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第三節、多元迴歸分析結果
本節將進行多元迴歸分析，探討企業股權結構集中度及各內部人持股集中度 與租稅規避行為間的關聯性，並以實證結果驗證是否支持本研究之假說。
1.企業股權結構集中度與租稅規避
首先，表 4-4 彙整了迴歸式 1 的估計結果，本研究發現企業股權集中度與租 稅規避行為間是有著極高的相關性，在本研究使用的三種租稅規避行為的衡量方 法當中，財稅差異(BTD)、有效稅率(ETR)及現金有效稅率(CETR)與企業股權集 中度(IOS)的係數分別為-0.00021、0.000237 及 0.000577，與我們所預期的方向相 同，在顯著水準上，不論採用財稅差異、有效稅率與現金有效稅率皆達到統計上 的 1%的顯著水準，顯示出當企業的股權結構越集中時，確實在企業內部較不會 產生租稅規避的行為，綜上所述，由於在三種衡量方式下企業股權集中度與預期 方向相同，且皆達到統計上 1%以下顯著水準，表示為顯著的負相關，也因此實 證結果是支持本研究所提出的假說 1。
在控制變數方面，舉債融資、投資收益與電子業的虛擬變數方向皆與預期結 果相同，且至少都有達到5%顯著以上的水準，顯示出當企業擁有較高的舉債融 資及投資收益時，企業可利用利息費用或是母子公司間的交易，此外電子業也如 本研究所預期的相較於其他產業享有較多的租稅優惠。
而在總資產報酬率(ROA)方面，本研究與Dyreng et al. (2008)、Chen et al.
(2010)及許彩蓮 (2010)所得出的結果相似，亦即ROA與避稅行為呈現正相關，也 就是當企業的獲利能力愈高時，其所得也相對較高，導致企業有較高的租稅負擔，
也因此企業將更有誘因進行租稅規避的活動。
在研究發展(Rdint)方面，本研究的結果與Gupta and Newberry (1997)及Chen et al. (2010)較為相似，亦即如同Chen et al. (2010)所述，企業提高其研究發展支出 或是發展無形資產不全然皆是為了進行避稅行為，企業可能因為本身行業的特性
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使得無形資產增加，也因此並非研究發展支出愈高，企業就愈傾向進行租稅規 避。
而企業的國外所得(FI)在有效稅率的衡量方式下，與預期方向有所不同，此 結果與Armstrong et al. (2010)所研究出來的結果相似，本研究認為由於近年來全 球政府對於涉外所得皆開始積極的立法及盤查，使得縱使企業能透過移轉所得的 方式使稅負下降，但由於政府對於此類租稅規避的行為有了積極作為並且會更加 以注意，企業因而不敢貿然行動，因而對於擁有大量海外所得的企業有效稅率會 因而提升。
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2.內部人股權集中度與租稅規避 (1)經理人股權集中度與租稅規避
表 4-5 則彙整了迴歸式 2.1 的估計結果，實證結果顯示出企業經理人股權集 中度與租稅規避行為間呈負向關係，在三種租稅規避行為的衡量方法中，財稅差 異(BTD)、有效稅率(ETR)、現金有效稅率(CETR)與企業經理人股權集中度(MOS) 的係數分別為-0.00178、0.0034 及 0.00515，此結果與本研究當初所預期的方向相 同之外，在顯著水準上，不論採用財稅差異、有效稅率與現金有效稅率皆達到統 計上的 1%的顯著水準，顯示出當企業經理人手中握有的的股權越多時，確實經 理人較不會傾向有租稅規避的行為，而這也與利益收斂假說「當管理階層持股比 例愈高時，便會更加小心謹慎並以整個公司或是股東的利益為最大考量。」一致，
綜上所述，由於在三種衡量方式下經理人股權集中度與預期方向相同，且皆達到 統計上 1%以下顯著水準，表示為顯著的負相關，也因此實證結果是支持本研究 所提出的假說 2-1。
此外，在控制變數方面，由於假說1與假說2-1所使用的控制變數相同，而實 證顯示迴歸式(1)與迴歸式(2.1)在控制變數的結果是大致相同，由於我們已於迴歸 式(1)中解釋過各控制變數意涵，也因此在此處便不再贅述。
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(2)董監事股權集中度與租稅規避
