公司治理對財務危機之影響 The Impact of Corporate Governance on Financial Distress

公司治理對財務危機之影響

The Impact of Corporate Governance on Financial Distress

張椿柏(Chang, Chun-Po) ¹ 王育偉(Wang, Yu-Wei) ² 陳振傑(Chen, Chen-Chieh)³ 莊明哲(Chuang, Ming-Che)⁴

1, 3, 4大葉大學財務金融學系(Finance, Da-Yeh University)

2元培科技大學企業管理系(Business Administration, Yuanpei University)

摘要

本文主要檢視台灣上市(櫃)公司之公司治理機制對財務危機發生之影響，本研究採 用羅吉斯迴歸分析，以 2005 年至 2015 年所有台灣上市(櫃)公司為樣本，探討股權結構 與董事會監督機制對公司財務危機發生機率之影響。綜觀全文，本文期望說明完備的 公司治理監督機制可以降低代理問題，降低財務危機發生機率。

實證結果如下：(1)管理者持股與財務危機發生機率呈顯著負相關，支持利益收斂 假說。(2)控制權與現金流量請求權偏離程度愈大，財務危機發生機率愈大。(3)董監事 持股質押比率與財務危機發生機率呈顯著正相關。(4)機構投資人持股比率與財務危機 發生機率呈顯著負相關。(5)財務危機發生機率隨著董事會規模及獨立董事比率而下降，

但隨著董事長兼任總經理上升。(6)資訊揭露程度與財務危機發生機率呈顯著負相關。

關鍵字：財務危機; 公司治理; 羅吉斯迴歸分析

Abstract

The purpose of this paper is to examine the effect of corporate governance on financial distress. The sample of the study consists of public companies in Taiwan for the period from 2005 to 2015. The study explore the relation between ownership structure, board characteristics and financial distress by Logistic regression analysis. Overall, this paper expects to explain corporate governance can reduce agency problem and the efficient corporate governance can decrease financial distress.

The empirical results indicate as follows：First, the relationship between managerial ownership and financial distress has a significantly negative correlation and hence supports convergence of interest hypothesis. Second, as controlling right deviates from cash flow right, financial distress is getting worse, that is, core agency problem become more serious in the firm. Third, the relationship between pledged share ratio of directors and financial distress has a significantly positive correlation. Fourth, the relationship between the shares of institutional investor and financial distress has a significantly negative correlation. Fifth, the number of board directors and the ratio of independent directors have negative relationship with financial distress, but the CEO and chairman being the same person have positive relationship with financial distress. Finally, the information disclosure level has negative relationship with financial distress.

Key Words: Financial Distress; Corporate Governance; Logistic Regression Analysis

壹、緒論

自 1997 年亞洲發生金融風暴後，國內廣三集團、東隆五金、博達科技、訊碟科技、

皇統科技、中興銀行至力霸集團事件等超過 40 家的上市櫃公司發生財務危機問題，各 公司相互轉投資、不當背書保證、交叉持股、涉及內線交易、掏空資產、經營決策錯誤、

家族掌握董監事席次、不當挪用公司資金、刻意隱匿重大訊息及財報不實等，所造成的 財務危機事件，一連串的案件引起股票市動盪不安，對台灣的資本市場造成極大的震撼。

至 2001 年年底之後，國外許多著名企業陸續爆發弊案，包括美國安隆驚爆隱瞞巨額債 務、全錄及世界通訊亦相陸續爆發財務危機與偽造事件後事件，到雷曼兄弟無預警破產 等事件，使整個金融體系遭受嚴重衝擊，同時打擊投資者對財報資訊之信心，促使公司 治理相關議題再次受到世界各國之重視，同時如何有效健全公司治理，促進相關機制以 有效監督公司，確保所有利害關係人之權益，以及加強投資人對公司之信心為本研究動 機之一。

Prowse(1998)、Rajan and Zingales (1998)研究便指出亞洲金融風暴的主因為東亞地區 公司股權有過度集中之現象及公司治理機制不完善所致。柯承恩（2000）指出經由建構 制度及落實執行，應可彰顯管理績效及有效監督經理人之行為，進而保障投資人利益，

並兼顧其他利害關係人的權益。Claessens et al. (1999)；Johnson et al. (2000)；Lee and Yeh (2004)研究皆發現，公司治理變數在金融風暴、財務績效上都具有重要的解釋力。公司 治理衡量指標係屬於事前的性質，且難於操弄造假，不失為一較佳的預測財務危機預警 指標。

此外，若企業資訊揭露程度不佳，便會產生資訊不對稱的問題，企業管理者在自利 動機之誘因下，易從事不利於資金提供者利益或損害公司價值之決策，進而降低股東及 投資者的投資意願。以博達案為例，控制股東利用金字塔結構及交叉持股方式強化自身 的控制權，使得控制權與所有權分離加劇。當公司發生危機時，控制股東不需對資金提 供者負擔全部責任，僅就自身所有權部分承擔損失，藉以分散自身應承擔的營運風險，

這樣的問題其原因乃資訊不對稱。因此提高公司的資訊揭露程度是相當重要的。

Holder-Webb(2003)研究發現，當公司面臨營運困難，發生財務危機時，管理階層會 傾向隱藏此不良狀況，以降低市場對公司的不信任，避免投資人降低繼續投資的意願。

許多案例顯示，當公司面臨財務困難時會以低估負債、虛增業績或以不實之財務報表製 造假象，誤導大眾。一旦弊案爆發，其影響層面擴及社會大眾，造成投資市場的恐慌。

由此可知，唯有提升資訊揭露程度才能保障投資人的權益。

2015 年 10 月長鴻營造突然發生退票事件，陷入財務危機，且長鴻營造手中擁有高 達 50 億元以上公共工程金額，一旦財務出現周轉不靈產生嚴重缺口，下游承包商領不 到工程款、工程停工等問題，恐將爆發骨牌效應，並造成投資者損失慘重，影響及牽連 範圍之甚廣，包括北投士林科技園區區段徵收、三峽北大安置住宅、基隆火車站、高鐵 雲林站，以及高雄輕軌等重大公共工程進度。2017 年 10 月慶富造船公司亦爆出財務危

機，其主要承造海巡署許多造艦計畫及海軍獵雷艦，慶富負責打造 28 艘艦艇、總金額 高達 37 億元台幣，其中，目前有 13 艘交船、8 艘建造中、7 艘尚未動工，10 月 25 日主 辦 205 億元聯貸案之第一金控旗下第一商業銀行宣告慶富造船公司違約，這些事件再次 引發本文研究之動機。

綜上所述，台灣之公司治理機制不夠健全與完善，導致許多上市公司發生財務危 機，本文藉由公司治理中之股權及董事會結構與財務危機相關性進行探討，同時納入證 基會建置資訊揭露評鑑系統評鑑，以探討資訊揭露程度與財務危機相關性。以了解公司 治理績效優劣及資訊揭露程度高低是否與公司財務危機具關聯性。

貳、文獻探討

一、公司治理與揭露程度相關文獻

世界銀行(World Bank)在 1999 年為了協助會員國建立健全公司治理制度，提出公司 治理架構，將公司治理機制分為內部治理和外部治理兩種類型。

(一) 內部治理模式

以公司的角度來探討，乃是以董事會、管理階層、股東之公司內部人為基礎之治理 模式，建構股東決策參與權與知悉權，及賦予董事監察人獨立行使職權之能力，亦即界 定公司股東與經營管理階層之契約關係，主要解決公司內部監督與激勵之利益協調問 題。

