重複發行之認購權證對舊有認購權證及其標的股票之影響
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(2) 摘要 國內認購權證市場發展至今已有 6 年多的時間了，但由於券商偏好特定的標 的股票發行認購權證，產生相同標的股票的認購權證同時在市場上交易的重複發 行現象。本研究以 1997 年 8 月開始發行至 2002 年 3 月底下市的重複發行認購權 證為樣本，共有 92 檔認購權證及 20 個標的股票。以事件研究法配合 GARCH 模 型及 Hsiao(1981)修正後 Granger Causality，探討重複發行認購權證是否具有助 漲助跌標的股票價格效果、不同重複發行檔數對標的股票波動性是否有影響，及 重複發行認購權證彼此間交易量是否具有因果關係。 本研究結果顯示，（1）大部分股票報酬率波動性具有 ARCH 效果，因此， 僅以普通最小平方法來衡量超額報酬及累積超額報酬，可能會得到不正確之結 論，所以必須採用 GARCH 模型來衡量。 （2）重複發行認購權證的上市對標的股 票的超額報酬及累積超額報酬具有負向影響，特別是重複發行檔數為 4 檔時，其 負向效果遠大於其他重複檔數。 （3）大部分標的股票報酬率波動性並無受重複發 行認購權證上市的影響，僅有少數標的股票在特定的期間波動性會有增加或下降 的現象。 （4）重複發行認購權證彼此間交易量大部分具有雙向或單向因果關係， 僅有少數無任何因果關係。. 關鍵詞：重複發行、認購權證、超額報酬、波動性、因果關係. -2第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.
(3) Abstract This paper analyzes the effects of multiple-issuing warrants to the underlying stock and the original warrants. The methods we used include the event study, GARCH model, and Hsiao Granger causality. The major findings are as followed: 1. A lot of stock returns volatilities have ARCH effect. 2. Multiple-issuing warrants might have negative impact on excess returns and cumulative excess return at the listing date. 3. A lot of stock returns volatilities are not effect by multiple-issuing warrants, only few target stock volatility has increased or decreased during a specific period. 4. A lot of trading volume between old warrants and new warrants have Granger causality effects.. Key word：multiple-issuing、warrants、excess returns、volatility、Granger causality. -3第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.
(4) 1.簡介 國內認購權證市場發展至今已有 6 年多的時間了，但由於證交所公告每季可 發行的標的股票有限，基本面佳且前景看好的標的股票不多，以及投資人偏好高 漲幅權證標的股票所發行新的認購權證，使得台灣權證市場出現了特有的重複發 行現象，即相同標的股票之認購權證同時在權證市場上交易，而此重複發行現象 以電子類股為發行標的之認購權證最多。 認購權證發行不久，便有許多研究探討認購權證的發行與上市對標的股票的 影響。學者如陳苑欽(1998)、鍾惠民(2002)等人認為認購權證具有助漲助跌的特 性，其漲跌的特性主要來自於發行券商的避險行為。1999 年 7 月主管機關也曾 因為認購權證具有「助漲助跌」效果，呼籲券商不要再重複發行同時在市場上交 易之電子類股之認購權證，藉以維持股票市場的穩定。學者張庭榕(1999)針對認 購權證的高重複性可能產生助漲助跌效果進行探討，發現對基本面佳且交易量大 的電子股而言，以 1999 年權證市場的規模能產生的助漲助跌效果並不大，但對 非電子的標的股而言，由於股價低，相對認購權證發行量較大，券商在進行避險 動作時，若標的股票成交量不大，就有可能會產生助漲助跌的效果。 對政府而言，為了穩定股票市場並不希望有太多重複發行認購權證現象的出 現，但對投資人來說，若看好特定股票而購買認購權證，重複發行則提供了更多 的投資選擇，並可藉由市場的力量使得認購權證價格更為合理。目前國內並無太 多實證能證明，後發行的認購權證確實會影響舊有的認購權證，且重複發行現象 為台灣的特殊現象，國外並無相關實證。 國內外研究認購權證或選擇權的發行與上市的實證已有許多，但對於重複發 行認購權證並在市場上交易現象的研究卻非常的稀少，之前可能是由於重複發行 樣本的不足，使得實證的研究較少，但是國內認購權證發行至今已有超過 200 檔，相信重複發行樣本已經足夠。於是本研究從已發行的認購權證中選取重複發 行的樣本進行實證，探討重複發行之認購權證對舊有認購權證及其標的股票之影 響。因此本研究的研究目的有三： 1. 探討重複發行認購權證是否具有助漲助跌標的股票價格效果，且助漲助跌效 果是否因為重複發行檔數的增加而標的股票報酬率有明顯的影響？ 2. 探討重複發行的認購權證是否會因為重複檔數不同對標的股票報酬的波動性 有不同的影響？ 3. 探討重複發行的認購權證是否會影響舊有認購權證的交易量，並探討是單向 的影響或是雙向的影響，影響出現的時機為何？ 本研究架構如下：1.為簡介，2.為文獻探討包括有認購權證發行與上市對標 的股票價格影響以及因果關係檢定相關文獻，3.為資料敘述、研究設計與研究方 法說明，4.為實證分析結果，5.為結論與建議。 -4第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.
