實證分析

一、 盈餘品質與現金持有模型之實證研究結果

表 4-9 為依各項盈餘品質排序分為 Q1、Q2、Q3、Q4 四組後，計算各組之現 金持有比率平均值及中位數，Q1 表示盈餘品質位於前 25%之高盈餘品質公司，Q4 表示盈餘品質位於後 25%之低盈餘品質公司，Q4－Q1 代表低盈餘品質公司之現金 持有比率平均值減去高盈餘品質公司之現金持有比率平均值後之差異數。由表 4-9 可知，當以應計品質為盈餘品質估計變數時，低盈餘品質公司的現金持有比率將 近高盈餘品質公司的兩倍，而其餘兩項盈餘品質估計變數之差異則將近 1.5 倍，且 皆為顯著差異，故此項結果符合假設一：低(高)盈餘品質的公司持有較多(少)現金。

表 4-9 各組現金持有比率平均值及中位數

盈餘品質四分位數 Q4-Q1

盈餘品質變數 Q1 Q2 Q3 Q4 N 差異 t 值

AQ 0.1429 0.1581 0.1908 0.2531 2688 0.1878 13.4387***

(0.1219) (0.1347) (0.1484) (0.2002)

Disc AQ 0.1779 0.1548 0.1681 0.2440 2688 0.1767 7.5302***

(0.1373) (0.1228) (0.1390) (0.2002)

ABS_ABN_ACC 0.1509 0.1599 0.1751 0.2176 6048 0.2160 12.4357***

(0.1213) (0.1276) (0.1390) (0.1734) 備註：

1、 Q1、Q2、Q3、Q4 分別代表 25%、50%、75%及 100%，Q4-Q1 代表現金持有後 25%

平均值減去現金持有前 25%平均值之差異。

2、 N 代表各項盈餘品質變數之樣本數。

3、 未括號數字為平均數，括號內數字為中位數。

4、 ***表示 1%顯著水準。

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表 4-10 為式(6)現金持有模型之迴歸結果，可知應計品質及異常應計數之絕對 值與現金持有比率為顯著正相關(p<0.01)，而裁決性應計品質雖為正相關但不顯 著，結果皆與預期方向一致。

在控制變數方面，三項盈餘品質估計變數之迴歸結果相似，公司價值對帳面 價值比、現金流量比率、淨營運資金比例、資本支出率、負債比率、研發費用對 銷貨比率及股利因子皆為顯著相關(p<0.01)，且皆符合預期，而公司規模控制變數 在 5%顯著水準下為顯著相關，行業控制變數及併購支出比率則不顯著，且併購支 出比率與預期方向不符。

公司價值對帳面價值比可作為公司投資機會及所面臨風險之估計變數，當此 項變數與現金持有比率呈現顯著正相關，代表若公司未來可能具有良好投資機 會，或造成公司損失的風險提高，管理階層傾向於持有較多現金，此即為現金持 有之預防動機。此項研究結果與 Kim et al. (1998)、Opler et al. (1999)及 Mikkelson and Partch (2003)之研究結果相符。

在現金流量比率方面，其與現金持有比率呈現顯著正相關，代表現金持有水 準會隨現金流量增加而提高，此項結果支持融資順位理論而與交易抵換理論牴 觸，並與 Ferreira and Vilela (2004)之研究結果相符；儘管現金流量比率呈現顯著正 相關，衡量現金流量波動性的行業控制變數卻只有裁量性應計品質於 10%顯著水 準下呈現正向顯著，應計品質為正向不顯著，而異常應計數之絕對值則為負向不 顯著，故無法完全印證現金流量波動性大的公司會持有較多現金。

淨營運資金比例為控制其他流動資產替代現金可能性之變數，與現金持有比 率呈現反向顯著關係，意謂當其他流動資產增加時，企業已有足夠的內部資金來 源，而不需透過持有現金來預防不時之需，因此兩者會呈現反向關係。此項結果 與 Ozkan and Ozkan (2004)及 Opler et al. (1999)之研究結果一致。

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資本支出率、研發費用對銷貨比率及併購支出比率可視為對公司投資機會之 估計。在資本支出率方面，無論基於靜態抵換理論或融資順位理論，資本支出率 與現金持有比率皆會呈現正向關係，而本研究之結果為顯著正相關，故與預期一 致；在研發費用對銷貨比率方面，其與現金持有比率呈現顯著正相關，代表高現 金持有公司會有較多研發費用支出，此項結果與 Mikkelson and Partch (2003)、Bates et al. (2009)及 Brown and Petersen (2011)之研究結果一致；併購支出比率與現金持 有比率之關係則不顯著，且與預期之正向關係不符，無法印證持有較多現金的公 司較可能採行併購策略。

融資順位理論認為，公司現金持有及負債皆無最適水準，現金持有的多寡取 決於公司的投資及融資決策：若公司決定將原持有或舉債而得之多餘資金用於投 資，則此時現金持有量少；若公司決定保留原持有或舉債而得之多餘資金，以支 應未來有利之投資機會，則此時現金持有量較多。根據以上論述，可推論負債與 現金持有應為反向關係，而本研究結果顯示負債比率與現金持有比率呈現顯著負 相關，亦支持此項論述。

在股利因子方面，以往文獻指出，公司可以減少現金股利發放而獲得較低成 本之資金，故現金股利發放與現金持有水準應呈現反向關係(Opler et al., 1999)；亦 有文獻指出，支付現金股利的公司需持有更多現金，以滿足現金股利發放政策，

故兩者可能呈現正向關係(Ozkan and Ozkan, 2004)。本研究結果顯示，股利因子與 現金持有比率呈現顯著正相關，因此與 Ozkan and Ozkan (2004)之論述相符，與 Opler et al. (1999)之論述牴觸。

