行政院國家科學委員會補助專題研究計畫成果報告
期末報告
兩稅合一制稅率調降對企業股權結構及資本結構之影響
計 畫 類 別 ： 個別型計畫 計 畫 編 號 ： NSC 101-2410-H-004-070- 執 行 期 間 ： 101 年 08 月 01 日至 102 年 11 月 30 日 執 行 單 位 ： 國立政治大學會計學系 計 畫 主 持 人 ： 陳明進 計畫參與人員： 碩士級-專任助理人員：陳緯新 報 告 附 件 ： 出席國際會議研究心得報告及發表論文 處 理 方 式 ： 1.公開資訊：本計畫涉及專利或其他智慧財產權，2 年後可公開查詢 2.「本研究」是否已有嚴重損及公共利益之發現：否 3.「本報告」是否建議提供政府單位施政參考：否中 華 民 國 103 年 02 月 14 日
中 文 摘 要 ： 本研究探討我國於 2010 年調降營利事業所得稅稅率，對於企 業股東結構及資本結構是否產生實質影響，以及其產生影響 之決定因素。實證結果發現，在 2010 年調降營所稅稅率後， 公司的有效稅率愈低者，其外資持股比例愈高。此外，本研 究的實證結果也顯示，我國兩稅合一制下，公司負債/權益比 率與邊際稅率無顯著之相關性，但外資持股比例高的公司， 其負債/權益比率與邊際稅率則有正向之關係，而且在 2010 年調降公司稅稅率後，外資持股比例高的公司，其負債/權益 比率之變動與公司邊際稅率之變動有顯著之正向關係。這些 實證結果支持本文的推論，我國兩稅合一制下，企業所得稅 率調降，股東實質稅負降低之受益者為外資股東，故上述之 影響與基於外資股東身分之稅負利益變動有關。本研究之發 現有助於釐清兩稅合一制下，租稅因素對於影響股東稅負誘 因及企業資本結構之理論基礎，以及提供我國政府了解其租 稅政策實質意涵之參考。 中文關鍵詞： 兩稅合一、股權結構、資本結構、有效稅率、營利事業所得 稅
英 文 摘 要 ： This study examines the impacts of the corporate tax rate reduction in 2010 on corporate foreign
shareholder ownership and capital structure for Taiwanese listed companies. The empirical results show that after corporate income tax rate reduction in 2010, companies with lower effective tax rates tend to have greater percentages of foreign
shareholder ownership, ceteris paribus. The results also show that under Taiwanese imputation systems, corporate debt/equity ratios have no significant relations with marginal effective tax rates.
However, companies with high percentages of foreign shareholder ownership show a positive relation between their debt/equity ratios and marginal
effective tax rates, and the changes in debt/equity ratios are positively related to the changes in marginal effective tax rates after corporate income tax rate reduction in 2010. The results are
consistent with our predictions that foreign
shareholders are the major shareholders that benefit from the corporate tax rate reduction, and that the impacts of the tax rate reduction on corporate
to the changes in tax cost of foreign shareholders. This study contributes to constructing the
theoretical relations between tax and corporate shareholder structure and capital structure under imputation system regimes. The findings of this study also help the government to evaluate the real impacts of corporate tax reduction policies under imputation systems.
英文關鍵詞： Imputation System, Ownership Structure, Capital Structure, Effective Tax Rate, Profit-Seeking Enterprise Income Tax
行政院國家科學委員會補助專題研究計畫成果報告
兩稅合一制稅率調降對企業股權結構及資本結構之影響
個別型計畫
計畫編號：NSC 101-2410-H-004-070
執行期間：101 年 8 月 1 日至 102 年 11 月 30 日
計畫主持人：陳明進教授
精簡成果報告
執行單位：政治大學會計系
處理方式：除產學合作研究計畫、提升產業技術及人才培育研究計畫、 列管計畫及下列情形者外，得立即公開查詢 □涉及專利或其他智慧財產□一年二年後可公開查詢民國 103 年 2 月 10 日
兩稅合一制稅率調降對企業股權結構及資本結構之影響
摘要 本研究探討我國於 2010 年調降營利事業所得稅稅率，對於企業股東結構及 資本結構是否產生實質影響，以及其產生影響之決定因素。實證結果發現，在 2010 年調降營所稅稅率後，公司的有效稅率愈低者，其外資持股比例愈高。此 外，本研究的實證結果也顯示，我國兩稅合一制下，公司負債/權益比率與邊際 稅率無顯著之相關性，但外資持股比例高的公司，其負債/權益比率與邊際稅率 則有正向之關係，而且在2010 年調降公司稅稅率後，外資持股比例高的公司， 其負債/權益比率之變動與公司邊際稅率之變動有顯著之正向關係。這些實證結 果支持本文的推論，我國兩稅合一制下，企業所得稅率調降，股東實質稅負降低 之受益者為外資股東，故上述之影響與基於外資股東身分之稅負利益變動有關。 本研究之發現有助於釐清兩稅合一制下，租稅因素對於影響股東稅負誘因及企業 資本結構之理論基礎，以及提供我國政府了解其租稅政策實質意涵之參考。 關鍵字：兩稅合一、股權結構、資本結構、有效稅率、營利事業所得稅The impacts of tax rate reductions on corporate ownership structure
and capital structure: Evidence from an imputation system regime
Abstract
This study examines the impacts of the corporate tax rate reduction in 2010 on corporate foreign shareholder ownership and capital structure for Taiwanese listed companies. The empirical results show that after corporate income tax rate reduction in 2010, companies with lower effective tax rates tend to have greater percentages of foreign shareholder ownership, ceteris paribus. The results also show that under Taiwanese imputation systems, corporate debt/equity ratios have no significant relations with marginal effective tax rates. However, companies with high percentages of foreign shareholder ownership show a positive relation between their debt/equity ratios and marginal effective tax rates, and the changes in debt/equity ratios are positively related to the changes in marginal effective tax rates after corporate income tax rate reduction in 2010. The results are consistent with our predictions that foreign shareholders are the major shareholders that benefit from the corporate tax rate reduction, and that the impacts of the tax rate reduction on corporate ownership structure and capital structure are related to the changes in tax cost of foreign shareholders. This study contributes to constructing the theoretical relations between tax and corporate shareholder structure and capital structure under imputation system regimes. The findings of this study also help the government to evaluate the real impacts of corporate tax reduction policies under imputation systems.
