谈谈财务会计信息、股权保留比例与IPO定价
本站原创 摘要：在公司首次公开发行股票的过程中，由于主要的市场参与者之间存在信息不对称而导致外部投资者难以对发行公司准确定价。本文以中国资本市场核准制实施后的IPO公司作为研究样本，考察发行公司如何权衡使用财务会计信息与股权保留比例这两种方式影响IPO定价。结果表明，发行公司的会计操控权与股权保留比例对IPO发行有显着正向影响；其中，国有制约发行公司更倾向于使用会计操控权提高公司发行；非国有制约发行公司更倾向于使用股权保留比例提高公司发行。
关键词：财务会计信息；股权保留比例；IPO定价；发行
引言
在公司首次公开发行股票(Initial Public Offering，简称为IPO)的过程中，发行公司与外部投资者之间往往存在严重的信息不对称，不仅使外部投资者难以对发行公司准确定价，对投资者利益带来风险，还有可能导致发行失败，阻碍资本市场发挥资源配置功能。要求发行公司对外披露财务会计信息及其他相关信息，是缓解这一信息不对称的有效方式。由于公司可以根据外部制度环境特点和自身动机使用会计操控权影响对外披露的财务会计信息，公司内部人如何使用会计操控权以及公司财务会计信息如何影响IPO定价受到研究者广泛关注(Ball和Shivakumar， 另一方面，发行公司可以事先确定股权保留比例，借此向外部投资者传递私人信息，从而影响IPO定价(Leland和Pyle，1977 )。因此，发行公司如何使用会计操控权和确定股权保留比例，很可能体现了发行公司权衡自.
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，逐渐放开了对IPO发行定价的管制(中国证监会，[18]
2008)。 而且，民营公司IPO的步伐逐渐加快，特别是2004年深圳中小企业板推出后民营公司IPO的家数迅速增加。中国特殊的制度背景特点，为考察IPO过程中发行公司如何使用会计操控权和股权保留比例及其影响提供了难得的研究机会，但这方面的研究还十分缺乏。本文选择2001年核准制下IPO的公司作为研究样本，首先考察发行公司财务会计信息和股权保留比例对IPO定价的影响。然后针对发行公司的股权性质，把研究样本分成国有制约和非国有制约两组子样本，考察发行公司是否根据自身情况在股权保留比例选择与会计操控权的使用上有所权衡。一、财务会计信息与IPO定价在西方文献中，财务会计信息与IPO定价的关系得到非常广泛的研究。早期研究者从理论出发，假定发行公司内部人存在机会主义动机，使用会计操控权调增公司报告盈余误导外部投资者，以获取更高的发行。
[1]
Aharony、Lin和Loeb(1993) 认为IPO过程中的信息不对称正好为公司内部人追求私人收益提供了机会，他们对美国资本市场1985～1987年229个IPO样本进行考察，结果只发现较弱的证据支持公司内部人出于机会主义动机使用会[10]
计操控权。Teoh、Welch和Wong(1998) 采用了不同的测量策略，他们使用调整的Jones模型测量操控性应计，发现发行公司与其他公司相比，具有显着较高的操控性应计。通过考察操控性应计与公司IPO后3年股票回报率之间的关系，结果发现操控性应计较高的发行公司表现出更低的股票回报率。作者推测正是由于发行公司在IPO过程中为了追求私人收益而使用会计操控权调整公司盈余，从而导致公司IPO后股票业绩较差。而且，发行公司操控性应计与IPO后公司经营业绩也表现出显着负相关关系，这很可能是由于IPO过程中使用收益增加的会计操控权在IPO后[11]
转回所致(Teoh、Wong和Rao，1998)。 .
然而，最近的研究却对这种机会主义观提出挑战。
[3]
Ball和Shivakumar(2008) 指出这种基于信息供给的解释很可能有所偏颇。特别是在成熟的资本市场中，上市公司会计报表使用者以及相应的审计师、董事会、浅析浅析师、评级机构、媒体、律师等利益主体都需要高质量的会计信息。面对这种IPO过程中制度环境的转变，发行公司所提供的财务科技信息应该更加稳健。这意味着发行公司不应该是使用会计操控权增加报告盈余，而是使用会计操控权减少报告盈余，为公司“储备”盈余。最近对美国资本市场的经验研究也为这一观点提供了支持的证据，如[2]
Armstrong、Foster和Taylor(2008) 使用超过1500家IPO公司样本进行检验，发现发行公司使用会计操控权调增报告盈余的现象并不普遍，而且，操控性应计与公司发行显着负相关，意味着操控性应计并不能提高公司股票发行。由此可见，针对美国资本市场发行公司财务会计信息与IPO定价的研究还存在较大分歧，并没有形成一致的结论。
中国资本市场仍然处于由行政主导向市场主导的发展之中，各项基础制度不断修正与完善，但与成熟资本市场相比还存在明显的差距。在审批制下，由于监管机构对IPO发行的管制，使发行公司使用会计操控权提高发[6]
行的动机较为强烈(Kao、Wu与Yang，2009)。 2001年核准制施行以后，为了避开出现市盈率过高的现象，证监会仍然对公司发行定价实施了加强的监管与制约，其后一段时间内新股发行的市盈率基本上在20倍左右，发行并不能准确反映公司成长性，甚至被限定在一个较低的[16]
水平位置(李志文和修世宇，2006)。 如果发行公司拟发行的股份不变，发行的限制直接导致公司筹资额的减小，无法筹集足够资金满足公司投资项目的需求。既然监管机构制约市盈率水平，那么通过使用会计操控权增加公司盈余就成为提高公司发行的直接有效办法。2005年询价制实施之后，监管机构对发行的制约力度逐渐减弱，但由于询价制本身还存在一定缺陷，仍然需要改善与完善，发行公司定价并不能准确地反映公司价值。因此，由于中国资本市场监管机构对IPO定价一定程度上的管制，以及IPO定价制度本身的不完善，使发行公司具有使用会计操控权提高发行的动机。
另一方面，中国资本市场的制度环境也有可能造成发行公司机会主义使用会计操控权的动机。在中国资本市场向市场主导过渡的现阶段，往往缺乏保护投资者的法律制度与执行和市场力量。认为，对于中国资本市场的发展，法律及其执行对投资者的保护在短期内可能无法发挥[9]
明显的功效(Pistor和Xu，2005)。 而且，与西方成熟资本市场相比，市场力量仍然较弱，其发挥推动投资者保护的作用也比较有限。因此，本文提出如下研究假设：
H1：其他条件不变，发行公司操控性应计与公司发行正相关。
二、股权保留比例与IPO定价[7]
Leland和Pyle(1977) 最早构建了一个关于股权保留比例信号作用的IPO定价模型(以下简称为LP信号模型)。在这个模型中，公司的当前价值是发行公司股权保留比例的一个函数，股权保留比例具有向外部潜在投资者传递公司质量信号的作用。假定发行公司内部人具有关于公司未来流量的信息优势，如果发行公司内部人并不看好公司未来的流量，他们应该尽可能保留较少的股权以分散公司经营风险。相反，如果发行公司内部人预测公司能够获得可观的流量，他们就会尽可能多地保留公司股权，以实现更多的收益。随后的研究为LP信号模型提供了支持的经验证据(如Downes和Heinkel，1982)。 .
