一、僅採用公司正式公告之財務預測值為基礎測試會計報導決策之結果
因本研究的財務預測資料除公司正式公告者外,尚包括分析師的預測,而分 析師的預測盈餘對公司管理當局的會計報導決策的拘束力,可能比公司正式公告 的財測盈餘低,為避免此部分樣本影響實證結果的推論,本研究另以有公司正式 公告財務預測值的177 個樣本進行額外測試。實證結果如表 8 所呈現。
表8 第 35 號公報對公司會計報導決策之影響---刪除分析師預測之測試
表6 第 35 號公報對會計資訊價值攸關性---EPS 與 BV 相對增額解釋能力的結果
t i
INDi
LOSS PER BIG
INT S VAR
PER
ADV =β +β +β +β +β +β
∑
+ε= 6 1 5 4
3 2
1
0 * _ * _ * _4 * _ *
被解釋變數(ADV)
解釋變數 絕對值模式
係數(t 值)
負偏離模式 係數(t 值)
正偏離模式 係數(t 值) 截距 -3.3223b
(-2.05)
-1.9464c (-1.82)
-6.6253 (-1.12) 預期盈餘偏離程度
(PER_VAR)
0.7472a
(3.49) 0.4121a
(3.38) -1.5985b (-2.18) 股東資訊需求度變數
(S_INT)
0.0080
(0.06) 0.0257
(0.27) 0.1090 (0.24) 審計品質變數
(BIG_4)
1.2980c (1.86)
0.5629 (1.47)
2.0377 (0.97) 每股受損金額變數
(PER_LOSS)
-0.9557a (-3.16)
-0.6812a (-2.76)
-1.8171 (-1.23) 產業控制變數
(IND) --- --- ---
N 177 143 34
LR statistic 38.5705a 34.0182a 16.8909a
McFadden R2 19.88% 22.37% 41.00%
Convergence Achieved after 5 iterations
Achieved after 22 iterations
Achieved after 28 iterations
1.符號說明:
ADV:公司提前適用第 35 號財務會計準則公報的虛擬變數。提前適用者設為 1,其餘為 0。
PER_VAR:財測偏離值。為認列資產減損之前的實際每股盈餘與預估每股盈餘的偏離值取絕 對值後的數額。
S_INT:股東資訊需求強度。為公司股東人數取自然對數。
BIG_4:審計品質的虛擬變數。以會計師事務所的規模為替代變數,由前四大事務所簽證者為 1,其餘為 0。
PER_LOSS:認列之每股資產減損金額。
INDi:產業控制變數。可歸類為某一特定產業者設為1,其餘為 0。因部分行業的樣本數相對 稀少,本研究僅針對樣本數超過10 家樣本公司的行業設虛擬變數,此 6 個行業為紡織纖 維,電機機械、化學生技醫療、鋼鐵電子與營造建材業。
2. “a”代表達 1 %的顯著水準,“b”代表達 5 %的顯著水準,“c”代表達 10 %的顯著水準。
三個財測偏離值衡量模式的配適度均達1%統計顯著水準。在絕對值與負向 財測偏離值的衡量模式之實證結果顯示,財測偏離值(PER_VAR)之係數分別為 0.7472(t=3.49)與 0.4121(t=3.38),皆顯著為正且達到 1%的統計顯著水準,而正向
財測偏離值次樣本的衡量模式的財測偏離值(PER_VAR)變數之迴歸係數為 -1.5985(t=-2.18),符號符合預期且達 5%的統計顯著水準,此意味公司正式公告 的盈餘預測確實對公司有較高的拘束力,導致正向財測偏離值的公司在實際盈餘 與預測盈餘的偏離程度大時,會強化其提前適用的動機,惟樣本數僅34 個公司,
在解釋實證結果時值得加以注意。至於控制變數方面,股東資訊需求度變數 (S_INT)與存在資產減損的公司是否提前適用第 35 號公報的結果,則皆不顯著。
