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Review of Accounting and Auditing Studies 會計審計論叢，第 5 卷第 1 期，2015 年 6 月

第 85-119 頁

我國企業盈餘管理程度變化之探討

顏信輝淡江大學會計學系

王炫斌* 國立臺灣大學會計學系

收稿日：2014 年 7 月 4 日；接受日：2015 年 3 月 6 日

摘要

盈餘管理一向為會計學術與實務界均重視之議題，但目前國內尚未見有對

企業盈餘管理行為趨勢變化之相關研究，尤其近年來我國持續推動許多潛在影

響企業盈餘管理行為之變革事項，例如，我國會計準則於 1999 年開始逐步趨同

國際財務報導準則，爾後更持續推動治理機制，此等變革是否對企業盈餘管理

行為發生影響，值得探討。本研究以 1999 年劃分變革前後期，採前後共 20 年

期間進行分組，探討我國上市櫃公司之盈餘管理行為，本研究同時利用小額利

益損失家數比與裁決性應計項目衡量盈餘管理。研究發現採小額利益損失家數

比，企業在 1999~2008 年間較 1989~1998 年間更不會利用盈餘管理來避免負盈

餘出現，但並未存在顯著之變動趨勢。而裁決性應計項目之研究結果則發現，

1999~2008 年間企業普遍利用裁決性應計項目拉高報導盈餘，且此期間企業使

用裁決性應計項目影響報導盈餘之情況，存在逐期增加之趨勢。額外分析發現

具高度盈餘管理動機之企業相較於其他企業，在 1999 年後更會利用裁決性應計

項目去提升報導盈餘。

關鍵詞：盈餘管理、國際財務報導準則、公司治理

* 通訊作者。聯絡地址：臺北市大安區羅斯福路四段 1 號(臺灣大學會計學系)。電話：

(02)3366-1136。電子郵件信箱：[email protected]。作者感謝兩位匿名評審委員給予之寶貴

意見。

Review of Accounting and Auditing Studies

Vol. 5 No. 1, June 2015

pp.85-119

The Change of Earnings Management on Firm’s

Financial Report

Sin-Hui Yen Department of Accounting, Tamkang University

Husan-Pin Wang* Department of Accounting, National Taiwan University

Received 4 July 2014; accepted 6 March 2015

Abstract

There are many important reforms in Taiwan that potentially affect firms’

earning management behavior after 1999. For example, Taiwan has been starting to

converge with IFRSs and corporate governance has been improved. This study

analyzes firms’ earnings management behavior resulted from those reforms.

Henceforth, this study analyzes data prior to and after year 1999 and divides data

into groups. This study uses several earnings management proxies. The result from

the small profits/small losses ratio analysis indicates that corporations significantly

decrease their earnings management behavior to achieve certain earnings target in

the post period, but this behavior does not exist significant trend within the post

period. The discretionary accruals analysis, on the other hand, shows that firms use

discretionary accruals items to achieve higher reporting earnings significantly in the

post period. Firms’ earnings management behavior also shows significant trend in

the post period.

Keywords: Earnings management; IFRSs; Corporate governance

* Corresponding author. Address: No. 1, Sec. 4, Roosevelt Rd., Taipei 10617, Taiwan (R.O.C.). Tel:

(02)3366-1136. email: [email protected].

顏信輝、王炫斌－我國企業盈餘管理程度變化之探討 87

壹、緒論

會計之目的即在提供能夠忠實表達經濟實質之財報，以協助使用者制訂審

慎之決策，實務上，財務報導最常被提及之兩個基本用途為企業權益評價目的

(Ball and Brown 1968; Beaver 1968; Ohlson 1995)與契約目的(Demerjian 2011;

Christensen and Nikolaev 2012; Ozkan et al. 2012; He et al. 2012)。然而，學術研

究發現管理階層基於不同之理由，存有盈餘管理之誘因，會有系統的介入財務

報導程序，以誘導使用者形成特定方向之判斷(Watts and Zimmerman 1986;

Healy 1985; DeFond and Jiambalvo 1994; Degeorge et al. 1999)，而此等盈餘管理

之行為除將直接對財務報導之決策有用性造成負面影響(范宏書等 2008；

Marquardt and Wiedman 2004；Habib 2004)，也可能影響利害關係人對會計資訊

之信任程度及社會資源配置之效率性，故盈餘管理議題一直是會計學術界與監

理機關長期關注之議題。

雖然盈餘管理之議題十分重要，但據作者所知，目前尚未有國內已發表之

學術文獻提供企業盈餘管理程度之長期趨勢實證證據，目前盈餘管理文獻大都

針對與盈餘管理有關之特定因素進行探討(例如，盈餘管理特定時機、特定準則

對盈餘管理之影響及企業特性或公司治理與盈餘管理之關係…等)，這類研究雖

屬重要，但因臺灣財務報導之環境已發生重大變化，例如與盈餘管理直接有關

之財會準則，已由原來接軌細則基礎之美國財務會計準則，方向上轉為趨同原

則基礎之國際財務報導準則(international financial reporting standards，以下簡稱

IFRSs1)。此外，臺灣之公司治理制度在 2002 年起也有漸進式之推動，這些財

務報導環境面之變動，也可能對企業盈餘管理行為造成影響。因此，除由微觀

之盈餘管理特定因素探討此議題外，若能由宏觀之角度了解臺灣企業長期間整

體盈餘管理之變動情形，將有助補足目前盈餘管理之文獻。因此，本研究採長

窗期角度觀察臺灣企業盈餘管理程度之整體變化情形，補足盈餘管理研究目前

在此方面之缺口。

近十餘年來，我國資本市場面臨許多重大且持續性的改革，可能直接影響

到企業盈餘管理行為。例如財務會計準則變化之影響：我國財務會計準則原係

與美國會計準則接軌，但於 1999 年開始採行逐步漸近修改準則之方式，改與

IFRSs 逐步趨同(convergence)(詳後說明)。部分學術文獻認為國際財務報導準則

具有高品質與揭露水準，有助於提高企業財務報導品質(Barth et al. 2008; Daske

et al. 2008; Iatridis and Rouvolis 2010; Armstrong et al. 2010; Li 2010; Landsman et

1 文中所提到的國際財務報導準則(IFRSs)是指國際會計準則理事會(international accounting

standards board, IASB)所發表的十三號國際財務報導準則公報、原國際會計準則委員會(international accounting standards committee, IASC)所發布且持續適用的國際會計準則公報 (international accounting standards, IAS)及其相關解釋函令。

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al. 2012; Joos and Leung 2013)。相對而言，也有文獻認為 IFRSs 傾向原則基礎

性質，同時導入更多之公允價值觀念，對專業判斷之要求更高，故管理階層若

刻意對準則進行不當之解釋與運用，將更便利地進行盈餘操縱，造成財報品質

降低(Ding and Su 2008; Jeanjean and Stolowy 2008; Ahmed et al. 2013)。因此，我

國企業在 1998 年前與 1999 年後因會計準則接軌之方向不同，盈餘管理程度是

否亦有變化，值得探討。其次公司治理機制之推動：根據證基會之資料，我國

於 1998 年發生一系列企業掏空舞弊事件，同時金融機構不良債權問題嚴重，導

致潛在之金融風暴一觸即發。因此，主管機關自 1998 年起即開始宣導公司治理

機制對於企業營運之重要性(證券暨期貨市場發展基金會 2014)。例如，2002

年證交所公告「有價證券上市審查準則」等相關規範(臺灣證券交易所 2011a)，

要求初次申請上市櫃之企業需設立獨立董事。隨著時間經過適用範圍也日益擴

大，例如，2007 年證期局規定金控業與一定資本額以上之上市櫃公司需強制設

立獨立董事。此外，主管機關於 2002 年成立「公開資訊觀測站」與 2003 年建

立「資訊揭露評鑑制度」，2002 年民間團體之中華公司治理協會也正式成立，

續後持續辦理企業公司治理之評鑑與評量，此可能皆有助於改善資訊透明度與

公平性。過去研究大都發現良好的治理機制能有效抑制企業盈餘管理行為(例

如，張瑞當與方俊儒 2006；林欣美等 2008；Peasnell et al. 2005)，雖然也有部

分研究發現無顯著之效果(例如，Agoglia et al. 2011)，但可合理推論在 1999 年

以後政府與民間持續推動公司治理，可能也會使企業盈餘管理程度產生變化。

由前段內容可得知，近年來我國資本市場存在許多潛在影響企業盈餘管理

之重要變革。因此，本研究意圖觀察這些改革對企業盈餘管理行為之整體效果，

故屬長窗期之關聯性研究，目的在提供我國企業 20 年來盈餘管理程度之變化情

形，並不對企業盈餘管理進行因果關係之推論。由於先前文獻提到 90 年代末期

我國會計準則開始逐步趨同國際財務報導準則，且主管機關也開始宣導公司治

理機制之重要性，因此我們選擇以 1999 年做為變革之分界點，再以兩類實證模

型進行分析。首先，本研究將 1989 至 1998 年稱之為「變革前」期，1999 至 2008

年則稱之為「變革後」期，以 20 年之長窗期角度，探討我國上市櫃公司盈餘管

理行為於此兩期間是否具有顯著差異。此外，本研究將 1999 年視為變革的起

點，而 1999 年後這些變革之影響程度與效果，隨著潛在影響因素之變化(例如，

各號公報修改生效或治理機制之完善)，可能造成企業盈餘管理行為存在穩定的

趨勢變化。故本研究也針對變革後期，利用時間變數觀察企業盈餘管理程度是

否隨著 IFRSs 趨同程度增加以及公司治理機制之逐步推動，而存在穩定變動之

趨勢。由於過去臺灣探討盈餘管理之學術文獻尚未見有探討整體企業盈餘管理

程度變化之研究發表，本研究之結果可提供相關之初步實證證據。而過去學術

研究對盈餘管理採行不同之衡量方式與操作型定義，例如，Burgstahler and

Dichev (1997)與 Degeorge et al. (1999)等文獻利用小額利益損失家數比來捕捉特


殊盈餘目標下盈餘管理之行為；而 Kothari et al. (2005)等文獻採用績效控制/配

對 Modified Jones Mode 計算裁決性應計項目來分析。為了能從更多元的角度觀

察，故本研究同時採用這兩種盈餘管理之代理變數衡量企業盈餘管理行為。

本研究採 1989 年至 2008 年臺灣上市櫃公司為樣本，區分為「變革前」期

(1989~1998)與「變革後」期(1999~2008)共 20 年之資料，小額利益損失家數比

之測試計有 12,581 筆之觀測值，而裁決性應計項目則有 9,956 筆之觀測值進行

分析。主要研究發現如下：1.我國企業在變革後期進行盈餘管理以達到企業特

定盈餘目標(零盈餘)的情況較變革前期顯著下降，但變革後期間並未存在顯著

之變動趨勢；2.裁決性應計項目之絕對值在變革後期間顯著地提升，顯示企業

進行盈餘管理之程度增加，進一步區分為正/負裁決性應計項目，發現主要來自

正裁決性應計項目組，表示於變革後期間，企業更會利用裁決性應計項目拉高

盈餘；3.於變革後期之期間(1999~2008)隨著時間的經過，企業使用裁決性應計

項目影響報導盈餘之程度越高；4.針對初次公開發行(initial public offerings, IPO)

