管理當局能力與盈餘平穩化資訊內涵之關聯 - 政大學術集成

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(1)國立政治大學商學院會計學系碩士學位論文. 指導教授：金成隆博士. 政治大. 立管理當局能力與盈餘平穩化資訊內涵之關聯. ‧ 國. 學. The Relationship between Managerial. ‧. Ability and Informativenessof Income. Nat. n. sit er. io. al. y. Smoothing. Ch. engchi. i n U. v. 研究生：盧怡全撰. 中華民國一百零三年六月.

(2) 誌謝辭本論文得以順利完成，首需感謝恩師金成隆博士的悉心指導，即便再忙，每周也會抽出時間不厭其煩地和我們討論論文，一步步矯正我的觀念，有幸成為老師的學生，是我最大的幸運。於論文寫作期間，感謝陳美惠教授對迴歸變數計算給予之協助，使本論文之寫作更加順利，也謝謝所有教導過我的老師們，讓我在研究所短短兩年的時間能獲得如此豐富的經驗，在此致上由衷謝意。更感謝劉正田教授與姚維仁教授百忙之中撥冗悉心審閱，並於論文口試期間惠賜諸多寶貴建議，使本論文更臻完善，在此致上. 政治大另外，由衷感謝游柏祥學長以及陳品如學姊的對於統計軟體之協助與立. 由衷謝意。. ‧ 國. 學. 實證方法之指導，從資料蒐集與整理到論文寫作都因為學長姐的幫助而順利的跨過許多難關。感謝同是金老師指導的珮欣、姿均及祐瑄，我們一起. ‧. 度過無數次實證模型的修正才有今天的結果，感謝有你們的幫忙及鼓勵陪. sit. y. Nat. 伴我完成這整個過程。研究所兩年求學期間，受到師長、學長姐及好友們. al. er. io. 於生活上及課業上的鼓勵與照顧，在此謝謝會研所所有同學陪我一起度過. v. n. 這兩年難得的緣分，讓我留下許多難忘的美好回憶。. Ch. engchi. i n U. 最後，感謝我最親愛父母，感謝你們多年來的栽培與包容，以及始終如一的全心支持，聽我抱怨並給我鼓勵，讓我無後顧之憂地完成碩士求學過程。謹以本文獻給我最摯愛的父母以及所有關心我照顧我的朋友們，謝謝你們！. 謹誌於政治大學會計系研究所中華民國一百零三年六月 i.

(3) 摘要本研究旨在探討管理當局能力對盈餘平穩化資訊內涵之影響。本研究參考 Leuz, Nanda and Wysocki (2003)對盈餘平穩化衡量方法所作之整理，以兩種方法衡量盈餘平穩化程度，並採用 Demerjian, Lev, Lewis and McVay (2013)之方式衡量管理階層能力，並以之作為樣本分組之依據；實證模型方面，參考 Tucker and Zarowin (2006)之盈餘增額反應係數模型衡量盈餘平穩化之資訊內涵。. 政治大理階層能力較好者，在兩種盈餘平穩化衡量方法下，當期盈餘皆有正面之立實證結果顯示，管理當局能力高低確實影響盈餘平穩化資訊內涵。管. 傳遞資訊效果，表示管理當局能力較好者可透過盈餘平穩化傳遞內部資訊. ‧ 國. 學. 給投資人，並使投資人修正其對於未來盈餘之預期，繼而改變投資決策並. ‧. 反應於股價及股票報酬。而兩種衡量盈餘平穩化之方法下，未來盈餘增額. sit. y. Nat. 效果之實證結果則不一致。. n. al. er. io. 關鍵字：管理當局能力、盈餘平穩化、盈餘反應係數、盈餘資訊內涵. Ch. engchi. ii. i n U. v.

(4) Abstract The purpose of this thesis is to examine whether managerial ability affects the informativeness of income smoothing.Following Leuz, Nanda and Wysocki (2003), we use two different methods to measure income smoothing. Then we decompose the sample into two subsamples according tomanagerial ability, whichfollows the measurement of Demerjian, Lev, Lewis and McVay (2013).Using the approach of Tucker and Zarowin (2006), we find that managerial ability do affect the informativeness of income smoothing. The. 政治大 their future earnings. 立It indicates that more able managers convey inside. smoothing earnings of firms with high managerial ability is more informativeof. ‧ 國. 學. information to investorsthrough income smoothingand trigger a change in investors’ expectations for future earningswhich ultimately form the basis for. ‧. the share value and the stock return.. er. io. sit. y. Nat. al. v. n. Keywords:Managerial Ability ； Income Smoothing ； Earnings Response. Ch. engchi. i n U. Coefficient；Informativeness of Earnings. iii.

(5) 目錄第壹章緒論 .......................................................................................................... 1 第一節研究動機與目的 .............................................................................. 1 第二節研究問題 .......................................................................................... 3 第三節研究流程及研究架構 ...................................................................... 4 第貳章文獻探討 .................................................................................................. 6 第一節管理階層能力之相關文獻探討 ...................................................... 6 第二節盈餘平穩化之相關文獻探討 ........................................................ 10 第參章研究設計 ................................................................................................ 15. 政治大. 第一節研究假說 ........................................................................................ 15. 立. 第二節變數定義及實證模型 .................................................................... 19. ‧ 國. 學. 第三節資料來源與樣本選取 .................................................................... 28 第肆章實證結果與分析 .................................................................................... 30. ‧. 第一節敘述性統計分析 ............................................................................ 30 第二節相關性分析 .................................................................................... 32. y. Nat. sit. 第三節實證結果及迴歸分析 .................................................................... 35. n. al. er. io. 第四節額外測試 ........................................................................................ 43. i n U. v. 第五節敏感性分析 .................................................................................... 50. Ch. engchi. 第伍章結論與建議 ............................................................................................ 54 第一節研究結論 ........................................................................................ 54 第二節研究貢獻 ........................................................................................ 56 第三節研究限制 ........................................................................................ 57 第四節研究建議 ........................................................................................ 58 參考文獻 ............................................................................................................ 59 一、中文部分 ............................................................................................ 59 二、英文部分 ............................................................................................ 59. iv.

(6) 圖目錄圖 1-1 研究流程架構圖…………………………………………………...5 圖 3-1 盈餘增額反應係數與盈餘平穩化資訊內涵之關聯圖……...….17. 表目錄表 3-1 實證模型變數彙總表....................................................................27 表 3-2 樣本篩選表....……………………………………………………29 表 4-1 各變數敘述性統計量表………………………………..………..31. 政治大. 表 4-2 Pearson 相關係數與 Spearman 相關係數表……………………33. 立. 表 4-3 盈餘平穩化衡量方法一全樣本迴歸結果……………...……….36. ‧ 國. 學. 表 4-4 盈餘平穩化衡量方法一依平均數分組迴歸結果………...…….38. ‧. 表 4-5 盈餘平穩化衡量方法二全樣本迴歸結果………………………40 表 4-6 盈餘平穩化衡量方法二依平均數分組迴歸結果………………42. y. Nat. io. sit. 表 4-7 盈餘平穩化衡量方法一額外測試迴歸結果………………...….45. n. al. er. 表 4-8 盈餘平穩化衡量方法二額外測試迴歸結果……………………48. Ch. i n U. v. 表 4-9 盈餘平穩化衡量方法一依中位數分組迴歸結果……………....51. engchi. 表 4-10 盈餘平穩化衡量方法二依中位數分組迴歸結果…………......53. v.

(7) 第壹章緒論. 第一節研究動機與目的. 企業須依據一般公認會計原則編製其財務報表，而該財務報表可協助資訊使用者之決策及判斷。然而，因一般公認會計準則給予管理當局一定之自主判斷與估計之空間，以增加財務報表之有用性，因而使管理當局可利用各種會計方法之選擇以及各項應計數之估計以影響公司盈餘的報導，. 政治大. 藉以滿足其契約規範或維持股價等目的。許多會計文獻及實證結果均以公. 立. 司特性或審計相關之變數，如：公司規模、市值、簽證事務所、公司治理、. ‧ 國. 學. 董事會結構等(Beasley, 1996；Becker, DeFond, Jiambalvo and Subramanyam, 1998；Dechow and Dichev, 2002；Klein, 2002)，來衡量其財務報表及會計. ‧. 估計之品質，但已有越來越多文獻顯示管理當局之個人因素對盈餘管理行. y. Nat. sit. 為有更直接之影響，且有部分之異質性並非公司特性之變數可以解釋，應. n. al. er. io. 源自於管理當局個人之特性(Bertrand and Schoar, 2003；Larcker, Richardson. i n U. v. and Tuna, 2007；Bowen, Rajgopal and Venkatachalam, 2008；Bamber,Jiang and. Ch. engchi. Wang, 2010；Ge,Matsumoto and Zhang,2011)。. 因為企業營業週期是循環不斷的，當企業逐步地計算出當期盈餘，當期盈餘之中即含有管理當局基於對未來盈餘之私有資訊所作之相關估計和判斷，管理當局對未來盈餘所掌握之資訊量越豐富，則越容易成功的平穩化其盈餘 (Tucker and Zarowin, 2006)，故當未來盈餘尚未入帳前，該資訊已透過管理當局公布之當期盈餘而有部分揭露。假設證券市場為強式效率市場，該證券價格應充分反應所有公開與非公開之資訊，市場中所有投資人將無套利空間，當期盈餘以及其所包含之未來盈餘資訊之發布，將直接 1.