(5) 2.文獻探討 本章文獻回顧共分為三個部分，第一部份為認購權證的發行與上市對標的 股票報酬率的影響，第二部份為股票價格與報酬率波動性文獻探討，最後一部份 為因果關係檢定相關文獻的探討： 2.1 認購權證發行與上市對標的股票報酬率之影響 Conrad(1989)以 1974 年至 1980 年在芝加哥選擇權交易所(CBOE)及美國證 券交易所(AMEX)上市的選擇權為樣本，採用事件研究法探討選擇權宣告日與上 市日的價格效果，研究發現選擇權上市前三天，標的股票會有顯著的超額報酬產 生，而選擇權發行日附近則無顯著影響。在整個觀察期中，標的股票的累積超額 報酬有顯著增加，顯示選擇權上市對股價有長期且持續性的影響。另外，提出價 格壓力假說，認為券商為了建立避險部位，需從現貨市場大量購買標的股票，因 此必須給願意立即出售標的股票的投資人超額報酬，導致股票價格上升。 Detemple and Jorion(1990)以 1973 年 4 月至 1986 年 3 月在 COBE 及 AMEX 上市的 323 檔股票選擇權為樣本，利用事件研究法探討選擇權上市對標的股票報 酬率的影響。實證發現選擇權上市日及其前後 5 日有顯著為正的超額報酬，顯示 選擇權上市能傳達正向的價格效果。但選擇權發行日附近並無顯著的超額報酬， 原因是發行日宣告時並未清楚指出何時選擇權會上市交易，因此無宣告效果產 生。 Haddad and Voorheis(1991)以 1973 年至 1986 年間在美國五大證券交易所 上市的 327 檔股票選擇權為樣本，利用事件研究法探討選擇權上市的價格效果及 對波動性的影響效果。實證發現在選擇權的上市日當天標的股票有顯著正的超額 報酬，表示選擇權的上市會吸引投資人購買標的股票。整個期間的平均超額報酬 並無顯著的增加，與 Conrad(1989)所得到的結果不同，原因為選擇權市場隨著 時間成長與成熟，間接促使股票市場更有效率，因此導致長期性的價格效果消失。 國外文獻顯示，選擇權發行的確會對標的股票產生正向的價格效果，並且 價格效果是出現在「上市日」而非「發行日」 。選擇權上市日之後對股票價格的 影響，實證皆為正向影響。 劉溪鶴(1997)以外資機構在 1996 年間，在境外發行之認購權證為樣本，共 有 15 檔 個 股 型 及 20 檔 組 合 型 權 證 。 採 用 事 件 研 究 法 之 市 場 模 式 配 合 GARCH(1,1)模型來探討境外認購權證的發行對標的股票的影響。實證發現標的 股票的超額報酬在權證發行日最大且顯著為正，而全體樣本在整個觀察期間的累 積超額報酬也都為正，顯示境外發行認購權證對標的股票能傳達正面的資訊效 果。 陳苑欽(1998)以 1997 年 8 月至 9 月間所發行的 5 檔認購權證為研究對象，. -5第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.
(6) 探討認購權證的發行對標的股票報酬率及波動性的影響。在探討超額報酬方面採 用事件研究法進行實證，研究發現認購權證的發行對標的股票超額報酬有正向的 影響，並且超額報酬的產生在上市日之後最為顯著。另外，累積超額報酬值大部 分為顯著，顯示認購權證對標的股票有助漲助跌的效果。 陳舜津(1998)以 1997 年 8 月到 1998 年 3 月在台灣上市的 17 檔認購權證為 研究樣本，利用事件研究法來探討認購權證的發行日及上市日對標的股票的影 響。實證發現認購權證的價格效果出現在發行日而不是上市日，認購權證的發行 使得股票價格短暫的上升，另外，不同發行日但相同標的股票所得到的價格效果 相同。 盧幸怡(1998)以 1997 年 8 月至 1998 年 3 月在台灣上市的 17 檔認購權證， 及 1994 年至 1996 年在香港聯交所上市的 232 檔備兌認股權證為樣本。探討台灣 和香港地區的認購權證發行與上市對證券市場的影響，在價格效果方面採用事件 研究法來進行實證。實證結果發現台灣的價格效果出現在權證發行時而不是在上 市時，在認購權證發行標的股票有顯著的正超額報酬，在發行期間的累積超額報 酬大多為正，表示權證發行對股票傳達正面的訊息。香港的備兌型權證上市對標 的證券的影響和台灣一樣並不顯著。 陽光寧(1999)以 1997 年 9 月到 1998 年 6 月間所發行的 19 檔認購權證為樣 本，採用事件研究法之市場模式與 GARCH(1,1)模型，探討認購權證的發行與 上市對證券市場影響。實證發現認購權證在發行前，券商買入標的股票導致價格 上漲，產生正的超額報酬，但在發行後因為賣壓造成負的超額報酬產生。單一個 股型權證上市日前後並無顯著的超額報酬，但累積超額報酬則在上市日後由正逐 漸轉為負。 張永欣(2001)以 1997 年 8 月至 2001 年 3 月間在台灣認購權證市場上市的 102 檔權證為研究樣本。採用事件研究法之市場模型配合 GARCH(1,1)模型，探 討權證的發行、上市及下市對標的股票的股價及波動性之影響。研究結論為權證 發行日前，對標的股票有正的價格效果產生，且累積平均異常報酬在權證發行前 一日最高，但發行日後產生負的價格壓力。電子類股的股票在上市期間，其累積 平均異常報酬顯著為負值，顯示所面臨的價格下跌壓力較非電子類股的股票大。 由國內實證結果與國外結果，發現大部分國外實證結果認購權證的發行對標 的股票的價格有正向的效果，價格效果出現在上市日﹔國內文獻顯示認購權證的 正向價格效果出現在發行前或發行日，而當認購權證發行後或上市日後則出現負 向的價格效果，除陳苑欽(1998)在上市日有正向價格效果及陽光寧(1999)、詹傑 淵(2000)無顯著影響例外，顯示國內認購權證市場的上市效果為負，即認購權證 的上市交易會使得標的股票價格下跌。國內市場與國外市場情況有所差異主要是 因法令制度不同，導致券商的避險動作及投資人的行為不同，才會使價格效果出 現的事件日不同。 -6第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.
