財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息與ipo抑價(jià)

財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息與IPO抑價(jià)陳勝藍(lán)（內(nèi)蒙古大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，呼和浩特 ）摘要：本文以中國(guó)資本市場(chǎng)核準(zhǔn)制實(shí)施后首次公開(kāi)發(fā)行股票的公司為樣本，考察發(fā)行公司財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息與IPO抑價(jià)之間的關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果表明，在控制公司盈余其他組成部分的影響后，操控性應(yīng)計(jì)對(duì)IPO抑價(jià)有顯著的負(fù)向影響。這意味著二級(jí)市場(chǎng)在對(duì)發(fā)行公司定價(jià)時(shí)充分使用了其財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息，中小投資者能夠在一定程度上識(shí)別發(fā)行公司對(duì)會(huì)計(jì)操控權(quán)的使用，在平均意義上給予使用會(huì)計(jì)操控權(quán)增加報(bào)告盈余的公司一個(gè)折價(jià)，從而表現(xiàn)出更低的IPO抑價(jià)。關(guān)鍵詞：財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息 IPO抑價(jià) 中小投資者Financial Accounting Information and IPO UnderpricingCHEN Sheng-lan(School of Economics & Management, Inner Mongolia University, Hohhot )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 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 Underpricing; Outside Investor作者簡(jiǎn)介：陳勝藍(lán)（1978-），男，32歲，湖北武漢人，內(nèi)蒙古大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院講師，獲中山大學(xué)管理學(xué)院會(huì)計(jì)學(xué)專(zhuān)業(yè)博士學(xué)位，主要從事資本市場(chǎng)公司治理、財(cái)務(wù)與會(huì)計(jì)問(wèn)題研究。曾在會(huì)計(jì)研究、中國(guó)會(huì)計(jì)評(píng)論等期刊公開(kāi)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(hào)，內(nèi)蒙古大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院郵政編碼：聯(lián)系電話(huà)：電子郵箱：chen_文檔由本人精心搜集和整理，喜歡大家用得上，非常感謝你的瀏覽與下載。凡本廠職工應(yīng)熱愛(ài)電廠、熱愛(ài)崗位、熱愛(ài)本職工作，發(fā)揚(yáng)“團(tuán)結(jié)務(wù)實(shí)、爭(zhēng)創(chuàng)一流，立足崗位，愛(ài)廠敬業(yè)，盡職盡責(zé)，不斷提高工作質(zhì)量和工作效率，圓滿(mǎn)完成各項(xiàng)生產(chǎn)和工作任務(wù)，為華能的建設(shè)和發(fā)展作出貢獻(xiàn)2019整理的各行業(yè)企管，經(jīng)濟(jì)，房產(chǎn)，策劃，方案等工作范文，希望你用得上，不足之處請(qǐng)指正財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息與IPO抑價(jià)陳勝藍(lán)（內(nèi)蒙古大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，呼和浩特 ）摘要：本文以中國(guó)資本市場(chǎng)核準(zhǔn)制實(shí)施后首次公開(kāi)發(fā)行股票的公司為樣本，考察發(fā)行公司財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息與IPO抑價(jià)之間的關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果表明，在控制公司盈余其他組成部分的影響后，操控性應(yīng)計(jì)對(duì)IPO抑價(jià)有顯著的負(fù)向影響。這意味著二級(jí)市場(chǎng)在對(duì)發(fā)行公司定價(jià)時(shí)充分使用了其財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息，中小投資者能夠在一定程度上識(shí)別發(fā)行公司對(duì)會(huì)計(jì)操控權(quán)的使用，在平均意義上給予使用會(huì)計(jì)操控權(quán)增加報(bào)告盈余的公司一個(gè)折價(jià)，從而表現(xiàn)出更低的IPO抑價(jià)。