छЋຽๅநјώ̈́۵Ӏ߆ඉ̝ࡁտů
ͽέ៉˯ξ̳Φࠎּ
The Cost of Debt and Dividend Policies of Family Firms:
Empirical Evidence in Companies Listed in TSE
倪衍森
1 Yensen Ni廖容岑
2 Jung-Tsen Liao 淡江大學管理科學研究所 花旗環球證券風險管理部 1Institute of Managememt Science, Tamkang University &
2
Division of Risk Management, Citiglobal Securities
(Received November 16, 2004; Final Version October 20, 2005)
摘要：本研究旨在從代理理論觀點探究家族所有權與其負債融資成本與股利政策間之關聯性。 家族所有權代表著一種大股東的特別型式，而台灣上市公司多數具有股權集中且以家族控制為主 體之特徵，因此這些擁用控制權的所有者所引發的代理問題是不可忽視的。以民國87年至91年間 有進行融資行為股利宣告的台灣上市公司為研究對象，剔除金融保險業、資料遺漏之公司及極端 值後，利用獨立樣本t檢定、迴歸模式及橫斷面與時間序列合併資料模式進行實證分析，首先比 較家族公司與非家族公司在融資決策及股利政策上的差異性，再進一步從家族成員所擁有之持股 比例探討其與其負債融資成本與股利決策間之關聯性。實證結果如下：在融資決策方面，研究結 果顯示，1.家族公司與非家族公司之負債融資成本的負擔並無差異性。2.經營績效與負債融資成 本為顯著正相關。3.公司規模與負債融資成本為負相關。在股利政策方面，研究結果顯示，1.家 族公司現金股股利之發放率高於非家族公司。2.家族持股比率對股票股利發放為正向影響。3.績 效對現金股利發放為正向影響，對股票股利之發放為顯著負向的影響。4.前期股利發放決策對本 期股利發放決策有明顯的影響。5.股票股利發放率在不同產業間確實有顯著差異性。 由實證結果可知，台灣投資人及融資者皆視家族為公司內有效之治理機制，且在進行授信行為 時，認為債權人-股東間存在代理問題及代理成本。在股利政策方面，家族公司利用發放現金股 利來減輕外部股東對公司存在家族控制股東所引發代理問題之疑慮。 153-179頁 pp. 153-179
關鍵詞：股權結構、家族企業、負債融資成本、股利政策、代理理論
Abstract：The main objective of this study is to provide an empirical study of the relationship between
founding family ownership financing costs and dividend policies from the viewpoint of agency theory. Prior literatureestimates that family firms account for 65% to 80% of all businesses in Taiwan. We focus on a prevalent form of undiversified ownership in public firms, that of founding families. Founding families represent a special class of large shareholders that potentially have unique incentive structures relative to atomistic shareholders. The sample includes firms listed on the Taiwan Stock Exchange from1998 to 2002. After controlling for industry and firm specific characteristics, our analysis indicates the cost of debt financing for family firms is only 4 basis points lower than in non-family firms. This suggests that creditors do not view founding family ownership as an organizational structure that better protects their interests. Our results also indicate that family firms tend to distribute more stock dividends instead of cash dividends as families’ equity stakes continue to increase. Furthermore, family firms with highly fractional equity ownership use dividends to alleviate some of agent conflicts when one company has good performance. Overall, our investigation suggests that family ownership dose not impact the cost of debt financing. Our results further indicate that family firms pay more cash dividends to mitigate potential agency conflicts with atomistic shareholders.
Keywords : Ownership Structure, Family Ownership Enterprise, Costs of Debt Financing, Dividend Policy, Agency Theory
1.
緒論
本文之研究動機乃是自從1997年亞洲金融風暴的發生，凸顯了亞洲公司在公司治理上普遍 的缺失，例如：家族主導、集團化交叉持股的情況等，產生了財務報表不透明的嚴重缺失，是以 因此OECD自1999年起，連續三年的OECD年會所探討的課題，均探討亞洲企業之公司治理問題。 然而2001年，一向被認為是資本主義運作典範的美國，亦陸續爆發Enron、WorldCom等多起違法 作假帳事件，嚴重衝擊資本市場運作，並傷害投資人對公司的信心，因而造成公司必須以更高的 報酬來吸引投資人投資，這些對公司的資金籌措和資金成本上皆有不利的影響，此外台灣最近發 生之博達、訊碟等事件，這些種種都說明為何公司治理的重視與日俱增，而日前台灣某家族企業 集團之紛爭問題，攻佔者各大媒體的版面，亦為當時社會極其重視的課題。 在麥肯錫公司的研究中，在先進國家與新興市場中，大部分的公司是以家族企業起家。他們 憑著企業家的願景與精力，從創業之初的篳路藍縷，蛻變成各自經濟中的主力。這種情形不單在 新興市場中仍屢見不鮮，甚至在北美和歐洲也所在多有：威名百貨（Wal-Mart，又譯沃爾瑪）、 Bertelsmann 和 Bombardier 等便相繼成為龍頭企業。在台灣，廣為人知則諸如統一、新光等集團 企業。然而由學術上之分析，上述這些問題的產生皆與財務管理代理問題有所關係，一般學術領域 上之代理問題：有股東與債權人之代理問題、股東與管理當局之代理問題，而公司治理其實也是 一種代理問題，亦為大股東與小股東的代理問題。是以若公司為家族企業（大股東）所把持，則 會不會因此而影響一般投資大眾（小股東）的利益，此外是否因而造成該公司之負債成本與股利 政策與其他非家族企業上會有所不同，進而造成小股東的不利，乃是本研究亟欲探討的課題，是 以本研究希望能夠提供投資人一些客觀的資訊，來進一步瞭解台灣為家族企業所持有之上市公 司。亦為希望透過本實證研究，來提供投資人在選擇上市台灣家族企業的一些客觀訊息，而裨益 其投資參考之用。 但是家族企業──亦即由某一家族持有控制性股數的公司──卻面臨著一個不得不正視的現 實，因為統計數字顯示家族企業長期成功的機會渺茫1。如在綜合許多相關研究之後，肯麥錫發 現只有5%的家族企業可以在第三代以後繼續創造股東價值。因此，對家族企業來說，成功的關 鍵在於廣義的強勢治理：強烈的認同代代相傳的價值觀，並清楚意識到所有權的真義。所有權是 福也是禍：擁有所有權的家族一方面可以毀滅整個企業，一方面又可以塑造這個企業並享有其獲 利。然而因為家族企業在國外的歷史遠較國內為久遠，國內之家族企業是否如肯麥錫所提及只有 少數成功案例，這亦是本研究所欲探討之課題，是以基於前述的研究動機，本研究的焦點為有以 下幾點： (1) 探討我國家族在上市公司代理問題上所扮演的角色。 (2) 探討家族企業與非家族企業所承擔的負債融資成本價差是否相同。 (3) 探討家族企業與非家族企業的股利政策，亦即所發放的股利是否相同。 (4) 運用複迴歸方式探究家族企業之持股比率是否進一步地影響公司的負債 融資成本及股利政策。 是以本文希冀的貢獻為： (1) 在財管領域中，代理問題是財務管理上的一個重要研究課題，而最近喊的沸沸湯湯的公司治 理，其實也是代理問題的一環。因為公司的債權人、股東小股東這些都是公司資源的提供者， 而管理當局（大股東透過管理當局）乃是資源的運用者。而本研究乃探討這些屬於家族企業 之管理當局在使用這些資源時，是否更具有效率，而能夠將使用這些之代理資源之成本能夠 予以降低。
