公司治理機制與外資持股偏好關聯性之探討

公司治理機制與外資持股偏好關聯性之探討

Evidence on the Association between Mechanisms of

Corporate Governance and the Portfolio Held by Foreign

Investors

張裕任

1

Yu-Ren Zhang

王泰昌

2

Tay-Chang Wang

吳琮璠

2

Chung-Fern Wu

開南大學會計資訊系 國立台灣大學會計學系暨研究所

1

_{Department of Accounting Information, Kainan University and}

2

_{Department and}

Graduate Institute of Accounting, National Taiwan University

(Received January 25, 2007; Final Version February 13, 2008)

摘要：本研究以台灣上市上櫃公司為研究對象，實證探討公司治理機制與外資持股偏好的關係， 研究結果顯示：(1)管理者持股比重越高的公司，外資在其投資組合中會給於較高之權重，但當 管理者持股超過某一臨界點後，管理者持股比率越高的公司，外資持股比重反而越低，顯示外 資不願持有大額控制股東的公司；(2)積極推動獨立董事制度的企業，外資會給予正面評價，其 股權結構中會有較高之外資持股比率；(3)董監事質押比重與外資持股偏好呈顯著負相關，反應 外資不願持有潛在代理成本的公司；(4)外資不願意持有經理人具有絕對支配力的公司，反而偏 好具有外部大額股東來制衡管理者的公司，大額股東持股率與外資持股偏好呈顯著正相關；(5) 外資不願持有董事長兼任總經理的公司。 關鍵詞：公司治理、外資持股、股權結構、董事會

Abstract: In this paper, we characterize foreign ownership using a data set of ownership and attributes

of corporate governance of firms listed in Taiwan Stock Exchange market. The analysis reveals that: (1) the higher the extent of share held by the manager, the higher weight of foreigner portfolio in the

firms, however when the insider ownership is over certain critical levels, increase of insider ownership will lead to a lower foreign ownership, implying that foreign investors tend to avoid firms that have big controlling shareholders; (2) foreigners give positive valuation to firms in aggressively promoting institution of independent directors, the firms which have more independent directors in the board of directors would have more foreign ownership in ownership structures; (3) there is negative relationship between share as collateral by the board of directors and foreign ownership, it indicates that foreign investors don’t wish to hold firms which have potential agency cost; (4) foreigners don’t prefer to hold the firms which have absolutely dominant manager, but prefer to hold the firms which have outside block stockholders; (5) foreigners don’t hold the firms in which chairman and CEO is the same.

Keywords: Corporate Governance, Foreigner Ownership, Ownership Structure, Board of Directors

1. 緒論

國內外許多文獻分別從資訊不對稱、交易成本及風險與報酬角度來探討影響外資持股偏好 的因素，研究結果指出，外資偏好持有規模較大、外銷比率較高、股票周轉率與獲利性較佳的 公司 (沈育展，民 90；吳志偉，民 94；高蘭芬，民 93；Chiang and Kuo, 2006; Dahlquist and Robertsson, 2001; Hiraki et al., 2003; Kang and Stulz, 1997)，Aswicahyono and Hill (1995) 針對印尼製造業來分 析外資持股的決定因素，其研究主要是強調產業組織特性與政策因素的交互作用，對於外資持 股的影響，結果發現大部分的產業組織因素與外資持股有顯著的關係。然而過去國外文獻中， 較少有學者詳細探討個別公司的治理機制是否會影響外資持股選擇，特別是許多開發中的國家 對於股東權益的保障程度並非十分完善，內部人股東很容易做出對其個人有利但有損外部股東 權力之決策 (Shleifer and Vishny, 1997)。

在新興市場的國家中，公司股權結構相當集中，上市公司所面臨的代理問題，並非經理人 與股東利益的不一致，而是控制股東可能侵害少數股東的權益 (Claessens et al., 1999; La Porta et

al., 1998)。由於我國公司經營型態普遍為家族企業，董事會與監察人幾乎為家族成員或控制股東

的利害關係人，公司外部力量很難發生制衡作用 (周行一等，民 85)。過去實證研究已經指出， 控制股東會藉由盈餘管理來隱藏公司真實的績效 (Beasley, 1996; Xie et al., 2003)，及透過交叉持 股來鞏固其經營權，而且關係人交易及控制股東特權消費都可能會傷害外部股東權益 (葉銀華 等，民86; Cheung et al., 2006)。雖然過去文獻發現治理機制不佳的公司，公司的投資報酬率會 較差 (Gugler et al., 2003)，而且治理機制不佳的公司也比較可能發生財務危機 (Elloumi and Gueyie, 2001; Lee and Yeh, 2004)，但公司外部投資者是否不願意持有治理機制不佳與具有潛在代

理成本的公司，至今尚未獲得深入研究。因此本文將探討外資針對台灣股市的投資是否會考慮 個別公司治理機制之因素，並分析是否外資不願持有存在控制股東及違反最佳公司治理實務準 則的企業。

由於全球已開發國家股票市場整合程度越來越高的情況下，外國投資者基於分散風險的利 益會投資持有新興市場國家的股票 (Claessens, 1993)。然而，投資者從事海外投資會面臨資訊取 得相對劣勢 (Grinblatt and Keloharju, 2001)，資訊取得差異會造成投資者認知風險差異，所以投 資者會給於願意揭露較多資訊的股票較高之權重 (Merton, 1987; Zhou ,1998)，因此外資針對新興 市場投資，相較於一般投資大眾，將更重視被投資公司的治理機制是否健全。雖然完善的公司 治理機制是吸引國際資金的關鍵因素，公司治理目的是確保公司外部投資者可以獲得合理的報 酬 (Shleifer and Vishny, 1997)。然而外資針對台灣股市投資，是否不願持有存在控制股東的公 司，在過去文獻中並未獲得完整分析。目前台灣許多上市公司欲藉由引進外資來擴大公司的股 東基礎，如何吸引外資持有該公司股票，已成為許多上市公司增加外部融資來源的重要管道。 本文透過分析公司治理機制與外資持股的關聯性，可進一步提供國內上市公司推動公司治理制 度改進之誘因依據，同時也對於公司治理給予投資者的影響提供系統性的證據。

從財務契約理論的觀點而言，理性外國投資者會避免將資金投入對其權益保障不佳的融資 契約上，故會迴避治理機制不佳的公司 (La Porta et al., 2002)。若從資訊不對稱理論的角度來分 析，基本面較佳的公司可以藉由改善公司治理機制，向投資者傳遞公司未來獲利的訊息，故外 國投資者應偏好持有治理機制健全的公司。Aggarwal et al. (2005) 依據 La Porta et al. (1998) 所 建立公司治理指標來衡量投資者保護程度、法律制度有效性與會計資訊揭露品質，結果發現美 國共同基金比較願意購買股東權益保障完善、較佳會計資訊品質與法律制度健全之新興市場國 家的股票，杜文嘉 (民 93) 發現大多數的公司治理變數會影響外資持股偏好，Anderson et al. (2001) 及 Dahlquist and Robertsson (2001) 指出，代理成本會影響外資持股偏好，外國投資者不 願持有存在控制股東的公司，反而偏好持有股權分散的大公司。

最近台灣許多上市公司不斷強化公司治理機制，臺灣證券交易所及櫃檯買賣中心為協助上

市上櫃公司建立良好公司治理制度，也在民國91 年共同制定上市上櫃公司治理實務守則，而許

多上市公司年報也開始重視公司治理項目的揭露。因此，本文研究目的係欲探討政府積極推動 上市公司治理制度改革是否會影響外資持股的選擇。由於董事會能否確實執行監督功能取決於 董事會的獨立性 (Fama and Jensen, 1983)，故本文分析董事會中獨立董事比例、董事長是否兼任 總經理與外資持股偏好的關係；董監事持股質押比率越高公司，董事會與外部股東利益一致性 會減低，故本文分析董監事持股質押比率與外資持股的關係；管理者持股增加，會提高管理者 特權消費成本 (Jensen and Meckling, 1976)，而且在資訊不對稱環境下，經營者可以藉由個人持 股來發射 (signaling) 公司未來獲利能力 (Leland and Pyle, 1977)，故本文分析外資持股偏好與管