關(guān)鍵詞：財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息 IPO抑價(jià) 中小投資者Financial Accounting Information and IPO UnderpricingCHEN Sheng-lan(School of Economics & Management, Inner Mongolia University, Hohhot )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 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 Underpricing; Outside Investor一、引 言在公司首次公開(kāi)發(fā)行股票（Initial Public Offering，簡(jiǎn)稱(chēng)為IPO）的過(guò)程中，由于發(fā)行公司與外部投資者之間存在較為嚴(yán)重的信息不對(duì)稱(chēng)，往往導(dǎo)致外部投資者難以對(duì)公司準(zhǔn)確定價(jià)。Stoll和Curley（1970）等研究較早發(fā)現(xiàn)資本市場(chǎng)中新股發(fā)行上市交易首日表現(xiàn)出系統(tǒng)的抑價(jià)現(xiàn)象，即新股上市后第一天在股票市場(chǎng)上的價(jià)格遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其發(fā)行價(jià)格，一般被稱(chēng)為IPO抑價(jià)或者首日超額收益。IPO定價(jià)及其上市后的價(jià)格表現(xiàn)，關(guān)系著資本市場(chǎng)監(jiān)管機(jī)構(gòu)、發(fā)行公司、承銷(xiāo)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(chǎng)發(fā)揮資源配置功能的效果。這一現(xiàn)象被發(fā)現(xiàn)以后，立即引起研究者的高度重視，研究者從各種角度展開(kāi)研究，提出了多種不同的理論解釋。中國(guó)資本市場(chǎng)2001年3月正式實(shí)施核準(zhǔn)制，監(jiān)管機(jī)構(gòu)不斷加強(qiáng)資本市場(chǎng)基礎(chǔ)制度建設(shè)，提高發(fā)行公司信息披露質(zhì)量，推動(dòng)IPO定價(jià)向市場(chǎng)化方向發(fā)展，為資本市場(chǎng)充分發(fā)揮其資源有效配置功能創(chuàng)造基礎(chǔ)條件（中國(guó)證監(jiān)會(huì)，2008）。然而，發(fā)行公司對(duì)外披露財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息及其他相關(guān)信息，是否有效地降低了信息不對(duì)稱(chēng)程度？中小投資者是機(jī)械地利用公司盈余信息，被公司內(nèi)部人使用會(huì)計(jì)操控權(quán)調(diào)整后的盈余信息所誤導(dǎo)，還是能夠有效識(shí)別盈余信息的不同組成部分，從而對(duì)發(fā)行公司正確定價(jià)？這些問(wèn)題仍然沒(méi)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(jì)與IPO抑價(jià)的關(guān)系，而忽視其他盈余組成部分的影響，很可能得出錯(cuò)誤的結(jié)論（Armstrong、Foster和Taylor，2008）。本文以中國(guó)資本市場(chǎng)核準(zhǔn)制實(shí)施后的IPO公司作為研究對(duì)象，把公司盈余分解為現(xiàn)金流量、非操控性應(yīng)計(jì)與操控性應(yīng)計(jì)，全面地考察盈余組成部分與IPO抑價(jià)的關(guān)系，試圖為財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息在IPO定價(jià)中的使用情況和效果提供更加穩(wěn)健的經(jīng)驗(yàn)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(guó)資本市場(chǎng)特點(diǎn)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(jì)，包括變量選擇與模型設(shè)定；第四部分給出實(shí)證檢驗(yàn)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(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息與IPO抑價(jià)的理論分析西方文獻(xiàn)廣泛討論和研究了IPO抑價(jià)現(xiàn)象，提出多種分析模型與理論解釋?zhuān)缧盘?hào)傳遞（Allen和Faulhaber，1989）、贏家詛咒（Rock，1986）、信息瀑布（Welch，1992）和訴訟規(guī)避（Tinic，1988）等。其中，對(duì)財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息與IPO抑價(jià)關(guān)系的考察主要基于信息不對(duì)稱(chēng)理論。根據(jù)信息不對(duì)稱(chēng)理論，如果能夠有效地降低IPO過(guò)程中的信息不對(duì)稱(chēng)程度，IPO抑價(jià)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(shū)中對(duì)籌資額用途的披露是否能夠降低IPO抑價(jià)程度，結(jié)果表明，自愿披露籌資額用途的發(fā)行公司能夠幫助外部投資者在一定程度緩解事前不確定性，減小信息不對(duì)稱(chēng)程度，從而降低IPO抑價(jià)。Boulton、Smart和Zutter（2008）關(guān)注財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的跨國(guó)差異是否能夠解釋首日回報(bào)的跨國(guó)差異。他們認(rèn)為，IPO抑價(jià)與國(guó)家層面的財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間具有負(fù)相關(guān)關(guān)系。