财务会计信息与IPO抑价

1、财务会计信息与与IPO抑价陈胜蓝（内蒙古大学经经济管理学院院，呼和浩特特 0100021）摘要：本文以中中国资本市场场核准制实施施后首次公开开发行股票的的公司为样本本，考察发行行公司财务会会计信息与IIPO抑价之之间的关系。检检验结果表明明，在控制公公司盈余其他他组成部分的的影响后，操操控性应计对对IPO抑价价有显著的负负向影响。这这意味着二级级市场在对发发行公司定价价时充分使用用了其财务会会计信息，中中小投资者能能够在一定程程度上识别发发行公司对会会计操控权的的使用，在平平均意义上给给予使用会计计操控权增加加报告盈余的的公司一个折折价，从而表表现出更低的的IPO抑价价。关键词：财务会会计信息

2、 IIPO抑价 中小投资者者Financiial Acccountting IInformmationn and IPO UnnderprricinggCHEN Shheng-llan(Schooll of EEconommics & Manaagemennt, Innner MMongollia Unniverssity, Hohhoot 0100021)Abstracct：This stuudy exxaminees thee relaation betweeen fiinanciial acccountting iinformmationn and IPO uunderppricinng

3、 aftter thhe appprovall systtem foor pubblic oofferiing off stoccks waas inttroducced inn the Chinaas cappital markeets. TThe reesultss indiicate that theree is aa signnificaant neegativve asssociattion bbetweeen disscretiionaryy accrruals and IIPO unnderprricingg afteer hollding cash flow. The rees

4、ultss alsoo sugggest tthat ooutsidde invvestorrs aree not misleed by earniings mmanageement.Key Worrds：Fiinanciial Acccountting IInformmationn; IPOO Undeerpriccing; Outsiide Innvestoor作者简介：陈胜蓝（19778-），男男，32岁，湖北北武汉人，内内蒙古大学经经济管理学院院讲师，获中中山大学管理理学院会计学学专业博士学学位，主要从从事资本市场场公司治理、财财务与会计问问题研究。曾曾在会计研研究、中中国会计评论论等

5、期刊公公开发表论文文。通信地址：内蒙蒙古呼和浩特特市大学西路路235号，内内蒙古大学经经济管理学院院邮政编码：0110021联系电话：1339481007562电子邮箱：chhen_财务会计信息与与IPO抑价陈胜蓝（内蒙古大学经经济管理学院院，呼和浩特特 0100021）摘要：本文以中中国资本市场场核准制实施施后首次公开开发行股票的的公司为样本本，考察发行行公司财务会会计信息与IIPO抑价之之间的关系。检检验结果表明明，在控制公公司盈余其他他组成部分的的影响后，操操控性应计对对IPO抑价价有显著的负负向影响。这这意味着二级级市场在对发发行公司定价价时充分使用用了其财务会会计信息，中中小投资者能

6、能够在一定程程度上识别发发行公司对会会计操控权的的使用，在平平均意义上给给予使用会计计操控权增加加报告盈余的的公司一个折折价，从而表表现出更低的的IPO抑价价。关键词：财务会会计信息 IIPO抑价 中小投资者者Financiial Acccountting IInformmationn and IPO UnnderprricinggCHEN Shheng-llan(Schooll of EEconommics & Manaagemennt, Innner MMongollia Unniverssity, Hohhoot 0100021)Abstracct：This stuudy exxamin

7、ees thee relaation betweeen fiinanciial acccountting iinformmationn and IPO uunderppricinng aftter thhe appprovall systtem foor pubblic oofferiing off stoccks waas inttroducced inn the Chinaas cappital markeets. TThe reesultss indiicate that theree is aa signnificaant neegativve asssociattion bbetwe

8、een disscretiionaryy accrruals and IIPO unnderprricingg afteer hollding cash flow. The reesultss alsoo sugggest tthat ooutsidde invvestorrs aree not misleed by earniings mmanageement.Key Worrds：Fiinanciial Acccountting IInformmationn; IPOO Undeerpriccing; Outsiide Innvestoor一、引 言在公司首次公开开发行股票（IInitia