理者持股的關係；然而管理者持股比重太高時，外部股東很難約束監督管理者，故本文也分析 管理者持股與外資持股偏好是否呈非線性的關係；公司控制權分散在若干大股東手中，可視為 公司減少對於外部股東權益剝削的承諾 (Bennedsen and Wolfenzon, 2000)，故本文分析外資持股 偏好與大股東持股的關係。 由於大部分外資對於持股的選擇是考慮投資組合的績效，而國際資本資產定價模型中也認 為，在未考慮資訊不對稱、交易成本及投資限制下，外資應持有全球市場投資組合 (Alder and Dumas, 1983)。若只分析公司治理機制與外資持股比率的關係，將忽略外國機構投資人是以指數 策略來分配投資組合的資金。因此本文除檢定公司治理機制與外資持股比率的關聯性外，本文 以個股在市場投資組合的權重為參考點 (benchmark)，檢定外資投資組合中給予治理機制較佳公 司之持股權重是否會超過參考點。 外國投資者對於開發中國家經濟的貢獻，除提供資本與管理經驗外，大額外國機構投資人 也可以扮演監督管理者的角色 (Hawley and Williams, 2002)。若外資的存在可以改善公司治理機 制，則外資持股與其它公司治理機制的關係會有同步性 (simultaneity) 的問題。為減輕此內生性 (endogenity) 的問題，本文使用兩因子固定效果誤差模型 (two-way fixed effects error component model)來克服研究變數之間可能存在同步性的問題，避免模型自變數與依變數會產生虛假 (spurious) 相關。因為在固定效果模型中，允許不可觀察的公司特性變數與模型的自變數存在關 聯性 (Baltagi, 2001)。 由於過去分析公司治理機制的成效主要是連結公司治理與績效關聯性，較少探討公司治理 機制對於投資需求影響，因此本文主要貢獻是直接連結公司治理與投資需求的關係，故可彌補 公司治理在此研究領域之不足。本文研究結果顯示，公司治理是外資投資決策重要的考量因素。 當管理者持股比重不高時，外資會偏好持有管理者比重較高公司；但管理者持股超過某一臨界 值時，外資不願意持有管理者持股比重太高公司；大額股東持股比例越高的公司，外資持股比 例也會越高，反映出大額股東的監督與外資監督彼此為互補的關係；董事會聘請外部獨立董事 會提高董事會監督功能，董事會中獨立董事比率越高的公司，外資持股比率也會越高；董監事 質押比重愈高的公司，外資投資組合中給於該公司權重會愈低，而且外資不願持有董事長兼任 總經理的公司，反映外資會迴避具有潛在代理成本的公司。 本文其他內容組織如下：第二部份乃是相關文獻探討與假說建立。第三部分是研究設計與 方法，描述本文使用的樣本及研究模型。第四部份為實證結果與分析。第五部份為結論與建議。

2. 文獻探討與假說建立

在資本市場具效率性之前提條件下，治理機制不佳之公司，管理者可能透過不同方式來傷

害外部股東，故理性的投資者會給予治理機制不佳公司較低評價 (Jensen and Meckling, 1976)。 若投資者在事前可以預期控制股東會從事有損公司價值的決策，則治理機制不佳公司股價會較 低。過去許多實證研究支持上述論點，控制股東所持有的控制權與現金流量權分離程度越高的 公司及控制股東兼任高階管理者時，公司經營績效會較差 (Claessens et al., 2002)。Klapper and Love (2004) 使用 Credit Lyonnais Security Asia 所計算的公司治理評等分數來衡量公司治理機制 運作，結果發現公司治理機制評等分數較高的企業，其營運績效及市場評價都會較高。 若資本市場能有效反應治理機制不佳對於投資者所能造成損害，則投資者並不會偏好持有 治理機制較佳公司，亦即，若外部股東在事先即能預期存在控制股東的公司，比較可能從事有 損公司價值的行為，則事前股價將反應治理機制不佳的風險溢酬 (risk premiums)，故外資仍以 合理價格購買持股。然而Cheung et al. (2006) 研究結果並不支持外部股東可以事前預知控制股 東會有掏空公司資產的行為，只有當實際掏空行為發生時，股票市場才會有負面的反應，故外 資將迴避治理機制不健全的公司。因此，當資本市場具效率性及公司治理機制反應訂約環境差 異時，在控制其它影響外資持股偏好的因素後，預期管理者持股及其它公司治理機制將不會影 響投資人持股偏好；然而，若台灣上市公司的公司治理機制並未完全反應公司訂約環境的差異 及股價並未完全反應公司治理機制不佳的風險溢酬時，則外資將會偏好持有治理機制較佳公司。 公司治理的核心在於董事會，董事會能否有效監督管理者，決定於董事會獨立性及董事會 成員與外部股東利益的一致性 (Fama and Jensen, 1983)。過去研究分析控制股東對於董事會影響 力的關係，分別由董事會持股、董監事質押比率、董事會領導結構及董事會中獨立董事的比率 來分析董事會是否能夠有效代表股東來監督管理者。公司治理問題與股權結構有密切的關係， 管理者持股會影響管理者對其決策所需承擔之責任，股權分散程度會影響外部股東對於管理者 監督誘因及管理者所掌控權力。過去文獻發現治理機較佳的公司，資訊揭露品質會較佳，且管 理者比較不會從事非法行為，所以股東權益可以獲得合理保障，因此本文以下將分別描述董事 會特性、管理者持股、大額股東持股與外資持股偏好的關係。

2.1 董事會獨立性與外資持股的關係

董事會中外部董事比例越高公司，董事會在決策上比較可以表現客觀與公正的立場，因為 就獨立性的考量，內部董事比較會受CEO 所影響，使其監督與績效評估的能力受到質疑 (Fama and Jensen, 1983)。外部董事比例越高的公司，董事會中任務性衝突會增加，因為不同背景的董 事成員為確保其所屬利益團體的權益，對於公司經營決策所持觀點並不一致，故可防止控制股 東基於自利動機之決策行為。Arthur (2001) 指出董事會中獨立董事比率隨著 CEO 所掌控的權力 而遞減，但隨著外部董事所擁有談判力量而增加。過去實證研究中，大部份實證結果支持董事 會獨立性越高的公司，其所揭露盈餘品質會較佳 (Klein, 2002)，董事會比較會客觀及公正評估管

理者績效，且董事會傾向制定以績效為基礎的薪酬誘因契約 (Conyon and Peck, 1998; Ryan Jr. and Wiggins III, 2004)，同時對於績效不佳的管理者，董事會也會要求替換 (Goyal and Park, 2002; Hermalin and Weisbach, 1998)，故董事會獨立性較高的公司，股東權益可以獲得較佳保障。同時 過去研究也發現，股票市場對於公司外部董事任命會有正面反應 (Rosenstein and Wyatt , 1990)； 但市場對於持股比重很低內部董事任命宣告時，股價則有負面的反應 (Rosenstein and Wyatt, 1997)。

目前台灣許多上市公司為了強化公司治理機制的功能，聘任具學術及實務經驗的國內外人

士擔任公司獨立董事1，希望藉此能改善董事會的監督效率。由於外部董事可以提供多樣化的專

業知識，且其也掌握公司所需的外部資源，故可透過外部董事媒介與其他公司進行策略聯盟或 取得互惠的關係 (Pass, 2004; Pearce and Zahra, 1992)。因此外部專業及獨立董事加入，可以使董 事會得以充分監督管理者，確保管理者的決策是以全體股東利益為依歸。同時我國法律並未強 制規範所有上市公司需要設置獨立董事2，對於自願承諾接受更多來自公司外部監督與約束的公 司，可以減低內部人股東剝奪外部股東的機會，提高外部股東持股意願，故預期外資將會偏好 主動聘任外部獨立董事的企業。 H1：外資會偏好持有主動聘任獨立董事企業之股份。

2.2 董事會領導結構與外資持股的關係

董事會代表股東監督管理者，是否董事會能善盡其監督職責會受到董事會領導形態的影 響。我國公司法第二百二十二條規定，監察人不得兼任公司董事、經理人或其它職員，但該條 文並未規範董事不得兼任經理人，致使台灣許多上市公司為了掌控所有權及經營權，因而選擇 董事長兼任總經理。然而，董事會負責選任、解雇和獎懲高階管理者。若公司決策制定權與決 策控制權力授予同一人手中，會產生利益上的衝突 (Fama and Jensen, 1983)，除非存在其它控制

機制，否則股東很難約束 CEO 選擇對自己有利，但損害公司價值的決策。Arthur (2001) 和

Hermalin and Weisbach (1998) 認為董事會領導結構乃是內生決定，CEO 所擁有的談判力愈大

時，董事會的獨立性會較低，且任期越久及持股比重越高的 CEO，其比較可能擔任董事長，因 此董事長兼任總經理時，董事會將很難扮演好監督管理者的角色。 過去實證研究中也發現CEO 兼任董事長時，管理者比較不會因為績效因素而解雇，且管理

1 _{民國 90 年 10 月修正公司法第一百九十二條文內容，取消董監事需具備公司股東身份之限制，公司之董} 事由股東會就有行為能力之人選任之，此新修條文賦予外部獨立董事參與公司經營決策之法源依據。 2 _{2002 年新修正之有價證券上市上櫃審查準則第 9 條規定，新上市上櫃公司至少必須設立 2 名獨立董事} 及1 名獨立監察人，然而，上市上櫃審查準則僅規範新上市 (上櫃) 的公司，但並未規範過去已經上市 (上櫃) 之公司。