(8) 反應在股票價格之變化上。管理當局為企業關鍵的競爭優勢來源，隨著知識經濟時代的來臨，這些無形資產的重要性逐漸提升，相較於有形的物力、財力資本，人力資本更具有潛在的競爭效益和成長空間，因為人力可因學習曲線而成長，也可以藉由知識的累積進而對於資源做出更有效率的配置。另外，Grant (1996) 認為在新經濟領域中，專業知識是獲取競爭優勢的關鍵因素，然企業如何客觀量化地衡量其人力資源品質之優劣，即管理當局能力之高低為管理學界討論已久之議題，過去衡量管理當局能力之方法較多為透過衡量管理當. 政治大 Hambrick, 1990；McNichols, 立 2002；Aier,Comprix, Gunlock and Lee, 2005)，局之特殊表現、教育程度、公司大小、任職期間長短等(Finkelstein and. ‧ 國. 學. 較無法客觀量化或較間接之方法。本研究採用 Demerjian, Lev, Lewis and McVay(2013)的方法：以資料包絡分析(Data Envelopment Analysis, DEA)估. ‧. 計管理當局使用公司資源之效率來衡量管理階層之能力，此為一較客觀量. sit. y. Nat. 化且較直接之方法，即管理當局在相同投入下擁有較高產出者或相同產出. n. al. er. io. 下而投入較少資源較少者，即為能力較佳。. i n U. v. 管理階層能力越好，將對該公司所屬產業有較深入之了解與知識，因. Ch. engchi. 而能對應計項目有較好之估計與評斷，唯其可透過盈餘平穩化對財務報表使用者提供資訊，亦可僅為滿足公司及私人契約條件或維持股價等因素而投機性的操控盈餘，據此，管理階層能力之高低是否影響盈餘平穩化操作究竟為資訊性或投機性為本研究欲探討之議題。. 2.

(9) 第二節研究問題. 企業因採用應計基礎而於財務報表中產生許多應計科目，其金額於財務報表結束日並無法精確衡量，僅能經由管理當局依據其經驗、能力及可取得之資訊估計入帳；在會計方法方面，一般公認會計準則亦給予管理當局部分選擇判斷空間，以增加財務報表之有用性，此時管理當局之能力將顯著影響其所可取得之資訊量以及其估計之品質，進而有操作之空間，使管理當局可藉由應計科目之估計達到盈餘平穩化之目的。. 政治大. Nichols and Wahlen (2004)彙整盈餘之資訊內涵對股價影響之相關文獻，. 立. 認為基於以下三項假設，盈餘之資訊內涵與股價相關：假設一：財務報表. ‧ 國. 學. 或當期盈餘提供股東當期和未來獲利資訊；假設二：當期和未來獲利資訊提供股東關於當期和未來股利之資訊；假設三：股價為預期未來股利之折. ‧. 現值。在以上三項假設皆成立之情形下，當期盈餘將與股價產生關聯。. y. Nat. er. io. sit. 管理當局可利用盈餘平穩化操作對外部人及資訊使用者傳遞其對未來盈餘之評價與觀點，並提高盈餘之資訊內涵；另一方面，管理當局也可能. al. n. v i n 利用盈餘平穩化操作來扭曲真實資訊、混淆外部人及資訊使用者之判斷， Ch engchi U 故本文即欲探討：. 管理當局能力之差異是否影響其盈餘平穩化之資訊內涵？. 3.

(10) 第三節研究流程及研究架構. 第壹章緒論本章提出研究動機與目的、研究議題、及研究架構。第貳章文獻探討本章依序將針對管理階層能力之相關文獻及盈餘平穩化之相關文獻進行整理。第參章研究設計. 立. 政治大. 本章首先建立研究假說，其次為變數定義與研究模型，最後介紹樣本. ‧ 國. 學. 選取及資料蒐集。. ‧. 第肆章實證結果與分析. y. Nat. sit. 本章進行敘述性統計分析、相關性分析與實證迴歸研究，並說明研究. n. al. er. io. 結果，最後進行敏感性分析及額外測試以驗證本研究之結果。第伍章結論與建議. Ch. engchi. i n U. v. 本章彙整研究結果及研究貢獻，並提出相關研究限制及建議。. 4.

(11) 研究動機與目的. 研究議題. 文獻彙整. 立. 政治大. 管理階層能力相關文獻. 盈餘平穩化相關文獻. ‧. ‧ 國. 學. n. al. y er. io. sit. Nat. 建立假說. i n C h 樣本蒐集與篩選 engchi U. v. 實證模型與迴歸分析. 研究結論與建議圖 1-1 研究流程架構圖. 5.

(12) 第貳章文獻探討. 第一節管理階層能力之相關文獻探討. 因管理階層之能力較難直接客觀衡量，故早期衡量管理階層能力之指標包括有：年資、年齡、媒體報導程度、產業專家、教育程度、功能性背景、報酬率及經理人固定效果等等。. 政治大業知識也隨之增加，故可做為衡量管理階層能力之替代變數。Sturdivant, 立管理階層之任職年資越高，其所獲得之裁量權越大，其對該產業之專. Ginter and Sawyer (1985)與 Finkelstein et al. (1990)皆認為管理當局之年齡. ‧ 國. 學. 或年資越長，則越趨於保守，選擇迴避風險與堅持策略之可能性越高。另. ‧. 外研究結果也發現，較資深之管理者傾向選擇模仿策略，較資淺之管理者. sit. y. Nat. 傾向選擇較創新或具彈性之策略。. n. al. er. io. 以過去媒體報導次數作為管理階層能力衡量指標，如 Milbourn (2003)、. v. Rajgopal, Shevlin and Zamora (2006)、Francis,Huang, Rajgopal and Zang. Ch. engchi. i n U. (2008)，背後之直覺為越有能力之管理階層，其被多媒體報導之可能性越高；Milbourn (2003)之研究以管理階層之聲望作為衡量管理階層能力之替代變數，而衡量管理階層聲望之方法則為媒體報導次數，實證結果證實管理階層之聲望與股票薪酬呈正相關，即管理階層之媒體曝光率越高，越容易被公司認同其表現，進而取得越高之股票薪酬。Rajgopal et al. (2006) 也以媒體報導次數作為衡量管理階層能力之替代變數，該結果發現，管理階層之財經報導曝光率與其任職公司之總資產報酬率(ROA)會對管理階層之非任職業務（如：演講、出版傳記、書籍等）造成影響，即財經報導曝光率越高或其任職公司之總資產報酬率越高，則管理階層越會追求任職公司 6.

(13) 以外之其他機會，故與其非任職業務成正相關，而管理階層之非任職業務與其能力成正相關。另一方面，Francis et al. (2008)同樣以媒體報導次數作為衡量管理階層聲望與能力之替代變數，並發現管理者的報導次數與該公司的盈餘品質呈現負相關，其研究表示，盈餘品質較差之公司需要較好之管理者。過去文獻亦指出，適當之專業教育亦會增加管理當局之經營與判斷能力。Murray(1989)以專業教育背景衡量管理當局能力以及其對於環境變化之處理之關係，其研究顯示兩者成正相關，當管理階層具備相似之專業教. 政治大管理階層具備相異之專業教育背景，則在環境變遷時較能順利適應進而能立育背景，則在一般情況下公司運作較有效率也就能創造較多利潤，然而，. ‧ 國. 學. 賺取較高之利潤。另外，管理當局能力越好，其對公司之總體經濟情況及客戶背景之相關知識越高，在估計壞帳費用時，將對抵押品之未來經濟價. ‧. 值有更好的估計，且更了解相關準則之適用(McNichols, 2002)。而 Aier et al.. sit. y. Nat. (2005)以擔任 CFO 之年數、進修學位(advanced degrees)、專業證照等作為. al. er. io. 判斷 CFO 是否為專家之標準，而 CFO 有較多專家時，因較有相關經驗及. v. n. 學識，故該任職公司之財務報表較少有重編之情形。Malmendier and Tate. Ch. engchi. i n U. (2009)以管理階層獲獎與否作為衡量標準，發現公司之股價與盈餘表現在管理階層獲獎後反而會變差，因管理階層在獲獎後花較多時間追求其他機會，如：出版著作、成為其他公司董事等。 Rajgopal et al. (2006)與 Baik, Farber and Lee (2011)則以產業調整後總資產報酬率作為衡量管理階層能力之替代變數，分別衡量其與外部機會和管理當局預期盈餘之關係，實證結果也證實管理當局能力與外部機會和管理當局預期盈餘之準確性和頻率呈正相關。因管理當局之能力越好，對該產業經濟環境較了解，可經營公司創造越高之總資產報酬率。 7.

(14) 雖然過去有許多管理當局能力的衡量方法，然而以上述方法衡量管理階層能力較難區分出單純來自於管理階層之效果與來自公司之效果。或者，區分出管理階層固定效果與公司後，僅能以管理階層更換公司前後或管理階層更換職位前後所作決策特性來衡量(Bertrand et al.,2003；Bamber et al., 2010；Ge et al., 2011；Fee and Hadlock, 2003)，而較難以量化處理。Bertrand et al. (2003)以管理階層和公司配對之縱橫資料(panel data)研究發現：大部分之投資、融資決策異質性可由經理人之固定效果模型(fixed-effect model) 解釋，即管理階層之個人特性(style)會隨管理階層換工作而移動到不同公. 政治大會對管理階層預測之頻率、準確度、消息傳遞程度、個人偏好等面向造成立. 司，並影響各種公司決策。Bamber et al. (2010)則發現管理階層之固定效果. 影響。Ge et al. (2011)研究顯示在會計方法之選擇及盈餘評估決策時，管理. ‧ 國. 學. 階層個人特性之影響將大於公司特性之影響。. ‧. 最近之文獻則提出以資料包絡分析(Data envelopment analysis, DEA)來. sit. y. Nat. 衡量管理階層之能力(Demerjian,Lev and McVay, 2012)，而 DEA 也被使用. n. al. er. io. 在其他研究，如分析管理階層品質和破產之關係(Barr and Siems, 1997; Leverty and Grace, 2009)。. Ch. engchi. i n U. v. Demerjian et al. (2012)提出量化分析之管理階層能力指數(Managerial Ability Score, MA-Score)，即以公司使用資源之效率來衡量管理階層之能力，該效率以資料包絡分析評估總銷貨收入除以其所投入之七項資源，並進一步控制個別公司之特性以作為衡量管理階層能力之替代變數，實證結果顯示：假設離職之管理階層(CEO)之能力為差，即其 MA-Score 之評分為低，則股價將隨管理階層之離開而成長；其次，若新進之管理階層能力為佳，即其 MA-Score 之評分為高，則公司後續之盈餘表現將隨之提升；再者，管理階層之能力越高，則其股權融資之成本越低。Demerjianet al.(2013)接 8.

(15) 續 2012 年之研究，將 MA-Score 與盈餘品質進行迴歸分析，以財務報表重編、盈餘持續性、呆帳準備、應計項目估計等作為衡量盈餘品質之替代變數，實證結果證實：管理階層能力越好，其所提出之盈餘品質越好。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 9. i n U. v.

