中國實施新會計準則對新股上市價格影響之研究 - 政大學術集成

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(1)國立政治大學會計學系碩士論文. 指導教授：金成隆博士. 政治大. 立中國實施新會計準則. ‧ 國. 學. 對新股上市價格影響之研究. ‧. The Effect of China Accounting Standards on. Nat. n. al. er. io. sit. y. the Price of Initial Public Offerings. Ch. engchi. i n U. v. 研究生：楊子霆撰. 中. 華. 民. 國. 102. 年. 6. 月.

(2) 謝辭首先誠摯地感謝指導教授金成隆老師，老師在會計專業領域造詣深厚，給予我相當豐富的學術知識及訓練，使我在這些年中獲益匪淺。更感謝老師對我這篇論文的若干嘗試，給予極大的寬容與支持。老師對學問的嚴謹，一直是我學習的典範。另外，十分感謝口試委員張清福及林美鳳兩位老師願意在百忙之中，犧牲自己的時間為學生進行口試，並對論文惠予精闢的斧正，使本篇論文更趨嚴謹。感謝博士班學長姐們不厭其煩地指出我研究中的缺失，且總能在我迷惘時為. 政治大. 我解惑，也感謝碩士班同學們的幫忙，在彼此互相協助下順利將論文完成。會計. 立. 系的師長們也不時關心學生的學習狀況，從專業的角度給予指導。更重要地，感. ‧ 國. 學. 謝會計系辦的四位助教，你們平日的關心與支持，是我鼓起勇氣、積極向前邁進的最大動力。政大會計系是我的第二個家，各位的恩惠，子霆永遠銘記在心。. ‧. 政大會計系帶給我的不僅是專業知識的教育，更訓練我在面對未來職場生活. y. Nat. sit. 的挑戰時，能夠具備超然獨立的態度，有智慧地去做出適當的決策、解決問題。. n. al. er. io. 完成學業後，期許自己成為頂天立地、對自身及社會皆負起責任的好青年。最後，謹以此文獻給我摯愛的母親與姐姐。. Ch. engchi. i n U. v. 楊子霆謹誌於政治大學會計研究所中華民國 102 年 6 月.

(3) 摘要本論文探討 2007 年中國大陸實施以 IFRS 為基礎的中國會計準則後，是否因為會計準則要求更多資訊的公開，影響新上市公司股票發行折價的幅度。由於中國大陸資本市場有獨特的機制環境，本研究更進一步探討，中國大陸新上市公司在中國會計準則實施後，新上市公司股票發行折價的幅度，是否會因為各省份機制環境背景有不同的影響。實證結果發現，實施中國會計準則後，新股折價的幅度的確顯著降低，新股上市的蜜月期也會因為準則實施後，資訊不對稱的情形降低，有明顯的縮減。亦發現若中國大陸地方機制環境較進步且發達，該地區市. 政治大. 場化的程度愈高，新股折價的幅度會也會因資訊更加公開而降低。. 立. 關鍵詞：中國會計準則、新股折價、資訊不對稱、機制背景. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v.

(4) Abstract In 2007, China passed the IFRS-based Chinese Accounting Standards (therefore IFRS-based CAS) to converge with IFRS. This paper examines the effect of implementation of IFRS-based CAS on IPO uncerpricing. In addition, there are different institutional features of transition economy from other countries. This paper also examines the effect of the interaction between implementation of IFRS-based CAS and institutional features of transition economy on IPO uncerpricing. The empirical results show that post-2005 IPOs in China are significantly less underpriced,. 政治大. and IPO honeymoon periods have similar outcomes. Furthermore, the results also. 立. show that the magnitude of underpricing will be decreased in those provinces with. ‧ 國. 學. higher degrees of marketization.. ‧. Keywords：China Accounting Standards, IPO underpricing, information asymmetry,. n. al. er. io. sit. y. Nat. institutional features.. Ch. engchi. i n U. v.

(5) 目錄第一章緒論..............................................................................................................1 第一節研究動機與目的.................................................................................. 1 第二節研究問題 ............................................................................................. 2 第三節研究架構 ............................................................................................. 2 第二章文獻探討 ......................................................................................................3 第一節財務會計準則與資訊品質相關文獻 ................................................... 3. 政治大二、財務會計準則、會計資訊品質與資訊不對稱.................................. 3 立. 一、中國大陸會計準則相關文獻 ............................................................ 3. ‧ 國. 學. 三、中國各地區機制環境特性 ................................................................ 5 第二節新股發行折價相關文獻 ...................................................................... 6. ‧. 第三節中國大陸新股發行折價 .................................................................... 10. sit. y. Nat. 第三章研究方法 .................................................................................................... 13. io. al. er. 第一節研究假說 ........................................................................................... 13 第二節樣本選取與資料來源 ........................................................................ 16. n. v i n C h........................................................................ 第三節實證模型與變數定義 17 engchi U. 第四章實證結果與分析 ........................................................................................ 22 第一節敘述性統計分析................................................................................ 22 第二節相關係數分析 ................................................................................... 25 第三節實證結果分析 ................................................................................... 27 第五章研究結論 .................................................................................................... 37 參考文獻 .................................................................................................................39.

(6) 表目錄表 4.1. 1：敘述性統計量 ........................................................................................ 24 表 4.2. 1：Pearson 相關係數表 ............................................................................... 26 表 4.3. 1：新上市公司股票折價幅度之分析結果 .................................................. 31 表 4.3. 2：蜜月期之 Poisson 分析結果 ................................................................... 32 表 4.3. 3：各股價反應區間之新上市公司股票折價幅度之分析結果：純粹折價 35 表 4.3. 4：各股價反應區間之新上市公司股票折價幅度之分析結果：過度反應 36. 立. 政治大圖目錄. ‧ 國. 學. 圖 3.3. 1：新股上市股價趨勢圖 ............................................................................. 21 圖 4.3. 1：新股上市股價趨勢圖 ............................................................................. 33. ‧. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v.

(7) 第一章緒論第一節研究動機與目的國際財務報導準則(International Financial Reporting Standards, IFRS)的採用，已成為世界趨勢。中國大陸為一個大的經濟體，機制背景迥異於歐美。2007 開始實施以 IFRS 基礎的中國會計準則（簡稱 IFRS-based CAS）。此一規定將對機制背景相當特殊的中國資本市場，產生一定程度的經濟後果。本文首在探討此規範實施前後，對於新上市公司是否因為更多資訊的公開，使得新股折價的幅度因. 政治大常價格，然而中國對於股價有漲停板限制，新上市股如果有折價情形，便常常無立而有顯著的變化。新股上市時如有折價的情況，則在上市當日常常可以反映至正. ‧ 國. 學. 法在上市當日反映完畢，形成蜜月期的現象。此一蜜月期的長短與資訊不對成息息相關，故本文亦會探討 IFRS-based CAS 實施對於蜜月期長短是否有不同程度. ‧. 的影響。. sit. y. Nat. 其次，IFRS 為一原則式的準則，實施 IFRS 之後，公司會有更高的操控機會，. al. er. io. 中國特有的外在機制環境，各個省份的組織因面臨的環境不同，使得資訊公開的. v. n. 程度有別，新股折價幅度亦會有變化。再者，中國新上市公司新股股價常有過度. Ch. engchi. i n U. 反應的現象，因而在新股股價達到高價後常有迴轉的現象。故傳統所謂的新股折價其實包含了純粹的新股折價與反應過度兩部分。而實施 IFRS-based CAS 可以提高資訊品質，降低資訊不對稱，因而對於純粹的新股折價與反應過度的幅度是否有不同程度的影響，亦為本文欲探討的問題。. 1.

(8) 第二節研究問題中國大陸實施 IFRS-based CAS 一原則式的準則，讓公司資訊的公開程度與以往有所不同，逐漸消弭資訊不對稱的現象，進而影響投資人進行決策的判斷。在中國大陸特有的證券市場環境下，新上市公司股票也會有折價發行的現象，造成超額報酬。許多學者研究發現，新股上市時會有資訊不對稱的現象，造成新股折價發行。因此本研究將探討 IFRS-based CAS 和中國大陸機制背景對於新股折價的影響，包括：（1）中國在實施 IFRS-based CAS 後，新股折價的情況是否受到影響？（2）中國各省機制背景不同，是否影響新股折價的情況？（3）實施. 政治大. IFRS-based CAS、機制背景之交乘效果，是否影響新股折價的情況？. 立. ‧ 國. 學. 第三節研究架構. 本研究共分五章，各章說明如下：. ‧. 第一章為緒論，主要說明本論文之研究動機與目的，提出研究問題，最後敘. sit. y. Nat. 述論文架構。. n. al. er. io. 第二章為文獻探討，首先探討中國大陸實施 IFRS-based CAS 的管制措施，. i n U. v. 以及中國大陸各省份機制環境的特性，接著探討新上市公司發行股票折價的現象，. Ch. engchi. 最後探討中國大陸新股折價影響因素的實證文獻。. 第三章為研究方法，依據相關文獻發展各項研究假說，建立相關實證模型，說明樣本選取與資料來源，最後介紹變數的定義與衡量。第四章為實證結果分析，分析樣本資料之敘述性統計，並報導及探討相關實證結果，以檢視結果是否支持假說。第五章為研究結論，將彙整本研究之結果，並說明相關的研究限制與後續研究的建議。. 2.

