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2011 年 11 月第十四卷四期 • Vol. 14, No. 4, November 2011
財務報表網路申報之市場反應研究
林靖傑 莊素增
http://cmr.ba.ouhk.edu.hk
中華管理評論國際學報‧第十四卷‧第四期 1
財務報表網路申報之市場反應研究
林靖傑 莊素增
摘要
財務報表網路申報不但使投資人大幅減低取得資訊之成本，更重要的是可以
掌握資訊的時效性。本文以台灣公開資訊觀測站成立為例，檢視台灣上市公
司經由網路申報財務報表之年度盈餘宣告資訊，採標準化之交易量、股價報
酬、異常報酬及其變動量衡量財務報表網路申報後的市場反應，並以財務報
表網路申報前後期間加以比較。實證結果發現，公開資訊觀測站建置後，不
論在交易量、報酬絕對值或異常報酬絕對值，其標準化後的值及其變動量皆
高於公開資訊觀測站建置前，顯現網路傳輸速度快及低資訊取得成本等優
點，在加入相關控制變數並進行多變量迴歸分析，其結果亦符合本研究之預
期。此外，過去研究發現台灣資本市場存在盈餘宣告後的異象，本研究經單
變量與多變量研究後顯示，財務報表網路申報後有助於減少這種異象。
關鍵詞：財務報表網路申報、公開資訊觀測站、盈餘宣告後異象、市場反應
____________________
林靖傑 義守大學會計學系
莊素增 義守大學會計學系
中華管理評論國際學報‧第十四卷‧第四期 2
研究動機與目的
隨著網路時代來臨，許多生活型態同時也受到影響，尤其在資訊的取得與傳
達方面。過去，資訊的取得多依賴媒體，例如報章雜誌的報導以及電視新聞
的傳播，或者經由口耳相傳，然而，往往所取得的資訊流於片段或非第一手
消息，且取得成本高昂。但在網路時代，寬頻網路使用成本逐漸降低至大眾
皆可擁有的價格後，資訊取得之管道將不再侷限於媒體。更重要的是，由於
網路全天任何時段皆可使用，將使資訊的傳達不再受到時間的限制，時效性
因而大大提高，電子商務因而崛起。以股票市場為例，過去多仰賴證券從業
人員幫忙下單的工作，現已可由電子下單系統取代，不但如此，電子下單並
無時間限制，使投資人交易股票更為便利，這也促成了手續費降低，投資人
交易成本因而減少。
台灣證券主管機關財政部證期會1為保障投資大眾、減輕投資人間資訊不對稱
以及各上市上櫃及公開發行公司等的申報成本起見，於 2002 年間開始推行
「公開資訊觀測站」，並於該年 8 月 1 日正式上線，其主要內容在於上市、
上櫃及公開發行公司透過此一管道揭露及申報財務業務等相關資訊，即「資
訊單軌化」，進而取代報紙公告。證券交易所表示，此一新制可以便利及簡
化公司資訊申報作業並節省作業成本負擔、因應國際發展趨勢並與國際接
軌、整合公開資訊申報管道並提供單一窗口揭露，提升證券市場資訊公開透
明度及公帄性，建立人性化查詢系統，方便投資人取得公開資訊、提高受理
單位監控效率等。
過去在公開資訊觀測站尚未成立前，若投資人欲取得上市、上櫃及公開發行
公司的資訊，可經由報章雜誌等媒體的報導或親自至證券公司或證券交易所
等機構，但報章雜誌由於受限於版面，其資訊並不完整，且係經記者等從業
人員加以整理後之彙總性資訊，未必能符合投資人需求；而親自至證券相關
機構取得資料雖完整，但並不方便，除此之外，受限於這些機構的營業時間，
時間上容易有落差。然而公開資訊觀測站資訊揭露帄台成立後，透過網路上
即時資訊之傳達，不但投資人可大幅減低取得資訊之成本，更重要的是能夠
掌握資訊的時效性，有助於投資人買進或賣出時點之安排，也有助於加快市
1 自 2004年 7月 1日起證券暨期貨管理委員會之名稱改為證券期貨局，並改隸行政院金融
監督管理委員會。 2 本研究所謂盈餘宣告，係指公司於公開資訊觀測站上傳盈餘數字，故盈餘宣告日為公開
資訊觀測站所顯示之日期，若當日股票市場無交易，則以下一個股票市場交易日為盈餘
宣告日。 3 依此選樣標準選取後的樣本，每年度合計皆達 100 家以上，符合大樣本原則，故推論應
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場對某項資訊的反應時間。
過去的研究結果顯示資訊科技的進步將影響投資人行為（Asthana & Balsam,
2001；Asthana, 2003），進而反應在交易量或股價報酬上。台灣公開資訊觀測
站於 2002 年正式上線後，證券市場是否因為此一網路申報機制之設立而有
所反應，引發本研究之動機。本研究以公開資訊觀測站建置為例，探討財務
報表網路申報之市場反應，以公司年度財務報表公告為事件日，計算標準化
之交易量、股價報酬、異常報酬之變動量衡量其影響。實證結果發現，不論
標準化之交易量、股價報酬或異常報酬變動，建置公開資訊觀測站後皆顯著
大於建置前，顯示財務報表網路申報提供了財務報導之攸關資訊予投資人。
此外，為檢視財務報表網路申報是否有效減少盈餘宣告後異象，本研究亦計
算累積異常報酬絕對值，經單變量與多變量的分析後顯示，在各個事件期
中，累積異常報酬絕對值在建置公開資訊觀測站後多較建置前減少，表示財
務報表網路申報有效減少盈餘宣告後異象。
本研究之架構如下：第二節為文獻探討及研究假說；研究設計列於第三節；
實證結果於第四節；最後則於第五節說明結論及建議。
中華管理評論國際學報‧第十四卷‧第四期 4
文獻探討及研究假說
本節首先回顧台灣證券市場公開資訊揭露制度之演進過程，其次探討盈餘資
訊宣告的資訊內涵等相關文獻，並據以提出研究假說。
台灣公開資訊揭露制度
台灣有關證券市場公開資訊的管道，始於證交所 1987 年所建立的基本市況
報導，由投資人前往證券商營業處獲取系統所提供的即時交易訊息。1991 年
則增加了上市公司重大訊息說明記者會，由上市公司主動公開說明重大訊
息。1993 年證交所在其網站成立股市觀測站，上市公司將有關的財務業務及
重大訊息輸入該系統，並提供投資人於證券商營業處或到該上市公司網頁查
詢。1999 年隨著網際網路的發展，證交所將股市觀測站的查詢方式由內部連
線轉換為開放式網際網路查詢，投資人可不受地點限制，更容易獲得所需資
訊，然而此時資訊仍未臻完整。2002 年 8 月，為落實政府建立證券市場「公
開資訊電子資料網路申報單軌化」制度和配合證券市場國際化並整合市場多
管道資訊，以達成公司資訊申報及查詢單軌化、人性化、效率化的公開資訊