(16) 第二節盈餘平穩化之相關文獻探討. Beidleman(1973)對盈餘平穩化之定義為：在會計原則允許限度之內，利用管理當局之裁量權減少盈餘之異常變動，且認為盈餘平穩化之原因有二：降低公司整體風險與降低環境因素所導致的循環性波動。Healy and Wahlen(1999)對盈餘平穩化之定義為：管理當局於財務報表及交易結構中運用其裁量及判斷，改變財務報表之原貌，以誤導利害關係人對公司某一特定經濟表現之資訊，或是藉以影響取決於財務報表之合約結果，並造成. 政治大. 財務報表使用者與管理階層之間資訊不對稱之情形產生。. 立. Eckel (1981)則將盈餘平穩化分為兩類：一為基本績效造成之平穩化. ‧ 國. 學. (natural smoothing)，另一則為管理階層操縱之平穩化，其中後者又可再細分為兩類：實質操縱之平穩化(real smoothing)與應計操縱之平穩化(artificial. ‧. smoothing)。兩者差異在於盈餘平穩化之操作手法不同，真實之平穩化為. y. Nat. sit. 透過改變實際經濟活動以改變現金流量來達到目的，應計操縱之平穩化則. n. al. er. io. 是透過操作盈餘要素或者會計方法，將收入或費用移轉到次期或另一會計. i n U. v. 期間以達目的。雖過往盈餘平穩化研究中探討多著重於應計操縱平穩化之. Ch. engchi. 部分，即管理階層透過操弄裁決性應計項目使盈餘平穩化，薛健宏(2008) 指出除透過裁決性應計數來行使盈餘管理之動作外，亦可透過影響營業外損益以求盈餘平穩化，但以前者占多數，且董監持股比例越高將增加盈餘平穩化之動機。另外也有研究依盈餘平穩化的期間長短，區分出短期之當期盈餘平穩化；以及長期盈之預期盈餘平穩化兩者(林松宏與呂政哲，2007；Chaney and Lewis, 1998；Tucker et al.,2006)。Chaney et al. (1998)也進一步提出盈餘平穩化與長期績效表現存有正相關，其實證結果亦顯示新上市之公司相對於 10.

(17) 上市前使用更多之應計項目盈餘平穩化。另外也有研究依盈餘平穩化之目的將盈餘平穩化區分為：極大化目標與平穩化目標兩大類(McNichols and Wilson, 1988；Bartov, 1993；Dechow, 1994；Burgstahler and Dichev, 1997； Degeorge, Patel and Zeckhauser, 1999)。 Ronen and Sadan (1981)整理過去文獻，歸納出管理階層盈餘平穩化之誘因，並將之區分為來自企業內部與外部兩類。來自內部之誘因包含管理階層避免被撤換、與公司之獎酬契約，以達到管理階層本身之效用極大化；來自外部之誘因則包含股利發放能力、提供預測未來現金流量的資訊、降. 政治大. 低外部感受之企業風險，減少因風險而造成的折價等。. 立. 盈餘平穩化之相關議題一直以來在會計研究中占有一席之地，而盈餘. ‧ 國. 學. 平穩化為盈餘管理目的之一，Bhattacharya, Daouk and Welker (2003)列舉了三種盈餘管理的目的：盈餘積極化(earnings aggressiveness)、盈餘平穩化. ‧. (earnings smoothing)，以及損失避免(loss avoidance)；Rusmin,Glennda and. y. Nat. sit. Greg(2013)則將盈餘平穩化視為手段，而將盈餘管理之目的區分為兩類：. n. al. er. io. 避免盈餘損失(earning losses)和避免盈餘下降(earning decreases)，實證結果. i n U. v. 顯示：企業較常為了避免損失而進行盈餘平穩化之操作。而盈餘管理之工. Ch. engchi. 具，則可分為應計項目盈餘管理(accruals management)與實質交易盈餘管理 (real earnings management)兩類為主。Jones, 1991、DeFond and Jiambalvo, 1994 與 Dechow, Sloan and Sweeney, 1995 等提出企業會利用應計項目進行盈餘管理，而應計項目雖會提高當期盈餘，卻會在次期迴轉。 Roychowdhury,2006 與 Cohen, Dey and Lys, 2008 等提出企業會進行實質盈餘管理，以避免應計項目在次期迴轉造成次期盈餘下降之現象，也可避免利用應計項目操縱盈餘被發現而被懲罰之缺點，因為透過大量進貨、降低售價、削減研發費用等實質盈餘管理行為較不易被外界察覺，然亦會使後 11.

(18) 續期間之獲利降低，對企業造成不良影響。 Bhattacharya et al.(2003)、Nekrasov (2009)、Leuz, Nanda and Wysocki (2003)與歐進士、李佳玲與詹茂昆(2004)認為為達目的而進行之盈餘管理，使企業之內部人員可能透過營運決策或選擇財務報導方式以使企業盈餘平穩化，也會在營業利益大幅波動之情況下意圖行使盈餘管理使其平穩，造成企業實質營運結果與會計報導結果間落差，隱瞞了企業風險的實際情況，並隱瞞或延後消息之傳遞，因此盈餘平穩化程度較高之公司，其企業價值不一定具有較高。其中 Leuz et al. (2003) 探討 31 國間之盈餘管理之比較，. 政治大護，因而在公司治理品質較低立、法規較不嚴謹以及對投資人保護較不週全其研究顯示：各國間盈餘平穩化差異係來自於公司內部人士私有利益之保. ‧ 國. 學. 之國家有較高之盈餘平穩化情況。Bhattacharya etal.(2003)亦證明資訊不透明將增加資金成本並減少交易量。相反的，Bitner and Dolan (1998)則認為. ‧. 盈餘平穩化可以降低經營風險，提升企業價值及股價，且平穩的盈餘易使. sit. y. Nat. 投資人將之與低風險作聯想。. n. al. er. io. 另外，一些研究亦指出盈餘平穩化將傳遞管理階層之私有訊息，股東. i n U. v. 對於企業盈餘之解釋將受到盈餘平穩化之影響，盈餘平穩化程度越高的公. Ch. engchi. 司，其股價變動較能預測其未來盈餘，也就是盈餘平穩化之提供公司私有訊息功能與預測未來盈餘功能較混淆會計資訊且降低盈餘品質功能強，並可增加財務報表使用者信心，且盈餘平穩化程度較高之公司其股票報酬將較高(Hunt, Moyer and Shevlin, 1997; Nichols et al., 2004；Tucker et al., 2006)。 Francis et al. (2004) 將盈餘歸納出七種屬性：平穩性(smoothness)、應計品質(accrual quality)、持續性(persistence)、可預測性(predictability)、及時性(timeliness)、價值攸關性(value relevance)以及穩健性(conservatism)； 12.

(19) 並檢視其對權益資金成本之影響，以盈餘品質最高，平穩性居次，且年度盈餘平穩化越高之公司，其本益比越高。過往許多研究亦認為企業進行盈餘平穩化行為會降低資訊不確定性以及營運風險，並會讓分析師對企業未來盈餘做出較樂觀之預測，進而降低權益資金成本(Bhattacharya et al., 2003； Francis et al., 2004；Verdi, 2006；Aflatooni and Nikbakht, 2009；McInns, 2010)。而不只是權益資金成本，Takasu (2012)研究指出盈餘平穩化將降低負債資金成本，即銀行貸款利率，且銀行可從平穩之盈餘得到相關訊息。 DeFond and Park (1997)提出企業當期情況將影響當期之盈餘平穩化行. 政治大項目和當期盈餘呈正相關，反之，若預期未來盈餘將減少時，應計項目和立為，並區分企業對未來盈餘之預期表現，若預期未來盈餘將增加時，應計. ‧ 國. 學. 當期盈餘呈負相關。顯示企業會依據當期及未來之情況而以應計項目因應之。林嬋娟、王瑄與葛俊佑(2013)則提出公司過去盈餘平穩化管理程度將. ‧. 影響其未來盈餘平穩化行為並以重分類作為盈餘平穩化衡量方法，若過去. sit. y. Nat. 盈餘平穩化程度較高，其選擇將交易目的金融商品重分類至備供出售之情. al. er. io. 形較多，顯現出企業過去維持盈餘平穩化之習慣將影響企業未來選擇盈餘. v. n. 平穩化操作之決定。而作者之實證結果也發現投資人於評估企業價值時並. Ch. engchi. i n U. 不會受限於盈餘數字，而會將重分類調整數自盈餘中排除。 Leuz et al. (2003)、Yang, Tan and Ding (2012)接探討公司治理與盈餘平穩化之關係，卻得到不同之結論，前者以跨國樣本作比較，認為盈餘平穩化較易發生在公司治理體制較不完善之國家；後者則以中國大陸為研究對象，其結果顯示具備良好公司治理體制及股東具參加權並無法阻止盈餘平穩化之發生。范宏書(2009)、Aflatooni et al. (2009)等人皆採用 Tucker et al.(2006)對盈餘平穩化之衡量方式，范宏書(2009)探討盈餘平穩化操作對於盈餘、權 13.

(20) 益帳面價值二變數價值攸關性之影響，其實證結果證實公司之盈餘平穩化程度越高，則盈餘資訊性改善程度越高，該公司之當期盈餘較能提供未來超常盈餘之資訊，投資人在評價股票時越依賴之，故盈餘之價值攸關性較高；反之，投資人對權益帳面價值之依賴性越低，故權益之帳面價值攸關性越低；再者，投資人對於改善盈餘資訊性之裁決性應計數亦給予越高之正面評價。Aflatooni et al. (2009)則研究盈餘平穩化與長期股票報酬間之關係，其實證結果證實公司之盈餘平穩化程度越高，則長期股票報酬與異常報酬將越低。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 14. i n U. v.

