國
立 政 治 大 學
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四、模型建立與變數定義
Persons (1995)採用分步 Logistic 迴歸對財務違規公司的財務特徵進行識別，設 立之模型涵蓋了公司規模、財務槓桿、流動比率、獲利能力等要素。實證結果顯示 公司規模、流動比率、獲利能力與公司財務違規行為顯著負相關，公司財務槓桿與 公司財務違規行為顯著正相關。
另 Chen, Firth, Gao and Rui (2006)針對中國財務違規公司的股權結構 (國有持股 比例、大股東持股比例等)和公司治理特徵 (如董事長兼任 CEO、董事會規模、獨董 比率、董事會會議次數等)進行分析，實證結果顯示這些變數都對公司的財務違規行 為有解釋能力。
考慮到假說一探究的是 CFO 與審計委員會的相對影響力與公司財務違規行為之 間的關係，故結合參照 Persons (1995)之模型與 Chen (2006)之模型，並加入 CFO 相 對影響力作為主變數，建立以下模型：
FRAUD=β0+β1CFO_AC+β2Size+β3AvgLbv+β4AvgLiquid+β5ROA+β6CR+
β7StateOw +β8Cirplurm+β9BdSz+β10BdMtg+β11BdInd+β12AcSz+ε (1)
假說二考慮到處罰主體會根據違規上市公司所違規的類型個數施以處罰，增加 控制變數 DeFraudTypeNum 進行衡量。
PnType=β0+β1CFO_AC+β2DeFraudTypeNum+β3Size+β4AvgLbv+β5AvgLiquid +β6ROA+β7CR+β8StateOwn+β9Cirplurm+β10BdSz+β11BdMtg
+β12BdInd+β13AcSz+ε (2)
（一）應變數
1.假說一應變數：FRAUD
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受到處罰，則 FRAUD=1；若未受到處罰，則 FRAUD=0。2.假說二應變數：PnType
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Dalton and Kesner (1988)對《財富》雜誌 1980-1984 年間評出的世界五百強公司 進行了分析，發現公司規模越大，公司涉足不道德甚至違法行為的可能性越大。但
Khurana and Raman (2004)提出當公司舉債比例越高，公司的權益資金的取得難 度越大，且成本越高。可以合理地推測為了避免這種情形發生，公司管理層會傾向 於進行財務違規行為降低資產負債率。
Dechow, Sloan and Sweeney (1996)對 92 家在 1982 年 4 月-1992 年 12 月期間因盈
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DeFond and Jiambalvo (1994)對 94 家 1985-1988 年間在財務報表中披露違反了借 款合同條款的公司進行分析，發現他們都有極高的誘因進行盈餘管理。不過研究未 能捕捉到其他透過盈餘管理乃至財務違規行為以避免違背借款合同條款的公司。
Dichev and Skinner (2000)也發現很大比例的公司微妙地保持在違背借款合同條款違 背的臨界值之上，並推測是管理者採取了措施避免這種違背。根據 Dechow and Skinner (2000)提出是盈餘管理的極端屬於財務違規，可以合理地推測盈利能力較差 的公司可能會出現財務違規行為。
本研究採用資產收益率 ROA 作為公司盈利能力的衡量指標，資產報酬率=稅後 息前淨利/總資產，並預測資產收益率與公司財務違規行為呈負相關關係。
2.股權結構相關控制變數
（1）CR：股權集中度
Johnson，Rafael, Florencio and Source (2000)對 1997-1998 年的金融危機的實證結 果顯示股權的過度集中導致大股東損害小股東利益的可能性大大增加，指出了股權
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高度集中的危害性。Chen et. al (2006)對中國違規公司和非違規公司進行單因素分析，
亦顯示股權結構與上市公司違規有較強的相關性。故本研究預期股權集中度與公司
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（1）Cirplurm：董事長兼任 CEO
根據 Nichols and Subramanian (2001)的調查，84%的美國公司存在董事長兼任 CEO 的情況。但是董事長兼任 CEO 出現了―球員兼裁判‖的問題：CEO 本身是對董 管理高層對董事會的鉗制，降低董事會的效率。Farber (2005)以 1982-2000 年間 87 家財務違規公司，以產業代碼及營業收入為條件匹配之正常公司為樣本，結果顯示 作用。相似地，Firstenberg and Malkiel (1994)提出董事會規模在八個人及以下時，才 能夠聚焦於問題，進行真實的交流並辯論。Beasley (1996)的研究結果也表明隨著董 事會規模的降低，公司發生財務違規行為的可能性也隨之降低。
然而 Jensen (1993)則提出相反意見，當董事會規模低於七或八個人時，發揮效 用的有效性較低，且易於被 CEO 控制。Anderson, Mans and Reeb (2004)也提出較大 的董事會規模能夠對財報的編制等工作較提供更為完善的監督。
故本研究不對董事會人數多寡與上市公司違規行為和違規公司受到證監會懲戒 的嚴重程度之迴歸係數做預測。
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本研究用年度中董事會開會次數代表董事會的勤勉度。Lipton and Lorsch (1992) 的研究提出董事會會議越多，意味著董事會越積極，對公司整體的管理越有效。但 會更積極地去保障大多數投資者的利益。Beasley (1996)對受到 SEC 懲罰的財務違規 公司進行匹配研究，發現獨董比例越高，財務違規的可能性越低。該研究還發現財 低執行董事的舞弊行為。Peasnell, Pope and Young (2005)研究發現獨董人數增加時，
管理階層較不會透過應計項目操縱盈餘，使公司轉虧為盈或讓盈餘符合預期。
Dechow, Sloan and Sweeney (1996)則直接對獨董比例與受到美國證監會處罰之 間的關係進行分析，結果顯示公司董事會的獨董比例越高，則該公司越可能因違反
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McMullen (1996)的研究與 Dechow et al. (1996)的研究均發現財務違規公司較少 設置審計委員會。Goh (2009)以 2003 年 7 月到 2004 年 12 月間揭露重大缺失之 208 司所違規的類型個數施以處罰，增加的控制變數 DeFraudTypeNum 預期與受到處罰 的嚴重程度呈正相關。
（四）研究模型設計
公司因發生財務違規行為而受到監管主體處罰之代理變數 Fraud 為二分類變數，
採用二分類 Logistic 迴歸分析。公司因財務違規行為受到監管主體處罰的嚴重程度 之代理變數 PnType 為有序多分類變數，採用排序 Logistic 迴歸分析。
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假說二樣本財務違規公司的 CFO_AC 平均值-0.4412 同樣大於中位數-1，意味著 其分佈同樣呈現右偏。另對比假說一的樣本範圍為全部上市公司 (排除金融公司、
資料不全者)，假說二的樣本範圍為財務違規公司，可以發現後者的 CFO_AC 的平均 值遠大於前者。這意味著通常財務違規公司的 CFO 相對於審計委員會的影響力更大。
觀察控制變數的敘述統計量可知，除了 AvgLiquid、ROA 以外，控制變數中大部分 平均值與中位數差異不大。AvgLiquid、ROA 的平均數分別為 6.5582、2.1507 均遠大