公司治理特性與財務風險關係之研究－金融業與非金融業之比較 - 政大學術集成

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(1)國立政治大學財務管理研究所碩士論文. 公司治理特性與財務風險關係之研究－金融業與非金融業之比較政治. 大. 立. ‧ 國. 學. The Relationship between Corporate Governance. ‧. Characteristics and Financial Risks: A Comparison between. Nat. n. al. er. io. sit. y. Financial and Non-financial Firms. Ch. engchi. i n U. v. 指導教授：彭金隆、陳鴻毅博士研究生：鍾亞嶙撰. 中華民國一○七年六月. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(2) 摘要本研究以 2000 年至 2016 年之台灣上市櫃公司為樣本，探討公司治理特性在金融業與非金融業間對財務風險之解釋。在進一步考量公司治理相關法規的設置後，得出以下結論：(1) 公司經理人較其他內部人與機構投資者更了解公司營運，且為保住職位而更有誘因降低公司的財務風險；(2) 雖然董事會規模越大越能降低公司財務風險，但也因此降低決策效率而使獲利能力下降；(3) 非金融業中，董監質押比越高，則財務風險越高。相關法規設置後，甚至加劇董監質押比對公司獲利能力的負面影響；(4) 主動設置獨立董事可降低公司財務風險，. 政治大財務風險預測指標之討論，進一步比對實證結果後發現，雖董監質押比可捕捉立但為符合法規而設置獨董則對獲利能力有負面影響。對於將公司治理變數作為. ‧ 國. 學. 非金融產業中各構面之風險，然唯有以經理人持股比例預測財務風險時，可同時適用於金融與非金融產業而無誤判之情形。. ‧. n. al. er. io. sit. y. Nat. 關鍵字：公司治理、金融產業、財務風險、風險預測. Ch. engchi. i n U. v. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(3) Abstract Using a sample of Taiwan’s listed firms from 2000 to 2016, this study examines the relationship between corporate governance characteristics and financial risks in the financial and non-financial industries. With consideration of relevant regulations for corporate governance, the following conclusions are reached: (1) Managers are more motivated than other insiders and institutional investors to reduce the financial risk of firms; (2) The larger board size is, the lower financial risk is. However, the larger board size also reduces the efficiency of decision making and makes the profitability lower; (3) In non-financial. 政治大 financial risk. Furthermore, after 立related regulations have been set up, the negative impact of industries, the pledge ratio of directors and supervisors is positively associated with the. ‧ 國. 學. pledge ratio on the profitability is more serious; (4) Voluntary appointment of independent directors can reduce the financial risk. However, the appointment of independent directors for. ‧. just complying regulations will lead a negative profitability. As for the discussion of using. sit. y. Nat. corporate governance variables as financial risk forecasting indicators, though pledge ratio of. n. al. er. io. directors and supervisors can perfectly predict all aspects of the financial risks in. i n U. v. non-financial industries, only managers’ shareholding ratio can predict the financial risks. Ch. engchi. without misjudged in both financial and non-financial firms.. Keywords: Corporate governance; Financial industry; Financial risk; Risk forecasting. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(4) 目錄第一章緒論 .......................................................................................................... 1 第一節研究背景 .............................................................................................. 1 第二節研究目的 .............................................................................................. 3 第三節研究架構 .............................................................................................. 4 第二章文獻回顧 .................................................................................................. 5 第一節國內信用評等之準則 .......................................................................... 5 第二節財務危機預警相關研究 ...................................................................... 6 第三節公司治理相關研究 .............................................................................. 7 一、二、. 政治大董事會獨立性.................................................................................. 9 立董事會規模...................................................................................... 8. 董監事質押比................................................................................ 10. 四、. 持股結構........................................................................................ 10. ‧ 國. 學. 三、. ‧. 第四節公司治理相關法規變動 .................................................................... 12 獨立董事人數設置規定................................................................ 12. 二、. 董監質押比過高限制經營權........................................................ 12. sit. y. Nat. 一、. al. er. io. 第三章研究方法 ................................................................................................ 13 第一節變數選擇 ............................................................................................ 