盈餘管理與市場效率性之研究

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行政院國家科學委員會專題研究計畫成果報告

盈餘管理與市場效率性之研究

計畫類別：個別型計畫計畫編號： NSC92-2416-H-151-006- 執行期間： 92 年 08 月 01 日至 93 年 07 月 31 日執行單位：國立高雄應用科技大學會計系計畫主持人：李文智共同主持人：簡雪芳計畫參與人員：林文祥報告類型：精簡報告處理方式：本計畫涉及專利或其他智慧財產權，2 年後可公開查詢

中華民國 93 年 8 月 13 日

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盈餘管理與市場評價之研究

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摘要

過去有關盈餘管理之文獻對於市場投資者能否分辨各種盈餘組成項目之真實持續性，進而有效率地反應在股價訂定上之研究有諸如 Subramanyam（1996）、Sloan（1996）、Teoh et al.（1998a, 1998b）及 Rangan （1998）等，但僅 Xie(2001)採 Mishkin（1983）理性預期假設之檢定方法測試是否市場能理性的反應該些盈餘組成項目，即盈餘各組成項目之定價問題；至於國內關於盈餘管理之市場效率性檢測則唯有張文瀞(2003)採本益比分類篩選樣本群進行探討，然其文中未以投資組合檢定方法（hedge-portfolio test）檢視整個市場市場之效率性，因此本文以 79 年至 90 年之上市公司資料，除採 Mishkin（1983）檢定方法及避險投資組合檢定方法檢視市場對 Jones 模型所估計之裁決性應計項目之定價行為及其效率性外，並針對產業效果及年度效果加以分析。實證結果顯示，Mishkin檢定指出市場對來自營業現金流量及異常應計項目均定價過低，但能理性地反應正常應計項目。而投資組合檢定並不若Mishkin檢定之結果顯著，其實證結果顯示市場已有效反應各項盈餘組成資訊。其次，電子業與傳統產業之實證說明市場投資者對來自營業現金流量及異常應計項目皆低估其持續性，但投資者皆能理性反應於投資行為上，另正常應計項目則定價過高，但亦不顯著。最後，以年度別為樣本，實證發現除84及 88年外，市場皆是有效率的且可能存在對應計項目評價之持續修正。關鍵詞：盈餘管理、定價錯誤、Mishkin 檢定、投資組合檢定

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Abstract

Prior earning management literatures were focused on how to measure the amounts of discretionary accrual correctly and the naïve investors’ respond for discretionary accrual. However, these papers didn’t discuss whether the investors have rational expectations on the information contents of accruals, especially for domestic literatures. Therefore, we want to test whether investors rationally reflect the persistence of earnings components.

We use the Mishkin (1983) test and hedge-portfolio test to examine the market pricing and efficiency on the abnormal accruals for Taiwan listing corporations from 1990 to 2001. And further, we consider the industrial and yearly effects to explore whether different industry or year have dissimilar persistence estimations.

The Mishkin test shows that the market understatements the persistent of cash flow from operations and abnormal accruals, but the hedge-portfolio test shows that the market rationally reflects the persistence of earnings components which is inconsistent with the result of Mishkin test. Finally, we either group sample by year or separate sample into electric and traditional industries. We find that the market doesn’t materially misprice earning components.

