公司治理與舉債融資在降低代理問題替代性之探討 ·...

臺灣銀行季刊第六十三卷第二期

－ 108 －

公司治理與舉債融資在降低代理問題替代性之探討

溫育芳*、楊鈞棠**

摘要

本文以國內上市公司為研究對象，驗證公司治理機制與負債比率在降低代理問題上

是否存在替代性。本文的研究期間為 2003 年至 2010 年，在考量其他影響負債比率的因

素作為控制變數下，以負債比率為應變數，公司治理變數為自變數，並分別以 Logistic

與複迴歸模型探討公司治理變數與負債比率關係。本文異於過去相關研究之處，除納入

多數文獻未考量之資訊揭露變數外，為全面性了解公司治理對公司舉債程度的影響，另

外建立一套公司治理機制的綜合指標，再進行其與負債比率關係的探討。依實證結果顯

示，良好的公司治理機制(如董事會規模、資訊透明度、金融機構持股等變數)與負債比

率呈現反向的關係，即二者在降低代理問題上存在替代性的關係。

壹、前言

近年國內外企業陸續發生財務醜聞或危機，如 2001 年美國爆發安隆（Enron）財務

醜聞案，2007 年我國發生力霸與嘉食化重整重大事件，2008 年遠東航空亦發生財務風

暴而申請重整等，發生原因不外乎公司經營所衍生的代理問題，而其源自於公司所有權

與經營權的分離。Jensen and Meckling（1976）認為，在代理關係的前提下，若經理人

與代理人所追求的目標不一致，則其間存有潛在的利益衝突，因而導致各種問題的發

生，此即所謂的代理問題。在權益代理問題方面，指的是經理人非以公司股東財富極大

化原則為優先考量，而以自身利益為主要考量，使得經理人忽略股東權益而形成利益衝

突；而負債代理問題則牽涉股東和債權人之間的衝突，係指因企業經理人運用資金進行

某些活動而造成債權人的權益受損而產生的問題。

在權益代理問題方面，係因經理人持有股權少於 100%，由於無法獲得經營活動之

所有利得，卻承擔所有的活動成本，因此可能藉由額外補貼將公司資源轉為己有。在此

前提下，若能增加負債融資的比例，以提高經理人權益持有相對的比例，則可緩和經理

* 宜蘭大學應用經濟與管理學系副教授 ** 宜蘭大學應用經濟與管理學系碩士


－ 109 －

人與股東間的利益衝突（Grossman and Hart, 1980; Jensen, 1986）。為解決代理問題，公

司除可利用組織制度的設計來進行監控管理，如加強內部稽核及調整經理人的薪酬制度

等之外，提高負債比率雖亦為降低權益代理問題的可行手段之一，但其會使公司付出利

息成本的代價並提高破產的機率，且極可能加深股東與債權人間的負債代理問題。為兼

顧權益代理與負債代理的問題，正本清源的作法為加強公司的治理機制，因提高負債比

率雖與公司治理機制皆可減緩公司的代理問題，但前者卻會加重公司的負債代理問題。

回顧相關文獻，多數研究僅探討部分構面的公司治理變數或部分文獻的研究範圍不

足，故本文以臺灣上市公司為研究對象（金融產業除外），驗證公司治理機制與負債比

率在降低代理問題上是否存在替代性。本文異於過去相關研究之處，除納入多數文獻未

考量之資訊揭露變數外，為全面性瞭解公司治理對公司舉債程度的影響，另外建立一套

公司治理機制的綜合指標，再進行其與負債比率關係的探討。

貳、文獻探討與研究假說

代理問題相關性之研究，綜觀國內外文獻之演進，學者提出解決代理問題之方法，

不外乎透過提高公司之舉債程度，迫使經理人降低其自由現金流量之控制，減少非股東

財富價值極大化之行動誘因，且透過經理人持股比重增加，經理人與股東之利益趨於一

致性，以達成降低代理問題之效果（Jensen and Meckling, 1976; Jensen, 1986; Berger et

al., 1997）。然而，透過舉債作為降低公司權益代理問題之機制，會提高公司破產風險

（Grossman and Hart, 1982）與負債代理問題，這樣的機制是屬於消極的作法，故為降

低代理問題以監督經理人，達成權益代理與負債代理之均衡，正本清源之作法應為強化

公司治理機制，以兼顧公司穩健性與代理問題之降低。本文將國內外相關的文獻整理如

下，並據以建立本文的研究假說，以進行公司治理機制與負債比率在降低代理問題上替

代性關係之驗證。

一、股權結構與負債比率

以往探討股權結構與代理問題的研究中，常使用經理人持股率作為股權結構變數之

一，如 Shleifer and Vishny（1986）認為公司經理人在融資決策過程中存在機會行為的

誘因，會受到權益股權結構的影響。根據管理侵占假說指出，當經理人的持股率足以確

保自己的職位安全時，便會出現剝削股東財富的自利行為，進而降低公司價值；相反

地，根據利益收斂假說（convergence of interest hypothesis）指出，當經理人持股比率越

高時，自行承擔因補貼性消費與努力不足而使公司價值降低的比率會愈高，故經理人決

策行為會與股東趨於一致，使得代理問題降低。而在 Agrawal and Nagarajan（1990）的


－ 110 －

研究中，檢定管理階層結構與薪酬的差異是否與舉債有關，結果顯示未舉債公司的管理

階層持股比例皆大於舉債公司，經理人持股比率越高的公司越不會有舉債的情況產生。

此隱含兩種意義，其一當經理人持股比率尚未至某程度，但其仍足以確保職位安全時，

會形成管理侵占假說之狀況；其次，當經理人持股率高於某程度時，其承擔公司破產風

險也相對提高，其決策行為便會與股東趨於一致，故會處於利益收斂假說之情形。

綜觀以往經理人持股與負債比率之關係研究，似乎尚無定論，可能為正向關係

（Jensen and Meckling, 1976；Mehran, 1992）、負向關係（Friend and Lang, 1988; Firth,

1995）或是 U 型關係（McConnell and Servaes, 1995;Short and Keasey, 1999）。故本文認

為經理人持股比率尚未至某一定比率時，會有管理侵占假說的情形產生；當高於某一定

之比率，轉而形成利益收斂假說之狀況。故本文提出經理人持股比率與負債比率為倒 U

型之非線性關係的假說，如下列假說 1 及假說 2 所述：

假說 1：經理人持股比率愈高，負債比率愈高。

假說 2：經理人持股比率的平方項愈大，負債比率愈低。

股權結構變數除了經理人持股比率之外，還有其他利害關係人的持股比率，如董監

事持股比率、董監事質押比率以及金融機構持股比率。董監事包含了內部董監事與外部

董監事，為所有權人與經理人之橋樑，對於公司內部運作進行提議、核准經理人提出之

重大決策。文獻上對於董監事持股多寡所發揮的監督功能存在不同看法，有認為因董監

事持股增加，其個人財富與公司價值趨於一致，會有較大誘因監督經理人，提升經營效

率（Jensen and Meckling, 1976）；反之，也有認為持股越高，便擁有足夠投票權和影響

