第四章 實證結果及分析
第五節 額外測詴
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第五節 額外測詴
實務上，依照參與聯盟成員有無涉及股權交易，企業結盟型態可進一步區分 為 契 約 型 策 略 聯 盟 (contractual alliances) 以 及 合 資 型 策 略 聯 盟 (joint venture alliances)，Chen, King and Wen (2013)實證發現，策略聯盟對股東及債權人有正 向財富累積效果，不過，相較於企業合資決策，資本市場投資人對於契約型策略 聯盟的宣告給予更高評價。另一方面，根據 Demirkan et al. (2014)之研究，合資 成立之企業為一獨立個體，合資型聯盟績效得於此個體的會計報表呈現之；反觀 契約型態的策略聯盟，並無獨立的會計系統以呈現完整的結盟成果，致使契約協 議各方面臨策盟績效分配之議題。對於財務報表使用者而言，契約型策略聯盟相 較於合資型態容易產生資訊不對稱的狀況，Demirkan et al. (2014)實證結果發現 擁有契約型策略聯盟之管理當局有增加利用應計項目裁量權的現象，所以參與契 約型策略聯盟的企業，其會計盈餘品質相較於合資型態來得差。
延續學者之研究，本論文亦探討不同的策略聯盟型態是否會影響管理當局迎 合或擊敗分析師預測門檻之管理行為，本研究將總樣本數(25,739 筆)依照策略聯 盟型態區分為四個群體：只有契約型策盟之公司(CA only)、只有合資型策盟之 企業(JV only)、同時有合資和契約型策盟之樣本(CA&JV)、無策略聯盟之公司 (NA only)。
表 4-11 呈現各群體迎合或擊敗分析師預測門檻的狀況，從表中可以發現，
各個策略聯盟型態之企業(CA only、JV only、CA&JV)，其達成分析師預測盈餘 的樣本比例皆超過五成，並且除了合資型策盟之企業(JV only)，其他策略聯盟型 態公司(CA only、CA&JV)的達標比例高於無執行策略聯盟之公司的達標率(NA
only)。經過卡方獨立性(test of independent)及齊一性檢定(test of homogeneity)，
結果發現策略聯盟型態與符合盈餘門檻有顯著相關聯，且採取不同策略聯盟型態 之企業，其迎合或擊敗分析師預測門檻的比例不全相同。
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MEETANALYST 1Group 0 1 總計 統計值
NA only
次數 6,307(24.5%) 14,350(55.75) 20,657(80.26%)
列百分比 30.53% 69.47%
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表 4-12 策略聯盟型態之樣本敘述統計 達成或擊敗分析師預測之樣本資料(N=18,045) 1
變數 2 Mean Value Mean Difference Test 5
NA
only
CA only
JV
only CA&JV CA-NA JV-NA CA-JV LOGMV
7.2845 8.0868 8.5588 9.8510 0.8023*** 1.2744*** -0.4720***LOGMTB
0.8495 1.0222 0.8730 0.9936 0.1727*** 0.0235 0.1492***LEVERAGE
0.4748 0.4606 0.5564 0.5353 -0.0142*** 0.0817*** -0.0958***FUNCERTAINTY
0.0395 0.0269 0.0179 0.0311 -0.0126*** -0.0217*** 0.0090EPSLOSS
0.0932 0.1027 0.0607 0.0560 0.0095 -0.0325*** 0.0421***Discretionary accruals 3-0.0012 -0.0010 0.0018 0.0011 0.0003 0.0030 -0.0027
WLKDN
4 0.0115 0.0095 0.0034 0.0035 -0.0020 -0.0081*** 0.0061***No. of observations 14,350 2,794 544 357 註.
