轉上市能增加媒體能見度嗎？

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轉上市能增加媒體能見度嗎?

Can Exchange Listing Improve Media Visibility?

洪榮耀

1

Jung-Yao Hung

馬黛

2 Tai Ma 實踐大學國際貿易學系中山大學財務管理學系

1

Department of International Trade, Shin Chien University Kaohsiung Campus, &

2

Department of Finance, National Sun Yat-sen University

(Received April 22, 2005; Final Version June 27, 2005)

摘要：本文是國內首篇研究自中華民國櫃檯買賣中心移轉至台灣證券交易所之公司其媒體能見度變化，並以此變化來瞭解轉上市是否能增加公司能見度。我們針對1999, 2000, 2001及2003年台灣證券市場轉上市公司，以公司名稱被刊於平面媒體之次數做為公司媒體能見度指標，進行公司媒體能見度提升之相關分析。實證結果有三個主要發現， (1)公司藉由轉上市可提升其媒體能見度。 (2)上櫃時間長短及資本額大小與能見度效果互為反向。 (3)台灣證券市場轉上市公司之媒體能見度提升是與轉上市有關，而非來自盈餘成長或市值成長。本文結果可與Baker and Pettit (1982), Baker and Johnson (1990) 提出之管理者以能見度作為上市動機相互對應，並確認了Arbel and Strebel (1982, 1983), Carvel and Strebel (1987), Christie and Huang (1994) 及Baker et al. (1999b) 之較受忽略之公司轉上市效益較大之主張，但與Dharan and Ikenberry (1995), Baker et al. (1998) 及 Baker et al. (1999a) 指稱之盈餘成長或市值成長能增加公司能見度並不相同。

關鍵詞：上櫃轉上市、能見度、資本成長、盈餘成長

Abstract：This study is the first domestic paper to investigate the effect of media visibility on the firms switching trading location from the GreTai Securities Market (OTC) to the Taiwan Stock Exchange Corporation (TSEC). This paper analyzes the visibility improvement of the firms conducting exchange listing from 1999 to 2003, using media exposure as the indicator of a firm’s visibility. The empirical

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study has three main findings: (1) Exchange listing can improve media visibility. (2) The trading age in the OTC market and the capital scale have inverse influences on visibility effect. (3) The visibility effect of Taiwan’s exchange listed firms should be related to exchange listing, not growth of earnings or growth of market capitalization.The results of this paper correspond to the conclusion of Baker and Pettit (1982) and Baker and Johnson (1990) that management’s intention of exchange listing is visibility, and also confirm the finding of Arbel and Strebel (1982, 1983), Carvel and Strebel (1987), Christie and Huang (1994), and Baker et al. (1999b) that the exchange listing effect is higher on those relatively ignored firms. Nevertheless, our results differ from the finding of Dharan and Ikenberry (1995), Baker et al. (1998), and Baker et al. (1999a) that earnings or market capitalization growth can increase a firm’s visibility.

Keywords : exchange listing, visibility, growth of market capitalization, growth of earnings

1. 緒論

我國證券市場自 1962 年成立迄今，已有集中與店頭兩大交易市場，前者係提供大型產業股票流通；後者則提供規模較小之產業股票、政府債券、公司債及金融債券等之流通。自 1992 年南帝化工由店頭移轉至集中市場以來，截至 2003 年已有 215 家成功移轉至集中市場交易。特別是於 2000 年 5 月 15 日證期會通過台灣證券交易所函報之「台灣證券交易所股份有限公司上櫃公司有價證券轉申請上市審查準則」後，更達到高峰1。為何有如此多的上櫃公司轉換上市？Baker and Pettit (1982) 的調查研究指出，於 1975 至 1980 年轉上市至 NYSE 及 AMEX 公司及部分 Nasdaq 公司的管理者認為，上市能增加能見度 (visibility) 及聲譽 (prestige)。另外，Baker and Johnson (1990) 訪查 1985 至 1987 年於 NYSE 上市公司的管理者，發現提升能見度是管理者首要的上市動機。為何公司管理者將提升能見度列為重要的上市目的？Bakeret al. (1999a, 1999b) 認為提升能見度將使公司資訊易於取得，能吸引更多投資大眾的目光，有助於改善資訊不對稱，降低公司未來前景的不確定性。Bhardwaj and Brooks (1992) 指出低能見度在外部投資人和管理者及內部人間形成了較大的資訊不對稱，故投資人需付出較大的監督成本及面對較大的公司管理者資產移轉風險。因此，公司若能提升其能見度，將能有效降低上述之監督成本及資產移轉風險，吸引更 1 下表為台灣證券交易所至2003年，歷年通過上櫃轉上市公司之家數統計 (資料來源：台灣證券交易所)：年度 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 上櫃轉上市家數 1 3 0 2 0 5 12 14 63 48 43 24

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多投資人。Merton (1987) 建構理論評價模型發現，增加公司投資人人數將降低投資人預期報酬，使公司有較低的權益資金成本，進而提昇公司股票市值。因此，管理者有動機將公司移轉至全國性的交易所，來擴增其投資人人數。此外，Barry and Brown (1986) 將有限的資訊視為風險來源之一，也是公司管理者欲提升能見度的一個重要原因。雖然調查研究指出，管理者上市之首要動機為提升能見度，但公司轉上市後是否真能提升其能見度，著實令人懷疑。若轉上市公司上市後能見度並無提升，則管理者以提升能見度作為上市動機，其認知明顯有誤。到底轉上市公司上市後，能見度是無明顯提升呢？或如同管理者認為之能見度能提升呢？亦或是能見度提升，但與轉上市無關呢？為釐清上述問題，本文因而進行了轉上市公司上市後能見度變化相關研究。