力來確保職位安全，在此情況下，會基於自身利益，而形成努力不足或是反對有利公司

之計畫的行為，不具監督能力（Jensen and Ruback, 1983）；也有學者研究顯示董監事持

股具有門檻效果（Morck et al., 1988），故當持股未達某臨界水準，對當局監督的能力與

意願是有限的，當高於臨界水準，才有誘因去監督經理人。

關於董監事持股與負債比率關係之探討文獻，並無一致之結論，有正向關係（陳淑

萍, 1998；陳香蘭和楊盈芊, 2008），亦有負向關係（Friend and Lang, 1988）。本文探討的

對象為臺灣上市公司，而 Yeh et al.（2001）發現臺灣有超過一半的公司屬於家族控制公

司，董監事以家族成員擔任居多且有增加之趨勢。因此，本文認為因董監事所擁有之資

訊遠高於非董事之利害關係人，故當董監事持股過高時，容易造成公司股權交叉持股、

金字塔結構、決策管理上的弊端，且為避免股權稀釋而造成權力流失，因此便傾向負債

融資而非權益融資，故其與負債比率關係呈現正向關係。另外，當其董監事質押比率愈

高，其對資金的需求愈高，則公司資金充裕的程度愈低，在不稀釋股權的情況下，愈需


－ 111 －

要向外舉債融資，雖然要承擔愈高的破產風險，故本文認為其與負債比率呈現正向關

係。

假說 3：董監事持股比率愈高，負債比率愈高。

假說 4：董監事質押比率愈高，負債比率愈高。

在探討金融機構持股比率與負債關係文獻中，Ang et al.（2000）認為金融機構風險

態度較為保守且具有專業知識，故比起其他外部利害關係人更具有能力與誘因監督公司

以避免破產風險發生。而許多研究顯示金融機構持股比率與投資公司負債比率大多為負

向關係（Chaganti and Damanpour, 1991；Bathala et al., 1994），而認為機構持股愈多，其

監督公司的效果愈大，僅有少數研究認為兩者為正向關係（Firth, 1995）。本文認為金融

機構具有監督公司經營的外部效果，故不必採用較多的負債去監督經理人，如假說 5 所

述，金融機構的持股比率愈高，公司的負債比率愈低。

假說 5：金融機構持股比率愈高，負債比率愈低。

除上述持股比率的股權結構相關議題研究之外，也有學者探討控制權與現金流量權

之偏離程度。股權的集中程度常常影響公司董監事與經理人的分工情形，控制權與現金

流量權的偏離程度愈大，經理人對公司可能出現負的掠奪效果（Harris and Raviv,

1988）。控制權又稱投票權，其包含直接與間接可控制的股權，而現金流量權又稱盈餘

分配權，係指直接擁有的公司股權。綜觀國內外文獻研究，Du and Dai（2005）研究發

現控制權與現金流量權偏離，會提高公司負債比率；但劉惠文（2009）研究結果則顯示

臺灣中小企業的控制權與盈餘權偏離愈高，公司舉債融資愈低，意味著控制股東有較強

烈動機掏空公司，所以最終控制股東會傾向降低負債，避免公司現金流量遭受限制，故

會使權益代理更趨嚴重。本文認為當控制權與現金流量權的偏離愈大，即控制權遠大於

現金流量權時，公司愈有掠奪公司資產的動機，在不稀釋其股權下會傾向多採用舉債融

資，故其與負債比率會呈正向關係。

假說 6：控制權與現金流量權偏離越大，負債比率越高。

二、董事會特性與負債比率

董事會具有公司控制與監督經理人的功能，故董事會的組成特性會影響公司治理機

制的運作。過去文獻常使用董事會規模、董事是否兼任 CEO、外部董事等變數，作為

公司內部治理機制與負債比率關係的探討，如 Pfeffer and Salancik（1978）發現負債比

率與董事會的規模和組成有顯著的關係。Jensen（1986）的研究顯示較高負債比率的公


－ 112 －

司，有較大的董事會規模；然而也有其他文獻支持董事會規模越大，與負債比率呈負向

關係（Berger et al., 1997；Abor and Biekpe, 2006）。本文認為董事會為公司治理機制核

心，作為防禦經理人可能損害股東權益之第一線組織單位（Daily et al., 2003），故當董

事會規模（席次）愈大時，越能夠發揮其監督管理機制，故與負債比率呈現負向關係。

假說 7：董事會規模愈大，負債比率愈低。

臺灣自 2002 年起，要求 2002 年以後上市櫃公司須設立至少二席獨立董事、一席獨

立監事，而對之前已上市櫃的公司則無要求。然而，除 2002 年後上市櫃的公司設有獨

立董監事外，亦有許多之前已上市櫃的公司紛紛主動設立獨立董監事之治理機制。現行

法規規定可任獨立董監事的基本要件計有：（1）不能在該公司任職；（2）與該公司董監

事無二等親關係；（3）選任持股不得高於 1%等。

過去多數研究顯示設置獨立董事可以有效監督公司經理人（Fama, 1980），進而降

低經營權與股權分離所產生的代理成本（Bernnan and Mcdermott, 2004; Peasnell et al.,

2006）。洪榮華等人（2005）以臺灣上市公司為研究對象，研究期間為 1995 年至 2001

年，結果顯示獨立董監事比例與負債關係並不顯著，可能因研究期間未涵蓋法令公布時

間，因此導致結果不顯著。在此範疇之下，本文將探討臺灣設置此公司治理機制能否與

國外研究相呼應，換言之，即設立獨立董監事能達成良好的公司治理以降低負債之使

用，如假說 8 所述。

假說 8：公司設有獨立董監事者，負債比率愈低。

此外，本文亦探討控制權大小對公司負債的影響，根據葉銀華、李存修、柯承恩

（2002）發現，控制股東的席次比率愈高，公司發生財務危機的可能性愈高；彭筱倩

（2004）的研究亦發現，控制股東對公司的控制力（席次控制比率）愈大，其控制權與

現金流量權的偏離會愈大。由於控制權與現金流量權偏離和負債比率呈正向關係，而席

次控制比率又和其呈正向關係，因此本文認為控制權與負債比率會呈正向關係，即控制

權愈大時愈有可能形成侵占動機，在不影響其控制權的情況下，融資決策會傾向舉債融

資，因而提高公司的財務危機。本文以控制股東在董事會所能控制的席次比率作為控制

權的代理變數，因此認為當席次控制比率愈高時，負債比率會愈高，如下列假說 9 所

述。

假說 9：席次控制比率愈高，負債比率愈高。

OECD 於 2004 年公布新六項公司治理原則，內容包括股東權益、公平對待股東、

利害關係人角色、資訊揭露透明度、董事會責任以及公司治理架構。過去研究較少將資


－ 113 －

訊透明度納入公司治理與代理問題相關之研究中，故本文將資訊透明度納入實證研究

中，以達較全面性之公司治理探討。本文認為，資訊揭露透明度愈高，公司的治理機制

愈佳，故其負債比率愈低，如假說 10 所示。

假說 10：資訊揭露透明度愈高，負債比率愈低。

參、研究設計