Keywords: Imputation System, Ownership Structure, Capital Structure, Effective Tax Rate, Profit-Seeking Enterprise Income Tax
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壹、緒論
一、研究動機及目的 我國自 1998 年起實施兩稅合一制起，營利事業所得稅稅率一直維持為 25%(所得額 10 萬元以上時)，直至 2010 年，始首次正式調降營利事業所得稅稅 率至17%。由於租稅成本是股東投資及公司籌資決策時考量的重要因素，因此， 文獻上發現當稅負成本改變時，公司最適之股東結構及資本結構亦會隨之改變 (Dhaliwal et al. 1999; Allen et al. 2000; Miller and Modigliani 1963; DeAngelo and Masulis 1980; MacKIE-Mason 1990; Newberry 1998; Wald 1999; Omer and Terando 1999)，惟這些研究之理論基礎及實證發現多係基於兩稅獨立課稅之國家稅制及 資料。 在我國兩稅合一制下，公司階段課徵之營利事業所得稅可供境內居住者個人 股東扣抵其綜合所得稅，因此，考量公司階段稅率變動是否有實質租稅利益，尚 須考量對股東最終稅負之影響。基於此一稅制之差異，我國於2010 年調降營利 事業所得稅率，是否對於公司最適之股東結構及資本結構決策有實質之影響，與 國際上主要實施兩稅獨立課稅國家(如美國)現有文獻之理論基礎及實證發現，可 能有所不同。國外文獻對於兩稅合一制影響之研究發現，加拿大、紐西蘭、澳洲 等國家實施兩稅合一後，有助於企業降低負債權益比率(Schuman et al. 1996; Twite 2001)及提高股利發放率(Pattenden and Twite 2008)，且對於高股利發放率企 業之市場價值亦有正面影響(Amoako-Adu et al. 1992; Prevost et al. 2002)。但是， 上述文獻尚無探討兩稅合一制下，若降低公司階段所得稅稅率對於公司股東身分 結構及資本結構，是否有實質差異之影響。因此，本文探討我國於2010 年調降營利事業所得稅稅率，對於企業股東結 構及企業資本結構是否產生實質影響，以及其產生影響之決定因素。本文推論我
2 國兩稅合一制下，公司所得稅率調降，股東實質稅負降低之受益者主要應為外資 股東，故上述因我國公司所得稅率降低所產生之影響，將會與基於外資股東身分 之稅負變動考量有關。 具體而言，本文探討以下之研究問題： 1. 我國兩稅合一制下，營利事業所得稅稅率調降後，上市櫃公司之外資持股比 率是否會提高？且其持股比率之高低與公司有效稅率是否有關？ 2. 我國兩稅合一制下，上市櫃公司之舉債前有效稅率與其負債比率是否具有關 聯性？而外資持股比率高者，其舉債前有效稅率與負債比率是否有正向之相 關性？ 3. 我國兩稅合一制下，營利事業所得稅稅率調降後，上市櫃公司之外資持股比 率高者，其負債比率是否會降低？且其負債比率之降低與公司舉債前有效稅 率降低是否有關？ 二、重要研究發現 本研究的實證結果顯示，整體而言，我國於2010 年降低公司稅稅率之租稅 政策並未增加外資股東對我國整體上市櫃公司的持股比例。惟在2010 年調降營 所稅稅率後，公司的有效稅率愈低者，其外資持股比例愈高，顯示在租稅上，外 資股東是我國兩稅合一制下降低公司所得稅稅率之實質受益者。此外，本研究的 實證結果也顯示，我國兩稅合一制下，公司負債比率與邊際有效稅率無顯著之相 關性，但外資持股比例高的公司，其負債比率與邊際有效稅率則有正向之關係， 而且在我國2010 年調降公司稅稅率後，外資持股比例高的公司，其負債比率之 變動與公司邊際有效稅率之變動有顯著之正向關係。
3 三、研究重要性 1. 在學術研究上，公司稅負變動會引起公司最適之股東租稅顧客(tax clientele)及 公司資本結構改變，但現有文獻之實證結果發現，多係基於公司所得稅與個 人所得稅分別獨立課稅之國家資料，而我國實施兩稅合一制，公司階段所得 稅與股東最終實質租稅負擔合一，故適用於分析兩者(公司租稅與股東租稅顧 客及公司資本結構關係)效果之理論基礎可能有所不同。因此，本研究之發現 對於現有相關文獻可延伸補充其理論基礎差異下所應有之實證預測。 2. 在租稅政策意涵上，我國於 2010 年降低營利事業所得稅稅率至 17%時，政府 之政策說帖指出，”……[稅率]調降至 17％，可使我國公司之所得稅稅率較中 國大陸（25％）及韓國（22％）為低，亦與新加坡（17％）及香港（16.5％） 相當，有效營造低稅負並具國際競爭力之租稅環境，將可帶動整體經濟及產 業發展，……” (賦稅署 2010.5.29.新聞稿)1。基於我國兩稅合一制下公司階段 租稅對股東實質稅負成本影響及意涵與兩稅獨立制之理論基礎可能不同，本 文實證結果顯示，外資股東身分之租稅利益影響我國上市櫃公司之股東結構 及資本結構，可供政府及租稅政策研究者參考，了解及評估調降我國公司所 得稅稅率之實質經濟意涵。 1 資料來源：財政部網站訊息公告區，http://www.mof.gov.tw/ct.asp?xItem=57638&ctNode=657 (閱 覽日2013/1/26)。
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貳、文獻探討
一、兩稅合一制下降稅與股東租稅利益分析 我國自 1998 年起實施兩稅合一制，公司階段所繳納之營利事業所得稅，可 於盈餘分配予境內個人股東時，成為股東可扣抵稅額抵稅，抵減股東個人綜合所 得稅。因此，汪瑞芝與陳明進(2003)分析，1998 年兩稅合一實施後，我國境內個 人股東營利所得之最高邊際稅率合計(公司階段加個人階段)，可由 55%降低至 40%。然而，外資股東2在我國兩稅合一制下，並不能享有股東可扣抵稅額抵稅 之利益3，因此，我國實施兩稅合一制對於外資股東在我國境內來源之營利所得 的稅負，幾乎無重大之實質影響。例如，汪瑞芝與陳明進(2003)分析，外資股東 在實施兩稅合一前後，獲配我國來源股利所得的最高所得稅率合計分別為 40% 及39.25% (詳表 1 計算)，其稅負差距僅約 0.75%。 2 即稅法所稱之境外居住者股東，為簡化表達，本文稱為外資股東。 3 惟若屬於依據所得稅法第 66-9 條規定，對未分配盈餘加徵 10%營所稅之可扣抵稅額，則可供 境外股東抵減其獲配股利之扣繳稅額。5 表 1 兩稅合一制前後外資股東稅負分析 兩稅合一前 兩稅合一後 公司階段課稅 稅前盈餘 $1.00 $1.00 營利事業所得稅(稅率 25%) (0.25) (0.25) 稅後盈餘 0.75 0.75 加徵10%營利事業所得稅 (0.00) (0.075) 可分配盈餘 0.75 0.675 股東可扣抵稅額4 0.00 0.0675 股東階段課稅 股利所得 0.75 0.675 扣繳所得稅(稅率 20%) (0.15) (0.135) 減：股東可扣抵稅額 0.00 0.0675 股東應扣繳稅款 (0.15) (0.0675) 僑外股東淨所得 0.60 0.6075 公司階段與股東階段稅負合計 0.40 0.3925 資料來源：汪瑞芝、陳明進(2003)，P.174。 註：本釋例假設公司當年度盈餘被加徵10%未分配盈餘稅負後才分配股利， 若未加徵10%未分配盈餘稅負，則兩稅合一前後，外資股東之實質稅率 合計均為40%。 當股票市場存在不同邊際稅率之投資人，且股利所得與資本利得課稅之稅率 不同時，公司的股利政策會吸引最適之投資人購買公司股票，而形成公司股東股 權的租稅顧客效果(tax clientele)。例如，股利所得負擔的稅負通常較資本利得為 高，故高股利發放的股票所被要求的稅前報酬率將較低股利發放的股票為高，以 補償股東獲配股利所須繳納稅負之差異。Bajaj and Vijh (1990)及 Denis et al. (1994) 之實證研究結果亦發現高股利發放的股票較低股利發放的股票，在股利宣告日時 有較高的股票報酬率。此外，Dhaliwal et al. (1999)及 Allen et al. (2000)之研究結 果亦發現，當採取不發放股利之公司改變其股利發放政策，開始發放股利時，由 於機構投資者(institutional investors)相對於個人投資者(individual investors)有較