先前研究轉上市公司上市後能見度變化的有，Baker and Spitzfaden (1982) 檢定於1978至1980 年轉上市至NYSE及AMEX的公司和其同性質之Nasdaq公司在媒體能見度上的差異，指出轉上市 至AMEX的公司較同性質的Nasdaq公司獲得更多的媒體報導。Baker et al. (1998) 發現由Nasdaq 移轉至NYSE交易的上市公司媒體能見度增加，並認為其媒體能見度增加與轉上市無關，而是與 快速的盈餘成長有關。Baker et al. (1999a) 則發現轉上市至NYSE之公司能見度提升主要和公司 市值成長有關，而非轉上市所致。Baker et al. (1999b) 認為能見度增加和AMEX上市有關，盈餘 成長無法解釋產生於轉上市公司能見度之效益。Kadlec and McConnel (1994) 分析了1980至1989 年273家由Nasdaq轉上市至NYSE之公司，發現上市後公司增加19％的股東，並增加27％的機構投資人，同時指出能見度上升與轉上市有密切關連。相較於國外眾多的轉上市公司上市後能見度變化研究，國內轉上市研究則僅有顧廣平、林蒼祥 (民90)，且其是針對轉上市公司上市前後異常報酬進行分析，並未探討轉上市公司上市後的能見度變化。有鑑於國內缺乏轉上市公司能見度變化研究，本文因而進行了轉上市公司上市後能見度變化分析。國外進行轉上市能見度分析時，存在於移轉市場間的交易機制不同、資訊提供服務差異及上市、櫃申請條件嚴格程度不同，可能影響研究結果2_{。然而，先前研究在分析能見度效果時，並} 未控制上述干擾，因此研究獲得之能見度提升，可能非單純由轉上市所造成，而是交易機制不同、資訊提供服務差異或是上市條件較嚴格帶來的訊號效果所致。由於我國櫃檯買賣中心與台灣交易所均採委託單競價方式進行交易，也都是利用股市公開觀測站提供相關之資訊服務，同時上市、 2 在交易機制方面，NYSE、AMEX屬於Auction/Specialist混合之交易市場，而Nasdaq則屬於Dealer之交易 市場。在資訊揭露方面，Nasdaq上市公司之資訊宣傳係由個別的造市者(Market Maker)提供，而NYSE、 AMEX則是由交易所提供討論所及相關說明會使分析師及資產管理者獲得公司資訊，相較之下NYSE、 AMEX提供之宣傳活動較有效率。在上市條件方面，NYSE除市值十億美金公司外，需符合年純益至少 250萬美金，而Nasdaq則是至多100萬美金，兩者有明顯差異。而AMEX由於為移轉至NYSE的中繼站，因此AMEX之申請條件不如NYSE嚴格。故Nasdaq與AMEX間之上市申請差異小於Nasdaq和NYSE間之差異。

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櫃申請條件差異也未如國外市場明顯3_{。因此，相較於先前國外研究，以我國證券市場之轉上市} 公司進行能見度效果分析，將具有交易機制、資訊提供服務相同及上市申請條件差異較小之優勢，獲得之能見度研究結果也將較為穩健。根據台灣證券交易所資料顯示，我國轉上市公司於店頭市場交易時間很短。以1999至2003 年轉上市至台灣證券交易所之上櫃公司為例，上櫃日至上市申請日平均僅1.998年，為何有此一 現象呢？Baker et al. (1999b) 認為移轉至全國性交易所交易之小公司能較大公司吸引到更多過 去未曾察覺到該公司的投資人，因此能見度提升之幅度較高。Arbel and Strebel (1982, 1983) 及 Carvel and Strebel (1987) 則指出越是被分析師與投資大眾忽略的股票，在轉換交易所後獲得的利益越大。Christie and Huang (1994) 發現自Nasdaq移轉至AMEX之小公司較大公司，獲得更多的轉上市利益。綜上所述，是否店頭交易時間較久之公司，已有較高的市場能見度，轉上市對其助益較小，因此較無意願轉換市場。所以，我國轉上市公司，才多為於店頭市場交易短暫的公司？此一推論有確認之必要。

另外，先前研究 (Dharan and Ikenberry (1995), Baker et al. (1998), Baker et al. (1999a), Baker et al. (1999b)) 曾針對能見度提升是否直接與轉上市有關，進行了盈餘成長及市值成長之關連性檢 測，但研究結果並不一致。本文擬在具有市場間差異較小之特點的台灣證券市場，再次進行能見度效果檢測。以釐清市場若存在能見度效果，其效果是與轉上市有關，亦或是來自盈餘成長或市值成長4_。綜上所述，本研究的主要目的有三：首先是分析轉上市公司於上市期間之媒體能見度變化，瞭解公司能見度是否在正式上市後有所提升，其次是分析能見度效果是否與公司市場受忽略程度有關，最後則是確認上市後之能見度提升是否真來自轉上市。本文使用1999, 2000, 2001, 2003年轉上市至台灣證券交易所交易之公司為樣本，以媒體能見度進行上市後公司能見度提升之實證研究，最終有三點主要發現：首先，我們發現樣本公司能經由轉上市提升媒體能見度。由於台灣上市、櫃市場間具有交易機制、資訊提供服務相同及上市、櫃申請條件差異未如國外市場明顯之優點，因此本文獲得的能見度提升之結果將較國外研究更強而有力。其次，本文發現上櫃時間長短、資本額大小與能見度效果互為反向。而上櫃時間較短， 3 根據台灣證券交易所有價證券上市審查準則及證券櫃檯買賣中心買賣有價證券審查準則顯示，申請上市獲利標準主要為最近二個會計年度均達6%以上，或最近二個會計年度平均達6%以上且最近一個會計年度之獲利能力較前一年度為佳者。而申請上櫃之主要獲利標準為個別及合併財務報表獲利能力最近年度達4%以上，且其最近一會計年度決算無累積虧損者；或最近二年度均達2%以上者；或最近二年度平均達2%以上，且最近一年度之獲利能力較前一年度為佳者。兩者之獲利差異較Nasdaq與NYSE間之差異小，而與Nasdaq和AMEX間之差異類似。 4 公司市值為股價乘以流通在外股數。

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媒體能見度提升幅度較大之結果，可說明為何國內轉上市公司多是上櫃時間較短之公司。最後，本文探討盈餘成長及市值成長對能見度提升之貢獻，實證顯示台灣轉上市公司之能見度效果並非來自盈餘成長及市值成長，而單純是與轉上市有關。綜上所述，本文結果與Baker and Pettit (1982), Baker and Johnson (1990) 管理者以能見度作為上市動機之發現相互呼應。同時，確認了Arbel and Strebel (1982, 1983), Carvel and Strebel (1987), Christie and Huang (1994) 及Baker et al. (1999b) 之 較受忽略之公司，轉上市效益較大之發現。但和先前研究較為不同的是，本文並未發現Dharan and Ikenberry (1995), Baker et al. (1998) 及 Baker et al. (1999a) 所指稱之盈餘成長及市值成長能增加 公司能見度。除第1節為緒論外，其餘章節架構如下：第2節建立能見度測度及欲檢測之假說，第3節為樣本資料及研究方法說明，第4節為轉上市公司能見度趨勢及檢定實證結果，第5節則為結論。

2. ਕ֍ޘീޘ̈́ࡁտ઄ᄲ

本文以公司名稱被刊登於平面新聞媒體之次數作為媒體能見度測度 (Media)，並以此測度觀 察公司是否會因股票自證券櫃檯買賣中心 (之後簡稱上櫃) 移轉至台灣證券交易所 (之後簡稱上市) 交易，能見度因而有所提升。以下，我們將根據提出之能見度測度，發展三個可被檢測的假說： H1：上櫃公司提出上市申請後，媒體能見度將顯著提升。同時，在正式移轉交易所後，能見度 效果將會持續。

