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董監持股、企業風險與技術投資對
公司運用經理人工作誘因、
內部監督機制之影響
薛健宏 許崇源*
管理機制可概分為內部監督與誘因機制兩類，而董監持股率為 公司治理中的關鍵因子，亦是政府管制的重要指標。過去文獻基於 財務連結度，而認為高持股的董監會更積極建立公司內部的監督制 度，以維護自身投資，但 Fernandez and Arrondo（2005）卻指出， 股權集中度使得高持股的董監獨大，而缺乏制衡機制，公司內部的 監督制度反而較差，故本研究對此進行實證。結果指出，隨著董監 持股的增加並不會提高出席董事會的意願，除非公司正處於高風險 階段，該類董監可能為維持既有的權力，並未積極訂立其他牽制經 理人的內部監督制度，例如獨立董事機制。 工作誘因、內部監督機制均屬企業的控管制度，傳統文獻多指 出，工作誘因與內部監督機制具互換性，呈負向關係，但近年來， 分析性文獻加入技術變數，認為工作誘因與監督機制呈互補關係， 本研究對此進行實證，結果顯示兩者（工作誘因、內部監督機制） 存在顯著正相關，且技術變數確實是造成工作誘因、內部監督機制 同步提升的重要因子。 關鍵字：董監持股、誘因、內部監督。 * 作者分別為南台科技大學會計資訊系副教授、國立政治大學會計學系教授，聯絡作者：薛健宏，南 台科技大學會計資訊系副教授，71005 台南縣永康市南台街一號。Tel：+886-6-253-3131 ext.8138， Fax：+886-6-254-5122、Email：d123d@mail.stut.edu.tw，作者感謝金成隆教授及雲林科技大學 2007 會計學術研討會與會教師和同學之指導、建議，且衷心感激兩位審稿人的寶貴意見，讓本文更臻嚴 謹，並感謝陳怡伶、洪章義協助建立部分資料庫。薛健宏 許崇源 2 1 校
壹、前言
台灣經濟之發展，公司制度扮演極為關鍵的角色。根據公司法，董事由 股東大會遴選，負責企業的營運。董事會進而授權經理人執行業務，控制風 險並達成績效，提升公司價值與股東之財富。然而，主理人、代理人間可能 存在利益不一致及資訊不對稱的問題，故經理人（代理人）可能基於自利、 惰性，而不以股東利益為依歸，產生道德風險，衍生的代理問題包括：經理 人可能在位消費（註1）、領取過高的薪酬（楊朝旭，2004）、投資過度（Smith and Watts, 1992)、選擇不適當的投資方案（Morris, 1987）、盈餘操弄（Christie and Zimmerman, 1994）等。此外，企業也可能為了增加債權人對公司的監督， 而進行舉債（Diamond, 1991），如何減少代理成本，一直是學術界與實務界 關心的議題。 為減少上述負面影響，「董監積極參與公司事務，監督經理人行為」或許 是解決方案之一。但是不可否認，參與及監督有其利益，也有其機會成本， 董監持股率對參與及監督之影響為何?值得深入研究（註2）。董監持股率是否 為董監積極參與公司事務的重要誘因？各方文獻對此有迴然不同的看法，例 如：Fried, Bruton and Hisrich（1998）、陳明園與石雅慧（2004）基於利益收 斂 假 說 ， 指 出 大 量 的 股 權 投 資 會 導 致 董 事 更 有 誘 因 參 與 企 業 經 營 ， 但 是 Fernandez and Arrondo（2005）認為，當公司股權集中時，將導致特定分子權 力獨大，公司內部失去相互監督的機制，以致股權集中度愈高，其內部監督 機制愈差。本研究即對此不同論點進行實證。 權變理論主張，企業會根據其環境、內在條件，而調整組織管理，故不 註1：例如：2008 年底，克萊斯勒向美國申請緊急抒困，迫於媒體壓力，而願意出售四架飛機（何 世煌，2008），可見其在位消費之嚴重。 註2：我國證券交易法第 26 條規定，全體董事及監察人二者所持有記名股票之股份總額，各不得少 於公司已發行股份總額一定之成數。依該規定所發布之「公開發行公司董事監察人股權成數 及查核實施規則」規定了董監的最低持股率，對於未依規定達成且 未及時補足者，過去予以 裁罰，後為因應大法官會議第 638 號解釋，主管機管不再處罰持股不足法定成數之董監事， 但另訂配套措施：(1)揭露於公開資訊觀測站，提醒投資人。(2)列為金管會准駁其增資案或申 請上市(櫃)之審查重點。3
1 校 同環境下的管理模式可能有所差異。即使存在不同的看法，部分文獻仍認為，
當公司股權集中程度愈高時，其內部監督機制愈差（Fernandez and Arrondo, 2005），但是，處於高風險環境時，若高董監持股的企業仍存在較少的內部監 督機制，則衝擊著利潤收斂假說的既有思維，因為利潤收斂假說中，董監事 為了自身財務利益，傾向選擇有利於整體股東的各項決策，而健全的內部監 督機制可以預防財務危機的發生（Daily and Dalton, 1994）。本研究探討企業 風險、董監持股與內部監督機制三者間的關係，對於整體理論邏輯性的連結 極為重要。
減少代理成本的方法，除了設立內部監督機制，直接控管外，企業亦可 建立薪酬誘因制度，結合績效評估與員工薪酬，激勵經理人更積極地工作， 減緩組織內資訊不對稱的不利影響（註3），故 Jensen and Meckling（1976） 主張企業的監督成本與員工薪酬誘因間存在抵換關係，該結論一直獲得理論 與實證上的支持（Hoskisson, Hitt, Turk and Tyler, 1989；Beatty and Zajac, 1994；Holmstrom and Milgrom, 1994；Zajac and Westphal, 1994；Beatty and Zajac, 1995），但 Milgrom and Roberts（1992）指出，若公司可精準地衡量經 理人的努力時，誘因、監督機制呈負向關係，反之，當無法準確衡量經理人 的努力時，則兩者呈正向關係，因為在不確定的情況下，主理人無法確定既 有的管理制度是否足夠，而同時投入誘因與監督機制。 隨著科技的發展，技術因素的重要性與日遽增，劉松瑜（2005）認為， 當主理人增加其參與程度時，一方面會積極地提升企業的技術水準，增加其 競爭力；另方面亦會同步增加經理人的利潤分享率，以達激勵效果，亦即企 業的員工工作誘因與內部監督機制間呈正向關係，尤其是技術投資愈多的公 司為然。劉松瑜（2005）的論點與傳統文獻迴然不同，但該論點僅為分析性 的探討，並未進行實證檢驗，故本研究對此進行檢視。再者，本研究亦檢驗 董監持股與企業監督程度間的關係，此為劉松瑜（2005）未探討的議題。 實證結果顯示，董監持股率與董事會出席率、內部監督機制均呈負相關。
註3：Bonin and Putterman（1993）指出，在共產主義的組織中，可能缺乏適當的監督系統、績效 衡量指標與工作誘因制度，以致代理問題嚴重，終至瓦解。
薛健宏 許崇源 4 1 校 台灣上市櫃公司以家族企業為主，可能以非正式的交流取代董事會的部分溝 通功能，其增加董監持股之目的在提升家族企業對公司的股權集中度，以鞏 固既有的權力，而無意建立企業內部的監督機制（如：獨立董事、審計委員 會），更遑論公司內部各單位間的相互制衡（註4），此情況與 Fernandez and Arrondo（2005）的論點相符。相對地，公司若處於高風險的環境，會隨著董 監持股比率增加，提升其內部監督機制，以為因應。此外，實證結果亦顯示， 經理人的工作誘因與公司內部的監督機制呈正向顯著關係，且技術因素確實 為導致二者（企業內部監督機制、工作誘因）正相關的因素之一，支持劉松 瑜（2005）的分析。 過去探討企業內部監督機制的實證文獻極為有限，且通常皆挑選個別變 數為衡量指標，例如：Zajac and Westphal（1994）分別以（1）外部董事的席 次比率、（2）外部董事的持股比率、（3）非董事會成員的大股東、（4）總經 理、董事長非同一人兼任等四變數逐一衡量企業之內部監督機制。但是，不 同的內部監督機制間亦可能存在替代關係（Bathala and Rao, 1995），若仍以 個別變數為衡量指標，則可能出現不同研究指標間的結論不一致之情事，故 本研究參酌 Bushman, Chen, Engel and Smith（2004）與 Cheng, Gul, Tong and Tsui（2008），以下列變數彙總衡量「企業內部監督機制」：（1）獨立董監的 席次比率、（2）董事會的出席率、（3）設立審計委員會、（4）大股東持股比 率、（5）董事長不兼任總經理、（6）專業投資機構的持股比率，以期完整捕 捉監控經理人行為的各項機制。