1 參照Heinz-Peter Elstrodt, “Keeping the family in business”, The McKinsey Quarterly, 2003, No. 4. 在麥肯錫 公司的研究中發現，在先進國家與新興市場中，大部分的公司是以家族企業起家。他們憑著企業家的願 景與精力，從創業之初的篳路藍縷，蛻變成各自經濟中的主力。這種情形不單在新興市場中仍屢見不鮮， 甚至在北美和歐洲也所在多有：威名百貨等。然而麥肯錫公司對家族企業之統計分析發覺：家族持有控 制性股數之公司，卻面臨著一個不得不正視的現實，其統計數長期成功的機會渺茫。事實上綜合許多相
(2) 家族企業負債融資的成本是否可以較其他非家族企業者來的低，為本學術研究所要探討之課 題，是以若是較低的話，則表示公司在使用負債資金提供者，所付出之成本（公司使用負債 資金，也就是公司 代理 負債資金提供者 運用 這筆負債資金，當然使用這些資金資源是需 要付成本的）。而本研究乃是探討家族企業公司所付負債資金之代理成本，是否較其他非家 族企業來的低。 是以在學術上對負債代理成本之探討，在本文中有做進一步分析，亦為可分析討家族企 業之代理成本是否較其他非家族企業來的低。 (3) 而股利發放在代理理論上，亦是探討是否有股東與債權人之代理問題上一個重要探討之課 題。而本文亦探討台灣之家族企業在這一方面股利發放此課題上是否存有代理問題之探討。
2. ͛ᚥଣ
Jensen and Meckling（1976）將代理關係定義為：所謂代理關係是指一項契約，由主理人委 託、授權代理人，執行某些服務，而這種主理人與代理人的契約關係便是代理關係。當主理人與 代理人目標利益不一致導致利益衝突，就有所謂代理問題的存在。當主理人的福利因為代理問題 而減少時，就產生了所謂代理成本。
2.1 家族股權及負債的代理成本
雖然過去學者對所有權結構與管理者－股東間的代理問題進行深入的研究，但僅有極少數的 學者討論到所有權結構與股東－債權人間的代理衝突。Jensen and Meckling（1976）觀察到股東 有誘因地藉由投資高風險，高期望報酬的投資專案來剝奪債券持有者財富的（資產替換）。債權 人預測此誘因的存在，因而要求較高的報酬，導致負債資金成本較高。然而，控制股東可能對小 股東有不同的誘因結構。Shleifer and Vishny（1997）認為公司通常藉由債權市場進行融資，這些 控制股東是公司典型的長期大額投資者，可能擁有強烈的動機來減輕與債權人間的代理衝突。
對於負債代理成本的描述通常是以資產替換或風險移轉問題來解釋。在股東－債權人間潛在 的衝突即為股東藉由投資於較公司目前投資組合中風險高的新專案來剝奪債權人的財富。在這樣 的情形下，股東獲得了多數的利益（即是，高風險專案的收益），而債權人承擔了大部分的成本 （Jensen and Meckling, 1976; Fama, 1980）。另一方面，存在於權益證劵間的潛在衝突可以選擇 權訂價的架構來說明。權益投資人，或稱為買權，僅在資產價值大於債權價值時選擇履約。當公 司的風險增加時，買權的價值隨之提高，導致債權的價值降低。
由於外部負債所引起的股東誘因問題，債權人對違約條款及保護其遠離風險移轉的監督機制 上有特別的堅持。然而，簽訂與執行這樣的合約所費不柴。此外，契約條款不可能包含所有未來 可能發生的風險。例如，有關額外舉債，股利發放或租賃的限制，合併等事項皆相對地明列於契
約中。然而，規定管理者不得投資於淨現值為負專案的限制在監督及執行較為困難。隨著負債的 代理成本增加，債權人所要求的風險貼水便逐漸增加。結果，存在於股東與債權人間的代理衝突 導致高負債成本。 Anderson et al.（2003）的研究發現無論公司的規模大小，控制股東的存在減輕了少數股東 剝奪債權人財富的誘因（即是，負債的代理成本）。Anderson et al.（2003）調查了家族股權對 於負債代理成本的影響程度。發現家族股權通常屬於大型，公開上市的企業，在統計及經濟上皆 顯示，其負債融資成本較低。
大型上市公司通常具有分散股權，小額股東及管理權與控制權分離的特性（Demsetz and Lehn, 1985），因為這些股東在監督及懲戒代理問題時具有某種優勢，控制股東的存在可減輕若干代理 衝突。然而，在股權分散的公司中，當股權集中度升高時便產生代理成本。這些代理成本可以許 多型式出現，包含利用發放特別股利，超額的報償計劃，以及風險規避來剝奪小股東的財富。 家族股權代表著一種大股東的特別型式，其具有獨特的誘因結構，一種公司權威的聲音，及 強烈的動機來管理公司。家族股權的獨特誘因結構解釋了這些股東可以減輕公司在股東－債權人 間的代理衝突。特別是，在集中股權的背後，研究者證明了家族股權和一般股東間有兩方面的相 異點；在公司長期生存下家族的利益及家族股東對公司（家族）名聲的關心。 首先，因為家族成員擁有公司多數的股份，研究者假定家族股權相較於小股東對公司的生存 極為關心。Casson（1999）及Chami（1999）認為家族股權視公司為一種可流傳於家族成員或其 繼任者的資產而非其生命中持續消費的財富。特別是家族的利益是建築於公司的永續經營，傳承 予後代子孫，而非交付其財富。因此公司的生存與否是家族成員最關心的事，即是，相較於其他 大股東，在利益衝突產生時，家族成員較可能使公司價值極大化，而非使股東權益最大化。因此， 存在於家族公司中的股東－債權人利益分歧將較非家族公司激烈。 其次，家族面對公司持續經營所引起的聲望關心將影響第三者。公司中家族股權的長期存在 解釋了外部人士，例如債權人，較可能和相同的治理機制交易，其交易期間也較非家族公司長。 例如，銀行或其他機構經常和公司的管理階層發展出個人及緊密的關係，說明了家族的存在允許 接續的世代建立長遠的關係。結果，家族的輝煌成就可能導致債權人預期未來家族可以繼續相同 的行動。因此，相較於其他公司中管理者或領導者不斷更換導致其績效表現不佳，家族的聲望維 持較可能發展出長期的經濟效益。 雖然研究者假定家族股權通常擁有較低的負債成本，另一種觀點則認為，家族可能使代理衝 突更形惡化因為家族掌握了聲音及權力來迫使公司來滿足其需求。李德冠（民90）的研究發現， 當控制股東控制權與現金流量權偏離程度愈大時，控制股東愈有動機侵占小股東的財富。柯景瑩 （民92）發現股權集中度越高的公司，其代理問題內部人為了維持其控制權的優勢，避免將公司 內部資訊透露給外部人，在選擇其舉債來源時，會傾向於採取監督機制相對較弱的公開舉債方 式，藉此降低外部股東的監督制衡力量。
2.2 家族股權及股利政策
Miller and Modigliani（1961）曾指出股利政策與公司的價值無關。公司是否發放股利，或是 股利發放高低本身不會影響到公司的價值。但是Miller and Modigliani（1961）的說法讓學者對於 公司為什麼要發放股利感到相當好奇。傳統上對於公司為什麼要發放股利的解釋是認為股利可以 當作一種訊息，以傳遞公司價值的資訊給予投資大眾。當公司發放股利時，代表公司在告訴投資 大眾，公司管理階層對於公司未來的現金流量感到樂觀，所以發放股利。因此股利的發放會改變 投資大眾對於該公司價值的看法（Miller and Rock, 1985）。但是DeAngelo et al.（1996）及 DeAngelo
et al.（2000）則指出，當期股利的改變對於公司未來的盈餘成長並沒有預測能力，可見DeAngelo et al.（1996）並不認為股利的發放與公司未來現金流量有所關聯。股利政策一直是財務學上爭論 的主題之一，財務學者發展不同的理論嘗試來解釋為何公司發放或不發放股利會影響股價。其中 一個普遍的觀點是代理理論（例如Rozeff（1982）及Easterbrook（1984)），也就是股利可以有效 降低管理當局與股東之間的代理成本，進而提昇股價。因為支付大額股利降低經理人可以自由支 配的內部現金，這迫使公司必須尋求更多的外部資金，當公司尋求成本較高的外部資金時，必須 通過資本市場對新資金的檢驗，可以降低經理人選擇次佳投資（suboptimal investment）的可能 性（Easterbrook, 1984）。因為來自外部資金提供者的監督也可以確保經理人依照外部股東的利 益來決策，因此股利支付應可以作為監督經理人的工具。Rozeff（1982）也發現對於存在控制股 東之公司，股利可以降低經理人與少數股東之間的代理成本，進而影響股價。 另外，Jensen（1986）、Fluck（1999）及Gomes（2000）指出股利政策可以降低公司內部股 東與外部股東之間的代理衝突。如果公司的盈餘並沒有以股利的方式發放給股東，而被保留在公 司裡，那麼內部股東或經理人將可以有更多的資源來從事個人花費，或者是投資於對公司不是很 有利，但是對個人卻有利的投資計劃。因此，外部股東會偏好公司發放股利而非將盈餘保留在公 司裡，這樣的說法主要是認為自由現金流量（free cash flow）容易導致浪費或是沒有效率的投資， 因而會損及外部股東的利益。 學者對於公司內部人持股比率及股利發放高低持有不同看法。國外學者Rozeff （1982） 認 為代理成本問題也是影響公司股利政策的重要因素之一。從代理理論的觀點而言，經營權與所有 權分離即會產生代理成本，若要減少代理成本，必須透過發放現金股利促使外部投資者監督公 司。當公司內部人持股比率高，代理成本問題較少，較不需要發放股利。Easterbrook（1984）也 以代理問題的觀點，認為現金股利發放可以降低經營者為規避風險所產生的代理成本，也有助於 監督經營者的行為。國內李皓（民90）指出公司內部人持股比率越低，所發放的現金股利、股票 股利越多；陳麗萍（民89）發現公司代理問題越嚴重，越傾向發放股票股利。推測原因可能係因 內部人持股越低，其與外部股東的利益越不一致，越有藉由多配發股票股利保留公司現金以遂行 如貪污浪費等道德危險之動機目的所導致。高嘉穗（民89）發現，股權越集中或內部人持股比率
