## DETERMINAN TRUE DISCOUNT DAN MARKET REACTIONS PENAWARAN SAHAM PERDANA

## Muniya Alteza
Universitas Negeri Yogyakarta muniya_alteza@yahoo.com
Abstrak: Determinan True Discount dan Market Reactions Penawaran Saham Pene- litian ini bertujuan menguji beberapa variabel sebagai determinan initial return pe- nawaran saham perdana. Initial return dihitung dalam dua komponen, true discount dan market reaction. Determinan true discount dan market reactions dipilih berda- sarkan hipotesis asimetri informasi dan hipotesis aftermarket liquidity. Total sampel yang dikumpulkan mencakup 40 penawaran saham perdana periode 2005-2008. Teknik analisis data menggunakan regresi linier berganda. Hasil penelitian menun- jukkan ukuran perusahaan, umur dan persentase saham yang ditawarkan ke publik berpengaruh negatif dan signifikan terhadap true discount. Selain itu hasil regresi ju- ga mengindikasikan bahwa likuditas yang diharapkan berpengaruh positif dan signifi- kan, sedangkan risiko likuiditas dan volatilitas pasar sekunder masing-masing ber- pengaruh negatif dan signifikan terhadap market reaction.
Kata kunci: penawaran perdana, underpricing, true discount, market reaction
Abstract: Determinants of True Discount and Market Reactions of Initial Public Offering . This research aims to test some variables as determinants of initial return of initial public offering. The initial return is estimated in two components, the true discount of the offer price as well as the market reactions on the listing. Determi- nants of true discount and market reactions are chosen based on asymmetric infor- mation hypotheses and aftermarket liquidity hypotheses. The total samples col- lected are 40 IPOs from the period 2005-2008. Data analysis method was conducted through multiple linear regression. The study shows that company size, stocks’ age and percentage of stocks offered to public have significant and positive impact on true discount. Besides that, the regression result indicates that expected liquidity gave significant and positive impact, while liquidity risk and aftermarket volatility have significant and negative impact on market reaction.
Keywords: initial public offering, underpricing, true discount, market reaction

## PENDAHULUAN
Perusahaan yang sedang berkembang umumnya akan memerlukan dana baik in- ternal maupun eksternal guna membiayai pertumbuhan yang diinginkan. Pada suatu waktu pemanfaatan dana internal tidak lagi dapat menunjang pertumbuhan yang diha- rapkan oleh karena itu perusahaan lalu ha- rus mencari sumber dana secara eksternal, yang dilakukan melalui penerbitan hutang atau saham di pasar modal.
Untuk memperoleh dana eksternal me- lalui saham maka proses pertama yang ha- rus dilalui perusahaan adalah menawarkan saham pertama kali kepada masyarakat umum melalui pasar primer. Peristiwa inilah yang sering disebut dengan penawaran sa- ham perdana atau initial public offering (IPO). Setelah penjualan perdana kepada publik barulah saham perusahaan bersang-
kutan dapat diperjualbelikan oleh investor di pasar sekunder.
Penentuan harga saham pada saat pe- nawaran perdana bukanlah hal yang mudah karena melibatkan kepentingan berbagai pihak berbeda. Harga saham yang akan di- jual di pasar primer ditentukan terlebih da- hulu berdasarkan kesepakatan antara emi- ten dengan penjamin emisi. Pada saat pe- nawaran perdana ini sering terjadi fenome- na underpricing (Alli et al, 1994; Lee et al., 1996; Aktas et al, 2003; Ellul dan Pagano, 2003) karena biasanya penjamin emisi ser- ing menawarkan harga saham dengan dis- kon, yaitu harga saham dijual lebih murah dibandingkan nilai sebenarnya. Hal ini dila- kukan dengan tujuan untuk menarik minat investor dan seluruh saham yang ditawarkan laku terjual. Oleh karena itu harga saham pada saat penawaran perdana lebih rendah daripada harga ketika diperdagangkan per- tama kalinya di pasar sekunder. Dengan adanya underpricing maka investor yang membeli saham di pasar perdana dan men- jualnya kembali di hari pertama perdagan- gan akan memperoleh capital gains yang disebut dengan initial return . Underpricing penawaran perdana telah diidentifikasi di berbagai pasar modal oleh banyak peneliti, baik di developed maupun emerging market .
Ada berbagai teori yang mencoba men- gungkapkan latar belakang underpricing.