參酌過去文獻（Fernandez and Arrondo, 2005），本研究的架構將管理機 制分為誘因、監督兩類，其中，監督機制可再細分為內部、外部兩種，但是， 分析性文獻僅有監督、誘因兩者之別，而不再將監督機制進一步細分，故本 研究亦嘗試以內部監督機制、整體監督機制（即同時彙總內部監督機制與外
部監督機制）、整體管理機制（即彙總誘因與監督機制）分別加以檢視（見第
五節）。
Fernandez and Arrondo (2005)雖提及誘因與各類監督機制，並將監督機制
5 1 校 進一步細分為內部、外部兩類，但其實證中並未納入工作誘因變數，僅以外 部董事的席次比率為依變數，並採董事持股率、其他各項監督因子（如：大 股東的持股率、負債比率）為自變數，探討各監督機制的關聯性。相對地， 本研究探討工作誘因與監督程度間的關係，並分析風險因素、董監持股率與 監督程度三者間的相互影響，這些都是 Fernandez and Arrondo (2005)並未檢 驗的議題。此外，本研究並以六項監督變數彙總為單一指標，較具代表性。 綜言之，本研究前半部主要在檢驗董監持股比率、公司內部監督機制與 企業風險間的關係，驗證邏輯性的推論是否合理，既有的利益收斂假說、權 變理論是否依然具有解釋能力，此議題深具重要性，但未有文獻對此進行探 討。再者，經理人工作誘因與企業內部監督機制間是否呈抵換關係（早期文 獻的主張），或為互補性的關係（近期的分析性文獻），本研究並檢驗技術因 子在其間所扮演的角色。上述議題連結了組織企業環境、管理機制與公司治 理，由學術面、實務面觀之，皆屬重要的議題，其實證結果部分不同於傳統 的思維，深具獨特性，期望有助於未來相關議題之學術研究，並有益於公司 治理之有效管理與執行。 本文以下五節，第二節基於理論與既有文獻探討董監持股率、企業風險 與技術因子對內部監督機制的可能影響，分析兩管理機制間（薪酬誘因、內 部監督）間的相關性，並據此建立假說。第三節考量變數間關係，擬定研究 設計，第四節為實證結果與分析，第五節對其他潛在的可能性進行檢視，例 如：董監持股率與內部監督機制間的非線性關係、改採現金流量權取代董監 持股率…等等，最後一節則為研究結論與建議。
貳、文獻與假說
一、董監持股率、內部監督機制與企業風險
就公司法 而 言，董事 會 與監察人 分 別為企業 決 策的最終 管 理者與監督 者，企業管理機制（監督制度、薪酬誘因）通常由董事會與監察人認可或執薛健宏 許崇源 6 1 校 行（註5），故董監持股率之高低對投資人利益之影響為何，常為學術探討之 主題。 陳明園與石雅慧（2004）指出，大量的股權投資會導致董事更有誘因參 與企業經營，提升其監督的能力，發揮影響力。Fried, et al.（1998）亦表示， 相對於一般上市公司董事會成員的持股有限，創投企業的董事擁有較高的股 權比率，為維護自身財務利益，所以，創投企業的董事會較積極參與公司策 略，這意味著，董事、監察人對公司財務利益愈高，愈可能建立大量的內部 監督機制（註6）。 綜言之，既有文獻多認為，董監高持股之企業可能珍惜內部監督機制的 好處，基於利益一致觀點而提升企業的內部監督機制，而多主張正相關說， 但或為缺乏實證結果的支持，或為問卷資料中單一變量之比較，而未納入控 制變數（Fried, et al., 1998），而 Fernandez and Arrondo（2005）的實證結果指 出，當公司股權集中時（註7），很可能導致特定份子權力獨大，公司內部失 去相互制衡、監督的機制，以致股權集中度愈高，其內部監督機制愈差，故 本研究預期，高董監持股的企業如無外部之要求，將投入較少的內部監督機 制，並檢驗下列假說： H1：高董監持股的企業投入的內部監督機制較少。 企業經理人在公司投入了其人力資本，而無法如普通投資人一般分散風 險 ， 所 以 經 理 人 的 風 險 趨 避 程 度 較 投 資 人 明 顯 許 多 （ Zajac and Westphal, 1994；Pathan, 2009）。就邏輯而言，董監的持股率愈高，則與一般投資人的 利益愈緊密連結，故董監高持股的內部監督機制及企業政策會較接近投資人 的偏好，即企業的可容忍風險隨之上揚。
由另一個面向觀之，在權變理論中，企業會根據環境及內在條件調整其 組織制度，以達最適化。Daily and Dalton（1994）指出，健全的公司治理制
註5：｢上市上櫃公司治理實務守則」第 26 條明定，董事會之主要任務包括訂定有效及適當之內部 控制制度…等。
註6：Hwang and Kim（1998）以日本的「企業集團」(keiretsu)為研究對象，結果顯示集團企業的重 要監督者(即各「主要銀行」)對所屬企業的監控程度亦隨著其財務利益而異。
7 1 校 度可降低企業破產的可能性。若處於高風險環境下，基於利潤收斂假說與規 範性（normative）的邏輯，董監事為維護自身的財務利益，應該會投入較多 的內部監督機制，故本研究預期，當企業風險愈高時，董監高持股的企業愈 會積極地建立內部監督機制，其推論與上段一致，並建立假說如下： H2：當企業風險愈高時，高董監持股的企業愈會積極地建立內部監督機制。
二、經理人薪酬誘因、內部監督機制與技術因子
在代理人的效用函數中，代理人分享企業利潤增加自身效用函數的同時， 亦提升了公司的產出，即薪酬誘因的設計創造了代理人與公司的雙贏效果 （Holmstrom, 1979）。Fernandez and Arrondo（2005）將公司監督機制分為內、 外部兩部分，並認為兩者呈替代關係，而大部分的相關文獻將企業的管理機制 分 為 誘 因 與 監 督 兩 大 類 ， 並 指 出 誘 因 與 監 督 彼 此 呈 抵 換 關 係 （ Jensen and Meckling, 1976；Hoskisson et al., 1989；Beatty and Zajac, 1994；Holmstrom and Milgrom, 1994（註8）；Zajac and Westphal, 1994, Beatty and Zajac, 1995）。此外， Kumar and Sivaramakrishnan（2008）則透過分析性研究指出，當董事會較不獨 立時，企業的內部監督效能較低，此時，不獨立的董事會較難抑制經理人的高 薪酬，故其經理人的薪酬偏高。綜言之，若內部監督機制較差時，薪酬誘因較 高，亦符合代理理論中，兩機制（薪酬誘因、內部監督機制）負相關的論點。相對地，Milgrom and Roberts（1995）經由分析性結果指出，當環境變 動時，公司會同時增減其固有的管理機制以為因應，故兩管理機制（誘因、 監督）呈互補關係。Tosi, Katz and Gomez-Mejia(1997)亦採實驗的方式，證實 上述推論。綜言之，誘因、內部監督間為互補或抵換關係，過去文獻未有一 致性的結果，故本研究無法預期其間的影響方向，並建立如下假說： H3：企業經理人的工作誘因與內部監督機制間具顯著關係。 劉松瑜（2005）在創業投資家（主理人）、創業家（代理人）的創投架構 中，融入了「技術投資」因素，強調技術創造價值的重要性。認為當企業的
註8：Holmstrom and Milgrom（1994）經由分析性研究指出，績效誘因與員工自由度（worker freedom from direct controls）呈互補關係，即工作誘因與監督機制具抵換關係。
薛健宏 許崇源 8 1 校 技術水準較高時，投資家為降低不確定性，會增加其參與程度，即技術與內 部監督機制呈正向關係。與此同時，並增加創業家（代理人）的利潤分享率， 以達激勵效果。綜言之，技術投入因子與內部監督機制、員工誘因均呈正相 關，亦即，當技術投資愈多時，企業經理人的工作誘因與內部監督機制間愈 具正向關係。 一般多認為，創投機構比較積極參與被投資公司的事務，而有明顯的內 部監督機制（
Amit,
Glosten and Muller, 1990；Admati and Pfleiderer, 1994）， 劉松瑜（2005）即以此為背景，探討其工作誘因與內部監督機制間的關係， 但其模式均與一般企業的主理人、代理人之設定無異，其結論應可適用至一 般公司（註9），故本研究建立如下假說： H4：當技術投資愈多時，企業經理人的工作誘因與內部監督機制間較具 正向關係。參、研究方法
一、研究範圍與資料來源
