董監事持股質押與長期績效之關係---以台灣實施庫藏股機制之公司為例

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(1)國立高雄大學亞太工商管理學系碩士班碩士論文. 董監事持股質押與長期績效之關係---以台灣實施庫藏股機制之公司為例 The Relationship between Collateralized Shares and Long-run Performance: Evidence from the Share Repurchase Firms in Taiwan. 研究生：李緯宏撰指導教授：陳怡凱博士高蘭芬博士. 中華民國九十七年六月.

(2) 董監事持股質押與長期績效之關係---以台灣實施庫藏股機制之公司為例指導教授：陳怡凱博士國立高雄大學金融管理學系高蘭芬博士國立高雄大學金融管理學系. 學生：李緯宏國立高雄大學亞太工商管理碩士班財金組. 摘要本篇論文檢驗台灣上市公司宣告公開市場股票買回後的股價長期績效表現。台灣地區法令開放公司進行股票買回至今已達七年多，在歐美等各國有許多文獻皆證實公司宣告買回股票後公司股價長期確實有顯著的超額報酬，為了驗證與國外所發現的結果是否一致，本研究首先將檢驗台灣上市公司施行股票買回後之長期股價報酬績效表現。由於資訊不對稱，公司內部人的交易行為特別值得關注，其中董監事持股質押的行為所引發自利動機與潛在代理問題與公司施行股票買回決策可能有關，本文將針對董監事持股質押之情形來探討其對買回公司股票股價長期報酬績效的影響。研究結果發現，台灣上市公司進行股票買回後，如果是相對於大盤報酬衡量，長期來看確實有顯著的正向超額報酬，兩種不同的衡量方法隨著時間拉長，正向的超額報酬越顯著，與國外所發現的結果相似；不過以配對公司為衡量基準下，樣本公司買回後的長期股價績效卻沒有優於配對公司，反而更差。其次，當公司董監事股權質押比率越高，對公司買回股份的長期報酬均為負向效果但整體而言並不顯著。理論上，公司董監事的質押行為本應與股票買回決策不相干，本研究結果與理論預期看法一致。關鍵字：股票買回、長期績效、買回完成率、董監事持股質押 i.

(3) 目錄第一章緒論………………………………………………………………………………...1 第一節研究動機……………………………………………………………………...1 第二節研究目的……………………………………………………………………...3 第二章文獻探討……………………………………………………………………...........4 第一節庫藏股的定義、相關法規以及董監事持股質押揭露辦法. ……………….4 第二節股票購回動機及相關文獻探討……………………………………………...8 第三節國內外股票買回及公司內部人行為相關實證文獻………………………..11 第三章研究方法…………………………………………………………………………..19 第一節研究假說…………………………………………………………………..…19 第二節變數的定義與衡量…………………………………………………………..21 第三節選樣標準及時間之設定……………………………………………………..22 第四節股票買回長期績效衡量與迴歸分析模型…………………………………..23 第四章實證結果分析……………………………………………………………………..32 第一節研究樣本說明………………………………………………………………..32 第二節公司宣告購回股票後股價之長短期績效表現……………………………..35 第三節公司宣告購回股票後股價長期績效表現之迴歸分析……………………..48 第四節董監事持股質押比率高低對股價長期績效之實證結果…………………..53 第五章結論與建議………………………………………………………………………..58 第一節結論…………………………………………………………………………..58 第二節研究限制……………………………………………………………………..60 第三節研究建議……………………………………………………………………..60 參考文獻……………………………………………………………………………………..61. ii.

(4) 表目錄表3-4-1：Pearson 相關係數…………………………………………………………………..30 表3-4-2：Spearman's rho 相關係數…………………………………………………………...30 表3-4-3：迴歸變數之共線性檢定…………………………………………………………...31 表4-1-1：股票購回公司之樣本特性分析…………………………………………………....33 表4-1-2：迴歸分析變數之敘述統計…………………………………………………………34 表4-2-1：樣本公司宣告股票購回前後之短期宣告效果分析………………………………36 表4-2-2：不同宣告買回比率以及不同買回目的之短期CAR平均數差檢定………………37 表4-2-3：樣本公司觀察期之平均異常報酬(AR)……………………………………………38 表4-2-4：樣本公司宣告購回股票前後之長期累積平均異常報酬(CAR)…………………41 表4-2-5：樣本公司宣告購回股票後之平均買進持有異常報酬(與市場指數比較)………43 表4-2-6：樣本公司宣告購回股票後之買進持有異常報酬(與配對公司比較)……………45 表4-2-7：不同執行完成比率公司長期之事件窗口累積平均異常報酬與差異性檢定……46 表4-2-8：不同執行完成比率公司長期之事件窗口買進持有平均異常報酬（與市場報酬比較）……………………………………………………………………………………………47 表4-3-1：全體樣本之迴歸結果………………………………………………………………50 表4-3-2：完成買回組之迴歸分析結果………………………………………………………51 表4-3-3：未完成買回組之迴歸分析結果……………………………………………………52 表4-4-1：不同董監事持股質押比率公司之長期事件窗口異常報酬……………………...53 表4-4-2：不同董監事持股質押比率公司之長期買進持有異常報酬(與配對公司報酬比較) ……………………………………………………………………………………………54 表4-4-3：高質押公司與有質押公司之樣本特性比較………………………………………55 表4-4-4：不同質押比率公司宣告買回後股價長期報酬之差異性檢定……………………56 表 4-4-5: 沒有配對到的樣本與有配對到的樣本之長期異常報酬結果…………………..57 表 4-4-6: 沒有配對到的樣本與有配對到的樣本之樣本特性比較………………………..57. iii.

(5) 圖目錄圖 1：衡量股票買回短期報酬之各相關期間關係圖（日報酬）.......................................23 圖 2：衡量股票買回長期報酬之各相關期間關係圖（月報酬）.......................................23 圖 3：台灣上市公司股票買回宣告次數與大盤指數之連動關係.......................................32 圖 4：一年期累積平均異常報酬 CAR 趨勢圖......................................................................40 圖 5：二年期累積平均異常報酬 CAR 趨勢圖......................................................................40 圖 6：三年期累積平均異常報酬 CAR 趨勢圖......................................................................41. iv.

(6) 第一章. 緒論. 第一節研究動機近年來已經有越來越多的國家，允許公司可以透過公開市場買回自家股票，礙於法令的限制，買回股票的活動以前只侷限在少數幾個國家，例如美國、加拿大；不過從 90 年代末，許多國家開始解除法令的限制，使得股票買回的交易活動至今已在全球許多國家中逐漸成為公司重要的財務政策。台灣自民國 89 年 8 月 7 號正式施行上市上櫃庫藏股制度，允許上市公司在一定條件下或市場表現不佳時買回自家公司股票。從實施到現在，庫藏股制度多次在公司股價表現低落時或政治因素、國際因素等內外在環境衝擊時被提出來，大多以維護公司股價或是買回給員工分紅為目的。Netter and Mitchell (1989) 研究美國 1987 年 10 月 17 號股市大崩盤兩週內 600 家宣告股票購回的公司，發現買回股票後確實有抑制股價下跌、維護股價的功用。多位國內學者(李宗祥，民 90；楊文振，民 91；莊博勝，民 92)對股票購回的實證研究發現，台灣上市公司在宣告買回公司股票後，在短期內確實亦有可以使股價穩定和上升的作用，而且存在顯著的正向報酬，表示公司確實可以透過買回股票向市場大眾發佈股價被低估的訊息，支持訊號發射假說；然而當時國內庫藏股制度因為施行期間尚短，很難看出實施股票買回公司在長期是否也有相同且持續的效果。關於股票買回長期效果的研究中，Chan et al. (2004) 以美國宣告公開市場買回股份公司為研究對象，研究發現當公司宣告買回股份後第一年買進持有的平均異常報酬為 6.7%，宣告後四年的買進持有平均異常報酬更達到了 23.6%，顯示在長期股票買回公司報酬仍具有持續性的效果，宣告時的股價反應是不足夠的。與 Ikenberry et al. (1995) 所發現的結果相似，宣告買回後四年的平均買進持有異常報酬達到 12.1%，認為買回公司的股票是被低估的，市場對買回宣告的反應有偏誤且不完整，市場忽略了宣告的資訊涵義，尤其以價值股的情形最嚴重；並發現帳面對市值比(宣告前一年度股東權益淨值/宣告前一月月底市值)是影響長期異常報酬的最大因素。其認為投資者會觀望股票購回的決議、後續的消息及公司未來的展望，因此股價需要長期調整才能反映其應有價值。從國外股票購回的文獻得知，宣告買回股份在短期內不但可以穩 1.