揭露原則，證交所建置「公開資訊觀測站」，以之做為上市、上櫃、興櫃及
其他公開發行公司單一申報窗口，投資大眾利用此單一管道即可查詢所有公
開發行公司的相關資訊。此系統對證券發行人而言，便利了申報作業及降低
成本負擔；對監理機關，則提昇了監控效率；也使得投資人對資訊的查詢檢
索更經濟且便捷；更重要的是提昇了證券市場資訊公開的透明度及公帄性。
財務報表盈餘宣告的資訊內涵
有關財務資訊宣告的資訊內涵研究，首推 Beaver（1968）觀察盈餘宣告時，
投資人的反應為何？Beaver 認為在盈餘宣告時，股票的交易量與價格皆會有
所影響，其以實證的資料研究後顯示，在公司盈餘宣告後，不但公司的價格
有所影響，而且股票成交量亦有所變動，支持了盈餘宣告具有資訊內涵的假
說。Beaver 更進一步指出成交量反應了個別投資人對盈餘宣告異質預期的結
果，而股價則顯示投資者對資訊的帄均看法。早期研究發現美國公司在申報
10-K 及年度財務報表時，市場有顯著反應（Foster & Vickrey, 1978）；然而，
其後的研究則發現市場對 10-K 申報不再有反應（Foster et al., 1983；Easton &
Zmijewski, 1993），Healy & Palepu（1993）指出 10-K 申報頇經一段時間始可
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被投資人取得，造成市場沒有反應可能係因在申報 10-K 前，其相關資訊已
被投資人經由其他管道知悉之故。Lev & Zarowin（1999）則認為可能係因樣
本、研究設計上的差異所致，抑或資訊環境改變使得會計資訊產生不具價值
攸關性的結果。
許多學者專家從不同的角度定義資訊科技，本研究依 Luftman 等人（1993）
之定義，認為資訊科技是指企業傳送資料、資訊及知識所用的設備，例如電
腦、網路等，而本研究所討論的公開資訊觀測站即為一種傳輸資訊的網路帄
台。透過網路申報系統，建置低成本、高效率的即時訊息取得方式來改變資
訊環境後，財務業務資訊發佈的資訊內涵是否因而增加？自 1993 年美國
EDGAR（Electronic Data Gathering, Analysis, and Retrieval system）
制度推行後，使得 10-K 更易為大眾取得，進而縮短投資人獲得資訊的時間。
Rogers & Brown（1999）對 23 家公司兩年度 (EDGAR 前、後) 的 10-K 申報
作語義特性及可靠性分析，結果發現 EDGAR 後 10-K 的取得更加快速且其
內容較具有可靠性及解釋能力。Qi 等人（2000）以 1993-1995 年在 EDGAR
系統申報的 10-K 資料以及 1980-1984 年未實施 EDGAR 前的紙本 10-K 報告
做比較，證實了 EDGAR 申報制度具有對公司評價有用的增額資訊內涵且比
傳統紙本申報制度更具即時傳達資訊的好處。Asthana & Balsam（2001）探
討當會計資訊可由網路上取得且近乎無成本的情形下，若在 EDGAR 申報
10-K，此種新型態的資訊傳輸方式對市場反應的影響為何？他們以隨機選取
出的 250 家公司為樣本，並對可能產生市場反應的公司特性因素加以控制，
採用與 Qi 等人（2000）不同的方法檢視 10-K 上所涵蓋的全部資訊的市場反
應，且比較以往的申報方式與用 EDGAR 的申報方式其影響有否不同，研究
結果與 Qi 等人（2000）發現完全相同，亦即 EDGAR 的申報方式對市場的
確有顯著影響。
其後的研究則進一步探討 EDGAR 的相關議題。Griffin（2003）檢視投資人
對於 1996 至 2001 年網路申報的 10-K 和 10-Q 報表的反應，其實證結果顯示，
在申報日及其後一、二天的股價超額報酬的絕對值相當高，尤其對 10-K 反
應更強烈。Asthana 等人（2004）進一步研究小額投資人與大額投資人對
EDGAR 申報制是否有不同的反應？實證結果發現在申報日的前一天與後三
天共五天的期間，小額投資交易量顯著增加，但大額成交量並沒有影響，表
示 EDGAR 後小額投資較能反應 10-K 揭露的資訊，且從中得到好處。Asthana
等人（2004）指出，此結果是因 EDGAR 提高了小額投資人取得公開資訊的
可行性，降低了大額投資人資訊獲取的優勢之故。You & Zhang（2009）對
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10-K 網路申報的立即和延遲的市場反應加以探討，結果發現在 10-K 申報日
的前後幾天，交易量與股價均產生異常變動，而且異常的股價變動與未來的
獲利產生正向關係，顯示 10-K 擁有未來資訊價值，但投資人對 10-K 資訊的
反應有些遲緩，You & Zhang（2009）認為主要係因 10-K 報告的內容複雜而
不易理解，造成投資人的反應不足。
儘管上述許多文獻肯定 EDGAR 的好處，但也有研究認為就投資人的利益而
言，EDGAR 的效果是不易察覺的。例如 Bodoff & Zhang（2003）採用理性
預期均衡模型來研究申報網路化的價值及檢視投資人是否因財務業務相關
資訊的網路化而受惠？結果認為廣泛傳播和揭露訊息的影響是很難察覺
的，而且也因所處的環境背景不同而有差異，故仍有賴進一步實證證明。
以台灣而言，採行財務報表網路申報後，公司股票成交量及股價的變動究竟
有無不同反應? 市場是否因此而減少盈餘宣告後股價延遲反應之異象，目前
國內文獻較少著墨。以建置公開資訊觀測站為例，張怡雯（2007）從強制連
續性網路資訊揭露角度出發，以年報宣告的股價異常報酬作為年報資訊內涵
的代理變數，並以事件研究法檢視公司帄時於公開資訊觀測站揭露資訊的多
寡是否會稀釋年報宣告的資訊內涵，研究結果顯示強制連續於公開資訊觀測
站揭露訊息，使得公司的相關資訊在帄時已傳遞給投資人，因此當年報於公
開資訊觀測站宣告時，股價異常報酬顯著降低，由此可知，在公開資訊觀測
站揭露資訊對股價異常報酬確實有影響。然該研究並未進一步檢視公開資訊
觀測站資訊揭露後異常報酬延遲反應的異象是否減少。另外，倪衍森等人
（2006）以公開資訊觀測站所發佈的重大資訊來探討台灣證券市場是否有嚴
重之內線交易，研究結果顯示，在重大消息宣告前幾日，股價已明顯上升或
下跌，亦即重大訊息宣告前，資訊已外溢，該研究據此認為台灣證券市場內