及辦理現金增資(seasoned equity offerings, SEO)兩種高度盈餘管理動機之事件

進行分析，發現這兩類企業相對其他企業，在變革後期之期間較變革前期之期

間，更會利用裁決性應計項目去提升報導盈餘，支持存在高度盈餘管理誘因之

企業於變革後期有明顯增加盈餘管理之現象。整體而言，若以裁決性應計項目

衡量企業盈餘管理行為，實證結果無論從整體平均效果、時間趨勢分析及高度

盈餘管理動機組觀察，皆支持企業於變革後期存在更明顯的盈餘管理行為；但

若以小額利益損失家數比衡量，則獲得不一致的結果。

本研究之主要貢獻如下：首先、盈餘管理為直接影響財務報導品質之因素，

而過去學術文獻大多針對特定公報或特定治理機制等特定因素進行微觀分析，

此等研究雖有其重要性，但也可能產生見樹不見林之憾。此外，近年來我國資

本市場存在許多重大且持續性之變革，整體財務報導環境下企業進行盈餘管理

之氛圍可能發生改變。因此，本研究選擇以長窗期的角度探討我國在 1999 年

前、後兩段期間企業進行盈餘管理之程度，幫助我們瞭解這些變革與企業盈餘

管理之可能關係。就我們所知，國內僅有以長窗期探討企業財報價值攸關性與

現金流量預測能力變化之研究(顏信輝與王炫斌 2014)，而尚未出現比較重大變

革前、後，企業盈餘管理行為之研究，本文之提出有助補足國內盈餘管理研究

此方面之實證證據。第二、本研究也個別針對變革前、後兩期進行趨勢分析，

實證結果發現於變革後期隨著時間的經過，企業利用裁決性應計項目進行盈餘

管理行為有顯著增加的趨勢。於額外分析中，本研究也針對特定存在高度盈餘

管理動機之企業進行分析，用以瞭解這些企業在變革前、後期間是否存在顯著

不同的盈餘管理行為。實證結果發現初次公開發行(IPO)及辦理現金增資(SEO)

之企業相較於其他企業而言，於變革後期盈餘管理之程度(特別是將使企業報導

盈餘增加之盈餘管理行為)較變革前期更為明顯。此發現可提供我國證券監理機


構制定相關監理政策及投資人制定投資決策之參考。本研究對我國於 2013 年採

用 IFRSs 後財報品質之可能影響，也可提供間接參考訊息。第三、本研究雖發

現我國企業在變革前、後期間，其盈餘管理行為的確有顯著變化，但發現採用

不同盈餘管理觀點(如達到特定盈餘目標及裁決性應計項目)來衡量時，卻獲得

不一致的實證結果，顯示我國變革事項對企業不同之盈餘管理目標係有不同之

影響，是以未來研究若僅以單一觀點探討企業盈餘管理行為可能無法全面性觀

察整體效果，此可作為過去相關研究何以出現不同結論之可能解釋，也提醒後

續研究者於探討此議題時需對盈餘管理作更細膩的定義。

本文第壹節為緒論說明研究動機、主要發現與貢獻，第貳節回顧過去文獻

並據以建立相關研究假說，第參節為研究設計，說明研究模型與變數定義，其

次為實證結果，最後一節為研究結論。

貳、文獻回顧

一、財務報導與盈餘管理

根據觀念架構，財務報導之基本目的為提供具決策有用性之資訊，以協助

利害關係人進行相關決策判斷。企業財務報導具有兩大用途，一、企業權益評

價目的：會計資訊可幫助投資人對企業權益價值進行評價。例如，Ball and Brown

(1968)觀察財報資訊內涵與市場異常報酬之關聯性；Beaver (1968)則觀察企業財

報公告日之短窗期異常交易量與股價波動，表示投資人會觀察財務報導之資訊

來改變其投資組合；Ohlson (1995)利用剩餘利益評價模型與其他假設，推論企

業之權益淨值與剩餘利益應能反映其市場價值。二、契約目的：除權益投資人

外，其他利害關係人也會根據財務報導決定是否投入資源。例如，銀行(債券投

資人)是否貸款(投資企業債券)？此外，財務報導之會計數字也常被廣泛使用於

企業與相關利害關係人之契約中。例如，Christensen and Nikolaev (2012)認為債

務契約上不同類型的會計條款有助於提升契約之效率性；Demerjian (2011)分析

會計準則導入更多資產負債表觀點對債務契約使用會計條款之影響。管理階層

之薪酬計畫常與企業報導盈餘進行連結(Healy 1985; Ozkan et al. 2012)；He et al.

(2012)提到中國企業之盈餘績效會影響到該企業是否能持續上市。

然而，管理階層有誘因進行盈餘管理以達到理想之盈餘目標，所謂盈餘管

理係指管理階層為達到特定盈餘目標，而選擇特定之會計政策或採取特定之營

運活動(Scott 2009)。例如，Watts and Zimmerman (1986)提出紅利計畫、債務契

約、政治成本三大假說(Healy 1985; DeFond and Jiambalvo 1994)，而 Degeorge et

al. (1999)據此觀念提出企業具有盈餘管理誘因去達到特定績效目標，例如，符

合分析師之盈餘預測。盈餘管理行為可能會傷害到財務報導之攸關性與忠實表

達，對財務報導之決策有用性造成負面影響(范宏書等 2008；顏信輝與王炫斌


2014；Marquardt and Wiedman 2004；Habib 2004)。由於企業盈餘管理行為可能

直接影響利害關係人對會計資訊之信任程度及社會資源配置之效率性，故此議

題長期以來均是會計學術界與監理機關關切之焦點。

據我們所知，目前只有少數國外學術文獻針對企業盈餘管理行為進行長期

趨勢分析。Cohen et al. (2008)探討 SOX 法對企業盈餘管理行為之影響時，曾將

1987 年至 1999 年間定義為 PRE_SOX 期間，並發現這段期間內企業盈餘管理

行為有明顯逐期增加之趨勢。除此之外，大多數盈餘管理文獻皆針對特定因素

進行探討，例如探討特定準則與企業盈餘管理之關係(如顏信輝與曹嘉玲

2009；謝宛庭與吳清在 2010)、分析公司治理機制與盈餘管理之關係(如張瑞當

與方俊儒 2006)、企業於特定時機之盈餘管理行為(金成隆等 2000)等。此類研

究雖屬重要，但也存在以下兩個未能回答之問題：首先，部分文獻發現某些因

素使企業盈餘管理程度增加，部分文獻則發現某些因素使企業盈餘管理程度下

降，故若想以長期角度觀察整體環境企業進行盈餘管理之平均情況是否有所改

變？此等研究並無法回答之；二、若針對特定因素去分析，則總體企業平均盈

餘管理行為可能於實驗組(具有某特性)與控制組(未具某特性)間相互抵消。而近

年來，我國財報報導環境與資本市場機制存在可能直接影響整體企業盈餘管理

程度之重大變革(例如導入國際財務報導準則與持續推動公司治理機制)，然而

前述研究並無法由宏觀角度提供企業整體盈餘管理行為之可能變化。因此本研

究採長窗期角度，觀察企業盈餘管理程度之變化。而於 1999 年後，這些重大變

革之範圍與力度隨著時間經過而逐漸增加，故本研究除比較 1999 年前後各十年

企業盈餘管理程度是否具有顯著差異外，也對 1999 年後之十年進行趨勢分析，

探討企業盈餘管理在這十年來是否具有特定之變化情形。

二、IFRSs 與盈餘管理

雖然我國係於 2013 年才直接採用 IFRSs 作為上市櫃公司之財報編製準則，

且在發展財務會計準則公報之初期，主要係參酌美國財務會計準則而制定，惟

本研究基於下列三事項，採 1999 年為我國財會準則逐步趨同 IFRSs 之起始點：

一、官方機構之網頁資料：官方機構之網頁資料係以 1999 年做為我國開始趨同

國際財務報導準則之時點。例如，證券交易所網頁資料中提到(臺灣證券交易所

2011b)，「我國財務會計準則公報自 1999 年起即參照國際會計準則訂定，故兩

者間主要差異...」；二、準則制定權威人士之專訪：時任財務會計準則委員會主

委杜榮瑞曾表示，我國於 1999 年即體認到與國際準則接軌之未來趨勢，立即著

手比較國內與國際準則，將差異之處予以檢討，並進行新增或修改(楊碧茵

2004)。財政部次長吳當傑也曾指出，我國會計準則自 1999 年參照 IFRSs 訂定

後，2012 年兩者八成之內容相同(莊蕎安 2012)；三、學者之論文：Chen and Chen

(2012)、謝佩蓁與李淑華(2013)、顏信輝與王炫斌(2014)等國內學術研究皆提到


1999 年為我國開始根據 IFRSs 內容修訂我國會計準則公報之時點。雖然 IASB

宣稱其目標就是建立一套高品質、具可瞭解性、強制性與全球接受性之財務報

導準則 (a single set of high-quality, understandable, enforceable and globally

accepted financial reporting standards)，但此目標是否達成，相關實證研究並未

獲得穩定之一致結論。

國外研究由不同角度探討採用 IFRSs 對企業財務報導品質之影響，例如價

值攸關性(Sami and Zhou 2004; Lin and Chen 2005; Callao et al. 2007; Gjerde et al.

2008; Barth et al. 2008)、流動性與資金成本(Cuijpers and Buijink 2005; Daske et al.