一、選樣準則與資料來源

本文以國內上市公司為研究對象，研究期間為 2003 年 1 月 1 日至 2010 年 12 月 31

日。由於金融產業的資本結構較為特殊，為避免實證分析上的偏誤，故本文將金融相關

產業的樣本排除在外，共獲得 697 家樣本公司的資料。

關於上市公司之財務資料與公司治理變數等資料，擷取於臺灣經濟新報資料庫之財

務資料庫與公司治理資料庫。至於資訊透明度方面，本文採用證基會「資訊揭露評鑑系

統」所提供之臺灣上市櫃公司資訊揭露透明度評比。

二、研究變數操作性定義

本文的研究變數包括三大方面，分別為資本結構（應變數）、公司治理（自變數）

及公司特性（控制變數）等變數。在過去的文獻中，皆顯示負債融資會受公司治理與公

司特性及財務因素所影響，本文主要在探討公司治理在降低代理成本上是否能替代負債

比率，故本文在所使用的公司治理變數中，分別從股權結構、董事會特性及資訊揭露透

明度等方面選取適合之變數進行探討。

在股權結構方面，選取經理人持股比率、董監事持股比率、董監事質押比率、金融

機構持股比率、股份盈餘偏離差作為解釋變數；在董事會特性方面，選取董事會規模、

獨立董事席次、席次控制比率作為解釋變數；另外，加入過去少有研究納入考慮之資訊

透明度變數，以符合公司治理原則之方針，並補公司治理相關研究之不足。在公司特性

的變數方面，選取了公司規模、總資產報酬率（ROA）、研究與發展費用率、股利發放

率與產業別作為控制變數。茲將各類變數的操作性定義分別說明如下：

（一）資本結構變數

本文以資本結構變數作為應變數，變數類別包括總負債比率、短期負債比率及長期

負債比率。廣義而言，負債比率有兩種定義，一為負債與權益的比值，一為負債與資產

的比值，但二者為一體兩面的描述，之間的數值可相互轉換，而本文係採負債資產比作


－ 114 －

為負債比率的定義。計算公式如下：

資產總額

負債總額負債比率= （1）

（二）公司治理變數

1. 股權結構變數

(1) 經理人持股比率

回顧過去探討管理階層與負債相關文獻，發現對於經理人持股與負債比

率的關係尚無一致性的定論，而本文認為經理人持股比率尚未至某一定比率

時，會有管理侵占假說的情形產生；當高於某一定之比率，轉而形成利益收

斂假說之狀況。而本文將經理人定義為內部經理人、集團經理人，持股比率

以流通在外股數為基準，為公司內部經理人或是集團經理人持股除以公司流

通在外股數，計算公式如下：

公司流通在外股數

人持有股數內部經理人或集團經理經理人持股比率= （2）

(2) 董監事持股比率

參考以往的文獻，本文認為董監事持股率過高，會造成交叉持股、金字

塔結構、決策管理上等弊端，其與負債比率可能呈現正向關係，進而提高公

司發生財務危機的機率。本文董監事持股的操作性定義係以流通在外股數為

基準，為全體董監事持股除以公司流通在外股數，計算公式如下：


全體董監事持有股數董監事持股比率= （3）

(3) 董監事質押比率

當董監事質押比率愈高，公司愈易於股價下跌時承受較高的財務風險，

使公司資金充裕程度愈低，其所需向外舉債融資的程度就愈高，故本文認為

其與負債比率呈現正向關係。本文董監事持股比率操作性定義，為全體董監

事設質股數除以全體董監事持有股數，計算公式如下：

全體董監事持有股數

全體董監事設質股數董監事質押比率= （4）


－ 115 －

(4) 金融機構持股比率

在相關文獻中，發現金融機構持股多與負債為負向的關係（Chaganti and

Damanpour, 1991；Bathala et al., 1994），而 Ang et al.（2000）亦認為金融機構

對公司具有監督效力，僅少數研究認為二者間呈正向關係（Firth, 1995）。故

本文認為金融機構持股愈高，其監督效果愈大。以流通在外股數為基準，該

持股比率定義為本國金融機構和國外金融機構持有股數除以公司流通在外股

數，計算公式如下：


外國金融機構持股本國金融機構持股金融機構持股比率

+= （5）

(5) 股份盈餘偏離差

本文以股份盈餘偏離差代表公司控制權與現金流量權之偏離，此變數主

要衡量控制股東對公司之負的侵占效果，若控制股東的控制權偏離現金量權

幅度愈大，表示負的侵占效果愈強，為其與公司負債程度呈正向關係，故企

業發生危機可能性提高。股份盈餘偏離差的定義為股份控制權減去盈餘分配

權，計算公式如下：

盈餘分配權股份控制權股份盈餘偏離差 −= （6）

其中，股份控制權又稱投票權，係最終控制者所控制之持股比率，為直

接持股比率加上間接持股比率，而間接持股比率採 LaPorta（1999）作法，以

控制鏈最末端持股比率為間接持股（不含友好集團持股）；盈餘分配權又稱現

金流量請求權，係最終控制者所享有的盈餘分配權，為直接盈餘分配權加上

各控制鏈持股比率乘積加總，而直接盈餘分配權為家族個人持股比率加上家

族未上市公司持股比率。

2. 董事會變數

(1) 董事會規模

本文認為董事會為公司治理機制核心，作為防禦經理人可能損害股東權

益之第一線組織單位（Daily et al., 2003），故當董事會規模（席次）愈大時，

越能夠發揮其監督管理機制，故與負債比率呈現負向關係。本文董事會規模

定義為董事席次加上監事席次。

(2) 獨立董監事席次

本文擬探討臺灣目前設置之獨立董監事機制是否能達到監督效果，實證

結果是否可與國外研究呼應，即獨立董監事能達到良好公司治理而減輕負債


－ 116 －

之使用。本文將獨立董事設為虛擬變數，當公司設有獨立董監事時，其變數

值為 1，反之為 0。

(3) 席次控制比率

本文採用席次控制比率作為控制股東控制權的代理變數，其意味著董事

會家族化或是內部化程度愈高，愈有可能形成侵占動機，進而有代理問題之

發生，故該變數與負債比率可能呈現正向關係。其定義為最終控制者所控制

的董監事席次除以全體董監事席次，計算公式如下：

全部董監事席次

監席次最終控制者所控制之董席次控制比率= （7）

3. 資訊透明度

根據 OECD 建構的公司治理原則，資訊透明度為重要的公司治理機制，在

實證研究上愈來愈被重視。本文將資訊透明度之變數設為虛擬變數，資料來源為

證基會「資訊揭露評鑑系統」所公布之資訊，若為資訊揭露程度較高者則設為

1；反之，資訊揭露程度較低者則設為 0。由於證基會 2003 年及 2004 年只公布

資訊揭露較高的公司，不同於 2005 年至 2010 年所採行之 A+、A、B、C、C- 的

五個級分的評等方式。由於前後評鑑標準基礎不一致，故在不刪除 2003 及 2004

年資訊透明度揭露資料下，本文參考溫育芳與蔡佳芳（2009）採行之資訊透明度

分類方式，將 2003 年及 2004 年資訊透明度較高者的虛擬變數設為 1，反之為

0；2005 年以後揭露程度為 A+、A、B 級之公司歸於透明度較高者，而為 C 與

