財務(wù)會計信息與IPO抑價

1、財務(wù)會計信息與IPO抑價陳勝藍（內(nèi)蒙古大學(xué)經(jīng)濟治理學(xué)院，呼和浩特 010021）摘要：本文以中國資本市場核準(zhǔn)制實施后首次公開發(fā)行股票的公司為樣本，考察發(fā)行公司財務(wù)會計信息與IPO抑價之間的關(guān)系。檢驗結(jié)果表明，在操縱公司盈余其他組成部分的阻礙后，操控性應(yīng)計對IPO抑價有顯著的負向阻礙。這意味著二級市場在對發(fā)行公司定價時充分使用了其財務(wù)會計信息，中小投資者能夠在一定程度上識不發(fā)行公司對會計操控權(quán)的使用，在平均意義上給予使用會計操控權(quán)增加報告盈余的公司一個折價，從而表現(xiàn)出更低的IPO抑價。關(guān)鍵詞：財務(wù)會計信息 IPO抑價 中小投資者Financial Accounting Information a

2、nd IPO UnderpricingCHEN Sheng-lan(School of Economics & Management, Inner Mongolia University, Hohhot 010021)Abstract：This study examines the relation between financial accounting information and IPO underpricing after the approval system for public offering of stocks was introduced in the Chinas ca

3、pital markets. The results indicate that there is a significant negative association between discretionary accruals and IPO underpricing after holding cash flow. The results also suggest that outside investors are not misled by earnings management.Key Words：Financial Accounting Information; IPO Unde

4、rpricing; Outside Investor作者簡介：陳勝藍（1978-），男，32歲，湖北武漢人，內(nèi)蒙古大學(xué)經(jīng)濟治理學(xué)院講師，獲中山大學(xué)治理學(xué)院會計學(xué)專業(yè)博士學(xué)位，要緊從事資本市場公司治理、財務(wù)與會計問題研究。曾在會計研究、中國會計評論等期刊公開發(fā)表論文。通信地址：內(nèi)蒙古呼和浩特市大學(xué)西路235號，內(nèi)蒙古大學(xué)經(jīng)濟治理學(xué)院郵政編碼：010021聯(lián)系電話子郵箱：chen_財務(wù)會計信息與IPO抑價陳勝藍（內(nèi)蒙古大學(xué)經(jīng)濟治理學(xué)院，呼和浩特 010021）摘要：本文以中國資本市場核準(zhǔn)制實施后首次公開發(fā)行股票的公司為樣本，考察發(fā)行公司財務(wù)會計信息與IPO抑價之間的關(guān)系。

5、檢驗結(jié)果表明，在操縱公司盈余其他組成部分的阻礙后，操控性應(yīng)計對IPO抑價有顯著的負向阻礙。這意味著二級市場在對發(fā)行公司定價時充分使用了其財務(wù)會計信息，中小投資者能夠在一定程度上識不發(fā)行公司對會計操控權(quán)的使用，在平均意義上給予使用會計操控權(quán)增加報告盈余的公司一個折價，從而表現(xiàn)出更低的IPO抑價。關(guān)鍵詞：財務(wù)會計信息 IPO抑價 中小投資者Financial Accounting Information and IPO UnderpricingCHEN Sheng-lan(School of Economics & Management, Inner Mongolia University, Ho

6、hhot 010021)Abstract：This study examines the relation between financial accounting information and IPO underpricing after the approval system for public offering of stocks was introduced in the Chinas capital markets. The results indicate that there is a significant negative association between disc

7、retionary accruals and IPO underpricing after holding cash flow. The results also suggest that outside investors are not misled by earnings management.Key Words：Financial Accounting Information; IPO Underpricing; Outside Investor一、引 言在公司首次公開發(fā)行股票（Initial Public Offering，簡稱為IPO）的過程中，由于發(fā)行公司與外部投資者之間存在較為

8、嚴(yán)峻的信息不對稱，往往導(dǎo)致外部投資者難以對公司準(zhǔn)確定價。Stoll和Curley（1970）等研究較早發(fā)覺資本市場中新股發(fā)行上市交易首日表現(xiàn)出系統(tǒng)的抑價現(xiàn)象，即新股上市后第一天在股票市場上的價格遠遠高于其發(fā)行價格，一般被稱為IPO抑價或者首日超額收益。IPO定價及其上市后的價格表現(xiàn)，關(guān)系著資本市場監(jiān)管機構(gòu)、發(fā)行公司、承銷商、中小投資者等多方利益主體的利益，也關(guān)系到資本市場發(fā)揮資源配置功能的效果。這一現(xiàn)象被發(fā)覺以后，立即引起研究者的高度重視，研究者從各種角度展開研究，提出了多種不同的理論解釋。中國資本市場2001年3月正式實施核準(zhǔn)制，監(jiān)管機構(gòu)不斷加強資本市場基礎(chǔ)制度建設(shè)，提高發(fā)行公司信息披露質(zhì)量

