公司治理對盈餘預測之影響

(1)

公司治理對盈餘預測之影響

The Impact of Corporate Governance on Earnings Forecasts

張椿柏¹（Chun-Po Chang）

大葉大學財務金融系助理教授

王育偉（Yu-Wei Wang）

元培科技大學應用財務管理系助理教授

吳欣于（Hsin-Yu Wu）

大葉大學碩士在職專班

葉哲瑋（Che-Wei Yeh）

大葉大學財務金融系

摘要

本研究主要檢視公司治理與盈餘預測誤差之關聯，本研究採多元迴歸分析，

以2005 年至2015 年所有台灣上市(櫃)公司為樣本，並將代理問題加以區分為權益代理問題與核心代理問題，探討公司股權結構，董事會特性對盈餘預測誤差之影響。實證結果如下：(1)管理者持股與盈餘預測誤差呈負向顯著關係，支持利益收斂假說。(2)控制權與現金流量請求權偏離程度愈大，盈餘預測誤差愈大。(3)盈餘預測誤差會隨董監持股比率、機構投資人持股比率及獨立董監事比率而減少，但會因董監事持股質押比率及董事長兼任總經理而增加。

1聯絡作者，張椿柏，大葉大學財務金融系，助理教授，彰化縣大村鄉學府路 168 號，Tel：(04) 8511888ext. 3526。

(2)

Abstract

The purpose of this paper is to examine the effect of corporate governance on earnings forecasts errors. The sample of the study consists of public companies in Taiwan for the period from 2005 to 2015. The main feature of this study is that we divide agency problem into core agency problem and equity agency problem, and we explore the relation between ownership structure, board characteristics and earnings forecasts errors. Overall, this paper expects to explain corporate governance can reduce agency problem and the efficient corporate governance can decrease earnings forecasts errors.

The empirical results indicate as follows ： First, managerial ownership is negatively related to earnings forecasts errors and hence supports convergence-of-interest hypothesis. Second, as controlling right deviates from cash flow right, earnings forecasts errors is getting worse, that is, core agency problems become more serious in the firm. Finally, the shares of board directors, the shares of institutional investor and the proportion of independent directors have negative relationship with earnings forecasts errors, but the pledged share ratio of directors and chairman served CEO have positive relationship with earnings forecasts errors.

關鍵詞：盈餘預測、公司治理、代理問題。

Keywords：Earnings Forecasts, Corporate Governance, Agency Problem

壹、緒論

過去主管機關致力於資本市場之健全性與資訊透明度，並藉由法規強制企業必須提高資訊透明度，然而隨著資本市場之規模逐漸擴大及資訊愈趨繁雜與專業，

因此造就了資本市場對於專業財務分析師的需求(吳心儀，2002)。市場充斥著無數重要資訊，待投資者去接收、吸收並加以消化運用，但多數市場投資者缺乏技巧、

時間、資訊來源及對資訊之解釋能力，此時市場分析師便扮演資訊的提供者與使用者的重要角色(Schipper, 1991)。Kross et al.(1990)與Beavor(2002)指出，市場分析師擁有專業與資訊優勢，同時能彌補及協助投資人此方面之不足，提供更精確且有系統的重要訊息。因此，市場分析師扮演著公司與投資人間的溝通橋樑，投資者常以分析師所提供的財務預測為投資的重要參考(Beavor, 2002；Bonneret al., 2003；Clement and Tse, 2003 )。

健全公司治理及降低資本市場的資訊不對稱，一直是學術界與投資人關切之議題。公司治理包含監督管理當局的行動、限制管理當局機會主義行為及改善資訊品質與水準的機制，良好的公司治理機制能降低控制股東操控資訊的機會，提高資訊的透明度 (Dechow, et al., 1996 ； Ho and Wong, 2001) 。 Lang and Lundholm(1996)研究發現，在預測公司未來盈餘時，分析師面臨公司未來的不確定

(3)

性，若能提升資訊揭露程度與品質，便能降低管理當局與市場分析師間的資訊不對稱，同時降低分析師預測時所面臨的不確定性，使得分析師的盈餘預測更為準確。葉銀華等(2002)研究指出，良好的公司治理機制具備一套監督機制，用以增進公司資訊揭露品質及防止管理當局投機行為，進而降低投資人與公司管理當局間的資訊不對稱(Botosan et al., 2004；許崇源與陳瑞斌，2005)。Chen et al.(2008)亦認為好的公司治理能提供有效機制，達到減少管理者的投機行為、改善公司報導品質。 Epps and Cereola(2008)則發現公司治理相關資訊，乃是投資者進行投資決策時重要之投資準則，並願意為良好公司治理和獨立性高之董事會的企業，付出較高的溢價。因此，健全公司治理不僅可確保股東權益極大化，保障利害關係人之權利，有效監督公司資源之使用效率，同時藉由提升資訊透明度，進而影響資本市場分析師對於企業未來盈餘的預期。

以往國內學者的研究，多將研究的焦點置於公司治理對於強制性財務預測(金成隆等人，2005；林維珩、陳昭蓉，2005)或自願性盈餘預測(李建然、周俊德，2002；

黃劭彥等人，2009)之影響上。因此，即引發本研究欲由公司治理角度檢視公司治理的良窳對於分析師預測誤差的影響，在未來分析師預測資訊對於資本市場影響力將逐漸增加的同時，分析師預測將會影響經濟資源是否能有效率的配置，檢視公司治理與分析師預測誤差之關係將可提供國內證管單位制定公司治理相關法規的參考；同時也可彌補學術單位在此議題上不足之處。

