家族企業與財務分析師盈餘預測 - 政大學術集成

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(1)國立政治大學會計學系碩士論文. 指導教授：詹凌菁博士. 家族企業與財務分析師盈餘預測政治. 大. Earnings Forecasts. 學. ‧ 國. 立 and Financial Analysts' Family Firms ‧. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v. 研究生：楊凱傑撰. 中華民國一百年七月.

(2) 摘要研究顯示，家族企業之數量與經濟影響力在全球企業環境中迅速成長並占有一席之地，成為具競爭力的存在，本研究以我國 2001 至 2008 年的上市（櫃）公司為樣本，探討財務分析師針對家族與非家族企業在預測行為上之差異，本研究之迴歸模型以分析師預測誤差、追蹤意願及預測離散程度三種特性分析財務分析師的預測行為，研究顯示相較於非家族企業，分析師對家族企業之預測意願較低，追蹤數量明顯較少，在預測結果上，家族企業會使分析師的預測產生較大的誤差，且各分析師間預測結果的差異程度也較大，本研究藉此結果推論家族企業. 政治大. 中控制股東與其他股東代理問題的存在，及家族成員擔任管理者或董事等重要職. 立. 位導致董事會喪失監督職能，在資訊揭露的數量與品質上表現較差。. ‧ 國. 學. 關鍵詞：家族企業、分析師盈餘預測、控制股東、公司治理. ‧. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v.

(3) Abstract Prior research shows that family firms have grown rapidly and played an important role in the global corporate environment. This study examines the relation between family firms and financial analysts’ earnings forecast behaviors in Taiwan from year 2001 to 2008. I use several analysts forecast attributes: forecasts error, number of analysts following, and forecast dispersion. The results indicate that family firms generally have less analysts following, greater analysts’ forecast errors and greater forecast dispersion. These findings support the argument that the existence of. 政治大. conflict between majority and minority shareholders and that family members serving. 立. as managers or members of the board may weaken the disclosure of the quantity and. ‧ 國. 學. quality of firm-specific information.. ‧. Keywords: Family firms, Analysts’ earnings forecast, Controlling shareholder,. y. Nat. n. er. io. al. sit. Corporate governance.. Ch. engchi. i n U. v.

(4) 目錄第一章. 緒論............................................................................................................ 1. 第一節研究動機與目的...................................................................................... 1 第二節研究架構與流程...................................................................................... 4 第二章. 文獻探討.................................................................................................... 6. 第一節家族企業.................................................................................................. 6 第二節財務分析師預測行為............................................................................ 16 第三章. 研究方法.................................................................................................. 22. 政治大. 第一節研究假說................................................................................................ 22 第二節研究變數................................................................................................ 24 第三節樣本資料................................................................................................ 28 第四節實證模型................................................................................................ 29. 立. ‧ 國. 學. 第四章. 研究結果.................................................................................................. 31. ‧. n. al. er. io. sit. y. Nat. 第一節樣本選擇與敘述統計量........................................................................ 31 第二節家族企業對財務分析師預測行為之影響............................................ 40 一、家族企業與財務分析師盈餘預測誤差.............................................. 40 二、家族企業與財務分析師追蹤預測...................................................... 43 三、家族企業與財務分析師間預測離散程度.......................................... 46 第三節額外測詴................................................................................................ 49 第五章. Ch. engchi. i n U. v. 結論與研究限制 ..................................................................................... 51. 第一節結論........................................................................................................ 51 第二節研究限制與建議.................................................................................... 52 參考文獻 .................................................................................................................. 54. i.

(5) 表目錄表 3.1 變數定義與說明............................................................................................. 30 表表表表表表. 4.1 4.2 4.3 4.4 4.5 4.6. 研究樣本篩選過程 ........................................................................................ 31 家族企業在各年度及各產業之樣本分布 .................................................... 33 敘述性統計..................................................................................................... 36 敘述性統計..................................................................................................... 37 相關係數......................................................................................................... 39 家族企業與財務分析師盈餘預測誤差之迴歸分析..................................... 42. 表 4.7 家族企業與財務分析師追蹤預測之迴歸分析............................................. 45 表 4.8 家族企業與財務分析師間預測離散程度之迴歸分析................................. 48 表 4.9 家族企業與財務分析師追蹤預測之額外測詴............................................. 50. 立. 政治大圖目錄. ‧. ‧ 國. 學. 圖 1.1 論文研究流程................................................................................................... 5. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. ii. i n U. v.

(6) 第一章緒論本章包含本研究之研究動機、研究目的及研究架構。. 第一節研究動機與目的近年來研究顯示，家族企業的企業型態在全球企業中，有增加的趨勢。 Anderson and Reeb (2003)分析美國 S&P 500 中的企業，發現家族企業約占 35%，而其家族帄均持股數約占 18%。Chen et al. (2008)以美國 S&P 1500 公司為樣本之研究顯示，家族企業占 46%，家族企業中 CEO 係由家族成員擔任者有 62%。. 政治大. Holderness (1999)指出在美國企業中，管理權與經營權結合的企業，其比例從 1935. 立. 年的 13%至 1995 的 21%，有逐漸上升的趨勢。. ‧ 國. 學. 在日本企業相關研究方面，日本富士綜合研究所於 2000 年 3 月對《企業四. ‧. 季報》第 3 期中所刊登的 2,515 家日本企業數據進行調查，此調查對家族企業的. y. Nat. 定義如下：(1)創辦人是公司之最大股東，且其個人或其家族成員擔任最高管理. er. io. sit. 階層。(2)個人名義上是大股東但不擔任最高管理階層，必要時讓其家族成員通過擔任董事或常務董事等參加企業之經營運作。(3)非大股東之家族成員擔任最. al. n. v i n 高管理階層職務。此研究結果發現符合上述三種定義的家族企業約占了 42.7%， Ch engchi U 顯示在日本企業中家族企業占有一定的比重。. 以上數據說明美國與日本之企業中，許多企業係屬家族企業，而在台灣的企業中亦存在濃厚的家族色彩，翁淑育(2000)及林明謙(2001)皆認為由家族控制的企業，係為台灣上市公司的最大特色。以企業型態來看，家族企業占了台灣企業中極大的比例，Claessens et al. (2000)以最終股東持有 20%投票權之標準調查台灣企業，調查結果顯示被家族控制之企業比例約為 48%，若以 10%為標準，其比例高達 65.6%。Yeh et al. (2001)指出台灣的公司中家族股東持股超過對公司具有重大影響力的標準者，占了 76%。林嬋娟與張哲嘉(2009)以家族直接持有或透. 1.

(7) 過其他機構持有之董事會席次過半為家族企業之判斷門檻，發現自 1998 至 2006 年，我國家族企業約占上市（櫃）公司整體的 57%，由此可顯示台灣家族企業之普遍情形。以往財務分析師預測行為的相關文獻著重探討資訊揭露程度、盈餘品質及股權結構等對分析師預測的影響，甚至將研究焦點放在公司規模、發展潛力或產業是否會影響分析師預測行為上，較少針對企業的型態差異來進行研究。由過去研究得知台灣企業多屬家族企業，分析師對國內公司進行預測也大多面臨由家族所控制之企業，然而家族與非家族的企業型態可能表現出不同的經營策略、股權結. 政治大家族企業相異之處，除了股權結構外，尚涵蓋了經營權與所有權合併的情況，立構以及公司治理，進而影響企業的價值與投資大眾對企業的關注程度。家族和非. ‧ 國. 學. Demsetz and Lehn (1985)指出所有權與經營權之結合有助於減少股東與管理者間的利益衝突，避免傳統代理問題之發生。但在股權結構之影響下，有學者認為家. ‧. 族企業卻可能存在控制股東與小股東間的另一種代理問題，在握有一定控制力之. sit. y. Nat. 下，控制股東便可能侵佔小股東之利益（Ali et al. 2007；La Porta et al. 1999；. n. al. er. io. Villalonga and Amit 2006；金成隆、蘇淑慧與呂倩如 2009）。. i n U. v. 另外，安隆(Enron)與活力門公司(Liverdoor)等重大舞弊案件的發生，顯示在. Ch. engchi. 內部監督職能失去獨立性的情況下，企業內部為私人利益操弄財務報表，資訊揭露產生嚴重缺失，因此，迫使投資大眾對企業資訊揭露數量與品質的要求及重視程度逐漸提高。財務分析師預測行為所依賴之資訊大多來自企業所提供(Lang and Lundholm 1996)。預測行為需要取得企業資訊，而資訊來自企業揭露，若企業之特性會影響企業資訊之品質，則勢必會進一步影響分析師的預測行為，而就家族與非家族企業型態之差異來探討對財務分析師預測行為之影響是本研究之重點。Lang et al. (2004)及Byard et al. (2006)皆指出公司治理會影響分析師預測意願與準確性。而控制股東的所有權結構係影響盈餘品質之重要因素，控制股東為避免盈餘出現虧損，常透過其對公司的影響力來操控財務報表影響盈餘的品質，因. 2.