9、，推動IPO定價向市場化方向進展，為資本市場充分發(fā)揮其資源有效配置功能制造基礎(chǔ)條件（中國證監(jiān)會，2008）。然而，發(fā)行公司對外披露財務(wù)會計信息及其他相關(guān)信息，是否有效地降低了信息不對稱程度？中小投資者是機械地利用公司盈余信息，被公司內(nèi)部人使用會計操控權(quán)調(diào)整后的盈余信息所誤導(dǎo)，依舊能夠有效識不盈余信息的不同組成部分，從而對發(fā)行公司正確定價？這些問題仍然沒有得到深入的研究與考察。已有研究往往孤立考察操控性應(yīng)計與IPO抑價的關(guān)系，而忽視其他盈余組成部分的阻礙，專門可能得出錯誤的結(jié)論（Armstrong、Foster和Taylor，2008）。本文以中國資本市場核準(zhǔn)制實施后的IPO公司作為研究對象，把

10、公司盈余分解為現(xiàn)金流量、非操控性應(yīng)計與操控性應(yīng)計，全面地考察盈余組成部分與IPO抑價的關(guān)系，試圖為財務(wù)會計信息在IPO定價中的使用情況和效果提供更加穩(wěn)健的經(jīng)驗證據(jù)。本文后續(xù)部分結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分結(jié)合中國資本市場特點分析相關(guān)理論并提出研究假設(shè)；第三部分是研究設(shè)計，包括變量選擇與模型設(shè)定；第四部分給出實證檢驗結(jié)果與分析；最后是本文結(jié)論部分。二、理論分析與研究假設(shè)（一）財務(wù)會計信息與IPO抑價的理論分析西方文獻廣泛討論和研究了IPO抑價現(xiàn)象，提出多種分析模型與理論解釋，如信號傳遞（Allen和Faulhaber，1989）、贏家詛咒（Rock，1986）、信息瀑布（Welch，1992）和訴訟規(guī)

11、避（Tinic，1988）等。其中，對財務(wù)會計信息與IPO抑價關(guān)系的考察要緊基于信息不對稱理論。依照信息不對稱理論，假如能夠有效地降低IPO過程中的信息不對稱程度，IPO抑價也將隨之而降低。Leone、Rock和Willenborg（2007）考察發(fā)行公司在招股公告書中對籌資額用途的披露是否能夠降低IPO抑價程度，結(jié)果表明，自愿披露籌資額用途的發(fā)行公司能夠關(guān)心外部投資者在一定程度緩解事前不確定性，減小信息不對稱程度，從而降低IPO抑價。Boulton、Smart和Zutter（2008）關(guān)注財務(wù)會計信息質(zhì)量的跨國差異是否能夠解釋首日回報的跨國差異。他們認為，IPO抑價與國家層面的財務(wù)會計信息質(zhì)

12、量之間具有負相關(guān)關(guān)系。通過檢驗來自34個國家或地區(qū)的7306個IPO事件，結(jié)果發(fā)覺國家層面財務(wù)會計信息質(zhì)量與IPO抑價之間的關(guān)系具有統(tǒng)計上和經(jīng)濟上的顯著性。其中，樣本的首日回報平均為27.5%，財務(wù)會計信息質(zhì)量提高一個標(biāo)準(zhǔn)差導(dǎo)致IPO抑價下降3.2%?；诿绹Y本市場的制度背景，Xiong（2003）分析和考察了發(fā)行公司上市前的盈余治理與IPO抑價的關(guān)系。假如投資者對公司的定價要緊依靠于公司提供的盈余信息，或者投資者認為發(fā)行公司的報告盈余是公司以后獲得高業(yè)績的一個值得信賴的信號，發(fā)行公司有動機實施收益增加的盈余治理行為以提高發(fā)行價格。但提高發(fā)行價格也為發(fā)行公司帶來了潛在的成本，比如帶來更高的訴

13、訟風(fēng)險。因此，發(fā)行公司是否實施收益增加的盈余治理行為取決于對期望收益和潛在成本的綜合考慮。作者指出，由于承銷商更有可能發(fā)覺發(fā)行公司報告盈余中的盈余治理行為，發(fā)行價格的定價基礎(chǔ)專門可能是盈余治理前的“真實盈余”，而由于信息不對稱的存在，二級市場對公司定價的基礎(chǔ)是包含了盈余治理的報告盈余。因此，IPO抑價實際上是由于二級市場基于包含了收益增加盈余治理行為的報告盈余對公司進行定價，從而高估公司價值所導(dǎo)致。但作者沒有進一步分析假如發(fā)行價格是以“真實盈余”為定價標(biāo)準(zhǔn)，什么緣故發(fā)行公司仍然有動機實施收益增加的盈余治理行為。在研究設(shè)計方面，作者只關(guān)注操控性應(yīng)計與IPO抑價的關(guān)系，而忽視了其它盈余組成部分的阻