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壹、前言

國外有關盈餘管理(earnings management)文獻，其研究方法大多藉由應計基礎制下之裁決性應計項目進行操縱，如 Healy(1996) ； Guidry， Leone and Rock(1999)； Hansen(1999)； Paul and Daniel(2002) 等，上述文獻之焦點皆為如何正確衡量裁決性應計項目之數字或在投資者具理性態度下，對裁決性應計項目操縱之反應程度與方向，即該些研究皆假設投資者為理性的，進而檢驗裁決性項目之影響，但對於投資者是否真具有理性預期則鮮少有討論，僅 Subramanyam(1996)、 Sloan（ 1996）及 Xie(2001)以 Jones 模型估列異常應計項目並檢視對次年度盈餘之影響，其中 Xie(2001)並採 Mishkin（ 1983）理性預期假說檢定各盈餘組成份子之市場效率性。至於國內如張文瀞、周玲臺與林修葳(2001)、張文瀞(2001)、陳育成 (2002)、張文瀞、周玲臺與林修葳(2003)、林嬋娟與薛敏正(2003)及楊朝旭與吳幸蓁(2003)皆在探討公司是否存在盈餘管理及裁決性應計項目對投資者之影響。但對應計項目是否已有效率的反應於市場上之研究唯有張文瀞(2003)以本益比為分類進行 Mishkin 理性預期假說之檢定，然其文中未以投資組合檢定方法（hedge-portfolio test）檢視整個市場之效率性。因此，本文以民國79 至 90 年之資料進行市場效率性之檢測，採 Xie(2001 )所提之研究方法，利用Mishkin（ 1983）檢定以測試市場投資者是否能有效率的反應盈餘組成項目。亦即市場對異常應計項目之評價係數若顯著大於該些應計項目對下期盈餘之預測係數，則 Mishkin檢定將指出市場對異常應計項目定價過高，反之亦然。其次，本文另應用避險投資組合檢定方法測試市場之效率性，以發現是否可能存在異常報酬，並與Mishkin檢定結果相比較。此外，過去研究發現，許多問題事實上與產業結構脫不了關係，因此本文將樣本區分為電子業與傳統產業分別加以檢測；最後，以每年為一期，分析不同時期定價差異之變化情形，以進一步發現市場是否於次年度對其定價錯誤行為進行修正。

貳、文獻回顧

林嬋娟、薛敏正與蘇逸穎(1999)認為國外探討盈餘管理之文獻大致可以分成二類：其一是研究特殊事件下的經理人員盈餘管理誘因，例如 DeAngelo(1986) 並未發現上市公司在下市收購前有盈餘管理的現象，其推測可能是管理當局害怕盈餘操縱行為被察覺，因此降低了

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盈餘管理的可能性、Jones(1991)討論取得進口設限保護之盈餘管理、 DeAngelo(1988)論及爭奪經營權的盈餘窗飾、以及公司新上市之盈餘操縱(Friedlan,1994) ；其二則是檢視非特定情況下的盈餘管理誘因及工具，諸如紅利計畫下．經理人之盈餘操縱行為之探討則有 Heal y(1985)、 Gaver， Gaver and Austin(1995) 與 Guidry， Leone and Rock(1999)等。國內以往盈餘管理的研究主要是以特定事件為誘因的盈餘管理，例如林嬋娟與官心怡(1996)，陳惠珠 (1997)，張文瀞、周玲臺與林修葳(2001)，張文瀞(2001)，陳育成(2002)，張文瀞、周玲臺與林修葳(2003)，林嬋娟與薛敏正(2003)及楊朝旭與吳幸蓁(2003)等。然上述國內、外文獻皆在投資者為理性預期之假設下探討盈餘管理議題，但市場之投資者是否能理性反應盈餘組成項目則鮮少有討論。國外盈餘組成之市場定價文獻中，Subramanyam（ 1996）發現異常應計項目與未來之利潤具正相關，然而，異常應計項目與未來利潤呈正相關這並不意味市場已理性反應該些應計項目在股價中，但該文獻並未探討其正向關係係起因於何因素。相類似研究尚有 Teoh et al. （1998a, 1998b）及 Rangan（ 1998）等均發現管理者會在 IPO 或增資前，有動機的使用正的異常應計項目來增加盈餘，而且市場對異常應計項目定價過高（高估其持續性）。相較於 Subramanyam（ 1996）之研究， Sloan（ 1996）進一步探討總應計項目之市場定價行為（market pricing），他發現市場並不能完全的辨別盈餘成分中應計項目持續性較短之部份，因此造成市場對總應計項目定價過高，且高應計項目的企業會面臨未來盈餘系統性的下降問題，其股價之變動將等同投資者未預期到的盈餘衰退。此外 Collins & Hribar（ 2000）使用季資料亦發現市場對總應計項目過度定價，但 Sloan（ 1996）及 Collins & Hribar（ 2000）皆未檢驗該過度定價係起因於何項目（異常、正常應計項目或兩者皆有）。Xie(2001)發現現存的文獻皆未檢驗市場對異常應計項目之錯誤定價與管理者是否故意操縱盈餘間之關聯性，因而其採 Sloan（ 1996）之研究方法，將應計項目再區分為正常應計項目及異常應計項目進行分析，並以 Mishkin（ 1983 ）之方法檢定是否市場理性的反應這些應計項目對下一年度盈餘之預期，結果 Mishkin 檢定證明市場同時高估正常及異常應計項目對盈餘之持續性，因此造成定價過高之現象，其中異常應計項目更為嚴重，並認為導致可預期盈餘的逆轉應是來自盈餘管理。 DeFond & Park(2001)亦提出與 Xie(2001)相同之結論，認為市場高估異常應計項目係因對該些應計項目未來迴轉金額預期不足所致。

