【文章內(nèi)容簡介】 TMownDum1=1，若高階管理者（董事長、總經(jīng)理）持股介于5%10%之間；否則為0。 TMownDum2=1，若高階管理者（董事長、總經(jīng)理）持股大于10%以上；否則為0。（二）樣本選取本文有關(guān)的資料來自各上市公司股東會年報和臺灣經(jīng)濟(jì)新報文化事業(yè)股份有限公司數(shù)據(jù)庫。選樣準(zhǔn)則如下：樣本乃選取在臺灣證券交易所的上市公司。研究期間從民國85年至87年。共計17個類股（水泥、食品、塑料、紡織纖維、電機(jī)機(jī)械、電器電纜、化學(xué)工業(yè)、玻璃陶瓷、造紙、鋼鐵、橡膠、汽車、電子、營造建材、運(yùn)輸、觀光、百貨貿(mào)易、其它）。金融保險類股由于會計處理方法與一般行業(yè)迥異，無法以其財務(wù)報表資料估算本文變量，故予以刪除。在這段期間內(nèi)，每年底的股票報酬率、會計報酬及相關(guān)所有權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會組成資料可以獲得。每一公司每一年度高階管理者離職只選取一個樣本（同一年度發(fā)生兩次離職者，以第一個樣本為選取標(biāo)的）。四、樣本敘述性統(tǒng)計本文研究期間由民國85至87年，故樣本取自84至86年年底的資料，表2顯示本文各年度的個別樣本數(shù)，三年共有883個樣本。表2：樣本來源表樣本年度 84年 85年 86年樣本數(shù)合計 254 302 327表3為樣本中各項董事會特性、股權(quán)結(jié)構(gòu)變量的簡單敘述性統(tǒng)計。由表中可以看出，臺灣上市公司在此三年的樣本期間股價報酬率的波動性很大，%，%。另外，針對高階管理者持股的部份，%、%。此數(shù)字與國內(nèi)所做的有關(guān)研究相去不遠(yuǎn)，例如：林峰成（民85年）%，孫秀蘭（民85年）做出的高階管理者（實際參與業(yè)務(wù)董事及經(jīng)理人）%。然而，此數(shù)字相對于國外的研究高出甚多，例如：Dahya et al.（1998）%。在董事會特性變量方面，可以看出外部董事的比率，在本文中平均數(shù)達(dá)到56%，比起國外的相關(guān)研究高了將近10個百分點，例如：Dahya et al.（1998）的研究指出外部董事平均數(shù)為45%；Denis et al.（1997）的研究指出外部董事平均數(shù)為47%。然而，我國董事會中外部董事所占的實際比率應(yīng)該遠(yuǎn)低于此數(shù)字，此乃因為我國股東會年報若干公司并未揭露其全部的經(jīng)理人數(shù)，并且股東會年報中無法辨識出家族董事所致。至于，即在我國約莫有四分之一的上市公司是董事長兼任總經(jīng)理，此數(shù)字遠(yuǎn)高于國外Dahya et al.（1998）。在股權(quán)結(jié)構(gòu)變量方面，可以看出在我國上市公司機(jī)構(gòu)法人的持股占有相當(dāng)高的比重，%。此研究結(jié)果與國內(nèi)其它研究差異不大，例如：楊俊中（民86年）的研究指出機(jī)構(gòu)法人（公司法人加上其它法人）%。然而，此數(shù)字比起國外的相關(guān)研究仍有一段差距，例如：Denis et al.（1997）%。，即平均而言在我國100家上市公司中只有13家具有大股東，此數(shù)字遠(yuǎn)低于國外Denis et al.（1997）。進(jìn)一步與葉銀華（民88年）之家族企業(yè)研究比對，發(fā)現(xiàn)這些有大股東存在的公司多為家族色彩較淡的公司（請參考附錄一）。故我國大股東平均數(shù)偏低，可能肇因于國內(nèi)上市公司多為家族企業(yè)，而家族成員掌握了大多數(shù)公司的股權(quán)，進(jìn)而減少了流通在外的股權(quán)。 表3： 各自變量的敘述性統(tǒng)計表 各變量 平均數(shù) 中位數(shù) 最小值 最大值股價報酬率 % % % %調(diào)整后每股盈余 董事長持股比 % % % %總經(jīng)理持股比 % % 0% %外部董事比率 56% 60% 0% 96% 董事長兼任總經(jīng)理 23% 0 0 1機(jī)構(gòu)法人持股比 % % 0% %大股東的存在 13% 0 0 1注：董事長兼任總經(jīng)理與大股東的存在采用Dummy Variable本文每一年只選取第一次離職樣本，研究期間共發(fā)生了97次的董事長離職以及180次的總經(jīng)理離職，總經(jīng)理離職的頻率約為董事長的兩倍。