4 外資股東獲配股利總額所含稅額，屬依所得稅法第 66-9 條規定加徵 10%營利事業所得稅部分 之稅額者，得抵繳該股利淨額之應扣繳稅額。
6 低的股利稅負5，公司的股權結構中機構投資者之比率會增加，支持股利稅負所 引發的租稅顧客效果。 以上因租稅顧客效果所引起公司股權結構改變之研究，多係以兩稅獨立課稅 之國家(如美國)稅制為背景。在我國實施兩稅合一制下，由於境內個人股東可獲 得可扣抵稅額之租稅利益，因此較外資股東有利。汪瑞芝、陳明進(2003)實證結 果也發現，在其他情況相同下，我國實施兩稅合一制後，上市公司法人股東的持 股比率較兩稅合一制實施前增加，但該變動與股東可扣抵稅額扣抵比率高低有負 向之關係。此外，實施兩稅合一制後，外資股東持股比率的減少與其法人股東持 股比率的增加有正向之關係；而個人股東持股比率的增加，則與其法人股東持股 比率的減少有正向之關係。這些實證結果顯示，在兩稅合一制下，股東會依據公 司之可扣抵稅額比率高低，產生最適之股權結構調整。 為配合稅制改革及 2009 年底促進產業升級條例落日，政府分兩階段將我國 營利事業所得稅調降至17%6，並自2010 年開始施行。假設公司稅前所得 100 元 且個人股東適用 40%之最高稅率，1998 年我國實施兩稅合一制，境內個人股東 之稅後股利所得可由45 元提高至 60 元，如表 2 之計算分析。但在兩稅合一制下， 2010 年起，營利事業所得稅稅率由 25%降低至 17%，境內個人股東之稅後股利 所得仍為60 元，並不會因該稅率調降而提高，分析如表 3。 5 美國稅法允許公司收到投資之股利所得一定比率可以不計入所得課稅(dividends-received deduction, DRD)，投資之股權比率低於 20%時，DRD 比率為 70%，股權比率在 20%-79.99%時， DRD 比率為 80%以上，80%以上時，DRD 比率為 100%。 6 兩次調降稅率時間分別為 2009/5/4 立法院三讀通過所得稅修法，將營所稅稅率由 25%調降至 20%；及 2010/5/28 立法院三讀通過所得稅修法，將營所稅稅率由 20%調降至 17%，並追溯至 2010 年初適用。由於兩次調降時間接近，且調降至 20%稅率未實際施行即為調降至 17%之稅 率所代替，故本研究將兩次調降稅率合計為調降至17%稅率處理，並以民國 99 年度(2010 年) 開始施行。
7 表 2 境內個人股東之股利所得分析—兩稅合一制之影響 資料來源：本研究。 表 3 兩稅合一制下境內個人股東之股利所得分析—稅率降低之影響 資料來源：本研究。 a: $75-$40+$25 = $60。 b: $83-$40+$17 = $60。 雖然，上述之分析顯示，境內股東並不會因為兩稅合一制下之營所稅稅率調 降而有實質之租稅利益，但外資股東則會因營所稅稅率調降而有實質之租稅利益， 計算分析如表4。 兩稅分課 兩稅合一 1.公司稅前所得 $100.00 $100.00 減: 公司稅率 (25%) (25.00) (25.00) 公司稅後所得 $75.00 $75.00 2.分配予股東 股利淨額 $75.00 $75.00 加: 可扣抵稅額 0 25.00 股利總額 $75.00 $100.00 減: 個人所得稅 (40%) (30.00) (40.00) 加: 可扣抵稅額 0 25.00 個人股東稅後股利所得 $45.00 $60.00 公司稅率 25% 公司稅率 17% 1.公司稅前所得 $100.00 $100.00 減: 公司稅率 (25%/17%) (25.00) (17.00) 公司稅後所得 $75.00 $83.00 2.分配予股東 股利淨額 $75.00 $83.00 加: 可扣抵稅額 25.00 17.00 股利總額 $100.00 $100.00 減: 個人所得稅 (40%) (40.00) (40.00) 加: 可扣抵稅額 25.00 17.00 個人股東稅後股利所得(淨現金) $60.00a $60.00b
8 表 4 兩稅合一制下外資之股利所得分析—稅率降低之影響 資料來源：本研究。 依據表4 顯示，外資股東在 2010 年營利事業所得稅稅率由 25%降低至 17%， 其稅後股利所得可由60 元增加至 66.4 元，增加幅度約為 10.67%。因此，本文認 為在兩稅合一制下，2010 年營利事業所得稅調降對於我國上市櫃公司之外資股 東有實質之租稅利益。 有關我國兩稅合一制下股東租稅規劃之文獻大多是以節稅的觀點探討股東 如何因應兩稅合一實施進行股權規劃(林隆昌 1997；楊聰權 2000；巫鑫 2000 等)。較少有以實證研究進行分析，因此本文之研究結果，可提供兩稅合一制下， 股東可能因為租稅顧客效果而產生公司股權結構變動之實證證據，並且可釐清兩 稅合一制下，政府以降低營利事業所得稅稅率為租稅政策工具時，是否有減稅之 實質租稅利益，以及實質租稅利益之歸屬。 二、租稅與公司資本結構 租稅與公司資本結構之關係在學術研究上有廣泛之文獻探討及不同之解釋 理論與實證結果，包括資本結構無關論(Miller and Modigliani 1958; Miller 1977;
公司稅率 25% 公司稅率 17% 1.公司稅前所得 $100.00 $100.00 減: 公司稅率 (25%/17%) (25.00) (17.00) 公司稅後所得 $75.00 $83.00 2.分配予股東 股利淨額 $75.00 $83.00 加: 可扣抵稅額 0 0 股利所得 $75.00 $83.00 減: 扣繳 (20%) (15.00) (16.60) 加: 可扣抵稅額 0 0 個人股東稅後股利所得(淨現金) $60.00 $66.40
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Bradley et al. 1984; Titman and Wessels 1988)、考慮所得稅下之資本結構攸關論 (Miller and Modigliani 1963; DeAngelo and Masulis 1980; Allen 1989; Chang and Rhee 1990; MacKIE-Mason 1990; Graham 1996; Newberry 1998; Wald 1999; Omer and Terando 1999)、以及破產成本理論(Stiglitz 1972)等。
Miller and Modigliani (1958)主張當公司及個人所得稅都不存在時，公司價值 和資金成本不會受到資本結構之影響。惟隨後Miller and Modigliani (1963)修正其 理論，考慮公司所得稅存在下，公司可利用利息費用降低應納所得稅，增加公司 的價值，故公司最適資本結構係採百分之百舉債。惟Miller (1977)認為同時考慮 公司所得稅與個人所得稅皆存在下，雖然公司舉債會產生利息之稅盾利益，但會 被個人較高的所得稅稅負所抵銷(例如，利息/盈餘由個人課稅之稅率較高)，故在 均衡下，資本結構亦不會影響公司價值。Stiglitz (1972)則引入破產成本於資本結 構模式中，由於破產所產生的訴訟及損失會使公司價值降低，因此，公司負債過 多時，公司的破產成本將超過舉債的租稅利益，故公司最適資本結構係其舉債之 邊際稅盾利益等於其邊際破產成本時。此外，DeAngelo and Masulis (1980)分析 來自折舊及投資抵減等租稅扣抵可替代舉債融資之租稅利益，因此，當公司存在 非負債之稅盾(non-debt tax shields)時，可能降低最適之舉債水準。
