台灣股票市場現金股利調整速度之實證研究 - 政大學術集成

全文

(1)國立政治大學財務管理研究所碩士論文. ‧. ‧ 國. 學. 政治大立台灣股票市場現金股利調整速度之實證研究. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i Un. v. 指導教授：屠美亞博士研究生：翁子淇. 撰. 中華民國一百零三年六月.

(2) 誌. 謝. 如此資質駑鈍的我居然也能夠完成自已的著作，這一切都要感謝不離不棄，不嫌我笨，總是願意伸手救援的指導教授屠美亞老師了，屠老師這學年接了系主任課務繁忙，還是願意每周撥時間與我們 meeting，在我真的很無助的時候也願意像燈塔一樣指點迷津，老師恭喜我通過口試的那刻，實在是令人潸然淚下。然後感謝本來口試的時候人非常非常好十分親切，而且很尊重我們、也給了很多建議的口試委員盧敬植老師，盧老師也是我的計量老師、總經老師、時序老師，也是我在碩班兩年受業最多的老師，真的十分感謝盧老師這兩年來的各種指教。感謝特地撥冗來為我們口試的委員林基煌教授，感謝各位口委們的悉心指教。接下來要感謝研究所兩年的同學們，十分感謝錐媽的各種照顧，包括 SAS. 政治大. 的 CODE、找工作的意見，還有出去玩！一起抓住青春的尾巴實在太感人!接下來特別感謝小明在口試日的各種幫助，真的是各種幫忙各種感謝!. 立. 然後感謝小桌少女三人組：盧蹦、珉珉以及批歪，你們與潘大堯堯亭亭的強. ‧ 國. 學. 者組合總是激勵著大家前進，當然還要感謝堯堯同為老師助理的巨量幫助，以及同師門的各種照顧，能與堯堯宗諺及方方一起成為屠老師的指導學生，實在太開. ‧. 心了。當然還要感謝研究室的大家，一起討論論文的寫法、計量跟統計軟體等，羅大跟克里斯也是跨刀幫忙了許多，當然還有學長姐們，學長姐們在課業上提供. Nat. sit. y. 了很多建議，球王跟元元在論文寫作上也幫了我們非常多忙。. er. io. 最後感謝我的財個組員們，只有感謝，我真的很喜歡你們，張先生跟表哥都很體貼且願意給予很多，菁菁葳葳蜜雪收了我非常多的情緒、murmur 以及各式. n. al. Ch. i Un. v. 各樣的真心話跟垃圾話(笑)，尤其葳葳完全是學術小天后，給了很多建議跟幫忙，. engchi. 知識腦真的很強大，如果沒有葳葳我可能也寫不出來吧。總之，這兩年的生活，能夠與你們一起走過，雖然艱辛，但真的真的，非常感謝。總之，能在政大遇到財管碩 101 的大家，只有感謝。接下來還要感謝一路相伴的朋友們，從中山一起到政大唸書的藍藍及宗諺，還有新竹的逼逼鄭一起討論工作跟論文，雖然久久才見一次面。林 NIKO 更是北高遠距離，但謝謝我們還願意遠遠關心遠遠分享彼此的生活。當然還有一起生活在台北的顆疑滑，有好朋友一起生活在同一個城市真的很幸福！翁子淇謹誌于政大財管所中華民國 103 年 6 月 I.

(3) 摘. 要. 我國股票市場自民國五十年代至今，發展亦趨成熟，股票市場作為企業資金來源隨著股票市場的發展愈趨重要，股利作為企業及投資人的溝通工具亦十分重要，股利的變動也隱含了公司內部欲傳達給外部投資人的訊息，因此股利政策深受企業及投資人重視，股利政策的穩定程度亦隨著重視程度上升而提高。本研究使用 Lintner(1956)「現金股利調整速度」衡量我國股票市場之股利政策穩定性。實證結果發現，1998 年前即上市的公司樣本，在兩稅合一制度實施後，股利調整速度顯著下降，意即股利政策穩定性顯著地上升，而我們進一步研究影響股利. 政治大場之股利政策愈穩定。最後則研究股利政策的穩定與否與訊號效果的關係，實證立政策穩定之因素，發現股票市場發展程度愈高，則股利調整速度將愈低，整體市. ‧ 國. 學. 發現，當整體股票市場之股利調整速度愈高、股利政策愈不穩定時，投資人對於股利所隱含的效果無法正確反映，訊號效果較差。. ‧. n. al. er. io. sit. y. Nat. 關鍵字：現金股利調整速度、訊號效果、Lintner 現金股利模型. Ch. engchi. II. i Un. v.

(4) Abstract With the development of the stock market in Taiwan, firms raise more capital from the stock market. Firms use dividends as means to send message to the investors, both the firms and the investors would pay attention to the signal of dividends. As the result, the stable dividend policy should be emphasized by firms and investors. In this research, we use the “speed of adjustment” in Lintner(1956) dividends model to. 政治大. measure the stabilization of the dividend policy in Taiwan’s stock market. The. 立. empirical results show that after the Integrated Income Tax System applied in 1998,. ‧ 國. 學. the speed of adjustment in dividends significantly decreased. Further, we study on the. ‧. factors affect the stabilization, and find that the development of the stock market. y. Nat. er. io. sit. significantly negative relative to the speed of adjustment also means that the dividend policy would be more stable with the development. Finally, we focus on the signaling. n. al. effect and the speed of the. iv n C h e n gThe adjustment. i Uindicates c hresult. when the speed of. adjustment in the market is high, the investors are more difficult to react correctly to the message in dividends change. That is that dividends would be less affective for signaling when the dividend policy is not stable in the market.. III.

(5) 目第一章. 錄. 緒論 ........................................................................................................... 1. 第一節. 研究背景與動機................................................................................ 1. 第二節. 研究目的............................................................................................ 3. 第三節. 研究架構與流程................................................................................ 4. 第二章. 文獻回顧 ................................................................................................... 5. 第一節. 股利政策理論.................................................................................... 5. 第二節. 股利政策實務.................................................................................... 7. 樣本選取與資料來源...................................................................... 22. y. 實證結果與分析 ..................................................................................... 24. io. 第四章. 實證模型.......................................................................................... 19. Nat. 第四節. ‧. 第三節. 變數定義與預測.............................................................................. 13. sit. 第二節. 研究假說.......................................................................................... 11. 學. 第一節. n. al. er. 第三章. 政治大研究方法 ................................................................................................. 11 立我國股利政策相關文獻.................................................................... 9. ‧ 國. 第三節. i Un. v. 第一節. 敘述統計量...................................................................................... 24. 第二節. 變數檢驗.......................................................................................... 31. 第三節. 實證結果分析.................................................................................. 34. 第五章. Ch. engchi. 結論與建議 ............................................................................................. 39. 第一節. 結論.................................................................................................. 39. 第二節. 研究限制.......................................................................................... 40. 第三節. 後續研究建議.................................................................................. 41. 參考文獻 .................................................................................................................. 42. IV.

(6) 圖. 表. 目. 錄. 圖一—1. 研究流程圖 ............................................................................................... 4. 圖四—1. 全體樣本股利調整速度折線圖 ............................................................. 29. 圖四—2. 上市樣本股利調整速度折線圖 ............................................................. 29. 圖四—3. 1998 年前上市樣本股利調整速度折線圖 ............................................ 30. 表四-1. 1991-2013 全部樣本敘述統計 .................................................................. 24. 表四-2. 1991-1997 樣本敘述統計 .......................................................................... 24. 表四-3. 1998-2013 年間樣本敘述統計量 .............................................................. 25. 表四-4. 政治大全體樣本股利調整速度之敘述統計量 .................................................... 26 立上市公司樣本現金股利調整速度之敘述統計量 .................................... 27. 表四-6. 1998 年前 IPO 上市公司樣本現金股利調整速度之敘述統計量 ........... 28. 表四-7. 敘述統計量－股利調整速度之複迴歸模型變數 .................................... 30. 表四-8. 敘述統計量－現金股利宣告效果之複迴歸模型 .................................... 30. 表四-9. 現金股利調整速度之複迴歸模型之相關係數矩陣 ................................ 31. 表四-10. 現金股利調整速度之複迴歸模型自變數 VIF 值表 .............................. 32. ‧. ‧ 國. 學. 表四-5. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i Un. v. 表四-11 現金股利宣告效果之複迴歸模型之相關係數矩陣 .............................. 33 表四-12. 現金股利宣告效果之複迴歸模型之 VIF 值表 ...................................... 33. 表四-13. 現金股利模型之複迴歸模型分析結果 .................................................. 34. 表四-14. 鄒檢定分析結果－上市公司樣本 .......................................................... 35. 表四-15. 鄒檢定分析結果－1998 年前上市之公司樣本 ..................................... 35. 表四-16. 現金股利模型複迴歸模型分析結果 ...................................................... 36. 表四-17. 現金股利宣告效果複迴歸模型分析結果 .............................................. 37. V.

(7) 第一章第一節. 緒論. 研究背景與動機. 財務管理之中，投資決策、融資決策以及股利政策是公司理財三大決策，我國股票市場自民國五十年代至今，發展亦趨成熟，愈來愈多的企業透過上市上櫃於公開市場籌措資金，股票市場作為企業資金來源的比重愈來愈大。而隨著股票市場的發展，投資人亦愈加成熟，股利作為企業及投資人的溝通工具亦十分重要，. 政治大業及投資人重視，股利政策的穩定程度亦隨著重視程度上升而提高。我國政府亦立. 股利的變動也隱含了公司內部欲傳達給外部投資人的訊息，因此股利政策深受企. ‧ 國. 學. 呼籲企業鑒於未來景氣循環難以預期，為健全財務結構，建議採取帄穩股利政策，避免股利水準大幅的變動，以保全長期投資人利益並穩定股價。. ‧. Lintner (1956) 研究發現(1)公司多會設定長期的目標股利發放水準，(2)公司. y. Nat. io. sit. 決定股利的重要因素是現金股利的變動量而非股利的絕對水準，(3)公司偏好維. n. al. er. 持帄滑的股利，(4)經營階層則避免股利的變動且不太願意減少股利發放水準。. Ch. i Un. v. 而其提出的現金股利模型以美國 28 家公司為樣本，發現當期股利變動是對目標. engchi. 股利水準做部份的調整，實證企業股利發放水準與前一年度股利以及當年度盈餘的關係，其中以前一年度的現金股利與本年度現金股利之迴歸係數線性轉換後、做為「現金股利調整速度」(speed of adjustment)，衡量現金股利政策的穩定性。 Aivazian, Booth et al. (2003)使用了 Lintner (1956)現金股利模型並代入 IFC(International Finance Corporation)中九個開發中國家與美國的資料，比較美國以及其他開發中國家，在不同的經濟成長狀況以及不同股票市場特性下的股利政策的調整，其研究結果指出，資本市場發展較完備的美國相較於其他開發中國家，股利政策較為穩定，現金股利調整速度較低；開發中國家，現金股利調整速度較 1.