1. 從總樣本數 25,739 筆中，篩選出達成或擊敗分析師預測之樣本公司(MEETANALYST=1)，共 有 18,045 筆，其中 2007 至 2014 年公司各季度於前三年間有宣告策略聯盟之樣本數共 3,695 筆。
2. 變數定義參見表 3-1。
3. 將總樣本依 sic 前兩碼做分類，利用修正式 Jones 迴歸模型，分年分季度估計 i 公司各期非裁 決性應計數，再以總應計數減去非裁決性應計數，得到裁決性應計數(Discretionary accruals)。
4. WLKDN 係以百分比形式呈現公司引導分析師預測之程度，參考 Brown and Pinello (2007)文獻，
計算公式為第 t 季分析師對第 i 家公司第一次預測減除最後一次預測，再以公司上一季總資產平 減之，最後將前述計算結果乘以 100，而正向 WLKDN 代表公司從事向下引導之預期管理。
5. 進行兩群體平均數檢定前，頇檢視兩群體變異是否相等(齊一性)(F 統計量)，若顯著相同，則 採用 Satterthwaite 方法計算 t 值，若兩群體變異數不相等，則使用 Pooled 方式計算 t 值。***代 表雙尾檢定下 p-value 小於 1%。
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除了運用上述列聯表分析與平均數檢定，考量其他影響門檻心理下管理行為 的因素，本研究亦利用羅吉斯迴歸，檢測不同型態策略聯盟與分析師盈餘預測門 檻的關聯性，再者測詴不同策略聯盟型態對於盈餘管理或預期管理行為是否有所 差異。相較於擁有獨立會計系統之合資企業，契約型態的結盟方式使得公司存在 更多機會主義與盈餘管理活動，本文認為對比於執行合資決策之企業，進行契約 型策略聯盟的公司，更有可能藉由盈餘管理行為達成迎合或擊敗分析師盈餘預測 門檻的目標。
表 4-13 Test 1 迴歸結果支持本研究之預期，CA 係數顯著為正(𝜔1=0.2120, p=<.0001)，JV 係數顯著為負(𝜔2=-0.2272, p=<.0.0004)，表示相較於無聯盟決策 之公司，有契約型策略聯盟之企業，其迎合或擊敗分析師預測的機率更高(odds ratio =1.236)24，而有合資決策之企業，其達成分析師預測門檻的機率較低(odds ratio =0.797)；就 CA 與 JV 係數高低探究之，本文發現執行契約型策略聯盟之企 業，比貣合資決策，更重視分析師之盈餘預測門檻，其迎合市場預期的機率更高。
接著，本文針對符合分析師預測的樣本(18,045 筆)，探討策略聯盟型態對於盈餘 管理及預期管理現象的關聯性，表 4-13 Test 2、Test 3 迴歸結果顯示有契約型策 略聯盟的公司，其運用向下預期管理來達成分析師預測門檻的機率顯著為低，而 其運用向上應計項目盈餘管理的機率亦顯著較低，此與預期方向不符。另一方面，
實證發現，合資型策盟會增加企業從事向上應計項目盈餘管理的機率(10%顯著 水準下)，不過，在 95%的信心水準下，合資決策與否對於門檻心理下向上應計 項目盈餘管理或向下預期管理的行為，未達顯著關聯性。關於整體模型配適度之 檢定，本文採用 2 Log likelihood 統計值，結果顯示本研究各項額外測詴的模型 有良好合適性，即模型具有顯著性意義。
24 odds ratio 定義為勝算比，於羅吉斯迴歸 logit(P)= ln[P/(1-P)]中，勝算比為某一自變項的羅吉斯 迴歸係數取指數後的值。例如自變項𝑋1的羅吉斯迴歸係數𝛽1取指數後為𝑒𝛽1。
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方向 Coefficient p-value 1 Marginal Effect 2
預期
方向 Coefficient p-value 1 Marginal Effect 2
預期
方向 Coefficient p-value 1 Marginal Effect 2
2 Log likelihood 3 28,359.632 24,897.471 13,763.948
Chi-square 3,039.358 36.071 1,084.170
p-value <.0001 <.0001 <.0001
likelihood-based pseudo R-square 0.1114 0.0020 0.0583
No. of observations:
MEETANALYST=1 1,8045
MEETANALYST=0 7,694
POSDA=1 8,414
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