越高的公司，其配發公積配股的傾向越高，顯示公司內部人基於自利動機會利用股利發放來進行 有關獲利以增進本身財富。 在國內實務上，公司內部人持股比率大時，偏好發放現金股利，倘若公司所保留之現金並未 作適當之投資以反應在未來經營績效上，會使得代理問題更加嚴重。國內鄭明祺（民82）指出內 部人持股比率較高的公司，會以股利的發放當作利多的訊號來告訴投資者，藉以增加公司價值， 並提高內部人的財富。俞海琴（民83）探討上市公司內部人士持股比率與公司融資策略之關係， 其將管理當局定義為對公司決策有影響的人士，即高階管理人員，如董監事、經理人、大股東及 內部關係人等。實證結果發現：由於國內上市公司中內部人士所有的比率幾乎佔了一半以上，故 表現在公司融資決策上的代理問題並不嚴重；而在股利支付率上，內部人士所有的公司會有較高 的股利支付率，因其會將股利作為訊號發射的工具，以增加公司價值。
此外Lim and Kim（2005）研究韓國集團企業的的股權結構，發覺持股較低及掌握上市公司 的家數較不多的集團企業，容易在乎家族的利害關係，而Randoy and Goel（2003）及Brunello et al. （2003） 在研究家族企業之股權結構後，發現家族企業之內部人士，若是該企業之外國法人之 持股是低水的話，往往會有自利的行為產生。同樣地Brunello et al.（2003） 在研究義大利之家 族企業，發覺家族企業中若機構法人之持股不高時且缺乏銀行的監督的家族企業、其公司治理問 題相當嚴重。而郭美芳（民94）亦發現機構人持股，尤其上外資法人的持股，與台灣上市電子公 司之績效有正向的關係。 本文的研究焦點為家族所有權對負債代理成本及股利政策的影響。家族所有權代表著一種大 股東的特別型式，其具有獨特的誘因結構，一種公司權威的聲音，及強烈的動機來管理公司。特 別是家族的利益是建築於公司的永續經營，傳承予後代子孫，而非交付其財富，因此公司的生存 與否是家族成員最關心的事，其發生代理問題的機率將會大幅降低。家族股權的獨特誘因結構解 釋了這些股東可以減輕公司在股東－債權人或控制股東－外部股東間的代理衝突。 由於家族企業可以說具有相似的誘因結構，他們對融資成本及股利政策的影響提供了一個 清楚且有力的驗證。為了逹成研究成果，本文擬以下四個特別的問題來進行研究。 (1) 家族公司是否較非家族公司享有較低的負債成本？ (2) 家族參與公司經營的程度是否進一步地影響公司的負債融資成本？ (3) 家族公司與非家族公司的股利政策是否相同？ (4) 家族參與公司經營的程度是否進一步地影響公司的股利政策？ 在控制了其他影響公司負債成本及股利政策的因素後，本文首先比較家族公司與非家族公司 於融資代理成本及股利政策兩方面的差異性，再進一步探討家族持股比例對公司融資代理成本及 股利政策的影響。
3. ࡁտ͞ڱ
本研究旨在從代理理論觀點探究家族企業與其負債融資代理成本與股利決策間之關聯性，本 節將對此一研究問題，做實證設計上之說明。3.1 研究假說
3.1.1 創辦人家族所有權與負債融資代理成本之關連性 家族所有權代表著一種大股東的特別型式，其具有獨特的誘因結構，一種公司權威的聲音， 並且具有強烈的動機來管理公司。家族所有權的獨特誘因結構解釋了這些控制股東可能減輕公司 在股東－債權人間的代理衝突。特別是，在集中股權的背後，家族所有權和一般股東間存在兩方 面的相異點；在公司長期生存下家族的利益及家族股東成員對公司（家族）名聲的關心。 再者，公司中家族股權的長期存在解釋了外部人士，例如債權人，較可能和相同的治理機制 交易，其交易期間也較非家族公司長。例如，銀行或其他機構經常和公司的管理階層發展出私人 及緊密的關係，說明了家族的存在允許接續的世代建立長遠的關係。因此家族公司較具議價能 力，能夠享受到較低的負債融資成本。綜合以上的討論，本研究推論出以下研究假說： 假說一：家族公司相對於非家族公司享有較低的負債融資成本。 3.1.2 家族股權集中度與負債融資成本價差間之關連性Jensen and Melking（1976）認為若是股權集中在大股東或董事會身上，則他們有較大的誘因 做好一個有效的監督者，降低公司的代理成本並促進公司績效。如此，當控制股東的股權集中度 愈高，則債權人所要求的違約風險貼水愈低，負債融資代理成本則愈低。而Anderson et al.（2003） 也指出，家族公司其股權集中度與負債之代理成本明顯呈現負向的關係。 另一種觀點則認為，家族所有權的存在可能使代理衝突更形惡化，因為家族掌握了聲音及權 力來迫使公司來滿足其需求。隨著家族股權集中度越高，家族成員為了維持其控制權的優勢，避 免將公司內部資訊透露給外部人，在選擇其舉債來源時，會傾向於採取監督機制相對較弱的公開 舉債方式，藉此降低外部股東的監督制衡力量。綜合以上的討論，本研究推論出以下研究假說： 假說二：家族持股比率和負債融資之代理成本間存在關連性。 3.1.3 創辦人家族所有權與股利發放決策 相較於大多數績效相當的上市公司，存在控制股東（家族）的公司發放的現金股利較低，大 多數的家族公司偏好將盈餘留於公司中，進行多角化的投資。對於許多家族而言，此一做法還有 一個附加利益，那就是家族成員不會累積（或浪費）巨額的個人財富，反而還會專心扮演好企業 所有人的角色。綜合以上討論，本研究推論出以下研究假說：
假說三：家族公司的現金股利發放率低於非家族公司；股票股利發放率高於非家族公司。 3.1.4 家族股權集中度與股利發放決策間之關連性 隨著家族成員持股率愈高，為避免控制權外流，家族公司傾向以較多的股票股利取代現金股 利之發放。另一種觀點則認為當家族成員持股率越低，其與外部股東的利益越不一致，越有藉由 多配發股票股利保留公司現金以支出其偏好行為。如此，當上市公司為家族所把持時，較傾向多 配發股票股利，不喜好配發現金股利。根據上述的觀點推論，本研究提出下列假說： 假說四：家族持股比率和現金股利發放率間將呈將負向的關係；與股票股利發放率呈正向關係。
3.2 研究對象
3.2.1 樣本期間 本研究以在台灣證券交易所上市之公司為研究母體，樣本期間2自民國87年1月起至民國91 年12月截止。 3.2.2 資料來源 本研究資料來源，除取自台灣經濟新報社之統計資料，另外在家族所有權方面亦參考台灣集 團企業研究、中央通訊社簡報系統及各上市公司公開說明書及年報以利判斷家族成員體系並計算 家族持股比例，本研究對家族企業的定義，乃是參閱La Porta et al.（1999）與李存修及葉銀華（民 90）之研究設計，將家族公司定義為家族成員持股比率超過20%之公司3。 3.2.3 樣本篩選 (1) 資料遺漏之公司、特殊行業金融保險業排除之。因金融保險產業與一般產業之財務結構有所 差異，且公司之負債比率、盈餘分配皆須受中央主管機關相當之監督與控制，因此本研究之 研究對象並不包含金融保險產業。 2 由於1997年為東南亞金融風暴的年份，所以本文資料期間為1998年以後的資料為主，此外樣本的考量乃 是這五年都有存續的公司才納入本研究的樣本，若是再往前推五年，則樣本數可能會大幅減少，尤其是 佔上市台灣上市公司極高之電子類股。 3 本研究亦利用家族成員持有該上市公司的持股比率來代表家族所有權這個變數。其中在文獻探討中。由 於董監持股比率每月可能有所變動，因此本研究採用年初持股比率與年底持股比率簡單平均的觀念。家 族持股比率此變數的計算，乃利用各上市公司的公開說明書及股東會年報中，所敘述之經營階層、董監 事成員及其二等親以內親屬的資料，再加上主要股東名單與轉投資事業資料，並依照中華徵信所出版之 台灣集團企業研究，以判斷目標公司的控制股東所擁有之股權持有比例。亦為持有某公司之股份為某投 資公司，或其他上市公司，而此投資公司或上市公司為該家族所掌控，則算入該公司家族之持股，如新 光集團、台塑集團等企業之股東有不少是以投資公司的方式呈現之，是以有不少家族企業以交叉持股來 穩定其股權。(2) 未有舉債情形者或發生過財務問題者剔除之；計算股利發放率時，若每股盈餘為負值時剔除 之。 3.2.4 變數之定義與衡量 Spread（負債融資成本價差） 有息負債率－無風險利率 CDROE（現金股利發放率） （每股現金股利/ 每股盈餘）* 100% SDROE（股票股利發放率） （每股股票股利/ 每股盈餘）* 100% FamOwn（家族持股比率） （年初持股比率＋年底持股比率）/ 2 * 100% Pr（營運績效） （本期淨利＋折舊＋折耗）／總資產 Risk（風險） }
{
1 ) / ( -) / ( 2 1 − ∑ = = n n i 現金流量 負債 現金流量 負債 平均 風險 Dr（負債比率） 負債總額／總資產 * 100% Size(公司規模) Ln (總資產) ICR（償債能力） 所得稅及利息費用前純益/本期利息支出 Ind-Dum（產業別虛擬變數） 產業別虛擬變數，設電子類股為1，其他類股為0。 本文變數之選取主要乃是參考下列的文獻：Anderson et. al. (2003) 所建立之回歸模型4，然 後再進而參考國內外相關文獻後，而設立本文之所要驗證之假設，其中較與一般所認知的變數有 所不同的定義有風險與應營運績效，其乃是以財管上現金流量的觀點，來衡量該公司之風險與績效。 3.2.5 實證模型5 (1) 平均數差異檢定 本研究利用獨立樣本T檢定對假說一及假說三進行實證，依指標之類別，進行家族企業與非 家族企業兩群體之平均數檢定以瞭解兩群體的平均數是否存在顯著差異。 H0：µ
家族－µ
非家族 =0 H1：µ
家族－µ