(二) 外部治理模式

以法律規範的角度來探討，透過市場機制運作提供紀律與誘因，促使公司建立良好 公司治理，且需有政府部門、民間團體與專業機構參與及監督，以共同建構市場機制，

乃是以外部市場為基礎的治理模式。

資訊揭露程度(Information Disclosure)是指公司將經營策略、財務狀況和經營績效及 公司治理等相關資訊向所有利害相關人(投資人、股東、債權人及社會大眾)進行即時且 可靠之揭露。若企業的資訊揭露程度不充份，便會產生資訊不對稱的問題，便可能提高 企業管理者在自利誘因下，從事不利於資金提供者或損及公司價值之決策，進而降低股 東及投資人之投資意願。

於 1998 年經濟合作暨發展組織於提出公司治理原則，並於 2004 年修訂為六大架構，

分別為確保公司治理架構的基礎、股東權益與重要所有權功能、公平對待所有股東、利 害關係人之角色、公司資訊揭露及透明性及董事會對公司以及股東應負的責任，提供給 各國企業做為發展參考。

而我們證期會則依國內投資市場的特殊性修正 OECD 規範，提出加深董事會之職能、

發揮監察人的功能、重視股東及相關利害關係人的權利、企業資訊公開並透明化、建立 完善的內部控制及稽核制度並加以落實及選擇合法及口碑佳的會計師及律師等六大方 針。足見資訊揭露與透明度為公司治理架構中非常重要的ㄧ個因素。故國外機構針對企

業資訊揭露和透明度建立衡量指標，例如標準普爾、里昂證券、美國財務分析師聯盟等，

而國內則有證期會的資訊揭露評鑑系統。

(一) 標準普爾

美國標準普爾公司於 2001 年開始進行透明度與資訊揭露調查分析，以全球 1200 家 指數企業、標準普爾新興市場指數內 400 家主要企業為對象，依企業透明度和資訊揭露 程度進行排名。標準普爾公司建構公司股權結構與投資者關係、財務透明度與資料揭露 及董事會及管理者結構與議事程序三大類，共計 98 項指標，藉以得知企業透明度和資 訊揭露程度。

(二) 里昂證券

2001 年，以全球 25 個新興市場 495 家企業為對象，發布公司治理的報告，共計七 個治理原則，分別為透明度、管理紀律、獨立性、問責性、責任性、公平性(Fairness)、

社會責任認知，共計 57 項指標。在透明度方面包含財務目標之揭露、即時發布年報、

即時發布半年報、即時發布季報、迅速揭露經營成果、立即揭露重大資訊、立即更新網 站公告、經營成果揭露明確且具資訊內涵、財務報表編製符合國際公認會計原則、投資 者有管道接觸高階經理人，共計 10 個指標，提供企業針對資訊透明度進行專業衡量。

(三) 美國財務分析師聯盟

美國財務分析師聯盟針對受評企業進行資訊揭露程度評估，評估資訊來源包含季報、

年報、報章雜誌、與分析師直接會談及回應等。後續學者 Welker (1995)、Lang and Lundholm (1996)、Sengupta (1998)皆以其提供之揭露指數做為企業揭露水準衡量準則進 行研究。

(四) 資訊揭露評鑑系統

我國於 2003 年為對上市(櫃)公司資訊揭露狀況進行評鑑，由證期會建置資訊揭露評 鑑系統，其目的在於提升企業資訊揭露與透明度，使投資市場能健全發展，目前共計辦 理十二屆，2015 年將併入公司治理評鑑。資訊揭露評鑑系統一年辦理一次評鑑，並以一 個完整年度所發布的資訊為評鑑資料分析的範圍，其評鑑指標內容包括五類共計 109 項 指標。

綜上所述，公司治理乃是一種管理監督的機制，其目的在兼顧其他利害關係人利益 下，有效落實公司經營者之責任，促使公司有效率與有效果進行決策，藉以增強公司績 效，保障股東權益。而資訊揭露及透明度已明確列入其中，意味著公司資訊揭露與透明 度對於公司治理的發展是一個關鍵因素。

二、公司治理與財務危機

本世紀來國內外發生一系列財務危機事件，大多皆因公司治理機制不建全或其機制 未能充份發揮所導致，故如何有效健全公司治理，促進相關機制以有效監督公司，確保 所有利害關係人之權益，以及加強投資人對公司之信心，同時避免因不完善公司治理機 制導致企業經營產生危機，故本節除討論股權結構變數對財務危機之關聯性外，董事會

監督功能機制亦是探討重點。

以傳統代理理論觀點而言，管理者與股東之間存在權益代理問題，Jensen and Meckling (1976)指出當公司經營權與所有權分離時，管理當局決策時不會以股東利益為 優先，但若提高管理者持股比率，管理者利益與股東利益趨於一致，企業之利益與管理 者相連結，故能強化管理者做出有利公司決策之動機。國內學者王元章與張椿柏（2011）

以台灣上市櫃公司為研究對象，而張實育（2016）以台灣航運業為研究對象，當管理者 持股比率愈高時，管理者與股東利益會愈趨一致，愈不會浪費公司資源傷害公司的價值。

但 Jensen and Ruback (1983)研究指出，其認為當管理者持股比率愈高，基於本身職位安 全性考量，愈會為圖私利而侵害股東利益，選擇對股東不利之方案，偏離公司價值極大 化的目標。Liu and Lu (2007)以中國市場為研究對象，發現管理者持股比率愈高時，控 制股東聯手從事盈餘管理之動機將大幅提升，進而損害少數股東的權益，影響公司經營 績效，故若代理理論愈嚴重，公司將負擔更高代理成本，公司發生財務危機可能性愈高。

據此，本研究形成假說 1 如下：

假說 1：管理者持股比率對財務危機具有顯著影響

許多研究發現，大多數國家存在股權集中的現象(La Porta et al., 1999；Claessens et al., 2000；Fan and Wong, 2002)。當股權較集中時，控制股東會利用金字塔結構與交叉持股 等方式來增加其對公司的實質控制力，使代理問題問題轉換成控制股東與小股東之間核 心代理問題。La Porta et al. (2002)與 Claessens et al. (2002)皆發現控制權和所有權偏離時，

將引發核心代理問題，且當兩者之偏離程度愈大，控制股東愈有動機傷害小股東的財富。

Cheung et al. (2006)研究亦指出，控制股東會透過盈餘操控達自身利益極大化之目的，進 而傷害小股東之權益。曾筱雯（2017）研究發現，當控制權和現金流量請求權偏離程度 愈大時，控制股東基於自利目的所產生的行為將傷害小股東的利益，進而導致公司經營 績效下降。故當控制權和現金流量請求權偏離程度愈大時，控制股東因自身利益愈有動 機傷害小股東的財富，公司發生財務危機可能性愈高。據此，本研究形成假說 2 如下：

假說 2：控制權與現金流量權偏離程度與財務危機機率呈正相關

諸多研究指出，董監事持股比率愈高愈能有效率監督管理者，降低權益代理問題，

減少盈餘操縱行為，進而增加公司價值。但 Chiou et al., (2002)及高蘭芬與邱正仁（2002）

研究皆發現，公司經營績效隨著董監事持股質押比率增加而下降，同時會降低股價與盈 餘之連動性。即當股權質押比率愈高時，隱含公司存在高投資風險，公司未來陷入財務 危機機率將大幅拉高(許溪南等人，2007；江向才與林美智，2009；張麗娟，2010；姚 惠雀，2014；張鳳容，2016)。據此，本研究形成假說 3 如下：