9、al Pubblic OOfferiing，简称称为IPO）的的过程中，由由于发行公司司与外部投资资者之间存在在较为严重的的信息不对称称，往往导致致外部投资者者难以对公司司准确定价。SStoll和和Curleey（19770）等研究究较早发现资资本市场中新新股发行上市市交易首日表表现出系统的的抑价现象，即即新股上市后后第一天在股股票市场上的的价格远远高高于其发行价价格，一般被被称为IPOO抑价或者首首日超额收益益。IPO定定价及其上市市后的价格表表现，关系着着资本市场监监管机构、发发行公司、承承销商、中小小投资者等多多方利益主体体的利益，也也关系到资本本市场发挥资资源配置功能能的效果。这这一现

10、象被发发现以后，立立即引起研究究者的高度重重视，研究者者从各种角度度展开研究，提提出了多种不不同的理论解解释。中国资本市场22001年33月正式实施施核准制，监监管机构不断断加强资本市市场基础制度度建设，提高高发行公司信信息披露质量量，推动IPPO定价向市市场化方向发发展，为资本本市场充分发发挥其资源有有效配置功能能创造基础条条件（中国证证监会，20008）。然然而，发行公公司对外披露露财务会计信信息及其他相相关信息，是是否有效地降降低了信息不不对称程度？中小投资者者是机械地利利用公司盈余余信息，被公公司内部人使使用会计操控控权调整后的的盈余信息所所误导，还是是能够有效识识别盈余信息息的不同组

11、成成部分，从而而对发行公司司正确定价？这些问题仍仍然没有得到到深入的研究究与考察。已已有研究往往往孤立考察操操控性应计与与IPO抑价价的关系，而而忽视其他盈盈余组成部分分的影响，很很可能得出错错误的结论（AArmstrrong、FFosterr和Tayllor，20008）。本本文以中国资资本市场核准准制实施后的的IPO公司司作为研究对对象，把公司司盈余分解为为现金流量、非非操控性应计计与操控性应应计，全面地地考察盈余组组成部分与IIPO抑价的的关系，试图图为财务会计计信息在IPPO定价中的的使用情况和和效果提供更更加稳健的经经验证据。本文后续部分结结构安排如下下：第二部分分结合中国资资本市场

12、特点点分析相关理理论并提出研研究假设；第第三部分是研研究设计，包包括变量选择择与模型设定定；第四部分分给出实证检检验结果与分分析；最后是是本文结论部部分。二、理论分析与与研究假设（一）财务会计计信息与IPPO抑价的理理论分析西方文献广泛讨讨论和研究了了IPO抑价价现象，提出出多种分析模模型与理论解解释，如信号号传递（Alllen和FFaulhaaber，11989）、赢赢家诅咒（RRock，11986）、信信息瀑布（WWelch，11992）和和诉讼规避（TTinic，11988）等等。其中，对对财务会计信信息与IPOO抑价关系的的考察主要基基于信息不对对称理论。根根据信息不对对称理论，如如果

13、能够有效效地降低IPPO过程中的的信息不对称称程度，IPPO抑价也将将随之而降低低。Leonne、Rocck和Willlenboorg（20007）考察察发行公司在在招股公告书书中对筹资额额用途的披露露是否能够降降低IPO抑抑价程度，结结果表明，自自愿披露筹资资额用途的发发行公司能够够帮助外部投投资者在一定定程度缓解事事前不确定性性，减小信息息不对称程度度，从而降低低IPO抑价价。Boultonn、Smarrt和Zuttter（22008）关关注财务会计计信息质量的的跨国差异是是否能够解释释首日回报的的跨国差异。他他们认为，IIPO抑价与与国家层面的的财务会计信信息质量之间间具有负相关关关系。

14、通过过检验来自334个国家或或地区的73306个IPPO事件，结结果发现国家家层面财务会会计信息质量量与IPO抑抑价之间的关关系具有统计计上和经济上上的显著性。其其中，样本的的首日回报平平均为27.5%，财务务会计信息质质量提高一个个标准差导致致IPO抑价价下降3.22%。基于美国资本市市场的制度背背景，Xioong（20003）分析析和考察了发发行公司上市市前的盈余管管理与IPOO抑价的关系系。如果投资资者对公司的的定价主要依依赖于公司提提供的盈余信信息，或者投投资者认为发发行公司的报报告盈余是公公司未来获得得高业绩的一一个值得信赖赖的信号，发发行公司有动动机实施收益益增加的盈余余管理行为以