在每股資產減損金額變數(PER_LOSS)的實證結果則與原實證結果相一致,顯示 當公司認列的每股資產減損金額越大時,在負向偏離值的公司,提前適用第 35 號公報的可能性越高。至於審計品質 (BIG_4)的控制變數方面,迴歸係數均為 正,但僅在絕對值模式下達統計10%顯著水準。至於,產業控制變數仍僅電子產 業在絕對值模式達5%的統計顯著水準。由上述額外測試結果,顯示第 35 號公報 的公佈實施,確實影響認列資產減損前的實際盈餘偏離財務預測值公司是否提前 適用第35 號公報的會計報導決策,並未因財測盈餘目標資料的來源係公司的正 式財測公告或分析師的估計值,而有重大的差異,本研究之實證結果具有穩固性。
二、以84 家有財務預測值的公司測試會計資訊的攸關性
在測試資訊攸關性時,本研究係以全部自願性提前適用第35 號公報的 96 家 公司與全部未提前適用公司作比較分析,然而,如前面所述,其中有12 家公司 欠缺財務預測資料,亦即此12 家公司並無財測資料提供投資者作比較判斷公司 管理當局的意圖,因此,本研究另以有財務預測資料的84 家公司為樣本進行額 外測試,以確保實證結果的穩固性。此額外測試的結果如表9 所示。
由表 9 的實證結果發現:此額外測試的結果與表 7 的結果大致雷同。提前適 用公司的盈餘與權益帳面價值的整體資訊攸關性,91 年高於全部樣本而 92 年則 低於全部樣本。其次,就盈餘與權益帳面價值的相對資訊攸關性觀察,在91~92 年期間,發現盈餘變數相對於權益帳面價值變數的增額解釋能力,分別為19.36%
與 10.95%,皆高於權益帳面價值變數相對於盈餘變數的增額解釋能力,但此種 現象在93 年產生變化,在 93 年,權益帳面價值變數相對於盈餘變數的增額解釋 能力為 6.87%,略高於盈餘變數相對於權益帳面價值變數的增額解釋能力
6.27%。此額外測試再次證實前述的實證結果。
表9 第 35 號公報對會計資訊價值攸關性---提前適用公司迴歸模式分年分析 模式(1):
P
t = β0 + β1*EPS
t +β2 *BV
t +εt模式(2):
P
t = β0 + β1*EPS
t +εt 模式(3):P
t = β0 + β1*BV
t +εt Panel A 提前適用公司迴歸模式分年分析年度 被解釋變數(Pt)
模式(1) 模式(2) 模式(3) β1 β2 R(21) β1 R(22) β1 R(23)
91 (N=84)
5.2709a (5.25)
1.0342 a
(3.49) 73.38% 7.1774 a
(6.28) 68.28% 2.3923 a
(4.67) 54.02%
92 (N=84)
4.1438 a (2.92)
1.1652 a
(3.21) 61.14% 6.4394 a
(4.33) 54.69% 2.2309 a
(4.25) 50.19%
93 (N=84)
2.4185 a (3.68)
1.2078 b
(2.21) 56.15% 4.3230 a
(3.76) 49.28% 2.0810 a
(3.44) 49.88%
Panel B 提前適用公司分年模式的解釋能力與增額解釋能力 模式解釋能力與增額解釋能力
年度 R(21) R(22) R(23) R(EPS2 ) R(BV2 ) 91
(N=84) 73.38% 68.28% 54.02% 19.36% 5.1%
92
(N=84) 61.14% 54.69% 50.19% 10.95% 6.45%
93
(N=84) 56.15% 49.28% 49.88% 6.27% 6.87%
1.符號說明:
Pt:普通股每股股價。
EPSt:第t 期之普通股之每股盈餘。
BVt:第t 期之普通股之每股帳面價值。
21)
R( :模式(1)的配適度(R2)。
22)
R( :模式(2)的配適度(R2)。
23)
R( :模式(3)的配適度(R2)。
2 )
R(EPS :盈餘變數的增額解釋能力。R(2EPS)=R(21)−R(2BV)
2 )
R(BV :權益帳面價值變數的增額解釋能力。R(2BV) =R(21)−R(2EPS)
2.三個模式的截距項(Constant)皆省略,僅呈現解釋變數的係數與顯著水準(t 值)