我國在 97 年度起，即適用第 39 號財會公報及其相關法令（註10），將員 工分紅（包括現金、股票分紅）、員工認股權按公平價值費用化（註11），不 再視員工分紅為盈餘之分配。一般預期該制度會影響企業發放員工紅利（註 12），為避免該因素而干擾研究結果，本研究不採民國 97 年度的數據，而取 註9：劉松瑜（2005）的基本模式包括：利潤極大化衡量式、代理人「參與限制式」（ participation constraint）及「誘因相容限制式」（inventive compatibility constraint）。註10：因公司法第 240 條之規定，我國員工分紅制度得選擇權益或現金交割交易，應適用第 39 號 財會公報「股份基礎給付之會計處理準則」規範，而搭配商業會計法第 64 條之修正、金管 證六字第 0960013218 號函及(96)基秘字第 052 號解釋函之規定，自民國 97 年初起，企業 應將員工分紅（包括現金、股票分紅）、庫藏股 轉讓員工及員工認股權按公平價值費用化。 註11：原則上，員工認股權依公平價值法分期認列費用。若無法估計其公平價值，再依內含價值法 處理。 註12：經濟日報（2007/05/10）指出，39號公報實施後，員工分紅費用化將使企業的帳面成本增加， 影響獲利表現，未來企業界可能會提高發放現金紅利的比率，以取代股票紅利，因為企業實 施員工股票分紅的誘因大幅下滑。
9 1 校 95、96 兩年度上市公司之衡量指標，惟我國員工紅利係於隔年度發放，故 96 年度的經理人紅利係取自 97 年度的發放數值（註13）。 經理人變動薪酬包括紅利與認股權證，其中，紅利涵蓋現金紅利與股票 紅利。當時公司發放認股權證係以「衡量日的股票市價」與「認股權認股價 格」間的差額作為酬勞成本(即會計研究發展基金會 92 基秘字 070、071、072 號函所稱之內含價值法)，但當時金管會規定認股價格不得低於給與日標的股 票之收盤價(97 年以後，經股東會特別決議則可低於收盤價)，故會計上，企 業的認股權的帳務成本為 0，無法探討其帳面價值與獲利能力間的關係。故 本研究採財務會計公報第 39 號公報之「內含價值法」，以「認股權的行使價 格與期末股價間之差額」衡量每張認股權的市值，以避免認股權認列為 0 之 偏差（註14）。其中，認股權的行使價格抄錄自股東會年報（註15）。 本研究以兩年度（當年及去年度）的會計或股票報酬估算企業風險，故 95 年的企業風險指標係 95、94 年財務資料的估算結果。再者，本研究的「內 部監督機制」為 6 項原始變數的彙總指標，其中的原始變數「董事會出席率」 取自股東會年報中各董監之「出席董事會開會次數」經換算的結果（註16）。 此外，本研究的其他變數均取自經濟新報資料庫。本研究以上市公司為研究 標的，如表 1 經刪除金融業、非曆年制公司及遺漏值後，兩年度計有 1,213 個觀察值。 註13：本研究以企業期初的總資產帳面價值，取自然對數，衡量公司規模變數，故 95年的公司規模 數據係取自94年底的總資產帳面價值（取自然對數）。再者，企業風險係衡量公司報酬 的不 確定程度，顧及資料的完整性，本研究不以多年度資料衡量企業風險，但又為避免「企業風 險」變數流於季節性波動之衡量，本研究不使用單年度資料，而採兩年度報酬（當年度、上 年度）估算企業風險。 註14：會計研究發展基金會92基秘字070、071、072號函與第39號財務公報雖均承認內含價值法， 但處理不甚一致。相較於之前的解釋函，第39號財務公報的內含價值法尚須認列最終確定日 前的內含價值變動數。 註 15：經理人未行使的認股權可能來自多年來尚未結案的員工認股權計畫，故行使價格取其平均數。 註16：本研究曾嘗試擴增2005年的樣本，然而，當時金管會制訂的「公開發行公司年報應行記載事 項準則」並未要求公司揭露董事會出席紀錄，而無法取得該資訊。
薛健宏 許崇源 10 1 校 表 1 樣本篩選 樣本篩選過程 筆數 95、96 年非金融業的上市公司觀察值 1,411 非曆年制的觀察值 1 兩年來(當年及上一年度)財務季報資料不全的觀察值 94 兩年來(當年及上一年度)股票報酬週資料不足 80 週的觀察值 103 樣本的觀察值 1,213
二、研究設計
本實證分為二個部分，首先探討董監持股率、公司風險與企業內部監督 機制間的關係，進而檢視兩類監管機制（工作誘因、內部監督）間的相關性。（一）董監持股率、企業風險與內部監督機制間的關係
為探討假說 1 有關董監持股率對公司內部監督機制的影響，本研究採模 式 1，以獨立董監的席次比率…等六變數的彙總指標衡量企業內部的監督機 制（Monitor），自變數的部分除加入「董監持股比率」（Hold）外，並融入企 業風險（Risk）、公司規模（Size）、技術投入（Tech）、產業因素（Ind）及外 部監督機制為控制變數，其中外部監督機制包括借款比率（Debt）及查核會 計師的產業專家指數（Audit）兩項。相對地，模式 2 則額外添加董監持股率 與企業風險的交乘項（Hold&Risk），檢驗公司在高風險環境下，董監持股率 與企業內部監督機制間的關係（假說 2）。兩模式如下：Monitori,t=a1+b1×Holdi,t+c1×Riski,t+d1×Techi,t+e1×Debti,t+f1
×Auditi,t+g1×Sizei,t+h1×Indi,t+ε （1）
Monitori,t=a2+b2×Holdi,t+c2×Riski,t+d2×Hold&Riski,t+e2×Techi,t
+f2×Debti,t+g2×Auditi,t+h2×Sizei,t+i2×Indi,t+ε （2）
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1 校 1. 企業內部的監督機制（Monitori,t）
i 公 司 第 t 期 企 業 內 部 的 監 督 機 制 係 本 研 究 參 酌 Zajac and Westphal （1994）、Beatty and Zajac（1995）、Bushman et al.（2004）與 Cheng et al. （2008），分別以下述六項衡量指標估算其百分位數，再加總該六變數之百分 位數即為企業內部監督機制的綜合指標。其數值愈高，代表企業內部的監督 機制愈強。其衡量指標包括：（1）獨立董監的席次比率、（2）董事會出席率、 （3）設立審計委員會、（4）大股東持股比率、（5）董事長不兼任總經理、（6） 專業投資機構的持股比率（註17）。 （1）獨立董監的席次比率 在我國原本公司法的設計中，董事會、股東大會、監察人三權分立，分 別代表行政、立法、司法。惟多年來，監察人常失其獨立性，公司內部權力 失衡。為改善此問題，證券交易法於第 26 條之 3 對監察人間及監察人與董事 之關係有所限制外，並於第 14 條之 2 鼓勵或授權金管會要求符合一定條件企 業設置獨立董事，以兼顧一般投資人之利益（註18）。 依規定，獨立董事應具備專業知識，其持股及兼職有其限制，且於執行 業務範圍內應保持獨立性，不得與公司有直接或間接之利害關係。Nowak and McCabe（2003）均發現外部董事的存在可保障投資人的財富。Rosenstein and Wyatt（1990）也發現，公司指派外部董事時，公司股價有上漲的現象，該正 向反應代表在投資人的認知中，外部董事在企業中扮演著監督與規範的 角 色。此外， McDonald, Westphal and Graebner（2008）亦有類似的發現。獨 立董監席次比率即獨立董監席次除以董監總席次，本研究以其衡量企業對經 理人的監督能力。 （2）董事會的出席率（Attend_number） 雖然文獻多預期，高董監持股應會增加其對經理人監控程度（陳明園與 石雅慧，2004），但未有文獻直接對此進行實證。董事會的出席率為各董監出 註17：本研究於附錄說明使用綜合指標的目的、衡量與特點。 註18：原先，我國規定於 2002 年始上市櫃的企業應選任兩名以上的獨立董事。為進一步落實該制 度，2007 年起，我國強制要求金融業及資本額 500 億以上之公開發行公司應設置兩名以上 的獨立董事，且不得少於董事會席次的五分之一。
