌後 30 日樣本公司股價複利報酬率 減相對期間大盤複利報酬率。AR(40)為掛牌後 40 日之異常報酬，等於掛牌後 40 日樣本公司股價 複利報酬率減相對期間大盤複利報酬率。M_AR 是以不對稱方式定義之異常報酬，對於適用新制 樣本，其異常報酬定義為掛牌第一天報酬率減同日大盤報酬率；而適用舊制樣本，其異常報酬定 義為掛牌首日至漲跌停打開日之複利報酬率減同期間大盤複利報酬率。 表 3 敘述統計 Panel A 全部樣本敘述統計量(n=201) 變數 最小值 最大值 平均數 中位數 標準差 AR(5) -43.71% 329.90% 20.64% 13.56% 0.38 AR(15) -40.13% 358.83% 23.55% 11.01% 0.47 AR(30) -40.39% 346.21% 23.79% 12.23% 0.49 AR(40) -47.87% 304.32% 26.34% 11.73% 0.56 M_AR -35.37% 300.07% 23.16% 16.38% 38.02% SALE 10.50 18.55 14.20 13.97 1.19 SIZE 11.87 17.05 13.29 13.08 0.87 AGE 3.19 60.29 15.67 13.29 9.10 EPS 0.01 21.99 3.63 2.83 3.24 LIB 8.47% 97.01% 39.44% 38.67% 15.81% DR 9.07% 89.00% 31.20% 27.59% 15.21% PRICE 10.00 250.00 39.58 29.00 35.35 AMT 16.87 23.56 18.80 18.64 1.02 AUD 0 1 0.91 1 0.29 UND 0 1 0.65 1 0.48 Panel B 適用舊制樣本敘述統計量(n=150) 變數 最小值 最大值 平均數 中位數 標準差 AR(5) -43.71% 44.27% 9.47% 7.52% 0.21 AR(15) -40.13% 157.75% 12.82% 4.99% 0.34 AR(30) -40.39% 160.01% 13.24% 6.07% 0.38 AR(40) -47.87% 160.75% 12.90% 5.10% 0.40 M_AR -35.37% 100.76% 12.43% 9.55% 0.23
表 3 敘述統計 (續) SALE 10.50 17.72 14.02 13.83 1.19 SIZE 11.88 17.05 13.24 13.03 0.81 AGE 3.19 60.29 16.18 14.55 9.15 EPS 0.01 10.53 3.05 2.62 2.62 LIB 8.47% 97.01% 39.46% 39.86% 15.98% DR 9.07% 89.00% 30.17% 26.46% 14.37% PRICE 10.00 130.00 33.30 28.00 20.62 AMT 16.87 21.19 18.58 18.47 0.82 AUD 0 1 0.90 1 0.30 UND 0 1 0.63 1 0.48 Panel C 適用新制樣本敘述統計量(n=51) 變數 最小值 最大值 平均數 中位數 標準差 AR(5) -14.51% 329.90% 52.95% 33.92% 0.56 AR(15) -5.74% 358.83% 55.08% 27.98% 0.64 AR(30) -17.94% 346.21% 53.84% 34.57% 0.63 AR(40) -17.36% 304.32% 64.93% 39.78% 0.75 M_AR -0.36% 300.07% 54.94% 38.03% 0.53 SALE 12.20 18.55 14.64 14.41 1.25 SIZE 11.87 17.04 13.46 13.32 1.08 AGE 3.94 38.53 13.88 10.08 8.92 EPS 0.03 21.99 5.20 4.01 4.35 LIB 11.32% 79.98% 38.67% 36.20% 16.15% DR 10.22% 88.98% 33.95% 31.72% 17.31% PRICE 11.00 250.00 57.58 38.00 57.38 AMT 17.66 23.56 19.44 19.37 1.25 AUD 0 1 0.94 1 0.24 UND 0 1 0.71 1 0.46 附註：AR(5)為掛牌後 5 日之異常報酬，等於掛牌後 5 日樣本公司股價複利報酬率減相對期間大盤複利 報酬率。AR(15)為掛牌後 15 日之異常報酬，等於掛牌後 15 日樣本公司股價複利報酬率減相對期 間大盤複利報酬率。AR(30)為掛牌後 30 日之異常報酬，等於掛牌後 30 日樣本公司股價複利報酬 率減相對期間大盤複利報酬率。AR(40)為掛牌後 40 日之異常報酬，等於掛牌後 40 日樣本公司股 價複利報酬率減相對期間大盤複利報酬率。M_AR 是以不對稱方式定義之異常報酬，對於適用新 制樣本，其異常報酬定義為掛牌第一天報酬率減同日大盤報酬率；而適用舊制樣本，其異常報酬 定義為掛牌首日至漲跌停打開日之複利報酬率減同期間大盤複利報酬率。SALE 為公開發行說明 書所載之營業額，取自然對數。SIZE 為公開發行說明書所載之已發行股份總數與初次上市櫃承銷 發行股數之加總，取自然對數。AGE 為樣本公司成立日至公開抽籤日之總天數除以 365。EPS 為 公開發行說明書所記載之每股盈餘。LIB 為公開發行說明書所記載之負債除以股東權益。DR 為公 開發行說明書所記載之董監事持股比率。PRICE 為初次上市櫃之承銷價格。AMT 為初次上市櫃承 銷發行金額，等於承銷價格乘以初次上市櫃承銷發行股數，取自然對數。AUD 為會計師聲譽虛擬 變數，若樣本公司初次公開發行說明書之簽證會計師為四大會計師事務所，則為 1；反之為 0。UND 為承銷商聲譽虛擬變數，若樣本公司之主辦承銷商於初次公開發行前兩年，其承銷金額之市場佔 有率在中位數以上，則為 1；反之為 0。