Bhardwaj and Brooks (1992) 指出低能見度形成外部投資人、管理者及內部人間較大的資訊不對稱。Merton (1987) 認為低能見度使得公司有較大的資訊不對稱。若能提升公司能見度，將使得資訊不對稱降低，權益資金成本下降，公司股價上漲。而先前研究 (Van Horne (1970), Ying, et al. (1977), McConnel and Sanger (1987), Dharan and Ikkenberry (1995), 顧廣平與林蒼祥 (民 90)…等人)發現上櫃公司移轉至集中市場交易前，有正的顯著異常報酬。綜上所述，本文認為轉上市公司若如同管理者預期，轉上市能提升能見度，則轉上市公司在其提出上市申請後，可立即發現媒體能見度顯著增加。此外，由於轉上市期間媒體可能報導其轉上市訊息，且隨公司上市後此類報導可能減少。因此，轉上市公司上市後之媒體能見度可能低於上市前，但其上市後媒體能見度仍會顯著高於申請日前。 H2：上櫃時間較短、資本額較小之轉上市公司，其媒體能見度提升幅度較大。

Arbel and Strebel (1982, 1983) 及Carvel and Strebel (1987) 認為越被分析師與投資大眾忽略的股票，轉換交易所後獲得的利益更大。Christie and Huang (1994) 發現自Nasdaq移轉至AMEX 之小公司，可較大公司獲得更多的轉上市效益。Baker et al. (1999b) 則認為移轉至全國性交易所 之小公司，能較大公司吸引到較多過去未曾察覺到該公司的投資人，因此能提升更多的市場能見

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度。綜上所述，公司上市後投資大眾會投予那些上市前受市場忽略之公司較多的目光，因此相對於投資大眾先前較為關注之公司，其轉上市提升效益明顯較大。由於上櫃時間較短及資本額較小之公司，原先受投資人關注較少。因此，本文預期這些公司在轉上市後，將獲得較多利益。也就是說，轉上市後公司能見度之提升，會較其他公司為高。

H3：媒體能見度增加與盈餘成長率、市值成長率有關。

Dharan and Ikenberry (1995) 指出市值增減與能見度變化有關。Baker et al. (1998) 認為由 Nasdaq移轉至NYSE上市之公司，媒體能見度增加主要與快速的盈餘成長有關，非轉上市效果所 致。Baker et al. (1999a) 發現能見度提升主要和公司市值改變有關。Baker et al. (1999b) 則是指 出能見度和AMEX上市有關，而與盈餘成長無關。綜上所述，過去媒體能見度增加之起源研究，結果並未一致。為瞭解公司能見度提升是來自於市值成長、盈餘增加，亦或是轉上市所致。本文因而提出上述假說，以確認媒體能見度提升的來由。

3. ᇹώྤफ़̈́ࡁտ͞ڱ

本文主要研究標的，是於中華民國證券櫃檯買賣中心成功移轉至台灣證券交易所上市交易之公司，我們將觀察此一轉換交易所之行為，對其公司媒體能見度之影響。根據台灣證券交易所資料顯示，截至2003年12月31日，成功自上櫃市場移轉上市的公司共有215家。由於1999年前，資料庫中新聞媒體資料甚多缺漏，因此本文樣本首先排除了1999年前已提出上市申請之轉上市公司。其次，台灣證券交易所及證券櫃檯買賣中心於2002年7月1日同時進行市場交易機制調整，媒體報導此調整訊息可能排擠當時之公司新聞報導數量，進而影響媒體能見度之測量。為避免此一干擾，本文因而刪除2002年提出上市申請之轉上市公司5_{。最後，篩選出之樣本公司共140家，其} 上市申請分別分佈於1999, 2000, 2001及2003年。表1描述了各年度提出上市申請之轉上市樣本公司市場特性。首先，由表1得知上市申請於 2000年達至高峰，共56家公司，此後逐漸遞減。其次，在以上櫃日至上市申請日衡量上櫃時間下，我們發現樣本公司於櫃檯買賣中心僅進行短暫交易，平均為1.998年，而1999年之轉上市樣本公司於櫃檯買賣中心更僅只交易1.09年。另外，資料顯示樣本公司平均資本額僅有13億6千萬元，而2000年申請轉上市之樣本公司更只有8億。綜上所述得知，多數樣本公司是符合轉上市規定後， 5_{台灣證券交易所於2002年7月1日實施取消兩檔限制、採行盤中瞬間價格穩定措施、收盤價格採最後五分} 鐘集合競價及揭露最佳一檔買賣價量等四項交易新制；而櫃檯買賣中心也同時實施收盤價格改採最後五分鐘集合競價一項交易新制。由於交易制度改革時間緊鄰當年度轉上市公司上市申請日，為避免媒體報導此調整之訊息排擠當時公司新聞報導數量，影響上市申請前後期間之媒體能見度測量，干擾能見度提升檢定，本文因而刪除2002年轉上市公司。

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表1 各年度申請上市之樣本公司市場特性 年度 1999 2000 2001 2003 Total 家數 12 56 48 24 140 平均上櫃時間(年) 1.090 2.182 1.939 2.142 1.998 平均資本額(千萬元) 117.42 86.84 207.98 119.38 136.57 註：表中上櫃時間是以上櫃日至上市申請日衡量，單位為年。而資本額是以個股流通在外股數衡量，單位為千萬元。以樣本公司普立爾 (2394) 為例，其上櫃日為1999年2月5日，上市申請日為1999年6月10 日。因此，其以上櫃日至上市申請日衡量之上櫃時間計算方式為 (1999+(6+(10/30))/12)-(1999+(2+(5/30))/12) = 1999.5275-1999.180556=0.346944。而上式之計算是在假設 1個月30天。隨即提出上市申請。本研究媒體能見度資料，蒐集自得泓數位資訊新聞單篇簡報資料庫。該資料庫收錄了中國時報、工商日報、聯合報、經濟日報、聯合晚報、民生報、星報、中央日報及自由時報之單篇剪報影像。另外，公司上櫃日、上市申請日、上市日、資本額、市場價值及每股季盈 餘資料則來自台灣經濟新報 (Taiwan Economic Journal，之後簡稱TEJ) 資料庫。

本文採事件研究法概念，分析1999、2000、2001及2003年之轉上市公司是否因轉換交易市場，提升了公司媒體能見度。不同於先前研究，本文除分析上市日前後期能見度變化，亦將研究重心置於申請日前後期能見度變化之探討。因此，本研究是以申請日(T₁)及上市日(T₂)為事件基準日，將樣本期間分成兩個子樣本期間。而各子樣本期間又各分割為事件日前(申請日前、上市日前 ) 及事件日後 ( 申請日後、上市日後 ) 四個子研究期。其中，申請日前後子研究期包含 ) 2 , 3 (T1− T1− 、(T1− T2, 1−1)、(T1−1,T1)與(T1,T1+1)、(T1+ T1, 1+2)、(T1+ T2, 1+3)6個區間，共6個月的時間，而上市日前後子研究期則包含(T2− T3, 2−2)、(T2− T2, 2−1)、(T2−1,T2)與 ) 1 , (T2 T2 + 、(T2 + T1, 2+2)、(T2+ T2, 2+3)6個區間，共6個月的時間 6_{。而兩個子樣本期間有一} 半時間彼此相連，整個樣本期間約9個月7_(圖1)。 為檢定研究假說，本文首先計算第i家轉上市公司公司名稱於樣本期間第t日被刊登於平面新 聞媒體 (中國時報、工商日報、聯合報、經濟日報、聯合晚報、民生報、星報、中央日報及自由 時報) 之次數，並以此為其第t日之媒體能見度 (Media_i,_t)。因而第i家轉上市公司第j個事件日第k

