結果(McConnell and Servaes, 1995;Short and Keasey, 1999)，意味著經理人持
表 4-4 Logistic 迴歸與 OLS 迴歸分析結果
表 4-4 (續)Logistic 迴歸與 OLS 迴歸分析結果
股比率尚未至某一水準時，會有管理侵佔假說的情形產生；當高於某一定 之比率，轉而形成利益收斂假說之狀況(Jensen and Meckling, 1976;Jensen, 1986; Berger et al., 1997)。就公司的總負債而言，本研究的假說 1 及假說 2 可獲得驗證，即「經理人持股比率愈高，負債比率愈高」及「經理人持股 比率的平方項愈大，負債比率愈低」。
在其他股權結構變數方面，董監事持股比率及董監事質押比率，與總 負債、長期負債以及短期負債比率皆呈現顯著正向關係；在 OLS 迴歸分析 方面，除董監事持股比率與長期負債比率的關係不顯著外，其餘迴歸係數 的符號與顯著性皆與 Logistic 迴歸結果一致。前述結果與多數研究結果相符 (陳淑萍, 1998；陳香蘭和楊盈芊, 2008)，意味著董監事持股或質押比率過 高，容易造成管理決策上的弊端，為避免股權稀釋而造成權力流失，因此 便傾向負債融資而非權益融資，故形成二者與負債比率為正向的關係。依 此部份的實證結果而言，本研究的假說 3 及假說 4 可獲得支持，即「董監 事持股比率愈高，負債比率愈高」，以及「董監事質押比率愈高，負債比率 愈高」。
在金融機構持股方面，透過 Logistic 分析發現其與總負債及短期負債比 率呈現負向關係，但與長期負債比率呈現正向關係。由於金融機構具有專 業知識可以有效監督公司，因而可降低負債的使用，二者間具有替代的效 果，所以金融機構持股比率愈高，總負債比率愈低。但因金融機構對財務 風險的敏感度高於公司的經營者，故會傾向採用較多的長債而減少短期舉 債的使用，故金融機構持股比率愈高，短期負債比率愈低。前述實證結果 與 Chaganti and Damanpour(1991)及 Bathala et al. (1994)研究結果相符，其認 為金融機構持股愈多，其監督力量愈大，在降低代理問題上具有效果；此 外， Ang et al. (2000)亦認為金融機構比其他外部利害關係人更具能力與誘 因監督公司，以避免破產風險發生。故本研究的假說 5 可以獲得支持，即
「金融機構持股比率愈高，負債比率愈低」。最後，在控制權與現金流量權 之偏離差上，依 Logistic 及 OLS 迴歸分析顯示，其只與 Logistic 模型的長、
短期負債比率間具有顯著的關係，顯示此變數對公司舉債融資決策的影響 不大，故本研究的假說 6「控制權與現金流量權偏離越大，負債比率越高」
的假說無法被支持。
另外，表 4-4 所示之董事會方面的公司治理變數，如董事會規模的變數 在 Logistic 及 OLS 模型時，皆與總負債比率及短期負債比率為顯著負向關 係，而與長期負債比率呈現正向關係，只是其在 Logistic 模型的參數達 1%
顯著水準，但在 OLS 模型則未具顯著性。董事會規模與總負債及短期負債 比率呈現負向關係，意味著董事會規模愈大的公司，因為董監事席次愈多，
越能增強預防經理人可能損害股東權益之效果，故對公司的監理機制愈 強，因此公司可傾向減少舉債，與相關文獻研究結果相符(Berger et al., 1997；Abor and Biekpe, 2006)。由於董事會規模愈大，公司治理的機制愈強，
愈能減緩公司融資決策的短視行為，因而減少短期負債的使用以降低公司 的財務風險，故在總負債不變的情況下，長期負債比率會與董事會規模呈 正向關係。就總負債而言，本研究的假說 7「董事會規模愈大，負債比率愈 低」可以成立。
在獨立董監席次方面，依 Logistic 分析結果顯示，其與總負債及短期負 債比率呈現顯著正向關係，與長期負債比率則呈現顯著負向關係，而 OLS 模型的結果與 Logistic 模型類似，只是獨立董監席次與總負債比率的關係不 顯 著 ， 此 結 果 與 過 去 文 獻 的 結 果 有 所 不 同 (Fama, 1980 ； Bernnan and Mcdermott, 2004；Peasnell et al., 2006；劉惠文, 2009)。依學理而言，設立獨 立董監事可加強公司的治理機制，有助於降低代理問題，應與負債比率呈 現負向關係，即在降低代理問題上具有替代性。然台灣法令於 2002 年才要 求其後上市櫃的公司需設有獨立董監事，但並未強制要求已上市櫃公司也
必須設立，且多數公司的獨立董監事制度僅流於形式，因此獨立董監事的 機制尚未發揮其應有的功能，故本研究的假說 8「公司設有獨立董監事者，
負債比率較低」的假說無法被支持。
在席次控制比率方面，透過 Logistic 及 OLS 迴歸模型結果可知，其與 總負債、長期負債及短期負債比率呈現顯著負向關係，不符合本研究的研 究假說 9。探究其因，可能由於台灣上市公司存在許多家族集團企業，而當 董事會的家族內部化程度愈高時，家族成員基於維持公司永續經營及商 譽，使家族公司有更強的誘因降低財務風險，故席次控制比率與負債比率 呈現負向的關係，即透過穩定的現金流量而降低債權人的風險時，債權人 所要求的負債融資成本會較低(Anderson et al.,2003)，進而使家族公司愈傾 向降低負債之使用。