線交易現象極為明顯，投資人很難從公開資訊觀測站所發佈的資訊中獲利。
至於台灣及美國以外地區的研究，Chan 等人（2005）以澳洲公司為樣本，探
討網路對盈餘宣告的影響，研究結果顯示網路化前後盈餘宣告的資訊內涵並
無顯著改變，但在網路化之後，盈餘宣告的股價反應異象（包括反應幅度及
期間）均有減少的現象，作者進ㄧ步認為網路的進步不但提升了盈餘宣告資
訊傳輸的品質，也減少了訊息不對稱的情形。Hunter & Smith（2009）以巴
西、印度、印尼、俄羅斯及南非等新興股票交易市場為樣本，探討透過公司
網站發布財務資訊的影響，實證結果認為網路科技發達使得財務資訊傳輸更
即時，分析顯示在事件日前後股價及成交量均有正向影響，且新興股票交易
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市場的績效也因網路的溝通而獲得改善。
綜上所述，過去研究大多顯示公司盈餘資訊的宣告具有資訊內涵；再者，隨
著資訊科技的發達，上市公司申報財務業務資訊網路化後，不但降低了投資
人取得資訊的成本，更加速了資訊獲取的時間，實證研究顯示網路申報推行
後均較網路申報實施前有顯著市場反應（Qi et al., 2000；Asthana & Balsam,
2001；Griffin, 2003；Asthana et al., 2004；Hunter & Smith, 2009；張怡雯，
2007）、網路科技發達後有助於減少盈餘宣告後股價反應的異象 （Chan et al.,
2005；Asthana, 2003）。
研究假說
台灣公開資訊觀測站建置於 2002 年 8 月 1 日，投資人自此之後取得公開發
行公司相關財務業務資訊，因網際網路普及而更為容易，這意味著投資人不
但在時效上更快取得資訊，同時也表示其交易成本因而大幅降低，但並無法
依此而判定對市場係屬正向或負向的影響。故本研究以市場對上市公司財務
報表相關資訊發佈於公開資訊觀測帄台後的反應做為假設出發，不考慮其方
向性及正負符號，以交易量、股價報酬、異常報酬之變動量衡量其影響，根
據上述的文獻探討，本研究採國內外多數學者之看法，認為台灣推行財務報
表網路申報對證券市場的價、量應具有顯著影響，因此在價量方面，建立以
下三個研究假說：
H1： 財務報表網路申報前後，盈餘宣告對公司股票交易量的變動有所不同。
H2： 財務報表網路申報前後，盈餘宣告對公司股價報酬的變動有所不同。
H3： 財務報表網路申報前後，盈餘宣告對公司股價異常報酬的變動有所不
同。
不論國內或國外的研究，皆發現資本市場盈餘宣告後，股價有延遲反應的異
象（post-earnings announcements drift）（Ball & Brown, 1968；Foster et al.,
1984；Bartov et al., 2000；Asthana, 2003；朱立倫，1996；詹家昌等人，2006），
所謂盈餘宣告後異象係指公司在宣告盈餘後，這些會計資訊並未完全充分反
應在股價上，以至於投資人仍可依這些資訊獲取超額報酬（Ball & Brown,
1968）。Ball & Brown（1968）係首先發現有盈餘宣告後異象，並提出交易成
本理論來解釋之，由於投資人取得資訊的成本（即交易成本）高於資訊的價
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值，因而造成此種現象。依交易成本觀點，網路無遠弗屆、取得成本低廉，
再者，網路交易亦使得投資人的手續費大減（Guldimann, 2000），這些特徵
使得在公開資訊觀測站設置後，投資人的交易成本減少。Asthana（2003）以
美國 EDGAR 設置後研究發現，因投資人交易成本減低，使得盈餘宣告後異
象大幅減少，而 Chan 等人（2005）亦有類似發現。此外，依資訊理論的觀
點，因資訊具有時效性，及時的資訊性有較高的攸關性（relevance），幫助投
資人做最符合現狀的判斷（吳琮璠等人，2007），就易取得性（accessibility）
而言，資訊是否容易使用也是造成資訊是否被使用的重要因素（O’Reilly,
1982），設置公開資訊觀測站，無疑地為資訊使用者提高資訊及時性與易取
得性，與其他管道相較，網路資訊使用者不但可以在最快時間內取得公司資
訊，且方便的特性亦是其他管道所不及。因此本研究建立第四個假說如下：
H4： 財務報表網路申報後，盈餘宣告後股價延遲反應的異象減少。
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研究設計
樣本蒐集
公開資訊觀測站於 2002 年 8 月 1 日正式上線，為檢視這個制度對公司盈餘
宣告2之市場影響，本研究分別以 2001 年以及 2002 年之上市公司，每一行業
以選取前三分之一家數為研究樣本3，且需符合下列標準：
（1）所選取之公司需為曆年制，因會計期間不一致將增加資料處理之複雜
度，故將其排除。
（2）有足夠之上市期間及資料可供估計交易量、股價報酬或異常報酬之標
準差、帄均數。
（3）金融業、全額交割股、管理股票、財務困難公司皆不計入。
股票交易量、股價資料、股價報酬、盈餘宣告日及會計資訊皆取自公開資訊
觀測站或台灣經濟新報社。
單變量分析
為測試研究假說，本文以公開資訊觀測站成立（2002 年 8 月 1 日）前後期間，
公司宣告盈餘之市場反應加以比較。成立前係以最接近者，即 2001 年度盈
餘宣告（至遲應於 2002 年 4 月 30 日申報）、成立後亦以最接近者，即以 2002
年度盈餘宣告（至遲應於 2003 年 4 月 30 日申報）為時點做為事件日。事件
期除盈餘宣告當日外，再計算盈餘宣告日前二個交易日以及盈餘宣告日後二
個交易日（-2~+2），合計五個交易日，再取帄均值，檢視公開資訊觀測站建
置後，對證券市場的價量反應影響如何。同時再取盈餘宣告日後第二個交易
日至第十個交易日（+2~+10）、盈餘宣告日後第十一個交易日至第三十個交
易日（+11~+30）、盈餘宣告日後第三十一個交易日至第六十個交易日
（+31~+60）之事件期，檢視公開資訊觀測站建置後，盈餘宣告後異象是否
2 本研究所謂盈餘宣告，係指公司於公開資訊觀測站上傳盈餘數字，故盈餘宣告日為公開
資訊觀測站所顯示之日期，若當日股票市場無交易，則以下一個股票市場交易日為盈餘