假說 3：董監事股權質押比率越高越容易落入財務危機

機構投資人在公司治理角色的扮演，過去文獻普遍支持 Pound（1988）之效率監督 假說，機構投資人能有效率進行監督，有效降低代理問題，進而提升公司價值。後續相 關研究亦證實，相較於散戶投資人，機構投資人擁有較多專業及資訊，能更加嚴謹與理 性監督經營者(McConnell and Servaes,1990；King and Shivdasani, 1995; Johnson et al., 2000；周行一等人，1996；黃振豊與呂紹強，2000；張麗娟，2010；姚惠雀，2014；張 鳳容，2016)。據此，本研究形成假說 4 如下：

假說 4：機構投資人持股比率愈低公司愈容易落入財務危機

董監事在監督管理當局及保護利害關係人扮演著重要角色，Hillman et al. (2009)依 據資源依賴理論觀點，認為較大規模或多元化的董事會可以供給企業較多必要資源，能 減少企業的不確定性。董事會規模愈大，具備多元專業領域背景之董事，愈能有效進行 監督，盈餘管理的行為亦能被有效抑制，使得會計盈餘的可靠性較高。但亦有許多研究 指出，董事會規模愈大，將嚴重影響董事會營運及決策效率降低，甚至無法發揮監督的 功能。即董事會規模愈大反而會降低董事會運作效能而影響公司治理(Jensen, 1993；

Chang, 2009)，當公司治理效能無法有效發揮，落入財務危機的風險越高(Johnson et al., 2000；黃振豊與呂紹強，2000；張鳳容，2016)。再者，公司藉由外部董事比率提高，

能有效降低公司管理者財務舞弊行為與盈餘管理之機率（Beasley, 1996；Klein, 2002；

Peasnell et al.,2005），後續亦有諸多研究指出，獨立董事比率在監督功能上扮演舉足輕重 的角色，能有效進行監督同時有助於抑制及約束公司利用盈餘管理的行為達到盈餘目標

（Xie et al., 2003；Jaggi et al., 2009；王元章與張椿柏，2012；張鳳容，2016）。最後，

當管理者協議能力較強時，董事表達意見的機會將會下降，並且董事留任與否的機會亦 可能受管理者操控，使其獨立性下降。因此，探討董事會獨立性之研究常以董事長是否 兼任總經理來突顯董事獨立性減弱或增強(Booth et al., 2002；Ryan and Wiggins, 2004)。

諸多研究指出，董事長若同時兼任總經理，將會削弱董事會監督機制，權責難以明確劃 分，將會使公司內部控管欠佳，進而助長盈餘管理的行為(Bartov et al.,2000：Liu and Lu, 2007；王元章與張椿柏，2012；張鳳容，2016)。綜合上述，本研究提出下列假說：

假說 5：董事會規模對財務危機具有顯著影響

假說 6：獨立董事比率愈低之公司愈容易落入財務危機 假說 7：董事長兼任總經理之公司愈容易落入財務危機

三、資訊揭露程度與財務危機

近數十年來公司治理制度備受關注及重視，期望避免公司治理機制不佳導致企業失 敗或發生財務危機，而公司財務報表發布即為訊息傳遞的方式之一，除可藉由財務報表 讓利害關係人了解公司經營現況，亦可以解決資訊不對稱所衍生的代理問題。Diamond (1985)認為當企業資訊揭露程度愈完整愈能提高投資者的投資意願，且因能掌握更完整 的資訊，所以資金成本與市場風險相對較低。Diamond and Verrecchia (1991)研究結果指 出，管理階層可藉由改善揭露資訊之品質，而降低與投資者之間的資訊不對稱狀況，進 而減少公司的資金成本，並且能吸引股資人的大額投資，增加公司證券的需求，使得股 票之流動性提高，股價也因此而上漲。Elliott and Jacobson (1994)研究發現，投資大眾對 公司營運的信心會隨著資訊揭露程度而增加，且潛在的訴訟成本亦會隨著資訊揭露不全 而提升，此外，完善之資訊揭露能促使社會資源有效配置，故增加年報揭露程度有助於 準確預測財務危機發生的機率。

Holder-Webb (2003)研究指出，當公司面臨營運困難，甚至發生財務危機時，管理 階層會傾向隱藏此不良狀況，以降低市場對公司的不信任，避免投資人降低繼續投資的 意願，且短期會藉由資訊揭露數量增加來降低投資市場的不確定性，進而減少產生訴訟 的機會，直到公司恢復正常營運才會大幅度增加資訊揭露量，以傳遞好的訊息到市場上；

這些資訊揭露情形的變化，可做為財務危機的預測跡象。Durnev and Kim(2005)以27國 的公司治理與透明度實證研究，發現公司特質與公司治理和揭露程度有相關，較完整的 公司治理和較高的資訊揭露程度公司，在股票市場上會有較高的公司價值。

何里仁（2003）研究發現，以ROA、ROE及EPS為績效衡量指標，財務透明度與資 訊揭露程度與經營績效都呈顯著正相關。其研究結果亦顯示，董監事持股比例與績效呈 顯著正向關係。周建新與林宗得（2005），研究指出公司若能提供更多資訊，將有助於 投資者進一步了解公司，除降低公司內、外部人資訊不對稱性問題外，更能因而提高外 部人投資意願，故對於風險趨避的投資人而言，資訊揭露程度將被視為公司是否為潛在 高風險族群之重要指標。林有志等人（2012）實證研究指出，自願性揭露能減緩超額經 理人薪酬與公司價值的負相關，若公司自願揭露全面性且透明的資訊，能更有效率的減 緩代理問題。外資持股的改變對公司績效及公司治理的提升是有正面的影響，且此對於 低資訊成本的公司較具影響力。

姚惠雀（2014）配合證基會之資訊揭露評鑑系統評鑑結果以 2005 年至 2014 年台灣 上市(櫃)公司為研究對象，研究結果顯示，資訊揭露程度與公司績效呈現正向顯著關係，

而資訊揭露程度與財務危機呈現負向顯著關係，即公司治理不佳，資訊揭露程度愈不完 善，公司經營績效表現不彰，發生財務危機機率將大幅度提升。張鳳容（2016）以 2005 年至 2015 年台灣上市(櫃)公司為研究對象，以羅吉斯迴歸分析，探究公司治理變數與財 務危機發生之關聯性。研究顯示資訊揭露程度與財務危機呈現負向顯著關係，顯示資訊 揭露程度不足，會增加公司與投資人間資訊不對稱問題，並大幅拉高公司發生財務危機

的機率。

總而言之，提高資訊揭露程度可減少公司與投資人間資訊不對稱問題，增加權益交 易可能性，促使流動性增加同時降低交易成本及代理成本。公司資訊揭露程度與投資人 之權益息息相關，資訊揭露程度愈高，表示投資人有愈多資訊進行判斷，因此資訊揭露 程度為社會大眾是否投資的重要因素。綜合上述，本研究提出下列假說：

假說 8：資訊揭露程度不足之公司愈容易落入財務危機

參、研究方法

一、研究樣本及資料來源

本研究樣本以台灣證券交易所公開之股票上市、上櫃公司為研究對象，為配合資訊 揭露程度資料，故研究期間為 2005 年至 2015 年間，資料來源自台灣經濟新報資料庫(TEJ) 及台灣證券交易所之公開資訊觀測站，金融、證劵、保險業特性與其他行業差異性較大，

因此未納入研究對象予以排除在外。本研究採用 Beaver (1966)配對原則，將產業相同、

年度相同、規模相近且上市櫃別相同的公司進行配對。本文研究資料分為三個部份，第 一部份為資訊揭露程度，以台灣資訊揭露評鑑系統第三屆至第十二屆之年報指標作為判 斷依據，進行財務危機公司與正常公司之資訊揭露狀況的評分。第二部份為各樣本公司 之公司治理相關變數。第三部份為各樣本公司之年財務報表相關資料。資料取自證券暨 期貨發展基金會資料庫及台灣經濟新報資料庫。