在實證研究上，Bradley et al. (1984)及 Titman and Wessels (1988)等實證研究 結果發現租稅成本和公司資本結構無顯著之關聯。而 DeAngelo and Masulis (1980)、Allen (1989)、Chang and Rhee (1990)、MacKIE-Mason (1990)、Graham (1996)、Newberry (1998)、Wald (1999)及 Omer and Terando (1999)等實證研究結 果則發現公司稅負成本與公司資本結構有顯著關聯。Titman and Wessels (1988)、 Allen (1989)、Chang and Rhee (1990)及 Omer and Terando (1999)等實證結果支持 非負債之稅盾與舉債利息之稅盾間存在替代關係。惟這些實證發現多係在兩稅獨 立課稅之國家(如美國)，在兩稅合一之國家中，公司階段之租稅成本是否影響企
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業之資本結構，尚無實證結果之定論。
公司的資本結構也會受到非租稅因素之影響。公司內部可供發行負債之資產 擔保價值(collateral value of assets)比例愈高，則發行負債的能力愈強，舉債資金 成本也愈低(Titman and Wessels 1988; Omer and Terando 1999)。成長之公司有較 高之資金需求，但高成長之公司若投資機會之內部資訊無法定期有效傳遞予外部 投資人時，則可能偏向自盈餘中保留較多內部資金供繼續投資使用，而不偏好向 外舉債或發行股份融資(Myers and Majluf 1984)。企業營業產生之盈餘及現金流 量是舉債還本付息最重要的來源之一，因此，營業淨利穩定的公司有較大的舉債 能力(Titman and Wessels 1988; Allen 1989; Chang and Rhee 1990)。大企業因有經 濟規模之優勢，有利於取得較佳之融資條件，也可能影響其資本結構之選擇 (Marsh 1982; Titman and Wessels 1988; Chang and Rhee 1990; Omer and Terando 1999)。但 Smith (1977)認為小公司發行權益證券的成本較大公司為高，故反而會 傾向透過借款方式取得資金。最後，產業別影響企業生產資本、技術及營運之差 異，也可能影響其最適之資本結構(Titman 1984; Dammon and Senbet 1988)。 三、兩稅合一制與公司資本結構
國際間關於實施兩稅合一制對於公司資本結構影響之研究，大致上認為兩稅 合一實施，消除利息稅盾利益對於最終股東租稅利益之扭曲，故有助於降低公司 之負債權益比率(Nadeau and Strauss 1993)。Schulman et al. (1996)研究加拿大及紐 西蘭實施兩稅合一對公司資本結構的影響，其實證結果顯示，實施兩稅合一後， 公司之負債權益比率有顯著之下降。 我國於 1998 年實施兩稅合一制，國內學者之研究發現，大致上亦與上述國 外文獻之發現相符，大多發現，我國兩稅合一制之實施有助於企業降低負債比率， 且負債比率之降低與公司股東可扣抵稅額比率有關(林德威 2000; 黃瑞靜、徐守 德、廖四郎 2001; 陳妙玲、黃小玲 2002; 汪瑞芝、陳明進 2007)。但我國實施
11 兩稅合一制時，尚對於企業未分配盈餘加徵10%所得稅，此一對未分配盈餘加徵 稅負之邊際影響，則可能使企業舉債之比率提高(陳妙玲、黃小玲 2002; 汪瑞芝、 陳明進 2007)。 綜合上述之文獻探討，有關兩稅合一制下，政府降低公司階段之稅率，是否 會對於公司舉債所產生利息稅盾利益有實質之影響，上述文獻尚無探討，因此本 文探討之研究問題可延伸現有之文獻，亦有助於了解兩稅合一稅制下公司租稅之 本質。
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參、研究方法
一、研究假說 稅率調降與外資股權比率變動之假說 依據本研究表3 及表 4 之分析(見上文)，在我國兩稅合一制下，營利事業所 得稅稅率降低，股東身分主要的租稅受益者為外資股東。2010 年度營利事業所 得稅稅率調低至17%後，境內居住者個人股東營利所得之最高邊際稅率合計仍為 40%(表 3 分析)，而外資股東在我國境內營利所得之最高邊際稅率則可由 40%降 低至33.6%(表 4 分析)，稅率降低幅度達 16%。因此，本文推論在其他條件相同 下，2010 年度營利事業所得稅稅率調低後，有利於提高外資股東投資我國企業 獲配股利之稅後報酬率，故上市櫃公司之外資股東持股比率應該會增加。而且， 企業之有效稅率愈低者，其外資股東獲得之租稅利益受惠程度愈高，其外資股東 持股比率亦會愈大。因此，本文提出以下假說： H1：其他條件相同下，2010 年營利事業所得稅調降後，上市櫃公司有效稅率降 低者，其外資持股比率愈高。 稅率調降與公司資本結構變動之假說 在我國兩稅合一制下，因為境內居住者個人股東營利所得之實際所得稅負擔 決定於其申報個人綜合所得稅之邊際稅率，與公司階段繳納之所得稅多寡無關。 因此，財政部於1998 年推動兩稅合一時，其政策說帖理由之一即是，兩稅合一 可消弭兩稅獨立課稅制下融資方式不同的租稅成本差異，對公司資本結構之扭曲 (如較偏好舉債籌資而導致公司負債比率過高)。因此，本文推論在傳統兩稅獨立 課稅制下，公司邊際稅率高者會有較高租稅誘因偏好舉債籌資，但在我國兩稅合 一制下，此一關係之效果應會大幅減緩。因此，本研究提出以下之假說 H2，以 作為進一步測試之比較基礎。13 H2：其他條件相同下，2010 年營利事業所得稅調降前後，上市櫃公司之舉債前 有效稅率與負債比率無關。 雖然，在我國兩稅合一制下，境內居住者股東並不會因為公司以舉債籌資減 少公司階段之所得稅，而獲得實質之個人所得稅之租稅利益。但外資股東則有所 不同。依據本研究之分析，公司若能減少所得稅費用，外資股東自公司獲配股利 之稅後淨利益可以因而提高。因此，公司之外資股東持股比率高者，基於外資股 東之租稅利益考量，公司邊際稅率愈高，以舉債籌資可以提高外資股東之稅後股 利淨額愈大，故本研究提出以下假說H2a，作為與 H2 對照之假說測試。 H2a：其他條件相同下，在我國兩稅合一制下，上市櫃公司之外資持股比率高者， 其舉債前有效稅率與負債比率有正向之關係。 最後，在2010 年營利事業所得稅稅率調降至 17%後，整體上市櫃公司之公 司邊際稅率可能因而降低，此一稅率降低，會使公司以舉債籌資提高外資股東稅 後股利淨額之租稅利益下降。因此，本文推論，2010 年營利事業所得稅稅率調 降後，公司外資持股比率高者，基於外資股東租稅利益考量而偏好舉債籌資之誘 因應會降低，故提出以下假說H2b。 H2b：其他條件相同下，2010 年營利事業所得稅調降後，上市櫃公司之外資持 股比率高者，其負債/權益比率將會降低。
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二、實證模式
(一) 外資持股比率變動之實證研究
綜合本研究文獻探討及假說 H1，本文提出以下測試外資持股比率變動之實 證模式 (1)。
FOR = f(D_ETR, BOARD, ROE, SIZE, Board, Group, DYEAR07~12, IND) (1)