貳、文獻探討一、股權結構與盈餘預測

（一）權益代理問題

Jensen and Meckling (1976)指出當管理者持股提高時，管理者特權消費或追求非公司價值極大化行為，所造成財富損失將由自己承擔，其與股東之利益愈趨於一致，故產生努力經營之誘因，減低代理成本，提升公司價值，此即利益收斂假說。Warfield et al. (1995)發現，管理當局持股與選擇會計方法操縱盈餘呈現負相關，

而 Klein(2002)亦發現，管理者持股與裁決性應計數絕對值呈現顯著負向關係，認為管理者持股具有自律的效果。王元章與張椿柏(2012)、張椿柏等人(2015)研究發現，當管理者持股比率增加時，會以公司利益極大化為優先考量，因而降低代理問題。然而，Jensen and Ruback(1983)認為當管理者或大股東控制大部分股權時，

可能基於鞏固其私利與職權透過控制公司決策，產生違背股東利益的行為，偏離公司價值極大化目標，亦即鞏固職位假說。Cheng and Warfield (2005)實證發現，管理當局持股增加時，公司自願性資訊揭露的程度或自願性盈餘預測的頻率會減少，

亦可能為提高公司股價或符合分析師盈餘預測，有較高的誘因從事盈餘管理以達

(4)

成預期的盈餘水準。綜合上述，管理者持股比率會影響代理成本及公司資訊品質，

進而影響分析師預測未來盈餘之不確定性。據此，本研究形成假說如下：

假說 1：管理者持股比率對盈餘預測具有顯著影響

（二）核心代理問題

La Porta et al. (2000)與 Claessens et al. (2002)認為控制權和現金流量權偏離現象產生時，會引發控制股東與小股東間的代理問題，且當控制股東所掌握的控制權與現金流量權之偏離程度愈大時，會提高控制股東傷害小股東財富的動機，導致公司價值降低。Cheung et al.(2006)實證發現，控制權與現金流量權之偏離程度愈大時，公正主動報導之誘因會下降，控制股東基於自利動機報導會計資訊，而非反映公司真實的交易情況、或隱匿及降低對其他股東揭露攸關的資訊，導致公司的財務報告揭露程度及盈餘報導的可靠性降低。王元章與張椿柏(2012)、張椿柏等人(2015)亦得相似結果，發現控制股東會為極大化自身利益，透過盈餘管理的手段來達成目的，進而損害小股東的權益。據此，本研究形成假說如下：

假說 2：控制權與現金流量權偏離程度與盈餘預測誤差呈正相關

（三）董監事持股質押比率

高蘭芬與邱正仁(2002)及 Chiou et al.(2002)指出，董監事持股質押行為會造成實質控制權與所有權之偏離，加深控制股東與小股東的代理問題之代理問題，進而影響公司未來經營績效(許美滿等人，2004)。此外，高蘭芬與邱正仁(2002)亦發現，對持股質押的董事而言，質押行為將使個人資金狀況與股價走勢產生連結，

當公司股價下跌時，將面臨補提擔保的壓力，故基於自利動機，涉入經營的董監事有強烈誘因，利用其職權進行盈餘管理與發佈不實的盈餘預期資訊，以期影響公司股價，導致會計資訊可信度降低。據此，本研究形成假說如下：

假說3：董監事持股質押比率與盈餘預測誤差呈正相關

（三）機構投資人持股

機構投資人在公司治理文獻普遍支持 Pound(1988)提出之效率監督假說，強調機構投資人擁有較多的專業人才及知識，其監督成本也較一般股東低，機構投資人比小股東更能有效地監督公司，並要求經理人揭露更多的資訊，進而提升公司價值。(葉銀華等人，2002)亦指出，機構投資人持股比率通常較一般投資人高，在自我利益的誘因下，會發揮監督之能力。Haniffa and Cooke (2002)研究發現，機構投資人持股比率與自願性揭露水準呈顯著正相關。Jiambalvo et al. (2002)指出機構投資人持股比率較高的公司，當期盈餘對未來盈餘的預期較準確。因此，當機構投資人持股比率增加時，會提高其對控制股東監督的誘因，進而提升公司資訊品質、降低分析師預測盈餘時所面臨的不確定性。據此，本研究形成假說如下：

假說 4：機構投資人持股比率與盈餘預測誤差呈負相關

(5)

二、董事會特性與盈餘預測

（一）董事會規模

Bacon (1973)及 Hillman et al. (2009)認為董事會規模愈大，董事會成員具有不同專業背景及技術，能提供公司更多經營上建議，以致決策品質較佳，而有助提昇企業的績效。Klein (2002)認為董事會規模愈大，董事具備各專業領域背景愈廣泛，愈能有效進行監督管理者盈餘管理的行為，使會計盈餘的可靠性較高(Xie et al., 2003；王元章與張椿柏，2012)。因此，本研究預期董事會規模愈大，董事會成員能有效訂定公司經營決策，同時促使管理當局揭露較多的資訊，進而提升公司資訊品質、降低分析師預測盈餘時所面臨的不確定性。據此，本研究形成假說如下：