Salah satunya melalui hipotesis asimetri in- formasi (Baron, 1982; Beatty dan Ritter, 1986; Rock, 1986 dalam Alli et al. , 1994) yang menyebutkan bahwa underpricing ter- jadi akibat distribusi informasi yang tidak sempurna antar partisipan yang terlibat da- lam penawaran perdana yaitu perusahaan penerbit saham, investor dan penjamin emi-
si. Hasil dari asimetri informasi ini adalah adanya risiko ketidakpastian berkaitan den- gan harga saham tersebut di masa datang (ex-ante uncertainty). Untuk menguji penga- ruh asimetri informasi terhadap underpric- ing saham pada penawaran perdana dapat digunakan bermacam-macam variabel seba- gai proksi. Variabel yang sering dipakai di antaranya adalah umur (Mauer dan Senbet, 1992; Lee et al. , 1996; Ellul dan Pagano,
2003) dan ukuran perusahaan (Kim et al.,
1993; Aktas et al ., 2003). Semakin tua umur dan semakin besar ukuran perusahaan maka asimetri informasi yang terjadi semakin kecil sehingga mengurangi besarnya underpric- ing. Variabel lain adalah reputasi penjamin emisi (Carter dan Manaster, 1990; Alli et al ., 1994; Fabrizio, 2000) maupun volatilitas re- turn saham di pasar sekunder (Mc. Guinnes, 1992; Kunz dan Aggarwal, 1994; Arosio et al., 2000) di mana variabel tersebut bertu- rut-turut berpengaruh negatif dan positif terhadap tingkat underprice yang terjadi. Meski demikian juga banyak ditemukan hasil yang berbeda seperti halnya pengujian Mus- carella dan Vetsuypens (dalam Fabrizio, 2000), yang menemukan bahwa perusahaan yang melakukan penawaran perdana meng- gunakan penjamin emisi bereputasi lebih baik ternyata memiliki initial return lebih besar yang bermakna bahwa diskon yang diberikan oleh penjamin emisi lebih besar pula. Hasil bertentangan dengan teori juga ditemukan melalui penelitian Ritter (1991) yang menemukan bahwa perusahaan den- gan umur lebih tua ternyata memiliki tingkat underpricing lebih tinggi.
Menurut Ma dan Tsai (2001), salah satu penyebab hasil penelitian yang berbeda- beda dan beberapa justru bertentangan
dengan teori tersebut disebabkan karena dalam semua penelitian penawaran saham perdana yang selama ini dilakukan, initial return sebagai ukuran underpricing selalu diperlakukan sebagai diskon saham perda- na. Padahal seharusnya initial return tidak sama konteksnya dengan diskon yang dibe- rikan penjamin emisi. Ma dan Tsai (2001) merumuskan bahwa initial return mencakup dua komponen yaitu diskon saham perdana (true discount) dan reaksi pasar terhadap emisi saham perdana (market reactions). Apabila pasar sepenuhnya efisien maka pa- sar dapat memberikan harga yang tepat ter- hadap saham di hari pertama perdagangan sehingga besarnya diskon akan sama dengan initial return (IR) . Tetapi dari berbagai studi sebelumnya seperti Aussenegg (1997), Kooli dan Suret (2001), Oehler et al. (2004) dite- mukan bahwa investor cenderung overcon- fident terhadap saham perdana yang men- dorong terjadinya reaksi pasar yang berlebi- han ( overreaction), sehingga initial return tidak murni mencerminkan diskon yang di- berikan penjamin emisi atas saham perdana. Ma dan Tsai (2001) merumuskan bahwa true discount (TD) merupakan selisih antara harga keseimbangan saham yaitu harga yang rela- tif sudah stabil dan mencerminkan nilai se- benarnya dengan harga perdana, sedangkan market reactions (MR) adalah selisih antara harga saham hari pertama perdagangan dengan harga keseimbangan. Sementara harga keseimbangan itu sendiri umumnya terbentuk pada minggu keempat saham di- perdagangkan di bursa (Ellul dan Pagano, 2003; Ma dan Tsai, 2001). Rumusnya adalah:
IR = TD + MR IR = (P m -P o )/P o TD = (P e -P o )/ P o
MR = (P m -P e )/P o P m adalah harga penutupan saham pada hari pertama perdagangan, P o adalah harga penawaran perdana dan P e adalah harga keseimbangan. Apabila MR besarnya nol maka pasar langsung dapat memberikan harga yang tepat terhadap saham di hari pertama perdagangan. Sedangkan bila MR>0 maka terjadi market overreaction dan jika MR<0 berarti terjadi market underreac- tion .
Pengujian empiris mengenai fenomena underpricing telah dilakukan beberapa pe- neliti di Indonesia. Hanafi dan Husnan (1991) mengindikasikan adanya abnormal return positif di akhir minggu pertama pada emisi saham perdana tahun 1990. Ernyan dan Husnan (2002) menemukan initial re- turns positif untuk investor yang membeli saham perdana baik perusahaan keuangan maupun non keuangan demikian pula Tri- aryati (2003). Semua penelitian tersebut memperlakukan initial return sama halnya dengan diskon saham perdana. Sedangkan penelitian faktor-faktor yang memengaruhi besarnya underpricing di pasar modal Indo- nesia memberikan hasil yang berbeda-beda. Triaryati (2003) menemukan bahwa abnor- mal return emisi saham perdana tidak di- pengaruhi reputasi penjamin emisi, after- market volatility, umur perusahaan dan size. Hasil ini serupa dengan pengujian Nurhi- dayati dan Indriantoro (1998) yang tidak berhasil membuktikan satu pun hipotesis yang dikembangkan dalam konteks asimetri informasi antar pelaku pasar modal. Se- dangkan Yasa (2003) menemukan hanya va- riabel reputasi penjamin emisi yang berpen- garuh positif terhadap initial returns.
