《财务管理期末报告》PPT课件.ppt

1,財務管理期末報告,指導老師：楊雪蘭老師 報告人：N9670001李國禎,論文名稱：公司治理對公司財務績 效影響之實證分析,2,大綱,壹、簡介： 貳、研究目的： 參、研究對象及範圍： 肆、研究架構： 伍、研究工具與資料分析方法： 陸、實證結果與資料分析： 柒、變數分析： 捌、結論：,3,簡介,(一)本文就以公司治理的內容議題來探討公司治理的落實 是否對公司經營財務績效有何重大影響。 (二)本研究針對國內上市及上櫃半導體產業等高科技之領 域公司進行系統性之研究與探討。 評論：更改為本研究針對以台灣上市及上櫃半導體產 業35家為樣本進行系統性之研究與探討。 (三)資料內容取自證交所的次級資料。 評論：資料內容取自證券交易所公開資訊觀測站。,目前上市及上櫃半導體公司就有122家，而35家是如何篩選是不得而知。,建議以台灣經濟新報資料庫(TEJ)資料為主再以證券交易所公開資訊觀測站資料為輔,4,簡介續,(四)以多因子變數對一分析以及迴歸分析進行資料的分析 ，驗證是否公司治理落實程度對經營財務績效間是否 存在因果關係。 評論：改為本研究以股權結構、代理問題因素、董事 會特性等三大構面六個變數來探討與公司財務績效之 關聯，經由迴歸分析，得出結果。,5,研究目的,(一)根據資料收集，將企業經營的狀況呈現並與財務績 效ROE與ROA結合。 (二)將經營的財務績效跟公司治理範圍結合， 並分析 各不同公司治理構面之內容及被評估之嚴重程度以 及公司治理內容是否與財務績效好壞與否相關聯。 評論：改為此研究主要研究目的歸納如下： (一)董事會結構與財務績效之關係。 (二)股權結構與財務績效之關係。 (三)代理問題與財務績效之關係。,6,研究對象及範圍,台灣目前整體科技產業之產值對於國內經濟具有舉足輕重之地位，對於公司財務績效之追求亦相對重視，因此本研究針對國內上市及上櫃半導體產業等高科技之領域進行系統性之研究與探討，研究期間除了力求資訊取得之完整與嚴謹分析外，唯礙於下列所列舉之內容事項仍有範圍之限制，茲分列如下。 ()政府全面推行公司治理至今3 年，時間仍然不夠長， 故所得資訊恐無法面面俱到。 (二)本研究採用之指標是並非問卷，因為問卷實施時受訪 者並非全部皆為財務相關人員，因此對於資料的了解 程序以及填寫問卷之忠誠度，恐非本研究可以控制。 因此研究資料由證交所公開觀測站的資料為主。,研究期間未提是從幾年幾月至幾年幾月。,作者提到政府全面推行公司治理至今3 年。 1.其實三年的研究期間是足夠(葉銀華等三人所著公司 治理評等系統，研究期間是從1999年至2001年)。 2.政府推行公司治理是從2002年起(作者論文是2008年 出版)。,因作者所探討的資料過於簡節，故判的可能從資訊觀測站所得的一筆一季的資料，就從這一筆資料去作研究。,7,研究對象及範圍續,(三)基於人力與物力等因素之限制，研究過程中礙於資料 無法完整獲得，例如經營者之經營能力、董事會成員 之真實背景與各上市公司發佈之財務報表是否允當表 達等，都會影響財務績效，因此這些因素則不在本研 究所探討之項目內。,篩選的方法建議如下文辜珮莉(2008)此論文的用法把相關的研究期間，初級得到的筆數，刪除的原因所得刪除的筆數，最後得到的筆數，如此的交代才能把數據建立的更完整。,8,研究架構,此研究架構與後面的實證分析對照少了股權結構及代理問題因素的構念。,(一)葉銀華等三人所著公司治理 與評等系統，第八章台灣之 公司治理平等系統P248註釋 5：公司績效指標也包含權益 報酬率(ROE)，由於其實證解 果與資產報酬率(ROA)相似， 為了結節省篇幅，而未將其 列入。 (二)因此，作者為了增加篇幅， 就把權益報酬率(ROE)納入應 變數，其實可考濾參照葉銀 華等三人所著公司治理與評 等系統，第八章台灣之公司 治理平等系統，將每股盈餘 (EPS)或TobinsQ納為應變 數。