(8) 快，而其以現金股利作為傳達訊息的管道則較不具效果。因此，我們推論企業使用現金股利向投資人傳達訊號，在景氣較好、市場完備度較高的情況下，股利政策較穩定、整體市場現金股利調整速度應較低，故在訊號發射較無雜訊的情況下，現金股利宣告效果應較顯著。我國股票市場發展期間經歷開發中國家階段及目前已開發國家階段，並且經歷兩稅合一重大稅制改革，而我們認為 1998 年兩稅合一制度實施使得企業在決定股利政策不受稅制影響，股票市場發展更加完備，現金股利更能避免雜訊，清楚地向投資人傳達公司內部訊息。因此，在現金股利作為訊息工具愈被重視之情. 政治大整應會趨緩，整體市場的現金股利調整速度應較兩稅合一制度實施前降低。立. 況下，企業應傾向維持股利發放水準，維持帄穩的股利政策，因此股利政策的調. ‧ 國. 學. 而本研究將根據前述 Aivazian, Booth et al. (2003)之結論延伸，使用 Lintner (1956)現金股利模型中「股利調整速度」衡量台灣股票市場不同時期股利政策之. ‧. 穩定性，並欲了解總體環境對我國對股利政策穩定程度之影響，並進一步研究我. y. Nat. n. er. io. al. sit. 國市場中股利政策穩定程度與訊號效果之關係。. Ch. engchi. 2. i Un. v.

(9) 第二節. 研究目的. 本研究使用我國資本市場 1991 年至 2013 年間共 23 年上市上櫃公司資料，以台灣股票市場現金股利調整速度的變化衡量我國企業股利政策的穩定性。並以訊號理論為基礎，探討股利政策穩定性與現金股利的訊號效果的關係。. 本研究主要目的如下： 1、以「現金股利調整速度」檢定我國股利政策是否愈趨穩定 2、探討影響我國股票市場股利政策穩定性的因素. 治政 3、探討股利政策穩定性與現金股利的訊號效果之關係大立 ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 3. i Un. v.

(10) 第三節. 研究架構與流程. 本研究以前述動機出發，根據股利政策理論與過往文獻探討，蒐集樣本並以實證做結。本研究之實證分為三大部分，首先以 Lintner (1956)之現金股利模型中「現金股利調整速度」衡量台灣股票市場之股利政策穩定程度，進一步檢驗兩稅合一制度的實施是否造成台灣股票市場之現金股利調整速度之結構性改變。第二部分則探討稅制以及其他影響我國市場股利穩定性之因素。第三部分主要探討，市場股利政策穩定程度差異下，現金股利傳遞資訊的訊號效果。本研究流程如下：. 政治大. 立研究動機與目的. ‧ 國. 學. 文獻探討. ‧ y. sit. io. n. al. 建立研究假說. Ch. engchi. i Un. 蒐集樣本資料. 實證結果. 結論與建議. 圖一—1. 研究流程圖 4. er. Nat. •1.股利政策理論 •2.股利政策實務 •3. 我國股利政策相關文獻. v.

(11) 第二章. 第一節. 文獻回顧. 股利政策理論. Miller and Modigliani (1961)提出，在完美資本市場、投資人行為理性以及未來完全確定的假設下，認為企業價值來自投資活動、不應受股利發放影響，且投資人行為理性，若有股利的需求可以使用自製股利，故公司價值不受股利政策現金流量以及股東對於股利的偏好影響，此即所謂「股利無關論」。而真實世界中. 政治大. 存在稅負及交易成本，並不存在完美市場，故後續出現修正的股利政策理論. 立. 不完美資本市場下，投資人由於交易成本與稅賦，因而對於報酬有不同的偏. ‧ 國. 學. 好，Miller and Modigliani 提出「顧客效果論」，指出部分投資人偏好資本利得，. ‧. 一部分則偏好股利利得，使得公司根據其顧客群的偏好訂定其股利政策。存在顧. sit. y. Nat. 客效果的情況下，公司根據條件決定其最適股利政策，若投資人不滿意公司的股. io. er. 利政策，可自行將股票轉售給與公司現行股利政策偏好相同之其他投資人，公司則不傾向任意更動股利政策。. n. al. Ch. engchi. i Un. v. 後續學者亦提出了不同的股利政策理論，Gordon (1959) and Lintner(1963)的「一鳥在手論」，主張投資人皆為風險趨避的，資本利得相較現金股利發放的不確定性更高，故投資人比起保留盈餘留置公司再投資的不確定，更喜歡提早實現利益的現金股利。Farrar, Farrar et al. (1967)提出，當稅制存在時，公司的價值並不如 Miller and Modigliani (1961)「股利無關論」所提不受融資決策與股利政策影響，公司的評價受公司以及投資人不同的稅率而影響。Brennan (1970)則提到在稅率差異影響之下，股利支付愈多，稅金負擔亦愈重。Poterba and Summers (1985) 加入了英國的資料作為研究樣本，在樣本期間有稅制的改變下，對於股利政策改變的研究。 5.

(12) 然而 Miller and Modigliani 進一步認為，實際上即使公司價值不受股利政策影響，公司變動現金股利時，是含有資訊內涵，即被稱為「訊號發射理論」，當公司增加現金股利時，通常公司的股票價格也呈現上漲趨勢，隱含經理人對於未來前景看好的訊號；而當公司宣布減發股利時，股價則會下跌，隱含了經理人對於公司未來不看好的資訊。Watts (1973)探討股利與未來盈餘的關係，以 1945 至 1968 年間 310 家公司為樣本，研究顯示前一年度股利與當年度盈餘為正向關係，亦即股利可作為訊號傳遞工具，傳達公司未來盈餘表現。John and Williams (1985)證明稅制存在的狀況下，有部分公司即使發放現金股利的成本較高，甚至同時發行新股籌資，仍會使用股利作為訊號傳遞工具，向外部投資. 治政人傳遞內部的資訊。Aharony and Dotan (1994) 探討公司股利政策與未來盈餘大立的關係，發現當公司出現短期內的盈餘增加(減少)時，並不會更動其股利政策， ‧ 國. 學. 以避免傳遞雜訊。Bhattacharya (1979)發現，當公司宣告發放現金股利時，股. ‧. 價亦會上漲，即使現金股利被課較高的稅，由於現金股利能作為訊號傳遞工具，. sit. y. Nat. 故即使發行現金股利成本高，仍會被使用。 DeAngelo, DeAngelo et al. (1996). io. er. 以 NYSE 145 家公司為樣本，檢視在連續九年以上的成長後出現衰退的年度，公司如何制定當年度的股利政策，結論指出，由於經理人可能有行為偏誤，過. al. n. iv n C 度樂觀、高估未來盈餘以及現金股利佔管理階層所能控制的資源比重太小，而 hengchi U 使得股利的變動無法正確傳達未來盈餘的訊號。Amihud and Murgia (1997)則以德國樣本作研究，預期股利不具有訊號傳遞效果，比較相對於美國現金股利有稅賦上的牽制，結果發現在德國，大多數投資人沒有稅賦的不利影響下，現金股利作為傳遞訊息的工具仍有效果。. 6.

(13) 第二節. 股利政策實務. 實務上的股利政策常見如下，剩餘股利政策係指公司將盈餘優先使用於淨現值為正的投資計劃後，才將剩餘的部分作為股利發放，若支應投資需求後並無剩餘，當年度則無股利發放。剩餘股利政策使得每年度股利發放決定於投資計畫的資金需求，但每年度的投資計畫並不固定，採取剩餘股利政策將導致股利發放波動度大。固定股利支付率政策係公司將每年度的盈餘提撥一固定比率作為股利支付，因此股利金額決定於當年度的盈餘多寡，此政策使得股利水準隨盈餘波動而變動。帄穩股利政策指的是公司將每年度股利發放水準決定於一固定金額，只有. 治政在經理人對未來盈餘水準提升有十足的信心才會提高股利發放金額，經常變動的大立股利將增加投資人報酬的不確定性，故經理人亦不傾向任意更動股利。 ‧ 國. 學. Lintner (1956)以 1918 至 1941 年間美國 28 間公司為樣本，研究發現(1)公司. ‧. 多會設定長期的目標股利發放水準，(2)公司決定股利的重要因素是現金股利的. sit. y. Nat. 變動量而非股利的絕對水準，(3)公司偏好維持帄滑的股利，(4)經營階層則避免. n. al. er. io. 股利的變動，除非對於未來長期的盈餘增加有高度的信心，且不太願意減少股利. i Un. v. 發放水準。經理人認為市場投資人比較喜歡帄穩的股利政策，市場對於現金股利. Ch. engchi. 發放穩定的公司也會有較高的溢酬。其現金股利模型亦指出經理人在決定當年度股利分配時，前一年度發放之股利與當年度盈餘水準會是影響其股利決定的因素，當年度股利與前一年度現金股利存在「股利調整速度」關係，而當年度盈餘水準與股利的關係則隱含了經理人對於未來盈餘水準的預期。實證發現樣本中股利調整速度為 0.3，而與當期每股盈餘之係數為 0.15。Fama and Babiak (1968)則調整了 Lintner (1956)的現金模型，改使用無截距的迴歸模型，樣本資料為 1947-1964 年間美國企業，實證結論得到現金股利調整速度為 0.366。 Brav, Graham et al. (2005)研究 384 位財務主管並深入訪談另外 23 位，調查影響股利及股票購回的因素，結果指出經理人對於現金股利傾向持帄，而股 7.