(7) 2.2 股票價格與報酬波動性 Conrad(1989)發現標的股票之超額報酬波動性會隨著選擇權的上市交易而 下降，但是其系統風險並無顯著改變，波動性降低的原因為選擇權交易使得現貨 市場的資訊增加，標的股票價格快速反應資訊，而使得報酬率的波動性降低。 Skinner(1989)以 1973 年至 1986 年間在 CBOE 與 AMEX 發行的 204 檔認 購權證為研究樣本，探討發行認購權證對標的股票報酬率的變異數及交易量的變 化。實證發現發行認購權證後，標的股票的波動性有顯著的降低，原因為認購權 證的發行增加了標的股票的流動性與交易量，使得波動性降低。 Detemple and Jorion(1990)研究發現報酬率的波動性因選擇權的上市而有 降低的現象。以整個觀察期來看，選擇權上市大約使波動性下降 7%，若將樣本 在分為早期、中期及近期來看，發現早期波動性的降低幅度較大且較顯著，但隨 著市場逐漸的成熟完整，其波動性的降幅也較不顯著。 Damodaran and Lim(1991)以 1973 年至 1983 年在 CBOE 和 AMEX 發行選 擇權的 200 家公司為研究樣本，探討選擇權上市對其股價波動性的影響。實證結 果發現在選擇權上市後，標的股票的波動性有顯著的下降。波動性降低原因為首 先選擇權上市後，有更多的資訊產生，股價吸收資訊後快速反應﹔再者，選擇權 上市後，會使得機構投資人對標的股票產生注意，而降低買賣的價差，價差的降 低會降低交易的雜訊並提高流動性，使得股票波動性降低。 Watt, Yadav and Draper(1992)實證發現發行選擇權之後，股票價格的波動性 會降低，作者認為降低波動性的理由是因為選擇權會增加標的股票的流動性，流 動性的增加會降低波動性。 楊國輝(1998)以 1986 年至 1996 年在香港聯交初次發行及 1994 年至 1998 年境外發行的認股權證為研究樣本，採用多元迴歸共變異數模型分析標的股票初 次發行對標的股票股價波動性的影響。研究發現就長期來說，台灣與香港的權證 發行對標的股票來說並無顯著的改變，就短期來說，境外台灣認股權證的發行增 加了標的股票的波動性，原因可能為權證發行初期時，國內投資人對權證的發行 過渡反應及權證市場私人交易部分外溢到現貨市場，增加了市場的交易雜訊，因 而導致短期的波動性增加。 盧幸怡(1998)以報酬變異數、市場風險係數值及市場模式中的殘差項報酬 變異數來探討台灣和香港權證上市日前後波動性是否有顯著改變。實證結果發現 認購權證的上市會使台灣和香港的標的股票總風險顯著的變小，市場風險係數則 無顯著改變，而殘差變異數則皆下降。 曾維德(1998)以 1997 年至 1998 年 4 月在台灣發行的 18 檔認購權證為樣 本，探討認購權證對標的股票波動性的影響。實證顯示，短期中，投資人較易對. -7第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.
(8) 組合型權證產生過度反映，使得標的股票短期波動性有增加的傾向。在長期中， 權證發行增加標的股票的資訊有助於減少波動性，但權證發行人的避險行為卻可 能導致股票波動性增加，在這兩種效果的互相影響下，長期來說波動性並無顯著 改變。 王誌聰(1998)以 1997 年至 1998 年 2 月間在台灣上市的 5 檔認購權證為樣 本，在探討波動性方面以原始報酬率及超額報酬率的變異數作為衡量的指標。實 證顯示，認購權證的交易對標的股票的波動性影響並不顯著，因為目前台灣的認 購權證相對於標的股票的規模而言，是屬於超小型股，因此無法對標的股票造成 明顯的變動。 陽光寧(1999)以報酬率的變異數來衡量標的股票的波動性，採用 Wilcoxon Signed-rank Test 作為檢定工具。研究發現標的股票的波動性在認購權證發行或上 市後顯著降低，但單一個股與組合型樣本因為參與交易者的行為不同會使波動性 產生不同結果，前者在發行前後標的股票報酬率波動性降幅大於後者，在上市日 時則是相反。 張永欣(2001)探討認購權證發行、上市和下市事件是否會影響標的股票的 波動性時，是以 GARCH 模型加入虛擬變數的方式進行實證。實證發現在發行、 上市和下市的三個事件期中，有某些標的股票波動性有顯著的減少，其他則都不 顯著。 國內外的實證結果皆顯示選擇權的上市，會使得標的股票報酬波動性降低， 國內的實證，大部分顯示會使得報酬波動性降低或沒有顯著影響，除楊國輝(1998) 及曾維德(1998)因為短期內交易雜訊增加及投資人過度反應，使得波動性增加。 降低波動性的主要原因為，認購權證的交易增加了標的股票的資訊品質及促進標 的股票的流動性，使得波動性降低。而台灣認購權證市場目前規模仍小，因此對 波動性的影響較不顯著。 2.3 因果關係相關文獻 Anthony(1988)以 1982 年 1 月至 1983 年 6 月間在 CBOE、NYSE 及 AMEX 上市的 24 家公司為樣本，探討選擇權市場與股票市場之間交易量的變化，使用 Granger(1969)的因果關係檢定法，實證結果為 13 家選擇權領先股票市場，有 4 家股票領先選擇權，5 家有回饋效果，3 家不確定，顯示選擇權市場領先股票市 場。 黃淑美(1999)以 1997 年 8 月至 1998 年 6 月底在台灣上市的 14 檔認購權證 為樣本，採用 Granger Causality Test 檢定權證價格與標的股票價格之因果關係。 實證結果為權證與標的股價格之因果關係檢定結果並不一致，有權證與標的股票 價格存在同期影響，有權證價格單向領先標的股價，有的則是標的股票價格單向 領先權證價格。 -8第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.