者會獲得較高之薪酬水準 (Core et al.,1999; Goyal and Park, 2002)，而董事成員的薪酬結構中也會 涵蓋較少比例以權益為基礎的收入，使得董事會的監督誘因降低 (Ryan Jr. and Wiggins III, 2004)。目前證期會所頒布的公司治理守則中，建議上市上櫃公司的董事長與總經理應由不同人 來擔任，期望能提高董事會的獨立性。所以站在外部投資者的立場而言，為避免管理者球員兼 裁判所產生的代理成本，外資應不願持有董事長兼任總經理的公司。雖然過去研究中也發現， 採用二元領導結構 (dual leadership structure) 會產生資訊轉移成本 (Brickley et al. , 1997)，同時 使用二元領導結構公司，管理者的經營責任比較難以明確的歸屬 (Lorsch and Lipton, 1993)。但 自亞洲金融風暴後，外資在新興市場的投資會採取比較保守投資策略，特別是其會迴避給予控 制股東有機會剝奪外部股東機會的公司，故預期外資會迴避持有董事長兼任總經理的上市公司。 H 2：外資會不願持有董事長兼任總經理之上市公司的股份。

2.3 管理者持股與外資持股的關係

我國證券交易法第二十六條對於全體董監事持股成數具有最低之限制，且公司法第一九十 七條及二二七條規定，董監事持股轉讓不得超過選任時所持股份總額之半數，希能提高董監事 對於公司持股之誘因。代理理論中強調將管理者與股東財富緊密結合，可以減低所有權與經營 權分離所產生之代理成本。股權越集中在管理者手中時，管理者個人偏好支出所導致公司價值 的減損，將大部分由管理者來承擔，因此管理者決策行為將會追求公司價值極大化 (Jensen and Meckling , 1976)。管理者為其決策承擔責任，將有益於公司外部股東，故在管理者持股比重不 高時，外資持股偏好將隨著管理者持股比重而增加。若從資訊不對稱的角度來看，管理者持有 較高股權，可向外部股東傳遞公司未來獲利訊息 (Leland and Pyle, 1977)，故預期外資會偏好管 理者持股比重較高的公司。然而股權結構也會影響公司權力的分配，管理者持有股權愈高時， 管理者自主能力會增加，只要管理者消費額外補貼 (perquisite) 的利益超過其所付出成本，管理 者將會選擇有損公司價值決策 (俞海琴、周本鄂，民 83; McConnell and Servaes, 1990; Morck et al. , 1988)。因此，管理者持股比例超過某一臨界值，管理者持股增加會提高經理人對於外部股東侵 害能力，減低外部控制市場與內部監督機制對於管理者的影響力。若持有多數股權 (majority owner-managers) 的管理者會選擇背離公司價值極大化行為，則多數股權控制公司為了企業成長 籌資將會面臨較差條件 (Denis and Denis, 1994)，因此公司外部投資者將不願持有多數股權控制 的公司。

Duggal and Millar (1999) 認為管理者持股越高的公司，權益代理成本會越小，所以會降低對 於機構投資人監督需求，因此，內部人股東持股越高時，無論積極主動或被動機構投資人的持 股會較低。所以，從監督機制的關係來看，若外國投資者的監督與內部人股東的持股誘因彼此 為替代關係，則管理者持股比重越高的公司，外資的投資組合中會給於該公司較低之權重。所

以無論基於利益掠奪假說3或監督機制替代關係的條件下，外資將不願持有存在控制股東的企 業。Anderson et al. (2001) 實證發現，外資會避免持有存在控制股東的企業。而且控制股東為了 維持其所享有控制利益，並不會輕易售出其手中持股，亦即，選擇投資組合的基金經理人將無 法持有全球市場的投資組合(Dahlquist et al. , 2003)，故控制股東持股比重越高的公司，外資在其 投資組合持股比重會小於該股票在全球市場投資組合中所占權重。

然而Demsetz and Lehn (1985) 認為所有權結構並非外生決定，公司規模、產業特性與管制 環境皆會影響管理者持股多寡。當管理者所能享受特權消費很少時，管理者持有較少的股權將 會是最佳的誘因安排；相反的，若管理者面臨較大的道德危險時，此時最佳的股權結構為管理 者持有較高比例的股份。因此若管理者持股為內生決定時，管理者持股多寡並不會影響公司績 效，只是反映出不同公司訂約環境的差異 (Himmelberg et al. , 1999)。而且即使管理者持股會影 響到公司績效，若股價早已反映較差治理機制對於績效的影響，外部股東購買治理機制不佳的 公司，仍可獲得合理報酬，故預期管理者持股多寡將不會影響外資持股選擇。 在過去研究大都支持管理者持股比重太高，對於外部股東會有不利的影響，例如在購併事 件中，無論就購併公司或被購併公司而言，隨著管理者持股增加，董事會將會與對方協商取得 較佳價格；但管理者持股比重太高時，董事會將會訂定有損公司價值購併溢酬 (Manry and Nathan, 1999; Stulz, 1988)。李春安等 (民 92) 指出，管理者與董監事持股比率過高或過低的公司，發生 公司非法行為的可能性越大，王元章 (民 90) 實證發現內部人士持股比率與股票異常報酬呈非 線性的關係，意味著國內半強勢效率市場並不成立，因此建議一般投資大眾應該考量內部人士 持股比率對於投資績效的影響。 由於管理者持股比重與外資持股的關係，分別具有正面與及負面的影響，故管理者持股與 外資持股存在非線性關係。當管理者持股比例很低時，增加管理者持股會調整管理者與外部股 東利益的一致性，並可向外部股東傳遞公司未來獲利訊息，故外資會偏好持有管理者持股比重 較高公司；然而當管理者持股比例超過某一臨界值，管理者可能會從事傷害公司價值的非法行 為，因此預期管理者持股與外資持股偏好會呈現先增後減的非線性關係。 H3：管理者持股與外資持股的關係會呈現先增後減的非線性關係。

2.4 董監事質押與外資持股的關係

董監事股權質押會減低控制股東實質持股，故董監事質押會加深控制股東與外部股東的代 理衝突。質押比例越高的公司，控制股東實質所有權與經營權分離程度會提高，因而減低董監 事與外部股東利益的一致性。過去文獻中發現，董監事質押對於股東會有不利影響，例如：林

3 _{Demsetz (1983) 提出利益掠奪假說，認為當股權集中於管理者手中時，管理者為了確保其自身的利益，} 可能會選擇對於股東不利的投資方案，因而造成公司的價值減低。

基煌 (民 85) 實證發現董監事持股不足時，股價會反映該項訊息，王嘉穎 (民 89) 指出，財務危 機公司都具有董監事持股高質押比例的特點，Lee and Yeh (2004) 實證顯示，發生財務困難的企 業，公司大股東股權質押比率顯著高於財務正常公司。在景氣不佳時，董監事質押會增加控制 股東剝奪外部股東的誘因 (Chen and Hu, 2001)，而且公司經營績效不佳造成股價下跌，高董監 事質押公司會挪用公司資金進行護盤動作，致使股價資訊的可信度下降(陳其美等，民 91)。高 蘭芬(民 91)實證發現，董監事質押會提高控制股東盈餘管理 (earnings management) 動機，減低 財務報導的可信度。因此外資為保障投資的利益，會避免持有具較高代理成本及未來可能發生 財務危機的公司，因此預期外資不願投資董監事持股質押比重太高的公司。 H4：董監事持股質押比重與外資持股偏好會呈負向的關係。

2.5 大額股東持股與外資持股的關係

由於搭便車 (free rider) 及缺乏適當監督誘因，一般投資大眾很難對董監事與經理人員具實 質監控能力，而外部大額股東售出手中持股時，很難不影響公司的股價，故其會積極主動介入 管理者的決策過程，追求公司的長期利益 (Aggarwal and Mandelker, 1990)，主要是執行監督活動 可以減少代理成本，提高大額股東持股的價值 (Jensen and Meckling, 1976)。Bennedsen and Wolfenzon (2000) 認為，當法律對於投資者保障程度不佳時，將公司的控制權分散在若干大股東 間，由於任一位大股東並未擁有絕對控制權力，故可視為公司減少對外部股東剝削的承諾，因 此，潛在投資者會偏好持有存在外部大額股東的公司。

過去實證研究結果，大都支持大額機構投資人的存在可以抑制管理者基於自利動機之盈餘 管理行為 (Chung et al., 2002)；大股東持股比重越高時，公司價值也會越高 (Gorton and Schmid, 2000)。因此，公司存在大額股東可以抑制控制股東追求個人目標之決策，減低管理者特權消費 及過度投資的問題，而且大額股東對於管理者的監督活動具公共財的特性，故有益於其它公司 外部股東 (Shleifer and Vishny, 1986)，因此，預期外資將偏好持有存在外部大額股東的公司。 H5：大額股東持股比例與外資持股偏好會呈正向的關係。

3. 樣本及研究方法

3.1 資料來源與樣本選取

本文是以台灣公開上市與上櫃公司1997 年至 2004 年非金融產業為研究對象，主要是研究 模型中所控制的變數，如出口比率及負債比率在金融產業是不存在。模型中所使用外資持股資 料取自台灣經濟新報 (TEJ) 國外法人持股資料庫，公司治理相關變數、股價報酬和財務報表資

世界指數 (all country world indices) 取自 DataStream 資料庫。因此，最後取得樣本必須同時具備 外資持股資料、財務報表資料、股權結構、董事會結構與股價資料，故對於研究變數不齊全的 公司亦不納入考量，經由上述篩選標準後，本文共計取得5608 個公司年樣本 (firm-years)。