假說 5：董事會規模與盈餘預測誤差呈負相關

（二）獨立董監事比率

Ho and Wong(2001)指出，獨立董事促使管理當局揭露更多的公司資訊，以致提高公司資訊透明度。諸多研究指出外部董事比率愈高，愈能有效抑制盈餘管理行為，進而增加財務報告品質，降低公司財務報表發生舞弊機率(Klein, 2002；Xie et al., 2003；Cornett et al., 2009)。王元章與張椿柏(2012)發現國內上市公司，獨立董事比率愈高，董事會獨立性愈強，較不會透過盈餘管理的方式達到盈餘目標。

綜合上述，本研究預期董事會中獨立董監事比率提高，有助於資訊揭露程度及資訊品質提升，降低分析師預測盈餘時之不確定性。據此，本研究形成假說如下：

假說6：獨立董監事比率與盈餘預測誤差呈負相關

（三）董事長兼任總經理

Dechow et al. (1996)認為，董事長同時兼任總經理，將嚴重影響董事會超然獨立地位削弱董事會監督功能，使公司內部控管欠佳，權責無法明確劃分，因而助長盈餘操縱。Bartov et al. (2000)研究發現，董事長兼任總經理可能採取會計裁決來報導未預期盈餘，藉以傳遞公司未來成長狀況。王元章與張椿柏(2012)研究發現，

公司董事長若兼任總經理，因董事會較缺乏獨立性，管理者從事盈餘管理的程度會較嚴重。綜合上述，本研究預期在董事長同時身兼總經理的情況下，董事會將較無法發揮監督管理當局的功能，將嚴重影響資訊揭露程度與公司資訊品質，進而影響分析師預測未來盈餘之不確定性。據此，本研究形成假說如下：

假說 7：董事長兼任總經理與盈餘預測誤差呈正相關

參、研究方法

本研究以在台灣上市公司為研究樣本，樣本期間為 2005 年至 2015 年，共計 11 年的時間。由於金融保險業和證券業的財務資料結構與一般傳統的產業有所差

(6)

異，因此本研究會將此二個產業的公司排除在本研究之外，最後相關治理變數、

分析師盈餘預測資料、股價及財務資料漏缺不全者亦一併排除在本研究之外。研究樣本篩選後的主要的基本資訊、財務報表資料、公司治理資料(股權結構、董事會特性)、資訊揭露程度及盈餘預測相關資料來源台灣經濟新報資料庫及 CMoney 法人投資決策支援系統。

一、變數之定義與衡量

（一）應變數-盈餘預測準確度(AEF)

本研究從資料庫中取得分析師預測公司年底 EPS 資料，因本研究主要目的在探討分析師盈餘預測誤差之影響因素，故本研究用研究採用 Jelic et al.(1998)及李建然與周俊(2002)衡量管理當局財務預測誤差並取絕對值的方法，藉以觀察是否因公司治理與資訊揭露程度而產生不同之結果。定義公式如下：

it it it

it

AEPS

AEPS AEF FEPS

−

=

^it

it it

it

AEPS

AEPS AAEF FEPS

−

=

其中 FEPS 為分析師平均盈餘預測，AEPS 為公司實際盈餘

（二）股權結構變數衡量 1.管理者持股比率(CEO)

本研究參酌李春安等人(2003)及王元章與張椿柏(2011)以總經理、副總及管理者等負責重要決策之高階主管持股合計除以流通在外股數定義管理者持股比率進行分析。

2.控制權與現金流量權偏離程度(CORE)

Shleifer and Vishny(1997)、LaPorta et al.(1999)以及 Johnson et al.(2000)提出在股權集中且所有權和經營權未完全分離公司之代理問題採用控制股東的控制權與現金流量請求權偏離程度來衡量較為適當。本文控制股東的控制權仍採用 LaPorta et al.(1999)所提出的方法，其計算如下：

∑

+

=控制股東直接持股率各控制鏈最末端的間持股率控制股東的控制權

3.董監事股權質押比率(PLE)

本研究董監事股權質押比率為公司全體董監事持股質押股數除以公司全體董監事持股數。

4.機構投資者持股比率(INST)

本研究參考周行一等人(1996)之研究設計，依據財政部證券管理委員會編印的歷年證券統計要覽，將上市公司資本來源明細表中，去除本國自然人與僑外自然人二項目後之總和除以流通在外股數持股比率之定義之。

（三）董事會相關變數衡量 1.董事會規模(BSIZE)

(7)

本研究董事會規模以董監事總人數衡量，即董事會中董事與監察人總人數。

2.獨立董事比率(IND)

本研究獨立董監事比率為獨立董監事人數除以董事會總人數。

3.董事長兼任總經理(DUAL)

設立虛擬變數，若董事長兼任總經理則設為1，若董事長未兼任總經理設為0。

（四）控制變數

本研究參考過去研究，納入公司規模、前期盈虧、盈餘的變異性、分析師跟隨數、預測時距及電子業的虛擬變數為控制變數，以控制對盈餘預測之影響。

二、研究模型設計

模式一：代理問題與股權結構對盈餘預測誤差之影響

) ,

, , , ,

(

,

VAR

DUAL IND BSIZE INST

PLE CORE f CEO

AEF

, , , , ,

, , , ,

, , ,



 



= 

ELEC DAYS FOL VAR NILYB SIZE

DUAL IND

BSIZE INST

PLE CORE f CEO

AAEF

, , , , ,

, ,

, (3)