Penelitian ini berbeda dengan studi se- belumnya yang telah dilakukan karena tidak mengasumsikan underpricing yang dilihat dari initial return sama halnya dengan dis- kon saham perdana, tetapi memisahkan komponen diskon saham perdana (true dis- count) dan reaksi pasar (market reactions).
Dengan pemisahan ini diharapkan dapat di- ambil kesimpulan yang konklusif mengenai fenomena underpricing. Adapun variabel yang dipakai sebagai determinan true dis- count maupun market reactions mengacu pada studi sebelumnya oleh Ma dan Tsai (2001) yang dilakukan di pasar modal Ame- rika, tetapi dengan mengadakan beberapa penyesuaian, sehingga variabel yang diambil sesuai dengan karakteristik pasar modal In- donesia. Determinan true discount yang diuji mengacu pada proksi hipotesis asimetri in- formasi mencakup reputasi penjamin emisi, ukuran, umur, jenis perusahaan dan persen- tase saham yang ditawarkan ke publik. Se- mentara determinan market reactions men- gacu pada proksi hipotesis aftermarket li- quidity yaitu likuiditas saham yang diha- rapkan dan risiko likuiditas serta satu proksi asimetri informasi yaitu volatilitas return saham.
Reputasi penjamin emisi merupakan sa- lah satu faktor yang dapat dipakai oleh emi- ten untuk mengurangi ex-ante uncertainty yang harus ditanggung investor dengan memberikan sinyal mengenai kualitas dan prospek emiten (Carter dan Manaster, 1990). Penjamin emisi yang bereputasi ba- gus akan menyaring perusahaan yang akan melakukan penawaran perdana dan hanya memilih melakukan penjaminan terhadap emiten yang tidak berisiko tinggi. Semakin baik reputasi penjamin emisi maka semakin
kecil pula true discount yang diberikan oleh- nya karena investor sudah merasa yakin dengan kualitas perusahaan yang melaku- kan penawaran saham perdana (Fabrizio, 2000; Aktas et al ., 2003). Hipotesis pertama (Ha 1 ) yang diajukan adalah reputasi penja- min emisi berpengaruh negatif terhadap true discount saham perdana Pada perusahaan yang telah lama berdiri tersedia cukup akses informasi bagi investor melalui berbagai publikasi sehingga akan mengurangi tingkat ketidakpastian. Oleh karena itu semakin tua umur perusahaan maka semakin kecil pula diskon yang diberi- kan oleh penjamin emisi dan sebaliknya (Mauer dan Senbet, 1992; Lee et al., 1996; Ellul dan Pagano, 2003). Hipotesis kedua (Ha 2 ) menyatakan umur perusahaan ber- pengaruh negatif terhadap true discount sa- ham perdana. Selain umur, ukuran perusa- haan merupakan salah satu variabel yang berpengaruh terhadap true discount . Pada perusahaan yang besar maka umumnya in- vestor lebih mudah mengakses informasi dan semakin baik pula informasi yang dis- ampaikan kepada publik melalui prospek- tusnya. Kemudahan ini akan mengurangi asimetri informasi yang timbul dan menu- runkan risiko atas saham bersangkutan. Jadi semakin besar ukuran perusahaan maka semakin kecil true discount dan sebaliknya (Ma dan Tsai, 2001; Ellul dan Pagano, 2003: Daily et al.; 2003). Hipotesis ketiga (Ha 3 ) menyatakan ukuran perusahaan berpenga- ruh negatif terhadap true discount saham perdana
Pengembangan lebih lanjut dari asimetri informasi adalah Regulation Hypothesis (Alli et al ., 1994). Pemerintah umumnya mene- tapkan peraturan yang lebih spesifik dan
diiringi dengan pengawasan yang lebih ketat pada sekelompok perusahaan tertentu di suatu negara. Adanya regulasi tersebut me- nuntut perusahaan menyampaikan informa- si kepada publik secara lebih lengkap se- hingga pada akhirnya mengurangi asimetri informasi yang timbul pada saat emisi per- dana. Oleh karena itulah maka true discount pada kelompok perusahaan keuangan, yang biasanya relatif lebih regulated akan lebih rendah dibandingkan dengan kelompok pe- rusahaan non-keuangan (Alli et al., 1994; Ma dan Tsai, 2001). Hipotesis keempat (Ha 4 ) menyatakan jenis perusahaan berpengaruh negatif terhadap true discount saham per- dana Selain itu persentase saham yang di- tawarkan ke publik juga dapat dijadikan in- dikasi banyak sedikitnya informasi privat yang ingin diungkapkan oleh perusahaan (Ma dan Tsai, 2001). Semakin besar persen- tase saham yang ditawarkan bermakna se- makin banyak pula pengungkapan informasi privat sehingga mengurangi asimetri infor- masi dan mendorong penjamin emisi mem- berikan true discount yang semakin kecil . Hipotesis kelima (Ha 5 ) menyatakan persen- tase saham yang ditawarkan ke publik ber- pengaruh negatif terhadap true discount sa- ham
