稅收激勵對企業現金股利支付水平的影響研究

時長洪 張瓊瓊

摘? ?要：近年來，我國宏觀稅收政策的不斷發展為研究上市企業現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為樣本，實證檢驗了稅收激勵對企業現金股利支付水平的影響及作用路徑。研究發現，稅收激勵程度越高，企業支付的現金股利水平越高。基于作用路徑檢驗發現，稅收激勵能夠緩解企業面臨的融資約束，使企業有動機、有能力去提高現金股利的支付水平。進一步研究表明，稅收激勵對企業現金股利支付水平的促進作用在市場化水平低的地區以及成長性低的企業更為顯著。本文的研究對于理解稅收激勵的經濟后果以及企業現金股利支付水平的影響因素具有重要意義，并為企業發放現金股利提供了政策建議。

關鍵詞：稅收激勵;現金股利;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、實現發展成果由人民共享最重要最直接的方式。近年來，國家高度重視企業的現金分紅活動，陸續出臺多項政策措施，從多個方面鼓勵、支持企業進行現金分紅。由于企業的現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控。稅收激勵政策是政府進行宏觀調控的重要手段，它可以降低企業稅負，增加稅后利潤，推動企業持續健康發展。那么，稅收激勵會影響企業現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為樣本，實證檢驗了稅收激勵對企業現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，以往關于企業現金股利影響因素的文獻，主要考察了宏觀制度環境（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]、股權結構（Mancinelli和Ozkan，2006）[5]以及融資約束（全怡等，2016）[6]等對企業發放現金股利的影響，文獻研究稅收激勵對企業現金股利支付水平影響的文獻較少。本文將稅收激勵與企業現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系，拓展了企業現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現金股利支付水平的作用機理進行檢驗，發現稅收激勵可以通過緩解企業的融資約束，促使企業有動機、有能力發放更多的現金股利。最后，本文繼續探究了市場化水平、企業的成長性在稅收激勵對企業現金股利支付水平影響中的調節作用，使得宏觀稅收激勵政策與微觀企業經濟行為的研究更具有說服力。

二、理論分析與研究假設

（一）稅收激勵與企業現金股利支付水平

稅收激勵是國家通過減免納稅對象應納稅額，減輕企業稅負以支持企業發展的一種財稅政策（柳光強，2016）[7]。上市公司通過三種渠道獲取資金：留存收益、債務融資和權益融資（全怡等，2016）[6]。已有研究發現，一方面，政府通過降低稅負等一系列稅收優惠政策減輕了企業的稅收負擔，使得企業的稅后利潤增加，提高了企業的內源融資能力（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的融資約束。

現金股利是上市企業回報投資者的重要手段，也是資本市場健康發展的內在要求（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面臨的融資約束降低，增加了企業可支配的自由現金流，而企業自由現金流的增加會影響企業發放現金股利。這主要表現在：一方面，從發放現金股利動機的角度看，企業發放現金股利能夠減少管理層手中的自由現金流，從而緩解企業內部的委托代理問題（Easterbrook，1984）[12]，降低企業的代理成本（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為降低代理成本、緩解利益沖突，有動機去發放更多的現金股利。另一方面，從發放現金股利能力的角度看，現金存量是企業現金股利支付水平的決定性因素之一，如全怡等（2016）[6]研究發現，企業的自由現金流越高，則現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，企業支付的現金股利水平越高。

H2： 融資約束在稅收激勵與企業現金股利支付水平之間起著中介作用。

（二）稅收激勵、市場化水平與企業現金股利支付水平

如上述分析，稅收激勵可以緩解企業的融資約束，導致企業提高現金股利的支付水平。而市場化水平是影響企業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境因素考慮在本次研究中。市場化水平對企業外部融資能力的影響主要體現在我國各地區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，企業的外部資源更加充沛（蔡宏波等，2020）[15]，資源配置效率更高，企業從外部資本市場獲取所需資金更加容易，這緩解了企業的融資約束。而在市場化水平低的地區，由于資源缺乏以及金融發展水平不高（吳曉暉和葉瑛，2009）[16]，導致企業很難從市場上獲得融資，從而加大了企業的融資壓力。另一方面，從外部機制的角度看，在市場化水平高的地區，服務型政府的角色更加顯著，銀行的信貸決策更加體現了市場機制的作用（方軍雄，2006）[17]，企業外部監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，政府對企業的干預較強，各項治理機制不夠健全，企業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，在市場化水平低的地區，企業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，稅收激勵緩解了企業的融資約束，使得企業可支配的自由現金流增加，企業現金股利的支付水平更高。在市場化水平高的地區，企業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，在市場化水平低的地區，稅收激勵對企業現金股利支付水平的促進作用更強。

（三）稅收激勵、成長性與企業現金股利支付水平

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

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

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

由于新會計準則自2007年起開始執行，故本文選取2007—2019年我國A股上市企業為樣本，并對樣本做如下處理：（1）剔除ST、*ST上市企業;（2）剔除金融、保險類上市企業;（3）剔除樣本中財務數據缺失的企業。經以上處理后，本文最終得到20351個樣本。本文數據主要來自國泰安數據庫，并對所有連續變量在兩端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，本文用企業本期發放的現金股利與期末所有者權益之比衡量企業的現金股利支付水平。

2. 解釋變量：稅收激勵（Taxp）。考慮到目前企業固定資產投資和權益性投資的納稅待遇差別主要在利潤分配環節，因而，本文參考付文林和趙永輝（2014）[23]的研究，僅考慮企業所得稅的激勵效應。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指數來反映我國企業的融資約束程度，其中，Sa指數越小，表明企業的融資約束程度越低。

