達到分析師盈餘預測門檻之盈餘管理行為與股權結構關聯性之探究－以中國上市公司為例

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(1)國立臺灣師範大學管理學院管理研究所碩士論文 Graduate Institute of Management College of Management National Taiwan Normal University Master Thesis. 達到分析師盈餘預測門檻之盈餘管理行為與股權結構關聯性之探究－以中國上市公司為例 Relationship among Earning Management, Ownership Structure and Meeting Analysts Forecasts: Evidence from China. 李函郁 HanYu,Lee 指導教授：陳慧玲博士 Advisor：Hueiling,Chen Ph.D. 中華民國一零二年一月 January, 2013. I.

(2) 摘要論文名稱：到分析師盈餘預測門檻之盈餘管理行為與股權結構關聯性之探究－以中國上市公司為例校所組別：國立臺灣師範大學管理研究所碩士班畢業時間及提要別：一零一學年度第一學期碩士論文摘要指導教授：陳慧玲博士研究生：李函郁. 論文摘要內容本研究旨在探討中國上市公司達到分析師盈餘預測門檻的盈餘管理行為與股權結構之關聯性，本研究檢視相較於國有企業，中國民營企業是否較有可能利用盈餘管理以達到分析師盈餘預測。本研究亦檢視相較於中央持有之國有企業，地方政府持有之國有企業是否較有可能運用盈餘管理以達到分析師盈餘預測。同時，本研究檢測經理人員具政治背景與否以及機構投資人持股高低對企業運用盈餘管理以達到分析師盈餘預測可能性之影響。實證結果顯示，在樣本期間，中國國有企業與民營企業利用盈餘管理以達分析師盈餘預測的現象並無顯著差異。而中央政府持有之國有企業與地方政府持有之國有企業在利用裁決性應計項目以達到分析師盈餘預測並無顯著差異，但是地方政府持有之國有企業顯著地運用過度生產及降低銷管費用方式以達到分析師盈餘預測。此外，經理人具有政治背景與否對企業運用盈餘管理以達到分析師盈餘預測並無顯著關聯。實證結果亦顯示，機構投資人持股比例對企業是否運用盈餘管理以達分析師盈餘預測之可能性並無顯著關聯。. 關鍵字:達到或超過分析師盈餘預測、裁決性應計項目、實質盈餘管理、國有企業、具有政治背景經理人員。 II.

(3) Abstract This study aims to investigate the relation between Chinese listed firms manipulating earnings to meet or beat analysts’ earning forecasts and shareholding structure. This study also examinewhether nonstate-owned businesses is more likely to manipulate earnings to meet or beat analysts’ forecasts than state-owned enterprises. We investigate whether firms owned by local government is more likely to manipulate earnings to meet or beat analysts’ earning forecasts than firms owned by central government. Furthermore, this study investigates whether CEO political connections and the percentage of shares owned by institutional investors are associated with the likelihood for firms to manipulate earnings to meet or beat analysts’ forecasts. The empirical results reveal that there is no significant difference in the likelihood of manipulating earnings to meet or beat analysts’ forecasts between non state-owned businesses and state-owned enterprises. We find that firms owned by local government are more likely to overproduce or reduce selling, general and administrative expenses to meet or beat analysts’ earning forecasts than firms owned by central government. Moreover, there is no significant relationship between CEO political connections and the likelihood for firms to manipulate earnings to meet or beat analysts’ earnings forecasts. There is no significant relationship between the percentage of shares owned by institutional investors and the likelihood for firms to manipulate earnings to meet or beat analysts’ forecasts.. Keywords: Meeting or beating analysts’ forecasts; Discretionary accruls; Real transaction manipulation III.

(4) 致謝詞論文的順利完成，首要感謝的當然是指導老師陳慧玲博士，不厭其煩的指導，對於我的不足之處總是可以即時的糾正並且耐心地講解，老師對學生的關心以及帄易近人也讓我在每次的討論之後都充滿感激之心；同時更要感謝老師讓我在碩二上先放下論文，快樂的在巴黎當交換學生。另外，亦感謝兩位口詴委員林孝倫老師及陳維慈老師對論文相關的指導以及提供寶貴的意見，使得本論文寫作能更臻完善。回憶研究所生涯的兩年半，從準備考詴到畢業，過程千迴百轉，歷經許多猶豫和徬徨，雖然最終殊途同歸，但卻是截至目前人生中最精彩的幾頁。碩士生活當中的報告壓力和期末轟炸都是不可或缺的必經旅程，但是在這些可怕的時刻很高興有死亡之組宛樓、辛榕、筱君、韻真、閔珊、艾德蒙以及馬妞在研究室一貣苦讀，為那些充滿壓力的時光增添色彩，也讓回憶變得可愛；同時也感謝家賢學長、義樺學長從大學以來在課業或是生活上的幫助。感謝論文寫作時期的好夥伴，翹屁、小鳥、YA、曾乃，一貣在師大圖書館念書、吃難吃的地餐，共度了人生的重要轉折，以及好友怡方在研究生生活的互相扶持、互吐苦水；當然還有總是在吃飯聚會的大學同學，充滿歡笑的聚會時光是讓我迎接挑戰的能量來源。最後，我要感謝我最寬容的父母，一直以來對我的支持，歷經了兩次的考詴以及出國交換，即使一路上有些曲折和猶豫，但是卻總讓我沒有後顧之憂的追求我想做的事，並度過碩士生涯。另外，很開心在台北的兩年中有姐姐的陪伴，每當壓力來襲時是我的第一線聽眾。家人的鼓勵和支持，是我這一路上最重要的動力！. IV.

(5) 目錄中文摘要....................................................................................................................... II 英文摘要...................................................................................................................... III 致謝詞………………………………………………………………………………..IV 目錄............................................................................................................................... V 圖表目錄......................................................................................................................VI 第一章緒論................................................................................................................ 1 第一節研究動機.................................................................................................... 1 第二節研究目的.................................................................................................... 2 第三節研究貢獻.................................................................................................... 3 第四節研究架構.................................................................................................... 4 第二章文獻回顧........................................................................................................ 6 第一節當公司達到或超過分析盈餘預測之股價反應........................................ 6 第二節探討公司達到或超過證券分析師預測門檻之誘因與方式.................... 7 第三節中國證券分析師之研究............................................................................ 9 第四節中國上市股權結構相關研究.................................................................. 11 第三章研究設計及方法.............................................................................................. 13 第一節研究假說.................................................................................................. 13 第二節樣本選取與資料來源.............................................................................. 15 第四章實證分析.......................................................................................................... 21 第一節描述性統計.............................................................................................. 21 第二節實證分析.................................................................................................. 26 第三節敏感性分析.............................................................................................. 37 第五章結論與建議...................................................................................................... 39 第一節研究結論.................................................................................................. 39 第二節研究建議.................................................................................................. 40 參考文獻……………………………………………………………………………..41. V.

(6) 圖表目錄圖一：本研究架構流程圖............................................................................................ 5 表一：樣本篩選.......................................................................................................... 21 表二：描述性統計...................................................................................................... 23 表三：Peaeson 相關性係數表 ................................................................................... 25 表四：達到分析師盈餘預測之國有企業與民營企業盈餘管理程度比較.............. 26 表五：達到分析師盈餘預測之中央政府控制國有企業與地方政府控制國有企業盈餘管理程度比較.......................................................................................................... 27 表六：經理人員具政治背景與否對達到分析師盈餘預測企業盈餘管理程度比較 ...................................................................................................................................... 27 表七：機構投資人持股比例高低對達到分析師盈餘預測企業盈餘管理程度比較 ...................................................................................................................................... 28 表八：達到分析師盈餘預測之國有企業與民營企業之盈餘管理行為.................. 30 表九：實際控制人對達到分析師盈餘預測之國有企業盈餘管理行為之影響...... 32 表十：經理人員其政治背景與否對達到分析師盈餘預測企業盈餘管理行為之影響 ...................................................................................................................................... 34 表十一：機構投資人持股比例對達到分析師盈餘預測企業盈餘管理行為之影響 ...................................................................................................................................... 36. VI.

(7) 第一章. 緒論. 第一節研究動機隨著中國股市蓬勃發展，中國分析師所提供盈餘預測、股票推薦等研究報告具有資訊性及投資價值，逐漸受到投資人重視(例:王孙熹等，2010；朱紅軍等 2007；吳東輝與薛祖雲，2005)。因中國分析師所提供研究報告受投資人重視，當上市公司實際盈餘達到分析師盈餘預測，股價上揚；反之，則下跌。例:2012 年 4 月 9 日，獐子島收盤價為 21.93 元，跌幅為 8.78%，究其原因係機構投資人預計獐子島第一季業績將低於分析師預期，導致機構投資人出現拋售行為(摘自 2012 年 04 月 10 日第一財經日報)。朱家賢(2011)實證結果亦顯示，中國上市公司未達到分析師盈餘預測，其股價下跌，而有負的累積異常報酬。因此，為避免無法達到分析師盈餘預測而使股價下跌，中國上市公司有誘因利用盈餘管理以達到分析師盈餘預測。是以，不同特性之中國上市公司，對其利用盈餘管理以達到分析師盈餘預測誘因之影響，為一重要研究議題。許多中國上市公司仍屬國有企業，雖於 2007 年多數公司已完成股權分置改革，國有企業之非流通股仍無法完全於市場流通。且國有企業係以經濟發展、社會安定等國家政策為主要考量，因此經理人員較不重視股價。相較於國有企業，民營企業之股票完全於市場流通，且公司會以股票或認股權方式激勵經理人員，使民營企業經理人員較注重股價。本研究推論民營企業經理人員有較高誘因利用盈餘管理以達到分析師盈餘預測。是以，本研究擬檢視相較於國有企業，民營企業是否較可能運用盈餘管理以達到分析師盈餘預測。既有文獻指出，相較於中央政府控制之國有企業，地方政府控制之國有企業較易運用盈餘管理以達到其特定目的，例:避免下市、經理人員避免被更換等(Hu 2009)。Su（2005）的研究則發現，地方政府利用關係人交易以剝奪少數股東的 1.