通過(guò)檢驗(yàn)來(lái)自34個(gè)國(guó)家或地區(qū)的7306個(gè)IPO事件，結(jié)果發(fā)現(xiàn)國(guó)家層面財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與IPO抑價(jià)之間的關(guān)系具有統(tǒng)計(jì)上和經(jīng)濟(jì)上的顯著性。其中，樣本的首日回報(bào)平均為27.5%，財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量提高一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差導(dǎo)致IPO抑價(jià)下降3.2%。基于美國(guó)資本市場(chǎng)的制度背景，Xiong（2003）分析和考察了發(fā)行公司上市前的盈余管理與IPO抑價(jià)的關(guān)系。如果投資者對(duì)公司的定價(jià)主要依賴(lài)于公司提供的盈余信息，或者投資者認(rèn)為發(fā)行公司的報(bào)告盈余是公司未來(lái)獲得高業(yè)績(jī)的一個(gè)值得信賴(lài)的信號(hào)，發(fā)行公司有動(dòng)機(jī)實(shí)施收益增加的盈余管理行為以提高發(fā)行價(jià)格。但提高發(fā)行價(jià)格也為發(fā)行公司帶來(lái)了潛在的成本，比如帶來(lái)更高的訴訟風(fēng)險(xiǎn)。因此，發(fā)行公司是否實(shí)施收益增加的盈余管理行為取決于對(duì)期望收益和潛在成本的綜合考慮。作者指出，由于承銷(xiāo)商更有可能發(fā)現(xiàn)發(fā)行公司報(bào)告盈余中的盈余管理行為，發(fā)行價(jià)格的定價(jià)基礎(chǔ)很可能是盈余管理前的“真實(shí)盈余”，而由于信息不對(duì)稱(chēng)的存在，二級(jí)市場(chǎng)對(duì)公司定價(jià)的基礎(chǔ)是包含了盈余管理的報(bào)告盈余。因此，IPO抑價(jià)實(shí)際上是由于二級(jí)市場(chǎng)基于包含了收益增加盈余管理行為的報(bào)告盈余對(duì)公司進(jìn)行定價(jià)，從而高估公司價(jià)值所導(dǎo)致。但作者沒(méi)有進(jìn)一步分析如果發(fā)行價(jià)格是以“真實(shí)盈余”為定價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，為什么發(fā)行公司仍然有動(dòng)機(jī)實(shí)施收益增加的盈余管理行為。在研究設(shè)計(jì)方面，作者只關(guān)注操控性應(yīng)計(jì)與IPO抑價(jià)的關(guān)系，而忽視了其它盈余組成部分的影響。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(guó)資本市場(chǎng)2000-2004年間首次公開(kāi)發(fā)行股票公司IPO前盈余管理行為與IPO抑價(jià)的關(guān)系。作者發(fā)現(xiàn)我國(guó)A股市場(chǎng)存在較高的抑價(jià)現(xiàn)象，IPO前盈余管理行為與IPO抑價(jià)顯著正相關(guān)?？紤]到中國(guó)資本市場(chǎng)與美國(guó)資本市場(chǎng)存在較大的制度性差異，但作者并沒(méi)有針對(duì)中國(guó)資本市場(chǎng)IPO制度特征展開(kāi)分析，存在一定局限。（二）研究假設(shè)中國(guó)資本市場(chǎng)早期監(jiān)管部門(mén)對(duì)新股發(fā)行的審核制度采用審批制，實(shí)施額度管理的方法。在信息披露機(jī)制不完善和市場(chǎng)機(jī)制不健全的資本市場(chǎng)發(fā)展初期階段，這種方法有利于加強(qiáng)地區(qū)間的競(jìng)爭(zhēng)，緩解監(jiān)管部門(mén)信息收集和甄別發(fā)行公司質(zhì)量的困難（Pistor和Xu，2005）。2001年，中國(guó)資本市場(chǎng)新股發(fā)行管理制度從審批制向核準(zhǔn)制轉(zhuǎn)變，額度控制的方法不再實(shí)行。隨著信息披露制度不斷完善，市場(chǎng)機(jī)制不斷加強(qiáng)，IPO發(fā)行定價(jià)逐漸成為監(jiān)管部分、發(fā)行公司、承銷(xiāo)商、機(jī)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。特別是，2006年股權(quán)分置改革基本完成之后，IPO發(fā)行定價(jià)參與主體基于市場(chǎng)價(jià)格的利益基礎(chǔ)更加趨于一致。在現(xiàn)行的制度背景下，雖然監(jiān)管部門(mén)的管制仍然是造成IPO抑價(jià)的重要因素之一，但各個(gè)利益主體博弈的空間與審批制下有了很大程度的提高，以財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)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）指出由于公司的發(fā)行價(jià)格已經(jīng)被限制在一定的水平以下，并且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(xiǎn)，就不會(huì)考慮通過(guò)抑價(jià)發(fā)行的方式保證股票發(fā)行的順利進(jìn)行，發(fā)行公司內(nèi)部人仍然有動(dòng)機(jī)通過(guò)盈余管理提高公司股票發(fā)行價(jià)格。Xiong（2003）認(rèn)為二級(jí)市場(chǎng)的投資者主要根據(jù)發(fā)行公司的報(bào)告盈余對(duì)公司進(jìn)行定價(jià)，并不能識(shí)別發(fā)行公司對(duì)會(huì)計(jì)操控權(quán)的使用，因此，如果發(fā)行公司內(nèi)部人使用收益增加的會(huì)計(jì)操控權(quán)調(diào)整公司報(bào)告盈余，二級(jí)市場(chǎng)往往會(huì)作出過(guò)度反應(yīng)，從而表現(xiàn)出更高的IPO抑價(jià)。