(21) 第參章研究設計本章將依據前述文獻建立本研究之假說，並建立迴歸所需之模型，最後定義各變數並說明樣本來源及選取標準。. 第一節研究假說. 管理當局首重提升公司之經濟價值，創造股東利益極大化。而提升公司經濟價值之方法有很多，盈餘平穩化就是其中之一，因為穩定的盈餘可. 政治大. 以降低淨利之波動程度，且縮短報導盈餘和預期盈餘間之差距(Ronen and. 立. Sadan, 1975）、降低市場風險、環境不確定性和破產機率(Lev and Kunitzky,. ‧ 國. 學. 1974)、傳達或預測有關未來盈餘的訊息(Nichols et al., 2004)、避免主管機關之注意(Moses, 1987)、降低發生違反債務契約之機率(Bartov, 1993）、降. ‧. 低公司稅賦上之負擔及財務成本(Bartov, 1993；Barton, 2001)、達成公司之. y. Nat. sit. 目標並減低被解雇的可能性(DeFond et al., 1997)，加上委託代理關係的存. n. al. er. io. 在，管理當局可能會利用各種可能的手段對財務資料進行操縱，因而推論管理當局有盈餘平穩化之動機。. Ch. engchi. i n U. v. 公司內部管理當局可以選擇運用實質盈餘管理或應計項目盈餘管理來隱藏公司當年度之營運表現，若為後者，則有以下兩種例子：管理當局可以透過提前認列未來盈餘或遞延當期費用，來隱藏當期不理想之盈餘表現，相對的，在景氣較佳或盈餘表現較好時，管理當局亦可透過遞延當期盈餘或提前認列未來費用等方式來達到各年度盈餘平穩化之目的。在上述兩種情形下皆可透過調整當期應計項目來減緩當期營業活動現金流量之波動，因此造成裁量性應計項目變動數及營業活動現金流量變動數之負相關。此一負相關為應計會計基礎之自然結果(Dechow, 1994)。然而，此相關係數之 15.

(22) 絕對值越大則代表公司盈餘之平穩化程度越高，而越無法反應公司真實之營運表現(Myers and Skinner,1999)，據此，本研究以應計項目變動數及來自營業活動現金流量變動數(CORRi,t(ΔAcc , ΔCFO))之相關係數為第一個衡量盈餘平穩化之替代變數。管理階層亦可利用實質營運決策和財務報導選擇來隱藏公司真實之盈餘表現(Bhattacharya et al., 2003；Nekrasov, 2009；Leuz et al., 2003)，造成企業實質營運結果與會計報導結果間之落差，隱瞞了企業風險的實際情況，並隱瞞或延後消息之傳遞，如：利用營業利益中應計項目之改變來達成上. 政治大現金流量之標準差之比值(σ 立 (EARN) / σ (CFO))衡量之，故本研究以此為衡. 述目的，針對財務報導之選擇，可利用營業利益之標準差與來自營業活動. ‧ 國. 學. 量盈餘平穩化之第二個替代變數。. 管理當局可透過應計項目來隱藏經濟環境變動對公司營業活動現金流. ‧. 量所帶來之衝擊，也可利用此方法提供內部資訊給外部報表使用者(Hunt et. y. Nat. sit. al., 1997；Tucker et al., 2006)。圖 3-1 說明了未來盈餘增額反應係數與盈餘. n. al. er. io. 平穩化資訊內涵之關聯，因為企業經營週期持續不斷循環，當企業逐期報. i n U. v. 導其盈餘之同時，也有某些管理當局對未來盈餘之預期及內部私有資訊隨. Ch. engchi. 之公布，當企業所具備之未來資訊越多，對於未來盈餘的預期將越準確，若加以統整考量整體規劃，將使企業越容易達成盈餘平穩化之目的，因此，關於企業未來盈餘之資訊早在其認列前已透過前期盈餘之公布而有部分揭露，而該資訊之揭露反應在當期股價之變動上，而當期股價之變動也包含其他公開訊息累積之影響，因此本研究利用股價變動數代表投資人對未來盈餘期望之變動，並利用未來盈餘增額反應係數來衡量之。. 16.

(23) 公司. 當期已知但未公布盈餘. 前期公布盈餘. 未來盈餘預期. 公司公布當期平穩化後盈餘，且盈餘持續平穩化. 立. 政治大. n. er. io. al. sit. Nat. 盈餘資訊及其他資訊於股價中彙總呈現. y. ‧. ‧ 國. 學. 未來盈餘資訊透過當期盈餘之公布而揭露. Ch. engchi. i n U. v. 當期股價及報酬改變包含有關未來盈餘之資訊. 利用盈餘增額反應係數衡量此關係. 圖 3-1 盈餘增額反應係數與盈餘平穩化資訊內涵之關聯圖. 17.

(24) 管理當局能力越好，其對公司未來盈餘之預期將越準確，也就越容易平穩化其盈餘，且透過盈餘平穩化所達到傳遞之私有訊息之目的之情況將較單純盈餘操作目的多。管理當局之能力可利用許多替代變數衡量之，如：媒體報導程度、總資產周轉率(Francis et al.,2008)，但該等衡量指標較間接，且較難區分其效果係導因於管理當局本身或是公司因素之影響。然而， Demerjian et al. (2012)所提出之管理階層能力指數(MA-Score)即可區分出管理當局和公司之影響，並解決此一問題。據此，本研究之目的為確認管理當局之能力高低不同，所作之盈餘平. 政治大. 穩化操作應有所不同，其效果也應有所不同，故提出以下假說：. 立. ‧ 國. 學. 假說一：管理當局之能力越高，盈餘平穩化之資訊內涵越高。. ‧. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 18. i n U. v.

(25) 第二節變數定義及實證模型. 一、管理階層能力變數本研究衡量管理階層能力之變數是以 Demerjian et al.(2012) 及 Demerjian et al.(2013)所提出之管理階層能力指數(MA-Score)為主，其衡量方法為利用管理階層使用公司資源之效率作為衡量管理階層能力之指標：企業運用利用資金、人力資源、各項資產賺取報酬，能力較好之管理階層因較了解市場趨勢，故在給定相同資源下該公司可創造較高之收益。. 政治大 Demerjian et al. (2012)首先衡量在給定個別公司之銷貨成本、銷售及管立. 理費用、淨廠房設備及資產、淨營業租賃、淨研究及發展費用、外購商譽、. ‧ 國. 學. 其他無形資產等七大生產要素及相關資源下所能產出之銷貨收入，並利用. ‧. 資料包絡分析 1估計出個別公司在產業內之效率，即θ（方程式(1））。本研. y. Nat. 究納入大部分可衡量之投入，包含有形以及無形資產、創新相關資本(R&D)，. er. io. sit. 因管理階層通常可決定資產之購置及淘汰，故資產之取得與報廢為衡量管理階層效率之指標，為因應產業特性，故加入淨營業租賃，以增加產業間. al. n. v i n 之可比較性；而商譽、無形資產及研發費用則可衡量管理階層所作之併購 Ch engchi U 1. 本研究是以 DEA Solver 軟體，並使用 CCR 模型(Charnes, Cooper and Rhodes, 1978)產出. 導向之 DEA 模型，在固定規模報酬前提假設下，以非線性最佳化估計式計算出一個相對效率，此估計式如下: 𝑀𝑀𝑀𝑀𝑀𝑀𝑣𝑣,𝑢𝑢 𝜃𝜃 =. 模型(A1)限制如下: 𝑀𝑀𝑀𝑀𝑀𝑀𝑣𝑣,𝑢𝑢 𝜃𝜃 =. ∑𝑠𝑠𝑖𝑖=1 𝑢𝑢𝑖𝑖 𝑦𝑦𝑖𝑖𝑖𝑖 ∑𝑚𝑚 𝑗𝑗 =1 𝑣𝑣𝑗𝑗 𝑥𝑥𝑗𝑗𝑗𝑗. ∑𝑠𝑠𝑖𝑖=1 𝑢𝑢𝑖𝑖 𝑦𝑦𝑖𝑖𝑖𝑖 > 1(𝑘𝑘 = 1, … , 𝑛𝑛) ∑𝑚𝑚 𝑗𝑗 =1 𝑣𝑣𝑗𝑗 𝑥𝑥𝑗𝑗𝑗𝑗 𝑣𝑣1 , 𝑣𝑣2 , … , 𝑣𝑣𝑚𝑚 ≥ 0. 𝑢𝑢1 , 𝑢𝑢2 , … , 𝑢𝑢𝑚𝑚 ≥ 0 19. (A1). (A2) (A3) (A4).

(26) 及其他決策之效率性，故也納入其中；其他如：人力成本及顧問服務成本，其雖並未在財務報表中單獨表達，但其成本包含在銷售及管理費用內，故本研究也將之計入衡量中。. 𝑚𝑚𝑚𝑚𝑚𝑚𝑣𝑣 𝜃𝜃𝑖𝑖,𝑡𝑡 =. (1). 𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆 𝑖𝑖,𝑡𝑡. 𝑣𝑣1 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶 𝑖𝑖,𝑡𝑡 +𝑣𝑣2 𝑆𝑆𝑆𝑆&𝐴𝐴𝑖𝑖,𝑡𝑡 +𝑣𝑣3 𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃 𝑖𝑖,𝑡𝑡 +𝑣𝑣4 𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂 𝑖𝑖,𝑡𝑡 +𝑣𝑣5 𝑅𝑅&𝐷𝐷𝑖𝑖,𝑡𝑡5 +𝑣𝑣6 𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺 𝑖𝑖,𝑡𝑡 +𝑣𝑣7 𝑂𝑂𝑂𝑂ℎ𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒 𝑖𝑖,𝑡𝑡. 政治大. 上述方程式(1)中各變數之定義如下：. 立. ‧ 國. 學. 𝑣𝑣：各種投入組合下，各公司極大化其 θ(生產效率)之最佳入組合權重 (向量)；. ‧. θ：以資料包絡分析衡量之各公司生產效率，其值介於 0 到 1 之間，1. Nat. sit. y. 為在各種可能投入組合下該產業內最有效率之公司，0 則為最無效. n. al. er. io. 率之公司；. Ch. Salesi,t：i 公司第 t 年銷貨收入；. engchi. i n U. v. CoGsi,t：i 公司第 t 年銷貨成本； SG&Ai,t：i 公司第 t 年銷售及管理費用； PPEi,t：i 公司第 t 年期初淨固定資產； OpsLeasei,t5：i 公司第 t+1 年至第 t+5 年之營業租賃費用期初折現值； R&Di,t：i公司第t年期初研發費用之淨額，運用過去五年加權平均已攤 20.