15、以提高发行价价格。但提高高发行价格也也为发行公司司带来了潜在在的成本，比比如带来更高高的诉讼风险险。因此，发发行公司是否否实施收益增增加的盈余管管理行为取决决于对期望收收益和潜在成成本的综合考考虑。作者指指出，由于承承销商更有可可能发现发行行公司报告盈盈余中的盈余余管理行为，发发行价格的定定价基础很可可能是盈余管管理前的“真实盈余”，而由于信信息不对称的的存在，二级级市场对公司司定价的基础础是包含了盈盈余管理的报报告盈余。因因此，IPOO抑价实际上上是由于二级级市场基于包包含了收益增增加盈余管理理行为的报告告盈余对公司司进行定价，从从而高估公司司价值所导致致。但作者没没有进一步分分析如果发行行

16、价格是以“真实盈余”为定价标准准，为什么发发行公司仍然然有动机实施施收益增加的的盈余管理行行为。在研究究设计方面，作作者只关注操操控性应计与与IPO抑价价的关系，而而忽视了其它它盈余组成部部分的影响。受到Xiongg（20033）的启发，陈陈共荣和李琳琳（20066）使用同样样的方法考察察了中国资本本市场20000-2004年年间首次公开开发行股票公公司IPO前前盈余管理行行为与IPOO抑价的关系系。作者发现现我国A股市市场存在较高高的抑价现象象，IPO前前盈余管理行行为与IPOO抑价显著正正相关。考虑虑到中国资本本市场与美国国资本市场存存在较大的制制度性差异，但但作者并没有有针对中国资资本市

17、场IPPO制度特征征展开分析，存存在一定局限限。（二）研究假设设中国资本市场早早期监管部门门对新股发行行的审核制度度采用审批制制，实施额度度管理的方法法。在信息披披露机制不完完善和市场机机制不健全的的资本市场发发展初期阶段段，这种方法法有利于加强强地区间的竞竞争，缓解监监管部门信息息收集和甄别别发行公司质质量的困难（PPistorr和Xu，22005）。22001年，中中国资本市场场新股发行管管理制度从审审批制向核准准制转变，额额度控制的方方法不再实行行。随着信息息披露制度不不断完善，市市场机制不断断加强，IPPO发行定价价逐渐成为监监管部分、发发行公司、承承销商、机构构投资者、中中小投资者等

18、等参与主体在在基于一定信信息分布下的的共同博弈的的结果。特别别是，20006年股权分分置改革基本本完成之后，IIPO发行定定价参与主体体基于市场价价格的利益基基础更加趋于于一致。在现行的制度背背景下，虽然然监管部门的的管制仍然是是造成IPOO抑价的重要要因素之一，但但各个利益主主体博弈的空空间与审批制制下有了很大大程度的提高高，以财务会会计信息为主主的公司信息息得到了更高高程度的应用用。李志文和和修世宇（22006）指指出由于公司司的发行价格格已经被限制制在一定的水水平以下，并并且这一水平平足以吸引到到足够的投资资者，发行公公司并不需要要担心新股发发行是否具有有发行失败的的风险，就不不会考虑通

19、过过抑价发行的的方式保证股股票发行的顺顺利进行，发发行公司内部部人仍然有动动机通过盈余余管理提高公公司股票发行行价格。Xiiong（22003）认认为二级市场场的投资者主主要根据发行行公司的报告告盈余对公司司进行定价，并并不能识别发发行公司对会会计操控权的的使用，因此此，如果发行行公司内部人人使用收益增增加的会计操操控权调整公公司报告盈余余，二级市场场往往会作出出过度反应，从从而表现出更更高的IPOO抑价。陈共共荣和李琳（22006）也也持有类似观观点，认为中中国资本市场场中小投资者者主要依赖于于发行公司报报告盈余进行行定价，并不不能有效识别别发行公司对对会计操控权权的使用。在在此基础上，本本

