法律責任與財務報表品質之關聯性研究－
從台灣上市（櫃）公司海外集資的角度探討
The Association between Legal Liability and Quality of
Financial Statements: Evidence from Taiwan Firms
Cross-Border Listed on Overseas Markets
李建然
1Jan-Zan Lee
廖益興
2Yi-Hsing Liao
張光佑
3Kuang-Yu Chang
國立臺北大學會計學系 中原大學會計學系 勤業眾信會計師事務所
1
Department of Accounting, National Taipei University,
2Department of Accounting,
Chung Yuan Christian University, and
3Deloitte & Touche CPA Firm
(Received March 3, 2006; Final Version October 17, 2006)
摘要：邇來，受到國內外接連爆發公司財務報導不實事件的影響，財務報表可靠性再次受到各 界訾議。而加強財務報表相關人士的法律責任，是在一連串公司財務報導不實事件後社會大眾 形成的共識，但在台灣的法律環境下，法律責任的加重，是否真能提昇財務報表的品質？在實 證上則付之闕如。本研究利用台灣上市（櫃）公司第一次赴海外集資為情境，以異常應計數的 絕對值作為財務報表品質的替代變數，比較海外集資前後有關異常應計數絕對值的變化，並進 一步探討不同集資國家法律責任的輕重及海外集資的規模，對異常應計數絕對值的影響。本文 實證結果發現，當台灣上市（櫃）公司赴海外進行募資時，募資地點與募資金額規模所增加之 法律責任，確實會降低異常應計數絕對值，進而有助於提昇財務報表的品質。 關鍵詞：法律責任、財務報表品質、海外集資、異常應計數
∗ 本文曾發表於2005 American Accounting Association Annual Meeting。感謝國科會出席國際學術會議之經
費補助(NSC94-2914-I-033-006-A1) ，並由衷向兩位匿名評審委員所提供之修改意見致謝。廖益興為本 文聯絡作者。
Abstract：Recently, quite a few accounting scandals and financial fraudulence have emerged within
the major capital markets, causing austere dubiousness about the financial reporting credibility. Public concerns are thus aroused in imposing stronger legal liability on the stakeholders associated with issuing financial statements. Yet, empirical evidence linking legal liability to the quality of financial statements, especially from Taiwan, is weak. This study, focusing on Taiwan firms’ initial offering to sell their marketable securities publicly on overseas capital markets, utilizes an estimable proxy for financial statements quality-the absolute value of abnormal accruals-to examine if the absolute value of abnormal accruals is associated with overseas financing behavior. Specifically, we further explore the impact of different legal regimes and the size of fund-raising on this association. The results show that the documented relation between legal liability and quality of financial statements rests with the corporations that cross-list on U.S. markets and those that raise more overseas funds. These Taiwan-domiciled firms have small absolute value of abnormal accruals owing to facing higher risk exposure.
Keywords : Legal liability, Quality of financial statements, Overseas financing, Abnormal accruals
1. 前言
邇來，受到國內外一連串公司財務報導不實事件的影響，財務報表品質及會計師的審計品 質再次受到輿論訾議，而管理當局及會計師所面臨法律責任高低對其出具財務報表品質的影 響，亦成為各界議論的焦點。過去文獻探討法律責任對會計師審計品質及管理當局編製財務報 表品質的影響，多以分析性文獻居多，可能受到實證資料的限制，實證研究並不多見，法律責 任對財務報表品質的實際影響並不清楚。因此，本研究擬從台灣企業赴海外集資的角度，探討 海外籌資地域及集資規模所產生之法律責任差異，對管理當局編製報表品質及會計師審計品質 之影響（文後統稱為財務報表品質），藉以瞭解法律責任是否會促使財務報表品質的改善。 在各國金融市場日趨國際化的趨勢下，企業融資的管道不再僅侷限於本國市場，相對於國 內資本市場規模不足，海外金融市場可扮演另一支應企業所需資金的門路。而企業進行海外籌 資決策時，除考量公司資本結構，融資順位安排及資訊傳遞效果之各項因素外，其中最主要原 因是考量國際資本市場資金成本較低及提升掛牌企業國際知名度（薛富井、陳韻如，民91）。 過去因顧及我國金融市場為淺碟型市場，為有效控管國際資金進出，防止有心人士干擾國內金 融市場，維持金融秩序，因此對於國際資金之匯入及匯出辦法訂定相當嚴格的規範限制。但在 自由化、國際化的經貿潮流下，台灣身為國際經濟社會一員，開放市場與國際接軌，促進資本 市場國際化，已是必然趨勢（高孔廉、鄧岱賢，民92）。在過去種種加諸於國際資金流通的規範下，不僅限制了我國資本市場發展，亦造成我國企 業融資管道之不足與不便，為解決此一困境並滿足我國企業資金需求多元化之趨勢，財政部於 民國78年修訂「上市公司申請募集與發行海外公司債審核要點」，允許我國企業至海外資本市 場發行公司債1。爾後，又在民國81年修訂「上市公司參與發行海外存託憑證審核要點」2，進一 步放寬本國企業赴海外籌資的管道。在上述法源依據下，實質開啟了我國企業赴海外發行有價 證券募集資金之潮流。 台灣企業不論是選擇在本國或國外資本市場籌措資金，發行公司財務報表均須經由會計師 簽證，並向該國證券主管機構申報，因此管理當局及會計師需受該國法律之規範，並對該國投 資人負起應有之法律責任（Seetharaman et al., 2002）。睽諸文獻得知，管理當局及會計師的法 律責任，無疑提供投資者另一種形式的保險，當投資人因不實財務報表而造成財富損失時，得 透過訴訟向管理當局及（或）會計師取得若干的賠償（Chow, 1982; Wallace, 1987），而投資人 的求償將可抑制管理當局及會計師不當的財務報表編製及查核行為，進而提昇財務報表品質。 換言之，法律責任的大小，可能會影響財務報表品質的良窳。 本研究以發行公司第一次赴海外集資為情境，以海外集資當年作為觀察年度，並以集資前 一年作為對照年度3，比較海外集資前後財務報表品質的變化，藉以推論法律責任對財務報表品 質的影響。本研究僅以首次赴海外集資為探討情境，乃因非首次之海外集資前後的財務報表品 質，可能已受到之前海外集資所承受之法律責任所影響，使得非首次海外集資所產生之法律責 任變化對財務報表品質的影響難以辨認，不適合用來測試本研究議題，故本文僅以首次赴海外 集資的公司為樣本。至於財務報表品質的衡量，則爰用目前會計文獻常用的衡量方式，以異常 應計數（abnormal accruals）的絕對值（文後概以|AA|代表之）作為財務報表品質的替代變數（proxy variable）。換言之，本研究在實證上，係透過比較海外集資前後有關|AA|的變化，並進一步探 討不同集資國家法律責任大小及海外集資的規模對|AA|的影響，藉以推論法律責任高低與報表品 質良窳有何關聯性？研究結果發現，當台灣上市（櫃）公司赴海外募資時，募資地點與募資金 額規模所增加之法律責任程度，與海外集資後（相較於集資前）|AA|減少的幅度有顯著的正相關； 即支持法律責任的增加，確實會改變管理者及會計師編製與查核財務報表的決策，進而有助於 改善財務報表的品質。 目前探討法律責任與報表品質的實證文獻並不多見，主要係透過比較不同國家法律制度及 各國公司盈餘管理之間找出關聯性（Lang et al., 2003; Leuz et al., 2003）。然而，比較各國公司