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另外，Brandshaw, Richardson & Sloan(2001)在檢測分析師與會計師是否能有效使用應計項目資訊時發現二者皆未提醒投資者未來之盈餘問題，亦即分析師未在盈餘預測中預期到盈餘的衰退，以致市場未反應高應計項目之負面效果。Teoh & Wong(2001)及 Kothari(2001) 皆認同分析師過度樂觀盈餘，未反應應計項目於預測中而可能致使投資者對市場有錯誤評價。而國內有關盈餘管理之市場效率性檢測，唯有張文瀞(2003)採本益比分類樣本群，以盈餘品質來探討市場是否理性反應裁決性應計項目對未來盈餘之隱含，結果發現市場對來自營業現金流量、裁決性及非裁決性項目之定價皆過度反應，然其文中並未以投資組合檢定方法檢視整個市場市場之效率性。綜上文獻，國內之研究大多集中於盈餘管理行為及裁決性應計項目影響之研究，對於投資者解讀盈餘成分(來自營業現金流量、正常應計項目及異常應計項目) 之持續性與定價研究甚少。因此本文以 Xie(2001)為藍本，除採 Mishkin（1983）檢定及避險投資組合檢定方法檢視市場對 Jones 模型所估計之裁決性應計項目之定價行為及其效率性外，並針對產業效果及年度效果加以分析。

參、研究方法

在企業具盈餘管理行為且大多利用應計項目進行操縱下，本文以 Xie(2001)為基礎，採用 Mishkin 檢定及避險投資組合方法以檢測投資者理性預期假說及市場效率性，是否該些應計項目造成投資者對下期盈餘估計錯誤。茲將實證方法、研究對象與資料來源說明如下：一、實證方法（A） Mishkin 檢定藉由 Freeman et al.(1982)之研究，當期盈餘績效與未來盈餘績效可表達如下式： Earningst + 1＝α0＋α1Earningst＋υt + 1………...(1) (1) 式可進而將盈餘拆解為三個成分，即來自營業現金流量 (CFO)、正常應計項目 (NAC)及異常應計項目 (ABNAC)，如下式 :

EARNt + 1＝γ0＋γ1CFOt＋γ2NACt＋γ3ABNACt＋υt + 1….(2)

根據 Mishkin(1983)對理性預期假說之檢測，其架構之出發點來自異常報酬為 0 之市場效率隱含，亦即：

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- 4 - E(rt + 1-γt + 1│Φt)＝ 0………(3) 其中： Φt＝第 t 期期末市場可得之資訊集合 E(…│Φt)＝在 Φt 下之目標預期 rt + 1＝第 t+1 期所持有證券之實際報酬 γt + 1＝第 t+1 期市場含理性限制式之預期正常報酬則(2)式應符合效率市場條件則為： E(rt + 1-γt + 1│Φt)＝ β(Xt + 1－Xt + 1e)＋ εt + 1……..……..(4) 其中： β＝評價乘數 Xt＝第 t 期攸關證券定價之變數，在此假設盈餘為證劵定價之攸關變數 Xt + 1e＝在第 t 期對 Xt + 1之理性預期由上述架構可發展理性預期模型以檢定是否市場理性地反應異常應計項目對下一年度盈餘之隱含，藉由當期盈餘組成可推估下期盈餘，見(2)式，而由第 (4)式可發展出理性限制式，見 (5)式，即以下兩個迴歸式為主要檢定模型：

EARNt + 1＝γ0＋γ1CFOt＋γ2NACt＋γ3ABNACt＋υt + 1……..（ 2）

SIZEAJRt + 1＝α＋ β（ EARNt + 1－γ0－γ＊1CFOt－γ＊2NACt

－γ＊ 3ABNACt）＋εt + 1 .….…（ 5）採 Subramanyam（ 1996）對變數之定義：（i）盈餘（ EARNt）：第 t 年繼續營業部門稅前淨利。（ii）來自營業活動現金流量（ CFOt）：在第 17 號公報規範下所計算之來自營業活動之淨現金流量。若該研究樣本不含現金流量資訊，則以下列公式估計計算：

