Page 149 - 34-1

NTU Management Review Vol. 34 No. 1 Apr. 2024

數加總，每家公司環境資訊揭露指標最高為 10 分，最低則是 0 分。
本文假說 1 著重於實證模式 (1) 中 UE 和 EAID 的交乘項，即 β 係數，本文預
3
期 UE×EAID 與 CAR 之間應為正向關係；本文假說 2 則進一步探討在高經理人持股
比的公司中，環境資訊揭露程度越大是否會增加投資人對盈餘品質之認知。有關高
經理人持股比之定義，本文參考蘇迺惠與朱珮瑜 (2020) 之研究，將公司經理人持

股數以中位數的方式進行高（低）經理人持股分群，樣本公司經理人持股數大於等
於中位數者為高經理人持股，小於中位數者為低經理人持股，並重新執行實證模型

(1)。在本文假說 2 預期下，在「高經理人持股分群」中，UE×EAID 與 CAR 之間應
為正向之顯著關係，且顯著高於「低經理人持股分群」。本文假說 2 在主迴歸之實
證模型測試中，係以分群樣本進行分析以排除低經理人持股公司特性之干擾；此外
為了使研究結果更加穩健，在額外分析中，本研究將使用交乘項方式重新驗證假說
2。

本研究另參考過去研究（方俊儒與盧正壽，2020；黃劭彥等，2019），控制
其他可能影響股價之因素，以下分述。CS 為公司規模，係以公司的期末資產總額
取自然對數而得之；公司規模可以捕捉其他遺漏變數 (Becker, DeFond, Jiambalvo,
and Subramanyam, 1998)，本文控制公司規模對盈餘資訊性之影響，不預期 UE×CS
的方向。DR 為負債比率，係以公司期末負債平減公司期末資產衡量。過去文獻認
為負債比率較高之企業，其風險較高，盈餘和報酬之間的關聯性會降低 (Watts and
Zimmerman, 1978)，本文控制負債比率對盈餘資訊性之影響，本文預期 UE × DR 的
係數為負。GROWTH 為成長機會，係以（期初市場價值 + 期初總負債），再除以
期初總資產，過去研究發現若公司未來有越高成長機會，其未來現金流量將越大，

盈餘反應係數也會越高 (Collins and Kothari, 1989)，本文控制成長機會對對盈餘資
訊性之影響，預期 UE×GROWTH 的係數為正。BIGF 為四大查核之虛擬變數，公司
5
是由四大會計師事務所查核者為 1 ，反之則為 0，過去文獻發現四大會計師事務所
查核之財務報表，有較高之審計品質，因此會有較高之盈餘反應係數（方俊儒與盧
正壽，2020），本研究控制四大會計師事務所查核對盈餘資訊性之影響，本文預期
UE × BIGF 的係數為正。FIRMAGE 為公司成立年數，係以公司成立年數取自然對
數衡量，本文控制公司年限對盈餘資訊性之影響，不預期 UE×FIRMAGE 之方向。

NETLOSS 為營業淨損之虛擬變數，係以虛擬變數方式衡量之，若公司稅後淨利為負
數者，設為 1，反之則為 0。過去文獻發現盈餘為損失之企業，股價資訊性相對較低，

5 四大會計師事務所係指勤業眾信 (Deloitte)、安永 (Ernst & Young; EY)、安侯建業 (KPMG) 與資
誠 (PwC)。

141