中国资本市场成立和发展初期，大部分上市公司都是由国有企业改制而来，IPO过程中发行公司对股权保留比例的选择并不同于西方成熟资本市场。另一方面，股权流通性的限制也可能影响到发行公司内部人对股权保留比例的[15]
选择。孔爱国和李哲(2003) 使用中国资本市场自开市以来至2002年10月30日发行A股的930家IPO公司作为研究样本，考察了LP信号模型中发行公司股权保留比例的信号传递作用。考虑到中国资本市场关于公开发行股票信息披露机制的演进，作者把研究样本划分为四个不同阶段，结果表明随着信息披露的规范性增加，股权保留比例的信号作用更加明显。2001年核准制正式实施后，监管机构着力完善资本市场基础制度建设，特别是2005年启动的股权分置革新为各种股东形成市场化的共同利益基础。因此，在IPO过程中，发行公司事先确定的股权保留比例与公司发行之间应该存在正相关关系。本文提出如下研究假设：
H2：其他条件不变，发行公司股权保留比例与公司发行正相关。
三、会计操控权与股权保留比例的权衡使用[5]
Fan(2007) 对LP信号模型进行扩展，认为报告盈余是发行公司内部人在IPO过程中向外部潜在投资者传递关于公司价值信号的另一种重要机制。通过比较静态模型进行浅析浅析，表明发行公司通常会在会计操控权与股权保留比例这两种方式中进行权衡，使可能发生的总成本最小。经验检验结果则发现发行公司报告盈余和股权保留比例对IPO定价具有显着正向影响。进一步的检验表明风险较高的公司更倾向于使用收益增加的操控性应计提[8]
高报告盈余。Lewis(2008) 也从这个角度展开研究，不同的是，作者认为高声誉承销商承销的发行公司如果表现出收益增加的操控性应计，很可能意味着发行公司具有较高的成长性，因此发行也更高，检验结果支持了作者的观点。
在中国资本市场成立与发展过程中，大部分发行公司是由国有企业改制而成，国有控股股东在IPO过程中需要在一定程度上分散股权，通过资本市场筹集资金。由于中国资本市场缺乏强有力的投资者保护制度，从资本市场获取资源的使用成本非常低，地方政府往往利用公司在资本市场[17]
筹集资金以实现自身目标(夏立军和方轶强，2005)。 在股权分置革新基本完成之后，基本消除了不同股权交易机制的差异，国有股东利益与股价直接关联。然而，市值考核的机制却加强了国有控股股东通过提高公司股票实现总市值膨胀的动机(蔡奕，2007)。
因此，国有控股股东很可能利用会计操控权提高公司发行，又在一定程度上分散过于集中的股权，以获取更多的筹资额。
另一方面，2001年以后，中国资本市场中民营公司IPO的步伐逐渐加快。2004年，深圳中小企业板的推出为民营企业的上市注入了新的活力，除2005年因为股权分置革新的需要暂停新股发行之外，2004 年和2006年民营企业通过IPO方式上市的家数迅速增加，而这些新增的企业绝大多数集中在中小企业板。截至2006年底，沪深两市共有[14]
405家民营上市公司(陈斌等，2008)。 由于缺乏统一的监管机构，谋求私人收益最大化的动机很可能导致民营公司机会主义行为的产生。除了使用会计操控权提高公司发行，民营控股股东还需要充分利用股权保留比例的选择向外部潜在投资者传递公司质量的作用。因此，本文提出如下研究假设：
H3：其他条件不变，与非国有制约的发行公司相比，国有制约的发行公司操控性应计对发行的影响较大，股权保留比例对发行的影响较小。
研究设计一、主要研究变量1. 操控性应计本文衡量操控性应计的策略与以前文献一致，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模型估计得出。首先，使用从利润表中取出的营业利润和从流量表中取出经营活动流量净额计算出总应计ACC：
其中，ACC表示发行公司总应计；EBXI表示公司特别调整前利润，这里使用营业利润数据；CFO表示公司经营活动流量净额。然后，按照年度和行业估计如下Jones模型：
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t-1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表示样本公司i第t年的固定资产总额。
使用OLS策略按照年度和行业分别估计出系数值，再代入以下模型计算出公司i第t年的操控性应计：
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t-1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. 股权保留比例对股权保留比例的定义与以前研究一致( 如F a n，[5]
2007)。 股权保留比例的测量方式是使用公司发行新股之前的股份数量总额除以发行新股之后的股份数量总额。
二、检验模型[2]
本文借鉴Armstrong、Foster和Taylor(2008) 的定价模型考察财务会计信息质量在IPO定价过程中的作用。他们使用公司每股发行作为因变量，从计量经济学的角度，发行具有接近正态分布的特点；而且，使用发行在外的股份总数作为分母可以减少回归残差项的异方差性。为了考察盈余组成部分的作用，会计盈余分解为流量与总应计，再进一步把总应计分解为操控性应计与非操控性应计。由于本文关注股权保留比例在IPO[5]
定价过程中的作用，借鉴Fan(2007) 的策略，在模型中加入股权保留比例变量。为了考察国有制约发行公司与非国有制约发行公司在使用会计操控权与股权保留比例两种机制上的差异，根据发行公司最终制约人进行区分。考虑到股权分置革新可能产生的影响，在模型加入股权分置革新虚拟变量。考虑到同行业内的公司可能具有相似的特点，而不同行业的公司可能表现出不同的特点，在模型中加入行业虚拟变量使用固定效应模型回归。考虑到异方差不足可能造成系数估计值标准误的估[12]
计偏误，所有回归都使用White(1980) 策略估计异方相关变量的具体定义见表1。
检验结果与浅析浅析一、研究样本和描述性统计针对本文的研究目的，选择期间限定为2001～2007年核准制下首次公开发行股票的中国资本市场A股公司作为样本，然后进行了以下样本筛选程序：⑴ 考虑到金融、保险行业的特殊性，剔除了该行业的公司样本；⑵ 有少数公司采用吸收合并的方式上市，如潍柴动力(000338)、上港集团(600018)；采用换购股票方式上市，如吉电股份(000875)，剔除这些公司样本；⑶ 剔除变量数据不建全的公司样本。上市公司财务数据来源于Wind资讯数据库，IPO股权变动数据来源于CAR数据库，公司实际制约人来源于CCER数据库。
描述性统计结果见表2。公司发行最小值与最大值分别为2.20和36.99，均值和中位数分别为8.96和7.88。
操控性应计的均值和中位数分别为0.44和0.31，表明发行公司在发行过程中存在收益增加的盈余管理行为。股权保留比例的均值和中位数分别为0.70和0.71，与西方成熟资本市场相比，中国发行公司普遍保留了较高的股权比例。
公司最终制约人虚拟变量的均值为0.53，表明样本中有53%的公司最终制约人属于国有制约。股权分置革新虚拟变量的均值为0.40，表明样本中有40%的公司是在股权分置革新基本完成之后发行上市。
二、相关性浅析浅析主要变量的Pearson相关系数表见表3。发行公司的发行IssueP与公司所有者权益BVE显着正相关，相关系数为0.421。发行与公司流量CFO也表现出正相关关系，但不具有统计显着性。发行和总应计ACC显着正相关，当把总应计分解成非操控性应计NDAC和操控性应计DAC，发行与操控性应计表现出显着正相关关系，而与非操控性应计的相关系数接近于0。发行与股权保留比例OR显着正相关，相关系数为0.315。
IssueP与最终制约人虚拟变量SOE显着负相关。IssueP与股权分置革新虚拟变量Reform的相关系数为0.204。可以发现，流量与总应计显着负相关，与以前研究结论一致。
