時長洪 張瓊瓊

摘? ?要：近年來，我國宏觀稅收政策的不斷發(fā)展為研究上市企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平提供了全新的視角。本文以2007—2019年我國A股非金融類上市企業(yè)為樣本，實證檢驗了稅收激勵對企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的影響及作用路徑。研究發(fā)現(xiàn)，稅收激勵程度越高，企業(yè)支付的現(xiàn)金股利水平越高?；谧饔寐窂綑z驗發(fā)現(xiàn)，稅收激勵能夠緩解企業(yè)面臨的融資約束，使企業(yè)有動機、有能力去提高現(xiàn)金股利的支付水平。進一步研究表明，稅收激勵對企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的促進作用在市場化水平低的地區(qū)以及成長性低的企業(yè)更為顯著。本文的研究對于理解稅收激勵的經(jīng)濟后果以及企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的影響因素具有重要意義，并為企業(yè)發(fā)放現(xiàn)金股利提供了政策建議。

關(guān)鍵詞：稅收激勵;現(xiàn)金股利;融資約束;市場化水平;成長性

中圖分類號：F830.91? 文獻標識碼：A 文章編號：1674-2265（2021）11-0021-08

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2021.11.003

一、引言

收入分配是保障和改善民生、實現(xiàn)發(fā)展成果由人民共享最重要最直接的方式。近年來，國家高度重視企業(yè)的現(xiàn)金分紅活動，陸續(xù)出臺多項政策措施，從多個方面鼓勵、支持企業(yè)進行現(xiàn)金分紅。由于企業(yè)的現(xiàn)金分紅不具備強制性，因此，僅僅依靠市場這只“無形的手”是遠遠不夠的，需要政府實施相應的調(diào)控。稅收激勵政策是政府進行宏觀調(diào)控的重要手段，它可以降低企業(yè)稅負，增加稅后利潤，推動企業(yè)持續(xù)健康發(fā)展。那么，稅收激勵會影響企業(yè)現(xiàn)金股利的支付水平嗎？基于此，本文以2007—2019年我國A股非金融類上市企業(yè)為樣本，實證檢驗了稅收激勵對企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的影響。

相比于以往的研究，本文的貢獻如下：首先，以往關(guān)于企業(yè)現(xiàn)金股利影響因素的文獻，主要考察了宏觀制度環(huán)境（Portal等，2000;雷光勇和劉慧龍，2007）[1，2]、公司的盈利性（Baker等，2001）[3]、股票的流動性（唐躍軍和謝仍明，2006）[4]、股權(quán)結(jié)構(gòu)（Mancinelli和Ozkan，2006）[5]以及融資約束（全怡等，2016）[6]等對企業(yè)發(fā)放現(xiàn)金股利的影響，文獻研究稅收激勵對企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平影響的文獻較少。本文將稅收激勵與企業(yè)現(xiàn)金股利的支付水平納入一個研究框架進行分析，深入挖掘二者之間的關(guān)系，拓展了企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的影響因素研究。其次，本文對稅收激勵影響企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的作用機理進行檢驗，發(fā)現(xiàn)稅收激勵可以通過緩解企業(yè)的融資約束，促使企業(yè)有動機、有能力發(fā)放更多的現(xiàn)金股利。最后，本文繼續(xù)探究了市場化水平、企業(yè)的成長性在稅收激勵對企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平影響中的調(diào)節(jié)作用，使得宏觀稅收激勵政策與微觀企業(yè)經(jīng)濟行為的研究更具有說服力。

二、理論分析與研究假設

（一）稅收激勵與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平

稅收激勵是國家通過減免納稅對象應納稅額，減輕企業(yè)稅負以支持企業(yè)發(fā)展的一種財稅政策（柳光強，2016）[7]。上市公司通過三種渠道獲取資金：留存收益、債務融資和權(quán)益融資（全怡等，2016）[6]。已有研究發(fā)現(xiàn)，一方面，政府通過降低稅負等一系列稅收優(yōu)惠政策減輕了企業(yè)的稅收負擔，使得企業(yè)的稅后利潤增加，提高了企業(yè)的內(nèi)源融資能力（劉詩源等，2020）[8]。另一方面，由于稅收激勵具有一定的信號傳遞作用，即通過向銀行和風險投資者傳遞利好信號，緩解企業(yè)與銀行和風險投資者的信息不對稱程度，有利于降低外源融資成本，增強企業(yè)的外源籌資能力（水會莉和韓慶蘭，2016）[9]。因此，稅收激勵有利于緩解企業(yè)的融資約束。