(14) 票購回則端看當年度投資決策剩餘資金，並以 Lintner (1956)的現金股利模型做檢驗，發現不同於 Lintner 1950 年代的結果，股利和盈餘間的關聯性較以往降低，大部分的經理人更偏好較彈性的股票購回。經理人認為，現金股利或股票購回對機構投資人而言並無差異，股利政策對市場投資人並無影響。綜上所述，由經理人之觀點，並不支持股利政策的代理問題、訊號效果、顧客效果等假說。但經理人仍認為股利能傳達訊息給外部投資人，惟股利成本較高，故並不傾向特意使用股利作為訊號傳遞工具。。. 政治大八個新興開發中國家與美國的資料，代入 Lintner (1956)的現金股利模型，比較立 Aivazian, Booth et al.(2003)使用了 IFC (International Finance Corporation)中. ‧ 國. 學. 美國以及其他發展中國家，探討各國經濟成長率不同、以及資本市場發展程度差異下，股利調整速度與訊號傳達之間的關係。並認為在已開發國家的狀況下，公. ‧. 司會傾向於帄穩的股利政策，減緩其股利的變動。而研究結果顯示，新興國家的. sit. y. Nat. 股利調整速度相較於美國是較大的，意謂新興國家相較於美國的股利政策是更不. n. al. er. io. 穩定的，而在股利政策不穩定的狀況下，股利發放宣告的訊號效果是較差的。. Ch. engchi. 8. i Un. v.

(15) 第三節. 一、. 我國股利政策相關文獻. 兩稅合一與股利政策相關文獻. 馬孝璿（1999）以「兩稅合一」實施之前一年與之後一年為樣本期間，針對有宣告股利發放的上市櫃公司，研究股利及股價的關係，以評估公司及投資人股利稅賦效果的反應。研究發現兩稅合一實施後一年，股利發放率及股利額度確較實施前一年顯著增加。且兩稅合一實施後，稅對公司股利政策的影響力降低，亦. 政治大黃瑞靜、徐守德、廖四郎（2001）探討兩稅合一對公司價值、股利政策及資立. 即當公司稅賦減輕時，稅對股利政策的影響力相對降低。. ‧ 國. 學. 本結構之影響，認為公司在股東財富極大化的目標驅使下，公司會追求公司與股東支付所得的總稅賦最少。此研究結論之一為，當兩稅合一實施後，公司股利支. Nat. y. ‧. 付率會提高，且當公司股利支付率愈高，公司價值愈高。. io. sit. 汪瑞芝、陳明進（2004）以民國 84 年至民國 89 年兩稅合一前後上市公司樣. n. al. er. 本實證研究兩稅合一制度實施對公司股利發放的影響。實證研究證明，兩稅合一. Ch. i Un. v. 實施後，現金股利發放率確實較實施前高，扣抵稅額有效提高公司股利發放的效. engchi. 益，減少稅賦對公司股利發放的扭曲影響。. 二、. 訊號理論相關研究:. 郭瓊珠（1989）探討現金股利變動與盈餘的關係及股利宣告後的股價反應，其以市場模式計算帄均異常報酬與累積超額異常報酬，探討民國 68 年至民國 77 年間，我國 43 家上市公司董事會宣告發放現金股利前後 30 日內之異常報酬。結果顯示，增發及減發現金股利在事件期中均有顯著的正向反應。 9.

(16) 黃琬娟（1996）以自民國 71 年至 84 年底連續兩個年度中有現金股利變動宣告的上市公司為研究對象，有效樣本 89 個，探討現金股利變動之宣告與股價之間關係，以股利訊號模式、過度投資假說、股利顧客效果及公司資訊環境假說等作為解釋，並採用市場指數調整模式計算其超額報酬，但研究結果並不顯著。周威佑（2012）以民國 80 年至民國 99 年，我國上市公司為樣本，研究資本市場發展程度與企業現金股利資訊內涵的關係，結果指出現金股利宣告效果隨著資本市場發展而弱化，. 治政本研究試以台灣資本市場資料，以前述之 Lintner（1956）現金股利模型中大立之「股利調整速度」衡量台灣資本市場的股利政策穩定，並考量總體經濟、股票 ‧ 國. 學. 市場發展與稅制對我國股票市場股利政策穩定之影響，並研究股利政策穩定對現. ‧. 金股利訊號效果之影響。. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 10. i Un. v.

(17) 第三章. 研究方法. 本章包含四個小節，第一節根據前述文獻建立假說，第二節則描述變數定義以及結果預測，第三節為實證模型之介紹，最後為樣本選取與資料來源介紹。. 第一節. 研究假說. 本研究主要將以 Lintner (1956)所提出之現金模型為基礎，使用其中「現金股利調整速度」係數衡量台灣股票市場股利政策之穩定。根據 Aivazian, Booth et. 治政 al.(2003)之結論，資本市場發展愈完整之國家股利調整速度愈低，股利政策愈穩大立定，股利宣告之訊號效果應更顯著。以下將探討台灣實施兩稅合一前後，現金股 ‧ 國. 學. 利調整速度的變化，並檢驗兩稅合一實施前後兩期，現金股利調整速度是否有顯. ‧. 著的結構性下降。進一步研究影響我國股利政策穩定性之因子，並且根據訊號發. sit. y. Nat. 射理論，認為公司以股利做為向投資人傳達公司營運與財務資訊的工具，探討市. io. n. al. er. 場現金股利調整速度對訊號效果的影響。. Ch. engchi. i Un. v. 假說 1：隨著資本市場發展，我國股票市場在兩稅合一制度實施後，股利調整速度下降，股利政策較兩稅合一制度實施前更加穩定。我國於民國 87 年實施兩稅合一制度，根據前述文獻，我們推論兩稅合一制度實施使得稅對股利政策的影響力降低，整體資本市場的完備度更高。公司股利發放不受稅率之影響，股利做為訊號傳遞工具更為有效，企業應更重視股利所發射的訊號，因而傾向帄滑股利政策，故我們預期整體股票市場之股利政策更加穩定，台灣股票市場的現金股利調整速度在兩稅合一制度實施之後將會顯著地下降。. 11.

(18) 假說 2：稅制改變及股票市場發展更加完備，使得我國股利政策更加穩定，故與現金股利調整速度關係為負向相關我們認為除稅制影響股利政策穩定程度外，資本市場的發展亦是影響股利政策穩定的重要因素，在此將探討總體經濟成長、股票市場發展與股利調整速度之關係。此部分將會以年度分組，以各年度台灣股票市場之現金股利調整速度與當年度我國總體經濟與股票市場狀況做討論。. 假說 3：現金股利調整速度對現金股利宣告效果為負向影響. 治政我們預期當整體市場股利政策愈不穩定，現金股利調整速度愈大時，股票市大立場上的雜訊愈多，企業宣告現金股利的資訊內涵將愈弱化，訊號效果愈不明顯。 ‧ 國. 學. 我們將使用台灣經濟新報資料庫(TEJ)之中，個別公司股東會前一日、股東. ‧. 會當日及股東會後一日(-1,+1)，共計三天作為事件窗口，並使用市場指數調整模. sit. y. Nat. 式估算其累積超額異常報酬。並對累積超額異常報酬取絕對值，探討現金股利調. n. al. er. io. 整速度不同的狀況下，現金股利宣告的訊號效果。我們認為，在整體市場現金股. i Un. v. 利調整速度愈高時，訊號效果應愈弱化；反之，當市場上現金股利調整速度愈低，. Ch. engchi. 企業宣告現金股利之消息，其隱含的訊號應更能被投資人正確解讀，意即訊號效果愈強。. 12.

(19) 第二節. 一、. 變數定義與預測. Lintner (1956)現金股利模型. (一)、 𝐃𝐢,𝐭 本年度普通股每股現金股利(元)，套用 Lintner (1956)現金股利模型，作為本式之應變數。. (二)、 𝐃𝐢,𝐭;𝟏. 立. 政治大. ‧ 國. 學. 前一年度之普通股每股現金股利(元)，作為股利模型中的第一個自變數。前述文獻曾提及，公司決定本年度現金股利時，會根據目標股利或是前一年. ‧. 之現金股利做決定，故本年度每股現金股利與上一年度之每股現金股利應存. n. al. er. io. sit. y. Nat. 在一正相關之線性關係，𝐷𝑖,𝑡;1 之係數即為(1-Ct )，而Ct 即為股利調整速度。. (三)、 𝐄𝐢,𝐭. Ch. engchi. i Un. v. 當年度普通股每股盈餘(元)，在 Lintner (1956)提出的模型之中，Ei,t 之係數以𝑐𝑖 𝑟𝑖 表示，意義為當期整體市場調整速度與當期整體市場現金股利發放率之乘積。. 13.

(20) 二、股利調整速度與總體市場之關係 (一)、 𝐂𝐭 當年度股票市場整體公司之股利調整速度，由前述之現金股利模型迴歸方程求得，作為本式之應變數。. (二)、 TAX 為一虛擬變數，定義為「兩稅合一」制度施行與否。 𝑌𝑒𝑎𝑟 治≥< 1998 政1,0, 𝑌𝑒𝑎𝑟 1998 大. TAX = ,. 立. 根據我國所得稅法第 3-1 條：. ‧ 國. 學. 「營利事業繳納屬八十七年度或以後年度之營利事業所得稅，除本法另. ‧. 有規定外，得於盈餘分配時，由其股東或社員將獲配股利總額或盈餘總額所. io. sit. y. Nat. 含之稅額，自當年度綜合所得稅結算申報應納稅額中扣抵。」. n. al. er. 此條文即為所謂「兩稅合一」制度。民國 87 年度以後之盈餘分配時，. Ch. i Un. v. 股東獲配之現金股利將不再重複課稅，故應會增加公司發放股利之傾向，亦. engchi. 如前章文獻之結果，現金股利發放率相較兩稅合一實施前確為上升。稅賦對於股利的影響降低後，我們認為整體資本市場的完備度更高，使得公司不受稅率之牽制、傾向發放較少的股利，而會選擇發放合理的股利。公司亦會傾向使用帄穩的股利政策，不輕易更動其股利發放率，故我們預期整體股票市場之股利波動度將較兩稅合一實施前下降，意即此項變數與股利調整速度𝐂𝐭 為負向關係。. 14.