薛 健 宏 許崇源 12 1 校 席董事會的總次數，再以董監人數、召開次數平減之。依照公司法，監 察 人 得列席董事會，但未有出席董事會之義務，然而，若監察人主動出席， 這 顯 示 其 對 公 司 事 務 的 關 注 程 度 ， 故 本 研 究 將 其 列 入 （ 註 19 ）。 （ 3） 設 立 審 計 委 員 會 為 強 化 公 司 治 理 制 度 ， 金 管 會 鼓 勵 公 開 發 行 公 司 設 置 審 計 委 員 會 （ 註 20 ）， 其 主 要 任 務 包 括 ： 考核 公司 內 部 控 制 制 度 之 有 效 性 、 任免 公 司 的 財會或 內 部 稽 核 主 管 、 委任 或 解 任 簽 證 會 計 師 （註 21 ）。 D a v id so n , X ie a n d X u（ 2 0 0 4） 指 出 ， 當 審 計 委 員 會 之 新 成 員 為 財 務 專 家 時 ， 公 司 股 價 會 隨 之 上 漲 。 K le in （ 2002 ） 以 審 計 委 員 會 中 的 外 部 董 事 比 率 衡 量 其 獨 立 性 ， 結 果 顯 示 其 獨 立 性 愈高者，公司的異常應計數較低。台灣目前規定，審計委員會應由全體 獨 立 董事組成，其人數不得少於三人，其中至少一人應具備會計或財務專長 ， 故 本 研 究 對 此 設 立 虛 擬 變 數 ， 成 立 審 計 委 員 會 者 為 1，否則為 0。 （ 4） 大 股 東 持 股 比 率 大 股 東 持 股 比 率 即 指 非 擔 任 董 事 、 經 理 人 ， 而 持 股 超 過 5% 的 大 股 東 。 F e rn a n d e z a n d A rr o n d o（ 2005 ） 指 出 ， 該 類 大 股 東 可 減 緩 小 股 東 搭 便 車 （ fr e e ri d e r） 的 問 題 ， 並 可 強 化 公 司 對 管 理 當 局 的 監 督 程 度 。 K a n g a n d S h iv d a sa n i （ 1995 ） 均 證 實 ， 在 績 效 差 的 公 司 中 ， 大 股 東 的 存 在 會 增 加 經 理 人 之 異 動 。 此 外 ， 當 企 業 成 為 收 購 對 象 時 ， 公 司 控 制 者 或 經 理 人 往 往 為 鞏 固 自 身 經 營 權 ， 而拒絕被高價收購，但文獻指出，大股東高持股的企業較不會發生上述 現 象 （ C o tt e r, S h iv d a sa n i a n d Z e n n e r, 1 9 9 5） 。 本 研 究 以 大 股 東 的 持 股 率 衡 量 企 業 內 部 的 監 督 機 制 。 （ 5） 董 事 長 不 兼 任 總 經 理 基於代理理論，董事 長兼任總經理使得執行者、監督者身份重疊， 變 相 鼓勵其著眼於個人薪酬或生涯發展，而操弄盈餘、進行在位消費，有損 企 業 績 效 （ D e F o n d a n d P a rk , 1 9 9 7） ， 此 舉 無 疑 地 削 弱 了 董 事 會 的 監 督 功 能 （ W a tt s 註 19 ：公司法第 2 1 8 -2 條 明 訂 ， 監 察 人 得 列 席 董 事 會 陳 述 意 見 。 註 20 ： 根 據 證 交 法 ， 2 0 0 7 年起公司得選擇設立審 計委員會或監察 人 （ 二 選 一 ） 。 註 21 ： 審 計 委 員 會 的 職 權 規 範 於 證 券 交 易 法 第 14 -5 條。
13 1 校 and Zimmerman, 1990）（註22）。本研究對此設立虛擬變數，不兼任者為 1， 否則為 0。 （6）專業投資機構的持股率 公司投資人包括自然人和法人，而法人係指專業投資機構或一般公司。 Velury and Jenkins（2006）指出，在法人中，以專業投資機構最具影響力， 在獲利、保本或專業聲譽的考量下，專業投資機構較有可能主動參與公司治 理，監督被投資公司，以保障自身利益。再者，Peasnell, Pope and Young（2005） 表示，法人持股比率與裁決性應計數間存在負向關係，而 Velury and Jenkin （2006）亦發現一致性的結論。經參酌林欣美、郭麗華與蘇迺惠（2008），本 研究以國外金融機構之持股率衡量企業的內部監督機制。 2. 董監持股比率（Hold） 股東為企業的擁有者，但是小額股東通常未實際參與公司經營，而必須 透過具實質控管權之大股東進行管理、監督。企業之董事會往往必須獨力承 擔管理、監督公司的時間與辛勞，江淑貞、張玉山與曾美君 (2001）稱此為 小股東搭便車(free ride)的現象。高董監持股的存在或許可減緩上述現象，但 Fernandez and Arrondo（2005）表示，股權集中度愈高，愈容易獨大，而有損 內部監督機制（假說 1），故本研究預期此變數與監督間之關係(模式 1 及 2 之 b1與 b2)小於 0。 3. 企業風險（Risk） 風險即指不確定性，向上成長、向下變動均屬風險，然而，當事者較在 意發生不利結果的機率與程度，故有下方風險（downside risk）的使用，本 研究使用資產報酬率、股東權益報酬率、股票報酬率的標準差、系統性風險、 非系統性風險衡量企業報酬的不確定程度，並採上述三項財務指標（資產報 酬率、股東權益報酬率、股票報酬率）的半標準差衡量企業的下方風險。上 註22：管家理論則主張，代理人會秉持著尊嚴、聲譽、責任感、自我實現，傾全力經營企業。與此 同時，若董事長兼總經理，則可減少不同機制間的牽制，使其行事更具效率（ Finkelstein and D’Aveni, 1994）。代理理論、管家理論對同一現象的利弊有著迴然不同的看法。然而，若董 事長身兼總經理，就一般投資人而言，即使未必損及經營績效，但該制度無疑會降低公司既 有的內部監督能力。
薛健宏 許崇源 14 1 校 述八項風險指標亦分別估算其百分位數（註23），經加總後，即為企業風險指 標。其值較高者，企業風險愈大。若以單年度資料估算企業風險，恐流於季 節性差異的衡量，且為減少遺漏值的存在，本研究以兩年度（當年及去年度） 的數值衡量以下變數。 (1)系統性風險 以往文獻中，系統性風險係風險議題的核心 (Rubinstein, 1973)。本研究 自兩年度（即當年及去年）各週的股票報酬率估算系統性風險，其代表個股 股價與大盤間的共變關係，而毋需取標準差或半標準差。 (2)非系統性風險
非系統性風險即專屬於公司的特有風險，經參酌 Lubatkin and O'Neill （1987），本研究以二年來（即當年及去年）市場模式之殘差，取其變異數， 估算非系統性風險（註24）。
(3)財務結果的標準差
因系統性風險近年來遭到許多質疑（註25），故近期研究多採報酬、股價 的標準差或變異係數捕捉企業風險（註26）﹙Baginski and Wahlen, 2003﹚，故 本研究亦以兩年度各季的資產報酬率標準差衡量企業報酬的不確定程度，定 義如下： 0 2 , , 7 , ( ) ˆ 8 1 i q i q q i t ROA ROA
（3） 註23：該八項風險指標包括系統性風險、非系統性風險、資產報酬率的 標準差及半標準差、股東權 益報酬率的標準差及半標準差、股票報酬率的標準差及半標準差。 註24：在市場模式下，Ri,t=α+β×Rm,t+v，其中，Ri,t（Rm,t）為 i 公司（大盤各股）第 t 週的股票報酬 率，β 為系統性風險。上式二年來各週資料的殘差項（v）取變異數即為非系統性風險。 註25：系統性風險面對了諸多質疑，其假定「系統性風險」單一變數便足以解釋橫斷面的股價報酬率。然而，淨值市價比效應(Stattman, 1980)、規模效應(Size effect) ( Banz, 1981)、益本比效 應(Basu, 1983)、財務槓桿效應 (Leverage effect) (Bhandari, 1988)對報酬率亦具增額解釋能 力，可見系統性風險已非股票報酬率之充分統計量。
註26：三項財務指標（資產報酬率、股東權益報酬率、股票報酬率）同一年度的平均值可能為負， 而變異係數係標準差除以平均數，負報酬會導致負數的變異係數，負報酬的公司亦存在較高 的風險，但變異係數為負並不代表企業風險偏低，該指標意涵不清，故本研究未取變異係數。
15 1 校 其中 ˆ i,t ：i 公司第 t 期資產報酬率的標準差，即不確定程度的風險指標。 ROAi,q ：t 為年度，而 q 係最近之季 ，t 年資產報酬率的標準差以最近八季 （q=0 至-7）之數值計算，其中 t 年底即為 q=0 之季末。 , i q ROA ：i 公司二年（即八季）內的平均股票季報酬率。 本研究亦採兩年度（即當年及去年）各季的股東權益報酬率估算其標準 差，而股票報酬率的標準差則以兩年度（即當年及去年）的月資料估計之。 (4)財務結果的半標準差 風險指標分為兩類，包括不確定程度、發生不利結果的可能性，前述標 準差為企業不確定程度的衡量指標，而各財務指標的半標準差可捕捉企業發 生不利結果的可能性，即下方風險（downside risk），風險值（VAR, value at risk）亦屬此類。以資產報酬率的半標準差為例，半標準差係衡量財務結果 低於特定標準的變異程度，投資人的投資標的非侷限於特定企業，故本研究 以大盤各股資產報酬率的平均數為基準，其式如下：
ROAi,q=ROAi,q if ROAi,q≦ROAm,q （4）
ROAi,q=ROAm,q if ROAi,q＞ROAm,q （5）
0 2 , , 7 , ( ) ˆ 8 1 i q m q q si t ROA ROA
（6） 其中 ˆ si,t ：i 公司第 t 期資產報酬率的半標準差（semi-standard deviation）。
ROAm,q ：第 q 季大盤各股資產報酬率的平均數
其他變數（ROAi,q）定義如（3）式所述。