肆、實證結果分析一、敘述性統計分析

表 1 為全體樣本公司、電子產業、非電子產業的基本敘述統計量。進行 T 檢定檢驗變數是否會因產業別而有顯著差異，結果顯示，電子產業盈餘預測誤差顯著高於非電子產業，管理者持股及機構投資人持股比率電子產業顯著較高，而控制權與現金流量請求權偏離程度、董監事持股比率和董監事股權質押比率則是非電子產業高於電子產業。董事會規模、獨立董事比率及董事長兼任總經理在電子與非電子產業皆有顯著差異。其餘控制變數除前期盈虧之虛擬變數外，皆有顯著性的差異，顯示本文產業分類具有相當的區別性。

二、變數相關性檢定

表 2 為相關係數矩陣，從表中可知除董事會規模外，其餘變數皆與盈餘預測誤差達到顯著相關，其中盈餘預測誤差與管理者持股比率、董監事持股、機構投資者持股、獨立董事比率公司規模及分析師跟隨數呈顯著負相關，而盈餘預測誤

(8)

差與核心代理問題代理變數、董監事股權質押比率、董事長兼任總經理、前期盈虧之虛擬變數、盈餘變異性、預測時距及電子業之虛擬變數呈正向顯著相關，其餘自變數間大多呈顯著關係，整體而言自變數彼此間相關係數以分析師跟隨數與盈餘變異性及機構投資人持股比率與公司規模較大，係數分別為 0.355 及 0.336，

且表 3 及其後續各表的變異膨脹因素值(VIF)均低於 5，因此本研究各變數間，應無嚴重共線性的問題。

表 1 敘述統計量表

變數最小值最大值平均數標準偏差

T 檢定全樣本電子非電子全樣本電子非電子

AEF -0.931 14.289 0.095 0.105 0.083 0.321 0.407 0.197 7.797 ***

AAEF 0.000 14.289 0.107 0.116 0.097 0.318 0.404 0.191 6.610 ***

CEO 0.000 0.261 0.016 0.020 0.012 0.024 0.025 0.022 39.912 ***

CORE 0.000 0.773 0.071 0.065 0.077 0.111 0.098 0.123 -12.529 ***

DIR 0.001 0.950 0.218 0.190 0.246 0.142 0.124 0.153 -45.707 ***

PLE 0.000 1.000 0.089 0.076 0.103 0.164 0.155 0.172 -18.418 ***

INST 0.000 0.720 0.044 0.048 0.039 0.063 0.066 0.059 17.050 ***

BDSIZE 2.000 32.000 9.947 9.631 10.274 2.643 1.933 3.183 -27.798 ***

IND 0.000 0.750 0.138 0.163 0.112 0.149 0.152 0.141 38.372 ***

DUAL 0.000 1.000 0.252 0.304 0.197 0.434 0.460 0.398 28.068 ***

SIZE 12.310 21.621 16.236 16.217 16.256 1.471 1.534 1.403 -3.026 ***

NILYB 0.000 1.000 0.094 0.093 0.096 0.292 0.290 0.294 -1.016 VAR 0.000 67.340 0.382 0.453 0.308 1.128 1.448 0.639 14.651 ***

FOL 1.000 39.000 3.455 3.862 3.033 3.735 4.229 3.086 25.335 ***

DAYS 0.000 405.000 67.792 68.432 67.130 61.737 61.268 62.213 2.392 **

說明：AEF 及 AAEF 分別為盈餘預測誤差及盈餘預測誤差之絕對值；CEO 為管理者持股比率；CORE 為核心代理問題代理變數；DIR 為董監事持股比率；PLE 為董監事股權質押比率；INST 為機構投資人持股比率；BSIZE 為董事會規模；

IND 為獨立董事比率；CEOD 為董事長兼任總經理之虛擬變數；SIZE 為公司規模；NILYB 為前期盈虧之虛擬變數；

VAR 為盈餘變異性；FOL 為分析師跟隨數；DAYS 為預測時距。其中*表示在顯著水準 10%下顯著；**表示在顯著水準 5%下顯著；*** 表示在顯著水準 1%下顯著。

(9)

