财务会计信息与IPO抑价

1、财务会计信息与IPO抑价陈胜蓝（内蒙古大学经济治理学院，呼和浩特 010021）摘要：本文以中国资本市场核准制实施后首次公开发行股票的公司为样本，考察发行公司财务会计信息与IPO抑价之间的关系。检验结果表明，在操纵公司盈余其他组成部分的阻碍后，操控性应计对IPO抑价有显著的负向阻碍。这意味着二级市场在对发行公司定价时充分使用了其财务会计信息，中小投资者能够在一定程度上识不发行公司对会计操控权的使用，在平均意义上给予使用会计操控权增加报告盈余的公司一个折价，从而表现出更低的IPO抑价。关键词：财务会计信息 IPO抑价 中小投资者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作者简介：陈胜蓝（1978-），男，32岁，湖北武汉人，内蒙古大学经济治理学院讲师，获中山大学治理学院会计学专业博士学位，要紧从事资本市场公司治理、财务与会计问题研究。曾在会计研究、中国会计评论等期刊公开发表论文。通信地址：内蒙古呼和浩特市大学西路235号，内蒙古大学经济治理学院邮政编码：010021联系电话子邮箱：chen_财务会计信息与IPO抑价陈胜蓝（内蒙古大学经济治理学院，呼和浩特 010021）摘要：本文以中国资本市场核准制实施后首次公开发行股票的公司为样本，考察发行公司财务会计信息与IPO抑价之间的关系。

5、检验结果表明，在操纵公司盈余其他组成部分的阻碍后，操控性应计对IPO抑价有显著的负向阻碍。这意味着二级市场在对发行公司定价时充分使用了其财务会计信息，中小投资者能够在一定程度上识不发行公司对会计操控权的使用，在平均意义上给予使用会计操控权增加报告盈余的公司一个折价，从而表现出更低的IPO抑价。关键词：财务会计信息 IPO抑价 中小投资者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 言在公司首次公开发行股票（Initial Public Offering，简称为IPO）的过程中，由于发行公司与外部投资者之间存在较为

8、严峻的信息不对称，往往导致外部投资者难以对公司准确定价。Stoll和Curley（1970）等研究较早发觉资本市场中新股发行上市交易首日表现出系统的抑价现象，即新股上市后第一天在股票市场上的价格远远高于其发行价格，一般被称为IPO抑价或者首日超额收益。IPO定价及其上市后的价格表现，关系着资本市场监管机构、发行公司、承销商、中小投资者等多方利益主体的利益，也关系到资本市场发挥资源配置功能的效果。这一现象被发觉以后，立即引起研究者的高度重视，研究者从各种角度展开研究，提出了多种不同的理论解释。中国资本市场2001年3月正式实施核准制，监管机构不断加强资本市场基础制度建设，提高发行公司信息披露质量

9、，推动IPO定价向市场化方向进展，为资本市场充分发挥其资源有效配置功能制造基础条件（中国证监会，2008）。然而，发行公司对外披露财务会计信息及其他相关信息，是否有效地降低了信息不对称程度？中小投资者是机械地利用公司盈余信息，被公司内部人使用会计操控权调整后的盈余信息所误导，依旧能够有效识不盈余信息的不同组成部分，从而对发行公司正确定价？这些问题仍然没有得到深入的研究与考察。已有研究往往孤立考察操控性应计与IPO抑价的关系，而忽视其他盈余组成部分的阻碍，专门可能得出错误的结论（Armstrong、Foster和Taylor，2008）。本文以中国资本市场核准制实施后的IPO公司作为研究对象，把

