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第四節 研究期間與樣本選取
一、資料來源
本研究所需資料財務報表等相關變數，取自中國股票市場會計研究資料庫 (China Stock Market and Accounting Research, CSMAR)和台灣經濟新報資料庫 (Taiwan Economic Journal, TEJ)。上市公司內部控制品質(ICQ)數據取自深圳市迪 博企業風險管理技術有限公司3所發布之迪博—中國上市公司內部控制指數。會 計師事務所(CPA)變數資料使用中國註冊會計師網站所公布之各年度會計師事務 所排名手工蒐集而來。
二、樣本期間
由於最主要解釋變數之資料為 2009-2011 年，故本研究資料蒐集期間為 2009-2011 年，樣本包含上海及深圳交易所上市之所有 A 股公司。
三、樣本選取
表 3-1 為本研究樣本選取過程。本研究以 2009-2011 年所有在上海及深圳交 易所上市的 A 股作為研究樣本，另依下列選樣標準進行篩選: 1. 因財務結構特殊、
營運模式與一般產業不同，排除金融、保險與證券業；2.配合主要解釋變數，剔 除 2009-2011 年無內部控制指數之公司；3.本研究以分年分產業之方式估計裁決 性應計數及實質盈餘管理之各項異常餘額，故若產業別之年度樣本過少則經整個 產業剔除4。經上述樣本篩選過程，本研究共取得 4947 筆資料。
3 迪博公司是中國大陸國務院國資委指定為央企提供全面風險管理服務的專業諮詢機構。
4 本研究依 Roychowdury (2006)之作法，要求每年每產業至少有 15 筆資料以進行估計。
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表 3- 3 樣本篩選表
說明 觀察值
上海及深圳證交所 2009 年至 2011 年所有 A 股公司 7,554
減:金融、保險和證券業 (271)
減:無內部控制指數資料公司 (2,314)
減:產業樣本不足 (22)
觀察值合計 4,947
附註:木材、家具業 2009 年至 2011 年，樣本量分別為 7、7、8 筆，不足以估計裁決性應計 數故排除於樣本之外。
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第肆章 實證結果與分析 第一節 敘述性統計
表 4-1 為本研究所有變數的敘述統計量。ICQ 的平均數為 685.5474，由於內 部控制的取值範圍為 0 至 1000，顯示納入本研究之樣本其內部控制平均來說屬 中上等級，由於 ICQ 區間範圍大，變異數也較大(97.2547)，後續迴歸時將其取 自然對數。裁決性應計數(DA)平均為-0.022，為期初總資產的 2.2%。異常生產成 本(PROD)、異常裁決性費用(DISP)及異常現金流量(CFO)分別為期初總資產的 0.5%、0.2%及 0.3%，顯示相較於利用增加生產及異常銷貨，利用縮減裁決性費 用所能進行的盈餘管理幅度較小。
中國大陸的上市公司家數多，財務狀況差異也大。負債比率最大值為 27.92，
表示總負債為總資產之將近 28 倍，但也有總負債不到總資產 1%之公司；總資產 成長率最大值為 45.825，最小值-0.912，差異極大。先前之研究發現中國大陸上 市公司由四大國際會計師事務所查核之比例約為 7.7%5，在擴大範圍至十大會計 師事務所之後，由十大會計師事務所查核的比例上升至 47.26%。另外，股價波 動多呈不穩定狀態，這點可從公司成長機會(MTB)變異數高達 105.02 看出端倪。
5林嬋娟與林孝倫(2009)指出若是以上市公司簽證客戶數來衡量市場佔有率，國際四大會計師事務 所在 2002 年至 2007 年平均只簽證了 7.7%之上市公司。
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表 4- 1 敘述性統計量
變數 N Mean Std Dev Minimum Maximum
ICQ
4947 685.547 97.255 166 995.36DA
4941 -0.022 0.363 -5.611 6.049PROD
4945 -0.005 0.349 -8.675 8.208DISP
4947 -0.002 0.116 -0.908 3.656CFO
4947 -0.003 0.533 -13.661 18.661SIZE
4881 14.206 1.196 8.389 20.803LR
4947 0.504 0.566 0.007 27.920ROA
4947 0.049 0.102 -3.001 2.933OCF
4947 0.045 0.091 -0.566 1.029TAGROW
4947 0.258 1.308 -0.912 45.825CPA
4947 0.473 0.499 0 1STACK
4947 0.283 0.488 0.003 25.333MTB
4947 2.361 105.020 -7309.148 347.067變數定義：ICQ:2009-2011 年迪博—中國上市公司內部控制指數；DA:以 Kothari et al. (2005)之模 型估計裁決性應計數；PROD: 依 Roychowdhury (2006)之作法，利用殘差估計異常生產成本；
DISP:依 Roychowdhury (2006)之作法，利用殘差估計異常裁決性費用；CFO:依 Roychowdhury (2006)之作法，利用殘差估計異常現金流量；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；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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第二節 相關性分析
本節將變數之間的相關性，利用皮爾森相關係數(pearson correlation)檢定各 變量之間的相關性，並探討變數間的影響方向及程度，以避免線性重合
(multicollinearity)的情況發生。若自變數存在高度共線性，會使回歸係數估計值 產生較大之變異，影響自變數對應變數之解釋能力。
表 4-2 為本研究所有變數相關係數矩陣。結果顯示內部控制品質(ICQ)與裁 決性應計數(DA)呈現顯著負相關。實質盈餘管理方面，內部控制品質(ICQ)與異 常生產成本(PROD)成顯著負相關，與異常裁決性費用(DISP)及異常現金流量 (CFO)成顯著正相關，以上結果初步支持本研究預期，即內部控制品質越好，盈 餘管理之程度越低。
相關分析結果顯示許多變數間雖達顯著相關，但並無高度相關，因此不存在 明顯的線性關係，並不影響接下來的迴歸。
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變數定義：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；DA:以 Kothari et al. (2005)之模型估計裁決性應計數；PROD: 依 Roychowdhury (2006)之作法，利用殘差估計異常生產成本；DISP:依 Roychowdhury (2006)之作法，利用殘差估計異常裁決性費用；CFO:依 Roychowdhury (2006) 之作法，利用殘差估計異常現金流量； 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；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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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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N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
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
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