個月累積媒體能見度 (CumulationMedia_i,_j,_k，之後簡稱CMediai,j,k) 為：

6 以樣本公司普立爾 (2394) 為例，其上市申請日為6月10日。故申請日前一個月 (T1−1至T ) 為5月11日1

至6月10日，申請日後一個月 (T 至₁ T1+1) 則為6月11日至7月10日。上市日之子研究期，也依此類推。 7 根據台灣證券交易所資料顯示，140家樣本公司申請至上市所需時間平均約為2.9個月。為避免干擾本文

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圖1 轉上市公司能見度效果之樣本期間 圖1之事件日1是指申請日，事件日2是指上市日。根據台灣證券交易所資料顯示，140家樣本公司自提出上市申請到正式上市，平均需時約2.9個月。本文為避免以不同事件日進行能見度提升分析時，獲得之研究結果相互干擾，因此將轉上市公司能見度效果之子研究期訂為3個月。故事件日1第一、二期及事件日2第一、二期時間均為3個月，其中事件日1第二期及事件日2第一期之時間大部分重疊。 ; 3 , 2 , 1 , 1 , 2 , 3 , 2 , 1 , 140 ,..., 2 , 1 , 0 0 1 , 1 0 0 , ) , ( , , , − − − = = = ⎩ ⎨ ⎧ < = ⎩ ⎨ ⎧ − < = =

∑

_∈ ₊₊ ₊₊ k j i else k if n else k if m Media CMediaijk _t _T _k _m_T _k _n it j j (1)

第i家轉上市公司第j個事件日k個月平均累積媒體能見度 (Average CumulationMedia_i,_j,_k，之後簡

稱_ACMedia_i_,_j_,_k) 為8_： ; 3 , 2 , 1 , 1 , 2 , 3 , 2 , 1 , 140 ,..., 2 , 1 , 0 1 , 1 0 , 0 0 1 , 1 0 0 ); , ( , 1 , , , , − − − = = = ⎩ ⎨ ⎧− < = ⎩ ⎨ ⎧ < = ⎩ ⎨ ⎧ < = ⎩ ⎨ ⎧ − < = + + + + ∈ =

∑

₌ k j i else k k if b else k if k a else k if n else k if m n k T m k T t CMedia k ACMedia j j b a l itk k j i (2) 故CMedia₁_,₁_,₋₃、ACMedia1,1,−3分別代表第1家轉上市公司於申請日前第3個月之累積媒體能見度與申請日前3個月之月平均累積媒體能見度。經計算後，我們發現樣本中有3家公司媒體資料有所遺漏，因此樣本公司減為137家。由於各公司媒體能見度大小差異頗大，若直接使用絕對差異 8 ACMedia為公司月平均累積能見度，其值是計算各樣本公司事件日前後三個月內公司名稱各月被刊登於 新聞媒體之次數共六個值，再分別累積事件日前三個月、兩個月及一個月和事件日後三個月、兩個月及一個月之各月公司名稱被刊登於新聞媒體之次數除以3,2,1及3,2,1即可獲得。事件日1 第一期事件日1 第二期上市日 (事件日2）事件日2 第一期事件日2 第二期申請日 (事件日1)

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進行能見度效果分析，恐無法表現不同媒體能見度規模之公司能見度變化程度，形成檢定偏差9_。因此，本文擬以_ACMedia_i_,₁_,₋₃做為第i家轉上市公司之月媒體能見度基準，計算相對能見度測度， 來分析轉上市公司之能見度效果。故先前之媒體能見度測度_CMedia_i_,_j_,_k、_ACMedia_i_,_j_,_k將修正為 k j i RCMedia,, 、RACMediai,j,k 10_： 3 , 2 , 1 , 1 , 2 , 3 , 2 , 1 , 137 ,..., 2 , 1 , 3 , 1 , , , , , = = = =− − − − k j i CMedia CMedia RCMedia i k j i k j i (3) 3 , 2 , 1 , 1 , 2 , 3 , 2 , 1 , 137 ,..., 2 , 1 , 1 , , , , =

∑

RCMedia i= j= k=− − − k RACMediaijk ijk (4) 本文是以(1)申請日前相對於申請日後、(2)上市日前相對於上市日後及(3)申請日前相對於上 市日後，共三組前後期能見度測度，進行成對樣本差異T檢定來檢測假說1之轉上市公司能見度 效果。由於我們已預期事件日前後期之能見度變化方向，故此一檢定為單尾檢定。 另外，本文以蒐集自TEJ之公司上櫃日及上市申請日計算上櫃時間，而以申請日當天公司流 通在外股數衡量公司資本額，並將計算獲得之各公司上櫃時間及資本額進行大小排序，區分樣本公司為上櫃時間較短、中等及較長與資本額較小、中等及較大各三組，各組分別有46、46、45 家樣本公司(表2)，來進行假說2之檢定。與先前假說1之能見度檢定相同，本文是以單尾成對樣 本T檢定，分析公司樣本日前後期能見度變化。我們預期上櫃時間較短及資本額較小之公司，能 見度效果將較為明顯。最後，本文是以迴歸模型檢測假說3能見度成長與市值成長及盈餘成長之關係，如下： i i i i EPSGROTH Capital VISIBILITY =α +α ∆ +α ∆ +ε ∆ 0 1 2 (5)

其中，∆VISIBILITY_i,∆EPSGROWTH_i,∆Capital_i分別為第i家轉上市公司之能見度成長率、盈餘成

長率及市值成長率，ε_i為其迴歸殘差。而實證上，式(5)之市值成長率是以上市日後三個月之平均日市值相對於申請日前三個月之平均日市值衡量，盈餘成長率是以上市日當季盈餘年增率 9 以市場有A、B兩家轉上市公司為例，假設A,B公司前後期媒體能見度分別為100,105及5,10，其絕對測度差異均為5，但兩者之增幅明顯不同，因此代表的意義明顯有所差異。為充分表現兩者增幅不同，同時避免檢定結果產生偏差，本文因此以標準化後的相對測度，來檢定事件日前後期能見度效果。 10 _{本文採用累積3個月之月平均媒體能見測度作為相對基準，以避免單月媒體能見測度為零，造成分母為} 零，無法計算相對測度。而式(3)、(4)之RCMedia、RACMedia分別代表月相對媒體能見度(Relation

