燕天

摘 要：借助2015年9月7日頒布的股利所得稅稅率改革這一“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，研究股利發(fā)放率對(duì)抑制公司財(cái)務(wù)舞弊行為的影響。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，股利發(fā)放率越高的企業(yè)，其財(cái)務(wù)舞弊行為受股利所得稅改革抑制作用越大；而且這種抑制作用主要體現(xiàn)在國(guó)有企業(yè)當(dāng)中；在投資者的短視行為更多（高換手率）的公司中這種抑制作用更顯著。結(jié)論揭示了股利所得稅差異化改革對(duì)上市公司財(cái)務(wù)信息質(zhì)量的積極作用，為利用稅收制度完善資本市場(chǎng)的監(jiān)督作用機(jī)制提供了重要啟示。

關(guān)鍵詞：股利所得稅；稅率差異化改革；財(cái)務(wù)舞弊；股利分配率；換手率

中圖分類號(hào)：F23 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：Adoi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2018.29.045

1 引言

2015年9月7日，財(cái)政部、國(guó)家稅務(wù)總局、證監(jiān)會(huì)聯(lián)合發(fā)布《關(guān)于上市公司股息紅利差別化個(gè)人所得稅政策有關(guān)問(wèn)題的通知》，明確上市公司股息紅利差別化個(gè)人所得稅政策等有關(guān)問(wèn)題。這是我國(guó)穩(wěn)定股票市場(chǎng)的重要稅收制度創(chuàng)新，但相關(guān)的實(shí)證研究較少。本文利用股利所得稅差異化改革這一“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，通過(guò)雙重差分模型（Difference-in-Difference）實(shí)證檢驗(yàn)股利所得稅差異化改革對(duì)上市公司財(cái)務(wù)舞弊的影響。

本文可能的貢獻(xiàn)主要在于以下三個(gè)方面：首先，為資本市場(chǎng)財(cái)務(wù)舞弊行為影響因素提供新證據(jù)。已有的文獻(xiàn)資料對(duì)上市公司財(cái)務(wù)舞弊行為的研究重心在于公司內(nèi)部經(jīng)營(yíng)情況和管理層代理問(wèn)題，而本文檢驗(yàn)了投資者長(zhǎng)期持有對(duì)上市公司財(cái)務(wù)舞弊行為的抑制作用，為資本市場(chǎng)的財(cái)務(wù)舞弊的影響因素提供新的證據(jù)。其次，2015年股利所得稅政策改革為我們的研究提供了一個(gè)獨(dú)特的市場(chǎng)環(huán)境該政策對(duì)資本市場(chǎng)的投資者和上市公司等參與者來(lái)說(shuō)是一項(xiàng)外生沖擊，本文通過(guò)雙重差分模型，建立股利所得稅政策改革與上市公司財(cái)務(wù)舞弊行為的因果關(guān)系模型，控制了以往研究中存在的內(nèi)生性問(wèn)題。最后，本文的研究具有重要的實(shí)踐意義，為檢驗(yàn)2015年股利所得稅政策改革的實(shí)施效果及其經(jīng)濟(jì)效用提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。論文的研究結(jié)論表明股利所得稅差異化改革對(duì)資本市場(chǎng)信息有效性的積極作用，為利用稅收制度完善資本市場(chǎng)的監(jiān)督作用機(jī)制提供了重要啟示。

本文后續(xù)部分安排如下：第二部分是文獻(xiàn)綜述、第三部分為理論分析與假設(shè)提出，第四部分為研究設(shè)計(jì)，第五部分列示回歸結(jié)果，第六部分得出結(jié)論。