(8) 此控制股東對財務報表之表達揭露具有一定的影響力(Leuz et al. 2003)，林美鳳、金成隆與林良楓(2009)發現控制股東擔任董監事席次愈高，會弱化公司治理機制，且對財務報表表達愈具影響力，使其穩健保守程度愈低，Fan and Wong (2002) 則發現股權偏離程度會影響盈餘之資訊內涵。在企業自願性揭露的相關研究上， Chen et al. (2008)指出相較於非家族企業，家族企業會提供較少的盈餘預測資訊。近年來有學者探討家族企業與盈餘品質的關聯性，提出家族與非家族企業在其盈餘品質上具有差異性之結論（Wang 2006；金成隆、蘇淑慧與呂倩如 2009），另外也有家族企業之會計資訊品質及特性之相關研究(Fan et al. 2007)。自上述研. 政治大企業有所差異，由於分析師進行預測時需採用各種財務與非財務資訊，資訊內涵立. 究結果中可發現，家族型態的企業在盈餘資訊之提供與品質上，與非家族型態之. 對於分析師的預測行為極為重要，因此本研究推論家族企業的特性可能會影響分. ‧ 國. 學. 析師的預測結果。本研究以台灣上市（櫃）公司為樣本，探討在家族與非家族企. Nat. n. al. er. io. sit. y. ‧. 業型態下，是否會對財務分析師之盈餘預測造成差異。. Ch. engchi. 3. i n U. v.

(9) 第二節研究架構與流程一、研究架構本研究旨在探討家族與非家族企業是否會導致財務分析師預測行為之差異，研究內容分為五章，各章內容概述如下：第一章. 緒論. 本章介紹研究動機、研究目的及研究架構與流程。. 政治大本章整理家族企業及財務分析師預測行為等相關理論及文獻，作為本研究之立文獻探討. 第三章. 學. 參考依據。. ‧ 國. 第二章. 研究方法. ‧. y. Nat. 本章提出本研究之假說，解釋相關變數及衡量方法，說明樣本資料並介紹本. al. n. 實證結果. er. io. 第四章. sit. 研究之實證模型。. Ch. engchi. i n U. v. 本章依據第三章之研究方法進行分析並說明實證結果。第五章. 結論與研究限制. 本章自實證結果歸納出本研究之結論，說明研究限制並提出相關建議。. 4.

(10) 二、研究流程圖. 研究動機與目的. 文獻回顧與探討. 家族企業. 財務分析師預測行為. 學. ‧ 國. 立. 政治大. 說明研究方法與建立模型. ‧. n. al. er. io. sit. y. Nat. 分析實證結果. Ch. engchi. i n U. 結論與說明研究限制. 圖 1.1 論文研究流程. 5. v.

(11) 第二章文獻探討本章針對家族企業及財務分析師盈餘預測行為等相關文獻作一回顧，作為本研究之參考依據。. 第一節家族企業家族企業逐漸在全球企業中占有一席之地，其存在無法輕易忽視，除了由家族控制的企業型態在數量上有增加的趨勢，家族企業對經濟環境亦具有極大的影響力，Astrachan and Shanker (2003)詴圖由家族企業對美國經濟之貢獻來探討家. 政治大格條件分別去定義所謂的家族企業。標準最低的僅需有家族成員參與企業之經營立族企業之影響力，其研究先設定由廣義至狹義的三種標準，從條件較寬鬆至最嚴. ‧ 國. 學. 並且能夠影響企業之策略方向即屬家族企業，最為嚴格之定義是指企業中同時包含許多世代的家族成員，且不只一位擔任高階管理者。研究結果顯示，若採用廣. ‧. 義之標準，美國家族企業對國內生產毛額(Gross Domestic Product, GDP)之貢獻占. sit. y. Nat. 了 64%，採最嚴格之標準時，也占了 29%。而在家族企業雇用工作人口之分析. al. er. io. 上，若定義範圍較廣，家族企業雇用之工作人口約為 8,200 萬人，占總工作人口. v. n. 之 62%，若對家族企業採用較為嚴格之定義，研究顯示所雇用之工作人口約為. Ch. engchi. i n U. 3,600 萬人，占美國總工作人口的 27%，不論採用何種定義，數據皆顯示美國家族企業對美國經濟之貢獻不容小覷。以下將針對家族企業之股權結構與董事會特性進行文獻探討，並接著說明對企業決策與價值之影響，最後分析在資訊揭露政策上的差異。一、股權結構與董事會特性過去文獻中，家族企業與非家族企業間的界定方式很多，家族企業相較於非家族企業，最大的不同點在於所有權與經營權之結合，由於家族成員擔任經理人或董事的情況十分普遍，因此可能對董事會的決策與監督職能產生影響，成為家族企業在公司治理上之特色。根據Anderson and Reeb (2003)、Wang (2006)及Ali et 6.

(12) al. (2007)等文獻，家族企業之成員或成立者通常為公司之大股東、管理者或董事。Ali et al. (2007)在美國S&P 500之研究樣本中發現，在家族企業的股權結構上，家族成員帄均持有公司流通在外約11%的股份，在擔任管理階層職位之統計中，家族成員擔任執行長之比例為63%，而擔任董事會成員或董事長之比例高達 99%，顯示由家族成員擔任董事或高階管理階層之情況相當普遍，過去也有文獻將家族企業定義為執行長係由家族成員擔任之企業(Johnson et al. 1985; Morck et al. 1988; McConaughy et al. 1998)。林嬋娟與張哲嘉(2009)以最終控制者直接持有或透過其他機構持有之董事會席次過半為家族企業之判斷門檻，另外以同時符合. 政治大民國81年底台灣221家公開上市公司進行家族企業的相關研究，以董事長與總經立. 前項定義與最終控制者總持股數超過10%為較嚴格之判斷標準。周行一(1996)對. 理為同一人、父子、兄弟與三等親以內之親屬及三等親以內之親屬擔任董監事人. ‧ 國. 學. 數占董監事總數一半以上者來定義出所謂的家族企業，篩選結果符合條件之家族. ‧. 企業有60家。. sit. y. Nat. 家族控制型態之企業其特色在於家族成員對股權及經營決策的掌控，因此，. al. er. io. 在研究家族企業時，常以家族持股比例或擔任董事席次判斷家族成員對企業的控. v. n. 制力，不同的判斷方式亦會影響研究結果，有學者即指出過去有關家族企業與企. Ch. engchi. i n U. 業價值或績效之文獻，其結論不一致的原因可能是在於家族企業定義不一致。（Villalonga and Amit 2006；金成隆、蘇淑慧與呂倩如 2009）。金成隆、蘇淑慧與呂倩如(2009)認為家族企業的定義，不應單從持股比例或董事會席次來判定，而應同時考量所有權、控制權及管理權等三種特性。針對家族企業之定義問題，葉銀華(1999)認為若以家族成員持股比例來判斷是否屬於家族控制之企業，缺乏考慮個別企業股權分散情況，以相同比例標準來作為判斷基礎，不一定代表該比例足以控制該企業。而若以家族成員擔任董事席次過半來做為標準，也可能發生雖董事席次中大多為獨立董事，但家族成員持股比例足夠對該企業之經營造成影響之情形。. 7.

(13) Kuan et al. (2011)認為家族企業是整個家族或其成員持股超過對公司具有控制力的標準，為考量各企業間股權分散程度的差異，具控制力標準之計算方式則是參考 Cubbin and Leech (1983)提出之模型，在計算必要控制持股比例的模型中包含衡量股權集中度之赫芬德指數(Herfindahl index)、股東勝選機率及投票機率 1. 。赫芬德指數是依照持股數將股東分成各組，並將各組股東總持有股份百分比. 及各組總股東人數列入計算而得出。在股東投票機率越高、股權越是集中的情況下，要能有效的控制企業需要有一定的控制力，因此必要控制持股比例會越高，以此種方式計算的持股比例更能反映足以控制企業的概念。Yeh et al. (2001)在其. 政治大出，帄均來說，股東僅需持股 15%便足以有效控制整個公司，而公司的規模越大，立對家族控制與公司治理之研究中，也使用此模型作為控制水準的判斷依據，並指. 達到對公司有重大影響力所需持股百分比越小，因為規模越大的公司股東越多，. ‧ 國. 學. 股權越容易分散。作者在定義家族控制之企業時，同時將所有權及家族成員是否. ‧. 參與管理列入考慮，若最大家族股東直接與間接所有權之總和超過必要控制持股. y. Nat. 比例且滿足擔任執行長、董事長或占董事會席次過半任一條件，便將該企業認定. er. io. sit. 為家族企業，研究發現台灣的公司中家族股東持股超過必要控制持股標準者，占了 76%，由此可得知家族企業在股權結構及董事會組成方面異於其他企業之特性. n. al. Ch. 與家族企業普遍存在之情形。. engchi. i n U. v. 由文獻對家族企業之定義可發現，在家族企業中家族成員多透過持有股份及參與企業的經營與決策來達到對企業某種程度上的控制，企業股權大部分集中在家族成員手中，且家族成員多具備管理階層或董事身分，董事長及總經理同時由家族成員出任的情況亦不在少數。. 1. 𝜋𝐻. 計算重大控制水準模型：. 𝑃 ∗ = 𝑍𝑎 × √. P* = critical control level. H = Herfindahl index. Zα = Z-value when P(z <Z) =α. α = 在股東會贏得勝選的機率. Si = 第 i 群股東之總持有股份%. Ni = 第 i 群股東之總股東人數. 2𝜋 1:𝑍𝛼. 8. 𝑆 2. H = ∑𝑘𝑖=1 ⌊ 𝑖 ⌋ × 𝑁𝑖 𝑁𝑖. π = 股東投票之機率.