表 2 相關係數矩陣

變數 AEF AAEF CEO CORE DIR PLE INST BDSIZE IND CEOD SIZE NILYB VAR FOL DAYS ELEC

AEF 1.000

AAEF 0.992 *** 1.000

CEO -0.005 ** -0.011 *** 1.000

CORE 0.003 ** 0.004 ** 0.106 *** 1.000

DIR -0.014 *** -0.015 *** -0.064 *** 0.523 *** 1.000

PLE 0.033 *** 0.038 *** -0.124 *** -0.053 *** -0.071 *** 1.000 INST -0.041 *** -0.040 *** -0.097 *** -0.013 *** -0.010 ** 0.013 *** 1.000 BDSIZE -0.004 -0.005 -0.075 *** 0.214 *** 0.164 *** 0.015 *** 0.108 *** 1.000 IND -0.048 *** -0.038 *** 0.157 *** 0.040 *** 0.044 *** -0.149 *** -0.062 *** -0.052 *** 1.000 CEOD 0.013 *** 0.009 *** 0.001 -0.171 *** -0.120 *** -0.015 *** -0.024 *** -0.116 *** 0.045 *** 1.000 SIZE -0.021 *** -0.008 *** -0.250 *** 0.156 *** -0.047 *** 0.163 *** 0.336 *** 0.316 *** -0.272 *** -0.080 *** 1.000 NILYB 0.159 *** 0.174 *** -0.084 *** -0.002 -0.012 *** 0.110 *** -0.070 *** 0.015 *** -0.045 *** 0.004 0.067 *** 1.000 VAR 0.007 ** 0.005 ** 0.016 *** 0.005 -0.036 *** -0.055 *** 0.063 *** -0.021 *** 0.057 *** -0.039 *** 0.156 *** -0.035 *** 1.000 FOL -0.072 *** -0.076 *** 0.014 *** 0.047 *** -0.058 *** -0.024 *** 0.131 *** 0.045 *** 0.031 *** -0.019 *** 0.255 *** -0.084 *** 0.355 *** 1.000 DAYS 0.087 *** 0.090 *** -0.044 *** 0.035 *** -0.018 *** 0.006 0.084 *** 0.064 *** -0.049 *** -0.038 *** 0.243 *** 0.006 *** -0.072 *** -0.335 *** 1.000 ELEC 0.034 *** 0.029 *** 0.173 *** -0.055 *** -0.197 *** -0.081 *** 0.075 *** -0.122 *** 0.170 *** 0.123 *** -0.013 *** -0.004 *** 0.064 *** 0.111 *** .011 ** 1.000 說明：AEF 及 AAEF 分別為盈餘預測誤差及盈餘預測誤差之絕對值；CEO 為管理者持股比率；CORE 為核心代理問題代理變數；DIR 為董監事持股比率；PLE 為董監事股權質押比率；INST 為機構投

資人持股比率；BSIZE 為董事會規模；IND 為獨立董事比率；CEOD 為董事長兼任總經理之虛擬變數；SIZE 為公司規模；NILYB 為前期盈虧之虛擬變數；VAR 為盈餘變異性；FOL 為分析師跟隨數；DAYS 為預測時距；ELEC 為電子業之虛擬變數。*表示在顯著水準 10%下顯著；**表示在顯著水準 5%下顯著；*** 表示在顯著水準 1%下顯著。

(10)

三、迴歸分析

利用多變量迴歸來探討影響盈餘預測誤差之因素，由表 3 至表 5 實證結果得知，不論以 AEF 或 AAEF 為應變數，管理者持股比率與盈餘預測誤差皆呈負向顯著關係，與利益收斂假說相符，管理者持股具有自律的效果，若進行特權消費或追求非公司價值極大化行為，所造成財富損失將由自己承擔，故管理者利益與所有權者趨於一致，降低管理當局從事盈餘管理行為誘因，進而影響公司資訊品質，故分析師能較準確預測未來盈餘；而控制權與現金流量請求權偏離程度與盈餘預測誤差具有正向顯著關係，與財富侵佔假說的觀點相符，即當控制股東所掌握的控制權與現金流量權偏離程度愈大時，獲得大量私有利益僅需要負擔少量成本，將導致控制股東有誘因剝奪小股東的財富，導致公司價值降低，同時降低公司資訊品質，進而影響分析師預測未來盈餘之不確定性。

由表 3 與表 5 實證結果得知，董監事持股比率及董監事股權質押比率與盈餘預測誤差為分別呈現負向及正向顯著關係，即當董監事持股比率愈高時，為了自身利益會更有效率去監督管理者，降低管理者與股東間的代理問題，減少管理者進行盈餘操縱的行為，

故分析師較能有效預測未來盈餘，但董監事若將所持有的股票進行質押借款，利用所得借款進行轉投資或炒股票，則質押會使個人資金狀況與公司股價走勢產生連結，基於自利動機，涉入經營的董監事可能會利用職務之便，透過盈餘管理與發布不實盈餘預期資訊，進而降低公司資訊品質，故分析師對未來盈餘預測準確度便降低。此外，若機構投資人持股比率增加時，會提高其對控制股東監督的誘因，有助於提升企業的財務報告透明度及資訊品質，進而降低分析師預測盈餘時所面臨的不確定性。

由表 4 與表 5 實證結果得知，董事會規模對盈餘預測誤差無顯著影響，但獨立董事比率及董事長兼任總經理與盈餘預測誤差分別呈負向及正向顯著關係，表示董事長若兼任總經理，因董事會較缺乏獨立性，董事會將較無法發揮監督管理當局的功能，管理者較易從事盈餘管理行為，將嚴重影響資訊揭露程度與公司資訊品質，進而影響分析師預測未來盈餘之不確定性。但若能有效提升獨立董事比率，將促管理當局揭露更多的公司資訊，同時能有效抑制盈餘管理行為，進而增加財務報告品質，降低公司財務報表發生舞弊機率，分析師對未來盈餘較能準確預測。控制變數結果皆符合預期，公司規模及分析師跟隨數與盈餘預測誤差為負向顯著關係，而前期盈虧之虛擬變數、盈餘變異性、預測時距及電子業之虛擬變數與盈餘預測誤差為正向顯著關係。

(11)

模式一(AEF) 模式一(AAEF)

變數 Beta T VIF 變數 Beta T VIF

（常數） 0.238 12.299 *** （常數） 0.201 10.514 ***

CEO -0.142 -2.262 ** 1.176 CEO -0.159 -2.562 ** 1.176 CORE 0.070 4.529 *** 1.537 CORE 0.066 4.310 *** 1.537 DIR -0.041 -3.384 *** 1.520 DIR -0.041 -3.423 *** 1.520 PLE 0.054 6.231 *** 1.069 PLE 0.055 6.362 *** 1.069 INST -0.110 -4.602 *** 1.161 INST -0.117 -4.960 *** 1.161 RANK 0.002 1.132 1.004 RANK 0.002 1.262 1.004 SIZE -0.012 -10.260 *** 1.597 SIZE -0.009 -7.643 *** 1.597 NILYB 0.171 35.264 *** 1.041 NILYB 0.184 38.378 *** 1.041 VAR 0.011 8.280 *** 1.158 VAR 0.010 7.924 *** 1.158 FOL -0.003 -5.772 *** 1.498 FOL -0.003 -6.851 *** 1.498 DAYS 0.000 18.479 *** 1.315 DAYS 0.000 18.072 *** 1.315 ELEC 0.024 8.321 *** 1.104 ELEC 0.022 7.482 *** 1.104

