公司治理與盈餘品質關聯性之探究—以中國集團企業為例

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(1)國立臺灣師範大學全球經營與策略研究所碩士論文. 公司治理與盈餘品質關聯性之探究—以中國集團企業為例. Exploring the Relationship of Corporate Governance and Earnings Quality - Evidence from Business Group in China 研究生：吳蓓欣. 指導教授：陳慧玲. 博士. 中華民國一百零一年十二月二十日 24.

(2) 摘要. 論文名稱：公司治理與盈餘品質關聯性之探究—以中國集團企業為例校所組別：國立臺灣師範大學全球經營與策略研究所畢業時間及提要別：一百零一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：吳蓓欣論文摘要內容本研究旨在檢視影響中國集團企業盈餘品質之因素，包含最終控制人身分、控制股東的現金權與投票權偏離程度，以及集團企業經理人員具政治背景與否等因素。實證結果顯示，最終控制人為地方政府之集團企業，其盈餘品質並未顯著低於最終控制人為中央政府的集團企業；民營集團企業的盈餘品質顯著低於國有集團企業；有控制權與現金權偏離之集團企業，其盈餘品質並未顯著低於無兩權偏離之集團企業；經理人員具政治背景所在的集團企業，其盈餘品質亦未顯著低於經理人員不具政治背景之集團企業。. 關鍵字：集團企業、最終控制股東、兩權分離、經理人員政治背景、盈餘品質.

(3) Abstract. This paper examines factors which affect the earnings quality of business groups in China. The empirical results indicate that the earnings quality of business groups whose controlling shareholders are local governments is insignificantly different from the business groups whose controlling shareholders are central governments. The results also indicate that the earnings quality of private business group is significantly lower than that of stated-owned business groups. We also find that the wedge between cash flow rights and voting rights is insignificantly associated with the earnings quality of business groups. Moreover, CEO’s political connection is insignificantly associated with the earnings quality of business groups.. Keywords: Business groups; Controlling shareholders; Wedge between cash flows rights and voting rights; CEO’s political connections; Earnings quality.

(4) 目錄第一章緒論 ....................................................... 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 第一節盈餘品質相關文獻 ......................................... 6 第二節公司治理相關文獻 ......................................... 7 第三節公司治理與盈餘品質關連性 ................................. 8 第四節集團企業 ................................................ 10 第三章研究方法 .................................................. 11 第一節研究假說 ................................................ 11 第二節資料與樣本篩選 .......................................... 14 第三節變數定義 ................................................ 14 第四節研究模式 ................................................ 17 第四章實證分析 ................................................. 20 第一節樣本篩選及描述性統計 .................................... 20 第二節單變量統計檢定 ......................................... 24 第三節多變量統計檢定 .......................................... 28 第五節. 敏感性分析 ............................................ 32. 第五章結論與建議 .............................................. 37 第一節. 研究結論 .............................................. 37. 第二節. 研究建議 .............................................. 38.

(5) 圖表目錄表 1 樣本篩選過程 ................................................ 20 表 2 描述性統計 .................................................. 21 表 3 PEARSON 相關係數表 ........................................... 23 表 4 實際控制人為中央政府之國有集團企業與實際控制人為地方政府之國有集團企業盈餘品質比較 ...................................... 24 表 5 國有集團企業與民營集團企業盈餘品質之比較 ................... 25 表 6 兩權分離程度與集團企業盈餘品質之關聯性 ..................... 26 表 7 經理人員具政治背景與否與集團企業盈餘品質之關聯性 ........... 27 表 8 相較於中央政府為最終控制人，地方政府為最終控制人對國有集團企業盈餘品質之影響 ................................................ 28 表 9 民營集團企業及國有集團企業盈餘品質之良窳 ................... 29 表 10 控制股東之現金權與控制權偏離程度對集團企業盈餘品質之影響 .. 30 表 11 經理人員具有政治背景對集團企業對盈餘品質之影響 ............ 31 表 12 國有集團企業最終控制人類型對盈餘資訊性之影響 .............. 32 表 13 集團企業最終控制人類型對盈餘資訊性之影響 .................. 33 表 14 兩權分離程度對盈餘資訊性之影響 ............................ 35 表 15 集團企業的經理人員若具政治背景，對盈餘資訊性之影響 ........ 36.

(6) 第一章. 緒論. 第一節研究動機既有文獻指出，新興經濟體之貿易、契約制定以及資本市場等制度較弱，導致市場失靈，交易成本增加( Khanna and Palepu, 1997 )。新興市場為解決市場失靈並降低交易成本，集團企業因應而生( Caves, 1989；Khanna and Rivkin, 2001；Leff, 1976, 1978 )。集團企業運用內部資本市場、人力市場或產品市場，以整合其資源。中國企業因資本市場、人力市場及產品市場等機制不健全，導致交易成本較高，多數企業逐漸改變其組織型態，藉由策略聯盟或併購形成集團企業，以解決市場失靈所產生問題。以計畫經濟為導向的中國，政府對經濟活動與企業經營扮演重要角色，而國營企業也為了做大做強，形成集團企業。相較於非集團企業之中國上市公司，集團企業隨著中國國際化，集團規模大型化及國際化十分快速，集團企業對中國財政收入及國家整體發展皆與日俱增。國有集團企業盈餘品質可能受控制股東為中央或地方政府時而有所不同，既有研究指出，政府高度持有企業控制權，可能會利用政治力量影響國有企業的盈餘品質( Wang et al., 2007 )。在中國，地方政府官員因其政治目標(政策性負擔或政治晉升利益)，可能會積極介入地方政府所控制之國有集團企業營運，陳曉與李靜（2001）指出，地方政府會為了政治績效及爭取地區資源，協助地方企業進行盈餘管理，使企業無法反映真正的盈餘品質。因此，本研究檢視當集團企業的控制股東為地方政府時，其盈餘品質是否較控制股東為中央政府的集團企業差。一般而言，集團企業控制股東使用金字塔結構和交叉持股，使集團內各企業能夠連結。然而，Claessens et al. ( 2000 ) 指出，當集團企業透過金字塔結構和交叉持股的方式增強對集團內各子企業之控制時，卻使表決權與現金流量權分離。當表決權與現金權偏離程度大，大股東有誘因為了增加個人利益而犧牲 1.

(7) 少數股東利益，進而影響公司盈餘品質( La Porta et al., 1999 )。由於在中國的民營企業多由家族企業所控制，其現金權與控制權偏離程度亦較大。當現金權與控制權偏離，對控制股東而言，其進行盈餘管理或剝削小股東所付出的成本代價較低。本研究推論相較於國有集團企業，民營集團企業較有誘因剝奪小股東的權利。因此，本研究探討相較於國營集團企業，中國民營集團企業之盈餘品質是否較差；本研究亦檢視現金權與控制權偏離程度對民營集團企業盈餘品質之影響。 Fan et al. ( 2007 ) 指出，具有政治背景的經理人員基於私利或政治升遷考量，有誘因從上市的國有企業中奪取資源和利益。因此，相較於經理人員不具有政治背景的公司，經理人員具有政治背景的企業，經理人員有較高誘因基於私利而操縱盈餘，使盈餘品質降低。因此，本研究擬檢視當集團企業經理人員具政治背景，對其盈餘品質之影響為何。. 第二節研究目的本研究之研究目的列示如下： 1. 檢視最終控制人為地方政府的集團企業，其盈餘品質是否較最終控制人為中央政府之集團企業為低。 2. 檢視相較於國有集團企業，民營集團企業之盈餘品質是否較低。 3. 檢視現金權與控制權分離程度對集團企業盈餘品質之影響。 4. 檢視相較於經理人員不具政治背景之集團企業，經理人員具有政治背景之集團企業，其盈餘品質是否較低。. 2.

(8) 第三節研究貢獻本研究貢獻如下： 1. 根據既有文獻，多數集團企業係以家族企業為主，而中國則有政府為控制股東之集團企業。因此，本研究以中國集團企業為研究對象，其實證結果可提供投資人與管制者瞭解最終控制人身份對集團企業盈餘品質之影響為何。 2. 本研究實證結果可提供投資人與管制者瞭解，民營集團企業與國有集團企業，其盈餘品質是否有所差異。 3. 本研究實證結果可提供投資人與管制者瞭解，集團企業之現金權與控制權分離程度，對集團企業盈餘品質所產生之影響為何。 4.本研究實證結果可提供投資人與管制者瞭解，具有政治背景經理人員對集團企業盈餘品質是否有所影響。. 3.