(8) 利益。本研究推論地方政府控制國有企業經理人員基於自利，有較高誘因運用盈餘管理以達到分析師盈餘預測。本研究擬檢視相較於中央持有國有企業，地方政府持有之企業，其經理人員是否較可能進行盈餘管理以達到或超過分析師盈餘預測。. Fan, Wong and Zhang(2007)指出，許多中國上市公司經理人員具政治背景，其專業能力不足，且決策傾向配合國家政策或是以自身利益為考量，而非謀求企業價值最大化。Fan, Wong and Zhang (2007)的研究亦指出，當企業經理人具政治背景，其股票報酬及會計績效長期表現皆顯著較企業經理人不具政治背景者差。此外，當經理人員具政治背景，其董事會成員亦多具政治背景，因專業能力不足無法有效監督經理人員，使經理人員較易進行盈餘管理。因此，本研究擬檢視當經理人員具政治背景，公司運用盈餘管理以達到分析師盈餘預測可能性是否較高。部分研究將機構投資人視為具有經驗、握有充分資訊以及理解能力的投資人，機構投資人持股比例的提高可以有效降低公司盈餘管理的行為(例：Bushee 1988； Rajgopal, Venkatachalam, and Jiambalvo1999)。然而，中國股票市場的機構投資人有短進短出的行為，使經理人員重視短期績效而有誘因進行盈餘管理。因此本研究檢視機構投資人持股比率對公司運用盈餘管理以達到分析師盈餘預測可能性之影響。. 第二節研究目的本研究之研究目的列示如下： 1. 檢測相較於國有企業，民營企業是否較可能運用盈餘管理以達到分析師盈餘預測。. 2.

(9) 2. 檢測相較中央政府控制之國有企業，地方政府控制之國有企業是否較可能利用盈餘管理，以達到分析師盈餘預測。 3. 檢測經理人具有政治背景之企業是否較可能利用盈餘管理以達到分析師盈餘預測。 4. 檢測機構投資人的持股比率對中國上市公司運用盈餘管理以達到分析師盈餘預測可能性之影響。. 第三節研究貢獻本研究貢獻如下： 1. 既有文獻探討企業利用盈餘管理達到或超過分析師盈餘預測，僅有 Mastsumoto (2002)檢視企業特性對上市公司運用盈餘管理以達到分析師盈餘預測誘因之影響。然而，中國上市公司股權結構與歐美國家上市公司不同，本研究藉由(1)民營企業與國有企業及(2)中央持有及地方持有國營企業兩全群不同樣本，檢視企業特性對經理人員運用盈餘管理以達到分析師盈餘預測可能性之影響，本研究實證結果可彌補文獻之不足。 2. 過去文獻僅檢視具政治背景企業經理人員對中國上市公司績效之影響。本研究檢視具政治背景經理人員對企業運用盈餘管理以達到分析師盈餘預測可能性之影響，本研究實證結果可彌補文獻之不足。 3. 過去文獻發現，機構投資人持股比例的增加可以有效降低管理者盈餘管理行為。但是中國股票市場，有較高的散戶投資者比例，機構投資人亦呈現短進短出的投資行為。當機構投資人進行短進短出投資策略，可能影響經理人員運用盈餘管理以達到分析師盈餘預測之誘因，本研究實證結果可提供管制者及投資人參考。 4. 朱家賢(2011)利用 2007 到 2009 年之中國上市公司資料，檢視中國上市公司 3.

(10) 是否運用盈餘管理以達到或超越所有分析師盈餘預測，然其實證結果未支持其假設。究其可能原因係未考慮公司股權結構，機構投資人持股比例及經理人員具政治背景等因素。因此，本研究實證結果可彌補其不足。. 第四節研究架構本論文總共分為五章，各章內容扼要說明如下：第一章緒論說明本研究之動機及目的、研究貢獻及論文架構。. 第二章文獻回顧回顧過去文獻，整理出過去實證研究對於達到或超過分析師盈餘預測之股價反應，接著檢視公司達到或超過證券分析師預測門檻之動機與方式、中國分析師的盈餘預測行為以及中國上市公司股權結構等相關文獻研究。藉由國內外相關文獻之探討，彙整出本研究欲探討之議題。第三章研究設計及方法根據第二章之文獻回顧，建立本研究假說、樣本選取標準、各變數定義以及實證分析。第四章實證結果及分析將資料進行統計分析，檢視各假說檢定與分析結果，是否符合本研究之預期。第五章結論與建議根據第四章之實證結果作出結論，說明本研究之研究限制並提出對未來研究方向之建議。 4.

(11) 圖一：本研究架構流程圖: 研究目的以及動機. 文獻回顧. 公司達到或超過分析師盈餘. 公司達到或超過證券分析師. 預測之股價反應. 預測門檻之誘因與方式. 中國證券分析師行為問題之研究. 中國上市公司股權結構. 建立研究假說. 相較於國有企業，民營企業利用盈餘管理達到分析盈餘預測可能性較大。. 經理人員具有政治背景，公司運用盈餘管理達到分析師盈餘預測可能性較高。. 相較於中央政府持有之國有企業，地方政府持有之國有企業，利用盈餘管理達到分析盈餘預測可能性較大。. 實證結果及分析. 結論與建議 5. 機構投資人持股比率愈高，公司利用盈餘管理達到分析師盈餘預測的可能性愈高。.

(12) 第二章. 文獻回顧. 本章第一部分擬先就當公司達到或超過分析盈餘預測之股價反應探討相關文獻，第二部分再探討公司達到或超過證券分析師預測門檻之誘因與方式，第三部份則是探討中國證券分析師之研究，第四部份探討中國上市公司股權結構。. 第一節當公司達到或超過分析盈餘預測之股價反應既有文獻以美國或英國等資料，檢視企業達到或超過分析師盈餘預測和其股價之間的關係，其中 Kasznik and McNichols (2002)的研究指出，企業達到或超過分析師盈餘預測時，公司會有一年到三年的異常股票報酬。究其可能原因，係投資者視企業達到分析師盈餘預測為低風險指標，且投資人對其未來盈餘收入有較高期望。 Bartov, Givoly and Hayn (2002)實證結果顯示，達到或超越分析師盈餘預測之公司，其異常股票報酬較高，即使公司可能運用盈餘管理或分析師預期管理，仍有正的異常股票報酬。此現象並不是投資者的反應過度，而是一種有關企業未來績效的訊號。當公司達到或超過分析師盈餘預測，表示公司未來績效佳。Lopez and Rees (2002)檢視股價與達到分析師盈餘預測與否之關聯性，其實證結果顯示，達到或是超越分析師盈餘預測之企業，其股價會有異常報酬；而未達到分析師盈餘預測之企業，其股價會下跌。從長窗期報酬來看，當公司未達到分析師盈餘預測對股價的影響比超越盈餘預測對股價的影響程度大。. Rees and Sivaramakrishnan (2007)檢視市場對於達到或未達到分析師盈餘預測和收入預測之反應為何，其實證結果顯示，市場會綜合評估公司是否達到或超越分析師盈餘預測或收入預測。當公司同時達到或超越分析師盈餘預測及收入預測時，其異常股票報酬最高；若只有達到分析師盈餘預測，而沒有達到收入預測 6.

(13) 仍會導致顯著的負報酬。. Athanasakou, Strong and Walker (2011)檢視企業利用引導分析師修正盈餘預測或盈餘管理達到分析師盈餘預測時，其市場反應為何。Athanasakou, Strong and Walker (2011)係以實質盈餘操縱。營運資金應計項目及科目分類作為盈餘管理方法，其實證結果顯示，利用引導分析師盈餘預測以達到分析師預測之公司，投資人並未給予正面肯定。此外，相較未達到分析師盈餘預測公司，利用科目分類操縱盈餘達到分析師盈餘預測的公司，其市場報酬較高。. 第二節公司達到或超過證券分析師預測門檻之誘因與方式. 由前一節可知，既有文獻實證結果顯示，當公司達到或超越分析師盈餘預測時，會有正向股票報酬；而當公司未達到分析師盈餘預測時，則股價會下跌。因此，公司有誘因達到或超越分析師盈餘預測。公司除了因經營績效良好而達到分析師盈餘預測，亦可能利用盈餘管理或引導分析師修正盈餘預測方式以達到分析師盈餘預測。. Degeorge, Patel, and Zeckhauser(1999)實證研究發現，為了達到正利潤、維持過去績效以及達到分析師盈餘預測等三個門檻，管理者有誘因進行盈餘管理。當本期盈餘略低於分析師盈餘預測時，管理者可能採用降低產品售價等方式增加盈餘；而當本期盈餘遠超過或遠低於分析師盈餘預測時，管理者傾向將盈餘發生移轉至下一期，使下期較容易達到分析師盈餘預測。Matsumoto(2002)則檢視企業是否為避免未達到分析師盈餘預測，而引導分析師往下修正盈餘預測，抑或進行盈餘管理。Matsumoto 亦檢視何種特性公司有較高誘因達到分析師盈餘預測。實證研究發現，重視短期操作之機構投資人持股比例高的企業，傾向引導分析師向下修正盈餘預測以及向上盈餘管理。若企業先前持續虧損，則引導分析師向下修 7.