二、變數定義及衡量

本研究採用羅吉斯迴歸分析探討公司治理對財務危機的影響，並將公司治理變數區 分為股權結構、董事會特性及資訊揭露程度三類變數，探討一個依變數與多個自變數之 間的相關性，並依此分析自變數對應變數特性的解釋能力。羅吉斯迴歸分析其分類方式 為二類(例如財務危機公司對照財務正常公司)，若其組成都確實是類別變數時，則會發 揮最佳效果。此時運用羅吉斯迴歸建立最簡單及適當的分析結果，並可預測依變數與其 他預測變數二者間的關聯性。

(一) 應變數

本研究所採之應變數為財務危機(FAIL)，其定義為下列狀態之一：公司跳票、申請 紓困、公司重整、列入全額交割股、暫時停止交易或終止股票上市等。

以公司是否發生財務危機為虛擬變數的衡量，FAIL=1 代表財務危機公司，FAIL=0 代表正常公司。

(二) 自變數

1.管理者持股比率(MAN)

本研究參酌李春安等人（2003）及張實育（2016）定義管理者持股比率進行分析，

管理者持股定義如下：

流通在外股數

決策之高階主管持股 副總持股

總經理持股  

CEO 

2.控制權與現金流量權偏離程度(CORE)

國內外文獻大多從控制權與現金流量請求權偏離程度做為核心代理問題之代理變 數，本文控制權仍採用 LaPorta et al.(1999)所提出的方法，控制權的計算包含控制股東之 直接控制和間接控制的持股率。

3.董監事股權質押比率(PLE)

董監事持股數 董監事持股質押股數

 PLE

4.機構投資人持股比率(INST)

本研究參考周行一等人（1996）之研究設計，機構投資者持股比率以政府機構、本 國及僑外金融機構、信託投資機構、公司法人持股合計除以公司流通在外股數定義。

5.董事會規模(BSIZE)

本研究董事會規模以董監事總人數衡量，即董事會中董事與監察人總人數。

6.獨立董事席次比率(IND)

本研究獨立董事比率為獨立董事人數除以董事會總人數。

7.董事長兼任總經理(DUAL)

設立虛擬變數，若董事長總經理為同一人則設為1，若董事長總經理非同一人設為0。

8.資訊揭露程度(RANK)：

本研究以證基會建置之「資訊揭露評鑑系統」中的年報指標來衡量公司資訊揭露之 透明度。以「資訊揭露評鑑系統」第三屆至第十二屆之評鑑結果分別給予分數。第三屆 至第八屆的評鑑結果為 A+級、A 級、B 級、C 級以及 C-級分別給予 5、4、3、2、1 的 分數；第九屆至第十二屆的評鑑結果為 A++級、A+級、A 級、A-級、B 級、C 級以及 C-級分別給予 5、5、4、3、2、1、1 的分數。

(三) 控制變數：

1.董事長或總經理被撤換(CHGMGT)：

設立虛擬變數，董事長或總經理被撤換則為 1，否則為 0。

2.會計師查核意見(AUDOP)：

為一虛擬變數，樣本公司收到會計師所出具的否定意見或無法表示意見設為 1，保

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

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































9  1 8

7 6

5

4 3

2 1

0

it it it

it it

it

it it

it it

it it

ROE LEV

SIZE AUTOP

GHGMGT

RANK INST

PLE CORE

MAN FAIL

















































 1 10

9 8

7 6

5 4

3 2

1 0

留意見為 2，繼續經營假設有疑慮之修正式無保留意見為 3，其他修正式無保留意見或 無保留意見設為 4。

3.公司規模(SIZE)：

以公司期末總資產之帳面價值取自然對數來衡量。

4.負債比率(LEV)：

負債總額/總資產。

5.資產報酬率(ROA)：

稅後淨利 / 總資產額。資產報酬率為衡量公司每單位資產所創造的獲利能力。

6.股東權益報酬率(ROE)：

稅後淨利 / 股東權益。股東權益報酬率為衡量股東在一年期間的投資獲利情形，是 公司經營績效的衡量指標。稅後淨利為扣除特別股股利後的盈餘。

三、研究設計

為探討財務危機公司相對於正常公司之治理機制，若公司之治理機制不佳可預期是 為財務危機公司，本研究設定羅吉斯迴歸分析建立模型如下：

模型一：股權結構對財務危機公司之影響(ROA)

模型二：董事會結構對財務危機公司之影響(ROA)

模型三：股權結構與董事會結構對財務危機公司之影響(ROA)

模型四：股權結構對財務危機公司之影響(ROE)

模型五：董事會結構對財務危機公司之影響(ROE)

it it it

it it

it

it it

it it

it it

it it

it

ROE LEV

SIZE AUDOP

CHGMGT

RANK DUAL

IND BSIZE

INST PLE

CORE MAN

FAIL





























































 1 13

12 11

10 9

8 7

6 5

4 3

2 1

0

模型六：股權結構與董事會結構對財務危機公司之影響(ROE)

FAIL𝑖𝑡= 代表財務危機公司；若

樣本為財務危機公司，且在財務危機發生前一年設為 1，正常公司設為 0。

MAN𝑖𝑡 :為樣本公司 i 在第 t 年的管理者持股比率

CORD𝑖𝑡 :為樣本公司 i 在第 t 年的控制權與現金流量權偏離程度 PLE𝑖𝑡 :為樣本公司 i 在第 t 年的董監事股權質押比率。

INST𝑖𝑡:為樣本公司 i 在第 t 年的機構投資人持股比率。

BSIZE𝑖𝑡-1 :為第 i 家公司第 t-1 年之董事會規模。

IND𝑖𝑡:為樣本公司 i 在第 t 年的獨立董事席次比率。

DUAL𝑖𝑡:為第 i 家公司第 t 年之董事長兼總經理則為 1，否則為 0。

RANK𝑖𝑡:為樣本公司 i 在第 t 年的資訊揭露評鑑等級。

CHGMGT𝑖𝑡:為樣本公司 i 在第 t 年董事長或總經理被撤換則為 1，否則為 0。

AUDOP𝑖𝑡:為樣本公司 i 在第 t 年所收到之會計師查核意見類型。

SIZE𝑖𝑡-1 :為樣本公司 i 在第 t-1 年底之公司規模，以總資產取自然對數。

LEV𝑖𝑡-1:為樣本公司 i 於第 t-1 年底之負債比率，即以負債總額除以總資產。

ROA𝑖𝑡-1:為樣本公司 i 在第 t-1 年的資產報酬率。

ROE𝑖𝑡-1:為樣本公司 i 在第 t-1 年的股東權益報酬率。

ε𝑖𝑡:為第 i 家公司第 t 年之誤差值。

其中，下標 i 為公司別，下標 t 為年度區別。

肆、實證結果與分析

一、敘述性統計分析

表 1 為樣本公司變數之敘述量統計，表中列出樣本公司各變數之平均數、中位數、

標準差、最小值及最大值。由表 1 可得知，公司治理變數方面，管理者持股比率最大值 為 24%，最小值為 0%，平均數為 1%。控制權與現金流量權偏離程度最大值為 54%，

最小值為 0%，平均數為 5%，顯示一股一權的偏離現象明顯存在；董監事股權質押比率 最大值為 100%，最小值為 0%，平均數為 14%。機構投資人持股比率之最大值為 48%，

最小值為 0%，平均數為 2%。董事會規模之最大值為 22 人，最小值為 3 人，平均數為 8.98 人。獨立董事比率之最大值為 57%，最小值為 0%，平均數為 9%。董事長兼任總經 理的虛擬變數平均值為 0.37，顯示樣本公司有高達 37%存在董事長兼任總經理情況。資 訊揭露等級最大值為 5，最小值為 1，平均數為 2.68。