公司規模控制變數與現金持有比率在 5%之顯著水準下，呈現顯著負相關，可 知當公司規模越大，所持有之現金越少，此項結果與 Opler et al. (1999)及 Dittmar et al. (2003)之研究結果一致。

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F-value 182.0717 166.4511 382.9327

P-value 0.0000 0.0000 0.0000

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二、盈餘品質與現金持有價值模型之實證研究結果

表4-12及表4-13分別為式(7a)及式(7b)現金持有價值模型之迴歸結果，而各表 中又分表格A與表格B，表格A為三項盈餘品質估計變數之迴歸結果，表格B則是針 對異常應計數之絕對值⁶，進一步以2007年金融海嘯作為區分年度，探討金融海嘯 前與金融海嘯後之迴歸結果。由於異常應計數之絕對值樣本數較多，可供進一步 區分樣本年度，且根據表4-11所示，可見2007年、2008年及2009年具有顯著關係，

故本研究以2007年為分界，將樣本期間區分為金融海嘯前與金融海嘯後，金融海 嘯前指樣本期間為2002年至2007年，金融海嘯後則是指樣本期間為2008年至2011 年。

關於式(7a)之迴歸結果，由表4-12中之表格A可知，於三項盈餘品質估計變數 中，僅應計品質為負向關係與預期一致但不顯著，裁量性應計品質在10%顯著水準 下為顯著正相關，異常應計數之絕對值在5%顯著水準下亦為顯著正相關，皆與預 期不符，故無法印證低盈餘品質會降低公司價值。

在超額現金方面，應計品質之超額現金在10%顯著水準下為顯著正相關，異常 應計數之絕對值之超額現金則為顯著正相關，但裁量性應計品質之超額現金則呈 現正向關係但不顯著。綜合以上結果，可知超額現金會使公司價值增加，此項結 果與預期相符。

關於以法人持股比為衡量方式之公司治理變數，在三項盈餘品質估計變數下 之迴歸結果，皆為顯著正相關，可說明公司治理較好，會使公司價值提高，此項 結果與李湘羚(2007)之研究結果一致。

6本研究中適用於式(7a)與式(7b)之樣本資料，皆為平衡資料(balanced data)。應計品質及裁量性應計 品質原有之四年資料，共 2688 筆，經迴歸模型平衡(balance)後，僅剩三年資料，共 2016 筆；而異 常應計數之絕對值原有九年資料，共 6048 筆，而經迴歸模型平衡後，仍有六年資料，共 4032 筆，

資料筆數較多，因此本研究僅針對異常應計數之絕對值區分金融海嘯前與金融海嘯後時期，而應計 品質及裁量性應計品質資料較少，本研究不再進一步區分樣本年度。

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在交乘項方面，關於超額現金與盈餘品質估計變數之交乘項，在異常應計數 之絕對值下之結果為顯著正相關，與預期不符，而在應計品質及裁量性應計品質 之下雖呈現負相關但不顯著；至於超額現金、盈餘品質估計變數與公司治理變數 之交乘項，應計品質及裁量性應計品質為正向不顯著，異常應計數之絕對值則呈 現顯著負相關，且將其兩項交乘項係數相加後，可得出交承項合併之結果，其對 公司價值之影響仍為正向，故與預期不符。

表4-12之表格B結果顯示，金融海嘯前之異常應計數之絕對值與公司價值比率 之關係皆呈現正向但不顯著，與全樣本期間之顯著正相關有所差異；在超額現金 方面，其與公司價值為顯著正相關，與全樣本期間之迴歸結果相同；公司治理變 數則為非顯著之正相關，和全樣本期間結果相異；在交乘項方面，超額現金與異 常應計數之絕對值交乘項在10%顯著水準下呈現顯著正相關，而其超額現金、異常 應計數之絕對值與公司治理變數交乘項則呈現顯著負相關，交承項之合併結果對 公司價值之影響仍為正向，仍與預期不符。

關於表4-12表格B金融海嘯後之迴歸結果，異常應計數之絕對值為正向但不顯 著，與金融海嘯前之結果相同；超額現金在10%顯著水準下為顯著正相關，與全樣 本及金融海嘯前相似，並與預期一致；公司治理變數則與金融海嘯前相同，為非 顯著正相關；在交乘項方面，超額現金與異常應計數之絕對值交乘向在5%顯著水 準下為顯著負相關，超額現金、異常應計數之絕對值與公司治理變數交乘項則在 10%顯著水準下為正相關，交乘項整體對公司價值之影響為負向，與預期相符。

為改善盈餘品質估計變數及公司治理變數之內生性問題，式(7b)將此兩項變數 調整為前一期之金額，結果如表4-13所示，由表格A可知應計品質與公司價值正向 關係但不顯著，裁量性應計品質為顯著負相關，與預期相符，異常應計數之絕對 值則為反向關係但不顯著；超額現金方面，裁量性應計品質及異常應計數之絕對 值在5%顯著水準下為顯著正相關，與預期相符，而應計品質則呈現不顯著之正向

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關係；關於公司治理變數，以應計品質和以裁量性應計品質為盈餘品質估計變數 時，皆呈現負向關係但不顯著，與預期不符，異常應計數之絕對值雖為正向關係 但不顯著；於交乘項方面，超額現金與應計品質交乘項與公司價值為不顯著之正

關係；關於公司治理變數，以應計品質和以裁量性應計品質為盈餘品質估計變數 時，皆呈現負向關係但不顯著，與預期不符，異常應計數之絕對值雖為正向關係 但不顯著；於交乘項方面，超額現金與應計品質交乘項與公司價值為不顯著之正