F 177.614 *** F 198.088 ***

Adj-R² 0.140 Adj-R² 0.144

說明：AEF 及 AAEF 分別為盈餘預測誤差及盈餘預測誤差之絕對值；RANK 為資訊揭露評鑑等級；CEO 為管理者持股比率；CORE 為核心代理問題代理變數；DIR 為董監事持股比率；PLE 為董監事股權質押比率；INST 為機構投資人持股比率；SIZE 為公司規模；NILYB 為前期盈虧之虛擬變數；VAR 為盈餘變異性；FOL 為分析師跟隨數；DAYS 為預測時距；ELEC 為電子業之虛擬變數。其中 *表示在顯著水準 10% 下顯著， ** 表示在顯著水準 5% 下顯著， *** 表示在顯著水準 1% 下顯著。

表 4 代理問題與董事會結構對盈餘預測誤差之影響

模式二(AEF) 模式二(AAEF)

（常數） 0.178 8.909 *** ^（常數） 0.148 7.500 ***

CEO -0.135 -2.115 ** 1.149 CEO -0.148 -2.357 ** 1.149 CORE 0.038 2.736 *** 1.128 CORE 0.037 2.667 *** 1.128 BDSIZE 0.001 1.633 1.194 BDSIZE 0.000 0.283 1.194 IND -0.091 -8.839 *** 1.147 IND -0.082 -8.023 *** 1.147 CEOD 0.009 2.613 *** 1.056 CEOD 0.006 1.929 * 1.056 RANK 0.002 1.078 1.005 RANK 0.002 1.182 1.005 SIZE -0.010 -7.923 *** 1.639 SIZE -0.007 -5.326 *** 1.639 NILYB 0.181 35.958 *** 1.024 NILYB 0.194 39.076 *** 1.024 VAR 0.010 7.019 *** 1.166 VAR 0.009 6.688 *** 1.166 FOL -0.003 -6.356 *** 1.489 FOL -0.004 -7.513 *** 1.489 DAYS 0.000 17.132 *** 1.321 DAYS 0.000 16.667 *** 1.321 ELEC 0.020 6.585 *** 1.114 ELEC 0.017 5.750 *** 1.114

F 170.473 *** F 187.965 ***

Adj-R² 0.140 Adj-R² 0.144

說明：AEF 及 AAEF 分別為盈餘預測誤差及盈餘預測誤差之絕對值；RANK 為資訊揭露評鑑等級；CEO 為管理者持股比率；CORE 為核心代理問題代理變數；BSIZE 為董事會規模；IND 為獨立董事比率；CEOD 為董事長兼任總經理之虛擬變數；SIZE 為公司規模；NILYB 為前期盈虧之虛擬變數；VAR 為盈餘變異性；FOL 為分析師跟隨數；DAYS 為預測時距；ELEC 為電子業之虛擬變數。其中 *表示在顯著水準 10% 下顯著， ** 表示在顯著水準 5% 下顯著， *** 表示在顯著水準 1% 下顯著。

(12)

表 5 代理問題與股權(董事會)結構對盈餘預測誤差之影響

模式三(AEF) 模式三(AAEF)

（常數） 0.183 8.602 *** ^（常數） 0.152 7.221 ***

CEO -0.160 -2.477 ** 1.184 CEO -0.174 -2.724 *** 1.184 CORE 0.069 4.185 *** 1.574 CORE 0.067 4.101 *** 1.574 DIR -0.043 -3.467 *** 1.514 DIR -0.043 -3.454 *** 1.514 PLE 0.056 6.016 *** 1.074 PLE 0.054 5.935 *** 1.074 INST -0.107 -4.310 *** 1.152 INST -0.111 -4.547 *** 1.152 BDSIZE 0.001 2.247 ** 1.205 BDSIZE 0.001 0.905 1.205 IND -0.098 -9.453 *** 1.155 IND -0.088 -8.637 *** 1.155 CEOD 0.009 2.552 ** 1.058 CEOD 0.006 1.862 * 1.058 RANK 0.002 1.136 1.005 RANK 0.002 1.237 1.005 SIZE -0.010 -7.681 *** 1.834 SIZE -0.007 -5.154 *** 1.834 NILYB 0.176 34.730 *** 1.040 NILYB 0.189 37.810 *** 1.040 VAR 0.010 7.372 *** 1.170 VAR 0.010 7.034 *** 1.170 FOL -0.003 -5.976 *** 1.497 FOL -0.003 -7.126 *** 1.497 DAYS 0.000 17.523 *** 1.327 DAYS 0.000 17.058 *** 1.327 ELEC 0.021 6.629 *** 1.159 ELEC 0.018 5.825 *** 1.159