(14) 正盈餘預測以及向上盈餘管理的機率皆較低；依賴利害關係人企業以及盈餘與企業價值高度相關的企業，則傾向引導分析師向下修正盈餘預測，而非向上盈餘管理。. Lin, Radhakrishnan and Su (2006)檢視經理人員運用不同盈餘管理方式或引導分析師預測以達到或超過分析師盈餘預測。其實證結果顯示，當管理者引導分析師向下修正盈餘、項目分類、異常現金流量操縱等方式達到分析師盈餘預測，會使公司因達到分析師盈餘預測所產生異常股票報酬幅度縮小;而採用正向異常應計基礎或正向異常製造實質盈餘管理，則未有相同情形。. Burgstahler and Eames (2006)實證結果亦發現，管理者為達到或超越分析師盈餘預測，會透過營運現金流量以及裁決性應計項目進行向上以及向下的盈餘管理。Chen, Rees, and Sivaramakrishnan (2008)的研究則指出，企業為了達到分析師盈餘預測，會利用裁決性應計項目或是實質盈餘管理。此外，實證結果顯示，採用實質盈餘管理達到分析師盈餘預測企業之股票報酬與未使用盈餘管理而達到分析師盈餘預測企業之股票報酬並無顯著差異。相較於使用裁決性應計項目之企業或同時使用裁決性應計項目及實質盈餘管理之企業，使用實質盈餘管理企業之股票報酬較高。. Bartov and Cohen (2009)檢視沙賓法案通過後，企業達到或超過分析師的盈餘預測比例是否降低。Bartov and Cohen 亦檢視，相較於沙賓法案通過前，法案通過後，達到或超過分析師的盈餘預測的企業，其運用盈餘管理方式是否有所差異。實證結果顯示，在沙賓法案後，企業達到或超過分析師盈餘預測的比例降低。企業在沙賓法案前，係藉由裁決性應計項目盈餘管理、實質盈餘管理與引導分析師修正盈餘預測等三種方法，以達到或超過分析師的盈餘預測。在沙賓法案後，企業運用裁決性應計項目盈餘管理與分析師預期管理比例降低，而採用實質盈餘管理以達到或超過分析師盈餘預測的比例卻增加。 8.

(15) Athanasakou, Strong, and Walker(2009)檢視英國企業是否會利用盈餘管理或引導分析師修正盈餘預測方式以達到分析師盈餘預測。在盈餘管理部分， Athanasakou, Strong and Walker(2009)考慮異常營運資金應計項目及主要營業費用分類至非經常性項目。其研究結果發現，企業會利用費用分類方式，以達到分析師盈餘預測。然而未有證據顯示英國企業利用異常營運資金應計項目以達到分析師盈餘預測。. 第三節中國證券分析師行為問題之研究. 隨著中國證券市場的興貣，分析師成為一大新興行業，證券公司研究部門分析師追蹤上市公司提供每股盈餘，主營業收入等預測，並提供股票推薦研究報告，使分析師對中國資本市場逐漸具影響力。既有文獻發現，中國分析師盈餘預測可傳遞有用訊息，具有參考價值。例如:吳東輝與薛祖雲(2005)經實證研究發現，中國投資者可以藉由參考分析師預測進行投資組合配置，並從中獲利，其年報酬率可達 3.6%到 71.5%，由此可知，中國分析師的預測對投資人具有參考價值。王孙熹、肖峻與陳偉忠(2010)利用 2000 年到 2004 年申銀萬國研究所之所有的研究報告，檢視分析師預測對投資者之投資價值。實證結果發現，該機構分析師之買入建議股票，其三個月後帄均超越大盤 3.14%；賣出建議股票，其三個月後帄均低於大盤 3.24%，顯示分析師的預測報告具投資價值。朱紅軍、何賢杰與陶林(2007)，檢視中國分析師與股價同步性及股價訊息含量的關係，實證研究發現，分析師的訊息收集、包含公司基本面的資訊，可供投資人參考，並提高股票市場資本資源配置有效性。儲一昀與倉勇濤(2008) 以 2000 年到 2005 年初次上市企業為樣本，檢視分析師價格預測一致性、意見分歧與分析師研究人數對公司首日上市市場表現的影 9.

(16) 響。實證研究發現，分析師價格預測一致性可用以預測股票首日上市價格，表示分析師價格預測具有參考價值的。由此可知，中國分析師的收集、解讀及傳遞資訊能力的提升，增進市場的定價效率。潘越、戴亦一與林超群(2011)，檢視企業資訊透明度、分析師追蹤與股價之間的關聯性，實證研究發現，若中國上市公司的訊息越不透明，股價大幅下跌的可能性越高，究其原因為公司傾向隱瞞不利之消息，一旦消息公開就會引貣投資人強烈恐慌，而使股價大幅下跌。因分析師為資訊中介者，若企業的分析師的追蹤人數越多，資訊揭露程度越高，市場越能了解該企業，股價下跌機率就越小。因此，分析師對於促進資本市場穩定、資金資源有效分配具有重要功能，並且在尚未健全發展的中國法律環境下具有監督角色。亦有文獻檢視分析師能力及其預測正確性。Hu, Lin, and Li(2008) 檢視影響中國分析師資訊理解、分析能力及工作品質之因素，其實證結果顯示，資訊來源、教育背景皆會影響分析師的理解、分析能力及工作品質。當分析師進行較多公司層級分析與調查時，其對資訊的理解力也較好，又當分析師有較多關於公司之間接資訊時，其分析能力以及分析品質也都會提升，而分析師所受的教育有助於他們從過去的經驗學習，進而增加分析能力和品質。李文貴(2007)以國泰君安證券研究所分析師盈餘預測資料，檢視中國分析師的盈餘預測準確性、預測修正與盈餘預測偏誤特性。實證研究發現，中國分析師盈餘預測準確性優於隨機漫步模式，然中國分析師傾向發布樂觀盈餘預測。而分析師盈餘預測修正會提高其預測準確性。此外，實證結果顯示，分析師盈餘預測傳遞訊息，因此，當分析師發布其盈餘預測時，會有異常股票報酬。而投資人根據分析師預測修正而調整投資策略，其報酬較佳。. 10.

(17) 第四節中國上市股權結構相關研究. 中國股權結構主要分為國有股、法人股、個人股及外資股。其中國有股中分為(1)國家股:為有權代表國家投資的部門，以國有資產向公司投資所形成的股份;(2)國法人股:為全民所有制的企業法人，用其所擁有之國有資產投資所形成的股份。法人股:依其認購對象可分為境內法人股、外資法人股及募集法人股；個人股則分成內部職工股以及社會公眾股。因股本結構不同，而使公司有不同行為。. Berkman, Cole and Fu (2007)檢視大量股份在政府、市場導向的國有企業以及私人企業之間移轉，與宣告移轉前後之市場價值以及會計利潤的改變。實證結果顯示，大量股份移轉會造成在宣布日前後的正向異常報酬，但其報酬會因移轉對象而有所差異，例如:宣告由政府移轉大量股份制私人企業，其超額報酬為 33.6%; 宣告由政府移轉至市場導向國有企業，其超額報酬為 26.6%。此外，Berkman, Cole and Fu (2007)亦發現當控制權移轉給私人企業，總經理較容易被更換。. Ding, Zhang and Zhang(2007)，檢視中國企業股權集中度以及不同型式的股權結構對盈餘管理的影響。實證研究發現，股權結構和盈餘管理之間存在非線性、倒 U 型關係，當股權集中度漸增時，公司盈餘管理程度會增加，此為掠奪效果；而股權集中度到達某個百分比之後，股權集中度與盈餘管理程度呈負相關，此為利益一致效果。掠奪效果造成的盈餘管理情形，在國有企業比較明顯，因為私人企業的大股東傾向將自己視為企業擁有者，因此掠奪的誘因相對較低，顯示私人企業有助於降低代理成本。另外，在民營化初期、未取得一般投資者信任、又缺乏競爭者以及監督機制的情況下，可能使企業價值降低，然而，當國有股權持續下降至監督機制出現，並且能夠有效降低代理成本時，企業價值開始增加。. 11.

(18) Chen, Firth and Xu (2009) 檢視在 1990 年至 2004 年，中國上市企業股權結構以及企業績效之間的關係，Chen, Firth and Xu (2009)將控制股東分為國有資產管理局、中央政府所屬國有企業、地方政府所屬國有企業以及私人投資者。實證結果顯示，股權集中度與營運績效具有非線性的正向關係，中國上市公司之中央政府所屬國有企業表現最佳，地方政府所屬國有企業次之，而國有資產管理當局以及私人投資者表現最差。因此，在法律發展仍不夠健全時，以國有企業為其控制股東，其上市公司績效優於以私人為其控制股東之企業。. 12.