(9) 第二章文獻探討第一節財務會計準則與資訊品質相關文獻一、中國大陸會計準則相關文獻中國大陸會計準則的建設，隨著世界經濟潮流，會計準則也逐步朝著與國際趨同的方向發展。金人慶（2006）認為，隨著經濟全球化趨勢的深入發展，中國大陸經濟與世界經濟的相互聯繫、相互依存和相互影響日益加深，迫切需要深化經貿合作、維護國家利益和長遠發展的大局出發。透過借鑒國際會計準則，來完. 政治大. 善中國大陸的會計準則，來實現共同發展以提供標準且具可比較性的統一資訊平台。. 立. 在該背景下，2006 年 2 月，中國大陸財政部發布了 39 項企業會計準則，制. ‧ 國. 學. 定 20 多項新準則，同時對現行的基本準則和 16 項具體準則進行全面的修訂，實. ‧. 現了與國際會計準則的趨同，首次建構了比較完整的統一會計準則體制（樓繼偉，. y. Nat. 2006）。戴維‧泰迪（2006）亦指出中國企業會計準則體系的發佈和實施，使中. er. io. sit. 國企業會計準則與國際會計準則理事會(IASB)制定的國際財務報導準則(IFRSs) 之間實現了實質性的趨同，是促進中國經濟發展和提升中國在國際資本市場中地. al. n. v i n 位，非常重要的一步。隨著 2007 C h年 1 月 1 日中國大陸新會計準則的實施，對整 engchi U. 體會計準則的改革有了相當大的進展，非但順應了國際潮流，從整體架構及內涵來看，新會計準則也與國際會計準則進行實質性的趨同。此外，由於中國大陸當地的政治經濟文化有其獨特性，會計準則的趨同需要循序漸進，以期能夠互相適應，順應中國大陸的經濟發展需求。. 二、財務會計準則、會計資訊品質與資訊不對稱許多文獻指出，企業採用國際會計準則能夠提升會計資訊的品質。Leuz and Verrechia(2000)指出德國大多數企業皆採用國際會計準則，主要原因為使用國際 3.

(10) 會計準則能提升財務報導品質，使財務報導更透明，降低資訊不對稱的情形。 Maines and McDaniel(2000)研究發現投資人的確會因為會計資訊的揭露與否，影響其對公司的評價。Jermakowicz(2004)根據對比利時公司發放問卷的結果，指出採用國際會計準則能夠提升報表中各科目的可比較性與透明度。Karamanou and Vafeas(2005)研究指出品質較好的公司其會計資訊揭露愈充分且正確，降低資訊不對稱。Hunton, Libby, and Mazza.(2006)認為企業財務報表品質透明度以及資訊揭露程度較高時，能降低管理當局盈餘管理之動機。Barth, Landsman, and Lang(2008)研究發現採用國際會計準則能夠有效改善公司會計資訊品質與財務. 治政大國際會計準則後資金成本有明顯地下降，旨在提升資訊的可比較性與揭露。總而立. 報導，並且降低資金成本。Li(2010)研究發現在法律執行力較強的國家中，採用. 不對稱的情形，進而提升會計資訊品質。. 學. ‧ 國. 言之，採用國際會計準則，使企業財務報表品質透明度與揭露較佳，能降低資訊. ‧. 中國大陸借鑒國際會計準則，希望能藉此與其建立一協調的資訊平台。但在. y. Nat. 細部政策規定上，中國會計準則與國際會計準則之相關規定及處理仍有不同的地. er. io. sit. 方。Bao and Chow(1999)研究指出相較於中國會計準則，以國際會計準則模型所估計出的公司股價與實際股價較為相關。Chen, Gul, and Su(1999)分析中國上市公. al. n. v i n 司按照中國會計準則與國際會計準則編製的財務報表之差異，發現有許多上市公 Ch engchi U 司按照國際會計準則調整後，會從有盈餘轉為虧損。Eccher and Healy(2000)研究中國大陸上市公司分別按照中國會計準則和國際會計準則編製的財務報表中的會計資訊，發現兩套準則下所揭露的會計資訊價值大體相當，但因 A 骨市場會計資訊使用者與 B 股市場使用者並不完全相同，故可能造成會計資訊的傳遞有所偏差。陳彩稚等（2006）探討不同會計準則對盈餘宣告時市場反應的影響，結果國際會計準則編制下的盈餘與 B 股股票報酬之攸關性較高，顯示國際會計準則揭露的資訊具有較好的品質。. 4.

(11) 三、中國各地區機制環境特性中國存在特有的外在機制環境，各省份的組織特性有顯著的異質性（樊綱、王小魯、張立文、朱恒鵬，2003）。McMillan(1997)指出在過渡性經濟體的國家，政府的力量往往能夠支配資本市場的發展，中國政府通常壟斷大部分國家的資源 (Qian, 1995)，因此對於國有企業常受到政府的特殊對待，就容易籌措資金(Brandt and Li, 2003)，形成市場失靈。此外，過渡性經濟的國家缺乏較好的法律環境 (McMillan and Woodruff, 1999)。目前中國政府的法律制度改革，比經濟改革還要落後(Clarke, 1996)，因此基本上過渡性經濟體的國家缺乏了法律規章對於控制股. 治政大、張立文、朱恒鵬，2003），行為。由於中國各省份的機制背景不一致（樊綱、王小魯立. 東剝削小股東的約制(Che and Qian, 1998)，造成了公司管理階層較容易進行非法. 地方政府往往能夠控制地方的經濟(Jin and Qian, 1998)、資本市場(Brandt and Li,. ‧ 國. 學. 2003；Wang, Wong, and Xia, 2008)和法律環境(Li, Meng, and Zhang, 2006)。根據. ‧. 上述，中國大陸各省份的機制背景不同，其政府與市場的關係、非國有經濟的發. y. Nat. 展、市場的發育程度和市場法律制度環境都顯示出該市場的成熟度與開放程度，. n. er. io. al. sit. 進而影響到資本市場的運作以及公司的經營態勢。. Ch. engchi. 5. i n U. v.

(12) 第二節新股發行折價相關文獻新上市公司常面臨到新股折價(underpricing)與上市後業績衰退的現象。Allen and Faulhaber(1989)、Grinblatt and Hwang(1989)認為新上市公司股票在上市時大多存在超額報酬，原因常是新股上市時折價發行之故。而 Logue(1973)研究 1965 至 1969 年的新上市公司，發現新上市時就購買股票的投資人比次月購買者有較高的報酬率。Ibbotson(1975)研究亦發現，首次公開發行的股票在上市交易的第一天或前幾天會有很高的報酬率。Ritter(1984)的研究也發現美國證券市場新股上市時發行有高幅度的折價。Miller and Reilly(1987)研究發現，新股上市後有定價. 政治大新上市股票有短期超額報酬的現象，一旦投資人恢復理性，股價就會開始回復到立偏低的情形，第一天就出現明顯的超額報酬。Aggarwal and Rivoli(1990)研究發現. ‧ 國. 學. 其應有之價格。Asquith, Jones and Kieschnick(1998)指出新上市股票超額報酬來自承銷價的低估與穩定機制。吳貞樺（2000）探討新上市公司在上市前後年度間之. ‧. 盈餘管理行為，以及上市前盈餘管理行為與蜜月期異常報酬之間是否存在關聯性，. y. sit. Nat. 研究發現新上市公司上市後普遍存在蜜月期異常報酬。. al. n. 可歸納出以下數類：. er. io. 許多學者深入探討新股上市折價發生的原因，並發展出許多解釋理論。大略. 1. 資訊不對稱理論. Ch. engchi. i n U. v. 資訊不對稱包含發行公司與投資人間、發行公司與承銷商間及投資人之間的資訊不對稱。許多學者認為投資人與發行公司資訊不對稱程度越大時，新股上市發行時會有較高的折價幅度，以較低的價格誘使投資人承購。 Baron(1982)認為發行公司與承銷商間存在資訊不對稱的現象，承銷商相較於發行公司更了解整體資本市場環境，有較多的市場消息，發行公司為了獲取資訊，藉由股票折價來回饋予承銷商。Ritter(1984)認為發行公司和投資人間也存在資訊不對稱的現象。投資人因為了解的資訊有限，發行公司會以較低的價格來給予投資人補償，並彌補投資人面臨的逆選擇問題(adverse selection problem)。 6.