(27) 銷之研發費用總和計算 2； Goodwilli,t：i 公司第 t 年期初商譽； OtherIntani,t：i 公司第 t 年期初其他無形資產。 Demerjian et al. (2012)利用資料包絡分析求出上述方程式之最適解：利用上式比較各公司之各種投入組合權重，即向量𝑣𝑣，可求出極大化生產效率 θ 之各公司最有效率七項投入組合解，θ 值介於 0 到 1 之間，即為在限制下可得之最有效率解。其值為 1 者，代表該公司在其所屬產業內利用資. 政治大型之公司可選擇降低其所使用之資源量或提高收入來達到更好之效率。立. 源之效率性最佳；而其值越小，代表該公司使用資源之效率性越差，此類. ‧ 國. 學. 由上述資料包絡分析法所求出之各公司效率性估計數θ和其他利用歷史盈餘或總資產報酬率來衡量管理當局能力之方法一樣包含有公司本身之. ‧. 效率性及管理當局之效率性，因不論管理當局能力之高低，公司之規模、. y. Nat. sit. 市占率越大，或對供應商具有較高之議價能力等因素皆可能影響生產效率，. n. al. er. io. 因此本研究採用Demerjian et al. (2012) 的兩階段模型，對以資料包絡分析. i n U. v. 法所得之估計數θ做以下修正，排除衡量公司個別特性之變數，包含對管理. Ch. engchi. 當局有利之公司規模、市佔率、現金流量、公司成立年數，以及對管理當局不利之部門別營運收入、國際營運等，以及年度控制變數，以期求出歸屬管理當局使用投入資源之效率性（即方程式(2)之殘差項），提出以下產業別Tobit迴歸模型 3(方程式(2))：. 2. 依據 Lev and Sougiannis (1996)之方法，以方程式 Σ0t=-4(1+0.2t)×R&D(研發費用)計算出當. 年度期初淨研發費用(RD)。 3. R-squared 總平均為 0.3708。 21.

(28) Firm Efficiencyi,t=α0+α1 Ln(Total Assetsi,t)+α2Market Sharei,t +α3Positive Free Cash Flowi,t+α4Ln(Agei,t) +α5Business Segment Concentrationi,t +α6Foreign Currency Indicatori,t +Year Indicators +εi,t. (2). 上述方程式(2)中各變數之定義如下： Firm Efficiencyi,t：i 公司第 t 年公司績效，即方程式(1)所算出之 θ 值；. 政治大 Total Assets ：i 公司第 t 年期末總資產；立 i,t. ‧ 國. 學. Market Sharei,t：同產業內市佔率，i 公司第 t 年銷貨收入占公司所屬產業總銷貨收入之百分比；. ‧. Positive Free Cash Flowi,t：i 公司第 t 年之正自由現金流量；. sit. y. Nat. io. n. al. er. Agei,t：i 公司第 t 年之公司成立年數；. i n U. v. Business Segment Concentrationi,t：業務集中度，i公司第t年之產品多角. Ch. i e n g c h化程度. 4. ；. Foreign Currency Indicatori,t：外匯虛擬變數，若 i 公司第 t 年有外匯換算調整數，其值為 1，否則其值為 0；. 4. 參考 Hitt, Hoskisson and Kim (1997)、Chang 與 Wang (2007)以及曹壽民、金成隆與呂學典. (2011)的研究方法採用 Entropy 法計算產品多角化程度。𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝑖𝑖,𝑡𝑡 = ∑𝑞𝑞 𝑃𝑃𝑖𝑖,𝑡𝑡,𝑞𝑞 × ln⁡(. 1. 𝑃𝑃 𝑖𝑖,𝑡𝑡,𝑞𝑞. )，. 其中 Pi,t,q 為 i 公司第 t 年於第 q 個部門產品佔銷售額的比例；ln (1/Pi,t,q)則代表該部門產品. 的權重。 22.

(29) Year Indicators：年度控制變數。透過以上兩步驟之計算，方程式(2)中之殘差項即為管理階層能力指數，也就是歸因於管理當局能力所創造之效率性，即本研究之主要衡量管理當局能力(MASi,t)並作為分組標準之變數。二、盈餘平穩化資訊傳遞變數本研究欲探討管理階層能力之高低對盈餘平穩化後會計資訊內涵所造成之影響，參考過去相關實證研究模型(Collins,Kothari, Shanken and Sloan.,. 政治大 (return-earning)關係模式來檢測盈餘平穩化之資訊性，迴歸基礎模型如下：立 1994；Lundholmand Myers, 2002；Tucker et al., 2006)，以「報酬-盈餘」. ‧ 國. 學 Ri,t=β0+β1Xi,t-1+β2Xi,t+β3Xi,t3+β4Ri,t3+εi,t. (3). ‧ sit. y. Nat. n. al. er. io. 上述方程式(3)中各變數之定義如下： Ri,t：i 公司第 t 年之股票報酬率；. Ch. engchi. i n U. v. Xi,t-1：i 公司第 t-1 年之每股盈餘，以第 t 年之初之股價平減； Xi,t：i 公司第 t 年之每股盈餘，以第 t 年之初之股價平減； Xi,t3：i 公司第 t+1 年至第 t+3 之平均每股盈餘，以第 t 年之初之股價平減； Ri,t3：i 公司第 t+1 年至第 t+3 之複利股票報酬率。 Ri,t 為 i 公司第 t 期之股票報酬，而等號右邊本應放入未預期盈餘與當期對未來預期盈餘估計變動之加總兩變數，然而因無法得知投資人對於未 23.

(30) 來盈餘之預期，為便於分析故利用前期實際盈餘 Xi,t-1 代替未預期盈餘，並以當期盈餘(Xi,t)和未來三期盈餘(Xi,t3)替代投資人當期對未來預期盈餘估計變動，再放入 Rt3，即 i 公司第 t+1 期至第 t+3 期之股票報酬，如此便可控制因為使用實際盈餘代替預期盈餘所產生之誤差(Tucker et al, 2006)。上列方程式之 β2 即為當期反應係數(Earnings response coefficient, ERC)，而 β3 則為未來盈餘反應係數(Future earnings response coefficient, FERC)。因本研究欲探討盈餘平穩化造成之影響，故在上述模型基礎下加入兩種衡量盈餘平穩化之變數：CORRi,t 和 STDi,t，並以管理階層能力分數(MASi,t). 政治大. 之平均數將所有樣本分為兩組進行比較，其實證模型如下：. 立. ‧ 國. 學. R i,t=γ0+γ1X i,t-1+γ2X i,t+γ3X i,t3+γ4R i,t3+γ5CORR i,t+γ6CORR i,t*X i,t-1. ‧. +γ7CORR i,t*X i,t+γ8CORR i,t*X i,t3+γ9CORR i,t*R i,t3+εi,t. Nat. sit. y. (4). n. al. er. io. R i,t=γ0+γ1X i,t-1+γ2X i,t+γ3X i,t3+γ4R i,t3+γ5STD i,t+γ6STD i,t*X i,t-1. i n U. v. +γ7STD i,t*X i,t+γ8STD i,t*X i,t3+γ9STD i,t*R i,3+εi,t. Ch. engchi. (5). 上述方程式(4)及方程式(5)中各變數之定義如下： Ri,t：i 公司第 t 年之股票報酬率； Xi,t-1：i 公司第 t-1 年之每股盈餘，以第 t 年之初之股價平減； Xi,t：i 公司第 t 年之每股盈餘，以第 t 年之初之股價平減； Xi,t3：i 公司第 t+1 年至第 t+3 之平均每股盈餘，以第 t 年之初之股價 24.

(31) 平減； Ri,t3：i 公司第 t+1 年至第 t+3 之複利股票報酬率； CORRi,t：i 公司第 t-4 年至第 t 年之應計項目變動數以第 t 年期初總資產平減，與 i 公司第 t-4 年至第 t 年之營業活動現金流量變動數以第 t 年期初總資產平減之 Pearson 相關係數，並取負號，經轉換後，CORRi,t 值愈大表示盈餘平穩化程度愈高； STDi,t：i 公司第 t-4 年至第 t 年之營業利益標準差以第 t 年期初總資產. 政治大第 t 年期初總資產平減之比值，並取負號，經轉換後，STD 立. 平減，與 i 公司第 t-4 年至第 t 年之營業活動現金流量標準差以 i,t. 值愈大表示盈餘平穩化程度愈高。. ‧ 國. 學. 盈餘平穩化之兩衡量指標延續 Leuz et al. (2003)之研究，以 CORRi,t 和. ‧. STDi,t 作為衡量盈餘平穩化之替代變數，其研究指出透過裁量性應計項目. sit. y. Nat. 可緩衝營業活動現金流量過大之變動，固可達到盈餘平穩化之目標，故以. al. er. io. 應計項目變動數與營業活動現金流量變動數之相關係數，作為衡量盈餘平. v. n. 穩化之替代變數，其值越小代表盈餘平穩化之程度越高，為便於解釋故取. Ch. engchi. i n U. 其負數，作為第一個衡量盈餘平穩化之替代變數 CORRi,t ，經轉換後， CORRi,t 值愈大表示平穩化程度愈高。而利用營業利益中包含有應計項目之特色亦可觀察盈餘平穩化之程度，故本研究以營業利益之標準差與來自營業活動現金流量之標準差之比值 STDi,t，作為衡量盈餘平穩化之第二個替代變數，因其值越小代表盈餘平穩化之程度越高，為方便解釋而取其負數，經轉換後，STDi,t 值愈大表示平穩化程度愈高。上列方程式(4)及方程式(5)之 γ7 即為盈餘平穩化當期增額反應係數 (ERC)，而 γ8 則為盈餘平穩化未來盈餘增額反應係數(FERC)，如果盈餘平 25.

(32) 穩化會增加盈餘對報酬之預測能力，即盈餘平穩化之資訊性大於投機性，則 γ7 和 γ8 應為正。本研究利用以上所得之管理階層能力指數進一步將所有樣本以平均數分為兩組：管理階層能力較佳組(MA_Good)及管理階層能力較差組(MA_Bad)，並進行 Chow test，檢定同期的兩個不同樣本，即管理階層能力較佳組及管理階層能力較差組之盈餘平穩化對於股票報酬率之影響是否存在結構性之差異（亦即判斷估計係數(γ7 和 γ8)是否具顯著差異），若為顯著則代表迴歸之估計係數會因管理階層能力高低而有所不同，以此分析管理階層能力之優劣是否影響盈餘平穩化之效果係為資訊性或投機性，. 政治大因此預期管理階層能力較佳組之 γ 應顯著大於管理階層能力較差組之 γ ，立. 由於本研究預期管理階層能力較佳組所做之盈餘平穩化應較具有資訊內涵， 7. 7. 管理階層能力較佳組之 γ8 應顯著大於管理階層能力較差組之 γ8。. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 26. i n U. v.

