對股利分配中“稅收懲罰觀”的一個驗證

孫靜 李楠楠 王亞軍

(1.財政部財政科學研究所，北京 100142；2.中南財經政法大學，湖北 武漢 430073)

對個人投資者來說，獲得股利要繳納股利稅(個人所得稅)，但是獲得資本利得卻不需要納稅，相對于資本利得，獲得股利收入的時候就受到了“懲罰”，這就是股利分配中的“稅收懲罰觀”。這個“懲罰”是否會反映在股票的期望收益率中，有待深入研究。迄今為止，對這個問題的研究結論各異。我國的證券市場發展僅二十多年，對資本利得一直暫免征稅，使得股利稅收明顯高于資本利得稅，那么在我國的證券市場上，稅收對企業的股利分配政策是否有影響？股利稅的存在是否使個人投資者要求更高的股票收益率？

文獻回顧

Brennan(1970)[3]基于資本資產定價模型提出稅后資本資產定價模型，來研究股利分配的稅收效應。他指出較高的預期回報率等于股票的股息率乘以一個稅收參數，但該模型僅包含對單一投資組合風險的測量。此后，研究者們將股票風險多維的本質納入模型，進一步完善了該模型。運用稅后資本資產定價模型所建立的預期回報率和股息率之間的關系，能夠揭示稅收對股價的影響。在給定的風險水平上，現金股利所得稅比預期股息率高，因此投資者對總收益率就有更高的要求。根據這一理論，應通過股票回購，避免向股東支付現金股利1。

然而，實證結果卻完全迥異。Black和Scholes(1974)[1]以及Miller和Scholes(1982)[4]的研究結果表明，期望稅前收益率與股利收益率之間沒有聯系。但是，Lizenberger和Ramaswamy(1979，1980)[5][6]通過實證研究證明兩者之間存在正相關性。在剔除公告信息的影響之后，Lizenberger和Ramaswamy(1980)[6]證實了普通股收益率與股利收益率之間存在非線性正相關關系。Potherb和Summers(1984)[7]用英國上市公司的數據來研究股利所得稅對資本收益價值的影響。在過去30年里英國已經經歷了兩次大范圍的稅制改革以及若干次小變動，可以通過對稅法變動前后的股利與股票價格的關系來檢驗稅收對股票價值的影響。研究結果表明，稅收對股利收益率和市場回報具有非常顯著的影響。Blouin等(2011)[2]首次運用統計學GMM分析法替代最小二乘估計，同時考慮投資者和管理者對2003年美國削減股息稅和資本利得稅率的反應。研究發現，公司內部人士是唯一可以通過重新調整投資組合來應對稅率變化的，并且董事或高級職員持股份額越大，公司對稅收政策改變所做出的反應越大。

對“稅收懲罰觀”的驗證：原理與設計

在我國證券市場，與個人投資者相關的稅種包括印花稅和股息紅利個人所得稅。證券交易印花稅實行單邊征收，由出讓方按1‰的稅率繳納。對股利所得稅的征收規定相對復雜，法定稅率為20%，其中持股期限在1個月以內(含1個月)的，其股息紅利所得全額計入應納稅所得額，實際稅負為20%；持股期限在1個月以上至1年(含1年)的，暫減按50%計入應納稅所得額，實際稅負為10%；持股期限超過1年的，暫減按25%計入應納稅所得額，實際稅負為5%2。資本利得免稅，而股利收入則要按照持股期限確定應納稅額，不允許任何形式的抵扣。股利與資本利得的稅收待遇差距，勢必在一定程度上影響到個人投資者對股票價值的判斷，從而影響公司的股利政策。如果對股利征收所得稅會影響股票的收益率，進而影響企業的股利政策，就說明股利征稅政策會產生“稅收懲罰”。這意味著股票的期望收益率與股利收益率存在正相關關系，即由于個人投資者股利所得稅的存在，投資者就會要求更高的回報率3。本文驗證我國證券市場是否存在這一現象。

一、樣本選取

本文選取國泰安數據庫中2003～2012年滬深兩市A股上市公司為樣本，樣本的選取主要基于以下原則：

1.發放現金股利的公司。2003～2012年，我國上市公司A股發放現金股利公司數量及趨勢見表1。

2.國外學者的相關研究是基于多因素稅后CAPM模型對每個實驗月份的股利收益率進行回歸研究，考慮到我國股票市場建立時間較短，股利發放也不同于國外的每季度一次，我們選取發放股利較為集中的6、7月4。