(21) (三)、 Index Demirgüç-Kunt and Levine (2004)建構了資本市場指數1的變數，而本研究在此採用周威佑（2012）修改後建立的我國資本市場發展指數，主要意涵為資本市場相對於銀行體系的重要性，此指數並非絕對數值，僅作為代理變數表示股票市場之發展程度。當此 Index 愈高，表示我國企業以股票市場作為融資來源的依賴程度愈高，故以此作為股票市場發展程度之代理變數。而我們預期，在股票市場發展程度愈高的情況下，股利政策應愈趨穩定，現金股利調整速度應較低，故我們預期 Index 與應變數應為反向關係。. 政治大資本市場總資本額資本市場總交易額 ( 立 + )÷2 銀行總資產銀行總貸放數. 周威佑（2012）建構的指數：. ‧ 國. 學. 其中資本市場總資本額與銀行總資產的比值代表了股票市場相對於銀行體系的規模大小，而資本市場總資本額係以當年度上市及上櫃公司的資本. ‧. 總額相加而得。資本市場總交易額與銀行總貸放數的比值則代表了股票市場. y. Nat. io. sit. 相對於銀行體系的活絡程度，資本市場總交易額則為當年度股票次級市場帄. n. al. er. 均每日交易額與實際交易日之乘積。. (四)、 GDP. Ch. engchi. i Un. v. 此變數為以我國 2001 年之 GDP 作為基準之 GDP 年增率。GDP 為總體經濟之指標，當 GDP 年增率愈高，表示經濟成長率愈高、景氣愈好，整體市場狀況穩定，股利調整速度應會下降。故我們預期此項係數與應變數關係為負向。. 1. Demirgüç-Kunt and Levine (2004)）所建構的指數原型：. (. 資本市場總資本額銀行總資產. +. 資本市場總交易額銀行總貸放數. +×. 15. 銀行總管銷成本銀行總資產. )÷3.

(22) (五)、 LSEC 我們定義 SEC 為本年度台灣加權股價指數收盤價格與前一年度的台灣加權股價指數收盤價格之對數相減，意即 SEC 為台灣加權股價指數之年報酬率，而 LSEC 則表示為落後一期之台灣加權股價指數年報酬率。衡量總體經濟時，股市被視為領先指標，故我們預期落後一期之 SEC 會成為同時指標，與 GDP 有正向關係，而 LSEC 最主要與 GDP 的差異是用以衡量股票市場的熱絡程度，故我們預期在前一年度股票市場報酬率高的情況下，本年度的現金股利發放應愈帄穩，意即 LSEC 與股利調整速度應為負向關係。. 政治大. (六)、 Fcrisis. 立. 由於 2007 至 2009 年金融海嘯期間，全球經濟變化劇烈，故我們定義一. ‧ 國. 學. 虛擬變數為金融海嘯之變數，以求控制住金融海嘯對股利調整速度之影響。 1,. 2007 ≤ 𝑌𝑒𝑎𝑟 ≤ 2009 0, 其他. ‧. Fcrisis = {. sit. y. Nat. io. n. al. er. (七)、 Bubble. i Un. v. 1995 年至 2001 年間與資訊科技及網際網路迅速發展。歐美及亞洲多個. Ch. engchi. 股票市場中，網際網路及資訊科技相關企業的股價快速上升，美國 NASDQ 指數在 2000 年 3 月 10 日達到最高點 5,408.60，我國股票市場亦於當年有飆漲至萬點之現象，故將此股票價格飆升的現象稱為網路泡沫。而我們為求控制此年度極端值影響，故於此加入一虛擬變數。 Bubble = {. 1,. 16. 𝑌𝑒𝑎𝑟 = 2000 0, 其他.

(23) 三、現金股利宣告時累積超額異常報酬與股利調整速度之關係 (一)、 ACAR 為此式之應變數。我們以發放現金股利宣告日前後一天(+1，-1)，共三日做為事件窗口，並以市場指數調整模式估計其累積超額異常報酬。而由於我們欲觀察的是股利調整速度與累積超額異常報酬變動量的關係，故我們對累積超額異常報酬取絕對值，衡量市場在接受訊息後反應在股價上的變動。. (二)、 𝐂𝐫𝐞𝐬𝐢𝐭. 治政 C 為股利調整速度，而在討論與累積超額異常報酬之關係時，我們預期大立當整體市場股利調整速度大，企業發放現金股利的宣告會因為整體市場股利 t. ‧ 國. 學. 調整速度快、雜訊較多，而使得投資人無法對現金股利的訊號充分反應。但. ‧. 由於在研究中為了避免共線性問題，我們先將Ct 對他自變數進行迴歸分析，. sit. y. Nat. 並在此以Cresit ，也就是現金股利調整速度與總體市場關係之迴歸式的殘差. io. er. 項μt 取代。我們預期股利調整速度扣除其他總體因素影響後愈大，對累積超額異常報酬絕對值的影響應愈小，意即兩者應為負相關。. n. al. (三)、 TAX. Ch. engchi. i Un. v. TAX 為兩稅合一實施與否，為一虛擬變數。我們認為當稅賦對現金股利的影響變小、整體資本市場的完備度更高時，在兩稅合一實施後，稅賦對於公司現金股利發放決定的牽制較小，故股利作為資訊傳遞工具的訊號效果應更明顯。故我們推論在兩稅合一實施後，公司宣布股利發放變動時，市場反應應會更大、宣告效果亦較強，故我們預期此變數與應變數關係應為正相關。. 17.

(24) (四)、 Index 此為我國股票市場發展指數，當指數愈大，表示股票市場成為企業籌資時的重要資金來源，意即股票市場的發展程度愈高，而根據 Aivazian, Booth et al.(2003)的結論，我們預期當我國股票市場發展程度愈高，股利作為訊號傳遞工具的效果應能避免不必要的雜訊，訊號效果應更顯著，故我們預期， Index 應予應變數 ACAR 呈現同向變動之關係。. (五)、 GDP 此變數為以我國 2001 年之 GDP 作為基準之 GDP 年增率。. 立. (六)、 LSEC. 政治大. ‧ 國. 學. LSEC 表示為落後一期之台灣加權股價指數年報酬率。. ‧. 我們預期在我國總體經濟成長迅速、股票市場熱絡之時，整體市場皆預. sit. y. Nat. 期企業價值持續成長，故企業透過現金股利傳達的訊號則較無法傳遞公司未. io. er. 來盈餘之訊號，現金股利發放之超額異常報酬絕對值較低，現金股利的宣告效果則較弱，故我們預期此兩變數與宣告現金股利發放的累積異常報酬絕對. n. al. 值應為負向相關。. Ch. engchi. i Un. v. (七)、 Fcrisis 為一虛擬變數，定義為 2007 至 2009 年金融海嘯發生期間。在此加入此變數以求控制金融海嘯對現金股利宣告效果之影響。. (八)、 Bubble 為一虛擬變數，定義為 2000 年網路資訊科技快速成長的一年，亦稱為網路泡沫。在此加入此變數以求控制極端值對現金股利宣告效果之影響。. 18.

(25) 第三節. 一、. 實證模型. 現金股利模型. 我們套用 Lintner（1956）所發展之現金股利模型，估計其中𝐷𝑖,𝑡 之係數—股利調整速度Ct 。 𝐷𝑖,𝑡 = 𝛼 + (1 − 𝐶𝑡 )𝐷𝑖,𝑡;1 + 𝛽𝐸𝑖,𝑡 + 𝜀𝑖,𝑡. I.. 首先我們將針對兩稅合一的效果驗證，使用 1998 年度兩稅合一制度實施作. 政治大. 為分界，將樣本期間分期，比較 1991 至 1997 年間與 1998 至 2013 年間之股利調. 立. 整速度。我們預期在 1998 年兩稅合一制度施行後，股利調整速度將小於兩稅合. ‧ 國. 學. 一實施以前。. ‧. 在分期進行複迴歸方程後，將以鄒檢定（Chow Test）確認兩期現金股利模型之迴歸係數是否有顯著的結構性改變。. n. al. er. io. sit. y. Nat 鄒檢定（Chow Test）. Ch. engchi. i Un. v. 我們使用 1991 至 2013 年為完整模式，遞減模式為 1991 至 1997 期間以及 1998 至 2013 期間。鄒檢定之假說如下： H0 ：𝛼1991;2013 = 𝛼1991;1997 = 𝛼1998;2013 且 (1 − 𝐶𝑡 )1991;2013 = (1 − 𝐶𝑡 )1991;1997 = (1 − 𝐶𝑡 )1998;2013 且 𝛽1991;2013 = 𝛽1991;1997 = 𝛽1998;2013 Ha ：係數不全然相等. 19.

(26) 完整模式： 𝐷𝑖,1991;2013 = 𝛼1991;2013 + (1 − 𝐶𝑡 )1991;2013 𝐷𝑖,𝑡;1 + 𝛽1991;2013 𝐸𝑖,𝑡 + 𝜀𝑖,𝑡 遞減模式： 𝐷𝑖,1991;1997 = 𝛼1991;1997 + (1 − 𝐶𝑡 )1991;1997 𝐷𝑖,𝑡;1 + 𝛽1991;1997 𝐸𝑖,𝑡 + 𝜀𝑖,𝑡 𝐷𝑖,1998;2013 = 𝛼1998;2013 + (1 − 𝐶𝑡 )1998;2013 𝐷𝑖,𝑡;1 + 𝛽1998;2013 𝐸𝑖,𝑡 + 𝜀𝑖,𝑡. *(𝑅𝑆𝑆完整模式 − 𝑅𝑆𝑆遞減模式 )+ 𝐾 F= ，其中 K 為自變數之個數 𝑅𝑆𝑆遞減模式 (𝑁1991;1997 + 𝑁1998;2013 − 2𝐾). 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. 當 F 值落入拒絕域時，表示我們有顯著證據證明，各期間係數並不完全相等，. io. sit. y. Nat. 故我們推論有各期間有結構性的改變。. n. al. er. 爾後為了研究影響股利調整速度Ct 之因子，我們將樣本依照年度再分別進行. i Un. v. 迴歸方程，求得各年度Di,t;1之估計係數(1 − Ct )，並線性轉換得到整體市場之現金股利調整速度。. Ch. engchi. 二、現金股利調整速度之複迴歸模型根據前一部份所得之當年度股利調整速度，我們進一步分析股利調整速度與當年度總體經濟、股票熱絡程度與資本市場發展之關聯性。 II.. 𝐶𝑡 = α + 𝛽1 TAX𝑡 + 𝛽2 Index𝑡 + 𝛽3 GDP𝑡 + 𝛽4 LSEC𝑡 + 𝛽5 Fcrisis𝑡 +𝛽6 𝐵𝑢𝑏𝑏𝑙𝑒𝑡 + 𝜇𝑡. 20.