表4爲適用新舊機制樣本個別變數之平均數，與平均數差異t檢定之結果。由表中舊承銷機制 各報酬觀測期間之異常報酬平均數觀之，其異常報酬平均數均為正數，在15天後平均異常報酬 值約為13%，且相當穩定，可知過去研究發現之IPO公司存在短期異常報酬現象確實存在，亦即 台灣初次上市櫃股票普遍存在折價現象。再由新承銷機制樣本各報酬觀測期間之異常報酬平均 數來看，其平均異常報酬亦均為正數，且高達50%~60%，代表舊承銷機制下之初次上市櫃股票 折價現象在新承銷機制下亦復存在。而比較新舊機制各觀察期間之異常報酬平均數，發現新機 制樣本之異常報酬平均數均遠高於舊機制樣本之異常報酬平均數，且平均數差異於5日、15日、 30日觀察期間以及不對稱觀察期間下約為40%，於40日觀察期間約50%，因此由表4可發現94年 承銷新機制實施後折價現象不僅存在，且折價幅度更加擴大。在其他變數平均數方面，新承銷 機制公司之平均營業額 (SALE)、每股盈餘 (EPS) 顯著較舊承銷機制之平均值為大，至於公司 成立年數平均值則新制較舊制顯著較小。在初次上市櫃承銷價格 (PRICE)、初次上市櫃承銷發 行金額取自然對數 (AMT) 之平均值比較方面，新制較舊機制亦顯著為大。其他變數之平均數比 較方面，新舊機制則無顯著差異。 表5為變數相關係數矩陣，矩陣之右上方為Pearson相關係數，左下方為Spearman相關係數。 由表中各天期之異常報酬 (AR(N) 與M_AR) 變數與新舊承銷機制虛擬變數 (PERIOD) 變數之 相關係數均約0.4左右，兩者呈正相關且達1%統計顯著水準，意謂94年承銷新機制實施後異常報 酬增加，亦即新承銷機制下初次上市櫃折價幅度擴大。在其他變數間相關係數方面，除營業額 (SALE) 變數與初次上市櫃後總股數 (SIZE) 變數、初次上市櫃承銷發行金額 (AMT) 間相關係 數較高外，其餘變數間相關係數均不高。 綜上所述，透過平均數差異t檢定與相關係數檢定均可發現支持本研究假說之初步證據，即 94年承銷新機制實施後IPO發行價格折價幅度擴大，短期異常報酬增加，本研究推論此乃因新機 制中加重承銷商責任，故強化了承銷商壓低發行價格之誘因，造成適用新承銷機制樣本相對於 舊承銷機制樣本於掛牌後產生較高之短期異常報酬。
4.2 迴歸分析結果
表6為樣本公司掛牌交易後，不同報酬觀測期間之異常報酬迴歸結果 (均為調整異質變異後 之結果)9。在5日、15 日、30日與40日異常報酬迴歸中，主要解釋變數 (PERIOD) 係數分別為 0.4077 (t=6.28)、0.3974 (t=5.09)、0.3767 (t=4.52)、0.5038 (t=4.85)，均達1%統計顯著水準，此係 數意謂適用94年承銷新機制的樣本公司於掛牌交易後5日、15日、30日之異常報酬，較適用舊機 制樣本約增加40%，而掛牌後40日之異常報酬則約增加50%，此結果與表4中異常報酬平均數差9
表4 適用新舊機制樣本之相關變數平均數差異t檢定 舊制樣本 (n=150) 新制樣本 (n=51) 不同機制下變數 平均數差異 p-value 變數 平均數 平均數 AR(5) 9.66% 52.95% 43.29%a 0.00 AR(15) 12.82% 55.08% 42.26% a 0.00 AR(30) 13.57% 53.84% 40.27% a 0.00 AR(40) 13.21% 64.93% 51.72% a 0.00 M_AR 12.43% 54.94% 42.51%a 0.00 SALE 14.05 14.64 0.59 a 0.00 SIZE 13.23 13.46 0.23 0.16 AGE 16.28 13.88 -2.4 c 0.10 EPS 3.09 5.20 2.11 a 0.00 LIB 39.71% 38.67% -1.04% 0.69 DR 30.27% 33.95% 3.68% 0.17 PRICE 33.46 57.58 24.12 a 0.00 AMT 18.58 19.44 0.86 a 0.00 AUD 0.90 0.94 0.04 0.32 UND 0.63 0.71 0.08 0.30 附註： 1. AR(5)為掛牌後 5 日之異常報酬，等於掛牌後 5 日樣本公司股價複利報酬率減相對期間大盤複利報酬 率。AR(15)為掛牌後 15 日之異常報酬，等於掛牌後 15 日樣本公司股價複利報酬率減相對期間大盤複 利報酬率。AR(30)為掛牌後 30 日之異常報酬，等於掛牌後 30 日樣本公司股價複利報酬率減相對期間 大盤複利報酬率。AR(40)為掛牌後 40 日之異常報酬，等於掛牌後 40 日樣本公司股價複利報酬率減相 對期間大盤複利報酬率。M_AR 是以不對稱方式定義之異常報酬，對於適用新制樣本，其異常報酬定 義為掛牌第一天報酬率減同日大盤報酬率；而適用舊制樣本，其異常報酬定義為掛牌首日至漲跌停打 開日之複利報酬率減同期間大盤複利報酬率。SALE 為公開發行說明書所載之營業額，取自然對數。 