(7) 定股價，長期還有股價報酬持續的表現。由於國內早期庫藏股制度實施期間不長，受限於樣本不足及觀察期間太短，無法彰顯實施股票購回的長期效果表現，至今已實施七年多，資料取得較為充足，加上目前國內尚缺乏股票購回長期報酬系統性的相關研究，因此國內公開市場股票購回的長期效果能否與國外的長期效果一致，值得探討。 Netter and Mitchell (1989) 及 Raad and Wu (1995) 研究發現，內部人的交易資訊確實會顯著影響股票購回的宣告效果，宣告前一個月內部人若淨買入公司股票，在宣告時股價會有較大的正向異常報酬，而且內部人持股比率越高、宣告買回比率越大，宣告時異常報酬也越大。在內部人的交易資訊中，本研究特別著重於董監事的持股質押行為。董監事質押手中公司的股票，基於維護自身利益的行為（擔心質押股票價值下跌需要補提擔保品的壓力）更會加強其維護股價的意願，而從多數文獻的實證結果也顯示股票購回確實有穩定股價、維護盤面的效果，此時董監事如果利用其職權來通過股票買回決策護盤，既可以提昇公司的股價又可以保住自己的利益，一舉兩得。相對的，因為質押會導致經營控制權與實質所有權產生落差，監督權效力不彰，董監事掏空公司資產誘因增加，潛在代理問題上升，若透過股票買回來增強董監事的控制權或藉機出脫持股，對公司價值反而會造成傷害。因此董監事的財務槓桿行為是有可能會影響公司在做股票買回決策上的考量，無論是在宣告買回比率或是實際買回多少股份都可能受到董監事的控制，也因此將影響股票買回之後的公司績效表現。目前國內並沒有法令規範股票質押上限 1 ，只是在將持有之股票設定質權者或解除設定者時應即通知公司，由於短期內，董監事將其股票設質後無法處置持股，董監質押比率所傳達的訊號較具有長期效果，需要較長時間的觀察。因此在個人的財務槓桿行為與公司作股票買回決策上的考量，市場大眾對於公司董監事質押行為的看法將是如何，本論文將試著探討公司內部董監事的持股質押行為對公司股票購回後長期績效的影響。. 1. 在台灣，公司法規定董事若將二分之一以上持股轉讓即喪失其董事身份的限制。而大舉出售持股可能面臨違反法令的問題，如內線交易，若需要龐大資金時，必須大量出售持股也容易造成股價下跌，採取股權質押的方式就可以避免這些問題，所以股權質押已經成為董監事取得資金的重要來源。 2.

(8) 第二節研究目的基於上述研究動機，茲將本論文的研究目的說明如下：公司宣告股票購回，應該也要將長期報酬持續性的效果納入研究，不只是僅僅探討短期內的宣告效果而已。由於國內實施庫藏股制度已經有七年多了，因此本論文針對股票購回將研究期間拉長，期許能納入更多樣本，進行較長期的持續性效果分析。此外國內證期會會定期公告公開發行公司董事、監察人、經理人或大股東持股轉讓及上市、上櫃公司董監事持股不足與質權設定比例等公司內部人攸關資訊，在取得資料上比較方便，有利於分析董監事持股質押比率對有實施庫藏股公司長期績效的影響。理論上，董監事持股質押屬於個人的借款行為，應該與公司決策無關，所以也不會影響股票買回後公司股價的績效表現，但實際上董監事股權質押之後基於自利動機可能會經由股票買回決策來維護本身利益，而且在國內多數研究中，董監事持股質押的行為往往會對公司經營績效造成負面影響較大，因此本研究想要探討在股票買回事件之下，董監事持股質押對公司績效是否有其關聯性的存在。因此，本研究的主要目的如下： 1、檢驗國內公司實施股票買回，長期是否有異常的報酬。 2、檢驗內部人交易資訊中，董監事持股質押比率的高低對實施股票購回的公司長期股價績效有否影響？影響結果是正面還是負面的看法居多？ 3、探討其他因素，如公司規模、帳面價值對市值比、買回執行完成率，對宣告買回股份公司之報酬效果是否會具有差異。. 3.

(9) 第二章. 文獻探討. 本研究之目的，係針對有宣告股票購回的公司進行研究，探究宣告實施股票買回之公司長期股價是否具有持續性的效益而非只是短期的一時效果，並且透過分析研究是否會有其他因素對股票買回報酬的強弱有顯著性影響。此外更進一步檢視公司內部董監事持股質押的情況對公司未來長期績效是否有關聯性的產生，從公司績效報酬的角度結合公司治理的層面去探討兩者之間的關聯性。根據以上研究問題，彙總國內外相關論文與實證，作為研究立論的基礎，將文獻分為三部份，第一部分介紹庫藏股及我國施行庫藏股的相關法規與董監事股權質押揭露相關辦法；第二部份介紹公司購回股票的動機及相關文獻探討；第三部份係針對國內外股票購回文獻及公司內部人行為相關文獻做探討。. 第一節. 庫藏股定義、相關法規以及董監事持股質押揭露辦法. 庫藏股(Treasury stock)，簡單的說，就是公司將已經發行出去的股票，從市場中買回，存放於公司，而尚未再出售或是註銷；庫藏股並非公司資產，其不得列於資產負債表的資產項下，應作為股東權益的減項。它的特性和未發行的股票類似，沒有投票權或是分配股利的權利，而公司解散時也不能變現。有關我國上市上櫃公司買回本公司股份的制度，涵蓋公司法第 167 條、證券交易法第 28 條之 2、上市上櫃公司買回本公司股份辦法、證期會庫藏股制度適用疑義問答及財務會計準則第三十號公報「庫藏股票會計處理準則」，茲將有關制度規範介紹如下：一、買回原因及買回目的我國上市上櫃公司有下列情事之一者，不受公司法第 167 條之限制，買回本公司股份： 1. 轉讓股份予員工。 2. 配合附認股權公司債、附認股權特別股、可轉換特別股或認股權憑證之發行，做為股權轉換之用。 3. 為維護公司信用及股東權益所必要而買回，並辦理消除股份。此和歐美各國作法並不一致。 4.

(10) 二、決議方式買回本公司股份得經董事會三分之二以上董事之出席及出席董事超過二分之一同意。如遇董事會休會時，可依據公司法第 208 條第四項規定，由常務董事依法令、章程、股東會決議及董事會決議，以集會方式經常執行董事會職權，再提報下一次董事會追認。三、資訊揭露公司於有價證券集中交易市場或證券商營業處所買回其股份者，應於董事會決議之日起二日內公告，並向證期會申報有關事項： 1. 買回股份之目的。 2. 買回股份之種類。 3. 買回股份之總金額上限。 4. 預定買回之期間與數量。 5. 買回之區間價格。 6. 買回之方式。 7. 申報時已持有本公司股份之數量。 8. 申報前三年內買回本公司股份之情形。 9. 已申報買回但未執行完畢之情形。 10. 董事會決議買回股份之會議記錄。 11. 本辦法第 10 條規定之轉讓辦法。 12. 本辦法第 11 條規定之轉換或認股辦法。 13. 董事會以考慮公司財務狀況，不影響公司資本維持之聲明。 14. 會計師或證券承銷商對買回股份價格之合理性評估意見。 15. 其他所規定之事項。四、買回方式上市上櫃公司於有價證券集中交易市場或證券商營業處所或依證交法第 43 條之 1 第二項公開收購規定買回其股份，即利用公開市場買回(Open-market repurchase)或公開收購方式(Tender offer)買回。 5.