C- 級則歸於透明度較低者。

（三）公司特性變數

為控制其他影響負債比率的因素，以避免實証結果偏誤，本文將公司規模、獲利能

力、成長力、產業別等公司特性變數作為控制變數，茲將各變數的操作性定義說明如

下：

1. 總資產報酬率（Return On Asset, ROA）

依據融資順位理論，公司的獲利能力會對融資決策有不同的影響，本文以

ROA 作為獲利能力的代理變數，以控制其對負債比率之影響。ROA 定義為稅後

淨利加上抵稅後之利息費用後除以平均資產總額，計算公式如下：

平均資產總額

稅率利息支出稅後淨利 )1( −+=ROA （8）


－ 117 －

2. 研究發展費用率

過去相關文獻認為，公司成長率與長期負債呈現正相關（ Jensen and

Meckling, 1976），而 Titman（1984）亦認為公司成長率愈高，愈會進行負債融

資。故本文以研究發展費用作為公司成長力的代理變數，成長力愈高的公司，其

負債比率會愈高。其定義為營業費用下的研究發展費除以營業收入淨額，計算公

式如下：

營業收入淨額

研究發展費用研究發展費用比率 = （9）

3. 公司規模

隨著公司規模大小的不同，會有不同的舉債能力與容量，本文將公司規模定

義為資產總額的自然對數，以控制其對負債比率的影響，其中資產總額包括流動

資產、長期投資、固定資產及其他資產，計算公式如下：

)ln(資產總額公司規模 = （10）

4. 股利發放率

Smith 與 Warner（1979）認為，股東可透過發放現金股利的方式，剝削債權

人的財富，而債權人為防止被剝削，通常會在負債契約中加入限制條款，因此股

利發放率較高的公司，會採較低的負債比率。但 Baskin（1989）則認為，過去發

放較多股利的公司，會增加公司未來的現金需求，形成較大的負債比率。本文所

採用的股利發放率變數，其定義為每股現金股利除以每股盈餘。計算公式如下：

每股盈餘

每股現金股利股利發放率 = （11）

5. 產業分類變數

臺灣證券交易所將臺灣上市公司分成 29 類產業之多，因過去許多研究只將

產業劃分高科技與傳統產業兩類，然而在高科技與傳統產業裡應該還存有資本結

構差異相當大的產業。故本文扣除金融相關產業後，嘗試透過常見的分類法，將

樣本公司大致歸類成機械及電子產業、塑膠及化學產業、營建及材料產業、交通

運輸及觀光產業、民生產業與其他產業等六大類產業，設置五個 Dummy 變數。

當 X1=1 時，表示其為機械及電子產業，否則為 0；當 X2=1 時，表示其為塑膠

及化學產業，否則為 0；當 X3=1 時，表示其為營建及材料產業，否則為 0；當

X4=1 時，表示其為交通運輸及觀光產業，否則為 0；當 X5=1 時，表示其為民生


－ 118 －

產業，否則為 0。本文根據雅虎奇摩股市類別進行縮減，大致歸類之類型如下：

表 1 本文的產業分類

產業分類產業範圍

機械及電子產業電機、電器電纜、半導體、電腦週邊、光電、通信網路、電子零組件、電子

通路、資訊服務與其他電子產業。

塑膠及化學產業塑膠、化學、生技醫療與橡膠產業。

營建及材料產業水泥、玻璃、鋼鐵及營建產業。

交通運輸及觀光產業汽車、航運、觀光與貿易百貨產業。

民生產業食品、紡織及造紙產業

其他產業油電燃氣及其他產業

資料來源：本文整理

三、分析方法

本文以負債比率（總負債比率、長期負債比率及短期負債比率）為應變數，公司治

理變數為自變數，而公司特性變數為控制變數的情況下，首先採用逐步迴歸法

（stepwise regression method）進行變數的篩選，在考量某些變數之重要性後，再將變數

加入 OLS 模型之中。為避免共線性的問題，本文採用變異數膨脹因子（variance

inflation factors，以下簡稱 VIF）與容忍值（Tolerance，以下簡稱 TOL），進行變數間關

聯性與線性重合之檢驗。本文排除於 VIF 檢定中膨脹係數高於 5 的變數，並排除 TOL

值低於 0.2 的公司治理變數，以避免造成模式結果偏誤之情形。

在排除共線性的問題後，本文以複迴歸分析法進行公司治理變數與負債比率關係之

驗證，所採用的迴歸模型包括 logistic 模型與 OLS 估計的模型。由於過去文獻多使用

OLS 法進行迴歸分析，而負債比率為百分率的資料型態，其值介於 0 至 1 之間，並不符

合 OLS 的假設。故本文主要採用 logistic 迴歸分析進行實證，並與 OLS 法的結果進行

比較。

此外，為瞭解整體公司治理變數對負債比率的影響，本文將前述迴歸模型中係數顯

著的公司治理變數進行主成份分析，以建立公司治理的綜合指標，該指標以第一主成份

的線性組合作為基礎。在求算出各樣本公司的治理指標數後，再將其視為自變數而放入

迴歸模型中，進行整體公司治理機制與負債比率關係之探討，以驗證公司治理是否與負

債比率呈現負向關係，即二者在降低代理問題上是否具有替代性。


－ 119 －

肆、實證結果分析

一、敘述統計分析

扣除金融相關產業之公司後，在本文的研究樣本中，2003 至 2010 年之年度資料齊

全之上市公司共 697 家，總計 5,576 筆觀察值。表 2 陳述研究變數之基本統計量，在應

變數中，總負債比率平均為 37.89%，長期負債比率平均為 11.15%，短期負債比率平均

為 26.75%，標準差分別為 17.11%、10.59%與 15.57%，可見國內上市公司傾向使用短期

負債的特性。

在股權結構變數方面，經理人持股比率、董監事持股比率、董監事質押比率、金融

機構持股比率與股份盈餘偏離差分別平均為 1.63%、23.47%、11.15%、1.95%與

6.32%，其標準差分別為 2.75%、14.66%、19.81%、3.37%與 10.79%。在董監事持股與

質押方面，竟有樣本公司的比率高達 99%以上，可知國內某些上市公司之董監事持股與

質押比率偏高；而股份盈餘偏離差最高也有 79.96%的偏離程度。

在董事會特性而言，董事會規模平均是 9.6830 席，標準差為 2.7449，獨立董監事

的設立與否平均為 39.41%，這樣的設立程度相對性是偏低的。在席次控制比率方面，

平均為 61.94%，標準差為 21.99%，可見國內上市公司的席次控制權是偏高的。在資訊

透明度方面，平均為 56.06%，標準差為 49.64%，表示資訊透明度高與低的樣本公司大

致相等。而公司特性變數方面，ROA、研究發展費用比率、公司規模與股利率發放率平

均分別為 6.02%、3.20%、15.66（Ln 仟元）與 31.23%。

二、迴歸分析

為驗證股權結構、董事會特性、資訊透明度等變數與公司負債比率之關係，本文除

進行 OLS 複迴歸分析外，亦進行 logistic 迴歸分析，表 3 為 logisitc 迴歸模型與 OLS 模