1 同年遠東紡織股份有限公司率先發行一億美元海外可轉讓公司債，於倫敦證券交易所掛牌交易。 2 同年中國鋼鐵股份有限公司首先發行海外存託憑證，於倫敦證券交易所掛牌買賣。
3 在敏感度測試時，本研究也有以集資當年及次年作為觀察年度，並配合集資前一、二年作為對照年度 重新執行分析，詳情請參閱5.4.1。
盈餘管理程度，除了可能受到各國法律制度差異影響外，尚受各國會計原則、稅法、文化及個 別公司間的差異等因素之影響。因此，透過跨國性的比較分析，可能會影響實證結果之內部效 度。本研究在研究設計上，則以單一國家的公司為對象，消除前述文獻各國會計原則及文化制 度上差異可能對實證結果產生的衝擊，並進一步控制個別公司間的差異（透過同一家公司海外 集資前後的配對加以控制），此舉應可提升實證結論的內部效度。 本文其餘內容賡續安排如下：第2節將目前與海外募資活動相關的文獻加以整理，並對法律 責任與報表品質的文獻作一扼要回顧。第3節則探討法律責任對財務報表品質影響之研究設計， 包括研究假說之建立、研究方法與變數之衡量。第4節乃說明樣本選取與資料來源。第5節即彙 總本研究之實證結果並加以分析。第6節則為結論與建議。
2. 文獻回顧
根據實際資料顯示，我國上市（櫃）公司赴海外發行有價證券募集資金的地區，主要集中 在紐約、倫敦及盧森堡（請參見第4.3節資料來源）。緣此，本研究擬先彙整目前有關海外募資 議題的文獻發展，之後，再對美國、英國及盧森堡等國之法律制度與我國的法律環境進行比較， 俾便瞭解我國公司管理當局與會計師在不同海外市場集資，可能面臨法律責任之國際性差異。 最後，則再臚列法律責任對財務報表品質影響之相關文獻。茲將文獻內容扼要說明如下。2.1 海外募資之相關文獻
睽諸文獻發現，以海外籌資為研究標的的文獻主要集中在探討對股價或經營績效的影響、 決策因素的考量及公司治理的層面上。以海外募資事件是否具有資訊內涵而言，目前的研究結 果仍相當分歧。一派支持海外掛牌對股價具有顯著的影響，但市場解讀的方向並不一致，且結 果易受事件日選擇的干擾（包幸玉，民92；廖盈智，民93；Fuerst, 1998）；另一派則顯示無明 顯的異常報酬證據出現（張憶如，民93；李維信，民94）。此外，亦有文獻進一步分析存託憑 證與原標的普通股股價之間的連動關係，得出標的股的報酬能解釋存託憑證報酬的變動（沈中 華，民87；周冠男等，民93），但存託憑證的價格相對於原股的價格，則存在於大幅溢價的現 象（蔡璧徽、黃志典，民92）。 至於在經營績效的分析上，實證支持海外籌資後，在權益代理成本較低的情況下，確實有 助於公司整體價值的提昇（張憶如，民93；林宜慧，民94；Doidge et al., 2004）。另從影響公司 赴海外籌資的決策因素來看，研究指出公司的某些財務特徵會左右企業是否選擇發行海外有價 證券（黎珈偉，民91；吳士豪，民94）。最後，就公司治理機制探討部分，Moel（1999）的研 究發現海外募資企業資訊的發佈會比較及時與主動，當掛牌地區對資訊揭露規範的水準愈高， 呈現出的報表品質會愈佳（Ball, 2001; Mitton, 2002; Lang et al., 2003）。同時，海外上市的計畫具有釋放重視少數股東權益訊號之效果（the bonding effect），募資後的股權結構轉而更為健全 （楊琇媛，民94；Coffee, 2002）。 綜上所述，以海外集資企業為觀察對象，探討法律責任對企業財務報表品質影響的文獻尚 付之闕如，而法律責任對報表品質的影響究竟如何？對掛牌公司與主管機關而言均為一極欲了 解的議題。本研究之進行除了可填補相關實證研究之罅漏外，更希冀從中瞭解募資背後法律責 任的增加，是否會促使財務報表品質有所改善？
2.2 法律責任差異
Leuz et al.（2003）以全球31國之非金融業公司為研究樣本，並根據法律機制及證券市場的 特性，將31國區分為下列三個群組，以三個群組的分類結果，作為衡量各國對投資人保護與法 律規範的強弱程度。第一等級的群組是投資人保護程度較高，證券市場已高度發展、股權較分 散、對投資人權益的法律保障較健全，屬於外部人經濟（outsider economies）的特徵，如英國、 美國、香港、新加坡。第二等級的群組是投資人保護程度尚可，證券市場發展程度較低、股權 相對集中、較不重視投資人權益，但法律規範仍相當嚴格，屬於內部人經濟（insider economies） 的特徵，如德國、比利時、台灣、日本。第三等級的群組則是投資人保護程度較低，法律規範 亦略顯寬鬆，性質上亦屬內部人經濟，如義大利、印度、韓國、泰國。該研究在測試盈餘管理 與投資人保護程度高低之關聯性時發現，當投資人保護機制較薄弱或法律規範較為寬鬆時，該 國企業普遍會有顯著盈餘管理現象。相對的，證券市場發展程度愈高，股權結構愈分散，投資 人保護法令愈完備，盈餘管理現象愈低。因此可推知，相對於英美法系國家，大陸法系國家對 投資人的權益保護意識較缺乏，連帶對經理人與會計師加諸的法律責任便較輕，易造成財務報 表受人為因素的干擾而失真。 雖然Leuz et al.（2003）將美、英兩國對投資人保護與法律規範的程度分類在同一群組，但 同時也有文獻以審計公費、會計資訊品質、公司治理或權益資金成本的角度探討發現，在美國 市場募資的法律責任遠高於英國的市場（Coffee, 2002; Seetharaman et al., 2002; Lang et al., 2003; Doidge et al., 2004; Khurana and Raman, 2004）。國內研究亦指出，美國對於會計師簽證責任之法律規範及懲戒制度較為嚴格，會計師面臨 之民事賠償責任、刑事責任及行政責任均高於我國之法律規定（林嬋娟等，民85；林嬋娟，民 88；范瑞華，民91）。英、美兩國更因連帶責任制度、集體訴訟制度、或有律師公費制度及懲 罰性賠償制度，造成訴訟風潮不斷，會計師被告情形層出不窮。反觀我國，由於投資人保護機 制不健全及欠缺完善訴訟監督制度，會計師遭受訴訟案件屈指可數。 除了各國法律規範差異外，影響訴訟風險認知之另一因素為司法管轄權問題。Seetharaman et al.（2002）指出，當外國企業的有價證券在美國證券市場公開發行時，該國負責簽證的會計
師即須受美國證券交易法之規範4，因此，美國的法律在若干程度上具有跨國管轄的效力。
2.3 法律責任對財務報表品質之影響
對管理當局而言，法律責任的威脅及事後的懲罰，可提昇管理當局揭露資訊的準確性
（O‘Brien and Hodges, 1991; Francis et al., 1993; Khanna et al., 2004）5。對會計師而言，外部利害
關係人認為獨立客觀的會計師會限制經理人的盈餘管理，經其簽證的財務報表具有相當程度的 公信力。因此，一旦認為會計師執行審計不當，致未能偵測出報表存有重大誤述時，報表使用 者便極有可能控告會計師請求賠償（Palmrose, 1988; Lys and Watts, 1994; Francis et al., 1999）。 當管理當局意圖藉由盈餘管理來隱瞞公司真實績效，會計師卻未能加以遏止時，審定的報表便 可能夾帶不實的資訊而影響投資人的正確判斷。因此，當會計師無法降低管理當局藉由異常應 計數來操縱盈餘以美化財務報表時，會計師須承擔的訴訟風險便會增加（Lys and Watts, 1994; Heninger, 2001）。這些實證結果也說明外部利害關係人咸認除經理人外，會計師亦應對查核公 司財務報表的允當表達負責，一旦經理人以會計裁決方式干擾對外財務報導時，會計師便應審 慎查核、調整委託客戶的異常應計數以降低自己可能面臨的訴訟風險。Seetharaman et al.（2002） 亦指出，當英國企業選擇到美國掛牌上市交易時，其查核會計師會收取較高的審計公費，以增 加投入查核的工作提升審計的品質，俾降低未來的訴訟風險。 上述的實證結果係針對訴訟風險較高的英美法系國家得到的證據，若以對保障投資人較薄 弱的大陸法系國家而言，英美的實證結論則不一定成立。Vanstraelen（2002）的研究即發現，在 訴訟風險較低的比利時，會計師收取愈高的審計公費，愈不會對受查者出具繼續經營有疑慮之 查核意見；即會計師的獨立性會受到審計公費的影響。 綜合文獻探討的結果，各國對管理當局及會計師所加諸的法律責任，實會影響其未來可能 面對財務報表使用者求償的風險，而此一風險將促使管理當局較不願意從事盈餘管理，會計師 亦將提昇其審計品質，以因應訴訟風險的增加，進而提昇財務報表之品質。