CFOt＝FFOt－∆CAt＋∆CASHt＋∆CLt－∆STDEBTt

其中： FFO＝來自營業資金

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∆CASH＝現金及短期投資當期變動

∆CL＝流動負債當期變動

∆STDEBT＝短期債務當期變動

（iii）總應計項目（ ACCRt）：即 EARNt－CFOt，且以期初總資產

（TAt - 1）加以平減。

（iv）應用 Jones 模型估計正常及異常應計項目：

ACCRt/TAt - 1＝a1（1/TAt - 1）＋a2（∆REVt/TAt - 1）

＋a3（PPEt/TAt - 1）＋et … … … . .…(6) (6)式中 ∆REVt 表示第 t 年銷貨收入之變動， PPEt 為第 t 年固定資產總額，本文採 Jones 模型（ 1991）估計 (6)式中之各係數值，並以(6)式中之因變數估計值為正常應計項目（ NACt）之估計值，而殘差項為異常應計項目（ABNACt）。（v）每年之報酬率（ RETURNt）：以 TEJ 每日報酬率加以累積衡量，其累積期間為當年 5/1~次年 4/30。（vi）規模調整後之異常報酬（ S IZEAJRt）：本文定義規模調整後之異常報酬為 RETURNt 與同期間公司所屬市場資本基礎的投資組合（即以權益總市值做投資組合）間之差異。方程式（2）為預測方程式， γi 為異常應計項目及其他盈餘成分對下年度盈餘之預測係數，方程式（5）則為評價方程式， γ＊為市場對異常應計項目及其他盈餘成分之評價係數。如同 Mishkin（ 1983），本文以 iterative 一般化非線性最小平方法來估計上述兩個方程式。第一階段，本文針對未就 γ 及 γ＊設定限制式之情形進行（2）、（5）式之聯合估計；為了檢定評價係數 γ＊是否顯著異於預測係數 γ，本文在第二階段加諸理性預期之限制式 γ＊ i＝γi，再以下列之概似率近似卡方分配（χ2（q））來檢定市場是否理性地對盈餘成分定價以反應下期盈餘： 2NLn（ SSRc/SSRu）其中 q 表理性預期之限制式個數，N 為觀察值個數，SSRc 為第二階段設有限制式下之殘差平方和，而 SSRu 為第一階段無限制式下之殘差平方和，若上述之概似率夠大，則表示拒絕投資者對盈餘組成項目具理性定價之假說（即 γ＊ i＝γi）；亦即比較異常應計項目之市場定價（即市場對異常應計項目之評價係數）與異常應計項目預測下期盈餘的能

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- 6 - 力（即預測係數）間是否具顯著之差異，以推論市場是否能理性反應異常應計項目對盈餘之影響。若市場對異常應計項目之評價係數顯著大於該些應計項目對下期盈餘之預測係數，則 Mishkin 檢定將指出市場對異常應計項目定價過高，反之亦然。因為預測係數係對異常應計項目持續性之衡量，故本文將任何市場對異常應計項目之錯誤定價歸屬於「市場投資者沒有能力正確地評估這些應計項目之持續性」所致。最後，將樣本依電子與傳統產業等產業別加以分析，以發現是否不同之產業結構將造成投資者有不同之錯誤定價行為，再以一年為一期，檢視年度間之定價高低估趨勢。（B）避險投資組合檢定過去檢視市場是否有效率常用避檢投資組合方法檢測，因此，本文加入避險投資組合檢定以對應 Mishkin 方法之結果，其方式為依計算而得之異常應計項目加以排序，取負異常應計項目前 10%公司及正的異常應計項目前 10%公司進行反向操作，以形成避險投資組合。亦即綜合計算最負的 10%異常應計項目之規模調整後報酬率及正的異常應計項目前 10%之規模調整報酬率，即可求得避險投資組合報酬，若市場是有效率的，則投資人應無法利用投資組合以獲取報酬。二、研究對象與資料來源本文樣本資料來自台灣經濟新報社（TEJ ），研究期間則涵蓋民國 79 至 90 年間之所有上市公司 (不包含金融業 )，在刪除極端值與資料不足後，研究樣本為 3,174 個觀測值。另外為區別產業效果，本文將樣本區分為傳統產業與電子產業，分別檢視是否盈餘的定價具產業間差異，其中傳統產業樣本包含水泥業、食品業、紡織業及造紙業等四個產業。