(13) Rock(1986)認為投資者間有資訊不對稱的現象，將其劃分為知情投資者 (informed investors)和不知情投資者(uninformed investors)兩類。知情投資者知道公司上市後的真實價值，而缺乏資訊的不知情投資者因不知道公司上市後的真實價值，常常認購到不值得投資的公司。為了彌補兩類投資者因為資訊不對稱造成的損失，承銷商會降低價格吸引不知情投資者參與投資。 Grinblatt and Hwang(1989)建立雙因子評價模型，認為雖然發行公司和投資人間存在資訊不對稱，但投資人間也有資訊不對稱的情形，程度也會有所差異。該模型分別以內部人持股比例和承銷價作為兩項傳遞公司價值的機制，認為折價幅. 治政大上市時會選擇聲譽好的會計師，以降低上市時產生的資訊不對稱問題。研究結果立度會與內部人持股比例和公司價值呈正相關。Menon and Williams(1991)認為公司. 發現上市公司較少更換簽證會計師，除非是信譽較佳的會計師，才有更換的情. ‧ 國. 學. 況。. ‧. Chemmanur(1993)認為公司內外部人因為取得資訊的成本不同，外部投資人. y. sit. io. er. 成本。. Nat. 必須以較高的成本來蒐集資訊，故公司會傾向折價發行來補貼外部投資人的投資. Chowdhry and Sherman(1996)認為新上市公司股票發行價格相關資訊在投資. al. n. v i n 人申購結束前便已成為公開的資訊，發行價格亦隨之而確定。為了避免投資人間 Ch engchi U. 因為資訊不對稱，造成公司上市失敗，承銷商會透過折價發行股票的方式作為因應。. 2. 訊息傳遞理論發行公司為了吸引投資大眾承購公司股票，會透過不同的方式來向外界傳遞公司的價值，隨著預期效果也會有不同的發行策略。Leland and Pyle(1977)認為公司內部人比外部人更容易取得公司的內部資訊，故當預期公司未來現金流量更好時，內部人或經理人傾向持有較多的公司股票，此為公司價值增加的訊號。 7.

(14) Allen and Faulhaber(1989)及 Welch(1989)皆認為發行公司對未來發展前景有更多攸關的資訊，故公司會降低發行價格，以區分公司體質的優劣，藉此傳遞公司的價值。體質好的公司折價發行的幅度較高，亦可以透過後續的現金增資，訂定利於公司的股價來獲得補償。 Lin and Smith(1998)認為創投公司會為了保護公司聲譽，影響被投資公司未來上市的價格。較高品質的創投公司會選擇聲譽較好的承銷商，也會有較高的折價幅度來傳遞公司的價值。Aggarwal, Krigman, and Womack(2002)認為公司會利用股票發行折價，吸引市場投資人的注意，致使需求增加，爾後再高價出售持股，. 政治大. 以極大化個人的財富。結果也發現，經理人持股愈高，會有較高的折價幅度。. 立. 3. 過度反應理論. ‧ 國. 學. 投資人會因為一系列的情緒與認知等等心理因素，使其在進行投資的過程中. ‧. 有非理性的決策行為，導致市場的過度反應。Ritter(1991)發現 1975 年至 1984 年. io. er. 有過度樂觀的預期，造成首日的超額報酬。. sit. y. Nat. 的發行公司會在市場有高度需求時，增加發行的規模，顯示投資人對新發行公司. Odean(1998)認為在許多投資人通常都會有過度自信的傾向，以創造更高的. al. n. v i n 投資利潤，在新股上市的環境之下，投資人亦會有過度反應的情形，進而影響到 Ch engchi U 市場上理性投資者的資訊。. Teoh, Welch, and Wong(1998)認為新上市公司會積極調整裁決性應計項目來提高會計盈餘，研究結果也發現有高度調整裁決性應計項目的新上市公司未來的三年的股票報酬會有較差的表現。投資人亦會因此對公司價值有錯誤的預期，影響其投資的決策。. 4. 承銷商聲譽理論高聲譽的承銷商為了維護自己的聲譽，只會選擇承銷品質較佳的公司進行股 8.

(15) 票發行。Beatty and Ritter(1986)認為投資人因不清楚新上市公司真實價值，會對承銷價格低估有直接的反應。承銷商為了滿足發行公司和投資人，會將訂定出雙方都可接受的價格，達到均衡關係。 Carter and Manaster(1990)主要在探討承銷商的聲譽和承辦對象公司間風險的關係。作者認為聲譽好的承銷商會選擇承辦風險低的公司，亦會有較低的折價幅度與報酬，但為了顧及本身的聲譽，承銷商也會考量發行公司未來的整體營運績效，選擇承辦品質較佳的公司。 Hanley(1993) 認為承銷商的聲譽愈佳，會愈能吸引具有價值資訊的投資人，. 治政大程度的影響。Nanda and Yun(1997)也認為承銷商若定價不當會影響承銷商的聲譽，立價格調整的幅度也會較大，研究也顯示承銷價格的調整也會對期初的報酬有一定. 影響投資人對承銷商的價值判斷，進而影響股價。研究結果發現承銷價格的過度. ‧ 國. 學. 高低估都會影響承銷商的市場價值。. ‧. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 9. i n U. v.

(16) 第三節中國大陸新股發行折價中國大陸證券市場不管是制度上或結構上，與已開發地區或其他新興市場之環境背景並不相同，中國大陸證券市場由於發展歷史短(Chen, Firth, and Kim, 2000)。因此投資人所具備知識相對較缺乏，再加上中國證券市場是以相對較不理性之個人投資者居多。也因此整個市場瀰漫濃厚的投機氣氛。中國大陸證券市場發展至今並非健全，因此投資管道少，導致投資者對新上市股票有異常高的需求，折價幅度因而提高(Chau, Ciccotello, and Grant, 1999； Gu, 2003)。此外，Chi and Padgett(2002)更認為證券市場是中國政府國營企業一大. 政治大中國大陸新上市公司原先大多為國有企業(State Owned Enterprise，簡稱立. 籌措資金管道，若新股發行失敗，會直接政府的信用度。. ‧ 國. 學. SOE)。在過去審批制之下，不少 SOE 採取將本身較優良的部分獨立分割出來進行上市，在這樣操作之下，除了容易達到符合上市之相關規定外，成功上市後之. ‧. 公司也成為日後其母公司之主要操控管道，也因此讓不當關係人交易得以如此猖. sit. y. Nat. 獗(Chen, Firth, and Kim, 2000)。. al. er. io. 中國大陸證券市場之股票類型在股改前，依能否在市場上流通買賣以可區分. v. n. 為流通股和非流通股(Liu, 2003)。非流通股包含國有股、境內或境外發起人持股、. Ch. engchi. i n U. 法人股與內部職工股，而流通股則分為 A 股和 B 股。中國於 2005 年 4 月 29 日開始進行股權分置改革工作（以下簡稱股改），將非流通股股權性質轉爲限制流通股，待限制條件消除時則轉爲流通股可至市場上自由交易流通。但在這過渡時期股權性質均爲限制流通股。相較於目前已接近完全解決之 A 股之股權分置問題，目前流通股中之 A 股僅能由具有中國公民身分之投資者買賣，交易基準貨幣為人民幣；B 股則只准許外國人買賣，於深圳交易所掛牌之B 股使用港幣交易，在上海交易所掛牌之 B 股係使用美金交易，且 B 股通常採用私下招募之方式配發新股，再加上相較於 A 股市場，B 股市場之規模相當小且流通性低，因此 A 股與 B 股市場間存在明顯區隔。 10.

(17) 許多學者也發現中國大陸證券市場也有以下現象：公開發行到正式上市間間隔過長(Su and Fleisher, 1999；Chan, Wang, and Wei, 2004； Chen, Firth, and Kim, 2004)。中國大陸 SOE 之民營化是屬於較少份額發行(partial sale or partial privatization issuance)(Chen and Gao, 2000)。相關會計與審計制度與證券市場相關法規未健全，新股定價與發行機制歷經數次重大變革(Su, 2004)。基於上述各點，不少學者從資訊不對稱的觀點出發，解釋中國 IPO 折價發行的現象。藉由資訊不對稱假說的觀點，Lee, Taylor, and Walter(1996)認為規模較大之公司，其新股上市折價幅度較低。因大公司之資訊相較於小公司而言是較易取. 治政大 Firth and Kim(2004)以 IPO 公司前一年之總資產來衡量公司規模，試圖觀察公司立. 得的，因此資訊不對稱之程度較低。Chau, Ciccotello, and Grant(1999)以及 Chen,. 規模對於中國大陸新上市公司折價之影響。相較於公司規模，發行規模也是另一. ‧ 國. 學. 規模概念之延伸，且通常發行規模會隨著公司規模增大而增大。發行規模越大，. ‧. 則股權相對越分散，股價被個別投資者操縱的可能性較小。這意味著降低了投資. sit. y. Nat. 者由於資訊不對稱所帶來的風險。至於實證上發行規模又可分為發行量(Chi and. io. 結果皆證實發行規模與新股折價幅度成負相關。. al. er. Padgett, 2005；Ting and Tse, 2006)與總籌資金額(Liu, 2003；Su, 2004)，且其實證. n. v i n Su(2004)則是認為政府、管理階層等內部人與機構法人等，其所擁有之資訊 Ch engchi U. 皆較一般個人投資者充裕，進而產生所謂的贏家詛咒問題。因此當有較具獲利性或較具潛力的公司要進行上市，因供不應求而產生超額認購情況時，則資訊較充裕之投資者，如機構法人等，往往能爭取到認股權。若一家公司上市後股權結構中，機構法人或內部人之持股比不高，表示資訊充裕之投資者認為該次認購不具潛力，進而導致參與該次上市之程度不高，因此資訊較不充足之一般投資人才能申購到該股票，也可以說投資人間的資訊並無嚴重的不對稱情況，也因此新上市公司折價發行之幅度不必太高或甚至不必折價發行。故 Su(2004)以內部人與機構法人等之持股來代理贏家詛咒問題之嚴重性，並證實機構法人或內部人之持股愈 11.