14、礙。受到Xiong（2003）的啟發(fā)，陳共榮和李琳（2006）使用同樣的方法考察了中國資本市場2000-2004年間首次公開發(fā)行股票公司IPO前盈余治理行為與IPO抑價的關(guān)系。作者發(fā)覺我國A股市場存在較高的抑價現(xiàn)象，IPO前盈余治理行為與IPO抑價顯著正相關(guān)?？紤]到中國資本市場與美國資本市場存在較大的制度性差異，但作者并沒有針對中國資本市場IPO制度特征展開分析，存在一定局限。（二）研究假設(shè)中國資本市場早期監(jiān)管部門對新股發(fā)行的審核制度采納審批制，實施額度治理的方法。在信息披露機制不完善和市場機制不健全的資本市場進展初期時期，這種方法有利于加強地區(qū)間的競爭，緩解監(jiān)管部門信息收集和甄不發(fā)行公司質(zhì)量

15、的困難（Pistor和Xu，2005）。2001年，中國資本市場新股發(fā)行治理制度從審批制向核準(zhǔn)制轉(zhuǎn)變，額度操縱的方法不再實行。隨著信息披露制度不斷完善，市場機制不斷加強，IPO發(fā)行定價逐漸成為監(jiān)管部分、發(fā)行公司、承銷商、機構(gòu)投資者、中小投資者等參與主體在基于一定信息分布下的共同博弈的結(jié)果。特不是，2006年股權(quán)分置改革差不多完成之后，IPO發(fā)行定價參與主體基于市場價格的利益基礎(chǔ)更加趨于一致。在現(xiàn)行的制度背景下，盡管監(jiān)管部門的管制仍然是造成IPO抑價的重要因素之一，但各個利益主體博弈的空間與審批制下有了專門大程度的提高，以財務(wù)會計信息為主的公司信息得到了更高程度的應(yīng)用。李志文和修世宇（2006）

16、指出由于公司的發(fā)行價格差不多被限制在一定的水平以下，同時這一水平足以吸引到足夠的投資者，發(fā)行公司并不需要擔(dān)心新股發(fā)行是否具有發(fā)行失敗的風(fēng)險，就可不能考慮通過抑價發(fā)行的方式保證股票發(fā)行的順利進行，發(fā)行公司內(nèi)部人仍然有動機通過盈余治理提高公司股票發(fā)行價格。Xiong（2003）認為二級市場的投資者要緊依照發(fā)行公司的報告盈余對公司進行定價，并不能識不發(fā)行公司對會計操控權(quán)的使用，因此，假如發(fā)行公司內(nèi)部人使用收益增加的會計操控權(quán)調(diào)整公司報告盈余，二級市場往往會作出過度反應(yīng)，從而表現(xiàn)出更高的IPO抑價。陳共榮和李琳（2006）也持有類似觀點，認為中國資本市場中小投資者要緊依靠于發(fā)行公司報告盈余進行定價，并

17、不能有效識不發(fā)行公司對會計操控權(quán)的使用。在此基礎(chǔ)上，本文提出如下研究假設(shè)：H1：其他條件不變，發(fā)行公司的操控性應(yīng)計與IPO抑價正相關(guān)。然而，以上分析假定二級市場股票價格不能有效反映發(fā)行公司真實價值，這與分析IPO抑價主流理論并不一致。依照有效市場假講，一旦發(fā)行公司股票上市交易，二級市場的股票價格對公司信息進行充分反應(yīng)，以反映公司預(yù)期的真實價值。IPO抑價衡量的是發(fā)行公司首日股票收盤價格與發(fā)行價格的差異率，因此，假如發(fā)行公司出于機會主義動機使用操控性應(yīng)計提高公司發(fā)行價格，而二級市場在首日能夠形成反映公司真實價值的股票價格，就會對這類公司給予一個折價，首日股票收盤價格會更低，產(chǎn)生較低的IPO抑價。

18、盡管Xiong（2003）的經(jīng)驗證據(jù)表明操控性應(yīng)計與IPO抑價具有正相關(guān)關(guān)系，但由于研究設(shè)計中并沒有考慮非操控性應(yīng)計和現(xiàn)金流量的阻礙，操控性應(yīng)計與IPO抑價的正相關(guān)關(guān)系有可能是一種假象（Desai、Rajgopal和Venkatachalam，2004；Armstrong、Foster和Taylor，2008）。因此，本文提出如下備擇研究假設(shè)：H2：其他條件不變，發(fā)行公司的操控性應(yīng)計與IPO抑價負相關(guān)。三、研究設(shè)計（一）要緊研究變量1. 操控性應(yīng)計本文衡量操控性應(yīng)計的方法與往常文獻一致，操控性應(yīng)計為總應(yīng)計減去非操控性應(yīng)計的差額，而非操控性應(yīng)計是使用橫截面的Jones模型（Defond和Jiam

19、balvo, 1994）可能得出。首先，使用從利潤表中取出的營業(yè)利潤和從現(xiàn)金流量表中取出經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額計算出總應(yīng)計ACC Collins和Hribar（2002）表明使用資產(chǎn)負債表方法計算的總應(yīng)計存在較大的偏誤，建議使用現(xiàn)金流量表方法計算總應(yīng)計。： (1)其中，ACC表示發(fā)行公司總應(yīng)計；EBXI表示公司特不調(diào)整前利潤，那個地點使用營業(yè)利潤數(shù)據(jù)；CFO表示公司經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額。然后，按照年度和行業(yè)可能如下Jones模型： (2)其中，ACCi,t表示樣本公司i第t年的總應(yīng)計；TAi,t-1表示樣本公司i第t1年的總資產(chǎn)；REVi,t表示樣本公司i第t年銷售收入變動額；PPEi,t表示樣

