一、敘述性統計分析及單變量統計檢定
表5-1、表 5-2 及表 5-3 分別列示本文實證模式(1)、(2)及(3)之各項變數的敘 述性統計值。
2006 年至 2012 年度間上市櫃公司樣本之 ETR 及 METR 的平均值分別約為 19.06%及 19.60%，本研究分別計算 2010 年度營所稅調降前後之 ETR 及 METR 的平均值，2006 年至 2009 年度間上市櫃公司樣本之 ETR 及 METR 的平均值分 別約為20.14%及 21%，而 2010 年至 2012 年度間上市櫃公司樣本之 ETR 及 METR 的平均值分別降低至約為 17.78%及 17.94%，其 2010 年前後期間之平均值差異 數之t 統計值均達 1%顯著水準(ETR 平均值差異數之 t-值=3.65，METR 平均值差 異數之t-值=4.88)，顯示我國於 2010 年調降營利事業所得稅稅率，整體上市櫃公 司之有效稅率負擔有顯著之減少。
表 5-1 外資持股比率實證模式之變數敘述統計 (N=8,471)
變數 平均值 標準差 最小值* 最大值*
FOR (外資持股比率) 0.077 0.121 0.000 0.578
D_ETR (有效稅率降低之虛擬變數) 0.543 0.498 0.000 1.000
BOARD (董監持股比率) 23.336 13.980 4.830 69.530
ROE (股東權益報酬率) 0.052 0.186 -0.862 0.442
SIZE (企業規模) 15.129 1.330 12.464 19.293
D/A (負債比率) 0.359 0.171 0.047 0.825
GROUP (集團企業之虛擬變數) 0.549 0.498 0.000 1.000
*：為減少極端值對實證結果之影響，本研究將各項變數之最小值及最大值分別限制於1%及 99%
分位數。
25
ΔMETRHFOR (ΔMETR 與 HFOR 之交乘項) -0.004 0.083 -0.641 0.625
ΔCAPIN (資本資產密集度變動) -0.012 0.072 -0.386 0.555
26 IND1 0.0898 0.1155 0.1081 0.1020 0.0970 0.0982 0.0983 77 0.1013 IND2 0.0701 0.0790 0.0688 0.0724 0.0801 0.0852 0.0839 161 0.0771 IND3 0.0633 0.0684 0.0631 0.0678 0.0787 0.0813 0.0878 523 0.0731 IND4 0.0464 0.0495 0.0418 0.0397 0.0454 0.0434 0.0505 379 0.0453 IND5 0.0837 0.0823 0.0693 0.0653 0.0675 0.0698 0.0774 528 0.0735 IND6 0.0685 0.0633 0.0533 0.0489 0.0575 0.0533 0.0637 305 0.0583 IND7 0.1052 0.0893 0.0525 0.0528 0.0683 0.0718 0.0788 49 0.0741 IND8 0.0562 0.0618 0.0538 0.0519 0.0554 0.0538 0.0567 272 0.0556 IND9 0.2533 0.2353 0.2094 0.2133 0.2189 0.2469 0.2371 35 0.2306 IND10 0.0488 0.0454 0.0374 0.0476 0.0522 0.0575 0.0626 417 0.0504 IND11 0.1302 0.1565 0.1289 0.1214 0.1357 0.1288 0.1209 370 0.1314 IND12 0.0169 0.0116 0.0149 0.0161 0.0205 0.0223 0.0223 84 0.0178 IND13 0.0863 0.0780 0.0703 0.0713 0.0805 0.0847 0.0923 448 0.0806 IND14 0.0900 0.0866 0.0741 0.0792 0.0817 0.0829 0.0864 4,823 0.0829
註： IND1 包括水泥及玻璃陶瓷；IND2 為食品；IND3 包括塑膠、橡膠及化學；IND4 為紡織；
IND5 包括電機機械及電器電纜；IND6 為生技醫療；IND7 為造紙；IND8 為鋼鐵；IND9 為 汽車；IND10 為建材營造；IND11 包括航運、觀光及貿易百貨；IND12 為油電燃氣；IND13 包括綜合及其他；IND14 為電子業。
12 本研究亦以樣本期間上市櫃樣本公司外資持股比率及負債比率之中位數分析，其分析結果與 使用平均數分析之結果，並無重大之差異。