4.調節變量：（1）市場化水平（Mar）。王小魯等編制的《中國分省份市場化指數報告（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為基礎，根據企業所處省份市場化進程指數是否大于該年度所有省份市場化進程指數的中位數進行分組，大于時賦值為1，否則賦值為0。由于該數據截至2016年度，對于2017年之后的數據，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，本文使用營業收入增長率衡量企業的成長性，并按照所在行業、年度的中位數將樣本企業分為成長性高、低兩組，高于中位數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，本文選擇企業資產規模、資產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。回歸過程中，本文控制了年份和行業固定效應。

（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）描述性統計

表2列示了本文模型（1）中主要變量的描述性統計結果。由表2可知，企業現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，說明不同上市企業發放現金股利的水平差異較大。稅收激勵的均值為0.0771，說明上市企業所得稅稅收優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%的上市企業處于市場化水平比較高的地區。企業成長性的均值為0.546，說明有54.6%的樣本企業屬于高成長性的企業。

（二） 相關性分析

表3列示了本文回歸模型（1）中主要變量相關性分析的結果。由表3可知，變量之間的Pearson相關系數基本小于0.5，說明各變量之間不存在嚴重的多重共線性。稅收激勵與企業現金股利支付水平的相關系數為0.035，且在1%水平下顯著，說明稅收激勵與企業現金股利支付水平存在正相關關系，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.稅收激勵與企業現金股利支付水平。為檢驗假設1，我們對稅收激勵與企業現金股利支付水平進行了回歸分析，回歸結果如表4所示。由表4可知，稅收激勵的回歸系數為0.0044，且在1%的水平下顯著，說明所得稅的激勵力度越大，企業現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的融資約束，增加了企業可支配的自由現金流，導致企業有動機、有能力去提高現金股利的支付水平。假設1得到了驗證。

2. 內生性檢驗。由于稅收激勵是國家宏觀政策，而現金股利是企業的微觀行為，其對國家稅收政策制定的影響較小，故本文反向因果關系的可能性較小，但仍然可能存在遺漏變量對實證結果造成影響，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，結果如表5第（1）列所示;同時，借鑒唐瑋等（2019）[33]的思想，以企業當年末所在省份、行業稅收激勵程度的均值（Taxp 1）作為企業享受稅收激勵程度的工具變量，并進行兩階段回歸，結果如表5第（2）和（3）列所示。

在第（1）列中，稅收激勵的系數為正，且在10%的水平下顯著，說明采用滯后一期緩解內生性問題帶來的影響后，稅收激勵對企業現金股利支付水平的促進作用不變。第（2）和（3）列兩階段回歸結果中，第一階段回歸結果顯示稅收激勵工具變量（Taxp 1）的系數為正，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，結果如第（3）列所示，其系數在1%水平下顯著為正，說明在考慮了遺漏控制變量的內生性問題后，稅收激勵與企業現金股利支付水平的關系不變。

3. 穩健性檢驗。（1）替換被解釋變量：現金股利/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，將現金股利的度量方式替換為現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，回歸結果如表6所示。由表6可知，稅收激勵的回歸系數為0.0131，且在1%的水平下顯著，說明稅收激勵程度越高，企業發放的現金股利水平越高，這進一步驗證了假設1的推論。（2）替換被解釋變量：每股現金股利。本文參考婁芳等（2010）[35]的研究，將現金股利的度量方式替換為每股現金股利，重新代入回歸模型（1），回歸結果如表7所示。由表7可知，稅收激勵的回歸系數為0.0147，且在10%的水平下顯著，進一步驗證了假設1，證明了回歸結果的穩健性。（3）改變模型形式：Tobit模型。由于本文樣本中企業現金股利支付水平的統計分布在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現金股利支付水平的影響，相應的回歸結果如表8所示。由表8可知，稅收激勵的回歸系數為0.0044，且在1%的水平下顯著，表明企業的稅收激勵程度越高，支付的現金股利水平越高。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，說明回歸結果是穩健的。

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現金股利支付水平之間的中介效應是否顯著，本文將全樣本數據代入模型（2）、模型（3）進行回歸，回歸結果如表9所示。

由表9可知，在第（2）列中，稅收激勵的系數為-0.0398，且在1%的水平下顯著;第（3）列中，稅收激勵的系數為0.0038，且在1%的水平下顯著，融資約束的系數為-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現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的融資約束，使得企業提高了現金股利的支付水平。

六、進一步分析：市場化水平、企業成長性的調節效應

（一）稅收激勵、市場化水平與企業現金股利支付水平

為檢驗市場化水平在稅收激勵與企業現金股利支付水平之間的調節作用，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），得到的回歸結果如表10所示。在市場化水平高的組，稅收激勵的回歸系數不顯著，而在市場化水平低的組，稅收激勵的回歸系數為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，在市場化水平低的地區，稅收激勵對企業現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、成長性與企業現金股利支付水平

為檢驗成長性在稅收激勵與企業現金股利支付水平之間的調節作用，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，稅收激勵的系數不顯著，而在成長性低的樣本組，稅收激勵的系數為0.0061，且在1%的水平下顯著，說明相對于成長性高的企業，稅收激勵對成長性低的企業現金股利支付水平的促進作用更強。因此，假設4得到驗證。

七、結論及建議

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

本文結論的意義在于：充分挖掘宏觀稅收激勵政策對微觀企業發放現金股利的影響及機制，為宏觀稅收激勵政策影響微觀企業行為提供了相應的理論證據。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，給予企業更大的政策支持;二是金融機構應該緩解企業面臨的資金壓力，激發企業更多地發放現金股利;三是相關部門應該要求企業結合市場化水平、企業成長性，制定有利于企業長期持續發展的現金股利分配方案。

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