(18) 高，贏家詛咒之問題愈嚴重，新股折價幅度也愈大。不少研究認為承銷商以及會計師之聲譽會影響新股上市折價幅度(Kunz and Aggarwal, 1994)，然而過去中國的承銷商以及會計師事務所皆是國家所有，直接受政府控管；因此 Chen, Firth, and Kim(2004)認為不同的承銷商或會計師事務所之聲譽並無顯著差異，意即承銷商與會計師事務所之聲譽對新股折價並無影響。 Liu(2003)更進一步認為投資銀行獨佔力假說、股權分散假說以及避免法律訴訟假說並不適合用來解釋中國大陸新股上市折價現象。其認為相較於國際知名券商而言，中國境內承銷商之聲譽當然相形見絀；此外，整個市場之撮和機制也未完善，. 治政大期望以承銷商之專業取代政府之行政主導，以替新股發行市場選取較優良之公司，立. 因此可以說承銷商之影響於中國市場並不顯著。即使是中國目前所推行之保薦制，. 但以現階段而言，成效仍不顯著。至於因新股上市所導致的訴訟案件，在中國是. ‧ 國. 學. 少之又少，除了投資人之自我保護意識尚未萌發外，也跟整個法律上之制度尚未. ‧. 完善有關。此外由於中國大部分公司皆是以少數或部份股權進行上市，且上市後. y. Nat. 發行者仍然掌握大部分股權，股權仍是屬較集中的，因此股權分散假說也不適合. n. er. io. al. sit. 用來解釋中國新股之折價發行。. Ch. engchi. 12. i n U. v.

(19) 第三章研究方法中國自 2007 年實施 IFRS-based CAS 之後，此一強制性規範是否會如主管機關所言，達到緩和資訊不對稱，進而也降低新股折價幅度？本研究探討 IFRS-based CAS 實施前後，受到中國各省份機制環境的影響下，新上市公司股價折價幅度的變化情形。本章首先依據相關文獻發展各項研究假說，其次說明樣本選取與資料來源，最後建立相關實證模型、變數的定義與衡量。. 第一節研究假說. 治政大依據主管機關的預期，IFRS-based 實施後，新上市公司股價折價的幅度將降立. 低。一般文獻中，國際財務準則(IFRS)會提高財務資訊的品質與提高比較性(Barth,. ‧ 國. 學. Landsman, and Lang, 2008；Armstrong, Barth, and Riedl, 2010)。採用新制的. ‧. IFRS-based CAS 之後，資訊品質將變得較佳，因而會降低市場上的資訊不對稱. io. er. 基於前述說明，本研究建立下列假說：. sit. y. Nat. 情形，新股折價的幅度也會變小。. H1a：IFRS-based CAS 實施後，新上市公司股價折價的幅度將降低。. al. n. v i n 新股上市時如有折價的情況，則在上市當日常常可以反映至正常價格，中國 Ch engchi U. 對於股價有漲停板的限制，而此限制隨著整體經濟情勢而有調整，因而新上市股如有折價的情形，往往無法在上市當日反映完畢，形成中國特殊的蜜月期現象。因此在強制實施 IFRS-based CAS 後，本文預期因為資訊不對稱的降低，蜜月期將因而縮短。於此，本研究建立下列假說： H1b：IFRS-based CAS 實施後，新股上市的蜜月期將縮短。在機制環境較差的地區，由於對於財務報導或是審計品質的需求較差(Wang, Wong, and Xia, 2008)，因而會有明顯的資訊不對稱情形出現。Daske, Hail, Leuz, and Verdi(2008)曾提到 IFRS 實施成功與否，重點不完全在 IFRS 本身，而在配套 13.

(20) 措施是否有完成，亦即整個環境機制與公司實施的誘因強度是成功的關鍵。如果機制背景相當薄弱，公司誘因也低，則實施 IFRS 反而提高了公司操控盈餘的動機。IFRS 這種原則式的準則，讓公司有更高的操控機會，由其是在中國各省機制環境不同的狀況下。據此，本研究預期下列假說的成立： H2a：在機制背景較進步與發達的地區，新上市公司股價折價的幅度將降低。 H2b：在機制背景較進步與發達的地區，新股上市的蜜月期將縮短。 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. 治政大在一般文獻中，國際財務準則(IFRS)會提高財務資訊的品質與提高比較性(Barth, 立交乘效果，亦即中國開始實施 IFRS-based CAS 後，會計資訊品質會變得更佳。. Landsman, and Lang, 2008；Armstrong, Barth, and Riedl, 2010)。因此本研究預期. ‧ 國. 學. 在 IFRS-based CAS 實施後，由於資訊不對稱降低，報導公司的人數會因而增加。. ‧. Daske, Hail, Leuz, and Verdi(2008)曾提到 IFRS 實施成功與否在配套措施是否有完. y. Nat. 成，亦即整個環境機制與公司實施的誘因強度是成功的關鍵。如果機制背景相當. er. io. sit. 薄弱，公司誘因也低，則實施 IFRS 反而提高了公司操控盈餘的動機。基於前面同一想法，本研究建立下列假說：. al. n. v i n H3a：IFRS-based CAS 實施後，新上市公司股價折價降低的幅度，會隨著 Ch engchi U. 所處機制成熟度而不同。. H3b：IFRS-based CAS 實施後，新股上市的蜜月期縮減的幅度，會隨著所處機制成熟度而不同。中國新上市公司新股股價常有過度反應的現象，基於前面同一想法，實施 IFRS-based CAS 由於可以提高資訊品質，降低資訊不對稱，對於純粹的新股折價與反應過度的幅度是否有不同程度的影響。因為資訊品質的提升與公開，有助於資訊不對稱的降低，因此新上市公司純粹的新股折價將降低。此外，由於反應過度變小，因而回跌幅度變小，表示回復正常價格這段期間的報酬也隨之變小。 14.

(21) 在機制背景較成熟的地區，也會出現這種類似的情況。因此本研究建立下列假說： H4a：IFRS-based CAS 實施後，新上市公司純粹的新股折價將降低。 H4b：IFRS-based CAS 實施後，市場反應過度所引起的報酬幅度將降低。. H5a：在機制背景較進步與發達的地區，新上市公司純粹的新股折價將降低。 H5b：在機制背景較進步與發達的地區，市場反應過度所引起的報酬幅度將降低。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 15. i n U. v.

(22) 第二節樣本選取與資料來源一、研究期間及樣本選取中國證監會 2001 年發佈並開始實施《首次公開發行股票輔導工作辦法》，對從事上市前輔導工作的主承銷商等仲介機構、擬首次公開發行股票的公司以及監管機構的行為予以規範，要求強烈監督新上市公司。因此本研究以該年為起始年，為使 IFRS-based CAS 實施前後期間較為對稱，故本研究的選樣期間為 2001 年至 2010 年。本研究以 2001 年至 2010 年的上海與深圳證券交易所的上市公司為研究對象，樣本共計 1,044 筆公司觀察值。. 立. ‧ 國. 學. 二、樣本來源. 政治大. 本研究之樣本與資料之蒐集，所需相關變數主要來自「台灣經濟新報」的大. ‧. 陸數據模組、大陸的 CSMAR「中國上市公司財務數據庫」以及 WIND 等資料庫。. sit. y. Nat. 其中，股票折價幅度所需之加權股價、收盤價、權益市場市值、簽證會計師、公. al. er. io. 司首次上市日、承銷價格等資料，取自「台灣經濟新報」的大陸數據模組、大陸. v. n. 的 CSMAR「中國上市公司財務數據庫」再加以整理之。公司機制等背景的資料. Ch. engchi. i n U. （包含資本市場成熟度、法律成熟度的替代變數）從 National Economic Research Institute：China Reform Foundation 或是樊綱與朱恆鵬編制的「中國市場化指數」自行用人工收集。該書每隔數年就會重新調查並修正數字乙次。. 16.

(23) 第三節實證模型與變數定義一、研究模式─H1 至H3 為了檢測本研究的假說 H1 至 H3，本研究以下列迴歸式檢測： 𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛1𝐴（𝐷𝑎𝑦𝑠）. = 𝛽0 + 𝛽1 𝐼𝐹𝑅𝑆 + 𝛽2 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝐿𝐴𝑊𝑡 + 𝛽3 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑁𝑆𝐸𝑡 + 𝛽4 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑀𝐷𝐸𝑡 + 𝛽5 𝐼𝐹𝑅𝑆 ∗ 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝐿𝐴𝑊𝑡 + 𝛽6 𝐼𝐹𝑅𝑆 ∗ 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑁𝑆𝐸𝑡. + 𝛽7 𝐼𝐹𝑅𝑆 ∗ 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑀𝐷𝐸𝑡 + 𝛽8 𝐿𝑂𝐺𝑀𝑉 + 𝛽9 𝐶𝑃𝐴 + 𝛽10 𝐼𝑁𝑆. + 𝛽11 𝐷𝑈𝑁𝐷𝐸𝑅𝑊𝑅𝐼𝑇𝐸𝑅 + 𝜀. 政治大停止漲停板的當日的天數，所以該實證模型將採 Poisson 迴歸模型加以分析，以立. 本研究以上市公司折價幅度與蜜月期為依變數，其中因蜜月期為上市當天至. ‧ 國. 學. 測試研究假說 H1b、H2b 與 H3b。上式各變數的意義分別說明於下：. ‧. 1. 依變數 𝑹𝒆𝒕𝒖𝒓𝒏𝟏𝑨（𝑫𝒂𝒚𝒔）. sit. y. Nat. 由於中國有漲跌停板的限制，因此新股承銷價過低時常常無法如歐美國家在. al. n. 價幅度的操作性定義𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛1𝐴𝑖𝑡 ：. er. io. 上市當日反映至正常價位。在漲跌停板的限制，本研究使用下列上市公司股價折. Ch. ∗. i∗v n U 𝐼𝑡. e n g c𝑃𝑡h� −i 𝐿𝑜𝑔 �. 𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛1𝐴∗𝑖𝑡 = 𝐿𝑜𝑔 �. 𝑃0. 𝐼0. �. 其中：𝑃𝑡 為上市第 t 日的收盤價，𝑃0 為承銷價，𝐼𝑡 (𝐼0 )為𝑃𝑡 當日（上市前一日）. 產業的加權股價指數。由於中國有漲跌停板的限制，上式𝑡 ∗ 的意義為停止漲停板當日。至於𝐷𝑎𝑦𝑠則為蜜月期，也就是上市當天至𝑡 ∗ 該日。 2. 主要自變數（1） 𝐼𝐹𝑅𝑆. 為一虛擬變數，𝐼𝐹𝑅𝑆 = 1代表實施 IFRS-based CAS 之後，𝐼𝐹𝑅𝑆 = 0為實施 17.