陳共榮和李琳（2006）也持有類(lèi)似觀點(diǎn)，認(rèn)為中國(guó)資本市場(chǎng)中小投資者主要依賴(lài)于發(fā)行公司報(bào)告盈余進(jìn)行定價(jià)，并不能有效識(shí)別發(fā)行公司對(duì)會(huì)計(jì)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(jì)與IPO抑價(jià)正相關(guān)。然而，以上分析假定二級(jí)市場(chǎng)股票價(jià)格不能有效反映發(fā)行公司真實(shí)價(jià)值，這與分析IPO抑價(jià)主流理論并不一致。根據(jù)有效市場(chǎng)假說(shuō)，一旦發(fā)行公司股票上市交易，二級(jí)市場(chǎng)的股票價(jià)格對(duì)公司信息進(jìn)行充分反應(yīng)，以反映公司預(yù)期的真實(shí)價(jià)值。IPO抑價(jià)衡量的是發(fā)行公司首日股票收盤(pán)價(jià)格與發(fā)行價(jià)格的差異率，因此，如果發(fā)行公司出于機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)使用操控性應(yīng)計(jì)提高公司發(fā)行價(jià)格，而二級(jí)市場(chǎng)在首日能夠形成反映公司真實(shí)價(jià)值的股票價(jià)格，就會(huì)對(duì)這類(lèi)公司給予一個(gè)折價(jià)，首日股票收盤(pán)價(jià)格會(huì)更低，產(chǎn)生較低的IPO抑價(jià)。雖然Xiong（2003）的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明操控性應(yīng)計(jì)與IPO抑價(jià)具有正相關(guān)關(guān)系，但由于研究設(shè)計(jì)中并沒(méi)有考慮非操控性應(yīng)計(jì)和現(xiàn)金流量的影響，操控性應(yīng)計(jì)與IPO抑價(jià)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(jì)與IPO抑價(jià)負(fù)相關(guān)。三、研究設(shè)計(jì)（一）主要研究變量1. 操控性應(yīng)計(jì)本文衡量操控性應(yīng)計(jì)的方法與以前文獻(xiàn)一致，操控性應(yīng)計(jì)為總應(yīng)計(jì)減去非操控性應(yīng)計(jì)的差額，而非操控性應(yīng)計(jì)是使用橫截面的Jones模型（Defond和Jiambalvo, 1994）估計(jì)得出。首先，使用從利潤(rùn)表中取出的營(yíng)業(yè)利潤(rùn)和從現(xiàn)金流量表中取出經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量?jī)纛~計(jì)算出總應(yīng)計(jì)ACC Collins和Hribar（2002）表明使用資產(chǎn)負(fù)債表方法計(jì)算的總應(yīng)計(jì)存在較大的偏誤，建議使用現(xiàn)金流量表方法計(jì)算總應(yīng)計(jì)。： (1)其中，ACC表示發(fā)行公司總應(yīng)計(jì)；EBXI表示公司特別調(diào)整前利潤(rùn)，這里使用營(yíng)業(yè)利潤(rùn)數(shù)據(jù)；CFO表示公司經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量?jī)纛~。然后，按照年度和行業(yè)估計(jì)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(jì)；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(xiāo)售收入變動(dòng)額；PPEi,t表示樣本公司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)分別估計(jì)出系數(shù)值，再代入以下模型計(jì)算出公司i第t年的操控性應(yīng)計(jì)： (3)其中，ACCi,t表示樣本公司i第t年的總應(yīng)計(jì)；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(xiāo)售收入變動(dòng)額；RECi,t表示樣本公司i第t年應(yīng)收賬款凈額的變動(dòng)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(jià)根據(jù)Ritter和Welch（2002），絕大多數(shù)研究中把IPO抑價(jià)定義為發(fā)行公司股票上市交易首日收盤(pán)價(jià)超過(guò)股票發(fā)行價(jià)的比率 Ritter和Welch（2002）指出在IPO首日市場(chǎng)交易中，其開(kāi)盤(pán)價(jià)格與收盤(pán)價(jià)格差異較小，因此，使用開(kāi)盤(pán)價(jià)格和使用收盤(pán)價(jià)格計(jì)算IPO首日抑價(jià)的結(jié)果并不具有顯著性差異。因此，本文對(duì)IPO抑價(jià)的定義如下 考慮發(fā)行公司上市交易首日市場(chǎng)因素的影響，在敏感性分析中借鑒劉煜輝和熊鵬（2005）的做法對(duì)IPO首日抑價(jià)的計(jì)算使用市場(chǎng)指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。： (4)其中，UnderP表示IPO抑價(jià)；CloseP表示公司j在上市交易首日的收盤(pán)價(jià)格；IssueP表示公司j的發(fā)行價(jià)格。（二）控制變量考慮到重要缺失變量會(huì)帶來(lái)缺失變量偏誤，參考以前研究發(fā)現(xiàn)，本文設(shè)置一些控制變量。 