現(xiàn)金股利是上市企業(yè)回報投資者的重要手段，也是資本市場健康發(fā)展的內(nèi)在要求（祝繼高和王春飛，2013;程子健和張俊瑞，2015）[10，11]。由于稅收激勵使得企業(yè)面臨的融資約束降低，增加了企業(yè)可支配的自由現(xiàn)金流，而企業(yè)自由現(xiàn)金流的增加會影響企業(yè)發(fā)放現(xiàn)金股利。這主要表現(xiàn)在：一方面，從發(fā)放現(xiàn)金股利動機的角度看，企業(yè)發(fā)放現(xiàn)金股利能夠減少管理層手中的自由現(xiàn)金流，從而緩解企業(yè)內(nèi)部的委托代理問題（Easterbrook，1984）[12]，降低企業(yè)的代理成本（呂長江和周縣華，2005）[13]，抑制了大股東對中小股東的利益侵占（鄒小芃和陳雪潔，2003）[14]。受到稅收激勵的企業(yè)為降低代理成本、緩解利益沖突，有動機去發(fā)放更多的現(xiàn)金股利。另一方面，從發(fā)放現(xiàn)金股利能力的角度看，現(xiàn)金存量是企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的決定性因素之一，如全怡等（2016）[6]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的自由現(xiàn)金流越高，則現(xiàn)金股利的支付水平也越高。基于此，本文提出假設1和假設2：

H1：稅收激勵程度越高，企業(yè)支付的現(xiàn)金股利水平越高。

H2： 融資約束在稅收激勵與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平之間起著中介作用。

（二）稅收激勵、市場化水平與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平

如上述分析，稅收激勵可以緩解企業(yè)的融資約束，導致企業(yè)提高現(xiàn)金股利的支付水平。而市場化水平是影響企業(yè)外部融資能力的一個重要因素。因此，有必要將市場化水平這一外部環(huán)境因素考慮在本次研究中。市場化水平對企業(yè)外部融資能力的影響主要體現(xiàn)在我國各地區(qū)的資源稟賦和外部機制上。一方面，從資源稟賦的角度看，市場化水平高的地區(qū)，企業(yè)的外部資源更加充沛（蔡宏波等，2020）[15]，資源配置效率更高，企業(yè)從外部資本市場獲取所需資金更加容易，這緩解了企業(yè)的融資約束。而在市場化水平低的地區(qū)，由于資源缺乏以及金融發(fā)展水平不高（吳曉暉和葉瑛，2009）[16]，導致企業(yè)很難從市場上獲得融資，從而加大了企業(yè)的融資壓力。另一方面，從外部機制的角度看，在市場化水平高的地區(qū)，服務型政府的角色更加顯著，銀行的信貸決策更加體現(xiàn)了市場機制的作用（方軍雄，2006）[17]，企業(yè)外部監(jiān)督和制約機制也更加完善，信息傳遞速度更快，這有效緩解了企業(yè)信息不對稱程度，降低了外部融資成本（Myers和Majluf，1984）[18]。而市場化水平低的地區(qū)，政府對企業(yè)的干預較強，各項治理機制不夠健全，企業(yè)資金的可獲得性較差（Qian和Strahan，2007）[19]。因此，相對于市場化水平高的地區(qū)，在市場化水平低的地區(qū)，企業(yè)面臨的融資約束程度更高。

由以上分析可知，在市場化水平低的地區(qū)，稅收激勵緩解了企業(yè)的融資約束，使得企業(yè)可支配的自由現(xiàn)金流增加，企業(yè)現(xiàn)金股利的支付水平更高。在市場化水平高的地區(qū)，企業(yè)面臨的外部融資約束較低，可支配的資金相對充沛，稅收激勵對其現(xiàn)金股利支付能力影響相對較小。基于此，本文提出假設3：

H3：相對于市場化水平高的地區(qū)，在市場化水平低的地區(qū)，稅收激勵對企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的促進作用更強。