(11) 五、買回期間公司買回股份，應於申報日起二個月內執行完畢，並應於上述期間屆滿或執行完畢後五日內向證期會申報並公告執行情形；逾期未執行完畢者，如需再行買回，應重新提經董事會決議。以公開收購的方式買回，其收購期間最短為 20 天，最長為 60 天。六、交易的相關規範 1. 買回股份數量及金額之限制：公司買回股份之數量及比例，不得超過該公司已發行股份總數百分之十。收買股份之總金額，不得逾保留盈餘加發行股份溢價及已實現之資本公積之金額。其中保留盈餘包括法定盈餘公積、特別盈餘公積及未分配盈餘，但應減除公司董事會或股東會已決議分配之盈餘、提列之特別盈餘公積。已實現之資本公積之金額包括處分資產之溢價收入、受領贈與之所得，但受捐贈之本公司股份除外。 2. 每日買回數量：不得超過計畫買回總數量之三分之一。 3. 委託下單：不得於開盤後三十分鐘內報價，並應委託任二家以下證券經紀商辦理。 4. 價格區間：買回價格之上限以不超過董事會決議前 10 個或 30 個營業平均收盤價較高者之 150％，如市價低於每股淨值，另可選擇每股淨值或面額孰低者為價格上限，當股票市價高於價格區間上限時，應即停止買回本公司股份。買回價格之下限，為董事會決議日收盤價之 70％，當股價低於區間價格下限時，原則上應召開董事會修正區間價格後使得買回，惟如董事會在決議買回本公司股份的同時，併同決議：「當公司股價低於其所定買回區間價格下限時，將繼續執行買回股份」者，不在此限。 5. 買回目的之管理：買回本公司股份之目的係為轉讓與員工者，應事先訂定轉讓辦法，載明轉讓期間、受讓人資格、約定每股轉讓價格等。有關員工資格之認定，亦得包括國內外子公司員工。買回目的係為供股權轉換之用者，應於轉換或認股辦法中明訂。買回目地係為維護股東權益者，則須辦理減資銷除股份。 6. 轉讓期限：買回之目的為轉讓予員工或供股權轉換之用者，應於買回之日起三年內將其轉讓，逾期未轉讓者視為公司未發行股份，並應辦理變更登記；若為維護股東權益而買回者，應於買回之日起六個月內辦理變更登記。以上目的持有本公司股份， 6.

(12) 均不得再於市場賣出。減資之變更登記為法定減資事由，無需再開股東會決議。七、會計處理財務會計準則公報第三十號「庫藏股票會計處理準則」對公司買回股份、處分庫藏股及銷除股份之會計處理均有明確規範。對於公司買回本公司的會計處理，採成本法，不採面額法。公司買回本公司股份的成本為股東權益的減項，同時有關交易的價差並不認列於損益表中，而是於資產負債表中股東權益項表達。有關子公司持有母公司股票部分，於民國 91 年會計年度，視同庫藏股票處理。八、股東會報告義務買回本公司股份之董事會決意及執行情形，應於最近一次股東會報告；其因故為買回股份者亦同。九、內線交易之防範公司董事會決議買回股份，其董事、監察人、經理人、持有公司股份超過百分之十的股東及其他相關人員，違反證券交易法第 157 條之 1 之有關內線交易之規定者，仍應依證券交易法規定處罰。董監事持股質押揭露的相關辦法，根據公司法第一百九十七條之一規定董事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。根據證期會對公司股權、質權變動的規定，公司應揭露公司董監事、經理人及持股超過 10%股東(簡稱公司內部人)之持股變動情形與股票質權之設定及解除情形︰公司應於每月十五日以前彙總申報公司內部人上月持有股數變動情形向相關主管機關申報。質權設定者，應於質權設定後五日內公告並申報，並應於每月十五日前彙總申報，質權解除者亦同。目前並無法令對董監事持股質押做限制規範，一般投資人也無法瞭解董監事質押的真正用途，僅能透過強化質押資訊揭露，希望投資人關心自己所投資之公司的董監事持股質押相關資訊，期望能達到保護投資人的效果。. 7.

(13) 第二節. 股票購回動機及相關文獻探討. 一、實施股票購回動機 1.資訊或訊號假說（Information or signaling hypothesis） Healy and Palepu ( 1993) 研究發現管理者和投資人之間因為存在資訊不對稱情形，當公司價值被低估，管理者可能會透過購回公司股票來向外界傳遞有利資訊，使市場投資人對公司價值得以重新精確衡量。當公司宣告買回公司股份，管理者可能釋出兩種訊息給外部投資人解讀：第一，公司會選擇宣告股票購回，可能是因為公司缺乏良好的投資機會，因此公司以內部資金購回公司股票，以替代形式相當於將現金分配給股東；第二，若公司的管理者對公司的前景看好，認為公司目前的股價被低估，也會買回本公司的股票，尤其是公司有意願用比市價高的價格買回股票時，這樣的買回訊號會更強烈。許多國外學者（Netter and Mitchell, 1989；Ikenberry et al., 2000；Lee et al., 2005）的研究均發現，當公司宣告從公開市場購回股票時股價會有正向的反應，在短期內確實可以達到穩定股價避免不合理下跌，Bartov (1991)；Lie and McConnell (1998) 研究更發現股票購回所傳遞的訊號為公司預期盈餘增加或盈餘改善的好消息，因此支持訊號發射假說。Dittmar (2000) 調查公司買回股票有各式各樣理由，發現公司買回股份最重要的理由就是股價被低估。而在 Ikenberry et al. (1995) 更發現該短期的正向股價反應尚不足已修正被低估股價，宣告購回後 4 年買進持有平均異常報酬為 12.1%，顯示市場對於公開市場股票買回的反應不足，認為股票購回具有長期的異常報酬。. 2. 股利或個人稅賦假說（Dividend or personal taxation hypothesis）雖然發放現金股利與股票購回，都意味著公司將現金發還予股東，但由股票購回得到的資本利得若能讓公司股東有較大的稅賦利益，公司便有可能採行股票購回以代替現金股利之發放，此假說又稱「股利替代假說」。在 1986 年美國稅制改革前，現金股利是按一般所得稅率課徵，而資本利得只在賣出價格高於買進價格時以較低的優惠稅率課徵，個人課稅反而負擔比較輕，因此，早期時此項假說學者 Vermaelen（1981）與 Dann 8.

(14) （1981）均有探討過。不過在稅制改革之後，資本利得的適用稅率提高，公司購回股票不見得能讓股東享有較多之稅賦利益，後續的相關研究也隨之減少。近代學者 Erik and Heidi (1999) 研究指出，當公司有低股利收益、近期資本利得少或是股票有所損失，會傾向購回股票。Rau and Vermaelen (2002) 研究英國公開市場股票買回事件，發現部分的股票買回動機是來自於英國法規對於退休基金稅賦上的優惠，該類型股票在買回後會反應稅賦的利益提高股價的正向反應。不過 Oswald and Young (2004) 重新檢驗上述研究看法，推翻了之前的說法，其認為是由於 Rau and Vermaelen 的樣本不足所造成的偏誤，加入了更多的樣本後就不支持個人稅賦假說，而且作者認為不管英國的法規環境，股價被低估才是最主要股票買回的動機。. 3. 自由現金流量假說（Free cash flow hypothesis）所謂自由現金流量係指公司投資完所有目前淨現值為正的投資計劃並考量未來可能的投資計劃後，所剩餘的現金流量，又稱閒置現金流量。Jensen (1986) 認為在所有權與經營權分離之下，管理者與公司股東間存在著利益衝突，如果公司將剩餘的自由現金流量分配予股東，將會降低經理人對公司自由現金流量的不當使用誘因，對股東而言是好的。將此觀點應用至股票購回股票的決策上，則當公司擁有多餘之現金，但缺乏良好投資機會時，購回公司股票就如發放股利一樣，是分配剩餘現金給股東的方法，將可避免無謂的投資，並可降低代理成本之問題，且能增加公司的價值，此即所謂的自由現金流量假說。Vafeas and Joy（1995）及 Nohel and Tarhan（1998）都認為公司於公開市場宣告購回股票時，自由現金流量假說比較能解釋股票購回動機與宣告期間正向異常報酬的關係。Kaplan and Reishus (1990) 發現若公司有較多的閒置資金，會利用股票購回的方式來分配此多餘資本。在近期研究中，Isagawa (2000)使用自己建構的自由現金流量模型，指出經理人會使用公開市場買回決策來傳達給市場公司不會濫用額外現金去投資無法獲利的計畫，因此公司價值會增加。Chan et al. (2004) 所發現的證據也支持自由現金流量假說，宣告買回的公司通常有高於平均的自由現金流量，且高自由現金流量的公司進行股票買回，長期報酬也較高。Mitchell and Dharmawan (2007) 的研究也指出大公 9.