控制變數方面，董事長或總經理被撤換率之虛擬變數平均值為 0.24。會計師查核意 見之虛擬變數平均值為 1.63。ROA 資產報酬率的最大值為 57%，最小值為-62%，平均 數為 1%，而 ROE 股東權益報酬率的最大值為 216%，最小值為-92%，平均數為-1%。

公司規模之最大值為 20.33，最小值為 12.19，平均數為 15.06。負債比率之最大值為 90%，

最小值為 2%，平均數為 48%。

二、相關性分析

表 2 為各變數之相關係數矩陣，表格左下及右上為 Pearson 及 Spearman's 相關係數 值。由表格得知，不論以 Pearson 及 Spearman's 相關係數值結果相似，管理者持股比率、

機構投資人持股比率、董事會規模、獨立董事比率、資訊揭露等級、會計師查核意見、

總資產報酬率、股東權益報酬率及公司規模與財務危機發生機率呈負相關；控制權與現 金流量權偏離程度、董監事股權質押比率、董事長兼任總經理及負債比率與財務危機發 生機率呈正相關。

整體而言，各自變數相關係數少數不具顯著關係外，其餘多達顯著水準，其中 Pearson 相關係數以資產報酬率與股東權益報酬、董事會規模與機構投資人持股比率及公司規模 與負債比率相關係數較大，數值分別為 0.93、0.35 及 0.32。而 Spearman's 相關係數以 資產報酬率與股東權益報酬、管理者持股比率與控制權與現金流量權偏離程度及公司規 模與機構投資人持股比率相關係數較大，數值分別為 0.98、0.56 及 0.51。

在判定各變數間共線性的問題，由於資產報酬率與股東權益報酬不論於 Pearson 及 Spearman's 相關係數皆達高度相關，故於迴歸分析時將兩變數分別設定模型，以避免共 線性問題，其餘各自變數之間的相關係數均沒有超過 0.6，因此判定各變數間沒有存在 嚴重共線性問題。

表 1 敘述統計量

變數 平均數 中位數 標準差 最小值 最大值

FAIL 0.59 1.00 0.49 0.00 1.00 MAN 0.01 0.00 0.03 0.00 0.24 CORE 0.05 0.01 0.09 0.00 0.54 PLE 0.14 0.00 0.24 0.00 1.00 INST 0.02 0.00 0.06 0.00 0.48 BSIZE 8.98 8.00 2.39 3.00 22.00

IND 0.09 0.00 0.13 0.00 0.57 DUAL 0.37 0.00 0.48 0.00 1.00 RANK 2.68 3.00 0.83 1.00 5.00 CHGMGT 0.24 0.00 0.43 0.00 1.00 AUDOP 1.63 2.00 0.49 1.00 4.00 ROA 0.01 0.02 0.10 -0.62 0.57 ROE -0.01 0.02 0.22 -0.92 2.16 SIZE 15.06 14.83 1.44 12.19 20.33

LEV 0.48 0.48 0.18 0.02 0.90

說明：FAIL 為財務危機公司虛擬變數；MAN 為管理者持股比率；CORE 為控制權與現金流量權偏離程度；

PLE 為董監事股權質押比率；INST 為機構投資人持股比率；BSIZE 為董事會規模；IND 為獨立董事 比率；DUAL 為董事長兼任總經理之虛擬變數；RANK 為資訊揭露等級；CHGMGT 為董事長或總經 理撤換之虛擬變數；AUDOP 為會計師查核意見；ROA 為總資產報酬率；ROE 為股東權益報酬率；

SIZE 為公司規模；LEV 為負債比率。

表 2 相關係數矩陣

變數 FAIL MAN CORE PLE INST BSIZE IND DUAL RANK CHGMGT AUDOP ROA ROE SIZE LEV FAIL 1.00 -0.23 *** 0.03 *** 0.05 *** -0.02 -0.10 *** -0.30 *** 0.09 *** -0.09 *** 0.00 -0.04 *** -0.35 *** -0.35 *** -0.06 *** 0.03 ***

MAN -0.13 *** 1.00 0.56 *** -0.02 -0.02 * 0.14 *** 0.19 *** -0.07 *** 0.03 ** -0.07 *** -0.08 *** -0.03 *** -0.02 ** -0.09 *** 0.05 ***

CORE 0.07 *** 0.21 *** 1.00 0.06 *** 0.05 *** 0.16 *** 0.17 *** -0.16 *** 0.10 *** 0.02 * 0.01 -0.05 *** -0.05 *** 0.01 0.04 ***

PLE 0.08 *** -0.11 *** -0.06 *** 1.00 0.18 *** 0.14 *** -0.03 *** 0.02 0.07 *** -0.09 *** 0.12 *** -0.10 *** -0.10 *** 0.34 *** 0.10 ***

INST -0.03 *** -0.07 *** 0.02 * -0.06 *** 1.00 0.13 *** 0.10 *** -0.06 *** 0.12 *** -0.07 *** 0.12 *** 0.04 *** 0.02 ** 0.51 *** 0.11 ***

BSIZE -0.05 *** 0.03 *** 0.10 *** 0.07 *** 0.35 *** 1.00 0.30 *** -0.10 *** 0.16 *** -0.01 0.06 *** -0.04 *** -0.04 *** 0.19 *** -0.01 IND -0.30 *** 0.11 *** 0.08 *** -0.03 *** 0.11 *** 0.18 *** 1.00 0.03 ** 0.11 *** 0.04 *** -0.05 *** -0.08 *** -0.06 *** -0.09 *** -0.11 ***

DUAL 0.09 *** -0.12 *** -0.16 *** 0.03 *** -0.09 -0.13 *** 0.03 ** 1.00 0.05 *** -0.07 *** -0.02 * -0.03 ** -0.03 -0.11 *** 0.00 RANK -0.07 *** -0.02 ** 0.05 *** 0.05 *** 0.12 0.13 *** 0.09 *** 0.04 *** 1.00 -0.05 *** 0.04 *** -0.05 *** -0.04 *** 0.20 *** 0.00 CHGMGT 0.00 -0.04 *** 0.07 *** -0.03 *** 0.05 0.02 * 0.03 *** -0.07 *** -0.05 *** 1.00 0.00 -0.07 *** -0.06 *** -0.10 *** -0.02 *

AUDOP -0.04 *** -0.08 *** -0.02 0.11 *** -0.01 0.07 *** -0.04 *** -0.02 * 0.03 *** 0.01 1.00 -0.02 * -0.03 *** 0.18 *** -0.01 ROA -0.35 *** -0.07 *** 0.01 -0.11 *** 0.01 -0.02 * -0.10 *** 0.00 -0.07 *** -0.06 *** -0.04 *** 1.00 0.98 *** 0.08 *** -0.18 ***

ROE -0.33 *** -0.05 *** -0.01 -0.11 *** 0.00 -0.04 *** -0.08 *** -0.01 -0.06 *** -0.05 *** -0.04 *** 0.93 *** 1.00 0.07 *** -0.18 ***

SIZE -0.04 *** -0.17 *** -0.01 0.25 *** 0.27 *** 0.26 *** -0.06 *** -0.09 *** 0.24 *** -0.09 *** 0.19 *** 0.05 *** 0.04 *** 1.00 0.33 ***

LEV 0.04 *** 0.04 *** 0.06 *** 0.07 *** 0.17 *** 0.01 -0.11 *** -0.01 0.02 * -0.01 0.01 -0.14 *** -0.19 *** 0.32 *** 1.00 說明：左下及右上為 Pearson 及 Spearman's 相關係數值；FAIL 為財務危機公司虛擬變數；MAN 為管理者持股比率；CORE 為控制權與現金流量權偏離程度；