肆、實證結果

表一Panel A 為盈餘組成及各相關變數之敘述性統計，平均而言，總應計項目為正 (0.010318) ，其中正常應計項目接近於零 (-0.000357)而異常應計項目為正 (0.010682)1_{。Panel B為相關係數表，} 各盈餘組成項目（來自營業現金流量、正常應計項目及異常應計項目）皆與盈餘呈顯著正相關（分別為0.4363， 0.1628及 0.3123），且各組成項目間皆為負相關，皆與理論上相符合。 1_{因為 Jones 模型無截距項，故異常應計項目無須為 0}

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表一各變數敘述統計量與相關係數表 Pannel A 變數平均數標準差極小值極大值 EARN 0.057285 0.076258 -0.17195 0.38196 CFO 0.046974 0.120484 -1.44381 0.70228 ACCR 0.010318 0.120231 -0.63549 1.53435 NAC -0.000357 0.074401 -0.32549 1.95008 ABNAC 0.010682 0.111637 -0.71678 0.85848 RETURN 0.023722 0.453236 -0.76610 2.29346 SIZEAJ R -0.179928 0.386951 -1.30461 1.68402 Pannel B

EARN CFO ACCR NAC ABNAC

EARN 1 0.4363 0.3413 0.1628 0.3123 (<0.0001) (<0.0001) (<0.0001) (<0.0001) CFO 1 -0.6009 -0.5541 -0.1435 (<0.0001) (<0.0001) (<0.0001) ACCR 1 0.7560 0.4257 (<0.0001) (<0.0001) NAC 1 -0.1573 (<0.0001) ABNAC 1 註一：括弧內為P 值。註二：E ARN：繼續營業部門稅前淨利 CFO：來自營業現金流量 AC C R ：依 J o nes ( 1 9 9 1 ) 模型計算之總應計項目，其中 NAC 為正常應計項目，AB NAC為異常應計項目 RE T URN：第 t年 5 /1 至第 t+1 年 4 /3 0 之日累積報酬 SI ZE AJ R：依規模調整後之異常報酬

表二Panel A為採 Mishkin測試之結果： (1)來自營業活動現金流量，其評價係數為0.1865，較預測係數之 0.6558明顯低估，再觀 Panel B之檢定 P值小於 0.001，故投資者對來自營業現金流量之持續性顯著低估，亦即有定價過低 (underpricing) 之情形； (2)正常應計項目其評價係數(γ＊ 2=0.6268)與預測係數 (γ2=0.6275)約略相當，自概似率的檢定可知其P值為 0.9963，反應出投資者對市場上正常應計項目之定價並無顯著高低估情形；(3)本文之焦點在於投資者是否能正確反應異常之應計項目，進而不被管理當局之盈餘管理所欺騙，由表二可知，異常應計項目之評價係數為0.1507，小於其預測係數 0.5467， P

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- 8 - 值為0.0093，實證結果證明裁決性應計項目確實可反應公司盈餘之持續性，並能作為下期盈餘之預期，但目前市場定價明顯低估異常應計項目之效果。表二 Mishkin檢定結果 ~所有產業註一：CFO：來自營業現金流量，依會計準則公報 1 7 號所規範； NAC：依 J o nes( 1 9 9 1 ) 模型所計算出的正常應計項目； AB NAC：依 J o nes( 1 9 9 1 ) 模型所計算出的異常應計項目。綜合Mishkin檢定之結果，市場對三個盈餘組成項目並無理性定價(Panel B概似率 18.882， P值 0.003)，其主要原因係對來自營業現金流量及異常應計項目定價過低所致。自Mishkin檢定之結論可知，市場對來自營業現金流量及異常應計項目定價過低，則投資者可以此進行投資組合策略獲取超額報酬，亦即當某一公司存在正的異常應計項目時，其股價應會較其真實價值為低(因為異常應計項目有定價過低情形 )，若存在負的異常應計項目，則股價應較其真實價值為高，若投資者對最負之異常應計項目進行賣出，而對最正之異常應計項目進行買入時，將可獲取超額報酬。表三為投資組合檢定結果，自調整後異常報酬來看，最負異常應計項目前10%皆為負 (t+1,-0.1618、t+2,-0.1692、t+3,-0.1533)報酬，而最正異常應計項目前10%之異常報酬為負，則以將二者整合以形成 Panel A 各盈餘組成之預測係數與評價係數預測係數(方程式 (2)) 評價係數(方程式 (5)) 盈餘組成參數估計 P值盈餘組成參數估計 CFO(γ1) 0.6558 <0.0001 CFO(γ＊1) 0.1865 低估 NAC(γ₂) 0.6275 <0.0001 NAC(γ＊ 2) 0.6268 低估 ABNAC(γ3) 0.5467 <0.0001 ABNAC(γ＊3) 0.1507 低估 Panel B 理性定價檢定假設檢定概似率統計值 P值 γ＊ 1＝γ＊1(檢測 CFO是否定價錯誤 ) 14.8007 <0.0001 γ＊ 2＝γ ＊ 2(檢測 NAC是否定價錯誤 ) 0.0000 0.9963 γ＊ 3＝γ ＊ 3(檢測 ABNAC是否定價錯誤 ) 6.7706 0.0093 γ＊ 1＝γ1及γ ＊ 2＝γ2及 γ ＊ 3＝ γ3( 檢測 CFO 或 NAC 或 ABNAC是否定價錯誤 ) 18.8820 0.0003

