第四章 資料與結果
第二節 研究結果
首先，所有變數皆以 1%與 99%winsorize 處理極端值，再者，為避免影響點(influential points)的干擾，將殘差標準誤絕對值( |studentized residual| )大於 2 者予以刪除，迴歸分 析方法則採用兩階段加權最小平方法(WLS)，期將極端值與影響點的問題降至最低。
一、分析師報導之市場資訊意涵
本文的第一部分假說是探討分析師報導的市場資訊意涵。
假說 1a 的迴歸結果見 Table 67，除了對全期樣本做迴歸分析，為解決橫斷面相依問 題也進行了各個年度的檢測，再依據 Fama and MacBeth (1973)的 t 統計量去決定 2004 年~2011 年這八年的年度係數平均值之顯著性。
從 Panel A 看出，在開盤後的 30 分鐘內，公司盈餘宣告帶給市場正向的衝擊，且影 響力隨著時間而遞減，但在接下來的其餘時間則沒有顯著的市場反應。
Panel B 和 Panel C 顯示，公司的盈餘宣告確實會顯著影響分析師的盈餘預測修正，
但股票市場市況的好壞僅於全期樣本時具顯著性，分年的 Fama-MacBeth 檢測則無。
5因本文研究對象是公司盈餘宣告與分析師盈餘預測報導兩事件發生在同一日，亦即盈餘宣告日等同於分
析師報導日。
6此處的 conference call 泛指 conference call、investor conference…等等，即涉及公司 guidance 者皆屬之。
7 附錄中的 Table 6-1 係未處理極端值與影響點問題，直接以兩階段的普通最小平方法(OLS)進行迴歸分
析；Table 6-2 係先將所有變數以 1%與 99%winsorize 處理極端值，再將殘差標準誤絕對值( |studentized residual| )大於 2 者予以刪除，迴歸分析方法則採用兩階段普通最小平方法(OLS)。
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Panel D ~ Panel F 呈現出分析師盈餘預測修正報導帶給市場一個邊際顯著的衝擊，
分析師對市場影響力會隨時間經過而遞減，在多考慮了時間遞減及控制了股市市況後，
以全期樣本來看，第 11~13 期及第 14~20 期的殘差項(即
iT* D
11_13與
iT* D
14_20)迴歸係 數分別由 0.00037767、0.000286 提升至 0.0005259、0.00083274，分析師報導對市場反應 之解釋能力獲得改善，分年的 Fama-MacBeth 檢測亦同。Panel I ~ Panel J 顯示，即使考慮了可能出現的跨時段相依問題，同樣可以得出分析 師盈餘預測報導確實具有市場資訊意涵。
[Insert Table 6 Here]
再者，Table 7 係假說 1b 的檢測結果，不論從迴歸係數值的大小或 t 值的顯著性來 看，接可看出向下修正的盈餘預測報導對市場產生的衝擊較向上修正的盈餘預測報導來 得大，此實證結果符合我們的假說。
[Insert Table 7 Here]
二、分析師盈餘預測報導何時更具資訊意涵
本文第二部分的假說探討分析師報導何時較具資訊意涵，分為訊息特性變數分析與 公司特性變數分析。
先從訊息特性變數年未預期盈餘、暫時性盈餘及盈餘波動，依序討論其迴歸結果：
假說 2a 的迴歸結果見 Table 8，年未預期盈餘大的一組相較年未預期盈餘小的一組 之迴歸係數或顯著性都較大，年未預期盈餘小的一組甚至出現不顯著的迴歸結果。
[Insert Table 8 Here]
假說 2b 的迴歸結果見 Table 98，暫時性盈餘大的一組從 Panel D ~ Panel J 皆顯示其 市場反應較暫時性盈餘小的一組來得大且顯著。
[Insert Table 9 Here]
假說 2c 的盈餘波動係以公司過去七年盈餘的標準差來衡量，迴歸結果見 Table 10，
具有類似暫時性盈餘的結果，盈餘波動性愈大的一組之市場反應愈大。
[Insert Table 10 Here]
再從公司特性變數公司規模、分析師追蹤人數及盈餘管理，依序討論其迴歸結果：
Table 11 係假說 3a 的檢測結果，此處的公司規模係財務報表中的總資產，實證結果