,9,變數定義,評論： 一、財務績效變數解釋： (一)資產報酬率(ROA) 稅後淨利+利息費用*(1-稅率)平均資產總額 目的衡量管理當局運用資產的績效 (二)權益報酬率(ROE) 稅後淨利平均股東權益淨額 目的用來測定股東權益之權利能力 二、可增列應變數： (一)每股盈餘(EPS) (稅後淨利 特別股股利)加權平均已發行股數 顯示每投資一股所能產生之獲利。 (二)TobinsQ (權益市價+負債帳面價值)資產帳面價值,10,參考柯承恩等人著作應為管理型態與財務績效。,自繪表,評論： 作者許多變數均無相關文獻來支持 ，其實只探討半導體產業應可參照 葉銀華等三人所著公司治理與評 等系統此書多增列其它的自變數。,11,資料來源： 葉銀華、李存修、柯承恩，2002公司治理與評等系統，商智文化，p219,12,兩作者比較表：,13,修改後架構一：,公司治理,財務績效,修改後架構二：,董事會結構,ROE,股權結構,管理型態,ROA,代理問題此構念只一個變數應再增加一個變數(參考柯承恩等人著作應為管理型態與財務績效此構念把最大股東成員擔任董事長總經理及次大股東持股比率這兩變數納入)，若不增加可直接納為董事會結構此一構念的變數。,相關變數只由三篇論文證實三個變數，其於均無相關依據。故支持力不足。,14,無意義兩表：,15,研究工具與資料分析方法,不是透過問卷來取得，根本不需實施探索性因素分析,皮爾森(Pearson)相關係分析： 應變與自變間之皮爾森相關分析 。相關係係介於-11 間，倘取絕對 值，其值大於0.7 為高相關；界於 0.30.7 為中相關；小於0.3 則為 低相關。再依其正、負號，判定 是正相關或負相關。,啥是廻歸分析 請看下一頁,一、由後面實證資料有看見卡方值及皮爾森相關係 分析未見有迴歸分析的資料，故作者有移漏 了該有的資訊。可能未跑迴歸。 二、若如作者所提到的多因子對財務績效的關係， 應該以多元迴歸分析來探討。 三、再探討多元迴歸分析之前應該對各假說建立模 型，並對相關模型的建立並驗證是否合適。,16,研究工具與資料分析方法,迴歸模型範例（簡單迴歸） Y（組織知識管理績效 ）1.481 0.680 顧客資本,值如果介於1.5到2.5之間，即表示誤差項之間並無自我相關現象存在。,值顯著則代表變數確實有明顯的解釋效果，可加入迴歸模型中。,由於標準化結果，beta係數具有與相關係數相似性質(介於-1與+1之間)其絕對值越大時，預測能力越強,為避免因樣本數太小，以樣本統計量推導出來的R2來評估整體模式的解釋力進而推論到母體時，產生高估的膨脹效果，故本研究採用校正後的R2值,因本文為迴歸分析，如為多元迴歸分析 就必需考慮共線性問題。,spss,17,實證結果與資料分析：,評論： 因本文以敘述統計及迴歸分析來實施資料分析，但文中未見迴歸的結果，故列郭宏達(2008)以下各表作為參考。,18,實證結果與資料分析：,本表出自郭宏達(2008)。,本表出自郭宏達(2008)。,19,實證結果與資料分析：,本表出自郭宏達(2008)。,評論： 因文中未見列出各模型的迴歸式，故列以文作為參考。 一般而言，迴歸模式的型態為： Y= + 1X1 + 2X2 + .+ mXm + 其中，與為迴歸母數(j1, 2, , m)，為誤差項。 而在迴歸分析中，如果預測變數(Xi)只有一個，則稱之為簡單迴歸分析。如果預測變數有二個以上，則稱為多元迴歸或複迴歸分析。Y = a + b1X1(簡單迴歸) Y = a + b1X1 +b2X2+bmXm (複迴歸),本表出自郭宏達(2008)。,20,敘述性統計分析,由上表得知樣本公司的自變數與應變數分佈概況，董事會規模的人數平均為6.68人，最多人數為15人、最少為5人，合乎公司法規定要有三位以上的董事。董事會及管理最少持股都有一定比例。在應變數中樣本公司的ROA平均為7.58，標準差為13.53，最小值為-23.40，最大值為38.63；ROE平均為8.69，標準差為19.29，最小值為-40.30，最大值為46.51。,評論： (一)本節應針對自變數與應變數的平均數、中位數、最大值 、最小值及標準差來提出討論。 (二)但文中僅對自變數(董事會規模的人數)及應變數(ROA、 ROE)列出數據，也僅對董事會規模的人數實施探討。 (三)在此節也應該對相關數據(平均數、中位數、最大值、 最小值及標準差)跟所參考的文獻來作比較，所呈獻數 值的差別，且在半導體產業與其它產業的差別性；不 應該如此的一語就帶過。 (四)相關的的數據亦未顯著。,21,由上表可知本研究董事會人數差距並未很大，在最大值15人也僅只一家，佔最大比例的在董事會人數5人有16家。但是到現在為止，並未有定論對於董事會人數多少才能充份發揮功效。公司基於公司法要有三位董事才能組成董事會。基於一般考量，董事需要有其專業背景能力，人數不宜太少。否則無法達成組成董事會的目的。 由表4-3結果顯示董事會人數與財務績效呈現不顯著負相關，與本研究所假設的正相關並不相同。可能原因是因為半導體產業特性的關係，因為沒有最適的規模人數，也可能與企業本身策略有所關係。董事會人數再多做出不適當的決策依然會虧損。另外在黃鈺光(民82)認為董事會人數對經營績效並無顯著的相關。效果並不清楚。,評論： (一)在敘述統計表示人數不宜太少，在迴歸分析又說 人數再多做出不適當的決策，那到底應該是多是少。 (二)此變數僅一篇文獻黃鈺光(民82) 認為董事會人數對經 營績效並無顯著的相關來支持，支持的力量不足。 (三)此處的R平方未作探討，且也未列調整後的R平方。樣本 的 R 是估計模式適合度的一個最佳估計值，但卻非母 群 R 的不偏估計值。因此要估計母群的R時，須加以 調整。因此應改用修正後的 R (Adj-R) 會比較正確。 (四)可能原因是因為半導體產業特性的關係文中所述， 是否真的是產業的特性，或是其它原因，真不應該如此 的一語就帶過。 (五)一般論文所必需擁有的迴歸資料表內應有的資料 (未標 準化係數、B 之估計值、標準誤、標準化係數Beta 分配 、t 、R、R2Adj- R2、F、D-W等)均未見。,22,由上表4-4可知獨立董事席次佔董事會比例從百分之零到百分之五十七都有。但是百分之零的公司不算多數，佔百分之五十七的企業也只限一家。大部份百分比落在0.00至0.57之間。基本上大部份的公司設有獨立董事的職位，只有較少數的公司未設有獨立董事。獨立董事通常由非企業家族裡面的人員擔任，較能保有客觀的態度來審視公司體系的運作。因此多數公司均設有獨立董事。 由表4-5結果顯示獨立董事席次佔董事會比例對財務績效表現呈現不顯著的正相關，與本研究假設相符。可能原因在於非家族人員擔任的獨立董事能審慎客觀的來監督公司的運作。因此獨立董事席次佔董事會比例較高對公司的財務績效有較佳的表現。,評論： (一)大部份百分比落在0.00至0.57之間應該有分佈圖 來支持。 (二)此變數無相關文獻來支持，支持的力量不足。 (三)此處的R平方未作探討，且也未列調整後的R平方。 (四)一般論文所必需擁有的迴歸資料表內應有的資料 (未標 準化係數、B 之估計值、標準誤、標準化係數Beta 分配 、t 、R、R2Adj- R2、F、D-W等)均未見。,23,由表4-6可知獨立董事席次最小值為0，最大值為4，平均數為1.11，標準差為1.23，在上述曾經提及獨立董事是超然獨立於家族企業體系之外的角色，因此大部份的公司都設有獨立董事職位。以便發揮良好監督功能。 由表4-7結果顯示獨立董事席次與財務績效表現呈現不顯著的正相關，與本研究假相符合。在獨立董事超然的監督之下，有獨立董事職位的存在，那麼經營績效就會有較佳的表現。江雅雲(1999)的研究結論支持此一論點。,評論： (一) 此變數僅一篇文獻江雅雲(1999)來支持，支持的力量不 足。 (二) 此處的R平方未作探討，且也未列調整後的R平方。 (三)一般論文所必需擁有的迴歸資料表內應有的資料 (未標 準化係數、B 之估計值、標準誤、標準化係數Beta 分配 、t 、R、R2Adj- R2、F、D-W等)均未見。