非家族 ≠0 其中， 4 本實證模型分析上，乃是將Anderson et al. (2003) 所採用的實證模型，做一些因地制宜的修正 與擴充後，而且最近的家族企業的紛擾代理問題也是全國所眾所矚目之課題，是以在分析亦 為是否在美國某資料期間中存在的實證現象，在台灣之某資料期間中是否亦存在這項關係， 即為本研究所欲探討之課題。 5 此外若是以風險為本研究之目標函數，再探討風險課題之目標函數，乃是以Min Risk 為其目標函數， 然而經濟學上之資源有限，所以在此目標函數下，有其限制式的考量。因此在此模型中，要求出Min Risk 的要求，則或許可採行用模型來求算變數之間的關連性，並加以收集資料，以實證模型來驗證之。家族＝家族成員持股比率超過20%之上市公司 非家族＝家族成員持股比率低於20%之上市公司 (2) 迴歸模型
A. 多元迴歸分析（Multiple Regression Analysis）
本研究利用多元迴歸分析及逐步迴歸分析對假說二及假說四進行實證，其中Model 1 為家族 股權集中度與負債融資成本之多元迴歸模式 ε + + + + + + + + = ) _ ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) (Pr ) ( , 7 , 6 , 5 , 4 , 3 , 2 , 1 0 , t i t i t i t i t i t i t i t i Dum Ind A Risk A ICR A Size A Dr A A FamOwn A A Spread Model 2為家族股權集中度與現金股利發放率之多元迴歸模式 ε + + + + + + = − ) _ ( ) ( ) ( ) (Pr ) ( , 5 1 , 4 , 3 , 2 , 1 0 , t i t i t i t i t i t i Dum Ind B CDROE B Size B B FamOwn B B CDROE Model 3為家族股權集中度與股票股利發放率之多元迴歸模式 ε + + + + + + = − ) _ ( ) ( ) ( ) (Pr ) ( , 5 1 , 4 , 3 , 2 , 1 0 , t i t i t i t i t i t i Dum Ind B SDROE B Size B B FamOwn B B SDROE 其中： Spread: 負債融資成本價差＝有息負債率─無風險利率；其中負債融資的成本是利用有息負債 率減去無風險利率之利率價差（Spread）來衡量。在衡量公司融資政策時，對於因營 業而必須產生之負債如應付帳款等，本研究採用長短期融資性借款，而長短期融資性 借款包括應付商業本票、短期借款、應付票據、公司債、應付租賃款、分期付款之設 備款等。其中： 有息負債率為：（利息支出 +資本化利息）/ 平均長短期借款 * 100 無風險利率為台灣銀行一個月期定期存款牌告利率。 FamOwn: 家族平均持有比率＝（年初持股比率＋年底持股比率）/ 2 * 100％ 銀行或其他機構經常和公司的管理階層發展出私人及緊密的關係，因此家族公司若具 有議價能力，則能夠享受到較低的負債融資成本。 Pr: 營運績效＝（本期淨利＋折舊＋折耗）/總資產；此經營績效之衡量，乃是以現金流量 當分子，總資產當分母來衡量，其乃參考Anderson, et al.（2003），因營運績效和負債 融資利率價差呈負相關，因為營運績效愈好表示企業償債能力愈強，違約風險降低， 債權人所要求的風險貼水亦較低。
Dr： 負債比率（debt ratio）＝（負債總額 / 總資本）* 100%；負債比率愈高，表示公司未 來舉新債的空間降低，違約風險可能提高。因此，本研究預期負債比率與融資利率價 差呈正相關。 Size：Ln（總資產）；公司規模規模較大的公司，擁有較多的資產，所需資金亦就較多，由於規 模經濟之因素，且規模相對較大之公司資產多，較能利用資產抵押借款，可降低負債 的信用風險，故本研究預期與融資利率價差呈負相關。此外規模比較大的公司，若所 須資金水位較大，則可以較不易現金股利，但若因規模經濟之效使公司獲利提升，亦 有可能提高現金股利的發放 ICR： 利息保障倍數＝息前稅前純益/本期利息支出；利息保障倍數企業的償債能力愈高，則 違約風險愈低，故本研究預期償債能力與負債融資成本呈負相關。 Risk： 風險，以（現金流量/負債）之標準差衡量，風險和融資利率價差應呈現正相關，其原 因乃是高度的舉債及較高的風險承擔往往會擔負較高的負債成本。是以當公司的負債 比率及風險增加時，該公司之違約機率可能會為之提高，進而導致債權人所要求之報 酬率亦會為之提高。 Ind_Dum：產業別虛擬變數；設電子類股為1，其他類股為0，並以此來當作為控制變數。 CDROE: 現金股利發放率＝（每股現金股利/ 每股盈餘）* 100% SDROE: 股票股利發放率＝（每股股票股利/ 每股盈餘）* 100% 現金股利與股票股利的發放可能會受到影響的變數，經營績效高較有發放股利之空間、公司 規模大，若有再投資之機會如台灣IC、TFT產業，則需有資金的投入，則現金發放率可能不高， 反而股票股利發放率高，但公司規模大，亦可能因為該公司以處於成熟期的產業，反而現金股利 發放率高、股票股利發放率可能較低，因為若無再投資機會，則股票股利的發放，會稀釋每股盈 餘的獲利，如台灣之某些傳統產業。是以產業面的變數亦是可以考量的變數，而家族企業的變數 對現金股利的發放在文獻有不少的探討。
B. 逐步迴歸分析（Stepwise Regression Analysis）
逐步選取迴歸分析可自動從多個自變數中選擇在建立迴歸方程式時，對因變數有重要影響力 的變數，刪除對因變數影響不顯著的變數的方法。本研究將選入的預測變數之顯著水準設為 0.05，剔除標準為0.10以上。
(3) 橫斷面與時間序列合併資料模型分析
根據研究資料之不同，一般可將分析模式分為時間數列分析（time series analysis）與橫斷面 分析（cross-section analysis）兩種模式。由於傳統的最小平方法（OLS）在處理資料時，只能單 獨考慮橫斷面資料或時間序列資料，當資料型態屬於橫斷面與時間序列資料並存時，使用最小平 方法將會因為忽略橫斷面或時間序列資料間的差異性，無法表現研究樣本特質的不同，因而產生 無效率的估計結果。
然而「橫斷面與時間序列合併資料」（panel data）模型，不但擁有時間數列的動態性質， 又能兼顧不同樣本間的特性。因此，本研究除使用最小平方法（OLS）的傳統迴歸模式，並採用 panel data 中的固定效果（fixed effects）及隨機效果（random effects）以估計所建構的迴歸模型， 並從中選取較適當者，作為本研究最終結果的分析依據。
A. 固定效果模式（Fixed Effect Models；FEM）
又稱虛擬變數模型（dummy variable model）。固定效果模型因考慮被解釋變數中，若含有 個別樣本差異效果，可能會使得被解釋變數和殘差項有相關，造成估計之沒有效率。所以在固定 效果模式下，橫斷面資料的差異被包含在截距項中，而這個模型可以虛擬變數組成的方式呈現。 因此固定效果模型又稱虛擬變數模型(least square dummy variable model, LSDV)。其模式如下：
∑
∑
= = + + = k k t i kit k jt N j i t i D X Y 1 , 1 , α β ε 其中 i = 1,2,…,N，表示同期間的不同橫斷面單位； t = 1,2,…,T，表示研究的某一特定時間單位； k = 1,2,…,K，表示有K個解釋變數。 = t i Y, 為負債融資成本價差，股利發放率 = t j D, 為固定截距項，代表每個橫斷面有不同的結構，以虛擬變數表示 = t i k X ,, 代表應變數，其中包含營運績效、負債比率、公司規模、利息保障倍數、風險等。 B. 隨機效果模式（Random Effect Model；REM）隨機效果模式又稱為誤差成分模式（error component model），與固定效果相似，其模式的 特點乃在於可同時考慮橫斷面與時間序列並存的資料，並使模式的共變異數縮小，所以估計結果 是有效率的。隨機效果模式特別著重於母體整體的關係，而非個別樣本之間的差異。容許個別樣 本間有差異性存在，且假設母體內相似性高、各樣本的截距式是隨機型態。故透過隨機抽樣的方 式選取樣本，而非採用全部母體。其模式如下： it k k ikt k i k k it kit k i t i X X Y =α +
∑
β +ε =α+µ +∑
β +ε = =1 1 , 其中 i α ：為截距項，代表每個橫斷面有不同的結構。但以隨機變數表示即αi=α+µi。 i µ ：為截距項之誤差。4. ၁ᙋඕڍᄃ̶ژ
4.1 敘述統計分析