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表2 樣本公司之上櫃時間及資本額分類表 資本額較小資本額中等資本額較大平均標準差平均標準差平均標準差資本額(千萬元) 54.52 9.64 78.67 8.30 284.13 615.3 上櫃時間較短上櫃時間中等上櫃時間較長上櫃時間(年) 1.149 0.233 1.607 0.142 3.306 1.536 註：表中上櫃時間是以上櫃日至上市申請日衡量，單位為年。而資本額是以個股流通在外股數衡量，單位為千萬元。相對於申請日當季盈餘年增率計算獲得，能見度成長率則是以上市日後三個月之相對月平均累積媒體能見度(RACMedia_i_,₂_,₃)相對於申請日前三個月之相對月平均累積媒體能見度(RACMedia_i_,₁_,₋₃) 進行測度11_{。另外，在進行盈餘及市值成長計算時，本文發現3家公司部分資料不全，經扣除後}

樣本減為134家。依Baker et al. (1998), Baker et al. (1999a), Baker et al. (1999b) 之研究模型得知， 若市值及盈餘成長對提升能見度有明顯助益，迴歸係數

α

₁_,

α

₂將顯著為正。若其為負或不顯著，則顯示能見度效果與盈餘成長及市值成長並非關連。以媒體能見度進行轉上市公司能見度效果研究，可能面臨轉上市所以媒體刊登，是否屬於每年例行性刊登造成的特定時間新聞刊登數較多12_{，干擾事件日前後期能見度差異檢定結果。為避} 免上述問題干擾能見度效果研究，本文研究方法及測度進行了下列處理或修正。 1.首先，本文在以(1)申請日前相對於申請日後、(2)上市日前相對於上市日後及(3)申請日前 相對於上市日後，三組前後期能見度測度，進行能見度成對樣本差異T檢定分析能見度效果時， 主要是藉由第(3)組之申請日前相對於上市日後之前後期能見度測度檢定結果，來確認轉上市公司上市後的能見度效果。避免轉上市所以媒體刊登新聞，造成的轉上市申請日後、上市日前能見度高估造成的第(1)、(2)組檢定誤差，影響能見度檢定結果。 2.其次，本文以三個月平均新聞刊登數，做為研究能見度效果的主要檢定測度，來避免每年例行性刊登新聞之干擾。同時，為確認此設定是否具有成效，本文以1995年前已上市之傳統類股 11 本文計算盈餘成長率時，是以單季調整前每股稅後盈餘為基礎，採年增率概念，如此可消除季節循環產生之之盈餘干擾。以a公司申請日當季單季調整前每股稅後盈餘為0.75元，前一年度相同之季單季調整前每股稅後盈餘為0.5元；上市日當季單季調整前每股稅後盈餘為0.85元，前一年度相同之季單季調整前每股稅後盈餘為0.5元為例，其申請日當季盈餘年增率即為50%，而上市日當季盈餘年增率為70%，其盈餘成長率為((70%-50%)/50%)*100% = 40%。

12_{Thompson, Olsen and Dietrich (1987), Mitchell and Mulherin (1992) 發現公開資訊在週內各日、月份間、} 及國定假日中存有特殊型態，並非常態性，有可能是和季報有關。因此，事件日前後能見度差異可能非轉上市所致，而是例行性刊登造成的特定期間新聞數較多所產生，而研究必須控制此一干擾。

(11)

(以塑化類股為樣本)、電子類股及金融類股共59家為樣本13_{，計算樣本各年度連續三個月平均新} 聞刊登數，並針對任兩個連續三個月平均新聞刊登數進行成對差異T檢定。表3、4分別為1995, 1997, 1999, 2001及2003年連續三個月平均新聞刊登數及任兩個連續三個月平均新聞刊登數之成 對T檢定結果。 表3顯示，包含2月之平均新聞刊登數有較小之現象，此一現象因與2月多處農曆過年，交易日較少，故新聞數較少有關。另外，由表4可發現在顯著水準0.1下，66組三個月平均新聞刊登數 成對T檢定，有15組呈現明顯差異，其中除1組樣本 (8, 9, 10 v.s 11, 12, 1) 不包含2月外，其餘14 組均包含2月。由此可知，以三個月平均新聞刊登數來消除例行性刊登問題，除包含2月新聞樣本較無法控制外(30組中有14組顯著)，是能有效降低例行性刊登之干擾。根據1999, 2000, 2001及 2003年轉上市公司上市申請日及上市日資料得知，140家樣本公司之樣本期間(申請日前3個月至上市日後三個月)，僅有5家公司樣本期間包含2月14_{。此資料顯示，本文以三個月平均新聞刊登} 數來分析轉上市公司媒體能見度效果，是能有效避免例行性刊登新聞干擾，是具有效力的。

4. ᖼ˯ξ̳Φਕ֍ޘड़ڍ၁ᙋඕڍ

首先，本文以事件日前後3個月之月媒體能見度 (RCMedia) 作圖，觀察轉上市公司事件期間 之媒體能見度變化趨勢(圖2)。由圖2發現，以事件日為基準之前後期間月媒體能見度趨勢均為V 表3 1995, 1997, 1999, 2001, 2003年連續三個月平均新聞刊登數 年度 1,2,3 2,3,4 3,4,5 4,5,6 5,6,7, 6,7,8 7,8,9 8,9,10 9,10,11 10,11,12 11,12,1 12,1,2 1995 232.67 255.67 301.33 332.67 348.67 351.67 326.00 304.33 297.00 315.00 297.67 256.33 1997 342.33 370.33 331.00 321.67 229.67 338.00 331.00 425.67 397.00 409.67 379.00 338.67 1999 483.33 504.33 563.00 564.00 567.67 590.00 549.67 509.00 459.00 459.67 475.67 444.67 2001 499.33 547.00 608.33 606.00 605.00 588.67 567.00 582.00 585.00 610.33 548.67 500.67 2003 689.33 659.67 632.33 594.00 614.00 712.33 797.67 799.33 792.67 762.33 770.33 706.00 註：上市上櫃公司之新聞皆來自於得泓數位資訊資料庫，由於1995年缺乏工商時報樣本資料，因此本文將工商時報新聞刪除。而股市投資人較常使用之中時晚報因資料庫並無提供，所以也無法計算。故上表中之新聞數，是計算公司名稱被刊登於經濟日報及聯合晚報上的次數所獲得。而上表1,2,3代表其值為 1,2,3月之平均，其餘也依此類推。。 13 59家樣本公司包含台塑、南亞、台聚、華夏、三芳、亞聚、台達化、台苯、福聚、國喬、聯成、中石化、達新、上曜、東陽、台化、麗正、聯電、全友、台達電、日月光、金寶、華通、台揚、神達、楠梓電、鴻海、佳錄、東訊、中環、仁寶、矽品、亞瑟、國巨、廣宇、華泰、台積電、精英、友訊、碧悠、清三、大同、震旦行、鼎大、飛瑞、大將、偉聯、中福、勤益、聲寶、彰銀、竹商銀、北商銀、南企、東企、台中銀、友聯、華票、農銀。 14_{5家樣本公司均為申請日前三個月包含2月，可能導致申請日前三個月計算之能見度測度低估，造成上市} 日後三個月能見度較亦高於申請日前，影響檢定結果。