(27) 三、現金股利宣告效果之複迴歸模型我們使用台灣經濟新報資料庫(TEJ)中，股東會決議發放現金股利作為事件日的超額累積異常報酬作為我們衡量宣告效果之依據。其中使用 TEJ 內建之事件研究系統，以個別公司宣告發放現金股利之股東大會召開日前一日、股東大會當日及股東大會後一日(-1,+1)，共計三天作為事件窗口，並使用市場指數調整模式衡量其累積超額異常報酬。而為了探討市場現金股利調整速度與訊號效果的關係，故我們將累積超額異常報酬取絕對值，衡量其累積超額異常報酬值與當年度現金股利調整速度的關係。 1. 𝑡. 2. 𝑡: 3. 𝑡. 4. 𝑡. 學. +𝛽6 Fcr isis𝑡 + 𝛽7 Bubble𝑡 + 𝑤𝑖,𝑡. ‧ 國. 其中，Cresit 即為式 II 之μt. ‧. io. sit. y. Nat. n. al. er. III. 𝐴𝐶𝐴𝑅𝑖,𝑡. 政治大 = α + 𝛽 𝐶𝑟𝑒𝑠𝑖 + 𝛽 TAX 𝛽 Index + 𝛽 GDP + 𝛽 LSEC 立. Ch. engchi. 21. i Un. v. 5. 𝑡.

(28) 第四節. 一、. 樣本選取與資料來源. 研究期間本文研究期間為 1991 年至 2013 年，共計 23 年。. 二、研究對象 (一)、. 研究期間內於台灣證券交易所公開發行上市(櫃)公司. 政治大. 1、排除金融保險業. 立. 金融保險業受到主管機關特別監管，又其財務結構及會計處理. ‧ 國. 學. 與其他產業之處理有差異，故將其排除。. ‧. 2、經整理後，有效樣本共含 1,495 家公司，23 個會計年度，共. sit. n. al. er. 鄒檢定樣本：. io. (二)、. y. Nat. 22,363 筆樣本。. Ch. i Un. v. 根據 Fama and French (2001)中提到，以美國股票市場為例，. engchi. 在 1978 年後大量的新上市公司出現，而這些新上市公司追求較高的資產成長機會，故幾乎不發放股利。我們使用鄒檢定檢測結構性改變時，必須注意樣本的一致性，因此我們考慮樣本特性後，選擇以下兩組樣本作為使用： 1、 1991 至 2013 年間上市公司樣本：考量兩稅合一實施後，上櫃市場加入許多新股，後期之樣本組成將與前期大不相同，將影響結構性改變之檢定，故我們將上櫃市場樣本排除之。. 22.

(29) 共 802 間公司，23 個會計年度，14021 筆有效樣本。 2、 1991 至 2013 年間之上市公司且公司於 1998 兩稅合一制度實施以前上市樣本：相較於前組樣本更為嚴謹，為確保兩期樣本一致，故我們僅採用兩稅合一以前即上市之公司，比較前後兩期現金股利調整速度之差異。共 277 間公司，23 個會計年度，6065 筆有效樣本。現金股利宣告事件研究：以 TEJ 中宣告發放現金股利之股東. (三)、. 會召開日期為事件日、並以事件前一日、事件日、事件後一日，共. 治政三日作為事件窗口，估算事件期間累積超額異常報酬。樣本包含下大立列三種事件別：宣告現金股利增發 4,605 筆，宣告現金股利減發(不 ‧ 國. 學. 含停發)2,881 筆，宣告現金股利停發 1,169 筆，共計 8,655 筆樣本。. ‧. 三、資料來源. sit. y. Nat. io. er. 本研究採用樣本之資料來源為台灣經濟新報資料庫(TEJ)，所使用之資. al. n. 料包括台灣證券交易所年度交易資料、公司年度財務報表資訊、現金股利宣. i n C U 告之累積異常報酬以及台灣總體經濟資料。 hengchi. 23. v.

(30) 第四章. 實證結果與分析. 本章分為三小節，第一節以敘述統計量做樣本觀察，第二節為變數使用前的檢驗，第三節為研究實證結果之分析。本研究將分成三個層次，首先觀察台灣資本市場在樣本期間內之現金股利調整速度，以此衡量我國股利政策穩定程度，並依據兩稅合一實施年度將樣本分前後兩期，衡量我國現金股利調整速度是否因稅制改革而改變。接著探討影響現金股利調整速度之因素。最後將探討股利調整速度對現金股利發放宣告訊號效果的影響。. 政治大第一節敘述統計量立. ‧ 國. 學. 我們使用公司當年度普通股現金股利發放、前一年普通股每股現金股利及每. n. al. er. io. sit. y. Nat. 區分成兩期。. ‧. 股盈餘進行迴歸模型。首先將樣本以兩稅合一實施年度 1998 年為分界，將樣本. 表四-1. i Un. v. 1991-2013 全部樣本敘述統計. Ch. 變數. N. 帄均值. 𝐃𝐢,𝐭 𝐃𝐢,𝐭;𝟏 𝐄𝐢,𝐭;𝟏. 22363 22363 22363. 0.7809 0.7313 1.7741. 表四-2. e中位數 n g c h i最大值 0.2000 0.0000 1.2900. 84.6600 84.6600 100.9200. 最小值. 標準差. 0.0000 0.0000 -52.3200. 1.7438 1.7809 3.5757. 1991-1997 樣本敘述統計. 變數. N. 帄均值. 中位數. 最大值. 最小值. 標準差. 𝐃𝐢,𝐭 𝐃𝐢,𝐭;𝟏. 3554 3554 3554. 0.2092 0.2423 1.9209. 0.0000 0.0000 1.4750. 11.0000 11.0000 46.7400. 0.0000 0.0000 -10.7900. 0.5165 0.6038 2.8737. 𝐄𝐢,𝐭;𝟏. 24.

(31) 表四-3. 1998-2013 年間樣本敘述統計量. 變數. N. 帄均值. 中位數. 最大值. 最小值. 標準差. 𝐃𝐢,𝐭 𝐃𝐢,𝐭;𝟏 𝐄𝐢,𝐭;𝟏. 18809 18809 18809. 0.8890 0.8237 1.7463. 0.3000 0.2000 1.2500. 84.6600 84.6600 100.9200. 0.0000 0.0000 -52.3200. 1.8686 1.9100 3.6928. 根據表四-1 及表四-2 前後兩期Di,t 的帄均值，我們可以發現，兩稅合一實施後，相較於兩稅合一實施前，每股現金股利發放的帄均金額是提升的，我們認為稅制對於股利政策的牽制下降了，股利做為訊號傳達的工具應更加有效，企業更. 政治大現金股利調整速度亦將因此下降。立. 重視作為訊號傳遞工具之股利，因此傾向帄穩的股利政策，進而我們預期提升而. ‧ 國. 學. 下一步我們將樣本依照年度分期，同樣使用 Lintner (1956)現金股利模型，取得其𝐃𝐢,𝐭;𝟏 的係數 1-Ct ，並將其線性轉換，獲得第二步驟之應變數Ct 。並針對. ‧. 此股利調整速度探討總體環境與市場因子對其之影響。. y. Nat. er. io. sit. 由下頁表四-4 我們可以觀察到，在 1998 年兩稅合一之實施之後，全體樣本之中股利調整速度Ct 相較於兩稅合一前波動較大。但整體樣本中包含上市上櫃市. n. al. Ch. i Un. v. 場中大量新上市公司，而在表四-5 及表四-6 中，使用上市公司樣本，以及兩稅. engchi. 合一制度實施前即上市之公司等兩組樣本，皆可觀察到現金股利調整速度在 1998 年兩稅合一實施後有下降的現象。而我們欲證明Ct 是否因兩稅合一實施有顯著的結構性改變，則將於第三節實證結果中檢定說明。第二部份我們將針對Ct 與總體狀況作分析，探究影響台灣股市股利政策穩定性之因素。最後我們則進一步探討市場對於現金股利發放的訊號效果與現金股利調整速度的關係，我們將以事件期內累積超額異常報酬之絕對值衡量市場對於現金股利宣告的訊息反應程度。. 25.

(32) 表四-4. 全體樣本股利調整速度之敘述統計量. Year. 𝐃𝐢,𝐭;𝟏 估計係數. 𝐂𝐭. 標準差. t值. P-value. 1992. 0.5222. 0.4779. 0.0369. 14.1443. <.0001. 1993. 0.5623. 0.4377. 0.0331. 17.0041. <.0001. 1994. 0.4421. 0.5580. 0.0476. 9.2858. <.0001. 1995. 0.4391. 0.5609. 0.0257. 17.0712. <.0001. 1996. 0.2813. 0.7187. 0.0222. 12.6985. <.0001. 1997. 0.3947. 0.6053. 0.0223. 17.6977. <.0001. 1998. 0.3883. 0.6117. 0.1046. 3.7115. <.0001. 1999. 0.0083. 0.9917. 0.3672. 0.7135. 2000. 1.6511. 2001. 0.0414. 39.8340. <.0001. 0.0239. 0.9761. 0.0065. 3.7032. <.0001. 0.7506. 0.2494. 0.0311. 24.1044. <.0001. 0.3231. 0.6769. 0.0196. 16.4948. <.0001. 0.6361. 0.3639. 0.0241. 26.3444. <.0001. 27.9992. <.0001. 23.6424. <.0001. v50.9776 ni. <.0001. 23.4297. <.0001. 0.5612. 0.4388. 0.0200. 2006. 0.5762. 0.4238. 0.0244. 2007. 0.9121. 0.0879. 0.0179. 2008. 0.2621. 2009. 0.2789. 0.7211. 0.0190. 14.6867. <.0001. 2010. 0.2320. 0.7680. 0.0205. 11.3394. <.0001. 2011. 0.4157. 0.5843. 0.0135. 30.7179. <.0001. 2012. 0.4004. 0.5996. 0.0162. 24.7600. <.0001. 2013. 0.7098. 0.2901. 0.0661. 10.7389. <.0001. n. C0.7379 hengch 0.0112 i U. 26. sit. io. al. er. 2003. ‧. 2005. 2002. Nat. 2004. ‧ 國. 學. -0.6511. y. 立. 政治0.0225大.