本節針對各實證變數進行敘述性 (descriptive) 描述。各實證變數之觀測值個數、平均數、 中位數、最小值、最大值與標準差等資料詳見表1。在融資決策方面，家族公司為246家共1230 個樣本觀察值；股利決策方面取得105家共525個樣本觀察值。家族公司平均負債融資本，在扣除 無風險利率後，其價差為200.87個基本點，標準差為186.7個基本點。家族公司負債比率平均約為 41.63%；但最高者為94.52%，最低者為4.95%，顯見各家族公司對其負債融資決策可能由於產業 特性或家族成員間的約定而有所不同。創辦家族平均持有27.19%的股權，但各家族變異稍大， 最高者整體家族成員握有70.65%的股權，最低者只擁有1.32%的股權，可知家族成員利用轉投資 子公司，並與母公司交叉持股，藉以控制上市公司經營的情況嚴重。 公司規模平均約為1,375.9（百萬元），規模最大者為25,294.3（百萬元），規模最小者為510.7 （百萬元）。關於公司的經營績效方面，平均約為5.92%，其標準差為14.05%。家族企業平均現 金股利發放率為32.48%，平均股票股利發放率為52.78%，顯示出台灣上市公司偏好發放股票股 利之特性。 表1 各變數基本統計量 變數名稱 觀測值 平均數 中位數 最小值 最大值 標準差 Spread (0.01%) 2100 202.86 194.22 -584.31 1,579.31 177.00 FamOwn (%) 2100 21.58 18.54 0.13 72.93 13.80 Pr (%) 2100 11.78 0.11 -18.50 4,943.10 112.90 Dr (%) 2100 42.69 42.02 3.54 97.02 15.72 Size (千元) 2100 14,495,941 5,617,869 5,428 370,015,511 30,272,209 ICR 2100 96.26 3.34 -688.74 60,977.75 1,465.61 Risk （％） 2100 0.24 0.11 0.01 173.81 3.79 CDROE（％） 855 52.45 54.55 0.00 100.00 35.71 SDROE（％） 855 31.50 24.88 0.00 100.00 31.29 註：Spread=負債融資成本，單位為基本點；FamOwn=家族持股比率，單位為持股百分比，如家族持股之百 分比；Pr=經營績效，單位為百分比，如資產的報酬率；Dr=負債比率，單位為百分比；Size=公司規模， 以千元為單位；ICR=償債能力，單位為倍數，如賺得利息倍數；Risk=風險，單位為百分比；CDROE= 現金股利發放率，單位為百分比；SDROE=股票股利發放率，單位為百分比；Ind_Dum=產業別虛擬變 數，為設0 或1之虛擬變數。4.2 家族所有權與負債融資成本關連性之實證
(1) 負債融資成本利率價差差異性檢定 假說一：家族公司相對於非家族公司享有較低的負債融資成本。 由表2可得知，家族公司的資金成本較非家族公司6僅僅略低於4.8055個基本點，兩者間並無 顯著的差異性（t統計量為-0.6128）。其結果顯示出台灣的債權人並未視家族所有權（即家族成 員）為一個能有效地減輕控制股東－債權人間代理問題的治理機制，因此在進行各項長短期貸放 及資金融通時並未將家族控制股東與債權人間的代理成本予以減除。 (2) 年度迴歸分析 假說二：家族持股比率和負債融資之融資成本間存在關連性。 A. 多元迴歸分析 由表3各年度迴歸分析結果可以發現： 在各年度迴歸分析時，本研究發現家族股權持股比率（FamOwn）與負債融資成本的關係為 負相關7，但皆不顯著。在經營績效方面，績效(Pr)與負債融資成本的關係不明顯，有三年為顯 著(87年、90年及91年) 且為正相關；負債比率(Dr)一如預期呈現正相關，有三年為顯著 (88年、 表2 假說一之實證結果 差異性檢定 變數名稱 類別 觀察值 平均數 差分 t統計量 家族公司 1230 200.8687 負債融資 成本價差 （Spread） 非家族公司 870 205.6742 -4.8055 -0.6128 6 本研究總共取得420家上市公司，2100個樣本觀察值，其中家族公司為246家共1230個樣本觀察值；非家 族公司共174家共870個樣本觀察值。其判斷標準乃是本研究參閱La Porta et al .(1999) 與李存修及葉銀華 （民90）之研究設計，將家族公司定義為家族成員持股比率超過20%之公司，而未達持股比率超過20% 之公司，為非家族公司。此外由於所收集資料為台灣上市的公司，其涵蓋層面，涵蓋台灣各大類股，所 以其應具有代表性。 7 表3之表達乃是各年度的資料，其FamOwn之資料呈不顯著之負值，乃是此多元回歸模式所採用之樣本為 該年度的資料，然而此與後面之表5panel data分析有異，因為其樣本為五年之樣本，有這五年時間數列 的資訊納入此樣本中，而這五年由於台灣景氣往下走跌，致使存款利率大幅下降，然而放款利率之下降 幅度較存款利率下降的幅度為低，致使這五年來spread有向上走的趨勢，致使FamOwn與Spread所對應的 資料之時間數列資料可以有正的相關，所以綜合縱橫資料反呈不顯著的正相關。 然而就統計學上具有 顯著水準才較有考量上的意義，則各年資料之回歸模型，及本文所採用之固定效果模型，其FamOwn之 影響皆不顯著，代表家族企業變數對此模型之影響性極其有限；此外就有無共線問題，就ＶＩＦ的資料 顯示解釋變數間並無共線性。表3 假說二之多元迴歸分析 ε + + + + + + + + = ) _ ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) (Pr ) ( , 7 , 6 , 5 , 4 , 3 , 2 , 1 0 , t i t i t i t i t i t i t i t i Dum Ind A Risk A ICR A Size A Dr A A FamOwn A A Spread 民國87年 民國88年 民國89年 民國90年 民國91年 變數 係數 p值 係數 p值 係數 p值 係數 p值 係數 p值 常數 468.9487*** 0.0003 213.7360** 0.0386 166.7061 0.1651 331.4932*** 0.0059 345.1768*** 0.0014 FamOwn -0.3714 0.5557 -0.3123 0.5532 -0.2973 0.6270 -0.8525 0.1997 -0.7957 0.1797 Pr 258.1641** 0.0359 -18.0575 0.8569 -4.8255 0.8042 0.6016*** 0.0000 0.0987*** 0.0017 Dr 0.8744 0.2094 2.3936*** 0.0001 0.8825 0.1294 2.3677*** 0.0000 2.6065*** 0.0000 Size -24.2852*** 0.0032 -8.6755 0.1806 -0.8580 0.9043 -12.8222* 0.0832 -12.0346* 0.0684 ICR -0.0446*** 0.0000 0.0007 0.7504 -0.0220 0.3819 -0.0762*** 0.0082 -0.0942*** 0.0007 Risk -0.3337 0.7556 13.8986 0.7631 151.4279** 0.0200 118.1170* 0.0626 67.3494 0.2249 Ind_Dum 6.8700 0.7312 24.2533 0.1345 -33.6562* 0.0662 -12.9621 0.4812 -3.2729 0.8467 R2 0.272 0.258 0.227 0.236 0.347 說明：變數符號同表1，樣本數：245。* 表示檢定結果達到10%顯著水準。 ** 表示檢定結果達到5%顯著 水準。 *** 表示檢定結果達到1%顯著水準。 90年及91年），表示負債比率愈高，籌資困難度增高，廠商必需負擔額外的風險貼水。公司規模 （Size）五年來皆為負相關，但僅有87年（係數-24.2852，p值0.0032）為顯著。利息保障倍數（ICR） 為負相關，有三年為負顯著（87年、90年及91年），此結果與陳冠宇（民91）之研究相同。風險 （Risk）及產業（Ind_Dum）則和負債融資成本的關連性則不顯著，表示各產業的籌資難易度雖 有差別，但不影響債權人對融資利率價差的決定。 B. 逐步迴歸分析 本研究進一步以逐步迴歸分析家族持股變動對融資資金成本之影響，以輔助多元迴歸分析， 藉以檢驗多元迴歸分析是否有遺漏掉重要訊息。 由表3及表4可知，經由各年度逐步迴歸篩選出來的研究變數以經營績效（Pr）、負債比率 （Dr）、公司規模（Size）及償債能力（ICR）對公司股利政策的解釋能力較佳；此外在逐步迴 歸分析結果中，風險（Risk）的解釋能力較多元迴歸模式實證結果顯著。逐步迴歸的實證結果與 前述多元迴歸分析結果相同，可進一步強化多元迴歸實證結果的解釋能力。 (3) 橫斷面與時間序列合併資料模式分析 在panel data 方面，本研究擬採用單獨考量橫斷面（公司別）或時間序列（年份別）之一元 （one-way）合併資料模式。包括固定效果（fixed effect models）、隨機效果（random effect models） 及OLS 共三種。
表4 假說二之逐步迴歸分析 ε + + + + + + + + = ) _ ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) (Pr ) ( , 7 , 6 , 5 , 4 , 3 , 2 , 1 0 , t i t i t i t i t i t i t i t i Dum Ind A Risk A ICR A Size A Dr A A FamOwn A A Spread 民國87年 民國88年 民國89年 民國90年 民國91年 變數 係數 p值 係數 p值 係數 p值 係數 p值 係數 p值 常數 518.0086*** 0.0000 92.8113*** 0.0000 108.6896*** 0.0004 359.4593*** 0.0005 FamOwn Pr 0.6577*** 0.0000 0.1050*** 0.0007 Dr 2.0954*** 0.0000 2.2756*** 0.0001 2.4819*** 0.0000 Size -24.6419*** 0.0016 -12.9960** 0.0454 ICR -0.0431*** 0.0001 -0.0798*** 0.0054 -0.0970*** 0.0005 Risk 151.4279** 0.0200 129.9684** 0.0372 Ind_Du m -33.6562* 0.0662 R2 0.261 0.240 0.227 0.325 0.339 說明：變數符號同表1，樣本數：245。* 表示檢定結果達到10%顯著水準。 ** 表示檢定結果達到5%顯著 水準。 *** 表示檢定結果達到1%顯著水準。