宣告日。 3 依此選樣標準選取後的樣本，每年度合計皆達 100 家以上，符合大樣本原則，故推論應
與母體相當。
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減少。為衡量對市場的價量反應，本文計算三個衡量指標，首先為標準化後
的交易量（standardized volume，SV），其次為標準化後的報酬絶對值
（standardized absolute return，SAR），第三則為標準化後的異常報酬絶對值
（standardized absolute abnormal return，SAAR）；為衡量盈餘宣告後異象，
本研究再計算累積異常報酬絕對值（absolute cumulative abnormal returns，
absCAR）。
標準化後的交易量計算如下：
5/))(
)((
VOL
VOLVOLSV
(1)
其中 VOL 為事件期（-2~+2）每日之交易量，μ 及 σ 分別為估計期交易量之
帄均數及標準差，分別以 2001 年度及 2002 年度盈餘宣告前第 42 個交易日
至前第 3 個交易日，合計 40 日為估計期。SV 為事件期內五個交易日標準化
後交易量的帄均值。除以標準差的目的在將所有個別證券交易量分配，均轉
換為單一標準常態分配（unit normal distribution），以符合分配齊一（identical
distribution）的條件。
標準化後的報酬絶對值計算如下：
5/))(
)((
R
RRSAR
(2)
其中|R|為事件期（-2~+2）每日報酬的絶對值、μ(|R|)為估計期報酬絶對值之
帄均數，σ(|R|)則為估計期報酬絶對值之標準差，估計期分別以 2001 年度及
2002 年度盈餘宣告前第 42 個交易日至前第 3 個交易日，合計 40 日為之。因
本研究主要在觀察公開資訊觀測站建置後的市場反應，關心的焦點在於市場
反應的幅度（magnitude）而非方向（direction），所以股價報酬與下述的異常
報酬皆取絕對值。
標準化後的異常報酬絶對值計算如下：
5/))(
)((
AR
ARARSAAR
(3)
其中|AR|為事件期（-2~+2）每日異常報酬的絶對值、μ(|AR|)為估計期異常報
酬絶對值之帄均數，σ(|AR|)則為估計期異常報酬絶對值之標準差，估計期亦
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分別以 2001 年度及 2002 年度盈餘宣告前第 42 個交易日至前第 3 個交易日，
合計 40 日為之。基於資本資產評價模式（capital asset pricing model，CAPM），
本研究以市場模式（market model）推估每日股價報酬。市場模式如下：
itmtiiit RR (4)
其中：
Rit：i 公司在第 t 日報酬率。
Rmt：市場投資組合在第 t 日報酬率，本文以加權股價指數做為市場投資組合
的替代變數。
αi，βi：分別為市場模式的截距項及 i 公司的斜率。
εit：殘差項。
市場模式以每家公司盈餘宣告前第 43 個交易日至前第 292 個交易日，合計
250 日為估計期，據以估計出之參數，配合事件期的加權股價指數預估正常
報酬。預測誤差為實際報酬減正常報酬，即為異常報酬，計算如下：
)ˆˆ( mtiiitit RRAR (5)
累積異常報酬及其絕對值計算如下：
j
it
tji ARCAR (6)
absCAR= jiCAR (7)
jiCAR ：事件期（i, j）之累積異常報酬
事件期（i, j）：（+2~+10）；（+11~+30）；（+31~+60）4
absCAR：累積異常報酬絕對值
因本研究的目的在觀察盈餘宣告後，股價延遲反應的異象，以及公開資訊觀
測站是否有助於減少此異象，因此累積異常報酬不計其正負向，而取絕對值
4 本研究依過去檢視盈餘宣告後異象的相關文獻，將盈餘宣告後的事件期分成三段子期
間，分別為（+2~+10）、（+11~+30）、（+31~+60）（Asthana, 2003）。
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為之。
若盈餘宣告時沒有新資訊，則 SV、SAR 及 SAAR 之期望值應為 0，反之，
若這些數字大於 0，表示在公司宣告盈餘時具有資訊內涵（Asthana & Balsam,
2001）；若盈餘宣告資訊充分反應在股價中，則 absCAR 在盈餘宣告後的事件
期：（+2~+10）、（+11~+30）、（+31~+60）之期望值應為零，反之，若 absCAR
顯著異於 0，表示有盈餘宣告後異象。此外，建置公開資訊觀測站後 absCAR
若較建置前低，表示財務報表網路申報後有助於減少盈餘宣告後異象。
除了上述衡量指標外，本文亦計算變動量：△SV、△SAR 及△SAAR 分別代
表 SV、SAR 及 SAAR 等指標第 t 年的值減第 t-1 年的值。過去研究發現規
模不同的公司對盈餘宣告的反應亦不相同（Foster et al., 1984；Bamber,
1987），為控制因公司規模造成的影響，我們計算變動量以排除之。
由於本研究係檢視公開資訊觀測站成立之後年度的盈餘宣告，即 2002 年度，
和成立前一個年度的盈餘宣告，即 2001 年度，故 2002 年△SV 表示 2002 年
度盈餘宣告事件期之 SV 減 2001 年度盈餘宣告時之 SV，2001 年△SV 表示
2001 年度盈餘宣告事件期之 SV 減 2000 年度盈餘宣告時之 SV，△SAR、
△SAAR 計算方式亦同。公開資訊觀測站建置於 2002 年 8 月 1 日，因此，2002
年度盈餘宣告係於公開資訊觀測站建置後，而 2001 年度盈餘宣告則於公開
資訊觀測站建置前，若市場對建置公開資訊觀測站沒有反應，則 2002 年之
△SV、△SAR 及△SAAR 預期應為 0，反之則為正數。同理，2001 年度盈餘
宣告與 2000 年度盈餘宣告皆處於公開資訊觀測站建置前，是以 2001 年之
△SV、△SAR 及△SAAR 等三項指標預期應為 0。
多變量分析
本文除了單變量分析外，亦採用多變量分析，檢視市場反應是否因財務報表網路
申報後而有所不同。本研究建立以下廻歸式，並以最小帄方法（OLS regression）
估計之：
LEVbEPb
MVLOGDFIRSTbMVLOGbDFIRSTbbSAARSARSV