(9) Granger Causality Test 是檢定兩變數間是否具有因果關係，黃淑美(1999)用 來檢定標的股票與權證價格的因果關係，Anthony(1988)則是用來檢定選擇權與 股票的交易量變化，本研究也是採用 Granger Causality Test 方法，目的是檢定重 複發行認購權證之交易量是否具有因果關係。. -9第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.
(10) 3.資料敘述 3.1 研究流程 本研究探討重複發行個股型認購權證的上市對標的股票之影響，以及重複發 行之認購權證對舊有認購權證的影響。首先本研究採用 Said and Dickey(1984)提 出的 ADF(Augmented Dickey – Fuller)檢定法，確定時間數列為穩定的狀態，否 則迴歸的結果不具有意義。在研究重複發行權證上市對標的股票報酬率影響方 面，先將重複發行權證依其重複檔數分類，再利用事件研究法之市場模式（附錄 一）及 GARCH 模型來計算及檢定標的股票之超額報酬(AR)與累積超額報酬 (CAR) （附錄二） 。在報酬率波動性方面，先配適 GARCH 模型再加入多個虛擬 變數，探討不同的重複檔數對標的股票波動性是否會有不同的影響。另外，使用 Hsiao(1981)修正後 Granger Causality method 來檢定舊有認購權證之交易量是否 會受到新發行認購權證的影響（附錄三）。 3.2 研究樣本 本研究所須之每日股票價格及認購權證每日交易量均取自 ezchart 網站，認 購權證之基本資料則取自台灣證券交易所及寶來權證投資網站。 本研究以在台灣認購權證市場上市之重複發行相同標的股票之認購權證為 樣本，研究期間從認購權證市場開始發行上市至 2002 年 3 月底止。本研究之「重 複發行」定義為標的股票相同且上市後交易日有重疊之認購權證。符合本研究之 樣本共有 92 檔認購權證及 20 個標的股票。 3.3 事件定義 事件日： 本研究以重複發行認購權證的上市日為事件日，認購權證的上市日為台灣證 券交易所所核准掛牌上市之日期。 估計期： 本文以重複發行上市日前 11 天至上市日前 210 天為估計期，以此估計期來 計算標的股票的期望報酬率。 觀察期： 本文以重複發行上市日前 10 天至上市日後 10 天為事件觀察期，觀察股票價 格在重複發行認購權證上市日前後股票價格的反應。 3.4 樣本分類 超額報酬樣本分類，依重複發行認購權證上市日當天為事件日，共有幾檔 - 10 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.
(11) 相同標的股票之認購權證同時在市場上交易分類，將 92 檔認購權證共分成 70 組樣本。重複發行 2 檔的有 25 組樣本、3 檔的有 17 組樣本、4 檔的有 14 組樣本 以及 5 檔以上的有 14 組樣本，因為市場上同時交易相同標的股票的認購權證超 過 5 檔的比率太小，所以將超過 5 檔的認購權證歸為同一組。 若將 70 組樣本，依其標的股票為電子類股與非電子類股分類，電子類股 的樣本有 43 組，而非電子類股的樣本有 27 組。 在波動性樣本分類方面，以重複發行認購權證重疊期間為事件期，往前推 一年為估計期，如重複期間僅有 2 檔認購權證則加入 1 個虛擬變數，重複期間有 3 檔認購權證則加入 2 個虛擬變數，分代表該期間為 2 檔重複發行及 3 檔重複發 行，重複期間有更多檔數時，依此原則加入虛擬變數，將全部樣本依相同標的股 票分類成 27 組樣本。 因果關係樣本方面， 依照重複發行檔數多寡分類，將 92 檔認購權證分為 7 類，分別為 2 檔重複、3 檔重複、4 檔重複、5 檔重複、6 檔重複、7 檔重複以及 8 檔重複，共有 170 個不同的重複期間。. - 11 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.
