(1983)20提出的傾向分數配對法(PSM)進行配對，先藉由公司的「特性控制變數」
(包含：公司規模(SIZE)、獲利能力(ROA)、債務狀況(LEV)、公司成長性(GROW) 與公司市值淨值比(M/B RATIO))估計全部樣本的個別傾向分數(propensity socre)，
再從未受到交易所紀律處分的公司(控制組)尋找與受交易所紀律處分的公司(實
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Rosenbaum and Rubin 所提出的傾向分數配對方法，可以將多個維度的特性變數對應到一個維度，
藉由樣本的特性變數所估計出傾向分數，進行控制組與實驗組之配對，將可以達到控制其他條件
不變的要求。
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再者，本研究將排除於研究年度期間(2008年至2012年)及其前兩年(2006年至 2007年)曾發生交易所紀律處分，但在事件年度未受到處分的配對樣本(控制組)，
再 透 過 方 程 式 3 所 估 計 出 的 傾 向 分 數 ， 以 1 對 1 不 重 覆 的 方 式 與 最 相 鄰 近 (Nearest-Neighbor Matching)的同年同產業控制組樣本進行配對後，再重新執行公 司監督治理機制因素影響公司受到交易所紀律處分之模型(方程式(2))。
(2)條件性偵測模型
由於基本模型的分析，僅能夠比較公司受到交易所監管紀律處分是否(被處分 公司與未受處分公司)發生。然而，未受到交易所處分的公司很有可能已具備違 規行為的條件，但實際上卻未被交易所偵查出來。因此，在公司違規行為發生的 機率與被偵查出的機率可能不一致的情形下，Chen et al. (2006)及 Firth et al.(2011) 指出這屬於一種認定的問題(identification problem)，將可能導致實證模型結果的 解釋能力降低。舉例而言，公司的監督治理機制對於公司受到交易所監管紀律處 分應具有負向影響，但就偵查的角度，監督治理機制應有助於交易所辨別公司紀 律 違 規 之 行 為 ( 正 向 效 果 ) 。 本 研 究 為 了 解 決 此 種 潛 在 的 固 有 問 題 (inherent problem)，將進一步的探索性的採用雙變量機率單位模型(BPM)進行分析。
值得注意的是，Firth et al.(2011)指出僅管 BPM 是可被接受的最佳使用方法，
但在實務的執行過程中，BPM 仍存在許多的限制。就本研究而言，由於過去探 討交易所監管的文章甚少，故何種變數或模型可用以解釋交易所紀律處分的偵查 與影響因素，尚缺乏已發展的理論基礎。另一方面，在執行 BPM 的過程中，很 有可能會因模型認定上的特性(peculiar nature of identification)，而產生無法收斂 (poor convergence)的情形，尤其是當自變數過多或共線性較高時(Poirier, 1980;
Chen et al., 2006; Firth et al., 2011)。故本研究依循 Firth et al. (2011)的方式，透過 經驗法則(empiricism)及探索性的簡化模型(parsimonious model)，執行相關的分析，
以減緩模型無法收斂的問題，進而建立本研究的 BPM 模型。
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(disturbance term)。其中，雖然上述兩個模型各自獨立，但兩模型間的基礎內涵 相近且決定(decisions)方式及干擾項具有關聯性。進一步的以簡化模型(reduced‧
(condidtional detection model)」。進一步的再透過對數概似函數(log-likelihood function)檢測採用雙變量機率單位模型(BPM)的適合度，估計模型如下： 兩模型不能包含完全相同的變數(Poirier, 1980)；另一方面，Chen et al.(2005)研究 指出小規模企業本身就容易受到中國證監會及證交所的懲戒 ，Liebman and‧
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GROW M B RATIO (1) 差異中差異估計法(difference-in-differences, 簡稱 DID)