20、本公司i第t年的固定資產(chǎn)總額。使用OLS方法按照年度和行業(yè)分不可能出系數(shù)值，再代入以下模型計算出公司i第t年的操控性應(yīng)計： (3)其中，ACCi,t表示樣本公司i第t年的總應(yīng)計；TAi,t1表示樣本公司i第t1年的總資產(chǎn)；REVi,t表示樣本公司i第t年銷售收入變動額；RECi,t表示樣本公司i第t年應(yīng)收賬款凈額的變動額；PPEi,t表示樣本公司i第t年的固定資產(chǎn)總額。2. IPO抑價依照Ritter和Welch（2002），絕大多數(shù)研究中把IPO抑價定義為發(fā)行公司股票上市交易首日收盤價超過股票發(fā)行價的比率 Ritter和Welch（2002）指出在IPO首日市場交易中，其開盤價格與收盤價格差

21、異較小，因此，使用開盤價格和使用收盤價格計算IPO首日抑價的結(jié)果并不具有顯著性差異。因此，本文對IPO抑價的定義如下 考慮發(fā)行公司上市交易首日市場因素的阻礙，在敏感性分析中借鑒劉煜輝和熊鵬（2005）的做法對IPO首日抑價的計算使用市場指數(shù)進行調(diào)整。： (4)其中，UnderP表示IPO抑價；CloseP表示公司j在上市交易首日的收盤價格；IssueP表示公司j的發(fā)行價格。（二）操縱變量考慮到重要缺失變量會帶來缺失變量偏誤，參考往常研究發(fā)覺，本文設(shè)置一些操縱變量。 公司規(guī)模變量Size，陳工孟和高寧（2000）發(fā)覺規(guī)模較大的公司表現(xiàn)出IPO抑價較低的特征，本文使用公司IPO前一年總資產(chǎn)的自然對

22、數(shù)來操縱公司規(guī)模。 發(fā)行規(guī)模變量lnK，韓德宗和陳靜（2001）發(fā)覺發(fā)行規(guī)模與IPO抑價負相關(guān)，本文使用籌資金額的自然對數(shù)來操縱發(fā)行規(guī)模。 公司股權(quán)保留比例變量OR?？讗蹏屠钫埽?003）發(fā)覺股權(quán)保留比例能夠顯著阻礙發(fā)行公司在市場上的定價，因此本文設(shè)置這一變量進行操縱，定義為公司發(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。 換手率變量TunrO。陳共榮和李琳（2006）發(fā)覺換手率對IPO抑價具有顯著正向阻礙，本文使用首日交易的換手率進行操縱。 公司最終操縱人性質(zhì)虛擬變量SOE。為了操縱不同性質(zhì)公司的差異，本文設(shè)置該虛擬變量，假如最終操縱人性質(zhì)為國有，取值為1；否則取值為0。（三）檢驗方

23、法和模型Beaver（2002）認為由于現(xiàn)金流量與總應(yīng)計是負相關(guān)的，因此應(yīng)計異象專門可能是對現(xiàn)金流量錯誤定價的一個假象。Desai、Rajgopal和Venkatachalam（2004）考察了Sloan（1996）提出的應(yīng)計異象，進一步確定了Beaver（2002）的推斷。他們發(fā)覺：第一，操縱了現(xiàn)金流量以后，高操控性應(yīng)計與低操控性應(yīng)計公司的股票回報率并沒有顯著差異；現(xiàn)金流量代替了總應(yīng)計對以后股票回報的解釋力。盡管Beaver（2002），Desai、Rajgopal和Venkatachalam（2004）關(guān)注總應(yīng)計，但總應(yīng)計的組成部分非操控性應(yīng)計和操控性應(yīng)計也與現(xiàn)金流量負相關(guān)（Xie，200

24、1）。在考察盈余信息與IPO抑價的關(guān)系時，也面臨同樣的問題。借鑒Desai、Rajgopal和Venkatachalam（2004）和Armstrong、Foster和Taylor（2008）的研究設(shè)計，本文的檢驗方法如下：首先，采納單變量分析方法進行檢驗。為了考察發(fā)行公司IPO前操控性應(yīng)計與IPO抑價的關(guān)系，先按照發(fā)行公司操控性應(yīng)計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。假如發(fā)行公司IPO前操控性應(yīng)計與IPO抑價具有正相關(guān)關(guān)系，那么能夠預(yù)期第1組和第4組的IPO抑價均值差異顯著為正。下一步需要檢驗發(fā)行公司IPO前操控性應(yīng)計與IPO抑價的正相關(guān)關(guān)系是否由于現(xiàn)金流量所