10、公司盈余分解为现金流量、非操控性应计与操控性应计，全面地考察盈余组成部分与IPO抑价的关系，试图为财务会计信息在IPO定价中的使用情况和效果提供更加稳健的经验证据。本文后续部分结构安排如下：第二部分结合中国资本市场特点分析相关理论并提出研究假设；第三部分是研究设计，包括变量选择与模型设定；第四部分给出实证检验结果与分析；最后是本文结论部分。二、理论分析与研究假设（一）财务会计信息与IPO抑价的理论分析西方文献广泛讨论和研究了IPO抑价现象，提出多种分析模型与理论解释，如信号传递（Allen和Faulhaber，1989）、赢家诅咒（Rock，1986）、信息瀑布（Welch，1992）和诉讼规

11、避（Tinic，1988）等。其中，对财务会计信息与IPO抑价关系的考察要紧基于信息不对称理论。依照信息不对称理论，假如能够有效地降低IPO过程中的信息不对称程度，IPO抑价也将随之而降低。Leone、Rock和Willenborg（2007）考察发行公司在招股公告书中对筹资额用途的披露是否能够降低IPO抑价程度，结果表明，自愿披露筹资额用途的发行公司能够关心外部投资者在一定程度缓解事前不确定性，减小信息不对称程度，从而降低IPO抑价。Boulton、Smart和Zutter（2008）关注财务会计信息质量的跨国差异是否能够解释首日回报的跨国差异。他们认为，IPO抑价与国家层面的财务会计信息质

12、量之间具有负相关关系。通过检验来自34个国家或地区的7306个IPO事件，结果发觉国家层面财务会计信息质量与IPO抑价之间的关系具有统计上和经济上的显著性。其中，样本的首日回报平均为27.5%，财务会计信息质量提高一个标准差导致IPO抑价下降3.2%。基于美国资本市场的制度背景，Xiong（2003）分析和考察了发行公司上市前的盈余治理与IPO抑价的关系。假如投资者对公司的定价要紧依靠于公司提供的盈余信息，或者投资者认为发行公司的报告盈余是公司以后获得高业绩的一个值得信赖的信号，发行公司有动机实施收益增加的盈余治理行为以提高发行价格。但提高发行价格也为发行公司带来了潜在的成本，比如带来更高的诉

13、讼风险。因此，发行公司是否实施收益增加的盈余治理行为取决于对期望收益和潜在成本的综合考虑。作者指出，由于承销商更有可能发觉发行公司报告盈余中的盈余治理行为，发行价格的定价基础专门可能是盈余治理前的“真实盈余”，而由于信息不对称的存在，二级市场对公司定价的基础是包含了盈余治理的报告盈余。因此，IPO抑价实际上是由于二级市场基于包含了收益增加盈余治理行为的报告盈余对公司进行定价，从而高估公司价值所导致。但作者没有进一步分析假如发行价格是以“真实盈余”为定价标准，什么缘故发行公司仍然有动机实施收益增加的盈余治理行为。在研究设计方面，作者只关注操控性应计与IPO抑价的关系，而忽视了其它盈余组成部分的阻

14、碍。受到Xiong（2003）的启发，陈共荣和李琳（2006）使用同样的方法考察了中国资本市场2000-2004年间首次公开发行股票公司IPO前盈余治理行为与IPO抑价的关系。作者发觉我国A股市场存在较高的抑价现象，IPO前盈余治理行为与IPO抑价显著正相关。考虑到中国资本市场与美国资本市场存在较大的制度性差异，但作者并没有针对中国资本市场IPO制度特征展开分析，存在一定局限。（二）研究假设中国资本市场早期监管部门对新股发行的审核制度采纳审批制，实施额度治理的方法。在信息披露机制不完善和市场机制不健全的资本市场进展初期时期，这种方法有利于加强地区间的竞争，缓解监管部门信息收集和甄不发行公司质量

15、的困难（Pistor和Xu，2005）。2001年，中国资本市场新股发行治理制度从审批制向核准制转变，额度操纵的方法不再实行。随着信息披露制度不断完善，市场机制不断加强，IPO发行定价逐渐成为监管部分、发行公司、承销商、机构投资者、中小投资者等参与主体在基于一定信息分布下的共同博弈的结果。特不是，2006年股权分置改革差不多完成之后，IPO发行定价参与主体基于市场价格的利益基础更加趋于一致。在现行的制度背景下，尽管监管部门的管制仍然是造成IPO抑价的重要因素之一，但各个利益主体博弈的空间与审批制下有了专门大程度的提高，以财务会计信息为主的公司信息得到了更高程度的应用。李志文和修世宇（2006）