(12) 4. 實證結果 4.1 穩定性檢定 在建立時間數列模型時，需先確定所使用之時間數列資料為穩定，若資料為 不穩定時會使模型配適度降低以及產生錯誤的檢定結果。本研究在檢定時間數列 是否有穩定，採用 ADF 來檢定數列是否具有單根。若時間數列具有單根，必須 經過差分之後再進行 ADF 檢定，直到數列成為穩定。 本研究針對計算超額報酬的 70 組樣本、衡量波動性的 27 組樣本之股票報酬 率及其所屬類股加權指數報酬率以及因果關係檢定的 92 檔認購權證交易量進行 ADF 檢定。70 組樣本超額報酬所需變數之單根檢定，如表 4.1 資料顯示表中最 大的 ADF 值出現在元大 25 的電子類股其值為-8.18，在 1%的顯著水準下其臨界 值為-3.46，所有 ADF 值皆小於臨界值-3.46，代表所有樣本皆不具有單根為穩 定狀態。27 組樣本波動性檢定所需變數之 ADF 值，其值介於-10.5248~-23.6692 中，皆在 1%的顯著水準下顯著，表示所有樣本皆不具有單根為穩定狀態。92 檔 認購權證交易量因果關係檢定變數的單根檢定，其中大部分的變數不是在 1%的 水準下顯著，就是在 5%的水準下顯著，表示不具有單根資料為穩定的狀態。但 有 24 檔樣本具有單根資料為不穩定的狀態。表 4.2 為針對具有單根的 24 檔樣本 進行差分，再進行單根檢定結果，其中群益 07 差分後 ADF 值為-3.0899，在 5% 的顯著水準下顯著，表示資料不具有單根為穩定狀態。其他 ADF 值介於 -5.3826~-18.2103 間，皆在 1%的顯著水準下顯著，代表資料不具有單根為穩定 狀態。 表 4.1 計算超額報酬率所需變數之單根檢定表 認購權證 標的股票 認購權證 標的股票 認購權證 標的股票 ADF 值 ADF 值 ADF 值 代碼名稱 所屬類股 代碼名稱 所屬類股 代碼名稱 所屬類股 0505 京華 01 0506 金鼎 01 0509 寶來 04 0514 大信 02 0515 大信 03 0516 大信 04. 國巨. -14.52. 電子. -13.31. 中環. -14.26. 電子. -13.34. 中環. -14.64. 電子. -12.98. 太電. -17.89. 電器. -16.73. 太電. -15.32. 電器. -15.55. 中環. -14.37. 電子. -13.22. 宏電. -13.87. 電子. -14.03. 南亞. -9.15. 塑膠. -20.51. 0552 群益 06. 日月光. -15.10. 電子. -13.90. 0553 建弘 04. 明電. -14.32. 電子. -12.65. 南亞. -9.41. 塑膠. -20.24. 臺化. -15.22. 紡織. -14.27. 0550 統一 02 0551 金鼎 03. 0557 寶來 12 0561 元大 10. 0593 群益 11. 華新. -14.84. 電器. -12.99. 0594 寶來 13. 台積電. -14.60. 電子. -14.09. 0595 群益 12. 震旦行. -15.79. 電子. -14.37. 0596 元大 21. 台積電. -14.08. 電子. -13.83. 0597 中信 08. 國巨. -13.82. 電子. -14.48. 0598 寶來 14. 華新. -14.19. 電器. -13.06. - 12 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.
(13) 表 4.1 計算超額報酬率所需變數之單根檢定表（續） 0517 大華 04. 中環. -14.63. 電子. -13.42. 0522 大華 06. 中環. -13.58. 電子. -14.60. 0526 元富 02. 華邦電. -14.09. 電子. -14.03. 0530 日盛 04. 台積電. -13.14. 電子. -13.36. 0531 京華 02. 台積電. -13.83. 電子. -13.49. 0534 元大 03. 華新. -14.86. 電器. -13.43. 中環. -13.10. 電子. -13.62. 南亞. -9.59. 塑膠. -19.89. 華新. -15.09. 電器. -13.67. 聯電. -14.72. 電子. -13.09. 0539 寶來 09. 華邦電. -15.03. 電子. -13.24. 0541 元大 06. 宏電. -13.30. 電子. -13.46. 華新. -15.41. 電器. -13.61. 南亞. -9.39. 塑膠. -20.17. 華新. -15.31. 電器. -13.38. 華新. -15.17. 電器. -13.48. 0535 元大 04 0536 寶來 08 0537 元大 05 0538 大華 10. 0542 元富 03 0543 群益 05 0544 寶來 10 0546 京華 04. 0563 中信 03. 南亞. -17.35. 塑膠. -19.82. 0564 元大 11. 宏電. -13.81. 電子. -8.68. 茂矽. -14.97. 電子. -13.29. 明電. -14.10. 電子. -13.56. 臺化. -15.15. 紡織. -14.16. 東元. -13.54. 電機. -11.75. 聯電. -14.63. 電子. -13.74. 東元. -13.61. 電機. -12.02. 臺塑. -14.58. 塑膠. -20.41. 南亞. -16.61. 塑膠. -19.88. 宏電. -13.82. 電子. -8.40. 聯電. -14.64. 電子. -13.66. 明電. -14.01. 電子. -13.46. 國巨. -14.13. 電子. -13.95. 南亞. -16.24. 塑膠. -19.75. 0588 元大 17. 華邦電. -14.99. 電子. -13.97. 臺化. -15.57. 紡織. -15.11. 震旦行. -15.56. 0566 中信 04 0569 群益 08 0572 統一 03 0573 建弘 06 0576 富邦 05 0578 富邦 06 0579 元富 07 0580 中信 05 0581 群益 10 0582 建弘 07 0583 中信 06 0584 元大 15 0587 統一 04. 0547 寶來 11. 聯電. -14.78. 電子. -13.26. 0590 中信 07. 0548. 台積電. -13.76. 0591. 0599 寶來 15. 華邦電. -14.13. 電子. -14.62. 0601 元富 08. 矽品. -15.98. 電子. -14.62. 0602 大華 11. 華邦電. -14.32. 電子. -14.85. 0603 富邦 08. 宏電. -15.89. 電子. -14.41. 0604 元大 22. 東元. -15.29. 電機. -14.89. 0606 元大 24. 華新. -15.30. 電器. -14.50. 0607 美林 01. 仁寶. -13.38. 電子. -12.97. 0608 富邦 09. 華新. -15.19. 電器. -14.52. 0609 富邦 10. 聯電. -14.03. 電子. -13.27. 0610 建弘 08. 東元. -16.47. 電機. -15.85. 0611 寶來 16. 聯電. -14.06. 電子. -13.27. 0614 倍利 01. 仁寶. -13.76. 電子. -13.69. 0616 元大 25. 台積電. -13.17. 電子. -8.18. 0618 新寶 01. 台達電. -13.62. 電子. -12.91. 0620 寶來 17. 交銀. -15.00. 金融. -14.19. 0646 台證 02. 宏電. -13.13. 電子. -13.59. - 13 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.