8 附錄的 Table 9-1 係以另一種固定資產與投資之處分利益(FATD -- Fixed Assets and Investments - Disposals - Gain (Loss))求得暫時性盈餘之迴歸結果。
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顯示資產規模愈小的一組之市場反應較大，亦即更仰賴分析師的盈餘預測報導。
[Insert Table 11 Here]
假說 3b 的分析師追蹤人數係會計年度中的分析師追蹤人數，分析師追蹤人數少的 一組相較分析師追蹤人數多的一組之迴歸係數或顯著性都較大，分析師追蹤人數多的一 組甚至出現不顯著的迴歸結果。
[Insert Table 12 Here]
假說 3c 的應計項目盈餘管理的指標選用上，此處係採用 Kothari et al.(2005)所提出 調整績效模型估計出的裁量性應計數，迴歸結果見 Table 13；假說 3b 的實質盈餘管理的 指標選用上，係選用 Cohen et al.(2008)整合的實質盈餘管理(i.e.等於(-1)異常現金流量 (abnormal CFO) + 異 常 生 產 成 本 (abnormal production costs) + (-1) 異 常裁決 性支出 ( abnormal discretionary expenses))，迴歸結果見 Table 14。
從 Table 13 和 Table 14 迴歸結果顯示，不論是採應計項目的盈餘管理或採實質的盈 餘管理，大致上可得出相同結果，即盈餘操縱愈大的一組相較盈餘操縱愈小的一組其市 場反應愈大，亦即更仰賴分析師的報導。
[Insert Table 13 Here]
[Insert Table 14 Here]
三、分析師因應速度
本文的第三部分假說是探討分析師因應公司盈餘宣告的反應時間長短(分析師因應 速度)之影響因素。
1.分析師何時會趕工出報告
由於公司盈餘宣告究竟是在盤中或盤後發佈，帶給分析師或市場不同意義，故在討 論分析師出具報導的速度時必須分別討論：
(1)波比模型(probit model) A.公司在盤中發佈盈餘
首先，我們先討論公司盈餘宣告是在盤中發佈，而分析師在公司宣告時點的 24 小 時內報導的這群樣本，Table 15 的 Panel A 的迴歸結果顯示，公司規模與分析追蹤人數 此兩變數，不論是在全期樣本或是分年的 Fama-MacBeth 檢測迴歸係數值皆顯著大於 0，
傾向支持假說 4b，當市場關注或較需仰賴分析師解讀時，分析師因應速度愈快。
B.公司在盤後發佈盈餘
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接著討論公司盈餘宣告是在盤後發佈，而分析師在公司宣告時點的 24 小時內盈餘 報導的這群樣本，Table 15 的 Panel B 的迴歸結果顯示，實質盈餘操控、無形資產比重 以及分析師追蹤人數此三個變數，不論是在全期樣本或是分年的 Fama-MacBeth 檢測迴 歸係數值皆顯著大於 0，傾向支持假說 4b，當市場關注或較需仰賴分析師解讀時，分析 師因應速度愈快；盈餘波動性這變數則顯著為負值，傾向支持假說 4a，會計資訊解讀難 度愈大時，分析師因應速度愈慢。
[Insert Table 15 Here]
(2)Cox regression A.公司在盤中發佈盈餘
同樣的，首先我們先討論公司盈餘宣告是在盤中發佈，而分析師在公司宣告時點的 24 小時內報導的這群樣本，Table 16 的 Panel A 的迴歸結果顯示，實質盈餘操控與分析 追蹤人數此兩變數，不論是在全期樣本或是分年的 Fama-MacBeth 檢測迴歸係數值皆顯 著大於 0，傾向支持假說 4b，當市場關注或較需仰賴分析師解讀時，分析師因應速度愈 快；公司規模這變數則顯著為負值，則無法支持假說 4a。
B.公司在盤後發佈盈餘
接著討論公司盈餘宣告是在盤後發佈，而分析師在公司宣告時點的 24 小時內盈餘 報導的這群樣本，Table 16 的 Panel B 的迴歸結果顯示，實質盈餘操控、無形資產比重 以及分析師追蹤人數此三個變數，不論是在全期樣本或是分年的 Fama-MacBeth 檢測迴 歸係數值皆顯著大於 0，傾向支持假說 4b，當市場關注或較需仰賴分析師解讀時，分析 師因應速度愈快；年未預期盈餘與盈餘波動性此兩變數則顯著為負值，傾向支持假說 4a，會計資訊解讀難度愈大時，分析師因應速度愈慢；但公司規模此變數顯著為負值，