PLE 為董監事股權質押比率；INST 為機構投資人持股比率；BSIZE 為董事會規模；IND 為獨立董事比率；DUAL 為董事長兼任總經理之虛擬變數；RANK 為資訊揭露等級；CHGMGT 為董事長或總經理撤換之虛擬變數；AUDOP 為會計師查核意見；ROA 為總資產報酬率；ROE 為股東權益報酬率；SIZE 為公 司規模；LEV 為負債比率。其中*、**、***分別表示在顯著水準 10%、5%及 1%下顯著。

三、迴歸分析

為探討財務危機公司相對於正常公司之治理機制，若公司之治理機制不佳可預期是 為財務危機公司，本研究設定羅吉斯迴歸分析，以公司治理變數(管理者持股比率、控 制權與現金流量權偏離程度、董監事股權質押比率、機構投資人持股比率、董事會規模、

獨立董事比率、董事長兼任總經理之虛擬變數、資訊揭露等級)，並納入控制變數(董事 長或總經理撤換之虛擬變數、會計師查核意見、總資產報酬率、股東權益報酬率、公司 規模、負債比率)，探討各變數對財務危機發生機率之影響。

實證結果匯整於表 3 至表 8，不論以總資產報酬率或股東權益報酬率為績效變數結 果相似，其中股權結構對財務危機公司之影響匯整於表 3、表 5、表 6 及表 8，管理者持 股比率對財務危機公司之影響，實證發現管理者持股比率對財務危機發生機率具有負向 顯著影響，即管理者持股比率提升，促使管理者利益與股東利益趨於一致，企業之利益 與管理者相連結，故能強化管理者做出有利公司決策之動機，故發生財務危機下降。控 制權與現金流量權偏離程度對財務危機公司之影響，實證發現控制權與現金流量權偏離 程度對財務危機發生機率呈正向顯著影響，即當控制權和現金流量請求權偏離程度愈大 時，控制股東因自身利益愈有動機傷害小股東的財富，公司發生財務危機可能性愈高。

董監事股權質押比率對財務危機公司之影響，實證發現董監事股權質押對財務危機發生 機率呈正向顯著影響，即董監事持股質押比率增加除降低股價與盈餘之連動性外，亦隱 含公司存在高投資風險，公司未來陷入財務危機機率將大幅拉高。機構投資人持股比率 對財務危機公司之影響，部份實證發現機構投資人持股比率對財務危機發生機率呈負向 顯著影響，即機構投資人擁有較多專業及資訊，能更加嚴謹與理性監督經營者，有效降 低代理問題。

其中董事會結構對財務危機公司之影響匯整於表 4 至 5 及表 7 至 8，董事會規模對 財務危機公司之影響，部份實證發現董事會規模對財務危機發生機率呈負向顯著影響，

即董事會較規模大或具多元化可提供企業較多必要資源，能減少企業的不確定性，同時 愈能有效進行監督，盈餘管理的行為亦能被有效抑制，使得會計盈餘的可靠性較高，故 降低財務危機之發生。獨立董事比率對財務危機公司之影響，實證發現獨立董事比率對 財務危機發生機率呈負向顯著影響，即獨立董事比率在監督功能上扮演舉足輕重的角 色，能有效進行監督同時有助於抑制及約束公司利用盈餘管理的行為達到盈餘目標，有 效降低財務危機之發生。董事長兼任總經理對財務危機公司之影響，實證發現董事長兼 任總經理對財務危機發生機率呈正向顯著影響，即董事長若同時兼任總經理，將會削弱 董事會監督機制，權責難以明確劃分，將會使公司內部控管欠佳，進而助長盈餘管理的 行為，故財務危機發生機率因而提升。

資訊揭露對財務危機公司之影響，實證發現資訊揭露程度對財務危機發生機率呈負 向顯著影響，即提高資訊揭露程度可減少公司與投資人間資訊不對稱問題，增加權益交 易可能性，促使流動性增加同時降低交易成本及代理成本，進而降低財務危機發生的機

率。其餘控制變數，公司規模及負債比率對財務危機發生機率不具顯著影響，董事長或 總經理撤換對財務危機發生機率部份結果呈正向顯著影響，會計師查核意見對財務危機 發生機率則呈負向顯著影響，不論以總資產報酬率或股東權益報酬率為績效變數對財務 危機發生機率則呈負向顯著影響，即董事長或總經理撤換、不良之會計師查核意見或公 司經營績效不佳皆會提高財務危機發生機率。

表 3 股權結構對財務危機公司之影響(ROA)

變數 估計值 Wald

常數 0.850 9.786 ***

MAN -11.484 140.089 ***

CORE 2.648 71.407 ***

PLE 0.447 19.626 ***

INST -0.348 0.702

RANK -0.176 36.797 ***

CHGMGT 0.078 1.913

AUDOP -0.153 9.524 ***

SIZE 0.017 0.733

LEV 0.108 0.611

ROA -8.655 805.707 ***

卡方值 1529.769 ***

Nagelkerke R² 0.210

說明：MAN 為管理者持股比率；CORE 為控制權與現金流量權偏離程度；PLE 為董監事股權質押比率；INST 為機構投資人持股比率； RANK 為資訊揭露等級；CHGMGT 為董事長或總經理撤換之虛擬變數；

AUDOP 為會計師查核意見；SIZE 為公司規模；LEV 為負債比率；ROA 為總資產報酬率。其中*、**、

***分別表示在顯著水準 10%、5%及 1%下顯著。

表 4 董事會結構對財務危機公司之影響(ROA)

變數 估計值 Wald

常數 1.761 41.710 ***

BSIZE -0.006 0.279 IND -5.205 634.923 ***

DUAL 0.429 68.657 ***

RANK -0.140 20.233 ***

CHGMGT 0.266 19.688 ***

AUDOP -0.276 27.521 ***

SIZE 0.006 0.106

LEV -0.176 1.419

ROA -10.042 905.640 ***

卡方值 2260.000 ***

Nagelkerke R² 0.304

說明：BSIZE 為董事會規模；IND 為獨立董事比率；DUAL 為董事長兼任總經理之虛擬變數；RANK 為資訊 揭露等級；CHGMGT 為董事長或總經理撤換之虛擬變數；AUDOP 為會計師查核意見；SIZE 為公司 規模；LEV 為負債比率；ROA 為總資產報酬率。其中*、**、***分別表示在顯著水準 10%、5%及 1%下顯著。

表 5 股權結構與董事會結構對財務危機公司之影響(ROA)

變數 估計值 Wald

常數 2.645 75.470 ***

MAN -11.159 104.519 ***

CORE 3.134 83.191 ***

PLE 0.335 9.342 ***

INST -1.927 17.482 ***

BSIZE -0.024 4.287 **

IND -5.422 645.730 ***

DUAL 0.422 62.894 ***

RANK -0.158 25.197 ***

CHGMGT 0.147 5.819 **

AUDOP -0.273 25.742 ***

SIZE -0.032 2.272

LEV -0.234 2.421

ROA -9.745 826.837 ***

卡方值 2470.382 ***

Nagelkerke R² 0.329

說明：MAN 為管理者持股比率；CORE 為控制權與現金流量權偏離程度；PLE 為董監事股權質押比率；INST 為機構投資人持股比率；BSIZE 為董事會規模；IND 為獨立董事比率；DUAL 為董事長兼任總經理之 虛擬變數；RANK 為資訊揭露等級；CHGMGT 為董事長或總經理撤換之虛擬變數；AUDOP 為會計師 查核意見；SIZE 為公司規模；LEV 為負債比率；ROA 為總資產報酬率。其中*、**、***分別表示在 顯著水準 10%、5%及 1%下顯著。