2 理論分析和假說(shuō)提出

股利所得稅改革可以通過(guò)鼓勵(lì)投資者長(zhǎng)期持有股票和減少管理層舞弊動(dòng)機(jī)這兩方面來(lái)有效抑制財(cái)務(wù)舞弊。對(duì)于投資者來(lái)說(shuō)，根據(jù)“在手之鳥(niǎo)”理論，與留存收益相比，投資者更注重股利收入，公司分配的股利越多，其市場(chǎng)價(jià)值也就越大（Gordan，1959）。同時(shí)，根據(jù)稅收偏好理論，投資者為了降低應(yīng)納稅所得額，更有可能傾向于長(zhǎng)期持有股票，以獲得更多的股利收入。Oliver Zhen Li、Hang Liu、Chenkai Ni、Kangtao Ye等人的研究表明，2012年股利所得稅稅率政策改革后，投資者在宣告股利發(fā)放日后、實(shí)際發(fā)放股利日前為了避免進(jìn)入一個(gè)更高的納稅等級(jí)，會(huì)減少交易活動(dòng)，降低股票換手率，從而增加股票持有期限。因此，股利所得稅改革政策出臺(tái)之后，投資者更傾向于選擇長(zhǎng)期持有股票。對(duì)于公司經(jīng)營(yíng)者來(lái)說(shuō)，一方面，管理者為了短期利益進(jìn)行財(cái)務(wù)舞弊，會(huì)損害公司的長(zhǎng)期經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)，影響高管薪酬及聲譽(yù)，出于自利傾向與對(duì)自己聲譽(yù)的保護(hù)，管理者會(huì)投入更多精力到維持公司良性發(fā)展上，減少財(cái)務(wù)舞弊；另一方面，當(dāng)個(gè)人投資者成為公司股票的長(zhǎng)期持有者時(shí)，會(huì)更注重公司的長(zhǎng)期良性發(fā)展，加強(qiáng)對(duì)管理層經(jīng)營(yíng)決策的監(jiān)督作用，管理層也失去了為迎合短期投資者而實(shí)施財(cái)務(wù)舞弊的動(dòng)機(jī)。

在股利發(fā)放率較高的公司，投資者從股利所得稅改革政策中獲得的收益更大，從而更愿意長(zhǎng)期持有股票，因此改革政策對(duì)公司財(cái)務(wù)舞弊的抑制作用更顯著。對(duì)此，我們做出如下假設(shè)：

H1：對(duì)于股利發(fā)放率較高的企業(yè)，股利所得稅改革對(duì)上市公司財(cái)務(wù)舞弊的抑制作用更大。

基于股利發(fā)放率較高的企業(yè)，股利所得稅改革對(duì)上市公司財(cái)務(wù)舞弊的抑制作用更大這一假設(shè)，我們繼續(xù)研究代理問(wèn)題與股利所得稅改革對(duì)高股利發(fā)放率企業(yè)財(cái)務(wù)舞弊抑制作用的關(guān)系。上市公司代理問(wèn)題越嚴(yán)重，代理成本越高時(shí)，公司財(cái)務(wù)舞弊的動(dòng)機(jī)越大，舞弊行為越嚴(yán)重。因此，我們假設(shè)在國(guó)有企業(yè)中這種抑制作用將更顯著：

H2：在股利發(fā)放率較高的企業(yè)中，股利所得稅改革對(duì)國(guó)有企業(yè)的抑制作用比非國(guó)有企業(yè)大。

投資者持股目的的不同導(dǎo)致了持股期長(zhǎng)短的不同。在股票換手率較高的公司，股東傾向于短期持有股票，更注重的是買賣股票帶來(lái)的資本利得，而非長(zhǎng)期持有股票所帶來(lái)的股利收入。在換手率較低的公司，股東傾向于長(zhǎng)期持有股票，他們本身就更注重長(zhǎng)期持有股票所帶來(lái)的股利收入。因此，當(dāng)股利所得稅政策出臺(tái)后，在換手率更高的公司，股東受政策激勵(lì)而長(zhǎng)期持有股票的現(xiàn)象更明顯，公司的舞弊動(dòng)機(jī)減少的程度更大。對(duì)此，我們做出如下假設(shè)：

H3：股利所得稅改革對(duì)換手率較高的企業(yè)財(cái)務(wù)舞弊的抑制作用更大。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 研究模型