16、指出由于公司的发行价格差不多被限制在一定的水平以下，同时这一水平足以吸引到足够的投资者，发行公司并不需要担心新股发行是否具有发行失败的风险，就可不能考虑通过抑价发行的方式保证股票发行的顺利进行，发行公司内部人仍然有动机通过盈余治理提高公司股票发行价格。Xiong（2003）认为二级市场的投资者要紧依照发行公司的报告盈余对公司进行定价，并不能识不发行公司对会计操控权的使用，因此，假如发行公司内部人使用收益增加的会计操控权调整公司报告盈余，二级市场往往会作出过度反应，从而表现出更高的IPO抑价。陈共荣和李琳（2006）也持有类似观点，认为中国资本市场中小投资者要紧依靠于发行公司报告盈余进行定价，并

17、不能有效识不发行公司对会计操控权的使用。在此基础上，本文提出如下研究假设：H1：其他条件不变，发行公司的操控性应计与IPO抑价正相关。然而，以上分析假定二级市场股票价格不能有效反映发行公司真实价值，这与分析IPO抑价主流理论并不一致。依照有效市场假讲，一旦发行公司股票上市交易，二级市场的股票价格对公司信息进行充分反应，以反映公司预期的真实价值。IPO抑价衡量的是发行公司首日股票收盘价格与发行价格的差异率，因此，假如发行公司出于机会主义动机使用操控性应计提高公司发行价格，而二级市场在首日能够形成反映公司真实价值的股票价格，就会对这类公司给予一个折价，首日股票收盘价格会更低，产生较低的IPO抑价。

18、尽管Xiong（2003）的经验证据表明操控性应计与IPO抑价具有正相关关系，但由于研究设计中并没有考虑非操控性应计和现金流量的阻碍，操控性应计与IPO抑价的正相关关系有可能是一种假象（Desai、Rajgopal和Venkatachalam，2004；Armstrong、Foster和Taylor，2008）。因此，本文提出如下备择研究假设：H2：其他条件不变，发行公司的操控性应计与IPO抑价负相关。三、研究设计（一）要紧研究变量1. 操控性应计本文衡量操控性应计的方法与往常文献一致，操控性应计为总应计减去非操控性应计的差额，而非操控性应计是使用横截面的Jones模型（Defond和Jiam

19、balvo, 1994）可能得出。首先，使用从利润表中取出的营业利润和从现金流量表中取出经营活动现金流量净额计算出总应计ACC Collins和Hribar（2002）表明使用资产负债表方法计算的总应计存在较大的偏误，建议使用现金流量表方法计算总应计。： (1)其中，ACC表示发行公司总应计；EBXI表示公司特不调整前利润，那个地点使用营业利润数据；CFO表示公司经营活动现金流量净额。然后，按照年度和行业可能如下Jones模型： (2)其中，ACCi,t表示样本公司i第t年的总应计；TAi,t-1表示样本公司i第t1年的总资产；REVi,t表示样本公司i第t年销售收入变动额；PPEi,t表示样

20、本公司i第t年的固定资产总额。使用OLS方法按照年度和行业分不可能出系数值，再代入以下模型计算出公司i第t年的操控性应计： (3)其中，ACCi,t表示样本公司i第t年的总应计；TAi,t1表示样本公司i第t1年的总资产；REVi,t表示样本公司i第t年销售收入变动额；RECi,t表示样本公司i第t年应收账款净额的变动额；PPEi,t表示样本公司i第t年的固定资产总额。2. IPO抑价依照Ritter和Welch（2002），绝大多数研究中把IPO抑价定义为发行公司股票上市交易首日收盘价超过股票发行价的比率 Ritter和Welch（2002）指出在IPO首日市场交易中，其开盘价格与收盘价格差