(9) 第四節研究架構本研究之架構如圖 1 所示，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、研究目的、研究貢獻及論文架構。. 第二章文獻回顧針對國內外檢視盈餘品質、公司治理、盈餘品質與公司治理關連性以及集團企業相關文獻予以探討。. 第三章研究方法介紹本研究之研究假說、研究樣本、變數定義、研究方法與實證模型之建立。. 第四章實證果與分析說明模型假設、對蒐集的資料進行實證分析。. 第五章結論與建議總結實證結果，說明本研究的限制，並對未來研究方向提供建議。. 4.

(10) 緒論. 研究動機及目的. 研究貢獻. 研究架構. 文獻回顧. 研究方法. 研究假說. 資料與樣本篩選. 實證分析. 結論與建議. 圖表 1. 研究流程. 5. 變數定義. 研究模式.

(11) 第二章文獻回顧. 本章第一部分先探討盈餘品質，第二部分再探討公司治理相關文獻，第三部份探討既有檢視盈餘品質與公司治理關連性之文獻，第四部分回顧集團企業相關文獻。. 第一節盈餘品質相關文獻財務報表資訊表達企業財務狀況及營運結果，投資人利用財務報表所揭露資訊評估企業績效，以進行決策。因此，財務報表良窳對投資人決策有重要影響。既有研究指出，經理人員有誘因進行盈餘管理，進而影響盈餘品質。既有檢視盈餘品質的文獻中，部分學者檢視盈餘品質與資金成本之關連性。例如： Aboody et al. ( 2005 ) 認為，資訊不對稱會影響資金使用的成本，進而影響企業的盈餘品質。作者利用 Fama-French 的三因子模型為基礎，檢視資訊不對稱、內線交易與盈餘品質之間的關係，其實證結果顯示，盈餘品質與內線交易呈負相關，亦即當內線交易多時，企業的盈餘品質較低；內線交易少時，企業的盈餘品質較高。因盈餘品質的不同，企業的異常報酬也有所不同。 Ball and Shivakumar ( 2008 ) 利用英國初次公開發行公司為樣本，檢視企業在公開發行前是否提升財務品質。實證結果顯示，初次公開發行企業為了成功公開上市，會比未公開發行公司更穩健地報告財報資訊，且在企業公開上市後，會受到市場嚴格監督，故無法操弄盈餘，因此盈餘品質會提升。然此實證結果與 Teoh et al. ( 1998 ) 不同，Teoh et al. ( 1998 ) 發現初次公開發行企業為影響股票發行價格，會投機地操縱盈餘，使盈餘品質較低。Ball and Shivakumar ( 2008 ) 指出，兩者實證結果差異原因係 Teoh et al. ( 1998 ) 研究設計有所缺失。 Ball and Shivakumar 利用 Teoh et al. 樣本重新分析，其結果顯示企業於公開發行前，其盈餘品質會提升。 6.

(12) Francis et al. ( 2008 ) 檢視自願性揭露、盈餘品質和資金成本之間的關係。既有文獻對於盈餘品質與自願性揭露間的關係，有兩種不同看法。一為替代關係(例如：Grossman, 1980；Milgrom, 1981 )，另一為互補關係 ( Verrecchia, 1990 )。根據替代關係論點，當資訊不對稱的程度愈高，盈餘品質低的企業其自願性揭露較多；反之，當資訊不對稱的程度愈低，盈餘品質高的企業其自願性揭露較少。而根據互補關係論點，盈餘品質高的企業其自願性揭露較高，且資金借貸成本較低；反之，盈餘品質低的企業其自願性揭露較低，且資金借貸成本較高。而 Francis et al. ( 2008 ) 的實證結果發現，相較於盈餘品質較低的企業，盈餘品質較高的企業其自願性揭露較多，此研究結果與互補關係論點相符。此外， Francis et al. ( 2008 ) 發現，在未考慮盈餘品質時，自願性揭露與資金成本呈顯著負相關；然而當控制盈餘品質時，自願性揭露和資金成本之間的關係減弱。因此，Francis et al.認為係盈餘品質而非自願性揭露影響資金成本。. 第二節公司治理相關文獻 La Porta et al. ( 1999 ) 認為，大多上市公司的大股東兼任管理者，他們會透過金字塔結構、交叉持股等方式，以達到控制上市公司的目的。當上市公司愈偏離一股一權，大股東及管理當局與小股東的資訊愈不對稱，大股東愈有利益輸送、掏空資產剝奪小股東財富的誘因 ( Johnson et al., 2000 )。公司的代理問題與代理成本增加，會使經營績效與獲利下降，且使盈餘品質下降。 Claessens et al. ( 2000 ) 檢視東亞區域九個國家的 2,980 家企業，其所有權及控制權分離之情形。研究發現，超過三分之二的企業由單一股東所控制，公司的管理者通常是由控股股東的家族親屬所擔任 Claessens et al.亦發現超過一半以上的企業係家族控制，其中以泰國及印尼主要為家族控制之企業。家族企業與規模小公司之所有權與控制權分離程度大，企業會透過金字塔結構和交叉持股的方式，使表決權超過現金流量權，導致大股東可能為了增加個人利益而. 7.

(13) 犧牲小股東利益。 Firth et al. ( 2007 ) 檢視總經理薪酬與公司績效之關連性。實證結果顯示，總經理的薪酬與企業的營運績效成正相關，亦即當資產報酬率較高，總經理的薪資會較多；然而，總經理的薪酬與股票報酬並無關係。實證結果亦顯示，總經理薪酬與所有權結構有關連，特別是國有企業擁有強大的控制權時，總經理的薪酬較低，而外國投資企業的總經理薪酬較高；外部股東人數愈多，愈希望採用績效相關薪酬制度，該制度有助於提升股東和總經理之間的共同利益進而減輕代理問題。此外，當企業總經理兼任董事長時，因可能造成侵奪效果，則比較不會使用績效相關薪酬制度。 Fan et al. ( 2007 ) 檢視中國民營化企業具有政治背景的 CEO 和公司初次公開上市後經營績效之關聯性。其實證結果顯示，具有政治背景的經理人員基於私利並未追求企業利益極大化，而會想辦法從上市國有企業中奪取資源和利益。因此，相較於 CEO 不具有政治背景的公司，CEO 具有政治背景的企業，其股票長期報酬與會計績效均比較差。此外，Fan et al. ( 2007 ) 指出，當公司 CEO 具有政治背景，公司的董事會中具有政治背景的董事比較多，由於這些官僚主義的企業董事會成員專業度甚低，因此這類企業相較於沒有政治干預企業，其盈餘和股票報酬較差。. 第三節公司治理與盈餘品質關連性 Shleifer and Vishny ( 1997 ) 指出，公司治理為投資者權益提供保護機制，股權結構為公司治理機制之基礎，既有文獻指出，控制股東透過金字塔結構及交叉持股方式控制公司，因現金權與控制權偏離，使大股東有誘因操縱盈餘以掠奪小股東財富。因此部分文獻指出，股權結構會影響公司財務報表品質( 例： Fan and Wong, 2002；Francis et al., 2005；Wang, 2006 )。Francis et al. ( 2005 ) 利用 1990~1999 年間美國 205 家上市公司，檢視兩類不同所有權結構企業之盈. 8.

(14) 餘資訊和股利資訊性。第一類公司有兩個特點，分別為經理人持股比率高，且公司有兩種股東，包括最終控制者及其他股東。最終控制者的現金流量權與表決權分離；其他股東則現金流量權與投票表決權未分離，此類公司稱為雙重股權結構 (Dual class) 公司。第二類公司只存在一種股東，其現金流量權與表決權未偏離，此類公司稱為單一股權結構 ( single class ) 公司。實證結果顯示，在盈餘資訊方面，相較於單一股權結構企業，雙重股權結構企業因大股東有掠奪其他股東之誘因，而可能操弄盈餘數字，使盈餘訊息會較低。在股利資訊方面，相較於單一股權結構企業，雙重股權結構企業之股利訊息較多。此外，實證結果亦顯示，對於單一股權結構企業而言，其盈餘資訊會多於股利資訊；而對雙重股權結構企業而言，其盈餘資訊與股利資訊沒有顯著差異。 Fan and Wong ( 2002 ) 以東亞區域包括泰國、印尼，馬來西亞、香港，新加坡，南韓和台灣等七個經濟體之 977 家企業為樣本，檢視所有權結構和盈餘資訊性之關連性。Fan and Wong 認為，所有權集中及金字塔結構與交叉持股，使控制股東有誘因基於自利目的，使盈餘資訊品質降低。其研究結果顯示，最終控制股東之所有權與盈餘資訊性成負相關，且控制權與現金權分離程度亦與盈餘資訊性成負相關。此外，Fan and Wong 發現，控制股東欲控制私有訊息時，會運用金字塔結構與交叉持股方式，使其控制權與現金權分離。 Wang (2006)提出利益一致效果(alignment effect)與掠奪效果( entrenchment effect ) 兩個觀點解釋創始家族成員對盈餘品質的影響。就利益一致效果部分，家族成員為了維持企業聲譽及使企業能傳至後代，而有誘因提供盈餘品質高之財務報表。就掠奪效果部分，Wang 認為企業的實質股權大多被創始家族成員所持有，家族成員有掠奪小股東之誘因，因董事會成員多為家族成員無法發揮有效地監督，進而影響財報品質。其實證結果顯示，創始家族成員為達到家族長期經營與傳承目的並維護企業聲譽，相對於非家族企業，會有比較多的危機意識及比較少的誘因進行投機性盈餘管理，並提供高盈餘品質財務報表以增進 9.

