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實證結果各變數的符號和顯著性差異不大，而固定通膨率計算的有效邊際稅率相 對單純，因此本文討論以固定通膨率為主。在第三章實證模型之建立中提到，由 於計算有效邊際稅率時已把通貨膨脹的影響納入考量，迴歸式中之 FDI 為名目 值。然而文獻上常將時間序列資料各變數修正為實質數值，本文因此一併分析
FDI 為實質數值之迴歸式，並把實證結果標示於註腳。
31OLS 迴歸式之誤差項須符合變異數齊一性 (homoscedasticity) 以及無自我相 關 (non-autocorrelation) 的假設。本文以 Breusch and Pagan (1979) 提出的 BP 檢 定檢驗異質性；自我相關以 Ljung and Box (1978) 提出的
Q
統計量來檢驗。32 BP 檢定虛無假設為「誤差項具有恆常性」，亦即誤差項的變異數為常數。當檢定結 果 p 值很小，拒絕虛無假設，則以 white heteroskedasticity 修正標準差。33 Ljung-BoxQ
統計量的計算式為Q p T T 2
ip1
i2/ T i ~
2 p
，其中p
為 自由度，T
為樣本數，
i為第 i 階之自我相關係數。其虛無假設是H
0：此變數從1 到
p
階都沒有自我相關。若Q p
2 p
拒絕虛無假設，表示誤差項有自我相 關，則增加 AR(1)修正。34,35一、央行統計資料之迴歸結果
本文討論央行 FDI 來源皆為來臺投資(流入)，包含總投資金額、股本投資與 再投資收益。總投資金額區分成股權和債權融資兩種情況，其餘兩項則皆為股權 融資。迴歸式在 5%顯著水準下，總投資金額和股本投資有異質性問題，再投資
31 實質數值以 2006 年為基期作物價平減。
32 Ljung and Box (1978) 所提出的
Q
統計量適用於樣本較小的情形。33 本文統計軟體使用 EViews，以 white heteroskedasticity 修正標準差，其名稱為 white heteroskedasticity-consistent stand errors and covariance.
34 Q統計量的落後期在實務操作上，應該要檢查到第幾期並無一致見解，但可依 Enders (2004) 的 建議，將Q統計量的落後期設成所使用樣本數之四分之一。
35 迴歸式之誤差項若有自我相關，以 AR(1)修正後，會減少一個樣本數。央行資料原本有 28 個 樣本數，誤差項若有自我相關，則樣本數變為 27 個；投審會資料原本有 31 個樣本數，誤差項若 有自我相關，則樣本數變為 30 個。
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(五)專業、科學及技術服務業
迴歸式在 5%顯著水準下，對臺總投資金額和華僑對臺投資無異質性與自我
相關問題，外國人對臺投資有異質性問題，修正後的結果整理於表 19。非租稅 因素方面，不同來源別之 FDI，貿易量完全符合預期方向，卻不具統計顯著。對 臺總投資金額和外國人對臺投資顯示，失業率和勞動力之教育程度雖符合預期方 向，卻無統計顯著。而華僑對臺投資之迴歸式，對勞動力教育程度有呈現負相關，
與預期不符，卻有 10%統計顯著。租稅因素方面，不論是否和預期方向相符，統 計值皆不顯著，表示有效邊際稅率與外人來臺投資之關聯性並不存在。此外相較 於其他三種行業別和不分業別，專業、科學及技術服務業對臺總投資金額和外國 人對臺投資之模型解釋力特別低。41
41 實質結果差別在於，外國人對臺投資之匯率，預期方向和表 19 相反。對臺總投資金額和外國 人對臺投資顯示，貿易量呈現正相關且有 10%統計顯著。對臺總投資金額之迴歸式顯示，勞動 力教育程度之預期方向和表 17 相反。
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釋變數顯著。
三、就央行統計資料而言，總投資金額與再投資收益雖與匯率呈正向關係，
但不具統計顯著。投審會統計資料方面，只有對臺總投資金額與外國人 對臺投資在批發零售業和金融保險業，匯率與 FDI 呈顯著正向關係，表 示臺幣貶值將有利於批發零售業和金融保險業之 FDI 流入。
四、 就央行統計資料而言，總投資金額與股本投資雖與貿易量呈正向關係，
但不具統計顯著。投審會統計資料方面，對臺總投資金額與外國人對臺 投資，只有在金融保險業，貿易量與 FDI 呈顯著正向關係。
五、 勞動力教育程度於央行之不同來源別 FDI，皆為正向統計顯著性。就投審 會所統計之對臺投資而言，在不分業別以及分業之金融保險業、製造業 以及批發零售業的對臺投資迴歸結果也顯示勞動力教育程度是具統計顯 著性之解釋變數。總括而言，勞動力教育程度雖然在不同行業別與來源 別未能有完全一致的顯著結果，但相較於其他解釋變數，實為主要影響 FDI 的因素。
六、針對有效邊際稅率與外人來臺投資之關聯性，只有以投審會資料之金融 保險業進行迴歸分析，發現有統計顯著但和預期方向不符。央行資料和 投審會其餘行業別在實證上，並未發現降低有效邊際稅率與來臺投資的 關聯性。
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