財務會計信息與ipo抑價(編輯修改稿)
2025-06-24 00:45 本頁面
【文章內(nèi)容簡介】 制其他因素的影響。在多元回歸分析中，先使用IPO抑價對IPO前操控性應計進行回歸，如果兩者具有顯著正相關(guān)關(guān)系，可以預期操控性應計的系數(shù)顯著為正。然后，在模型中加入盈余信息的其他組成部分，如現(xiàn)金流量等。如果發(fā)行公司IPO前操控性應計與IPO抑價的正相關(guān)關(guān)系不受現(xiàn)金流量影響，那么預期操控性應計的系數(shù)仍然顯著為正。借鑒以前研究的模型，本文首先使用IPO抑價（UnderP）作為因變量。股權(quán)保留比例可能在IPO定價過程中的信號作用，借鑒Fan（2007）的方法，在模型中加入股權(quán)保留比例變量。同行業(yè)內(nèi)的公司可能具有相似的特征，而不同行業(yè)的公司可能表現(xiàn)出不同的特征，在模型中加入行業(yè)虛擬變量使用固定效應模型回歸。檢驗模型如下： (5)考慮到中國資本市場IPO抑價程度較高，甚至出現(xiàn)高于300%的IPO抑價。為了使因變量更加接近正態(tài)分布，借鑒Leone、Rock和Willenborg（2007）的方法，對UnderP取自然對數(shù)形式轉(zhuǎn)化lnUP，作為回歸模型的因變量。檢驗模型如下： (6)相關(guān)變量的具體定義見表1。表1 變量定義表類型名稱定義因變量UnderPIPO抑價lnUPIPO抑價的自然對數(shù)形式，計算方式為ln（1+ UnderP）解釋變量CFO發(fā)行公司IPO前一年經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額，除以IPO后公司股數(shù)總額NDAC發(fā)行公司IPO前一年非操控性應計，除以IPO后公司股數(shù)總額DAC發(fā)行公司IPO前一年操控性應計，除以IPO后公司股數(shù)總額控制變量Size發(fā)行公司IPO前一年總資產(chǎn)的自然對數(shù)lnK發(fā)行公司籌資額的自然對數(shù)OR公司股權(quán)保留比例，公司發(fā)行新股之前的股數(shù)總額除以發(fā)行新股之后的股數(shù)總額TunrO發(fā)行公司首日交易換手率SOE表示最終控制人虛擬變量，當最終控制人是國有控制，取值為1，否則為0四、檢驗結(jié)果與分析（一）研究樣本和描述性統(tǒng)計1. 研究樣本由于審批制下IPO定價過程帶有較強的行政色彩，針對本文的研究目的，選擇期間限定為2001–2007年核準制下首次發(fā)行新股的中國資本市場A股公司作為樣本。然后進行以下樣本篩選程序：⑴ 考慮到金融、保險行業(yè)的特殊性，剔除了該行業(yè)的公司樣本；⑵ 有個別公司采用吸收合并的方式上市，如濰柴動力（000338）、上港集團（600018）；采用換購股票方式上市，如吉電股份（000875），剔除這些公司樣本；⑶ 剔除變量數(shù)據(jù)不全的公司樣本。上市公司財務數(shù)據(jù)來源于Wind資訊數(shù)據(jù)庫，IPO首日表現(xiàn)及股權(quán)變動數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，公司實際控制人數(shù)據(jù)來源于CCER數(shù)據(jù)庫。2. IPO抑價的描述性統(tǒng)計與分析研究樣本按年度的分布特征及IPO抑價特征見表2。樣本總數(shù)為432個，其中，2007年的IPO樣本最多，2005年的IPO樣本個數(shù)最少。由于2005年中國資本市場監(jiān)管部門開始推行股權(quán)分置改革，因此暫停了資本市場新股發(fā)行，直至2006年股權(quán)分置改革基本完成之后，才重新啟動新股發(fā)行。%，從樣本區(qū)間的時間上看，2001–2005年，IPO抑價呈下降趨勢，肖曙光和蔣順才（2006）由此而推斷是資本市場的市場化改革導致IPO抑價的下降。然而，比較2005–2007年的IPO抑價，不難發(fā)現(xiàn)其上升的趨勢，%，在樣本區(qū)間中位于最高水平。