4 在Reingold v. Deloitte Haskins & Sells（Australia）的判例中，美國法院認為由於外國審計報告須向SEC 申報，屬於美國投資人所使用相關資訊之一環，因此證券交易法對於外國會計師確實具有管轄權力。 而在過去美國有關會計師訴訟的案例中，有25個案例係針對外國會計師提出控告（特別的是皆為六大 會計師事務所之加盟會員事務所）。
5 在美國，證券投資者控告管理當局盈餘揭露的法律案件，其主要法源是證管會10b-5條例（SEC Rule 10b-5），10b-5明確規定：「就當時的環境下，為了避免誤導，對於重要事實做不實的說明或遺漏必要 的說明（to make any untrue statement of a material fact or to omit to state a material fact necessary in order to make the statements made, in light of the circumstances under which they were made, not misleading.）」是不 合法的。
3. 研究假說與研究設計
3.1 研究假說之建立
本研究旨在從台灣企業赴海外集資的角度，探討籌資當地政府對管理當局及會計師要求的 會計報導責任，連帶可能增加的訴訟風險，是否會促使財務報表品質的提昇。當台灣上市（櫃） 公司，向海外募集資金時，除了需向我國證券主管機構申報外，亦須向集資所在國之證券主管 機構申報，並受其相關法令之約束。換言之，當台灣上市（櫃）公司向海外募集資金後，除了 需承擔我國的法律責任外，亦須負擔集資所在國的法律責任；即海外集資後，管理當局及會計 師面對的財務報表法律責任將增加6，根據第2節文獻所探討的結果，提高法律責任可以增進財 務報表的品質，更進一步的實證證據亦可從Lang et al.（2003）的研究中獲得充分的支持。緣此， 本研究預期台灣上市（櫃）公司海外集資後的財務報表品質應較海外集資前的財務報表品質佳。 此外，當海外募集資金的規模愈大時，管理當局及會計師未來面對求償的人數及金額也會愈大， 集資後財務報表品質的提昇理應愈佳。準此，遂建立本研究第一個研究假說7： H1：當企業發行存託憑證或可轉換公司債進行海外募資活動時，由於法律責任的增加，財務報 表品質會較未發行前佳。而且在其他條件不變的情況下，海外募集資金的規模愈大，集資後 財務報表品質的提昇愈佳。 誠如前述，台灣上市（櫃）公司海外集資的國家主要為美國、英國及比利時，然而根據現 有文獻，上述三個國家的法律責任及對投資人的保護，不但與我國不盡相同，彼此間亦有所差 異。根據Leuz et al.（2003）之研究，上述三個國家中，美國及英國同屬於法律責任最重，投資 人保護機制最健全的國家。同時文獻上亦指出，以審計公費、會計資訊品質或權益資金成本的 角度來看，在美國市場募資所衍生的法律責任明顯高於以英國作為掛牌地點的後續風險 （Seetharaman et al., 2002; Lang et al., 2003; Khurana and Raman, 2004）。此外， Coffee（2002）從公司治理角度亦認為，在美國掛牌交易的外國公司，因美國的法 律環境較嚴峻、市場發展更臻成熟，對公司經營透明度與會計資訊揭露要求的標準較在其它國 家為高。最後，Doidge et al. ( 2004) 從公司價值角度（以Tobin’s q衡量）切入發現，英國公司赴 美國上市後，相對於僅在當地籌資的公司，因美國證券市場的管制要求，限制了控制股東從事 私有控制利益的消費，在權益代理成本較低的情況下，海外籌資公司正可充分利用其成長機會 而提昇公司的價值。近年來美國更因受2002年所頒布企業革新法案（Sarbanes-Oxley Act of 2002） 6 在安達信（Andersen）會計師事務所建置之企業審計（business audit）風險評估計畫中，受查客戶是否 有進行海外募集資金的活動，即列為影響整體審計風險因素之一。 7 本研究之假說皆以對立假說形式呈現。
的影響，實質加重財務報表編製者與簽證者的法律責任。因此，從上述的證據不難看出，美國 的法律環境確實遠較其他國家來得嚴峻，管理當局及會計師承擔的訴訟風險最高。 至於在其它國家方面，比利時的法律責任及對投資人的保護與我國相似，且根據相關的研 究，我國與比利時對保障投資人所規範的法律責任乃遠低於英美兩國 (林嬋娟等，民85；林嬋娟， 民88；范瑞華，民91；Leuz et al., 2003)。因此形成海外集資地點不同，管理者及會計師應負的 法律責任亦有所不同。易言之，法律責任如能增進報表品質，本研究預期在美國集資的公司， 集資後財務報表品質的提昇，應大於非美國集資的公司。此外，同H1之推論，當海外募集資金 的規模愈大時，管理當局及會計師之法律責任隨之加重，集資後財務報表品質提昇的程度亦會 愈佳。根據前面的論述，本研究乃衍伸出第二個研究假說如下： H2：選擇在美國集資的公司，集資後財務報表品質提昇的程度，應大於在非美國集資的公司。 而且在其他條件不變的情況下，海外募集資金的規模愈大，集資後財務報表品質的提昇愈佳。
3.2 研究設計、實證模型與變數衡量
依據現有文獻，許多學者皆認為管理當局操縱的盈餘空間愈小，所發佈的報表品質愈佳 （Heninger, 2001; Klein, 2002; Leuz et al., 2003）。若從查核報表的角度而言亦有學者發現，會計 師可以抑制管理當局盈餘操縱的空間，而且審計品質愈好的會計師事務所，盈餘管理被抑制的 效果愈佳（Becker et al., 1998; Francis et al., 1999; Frankel et al., 2002）。此外，雖然盈餘管理衡量的方式很多，但其中最被廣泛使用的方式則屬異常應計數8。由於本研究非屬事件型盈餘管理
（event-type earnings management）之研究，透過異常應計數的絕對值正可同時反應出報表最終 隱含向上及向下操縱盈餘合併效果的幅度（Becker et al., 1998; Francis et al., 1999; Frankel et al., 2002; Chung and Kallapur, 2003）。緣此，本研究乃仿照過去文獻的作法，以盈餘管理可操縱的 空間，即異常應計數的絕對值，作為捕捉財務報表品質的指標。
至於估計|AA|的模式，本研究係以產業別橫斷面Modified Jones Model（簡稱MJ模式）估計 之。Dechow et al.（1995）曾針對五種估計|AA|的模式中測試發現，MJ模式在模擬偵測以|AA| 作為衡量企業盈餘管理現象上，被公認為是檢定力最佳的估計方法。而文獻上亦發現產業別橫 斷面MJ模式，相對於時間序列之MJ模式，具有操作上的優勢（Subramanyam, 1996; Bartov et al.,
8 Schipper（1989）指出，基於個別會計方法無法反映管理當局全部的會計選擇，影響盈餘的會計選擇， 應是管理當局所有會計選擇的彙總結果，而應計數的衡量，可反映所有會計方法對報導盈餘水準的淨 影響。一般而言，文獻上將應計數分為裁決性與非裁決性二類，非裁決性應計數與正常營業活動有關， 主要是企業因經濟狀況改變所造成應計數變動；而裁決性應計數則是經理人在GAAP允許範圍內可自由 裁量的部分。
2001），而廣為目前實證研究所採用9。本研究係以各產業研究年度前五年之財務資料，以一般
最小平方法（Ordinary Least Squares,簡稱OLS），估計式(1)中產業別迴歸係數，αˆjt、βˆjt 、γˆ ，jt
每一個產業在估計期內若少於30個觀察值者，則自樣本中剔除10。爾後，再利用估計係數估計各 公司各研究年度之配適值（fitted value），並以研究年度各公司實際總應計數減除該配適值，求 得研究年度之|AA|11。有關第j產業中，第i家公司，第t期之AA估計式如式(2)所示： ijt ijt ijt jt ijt ijt ijt jt ijt jt ijt
ijt A A REV REC A PPE A