(24) IFRS-based CAS 之前，預測符號𝛽1 < 0。. （2） 𝐼𝑁𝑆𝑇：𝐼𝑁𝑆𝑇_𝐿𝐴𝑊／𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑁𝑆𝐸／𝐼𝑁ST_𝑀𝐷𝐸. 𝐼𝑁𝑆𝑇為機制環境的替代變數，本文援引樊綱、王小魯、張立文、朱恒鵬（2003）. 所建立的三項指標，包括𝐼𝑁𝑆𝑇_𝐿𝐴𝑊、𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑁𝑆𝐸與𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑀𝐷𝐸三項。三項指標分述如下：. 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝐿𝐴𝑊為市場中介組織的發育程度，顯示出市場完善的程度。該指標以. 律師人數與當地人口的比例及註冊會計師人數與當地人口的比例進行衡量。. 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑁𝑆𝐸為非國有經濟在工業總產值中的比重，顯示出各省份非國有企業. 治政大 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑀𝐷𝐸為政府與市場的關係指標。包含了市場分配經濟資源的比重與政立. 的發展程度，顯現市場化的程度。. 府對企業的干預等因素，顯示政府減少介入下市場化的程度。. ‧. ‧ 國. 學. 3. 控制變數. y. Nat. （1）公司規模(𝐿𝑂𝐺𝑀𝑉). er. io. sit. 由於規模較大公司資訊不對稱的情形比較不嚴重(Ritter, 1984)，本研究以權益市值的對數值作為控制變數，預期其與股價折價成負相關。. n. al. （2）內部人持股比率(𝐼𝑁𝑆). Ch. engchi. i n U. v. Leland and Pyle(1977)、Downes and Heinkel(1982)認為，內部人持股比率(𝐼𝑁𝑆) 愈高者，資訊不對稱比較不嚴重，且表示公司的一個價值較高的訊息傳遞特性，因此折價幅度會比較小。本研究所謂的內部人，是只董監事、經理人、持股 10 ％以上股東與董監事配偶與未成年直系親屬。（3）簽證會計師(𝐶𝑃𝐴) 簽證會計師𝐶𝑃𝐴具有監督功能(DeAngelo, 1981)，故其信譽與股價折價成負相關。而 Beatty(1989)、Menon and Willams(1991)發現聲譽佳的會計師傳遞了企業風險較低的特性，因此與折價成負相關。簽證會計師𝐶𝑃𝐴為一虛擬變數，十大 18.

(25) 會計師事務所簽證者為 1，否則為 0(Chen, Chen, and Su, 2001)。（4）主辦承銷商規模(𝐷𝑈𝑁𝐷𝐸𝑅𝑊𝑅𝐼𝑇𝐸𝑅 ). Logue(1973)、Titman and Trueman(1986)及 Carter and Manaster(1990)指出承. 銷商信譽愈佳，公司品質也愈好，新股折價將愈小。本研究以所屬承銷商在上市前三年的市場佔有率，為衡量承銷商的規模。𝐷𝑈𝑁𝐷𝐸𝑅𝑊𝑅𝐼𝑇𝐸𝑅 為一類別變數，當市場佔有率在後三分之一時，令其為 0；中間三分之一時，令其為 1；前三分之一時，令其為 2。本研究預期此變數的符號為負值。. 治政大為了檢測本研究的假說 H4、H5，本研究以下列迴歸式檢測：立. 二、研究模式─H4、H5. ‧ 國. 學. 𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛3（𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛2）. = 𝛽0 + 𝛽1 𝐼𝐹𝑅𝑆 + 𝛽2 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝐿𝐴𝑊𝑡 + 𝛽3 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑁𝑆𝐸𝑡 + 𝛽4 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑀𝐷𝐸𝑡. ‧. + 𝛽5 𝐼𝐹𝑅𝑆 ∗ 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝐿𝐴𝑊𝑡 + 𝛽6 𝐼𝐹𝑅𝑆 ∗ 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑁𝑆𝐸𝑡. y. Nat. + 𝛽7 𝐼𝐹𝑅𝑆 ∗ 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑀𝐷𝐸𝑡 + 𝛽8 𝐿𝑂𝐺𝑀𝑉 + 𝛽9 𝐶𝑃𝐴 + 𝛽10 𝐼𝑁𝑆. sit. er. io. + 𝛽11 𝐷𝑈𝑁𝐷𝐸𝑅𝑊𝑅𝐼𝑇𝐸𝑅 + 𝜀. 所有自變數都如前方程式（1）所述，但依變數𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛3（𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛2）則說明. n. al. 如下：. Ch. 1. 𝑹𝒆𝒕𝒖𝒓𝒏𝟑（𝑹𝒆𝒕𝒖𝒓𝒏𝟐）. engchi. i n U. v. 由於中國有漲跌停板的限制，因此新股承銷價過低時常常無法如歐美國家在. 上是當日反映至正常價位。在漲跌停板的限制，本研究使用兩種上市公司股價折價幅度的操作性定義：𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛1𝐴𝑖𝑡 與𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛1𝐵𝑖𝑡 。𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛1𝐴𝑖𝑡 的定義為： 𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛1𝐴∗𝑖𝑡. 𝑃𝑡∗ 𝐼𝑡∗ = 𝑙𝑜𝑔 � � − 𝑙𝑜𝑔 � � 𝑃0 𝐼0. 19.

(26) 其中： 𝑡∗ =. 𝑀𝑎𝑥 �𝑡� 𝑙𝑜𝑔 �𝑃. 𝑃𝑡. 𝑡−3𝑖. � − 𝑙𝑜𝑔 �𝐼. 𝐼𝑡. 𝑡−3𝑖. � > 0，𝜈𝑖 < 𝑡，其中𝑖 = 1,2,3 ⋯ ，且𝑡 = 1,2,3 ⋯�。. 𝑃𝑡 為上市第 t 日的收盤價，𝑃0 為承銷價，𝐼𝑡 (𝐼0 )為𝑃𝑡 當日（上市前一日）產業的加. 權股價指數。由於中國有漲跌停板的限制，上式𝑡 ∗ 的意義為相對於前三日的報酬，在扣除所屬產業報酬後所得到的異常報酬，連續為正時最大的 t。換言之，𝑡 ∗ 為. 蜜月期的長度。因此𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛1𝐴∗𝑖𝑡 為扣除蜜月期產業的正常報酬後，所得到的股價折價幅度（異常報酬）。. 政治大算𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛1𝐵 。在正常情況下，如果未受到外力干擾，則停止漲停板當日股價即立另一方面，本研究第二種𝑡 ∗ 的定義為停止漲停板當日，並以當日的收盤價計 ∗ 𝑖𝑡. ‧ 國. 學. 正常市價。然而，由於某些股票因受外在因素可能某日未漲，但在接下來幾天反. ‧. 而會漲，因而才另外使用𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛1𝐴∗𝑖𝑡 。. 由於公司新上市或增資發行股票時，常有反應過度現象，漲停後常會迴轉，. sit. y. Nat. 因此前述所計算的折價𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛1∗𝑖𝑡（包括𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛1𝐴𝑖𝑡 與𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛1𝐵𝑖𝑡 ），可以拆解為. al. er. io. 兩部份：𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛2∗𝑖𝑡 與𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛3∗𝑖𝑡 (Chin, Lin, and Syu, 2011)。如圖 3.3. 1 所示，𝑃2 𝑃0 之. n. 間的報酬為 𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛1∗𝑖𝑡 ， 𝑃1 𝑃2 之間的報酬為 𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛2∗𝑖𝑡 ， 𝑃1 𝑃0 之間的報酬為. Ch. engchi. i n U. v. 𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛3∗𝑖𝑡。換言之，迴轉以後的報酬𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛3∗𝑖𝑡 才是真正的新股折價，而𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛2∗𝑖𝑡 為過度反應在事後迴轉的部分。. 具體言之，本研究以蜜月期結束日(𝑡𝑖 ) 到 120 天後股價反彈的報酬為. 𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛2∗𝑖𝑡 的計算標準：. 𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛2∗𝑖𝑡 = 𝑙𝑜𝑔 �. ∗ ∗ 𝑃𝑡+120 𝐼𝑡+120 � − 𝑙𝑜𝑔 � � 𝑃𝑡 𝐼𝑡. 𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛3∗𝑖𝑡 = 𝑙𝑜𝑔 �. ∗ ∗ 𝑃𝑡+120 𝐼𝑡+120 � − 𝑙𝑜𝑔 � � 𝑃0 𝐼0. 上市日到蜜月期結束日 120 天(𝑡𝑖+120 )的報酬為. 20.