(14) 二、代理問題 Jensen and Meckling (1976)提出有關股權分散公司管理者與股東間存在代理問題之理論，他們將代理成本定義為主理人(principal)及代理人(agent)利益目標之分歧所導致的剩餘損失(residual loss)及契約關係上之缺陷所產生之成本。此種代理問題係由於企業經營權與所有權分離導致管理當局與股東間之衝突而產生，當企業之所有權分散，管理者經營企業所創造之財富並非全由自身獨享時，便有機會與其他股東發生利益衝突，為確保讓管理者盡力為公司創造利潤極大化而產生監督管理者之相關成本，代理成本油然而生。作者認為除經營權與所有權分離可. 政治大任何組織層級及委任關係立。後續研究代理問題的眾多文獻也發現到代理問題不僅能發生代理問題外，即使主理人與代理人間界線很模糊，代理成本還是會存在於. ‧ 國. 學. 是存在於股權較分散的企業中，在股權集中之企業中亦存有代理問題，Schulze et al. (2001)在其研究中證明即使是所有權與經營權並未分離的家族企業，代理問題. ‧. 仍然存在。. y. Nat. sit. 在家族企業中，管理階層與股東間的傳統代理問題並不明顯，相較於非家族. n. al. er. io. 企業，家族企業能夠降低經營權與所有權分離所帶來的代理問題，但卻出現了所. i n U. v. 謂控制股東與小股東間的代理問題（Ali et al. 2007；Villalonga and Amit 2006；金. Ch. engchi. 成隆、蘇淑慧與呂倩如 2009）。在控制權（投票權）與現金流量權偏離情況下，控制股東控制了董事會的運作，主導了公司的決策方向，控制股東為了謀求自身利益可能會因此犧牲其他小股東的權益(Shleifer and Vishny 1997)。控制股東係指足以控制或者影響企業決策與經營管理之股東，而股權集中為家族企業一大特色，家族成員普遍持有公司股份，透過掌握一定比例的股權及參與公司決策，成為具控制力的股東，在La Porta et al. (1999)研究中提到控制股東的概念，學者以股東直接及間接持有投票權股份比例超過20%作為判斷控制股東. 9.

(15) 之標準2，調查各國大型公開發行公司，發現大部分有股權集中的現象並存在控制股東(controlling shareholder)，尤其以家族型態控制股東最為普遍。許多大股東或家族成員擁有對公司之控制權，且往往有控制權超過現金流量權之情況發生，家族主要透過金字塔結構(pyramidal ownership structure)、交叉持股與參與管理來達到控制公司之目的，而當具控制力之股東與少數股東有利益衝突時，會有控制股東剝削少數股東利益之情況產生，這種代理問題有別於傳統股東與管理者間之代理問題，在缺乏對少數股東有保護作用的法規之國家，這類家族控制的情形更為明顯，即使是規模較大的企業亦有控制股東的存在。這種金字塔結構與交叉持. 政治大制權及現金流量權，也強化了控制股東監督管理階層以達到企業利潤最大化的動立. 股即是導致控制權顯著高於現金流量權之主要原因，而由於同時掌握了公司的控. 機，對於公司價值有正向的影響，這觀點與Jensen and Meckling (1976)及Shleifer. ‧ 國. 學. and Vishny (1986)所強調的理論相同。. ‧. 過去文獻常以不同持股比例作為判斷是否具控制力之標準，Claessens et al.. sit. y. Nat. (2000)以東亞九個國家為樣本，對企業控制股東現金流量權與投票權之偏離情況. al. er. io. 進行分析，發現控制股東藉金字塔結構與交叉持股之方法使其投票權超過現金流. v. n. 量權的情況經常出現，且這類情況在家族控制與小型企業中更為顯著，另外，在. Ch. engchi. i n U. 以1996年台灣上市公司為樣本之研究中，分別以持有20%及10%投票權作為達最終控制之門檻，結果顯示未存在最終控制者之企業僅占26.2%及2.9%，在其餘股權集中之企業中，大部分的最終控制者為家族。Fan and Wong (2002)將最終控制者定義為擁有至少5%投票權，且其投票權並未被其他人所控制之股東，當符合條件之股東不只一人時，則以擁有投票權比率最高之股東為最終控制股東，在分析除日本之外的東亞七國1,350家上市公司後，發現70%之上市公司其最終控制者為家族，而在我國企業的股權結構中，也發現最終控制股東普遍存在之情況。 2. 所謂直接持有股份比例，係指直接登記於該股東名下的投票權持股比例；間接持有股份比例，係指控制股東透過具有連續控制關係之數家公司形成對該被控制公司之控制鏈，視該控制鏈末端之投票權持股比例為間接控制權。. 10.

(16) 林宛瑩與許崇源(2008)在企業控股型態與公司治理衡量指標之相關研究中，使用最終控制者的概念來探討台灣集團企業之控股型態，並認為在台灣股權高度集中且控制股東普遍兼任經營者之結構環境下，「最大持股者」並不一定等同於「最終控制者」，控制權與掌握對企業經營最終決策之影響力有關，因此控制權之衡量應結合經營控制與股權控制之概念，「最終控制者」應定義為具有最大、最終決策權力與分配經營資源者更為恰當。另外，最終控制者擁有左右企業決策之影響力，因此，通常扮演企業的大股東、董事長、總經理或其家族成員及經營團隊等角色。. 政治大. 三、家族企業經營決策與企業價值. 立. 對於股權結構對企業價值所造成的影響，文獻上存有不同的看法，Jensen and. ‧ 國. 學. Meckling (1976)認為管理當局持股比例增加會先影響企業的財務決策，再進一步影響企業價值，作者提出利益收斂假說(convergence of interest hypothesis)，認為. ‧. 管理當局持股比例越高，會減少管理當局造成公司價值減損的機會，其與外部股. y. Nat. sit. 東之利益緊密結合時，代理成本也會隨著降低，故經理人持股比例越高有助於提. n. al. er. io. 升企業價值。Jensen and Reback (1983)的理論卻是大相徑庭，提出職位鞏固假說. i n U. v. (entrenchment hypothesis)認為董事成員控制公司大部分股權時，便有足夠的影響. Ch. engchi. 力來確保其職位安全，產生反接管行為(anti-takeover behavior)，董事成員為了自身利益而導致公司績效降低。為探討家族與非家族企業在決策與企業價值上的差異，以下首先透過文獻分析家族特性對經營決策之影響，再進一步探討導致企業價值差異之因素。在經營決策上，管理階層主導了企業營運的重大決策，優質的管理者能夠帶領企業向上成長，提高企業的競爭能力。企業的成功除了需要有效的策略，也需要具備執行策略的能力，當企業同時擁有成功的策略與優異的執行能力時，便會自競爭市場中脫穎而出。Demsetz and Lehn (1985)及McConaughy et al. (1998)指出所有權與經營權之結合對企業是一大幫助，家族成員位居公司重要管理階層及董 11.

(17) 事職位，減少代理問題並有效監督及控制公司。有學者認為家族企業本身即是公司的管理者，利於對管理階層的監督，當公司股東或執行長與家族有關聯性，以及更換執行長時，若接任的執行長為家族成員，其對公司都會帶來正向的助益 (Gomez-Mejia et al. 2001)。倉科敏材(2007)在其著作中提到家族企業比職業經理人企業更積極於引進新制度與新體系，比其他企業有更強的市場適應能力與組織變革能力，作者認為企業之所有者對企業進行直接經營往往比職業經理人更能顧全大局並有效管理企業，使經營決策不受短期利益拘束，這也是家族企業較其他企業更具優勢的原因之一。James (1999)及Stein (1988)也認為家族企業有較佳之. 政治大族企業在融資決策上的選擇差異，來說明家族企業會因家族股東身兼管理者而有立投資視野，有助於減少管理者過於近視之決策。以下本研究藉由探討家族與非家. 異於非家族企業之決策考量。. ‧ 國. 學. 企業可透過發行證券及舉債等方式來取得資金，若以負債融資方式取得資金. ‧. 可減少股權稀釋，避免原控制股東喪失對企業之控制力，但相對來說，負債的增. sit. y. Nat. 加也伴隨著風險。Jensen (1986)認為適度的舉債可以降低管理階層對公司現金流. al. er. io. 量控制權、減少特權消費3的情況並提高經營績效。企業股權結構之差異會影響. v. n. 企業的融資策略，DeAngelo and DeAngelo (1985)指出家族企業內部人為了增加企. Ch. engchi. i n U. 業資本且同時避免股權稀釋，影響原控制股東對企業的控制權，會考慮發行無投票權之證券。另外，在許多家族企業融資決策之研究文獻中有不同的研究結果， Wiwattanakantang (1999)發現在泰國企業中，家族企業負債程度較其他企業來的高，Mishra and McConaughy (1999)以美國企業為樣本進行研究卻發現家族企業之負債程度較低。La Porta et al. (1999)認為在缺乏對少數股東有保護作用法規之國家，控制股東剝削少數股東利益的情形會較為明顯，美國在保護投資者之相關法規上有相對較完善之設計，這類為鞏固控制權而提高企業風險進而傷害少數股. 3. Jensen and Meckling (1976)指出當管理者享受超越主理人觀點所認知合理範圍之消費時，便產生所謂的特權消費(Perquisite Consumption)，主要導因於管理者未持有企業全部股份而為追求其效用極大化，在此情況下容易導致公司價值受損。 12.