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投資組合，則第t+1及 t+2年皆為獲取正的異常報酬，符合預期，唯有第t+3為負報酬，與預期不符，惟皆不顯著。表三投資組合檢定異常應計項目正常應計項目第t+1期第t+2期第t+3期第t+1期第t+2期第t+3期 1 -0.1618 -0.1692 -0.1533 -0.1774 -0.1756 -0.1603 2 -0.1925 -0.1521 -0.1643 -0.1766 -0.1699 -0.1897 3 -0.1814 -0.1601 -0.2366 -0.1940 -0.2352 -0.2214 4 -0.1393 -0.2028 -0.1775 -0.2078 -0.2184 -0.1949 5 -0.1641 -0.1822 -0.2241 -0.1521 -0.2038 -0.2099 6 -0.1642 -0.1905 -0.2052 -0.1415 -0.1936 -0.2422 7 -0.1555 -0.1961 -0.2486 -0.1737 -0.1525 -0.1489 8 -0.2204 -0.1850 -0.1248 -0.1304 -0.1261 -0.1799 9 -0.1616 -0.1902 -0.1896 -0.1386 -0.1140 -0.1598 10 -0.1193 -0.1280 -0.1820 -0.1704 -0.1591 -0.1745 避險 0.0425 0.0413 -0.0287 0.0070 0.01655 -0.0142 (0.3998) (0.3872) (0.5988) (0.9278) (0.7306) (0.7717) 註一：表列投資組合報酬係由最負之異常應計項目排列至最正異常應計項目，並檢視次一年、次兩年及次三年之不同投資組合註二：括弧中為P 值綜上所述，Mishkin檢定及投資組合檢定結果在方向上一致，但投資組合檢定並不顯著。自Mishkin理性預期的角度來看，投資者仍對來自營業現金流量及異常應計項目之持續性低估，致使定價過低，故市場投資者並無法有效理性地將盈餘管理訊息反應於股價中，亦即市場對盈餘管理不具效率性。其次本文針對樣本進行分類，區分為電子產業與傳統產業以檢驗產業效果，表四及表五為其實證結果。在電子產業方面，由表四Panel A中可知來自營業現金流量及異常應計項目之定價過低，但檢定結果並不顯著，代表投資者似乎能理性反應來自營業現金流量及裁量性應計項目之資訊，而正常應計項目則為過度定價，但亦不顯著。綜觀電子業樣本，實證結果表示投資者尚能理性反應各項盈餘組成項目於股價上，盈餘管理係無效的。