SIZE 為公開發行說明書所載之已發行股份總數與初次上市櫃承銷發行股數之加總，取自然對數。AGE 為樣本公司成立日至公開抽籤日之總天數除以 365。EPS 為公開發行說明書所記載之每股盈餘。LIB 為公開發行說明書所記載之負債除以股東權益。DR 為公開發行說明書所記載之董監事持股比率。 PRICE 為初次上市櫃之承銷價格。AMT 為初次上市櫃承銷發行金額，等於承銷價格乘以初次上市櫃承 銷發行股數，取自然對數。AUD 為會計師聲譽虛擬變數，若樣本公司初次公開發行說明書之簽證會計 師為四大會計師事務所，則為 1；反之為 0。UND 為承銷商聲譽虛擬變數，若樣本公司之主辦承銷商 於初次公開發行前兩年，其承銷金額之市場佔有率在中位數以上，則為 1；反之為 0。 2. a 表示 1%統計顯著水準 b 表示 5%統計顯著水準 c 表示 10%統計顯著水準。
表5 變數之相關係數矩陣
AR(5) AR(15) AR(30) AR(40) M_AR PERIOD SALE SIZE AGE EPS LIB DR PRICE AMT AUD UND AR(5) 1 0.91a 0.82a 0.76a 0.94a 0.49a -0.01 -0.10 -0.08 0.36a -0.13c 0.06 0.40a 0.17b 0.00 0.06 AR(15) 0.89a 1 0.95a 0.88a 0.94a 0.39a 0.02 -0.08 -0.01 0.32a -0.11 0.07 0.34a 0.14b -0.05 0.10 AR(30) 0.82a 0.92a 1 0.93a 0.79a 0.36a 0.04 -0.07 0.00 0.29a -0.04 0.09 0.30a 0.12c -0.06 0.06 AR(40) 0.80a 0.91a 0.96a 1 0.71a 0.40a 0.04 -0.05 0.02 0.27a -0.06 0.08 0.28a 0.13c -0.06 0.07 M_AR 0.93a 0.85a 0.77a 0.75a 1 0.49a 0.00 -0.10 -0.08 0.33a -0.12c 0.08 0.36a 0.14c -0.03 0.08 PERIOD 0.46a 0.40a 0.37a 0.39a 0.49a 1 0.22a 0.11 -0.11 0.28a -0.03 0.11 0.30a 0.36a 0.06 0.07 SALE 0.03 0.05 0.12b 0.11 0.02 0.22a 1 0.69a 0.00 0.24a 0.47a 0.28a 0.21a 0.64a 0.08 0.08 SIZE -0.04 -0.05 -0.03 0.00 -0.05 0.09 0.63a 1 -0.03 -0.06 0.24a 0.31a 0.03 0.64a 0.13c 0.19a AGE -0.07 -0.05 -0.02 -0.01 -0.06 -0.15b -0.09 -0.13c 1 -0.05 0.19a 0.01 -0.14c -0.12 -0.08 -0.09 EPS 0.19a 0.17b 0.20b 0.21a 0.15b 0.21a 0.23a -0.01 -0.04 1 -0.23a0.12c 0.72a 0.48a 0.13c 0.08 LIB -0.06 -0.04 0.03 0.03 -0.07 -0.04 0.47a 0.16b 0.12c -0.22a 1 0.08 -0.25a -0.04 -0.01 -0.08 DR 0.10 0.11 0.11 0.12c 0.14b 0.11 0.13c 0.10 -0.01 0.09 0.00 1 0.15b 0.31a 0.09 -0.01 PRICE 0.06 0.06 0.06 0.05 0.06 0.16b 0.20a -0.02 -0.15b 0.73a -0.23a 0.05 1 0.63a 0.09 0.12c AMT 0.12c 0.11 0.11 0.14b 0.09 0.33a 0.58a 0.63a -0.20a 0.51a -0.06 0.16b 0.64a 1 0.15b 0.22a AUD 0.02b -0.02 -0.05 -0.05 0.01 0.06 0.06 0.12 -0.10 0.16b -0.02 0.11 0.08 0.15b 1 0.21a UND 0.16 0.15b 0.09 0.06 0.18b 0.07 0.08 0.18b-0.18b 0.08 -0.09 -0.03 0.14b 0.21a 0.21a 1 附註： 1. AR(5)為掛牌後 5 日之異常報酬，等於掛牌後 5 日樣本公司股價複利報酬率減相對期間大盤複利報酬 率。AR(15)為掛牌後 15 日之異常報酬，等於掛牌後 15 日樣本公司股價複利報酬率減相對期間大盤複 利報酬率。AR(30)為掛牌後 30 日之異常報酬，等於掛牌後 30 日樣本公司股價複利報酬率減相對期間 大盤複利報酬率。AR(40)為掛牌後 40 日之異常報酬，等於掛牌後 40 日樣本公司股價複利報酬率減相 對期間大盤複利報酬率。M_AR 是以不對稱方式定義之異常報酬，對於適用新制樣本，其異常報酬定 義為掛牌第一天報酬率減同日大盤報酬率；而適用舊制樣本，其異常報酬定義為掛牌首日至漲跌停打 開日之複利報酬率減同期間大盤複利報酬率。SALE 為公開發行說明書所載之營業額，取自然對數。 SIZE 為公開發行說明書所載之已發行股份總數與初次上市櫃承銷發行股數之加總，取自然對數。