(18) 東之行為會因此受到限制。馬黛與李永全(2008)針對台灣企業進行家族控制與負債融資決策之研究，結果顯示家族與非家族型態企業在融資決策上有所差異，家族企業會維持在較低的負債水準，作者認為由於調整企業資本結構會影響企業風險及大股東控制權，因此，在同時考量這兩個因素下便會影響相關的融資決策。研究發現在台灣上市公司中，有150家未存在長期負債，在未存在長期負債的企業中有133家係屬家族企業，顯示相較於其他企業，家族企業更不傾向於舉借長期負債。研究更指出當家族控制持股比例低於25%時，控制者會為了提高控制權而提高負債水準，此時持股比例與負債比率具正向變動關係，但當家族持股比例. 政治大. 超過25%時，家族會傾向於控制風險而減少舉債，持股比例越大，負債比率反而越低。. 立. ‧ 國. 學. 管理當局持股會影響企業決策，並進而影響企業價值，支持Jensen and Meckling (1976)論點的學者認為掌握經營權與所有權之股東其利益目標與企業. ‧. 一致，管理當局與股東利益衝突減少及股權集中的特色對企業的營運及價值皆有. sit. y. Nat. 正向的影響。Anderson and Reeb (2003)即指出美國家族企業型態帶來的利益大於. al. er. io. 其所帶來的成本，Martínez et al. (2007)抽取175家智利的企業為樣本進行研究，. v. n. 其中包含100家家族企業及75家非家族企業，運用ROA、ROE及Tobin’s Q4等方法. Ch. engchi. i n U. 來衡量企業績效，發現家族企業的績效較非家族企業來得好，而眾多研究皆指出所有權集中之企業，其企業價值會高於所有權分散之企業(Jensen and Meckling 1976; La Porta et al. 1999; Villalonga and Amit 2006)。Yeh et al. (2001)之實證結果顯示在家族控制型態的企業中，控制權較高者其經營績效較佳，其中又以家族控制權高且家族成員出任董監席次低於50%者之經營績效最佳，反之家族控制權低且家族成員擔任董監席次高者其經營績效最差。因此作者認為在家族所控制下的企業，較高的控制權與擔任董監席次少之結構，係屬最佳公司治理結構。周行一. 4. Tobin’s Q 係企業市場價值對資產重置成本之比率，在實證研究上常用以衡量企業的成長性與投資機會，Tobin's Q 值大於 1 代表企業價值高於重置成本，企業成長性高且具投資機會，反之，企業成長性低。 13.

(19) (1996)對民國81年底台灣221家公開上市公司進行研究，探討家族企業之特色是否影響公司價值，研究結果顯示家族企業之股權集中度與內部人持股的情況皆顯著高於非家族企業，而家族企業之股權越集中，公司價值越高，但非家族企業卻無此現象，表示家族企業的集權特色有助於提高公司價值，因此作者認為家族企業之持股方式應有助於降低代理成本。然而，亦有學者不贊同家族型態的控制方式會為企業帶來更高價值的說法， Holderness and Sheehan (1988)以美國大企業為樣本，發現家族企業的Tobin’s Q 較非家族企業來的低。Shleifer and Vishny (1997)發現具有控制力的股東會詴圖從. 政治大超額的報酬、關係交易或是某些股利政策。Shleifer and Vishny (1997)及Morck et 立企業獲得私人利益。DeAngelo et al. (2000)認為這些提取資源的方式可能是透過. ‧ 國. 學. al. (2000)皆指出家族企業的組成型態會導致企業經營績效較不具效率。林宛瑩與許崇源(2008)以台灣14家集團與63家上市上櫃公司為研究對象，進行企業控股型. ‧. 態與公司治理衡量指標之相關研究，發現家族控股型態之公司及控制權與盈餘分. sit. y. Nat. 配權偏離程度較高之公司，經營績效顯著較差。廖秀梅、李建然與吳祥華(2006). al. er. io. 探討台灣上市公司在不同企業控制型態下，董事會結構特性與公司績效之關聯. v. n. 性。研究顯示董事會結構特性與公司績效之關聯性與家族及非家族之企業型態有. Ch. engchi. i n U. 關，在家族企業型態下股權機制及外部董監事對公司績效影響有限，但當董事長兼任總經理或董事會規模愈大時，會導致公司績效較差；若是在非家族企業下，內部董監事持股對公司績效有顯著正面的影響，且設立外部或獨立董監事有助於提升公司績效。因此，由文獻中可歸納出家族企業最大問題在於大股東對資源的掠奪與董事會喪失客觀獨立性，其次，指派無能力的家族成員擔任管理職位進而作出不當決策，亦為損害企業價值原因之一。家族控制的企業型態可能對該企業產生正向或負面的影響，從上述文獻中可發現股權結構與董事會獨立性會影響企業的營運目標與經營決策，企業的決策更進一步影響企業價值，因此企業價值會因控制型態不同而異。. 14.

(20) 四、家族企業之資訊揭露與盈餘品質在過去相關文獻中，學者大多指出家族企業經營、管理權的結合與控制股東之影響力等公司治理特性係影響企業揭露政策與資訊品質的主要原因，Forker (1992)發現揭露成本與較獨裁的治理環境會影響揭露品質，當董事會中的獨立董事愈多時，對於財務揭露品質的監督會加強，管理當局持有私有資訊的利益會降低，當執行長與董事長角色重疊時，會弱化對資訊揭露品質的監督。林美鳳、金成隆與林良楓(2009)發現控制股東擔任董監事席次愈高，會弱化公司治理機制，使財務表達穩健保守程度愈低，因此控制股東會影響盈餘認列壞消息的即時性，. 政治大能為了掩飾侵佔小股東利益之事實而操弄盈餘，報導不具可信度之盈餘資訊，降立. 導致資訊品質受到影響。Fan and Wong (2002)認為股權偏離情況下，控制股東可. ‧ 國. 學. 低盈餘資訊之品質。研究中更進一步發現盈餘資訊之可信程度與最終控制者控制程度有反向關聯性，即最終控制者控制力與股權間之差異程度越大，盈餘資訊品. ‧. 質越差。另外，金成隆、蘇淑慧與呂倩如(2009)以台灣企業為研究對象，認為若. sit. y. Nat. 在公司經理人員由家族成員擔任之情況，雖然可解決管理權與所有權分離的傳統. al. er. io. 代理問題，但不至於影響盈餘品質，唯有在作者對家族企業設定較嚴格的條件. v. n. 下，才會發現家族企業之盈餘品質較非家族企業差之現象。. Ch. engchi. i n U. 不過，Ali et al. (2007)在其研究中發現相反的結果，指出家族企業少有經營權與所有權分離情況，管理當局與股東間的傳統代理問題因而減少，不過卻存在大股東與小股東間的代理問題，但整體而言，美國家族企業的代理問題仍小於非家族企業，因此降低了管理者操縱盈餘的動機，導致家族企業所報導之盈餘品質較非家族企業高，且在管理當局的預測上，也較易出現盈餘表現較差的預警。由於家族企業有較高的盈餘品質，因此提高財務分析師預測意願，在各分析師的預測間有較低的離散程度，預測誤差較小，短期預測修正之情況也較少。另外，作者發現與非家族企業相比較，由創立者擔任執行長之家族企業，其揭露政策表現較佳。Wang (2006)指出當控制股東利益目標與其他股東一致時會產生聯合效. 15.

(21) 果，傾向提升企業價值與形象，進而提供較佳的盈餘品質。林嬋娟與張哲嘉(2009) 亦在探討家族企業與企業舞弊之關聯性的研究中同意此論點，指出企業的經營權與所有權分離會衍生出許多代理問題，諸多代理成本中，企業舞弊所帶來的後果十分嚴重，相較於非家族企業，家族企業的舞弊機率顯著較低，且認為在最終控制者利益與企業一致的情況下，有助於監督管理當局減少舞弊行為與操弄財務報表之機會。從學者研究結果中可發現，針對家族企業的資訊品質亦存在兩種說法，其中一方認為隨著代理成本的降低，管理當局操控財務報表之動機也會降低，且在企. 政治大為家族企業中控制股東存在所帶來的資源掠奪問題仍會影響財務報導的可信立業與股東利益一致的效果下，使得家族企業具有較高的資訊品質；另一派則是認. ‧ 國. 學. 度，會產生較差的盈餘品質。兩種說法皆有理論支持，從結果來看，家族企業確實會因其企業特性而對資訊的內涵造成影響。. ‧. 第二節財務分析師預測行為. sit. y. Nat. al. er. io. 自 2002 年美國的安隆(Enron)與世界通訊(WorldCom)弊案爆發，我國 2004. v. n. 年相繼傳出博達、訊碟等財務報表舞弊事件，日本也於 2006 年發生活力門公司. Ch. engchi. i n U. (Liverdoor)操弄財務報表事件，顯示企業企圖藉由操控會計數字隱匿內部財務危機，資訊不對稱問題造成投資大眾的鉅額損失。在弊案爆發後，主管機關陸續制定相關法規要求企業加強公司治理與提升資訊透明度，希望透過提高資訊揭露的品質來減少資訊不對稱，防止企業弊案的發生並保障投資大眾之權益。企業所揭露的資訊對資訊使用者十分重要，而財務分析師是投資人接近資本市場之重要媒介，同時也是資訊的重要使用者，分析師使用公開及私有資訊進行預測，並將預測結果提供給投資者做為參考依據，因此資訊揭露程度及品質對財務分析師預測行為影響甚鉅。以下藉由財務分析師相關文獻，探討影響分析師預測行為的因素，作為本研究假說建立基礎。. 16.