三、多元回归浅析浅析使用2001～2007年440家IPO公司为样本的回归结果见表4。在模型1中，加入公司所有者权益账面价值BVE、流量CFO和总应计ACC，三个变量的系数都显着为正，这意味着这三个会计变量对发行公司的发行具有显着正向影响。总应计的系数为6.724，流量的系数为6.588，两者的差异并不存在统计显着性(F统计量为0.24，对应的p值为0.622)。
模型2把总应计ACC分解为非操控性应计N D A C与操控性应计DAC两个部分。所有者权益账面司采用吸收合并的方式上市，如潍柴动力(000338)、上港集团(600018)；采用换购股票方式上市，如吉电股份(000875)，剔除这些公司样本；⑶ 剔除变量数据不建全的公司样本。上市公司财务数据来源于Wind资讯数据库，IPO股权变动数据来源于CAR数据库，公司实际制约人来源于CCER数据库。
描述性统计结果见表2。公司发行最小值与最大值分别为2.20和36.99，均值和中位数分别为8.96和7.88。
操控性应计的均值和中位数分别为0.44和0.31，表明发行公司在发行过程中存在收益增加的盈余管理行为。股权保留比例的均值和中位数分别为0.70和0.71，与西方成熟资本市场相比，中国发行公司普遍保留了较高的股权比例。
公司最终制约人虚拟变量的均值为0.53，表明样本中有53%的公司最终制约人属于国有制约。股权分置革新虚拟变量的均值为0.40，表明样本中有40%的公司是在股权分置革新基本完成之后发行上市。
二、相关性浅析浅析主要变量的Pearson相关系数表见表3。发行公司的发行IssueP与公司所有者权益BVE显着正相关，相关系数为0.421。发行与公司流量CFO也表现出正相关关系，但不具有统计显着性。发行和总应计ACC显着正相关，当把总应计分解成非操控性应计NDAC和操控性应计DAC，发行与操控性应计表现出显着正相关关系，而与非操控性应计的相关系数接近于0。发行与股权保留比例OR显着正相关，相关系数为0.315。
IssueP与最终制约人虚拟变量SOE显着负相关。IssueP与股权分置革新虚拟变量Reform的相关系数为0.204。可以发现，流量与总应计显着负相关，与以前研究结论一致。
三、多元回归浅析浅析使用2001～2007年440家IPO公司为样本的回归结果见表4。在模型1中，加入公司所有者权益账面价值BVE、流量CFO和总应计ACC，三个变量的系数都显着为正，这意味着这三个会计变量对发行公司的发行具有显着正向影响。总应计的系数为6.724，流量的系数为6.588，两者的差异并不存在统计显着性(F统计量为0.24，对应的p值为0.622)。
模型2把总应计ACC分解为非操控性应计N D A C与操控性应计DAC两个部分。所有者权益账面司采用吸收合并的方式上市，如潍柴动力(000338)、上港集团(600018)；采用换购股票方式上市，如吉电股份(000875)，剔除这些公司样本；⑶ 剔除变量数据不建全的公司样本。上市公司财务数据来源于Wind资讯数据库，IPO股权变动数据来源于CAR数据库，公司实际制约人来源于CCER数据库。
描述性统计结果见表2。公司发行最小值与最大值分别为2.20和36.99，均值和中位数分别为8.96和7.88。
操控性应计的均值和中位数分别为0.44和0.31，表明发行公司在发行过程中存在收益增加的盈余管理行为。股权保留比例的均值和中位数分别为0.70和0.71，与西方成熟资本市场相比，中国发行公司普遍保留了较高的股权比例。
公司最终制约人虚拟变量的均值为0.53，表明样本中有53%的公司最终制约人属于国有制约。股权分置革新虚拟变量的均值为0.40，表明样本中有40%的公司是在股权分置革新基本完成之后发行上市。
二、相关性浅析浅析主要变量的Pearson相关系数表见表3。发行公司的发行IssueP与公司所有者权益BVE显着正相关，相关系数为0.421。发行与公司流量CFO也表现出正相关关系，但不具有统计显着性。发行和总应计ACC显着正相关，当把总应计分解成非操控性应计NDAC和操控性应计DAC，发行与操控性应计表现出显着正相关关系，而与非操控性应计的相关系数接近于0。发行与股权保留比例OR显着正相关，相关系数为0.315。
IssueP与最终制约人虚拟变量SOE显着负相关。IssueP与股权分置革新虚拟变量Reform的相关系数为0.204。可以发现，流量与总应计显着负相关，与以前研究结论一致。
三、多元回归浅析浅析使用2001～2007年440家IPO公司为样本的回归结果见表4。在模型1中，加入公司所有者权益账面价值BVE、流量CFO和总应计ACC，三个变量的系数都显着为正，这意味着这三个会计变量对发行公司的发行具有显着正向影响。总应计的系数为6.724，流量的系数为6.588，两者的差异并不存在统计显着性(F统计量为0.24，对应的p值为0.622)。
模型2把总应计ACC分解为非操控性应计N D A C与操控性应计DAC两个部分。所有者权益账面价值的系数略微减小，仍然在5%的显着性水平下显着。流量的系数略微提高，仍然在1%的显着性水平下显着。
非操控性应计的系数为6.522，在1%的显着性水平下显着，操控性应计的系数为6.774，在1%的显着性水平下显[2]
着。这个结果与Armstrong、Foster和Taylor(2008) 的结果不同，他们发现非操控性应计和操控性应计的系数显着为负，并由此说明并不存在发行公司通过盈余管理提高发行的证据，而且，在发行的决定过程中，由于所有者权益账面价值和流量的系数显着为正，而非操控性应计和操控性应计的系数显着为负，表明发行的决定过程能够区分不同的会计指标。然而，本文的检验结果显示非操控性应计和操控性应计的系数显着为正，这在一定程度上表明发行公司使用会计操控权提高公司发行，与研究假设H 1 一致。比较流量、非操控性应计与操控性应计的系数，发现操控性应计的系数最大，但它们之间的差异并不具有统计显着性。
模型3在模型2的基础之上加入了股权保留比例OR。首先，该变量的系数为7.291，显着为正(调整的t值为2.12，在5%的显着性水平下显着)，表明在制约其他因素的影响下，股权保留比例对公司发行仍然具有显着正向影响。这个结果与H2一致，公司事先确定的股权保留比例与发行具有显着正相关关系。其次，由于股权保留比例与会计变量具有正向相关关系，在缺失股权保留比例的情况下，会高估会计变量对发行的影响，因此，模型中加入股权保留比例之后，会计变量的系数在一定程度上减小，但显着性并没有发生显着变化。比较流量、非操控性应计与操控性应计的系数，操控性应计的系数仍然最大，但差异不具有统计显着性。
考虑到股权分置革新可能带来的影响，模型4中加入股权分置革新虚拟变量Reform，以制约宏观层面的效应。
虽然该变量的系数为－0.191，但并没有表现出统计显着性。加入该变量后，模型中其他变量的系数略微转变，但主要结论不变。考虑到同行业内的公司可能具有相似的特点，而不同行业的公司可能表现出不同的特点，模型5中加入行业虚拟变量使用固定效应模型回归。考虑到少数行业的观察值个数较少，只有在该行业观察值个数不小于10个时，才加入行业虚拟变量。可以发现，公司所有者权益账面价值的系数略微提高，在5%的显着性水平下显着；现价值的系数略微减小，仍然在5%的显着性水平下显着。流量的系数略微提高，仍然在1%的显着性水平下显着。
非操控性应计的系数为6.522，在1%的显着性水平下显着，操控性应计的系数为6.774，在1%的显着性水平下显[2]
着。这个结果与Armstrong、Foster和Taylor(2008) 的结果不同，他们发现非操控性应计和操控性应计的系数显着为负，并由此说明并不存在发行公司通过盈余管理提高发行的证据，而且，在发行的决定过程中，由于所有者权益账面价值和流量的系数显着为正，而非操控性应计和操控性应计的系数显着为负，表明发行的决定过程能够区分不同的会计指标。然而，本文的检验结果显示非操控性应计和操控性应计的系数显着为正，这在一定程度上表明发行公司使用会计操控权提高公司发行，与研究假设H 1 一致。比较流量、非操控性应计与操控性应计的系数，发现操控性应计的系数最大，但它们之间的差异并不具有统计显着性。