型的估計結果，在總負債比率的模型中，類判定係數及調整後判定係數分別為 0.0339

及 0.2355。此外，所有變數之 VIF 值皆低於 5 且 TOL 值皆高於 0.2，顯示變數間沒有共

線性的問題。

表 3 所示為公司治理變數中的股權結構變數，依 logistic 迴歸分析顯示，經理人持

股比率方面，其與總負債以及短期負債比率皆呈現顯著正向關係，但與長期負債比率呈

現顯著負向關係。此外，經理人持股比率平方項與負債比率的關係，恰與一次項的結果

相反，表示當經理人持股的比率達到某水準，將使其與負債比率的關係反轉。就經理人

持股比率與總負債及短期負債關係的解釋為，當經理人持股比率在較低的水準時，較容

易產生權益代理的問題，公司在此情況下會採較高的舉債融資以督促經理人的努力程


－ 120 －

度，所以經理人持股比率與負債比率呈現正向關係；但當經理人持股達某一較高水準後，

當經理人的持股比率愈高時，公司不必再以較高的舉債融資來監督經理人，因經理者持股

比率提高至某一程度後，其利益會與公司利益達成一致，即符合所謂的利益收斂假說。

表 2 研究變數的樣本統計量

變數名稱平均數標準差最小值最大值

總負債比率 0.3789 0.1711 0.0127 0.9913

長期負債比率 0.1115 0.1059 0.0000 0.7096

短期負債比率 0.2675 0.1557 0.0014 0.9607

經理人持股比率 0.0163 0.0275 0.0000 0.3355

經理人持股比率平方項 0.0010 0.0047 0.0000 0.1126

董監持股比率 0.2347 0.1466 0.0013 1.0000

董監質押比率 0.1115 0.1981 0.0000 0.9997

金融機構持股比率 0.0195 0.0337 0.0000 0.3261

股份盈餘偏離差 0.0632 0.1079 0.0000 0.7996

董事會規模 9.6830 2.7449 1.0000 29.0000

獨立董監席次（虛擬變數） 0.3941 0.4887 0.0000 1.0000

席次控制比率 0.6194 0.2199 0.0833 1.0000

資訊透明度（虛擬變數） 0.5606 0.4964 0.0000 1.0000

ROA 0.0602 0.1002 -1.0577 0.8576

研究發展費用比率 0.0320 0.1833 0.0000 9.9730

公司規模（Ln 仟元） 15.6552 1.2705 11.5951 20.8904

股利發放率 0.3123 0.3015 0.0000 243.9000

資料來源：本文整理

但就長期負債比率而言，其與經理人持股比率關係恰好與總負債及短期負債的情況

相反，其可能原因除經理人須考量公司受限於可供抵押以舉長債的資產價值外，在總負

債固定的情況下，因短期融資的資金成本較低，多數公司偏好短期融資，故經理人會使

用較多的短期舉債去取代長期舉債，藉此提高公司的經營績效，因而使經理人持股比率

與長期負債比率成為負向的關係。但當經理人的持股達到某水準後，因短期舉債的財務

風險較高，經理人為避免公司破產的風險，會減少短期負債而增加長債的使用，故形成

反轉的型態。

此外，OLS 迴歸分析結果與 logistic 分析相呼應，符合倒 U 型關係之結果

（McConnell and Servaes, 1995;Short and Keasey, 1999），意味著經理人持股比率尚未至

某一水準時，會有管理侵占假說的情形產生；當高於某一定之比率，轉而形成利益收斂


－ 121 －

假說之狀況（Jensen and Meckling, 1976;Jensen, 1986; Berger et al., 1997）。就公司的總負

債而言，本文的假說 1 及假說 2 可獲得驗證，即「經理人持股比率愈高，負債比率愈

高」及「經理人持股比率的平方項愈大，負債比率愈低」。

在其他股權結構變數方面，董監事持股比率及董監事質押比率，與總負債、長期負

債以及短期負債比率皆呈現顯著正向關係；在 OLS 迴歸分析方面，除董監事持股比率

與長期負債比率關係的顯著性較低外，其餘迴歸係數的符號與顯著性皆與 logistic 迴歸

結果一致。前述結果與多數研究結果相符（陳淑萍, 1998；陳香蘭和楊盈芊, 2008），意

味著董監事持股或質押比率過高，容易造成管理決策上的弊端，為避免股權稀釋而造成

權力流失，因此便傾向負債融資而非權益融資，故形成二者與負債比率為正向的關係。

依此部份的實證結果而言，本文的假說 3 及假說 4 可獲得支持，即「董監事持股比率愈

高，負債比率愈高」，以及「董監事質押比率愈高，負債比率愈高」。

在金融機構持股方面，透過 logistic 分析發現其與總負債及短期負債比率呈現負向

關係，但與長期負債比率呈現正向關係。由於金融機構具有專業知識可以有效監督公

司，因而可降低負債的使用，二者間具有替代的效果，所以金融機構持股比率愈高，總

負債比率愈低。但因金融機構對財務風險的敏感度高於公司的經營者，故會傾向採用較

多的長債而減少短期舉債的使用，故金融機構持股比率愈高，短期負債比率愈低。前述

實證結果與 Chaganti and Damanpour（1991）及 Bathala et al.（1994）研究結果相符，其

認為金融機構持股愈多，其監督力量愈大，在降低代理問題上具有效果；此外，Ang et

al.（2000）亦認為金融機構比其他外部利害關係人更具能力與誘因監督公司以避免破產風

險發生。故本文的假說 5 可以獲得支持，即「金融機構持股比率愈高，負債比率愈低」。

最後，在控制權與現金流量權之偏離（股份盈餘偏離差）方面，僅與 logistic 模型

的長、短期負債比率有顯著的關係，其雖與 OLS 模型的長期負債比率存在關係，但顯

著性僅達 10%，顯示此變數對公司舉債融資決策的影響不大，故本文的假說 6「控制權

與現金流量權偏離越大，負債比率越高」的假說無法被支持。

在表 3 中之董事會方面的公司治理變數，如董事會規模的變數在 logistic 及 OLS 模

型時，皆與總負債比率及短期負債比率為顯著負向關係，而與長期負債比率呈現正向關

係。董事會規模與總負債及短期負債比率呈現負向關係，意味著董事會規模愈大的公

司，因為董監事席次愈多，越能增強預防經理人可能損害股東權益之效果，故對公司的

監理機制愈強，因此公司可傾向減少舉債，與相關文獻研究結果相符（Berger et al.,

1997；Abor and Biekpe, 2006）。由於董事會規模愈大，公司治理的機制愈強，愈能減緩

公司融資決策的短視行為，因而減少短期負債的使用以降低公司的財務風險，故在總負