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- 10 - 表四 Mishkin檢定結果 ~電子業傳統產業方面，表五顯示各項盈餘組成項目皆過度低估其盈餘持續性，但檢定結果皆不顯著，顯示傳統產業之投資者亦能有效地辨認盈餘管理之行為。最後，本文以年度別進行比較，彙總於表六所示，84年之各項盈餘組成皆具顯著性，來自營業現金流量、正常應計項目及異常應計項目皆定價過低，而88年之來自營業現金流量與異常應計項目皆顯著地定價過高，其餘年度檢定結果則不具顯著性，值得注意的是正常應計項目及異常應計項目似乎存在高低估輪替之情形，這或許代表投資者對該些應計項目之理性修正。表五 Mishkin檢定結果 ~傳統產業 Panel A 各盈餘組成之預測係數與評價係數預測係數(方程式 (2)) 評價係數(方程式 (5)) 盈餘組成參數估計 P值盈餘組成參數估計 CFO(γ₁) 0.6650 <0.0001 CFO(γ＊ 1) -1.8124 低估 NAC(γ₂) 0.5557 <0.0001 NAC(γ＊ 2) 2.7301 高估 ABNAC(γ3) 0.5291 <0.0001 ABNAC(γ＊3) -1.6540 低估 Panel B 理性定價檢定假設檢定概似率統計值 P值 γ＊ 1＝γ ＊ 1(檢測 CFO是否定價錯誤 ) 0.48 0.4875 γ＊ 2＝γ ＊ 2(檢測 NAC是否定價錯誤 ) 1.64 0.1999 γ＊ 3＝γ＊3(檢測 ABNAC是否定價錯誤 ) 0.41 0.5239 Panel A 各盈餘組成之預測係數與評價係數預測係數(方程式 (2)) 評價係數(方程式 (5)) 盈餘組成參數估計 P值盈餘組成參數估計 CFO(γ₁) 0.5748 <0.0001 CFO(γ＊ 1) -1.0633 低估 NAC(γ2) 0.5066 <0.0001 NAC(γ＊2) -1.1312 低估 ABNAC(γ₃) 0.4468 <0.0001 ABNAC(γ＊ 3) -1.0712 低估 Panel B 理性定價檢定假設檢定概似率統計值 P值 γ＊ 1＝γ ＊ 1(檢測 CFO是否定價錯誤 ) 0.52 0.4716 γ＊ 2＝γ＊2(檢測 NAC是否定價錯誤 ) 1.20 0.2726 γ＊ 3＝γ ＊ 3(檢測 ABNAC是否定價錯誤 ) 1.11 0.2925

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表六 Mishkin檢定結果 ~年度別

CFO NAC ABNAC

預測評價預測評價預測評價 80年 0.4333 0.3253 低估* 0.3896 0.7703 高估 0.3319 0.3948 高估 81年 0.7854 5.2883 高估 0.7490 7.0416 高估 0.6921 5.8963 高估 82年 0.7767 -483.6 低估 0.7792 -671.1 低估 0.6336 -517.2 低估 83年 0.5509 14.257 高估 0.4014 21.86 高估 0.4290 15.82 高估 84年 0.7897 -0.1224 低估** 0.6580 0.0642 低估* 0.6562 0.0329 低估** 85年 0.5460 -0.9044 低估 0.5640 8.5381 高估 0.4819 2.9065 高估 86年 0.7748 2.2108 高估 0.5881 -0.1773 低估 0.6691 0.5280 低估 87年 0.6908 2.9454 高估 0.6246 2.7707 高估 0.5609 3.0088 高估 88年 0.6052 0.6311 高估** 0.5877 -0.2347 低估 0.4032 0.7168 高估** 89年 0.7328 454.1 高估 0.8384 -299 低估 0.7147 -204 低估註一：**表示達 5 %顯著水準， *表示達 1 0 %顯著水準

五、結論

本文主要在檢測市場投資者是否能理性的反應Jones 模型所估計之異常應計項目（裁決性應計項目），Mishkin檢定之結果指出市場對來自營業現金流量及異常應計項目均低估其持續性，亦即定價過低，但能理性地反應正常應計項目。而投資組合檢定並不若Mishkin之結果顯著，其實證結果顯示市場投資者並無法利用投資組合賺取超額報酬，即市場可有效反應各項盈餘組成資訊，盈餘管理係無效的，此與張文瀞(2003)之結論不同，究其原因可能該篇文章之樣本選取與本文不同所致。其次，針對電子業與傳統產業之結果顯示，市場投資者對來自營業現金流量及異常應計項目雖皆定價略低，惟投資者仍能理性反應於投資行為上；另正常應計項目則定價過高，但亦不顯著。最後，以年度別為樣本，實證發現除84及 88年外，市場皆是有效率的，而84年則顯示市場低估盈餘各項組成之持續性，88年則對來自營業現金流量及異常應計項目定價過高。且實證結果發現正常應計項目及異常應計項目存在高低估輪替之情形，這可能代表市場將於次年

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- 12 - 度對該些應計項目進行理性修正。綜上所述，本文發現市場投資者應有能力偵測盈餘管理之行為，並可能反應於股價之中。

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盈餘管理與市場效率性之研究

行政院國家科學委員會專題研究計畫 成果報告