13. n. v i n Ch 假說建立 ............................................................................................ 15 engchi U 樣本蒐集與處理 ................................................................................ 17. 第二節第三節. 第四節模型設定 ............................................................................................ 17 第四章實證結果 ................................................................................................ 19 第一節敘述統計 ............................................................................................ 19 第二節公司治理對財務風險之影響 ............................................................ 22 第三節公司治理相關法規設立之影響 ........................................................ 25 第四節公司治理變數作為財務風險預測指標之適用程度 ........................ 27 第五章結論與後續研究建議 ............................................................................ 28 第一節結論 .................................................................................................... 29 第二節研究限制與後續研究建議 ................................................................ 30 參考文獻.....................................................................................................................32. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(5) 表目錄表 1-1 公司治理評鑑配分權重.......................................................................................... 34 表 3-1 研究變數之操作性定義.......................................................................................... 35 表 3-2 公司治理變數對財務風險各構面影響之預估方向.............................................. 36 表 3-3 研究樣本之篩選...................................................................................................... 37 表 4-1 變數基本統計量(全部樣本=15,170)…...................................................................38 表 4-2 金融業及非金融業各變數基本統計量......................................................................... 39 表 4-3 PEARSON 相關係數矩陣 ............................................................................................. 40. 政治大非金融業，公司治理變數對財務風險各構面影響之估計結果 ................................. 43 立. 表 4-4 金融業，公司治理變數對財務風險各構面影響之估計結果..................................... 41 表 4-5. ‧ 國. 學. 表 4-6 公司治理變數對財務風險各構面影響之估計結果(考慮獨董席次高於法規虛擬變數與獨董人數之交乘項) ................................................................................ 45. ‧. 表 4-7 公司治理變數對財務風險各構面影響之估計結果(考慮獨董人數法規設置年. sit. y. Nat. 份虛擬變數與獨董人數之交乘項) ............................................................................... 47. al. er. io. 表 4-8 公司治理變數對財務風險各構面影響之估計結果(考慮董監質押法規設置年. v. n. 份虛擬變數與董監質押比之交乘項) .................................................................... 49. Ch. engchi. i n U. 表 4-9 公司治理變數對各構面財務風險之預期影響與實證結果對照表............................. 51. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(6) 第一章緒論第一節研究背景近幾年來金融業弊案頻傳，除了樂陞案、兆豐洗錢案、永豐金違法超貸，仍有去年慶富集團承造國防部獵雷艦所涉嫌的詐貸案。慶富案中，主貸銀行第一銀行因慶富資金不到位，正式宣告慶富違約。此消息一出，為國內政經投下震撼彈，不僅主貸的第一銀行董事長蔡慶年因此下台，就連政府也遭指控暗中施壓公股銀行，使原本各家銀行不願核貸的授信案，最後順利聯貸。根據行政. 政治大. 院公布資料，在此詐貸案中，包括第一銀行等公股聯貸銀行的 125 億元，國內. 立. 銀行總共損失逾 200 億元。而這筆因個別行為所造成之損失，最後卻是由全國. ‧ 國. 學. 納稅人民的血汗錢承擔。. 金管會公布之本國銀行業平均 ROA、ROE 已連三年下降，至 2017 年則分. ‧. 別降至 0.67%及 8.97%，大幅低於中華信評所公布之亞洲銀行業平均 ROA (1%). Nat. sit. y. 及 ROE (10%)。銀行局直接表明，近三年來的大型金融弊案，都是造成此現象. n. al. er. io. 的主要原因。可知金融弊案的發生，不僅使大眾對金融體系秩序失去信心。事. i n U. v. 發後之鉅額裁罰，也造成多方的虧損，影響範圍也擴及全國經濟發展。讓國人. Ch. engchi. 重新意識到內部控制、資訊揭露等公司治理之重要性。國內針對企業公司治理之成效，主要有中華公司治理協會與臺灣證券交易所 (以下簡稱：證交所) 兩機構進行公司治理評鑑。而兩機構之評量制度主要以經濟合作暨發展組織 (OECD) 公司治理原則中五個架構為主體，分別為股東權利、平等對待股東、利害關係人的角色、董事會責任以及揭露與透明度為主體。其中，中華公司治理協會所設計的評量指標，除了 OECD 的五個架構以外，額外加上第六項評量類別「公司治理文化」。在評估此項目時，以「實地訪評」的方式，對企業進行更深入的評鑑。而證交所於 2017 年 12 月 27 日所公告之新版 2018 年公司治理評鑑中，也因應 G20/OECD 於 2015 年公布之公司治理原則， 1. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(7) 將「維護股東權益」及「平等對待股東」構面予以合併，指標構面調整為「維護股東權益及平等對待股東」、「強化董事會結構與運作」、「提升資訊透明度」及「落實企業社會責任」等四大構面。1表 1-1 為證交所與公司治理協會對於公司治理評鑑各構面之配分權重。 (在此插入表 1-1) 然而相對於一般產業，金融產業有其特殊性。首先，金融業所管理之資產規模遠較一般產業龐大，且來源除了來自於股東外，亦有來自於金融市場之資金與存款，使其發展過程牽涉著更多的公眾利益；再者，金融機構往往扮演一. 政治大之效果，將非系統性風險擴散成系統性風險，進而破壞整體經濟秩序。可知相立. 般產業的資金提供者，若個別金融機構發生財務危機，會有「牽一髮而動全身」. 對於一般產業，金融機構的公司治理更顯重要。因此，金融監管單位的首要之. ‧ 國. 學. 務，乃是建構內部控制機制及事前預防機制為核心的公司治理架構，改善過去. ‧. 多依賴政府外部監控以及花費相對較高的事後處理機制，以降低金融監理成本. y. Nat. 並提升監理成效。. er. io. sit. 針對金融業之公司治理，金融監督管理委員會於 102 年 12 月發佈以 5 年為期之「強化公司治理藍圖」，已於 106 年依計畫執行完畢，並規劃未來 3 年新版. al. n. v i n 公司治理藍圖 (2018~2020)，將朝「深化公司治理及企業社會責任文化」、「有效 Ch engchi U 發揮董事職能」、「促進股東行動主義」、「提升資訊揭露品質」及「強化相關法. 令規章之遵循」等 5 大計畫項目推動。雖由上述可知，金融監管當局正積極擬定金融業之內部控管機制，但目前仍未有金融業專屬之評鑑指標。