則無法支持假說 4b。
[Insert Table 16 Here]
2.公司盈餘宣告時間相同，分析師報導的先後 波比模型(probit model)
Table 17 的迴歸結果顯示，暫時性盈餘比重在全期樣本下迴歸係數值皆顯著大於 0 傾向支持假說 5b，但分年的 Fama-MacBeth 檢測迴歸係數值則具不顯著性；實質盈餘操 控在全期樣本下迴歸係數值邊際顯著大於 0，亦傾向支持假說 5b。
[Insert Table 17 Here]
3.盈餘宣告順序與分析師預測順序
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斯皮爾曼等級相關(Spearman rank correlation)
依公司盈餘宣告時間先後做排序，由早到晚依序排列(例如 NUM_FIRMno：1, 2, 3,..)；依分析師報導時間先後做排序，由早到晚依序排列(例如 NUM_ANAno：1,2,3,..)，
Table 18 的斯皮爾曼等級相關(Spearman rank correlation)結果顯示相關係數僅 0.22093，
約略可以看出公司盈餘宣告發佈的順序不會高度左右分析師報導的先後。
[Insert Table 18 Here]
四、敏感性測試結果 1.敏感性測試-法說會
情境一、二、三的迴歸結果見 Table 19。
其中，就情境一、二的迴歸結果而言，在對照 Table 6 的 Panel D ~ Panel F 後，可以 看出不論是就全期樣本或是分年的 Fama-MacBeth 檢測，在剔除掉法說會可能造成的干 擾後，大致上，分析師盈餘預測修正報導帶給市場仍是邊際顯著的衝擊，且迴歸係數的 經濟顯著性或統計顯著性獲得提升；對照 Table 6 的 Panel I ~ Panel J 亦顯示，在利用兩 個不同時段(即第 11~13 時段及第 14~20 時段)各自進行迴歸分析解決了跨時段相依問題 後，同樣仍可得出分析師盈餘預測報導確實具有市場資訊意涵。
再者，就情境三的迴歸結果，對照 Table 6 的 Panel D ~ Panel F 及 Panel I ~ Panel J 後，顯示出在分析師報導後的 30 分鐘(即第 11~13 時段)分析師盈餘預測修正報導帶給市 場的衝擊不具顯著性，但在分析師報導後 30~90 分鐘(即第 14~20 時段)則是邊際顯著的 衝擊，雖然此情境下的迴歸係數經濟顯著性或統計顯著性下降，但可以確定的是，在此 情境之下所得出分析師盈餘預測報導具市場資訊意涵的結果並不是法說會所造成的，此 結果是可信的。
[Insert Table 19 Here]
2.敏感性測試-REV 與 UE 方向一致性 迴歸結果見 Table 20。
由 Panel D、F，不論是就全期樣本或是分年的 Fama-MacBeth 檢測，大致上從迴歸 係數值的大小或 t 值的顯著性來看，UE 與 REV 方向一致的樣本群(即 UEREV02=1 那一 組)相較 UE 與 REV 方向不一致的樣本群(即 UEREV01=1 那一組)，其分析師盈餘預測報 導對市場產生的衝擊較大，也就是說，UE 與 REV 方向一致時的分析師盈餘預測報導更 具市場資訊意涵。
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再者，從 Panel J 看出，在解決了跨時段相依問題後，UE 與 REV 方向不一致時的 分析師盈餘預測報導所造成的市場反應仍較小，且出現分析師 REV 對市場的影響力有 遞延現象(即在分析師報導後的 30 分鐘，分析師盈餘預測修正報導帶給市場的衝擊不具 顯著性，但在分析師報導後的 30~90 分鐘則是邊際顯著的衝擊。)
再者，從 Panel J 看出，在解決了跨時段相依問題後，UE 與 REV 方向不一致時的 分析師盈餘預測報導所造成的市場反應仍較小，且出現分析師 REV 對市場的影響力有 遞延現象(即在分析師報導後的 30 分鐘，分析師盈餘預測修正報導帶給市場的衝擊不具 顯著性，但在分析師報導後的 30~90 分鐘則是邊際顯著的衝擊。)