Page 69 - 臺大管理論叢第32卷第1期

文將 DUALITY 列為控制變數，藉以控制 CEO 兼任董事長對本文實證結果之影響，
惟本文不預期 DUALITY 之係數方向。
文將 DUALITY 列為控制變數，藉以控制 CEO 兼任董事長對本文實證結果之影響，
(7) AUDIT_COM（設置審計委員會之虛擬變數）：若公司設有審計委員會者設為 1，
惟本文不預期 DUALITY 之係數方向。
否則為 0。Chen et al. (2005) 研究發現，平均而言，設有審計委員會之公司，其股
(7) AUDIT_COM（設置審計委員會之虛擬變數）：若公司設有審計委員會者設為 1，
利支付率較低。然而，亦有文獻發現設有審計委員會之公司具有較佳之公司治理，
否則為 0。Chen et al. (2005) 研究發現，平均而言，設有審計委員會之公司，其股
故股利支付率亦較高 (Elmagrhi, Ntim, Crossley, Malagila, Fosu, and Vu, 2017)。因
利支付率較低。然而，亦有文獻發現設有審計委員會之公司具有較佳之公司治理，
此本文將 AUDIT_COM 列為控制變數，藉以控制審計委員會之設置對本文實證結
故股利支付率亦較高 (Elmagrhi, Ntim, Crossley, Malagila, Fosu, and Vu, 2017)。因
果之影響，惟本文不預期 AUDIT_COM 之係數方向。
此本文將 AUDIT_COM 列為控制變數，藉以控制審計委員會之設置對本文實證結
(8) DIR_NUM（董監人數）：以董監人數取自然對數衡量之。Chen et al. (2005) 研究
果之影響，惟本文不預期 AUDIT_COM 之係數方向。
發現，對於高度股權集中之公司而言，董監人數與公司之現金殖利率有負向之相
(8) DIR_NUM（董監人數）：以董監人數取自然對數衡量之。Chen et al. (2005) 研究
關性。然而，Kiel and Nicholson (2003) 則是發現董事人數與公司之股利支付率間
有正向相關性。而 Ghasemi, Madrakian, and Keivani (2013) 之研究結果則是指出董
發現，對於高度股權集中之公司而言，董監人數與公司之現金殖利率有負向之相
事人數愈多之公司，其股利支付率愈低。因此本文將 DIR_NUM 列為控制變數，
關性。然而，Kiel and Nicholson (2003) 則是發現董事人數與公司之股利支付率間
藉以控制董監人數對本文實證結果之影響，惟本文不預期 DIR_NUM 之係數方向。
有正向相關性。而 Ghasemi, Madrakian, and Keivani (2013) 之研究結果則是指出董
事人數愈多之公司，其股利支付率愈低。因此本文將 DIR_NUM 列為控制變數，
假說 H2 之基礎模型
藉以控制董監人數對本文實證結果之影響，惟本文不預期 DIR_NUM 之係數方向。
NTU Management Review Vol. 32 No. 1 Apr. 2022
假說 H2 之基礎模型
DIVit = γ0 + γ1 POSTit + γ2 SIZE it + γ3 FCFit + γ4 DEBTit + γ5 GROWTHit + γ6 ROEit
+ γ7 DUALITYit + γ8 AUDIT_COMit + γ9 DIR_NUMit + εit。 (3)
假說 H2 之基礎模型：
DIVit = γ0 + γ1 POSTit + γ2 SIZE it + γ3 FCFit + γ4 DEBTit + γ5 GROWTHit + γ6 ROEit
假說 H2 之實證模型 (3) (3)
+ γ7 DUALITYit + γ8 AUDIT_COMit + γ9 DIR_NUMit + εit。

假說 H2 之實證模型：
假說 H2 之實證模型
DIVit = δ0 + δ1 POSTit + δ2 DIR_Hit + δ3 ICR_Hit + δ4 POSTit × DIR_Hit
+ δ5 POSTit × ICR_Hit + δ6 DIR_Hit × ICR_Hit + δ7 POSTit × DIR_Hit × ICR_Hit
+ δ8 SIZEit + δ9 FCFit + δ10 DEBTit + δ11 GROWTHit + δ12 ROEit + δ13 DUALITYit
DIVit = δ0 + δ1 POSTit + δ2 DIR_Hit + δ3 ICR_Hit + δ4 POSTit × DIR_Hit
+ δ14 AUDIT_COMit + δ15 DIR_NUMit + εit。 (4)
+ δ5 POSTit × ICR_Hit + δ6 DIR_Hit × ICR_Hit + δ7 POSTit × DIR_Hit × ICR_Hit
自變數：
+ δ8 SIZEit + δ9 FCFit + δ10 DEBTit + δ11 GROWTHit + δ12 ROEit + δ13 DUALITYit
(1) POST（稅制變革後之虛擬變數）：稅制變革後之虛擬變數，2014 年後設
+ δ14 AUDIT_COMit + δ15 DIR_NUMit + εit。 (4)
為 1，否則為 0。由於我國盈餘分配年度與股利發放年度並不相同，2014
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年度之盈餘會於 2015 年度始分配股利，而我國於 2015 年實施可扣抵稅額

減半，因此，2014 年度即應視為稅制變革後一年。此外，雖然可扣抵稅額
減半及富人稅之實行，可能會影響公司之股利政策，惟上市櫃公司間之股
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權結構並不相同，故股東受到稅制變革之衝擊程度可能亦不同，因此，本

文不預測 POST 之迴歸係數的方向。
(2) POST × DIR_H（稅制變革後之富人稅效果）：以 POST × DIR_H 衡量之。
根據租稅顧客效果之推論，富人稅之課徵將造成董監個人持股比率高者有
較大之稅負壓力，因此，該類型之公司會有誘因在稅制變革後減少股利之
發放，然而，公司減少股利發放亦必須承擔股價下跌之成本，因此，董監
個人持股比率高之公司亦可能於衡量變更股利政策之成本效益後選擇不變
更其股利政策。故本文不預期 POST × DIR_H 之係數方向。
(3) POST × ICR_H（稅制變革後之可扣抵稅額減半效果）：以 POST × ICR_H
衡量之。根據租稅顧客效果之推論，可扣抵稅額減半會造成稅額扣抵比率
高者有較大之稅負壓力，因此，該類型之公司會有誘因在稅制變革後減少
股利之發放，然而，公司減少股利發放亦必須承擔股價下跌之成本，因此，
稅額扣抵比率高之公司亦可能於衡量變更股利政策之成本效益後選擇不變
更其股利政策。故本文不預期 POST × ICR_H 之係數方向。

(4) POST × DIR_H × ICR_H（稅制變革後之租稅顧客效果）：以 POST × DIR_H ×
ICR_H 衡量之。根據本文假說 H2 之推論，本文僅預期 DIV 與 POST × DIR_H

× ICR_H 之迴歸係數顯著性與稅制變革前不同，然不預期其係數方向。

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