為了研究政策實(shí)施對(duì)公司舞弊的抑制作用，我們采用Probit模型進(jìn)行檢驗(yàn)：

其中，因變量財(cái)務(wù)舞弊（FRAUDt）是指“公司違反《公司法》、《證券法》、證監(jiān)會(huì)的有關(guān)規(guī)定、滬深兩市交易所的交易規(guī)則等并受到中國(guó)證監(jiān)會(huì)、上交所和深交所等監(jiān)管機(jī)構(gòu)公開(kāi)處罰的行為”，包括非法買賣股票、重大遺漏、虛列資產(chǎn)、推遲披露、大股東欠款等。當(dāng)某一公司某一年度發(fā)生舞弊時(shí)，F(xiàn)RAUDt取1，否則為0。股息發(fā)放率（HDIVt）：?jiǎn)∽兞堪凑罩形粩?shù)分為高股利發(fā)放率和低股利發(fā)放率兩組。政策的時(shí)間效應(yīng)（POLICYt）：?jiǎn)∽兞?，研究股利所得稅政策的時(shí)間效應(yīng)，若t=2015，POLICYt取0，若t=2016，POLICYt取1。POLICY*HDIVt的回歸系數(shù)β1體現(xiàn)了政策實(shí)施對(duì)上市公司財(cái)務(wù)舞弊的抑制作用。

此外，參考前人的研究，我們控制以下變量：公司規(guī)模（SIZEt）：公司資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)，一般認(rèn)為，公司規(guī)模越大，關(guān)聯(lián)方越多，關(guān)聯(lián)方交易越多，公司經(jīng)營(yíng)情況復(fù)雜，更容易發(fā)生舞弊（Doyle et al，2006）。

盈利狀況（PROFITt）：虛擬變量，當(dāng)公司經(jīng)營(yíng)狀況不善時(shí)，舞弊風(fēng)險(xiǎn)更大，當(dāng)公司利潤(rùn)為正時(shí)，PROFIT取1，利潤(rùn)為負(fù)時(shí)，PROFITt取0。

第一大股東持股比例（TOP1t）：大量文獻(xiàn)研究表明，世界各國(guó)普遍存在大股東“掏空”問(wèn)題，（La Porta and Silanes，1999），我國(guó)目前處于市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌階段，“掏空”問(wèn)題更加嚴(yán)重。財(cái)務(wù)舞弊是控股股東進(jìn)行掏空的重要手段，因此選擇第一大股東持股比例作為控制變量。

財(cái)務(wù)杠桿（GEARINGt）：資產(chǎn)負(fù)債率。根據(jù)債務(wù)契約假說(shuō)理論，杠桿率越高，企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)越大，公司經(jīng)理越有可能進(jìn)行財(cái)務(wù)舞弊。

外部審計(jì)師審計(jì)意見(jiàn)（AUDITt）：若為標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留意見(jiàn)則取值為0，否則為1。審計(jì)師出具非標(biāo)準(zhǔn)意見(jiàn)，說(shuō)明企業(yè)重大錯(cuò)報(bào)風(fēng)險(xiǎn)越大，舞弊風(fēng)險(xiǎn)越大。

此外，我們控制了時(shí)間（Year）及行業(yè)（INDU）的固定效應(yīng)。

3.2 樣本選擇

我們選取了2015、2016年政策發(fā)布前后滬深兩市A股上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)作為初始樣本進(jìn)行研究。其中，上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR、Wind、RESEET數(shù)據(jù)庫(kù)，財(cái)務(wù)舞弊數(shù)據(jù)通過(guò)證監(jiān)會(huì)官網(wǎng)、CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)獲得。我們對(duì)初始樣本進(jìn)行了篩選：考慮到金融行業(yè)的特殊性，剔除金融行業(yè)上市公司的觀測(cè)；剔除相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的樣本觀測(cè)。最終，我們得到了5213個(gè)公司觀測(cè)值。本研究所采用的統(tǒng)計(jì)和回歸分析軟件為 STATA 軟件。

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表1列示了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。Fraud的均值為0.14，說(shuō)明研究樣本中存在財(cái)務(wù)舞弊行為的上市公司觀測(cè)占到了全部樣本的14%，這與政策實(shí)施前后，選擇了滬深兩市5213家上市公司中的751家存在財(cái)務(wù)舞弊行為的現(xiàn)實(shí)基本一致。Turnover的平均值為4.10，Hdid的平均值為26.77。