表 6 股權結構對財務危機公司之影響(ROE)

變數 估計值 Wald

常數 0.702 6.835 ***

MAN -12.053 152.420 ***

CORE 2.957 85.082 ***

PLE 0.476 22.510 ***

INST -0.320 0.559

RANK -0.185 40.634 ***

CHGMGT 0.051 0.838 AUDOP -0.137 7.704 ***

SIZE 0.024 1.553

LEV 0.361 6.712 **

ROE -4.087 789.247 ***

卡方值 1475.797 ***

Nagelkerke R² 0.203

說明：MAN 為管理者持股比率；CORE 為控制權與現金流量權偏離程度；PLE 為董監事股權質押比率；INST 為機構投資人持股比率；RANK 為資訊揭露等級；CHGMGT 為董事長或總經理撤換之虛擬變數；

AUDOP 為會計師查核意見；SIZE 為公司規模；LEV 為負債比率；ROE 為股東權益報酬率。其中*、

**、***分別表示在顯著水準 10%、5%及 1%下顯著。

表 4- 7 董事會結構對財務危機公司之影響(ROE)

變數 估計值 Wald

常數 1.642 37.190 ***

BSIZE -0.003 0.070 IND -5.225 660.966 ***

DUAL 0.428 69.420 ***

RANK -0.143 21.254 ***

CHGMGT 0.216 13.343 ***

AUDOP -0.245 21.900 ***

SIZE 0.008 0.186

LEV 0.112 0.571

ROE -4.644 861.549 ***

卡方值 2169.389 ***

Nagelkerke R² 0.294

說明：BSIZE 為董事會規模；IND 為獨立董事比率；DUAL 為董事長兼任總經理之虛擬變數；RANK 為資訊 揭露等級；CHGMGT 為董事長或總經理撤換之虛擬變數；AUDOP 為會計師查核意見；SIZE 為公司 規模；LEV 為負債比率；ROE 為股東權益報酬率。其中*、**、***分別表示在顯著水準 10%、5%

及 1%下顯著。

表 8 股權結構與董事會結構對財務危機公司之影響(ROE)

變數 估計值 Wald

常數 2.509 69.749 ***

MAN -11.699 113.321 ***

CORE 3.732 112.092 ***

PLE 0.360 10.916 ***

INST -1.917 16.338 ***

BSIZE -0.023 3.881 **

IND -5.478 676.548 ***

DUAL 0.421 63.542 ***

RANK -0.162 26.663 ***

CHGMGT 0.095 2.470 AUDOP -0.243 20.614 ***

SIZE -0.028 1.736

LEV 0.043 0.082

ROE -4.564 809.071 ***

卡方值 2417.283 ***

Nagelkerke R² 0.323

說明：MAN 為管理者持股比率；CORE 為控制權與現金流量權偏離程度；PLE 為董監事股權質押比率；INST 為機構投資人持股比率；BSIZE 為董事會規模；IND 為獨立董事比率；DUAL 為董事長兼任總經理之 虛擬變數；RANK 為資訊揭露等級；CHGMGT 為董事長或總經理撤換之虛擬變數；AUDOP 為會計師 查核意見；SIZE 為公司規模；LEV 為負債比率；ROE 為股東權益報酬率。其中*、**、***分別表示 在顯著水準 10%、5%及 1%下顯著。

伍、結論與建議

自 1997 年亞洲發生金融風暴後，國內眾多上市櫃公司發生財務危機問題，國外許 多著名企業陸續爆發弊案，使整個金融體系遭受嚴重衝擊，同時打擊投資者對財報資訊 之信心，促使公司治理相關議題再次受到世界各國之重視，同時如何有效健全公司治理，

促進相關機制以有效監督公司，確保所有利害關係人之權益，以及加強投資人對公司之 信心。

故本研究為探討財務危機公司相對於正常公司之治理機制，若公司之治理機制不佳 可預期是為財務危機公司，本研究設定羅吉斯迴歸分析，以公司治理變數(管理者持股 比率、控制權與現金流量權偏離程度、董監事股權質押比率、機構投資人持股比率、董 事會規模、獨立董事比率、董事長兼任總經理之虛擬變數、資訊揭露等級)，並納入控 制變數(董事長或總經理撤換之虛擬變數、會計師查核意見、總資產報酬率、股東權益 報酬率、公司規模、負債比率)，探討各變數對財務危機發生機率之影響。經本研究之 實證結果與分析後，獲得以下的結論與建議。

一、研究結論

實證結果發現，股權結構對財務危機公司之影響，不論以總資產報酬率或股東權益 報酬率為績效變數結果相似，其中管理者持股比率對財務危機發生機率具有負向顯著影 響，支持利益收斂假說，即管理者持股比率提升，促使管理者利益與股東利益趨於一致，

企業之利益與管理者相連結，愈不會浪費公司資源傷害公司的價值，故能強化管理者做 出有利公司決策之動機，故發生財務危機下降。控制權與現金流量權偏離程度對財務危 機發生機率呈正向顯著影響，即當控制權和所有權偏離時，將引發核心代理問題，且兩 者之偏離程度愈大，控制股東基於自利目的所產生的行為將傷害小股東的利益，進而導 致公司經營績效下降，故公司發生財務危機可能性愈高。董監事股權質押對財務危機發 生機率呈正向顯著影響，即董監事持股質押將使個人資金與公司股價產生連結，基於自 利動機，涉入經營的董監事可能會利用職務之便，透過盈餘管理與發布不實盈餘預期資 訊，企圖影響股價，公司未來陷入財務危機機率將大幅拉高。機構投資人持股比率對財 務危機發生機率呈負向顯著影響，支持效率監督假說，即機構投資人擁有較多專業、資 訊與相當持股，能更加嚴謹、理性與有效監督經營者，有效降低代理問題，故未來發生 財務危機機率下降。

其中董事會結構對財務危機公司之影響，董事會規模對財務危機發生機率呈負向顯 著影響，即董事會較規模大或具多元化可提供企業較多必要資源，能減少企業的不確定 性，同時愈能有效進行監督，盈餘管理的行為亦能被有效抑制，使得會計盈餘的可靠性 較高，故降低財務危機之發生。獨立董事比率對財務危機發生機率呈負向顯著影響，即 獨立董事比率在監督功能上扮演舉足輕重的角色，能有效進行監督同時有助於抑制及約

束公司利用盈餘管理的行為達到盈餘目標，有效降低財務危機之發生。董事長兼任總經 理對財務危機發生機率呈正向顯著影響，即董事長若同時兼任總經理，將會削弱董事會 監督機制，權責難以明確劃分，將會使公司內部控管欠佳，進而助長盈餘管理的行為，

故財務危機發生機率因而提升。資訊揭露程度對財務危機發生機率呈負向顯著影響，即 提高資訊揭露程度可減少公司與投資人間資訊不對稱問題，增加權益交易可能性，促使 流動性增加同時降低交易成本及代理成本，進而降低財務危機發生的機率。

二、研究建議

本研究主要探討企業發生財務危機機率是否受公司治理機制影響，研究範圍侷限於 公司治理機制中之股權結構與董事會結構及資訊揭露程度，但實際上在公司治理機制中 仍有許多議題值得研究探討，因此往後對於此議題有興趣之後續研究者，建議研究方向 如下：