3. “a”代表達 1 %的顯著水準,“b”代表達 5 %的顯著水準,“c”代表達 10 %的顯著水準。
三、控制其他變數之資訊攸關性測試
因Wang et al. (2003)發現各國的資本市場皆存在顯著的電子業產業效果,而 且,以實證樣本的1150 家公司中包括高達 601 家公司(佔 52.26%)歸屬於電子產 業,為避免電子產業的主宰效果影響實證推論,本研究在實證模式中納入電子產 業的虛擬變數(電子產業設為 1,其餘為 0)作為控制變數,進行額外測試。另外,
Burgstahler & Dichev(1997)發現高股東報酬率(ROE)的公司,迴歸模式有顯著較 高的盈餘係數與較低的權益帳面價值係數5,而Barth et al. (1998)則認為應控制公 司規模變數以反映公司的風險差異,故本研究進一步將此三個變數加以控制,測 試第35 號公報的會計資訊的價值攸關性。實證結果呈現於表 10。
表10 第 35 號公報對會計資訊價值攸關性---控制其他影響變數之迴歸模式結果
2 ) 2 (
) 1 2 (
)
(EPS R RBV
R = −
2 )
2 ( ) 1 2 (
)
(BV R REPS
R = −
21) 2 (
) 2 (
) 2 (
)
( R R R
RC = EPS + BV −
模式解釋能力與增額解釋能力
年度 2
) 1
R( R(22) R(23) R(EPS2 ) R(BV2 ) Panel A—年度與是否提前適用第 35 號公報為基礎
93
(N=1150) 70.77% 66.76% 58.98% 11.79% 4.01%
提前適用
(N=96) 57.52% 53.56% 51.00% 6.52% 3.96%
未提前適用
(N=1054) 72.17% 68.39% 59.79% 12.38% 3.78%
Panel B—提前適用公司的三年模式的解釋能力與增額解釋能力 91
(N=93) 78.92% 76.68% 53.73% 25.19% 2.24%
92
(N=96) 77.50% 76.93% 50.82% 26.68% 0.57%
93
(N=96) 57.52% 53.55% 51.00% 6.52% 3.96%
符號說明:
21)
R :為模式( Pt =β0 +β1*EPSt +β2*BVt +β3*ROEt +β4*SIZEt +β5*INDt +εt的配適度(R2)。
22)
R( :為模式Pt =β0 +β1*EPSt +β2*ROEt +β3*SIZEt +β4*INDt +εt的配適度(R2)。
5 Barth et al. (1998) 亦發現公司的財務健全度會影響盈餘與權益帳面價值的相對迴歸係數,然其 研究設計係採是否後續下市 (delisting) 作為健全度的區分變數。本研究之樣本排除下市公司,
故未採用 Barth et al. (1998)的作法。
23)
R( :為模式Pt =β0 +β1*BVt +β2*ROEt +β3*SIZEt +β4*INDt +εt的配適度(R2)。
2 )
R(EPS :盈餘變數的增額解釋能力。
2 )
R(BV :權益帳面價值變數的增額解釋能力。
2 )
R(C :盈餘與權益帳面價值變數對股價的共同解釋能力。
ROEt:為公司之股東權益報酬率。
SIZEt:為公司之規模變數。以總資產取自然對數加以衡量。
INDt:電子產業虛擬變數。電子產業設為1,其餘為 0。
由表10 的 Panel A 顯示:此控制相關變數之後額外測試的結果與表 7 的結果 大致雷同。全部樣本在93 會計年度之全體解釋變數的 R2為70.77%,略高於表 7 的結果,此係反應其他控制變數的增額解釋能力。就盈餘與權益帳面價值兩個變 數的相對資訊攸關性觀察,發現盈餘變數與權益帳面價值變數的相對增額解釋能 力,分別為11.79%與 4.01%,亦與表 7 的結果雷同。且未提前適用次樣本的實證 結果亦大致相同,盈餘變數的增額解釋能力為 12.38%,高於權益帳面價值變數 的增額解釋能力3.78%。略有差距的為提前適用次樣本,盈餘變數的增額解釋能 力雖然下降到6.52%,惟仍略高於權益帳面價值變數的增額解釋能力 3.96%。如 果觀察表10 的 Panel B 之結果,發現權益帳面價值變數的相對增額解釋能力由 2.24%增加到 3.96%,只是幅度不明顯,而盈餘變數的增額解釋能力則非常明顯 地由約 25.19%下降到 6.52%,此額外測試再次證實前述的實證結果,亦即提前 適用第35 號公報導致盈餘變數的資訊攸關性顯著下降,而權益帳面價值變數的 資訊攸關性雖然提高,但不明顯。6