（三）稅收激勵、成長性與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平

成長性反映了企業(yè)的發(fā)展狀態(tài)，其高低程度對企業(yè)的資金需求和配置有重大影響。一般來說，高成長性的企業(yè)處于快速增長階段，投資機會多，投資支出所需資金較多（Smith和Watts，1992）[20];而低成長性企業(yè)相對成熟穩(wěn)定，潛在的投資機會較少，經(jīng)營現(xiàn)金流相對穩(wěn)定，企業(yè)資金更加充沛（Fama和French，2001;呂纖和羅琦，2019）[21，22]。因此，對于成長性不同的企業(yè)，稅收激勵緩解了企業(yè)的融資約束，增加了企業(yè)可支配的自由現(xiàn)金流后，其對資金的需求和配置存在較大差異。相對于高成長性企業(yè)，低成長性企業(yè)投資機會少，稅收激勵緩解了企業(yè)融資約束后，使其可支配自由現(xiàn)金流進一步增多，因而低成長性企業(yè)有動機、有能力去發(fā)放更多的現(xiàn)金股利。基于此，本文提出假設4：

H4：相對于成長性高的企業(yè)，稅收激勵對低成長性企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的促進作用更強。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

由于新會計準則自2007年起開始執(zhí)行，故本文選取2007—2019年我國A股上市企業(yè)為樣本，并對樣本做如下處理：（1）剔除ST、*ST上市企業(yè);（2）剔除金融、保險類上市企業(yè);（3）剔除樣本中財務數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)。經(jīng)以上處理后，本文最終得到20351個樣本。本文數(shù)據(jù)主要來自國泰安數(shù)據(jù)庫，并對所有連續(xù)變量在兩端1%和99%處進行縮尾處理。

（二）變量定義

1. 被解釋變量：現(xiàn)金股利支付水平（Div）。借鑒程子健和張俊瑞（2015）[11]的研究，本文用企業(yè)本期發(fā)放的現(xiàn)金股利與期末所有者權(quán)益之比衡量企業(yè)的現(xiàn)金股利支付水平。

2. 解釋變量：稅收激勵（Taxp）?？紤]到目前企業(yè)固定資產(chǎn)投資和權(quán)益性投資的納稅待遇差別主要在利潤分配環(huán)節(jié)，因而，本文參考付文林和趙永輝（2014）[23]的研究，僅考慮企業(yè)所得稅的激勵效應。衡量指標方面，本文借鑒程曦和蔡秀云（2017）[24]的研究，采用0.25減去所得稅費用與本期利潤總額的比值來衡量企業(yè)的稅收激勵程度。

3.中介變量：融資約束（Sa）。本文借鑒Hadlock和Pierce（2010）[25]、李昊楠（2020）[26]的研究，利用Sa指數(shù)來反映我國企業(yè)的融資約束程度，其中，Sa指數(shù)越小，表明企業(yè)的融資約束程度越低。

4.調(diào)節(jié)變量：（1）市場化水平（Mar）。王小魯?shù)染幹频摹吨袊质》菔袌龌笖?shù)報告（2018）》廣泛應用于管理學的研究中，因此，本文以該報告中各省份市場化進程指數(shù)為基礎，根據(jù)企業(yè)所處省份市場化進程指數(shù)是否大于該年度所有省份市場化進程指數(shù)的中位數(shù)進行分組，大于時賦值為1，否則賦值為0。由于該數(shù)據(jù)截至2016年度，對于2017年之后的數(shù)據(jù)，本文借鑒楊興全等（2014）[27]的研究方法予以補充。（2）成長性（Growth）。借鑒竇歡和陸正飛（2017）[28]的研究方法，本文使用營業(yè)收入增長率衡量企業(yè)的成長性，并按照所在行業(yè)、年度的中位數(shù)將樣本企業(yè)分為成長性高、低兩組，高于中位數(shù)的定義為成長性高的組，賦值為1，否則定義為成長性低的組，賦值為0。

5. 控制變量。借鑒蔡慶豐和江逸舟（2013）[29]、張路等（2015）[30]、杜興強和譚雪（2017）[31]、謝知非（2019）[32]等的研究方法，本文選擇企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)負債率等作為控制變量。控制變量詳細計算方式如表1所示?；貧w過程中，本文控制了年份和行業(yè)固定效應。