(22) 一、資訊揭露與分析師預測行為財務分析師之預測資訊及企業對財務之揭露情況皆可能對證券市場造成極大影響，為了達到投資人取得資訊之公帄性，減少資訊不對稱及內線交易之情況，美國證券管理委員會(Securities and Exchange Commission, SEC)於 2000 年 10 月開始實施「公帄揭露規則」(Regulation Fair Disclosure, Reg. FD)，禁止選擇性揭露重大非公開資訊給特定資訊使用者，期能減少企業向少數資訊使用者提供大眾投資者無法取得之資訊之行為，公帄的揭露所有資訊，確保投資人之權益。 Herrmann et al. (2008)發現「公帄揭露規則」實施後分析師帄均的預測誤差下降，. 政治大以取得非公開資訊，因此減少了預測傾向樂觀的現象，顯示充分的資訊揭露對分立. 且由於此規則的實施，使得分析師較不需藉著發布樂觀預測與企業建立良好關係. ‧ 國. 學. 析師預測行為有正面的影響。「公帄揭露規則」的實施表面上看似有助提高投資者取得資訊的公帄性，但在企業受到規範不得選擇性揭露資訊的同時，也可能發. ‧. 生企業為避免讓競爭對手取得內部資訊，導致揭露意願的減低，並影響資訊數量. sit. y. Nat. 及品質之情況。Irani and Karamanou (2003)藉由比較「公帄揭露規則」通過前後. al. er. io. 之分析師預測數據，去探討「公帄揭露規則」是否會影響企業對市場所發布之資. v. n. 訊數量及品質，發現此規則的實施確實影響了企業的揭露政策，且導致分析師預. Ch. engchi. i n U. 測意願降低及分析師預測之離散程度增加。由此可知分析師預測行為受到資訊數量及品質的影響，而資訊內涵主要仍取決於企業的經營策略與市場考量。 Lang and Lundholm (1996)認為財務分析師在資本市場的運作中，是不可或缺的角色，他們提供盈餘預測、買賣投資建議或其他資訊給經紀人及機構投資者，而分析師藉以評估之資訊大都來自於企業。雖然公開發行公司有最低限度揭露之限制，各企業對資本市場提供額外資訊之程度仍有重大程度之差異，因此企業的資訊揭露程度會影響財務分析師預測之意願及精確度，在預測誤差方面，分析師傾向具樂觀偏誤(Hansen and Sarin 1998; Richadson et al. 2004)，在缺乏資訊數量與可靠性的情況下，基於策略考量，分析師會傾向發布樂觀預測企圖與管理當局. 17.

(23) 建立良好關係，以取得私有資訊提升預測準確度(Francis and Phibrick 1993; Herrmann et al. 2008)，正常來說，企業提供之資訊越充分，分析師預測之意願及精確度皆會大幅提升，資訊的品質也能反映在分析師間預測離散程度上，可靠性較低的資訊可能造成各分析師預測有較大的差異，而離散程度也可藉分析師對公開及私有資訊的掌握程度得到解釋。關於此部分的假說已透過許多學者之研究證實，Lang and Lundholm (1996)即發現在美國企業中，企業資訊揭露越完整，會吸引較多分析師來預測公司盈餘，造成預測準確度之提升，也就是分析師對企業整體揭露之評等越高，盈餘預測之準確度越高。其次，充分的資訊揭露會降低各分. 政治大易取得資訊的揭露政策，來吸引分析師之預測行為，提高市場預測之精確性，減立. 析師間預測之離散程度，減少預測修正幅度。因此作者主張企業可透過採用較容. 少資訊不對稱之情形。Hope (2003)選取多國樣本，研究企業對會計政策之揭露程. ‧ 國. 學. 度是否會影響分析師盈餘預測，研究結果顯示會計政策揭露對分析師盈餘預測有. ‧. 正向的幫助，有助於降低預測的不確定性，並發現會計政策資訊之揭露其有用性. y. Nat. 比其他資訊揭露來的高。綜合以上論點可發現，資訊之揭露的確對財務報表使用. al. er. io. sit. 者十分重要，因此，本研究以下進一步探討影響資訊揭露之因素。. n. 二、企業特質與分析師預測行為. Ch. engchi. i n U. v. 由上述文獻可得知資訊揭露政策與品質對分析師預測行為影響甚鉅，分析師可藉由取得充足且可靠的資訊來提升預測準確度。資訊來自企業的揭露，企業的資訊揭露政策與品質會因企業結構、內部文化與規模等特性而有所差異，不同的營運目標與獲利能力亦可能對揭露意願造成影響，因此，企業之特質會影響資訊揭露政策，且進一步影響財務分析師預測行為，Bhushan (1989)研究企業特質對財務分析師預測意願之影響，認為除了企業規模以外，股權結構及產業類別皆對分析師預測意願產生影響。企業的規模越大，也隱含著投資者從關於該企業的資訊上可能獲得的利益越多，投資者對於該企業資訊之關心程度越高，也連帶增加了預測資訊的需求，為分析師帶來許多商業上的利益，進而影響分析師預測意. 18.

(24) 願。在企業規模與資訊取得成本之關係上，並沒有明顯證據顯示其關連性，但一般來說，大型企業釋出之公開資訊會較小型企業來的多，較容易取得的資訊也是分析師進行預測行為時考量之重要因素之一，作者在實證中以企業權益市值來衡量企業規模，發現分析師預測需求及供給都會隨著企業規模而增加。Lang and Lundholm (1996)亦認為規模較大之企業所提供給外界之資訊自然會較多，在此情況下，便會產生較充分的動機讓分析師進行預測，也因此提高了分析師預測大規模企業盈餘之精確性，因此企業規模的確會影響分析師投入預測之數量與預測準確度。. 政治大師預測服務之需求，會因機構持股數量或比例增加而提高，但內部人持股比例與立. Bhushan (1989)也發現股權結構與預測行為的關聯性，研究結果顯示對分析. ‧ 國. 學. 預測服務需求卻是呈現反向變動，作者認為內部人持股比例越高，企業對於資訊之保密程度可能會較高，並影響到資訊的取得成本，分析師對該企業的預測意願. ‧. 會降低。而在產業類別上，作者認為在不同產業導致資訊取得成本不同之情況. sit. y. Nat. 下，產業種類會影響分析師投入預測之數量，另外，不同產業對分析師預測之需. al. er. io. 求程度不一致，也是影響分析師投入預測之可能因素。作者將產業分為礦業、建. v. n. 築與製造業、公用事業、批發與零售業、財務機構與服務業六大類並進行分析，. Ch. engchi. i n U. 分析結果顯示，相較於服務業，礦業與公用事業之產業有較多分析師投入預測，作者認為這結果可從兩個方面來解釋，第一是礦業及公用事業之資訊取得成本較低，再者，便可能是在預測需求上，服務產業來的較低。除了上述特性之外，公司治理亦為影響資訊揭露的原因之一，許多文獻皆指出財務分析師預測行為與公司治理及投資環境對投資者的保護程度有關(Moyer et al. 1989; Lustgarten and Mande 1998; Bushman et al. 2003; Lang et al. 2004; Byard et al. 2006)。Moyer et al. (1989)分析美國 S&P 500 之企業探討內部人持股是否對分析師預測標的之選擇造成影響，結果認為在對管理者權益上之揭露程度越高，預測動機會因此增強。Lustgarten and Mande (1998)則是認為當內部關係人（董. 19.