債不變的情況下，長期負債比率會與董事會規模呈正向關係。就總負債而言，本文的假

說 7「董事會規模愈大，負債比率愈低」可以成立。


－ 122 －

在獨立董監席次方面，依 logistic 分析結果顯示，其與總負債及短期負債比率呈現

顯著正向關係，與長期負債比率則呈現顯著負向關係，而 OLS 模型的結果與 logistic 模

型類似，只是獨立董監席次與總負債比率的關係不顯著，此結果與過去文獻的結果有所

不同（Fama, 1980；Bernnan and Mcdermott, 2004；Peasnell et al., 2006；劉惠文, 2009）。

依學理而言，設立獨立董監事可加強公司的治理機制，有助於降低代理問題，應與負債

比率呈現負向關係，即在降低代理問題上具有替代性。然臺灣法令於 2002 年才要求其

後上市櫃的公司需設有獨立董監事，但並未強制要求已上市櫃公司也必須設立，且多數

公司的獨立董監事制度僅流於形式，因此獨立董監事的機制尚未發揮其應有的功能，故

本文的假說 8「獨立董監事愈多，負債比率愈低」的假說無法被支持。

在席次控制比率方面，除與 OLS 模型中長期負債比率的關係不顯著外，其皆與總

負債、長期負債及短期負債比率呈現顯著的負向而非正向的關係，故不符合本文的研究

假說 9。探究其因，可能由於臺灣上市公司存在許多家族集團企業，而當董事會的家族

內部化程度愈高時，家族成員基於維持公司永續經營及商譽，使家族公司有更強的誘因

降低財務風險，故席次控制比率與負債比率呈現負向的關係，即透過穩定的現金流量而

降低債權人的風險時，債權人所要求的負債融資成本會較低（Anderson et al.,2003），進

而使家族公司愈傾向降低負債之使用。

在資訊透明度之揭露方面，無論是 logistic 與 OLS 分析研究結果皆與總負債、長期

負債及短期負債比率呈現顯著負向關係，由其可知資訊揭露較高的公司，因資訊不對稱

的降低，使得公司資訊透明化進而減低經理人與股東之間的權益代理問題，故其與公司

負債比率呈負向關係。在此情況下，本文的假說 10「資訊揭露透明度較高，負債比率

較低」可獲得驗證。

在公司特性變數方面，如表 3 所示，公司規模與負債比率呈現正向關係，而

ROA、研發費用比率與股利發放率，除 OLS 模型中股利發放率與短期負債比率關係不

顯著外，其餘皆與總負債、長期負債及短期負債比率呈現顯著負向關係，故控制變數的

結果與過去研究文獻相符。在產業變數方面，本文有別於過去文獻將產業二分的作法，

而將產業分為六大類，藉以控制更多產業對負債的影響。然產業間的結構及特性差異

大，除因「其他產業」所有的虛擬變數皆為 0 而未呈現在表 3 外，在表中所列的五種產

業，顯示產業因素對公司負債比率的影響各有不同，但皆呈現顯著的關係。

綜上所述，在本文的研究假說中，除假說 6、假說 8 及假說 9 無法獲得驗證外，其

餘假說皆可獲得支持。此外，在公司治理變數中與負債比率呈現顯著負向關係的，計有

股權結構方面的「經理人持股比率平方項」與「金融機構持股比率」、董事會結構方面

的「董事會規模」，以及資訊揭露方面的「資訊透明度」變數，顯示其在降低代理問題

上與負債存在替代性的關係。


－ 123 －


－ 124 －


－ 125 －

接著，為瞭解整體公司治理機制對公司舉債程度之影響，本文建立一套公司治理機

制的綜合指標，並進行其與公司負債比率關係之探討。本文將前述迴歸模型中係數顯著

的股權結構、董事會特性及資訊透明度等變數進行主成份分析，採用第一主成份的線性

組合作為公司治理的綜合指標，所得線性組合之方程式如（12）式所示，其解釋能力為

21.75%。

INFOCONRSINDPDSSIZEFINR

DSSDRDSSRMR

0344.05974.05832.01290.01121.0

4214.01058.02896.0

+−+++

−+=公司治理綜合指標

（12）

其中，MR 為經理人持股比率，DSSR 為董監事持股比率，DSSDR 為董監事質押比

率，FINR 為金融機構持股比率，DSSIZE 為董事會規模，INDP 為獨立董監事設置與

否，CONRS 為席次控制比率，INFO 為資訊透明度。在求算各樣本公司的治理指標值

後，再將其視為自變數放入迴歸模型探中探討整體公司治理機制與負債比率的關係。

表 4 為公司治理綜合指標與負債比率的迴歸分析結果，就 logistic 及 OLS 模型的

類判定係數及調整後判定係數而言，分別為 0.0280 及 0.1903。但不論 logistic 或 OLS

模型，結果皆顯示公司治理綜合指標與總負債比率、長期負債比率及短期負債比率呈現

顯著的負向關係，意味著公司的治理機制愈佳，負債比率愈低，除可達到監督公司經理

人的目的外，亦可降低公司的財務風險。綜上所述，本文認為公司治理機制愈佳，愈能

減少負債融資，其在減輕代理問題上與負債融資具有替代性的關係。

在 logistic 及 OLS 模型優劣的比較方面，雖然 logistic 模型較符合負債比率的資料

特性，但類判定係數卻未較 OLS 模型的調整判定係數為佳，此與本文原先的預期不

同，故 logistic 模型未必優於 OLS 估計法。此外，本文在採用公司治理綜合指標進行迴

歸分析時，因僅考量顯著的變數，因此 logistic 及 OLS 模型的類判定係數或調整後判定

係數，皆低於考量所有個別公司治理變數的迴歸模型。


－ 126 －


－ 127 －

伍、結論與建議

一、研究結論

夲文主要探討公司治理與舉債融資在降低代理問題上是否具有替代性，即驗證二者

是否存在負向的關係。經實證結果發現，在公司治理變數中與負債比率呈現顯著負向關

係的，計有股權結構方面的「經理人持股比率平方項」與「金融機構持股比率」、董事

會結構方面的「董事會規模」，以及資訊揭露方面的「資訊透明度」變數，顯示其在降

低代理問題上與負債存在替代性的關係。

最後，為全面性瞭解公司治理對公司舉債程度的影響，本文以主成份分析法建立一

套公司治理機制的綜合指標，再進行其與負債比率關係的探討。依迴歸分析結果顯示，公

司治理綜合指標與總負債比率、長期負債比率及短期負債比率皆呈現顯著的負向關係。

綜上所述，本文認為公司治理機制與負債融資在降低代理問題上，二者具有替代性

的關係，即公司的治理機制愈佳時，負債比率可愈低，除可達到監督公司經理人的目的

外，亦可降低公司的財務風險，故在同時顧及權益代理與負債代理問題下，最根本的作

法應為加強公司的治理機制。

本文主要的貢獻有三，其一為納入多數文獻未考量之資訊揭露變數，以補充過去文

獻之不足；其二為建立公司治理的綜合指標，再進行其與負債比率關係之驗證，此為與

過去相關研究最大的不同之處。最後，雖然本文 logistic 迴歸模型的實證結果並不理

