Page 166 - 34-1

The Effects of Environmental Information Disclosure on Investors’ Perceptions of Earnings Quality: The
Difference in Managerial Ownership Structure

愈好。實證模式 (8) 亦參考過去文獻包含相關控制變數，CS 為公司規模，係以期末
資產總額取自然對數衡量；DR 為負債比率，係以期末負債總額平減期末資產總額
衡量； BTM 為帳面市價比，係以權益帳面值平減權益市值衡量； OPCYC 為營業周期，
衡量方式為應收帳款週轉天 + 存貨週轉天數 - 應付帳款週轉天數，再取自然對數衡
量；CURRENT 為流動比率，係以流動資產除以流動負債衡量；EARNVOL 是盈餘變

異性，衡量方式為過去 5 年稅後盈餘標準差平減總資產衡量。
環境資訊揭露對裁決性盈餘品質之迴歸結果（未列表），以全體樣本與高經
理人持股樣本進行分析，EAID 之迴歸係數顯著為正（係數 0.0006，t 值 = 1.68；係
數 0.0011，t 值 = 2.35），顯示環境資訊揭露程度愈高，裁決性盈餘品質愈高，亦即
環境資訊揭露可以限制管理階層的裁量權，盈餘管理程度降低，此結果印證本論文
之主要研究發現。至於環境資訊揭露對原有盈餘品質之迴歸結果（未列表），不論
以何種樣本進行分析，EAID 之迴歸係數顯著為正（係數 0.0002，t 值 = 2.78；係數

0.0002，t 值 = 2.10；係數 0.0002，t 值 = 2.29），顯示環境資訊揭露程度愈高，原
有的盈餘品質愈高。上述實證結果顯示環境資訊揭露程度越大，企業盈餘管理程度
會降低。

十、累積異常報酬以短窗期衡量
本文實證模型 (1) 之累積異常報酬率 (CAR) 計算是以年度實際的月報酬率與市
場大盤的月報酬率相減，得出第 t 年度 i 企業之每月異常報酬，並將其累積 12 個月
的方式計算。本文另外參考 Aobdia, Lin, and Petacchi (2015) 之研究，以人工方式蒐
集股東會年報發布日資訊，以 t + 1 年 6 月底股東會年報發布日的前後兩日為窗期，
13
重新計算短窗期累積異常報酬率 ，將實證模型 (1) 之 CAR 以 CAR (-2,2) 取代，重
新執行實證模型 (1)。
以短窗期衡量累積異常報酬之實證結果顯示（未列表），UE 與 EAID 之交乘
項仍然顯著為正（係數 0.0045，t 值 = 1.90），實證結果仍支持假說 1。高經理人持
股樣本的實證結果顯示（未列表），UE 與 EAID 之交乘項顯著為正（係數 0.0046，
t 值 = 1.67），此外，在低經理人持股分群中 (MGR < Median)，UE 與 EAID 之交乘
項未達顯著水準，因此本研究假說 2 仍獲得支持。上述結果顯示，以其他方式衡量

累積異常報酬不影響本文之實證結果。

13 有關短窗期的累積異常報酬率計算方式，事件日為股東會年報發布日，設定事件日前後 2 天之
短測試窗期，計算事件日前 2 日至事件日後 2 日之累積異常報酬，估計期以宣告日前 260 天至
宣告日前 10 天，採用 OLS 風險調整模式進行累積異常報酬估計。

158