(19) 第三章研究設計及方法第一節研究假說既有文獻實證結果顯示，達到或是超越分析師盈餘預測之企業股價會有異常報酬，而未達到分析師盈餘預測之企業，其股價會下跌，(如:Bartov, Givoly and Hayn 2002；Kaszink and McNichols 2002；Lopez and Rees 2002； Richardson et al. 2004)。因此為了達到分析師盈餘預測，管理者有誘因用各種方法達到或超過分析師的盈餘預測。在中國，分析師盈餘預測具有資訊內涵，已獲投資人重視(例: 朱紅軍等，2007；吳東輝與薛祖雲，2005；潘越等，2011)。因投資人重視分析師研究報告，使上市公司重視其盈餘是否達到或超過分析師盈餘預測。特別地，民營企業之股票完全於市場流通，且民營企業會透過股票及認股權方式激勵經理人員，因此，民營企業經理人員有誘因達到或超過分析師預測以維持公司股價。相反地，國有企業管理者持有股票比例不高，且國有企業需考慮經濟發展等國家政策，對於管理者而言，股價重要性相對較低。因此，本研究認為，相較於國有企業，民營企業的管理者有較強利用誘因盈餘管理以達到分析師盈餘預測。假說一列示如下: H1：相較於國有企業，民營企業利用盈餘管理達到分析盈餘預測可能性較大。既有文獻指出，地方持有之國有企業有較高的誘因進行盈餘管理。究其可能原因係上市公司盈餘表現被視為地方政府績效。當上市公司相對會計績效愈差時，地方持有的國有企業管理者輪調率越高(Hu 2009)。甚至，地方政府利用關係人交易掠奪少數股東權益(Su 2005)。相反地，相較於地方政府持有之國有企業，中央持有之國有企業受到較嚴格的監督，其盈餘管理誘因較低。因此，本研究推測地方政府持有之國有企業，其管理者比較有誘因進行盈餘管理以達到分析師盈餘預測。假說二列示如下:. 13.

(20) H2：相較於中央政府持有之國有企業，地方政府持有之國有企業，利用盈餘管理達到分析盈餘預測可能性較大。多數國有企業之經理人員由中央或地方政府指派，除了上市公司的營運表現外，促進地方就業及財政狀況亦為其目標。因此，經理人員具有政治關聯性，常因政府過度介入，而影響其盈餘管理誘因。Fan, Wong and Zhang (2007) 發現，相較於經理人員不具政治背景之企業，經理人員具政治背景的中國企業在上市之後，其股票報酬及會計績效長期表現皆顯著較低。此外，當經理人員具政治背景，董事會成員亦多有政治背景而無專業能力。董事會專業程度的不足，對經理人員無法有效監督，管理者較能進行盈餘管理。本研究認為，具有政治背景經理人員可能為了達成特定的政治目標，或是為了避免遭到替換，會利用盈餘管理以達到或超越分析師盈餘預測為目標。假說三列示如下：. H3：經理人員具有政治背景，公司運用盈餘管理達到分析師盈餘預測可能性較高。既有文獻指出，機構投資人能夠監督企業管理者並且阻止其制定短視近利的決策。例如 Bushee (1998)指出，機構投資人的持股比例越高，管理者越不可能為了增加盈餘數字而刪減公司研究發展經費。Rajgopal, Venkatachalam, and Jiambalvo(1999)指出，當機構投資人股份增加會使裁量性應計項目的金額降低，並且股價較能夠反映企業未來盈餘。Chung, Firth and Kim (2002)實證亦發現，機構投資人可以阻止管理者進行向上或向下盈餘管理。此外，當企業有較差的獲利能力、較差的財務狀況以及較高的代理成本時，都會促使機構投資人更謹慎的監督，避免管理者進行向上或向下盈餘管理。雖投資機構可監督經理人員，但機構投資人若有短進短出的行為或追求短期績效壓力，則管理者盈餘管理誘因反而提高。機構投資人為了短期績效而呈現短進短出的行為。因此，中國機構投資人無法有效的監督所持股之公司，反而因其 14.

(21) 短進短出而使經理人更重視股價維持。本研究推論管理者為避免未達到分析師盈餘預測而造成的股價下跌，有誘因進行盈餘管理。假說四列示如下：. H4：機構投資人持股比率愈高，公司利用盈餘管理達到分析師盈餘預測的可能性愈高。. 第二節樣本選取與資料來源本研究樣本以 2007 年至 2010 年間在中國深圳與上海交易所發行 A 股之上市公司為樣本。因金融保險業行業性質特殊，財務資料結構與一般行業不同，是以，將之排除於樣本外。分析師盈餘預測資料取自國泰安公司所提供「中國股票市場分析師預測研究數據庫」、上市公司財務資料取自國泰安有限公司所提供「中國上市公司財務年報數據庫」，最終控制人資料則取自於國泰安所提供「中國上市股東研究數據庫」。. 15.

(22) 第三節研究方法 3.1 變數定義 1.. 達到分析師盈餘預測為了計算分析師一致性盈餘預測(consensus forecast)，本研究之樣本限制上. 市公司至少有二位分析師研究。本研究根據 Kasznik and McNichols(2002)，若公司實際盈餘達到分析師一致性盈餘預測正負 0.005 間，視為達到分析師預測 (MET)。. 2.. 盈餘管理. 本研究以裁決性應計項目及實質盈餘管理作為盈餘管理之代理變數。 (1) 裁決性應計項目本研究根據 Dechow et al.（1995）所提出的修正後 Jones 模型，進行裁決性應計項目的衡量。本研究以橫斷面修正 Jones 模式，模型估計如下： TAk ,t Assetk ,t 1.  0. 1 Assetk ,t 1.  1. Salesk ,t  Assetk ,t 1.  2. PPEk ,t Assetk ,t 1. TAk,t：k公司第t年之所有應計項目加總； Assetk,t-1：k公司第t-1年年底之總資產； ΔSalek,t：k公司第t年營收變動數； PPEk.t：k 公司第 t 年年底的折舊性固定資產總額。非裁決性應計項目（NDTA）的計算式如下： 16.   k ,t. (1).

(23)   Salest ,q ARt ,q   PPEt ,q  1 NDTAk ,t   0 Asset  1    2 Asset k ,t 1 Asset k ,t 1 k ,t 1 . (2). ΔARk,t：k 公司第 t 年應收帳款變動數由第（3）式求得裁決性應計項目（DTA）：. TAk ,t DTAk ,t   NDTA k ,t Asset k ,t 1. (3). DTAk,t：k 公司第 t 年之裁決性應計項目。 (2) 實質盈餘管理本研究係根據 Roychowdhury(2006)分別以異常營運現金流量、異常生產成本及異常銷管費用，作為企業實質盈餘管理的代理變數；再依照 Cohen et al. (2008) 之研究，建立企業實質盈餘管理的綜合指標。根據 Roychowdhury (2006)，本研究採用第（4）式分產業估計正常的營業現金流量，其估計模型如下： CFOk ,t Salesk ,t Salesk ,t 1 Asset k ,t 1   0  1 Asset k ,t 1  1 Asset k ,t 1   2 Asset k ,t 1   k ,t. (4). 實際營運活動現金流量與第（4）式估計出的正常營運活動現金流量之差異即為異常營運活動現金流量（ABCFO）。生產成本為銷貨成本與存貨改變量的加總。依據 Roychowdhury（2006），本研究分產業，估計正常水準下的生產成本，其估計模型列式如下： PRODk ,t Salesk ,t ( Salesk ,t ) ( Salesk ,t 1) 1             k ,t (5) 0 1 Asset 1 Asset 2 Asset 3 Asset Asset k ,t 1 k ,t 1 k ,t 1 k ,t 1 k ,t 1. 17.

(24) PROD 為估計正常水準下的生產成本，並將異常的生產成本（ABPROD）定義為實際生產成本減第(5)式所估計的正常生產成本。依據 Roychowdhury（2006），以各上市公司之產業類別，依序對各產業作迴歸，並將異常的銷管費用（ABSGA）定義為實際銷管費用減第（6）式所估計之正常銷管費用。銷管費用的估計模型列式如下：. SGAk ,t Salesk ,t 1 1         k ,t (6) 0 1 Asset 1 Asset Asset k ,t 1 k ,t 1 k ,t 1 為檢測企業操弄真實交易進行盈餘管理的總效果，本研究採用 Cohen et al. （2008）的研究，將異常營運現金流量、異常生產成本及異常銷管費用加總，作為衡量企業操弄真實交易進行盈餘管理程度之綜合指標(RM)。. RM = (ABCFO + ABPROD + ABSGA). 3. 經理人員背景根據Fan, Wong and Zhang (2007) ，本研究將目前或曾經為中央或地方政府官員者，視為具有政治背景經理人員。. 3.2 實證分析. 1.. 單變量檢定為檢視假說一，本研究將達到分析師盈餘預測樣本公司分為國有企業以及民. 營企業，其中，國有企業又分成中央政府控制國有企業以及地方政府控制國有企業。本研究採用 t 檢定及 Mann-Whitney test 分別檢視達到分析師盈餘預測之國有企業與民營企業，其盈餘管理程度是否有顯著差異。本研究亦分別檢視達到分析師盈餘預測之國有企業中，中央政府控制國有企業與地方政府控制國有企業，其 18.