3.2 實證模型

依據Adler and Dumas (1983) 及 Sercu (1980) 所提出國際資本資產定價模型，若不存在交易 成本及投資者具備同質信念 (homogenous belief) 下，投資者應持有全球市場投資組合，也就是 全球投資組合投資者針對個別國家持股權重，應等於該國股票市值占全球股票市值比重；同樣 地，外資針對某一國家個別公司持股權重應該等於該公司市值占該國股票市值比重。因此本文 依循過去探討影響外資持股偏好的文獻 (杜文嘉，民 93; Dahlquist and Robertsson, 2001; Kang and Stulz, 1997)，除了以全體外資針對個別公司持股比率 (FOROWN) 來衡量外資持股偏好外，本 文也計算外資持股權重相對於市場投資組合權重的大小 (RELWEIGHT)，如(1)式所示： M t i M t i F t i it W W W RELWEIGHT , , , − = (1) 其中： M t i W_, =代表於t年底，第i家公司在市場投資組合中之權重，市場投資組合中個股權 重決定於個股市值占所有樣本公司市值加總的比例， F t i W_, =代表於

t

年底，全體外資持有第

i

家公 司市值占全體外資所持有投資組合市值的比重。外資於t年底所持有第

i

家公司市值為外資持股 比率(

FOROWN

_it)乘以第

i

家公司年底市值(MV_it)；外資所持有投資組合的市值係以

t

年底全體 外資所持有樣本公司市值加總來代表。故 F t i W_, 可以表示如(2)式：

∑

= × × = t n i it it it it it F MV FOROWN MV FOROWN W 1 (2) 若外資針對台灣市場投資採取被動投資策略，則外資針對個別公司持股權重應該等於市場 投資組合權重，故RELWEIGHT等於0；若外資偏好具某特性的公司，則外資針對該公司持股權 重會大於市場投資組合權重。因此，本文將分別檢測公司治理變數是否會影響RELWEIGHT ， 同時也檢定公司治理變數與外資持股比率 (FOROWN) 的關係。 為了瞭解公司治理機制是否會影響外資持股決策，本文使用多元迴歸模型 (multivariate regression) 來檢定公司治理機制與外資持股偏好的關係。從文獻回顧中發現，過去研究中分別 使用股權結構、董事會特性等變數來衡量公司治理機制。因此，本文將分別檢測管理者持股率、 大額股東持股率、董監事質押比率等股權結構變數與外資持股偏好關係，同時也檢測董事會中 獨立董事比率及董事長是否兼任總經理等董事會特性變數與外資持股偏好關聯性。

在研究影響外資持股偏好的文獻中指出，許多因素會影響外資持股偏好。首先，在國際投 資組合決策模型中發現，投資者在考慮風險及報酬來極大化效用函數，Elkinawy (2005)、Kang and Stulz (1997) 及 Ko et al. (2007) 發現外資偏好獲利較佳的公司，高蘭芬 (民 93) 實證發現，外資 會考慮當期盈餘狀況來調整投資策略。故將資產報酬率當作控制變數。因此模型中分別納入系 統風險及資產報酬率為控制變數。系統風險是使用公司過去一年股價日報酬資料，以市場模式 (market model) 所估計之β 來衡量，同時外資可以全球多角化方式來分散風險，因此估算系統風 險所用的市場報酬率係以 MSCI 世界指數 (all country world indices) 計算求得 (Grauer et al., 1976)。其次，在過去的研究發現外資在海外投資時，大部分會將投資的安全性與保守性的變數 列為重要考量因素 (Hessel and Norman, 1992)，故本文以負債比例來衡量公司財務健全性。資訊 不對稱是跨國投資者所面臨最大問題，Falkenstein (1996) 探討共同基金經理人持股偏好，實證 結果顯示，共同基金經理人偏好能見度較高及交易成本較低之股票，陳一如等 (民 91) 使用 Logit Model 分析 MSCI 成分股與外資持股比率的關係，實證發現，Logit Model 中 MSCI 成分股的係 數顯著為正，Chiang and Kuo (2006) 針對 2001 到 2003 年台灣上市公司為樣本，實證結果發現 外資偏好持股規模較大、負債比例較低、MSCI 成分股及發放較少員工股票分紅的公司。因此，

本文遵循過去研究作法，分別以公司規模、交叉上市及是否為MSC 成分股來控制外資與本國投

資者取得資訊的差異 (Aggarwal et al., 2005; Elkinawy, 2005; Reese Jr. and Weisbach, 2002)。

本研究樣本資料涵蓋1997 到 2004 年上市上櫃公司，若選擇使用合併最小平方法來探討公 司治理機制與外資持股偏好的關係，可能會遺漏不可觀察公司特性差異對於外資持股偏好影 響，而且若所遺漏公司特性變數同時影響公司治理機制與外資持股偏好時，則迴歸分析結果會 產生虛假相關問題。由於樣本資料同時涵蓋橫斷面與時間序列期間，選擇使用結合橫斷面與時 間序列的追蹤資料模型 (panel data) 可以控制不可觀察之公司特定效果與時間效果對於外資持 股偏好影響，而且也允許研究變數之間可能存在內生性的問題。因此以下使用兩因子誤差成分 模型 (two way error component model) 來建立影響外資持股偏好迴歸方程式，如(3)式所示：

it t i it it it it it it it it it it it it ROA SYSRISK MSCI CRSLIST LIAB SCALE DUAL DIRMTG IND BLOCK MGN RELWEIGHT υ λ µ β β β β β β β β β β β β + + + + + + + + + + + + + + = 11 10 9 8 7 6 5 4 3 2 1 0 i=1 到N；t=1997 至 2004 (3) 其中： it RELWEIGHT = t年底時，外資投資組合中針對i 公司持股權重相對於 i 公司在市場投資組合權重的大小。 it MGN ₌ 管理者持股比率，指i公司t年底管理者持股比率。在美國CEO 是公司最高經營階層，而 我國公司最高經營階層則是董事會，因此本文使用董監事持股與經理人持股比率來衡量 公司管理者持股。

it BLOCK = 大額股東持股率，指i公司於t年底公司前十大股東持股比率，但排除董監事與經理人之 持股，此變數使用乃是參考國內分析公司治理相關研究 (俞海琴、周本鄂, 民 83; 李春安 等, 民 92)。 it IND ₌ 獨立董事比率，指i公司於t年底董事會中獨立董事比率。依據上市審查準則補充規定第 七條第一項之規定，獨立董事是否具有獨立性，其認定標準是採用負面表列的方式。 it DIRMTG ₌ 董監事質押比率，指i公司於t年底董監事質押股數占董監事持股比率。董監事質押相當 董監事實質持股下降，將會影響代理成本。 it DUAL ₌ 董事長是否兼任總經理，為一虛擬變數。若i公司於t年底董事長兼任總經理時，_DUAL =1，其它則為 0，無論國內外的公司治理實務守則都不建議董事長兼任總經理。 it SCALE ₌ 公司規模，指i公司於t年底資產帳面價值取自然對數，過去的研究中發現，無論本國機 構投資人或外國機構投資人都偏好規模較大公司(Dahlquist and Robertsson, 2001)，因此模 型中控制公司規模。 it LIAB ₌ 負債比率，指i公司t年底負債占總資產比率，過去研究外資持股偏好文獻指出，外資不 願持有高度使用財務槓桿公司，因此模型中控制負債比率。 it MSCI ₌ 為一虛擬變數，若當年度該公司為MSCI 新興市場自由指數成分股一員時，則為 1；否則 為0。MSCI 指數是許多共同基金經理人在新興市場的投資指標，Chiang and Kuo (2006) 發現外資偏好持有MSCI 成分股。因此模型中控制公司是否為 MSCI 成分股。

it

CRSLIST ₌ 為一虛擬變數，若當年度該公司在紐約、那斯達克、倫敦或盧森堡等國外資本市場發行海 外存託憑證時，則為1；若沒有在國外上市則為 0。Aggarwal et al. (2005)、Elkinawy (2005) 及Kang and Stulz (1997) 指出，無論針對已開發國家或開發中國家為投資區域，機構投資 偏好持有交叉上市的公司，因此模型中控制公司是否在海外交叉上市。

it

SYSRISK ₌ 在投資組合決策模型中，投資者考慮風險及報酬來極大化效用函數，因此納入系統風險為 控制變數，本文使用公司過去一年股價日報酬資料，以市場模式 (market model) 所估計之β

