税收激励对企业现金股利支付水平的影响研究

时长洪 张琼琼

摘   要：近年来，我国宏观税收政策的不断发展为研究上市企业现金股利支付水平提供了全新的视角。本文以2007—2019年我国A股非金融类上市企业为样本，实证检验了税收激励对企业现金股利支付水平的影响及作用路径。研究发现，税收激励程度越高，企业支付的现金股利水平越高。基于作用路径检验发现，税收激励能够缓解企业面临的融资约束，使企业有动机、有能力去提高现金股利的支付水平。进一步研究表明，税收激励对企业现金股利支付水平的促进作用在市场化水平低的地区以及成长性低的企业更为显著。本文的研究对于理解税收激励的经济后果以及企业现金股利支付水平的影响因素具有重要意义，并为企业发放现金股利提供了政策建议。

关键词：税收激励;现金股利;融资约束;市场化水平;成长性

中图分类号：F830.91  文献标识码：A 文章编号：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、实现发展成果由人民共享最重要最直接的方式。近年来，国家高度重视企业的现金分红活动，陆续出台多项政策措施，从多个方面鼓励、支持企业进行现金分红。由于企业的现金分红不具备强制性，因此，仅仅依靠市场这只“无形的手”是远远不够的，需要政府实施相应的调控。税收激励政策是政府进行宏观调控的重要手段，它可以降低企业税负，增加税后利润，推动企业持续健康发展。那么，税收激励会影响企业现金股利的支付水平吗？基于此，本文以2007—2019年我国A股非金融类上市企业为样本，实证检验了税收激励对企业现金股利支付水平的影响。

相比于以往的研究，本文的贡献如下：首先，以往关于企业现金股利影响因素的文献，主要考察了宏观制度环境（Portal等，2000;雷光勇和刘慧龙，2007）[1，2]、公司的盈利性（Baker等，2001）[3]、股票的流动性（唐跃军和谢仍明，2006）[4]、股权结构（Mancinelli和Ozkan，2006）[5]以及融资约束（全怡等，2016）[6]等对企业发放现金股利的影响，文献研究税收激励对企业现金股利支付水平影响的文献较少。本文将税收激励与企业现金股利的支付水平纳入一个研究框架进行分析，深入挖掘二者之间的关系，拓展了企业现金股利支付水平的影响因素研究。其次，本文对税收激励影响企业现金股利支付水平的作用机理进行检验，发现税收激励可以通过缓解企业的融资约束，促使企业有动机、有能力发放更多的现金股利。最后，本文继续探究了市场化水平、企業的成长性在税收激励对企业现金股利支付水平影响中的调节作用，使得宏观税收激励政策与微观企业经济行为的研究更具有说服力。

二、理论分析与研究假设

（一）税收激励与企业现金股利支付水平

税收激励是国家通过减免纳税对象应纳税额，减轻企业税负以支持企业发展的一种财税政策（柳光强，2016）[7]。上市公司通过三种渠道获取资金：留存收益、债务融资和权益融资（全怡等，2016）[6]。已有研究发现，一方面，政府通过降低税负等一系列税收优惠政策减轻了企业的税收负担，使得企业的税后利润增加，提高了企业的内源融资能力（刘诗源等，2020）[8]。另一方面，由于税收激励具有一定的信号传递作用，即通过向银行和风险投资者传递利好信号，缓解企业与银行和风险投资者的信息不对称程度，有利于降低外源融资成本，增强企业的外源筹资能力（水会莉和韩庆兰，2016）[9]。因此，税收激励有利于缓解企业的融资约束。

现金股利是上市企业回报投资者的重要手段，也是资本市场健康发展的内在要求（祝继高和王春飞，2013;程子健和张俊瑞，2015）[10，11]。由于税收激励使得企业面临的融资约束降低，增加了企业可支配的自由现金流，而企业自由现金流的增加会影响企业发放现金股利。这主要表现在：一方面，从发放现金股利动机的角度看，企业发放现金股利能够减少管理层手中的自由现金流，从而缓解企业内部的委托代理问题（Easterbrook，1984）[12]，降低企业的代理成本（吕长江和周县华，2005）[13]，抑制了大股东对中小股东的利益侵占（邹小芃和陈雪洁，2003）[14]。受到税收激励的企业为降低代理成本、缓解利益冲突，有动机去发放更多的现金股利。另一方面，从发放现金股利能力的角度看，现金存量是企业现金股利支付水平的决定性因素之一，如全怡等（2016）[6]研究发现，企业的自由现金流越高，则现金股利的支付水平也越高。基于此，本文提出假设1和假设2：

