公司治理對經理人異動宣告效果影響之迴歸分析 - 公司治理與經理人異動對股東財富的影響

迴歸分析

本節將利用複迴歸模式，來探討公司治理機制的不同對經理人異動宣告效果的影響。本研究以事件窗口之事件日前三十天至事件日後三十天為應變數，且以異動原因作為分類標準，分成三種不同群體，分別為全體、自願與非自願，並以不同的公司治理機制為自變數來進行複迴歸分析，再者，本研究進一步利用前一年的經營績效來做分割，將前期經營績效做好壞的分類，來觀查經營績效的好壞對於公司治理機制在經理人異動宣告效果影響上的不同。本研究主要的公司治理機制分為三大類，分別是董事會結構、股權結構及會計師簽證；其中董事會結構包括：

董事長是否身兼總經理、公司是否為家族企業、公司是否設有外部董事、外部董事比例及董事會規模；股權結構包括：內部人持股、法人持股；會計師簽證包括：會計師簽證是否為無保留意見、簽證出處是否為前四大會計師事務所，並以公司規模為控制變數。

一、董事會結構對經理人異動宣告效果之影響

董事會在公司治理機制中扮演核心角色，從法律的觀點上來看董事會，董事會是行使法律所賦予責任的機構，所以董事會必須對公司股東負責，但不能介入日常的作業程序，董事會的責任包括：選擇並更換總經理、代表股東利益、提供高階層管理當局建議與諮詢及提供監督管理當局和公司績效的機能。由此可知，董事會雖不能介入日常的作業程序，但卻也可以經由間接的影響力，使得公司治理產生變化。

由於董事會有權選擇並更換總經理，本研究以此來分析，若董事長身兼總經理對經理人異動宣告效果的影響，Patton and Baker(1987)認為總經理若具有雙重角色，會因自身利益，而干擾董事會議之進行。Drieghe (1986) 認為董事長兼任總經理，甚至兩者具有親近之血緣關係時，會妨礙董事會之統治績效，無法發揮董事會效能。黃旭輝(2005)將經理人的異動樣本分為自願性異動與非自願性異動，結果發現，異動宣告並未對股價造成明顯改變，但這是由於自願性異動與非自願性異動彼此抵消的結果，其將二者區分後發現，非自願異動的公司，其股價呈現正向反應，

而自願異動的公司，其股價呈現負向反應。而在黃鈺光（1993）的調查發現我國上市公司中有 73.33%的董事會有家族董事的存在，且家族董事比例佔董事會比例高達 50%以上，顯示我國的董事會在某種程度上受到家族色彩之影響。Kesner and Dalton（1986）指出，當董事會的組成份子中有關係人存在時，董事會的獨立性將受到傷害。關係人和公司之

（Jones and Goldberg, 1982；Connors,1989）。

董事會規模是指董事會人數，依公司法第 192 條規定董事會設置董事至少需三人，然而董事會最佳人數並無定論。當董監事人數增加，容易產生董事會內部的派系，由於派系間的競爭與勾結將不易達成共識而減緩其決策過程，使得決策結果的產生更加困難，進而影響公司的績效。Hiner (1967)認為董監事人數的多少與公司績效呈負相關。Yermack (1996) 研究是否能藉由限制董事會的規模，改善董事會的運作績效，進

他們找到一個合適的經理人。另外，在董事會規模方面，其迴歸係數都

由表 4-20、4-21、4-22 之迴歸模式中，可看出在前期經營績效良好之下，公司撤換原來的經理人，董事長是否身兼總經理的迴歸係數為負，代表董事長身兼總經理對股東財富有負面影響，符合本研究假說二之一，意謂著董事長身兼總經理的公司，董事會可能較缺乏獨立性，將

影響公司治理機制的運作，當公司提出經理人異動宣告時，投資人將較

由表 4-23、4-24、4-25 的迴歸模式中，外部董事或外部董事比例較高的迴歸係數皆為正，代表公司設有外部董事或外部董事比例較高對股人；在董事會規模方面，由表 4-20、4-21、4-22、4-23、4-24、4-25 的迴歸模式中，可看出無論前期經營績效良窳與否之下，其迴歸係數都顯力。Fama and Jensen(1983)指出，由於經營權和所有權分離後，經理人對於公司的資產將不再有剩餘求償權，同時也不需要承擔決策成敗的風險，所以理性的經理人將不再是公司極大利潤的追求者，而是致力於追

求本身效用的極大化。

本研究將從內部人持股與法人持股來探討股權結構對於經理人異動宣告效果的影響，在內部人持股方面，由於內部人擁有較其他股東更多的資訊，故其較可能以更理性的判斷來決定其是否要買進公司的股票，Jensen 和 Meckling(1976)認為當管理者的持股越多，管理者的特權消費、不努力工作和非以公司價值極大化為目標等行為所造成的損失，