由表4可以看出，臺灣上市公司高階管理者離職多半發(fā)生在高階管理者持股比率低于10%以下。董事長及總經(jīng)理約莫有95%的離職發(fā)生在持股比率低于10%以下。并且，持股比率越低離職發(fā)生的比率就越大。董事長有將近一半的離職發(fā)生在持股比率低于1%以下；總經(jīng)理則是有73%的離職發(fā)生在持股比率低于1%以下。而對于持股比率大于10%以上的樣本，不論是董事長或總經(jīng)理，其離職發(fā)生的比率都相當(dāng)?shù)牡?，約莫只占樣本數(shù)的5%。此結(jié)果與國外研究相當(dāng)一致，即高階管理者持股比率越高，離職發(fā)生的機(jī)會就越低；并且當(dāng)高階管理者持股比率在10%以上時，離職比率會急速下降?？傮w而言，表4的結(jié)果似乎暗示著在臺灣的上市公司中，當(dāng)高階管理者持股大于10%時，固守職位的效果即可能發(fā)生。是否真是如此？本文將進(jìn)一步以logistic model驗證高階管理者持股比率所造成固守職位的效果是否顯著。 表4：高階管理者持股比與離職發(fā)生的比率高階管理者持股比總經(jīng)理發(fā)生離職個數(shù)總經(jīng)理發(fā)生離職占離職樣本%1% 132 73%1%5% 29 16%5%10% 11 6%10%30% 8 5%30% 0 0%總計 180100%肆、 實證結(jié)果與分析一、Logistic Model實證結(jié)果本部分藉由前述所建立之Logistic Model，來探討績效、董事會組成特性與股權(quán)結(jié)構(gòu)等變量對高階管理者離職機(jī)率的影響。表5列示以總經(jīng)理離職作為應(yīng)變量之回歸分析實證結(jié)果。綜合表5之實證結(jié)果，可以得知績效與高階管理者本身持股對于高階管理者離職的機(jī)率呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)，此實證結(jié)果與研究假說一、二的預(yù)期相一致。對于總經(jīng)理而言，大股東、外部董事對其有發(fā)揮一定的監(jiān)督效果，與研究假說6的預(yù)期一致。至于其它因素對于總經(jīng)理離職，并未具有顯著的影響力，可能原因如下：機(jī)構(gòu)法人持股比率不論對董事長或是總經(jīng)理而言，結(jié)果并不顯著，可能因為國外機(jī)構(gòu)法人持股比率相對于國內(nèi)機(jī)構(gòu)法人高出甚多，而國內(nèi)高階管理者持股比率相對于國外高階管理者又高出甚多，故機(jī)構(gòu)法人的影響力可能相較于國外就不明顯了。 董事長兼任總經(jīng)理此一變量不顯著的原因，可能是因為國內(nèi)若干上市公司的董事長與總經(jīng)理雖非由同一人員所擔(dān)任，但公司的總經(jīng)理與董事長彼此之間卻是具有親屬關(guān)系，故雖無董事長兼任總經(jīng)理的情事，但實際上與同一人員擔(dān)任并無太大差異。然而，國內(nèi)上市公司的公開說明書并非年年可取得，故此資料實際上有其取得之困難。經(jīng)由表6的logistic模型之實證結(jié)果，發(fā)現(xiàn)高階管理者持股比率仍然與其離職的機(jī)率呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)。但前期股價（會計）績效與高階管理者持股比率交互作用下的系數(shù)，有些系數(shù)已經(jīng)變成正，而即使系數(shù)依然為負(fù)者，其顯著水準(zhǔn)也有明顯的下降，甚至變得不具顯著性。因此我們可以推論在高階管理者持股大于5%的所有權(quán)類型下，高階管理者離職機(jī)率與前期績效之間原本顯著的負(fù)相關(guān)已被削弱甚至完全不存在。此研究結(jié)論與Dahya et al.（1998）及Denis et al.（1997）所做出的結(jié)果相同。本文以臺灣上市公司之實證資料發(fā)現(xiàn)，高階管理者持股比率的確減少了內(nèi)部控管的效力，我們預(yù)期在管理者具有高度所有權(quán)之公司，績效好壞對高階管理者離職之影響會變得較不顯著。亦即，當(dāng)高階管理者持股比率高時，產(chǎn)生的固守職位效果，使得公司要免除一位不良績效的高階管理者更形困難。對于總經(jīng)理而言外部董事比率與大股東的存在依然對其有一定的監(jiān)督效果，然而對于董事長而言，其它的自變量依然是不具顯著性。 表5：績效與高階主管離職之實證結(jié)果自變量