而證交所公告之新版 2018 年公司治理評鑑中，將「訂定吹哨者檢舉制度」等 6 項指標列為加重給分題，並將「揭露內容係取得外部驗證」將 9 項指標調整為分級給分題，雖可看出該評鑑已針對近期金融弊案，增設新指標並調整給分機制，但一般產. 1. OECD 於 2015 年最新修定，新增主張強化機構投資人的角色、加強防範內線交易等，最新六項原則如下：「確立有效公司治理架構之基礎」、「股東權益、公允對待股東與重要所有權功能」、「機構投資人、證券市場及其他中介機關」、「利害關係人在公司治理扮演之角色」、「資訊揭露和透明」、「董事會責任」。 2. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(8) 業之公司治理評鑑指標是否同樣適用於金融產業，仍值得探討。. 第二節研究目的以往國內外文獻多研究公司治理變數與公司績效之連結。然而，績效指標僅代表公司的獲利能力，但經過上節所述之弊案影響，我們更應關注公司的風險管理。比起公司的獲利能力，信用評等所評估之層面相對廣泛。以台灣經濟新報社公開發佈之企業信用風險指標 (TCRI) 為例，該評等採用 37 個指標，針對評比公司的收益力、安全力、活動力、成長力及生產力作為分析構面。為了更全面地去捕捉公司治理對於公司經營風險之影響，本研究選擇探討公司治理變數與信評因子之關聯。. 立. 政治大. 其次，由於產業性質特殊，某些財務比率金融業與一般產業差距甚大，導. ‧ 國. 學. 致以往有涉及財務比率之研究中，多將金融產業排除於樣本以外，或是僅對金. ‧. 融業做研究。然經上節所述，本國公司治理評鑑尚無區分產業類別。本研究選擇將兩產業類別分開但同時比較，透過觀察公司治理變數對風險 (信評因子) 的. y. Nat. n. al. er. io. 融業。. sit. 解釋是否在兩產業有差異，得知公司治理指標是否能同時適用於金融業與非金. Ch. i n U. v. 此外，本研究亦與目前金管會的發展趨勢有所關聯。去年金管會主委顧立. engchi. 雄於上任後提出金融業要朝「分級管理」前進，即透過各項金融管理指標或個別金融企業業務發展情況，區分成不同等級並設計不同的監理要求。透過分級管理，主管機關可加強監管體質平庸的金融業者，進而要求提出改善計畫，預防違約、倒閉風險的形成，一方面保障消費者及公司股東的權益，另一方面也能穩定金融市場的運作；而體質優良的金融業者，代表承受風險的程度更高，可透過政策、法規的規畫及金融業務限制的鬆綁，使其拓展多元化的業務。不過，金管會只針對「銀行」及「金控」進行分級管理。若本研究結論可說明公司治理指標同時適用於金融業，則表示目前的公司治理評鑑，可作為分級管理之基礎，並兼用於全體金融業，使分級管理的施行更加全面。 3. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(9) 第三節研究架構本研究內容將分為五章，茲將說明如下：第一章緒論說明研究背景、動機與研究架構第二章文獻回顧主要討論國內信用評等之準則、國內外學者對於財務危機預警以及公司治理變數之相關研究以及公司治理相關法規的變動，以作為本研究的基礎。. 立. 政治大. ‧ 國. 學. 第三章研究方法. 說明本研究之變數選擇、假說、樣本處理過程與研究模型。. ‧. 第四章實證結果. Nat. sit. y. 分別探討在金融業與非金融業中公司治理變數對於財務風險之影響，. n. al. er. io. 並探討法規變動後相對應之公司治理指標對財務風險之解釋是否影響，. i n U. v. 並整理各公司治理變數作為財務風險預測因子之適用性。. Ch. 第五章結論與後續研究建議. engchi. 總結本研究之結果、研究限制以及對於後續研究之建議。. 4. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(10) 第二章文獻回顧第一節國內信用評等之準則國內企業做信評時，多以中華信用評等公司 (簡稱：中華信評) 作為評等機構。中華信評在評估財務風險時，主要以六個構面作為評等標準，分別為會計品質、財務政策、獲利能力與盈餘保障、資本結構、現金流量適足性以及財務應變性。以下為中華信評對於六個構面之說明。會計品質，由於評等工作仰賴簽證過的會計資料，但評等過程並非對受評. 政治大便用以決定導自財務報表的比率與統計資料，是否能正確地衡量該公司之營運立公司的財務記錄作任何稽核。故財務資料的分析必須從檢視會計品質開始，以. ‧ 國. 學. 績效與同業的比較後之市場地位。. 財務政策，對於公司之計劃與政策的執行成效，會依事實來判斷。例如論. ‧. 及財務槓桿目標時，將以過去的紀錄以及影響業務的財務動態變化作考量。除. sit. y. Nat. 非該公司先前已建立良好信用，否則若受評公司並未實行其所宣示的政策，其. io. er. 評等會因此修正。. 獲利能力與盈餘保障，獲利潛力是決定信用保障的要件。營業利益率與資. al. n. v i n Ch 本報酬率高的企業，其本業產生資金與承受業務反轉的能力較強。獲利能力可 engchi U 謂企業資產價值的最佳證明。. 資本結構，如同盈餘保障一般，企業的資產組合與產業風險，是決定其適當槓桿程度的重要因素。可產生穩定現金流量的資產，其得以因應的債務融資程度，將遠大於身處變動幅度大或景氣循環高的市場之資產。現金流量適足性，一般會計概念認為，本金與利息償付來自盈餘；然而實際款項支付卻往往動用現金。雖然現金流量與帳列盈餘有密切關係，但許多交易與會計分錄，仍可以只更動現金流量或帳列盈餘兩者之一，而維持另一項不變。故分析現金流量的模式，可以顯露企業之償債能力與其帳列盈餘的差距。. 5. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(11) 財務應變性，如以上各項要素之分析，是為了檢測企業整體的財務健全程度。. 第二節財務危機預警相關研究財務預警模型最早之研究學者為 Smith and Winkor (1930)，Beaver (1966) 則是利用單變量分析及二分類檢定法 (dichotomous classification test)。直至 Altman (1968) 的 Z-SCORE 模型是財務預警模型文獻中的經典及後續研究之基礎。 Altman 以 1946 年至 1965 年共二十年為研究期間，共選取了 66 家公司，其中包含 33 間發生財務危機的公司。並分別研究流動性 (liquidity)、獲利能力. 政治大. (profitability)、財務槓桿 (leverage)、償債能力 (solvency) 與周轉能力 (activity)，. 立. 共五大類的 22 個財務比率。並以多變量分析選出五種最具預測能力的財務比率，. ‧ 國. 學. 再以線性關係計算得到 Z 作為綜合指標 (overall index)。Z 值以 2.675 為分界點，. ‧. 大於該值者為表示公司破產的可能性較低。倘若 Z 值在 1.8 與 2.675 之間，表示公司財務狀況不明朗；若低於 1.8 者則表示公司破產可能性較高。此. y. Nat. io. sit. Z-SCORE 模型可在企業發生財務危機前一年正確的區別出 33 家破產公司中. n. al. er. 的 31 家，以及 33 家非破產公司中的 32 家。破產公司的區別錯誤率 (Type I. Ch. i n U. v. Error) 與正常公司的區別錯誤率 (Type II Error) 分別為 6％及 3%，總區別正確. engchi. 率為 95％。然在第三年之後，財務危機的事前預測正確率皆低於 50%。為改善長期的預測能力，Altman 於 1977 年修正原 Z-SCORE 模型，額外考慮公司規模與盈餘穩定性 2 項資訊，得到包含資產報酬率、資產報酬率之標準差、利息保障倍數、保留盈餘除以總資產、流動比率、股東權益市值除以總資本、公司有形資產共 7 個財務比率之 ZETA 模型。 Martin 在 1977 考量 Z-SCORE 所用之區別分析只能以樣本企業是否發生財務危機作分類，無法衡量發生危機的機率。故率先使用羅吉斯迴歸 (Logit regression)來建立銀行業的財務危機預警模型。Martin (1977) 選出二十五個財務比率作為變數，分別預測財務危機發生前二年企業可能倒閉的機率，實證結果 6. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(12) 顯示淨利／總資產、費用／營業收入、商業放款／總放款、壞帳／營業淨利、總資產／風險性資產等六個財務比率，具有顯著的預測能力。此後，多數風險預警模型之建構，皆以羅吉斯迴歸作為研究方法。2 以 Logit regression 建構之模型雖對預測二元的應變數有不錯的效果，但若變數過多的話，亦可能造成變數不顯著的現象。為了達到對過多變數加以縮減，後續亦有學者發展出 Cascaded Logistic Model。雖以 Cascaded Logistic Model 建構財務預警模型是較新的方式，相關文獻較少，然周百隆、盧俊安 (2007) 仍在以 Cascaded Logistic Model 所建構之預警模型中，發現現金流量、長期償債能. 政治大而在 2008 金融海嘯後，國內出現許多關於銀行業財務危機預警系統建立之立. 力與獲利能力對於財務危機有顯著影響。. 討論。黃任斌 (2011) 以 2006 年至 2009 年之台灣銀行業作為研究樣本，用決策. ‧ 國. 學. 樹分析找出財務危機之關鍵因子。結果顯示，資產報酬率、逾期放款比率、股. ‧. 東權益報酬率、備抵呆帳覆蓋率及稅前淨利率為預期銀行發生危機的重要參考. y. Nat. 變數。該研究以決策樹分類台灣銀行業，對財務危機之預測率達 80％以上。. er. io. sit. 陳弘吉、邱國欽與李羽涵 (2009) 則是對 2001 至 2005 年之 36 家國內上市櫃銀行建立金融預警系統。從 23 項財務比率中，以因素分析法之得分對各家銀. al. n. v i n 行每季財務變數進行績效綜和評分「績優」、 C h 。所得的績效評分將銀行經營區分為 engchi U 「普通」與「問題」三類。