AGE 為樣本公司成立日至公開抽籤日之總天數除以 365。EPS 為公開發行說明書所記載之每股盈餘。LIB 為 公開發行說明書所記載之負債除以股東權益。DR 為公開發行說明書所記載之董監事持股比率。PRICE 為初次上市櫃之承銷價格。AMT 為初次上市櫃承銷發行金額，等於承銷價格乘以初次上市櫃承銷發行 股數，取自然對數。AUD 為會計師聲譽虛擬變數，若樣本公司初次公開發行說明書之簽證會計師為四 大會計師事務所，則為 1；反之為 0。UND 為承銷商聲譽虛擬變數，若樣本公司之主辦承銷商於初次 公開發行前兩年，其承銷金額之市場佔有率在中位數以上，則為 1；反之為 0。 2. 右上方為 Pearson 相關係數，左下方為 Spearman 相關係數。 3. a 表示 1%統計顯著水準，b 表示 5%統計顯著水準，c 表示 10%統計顯著水準。
表6 樣本公司掛牌後異常報酬迴歸結果 _ ) ( , , 11 , 10 , 9 , 8 , 7 , 6 , 5 , 4 , 3 , 2 , 1 0 , , t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i UND AUD AMT PRICE DR LIB EPS AGE SIZE SALE PERIOD AR M or N AR
AR(5) AR(15) AR(30) AR(40) M_AR
變數 係數 t 值 係數 t 值 係數 t 值 係數 t 值 係數 t 值 截距 2.0605a 2.67 2.3021b 2.49 2.1593 b 2.30 2.1733 b 2.25 2.319a 3.02 PERIOD 0.4077 a 6.28 0.3974a 5.09 0.3767 a 4.52 0.5038 a 4.85 0.207c 1.94 SALE -0.0370 -1.27 -0.0418 -1.20 -0.0169 -0.44 -0.0245 -0.58 -0.038 -1.28 SIZE 0.0478 0.91 0.0813 1.10 0.0418 0.54 0.0562 0.64 0.043 0.81 AGE -0.0003 -0.12 0.0022 0.64 0.0023 0.63 0.0042 1.00 -0.001 -0.31 EPS 0.0179 c 1.85 0.0251c 1.80 0.0255 1.58 0.0237 1.27 0.015 1.37 LIB 0.0730 0.43 0.0002 0.07 0.1719 0.71 0.0781 0.30 0.001 0.83 DR 0.1020 0.78 0.0017 0.84 0.2353 1.10 0.2245 0.92 0.002 1.52 PRICE 0.0041 1.40 0.0044 1.30 0.0038 1.11 0.0038 1.17 0.004 1.19 AMT -0.1230 c -1.80 -0.1552c -1.81 -0.1400 -1.57 -0.1438 -1.49 -0.135b -2.04 AUD -0.0687 -0.77 -0.1708 -1.39 -0.1852 -1.41 -0.2130 -1.53 -0.138 -1.20 UND 0.0362 0.64 0.0979 1.36 0.0733 0.98 0.0851 1.14 0.059 0.93 調整後 R2 0.3334 0.2248 0.1794 0.1937 0.2929 F 值 10.10 a 6.25a 4.98 a 5.37 a 7.78a 附註： 1. AR(5)為掛牌後 5 日之異常報酬，等於掛牌後 5 日樣本公司股價複利報酬率減相對期間大盤複利報酬 率。AR(15)為掛牌後 15 日之異常報酬，等於掛牌後 15 日樣本公司股價複利報酬率減相對期間大盤複 利報酬率。AR(30)為掛牌後 30 日之異常報酬，等於掛牌後 30 日樣本公司股價複利報酬率減相對期間 大盤複利報酬率。AR(40)為掛牌後 40 日之異常報酬，等於掛牌後 40 日樣本公司股價複利報酬率減相 對期間大盤複利報酬率。M_AR 是以不對稱方式定義之異常報酬，對於適用新制樣本，其異常報酬定 義為掛牌第一天報酬率減同日大盤報酬率；而適用舊制樣本，其異常報酬定義為掛牌首日至漲跌停打 開日之複利報酬率減同期間大盤複利報酬率。 PERIOD 為樣本公司適用新舊承銷制度之虛擬變數，若樣本適用 94 年承銷新制則為 1；反之為 0。SALE 為公開發行說明書所載之營業額，取自然對數。SIZE 為公開發行說明書所載之已發行股份總數與初次 上市櫃承銷發行股數之加總，取自然對數。AGE 為樣本公司成立日至公開抽籤日之總天數除以 365。 EPS 為公開發行說明書所記載之每股盈餘。LIB 為公開發行說明書所記載之負債除以股東權益。DR 為 公開發行說明書所記載之董監事持股比率。PRICE 為初次上市櫃之承銷價格。AMT 為初次上市櫃承銷 發行金額，等於承銷價格乘以初次上市櫃承銷發行股數，取自然對數。AUD 為會計師聲譽虛擬變數， 若樣本公司初次公開發行說明書之簽證會計師為四大會計師事務所，則為 1；反之為 0。UND 為承銷 商聲譽虛擬變數，若樣本公司之主辦承銷商於初次公開發行前兩年，其承銷金額之市場佔有率在中位 數以上，則為 1；反之為 0。 2. t 值均已調整 White 異質變異。 3. a 表示 1%統計顯著水準，b 表示 5%統計顯著水準，c 表示 10%統計顯著水準。