(12)

表4 1995, 1997, 1999, 2001, 2003年任兩個連續三個月平均新聞刊登數之成對T檢定 月份 1,2,3 2,3,4 3,4,5 4,5,6 5,6,7, 6,7,8 7,8,9 8,9,10 9,10,11 10,11,12 11,12,1 2,3,4 -18.00 3,4,5 -37.80 -19.80 4,5,6 -34.27 -16.27 3.53 5,6,7, -23.60 -5.60 14.20 10.67 6,7,8 -66.74* -48.73* -28.94 -32.47 -43.13 7,8,9 -64.87** -46.87 -27.07 -30.60 -41.27 1.87 8,9,10 -74.67*** -56.67* -36.87 -40.40 -51.06 -7.93 -9.80 9,10,11 -56.74* -38.73 -18.94 -22.47 -33.13 10.00 8.13 17.93 10,11,12 -62.00* -44.00 -24.20 -27.73 -38.40 4.73 2.87 12.67 5.27 11,12,1 -44.87** -26.87 -7.07 -10.60 -21.27 21.87 20.00 29.80*** 11.87 17.13 12,1,2 0.13 18.13 37.93 34.40 23.73 66.87* 65.00** 74.80*** 56.87** 62.13** 45.00*** 註：上市上櫃公司之新聞資料皆來自於得泓數位資訊資料庫，由於1995年缺乏工商時報樣本資料，因此本文將工商時報新聞刪除。而股市投資人較常使用之中時晚報因資料庫並無提供，所以也無法計算。故上表中之新聞數，是計算公司名稱被刊登於經濟日報及聯合晚報上的次數所獲得。上表1,2,3代表其值為1,2,3月之平均，其餘也依此類推。表格內數值代表平均月新聞刊登數差異，而***, **, *分別表在0.01, 0.05, 0.1下的顯著水準。 0.6 0.7 0.8 0.9 1 1.1 1.2 1.3 1.4 1 2 3 4 5 6 7 8 9 圖2 樣本公司申請日及上市日前後三個月之月相對累積媒體能見度 (RCMedia) 趨勢圖 上圖為合併申請日及上市日之媒體能見度分佈分析，其橫座標為樣本期，縱座標為月相對累積媒體能 見度 (RCMedia)。由於申請日及上市日兩段樣本期間彼此有相互重疊之處，因此本文將其合併畫圖， 以便能清楚觀察轉上市期間媒體能見度趨勢，因而上圖橫座標1, 2, 3表示申請日前3個月，4, 5, 6則共代表申請日後3個月及上市日前3個月，而7, 8, 9表示上市日後3個月。樣本期 RCMedia

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型，顯示在事件日前後1個月媒體能見度將會異常增加，而前後2個月之媒體能見度則有衰退之趨勢15_{。同時，上述結果暗示若採用月媒體能見度進行事件日前後期能見度檢定，可能會因月資料} 波動過大而產生檢定誤差。因此，以下在進行事件日前後期能見度差異檢定時，本文擬改以相對 平均累積媒體能見度 (RACMedia) 做為檢定能見度差異時之測度，並以三個月相對平均累積媒 體能見度做為主要觀察重點。其次，圖2約略可看出轉上市公司之媒體能見度於申請日後即大幅提升，而上市日後媒體能見度則是略微下跌，但上市日後媒體能見度似乎仍大於申請日前，而此一能見度提升現象仍須待檢定時進一步確認。表5為樣本公司樣本期間之媒體能見度檢定結果。由表5a之Panel A申請日後第3與第2個月及第2與第1個月之月相對累積媒體能見度差異結果可知，在申請日後媒體能見度會先急速增加，然後立即下降，之後逐漸回升。另外，資料亦顯示申請日後第1及3個月之月媒體能見度顯著高於申請日前，而第2個月則與申請日前並無明顯差異，此現象說明了申請日後之媒體能見度應大於申請日前。而表5a之Panel B相對平均累積媒體能見度差異檢定，則確認了申請日後媒體能見度是顯著增加的。表5b為上市日前後期媒體能見度檢定結果。資料顯示上市後第2個月之媒體能見度明顯較上市前低，而上市後第1、3個月則與上市前無顯著不同。然而，上述結果並無法確認上市後媒體能見度是否明顯下降。而由表5b之Panel B累積平均媒體能見度檢定結果，則確認了上市日前後期能見度並無差異。在進行能見度研究時，重點應在探討其效果能否持續，因此觀察重心應置於比較上市日後與申請日前之媒體能見度。表5c為申請日前3個月與上市日後3個月之媒體能見度交叉檢測分析。資料顯示除前後1個月之媒體能見度差異不明顯外，其餘前後各期之媒體能見度均呈顯著增加，此代表樣本公司是有顯著媒體能見度提升的。綜合表5a, 5b及5c之結果，可確認假說1之上櫃公司提出上市申請後，公司能見度將顯著提升。同時，在正式轉換上市後，能見度效果將會持續之主張。由於台灣上市、櫃市場間具有交易機制、資訊提供服務相同，且上市、櫃申請條件差異不如國外市場明顯。因此，本文獲得的能見度提升結果，將可排除能見度效果是起因於交易機制差異、資訊提供服務差異。同時，也降低訊號效果對研究獲得能見度提升的衝擊。表6、7分別為以上櫃時間長短及資本額大小分組之樣本公司，轉上市期間相對平均累積月媒 體能見度(RACMedia)差異檢定結果。表6顯示上櫃時間較短及中等之公司，在提出上市申請後， 能見度立即顯著增加。但上櫃時間中等之公司，在上市後能見度隨即明顯下降；而上櫃時間較短之公司，能見度下降幅度，並不如上櫃時間中等之公司。從申請及上市日之前後期交叉檢定則發現，上櫃時間中等之公司，在上市後能見度已回復至申請日前之狀況；而上櫃時間較短之公司，在上市後能見度仍高於申請前，此顯示該類公司仍有顯著之能見度提升。表7之資料則顯示資本 15 此月能見度變動現象，應與先前認為例行性刊登會造成特定時間新聞刊登數較多有關。