模型3在模型2的基础之上加入了股权保留比例OR。首先，该变量的系数为7.291，显着为正(调整的t值为2.12，在5%的显着性水平下显着)，表明在制约其他因素的影响下，股权保留比例对公司发行仍然具有显着正向影响。这个结果与H2一致，公司事先确定的股权保留比例与发行具有显着正相关关系。其次，由于股权保留比例与会计变量具有正向相关关系，在缺失股权保留比例的情况下，会高估会计变量对发行的影响，因此，模型中加入股权保留比例之后，会计变量的系数在一定程度上减小，但显着性并没有发生显着变化。比较流量、非操控性应计与操控性应计的系数，操控性应计的系数仍然最大，但差异不具有统计显着性。
考虑到股权分置革新可能带来的影响，模型4中加入股权分置革新虚拟变量Reform，以制约宏观层面的效应。
虽然该变量的系数为－0.191，但并没有表现出统计显着性。加入该变量后，模型中其他变量的系数略微转变，但主要结论不变。考虑到同行业内的公司可能具有相似的特点，而不同行业的公司可能表现出不同的特点，模型5中加入行业虚拟变量使用固定效应模型回归。考虑到少数行业的观察值个数较少，只有在该行业观察值个数不小于10个时，才加入行业虚拟变量。可以发现，公司所有者权益账面价值的系数略微提高，在5%的显着性水平下显着；现价值的系数略微减小，仍然在5%的显着性水平下显着。流量的系数略微提高，仍然在1%的显着性水平下显着。
非操控性应计的系数为6.522，在1%的显着性水平下显着，操控性应计的系数为6.774，在1%的显着性水平下显[2]
着。这个结果与Armstrong、Foster和Taylor(2008) 的结果不同，他们发现非操控性应计和操控性应计的系数显着为负，并由此说明并不存在发行公司通过盈余管理提高发行的证据，而且，在发行的决定过程中，由于所有者权益账面价值和流量的系数显着为正，而非操控性应计和操控性应计的系数显着为负，表明发行的决定过程能够区分不同的会计指标。然而，本文的检验结果显示非操控性应计和操控性应计的系数显着为正，这在一定程度上表明发行公司使用会计操控权提高公司发行，与研究假设H 1 一致。比较流量、非操控性应计与操控性应计的系数，发现操控性应计的系数最大，但它们之间的差异并不具有统计显着性。
模型3在模型2的基础之上加入了股权保留比例OR。首先，该变量的系数为7.291，显着为正(调整的t值为2.12，在5%的显着性水平下显着)，表明在制约其他因素的影响下，股权保留比例对公司发行仍然具有显着正向影响。这个结果与H2一致，公司事先确定的股权保留比例与发行具有显着正相关关系。其次，由于股权保留比例与会计变量具有正向相关关系，在缺失股权保留比例的情况下，会高估会计变量对发行的影响，因此，模型中加入股权保留比例之后，会计变量的系数在一定程度上减小，但显着性并没有发生显着变化。比较流量、非操控性应计与操控性应计的系数，操控性应计的系数仍然最大，但差异不具有统计显着性。
考虑到股权分置革新可能带来的影响，模型4中加入股权分置革新虚拟变量Reform，以制约宏观层面的效应。
虽然该变量的系数为－0.191，但并没有表现出统计显着性。加入该变量后，模型中其他变量的系数略微转变，但主要结论不变。考虑到同行业内的公司可能具有相似的特点，而不同行业的公司可能表现出不同的特点，模型5中加入行业虚拟变量使用固定效应模型回归。考虑到少数行业的观察值个数较少，只有在该行业观察值个数不小于10个时，才加入行业虚拟变量。可以发现，公司所有者权益账面价值的系数略微提高，在5%的显着性水平下显着；流量、非操控性应计与操控性应计的系数略微降低，但仍然在1%的显着性水平下显着为正。股权保留比例的系数略微提高，在1%的显着性水平下显着为正。股权分置革新的系数为负，仍然不具有统计显着性。比较流量、非操控性应计与操控性应计的系数，操控性应计的系数仍然最大，但差异不具有统计显着性。这意味着制约了行业固定效应后，主要结果并没有发生显着变化，研究假设H1和H2都得到支持。
为了检验研究假设H3，进一步的检验把全样本分为最终制约人为国有制约和非国有制约两类子样本。使用国有制约子样本回归结果见表5。可以发现，在所有的模型中会计指标的回归结果与全样本下的回归结果基本相同。在模型5的行业固定效应模型回归中，操控性应计的系数为6.080，非操控性应计的系数为4.865，两者具有显着差异(F统计量为2.97，在10%的显着性水平下显着)。对于股权保留比例而言，回归结果与全样本下的回归结果有些不同。在模型3中，股权保留比例OR的系数为－0.164，调整的t值只有－0.05，不具有统计显着性。在模型4中，股权保留比例OR的系数为0.622，调整的t值只有0.20，不具有统计显着性；股权分置革新R e f o r m 的系数为－0.858，不具有统计显着性。模型5制约了行业固定效应后，股权保留比例的系数显着提高到3.255，但仍然不具有统计显着性。
表6给出了使用非国有制约子样本的回归结果。在模为了考察变量中极端值是否会对结果产生重要影响，本文对回归模型中的每个连续变量都实施了winsorization处理，并重新进行回归检验，结果并没有发生重大变化，这表明极端值对回归结果的影响并不严重。B a l l 和[3]
Shivakumar(2008) 指出，如果使用IPO当年的财务指标计算出操控性应计，通过考察操控性应计与发行的关系推断操控性应计对发行的影响作用，这种推断在时点选择上有一定的缺陷。因此，在敏感性检验中，本文使用了IPO前一年的财务变量重新检验，主要结果并没有发生显着变化。
结论中国资本市场2001年正式实施核准制后，资本市场相关基础制度建设逐步完善。本文基于这一阶段的制度环境和监管特点，使用2001～2007年超过400家IPO公司作为样本，考察了发行公司如何使用会计操控权和股权保留比例影响公司发行。检验结果表明，发行公司普遍使用会计操控权和股权保留比例这两种方式提高公司发行。
这很可能是由于监管机构对发行的管制以及询价制本身的不完善，以及投资者保护法律制度及执行力度较弱，导致发行公司仍然有较强的动机提高公司发行。
考虑到发行公司很可能结合自身条件权衡使用会计操控权和股权保留比例这两种方式影响发行，本文进一步区分不同股权性质的发行公司进行检验。结果表明，国有制约的发行公司主要通过会计操控权来提升发行，其股权保留比例对发行的作用并不明显。非国有制约的发行公司，不仅通过会计操控权提高公司发行，还依赖于选择较高的股权保留比例传递私人信息，借以提高公司发行。
在相对成熟的资本市场中，会计操控权和股权保留比例是IPO过程中传递信号的两种主要机制，可以适当减轻信息不对称带来的负面影响。如果发行公司处于机会主义动机使用信号机制提升发行，市场很可能识别这一动机，从而给发行公司带来高昂的成本。然而，我国资本市场新股发行制度和定价方式仍然不甚完善，一级市场与二级市场存在较大的价差。一旦发行公司过度使用信号机制影响公司发行，就会把额外的风险和成本转嫁给广大的中小投资者，很可能导致中小投资者利益遭受较大损失。因此，如何完善新股发行制度，逐步消除一级市场与二级市场的巨大价差，使发行公司合理的使用信号机制推动资本市场效率，而不是“滥用”信号机制，仍然是我国资本市场IPO过程中亟需解决的主要不足。
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关键词：财务会计信息；股权保留比例；IPO定价；发行
引言
在公司首次公开发行股票(Initial Public Offering，简称为IPO)的过程中，发行公司与外部投资者之间往往存在严重的信息不对称，不仅使外部投资者难以对发行公司准确定价，对投资者利益带来风险，还有可能导致发行失败，阻碍资本市场发挥资源配置功能。要求发行公司对外披露财务会计信息及其他相关信息，是缓解这一信息不对称的有效方式。由于公司可以根据外部制度环境特点和自身动机使用会计操控权影响对外披露的财务会计信息，公司内部人如何使用会计操控权以及公司财务会计信息如何影响IPO定价受到研究者广泛关注(Ball和Shivakumar， 另一方面，发行公司可以事先确定股权保留比例，借此向外部投资者传递私人信息，从而影响IPO定价(Leland和Pyle，1977 )。因此，发行公司如何使用会计操控权和确定股权保留比例，很可能体现了发行公司权衡自.