模式選擇的檢定方面，如表5所示，以Baltagi 的F 檢定、Breusch and Pagan的LM檢定及 Hausman 檢定，選出適合的分析模式，作為最終結果的主要依據。經過上述檢定，本研究之假 說二決定以固定效果模式（fixed effect model）之結果作為主要分析的依據，而表5仍列出其他二 個模式的實證結果作為輔助之用。 研究結果顯示，家族企業持股與負債融資成本利率價差成正相關8，代表家族持股比率愈高， 債權人相信家族成員可能因自利動機導致其權益遭到剝奪，結果將影響債權人對家族所有權治理 機制之評價降低，因而提高代理成本，導致負債融資成本利率價差將擴大。另外，在固定效果模 式中經營績效（Pr）為顯著正相關（係數 4.9380，p 值 0.0000），表示債權人非常重視授信企業 之現金流量配置是否允當。負債比率（Dr）為正相關（係數 1.9249，p 值 0.0042），表示負債比 率愈高，企業之融資成本利率價差愈高，此結果與陳冠宇（民91）之研究結果相符。規模（Size） 為負相關（係數-29.6654，p 值 0.0467），顯示大型公司從事融資行為上有明顯的議價優勢。 8 負債成本融資的價差，此有點類似違約風險溢酬之概念，代表家族企業之違約風險可能較高，若依照股 價的評價模式，當某公司之風險溢酬提高時，該公司之合理的股價將往下修正。
表5 假說二之panel data分析的實證結果 ε + + + + + + + + = ) _ ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) (Pr ) ( , 7 , 6 , 5 , 4 , 3 , 2 , 1 0 , t i t i t i t i t i t i t i t i Dum Ind A Risk A ICR A Size A Dr A A FamOwn A A Spread
OLS REM FEM 變數 係數 p值 係數 p值 係數 p值 常數 322.3387*** 0.0000 349.1564*** 0.0001 FamOwn 0.9451** 0.0409 0.8187* 0.0829 0.4293 0.6046 Pr 6.0433*** 0.0000 5.4244*** 0.0000 4.9380*** 0.0000 Dr 1.4568*** 0.0001 0.5531 0.1542 1.9249*** 0.0042 Size -15.7245*** 0.0000 -14.4881** 0.0090 -29.6654** 0.0467 ICR -0.0043 0.3947 -0.0050*** 0.0305 -0.0063 0.1427 Risk 17.0296 0.6739 8.5449 0.8335 54.4795 0.3221 Adjusted R2 0.2269 0.4291 0.4548 F-statistic 61.1181 255.2448 說明：變數符號同表1，樣本數：1230。 * 表示檢定結果達到10%顯著水準。 ** 表示檢定結果 達到5%顯著水準。 ***表示檢定結果達到1%顯著水準。
4.3 家族所有權與股利發放決策關連性之實證
(1) 股利決策差異性檢定 本研究採獨立樣本差異性檢定，並假設兩組樣本之變異數並無差異，分別就公司之平均現金 股利與股票股利發放率進行實證。 由表6實證結果可知，家族公司在股利發放決策方面，現金股股利之發放率高於非家族公司 約2.52% (t統計量為1.1478) ；股票股利發放率則與非家族公司沒有差異。研究結果顯示家族公司 利用發放現金股利來減低公司內部的自由現金流量來減輕外部股東對公司存在家族控制股東所 表6 假說三之實證結果 差異性檢定 變數名稱 公司類別 觀察值 平均數 差分 t統計量 家族公司 525 32.4778 CDROE 非家族公司 330 29.9556 2.5222 1.1478* 家族公司 525 52.7836 SDROE 非家族公司 330 51.9304 0.8531 0.3399 說明：CDROE=現金股利發放率；SDROE=股票股利發放率；*表示檢定結果達到10%顯著水準；** 表示檢 定結果達到5%顯著水準。引發代理問題之疑慮，並且與Rozeff (1982) 及Easterbrook (1984) 之發現相同。而股票股利發放 率之研究結果不顯著可能是因為台灣投資人對股票股利偏好的特性有關。 (2)年度迴歸分析 A.多元迴歸分析 假說四：家族持股比率和現金股利發放率間將呈將負向的關係；與股票股利發放率呈負向關係。 由表7現金股利模式及表8股票股利模式之各年度迴歸分析結果吾人可以發現，以各年度迴歸 分析時，本研究發現家族持股比率（FamOwn）對股利發放的影響並不確定。各年度迴歸模式結 果並未支持家族持股比率對股利發放決策具影響性，各年度雖不顯著，但亦有正、負係數分別出 現的現象，因此本研究以為，可能利益收斂假說與利益掠奪假說效果分別在不同公司或不同時期 發酵，或因家族股權集中度不同而分別產生不同的效應而造成此種不顯著的現象。 經營績效（Pr）在兩模式中僅有一年為負顯著（股票股利模式，係數-56.1068，p值0.0574）， 其餘各年度亦出現正負係數分別出現之現象。整體上市公司獲利水準在各年度間存在著顯著差 異，這可能與各年經濟整體面有關。公司規模（Size）對股利發放的影響亦不明顯，現金股利發 放率模式方面僅有87年（係數2.8924，p值0.0870）為顯著正相關；股票股利發放率模式方面計只 有87年（係數-3.55871，p值0.0480）及88年（係數-2.4953，p值0.0583）為顯著相關。此外，各 年度係數分別出現正負係數交替之現象。 表7 假說四之現金股利發放率的多元迴歸分析 ε + + + + + + = − ) _ ( ) ( ) ( ) (Pr ) ( , 5 1 , 4 , 3 , 2 , 1 0 , t i t i t i t i t i t i Dum Ind B CDROE B Size B B FamOwn B B CDROE 民國87年 民國88年 民國89年 民國90年 民國91年 變數 係數 p值 係數 p值 係數 p值 係數 p值 係數 p值 常數 -20.7454 0.4349 3.5423 0.8542 25.1187 0.2359 28.5364 0.2436 -22.2939 0.3803 FamOwn 0.0459 0.7186 -0.0150 0.8836 -0.0071 0.9534 0.1085 0.4935 -0.1046 0.5490 Pr -25.6830 0.4792 1.7038 0.9492 0.2870 0.9155 -0.0419 0.5287 -0.0272 0.7796 Size 2.8924 0.0870 0.6450 0.5924 -0.3525 0.7885 -0.2987 0.8429 3.3603 0.0319 CDROEt-1 0.5281*** 0.0000 0.6046*** 0.0000 0.6367*** 0.0000 0.6305*** 0.0000 0.5038*** 0.0000 Ind_Dum -11.8318** 0.0066 -9.3389** 0.0041 -10.8876** 0.0031 -13.2315** 0.0020 -3.3898 0.4493 R2 0.226 0.524 0.473 0.459 0.332 說明：變數符號同表1，樣本數：105。 * 表示檢定結果達到10%顯著水準。 ** 表示檢定結果達到5%顯 著水準。***表示檢定結果達到1%顯著水準。
表8 假說四之股票股利發放率的多元迴歸分析 ε + + + + + + = − ) _ ( ) ( ) ( ) (Pr ) ( , 5 1 , 4 , 3 , 2 , 1 0 , t i t i t i t i t i t i Dum Ind B SDROE B Size B B FamOwn B B SDROE 民國87年 民國88年 民國89年 民國90年 民國91年 變數 係數 p值 係數 p值 係數 p值 係數 p值 係數 p值 常數 82.6500** 0.0051 77.0068** 0.0006 -7.4071 0.7934 26.2166 0.4083 -7.4071 0.7934 FamOwn 0.0032 0.9813 -0.1698 0.1327 0.0608 0.6939 -0.0163 0.9363 0.0608 0.6939 Pr 4.6217 0.9062 -56.1086* 0.0574 0.0454 0.9894 0.0062 0.9415 0.0454 0.9894 Size -3.5587** 0.0480 -2.4953* 0.0583 0.8916 0.5900 -0.7547 0.6952 0.8916 0.5900 SDROEt-1 0.4155*** 0.0000 0.5635*** 0.0000 0.5306*** 0.0000 0.4286*** 0.0000 0.5306*** 0.0000 Ind_Dum 17.9030*** 0.0001 6.7526* 0.0558 17.5353** 0.0001 19.2822** 0.0004 17.5353** 0.0001 R2 0.241 0.502 0.355 0.294 0.355 說明：變數符號同表1，樣本數：105。 * 表示檢定結果達到10%顯著水準。 ** 表示檢定結果達到5%顯 著水準。 *** 表示檢定結果達到1%顯著水準。 其次，無論是現金股利與股票股利之發放率，各年度的係數皆為正顯著，表示本期股利決策 皆明顯地受前期股利發放率（CDROEt-1，SDROEt-1）之影響，此結果也與許加昂（民88）所提 前後期之股東權益報酬率具高度相關性的看法相符。另一方面，產業面的因素亦影響著股利發 放，在現金股利模式中皆為顯著負相關；在股票股利模式中皆為顯著正相關。可能是由於電子產 業的成長性較高，相較於其他傳統產業更有意願發放股票股利，也因此傾向將盈餘保留於公司 內，持續地再投資以追求公司價值極大化。 B.逐步迴歸分析 本研究進一步以逐步迴歸分析家族持股變動對股利政策之影響，以輔助多元迴歸分析，藉以 檢驗多元迴歸分析是否有遺漏掉重要訊息。 由 表9 及 表 10 可 知 ， 經 由 各 年 度 逐 步 迴 歸 篩 選 出 來 的 研 究 變 數 以 前 期 股 利 發 放 率 （CDROEt-1，SDROEt-1）和產業別（Ind_Dum）對公司股利政策的解釋能力較佳；此外，在88
