第三章 研究方法
第二節 研究變數
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財務分析師預測行為所需之資訊主要來自企業之揭露，過去眾多文獻顯示企 業資訊揭露程度較高者，會對預測結果有正向的助益，Lang and Lundholm (1996) 即發現充分的資訊揭露會降低各分析師間預測之離散程度。Fan and Wong (2002)、Leuz et al. (2003)及林美鳳、金成隆與林良楓(2009)等學者皆認為若企業 存在控制股東，有機會發生控制股東透過其對公司的影響力來操控財務報表之情 事，影響盈餘之資訊內涵。家族企業通常有控制股東之存在，家族成員之影響力 常可左右企業之經營，因此假設家族型態之企業會提供數量較少或品質較差的盈 餘資訊（Forker 1992；Fan and Wong 2002；金成隆、蘇淑慧與呂倩如 2009），分 析師需大量使用未公開私有資訊進行預測，導致分析師間預測之離散程度較大，
本研究推導出假說三。
假說三：財務分析師對家族企業盈餘預測之離散程度較大。
第二節 研究變數
一、財務分析師預測屬性之衡量
Lang and Lundholm (1996)以分析師預測準確性、追蹤意願、預測離散程度與 預測修正的波動程度，四種財務分析師預測屬性來探討企業揭露政策與財務分析 師預測行為之關聯性，本研究選用其中分析師預測準確性、分析師追蹤意願與分 析師間預測離散程度三種預測屬性，並加入與本研究相關之控制變數，建立本研 究相關實證模型。
家族企業型態是否影響財務分析師預測行為是本研究之探討主軸，本研究首 先探討財務分析師對家族與非家族企業的預測上是否存在差異性。假說一中的應 變數為財務分析師盈餘預測誤差(ABSFER)，係用來衡量分析師對企業盈餘之預 測是否準確，計算方式係將實際每股盈餘與帄均預測每股盈餘的差取絕對值，再 除以期初股價進行帄減。
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Bhushan (1989)在其研究模型中使用財務分析師追蹤數量來分析何種企業特 質會吸引分析師關注且進行追蹤預測。Lang and Lundholm (1996)也使用此變數探 討揭露政策與分析師預測行為。本研究第二個假說主要在探討分析師在選擇預測 標的時，是否會針對家族或非家族企業而具有預測偏好，因此本研究選擇當年度 財務分析師追蹤數量(FOLLOW)作為假說二的應變數，以當年度進行預測之券商 數量來衡量。
本研究第三個假說係在探討各分析師對相同目標進行預測時，各分析師間預 測結果的差異性。Lang and Lundholm (1996)認為各分析師取得資訊與預測模型的 差異都會造成此類預測差異，假若分析師間皆使用相同的預測模型，取得的資訊 便成為影響預測離散程度的關鍵因素，當分析師以企業揭露的公開資訊作為分析 基礎，各分析師間的預測值會較接近，但當分析師以未公開私有資訊作為預測基 礎時，便會增加預測的離散程度。本研究以各家券商對當年度預測盈餘之標準差 除以期初股價帄減來衡量各財務分析師間預測離散程度(STDF)。
二、主要測詴變數與控制變數之衡量
在過去眾多文獻中，並無一致的家族企業判定標準，整理過去文獻發現定義 家族企業之標準主要集中在探討企業的經營權、所有權及控制權上，有學者以家 族成員是否擔任管理階層職務來定義家族企業(Johnson et al. 1985; Morck et al.