公司規(guī)模變量Size，陳工孟和高寧（2000）發(fā)現(xiàn)規(guī)模較大的公司表現(xiàn)出IPO抑價(jià)較低的特征，本文使用公司IPO前一年總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)來(lái)控制公司規(guī)模。 發(fā)行規(guī)模變量lnK，韓德宗和陳靜（2001）發(fā)現(xiàn)發(fā)行規(guī)模與IPO抑價(jià)負(fù)相關(guān)，本文使用籌資金額的自然對(duì)數(shù)來(lái)控制發(fā)行規(guī)模。 公司股權(quán)保留比例變量OR?？讗?ài)國(guó)和李哲（2003）發(fā)現(xiàn)股權(quán)保留比例能夠顯著影響發(fā)行公司在市場(chǎng)上的定價(jià)，因此本文設(shè)置這一變量進(jìn)行控制，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)現(xiàn)換手率對(duì)IPO抑價(jià)具有顯著正向影響，本文使用首日交易的換手率進(jìn)行控制。 公司最終控制人性質(zhì)虛擬變量SOE。為了控制不同性質(zhì)公司的差異，本文設(shè)置該虛擬變量，如果最終控制人性質(zhì)為國(guó)有，取值為1；否則取值為0。（三）檢驗(yàn)方法和模型Beaver（2002）認(rèn)為由于現(xiàn)金流量與總應(yīng)計(jì)是負(fù)相關(guān)的，因此應(yīng)計(jì)異象很可能是對(duì)現(xiàn)金流量錯(cuò)誤定價(jià)的一個(gè)假象。Desai、Rajgopal和Venkatachalam（2004）考察了Sloan（1996）提出的應(yīng)計(jì)異象，進(jìn)一步確定了Beaver（2002）的推斷。他們發(fā)現(xiàn)：第一，控制了現(xiàn)金流量以后，高操控性應(yīng)計(jì)與低操控性應(yīng)計(jì)公司的股票回報(bào)率并沒(méi)有顯著差異；現(xiàn)金流量代替了總應(yīng)計(jì)對(duì)未來(lái)股票回報(bào)的解釋力。雖然Beaver（2002），Desai、Rajgopal和Venkatachalam（2004）關(guān)注總應(yīng)計(jì)，但總應(yīng)計(jì)的組成部分非操控性應(yīng)計(jì)和操控性應(yīng)計(jì)也與現(xiàn)金流量負(fù)相關(guān)（Xie，2001）。在考察盈余信息與IPO抑價(jià)的關(guān)系時(shí)，也面臨同樣的問(wèn)題。借鑒Desai、Rajgopal和Venkatachalam（2004）和Armstrong、Foster和Taylor（2008）的研究設(shè)計(jì)，本文的檢驗(yàn)方法如下：首先，采用單變量分析方法進(jìn)行檢驗(yàn)。為了考察發(fā)行公司IPO前操控性應(yīng)計(jì)與IPO抑價(jià)的關(guān)系，先按照發(fā)行公司操控性應(yīng)計(jì)排序并從小到大分成4組，對(duì)第1組和第4組的IPO抑價(jià)差異做均值檢驗(yàn)。如果發(fā)行公司IPO前操控性應(yīng)計(jì)與IPO抑價(jià)具有正相關(guān)關(guān)系，那么可以預(yù)期第1組和第4組的IPO抑價(jià)均值差異顯著為正。下一步需要檢驗(yàn)發(fā)行公司IPO前操控性應(yīng)計(jì)與IPO抑價(jià)的正相關(guān)關(guān)系是否由于現(xiàn)金流量所引起的。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(duì)第1組和第4組的IPO抑價(jià)差異做均值檢驗(yàn)。如果IPO前操控性應(yīng)計(jì)與IPO抑價(jià)的正相關(guān)關(guān)系不是由于現(xiàn)金流量所引起，可以預(yù)期IPO抑價(jià)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(jì)排序所表現(xiàn)出的特征相似。其次，采用多元回歸模型進(jìn)行檢驗(yàn)。這種檢驗(yàn)方法的優(yōu)勢(shì)在于可以控制其他因素的影響。在多元回歸分析中，先使用IPO抑價(jià)對(duì)IPO前操控性應(yīng)計(jì)進(jìn)行回歸，如果兩者具有顯著正相關(guān)關(guān)系，可以預(yù)期操控性應(yīng)計(jì)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(yīng)計(jì)與IPO抑價(jià)的正相關(guān)關(guān)系不受現(xiàn)金流量影響，那么預(yù)期操控性應(yīng)計(jì)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(jià)（UnderP）作為因變量。股權(quán)保留比例可能在IPO定價(jià)過(guò)程中的信號(hào)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(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?(5)考慮到中國(guó)資本市場(chǎng)IPO抑價(jià)程度較高，甚至出現(xiàn)高于300%的IPO抑價(jià)。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(duì)UnderP取自然對(duì)數(shù)形式轉(zhuǎn)化lnUP，作為回歸模型的因變量。檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?(6)相關(guān)變量的具體定義見(jiàn)表1。