Pathan（2009）指出，企業風險與獨立董事呈負向關係，故本研究預期， 高風險企業多缺乏內部監督機制，即 c1、c2均小於 0，而隨著企業風險的增
薛健宏 許崇源 16 1 校 大於 0。 4. 技術因子（Tech） 劉松瑜（2005）指出，因為技術因子，以致誘因、監督機制兩者呈互補 關係。技術因子不外乎自行研發或外購技術，本研究以研發資產、權利金之 合計數佔總資產的比重，衡量技術因子。其中，關於研發投入的部分，國內 文獻指出，研發的經濟效益大約三年（劉正田，2002），故本研究對研發支 出資本化，並經直線法分三年攤銷，衡量其研發資產，模式如下：
i,t i,t i,t -1 i,t -2
i,t
t-1
Premium +R&DExpt +0.67 R&DExp +0.33 R&DExp Tech =
Asset
（7）
其中，Techi,t為 i 公司第 t 期的技術因子，Premiumi,t即 i 公司當期的權利金
費用，且 R&DExpi,t係第 t 期的研發費用，而 Asseti,t-1為第 t-1 期期末的總資
產，即第 t 期期初的總資產。基於劉松瑜（2005）之分析，本研究預期，高 研發的公司其內部監督機制較為嚴謹（d1>0、e2>0）。 5. 企業外部的監督機制 「借款比率」、「查核會計師的產業專家指數」均為企業外部監督機制的 衡量指標。 （1）借款比率（Debt） 企 業 的 融 資 行 為 會 引 發 來 自 金 融 機 構 的 約 束 ， 亦 具 監 督 的 效 果 （Fernandez and Arrondo, 2005）。借款比率即期末借款金額除以企業總資產， Anderson, Mansi and Reeb ( 2004)發現內部監督機制與借款比率攸關，故本研 究列為控制變數。借款人往往期望降低代理成本之負擔，故推論高借款比率 的企業較具內部監督機制。然而，Fernandez and Arrondo（2005）認為，企業 的外部、內部監督機制呈替換關係，即外部監督機制的借款比率（Debt）與 內部監督機制（Monitor）呈負向關係，故本研究僅控制該因子，而不預測其 影響方向。
（2）查核會計師的產業專家指數（Audit）
17
1 校 Feltham and Hughes, 1991），且 DeAngelo (1981) 指出會計師事務所的規模
愈大，個別客戶收益佔事務所總收益的比例愈低，會計師愈具獨立性，查核 品質愈高（Craswell and Francis, 1999）。一般多以會計師事務所在特定產業 的市場佔有率，衡量會計師在該產業的專業能力。Carcello and Nagy (2004) 指出，查核會計師若是產業專家，其簽證的查核品質較高，發生財務不實的 機率相對較小，故本研究以簽證事務所查核客戶之期末總資產佔該特定產業 的比重衡量「查核會計師的產業專家指數」（註27）。
Abbott, Parker , Peters and Rama (2007)指出，審計委員會的存在有助於會 計師查核工作之獨立性，似乎意味著，產業專家指數（Audit）與內部監督機 制（Monitor）呈正向關係，然而，亦有文獻表示，外部監督機制的產業專家 指數（Audit）可能與內部監督機制（Monitor）呈負向關係（Fernandez and Arrondo, 2005），故本研究亦不預期其影響方向。 6. 公司規模（Size） 一般而言，大公司的工作複雜度較高，其順利完成工作的重要性也愈大， 故大企業更需要嚴密的內部監督機制。Pincus, Rusbarsky and Wong（1989） 就曾發現，大公司較願意自動設立審計委員會。本研究的企業規模（Size） 為取 自 然 對 數的 期 初 總 資產 ， 並 預 期大 公 司 的 內部 監 督機 制較 佳 （ g1>0，
h2>0）。
7. 產業因素（Ind）
一般多認為，電子產業的報酬、風險遠高於傳統產業，其內部控管機制 有所差異，例如：Beasley, Carcello, Hermanson and Lapides（2000）檢視三產 業（電子業、金融業、健康照護產業）的弊案，結果顯示各產業弊案的舞弊 類型迴然不同，這顯示，其背後的公司內部監督機制恐亦有所差異，故本研 究設立虛擬變數，若樣本公司屬於電子業，其值為 1，否則為 0。 註27：為避免若干產業同一年度的公司家數過少，而影響評估結果，所以，本研究參酌林宛瑩、許 崇源與鄭桂蕙﹙2003﹚、洪振虔、吳欽杉與陳安琳﹙2003﹚，將金管會規範的產業別重分類為 六大產業—傳統民生類﹙食品業、紡織業﹚、塑化類﹙塑膠業、化工業、橡膠業﹚、機電類﹙電 機業、電器業、汽車業﹚、電子類﹙電子業、通訊業、軟體業﹚、營建類﹙水泥業、玻璃業、 鋼鐵業、營建業﹚、服務類﹙運輸業、觀光業、百貨業、其他產業﹚，而金融業環境特殊，不 在研究範圍之列。
薛健宏 許崇源 18 1 校
（二）公司風險、工作誘因與企業內部監督機制間的關係
下述模式 8 探討影響經理人工作誘因的相關因子，其自變數均為中介變 數，但技術因子（Tech）可能同時為調節變數，故添加模式（9），探討技術 因子（Tech）對兩管理機制（誘因、內部監督）互動關係的影響，並加上公 司規模、產業為控制變數。文獻指出，企業為配合既有的內部監督機制，而 會調整經理人的工作誘因（Zajac and Westphal, 1994），故本研究以工作誘因 （Incentive）為應變數。模式 2、8 分別檢視內部監督機制、工作誘因的內生 性因子，模式 9 再探討兩管理機制的互動關係，為釐清整體的互動關係，本 研究採三階段最小平方分析法(3SLS)，對模式 2、8、9 進行同步迴歸，其中， 模式 8、9 列示如下：Incentivei,t =a8+b8×Holdi,t+c8×Riski,t+d8×Techi,t+e8×Debti,t
+f8×Auditi,t+g8×Sizei,t+h8×Indi,t+ε （8）
Incentivei,t = a9+b9×Monitori,t+c9×Techi,t+d9×Monitor&Techi,t
+e9×Sizei,t+f9×Indi,t+ε （9）
上式中，除了工作誘因（Incentive）及其交乘項外，其餘變數均與模式 1 相同。 1. 經理人之工作誘因（Incentive）
參酌 Jensen and Meckling（1976）、Zajac and Westphal（1994），本研究 加總四項衡量指標的百分位數，以為經理人工作誘因的彙總指標。上述四變 數包括（1）經理人持股比例、（2）紅利與淨利的相對比重、（3）變動薪酬對 固定薪酬的比率及（4）經理人認股權比率，其中，後三項因子屬薪酬誘因。 (1)經理人持股率 經理人持股率為經理人持股數除以流通在外股數。經理人持股一直被視 為工作誘因的重要因素，亦是緩和代理問題的關鍵機制，例如：代理理論認 為，工作誘因與企業內部監督機制呈抵換關係，實證亦顯示，經理人持股率 與外部董事的席次比率呈顯著負向關係（Zajac and Westphal, 1994；Denis,
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1 校 Denis and Sarin, 1999）。
(2)薪酬誘因
薪酬誘因係企業連結營運績效與員工薪資的重要機制，可激發員工工作 的動力，並減緩企業中資訊不對稱的問題（Milgrom and Roberts, 1992），再 者，一般多認為，經理人持股與連結股票的薪酬制度（例如：股票分紅、選 擇權）係調和經理人與股東利益的重要機制（Jensen and Meckling, 1976）。
A. 紅利面值對淨利的比率 經理人變動薪酬包括認股權證與紅利。在研究期間，公司發放的認股權 證係以「衡量日的股票市價」與「認股權認股價格」間的差額作為酬勞成本， 但金管會規定認股權行使價格不得低於給與日的收盤價（註28），故會計上， 企業的認股權的帳上成本為 0，無法探討其帳面價值與獲利能力間的關係。 相對地，紅利則涵蓋現金紅利與股票紅利，於研究期間，公司帳上則以 票面價值衡量股票紅利（註29），故本研究以「（現金紅利+股票紅利面值）/ 淨利」捕捉企業在特定獲利條件下，發放經理人紅利的程度。 B. 變動薪酬對固定薪酬的比率 經理人變動薪酬包括紅利及認股權證，對經理人而言，其實質所得應為 股票、認股權之公平價值，故本研究以「紅利、認股權的公平市價/固定薪酬」 衡量經理人的薪酬誘因。紅利涵蓋現金與股票紅利，其中，股票紅利的公平 價值以給與日的開盤價加以衡量（註30），而認股權雖然給與日的內含價值（即 股價減行使價格）為 0，但其著眼於股價未來的成長性，故本研究以「（年底 股價-行使價格）×認股權數」衡量認股權的公平價值，但其金額下限為零。 C. 經理人認股權比率 發行認股認證即公司試圖強化經理人投入程度與未來股價間的連結性， 增加其工作誘因。經理人認股權比率為經理人之認股權數除以流通在外股數。 註 28： 給與日即勞資雙方對於股份基礎給付協議有共識的日子，如需經過核准，則核准日為給與 日。 註29：本研究期間為第 39 號公報「股份基礎給付之會計處理準則」開始適用日（97 年 1 月 1 日） 之前。 註30：除帳面價值外，本研究亦改以期末股價衡量經理人股票紅利的公平價值，結果顯示修改前、 後的「經理人之工作誘因」（Incentive）數字相近，Pearson 相關係數達 99.95%。