3.剔除上市不足一年的上市公司。因為無風險收益率β的計算取值需要以一年的歷史周收益率數據為基礎，同時需要考慮新股的IPO效應。

4.剔除曾因信息披露等原因被中國證監會處罰過的公司，剔除財務狀況異常的公司，即剔除被ST/PT的公司。

5.剔除金融保險類上市公司，因其資產負債狀況與其他類別的上市公司有較大的差別。

二、模型設計

我國證券市場尚處在新興加轉軌的階段，有效市場理論可能不適用，所以單純用股票的系統性風險來解釋股票的收益率是不夠的，其他的風險因素在股票定價中也起著非常重要的作用。在我國證券市場，上市公司股權相對來說比較集中，因此在稅后資本資產定價模型的基礎上，加入股權結構是研究我國股利政策的特色。

其中：Rit為股票i在t時期的收益；Rfi代表股票在t時期的無風險收益；βit股票i在t時期的系統風險；dit股票i在t時期的股息率，即股利與股價的比率；εit第t期股票收益率的隨機誤差項。對變量的描述見表2。

模型中的無風險利率使用當月的一年期定期存款利率，研究期間為月份，可以控制股利的信號傳遞，即股利宣布效應對股票收益率的影響可以排除；同時，本文加入賬面市值比和公司規模因素來避免控制不足。

1.個股β值的估計

本文采用單一指數模型來估計β值，即：

其中：

Rit表示第t周股票i的收益率；

Rmt表示第t周的市場收益率

我們用現金股利支付月份前50個交易周(時間跨度為54周)的周收益率的數據來估計該月的β值。

2.個股的稅前收益率Rit

假設第t月為股利支付月，用該月股票價格的月收益率加上該月的股利收益率來估計Rit，即：

其中：

Pit表示第t月的第i只股票的月末收盤價；

Pi(t-1)表示第(t-1)月第i只股票的月末收盤價；

Dit表示第t月第i只股票派發的稅前紅利。

3.股利收益率

理論上，稅后CAPM中的股利收益率應該是不含信號影響的。我國上市公司的現金股利發放情況相對簡單，所以樣本中所有的股票都在支付月份前已經公告了股利發放信息，沒有在支付月份又取消、變更，或者在支付月份才公告的情況，即在股利支付月份不存在鼓勵公告信息的影響，全部股利收益率的信息都是基于該月以前的信息，都可以用該公式來計算。

如果股票在實驗月份沒有發放現金股利，那么dit為0。

4.橫截面回歸進行參數估計和假設檢驗

對幾個實驗期的樣本數據進行橫截面回歸，就可以得到各月的股利收益率的系數，然后對其進行檢驗。對每個實驗月份來說，如果檢驗得出系數α5顯著大于0，說明稅收對股票的預期收益有影響；如果檢驗的結果是α5不顯著，則不能拒絕α5等于0的假設，即無法說明股利所得稅對股票的預期收益都是有影響的。

5.時間序列回歸

將橫截面回歸得到的系數進行算術平均，由于條件所限，時間序列回歸假設檢驗的數據不夠，因此只能簡化為簡單的算術平均。

我國股利分配中“稅收懲罰”的驗證結果

使用STATA統計軟件對2003～2012年6月、7月發放現金股利的上市公司股利分配進行統計，我國現金股利發放的平均額比較平穩，在0.11～0.23之間。但最小值與最大值相差較大，2008年7月達到了每股3.43，而最小值為2006年的7月只有每股0.001。這說明我國現金股利發放差距較大，且具有不穩定性。

代表股利支付水平的指標主要是股利發放額和股利收益率，本文統計出各年度6、7月份的股利支付水平以及股票的年收益率(見表3)。

為驗證多因素模型的擬合優度，我們對每個月份均用單因素和多因素進行回歸，得出了同一時期兩個模型的擬合優度R2。結果表明，除2004年6月單因素擬合優度大于多因素外，其他研究月份多因素模型的擬合優度明顯高于單因素模型，選取多因素的資本資產定價模型比較合適。

對各變量進行統計分析，得出股票的期望收益率Ri的均值為負數。由于股票收益率是由股利收益率和資本利得收益率組成，而股利收益率為正數，因此可以認為這是由于資本利得收益率為負造成的，初步判定我國的股市資本利得收益并不樂觀。

一、回歸分析

表4列出了變量之間的Pearson相關系數以及顯著性水平。除了B/M與di-df的相關系數約等于0.5，其他各自變量之間的相關系數都小于0.5，說明變量之間的共線性不強，所以變量都可以解釋因病變量而不影響回歸結果。