(25) 監事、大股東及管理階層）持股比例增加時，預測結果之精確度也會因此提高。 Lang et al. (2004)從 27 個國家採集超過 2,500 家公司當作樣本調查股權結構、分析師預測意願及投資者保護間相互關聯性，認為公司治理係財務分析師是否有意願對該公司進行預測之關鍵因素，分析師對於內部公司治理較差，有潛在動機去操控或隱藏資訊之企業，其預測意願較低，這些企業大都存有控制股東為家族成員或管理階層等特徵，控制股東為了隱藏剝奪其他股東利益之事實，會企圖操弄資訊，這種關聯性在對投資者（少數股東）保護程度較差的國家中更趨明顯。公司治理除了影響資訊揭露品質外，也會進一步對資訊使用者造成影響，Byard et. 政治大與分析師預測準確度呈正向關係，董事會規模較大或董事長兼任總經理之企業則立. al. (2006)針對公司治理與財務分析師預測之關聯性進行分析，發現董事會獨立性. 會導致分析師預測誤差增加，顯示公司治理會影響財務分析師取得資訊之品質。. ‧ 國. 學. 投資者所關心的是企業的獲利能力與未來的成長性，在這方面表現較佳的企. ‧. 業容易受到投資者及分析師的青睞，投資者需要資訊，因此產生分析師提供資訊. sit. y. Nat. 的動機，財務分析師依據企業所發布之財務與非財務資訊作為預測基礎，在財務. al. er. io. 資訊中，企業的財務報表隱含著企業的價值與未來的發展性，分析師可藉由過去. v. n. 的盈餘資訊作出許多分析及預測，在企業盈餘特性與分析師預測相關研究中，. Ch. engchi. i n U. Lang and Lundholm (1996)認為盈餘變異性越大，表示分析師難以藉由歷史盈餘資訊來預測未來盈餘，導致預測精確度降低。另外，有學者抱持相反意見，Kross et al. (1990)以實證結果證明取得之資訊、盈餘之變異性及企業活動消息皆有助於分析師預測行為，若盈餘之變異性越大，代表其可預測性越低，分析師會藉由取得較多資訊來進行預測行為以提升預測之精確程度，因此會產生盈餘變異性越大，分析師預測之準確度越高的情況。由於前景較佳、未來成長空間較大的企業是投資者主要的投資對象，這也導致分析師對該企業進行預測之意願增加(Bhushan 1989; Lang and Lundholm 1996)。. 20.

(26) 綜合以上文獻可得知，財務分析師預測意願、準確度及離散程度等預測特性皆受到企業資訊揭露的品質與數量所影響，而資訊揭露的品質與數量則受到企業規模、產業、股權結構、公司治理及獲利能力等企業特性所影響。整體而言，企業發布的資訊愈多或可靠性愈高，對分析師預測行為會有正面的影響，即分析師的預測意願及準確度較高，且各分析師預測結果也較相近。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 21. i n U. v.

(27) 第三章研究方法本章包含本研究相關研究假說之建立、研究變數之設計、樣本資料說明及實證模型。. 第一節研究假說本研究著重探討財務分析師行為與家族企業之關聯性，家族企業型態是台灣企業之一大特色，大部分公司都具有家族企業之色彩，而不同的企業型態可能具有不同的經營策略及財務結構，其所揭露之資訊品質也可能因企業型態而產生差. 政治大理階層之職務，在握有具控制力股份的同時也左右企業的重要決策，因此，家族立. 異，在家族企業中，經營權與所有權合併之情形十分普遍，家族成員經常擔任管. 成員可能意圖做出對自身有利之決策並在資訊揭露上有某種程度之保留，家族成. ‧ 國. 學. 員擔任董事亦可能影響監督職能，進而影響分析師在預測時所依賴的資訊數量與. ‧. 品質。Fan and Wong (2002)認為控制股東可能為了掩飾侵佔小股東利益之事實而. y. Nat. 操弄盈餘，報導不具可信度之盈餘資訊，降低盈餘資訊之品質。金成隆、蘇淑慧. er. io. sit. 與呂倩如(2009)發現若台灣企業之經理人員係由家族成員所擔任，雖有助於解決管理權與所有權分離的傳統代理問題，但不會對盈餘品質造成影響，當家族成員. al. n. v i n 擁有最大投票權，即足以影響企業決策時，家族企業之盈餘品質會較非家族企業 Ch engchi U. 差。Ali et al. (2007)認為家族企業雖存有大股東與小股東間的代理問題，但美國家族企業的代理問題仍小於非家族企業，因此降低了管理者操縱盈餘的動機，使家族企業仍維持較高的盈餘品質。本研究認為家族企業中控制股東與小股東間的代理問題以及董事會缺乏獨立性是影響資訊揭露及分析師預測的主要原因，在家族型態的企業中，控制股東的存在十分普遍，容易發生控制股東剝削少數股東利益之情況，而這類型的代理問題在對投資者保護程度較低之國家更為明顯(La Porta et al. 1999)，本研究認為企業環境的差異會影響公司治理以及資訊透明度，台灣企業環境對少數股東的保護程度不如美國，控制股東作出不利少數股東之決策機會較高，因此，家族企業發生因控制股東剝削少數股東利益而隱匿真實資訊 22.

(28) 情況之可能性亦較高，可能會對財務分析師盈餘預測準確度造成負面影響。另外，Byard et al. (2006)指出董事會獨立性與分析師預測準確度呈正向關係，而家族企業董事會多由家族成員組成，對其獨立性與監督效能有負面之影響，亦可能損害財務報表品質，提高分析師預測誤差，因此本研究推導出假說一。. 假說一：財務分析師對家族企業盈餘預測之誤差程度較大。在家族企業中，除了成員常擔任管理階層職務外，董事會成員也多由家族成員組成，使得董事會在原本監督之作用上可能缺乏一定程度的客觀與獨立性，在監督功能受到影響的情況下，對公司營運或政策的行使都可能產生影響，甚至影. 政治大. 響到公司之價值，Bhushan (1989)即認為公司價值較佳或規模較大的公司會較易. 立. 引貣投資者的興趣，增加市場上預測資訊的需求，為分析師帶來商業利益，進而. ‧ 國. 學. 提高分析師預測意願。. 除了市場需求的因素以外，資訊的取得成本與品質亦為分析師是否進行預測. ‧. 的考量因素。Bhushan (1989)指出股權結構及產業類別等企業特質皆會對分析師. y. Nat. sit. 追蹤預測意願產生影響，在股權結構之差異上認為若內部人持股比例越高，企業. n. al. er. io. 對於資訊之保密程度可能會較高，在資訊取得成本提高之下，分析師對該企業的. i n U. v. 預測意願會降低。Lang and Lundholm (1996)也指出分析師偏好選擇資訊揭露充分. Ch. engchi. 之企業來預測盈餘。Lang et al. (2004)則是認為分析師視內部公司治理為預測之重要考量，對於有潛在動機去操弄或隱藏資訊之企業，其預測意願較低。本研究認為家族企業在經營模式與股權結構上均與其他型態企業有所差異，在家族成員控制企業營運、左右企業決策可能影響資訊揭露情況下，分析師會因資訊取得成本與品質而考慮是否進行預測，由於家族企業股權集中及董事會缺乏獨立客觀等特性，相較於非家族企業，更容易存有潛在動機操弄或隱藏資訊，導致分析師較難以取得充分且可靠之資訊，因此降低了分析師進行長期追蹤預測之意願，推導出假說二。. 假說二：財務分析師對家族企業之追蹤預測意願較低。 23.

(29) 財務分析師預測行為所需之資訊主要來自企業之揭露，過去眾多文獻顯示企業資訊揭露程度較高者，會對預測結果有正向的助益，Lang and Lundholm (1996) 即發現充分的資訊揭露會降低各分析師間預測之離散程度。Fan and Wong (2002)、Leuz et al. (2003)及林美鳳、金成隆與林良楓(2009)等學者皆認為若企業存在控制股東，有機會發生控制股東透過其對公司的影響力來操控財務報表之情事，影響盈餘之資訊內涵。家族企業通常有控制股東之存在，家族成員之影響力常可左右企業之經營，因此假設家族型態之企業會提供數量較少或品質較差的盈餘資訊（Forker 1992；Fan and Wong 2002；金成隆、蘇淑慧與呂倩如 2009），分. 政治大. 析師需大量使用未公開私有資訊進行預測，導致分析師間預測之離散程度較大，本研究推導出假說三。. 立. ‧ 國. 學. 假說三：財務分析師對家族企業盈餘預測之離散程度較大。. ‧. 第二節研究變數. sit. y. Nat. 一、財務分析師預測屬性之衡量. n. al. er. io. Lang and Lundholm (1996)以分析師預測準確性、追蹤意願、預測離散程度與. i n U. v. 預測修正的波動程度，四種財務分析師預測屬性來探討企業揭露政策與財務分析. Ch. engchi. 師預測行為之關聯性，本研究選用其中分析師預測準確性、分析師追蹤意願與分析師間預測離散程度三種預測屬性，並加入與本研究相關之控制變數，建立本研究相關實證模型。家族企業型態是否影響財務分析師預測行為是本研究之探討主軸，本研究首先探討財務分析師對家族與非家族企業的預測上是否存在差異性。假說一中的應變數為財務分析師盈餘預測誤差(ABSFER)，係用來衡量分析師對企業盈餘之預測是否準確，計算方式係將實際每股盈餘與帄均預測每股盈餘的差取絕對值，再除以期初股價進行帄減。. 24.

