第四章 實證結果與分析
第三節 敏感性分析
本節分為兩個部分。首先變更盈餘品質之衡量方式，改以 Ball and Shivakumar (2006)提出之應計品質指標，重新執行現金持有模型及現金持有價值模型，測試所 得之迴歸結果是否與本章第二節迴歸結果一致。其次將樣本縮減，改以電子工業 作為樣本公司，重新進行迴歸分析，測試在不同樣本之下是否會出現不同的結果。
本研究希望藉由以上兩種測試方式，瞭解及確認前述實證結果是否具備穩健性。
一、變更盈餘品質衡量方式
以往文獻對盈餘品質有不同之衡量方式，本研究則參照 Ball and Shivakumar (2006)，將應計品質重新定義如下：
(8)
DCFOi,t為來自營運活動現金流量之虛擬變數，若來自營運活動現金流量為負 數則設為 1，正數設為 0，其餘變數之定義與式(1)相同。由式(8)所得各年殘差之絕 對值即為敏感性測試中應計品質之衡量方式，計算如下：
此項新應計品質指標數值越大，代表應計品質越差，故預期其與現金持有呈 現正向關係，與公司價值呈現反向關係。此部份敏感性分析所分析之樣本為行業 別樣本，亦即以電子工業，玻璃陶瓷、造紙工業、橡膠工業，及航運、觀光、貿 易百貨三類行業別為樣本。
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表 4-17 為以新應計品質為盈餘品質估計變數進行現金持有模型分析之迴歸結 果，可知新應計品質衡量指標與現金持有之關係呈現顯著正相關，且其餘控制變 數之係數方向皆與預期相同，與本章第二節之實證結果一致，可知本研究於現金 持有模型之實證結果，不會受到應計品質衡量方式之變更而改變。
表4-18為以新應計品質衡量指標執行式(7a)及式(7b)之迴歸分析結果。表4-18 表格A為式(7a)之迴歸結果，可見新應計品質無論為全樣本年度或區分金融海嘯前 後，與公司價值皆呈現不顯著之關係，而金融海嘯後與全樣本年度和金融海嘯前 不同，係數呈現負向；超額現金則是不分樣本期間皆為顯著正相關；於交乘項部 分，全樣本期間和金融海嘯前之交乘項與公司價值皆不顯著，而金融海嘯後則呈 現顯著相關，且合併之影響為負向，故與預期相符，亦與本章第二節之迴歸結果 相符。
根據表4-18表格B之式(7b)迴歸分析結果，可見新應計品質無論為全樣本年度 或區分金融海嘯前後，亦與公司價值皆呈現不顯著之關係，而超額現金僅以金融 海嘯後之迴歸結果為顯著正相關，其餘皆不顯著。在交乘項方面，全樣本年度及 金融海嘯前之合併影響皆為正向，與預期不符，而金融海嘯後之合併影響則為負 向關係，與預期相符。
綜合表 4-18 之迴歸結果，新應計品質衡量指標雖未與公司價值呈現顯著負相 關，但其交乘項與公司價值多呈現顯著或不顯著之負向關係，可知儘管公司治理 機制能減輕低盈餘品質對超額現金之負向影響，但整體而言仍無法完全抵銷此項 負面影響，故與本章第二節所使用之盈餘品質估計變數之迴歸結果相同。
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74
F-value 36.1663 35.7610 20.9127
P-value 0.0000 0.0000 0.0000
Adjusted R2 0.8620 0.9021 0.9132
樣本數 2292 1528 764
(7a)
75
F-value 36.6860 36.5654 20.2322
P-value 0.0000 0.0000 0.0000
Adjusted R2 0.8638 0.9041 0.9104
樣本數 2292 1528 764
(7b)
76 備註：
1. 以電子工業，玻璃陶瓷、造紙工業、橡膠工業，及航運、觀光、貿易百貨三類行業別為樣本。
2. MV/NA：公司市值比例；AQ_BS：依式(8)計算而得之應計品質；Gov(-1)：前期公司治理變
數，為前期法人持股比；MV(-1)/NA(-1)：前期公司市值比例；DL2X：X 變數第 t 年與第 t－
2 年之變動數；D2X：X 變數第 t＋2 年與第 t 年之變動數；NA：總資產－現金；Earnings：
非常項目前利益；R&D：研究發展費用；Interest：利息費用；Dividends：普通股現金股利；
Year Dummy：各年虛擬變數；firm fixed effects：各公司虛擬變數。
3. 金融海嘯前：指樣本期間為 2002 至 2007 年；金融海嘯後：指樣本期間為 2008 至 2011 年。
4. ***、**、*分別代表 1%、5%、10%顯著水準。
二、樣本縮減為電子工業
各行業之產業特性具有相當大的差異，可能影響盈餘品質與現金持有及現金 持有價值之關聯性，故為測試行業別間之迴歸結果是否產生差異，本研究將研究 樣本縮減為電子工業，共 334 間公司，3340 筆資料，重新進行現金持有模型及現 金持有價值模型之分析。
在現金持有模型方面，表4-19為電子工業現金持有模型之迴歸結果，由於樣本 僅限於電子工業此項單一行業別，因此不需放入行業控制變數以控制行業間特性 之影響。從表4-19可知，三項盈餘品質估計變數與現金持有比率皆為顯著負相關，