表 4-6 則彙整了迴歸式 2.2 的估計結果，實證結果顯示出企業董監事股權集 中度與租稅規避行為間呈負向關係，在三種租稅規避行為的衡量方法中，財稅差 異(BTD)、有效稅率(ETR)、現金有效稅率(CETR)與企業董監事股權集中度(DOS) 的係數分別為-0.00013、4.26E-05 及 0.000433，此結果與本研究當初所預期的方 向相同之外，財稅差異及現金有效稅率皆達到統計上 1%的顯著水準，顯示出當 企業董監事手中握有的的股權越多時，整體企業較不會傾向有租稅規避的行為，
而這也與 Berle and Means (1932)、Dalton and Kesner (1987) 及 Crystal (1991)依據 利益收斂假說所提出當董監事持股比例愈高時，董監事愈會積極執行監督管理階 層的責任，使得企業較不會有盈餘操縱的情形發生，減少租稅規避的行為，但此 同時，有效稅率雖然方向與本研究預期相同，但顯著水準僅為 65.4%，顯示企業 董監事股權結構與避稅活動無顯著相關，但由於財稅差異及現金有效稅率皆為方 向一致的顯著，因此本研究仍斟酌認為此實證結果是支持假說 2-2。
此外，在控制變數方面，由於假說 1 與假說 2-2 所使用的控制變數相同，而 實證顯示迴歸式(1)與迴歸式(2.2)在控制變數的結果是大致相同的，由於我們已於 迴歸式(1)中解釋過各控制變數意涵，也因此在此處便不再贅述。
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(3)關係人股權集中度與租稅規避
表 4-7 則彙整了迴歸式 2.3 的估計結果，在本研究採用的三種租稅規避行為 的衡量方法中，財稅差異(BTD)、有效稅率(ETR)、現金有效稅率(CETR)與企業 關係人股權集中度(ROS)的係數分別為-0.00034、0.000942 及 0.00107，顯示出實 證結果是與本研究當初所預期的方向相同，在顯著水準上，不論採用財稅差異、
有效稅率與現金有效稅率皆達到統計上的 1%的顯著水準，表示關係人股權結構 集中度與租稅規避間呈顯著的負向關係，雖然黃美祝及楊佩璇 (2011)根據實證結 果認為當關係人交易較多時，愈會進行避稅活動，但由於近年來法規的執行及各 國國稅局積極查核利用關係人避稅的案件，使得關係人股權較為集中的企業較易 被關注，也因此企業愈不易進行租稅規避，且 Mills (1998)及黃美祝 (2010)認為 當財稅差異愈高，會提高國稅局查核的可能性，同理可證，當企業的關係人交易 愈高時，稅捐稽徵機關也較會關注該企業，此也印證了本研究所提出的假說 2-3。
此外，在控制變數方面，由於假說1與假說2-3所使用的控制變數相同，而實 證顯示迴歸式(1)與迴歸式(2.3)在控制變數的結果是大致相同的，由於我們已於迴 歸式(1)中解釋過各控制變數意涵，也因此在此處便不再贅述。
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(4)大股東股權集中度與租稅規避
表 4-8 則彙整了迴歸式 2.4 的估計結果，在本研究採用的三種衡量租稅規避 行為的衡量方法中，財稅差異(BTD)、有效稅率(ETR)、現金有效稅率(CETR)與 企業關係人股權集中度(ROS)的係數分別為 0.000107、-0.00138 及-0.00161，實證 結果不論是用哪一種方法皆與與本研究當初所預期的方向相反，且在有效稅率與 現金有效稅率的衡量方式下顯著水準皆低於 1%，顯示為與預期方向相反的顯著，
此結果與 Shleifer and Vishny (1986)及 Brickley, Lease and Smith (1988)所提出的當 大股東持股愈高時，愈會監督管理階層，也因此企業愈不易進行盈餘的論點明顯 不同，因而並不符合本研究所提出的假說 2-4，但本研究認為會有這樣的結果在 於經過本研究的樣本篩選過後，大股東幾乎皆為外部股東，對外部股東來說，利 益極大化為其最終目標，透過租稅規避可望降低付出的所得稅費用，使其分配的 利益較多，也因此相對於內部人會考慮到許多風險，對外部的大股東來說，當租 稅規避有利可圖時， 就值得去執行，而當大股東的股權愈多時，從中的獲利也 就愈大，因此迴歸式 2.4 的估計結果才會顯示出當大股東的股權集中度愈高時，
愈容易進行避稅活動。而關於本研究如何篩選大股東請參考附錄一的說明。
此外，在控制變數方面，由於假說1與假說2-4所使用的控制變數相同，而實 證顯示迴歸式(1)與迴歸式(2.4)在控制變數的結果是大致相同的，由於我們已於迴 歸式(1)中解釋過各控制變數意涵，也因此在此處便不再贅述。
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