TA / −1 =α (1/ −1)+β [(∆ −∆ )/ −1]+γ ( / −1)+ε (1) )} / ( ˆ ] / ) [( ˆ ) / 1 ( ˆ { / ij j ij j ij ij ij j ij ij ij
ij TA A A REV REC A PPE A
AA = − α +β ∆ −∆ +γ (2) 式中： ijt TA = 第j產業中，第i家公司，第t期之總應計數，以營業活動淨利減掉營業活動現金流量求 算之。 1 − ijt A = 第j產業中，第i家公司，第t期之期初總資產。 ijt REV ∆ = 第j產業中，第i家公司，第t期之淨收益變動數。 ijt REC ∆ = 第j產業中，第i家公司，第t期之應收款項變動數。 ijt PPE = 第j產業中，第i家公司，第t期之折舊性資產毛額。 ijt ε = 第j產業中，第i家公司，第t期之殘差項。 在樣本設計上12，為控制經濟環境及個別公司間的差異等干擾因素的影響，本研究以第一次 辦理海外集資的公司為對象，以集資後的當年為觀察年度，並以集資前一年作為對照年度。此 外，為避免僅以兩年為樣本受觀察時間過短而難以真正分離出海外募資事件的影響，本研究在 後續敏感度分析時（請參見 5.4.1），也使用了海外集資當年及次一年為觀察年度，並以集資前一 9 產業別橫斷面模式具有三點優於時間序列模式的特性。第一是觀察值較多，可提高估計的精確性；第 二是可納入歷史較短的公司，較無存續性偏誤 (survivorship bias) 的問題；第三則是可免除資料因非定 態序列 (non-stationarity) 所造成係數估計不當的困擾。 10 計有汽車業 (產業代碼為22) 及綜合業 (產業代碼為98)。
11 過去研究慣以裁決性應計數來稱呼迴歸式的殘差項，但Bernard and Skinner (1996) 與Hribar and Collins (2002) 認為，該預測誤差有時也包含某些非經常性無法裁量因素（unusual nondiscretionary events），如 合併、停業部門損益、外幣換算等在內，故不宜稱為裁決性應計數。因此，本文乃沿用Heninger (2001) 的用法，以異常應計數名詞稱之。 12 鑒於發行當年度與前一年度亦有可能同時受到海外集資活動的影響，本研究原擬進一步針對事件年度 （有發行海外有價證券之當年度）同一會計師事務所查核簽證之審計客戶，在控制規模差異的情況下， 以明確區隔會計師有、無受海外集資事件影響的方式，探討發行公司與未發行公司間不同的簽證風險水 準，對會計師審計決策態度的影響。但因符合同一簽證會計師事務所及同產業、同公司規模的配對公司 過少，因而導致本研究無法以有發行公司與未發行公司之配對樣本進行測試。
年及前二年作為對照年度13。至於在實證模式建立方面，本研究主要係利用多變量迴歸模式，在 控制其他變數的情況下，估計海外集資前後、集資國別及集資金額規模對|AA|的影響，俾作為日 後檢定研究假說的依據。 在實驗變數衡量方面，假說一係探討當我國上市（櫃）公司進行海外集資時對財務報表品 質的影響。本研究採用兩種方式衡量公司海外集資的情況，一為虛擬變數的方式為之（以 LISTit 代表之），如果當年度屬發行當年度及次年者 LISTit設為 1，屬對照年度者 LISTit設為 0。由於法 律責任的變化，不但受是否有海外集資的影響，海外集資金額的大小，應也會影響法律責任的 高低。因此，另一種衡量的方式，係以海外集資金額（以期初總資產平減）的規模衡量之（以 LISTAMTit 代表之）。至於假說二之檢測，則是以設立虛擬變數的方式衡量不同發行地域所賦予 管理當局及會計師法律責任的差異，其對財務報表品質的影響。選擇在美國掛牌上市的公司 USit 設為 1，否則為 0；選擇在非美國地區掛牌上市的公司 NUSit設為 1，否則為 0，並進一步以 USit
及 NUSit各自與 LISTit及 LISTAMTit的交叉乘項作為實驗變數，再以 Wald-test 檢測兩者係數之間
是否具有顯著差異，即探討在美國掛牌的法律責任是否會大於非美國地區掛牌的責任。 唯恐其他變數影響因變數與上述實驗變數間之關係，本研究乃參考目前相關文獻，在迴歸 模式中加入控制變數，俾提升模型設定（specification）的準確性（Bartov et al., 2001）。茲將控 制變數逐一說明如下：在營業活動現金流量方面，Dechow et al.（1995）與Becker et al.（1998） 的研究顯示，營業活動現金流量與未取絕對值前之異常應計數具有密切負相關，故本研究將營
業活動現金流量（以OCFit代表之）列入。而在財務槓桿方面，DeFond and Jiambalvo（1994）及
Dechow et al.（1996）的研究發現，負債比率較高的公司，為避免違反債務契約的限制條款，經 理人通常較會操縱異常應計數。另一方面，槓桿比例高也有可能代表出現財務危機（Beneish and Press, 1995）的機率較高，根據DeAngelo et al.（1994）的看法，財務困難公司有可能為爭取對 自己有利的債務條件或履約權益，反而會傾向將會計盈餘調低。本文以總負債除以期初總資產
衡量財務槓桿（以LEVit代表之）。至於在公司規模部分，Becker et al.（1998）認為，公司規模
背後可能代表著相當多的遺漏變數，必須加以控制其對異常應計數變動的潛在影響。本研究以 期初總資產取自然對數，作為衡量公司規模之代理變數（以SIZEit代表之）。 此外，文獻指出總應計數絕對值（以TACit代表之）愈大的公司，異常應計數的金額亦可能 愈大，為避免總應計數對研究分析造成干擾，本文亦將之納入控制（Becker et al., 1998）。在審 計品質方面，DeAngelo (1981) 推論當會計師事務所規模愈大，審計品質愈佳。而實證上亦發現 13 過去的研究發現，增資或發行公司債可能會促使管理當局有盈餘操縱的動機，為避免海外集資當年及 前一年的異常應計數受上述因素的影響，故進一步延長觀察及對照年度。但觀察及對照年度亦不宜過 長，因為海外集資前一、二年及集資後的一年，公司再集資的可能性不高，但如果過於延長觀察及對 照年度，則可能又會受到其他募集資金或其他事件的影響。
六（五）大會計師事務所相較於非六（五）大會計師事務所，更能抑制公司操縱盈餘的空間（Becker et al., 1998; Francis et al., 1999）。本研究以設立虛擬變數的方式，將非五大會計師事務所查核的
公司（以NB5it代表之）設為1，反之設為0。最後，針對本研究所採用「以發行當年度與前一年 度配對樣本組」進行測試時發現，大多數的樣本公司（77%）屬於電子產業，為避免此一現象可 能對實證結果造成偏誤，本研究乃將樣本屬於電子業的公司（以IDUit代表之）設為1，反之設為 0，來加以控制。 因此，綜合上述的討論，在不考慮發行地點的情況下，實證模型建構如下： it it it it it it it it
it LIST OCF LEV SIZE TAC NB IDU e
AA =β0+β1 +β2 +β3 +β4 +β5 +β6 5 +β7 . + (3) it it it it it it it it it e IDU NB TAC SIZE LEV OCF LISTAMT AA + + + + + + + + = 7 6 5 4 3 2 1 0 5 β β β β β β β β (4) 式中： ︱AAit︱ ＝第i家公司第t期異常應計數之絕對值； LISTit ＝第i家公司第t期有無發行海外有價證券募集資金之虛擬變數，有發行者為1，否則 為0； LISTAMTit ＝第i家公司第t期發行海外有價證券募集資金之發行金額平減期初總資產； OCFit ＝第i家公司第t期營業活動現金流量平減期初總資產； LEVit ＝第i家公司第t期負債比例； SIZEit ＝第i家公司第t期期初總資產取自然對數； TACit ＝第i家公司第t期總應計項目取絕對值； NB5it ＝第i家公司第t期查核會計師是否屬於非五大會計師事務所之虛擬變數，非五大查 核者為1，否則為0； IDUit ＝第i家公司第t期是否屬於電子業之虛擬變數，電子業者為1，否則為0； eit ＝第i家公司第t期之估計誤差項。 根據假說一的預期，式(3)及式(4)中的
β