H1：税收激励程度越高，企业支付的现金股利水平越高。

H2： 融资约束在税收激励与企业现金股利支付水平之间起着中介作用。

（二）税收激励、市场化水平与企业现金股利支付水平

如上述分析，税收激励可以缓解企业的融资约束，导致企业提高现金股利的支付水平。而市场化水平是影响企业外部融资能力的一个重要因素。因此，有必要将市场化水平这一外部环境因素考虑在本次研究中。市场化水平对企业外部融资能力的影响主要体现在我国各地区的资源禀赋和外部机制上。一方面，从资源禀赋的角度看，市场化水平高的地区，企业的外部资源更加充沛（蔡宏波等，2020）[15]，资源配置效率更高，企业从外部资本市场获取所需资金更加容易，这缓解了企业的融资约束。而在市场化水平低的地区，由于资源缺乏以及金融发展水平不高（吴晓晖和叶瑛，2009）[16]，导致企业很难从市场上获得融资，从而加大了企业的融资压力。另一方面，从外部机制的角度看，在市场化水平高的地区，服务型政府的角色更加显著，银行的信贷决策更加体现了市场机制的作用（方军雄，2006）[17]，企业外部监督和制约机制也更加完善，信息传递速度更快，这有效缓解了企业信息不对称程度，降低了外部融资成本（Myers和Majluf，1984）[18]。而市场化水平低的地区，政府对企业的干预较强，各项治理机制不够健全，企业资金的可获得性较差（Qian和Strahan，2007）[19]。因此，相对于市场化水平高的地区，在市场化水平低的地区，企业面临的融资约束程度更高。

由以上分析可知，在市场化水平低的地区，税收激励缓解了企业的融资约束，使得企业可支配的自由现金流增加，企业现金股利的支付水平更高。在市场化水平高的地区，企业面临的外部融资约束较低，可支配的资金相对充沛，税收激励对其现金股利支付能力影响相对较小。基于此，本文提出假设3：

H3：相对于市场化水平高的地区，在市场化水平低的地区，税收激励对企业现金股利支付水平的促进作用更强。

（三）税收激励、成长性与企业现金股利支付水平

成长性反映了企业的发展状态，其高低程度对企业的资金需求和配置有重大影响。一般来说，高成长性的企业处于快速增长阶段，投资机会多，投资支出所需资金较多（Smith和Watts，1992）[20];而低成长性企业相对成熟稳定，潜在的投资机会较少，经营现金流相对稳定，企业资金更加充沛（Fama和French，2001;吕纤和罗琦，2019）[21，22]。因此，对于成长性不同的企业，税收激励缓解了企业的融资约束，增加了企业可支配的自由现金流后，其对资金的需求和配置存在较大差异。相对于高成长性企业，低成长性企业投资机会少，税收激励缓解了企业融资约束后，使其可支配自由现金流进一步增多，因而低成长性企业有动机、有能力去发放更多的现金股利。基于此，本文提出假设4：

H4：相对于成长性高的企业，税收激励对低成长性企业现金股利支付水平的促进作用更强。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

由于新会计准则自2007年起开始执行，故本文选取2007—2019年我国A股上市企业为样本，并对样本做如下处理：（1）剔除ST、*ST上市企业;（2）剔除金融、保险类上市企业;（3）剔除样本中财务数据缺失的企业。经以上处理后，本文最终得到20351个样本。本文数据主要来自国泰安数据库，并对所有连续变量在两端1%和99%处进行缩尾处理。

（二）变量定义

1. 被解释变量：现金股利支付水平（Div）。借鉴程子健和张俊瑞（2015）[11]的研究，本文用企业本期发放的现金股利与期末所有者权益之比衡量企业的现金股利支付水平。

2. 解释变量：税收激励（Taxp）。考虑到目前企业固定资产投资和权益性投资的纳税待遇差别主要在利润分配环节，因而，本文参考付文林和赵永辉（2014）[23]的研究，仅考虑企业所得税的激励效应。衡量指标方面，本文借鉴程曦和蔡秀云（2017）[24]的研究，采用0.25减去所得税费用与本期利润总额的比值来衡量企业的税收激励程度。

3.中介变量：融资约束（Sa）。本文借鉴Hadlock和Pierce（2010）[25]、李昊楠（2020）[26]的研究，利用Sa指数来反映我国企业的融资约束程度，其中，Sa指数越小，表明企业的融资约束程度越低。

4.调节变量：（1）市场化水平（Mar）。王小鲁等编制的《中国分省份市场化指数报告（2018）》广泛应用于管理学的研究中，因此，本文以该报告中各省份市场化进程指数为基础，根据企业所处省份市场化进程指数是否大于该年度所有省份市场化进程指数的中位数进行分组，大于时赋值为1，否则赋值为0。由于该数据截至2016年度，对于2017年之后的数据，本文借鉴杨兴全等（2014）[27]的研究方法予以补充。（2）成长性（Growth）。借鉴窦欢和陆正飞（2017）[28]的研究方法，本文使用营业收入增长率衡量企业的成长性，并按照所在行业、年度的中位数将样本企业分为成长性高、低两组，高于中位数的定义为成长性高的组，赋值为1，否则定义为成长性低的组，赋值为0。