異值接近10，本研究假說獲得支持。由不對稱方式定義之異常報酬的(3)式迴歸結果可知，PERIOD 變數的係數為0.207 (t=1.94)，顯著性稍微降低，但仍在10%統計顯著水準下顯著異於零11。因模 式已針對新制中可能影響承銷價格訂定之其他變數予以控制，故本研究推論表6之實證結果乃94 年承銷新機制加重對承銷商的相關規範與罰責，造成承銷商為避免日後因股價跌幅超過規定幅 度遭到記點，影響以後營運業務，基於保守主義而強化了其壓低IPO發行價格之誘因，造成掛牌 後異常報酬增加，故實證結果支持本研究所提之假說。 至於其餘變數之影響方面，EPS之係數在掛牌後5日與15日模式中，為正向且達到10%統計 顯著水準，在掛牌交易後30日與40日模式之係數為正，但未達顯著水準。AMT之係數在掛牌交 易後5日、15日與不對稱方式定義之異常報酬模式中，為負向且達到10%統計顯著水準，與預期 相符，表示初次上市櫃承銷發行金額越大，越不利於所謂新股上市櫃蜜月期之延續。 總而言之，不論報酬觀察期間為掛牌交易後5日、15日、30日、40日或不對稱期間，在控制 其他可能影響異常報酬因素後，發現94年承銷新機制實施後，IPO公司發行價格折價幅度有擴大 的現象，其顯示掛牌交易後短期異常報酬增加，實證結果均支持本研究之假說，亦即承銷商基 於承銷責任加大後之保守考量，增強了壓低發行價格之誘因，反未達成主管機關所期望之承銷 新制能更加協助訂定適當發行價格之目的。
5. 敏感性分析
5.1 控制承銷方式差異與極端值
為確認前述短期異常報酬擴大之情況非為配銷方式之差異所造成，亦非樣本極端值所造 成，本節另進行三項敏感性測試，分別為納入中籤率變數、納入詢圈比率、排除極端值測試， 重新檢定94年承銷新機制可能造成承銷商更加保守之臆測。10
作者非常謝謝審稿教授指出(3)式控制變數可能存在共線性問題，本研究以VIF值 (Variance Inflation Factor)檢測變數的共線性問題，由表6之(3)式中各變數之VIF可知，VIF最高之變數為AMT之5.69，其餘 變數之VIF皆在4以下，因Neter et al. (1989) 主張VIF值高於10才會存在顯著的共線性影響推論，因此， 合理的推論，本文的實證結果應未受到自變數之間共線性問題的影響。 11 感謝審稿教授指出若異常報酬變數非常態分配，採用OLS估計之結果可能存有偏誤之問題。由於本研究 之研究目的在於凸顯承銷機制修訂後，造成IPO股票短期異常報酬增加的「現象」，而非著重探究承銷新 制實施後，其異常報酬相對於舊制樣本異常報酬增加了「多少百分比」，因為該報酬差距會隨觀測窗期 不同或不同的異常報酬計算方式有所差異，而實際初始報酬達成天數亦無法準確觀察得知，但經由多重 觀測期間測試則發現新制實施後短期異常報酬增加的「現象」卻是明確的，故本研究採用Box and Cox (1964) 之轉換方式對各異常報酬變數作冪次轉換 (power transformation)，再以轉換後的變數進行迴歸分 析，並以此計算迴歸殘差估計值後，檢驗其是否符合常態分配。作者檢驗發現不論異常報酬觀測窗期為 何，此迴歸殘差估計值均通過Jarque-Bera常態分配檢定，即其符合常態分配，故可用轉換後的變數來進 行OLS估計。由此轉換後的變數OLS實證結果顯示，不論異常報酬觀測窗期為何，PERIOD係數 (調整 異質變異後) 皆為正向且在1%顯著水準下顯著異於零，再次支持本研究假說。
首先，94年承銷新機制為提高承銷商配售自主權，規定配售方式由承銷商自行選擇，本研 究發現201筆樣本中有15家適用新機制之樣本公司未選擇公開申購配售方式，故利用中籤率變數 來控制配售方式差異對結果之影響。沒有辦理公開申購之公司即沒有中籤率資料，予以剔除， 篩選後適用新制樣本為36筆。另資料庫中，有5家適用舊機制樣本沒有中籤率資料，亦予以剔除， 篩選後適用舊制樣本為145筆，剩餘總樣本合計共181筆。顏吉利等 (民78) 發現中籤率與IPO發 行價格折價幅度呈顯著負相關，代表愈多投資人公開申購之公司，中籤率愈低，其發行價格折 價幅度愈大，短期異常報酬愈高，如：民國95年益通光能公司IPO上櫃時，因其折價幅度過大， 造成抽籤張數僅有265張，卻吸引65萬人申購，中籤率僅有萬分之四之情況，故中籤率某種程度 會反應IPO發行價格之折價幅度，預期為負。新加入中籤率變數後，迴歸模式為 _ ) ( , , 12 , 11 , 10 , 9 , 8 , 7 , 6 , 5 , 4 , 3 , 2 , 1 0 , , t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i RATE UND AUD AMT PRICE DR LIB EPS AGE SIZE SALE PERIOD AR M or N AR (4) 其中，RATEi,t為該次IPO公開申購之中籤率，其餘變數定義悉如模式(3)。 另外，中籤率可能未能完全控制承銷方式差異之影響12，故本研究改以「詢圈比率」加以控 制。經本研究分析發現，適用舊承銷制度的樣本中僅兩家有採取競拍方式 (合庫 (5854) 與網家 (8044))，故其餘樣本皆為50%詢圈與50%公開申購的組合，此類樣本在承銷方式上的差異僅在於 總承銷股數的差別。而94年承銷新制實施後，承銷商得自行選擇配售方式，根據本研究分析結 果顯示，適用新制樣本皆未採用競拍方式配售，僅1家樣本採全部公開申購方式，14家採全部詢 圈，其餘36家皆採詢圈搭配公開申購配售的方式 (詢圈比率有32家固定在90%，2家為70%，2家 為80%)，若分析詢圈比率可發現，取消配售方式限制後，承銷股數中詢圈配售的比例提高，此 亦可能為承銷制度改變後產生的系統性影響，故本研究另外納入「詢圈比率」加以控制。新加 入詢圈比率變數後，迴歸模式如下： _ ) ( , , 12 , 11 , 10 , 9 , 8 , 7 , 6 , 5 , 4 , 3 , 2 , 1 0 , , t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i BOOK UND AUD AMT PRICE DR LIB EPS AGE SIZE SALE PERIOD AR M or N AR (5)