薛健宏 許崇源 20 1 校 假說 3 預期，工作誘因與內部監督機制呈顯著關係（b9≠0）。基於劉松 瑜（2005）之分析，本研究預期技術因子會同時增加兩因子（工作誘因、內 部監督機制），即 e2、d8皆大於 0，隨著技術因子的投入，而增加工作誘因、 內部監督兩機制間的正向關係，即預期 d9為正（假說 4）。 2. 其他變數 文 獻 指 出 ， 外 部 董 事 、 高 持 股 董 事 皆 會 試 圖 抑 制 高 階 經 理 人 的 薪 酬 （Finkelstein and Hambrick, 1989）。Kuo, Fu and Lai（2006）則不限於高階經 理人，而以全體員工為研究對象，結果發現董監持股比率與員工紅利呈顯著 負相關，即高持股的董監較不偏好薪酬誘因的使用，故預期董監持股（Hold） 的係數 b8小於 0。不似投資人，經理人已經投入了個人不可分散的人力資本
在企業中，故其風險趨避程度遠較投資人明顯，故經理人沒有意願再承擔公 司績效的相關風險，尤其是高風險企業。Zajac and Westphal（1994）發現， 高風險企業中，經理人的變動性薪酬之比重相對較少，即預期企業風險（Risk） 的係數 c8小於 0。Fernandez and Arrondo（2005）將薪酬誘因、借款比率視為
企業的控管機制之一，而認為彼此呈負向關係，故本研究預期同屬外部監督 機制的借款比率（Debt）、產業專家指數（Audit）均與經理人的工作誘因呈 抵換關係（e8<0、f8<0）。再者，一般而言，大公司的工作複雜度較高，故大
企業更需要經理人才，以致大公司經理人的報酬較高，即其薪酬誘因較強（林 欣美等，2008），即 g8、e9皆大於 0。一般而言，電子業的員工底薪不高，而
發放可觀的股票紅利以留住人才（Chen, Kuo and Lin, 2006），故本研究預期 h8與 f9均為正數。
肆、實證結果與分析
一、基本統計量
表 2 係呈現研究變數的敘述統計量，經理人的工作誘因（內部監督機制、 企業風險）係四項（六項、八項）變數分別排序後的序號加總，故其最大值
21 1 校 為 3.383（5.620、7.770），尚稱合理。董監持股（Hold）最高為裕隆日產汽 車的 87.83%（註31），最低為 96 年底的旺宏。研究樣本中有 47.7%屬於電子 業，顯見電子業在台灣經濟結構中所扮演角色之重要性。相較之下，技術因 子（Tech）的中位數大於 0，顯示近年來傳統產業亦相繼投入技術範疇，而 查核會計師的產業專家指數（Audit）顯示，最大值為勤業眾信聯合會計師事 務所，其 96 年度於機電類的市場佔有率高達 50.5%，借款比率的極大值為 96 年度的卓越光纖，其值達 88.3%。 表 2 基本統計量 變數 觀察值個數 平均數 中位數 標準差 極小值 極大值 Incentive 1,213 1.395 1.356 0.835 0.016 3.383 Monitor 1,213 2.192 2.197 0.850 0.121 5.620 Hold (%) 1,213 19.388 16.260 12.252 3.900 87.830 Risk 1,213 3.927 3.789 1.518 0.695 7.770 Tech 1,213 36.618 17.159 53.353 0.000 430.982 Debt 1,213 0.174 0.150 0.156 0.000 0.883 Audit 1,213 0.217 0.219 0.141 0.000 0.505 Size 1,213 15.741 15.583 1.234 13.063 20.167 Ind 1,213 0.477 0.000 0.500 0.000 1.000 註：Incentive、Monitor、Risk 分別為經理人的工作誘因、公司內部的監督機制、企業風險，上述 變數皆為多項衡量指標彙總的結果。Tech 為技術因子，為避免金額過小，該值乘以 1,000，Hold 為董監持股比率，而外部監督成本則包括借款比率（Debt）、查核會計師的產業專家指數（Audit） 兩項，Size 係企業規模，Ind 為產業別的虛擬變數，電子業為 1，否則為 0。
二、相關係數檢定
表 3 檢視變數間的相關性，其中，董監持股比率（Hold）與內部監督機 制（Monitor）間未達顯著關係，可能未納入其他控制因子，以致與假說 1 的 預期不甚一致。再者，技術因子（Tech）分別與內部監督機制（Monitor）、 經理人薪酬誘因（Incentive）呈顯著正相關，且兩變數（內部監督機制、經 理人薪酬誘因）間的相關係數為 0.145（p 值 0.000），初步證實假說 3 與假說 註31：裕隆日產汽車 95、96 年底的董監持股率皆為 87.83%。薛健宏 許崇源
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1 校 4 之推測。再者，內部監督機制（Monitor）分別與借款比率（Debt）、產業專
家指數（Audit）呈顯著負向、正向關係，但 Fernandez and Arrondo（2005） 表示企業的內、外部監督機制間整體性呈負向關係，由此可知，若如過去文 獻，分別由單一變數觀之，恐怕難以獲得一致性的結論。此外，各自變數間 達顯著水準的相關係數其絕對值均未達 0.50，可見其共線性不甚嚴重，後續 再以 VIF 檢測之。
表 3 相關係數矩陣
Incentive Monitor Hold Risk Tech Debt Audit Size Monitor 0.145*** Hold -0.055* 0.006 Risk -0.242*** -0.163*** -0.156*** Tech 0.319*** 0.126*** -0.042 0.061** Debt -0.286*** -0.121*** -0.045 0.302*** -0.291*** Audit 0.153*** 0.083*** 0.071** -0.090*** 0.132*** -0.122*** Size 0.037 0.144*** -0.033 -0.178*** -0.086*** 0.121*** 0.154*** Ind 0.468*** 0.096*** -0.158*** 0.088*** 0.465*** -0.243*** 0.238*** -0.001 註 1：變數定義請詳表 2，其中，經理人的薪酬誘因（Incentive）、內部監督機制（Monitor）、企業 風險（Risk）係多項衡量指標的彙總結果。 註 2：0.05＜p 值≦0.10 為*，0.01＜p 值≦0.05 為**，p 值≦0.01 為***。
三、董監持股率、企業風險與內部監督機制
表 4 左側係檢驗董監持股比率（Hold）與內部監督機制（Monitor）間的 關係，結果呈未顯著的負相關（係數-0.001，p 值 0.924），但加入董監持股率 與企業風險的交乘項（ Hold&Risk）後，董監持股率的係數為 -0.015（p 值 0.001），此結果與 Fernandez and Arrondo（2005）的論點相符，即董監持股 愈多，股權高度集中化，控制者可任用私人為經理人，缺乏內部監督機制， 故董監持股愈高，內部監督機制愈差。整體而言，董監持股比率與內部監督 機制的關係並未穩定，可能係兩道力量牽制著上述關係，一道是高股權董監 為維護自身權力，而不願建立內部監督機制（Fernandez and Arrondo, 2005）， 另一道則是董監為維護自身在公司的投資，故投入較多內部監督機制，這兩23 1 校 道不同方向的作用力彼此抵銷，以致假說 1 不獲完全的顯著支持。 表 4 左側亦顯示，企業風險（Risk）的係數呈顯著負相關，即內部機制 較強的公司其可容忍的風險較低，而 Pathan（2009）亦有類似的發現。董監 持股與企業風險的交乘項（Hold&Risk）和內部監督機制（Moniter）呈顯著 正相關（係數 0.004，p 值 0.000），此即表示，處於高風險的企業，高持股的 董監為保障自身投資，會增強企業的內部監督機制，以維永續經營，支持假 說 2。 