代表低盈餘品質會使現金持有增加，故支持本研究之假設一；其他控制變數方面，
除應計品質之公司規模控制變數及研發費用對銷售比率為不顯著之正向關係，及 併購支出比率於三項盈餘品質估計變數皆為不顯著正向關係以外，其餘控制變數 大致與現金持有呈現顯著關係且符合預期，與本章第二節所得之結果相同，由此 可知，根據上述迴歸結果，在現金持有模型方面，本研究之實證結果不會受到樣 本縮減為電子工業之影響。
在現金持有價值模型方面，表4-20為電子工業式(7a)之迴歸分析結果。由表4-20 之表格A可知，應計品質及裁量性應計品質雖與公司價值未呈現顯著負相關，與預 期不符，但交乘項對公司價值之合併影響為負，與預期相符，而關於超額現金，
僅裁量性應計品質呈現正相關但不顯著，應計品質及異常應計數之絕對值則皆為 顯著正相關，和預期一致。
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關於異常應計數之絕對值，表 4-20 之表格 B 為全樣本年度及分金融海嘯前後 之迴歸結果，可見其與公司價值之關係皆為不顯著之正向關係，與預期不符，而 超額現金則皆為顯著正相關，與預期相符，至於交乘向之合併影響，全樣本年度 及金融海嘯前皆呈現不顯著之負向影響，而金融海嘯後則為顯著之負向影響。
表4-21為電子工業式(7b)之迴歸分析結果。由表4-21表格A可知，應計品質與 公司價值於10%水準下呈現顯著正相關，與預期不符，而裁量性應計品質則仍呈現 不顯著之正向關係，關於超額現金僅應計品質呈現顯著正相關，而交乘項的部分 則以應計品質之合併影響為顯著負向，裁量性應計品質雖其與超額現金之交乘項 於10%顯著水準下呈現正相關，但其與超額現金、公司治理變數之交乘項為不顯著 之正向關係，故其整體合併影響為不顯著之負向關係。
在異常應計數之絕對值方面，表 4-21 之表格 B 可看出不論金融海嘯前後，其 與公司價值之關係皆不顯著，但於金融海嘯後之係數方向為負，與預期一致，至 於超額現金變數亦不顯著，但皆為正向關係符合預期；於交乘項方面，雖金融海 嘯後之超額現金、異常應計數之絕對值與公司治理變數之交乘項於 10%呈現顯著 正相關，但超額現金與異常應計數之絕對值並不顯著，故合併結果雖為負向符合 預期但並不顯著，而全樣本年度及金融海嘯前之合併影響則皆為顯著正向，與預 期不符。
綜合表 4-20 及表 4-21 之結果，儘管三項盈餘品質估計變數未如預期與公司價 值呈現顯著負相關，但超額現金大致呈現顯著或不顯著之正向關係，且根據交乘 項之結果大致呈現負向關係可知，低盈餘品質對超額現金會有負面影響，公司治 理機制雖能改善此負面影響卻無法完全消除之，故支持本研究之假設二，亦與本 章第二節之迴歸結果相同，因此可知本研究之現金持有價值模型實證結果亦不會 受到樣本縮減至電子工業而影響。
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F-value 152.6673 128.7481 289.8016
P-value 0.0000 0.0000 0.0000
Adjusted R2 0.5319 0.4890 0.4901
樣本數 1336 1336 3006
備註：
1. Cash/assets：現金持有比率；EARN_QUAL：盈餘品質估計變數；AQ：應計品質； Disc AQ：
裁量性應計品質； ABS_ABN_ACC：異常應計數之絕對值； Industry Sigma：行業控制變數；
MTB：公司價值對帳面價值比；Real size：公司規模控制變數；Cashflow/assets：現金流量比 率；NWC/assets：淨營運資金比例；Capex：資本支出比；Leverage：負債比率；R&D/sales：
研發費用對銷售比率；Dividummy：股利因子；Acquisition：併購支出比率。
2. ***、**、*分別代表1%、5%、10%顯著水準。
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F-value 24.6485 24.1437 37.6654
P-value 0.0000 0.0000 0.0000
Adjusted R2 0.8937 0.8917 0.8679
樣本數 1002 1002 2004
80
F-value 37.6654 36.5338 19.2329
P-value 0.0000 0.0000 0.0000
81
F-value 19.5230 18.3923 38.0179
P-value 0.0000 0.0000 0.0000
Adjusted R2 0.9079 0.9025 0.8690
樣本數 668 668 2004
82
F-value 38.0179 37.1553 18.3741
P-value 0.0000 0.0000 0.0000
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