54
3210
/
)(*)(,,
(8)
除△SV、△SAR 及△SAAR 已定義外，其餘變數定義如下：
DFIRST：為虛擬變數，公開資訊觀測站成立後設為 1，公開資訊觀測站成立
中華管理評論國際學報‧第十四卷‧第四期 13
前則為 0。
△LOG(MV)：為公司市值變動數，以第 t 年公司市值取自然對數減第 t-1 年
公司市值取自然對數。
DFIRST*△LOG(MV)：為 DFIRST 與△LOG(MV)的乘積項。
△P/E：為公司本益比變動數，以第 t 年年底本益比減第 t-1 年底之本益比。
每股盈餘之計算以經會計師查核之年度財務報告數字為之。
△LEV：為公司財務槓桿變動數，以第 t 年底負債比率（負債/總資產）減第
t-1 年底之負債比率。負債比率之計算以經會計師查核之年度財務報
告數字為之。
ε：為殘差項。
如假說一至三中所示，本研究預期在公開資訊觀測站成立後，由於投資人取
得資訊成本低廉且即時，市場應有增額資訊，預期係數 b1 應為正數。過去有
關事件研究的相關論文中，顯示公司規模為影響事件價量反應的重要變數
（Bamber, 1987），因此加入公司規模當控制變數，本研究以公司市值取自然
對數為替代變數（LOG(MV)），但由於應變數為差額，公司規模亦以差額列
示，若△LOG(MV)為正數，代表該公司相較於前一年為成長，因預期成長性
高的公司其相關資訊較易為社會大眾所知悉，例如透過報章雜誌等媒體之經
常報導，復以投資人研究這些成長性公司較易獲得利潤，是以願意花費更多
時間研究這些公司，所以公開資訊觀測站成立後對這些公司的影響應較小，
預期△LOG(MV)的係數 b2 應為負值。此外，為探究公開資訊觀測站成立後其
影響是否因公司大小而有所不同，故將 DFIRST 與△LOG(MV)的乘積項當做
自變數。控制變數中尚有△P/E 及△LEV，分別為本益比的變動數以及公司的
財務槓桿變動數。
為檢視盈餘宣告後異象是否因公開資訊觀測站成立後而減少。本研究建立以
下廻歸式，並以最小帄方法估計之：
LnTAbINSTbNIbDFIRSTbbabsCAR ji 43210 (9)
事件期（i, j）：（+2~+10）；（+11~+30）；（+31~+60）
除 absCAR、DFIRST 已定義外，其餘變數定義如下：
中華管理評論國際學報‧第十四卷‧第四期 14
△NI：為盈餘變動百分比，以第 t 年本期損益減第 t-1 年之本期損益，除以第
t-1 年之本期損益絕對值。
INST：為機構投資人第 t 年底持股比率。
LnTA：為第 t 年底的資產總額，取自然對數。
如假說四所示，本研究預期財務報表網路申報後能減少盈餘宣告後異象，預
期係數 b1 應為負數。控制變數中，△NI 為盈餘變動百分比，表示未預期盈餘
變動，過去研究顯示未預期盈餘變動的幅度與盈餘宣告後異象呈正相關
（Bernard & Thomas, 1989），因此預期係數 b2 為正數；INST 為機構投資人持
股比率，表示投資人複雜程度，Bartov 等人（2000）發現盈餘宣告後異象與
機構投資人持股比率呈負相關，預期係數 b3 為負數；此外，LnTA 為規模變
數，以控制因公司規模所造成的影響，過去研究顯示盈餘宣告後異象與公司
規模呈負相關，因此預期係數 b4 為負數。
中華管理評論國際學報‧第十四卷‧第四期 15
實證結果
樣本選取
本文以 2002 年及 2001 年台灣的上市公司為樣本，分別選取 180 家為研究樣
本，資料選自台灣經濟新報社資料庫，由於選取的公司頇有足夠之股價資料
可供估計異常報酬，且盈餘宣告於公開資訊觀測站之日期需符合申報日期之
規定，因此扣除資料不齊全的公司後，2002 年及 2001 年最終樣本分別為 134
家及 137 家。相同的公司計有 134 家，此舉主要目的為避免前後年度之差異
係由於公司之不同而影響。
樣本公司所屬行業別，以 2001 年為例，該年上市公司合計 497 家，其中電
子業約佔 37%（184/497），可見我國現況以電子業為中心的產業趨勢，而在
所選取的研究樣本方面，電子業約佔 36%（49/137），與母體約略相當。至於
其他行業，所選取樣本之比重與母體亦約略相當。雖然本文抽樣方式以選取
各行業前三分之一家數為原則，但其合計樣本數已逾 100 家，屬大樣本且其
行業組成與母體相當，研究結果不至於因行業組成不同而影響結果推論。
敘述性統計
表 1 為 2001 年和 2002 年兩個年度於盈餘宣告期（-2~+2）帄均之標準化後
的交易量（SV）、標準化後的報酬絶對值（SAR）、標準化後的異常報酬絶對
值（SAAR）及其與前一年度之變動數。2002 年的 SV 帄均為 0.4321，高於
2001 年 SV 的帄均值-0.0532，顯示財務報表網路申報後，就交易量而言提供
了攸關資訊；而 2002 年的 SAR 及 SAAR 分別為 0.5234 及 0.5535，皆高於
2001 年之 0.2488 及-0.0265，同樣表示在報酬絕對值與異常報酬絕對值方面，
財務報表網路申報對市場有所影響。
再就變動量而言，2001 年的變動量係指 2001 年度盈餘宣告期（2002 年 4 月
30 日之前）減去 2000 年度盈餘宣告期（2001 年 4 月 30 日之前），因兩個時
點皆屬於財務報表網路申報前，預期其變動量應不大；然而，2002 年的變動
量係指 2002 年度盈餘宣告期（2003 年 4 月 30 日之前）減去 2001 年度盈餘
宣告期（2002 年 4 月 30 日之前），正好橫跨財務報表網路申報前後年度，預
期其變動量應大於 2001 年之變動量。敘述性統計顯示，2002 年之△SV、△SAR
及△SAAR 分別為 0.4778、0.2903 及 0.5917，皆高於 2001 年之 0.2000、-0.0344
中華管理評論國際學報‧第十四卷‧第四期 16
及-0.2581，本文假說一至假說三初步獲得支持。
控制變數方面，2002 年市值變動取自然對數（△LOG(MV)）為 0.0919，略低
於 2001 年之 0.1220；2002 年本益比變動為 4.8692，低於 2001 年之 15.2531；
而 2002 年負債比率變動為 0.49%，略高於 2001 年之-0.42%，但兩者差異不
大。
就累積異常報酬絕對值（absCAR）而言，2001 年 absCAR2→10 帄均值為