(14) 中信 02. 電子. -13.84 資料來源：本研究. 元大 19. 電子. -13.94. 表 4.2 交易量因果關係變數差分後之單根檢定 ADF 值 ADF 值 ADF 值 ADF 值 ADF 值. 國際 03. 大華 05. 群益 05. 中信 05. 統一 03. -6.1822***. -12.5579***. -8.5914***. -12.4245***. -7.9035***. 富邦 06. 建弘 08. 大信 02. 群益 07. 日盛 05. -3.0889**. -12.7926***. 日盛 03. 元大 06. 大華 13. -6.6967***. -5.3826***. -11.9296***. 大華 01. 元富 06. 中信 08. -17.5338*** -15.6554*** -12.3674*** 京華 04. 群益 11. -10.4643*** -11.0465*** 大華 08. 群益 06. -16.5163*** -11.4536*** 京華 02. -6.0359***. 中信 02. 寶來 09. -15.0510*** -18.2103*** 寶來 15. -16.8777*** -14.1294*** -10.6068*** -16.6891*** 註：***表 1%水準下顯著，**5%水準下顯著，*10%水準下顯著 資料來源：本研究 4.2 ARCH 效果檢定 時間數列資料常會有殘差平方項自我相關的情形發生，使得一般迴歸模型使 用上受到限制，因此本研究在使用迴歸模型時，先檢定是否有具有 ARCH 效果， 如果有 ARCH 效果則使用 GARCH(p,q)模型來配適，並以 AIC、SBC 最小者為最 適模型，如果無 ARCH 效果，則以 OLS 模型來配適。 表 4.3 為計算超額報酬之最適模型彙整；適合 OLS 法的有 32 個樣本、 ARCH(1)的有 10 個樣本、ARCH(2)的有 3 個、GARCH(1,1)的有 14 個、 GARCH(1,2)的有 4 個、GARCH(1,3)的有 2 個、GARCH(2,1)的有 3 個以及 GARCH(2,3)的有 2 個。由此看來，時間數列的資料的確常有殘差平方項自我相 關，配適 GARCH(1,1)模型的樣本最多和其他研究相同，顯示 GARCH(1,1)已 能配適大部分的股票樣本。 表 4.3 計算超額報酬之最適模型 最適模型. OLS 法. 個數. 32 個. 最適模型. GARCH(1,2) 個數 4個 資料來源：本研究. ARCH(1) 10 個. ARCH(2) 3個. GARCH(1,1) 14 個. GARCH(1,3) 2個. GARCH(2,1) 3個. GARCH(2,3) 2個. 表 4.4 為波動性檢定之最適模型之彙整；若 ARCH 效果檢定不顯著，表示 樣本每期的變異數並沒有不同，即其波動性在整個期間並無顯著改變﹔若具有 ARCH 效果則配適最佳之 GARCH(p,q)模型，配適 ARCH(1)的樣本有 5 個、配 - 14 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.
(15) 適 ARCH(2)的樣本有 1 個、配適 GARCH(1,1)的有 14 個、配適 GARCH(1,2) 的有 1 個以及配適 GARCH(1,3)的有 3 個。 表 4.4 波動性檢定之最適模型 最適模型. 無 ARCH 效果. ARCH(1). ARCH(2). 個數. 4個. 5個. 1個. 最適模型. GARCH(1,1). GARCH(1,2). GARCH(1,3). 個數. 14 個. 1個. 3個. 資料來源：本研究 4.3 超額報酬(AR)與累積超額報酬(CAR)檢定 當樣本區分為電子類與非電子類重複發行或以不同檔數重複發行，其超額報 酬率幾乎皆為負值，僅有少數幾天為正值。就電子類與非電子類來看，全體樣本 上市前 6 日與上市日後 1 日為負的顯著超額報酬，影響來自電子類股與非電子類 股，上市日前 3 日顯著負的超額報酬，主要來自電子類股影響最大。若以不同檔 數分類來看，全體樣本上市日前 6 日與 3 日顯著負的超額報酬，則分別是受到 2 檔重複發行及 3 檔重複發行影響，上市日後 1 日顯著負的超額報酬，則是受到 3 檔重複與 5 檔以上重複發行影響。表 4.5 為有顯著超額報酬天數彙整。 表 4.5 超額報酬整理表 樣本. 全體 樣本. 電子類 非電子類 股 股. 2檔 重複. 3檔 重複. 4檔 重複. 5 檔以上 重複. -10 事. -6. -6. 件. -3. -3. -6 -5. -9 -6 -3 0. 日. 1. 1 3 5 7*. 1 3* 4. 1. 1. 2 3 5 7. 7 8* 9. 註：*為正超額報酬 資料來源：本研究. - 15 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.