(15) 司會因應公司未來發展前景好壞及為了降低代理成本及資訊不對稱而進行股票買回。. 4. 財務槓桿假說 (Leverage hypothesis) 公司購回股票的資金來源不論是舉債或是用內部資金，都會使得公司財務槓桿變大。當股票購回所需資金若由舉債支應，則會增加利息支出，而利息支出的增加，會使得公司應繳稅額減少，使每股盈餘與股東的稅後現金流量增加，此節稅的利益會移轉給股東，又稱公司稅盾假說。Pugh and Jahera (1990) 研究發現，宣告購回所產生的異常報酬與負債比率的改變有正相關，並證明購回本公司股份的行為可使公司達到最適資本結構，進而影響股價；Dittmar (2000) 發現，公司確實會藉由股票購回來調整公司的財務槓桿結構；Mitchell and Dharmawan (2007) 以澳洲公開市場買回為研究對象，發現小公司比較容易利用額外的負債額度去進行股票購回。不過 Vermaelen (1981) 之研究結果並不支持財務槓桿假說；Chan et al. (2004) 也只找到一些證據支持財務槓桿假說，宣告買回公司平均有較低的槓桿比率，比較可以利用舉債來買回股票達到稅盾的效果，但長期而言，高槓桿與低槓桿買回公司兩者之間報酬無差異。. 5. 防禦購併假說（Takeover deterrence hypothesis）當公司管理當局為了阻礙外部購併者惡意併購接管時，常會藉由高於市價的方式，向市場投資人收購其股份；或藉由溢價收購使得股價上漲，增加收購者之成本，減少其購併意願或增加其購併成本，鞏固公司管理階層之持股比率，降低被收購的可能性。 Bagwell and Shoven（1989）指出公司購回股票將可拉抬股價，增加外部法人收購股票的成本；Dittmar（2000）亦發現，當公司面臨被購併的危機時，就越有可能購回股票； Peyer and Vermaelen (2005) 檢驗 1984-2001 共 737 件私下協議股票買回事件，其中有 60 件是因為敵意購併而買回股份，研究發現宣告當月的異常報酬為-1.4％但不異於 0，不過隨後兩年的累計異常報酬卻達到了 16%且顯著，與過去的研究觀點︰認為經理人應該會過度支付買回，宣告後股價會表現不好的看法不盡相同。. 10.

(16) 6. 債權人財富剝奪假說（Bondholder expropriation hypothesis）當公司以現金或資產變現來購回公司股票時，將使總資產的價值減少，也會使得可分配給債權人的總價值減少；原本債權人的求償順位應優先普通股股東，但是當公司採取股票購回時，會相當於將公司普通股股東的求償順位轉移到債權人之前，如同債權人的財富被剝奪轉移給股東，對公司股東較為有利，股價因而上漲。Vermaelen（1981）與 Dann（1981）都曾檢驗這項假說，結果發現公司宣告購回股票時，公司債券的評等並不會因公司購回股票而變動，雖有小幅度的超額報酬，但不顯著。因此，股票購回雖然增加了公司股東的財富，卻未必會損害債權人的權益。基於各國法令通常都會限制規範買回資金來源，如我國規定公司只能以已實現資本公積及盈餘來買回公司股份，且大多數的債務契約中會設有限制公司買回股票的條款，故對債權人的影響並不大。. 7. 好的投資假說(Good investment hypothesis) 當公司經理人認為公司目前的股票市價明顯低於公司的真實(公平)價值時，管理者若透過股票買回的方式買回公司股份。此時，股票買回的行為可視為一種投資活動，就好像把公司當成一個有利的投資機會投資，外部投資人的解讀將會是正面看法居多。與訊號放射假說不同的是，好的投資假說強調效率市場的不完全性，因為若在一個半強勢效率市場中，公司宣告買回後股價就不再被低估，則公司不可能去買到「被低估」的股票。Dann (1983)、Ikenberry et al. (1995)就發現公司透過股票買回構成一個有利的投資機會，不只是在宣告買回時股價會上漲，往後股價仍會持續反應。. 第三節國內外股票買回及公司內部人行為相關實證文獻一、國外股票買回宣告長短期效應的相關實證文獻雖然庫藏股交易的動機有很多不同的假說，但大多數文獻比較支持訊號發射假說，即市場投資人將買回決策解讀為管理者對公司未來盈餘成長看好，認為公司股價目前被低估，透過股票買回來避免股價被低估所造成的連帶成本並反映公司真實價值，所以實 11.

(17) 證結果大多顯示股票買回之宣告對股價有正向反應。譬如：Dann (1981)、Vermaelen (1981)、 Netter and Mitchell (1989)、Comment and Jarrell (1991)、Stephens and Weisbach (1998) 研究顯示：公司因股價被低估而買回公司股份，在宣告後的一天內，確實會有顯著且可觀的正向異常報酬，短期內股價有顯著拉抬效果。早期研究多著重於美國、加拿大等施行股票買回已久的國家，近年來新興市場國家因法令放寬也開始施行股票買回，Chaiporn Vithessonthi (2007) 檢驗 2001~2005 年在泰國證交所的上市公司，以公開市場方式買回自家股份的宣告與股票報酬反應的實證結果，結果顯示宣告買回股票顯著有正向的異常報酬，宣告當日的平均異常報酬達 2.77%，而且在宣告前可能就已經有資訊洩漏出去，在宣告前一天即有顯著正向報酬。Lee et al. (2005)以韓國 1994-2000 年的股票買回公司為樣本，實證顯示在買回宣告時點前兩天到後兩天的累積異常報酬顯著達到 1.26％，雖然相較於美國所發現的異常報酬反應較小，但反應方向一致。不論是成熟市場體系還是新興市場，公司股票買回後投資人所給予的市場反應所產生的結果是非常相似的。除了探討施行庫藏股的宣告效果之外，大多數文獻也會藉此觀察影響買回宣告效果與強度的諸多因素，例如：初次實施買回股份、預定買回比率、實際買回比率、公司規模、淨值對市價比、內部人的交易行為、買回目的、買回方式…等。Comment and Jarrell (1991) 發現異常報酬率會因買回方式不同而不同，採荷蘭標收購的異常報酬率(19%)大於定價公開收購(11%)及公開市場買回股票(2%)；Vermaelen (1981) 指出公司以公開市場買回或公開收購方式購回股票異常報酬有顯著差異，總之，買回方式不同的確會影響宣告的異常報酬效果強度。Davidson and Garrison (1989) 研究對象為美國上市公司，想要探討股票購回宣告效果是否因買回目的不同而有不同，買回目的包括防止被購併、當作員工的股票選擇權、為改變公司財務槓桿等。研究結果發現若公司是為了防止被惡意購併而購回股票，其宣告後累積異常報酬為負向；而以股票被低估為購回目的則有顯著正向的累計異常報酬。Li and McNally (2007) 研究加拿大上市公司公開市場買回的資訊內涵同樣也認為市場會對宣告買回目的做出不同反應，而且宣告買回次數越多市場的反應越小。 12.

(18) Vermaelen (1984) 、Comment and Jarrell (1991)、Ikenberry et al. (1995)、McNally (1999) 研究均發現宣告買回比率與異常報酬率之間有顯著且正向的關係存在，表示宣告購回的比率越高，累積平均異常報酬率越大。Pugh and Jahera (1990) 實證結果顯示公司規模與異常報酬間存有負向關係，公司規模越小，股票購回宣告後的平均累積異常報酬越大。可能的原因是因為大公司比小公司資訊透明度較高，在不受投資者青睞下造成小公司股價被低估的程度較大，所以小公司常會利用股票購回的方式來發布有關公司的好消息，因此宣告後會有較大的反應。Ikenberry et al. (1995,2000)分別研究美國及加拿大上市公司，以公開市場買回宣告股票購回的案例，研究結果均發現淨值市價比高(價值型)的公司，宣告後四年約有 45.3%的異常報酬，顯示股價受低估為公司購回股份的主要原因；低帳面價值對市價比(成長型)的公司，宣告後四年則無顯著的異常報酬。Oswald and Young (2004) 重新驗證 Rau and Vermaelen (2002) 的研究，再一次以英國的公開市場股票買回公司為研究對象，其發現大多數英國的股票買回活動是受到股價被低估的因素驅使才去買回自家股票，並非稅盾誘因才買回，而且英國的股票買回活動非常熱絡；平均宣告期間的累計異常報酬與先前美國的研究一致，宣告前 12 個月有顯著負向異常報酬，宣告後 12 個月則有顯著正向異常報酬產生。從內部人的交易行為來看，Jensen and Meckling (1976) 率先提出「利益收斂假說」，其認為若公司內部人手中握有多數股權，內部人必須承擔公司所遭受的損失比率較高，所以管理者行為比較不會背離小股東旨意，此時公司利益趨近於個人財富，而且股權集中在少數人手上時，對公司的監督會更嚴厲更謹慎。Yermack (1996) 研究美國上市公司內部人持股比率與公司績效的關係，發現內部人持股比率越高，公司績效(Tobin’s Q、銷貨成長率)越好，兩者是正相關。隨後沒多久，Jensen and Ruback (1983) 提出了「利益掠奪假說」的看法，其認為當公司內部人持股比率越高並超過某一臨界值，為了鞏固職位或圖立意圖而有一些反接管的行為出現，例如接受對公司價值無幫助但卻可能有私下利益的投資方案，這種行為會使得公司價值受損，企業經營績效下降。雖然內部人的持股高低對公司績效的影響不明確，不過我們可以從其他方面來檢視內部人的行為對公司績效的影響，特別是針對宣告買回股份的公司的股價反應。 13.