27 IND1 0.2633 0.2630 0.2722 0.2527 0.2414 0.2437 0.2515 77 0.2554 IND2 0.3509 0.3363 0.3409 0.3091 0.3301 0.3539 0.3498 161 0.3387 IND3 0.3354 0.3301 0.3365 0.3121 0.3192 0.3198 0.3181 523 0.3243 IND4 0.4074 0.3849 0.3939 0.4062 0.3668 0.3677 0.3533 379 0.3827 IND5 0.4313 0.4194 0.4207 0.3867 0.4022 0.3895 0.3864 528 0.4044 IND6 0.3056 0.2755 0.2870 0.2698 0.2864 0.2766 0.2593 305 0.2778 IND7 0.3169 0.3213 0.3591 0.3134 0.3088 0.3470 0.3667 49 0.3333 IND8 0.5014 0.4812 0.5065 0.4672 0.4630 0.4674 0.4558 272 0.4771 IND9 0.2559 0.2491 0.2254 0.2326 0.2432 0.2416 0.2428 35 0.2415 IND10 0.5354 0.5124 0.5267 0.4632 0.4952 0.5252 0.5181 417 0.5109 IND11 0.3704 0.3578 0.3773 0.3631 0.3605 0.3749 0.3730 370 0.3683 IND12 0.4411 0.4462 0.4458 0.4267 0.3989 0.4091 0.4128 84 0.4258 IND13 0.4034 0.3875 0.4127 0.3809 0.3601 0.3702 0.3741 448 0.3837 IND14 0.3665 0.3438 0.3374 0.3323 0.3351 0.3353 0.3419 4823 0.3411
註： IND1 包括水泥及玻璃陶瓷；IND2 為食品；IND3 包括塑膠、橡膠及化學；IND4 為紡織；
IND5 包括電機機械及電器電纜；IND6 為生技醫療；IND7 為造紙；IND8 為鋼鐵；IND9 為 汽車；IND10 為建材營造；IND11 包括航運、觀光及貿易百貨；IND12 為油電燃氣；IND13 包括綜合及其他；IND14 為電子業。
28
0.001)，而與 METRHFOR 的相關係數為正值，但未達 5%顯著水準。因此，在 單變量之統計分析並未支持本文假說 H2 及 H2a。在表 7-3 中，ΔD/E 與 ΔMETRHFOR 的相關係數為正值，但亦未達 5%顯著水準，故在單變量之統計 分析亦未支持本文假說H2b。這些單變量之統計分析並未控制其他解釋變數之影 響，因此，本研究進行實證模式(1)、(2)及(3)多變量之迴歸分析如下。
29
表 7-1 外資持股比率實證模式變數之相關係數 (N=8,471) (括弧內為 p-value) FOR D_ETR BOARD ROE SIZE D/A GROUP FOR 1 0.045 -0.001 0.165 0.477 -0.039 0.097
(<.001) (0.918) (<.001) (<.001) (<.001) (<.001) D_ETR 1 0.065 0.022 0.047 0.042 0.039
(<.001) (0.046) (<.001) (<.001) (<.001)
BOARD 1 0.022 -0.123 0.007 0.041 (0.039) (<.001) (0.545) (<.001)
ROE 1 0.233 -0.246 0.008 (<.001) (<.001) (0.450)
SIZE 1 0.142 0.363
(<.001) (<.001)
D/A 1 0.015
(0.156)
GROUP 1
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表 7-2 負債比率實證模式變數之相關係數 (N=8,471) (括弧內為 p-value) D/E METR HFOR METR
HFOR CAPIN MVBV Z-PRED FDCOST VarE ROA SIZE GROUP D/E 1 0.093 -0.108 0.000 0.076 -0.362 0.149 -0.219 -0.137 -0.239 0.147 0.016
(<.001) (<.001) (0.996) (<.001) (<.001) (<.001) (<.001) (<.001) (<.001) (<.001) (0.130) METR 1 -0.072 0.338 0.019 -0.061 0.114 0.035 -0.012 -0.303 -0.083 -0.054
(<.001) (<.001) (0.075) (<.001) (<.001) (<.001) (0.255) (<.001) (<.001) (<.001) HFOR 1 0.490 -0.016 0.082 -0.085 -0.052 -0.023 0.179 0.436 0.117
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表 7-3 負債比率變動實證模式變數之相關係數：(N=845) (括弧內為 p-value)
ΔD/E HFOR ΔMETR ΔMETR
HFOR ΔCAPIN ΔMVBV ΔZ-PRED ΔFDCOST ΔVarE ΔROA ΔSIZE GROUP ΔD/E 1 0.027 0.107 0.043 0.045 -0.326 0.254 0.063 -0.068 -0.248 -0.056 -0.023
(0.440) (0.002) (0.215) (0.192) (<.001) (<.001) (0.069) (0.047) (<.001) (0.107) (0.508) HFOR 1 0.044 -0.107 0.005 0.135 -0.022 0.046 -0.032 -0.033 0.091 0.127
(0.206) (0.002) (0.875) (<.001) (0.521) (0.179) (0.351) (0.339) (0.009) (<.001) ΔMETR
32
二、迴歸實證結果
