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第四章 實證結果

第二節 迴歸結果

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第二節 迴歸結果

權益基礎報酬對權益資金成本模型

表 13 為權益資金成本模型之迴歸結果,其中第一欄係依 PEG 法計算之權益 資金成本,第二欄則依 OJ 法計算之權益資金成本。由該表可知,不論採用 PEG 法或 OJ 法計算權益資金成本,其迴歸結果並無顯著差異,說明此二種權益資金 成本計算方式之選用,並不影響本研究之實證結果。

表 13 顯示,在採用 PEG 法或 OJ 法之下權益基礎報酬 ( EBC ) 與權益資金 成本皆呈顯著負相關 (-0.030 及-0.031, p < 0.01)。此結果說明,投資人認為給予 審計委員會權益基礎報酬,可將審計委員會成員之利益與股東利益相連,使審計 委員會更努力監督,以提高財務報導之品質。此項認知反映在投資人要求之報酬 上。因此,資本市場對權益基礎報酬佔審計委員會薪酬比例越高之公司,要求報 酬越低。故本研究的假說一 a 獲得支持。

其餘控制變數之迴歸結果大致與預期相符。本研究發現,公司之系統性風險 (BETA)、槓桿程度 (LEVERAGE) 及營業虧損狀況 (LOSS) 與權益資金成本具顯 著正向關係;公司規模 (SIZE) 則與權益資金成本呈顯著負相關。分析師預測離 散程度 (DISP) 與權益資金成本呈顯著正相關,說明當公司資訊在市場中不甚透 明時,投資人會提高要求報酬,據以彌補所承擔之資訊風險。上述結果再次佐證,

公司特性對於資金成本有決定性之影響。

與 Dhaliwal et al. (2010) 之研究結果一致,相較於非會計專家,審計委員會 中之會計專家 (ACCEXP) 能使公司的權益資金成本顯著下降。會計專家能提高 應計項目品質,發揮更有效之監督,進而使得財務報導之品質提升,降低報表使 用者之資訊風險,使公司之資金成本下降。此外,在重大內部控制缺失 (ICW) 方 面,則與 Ogneva et al.(2007) 之結論相同,本研究發現權益資金成本與重大內部 控制缺失間並無顯著關係。最後,各解釋變數之 VIF 值均介於 1.04 至 2.93 之間,

遠低於 Kutner (2004) 所建議之門檻值 10,因此,本研究之實證結果並不會受到 共線性問題的影響。

Year and Industry fixed effects

Included Included

樣本數 1334 1478

Adjusted R2 0.375 0.292

F Statistics

13.30 *** 10.21 ***

註 1:*,**,***分別表示達雙尾 10%、5%、1%之顯著水準。

註 2:各變數定義請參考表 3。上述各連續變數皆刪除頭尾 1%之極端值。

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權益基礎報酬對信用評等模型

表 14 為信用評等模型之迴歸結果。實證結果顯示,權益基礎報酬 ( EBC ) 與信用評等呈顯著負相關 (-0.347, p < 0.01)。此結果說明,信用評等機構會將審 計委員會之薪酬資訊納入評鑑公司之考量,並認為給予審計委員會股票或認股權,

可能會傷害審計委員會之獨立性,使其監督功能喪失,造成潛在之不實財務報導。

此項認知反映在信用評等機構給予公司之信用評等上。因此,信用評等機構對於 權益基礎報酬佔審計委員會總薪酬比例越高的公司,會給予越差之信用評等。故 本研究之假說二 b 獲得支持。

其餘控制變數之迴歸結果大致與預期相符。本研究發現,公司之系統性風險 (BETA)、槓桿程度 (LEVERAGE) 與信用評等具顯著負向關係;公司規模 (SIZE)、

四大事務所查核 (BIG4) 呈顯著正相關。惟資本密集度 (CAPINT) 之方向與預期 不符,其與信用評等呈顯著正相關。

公司經營狀況指標如較高之利息保障倍數 (COVERAGE)、較佳之獲利能力 (ROA)、較充裕之營運資金 (WKC) 與非處營業虧損狀況 (LOSS) 等,其未來的 違約風險將較低,因此有較佳之信用評等。至於審計委員會變數方面,可以得知 當審計委員會規模越大 (ACSIZE),公司的信用評等越佳。然而,信用評等與會 計專家 (ACCEXP) 間並無顯著關係。