(33) 表 3-1 實證模型變數彙總表變數代號. 變數定義. 預期符號. R i,t X i,t-1. i 公司第 t 年之股票報酬率 i 公司第 t-1 年之每股盈餘，以第 t 年之初之股價平減 i 公司第 t 年之每股盈餘，以第 t 年之初之股價平減 i 公司第 t+1 年至第 t+3 之平均每股盈餘，以第 t 年之初之股價平減 i 公司第 t+1 年至第 t+3 之複利股票報酬率 i 公司第 t-4 年至第 t 年之應計項目變動數以第 t 年期初總資產平減，與 i 公司第 t-4 年至第 t 年之營業活動現金流量變動數以第 t 年期初總資產平減之 Pearson 相關係數，並取負號，經轉換後，CORRi,t 值愈大表示盈餘平穩. N/A -. X i,t X i,t3 R i,t3 CORR i,t. 立. 化程度愈高 i 公司第 t-4 年至第 t 年之營業利益標準差以第 t 年期初總資產平減，與 i 公司第 t-4 年至. ?. ‧ 國. ?. ‧. 第 t 年之營業活動現金流量標準差以第 t 年期初總資產平減之比值，並取負號，經轉換後， STDi,t 值愈大表示盈餘平穩化程度愈高 i 公司第 t 年之管理當局能力指數之虛擬變數，若該公司之管理當局能力指數大於當年. n. al. er. io. sit. y. Nat. MAS i,t. +. 政治大. 學. STD i,t. +. i n U. v. 度所有公司之平均數則為 1，否則為 0. Ch. engchi. 27. +.

(34) 第三節資料來源與樣本選取. 一、研究期間本研究因變數計算之需要，某些變數須以 t+1 年、t+2 年、t+3 年加總或複利計算而得，且衡量盈餘平穩化之替代變數係以 t-4 年至 t 年之相關係數計算而得，故可取得之樣本期間為 1996 年至 2010 年。二、資料來源. 政治大 (Taiwan Economic Journal, 立 TEJ)。包括 TEJ 一般產業財務資料庫、TEJ 調整本研究所需資料財務報表等相關資訊，取自臺灣經濟新報資料庫. ‧ 國. 學. 後股價（年）資料庫。三、樣本選取與選樣標準. ‧ sit. y. Nat. 1. 盈餘平穩化衡量方法一. al. er. io. 表 3-2 列示本研究樣本篩選過程，本研究原始樣本為 1996 年至 2010. v. n. 年共 13000 筆，另依下列選樣標準進行篩選：1.因財務結構特殊，營運模. Ch. engchi. i n U. 式與一般產業不同，刪除金融、證券、保險業樣本 767 筆；2.配合各解釋變數，刪除遺漏本研究迴歸式所需變數之樣本 230 筆；3.為控制極端值對後續迴歸分析之影響，以 Belsley, Kuh and Welsch (1980)和 Fox (1991)之方法測量各樣本對迴歸估計係數造成之影響，以學生化殘差(studentized residual)衡量之，並以 2 做為切割點，本研究方法一經此程序並未發現含有極端值之樣本，經上述樣本篩選過程，研究使用樣本筆數共計 12003 筆。 2. 盈餘平穩化衡量方法二 1996 年至 2010 年原始擷取資料共 13000 筆，另依下列選樣標準進行 28.

(35) 篩選：1.因財務結構特殊，營運模式與一般產業不同，刪除金融、證券、保險業樣本 689 筆；2.配合各解釋變數，刪除遺漏本研究迴歸式所需變數之樣本 79 筆；3.為控制極端值對後續迴歸分析之影響，以 Belsley et al. (1980) 和 Fox (1991)之方法測量各樣本對迴歸估計係數造成之影響，以學生化殘差(studentized residual)衡量之，並以 2 做為切割點，本研究方法一經此程序刪除含有極端值之樣本 1 筆，經上述樣本篩選過程，研究使用樣本筆數共計 12231 筆。. 表 3-2 樣本篩選表. 政治大. Panel A 衡量方法一之樣本篩選表. 立. 13000. 學. ‧ 國. 研究樣本總筆數 5. 刪除金融、證券、保險業之樣本刪除遺漏值之樣本. ‧. 刪除極端值之樣本. y. Nat. io. sit. 最後研究使用樣本筆數. al. n 研究樣本總筆數 3. Ch. (230) (0) 12003. er. Panel B 衡量方法二之樣本篩選表. (767). engchi. 刪除金融、證券、保險業之樣本. i n U. v. 13000 (689). 刪除遺漏值之樣本. (79). 刪除極端值之樣本. (1). 最後研究使用樣本筆數. 12231. 5. 此研究樣本總筆數為以 1992 年至 2013 年之樣本計算出本研究所需之各變數後之總樣本. 數。 29.

(36) 第肆章實證結果與分析基於本研究目的在於探討管理階層能力之高低是否影響盈餘平穩化之效果，係為正面之傳遞資訊效果或負面之盈餘操作效果，故本章先就本研究所使用之樣本作敘述性統計及相關係數分析，再就實證結果進行分析。. 第一節敘述性統計分析各項變數之敘述性統計彙整如表 4-1，包括樣本數目、平均值、標準. 政治大. 差、25 分位數、中位數、75 分位數等。. 立. 由表 4-1 可知，因兩種衡量方法所需之變數資料不一造成方法一之樣. ‧ 國. 學. 本數量較方法二少。兩種衡量盈餘平穩化之變數 CORRi,t 和 STDi,t 之標準差分別為 0.3943 和 0.5673，顯示以方法二衡量盈餘平穩化之變異性較方法. Nat. y. ‧. 一大。而兩者之平均值分別為 0.7178 和-0.7093。. er. io. sit. 兩方法下應變數股票報酬(Ri,t)之 75 分位數同為 0.4639，顯示 25%之樣本股票報酬高於 46.39%，而 25 分位數則分別為-2807 和-0.2825，顯示 25%. al. n. v i n 之樣本股票報酬低於約-28%，平均值則約為 23%，在兩種衡量方法下所取 Ch engchi U 得樣本之股票報酬差異不大。. 衡量管理當局能力之變數 MASi,t 為以各年度管理階層能力指數之平均數分為兩組之虛擬變數，原始分數大於等於平均數者其值為 1，原始分數小於平均數者其值為 0，在方法一下之平均值為 0.7183，顯示有 71.83%之樣本之管理階層能力指數大於平均數，而在方法二下之平均值為 0.7196，顯示有 71.96%之樣本之管理階層能力指數大於平均數。兩者之標準差則分別為 0.4498 和 0.4492，相差不大。. 30.

(37) 表 4-1 各變數敘述性統計量表 Panel A 衡量方法一之敘述性統計量表變數. N. 平均值. 標準差. 25 分位數. 中位數. 75 分位數. Ri,t. 12003. 0.2285. 0.8598. -0.2807. 0.0262. 0.4639. Xi,t-1. 12003. 0.0702. 0.3237. 0.0090. 0.0878. 0.1714. Xi,t. 12003. 0.0888. 0.2624. 0.0031. 0.0779. 0.1758. Xi,t3. 12003. 0.3460. 0.8733. -0.0236. 0.2054. 0.5342. Ri,t3. 12003. 0.3398. 1.2652. -0.3786. 0.0643. 0.6535. CORRi,t. 12003. 0.7178. 0.8864. 0.9704. MASi,t. 12003. 0.7183 立. 1.0000. 1.0000. 政0.3943治 0.6462 大 0.4498. 0.0000. 標準差. 25 分位數. 中位數. 75 分位數. Ri,t. 12231. 0.2305. 0.8996. -0.2825. 0.0255. 0.4639. Xi,t-1. 12231. 0.0720. 0.3226. 0.0098. 0.0885. y. 0.1726. Xi,t. 12231. 0.0903. 0.2619. 0.0036. sit. ‧ 國. 平均值. 0.1772. Xi,t3. 12231. 0.3471. al. 0.8698. -0.0233. Ri,t3. 12231. 0.3365. 1.2607. STDi,t. 12231. MASi,t 12231. io. 0.0785. er. Nat. N. ‧. 變數. 學. Panel B 衡量方法二之敘述性統計量表. 0.5362. i e n g c h-0.3814. 0.0606. 0.6526. -0.7093. 0.5673. -0.9333. -0.5843. -0.3307. 0.7196. 0.4492. 0.0000. 1.0000. 1.0000. n. v 0.2055. Ch. i n U. 註：變數定義：Ri,t=i 公司第 t 年之股票報酬率；Xi,t-1=i 公司第 t-1 年之每股盈餘，以第 t 年之初之股價平減；Xi,t=i 公司第 t 年之每股盈餘，以第 t 年之初之股價平減；Xi,t3=i 公司第 t+1 年至第 t+3 之每股盈餘加總，以第 t 年之初之股價平減；Ri,t3=i 公司第 t+1 年至第 t+3 之複利股票報酬率；CORRi,t=i 公司第 t-4 年至第 t 年之應計項目變動數以第 t 年期初總資產平減，與 i 公司第 t-4 年至第 t 年之營業活動現金流量變動數以第 t 年期初總資產平減之 Pearson 相關係數，並取負號；STDi,t=i 公司第 t-4 年至第 t 年之營業利益標準差以第 t 年期初總資產平減，與 i 公司第 t-4 年至第 t 年之營業活動現金流量標準差以第 t 年期初總資產平減之比值，並取負號；MASi,t=i 公司第 t 年之衡量管理當局能力之虛擬變數。 31.

(38) 第二節相關性分析. 本節利用 Pearson 相關係數以及 Spearman 相關係數檢定各變數之間的相關性，並探討變數間的影響方向及程度，以避免產生自變數間完全共線性之情況。各項變數之相關係數彙整如表 4-2，管理階層能力衡量變數 MASi,t 對當期股票報酬之相關係數為正，而當期每股盈餘和未來每股盈餘對當期股票報酬之相關係數也皆為正，以上結果初步支持本研究之預期，即管理階. 政治大. 層能力越好，則盈餘之資訊內涵越高。. 立. 相關性分析結果顯示自變數兩兩之間雖達顯著相關，但並其係數不大，. ‧ 國. 學. 並無高度相關，因此應不存在完全共線性，不致影響後續迴歸實證分析之. ‧. 統計推論。. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 32. i n U. v.