1應顯著小於0。 如果同時考慮發行金額及發行地點，則實證模型建構如下： it it it it it it it it i it i it e IDU NB TAC SIZE LEV OCF LIST NUS LIST US AA + + + + + + + × + × + = 8 7 6 5 4 3 2 1 0 5 β β β β β β β β β (5) it it it it it it it it i it i it e IDU NB TAC SIZE LEV OCF LISTAMT NUS LISTAMT US AA + + + + + + + × + × + = 8 7 6 5 4 3 2 1 0 5 β β β β β β β β β (6)式中：與式(3)及式(4)相同變數之定義不再贅述。 USi ＝第i家公司是否選擇美國為上市地點之虛擬變數，在美國上市者為1，否則為0； NUSi ＝第i家公司是否選擇非美國地區為上市地點之虛擬變數，在非美國地區上市者為1，否 則為0； 根據假說一的預期，式(5)及式(6)的β 及1 β 應顯著小於0；並進一步根據假說二的預期，式2 (5)及式(6)的β 應顯著小於1 β 。 2
4. 樣本選取與資料來源
4.1 樣本的組成方式
在測試H1的樣本配對部分，為排除前期已發生的海外集資活動對財務報表品質可能會有存 續性影響，及以上市地點區分法律責任高低時，若該公司於前、後期發行海外有價證券的掛牌 交易地點不同，可能造成前期存續性影響去干擾到後期訴訟風險的衡量，使得後期海外募資活 動所隱含的法律責任無法被辨認。是故，本研究將以上市（櫃）公司第一次發行海外有價證券 作為研究對象，並以集資後的當年作為觀察年度。此外，為進一步控制公司本身的特徵差異對 會計師風險偏好態度可能造成的干擾影響，本研究乃以集資前一年作為對照年度形成配對樣 本。最後，為避免海外集資前後年度發生會計師更換而影響實證結果，當公司於發行當年度有 更換會計師情形者，本研究乃將該觀察值予以刪除。4.2 樣本期間
因財政部放寬企業至海外籌集資金的時間始於民國 78 年，使得我國上市（櫃）公司發行海 外有價證券的記錄最早只能追溯到民國 78 年，顧及以 MJ 模式估計異常應計數時需有前五年估 計期的財務資料，加上台灣經濟新報社資料庫中財務資料係從民國 75 年開始建置，因此本研究 的研究期間便界定在民國 81 年至 91 年間14。4.3 資料來源
台灣上市（櫃）公司發行海外存託憑證的資料係從台灣證券交易所設立的「公開資訊觀測 站」網站中「彙總報表」資料庫之「海外有價證券基本資料彙總表」獲得。而發行海外可轉換 公司債的資料則取自台灣經濟新報社資料庫中「TEJ BOND DB－CB 發行條件」資料庫。資料 顯示，存託憑證依發行地點可區分為，在美國發行者稱為美國存託憑證（American Depository 14 因實證測試同時包括了發行當年度與前一年度的資料，若以民國80年作為始點，則發行公司前一年度 的異常應計數就會無法估計。Receipts，簡稱 ADR）；若同時申請在兩個以上證券交易所發行者稱為全球存託憑證（Global
Depository Receipts，簡稱 GDR）。至於境外發行可轉換公司債時，則稱為海外可轉換公司債（Euro
Convertible Bonds，簡稱 ECB）。相較於存託憑證，海外可轉讓公司債的發行地點主要集中在倫
敦及盧森堡兩地之證券交易所，其發行程序較為簡單且法令規範亦較為寬鬆。在募資管道鬆綁 後，海外存託憑證及海外可轉換公司債已儼然成為台灣企業赴海外資本市場籌資之主要工具15， 而發行地點則主要集中於紐約、倫敦及盧森堡。 至於其它估計異常應計數所需之迴歸變數及實證模型中其它財務變數，亦是從台灣經濟新 報社資料庫蒐集之。至於在樣本篩選部分，除以企業第一次海外募資（即首次發行海外存託憑 證或海外可轉換公司債）作為樣本外，本研究尚考量以下幾項樣本篩選標準： (1) 基於行業特性與管制環境迴異於一般產業，刪除金融、保險與證券業； (2) 由於其他產業無法歸屬至特定產業類別，不適宜採用產業別橫斷面 MJ 模式估計異常應計 數，故亦予以刪除； (3) 刪除會計年度屬非曆年制之公司； (4) 刪除資料遺漏之公司； 業經上述篩選標準，最後符合條件之觀察值共計有 85 個觀察值16。表 1 列示研究樣本逐步 篩選的狀況。 表1 研究樣本篩選情況 項 目 海外存託憑證 海外可轉換公司債 全體樣本 原始樣本a 45 86 131 金融保險業 1 5 6 其他產業 0 2 2 非曆年制公司 1 0 1 資料遺漏之公司 3 8 11 海外募資重複之觀察值 11 15 26 最後觀察值b 29 56 85 a 民國 81 年至 91 年首次公開發行者。 b 在配對分組中代表「發行當年度觀察值」 。 15 自民國78年開放以來，截至民國92年10月止，我國上市（櫃）公司發行海外可轉換公司債之發行總額 共計22,481,031,000元，發行海外存託憑證之上市（櫃）公司共有54家。 16 在後續進行實證分析時，經再調整所有自變數位於平均數正負三倍標準差以外的極端值8家（Bartov et al., 2001），最後樣本則為77家公司，連同配對組共形成154個觀察值。
此外，針對篩選後的最後分析樣本，公司發行海外有價證券上市地點的分佈情形列示於表 2。很明顯地，選擇以美國地區作為發行上市地點的企業相當少，大多數上市（櫃）公司仍偏愛 選擇倫敦或盧森堡作為發行地點。其中，企業選擇發行地點主要可能是受資訊揭露規範強弱之 影響，由於盧森堡對於公司資訊揭露的要求最低而成為我國企業最常選擇的上市地點，而企業 選擇法律規範較為嚴格的美國作為上市地點，可能是希望藉此傳達該公司經營良好之訊號給國 際投資人（薛富井、陳韻如，民 91），俾提升公司的形象與知名度。
5. 實證結果與分析
5.1 樣本敘述統計量
首先將迴歸分析中所有變數之敘述統計量彙整於表3。由 Panel A盈餘管理變數可看出，︱AAit︱與AAit平均數（中位數）分別為0.1585（0.0964）及-0.0728（-0.0321）。Panel B 則列示
衡量法律責任實驗變數之敘述統計量，台灣企業選擇以美國為上市地點（USit）的平均數為0.039， 選擇以非美國為上市地點（NUSit）的平均數為0.461，顯示我國公司發行海外存託憑證或海外可 轉換公司債時，多選擇以盧森堡或倫敦等地區申請掛牌上市，較少選擇在NYSE或NASDAQ等美 國證券交易所上市。最後，Panel C則列示控制變數之敘述統計量，NB5it平均數為0.0779，意謂 有發行海外有價證券的上市（櫃）公司多數選擇由大型會計師事務所查核簽證。另IDUit平均數 表 2 台灣企業海外募資分佈地點 發行年度 美國地區上市a 非美國地區上市b 合計 81 - 4 4 82 - 3 3 83 2 15 17 84 1 2 3 85 1 7 8 86 1 7 8 87 - 4 4 88 - 3 3 89 - 6 6 90 - 6 6 91 2 21 23 合計 7 78 85 a 選擇在美國地區掛牌交易之公司大部分皆為發行海外存託憑證。 b 由於資料取得之限制，無法詳列各上市地區。
表3 敘述統計量－發行當年度與前一年度配對樣本 變數a 平均數 標準差 中位數 最大值 最小值 Panel A：盈餘管理變數 |AAit| 0.1585 0.1631 0.0964 0.76 0 AAit -0.0728 0.2158 -0.0321 0.76 -0.66 Panel B：法律責任實驗變數 LISTit 0.5000 0.5016 0.5 1 0 LISTAMTit 0.1409 0.2207 0.0156 1.61 0 USit 0.0390 0.1941 0 1 0 NUSit 0.4610 0.5001 0 1 0 USit×LISTAMTit 0.0093 0.0511 0 0.37 0 NUSit×LISTAMTit 0.1316 0.2204 0 1.61 0 Panel C：控制變數 OCFit 0.0998 0.1747 0.0945 0.92 -0.60 LEVit 0.1349 0.1017 0.1303 0.44 0 SIZEit 16.4069 0.9012 16.3117 18.64 14.44 TACit 0.0962 0.1007 0.0707 0.80 0 NB5it 0.0779 0.2689 0 1 0 IDUit 0.7662 0.4246 1 1 0 a 各變數定義如下：|AA it|：以產業別橫斷面MJ模式估計之異常應計數絕對值；AAit：以產業別橫斷面MJ 模式估計之異常應計數；LISTit：發行當年度者設為1，否則為0；LISTAMTit：公司發行海外有價證券募 集資金之發行金額平減期初總資產；USit：掛牌上市地點在美國地區者設為1，否則為0；NUSit：掛牌上 市地點在非美國地區者設為1，否則為0；USit×LISTAMTit ：公司選擇美國為上市地點發行海外有價證券 募集資金之發行金額平減期初總資產；NUSit×LISTAMTit：公司選擇非美國地區為上市地點發行海外有價 證券募集資金之發行金額平減期初總資產；OCFit：以期初總資產平減之營業活動現金流量；LEVit：負債 比率；SIZEit：期初總資產取自然對數；TACit：總應計數絕對值；NB5it：由非五大會計師事務所查核者 設為1，否則為0；IDUit：屬於電子業者設為1，否則為0。 為0.7662，代表赴海外籌劃募資活動的上市（櫃）公司多屬電子業。整體而言，因先前篩選樣本 時已剔除極端值的干擾，故相關控制變數中所呈現出變異程度並不大。 表4乃彙整因變數及自變數間之相關係數矩陣。整體而言，因變數（︱AAit︱）與各實驗變 數間之相關係數都不是很高，且不具統計顯著性，但這只是單變量測試呈現出的初步結果，較 完整的輪廓關係仍須俟複迴歸的結果而定。至於︱AAit︱與各控制變數之間的相關係數，大抵與 過去研究發現的相關性相符。在各自變數之間的相關係數方面，除了若干衡量相同法律責任之 實驗變數間的相關係數較高外（如LISTit與NUSit之間的相關係數高達0.925），其餘自變數之相關