(15) 內部人士與財報使用者之間的溝通協調。Anderson et al. ( 2003 ) 與 Anderson and Reeb ( 2003 ) 亦發現，相較於非家族企業，家族企業有較低的資金借貸成本優勢。在中國許多企業，其控制股東為中央政府或地方政府。陳曉和李靜 ( 2001 ) 檢視地方政府財政行為對中國上市公司之影響。該研究認為，地方政府基於爭取中央政府更多資源支持和政治升遷的自利動機，使用直接稅率優惠、稅收返還及財政補貼等三項財政政策，協助上市公司進行盈餘管理，以幫助地方企業取得上市、配股、增發及避免下市等。其實證結果顯示，對於績效較差且不穩定的公司，地方政府會傾向採用財政補貼；對於績效較好的公司則會採用直接稅率優惠與稅收返還。當地方政府決定給予上市公司財政優惠時，僅考慮是否能使企業滿足監管部門制定的淨資產收益指標，並且能否吸引資金到地方。此外，實證結果亦顯示，企業在獲得地方政府財政政策支持的前後，業績有明顯的差異。. 第四節集團企業集團企業普遍存在於各經濟體 (Chung, 2001 )，然其形成原因不盡相同。部分學者認為，新興經濟體對貿易、契約制定以及資訊揭露等制度規範較弱，導致市場失靈，使交易成本增加( Khanna and Palepu, 1997 )。為解決市場失靈問題，集團企業因應而生( Caves, 1989；Khanna and Rivkin, 2001；Leff 1976, 1978 )，以提升降低交易成本。Chung ( 2001 )指出，集團企業對開發中國家的經濟發展有著重要的地位，因為它們可以成功地做企業成員和其他經濟體的調解者( Khanna and Palepu, 1997 )。 Khanna and Palepu ( 1997 )指出，新興市場因存在資訊不對稱、法規制度不完備、司法體制無效率等問題，促使集團企業存在。Khanna and Palepu ( 1997 ) 以南韓、印度及馬來西亞的集團企業為例，指出因資本市場、人力市場、產品. 10.

(16) 市場、政府法規及契約約束等不同制度背景，所產生的集團企業之附加價值會有所不同，表示集團企業在新興市場有其存在的價值和必要性。而新興市場集團企業不像西方國家的集團企業只集中在少數幾項核心事業，而是採行多角化策略，以彌補市場機制的不足和規避交易市場的風險。 Khanna and Rivkin ( 2001 )，針對阿根廷、智利、巴西、印度、印尼、以色列、墨西哥、祕魯、南韓、南非、台灣、泰國、土耳其、菲律賓等 14 個開發中國家的集團企業，檢視集團企業間子企業的關係對企業獲利影響。其實證結果顯示，14 個開發中國家，有 6 個國家集團企業的獲利率高於非集團企業，有 3 個國家集團企業獲利率低於非集團企業，而有 5 個國家其集團企業與非集團獲利能力並無顯著差異。 Kim ( 2006 ) 以南韓公開上市企業和未公開上市企業為樣本，檢視控制權與現金流量權分離、集團企業關係及上市與否對企業盈餘管理行為之影響。其實證結果指出，當企業偏離一股一權時，控制股東會傾向從事較多投機性盈餘管理活動；集團企業比貣非集團企業從事較多投機性盈餘管理。特別地，集團企業因控制權與現金權偏離，會使控制股東有較多誘因和機會，透過裁決性應計項目操縱盈餘。Kim ( 2006 ) 亦發現，上市公司比非上市公司從事較多盈餘管理。. 第三章研究方法. 第一節研究假說既有文獻指出，新興經濟體制度不完善，市場機制不健全導致市場失靈，企業藉由形成集團以解決市場失靈問題( Chung, 2001；Khanna and Palepu, 1997； Khanna and Rivkin, 2001 )。在中國，因為市場機制不健全，使交易成本高，企業藉由策略聯盟或併購形成集團企業，以解決市場失靈問題。 11.

(17) 中國國有集團企業，其控制股東可能為中央政府或地方政府，Firth et al. ( 2007 ) 發現，中央政府控制企業，受到政府較嚴格監督，並且多為規模較大且獲利能力較佳企業。因此，其操縱盈餘誘因比較低。陳曉與李靜（2001）實證結果顯示，地方政府為了政治績效及維護和爭取地區企業資源，透過直接優惠稅率、稅收返還和財政補貼的方式，協助企業進行盈餘管理以提高企業業績，使企業取得上市、配股、增發等資格。由此可知，地方政府會影響企業盈餘品質。因此，本研究推論，相較於最終控制人為中央政府，控制人為地方政府之集團企業，地方政府基於自利目的，對集團企業盈餘管理有推波助瀾作用，使其盈餘品質較低。假說一列示如下：. 假說一：相較於最終控制人為中央政府，控制人為地方政府之集團企業，其盈餘品質較低。. 在中國，政府希望國有企業能提升其競爭力，鼓勵國有企業形成集團企業做大做強。而民營集團企業的控制股東則多為家族企業，其控制股東一般使用交叉持股，使集團之各企業能夠連結。然既有文獻指出，集團企業提供控制股東較多誘因和機會，透過裁決性應計項目操縱盈餘 ( Kim, 2006 ) 。Kim ( 2006 ) 亦發現，當集團企業偏離一股一權時，控制股東會從事更多投機的盈餘管理活動。公司的代理問題增加，使經營績效、獲利以及盈餘品質下降。因此，本研究推論相較於國有集團企業，民營集團企業控制股東較可能基於私利而操縱盈餘，使其盈餘品質較低，故假說二列示如下：. 假說二：相較於國有集團企業，民營集團企業的盈餘品質較低。. 既有文獻發現，企業之最終控制權與現金流量權偏離時，控制股東基於自利因素，使得大股東與小股東的資訊不對稱與代理問題增加，公司經營績效與 12.

(18) 獲利下降，且盈餘品質亦下降（La Porta et al., 1999）。Cleassen et al. ( 2000 ) 發現東亞九個國家，家族企業與規模小的公司之所有權與控制權分離程度大，企業會透過金字塔結構和交叉持股的方式，使表決權超過現金流量權。Fan and Wong ( 2002 ) 亦發現在東亞地區，企業的控制權與現金流量權的分離係屬常態，容易產生侵奪效果，具最終控制權的股東，基於自利誘因，會使會計資訊品質下降。在中國，多數民營企業屬於家族企業，且多以金字塔結構或交叉持股方式控制企業。因此，本研究推論，若控制股東之現金權與控制權偏離程度愈大，則民營集團企業盈餘品質愈低，故假說三列示如下：. 假說三：控制股東之現金權與控制權偏離程度愈大，集團企業盈餘品質愈低。. Fan et al. (2007) 指出，具有政治背景的經理人員並非追求企業利益極大化，基於私利及政治升遷考量會想辦法從上市的國有企業中奪取資源和利益。因此，相較於 CEO 不具有政治背景的公司，CEO 具有政治背景的企業，其股票長期報酬與會計績效均比較差。此外，Fan et al. (2007) 指出當公司 CEO 具有政治背景，公司的董事會中具有政治背景的董事比較多，由於這些官僚的董事會成員專業度甚低，監督經理人員有效性較低，經理人員有誘因及機會操縱盈餘以利益極大化個人利益，因此，本研究推論，若經理人員具有政治背景，則集團盈餘品質較低。故假說四列示如下：. 假說四：經理人員具有政治背景，集團盈餘品質較低。. 13.