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表5 樣本公司轉上市期間媒體能見度差異檢定分析 本表分為三個部分，a部份是以事件日為申請日之前後3個月媒體能見度差異檢定，b部份為以事件日為上市日之前後3個月媒體能見度差異檢定，而c部份則是申請日前3個月與上市日後3個月之媒體能見度差異檢 定。另外，表中檢定結果是由單尾成對樣本差異T檢定所獲得。 5.a 事件日為申請日 Panel A. 各月相對媒體能見度(RCMedia)前後期差異檢定 事件日前第3個月前第2個月前第1個月後第1個月後第2個月後第3個月前第2個月 -0.0926 前第1個月 0.0192 0.1117* 後第1個月 0.2275*** 0.3201*** 0.2084*** 後第2個月 0.0218 0.1144 0.0027 -0.2057 後第3個月 0.2796*** 0.3722*** 0.2605*** 0.0521 0.2578*** Panel B. 相對平均累積媒體能見度(RACMedia)前後期差異檢定 事件日前3個月後3個月前2個月後2個月前1個月後1個月平均累積媒體能見度 1.000 1.2008 0.9878 1.1491 1.0436 1.2520 前3個月vs後3個月前2個月vs後2個月前1個月vs後1個月前後期差異 0.2008*** 0.1614*** 0.2084*** 5.b 事件日為上市日 Panel A. 各月相對媒體能見度(RCMedia)前後期差異檢定 事件日前第3個月前第2個月前第1個月後第1個月後第2個月後第3個月前第2個月 -0.1173 前第1個月 -0.0040 0.1133 後第1個月 -0.0511 0.0661 -0.0471 後第2個月 -0.2407*** -0.1234 -0.2367*** -0.1896** 後第3個月 -0.0941 0.0231 -0.0901 -0.0430 0.1465 Panel B. 相對平均累積媒體能見度(RACMedia)前後期差異檢定 事件日前3個月後3個月前2個月後2個月前1個月後1個月平均累積媒體能見度 1.1996 1.1114 1.1794 1.0941 1.2360 1.1890 前3個月vs後3個月前2個月vs後2個月前1個月vs後1個月前後期差異 -0.0882 -0.0853 -0.0471 5.c 事件日分別為申請日與上市日之交叉分析 Panel A. 各月相對媒體能見度(RCMedia)前後期差異檢定 上市日申請日前第3個月申請日前第2個月申請日前第1個月後第1個月 0.1644 * 0.2570** 0.1452 後第2個月 -0.0252 0.0675 -0.0443 後第3個月 0.1214 * 0.2140** 0.1022 Panel B. 相對平均累積媒體能見度(RACMedia)前後期差異檢定(N=140) 申請日上市日申請日上市日申請日上市日前3個月vs後3個月前2個月vs後2個月前1個月vs後1個月 前後期差異 0.1114* 0.1063* 0.1452 ***, **, *分別表在0.01, 0.05, 0.1下的顯著水準

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表6 以上櫃時間區分之樣本公司轉上市期間相對平均累積媒體能見度 (RACMedia) 差異檢定分析 本表共分為三部分，a部份是以事件日為申請日之前後3個月媒體能見度差異檢定，b部份為以事件日為上市日之前後3個月媒體能見度差異檢定，而c部份則是申請日前3個月與上市日後3個月之媒體能見度差異檢 定。另外，表中檢定結果是由單尾成對樣本差異T檢定所獲得。 6.a 事件日為申請日之前後期相對平均累積媒體能見度(RACMedia) 事件日前3個月後3個月前2個月後2個月前1個月後1個月上櫃時間較短 1.000 1.3572 0.9950 1.3267 1.0951 1.3789 上櫃時間中等 1.000 1.2031 1.0234 1.1307 1.0253 1.2380 上櫃時間較長 1.000 1.0386 0.9409 0.9865 1.0098 1.1366 前後期差異前3個月vs後3個月前2個月vs後2個月前1個月vs後1個月上櫃時間較短 0.3572*** 0.3317** 0.2838** 上櫃時間中等 0.2031** 0.1043 0.2127* 上櫃時間較長 0.0386 0.0457 0.1268 6.b 事件日為上市日之前後期相對平均累積媒體能見度(RACMedia) 事件日前3個月後3個月前2個月後2個月前1個月後1個月上櫃時間較短 1.4147 1.2972 1.4108 1.2380 1.4971 1.3327 上櫃時間中等 1.1255 0.9916 1.1350 0.9930 1.1788 1.0698 上櫃時間較長 1.0554. 1.0438 0.9881 1.0504 1.0276 1.1636 前後期差異前3個月vs後3個月前2個月vs後2個月前1個月vs後1個月上櫃時間較短 -0.1174 -0.1728* -0.1644 上櫃時間中等 -0.1339* -0.1420* -0.1090 上櫃時間較長 -0.0116 0.0622 0.1360 6.c 事件日分別為申請日與上市日之前後期相對平均累積媒體能見度(RACMedia)差異交叉分析 申請日上市日申請日上市日申請日上市日樣本期間前後期差異前3個月vs後3個月前2個月vs後2個月前1個月vs後1個月上櫃時間較短 0.2972** 0.2430** 0.2376 上櫃時間中等 -0.0084 -0.0334 0.0445 上櫃時間較長 0.0438 0.1095 0.1538 ***, **, *分別表在0.01, 0.05, 0.1下的顯著水準

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表7 以資本額區分之樣本公司轉上市期間相對平均累積媒體能見度(RACMedia)檢定分析 本表共分為三部分，a部份是以事件日為申請日之前後3個月媒體能見度差異檢定，b部份為以事件日為上市日之前後3個月媒體能見度差異檢定，而c部份則是申請日前3個月與上市日後3個月之媒體能見度差異檢 定。另外，表中檢定結果是由單尾成對樣本差異T檢定所獲得。 7.a 事件日為申請日之前後期相對平均累積媒體能見度(RACMedia) 事件日前3個月後3個月前2個月後2個月前1個月後1個月資本額較小 1.0000 1.2663 1.0460 1.2500 1.1029 1.3648 資本額中等 1.0000 1.2699 0.9384 1.2189 0.9820 1.3000 資本額較大 1.0000 1.0632 0.9786 0.9748 1.0460 1.0872 前後期差異前3個月vs後3個月前2個月vs後2個月前1個月vs後1個月資本額較小 0.2663** 0.2040 0.2619 資本額中等 0.2699*** 0.2805*** 0.3184** 資本額較大 0.0632 -0.0038 0.0411 7.b 事件日為上市日之前後期相對平均累積媒體能見度(RACMedia) 事件日前3個月後3個月前2個月後2個月前1個月後1個月資本額較小 1.2540 1.1910 1.2520 1.1820 1.2650 1.2470 資本額中等 1.2196 1.1788 1.2245 1.1370 1.2475 1.2690 資本額較大 1.1230 0.9606 1.0588 0.9607 1.1950 1.0480 前後期差異前3個月vs後3個月前2個月vs後2個月前1個月vs後1個月資本額較小 -0.0630 -0.0705 -0.0183 資本額中等 -0.0408 -0.0875 0.0219 資本額較大 -0.1625 -0.0980 -0.1472 7.c 事件日分別為申請日與上市日之前後期相對平均累積媒體能見度(RACMedia)差異交叉分析 申請日上市日申請日上市日申請日上市日樣本期間前後期差異前3個月vs後3個月前2個月vs後2個月前1個月vs後1個月資本額較小 0.1914* 0.1357 0.1436 資本額中等 0.1788 0.1985 0.2875 資本額較大 -0.0394 -0.0179 0.0015 ***, **, *分別表在0.01, 0.05, 0.1下的顯著水準額較小及中等之公司在提出申請後，能見度顯著提升。同時，能見度在上市後雖有下降，但並不明顯。而申請及上市前後期之交叉檢定結果則可發現，資本額較小的公司上市後能見度較申請日前仍有增加之現象。綜合表6、表7結果，說明了假說2之資本額較小、上櫃時間較短之轉上市公司其能見度效果較大成立，也確認了Arbel and Strebel (1982, 1983), Carvel and Strebel (1987), Christie and Huang (1994) 之主張。