12 作者非常謝謝匿名審稿教授指出以中籤率可能不足以控制承銷方式差異，故本研究另外以「詢圈比率」 加以控制。
其中，BOOKi,t為該次IPO公開說明書所載之詢圈的比率，其餘變數悉如模式(3)。 其次，如上述益通光能公司之極端值例子，部分樣本可能因折價幅度過大，造成掛牌後短 期異常報酬過高，故本研究另將短期異常報酬過高之極端值排除，重新進行測試，以了解前述 實證結果是否係少數極端值所造成。極端值定義為適用新、舊機制樣本於各異常報酬觀察期間， 異常報酬最高的10%樣本。剔除極端值後適用新機制樣本為46家，適用舊機制樣本為135家，合 計181家樣本。舉例而言，若要排除掛牌後首五日異常報酬最高之10%樣本，先將適用新、舊機 制樣本分別依據AR(5)由小到大排序，適用舊機制樣本刪除AR(5)最高之15筆樣本，適用新機制 樣本則刪除AR(5)最高之5筆樣本，以此類推，故各報酬觀察期間排除之樣本未必相同。 表7為納入中籤率變數、排除極端值測試之樣本異常報酬平均數之比較資料。由新機制減舊 機制的平均數差異可知，在剔除極端值之後，適用新機制樣本之掛牌交易後5日、15日、30日異 常報酬平均數仍高出約30%，掛牌後40日平均異常報酬差額則約40%；若以不對稱方式定義異常 報酬，新舊制樣本的異常報酬差異約34%。加入中籤率變數後之樣本於掛牌後之異常報酬平均數 仍有33%~45%之差距，故表7可提供「配銷方式差異或樣本異常報酬極端值並非造成94年新承銷 機制實施後異常報酬擴大之主因」此一推論之初步證據。 表7 敏感性測試樣本之新舊承銷機制異常報酬平均數比較 排除極端值 納入中籤率變數 異常報酬 舊制樣本 平均數 (n=135) 新制樣本 平均數 (n=46) 不同機制下異 常報酬平均數 差 舊制樣本 平均數 (n=145) 新制樣本 平均數 (=36) 不同機制下異 常報酬平均數 差 AR(5) 6.16% 38.73% 32.57% 9.78% 51.08% 41.31% AR(15) 3.79% 39.20% 35.41% 13.50% 50.00% 36.50% AR(30) 3.52% 38.61% 35.08% 14.42% 48.29% 33.87% AR(40) 2.59% 45.46% 42.87% 13.95% 59.30% 45.35% M_AR 7.19% 41.36% 34.17% 12.67% 54.38% 41.71% 附註： 1. 極端值定義為適用新、舊制樣本於各異常報酬觀察期間，其異常報酬最高的 10%樣本。 2. 中籤率變數為該次 IPO 公開申購之中籤率。 3. AR(5)為掛牌後 5 日之異常報酬，等於掛牌後 5 日樣本公司股價複利報酬率減相對期間大盤複利報酬 率。AR(15)為掛牌後 15 日之異常報酬，等於掛牌後 15 日樣本公司股價複利報酬率減相對期間大盤複 利報酬率。AR(30)為掛牌後 30 日之異常報酬，等於掛牌後 30 日樣本公司股價複利報酬率減相對期間 大盤複利報酬率。AR(40)為掛牌後 40 日之異常報酬，等於掛牌後 40 日樣本公司股價複利報酬率減相 對期間大盤複利報酬率。M_AR 是以不對稱方式定義之異常報酬，對於適用新制樣本，其異常報酬定 義為掛牌第一天報酬率減同日大盤報酬率；而適用舊制樣本，其異常報酬定義為掛牌首日至漲跌停打 開日之複利報酬率減同期間大盤複利報酬率。
表8為納入中籤率變數之IPO掛牌交易後異常報酬之迴歸結果。由表8結果可知主要解釋變數 (PERIOD)於四種對稱異常報酬觀察窗期下，達1%統計顯著水準，且係數方向為正，代表控制94 年承銷新機制的承銷方式差異對發行價格之影響後，新承銷制度之實施仍會擴大折價幅度，增 加異 常報酬，若 以不對稱處 理之異常報 酬 (M_AR) 為依變數，則PERIOD 之係數為0.168 (t=1.59)，仍為正向但未達統計顯著水準，而新納入之中籤率變數達1%統計顯著水準之負向影 響，與顏吉利等 (民78) 之發現相一致。 表9是以詢圈比率作為承銷方式差異控制變數之實證結果。由表9顯示PERIOD變數之係數在 四種對稱觀察窗期異常報酬下皆為正數，於1%統計顯著水準下顯著異於零，若以不對稱方式定 義之異常報酬為依變數，PERIOD之係數亦為正且在1%統計顯著水準下顯著異於零。本研究推 論此乃係新制加強了承銷商之責任與罰責，此措施也強化了承銷商保守行為之誘因，以規避未 來可能遭受之懲處，導致發行價格之折價幅度擴大，故本研究的實證結果具穩固性。至於詢圈 比率BOOK之係數則多為負顯著，顯示詢圈比率越高則異常報酬越低。 表10為刪除異常報酬極端值樣本之IPO掛牌交易後異常報酬之模式(3)迴歸結果。由表10可 知，不論異常報酬觀察期間為何，PERIOD變數之係數均達1%統計顯著水準之正向影響，此結 果表示前述表6之實證發現94年承銷新機制實施後異常報酬顯著增加之情況，非為異常報酬最高 的10%極端值樣本所造成，故本研究結果再次獲得支持，亦即表6之實證結果具強韌性。至於其 他控制變數之實證結果與表6結果相似，在此不再贅述。 5.2 控制市場狀態與興櫃市場報酬率 本文之研究目的在於了解94年承銷新機制對於承銷商行為的影響，屬於針對特定事件的研 究，此類研究結果可能會因事件發生時點而有不同，如：不同發行年度的市場狀態，因此本研 究另外以發行當日的市場溢酬、發行前後5日大盤複利報酬率與大盤複利報酬率之標準差，控制 發行時的市場狀態13。控制市場狀態之迴歸模式如下：