再以逐步區別分析模型，從 CAMELSG 財務變數、. 總經變數與公司治理變數中，找出影響銀行發生問題的決定因素。3實證結果顯示負債比率、催收款比率及金融業務成本為金融預警之關鍵因子，並以問題銀行應加強負債比率之控管、積極清理逾催款及降低金融業務成本以強化經營體質作為結論。. 第三節公司治理相關研究. 2 3. 國內有張大成等（2003, 2004）、宋秋儀等（2005）等學者以 Logit regression 建構預警模型。 CAMELSG 為中央存保公司金融檢查資料評等系統之金融業務經營績效指標。 7. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(13) 一、董事會規模社會心理學初創時期，就有人提出團隊規模的問題。最著名之相關實驗為法國農業工程師林格曼之「拉繩實驗」。結果發現，當越多人參與拉繩，儘管總體拉力增加，但個體成員施加的平均拉力減少。林格曼將此歸因於“社會惰性”，即一個團隊運作往往會伴隨缺少個人努力。發展至現今公司治理之探討，也有研究顯示小團隊的工作效率通常是比較高的；而當工作人員增加，則會導致溝通成本上升，進而降低公司營運效率。Jensen (1993) 指出，董事人數過多時 (超過七人)，公司內部易產生派系，反而容易產生意見分歧的情形。且董事會易於受. 政治大. CEO 控制而無法發揮應有作用，反而使決策效率變差。Yermack (1996) 之研究. 立. 則顯示，Tobin’s Q 與董事會規模呈現負相關，董事會規模較小之公司傾向在業. ‧ 國. 學. 績不好時解僱總經理，而此解雇威脅會隨董事會規模上升而下降。4Vafeas (2000). ‧. 指出董事會規模與公司盈餘成負相關，董事會規模校小的公司在監督經理人行動較有效率，與 Yermack (1996) 之結論相符。國內研究文獻亦有關於董事會規. y. Nat. io. sit. 模與公司績效呈現負相關之結論。. n. al. er. 然以拉繩實驗類推至現今的公司治理，忽略了公司運行為「各司其職」而. Ch. i n U. v. 非「拉同一條繩子」，故應考量不同個體間之專業度。代理理論即提及，董事會. engchi. 規模越大越能加強對管理者之監督，進而降低代理問題之發生。資源依賴理論 (resource dependence theory)也認為，董事會人數越多越能透過資源交流而增加對外界連結之機會。Bacon (1973) 及 Zahra and Pearce II (1989) 就提及，理想的董事會組成應包含多元化背景、技術及專業人士，以達到集思廣益之效果。爾後， Dalton et al. (1998)、Mak and Li (2001)、Kiel and Nicholson (2003)亦發現董事會規模與公司經營績效成正相關，其認為較多的董事會人數有較多的技術、知識與產業背景，而能對公司決策提出更多的看法與建議。綜結上述，國內外在董事會規模對公司績效預期影響之研究，尚未得到一致之結果。 4. Tobin’s Q=公司市場價值/資產重置成本，主要衡量公司營運價值。 8. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(14) 二、董事會獨立性以代理理論為基礎。董事會成員若是前任、現任經理人、股東、家族企業成員甚或與企業有合作關係之夥伴、借貸關係之銀行等，都會因他們對該企業有高度依賴，而無法有效監督經理人，甚至可能為自身利益而傷害企業價值 (Barnhart et al., 1994)。而獨立董事因不涉入企業營運，除了經理人無法透過關係去影響獨立董事之決策，也因獨立董事之職責是捍衛股東權益，故會積極了解經理人是否依據股東利益最大化原則行事。在董事會獨立性與風險之相關研究中，Sharma (2004) 以澳洲為研究樣本，. 政治大. 發現較高的獨董比率與機構持股，與公司財務舞弊呈現顯著負相關。Bhojraj and. 立. Sengupta (2003) 也發現，當外部董事占董事會較大比例，該企業有較高的債券. ‧ 國. 學. 評等。可說明獨立董事相對於內部董事，對管理者的行為有較高的監控能力，. ‧. 可降低債權人面臨之代理風險。. 在董事會獨立性與獲利之相關研究中，Johnson et al. (1996) 之結論顯示，董. y. Nat. io. sit. 事會獨立性與企業績效為正向關係。國內之實證研究亦顯示外部董事比率越高. n. al. er. 之企業，其經營績效越好 (李建然、廖秀梅與廖益興, 2003; 陳宜伶, 2008) 或價. Ch. i n U. v. 值越高 (吳建頤, 1999)。亦有少數學者的實證研究發現外部獨立董事與企業績效. engchi. 無顯著相關 (Dalton et al., 1998; 吳昆皇, 1995)，甚至發現董事會獨立性與經營績效之關係成U型曲線，即無論是外部或內部董監，只要有一方佔董事會較大比例，企業績效就會較好 (Wagner et al., 1998)。由上述可知，過去文獻之結論大致支持代理理論之論點，少有實證研究發現董事會獨立性對於企業之績效呈顯著負相關。. 9. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(15) 三、董監事質押比對公司來說股票質押是重要的財務調度工具，而股價漲跌也攸關股票設質張數的高低。假如公司股價重挫時，質押人將被銀行追繳擔保品，即需提高股票設質比率；反之，若股價行情較佳，則可解除股票設質。正因董監事質押比與股價有關連，故關於質押比對風險或績效之相關研究，可從「利益收斂假說」及「利益掠奪假說」兩大假說去探討。在「利益掠奪假說」的觀點，當董監事所質押的股份愈多時，可能因避免質押之股份因擔保不足而須追繳擔保品的情形發生，而以不正當的手法來維持. 政治大. 公司的股價，同樣可能造成公司經營績效不良。Yeh et al. (2004) 指出質押比越. 立. 高之企業越可能造成公司的財務危機。陳宏姿 (2001) 也發現董監之股票質押比. ‧ 國. 學. 率與該企業之經營績效呈負相關。兩者皆認為，有質押之董監為了避免股價下. ‧. 降導致擔保不足，可能非法炒作股價，甚至挪用公司資金來護盤。王大維 (2003)、張雅琳 (2004) 則發現董監事之持股質押比例與 Tobin’s Q 兩者為負相關。. y. Nat. io. sit. 而在「利益收斂假說」的觀點，亦是因避免須追繳擔保品的情形發生，只. n. al. er. 是高質押董監事選擇透過積極管理之正當方式來維持公司的股價，故支持質押. Ch. i n U. v. 比越高之企業擁有越好的績效或越高之企業價值。然目前支持該假說之實證研. engchi. 究屈指可數，說明董監事質押比在國內多仍被視為績效及企業價值之反指標。. 四、持股結構持股結構可分為內部股權與外部股權。內部股權為董監事、經理人等內部股東之持股；外部股權在本研究探討的是機構投資人之持股。Jensen and Meckling (1976) 提出利益收斂假說 (convergence of interest hypothesis) 認為公司內部股東與外部股東間存在資訊不對稱。當內部股東持股數越高，則表示董監及經理人越能站在股東權益著想，使公司的營運較能有效的運作，並使代理成本下降，故內部持股與公司績效應呈現正向關係。但Jensen and Ruback (1983) 10. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(16) 所提出之職位鞏固假說 (entrenchment hypothesis) 則認為當經營者控制大部分股權時，便擁有足夠表決權去鞏固自身職位或薪資。意即當經營者有怠惰之情形，卻無外部接管機制作為權衡，將會因此降低公司績效。因此股權愈集中於經營者，會使得經營者的行為獲得更大保障，進而降低公司績效。在實證研究方面，大多研究仍支持利益收斂假說之論點，發現董事會的持股比例與公司績效呈現正相關 (Xu and Wang, 1999; 高明聰, 2001)。Fan and Wong (2002) 之研究實證，則支持「利益掠奪假說」，發現上市公司之內部人持股比例與公司經營績效為負相關。至於Morck et al. (1988); McConnell and Servaes. 政治大成倒U型之關係。而對大股東持股比例之相關研究，Shleifer and Vishny (1986) 認立 (1990) 則提及兩種假說均存在於公司內部，發現內部人持股比例與 Tobin’s Q. 為大股東為公司最大的監督者，若持股越多就越有努力監督的誘因，管理者所. ‧ 國. 學. 做決策也較會傾向追求股東財富極大，說明為何大股東持股與績效呈現正相. ‧. 關。. y. Nat. 外部股權部份，本研究則針對機構投資人持股做討論。實證結論大多支持. er. io. sit. Pound (1988) 對公司經營績效與機構投資人之相關性提出的效率監督假說 (efficient monitoring hypothesis)。其認為法人機構投資者基於自身風險的考量，. al. n. v i n 能有效發揮監督董事會之功能，故機構投資人持股比例應與績效或公司價值有 Ch engchi U 正向關係 (McConnell and Servaes, 1990; 王玉珍, 2002; 沈立平, 2003; 張雅琳,. 2004)。且基於自身的利益以及獨立性，機構投資人會藉表決權與或其他監督方式，施壓管理者以杜絕其自利行為，進而完善公司治理系統，對信評結果有正面的影響 (Rajgopal and Venkatachalam, 1997; Ashbaugh-Skaife et al., 2006)。. 11. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(17) 第四節公司治理相關法規變動一、獨立董事人數設置規定 2001 年修訂前公司法規定董事以具股東身分者為限，董事會應由董事三人以上組成，由股東會就有行為能力之人選任之 (公司法§192)，上市公司董事會成員應至少有五人 (上市審查準則§9)，2001 年修訂後之公司法已取消董事應具備股東資格的限制。