Arti pentingnya likuiditas saham setelah diperdagangkan di bursa sekunder (after- market liquidity) juga diperhatikan oleh in- vestor di pasar primer, yang dirumuskan da- lam hipotesis aftermarket liquidity (Ellul dan Pagano, 2003). Berdasarkan berbagai infor- masi relevan yang dapat diperoleh baik dari prospektus maupun publikasi lain maka in- vestor akan membuat ekspektasi mengenai likuiditas saham tersebut nantinya setelah diperdagangkan di bursa (expected liquidi-
ty). Apabila investor ternyata mengekspek- tasikan saham semakin tidak likuid maka ia akan mensyaratkan kompensasi yang sema- kin besar dalam melakukan pembelian sa- ham berupa semakin tingginya return yang diharapkan. Oleh karena itu maka semakin tinggi likuiditas yang diharapkan dari saham maka investor akan merespon penawaran saham perdana semakin positif (overreac- tion). Hipotesis keenam (Ha 6 ) yang diajukan menyatakan likuiditas yang diharapkan ber- pengaruh positif terhadap market reactions saham perdana. Selain itu investor juga di- hadapkan dengan risiko likuiditas (liquidity risk) karena tidak mengetahui secara tepat stabilitas likuiditas saham tersebut setelah diperjualbelikan di bursa dalam jangka wak- tu tertentu (Ellul dan Pagano, 2003). Saham yang semula diestimasikan likuid memiliki probabilitas berubah menjadi tidak likuid setelah beberapa waktu diperdagangkan di pasar sekunder sehingga terdapat variabili- tas likuiditas. Apabila variabilitas ini semakin besar maka artinya semakin tinggi pula risi- ko likuiditas yang dihadapi investor penerbi- tan saham perusahaan direspon negatif oleh investor (underreaction). Hipotesis ketujuh (Ha 7 ) menyatakan risiko likuiditas berpenga- ruh negatif terhadap market reactions sa- ham perdana.
Besaran volatilitas return saham juga memengaruhi market reactions . Asimetri informasi yang semakin besar antar investor akan menimbulkan berbagai pengharapan yang berbeda dan tercermin dalam harga saham (Alli et al. ,1994; Aussenegg, 1997, Arosio et al ., 2000). Saham dengan volatili- tas return yang tinggi dipandang semakin berisiko oleh investor. Oleh karena itulah maka penerbitan saham perdana yang me-
miliki volatilitas return yang tinggi akan di- respon negatif oleh investor (underreac- tion). Hipotesis kedelapan (Ha 8 ) menyatakan volatilitas return saham berpengaruh negatif terhadap market reactions saham perdana

## METODE
Populasi dalam penelitian ini adalah pe- rusahaan yang melakukan penawaran sa- ham perdana di Bursa Efek Indonesia peri- ode Januari 2005- Desember 2008. Pengam- bilan sampel dilakukan menggunakan me- tode purposive sampling , dengan kriteria perusahaan memiliki true discount positif karena true discount negatif tidak bermakna (Ma dan Tsai, 2001); dan perusahaan memi- liki kelengkapan data yang diperlukan dalam penelitian ini yaitu tanggal listing, tanggal berdiri, harga saham di pasar perdana, har- ga penutupan saham, volume selama 20 hari perdagangan pertama di BEJ, jumlah aset total dan penjamin emisi utama. Berdasar- kan kriteria di atas terkumpul sampel seba- nyak 40 perusahaan.
Variabel terikat dalam penelitian ini ada- lah true discount dan market reactions, yang masing-masing akan diuji secara terpisah dalam dua persamaan yang berbeda. True discount (TD) adalah diskon murni yang di- berikan oleh penjamin emisi atas penawaran saham perdana dan dihitung dari selisih harga keseimbangan saham dengan antara harga perdana. Sementara harga keseim- bangan saham dihitung dari rata-rata harga penutupan saham minggu keempat perda- gangan (hari ke-16 sampai ke-20). Sedang- kan market reactions (MR) adalah reaksi in- vestor atas penawaran saham perdana dan dihitung dari selisih antara harga penutupan saham pada hari pertama perdagangan
dengan harga keseimbangan saham. Se- dangkan variabel bebas dalam penelitian ini adalah determinan true discount, yang terdi- ri atas. Pertama, reputasi penjamin emisi (UNDW), dilihat dari pemeringkatan pangsa pasar penjamin emisi selama tahun 2005- 2008.. Penjamin emisi yang memiliki nilai total penawaran saham perdana lebih besar dibandingkan rata-rata seluruh nilai pena- waran perdana perusahaan sampel diklasifi- kasikan sebagai penjamin emisi bereputasi bagus, demikian pula sebaliknya. Variabel ini merupakan dummy yang bernilai 1 apabila penjamin emisi bereputasi bagus dan 0 apa- bila penjamin emisi bereputasi buruk.