4.2 回歸分析

4.2.1 假設(shè)1回歸結(jié)果

我們對(duì)模型（1）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表2所示，β1為負(fù)且在99%的水平上顯著，表明H1成立，對(duì)于股利發(fā)放率較高的企業(yè)，股利所得稅改革對(duì)上市公司財(cái)務(wù)舞弊的抑制作用更大。此外，控制變量的回歸結(jié)果顯示，高資產(chǎn)負(fù)債率、小規(guī)模公司更可能出現(xiàn)財(cái)務(wù)舞弊行為，與描述性統(tǒng)計(jì)相符，與以往文獻(xiàn)的發(fā)現(xiàn)也基本一致。

4.2.2 假設(shè)2回歸結(jié)果

我們將樣本分為國(guó)企與非國(guó)企兩組，分別對(duì)模型（1）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表3所示，其中，第一列為國(guó)企回歸結(jié)果，第二列為非國(guó)企回歸結(jié)果，國(guó)企與非國(guó)企β1均為負(fù)且在99%的水平上顯著，說(shuō)明股利所得稅政策改革對(duì)國(guó)企與非國(guó)企的財(cái)務(wù)舞弊行為均有抑制作用。國(guó)企β1的絕對(duì)值更大，表明政策實(shí)施對(duì)國(guó)企財(cái)務(wù)舞弊行為的抑制作用更顯著，假設(shè)H2成立。

4.3 假設(shè)3回歸結(jié)果

我們依據(jù)上市公司年度換手率的中位數(shù)將其分成兩組，分別對(duì)模型（1）進(jìn)行回歸，結(jié)果如表4所示，第（1）列是高換手率公司的回歸結(jié)果，第（2）列是低換手率公司的回歸結(jié)果，β1均為負(fù)且均在95%以上的水平上顯著，說(shuō)明股利所得稅政策改革對(duì)兩組公司的財(cái)務(wù)舞弊行為均有抑制作用。高換手率公司的β1絕對(duì)值更大，說(shuō)明該項(xiàng)政策對(duì)高換手率公司財(cái)務(wù)舞弊抑制作用更明顯，假設(shè)H3成立。

5 結(jié)論

本文實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，第一，股利所得稅差異化改革能夠顯著減少上市公司財(cái)務(wù)舞弊發(fā)生，且股利發(fā)放率越高的企業(yè)，其財(cái)務(wù)舞弊行為受股利所得稅改革抑制作用越大；第二，這種抑制作用主要體現(xiàn)在國(guó)有企業(yè)當(dāng)中；第三，在投資者的短視行為更多（高換手率）的公司中這種抑制作用更顯著。

本文結(jié)論的實(shí)踐意義如下：通過(guò)理論與實(shí)證分析，本文證實(shí)了股利所得稅政策改革能夠引導(dǎo)投資者長(zhǎng)期持有股票、減少上市公司舞弊行為，這對(duì)于規(guī)范我國(guó)資本市場(chǎng)具有重要意義。國(guó)家可以通過(guò)稅收政策改變資本市場(chǎng)上中小投資者的持有意愿，減少我國(guó)股市中的投機(jī)行為，促進(jìn)資本市場(chǎng)健康穩(wěn)定發(fā)展。同時(shí)，股利所得稅差異化改革能夠在一定程度上提升上市公司的財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量，從而揭示了股利所得稅差異化改革對(duì)上市公司財(cái)務(wù)信息質(zhì)量的積極作用，為利用稅收制度完善資本市場(chǎng)的監(jiān)督作用機(jī)制提供了重要啟示。

參考文獻(xiàn)

[1]曾穎，陸正飛.信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本[J].經(jīng)濟(jì)研究，2006，02.

[2]雷光勇，劉慧龍.上市公司會(huì)計(jì)行為異化：三維治理與監(jiān)管改革[J].會(huì)計(jì)研究，2006，（07）：9-14+93.

[3]雷光勇，王瑋.分配權(quán)能對(duì)應(yīng)與會(huì)計(jì)行為異化[J].會(huì)計(jì)研究，2005，（04）：77-81+96.

[4]劉立國(guó)，杜瑩.公司治理與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量關(guān)系的實(shí)證研究[J].會(huì)計(jì)研究，2003，（02）：28-36+65.

[5]馬洪潮.中國(guó)股市投機(jī)的實(shí)證研究[J].金融研究， 2001，（3） ：1，9.