各變數之定義及衡量彙總如下： 變數 定義及衡量 FOR 外資持股比率，以外資股東持股數除以流通在外股數衡量。 D_ETR 有效稅率降低之虛擬變數，以2010 年營利事業所得稅調降 年度為基準，若企業調降稅率後三年有效稅率之平均值減去 調降稅率前四年有效稅率之平均值小於0 者，D_ETR=1；否 則D_ETR=0。 BOARD 董監持股比率，以董事、監事持股比率總和衡量。 ROE 股東權益報酬率，以稅後淨利除以平均股東權益衡量。 SIZE 企業規模，以總資產取自然對數衡量。 D/A 負債比率，以總負債除以總資產衡量。 GROUP 集團企業之虛擬變數，樣本公司屬於集團企業之公司者， GROUP=1；否則 GROUP=0。 DYEAR07~12 年度之虛擬變數，若樣本公司年度為2007 年者， DYEAR07=1，否則 DYEAR07=0；其他年度虛擬變數皆以此 類推。 IND 產業別之虛擬變數，以現行證券交易所的產業分類作為基準 衡量7。 應變數 FOR 是外資投資股東之持股比率，以年底時上市櫃公司的外資投資股東持 7 本研究根據證券交易所產業分類代碼作為基準，將產業特性較近的產業代碼合併為同一類別， 共分為14 大類別，詳見下文 IND 之變數說明。
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股數除以流通在外股數之比率衡量。 自變數
D_ETR 是調降稅率後公司有效稅率降低之虛擬變數，以 2010 年營利事業所 得稅調降年度為基準，若企業調降稅率後三年 ETR 之平均值減去調降稅率前四 年ETR 之平均值小於 0 者，D_ETR=1；否則 D_ETR=0。其中 ETR 為不含未分配 盈餘加徵10%稅額之有效稅率，以當期所得稅費用(扣除未分配盈餘加徵 10%之 稅額)除以稅前淨利衡量。由於我國兩稅合一制下，股東可扣抵稅額比率係依據 企業所實際繳納之所得稅計算(所得稅法第 66-6 條規定)，因此 ETR 將會相當於 股東可扣抵稅額比率8，亦即代表境內個人股東獲配股利所含可扣抵稅額之利益， 但因外資股東不適用該項可扣抵稅額，因此調降稅率後，公司有效稅率降低者， 外資股東可減少其可扣抵稅額比率之損失，故本研究推論D_ETR 與 FOR 間有正 向之關係。 控制變數 為了控制公司其他特性對股權結構之影響，本研究在實證模式中加入董監事 持股比率(BOARD)、股東報酬率(ROE)、企業規模(SIZE)、企業集團(GROUP)及 產業別(IND)等控制變數。 BOARD 以公司之董監事持股比率衡量，作為股東和管理當局間權益代理問 題之變數(Morck et al. 1988; McConnell and Servaes 1990; Himmelberg et al. 1999)。 董監事持股比率愈高的公司，其權益代理問題愈不嚴重，但外資股東亦可能不偏 好董監持股比率過於集中之家族企業，故本研究以BOARD 作為控制變數，而不 預期BOARD 與 FOR 間之可能關係。 ROE 以股東權益報酬率衡量(=稅後淨利平均股東權益)。獲利能力愈佳之公 8 故本研究實證模式中不包括股東可扣抵稅額比率變數，以避免自變數間可能有高度之共線關 係。
16 司，愈可能吸引外資股東投資，因此，本研究預期ROE 與 FOR 間有正向之關係。 SIZE 以公司總資產取自然對數衡量。基於流動性考量，外資股東投資可能 較偏好大型企業，故本研究預期SIZE 與 FOR 間有正向之關係。 D/A 以總負債除以總資產衡量。用以控制企業財務風險對外資股東投資偏好 之影響，本文預期D/A 與 FOR 間有負向之關係。 GROUP 係樣本公司是否為集團企業之虛擬變數，樣本公司屬於集團企業之 公司者，GROUP=1；否則，GROUP=0。GROUP 是用以控制集團企業特性可能 對外資股東投資偏好之影響。 DYEAR07~12 係樣本公司年度之虛擬變數，若樣本公司年度為 2007 年者， DYEAR07=1，否則 DYEAR07=0。其他年度虛擬變數皆以此類推。DYEAR07~12 是用以控制各年度總體變動對外資股東投資之影響。 最後，IND 是產業別之虛擬變數，本研究根據證券交易所產業分類代碼作為 基準，將產業特性較近的產業代碼合併為同一類別，共分為以下14 大類別：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；最後，IND14 為電子業(包括半導 體、電腦及周邊設備、光電、通訊網路、電子零組件、電子通路、資訊服務及其 他電子)。本研究以電子業為對照組樣本，而加入其他 13 個產業之虛擬變數作為 控制變數(IND1-IND13)，因外資傳統上較偏好具國際市場及競爭力之電子業，故
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(二) 資本結構之實證研究
綜合文獻探討及假說H2 及 H2a，本研究提出以下測試資本結構與外資持股 比率關係之實證模式(2)。
D/E = f(METR, HFOR, METRHFOR, CAPIN, MVBV, Z-PRED, FDCOST, VarE, ROA, SIZE, GROUP, IND) (2)
各變數之定義及衡量彙總如下： 變數 定義及衡量 D/E 負債權益比，以總負債除以股東權益市值總額衡量。 METR 舉債前之有效稅率，以[當期所得稅費用－未分配盈餘加徵 10%之稅額+(利息費用所得級距適用之邊際稅率)]除以 (稅前淨利+利息費用)衡量。 HFOR 高外資持股比率之虛擬變數，若樣本公司之外資股東持股 比率落在全部樣本第四分位數(fourth quartile)以上，則 HFOR=1；否則 HFOR=0。
METRHFOR METR 與 HFOR 之交乘項，代表高外資持股公司 METR 係 數之變動。 CAPIN 資本資產密集度，以固定資產淨額除以總資產衡量。 MVBV 成長機會，以股票市值除以總資產衡量。 Z-PRED 財務困難機率，以1 除以 Z-score9衡量。 FDCOST 財務困難成本，以(無形資產+本年度及前三年度研發支出 之合計數）除以總資產衡量。 VarE 營業淨利之變異性，以過去五年營業淨利變動的變異數除 以該期間平均總資產衡量。 ROA 資產報酬率，以稅前息前盈餘除以平均資產總額衡量。 SIZE 與實證模式(1)定義相同。 GROUP 與實證模式(1)定義相同。 IND 與實證模式(1)定義相同。
9 Altman (1968)以 Z-socre 衡量公司之財務強度(financial strength)，然因原始之 Z-score 計算包括 負債比率在內，可能與應變數D/E 有內生性之問題，故本研究採取 MacKIE-Mason (1990)修訂
之Z-score，修訂之 Z-score= = 3.3(EBIT/Toatal Assets) + 1.0(Sales/Total Assets) + 1.4(Retained Earnings/Total Assets) + 1.2(Working Capital/Total Assets)。
18 應變數 D/E 是負債除以權益市值之比率，代表企業之資本結構。負債包括短期借款 及長期借款。為排除公司間會計政策差異對權益帳面金額之影響，權益以普通股 及特別股之年底市值衡量。 自變數 METR 係公司舉債前之有效稅率，本研究修訂 ETR 之計算，以反映公司舉 債前之有效稅率，避免舉債後有效稅率與公司資本結構間有內生性之問題 (Graham 1996; Graham et al. 1997)。其修訂為在 ETR 衡量(見第(1)式自變數 ETR 之說明)中，(1)分子加上利息費用所節省之所得稅費用(=利息費用所得級距適用 之邊際稅率)，(2)分母加上利息費用以得出舉債前之稅前淨利。在假說 H2 推論 下，在我國實施兩稅合一制下，公司階段之稅負應不影響境內個人股東之實質所 得稅負擔，因此，營利事業所得稅調降前後，上市櫃公司之舉債前有效稅率與 D/E 比率無關，因此，本計畫預期 METR 的迴歸係數應不顯著。 HFOR 是外資股東持股比率較高企業之虛擬變數。FOR 係以年底時上市櫃 公司的僑外投資股東持股數除以流通在外股數的比率衡量。公司之 FOR 若在全 部樣本中落於第四分位數(fourth quartile)中，HFOR=1；否則 HFOR=0。HFOR 係控制外資股東身分對於企業籌資政策可能之影響，本文並無預設之可能方向。