年度中另選入公司規模(Size)為解釋變數。逐步迴歸的實證結果與前述多元迴歸分析結果相同， 可進一步強化多元迴歸實證結果的解釋能力。
(3) 橫斷面與時間序列合併資料模式分析
模式選擇的檢定方面，如表4-13所示，以Baltagi的F檢定、Breusch and Pagan的LM檢定及 Hausman檢定，選出適合的分析模式，作為最終結果的主要依據。針對假說四的部分，檢定結果 顯示固定效果模式說明能力較佳。
表9 假說四之現金股利發放率的逐步迴歸分析 ε + + + + + + = − ) _ ( ) ( ) ( ) (Pr ) ( , 5 1 , 4 , 3 , 2 , 1 0 , t i t i t i t i t i t i Dum Ind B CDROE B Size B B FamOwn B B CDROE 民國87年 民國88年 民國89年 民國90年 民國91年 變數 係數 p值 係數 p值 係數 p值 係數 p值 係數 p值 常數 22.2862*** 0.0000 13.2146*** 0.0000 19.5419*** 0.0000 25.9129*** 0.0000 FamOwn Pr Size 3.3432** 0.0314 CDROEt-1 0.5670*** 0.0000 0.6088*** 0.0000 0.6339*** 0.0000 0.6344*** 0.0000 0.5204*** 0.0000 Ind_Dum -13.5981*** 0.0013 -9.4054*** 0.0027 -10.7000*** 0.0028 -14.0868** * 0.0008 說明：變數符號同表1，樣本數：105。 * 表示檢定結果達到10%顯著水準。 ** 表示檢定結果達到5%顯 著水準。 *** 表示檢定結果達到1%顯著水準。 表10 假說四之股票股利發放率的逐步迴歸分析 ε + + + + + + = − ) _ ( ) ( ) ( ) (Pr ) ( , 5 1 , 4 , 3 , 2 , 1 0 , t i t i t i t i t i t i Dum Ind B SDROE B Size B B FamOwn B B SDROE 民國87年 民國88年 民國89年 民國90年 民國91年 變數 係數 p值 係數 p值 係數 p值 係數 p值 係數 p值 常數 83.2149*** 0.0033 27.5039*** 0.0000 8.7281* 0.0941 13.9279*** 0.0022 6.3659** 0.0457 FamOwn Pr Size -3.5572** 0.0449 SDROEt-1 0.4148*** 0.0000 0.6201*** 0.0000 0.5196*** 0.0000 0.4313*** 0.0000 0.5665*** 0.0000 Ind_Dum 17.9857*** 0.0001 17.1427*** 0.0001 19.3746*** 0.0003 說明：變數符號同表1，樣本數：105。 * 表示檢定結果達到10%顯著水準。 ** 表示檢定結果達到5%顯 著水準。 *** 表示檢定結果達到1%顯著水準。
由表11及表12可知，家族持股比率（FamOwn）雖然對現金股利發放率的影響不明顯（係數 -0.1764，p值0.3475），但對股票股利發放率的影響為正向且顯著（係數0.5152，p值0.0146）9， 其結果表示當家族股權集中度愈高時，公司代理問題越嚴重，越傾向發放股票股利。 經營績效（Pr）對於現金股利之發放為顯著正相關（係數0.6386，p值0.0000），公司的盈餘 會影響公司的股利政策，盈餘越高，現金股利就越高。一個獲利良好的公司，可以發放更多的股 利給股東，即獲利能力與股利呈正相關。但對股票股利之發放卻為顯著負向的影響（係數 -0.6095，p值0.0001），顯示公司獲利能力越低，越傾向發放股票股利。 公司規模（Size）對現金股利發放的影響為正相關，亦即公司規模愈大，愈偏好發放現金股 利；但規模對股票股利發放的影響為負相關（係數-6.5589，p值0.0259），這個結果符合一般論 述公司規模影響股利決策的預期。相同地，前期股利發放率（CDROEt-1，SDROEt-1）明顯地影 響本期股利發放，這與股利訊號理論的結論相同。 表11 假說四之現金股利實證結果 ε + + + + + + = − ) _ ( ) ( ) ( ) (Pr ) ( , 5 1 , 4 , 3 , 2 , 1 0 , t i t i t i t i t i t i Dum Ind B CDROE B Size B B FamOwn B B CDROE
OLS REM FEM
變數 係數 p值 係數 p值 係數 p值 常數 -10.1707 0.4001 -0.8158 0.9250 FamOwn 0.0223 0.8060 -0.0197 0.7396 -0.1764 0.2475 Pr 0.1561 0.2537 -0.0132 0.9134 0.6386*** 0.0000 Size 1.6152** 0.0292 0.8138* 0.1241 4.9692** 0.0177 CDROEt-1 0.6638*** 0.0000 0.8658*** 0.0000 0.1794** 0.0007 Adjusted R2 0.4161 0.2858 0.5156 F-statistic 94.3618 221.8931 說明：變數符號同表1，樣本數：525。 * 表示檢定結果達到10%顯著水準。 ** 表示檢定結果達到5%顯 著水準。 *** 表示檢定結果達到1%顯著水準。 9 此外對現金對現金股利發放率的影響不明顯，但對股票股利發放率的影響為正向且顯著，其結果表示當 家族股權集中度愈高時，公司代理問題越嚴重，越傾向發放股票股利，若投資者投資該類股票，雖然股 票張數可能會因股票股利發放而有所增加，然而實質價值可能因該公司之代理問題之緣故，使其該股票 資產之價值為之下降，若以投資的用語乃可能會賺了股子，但賠了裡子。
表12 假說四之股票股利實證結果 ε + + + + + + = − ) _ ( ) ( ) ( ) (Pr ) ( , 5 1 , 4 , 3 , 2 , 1 0 , t i t i t i t i t i t i Dum Ind B SDROE B Size B B FamOwn B B SDROE
OLS REM FEM 變數 係數 p值 係數 p值 係數 p值 常數 41.6170** 0.0172 22.7624* 0.0909 FamOwn -0.0172 0.8691 -0.0014 0.9868 0.5152** 0.0146 Pr -0.2441* 0.1343 -0.0990 0.5324 -0.6095*** 0.0001 Size -1.5965* 0.0943 -0.9899 0.1980 -6.5589** 0.0259 SDROEt-1 0.6118*** 0.0000 0.7495*** 0.0000 0.2391*** 0.0000 Adjusted R2 0.3379 0.2308 0.4405 F-statistic 67.8680 173.5013 說明：變數符號同表1，樣本數：525。 * 表示檢定結果達到10%顯著水準。 ** 表示檢定結果達 到5%顯著水準。 *** 表示檢定結果達到1%顯著水準。 以上本文之三類主要的回歸模式，亦為家族持股比率與負債融資成本之迴歸分析模型、家族 持股比率與現金股利發放率之迴歸分析模型、及家族持股比率與股票股利發放率之迴歸分析模型 之之VIF值顯示如下，因其值大約介於1～2之間，所以應無Multicollinearity的問題。
5. ඕኢᄃޙᛉ
5.1 結論