2008, 2013)、盈餘管理(van Tendeloo and Vanstraelen 2005; Barth et al. 2008; Ding

and Su 2008; Jeanjean and Stolowy 2008; Ahmed et al. 2013)等。有支持 IASB 論

點者(Barth et al. 2008; Daske et al. 2008; Iatridis and Rouvolis 2010; Armstrong et

al. 2010; Li 2010; Landsman et al. 2012; Joos and Leung 2013)，但發現 IFRSs 對財

報品質未產生顯著影響甚或相反結論者亦不少(Lin and Chen 2005; Callao et al.

2007; Jeanjean and Stolowy 2008; Ahmed et al. 2013)。各國對 IFRSs 之實施情形

之落差與資本市場特性不同，可能是前述相關研究發現結果不一致原因之一。

由於 IFRSs 缺乏詳細的實務指引，可能導致各國企業在強制適用後仍然延用過

去的會計準則或是各地的實務經驗去處理所面臨的會計問題；或各國證券監理

機關可能利用各種方法來規範企業如何去執行準則，前述情況都將導致各國會

計實務上可能有不同的作法，進而傷害到比較性(許崇源與郭俐君 2007)。因

此，單僅於會計準則上達成接軌 IFRSs，並非即為財報品質改善之萬靈丹。此

外，Ball et al. (2003)的研究指出財報誘因也將使不同地區之會計資訊無法直接

進行比較(類似的觀點例如 Jeanjean and Stolowy 2008; Whittington 2008; Chua

and Taylor 2008; Larson and Street 2004; Cahan et al. 2008; Hodgdon et al. 2009; van Tendeloo and Vanstraelen 2005)。此也說明國外探討 IFRSs 對財務報導品質

之研究發現，不一定可直接類推至我國。

根據 Scott (2009)對盈餘管理之定義我們可以瞭解，盈餘管理是指企業管理

階層意圖操縱財務報導之盈餘數字所進行之行為。而財務會計準則為財務報導

之編製基礎。因此，財務會計準則之衡量與認列相關規範(例如，資產負債是否

須採公允價值評價？如何評價？需要進行減損測試之標的為何？如何進行減損

測試…等)，除將直接影響財務報表之數字外，亦可能與企業進行盈餘管理之工

具選擇與進行盈餘管理之相關成本…等有關，進而改變企業盈餘管理之行為。

1999 年後我國財務會計準則之參酌對象由美國財務會計準則轉為國際財務報

導準則。國際財務報導準則屬於原則基礎 (principles-based)，較細則基礎

(rules-based)之美國財務會計準則，更加講究考量經濟實質與專業判斷，IFRSs

所提供之實務指引大多為精神上而少明細之規定 (Carmona and Trombetta

2008)。例如，合併報表實質控制能力之判斷與租賃會計下融資及營業租賃之劃


分，即是明例。此外 IFRSs 也較美國準則允許較多之例外處理。但若財報提供

者刻意對準則進行不當之解釋與運用，原則基礎也可能對導入後財報品質造成

負面影響，甚至提供管理階層更便利地進行盈餘操縱。Ding and Su (2008)即發

現中國大陸企業缺乏公司治理機制與存在普遍盈餘管理之現象，導致該國在導

入 IFRSs 的過程中刻意排除了部分條文的適用2，以減緩中國企業進行盈餘管理

之空間，該作者明確指出中國大陸受到大量的盈餘操弄行為與會審人員缺乏訓

練兩個因素的影響，形成導入 IFRSs 上的阻礙。Jeanjean and Stolowy (2008)針

對直接採用 IFRSs 的三個國家為樣本，發現法國在適用後盈餘管理程度顯著增

加，而英國與澳洲則未存在顯著影響。Barth et al. (2008)針對企業自願性適用

IAS 進行研究，發現採用 IAS 編製財報有助於降低盈餘管理。而 Ahmed et al.

(2013)則分析強制性適用 IFRSs 之樣本，結果卻發現導入 IFRSs 後企業盈餘管

理之行為明顯增加。由於具活絡市場之公允價值並不多見，故 IFRSs 導入公允

價值之衡量於許多準則中，也可能導致企業進行盈餘管理之空間更大，特別是

對評價專業團體與評價技術尚未成熟發展之國家而言。國內亦有學者針對我國

參酌國際財務報導準則修訂之特定公報為題材進行研究(如陳慶隆 2007；張文

瀞等 2008；楊朝旭與吳幸蓁 2009；范宏書等 2013)，其中不少文獻聚焦於特

定公報對企業盈餘管理行為之影響(如顏信輝與曹嘉玲 2009；謝宛庭與吳清在

2010)，但這些研究都是根據特定公報為主題非探討 IFRSs 整體對企業財報品質

之可能影響。根據前述文獻，導入國際財務報導準則可能會對企業進行盈餘管理行為造

成影響。但先前文獻並未有一致結論，加以本研究屬長窗期關聯性研究，因此

本研究並不直接預期我國於 1999 年後趨同 IFRSs，對企業盈餘管理程度之可能

影響方向。

三、公司治理機制與盈餘管理

現代企業經營權與所有權分離，股東(主理人)擁有所有權，並委託管理階

層(代理人)負責日常業務營運。代理理論(agency theory)提到，若個人追求本身

利益極大化且主理人無法直接觀察代理人之努力程度下，則代理人不一定會致

力於完成其業務。此外，先前文獻也從不同角度推論對企業經營績效之影響。

例如，利益收斂假說(Jensen and Meckling 1976)與利益掠奪假說(Jensen and

Ruback 1983)。因此，主理人有誘因建立監督機制來降低代理人之偏差行為。

而公司治理，意指藉由有效之監督機制，促使企業健全運作以達到組織目標並

平衡相關利害關係人之權益。許多國內外學術文獻探討公司治理機制與企業盈

2 例如，中國大陸規定資產減損不得迴轉。


餘管理之關係。例如，Klein (2002)與 Cornett et al. (2009)針對審計委員會與董事

會之獨立性；Xie et al. (2003)針對董事成員之專業知識；Leuz et al. (2003)針對

投資人保護機制；Peasnell et al. (2005)聚焦於外部董事；Cornett et al. (2008)針

對機構投資人持股與外部董事；Carey and Simnett (2006)與 Frankel et al. (2002)