21、异较小，因此，使用开盘价格和使用收盘价格计算IPO首日抑价的结果并不具有显著性差异。因此，本文对IPO抑价的定义如下 考虑发行公司上市交易首日市场因素的阻碍，在敏感性分析中借鉴刘煜辉和熊鹏（2005）的做法对IPO首日抑价的计算使用市场指数进行调整。： (4)其中，UnderP表示IPO抑价；CloseP表示公司j在上市交易首日的收盘价格；IssueP表示公司j的发行价格。（二）操纵变量考虑到重要缺失变量会带来缺失变量偏误，参考往常研究发觉，本文设置一些操纵变量。 公司规模变量Size，陈工孟和高宁（2000）发觉规模较大的公司表现出IPO抑价较低的特征，本文使用公司IPO前一年总资产的自然对

22、数来操纵公司规模。 发行规模变量lnK，韩德宗和陈静（2001）发觉发行规模与IPO抑价负相关，本文使用筹资金额的自然对数来操纵发行规模。 公司股权保留比例变量OR。孔爱国和李哲（2003）发觉股权保留比例能够显著阻碍发行公司在市场上的定价，因此本文设置这一变量进行操纵，定义为公司发行新股之前的股数总额除以发行新股之后的股数总额。 换手率变量TunrO。陈共荣和李琳（2006）发觉换手率对IPO抑价具有显著正向阻碍，本文使用首日交易的换手率进行操纵。 公司最终操纵人性质虚拟变量SOE。为了操纵不同性质公司的差异，本文设置该虚拟变量，假如最终操纵人性质为国有，取值为1；否则取值为0。（三）检验方

23、法和模型Beaver（2002）认为由于现金流量与总应计是负相关的，因此应计异象专门可能是对现金流量错误定价的一个假象。Desai、Rajgopal和Venkatachalam（2004）考察了Sloan（1996）提出的应计异象，进一步确定了Beaver（2002）的推断。他们发觉：第一，操纵了现金流量以后，高操控性应计与低操控性应计公司的股票回报率并没有显著差异；现金流量代替了总应计对以后股票回报的解释力。尽管Beaver（2002），Desai、Rajgopal和Venkatachalam（2004）关注总应计，但总应计的组成部分非操控性应计和操控性应计也与现金流量负相关（Xie，200

24、1）。在考察盈余信息与IPO抑价的关系时，也面临同样的问题。借鉴Desai、Rajgopal和Venkatachalam（2004）和Armstrong、Foster和Taylor（2008）的研究设计，本文的检验方法如下：首先，采纳单变量分析方法进行检验。为了考察发行公司IPO前操控性应计与IPO抑价的关系，先按照发行公司操控性应计排序并从小到大分成4组，对第1组和第4组的IPO抑价差异做均值检验。假如发行公司IPO前操控性应计与IPO抑价具有正相关关系，那么能够预期第1组和第4组的IPO抑价均值差异显著为正。下一步需要检验发行公司IPO前操控性应计与IPO抑价的正相关关系是否由于现金流量所

25、引起的。这就需要按照发行公司IPO前现金流量排序并从小到大分成4组，并对第1组和第4组的IPO抑价差异做均值检验。假如IPO前操控性应计与IPO抑价的正相关关系不是由于现金流量所引起，能够预期IPO抑价按照IPO前现金流量排序所表现出的特征应该与按照IPO前操控性应计排序所表现出的特征相似。其次，采纳多元回归模型进行检验。这种检验方法的优势在于能够操纵其他因素的阻碍。在多元回归分析中，先使用IPO抑价对IPO前操控性应计进行回归，假如两者具有显著正相关关系，能够预期操控性应计的系数显著为正。然后，在模型中加入盈余信息的其他组成部分，如现金流量等。假如发行公司IPO前操控性应计与IPO抑价的正相