來衡量系統風險，由於外資可以全球多角化來分散風險，市場報酬率係以MSCI 世界指數 (all country world indices) 計算求得。

it

ROA ₌ 公司之稅後息前的資產報酬率，過去研究指出，外資偏好獲利較佳的公司，因此模型中也 納入ROA為控制變數。

i

µ ₌ 指不會隨時間改變之不可觀察的公司個別效果 (unobservable individual effects)。

t

λ ₌ 指會隨時間改變但不受個別公司影響之不可觀察的時間效果 (unobservable time effects)。

it

υ ₌ 隨機殘差項 (stochastic disturbance term)。

若公司個別效果及時間效果為固定參數，而隨機的殘差項υ_it～IID(0, 2 υ

σ )，則(3)式代表兩因 子固定效果誤差模型 (two-way fixed effects error component model)；若µi～IID(0,

2 µ σ )，λt～ IID(0, σλ2)，υit～IID(0, 2 υ σ )，而且彼此互相獨立時，則(3)式代表兩因子隨機效果誤差模型

(two-way random effects error component model)。Hausman (1978) 認為，若µi、λ 和迴歸模型自t

變數不相關為真時，則應該選擇使用隨機效果模型；相反的，若µ_i、λ 和迴歸模型自變數存在關_t

連性，則應該選擇固定效果模型。因此，本文使用Hausman 檢定來測試模型設定問題，同時為

了控制異質變異數問題，以White (1980) 估計式來校正共變數矩陣。

本文也使用資料切齊迴歸模型 (censored regression model) 來分析影響外資持股偏好因素，

理由是許多上市公司外資持股比率為0，但外資實際持股意願未必為 0，主要是管制機構對於外

國機構投資人賣空股票設有限制，故此時實際外資持股意願應是小於或等於0。若依變數存在資

料切齊的情況時，使用最小平方法所估計的參數結果會有偏誤與不一致的現象。為了克服上述 問題，本文延續Dahlquist and Roberttson (2001) 作法，使用 Tobit 模型來檢定公司治理機制與外 資持股的關係，Tobit 迴歸模型設定說明如下： it it it it it it it it it it it it it ROA SYSRISK MSCI CRSLIST LIAB SCALE DUAL DIRMTG IND BLOCK MGN RELWEIGHT µ β β β β β β β β β β β β + + + + + + + + + + + + = 11 10 9 8 7 6 5 4 3 2 1 0 *

i

=1 到

N

；

t

=1997 至 2004 (4) 其中： 若 RELWEIGHT*it≦-1，則RELWEIGHTit=-1。

若 RELWEIGHT*it>-1，則RELWEIGHTit=RELWEIGHT*it。

在(4)式中，RELWEIGHT*it為不可觀察的外資持股偏好，而RELWEIGHT_it為可觀察的外資持

股偏好，至於(4)式中的解釋變數與(3)式相同。若外資持股意願小於 0 時，由於放空的限制，外 資實際持股權重為0，故RELWEIGHT_it為-1；若外資持股意願大於 0，而且小於持股上限比率時， 外資持股意願會等於外資實際持股權重，故RELWEIGHT_it會等於RELWEIGHT*it。

為了檢定管理者持股與外資持股偏好是否呈現非線性的關係，本文建立截斷式迴歸模型 (piecewise regression model) 如下：

it t i it it it it it it it it it it it it it it it it it it ROA SYSRISK MSCI CRSLIST LIAB SCALE DUAL DIRMTG IND BLOCK a MGN a MGN a MGN a MGN a MGN a MGN MGN RELWEIGHT υ λ µ β β β β β β β β β β β β β β β + + + + + + + + + + + + + ≥ − + ≥ − + ≥ − + + = 14 13 12 11 10 9 8 7 6 5 3 3 4 2 2 3 1 1 2 1 0 ) ( * ) ( ) ( * ) ( ) ( * ) (

i

=1 到

N

；

t

=1997 至 2004 (5) 其中： ) (MGNit ≥al =為一虛擬變數，若MGNit ≥al，則為1，其它則為 0，而 l =1 到 3。 (5)式假設管理者持股與外資持股偏好關係間存在三個斜率的變化點，首先基於利益收斂假 說，預期管理者持股低於

a

₁時，隨著管理者持股提高，外資持股意願會增加；管理者持股介於

a

₁

到

a

₂之間及

a

₂到

a

₃之間時，管理者持股與外資持股意願的關係為一實證問題；管理者持股超 過

a

₃時，基於控制股東掠奪假說，隨著管理者持股增加，外資持股意願將會下降。本文遵循Cho (1998) 的作法採用試誤法來配適上述預期關係的分割點。本文在上述模型中亦分別檢定公司治 理變數與全體外資持股比率的關係，不再逐一列舉。

4. 實證結果

4.1 敘述性統計

從表1 敘述統計結果顯示，外資針對所有樣本平均持股率為 6.07%，外資持股率的中位數只 有 1.47%，代表外資持股分配向右傾斜，亦即，外資會給予某些特定公司較高之持股。 RELWEIGHT的平均數為-0.67，表示外資投資組合中給於大多數公司權重小於市場投資組合之 權重，同樣地RELWEIGHT 的中位數小於平均數，只有-0.92，RELWEIGHT分配也是右偏，意 謂外資投資組合中會給予某些特定公司較高之權重。至於公司治理變數方面，管理者平均持股 比率高達28.17%，最高達到 97.14%，代表許多上市公司管理者具有相當的影響力，而董事會中 表 1 變數敘述統計量

變數名稱 N Minimum Median Mean Maximum Std. Deviation

RELWEIGHT 5608 -1.00 -0.92 -0.67 4.48 0.58 FOROWN 5608 0.00 1.47 6.07 72.01 10.23 MGN 5608 0.19 25.78 28.17 97.14 14.74 BLOCK 5608 0.00 13.54 15.18 73.51 11.05 IND 5608 0.00 0.00 14.38 100.00 23.18 DIRMTG 5608 0.00 0.00 4.69 60.00 11.29 DUAL 5608 0.00 0.00 0.29 1.00 0.45 SCALE 5608 11.55 15.11 15.26 20.00 1.24 LIAB 5608 2.08 40.92 41.18 188.68 16.71 CRSLIST 5608 0.00 0.00 0.05 1.00 0.22 MSCI 5608 0.00 0.00 0.10 1.00 0.31 SYSRISK 5608 -12.29 0.25 0.27 27.01 0.55 ROA 5608 -100.72 4.82 4.79 75.61 9.53 註一：變數定義說明如下，RELWEIGHT=外資投資組合中針對某一個股持股權重相對於該個股在市場投資組合權重的 大小；FOROWN=年底全體外資持股比率；MGN=董監事與經理人年底持股比率加總；BLOCK=大額股東持 股比率；IND=董事會獨立董事比率；DIRMTG=董監事持股質押比率；DUAL=董事長是否兼任總經理，為一 虛擬變數；SCALE=年底公司資產帳面價值取自然對數；LIAB=負債比率；CRSLIST=公司是否交叉上市，為一 虛擬變數；MSCI=是否為 MSCI 新興市場自由指數成分股，為一虛擬變數；SYSRISK=系統風險；ROA=稅後 息前資產報酬率。

獨立董事比率的平均數為 14.38%，中位數為 0%，反映著近年來有部份上市公司積極引進獨立 董事制度，此外，所有樣本公司中有 29%的公司董事長兼任總經理，同時表一也列示模型中其 它自變數的之敘述統計量。 表2 說明外資歷年在各產業持股權重相較於市場投資組合權重的大小，從 1997 年到 2004 年，除了資訊電子及運輸產業外，在大部分的年度中，全體外資投資組合給予各產業的持股權 重都小於各產業占全體市場投資組合之權重。過去針對日本、瑞典等國的研究中也發現，外資 持股權重小於市場投資組合權重 (Dahlquist and Robertsson, 2001; Kang and Stulz, 1997)。而且外

資不願持有水泥、食品、機電、紡織、化學、玻璃、造紙等傳統產業的公司，即使在2001 年時， 除少數受管制企業外，無論單一外資或全體外資持股上限都已經完全取消，外資投資組合中給 予上述產業權重相對於市場投資組合權重 (RELWEIGHT) 仍然小於 0。 表 2 外資在各產業持股權重相對於市場投資組合權重 (RELWEIGHT, 單位%) 的大小 產業別 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 樣本數 水泥業 -40.5 -34.5 -53.0 -67.3 -78.5 -66.8 -57.8 -37.7 64 食品業 -28.3 -17.9 -44.5 -43.3 -65.9 -54.9 -63.6 -56.0 174 塑膠業 22.4 11.6 -1.6 1.6 -11.0 24.4 -18.0 -29.5 181 紡織業 -39.3 -41.2 -0.8 -26.2 -64.7 -57.6 -58.0 -51.0 418 機電業 -42.0 -47.2 -69.8 -51.0 -65.8 -51.5 -38.0 -30.0 295 電線電纜業 20.5 19.6 -15.3 -22.1 -52.3 -39.6 -43.2 -25.6 112 化學業 -47.0 -65.5 -82.7 -88.3 -76.5 -67.6 -60.9 -62.5 338 玻璃業 -67.4 -68.1 -75.3 -77.7 -78.1 -77.6 -82.8 -85.8 62 造紙業 -3.6 -8.7 -35.5 -61.5 -74.0 -68.5 -63.8 -51.0 56 鋼鐵業 -51.3 -57.3 -45.7 -36.3 -38.4 -40.6 -56.7 -34.4 238 橡膠業 -35.5 -47.5 -72.0 -79.5 -82.8 -81.2 -63.5 -52.6 75 運輸業 107.7 113.2 39.4 40.5 10.8 38.6 28.1 -3.5 33 資訊電子業 25.6 20.5 13.3 11.8 11.2 10.2 16.4 21.1 2510 營建業 -46.5 -76.9 -87.1 -84.3 -83.6 -81.6 -80.5 -77.0 357 汽車業 5.9 9.5 -23.6 -10.2 -40.9 4.2 -1.9 -22.2 133 觀光業 -46.5 -15.9 -27.4 -29.9 -54.9 24.4 7.6 -27.2 72 百貨業 -51.3 -9.7 13.4 10.0 -9.1 10.1 -11.7 -9.5 104 綜合業 -52.7 -92.7 -97.5 -98.1 -96.7 -99.4 -99.2 -98.8 8 其它產業 0.0 -20.6 -47.9 -43.1 -49.0 -29.2 -16.8 -12.7 378 樣本數 361 435 541 642 740 866 968 1055 5608 註一：本表說明1997 年到 2004 年全體外資在各產業持股權重相對於市場投資組合權重的大小。 註二：RELWEIGHT= (外資投資組合中給於特定產業權重-特定產業市值占所有樣本公司市值比重) 特定產業市值占所 有樣本公司市值比重。