自 2002 年 2 月更引進獨立董事制度，上市櫃公司依證交所及櫃買中心之審查準則要求，董事會中應包括至少兩席獨立董事，且獨立董. 政治大. 事中至少一人須為會計或財務專業人士。2006 年 1 月 11 日新修訂之證券交. 立. 易法更明定，公開發行公司得依公司章程規定自願設置獨立董事。主管機關要. ‧ 國. 學. 求公司設立之獨立董事，人數不得少於二人，且不得少於董事席次五分之一。但主管機關應視公司規模、股東結構、業務性質及其他必要情況要求公司設置. ‧. 獨立董事 (證券交易法§14-2)。. y. Nat. er. io. al. sit. 二、董監質押比過高限制經營權. v. n. 2011 年 10 月 25 日立法院三讀通過「公司第 197 之 1 條文修正草案」。董事. Ch. engchi. i n U. 之股份設定或解除質權者，應即通知公司，公司應於質權設定或解除後十五日內，將其質權變動情形，向主管機關申報並公告之。但公開發行股票之公司，證券管理機關另有規定者，不在此限。公開發行股票之公司董事以股份設定質權超過選任當時所持有之公司股份數額二分之一時，其超過之股份不得行使表決權，不算入已出席股東之表決權數。. 12. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(18) 第三章研究方法第一節變數選擇本研究利用多變量迴歸模型探討台灣上市櫃企業之公司治理變數對於財務風險之預測能力。有關多變量迴歸模型應變數、自變數及控制變數在選擇上之衡量與選用結果，分別說明如下：應變數部分，國內外文獻對於風險之衡量大致可分為兩種，「實際發生財務危機事件」或是「信評結果」。然而金融業比起一般產業，對一國經濟的影響層. 政治大可能將受到政府紓困而無顯露財務風險事實之金融機構排除在樣本外而遭受誤立. 面更廣，故更可能發生「大到不能倒」的情形。若以財務危機事實作為應變數，. ‧ 國. 學. 判，故應變數以「信評」為主要參考選擇。. 然直接以信評結果作為應變數仍有缺失。首先，信評機構對於金融業與非. ‧. 金融業之評鑑準則不同，甚至將金融業再依不同業務作細分建立不同評鑑標準。. sit. y. Nat. 而台灣因有金控體系，業務難以區分，導致無法分別使用特定財務比率去衡量. io. er. 各家金融產業之財務風險。且以金控形態存在之金融機構皆具相當規模，若將其剔除於樣本以外，則此論文又失其重要性。其次，台灣金融業受評數量不多，. al. n. v i n C h家壽險公司僅 13U家曾接受信評，13 家中更只導致樣本不足。以壽險為例，31 engchi. 有富邦人壽跟國泰人壽接受三家信評機構之評等。最後，信評結果為各構面分. 數加總後依級距給評比，主要是為了方便投資人了解風險程度。然評等之分級少，不比直接觀察財務比率精準，且單看信評結果也無法深入探討是哪個構面出問題。考量上述以「實際發生財務危機事件」或是「信評結果」作為財務風險衡量之缺失，本研究以中華信評衡量財務風險之六大構面中之量化指標作為參考。 5. 資本結構主要衡量一公司之償債能力，本研究以負債比率 (Debt_Ratio) 作為長. 5. 六大構面分別為會計品質、財務政策、獲利能力與盈餘保障、資本結構、現金流量適足性以及財務應變性。其中僅有資本結構、現金流量適足性、盈餘保障與獲利能力為量化指標。 13. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(19) 期償債能力指標，流動比率 (Current_ratio、Quick_ratio、Cash_ratio) 則作為短期償債能力之指標；現金流量適足性以自由現金流量 (FCF) 作為對應指標；盈餘保障部分，以利息保障倍數 (Coverage_EBIT、Coverage_EBITDA) 作為對應之財務比率；獲利能力則以資產報酬率 (ROA)、股東權益報酬率 (ROE) 衡量。其中除了負債比率與財務風險為正相關，即負債比率越高代表財務風險越高，其餘財務比率皆與財務風險為負相關。對於自變數之選擇。以前章文獻回顧所提及之「董事會組成」、「持股結構」、「董事會獨立性」、「董監實質參股程度」作為主要架構。並分別以董事會規模. 政治大 (Ind_Director)、董監事質押比率 (BS_Pledge)等公司治理指標作為對應變數。其立 (BS)、內部人持股 (SHIN)、機構投資人持股 (SHINST)、獨立董事席次. 中，內部持股人可拆分為董監事持股 (SHBS)、大股東持股 (SHMAJOR)、經理. ‧ 國. 學. 人持股 (SHMAN)。. ‧. 控制變數部分。Demsetz and Lehn (1985) 發現，當公司規模愈大，可在營運、. y. Nat. 行銷及財務方面達到規模經濟，提昇公司價值。因此，公司規模與公司績效呈. er. io. sit. 正相關。本研究以總資產取自然對數作為衡量公司規模之指標。而 Fama and French (1992, 1993, 1996) 則認為帳面市值比跟財務風險為正相關。帳面市值比. al. n. v i n 較高的公司通常是盈利和銷售表現不佳的公司，財務狀況相對較差，比低帳面 Ch engchi U 市值比之公司有著更高的風險。考慮公司規模、帳面市值比影響研究結果，故將其作為本研究之控制變數，並分別以 ln(Size)、B/M 代表之。而為延伸探討公司治理相關法規建立後對財務風險之解釋能力變化，另設. 立多個虛擬變數：第一個為額外設置獨董之虛擬變數 (DIND)，若公司額外設置獨立董事則為 1，若獨董個數等於或少於法規設置人數則為 0。6有別以往單看獨董人數的方式，考量相關法規設置更能準確觀察董事會獨立性對財務風險之影響。Y2006 則為獨董相關法規設立年之虛擬變數，若樣本年份在 2006 年之後 (含). 6. 於第二章第四節提及，主管機關要求公司設立之獨立董事，人數不得少於二人，且不得少於董事席次五分之一（證券交易法§14-2）。 14. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(20) 則為 1，反之為 0。Y2011 則為董監質押比相關法規設立年之虛擬變數，若樣本年份在 2011 年之後 (含) 則為 1，反之為 0。上述所有變數之名稱、定義，彙整於表 3-1。 (在此插入表 3-1). 第二節假說建立整合前章文獻之結論，本研究針對金融業與非金融業之公司，分別提出各公司治理變數對財務風險影響之推測與解釋。持股結構部分，機構投資人須透過監督企業之營運之方式以維持股價，故有誘因監督公司降低財務風險；董監. 政治大. 事持股則反映經營決心，若持股越高則越不可能做出傷害公司之事情；大股東. 立. 同為公司監督者，故其持股越高，則越有誘因透過積極監督而使公司財務風險. ‧ 國. 學. 降低；經理人則是有避免犯錯而喪失職位之考量，故會更主動地去控制公司財. ‧. 務風險。整體來說，無論機構投資人或是內部人在握有股份而追求公司獲利的同時，皆有誘因去控制公司財務風險。故針對持股結構提出第一個假說：. y. Nat. io. sit. H1：金融業與非金融業之機構投資人、董監事、大股東與經理人持股比例皆對. n. al. er. 公司財務風險有顯著負相關。. Ch. i n U. v. 董事會規模部分，本研究認為董監事人數越多，在表決時可避免因少數董. engchi. 監一意孤行而涉入高風險投資之情事發生。但獲利能力方面，也因決策效率下降而變差。故針對董事會規模提出第二個假說： H2：金融業與非金融業之董事會規模皆與財務風險呈顯著負相關，但對獲利能力亦呈負相關。董監質押比部分，本研究支持「利益掠奪假說」之論述，認為董監事所質押的股份越多時，可能因避免質押之股份因擔保不足而須追繳擔保品的情形發生，而以不正當的手法來維持公司的股價，進而使公司承受更高的財務風險，並降低獲利能力。故針對董監質押比提出第三個假說： H3：金融業與非金融業之董監質押比皆對公司財務風險呈顯著正相關。 15. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(21) 針對董事會獨立性部分，由於獨董不以股價作為唯一考量，可更超然地去監督公司營運。且因台灣法規對獨董專業度有更高的要求，故預期越高的董事會獨立性越可降低公司財務風險，並有更高之獲利能力。故提出第四個假說： H4：金融業與非金融業之獨立董事人數皆對公司財務風險呈顯著負相關。提出上述公司治理變數對財務風險之預測影響後，進一步考量前一節提及財務比率對於財務風險之解釋，於表 3-2 呈現公司治理變數對財務比率之影響方向預估。 (在此插入表 3-2). 政治大對獨董人數設置下限，當大多公司因而設立獨董，則預期獨董人數在法規設置立另外，本文將延伸探討相關法規的設置對風險之影響。首先，由於法規是. 後對財務風險之影響減弱。然董監質押之相關法規為設置質押上限之概念，預. ‧ 國. 學. 估該法規設立後各公司會降低質押比，若公司仍有高質押，表示其有更高財務. ‧. 風險，意即董監質押比在法規設置後更能捕捉財務風險，故影響增加。為驗證. sit. y. Nat. 上述說法，額外提出兩假說：. io. er. H5：獨董人數設置之相關法規將會弱化獨董人數對財務風險之影響。 H6：董監質押相關法規設置後將會加劇董監質押比對財務風險之影響。. n. al. Ch. engchi. i n U. v. 16. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(22) 第三節樣本蒐集與處理本論文所蒐集之自變數等公司治理指標以及應變數之公司財務比率皆取用於台灣經濟新報社資料庫 (以下簡稱 TEJ) 資料庫。如前述，本研究以 2000 至 2016 年間於台灣證交所上市櫃之全產業公司作為研究對象。然而，TEJ 中上市櫃資料庫中仍有上市櫃公司於未上市櫃期間之資料，先予以剔除。其次，因存託憑證在公司治理變數之揭露不夠完善，故亦無法納入分析樣本。再刪除缺少重要變數之樣本點後，取得 17,324 個可用樣本。