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，逐渐放开了对IPO发行定价的管制(中国证监会，[18]
2008)。 而且，民营公司IPO的步伐逐渐加快，特别是2004年深圳中小企业板推出后民营公司IPO的家数迅速增加。中国特殊的制度背景特点，为考察IPO过程中发行公司如何使用会计操控权和股权保留比例及其影响提供了难得的研究机会，但这方面的研究还十分缺乏。本文选择2001年核准制下IPO的公司作为研究样本，首先考察发行公司财务会计信息和股权保留比例对IPO定价的影响。然后针对发行公司的股权性质，把研究样本分成国有制约和非国有制约两组子样本，考察发行公司是否根据自身情况在股权保留比例选择与会计操控权的使用上有所权衡。一、财务会计信息与IPO定价在西方文献中，财务会计信息与IPO定价的关系得到非常广泛的研究。早期研究者从理论出发，假定发行公司内部人存在机会主义动机，使用会计操控权调增公司报告盈余误导外部投资者，以获取更高的发行。
[1]
Aharony、Lin和Loeb(1993) 认为IPO过程中的信息不对称正好为公司内部人追求私人收益提供了机会，他们对美国资本市场1985～1987年229个IPO样本进行考察，结果只发现较弱的证据支持公司内部人出于机会主义动机使用会[10]
计操控权。Teoh、Welch和Wong(1998) 采用了不同的测量策略，他们使用调整的Jones模型测量操控性应计，发现发行公司与其他公司相比，具有显着较高的操控性应计。通过考察操控性应计与公司IPO后3年股票回报率之间的关系，结果发现操控性应计较高的发行公司表现出更低的股票回报率。作者推测正是由于发行公司在IPO过程中为了追求私人收益而使用会计操控权调整公司盈余，从而导致公司IPO后股票业绩较差。而且，发行公司操控性应计与IPO后公司经营业绩也表现出显着负相关关系，这很可能是由于IPO过程中使用收益增加的会计操控权在IPO后[11]
转回所致(Teoh、Wong和Rao，1998)。 .
然而，最近的研究却对这种机会主义观提出挑战。
[3]
Ball和Shivakumar(2008) 指出这种基于信息供给的解释很可能有所偏颇。特别是在成熟的资本市场中，上市公司会计报表使用者以及相应的审计师、董事会、浅析浅析师、评级机构、媒体、律师等利益主体都需要高质量的会计信息。面对这种IPO过程中制度环境的转变，发行公司所提供的财务科技信息应该更加稳健。这意味着发行公司不应该是使用会计操控权增加报告盈余，而是使用会计操控权减少报告盈余，为公司“储备”盈余。最近对美国资本市场的经验研究也为这一观点提供了支持的证据，如[2]
Armstrong、Foster和Taylor(2008) 使用超过1500家IPO公司样本进行检验，发现发行公司使用会计操控权调增报告盈余的现象并不普遍，而且，操控性应计与公司发行显着负相关，意味着操控性应计并不能提高公司股票发行。由此可见，针对美国资本市场发行公司财务会计信息与IPO定价的研究还存在较大分歧，并没有形成一致的结论。
中国资本市场仍然处于由行政主导向市场主导的发展之中，各项基础制度不断修正与完善，但与成熟资本市场相比还存在明显的差距。在审批制下，由于监管机构对IPO发行的管制，使发行公司使用会计操控权提高发[6]
行的动机较为强烈(Kao、Wu与Yang，2009)。 2001年核准制施行以后，为了避开出现市盈率过高的现象，证监会仍然对公司发行定价实施了加强的监管与制约，其后一段时间内新股发行的市盈率基本上在20倍左右，发行并不能准确反映公司成长性，甚至被限定在一个较低的[16]
水平位置(李志文和修世宇，2006)。 如果发行公司拟发行的股份不变，发行的限制直接导致公司筹资额的减小，无法筹集足够资金满足公司投资项目的需求。既然监管机构制约市盈率水平，那么通过使用会计操控权增加公司盈余就成为提高公司发行的直接有效办法。2005年询价制实施之后，监管机构对发行的制约力度逐渐减弱，但由于询价制本身还存在一定缺陷，仍然需要改善与完善，发行公司定价并不能准确地反映公司价值。因此，由于中国资本市场监管机构对IPO定价一定程度上的管制，以及IPO定价制度本身的不完善，使发行公司具有使用会计操控权提高发行的动机。
另一方面，中国资本市场的制度环境也有可能造成发行公司机会主义使用会计操控权的动机。在中国资本市场向市场主导过渡的现阶段，往往缺乏保护投资者的法律制度与执行和市场力量。认为，对于中国资本市场的发展，法律及其执行对投资者的保护在短期内可能无法发挥[9]
明显的功效(Pistor和Xu，2005)。 而且，与西方成熟资本市场相比，市场力量仍然较弱，其发挥推动投资者保护的作用也比较有限。因此，本文提出如下研究假设：
H1：其他条件不变，发行公司操控性应计与公司发行正相关。
二、股权保留比例与IPO定价[7]
Leland和Pyle(1977) 最早构建了一个关于股权保留比例信号作用的IPO定价模型(以下简称为LP信号模型)。在这个模型中，公司的当前价值是发行公司股权保留比例的一个函数，股权保留比例具有向外部潜在投资者传递公司质量信号的作用。假定发行公司内部人具有关于公司未来流量的信息优势，如果发行公司内部人并不看好公司未来的流量，他们应该尽可能保留较少的股权以分散公司经营风险。相反，如果发行公司内部人预测公司能够获得可观的流量，他们就会尽可能多地保留公司股权，以实现更多的收益。随后的研究为LP信号模型提供了支持的经验证据(如Downes和Heinkel，1982)。 .
