【文章內容簡介】 um1=1，若高階管理者（董事長、總經理）持股介于5%10%之間；否則為0。 TMownDum2=1，若高階管理者（董事長、總經理）持股大于10%以上；否則為0。（二）樣本選取本文有關的資料來自各上市公司股東會年報和臺灣經濟新報文化事業(yè)股份有限公司數(shù)據(jù)庫。選樣準則如下：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、電機機械、電器電纜、化學工業(yè)、玻璃陶瓷、造紙、鋼鐵、橡膠、汽車、電子、營造建材、運輸、觀光、百貨貿易、其它）。金融保險類股由于會計處理方法與一般行業(yè)迥異，無法以其財務報表資料估算本文變量，故予以刪除。在這段期間內，每年底的股票報酬率、會計報酬及相關所有權結構、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、股權結構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)字與國內所做的有關研究相去不遠，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)務董事及經理人）%。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)達到56%，比起國外的相關研究高了將近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該遠低于此數(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理，此數(shù)字遠高于國外Dahya et al.（1998）。在股權結構變量方面，可以看出在我國上市公司機構法人的持股占有相當高的比重，%。此研究結果與國內其它研究差異不大，例如：楊俊中（民86年）的研究指出機構法人（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)字遠低于國外Denis et al.（1997）。進一步與葉銀華（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，進而減少了流通在外的股權。 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 % % % %調整后每股盈余 董事長持股比 % % % %總經理持股比 % % 0% %外部董事比率 56% 60% 0% 96% 董事長兼任總經理 23% 0 0 1機構法人持股比 % % 0% %大股東的存在 13% 0 0 1注：董事長兼任總經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次的總經理離職，總經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理，其離職發(fā)生的比率都相當?shù)牡?，約莫只占樣本數(shù)的5%。此結果與國外研究相當一致，即高階管理者持股比率越高，離職發(fā)生的機會就越低；并且當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的結果似乎暗示著在臺灣的上市公司中，當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理發(fā)生離職個數(shù)總經理發(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、 實證結果與分析一、Logistic Model實證結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結構等變量對高階管理者離職機率的影響。表5列示以總經理離職作為應變量之回歸分析實證結果。綜合表5之實證結果，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率呈現(xiàn)顯著的負相關，此實證結果與研究假說一、二的預期相一致。對于總經理而言，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的預期一致。至于其它因素對于總經理離職，并未具有顯著的影響力，可能原因如下：機構法人持股比率不論對董事長或是總經理而言，結果并不顯著，可能因為國外機構法人持股比率相對于國內機構法人高出甚多，而國內高階管理者持股比率相對于國外高階管理者又高出甚多，故機構法人的影響力可能相較于國外就不明顯了。 董事長兼任總經理此一變量不顯著的原因，可能是因為國內若干上市公司的董事長與總經理雖非由同一人員所擔任，但公司的總經理與董事長彼此之間卻是具有親屬關系，故雖無董事長兼任總經理的情事，但實際上與同一人員擔任并無太大差異。然而，國內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。經由表6的logistic模型之實證結果，發(fā)現(xiàn)高階管理者持股比率仍然與其離職的機率呈現(xiàn)顯著的負相關。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)已經變成正，而即使系數(shù)依然為負者，其顯著水準也有明顯的下降，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%的所有權類型下，高階管理者離職機率與前期績效之間原本顯著的負相關已被削弱甚至完全不存在。此研究結論與Dahya et al.（1998）及Denis et al.（1997）所做出的結果相同。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部控管的效力，我們預期在管理者具有高度所有權之公司，績效好壞對高階管理者離職之影響會變得較不顯著。亦即，當高階管理者持股比率高時，產生的固守職位效果，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果自變量