最終，因過去文獻顯示初次公開上市 (IPO) 公司於上市前存在美化財報的行為，故本研究不採取目前上市公. 政治大. 司於上櫃期間之資料，以避免美化財報行為影響研究結果之疑慮。. 立. 搜尋台灣上市櫃公司於 2000 年至 2016 年資料，業經上述篩選標準後，取. ‧ 國. 學. 得符合條件之實際測試樣本有 15,170 筆年公司資料作為研究觀測點。表 3-3 列. ‧. 示研究樣本逐步篩選的狀況。 (在此插入表 3-3). y. Nat. io. sit. 如前述，本研究之主要議題為「非金融產業廣泛使用之公司治理變數，在. n. al. er. 金融產業中是否一樣具有對財務危機的預測能力，且有相同的預估方向」。因此. Ch. i n U. v. 將有效樣本點依照金融產業與非金融產業做區分後，得到個別有 394 筆與 14,776. engchi. 筆年公司資料。而在保留樣本點數量的同時，須同時考慮避免極端值對實證結果造成影響，故本研究選擇以極端值處理 (Winsorizing) 取代將極端值刪除之作法，以各變數之第 2.5 百分位數及第 97.5 百分位數作為上下界，將超過上下界之極端值以上下界取代其實際值。7. 第四節模型設定根據上述討論，本研究以第 t-1 期之公司治理變數，對第 t 期之各財務比率. 7. 包含所有被解釋變數、控制變數以及解釋變數。除董監事人數、獨立董事人數因變數性質不易有極端值出現而排除在外。 17. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(23) 以兩個模型進行迴歸分析，討論各公司治理變數對於財務風險不同構面之影響及預測。實證模型如下：. Yi ,t  b0  b1 ln(Size)i ,t 1  b2 B /M i ,t 1 +b3 SHINSTi ,t 1  b4 SHIN i,t 1  b5 BSi ,t 1  b6 BS _ Pledgei ,t 1  b7 Ind _ Directori ,t 1   i ,t 1 Yi ,t  b0  b1 ln(Size)i ,t 1  b2 B /M i ,t 1 +b3 SHINSTi ,t 1  b4 SHBSi ,t 1 +b5 SHMAJORi ,t 1  b6 SHMANi ,t 1  b7 BSi ,t 1  b8 BS _ Pledgei ,t 1  b9 Ind _ Directori ,t 1   i ,t 1. (1). (2). 而延伸討論相關法規的設置對風險影響之部分，則透過將虛擬變數與對應公司治理變數之三個交乘項分別加入原模型作為實證模型，如下列三式：. Yi ,t  b0  b1 ln( Size)i ,t 1  b2 B /M i ,t 1 +b3 SHINSTi ,t 1  b4 SHINi ,t 1 +b5 BSi ,t 1. 政治大. +b6 BS _ Pledgei ,t 1  b7 Ind _ Directori ,t 1  b8 DIND _ INDi ,t 1   i ,t 1. 立. Yi ,t  b0  b1 ln(Size)i ,t 1  b2 B /M i ,t 1 +b3 SHINSTi ,t 1  b4 SHINi ,t 1 +b5 BSi ,t 1. (4). ‧ 國. 學. +b6 BS _ Pledgei ,t 1  b7 Ind _ Directori ,t 1  b8Y 06 _ Indi ,t 1   i,t 1. (3). Yi ,t  b0  b1 ln(Size)i ,t 1  b2 B /M i ,t 1 +b3 SHINSTi ,t 1  b4 SHINi ,t 1 +b5 BSi ,t 1. ‧. +b6 BS _ Pledgei ,t 1 +b7Y11_ Pledgei ,t 1  b8 Ind _ Directori ,t 1   i ,t 1. (5). n. al. er. io. sit. y. Nat. 其中，Y 為財務風險各構面之代表財務指標；DIND_IND 為虛擬變數 DIND 與獨立董事人數 Ind_Director 之交乘項；Y06_Ind 為虛擬變數 Y2006 與獨立董事人數 Ind_Director 之交乘項；Y11_Pledge 則為虛擬變數 Y2011 與董監質押比 BS_Pledge 之交乘項。. Ch. engchi. i n U. v. 18. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(24) 第四章實證結果第一節敘述統計全樣本研究變數之敘述統計量彙總於表 4-1。在 Panel A 的風險變數中，負債比率之最小值與最大值為 0.1178, 0.9027，自由現金流量之最小值與最大值則為-7.91 百萬元, 7.18 百萬元，顯示我國企業在長期償債能力以及現金流量適足仍存有相當大之差異。而流動比率的下四分位數為 1.3015 大於一，可見國內大多數企業皆有不錯的短期償債能力。代表盈餘保障的利息保障倍數，下四分位數. 政治大在資產報酬率與股東權益報酬率的部分，顯示可能因少數企業有鉅額虧損導致立. 亦大於一，表示大多企業之盈餘足以支應負債利息，以供債權人一定保障。而. ‧ 國. 學. 兩指標之標準差較大。其中，股東權益報酬率之平均值小於中位數，可能導致之原因為虧損 (淨利為負) 的公司多為權益淨值較小之公司，而因其較少的權益. sit. y. Nat. 分位數可看出，大多企業獲利仍為正，具一定獲利能力。. ‧. 淨值去放大負值，進而拉低股東權益報酬率之平均值。但從兩獲利指標之下四. io. er. Panel C 的公司治理變數部分。在持股結構方面，機構投資人持股比例之平均數為 0.0794，顯示國內大多企業僅小於一成之股份由機構投資人持有。而內. al. n. v i n Ch 部人持股比例之最小值與最大值差異雖大，但從上下四分位數可看出，大多企 engchi U. 業之內部人持股介於三成至五成。從內部人持股比例拆解出之董監事持股比例、大股東持股比例及經理人持股比例之平均數可知，內部人持股主要以董監事及大股東持股組成，兩者比例相近，而經理人持股僅占極小部分。造成此現象之原因有二，首先，證交所要求企業公開董監事持股、大股東持股，並按月將持股不足法定成數之企業名單揭露於公開資訊觀測站供投資人參考，此舉施壓於董監事、大股東持有相當股份，以自身立場維護股東權利；再者，基於兩權分離理論中提及之所有權與經營權分離，經理人應做出有利企業發展的全盤考量，而非以提升股價作為唯一目的，故經理人普遍持股較低。在董事會規模部分，. 19. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(25) 從上下四分位數可知即使國內企業規模大小不一，董事會仍多集中在八到十人之規模，唯少數企業之董事會有過大或過小之情形。而衡量董監實質參股程度之董監質押比，中位數為零、上四分位數也僅一成上下，顯示國內大多企業之董監實質參與程度高。董事會獨立性的部分，由於樣本期間包含尚未建立相關法規之年分，故中位數為零、上四分位數也僅為法規所限制之最少人數兩人，可知國內對於提升董事會獨立性仍為被動，多是為了符合法律規範而設置獨立董事。考量金融業之財務比率、公司治理指標可能有別於一般產業。將全樣本分. 政治大平均數、中位數、上下四分位數，以及兩樣本各變數平均值是否存在顯著差異立. 為金融業與非金融業，分別有 394 與 14,776 個樣本數，並將兩子樣本各變數之. 之 t 檢定彙總於表 4-2。從表中之 Panel A 可看出，因金融業與一般產業之業務. ‧ 國. 學. 性質不同，故金融業在負債比率上顯著高於非金融業。短期部分，金融業之流. ‧. 動比率、速動比率顯著大於非金融業，可能原因為金融業因業務性質而擁有大. y. Nat. 量的應收帳款，故若以現金及約當現金作為短期償債基礎，則金融業的現金比. er. io. sit. 率顯著小於非金融業。也因為金融業之資本結構不同，導致金融業在以總資產作為計算基礎之資產報酬率，顯著小於非金融業；但若改以股東權益作為績效. al. n. v i n 之計算基礎，則金融業在股東權益報酬率上就與非金融業無顯著差異。現金流 Ch engchi U 量適足率部分，也因金融業之營運活動有極大比例在於投資，故兩分類在自由現金流量上也存在顯著差異。盈餘保障部分，則因金融業之折舊較非金融業少，故在以扣除折舊後之稅前息前淨利作為利息保障倍數之計算基礎時，兩產業間無顯著差異。而在公司規模及 Panel C 公司治理變數中董事會規模可推測，金融業比起非金融業有顯著較大的公司規模，使金融業的董事會規模顯著較大。又法規上是以董事會規模作為獨董人數設置基礎，故進一步使金融業之獨董人數亦顯著多於非金融業。持股結構上，金融業有顯著較高的機構投資人持股，原因可能是機構投資人在投資時因需考量其投資風險，然而金融業比起一般產業在財務狀 20. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(26) 況、營運狀況的揭露較完整且受主管機關監理之程度較高，故金融業比起非金融產業更受機構投資人喜愛。然而內部人持股目的不同於機構投資人的財務性投資，董監事持股目的大多在於取得經營權及表決權，經理人則可能是因激勵性薪資制度而持有股份，兩者皆不同於以企業風險作為持股比例考量的機構投資人。故在金融業之股東權益規模普遍較大的情形下，董監事取得經營權之持股比例以及經理人之持股比例就顯著較低。8董監質押比部分，金融業顯著高於非金融業，有違「金融業受監管程度較高，應有較低董監質押比之直覺」。本研究猜測原因可能是金融業之董監事持股比例在取得經營權時相對較低，故當董. 政治大向銀行設質融資資金再買進股份之方式增加持股。立. 監事欲提升其經營權時，在尚未觸及限制參與權之五成質押比情況下，可透過 9. 表 4-3 為應變數間及自變數間之 Pearson 相關係數矩陣，由於版面限制，. ‧ 國. 學. 同一風險構面之相似指標僅擇一顯示。由表中可發現應變數間相關程度較高的. ‧. 為負債比率 (Debt_Ratio) 與流動比率 (Current_Ratio) 之-0.5434，以及股東權益. y. Nat. 