13 作者感謝審稿教授指出(3)式可能有遺漏控制市場狀態的可能，故本研究以上市櫃前後5日之大盤複利報 酬與大盤複利報酬標準差予以控制。另外，本研究亦嘗試控制22日、44日、66日、132日等不同窗期之 市場狀態，但整體實證結果未受影響，為避免內容過於冗長，只報導5日窗期之實證結果。本文另參酌 李建興 (民97) 之方法控制發行期間的市場狀況，以承銷期間大盤複利報酬率、大盤複利報酬率的標準 差作為控制變數，但有些樣本承銷日就是上市櫃日 (即承銷期間為零)，故以該方式控制之樣本僅剩67 筆，PERIOD解釋變數之係數於AR(5)與M_AR為依變數時，於10%顯著水準下顯著異於零，其餘異常報 酬觀測窗期下為正向但未顯著異於零。
表8 納入中籤率變數之掛牌後異常報酬迴歸結果 _ ) ( , , 12 , 11 , 10 , 9 , 8 , 7 , 6 , 5 , 4 , 3 , 2 , 1 0 , , t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i RATE UND AUD AMT PRICE DR LIB EPS AGE SIZE SALE PERIOD AR M or N AR
AR(5) AR(15) AR(30) AR(40) M_AR
變數 係數 t 值 係數 t 值 係數 t 值 係數 t 值 係數 t 值 截距 1.9701 b 2.21 2.2620b 2.17 2.1238 b 2.03 2.3424 b 2.37 2.230a 2.92 PERIOD 0.3519 a 4.32 0.2899a 3.18 0.2568 a 2.64 0.3840 a 3.33 0.168 1.59 SALE -0.0245 -0.83 -0.0259 -0.73 -0.0057 -0.15 -0.0082 -0.19 -0.034 -1.23 SIZE 0.0378 0.59 0.0737 0.87 0.0338 0.39 0.0647 0.69 0.050 0.98 AGE -0.0016 -0.68 0.0001 0.03 0.0009 0.24 0.0017 0.48 -0.002 -0.65 EPS 0.0115 1.24 0.0155 1.15 0.0137 0.89 0.0101 0.54 0.013 1.18 LIB 0.0675 0.39 -0.0001 -0.05 0.1097 0.44 -0.0049 -0.02 0.001 0.56 DR 0.1234 0.88 0.0021 1.03 0.2847 1.26 0.2919 1.14 0.002 1.42 PRICE 0.0043 1.15 0.0049 1.17 0.0045 1.09 0.0054 1.48 0.004 1.13 AMT -0.1146 -1.33 -0.1511 -1.47 -0.1319 -1.26 -0.1623 -1.58 -0.132b -2.01 AUD -0.0873 -0.90 -0.1983 -1.50 -0.2124 -1.48 -0.2329 -1.51 -0.127 -1.14 UND 0.0145 0.23 0.0664 0.87 0.0430 0.55 0.0384 0.50 0.040 0.63 RATE -0.1873 a -3.61 -0.2776a -4.39 -0.2851 a -4.35 -0.2771 a -3.81 -0.206a -4.37 調整後 R2 0.3183 0.2229 0.1812 0.1999 0.3220 F 值 8.00 a 5.28a 4.32 a 4.75 a 8.12a 附註： 1. AR(5)為掛牌後 5 日之異常報酬，等於掛牌後 5 日樣本公司股價複利報酬率減相對期間大盤複利報酬 率。AR(15)為掛牌後 15 日之異常報酬，等於掛牌後 15 日樣本公司股價複利報酬率減相對期間大盤複 利報酬率。AR(30)為掛牌後 30 日之異常報酬，等於掛牌後 30 日樣本公司股價複利報酬率減相對期間 大盤複利報酬率。AR(40)為掛牌後 40 日之異常報酬，等於掛牌後 40 日樣本公司股價複利報酬率減相 對期間大盤複利報酬率。M_AR 是以不對稱方式定義之異常報酬，對於適用新制樣本，其異常報酬定 義為掛牌第一天報酬率減同日大盤報酬率；而適用舊制樣本，其異常報酬定義為掛牌首日至漲跌停打 開日之複利報酬率減同期間大盤複利報酬率。 PERIOD 為樣本公司適用新舊承銷制度之虛擬變數，若樣本適用 94 年承銷新制則為 1；反之為 0。SALE 為公開發行說明書所載之營業額，取自然對數。SIZE 為公開發行說明書所載之已發行股份總數與初 次上市櫃承銷發行股數之加總，取自然對數。AGE 為樣本公司成立日至公開抽籤日之總天數除以 365。EPS 為公開發行說明書所記載之每股盈餘。LIB 為公開發行說明書所記載之負債除以股東權益。 DR 為公開發行說明書所記載之董監事持股比率。PRICE 為初次上市櫃之承銷價格。AMT 為初次上市 櫃承銷發行金額，等於承銷價格乘以初次上市櫃承銷發行股數，取自然對數。AUD 為會計師聲譽虛 擬變數，若樣本公司初次公開發行說明書之簽證會計師為四大會計師事務所，則為 1；反之為 0。UND 為承銷商聲譽虛擬變數，若樣本公司之主辦承銷商於初次公開發行前兩年，其承銷金額之市場佔有率 在中位數以上，則為 1；反之為 0。RATE 為該次 IPO 公開申購之中籤率。 2. t 值均已調整 White 異質變異。 3. a 表示 1%統計顯著水準，b 表示 5%統計顯著水準，c 表示 10%統計顯著水準。