26、关关系不受现金流量阻碍，那么预期操控性应计的系数仍然显著为正。借鉴往常研究的模型，本文首先使用IPO抑价（UnderP）作为因变量。股权保留比例可能在IPO定价过程中的信号作用，借鉴Fan（2007）的方法，在模型中加入股权保留比例变量。同行业内的公司可能具有相似的特征，而不同行业的公司可能表现出不同的特征，在模型中加入行业虚拟变量使用固定效应模型回归。检验模型如下： (5)考虑到中国资本市场IPO抑价程度较高，甚至出现高于300%的IPO抑价。为了使因变量更加接近正态分布，借鉴Leone、Rock和Willenborg（2007）的方法，对UnderP取自然对数形式转化lnUP，作为回归模型

27、的因变量。检验模型如下： (6)相关变量的具体定义见表1。表1 变量定义表类型名称定义因变量UnderPIPO抑价lnUPIPO抑价的自然对数形式，计算方式为ln（1+ UnderP）解释变量CFO发行公司IPO前一年经营活动现金流量净额，除以IPO后公司股数总额NDAC发行公司IPO前一年非操控性应计，除以IPO后公司股数总额DAC发行公司IPO前一年操控性应计，除以IPO后公司股数总额操纵变量Size发行公司IPO前一年总资产的自然对数lnK发行公司筹资额的自然对数OR公司股权保留比例，公司发行新股之前的股数总额除以发行新股之后的股数总额TunrO发行公司首日交易换手率SOE表示最终操纵人

28、虚拟变量，当最终操纵人是国有操纵，取值为1，否则为0四、检验结果与分析（一）研究样本和描述性统计1. 研究样本由于审批制下IPO定价过程带有较强的行政色彩，针对本文的研究目的，选择期间限定为20012007年核准制下首次发行新股的中国资本市场A股公司作为样本。然后进行以下样本筛选程序： = 1 * GB2 考虑到金融、保险行业的专门性，剔除了该行业的公司样本； = 2 * GB2 有个不公司采纳汲取合并的方式上市，如潍柴动力（000338）、上港集团（600018）；采纳换购股票方式上市，如吉电股份（000875），剔除这些公司样本； = 3 * GB2 剔除变量数据不全的公司样本。上市公司财

29、务数据来源于Wind资讯数据库，IPO首日表现及股权变动数据来源于CSMAR数据库，公司实际操纵人数据来源于CCER数据库。2. IPO抑价的描述性统计与分析研究样本按年度的分布特征及IPO抑价特征见表2。样本总数为432个，其中，2007年的IPO样本最多，2005年的IPO样本个数最少。由于2005年中国资本市场监管部门开始推行股权分置改革，因此暂停了资本市场新股发行，直至2006年股权分置改革差不多完成之后，才重新启动新股发行。样本平均的IPO抑价为120.01%，从样本区间的时刻上看，20012005年，IPO抑价呈下降趋势，肖曙光和蒋顺才（2006）由此而推断是资本市场的市场化改革导

30、致IPO抑价的下降。然而，比较20052007年的IPO抑价，不难发觉其上升的趋势，特不是2007年的IPO抑价高达200.10%，在样本区间中位于最高水平。按照肖曙光和蒋顺才（2006）的观点，2006年和2007年的IPO样本是在资本市场股权分置改革差不多完成的背景下发行上市，资本市场更具有市场化的特征，IPO抑价水平预期应该更低，但事实恰好提供了相反的证据。表2 IPO抑价按年度的分布情况年度观看值个数均值标准差最小值最大值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%合计432120.01%0.95 -9.00%538.12%3. 要紧变量的描述性统计与分析要紧变量的描述性统计结果见表3。样本IPO抑价UnderP的最小值和最大值分不为-0.090和5.381，均值和中位数分不为1.200和0.933。为了缓解UnderP的非正态性特征，借鉴Leone、Rock和Willenborg（2007）的方法进行