(27) P2 P1 P0 ti. 0. ti+120. 圖 3.3. 1：新股上市股價趨勢圖 𝑃1 𝑃0 之間的報酬𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛3∗𝑖𝑡 為真正的折價部分，而𝑃1 𝑃2 之間的報酬𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛2∗𝑖𝑡. 為市場過度反應部分，所以當實施 IFRS-based CAS 後，𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛3∗𝑖𝑡 會降低，而由. 於反應過度情況趨緩，因而為𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛2∗𝑖𝑡 市場過度反應所引起的報酬會降低，而. 政治大. 整體𝑃2 𝑃0 之間的報酬𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛1∗𝑖𝑡 也會降低。. 立. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 21. i n U. v.

(28) 第四章實證結果與分析第一節敘述性統計分析表 4.1. 1 為各變數之敘述性統計。折價幅度 1(Return1A)的平均數為 0.542，中位數為 0.484，最大值為 2.664，最小值為-1.121。折價幅度平均數大於中位數，顯示樣本中有一些公司的折價幅度很大，導致樣本分配產生右偏的現象。例如山東金泰集團股份有限公司在 2001 年上市時的承銷價為 2.6 元，但停止漲停板日的收盤價為 35.28 元，因而產生了樣本中的最大折價幅度 2.664。至於最小折. 治政大止漲停板日的收盤價卻跌破承銷價，僅為 33.2 元。蜜月期(Days)的平均數為 5.42 立價-1.121 為廣州東華實業股份有限公司在 2001 年上市時的承銷價 100 元，但停. 天，中位數為 5 天，最大值為 25 天，最小值為 1 天。. ‧ 國. 學. 折價幅度 3(Return3)為真正新股的折價幅度，其平均數為 0.438，中位數為. ‧. 0.354，最大值為 2.735，最小值為-0.956。最大值發生在 2001 年上市的青海賢成. y. Nat. 礦業股份有限公司，最小值為 2010 年上市的上海科泰電源股份有限公司。折價. er. io. sit. 幅度 2(Return2)為過度反應迴轉的部分，其平均數為-0.1，中位數為-0.131，最大值為 1.567，最小值為-1.194。根據結果發現，整體而言，許多上市公司的折價. n. al. 幅度皆大。. Ch. engchi. i n U. v. IFRS 為一虛擬變數，平均數為 0.7，表示公司大部份都在實施中國會計準則後才上市，表示在中國會計準則實施後，市場顯得更為活絡，公司有更大的動機上市獲取資金。在情境指數方面，三項指標的平均數為 5.762、7.917 和 8.687，均小於中位數 6.440、8.540 和 9.070。顯示在研究期間內，大部分上市公司在所處的市場環境開放度較低，正因為市場環境開放度較低，公司若將股票上市，才更有機會讓公司吸引投資大眾，挹入資金發展業務。內部人持股比率(INS)平均數為 73.933%，最大值有到 99.31%表示中國大陸上市公司內部人持股比重相當高。簽證會計師(CPA)為一虛擬變數，平均數為 22.

(29) 0.329，表示中國大陸公司在上市時較少找十大會計師事務所簽證。承銷商規模 (𝐷𝑈𝑁𝐷𝐸𝑅𝑊𝑅𝐼𝑇𝐸𝑅 )亦為一類別變數，平均數為 0.516，表示大部份中國大陸上市公司主辦承銷商的規模較小，承銷商的信譽與品質可能也較規模大者差。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 23. i n U. v.

(30) 表 4.1. 1：敘述性統計量變數. N. Mean. Median. Std Dev. Minimum Maximum. Return1A. 1044. 0.542. 0.484. 0.388. -1.121. 2.664. Days. 1044. 5.420. 5.000. 3.615. 1.000. 25.000. Return2. 1044. -0.100. -0.131. 0.428. -1.194. 1.567. Return3. 1044. 0.438. 0.354. 0.578. -0.956. 2.735. IFRS. 1044. 0.700. 1.000. 0.458. 0.000. 1.000. INST_LAW. 1044. 5.762. 6.440. 2.686. -8.750. 10.940. INST_NSE. 1044. 0.000. 11.120. INST_MDE. 1044. 政 8.540治 2.854 大 8.687 9.070 1.413 立. -4.660. 10.530. LOGMV. 1044. 15.205. 14.992. 1.131. 13.178. 22.736. 1044. 0.329. 0.000. 0.470. 0.000. 1.000. 1044. 73.933. 75.930. 9.455. 22.900. 99.310. 1044. 0.516. 0.000. 0.711. 0.000. 2.000. ‧ 國. y. Nat. DUNDERWRITER. ‧. INS. 學. CPA. 7.917. sit. n. al. er. io. Return1A 為新上市公司股價折價幅度，其公式為 Return1A=Log(Pt/P0)－Log(It/I0)，其中 Pt 為停止漲停板當日的收盤價，P0 為承銷價。It/I0 為 Pt 當日（上市前一日）的加權股價指數。 Days 為上市公司之蜜月期。Return2 為新上市公司股價過度反應迴轉的部分，其公式為 Return2=Log(Pt＋120/Pt)－Log(It＋120/It)，其中 Pt＋120 為停止漲停板日後 120 天的收盤價，Pt 為停止漲停板當日的收盤價。It＋120/It 為 Pt+120 當日（該日前一日）的加權股價指數。Return3 為新上市公司真正的折價幅度，其公式為 Return3=Log(Pt＋120/P0)－Log(It＋120/I0)，其中 Pt＋120 為停止漲停板日後 120 天的收盤價，P0 為承銷價。It＋120/I0 為 Pt+120 當日（上市前一日）的加權股價指數。INST_LAW、INST_NSE 和 INST_MDE 為三項機制環境的替代變數。公司規模 (LOGMV)為以公司權益市值的對數值。簽證會計師(CPA)為一虛擬變數，十大會計師事務所為 1，否則為 0。內部人持股比率(INS)：內部人是指董監事、經理人、與持股 10%以上股東與董監事配偶、未成年直系親屬。主辦承銷商規模(DUNDERWRITER)為為一類別變數，當承銷商市場佔有率在後三分之一時，令其為 0；中間三分之一時，令其為 1；前三分之一時，令其為 2。. Ch. engchi. 24. i n U. v.

(31) 第二節相關係數分析表 4.2. 1 列示變數間相關係數，右上方為積差(Pearson)相關，左下方為等級 (Spearman)相關。其中，Return1A 與 IFRS 相關係數顯著為負，顯示中國大陸實施 IFRS-based CAS 之後，因規範要求更多資訊的公開，因而降低投資者與公司間之資訊不對稱，使新股發行折價幅度顯著降低。 Return1A 與 INST_LAW、INST_NSE 和 INST_MDE 三項機制環境的替代變數相關係數顯著為負，顯示中國大陸該省份若市場成熟度愈高，會降低投資者與公司間之資訊不對稱，使新股發行折價幅度顯著降低。而在中國會計準則實施之. 政治大，存在顯著負相關。. 後，新股發行折價幅度也會因省份市場成熟度愈高，而顯著降低。此外，Return1A. 立. 與 LOGMV、CPA、INS 和 DUNDERWRITER. ‧ 國. 學. 在蜜月期方面，Days 與 IFRS、INST_LAW、INST_NSE 和 INST_MDE 三項機制環境的替代變數相關係數顯著為正；與 LOGMV 和 INS，存在顯著正相關。. ‧. 在 Return2 和 Return3 的部分，兩者與 IFRS 相關係數皆顯著為負。與. sit. y. Nat. INST_LAW、INST_NSE 和 INST_MDE 三項機制環境的替代變數相關係數也都. al. er. io. 顯著為負，顯示無論在股價反應過度或是真正新股發行折價兩部分，都會因為中. v. n. 國會計準則實施以及省份市場成熟度的影響下，使新股發行折價幅度顯著降低。. Ch. engchi. i n U. 此外，Return2 和 INS 存在顯著負相關。Return3 和 LOGMV、CPA、INS 和 DUNDERWRITER，存在顯著負相關。在主要變數方面，IFRS 與除了與 INST_LAW 為顯著負相關，與 INST_NSE 和 INST_MDE、LOGMV、CPA 和 INS 為顯著正相關；INST_LAW 與 INST_NSE 和 INST_MDE、LOGMV、CPA 和 INS 為顯著正相關；INST_NSE 與 INST_MDE、 INS 和 DUNDERWRITER 存在顯著正相關；INST_MDE 與 LOGMV、CPA、INS 和 DUNDERWRITER 存在顯著正相關。控制變數方面，LOGMV 與 CPA、INS 和 DUNDERWRITER 存在顯著正相關；CPA 與 INS 和 DUNDERWRITER 存在顯著正相關；INS 與 DUNDERWRITER 存在顯著正相關。 25.