表4 相關係數 (Pearson Correlation) 矩陣－發行當年度與前一年度配對樣本
變 數 |AAit| LISTit LISTA USit NUSit USit×LISTAMTi NUSit×LISTAM OCFit LEVit SIZEit TACit NB5it IDUit
|AAit| 1.000 0.024 -0.042 -0.098 0.062 -0.096 -0.020 -0.044 0.145** 0.126* 0.466*** -0.204*** 0.311*** LISTi 1.000 0.640 ** 0.201*** 0.925** 0.182* 0.599** -0.067 0.374*** 0.201*** -0.028 0.000 0.000 LIST 1.000 0.089 0.608** 0.123 0.973** -0.006 0.093 -0.072 0.106 -0.091 0.167* USit 1.000 -0.186 * 0.905** -0.121 0.137** 0.021 0.225*** -0.028 -0.059 0.032 NUSit 1.000 -0.169* 0.648** -0.120* 0.367*** 0.114* -0.017 0.023 -0.012 USit 1.000 -0.109 0.152 0.048 0.155 -0.028 -0.053 0.086 NUS 1.000 -0.042 0.082 -0.108 0.113 -0.079 0.147 OCFi 1.000 -0.118 * 0.286*** -0.406*** -0.087 0.125* LEVit 1.000 0.114* -0.019 0.047 -0.150** SIZEi 1.000 -0.081 0.036 -0.222 *** TACit 1.000 -0.144** 0.232*** NB5it 1.000 -0.412 *** IDUit 1.000 a 各變數定義如下：∣AA it∣：以產業別橫斷面MJ模式估計之異常應計數絕對值； LISTit：發行當年度者設為1，否則為0；LISTAMTit：公司發行海 外有價證券募集資金之發行金額平減期初總資產；USit：掛牌上市地點在美國地區者設為1，否則為0；NUSit：掛牌上市地點在非美國地區者設為
1，否則為0；USit×LISTAMTit：公司選擇美國為上市地點發行海外有價證券募集資金之發行金額平減期初總資產；NUSit×LISTAMTit：公司選擇非
美國地區為上市地點發行海外有價證券募集資金之發行金額平減期初總資產；OCFit：以期初總資產平減之營業活動現金流量；LEVit：負債比率；
SIZEit：期初總資產取自然對數；TACit：總應計數絕對值；NB5it：由非五大會計師事務所查核者設為1，否則為0；IDUit：屬於電子業者設為1，
否則為0。
b：***、**與*分別代表1%、5%及10%的顯著水準。
280
管理與系
判斷自變數間是否存在共線性的標準。結果發現在每一條迴歸式內所有自變數的VIF值均小於 10，因而整體而言，自變數間線性重合問題應不致太嚴重。
5.2 單變量分析
茲將發行當年度與前一年度配對樣本︱AAit︱的平均數與中位數及其間是否有顯著差異 之敘述統計量，依發行與否、發行地點列示於表5。從表中Panel A可看出，以|AAit|衡量報表品 質時，在沒有控制其他因素的情況下，海外集資後的|AAit|並沒有明顯小於海外集資前的|AAit|。另從Panel B與Panel C而言，當台灣企業選擇在美國地區發行上市時，海外集資後|AAit|的平均
數明顯小於海外集資前|AAit|的平均數，另|AAit|的中位數雖然有縮小，但不具統計顯著性。但若 企業選擇在非美國地區發行上市時，海外集資後的|AAit|也沒有明顯小於海外集資前的|AAit|。整 體而言，在沒有控制其他變數的單變量分析中，並沒有明顯的證據支持假說一及假說二。不過， 實證結論還是得進一步以多變量迴歸分析的結果方能較為確定。 表5 單變量分析－發行當年度與前一年度配對樣本a Panel A：有無發行海外有價證券之台灣企業（H1） LISTit=1 LISTit=0 變數b 平均數 中位數 平均數 中位數 t-test Mann-Whitney U-testc ︱AAit︱ 0.1624 0.0967 0.1546 0.0961 0.295 -0.067 Panel B：選擇美國地區掛牌交易（H2） USit=1 USit=0 變數 平均數 中位數 平均數 中位數 t-test Mann-Whitney U-test ︱AAit︱ 0.0798 0.0544 0.1617 0.0967 -3.066** -1.064 Panel C：選擇非美國地區掛牌交易（H2） NUSit=1 NUSit=0 變數 平均數 中位數 平均數 中位數 t-test Mann-Whitney U-test ︱AAit︱ 0.1694 0.1002 0.1492 0.0942 0.756 -0.48 a 配對組：發行當年度與前一年度配對樣本；發行當年度LIST it=1，前一年度LISTit=0； b ∣AAit∣：以產業別橫斷面MJ模式估計之異常應計數絕對值； c t值係以二群樣本平均數或比例之差異並除以標準差求得；M-W-U檢定之z值係以M-W之U值減掉其 平均數並除以其標準差求得； d：***、**與*分別代表1%、5%及10%的顯著水準。
5.3 複迴歸分析
玆將迴歸式(3)至迴歸式(6)估計的結果彙整於表6與表7。在應用OLS時，因常態性檢定的
結果殘差未能符合常態分配的假設17，故本研究將改以加權最小平方法（Weighted Least Squares,
簡稱WLS）作為參數估計與模式配適的方法（Greene, 2003; Wooldridge, 2006）。此外，鑒於 本研究資料係屬橫斷面性質，實證時將以White Test檢定迴歸模型是否具有變異數異質 （heteroskedasticity）的情況，若有異質變異的現象，本文將以經White變異數/共變數矩陣修正 後之估計結果列示。首先就海外集資前後財務報表品質變化分析之，根據假說一的預期，表6
模式(3)及模式(4)中LISTit與LISTAMTit的係數應顯著小於0，從表6的估計結果可以窺知，LISTit
與LISTAMTit的係數皆呈現負數，但LISTit的顯著水準僅有0.17，而LISTAMTit的係數則具有統計
顯著性（p值為0.03）。本研究認為僅以有無海外集資衡量管理當局及會計師法律責任變化的 狀況（未考慮發行金額及地點），即以LISTit衡量是較粗略的衡量方式，可能會喪失某些資訊， 從這個角度而言，LISTAMTit（雖未考慮發行地點，但已將發行規模金額納入考量）較能代表 管理當局及會計師法律責任在海外集資前後訴訟風險的變化。從此一初步的結果本研究認為， 假說一得到部分的支持。至於更完整的研究結論，則可從迴歸式(5)及迴歸式(6)估計的結果得 到進一步解讀。 表7彙整的迴歸結果，相較於表6，不但考慮了發行金額，且更進一步考慮海外掛牌交易的 地點，為一更完整的實證模式。從表7可發現，模式(5)的估計結果顯示，當台灣企業選擇到美 國地區發行上市時（不考慮發行金額規模下）， USit×LISTit的係數顯著小於0，在Wald-test檢
定下，USit×LISTit的係數亦顯著小於NUSit×LISTit的係數，意謂著上市（櫃）公司到美國發行有
價證券後，財務報表品質明顯變佳，而且也比在非美國地區發行的公司更佳。至於NUSit×LISTit
的係數雖為負數，但未達傳統之顯著水準（p值為0.29），意謂著雖然在非美國地區掛牌的公 司在發行後，財務報表品質有變好，但並不具統計顯著性。不過，模式(5)的分析還是沒有將 發行規模列入考慮，因此模式(6)乃進一步將發行規模列入考量。從模式(6)的估計結果發現，