不同於過去研究 (Baker and Spitzfaden (1982), Baker et al. (1998), Baker et al. (1999a), Baker et al. (1999b))，本文為避免過多市場因素干擾，選擇較短的樣本期間分析轉上市公司的能見度效

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果，以期能更確認能見度效果僅與轉上市有關。但為精確起見，本文亦檢定了Dharan and Ikenberry (1995), Baker et al. (1998), Baker et al. (1999a), Baker et al. (1999b) 提出的盈餘及市值效果。

表8為各樣本公司轉上市期間月媒體能見度差異檢定及能見度影響因素分析。首先，表8a之媒體能見度成長之單樣本檢定結果顯示，僅有總樣本、上櫃時間較短、資本額較小及中等之樣本， 其相對媒體能見度成長率顯著異於零，此結果與先前相對平均累積媒體能見度(RACMedia) 之成 對檢定發現並無不同。其次，由表8b之盈餘及市值成長迴歸分析結果則發現，所有樣本之市值成長及盈餘成長係數雖大多為正，但並不顯著。此與先前預期之市值成長及盈餘成長係數顯著為正 (能見度成長與市值成長及盈餘成長有關)，明顯不同。因此，我們認為台灣證券市場轉上市公司 能見度效果應起因於轉上市，而非盈餘成長及市值成長。此結果與Baker et al. (1999b) 發現一 致，但不同於Dharan and Ikenberry (1995), Baker et al. (1998), Baker et al. (1999a)。

表8 各樣本公司轉上市期間媒體能見度差異檢定及其影響因素分析 本表共分為兩部分，a部份為媒體能見度成長率 ( VISIBILITY∆ ) 之單樣本異於零之差異檢定，b部份則是媒體能見度影響因素之迴歸分析，其迴歸方程式如下： i i i i EPSGROTH Capital VISIBILITY =α +α ∆ +α ∆ +ε ∆ ₀ ₁ ₂ 其中， i i i EPSGROWTH Capital VISIBILITY ∆ ∆ ∆ , , 分別為第i家轉上市公司之能見度成長率、盈餘成長率及市 值成長率， i ε 為其迴歸殘差。而市值成長率是以上市日後三個月之平均日市值相對於申請日前三個月之平均日市值衡量，盈餘成長率是以上市日當季盈餘年增率相對於申請日當季盈餘年增率計算獲得，能見度成長率則是以上市日後三個月之相對月平均累積媒體能見度 (RACMedia_i_,₂_,₃) 相對於申請日前三個月之相對月平均累積媒體能見度 (RACMedia_i_,₁_,₋₃) 進行測度。 8.a 媒體能見度成長率異於零之單樣本t檢定總樣本上櫃時間較短上櫃時間中等上櫃時間較長資本額較小資本額中等資本額較大樣本數 134 45 44 45 46 45 43 差異 10.896* 29.129** -1.086 4.380 18.416* 19.885* -6.555 8.b 媒體能見度影響因素迴歸分析 0 α 15.34* 29.11** 1.49 15.22 19.53 30.64* -8.90 1 α 0.139 0.279 -0.093 0.242 0.146 0.229 -0.113 2 α 0.233 -0.104 0.095 0.449 0.077 0.727 -0.077 F-值 1.71 0.84 0.51 1.98 0.24 2.35 0.66 Adj 2 R 0.011 0.000 0.000 0.043 0.000 0.058 0.000 ***, **, *分別表在0.01, 0.05, 0.1下的顯著水準

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5. ඕኢ̈́ޙᛉ

過去除顧廣平、林蒼祥 (民90) 曾對我國轉上市公司進行分析，發現1987至2000年自中華民國櫃檯買賣中心移轉至台灣證券交易所的92家公司在上市前具有正的異常報酬，上市後則出現負的異常報酬，並指出其上市前後之異常報酬歸因於轉上市宣告過度反應之價格修正，及經理人能擇時申請上市有關外，並無其他研究以台灣證券市場轉上市公司為樣本進行相關探討。本文有基於此，特別以我國轉上市公司為樣本，並針對國內尚缺乏之上市後能見度變化研究進行分析。而進行此一研究，將有助於瞭解轉上市對公司是否有提升能見度之助益。本文使用1999, 2000, 2001, 2003年自中華民國櫃檯買賣中心移轉至台灣證券交易所交易之公司為樣本，以公司名稱被刊於平面媒體之次數進行公司媒體能見度提升之實證分析，研究有三點主要發現：首先，樣本公司轉上市後媒體能見度均顯著提升，而由我國上市、櫃市場具有交易機制、資訊提供服務相同及上市、櫃申請條件差異未如國外市場明顯之優點下，獲得的能見度提升之結果將較國外研究更強而有力。其次，上櫃時間長短、資本額大小與能見度效果互為反向，此結果可說明為何國內轉上市公司多為上櫃時間較短之公司。最後，本文發現台灣轉上市公司之能見度效果並非來自盈餘成長及市值成長，而僅單純是與轉上市有關。上述結果確認了Baker and Pettit (1982), Baker and Johnson (1990) 提出之管理者以能見度作為上市動機，並與Arbel and Strebel (1982, 1983), Carvel and Strebel (1987), Christie and Huang (1994) 及 Baker et al. (1999b) 較受忽略公司轉上市效益較大之發現一致。另外，和Dharan and Ikenberry (1995), Baker et al. (1998) 及Baker et al. (1999a) 所指稱之盈餘成長及市值成長能增加公司能見度則有所不同。

在過去國內未曾針對符合資格及轉上市成功之上櫃公司的管理者進行轉上市動機調查研究下，本文獲得轉上市能提升公司媒體能見度之結果，在轉上市的研究中有兩點貢獻。首先是，若未來調查結果指出管理者轉上市動機與提升能見度有關，則本文獲得結果將能支持管理者認知無誤。其次是，調查研究若指出提升能見度並非管理者轉上市動機，則本文研究結果可提供管理者重新思考，轉上市能提升能見度是否增加其轉上市誘因，能誘使其轉上市。本文建議，未來在轉上市公司的研究上，應特別針對符合資格及轉上市成功之上櫃公司的管理者，進行轉上市動機調查研究，以便瞭解管理者提出轉上市的理由為何？如此將與本文獲得結果，能相互呼應。

ણ҂͛ᚥ!

顧廣平、林蒼祥，「我國股票上櫃轉上市前後之股價行為」，亞太社會科技學報，第1卷第1期，民國90年，83-104頁。

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