中国资本市场成立和发展初期，大部分上市公司都是由国有企业改制而来，IPO过程中发行公司对股权保留比例的选择并不同于西方成熟资本市场。另一方面，股权流通性的限制也可能影响到发行公司内部人对股权保留比例的[15]
选择。孔爱国和李哲(2003) 使用中国资本市场自开市以来至2002年10月30日发行A股的930家IPO公司作为研究样本，考察了LP信号模型中发行公司股权保留比例的信号传递作用。考虑到中国资本市场关于公开发行股票信息披露机制的演进，作者把研究样本划分为四个不同阶段，结果表明随着信息披露的规范性增加，股权保留比例的信号作用更加明显。2001年核准制正式实施后，监管机构着力完善资本市场基础制度建设，特别是2005年启动的股权分置革新为各种股东形成市场化的共同利益基础。因此，在IPO过程中，发行公司事先确定的股权保留比例与公司发行之间应该存在正相关关系。本文提出如下研究假设：
H2：其他条件不变，发行公司股权保留比例与公司发行正相关。
三、会计操控权与股权保留比例的权衡使用[5]
Fan(2007) 对LP信号模型进行扩展，认为报告盈余是发行公司内部人在IPO过程中向外部潜在投资者传递关于公司价值信号的另一种重要机制。通过比较静态模型进行浅析浅析，表明发行公司通常会在会计操控权与股权保留比例这两种方式中进行权衡，使可能发生的总成本最小。经验检验结果则发现发行公司报告盈余和股权保留比例对IPO定价具有显着正向影响。进一步的检验表明风险较高的公司更倾向于使用收益增加的操控性应计提[8]
高报告盈余。Lewis(2008) 也从这个角度展开研究，不同的是，作者认为高声誉承销商承销的发行公司如果表现出收益增加的操控性应计，很可能意味着发行公司具有较高的成长性，因此发行也更高，检验结果支持了作者的观点。
在中国资本市场成立与发展过程中，大部分发行公司是由国有企业改制而成，国有控股股东在IPO过程中需要在一定程度上分散股权，通过资本市场筹集资金。由于中国资本市场缺乏强有力的投资者保护制度，从资本市场获取资源的使用成本非常低，地方政府往往利用公司在资本市场[17]
筹集资金以实现自身目标(夏立军和方轶强，2005)。 在股权分置革新基本完成之后，基本消除了不同股权交易机制的差异，国有股东利益与股价直接关联。然而，市值考核的机制却加强了国有控股股东通过提高公司股票实现总市值膨胀的动机(蔡奕，2007)。
因此，国有控股股东很可能利用会计操控权提高公司发行，又在一定程度上分散过于集中的股权，以获取更多的筹资额。
另一方面，2001年以后，中国资本市场中民营公司IPO的步伐逐渐加快。2004年，深圳中小企业板的推出为民营企业的上市注入了新的活力，除2005年因为股权分置革新的需要暂停新股发行之外，2004 年和2006年民营企业通过IPO方式上市的家数迅速增加，而这些新增的企业绝大多数集中在中小企业板。截至2006年底，沪深两市共有[14]
405家民营上市公司(陈斌等，2008)。 由于缺乏统一的监管机构，谋求私人收益最大化的动机很可能导致民营公司机会主义行为的产生。除了使用会计操控权提高公司发行，民营控股股东还需要充分利用股权保留比例的选择向外部潜在投资者传递公司质量的作用。因此，本文提出如下研究假设：
H3：其他条件不变，与非国有制约的发行公司相比，国有制约的发行公司操控性应计对发行的影响较大，股权保留比例对发行的影响较小。
研究设计一、主要研究变量1. 操控性应计本文衡量操控性应计的策略与以前文献一致，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模型估计得出。首先，使用从利润表中取出的营业利润和从流量表中取出经营活动流量净额计算出总应计ACC：
其中，ACC表示发行公司总应计；EBXI表示公司特别调整前利润，这里使用营业利润数据；CFO表示公司经营活动流量净额。然后，按照年度和行业估计如下Jones模型：
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t-1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表示样本公司i第t年的固定资产总额。
使用OLS策略按照年度和行业分别估计出系数值，再代入以下模型计算出公司i第t年的操控性应计：
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t-1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. 股权保留比例对股权保留比例的定义与以前研究一致( 如F a n，[5]
2007)。 股权保留比例的测量方式是使用公司发行新股之前的股份数量总额除以发行新股之后的股份数量总额。
二、检验模型[2]
本文借鉴Armstrong、Foster和Taylor(2008) 的定价模型考察财务会计信息质量在IPO定价过程中的作用。他们使用公司每股发行作为因变量，从计量经济学的角度，发行具有接近正态分布的特点；而且，使用发行在外的股份总数作为分母可以减少回归残差项的异方差性。为了考察盈余组成部分的作用，会计盈余分解为流量与总应计，再进一步把总应计分解为操控性应计与非操控性应计。由于本文关注股权保留比例在IPO[5]
定价过程中的作用，借鉴Fan(2007) 的策略，在模型中加入股权保留比例变量。为了考察国有制约发行公司与非国有制约发行公司在使用会计操控权与股权保留比例两种机制上的差异，根据发行公司最终制约人进行区分。考虑到股权分置革新可能产生的影响，在模型加入股权分置革新虚拟变量。考虑到同行业内的公司可能具有相似的特点，而不同行业的公司可能表现出不同的特点，在模型中加入行业虚拟变量使用固定效应模型回归。考虑到异方差不足可能造成系数估计值标准误的估[12]
计偏误，所有回归都使用White(1980) 策略估计异方相关变量的具体定义见表1。
检验结果与浅析浅析一、研究样本和描述性统计针对本文的研究目的，选择期间限定为2001～2007年核准制下首次公开发行股票的中国资本市场A股公司作为样本，然后进行了以下样本筛选程序：⑴ 考虑到金融、保险行业的特殊性，剔除了该行业的公司样本；⑵ 有少数公司采用吸收合并的方式上市，如潍柴动力(000338)、上港集团(600018)；采用换购股票方式上市，如吉电股份(000875)，剔除这些公司样本；⑶ 剔除变量数据不建全的公司样本。上市公司财务数据来源于Wind资讯数据库，IPO股权变动数据来源于CAR数据库，公司实际制约人来源于CCER数据库。
描述性统计结果见表2。公司发行最小值与最大值分别为2.20和36.99，均值和中位数分别为8.96和7.88。
操控性应计的均值和中位数分别为0.44和0.31，表明发行公司在发行过程中存在收益增加的盈余管理行为。股权保留比例的均值和中位数分别为0.70和0.71，与西方成熟资本市场相比，中国发行公司普遍保留了较高的股权比例。
公司最终制约人虚拟变量的均值为0.53，表明样本中有53%的公司最终制约人属于国有制约。股权分置革新虚拟变量的均值为0.40，表明样本中有40%的公司是在股权分置革新基本完成之后发行上市。
二、相关性浅析浅析主要变量的Pearson相关系数表见表3。发行公司的发行IssueP与公司所有者权益BVE显着正相关，相关系数为0.421。发行与公司流量CFO也表现出正相关关系，但不具有统计显着性。发行和总应计ACC显着正相关，当把总应计分解成非操控性应计NDAC和操控性应计DAC，发行与操控性应计表现出显着正相关关系，而与非操控性应计的相关系数接近于0。发行与股权保留比例OR显着正相关，相关系数为0.315。