Kedua , u kuran perusahaan (SIZE), ditun- jukkan melalui jumlah asset total pada ta- hun terakhir sebelum emiten melakukan penawaran perdana (Ellul dan Pagano, 2003). Ketiga, Umur perusahaan (AGE), di- ukur sejak berdirinya perusahaan sampai dengan terdaftar pertama kali di bursa (Er- nyan dan Husnan, 2002). Keempat, jenis pe- rusahaan (COMPANY), merupakan variabel dummy yang bernilai 1 untuk perusahaan keuangan dan 0 untuk perusahaan non keu- angan, Kelima, persentase saham yang di- tawarkan ke publik (PUBLIK), diukur dari persentase jumlah lembar saham yang dita- warkan ke publik dari total lembar saham perusahaan. Keenam, Likuiditas saham yang diharapkan (TURN), dihitung dengan rumus:
20 QE QD TURN 20 1 t it it         
Keterangan: QD it = Jumlah saham i yang diperdagangkan pa- da hari t QE it = Jumlah saham i yang beredar pada hari t Ketujuh, risiko likuiditas (VARTURN), di- hitung dengan rumus:
QE QD σ VARTURN it it       
Dan kedelapan, volatilitas return saham (STDEV), diukur dengan deviasi standar re- turn saham mulai hari kedua sampai hari kedua puluh perdagangan di pasar sekunder (Alli et al., 1994; Ellul dan Pagano, 2003).
Pengujian seluruh hipotesis dalam pene- litian ini menggunakan analisis regresi linier berganda. Sebelum dilakukan pengujian ter- lebih dahulu juga dilakukan pengujian asum- si klasik yang meliputi uji normalitas, multi- kolinieritas, heterosedastisitas, dan autoko- relasi.

## HASIL DAN PEMBAHASAN
Regresi berganda harus memenuhi uji pra- syarat ana lisis berupa uji asumsi klasik agar memenuhi kaidah BLUE (Best Linear Un- biased Estimator) . Uji normalitas dilakukan menggunakan One Sample Kolmogorov Smirnov . Residual persamaan regresi true discount dan market reactions masing- masing memiliki signifikansi 0,460 dan 0,825. Oleh karena nilai ini lebih besar di- bandingkan alpha sebesar 5% sehingga resi- dual regresi terdistribusi normal. Pendetek- sian autokorelasi dilakukan melalui uji Dur- bin Watson. Untuk persamaan regresi true discount dengan jumlah sampel (n) seba- nyak 40 dan variabel bebas sebanyak 5, pa- da level 1% diperoleh nilai d L =1,148 dan d U =1,457. Berarti nilai D-W sebesar 2,146 terletak antara d U <D-W<4-d U dan data ter- bebas dari masalah autokorelasi. Untuk per- samaan market reactions dengan sampel sebanyak 40 dan variabel bebas sejumlah tiga maka nilai d L =1,048 dan d U =1,584. Se- dangkan nilai D-W sebesar 2,051 yang berar- ti terletak antara d U <D-W<4-d U. Hal ini men-
gindikasikan bahwa uji regresi terbebas dari masalah autokorelasi.
Pengujian multikolinearitas dilakukan dengan melihat nilai Tolerance dan VIF. Baik untuk persamaan regresi true discount maupun market reactions nilai Tolerance di atas 0,1 dan nilai VIF di bawah 10. Hal ini menunjukkan bahwa kedua persamaan re- gresi tersebut terbebas dari masalah multi- kolinearitas. Sementara pengujian hetero- sedastisitas dilakukan dengan metode Glejs- er. Hasil pengujian menyimpulkan bahwa tidak ada satu pun koefisien regresi variabel bebas yang memiliki signifikansi < 5%. Den- gan demikian maka regresi memenuhi asumsi homosedastisitas. Setelah regresi memenuhi persyaratan asumsi klasik maka kemudian dilakukan analisis regresi linier berganda untuk menguji semua hip o tesis yang diajukan.