25、引起的。這就需要按照發(fā)行公司IPO前現(xiàn)金流量排序并從小到大分成4組，并對第1組和第4組的IPO抑價差異做均值檢驗。假如IPO前操控性應(yīng)計與IPO抑價的正相關(guān)關(guān)系不是由于現(xiàn)金流量所引起，能夠預(yù)期IPO抑價按照IPO前現(xiàn)金流量排序所表現(xiàn)出的特征應(yīng)該與按照IPO前操控性應(yīng)計排序所表現(xiàn)出的特征相似。其次，采納多元回歸模型進行檢驗。這種檢驗方法的優(yōu)勢在于能夠操縱其他因素的阻礙。在多元回歸分析中，先使用IPO抑價對IPO前操控性應(yīng)計進行回歸，假如兩者具有顯著正相關(guān)關(guān)系，能夠預(yù)期操控性應(yīng)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。假如發(fā)行公司IPO前操控性應(yīng)計與IPO抑價的正相

26、關(guān)關(guān)系不受現(xiàn)金流量阻礙，那么預(yù)期操控性應(yīng)計的系數(shù)仍然顯著為正。借鑒往常研究的模型，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(yīng)模型回歸。檢驗?zāi)Ｐ腿缦拢?(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

27、的因變量。檢驗?zāi)Ｐ腿缦拢?(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(yīng)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(yīng)計，除以IPO后公司股數(shù)總額操縱變量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表示最終操縱人

28、虛擬變量，當(dāng)最終操縱人是國有操縱，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20012007年核準(zhǔn)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： = 1 * GB2 考慮到金融、保險行業(yè)的專門性，剔除了該行業(yè)的公司樣本； = 2 * GB2 有個不公司采納汲取合并的方式上市，如濰柴動力（000338）、上港集團（600018）；采納換購股票方式上市，如吉電股份（000875），剔除這些公司樣本； = 3 * GB2 剔除變量數(shù)據(jù)不全的公司樣本。上市公司財

29、務(wù)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，公司實際操縱人數(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)分置改革差不多完成之后，才重新啟動新股發(fā)行。樣本平均的IPO抑價為120.01%，從樣本區(qū)間的時刻上看，20012005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(dǎo)

30、致IPO抑價的下降。然而，比較20052007年的IPO抑價，不難發(fā)覺其上升的趨勢，特不是2007年的IPO抑價高達200.10%，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)分置改革差不多完成的背景下發(fā)行上市，資本市場更具有市場化的特征，IPO抑價水平預(yù)期應(yīng)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看值個數(shù)均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值200129138.83%0.87 0.74%340.15%200261136.36%0.86 24.78%428.25%20036074.00%0.44 16.43

31、%227.99%20049569.80%0.55 -9.00%324.89%20051349.63%0.35 2.79%133.86%20066286.65%0.59 0.00%345.71%2007112200.10%1.10 51.02%538.12%合計432120.01%0.95 -9.00%538.12%3. 要緊變量的描述性統(tǒng)計與分析要緊變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表3。樣本IPO抑價UnderP的最小值和最大值分不為-0.090和5.381，均值和中位數(shù)分不為1.200和0.933。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

32、自然對數(shù)轉(zhuǎn)換，得到變量lnUP。lnUP的最小值和最大值分不為-0.094和1.853，均值和中位數(shù)分不為0.712和0.659，表明其正態(tài)性特征比UnderP有所加強。關(guān)于發(fā)行公司IPO前一年的盈余信息指標(biāo)，現(xiàn)金流量CFO、非操控性應(yīng)計NDAC和操控性應(yīng)計DAC的均值分不為0.432、-0.169和0.186。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治理的證據(jù)。但與往常研究不同是，往常研究往往只關(guān)注DAC的阻礙，而忽視了其他盈余組成部分的可能阻礙。本文嘗試更加全面地考察盈余組成部分對IPO抑價的阻礙。表3 要緊變量描述性統(tǒng)計結(jié)果變量樣本數(shù)均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值25%分位數(shù)中

33、位數(shù)75%分位數(shù)最大值UnderP4321.200 0.945 -0.090 0.552 0.933 1.530 5.381 lnUP4320.712 0.379 -0.094 0.440 0.659 0.928 1.853 CFO4320.432 0.442 -1.522 0.189 0.356 0.598 3.102 NDAC432-0.169 0.332 -2.447 -0.276 -0.126 -0.016 1.358 DAC4320.186 0.477 -1.701 -0.053 0.130 0.404 2.721 Size43220.008 1.290 18.143 19.215

34、19.766 20.338 27.310 lnK43210.529 0.914 9.110 9.976 10.316 10.752 15.715 OR4320.700 0.074 0.517 0.644 0.717 0.748 0.978 TunrO4320.617 0.128 0.230 0.520 0.630 0.710 0.940 SOE4320.523 0.500 0.0000.0001.0001.0001.000（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，兩者的相關(guān)系數(shù)高達0.969?？疾霼nderP與發(fā)行公司IPO前一年

35、盈余組成部分的相關(guān)性，UnderP與DAC顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.125，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，相關(guān)系數(shù)分不為-0.104和-0.158；而且，DAC與CFO、NDAC表現(xiàn)出顯著負相關(guān)關(guān)系，這意味著假如遺漏對CFO和NDAC的阻礙進行分析，而單獨分析DAC帶來的阻礙，專門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的阻礙為負，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的阻礙。UnderP與公司規(guī)

36、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)UnderPlnUPCFONDACDACSizelnKORTunrOSOEUnderP1.000lnUP0.969 1.0000.000 CFO-0.104 -0.129 1.0000.031 0.007 NDAC-0.158 -0.150 -0.146 1.0000.001 0.002 0.002 DAC0.125 0.131 -0.512 -0.622 1.0000.010 0.006 0.000 0.000 Size-0.222 -0.234 0.209 0.