32、自然对数转换，得到变量lnUP。lnUP的最小值和最大值分不为-0.094和1.853，均值和中位数分不为0.712和0.659，表明其正态性特征比UnderP有所加强。关于发行公司IPO前一年的盈余信息指标，现金流量CFO、非操控性应计NDAC和操控性应计DAC的均值分不为0.432、-0.169和0.186。DAC的均值明显大于0，往往被认为是IPO前普遍存在收益向上盈余治理的证据。但与往常研究不同是，往常研究往往只关注DAC的阻碍，而忽视了其他盈余组成部分的可能阻碍。本文尝试更加全面地考察盈余组成部分对IPO抑价的阻碍。表3 要紧变量描述性统计结果变量样本数均值标准差最小值25%分位数中

33、位数75%分位数最大值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）相关性分析相关系数表见表4。由于研究需要，对IPO抑价的衡量有2个不同的变量UnderP和lnUP，两者的相关系数高达0.969。考察UnderP与发行公司IPO前一年

35、盈余组成部分的相关性，UnderP与DAC显著正相关，相关系数为0.125，这与Xiong（2003）、陈共荣和李琳（2006）的研究结果相似。但值得注意的是，UnderP与CFO、NDAC表现出显著负相关关系，相关系数分不为-0.104和-0.158；而且，DAC与CFO、NDAC表现出显著负相关关系，这意味着假如遗漏对CFO和NDAC的阻碍进行分析，而单独分析DAC带来的阻碍，专门有可能得到有偏误的结论，甚至是错误的结论。实际上，由于NDAC和CFO对UnderP的阻碍为负，而且这两个变量与DAC的相关性为负，因此，一旦缺失这两个变量就会高估DAC对UnderP的阻碍。UnderP与公司规

36、模Size、发行筹资额lnK、股权性质显著负相关，与股权保留比例OR、首日换手率TunrO显著正相关。表4 Pearson相关系数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：变量间相关系数下提供了双尾检验的p值。（三）单因素检验与分析为了考察发行公司IPO前操控性应计与IPO抑价的关系，先按照发行公司操控性应计DAC排序并从小到大分成4组，对第1组和第4组的IPO抑价差异做均值检验。能够发觉，按照DAC排序，UnderP表现出逐渐升高的特点，第4组和第1组的U

39、nderP均值分不为1.378和1.021，均值差异为0.358，在1%的显著性水平下显著。那个结果与Xiong（2003）、陈共荣和李琳（2006）的研究结果相似。然而，还需要对盈余信息的其他组成部分进行检验。假如DAC与UnderP的关系不是由于NDAC或者CFO所引起，能够预期按照NDAC或者CFO进行排序分组，UnderP所表现出的特征专门可能与按照DAC排序分组下类似。但表5表明，按照NDAC排序分组，第4组和第1组的UnderP均值分不为1.472和1.184，差异为-0.288，在5%的显著性水平下显著；按照CFO排序分组，第4组和第1组的UnderP均值分不为1.312和1.0

40、61，差异为-0.250，在5%的显著性水平下显著。单因素检验结果表明除了DAC，盈余信息的其他组成部分同样对UnderP具有重要阻碍，同时，NDAC和CFO对UnderP的阻碍模式与DAC并不一致。假如忽视NDAC和CFO对UnderP的阻碍，专门有可能得到关于DAC和UnderP关系的错误结论（Desai、Rajgopal和Venkatachalam，2004；Armstrong、Foster和Taylor，2008）。表5 UnderP与盈余组成部分的单因素检验结果Quartiles低高差异（第4组第1组）第1组第2组第3组第4组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)样本数108108108108注：括号内给出均值t检验的t值。*表示p0.05，*表示p0.01。（四）多元回归分析多元回归分析能够弥补单因素分析的缺陷，进一步操纵其他因素的阻碍，考察盈余信息组成部分对IPO抑价的阻碍。表6a给出了使用UnderP作为因变量的回归结果。模型1中使用IPO抑价变量UnderP对操控性应计变量DAC进行回归，DAC的系数为0.247，在1%的显著性水平下显著，这与单因素检验的结果相同。模型2加入了一系列