4.2 追蹤資料模型 (panel data model) 迴歸分析結果

首先，表3 中揭示本期公司治理變數對於外資持股的影響，在 Model 1 中以追蹤資料模型來

檢定公司治理變數與RELWEIGHT 的關係，模型中分別控制個別公司效果(µ )與時間效果i

(λ )，並以 Hausman test 來檢定模型的配適度，結果發現 Hausman-statistic 為 17.07，P 值小於t

0.01，顯示應採用固定效果追蹤資料模型。由 Model 1 迴歸結果中發現，獨立董事比率越高公司， 外資持股比重 (RELWEIGHT ) 也會越高，獨立董事(IND) 的迴歸係數顯著為正，此結果表示 外資認同國內企業推動獨立董事制度，獨立董事較不會有動機去損害股東權益，且較能客觀獨 立監督管理當局。外資持股比重 (RELWEIGHT) 受董監事持股質押 (DIRMTG) 負向且顯著影 響，董監事股權質押會減低董監事與外部股東利益的一致性，因此外資不願意持有董監事持股 質押比率太高的公司；管理者持股 (MGN) 與大額股東 (BLOCK) 的迴歸係數顯著為正，表示 管理者持股比率越高的公司，外資持股比重也會越高，支持利益收斂假說與訊息傳遞理論，而 大額股東持股比率越高的公司，外資持股比重也會越高，反映出外資偏好存在有外部大額股東 來制衡管理者的公司；同時也發現，外資並未迴避董事長兼任總經理的公司，DUAL的迴歸係 數並未顯著為負。至於控制變數對於外資持股偏好的影響，結果顯示外資偏好規模 (SCALE) 較

大、交叉上市(CRSLIST) 及 MSCI 成分股 (MSCI) 的公司，三變數的迴歸係數都顯著為正，此 結果與Dahlquist and Robertsson (2001) 及 Gompers and Metrick (2001) 研究結果一致。

Model 2 使用截斷式迴歸模型 (piecewise regression model) 檢定管理者持股與外資持股偏好 的關係，同時也考慮其它公司治理變數對於外資持股偏好的影響。本文所最佳配適之管理者持 股截斷點分別為20%、40%及 60%。當管理者持股低於 40％時，管理者持股與外資持股偏好的 關係並不顯著；但管理者持股超過40％時，(MGN−40)*(MGN≥40)的迴歸係數顯著為正，而 ) 60 ( * ) 60 (MGN− MGN≥ 的迴歸係數顯著為負，表示管理者持股超過40%時，管理者持股比率 每增加1%，RELWEIGHT會增加0.5278%；但管理者持股超過 60%時，管理者持股比率每增加 1%，RELWEIGHT會減少 0.4684%。此結果支持管理者持股率與外資持股偏好呈非線性關係， 且我國相較於英美國家，股權相對集中，國內管理者需持有較高的股權才能完全控制公司營運， 方便其掠奪公司之利益。控制股東的存在對於外部股東會有不利的影響，外資不願持有多數股 權控制公司，至於其它公司治理變數及控制變數的迴歸係數與Model 1 的結果一致，並未有太大 變化。

Model 3 與 Model 4 檢定當期公司治理變數與外資持股率 (FOROWN) 的關連性，兩模型的 Hausman 檢定支持應採用固定效果的迴歸模型。由 Model 3 迴歸係數結果顯示，管理者持股比率 (MGN)、大額股東持股率(BLOCK )、獨立董事比率 (IND) 與外資持股率呈顯著正向的關係，

同時董監事質押比率 (DIRMTG) 與外資持股率呈顯著負向的關係，至於董事會領導結構

表 3 公司治理與外資持股關連性之迴歸分析結果

Variables 預期 _{Model 1 Model 2 Model 3 Model 4}

Dependent variable RELWEIGHT RELWEIGHT FOROWN FOROWN t Cons tan -2.633*** -2.6265*** -0.4395*** -0.4407*** (0.259) (0.2600) (0.0438) (0.0440) MGN

+

0.147** 0.1089 0.0296** 0.0268 (0.075) (0.2061) (0.0126) (0.0349) ) 20 ( * ) 20 (MGN− MGN≥

?

-0.0848 -0.0051 (0.2702) (0.0457) ) 40 ( * ) 40 (MGN− MGN≥

?

0.5278* 0.0445 (0.2789) (0.0472) ) 60 ( * ) 60 (MGN− MGN≥

-

-0.9963* -0.1379 (0.5820) (0.0985) BLOCK

+

0.219*** 0.2163*** 0.0595*** 0.0591*** (0.063) (0.0626) (0.0106) (0.0106) IND

+

0.295*** 0.2941*** 0.0592*** 0.0592*** (0.072) (0.0721) (0.0122) (0.0122) DIRMTG

-

-0.096*** -0.0983*** -0.0139*** -0.0142*** (0.033) (0.0330) (0.0056) (0.0056) DUAL

-

0.008 0.0070 0.0041 0.0040 (0.016) (0.0161) (0.0027) (0.0027) SCALE

+

0.124*** 0.1239*** 0.0317*** 0.0319*** (0.017) (0.0168) (0.0028) (0.0028) LIAB

-

-0.033 -0.0347 -0.0209** -0.0208** (0.051) (0.0515) (0.0087) (0.0087) CRSLIST

+

0.250*** 0.2497*** 0.0519*** 0.0519*** (0.048) (0.0481) (0.0081) (0.0081) MSCI

+

0.094*** 0.0920*** 0.0292*** 0.0288*** (0.025) (0.0246) (0.0042) (0.0042) SYSRISK

?

-0.014 -0.0142 -0.0027* -0.0026* (0.009) (0.0092) (0.0016) (0.0016) ROA

+

0.002 0.0040 0.0138 0.0137 (0.069) (0.0693) (0.0117) (0.0117) Adjusted R2 _{0.7562 0.7563 0.7785 0.7785} F-statistic 17.07*** 17.06*** 19.24*** 19.19*** Hausman-statistic 52.94*** 55.84*** 47.51*** 51.91*** Sample number 5608 5608 5608 5608

Econometrics Panel fixed effects Panel fixed effects Panel fixed effects Panel fixed effects

註一: ***表示顯著水準為 0.01；**表示顯著水準為 0.05；* 表示顯著水準 0.1。

註二: 括弧內為校正異質變異數 White 估計標準誤 (heteroscedasticity corrected white estimator)。

註三: 變數定義說明如下，RELWEIGHT=外資投資組合中針對某一個股持股權重相對於該個股在市場投資組合權重的 大小；FOROWN=年底全體外資持股比率；MGN=董監事與經理人年底持股比率加總；BLOCK=大額股東持 股比率；_IND=董事會獨立董事比率；_DIRMTG=董監事持股質押比率；DUAL=董事長是否兼任總經理，為一 虛擬變數；SCALE=年底公司資產帳面價值取自然對數；LIAB=負債比率；CRSLIST=公司是否交叉上市，為一 虛擬變數；_MSCI=是否為 MSCI 新興市場自由指數成分股，為一虛擬變數；SYSRISK=系統風險；ROA=稅後 息前資產報酬率。

外資持股率是否呈非線性的關係，結果並未發現管理者持股率與外資持股率呈先增後減的關 係。但是大額股東持股率 (BLOCK ) 及董事會中獨立董事比率(IND) 對於外資持股率具有顯著