37、059 -0.147 1.0000.000 0.000 0.000 0.223 0.002 lnK-0.245 -0.258 0.214 0.120 -0.135 0.864 1.0000.000 0.000 0.000 0.012 0.005 0.000 OR0.118 0.113 0.254 -0.072 -0.001 0.418 0.313 1.0000.014 0.019 0.000 0.133 0.990 0.000 0.000 TunrO0.514 0.576 -0.065 -0.144 0.111 -0.090 -0.169 0.108 1.0000.000 0.000 0.18

38、1 0.003 0.021 0.063 0.000 0.025 SOE-0.115 -0.097 0.025 0.163 -0.223 0.339 0.297 -0.167 -0.059 1.0000.017 0.044 0.606 0.001 0.000 0.000 0.000 0.001 0.218 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(yīng)計與IPO抑價的關(guān)系，先按照發(fā)行公司操控性應(yīng)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。能夠發(fā)覺，按照DAC排序，UnderP表現(xiàn)出逐漸升高的特點，第4組和第1組的U

39、nderP均值分不為1.378和1.021，均值差異為0.358，在1%的顯著性水平下顯著。那個結(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。假如DAC與UnderP的關(guān)系不是由于NDAC或者CFO所引起，能夠預(yù)期按照NDAC或者CFO進行排序分組，UnderP所表現(xiàn)出的特征專門可能與按照DAC排序分組下類似。但表5表明，按照NDAC排序分組，第4組和第1組的UnderP均值分不為1.472和1.184，差異為-0.288，在5%的顯著性水平下顯著；按照CFO排序分組，第4組和第1組的UnderP均值分不為1.312和1.0

40、61，差異為-0.250，在5%的顯著性水平下顯著。單因素檢驗結(jié)果表明除了DAC，盈余信息的其他組成部分同樣對UnderP具有重要阻礙，同時，NDAC和CFO對UnderP的阻礙模式與DAC并不一致。假如忽視NDAC和CFO對UnderP的阻礙，專門有可能得到關(guān)于DAC和UnderP關(guān)系的錯誤結(jié)論（Desai、Rajgopal和Venkatachalam，2004；Armstrong、Foster和Taylor，2008）。表5 UnderP與盈余組成部分的單因素檢驗結(jié)果Quartiles低高差異（第4組第1組）第1組第2組第3組第4組DAC1.0211.1801.2221.3780.358*

41、(2.850)NDAC1.4720.9641.1801.184-0.288*(2.056)CFO1.3121.1861.2421.061-0.250*(1.997)樣本數(shù)108108108108注：括號內(nèi)給出均值t檢驗的t值。*表示p0.05，*表示p0.01。（四）多元回歸分析多元回歸分析能夠彌補單因素分析的缺陷，進一步操縱其他因素的阻礙，考察盈余信息組成部分對IPO抑價的阻礙。表6a給出了使用UnderP作為因變量的回歸結(jié)果。模型1中使用IPO抑價變量UnderP對操控性應(yīng)計變量DAC進行回歸，DAC的系數(shù)為0.247，在1%的顯著性水平下顯著，這與單因素檢驗的結(jié)果相同。模型2加入了一系列

42、操縱變量，公司規(guī)模變量Size的系數(shù)為-0.194，在1%的顯著性水平下顯著，表明公司規(guī)模與IPO抑價具有負相關(guān)關(guān)系，公司規(guī)模越大，IPO抑價水平越低。公司籌資額變量lnK的系數(shù)為-0.003，不具有統(tǒng)計顯著性。股權(quán)保留比例變量OR和首日換手率變量TurnO表現(xiàn)出對UnderP的顯著正向阻礙，系數(shù)分不為2.391和3.447，在1%的顯著性水平下通過了顯著性檢驗。但值得注意的是，操縱了其他因素的阻礙后，DAC的系數(shù)盡管仍然為正，但明顯減小，從0.247減小到0.087，而且不具有統(tǒng)計顯著性。模型3使用固定效應(yīng)模型操縱了年度和行業(yè)效應(yīng)，DAC的系數(shù)為0.046，t值為0.61，與模型2相比，DA

43、C對UnderP阻礙的經(jīng)濟顯著性與統(tǒng)計顯著性進一步下降。能夠發(fā)覺，在不考慮盈余其他組成部分的阻礙時，操控性應(yīng)計對IPO抑價具有微弱的正向阻礙，但不具有統(tǒng)計顯著性。表6a 財務(wù)會計信息與IPO抑價的回歸結(jié)果自變量因變量：UnderP模型1模型2模型3模型4模型5模型6DAC0.247*0.0870.046-0.427*-0.480*-0.379*(2.63)(1.04)(0.61)(-2.52)(-3.26)(-2.68)NDAC-0.942*-0.740*-0.516*(-3.69)(-3.50)(-2.75)CFO-0.561*-0.524*-0.422*(-4.39)(-4.48)(-3.