(25) 盈餘管理程度是否有顯著差異。此外，本研究將達到分析師盈餘預測公司，區分為經理人員具政治背景與經理人員不具政治背景二群，分別以 t-test 及 Mann-Whitney test 檢驗其盈餘管理程度是否具顯著差異。本研究亦根據機構投資人持股比例中位數將達到分析師盈餘預測公司區分為機構投資人持股比例高及機構投資人持股比例低，以 t-test 及 Mann-Whitney test 檢驗其盈餘管理程度是否具顯著差異。. 2.. 多變量檢定. 假說一本研究擬利用第(7)式檢視假說一：. Prob(Yk, t = 1) = F(α 0  α1 NSOEk, t + α 2 DTAk, t + α 3 RM k, t + α 4 NSOE * DTAk, t   5 NSOE * RM k, t   6 ΔPROFITk, t + α 7SIZEk, t + ε1k, t ). F   x  . (7). e x 1  e x. 其中，Yk,t 為 Metk,t 當 k 公司在第 t 年之實際盈餘達到或是超越分析師盈餘預測正負 0.005 時，其值為 1；若否，則其值為 0；NSOEk,t 為虛擬變數，當公司為民營企業，給予 1；若公司為國營企業，則給予 0。DTAk,t 為 k 公司第 t 年之裁決性應計項目；RMk,t 為 k 公司第 t 年之企業實質盈餘管理，本研究係以 ABCFO、ABPROD、 ABSGA 及 RM 作為實質盈餘管理代理變數；SIZEk,t 為 k 公司第 t 年年底之總資產取自然對數；ΔPROFITk,t 為虛擬變數，當 k 公司第 t 年之淨利超越去年淨利時，其值為 1；若否，則其值為 0。假說二本研究以國有企業為樣本，利用第(8)式檢視假說二:. 19.

(26) Pr ob (Yk ,t  1)  F (  0   1 LSOE k ,t   2 DTAk ,t   3 RM k ,t   4 LSOE * DTAk ,t (8)   LSOE * RM   PROFIT   SIZE   ) 5. k ,t. k ,t. 6. F ( ' X ) . 7. k ,t. 2 k ,t.  'X. e 1  e 'X. 其中，LSOEk,t 為虛擬變數，當公司為地方政府控制國有企業給予 1；若公司為中央政府控制國有企業，則給予 0。假說三本研究利用第(9)式檢視，經理人員是否具政治背景對上市公司運用盈餘管理，達到分析師盈餘預測可能性之影響。 Pr ob (Y k ,t 1)  F (  0  1CEO k ,t   2 DTA k ,t   3 RM k ,t   4 CEO * DTA k, t (9)   CEO * RM    PROFIT   SIZE  ε k ,t k ,t 5 k, t 6 7 3 k, t. F   x  . e  x 1  e  x. 其中，CEOk,t 為虛擬變數，若上市公司經理人員具政治背景，給予 1；若否，則給予 0。假說四本研究擬利用第(10)式檢視，機構投資人持股比例對中國上市公司利用盈餘管理達到分析師盈餘預測可能性之影響： Pr ob (Yk ,t  1)  F (  0   1 INSTI k ,t   2 DAT k ,t   3 RM k ,t   4 INSTI * DTA   INSTI * RM   PROFIT   SIZE   ) k ,t k ,t k ,t 5 6 7 4 k ,t. e x F   x   1  e x 其中，INSTIk,t 為機構投資人持股比例。 20. (10).

(27) 第四章實證分析. 第一節描述性統計本研究樣本為 2007 至 2010 年有分析師發佈每股盈餘預測資料之中國上市公司，四年合計 2969 家公司。表一列示 2007 至 2010 年各年度樣本篩選過程。樣本篩選方式為，原始樣本數為 6,773 家公司，首先刪除樣本中含金融業及發行 B 股或創業板等公司，剩下 5,551 家上市公司；再刪除無分析師追蹤的企業，剩下 3,780 家上市公司；再刪除本研究採用 Logistic 迴歸中，自變數有遺漏值的樣本，最後的樣本合計為 2,711 家上市公司。表一：樣本篩選年度. 2007. 2008. 2009. 2010. 合計. 原始樣本. 1,252. 1,302. 1,641. 2,578. 6,773. 969. 974. 1182. 2426. 5,551. 939. 765. 713. 1363. 3,780. 709. 687. 502. 813. 2,711. 刪除樣本中含金融業及發行 B 股或創業板後剩餘樣本刪除無分析師追蹤後剩餘樣本刪除迴歸自變項存在遺漏值後剩餘樣本. 表二列示本研究各變數的帄均數、中位數以及標準差。從表二可以得知， MET 帄均數為 0.385，顯示樣本中僅有 38.5%的公司達到分析師盈餘預測，未列表顯示，在達到分析師盈餘預測之企業中，有 30.9%為民營企業，22.7%為最終控制人為中央政府之國有企業 46.2%為最終控制人為地方政府之國有企業。相較於民營企業，國有企業達到分析師盈餘測比例較高。 21.

(28) NSOE 帄均數為 0.332，顯示樣本中有 33.2%為民營企業；而 LSOE 帄均數為 0.667，顯示國有企業中，66.7%之國有企業，其最終控制人為地方政府。CEO 帄均數為 0.424，中位數為 0，顯示樣本中有超過半數企業之經理人不具有政治背景，DTA 帄均數為 0.034 中位數為 0.029，顯示樣本公司運用裁決性應計項目操縱盈餘，帄均幅度為正。RM 帄均數為-0.001，中位數為-0.003，樣本公司運用實質盈餘管理操縱盈餘，帄均幅度為負。ΔPROFIT 帄均數為 0.497，中位數為 0， 49.7%樣本公司其利潤收入較前一年高。ABCFO 帄均數為 0.004，中位數為 0.002，樣本公司運用異常營運現金流量操縱盈餘，帄均幅度為正。ABPROD 帄均數為 -0.008，中位數為-0.003，樣本公司運用異常生產成本操縱盈餘，帄均幅度為負。 ABSGA，帄均數為 0.003，中位數為-0.005，超過半數的樣本公司利用減少銷管費用操縱盈餘。. 22.

(29) 表二：描述性統計帄均數 MET NSOE LSOE DTA RM ΔPROFIT. 中位數. 標準差. SIZE ABCFO. 0.385 0.332 0.667 0.034 -0.001 0.497 21.939 0.004. 0.289 0.000 1.000 0.029 -0.003 0.000 21.816 0.002. 0.567 0.471 0.471 0.125 0.126 0.500 1.184 0.110. ABPROD ABSGA CEO INSTI. -0.008 0.003 0.424 0.811. -0.003 -0.005 0.000 1.000. 0.126 0.099 0.494 0.392. 註 1.MET 表示當中國上市公司實際盈餘達到或是超越分析師盈餘預測正負 0.005 時，其值為 1；若否，則其值為 0。NSOE 為虛擬變數，當 k 公司在第 t 年為民營企業，給予 1；若公司為國營企業，則給予 0。 LSOE 為虛擬變數，當公司為地方政府控制國有企業，給予 1；若為中央政府控制國有企業，則給予 0。DTA 為裁決性應計項目。RM 企業實質盈餘管理之綜合指標。ΔPROFIT 為虛擬變數，k 公司淨利在第 t 年超越去年淨利時，其值為 1；若否，則其值為 0。SIZE 為 k 公司在第 t 年年底之總資產取自然對數。 ABCFO 為 k 公司在第 t 年異常營運現金流量。ABPROD 為 k 公司在第 t 年異常生產成本。ABSGA 為 k 公司在第 t 年異常銷管費用。CEO 為虛擬變數，若 k 公司經理人員具政治背景，給予 1；若否，則給予 0。INSTI 為機構投資人持股比例。. 表三為 2007 到 2010 年中國上市公司各盈餘管理變數，與 MET(上市公司盈餘達到或超越分析師盈餘預測)的 Pearson 相關性係數表。由表三可發現，MET 與異常營運現金流量(ABCFO)呈現顯著正相關；而與 NSOE、異常生產成本 (ABPROD)以及 ΔPROFIT 呈現顯著負相關。 NSOE 與 DTA 呈顯著正相關，初步顯示民營企業較國有企業傾向於採用裁決性應計項目進行盈餘管理，而與異常生產成本(ABPROD)呈顯著負相關，與異常營運現金流量(ABCFO)成顯著正相關，顯示國有企業採用實質盈餘管理(RM) 23.

(30) 的情況並不明顯。LSOE 與異常生產成本(ABPROD)呈顯著負相關，與異常營運現金流量(ABCFO)成顯著正相關，顯示國有企業採用實質盈餘管理(RM)的情況並不明顯。. 24.