1988; McConaughy et al. 1998; Anderson and Reeb 2003; Astrachan and Shanker 2003; Ali et al. 2007)，有學者認為家族成員擔任董事會成員取得對企業的控制權 是重要的判斷指標（Ali et al. 2007；周行一 1996；林嬋娟與張哲嘉 2009），也有 學者以家族成員持股比例超過固定百分比作為判斷依據(Claessens et al. 2000;
Yeh et al. 2001)，由於 家族企業定義的不一致，造成了研究結果上的差異
（Villalonga and Amit 2006；金成隆、蘇淑慧與呂倩如 2009）。
台灣企業具股權高度集中之特性，且多有最終控制者存在，而在這些企業 中，大部分的最終控制者為家族(Claessens et al. 2000; Fan and Wong 2002)，由家
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族所控制的企業，家族成員除了擁有一定的股份之外，亦對企業決策有重大影響 力，林宛瑩與許崇源(2008)認為以實務觀點來看，控制公司經營資源與具決策影 響力者未必為最大股權持有者，而最大股權持有者又未必擔任董監事，並不具有 決策權力與監督職能，導致在判斷控制股東是否具有實質控制力有一定程度上的 困難。因此為確保控制股東具決策影響力，並探討不同定義下的家族企業對財務 分析師預測是否有影響，本研究所有假說中的主要測詴變數家族企業(FAMILY) 定義係採用林嬋娟與張哲嘉(2009)之家族企業定義，以較為寬鬆與較嚴格的兩種 衡量方式，分別定義家族企業，以探討在兩種定義下與財務分析師預測行為之關 聯性。第一種定義(FAMILY1)係將家族企業定義為年底最終控制者以個人名義，
或透過其所控制之（未）上市（櫃）公司、財團法人等出任之董事席次總和超過 年底董事會總席次50%之企業。第二種較為嚴格之家族企業定義(FAMILY2)則是 為避免高估最終控制者在該公司之投票權，而將最終控制者持股數納入考量，即 在符合定義一(FAMILY1)的情況下，若最終控制者總持股數超過10%，則符合家 族企業定義二(FAMILY2)。
規模較大與未來具有發展空間之企業容易受到投資者的注目，由於資本市場 與財務分析師對大規模企業資訊的強烈需求，以及企業蒐集與提供資訊之成本較 低等因素，因此規模較大的企業會做較多的自願性揭露並提供外界較充足的資 訊，提高分析師追蹤預測的動機，影響預測盈餘的準確程度 (Bhushan 1989;
Hossain et al. 1995; Lang and Lundholm 1996)。基於以上論點，本研究以期末總資 產取自然對數衡量企業規模(SIZE)作為控制變數之一，並預期規模較大的企業其 對外資訊揭露程度及品質較高，會降低分析師預測誤差與預測離散程度，且分析 師預測意願會較高。
負債比率可能影響公司財務資訊揭露意願或使管理當局存有操弄財報數字 的動機。Dechow et al. (1996)發現相較於舞弊公司，非舞弊公司負債比率顯著較 高。Eng and Mak (2003)指出負債比率愈高的公司，自願性揭露程度會愈低。故
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本研究將負債比率(LIBR)納入控制變數中，該變數以總負債除以總資產計算之。
本研究認為負債比率較高的企業會傾向釋放較少的企業資訊給外界，預期會造成 較大的預測誤差，預期方向顯著為正。
有學者指出盈餘之變異性確實影響分析師的預測行為，當過去盈餘波動性較 大時，盈餘可用來作為預測基準的可靠性較低，因此分析師會致力於取得其他資 訊來提升預測的準確性，導致發生盈餘變異性越大，分析師預測之準確度卻越高 的情況(Kross et al. 1990)。另外，有學者認為盈餘變異性越大，分析師便無法藉 由過去的盈餘趨勢來預測未來盈餘，因此提高預測困難度(Lang and Lundholm 1996)。雖過去文獻對盈餘變異性所造成的預測結果看法不一致，但結果皆顯示 盈 餘 的 變 異 性 確 實 對 預 測 行 為 造 成 影 響 ， 因 此 本 研 究 納 入 盈 餘 變 異 性 (STDEPS)，以過去三年盈餘的波動程度作為控制變數，並預期結果為正向。