(30) Bhushan (1989)在其研究模型中使用財務分析師追蹤數量來分析何種企業特質會吸引分析師關注且進行追蹤預測。Lang and Lundholm (1996)也使用此變數探討揭露政策與分析師預測行為。本研究第二個假說主要在探討分析師在選擇預測標的時，是否會針對家族或非家族企業而具有預測偏好，因此本研究選擇當年度財務分析師追蹤數量(FOLLOW)作為假說二的應變數，以當年度進行預測之券商數量來衡量。本研究第三個假說係在探討各分析師對相同目標進行預測時，各分析師間預測結果的差異性。Lang and Lundholm (1996)認為各分析師取得資訊與預測模型的. 政治大便成為影響預測離散程度的關鍵因素，當分析師以企業揭露的公開資訊作為分析立差異都會造成此類預測差異，假若分析師間皆使用相同的預測模型，取得的資訊. ‧ 國. 學. 基礎，各分析師間的預測值會較接近，但當分析師以未公開私有資訊作為預測基礎時，便會增加預測的離散程度。本研究以各家券商對當年度預測盈餘之標準差. ‧. 除以期初股價帄減來衡量各財務分析師間預測離散程度(STDF)。. Nat. sit. y. 二、主要測詴變數與控制變數之衡量. n. al. er. io. 在過去眾多文獻中，並無一致的家族企業判定標準，整理過去文獻發現定義. i n U. v. 家族企業之標準主要集中在探討企業的經營權、所有權及控制權上，有學者以家. Ch. engchi. 族成員是否擔任管理階層職務來定義家族企業(Johnson et al. 1985; Morck et al. 1988; McConaughy et al. 1998; Anderson and Reeb 2003; Astrachan and Shanker 2003; Ali et al. 2007)，有學者認為家族成員擔任董事會成員取得對企業的控制權是重要的判斷指標（Ali et al. 2007；周行一 1996；林嬋娟與張哲嘉 2009），也有學者以家族成員持股比例超過固定百分比作為判斷依據(Claessens et al. 2000; Yeh et al. 2001)，由於家族企業定義的不一致，造成了研究結果上的差異（Villalonga and Amit 2006；金成隆、蘇淑慧與呂倩如 2009）。台灣企業具股權高度集中之特性，且多有最終控制者存在，而在這些企業中，大部分的最終控制者為家族(Claessens et al. 2000; Fan and Wong 2002)，由家 25.

(31) 族所控制的企業，家族成員除了擁有一定的股份之外，亦對企業決策有重大影響力，林宛瑩與許崇源(2008)認為以實務觀點來看，控制公司經營資源與具決策影響力者未必為最大股權持有者，而最大股權持有者又未必擔任董監事，並不具有決策權力與監督職能，導致在判斷控制股東是否具有實質控制力有一定程度上的困難。因此為確保控制股東具決策影響力，並探討不同定義下的家族企業對財務分析師預測是否有影響，本研究所有假說中的主要測詴變數家族企業(FAMILY) 定義係採用林嬋娟與張哲嘉(2009)之家族企業定義，以較為寬鬆與較嚴格的兩種衡量方式，分別定義家族企業，以探討在兩種定義下與財務分析師預測行為之關. 政治大或透過其所控制之（未）上市（櫃）公司、財團法人等出任之董事席次總和超過立. 聯性。第一種定義(FAMILY1)係將家族企業定義為年底最終控制者以個人名義，. 年底董事會總席次50%之企業。第二種較為嚴格之家族企業定義(FAMILY2)則是. ‧ 國. 學. 為避免高估最終控制者在該公司之投票權，而將最終控制者持股數納入考量，即. ‧. 在符合定義一(FAMILY1)的情況下，若最終控制者總持股數超過10%，則符合家. sit. y. Nat. 族企業定義二(FAMILY2)。. io. er. 規模較大與未來具有發展空間之企業容易受到投資者的注目，由於資本市場. al. 與財務分析師對大規模企業資訊的強烈需求，以及企業蒐集與提供資訊之成本較. n. v i n Ch 低等因素，因此規模較大的企業會做較多的自願性揭露並提供外界較充足的資 engchi U 訊，提高分析師追蹤預測的動機，影響預測盈餘的準確程度 (Bhushan 1989;. Hossain et al. 1995; Lang and Lundholm 1996)。基於以上論點，本研究以期末總資產取自然對數衡量企業規模(SIZE)作為控制變數之一，並預期規模較大的企業其對外資訊揭露程度及品質較高，會降低分析師預測誤差與預測離散程度，且分析師預測意願會較高。負債比率可能影響公司財務資訊揭露意願或使管理當局存有操弄財報數字的動機。Dechow et al. (1996)發現相較於舞弊公司，非舞弊公司負債比率顯著較高。Eng and Mak (2003)指出負債比率愈高的公司，自願性揭露程度會愈低。故. 26.

(32) 本研究將負債比率(LIBR)納入控制變數中，該變數以總負債除以總資產計算之。本研究認為負債比率較高的企業會傾向釋放較少的企業資訊給外界，預期會造成較大的預測誤差，預期方向顯著為正。有學者指出盈餘之變異性確實影響分析師的預測行為，當過去盈餘波動性較大時，盈餘可用來作為預測基準的可靠性較低，因此分析師會致力於取得其他資訊來提升預測的準確性，導致發生盈餘變異性越大，分析師預測之準確度卻越高的情況(Kross et al. 1990)。另外，有學者認為盈餘變異性越大，分析師便無法藉由過去的盈餘趨勢來預測未來盈餘，因此提高預測困難度(Lang and Lundholm. 政治大盈餘的變異性確實對預立測行為造成影響，因此本研究納入盈餘變異性. 1996)。雖過去文獻對盈餘變異性所造成的預測結果看法不一致，但結果皆顯示. ‧ 國. 學. (STDEPS)，以過去三年盈餘的波動程度作為控制變數，並預期結果為正向。獲利能力較佳的企業為了強調企業在盈餘上的表現以吸引投資者的注意，會. ‧. 傾向揭露更多資訊(Raffournier 1995)。Loebbecke et al. (1989)認為財務績效表現較. y. Nat. sit. 差的企業，管理階層會有動機操弄盈餘資訊。Bhushan (1989)認為不同產業會導. n. al. er. io. 致資訊取得成本不相同且對分析師預測之需求程度也不一致。因此本研究除了將. i n U. v. 毛利率(GPR)與當年度企業是否虧損之虛擬變數(LOSS)納入控制變數中，也依產. Ch. engchi. 業別將企業的銷貨收入除以該企業所屬產業的總銷貨收入，計算出產業市場占有率 (MSHARE)，並作為控制變數。本研究認為在財務表現出色的企業願意揭露較多資訊與降低管理者操弄報表的前提下，毛利率與市場占有率高會降低分析師預測誤差，預期方向為負；企業虧損會增加分析師預測誤差，預期方向為正。除了財務因素外，公司治理也會影響揭露政策與盈餘品質，許多研究皆顯示董事長兼任總經理職務會對董事會的獨立性與客觀性有所影響，但影響結果的正反向各有說法。Aliet al. (2007)指出由於家族企業中經營權與所有權的結合，降低了管理者操縱盈餘的動機，家族企業之盈餘品質較非家族企業高，與非家族企業相比較，若家族企業係由創立者擔任執行長，在揭露政策上會有較佳的表現。 27.

(33) 而金成隆、蘇淑慧與呂倩如(2009)發現公司經理人員由家族成員擔任，有助於解決管理權與所有權分離的傳統代理問題，但不會影響盈餘品質。Jensen (1993)認為董事長兼任執行長之企業其公司治理較差，Gul and Leung (2004)發現當總經理具兼任董事長的雙重身分時，企業會有較低水準的自願性盈餘揭露，並認為這是由於企業管理者兼具董事會成員身分，會導致董事會無法有效監督管理當局，且進一步影響財務資訊揭露的透明度，Dechow et al. (1996)也指出董事長具雙重身份時會提高操弄盈餘的機率而有較差的盈餘品質。故本研究將董事長兼任總經理 (DUAL)納為控制變數，但不預期方向。而控制股東為家族成員或管理階層之企. 政治大潛在動機去操弄或隱藏企業資訊(Fan and Wong 2002; Lang et al. 2004)。企業的外立. 業，在股權偏離的情況下，控制股東為了隱藏剝奪其他股東利益之事實容易存有. 部大股東為了確保其投資利益，會有監督管理階層之誘因，此誘因的存在有助降. ‧ 國. 學. 低財務報表被操弄的機率(Jensen 1993)。文獻顯示股權結構與盈餘品質具有關聯. ‧. 性，並進而對分析師預測行為造成影響，因此本研究納入外部大股東(BLOCK). y. Nat. 變數控制之，但不預期方向，此變數為一虛擬變數，以持股比例最高之外部大股. n. al. er. io 第三節樣本資料. sit. 東持股是否超過必要控制水準為判斷標準。. Ch. engchi. i n U. v. 本研究之家族企業樣本與財務分析師預測資訊皆取自台灣經濟新報社資料庫，以台灣所有上市（櫃）公司為樣本選取範圍，本研究採用台灣經濟新報社資料庫中上市（櫃）公司券商財務預測作為財務分析師預測樣本資料，該券商預測資料庫期間始於 2000 年，蒐集數家專業券商研究報告作為資料來源，預測範圍並非涵蓋全數上市（櫃）公司，主要取決於券商是否願意對企業進行預測及長期追蹤。本研究樣本資料之選取期間為 2001 年至 2008 年，且在選樣過程排除性質較特殊之金融保險、證券及投資信託產業。. 28.