本研究主要在探討家族所有權之存在對公司融資成本及股利政策之影響，並且利用獨立樣本 T檢定、迴歸分析及panel data分析，來檢視家族公司與非家族公司在融資成本及股利發放決策之 差異。在經過文獻探討，發展相關假說，並以統計方法對於實証資料進行驗証後，根據上述之實 證結果，可得以下幾項結論： 5.1.1 家族所有權對公司負債融資之代理成本之影響 (1) 家族所有權持股比例與公司的負債融資成本之研究結果顯示其影響效果並不明顯。其次，在 差異性檢定方面，研究結果發現家族公司其負債融資資金成本利率價差僅僅略低於非家族公 司。綜合來看，結果表示債權人並未視家族所有權為一個有效的治理機治，因而在進行長短期授信行為時，認為債權人-股東間存在代理問題及代理成本，而未減少代理問題之風險貼 水，造成家族公司與非家族公司之負債融資成本的負擔並無差異性。 (2) 公司的經營績效愈好，表示其現金流量管理適當，債權人視此為一個良好的訊號，將促使融 資成本利率價差縮小。然而實証結果為顯著正相關，與該控制變數的預期方向相反。本研究 推測其原因可能受家族所有權之影響，債權人認為績效佳時，家族管理者基於自利動機導致 債權人財富可能被剝奪，因此當經營績效佳且家族股權集中度愈高時，債權人亦會提高貸放 利率以貼補可能產生的代理成本。 (3) 公司規模愈大，擁有較多的資產，所需資金亦就較多，負債比率亦較高，表示公司未來舉新 債的空間降低，違約風險可能提高，因此融資利率價差將會提高。此外，由於規模經濟之因 素，且規模相對較大之公司資產多，較能利用資產抵押借款，可降低負債的信用風險，則負 債融資的成本愈低，符合本研究將公司規模做為控制變數的預期方向。
5.1.2 家族所有權對公司股利政策之影響
(1) 家族公司在股利發放決策方面，現金股股利之發放率高於非家族公司；股票股利發放率則與 非家族公司沒有差異。研究結果顯示家族公司利用發放現金股利來減低公司內部的自由現金 流量來減輕外部股東對公司存在家族控制股東所引發代理問題之疑慮。而股票股利發放率之 研究結果不顯著可能是因為台灣投資人對股票股利偏好的特性有關。 (2) 家族持股比率對現金股利發放的影響不明確，推測可能與公司成長性有關，成長性高之家族 公司偏好將盈餘保留於公司中繼續投資；但成長性低的公司則可能提高現金股利的發放以降 低公司內的自由現金流量，兩者交互影響使研究結果呈現不明確的狀況。 (3) 家族持股比率對股票股利發放為正向影響，表示家族成員持股比例愈高，愈偏好發放股票股 利，其原因可能是家族以股票股利取代現金股利之發放，將盈餘保留於公司中，避免家族成 員累積（或浪費）巨額的個人財富，使家族成員專心於本業的營運，或從事多角化的投資。 而經營績效對現金股利發放為正向影響；對股票股利之發放為顯著負向的影響，顯示公司獲 利能力越低，家族公司為了維持股利發放的一貫性，越傾向減少發放現金股利，多發放股票 股利，當公司所發放的股票股利中所包含的公積配股較高時，則存在於家族所有權與外部股 東的代理問題可能更為嚴重。 (4) 前期股利發放率明顯地影響本期股利發放，表示股利的變動是由前一年之股利水準與當年度 的盈餘來決定，當前一年度的股利水準增加或當年度的盈餘增加，本期的股利就會增加，而 且其變動是對既定目標股利水準作部分的調整。 (5) 股票股利發放率在不同產業間確實有顯著差異性，當產業屬高科技產業時，與其它產業相較 之下，其股票股利發放率屬較高族群，這可能與電子產業成長性較高的特性有關。5.2 研究限制與建議
本文選擇以上市公司有息負債率息差為研究變數，然而一企業之有息負債包括向金融機構融 資與發行公司債，兩者的舉債成本並不相同，且長短期之負債成本應有不同的考量。未來可將兩 者分開進行研究。 其次，由於新舊公司間股權結構、董事會組成不一（新公司較少有大股東，而舊公司大股東 持股比例有明顯偏高的情況），後續可加入公司成立年限變數以檢視公司治理與企業績效之關係。 另外，在股票股利發放率的計算方面，本研究是將公積配股與盈餘配股合併計算，然而兩 者間所隱含代理問題之嚴重程度有明顯的不同，後續可將兩者分別予以進行探討。ણ҂͛ᚥ!
台灣地區集團研究1998~2002，民國87年－89年，中華徵信所。 台灣經濟新報 (1998-2002)，上市上櫃公司基本財務報表，經濟新報TEJ統計資料庫。 李皓，「內部人、股市多空及兩稅合一對我國上市公司股利政策影響之探討」，國立中正大學財 務金融研究所碩士論文，民國89年。 李德冠，「公司監理機制對於關係人交易影響之研究」，輔仁大學金融研究所碩士論文，民國90 年。 俞海琴，「內部人士持股比率與融資策略關係之實證研究」，管理評論，第二期，民國83年， 109-131 頁。 柯景瑩，「董事會特性、股權結構與負債關聯性之研究」。國立中央大學企業管理研究所碩士論 文，民國92年。 許加昂，「董監質押比率與公司經營績效、融資政策、股利政策關聯性之研究」，國立台灣大學 會計學研究所碩士論文，民國89年。 高嘉穗，「現金增資與股利政策互動關係之研究」，東吳大學會計學研究所碩士論文，民國89 年。 郭美芳，「公司治理機制與員工分紅配股對台灣上市公司經營績效之影響」，淡江大學管理科學 研究所碩士論文，民國94年。 陳麗萍，「我國上市公司股利發放方式與股票股利長期報酬率的相關探討」，國立中正大學財務 金融研究所碩士論文，民國89年。 葉銀華，「家族控股、董事會組成與經營績效—台灣家族企業管治機制之研究」，行政院國家科 學委員會專題研究計劃成果報告，民國87年。葉銀華、邱顯比，「資本結構、股權結構與公司價值關聯性之實證研究：代理理論」，台大管理 論叢，第七卷第二期，民國85年，57-89頁。
謝祁凌，「從代理理論觀點探索公司股利政策與經營績效關聯性之研究」，東吳大學會計研究所 碩士論文，民國89年。
Anderson, C.R., Mansi, S. A., and Reeb, M. D., “Founding Family Ownership and the Agency Cost of Debt,” Journal of Financial Economics, Vol. 68, 2003, pp. 263-285.
Brunello, G., Graziano, C., and Parigi B., “CEO Turnover in Insider-Dominated Boards: The Italian Fase,” Journal of Banking and Finance, Vol. 27, 2003, pp. 1027-1051.
Casson, M., “The Economics of the Family Firm,” Scandinavian Economics History Review, Vol. 47, 1999, pp. 10-23.
Chami, R., “What’s Different about Family Gusiness?” working paper, University of Notre Dame and the International Monetary Fund, Indiana and Washington DC, 1999.
Claessens, S., Djankov, S., and Lang, L., “The Separation of Ownership and Control in East Asia Corporations,” Journal of Financial Economics, Vol. 58, 2000, pp. 81-112.
DeAngelo, H., DeAngelo, L., and Skinner, J. D., “Reversal of Fortune Dividend Signaling and Disappearance of Sustained Earnings Growth,” Journal of Financial Economics, Vol. 40, 1996, pp. 341-371.
DeAngelo, H. and DeAngelo, L., “Controlling Stockholders and the Disciplinary Role of Corporate Payout Policy: a Study of the Times Mirror Company,” Journal of Financial Economics, Vol. 56, 2000, pp. 153-207.
Easterbrook, F. H., “Two Agency-cost Explanations of Eividends,” American Economic Review, Vol. 74, 1984, pp. 650-659.
Fama, E., “Agency Problems and the Theory of the Firm,” Journal of Political Economy, Vol. 88, 1980, pp. 288-307.
Faccio, M., Lang, L., and Young, L., “Dividends and Expropriation,” American Economic Review, Vol. 91, 2001, pp. 54-78.
Fluck, Z., “The Dynamics of the Management-Shareholder Conflict,” The Review of Financial Studies, Vol. 12, 1999, pp. 379-393.
Gomez-Mejia, L., Nunez-Nickel, M., and Gutierrez, I., “The Role of Family Ties in Agency Contracts,” Academy of Management Journal, Vol. 44, 2001, pp. 81-95.
Jensen, M. and Meckling, W., “Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs, and Ownership Structure,” Journal of Financial Economics, Vol. 3, 1976, pp. 305-360.