42、操纵变量，公司规模变量Size的系数为-0.194，在1%的显著性水平下显著，表明公司规模与IPO抑价具有负相关关系，公司规模越大，IPO抑价水平越低。公司筹资额变量lnK的系数为-0.003，不具有统计显著性。股权保留比例变量OR和首日换手率变量TurnO表现出对UnderP的显著正向阻碍，系数分不为2.391和3.447，在1%的显著性水平下通过了显著性检验。但值得注意的是，操纵了其他因素的阻碍后，DAC的系数尽管仍然为正，但明显减小，从0.247减小到0.087，而且不具有统计显著性。模型3使用固定效应模型操纵了年度和行业效应，DAC的系数为0.046，t值为0.61，与模型2相比，DA

43、C对UnderP阻碍的经济显著性与统计显著性进一步下降。能够发觉，在不考虑盈余其他组成部分的阻碍时，操控性应计对IPO抑价具有微弱的正向阻碍，但不具有统计显著性。表6a 财务会计信息与IPO抑价的回归结果自变量因变量：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)年度操纵操纵行业操纵操纵联合假设的F统计量与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：所有的回归模型都使用W

46、hite（1980）的方法得到异方差稳健性标准误，括号内给出调整后的t值。*表示p0.10，*表示p0.05，*表示p0.01。表6b 财务会计信息与IPO抑价的回归结果自变量因变量：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)年度操纵操纵行业操纵操纵联合假设的F统计量与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：所有的回归模型都使用White（1980）的方法得到异方差稳健性标准误，括号内

49、给出调整后的t值。*表示p0.10，*表示p0.05，*表示p0.01。为了综合考虑盈余信息的阻碍，后3个模型同时加入了操控性应计变量DAC、非操控性应计变量NDAC和现金流量变量CFO。在相关性分析中指出，由于NDAC和CFO对UnderP的阻碍为负，同时，这两个变量与DAC的相关性为负，因此，缺失这两个变量时，会高估DAC对UnderP的阻碍。因此，在回归模型中加入NDAC和CFO后，预期DAC的系数会减小。模型4表明DAC、NDAC和CFO的系数分不为-0.427、-0.942和-0.561，都在5%的显著性水平下显著。这意味着在操纵了NDAC和CFO后，DAC实际上对UnderP会产生

50、显著负向的阻碍。在联合检验中，DAC和NDAC系数的差异十分显著（F值为11.99，p值为0.000），DAC和CFO系数的差异不具有显著性（F值为1.68，p值为0.195），NDAC和CFO的差异显著（F值为4.07，p值为0.044）。模型5加入了公司规模等操纵变量，盈余组成部分变量的系数有所减小，但仍然具有高度显著性（都在1%的显著性水平下显著）。在联合检验中，DAC和NDAC系数差异仍然显著（F值为3.97，p值为0.047）。模型6操纵了年度和行业固定效应，DAC、NDAC和CFO的系数分不为-0.379、-0.516和-0.422，与模型5相比有所减小，当仍然在1%的显著性水平下

51、显著。联系检验中，盈余组成各个部分之间不再具有显著的差异。通过以上回归结果能够发觉，假如不考虑盈余组成的其他部分，专门可能得到操控性应计与IPO抑价正相关关系的结果（Xiong，2003；陈共荣和李琳，2006）。一旦操纵了盈余组成的其他部分后，操控性应计对IPO抑价具有显著负向阻碍。这表明二级市场投资者能够在一定程度上理解公司财务会计信息，并对盈余信息的不同组成部分进行定价。检验结果支持研究假设H2，而并不支持研究假设H1。Leone、Rock和Willenborg（2007）的回归模型使用了IPO抑价的自然对数形式作为因变量，这种做法能够加强因变量的正态性特征。借鉴他们的方法，使用IPO抑