則針對委任會計師之特性，這些文獻皆發現治理機制較強的情況下較能抑制企

業盈餘管理行為。然而，Agoglia et al. (2011)則發現採用原則基礎之會計準則

下，審計委員會無法有效降低企業之激進性報導決策(aggressive reporting

decisions)。林欣美等(2008)則以臺灣上市資訊產業為樣本，發現部分董事會職

能有效抑制企業的盈餘管理行為。張瑞當與方俊儒(2006)則針對有參與前兩屆

評鑑之臺灣企業進行分析，發現我國實施資訊揭露評鑑系統後，企業進行盈餘

管理之程度較低，但分類於「較透明」與「較不透明」兩組間並無顯著不同之

盈餘管理行為。總體而言，過去大多數的學術研究發現公司治理機制較強之情

況下企業盈餘管理程度較低。

自從發生亞洲金融風暴後，經濟合作發展組織(OECD)推動亞洲各國之公司

治理制度，希冀透過公司治理機制來提升企業財報之可信度與品質。根據證基

會之資料，在我國則由於 1998 年發生許多企業掏空舞弊事件，並進一步延伸出

潛在之金融風暴。因此，主管機關於 1998 年後也開始宣導治理機制對於企業營

運之重要性。例如，2002 年證交所公告「有價證券上市審查準則」等規範(臺

灣證券交易所 2011a)，要求初次申請上市櫃之企業需設立獨立董事，而同年也

成立了中華公司治理協會，專職公司治理之推動與評鑑。隨著時間經過適用範

圍也日益擴大，例如，2007 年證期局規定金控業與一定資本額以上之上市櫃公

司需強制設立獨立董事。整體而言，具有獨立性及專業素養之獨立董事，藉由

加入董事會以參與企業之決策過程，並監督審查特定重要議案，理應有助於健

全董事會之職能，也可能幫助企業財報品質之提升。此外，資訊透明化也是治

理機制重要之一環。2002 年成立「公開資訊觀測站」使投資人可更便捷地獲得

投資標的之相關資訊，有助於改善資訊透明度與公平性。2003 年建立「資訊揭

露評鑑制度」，以提升企業資訊揭露之品質及鼓勵企業進行自願性揭露。第一

屆評鑑指標共計有 62 項(其中包含 10 項自願性揭露指標)，指標數量逐漸成長，

至第八、九屆達到高峰(114 項)，最新一屆則有 109 項指標(其中超過四成屬於

自願性揭露指標)。評鑑對象為全體上市櫃滿一年以上之企業，我國企業平均評

鑑分數從 54.7 分(第三屆)成長至 62.23 分(第十屆)，表示企業資訊揭露情況有所

提升3。整體而言，無論從董事會結構與資訊透明化之觀點，近年來我國治理機

制已逐漸完善，由於治理機制可能直接影響企業盈餘管理行為，故企業盈餘管

3 為了鼓勵企業主動揭露更多經營資訊，評鑑系統採用自願性揭露指標項目逐年增加，至第十

屆後，超過四成以上的指標屬於自願性揭露項目。請參見證券暨期貨市場發展基金會(2013)。


理程度也可能存在明顯之變化。

參、研究方法

一、實證模型

(一) 盈餘管理程度之衡量-小額利益損失家數比

Burgstahler and Dichev (1997)、Degeorge et al. (1999)、Leuz et al. (2003)與

Glaum et al. (2004)等研究觀察企業報導盈餘之分布，發現在既定盈餘目標上，

小額損失(略低於目標值)出現的比例通常較小，而小額利益(略高於目標值)的比

例通常較大，隱含企業管理階層可能運用盈餘管理的手段促使企業盈餘達到其

預期目標。Degeorge et al. (1999)指出既定之盈餘目標值可能有三：零盈餘、前

期盈餘數及分析師之預期數，而當小額利益與小額損失之家數差距越大，表示

盈餘管理的程度越嚴重。本研究以零盈餘目標進行研究。延續先前研究，本研

究將營業活動純益(OCIt)以第 t 期期初資產總額(At-1)進行平減，用以分析零盈餘

之盈餘目標，並根據 Leuz et al. (2003)與 Jeanjean and Stolowy (2008)等文獻，定

義小額利益的範圍為[0.00,+0.01]；而小額損失的範圍為[-0.01,0.00)4。我們將樣

本分成變革前(1989 年至 1998 年)、變革後(1999 年至 2008 年)兩組，並根據

Jeanjean and Stolowy (2008)，利用 STATA 軟體所提供的 tabodds 指令5，檢定變

革前、變革後兩期間小額利益損失家數比是否存在顯著變化。

本研究將 1999 年視為變革的起點，而 1999 年後這些變革之影響程度與效

果，隨著潛在影響因素之變化(例如，各號公報修改生效或治理機制之完善)，

可能造成企業盈餘管理行為存在穩定的趨勢變化。更明確地說，我國係於 1999

年後採逐步漸近修改準則之方式與 IFRSs 接軌，而治理機制之相關規範在同期

間也有逐步加強之趨勢。若這些重大變革會影響到企業盈餘管理行為，則於變

革後之期間(1999 年至 2008 年)起，企業盈餘管理行為可能隨著時間經過而產生

系統性之變化趨勢。為了測試此可能性，我們分別以變革前、後期各年度小額

利益損失家數比作為應變數，而以時間變數作為主要實驗變數，藉由觀察時間

變數係數(迴歸式 1 之 2 與迴歸式 2 之 4 )之方向，用以驗證企業之盈餘管理行

為是否隨著時間經過而存在明顯之變化趨勢。若企業盈餘管理程度於特定期間

內存在逐期增加(降低)之趨勢，則預期時間變數係數顯著為正(負)值。

4 額外測試中，我們也參考 Degeorge et al. (1999)所提供的方法計算小額損益範圍，以加強相

關結論之堅韌性。計算公式為，區間範圍=2(IQR)n-1/3，IQR 為樣本觀測值之四分位差，n 為觀測值

數。 5 此指令最初使用於流行病學，用以觀察具有傳染性質的疾病是否顯著爆發。它利用 score 統

計量與變異數幫助我們分析在某種因素下(如變革後)小額利益損失家數比是否存在顯著變化。


1 2_ t ttG L Ratio PreTime (1)

3 4_ t ttG L Ratio PostTime (2)

其中，

_ tG L Ratio

= 各年度小額利益損失家數比，即符合小額利益定義之公司家

數除以符合小額損失定義之公司家數；

tPreTime = 變革前期之時間變數，當樣本來自於 1989,1990,...1998 時，則

PreTime 變數為 1,2,...10；

tPostTime = 變革後期之時間變數，當樣本來自於 1999,2000,...2008 時，則

PostTime 變數為 1,2,...10。

(二) 盈餘管理程度之衡量-裁決性應計項目

裁決性應計項目常被學者做為衡量盈餘管理之代理變數，本研究參考

Kothari et al. (2005)績效控制 Modified Jones Model 來衡量裁決性應計項目，計

算如下：

a.求出各年度不同產業之模型估計係數

將各年度樣本按照不同產業分別帶入(3)式6，求出不同產業之估計係數

( 1 2 3 4 5ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ, , , , )。

, , , , , , , ,1 2 3 4

, , 1 , , 1 , , 1 , , 1

5 , , 1 , ,

1

i j t i j t i j t i j t

i j t i j t i j t i j t

i j t i j t

Acc Rev Rec PPE

TA TA TA TA

ROA

(3)

其中，

, ,i j tAcc = j 產業 i 公司第 t 年之應計項目，為本期淨利扣除營業活動現金

流量；

, , 1i j tTA = j 產業 i 公司第 t-1 年之資產總額；

, ,i j tRev = j 產業 i 公司第 t 年營業收入淨額變動數；

6 為了避免樣本早期某些產業因為觀測值過少而無法進行迴歸估計，我們使用張文瀞等(2003)

的定義，分成七大產業別。彙總如下，一、食品類：包含食品業(代碼 12)；二、紡織類：包含紡織

業(代碼 14)；三、電子類：包含資訊電子業(代碼 23)；四、機電類：包含電機械業(代碼 15)、電線

電纜(代碼 16)；五、塑膠化工類：包含塑膠業(代碼 13)、化學(代碼 17)、橡膠(代碼 21)；六、營造

建材類：包含水泥業(代碼 11)、鋼鐵(代碼 20)、營建(代碼 25)；七、服務銷售類：包含觀光業(代碼 27)、百貨(代碼 29)。其他產業類別則被刪除於樣本中。


, ,i j tRec = j 產業 i 公司第 t 年應收款項淨額變動數；

, ,i j tPPE = j 產業 i 公司第 t 年折舊性資產總額；

, , 1i j tROA = j 產業 i 公司第 t-1 年總資產報酬率。

b.計算非裁決性應計項目(nondiscretionary accruals, NDA) 將產業參數估計值( 1 2 3 4 5

ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ, , , , )代入(4)式，並一一將各公司之資料代

入，用以推估非裁決性應計數。

, , , , , ,, , 1 2 3 4

, , 1 , , 1 , , 1

5 , , 1

1ˆ ˆ ˆ ˆ

ˆ

i j t i j t i j ti j t

i j t i j t i j t

i j t

Rev Rec PPENDA

TA TA TA

ROA

(4)

c.求出裁決性應計項目(discretionary accruals, DACC)

, ,, , , ,

, , 1

i j ti j t i j t

i j t

AccDACC NDA

TA

(5)

估計各樣本裁決性應計項目(DACC)後，分別利用裁決性應計項目絕對值、

正裁決性應計項目及負裁決性應計項目等三種裁決性應計項目數值對「變革後」

虛擬變數與控制變數(企業規模、負債比率、營業活動現金流量)進行迴歸分析，

用以驗證假說。控制變數係參酌金成隆等(1999)與張瑞當與方俊儒(2006)，公司

規模(Size)可用以代理部分遺漏變數(Becker et al. 1998)；負債比率(DebtRatio)可

用以衡量企業風險與規避債務條款所承受的壓力 (DeFond and Jiambalvo

1994)；營運活動現金流量(CFO)也被發現與裁決性應計項目呈現顯著關係

(Becker et al. 1998; Dechow et al. 1995)。

, 5 6 , 7 , 8 , 9 , ,i t i t i t i t i t i tDACC POST Size DebtRatio CFO (6)

其中，

,i tPOST = 「變革後」虛擬變數，變革後期(1999 年後)為 1，否則為 0；

,i tSize = 企業規模，以資產總額取自然對數；

,i tDebtRatio = 當年度負債比率；

,i tCFO = 當年度營業活動現金流量(以期初總資產平減)。

同前段所述，本研究將 1999 年視為變革的起點，而 1999 年後這些變革之

影響程度與效果，隨著潛在影響因素之變化(例如，各號公報修改生效或治理機

制之完善)，可能造成企業盈餘管理行為存在穩定的趨勢變化。為了測試此可能


性，本研究分別以變革前期(1989~1998 年)與變革後(1999~2008 年)之期間樣本

進行分析，並分別以不同年度之裁決性應計項目作為應變數，而以時間變數作

為主要實驗變數，藉由觀察時間變數係數(迴歸式 7 之 11 與迴歸式 8 之 16 )之方

向，用以驗證企業之盈餘管理行為是否隨著時間經過而存在明顯之變化趨勢。

, 10 11 , 12 , 13 , 14 , ,i t i t i t i t i t i tDACC PreTime Size DebtRatio CFO (7)

, 15 16 , 17 , 18 , 19 , ,i t i t i t i t i t i tDACC PostTime Size DebtRatio CFO (8)

二、樣本來源與樣本選取

本研究以 1989~2008 年間臺灣證券交易所各年度上市櫃公司為樣本7，以

1999 年為分類變革前、後期間之分界，前後期間各取十年，亦即 1989~1998 年

為「變革前」之期間，而 1999~2008 年為「變革後」之期間，相關財報資料則

取自臺灣經濟新報資料庫(TEJ)。本研究將樣本篩選過程彙整於表 1，於小額利

益損失家數比之分析時，扣除實驗變數存在遺漏值的部分後共有 12,581 筆觀測

值；而以裁決性應計項目作為盈餘管理分析對象時，扣除實驗變數存在遺漏值

及非樣本產業後共有 9,956 筆觀測值8；若再加入初次公開發行前三年的觀測

值，則有 12,027 筆觀測值。

表 1 樣本篩選表裁決性應計項目

小額利益損失家數比不加 IPO 前三年加入 IPO 前三年

總觀測值 12,922 (100.00%) 12,922 (100.00%) 16,005 (100.00%)減：變數遺漏值 341 (2.64%) 1,567 (12.13%) 2,477 (15.48%)非樣本產業※ 1,399 (10.83%) 1,501 (9.38%)實證總觀測值 12,581 (97.36%) 9,956 (77.04%) 12,027 (75.14%)

※ 於小額利益損失家數比分析時，本研究採用全體樣本(包含金融業)進行分析；於裁決性應計項目分析時，由於研究期間長達 20年，為了避免早期某些產業因為樣本過少而無法執行迴歸估計，本研究利用張文瀞等(2003)的定義區分七大產業，此分類排除產