(39) 表 4-2Pearson 相關係數與 Spearman 相關係數表 Panel A 衡量方法一之 Pearson 相關係數與 Spearman 相關係數表. Xi,t-1. 0.1250 (<.0001) 0.4126 (<.0001) 0.2877 (<.0001) -0.1808. -0.0305 (0.0008) 1 0.6850 (<.0001) 0.5638 (<.0001) 0.1565. 0.2676 (<.0001) 0.5070 (<.0001) 1. (<.0001) 0.0172 (0.0601) 0.0008 (0.9311). (<.0001) 0.1913 (<.0001) 0.0440 (<.0001). Xi,t3. al. n. MASi,t. io. CORRi,t. 0.6668 (<.0001) 0.1441 (<.0001) 0.1630 (<.0001) 0.0197 (0.0310). MASi,t. 0.3134 (<.0001) 0.5243 (<.0001) 1. -0.1509 (<.0001) 0.0328 (0.0003) 0.0310 (0.0017) 0.4165 (<.0001) 1. -0.0107 (0.2412) 0.1043 (<.0001) 0.0788 (<.0001) 0.0525 (<.0001) -0.0021. 0.0396 (<.0001) 0.0207 (0.0236) 0.0067 (0.4634) -0.0181 (0.0480) 0.0156. (0.8168) 1. (0.0882) -0.0304 (0.0001) 1. 0.2085 治政 (<.0001) 大. Nat. Ri,t3. ‧ 國. Xi,t. 立. CORRi,t. Ch. y. 1. Ri,t3. 0.4890 (<.0001) 0.1283 (<.0001) 0.0133 (0.1449). engchi. sit. Ri,t. Xi,t3. er. Xi,t. ‧. Xi,t-1. 學. Ri,t. i n U. v. 0.0259 (0.0045) 0.0340 (0.0002). -0.0552 (<.0001). 註 1：本表右上方為 Pearson 相關係數，左下方為 Spearman 相關係數。註 2：變數定義：Ri,t=i 公司第 t 年之股票報酬率；Xi,t-1=i 公司第 t-1 年之每股盈餘，以第 t 年之初之股價平減；Xi,t=i 公司第 t 年之每股盈餘，以第 t 年之初之股價平減；Xi,t3=i 公司第 t+1 年至第 t+3 之每股盈餘加總，以第 t 年之初之股價平減；Ri,t3=i 公司第 t+1 年至第 t+3 之複利股票報酬率；CORRi,t=i 公司第 t-4 年至第 t 年之應計項目變動數以第 t 年期初總資產平減，與 i 公司第 t-4 年至第 t 年之營業活動現金流量變動數以第 t 年期初總資產平減之 Pearson 相關係數，並取負號； MASi,t=i 公司第 t 年之衡量管理當局能力之虛擬變數。 33.

(40) Panel B 衡量方法二之 Pearson 相關係數與 Spearman 相關係數表 Ri,t. Xi,t-1. Xi,t. Xi,t3. Ri,t3. STDi,t. MASi,t. Ri,t. 1. Xi,t-1. 0.1251 (<.0001) 0.4114 (<.0001) 0.2856 (<.0001) -0.1831 (<.0001). -0.0347 (0.0001) 1 0.6847 (<.0001) 0.5655 (<.0001) 0.1559 (<.0001). 0.2625 (<.0001) 0.5047 (<.0001) 1. 0.1979 (<.0001) 0.3157 (<.0001) 0.5247 (<.0001) 1. -0.1473 (<.0001) 0.0335 (0.0002) 0.0317 (0.0005) 0.4169 (<.0001) 1. -0.0121 (0.1799) 0.0331 (0.0003) 0.0360 (<.0001) 0.0349 (0.0001) 0.0255 (0.0048). 0.0383 (<.0001) 0.0212 (0.0191) 0.0055 (0.5421) -0.0178 (0.0489) 0.0159 (0.0785). 0.0096 (0.2875) 0.0018 (0.8415). 0.0590 (<.0001) 0.0437 (<.0001). 1. -0.0405 (<.0001) 1. n. al. Ch. 註 1：本表右上方為 Pearson 相關係數，左下方為 Spearman 相關係數。. engchi. sit. 0.0659 (<.0001) 0.0125 (0.1672). y. 0.4899 (<.0001). 0.0378 (<.0001) 0.0342 (0.0002). er. 0.0782 (<.0001) 0.0184 (0.0415). io. MASi,t. Nat. STDi,t. 0.6685 (<.0001) 0.1443 (<.0001). ‧. Ri,t3. ‧ 國. Xi,t3. 學. Xi,t. 立. 政治大. i n U. v. -0.0523 (<.0001). 註 2：變數定義：Ri,t=i 公司第 t 年之股票報酬率；Xi,t-1=i 公司第 t-1 年之每股盈餘，以第 t 年之初之股價平減；Xi,t=i 公司第 t 年之每股盈餘，以第 t 年之初之股價平減；Xi,t3=i 公司第 t+1 年至第 t+3 之每股盈餘加總，以第 t 年之初之股價平減；Ri,t3=i 公司第 t+1 年至第 t+3 之複利股票報酬率；STDi,t=i 公司第 t-4 年至第 t 年之營業利益標準差以第 t 年期初總資產平減，與 i 公司第 t-4 年至第 t 年之營業活動現金流量標準差以第 t 年期初總資產平減之比值，並取負號；MASi,t=i 公司第 t 年之衡量管理當局能力之虛擬變數。 34.

(41) 第三節實證結果及迴歸分析. 本研究採用 Leuz et al. (2003)文中介紹之兩種方法作為衡量盈餘平穩化之自變數進行迴歸分析，方法一為 CORR(ΔAcc , ΔCFO)，即應計盈餘變動數與來自營業活動現金流量變動數之相關係數；方法二為 σ(EARN)/σ(CFO)，即營業淨利之標準差與自營業活動現金流量之標準差之比值。而實證模型係採用 Tucker et al. (2006)之衡量方法，若盈餘平穩化增加當期盈餘對未來盈餘之預測能力，則交乘項 CORRi,t*Xi,t、STDi,t*Xi,t、CORRi,t*Xi,t3、STDi,t*Xi,t3. 政治大. 之係數應為正，亦即盈餘平穩化之傳遞訊息能力優於盈餘操控之負面效果。. 立. 再進一步以 Demerjian et al. (2012)所提出之管理階層能力高低衡量方法將. ‧ 國. 學. 資料分兩組進行比較，且預期管理階層能力較佳組 (MA_Good) 之 CORRi,t*Xi,t、STDi,t*Xi,t、CORRi,t*Xi,t3、STDi,t*Xi,t 等自變數之係數應大於管. ‧. 理階層能力較差組(MA_Bad)之 CORRi,t*Xi,t 、 STDi,t*Xi,t 、 CORRi,t*Xi,t3 、. y. Nat. sit. STDi,t*Xi,t3 等自變數之係數，以下將分兩部分分別分析兩種盈餘平穩化衡量. n. al. er. io. 方法下之結果。. Ch. engchi. i n U. v. 盈餘平穩化衡量方法一(CORR(ΔAcc , ΔCFO))實證結果分析. 一、. 表 4-3 為盈餘平穩化衡量方法一全樣本迴歸分析，其中應變數(Ri,t)與盈餘平穩化當期效果之主要變數(CORRi,t*Xi,t)和盈餘平穩化未來效果之主要變數(CORRi,t*Xi,t3)之關係皆不顯著，此可能導因於攸關之管理階層能力未加入考慮，或藉由應計項目與現金流量之相關係數較難捕捉盈餘平穩化之增額效果，故以下將針對管理階層能力分組進行迴歸分析，以進一步分析其是否相關。 35.

(42) 表 4-3 盈餘平穩化衡量方法一全樣本迴歸結果 Ri,t=γ0+γ1Xi,t-1+γ2Xi,t+γ3Xi,t3+γ4Ri,t3+γ5CORRi,t+γ6CORRi,t*Xi,t-1+γ7CORRi,t*Xi,t +γ8CORRi,t*Xi,t3+γ9CORRi,t*Ri,t3+εi,t 變數. 預期符號. 參數估計. Pr > |t|. Intercept. ?. 0.2043. <.0001***. Xi,t-1. -. -0.4975. <.0001***. Xi,t. +. 0.8174. <.0001***. Xi,t3. +. 0.2481. <.0001***. Ri,t3. -. -0.1789. <.0001***. CORRi,t. ?. -0.0457. 0.0199**. CORRi,t*Xi,t-1 CORRi,t*Xi,t. 立. +. 0.0902. 0.3236. +. -0.0010. 0.9725. CORRi,t*Ri,t3. -0.0074. 12003. Adjusted R2. 0.1687. F-statistic. 271.70. io. sit. y. Nat. N. 0.6308. ‧. ‧ 國. 0.0025***. 學. CORRi,t*Xi,t3. 政治 -0.2144 大. er. 註 1：***表示達到 1%顯著水準，**表示達到 5%顯著水準，*表示達到 10%顯著水準，雙. al. n. v i n Ct 年之股票報酬率；X 註 2：變數定義：R =i 公司第 h e n g c h i U=i 公司第 t-1 年之每股盈餘，以第 t 年之初之股價平減；X =i 公司第 t 年之每股盈餘，以第 t 年之初之股價平減；X =i 公司尾檢定。. i,t. i,t-1. i,t. i,t3. 第 t+1 年至第 t+3 之每股盈餘加總，以第 t 年之初之股價平減；Ri,t3=i 公司第 t+1 年至第 t+3 之複利股票報酬率；CORRi,t=i 公司第 t-4 年至第 t 年之應計項目變動數以第 t 年期初總資產平減，與 i 公司第 t-4 年至第 t 年之營業活動現金流量變動數以第 t 年期初總資產平減之 Pearson 相關係數，並取負號。. 36.