(32) 表 4.2. 1：Pearson 相關係數表 Return1A. Return1A Days Return2 Return3 IFRS INST_LAW INST_NSE INST_MDE. CPA INS. Return3. IFRS. INST_LAW. INST_NSE. INST_MDE. LOGMV. CPA. INS. DUNDERWRITER. 0.007 (0.828) 0.037 (0.229). 0.679 (0.000) *** 0.097 (0.002) *** 0.743 (0.000) ***. -0.160 (0.000) *** 0.097 (0.002) *** -0.431 (0.000) *** -0.428 (0.000) ***. -0.171 (0.000) *** 0.087 (0.005) *** -0.248 (0.000) *** -0.301 (0.000) *** -0.652 (0.000) ***. -0.204 (0.000) *** 0.062 (0.047) ** -0.236 (0.000) *** -0.307 (0.000) *** 0.425 (0.000) *** 0.358 (0.000) ***. -0.187 (0.000) *** 0.036 (0.242) -0.382 (0.000) *** -0.406 (0.000) *** 0.553 (0.000) *** 0.607 (0.000) *** 0.755 (0.000) ***. -0.090 (0.004) *** 0.078 (0.012) ** -0.022 (0.474) -0.085 (0.006) *** 0.299 (0.000) *** 0.318 (0.000) *** -0.011 (0.733) 0.081 (0.009) ***. -0.097 (0.002) *** -0.011 (0.726) -0.051 (0.102) -0.105 (0.001) *** 0.173 (0.000) *** 0.266 (0.000) *** -0.011 (0.717) 0.091 (0.003) *** 0.306 (0.000) ***. -0.127 (0.000) *** 0.113 (0.000) *** -0.099 (0.001) *** -0.158 (0.000) *** 0.397 (0.000) *** 0.319 (0.000) *** 0.221 (0.000) *** 0.253 (0.000) *** 0.391 (0.000) *** 0.133 (0.000) ***. -0.237 (0.000) *** 0.013 (0.667) 0.022 (0.481) -0142 (0.000) *** 0.019 (0.538) 0.043 (0.168) 0.070 (0.025) ** 0.080 (0.010) *** 0.259 (0.000) *** 0.074 (0.017) ** 0.118 (0.000) ***. 0.037 (0.229) 0.097 (0.002) *** 0.097 (0.002) *** 0.087 (0.005) *** 0.062 (0.047) ** 0.036 (0.242) 0.078 (0.012) ** -0.011 (0.726) 0.113 (0.000) *** 0.013 (0.667). 0.743 (0.000) *** -0.431 (0.000) *** -0.248 (0.000) *** -0.236 (0.000) *** -0.382 (0.000) *** -0.022 (0.474) -0.051 (0.102) -0.099 (0.001) *** 0.022 (0.481). -0.428 (0.000) *** -0.301 (0.000) *** -0.307 (0.000) *** -0.406 (0.000) *** -0.085 (0.006) *** -0.105 (0.001) *** -0.158 (0.000) *** -0.142 (0.000) ***. 立. 0.652 (0.000) *** 0.425 (0.000) *** 0.553 (0.000) *** 0.299 (0.000) *** 0.173 (0.000) *** 0.397 (0.000) *** 0.019 (0.538). 政治大 0.359 (0.000) *** 0.607 (0.000) *** 0.318 (0.000) *** 0.266 (0.000) *** 0.319 (0.000) *** 0.043 (0.168). 0.755 (0.000) *** -0.011 (0.733) -0.011 (0.717) 0.221 (0.000) *** 0.070 (0.025) *. 0.081 (0.009) *** 0.091 (0.003) *** 0.253 (0.000) *** 0.080 (0.010) ***. ‧. DUNDERWRITER. Return2. 學. LOGMV. 0.104 (0.001) *** 0.007 (0.828) 0.674 (0.000) *** -0.160 (0.000) *** -0.171 (0.000) *** -0.204 (0.000) *** -0.187 (0.000) *** -0.090 (0.004) *** -0.097 (0.002) *** -0.127 (0.000) *** -0.237 (0.000) ***. Days 0.104 (0.001) ***. ‧ 國. 變數. 0.306 (0.000) *** 0.391 (0.000) *** 0.259 (0.000) ***. 0.133 (0.000) *** 0.074 (0.017) **. 0.118 (0.000) ***. n. al. er. io. sit. y. Nat. 本表變數請參考上述各項變數說明。表中數字右上方為 Pearson 積差相關分析，左下方為 Spearman 等及相關分析之結果，( )內的數字為 P 值。*、**與***分別表示 P 值小於 0.1、0.05 與 0.01（雙尾檢定）。. Ch. engchi. 26. i n U. v.

(33) 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. 政治大且達到顯著水準。表示實施中國會計準則之後，新上市公司蜜月期會縮短，支持立. 因而縮短。表報導 Poisson 實證結果。表中 Days 顯示，IFRS 係數為負(-0.710)，. ‧ 國. 學. 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. sit. y. Nat. 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. al. er. io. 顯示，INST_LAW 和 INST_NSE 係數為正數，但並不顯著。而 INST_MDE 係數. v. n. 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. Ch. engchi. i n U. 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 27.

(34) 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. 治政大H3a。股價的折價幅度反而上升。根據上述分析，支持假說立. 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. 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. ‧ 國. 學. 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. y. Nat. ×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. er. io. sit. 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，. n. al. 支持假說 H3b。. Ch. engchi. i n U. v. 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 28.

(35) 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、. 治政大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。立會計師）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. 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. ‧ 國. 學. 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。. y. Nat. 就市場反應過度引起的報酬幅度部分，表中 Return2 顯示，IFRS×INST_LAW. er. io. sit. 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. al. n. v i n 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 Ch engchi U 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 29.

(36) 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。. 治政大，結果並不顯著。然而，內部人持股比率 INS 係數. 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. 立. 為正，且達到顯著水準。. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 30. i n U. v.

(37) 表 4.3. 1：新上市公司股票折價幅度之分析結果 𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛1𝐴(𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛2, 𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛3） = 𝛽0 + 𝛽1 𝐼𝐹𝑅𝑆 + 𝛽2 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝐿𝐴𝑊𝑡 + 𝛽3 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑁𝑆𝐸𝑡 + 𝛽4 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑀𝐷𝐸𝑡 + 𝛽5 𝐼𝐹𝑅𝑆 ∗ 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝐿𝐴𝑊𝑡 + 𝛽6 𝐼𝐹𝑅𝑆 ∗ 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑁𝑆𝐸𝑡 + 𝛽7 𝐼𝐹𝑅𝑆 ∗ 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑀𝐷𝐸𝑡 + 𝛽8 𝐿𝑂𝐺𝑀𝑉 + 𝛽9 𝐶𝑃𝐴 + 𝛽10 𝐼𝑁𝑆 + 𝛽11 𝐷𝑈𝑁𝐷𝐸𝑅𝑊𝑅𝐼𝑇𝐸𝑅 + 𝜀 (1) (2) (3) Return1A Return2 Return3 變數 (t statistics) (t statistics) (t statistics) 1.130 1.001 2.133 Intercept (5.00) (4.39) (6.99) -0.899 -1.508 -2.404 － IFRS (-4.98)*** (-8.28)*** (-9.87)*** 0.003 0.029 0.031 － INST_LAW (0.36) (3.97)*** (3.10)*** 0.00001 0.050 0.051 － INST_NSE (0.00) (4.84)*** (3.69)*** -0.066 -0.217 -0.282 － INST_MDE (-2.99)*** (-9.78)*** (-9.51)*** IFRS× -0.078 -0.018 -0.093 (-5.26)*** (-1.24)# (-4.69)*** INST_LAW IFRS× -0.045 -0.040 -0.086 (-3.43)*** (-3.02)*** (-4.83)*** INST_NSE IFRS× 0.197 0.181 0.376 (6.09)*** (5.55)*** (8.63)*** INST_MDE 0.009 0.011 0.019 － LOGMV (0.70) (0.91) (1.14) -0.039 0.006 -0.030 － CPA (-1.38) (0.23) (-0.86) -0.001 0.003 0.002 － INS (-0.85) (2.39)** (1.22) -0.104 0.028 -0.077 － DUNDERWRITER (-6.20)*** (1.68)* (-3.39)*** N 1044 1044 1044 Adjusted R2 0.133 0.275 0.292 F-statistic <.0001 <.0001 <.0001. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v. 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。. 31.

(38) 表 4.3. 2：蜜月期之 Poisson 分析結果 𝐷𝑎𝑦𝑠 = 𝛽0 + 𝛽1 𝐼𝐹𝑅𝑆 + 𝛽2 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝐿𝐴𝑊𝑡 + 𝛽3 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑁𝑆𝐸𝑡 + 𝛽4 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑀𝐷𝐸𝑡 + 𝛽5 𝐼𝐹𝑅𝑆 ∗ 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝐿𝐴𝑊𝑡 + 𝛽6 𝐼𝐹𝑅𝑆 ∗ 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑁𝑆𝐸𝑡 + 𝛽7 𝐼𝐹𝑅𝑆 ∗ 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑀𝐷𝐸𝑡 + 𝛽8 𝐿𝑂𝐺𝑀𝑉 + 𝛽9 𝐶𝑃𝐴 + 𝛽10 𝐼𝑁𝑆 + 𝛽11 𝐷𝑈𝑁𝐷𝐸𝑅𝑊𝑅𝐼𝑇𝐸𝑅 + 𝜀 (1) 變數 Days 1.599 Intercept (<0.0001) -0.710 － IFRS (0.0008)*** 0.017 － INST_LAW (0.0607)* 0.023 － INST_NSE (0.0779)* -0.111 － INST_MDE (<0.0001)*** IFRS× -0.001 (0.6506) INST_LAW IFRS× -0.004 (0.8022) INST_NSE IFRS× 0.104 (0.0066)*** INST_MDE 0.015 － LOGMV (0.3074) -0.051 － CPA (0.1003) 0.006 － INS (0.0004)*** 0.009 － DUNDERWRITER (0.6482) N 1044 2 Pearson χ 2388.9496 Log Likelihood 3907.2129. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v. 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。. 32.