表1 變量定義表類(lèi)型名稱(chēng)定義因變量UnderPIPO抑價(jià)lnUPIPO抑價(jià)的自然對(duì)數(shù)形式，計(jì)算方式為ln（1+ UnderP）解釋變量CFO發(fā)行公司IPO前一年經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量?jī)纛~，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(jì)，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(jì)，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(duì)數(shù)lnK發(fā)行公司籌資額的自然對(duì)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(dāng)最終控制人是國(guó)有控制，取值為1，否則為0四、檢驗(yàn)結(jié)果與分析（一）研究樣本和描述性統(tǒng)計(jì)1. 研究樣本由于審批制下IPO定價(jià)過(guò)程帶有較強(qiáng)的行政色彩，針對(duì)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(guó)資本市場(chǎng)A股公司作為樣本。然后進(jìn)行以下樣本篩選程序： 考慮到金融、保險(xiǎn)行業(yè)的特殊性，剔除了該行業(yè)的公司樣本； 有個(gè)別公司采用吸收合并的方式上市，如濰柴動(dòng)力（）、上港集團(tuán)（）；采用換購(gòu)股票方式上市，如吉電股份（），剔除這些公司樣本； 剔除變量數(shù)據(jù)不全的公司樣本。上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind資訊數(shù)據(jù)庫(kù)，IPO首日表現(xiàn)及股權(quán)變動(dòng)數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，公司實(shí)際控制人數(shù)據(jù)來(lái)源于CCER數(shù)據(jù)庫(kù)。2. IPO抑價(jià)的描述性統(tǒng)計(jì)與分析研究樣本按年度的分布特征及IPO抑價(jià)特征見(jiàn)表2。樣本總數(shù)為432個(gè)，其中，2007年的IPO樣本最多，2005年的IPO樣本個(gè)數(shù)最少。由于2005年中國(guó)資本市場(chǎng)監(jiān)管部門(mén)開(kāi)始推行股權(quán)分置改革，因此暫停了資本市場(chǎng)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(dòng)新股發(fā)行。樣本平均的IPO抑價(jià)為120.01%，從樣本區(qū)間的時(shí)間上看，20012005年，IPO抑價(jià)呈下降趨勢(shì)，肖曙光和蔣順才（2006）由此而推斷是資本市場(chǎng)的市場(chǎng)化改革導(dǎo)致IPO抑價(jià)的下降。然而，比較20052007年的IPO抑價(jià)，不難發(fā)現(xiàn)其上升的趨勢(shì)，特別是2007年的IPO抑價(jià)高達(dá)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(diǎn)，2006年和2007年的IPO樣本是在資本市場(chǎng)股權(quán)分置改革基本完成的背景下發(fā)行上市，資本市場(chǎng)更具有市場(chǎng)化的特征，IPO抑價(jià)水平預(yù)期應(yīng)該更低，但事實(shí)恰好提供了相反的證據(jù)。表2 IPO抑價(jià)按年度的分布情況年度觀察值個(gè)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%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(jì)432120.01%0.95 -9.00%538.12%3. 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)與分析主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。樣本IPO抑價(jià)UnderP的最小值和最大值分別為-0.090和5.381，均值和中位數(shù)分別為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(jìn)行自然對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換，得到變量lnUP。lnUP的最小值和最大值分別為-0.094和1.853，均值和中位數(shù)分別為0.712和0.659，表明其正態(tài)性特征比UnderP有所加強(qiáng)。對(duì)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(jì)NDAC和操控性應(yīng)計(jì)DAC的均值分別為0.432、-0.169和0.186。DAC的均值明顯大于0，往往被認(rèn)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(duì)IPO抑價(jià)的影響。表3 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)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 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(jiàn)表4。由于研究需要，對(duì)IPO抑價(jià)的衡量有2個(gè)不同的變量UnderP和lnUP，兩者的相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.969?？