(19) Seyhun (1986) 實證結果發現，公司內部關係人其買進或賣出股票之時機，皆較外部投資人來的好，此顯示公司內部關係人確實藉其所持有之資訊預測未來股價之異常變動，且不同之關係人其所擁有之資訊價值亦有差異。Comment and Jarrell (1991) 研究發現公司購回股票比率與內部關係人的持股比率均會顯著影響股票購回效應。Raad and Wu (1995) 研究發現，當宣告前一個月內部人淨買入公司股票時，較淨賣出公司股價者，其所傳達的訊息較具可信度，代表公司內部人認同公司價值，故在宣告時股價有較大的正異常報酬，且發現內部人持股比例愈大，股價反應愈大，顯示內部人交易資訊會顯著影響股票買回的宣告效果。Liu and Ziebart (1997) 研究指出，當公司宣告買回股票，是為了對市場透露出好消息，特別是市場參與者在對買回宣告產生過於極端反應時，會造成較高的超額報酬。因而公司的經營者或管理者，在決定或得知公司準備實施庫藏股制度購回公司股份之前，將會先行在公開市場上買進股票，以賺取市場反應該訊息所產生的異常報酬。綜合以上股票購回宣告效果的國外相關文獻，當國外公司宣告購回股票後，平均來說在短期會有顯著的正向宣告效果；該正向異常報酬會因不同的因素而使得效果強弱不同，通常小規模公司、高淨值市價比公司、預定買回比率高的公司、初次施行庫藏股的公司，宣告後的異常報酬顯著較高；內部人的交易資訊同樣也會影響股票購回的宣告效果，內部人的淨買入行為會受到外部投資人的肯定，進一步反應在公司股價上。公司進行股票購回後是否具有長期績效，其研究結果不一。Dann (1981)、Asquith and Mullins (1986) 認為股價的改變是永久性的，在之後的時間不會降回原來未宣告前的水準。Ikenberry et al. (1995) 發現宣告購回後四年，以買進持有方式所獲得的平均異常報酬為 12.1%，顯示說宣告股票購回後確實有短期反應不足現象尤其是以高淨值市價比公司的長期異常報酬反應最大，並發現帳面價值對市值比是影響長期異常報酬的最大因素，其認為投資者對於股票購回的決定會產生疑問，因此造成股價需長期調整才能恢復到其應有價值，此因公司基本面的不確定性需長期才能解決。Lakonishok and Vermaelen (1990) 研究 1926~1986 年美國宣告實施公開市場股票購回的公司，觀察期從宣告前 40 個月到宣告後 24 個月，用月報酬資料分析規模效果。研究結果發現規模等級最小公司 14.

(20) 宣告前四十月的平均累積異常報酬為-35.2%，大公司有+9.9%。宣告當月及下一個月有正的累積異常報酬 24.3%，大公司有 8.3%。宣告後第 3~24 個月的累積異常報酬為 24.2%，大公司卻只有 7.4%。顯示小公司的報酬不只在宣告時有正向效果，該效果還至少持續了兩年。Chan et al. (2004) 研究美國 1980~1996 超過五千多家宣告買回公司，發現宣告買回時點附近的平均市場反應為正向，與先前的研究一致；並發現在宣告買回後會有非預期資訊釋放出來，造成市場最初反應有偏誤且不完整，長期移動股價才能反應真實價值。長期報酬的結果也顯示說市場無法完整包含宣告買回資訊，平均 4 年的買進持有異常報酬達到了 23.06%，而且價值股與成長股均有顯著的長期異常報酬。Zhang (2005) 以香港獨特必須每日登記實際股票買回資料的規定，研究實際買回股份時點附近及之後的股價績效表現，研究發現平均一年至三年的買進持有異常報酬只有 1.13%、 -0.39%及-1.10%，皆不顯著異於 0，但是高帳面價值對市值比的公司，三年的買進持有異常報酬，相對於用配對法配對規模及帳面市值比的公司而言，超過 20％且顯著，但其他非價值股的股票則沒有發現有顯著的異常報酬。然而 Balachandran and Troiano (2000) 則發現實施庫藏股的公司在宣告後，長期而言並無顯著的異常報酬；Mitchell and Stafford (2000) 以買進持有法衡量經理人決策與長期異常報酬的現象，並未發現有任何長期異常報酬的跡象。Ikenberry et al. (2000) 調查加拿大公開市場買回股份的公司，發現只有價值股會有正向的長期異常報酬，而成長股就不明顯。Lee et al. (2005) 研究對象為韓國上市公司，以公開市場買回方式買回股份，研究發現韓國股票買回事件並未有長期異常報酬跡象，並提出解釋認為美國市場之所以有長期異常績效是因為持續買回的混淆效果所造成的，支持市場是有效率的。從以上長期股票購回宣告效應的國外相關實證文獻得知，公司宣告股票購回大部分的文獻還是支持股價在長期有顯著正的異常報酬，表示市場對於自公開市場購回股票的反應不足，宣告買回的公司股價需要長時間，且小規模及高淨值市價比公司的長期異常報酬也會較高。. 15.

(21) 二、. 國內股票買回宣告長短期效應的相關實證文獻. 在股票買回宣告效果方面，國內大多數的實證結果(李宗祥,民 90；邱煥堯,民 90；楊文振,民 91)均支持股票購回的宣告在宣告時點附近對股價報酬有正向的影響，游朝旭 (民 90) 以事件研究法探討台灣上市櫃公司施行股票買回公司的宣告反應，發現宣告股票購回前，上市公司股價有未預期下跌的現象，上櫃公司則無，而宣告股票購回後，上市櫃公司皆存在正向的宣告效果與穩定價格之功用。仔細從買回宣告目的來看，不同宣告目的其異常報酬也不同，李宗祥 (民 90)、林玉成 (民 90)、陳振遠與吳香蘭 (民 91) 發現以維護公司信用及股東權益的公司相對其他買回目的，市場對其宣告反應較大；但邱鍵麟 (民 90) 探討購回目的不同卻發現買回目的與異常報酬間並沒有存在顯著的相關性。若以產業別來看，邱煥堯 (民 90) 及陳振遠 (民 91) 的實證研究中指出，金融類股及傳統產業對股價的宣告效果較電子類股反應較佳，累積異常報酬相對較高。在宣告購回比率方面，林玉成 (民 90) 所做的研究指出，公司宣告購回股票之買回比例愈大，則股價的反應也會愈大，顯示公司買回自家股票，當公司預定買回的股數比例越大，越會增強宣告後股價的上升效應。楊文振 (民 91) 以國內 440 件公開市場宣告買回事件為樣本，同樣也發現預定買回比率較高的公司，其異常報酬顯著高於預期買回比率較低的公司；但是在李宗祥 (民 90)、邱鍵麟 (民 90) 發現預定買回比率較樣本平均值高的公司，並沒有顯著較高的異常報酬，所以不支持該看法。林玉成 (民 90)、邱煥堯 (民 90) 研究指出公司規模與異常報酬存在負向關係，公司規模越小，異常報酬越大；林敏愷（民 91）探討國內施行股票買回的上市公司是否有持續性的效應，發現淨值市價比高的公司相對淨值市價比低的公司累積異常報酬較高，並有顯著的持續性效果，與國外的研究結果一致。蔡嘉惠 (民 93) 的全體研究樣本在市場模式衡量下，發現公司宣告買回股票後，長期仍有顯著正向異常報酬，宣告後三年的累積異常報酬達到 89.47%，顯示股票買回計劃有長期提升股價的效果，由於市場模式在估計 Beta 上會隨著估計期間的增加而有 Beta 變動的問題存在，因此本研究除了以市場模式來衡量長期異常報酬之外，更加入了買進持有的方式來衡量異常報酬。此外我國庫藏股制度施行期. 16.