USit×LISTAMTit及 NUSit×LISTAMTit的 係 數 皆 顯 著 小 於 0 ， 且 根 據 Wald-test 的 檢 定 結 果 ，
USit×LISTAMTit之係數亦顯著小於NUSit×LISTAMTit的係數；換言之，在考量了發行地點及發行
規模後，不論在美國或非美國地區掛牌交易，發行後財務報表品質皆較發行前佳，而且發行規 模愈大，財務報表品質改善的程度愈佳，即支持假說一。此外，這樣實證結果也證實，在美國 地區發行的公司，相較於非美國地區發行的公司，其財務報表品質改善的幅度更為明顯，即支 持假說二的預期。
17 OLS迴歸殘差經檢測結果發現，迴歸式(3)至迴歸式(6)之Jarque-Bera statistic (p-value) 分別為17.2359 (0.00018)、17.3613 (0.00017)、14.7532 (0.00062)、14.5408 (0.00069)，未能符合常態分配的假設。
表6 法律責任與財務報表品質之關聯性－以發行與否區分a Model (3)： it it it it it it it it it e IDU NB TAC SIZE LEV OCF LIST AA + + + + + + + + = 7 6 5 4 3 2 1 0 5 β β β β β β β β Model (4)： it it it it it it it it it e IDU NB TAC SIZE LEV OCF LISTAMT AA + + + + + + + + = 7 6 5 4 3 2 1 0 5 β β β β β β β β Model (3) Model (4) 變數b 預期符號 係數（p-value）c 係數（p-value）c 截距項 ? -1.0520(0.0018)*** -0.9323(0.0048)*** LISTit - -0.0227(0.1703) LISTAMTit - -0.0806(0.0275)** OCFit + 0.0571(0.1763) 0.0713(0.1190) LEVit + 0.2940(0.0076)*** 0.2812(0.0051)*** SIZEit + 0.0447(0.0009)*** 0.0394(0.0023)*** TACit + 0.7377(0.0000)*** 0.7608(0.0000)*** NB5it + -0.0306(0.1161) -0.0324(0.1031) IDUit ? 0.1052(0.0000)*** 0.1057(0.0000)*** Adjusted R2 33.46% 34.31% F-statistic (p-value) 11.9887(0.0000) 12.4144(0.0000) White Test (p-value) 37.4588 (0.0001) 36.9820 (0.0002) N d 154 154 a 本迴歸模型係以WLS進行參數的估計與檢定。 b 各變數定義如下：∣AA it∣：以產業別橫斷面MJ模式估計之異常應計數絕對值； LISTit：發行當年度 者設為1，否則為0；LISTAMTit：公司發行海外有價證券募集資金之發行金額平減期初總資產；OCFit：
以期初總資產平減之營業活動現金流量；LEVit：負債比率；SIZEit：期初總資產取自然對數；TACit：
總應計數絕對值；NB5it：由非五大會計師事務所查核者設為1，否則為0；IDUit：屬於電子業者設為1， 否則為0。 c ***、**與* 分別代表1%、5%及10%的顯著水準。各變數若有預期符號者為單尾檢定，否則為雙尾檢定。 d 原本為85家掛牌公司，經刪除所有自變數位於平均數調整正負三倍標準差以外的極端值8家，最後為 77家公司，連同配對組共形成154個觀察值。
表7 法律責任與財務報表品質之關聯性－以發行地點區分a Model (5)： it it it it it it it it it it it it e IDU NB TAC SIZE LEV OCF LIST NUS LIST US AA + + + + + + + × + × + = 8 7 6 5 4 3 2 1 0 5 β β β β β β β β β Model (6)： it it it it it it it it it it it it e IDU NB TAC SIZE LEV OCF LISTAMT NUS LISTAMT US AA + + + + + + + × + × + = 8 7 6 5 4 3 2 1 0 5
β
β
β
β
β
β
β
β
β
Model (5) Model (6) 變數b 預期符號 係數（p-value）c 係數（p-value）c 截距項 ? -1.1359(0.0007)*** -1.0033(0.0023)*** USit×LISTit - -0.1408(0.0000) *** NUSit×LISTit - -0.0131(0.2949) USit×LISTAMTit - -0.5270(0.0000)*** NUSit×LISTAMTit - -0.0688(0.0454)** OCFit + 0.0732(0.1224) 0.0873(0.0782) * LEVit + 0.2818(0.0108) ** 0.2918(0.0043)*** SIZEit + 0.0483(0.0003) *** 0.0423(0.0011)*** TACit + 0.7468(0.0000) *** 0.7635(0.0000)*** NB5it + -0.0341(0.0972) * -0.0329(0.1065) IDUit ? 0.1070(0.0000) *** 0.1107(0.0000)*** Wald Statistic (p-value)d 17.2275(0.0000) *** 22.2295(0.0000)*** Adjusted R2 35.18% 35.93% F-statistic (P-value) 11.3788 (0.0000) 11.7274 (0.0000) White Test (p-value) 37.7876 (0.0002) 39.6689 (0.0003) N e 154 154 a 本迴歸模型係以WLS進行參數的估計與檢定。 b 各變數定義如下：∣AA it∣：以產業別橫斷面MJ模式估計之異常應計數絕對值； USit×LISTit：發行當 年度且掛牌上市地點在美國地區者設為1，否則為0；NUSit×LISTit：發行當年度且掛牌上市地點在非 美國地區者設為1，否則為0；USit×LISTAMTit ：公司選擇美國為上市地點發行海外有價證券募集資金 之發行金額平減期初總資產；NUSit×LISTAMTit：公司選擇非美國地區為上市地點發行海外有價證券 募集資金之發行金額平減期初總資產；OCFit：以期初總資產平減之營業活動現金流量；LEVit：負債 比率；SIZEit：期初總資產取自然對數；TACit：總應計數絕對值；NB5it：由非五大會計師事務所查核 者設為1，否則為0；IDUit：屬於電子業者設為1，否則為0。 c ***、**與*分別代表1%、5%及10%的顯著水準。各變數若有預期符號者為單尾檢定，否則為雙尾檢定。 d 分別針對USit×LISTit與NUSit×LISTit 及USit×LISTAMTit與NUSit×LISTAMTit二個迴歸參數進行的係數差
異檢定。
e 原本為85家掛牌公司，經刪除所有自變數位於平均數調整正負三倍標準差以外的極端值8家，最後為
控制變數影響方面，不論以何種方式衡量管理當局與會計師的法律責任，財務槓桿 （LEV）、公司規模（SIZE）及總應計數（TAC）的係數皆具有統計顯著性，與過去文獻預期 的方向相符（Becker et al., 1998; Rajgopal and Venkatachalam, 1998; Bartov et al., 2001; Klein, 2002）。換言之，槓桿程度愈高、公司規模愈大及總應計數愈大的公司，操縱盈餘的空間愈大。 綜上所述，實證結論發現，當台灣上市（櫃）公司赴海外進行募資時，募資地點與募資金 額規模所增加的法律責任，確實會改變管理當局與會計師編製及查核財務報表的決策，此項改 變事實上是促使管理者對會計盈餘的裁決更為自律或會計師對審計簽證的態度更加謹慎，進而 有助於提昇發行公司財務報表的品質。
5.4 敏感度測試