四、財務資訊上傳日股價之資訊攸關性測試
如前面所述,雖然大部分會計資訊攸關性的文獻以會計年度截止日股票價格 為衡量指標,惟仍有部分文獻(e.g. Ou & Sepe, 2002;Dontoh et al., 2004)採用財務 報表公佈日或第一季結束日(即 3/31)的價格探討此議題。我國的規範係上市(櫃) 公司需在四月底以前將財務資訊上傳至股市公開觀測站,供投資者作決策的參 考。因此,在我國的資本市場機制下,第一季結束日的價格似乎不宜作為衡量的 基礎,以財務資訊上傳日作為財務報表正式公佈日係較合理的日期,故本研究另
6 本研究以證券交易所與櫃檯買賣中心的產業分類,設產業虛擬變數(以紡織業為基礎產業),進 行實證,實證結果不變。
以公司的財務資訊上傳日的股價作額外的測試,測試的結果如表11 所顯示。
表11 第 35 號公報對會計資訊價值攸關性---財務資訊上傳日股價之測試結果
2 ) 2 (
) 1 2 (
)
(EPS R RBV
R = −
2 )
2 ( ) 1 2 (
)
(BV R REPS
R = −
21) 2 (
) 2 (
) 2 (
)
( R R R
RC = EPS + BV −
模式解釋能力與增額解釋能力
年度 2
) 1
R( R(22) R(23) R(EPS2 ) R(BV2 ) Panel A—年度與是否提前適用第 35 號公報為基礎
93
(N=1150) 59.53% 56.87% 48.58% 10.95% 2.66%
提前適用
(N=96) 51.25% 45.28% 46.15% 5.10% 5.97%
未提前適用
(N=1054) 60.66% 58.37% 48.96% 11.7% 2.29%
Panel B—提前適用公司的三年模式的解釋能力與增額解釋能力 91
(N=93) 61.99% 56.41% 49.03% 12.96% 5.58%
92
(N=96) 56.98% 53.11% 45.22% 11.76% 3.87%
93
(N=96) 51.25% 45.28% 46.15% 5.10% 5.97%
符號說明:
Pt:為公司財務資訊上傳日之普通股每股股價。
EPSt:第t 期之普通股之每股盈餘。
BVt:第t 期之普通股之每股帳面價值。
21)
R( :模式(1)的配適度(R2)。
22)
R( :模式(2)的配適度(R2)。
23)
R( :模式(3)的配適度(R2)。
2 )
R(EPS :盈餘變數的增額解釋能力。R(2EPS) =R(21) −R(2BV)
2 )
R(BV :權益帳面價值變數的增額解釋能力。R(2BV) =R(21)−R(2EPS)
2 )
R(C :盈餘與權益帳面價值變數對股價的共同解釋能力。
由表 11 顯示:三個模式的 R2 普遍低於以會計年度截止日價格所呈現的結 果,然而,無論就提前適用與未提前適用次樣本,或就提前適用次樣本三個會計 年度的比較觀察,盈餘與權益帳面價值的整體的資訊攸關性及相對資訊攸關性,
皆呈現與前述實證相一致的結果,故以公司財務資訊上傳日的股價的衡量日期除 模式的配適度較低之外,似乎並未困擾本研究關於會計資訊攸關性的討論。
綜合前述額外測試,可合理的推論本研究的實證結果具有強韌性,亦即第 35 號公報的公佈實施,確實導致存在資產減損公司的策略性會計報導決策,而 公司策略性的會計報導決策亦影響投資者對盈餘與權益帳面價值的整體資訊攸 關性,而且,自願性提前適用該公報之上市(櫃)公司的盈餘變數之相對資訊攸關 性亦顯著降低。此結果在不同的衡量模式、樣本數、與設定下皆獲得實證的支持。