本研究以受到交易所監管紀律處分公司，前一年度與處分當年度財務報導品 質(異常應計項目取絕對值)的變化，來探討交易所紀律處分的影響後果。本研究 使用差異中差異估計法 (Bertrand and Mullainathan, 2003; Low, 2009; Li, 2010;
Jayaraman, 2012)進行分析。其中，差異中差異估計法是透過實驗組與控制組之 比較，以觀察兩個群組在政策或事件改變前後的差異，屬於一種近似實驗設計 (quasi-experiments)的方法。其中，實驗組會受到政策或事件的影響，控制組則不 會受到影響，藉由比較兩群體在特定政策或事件執行前後(pre-post)的相互差異，
瞭解該政策與事件對於經濟個體或資本市場的影響。本文即是以公司「受交易所 監管紀律處分」作為研究之事件，藉由組內樣本(受交易所處分或未受交易所處
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Jiambalvo(1994), Cohen, Dey and Lys(2008)及 Cohen and Zarowin(2010)使用 橫斷面(cross-sectional)的 Modified Jones 模型進行估計。EVENT: i 公司受到交易所監管紀律處分者為 1，其他為 0。 交易所監管紀律處分與否的函數，並估計出Mills反比率 (inverse Mills ratio, 以 下 簡稱 IMR)，以做為第二階段方程式中的調整項，設定模型如下：
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股權集中程度(SHARE)、查核會計師事務所規模(BIG)、前一年度的審計意見 (AUDOPIN)、董事會規模(BSIZE)、獨立董事意見(INDOPIN)、董事長兼任總經理 (DUA)、董事會開會次數(BMEET))及特性控制變數(包含：公司規模(SIZE)、獲利 能力(ROA)、債務狀況(LEV)、公司成長性(GROW)與公司市值淨值比(M/B RATIO)) 來作為研究的相關變數，其中 Firth et al.(2007)認為屬於政府機構的投資人會需要 較佳的會計資訊以幫助其制定決策，故其會對公司施加壓力以獲取較佳的盈餘資 訊；但相對的，若政府機構對上市公司具有控制權時，財務報表的會計資訊則可 能對其較不具重要性。Liu and Lu(2007)則認為當政府為公司的主要控制股東時，
其 會 要 求 上 市 公 司 迎 合 政 策 目 標 ， 而 非 重 視 股 東 利 益 。 Huyghebaert and Wang(2012)指出中國的控制股東有能力並有動機去從事自利行為，以極大化私有 利益或某些政治目的。故本研究以公司最大股東是否為政府(GOV)，來補捉政府 股東能否對公司具有監督控制的能力(Jia et al., 2009; Tang, Du and Hou, 2013)。另 一方面，Fan and Wong(2002)指出東亞地區的公司股權通常較為集中於控制股東，
且在金字塔的股權結構下，使得控股股東會掠奪小股東權益，進而使得財務報導 的資訊性較低。Firth et al.(2007)認為當公司股權愈集中於少數投資者時，將可能 導致財務報表扭曲以符合其需求及預期，使得個別股東或少數股權投資人降低對 於盈餘資訊的可瞭解性。Bushman and Piotroski (2006)以大股東持股多寡作為衡 量公司內部監督的變數，認為當大股東持股較多時，表示公司內部監督較強，可 以減少代理衝突，並可以減少執法行動對於報導品質的影響(Jayaraman, 2012)，
因此，本研究以前十大股東股權集中程度(SHARE)探討中國股權結構愈集中的公 司，是否具有監督企業而避免受到交易所紀律處分的功能 (Chen et al., 2006; Liu and Lu, 2007)。
DeAngelo(1981)將會計師的審計品質定義為會計師是否有發現公司財務報 告允當表達的能力及誠實報導公司真實情況的獨立性，前項決定的是會計師之審
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計技術，後者則為檢視會計師的獨立性。Chen et al.(2006)指出審計人員對於公司 舞弊的偵察及更正具有影響，而較大或具國際品牌的會計師事務所品質較佳，能 夠減緩公司的舞弊行為。Chen, Su and Zhao (2000)研究則發現當會計師出具非準 標意見(標準式無保留意見以外之審計意見)時，投資人會將此消息解讀為壞消息，