正向影響，而外資持股率受董監事質押比率 (DIRMTG) 負向且顯著影響，因此除了管理者持股

與外資持股不存在非線性關係外，其它公司治理變數之迴歸係數與Model 1 及 Model 2 結果一致。

4.3 資料切齊迴歸模型 (censored regression model) 分析結果

表4 呈現公司治理機制與外資持股偏好關連性之資料切齊迴歸分析結果。首先，Model 1 和

Model 2 以 Tobit model 來檢定當期公司治理變數對於外資持股偏好的影響。在考慮外資持股的 下界為0 的情況下，Model 1 結果顯示，外資偏好高管理者持股率(MGN) 及高大額股東持股率 (BLOCK ) 的公司，但外資並未偏好獨立董事比率較高的公司；董監事質押比率 (DIRMTG) 與 RELWEIGHT成負向關係，但並不顯著；董事長兼任總經理虛擬變數(DUAL) 對於外資持股權 重具有顯著負向的影響，此結果支持假說二；同時模型中也發現到，在考慮外資放空限制下， 外資投資組合中會給於高資產報酬率(ROA) 的公司較大之權重，但不願持有高度舉債(LIAB) 之公司，而且如同追蹤資料模型結果，外資偏好持有規模較大 (SCALE)、交叉上市(CRSLIST) 及MSCI 成分股公司 (MSCI)。 Model 2 結果顯示，在考慮外資持股下界後，管理者持股與RELWEIGHT 呈現非線性關係。 管理者持股小於 40%時，隨著管理者持股比率提高，RELWEIGHT 也會跟隨提高；管理者持股 介於40%到 60%間，管理者持股持續增加，RELWEIGHT會有更明顯提升；但管理者持股比率

超過60%時，RELWEIGHT 卻隨管理者持股比率的增加而下降。Model 3 使用 Tobit model 來檢

定當期公司治理變數對於外資持股率(FOROWN) 的關係，結果發現，管理者持股比率(MGN)、 大額股東持股比率(BLOCK )及獨立董事比率(IND)越高的公司，外資持股率也會越高，而董監 事質押比率(DIRMTG)越高的公司，外資持股率則是越低，至於其它控制變數迴歸係數方向大都 與預期一致，且顯著異於0。表 4Model 4 是用來檢定假說三，結果還是支持管理者持股與外資 持股呈現非線性的關係。管理者持股小於 20%時，隨著管理者持股增加，外資持股率會增加； 管理者持股率介於20%到 40%之間，隨著管理者持股增加，外資持股率會下降；管理者持股率 介於40%到 60%之間，隨著管理者持股增加，外資持股率又開始增加；但當管理者持股超過 60 ％後，隨著管理者持股增加，外資持股率會有明顯的下降。 綜合上述多變量分析結果顯示：(1)在未考慮外資放空限制下，董事會中獨立董事比率越高 的公司，外資持股比重(RELWEIGHT) 也會顯著越高；若考慮外資放空限制下，雖然外資投資 組合中並未給於董事會中高獨立董事比率的公司較高之權重，但獨立董事比率較高的公司，外 資持股比率(FOROWN) 也會顯著較高，故整體而言公司自願性的聘任獨立董事對於引進外資仍 然有積極意義。(2)董監事質押會降低董監事實際持股，故外資不願持有董監事質押比率太高的

表 4 公司治理變數與外資持股關連性之 CENSOR 迴歸分析結果

Variables 預期 Model 1 Model 2 Model 3 Model 4

Dependent variable RELWEIGHT RELWEIGHT FOROWN FOROWN

t Cons tan -6.3935*** -6.4992*** -37.1945*** -38.1490*** (0.5330) (0.5768) (2.3103) (2.4992) MGN

+

0.0204*** 0.0213*** 0.0666*** 0.1233*** (0.0023) (0.0105) (0.0107) (0.0439) ) 20 ( * ) 20 (MGN− MGN≥

?

-0.9147 -14.1721** (1.4516) (6.1711) ) 40 ( * ) 40 (MGN− MGN≥

?

3.6478*** 30.2189*** (1.3113) (6.3442) ) 60 ( * ) 60 (MGN− MGN≥

-

-9.1274*** -60.0823*** (2.3533) (12.6362) BLOCK

+

0.9452*** 0.9583*** 5.6682*** 5.7682*** (0.3043) (0.3032) (1.3281) (1.3262) IND

+

-0.2315 -0.2424 6.0416*** 5.9651*** (0.3273) (0.3261) (1.3310) (1.3273) DIRMTG

-

-0.0660 -0.0734 -1.1432* -1.1506* (0.1582) (0.1583) (0.6667) (0.6665) DUAL

-

-0.1234* -0.1170* -0.3003 -0.2707 (0.0765) (0.0762) (0.3166) (0.3157) SCALE

+

0.2864*** 0.2939*** 2.7541*** 2.7726*** (0.0336) (0.0341) (0.1531) (0.1551) LIAB

-

-0.0153*** -0.0152*** -0.0896*** -0.0896*** (0.0024) (0.0024) (0.0095) (0.0095) CRSLIST

+

0.5557*** 0.5796*** 5.7266*** 5.9374*** (0.1218) (0.1216) (0.7107) (0.7099) MSCI

+

0.4327*** 0.3913*** 3.5254*** 3.4140*** (0.1063) (0.1063) (0.5612) (0.5610) SYSRISK

?

-0.0925 -0.0703 0.4670* 0.4815 (0.0723) (0.0721) (0.2600) (0.2596) ROA

+

0.0114*** 0.0118*** 0.0693*** 0.0707*** (0.0041) (0.0041) (0.0167) (0.0168) Pseudo R2 _{0.4860 0.4858 0.1694 0.1712} log L -2064.4 -2056.4 -18543.2 -18529.4 Sample 5608 5608 5608 5608

Econometrics Tobit model Tobit model Tobit model Tobit model

註一: ***表示顯著水準為 0.01；**表示顯著水準為 0.05；* 表示顯著水準 0.1。

註二: 括弧內為校正異質變異數 White 估計標準誤 (heteroscedasticity corrected white estimator)。

註三: 變數定義說明如下，RELWEIGHT=外資投資組合中針對某一個股持股權重相對於該個股在市場投資組合權重的 大小；FOROWN=年底全體外資持股比率；MGN=董監事與經理人年底持股比率加總；BLOCK=大額股東持 股比率；IND=董事會獨立董事比率；DIRMTG=董監事持股質押比率；DUAL=董事長是否兼任總經理，為一 虛擬變數；SCALE=年底公司資產帳面價值取自然對數；LIAB=負債比率；CRSLIST=公司是否交叉上市，為一 虛擬變數；MSCI=是否為 MSCI 新興市場自由指數成分股，為一虛擬變數；SYSRISK=系統風險；ROA=稅後 息前資產報酬率。

公司。(3)外資偏好持有存在外部大額股東的公司，大額股東持股比率越高的公司，外資持股權 重也會越高，無論表3 及表 4 結果都支持假說 5。(4)在追蹤資料模型中，董事長兼任總經理並 未影響外資持股偏好，但考慮外資持股限制後，外資不願持有董事長兼任總經理的公司，此結 果支持假說 2。(5)台灣上市公司所面臨的公司治理問題是內部人股東侵害外部股東，而非專業 經理人過度消費問題。控制股東持股比重較高的公司，外部股東對於其影響力會下降，因此外 資不願意持有管理者持股比重太高的公司。當管理者持股小於 20%時，隨著管理者持股比率提 高， RELWEIGHT 也會跟隨提高，但是外資不願持有董監事持股超過 60％組別的公司，此結果 支持假說3。(6)由於跨國投資中，資訊不對稱也是外資重要的考量因素之一，Covrig et al. (2006) 比較11 個已開發國家本國與外國共同基金持股偏好差異，結果顯示外國共同基金經理人相較於 本國共同基金經理人偏好持有具全球知名度的公司。本文結果顯示外資也偏好持有資訊揭露品 質較佳的公司，包括規模較大、交叉上市、MSCI 成分股的公司。

4.4 敏感性分析

在分析當期公司治理變數與外資持股關連性可能會存在同步性的問題，因為公司治理變數 與外資持股可能都是內生決定，且過去探討公司治理研究中分析前期公司治理變數與本期績效 的關聯性，因此，本文在未報導的研究結果中也使用落後一期的公司治理變數來當成工具變數。 實證結果發現，大部分公司治理變數對於外資持股的影響並未有太大改變，在控制公司個別效 果及時間效果後，除了大額股東持股率的迴歸係數並未顯著為正外，仍然發現管理者持股率比 率、董事會中獨立董事的比率的迴歸係數都顯著為正，而且外資不願持有董事長質押比率太高 的公司，同時結果也顯示，外資偏好持有規模較大、交叉上市及 MSCI 成分股的公司，但不願 持有高度舉債的公司，而管理者持股與外資持股偏好呈非線性的關係。同時，即使在考慮外資 持股的下界後，前期管理者持股比率、前期大額股東持股比率都和RELWEIGHT呈顯著正相關， 同時也發現外資不願持有前期董事長兼任總經理的公司，同時，無論是以RELWEIGHT或外資 持股率為依變數，管理者持股比率與外資持股偏好呈曲線的關係。 在2001 年以前，我國政府對於外資持有台灣上市上櫃公司的股權比率設有上限的限制，為 了避免外資持股限制因素對於分析結果的影響，本文在未報導的研究結果中，也將全體外資個 股可投資比率上限當成控制變數，結果發現全體外資個股可投資比率上限之迴歸係數顯著為 正，且外資偏好持有公司治理機制較佳的公司，外資不願持有存在控制股東及董監事質押比重 太高的公司，其偏好持有存在大額外部股東及獨立董事的企業。同時模型中除了以 MSCI 世界