(31) 表三：Peaeson 相關性係數表 met met. 1.00. nsoe. -0.04 *. lsoe. -0.01. dta. 0.01. rm. -0.01. nsoe. lsoe. dta. rm. -0.04 *. 1.00. 0.048 ***. 0.01. 1.00. -0.03. 0.03. -0.123. ***. -0.073 ***. 0.068 ***. -0.063 ***. 0.076 ***. size. 0.091 ***. -0.245 ***. -0.074 ***. -0.01. abcfo. 0.044 **. 0.03 *. 0.062 ***. abprod. -0.086 ***. -0.073 ***. 0.03. size. abcfo. abprod. absga. ceo. insti. 1.00. Δprofit. absga. Δprofit. -0.04 *. 1.00 0.01 0.061 ***. 1.00 0.00. -0.245 ***. 0.507 ***. 0.039 **. 0.080 ***. 0.175 ***. -0.01 -0.02. 1.00 0.00 0.057 ***. 0.01. 0.03. -0.02. 0.482 ***. -0.02. -0.02. -0.01. -0.184 ***. -0.02. -0.01. 0.00. -0.045 **. 0.167 ***. ceo. 0.048 ***. 0.00. insti. 0.159 ***. 0.02. 0.04 *. 註 1. *：顯著水準為 10%，**：顯著水準為 5%，***：顯著水準為 1% 註 2. 變數定義詳見表二。. 25. 0.02. 1.00 -0.316 *** 0.058 *** 0.00 0.120 ***. 1.00 -0.497 ***. 1.00. -0.03 *. 0.02. -0.212 ***. 0.119 ***. 1.00 0.043 **. 1.00.

(32) 第二節實證分析一、. 單變量統計分析. 表四列示達到分析師盈餘預測之國有企業與民營企業盈餘管理程度之比較，由表四的 t 檢定可以得知，相較於國有企業，民營企業之異常生產成本(ABPROD) 及實質盈餘操縱綜合指標(RM)均顯著較低。而表四 Mann –Whitney test 結果顯示，相較於達到分析師盈餘預測之國有企業，達到分析師盈餘預測之民營企業顯著降低其異常銷管費用且其裁決性應計項目值顯著較高。. 表四：達到分析師盈餘預測之國有企業與民營企業盈餘管理程度比較民營企業. 0.009. 0.011. -0.273. 0.007. 0.008. -0.410. -0.016. -0.035. 1.927*. -0.004. -0.005. -2.010**. ABSGA. 0.009. 0.009. 0.070. -0.012. -0.016. -1.652*. RM. 0.003. -0.015. 2.078**. 0.000. -0.012. 2.603***. DTA. 0.033. 0.041. -0.904. 0.026. 0.039. -2.923***. ABCFO ABPROD. t 檢定. 國有企業. 民營企業. Mann – Whitney test. 國有企業. 註 1. 變數定義詳見表二。註 2. *：顯著水準為 10%，**：顯著水準為 5%，***：顯著水準為 1%. 表五列示達到分析師盈餘預測之中央控制國有企業與地方持有之國有企業盈餘管理程度比較，由表五的 t 檢定可以發現，達到分析師盈餘預測之中央控制國有企業與地方持有之國有企業盈餘管理程度未有顯著差異；從表五 Mann –Whitney test 可知，相較於達到分析師盈餘預測之中央政府控制國有企業，地方政府控制國有企業的實質盈餘管理(RM)顯著較高。. 26.

(33) 表五：達到分析師盈餘預測之中央政府控制國有企業與地方政府控制國有企業盈餘管理程度比較地方政府控制國有企業. -1.442. 0.005. 0.008. -1.474. -0.016. 0.202. -0.003. -0.004. 0.063. 0.007. 0.010. -0.476. -0.008. -0.012. -0.234. RM. -0.006. 0.008. -1.349. -0.004. 0.005. -1.792*. DTA. 0.032. 0.034. -0.225. 0.028. 0.026. 1.291. ABPROD ABSGA. 地方政府控制國有企業. 0.001. 0.014. -0.014. t 檢定. Mann – Whitney test. 中央政府控制國有企業. ABCFO. 中央政府控制國有企業. 註 1. 變數定義詳見表二。註 2. *：顯著水準為 10%，**：顯著水準為 5%，***：顯著水準為 1%. 表六列示經理人員具政治背景與否對於對達到分析師盈餘預測企業之盈餘管理程度比較，由表六的 t 檢定可知，經理人員不具政治背景之企業與經理人員具政治背景之企業，其盈餘管理各項變數皆未達顯著水準，亦即達到分析師盈餘預測之企業，無論經理人員是否具備政治背景，其盈餘管理均無顯著差異；然而 Mann –Whitney test 結果顯示，在異常現金流量及實質盈餘管理綜合指標此兩變數，「經理人員具政治背景企業」與「經理人員不具政治背景企業」有顯著差異。. 表六：經理人員具政治背景與否對達到分析師盈餘預測企業盈餘管理程度比較經理人員不具政治背景. 經理人員具政治背景. -0.782. 0.006. 0.008. -2.121**. -0.028. 1.352. -0.004. -0.004. 0.555. 0.007. 0.012. -1.017. -0.012. -0.014. 0.219. RM. -0.002. -0.003. 0.055. -0.004. 0.000. -1.964**. DTA. 0.038. 0.033. 0.683. 0.032. 0.028. -1.083. ABCFO ABPROD ABSGA. 經理人員不具政治背景. 經理人員具政治背景. 0.008. 0.013. -0.016. t 檢定. 註 1. 變數定義詳見表二。註 2. *：顯著水準為 10%，**：顯著水準為 5%，***：顯著水準為 1%. 27. Mann – Whitney test.

(34) 表七列示機構投資人持股比例高低對達到分析師盈餘預測之企業盈餘管理程度比較，由表七的t檢定可以發現，相較於機構投資人持股比例低，機構投資人持股比例高的情況下，其異常營運現金流量(ABCFO)顯著較高；在裁決性應計項目(DTA)，機構投資人持股比例高的公司與機構投資人持股比例低之公司並無顯著差異。. 表七：機構投資人持股比例高低對達到分析師盈餘預測企業盈餘管理程度比較. ABCFO. 機構投資人持股比. 機構投資人持股比. 例低. 例高. t 檢定. 機構投資人持股比. 機構投資人持股比. 例低. 例高. Mann – Whitney test. -0.013. 0.011. -1.872*. -0.008. 0.011. -1.474. ABPROD. 0.003. -0.020. 1.485. -0.008. -0.003. -0.063. ABSGA. 0.004. 0.007. -0.235. -0.005. -0.014. 0.234. RM. -0.005. -0.002. -0.243. -0.002. -0.002. 1.792*. DTA. 0.030. 0.040. -0.682. 0.033. 0.030. 1.291. 註 1. 變數定義詳見表二。註 2. *：顯著水準為 10%，**：顯著水準為 5%，***：顯著水準為 1%. 二、多變量統計分析假說一檢測相較於中國國有企業，民營企業利用盈餘管理達到分析師盈餘預測的可能性是否較大。表八顯示 2007 到 2010 年中國上市公司達到分析師盈餘預測之國有企業與民營企業之盈餘管理行為的 Logistic 迴歸結果。由表八可知，NSOE 係數皆不顯著為負，顯示相較於國營企業，民營企業達到分析師盈餘預測之可能性並未顯著較高。而 NSOE*ABCFO、NSOE*ABPROD、 NSOE*ABSGA、NSOE*RM 以及 NSOE*DTA 係數皆不顯著，顯示國營企業與民營企業運用實質盈餘管理以及裁決性應計項目以達到分析師盈餘預測情況並不明顯。綜合上述，表示國有企業與民營企業運用盈餘管理以達到分析師盈餘預測 28.

(35) 的情況皆不明顯，假說一未獲支持。此外，由表八的結果可發現，SIZE 以及ΔPROFIT 的係數皆顯著為正，顯示公司的規模越大或今年利潤超過去年利潤之企業，達到或超過分析師盈餘預測之可能性也越高。究其可能原因為，當公司規模越大或是利潤越表現佳時，越容易受到分析師的追蹤分析，進而引貣投資人的關注，使公司有動機達到或超過分析師盈餘預測。. 29.

(36) 表八：達到分析師盈餘預測之國有企業與民營企業之盈餘管理行為. Constant. (1). (2). (3). -3.412. -3.659. -3.406. (20.770). NSOE DTA. (23.643). ***. (20.737). -3.453 ***. (21.256). -0.019. -0.037. -0.021. -0.029. (0.046). (0.161 ). (0.054). (0.102). 1.151. 0.856. 0.730. 0.659. (6.108). ABCFO. ***. (4). ***. (3.924). **. (2.957). *. ***. (2.313). 1.605 (11.504). ***. ABPROD. -2.121 (24.653). ***. ABSGA. 1.560 (6.384). ***. RM. -0.065 (0.027). NSOE*ABCFO. -1.002 (1.558). NSOE*ABPROD. 1.053 (2.623). NSOE*ABSGA. -1.099 (1.795). NSOE*RM. -0.360 (0.293). NSOE*DTA. -1.192 (3.019). ΔPROFIT. -0.319 (16.438). SIZE. 樣本數. ***. 0.142 (17.819). χ2. *. 49.632. 2,711. -0.931. -0.898. -0.886. (2.032). (1.953). (1.839). -0.314. -.299. -0.298. (15.881). ***. 0.153 ***. (20.545). (14.598). ***. 0.142 ***. (17.788). (14.503) 0.144. ***. (18.362). 68.101. 48.094. 40.485. 2,711. 2,711. 2,711. 註 1. 括弧內為 Wald 值。註 2. 變數定義詳見表二。註 3. *：顯著水準為 10%，**：顯著水準為 5%，***：顯著水準為 1%. 30. ***. ***.