進一步地，對自變量和因變量面板數據用最小二乘法進行回歸分析，回歸結果見表5。可以看出，股利收益率的回歸系數為1.3836，在1%的顯著性水平下為正，說明股利收益率是引起股票期望收益的因素。這證明了我們的假設，即發放現金股利越多，個人投資者要求的投資報酬率就越高的觀點。

另外，從表5中還可以看到：

(1)系統風險β系數與股票的期望收益率在10%的顯著性水平下顯著正相關，說明β系數在我國適用，風險是投資者進行投資時考慮的重要因素。

(2)公司規模與股票的期望收益率在10%的顯著性水平下負相關，說明我國證券市場存在“小公司效應”。

(3)賬面市值比與股票的期望收益率呈顯著正相關關系，說明投資者比較注重公司的發展潛力，對發展前景不好的公司的期望收益率要大于前景好的公司，這也反證了把BV/MV這一反應股票風險大小的因素納入稅后CAPM模型中是合理的。

(4)流通股比例與股票期望收益率之間不存在顯著相關關系，與預期不符。這說明我國投資者在投資股票時不關心上市公司的治理，造成了流通股比例和股票的期望收益率不顯著相關；也可能是因為流通股中的中小股東不能參與公司治理，因此流通股比例無法衡量公司治理狀況的好壞。

二、穩健性檢驗

股利收益率是股利發放額與上期股價之比，我國股市還不成熟，股價的波動性比較強，并且缺乏規律性，因此本文采用另外一個變量股利支付率(即每股股利與每股凈收益之比)，再次展開回歸分析，進行穩健性檢驗(見表6)。可以看出，用股利支付率替代股利收益率對股票期望收益率回歸后，股利收益與股票的期望收益率仍然正相關，股利支付率系數 在10%的顯著性水平上通過假設性檢驗，說明股利確實對股價產生影響，我國的股利政策中存在稅收效應，符合“稅收懲罰觀”。同時，β系數與期望收益率顯著正相關，在1%的顯著性水平上通過檢驗；公司規模和期望收益率正相關，在10%的顯著性水平通過檢驗；賬面市值比與股票的額收益率也呈正相關，但沒有通過顯著性檢驗。

結論及建議

本文采用稅后多因素資本資產定價模型，以我國滬深兩市上市公司為樣本，對現金股利的“稅收懲罰”效應進行了實證檢驗，研究結果表明：

(1)我國上市公司的股利收益率與股票的期望收益率呈正相關關系，存在股利政策的稅收效應，支持了稅收懲罰觀，說明現金股利的發放使投資者期望更高的股票收益率。

(2)公司規模與股票的期望收益率呈負相關關系，表明大公司的獲利能力強，發展前景好，因此投資者要求的投資收益率就低，可以通過買賣股票獲得資本利得的方式獲益。

(3)上市公司的賬面價值比與股票的期望收益率呈正相關，賬面市值大的公司一般是發展較快的公司，市場潛力大，投資者看好這類企業，因此要求的期望報酬率相對來說比較低。

上述結論對完善我國股利分配稅收政策有一定借鑒意義。過高的股利稅會讓投資者偏好資本利得，公司就會實行少分紅的股利分配政策，將利潤留在公司內部。所以，在一定程度上，減征股利稅可以減少代理成本，完善公司治理。另外，就資本利得稅而言，我國資本市場經過二十幾年的發展，開征此項稅收是大勢所趨。資本利得稅不僅可以促進上市公司發放股利，也可以促使投資者重新投資，一定程度上也是鼓勵長期投資。目前，新興市場通常都不征收此項稅目，而如美國、英國、加拿大、瑞典等成熟市場，是以低于股利收益的稅率征收。雖然我國基本具備開征資本利得稅的條件，但近期內資本市場仍以自身發展完善和服務于經濟結構調整為主。等到市場條件成熟的時候，可考慮開征此項稅收，但不能以高稅率征收，應根據不同的投資性質分類征收。

注釋

1.事實上，美國公司發放現金股利的比例非常高，這也吸引了許多學者對美國的上市公司進行實證研究。

2.詳見財稅[2012]85號文。在此之前，股利所得稅的稅率是20%，不分持股年限，所得全額按50%計入應納稅所得額。

3.國有股和法人股不參與資本市場流通，所以這些股票的稅收對股票價格沒有影響。

4.我國上市公司6、7月份發放的現金股利大約占全年的50%以上。