20、文提出如下下研究假设：H1：其他条件件不变，发行行公司的操控控性应计与IIPO抑价正正相关。然而，以上分析析假定二级市市场股票价格格不能有效反反映发行公司司真实价值，这这与分析IPPO抑价主流流理论并不一一致。根据有有效市场假说说，一旦发行行公司股票上上市交易，二二级市场的股股票价格对公公司信息进行行充分反应，以以反映公司预预期的真实价价值。IPOO抑价衡量的的是发行公司司首日股票收收盘价格与发发行价格的差差异率，因此此，如果发行行公司出于机机会主义动机机使用操控性性应计提高公公司发行价格格，而二级市市场在首日能能够形成反映映公司真实价价值的股票价价格，就会对对这类公司给给予一个折价价，首日股

21、票票收盘价格会会更低，产生生较低的IPPO抑价。虽虽然Xionng（20003）的经验验证据表明操操控性应计与与IPO抑价价具有正相关关关系，但由由于研究设计计中并没有考考虑非操控性性应计和现金金流量的影响响，操控性应应计与IPOO抑价的正相相关关系有可可能是一种假假象（Dessai、Rajgoopal和Venkaatachaalam，22004；AArmstrrong、FFosterr和Tayllor，20008）。因因此，本文提提出如下备择择研究假设：H2：其他条件件不变，发行行公司的操控控性应计与IIPO抑价负负相关。三、研究设计（一）主要研究究变量1. 操控性应应计本文衡量操控性性应计

22、的方法法与以前文献献一致，操控控性应计为总总应计减去非非操控性应计计的差额，而而非操控性应应计是使用横横截面的Joones模型型（Defoond和Jiiamballvo, 11994）估估计得出。首首先，使用从从利润表中取取出的营业利利润和从现金金流量表中取取出经营活动动现金流量净净额计算出总总应计ACCC 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。 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表表示发行公司司总应

23、计；EEBXI表示示公司特别调调整前利润，这这里使用营业业利润数据；CFO表示公公司经营活动动现金流量净净额。然后，按按照年度和行行业估计如下下Joness模型： (22)其中，ACCii,t表示样样本公司i第t年的总应计计；TAi,t-1表示样本本公司i第t1年的总资产；REVi,tt表示样本公公司i第t年销售收入入变动额；PPPEi,tt表示样本公公司i第t年的固定资资产总额。使用OLS方法法按照年度和和行业分别估估计出系数值值，再代入以以下模型计算算出公司i第t年的操控性性应计： (33)其中，ACCii,t表示样样本公司i第t年的总应计计；TAi,t1表示样本公公司i第t1年的总资产；

24、REVi,tt表示样本公公司i第t年销售收入入变动额；RECi,tt表示样本公公司i第t年应收账款款净额的变动动额；PPEEi,t表示样样本公司i第t年的固定资资产总额。2. IPO抑抑价根据Ritteer和Wellch（20002），绝绝大多数研究究中把IPOO抑价定义为为发行公司股股票上市交易易首日收盘价价超过股票发发行价的比率率 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，本本文对IPOO抑价的定义义如下 Ritter和Welch（2002）指出在IPO首日

25、市场交易中，其开盘价格与收盘价格差异较小，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。 考虑发行公司上市交易首日市场因素的影响，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，UndeerP表示IIPO抑价；CloseeP表示公司司j在上市交易易首日的收盘盘价格；IsssueP表表示公司j的发行价格格。（二）控制变量量考虑到重要缺失失变量会带来来缺失变量偏偏误，参考以以前研究发现现，本文设置置一些控制变变量。 公司规模模变量Sizze，陈工孟孟和高宁（22000）发发现规模较大大的公司表现现出IPO抑抑价

26、较低的特特征，本文使使用公司IPPO前一年总总资产的自然然对数来控制制公司规模。 发行规模变量lnK，韩德宗和陈静（2001）发现发行规模与IPO抑价负相关，本文使用筹资金额的自然对数来控制发行规模。 公司股权保留比例变量OR。孔爱国和李哲（2003）发现股权保留比例能够显著影响发行公司在市场上的定价，因此本文设置这一变量进行控制，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）发现换手率对IPO抑价具有显著正向影响，本文使用首日交易的换手率进行控制。 公司最终控制人性质虚拟变量SOE。为了控制不同性质公司的差异，本文设置该虚拟变量，