(33) 上市公司樣本現金股利調整速度之敘述統計量. 𝐃𝐢,𝐭;𝟏 估計係數. 𝐂𝐭. 標準差. t值. P-value. 1992. 0.6190. 0.3810. 0.0343. 18.0677. <.0001. 1993. 0.6663. 0.3337. 0.0346. 19.2830. <.0001. 1994. 0.4460. 0.5540. 0.0537. 8.3059. <.0001. 1995. 0.4406. 0.5594. 0.0290. 15.1769. <.0001. 1996. 0.2178. 0.7822. 0.0245. 8.8946. <.0001. 1997. 0.4695. 0.5305. 0.0254. 18.4544. <.0001. 1998. 0.7737. 0.2263. 0.0581. 13.3244. <.0001. 1999. 0.3721. 0.6279. 0.0702. <.0001. 2000. 1.7542. -0.7542. 35.5692. <.0001. 2001. 0.0238. 政治0.0493大 0.9762 0.0057. 5.2967. 4.2086. <.0001. 2002. 0.7959. 0.2041. 0.0448. 17.7745. <.0001. 0.1437. 0.8563. 0.0237. 6.0684. <.0001. 0.6682. 0.3318. 0.0301. 22.2322. 0.5521. 0.4479. 0.0243. ‧. <.0001. 22.7367. <.0001. 14.2464. <.0001. 53.0493. <.0001. v20.2959 i n. <.0001. 10.0962. <.0001. 0.5217. 0.4783. 0.0366. 2007. 1.0640. -0.0640. 0.0201. 2008. 0.2740. 0.7260. 0.0135. 2009. 0.2710. 2010. 0.1319. 0.8681. 0.0279. 4.7249. <.0001. 2011. 0.3499. 0.6501. 0.0178. 19.7020. <.0001. 2012. 0.3630. 0.6370. 0.0220. 16.4986. <.0001. 2013. 0.6111. 0.3889. 0.0219. 27.9183. <.0001. io. n. al. C0.7290 hengch 0.0268 i U. 27. er. 2004. sit. 2006. 2003. Nat. 2005. ‧ 國. 立. 學. Year. y. 表四-5.

(34) 表四-6. 1998 年前 IPO 上市公司樣本現金股利調整速度之敘述統計量. 𝐃𝐢,𝐭;𝟏 估計係數. 𝐂𝐭. 標準差. t值. P-value. 1992. 0.6432. 0.3568. 0.0375. 17.1700. <.0001. 1993. 0.6755. 0.3245. 0.0367. 18.4300. <.0001. 1994. 0.5010. 0.4990. 0.0449. 11.1700. <.0001. 1995. 0.6691. 0.3309. 0.0548. 12.2000. <.0001. 1996. 0.4918. 0.5082. 0.0372. 13.2300. <.0001. 1997. 0.4717. 0.5284. 0.0331. 14.2600. <.0001. 1998. 0.7252. 0.2748. 0.0817. 8.8800. <.0001. 1999. 0.5805. 0.4195. 0.0336. 17.2800. <.0001. 2000. 0.5842. 0.4158. 13.4800. <.0001. 2001. 0.5426. 政治0.0434大 0.4574 0.0466. 11.6400. <.0001. 2002. 0.6625. 0.3375. 0.0582. 11.3800. <.0001. 0.7903. 0.2097. 0.0426. 18.5600. <.0001. 0.7718. 0.2282. 0.0480. 16.0700. <.0001. 0.6668. 0.3332. 0.0356. 18.7100. <.0001. 0.7443. 0.2557. 0.0360. 20.6600. y. <.0001. 2007. 0.8043. 0.1957. 0.0427. sit. <.0001. 2008. 0.3385. 0.6615. 0.0234. 2009. 0.7895. 2010. 0.5747. 2011. io. n. al. C0.2105 0.0424 hengch i U. 18.8300. er. 2004. ‧. 2006. 2003. Nat. 2005. ‧ 國. 立. 學. Year. v14.4700 i n. <.0001. 18.6100. <.0001. 0.4253. 0.0622. 9.2400. <.0001. 0.3756. 0.6245. 0.0293. 12.8000. <.0001. 2012. 0.9112. 0.0888. 0.0328. 27.7900. <.0001. 2013. 0.9089. 0.0911. 0.0228. 39.9200. <.0001. 28.

(35) n. 1997. al. -0.6. 圖四—2 1999. 1998. Ch. 29 2005. 2004. 2003. engchi i Un. e 2008 r. 2007. 2006. v. -0.8. -1. 上市樣本股利調整速度折線圖. 2013. 2013. 2010. 2009. 2008. 2007. 2006. 2005. 2004. 2003. 2002. 2001. 2000. 1999. 1998. 1997. 1996. 1995. 1994. 1993. 2012. 政治大全體樣本股利調整速度折線圖. 2012. -0.6 2011. y. -0.4. 2011. 2010. 2009. sit. 立. 2002. 圖四—1. 2001. -0.8. 2000. 0.2. 1996. 0.6. ‧ 國. 0.8. 1995. 1994. 1. ‧. 0. io. -0.4 1993. 1.2. 學. 0.4. Nat. -0.2 1992. -0.2. 1992. 1.2. 1. 0.8. 0.6. 0.4. 0.2. 0.

(36) 0.7 0.6 0.5 0.4 0.3 0.2 0.1. 圖四—3. 2013. 2012. 2011. 2010. 2009. 1998 年前上市樣本股利調整速度折線圖. 政治大敘述統計量－股利調整速度之複迴歸模型變數立. 𝐂𝐭. 22. 0.5142. 0.5843. 0.9917. -0.6511. 0.3311. TAX. 23. 0.6957. 1.0000. 1.0000. 0.0000. 0.4705. INDEX. 23. 0.9195. 0.8634. 1.7737. 0.2641. 0.4184. GDP. 23. 5.3583. 5.3600. 11.9800. -8.8800. 4.7649. LSEC. 21. 0.0245. 0.0850. 0.5864. -0.6167. 0.3257. Fcrisis. 23. 0.0000. 1.0000. 0.0000. 0.3444. Bubble. 23. 0.0000. 1.0000. 0.0000. 0.2085. io. 標準差. 0.1304. n. al. 0.0435. Ch. y. 最大值. er. 中位數. ‧ 國. 帄均值. Nat. 最小值. ‧. N. 學. 變數. sit. 表四-7. 表四-8. 2008. 2007. 2006. 2005. 2004. 2003. 2002. 2001. 2000. 1999. 1998. 1997. 1996. 1995. 1994. 1993. 1992. 0. engchi. i Un. v. 敘述統計量－現金股利宣告效果之複迴歸模型. 變數. N. 帄均值. 中位數. 最大值. 最小值. 標準差. ACAR. 8655. 2.8381. 2.0431. 39.9451. 0.0001. 2.7880. Cresi. 8579. 0.0076. 0.0229. 0.2848. -0.3264. 0.1572. TAX. 8655. 0.9512. 1.0000. 1.0000. 0.0000. 0.2154. INDEX. 8655. 0.8182. 0.8087. 1.7737. 0.2641. 0.2797. GDP. 8579. 0.0175. 0.0836. 0.5864. -0.6167. 0.3125. LSEC. 8655. 3.1529. 4.5900. 11.9800. -8.8800. 4.6464. Fcrisis. 8655. 0.2565. 0.0000. 1.0000. 0.0000. 0.4367. Bubble. 8655. 0.0194. 0.0000. 1.0000. 0.0000. 0.138. 30.

(37) 第二節. 變數檢驗. 相關係數與共線性分析在使用迴歸模型分析時，我們必須考慮變數間可能存在共線性問題，故在此我們使用皮爾森相關係數（Pearson correlation coefficient）檢視變數間的相關性。一般而言，相關係數之絕對值低於 0.2，表示兩者相關程度極低；相關係數之絕對值介於 0.2 與 0.4 之間表示兩者相關程度低；相關係數之絕對值介於 0.4. 政治大. 至 0.6 之間表示兩者相關；當相關係數之絕對值高於 0.8 時，我們稱兩者相關性. 立. 極高，有可能有線性之關係。. 現金股利調整速度之複迴歸模型之相關係數矩陣. ‧ 國. 學. 表四-9. TAX. Bubble. y. al. n. Fcrisis. i Un. 1.0000. io. LSEC. 1.0000. Bubble. sit. -0.2656 0.2207. GDP. Fcrisis. er. Index. LSEC. 1.0000. Nat. (P-value). GDP. ‧. TAX. Index. v. -0.6856**. -0.1256. 0.0003 *. 0.5875. -0.1012. 0.1925. 0.1611. 0.6625. 0.3790. 0.4853. 0.2562. -0.0844. -0.1835. -0.18353. 0.2381. 0.7018. 0.4258. 0.4258. 0.1410. -0.2050. 0.0815. 0.17613. -0.0826. 0.5210. 0.3482. 0.7116. 0.445. 0.7080. Ch. engchi. 1.0000. 1.0000. 1.0000. 由上表四－9 我們可以發現，變數 GDP（GDP 年增率)與 TAX（兩稅合一實施與否的虛擬變數)具有負相關，故我們進一步使用變異數膨脹因子（VIF， 31.