報酬率 (ROE) 與總資產報酬率 (ROA) 之 0.9407。然負債比率與流動比率分別. er. io. sit. 為衡量長短期資本結構之指標，股東權益報酬率與總資產報酬率也皆為衡量獲利能力之指標，而不同風險構面間之財務比率並無相關係數過高之情形，表示. al. n. v i n 本研究所選用之財務比率確實可反映不同財務風險構面，而無重複解釋之情形 Ch engchi U 發生。. 而自變數間相關程度較大者為內部人持股比例 (SHIN) 對於董監事持股比例 (SHBS) 與大股東持股比例 (SHMAJOR) 之相關係數，分別為 0.7218 與 0.5376，但董監事、大股東、經理人持股比例僅作為進一步分析內部人持股比例組成之變數，故不會在同一模型中出現。其餘自變數間之相關係數並不高，多在 0.3 以下，說明本研究所選用之公司治理變數確實可反映不同構面之公司治理情形，而無重複解釋之情形發生。. 8 9. 樣本內金融業之平均股東權益為 58.17 百萬，相當於非金融業 9.26 百萬之六倍多。此觀點參考 2014/9/8 及 2015/6/21 之工商時報。 21. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(27) 為求嚴謹，本研究進一步將全樣本以及兩子樣本各別以 SAS Enterprise Guide 去跑變異數膨脹因子分析 (variance inflation factor，簡稱 VIF) 去探討各條迴歸式間是否存有共線性問題，結果發現在每條迴歸式內所有自變數之 VIF 皆介於 1 與 2 之間，均小於 10，也說明本研究所採用之自變數間並無共線性之問題。 (在此插入表 4-1) (在此插入表 4-2) (在此插入表 4-3). 第二節公司治理對財務風險之影響治. 立. 政. 大. 表 4-4 及表 4-5 分別為金融業以及非金融業兩群子樣本公司治理變數對財務. ‧ 國. 學. 風險各構面代表指標之迴歸分析結果。礙於版面有限，相同風險構面之指標擇. ‧. 較具代表性的呈現。10若相同風險構面之不同變數有相異之結果將在內文提及；若無提及，則表示結果無差異。. y. Nat. io. sit. 首先，對於持股結構與公司財務風險關聯之探討 (假說一)，從表 4-4 及表. n. al. er. 4-5 可看出，兩子樣本之機構投資人持股比例皆對負債比率無顯著關係，但對流. Ch. i n U. v. 動比率皆有負面影響。金融業之內部人持股比率對負債比率有顯著正相關，主. engchi. 要是由董監持股比例所影響。大股東、經理人持股比率則對流動比率有顯著正向影響。現金流量適足之部分，非金融業之機構投資人、董監事、經理人持股比例對自由現金流量有顯著正相關，金融業則是董監持股比例對自由現金流量有顯著正相關。兩子樣本之機構投資人、董監事持股比例以及非金融業之經理人持股比例皆對於利息保障倍數皆有顯著正相關。獲利能力部分，金融業僅機構投資人持股比例對兩獲利指標皆有顯著正相關，內部人持股比例則與獲利無顯著相關；非金融之機構投資人持股比例則對兩獲利指標皆有顯著負相關，但 10. 代表短期資本結構之指標，共有流動比率、速動比率、現金比率，本文選放流動比率；盈餘保障的部分，共有以稅前息前淨利以及稅前息前折舊前淨利作為計算基礎之兩利息保障倍數，本文選放前者。 22. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(28) 內部人無論是董監事、大股東或經理人持股比例皆對獲利有顯著正相關。其中，機構投資人在兩產業中對流動比率以及在非金融業中對獲利能力之關係與預期相反。為探討上述結果之成因，進一步去看機構投資人持股比例對速動比率與現金比率之影響，發現非金融業之機構投資人持股比率對於現金比率呈顯著正相關，金融業之機構投資人持股比率則對速動比率與現金比率仍呈顯著負相關。推測機構投資人在投資非金融業後，可能為將囤積之存貨轉換為現金，而有折價銷售之情形，此舉導致流動比率下降但現金比率上升，盈餘隨銷貨收入上升而增加，進而使利息保障倍數上升，而在投資支出不變下，自由. 政治大資人施壓，而去增加放貸等業務行為，因此使帳上現金減少，獲利也隨之上升。立現金流量上升，但也因折價銷售使獲利指標下降。金融業則可能是因受機構投. 內部人持股比例的部份，金融業之董監事持股比例對負債比率及流動比率，. ‧ 國. 學. 以及非金融業之大股東持股比例對負債比率之關係不符預期，而經理人持股比. ‧. 例並無不符預估之情事。可知比起董監事、大股東，經理人更貼近公司經營，. y. Nat. 且因有避免因犯錯而喪失職位之誘因，導致同樣在追求獲利的情形下，經理人. er. io. sit. 更能有效地控制財務風險。另外也可看出，內部人持股比例有大部分受董監事、大股東持股比例所影響，導致忽略經理人對於風險控管之能力，故拆分內部人. al. n. v i n 持股比例能更全面地去探討內部持股結構對於各風險構面之影響。 Ch engchi U. 而在董事會規模對公司財務風險關聯之探討 (假說二)，從表 4-4 及表 4-5. 顯示，金融業之董事會規模對利息保障倍數呈顯著正相關；非金融業之董事會規模則對負債比率及獲利指標有獲利能力呈顯著負相關，對自由現金流量則呈顯著正相關。雖董事會規模對大多財務風險構面無顯著相關，可能是董事會規模因法規而受公司規模決定，故以公司規模作為控制變數後，董事會規模對於財務風險指標的解釋能力遭稀釋。但無論是金融業或非金融業之結果，大致仍符合假設。即董監事人數的增加，將使決策效率變差，使部分投資機會因意見分歧而遭否決或延宕。故董事會規模增加雖有降低財務風險之功能，但也因此抑制獲利能力。 23. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(29) 在董監實質參股程度對公司財務風險關聯之探討 (假說三)，從表 4-4 及表 4-5 顯示金融業之董監質押比僅對自由現金流量有正相關；然而在非金融業，董監質押比除了跟負債比率呈正相關，對其餘風險指標皆呈顯著負相關。可知董監質押比在金融業中之參考價值相對較小，可能原因如同前面所述，因金融業之董監事持股比例在取得經營權時相對較低，故董監事更可能透過向銀行設質融資資金再買進股份之方式以增加經營權，故當董監事提高質押比後仍不至於與公司營運脫節。然而在非金融業，董監質押比對各風險構面則皆有顯著解釋能力，符合假說三之觀點。即當董監事所質押的股份越多，則越可能以不正當. 政治大. 的手法來維持公司的股價，以避免擔保不足之情形，進而導致公司績效不良，且增加各構面之財務風險。. 立. 對於董事會獨立性與公司財務風險關聯之探討 (假說四)，從表 4-4 及表 4-5. ‧ 國. 學. 可看出，金融業之獨董人數對負債比率有顯著負相關，對兩獲利能力指標則有. ‧. 顯著正相關；而非金融業之獨董人數則對負債比率呈顯著負相關，對自由現金. y. Nat. 流量、流動比率、利息保障倍數則皆呈顯著正相關。可知董事會獨立性無論是. er. io. sit. 在金融業或非金融業，大致皆對財務風險有抑制抑止作用。至於為何在非金融業中，獨董人數對兩績效指標呈顯著負相關，進一步研究發現非金融業在獨董. al. n. v i n 法規設立後，獨董人數對獲利能力呈顯著負相關，且法規設立後之樣本量為法 Ch engchi U 規設立前樣本量之三倍，故主要受法規設立年後之資料所影響。獨董相關法規設立後，造成獨董人數對財務風險解釋能力之變動，將在下一節解釋。將上述各公司治理變數對財務風險之影響整理後，針對各假說可得出以下結論：首先，比起機構投資人、董監事以及大股東，經理人更了解公司營運，且為保住飯碗而更有誘因去降低公司的財務風險。第二，董事會規模越大，越能避免公司涉入較高的財務風險，但也因決策效率下降而使獲利能力下降。第三，非金融業中，董監質押比越高，越可能因避免追繳擔保品而以不正當的手法來維持公司的股價，使公司承受更高的財務風險。第四，獨立董事因有較高的專業能力及較超然的地位，故可降低公司財務風險，但在相關法規建立後對 24. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(30) 獲利能力之影響有所改變。 (在此插入表 4-4) (在此插入表 4-5). 第三節公司治理相關法規設立之影響由於前述提及，證交會於 2002 年二月引進獨立董事制度，更在 2006 年 1 月中新修訂之證券交易法中明定，公司設立之獨立董事，人數不得少於二人，且不得少於董事席次五分之一。為探討該法規設立後，獨立董事人數對於各財務風險變數之解釋能力是否有變化 (假說五)。本研究另外建立兩模型，個別在. 政治大. 原模型中多設置一變數，分別對全樣本與兩個子樣本作分析。第一，將虛擬變. 立. 數 D_IND 與獨董人數做交乘項 (DIND_IND)，觀察企業若主動設置高於法規之. ‧ 國. 學. 獨立董事人數，額外的董事會獨立性對財務風險會有何影響，結果顯示於表 4-6；. ‧. 第二，以法規設立年度做一虛擬變數，並與獨立董事人數做交乘項 (Y06_IND)，藉此觀察法規設置後，是否加劇或減弱獨董人數對財務風險各指標之關係，結. y. Nat. io. sit. 果顯示於表 4-7。. n. al. er. 針對董監事質押比，立法院於 2011 年 10 月規定公司董事設質超過持股二. Ch. i n U. v. 分之一之部分不得行使表決權，不算入已出席股東之表決權數。故依上述做法，. engchi. 將法規設立年度做虛擬變數，並與董監質押比率做交乘項 (Y11_PLEDGE) 觀察法規設置後，是否加劇或減弱董監質押比對財務風險各指標之關係 (假說六)，結果顯示於表 4-8。表 4-6 顯示，在加入交乘項 (DIND_IND) 後，兩子樣本中獨董人數與負債比率之關係仍為顯著負相關，同表 4-4、表 4-5 之結果。然而，兩子樣本之交乘項皆與負債比率呈正向顯著關係，且交乘項估計值之絕對值皆小於獨董人數估計值之絕對值。表示無論是金融業或非金融業，當設置高於法規獨董人數時，董事會獨立性雖仍有助於改善資本結構，但其效果減弱。