為使本文之實證結果具有一定程度的穩健性（robustness），本研究乃陸續進行了下列幾 項敏感度分析18。 5.4.1 海外募資其它觀察年度之配對組合 鑒於以發行當年度（t期）與前一年度（t-1期）進行法律責任比較時，可能會因時間距離 太短而難以真正區隔出海外募資事件對財務報表品質的影響。同時亦須顧及觀察及對照年度不 宜過長，因為若過於延長觀察及對照年度，則可能又會受到其他募集資金或其他事件對報表品 質的影響。緣此，本研究另以二個時間點的組合作為配對方式重新執行假說一及假說二的測 試。首先，以發行後一年度（t+1期）與發行前二年度（t-2期）作為一組觀察期間；另一種配 對的方式則更進一步拉長觀察期間，以發行當年度（t期）及發行後一年度（t+1期）共二年與 發行前一年度（t-1期）及前二年度（t-2期）共二年作為另一組測試期19。基本上，上述兩種時 間點配對組合的改變，並未對整個實證結果造成明顯的影響（實證結果請參見表8）。 5.4.2 以不同估計期估計∣AA∣ 此外，公司在規劃海外集資活動前，很有可能會先進行財務報表美化的動作，俾藉此使公 司的財務報導與相關的資訊揭露能滿足後續掛牌上市的要求。為避免窗飾後的財務報表可能會 影響主要的實證結果，本文在此將∣AA∣的估計期再往前挪一年度，以海外集資前2年至前6 年的資料估計∣AA∣，研究結果列於表9之Panel A。從該結果發現，估計期設定的變更仍不影 響本文的結論，法律責任的因素，確實有助於改善發行公司財務報表的品質。 18 本文作者在此特別向二位評審的建議致謝。 19 其中t+1期與t期定義為受海外募資事件的影響，法律責任可能較高，同時設計為實驗樣本。t-1期與t-2 期定義為不受海外募資事件的影響、法律責任可能較低，同時設計為控制樣本。表8 法律責任與財務報表品質之關聯性－敏感度分析
Panel A：海外募資其它觀察年度之組合－（t+1期）配對（t-2期）a
實驗變數b
Model (3) Model (4) Model (5) Model (6)
LISTit 0.0155 (0.3605) LISTAMTit -0.0562 (0.1713) USit×LISTit -0.1508 (0.0095) *** NUSit×LISTit 0.0214 (0.3059) Wald Statistic c 12.9969 (0.0003)*** USit×LISTAMTit -0.5449 (0.0029)*** NUSit×LISTAMTit -0.0432 (0.2288) Wald Statistic c 7.9647 (0.0048)*** Panel B：海外募資其它觀察年度之組合－（t期及t+1期）配對（t-1期及t-2期）a
實驗變數b Model (3) Model (4) Model (5) Model (6)
LISTit 0.0060 (0.4072) LISTAMTit -0.0436 (0.1404) USit×LISTit -0.1329 (0.0001)*** NUSit×LISTit 0.0134 (0.3003) Wald Statistic c 29.3385 (0.0000)*** USit×LISTAMTit -0.4646 (0.0001)*** NUSit×LISTAMTit -0.0334 (0.2089) Wald Statistic c 15.1948 (0.0001)*** a 本迴歸模型係以WLS進行參數的估計與檢定。控制變數的結果大抵與表6及表7的結果相仿。 b 實驗變數之定義請參考表6及表7。 ***、**與* 分別代表1%、5%及10%的顯著水準。各變數若有預期符 號者為單尾檢定，否則為雙尾檢定。 c
分別針對USit×LISTit與NUSit×LISTit 及USit×LISTAMTit與NUSit×LISTAMTit二個迴歸參數進行的係數差異
表9 法律責任與財務報表品質之關聯性－敏感度分析
Panel A：以不同估計期（海外募資前二年至前六年）估計∣AA∣a
實驗變數b Model (3) Model (4) Model (5) Model (6)
LISTit -0.0375 (0.0786)* LISTAMTit -0.1016 (0.0319)** USit×LISTit -0.1574 (0.0097)*** NUSit×LISTit -0.0277 (0.1496) Wald Statistic c 3.8280 (0.0504)* USit×LISTAMTit -0.5986 (0.0072)*** NUSit×LISTAMTit -0.0885 (0.0522)* Wald Statistic c 4.4538 (0.0348)** Panel B：海外籌資工具對報表品質的影響－DR與ECB之比較a
實驗變數b Model (5)d Model (6) Model (5)e Model (6)
DRit×LISTit -0.0383 (0.1038) -0.0633 (0.0406)** ECBit×LISTit -0.0114 (0.3528) -0.0188 (0.2780) Wald Statistic c 0.5104 (0.4749) 1.1001 (0.2942) DRit×LISTAMTit -0.0784 (0.0299)** -0.0872 (0.0710)* ECBit×LISTAMTit -0.0912 (0.2418) -0.1702 (0.0809)* Wald Statistic c 0.0090 (0.9245) 0.4027 (0.5257) a 本迴歸模型係以WLS進行參數的估計與檢定。控制變數的結果大抵與表6及表7的結果相仿。 b
Panel A實驗變數之定義請參考表6及表7，Panel B實驗變數定義如下：DRit×LISTit：發行當年度且發行
海外存託憑證者設為1，否則為0；ECBit×LISTit：發行當年度且發行海外可轉換公司債者設為1，否則
為 0 ； DRit×LISTAMTit ： 公 司 選 擇 發 行 海 外 存 託 憑 證 募 集 資 金 之 發 行 金 額 平 減 期 初 總 資 產 ； ECBit×LISTAMTit：公司選擇發行海外可轉換公司債募集資金之發行金額平減期初總資產。***、**與*分
別代表1%、5%及10%的顯著水準。各變數若有預期符號者為單尾檢定，否則為雙尾檢定。
c 分 別 針 對 US
it×LISTit與 NUSit×LISTit 及 USit×LISTAMTit與 NUSit×LISTAMTit (Panel A) ； DRit×LISTit與 ECBit×LISTit 及DRit×LISTAMTit與ECBit×LISTAMTit (Panel B)二個迴歸參數進行的係數差異檢定。
d∣AA∣的估計期為海外募資前一年至前五年。 e∣AA∣的估計期為海外募資前二年至前六年。
5.4.3 海外籌資工具對報表品質的影響 在本文中，企業募資的工具可分為海外存託憑證及海外可轉換公司債二類，因二者在海外 掛牌地點所須承擔的報導責任與揭露成本並不相同，亦即募資工具不同，代表背後肩負的法律 責任也應會不同，而此等法律責任差異，可能會造成對報表品質產生不同的變化。因此，本研 究乃進一步檢測海外籌資工具與報表品質之間是否存有某種程度的關聯20，實證結果列於表9 之Panel B。由該結果可清楚看出，不論是發行海外存託憑證或發行海外可轉換公司債，整體 而言，財務報表品質的良窳較不受籌資工具種類的影響。
6. 結論與建議
本研究旨在從台灣企業赴海外募資的角度，探討法律責任與財務報表品質之間的關聯，藉 以瞭解法律責任是否會影響報表編製者及查核者的決策，而有效地提升財務報表的可靠性。實 證上，本文利用首次發行海外存託憑證或海外可轉換公司債之上市（櫃）公司作為研究對象， 檢測發行公司海外集資後異常應計數的絕對值相較於海外集資前，是否有減少的情況，並探討 異常應計數絕對值降低的程度是否與海外集資地點及發行金額有關。 本文實證結論發現，當台灣上市（櫃）公司赴海外進行募資時，募資地點與募資金額規模 所增加之法律責任，確實會改變管理當局與會計師編製與查核財務報表的決策，顯著地降低了 意圖藉由盈餘管理粉飾會計績效的程度，對財務報表整體品質的提昇具有實質的效益。 在台灣，因欠缺完善投資人保護機制，財務報表舞弊致使投資人財產受損的案件頻傳，社 會大眾對管理當局編製財務報表的誠信，及對會計師查核的獨立性迭有不少的質疑與批評。藉 由本文的實證研究可以發現，適度的提高相關人士對財務報表的法律責任，並建立有效的保護 投資人機制，的確可以提昇財務報表揭露的品質。相信本研究的結果應能提升外部投資人判斷 公司財務報表品質的決策，也提供了未來主管機關管理證券市場秩序及規範保護投資人政策的 參考。參考文獻
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