(22) 間不長，因此針對股票買回的公司是否具有長期報酬這個論點還有待更多時間與研究去觀察證實，本研究就是希望藉由國內庫藏股施行期間夠長，研究樣本較為充足，期望能觀察到施行股票買回對股票報酬的長短期績效反應為何。或許是因為國外對於董監事等公司內部人持股及交易行為的相關揭露辦法並不是很嚴格，因此對於內部人本身行為與公司績效表現的相關文獻較為缺乏，相對的，國內對於公司內部人行為的揭露辦法要求詳細，關於公司內部人的交易動作或是持股變動對於公司績效影響的研究就比較充足。照理說，董監事持股質押比率會比董監事的持股比率更能反應公司內部董監事的私下交易行為，於是國內有許多學者積極研究董監事持股質押行為對公司績效（會計績效、股票績效）是否會產生影響。高蘭芬 (民 91) 研究發現董監事持股質押對公司績效有顯著負面影響，尤其是集團公司。當公司董監事質押比率越高，因為控制股東與外部股東之間的代理問題加深，使得當期盈餘對公司未來經營績效預測力下降，公司盈餘資訊與股價變動的相關性也變低。張雅琳 (民 93) 探討公司獨立董事機制與公司資產報酬率、每股盈餘之相關性，其研究發現也與高蘭芬相似，董監事持股質押比率與公司經營績效多呈負相關，認為董監事一旦拿股票去質押，若遇到市場劇烈波動，銀行會要求補提擔保品，一旦無法補足就會遭遇斷頭拋售，公司股價波動更大，甚至挪用公司資金護盤，不但容易產生財務問題更對企業經營績效不利。至於在宣告股票買回與內部人的交易行為方面，游朝旭 (民 90)、陳世新 (民 91)、莊博勝 (民 92) 實證結果發現內部關係人持股比率與淨買入比率皆與買回宣告後短期異常報酬不具有顯著關係。李宗祥 (民 90) 研究發現股票買回宣告效果與內部人淨買進成正向關係，與內部人持股比率呈反向關係，但在統計上均不顯著。陳世新 (民 91) 發現董監質押比率與宣告短期異常報酬顯著負相關。其認為董監質押比率越高時，代理問題會越嚴重，而存有實施庫藏股的不當誘因，投資人會因而給予負面評價。但在莊博勝 (民 92) 以內部人交易資訊及營運績效探討股票購回的長期報酬發現董監質押比率與股票購回的長期報酬間具有顯著的正向關係。當公司董監事質押比率越高時，基於維護自身利益的行為，董監事越會維持公司股價，其股票購回的長期報酬越高。總之，由於施行時間的緣故，現有文獻大多只研究股票購回的短期宣告效果，目前 17.

(23) 國內關於股票購回後長期宣告效應的文獻仍屬不足，且與股票購回長期報酬具有關聯性的變數尚缺乏實證探討。目前國內庫藏股制度已經施行了七年，因此本研究藉此探討我國上市公司宣告股票購回的長期效應，並且著重於內部交易人交易行為中的內部董監事持股質押行為，來探討其與長期報酬間的關聯性，讓我們了解是否因為董監持股質押潛在的代理問題影響公司宣告股票購回的長期績效效果。. 18.

(24) 第三章. 研究方法. 第一節研究假說本研究根據第二章的文獻回顧，以國內外股票購回相關文獻為理論基礎，根據國內外的實證研究，將所欲探討的目的建立下列的相關研究假說：. 假說一：公司在宣告購回股票之後，不僅有短期的正向宣告效果出現，而且長期還會有持續性的效果存在。 Ikenberry et al. (1995) 發現宣告購回後四年，以買進持有方式所獲得的平均異常報酬為 12.1%，顯示說宣告股票購回後確實有短期反應不足現象，其認為市場上投資者對於公司股票購回的決定會產生質疑，因此造成股價需長期調整才能恢復到其應有價值，造成此結果是因公司基本面的不確定性需要長期才能解決。Chan et al. (2004) 研究所發現的平均四年的買進持有異常報酬更達到了 23.06%，第一年也有 6.7%異常績效，認為確實在宣告買回後會有非預期資訊釋放出來，造成最初市場反應有偏誤且不完整，長期移動股價才能反應真實價值。蔡嘉惠 (民 93) 研究台灣上市公司在股票買回後之股價績效表現，研究發現在市場模式衡量下，公司宣告買回股票後，長期仍有顯著正向異常報酬，顯示股票買回計劃有長期提升股價的效果。由於市場模式在估計 Beta 上會隨著估計期間的增加而有 Beta 變動的問題存在，因此本研究除了以市場模式來衡量長期異常報酬之外，更加入了買進持有的方式來衡量長期異常報酬。故本研究實證期間放大至三年，藉以觀察台灣在實施庫藏股制度後，股價是否遭低估情形會獲得改善，且是否具有持續性上漲的效果。. 假說二：內部董監事持股質押比率高的公司對股票購回長期效果造成的負面影響較大。在國外董監事質押的情況並不那麼普遍，根據美國證交所的規定，如果經理人持有公司的股份未超過 5%，經理人不需要揭露其持股質押的資訊，即使超過 5%，持股質 19.

(25) 押的相關揭露規定也沒有很明確，因資料取得不易因此相關文獻就比較不足，不過也有類似關於內部人交易行為的相關研究，如 Raad and Wu (1995) 研究宣告前一個月內部人淨買入公司股票對宣告效果的影響，發現內部人持股比例愈大，股價反應愈大，顯示內部人交易資訊會顯著影響庫藏股的宣告效果。本研究特別著重於內部人交易資訊中的董監事持股質押情況，因為董監事股權質押的槓桿行為是有可能為了維護個人利益所得而透過股票買回決策來影響公司股價績效。當董監事持股質押，基於擔心質押股票價值下跌需要補提擔保品的壓力，此時通過股票買回決策就可以護盤並且維護自己的利益，因此個人槓桿行為與公司決策上的考量是有可能互相影響的。國內學者劉綠萍 (民 92) 統整許多關於董監事持股質押對公司價值之影響的研究，其發現這些研究大都集中在亞洲金融風暴後，雖然大部分研究認為董監事持股質押比率對公司績效是呈現負相關，即表示董監事持股質押比率越高，公司績效會越不好，但其認為董監事持股質押與公司價值的關係必須要以質押的動機及目的來決定。不過就國內其他關於內部人持股質押的研究看來，多數文獻認為內部人的質押行為因為潛在的代理問題，將影響公司盈餘績效的表現，董監事股票質押比率與公司經營績效呈現負相關，所以預期董監事持股質押高的公司宣告買回後的長期表現會比質押低的公司要來的差。. 假說三︰執行買回完成率越高的公司，其股價長期累積超額報酬越大。由於公司宣告買回股份，並沒有強制性義務要完成，也沒有強制說要買回多少比率的股份，全憑公司自行決定，因此公司實際買回股份的完成率可視為一種隱含的資訊傳遞。Vermaelen (1981) 研究發現，當公司宣告買回股份，公司在往後的執行完成率越高，公司股價的超額報酬也越高，兩者是顯著正相關。不過 Kirch et al. (1998) 依據公司實際買回完成率所作出來的結果發現，未完成買回的公司其在宣告後一年的累積異常報酬，顯著高於已完成買回的公司，顯然完成比率越高的公司與股價績效表現呈現負相關，並利用財務比率去解釋為何執行比率越大的公司反而績效不好的原因。但以大部分的研究看法，公司有無實際執行買回股票，會影響市場投資人對公司的信賴程度，公司. 20.

(26) 若是很守信用的去執行買回，所傳遞的訊號是很強烈、很受投資人肯定的，因此股價長期累積超額報酬也會越大。. 第二節變數的定義與衡量本節中會把研究假說中所需的相關變數作個定義與概述：一、公司規模(SIZE) 本研究是將公司股票買回宣告當日市值取自然對數，計算方式如下︰ Sizei = Log( i公司宣告股票購回前一個月月底之股票收盤價x 流通在外的股數) 二、帳面價值對市值比(BV/MV) 本研究帳面價值來自台灣經濟新報的上市公司資料，取宣告買回當月前一季最近一期季報的權益淨值為之，譬如公司在五月宣告買回，則取三月季報之股東權益淨值；市值則是取宣告當日之股票收盤價乘以流通在外的股數為之。計算方式如下︰ (BV/MV)i ＝ i公司宣告月前一季季底之股東權益淨值 / 宣告買回當日市值三、宣告買回比率(EXPR) 宣告買回比率為公司宣告買回股數除以宣告當日流通在外股數。四、實際買回比率(ACTR) 執行買回期間執行完畢後公司實際買回股數除以宣告當日流通在外股數。五、宣告買回目的（RPUR）以虛擬變數代理買回目的，由於本研究樣本中並沒有以股權轉換為目的者，因此 D = 0 表示公司股票買回是為了轉讓給員工分紅，D = 1 買回目的為公司為了維護公司信用及股東權益而買回。六、董監事持股比率(BH) 宣告當日公司全體董監事持有股數除以公司流通在外股數所求得之比率。七、董監事持股質比率(BP) 宣告當日公司全體董監事設質股數除以全體董監事持有股數之比率。. 21.