董監事關注公司事務，最直接的表現即是召開或積極出席董事會，故本 研究檢驗董監持股率對「董事會出席率」（Attendance）的影響。表 4 右側顯 示，董事會出席率的迴歸式中，唯有企業風險和兩項控制變數（規模、產業 別）方達顯著水準，可見董監持股率、技術因子、負債比率和查核會計師多 不會影響其董事會的出席率。例如：表 4 右側顯示，董監持股率與董事會出 席率呈不顯著的負向關係，且董監持股率與企業風險的交乘項亦未達顯著水 準。高持股的董監未積極參與董事會，這並不表示，高持股的董監反而無法 掌控所投資的企業，相對地，高持股的董監可能直接在企業任職、安插親信， 或董監高持股的公司多為家族企業，而習慣透過家族聚餐等非正式的管道傳 遞訊息（葉明華、楊國樞，1997）（註32）。 表 4 左側顯示，技術密集的企業其內部監督機制較強，與劉松瑜（2005） 的推論一致，而外部監督機制的借款比率（Debt）與內部監督機制（Monitor） 間呈顯著負相關，與內、外監督機制互呈抵換關係 (Fernandez and Arrondo, 2005）的論述相符。相對地，表 4 中，查核會計師的產業專家指數（Audit） 則未達顯著水準，這顯示，查核會計師雖可對受查公司提出內部控制建議書， 但建議事項僅限於財務範疇，而對受查公司整體監督機制的影響有限。結果 亦顯示，大公司（Size）的內部監督機制較為完善（Pincus, et al.,1989），而 電子業董事會的參與程度較低，可能係高科技產業之事務極具專業性，而有 所影響。此外，董事會出席率偏低的企業往往是小公司，制度較不健全，亦 註32：後續本研究再以董事會召開次數、平均出席次數衡量董事會在內部監督機制中的運作狀況， 並檢視家族企業的內部監督機制（第五節）。
薛健宏 許崇源 24 1 校 面對較高的企業風險，符合研究預期。 整體觀之，高持股董監並未積極參與董事會，且可能為保障既有權力， 而未積極建立那些可能會影響自身權益的公司治理制度（例如：設立獨立董 事），但若處於高風險時，高持股的董監則會設立公司治理制度，以求穩定經 營。 表 4 董監持股比率、企業風險與內部監督機制（註33） 預期 符號 應變數為內部監督機制（Monitor） 應變數為董事會出席率（Attendance） 係數 t 值 係數 t 值 係數 t 值 係數 t 值 Intercept ? 0.971 2.88 *** 1.220 3.55 *** 0.698 12.59 *** 0.715 12.60 *** Hold — -0.001 -0.10 -0.015 -3.14 *** -0.001 -0.20 -0.001 -1.37 Risk — -0.074 -4.28 *** -0.155 -5.24 *** -0.008 -2.82 *** -0.013 -2.78 *** Hold&Risk ＋ 0.004 3.38 *** 0.001 1.40 Tech ＋ 0.001 3.36 *** 0.001 3.46 *** 0.001 0.44 0.001 0.47 Debt ? -0.293 -1.69 * -0.289 -1.68 * -0.045 -1.61 -0.045 -1.60 Audit ? 0.130 0.73 0.173 0.98 -0.016 -0.57 -0.013 -0.47 Size ＋ 0.091 4.54 *** 0.094 4.70 *** 0.006 1.80 * 0.006 1.86 * Ind ＋ 0.066 1.18 0.047 0.83 -0.020 -2.26 *** -0.022 -2.39 ** 觀察值 1,213 1,213 1,213 1,213 F值 12.30 12.28 3.83 3.60 *** F檢定的p值 0.000 0.000 0.000 0.000 R2 adj 0.061 0.069 0.016 0.017 註 1：Attend_number 為出席董事會的平均次數，其他變數定義詳表 2。 註 2：本表均以普通最小平方迴歸模式（OLS）進行檢定。 註 3：0.05＜p 值≦0.10 為*，0.01＜p 值≦0.05 為**，p 值≦0.01 為***。 註 4：上述迴歸的 VIF 值尚在合理區間，未呈現嚴重的共線性。
四、經理人工作誘因、內部監督機制與與技術因子
前述表 4 採普通最小平方法進行迴歸檢定，而表 5 則為同步迴歸檢驗三 模式之實證結果，經比對後，兩表結論相符。例如：表 5 顯示，不論採綜合 指標或董事會出席率，低風險或高董監持股的企業均存在較鬆散的內部監督 機制，但高風險企業的內部監督機制與董監持股率呈顯著正向關係，即在高 風險的前提下，董監為維護股權，而致力建立公司內部的監督制度，與利潤 註33：公司治理變數多偏重制度面的設計，例如：設立獨立董事與否，而董事會召開次數、出席率、 平均出席次數則描述制度面的運作狀況，目前極少文獻探討董事會之執行情形，故本研究特 別針對董事會出席率（第四節）、召開次數與平均出席次數（第五節）進行探討。25 1 校 收斂假說的概念相符。 表 5 顯示，內部監督機制（Monitor）均與工作誘因（Incentive）呈顯著 的正向關係（係數 1.168，p 值 0.000；係數 7.310，p 值 0.058），符合假說 3 的推論，亦與 Tosi, et al. (1997)之實驗結果一致。此外，結果亦顯示，內部監 督機制與技術因子的交乘項（Monitor&Tech）顯著為正（假說 4），此部分即 符合劉松瑜（2005）的分析。綜言之，隨著時間的經過，在知識經濟下，技 術因子愈形重要，傳統認為「誘因、監督呈負相關」的論點，已經受到一些 挑戰，目前技術因子同時提升兩管理機制（誘因、監督），以致兩者呈顯著正 向關係。 經理人的風險趨避程度較強，故薪酬誘因與企業風險間呈顯著負相關。 若干文獻將薪酬誘因亦視為企業的內部監督制度之一，並主張內部、外部的 監督機制呈抵換關係（Fernandez and Arrondo, 2005），故屬於外部監督機制 的「借款比率」與公司內部的「薪酬誘因」呈負向關係。再者，大公司的內 部監督機制較多，而小企業、電子公司的薪酬誘因略強，在表 5 亦獲得證實。
五、小結
實證結果部分支持，高董監持股的公司內部監督機制較差，且董事會出 席率較低，這顯示高持股的董監並未透過董事會的運作機制以保護自身 權 益，亦未積極建立其他正式的內部監督機制，此反應我國家族企業的運作實 況，安插家屬、親信擔任重要職位，強調家族聚會等非正式的溝通工具（葉 明華、楊國樞，1997）。然而，在高風險環境下，董監持股確實會增加內部監 督機制，以因應環境。再者，本研究支持誘因、內部監督機制呈正相關的論 點，且技術因子確實同時提升了工作誘因、內部監督機制。伍、其他檢驗
本研究一方面在主文部分採綜合指標以兼顧所有相關指標，另方面在其 他檢驗中進行各種敏感性分析，以增強實證結論之穩健性（robustness）。薛 健 宏 許崇源 26 1 校
27
1 校
一、整體管理系統的分類
（一）不區分內、外部監督機制之別
在過去文獻中，Beatty and Zajac（1994）、Zajac and Westphal（1994）皆 以內部監督機制（如：獨立董事比率）代表整體監督機制，而 Fernandez and Arrondo（2005）亦直接區分內、外部監督機制，而不分為誘因、監督兩大類， 相對地，分析性研究設定監督機制為單一變數，而不再加以細分。 前述檢驗中，本研究區分內、外部監督機制，在此，本文加總百分位數， 合併內、外部監督機制所代表的八項指標（註34），即為監督機制。結果顯示， 檢 驗 董 監 持 股 率 與 監 督 機 制 的 相 關 性 時 ， 董 監 持 股 （ Hold ） 及 其 交 乘 項 （Hold&Risk）的係數分別為-0.012（p 值 0.001）、0.003（p 值 0.001）。再者， 檢驗監督機制與工作誘因間的關係時，監督機制及其交乘項的係數分別為 0.326 （p 值 0.005）、0.003（p 值 0.000），實證結論仍與上述表 4、表 5 的結果相符。
（二）將所有誘因、監督機制均視為管理機制的一部份