(37) 假說二檢視相較於中央政府控制國有企業，地方政府持有之國有企業利用盈餘管理達到分析師盈餘預測可能性是否較大。表九列示假說二實證結果。由表九可知，LSOE 係數皆不顯著，表示中央政府控制國有企業以及地方政府控制之國有企業達到分析師盈餘預測的可能性並未有顯著差異。此外，LSOE*ABPROD 係數顯著為正，而 LSOE*ABSGA 係數顯著為負，顯示相較於中央政府控制國有企業，地方政府控制國有企業顯著地用過度生產及降低銷管費用方式以達到分析師盈餘預測。而 LSOE*ABCFO、LSOE*RM 以及 LSOE*DTA 係數皆不顯著，表示中央政府控制國有企業以及地方持有之國有企業運用異常現金流量以及裁決性應計項目以達到分析師盈餘預測的現象並不明顯。綜合上述，在樣本期間，部分證據顯示，相較於中央政府控制國有企業，地方政府持有之國有企業，使用過度生產或降低銷管費用方式以達分析師盈餘預測的情況，本研究假說二部分獲得支持。. 31.

(38) 表九：實際控制人對達到分析師盈餘預測之國有企業盈餘管理行為之影響. Constant. (1). (2). (3). (4). -2.438. -2.753. -2.486. -2.545. (7.717). LSOE DTA ABCFO. ***. (9.738). ***. (8.036). ***. (8.394). -0.024. -0.009. -0.002. 0.004. (0.051). (0.007). (0.001). (0.001). 0.681. 0.61. 0.362. 0.232. (0.789). (0.67). (0.248). (0.103). ***. 1.493 (3.218). *. ABPROD. -3.401 (16.553). ***. ABSGA. 3.437 (6.808). ***. RM. -0.473 (0.385). LSOE*ABCFO. 0.142 (0.020). LSOE*ABPROD. 1.839 (3.590). *. LSOE*ABSGA. -2.522 (2.846). *. LSOE*RM. 0.592 (0.440). LSOE*DTA ΔPROFIT. 0.569. 0.245. 0.406. 0.527. (0.353). (0.073). (0.208). (0.345). -0.161. -0.155. -0.138. -0.138. (2.120). (2.126). 0.097. 0.1. (2.867). SIZE χ 樣本數. (2.643). 0.096 (6.012). 2. *. *. 0.11 ***. (7.811). ***. (6.228). ***. (6.548). 22.229. 38.823. 19.979. 10.834. 2,711. 2,711. 2,711. 2,711. 註 1. 括弧內為 Wald 值。註 2. 變數定義詳見表二。 32. ***.

(39) 註 3. *：顯著水準為 10%，**：顯著水準為 5%，***：顯著水準為 1%. 本研究假說三檢視經理人員具政治背景與否和公司運用盈餘管理達到分析師盈餘預測可能性之關聯性。表十列示假說三實證結果，從表十結果發現，CEO 係數皆不顯著，表示經理人員具政治背景與否對於企業達到分析師盈餘預測並無明顯影響。此外，雖 CEO*ABCFO 係數為正向顯著，CEO*ABPROD、CEO*ABSGA 以及 CEO*RM 係數皆不顯著，CEO*DTA 係數亦不顯著，顯示經理人員是否具政治背景對於企業運用實質盈餘管理以及裁決性應計項目以達到分析師盈餘預測並未顯著差異。綜上所述，經理人員的政治背景對於運用盈餘管理以達到分析師盈餘預測並無明顯關係，本研究假說三未獲支持。. 33.

(40) 表十：經理人員其政治背景與否對達到分析師盈餘預測企業盈餘管理行為之影響. Constant. (1). (2). (3). (4). -3.785. -4.023. -3.735. -3.782. (26.126). CEO DTA ABCFO. ***. (29.167). ***. (25.508). ***. (26.042). 0.11. 0.118. 0.135. 0.137. (1.645). (1.919). (2.545). (2.626). 0.191. 0.172. 0.128. 0.040. (0.188). (0.156). (0.088). (0.008). ***. 0.521 (1.104). ABPROD. -1.421 (10.455). ***. ABSGA. 0.702 (1.750). RM. -0.534 (1.579). CEO*ABCFO. 1.537 (3.709). **. CEO*ABPROD. -0.464 (0.497). CEO*ABSGA. 0.83 (0.908). CEO*RM. 0.752 (1.304). CEO*DTA. 1.185 (2.778). ΔPROFIT. -0.309 (14.392). SIZE. ***. 0.156 (21.647). χ2 樣本數. *. 0.667. 0.481. 0.599. (1.030). (0.555). (0.820). -0.295. -0.281. -0.288. (13.108). ***. 0.166 ***. (24.284 ). (12.037). ***. 0.153 ***. (20.92). (12.596) 0.156. ***. (21.531). 53.054. 66.779. 47.699. 42.435. 2,711. 2,711. 2,711. 2,711. 註 1. 括弧內為 Wald 值。註 2. 變數定義詳見表二。 34. ***. ***.

(41) 註 3. *：顯著水準為 10%，**：顯著水準為 5%，***：顯著水準為 1%. 本研究假說四檢視機構投資人持股比率越高，公司利用盈餘管理達到分析師盈餘預測的可能性是否越高，表十一列示假說四實證結果，從表十一結果可以發現，INSTI 的係數皆顯著為正，表示機構投資人持股比例越高之企業，達到分析師盈餘預測的可能性越高。此外，INSTI *ABCFO、INSTI *ABPROD、INSTI *ABSGA 以及 INSTI *RM 皆不顯著，表示機構投資人持股比例對於企業運用實質盈餘管理以達到分析師盈餘預測並未有顯著關聯。另外，INSTI*DTA 的係數為負向顯著，表示機構投資人持股比率越低之企業，其運用裁決性應計項目以達到分析師盈餘管理的可能性越高。綜上，機構投資人的持股比率越低，其運用盈餘管理達到分析師盈餘預測的可能性越高。本研究假說四未獲得支持。. 35.

(42) 表十一：機構投資人持股比例對達到分析師盈餘預測企業盈餘管理行為之影響. Constant. (1). (2). (3). (4). -2.644. -2.971. -2.609. -2.666. (12.527). INSTI. ***. 0.619 ***. (27.412). 1.523 (7.313). ABCFO. (15.600. 0.646 (29.965). DTA. ***. (5.084). ***. 0.659 ***. 1.653 ***. (12.231). (31.344). (3.766). ***. 0.666 ***. 1.563 **. (12.699). (32.138). ***. 1.542 ***. (3.665). *. -0.468 (0.259). **. ABPROD. -0.941 (0.985). ABSGA. 2.469 (2.582). RM. -0.371 (0.207). INSTI *ABCFO. 1.909 (1.260). *. INSTI*ABPROD. -0.631 (0.392). INSTI*ABSGA. -1.752 (1.045). INSTI *RM. 0.203 (0.052). INSTI *DTA. -1.226 (6.380). ΔPROFIT. (5.543). -1.211 **. -0.320 ***. (16.423). 0.083 (5.605). χ2 樣本數. ***. -0.329 (17.330). SIZE. -8.302. (7.797). **. -0.308 ***. 0.099 **. (6.645). -1.675. (15.387). (5.378). ***. (15.257). **. (5.680). 112.298. 99.058. 99.075. 2,711. 2,711. 2,711. 2,711. 註 2. 變數定義詳見表二。 36. ***. 0.084. 103.263. 註 1. 括弧內為 Wald 值。. *. -0.307. 0.081 ***. (3.616). **.

(43) 註 3. *：顯著水準為 10%，**：顯著水準為 5%，***：顯著水準為 1%. 第三節敏感性分析. 本研究多數未獲支持，故進行以下敏感性分析。一、達到或超過分析師盈餘預測定義本研究原以公司實際盈餘達到或超過分析師一致性盈餘預測正負 0.005 間視為達到分析師盈餘預測，因僅假說二獲得部分支持，因此本研究將公司實際盈餘達到分析師一致性盈餘預測正負 0.008、0.009、0.01 以及 0.02 間，視為達到分析師預測，分別進行檢驗。其結果與表七至表十一類似，顯示本研究實證結果並非受「達到或超過分析師盈餘預測」定義之影響。二、分年測詴本研究原將 2007 至 2010 年資料合併進行分析，因 2008 年至 2009 年為全球金融風暴，各國股市重挫，中國亦不例外。為避免本研究結果受經濟環境影響，本研究將各年度分開測詴，實證結果發現 NSOE 係數，於 2007 年為正向顯著，表示相較於國營企業，民營企業達到分析師盈餘預測的可能性較高，推測為金融海嘯之前，商業活動較為熱絡，民營企業容易達到分析師盈餘預測。此外，LSOE 係數於 2008 年顯著為負，表示相較於地方政府持有之國有企業，中央政府控制之國有企業較易達到分析師盈餘預測，本研究推測受中央政府控制之國有企業，因為獲得較多政府支持，因此在金融海嘯期間較能夠達到分析師盈餘預測。其餘結果皆與表七到表十一類似。三、機構投資人持股之定義本研究原按照機構投資人持股比例進行分析，在敏感性分析中，將機構投資人持股設為虛擬變數(INSTITUTE)，有機構投資人持股設為 1，無機構 37.