IssueP与最终制约人虚拟变量SOE显着负相关。IssueP与股权分置革新虚拟变量Reform的相关系数为0.204。可以发现，流量与总应计显着负相关，与以前研究结论一致。
三、多元回归浅析浅析使用2001～2007年440家IPO公司为样本的回归结果见表4。在模型1中，加入公司所有者权益账面价值BVE、流量CFO和总应计ACC，三个变量的系数都显着为正，这意味着这三个会计变量对发行公司的发行具有显着正向影响。总应计的系数为6.724，流量的系数为6.588，两者的差异并不存在统计显着性(F统计量为0.24，对应的p值为0.622)。
模型2把总应计ACC分解为非操控性应计N D A C与操控性应计DAC两个部分。所有者权益账面司采用吸收合并的方式上市，如潍柴动力(000338)、上港集团(600018)；采用换购股票方式上市，如吉电股份(000875)，剔除这些公司样本；⑶ 剔除变量数据不建全的公司样本。上市公司财务数据来源于Wind资讯数据库，IPO股权变动数据来源于CAR数据库，公司实际制约人来源于CCER数据库。
描述性统计结果见表2。公司发行最小值与最大值分别为2.20和36.99，均值和中位数分别为8.96和7.88。
操控性应计的均值和中位数分别为0.44和0.31，表明发行公司在发行过程中存在收益增加的盈余管理行为。股权保留比例的均值和中位数分别为0.70和0.71，与西方成熟资本市场相比，中国发行公司普遍保留了较高的股权比例。
公司最终制约人虚拟变量的均值为0.53，表明样本中有53%的公司最终制约人属于国有制约。股权分置革新虚拟变量的均值为0.40，表明样本中有40%的公司是在股权分置革新基本完成之后发行上市。
二、相关性浅析浅析主要变量的Pearson相关系数表见表3。发行公司的发行IssueP与公司所有者权益BVE显着正相关，相关系数为0.421。发行与公司流量CFO也表现出正相关关系，但不具有统计显着性。发行和总应计ACC显着正相关，当把总应计分解成非操控性应计NDAC和操控性应计DAC，发行与操控性应计表现出显着正相关关系，而与非操控性应计的相关系数接近于0。发行与股权保留比例OR显着正相关，相关系数为0.315。
IssueP与最终制约人虚拟变量SOE显着负相关。IssueP与股权分置革新虚拟变量Reform的相关系数为0.204。可以发现，流量与总应计显着负相关，与以前研究结论一致。
三、多元回归浅析浅析使用2001～2007年440家IPO公司为样本的回归结果见表4。在模型1中，加入公司所有者权益账面价值BVE、流量CFO和总应计ACC，三个变量的系数都显着为正，这意味着这三个会计变量对发行公司的发行具有显着正向影响。总应计的系数为6.724，流量的系数为6.588，两者的差异并不存在统计显着性(F统计量为0.24，对应的p值为0.622)。
模型2把总应计ACC分解为非操控性应计N D A C与操控性应计DAC两个部分。所有者权益账面司采用吸收合并的方式上市，如潍柴动力(000338)、上港集团(600018)；采用换购股票方式上市，如吉电股份(000875)，剔除这些公司样本；⑶ 剔除变量数据不建全的公司样本。上市公司财务数据来源于Wind资讯数据库，IPO股权变动数据来源于CAR数据库，公司实际制约人来源于CCER数据库。
描述性统计结果见表2。公司发行最小值与最大值分别为2.20和36.99，均值和中位数分别为8.96和7.88。
操控性应计的均值和中位数分别为0.44和0.31，表明发行公司在发行过程中存在收益增加的盈余管理行为。股权保留比例的均值和中位数分别为0.70和0.71，与西方成熟资本市场相比，中国发行公司普遍保留了较高的股权比例。
公司最终制约人虚拟变量的均值为0.53，表明样本中有53%的公司最终制约人属于国有制约。股权分置革新虚拟变量的均值为0.40，表明样本中有40%的公司是在股权分置革新基本完成之后发行上市。
二、相关性浅析浅析主要变量的Pearson相关系数表见表3。发行公司的发行IssueP与公司所有者权益BVE显着正相关，相关系数为0.421。发行与公司流量CFO也表现出正相关关系，但不具有统计显着性。发行和总应计ACC显着正相关，当把总应计分解成非操控性应计NDAC和操控性应计DAC，发行与操控性应计表现出显着正相关关系，而与非操控性应计的相关系数接近于0。发行与股权保留比例OR显着正相关，相关系数为0.315。
IssueP与最终制约人虚拟变量SOE显着负相关。IssueP与股权分置革新虚拟变量Reform的相关系数为0.204。可以发现，流量与总应计显着负相关，与以前研究结论一致。
三、多元回归浅析浅析使用2001～2007年440家IPO公司为样本的回归结果见表4。在模型1中，加入公司所有者权益账面价值BVE、流量CFO和总应计ACC，三个变量的系数都显着为正，这意味着这三个会计变量对发行公司的发行具有显着正向影响。总应计的系数为6.724，流量的系数为6.588，两者的差异并不存在统计显着性(F统计量为0.24，对应的p值为0.622)。
模型2把总应计ACC分解为非操控性应计N D A C与操控性应计DAC两个部分。所有者权益账面价值的系数略微减小，仍然在5%的显着性水平下显着。流量的系数略微提高，仍然在1%的显着性水平下显着。
非操控性应计的系数为6.522，在1%的显着性水平下显着，操控性应计的系数为6.774，在1%的显着性水平下显[2]
着。这个结果与Armstrong、Foster和Taylor(2008) 的结果不同，他们发现非操控性应计和操控性应计的系数显着为负，并由此说明并不存在发行公司通过盈余管理提高发行的证据，而且，在发行的决定过程中，由于所有者权益账面价值和流量的系数显着为正，而非操控性应计和操控性应计的系数显着为负，表明发行的决定过程能够区分不同的会计指标。然而，本文的检验结果显示非操控性应计和操控性应计的系数显着为正，这在一定程度上表明发行公司使用会计操控权提高公司发行，与研究假设H 1 一致。比较流量、非操控性应计与操控性应计的系数，发现操控性应计的系数最大，但它们之间的差异并不具有统计显着性。
模型3在模型2的基础之上加入了股权保留比例OR。首先，该变量的系数为7.291，显着为正(调整的t值为2.12，在5%的显着性水平下显着)，表明在制约其他因素的影响下，股权保留比例对公司发行仍然具有显着正向影响。这个结果与H2一致，公司事先确定的股权保留比例与发行具有显着正相关关系。其次，由于股权保留比例与会计变量具有正向相关关系，在缺失股权保留比例的情况下，会高估会计变量对发行的影响，因此，模型中加入股权保留比例之后，会计变量的系数在一定程度上减小，但显着性并没有发生显着变化。比较流量、非操控性应计与操控性应计的系数，操控性应计的系数仍然最大，但差异不具有统计显着性。
考虑到股权分置革新可能带来的影响，模型4中加入股权分置革新虚拟变量Reform，以制约宏观层面的效应。
虽然该变量的系数为－0.191，但并没有表现出统计显着性。加入该变量后，模型中其他变量的系数略微转变，但主要结论不变。考虑到同行业内的公司可能具有相似的特点，而不同行业的公司可能表现出不同的特点，模型5中加入行业虚拟变量使用固定效应模型回归。考虑到少数行业的观察值个数较少，只有在该行业观察值个数不小于10个时，才加入行业虚拟变量。可以发现，公司所有者权益账面价值的系数略微提高，在5%的显着性水平下显着；现价值的系数略微减小，仍然在5%的显着性水平下显着。流量的系数略微提高，仍然在1%的显着性水平下显着。
非操控性应计的系数为6.522，在1%的显着性水平下显着，操控性应计的系数为6.774，在1%的显着性水平下显[2]