業特性較不適合採 Modified Jones Model 之金融保險與證券及其他產業類別，詳見註 6。

肆、實證結果與分析

一、敘述性統計

表 2 之 Panel A 為小額利益損失家數比分析之敘述性統計資料，我們可以

發現營業活動純益(並以第 t 期期初總資產進行平減)的平均數與中位數分別為

7 由於無法區分樣本是否曾經中途下市又再次公開發行，本研究利用「最新上市日」做為上市

櫃期間之基準。 8 詳見註 6。


0.0381 及 0.0356，且第一四分位數亦大於零，表示超過 75%的樣本觀測值皆落

在正盈餘的部分，但盈餘為負之企業其平均損失之金額可能較大。由於小額利

益損失家數比之分析僅以 OCI 為零附近之企業進行計算，故顯示本研究於以零

盈餘為目標值之分析中，約採整體盈餘表現排序列在後 75%左右之企業進行分

析。表 2 之 Panel B 呈現裁決性應計項目分析之敘述性統計資料，顯示正裁決

性應計項目之企業(調高盈餘組)約占全體樣本 49.37% (4,915/9,956)；而負裁決

性應計項目之企業(調低盈餘組)則占全體樣本 50.63% (5,041/9,956)。裁決性應

計項目之絕對值、正裁決性應計項目及負裁決性應計項目三組之平均數分別為

0.0744、0.0754 及-0.0735，皆大於各組之中位數(分別為 0.0496、0.0482 及

-0.0516)，表示裁決性應計項目呈現右偏分布。

表 2 之 Panel C 提供樣本期間內各年度盈餘管理代理變數之統計資料，而

不同年度之小額利益損失家數比與裁決性應計項目之變化彙總於圖 1 與圖 2。

當以零盈餘為盈餘管理目標時，小額利益損失家數比於樣本期間內最高為 22.00

(1991 年)，而 1991 年後此比例明顯存在逐期下降之趨勢。將各年度資料進行獨

立樣本平均數差異性 t 檢定後發現，變革後期之小額利益損失家數比顯著較變

革前期低(t 值為 2.82，達到 1%顯著水準)，但趨同後期內並未有明顯之變化趨

勢。而當以裁決性應計項目絕對值衡量盈餘管理行為時，變革前期並未發現明

顯之變化，變革後期裁決性應計項目絕對值最低為 0.0622 (1999 年)，且 1999

年後有穩定增加之趨勢，最高成長至 0.0835 (2006 年)。

圖 1 各年度企業盈餘管理程度-小額利益損失家數比


表 2 敘述性統計表

Panel A 以小額利益損失家數比衡量盈餘管理程度

變數個數平均數標準差 Q1 中位數 Q3

OCIi,t 12,581 0.0381 0.1085 0.0004 0.0356 0.0856

Panel B 以裁決性應計項目衡量盈餘管理程度

變數個數平均數標準差 Q1 中位數 Q3

|DACC| 9,956 0.0744 0.0956 0.0221 0.0496 0.0936

+DACC 4,915 0.0754 0.1066 0.0222 0.0482 0.0924 -DACC 5,041 -0.0735 0.0835 -0.0946 -0.0516 -0.0221

Panel C 盈餘管理行為各年度平均結果

小額利益損失家數比裁決性應計項目

年度利益損失比值 |DACC| +DACC -DACC

1989 9 1 9.00 0.0922 0.0843 -0.1016

1990 19 3 6.33 0.0493 0.0510 -0.0478

1991 22 1 22.00 0.0661 0.0638 -0.0686

1992 15 2 7.50 0.0588 0.0658 -0.0531

1993 22 6 3.67 0.0638 0.0791 -0.0535

1994 21 3 7.00 0.0545 0.0559 -0.0531

1995 23 4 5.75 0.0565 0.0634 -0.0510

1996 28 6 4.67 0.0609 0.0624 -0.0595

1997 38 7 5.43 0.0962 0.1038 -0.0896

1998 70 15 4.67 0.0834 0.0878 -0.0795

1999 62 26 2.38 0.0622 0.0601 -0.0644

2000 79 23 3.43 0.0706 0.0699 -0.0714

2001 94 25 3.76 0.0632 0.0604 -0.0663

2002 80 33 2.42 0.0673 0.0686 -0.0660

2003 87 24 3.63 0.0719 0.0731 -0.0707

2004 65 25 2.60 0.0808 0.0821 -0.0795

2005 70 35 2.00 0.0753 0.0736 -0.0770

2006 68 33 2.06 0.0835 0.0914 -0.0769

2007 77 22 3.50 0.0800 0.0805 -0.0794

2008 119 44 2.70 0.0811 0.0771 -0.0855 各變數定義如下：

Panel A OCIi,t為 i 公司第 t 期的營業活動純益，並以第 t 期期初資產總額進行平減，樣本期間為 1989~2008。

Panel B |DACC|為裁決性應計項目之絕對值；+DACC 為正裁決性應計項目；-DACC 為負裁決性應計項目，皆以

績效控制 Modified Jones Model 估計，樣本期間為 1989~2008。

Panel C 彙總樣本期間各年度盈餘管理行為。當以零盈餘作為盈餘管理目標時，利益為營業活動純益(以第 t 期期

初資產總額進行平減)介於[0,+0.01]之觀測值筆數，損失為營業活動純益(以第 t期期初資產總額進行平減)介於[-0.01,0)之觀測值筆數，比值為符合小額利益定義之公司家數除以符合小額損失定義之公司家數；

當以裁決性應計項目衡量盈餘管理行為時，|DACC|為裁決性應計項目之絕對值；+DACC 為正裁決性應

計項目；-DACC 為負裁決性應計項目，皆以績效控制 Modified Jones Model 估計，樣本期間為 1989~2008。


圖 2 各年度企業盈餘管理程度-裁決性應計項目

二、以小額利益損失家數比觀察盈餘管理程度

為了觀察樣本是否如同過去文獻中發現，在特定盈餘目標下存在盈餘管理

行為，我們分別以零盈餘為中心，並根據 Burgstahler and Dichev (1997)的研究，

以 0.0025 為固定區間，繪製出介於±0.15 之間的次數分配圖，彙總於圖 3。圖 3

(含 Panel A 及 Panel B)顯示無論「變革前」或「變革後」，企業盈餘略高於零的

觀測值數明顯高於略低於零的觀測值數，變革前與變革後兩期包含零盈餘之小

額利益區間標準化差異分別為 2.04 與 5.849；反之，未達零盈餘之小額損失區

間標準化差異則分別為-4.56 以及-6.5010。

為了探討前述盈餘管理現象在我國變革前、後兩期間是否存在顯著差異，

我們根據 Jeanjean and Stolowy (2008)的研究，利用 STATA 軟體中所提供的

tabodds 指令，驗證變革前、後兩段期間，小額利益損失家數比是否存在顯著變

化，實證結果彙總於表 3 之 Panel A。根據表 3 Panel A 的實證結果，在盈餘目

標為零且以±0.01 為小額損益區間之定義下，「變革前」期小額利益損失家數比

為 5.5625，「變革後」期小額利益損失家數比則減少為 2.7621，下降幅度超過

50%，Score Test 達到 1%顯著水準，表示於 1999 年後我國開始導入國際財務報

導準則並引入許多公司治理機制後，小額利益損失家數比發生顯著下降，企業

追求盈餘不要為負數之盈餘管理程度顯著下降。

9 根據 Burgstahler and Dichev (1997)研究計算標準化差異，建立檢定統計量 = (特定區間實際

觀察次數-特定區間估計觀測次數) / 差異標準差之估計值。其中特定區間估計觀測次數以此特定區

間之相鄰左右兩區間之實際觀測次數平均值進來估計，差異變異數則約當為

NPi(1-Pi)+(1/4)N(Pi-1+Pi+1)(1-Pi-1-Pi+1)，其中 N 為總觀測數；P 為觀測值落入觀測區間之機率。 10 若改以 0.01 為固定區間繪製圖 3，變革前與變革後兩期包含零盈餘之小額利益區間標準化

差異分別為 6.84 與 11.25，未達零盈餘之小額損失區間標準化差異則分別為-6.14 以及-7.24。


Panel A 「變革前」期盈餘分布圖

Panel B 「變革後」期盈餘分布圖

圖 3 小額利益損失家數比分析-盈餘分布圖11

我國於 1999 年起體認到與國際準則接軌之未來趨勢，立即著手比較國內與

國際準則，將差異之處予以檢討，並進行新增與修改，故應該隨著時間經過我

國財務會計準則與 IFRSs 之差異也隨之縮小。而主管機關於 1998 年後開始宣導

公司治理機制對於企業營運之重要性，隨著時間經過，企業治理機制之規範也

日漸完善。因此若這些變革會影響到企業盈餘管理行為，則在變革後期間企業

盈餘管理行為可能隨著時間經過而產生系統性之變化趨勢。為了探討變革後期

間，企業盈餘管理行為是否存在明顯之變化趨勢，我們將各年度之小額利益損

失家數比與時間變數進行迴歸分析，實證結果彙總於表 3 之 Panel B。表 3 Panel B 實證結果發現以零盈餘為盈餘目標時，時間變數係數 2 ( 4 )為-0.8116

(-0.0452)，皆未達到 10%顯著水準，表示無論變革前期或後期，小額利益損失

比皆未存在顯著之變化趨勢，不支持企業為了達到盈餘目標而進行盈餘管理行

11 將樣本盈餘以零盈餘為中心，每隔 0.0025 為一區間所繪製出盈餘分配圖。例如圖中中間第

一條線代表盈餘落在 [0,0.0025)區間內的樣本數量，左右線則各自代表落在 [-0.0025,0)及[0.0025,0.005)區間內的觀測值數量。


為之情況於兩段期間內有顯著之變化趨勢。

基於此種盈餘管理衡量方式之實證結果，本研究發現若以小額利益損失家

數比分析企業為了達到特定盈餘目標而進行盈餘管理行為的情況，在 1999 年

(含)後之 10 年均較 1999 年前之十年，小額利益損失家數比明顯較低。然而，

根據各年度小額利益損失家數比(表 2 Panel C)之統計資料，我們可以發現自從

1991 年後此比例即呈現逐期下降之趨勢，故實證結果可能難以推論為導入國際

財務報導準則或強化治理機制之效果。此外，針對 1999 年(含)後之 10 年分析

時，並未發現企業盈餘管理行為隨著時間經過，導入國際財務報導準則之比例

提升或公司治理機制日漸健全下，而有顯著之變化趨勢。

表 3 小額利益損失家數比分析

Panel A 變革前後期間差異檢定

小額利益小額損失比例

變革前 267 48 5.5625

變革後 801 290 2.7621

Score test for trend of odds:

Chi2 17.21***

Pr > Chi2 0.0000

Panel B 趨勢分析

2 4 Adj-R2 F 值

變革前期(1989 年至 1998 年) -0.8116 (-1.48)

0.1175 2.20

變革後期(1999 年至 2008 年) -0.0452 (-0.59)