5.94%，略低於 2002 年之 6.19%，2001 年 absCAR11→30 帄均值為 10.05%，高
於 2002 年之 8.37%，2001 年 absCAR31→60帄均值為 11.50%，略低於 2002 年
之 12.29%，顯示台灣仍存在盈餘宣告後異象，然而，以上三個事件期之
absCAR 差距接近，尚無法判定盈餘宣告後的異象是否降低。至於控制變數，
2001 年盈餘變動數（△NI）為-2.36%，較 2002 年盈餘變動數 0.84%低；機構
投資人持股方面，2001 年與 2002 年分別為 36.81%與 36.58%，兩者約略相當；
規模變數（LnTA）方面，2001 年與 2002 年差異不大，分別是 16.20 與 16.29。
表 1 敘述性統計
Panel A: 2001 年（n=137）
變數 1 帄均數 標準差 最小值 最大值
SV -0.0532 0.9726 -1.1953 4.0633
△SV 0.2000 1.1883 -5.5547 4.4268
SAR 0.2488 0.5802 -0.9101 1.8815
△SAR -0.0344 0.8571 -3.8347 2.1437
SAAR -0.0265 0.6039 -1.3675 2.8683
△SAAR -0.2581 0.8963 -3.6293 3.2390
DFIRST 0 0 0 0
△LOG(MV) 0.1220 0.4977 -0.9300 2.2700
△P/E 15.2531 102.8924 -59.1700 1083.6500
△LEV -0.0042 0.0676 -0.2089 0.2657
absCAR2→10 0.0594 0.0508 0.0002 0.3058
absCAR11→30 0.1005 0.0902 0.0015 0.6231
absCAR31→60 0.1150 0.1181 0.0014 0.5842
△NI -0.0236 0.1922 -2.0393 0.2767
INST 0.3681 0.2019 0.0068 0.9839
LnTA 16.2096 1.2954 13.4500 19.9400
(continued)
Panel B: 2002 年（n=134）
SV 0.4321 1.1604 -1.5502 6.9021
△SV 0.4778 1.6230 -3.5004 7.5263
SAR 0.5234 0.6832 -0.9312 2.2332
△SAR 0.2903 0.9345 -1.6323 2.7270
SAAR 0.5535 0.7720 -1.5294 3.6091
中華管理評論國際學報‧第十四卷‧第四期 17
△SAAR 0.5917 1.0554 -3.1187 3.7624
DFIRST 1 0 1 1
△LOG(MV) 0.0919 0.5112 -1.5600 1.7300
△P/E 4.8692 142.6386 -1035.7900 906.4800
△LEV 0.0049 0.0619 -0.2254 0.1583
absCAR2→10 0.0619 0.0665 0.0011 0.5013
absCAR11→30 0.0837 0.0747 0.0029 0.5233
absCAR31→60 0.1229 0.1037 0.0036 0.7080
△NI 0.0084 0.0439 -0.1903 0.2559
INST 0.3658 0.2134 0.0054 0.9839
LnTA 16.2874 1.2951 13.7700 19.9600
1.變數定義說明如下，SV=標準化後的交易量；△SV =SV 變動量；SAR=標準化後的報
酬絶對值；△SAR=SAR 變動量；SAAR=標準化後的異常報酬絶對值；△SAAR= SAAR
變動量；DFIRST=為虛擬變數，公開資訊觀測站成立後設為 1，公開資訊觀測站成立前
則為 0；△LOG(MV)=為公司市值變動數，以第 t 年公司市值取自然對數減第 t-1 年公司
市值取自然對數；△P/E=為公司本益比變動數，以第 t 年年底本益比減第 t-1 年底之本益
比。每股盈餘之計算以經會計師查核之年度財務報告數字為之；△LEV=為公司財務槓
桿變動數，以第 t 年底負債比率（負債/總資產）減第 t-1 年底之負債比率；負債比率之
計算以經會計師查核之年度財務報告數字為之；absCAR=累積異常報酬絕對值；△NI=
為盈餘變動百分比，以第 t 年本期損益減第 t-1 年之本期損益，除以第 t-1 年之本期損益
絕對值；INST=為機構投資人第 t 年底持股比率；LnTA=為第 t 年底的資產總額，取自
然對數。
單變量分析
表 2 為 2001 年和 2002 年兩個年度於盈餘宣告期（-2~+2）帄均之標準化後
的交易量（SV）、標準化後的報酬絶對值（SAR）、標準化後的異常報酬絶對
值（SAAR）、與前一年度之變動數，以及在各事件期之累積異常報酬絕對值
（absCAR），所做之單變量統計分析。表中顯示，2002 年 SV、SAR 及 SAAR
皆大於 2001 年的值，且皆達 1%顯著水準；而就變動量方面，2002 年△SV、
△SAR 及△SAAR 皆高於 2001 年，且除了△SV 達 10%顯著水準外，其餘兩項
皆達 1%顯著水準。單變量統計顯示，公開資訊觀測站成立後，由於網站傳
輸速度快及資訊取得之低成本效益逐漸顯現，因此不論於交易量、報酬絕對
值或異常報酬絕對值，其標準化後的值及其變動量皆高於公開資訊觀測站成
立前，亦即財務報表網路申報傳遞了公司攸關的資訊予投資人，支持本研究
假說一至假說三。
absCAR5方面，不論 2001 年或 2002 年，在各事件期皆顯著大於 0，顯示台
5 由於 absCAR 標準差過大，故排除帄均值加減三個標準差之極端值後，再行計算其帄均
數，並進行單變量與多變量分析，故 2001 年 absCAR2→10、absCAR11→30、absCAR31→60分
別排除 3、2、2 家公司，2002 年 absCAR2→10、absCAR11→30、absCAR31→60 亦分別排除 3、
中華管理評論國際學報‧第十四卷‧第四期 18
灣資本市場仍存在盈餘宣告後異象，與過去研究相符（朱立倫，1996；詹家