## Tabel 1. Hasil Analisis Regresi Persamaan True Discount
Variabel Koefisien Regresi t- hitung Signifikansi Konstanta 1,729 6,310 0,000 UNDW -0,179 -1,227 0,228 SIZE -0,023 -2,610 0,013 AGE -0,018 -2,869 0,007 COMPANY -0,029 -0,199 0,843 PUBLIK -1,057 -2,819 0,008 F hitung = 5,176 Signifikansi = 0,001
Adjusted R 2 = 0,349
Berdasarkan hasil regresi diperoleh koe- fisien regresi reputasi penjamin emisi sebe- sar -0,179 dan signifikansi t-hitung sebesar 0,228. Angka ini lebih besar daripada tingkat signifikansi  yang  diharapkan  (α=5%)  maka Ha 1 ditolak. Dengan demikian maka reputasi penjamin emisi tidak berpengaruh terhadap true discount saham perdana. Temuan ini
bertentangan dengan hasil penelitian Carter dan Manaster (1990), Michaely dan Shaw (1994), dan Fabrizio (2000) yang mengemu- kakan bahwa reputasi penjamin emisi ber- pengaruh negatif terhadap underpricing sa- ham perdana. Dalam konteks pengaruh true discount , penelitian ini juga tidak mendu- kung simpulan Ma dan Tsai (2001). Hasil yang tidak signifikan ini disebabkan metode pengukuran pemeringkatan penjamin emisi yang dilakukan oleh peneliti hanya mem- perhatikan satu variabel yaitu pangsa pasar dan hanya dibagi dalam dua skala yaitu 1 dan 0. Di Indonesia sendiri sampai saat ini belum tersedia lembaga independen yang mengeluarkan peringkat penjamin emisi. Untuk ukuran perusahaan ditemukan besar- nya koefisien regresi adalah -0,023 dengan signifikansi t-hitung adalah 0,013. Hasil ini merujuk pada penerimaan Ha 2 , artinya uku- ran perusahaan berpengaruh negatif signifi- kan terhadap true discount saham perdana. Bukti empiris ini sesuai dengan pengujian yang dilakukan oleh Ma dan Tsai (2000), Ak- tas et al. (2003) maupun Ellul dan Pagano (2003). Besaran koefisien umur perusahaan yang diperoleh dari hasil regresi sebesar - 0,018 dengan signifikansi t-hitung ialah 0,00, yang lebih kecil daripada tingkat signifikansi yang  diharapkan  (α=5%).  Hasil  ini  merujuk pada penerimaan Ha 3 artinya umur perusa- haan berpengaruh negatif signifikan terha- dap true discount saham perdana. Pengaruh umur perusahaan yang negatif signifikan ini sesuai dengan hasil penelitian Fabrizio (2000), Ellul dan Pagano (2003).
Sementara itu jenis perusahaan ternyata tidak berpengaruh terhadap true discount saham perdana. Hasil ini diperoleh dari koe- fisien regresi sebesar -0,029 dan signifikansi
t-hitung yaitu 0,843. Dengan demikian Ha 4 ditolak artinya rata-rata besaran true dis- count saham perdana antara perusahaan keuangan dan non keuangan tidak berbeda. Regulasi yang diterapkan oleh pemerintah pada perusahaan sektor keuangan belum efektif mengurangi asimetri informasi se- hingga tidak memengaruhi diskon yang dite- tapkan oleh penjamin emisi. Simpulan ini bertentangan dengan penelitian Alli et al. (1994), Kooli dan Suret (2001), Ma dan Tsai (2001). Tidak signifikannya pengaruh jenis perusahaan terhadap true discount disebab- kan dalam penelitian ini jenis perusahaan hanya dibedakan menjadi dua yaitu perusa- haan keuangan dan non keuangan karena jumlah sampel yang relatif kecil, hanya 40 perusahaan. Sementara dalam penelitian lain sampel diklasifikasikan lagi dengan membagi perusahaan keuangan ke dalam beberapa kelompok seperti bank, lembaga keuangan bukan bank (Alli et al., 1994; Er- nyan dan Husnan, 2002). Untuk pengujian pengaruh persentase saham yang ditawar- kan ke publik diperoleh koefisien regresi se- besar -1,057 dengan signifikansi t-hitung se- besar 0,008, yang lebih kecil daripada ting- kat  signifikansi  yang  diharapkan  (α=5%). Dengan demikian Ha 5 diterima artinya va- riabel persentase saham yang ditawarkan ke publik berpengaruh negatif signifikan terha- dap true discount saham perdana. Temuan empiris penelitian ini sejalan dengan studi Kim et al. (1993), Fabrizio (2000) di mana studi mereka menyimpulkan terdapat pen- garuh negatif persentase saham yang dita- warkan ke publik terhadap tingkat under- pricing. Di samping itu, hasil ini juga sesuai dengan pengujian Ma dan Tsai (2001) yang menemukan persentase saham yang dita-
warkan ke publik berpengaruh negatif signi- fikan terhadap true discount saham perda- na. Nilai Adjusted R 2 sebesar 0,349 bermak- na bahwa variabilitas true discount yang da- pat dijelaskan oleh reputasi penjamin emisi, ukuran, umur, jenis perusahaan dan persen- tase saham yang ditawarkan ke publik sebe- sar 34,90% dan sisanya sebesar 65,10% dije- laskan oleh variabel lain yang tidak diguna- kan dalam penelitian ini
Sedangkan hasil análisis regresi untuk persamaan market reactions terlihat dalam tabel berikut .