44、71)Size-0.194*0.011-0.248*-0.0390(-2.60)(0.14)(-3.30)(-0.52)lnK-0.003-0.281*0.0961-0.192*(-0.04)(-2.89)(1.01)(-1.95)OR2.391*-0.7732.956*-0.211(3.72)(-1.24)(4.43)(-0.33)TunrO3.447*2.977*3.318*2.885*(11.28)(8.24)(11.11)(8.06)SOE0.085-0.0070.062-0.017(0.90)(-0.08)(0.67)(-0.22)截距1.154*1.253*2.667*1.362*

45、1.201*2.570*(24.84)(1.82)(3.50)(17.63)(1.74)(3.40)年度操縱操縱行業(yè)操縱操縱聯(lián)合假設(shè)的F統(tǒng)計量與p值DAC=NDAC11.99*3.97*1.37(0.000)(0.047)(0.243)DAC=CFO1.680.240.24(0.195)(0.621)(0.621)NDAC=CFO4.07*1.850.45(0.044)(0.175)(0.505)N432432432432432432adj. R20.0130.3130.5150.0460.3320.524F6.90034.3715.429.24324.6914.48注：所有的回歸模型都使用W

46、hite（1980）的方法得到異方差穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤，括號內(nèi)給出調(diào)整后的t值。*表示p0.10，*表示p0.05，*表示p0.01。表6b 財務(wù)會計信息與IPO抑價的回歸結(jié)果自變量因變量：lnUP模型1模型2模型3模型4模型5模型6DAC0.105*0.0380.025-0.182*-0.192*-0.143*(2.74)(1.18)(0.93)(-2.51)(-3.10)(-2.57)NDAC-0.384*-0.284*-0.187*(-3.89)(-3.52)(-2.70)CFO-0.253*-0.226*-0.180*(-4.50)(-4.52)(-3.91)Size-0.085*0.003

47、-0.106*-0.017(-3.06)(0.12)(-3.72)(-0.62)lnK0.001-0.118*0.043-0.083*(0.08)(-3.33)(1.16)(-2.28)OR0.955*-0.3491.205*-0.116(3.83)(-1.55)(4.68)(-0.48)TunrO1.571*1.352*1.520*1.315*(13.19)(10.39)(12.92)(10.09)SOE0.0550.0100.0440.006(1.57)(0.35)(1.30)(0.22)截距0.692*0.704*1.318*0.790*0.668*1.267*(36.15)(2.36)

48、(4.46)(25.03)(2.21)(4.34)年度操縱操縱行業(yè)操縱操縱聯(lián)合假設(shè)的F統(tǒng)計量與p值DAC=NDAC13.664.091.21(0.000)(0.044)(0.272)DAC=CFO2.700.911.37(0.101)(0.341)(0.243)NDAC=CFO3.411.020.02(0.066)(0.314)(0.892)N432432432432432432adj. R20.0150.3830.6060.0520.4030.617F7.49341.8327.8510.5631.0226.30注：所有的回歸模型都使用White（1980）的方法得到異方差穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤，括號內(nèi)

49、給出調(diào)整后的t值。*表示p0.10，*表示p0.05，*表示p0.01。為了綜合考慮盈余信息的阻礙，后3個模型同時加入了操控性應(yīng)計變量DAC、非操控性應(yīng)計變量NDAC和現(xiàn)金流量變量CFO。在相關(guān)性分析中指出，由于NDAC和CFO對UnderP的阻礙為負，同時，這兩個變量與DAC的相關(guān)性為負，因此，缺失這兩個變量時，會高估DAC對UnderP的阻礙。因此，在回歸模型中加入NDAC和CFO后，預(yù)期DAC的系數(shù)會減小。模型4表明DAC、NDAC和CFO的系數(shù)分不為-0.427、-0.942和-0.561，都在5%的顯著性水平下顯著。這意味著在操縱了NDAC和CFO后，DAC實際上對UnderP會產(chǎn)生

50、顯著負向的阻礙。在聯(lián)合檢驗中，DAC和NDAC系數(shù)的差異十分顯著（F值為11.99，p值為0.000），DAC和CFO系數(shù)的差異不具有顯著性（F值為1.68，p值為0.195），NDAC和CFO的差異顯著（F值為4.07，p值為0.044）。模型5加入了公司規(guī)模等操縱變量，盈余組成部分變量的系數(shù)有所減小，但仍然具有高度顯著性（都在1%的顯著性水平下顯著）。在聯(lián)合檢驗中，DAC和NDAC系數(shù)差異仍然顯著（F值為3.97，p值為0.047）。模型6操縱了年度和行業(yè)固定效應(yīng)，DAC、NDAC和CFO的系數(shù)分不為-0.379、-0.516和-0.422，與模型5相比有所減小，當(dāng)仍然在1%的顯著性水平下