如上所述，Fernandez and Arrondo（2005）認為，所有誘因、監督機制均 為管理機制的一部份，故本研究擬彙總內、外部監督機制、工作誘因的百分 位數，衡量企業整體的管理機制。 結果與表 4 類似，若依變數為整體的管理機制，則董監持股率（Hold） 的係數未達顯著水準（係數-0.002，p 值 0.395），但若加入董監持股比率與企 業風險的交乘項（Hold&Risk）後，Hold 的係數為-0.026（p 值 0.000），而 Hold&Risk 的係數為 0.007（p 值 0.000），這顯示，必須考慮到企業風險透過 董監持股率對整體管理機制的邊際影響，董監持股比率的係數方可能如假說 註34：監督機制係「企業內部監督機制」的六指標再加上「外部監督機制」的二項變數。其中，內 部監督機制包括（1）獨立董監的席次比率、（2）董事會的出席率、（3）設立審計委員會、（4） 大股東持股比率、（5）董事長不兼任總經理、（6）專業投資機構的持股比率，此外，外部監 督機制涵蓋（7）借款比率、（8）查核會計師的產業專家指數。
薛健宏 許崇源 28 1 校 1 所預期般顯著為負，可見企業風險因子在其中的重要性。
二、內部監督機制
（一）內部監督機制不納入「設立審計委員會」因素
在 國 內 設 置 審 計 委 員 會 的 企 業 極 少 ， 佔 本 研 究 整 體 樣 本 的 0.57% （=7/1,213）。國內實證文獻上多不納入該項指標，故本研究刪除該變數，以 其他五項變數重新衡量企業的內部監督機制，其實證結果亦與前述一致。（二）內部監督機制不納入「專業投資機構的持股比率」因素
以往文獻多未提及企業內、外部監督之別，內、外部是相對，而非絕對 的概念，本研究將重要股東、董事會視為企業內部監督機制，專業投資機構 屬重要股東，故其持股為企業內部的監督機制。為證實研究結論的可信度， 本研究亦將「專業投資機構的持股比率」改列為外部監督機制，並重新估算， 惟結論與前述結果一致，支持所有假說。（三）衡量董事會召開次數、出席平均次數與董監持股率
間的關係
本研究原以六變數的彙總指標（Monitor）與董事會出席率（Attendance） 衡量內部監督機制。董事會出席率係反應董監事對公司事務的參與度，相對 地，董事會通常由董事長召集之（註35），故董事會召開次數正可衡量董事長 對董事會的重視程度，而出席董事會的平均次數係由開會次數、出席率所決 定。本研究顧及董事長、諸位董監事對董事會監督功能的態度未必相同，故 再以董事會召開次數、出席平均次數進行敏感性分析。 結果與前述一致，董監高持股的企業反而存在較弱的內部監督機制，其 董事會召開次數、董監出席平均次數明顯較低，這顯示，董監高持股的企業 往往為家族企業，較倚賴「人治」，而缺乏制度面的運作機制。 註35：公司法第 203 條規定，原則上，董事會由董事長召集之。29 1 校
三、董監持股與內部監督機制間的非線性關係
李春安、吳欽杉與葉麗玉（2003）表示內部人（即經理人、董監）持股比 率與公司的非法行為未呈簡單的線性關係，而為下凸（convex）的函數關係， 換言之，若內部人士持股過低，則會失去與公司的財務連結度，存在較多的非 法行為，相對地，若其持股較高，則失去制衡的機制，也較容易出現非法行為。 綜言之，內部人持股過高或過低均不適當。本研究設想，是否因內部監督機制 不足，而導致企業的非法行為，故預期董監持股率與企業內部的監管機制亦呈 非線性關係，並重新檢視之。結果顯示，檢視董監持股與企業內部監督機制的 相關性時，董監持股率及其平方的係數分別為 0.001（p 值 0.606）、-0.001（p 值 0.376），均未達顯著水準，無法支持非線性關係的推論。四、內部人持股的敏感性檢驗
（一）改採現金流量權
相較於前述的董監持股率，本研究擬再以「企業控制者的現金流量權」 （簡稱「現金流量權」）衡量企業控制者對公司的財務利益。至於兩者的差異， 首先，現金流量權僅限於企業主（註36），而董監持股率則涵蓋所有董事、監 察人。再者，董監持股率僅考慮董監直接持股的部分，而現金流量權則納入 企業主直接、間接持股的部分，但減列當事人間接持股，而膨脹投票權的部 分（註37）。文獻指出：若投票權偏離現金流量權，容易產生企業主的剝奪行 為（La Porta, Lopez-de-Silanes and Shleifer, 1999），為避免其影響實證結果， 本研究亦以現金流量權衡量企業主的投入程度。 註36：企業主（企業控制者）對公司決策具有最大影響力，通常為公司之大股東、董事長、總經理 或其家族、經營團隊（林宛瑩與許崇源，2008）。 註37：舉例：A 自然人分別直接投資 B 公司、C 公司股權的 60%、30%，而 B 公司持有 C 公司 20% 的股權，若 A 擔任 C 公司之董事，則董監持股率需加計該 30%。相對地，企業主控制 C 公 司的股權為 50%（即 20%+30%），而現金流量權係企業控制者的盈餘分配請求權，即「直接 盈餘分配權」加計「間接盈餘分配權」(各控制鏈間持股率的乘積)。上例中，A 直接持股 C 公司 30%，其間接盈餘分配權的部分則為 12%(=60%×20%)，其現金流量權共計 42%，低於 經由間接持股而膨脹的投票權（50%）。薛健宏 許崇源 30 1 校 結果顯示，現金流量權雖與內部監督機制呈顯著正相關（係數 0.007，p 值 0.000），即未經轉投資膨脹股本的現金流量權較董監持股率更能直接捕捉 公司高層的財務利益，亦較符合利益收斂假說。然而，經加入現金流量權與 企業風險的交乘項後，現金流量權與內部監督機制間並未呈顯著關係（係數 -0.001，p 值 0.822），但仍支持假說二，即高企業風險的企業會投入較多的內 部監督機制。
（二）以投資金額衡量
陳明園與石雅慧（2004）指出，大量的股權投資會導致董事更有誘因參與 企業經營，其中，「大量的股權投資」似乎意指金額，而非本文先前檢驗的董 監持股率。此外，公司市場價值受到若干不可控制的市場因素所影響，故本研 究設定董監投資金額為公司期末的淨資產總額乘以董監持股率，再取其自然對 數。結果均與前述一致，投資金額與內部監督機制未呈顯著關係，但仍與董事 會的召開次數、出席次數呈顯著負相關（係數-5.512，p 值 0.055；係數-1.131， p 值 0.000），這顯示即使董監巨額投資企業，對董事會的召集、出席仍未見積 極，可能投資重大的董監較習慣使用非正式的溝通管道，以保障自身權益。（三）家族企業
前述結果顯示，高董監持股率的企業其內部監督機制較弱，對董事會的運 作也較為冷淡，故本研究擬進一步檢驗家族企業與內部監督機制間的關係。經 參酌林嬋娟與張哲嘉（2009），若最終控制者所控制的持股超過 10%，本研究 則視為家族企業。實證結果顯示，家族企業確實存在較差的內部監督機制（係 數-0.587，p 值 0.004），且家族企業的董事會出席率也明顯偏低（係數-0.056， p 值 0.091），可能係家族企業中，董事間不需要透過正式的場合亦能進行溝通。五、以當年及下一年的資料衡量企業風險
文獻指出，經理人進行投資決策時，會在意過去已投入的沉沒成本（Dye and Sridhar, 2002），且鄭燦堂（1995）定義「風險」為一定情況下之不確定性，31 1 校 故本研究以當年及上一年度之報酬衡量企業風險，但有文獻認為，風險係「未 來結果的不確定性」（鄧家駒，1998），准此，本研究採當年及下一年的資料重 新衡量。結果顯示，企業風險仍與內部監督機制呈顯著負向關係，而其交乘項 （Hold&Risk）亦為正數（係數 0.003，p 值 0.000），與前述結論一致。
六、以下一期資料衡量工作誘因
前述本文採本期的數據進行實證，但 Zajac and Westphal（1994）認為， 企業依其內部監督機制，而調整經理人的薪酬誘因，故本研究亦採下一期的 誘因資料進行分析。 結果顯示，內部監督機制未與下一期的工作誘因呈正向關係，但其交乘 項（Moniter&Tech）的共線性極為嚴重，採 MAN 變數集中法處理後，實證 結果與前述結論一致。
七、工作誘因衡量變數間重複的疑慮
本研究以（1）經理人持股比例、（2）紅利與淨利的相對比重、（3）變動 薪酬對固定薪酬的比率及（4）經理人認股權比率等四變數衡量工作誘因，其 中，經理人變動薪酬包括紅利及認股權證，但「紅利與淨利的相對比重」、「變 動薪酬對固定薪酬的比率」之分子均有紅利因子，而存在重複認列的疑慮。 事實上，上述兩比率的分母不同，以致兩指標意義迴然不同。變動薪酬對固 定薪酬的比率衡量經理人之薪酬誘因，而紅利與淨利的相對比重係考量公司 發放紅利的意願與能力。此外，認股權因子也同時出現在「變動薪酬對固定 薪酬的比率」與「經理人認股權比率」，惟前者涵蓋認股權價值，後者為認股 權股數，亦衡量同一標的之不同構面。 為徹底釐 清 變數重複 的 疑慮，本 研 究刪除「 變 動薪酬對 固 定薪酬的比 率」，僅以其他三變數衡量工作誘因，結果顯示刪除前、後的工作誘因指標存 在高度相關，Person（Spearman）相關係數高達 0.942（0.930），p 值皆達 0.000 的顯著水準。此即表示，即使工作誘因變數在某個程度上重複，但依然不影 響研究結論。薛健宏 許崇源 32 1 校