(27) 第三節選樣標準及時間之設定本研究以民國 89 年 8 月 7 日到民國 96 年 12 月 31 日庫藏股實施期間內有實施股票購回的台灣上市公司為研究對象 1 ，依衡量期間的不同而有不同的取樣期限，若要衡量事件期一年之內的報酬則樣本取樣期限到民國 95 年底；衡量兩年則取樣期限至民國 94 年底，以此類推。有關的樣本選取標準及資料來源說明如下： A. 以買回自家普通股股份為限並依衡量期間來選取樣本公司。衡量事件期為一年則選取一年內未重複宣告買回之公司，事件期為二年則選擇兩年內未重複宣告之公司，超過一次以上則予以剔除，以此類推，為避免在研究期間重複宣告買回股份導致研究結果偏誤。 B. 樣本公司必須在事件月前 27 個月已經於證券交易所掛牌上市的公司 2 ，且估計期及事件期的報酬資料必須連續無中斷者；部分金融股因合併改名為金控公司，資料基準不一剔除。 C. 樣本公司的股價、市價、淨值、月報酬率、市場加權股價指數報酬率、董監持股比率、董監質押股數與比率及公司流通在外普通股股數等資料均來自於台灣經濟新報社資料庫 (TEJ)。董事會決議買回日期、買回目的、預定買回數量、實際買回數量比率等資料從台灣證券交易所公開資訊觀測站得來。以上市公司董事會決議實施股票購回當月為事件月，估計期為事件月前 4 個月到前 27 個月，事件期為事件月前 3 個月到事件月後 12、24、36 個月，以第 0 期表示為事件月，以 t 期表示為事件月後第 t 個月，以 -t 期表示為事件月前第 t 個月，用估計期的月報酬資料跑市場模式(Market Model)，估計出模型參數來計算該期間的正常報酬，進而求出事件期的異常報酬；並利用買進持有法，以大盤報酬以及配對公司報酬為衡量基準，計算出樣本公司相對於大盤以及相對於配對公司兩者持有期間的買進持有報酬的差異，求得長期買進持有異常報酬。. 1. 民國 89 年 8 月 7 日為台灣正式施行上市上櫃庫藏股制度起始日。本研究事件期之衡量取事件月前三個月到事件月後一年、二年、三年。觀察期衡量期間取兩年，為事件月前四個月到前二十七個月。. 2. 22.

(28) 本研究將針對不同的投資期間，包含有宣告後一年、宣告後二年、宣告後三年的報酬，以及宣告後一年到二年、二年到三年的報酬進行分析。由於衡量的投資期間不同，所以在符合上述樣本限制條件下，一年期投資期間可納入的上市公司樣本數達 132 家，二年期可納入的樣本數有 91 家，符合三年之內都未再宣告買回股份的公司有 65 家。事件期. 估計期. t = 10. t=0. t = -6 t = -5. t = -20. 宣告日. 圖 1 衡量股票買回短期報酬之各相關期間關係圖（日報酬）. 事件期. 估計期. t = -27. t = -4. t = -3. t =12. t=0. t = 24. t = 36. 宣告月. 圖 2 衡量股票買回長期報酬之各相關期間關係圖（月報酬）. 第四節股票買回長期績效衡量與迴歸分析模型為探討宣告股票購回對公司股價是否有報酬持續效果，首先檢驗全體有實施股票買回公司長期績效表現，然後再以迴歸分析公司內部董監事的相關訊息以及買回資訊等變數與股票買回長期績效的關聯性，最後以是否有董監事質押的高低為分類基準，再分成子樣本去測試實施庫藏股機制之公司是否會因為董監事質押變化而對實施股票購回後之長期異常報酬有影響。本研究採用事件研究法(Event Study)之市場模型（Market Model）以及買進持有法 (Buy-and-Hold Returns)來衡量公司買回後的股價績效表現，市場模型假設證券報酬率和市場指數報酬率呈一線性關係，因為計算容易且較具有檢定力，此模型為實證應用上最常用之方法，Fama et al. (1969) 即以此法衡量股票分割之宣告日附近的異常報酬；. 23.

(29) Bernard and Thomas (1990) 亦根據此法衡量盈餘宣告後長期之股價移動反應。買進持有法相較事件研究法則出現較晚，買進持有法是以報酬連續相乘的概念來計算投資人單一持有期間的股票異常報酬，比較切合投資人實際所賺得的報酬，Ikenberry et al. (1995) 就是利用買進持有法研究股票買回公司的長期異常報酬，發現顯著長期異常報酬； Barber and Lyon (1997) 認為買進持有法是最適切的估計值，因為它可以精確的衡量投資人的實際利得。因此本研究為了增強所衡量異常報酬之解釋能力，決定採用此兩種方法，以下將更詳盡地介紹事件研究法與買進持有法的衡量與檢定方式。. 一、事件研究法大多數利用事件研究法的實證方法，是想要了解“公司某特定事件＂的宣告效果對公司證券價格的影響。若該特定事件有顯著影響，則該公司的股價波動很可能異於無此事件發生的股價波動，因此可利用統計方法來估算出異常報酬率，檢定異常報酬的程度，此資訊可以用來瞭解市場證券價格與特定事件是否有關聯。有關事件研究法之方法論等問題之討論，可參考周賓鳳與蔡坤芳 (民 86) 以及沈中華與李建然 (民 89)。目前國內大部分學者還是以採用事件研究法的市場模型(Market Model)最為普遍，國外學者 Brenner(1979)檢驗五種報酬估計模型，包含了市場模型、市場指數模型、CAPM 模型等，以股票分割事件為研究對象，針對五種模型使用相同的資料比較模型之間的結果，在股票分割兩年後發現，市場模型及市場指數模型相對於其他模型，在累積異常月報酬上存有顯著的差異，市場模式比較具有檢定力。Brown and Warner (1980) 的研究也指出，在風險調整模式中，最簡單的市場模型(Market model)與其他較複雜的模式表現一樣好。但也有其他學者對事件研究法市場模型提出詬病，Coutts et al. (1994) 就質疑市場模型推論的正確性，研究發現使用市場模型估計美國公司的 Beta，估計的 Beta 會隨時間改變而且對於所採用的樣本非常敏感；此外他們所觀察到的誤差項會有序列相關、異質變異數及偏離常態等問題存在，因此根據殘差之間獨立同態的假設很難認同結論的正確性。不過 Rumsey (1996) 隨即提出評論，其認為雖然違反假設，但是否會對傳統事件研究法的結果造成重大的差異還必須待觀察。研究發現如果迴歸殘差不是獨立同態，用普. 24.

(30) 通最小平方法估計出來的 Beta 未必是有效的(efficient)估計值，但通常都是不偏的 (unbiased)估計值。對事件研究法而言，有效的估計值是不必要的，因為研究是根據累積平均異常報酬（平均的概念）來推論結果，如果 Beta 估計不偏，累積平均異常報酬可能不偏，所做出的推論仍是有效的。因此本研究採用事件研究法的市場模型進行研究分析。相較於衡量短期異常報酬的方法，衡量長期異常股價績效與使用的基準、方法程序之間非常敏感(e.g., Barber and Lyon, 1997 ; Kothari and Warner, 1997)，估計期間拉長對不同模型的估計也更加敏感，不同的衡量模式將導致不同的長期報酬結果，在衡量方法選擇上必須謹慎。. A、異常報酬率的估計市場模式是以估計期資料，利用普通最小平方法(Ordinary Least Square ;簡稱OLS) 建立以下個別證券的迴歸模式 Rit = α i + β i Rmt + ε it , ，樣本公司i=1,2…,N，t = t1, t2 … ，其中Rit是第i種股票在第t期的報酬率；Rmt是市場投資組合(通常以加權股價指數當作代理變數)在第t期的報酬率。 ε it 為誤差項且 ε it ~ N (0, σ 2 ) ，前後期彼此互相獨立且與市場報酬獨立。經過最小平方法即可以得到估計值 αˆ i 與 βî ，因此事件期t期的預期報酬率為 E ( Rît ) = αˆ i + βî Rmt ，i=1,2…,N ，t = t1, t2 …。. 個股的異常報酬(Abnormal return , AR)即以事件期中公司的實際報酬減掉估計出來的預期報酬。計算式為：. ( ). ARit = Rit − E Rît ，t = t1, t2 …。. 全體樣本平均異常報酬率為，事件期第t期全體樣本異常報酬率取平均值。計算式為： N. ARt = ∑ ARit / N ，t = t1, t2 …。 i =1. 個別樣本累積異常報酬率(Cumulative abnormal return , CAR )為一觀察期間的每期異常報酬率加總而得。計算方式如下：. 25.

