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第三節 多變量迴歸結果與分析
一、應計盈餘管理
表 4-3 為裁決性應計數之迴歸結果。大致來說，從迴歸式(1)可看出內部控制 品質(ICQ)和裁決性應計數呈顯著負相關，表示良好內部控制能抑制盈餘管理。
在裁決性應計數取絕對值(Abs_DA)之模型中，內部控制品質(ICQ)係數為負並達 到統計上 1%的顯著水準，顯示內部控制越好，越能抑制盈餘管理的程度，意即 內部控制品質和盈餘管理有關連，符合假說一之預期。
依 Cohen et al.(2008)將裁決性應計數分成正負兩群，分別觀察內部控制品質 是否會影響公司進行向上或向下盈餘管理。結果發現，在裁決性應計數為正的樣 本中，內部控制品質(ICQ)係數為負，並達到統計上 1%的顯著水準，顯示內部控 制品質越好，越能抑制公司向上操縱盈餘，符合假說一之預期；在裁決性應計數 為負的樣本中則沒有證據顯示內部控制和向下調整的盈餘管理有所關連。
控制變數方面，從裁決性應計數取絕對值(Abs_DA)及裁決性應計數為正兩 模型中發現，公司規模(SIZE)及來自營運現金流量(OCF)係數為負且達統計上 1%
顯著水準，意為公司規模越大，越不會進行應計項目盈餘管理；來自營運現金留 樣越多，盈餘管理幅度越小。負債比率(LR)、資產報酬率(ROA)及總資產成長率 (TAGROW)係數為正且達統計上 1%顯著水準，與預期結果相同。
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(t statistics)
Abs_DA
(t statistics)DA>0
(t statistics)DA<0
(t statistics)Intercept
1.7610(7.15)*** F-statistic <.0001 <.0001 <.0001 <.0001
註：(a) ***表示達到 1%顯著水準；**表示達到 5%顯著水準；*表示達到 10%顯著水準。
(b)變數定義。DA:以 Kothari et al. (2005)之模型估計裁決性應計數；Abs_DA:以 Kothari et al. (2005) 之模型估計裁決性應計數取絕對值；ICQ:2009-2011 年迪博—中國上市公司內部控制指數取自然 對數作為衡量變數；SIZE:公司規模，股東權益帳面價值取對數；LR:負債比率，總負債除總資產；
ROA:資產報酬率，稅後淨利除平均總資產；OCF:現金流量以總資產平減；TAGROW:總資產成 長率，期末總資產減期初總資產再以期末總資產平減；CPA:樣本為十大會計師事務所簽證為 1，
否則為 0。
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二、實質盈餘管理
1.異常生產成本
表 4-4 為異常生產成本迴歸結果。大致上來看，在不分盈餘管理方向之模型 中，內部控制品質(ICQ)係數為負，且達統計上 1%顯著水準，顯示內部控制良好 可抑制管理者用過度生產來操縱盈餘。異常生產成本和內部控制品質持呈顯著負 向關係。從迴歸式(2)發現，內部控制品質(ICQ)係數為負且達 1%顯著水準，表 示內部控制品質與異常生產成本呈顯著負相關，符合假說二之預期。
考量到異常生產成本不全然為正向，也就是說有些公司並不以增加盈餘為目 的，且兩者可能會互相抵銷使效果降低，本研究再將異常生產成本分為正負兩群 進行觀察。結果顯示，在向上盈餘管理之迴歸式中(PROD>0)，內部控制品質(ICQ) 和異常生產成本為負相關，且達統計上 1%顯著水準，顯示內控品質良好可抑制 管理者使用透過增加生產以降低成本、提高盈餘的操縱辦法。在異常生產成本為 負的迴歸式中(PROD<0)則未發現證據支持內部控制良莠與盈餘管理的關係。
控制變數方面，公司規模(SIZE)係數為負且達 1%顯著水準，負債比率(LR) 及資產報酬率(ROA)係數為正且達顯著水準，與預期相同。利害關係人緊密度 (STACK)係數為正且達顯著水準，意即與利害關係人緊密越高，越傾向於盈餘管 理以滿足利害關係人。成長機會(MTB)係數為負，意為在投資大眾關注之下，成 長機會越高的公司越愛惜羽毛，較不會透過盈餘管理操弄損益，以免被大眾察覺 致自身損失。
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(t statistics)
Abs_PROD
(t statistics)PROD>0
(t statistics)PROD<0
(t statistics)Intercept
0.9878(3.92)*** F-statistic <.0001 <.0001 <.0001 <.0001
註：(a) ***表示達到 1%顯著水準；**表示達到 5%顯著水準；*表示達到 10%顯著水準。
(b)變數定義。PROD: 依 Roychowdhury (2006)之作法，利用殘差估計異常生產成本；Abs_PROD:
依 Roychowdhury (2006)之作法，利用殘差估計異常生產成本再取絕對值；ICQ: 2009-2011 年迪 博—中國上市公司內部控制指數取自然對數作為衡量變數；SIZE:公司規模，股東權益帳面價值 取對數；LR:負債比率，總負債除總資產；ROA:資產報酬率，稅後淨利除平均總資產；STACK:
利害關係人緊密度，以流動負債減短期借款再以總資產平減；MTB:成長機會，以總市值(千元) 除股東權益；CPA:樣本為十大會計師事務所簽證為 1，否則為 0。
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2. 異常裁決性費用
表 4-5 為異常裁決性費用迴歸結果。從異常裁決性費用取絕對值(Abs_DISP) 模型發現，內部控制品質(ICQ)係數為負且達 1%顯著水準，意為內部控制品質和 透過裁決性費用進行盈餘管理之程度呈負向相關，符合假說三之預期。
從迴歸式(1)發現，整體來說內部控制和盈餘管理有顯著負向相關，意即內 部控制越好，管理階層越會透過削減裁決性費用進行盈餘管理，此結果與假說三 相悖。但是裁決性費用的多寡操之在管理階層，除削減費用以提高盈餘，也有可 能增加費用以符合盈餘目標。為避免正負裁決性費用異常餘額互相抵銷影響結果，
再將異常裁決性費用區分為正負兩群觀察。在利用裁決性費用進行向下盈餘管理 的迴歸式(4)中發現內部控制與盈餘管理有負向顯著相關。故彙總來說，內部控 制品質良好，利用裁決性費用進行盈餘管理幅度較小，再精確地說，良好的內部 控制可抑制公司透過增加裁決性費用使盈餘降低之情況。
控制變數方面，負債比率(LR)、資產報酬率(ROA)及利害關係人緊密度 (STACK)係數為正為且達顯著水準，意為負債壓力越大、資產報酬率越高及與利 害關係人越緊密之公司，盈餘管理程度越大。從會計師事務所虛擬變數(CPA)發 現，良好的審計品質可抑制使用裁決性費用向下盈餘管理。
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(t statistics)Abs_DISP
(t statistics)DISP<0
(t statistics)DISP>0
(t statistics)Intercept
0.2330(2.83)*** F-statistic <.0001 <.0001 <.0001 <.0001
註：(a) ***表示達到 1%顯著水準；**表示達到 5%顯著水準；*表示達到 10%顯著水準。
(b)變數定義。DISP:依 Roychowdhury (2006)之作法，利用殘差估計異常裁決性費用；Abs_DISP:
依 Roychowdhury (2006)之作法，利用殘差估計異常生產成本再取絕對值；ICQ: 2009-2011 年迪 博—中國上市公司內部控制指數取自然對數作為衡量變數；SIZE:公司規模，股東權益帳面價值 取對數；LR:負債比率，總負債除總資產；ROA:資產報酬率，稅後淨利除平均總資產；STACK:
利害關係人緊密度，以流動負債減短期借款再以總資產平減；MTB:成長機會，以總市值(千元) 除股東權益；CPA:樣本為十大會計師事務所簽證為 1，否則為 0。
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3.異常營業現金流量
表 4-6 為異常現金流量之迴歸結果。將異常現金流量取絕對值(Abs_CFO)用 以衡量盈餘管理之程度的模型中發現，內部控制品質(ICQ)係數為負且達 1%顯著 水準，顯示內部控制好壞和實質盈餘管理程度有所相關，符合假說四之預期。
在迴歸式(1)中未發現內部控制和盈餘管理有關聯。迴歸式(2)及(2)再將異常 現金流量分為正負兩群以觀察不同方向盈餘管理的效果。實證結果發現，不管是 向上(CFO<0)或向下盈餘管理(CFO>0)，內部控制良好之公司均可抑制透過操縱 銷貨以影響盈餘變動，符合假說四之預期。
控制變數方面，資產報酬率(ROA)及利害關係人緊密度(STACK)系數正為且 達顯著水準，意為負債壓力越大、資產報酬率越高及與利害關係人越緊密之公司，
盈餘管理程度越大。成長機會(MTB)係數為負，顯示高成長型公司盈餘管理幅度 較小。
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(t statistics)
Abs_CFO
(t statistics)CFO<0
(t statistics)CFO>0
(t statistics)Intercept
-0.6490(-1.70)* F-statistic <.0001 <.0001 <.0001 <.0001
註：(a) ***表示達到 1%顯著水準；**表示達到 5%顯著水準；*表示達到 10%顯著水準。
(b)變數定義。CFO:依 Roychowdhury (2006)之作法，利用殘差估計異常現金流量；Abs_CFO:依 Roychowdhury (2006)之作法，利用殘差估計異常現金流量再取絕對值；ICQ:2009-2011 年迪博—
中國上市公司內部控制指數取自然對數作為衡量變數；SIZE:公司規模，股東權益帳面價值取對 數；LR:負債比率，總負債除總資產；ROA:資產報酬率，稅後淨利除平均總資產；STACK:利害 關係人緊密度，以流動負債減短期借款再以總資產平減；MTB:成長機會，以總市值(千元)除股 東權益；CPA:樣本為十大會計師事務所簽證為 1，否則為 0。