（三）模型設計

借鑒已有研究，本文設定模型（1）—（3）進行回歸分析。

四、實證檢驗

（一）描述性統(tǒng)計

表2列示了本文模型（1）中主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表2可知，企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的最大值為0.163，最小值為0.0021，標準差為0.0290，最大值與最小值相差較大，說明不同上市企業(yè)發(fā)放現(xiàn)金股利的水平差異較大。稅收激勵的均值為0.0771，說明上市企業(yè)所得稅稅收優(yōu)惠力度平均而言達到了30.84%（7.71%/25%）。市場化水平的均值為0.570，說明有57%的上市企業(yè)處于市場化水平比較高的地區(qū)。企業(yè)成長性的均值為0.546，說明有54.6%的樣本企業(yè)屬于高成長性的企業(yè)。

（二） 相關(guān)性分析

表3列示了本文回歸模型（1）中主要變量相關(guān)性分析的結(jié)果。由表3可知，變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)基本小于0.5，說明各變量之間不存在嚴重的多重共線性。稅收激勵與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的相關(guān)系數(shù)為0.035，且在1%水平下顯著，說明稅收激勵與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平存在正相關(guān)關(guān)系，這與假設1的預期一致，初步檢驗了假設1。

（三）主假設檢驗

1.稅收激勵與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平。為檢驗假設1，我們對稅收激勵與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平進行了回歸分析，回歸結(jié)果如表4所示。由表4可知，稅收激勵的回歸系數(shù)為0.0044，且在1%的水平下顯著，說明所得稅的激勵力度越大，企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平也就越高。這可能是因為稅收激勵緩解了企業(yè)的融資約束，增加了企業(yè)可支配的自由現(xiàn)金流，導致企業(yè)有動機、有能力去提高現(xiàn)金股利的支付水平。假設1得到了驗證。

2. 內(nèi)生性檢驗。由于稅收激勵是國家宏觀政策，而現(xiàn)金股利是企業(yè)的微觀行為，其對國家稅收政策制定的影響較小，故本文反向因果關(guān)系的可能性較小，但仍然可能存在遺漏變量對實證結(jié)果造成影響，故本文采取了主要變量滯后一期和工具變量法予以處理。具體地，本文將除被解釋變量以外的變量滯后一期代入上述模型（1）進行回歸，結(jié)果如表5第（1）列所示;同時，借鑒唐瑋等（2019）[33]的思想，以企業(yè)當年末所在省份、行業(yè)稅收激勵程度的均值（Taxp 1）作為企業(yè)享受稅收激勵程度的工具變量，并進行兩階段回歸，結(jié)果如表5第（2）和（3）列所示。

在第（1）列中，稅收激勵的系數(shù)為正，且在10%的水平下顯著，說明采用滯后一期緩解內(nèi)生性問題帶來的影響后，稅收激勵對企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的促進作用不變。第（2）和（3）列兩階段回歸結(jié)果中，第一階段回歸結(jié)果顯示稅收激勵工具變量（Taxp 1）的系數(shù)為正，且在1%的水平下顯著，這與預期相符，說明工具變量選取合理。同時，本文以第一階段回歸得到的稅收激勵概率擬合值（Taxp 2）代替企業(yè)享受的稅收激勵程度，代入上述模型（1）進行第二階段的回歸，結(jié)果如第（3）列所示，其系數(shù)在1%水平下顯著為正，說明在考慮了遺漏控制變量的內(nèi)生性問題后，稅收激勵與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的關(guān)系不變。

3. 穩(wěn)健性檢驗。（1）替換被解釋變量：現(xiàn)金股利/銷售收入。本文參考Chay和Suh（2009）[34]、祝繼高和王春飛（2013）[10]的研究，將現(xiàn)金股利的度量方式替換為現(xiàn)金股利與銷售收入的比值，并將替換后的樣本重新代入上述模型（1）進行回歸，回歸結(jié)果如表6所示。由表6可知，稅收激勵的回歸系數(shù)為0.0131，且在1%的水平下顯著，說明稅收激勵程度越高，企業(yè)發(fā)放的現(xiàn)金股利水平越高，這進一步驗證了假設1的推論。（2）替換被解釋變量：每股現(xiàn)金股利。本文參考婁芳等（2010）[35]的研究，將現(xiàn)金股利的度量方式替換為每股現(xiàn)金股利，重新代入回歸模型（1），回歸結(jié)果如表7所示。由表7可知，稅收激勵的回歸系數(shù)為0.0147，且在10%的水平下顯著，進一步驗證了假設1，證明了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。（3）改變模型形式：Tobit模型。由于本文樣本中企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的統(tǒng)計分布在0和1處具有截尾特征，因此，本文借鑒Chay和Suh（2009）[34]、祝繼高和王春飛（2013）[10]的做法，采用Tobit模型來檢驗稅收激勵對企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的影響，相應的回歸結(jié)果如表8所示。由表8可知，稅收激勵的回歸系數(shù)為0.0044，且在1%的水平下顯著，表明企業(yè)的稅收激勵程度越高，支付的現(xiàn)金股利水平越高。由此可見，在使用了Tobit模型進行回歸后，假設1依然得到驗證，說明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、影響機制檢驗：融資約束是中介變量嗎？