表9 納入詢圈比率變數之掛牌後異常報酬迴歸結果 _ ) ( , , 12 , 11 , 10 , 9 , 8 , 7 , 6 , 5 , 4 , 3 , 2 , 1 0 , , t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i t i BOOK UND AUD AMT PRICE DR LIB EPS AGE SIZE SALE PERIOD AR M or N AR
AR(5) AR(15) AR(30) AR(40) M_AR
變數 係數 t 值 係數 t 值 係數 t 值 係數 t 值 係數 t 值 截距 2.561a 2.72 3.0138a 2.71 2.890a 2.61 2.969a 2.66 2.8200a 3.21 PERIOD 0.723a 3.68 0.8447a 3.62 0.836a 3.61 1.004a 2.83 0.7517a 3.71 SALE -0.035 -1.21 -0.0390 -1.14 -0.014 -0.37 -0.021 -0.50 -0.0372 -1.41 SIZE 0.048 1.01 0.0805 1.27 0.042 0.61 0.056 0.70 0.0626 1.41 AGE -0.001 -0.44 0.0012 0.37 0.001 0.38 0.003 0.72 -0.0016 -0.73 EPS 0.020b 2.05 0.0277c 1.94 0.028c 1.71 0.027 1.46 0.0226b 2.42 LIB 0.000 0.24 -0.0003 -0.16 0.001 0.52 0.000 0.09 0.0003 0.22 DR 0.001 0.77 0.0017 0.84 0.002 1.10 0.002 0.93 0.0016 1.29 PRICE 0.004 1.43 0.0045 1.35 0.004 1.16 0.004 1.23 0.0037 1.40 AMT -0.130c -1.93 -0.1649b -2.01 -0.150c -1.76 -0.155c -1.70 -0.1486b -2.37 AUD -0.074 -0.84 -0.1786 -1.46 -0.193 -1.47 -0.222 -1.58 -0.1200 -1.13 UND 0.028 0.49 0.0863 1.18 0.061 0.81 0.072 0.95 0.0552 0.98 BOOK -0.745c -1.87 -1.0576b -2.10 -1.087b -2.19 -1.184 -1.55 -0.8005c -1.95 調整後 R2 0.3435 0.2387 0.1929 0.2056 0.3342 F 值 9.72a 6.20a 4.98a 5.31a 9.37a 附註： 1. AR(5)為掛牌後 5 日之異常報酬，等於掛牌後 5 日樣本公司股價複利報酬率減相對期間大盤複利報酬 率。AR(15)為掛牌後 15 日之異常報酬，等於掛牌後 15 日樣本公司股價複利報酬率減相對期間大盤 複利報酬率。AR(30)為掛牌後 30 日之異常報酬，等於掛牌後 30 日樣本公司股價複利報酬率減相對 期間大盤複利報酬率。AR(40)為掛牌後 40 日之異常報酬，等於掛牌後 40 日樣本公司股價複利報酬 率減相對期間大盤複利報酬率。M_AR 是以不對稱方式定義之異常報酬，對於適用新制樣本，其異 常報酬定義為掛牌第一天報酬率減同日大盤報酬率；而適用舊制樣本，其異常報酬定義為掛牌首日 至漲跌停打開日之複利報酬率減同期間大盤複利報酬率。 PERIOD 為樣本公司適用新舊承銷制度之虛擬變數，若樣本適用 94 年承銷新制則為 1；反之為 0。 SALE 為公開發行說明書所載之營業額，取自然對數。SIZE 為公開發行說明書所載之已發行股份總 數與初次上市櫃承銷發行股數之加總，取自然對數。AGE 為樣本公司成立日至公開抽籤日之總天數 除以 365。EPS 為公開發行說明書所記載之每股盈餘。LIB 為公開發行說明書所記載之負債除以股東 權益。DR 為公開發行說明書所記載之董監事持股比率。PRICE 為初次上市櫃之承銷價格。AMT 為 初次上市櫃承銷發行金額，等於承銷價格乘以初次上市櫃承銷發行股數，取自然對數。AUD 為會計 師聲譽虛擬變數，若樣本公司初次公開發行說明書之簽證會計師為四大會計師事務所，則為 1；反之 為 0。UND 為承銷商聲譽虛擬變數，若樣本公司之主辦承銷商於初次公開發行前兩年，其承銷金額 之市場佔有率在中位數以上，則為 1；反之為 0。BOOK 為公開說明書中所記載之詢圈比率。 2. t 值均已調整 White 異質變異。 3. a 表示 1%統計顯著水準，b 表示 5%統計顯著水準，c 表示 10%統計顯著水準。