獲利能力較佳的企業為了強調企業在盈餘上的表現以吸引投資者的注意，會 傾向揭露更多資訊(Raffournier 1995)。Loebbecke et al. (1989)認為財務績效表現較 差的企業，管理階層會有動機操弄盈餘資訊。Bhushan (1989)認為不同產業會導 致資訊取得成本不相同且對分析師預測之需求程度也不一致。因此本研究除了將 毛利率(GPR)與當年度企業是否虧損之虛擬變數(LOSS)納入控制變數中，也依產 業別將企業的銷貨收入除以該企業所屬產業的總銷貨收入，計算出產業市場占有 率 (MSHARE)，並作為控制變數。本研究認為在財務表現出色的企業願意揭露 較多資訊與降低管理者操弄報表的前提下，毛利率與市場占有率高會降低分析師 預測誤差，預期方向為負；企業虧損會增加分析師預測誤差，預期方向為正。
除了財務因素外，公司治理也會影響揭露政策與盈餘品質，許多研究皆顯示 董事長兼任總經理職務會對董事會的獨立性與客觀性有所影響，但影響結果的正 反向各有說法。Aliet al. (2007)指出由於家族企業中經營權與所有權的結合，降 低了管理者操縱盈餘的動機，家族企業之盈餘品質較非家族企業高，與非家族企 業相比較，若家族企業係由創立者擔任執行長，在揭露政策上會有較佳的表現。
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而金成隆、蘇淑慧與呂倩如(2009)發現公司經理人員由家族成員擔任，有助於解 決管理權與所有權分離的傳統代理問題，但不會影響盈餘品質。Jensen (1993)認 為董事長兼任執行長之企業其公司治理較差，Gul and Leung (2004)發現當總經理 具兼任董事長的雙重身分時，企業會有較低水準的自願性盈餘揭露，並認為這是 由於企業管理者兼具董事會成員身分，會導致董事會無法有效監督管理當局，且 進一步影響財務資訊揭露的透明度，Dechow et al. (1996)也指出董事長具雙重身 份時會提高操弄盈餘的機率而有較差的盈餘品質。故本研究將董事長兼任總經理 (DUAL)納為控制變數，但不預期方向。而控制股東為家族成員或管理階層之企 業，在股權偏離的情況下，控制股東為了隱藏剝奪其他股東利益之事實容易存有 潛在動機去操弄或隱藏企業資訊(Fan and Wong 2002; Lang et al. 2004)。企業的外 部大股東為了確保其投資利益，會有監督管理階層之誘因，此誘因的存在有助降 低財務報表被操弄的機率(Jensen 1993)。文獻顯示股權結構與盈餘品質具有關聯 性，並進而對分析師預測行為造成影響，因此本研究納入外部大股東(BLOCK)
而金成隆、蘇淑慧與呂倩如(2009)發現公司經理人員由家族成員擔任，有助於解 決管理權與所有權分離的傳統代理問題，但不會影響盈餘品質。Jensen (1993)認 為董事長兼任執行長之企業其公司治理較差，Gul and Leung (2004)發現當總經理 具兼任董事長的雙重身分時，企業會有較低水準的自願性盈餘揭露，並認為這是 由於企業管理者兼具董事會成員身分，會導致董事會無法有效監督管理當局，且 進一步影響財務資訊揭露的透明度，Dechow et al. (1996)也指出董事長具雙重身 份時會提高操弄盈餘的機率而有較差的盈餘品質。故本研究將董事長兼任總經理 (DUAL)納為控制變數，但不預期方向。而控制股東為家族成員或管理階層之企 業，在股權偏離的情況下，控制股東為了隱藏剝奪其他股東利益之事實容易存有 潛在動機去操弄或隱藏企業資訊(Fan and Wong 2002; Lang et al. 2004)。企業的外 部大股東為了確保其投資利益，會有監督管理階層之誘因，此誘因的存在有助降 低財務報表被操弄的機率(Jensen 1993)。文獻顯示股權結構與盈餘品質具有關聯 性，並進而對分析師預測行為造成影響，因此本研究納入外部大股東(BLOCK)