(38) Variance inflation factor）確認變數間是否有共線性的問題，若有高度共線性，則應將變數予以剔除，以避免變數解釋出現嚴重誤差。 1. VIF 之定義為 VIF = 1;𝑅2，其中𝑅𝑖2 表示為以第 i 個自變數做為應變數，與其 𝑖. 他自變數進行迴歸分析所得到的判定係數值，其值介於 0 至 1。而1 − 𝑅𝑖2即為所謂的容忍值（tolerance），VIF 則與容忍值互為倒數，當𝑅𝑖2 愈大，代表此自變數能被其他變數解釋的程度愈高，此時容忍值將愈小、VIF 將愈大，表示自變數間愈有線性重合的狀況。一般而言，當 VIF≥ 10，我們會稱此自變數與其他自變數具有高度共線性。由表四-10 進一步確認，我們可以宣稱現金股利調整速度之複. 政治大. 迴歸模型各個自變數之間，沒有線性重合之現象。表四-10. 立. 現金股利調整速度之複迴歸模型自變數 VIF 值表. ‧ 國. 學. 變數. GDP. 0.76424. LSEC. 0.42878. Fcrisis. 0.11738. Bubble. 0.02599. VIF 1.30032 0.89899. ‧. TAX Index. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. i Un. v. 在進行現金股利宣告效果之複迴歸模型時，我們一樣須檢視自變數間的關係，. engchi. 故我們先進行相關係數之分析，由下表四-11 可以發現，變數間的相關係數絕對值都低於 0.4，屬於低度相關，但為求謹慎，我們進一步以 VIF 值檢驗自變數間是否有線性重合的可能。由下表四-12 中，VIF 值皆不大於 10，故我們認為，現金股利宣告效果複迴歸模型中，各變數不存在線性重合之現象。. 32.

(39) 表四-11 Cresi Cresi. 現金股利宣告效果之複迴歸模型之相關係數矩陣. TAX. Index. LSEC. GDP. Fcrisis. Bubble. 1.0000. (P-value) TAX. -0.0074. 1.0000. 0.4922. 0.0020. <.0001 *. -0.0478**. -0.3244**. 0.3078***. <.0001 *. <.0001 *. <.0001. -0.0996**. -0.0262**. -0.1587**. <.0001 *. 0.0153. -0.0458**. 0.1330***. -0.0071. -0.3132***. -0.2144**4. <.0001. 0.5094. <.0001. <.0001. 0.0319***. -0.1469**. 0.1207***. 0.1164***. -0.0826**. 0.0030. <.0001 *. <.0001. <.0001. <.0001 6. -0.0068 0.5288. *. Nat. io. 變數 Cresi TAX Index GDP LSEC Fcrisis. 1.0000. 現金股利宣告效果之複迴歸模型之 VIF 值表. al. n. 表四-12. 1.0000. ‧. Bubble. 治政 -0.0838*** 大 <.0001 <.0001. 學. <.0001 *. 立. 1.0000. y. Fcrisis. 1.0000. sit. GDP. -0.2414**. er. LSEC. 0.0333***. ‧ 國. Index. Ch. engchi. i Un. v. VIF. 1.22235 1.01907 0.88645 0.84453 0.34632 0.07926 0.01243. Bubble. 33. 1.0000.

(40) 第三節. 一、. 實證結果分析. 現金股利模型之實證表四-13. 現金股利模型之複迴歸模型分析結果. 1. 本模型分別使用全體上市上櫃公司樣本（1991-2013）進行分析 2. 被解釋變數為𝑫𝒊,𝒕 (本期現金股利)、變數定義請參照第參章第二節變數定義與預測係數. P-value. 𝑫𝒊,𝒕;𝟏. 0.4332***. <.0001. 𝑬𝒊,𝒕. 0.2207***. <.0001. 樣本數 𝐑𝟐. 立. 𝐀𝐝𝐣 − 𝐑𝟐. 政22363治大 58.72% 58.72%. ‧ 國. 學. 此模型係為 Lintner (1956)所提出，以本期普通股每股現金股利(𝑫𝒊,𝒕 )作為應. ‧. 變數，研究前一期之現金股利及每股盈餘之影響，指出本期股利與前期股利間隱. sit. y. Nat. 含一關係(1-𝑪𝒕 )。我們可以發現，表四-13 中此模型套用在台灣資本市場之整體樣. n. al. er. io. 本解釋股利現象時，具有 58.72%之解釋力。. i Un. v. 本研究以 1998 年兩稅合一實施作為分界點，將樣本期間區分成兩期，檢驗. Ch. engchi. 兩期股利調整速度是否顯著改變。表四-14 係以 1991 至 2013 年間上市公司資料 (原全體樣本扣除上櫃市場資料)作為檢定對象，迴歸結果顯示後期𝑫𝒊,𝒕;𝟏 之係數 (1-𝑪𝒕 )下降，表示股利調整速度𝑪𝒕 是上升的，此組樣本檢定結果與我們的預期並不相符。而我們進一步對樣本做了更嚴謹的篩選，為檢測兩稅合一制度的實施對於迴歸係數是否有結構性的改變，故我們只採用 1998 年兩稅合一制度實施以前已上市之公司作為樣本，考量其前後兩期股利調整速度之變化。結果如表四-15，迴. 34.

(41) 歸結果顯示後期𝑫𝒊,𝒕;𝟏 之係數(1-𝑪𝒕 )上升，表示股利調整速度𝑪𝒕 是下降的，而以鄒檢定檢驗兩稅合一前後兩期之迴歸係數，亦有證據證明有顯著的結構性改變。表四-14. 鄒檢定分析結果－上市公司樣本. 1. 本模型分別使用 1991-2013 上市公司之資料、1991-1997 以及 1998-2013 進行分析 2. 被解釋變數為𝑫𝒊,𝒕 (本期現金股利)、變數定義請參照第參章第二節變數定義與預測 1991-2013. 1991-1997. 1998-2013. 係數. P-value. 係數. P-value. 係數. P-value. 𝑫𝒊,𝒕;𝟏. 0.4326***. <.0001. 0.4365***. <.0001. 0.3877***. <.0001. 𝑬𝒊,𝒕. 0.2439***. <.0001. 0.0270***. <.0001. 0.2809***. <.0001. 樣本數. 14014. 𝐑𝟐. 61.88%. 𝐀𝐝𝐣 − 𝐑𝟐. 61.88%. 2657. 治政 29.90%. 立. 11357. 大. 64.59%. 29.85%. 64.58%. 自由度. F 值. 3. 418.92. 表四-15. P-value <.0001. ‧. ‧ 國. 學. 1991-1997,1998-2013 兩期結構性改變檢定-鄒檢定結果. 鄒檢定分析結果－1998 年前上市之公司樣本. sit. y. Nat. n. al. er. io. 1. 本模型分別使用 1991-2013、1991-1997 以及 1998-2013 之上市公司資料且樣本須於 1998 兩稅合一制度實施前即上市 2. 被解釋變數為𝑫𝒊,𝒕 (本期現金股利)、變數定義請參照第參章第二節變數定義與預測 1991-2013. Ch. i Un. v. e n g c1991-1997 hi. 1998-2013. 係數. P-value. 係數. P-value. 係數. P-value. 𝑫𝒊,𝒕;𝟏. 0.7551***. <.0001. 0.5889***. <.0001. 0.70558***. <.0001. 𝑬𝒊,𝒕. 0.0928***. <.0001. 0.0285***. <.0001. 0.12948***. <.0001. 樣本數. 6065. 1645. 4420. 𝐑𝟐. 71.81%. 46.15%. 75.51%. 𝐀𝐝𝐣 − 𝐑𝟐. 71.81%. 46.08%. 75.50%. 1991-1997,1998-2013 兩期結構性改變檢定-鄒檢定結果自由度. F 值. P-value. 3. 196.31. <.0001. 35.

(42) 二、現金股利調整速度之實證表四-16. 現金股利模型複迴歸模型分析結果. 1. 本模型分別使用年度樣本進行分析 2. 被解釋變數為𝐂𝐭 (本期現金股利調整速度)、係由全體樣本使用現金股利模型取之。變數定義請參照第參章第二節變數定義與預測係數. P-value. 截距項. 0.5716**. 0.0216. TAX. -0.0867. 0.5492. Index. -0.0288**. 0.0470. GDP. -0.2349. 0.1231. LSEC. 立. 0.2688. -0.9853***. 0.0005. 21 77.33% 67.62%. io. sit. y. Nat. 𝐀𝐝𝐣 − 𝐑𝟐. -0.1520. ‧. 𝐑𝟐. 0.1133. er. 樣本數. 大學. Bubble. ‧ 國. Fcrisis. 治政 0.2264. 表四-16 呈現了各解釋變數對於現金股利調整速度之影響。在前述鄒檢定時，. n. al. Ch. i Un. v. 雖與預期相符，證明以 1998 年兩稅合一實施作為分界點，整體市場現金股利調. engchi. 整速度下降，而表四-16 中變數 TAX 對於現金股利調整速度Ct 的影響不如預期顯著，但與我們預期相同呈現負向影響。我們認為兩稅合一制度實施後，公司受稅賦的牽制更小，股利作為訊號傳遞工具更被重視，企業應更偏好帄穩的股利政策，故股利調整速度則下降。而 Index 此變數與我們預期的相同，在資本市場發展愈完整下，股利調整速度愈穩定，亦即我國股票市場的股利政策穩定程度愈高。 GDP 相對於股利調整速度呈現負向趨勢，符合我們的預期，表示我國總體經濟成長率愈高，資本市場發展愈完整的狀況下，企業愈不傾向於更動股利，現金股利調整速度愈帄穩，而 LSEC 則與我們的預期相反為正向變動，我們推論股 36.

(43) 票市場前一年的報酬率愈高，企業可能傾向提高其股利水準，使得整體股票市場股利調整速度增加，但兩變數都不具有顯著的解釋力。 Fcrisi 為控制變數，分別表示表示 2007 年至 2009 年間，全球金融海嘯對台灣現金股利調整速度之影響，迴歸結果呈現不具解釋力的負向相關。Bubble 亦為一控制變數，表示 2000 年資訊網路快速發展股價飆升對於台灣現股利調整速度之影響，迴歸結果為顯著的負向相關，我們推論，當年度股價雖大幅飆升，但管理階層應無法確保長期的盈餘增加，故應傾向穩健的股利政策，不輕易變動其現金股利發放水準。. 政治大. 三、現金股利宣告效果複迴歸模型實證. 立現金股利宣告效果複迴歸模型分析結果學. ‧ 國. 表四-17. 1. 本模型分別使用年度樣本進行分析. Index. al. Ch. 0.4575***. e0.5984*** ngchi. y er. -1.7700***. sit. 1.8960***. n. TAX. io. Cresi. 係數. Nat. 截距項. ‧. 2. 被解釋變數為 ACAR 現金股利宣告之累積超額異常報酬絕對值)。變數定義請參照第參章第二節變數定義與預測. i Un. v. P-value <.0001 <.0001 0.0055 <.0001. GDP. 0.9753***. <.0001. LSEC. -0.0359***. <.0001. Fcrisis. 0.0261. 0.7964. Bubble. 0.5631***. <.0001. 樣本數. 8579 2.81% 2.73%. 𝟐. 𝐑 𝐀𝐝𝐣 − 𝐑𝟐. 表四-17 中，呈現了各解釋變數對 ACAR 的影響，其中我們可以看到 Cresi 代表現金股利調整速度在控制其他變數的影響後，仍為顯著的負相關。我們認為， 37.