METRHFOR 係 METR 與 HFOR 之交乘項，代表外資股東持股比率較高之
企業，其 METR 對企業傾向舉債籌資之邊際影響效果。在我國兩稅合一制下，
外資股東的課稅相當於兩稅獨立課稅之稅制，因此，傳統上舉債稅盾利益(以 METR 衡量)與企業傾向舉債籌資誘因有正向之關係，故在本研究 H2a 推論下， METRHFOR 與 D/E 間有正向之關係。
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控制變數
CAPIN 係資本資產密集度，以固定資產淨額除以總資產衡量。企業有較高 資本資產比例者，須投資之資金需求較多，且因為有形之資本資產可供抵押，亦 有利於舉債能力(Titman and Wessels 1988; Omer and Terando 1999)，故預期 CAPIN 與 D/E 間有正向之關係。
MVBV 係成長機會，以公司股票市值除以權益帳面值衡量。企業的成長機會 可視為一項選擇權資產，企業之價值容易受到公司經理人員決定風險性投資之影 響，故高成長之公司若投資機會之內部資訊無法有效傳遞予外部投資人時，則可 能偏向以權益融資(Myers and Majluf 1984)。
Z-PRED 是公司財務困難之機率，Altman (1968)以 Z-score 衡量公司之財務 強度(financial strength)。因原始之 Z-score 計算包括負債比率在內，可能與應變 數D/E 有內生性之問題，故 MacKIE-Mason (1990)修訂 Z-score = 3.3(EBIT/Total Assets) + 1.0(Sales/Total Assets) + 1.4(Retained Earnings/Total Assets) + 1.2(Working Capital/Total Assets)。本文將參照 MacKIE-Mason(1990)計算 Z-score， 並定義Z-PRED=1/Z-score。Z-PRED 愈大，代表企業發生財務困難之機率將愈高， 故預期Z-PRED 與 D/E 有反向之關係。
FDCOST 是企業發生財務困難之成本(financial distress costs)，以無形資產加 本年度及前三年度研發支出之合計數除以總資產衡量。當企業發生破產時，無形 資產之變現性低於有形資產，將造成破產損失，因此本研究以無形資產及研發支 出作為衡量企業財務困難成本之代理變數。破產成本越高者，越不適宜舉債過高， 故預期FDCOST 與 D/E 間有負向之關係。 VarE 係營業淨利之變異性，以過去五年營業淨利變動的變異數除以該期間 平均總資產衡量。營業淨利穩定的公司有較大的能力舉債並可負擔較高的利息費
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用(Titman and Wessels 1988; Chang and Rhee 1990)，故本計畫預期 VarE 與 D/E 間 有負向之關係。
ROA 是資產報酬率，以稅前息前盈餘除以平均資產總額衡量。企業資產獲 利能力愈佳者，以槓桿經營可提高股東報酬，因此，企業獲利能力會影響其資本 結構(Titman and Wessels 1988; Allen 1989; Chang and Rhee 1990)。本研究預期 ROA 與 D/E 間有正向之關係。
最後，本研究亦參考相關文獻(Marsh 1982; Titman 1984; Titman and Wessels 1988; Chang and Rhee 1990; Omer and Terando 1999; Smith 1977; Dammon and Senbet 1988)之發現，於資本結構之實證模式中加入 SIZE、GROUP、IND 之變數， 分別用以控制企業規模、集團企業、產業別因素，對於企業資本結構形成之影響， 其衡量請見第(1)式之迴歸式。(為節省篇幅，不重複說明。)
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(三) 資本結構變動與外資持股比率之實證模式
最後，為測試本研究假說H2b，本研究提出測試 2010 年營所稅稅率調降前 後公司資本結構變動與外資持股比率關係之實證模式(3)。在本文 H2b 推論下， ΔD/E與ΔMETR HFOR 間應有正向之關係。
ΔD/E = f(ΔMETR, HFOR,ΔMETR HFOR,ΔCAPIN,ΔMVBV,ΔZ-PRED, ΔFDCOST, ΔVarE, ΔROA, ΔSIZE, GROUP, IND) (3)
各變數之定義及衡量彙總如下：
變數 定義及衡量
ΔD/E 負債權益比變動，以D/E 前四年之平均值 - D/E 後兩
年之平均值衡量。
ΔMETR 舉債前之有效稅率變動，以METR 前四年之平均值-
METR 後兩年之平均值衡量。
HFOR 與實證模型(2)定義相同。
ΔMETR HFOR ΔMETR 與 HFOR 之交乘項，代表高外資持股比率公司 ΔMETR 係數之變動。 ΔCAPIN 資本資產密集度變動，以CAPIN 前四年之平均值- CAPIN 後兩年之平均值衡量。 ΔMVBV 成長機會變動，以MVBV 前四年之平均值- MVBV 後兩 年之平均值衡量。 ΔZ-PRED 財務困難機率變動，以Z-PRED 前四年之平均值- Z-PRED 後兩年之平均值衡量。 ΔFDCOST 財務困難成本變動，以FDCOST 前四年之平均值- FDCOST 後兩年之平均值衡量。
ΔVarE 營業淨利之變異性變動，以VarE 前四年之平均值- VarE
後兩年之平均值衡量。
ΔROA 資產報酬率變動，以ROA 前四年之平均值- ROA 後兩
年之平均值衡量。
ΔSIZE 企業規模變動，以SIZE 前四年之平均值- SIZE 後兩年
之平均值衡量。
GROUP 與實證模型(1)定義相同。
22 三、樣本期間及樣本公司 本研究樣本選定為2006 年至 2012 年度，以我國上市櫃公司為研究樣本，排 除金融業公司10。我國自1998 年起實施兩稅合一制，而自 2006 年起實施最低稅 負制，在最低稅負制下，營利事業若當年度依所得基本稅額條例所計算所得之基 本稅額稅率低於 10%，將須繳納至 10%稅率之基本稅額。為排除實施最低稅負 制前後可能對企業及股東租稅規劃行為改變之影響，本研究樣本期間自2006 年 開始，以2006 年至 2009 年度期間為營所稅稅率調降前之期間(共 4 年度)，2010 年至2012 年度為營所稅稅率調降後之期間(共 3 年度)。 四、資料來源 有關財務資料係取自台灣經濟新報社之上市櫃公司財務報表資料庫，股權資 料取自上市櫃公司股權明細資料庫，惟有關公司有效稅率之計算，須考量我國兩 稅合一制下，對於企業當年度盈餘未於次年底前分配之部分，將被加徵10%營利 事業所得稅(所得稅法第 66-9 條)，因此於計算有效稅率時需將未分配盈餘加徵 10%營利事業所得稅之影響排除11，有關未分配盈餘加徵10%營利事業所得稅之 資料，係本研究以人工蒐集公司財報所得稅附註資料並予以建檔。 五、樣本篩選 2006 年至 2012 年度間上市櫃公司之原始樣本筆數為 10,408 筆，刪除金融保 險業公司307 筆、資產總額、權益及營業收入淨額小於 0 之公司 646 筆、以及遺 漏研究所須變數之公司984 筆，實際採用的樣本為 8,471 筆。實證模式(1)及(2) 之樣本篩選過程如下： 10 因金融業受到較嚴格之管制及其籌資營運與一般企業不同，故予以排除。 11 我國兩稅合一制下，公司因未分配盈餘被加徵之所得稅，對於外資股東亦可扣抵其獲配股利 所得之扣繳稅額，不會因稅率變動而影響外資股東之權益，故於分析有效稅率時應予以排除， 使本文衡量之有效稅率反映相當於外資股東無法享有扣抵利益之股東可扣抵稅額損失。