(19) 第二節資料與樣本篩選本研究樣本以 2005 年至 2010 年間在中國深圳與上海交易所發行 A 股之上市集團企業為樣本。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。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」、上市公司股價及報酬資料取自國泰安有限公司所提供「中國上市公司股票交易數據庫」，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」。. 第三節變數定義一、集團企業定義既有文獻對集團企業定義為，由若干獨立企業藉由正式與非正式關係連結，相互合作及分享策略性資源( Khanna and Rivkin, 2001 )。本研究採中國國務院國家工商行政管理局制訂《企業集團登記管理暫行規定》對集團企業定義，其定義如下：『企業集團是指以資本為主要聯結紐帶的母子公司為主體，由母公司、子公司、參股公司以及其他成員單位組建而成，並以集團章程為共同行為規範的母公司、子公司、參股公司及其他成員企業或機構共同組成的具有一定規模的企業法人聯合體。』根據第五條及第十四條規定，企業集團的母公司經國務院或者省級人民政府批准，可以成為國家或者省級人民政府授權的投資機構或國有獨資公司，註冊資本需在 5000 萬元人民幣以上，應登記為有限責任公司或股份有限公司，並至少擁有 5 家子公司。母公司(核心企業)可以在企業名稱中使用“集團”或者“（集團）”字樣；母公司（核心企業）和其子公司的註冊資本總和在 1 億元人民幣以上，子公司（集團的成員企業）則可以冠以集團名稱或簡稱。參股公司經集團管理機構同意，可以在自己的名稱中冠以企業集團名稱或者簡稱。 14.

(20) 全民所有制企業可以作為核心企業組建企業集團，但註冊資金應在 1 億元人民幣以上。集團成員單位均具有法人資格。因此，本研究將上市公司之公司名稱使用集團字樣視為集團企業。. 二、盈餘品質本研究係根據既有文獻以裁決性應計項目絕對值作為盈餘品質之代理變數( Aboody et al., 2005；Francis et al., 2005, 2008；Wang, 2006 )。本研究採行 Dechow et al. (1995 ) 提出修正後的 Jones 模型作為衡量裁決性應計項目的方式，其模型估計如下： 𝑇𝐴𝑗,𝑡 𝐴𝑠𝑠𝑒𝑡𝑗,𝑡−1. 1. = 𝛼0 𝐴𝑠𝑠𝑒𝑡. 𝑗,𝑡−1. + 𝛽1. (∆𝑆𝑎𝑙𝑒𝑠𝑗,𝑡 ) 𝐴𝑠𝑠𝑒𝑡𝑗,𝑡−1. 𝑃𝑃𝐸. + 𝛽2 𝐴𝑠𝑠𝑒𝑡 𝑗,𝑡 + 𝜀𝑗,𝑡 𝑗,𝑡−1. (1). 其中， 𝑇𝐴𝑗,𝑡 =j 公司第 t 年之總應計項目。 𝐴𝑠𝑠𝑒𝑡𝑗,𝑡−1 =j 公司第 t-1 年平均總資產 ∆𝑆𝑎𝑙𝑒𝑠𝑗,𝑡 =j 公司第 t 年的營收變動數。 𝑃𝑃𝐸𝑗,𝑡 =j 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(NDA)的計算式如下： 1. 𝑁𝐷𝐴𝑗,𝑡 = 𝛼̂0 𝐴𝑠𝑠𝑒𝑡. 𝑗,𝑡−1. (∆𝑆𝑎𝑙𝑒𝑠𝑗,𝑡 −∆𝐴𝑅𝑗,𝑡 ) ̂2 𝑃𝑃𝐸𝑗,𝑡 + 𝛽̂1 + 𝛽 𝐴𝑠𝑠𝑒𝑡 𝐴𝑠𝑠𝑒𝑡 𝑗,𝑡−1. 𝑗,𝑡−1. (2). 其中， ∆𝐴𝑅𝑗,𝑡 =j 公司第 t 年應收帳款變動數。. 由第 (1) 式減第 (2) 式求得裁決性應計項目，其絕對值( 𝑎𝑏𝑠𝐷𝑇𝐴)為盈餘品質之代理變數： 𝑇𝐴. 𝑎𝑏𝑠𝐷𝑇𝐴＝|𝐷𝐴𝑗,𝑡 | = |𝐴𝑠𝑠𝑒𝑡𝑗,𝑡. 𝑗,𝑡−1. − 𝑁𝐷𝐴𝑗,𝑡 |. (3). 15.

(21) 其中， 𝐷𝐴𝑗,𝑡 =j 公司第 t 年之裁決性應計項目。. 三、股權結構本研究根據最終控制股東，將中國集團企業分為國有集團企業及民營集團企業，其中國有集團企業又分為中央政府控制集團企業與地方政府控制集團企業兩種。. 四、控制權與現金權偏離程度本研究根據 La Porta et al. ( 1999 ) 計算控制權與現金權，在控制權部分， La Porta et al. ( 1999 ) 將最終控制的途徑分為直接控制和間接控制兩類。前者係指登記在最終控制者名下的投票權，後者則指企業雖被登記在其他企業名下，但卻被同一名最終控制人所控制。例如，A 家族直接控制甲公司 30%的股權，並透過乙公司再持有甲公司 20%的股權，此即間接控制，此間接持股的計算方式為將 A 家族對甲公司 30%的持股，與乙公司持有甲公司 20%的持股兩者取最小值計算，經加總直接控制權 30%與間接控制權 20%後，可得 A 家族對甲公司的最終控制權為 50%。在現金流量權部分，現金權亦分為直接持股和間接持股，在間接現金權的計算方式部分，係將 A 家族對甲公司 30%的持股，與乙公司對甲公司 20%的持股兩者相乘而得(即 0.3*0.2=0.06)。經加總直接請求權 30%與間接控制權 6% 後，可得 A 家族對甲公司的現金流量請求權為 36%。而控制權與現金權偏離程度，本研究採用以控制權減現金權方式衡量控制權與現金權的偏離程度。. 五、具政治背景經理人員本研究根據 Fan et al. ( 2007 )，將中央、地方的政府官員或軍事人員擔任企業經理人員定義為具政治背景的經理人員。 16.

(22) 第四節研究模式為檢視假說一，此假說之樣本為國有集團企業。本研究根據國有集團企業的最終控制人，將樣本分為中央政府控制集團企業及地方政府控制集團企業。本研究利用 t 檢定及 Mann-Whitney test，分別檢視中央政府控制集團企業與地方政府控制集團企業此兩群樣本，其盈餘品質是否存在顯著差異。本研究亦以迴歸式 (4) 檢定相較於中央政府控制集團企業，地方政府控制集團企業，其盈餘品質是否較低。 𝐸𝑄𝑗,𝑡 = 𝛼0 + 𝛼1 𝐿𝑂𝐶𝐴𝐿𝑗,𝑡 + 𝛼2 𝐼𝑁𝑆𝑇𝐼𝑇𝑈𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼3 𝑅𝑂𝐴𝑗,𝑡 + 𝛼4 𝐿𝐸𝑉𝑗,𝑡 + 𝛼5 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼6 𝐺𝑅𝑂𝑊𝑇𝐻𝑗,𝑡 + 𝜀𝑗,𝑡. (4). 其中， EQj,t＝j 公司在第 t 年盈餘品質，係以裁決性應計項目絕對值作為盈餘品質代理變數。 𝐿𝑂𝐶𝐴𝐿𝑗,𝑡 =虛擬變數，j 公司在第 t 年最終控制人為地方政府，給予 1；若為中央政府，則給予 0。 INSTITUTEj,t=j 公司在第 t 年年底機構投資人持股比例。 ROAj,t=j 公司在第 t 年淨利除以平均總資產。 LEVj,t=j 公司在第 t 年總負債除以總資產。 SIZEj,t=j 公司在第 t 年年底總資產對數值。 GROWTHj,t=j 公司在第 t 年銷貨成長率。. 為檢視假說二，此假說之樣本為所有集團企業。本研究根據所有集團企業的最終控制人，將樣本分為政府控制集團企業以及民營集團企業。本研究利用 t 檢定及 Mann-Whitney test，分別檢視政府控制集團企業與民營集團控制集團企業此兩群樣本，其盈餘品質是否存在顯著差異。本研究亦以迴歸式 (5) 檢視假說二。. 17.