表8 列示外資持股比率迴歸模式之實證結果，模式(1)之 adjusted R2為0.2766，
F 值之 p-value < 0.0001，顯示整體迴歸模式具有顯著之解釋能力。
表 8 中，D_ETR 的迴歸係數顯著為正值，顯示在控制其他解釋變數後，公 司的有效稅率降低者，外資持股比率愈高，支持本研究假說 H1，亦即在我國兩 稅合一制下，外資股東的租稅待遇與兩稅獨立課徵之制度相同，因此，公司的有 效稅率愈低者，對於外資股東的整體稅負成本愈低，愈能夠吸引外資股東的投資。
這些實證結果顯示，我國兩稅合一制下，外資股東對於租稅政策的反應與兩稅獨 立課徵之租稅環境相同，因此，降低公司所得稅稅率後，公司有效稅率降低者，
較能夠吸引外資股東之投資。
表 8 中，其他自變數之實證結果顯示，BOARD 的迴歸係數為顯著之正值 (p-value < 0.0001)，顯示公司之董監事持股比例高者，其外資持股比例亦較高。
SIZE 的迴歸係數為顯著之正值(p-value < 0.0001)，顯示大型公司的外資持股比例 較高。D/A 的迴歸係數為顯著之負值(p-value < 0.0001)，顯示負債比率高者，外 資的持股比例較低。GROUP 的迴歸係數為顯著之負值(p-value < 0.0001)，顯示 外資較不偏好家族色彩之集團企業，因此持股比例較低。在產業別之控制變數中，
除航運、觀光及貿易百貨業(IND11)之迴歸係數為顯著之正值(p-value < 0.0001) 外，其餘產業別變數之迴歸係數多為顯著之負值，顯示外資對於我國電子業的持 股比例普遍上高於其他產業13。這些解釋變數的實證結果均與本研究之預期相 符。
13 本研究之實證模式中以電子業為其他產業之對照組(excluded group)。
33
表 8 外資持股比率迴歸實證結果(N=8,471)
係數 t 值
Intercept -0.644 -43.29***
D_ETR 有效稅率降低之虛擬變數 0.008 3.59***
34
表9 列示負債權益比率迴歸模式之實證結果，模式(2)之 adjusted R2為0.2796，
F 值之 p-value < 0.0001，顯示整體迴歸模式具有顯著之解釋能力。
表9 中，METR 的迴歸係數為正值，但未達 10%顯著水準，支持本研究假說 H2，亦即在我國兩稅合一稅制下，以負債或權益籌資對境內所得者的整體租稅 負擔均相同，因此籌資決策不受公司邊際有效稅率影響。HFOR 的迴歸係數為顯 著之負值(p-value < 0.0001)，顯示外資對於公司負債比率高者，投資偏好較低。
METR×HFOR 的迴歸係數為顯著之正值(p-value < 0.01)，支持本文假說 H2a，亦 即在我國兩稅合一制下，外資股東的租稅待遇與兩稅獨立課稅之租稅制度相同，
因此，在傳統融資理論下，公司邊際稅率高者，舉債經營對於企業價值(或降低 整體稅負成本)有正向之效益，因此外資持股比例高之公司，其融資之決策受到 邊際有效稅率之影響。
就控制變數而言，CAPIN 之迴歸係數為顯著之正值(p-value < 0.05)，顯示資 本資產密集度高之公司，可供質押借款之金額較高。FDCOST 的迴歸係數為顯著 之負值(p-value < 0.01)，顯示破產成本越高之公司，愈不利於舉債經營之方式。
MVBV 與 ROA 的迴歸係數皆為顯著之負值(p-value < 0.01)，顯示獲利能力較佳或 資本市場評價較高之公司，有利於以權益方式籌資，故舉債程度較低。SIZE 的 迴歸係數為顯著之正值(p-value < 0.01)，顯示企業規模大之企業有利於以負債籌 資之融資成本，故運用槓桿經營之程度亦較高。集團企業的迴歸係數則為顯著之 負值(p-value < 0.01)，顯示集團企業間可透過內部融資，減少外部借款之依賴。
這些控制變數的實證結果與本研究之預期相符。
35
表 9 負債比率迴歸模式實證研究(N=8,471)
係數 t 值
Intercept -0.475 -4.90***
METR 舉債前之有效稅率 0.034 1.28
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表10 列示負債權益比率變動迴歸模式之實證結果，模式(3)之 adjusted R2為 0.2252，F 值之 p-value < 0.0001，顯示整體迴歸模式具有顯著之解釋能力。
表 10 中 ，METR 的 迴 歸 係 數 為 負 值 ， 但 未 達 10% 顯 著 水 準 ， 而 HFORMETR 的迴歸係數則為正值，且近乎達 10%顯著水準。此一實證結果支 持本研究假說 H2b，亦即在我國兩稅合一制下，2010 年調降營所稅稅率，公司 邊際稅率之變動與其負債權益比率之變動無顯著之關係，與傳統兩稅獨立課稅制 度之理論預期有重大之差異。惟外資持股比率高之公司，其股東租稅待遇與統兩 稅獨立課稅制下之稅負相同，故高外資持股比率公司邊際稅率之變動與其負債權 益比率之變動有較為顯著之正向關係。
控制變數之實證結果，ΔZ-PRED及ΔSIZE 與D/E 成正向關係(p-value < 0.1)，
MVBV 及ROA 與D/E 成顯著之負向關係(p-value 均小於 0.01)，與本研究之預 期相符。
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表 10 資本結構變動之變動測試：(N=845)
係數 t 值
Intercept -0.110 -5.48***
HFOR 高外資持股比率之虛擬變數 0.049 1.74*
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