23 樣本(公司-年度)選取過程 樣本筆數 原始總樣本筆數 10,408 減： 金融保險業 (307) 資產總額、權益及營業收入淨額小於零 (646) 遺漏研究變數 (984) 最後研究使用樣本筆數 8,471 此外，本研究進行實證模式(3)之測試，係將樣本於 2010 年度營所稅稅率調 降前後期間之各項變數，分別計算其平均數，再以其變動數進行迴歸分析(change model analysis)。為分別計算各項變數於 2010 年度前後期間之平均值，公司必須 於樣本期間至少有六年度以上資料。此外，為使外資持股比率高低二組樣本之區 分(HFOR=1 屬外資持股比率高者；=0 則否)，於樣本期間有一致之分類，樣本僅 保留在全部樣本期間之各年度HFOR 均等於 1 或均等於 0 者，以避免無法解釋 HFOR 平均值之意義，實際採用的樣本家數為 845 家。實證模式(3)之樣本篩選過 程如下： 樣本(公司)選取過程 樣本家數 原始樣本家數 1,353 減： 公司於樣本期間之年度少於 5 年 (225) 樣本期間外資持股比率分類有變動者 (283) 最終樣本家數 845
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肆、實證結果
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 表 5-2 資本結構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* D/E (負債權益比) 0.670 0.712 0.020 4.085 METR (舉債前之有效稅率) 0.196 0.288 0.000 1.000 HFOR (高外資持股比率之虛擬變數) 0.249 0.433 0.000 1.000 METRHFOR (METR 與 HFOR 之交乘項) 0.040 0.141 0.000 1.000
CAPIN (資本資產密集度) 0.209 0.179 0.001 0.748 MVBV (成長機會) 1.350 0.870 0.497 6.250 Z-PRED (財務困難機率) 0.964 0.862 0.232 6.095 FDCOST (財務困難成本) 0.094 0.139 0.000 0.760 VarE (營業淨利之變異性) 0.046 0.040 0.003 0.220 ROA (資產報酬率) 0.054 0.105 -0.321 0.326 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。 表 5-3 資本結構變動實證模式之變數敘述統計 (N=845) 變數 平均值 標準差 最小值 最大值 ΔD/E (負債權益比變動) -0.106 0.501 -3.610* 2.196* HFOR (高外資持股比率之虛擬變數) 0.199 0.399 0.000 1.000 ΔMETR (舉債前之有效稅率變動) -0.042 0.222 -0.865 0.980
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 ΔMVBV (成長機會變動) -0.041 0.640 -3.918* 2.447* ΔZ-PRED (財務困難機率變動) 0.035 0.587 -5.427 3.991 ΔFDCOST (財務困難成本變動) -0.002 0.053 -0.499 0.298 ΔVarE (營業淨利之變異性變動) -0.007 0.030 -0.171 0.131 ΔROA (資產報酬率變動) -0.008 0.071 -0.298 0.264 ΔSIZE (企業規模變動) 0.111 0.345 -1.953 2.388 GROUP (集團企業之虛擬變數) 0.534 0.499 0.000 1.000 *: ΔD/E 與 ΔMVBV 之最小與最大之極端值過於偏離其他數值，本研究將其最小值及最大值分別 限制於5%及 95%分位數。
26 表6-1 及表 6-2 分別列示 2006 年至 2012 年度期間，我國上市櫃樣本公司之 平均外資持股比率及平均負債比率12。在樣本期間，外資對我國各產業上市櫃公 司的平均持股比率大致上呈現平穩的狀況，外資平均持股比率最高的產業是汽車 業(約為 23.06%)，惟可能係反映該產業樣本家數較少，其平均值受到某些特定公 司(如裕隆汽車集團)的外資持股比率較高之影響。電子業的平均持股比率僅約 8.29%，可能係受到電子業的家數眾多(共有 4,823 筆)，故整體平均值亦較低。 表 6-1 2006 年至 2012 年度上市櫃樣本公司平均外資持股比率 (N=8,471) 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 家數 平均 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 在樣本期間，各產業上市櫃公司的負債比率平均值呈現平穩下降的狀況，負 債比率較高的產業是建材營造業(約為 51.09%)、鋼鐵(47.71%)、油電燃料(42.58%)、 電機及電器(40.44%)，可能係反映該等產業屬資本密集，且具有不動產、廠房及 設備可作為借款擔保，故適合以舉債籌資投資。 表 6-2 2006 年至 2012 年度上市櫃樣本公司平均負債比率 (N=8,471) 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 家數 平均 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。
表7-1、表 7-2 及表 7-3 分別列示實證模式(1)、(2)及(3)中各變數間之 Pearson 相關係數及p-value。
表7-1 中，FOR 與 D_ETR 的相關係數為正值，且達 1%顯著水準(p-value < 0.001)，顯示在 2010 年營所稅調降後，有效稅率降低之公司，外資持股比率較高， 支持本文假說H1。表 7-2 中，D/E 與 METR 的相關係數為顯著之正值(p-value <
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
30
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 (<.001) (0.144) (<.001) (<.001) (<.001) (0.038) (<.001) (<.001) (<.001) METR HFOR 1 0.007 0.008 0.016 -0.017 -0.008 -0.052 0.155 0.039 (0.497) (0.468) (0.141) (0.113) (0.486) (<.001) (<.001) (<.001) CAPIN 1 -0.056 0.200 -0.145 -0.035 -0.115 0.036 0.026 (<.001) (<.001) (<.001) (0.002) (<.001) (<.001) (0.015) MVBV 1 -0.041 0.291 0.325 0.069 -0.161 -0.036 (<.001) (<.001) (<.001) (<.001) (<.001) (<.001) Z-PRED 1 -0.116 -0.096 -0.455 -0.016 0.099 (<.001) (<.001) (<.001) (0.137) (<.001) FDCOST 1 0.294 -0.125 -0.261 -0.083 (<.001) (<.001) (<.001) (<.001) VarE 1 0.052 -0.224 -0.081 (<.001) (<.001) (<.001) ROA 1 0.200 -0.015 (<.001) (0.159) SIZE 1 0.363 (<.001) GROUP 1