(16) 當樣本區分為電子類與非電子類或以不同檔數重複發行分類，其顯著累積超 額報酬率皆為負值。就電子類與非電子類來看，全體樣本的累積超額報酬主要是 受電子類標的股票影響。若以不同重複檔數來看，2 檔、4 檔及 5 檔以上重複發 行對全體樣本的累積超額報酬皆有影響，而以 4 檔重複發行樣本影響最大且影響 的期間最多，表示當有 4 檔重複發行權證時，標的股票最容易產生顯著負的累積 超額報酬。表 4.6 為累積超額報酬之整理表。 表 4.6 累積超額報酬整理表 樣本. 全體 樣本. 電子類 非電子類 股 股. 2檔 重複. 3檔 重複. 4檔 重複. 5 檔以上 重複. -10 事. -6. -4 -3 日 -2 -1 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 資料來源：本研究. -6. -6 -5 -4 -3 -2. 件. -3. 0 1 2 3 4 5 6 7 8. 3 4 5 6. 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10. 5 7 8 9 10. 4.4 波動性檢定 波動性檢定的 27 組樣本，在 ARCH 效果檢定中，有 23 組樣本具有 ARCH 效果適合以 GARCH(p,q)模型來檢定，另有 4 組不具 ARCH 效果代表報酬波動性 為一個固定常數，分別是矽品、中環(1)、震旦行及交銀，以下針對有 ARCH 效 果的 23 組樣本檢定重複發行認購權證的上市是否會對標的股票波動性造成影 響。 重複發行權證對全部 27 組樣本波動性之影響整理於表 4.7，顯示重複發行. - 16 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.
(17) 認購權證交易對於波動性並無影響的有 22 組樣本，有影響的樣本僅有 5 組，分 別是南亞、太電、華新(1)、台達電以及台積電，影響的期間並非整段重複發行 期間皆有影響，而是在特定的期間才會影響。 南亞在 3 檔、6 檔及 7 檔，華新(1)在 4 檔及台積電在 2 檔及 5 檔重複期間， 因為重複發行認購權證的交易使得波動性顯著下降，而太電在 2 檔及台達電在 2 檔重複期間卻是因為重複發行權證的交易使得波動性顯著增加。 從以上得知，當重複發行認購權證會對標的股票產生影響時，若重複發行權 證愈多會使得標的股票波動性顯著下降，而重複發行檔數少，對標的股票波動性 會有顯著增加的情形。 表 4.7 波動性結果整理表 無影響. 波動性增加. 電子類股. 非電子類股. 電子類股. 非電子類股. 聯電(1) 聯電(2) 宏電(1) 宏電(2) 日月光 中環(1) 中環(2) 仁寶(1) 仁寶(2) 矽品 國巨(1) 國巨(2) 茂矽 華邦電(1) 華邦電(2) 明電 震旦行. 臺塑 臺化 東元 華新(2) 交銀. 台達電. 太電. 17 個 5個 資料來源：本研究. 1個. 波動性下降 電子類股 台積電. 1個. 1個. 非電子類股 南亞 華新(1). 2個. 4.5 交易量因果關係檢定 本研究採用 Hsiao(1981)修正之因果關係檢定法，結果顯示於表 4.8，表格 中有兩重複發行權證之「重複天數-幾個月後發行」 ，＂＜＝＞＂表示兩權證為雙 向回饋因果關係，＂＜＝＂或＂＝＞＂代表兩權證具有單向因果關係，＂＝＂表 示兩權證間無因果關係。. - 17 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.
(18) 表 4.8. 重複發行樣本之因果關係檢定. 重複期間. 樣本數. ＜＝＞. ＜＝. ＝＞. ＝. 2 檔重複期間. 25. 13. 3. 6. 3. 3 檔重複期間. 17. 14. 4. 7. 9. 4 檔重複期間. 14. 12. 14. 7. 9. 5 檔重複期間. 7. 10. 6. 3. 9. 6 檔重複期間. 3. 5. 5. 2. 3. 7 檔重複期間. 2. 4. 6. 1. 1. 8 檔重複期間. 2. 6. 2. 3. 3. 總結. 170. 64. 40. 29. 37. 資料來源：本研究 總結以上資料，92 檔認購權證有 170 個重複期間，權證交易量互為因果關 係的情況有 64 個、後發行權證對舊有權證有因果關係的有 40 個、舊有權證對後 發行權證有因果關係的有 29 個，及互相皆無因果關係的有 37 個。顯示大部分的 相同標的股票權證的交易量的確會互相影響，或是單方面的受到影響。 無因果關係的情況通常出現在熱門股或大型股如台積電、聯電、南亞及宏電 等所發行之權證，而重複發行檔數少的標的股票所發行之權證幾乎都會有雙向或 單向因果關係。. - 18 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.