(23) 𝐸𝑄𝑗,𝑡 = 𝛼0 + 𝛼1 𝑃𝑇𝐼𝑉𝐴𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼2 𝐼𝑁𝑆𝑇𝐼𝑇𝑈𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼3 𝑅𝑂𝐴𝑗,𝑡 + 𝛼4 𝐿𝐸𝑉𝑗,𝑡 + 𝛼5 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼6 𝐺𝑅𝑂𝑊𝑇𝐻𝑗,𝑡 + 𝜀𝑗,𝑡. (5). 其中， 𝑃𝑅𝐼𝑉𝐴𝑇𝐸𝑗,𝑡 ＝虛擬變數，j 公司在第 t 年為民營集團企業，給予 1；若否，則給予 0。. 在假說三部分，本研究將全部集團企業樣本區分為「有兩權分離集團企業」「無兩權分離集團企業」，分別以 t 檢定及 Mann-Whitney test 檢視兩群子樣本之盈餘品質是否有所差異。本研究亦以迴歸式第 (6) 式及第 (7) 式檢視假說三： 𝐸𝑄𝑗,𝑡 = 𝛼0 + 𝛼1 𝐷𝑈𝑀𝑀𝑌𝐷𝐸𝑉𝐼𝐴𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼2 𝐼𝑁𝑆𝑇𝐼𝑇𝑈𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼3 𝑅𝑂𝐴𝑗,𝑡 + 𝛼4 𝐿𝐸𝑉𝑗,𝑡 +𝛼5 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼6 𝐺𝑅𝑂𝑊𝑇𝐻𝑗,𝑡 + 𝜀𝑗,𝑡. (6). 其中， 𝐷𝑈𝑀𝑀𝑌𝐷𝐸𝑉𝐼𝐴𝑇𝐸𝑗,𝑡 =虛擬變數，若 j 公司在 t 年度控制權超過現金流量權，給予 1；若否，則給予 0。. 𝐸𝑄𝑗,𝑡 = 𝛼0 + 𝛼1 𝑃𝑅𝐼𝑉𝐴𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼2 𝐷𝑈𝑀𝑀𝑌𝐷𝐸𝑉𝐼𝐴𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼3 𝑃𝑅𝐼𝑉𝐴𝑇𝐸 ∗ 𝐷𝑈𝑀𝑀𝑌𝐷𝐸𝑉𝐼𝐴𝑇𝐸𝑗,𝑡 +𝛼4 𝐼𝑁𝑆𝑇𝐼𝑇𝑈𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼5 𝑅𝑂𝐴𝑗,𝑡 + 𝛼6 𝐿𝐸𝑉𝑗,𝑡 + 𝛼7 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼8 𝐺𝑅𝑂𝑊𝑇𝐻𝑗,𝑡 + 𝜀𝑗,𝑡. (7). 因民營集團企業之控制權與現金權偏離程度可能較為嚴重，因此，本研究進一步以民營集團企業為樣本，檢視控制權與現金權偏離程度對盈餘品質之影響，以迴歸式第 (8) 式及第 (9) 式分別列示如下： 𝐸𝑄𝑗,𝑡 = 𝛼0 + 𝛼1 𝐷𝐸𝑉𝐼𝐴𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼2 𝐼𝑁𝑆𝑇𝐼𝑇𝑈𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼3 𝑅𝑂𝐴𝑗,𝑡 + 𝛼4 𝐿𝐸𝑉𝑗,𝑡 + 𝛼5 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑗,𝑡 +𝛼6 𝐺𝑅𝑂𝑊𝑇𝐻𝑗,𝑡 + 𝜀𝑗,𝑡. (8). 其中， DEVIATEj,t=j 公司在第 t 年控制股東現金權與控制權之差異數。 18.

(24) 𝐸𝑄𝑗,𝑡 = 𝛼0 + 𝛼1 𝐷𝑈𝑀𝑀𝑌𝐷𝐸𝑉𝐼𝐴𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼2 𝐼𝑁𝑆𝑇𝐼𝑇𝑈𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼3 𝑅𝑂𝐴𝑗,𝑡 + 𝛼4 𝐿𝐸𝑉𝑗,𝑡 +𝛼5 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼6 𝐺𝑅𝑂𝑊𝑇𝐻𝑗,𝑡 + 𝜀𝑗,𝑡. (9). 為檢視假說四，本研究將全部集團企業樣本區分為「經理人員具有政治背景」與「經理人員不具政治背景」，分別以 t 檢定及 Mann-Whitney test 檢視兩群集團企業樣本之盈餘品質是否有所差異。本研究亦以第 (10) 式檢視假說四： 𝐸𝑄𝑗,𝑡 = 𝛼0 + 𝛼1 𝑂𝐹𝐹𝐼𝐶𝐸𝑅𝑗,𝑡 + 𝛼2 𝐼𝑁𝑆𝑇𝐼𝑇𝑈𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼3 𝑅𝑂𝐴𝑗,𝑡 + 𝛼4 𝐿𝐸𝑉𝑗,𝑡 +𝛼5 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼6 𝐺𝑅𝑂𝑊𝑇𝐻𝑗,𝑡 + 𝜀𝑗,𝑡. (10). 其中， OFFICERj,t=虛擬變數，若 j 公司董事長及總經理具政治背景，給予 1；若否，則給予 0。. 19.

(25) 第四章實證分析. 第一節樣本篩選及描述性統計表 1 列示樣本篩選過程。本研究樣本以 2005 年至 2010 年間，以在中國深圳與上海交易所的中國上市公司為原始樣本。因銀行及保險業行業性質特殊，財務資料結構與一般行業不同，是以，蒐集樣本前已先將之排除於樣本外，至此六年合計樣本數共 11,033 筆，刪除非集團樣本數 9,214 筆資料後，樣本數為 1,819 筆。再刪除缺乏廻歸變數資料之遺漏值 597 筆後，本研究的樣本總數為 1,222 筆。表 1 樣本篩選過程. 2005 年-2010 年樣本數原始樣本. 11,033. 刪除非集團樣本. 9,214. 刪除遺漏值. 597. 最終樣本. 1,222. 表 2 列示迴歸分析所使用變數之描述性統計，由表 2 可知，CENTER 的平均數為 0.1393，表示有 13.93%的集團企業中，其最終控制人為中央政府； LOCAL 的平均數為 0.7614，表示國有集團企業中，有 76.14%之最終控制人為地方政府；而 PRIVATE 的平均數為 0.4095，表示集團企業中，有 40.95%之企業,為民營集團企業。INSTITUTE 的平均數為 0.0541，表示機構投資人持有集團企業比率平均為 5.41%。OFFICER 的平均數為 0.3639，表示集團企業中的經理人員具有政治背景者佔 36.39%。RETURN 的平均數為 0.5295，表示上市集團企業的平均年報酬率為 52.95%。ROA 平均數為 0.0326，表示上市集團企 20.

(26) 業的資產報酬率平均為 3.26%；absDTA 平均值為 0.0866，表示裁決性應計項目絕對值平均為 0.0866。在兩權分離之衡量部分，DUMMYDEVIATE 的平均數為 0.4048，表示 40.48%的集團企業其現金權與投票權偏離。. 表 2 描述性統計平均數. 中位數. 標準差. CENTER. 0.1393. 0.0000. 0.34639. LOCAL. 0.7614. 1.0000. 0.42655. PRIVATE. 0.4095. 0.0000. 0.49195. INSTITUTE. 0.0541. 0.0100. 0.09640. OFFICER. 0.3639. 0.0000. 0.48133. RETURN. 0.5295. 0.2400. 1.09976. ROA. 0.0326. 0.0349. 0.11484. LEV. 0.6145. 0.5618. 0.57545. SIZE. 21.6903. 21.6500. 1.26048. GROWTH. 0.2048. 0.1464. 0.35795. absDTA. 0.0866. 0.0500. 0.12904. DUMMYDEVIATE. 0.4048. 0.0000. 0.49106. DEVIATE. 6.5524. 1.7700. 8.50317. 註：𝐶𝐸𝑁𝑇𝐸𝑅𝑗,𝑡 =虛擬變數，控制股東為中央政府則視為 1；若否，則給予 0。𝐿𝑂𝐶𝐴𝐿𝑗,𝑡 =虛擬變數，j 公司在第 t 年最終控制人為地方政府，給予 1；若為中央政府，則給予 0。𝑃𝑅𝐼𝑉𝐴𝑇𝐸𝑗,𝑡 ＝虛擬變數，j 公司在第 t 年最終控制人為民營集團企業，給予 1；若否，則給予 0。INSTITUTEj,t=j 公司在第 t 年年底機構投資人持股比例。OFFICERj,t=虛擬變數，若 j 公司在第 t 年董事長及總經理具政治背景，給予 1；若否，則給予 0。RETURNj,t=j 公司在第 t 年年報酬。ROAj,t=j 公司在第 t 年淨利除以平均總資產。LEVj,t=j 公司在第 t 年總負債除以總資產。SIZEj,t=j 公司在第 t 年年底總資產對數值。GROWTHj,t=j 公司在第 t 年銷貨成長率。absDTAj,t＝j 公司在第 t 年裁決性應計項目絕對值。DUMMYDEVIATEj,t=虛擬變數，若 j 公司在. t 年度股東控制權超過現金流量權，給予 1；若否，則給予 0。。DEVIATEj,t= j 公司在第 t 年控制股東現金權與控制權之差異數。. 表 3 為 2005 年至 2010 年衡量中國集團企業的盈餘品質及迴歸變數之間的 Pearson 相關係數表。由表 3 的結果可知，盈餘品質代理變數（absDTA）與 PRIVATE 相關係數為 0.109，顯著為正，初步顯示民營集團企業裁決性應計項目絕對值較大。而 CENTRAL、LOCAL、OFFICER 及 INSTITUTE 與盈餘品質 21.