31
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 HFOR 1 (<.001) (0.547) (0.900)0.365 0.021 -0.004 (<.001) 0.226 (0.178)0.046 (0.037) (<.001) (0.009)-0.072 -0.376 0.090 (0.145)-0.050 ΔMETR 1 -0.039 -0.039 0.066 0.039 -0.053 -0.131 0.031 0.009 (0.252) (0.257) (0.054) (0.262) (0.127) (<.001) (0.374) (0.794) ΔCAPIN 1 -0.053 0.049 0.066 -0.009 -0.064 -0.078 -0.002 (0.123) (0.155) (0.054) (0.795) (0.063) (0.024) (0.960) ΔMVBV 1 -0.068 -0.004 0.006 0.078 0.234 0.005 (0.048) (0.911) (0.855) (0.024) (<.001) (0.885) ΔZ-PRED 1 0.036 -0.027 -0.408 -0.100 -0.033 (0.290) (0.434) (<.001) (0.004) (0.338) ΔFDCOST 1 -0.111 -0.288 -0.165 -0.004 (<.001) (<.001) (<.001) (0.914) ΔVarE 1 0.182 -0.161 0.019 (<.001) (<.001) (0.573) ΔROA 1 0.159 0.051 (<.001) (0.136) ΔSIZE 1 -0.046 (0.181) GROUP 1
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*** BOARD 董監持股比率 0.001 7.8*** ROE 股東權益報酬率 0.010 1.44 SIZE 企業規模 0.050 49.85*** D/A 負債比率 -0.062 -8.58*** Dyear07 2007 年度之虛擬變數 -0.005 -1.1 Dyear08 2008 年度之虛擬變數 -0.013 -2.99*** Dyear09 2009 年度之虛擬變數 -0.013 -2.9*** Dyear10 2010 年度之虛擬變數 -0.011 -2.62*** Dyear11 2011 年度之虛擬變數 -0.011 -2.48** Dyear12 2012 年度之虛擬變數 -0.006 -1.32 GROUP 集團企業之虛擬變數 -0.022 -8.89*** IND1 水泥及玻璃陶瓷工業 -0.061 -5.13*** IND2 食品工業 -0.023 -2.84*** IND3 塑膠、橡膠及化學工業 -0.033 -6.85*** IND4 紡織工業 -0.032 -5.75*** IND5 電機及電器工業 -0.008 -1.78* IND6 生技醫療工業 0.007 1.13 IND7 造紙工業 -0.058 -3.91*** IND8 鋼鐵工業 -0.055 -8.48*** IND9 汽車工業 0.020 1.15 IND10 建材營造工業 -0.047 -8.62*** IND11 航運、觀光及貿易百貨工業 0.015 2.67*** IND12 油電燃氣工業 -0.094 -8.19*** IND13 綜合及其他工業 -0.001 -0.18 R2= 0.2766 F 值= 130.53***
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 HFOR 高外資持股比率之虛擬變數 -0.190 -9.30***
METRHFOR METR 與 HFOR 的交乘項 0.127 2.15**
CAPIN 資本資產密集度 0.120 2.92*** MVBV 成長機會 -0.215 -25.48*** Z-PRED 財務困難機率 0.000 0.03 FDCOST 財務困難成本 -0.521 -9.33*** VarE 營業淨利之變異性 0.382 2.04** ROA 資產報酬率 -1.601 -20.64*** SIZE 企業規模 0.104 16.17*** GROUP 集團企業之虛擬變數 -0.086 -5.96*** IND1 水泥及玻璃陶瓷工業 -0.366 -5.21*** IND2 食品工業 -0.120 -2.44** IND3 塑膠、橡膠及化學工業 -0.119 -4.13*** IND4 紡織工業 0.186 5.53*** IND5 電機及電器工業 0.195 6.85*** IND6 生技醫療工業 -0.107 -2.91*** IND7 造紙工業 -0.008 -0.09 IND8 鋼鐵工業 0.303 7.78*** IND9 汽車工業 -0.250 -2.42** IND10 建材營造工業 0.614 19.18*** IND11 航運、觀光及貿易百貨工業 -0.092 -2.68*** IND12 油電燃氣工業 -0.026 -0.38 IND13 綜合及其他工業 0.080 2.61*** R2=0.2796 F 值=137.97***
36 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。
37 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* ΔMETR 舉債前之有效稅率變動 -0.003 -0.05
ΔMETRHFOR ΔMETR 與 HFOR 的交乘項 0.228 1.63
ΔCAPIN 資本資產密集度變動 0.237 1.59 ΔMVBV 成長機會變動 -0.333 -11.04*** ΔZ-PRED 財務困難機率變動 0.084 4.11*** ΔFDCOST 財務困難成本變動 -0.120 -0.57 ΔVarE 營業淨利之變異性變動 0.083 0.22 ΔROA 資產報酬率變動 -0.621 -3.29*** ΔSIZE 企業規模變動 0.131 3.72*** GROUP 集團企業之虛擬變數 -0.015 -0.69 IND1 水泥及玻璃陶瓷工業 0.030 0.26 IND2 食品工業 -0.026 -0.31 IND3 塑膠、橡膠及化學工業 -0.048 -1.08 IND4 紡織工業 -0.045 -0.91 IND5 電機及電器工業 -0.026 -0.58 IND6 生技醫療工業 -0.005 -0.07 IND7 造紙工業 0.103 0.57 IND8 鋼鐵工業 -0.074 -1.26 IND9 汽車工業 0.144 0.79 IND10 建材營造工業 -0.214 -4.12*** IND11 航運、觀光及貿易百貨工業 0.046 0.83 IND12 油電燃氣工業 -0.133 -1.39 IND13 綜合及其他工業 -0.047 -1 R2= 0.2252 F 值= 11.22***
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