(39) 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(𝑡𝑖 )後第 120 天。才得出𝑃1 𝑃0 之間的報酬𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛3∗𝑖𝑡 為真正的折價部分，而𝑃1 𝑃2 之間的報酬𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛2∗𝑖𝑡 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(𝑡𝑖 )後第 100、110、130 和 140 天，分別設為判斷的時間點，. 政治大. 分別取得新股純粹折價與反應過度的兩部分報酬幅度。. 立P. 2. ‧ 國. 學. P1 P0. Nat. 圖 4.3. 1：新股上市股價趨勢圖. y. ti+120. sit. ti. ‧. 0. n. al. er. io. 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. i n U. v. 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、. Ch. engchi. -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 33.

(40) 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。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 34. i n U. v.

(41) 表 4.3. 3：各股價反應區間之新上市公司股票折價幅度之分析結果：純粹折價 𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛3 = 𝛽0 + 𝛽1 𝐼𝐹𝑅𝑆 + 𝛽2 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝐿𝐴𝑊𝑡 + 𝛽3 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑁𝑆𝐸𝑡 + 𝛽4 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑀𝐷𝐸𝑡 + 𝛽5 𝐼𝐹𝑅𝑆 ∗ 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝐿𝐴𝑊𝑡 + 𝛽6 𝐼𝐹𝑅𝑆 ∗ 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑁𝑆𝐸𝑡 + 𝛽7 𝐼𝐹𝑅𝑆 ∗ 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑀𝐷𝐸𝑡 + 𝛽8 𝐿𝑂𝐺𝑀𝑉 + 𝛽9 𝐶𝑃𝐴 + 𝛽10 𝐼𝑁𝑆 + 𝛽11 𝐷𝑈𝑁𝐷𝐸𝑅𝑊𝑅𝐼𝑇𝐸𝑅 + 𝜀 (1) (2) (3) (4) Return3_100 Return3_110 Return3_130 Return3_140 變數 (t statistics) (t statistics) (t statistics) (t statistics) 2.210 2.249 2.063 2.107 Intercept (7.58) (7.51) (6.66) (6.72) -2.220 -2.408 -2.483 -2.495 IFRS (-9.54) *** (-10.08) *** (-10.04) *** (-9.96) *** 0.032 0.031 0.033 .033 INST_LAW (3.42) *** (3.21) *** (3.26) *** (3.19) *** 0.052 0.052 0.053 0.053 INST_NSE (3.92) *** (3.78) *** (3.74) *** (3.72) *** -0.268 -0.280 -0.287 -0.292 INST_MDE (-9.46) *** (-9.65) *** (-9.54) *** (-9.59) *** IFRS× -0.095 -0.096 -0.097 -0.097 (-4.98) *** (-4.91) *** (-4.83) *** (-4.74) *** INST_LAW IFRS× -0.087 -0.087 -0.084 -0.085 (-5.15) *** (-5.03) *** (-4.68) *** (-4.67) *** INST_NSE IFRS× 0.364 0.381 0.383 0.383 (8.75) *** (8.94) *** (8.66) *** (8.56) *** INST_MDE 0.009 0.013 0.023 0.020 LOGMV (0.58) (0.82) (1.37) (1.20) -0.005 -0.020 -0.031 -0.014 CPA (0.14) (-0.59) (-0.89) (-0.40) 0.001 0.002 0.003 0.003 INS (0.73) (0.93) (1.43) (1.62) -0.091 -0.085 -0.064 -0.063 DUNDERWRITER (-4.20) *** (-3.84) *** (-2.79) *** (-2.72) *** N 1044 1044 1044 1044 2 Adjusted R 0.271 0.294 0.296 0.300 F-statistic <.0001 <.0001 <.0001 <.0001. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v. 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。. 35.

(42) 表 4.3. 4：各股價反應區間之新上市公司股票折價幅度之分析結果：過度反應 𝑅𝑒𝑡𝑢𝑟𝑛2 = 𝛽0 + 𝛽1 𝐼𝐹𝑅𝑆 + 𝛽2 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝐿𝐴𝑊𝑡 + 𝛽3 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑁𝑆𝐸𝑡 + 𝛽4 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑀𝐷𝐸𝑡 + 𝛽5 𝐼𝐹𝑅𝑆 ∗ 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝐿𝐴𝑊𝑡 + 𝛽6 𝐼𝐹𝑅𝑆 ∗ 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑁𝑆𝐸𝑡 + 𝛽7 𝐼𝐹𝑅𝑆 ∗ 𝐼𝑁𝑆𝑇_𝑀𝐷𝐸𝑡 + 𝛽8 𝐿𝑂𝐺𝑀𝑉 + 𝛽9 𝐶𝑃𝐴 + 𝛽10 𝐼𝑁𝑆 + 𝛽11 𝐷𝑈𝑁𝐷𝐸𝑅𝑊𝑅𝐼𝑇𝐸𝑅 + 𝜀 (1) (2) (3) (4) Return2_100 Return2_110 Return2_130 Return2_140 變數 (t statistics) (t statistics) (t statistics) (t statistics) 1.079 1.115 0.933 0.975 Intercept (5.13) (5.02) (3.98) (4.05) -1.325 -1.511 -1.588 -1.598 IFRS (-7.89) *** (-8.52) *** (-8.49) *** (-8.32) *** 0.031 0.030 0.031 0.031 INST_LAW (4.55) *** (4.14) *** (4.13) *** (4.00) *** 0.051 0.051 0.052 0.052 INST_NSE (5.33) *** (5.00) *** (4.85) *** (4.76) *** -0.203 -0.215 -0.222 -0.227 INST_MDE (-9.94) *** (-9.98) *** (-9.75) *** (-9.72) *** IFRS× -0.020 -0.021 -0.023 -0.022 (-1.45) (-1.46) (-1.49) (-1.41) INST_LAW IFRS× -0.042 -0.042 -0.038 -0.039 (-3.40) *** (-3.24) *** (-2.82) *** (-2.83) *** INST_NSE IFRS× 0.169 0.187 0.188 0.188 (5.63) *** (5.89) *** (5.62) *** (5.48) *** INST_MDE 0.002 0.006 0.015 0.013 LOGMV (0.14) (0.48) (1.21) (0.98) 0.031 0.016 0.005 0.022 CPA (1.31) (0.62) (0.17) (0.79) 0.002 0.003 0.004 0.004 INS (1.83) * (2.03) ** (2.63) *** (2.83) *** 0.014 0.020 0.041 0.042 DUNDERWRITER (0.92) (1.20) (2.36) ** (2.34) ** N 1044 1044 1044 1044 2 Adjusted R 0.243 0.271 0.285 0.288 F-statistic <.0001 <.0001 <.0001 <.0001. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v. 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。. 36.

(43) 第五章研究結論本研究旨在探討中國大陸實施 IFRS-based CAS 後，是否會因為該強制性規範的實施，使資訊不對稱的情形降低，進而造成新股上市股票折價幅度降低。此外，由於中國大陸各省份機制環境背景不同，各地方市場化的程度有別，在 IFRS-based CAS 實施後，新股上市股票折價幅度是否也會受到一定程度的影響。研究樣本為 2001 年至 2010 年，共計 1,044 筆中國大陸上市公司，試圖以 2005 年 IFRS-based CAS 適用前後，對稱的時間區間，為新股上市股票折價現象提供一個較完整的觀點。研究結果發現，實施 IFRS-based CAS 後，新股折價的幅度. 政治大. 的確顯著降低，新股上市的蜜月期也會因為準則實施後，資訊不對稱的情形降低，. 立. 有明顯的縮減。. ‧ 國. 學. 此外，中國大陸的法律環境與資本市場與其他國家環境背景並不相同，故本研究加入中國大陸市場化的指數，來探討中國會計準則實施後，新股上市股票折. ‧. 價幅度受到的影響程度。根據研究結果，在中國會計準則實施後，若地方機制環. y. Nat. sit. 境較進步且發達，該地區市場化的程度愈高，新股折價的幅度會也會因資訊更加. n. al. er. io. 公開而降低，然而，在中國會計準則實施之後，該強制性規範的要求下，卻使政. i n U. v. 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. Ch. engchi. 而上升。蜜月期亦如同前述，若政府在規範要求下介入市場，蜜月期也會因而增長。另外，因為市場會有反應過度的情況，本研究特別將新股折價分成純粹折價與反應過度兩部份進行探討。研究結果發現，實施 IFRS-based CAS 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。然而，若地方機制環境較進步且發達，該地區市場化的程度愈高，新上市公司純粹股價折價的幅度也會降低。但是該強制性規範的要求，使政府介入市場的程度上升，會造成反 37.

(44) 向的影響，新上市公司股價純粹的折價幅度也會因而上升。而市場反應過度引起的報酬幅度部分，也會有同樣的影響結果。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 38. i n U. v.