(27) 代理變數 (absDTA)的相關性均未達統計顯著水準。在兩權偏離程度方面， DEVIATE 與盈餘品質代理變數 (absDTA)的相關係數未達到顯著水準，而 DUMMYDEVIATE 與盈餘品質代理變數 (absDTA)的相關係數達到顯著水準。. 22.

(28) 表 3. Pearson 相關係數表 CENTRAL. CENTRAL LOCAL PRIVATE. LOCAL. 1. PRIVATE. INSTITUTE. SIZE. OFFICER. DEVIATE. RETURN. LEV. GROWTH. ROA. DUMMYDEVIATE. absDTA. -0.996***. -0.335***. -0.010. 0.081***. -0.040. 0.064**. -0.016. -0.053*. 0.032. -0.010. 0.014. -0.048. 1. -0.067*. 0.058. 0.020. 0.036. -0.265***. 0.015. 0.041. -0.032. 0.060. -0.221***. 0.019. -0.108*** -0.283***. 0.049*. 0.311***. 0.006. 0.123***. -0.030. -0.050*. 0.366***. 0.109***. 0.185***. 0.013. -0.023. 0.138***. -0.082***. 0.126***. 0.192***. -0.052*. -0.033. 1. 0.052*. -0.048. 0.045. -0.341***. 0.200***. 0.253***. -0.106***. -0.121***. 1. -0.063**. 0.009. -0.051*. -0.016. 0.007. -0.084***. 0.024. 1. 0.022. 0.030. -0.021. 0.005. 0.853***. 0.029. 1. 0.003. 0.201***. 0.198***. -0.019. 0.036. 1. -0.087***. -0.389***. 0.087***. 0.224***. 1. 0.263***. -0.048. 0.071**. 1. -0.025. -0.004. 1. 0.068**. 1. 1. INSTITUTE SIZE OFFICER DEVIATE RETURN LEV GROWTH ROA DUMMYDEVIATE. 1. absDTA. 註 *：顯著水準為 10%；**：顯著水準為 5%；***顯著水準為 1%。. 23.

(29) 第二節單變量統計檢定表 4 列示實際控制人為中央政府之國有集團企業與實際控制人為地方政府之國有集團企業盈餘品質比較結果。本研究發現，集團企業的最終控制人為地方政府，其裁決性應計項目絕對值之平均值為 0.0762，高於中央政府的平均值 0.0716，但 t 檢定結果顯示其差異未達顯著水準，表示國有集團企業的最終控制人為中央政府或為地方政府，其盈餘品質並不存在顯著差異；在無母數檢定部份，集團企業的最終控制人為地方政府，其裁決性應計項目絕對值之中位數為 0.0500，高於中央政府的中位數 0.0400，由 M-W 檢定顯示其差異亦未達顯著水準，表示國有集團企業的最終控制人為中央政府或為地方政府，其盈餘品質不存在顯著差異。. 表 4. 實際控制人為中央政府之國有集團企業與實際控制人為地方政府之國有. 集團企業盈餘品質比較中央政府. 地方政府. T 檢定. 中央政府. 地方政府. M-W 檢定. 0.0716. 0.0762. 0.482. 0.0400. 0.0500. 1.364. 24.

(30) 表 5 列示國有集團企業與民營集團企業盈餘品質之比較結果。本研究發現，民營集團企業裁決性應計項目絕對值之平均數為 0.1064，國有集團企業裁決性應計項目絕對值之平均數為 0.07560，相較於國有集團企業，民營集團企業的盈餘品質顯著較低；在無母數檢定部份，民營集團企業裁決性應計項目絕對值之中位數為 0.600，國有集團企業裁決性應計項目絕對值之中位數為 0.500，顯示民營集團企業的盈餘品質顯著低於國有集團企業。. 表 5. 國有集團企業與民營集團企業盈餘品質之比較. 國有. 民營. T 檢定. 國有. 民營. M-W 檢定. 0.0756. 0.1046. 3.434***. 0.500. 0.600. 3.190***. 註：***p<0.01。. 25.

(31) 表 6 列示兩權分離程度與集團企業盈餘品質之關聯性，本研究發現，有兩權分離的集團企業，裁決性應計項目絕對值的平均數為 0.0959；而無兩權分離的集團企業，裁決性應計項目絕對值的平均數為 0.0783。t 檢定顯示兩群樣本具顯著差異，顯示當集團企業控制股東之控制權與現金權偏離，其盈餘品質較低。由無母數檢定的結果發現，有兩權分離的集團企業，裁決性應計項絕對值的中位數為 0.0600；而無兩權分離的集團企業，裁決性應計項絕對值的中位數為 0.0500，亦呈顯著差異，即當集團企業控制股東之控制權與現金權偏離，其盈餘品質較低。. 表 6. 兩權分離程度與集團企業盈餘品質之關聯性. 有兩權分離. 無兩權分離. T 檢定. 有兩權分離. 0.0959. 0.0783. -2.173*** 0.0600. 註：**p<0.05；***p<0.01。. 26. 無兩權分離 M-W 檢定 0.0500. -1.978**.

(32) 表 7 列示經理人員具政治背景與否與集團企業盈餘品質之關聯性。本研究發現，集團企業的經理人員具政治背景，其裁決性應計項目絕對值平均數為 0.0908，而經理人員不具政治背景之集團企業，其裁決性應計項目絕對值平均數為 0.0844。 t 檢定結果未達顯著，表示經理人員是否具政治背景對其盈餘品質之影響並不存在顯著差異；無母數檢定部分，集團企業的經理人員具政治背景，其裁決性應計項目絕對值中位數為 0.0600，而經理人員不具政治背景之集團企業，其裁決性應計項目絕對值平均數為 0.0500，亦不存在顯著差異。. 表 7. 經理人員具政治背景與否與集團企業盈餘品質之關聯性. 具政治背景. 無政治背景. T 檢定. 具政治背景無政治背景 M-W 檢定. 0.0908. 0.0844. -0.805. 0.0600. 27. 0.0500. -1.175.

(33) 第三節多變量統計檢定假說一檢驗地方政府為集團企業的最終控制人時，盈餘品質是否會與中央政府為集團企業的最終控制人有所差異，表 8 列示假說一實證結果。由表 8 可知， LOCAL 係數為負值但不顯著，顯示相較於集團企業的最終控制人為中央政府，地方政府為最終控制人集團企業之盈餘品質並未顯著較差，因此假說一未獲得支持。在控制變數部分，LEV 顯著為正，顯示當集團企業負債程度愈大，其盈餘品質明顯地愈低。GROWTH 顯著為正，顯示當集團企業成長性愈大時，上市公司從事盈餘管理，使其盈餘品質較低。. 表 8 相較於中央政府為最終控制人，地方政府為最終控制人對國有集團企業盈餘品質之影響. CONSTANT. 0.122 (1.609). LOCAL. -0.001 (-0.134). INSTITUTE. 0.011 (0293). ROA. 0.039 (0.560). LEV. 0.077 (4.709)***. SIZE. -0.004 (-1.280). GROWTH. 0.023 (1.881)*. Adj-𝑅 2. 0.033. 樣本數. 628. 註 1.括號內為 t 值。*：顯著水準為 10%；***顯著水準為 1%。註 2.EQj,t＝j 公司在第 t 年盈餘品質，係以-裁決性應計項目絕對值作為盈餘品質代理變數。𝐿𝑂𝐶𝐴𝐿1𝑗,𝑡 =虛擬變數，j 公司在第 t 年最終控制人為地方政府，給予 1；若為中央政府，則給予 0。INSTITUTEj,t=j 公司在第 t 年年底機構投資人持股比例。ROAj,t=j 公司在第 t 年淨利除以平均總資產。LEVj,t=j 公司在第 t 年總負債除以總資產。SIZEj,t=j 公司在第 t 年年底總資產對數值。GROWTHj,t=j 公司在第 t 年銷貨成長率。. 28.