並給予公司負向的市場反應。因此，本研究認為會計師對於公司的內部控制與報 導資訊具有一定的監督責任，故分別以查核會計師事務所規模(BIG)(Ajinkya, Bhojraj, and Sengupta, 2005; Chen et al., 2006; Firth et al., 2007)及會計師前一年度 的審計意見(AUDOPIN) (Chen et al., 2000; Tang et al., 2013)作為衡量會計師審計 品質對於公司受到交易所監管紀律處分的影響變數。
Cheng(2008)指出董事會規模會影響公司的績效，當董事會規模愈大時，公 司事務的溝通(communication)/協調(coordination)代理問題愈嚴重，因而容易造成 公司績效不佳。Karamanou and Vafeas(2005)認為公司董事會規模與董事會績效有 關，當董事會人數增加時，將可以增進其知識基礎，但董事會規模愈大，卻相對 的會較為缺乏效率，而無法有效監督公司運作(Firth et al., 2007; Firth et al., 2011)。
相反地，Kanagaretnam et al.(2007)則認為董事會規模較大，其監督效果較好並可 以降低盈餘揭露時資訊不對稱的情形。故本研究以董事會規模(BSIZE)補捉董事 會監督運作的效率。Fama and Jensen(1983)指出獨立董事可以監督與控制管理當 局的機會主義行為，進而降低代理成本。Karamanou and Vafeas(2005)亦指出獨立 的外部董事較不容易受到管理當局的影響，較能夠確保公司財務資訊可以完整的 傳達予股東，以增加財務揭露的品質，並提供投資人較具資訊性的訊息(Ajinkya et al., 2005; Firth et al., 2007)。Fich and Shivdasani(2007)與 Ertimur, Ferri and Maber(2012)認為外部董事對於公司的缺失具有責任義務，且較無法忍受聲譽成 本的產生，當外部董事對於公司的舞弊情形或高管薪酬管理缺乏監督時，將可能 會受到聲譽懲戒(reputation penalties)，而影響其在公司董事會的席次。本研究依
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據 Tang et al.(2013)的研究，以中國強制揭露獨立董事意見(INDOPIN)作為衡量外 部董事能否有效監督公司的變數21。
Chen et al.(2006)指出當董事長兼任總經理時，將容易降低董事會的整體監督 效果(Firth et al., 2007; Firth et al., 2011)，因為其同時為決策制定者與監督者，除 可能導致公司內部控制系統失效外，亦容易產生自利動機(Jensen, 1993)，進而使 得公司會有較高的舞弊水準(Dechow et al., 1996)。本研究認為董事長兼任總經理 (DUA)而角色重疊時，董事會的監督會較缺乏獨立性，而容易造成經理人產生監 守自盜的自利行為，並弱化董事會的資訊監督功能。另一方面，Chen et al.(2006) 指出董事會開會次數愈多，傳遞了公司可能發生問題的訊號，即公司可能發生舞 弊問題而需要藉由多次的開會來討論並解決問題。Vafeas(1999)亦指出當公司績 效較差時，董事會才會開會較為多次。本研究認為董事會開會次數(BMEET)愈多，
並非代表企業的監督愈佳，反而顯示出公司可能有違規的情事發生(Jia et al. 2009) 而需要透過開會討論解決方式。
此外，在公司特性變數方面，本研究參考過去針對中國監督治理機制探討的 相關文獻(Chen et al., 2005; Chen et al., 2006; Firth et al., 2007; Liu and Lu, 2007;
Jia et al., 2009; Firth et al., 2011; Huyghebaert and Wang, 2012; Tang et al., 2013)後，
分別以公司規模(SIZE)、獲利能力(ROA)及債務狀況(LEV)來補捉公司的整體強弱 程度、經營績效及資本結構，並以公司成長性(GROW)及公司市值淨值比(M/B RATIO)作為公司的實質獲利成長性及企業的未來成長機會。
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