-0.0778 0.35

各變數定義如下：

Panel A 以±0.01 為大小損益區間定義分析零盈餘之盈餘目標下小額利益損失家數比是否存在顯著變化，以盈餘

(OCIi,t為 i 公司第 t 期的營業活動純益，並以第 t 期期初資產總額進行平減後)落於定義區間內則視為符

合小額損益，並以 STATA 軟體的 tabodds 指令進行檢定。觀測值數共 12,581 筆，樣本期間為 1989~2008。

Panel B 將趨同前後期間各年度小額利益損失家數比與時間變數進行迴歸，G/L_Ratio 為變革後期各年度小額利

益損失家數比，即符合小額利益定義之公司家數除以符合小額損失定義之公司家數；PreTime 變數為變

革前期之時間變數，當樣本來自於 1989,1990,...1998 時，則 PreTime 變數為 1,2,...10；PostTime 變數為

變革後期之時間變數，當樣本來自於 1999,2000,...2008 時，則 PostTime 變數為 1,2,...10，其他變數定義

則與表 2 到表 4 相同。樣本期間為 1989~2008。

三、以裁決性應計項目觀察盈餘管理程度

本研究以 Kothari et al. (2005)所提出的績效控制 Modified Jones Model 來衡

量裁決性應計項目，與「變革後」之虛擬變數及相關控制變數進行迴歸分析，

驗證變革前、後兩期間，企業裁決性應計項目是否存在顯著差異。本研究同時

以裁決性應計項目之絕對值(反映盈餘管理之整體程度)、正裁決性應計項目(反

映使報導淨利增加之盈餘管理)與負裁決性應計項目(反映使報導淨利減少之盈

餘管理)等三方向進行分析，實證結果彙整於表 4。


裁決性應計項目絕對值之迴歸分析結果顯示，「變革後」虛擬變數係數 6 為

0.0110，達到 10%顯著水準，反映我國企業在 1999 年後十年，利用裁決性應計

項目來調整報導淨利之程度較 1999 年前十年顯著增加，顯示企業盈餘管理之整

體程度加大。本研究進一步將裁決性應計項目區分為正裁決性應計項目與負裁

決性應計項目兩組分別重新進行迴歸分析。結果顯示讓報導淨利更高之正裁決

性應計項目組，係數 6 為 0.0195，達到 1%顯著水準；而使淨利數字下降之負

裁決性應計項目組，係數 6 為 0.0034，未達到顯著水準。綜上，若以裁決性應

計項目之絕對值或正裁決性應計項目分析時，於變革後期我國企業更會利用裁

決性應計項目影響盈餘表現，特別是用於增加淨利之情況相較於變革前更為明

顯。然而，利用裁決性應計項目來降低淨利之情況則較變革前無重大差異，故

以裁決性應計項目來衡量企業於變革前後期間之盈餘管理差異，係出現在增加

淨利數字之正裁決性應計項目組。總體而言，實證結果表示即使變革後期企業

治理機制已逐漸健全，但企業利用裁決性應計項目來增加盈餘之情況反而較變

革前期之情況嚴重。

表 4 裁決性應計項目迴歸分析

, 5 6 , 7 , 8 , 9 , ,i t i t i t i t i t i tDACC POST Size DebtRatio CFO

5 6 7 8 9 Adj-R2 F 值

| |DACC

N=9,956 0.1300***

(6.67) 0.0110*

(1.77) -0.0044***

(-2.99) 0.0003**

(2.28) -0.1896***

(-3.51) 0.1182 25.43

DACC N=4,915

0.0607** (2.54)

0.0195***(3.07)

0.0013 (0.61)

-0.0005 (-1.60)

-0.4502*** (-4.30)

0.4834 18.52

DACC N=5,041

-0.1734***(-7.21)

0.0034 (0.46)

0.0099***(5.19)

-0.0006***(-2.96)

-0.2413*** (-4.93)

0.1465 24.26

說明：1.各變數定義如下：POST 為變革後之虛擬變數，變革後期(1999 年後)為 1，否則為 0；Size 為企業規模，

以資產總額取自然對數；DebtRatio 為當年度負債比率；CFO 為當年度營業活動現金流量(以期初總資產

進行平減)，其他變數定義同表 2。 2.實證模型採用 Petersen (2009)的方法調整標準誤，用以調整 Cross-sectional 及 Time-series 間相關性。 3.***、**與*分別代表達到 1%、5%與 10%之信賴水準。

表 5為觀察變革前、後期企業使用裁決性應計項目之變動趨勢。表 5之Panel

A 針對變革前期(1989~1998)進行分析，實證結果發現，無論是裁決性應計項目

絕對值、正裁決性應計項目或負裁決性應計項目，時間變數係數 11 皆未達顯著

水準，表示於變革前期內，企業使用裁決性盈餘管理以影響報導盈餘之情況並

未存在顯著變化。相對而言，表 5 之 Panel B 針對變革後期(1999~2008)進行分

析，實證結果則發現，在裁決性應計項目絕對值的部分，時間變數係數 16 為

0.0028，達到 1%顯著水準，表示整體而言(未考慮盈餘管理之方向)，於變革後

之期間，企業使用裁決性應計項目進行盈餘管理之行為隨著時間經過而有更加

明顯之趨勢。本研究進一步將裁決性應計項目區分為正裁決性應計項目與負裁

決性應計項目兩組，以了解企業盈餘管理之不同方向(向上調整或向下調整)，


是否具有不同之發現。結果顯示正裁決性應計項目組(調高盈餘組)係數 16 為

0.0025，達到 1%顯著水準；而負裁決性應計項目組(調低盈餘組)係數 16 為

-0.0008，達到 10%顯著水準。總體而言，實證結果發現於變革後期之期間，隨

著時間經過企業使用裁決性應計項目以影響報導盈餘之情況有逐期增加之趨

勢，尤其是利用正裁決性應計項目來增加報導盈餘更明顯(因為 16 係數之絕對

值於+DACC 組較大且顯著水準較高)。此發現與表 4 之結果一致且互為呼應，

支持本研究結論之穩定性。

表 5 裁決性應計項目之趨勢分析

Panel A 變革前期裁決性應計項目之趨勢分析

N 11 Adj-R2 F 值

| |DACC 1,970 0.0015

(0.94) 0.1715 17.09

DACC 929 0.0008

(0.54) 0.3789 10.37

DACC 1,041 -0.0025

(-1.38) 0.0196 2.95

Panel B 變革後期裁決性應計項目之趨勢分析

N 16 Adj-R2 F 值

| |DACC 7,986 0.0028***

(5.64) 0.1212 36.45

DACC 3,986 0.0025***

(6.09) 0.6195 54.43

DACC 4,000 -0.0008*

(-1.64) 0.2307 38.30

說明：1.變數定義與表 2 到表 4 相同。樣本期間為 1989 年到 2008 年。 2.實證模型採用 Petersen (2009)的方法調整標準誤，用以調整 Cross-sectional 及 Time-series 間相關性。 3.***、**與*分別代表達到 1%、5%與 10%之信賴水準。

伍、額外分析

一、根據 Degeorge et al. (1999)之定義決定小額損益範圍區間

本研究於主測試中參考過去文獻(Leuz et al. 2003; Jeanjean and Stolowy

2008)，以±0.01 作為小額損益範圍區間。額外測試中我們也採用 Degeorge et al.

(1999)所提出的方法，重新定義 2(IQR)n-1/3為小額損益之範圍區間，相關實證結

果彙總於表 6，惟其結果未與先前實證結果有任何重大差異。


表 6 小額利益損失家數比分析

Panel A 變革前後期間差異檢定

小額利益小額損失比例

變革前 188 34 5.5294

變革後 606 214 2.8318

Score test for trend of odds:

Chi2 11.19***

Pr > Chi2 0.0008

Panel B 趨勢分析

2 4 Adj-R2 F 值

變革前期(1989 年至 1998 年) -0.4665 (-0.89)

-0.0234 0.79

變革後期(1999 年至 2008 年) -0.0376 (-0.34)

-0.1089 0.12

說明：1.本表根據 Degeorge et al. (1999)以 2(IQR)n-1/3為小額利益或損失之範圍區間，各變數定義同表 3。 2.樣本期間為 1989~2008。 3.***、**與*分別代表達到 1%、5%與 10%之信賴水準。

二、產業別分析

本節將樣本區分為電子業(TEJ 產業代碼為 23)與非電子業兩組，重新執行

實證測試，以瞭解產業別是否影響到先前實證結果。表 7 與表 8 分別彙總以小

額利益損失家數比與裁決性應計項目衡量企業盈餘管理行為之實證結果。

根據表 7 之 Panel A 之實證結果顯示，先前發現以零盈餘為盈餘目標時，

變革後期小額利益損失家數比存在顯著下降之情況(表 3 之 Panel A)，主要來自

於非電子業(變革前為 6.4615，變革後下降至 2.7730，下降幅度達到 1%顯著水

準)；而電子業則呈現不明顯之提升(變革前為 1.6667，變革後提高到 2.7349，

但提升幅度未達到 10%顯著水準)。而表 7 之 Panel C 則重新執行小額利益損益

家數比之趨勢分析12，實證結果發現時間變數係數 4 分別為-0.0977 及-0.1081，

未達到 10%顯著水準，表示無論電子業與非電子業，變革後期小額利益損失家

數比皆未存在顯著之變化趨勢，與主測試結果一致。表 7 之 Panel B 與 Panel D

則改以 Degeorge et al. (1999)之定義衡量小額損益區間，惟其結果未與先前實證

結果(表 7 之 Panel A 與 Panel C)有任何重大差異。

12 由於區分產業別後觀察筆數較少，變革前期部分年度並未觀察到符合小額損失定義之樣本

觀測值，造成無法計算小額利益損失家數比。因此，本段趨勢分析只針對變革後期進行討論。


表 7 產業別分析-以小額利益損失家數比衡量盈餘管理程度

Panel A 變革前後期間差異檢定(以±0.01 為大小損益區間)

電子業

小額利損家數比非電子業

小額利損家數比

變革前 1.6667 6.4615

變革後 2.7349 2.7730

Chi2 1.28 20.56 ***

Pr > Chi2 0.2579 0.0000

Panel B 變革前後期間差異檢定(根據 Degeorge et al. (1999)以 2(IQR)n-1/3為範圍區間)

電子業

小額利損家數比非電子業

小額利損家數比

變革前 1.3750 6.8077

變革後 2.6936 2.8882

Chi2 1.95 14.46 ***

Pr > Chi2 0.1627 0.0001

Panel C 趨勢分析(以±0.01 為大小損益區間)

電子業

4

非電子業

4

變革後期 (1999 年至 2008 年)

-0.0977 (-0.39)

-0.1081 (-0.69)

Panel D 趨勢分析(根據 Degeorge et al. (1999)以 2(IQR)n-1/3 為範圍區間)

電子業

4

非電子業

4

變革後期 (1999 年至 2008 年)

-0.0178 (-0.05)

-0.0740 (-0.37)

