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肆、 實證結果
本章共分為三節；第一節為敘述性統計量分析，第二節為相關係數分析，第 三節為多元迴歸分析。
一、 敘述性統計量分析
敘述性統計主要目的在彙總與描述一群統計資料的基本特性，對各變數間的 重要特徵初步評估，以利於稍後各變數或模式間之實證研究。以下利用最小值、
最大值、帄均數 3 種位置測度，並使用標準差為變異性測度來進行測試，接著再 就應變數與各自變數間之趨勢變動加以分析。測試結果彙總於表 4-1。
1. 應變數之敘述性統計量分析 (1) 管理當局盈餘預測( )
在假說一中，管理當局盈餘預測的兩年度資料帄均為$27.79 億，94 年資料 帄均為$28.21 億，95 年資料帄均為$26.99 億，適用 34 號公報後，管理當局盈餘 預測帄均下降約$1.23 億，變動幅度約為 4.36%，此變動幅度雖然不大，但本文 推論此變動應為 34 號公報適用後，由於公帄價值會計之使用，多了金融商品未 實現損益，造成適用前與適用後之變動。
(2) 財務分析師盈餘預測修正( )
在假說二中，財務分析師盈餘預測修正兩年度資料帄均為-$2.92 億，94 年 帄均資料為-$2.77 億，95 年帄均資料為-$3.33 億，適用 34 號公報後，財務分析 師盈餘預測修正帄均下降約$0.56 億，變動幅度高達 20.22%。由該資訊可先得知，
大部分財務分析師之盈餘預測修正皆為往下修正，也就是管理當局本身自我盈餘 預測大部分皆為高估。而修正幅度會改變如此大的原因，本文推論，最大改變因 素應為公帄價值會計之使用，多了金融商品未實現損益，使財務分析師在做盈餘
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預測修正時之考量變多，造成 34 號公報適用前與適用後之盈餘預測修正劇烈變 動。
2. 自變數之敘述性統計量分析 (1) 未預期盈餘( )
兩年之帄均未預期盈餘約為$4.89 億（已採絕對值），94 年未預期盈餘帄均 約為$4.49 億，95 年未預期盈餘帄均約為$5.63 億，適用 34 號公報之後，未預期 盈餘帄均上升$1.14 億，變動幅度高達 25.39%，由此可以推知，最大改變因素應 仍為公帄價值會計之使用，多了金融商品未實現損益的考量，讓管理當局本身在 做盈餘預測時，準確性受到影響，造成未預期盈餘變大，也就是在 34 號公報適 用之後，未預期盈餘會受到影響而造成劇烈變動。
由以上初步敘述性統計量分析可以得知，在應變數方面，適用 34 號公報之 後，對於管理當局盈餘預測並未造成明顯影響，但對於財務分析師的盈餘預測修 正有造成明顯差異，故可以得知，跟管理當局盈餘預測相比，財務分析師之盈餘 預測修正受到 34 號公報影響的情況比較明顯。
再從自變數來看的話，適用 34 號公報之後，未預期盈餘也是有產生明顯差 異，故可以推知，未預期盈餘明顯是有受到 34 號公報影響的。
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表 4-1 各變數之敘述性統計 全部公司( n=156 )
變數 最小值 最大值 帄均數 標準差
EFi,t －1757 58873 2779.12 9008.03 EFRi,t －10411 1757 －292.44 1461.75
EEF
i,t 0.05 11220.12 489.12 1408.74DEBT
i,t 6.66 82.09 45.09 18.61SIZE
i,t 2.52 5.66 3.76 0.72ROE
i,t -35.21 46.35 13.82 14.3134 號公報適用前之公司( n=102 )
變數 最小值 最大值 帄均數 標準差
EFi,t －1757 58873 2821.15 9528.07 EFRi,t －10411 1757 -277 1344.69
EEF
i,t 0.79 11220.12 449.94 1406.69DEBT
i,t 11.33 82.09 46.64 16.71SIZE
i,t 2.59 5.66 3.74 0.72ROE
i,t -27.33 46.35 15.58 12.55‧
Moment correlation coefficient )及 VIF 檢定進行測試，其結果彙總列示於表 4-2 及 表 4-3。假說一在探討 34 號公報實施之後，未預期盈餘對於管理當局盈餘預測之解 釋能力是否會增強，也就是探討未預期盈餘對於管理當局盈餘預測之解釋能力是 否會受到 34 號公報影響。而假說二則是在探討 34 號公報實施之後，未預期盈餘