,24,由表4-8可知在樣本資料中管理者持股的比例最少都有在1選項(0.01%5.99%)，最多只有到3選項(11%15.99%)，平均數為1.17，標準差為0.51。基本上管理一定會對公司持有一定比例的股數。多寡而已。在本研究中假設管理者持股比例愈高財務績效就愈差。因為管理者佔有大部份股數而不願意相信專業做出不適當的決策或作法影響財務績效表現。 由表4-9結果顯示管理者持股比例與財務績效表現呈不顯著負相關，與本研究假設相符合。管理者有可能持股比較多時有做出不適當的或甚至不法的情事，只圖利自己傷害公司利益，違反組織自利的動機，只成就個人自利的動機。或是持股比重高權力高自把自為獨斷做出不適當的決策，未集思廣益，而造成虧損。,評論： (一) 管理者持股的比例應不需改為順序尺度，且如作者此 種訂定方式有待商確。 (二) 此變數無相關文獻來支持，支持的力量不足。 (三) 此處的R平方未作探討，且也未列調整後的R平方。 (四) 一般論文所必需擁有的迴歸資料表內應有的資料 (未 標準化係數、B 之估計值、標準誤、標準化係數Beta 分配、t 、R、R2Adj- R2、F、D-W等)均未見。 (五)此方法建立的順序尺度可依葉銀華等(2002)公司治理模 式文來建立較有依據。,25,由表4-10可知在樣本資料中董事會成員的比例最少都有在1選項(0.01%5.99%)，最多有達到5選項(11%15.99%)，平均數為2.69，標準差為1.32。董事會成員通常都會持一定比例的股數，但是有可能董事會成員如果與內部管理勾結，或是為了自身利益隱瞞不法或虧損之情事而沒有落實監督功能致使社會大眾及投資人蒙受損失以致董事會功能不彰，因此本研究假設管理者持股比例與財務績效呈現負向關係。 由表4-11結果顯示董事會成員持股比例與財務績效表現呈不顯著負相關，與本研究假設相符合。董事會成員可能基於某些因素未能落實監督功能，或是與本研究先前假設相同有不法情事的發生或是圖利自身損害社會大眾及投資人的可能性發生，因而造成公司虧損。,評論： (一) 管理者持股的比例應不需改為順序尺度 ，且如作者此 種訂定方式有待商確。 (二) 此變數無相關文獻來支持，支持的力量不足。 (三) 此處的R平方未作探討，且也未列調整後的R平方。 (四) 一般論文所必需擁有的迴歸資料表內應有的資料 (未 標準化係數、B 之估計值、標準誤、標準化係數Beta 分配、t 、R、R2Adj- R2、F、D-W等)均未見。 (五)此方法建立的順序尺度可依葉銀華等(2002)公司治理模 式文來建立較有依據。,26,由表4-12可以得知董事長兼任總經理最小值為1選項1，最大值為2選項2，平均數為1.29偏向數值1表示董事長兼任總經理的公司企業並非佔多數，但是仍有一定比例存在。標準差為0.42。董事長兼任總經理可能會予以外界一人兼數職造成功能不能發揮之虞。另外監督者兼任管理者也有讓外界有公司運作不夠客觀的看法及觀感。 由表4-13結果顯示董事長兼任總經理與財務績效表現呈不顯著負相關，與本研究假設相符合。一般而言經營者與監督者分開是為比較適當，監督者兼任經營者則失去了監督功能的美意。董事長兼任總經理可能會給予外界是否有無介入監督、濫用職權干擾董事會運作、甚至是掏空等不法情事的疑慮。柯承恩(1999)的研究支持此一觀點。,評論： (一) 董事長兼總經，應以虛擬變1 表示；否則為0， 不應該如作者所說的以1=無；2=有。 (二) 此變數僅一篇文獻柯承恩(1999)來支持，支持的力量 不足。 (三) 此處的R平方未作探討，且也未列調整後的R平方。 (四) 一般論文所必需擁有的迴歸資料表內應有的資料 (未 標準化係數、B 之估計值、標準誤、標準化係數Beta 分配、t 、R、R2Adj- R2、F、D-W等)均未見。,27,結論,評論： (一)自變數與應變數的相關可整理成表格，會更清楚，也始 讀者更容易瞭解(如下頁表格)。 (二)作者所提的原因1.時日尚浅 政府推行公司治理是從2002 年起(作者論文是2008年出版)因作者的資料不知是從幾 年到幾年，真