由表 4-20、4-21、4-22 的迴歸模式中，可看出在前期經營績效表現良好之下，公司內部人持股愈高對於經理人異動宣告效果的迴歸係數顯

有助於公司治理機制的運作，當公司提出經理人異動宣告時，投資人較信任公司能為他們找到一個合適的經理人；另外，法人持股愈高對於經理人異動宣告效果的迴歸係數顯注為正值，代表公司的法人持股愈高對股東財富有正面影響，符合本研究假說假說二之六，我們認為法人持股愈高的公司，在法人的專業判斷與監督下，其董事會獨立性較高，對於公司治理機制的運作有很大的幫助，當公司提出經理人異動宣告時，投資人較信任公司能為他們找到一個合適的經理人。

三、審計報告對經理人異動宣告效果之影響

根據代理理論可得知，審計需求乃起源於管理者、股東與債權人間的利害衝突。當管理者並非擁有公司之全部股權時，則管理者就不一定會朝企業價值極大化的方向前進。為了避免此情況的發生，企業就必須使用會產生代理成本的合約與監督系統，其中由於代理人為財務報表的編製者，因此企業就產生了聘請會計師簽證財務報表的需求，以確保財務資訊的可靠性。林蕙真(1993)探討保留意見對股價的影響效果。其研究結果顯示保留意見會對股價造成相當顯著不利的影響，且一次保留意見的簽核，亦可能對該公司之長期股價造成影響。Mitton(2002)認為六大國際會計師事務所會計師簽證與股票報酬具有正向關係，指出若公司的會計師為六大會計師事務所之一，則該公司可能具有較高的揭露品質，而高揭露品質有助於增加公司的透明度，進而增加股票報酬。

表 4-19 為非自願性異動樣本，實證結果顯示，公司的會計師簽證是否為無保留意見的迴歸係數都顯著為負，顯示若簽證意見非為無保留意見，股價會呈現負向關係，我們認為此意謂著，非自願性異動的經理人，會計師事務所在做的其他非為無保留意見之判定，會造成投資人對公司的不信任，進而無法相信公司能為其找到適任的經理人，因而使經理人異動效果呈現負向反應。但反觀另一會計師簽證變數，實證結果顯示，當會計師簽證是出自於前四大會計師事務所時，其迴歸係數都顯著為正，表示投資人仍就會相信前四大事務所的品質，相信公司在四大事務所的監督下，能為其找到適任的繼任人選，因而使經理人異動效果呈現正向反應。

表 4-17 公司治理對經理人異動(全體)宣告效果影響之迴歸分析

( )

MANE BOD OS CPAO CSIZE

CAR −

30,

+

= α + β

₁

+ β

₂

+ β

₃

+ β

₄

+ β

₅

+ ε

CAR(-30,+30)：事件日前三十天至事件日後三十天之累積平均異常報酬率；ROA：前一年相對資產報酬率，事件日前一年年底之個股 ROA 減產業平均 ROA；ROE：前一年相對股東權益報酬率，事件日前一年年底之個股 ROE 減產業平均 ROE；STOR：前一年相對股票報酬，事件日前一年年底之個股大盤報酬率減產業平均大盤報酬率；CEOD：董事長是否身兼總經理，為一虛擬變數，若董事長身兼總經理，其值為 1，否則為 0；FAMB：是否為家族企業，為一虛擬變數，若為家族企業，其值為 1，否則為 0；OUTD：董事會中是否有外部董事，為一虛擬變數，若董事會中有外部董事，其值為 1，

否則為 0；OUTR：外部董事比例，為公司外部董事席次佔董事會席次比例；BSIZE：董事會人數，為一虛擬變數，若董事會人數小於 7 人，其值為 1，

否則為 0；INSHR：所有內部人持股，事件日前一年底，所有內部人持有公司流通在外股數比；INTHR：所有法人持股，為事件日前一年底，所有法人持有公司流通在外股數比；CPAD：會計師簽證，為一虛擬變數，若會計師簽證為無保留意見，其值為 1，否則為 0；CPAS：會計師事務所，為一虛擬變數，若會計師簽證出處為前四大事務所，其值為 1，否則為 0； CSIZE：股東權益總額（億元）。

迴歸模式 1 模式 2 模式 3 模式 4 模式 5 模式 6 模式 7 模式 8

係數係數係數係數係數係數係數係數

(t-statistics) (t-statistics) (t-statistics) (t-statistics) (t-statistics) (t-statistics) (t-statistics) (t-statistics) 常數 -17.2578 -19.6506* -19.0554* -0.8651 -19.6403* -14.5613 0.2717 -15.2473

4-18 公司治理對經理人異動(自願)宣告效果影響之迴歸分析

( )

MANE BOD OS CPAO CSIZE

CAR −

30,

+

= α + β

₁

+ β

₂

+ β

₃

+ β

₄

+ β

₅

+ ε

在文檔中公司治理與經理人異動對股東財富的影響 (頁 68-85)