(34) 本研究亦以迴歸式 (5) 檢定相較於政府為最終控制人控制國有集團企業，民營集團企業，其盈餘品質是否較低。由表 9 的結果發現，PRIVATE 係數呈顯著為正，表示最終控制人為民營集團企業時，其盈餘品質較國有集團企業為低，究其可能原因為民營集團企業控制股東較有動機進行盈餘管理使其盈餘品質降低，故研究假說二獲得支持。. 表 9. 民營集團企業及國有集團企業盈餘品質之良窳. CONSTANT PRIVATE INSTITUTE ROA LEV SIZE. 0.143 (1.846)* 0.020 (2.463)** -0.013 (-0.329) 0.000 (-0.004) 0.057 (7.275)*** -0.005. GROWTH. (-1.402) 0.037 (3.386)***. Adj-𝑅 2. 0.076. 樣本數. 1,045. 註 1. 括號內為 t 值。*：顯著水準為 10%；**：顯著水準為 5%；***顯著水準為 1%。註 2.𝑃𝑅𝐼𝑉𝐴𝑇𝐸𝑗,𝑡 ＝虛擬變數，j 公司在第 t 年最終控制人為民營集團企業，給予 1；若為其它，則給予 0. 29.

(35) 表 10 列示假說三控制股東之現金權與控制權偏離程度對集團企業盈餘品質之影響結果。迴歸式 (6) 與迴歸式 (7) 係以所有集團企業為樣本，由表 10 可知，DUMMYDEVIATE 及 PRIVATE*DUMMYDEVIATE 的係數呈正但不顯著，表示集團企業的控制權與現金流量權偏離程度對於企業盈餘品質的影響並不顯著。此外，迴歸式 (8) 及 (9) 係以民營集團企業為樣本，DUMMYDEVIATE 及 PRIVATE*DUMMYDEVIATE 的係數均未顯著為正，顯示兩權偏離程度對民團企業盈餘品質並無顯著影響。綜上所述，假說三未獲得支持。. 表 10. 控制股東之現金權與控制權偏離程度對集團企業盈餘品質之影響. CONSTANT. (6). (7). (8). (9). 0.165. 0.136. 0.172. 0.159. (2.192)**. (1.720)*. (1.028). (0.953). DEVIATE. 0.000 (0.021). DUMMYDEVIATE. 0.013. 0.000. 0.019. (1.619). (0.002). (1.200). PRIVATE. 0.007 (0.626). PRIVATE*DUMMYDEVIATE. 0.018 (1.052). INSTITUTE. ROA. LEV. SIZE. GROWTH. -0.010. -0.007. -0.080. -0.078. (-0.244). (-0.185). (-0.830). (-0.803). -0.009. -0.010. -0.025. -0.027. (-0.223). (-0.265). (-0.459). (-0.488). 0.056. 0.055. 0.051. (7.208)***. (7.046)***. (4.527)***. (4.444)***. -0.006. -0.005. -0.005. -0.005. (-1.713)*. (-1.285). (-0.676). (-0.672). 0.039. 0.039. 0.055. 0.057. (3.541)***. (3.504)***. (2.750)***. (2.823)***. 0.050. Adj-𝑅 2. 0.074. 0.076. 0.080. 0.083. 樣本數. 1,026. 1,009. 403. 403. 註：括號內為 t 值。 *：顯著水準為 10%；**：顯著水準為 5%；***顯著水準為 1%。. 30.

(36) 表 11 列示假說四經理人員具有政治背景對集團企業盈餘品質之影響結果。由表十一可知，OFFICER 係數呈正但不顯著，表示相較於未具政治背景經理人員之集團企業，具政治背景經理人員之集團企業盈餘品質並未顯著較差。此外， SIZE 係數呈顯著為負，具政治背景人員所屬之集團企業的規模愈小，集團企業的盈餘品質愈低。. 表 11. 經理人員具有政治背景對集團企業對盈餘品質之影響. CONSTANT OFFICER INSTITUTE ROA LEV SIZE. 0.188 (2.532)** 0.009 (1.112) -0.019 (-0.494) 0.006 (0.147) 0.058 (7.488)*** -0.007. GROWTH. (-2.014)** 0.038 (3.454)***. Adj-𝑅 2 樣本數. 0.072 1,052. 註：括號內為 t 值。 *：顯著水準為 10%；**：顯著水準為 5%；***顯著水準為 1%。. 31.

(37) 第五節敏感性分析除了以裁決性應計項目絕對值作為盈餘品質衡量，本研究亦以盈餘資訊性作為盈餘品質之衡量。類似 Francis et al. ( 2005 ) 及 Wang ( 2006 )，本研究以迴歸式 (11) 重新檢視假說一。 𝑅𝐸𝑇𝑈𝑅𝑁𝑗,𝑡 = 𝛼0 + 𝛼1 𝑁𝐼 ∗ 𝐿𝑂𝐶𝐴𝐿𝑗,𝑡 + 𝛼2 𝐼𝑁𝑆𝑇𝐼𝑇𝑈𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼3 𝐿𝐸𝑉𝑗,𝑡 +𝛼4 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼5 𝑅𝑂𝐴𝑗,𝑡 + 𝛼6 𝐺𝑅𝑂𝑊𝑇𝐻𝑗,𝑡 + 𝜀𝑗,𝑡. (11). 其中， RETURNj,t=j 公司在第 t 年年報酬。 NIj,t=j 公司在第 t 年淨利平減第 t 年期初總資產。. 表 12 列示迴歸式 (11) 實證結果，結果顯示 NI*LOCAL 的係數顯著為正，顯示最終控制人為地方政府的集團企業，其盈餘資訊性較高，此與本研究預期不符。表 12. 國有集團企業最終控制人類型對盈餘資訊性之影響. CONSTANT. 1.553 (1.989)**. NI*LOCAL. 0.526 (1.901)*. INSTITUTE. 0.877 (2.391)**. LEV. 0.367 (2.233)**. SIZE. -0.073 (-2.032)**. ROA. 2.023 (2.586)***. GROWTH. 0.660 (5.204)***. Adj-𝑅 2. 0.111. 樣本數. 679. 註： *：顯著水準為 10%；**顯著水準為 5%；***顯著水準為 1%。. 32.

(38) 本研究亦以第 (12) 式重新檢視假說二，第 (12) 式列示如下： 𝑅𝐸𝑇𝑈𝑅𝑁𝑗,𝑡 = 𝛼0 + 𝛼1 𝑁𝐼 ∗ 𝑃𝑅𝐼𝑉𝐴𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼2 𝐼𝑁𝑆𝑇𝐼𝑇𝑈𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼3 𝐿𝐸𝑉𝑗,𝑡 + 𝛼4 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼5 𝑅𝑂𝐴𝑗,𝑡 + 𝛼6 𝐺𝑅𝑂𝑊𝑇𝐻𝑗,𝑡 + 𝜀𝑗,𝑡. (12). 實證結果列示於表 13，由表 13 可知，NI*PRIVATE 係數呈顯著為負，表示民營集團企業之盈餘資訊性明顯較差。此結果亦與回歸式（5）結果類似，可知相較於國有集團企業，民營集團企業盈餘品質顯著較低。. 表 13. 集團企業最終控制人類型對盈餘資訊性之影響. CONSTANT NI*PRIVATE INSTITUTE LEV SIZE ROA GROWTH Adj-𝑅 2 樣本數. 0.252 (0.392) -0.221 (-2.075)** 1.147 (3.458)*** 0.154 (2.102)** -0.006 (-0.188) 2.278 (5.711)*** 0.461 (4.882)*** 0.085 1,134. 註： *：顯著水準為 10%；**：顯著水準為 5%；***顯著水準為 1%。. 33.