着。这个结果与Armstrong、Foster和Taylor(2008) 的结果不同，他们发现非操控性应计和操控性应计的系数显着为负，并由此说明并不存在发行公司通过盈余管理提高发行的证据，而且，在发行的决定过程中，由于所有者权益账面价值和流量的系数显着为正，而非操控性应计和操控性应计的系数显着为负，表明发行的决定过程能够区分不同的会计指标。然而，本文的检验结果显示非操控性应计和操控性应计的系数显着为正，这在一定程度上表明发行公司使用会计操控权提高公司发行，与研究假设H 1 一致。比较流量、非操控性应计与操控性应计的系数，发现操控性应计的系数最大，但它们之间的差异并不具有统计显着性。
模型3在模型2的基础之上加入了股权保留比例OR。首先，该变量的系数为7.291，显着为正(调整的t值为2.12，在5%的显着性水平下显着)，表明在制约其他因素的影响下，股权保留比例对公司发行仍然具有显着正向影响。这个结果与H2一致，公司事先确定的股权保留比例与发行具有显着正相关关系。其次，由于股权保留比例与会计变量具有正向相关关系，在缺失股权保留比例的情况下，会高估会计变量对发行的影响，因此，模型中加入股权保留比例之后，会计变量的系数在一定程度上减小，但显着性并没有发生显着变化。比较流量、非操控性应计与操控性应计的系数，操控性应计的系数仍然最大，但差异不具有统计显着性。
考虑到股权分置革新可能带来的影响，模型4中加入股权分置革新虚拟变量Reform，以制约宏观层面的效应。
虽然该变量的系数为－0.191，但并没有表现出统计显着性。加入该变量后，模型中其他变量的系数略微转变，但主要结论不变。考虑到同行业内的公司可能具有相似的特点，而不同行业的公司可能表现出不同的特点，模型5中加入行业虚拟变量使用固定效应模型回归。考虑到少数行业的观察值个数较少，只有在该行业观察值个数不小于10个时，才加入行业虚拟变量。可以发现，公司所有者权益账面价值的系数略微提高，在5%的显着性水平下显着；现价值的系数略微减小，仍然在5%的显着性水平下显着。流量的系数略微提高，仍然在1%的显着性水平下显着。
非操控性应计的系数为6.522，在1%的显着性水平下显着，操控性应计的系数为6.774，在1%的显着性水平下显[2]
着。这个结果与Armstrong、Foster和Taylor(2008) 的结果不同，他们发现非操控性应计和操控性应计的系数显着为负，并由此说明并不存在发行公司通过盈余管理提高发行的证据，而且，在发行的决定过程中，由于所有者权益账面价值和流量的系数显着为正，而非操控性应计和操控性应计的系数显着为负，表明发行的决定过程能够区分不同的会计指标。然而，本文的检验结果显示非操控性应计和操控性应计的系数显着为正，这在一定程度上表明发行公司使用会计操控权提高公司发行，与研究假设H 1 一致。比较流量、非操控性应计与操控性应计的系数，发现操控性应计的系数最大，但它们之间的差异并不具有统计显着性。
模型3在模型2的基础之上加入了股权保留比例OR。首先，该变量的系数为7.291，显着为正(调整的t值为2.12，在5%的显着性水平下显着)，表明在制约其他因素的影响下，股权保留比例对公司发行仍然具有显着正向影响。这个结果与H2一致，公司事先确定的股权保留比例与发行具有显着正相关关系。其次，由于股权保留比例与会计变量具有正向相关关系，在缺失股权保留比例的情况下，会高估会计变量对发行的影响，因此，模型中加入股权保留比例之后，会计变量的系数在一定程度上减小，但显着性并没有发生显着变化。比较流量、非操控性应计与操控性应计的系数，操控性应计的系数仍然最大，但差异不具有统计显着性。
考虑到股权分置革新可能带来的影响，模型4中加入股权分置革新虚拟变量Reform，以制约宏观层面的效应。
虽然该变量的系数为－0.191，但并没有表现出统计显着性。加入该变量后，模型中其他变量的系数略微转变，但主要结论不变。考虑到同行业内的公司可能具有相似的特点，而不同行业的公司可能表现出不同的特点，模型5中加入行业虚拟变量使用固定效应模型回归。考虑到少数行业的观察值个数较少，只有在该行业观察值个数不小于10个时，才加入行业虚拟变量。可以发现，公司所有者权益账面价值的系数略微提高，在5%的显着性水平下显着；流量、非操控性应计与操控性应计的系数略微降低，但仍然在1%的显着性水平下显着为正。股权保留比例的系数略微提高，在1%的显着性水平下显着为正。股权分置革新的系数为负，仍然不具有统计显着性。比较流量、非操控性应计与操控性应计的系数，操控性应计的系数仍然最大，但差异不具有统计显着性。这意味着制约了行业固定效应后，主要结果并没有发生显着变化，研究假设H1和H2都得到支持。
为了检验研究假设H3，进一步的检验把全样本分为最终制约人为国有制约和非国有制约两类子样本。使用国有制约子样本回归结果见表5。可以发现，在所有的模型中会计指标的回归结果与全样本下的回归结果基本相同。在模型5的行业固定效应模型回归中，操控性应计的系数为6.080，非操控性应计的系数为4.865，两者具有显着差异(F统计量为2.97，在10%的显着性水平下显着)。对于股权保留比例而言，回归结果与全样本下的回归结果有些不同。在模型3中，股权保留比例OR的系数为－0.164，调整的t值只有－0.05，不具有统计显着性。在模型4中，股权保留比例OR的系数为0.622，调整的t值只有0.20，不具有统计显着性；股权分置革新R e f o r m 的系数为－0.858，不具有统计显着性。模型5制约了行业固定效应后，股权保留比例的系数显着提高到3.255，但仍然不具有统计显着性。
表6给出了使用非国有制约子样本的回归结果。在模为了考察变量中极端值是否会对结果产生重要影响，本文对回归模型中的每个连续变量都实施了winsorization处理，并重新进行回归检验，结果并没有发生重大变化，这表明极端值对回归结果的影响并不严重。B a l l 和[3]
Shivakumar(2008) 指出，如果使用IPO当年的财务指标计算出操控性应计，通过考察操控性应计与发行的关系推断操控性应计对发行的影响作用，这种推断在时点选择上有一定的缺陷。因此，在敏感性检验中，本文使用了IPO前一年的财务变量重新检验，主要结果并没有发生显着变化。
结论中国资本市场2001年正式实施核准制后，资本市场相关基础制度建设逐步完善。本文基于这一阶段的制度环境和监管特点，使用2001～2007年超过400家IPO公司作为样本，考察了发行公司如何使用会计操控权和股权保留比例影响公司发行。检验结果表明，发行公司普遍使用会计操控权和股权保留比例这两种方式提高公司发行。
这很可能是由于监管机构对发行的管制以及询价制本身的不完善，以及投资者保护法律制度及执行力度较弱，导致发行公司仍然有较强的动机提高公司发行。
考虑到发行公司很可能结合自身条件权衡使用会计操控权和股权保留比例这两种方式影响发行，本文进一步区分不同股权性质的发行公司进行检验。结果表明，国有制约的发行公司主要通过会计操控权来提升发行，其股权保留比例对发行的作用并不明显。非国有制约的发行公司，不仅通过会计操控权提高公司发行，还依赖于选择较高的股权保留比例传递私人信息，借以提高公司发行。
在相对成熟的资本市场中，会计操控权和股权保留比例是IPO过程中传递信号的两种主要机制，可以适当减轻信息不对称带来的负面影响。如果发行公司处于机会主义动机使用信号机制提升发行，市场很可能识别这一动机，从而给发行公司带来高昂的成本。然而，我国资本市场新股发行制度和定价方式仍然不甚完善，一级市场与二级市场存在较大的价差。一旦发行公司过度使用信号机制影响公司发行，就会把额外的风险和成本转嫁给广大的中小投资者，很可能导致中小投资者利益遭受较大损失。因此，如何完善新股发行制度，逐步消除一级市场与二级市场的巨大价差，使发行公司合理的使用信号机制推动资本市场效率，而不是“滥用”信号机制，仍然是我国资本市场IPO过程中亟需解决的主要不足。
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