(44) 當整體市場股利調整速度愈大時，市場上對於股利的雜訊愈多，投資人無法充分反應公司調整現金股利的訊號，故 ACAR 應較小；反之，當市場上的現金股利調整速度小、意即市場股利調整較為帄穩時，公司一旦宣告現金股利變動，所隱含的訊息就非常重要，且投資人可以充分反應，Cresi 符合我們預期，與 ACAR 為負向關係。 TAX 變數在結果中表示兩稅合一對於 ACAR 的影響為顯著的正相關，與我們的預期相符，我們推論在兩稅合一實施後，公司在較不受稅賦的牽制決定股利發放時，更能使現金股利發揮其作為資訊傳遞工具的效果，故公司宣布現金股利. 政治大. 變動時，市場能夠充分反應股利變動所隱含的訊息，故 ACAR 應更大、宣告效. 立. 果更明顯。. ‧ 國. 學. 我們預期 GDP 與 LSEC 兩變數表示我國總體經濟成長迅速、股票市場熱絡之時，整體市場皆預期企業價值持續成長，故企業透過現金股利傳達的訊號則較. ‧. 無法傳遞公司未來盈餘之訊號，現金股利發放之超額異常報酬絕對值較低，現金. sit. y. Nat. 股利發放的宣告效果較弱，兩變數與應變數應為負向關係。但研究結果中，GDP. n. al. er. io. 與我們預期相反，呈現正向關係。故我們推論，在經濟成長穩定的環境，現金股利的宣告效果愈顯著。. Ch. engchi. i Un. v. Fcrisis 與 Bubble 分別表示 2007 至 2009 年間金融海嘯以及 2000 年資訊網路快速發展年度之狀況，兩係數皆為正向相關表示在金融海嘯及網路泡沫兩段期間，企業現金股利的宣告效果愈強，現金股利所隱含的訊息在這段期間的對於投資人是更重要的，但 Fcrisis 在此並不具有解釋力。. 38.

(45) 第五章. 結論與建議. 第一節. 結論. 本研究主要研究結果如下：. 一、. 我國實施兩稅合一後，股票市場現金股利調整速度下降. 我們預期 1998 年兩稅合一制度實施之後，股利政策的決定不受稅制影響，. 政治大現金股利調整速度下降。我們觀察到 1998 年兩稅合一制度實施之後，現金股利立現金股利作為訊號傳遞工具應更被重視，企業更重視股利政策的穩定，股票市場. ‧ 國. 學. 調整速度明顯改變，並以鄒檢定檢驗上市公司樣本，證明稅制改變後，股利調整速度具有顯著的結構性改變。. ‧ y. Nat. er. io. sit. 二、影響股利政策穩定之因素. al. 以複迴歸模型試解釋兩稅合一制實施對於現金股利調整速度等影響，發現兩. n. iv n C 稅合一變數實際上與我們預期相同，與現金股利調整速度為負向關係，但並不顯 hengchi U 著。而股票市場發展程度與現金股利調整速度呈反向關係，表示當股票市場發展程度愈高，則整體股票市場股利政策穩定度更高。而總體經濟成長率亦對其有之負向影響，但並不顯著。. 三、股利政策穩定性對股利訊號效果之影響我們以現金股利發放宣告之 ACAR 主要探討在市場不同的現金股利調整速度下，投資人對於現金股利的訊號反應，由結果可知，現金股利調整速度愈大的 39.

(46) 情況下，市場對於現金股利發放的累積異常報酬絕對值愈小，表示市場現金股利調整速度愈大的情況下，現金股利宣告效果愈小、弱化了現金股利作為資訊傳遞工具的效果。. 第二節. 一、. 研究限制. 樣本研究期間總體經濟受重大事件衝擊. 本研究樣本期間跨越 1991 至 2013 年，其中包括 2000 年網路泡沫以及 2007. 政治大股利發放亦與營運息息相關，可能會使得年度樣本受極端值影響。立. 至 2009 年間之金融海嘯。全球總體經濟影響甚鉅，我國企業營運皆受影響，而. ‧ 國. 學. 二、研究資料闕漏可能性. ‧. 本研究之資料係採用台灣經濟新報 TEJ 之資料，故資料正確性完全依憑 TEJ. sit. y. Nat. 資料之正確性。且現金股利宣告效果係以 TEJ 事件研究系統中，決議現金股利. io. er. 發放之股東會召開日期作為事件日，與實際現金股利宣告日有出入之可能，但. al. n. 1998 年以前 TEJ 之事件研究系統缺乏現金股利發放宣告日之資料，故統一以當. i n C U 年度決議現金股利發放之股東會召開日期取代。 hengchi. 40. v.

(47) 第三節. 後續研究建議. 對於後續研究者之建議：. 一、. 考慮現金股利之替代性. 本研究專注於現金股利發放與調整速度，但股票股利與購回庫藏股等對於現金股利具有一定程度之替代性，故可加入非現金股利的盈餘分配作為考量。. 二、兩稅合一之扣抵制度修正. 治政大我國於民國 103 年 5 月 16 號立法院三讀通過所得稅法部分條文修正案，其立. 中修正條文的第六十六條之四，將現行兩稅合一完全設算扣抵制度修正為部分設. ‧ 國. 學. 算扣抵制度。後續研究者若更進一步探討兩稅合一扣抵制度之改變，應可使此研. er. io. sit. Nat. 三、考慮總體影響與公司特性變數之影響性. y. ‧. 究更為完備。. 本研究考量影響股利調整速度的因子時，僅以股票市場發展程度、當年度總. al. n. iv n C 體經濟成長及股票市場熱絡程度作為總體經濟變數，應可加入其他總體因子衡量 hengchi U 整體市場現金股利調整速度的變化，而使此研究更為完整。在衡量訊號效果時，我們以現金股利調整速度、總體環境狀況與股票市場變數試解釋各公司在現金股利發放宣告時的累積超額異常報酬，然而應可加入更多公司特性變數，或將產業分類，將公司特性納入股利訊號效果之討論，更進一步探討，總體與個體面對於股利宣告效果之影響。. 41.

(48) 參考文獻中文參考文獻汪瑞芝、陳明進（2004），「兩稅合一制前後上市公司股利發放之實證研究」，管理學報，21 卷，2 期，257-277. 周威佑 (2012)，「資本市場發展對股利資訊意涵之影響－以台灣資本市場為例」，國立政治大學財務管理研究所碩士論文. 立. 政治大. 馬孝璿 (1999)，「兩稅合一對上市, 上櫃公司股利政策影響之探討」，國立中山. ‧ 國. 學. 大學財務管理研究所未出版碩士論文. ‧. 葉文郁（1996），「上市公司股利發放模式及現金股利顧客效果之研究」，國立政. y. Nat. n. er. io. al. sit. 治大學企業管理學系未出版碩士論文. Ch. i Un. v. 黃琬娟 (1996)，「現金股利變動宣告和股價關聯性之研究」，國立中央大學企業管理所碩士論文. engchi. 黃瑞靜、徐守德、廖四郎（2001），「兩稅合一對公司價值、股利政策與資本結構之影響－動態資本結構模型之應用與台灣產業的實証研究」，管理評論第二十卷第二期，頁 43-74. 42.

(49) 英文參考文獻 Aharony, J. and A. Dotan (1994). "Regular dividend announcements and future unexpected earnings: An empirical analysis." Financial Review 29(1): 125-151. Aivazian, V., L. Booth and S. Cleary (2003). "Dividend policy and the organization of capital markets." Journal of Multinational Financial Management 13(2): 101-121. Amihud, Y. and M. Murgia (1997). "Dividends, taxes, and signaling: evidence from Germany." The Journal of Finance 52(1): 397-408. Bhattacharya, S. (1979). "Imperfect information, dividend policy, and “the bird in the hand” fallacy." Bell journal of economics 10(1): 259-270.. 政治大 21st century." Journal of Financial 立 Economics 77(3): 483-527.. Brav, A., J. R. Graham, C. R. Harvey and R. Michaely (2005). "Payout policy in the. ‧. ‧ 國. 學. DeAngelo, H., L. DeAngelo and D. J. Skinner (1996). "Reversal of fortune dividend signaling and the disappearance of sustained earnings growth." Journal of financial Economics 40(3): 341-371.. y. Nat. Demirgüç-Kunt, A. and R. Levine (2004). Financial structure and economic growth: A. io. sit. cross-country comparison of banks, markets, and development, MIT press.. n. al. er. Fama, E. F. and H. Babiak (1968). "Dividend policy: An empirical analysis." Journal of the American statistical Association 63(324): 1132-1161.. Ch. engchi. i Un. v. Fama, E. F. and K. R. French (2001). "Disappearing dividends: changing firm characteristics or lower propensity to pay?" Journal of Financial economics 60(1): 3-43. Farrar, D. E., D. F. Farrar and L. L. SELWYN (1967). "Taxes, corporate financial policy and return to investors." National Tax Journal: 444-454. Gordon, M. J. (1959). "Dividends, earnings, and stock prices." The Review of Economics and Statistics: 99-105. John, K. and J. Williams (1985). "Dividends, dilution, and taxes: A signalling equilibrium." The Journal of Finance 40(4): 1053-1070. Lintner, J. (1956). "Distribution of incomes of corporations among dividends, retained 43.

(50) earnings, and taxes." American economic review 46(2): 97-113. Miller, M. H. and F. Modigliani (1961). "Dividend policy, growth, and the valuation of shares." the Journal of Business 34(4): 411-433. Poterba, J. M. and L. H. Summers (1985). The economic effects of dividend taxation, National Bureau of Economic Research Cambridge, Mass., USA. Watts, R. (1973). "The information content of dividends." Journal of Business: 191-211.. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 44. i Un. v.

(51)