4.5.1 考量只使用一年資料所導致異常事件可能對結果造成干擾
為克服只使用一年而且都是年底資料的問題，本研究將實證迴歸模式的自變 數與控制變數分別以2001 年年底與 2002 年年底資料取平均值來衡量，以消 除僅以2002 年資料衡量所可能產生異常事件對結果造成的干擾11，研究結果
11由於證券交易所方要求2002 年新上市公司需設立二席獨立董事與一席獨立監察人，因此，
本研究在此假設2001 年獨立董監事席次比率與 2002 年的情況相同。
表 7 公司治理結構與資訊揭露水準之關係的片段線性迴歸分析結 果-平均化的結果
Variable Expected
Sign 模式一 模式二 模式三 模式四 模式五 模式六
Constant ? 3.9524
(0.0000)*** 3.7731
(0.0000)*** 3.8656
(0.0000)*** 3.9741
(0.0000)*** 3.1648
(0.0000)*** 3.4843
F-statistic 7.5297 (0.0000)***
Adjusted
R-square 0.1661 0.1761 0.1844 0.1673 0.1941 0.2083
N 461 461 461 461 461 461 附註：(1)單尾檢定。
(2)利用 White(1980)檢定，並未發現殘差項違反齊一性假設。
(3)相關變數之定義同表 5。
(4) ***表示達 1%顯著水準；**表示達 5%顯著水準；*表示達 10%顯著水準。
列於表7 的模式一至模式五。由表 7 的研究結果可發現，測試變數的結果與 表5 相似，而控制變數中僅控制股東所持有的現金流量權比率之係數呈現不 顯著之外，其他變數的係數與表5 的結果相近。因此，表 5 的結果相當穩定。
4.5.2 考量落後一期的效果
本文係檢定公司治理結構與資訊揭露水準之同期關係，但為避免年底變 數資料可能發生在資訊揭露之後的問題，故本研究亦將實證迴歸模式的自變 數與控制變數以2001 年年底資料衡量，並再次進行片段線性迴歸分析，研究 結果列於表 7 的模式六。由表 7 的研究結果可發現，測試變數的結果與表 5 相似，而控制變數中僅控制股東所持有的現金流量權比率之係數呈現不顯著 之外，其他變數的係數與表5 的結果相似。因此，表 5 的結果相當穩定。
4.5.3 考量盈餘管理與資訊揭露水準之關係
Lobo and Zhou（2001）認為公司的管理者對於資訊揭露與盈餘管理兩 項政策具有自由裁量權，盈餘管理程度愈高的公司資訊不對稱的程度會愈 大，而資訊揭露主要目的係爲降低資訊不對稱，因此，盈餘管理程度愈高的 公司愈傾向降低資訊揭露的政策。Lobo and Zhou 的實證研究即發現資訊揭露 與盈餘管理呈顯著負相關的證據。因此，為控制盈餘管理對於資訊揭露水準 可能的影響，本研究採用Modified Jones Model 估計橫斷面非裁決性應計調 整數，配合總應計調整數以計算裁決性應計調整數，並以裁決性應計調整數 之絕對值作為盈餘管理的替代變數。在片段線性迴歸分析中，加入盈餘管理 變數作為控制變數（係數之預期符號為負），以控制盈餘管理對於資訊揭露水 準所可能造成的影響，研究結果列於表812。由表8 的結果可發現，在加入盈 餘管理變數之後，雖然盈餘管理與資訊揭露水準之間並未呈顯著關聯性，但 是本文之主要測試變數及控制變數的係數、方向與表5 相似。因此，在考量 盈餘管理與資訊揭露水準之關係後，表5 的結果相當穩定。
12本研究亦參考Watts and Zimmerman (1986)實證會計理論中所探討影響管理當局進行盈餘 管理的三個主要誘因假說，包括紅利計畫假說、負債契約假說、政治成本假說，並加入是否 有員工紅利計畫、負債比率、公司規模等三項變數作為控制變數，以控制三項誘因因素對於 資訊揭露水準所可能造成的影響，而研究的結果與表5 並無明顯的差異。
表 8 加入盈餘管理變數的片段線性迴歸分析結果
Variable Expected
Sign 模式一 模式二 模式三 模式四 模式五 Constant ? 3.6399
(0.0000)*** 3.5211
(0.0000)*** 3.6730
(0.0000)*** 3.7054
(0.0000)*** 3.4512 (0.0000)***
(0.0021)*** 0.7603
(0.0011)*** 0.7347
(0.0013)*** 0.7321 (0.0015)***
DISCRETION
_ACCRUAL - 0.1780
(0.0000)*** 0.0536
(0.0000)*** 0.0545
(0.0000)*** 0.0541 (0.0000)***
(0.0037)*** 0.0058
(0.1493) 0.0090
(0.0124)** 0.0068 (0.0893)*
F-statistic 7.7687
(0.0000)*** 8.1516
(0.0000)*** 7.9315
(0.0000)*** 7.6797
(0.0000)*** 7.5065 (0.0000)***
Adjusted
R-square 0.1865 0.1949 0.1901 0.1845 0.1998 N 461 461 461 461 461 附註：
(1)單尾檢定。
(2)利用 White(1980)檢定後,並未發現殘差項違反齊一性假設。
(3)DISCRETION_ACCRUAL：以 Modified Jones Model 為估計模式，並以 1997-2001 共 5 年 樣本公司資料，就各產業(各產業至少需有 30 筆樣本公司的資料)分別估計 Modified Jones Model 的係數值，以樣本公司 2002 年資料的估算出 2002 年非裁決性應計調整數，將 2002 年總應計調整數減2002 年非裁決性應計調整數即為裁決性應計調整數，最後,並將非裁決 性應計調整數取絕對值衡量；其他相關變數之定義同表5。
(4) ***表示達 1%顯著水準；**表示達 5%顯著水準；*表示達 10%顯著水準。
4.5.4 資訊揭露水準變數之衡量有效性
本研究除了採用 Botosan（1997）對於年報揭露項目的評分方式外，在 此也參酌Wallace, Naser and Mora（1994）的評分方式，利用更廣泛性的評分 方式來衡量年報的資訊揭露水準，以同時考量年報資訊揭露的質與量。對於 廣泛性的評分方式與原評分方式的主要差異，在於此種方式更考量了年報中 個別項目的揭露詳細程度與對於閱表者的有用性，並分成四等分給分，藉以 區別不同公司之間揭露品質的差異。評分標準如下：對於個別項目，假如年 報中完全未揭露者，則給0 分。提供敘述性的描述者給 1 分，提供數量性資 訊者給1 分，提供該項目的補充資訊或成因者給 1 分，提供前後多期比較性 資訊亦給1 分，每個揭露項目最多可得 4 分，研究結果列於表 9。
從表9 的模式一至模式五可發現，表 9 的結果與表 5 相似。資訊揭露水 準會受到公司治理結構的影響，亦即當控制股東所掌握之董監事席次比率與 其持有之現金流量權比率的偏離程度提高時，在自利的考量下，會驅使管理 當局降低對外部股東揭露攸關的資訊，導致公司的資訊揭露水準會下降；投 信機構法人及外部獨立董監事能發揮監督的功能，有助於提升公司的資訊揭 露水準；當董事人數超過七人時，增加董事人數對於資訊揭露水準會產生負 面的影響。此外，資訊揭露水準會受到其他公司特性的影響，包括大公司、
由高審計品質會計師事務所查核的公司，有較高的資訊揭露水準、獲利能力 低的公司，傾向隱匿資訊，導致資訊揭露水準會降低。