(34) 第四節實證模型本研究為探討家族企業與分析師預測行為之關聯性，因此參考 Lang and Lundholm (1996)探討企業揭露政策與財務分析師預測行為之實證模型，選用分析師預測誤差、分析師追蹤數量與分析師間預測離散程度三個應變數，並加入與本研究相關之控制變數，建立本研究相關實證模型如下，各變數之定義與詳細說明見表 3.1。. 假說一：財務分析師對家族企業盈餘預測之誤差程度較大。. 政治大. 𝐴𝐵𝑆𝐹𝐸𝑅𝑖,𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1 𝐹𝐴𝑀𝐼𝐿𝑌𝑖,𝑡 + 𝛽2 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖,𝑡 + 𝛽3 𝐿𝐼𝐵𝑅𝑖,𝑡 + 𝛽4 𝐿𝑂𝑆𝑆𝑖,𝑡 + 𝛽5 𝑆𝑇𝐷𝐸𝑃𝑆𝑖,𝑡 + 𝛽6 𝐺𝑃𝑅𝑖,𝑡 + 𝛽7 𝑀𝑆𝐻𝐴𝑅𝐸𝑖,𝑡 + 𝛽8 𝐷𝑈𝐴𝐿𝑖,𝑡. 立. + 𝛽9 𝐵𝐿𝑂𝐶𝐾𝑖,𝑡 + 𝜀𝑖,𝑡. ‧ 國. 學. 假說二：財務分析師對家族企業之追蹤預測意願較低。. ‧. a. er. io. sit. y. Nat. 𝐹𝑂𝐿𝐿𝑂𝑊𝑖,𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1 𝐹𝐴𝑀𝐼𝐿𝑌𝑖,𝑡 + 𝛽2 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖,𝑡 + 𝛽3 𝐿𝐼𝐵𝑅𝑖,𝑡 + 𝛽4 𝐿𝑂𝑆𝑆𝑖,𝑡 + 𝛽5 𝑆𝑇𝐷𝐸𝑃𝑆𝑖,𝑡 + 𝛽6 𝐺𝑃𝑅𝑖,𝑡 + 𝛽7 𝑀𝑆𝐻𝐴𝑅𝐸𝑖,𝑡 + 𝛽8 𝐷𝑈𝐴𝐿𝑖,𝑡 + 𝛽9 𝐵𝐿𝑂𝐶𝐾𝑖,𝑡 + 𝜀𝑖,𝑡. n. iv 假說三：財務分析師對家族企業盈餘預測之離散程度較大。 l 𝑆𝑇𝐷𝐹𝑖,𝑡. n U engchi = 𝛽0 + 𝛽1 𝐹𝐴𝑀𝐼𝐿𝑌𝑖,𝑡 + 𝛽2 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖,𝑡 + 𝛽3 𝐿𝐼𝐵𝑅𝑖,𝑡 + 𝛽4 𝐿𝑂𝑆𝑆𝑖,𝑡. Ch. + 𝛽5 𝑆𝑇𝐷𝐸𝑃𝑆𝑖,𝑡 + 𝛽6 𝐺𝑃𝑅𝑖,𝑡 + 𝛽7 𝑀𝑆𝐻𝐴𝑅𝐸𝑖,𝑡 + 𝛽8 𝐷𝑈𝐴𝐿𝑖,𝑡 + 𝛽9 𝐵𝐿𝑂𝐶𝐾𝑖,𝑡 + 𝜀𝑖,𝑡. 29.

(35) 表 3.1 變數定義與說明變數名稱. 定義. 說明. ABSFER. 財務分析師盈餘預 |實際每股盈餘 − 帄均預測每股盈餘| 測誤差 = 期初股價. FOLLOW. 分析師追蹤數量. STDFER. 各分析師間預測之各分析師預測當年度盈餘之標準差離散程度 = 期初股價. FAMILY. 家族企業. SIZE. 公司規模. LIBR. 負債比率. LOSS. 當年度損失. STDEPS. 盈餘變異性. 以當年度進行預測之券商數量衡量之。. 為一虛擬變數，當此公司為家族企業時為 1，其餘為 0。以總資產取自然對數衡量之。治政以總負債除以總資產計算之。大. 立. ‧ 國. 學. 為一虛擬變數，若該公司當年度有損失時為 1，其餘為 0。用來衡量企業盈餘波動程度，以每股盈餘過去. ‧. 三年之標準差除以期初股價計算之。. 毛利率. 以銷貨毛利除以銷貨收入計算之。. MSHARE. 市場占有率. DUAL. 董事長兼任總經理. sit. 以企業銷貨收入除以該產業總銷貨收入計算之。. n. al. er. io. BLOCK. y. Nat. GPR. 為一虛擬變數，當企業之董事長兼任總經理時為 1，其餘為 0。. Ch. engchi. i n U. v. 最大外部股東具控為一虛擬變數，當此公司最大外部股東持股比制力例超過必要控制持股比例(critical control level) 時為 1，其餘為 0。必要控制持股比例計算方式見頁 8 附註 1。. 註： 1.. 本研究變數資料皆取自台灣經濟新報社資料庫(TEJ)。. 2.. 在分析師預測值部分，由於各分析師對每股盈餘預測之帄均數與中位數結果相近，因此本研究採用各分析師間對每股盈餘預測之帄均數來計算。. 3.. 本研究使用兩種定義判斷家族企業，第一種定義為年底最終控制者以個人名義，或透過其所控制之（未）上市（櫃）公司、財團法人等出任之董事席次總和超過年底董事會總席次 50% 之企業。第二種定義為在符合定義一的情況下，若最終控制者總持股數超過 10%，則符合家族企業定義二。. 30.

(36) 第四章研究結果本研究旨在探討財務分析師對家族與非家族企業之盈餘預測行為是否具有差異，本章首先說明樣本篩選過程與樣本分布情況，再分別列示敘述性統計量、相關係數表與迴歸等實證結果，藉以支持本研究假說。. 第一節樣本選擇與敘述統計量本研究樣本選取範圍為 2001 年至 2008 年間之台灣上市（櫃）公司，樣本期間非屬金融保險等特殊性質產業之觀察值有 11,062 筆，為求樣本資料之完整性，. 政治大筆，最後刪除因缺乏資訊導致無法判斷是否為家族企業之觀察值 4 筆，篩選結果立. 刪除財務資訊不足之觀察值 44 筆，接著刪除缺乏財務分析師預測之觀察值 5,059. ‧ 國. 學. 本研究樣本資料共有 5,955 筆。表 4.1 為本研究樣本篩選過程及結果。. n. Ch. engchi. sit er. io. al. y. Nat. 2001~2008 年台灣上市（櫃）公司年度樣本數減：缺乏財務資訊變數之觀察值小計減：缺乏財務分析師預測之觀察值小計減：缺乏判定家族企業所需變數之觀察值研究樣本數. ‧. 表 4.1 研究樣本篩選過程. i n U. v. 11,062 (44) 11,018 (5,059) 5,959 (4) 5,955. 註：樣本不包含金融保險等特殊性質產業。. 表 4.2 列示本研究樣本在各年度及各產業分布情況，其中家族企業係分別採用較寬鬆的定義一(FAMILY1)及較嚴格的定義二(FAMILY2)作為分類的依據。 Panel A 為全部觀察值及家族企業觀察值在 2001 年至 2008 年樣本分配情形；Panel B 為全部觀察值及家族企業觀察值在各產業之分布情況。. 31.

(37) Panel A 的年度分布統計顯示，選樣期間之觀察值有逐年增加的趨勢，造成此現象的原因主要是上市（櫃）公司家數在選樣期間逐年增加。全部觀察值中符合定義一(FAMILY1)的家族企業比例約為 53.06%，符合定義二(FAMILY2)的家族企業比例則為 47.57%，但不論以何種定義來判斷，家族企業比例皆有逐年下降的趨勢。本研究認為我國 2001 年公司法修法及 2002 年「上市上櫃公司治理實務守則」之公布係造成家族企業比例逐年下降的主要原因。在 2001 年的公司法修正中，將董事資格修正為無須具備股東身分，導致符合控制股東擔任董事席次過半條件之樣本有減少的趨勢。而該實務守則係由臺灣證券交易所及財團法人中華. 政治大理制度，並促進證券市場健全發展，為保障股東權益與強化董事會職能，因此對立. 民國證券櫃檯買賣中心共同制定，目的在於協助上市上櫃公司建立良好之公司治. 具控制力股東及董事會結構有一定程度的規範，在該實務守則規範之下，亦可能. ‧ 國. 學. 導致符合本研究所定義之家族企業樣本逐年減少。. ‧. Panel B 顯示在本研究所有觀察值中，電子工業所占比例最高，約占 54.81%. sit. y. Nat. (3264/5,955)；比例次高的是電機機械業，約占所有產業的 5.29% (315/5,955)；占. n. al. er. io. 所有產業比例最低的是玻璃陶瓷業，僅為 0.55% (33/5,955)。. i n U. v. 而在家族企業樣本數占該產業樣本之比例上，在水泥、玻璃陶瓷與汽車工業. Ch. engchi. 三種產業樣本中，所有觀察值皆屬定義一(FAMILY1)中的家族企業，皆占該產業的 100%；其次為橡膠產業，家族企業約占 98.67%；電子工業雖為樣本數最大之產業，但家族企業之比例卻是眾產業中最低者，僅占 38.36%。若以定義二 (FAMILY2)來判定家族企業，比例最高者為汽車工業，家族企業占 100%；其次為玻璃陶瓷業的 93.94%；比例最低者仍屬電子工業，約占 32.57%。. 32.