27、如果最终控制人性质为国有，取值为1；否则取值为0。（三）检验方法法和模型Beaver（22002）认认为由于现金金流量与总应应计是负相关关的，因此应应计异象很可可能是对现金金流量错误定定价的一个假假象。Dessai、Rajgoopal和Venkaatachaalam（22004）考考察了Slooan（19996）提出出的应计异象象，进一步确确定了Beaaver（22002）的的推断。他们们发现：第一一，控制了现现金流量以后后，高操控性性应计与低操操控性应计公公司的股票回回报率并没有有显著差异；现金流量代代替了总应计计对未来股票票回报的解释释力。虽然BBeaverr（20022），Dessai、

28、Rajgoopal和Venkaatachaalam（22004）关关注总应计，但但总应计的组组成部分非操操控性应计和和操控性应计计也与现金流流量负相关（XXie，20001）。在在考察盈余信信息与IPOO抑价的关系系时，也面临临同样的问题题。借鉴Deesai、Rajgoopal和Venkaatachaalam（22004）和和Armsttrong、FFosterr和Tayllor（20008）的研研究设计，本本文的检验方方法如下：首先，采用单变变量分析方法法进行检验。为为了考察发行行公司IPOO前操控性应应计与IPOO抑价的关系系，先按照发发行公司操控控性应计排序序并从小到大大分成4组，对对第

29、1组和第第4组的IPPO抑价差异异做均值检验验。如果发行行公司IPOO前操控性应应计与IPOO抑价具有正正相关关系，那那么可以预期期第1组和第第4组的IPPO抑价均值值差异显著为为正。下一步步需要检验发发行公司IPPO前操控性性应计与IPPO抑价的正正相关关系是是否由于现金金流量所引起起的。这就需需要按照发行行公司IPOO前现金流量量排序并从小小到大分成44组，并对第第1组和第44组的IPOO抑价差异做做均值检验。如如果IPO前前操控性应计计与IPO抑抑价的正相关关关系不是由由于现金流量量所引起，可可以预期IPPO抑价按照照IPO前现现金流量排序序所表现出的的特征应该与与按照IPOO前操控性应

30、应计排序所表表现出的特征征相似。其次，采用多元元回归模型进进行检验。这这种检验方法法的优势在于于可以控制其其他因素的影影响。在多元元回归分析中中，先使用IIPO抑价对对IPO前操操控性应计进进行回归，如如果两者具有有显著正相关关关系，可以以预期操控性性应计的系数数显著为正。然然后，在模型型中加入盈余余信息的其他他组成部分，如如现金流量等等。如果发行行公司IPOO前操控性应应计与IPOO抑价的正相相关关系不受受现金流量影影响，那么预预期操控性应应计的系数仍仍然显著为正正。借鉴以前研究的的模型，本文文首先使用IIPO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

31、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)考虑到中国资本本市场IPOO抑价程度较较高，甚至出出现高于3000%的IPPO抑价。为为了使因变量量更加接近正正态分布，借借鉴Leonne、Rocck和Willlenboorg（20007）的方方法，对UnnderP取取自然对数形形式转化lnnUP，作为为回归模型的的因变量。检检验模型如下下： (6)相关变量的具体体定义见表11。表1 变量定义义表类型名称定义因变量UnderPIPO抑价lnUPIPO

32、抑价的自自然对数形式式，计算方式式为ln（11+ UndderP）解释变量CFO发行公司IPOO前一年经营营活动现金流流量净额，除除以IPO后后公司股数总总额NDAC发行公司IPOO前一年非操操控性应计，除除以IPO后后公司股数总总额DAC发行公司IPOO前一年操控控性应计，除除以IPO后后公司股数总总额控制变量Size发行公司IPOO前一年总资资产的自然对对数lnK发行公司筹资额额的自然对数数OR公司股权保留比比例，公司发发行新股之前前的股数总额额除以发行新新股之后的股股数总额TunrO发行公司首日交交易换手率SOE表示最终控制人人虚拟变量，当当最终控制人人是国有控制制，取值为11，否则为0