## Tabel 2. Hasil Analisis Regresi Persamaan
Market Reactions Variabel Koefisien Regresi t- hitung Signifikansi Konstanta 0,150 2,529 0,016 TURN 2,698 2,051 0,048 VARTURN -2,219 -2,465 0,019 STDEV -4,790 -4,550 0,000 F hitung = 13,972 Signifikansi = 0,000 Adjusted R 2 = 0,499
Berdasarkan uji regresi yang telah dila- kukan diperoleh koefisien likuiditas yang di- harapkan sebesar 2,698 dan signifikansi t- hitung adalah 0,048 yang lebih kecil daripa- da tingkat signifikansi yang diharapkan (α=5%), sehingga Ha 7 diterima, artinya likui- ditas saham yang diharapkan mempunyai pengaruh positif signifikan. Bukti empiris ini konsisten dengan hasil penelitian McKenzie (2001), Ellul dan Pagano (2003) maupun Ma dan Tsai (2001). Sesuai dengan hasil regresi, diperoleh koefisien pengaruh risiko likuiditas terhadap market reactions sebesar -2,219 dengan signifikansi t-hitung sebesar 0,019 yang lebih kecil daripada tingkat signifikansi yang  diharapkan  (α=5%).  Berdasarkan  te-
muan ini maka Ha 8 diterima yang menyim- pulkan bahwa variabel risiko likuiditas ber- pengaruh negatif signifikan terhadap market reactions saham perdana. Simpulan yang diperoleh mendukung pengujian Ellul dan Pagano (2003) yang menemukan bahwa emisi saham perdana dengan risiko likuiditas tinggi direspon negatif oleh investor.
Variabel terakhir yang terbukti menjadi determinan market reactions saham perda- na adalah volatilitas return saham. Koefisien regresi sebesar -4,790 dengan signifikansi t- hitung sebesar 0,000. Temuan ini merujuk pada penerimaan Ha 9 , di mana variabel vo- latilitas return saham berpengaruh negatif signifikan terhadap market reactions saham perdana. Hasil ini mendukung penelitian Arosio et al. (2000) bahwa semakin besar volatilitas return saham maka saham dipan- dang semakin berisiko oleh investor sehing- ga cenderung timbul market under reaction. Nilai Adjusted R 2 sebesar 0,499 bermakna bahwa variabilitas market reactions yang dapat dijelaskan oleh variabel likuiditas yang diharapkan, risiko likuiditas dan volatilitas return saham sebesar 49,90% dan sisanya sebesar 50,10% dijelaskan oleh variabel lain yang tidak digunakan dalam penelitian.

## SIMPULAN
Hasil yang diperoleh dari penelitian ini menyimpulkan bahwa determinan true dis- count saham perdana di BEI adalah ukuran, umur perusahaan dan persentase saham yang ditawarkan ke publik. Sementara de- terminan market reactions adalah likuiditas saham yang diharapkan, risiko likuiditas dan volatilitas return saham. Dari penelitian ini dapat diidentifikasi beberapa keterbatasan. Pertama, pemeringkatan penjamin emisi
dalam penelitian ini menggunakan dua skala yaitu 0 dan 1 dengan kriteria tunggal se- hingga dimungkinkan belum mencerminkan reputasi penjamin emisi yang sesungguhnya. Kedua, penelitian ini masih terbatas menguji determinan true discount dan market reac- tions saham perdana dilihat dari informasi asimetri dan aftermarket liquidity. Ketiga, penggunaan variabel tipe perusahaan masih terbatas diklasifikasikan ke dalam dua ke- lompok yaitu perusahaan keuangan dan non keuangan.
Dengan memperhatikan berbagai keter- batasan di atas maka penelitian selanjutnya dapat menggunakan skala pemeringkatan reputasi penjamin emisi yang lainnya misal skala 0-9 dari Carter-Manaster (1990) atau skala 0-3 dari Johnson-Miller (1988), mau- pun dengan menambahkan kriteria lain mi- salnya banyaknya klien reputasi penjamin emisi atau frekuensi penjaminan sehingga diharapkan lebih dapat mencerminkan pe- meringkatan sebenarnya. Apabila jumlah sampel cukup banyak maka penelitian yang akan datang tidak hanya mengklasifikasikan tipe perusahaan ke dalam dua kelompok (keuangan dan non-keuangan) tetapi juga melakukan pengujian dengan membagi lagi perusahaan keuangan ke dalam beberapa kelompok seperti bank, lembaga keuangan bukan bank (Alli et al ., 1994; Ernyan dan Husnan, 2002). Selain itu penelitian dapat memasukkan variabel lain sehingga diha- rapkan dapat memberikan gambaran yang lebih komprehensif mengenai determinan true discount dan market reactions . Variabel tersebut diantaranya adalah aktivitas pasar pada periode sebelum saham ditawarkan ( premarket) dan sesudah saham diperda- gangkan dipasar sekunder ( aftermarket) se-
perti partial price adjustment, price stabili- zation, overallotment option dan penalty bids, sebagaimana diidentifikasi dari studi Logue et al. (2002) dan Aggarwal (2000).

## DAFTAR PUSTAKA
Aggarwal, R. (2000) “Stabilization Activities By Underwriters After IPOs”. Journal of Finance, 55, 1075-1103.
Aktas, R., Karan, M.B. & Aydogan, K. (2003) “Forecasting Short Run Performance of Initial Public Offerings in the Istanbul Stock Exchange”. Working Paper. Turkish Military Academy . 1-26.
Alli, K, Yau. J., & Yung, K. (1994) “The Un- derpricing of IPOs of Financial Institu- tions”. Journal of Business Finance and Accounting , 21(7), October, 1013-1030.