按照肖曙光和蔣順才（2006）的觀點，2006年和2007年的IPO樣本是在資本市場股權(quán)分置改革基本完成的背景下發(fā)行上市，資本市場更具有市場化的特征，IPO抑價水平預期應該更低，但事實恰好提供了相反的證據(jù)。表2 IPO抑價按年度的分布情況年度觀察值個數(shù)均值標準差最小值最大值200129% %%200261% %%200360% %%200495% %%200513% %%200662% %%2007112% %%合計432% %%3. 主要變量的描述性統(tǒng)計與分析主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表3。為了緩解UnderP的非正態(tài)性特征，借鑒Leone、Rock和Willenborg（2007）的方法進行自然對數(shù)轉(zhuǎn)換，得到變量lnUP。，表明其正態(tài)性特征比UnderP有所加強。對于發(fā)行公司IPO前一年的盈余信息指標，現(xiàn)金流量CFO、。DAC的均值明顯大于0，往往被認為是IPO前普遍存在收益向上盈余管理的證據(jù)。但與以前研究不同是，以前研究往往只關(guān)注DAC的影響，而忽視了其他盈余組成部分的可能影響。本文嘗試更加全面地考察盈余組成部分對IPO抑價的影響。表3 主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果變量樣本數(shù)均值標準差最小值25%分位數(shù)中位數(shù)75%分位數(shù)最大值UnderP432 lnUP432 CFO432 NDAC432 DAC432 Size432 lnK432 OR432 TunrO432 SOE432 （二）相關(guān)性分析相關(guān)系數(shù)表見表4。由于研究需要，對IPO抑價的衡量有2個不同的變量UnderP和lnUP?？疾霼nderP與發(fā)行公司IPO前一年盈余組成部分的相關(guān)性，UnderP與DAC顯著正相關(guān)，這與Xiong（2003）、陳共榮和李琳（2006）的研究結(jié)果相似。但值得注意的是，UnderP與CFO、NDAC表現(xiàn)出顯著負相關(guān)關(guān)系，；而且，DAC與CFO、NDAC表現(xiàn)出顯著負相關(guān)關(guān)系，這意味著如果遺漏對CFO和NDAC的影響進行分析，而單獨分析DAC帶來的影響，很有可能得到有偏誤的結(jié)論，甚至是錯誤的結(jié)論。實際上，由于NDAC和CFO對UnderP的影響為負，而且這兩個變量與DAC的相關(guān)性為負，因此，一旦缺失這兩個變量就會高估DAC對UnderP的影響。UnderP與公司規(guī)模Size、發(fā)行籌資額lnK、股權(quán)性質(zhì)顯著負相關(guān)，與股權(quán)保留比例OR、首日換手率TunrO顯著正相關(guān)。表4 Pearson相關(guān)系數(shù)UnderPlnUPCFONDACDACSizelnKORTunrOSOEUnderP lnUP CFO NDAC DAC Size lnK OR TunrO SOE 注：變量間相關(guān)系數(shù)下提供了雙尾檢驗的p值。（三）單因素檢驗與分析為了考察發(fā)行公司IPO前操控性應計與IPO抑價的關(guān)系，先按照發(fā)行公司操控性應計DAC排序并從小到大分成4組，對第1組和第4組的IPO抑價差異做均值檢驗?？梢园l(fā)現(xiàn)，按照DAC排序，UnderP表現(xiàn)出逐漸升高的特點，，在1%的顯著性水平下顯著。這個結(jié)果與Xiong（2003）、陳共榮和李琳（2006）的研究結(jié)果相似。然而，還需要對盈余信息的其他組成部分進行檢驗。如果DAC與UnderP的關(guān)系不是由于NDAC或者CFO所引起，可以預期按照NDAC或者CFO進行排序分組，UnderP所表現(xiàn)出的特征很可能與按照DAC排序分組下類似。但表5表明，按照NDAC排序分組，，在
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