一、針對公司治理機制中之內部獨立董事任用方式、專業性、學歷背景及忙碌程度等因 素對於公司財務危機之影響。

二、針對家族型企業及家族董事來探討對發生財務危機之影響。

三、公司外部監督機制，如：政府機關、會計師等，納入研究範圍，探討其對公司發生 財務危機之影響。

參考文獻

王元章、張椿柏，2012，核心代理問題對盈餘管理之影響，會計審計論叢，2(2)，69-113。

江向才、林美智，2009，內外部監督機制與公司財務危機之關連性，當代財務金融市場 與實務趨勢研討會，台北：聖約翰科技大學財務金融系。

何里仁，2003，公司治理之資訊透明度與績效評該關聯性之研究，逢甲大學會計與財稅 系碩士論文。

李春安、吳欽杉、葉麗玉，2003，所有權結構與公司非法行為關係之研究-以台灣股票 上市公司為例，證券市場發展季刊，14(4)，75-138。

周行一、陳錦村、陳坤宏，199，家族企業、聯屬持股與公司價值之研究，中國財務學 刊，4(1)，115-139。

周建新、林宗得，2005，資訊透明度對企業價值增額解釋能力之研究，會計與公司治理，

2(2)，25-46。

林有志、傅鍾仁、陳筱平，2012，資訊透明度與報酬-未來盈餘關聯性之研究，商業現 代化學刊，6(4), 1-22。

姚惠雀，2014，資訊透明度與財務危機公司之關聯性探討，大葉大學財務金融系碩士論 文。

柯承恩，2000，我國公司監理體系之問題與改進建議(上)(下)，會計研究月刊，173，頁

75-81；174，頁79-83。

高蘭芬、邱正仁，2002，董監事股權質押對會計盈餘與股票報酬相關性之影響，臺大管 理論叢，13(1)，127-162。

張實育，2016，公司治理與經營績效關係，大葉大學財務金融學系碩士論文。

張鳳容，2016，公司治理與財務危機之關聯性，大葉大學財務金融系碩士論文。

張麗娟，2010，從董事會結構、公司治理與企業存活率看財務危機之區別預測能力，中 華管理評論國際學報，13(1)，1-25。

許溪南、歐陽豪、陳慶芳，2007，公司治理、盈餘管理與財務預警模型之建構，會計與 公司治理，4(1)，85-121。

曾筱雯，2017，公司治理與資訊透明度對經營績效之影響，大葉大學財務金融學系碩士 論文。

黃振豊、呂紹強，2000，企業財務危機預警模式之研究-以財務及非財務因素建構，當 代會計，1(1)，19-40。

Bartov, E. F., A. Gul and J. S. Tsui, 2000, “Discretionary Accruals Models and AuditQualifications,” Journal of Accounting and Economics, 30(3), 421-452.

Beasley, M. S., 1996, “An Empirical Analysis of the Relation between the Board of Director Composition and Financial Statement Fraud,” The Accounting Review, 71, 443-465.

Beaver, W. H., 1966, “Financial Ratios as Predictors of Failure,” Journal of Accounting Research,4, 71-111.

Berle, A., and G. C. Means, 1932, “The Modern Corporation and Private Property,” NewYork, Macmillan Publishing Company.

Booth, J. R., M. M. Cornett and H.Tehranian, 2003, “Boards of Directors, Ownership, and Regulation,”Journal of Banking and Finance, 26(10), 1973-1996.

Chang, C., 2009, “The Corporate Governance Characteristics of Financially Distressed Firms Evidence from Taiwan,” The Journal of American Academy of Business, 15(1), 125-132.

Cheung, Y. L., P. R. Rau and A. Stouraitis, 2006, “Tunneling, Propping, and Expropriation：

Evidence from Connected Party Transactions in Houng Kong,”Journal of Financial Economics, 82, 341-386.

Chiou, J., T. Hsiung and L. Kao, 2002, “A Study of the Relationship between Financial Distress and Collateralized Shares,” Taiwan Accounting Review, 3(1), 79-111.

Claessens, S., S. Djankov and L. H. P. Lang, 2000, “The Separation of Ownership and Control in East Asian Corporation,” Journal of Financial Economics, 58, 81-112.

Claessens, S., S. Djankov, J. P.H. Fan and L. H. P. Lang, 1999, “Expropriation of Minority shareholders in East Asia,”Working paper, World Bank.

Claessens, S., S. Djankov, J. P.H. Fan and L. H. P. Lang, 2002, “Disentangling the Incentive and Entrenchment Effects of Large Shareholdings,” Journal of Finance, 57, 2741-2772.

Diamond, D. W. and R. E. Verrecchia, 1991, “Disclosure, Liquidity and the Cost of Capital,”

Journal of Finance, 46, 1325-1360.

Diamond, D. W., 1985, “Optimal Release of Information by Firms,” Journal of Finance, 40, 1071-1094.

Durnev, A. and E. H. Kim, 2005, “To Steal or Not to Steal: Firm Attributes, Legal Environment, and Valuation, Journal of Finance, 3, 1461-1493.

Elliott, R. K. and P. D. Jacobson, 1994, “Costs and Benefits of Business Information Disclosure,” Accounting Horizons, 8, 80-96.

Fan, J. P. H. and T. J. Wong, 2002, “Corporate Ownership Structure and the Information of Accounting Earning in East Asia,” Journal of Accounting and Economics, 33, 401-425.

Hillman, A. J., M. C. Withers, and B. J. Collins, 2009, “Resource Dependence Theory: A Review,”Journal of Management, 35 (6), 1404-1427.

Holder-Webb L. M., 2003, “Strategic Use of Disclosure Policy in Distressed Firms,” Working paper, University of Wisconsin Madison.

Jaggi, B., S. Leung and F. Gul, 2009, “Family Control, Board Independence and Earnings Management: Evidence Based on Hong Kong Firms,”Journal of Accounting and Public Policy, 28, 281-300.

Jensen, M. C. and W. Meckling, 1976, “Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure,” Journal of Financial Economics, 3, 305-360.

Jensen, M. C., 1993, “The Modern Industrial Revolution, Exit, and the Failure of Internal Control Systems,”Journal of Finance,48(3), 831-881.

Jensen, M. C., and R. S. Ruback, 1983, “The Market for Corporate Control: The Scientific Evidence,” Journal of Financial Economics, 11(3), 5-50.

Johnson, S., P. Boone, A. Breach and E. Friedman, 2000, “Corporate Governance in the Asian Financial Crisis,” Journal of Financial Economics, 58(1-2), 141-186.

King, J. K., and A. Shivdasani, 1995, “Firm Performance, Corporate Governance, and Top Executive Turnover in Japan,” Journal of Finance Economics, 38(1), 29-58.

Klein, A., 2002, “Audit Committee, Board of Director Characteristics, andEarnings Management,” Journal of Accounting and Economics, 33, 375-400.

La Porta, R., F. Lopez-de-Silanes and A. Shleifer, 1999, “Corporate Ownership around the World,” Journal of Finance, 54, 471-517.

Lang, M. H. and R. J. Lundholm, 1996, “Corporate Disclosure Policy and Analyst Behavior,”

The Accounting Review, 71(4), 467-492.

Lee T. S. and Y. H. Yeh, 2004 “Corporate Governance and Financial Distress: Evidence from Taiwan,” Corporate Governance: An International Review, 12(3), 378-388.

Liu, Q. and Z. Lu, 2007, “Corporate Governance and Earnings Management in the Chinese Listed Companies: A Tunneling Perspective,”Journal of Corporate Finance, 13(5), 881-906.

Liu, Q. and Z. Lu, 2007, “Corporate Governance and Earnings Management in the Chinese Listed Companies：A Tunneling Perspective,”Journal of Corporate Finance, 13(5), 881-906.

McConnell, J. and H. Servaes, 1990, “Additional Evidence on Equity Ownership and