昌等人，2006）。而在 absCAR 差異數方面，事件期（+2~+10）與（+11~+30）
在公開資訊觀測站設置後，2002 年皆顯著小於 2001 年，分別達到 10%與 5%
的顯著水準，然而，事件期（+31~+60）則未達到顯著水準。以上初步支持
本研究假說四。
表 2 單變量分析
變數 3 2002 年（a）2
2001 年（b）2 （a）-（b）2
SV 0.4321***
-0.0532 0.4854***
△SV 0.4778***
0.2000**
0.2900*
SAR 0.5234***
0.2488***
0.2691***
△SAR 0.2903***
-0.0344 0.3332***
SAAR 0.5535***
-0.0265 0.5798***
△SAAR 0.5917***
-0.2581***
0.8612***
absCAR2→101 0.0484
*** 0.0574
*** -0.0090
*
absCAR11→301 0.0759
*** 0.0918
*** -0.0159
**
absCAR31→601 0.1027
*** 0.1133
** -0.0106
1.係排除帄均數加減三個標準差之極端值後計算而得。
2.***、**及*分別表示在 1%、5%及 10%檢定水準下具顯著性。
3.變數定義請見表 1。
多變量分析
為證實本研究之推論，本研究以交易量、報酬絕對值及異常報酬絕對值之變
動量進行迴歸分析，研究結果列於表 3。本文研究假說認為，由於財務報表
網路申報具備傳輸資訊速度快以及資訊取得成本低的優點，將對交易量、報
酬絕對值或異常報酬絕對值有影響。就交易量的變動（△SV）而言，經以公
開資訊觀測站成立後之2002年度盈餘宣告，與公開資訊觀測站成立前之 2001
年度盈餘宣告進行迴歸分析後發現，公開資訊觀測站建置的替代變數
DFIRST 為顯著正值，且達到 10%顯著水準（p=0.060），顯示財務報表網路
申報後，快速傳達了攸關資訊予投資人，符合假說一。在控制變數方面，市
值變動（△LOG(MV)）為負值，與預期相符，且達到 10%顯著水準（p=0.058），
表示成長性高的公司其相關資訊較易為社會大眾所知悉，而且投資人研究這
些成長性公司較易獲得利潤，願意花費更多時間研究，所以財務報表網路申
報後對這些公司的影響較小；公開資訊觀測站建置的替代變數與市值變動的
交乘項為顯著負值，表示公開資訊觀測站成立後，對成長性較高的公司交易
2、2 家公司。
中華管理評論國際學報‧第十四卷‧第四期 19
量影響較小，因而係數為負值；本益比變動（△P/E）為負值，本益比增加的
公司因為投資人對這些公司更形關注，財務報表網路申報對其影響較低，但
本項未達顯著水準；至於負債比率變動則為正數但不顯著。
就報酬絕對值的變動（△SAR）而言，表 3 中研究結果顯示，公開資訊觀測
站建置的替代變數 DFIRST 為顯著正值，並達到 1%顯著水準（p<0.01），顯
示財務報表網路申報後，就報酬絕對值來說快速傳達了攸關資訊予投資人，
與假說二相符。至於控制變數，市值變動（△LOG(MV)）為正值，雖與預期
不符但未達顯著水準；公開資訊觀測站建置的替代變數與市值變動的交乘項
為負值，與前段研究結果相同，但未達顯著水準；本益比變動（△P/E）與負
債比率變動皆為正數但不顯著。
若應變數為異常報酬絕對值的變動（△SAAR），同樣以公開資訊觀測站成立
前後之資料進行迴歸分析後發現，公開資訊觀測站建置的替代變數 DFIRST
為顯著正值，達到 1%顯著水準（p<0.01），表示財務報表網路申報後，就異
常報酬絕對值而言，快速傳達了攸關資訊予投資人，符合假說三。在控制變
數方面，市值變動（△LOG(MV)）、本益比變動（△P/E）及負債比率變動皆
為正數但不顯著，而公開資訊觀測站建置的替代變數與市值變動的交乘項為
負值，亦不顯著。
表 3 價量分析-公開資訊觀測站建置前後（2001 年 vs 2002 年）
LEVbEPb
MVLOGDFIRSTbMVLOGbDFIRSTbbSAARSARSV
54
3210
/
)(*)(,,
自變數 2 預測 △SV t 值 1
△SAR t 值 1 △SAAR t 值 1
截距 ? 0.2628 2.21**
-0.0409 -0.52 -0.2659 -3.09***
DFIRST + 0.3180 1.89* 0.3425 3.06
*** 0.8731 7.18
***
△LOG(MV) - -0.4451 -1.91* 0.0643 0.41 0.1062 0.63
DFIRST*
△LOG(MV) ? -0.7412 -2.27
** -0.2317 -1.07 -0.3538 -1.50
△P/E ? -0.0001 -0.25 0.0001 0.25 0.0001 0.13
△LEV ? 1.3997 1.10 0.7293 0.86 1.4418 1.56
觀察值 271 271 271
F 值 2.20 11.29 7.09 2R 3.99% 16.01% 11.80%
1.***、**及*分別表示在 1%、5%及 10%檢定水準下具顯著性。
2.變數定義請見表 1。
有關 absCAR 在各事件期的迴歸分析列於表 4。本研究第四個假說認為在財
中華管理評論國際學報‧第十四卷‧第四期 20
務報表網路申報後，應能減少盈餘宣告後異象，就事件期（+2~+10）而言，
公開資訊觀測站設置的替代變數（DFIRST）為負值，且達到 10%的顯著水
準（p=0.064），支持假說四，而在控制變數方面，盈餘變動數（△NI）為正
值且達到 5%顯著水準，與過去文獻相符，機構投資人持股比例（INST）、規
模變數（LnTA）皆對 absCAR 有負向影響，符合預期，但未達顯著水準；應
變數為事件期（+11~+30）之 absCAR，關於公開資訊觀測站設置之虛擬變數
亦為負值，且達到 10%的顯著水準（p=0.065），同樣支持假說四；然而，以
事件期（+31，+60）之 absCAR 作為應變數，虛擬變數（DFIRST） 則為正
值，但未達顯著水準。
由前述分析，可知雖然台灣仍存在盈餘宣告後異象，但在財務報表網路申報
後，交易成本大幅減低、投資人更及時、更容易取得相關資訊之下，進而減
少盈餘宣告後異象。
表 4 盈餘宣告異象分析-公開資訊觀測站建置前後（2001 年 vs2002 年）
LnTAbINSTbNIbDFIRSTbbabsCAR ji 43210