指數 (all country world indices) 計算所得系統風險為控制變數外，本文也以台灣上市公司大盤指

數所估計的 β 來衡量系統風險，結果也是發現，大部分公司治理變數之迴歸係數方向並未有顯

險的改變、表達其對管理階層的意見及共同基金投資者贖回的壓力下，其會選擇持有交易成本 較低 (Gompers and Metrick , 2001; Kang and Stulz , 1997)，因此，本文在未報導的研究結果中也 將股票周轉率當成控制變數，結果顯示，大部分公司治理變數對於外資持股偏好的影響並未改 變。在研究亞洲金融危機相關文獻中發現，外國投資者在進出新興市場的國家時，可能會因為 對於預測能力的過度自信、績效評估標準或個人聲譽等原因選擇模仿其它投資者行為，因而放 棄本身個人所擁有的私有資訊 (Kim and Wei, 2002; Scharfstein and Stein, 1990)。因此在未報導研 究結果中納入當期股價報酬及前期股價報酬為控制變數，結果發現外資偏好過去股價報酬較高 的公司，而且外資偏好持有公司治理機制較佳的公司。

5. 結論與建議

公司治理機制健全與否將會影響股東的權益，外資針對新興市場國家的股票投資，由於無 法受到本國法律的保障，故外資會迴避公司治理機制不佳的公司。然而，若外資積極參與公司 治理機制運作，則外資並不一定會迴避治理機制不佳的公司，因為外資購買治理機制不佳公司 所能獲得監督利益會較大，同時若資本市場具有效率性時，公司股價早已反應公司治理機制不 佳對於投資者可能造成的損害，則外資並不會偏好持有公司治理機制較佳的公司，因此公司治 理機制與外資持股的關係為一實證的問題。 在公司治理與外資持股的關係中，本文實證結果發現，在控制公司規模、負債、風險及獲 利等過去研究認為會影響外資持股偏好因素後，發現外資不喜歡持有管理者持股比例太高及董 監事質押比重太高的公司，表示外資的持股選擇中會迴避公司治理機制不佳與具潛在代理成本 的企業。在管理者持股比率不高時，隨著管理者持股比率增加，外資持股比重也會增加，符合 利益收斂原則，但是，當管理者持股超過某一臨界值，管理者持股比率越高公司，外資持股比 重反而越低，主要是在開發中國家所面臨的代理問題是控制股東侵害外部股東，因此外資不願 意持有經理人具有絕對支配力的公司，反而偏好具有外部大額股東來約束管理者的公司。董事 長兼任總經理的公司會減低董事會監督功能，而董監事質押會減少董監事與股東利益的一致 性，故外資不願持有董事長兼任總經理及董監事質押比重太高的公司。董事會的獨立董事可以 代表外部股東來監督管理者，故獨立董事比率較高的公司，外資持股比率也會較高。雖然外資 購買公司治理機制不佳公司所帶來的監督利益會高於公司治理機制完善的公司，但外資為了避 免控制股東的剝奪，反而偏好持有公司治理機制完善的企業，故外國機構投資人並未如其在本 國投資一般，願意主動介入新興市場企業之公司治理機制的建構，外資只是價格趨勢的追逐者 時 (李志宏等，民 95; Froot et al., 2001; Kim and Wei, 2002)，外資不願意投注時間與人力在公司 治理機制的改善。

公司治理機制的改善可以降低企業經營風險及增加企業獲利的能力，確保投資者能取回其 應得報酬之機制 (Shleifer and Vishny, 1997)，一般而言已經遵循上市上櫃公司治理實務守則的公 司，較能獲得一般投資大眾的認同，因此對於需要外部融資的公司，特別是部份企業想要透過 到海外發行存託憑證來籌募資金，公司治理機制的強化更是迫不及待的事項。從本文實證結果 瞭解到良好的公司治理機制可以提高外資持股的意願，因此國內企業應該遵循臺灣證券交易所 與櫃檯買賣中心所頒佈的上市上櫃公司治理實務守則，強化董事會與股東對於管理者的監督機 制，包括積極推動獨立董事的制度、董事長與總經理職位明確區分。同時本文實證結果也顯示， 外資不願持有具有潛在代理成本的公司，特別是存在控制股東及董監事質押比重太高的公司， 故上市公司應該透過提昇資訊揭露、減少董監事持股質押及獨立董事的設置來降低控制股東與 外部股東利益的不一致，而外部大額股東可以扮演積極監督及制衡管理者的角色，避免管理者 做出有損公司價值決策，因此公司積極引進外部大額股東可以視為內部股東減少對外部股東剝 削的承諾，故公司存在外部大額股東時，可以提高外資持股意願。 在未來研究方面，可以探討是否公司治理機制較佳的公司，外資持股變動的頻率會較低， 公司股權結構中外資持股比重增加是否會誘使公司未來更積極改善公司治理機制，同時也可以 比較公司治理機制對於本國機構投資人與外國機構投資人影響的差異，此外，本文所探討的公 司治理機制僅包括董事會特性及股權結構，未來研究可以繼續分析不同公司治理機制的子構面 對於外資持股偏好的影響。

參考文獻

王元章，「內部人持股比例，投資績效與市場效率性—台灣股市之實證研究」，證券市場發展 季刊，第十二卷第四期，民國90 年，51-77 頁。 王嘉穎，「我國上市公司財務危機與監理因素之關聯性研究—實質所有權之探討」，台灣大學 會計研究所未出版碩士論文，民國89 年。 李志宏、周冠男、林秋發、謝育慈，「亞洲金融風暴前後外資交易行為與台灣股市互動關係之研 究」，證券市場發展季刊，第十八卷第三期，民國95 年，47-72 頁。 李春安、吳欽杉、葉麗玉，「所有權結構與公司非法行為關係之研究---以台灣股票上市公司為 例」，證券市場發展季刊，第十四卷第四期，民國92 年，75-138 頁。 杜文嘉，「公司治理與外資持股關聯性之研究」，台灣大學會計研究所未出版碩士論文，民國 93 年。 沈育展，「外資偏好投資之台灣上市公司特性—摩根台指之實證研究」，淡江大學財務金融學系 未出版碩士論文，民國90 年。

吳志偉，「台灣股市外資與投信投資策略」，國立東華大學國際經濟研究所未出版碩士論文，民 國94 年。 林基煌，「從上市公司股價對董監事持股不足的反應探討股票市場對代理成本的估計」，證券市 場發展季刊，第八卷第二期，民國85 年，1-33 頁。 周行一、陳錦村、陳坤宏，「家族企業、聯屬持股與公司價值之研究」，中國財務學刊，第四 卷第一期，民國85 年，115-139 頁。 俞海琴、周本鄂，「台灣地區上市公司董監事、關係人持股比例與公司托賓Q 關係之研究」，管 理評論，第十三卷第一期，民國83 年，79-98 頁。 高蘭芬，「董監事股權質押之代理問題對會計資訊與公司績效之影響」，國立成功大學會計學 研究所未出版博士論文，民國91 年。 高蘭芬，「會計資訊對外資持股調整影響之研究」，中山管理評論，第十二卷第三 期，民國93 年，441-464 頁。 陳一如、郭迺鋒、劉若羚、連志龍，「外資持股比例與摩根史坦利選樣股對股價 報酬影響之研究-以台灣上市公司為例」，台灣銀行季刊，第五十三卷第三期， 民國91 年，305-330 頁。 陳其美、韓千山、蕭玄逸沂，「股票質押契約中斷頭條款之設計對大股東交易行為、證券市場與 公司投資效率之影響」，證券市場發展季刊，第十四卷第二期，民國91 年，71-110 頁。 葉銀華、邱顯比、何憲章，「利益輸送、代理問題和股權結構之理論與實證研究」，中國財務學 刊，第四卷第四期，民國86 年，47-73 頁。

Aggarwal, R., Klapper, L., and Wysocki, P. D., “Portfolio Preferences of Foreign Institutional Investors,” Journal of Banking and Finance, Vol. 29, No. 12, 2005, pp. 2919-2946.

Aggarwal, A. and Mandelker, G., “Large Shareholders and the Monitoring of Managers：The Case of Antitakeover Charter Amendments,” Journals of Financial and Quantitative Analysis, Vol. 25, 1990, pp. 143-161.

Alder, M. and Dumas, B., “International Portfolio Choice and Corporation Finance: A Synthesis,”

Journal of Finance, Vol. 38, No. 3, 1983, pp. 925-984.

Anderson, C. W., Jandik, T., and Makhija, A. K., “Determinants of Foreign Ownership in Newly Privatized Companies in Transition Economies,” Financial Review, Vol. 37, No. 2, 2001, pp. 161-176.

Arthur, N., “Board Composition as the Outcome of an Internal Bargaining Process：Empirical Evidence,” Journal of Corporate Finance, Vol. 7, No. 3, 2001, pp. 307-340.