在資訊透明度之揭露方面，無論是 Logistic 與 OLS 分析研究結果皆與 總負債、長期負債及短期負債比率呈現顯著負向關係，由其可知資訊揭露 較高的公司，因資訊不對稱的降低，使得公司資訊透明化進而減低經理人 與股東之間的權益代理問題，故其與公司負債比率呈負向關係。在此情況 下，本研究的假說 10「資訊揭露透明度愈高，負債比率愈低」可獲得驗證。
在公司特性變數方面，如表 4-4(續)所示，公司規模與負債比率呈現正 向關係，而 ROA、研發費用比率與股利發放率，則皆與總負債、長期負債 及短期負債比率呈現顯著負向關係，故控制變數的結果與過去研究文獻相 符。在產業變數方面，本研究有別於過去文獻將產業二分的作法，而將產 業分為六大類，藉以控制更多產業對負債的影響。然產業間的結構及特性 差異大，除因「其他產業」所有的虛擬變數皆為 0 而未呈現在表 4-4(續)外，
在表中所列的五種產業，顯示產業因素對公司負債比率的影響各有不同，
但皆呈現顯著的關係。
綜上所述，在本研究的研究假說中，除假說 6、假說 8 及假說 9 無法獲 得驗證外，其餘假說皆可獲得支持，結果如表 4-5 所示。此外，在公司治理 變數中與負債比率呈現顯著負向關係的，計有股權結構方面的「經理人持 股比率平方項」與「金融機構持股比率」、董事會結構方面的「董事會規模」， 以及資訊揭露方面的「資訊透明度」變數，顯示其在降低代理問題上與負 債存在替代性的關係。
表 4-5 研究假說是否獲得支持彙整表 依實證結果顯示，獲得支持的假說：
經理人持股與負債比率呈倒 U 型關係 假說 1 及 2 董監事持股及質押比率愈高，負債比率愈高 假說 3 及 4
金融機構持股愈高，負債比率愈低 假說 5
董事會規模愈大，負債比率愈低 假說 7
資訊揭露透明度愈高，負債比率愈低 假說 10 依實證結果顯示，未獲得支持的假說：
控制權與現金流量權偏離愈大，負債比率愈高 假說 6 公司設有獨立董監事者，負債比率較低 假說 8
席次控制比率愈高，負債比率愈高 假說 9
接著，為瞭解整體公司治理機制對公司舉債程度之影響，本研究建立 一套公司治理機制的綜合指標，並進行其與公司負債比率關係之探討。本 研究將前述迴歸模型中係數顯著的股權結構、董事會特性及資訊透明度等 變數進行主成份分析，採用第一主成份的線性組合作為公司治理的綜合指
標，所得線性組合之方程式如(4-1)式所示，其解釋能力為 21.71%。
表 4-6 Logistic 迴歸與 OLS 迴歸分析結果─公司治理綜合指標
表 4-6 (續)Logistic 迴歸與 OLS 迴歸分析結果─公司治理綜合指標
Logistic 迴歸分析 OLS 迴歸分析
變數名稱
總負債比率 長期負債比率 短期負債比率 總負債比率 長期負債比率 短期負債比率 -0.1701*** 0.3546*** -0.3987*** -0.0164* 0.0434*** -0.0598***
民生產業
(虛擬變數) (208.8359) (466.4851) (909.5523) (-1.91) (8.00) (-7.45)
F Value 89.36*** 75.02*** 81.14***
類 R-Square/R-Square 0.0273 0.0182 0.0251 0.1907 0.1651 0.1762
***：1%顯著水準，**：5%顯著水準，*：10%顯著水準。( )：Logistic 結果為 Wald Chi- Square 值，OLS 結果為 t-value。
資料來源：本研究整理。
第伍章 第伍章 第伍章
第伍章 結論與建議 結論與建議 結論與建議 結論與建議
依實證結果發現，公司治理與舉債融資在降低代理問題上具有替代 性，故為兼顧權益代理及負債代理問題，最根本的作法為加強公司的治理 機制。本章共分兩節，第一節為結論，進行實證結果之摘要說明，第二節 為建議，提供企業經營決策及學術研究之參考。
第一節
公司治理的機制愈強，愈能減緩公司融資決策的短視行為，因而減少短期 負債的使用以降低公司的財務風險，故在總負債不變的情況下，長期負債 比率會與董事會規模呈正向關係。就總負債而言，本研究的假說 7 可以成 立。
在獨立董監席次方面，其與總負債及短期負債比率呈現顯著正向關 係，與長期負債比率則呈現顯著負向關係，故本研究的假說 8 無法被支持。
其可能解釋為台灣法令於 2002 年才要求其後上市櫃的公司需設有獨立董監 事，但並未強制要求已上市櫃的公司，且多數公司的獨立董監事制度僅流 於形式，因此獨立董監事的機制尚未發揮其應有的功能。而在席次控制比 率方面，其與總負債、長期負債及短期負債比率呈現顯著負向關係，故本 研究的研究假說 9 亦無法成立。探究其因，可能由於台灣上市公司存在許 多家族集團企業，而當董事會的家族內部化程度愈高時，家族成員基於維 持公司永續經營，會愈傾向降低負債之使用，故席次控制比率會與負債比 率呈現負向的關係。
最後，在資訊透明度之揭露方面，其與總負債、長期負債及短期負債
最後，在資訊透明度之揭露方面，其與總負債、長期負債及短期負債