F 141.379 *** F 155.473 ***

Adj-R² 0.041 Adj-R² 0.045

說明：AEF 及 AAEF 分別為盈餘預測誤差及盈餘預測誤差之絕對值；RANK 為資訊揭露評鑑等級；CEO 為管理者持股比率；CORE 為核心代理問題代理變數；DIR 為董監事持股比率；PLE 為董監事股權質押比率；INST 為機構投資人持股比率；BSIZE 為董事會規模；IND 為獨立董事比率；CEOD 為董事長兼任總經理之虛擬變數；

SIZE 為公司規模；NILYB 為前期盈虧之虛擬變數；VAR 為盈餘變異性；FOL 為分析師跟隨數；DAYS 為預測時距；ELEC 為電子業之虛擬變數。其中 *表示在顯著水準 10% 下顯著， ** 表示在顯著水準 5% 下顯著，

*** 表示在顯著水準 1% 下顯著。

伍、結論

本研究以在台灣上市(櫃)公司為研究樣本，並將代理問題區分為權益代理問題與核心代理問題，探討公司治理之股權結構及董事會結構對盈餘預測誤差之影響，實證結果如下：

管理者持股比率與盈餘預測誤差皆呈負向顯著關係，與 Jensen and Meckling（1976）

所提利益收斂假說相符，即管理者持股具有自律的效果，管理者持股比率愈高時，若進行特權消費、怠惰或追求非公司價值極大化行為，所造成財富損失將由自己承擔，故管理者利益與所有權者趨於一致，管理當局從事盈餘管理行為誘因，進而影響公司資訊品質，故分析師能較準確預測未來盈餘；而控制權與現金流量請求權偏離程度與盈餘預測誤差具有正向顯著關係，與財富侵佔假說的觀點相符，即當控制股東所掌握的控制權與現金流量權偏離程度愈大時，獲得大量私有利益僅需要負擔少量成本，將致控制股東會基於自利動機來報導會計資訊，而非反映公司真實的交易情況、或隱匿及降低對其他股東揭露攸關的資訊，導致公司的財務報告揭露程度及盈餘報導的可靠性降低，進而影響分析師盈餘預測誤差。

董監事持股比率愈高時，為了自身利益會更有效率去監督，進而降低管理者與股東間的代理問題，減少管理者進行盈餘操縱的行為，故分析師較能有效預測未來盈餘。但

(13)

基於自利動機，涉入經營的董監事有強烈誘因，利用其職權進行盈餘管理與發佈不實的盈餘預期資訊，以期影響公司股價，導致會計資訊可信度降低，故分析師盈餘預測誤差將擴大。而機構投資人持股比率增加時，會提高其監督控制股東與管理當局的誘因，減輕代理問題所衍生之代理成本，分析師盈餘預測誤差反而能有效降低。

董事會結構部分，外部獨立董事為建立及維持專業聲譽，會有充分誘因監督，提升董事會獨立性，能促管理當局揭露更多的公司資訊，同時能有效抑制盈餘管理行為，進而增加財務報告品質，降低公司財務報表發生舞弊機率，分析師盈餘預測誤差較小。但董事長若兼任總經理，因董事會較缺乏獨立性，董事會將較無法發揮監督管理當局的功能，管理者較易從事盈餘管理行為，將嚴重影響資訊揭露程度與公司資訊品質，分析師盈餘預測誤差反而會擴大。

參考文獻

王元章、張椿柏，2012，核心代理問題對盈餘管理之影響，會計審計論叢，2(2)，69-113。

李建然、周俊德，2002，管理當局信譽與自願性盈餘預測資訊內涵關係之研究，會計評論，34 ，77-99。

李春安、吳欽杉、葉麗玉，2003，所有權結構與公司非法行為關係之研究-以台灣股票上市公司為例，證券市場發展季刊，14(4)，75-138。

吳心儀，2002，分析師預測誤差與公司特性的關聯性，元智大學管理研究所未出版碩士論文。

周行一、陳錦村、陳坤宏，1996，家族企業、聯屬持股與公司價值之研究，中國財務學刊，4(1)，115-139。

金成隆、紀信義、林裕凱，2005，強制性財務預測與法人說明會關聯性之研究，管理學報，22 (5)，629-651。

林維珩、陳昭蓉，2005，股票市場對強制性財務預測誤差預期之研究，管理學報，22(5)，

585-606。

高蘭芬、邱正仁，2002，董監事股權質押對會計盈餘與股票報酬相關性之影響，臺大管理論叢，13(1)，127-162。

張椿柏、王育偉、林小雯，2015，代理問題與盈餘管理：董事會監督機制之探討，第十七屆財金理論與實務研討會

許美滿、吳壽山、鍾惠民、林怡群，2004，控制股東代理問題對公司價值之影響與舉債之監督效果分析，會計與公司治理，1(2)，67-90。

許崇源、陳瑞斌，2005，公司治理與權益資金成本之關聯性研究，第三屆管理思維與實務學術研討會論文集：20-55。

黃劭彥、鍾宇軒、歐建民，2009，股權結構、背書保證、會計師核閱與自願性財務預測精準度之關聯性研究，當代會計，10(1)，29-62。

葉銀華、李存修、柯承恩，2002，公司治理與評等系統，台北:商智文化。

Bacon, J., 1973, “Corporate Directorship Practices: Membership and Committees of the Board,” New York: The Conference Board and American Society of Corporate Secretaries.

Bartov, E. F., A. Gul and J. S. Tsui, 2000, “Discretionary Accruals Models and Audit

(14)

Qualifications,” Journal of Accounting and Economics, 30(3), 421-452.

Beavor, W. H., 2002, “Perspectives on Recent Capital Market Research,” Accounting Review, 77, 453-474.