說明：1.本表將樣本區分為電子業(TEJ 產業代碼為 23)與非電子業兩組，重新執行小額利益損失家數比之實證分

析，各變數定義同表 3 與表 6。

2.***、**與*分別代表達到 1%、5%與 10%之信賴水準。

表 8 重新執行表 4 與表 5 之實證測試。根據表 8 之 Panel A，當應變數為裁

決性應計項目絕對值時，電子業與非電子業之「變革後」虛擬變數分別為 0.0094

與 0.0047，皆未達 10%顯著水準。若將應變數進一步細分為正/負裁決性應計項

目時，可發現於正裁決應計項目下，「變革後」虛擬變數分別為 0.0218 與 0.0098，

至少達到 10%顯著水準。而負裁決應計項目下，「變革後」虛擬變數分別為

-0.0020 與 0.0042，皆未達 10%顯著水準。結果顯示，先前實證結果發現企業

於變革後期使用裁決性應計項目拉高報導盈餘之現象同時存在於電子業與非電

子業。表 8 之 Panel B 彙總變革前期裁決性應計項目之趨勢分析，當樣本限定

於電子業且應變數為裁決性應計項目絕對值(正/負裁決性應計項目)時，時間變

數係數為 0.0055 (0.0048 與-0.0038)，皆達到 10%顯著水準。而當樣本限定於非

電子業時，時間變數並未存在任何顯著趨勢。表 8 之 Panel C 彙總變革後期裁


決性應計項目之趨勢分析，當應變數為裁決性應計項目絕對值時，電子業與非

電子業之時間變數分別為 0.0010 與 0.0030，皆達到 10%顯著水準。然而，兩者

變動之方向並不相同。電子業於正裁決性應計項目與負裁決性應計項目之係數

為 0.0029 與 0.0012，皆達到 1%顯著水準，表示隨著時間經過使用裁決性應計

項目拉高盈餘績效之情況日漸增加；而非電子業負裁決性應計項目之係數為

-0.0027，達到 1%顯著水準，表示隨著時間經過使用裁決性應計項目調低盈餘

績效之情況日漸增加。

表 8 產業別分析-以裁決性應計項目衡量盈餘管理程度

Panel A 裁決性應計項目之迴歸分析

電子業 6 非電子業 6

| |DACC 0.0094 (1.27) 0.0047 (0.73)

DACC 0.0218*** (2.72) 0.0098* (1.70)

DACC -0.0020 (-0.30) 0.0042 (0.48)

Panel B 變革前期之趨勢分析


| |DACC 0.0055*** (3.21) 0.0005 (0.25)

DACC 0.0048*** (4.56) -0.0003 (-0.26)

DACC -0.0038*** (-2.66) -0.0017 (-0.79)

Panel C 變革後期之趨勢分析


| |DACC 0.0010* (1.72) 0.0030*** (5.24)

DACC 0.0029*** (3.71) 0.0003 (0.60)

DACC 0.0012*** (2.79) -0.0027*** (-2.66)

說明：1.本表將樣本區分為電子業(TEJ 產業代碼為 23)與非電子業兩組，重新執行裁決性應計項目之實證分析，

各變數定義同表 2、表 4 與表 5。樣本期間為 1989 年到 2008 年。

2.實證模型採用 Petersen (2009)的方法調整標準誤，用以調整 Cross-sectional 及 Time-series 間相關性。

3.***、**與*分別代表達到 1%、5%與 10%之信賴水準。

三、比較盈餘管理動機不同之企業於變革前後期間裁決性應計項目之變化

前述研究係以我國上市櫃公司全體樣本進行分析，代表是一般性的現象。

但若企業處在具有高度盈餘管理動機之情況下，其利用逐步趨同 IFRSs 後所需

之專業判斷增加之特性，來達到其盈餘管理目標之程度，是否異於一般企業，

乃是另一值得研究之議題。過去文獻指出企業在初次公開發行(如 Friedlan 1994;

Teoh et al. 1998a, 1998b)或是辦理現金增資(Spiess and Affleck-Graves 1995；

Loughran and Ritter 1995；金成隆等 2000)時，具有較強之盈餘管理動機。本研

究進一步藉由分析在我國變革之前、後期間，企業於此兩類存在較高盈餘管理


動機之特定事件(初次公開發行前三年及辦理現金增資前一年)時，其盈餘管理

程度與無此特定事件時是否具顯著差異，且此差異是否於變革後會更加明顯(或

緩和)？由於這兩類事件日皆使企業有拉高報導盈餘之動機，故本研究主要針對

正裁決性應計項目進行分析，惟亦報導負裁決性應計項目組之結果作為對照。

實證模型將迴歸式(6)額外考量盈餘管理動機之虛擬變數(EM，根據不同事件日

IPO 及 SEO 定義)及該變數與 POST 之交乘項(即迴歸式 9)，並利用 EM 之係數

( 3 )與 EM 及 POST 交乘項係數( 4 )，分別驗證盈餘管理動機高低組操作裁決

性應計項目之程度，於變革前期是否存在顯著差異( 3 )，以及此差異程度在變

革前後之期間是否發生顯著變化( 4 )。簡言之，若 EM 之係數 3 顯著為正，代

表變革前之期間具高盈餘管理動機組確實較低盈餘管理動機組更會利用裁決性

應計項目提高其盈餘數字；若 EM 與 POST 交乘項係數( 4 )顯著為正(負)，則表

示符合特定盈餘管理動機之企業相較於其他企業，利用應計項目提高其淨利之

程度，於變革後之期間相較於變革前之期間變得更加明顯(趨於緩和)。

7

, 1 2 , 3 4 ,5

i t i t j i tj

DACC POST EM POST EM ControlVariable

(9)

其中，

EM = 存在盈餘管理動機之虛擬變數，根據不同事件日分別帶入 IPO 或

SEO； IPO = 初次公開發行之虛擬變數，當初次公開發行前三年時，此變數為 1，

否則為 0； SEO = 辦理現金增資之虛擬變數，當辦理現金增資前一年時，此變數為 1，

否則為 0。

表 9 之 Panel A 與 Panel B 分別呈現初次公開發行與辦理現金增資兩種特定

事件下，相關企業之裁決性應計項目的敘述性統計資料。我們可以發現本研究

所選出兩種存在盈餘管理動機之分組，其裁決性應計項目絕對值與正裁決性應

計項目的平均數分別為 0.1165、0.1341 (IPO 組)；0.0894、0.1031 (SEO 組)，均

高於無此特性之企業分組平均數(分別為 IPO 組：0.0765、0.0775；SEO 組：

0.0734、0.0732)，故表示整體而言，企業於初次公開發行或是辦理現金增資期

間，可能進行能使盈餘加大之正裁決性應計項目之操弄，且操弄之程度較無此

特性之企業為大。

表 9 之 Panel C 比較初次公開發行(IPO)前三年之企業在變革前、後期間利

用裁決性應計項目進行盈餘管理之變化與其他企業間是否存在顯著差異。若以

正裁決性應計項目組(調高盈餘之效果)之樣本分析，EM 之係數 3 顯著為正

(0.0307; t=5.88; p<0.01)，代表變革前之期間具高度盈餘管理動機組確實較無此


特性之企業更會利用裁決性應計項目提高其盈餘數字；交乘項係數 4 為 0.0203

(t 值 2.17; p<0.05)，表示相較於非屬高度盈餘管理動機組，我國企業初次公開

發行前三年在變革後期間較變革前期間，提高報導盈餘之盈餘管理行為更為明

顯；若僅以負裁決性應計項目組(調低盈餘之效果)之樣本為對照，則 3 與 4 均

未達顯著水準，此結果符合預期，因為在 IPO 事件下，企業應是採行淨利增加

之盈餘管理行為。綜合前述結果，得知對於初次公開發行(IPO)前三年之企業，

會更加利用裁決性應計項目來達成其盈餘管理之目標，且此程度於變革後之期

間更為顯著。

表 9 之 Panel D 則比較現金增資(SEO)前一年之企業在變革前、後期間利用

裁決性應計項目進行盈餘管理之變化與其他企業間是否存在顯著差異。由 Panel D 之正裁決性應計項目組(調高盈餘之效果)之樣本分析得知，EM 之係數 3 顯

著為正(0.0098; t=2.18; p<0.05)，代表於變革前之期間，企業於現金增資(SEO)

前一年確實較其他企業更會利用裁決性應計項目提高其盈餘數字；交乘項係數

λ4為 0.0220 (t 值 3.58; p<0.01)，表示相較於無辦理現金增資之企業，我國企業

辦理現金增資前一年在變革後期較變革前期，提高報導盈餘之盈餘管理行為更

為明顯。若僅以負裁決性應計項目組(調低盈餘之效果)之樣本分析， 3 與 4 均

未獲得顯著之實證證據。總體而言，前述發現均與 Panel C 初次公開發行之結

果相同，此支持本研究結果應具有一定程度之堅韌性(robustness)。

本研究也採用 Kothari et al. (2005)績效配對裁決性應計項目來衡量企業盈

餘管理之行為(未列表)，以瞭解不同排除績效干擾之方法所衡量之裁決性應計

項目是否影響本研究之實證結果。實證結果發現兩類高度盈餘管理動機事件日

之正裁決性應計項目，交乘項係數皆達到 1%顯著水準，而負裁決性應計項目

則未達 10%顯著水準。表示存在高度盈餘管理動機的企業相較於其他企業，利

用裁決性應計項目拉高盈餘表現之情況，在變革後之期間較變革前之期間變得

更加明顯，與先前實證結果大致相符，故本研究結論並不因採用績效配對法或

績效控制法計算裁決性應計項目而出現差異。

四、變革後期之分界點

本研究主實證模型以 1999 年作為變革之起點，主要是依據我國會計準則逐

步趨同國際財務報導準則之時點。然而，此一時點之設定存有些許疑慮，例如，

1999 年間所修訂之會計準則公報多數於 2000 年始生效。因此，本節中實證模

型改以 2000 年作為變革之分界點，將 1989 年到 1999 年視為變革前期，而 2000

年到 2008 年視為變革後期，重新執行實證測試，但發現仍與先前實證結果大致

相同(未列表)。


表 9 盈餘管理動機強度不同之裁決性應計項目迴歸分析 Panel A 敘述性統計-IPO 與否

有盈餘管理動機組(IPO 前三年) 無盈餘管理動機組

變數平均數 SD 中位數變數平均數 SD 中位數差異

| |DACC

N=2,071 0.1165 0.1503 0.0759

/ /DACCN=9,956

0.0765 0.0970 0.0511 0.0400***

(11.62)