為檢驗融資約束在稅收激勵與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平之間的中介效應是否顯著，本文將全樣本數(shù)據(jù)代入模型（2）、模型（3）進行回歸，回歸結(jié)果如表9所示。

由表9可知，在第（2）列中，稅收激勵的系數(shù)為-0.0398，且在1%的水平下顯著;第（3）列中，稅收激勵的系數(shù)為0.0038，且在1%的水平下顯著，融資約束的系數(shù)為-0.0021，且在5%的水平下顯著。由此可知，融資約束在稅收激勵與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平之間的部分中介效應顯著，即稅收激勵緩解了企業(yè)的融資約束，使得企業(yè)提高了現(xiàn)金股利的支付水平。

六、進一步分析：市場化水平、企業(yè)成長性的調(diào)節(jié)效應

（一）稅收激勵、市場化水平與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平

為檢驗市場化水平在稅收激勵與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平之間的調(diào)節(jié)作用，我們將樣本分為市場化水平高和市場化水平低的兩組，并將分組后的樣本分別代入模型（1），得到的回歸結(jié)果如表10所示。在市場化水平高的組，稅收激勵的回歸系數(shù)不顯著，而在市場化水平低的組，稅收激勵的回歸系數(shù)為0.0069，且在1%的水平下顯著，說明相對于市場化水平高的地區(qū)，在市場化水平低的地區(qū)，稅收激勵對企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的促進作用更強，假設3得到驗證。

（二）稅收激勵、成長性與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平

為檢驗成長性在稅收激勵與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平之間的調(diào)節(jié)作用，我們將樣本分為成長性高和成長性低兩組，并將分組后的樣本分別代入模型（1）進行回歸，得到的回歸結(jié)果如表11所示。由表11可知，在成長性高的樣本組，稅收激勵的系數(shù)不顯著，而在成長性低的樣本組，稅收激勵的系數(shù)為0.0061，且在1%的水平下顯著，說明相對于成長性高的企業(yè)，稅收激勵對成長性低的企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的促進作用更強。因此，假設4得到驗證。

七、結(jié)論及建議

本文以2007—2019年A股非金融類上市企業(yè)為樣本，研究了稅收激勵政策如何影響企業(yè)現(xiàn)金股利的支付水平，以及不同市場化進程、企業(yè)成長性下稅收激勵對企業(yè)發(fā)放現(xiàn)金股利的影響是否存在差異。結(jié)果表明：稅收激勵程度越高，企業(yè)發(fā)放現(xiàn)金股利越多。基于機制檢驗發(fā)現(xiàn)，稅收激勵通過緩解企業(yè)融資約束，使得企業(yè)有動機、有能力發(fā)放更多的現(xiàn)金股利。進一步分析可知，稅收激勵對企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的促進作用在市場化水平低、成長性低的企業(yè)更顯著。

本文結(jié)論的意義在于：充分挖掘宏觀稅收激勵政策對微觀企業(yè)發(fā)放現(xiàn)金股利的影響及機制，為宏觀稅收激勵政策影響微觀企業(yè)行為提供了相應的理論證據(jù)。本文具有一定的啟示：一是政府應該適時出臺相應的稅收政策，給予企業(yè)更大的政策支持;二是金融機構(gòu)應該緩解企業(yè)面臨的資金壓力，激發(fā)企業(yè)更多地發(fā)放現(xiàn)金股利;三是相關(guān)部門應該要求企業(yè)結(jié)合市場化水平、企業(yè)成長性，制定有利于企業(yè)長期持續(xù)發(fā)展的現(xiàn)金股利分配方案。

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