在非金融業之自由現金流量以及總資產報酬率亦有相同情形，說明在非金融業，額外增加之董事會 25. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(31) 獨立性雖仍有增加現金流量適足之功能，但效果減半，且因控制風險而對績效之抑制效果也幾乎消弭。交乘項在流動比率、股東權益報酬率、利息保障倍數等風險指標雖無顯著關係，但皆與獨董人數之影響方向相反，且交乘項估計值之絕對值皆小於獨董人數估計值之絕對值。表示額外設置更多的獨董對風險控制雖無反效果，但控制效果減弱，符合假說六之論述以及邊際效用遞減之直覺。表 4-7 顯示，在加入相關法規設置年份與獨董人數之交乘項 (Y06_IND) 後，金融業獨董人數仍與負債比率為負相關，然交乘項則與負債比率呈現正相關，說明法規設置後，設置獨董的目的可能僅是為符合規範，不見得是為了控制風. 政治大金融業獨董人數之所以會在原模型中對負債比率有負相關，以及對流動比率有立險，導致該指標對長期資本結構之解釋能力削弱。而在加入交乘項後可知，非. 正相關，主要是受法規設置後之樣本所影響。但可知無論是否為金融產業，在. ‧ 國. 學. 法規設置後，董事會獨立性皆有透過改善資本結構去抑制財務風險之效果。而. ‧. 非金融業在獲利能力部分，無論是以總資產或以股東權益總值作為計算基礎，. y. Nat. 交乘項皆與獨董人數之影響方向相反，且交乘項影響程度較大。意即在法規設. er. io. sit. 置之前，主動提升董事會獨立性可有效提升企業之獲利能力；然法規設置後，可能出現為了符合法規而聘用不適任獨董之情形，進而對企業之獲利能力產生. al. n. v i n 負面影響。由此可見，獨董相關法規建立後，獨董人數對財務風險之解釋遭削 Ch engchi U 弱，甚至在非金融業中對獲利能力之解釋出現反轉之情形。. 表 4-8 顯示，加入相關法規設置年份與董監質押比交乘項 (Y11_PLEDGE) 後，非金融業之交乘項在負債比率、流動比率上之影響方向與董監質押比相反，而交乘項影響程度則不及董監質押比，表示董監質押比在法規設置後對長短期資本結構之負面影響皆減弱；而在法規成立後，董監質押比對獲利能力之負面影響加劇，符合假說六之論述。可能原因為，過高質押股份無表決權，故法規設置後董監可干涉公司營運的程度下降，導致此變數在資本結構等財務指標之負面影響減弱。但也因過高質押股份無表決權，可推測法規設置後仍有高質押之董監事其目的多為自利，而非加強對公司之經營。故更可能以不正當的手法 26. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(32) 來維持公司的股價，而使公司獲利績效不良，以致董監質押比對獲利能力之負面影響在法規設置後加劇。然而金融業在法規設置後董監質押比對於獲利能力之關係由負轉正，在參考表 4-4 董監質押比對兩績效指標無顯著關係之結果後，本研究推測原因是金融業在 2011 年之前之平均獲利本來即低於 2011 年之後之平均獲利，意即顯著性之來源在於交乘項中之虛擬變數而非董監質押比。為驗證此猜測，本研究在此模型中另外加入法規設置年份之虛擬變數後，發現交乘項即與兩獲利指標無顯著關係，說明推測正確。此節結論有三：首先，設置多於法規之獨董雖不至於增加風險，但其控制. 政治大獨董人數下限後削減其對風險之解釋能力。若僅為了符合法規而盲目地設置獨立能力所增加之幅度減少，符合邊際效用遞減之直覺與預期。第二，法規在設置. 立董事，對公司的獲利能力將有負面影響。第三，當非金融業之董監事因質押. ‧ 國. 學. 比過高而表決權受限時，雖可減少對財務風險之負面影響，但董監事仍可能透. io. al. v i n Ch 公司治理變數作為財務風險預測指標之適用程度 engchi U n. 第四節. (在此插入表 4-8). er. (在此插入表 4-7). sit. y. Nat. (在此插入表 4-6). ‧. 過其他手段護盤而加劇對公司獲利能力的負面影響。. 為連結實務應用，本節整理實證結果，觀察本研究所用之公司治理變數在金融業與非金融中作為財務風險預測指標之適用程度。為方便讀者判斷，表 4-9 整合兩子樣本之各個公司治理變數對各財務風險構面之預估結果以及是否符合預估。表中顯示，持股結構部分，無論在金融或非金融產業，機構投資人皆為短期資本結構之反指標，內部人持股比例則為長期資本結構之反指標，且機構投資人持股對獲利能力之影響將因產業不同而相反，說明以機構投資人與內部人持股比例作為財務風險之判斷指標，將造成誤判。將內部人持股拆分為董監事、 27. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(33) 大股東以及經理人持股比例後，發現各持股比例在金融業中對財務風險之補捉能力有限；但在非金融業中，經理人持股除了無法預測長期資本結構以外，對於其餘財務風險構面來說皆是良好的預測指標。董事會規模的部分，在兩產業中在解釋各構面財務風險上雖無違反假說之情形，可作為通用指標。但董事會規模對非金融業之獲利能力呈顯著負相關，故其對整體財務風險之影響尚無法下定論。董監質押比部分，可能因金融業本身即受高度監管，導致董監質押比對金融業之財務風險無解釋能力；然在非金融業，董監質押比可捕捉各構面財務風險，是極有參考價值的指標。獨立董事人數部分，在金融業雖無法完整捕. 政治大對非金融業而言，獨立董事人數雖對多數財務風險指標有良好解釋能力，但從立. 捉個構面之財務風險，但並無違反假說之論述，仍可作為衡量財務風險之指標；. 上節得知相關法規成立後，獨立董事人數成為獲利能力之反指標，故其對財務. ‧ 國. 學. 風險整體影響為何，尚無法下定論。. ‧. 本節結論有三：首先，若以機構投資人及內部人持股比例作為財務風險之. y. Nat. 預測指標，可能有誤判情形。但若能進一步將內部人持股比例拆解，則經理人. er. io. sit. 持股比例對財務風險有更好的預測能力，且是唯一適用於金融業與非金融業之風險預測指標。第二，雖然金融業本身即受高度監管，導致沒有一個公司治理. al. n. v i n 變數可完整預測各構面之財務風險。但以大股東持股比例、經理人持股比例、 Ch engchi U 董事會規模以及獨立董事人數預測財務風險，仍可預測部分財務風險而不致出錯。最後，經理人持股比例以及董監質押比對非金融業之財務風險皆有良好的預測能力，其中董監質押比更能完整地捕捉財務風險。 (在此插入表 4-9). 28. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(34) 第五章結論與後續研究建議第一節結論近年金融弊案頻傳，影響非同小可，使金融業之公司治理議題成監管當局的首要之務。然本國尚未針對金融業建立專屬的公司治理評鑑標準，本研究將台灣上市櫃公司分為金融業與非金融業，去個別探討公司治理變數與財務風險間之關係。而與過去文獻相比，本研究更注重與實務之連結，故另外延伸兩小節，分別探討公司治理相關法規設立後，相對應之公司治理變數對風險之解釋. 政治大. 效果是否加劇或削弱，以及討論金融與非金融產業以公司治理變數作為財務風. 立. 險預測指標之適用程度。. ‧ 國. 學. 將公司治理對財務風險之估計結果結合相關法規影響之結果，可得以下結論：首先，比起機構投資人、董監事以及大股東，經理人更了解公司營運，且. ‧. 為保住職位而更有誘因去降低公司的財務風險。第二，無論產業別，董事會規. sit. y. Nat. 模越大，可降低公司部分之財務風險，但也因而降低決策效率而使獲利能力下. io. er. 降。第三，非金融業中，董監質押比越高，越可能以不正當的手法來維持公司的股價，而使公司承受更高的財務風險。即使相關法規限定其表決權，董監事. al. n. v i n Ch 仍會透過其他手段護盤而加劇對公司獲利能力的負面影響。第四，主動設置獨 engchi U 立董事可降低公司財務風險，但隨獨董人數上升所增加的財務風險抑制能力將減弱，且為符合法規而盲目地設置獨董將對獲利能力有負面影響。而將公司治理變數應用在預測風險上，有三點結論：首先，若能進一步將內部人持股比例拆解，則經理人持股比例除對財務風險有較佳的預測能力，更是唯一適用於金融業與非金融業之風險預測指標。第二，由於金融業本身受高度監管，導致沒有一個公司治理變數可完整預測各構面之財務風險。但以大股東持股比例、經理人持股比例、董事會規模以及獨立董事人數預測財務風險，仍可預測部分財務風險而不致出錯。最後，經理人持股比例以及董監質押比對. 29. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.

(35) 非金融業之財務風險皆有良好的預測能力，其中董監質押比更能完整地捕捉財務風險。. 第二節研究限制與後續研究建議本研究以「資本結構」、「現金流量充足性」、「獲利能力」以及「盈餘保障」四個構面分別找其相對應之財務比率取代「實際發生財務危機事件」及「信評結果」作為財務風險之衡量。雖可避免誤判情形或因信評分類過少而無法精準衡量風險的問題，然而亦有兩缺陷：第一，台灣因有金控體系，業務難以區分，導致無法分別使用特定財務比率去衡量各家金融產業之財務風險。且以金控形. 政治大. 態存在之金融機構皆具相當規模，若將其剔除於樣本以外，則此論文又失其重. 立. 要性。第二，我們無從得知上述四構面對於財務風險之重要性為何，無法進一. ‧ 國. 學. 步調整權重以反映真實財務風險狀況，僅可單純分析公司治理變數對各財務風. ‧. 險構面之影響。. 其次，我國證交會之公司治理評鑑所採用之指標多為質化指標，評鑑結果. y. Nat. io. sit. 須靠證交會公開，不易於財報或公開資訊觀測站取得。而本研究所選用之公司. n. al. er. 治理變數雖在過去文獻證實可有效反映財務風險，然與公司治理評鑑之指標仍. Ch. i n U. v. 有些微差異。若欲建構金融業專屬之公司治理評鑑，需蒐集更完整的資料或評. engchi. 鑑機構公布之評鑑結果作為進一步研究之基礎，會更加適當。. 30. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.015.2018.F07.