Arosio, R., Giudici, G. & Paleari, S. (2000) “What Drives the Initial Market Perfor- mance of Italian IPOs? An Empirical In- vestigation on Underpricing and Price Support”. Working Paper presented at the 2000 FMA Annual Meeting.
Aussenegg, W. (1997) “Short and Long Run Performance of IPOs in the Austrian Stock Market”. Working Paper. Depart- ment of Finance. Vienna University of Technology. 1-41.
Carter, R. & Manaster, S. (1990). “Initial Pub- lic Offerings and Underwriter Reputa- tion”. Journal of Finance . XLV(4), 1045- 1067.
Daily, C.M, et al. (2003) “IPO Underpricing: A Meta-Analysis and Research Synthesis”. Entrepreneurship Theory and Practice . 271-295.
Ellul, A. & Pagano, M. (2003) “IPO Under- pricing and Aftermarket Liquidity”. Working Paper . Centre for Studies in Economics and Finance, 1-49.
Ernyan & Husnan, S. (2002) “Perbandingan Underpricing Penerbitan Saham Perdana
Perusahaan Keuangan dan
Non- Keuangan di Pasar Modal Indonesia: Pengujian Hipotesis Asimetri Informasi”. Jurnal Ekonomi and Bisnis Indonesia. 17(4), 372-383.
Fabrizio, S. (2000) “Asymmetric Information and Underpricing of IPOs: the Role of the Underwriter, the Prospectus and the Analysts: An Empirical Examination of the Italian Situation”. Working Paper.
Social Science Research Network Journal. www.ssrn.com . p. 1-30.
Hanafi, M.M. & Husnan, S. (1991). “Perilaku Harga Saham di Pasar Perdana: Penga- matan di Bursa Efek Jakarta Selama 1990”. Usahawan. 11, 12-15.
Kim, Jeong-Bon, Krinsky, I. & Lee, J. (1993) “Motives for Going Public and Under- pricing: New Findings from Korea”. Jour- nal of Business Finance and Accounting, 20(2), January, 95-211.
Kooli, M. & Suret, J.M. (2001) “The Under- pricing of Initial Public Offerings: Further Canadian Evidence”. Cirano Working Pa- per.
Kunz, R.M., & Aggrawal, R. (1994) “Why Ini- tial Public Offerings Are Underpriced: Evidence from Switzerland”. Journal of Banking and Finance , 18, 705-723.
Lee, P.J., Taylor, S.L. & Walter, T.S. (1996) “Australian IPO Pricing in the Short and Long Run”. Journal of Banking and Finance , 20, 1189-1210.
Logue, D. E., Rogalski, R. J., Seward, J.K. & Johnson, L.F. (2002) “What Is Special About the Roles of Underwriter and Market Activities in Initial Public Offer- ings?”. Journal of Business , 75(2), 213- 243.
Ma, Tai & Pei Ru Tsai (2001) “Are Initial Re- turn and IPO Discount the Same Thing? A Comparison of Direct Public Offerings and Underwritten IPOs”. Social Science Research Network Journal,
Mauer, D.C. & Senbet, L.W. (1992) “The Ef- fect of the Secondary Market on the Pricing of Initial Public Offerings; Theory and Evidence”. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 27(1), 55-79.
Mc.Guinnes, P. (1992) “An Examination of the Underpricing of Initial Public Offer- ings in Hongkong”. Journal of Business Finance and Accounting , 19(2), January, 165-186.
Michaely, R. & Shaw, W.H. (1994). “The Pric- ing of Initial Public Offerings: Tests of Adverse-Selection and Signaling Theo- ries”. The Review of Financial Studies, 7(2), 279-319.
Nurhidayati, Siti & Indriantoro, Nur (1998) “Analisis Faktor-faktor yang Berpenga- ruh Terhadap Tingkat Underprice pada Penawaran Perdana di BEJ”. Bunga Rampai Kajian Teori Keuangan In Memo- riam Prof. Dr. Bambang Riyanto, 415- 425.
Oehler, A., Rummer, M. & Smith, P.N. (2004) “IPO Pricing and Relative Importance of Investor Sentiment-Evidence from Ger- many”. Working Paper. Bamberg Univer- sity .
Ritter, J. R. (1991) “The Long-Run Perfor- mance of Initial Public Offerings”. Jour- nal of Finance . 46, 3-27.
Triaryati, Nyoman (2003) “Perbandingan Abnormal Return Emisi Saham Perdana Perusahaan Keuangan dan Non Keua- ngan di Pasar Modal Indonesia: Pengu- jian Hipotesis Asimetri Informasi”. Thesis Program Studi Manajemen, Magister Sains Ilmu-Ilmu Ekonomi Universitas Gadjah Mada.
Yasa, G.W. (2003) “Faktor-faktor yang Mempengaruhi Underpricing Saham di Bursa Efek Jakarta Tahun 1990-2001”. Thesis Program Studi Akuntansi, Magis- ter Sains Ilmu-Ilmu Ekonomi Universitas Gadjah Mada.