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)，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(fù)相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為-0.104和-0.158；而且，DAC與CFO、NDAC表現(xiàn)出顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，這意味著如果遺漏對(duì)CFO和NDAC的影響進(jìn)行分析，而單獨(dú)分析DAC帶來(lái)的影響，很有可能得到有偏誤的結(jié)論，甚至是錯(cuò)誤的結(jié)論。實(shí)際上，由于NDAC和CFO對(duì)UnderP的影響為負(fù)，而且這兩個(gè)變量與DAC的相關(guān)性為負(fù)，因此，一旦缺失這兩個(gè)變量就會(huì)高估DAC對(duì)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(fù)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 0.059 -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 0.181 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(yàn)的p值。（三）單因素檢驗(yàn)與分析為了考察發(fā)行公司IPO前操控性應(yīng)計(jì)與IPO抑價(jià)的關(guān)系，先按照發(fā)行公司操控性應(yīng)計(jì)DAC排序并從小到大分成4組，對(duì)第1組和第4組的IPO抑價(jià)差異做均值檢驗(yàn)?？梢园l(fā)現(xiàn)，按照DAC排序，UnderP表現(xiàn)出逐漸升高的特點(diǎn)，第4組和第1組的UnderP均值分別為1.378和1.021，均值差異為0.358，在1%的顯著性水平下顯著。這個(gè)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(duì)盈余信息的其他組成部分進(jìn)行檢驗(yàn)。如果DAC與UnderP的關(guān)系不是由于NDAC或者CFO所引起，可以預(yù)期按照NDAC或者CFO進(jìn)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(lèi)似。但表5表明，按照NDAC排序分組，第4組和第1組的UnderP均值分別為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均值分別為1.312和1.061，差異為-0.250，在5%的顯著性水平下顯著。單因素檢驗(yàn)結(jié)果表明除了DAC，盈余信息的其他組成部分同樣對(duì)UnderP具有重要影響，并且，NDAC和CFO對(duì)UnderP的影響模式與DAC并不一致。如果忽視NDAC和CFO對(duì)UnderP的影響，很有可能得到關(guān)于DAC和UnderP關(guān)系的錯(cuò)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(yàn)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*(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(hào)內(nèi)給出均值t檢驗(yàn)的t值。*表示p0.05，*表示p0.01。（四）多元回歸分析多元回歸分析可以彌補(bǔ)單因素分析的缺陷，進(jìn)一步控制其他因素的影響，考察盈余信息組成部分對(duì)IPO抑價(jià)的影響。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(jià)變量UnderP對(duì)操控性應(yīng)計(jì)變量DAC進(jìn)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(yàn)的結(jié)果相同。模型2加入了一系列控制變量，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(jià)具有負(fù)相關(guān)關(guān)系，公司規(guī)模越大，IPO抑價(jià)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(jì)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(duì)UnderP的顯著正向影響，系數(shù)分別為2.391和3.447，在1%的顯著性水平下通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。但值得注意的是，控制了其他因素的影響后，DAC的系數(shù)雖然仍然為正，但明顯減小，從0.247減小到0.087，而且不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。模型3使用固定效應(yīng)模型控制了年度和行業(yè)效應(yīng)，DAC的系數(shù)為0.046，t值為0.61，與模型2相比，DAC對(duì)UnderP影響的經(jīng)濟(jì)顯著性與統(tǒng)計(jì)顯著性進(jìn)一步下降?？梢园l(fā)現(xiàn)，在不考慮盈余其他組成部分的影響時(shí)，操控性應(yīng)計(jì)對(duì)IPO抑價(jià)具有微弱的正向影響，但不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。