DACC N=986

0.1341 0.1787 0.0779 DACC

N=4,765 0.0775 0.1100 0.0494

0.0566***(9.57)

DACC N=1,085

-0.1006 0.1164 -0.0732 DACC

N=5,191 -0.0756 0.0833 -0.0530

-0.0249***(6.70)

Panel B 敘述性統計-現金增資與否

有盈餘管理動機組(SEO 前一年) 無盈餘管理動機組

變數平均數 SD 中位數變數平均數 SD 中位數差異

| |DACC

N=613 0.0894 0.1053 0.0524

/ /DACCN=9,343

0.0734 0.0948 0.0494 0.0159***

(3.65)

DACC N=357

0.1031 0.1162 0.0561 DACC

N=4,558 0.0732 0.1055 0.0476

0.0299***(4.71)

DACC N=256

-0.0702 0.0846 -0.0446 DACC

N=4,785 -0.0737 0.0834 -0.0519

0.0035 (0.65)

Panel C 初次公開發行

1 2 3 4 Adj-R2 F 值

DACC N=5,751

0.0512* (1.83)

0.0183***(2.75)

0.0307***(5.88)

0.0203** (2.17)

0.4133 41.26

DACC N=6,276

-0.1758*** (-6.14)

0.0010 (0.13)

-0.0016 (-0.24)

0.0088 (1.05)

0.2115 32.51

Panel D 辦理現金增資

1 2 3 4 Adj-R2 F 值

DACC N=4,915

0.0579** (2.42)

0.0201***(3.39)

0.0098** (2.18)

0.0220***(3.58)

0.4866 25.34

DACC N=5,041

-0.1739*** (-7.12)

0.0037 (0.45)

0.0026 (0.26)

0.0004 (0.03)

0.1465 16.43

說明：1.Panel A 及 Panel C 針對首次公開發行之企業，IPO 前三年視為高度盈餘管理動機組(IPO=1)，其餘視為非

高度動機組(IPO=0)；Panel B 及 Panel D 則針對現金增資之企業，SEO 前一年視為高度盈餘管理動機組

(SEO=1)，其餘視為非高度動機組(SEO=0)。其他變數定義同表 2 及表 4。

2.實證模型採用 Petersen (2009)的方法調整標準誤，用以調整 Cross-sectional 及 Time-series 間相關性。

3.***、**與*分別代表達到 1%、5%與 10%之信賴水準。

五、實證結果小結

本研究於採小額利益損失家數比衡量盈餘管理時，發現採避免負盈餘作為

企業盈餘目標時，在變革後期我國企業此方面之盈餘管理程度平均程度較變革

前係下降的，但於變革後期並未存在特定之變化趨勢。而於採裁決性應計項目

衡量盈餘管理時，發現於變革後，我國企業利用裁決性應計項目之程度變大，


但進一步分析發現是正裁決性應計項目組(調高報導淨利)所致，對於負裁決性

應計項目組(調低報導淨利)兩期間並未出現顯著差異。然而前述是就整體樣本

進行分析，本研究於進一步考量有高度盈餘管理動機之企業盈餘管理行為時，

發現不論是初次公開發行或是辦理現金增資，此二事件的確令企業更會採行增

加淨利數字的盈餘管理策略，而且在 1999 年變革後，此傾向更為明顯。

比較不同盈餘管理衡量方式之結果得知，盈餘管理之操作型定義若不同，

研究發現可能產生差異，此或可說明何以國外探討 IFRSs 或治理機制對財報品

質影響之各研究，獲致不一致之結論。過去有部分文獻(Frankel et al. 2002;

Ashbaugh et al. 2003; Carey and Simnett 2006; Reichelt and Wang 2010; Ahmed et al. 2013)同時採用裁決性應計項目與剛好達到特定盈餘目標之機率代理財報資

訊品質，Carey and Simnett (2006)與 Ahmed et al. (2013)也發現兩種盈餘管理觀

點存在不一致的實證結果；而 Frankel et al. (2002)與 Ashbaugh et al. (2003)針對

企業不同的盈餘目標也存在不一致的結論，與裁決性應計項目相關實證結果未

能完全結合。因此，我們進一步比較兩種盈餘管理觀點之特性。首先，小額利

益損失家數比分析只觀察到特定情境(盈餘略低於特定盈餘目標)下企業是否普

遍進行盈餘管理來達到盈餘目標。更重要的是，這類盈餘管理行為是投資人能

夠輕易觀察的現象，而企業可能為了彰顯其財報品質，反而刻意避免報導之盈

餘數字正好落在盈餘目標附近。過去許多研究也發現良好之治理機制能有效降

低此類盈餘管理行為(Leuz et al. 2003; Carey and Simnett 2006)。另一方面，裁決

性應計項目則可觀察到整體樣本間進行裁決判斷之情況。而使用裁決性應計項

目進行盈餘管理較難以直接觀察，加以 IFRSs 專業判斷程度之提高，致使企業

採用裁決性應計項目合理化其盈餘管理之空間加大，故採此方法之盈餘管理反

而會增加(Ahmed et al. 2013)。最後，不同盈餘管理行為之動機本就不同，因此

有不同之發現亦屬合理。明確的說，小額損益分析之盈餘管理，其動機可能僅

為避免報導負盈餘，所以盈餘管理目標只規劃至避免盈餘為負數即可。然而，

如果是初次公開發行情境下之盈餘管理，則企業盈餘管理目標將不只為避免負

盈餘，而可能是於企業本來就為正盈餘之條件下，進一步追求盈餘數字之美化，

以募集更多的資金。總體而言，企業在整體考量進行盈餘管理的成本、風險及

所帶來之效益後，不同盈餘管理目標、手法間可能會有不同的發現。故本研究

實證結果雖未能產生一致性結論，但並非表示實證結果是不合理的。

本研究對學術界之啟示為，在探討企業盈餘管理行為之影響時，不但要考

量衡量之方法(小額利益損失家數比或是裁決性應計項目？)，也須考量樣本之

特性(樣本企業是否存在高度盈餘管理誘因)。對投資人與管制機構之啟示為，

導入 IFRSs 與治理機制對我國企業財務報表整體品質之影響，可能在不同的觀

點下會獲得不同的實證結果。而具備高低盈餘管理動機企業財報品質之影響，

二者間可能也存在重大差異。


本研究實證結果與先前國內治理機制文獻之研究發現(張瑞當與方俊儒

2006；林欣美等 2008)不同，由於先前研究主要針對特定治理機制進行討論，

例如，資訊評鑑系統與董事會結構，其實證模型以具備特定因素之實驗組樣本

與未具備特定因素之控制組樣本間進行比較；而本研究則探討我國企業盈餘管

理行為之長期變化趨勢，故兩者在研究目的、實證模型與實證結果之意涵皆具

有顯著不同。此外，樣本期間、樣本對象及盈餘管理代理變數定義也有不同設

定。

陸、研究結論

盈餘管理是財務報導重要品質之一，直接影響利害關係人對財務報導之信

任程度與社會資源分配之效率性。然而，過去盈餘管理文獻大多針對特定因素

(公報、特性等)進行探討，而未見以長期間觀察我國整體企業之盈餘管理行為

之研究，可能產生見樹不見林之憾。此外，近來年我國資本市場有許多重大且

持續性之改革，直接攸關企業盈餘管理之行為。例如，導入更強調公允價值與

專業判斷之原則基礎精神之國際財務報導準則，或主管機關推動企業公司治理

機制之完善等。因此，本研究以 1999 年做為變革之分界點，利用前後共 20 年

之窗期觀察我國整體企業盈餘管理行為之長期變化。

本研究以小額利益損失家數比進行實證時發現變革後期企業為了達到盈餘

目標而進行盈餘管理行為較變革前期有顯著降低，但變革後並未存在顯著之變

動趨勢；實證結果也發現企業之裁決性應計項目絕對值，在變革後之期間較變

革前之期間顯著增加，進一步區分為正/負裁決性應計項目分析發現，主要來自

於正裁決性應計項目組，表示於變革後之期間，企業利用裁決性應計項目拉高

盈餘程度明顯高於變革前之期間；趨勢分析也顯示隨著時間經過與變革程度越

高時，企業採裁決性應計項目進行盈餘管理之程度更加明顯，此代表於財會準

則逐步趨同 IFRSs 後，我國企業向上調高盈餘之盈餘管理程度增加，而且隨著

時間經過，此趨勢更加明顯，故間接顯示公司治理機制之推動，似乎對抑制企

業盈餘管理行為並未產生具體之成效；本研究也選出二種存在高度盈餘管理動

機之事件(IPO 與 SEO)，發現具此兩種特性之企業，的確較不具此特性之企業

更會調高其帳列盈餘數字，且在變革後之期間此種程度較變革前之期間更為嚴

重。整體而言，若以裁決性應計項目衡量企業盈餘管理行為，實證結果無論從

整體平均效果、時間趨勢分析及高度盈餘管理動機組觀察，皆支持企業於變革

後期存在更明顯的盈餘管理行為；而若以小額損益衡量盈餘管理行為，則獲得

不一致的結果。

本研究具有下列研究限制並提出相關之後續研究建議：一、本研究採用裁

決性應計項目與小額利益損失家數比作為盈餘管理之代理變數，若這些變數未

能確實捕捉到企業盈餘管理行為或受到其他因素的干擾，可能會影響到本研究


之推論。後續研究者可採實驗、問卷等研究方法進行實證並進行比較，以從不

同角度觀察此研究議題。二、本研究屬於長窗期關聯性研究，相關實證結果僅

能說明企業盈餘管理行為，於 1999 年前後兩段窗期間是否具有顯著變化，而對

於二者之因果關係則無法直接做出結論。例如，該變化直接肇因於會計準則趨

同 IFRSs 之效果或歸因於公司治理機制改變之比例有多大，本研究並無法直接

回答。其他相關潛在因素，如投資人保護程度、法律規範、主管機關之監督機

制、證券市場發展…等變化，亦可能造成企業盈餘管理行為之改變。後續研究

者可採因果關係推論更強之研究設計，以更清楚地探究此等問題。三、本研究

僅以盈餘管理衡量財務報導資訊品質，後續研究者可由不同角度(如，財報價值

攸關性、市場流動性、資金成本與分析師預測精準度…等)探討變革前、後期間

對我國企業財報品質之影響。

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