33、0四、检验结果与与分析（一）研究样本本和描述性统统计1. 研究样本本由于审批制下IIPO定价过过程带有较强强的行政色彩彩，针对本文文的研究目的的，选择期间间限定为200012007年年核准制下首首次发行新股股的中国资本本市场A股公公司作为样本本。然后进行行以下样本筛筛选程序： = 1 * GB2 考虑到金金融、保险行行业的特殊性性，剔除了该该行业的公司司样本； = 2 * GB2 有个别公公司采用吸收收合并的方式式上市，如潍潍柴动力（00003388）、上港集集团（6000018）；采用换购股股票方式上市市，如吉电股股份（0000875），剔剔除这些公司司样本； = 3 * GB2 剔除变量量

34、数据不全的的公司样本。上上市公司财务务数据来源于于Wind资资讯数据库，IIPO首日表表现及股权变变动数据来源源于CSMAAR数据库，公公司实际控制制人数据来源源于CCERR数据库。2. IPO抑抑价的描述性性统计与分析析研究样本按年度度的分布特征征及IPO抑抑价特征见表表2。样本总总数为4322个，其中，22007年的的IPO样本本最多，20005年的IIPO样本个个数最少。由由于20055年中国资本本市场监管部部门开始推行行股权分置改改革，因此暂暂停了资本市市场新股发行行，直至20006年股权权分置改革基基本完成之后后，才重新启启动新股发行行。样本平均均的IPO抑抑价为1200.01%，从

35、从样本区间的的时间上看，2200122005年，IIPO抑价呈呈下降趋势，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致IPO抑价的下降。然而，比较20052007年的IPO抑价，不难发现其上升的趋势，特别是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基本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抑抑价按年度的的分布情况年度观察值个数均值标准差最小值最大值200129138.83%0.

36、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%合计432120.01%0.95 -9.00%538.12%3. 主要变量量的描述性统统计与分析主要变量的描述述性统计结果果见表3。样本IPPO抑价UnnderP的的最小值和最最大值分别为为-0.0990和5

37、.3381，均值值和中位数分分别为1.2200和0.933。为为了缓解UnnderP的的非正态性特特征，借鉴LLeone、RRock和WWillennborg（22007）的的方法进行自自然对数转换换，得到变量量lnUP。lnUP的最最小值和最大大值分别为-0.0944和1.8553，均值和和中位数分别别为0.7112和0.6659，表明明其正态性特特征比UndderP有所所加强。对于于发行公司IIPO前一年年的盈余信息息指标，现金金流量CFOO、非操控性性应计NDAAC和操控性性应计DACC的均值分别别为0.4332、-0.169和00.186。DAC的均值明显大于0，往往被认为是IPO前普

38、遍存在收益向上盈余管理的证据。但与以前研究不同是，以前研究往往只关注DAC的影响，而忽视了其他盈余组成部分的可能影响。本文尝试更加全面地考察盈余组成部分对IPO抑价的影响。表3 主要变量量描述性统计计结果变量样本数均值标准差最小值25%分位数中位数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.

39、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.

40、523 0.500 0.0000.0001.0001.0001.000（二）相关性分分析相关系数表见表表4。由于研研究需要，对对IPO抑价价的衡量有22个不同的变变量UndeerP和lnUP，两两者的相关系系数高达0.969。考考察UndeerP与发行行公司IPOO前一年盈余余组成部分的的相关性，UUnderPP与DAC显著正正相关，相关关系数为0.125，这这与Xionng（20003）、陈共共荣和李琳（22006）的的研究结果相相似。但值得得注意的是，UnderP与CFO、NDAC表现出显著负相关关系，相关系数分别为-0.104和-0.158；而且，DAC与CFO、NDAC表现出显著负相关

41、关系，这意味着如果遗漏对CFO和NDAC的影响进行分析，而单独分析DAC带来的影响，很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的影响为负，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的影响。UnderP与公司规模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 Pearrson相关关系数UnderPlnUPCFONDACDACSizelnKORTunrOSOEUnderP1.000lnUP0.969 1.0000.000 CFO-0.104 -0.12

42、9 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

43、-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.