Bonner, S. E., B. R., Walther and S. M., Young, 2003, “Sophistication-Related Differences in Investors' Models of the Relative Accuracy of Analysts' Forecast Revisions,” The

Accounting Review, 78(3), 679-706.

Botosan, C. A., M. A. Plumlee and Y. Xie, 2004, “The Role of Information Precision in Determining The Cost of Equity Capital,” Review of Accounting Studies, 9 (2), 233-259.

Cheng, Q. and T. D. Warfield, 2005, “Equity Incentives and Earnings Management,”

Accounting Review, 80, 441-476.

Chen, S., X. Chen, and Q. Cheng, 2008, “Do Family Firms Provide More or Less Voluntary Disclosure,” Journal of Accounting Research, 46(3), 499-536.

Cheung, Y. L., P. R. Rau and A. Stouraitis, 2006,“Tunneling, Propping, and Expropriation：

Evidence from Connected Party Transactions in Houng Kong,” Journal of Financial

Economics, 82, 341-386.

Chiou, J., T. Hsiung and L. Kao, 2002, “A Study of the Relationship between Financial Distress and Collateralized Shares,” Taiwan Accounting Review, 3(1), 79-111.

Claessens, S., S. Djankov, J. P.H. Fan and L. H. P. Lang, 2002, “Disentangling the Incentive and Entrenchment Effects of Large Shareholdings,” Journal of Finance, 57, 2741-2772.

Clernent, M. B. and S. Y., Tse, 2003, “Do Investors Respond to Analysts' Forecast Revisions as if Forecast Accuracy Is All That Matters?” The Accounting Review, 78(1), 227-249.

Cornett, M. M., J. J. McNutt and H. Tehranian, 2009, “Corporate Governance and Earnings Management at Large U.S. bank Holding Companies,” Journal of Corporate Finance, 15, 412-430.

Dechow, P. M., R. G. Sloan, and A. P. Sweeney, 1996, “Causes and Consequences of Earnings Manipulation：An Analysis of Firms Subject to Enforcement Actions by the SEC,” Contemporary Accounting Research, 13, 1-36.

Epps, R. W. and S. J. Cereola, 2008, “Do Institutional Shareholder Services Corporate Governance Ratings Reflect a Company's Operating Performance?” Critical

Perspectives on Accounting, 19(8), 1135-1148.

Haniffa, R. M. and T. E. Cooke, 2002, “Culture, Corporate Governance and Disclosure in Malaysian Corporations,”Abacus, 38, 317-349.

Hillman, A. J., M. C. Withers, and B. J. Collins, 2009, “Resource Dependence Theory: A Review,” Journal of Management, 35 (6), 1404-1427.

Ho, S. S. M. and K. S. Wong, 2001, “A Study of the Relationship between Corporate Governance Structures and the Extent of Voluntary Disclosure,” Journal of International

Accounting, Auditing and Taxation, 10, 139-160.

Hope, O. K., 2003 “Disclosure Practices, Enforcement of Accounting Standards and Analysts' Forecast Accuracy : An International Study,” Journal of Accounting Research, 41(2), 235-271.

Jensen, M. C. and W. Meckling, 1976,“Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure,” Journal of Financial Economics, 3, 305-360.

Jensen, M. C. and R. S. Ruback, 1983, “The Market for Corporate Control: the Scientific Evidence,” Journal of Financial Economics, 11, 5-50.

Jelic, R., B. Saadouni and R. Briston, 1998, “The Accuracy of Earnings Forecast in IPO Prospectuses on the Kuala Lumpur Stock Exchange,” Accounting and Business

Research, 29(1), 57-72.

Jiambalvo, J.,S. Rajgopal and M. Venkatachalam, 2002, “Institutional Ownership and the Extent to which Stock Prices Reflect Future Earnings,” Contemporary Accounting

Research, 19 (1), 117-145.

(15)

Asian Financial Crisis,” Journal of Financial Economics, 58, 141-186.

Klein, A., 2002, “Audit Committee, Board of Director Characteristics, and Earnings Management,” Journal of Accounting and Economics, 33(3), 375-400.

Kross, W., Ro, B. and D. Schroeder, 1990, “Earnings Expectation: The Analysts’ Information Advantage,” Accounting Review, 65, 461-476.

La Porta, R., F. Lopez-De-Silanes, A. Shleifer, and R. Vishny, 2002, “Investor Protection and Corporate Valuation,” The Journal of Finance, 57 (3), 1147-1170.

Lang, M. H. and R. J. Lundholm, 1996, “Corporate Disclosure Policy and Analyst Behavior,”

Accounting Review, 71, 467-492.

Pound, J., 1988, “Proxy Contests and the Efficiency of Shareholder Oversight,” Journal of

Financial Economics, 20, 237-265.

Schipper, K., 1911, “Analysts' Forecasts,” Accounting Horizons, 5, 105-131.

Shleifer, A. and R. Vishny, 1997, “A Survey of Corporate Governance,” Journal of Finance, 52(2), 737-783.

Warfield, T. D., J. J. Wild and K. L. Wild, 1995, “Managerial Ownership, Accounting Choices, and Informativeness of Eamings,” Journal of Accounting and Economics, 20 (1), 61-92.

Xie, B., W. N. Davidson and P. J. DaDalt, 2003, “Earnings Management and Corporate Governance：The Role of the Board and the Audit Committee,” Journal of Corporate

公司治理對盈餘預測之影響