52、价自然对数形式lnUP的回归结果见表6b。能够发觉，表6a的要紧结果并没有发生较大变化，盈余信息的各个组成仍然表现出与UnderP的显著负相关关系。使用自然对数转换加强了因变量的正态性，回归模型的拟合效果会得到一定程度的提高，表6a中模型3和模型6的拟合优度分不为0.515和0.524，在表6b中，模型3和模型6的这一指标分不提高到0.606和0.617。（五）敏感性分析为了考察极端值是否对研究结果带来重要阻碍，对模型中连续变量都实施了winsorization处理，研究结果并没有发生重大变化，这表明极端值对回归结果的阻碍并不严峻。为了考察IPO抑价受当日市场指数的阻碍是否会阻碍回归结果，借鉴

53、刘煜辉和熊鹏（2005）的做法对IPO抑价的计算使用市场指数进行调整，然后重新回归检验，但要紧结论并没有发生显著变化。因此，这些检验的结果并没有报告出来。五、结论不管是关于发达的资本市场，依旧新兴的资本市场，IPO抑价差不多上一个普遍存在的现象。由于IPO抑价关系着资本市场监管部门、发行公司、承销商、中小投资者等多方利益主体的利益，也关系到资本市场发挥配置资源功能的效果，因而受到管制者和研究者的极度重视。本文结合对中国资本市场2001年正式实施核准制之后的制度背景进行分析，考察了发行公司财务会计信息与IPO抑价的关系，关注中小投资者是机械地使用公司盈余信息，依旧能够有效识不公司盈余信息的不同组

54、成部分，从而正确对公司进行定价。通过对中国资本市场核准制下20012007年超过400个IPO公司进行实证检验，结果发觉操纵了其他因素阻碍后，发行公司操控性应计与IPO抑价显著负相关。那个结果表明中小投资者能够在一定程度上识不发行公司对会计操控权的使用，并在平均意义上给予使用会计操控权增加报告盈余的公司一个折价，从而表现出更低的IPO抑价。往常研究认为中小投资者不能有效识不公司盈余的不同组成部分在公司定价中的作用，会被公司内部人盈余治理行为所误导，从而表现出更高的IPO抑价程度。然而，这种结论专门可能是由于研究设计中没有考虑非操控性应计和现金流量的阻碍，而得到操控性应计与IPO抑价的正相关关系

55、专门可能是一种假象（Desai、Rajgopal和Venkatachalam，2004；Armstrong、Foster和Taylor，2008）。本文的贡献之一在于充分操纵了非操控性应计和现金流量的阻碍，得出与往常研究不同的研究结果，结果表明操控性应计与IPO抑价显著负相关。其次，本文为市场有效性程度提供了一定的经验证据。中小投资者并没有对公司盈余信息表现出“功能锁定”的特征，而是能够在一定程度上区分公司盈余的不同组成部分，并利用这些信息对公司进行定价。本文结果与Kao、Wu与Yang（2009）的结果一致，但他们关注的是中国资本市场建立与进展初期审批制下财务会计信息与IPO抑价的关系。本文

56、的结果在一定程度上扩展了Kao、Wu与Yang（2009）的研究。参考文献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.

57、 H. Perspectives on recent capital market research. The Accounting Review. 2002. 77: 453474.Boulton, T. J., S. B. Smart, C. J. Zutter. Earnings Quality and International IPO Underpricing. 2008. Working paper.Collins, D. W., P. Hribar. Errors in estimating accruals: Implications for empirical researc

58、h. Journal of Accounting Research. 2002. 40: 105135.DeFond, M. L., J. Jiambalvo. Debt covenant violation and manipulation of accruals. Journal of Accounting and Economics. 1994. 17: 145176.Desai, H., S. Rajgopal, M. Venkatachalam. Value-glamour and accruals mispricing: one anomaly or two? The Accounting Review. 2004. 79: 355385.Fan, Q. T. Earnings Management and Ownership Reten