44、218 注：变量间相关关系数下提供供了双尾检验验的p值。（三）单因素检检验与分析为了考察发行公公司IPO前前操控性应计计与IPO抑抑价的关系，先先按照发行公公司操控性应应计DAC排序并并从小到大分分成4组，对对第1组和第第4组的IPPO抑价差异异做均值检验验。可以发现现，按照DAAC排序，UndderP表现现出逐渐升高高的特点，第第4组和第11组的UndderP均值值分别为1.378和11.021，均均值差异为00.358，在在1%的显著著性水平下显显著。这个结结果与Xioong（20003）、陈陈共荣和李琳琳（20066）的研究结结果相似。然然而，还需要要对盈余信息息的其他组成成部分进行检检

45、验。如果DDAC与UnderrP的关系不不是由于NDDAC或者CFO所引起起，可以预期期按照NDAAC或者CFO进行排排序分组，UUnderPP所表现出的的特征很可能能与按照DAAC排序分组组下类似。但但表5表明，按按照NDACC排序分组，第第4组和第11组的UndderP均值值分别为1.472和11.184，差差异为-0.288，在在5%的显著著性水平下显显著；按照CCFO排序分分组，第4组组和第1组的的UnderrP均值分别别为1.3112和1.0061，差异异为-0.2250，在55%的显著性性水平下显著著。单因素检检验结果表明明除了DACC，盈余信息息的其他组成成部分同样对对Under

46、rP具有重要要影响，并且且，NDACC和CFO对UnderrP的影响模模式与DACC并不一致。如如果忽视NDDAC和CFO对UnderrP的影响，很很有可能得到到关于DACC和UnderrP关系的错错误结论（DDesai、Rajgoopal和Venkaatachaalam，22004；AArmstrrong、FFosterr和Tayllor，20008）。表5 UndeerP与盈余余组成部分的的单因素检验验结果Quartilles低高差异（第4组第11组）第1组第2组第3组第4组DAC1.0211.1801.2221.3780.358*(2.850)NDAC1.4720.9641.1801.1

47、84-0.288*(2.056)CFO1.3121.1861.2421.061-0.250*(1.997)样本数108108108108注：括号内给出出均值t检验验的t值。*表示p0.05，*表示pp0.011。（四）多元回归归分析多元回归分析可可以弥补单因因素分析的缺缺陷，进一步步控制其他因因素的影响，考考察盈余信息息组成部分对对IPO抑价价的影响。表表6a给出了使使用UndeerP作为因因变量的回归归结果。模型1中使用IIPO抑价变变量UndeerP对操控控性应计变量量DAC进行回回归，DACC的系数为00.247，在在1%的显著著性水平下显显著，这与单单因素检验的的结果相同。模模型2加入

48、了了一系列控制制变量，公司司规模变量SSize的系系数为-0.194，在在1%的显著著性水平下显显著，表明公公司规模与IIPO抑价具具有负相关关关系，公司规规模越大，IIPO抑价水水平越低。公公司筹资额变变量lnK的系数数为-0.0003，不具具有统计显著著性。股权保保留比例变量量OR和首日换换手率变量TTurnO表表现出对UnnderP的的显著正向影影响，系数分分别为2.3391和3.447，在在1%的显著著性水平下通通过了显著性性检验。但值值得注意的是是，控制了其其他因素的影影响后，DAAC的系数虽虽然仍然为正正，但明显减减小，从0.247减小小到0.0887，而且不不具有统计显显著性。模

49、型型3使用固定定效应模型控控制了年度和和行业效应，DAC的系数为0.046，t值为0.61，与模型2相比，DAC对UnderP影响的经济显著性与统计显著性进一步下降。可以发现，在不考虑盈余其他组成部分的影响时，操控性应计对IPO抑价具有微弱的正向影响，但不具有统计显著性。表6a 财务会会计信息与IIPO抑价的的回归结果自变量因变量：UndderP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.

50、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*-0.03900(-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)SOE0.085-0.0070.0

51、62-0.017(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)年度控制控制行业控制控制联合假设的F统统计量与p值DAC=NDAAC11.99*3.97*1.37(0.000)(0.047)(0.243)DAC=CFOO1.680.240.24(0.195)(0.621)(0.621)NDAC=CFFO4.07*1.850.45(0.044)(0.175)(0.505)N432432432432432432adj. R220.0130.31

52、30.5150.0460.3320.524F6.90034.3715.429.24324.6914.48注：所有的回归归模型都使用用Whitee（19800）的方法得得到异方差稳健性标准准误，括号内内给出调整后后的t值。*表示p00.10，*表示p0.05，*表示pp0.011。表6b 财务会会计信息与IIPO抑价的的回归结果自变量因变量：lnUUP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*(-

53、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)SOE0.0550.0100.044

54、0.006(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)年度控制控制行业控制控制联合假设的F统统计量与p值DAC=NDAAC13.664.091.21(0.000)(0.044)(0.272)DAC=CFOO2.700.911.37(0.101)(0.341)(0.243)NDAC=CFFO3.411.020.02(0.066)(0.314)(0.892)N432432432432432432adj. R220.0150.3830.6060.