(44) 投資人持股設為 0。其為列表實證結果顯示 INSTITUTE 係數顯著為正，顯示有機構投資人持股之企業，達到分析盈餘預測的可能性越高；此外， INSTITUTE *CFO 係數為負向顯著，INSTITUTE *PROD、INSTITUTE *SGA 以及 INSTITUTE *RM 係數皆不顯著，表示有機構投資人持股之企業其運用實質盈餘管理達到分析師盈餘預測的情況並不明顯；而 INSTITUTE *DTA 達負向顯著，表示無機構投資人持股之企業，越有可能以裁決性應計項目達到分析師盈餘預測，此結果與表十一相似。. 38.

(45) 第五章結論與建議. 第一節研究結論有鑑於中國股市發展日漸蓬勃，中國分析師所做出的盈餘預測受到投資大眾越來越多的關注。而中國上市公司達到分析師盈餘預測與否會影響其股價，因此中國上市公司經理人員有誘因進行盈餘管理，是以本研究擬檢視影響中國上市公司進行盈餘管理以達到分析師盈餘預測之因素為何。中國許多上市公司仍屬國有企業，因國有企業營運多以國家經濟社會發展為目標，並且國有企業之非流通股仍無法完全於市場流通，因此經理人較不重視股價，本研究檢視相較於國有企業，民營企業是否有較高誘因利用盈餘管理以達到分析師盈餘預測。部分地方政府因中央管轄範圍有限，較有可能運用盈餘管理以達分析師盈餘預測；本研究亦檢視相較於中央持有之國有企業，地方政府持有之國有企業利用盈餘管理以達到分析師盈餘預測可能性是否較高。此外，本研究檢視機構投資人持股比例及經理人員具政治背景與否對中國上市公司運用盈餘管理以達到分析師盈餘預測之影響。實證結果顯示，在樣本期間，中國國有企業與民營企業利用盈餘管理以達分析師盈餘預測的現象並無顯著差異。另外，相較於中央政府控制之國有企業，地方政府持有之國有企業顯著運用過度生產及降低銷管費用方式以達到分析師盈餘預測，但地方政府控制之國有企業與中央政府控制國有企業運用裁決性應計項目以達到分析師盈餘預測一致性則沒有明顯差異。在經理人具有政治背景與否與企業運用盈餘管理以達到分析師盈餘預測的關聯性部分，實證結果顯示，經理人員具政治背景與否對企業是否運用盈餘管理以達到分析師盈餘預測並無顯著關聯。此外，實證結果顯示本研究檢視機構投資人持股比例高低，對於企業運用盈餘管理以達分析師盈餘預測的關聯性，並不顯著。 39.

(46) 本研究亦根據達到或超過分析師盈餘預測，(1)達到或超過分析師盈餘預測定義；(2)分年測詴；(3) 更改機構投資人持股定義等三種方式進行敏感性分析，結果並無差異。. 第二節研究建議本研究建議未來研究方向為: 一、部分中國上市公司除了在中國上市外，亦同時在海外上市。在海外上市的企業會面對不同特性的投資者、機構投資人以及分析師，可能出現有不一樣的誘因達到或超越分析師盈餘預測。因此，建議未來研究可以將海外上市此項因素納入考慮，檢測海外上市對在企業運用盈餘管理以達到分析師盈餘預測的情況是否有顯著差異。二、中國自 2003 年，知名財金雜誌「新財富」每年請證券商研究部門推薦分析師，再由共同基金經理人選出明星分析師。因明星分析師之盈餘預測對股價較具影響力，建議，未來研究可考慮檢測中國上市公司是否有誘因利用盈餘管理以達到明星分析師盈餘預測。. 40.

(47) 參考文獻王孙熹、肖峻與陳偉忠，2010，券商可信度、分析師薦股績效差異與利益衝突，. 證券市場導報，第五期，第 31-40 頁，第 48 頁。朱紅軍、何賢傑與陶林，2007，中國的證券分析師能夠提高資本市場的效率嗎— 基於股價同步性和股價資訊含量的經驗證據，金融研究，第二期，第 110-121 頁。朱家賢，2011，達到分析師盈餘預測門檻之盈餘管理行為－以中國上市公司為例，國立臺灣師範大學管理研究所碩士論文。李文貴，2007，財務分析師盈餘預測特性研究—中國 A 股市場的實證檢驗，財. 會通訊，第九期，第 52-55 頁。吳東輝與薛祖雲，2005，財務分析師營利預測的投資價值：來自深滬Ａ股市場的證據，會計研究，第八期，第 37-43 頁。潘越、戴亦一與林超群，2011，資訊不透明、分析師關注與個股暴跌風險，金融. 研究，第 9 期，138-151 頁儲一昀與倉勇濤，2008，財務分析師預測的價格可信嗎？來自中國證券市場的經驗證據，管理世界，第 3 期，第 58-69 頁。 Athanasakou, V., N. C. Strong, and M. Walker. 2009. The market reward for achieving analyst earnings expectations: does expectations or earnings management matter? Working paper. Athanasakou, V., N. C. Strong, and M. Walker. 2011. Earnings management or forecast guidance to meet analyst expectations? Accounting and Business Research 1: 3-35 Bartov, E. and D. A. Cohen. 2008. The ―numbers game‖ in the pre- and post-Sarbanes-Oxley eras. Working paper. Bartov, E., D. Givoly, and C. Hayn. 2002. The rewards to meeting or beating earnings 41.

(48) expectations. Journal of Accounting and Economics 33: 173-204. Berkman, H., R. Cole, and J. Fu. 2007. Improving corporate governance where the State is the controlling block holder: evidence from China. Working paper, Massey University. Burgstahler, D., and M. J. Eames. 2006. Management of earnings and analysts’ forecasts to achieve zero and small positive earnings surprises. Journal of Business Finance and Accounting 33: 633-652. Bushee, B. J. 1998.The influence of institutional investors on myopic R&D investment behavior. The Accounting Review 73(3): 305-333. Chen, G., M. Firth, and L. Xu. 2009. Does the type of ownership control matter? Evidence from Chinese listed companies. Journal of Banking and Finance 33: 171-181. Chen, J. Z., L. Rees, and K. Sivaramakrishnan. 2008. On the use of accounting vs. real earnings management to meet earnings expectations—a market analysis. Working paper. Chung, R., M. Firth, and J.-B. Kim. 2002. Institutional monitoring and opportunistic earnings management. Journal of Corporate Finance 8: 29-48. Cohen, D. A., A. Dey and T. Z. Lys. 2008. Real and accrual-based earnings management in the pre- and post- Sarbanes Oxley Periods. The Accounting Review 83(3): 757-787. Dechow, P. M., R. G. Sloan, and A. P. Sweeney. 1995. Detecting earnings management. The Accounting Review 70(2): 193-225. Degeorge, F., J. Patel, and R. Zeckhauser. 1999. Earnings management to exceed thresholds. Journal of Business 72: 1-33. Ding, Y., H. Zhang, and J. Zhang. 2007. Private vs state ownership and earnings management: evidence from Chinese listed companies. Corporate Governance: 42.

(49) An International Review 15(2): 223-238. Fan, J. P. H., T. J. Wong.And T. Zhang. 2007. Politically connected CEOs, corporate governance, and post-IPO performance of China’s newly partially privatized firms. Journal of Financial Economics 84: 330-357. Hu, Y., T. W. Lin., and S. Li. 2008.An examination of factors affecting Chinese financial analysts’ information comprehension, analyzing ability, and job quality.Review of Quantitative Finance and Accounting 30: 397-417. Hu, F. 2009. Government incentives, top management turnover and accounting Information: Evidence from China's Soes. Working paper. Kasznik, R. and M. F. McNichols.2002. Does meeting earnings expectations matter? Evidence from analyst forecast revisions and share prices. Journal of Accounting Research 40(3): 727-759. Lin, S., S. Radhakrishnan, and L. Su. 2006. Earnings management and guidance for meeting or beating analysts’ earnings forecasts. Working paper. Lopez, T. and L. Rees. 2002. The effect of beating and missing analysts’ forecasts and the information content of unexpected earnings. Journal of Accounting, Auditing, and Finance 17(2): 155-184. Matsumoto, D. A. 2002. Management’s of incentives to avoid negative earnings surprises. The Accounting Review 77: 483-514. Rajgopal, S., M. Venkatachalam, and J. Jiambalvo. 1999. Is institutional ownership associated with earnings management and the extent to which stock prices reflect future earnings? Working paper, University and Washington and Stanford University. Rees, L. and K. Sivaramakrishnan. 2007. The effect of meeting or beating revenue forecasts on the association between quarterly returns and earnings forecast errors. Contemporary Accounting Research 24(1): 259-290. 43.

(50) Roychowdhury,. S.. 2006.. Earning. management. through. real. activities. manipulation.Journal of Accounting and Economics 42: 335-370 Richardson, S., S. Teoh, P. Wysocki. 2004. The walkdown to beatable analysts’ forecasts: the role of equity issuance and inside trading incentives. Contemporary Accounting Research 21: 885-924. Su, D. 2005. Corporate finance and state enterprise reform in China. China Economic Review 16: 118-148.. 44.

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