想，但可與過去研究慣用的 OLS 估計模型進行比較，以提供後續研究在實證分析方法

上之參考。

二、研究限制

雖然過去文獻認為提高舉債融資程度，可達降低代理問題的效果，但由於代理問題

屬於心理層面的抽象觀念，不易以可操作的變數進行定義或衡量，故本文僅能引用理論

文獻中舉債融資與代理問題的關係，進而去推論當公司治理與舉債融資具顯著的負向關

係時，公司治理機制在降低代理問題上，與舉債融資具有替代性關係。

此外，本文所使用之公司治理變數的「資訊揭露透明度」資料，取自證券暨期貨市

場發展基金會（證基會）所設置的「資訊揭露評鑑系統」。該評鑑系統於 2003 年第一次

開始針對國內首次上市櫃公司資訊揭露情形所作之透明度評比，2003 年與 2004 年所評

比之名單，僅公布資訊揭露較為透明之公司，但自 2005 年以後，採用五等級公布所有

受評公司之揭露透明結果。由於各年評比之級數不一，本文參照溫育芳與蔡佳芳

（2009）對於資訊揭露之分類，採用二分法，將資訊透明度區分為較高與較低兩類，可


－ 128 －

能造成不同年度資料間評鑑標準不一致之問題。

由於公司治理變數的涵蓋面很廣，而本文在建立公司治理機制的綜合性指標時，僅

將與舉債融資具顯著關係的公司治理變數納入，可能無法精確衡量公司治理機制好壞之

程度。

三、建議

（一）對企業之建議

為降低代理問題之發生，公司可提高經理人之持股比率，使管理者亦基於股東身份

而與公司利益歸於一致，便可降低代理成本而使公司價值提升；其次，增加金融機構持

有該公司之股權，因金融機構具有專業知識，具有效之監督機制，可取代舉債融資在監

督經理人之功能；接著，可提升董監事席次以擴大董事會規模，透過多人監理與決策達

成制衡，使得公司不因少數董監事而有代理衝突發生；最後，資訊透明度的揭露程度愈

高，愈會減少股東與經理階層的資訊不對稱問題，如此一來，便可使市場發揮監督機

制。

綜上所述，除降低董監事持股及質押比率對公司治理負面之影響因素外，可朝向提

高經理人持股、金融機構持股及資訊透明度等方面著手，在良好的公司治理機制下，可

同時降低權益代理及負債代理問題，以避免舉債融資所可能引發的財務危機，以提高公

司經營績效並能永續經營。

（二）對後續研究之建議

本文之實證內容，並未探討在公司治理取代舉債融資時，公司所能降低的代理成本

為何，以及在此情況下其是否能提升公司的價值，此可作為後續研究者未來研究方向之

參考。此外，本文在逐步迴歸過程所剔除之變數，如大股東持股比率、盈餘分配權、家

族控制等變數，礙於共線性之問題而予以剔除，但其仍有研究價值之空間，盼後續研究

能排除共線性的問題而將其納入考量。

本文的研究限制計有資訊透明度變數資料的期間過短、獨立董監事相關法令實施的

時間不長，以及家族控制型態不易掌握等問題，使部份實證結果無法與過去文獻相呼

應，後續研究者往後如能拉長研究期間，當能獲得較為穩定及系統性的發現。

參考文獻

一、中文部份

1. 洪榮華、陳香如、柯璟瑩(2005)，「從代理理論的角度探討董事會特性、股權結構與負債之關聯性」，管


－ 129 －

理與系統，12：4，33-53。

2. 陳香蘭、楊盈芊(2008)，「股權結構與負債之關聯性」，臺灣企業績效學刊，2：1，55-71。

3. 陳淑萍(1998)，「從代理理論的觀點探討所有權結構與資本結構的關係」，碩士論文，國立中央大學企業

管理研究所。

4. 彭筱倩(2004)，「盈餘管理與公司治理關聯性之研究-以我國財務危機公司為例」，碩士論文，國立政治大

學會計研究所。

5. 溫育芳、蔡佳芳(2009)，「資訊揭露透明度對公司危機預警模型的重要性」，臺灣金融財務季刊，10：1，

107-139。

6. 葉銀華、李存修、柯承恩(2002)，公司治理與評等系統，台北：商智文化。

7. 劉惠文(2009)，「公司治理與資本結構之關聯性：台灣中小企業之實證」，碩士論文，暨南國際大學財務

金融學系研究所。

二、英文部份

1. Abor, J. and N. Biekpe (2006), “Does Board Characteristics Affect the Capital Structure Decisions of Ghanaian

SMEs?,” Corporate Ownership & Control, 4:1, 113-118.

2. Agrawal, A. and N. J. Nagarajan (1990), “Corporate Capital Structure, Agency Costs, and Ownership Control:

The Case of All-equity Firms,” The Journal of Finance, 45:4, 1325-1331.

3. Anderson, R. C., S. A. Mansi and D. M. Reeb (2003), “Founding Family Ownership and the Agency Cost of

Debt,” Journal of Financial Economics, 68:2, 263-285.

4. Ang, J. S., R. A. Cole and J. W. Lin (2000), “Agency Costs and Ownership Structure,” Journal of Finance, 55:1,

81-106.

5. Baskin, J. (1989), “An Empirical Investigation of the Pecking Order Hypothesis,” The Journal of the Financial

Management Association, 18:1, 26-35.

6. Bathala, C. T., K. P. Moon and R. P. Rao (1994), “Managerial Ownership, Debt Policy, and the Impact of

Institutional Holdings: An Agency Perspective,” The Journal of the Financial Management Association, 23:3,

38-50.

7. Berger, P. G.., E. Ofek, and D. L. Yermack (1997), “Managerial Entrenchment and Capital Structure Decisions,”

The Journal of Finance, 52:4, 1411-1438.

8. Chaganti, R. and F. Damanpour (1991), “Institutional Ownership, Capital Structure, and Firm Performance,”