(43) 表 4-4 為盈餘平穩化衡量方法一依平均數分組迴歸分析，其中欄位(1) 為管理階層能力較佳之樣本，欄位(2)為管理階層能力較差之樣本。由表 4-4 可知，在以管理階層能力指數之中位數分組迴歸下，管理階層能力較好者 (欄位(1))，其盈餘平穩化之當期增額效果 CORRi,t*Xi,t 及未來增額效果 CORRi,t*Xi,t3 均顯著為正(p value<0.01，顯著水準 1%，雙尾檢定及 p value<0.1，顯著水準 10%，雙尾檢定)，而管理階層能力較差者(欄位(2))，其盈餘平穩化當期增額效果 CORRi,t*Xi,t 及未來增額效果 CORRi,t*Xi,t3 均為顯著(p value <0.01，顯著水準 1%，雙尾檢定及 p value <0.05，顯著水準 5%，雙尾檢定)，. 政治大遞之效果而非投機性之盈餘操作，故其當期與長期主要自變數 CORR *X 立. 且其效果為負，代表管理階層能力較好者，其盈餘平穩化操作傾向資訊傳 i,t. i,t. 與 CORRi,t*Xi,t3 之係數均為正，而管理階層能力較差者，其盈餘平穩化操作. ‧ 國. 學. 之投機性盈餘操作效果大於資訊傳遞效果，故其當期與長期主要自變數. ‧. CORRi,t*Xi,t 與 CORRi,t*Xi,t3 之係數均為負。. Nat. sit. y. 管理階層能力較好者，當期盈餘平穩化增額效果為 0.3557 顯著優於管. n. al. er. io. 理階層能力較差者之當期盈餘平穩化增額效果-0.4395（p value<0.0001，顯. i n U. v. 著水準 1%），未來盈餘平穩化增額效果為 0.0617 顯著優於管理階層能力. Ch. engchi. 較差者之未來盈餘平穩化增額效果-0.1203（p value<0.0001，顯著水準 1%），支持假說一之論點，即管理階層能力越好，則盈餘平穩化之資訊內涵越高，反之，管理階層能力越差，則盈餘平穩化之盈餘操作效果越高。表 4-3 之全樣本迴歸分析中，當期盈餘平穩化增額係數與未來盈餘平穩化增額係數之符號分別為一正一負但皆不顯著，然而將樣本依管理當局能力分為兩組時，管理階層能力較好者之兩係數均顯著為正；管理階層能力較差者之兩係數均顯著為負，代表管理階層能力應為攸關影響變數，故可用以區隔盈餘平穩化之資訊內涵。 37.

(44) 表 4-4 盈餘平穩化衡量方法一依平均數分組迴歸結果 Ri,t=γ0+γ1Xi,t-1+γ2Xi,t+γ3Xi,t3+γ4Ri,t3+γ5CORRi,t+γ6CORRi,t*Xi,t-1+γ7CORRi,t*Xi,t +γ8CORRi,t*Xi,t3+γ9CORRi,t*Ri,t3+εi,t (1)管理階層能力較佳. (2)管理階層能力較差. (MA_Good). (MA_Bad). 變數. 參數估計. Pr > |t|. 參數估計. Pr > |t|. Intercept. 0.2404. <.0001***. 0.0956. 0.0003***. Xi,t-1. -0.7698. <.0001***. -0.1948. 0.0029***. Xi,t. 0.7841. <.0001***. 0.9475. <.0001***. Xi,t3. 0.2758. <.0001***. 0.2813. <.0001***. -0.0985 治政 <.0001*** -0.0654 0.0066*** 大 -0.0147 立. Ri,t3. -0.2075. CORRi,t. 0.6417. -0.1308. 0.1922. CORRi,t*Xi,t. 0.3557. 0.0017***. -0.4395. 0.0029***. CORRi,t*Xi,t3. 0.0617. 0.0925*. -0.1203. 0.0199**. CORRi,t*Ri,t3. -0.0034. 0.8512. 0.0020. 0.9410. sit. 8622 0.1994. al. n. F-statistic. io. Adjusted R2. y. Nat. N. Ch. er. ‧ 國. 0.0041***. ‧. -0.2685. 學. CORRi,t*Xi,t-1. <.0001***. 239.57. e nChow hi U g ctest. v ni. 3381 0.1449 64.66. CORRi,t*Xi,t(MA_Good)> CORRi,t*Xi,t(MA_Bad)(Pr>F：<.0001***) CORRi,t*Xi,t3(MA_Good)> CORRi,t*Xi,t3(MA_Bad) (Pr>F：<.0001***) 註 1：***表示達到 1%顯著水準，**表示達到 5%顯著水準，*表示達到 10%顯著水準，雙尾檢定。註 2：變數定義：Ri,t=i 公司第 t 年之股票報酬率；Xi,t-1=i 公司第 t-1 年之每股盈餘，以第 t 年之初之股價平減；Xi,t=i 公司第 t 年之每股盈餘，以第 t 年之初之股價平減；Xi,t3=i 公司第 t+1 年至第 t+3 之每股盈餘加總，以第 t 年之初之股價平減；Ri,t3=i 公司第 t+1 年至第 t+3 之複利股票報酬率；CORRi,t=i 公司第 t-4 年至第 t 年之應計項目變動數以第 t 年期初總資產平減，與 i 公司第 t-4 年至第 t 年之營業活動現金流量變動數以第 t 年期初總資產平減之 Pearson 相關係數，並取負號；MASi,t=i 公司第 t 年之衡量管理當局能力之虛擬變數。. 38.

(45) 盈餘平穩化衡量方法二(σ (EARN) / σ (CFO))實證結果分析. 二、. 表 4-5 為盈餘平穩化衡量方法一全樣本迴歸分析，其中應變數(Ri,t)與盈餘平穩化當期效果之主要變數(STDi,t*Xi,t)之關係不顯著，而盈餘平穩化未來效果之主要變數(STDi,t*Xi,t3)僅達邊際顯著，且顯著為負，此可能導因於攸關之管理階層能力未加入考慮，或藉由企業收入波動性之衡量較難捕捉盈餘平穩化之增額效果，故以下將針對管理階層能力分組進行迴歸分析，以進一步分析其是否相關。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 39. i n U. v.

(46) 表 4-5 盈餘平穩化衡量方法二全樣本迴歸結果 Ri,t=γ0+γ1Xi,t-1+γ2Xi,t+γ3Xi,t3+γ4Ri,t3+γ5STDi,t+γ6STDi,t*Xi,t-1+γ7STDi,t*Xi,t +γ8STDi,t*Xi,t3+γ9STDi,t*Ri,t3+εi,t 變數. 預期效果. 參數估計. Pr > |t|. Intercept. ?. 0.1295. <.0001***. Xi,t-1. -. -0.4640. <.0001***. Xi,t. +. 0.9521. <.0001***. Xi,t3. +. 0.2202. <.0001***. Ri,t3. -. -0.1336. <.0001***. 立. STDi,t*Xi,t-1. 治-0.0507 ? 政大 0.2842 0.0292. STDi,t*Xi,t3. +. -0.0425. STDi,t*Ri,t3. 0.0641 12231. Adjusted R2. 0.1644 268.44. n. al. er. io. F-statistic. <.0001***. sit. Nat. N. 0.6577 0.0549*. ‧. ‧ 國. +. <.0001***. 學. STDi,t*Xi,t. 0.0004***. y. STDi,t. Ch. i n U. v. 註 1：***表示達到 1%顯著水準，**表示達到 5%顯著水準，*表示達到 10%顯著水準，雙尾檢定。. engchi. 註 2：變數定義：Ri,t=i 公司第 t 年之股票報酬率；Xi,t-1=i 公司第 t-1 年之每股盈餘，以第 t 年之初之股價平減；Xi,t=i 公司第 t 年之每股盈餘，以第 t 年之初之股價平減；Xi,t3=i 公司第 t+1 年至第 t+3 之每股盈餘加總，以第 t 年之初之股價平減；Ri,t3=i 公司第 t+1 年至第 t+3 之複利股票報酬率；STDi,t=i 公司第 t-4 年至第 t 年之營業利益標準差以第 t 年期初總資產平減，與 i 公司第 t-4 年至第 t 年之營業活動現金流量標準差以第 t 年期初總資產平減之比值，並取負號。. 40.

(47) 表 4-6 為盈餘平穩化衡量方法二依平均數分組迴歸分析，其中欄位(1) 為管理階層能力較佳之樣本，欄位(2)為管理階層能力較差之樣本。由表 4-6 可知，分組後之多元迴歸分析結果呈現，管理階層能力較佳者（欄位(1)），其盈餘平穩化僅當期增額效果 STDi,t*Xi,t 顯著為正(p value<0.01，顯著水準 1%，雙尾檢定)，而盈餘平穩化未來增額效果 STDi,t*Xi,t3 顯著為負(p value<0.1，顯著水準 10%，雙尾檢定)，而管理階層能力較差者（欄位(2)），其盈餘平穩化之當期增額效果 STDi,t*Xi,t 顯著為負(p value <0.01，顯著水準 1%，雙尾檢定)，而盈餘平穩化未來增額效果 STDi,t*Xi,t3 顯著為正(p value <0.05，. 政治大餘平穩化操作之資訊傳遞效果大於負面之盈餘操作效果，故其當期主要自立顯著水準 5%，雙尾檢定)，代表管理階層能力較好者，在短期而言，其盈. 變數 STDt*Xt 之係數為正，且當期盈餘平穩化增額效果為 0.3503 顯著優於. ‧ 國. 學. 管理階層能力較差者之當期盈餘平穩化增額效果-0.7484（p value<0.0001，. ‧. 顯著水準 1%），支持假說一之論點，即管理階層能力越好，則盈餘平穩化. sit. y. Nat. 之資訊內涵越高。. al. er. io. 與表 4-5 全樣本迴歸分析比較可知，在當期盈餘平穩化增額係數方面. v. n. 係數雖為正但不顯著，然而，將樣本依管理階層能力分為兩組後，該係數. Ch. engchi. i n U. 在管理階層能力較佳組顯著為正，在管理階層能力較差組顯著為負，代表管理階層能力應為攸關影響變數，故分組後可看出兩者分別為傳遞訊息之正面效果與盈餘操作之負面效果，符合假說一之論點，即管理階層能力越好，則盈餘平穩化之資訊內涵越高。而盈餘平穩化未來增額效果在分組後之結果則不符合預期。. 41.