55、0520.4030.617F7.49341.8327.8510.5631.0226.30注：所有的回归归模型都使用用Whitee（19800）的方法得得到异方差稳健性标准准误，括号内内给出调整后后的t值。*表示p00.10，*表示p0.05，*表示pp0.011。为了综合考虑盈盈余信息的影影响，后3个个模型同时加加入了操控性性应计变量DDAC、非操操控性应计变变量NDACC和现金流量量变量CFOO。在相关性性分析中指出出，由于NDDAC和CFO对UnderrP的影响为为负，同时，这这两个变量与与DAC的相关关性为负，因因此，缺失这这两个变量时时，会高估DDAC对UnderrP的影响。因因此，在

56、回归归模型中加入入NDAC和CFO后，预预期DAC的系数数会减小。模模型4表明DDAC、NDAC和CFO的系数数分别为-00.427、-0.9422和-0.5561，都在在5%的显著著性水平下显显著。这意味味着在控制了了NDAC和CFO后，DAC实际上上对UndeerP会产生生显著负向的的影响。在联联合检验中，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加入了公司规模等控制变量，盈余组成部分变量的系数有所减小，但仍然具有高

57、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控制了年度和行业固定效应，DAC、NDAC和CFO的系数分别为-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。通过以上回归结果可以发现，如果不考虑盈余组成的其他部分，很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）。一旦控制了盈余组成的其他部分后，操控性应计对IPO抑价具有显著负向影响。这表明二级市场投资者能够在一定程度

58、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、RRock和WWillennborg（22007）的的回归模型使使用了IPOO抑价的自然然对数形式作作为因变量，这这种做法可以以加强因变量量的正态性特特征。借鉴他他们的方法，使使用IPO抑抑价自然对数数形式lnUUP的回归结结果见表6bb。可以发现现，表6a的的主要结果并并没有发生较较大变化，盈盈余信息的各各个组成仍然然表现出与UUnderPP的显著负相相关关系。使使用自然对数数转换加强了了因变量的正正态性，回归归模型的拟合合效果会得到到一定程度的的提高，表66a中模型33

59、和模型6的的拟合优度分分别为0.5515和0.524，在在表6b中，模模型3和模型型6的这一指指标分别提高高到0.6006和0.6617。（五）敏感性分分析为了考察极端值值是否对研究究结果带来重重要影响，对对模型中连续续变量都实施施了winssorizaation处处理，研究结果并没没有发生重大大变化，这表表明极端值对对回归结果的的影响并不严严重。为了考考察IPO抑抑价受当日市市场指数的影影响是否会影影响回归结果果，借鉴刘煜煜辉和熊鹏（22005）的的做法对IPPO抑价的计计算使用市场场指数进行调调整，然后重重新回归检验验，但主要结结论并没有发发生显著变化化。因此，这这些检验的结结果并没有报报

60、告出来。五、结论无论是对于发达达的资本市场场，还是新兴兴的资本市场场，IPO抑抑价都是一个个普遍存在的的现象。由于于IPO抑价价关系着资本本市场监管部部门、发行公公司、承销商商、中小投资资者等多方利利益主体的利利益，也关系系到资本市场场发挥配置资资源功能的效效果，因而受受到管制者和和研究者的极极度重视。本文结合对中国国资本市场22001年正正式实施核准准制之后的制制度背景进行行分析，考察察了发行公司司财务会计信信息与IPOO抑价的关系系，关注中小小投资者是机机械地使用公公司盈余信息息，还是能够够有效识别公公司盈余信息息的不同组成成部分，从而而正确对公司司进行定价。通通过对中国资资本市场核准准制