Strategic Management Journal, 12:7, 479-491.

9. Daily, C. M., D. R. Dalton and A. A. Jr. Cannella (2003), “ Corporate Governance: Decades of Dialogue and

Data,” Academy of Management Review, 28:3, 371-382.

10. Du, J. and Y. Dai (2005), “Ultimate Corporate Ownership Structures and Capital Structures: Evidence from East


－ 130 －

Asian Economies,” Corporate Governance: An International Review, 13:1, 60-71.

11. Fama, E. F. (1980), “Agency Problems and the Theory of the Firm,” Journal of Political Economy, 88:2, 288-

307.

12. Firth, M. (1995), “The Impact of Institutional Stockholders and Managerial Interests on the Capital Structure of

Firms,” Managerial and Decision Economics, 16:2, 167-175.

13. Friend, I. and L. H. P. Lang (1988), “An Empirical Test of the Impact of Managerial Self-interest on Corporate

Capital Structure,” Journal of Finance, 43:2, 271-281.

14. Grossman, S. J. and Hart, D. O. (1982), Corporate Financial Structure and Managerial Incentives, National

Bureau of Economic Research, Inc.

15. Grossman, S. J. and O. D. Hart (1980), “Takeover Bids, the Free-rider Problem, and the Theory of the

Corporation,” Bell Journal of Economics, 11:1, 42-64.

16. Harris, M. and A. Raviv (1988), “Corporate Governance: Voting Rights and Majority Rules,” Journal of

Financial Economics, 20:1/2, 203-235.

17. Jensen, M, C. and W. H. Meckling (1976), “Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and

Ownership Structure,” Journal of Financial Economics, 3:4, 305-360.

18. Jensen, M. C. (1986), “Agency Costs of Free Cash Flow, Corporate Finance, and Takeovers,” The American

Economic Review, 76:2, 323-329.

19. Jensen, M. C. and R. S. Ruback (1983), “The Market for Corporate Control: The Scientific Evidence,” Journal

of Financial Economics, 11:1-4, 5-50.

20. McConnell, J. J. and H. Servaes (1995), “Equity Ownership and the Two Faces of Debt,” Journal of Financial

Economics, 39:1, 131-157.

21. Mehran, H.(1992), “Executive Incentive Plans, Corporate Control, and Capital Structure,” Journal of Financial

& Quantitative Analysis, 27:4, 539-560.

22. Morck, R., A. Shleifer and R. W. Vishny (1988), “Management Ownership and Market Valuation: An Empirical

Analysis,” Journal of Financial Economics, 20, 293-315.

23. Peasnell, K. V., P. F. Pope and S. E. Young (2006), “Do Outside Directors Limit Earnings Management?,”

Corporate Finance Review, 10:5,5-10.

24. Pfeffer, J. and Salancik, G. R. (1978), The External of Organizations: A Resource-dependence Perspective, New

York:Harper & Row.

25. Short, H. and K. Keasey (1999), “Managerial Ownership and the Performance of Firms: Evidence from the

UK,” Journal of Corporate Finance, 5:1, 79-101.

26. Smith, C. W. and J. B. Warner (1979), “On Financial Contracting: An Analysis of Bond Covenants,” Journal of

Financial Economics, 7:2, 117-161.

公司治理與舉債融資在降低代理問題替代性 之探討 ·...

Documents

公司治理與舉債融資在降低代理問題替代性之探討 ·...