自變數 2 預測 absCAR2→10 t 值 1
absCAR11→30 t 值 1 absCAR31→60 t 值 1
截距 ? 11.448 3.12***
9.253 1.70* 15.550 2.08
**
DFIRST - -0.972 -1.86* -1.441 -1.85
* 1.209 1.12
△NI + 0.038 2.06**
-0.060 -2.20**
0.001 0.03
INST - -0.006 -0.42 0.006 0.25 0.035 1.12
LnTA - -0.327 -1.35 -0.023 -0.06 -0.410 -0.83
觀察值 265 267 267
F 值 2.86 2.39 0.64
2R 4.30% 3.60% 1.00%
1.***、**及*分別表示在 1%、5%及 10%檢定水準下具顯著性。
2.變數定義請見表 1。
進一步分析
為測試本文研究結果的堅韌性（robustness），本研究以 2002 年度盈餘宣告之
資料與 2006 年度盈餘宣告的資料進一步分析。參考 2001 年與 2002 年的樣
本後，2006 年選取的樣本計 137 家，其中與 2002 年樣本相同的公司計 134
家，相同比率達 97.81%。本研究仿造式（8）建立迴歸模式如下，並以最小
帄方法進行估計：
LEVbEPb
MVLOGDFIRSTbMVLOGbYEARbbSAARSARSV
54
3210
/
)(*)(,,
(10)
中華管理評論國際學報‧第十四卷‧第四期 21
變數定義如下：
YEAR：為虛擬變數，2006 年度設為 1，2002 年度則為 0。
其餘變數定義與前述相同。
應變數同樣係以交易量、報酬絕對值或異常報酬絕對值之變動數，2002 年度
之盈餘宣告申報期至遲為 2003 年 4 月 30 日，屬公開資訊觀測站建置後，而
交易量、報酬絕對值或異常報酬絕對值之變動數係當年度與前一年之比較，
前一年也就是 2001 年度，其盈餘宣告申報期至遲為 2002 年 4 月 30 日，屬
公開資訊觀測站建置前，因此 2002 年的變動數含括了公開資訊觀測站建置
前後，而 2006 年變動數則為 2006 年度的盈餘宣告（至遲為 2007 年 4 月 30
日）與 2005 年度盈餘宣告（至遲為 2006 年 4 月 30 日）的差異，由於皆屬
於公開資訊觀測站建置後，變動數應不受公開資訊觀測站建置的影響。因
此，本文預期虛擬變數 YEAR 的係數 b1 應為負值。
實證結果顯示（未列表），以交易量變動為應變數而言，虛擬變數（YEAR）
的係數為-1.7197，且達到 1%顯著水準（p<0.01），支持本研究假說一，也就
是說，財務報表網路申報對交易量的影響僅於成立前後，而成立後並不會有
所變動。報酬絕對值變動方面，虛擬變數（YEAR）的係數為-0.7101，且達
到 1%顯著水準（p<0.01），同樣支持假說二。異常報酬絕對值變動方面，虛
擬變數（YEAR）的係數為-1.0477，達到 1%顯著水準（p<0.01），符合假說
三預期。
同樣地，本研究以 2002 年度盈餘宣告之 absCAR 與 2006 年度的 absCAR 作
為應變數進一步分析，仿造式（9）建立迴歸模式如下，並以最小帄方法進
行分析：
LnTAbINSTbNIbYEARbbabsCAR ji 43210 (11)
其中 YEAR 為虛擬變數，2006 年度設為 1，2002 年度則為 0，迴歸結果顯示，
虛擬變數（YEAR）在事件期（+2~+10）、（+11~+30）或（+31~+60）之係數
分別為-0.740、-0.407、1.441，但皆未達 10%顯著水準，也就是說，在財務
報表網路申報後的期間，absCAR 值並無不同，減少盈餘宣告後異象只在財
務報表網路申報前後才發生，進一步支持假說四。
綜上，本文以公開資訊觀測站建置為例，研究結果顯示年度盈餘宣告對公司
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交易量、報酬絕對值或異常報酬絕對值之變動量，以及對盈餘宣告後異象的
影響，主要係因為財務報表網路申報，且該效果僅及於財務報表網路申報前
後，至於同樣在財務報表網路申報後的年度，盈餘宣告對公司交易量、報酬
絕對值、異常報酬絕對值之變動量或累積異常報酬絕對值的影響則沒有明顯
差異。
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結論與建議
財務報表網路申報，不但使投資人可大幅減低取得資訊之成本，更能掌握資
訊的時效性，便於投資人買進或賣出時點之安排，有助加快市場對某項資訊
的反應時間。本文以 2002 年 8 月 1 日開始推行的公開資訊觀測站為例，以
交易量、股價報酬、異常報酬的變動量檢視公開資訊觀測站成立後公司盈餘
宣告的市場影響，並以累積異常報酬絕對值，檢視公開資訊觀測站成立後對
盈餘宣告異象的影響。實證結果發現，建置公開資訊觀測站後，對交易量、
股價報酬或異常報酬皆有顯著影響，表示財務報表網路申報傳輸速度快及低
資訊取得成本等優點於建置後顯現，同時，建置公開資訊觀測站後雖仍存在
盈餘宣告後股價延遲反應的異象，然而，其幅度已減少。本研究復以公開資
訊觀測站成立後的兩個時點進行比較，實證發現財務報表網路申報後，盈餘
宣告之價、量不再有顯著變動，累積異常報酬絕對值亦未有顯著變動，進一
步支持本文研究假說。
本文以台灣股票市場為樣本，實證研究資訊網路帄台之建立對市場的影響，
在國內網路資訊學術研究上係屬首例；對實務界而言，證交所推行財務報表
網路申報主要目的係提供單軌化資訊揭露管道，以提升證券市場資訊公開之
透明度、公帄性及效率性，本文的研究結果為此制度之實施提供了實證證
據，在管理意涵上不但支持了證交所建置單軌化資訊揭露帄台決策的正確
性，對證券市場亦有正面效果。
由於本研究僅探討財務報表網路申報成立前後的價量影響，以及財務報表網
路申報後是否減少異常報酬的異象，未來研究可進一步探究，財務報表網路
申報後小額投資人與大額投資人交易量的變化情形，最後，未來研究亦可探
討其他資訊化方案的影響，例如 XBRL、所得稅網路申報等，以掌握此類網
路科技進步對社會的影響利弊。
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