(39) 由於假說三之研究結果未獲得支持，本研究以第 (13) 式至第 (16) 式進一步測試假說三，其中，第 (13) 式及第 (14) 式係以全部集團企業為樣本，而第 (15) 式及第 (16) 式則以民營集團企業為樣本。 𝑅𝐸𝑇𝑈𝑅𝑁𝑗,𝑡 = 𝛼0 + 𝛼1 𝑁𝐼 ∗ 𝐷𝑈𝑀𝑀𝑌𝐷𝐸𝑉𝐼𝐴𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼2 𝐼𝑁𝑆𝑇𝐼𝑇𝑈𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼3 𝐿𝐸𝑉𝑗,𝑡 +𝛼4 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼5 𝑅𝑂𝐴𝑗,𝑡 + 𝛼6 𝐺𝑅𝑂𝑊𝑇𝐻𝑗,𝑡 + 𝜀𝑗,𝑡. (13). 𝑅𝐸𝑇𝑈𝑅𝑁𝑗,𝑡 = 𝛼0 + 𝛼1 𝑁𝐼 ∗ 𝑃𝑅𝐼𝑉𝐴𝑇𝐸 ∗ 𝐷𝑈𝑀𝑀𝑌𝐷𝐸𝑉𝐼𝐴𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼2 𝐼𝑁𝑆𝑇𝐼𝑇𝑈𝑇𝐸𝑗,𝑡. +𝛼3 𝐿𝐸𝑉𝑗,𝑡 + 𝛼4 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼5 𝑅𝑂𝐴𝑗,𝑡 + 𝛼6 𝐺𝑅𝑂𝑊𝑇𝐻𝑗,𝑡 + 𝜀𝑗,𝑡. (14). 𝑅𝐸𝑇𝑈𝑅𝑁𝑗,𝑡 = 𝛼0 + 𝛼1 𝑁𝐼 ∗ 𝐷𝐸𝑉𝐼𝐴𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼2 𝐼𝑁𝑆𝑇𝐼𝑇𝑈𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼3 𝐿𝐸𝑉𝑗,𝑡 + 𝛼4 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼5 𝑅𝑂𝐴𝑗,𝑡 + 𝛼6 𝐺𝑅𝑂𝑊𝑇𝐻𝑗,𝑡 + 𝜀𝑗,𝑡. (15). 𝑅𝐸𝑇𝑈𝑅𝑁𝑗,𝑡 = 𝛼0 + 𝛼1 𝑁𝐼 ∗ 𝐷𝑈𝑀𝑀𝑌𝐷𝐸𝑉𝐼𝐴𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼2 𝐼𝑁𝑆𝑇𝐼𝑇𝑈𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼3 𝐿𝐸𝑉𝑗,𝑡 +𝛼4 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑗,𝑡 + 𝜀𝑗,𝑡. (16). 由表 14 可知，第 (13) 式中，NI*DUMMYDEVIATE 係數呈顯著為負，表示當企業現金權與控制權分離程度愈大，其盈餘資訊品質愈低。第 (14) 式中， NI*PRIVATE*DUMMYDEVIATE 係數顯著為負，表示當民營集團企業其兩權分離程度愈大，盈餘資訊品質愈低。故假說三獲得支持。然而僅以民營集團企業為樣本時，第(15)式結果顯示，NI*DEVIATE 係數不顯著為負；第 (16) 式中， NI*DUMMYDEVIATE 係數亦不顯著為負。. 34.

(40) 表 14. 兩權分離程度對盈餘資訊性之影響. CONSTANT. NI*DUMMYDEVIATE. (13). (14). (15). (16). -0.007. 0.191. -2.223. -2.197. (-0.011). (0.299). (-1.804)*. (-1.785)*. -0.223. -0.184. (-2.117)**. (-1.556). NI*PRIVATE*DUMMYDEVIATE. -0.222 (-2.122)**. NI*DEVIATE. -0.010 (-1.269). INSTITUTE. LEV. SIZE. 1.177. 1.118. 1.690. 1.664. (3.442)***. (3.376)***. (2.321)**. (2.287)**. 0.171. 0.163. 0.185. 0.186. (2.332)**. (2.239)**. (2.009)**. (2.044)**. 0.113. 0.112. (1.980)**. (1.958)*. 0.007. -0.003. (0.223). (-0.098). 2.331. 2.270. 1.967. 2.032. (5.794)***. (5.746)***. (3.887)***. (4.048)***. 0.422. 0.459. 0.117. 0.137. (4.407)***. (4.893)***. (0.784). (0.919). Adj-𝑅 2. 0.084. 0.085. 0.082. 0.084. 樣本數. 1,110. 1,138. 443. 443. ROA. GROWTH. 註 1. *：顯著水準為 10%；**：顯著水準為 5%；***顯著水準為 1%。. 35.

(41) 因假說四未獲得支持，故本研究另以第 (17) 式探討集團企業的經理人員若具政治背景，其對盈餘資訊性之影響。由表 15 的研究發現，NI*OFFICER 係數不顯著為負，顯示具政治背景的經理人員，其對盈餘資訊性影響不顯著。. 𝑅𝐸𝑇𝑈𝑅𝑁𝑗,𝑡 = 𝛼0 + 𝛼1 𝑁𝐼 ∗ 𝑂𝐹𝐹𝐼𝐶𝐸𝑅𝑗,𝑡 + 𝛼2 𝐼𝑁𝑆𝑇𝐼𝑇𝑈𝑇𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼3 𝐿𝐸𝑉𝑗,𝑡 + 𝛼4 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑗,𝑡 + 𝛼5 𝑅𝑂𝐴𝑗,𝑡 + 𝛼6 𝐺𝑅𝑂𝑊𝑇𝐻𝑗,𝑡 + 𝜀𝑗,𝑡. 表 15. 集團企業的經理人員若具政治背景，對盈餘資訊性之影響. CONSTANT NI*OFFICER INSTITUTE LEV SIZE ROA GROWTH Adj-𝑅 2 樣本數. 0.184 (0.288) -0.090 (-0.478) 1.228 (3.730)*** 0.184 (2.571)*** -0.003 (-0.092) 1.904 (5.435)*** 0.460 (4.834)*** 0.082 1,144. 註 1. *：顯著水準為 10%；**：顯著水準為 5%；***顯著水準為 1%。. 36. (17).

(42) 第五章. 結論與建議. 第一節研究結論集團企業在各經濟體形成原因不盡相同。Khanna and Palepu ( 1997 ) 指出，集團企業可以成功地做企業成員和其他經濟體的調解者。所以，集團企業對開發中國家的經濟發展有著重要的地位 ( Chung, 2001 )。而新興市場集團企業不像西方國家的集團企業只集中在少數幾項核心事業，而是採行多角化策略，以彌補市場機制的不足和規避交易市場的風險。然而集團企業比貣非集團企業從事較多投機性盈餘管理。既有文獻指出，控制股東透過金字塔結構及交叉持股方式控制公司，因現金權與控制權偏離，使大股東有誘因操縱盈餘以掠奪小股東財富，使其盈餘品質較低 ( La Porta et al, 1999；Francis et al., 2005 )。由於盈餘品質的好壞會影響投資人決策，因此集團企業的盈餘品質良窳是一重要議題。本研究旨在檢視影響中國集團企業盈餘品質之因素，包含最終控制人身分、控制股東的現金權與投票權偏離程度，以及集團企業的經理人員具政治背景與否等因素。實證結果顯示，最終控制人為地方政府之集團企業，其盈餘品質並未顯著低於最終控制人為中央政府的集團企業。此外，實證結果顯示，民營集團企業的盈餘品質顯著低於國有集團企業。在探討兩權分離對集團企業盈餘品質影響的方面，實證結果顯示，有控制權與現金權偏離之集團企業，其盈餘品質並未顯著低於無兩權偏離之集團企業。最後，關於經理人員具有政治背景與否對集團企業盈餘品質之影響部分，研究發現具政治背景的經理人所在的集團企業，其盈餘品質亦未顯著低於經理人員不具政治背景之集團企業。本研究亦以盈餘資訊性做盈餘品質代理變數進行敏感性分析，其實證結果顯示亦不顯著。. 37.

(43) 第二節研究建議對於後續研究方向之建議茲列示如下：（一）本研究僅以裁決性應計項目絕對值作為盈餘品質之衡量，並以盈餘資訊性做盈餘品質代理變數進行敏感性分析。故建議未來之研究可使用更多衡量方式，如應計項目品質或盈餘變異性等指標來衡量盈餘品質。（二）本研究樣本期間為 2005 年至 2010 年，因 2005 年為股權分置改革開始年度，建議未來研究可檢視股權分置改革對集團企業盈餘品質之影響。. 38.

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