(19) 5. 結論與建議 本研究以 1997 年至 2002 年 3 月底在台灣認購權證市場上發行且已下市的權 證為研究樣本，共有 92 檔認購權證及 20 個標的股票。以事件研究法之市場模型 配合 GARCH(p,q)模型來探討重複發行權證對標的股票報酬率及波動性之影響， 以及以因果關係檢定法來檢定權證彼此間交易量是否有互相影響的情形。根據本 研究之結果，可得到以下結論： 一、. 台灣證券市場中，大多數股票報酬率波動性具有 ARCH 效果，亦即報酬 率之條件變異數會受前期及未來可用變數之影響。 二、 整體重複權證的負累積超額報酬，主要是受到電子類股樣本或是 4 檔重複 發行樣本影響最大，當重複發行檔數為 4 檔時，標的股票容易產生負的顯 著累積超額報酬；且由超額報酬及累積超額報酬發現，在重複發行認購權 證的觀察期間，標的股票價格有下跌的現象，顯示重複發行認購權證對標 的股票價格有助跌的現象產生，當重複檔數為 4 檔時，助跌效果最為明顯。 三、 重複發行認購權證對於大部分標的股票波動性並無顯著影響；若重複發行 權證對標的股票波動性有影響時，當標的股票愈熱門，重複發行的權證檔 數愈多，會使得波動性下降﹔重複檔數太少，反而會使得波動性增加。 四、 重複發行認購權證的交易量與舊有認購權證的交易量，大部分具有因果關 係；若標的股票為重複發行檔數較多的熱門股，當重複天數多時，無因果 關係出現的機率會大於發行檔較少標的股票所發行的權證。當重複發行權 證重複天數愈多或是上市日與舊有權證上市日相距愈短，權證間的交易量 易有雙向因果關係或是單向因果關係。 對投資人而言，重複發行認購權證的觀察期，標的股票價格有下跌的現象， 並不適合持有標的股票，因此投資人在此段期間應選擇其他股票進行投資或是進 行反向的操作將標的股票賣出，以免遭受損失。 本文探討重複發行對標的股票的影響時，並未考慮各標的股票特性不同及各 券商所重複發行之認購權證，可能對標的股票產生不同影響。因此，後續研究者 可以將標的股票的同特性及不同發行券商列入考慮，來探討重複發行認購權證對 標的股票有何不同的影響。 影響標的股票價格的因素有許多，後續研究者可將其他總體變數或政府干預 股市因素納入模型中加以考量。. - 19 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.
(20) 附錄一（Appendix）： 本研究估計預期報酬時，採用廣泛被使用的「市場模式」，市場模式是以估 計期的資料，以普通最小平方法(Ordinary Least Square)建立個別證券之迴歸 模型，模型如下：. Ri ,t = α i + β i Rm,t + ε i ,t. 式(3.1). Ri,t：i 證券第 t 期的報酬率 Rm,t：i 證券第 t 期所屬類股加權指數報酬率 αi：市場模式的常數項 βi：迴歸係數 εi,t：殘差項，一般假設為白噪音，即εi,t~N(0,σ). 附錄二（Appendix）： 為了檢定平均超額報酬與累積平均超額報酬是否因為重複發行認購權證上 市而產生變化，本研究採用普通橫剖面法(Ordinary Cross-Sectional Method)t 值之計算來檢定，平均超額報酬假設檢定如下：. H： 0 ARt = 0 H： 1 ARt ≠ 0. t AR =. ARt ARi ,t ⎛ 1 ∑ ⎜⎜ ARi ,t − ∑ N ( N − 1) i =1⎝ i =1 N N. N. ⎞ ⎟⎟ ⎠. 式(3.2). 2. 累積平均超額報酬假設檢定如下：. H： 0 CAR (t1, t 2) = 0 H： 1 CAR (t1, t 2) ≠ 0. tCAR =. CAR (t1, t 2) CARi (t1, t 2) ⎞ 1 ⎛ ∑ ⎜ CARi (t1, t 2) − ∑ ⎟ N N ( N − 1) i =1⎝ i =1 ⎠ N. N. 2. 式(3.3). 附錄三（Appendix）： 本研究在檢定兩權證間交易量是否有因果關係時，採用 Hsiao(1981)修正後 Granger Causality， 步驟一：. - 20 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.
(21) 先對 yt 進行不同落後期（從 1 到 M 期）自我迴歸，求得不同期殘差平方和 (SSE)，數學式如下： M. (1 − L) yt = α 0 + ∑ α i (1 − L) yt −i + elt. 式(3.4). i =1. 利用不同期 FPE 找出 FPE 最小之落後期(m*)，數學式如下：. (T + m* + 1) SSE FPE (m ) = × T (T − m* − 1) *. 式(3.5). 步驟二： * 確定上述最小落後期(m )後，將不同落後期（從 1 到 N 期）xt 加入式(3.4) 之迴歸模型，數學式如下： m*. N. i =1. j =1. (1 − L) yt = α 0 + ∑α i (1 − L) yt −i + ∑ β j (1 − L) xt − j + e2t. 式(3.6). *. 利用不同期 FPE 找出 FPE 最小之落後期(n )，數學式如下：. (T + m* + n* + 1) SSE (m* , n* ) FPE (m , n ) = × T (T − m* − n* − 1) *. *. 式(3.7). SSE：變數自我迴歸之殘差平方和 T：觀察值個數 m：yt 之落後期數，m=1 to M n：xt 之落後期數，n=1 to N 若實證結果為 FPE(m*,n*)＜FPE(m*)則 xt 對 yt 有因果關係，FPE(m*,n*)＞FPE(m*) 則 xt 對 yt 無因果關係。. - 21 第五屆全國實證經濟學論文研討會 The 5th Annual Conference of Taiwan's Economic Empirics.
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