表6a 財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息與IPO抑價(jià)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)(-3.71)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*1.201*2.570*(24.84)(1.82)(3.50)(17.63)(1.74)(3.40)年度控制控制行業(yè)控制控制聯(lián)合假設(shè)的F統(tǒng)計(jì)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White（1980）的方法得到異方差穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤，括號(hào)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(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息與IPO抑價(jià)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*0.003-0.106*-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)(4.46)(25.03)(2.21)(4.34)年度控制控制行業(yè)控制控制聯(lián)合假設(shè)的F統(tǒng)計(jì)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(hào)內(nèi)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影響，后3個(gè)模型同時(shí)加入了操控性應(yīng)計(jì)變量DAC、非操控性應(yīng)計(jì)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(duì)UnderP的影響為負(fù)，同時(shí)，這兩個(gè)變量與DAC的相關(guān)性為負(fù)，因此，缺失這兩個(gè)變量時(shí)，會(huì)高估DAC對(duì)UnderP的影響。因此，在回歸模型中加入NDAC和CFO后，預(yù)期DAC的系數(shù)會(huì)減小。模型4表明DAC、NDAC和CFO的系數(shù)分別為-0.427、-0.942和-0.561，都在5%的顯著性水平下顯著。這意味著在控制了NDAC和CFO后，DAC實(shí)際上對(duì)UnderP會(huì)產(chǎn)生顯著負(fù)向的影響。在聯(lián)合檢驗(yàn)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)模等控制變量，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(yàn)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控制了年度和行業(yè)固定效應(yīng)，DAC、NDAC和CFO的系數(shù)分別為-0.379、-0.516和-0.422，與模型5相比有所減小，當(dāng)仍然在1%的顯著性水平下顯著。聯(lián)系檢驗(yàn)中，盈余組成各個(gè)部分之間不再具有顯著的差異。通過(guò)以上回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，如果不考慮盈余組成的其他部分，很可能得到操控性應(yīng)計(jì)與IPO抑價(jià)正相關(guān)關(guān)系的結(jié)果（Xiong，2003；陳共榮和李琳，2006）。一旦控制了盈余組成的其他部分后，操控性應(yīng)計(jì)對(duì)IPO抑價(jià)具有顯著負(fù)向影響。這表明二級(jí)市場(chǎng)投資者能夠在一定程度上理解公司財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息，并對(duì)盈余信息的不同組成部分進(jìn)行定價(jià)。檢驗(yàn)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(jià)的自然對(duì)數(shù)形式作為因變量，這種做法可以加強(qiáng)因變量的正態(tài)性特征。借鑒他們的方法，使用IPO抑價(jià)自然對(duì)數(shù)形式lnUP的回歸結(jié)果見(jiàn)表6b?？梢园l(fā)現(xiàn)，表6a的主要結(jié)果并沒(méi)有發(fā)生較大變化，盈余信息的各個(gè)組成仍然表現(xiàn)出與UnderP的顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。使用自然對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換加強(qiáng)了因變量的正態(tài)性，回歸模型的擬合效果會(huì)得到一定程度的提高，表6a中模型3和模型6的擬合優(yōu)度分別為0.515和0.524，在表6b中，模型3和模型6的這一指標(biāo)分別提高到0.606和0.617。（五）敏感性分析為了考察極端值是否對(duì)研究結(jié)果帶來(lái)重要影響，對(duì)模型中連續(xù)變量都實(shí)施了winsorization處理，研究結(jié)果并沒(méi)有發(fā)生重大變化，這表明極端值對(duì)回歸結(jié)果的影響并不嚴(yán)重。為了考察IPO抑價(jià)受當(dāng)日市場(chǎng)指數(shù)的影響是否會(huì)影響回歸結(jié)果，借鑒劉煜輝和熊鵬（2005）的做法對(duì)IPO抑價(jià)的計(jì)算使用市場(chǎng)指數(shù)進(jìn)行調(diào)整，然后重新回歸檢驗(yàn)，但主要結(jié)論并沒(méi)有發(fā)生顯著變化。因此，這些檢驗(yàn)的結(jié)果并沒(méi)有報(bào)告出來(lái)。五、結(jié)論無(wú)論是對(duì)于發(fā)達(dá)的資本市場(chǎng)，還是新興的資本市場(chǎng)，IPO抑價(jià)都是一個(gè)普遍存在的現(xiàn)象。由于IPO抑價(jià)關(guān)系著資本市場(chǎng)監(jiān)管部門(mén)、發(fā)行公司、承銷(xiāo)商、中小投資者等多