51、顯著。聯(lián)系檢驗中，盈余組成各個部分之間不再具有顯著的差異。通過以上回歸結(jié)果能夠發(fā)覺，假如不考慮盈余組成的其他部分，專門可能得到操控性應(yīng)計與IPO抑價正相關(guān)關(guān)系的結(jié)果（Xiong，2003；陳共榮和李琳，2006）。一旦操縱了盈余組成的其他部分后，操控性應(yīng)計對IPO抑價具有顯著負向阻礙。這表明二級市場投資者能夠在一定程度上理解公司財務(wù)會計信息，并對盈余信息的不同組成部分進行定價。檢驗結(jié)果支持研究假設(shè)H2，而并不支持研究假設(shè)H1。Leone、Rock和Willenborg（2007）的回歸模型使用了IPO抑價的自然對數(shù)形式作為因變量，這種做法能夠加強因變量的正態(tài)性特征。借鑒他們的方法，使用IPO抑

52、價自然對數(shù)形式lnUP的回歸結(jié)果見表6b。能夠發(fā)覺，表6a的要緊結(jié)果并沒有發(fā)生較大變化，盈余信息的各個組成仍然表現(xiàn)出與UnderP的顯著負相關(guān)關(guān)系。使用自然對數(shù)轉(zhuǎn)換加強了因變量的正態(tài)性，回歸模型的擬合效果會得到一定程度的提高，表6a中模型3和模型6的擬合優(yōu)度分不為0.515和0.524，在表6b中，模型3和模型6的這一指標(biāo)分不提高到0.606和0.617。（五）敏感性分析為了考察極端值是否對研究結(jié)果帶來重要阻礙，對模型中連續(xù)變量都實施了winsorization處理，研究結(jié)果并沒有發(fā)生重大變化，這表明極端值對回歸結(jié)果的阻礙并不嚴(yán)峻。為了考察IPO抑價受當(dāng)日市場指數(shù)的阻礙是否會阻礙回歸結(jié)果，借鑒

53、劉煜輝和熊鵬（2005）的做法對IPO抑價的計算使用市場指數(shù)進行調(diào)整，然后重新回歸檢驗，但要緊結(jié)論并沒有發(fā)生顯著變化。因此，這些檢驗的結(jié)果并沒有報告出來。五、結(jié)論不管是關(guān)于發(fā)達的資本市場，依舊新興的資本市場，IPO抑價差不多上一個普遍存在的現(xiàn)象。由于IPO抑價關(guān)系著資本市場監(jiān)管部門、發(fā)行公司、承銷商、中小投資者等多方利益主體的利益，也關(guān)系到資本市場發(fā)揮配置資源功能的效果，因而受到管制者和研究者的極度重視。本文結(jié)合對中國資本市場2001年正式實施核準(zhǔn)制之后的制度背景進行分析，考察了發(fā)行公司財務(wù)會計信息與IPO抑價的關(guān)系，關(guān)注中小投資者是機械地使用公司盈余信息，依舊能夠有效識不公司盈余信息的不同組

54、成部分，從而正確對公司進行定價。通過對中國資本市場核準(zhǔn)制下20012007年超過400個IPO公司進行實證檢驗，結(jié)果發(fā)覺操縱了其他因素阻礙后，發(fā)行公司操控性應(yīng)計與IPO抑價顯著負相關(guān)。那個結(jié)果表明中小投資者能夠在一定程度上識不發(fā)行公司對會計操控權(quán)的使用，并在平均意義上給予使用會計操控權(quán)增加報告盈余的公司一個折價，從而表現(xiàn)出更低的IPO抑價。往常研究認為中小投資者不能有效識不公司盈余的不同組成部分在公司定價中的作用，會被公司內(nèi)部人盈余治理行為所誤導(dǎo)，從而表現(xiàn)出更高的IPO抑價程度。然而，這種結(jié)論專門可能是由于研究設(shè)計中沒有考慮非操控性應(yīng)計和現(xiàn)金流量的阻礙，而得到操控性應(yīng)計與IPO抑價的正相關(guān)關(guān)系

55、專門可能是一種假象（Desai、Rajgopal和Venkatachalam，2004；Armstrong、Foster和Taylor，2008）。本文的貢獻之一在于充分操縱了非操控性應(yīng)計和現(xiàn)金流量的阻礙，得出與往常研究不同的研究結(jié)果，結(jié)果表明操控性應(yīng)計與IPO抑價顯著負相關(guān)。其次，本文為市場有效性程度提供了一定的經(jīng)驗證據(jù)。中小投資者并沒有對公司盈余信息表現(xiàn)出“功能鎖定”的特征，而是能夠在一定程度上區(qū)分公司盈余的不同組成部分，并利用這些信息對公司進行定價。本文結(jié)果與Kao、Wu與Yang（2009）的結(jié)果一致，但他們關(guān)注的是中國資本市場建立與進展初期審批制下財務(wù)會計信息與IPO抑價的關(guān)系。本文

56、的結(jié)果在一定程度上擴展了Kao、Wu與Yang（2009）的研究。參考文獻Allen, F., G. R Faulhaber. Signaling by under-pricing in the IPO market. Journal of Financial Economics. 1989. 23: 303323.Armstrong, C., G. Foster, D. J. Taylor. Earnings Management around Initial Public Offerings: A Re-examination. 2008. Working paper.Beaver, W.

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