(31) t2. CARi (t1 , t2 ) = ∑ ARit ，t = t1, t2 …。 t = t1. 全體樣本累積平均異常報酬率為，事件期t1～ t2內平均異常報酬率累加平均而得，計算方式如下： t2. N. t = t1. i =1. CAR(t1 , t2 ) = ∑ ARt / N = ∑ CARi (t1 , t2 ) / N ，t = t1, t2 …。. B、異常報酬的檢定 1. 在事件期中，各期的平均異常報酬率是否顯著為 0 的檢定方法如下： H0： ARt = 0 H1： ARt ≠ 0 N N ⎛ 1 ARit ⎞ − t = ARt / AR ⎜ ⎟ ∑ ∑ it N ( N − 1) i =1 ⎝ i =1 N ⎠. 2. 2. 事件窗口(t1, t2)的累積平均異常報酬率是否顯著為 0 的檢定方法如下： H0： CAR(t1 , t2 ) = 0 H1： CAR(t1 , t2 ) ≠ 0 t = CAR(t1 , t 2 ) /. N N CARi (t1 , t 2 ) ⎞ ⎛ 1 ( ) − CAR t t , ⎜ ⎟ ∑ ∑ i 1 2 N ( N − 1) i =1 ⎝ N i =1 ⎠. 2. 3. 不同董監事持股質押程度的公司於各事件窗口的累積平均異常報酬率其差異性的檢定，檢定方法如下：. H0： CAR1 (t1 , t2 ) = CAR2 (t1 , t2 ) H1： CAR1 (t1 , t2 ) ≠ CAR2 (t1 , t2 ). (. ). t = CAR1 (t1 , t2 ) − CAR2 (t1 , t2 ) /. (. ). (. ). Var CAR1 (t1 , t2 ) Var CAR2 (t1 , t2 ) 。 + n1 n2 26.

(32) 二、買進持有法為了更進一步加強衡量股票買回公司股價長期績效表現的解釋能力，本研究另外採用了在國外非常普遍使用的長期異常績效估計方法---買進持有法，使用買進持有法衡量長期報酬績效的研究有很多，例如 Ikenberry et al. (1995)、Chan et al. (2004)、Zhang. (2005)、McNally and Smith (2007) 等就都曾用此方法衡量長期績效。Barber and Lyon (1997)、Lyon et al. (1999) 指出，買進持有法是衡量股價長期異常績效最適切的估計值，因為它可以精確的衡量投資人的實際利得，並可以修正累積異常報酬（CAR）所引起的正偏檢定統計量，不過他也提到買進持有法容易遭受三種偏誤的影響，1.新上市公司偏誤(new listing bias)2.偏態偏誤(skewness bias) 3.重算偏誤(rebalancing bias)，可能會造成統計推論出現錯誤。Fama(1998)認為買進持有法忽略了事件公司異常報酬之間橫斷面的相依性，將使得高估檢定統計量，因為不完美的預期報酬指數所造成系統性之誤差--壞模型問題會隨著報酬期間更加嚴重。為了改善以上可能出現的問題，Mitchell and. Stafford (2000) 建議改善方法為謹慎建構基準投資組合(Benchmark)，以配對法尋找性質相似公司建立基準，可以降低新上市公司偏誤以及重算偏誤，異常報酬的衡量會比較精確；或是像 Ikenberry et al. (1995) 利用拔靴法的方式修正檢定統計量進行推論。. A、異常報酬率的估計買進持有法是以報酬連續相乘的概念來計算投資人單一持有期間的股票報酬，衡量異常報酬的方法為計算樣本公司單一持有期間的報酬減去控制公司（非事件公司）的買進持有報酬的差額，計算方式如下. BHAR iτ = Π (1 + Ri ,t ) − Π (1 + Rbenchmark ,t ) T. T. t =1. t =1. t = 1, . .. .. , T. 式子前面是個別樣本公司的持有期間報酬，減式後方Rbenchmark為樣本公司持有期間之大盤月報酬，或是所有與樣本公司規模或帳面市值比最為接近之配對公司的月報酬，兩式. 27.

(33) 以連續相乘的方式求出買進持有期間之買進持有報酬，相減的差額即為樣本公司相對於大盤以及相對於配對公司，在相同的持有期間下所產生的買進持有異常報酬。全體樣本平均異常報酬率為，衡量期間全體樣本異常報酬率取平均值，計算式為. BHAR = ∑i =1 BHARit N N. B、異常報酬的檢定檢定買進持有期間，買進持有平均異常報酬是否顯著為 0 的方法如下：. H0： BHAR = 0 H1： BHAR ≠ 0. t. =. BHAR. BHAR. it. σ (BHAR. it. ). n. 為了修正買進持有法偏態偏誤(skewness bias)的問題，我們沿用(Lyon et al.,1999)的偏態調整 t 檢定，方法如下. t. BHAR. S =. =. 1 1 ⎞ ⎛ γˆ ⎟ , n ⎜ S + γˆS 2 + 3 6n ⎠ ⎝. BHAR. n. it. σ (BHAR. it. ),. ；. (. γˆ = ∑ BHARi − BHAR. ). 3. 3. nσ (BHAR ). i =1. 希望能夠將偏誤的問題降到最低，達到最佳的解釋能力與可靠程度。. 三、股票買回公司股票長期報酬與董監事持股行為之迴歸分析為了檢驗股票買回公司之長期股票報酬與公司董監事持股行為兩者之間的相關性，本研究從文獻探討以及研究假說中選取適當的變數作為複迴歸分析用，並依照執行買回完成率的高低分組進行關聯性的檢定，用以驗證研究假說一、二、三。將公司規模及帳面價值對市值比當作控制變數，設定的迴歸式如下：. 28.

(34) Model 1：以宣告後的長期累積異常報酬（CAR）作為應變數，衡量期間分別為一到三年，解釋變數部份為宣告當期董監持股比率、董監事持股質押比率 1 以及執行買回完成比率，並以公司規模（SIZE）及帳面價值對市值比（BV/MV）當作控制變數，藉此檢驗董監事本身的交易行為與公司宣告股票買回後長期股價反應的關聯性。. CAR i (t1 , t 2 ) = α 0 + α 1 BH + α 2 BP + α 3 C OMP + α 4SIZE + α 5 BV. MV. + εi. Model 2：以宣告買回後一到三年的買進持有異常報酬（BHAR）作為應變數，應變數為宣告當期董監持股比率、董監事持股質押比率以及執行買回完成比率，以公司規模（SIZE）及帳面價值對市值比（BV/MV）當作控制變數，驗證董監事本身的交易行為與公司宣告股票買回後長期股價反應的關聯性。. BHAR. i. (t1 , t 2 ) = α 0 + α 1 BH. + α 2 BP + α 3 C OMP + α 4 SIZE + α 5 BV. MV. + εi. 四、相關係數及共線性檢定在多元迴歸分析中要留意「共線性」（collinarity）問題。所謂共線性指的是由於自變數間的相關性太高，造成迴歸分析之情境困擾，如果變數之間有共線性問題，表示一個自變數是其它自變數的線性組合，會有線性重合等問題存在。此時這個變數迴歸係數的估計值就不夠穩定，而迴歸係數會有相當大的標準誤差，降低迴歸模型的解釋能力。本論文採用皮爾森相關係數以及變異數膨脹因素法(VIF)來衡量變數之間相關性及是否有共線性的問題存在。若皮爾森相關係數小於 0.3，可認定兩變數間的相關程度不高；若介於 0.3~0.7 之間可視為中度相關；若大於 0.7 則可視為兩變數間具有高度相關性，此時可能有共線性的問題出現。通常變異數膨脹因子越大，則自變數間線性重合的. 1. 本研究迴歸模型之董監事持股質押變數是採宣告當日公司全體董監事設質股數除以全體董監事持有股數之比率。 29.