最後,各解釋變數之 VIF 值介於 1.04 至 2.68 之間,遠低於 Kutner (2004) 所 建議之門檻值 10,因此並無共線性問題。

Year and Industry fixed effects

Included

樣本數 2340

Pseudo R2 0.302

Likelihood Ratioχ2 1931.57***

註 1:*,**,***分別表示達雙尾 10%、5%、1%之顯著水準。

註 2:各變數定義請參考表 4。上述各連續變數皆刪除頭尾 1%之極端值。

Predicted Value = -7.893+0.790 × (rsst_acc)+2.518 × (ch_rec)

+1.191 × (ch_inv)+1.979 × (soft_asset)+0.171 × (ch_cs)

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變數 定義

issue

為一虛擬變數。若公司於第 t 年發行證券為 1;若無則為 0。

本研究以 Probability 之中位數區分全部樣本為高舞弊風險組與低舞弊風險 組 ( PEG 法下之中位數:0.8678;OJ 法下之中位數:0.8840;信用評等之中位數:

0.9479 )。表 16 為權益資金成本模型之分組迴歸結果,由該表可發現,不論舞弊 風險之高低,審計委員會之權益基礎報酬與權益資金成本皆呈現顯著負相關。此 現象說明,權益資金成本與權益基礎報酬之關係,在舞弊風險高或低之情境下皆 支持利益一致理論,換句話說投資人相信權益基礎報酬可連結審計委員會成員與 股東之利益,而此認知並不會因為公司的舞弊風險高低而有所改變。

表 17 為信用評等模型之分組迴歸結果。由該表可發現在高舞弊風險組,權 益基礎報酬與信用評等呈顯著負相關 (-0.390, p < 0.10)。然而,這個顯著的負向 關係在低舞弊風險組並不存在。上述結果說明,在兩類不同舞弊風險公司中,信 用評等機構認為高舞弊風險公司之審計委員會收取權益基礎報酬較為嚴重,進而 調降此類公司之信用評等。換句話說,信用評等機構認為相較於低舞弊風險公司,

高舞弊風險公司之審計委員會收取權益基礎報酬,較可能會損害其獨立性,進而 影響其監督財務報表之功效。此外,四大事務所 (BIG4) 僅在高舞弊風險組具有 顯著提升公司信用評等的效果。此結果說明,高舞弊風險公司較需外部監督機制 (如四大事務所之查核),方能提高信用評等機構對其財務報導品質之信心。

在審計委員會與薪酬委員會成員重複比例 (OVERLAP) 方面,信用評等機構 對於不同舞弊風險之公司存在不同看法。在高舞弊風險公司,重複比例與信用評 等呈顯著負相關 (-0.329, p < 0.01),在低舞弊風險公司則為正相關但不顯著。上 述結果說明,在舞弊風險較高時,信用評等公司認為審計委員會應專心在其監督 之職能上,若同時兼任薪酬委員會可能會導致監督效果下降,故信用評等機構傾 向於調降此類公司之信用評等。若在低舞弊風險之公司,兼任於薪酬委員會之審 計委員會之成員或許能降低權益基礎報酬之比例,進而降低經理人操弄財務報表 之誘因,因此,信用評等機構可能會調升此類公司之信用評等。

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45 註 1:*,**,***分別表示達雙尾 10%、5%、1%之顯著水準。

註 2:各變數定義請參考表 3。上述各連續變數皆刪除頭尾 1%之極端值。

SALEGRW

+ -0.002 -0.003 0.003 0.003

(-1.12) (-1.27) (0.94) (1.06)

INVENTORY

+ -0.007 -0.010 0.006 -0.004

(-0.18) (-0.25) (0.08) (-0.06)

LOSS

+ 0.066 *** 0.066 *** 0.042 *** 0.051 ***

(5.17) (4.6) (4.14) (5.01)

ACCEXP

-0.020 ** -0.014 -0.017 -0.017

(-2.07) (-1.25) (-1.31) (-1.28)

ACSIZE

- 0.001 0.001 -0.002 -0.001

(0.52) (0.35) (-0.96) (-0.34)

OVERLAPCOM

? 0.000 0.001 0.010 0.011

(-0.05) (0.08) (0.99) (1.2)

Year and Industry fixed effects

Included Included Included Included

樣本數 667 739 667 739

Adjusted R2 0.3625 0.2758 0.4107 0.3391

F Statistics

7.76 *** 6.02 *** 8.61 *** 7.11 ***

Year and Industry fixed effects

Included Included

樣本數 1170 1170

Pseudo R2 0.3383 0.3184

Likelihood Ratioχ2 1079.76 *** 1006.52 ***

註 1:*,**,***分別表示達雙尾 10%、5%、1%之顯著水準。

註 2:各變數定義請參考表 4。上述各連續變數皆刪除頭尾 1%之極端值。

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