5. 控制变量。借鉴蔡庆丰和江逸舟（2013）[29]、张路等（2015）[30]、杜兴强和谭雪（2017）[31]、谢知非（2019）[32]等的研究方法，本文选择企业资产规模、资产负债率等作为控制变量。控制变量详细计算方式如表1所示。回归过程中，本文控制了年份和行业固定效应。

（三）模型设计

借鉴已有研究，本文设定模型（1）—（3）进行回归分析。

四、实证检验

（一）描述性统计

表2列示了本文模型（1）中主要变量的描述性统计结果。由表2可知，企业现金股利支付水平的最大值为0.163，最小值为0.0021，标准差为0.0290，最大值与最小值相差较大，说明不同上市企业发放现金股利的水平差异较大。税收激励的均值为0.0771，说明上市企业所得税税收优惠力度平均而言达到了30.84%（7.71%/25%）。市场化水平的均值为0.570，说明有57%的上市企业处于市场化水平比较高的地区。企业成长性的均值为0.546，说明有54.6%的样本企业属于高成长性的企业。

（二） 相关性分析

表3列示了本文回归模型（1）中主要变量相关性分析的结果。由表3可知，变量之间的Pearson相关系数基本小于0.5，说明各变量之間不存在严重的多重共线性。税收激励与企业现金股利支付水平的相关系数为0.035，且在1%水平下显著，说明税收激励与企业现金股利支付水平存在正相关关系，这与假设1的预期一致，初步检验了假设1。

（三）主假设检验

1.税收激励与企业现金股利支付水平。为检验假设1，我们对税收激励与企业现金股利支付水平进行了回归分析，回归结果如表4所示。由表4可知，税收激励的回归系数为0.0044，且在1%的水平下显著，说明所得税的激励力度越大，企业现金股利支付水平也就越高。这可能是因为税收激励缓解了企业的融资约束，增加了企业可支配的自由现金流，导致企业有动机、有能力去提高现金股利的支付水平。假设1得到了验证。

2. 内生性检验。由于税收激励是国家宏观政策，而现金股利是企业的微观行为，其对国家税收政策制定的影响较小，故本文反向因果关系的可能性较小，但仍然可能存在遗漏变量对实证结果造成影响，故本文采取了主要变量滞后一期和工具变量法予以处理。具体地，本文将除被解释变量以外的变量滞后一期代入上述模型（1）进行回归，结果如表5第（1）列所示;同时，借鉴唐玮等（2019）[33]的思想，以企业当年末所在省份、行业税收激励程度的均值（Taxp 1）作为企业享受税收激励程度的工具变量，并进行两阶段回归，结果如表5第（2）和（3）列所示。

在第（1）列中，税收激励的系数为正，且在10%的水平下显著，说明采用滞后一期缓解内生性问题带来的影响后，税收激励对企业现金股利支付水平的促进作用不变。第（2）和（3）列两阶段回归结果中，第一阶段回归结果显示税收激励工具变量（Taxp 1）的系数为正，且在1%的水平下显著，这与预期相符，说明工具变量选取合理。同时，本文以第一阶段回归得到的税收激励概率拟合值（Taxp 2）代替企业享受的税收激励程度，代入上述模型（1）进行第二阶段的回归，结果如第（3）列所示，其系数在1%水平下显著为正，说明在考虑了遗漏控制变量的内生性问题后，税收激励与企业现金股利支付水平的关系不变。

3. 稳健性检验。（1）替换被解释变量：现金股利/销售收入。本文参考Chay和Suh（2009）[34]、祝继高和王春飞（2013）[10]的研究，將现金股利的度量方式替换为现金股利与销售收入的比值，并将替换后的样本重新代入上述模型（1）进行回归，回归结果如表6所示。由表6可知，税收激励的回归系数为0.0131，且在1%的水平下显著，说明税收激励程度越高，企业发放的现金股利水平越高，这进一步验证了假设1的推论。（2）替换被解释变量：每股现金股利。本文参考娄芳等（2010）[35]的研究，将现金股利的度量方式替换为每股现金股利，重新代入回归模型（1），回归结果如表7所示。由表7可知，税收激励的回归系数为0.0147，且在10%的水平下显著，进一步验证了假设1，证明了回归结果的稳健性。（3）改变模型形式：Tobit模型。由于本文样本中企业现金股利支付水平的统计分布在0和1处具有截尾特征，因此，本文借鉴Chay和Suh（2009）[34]、祝继高和王春飞（2013）[10]的做法，采用Tobit模型来检验税收激励对企业现金股利支付水平的影响，相应的回归结果如表8所示。由表8可知，税收激励的回归系数为0.0044，且在1%的水平下显著，表明企业的税收激励程度越高，支付的现金股利水平越高。由此可见，在使用了Tobit模型进行回归后，假设1依然得到验证，说明回归结果是稳健的。

五、影响机制检验：融资约束是中介变量吗？

为检验融资约束在税收激励与企业现金股利支付水平之间的中介效应是否显著，本文将全样本数据代入模型（2）、模型（3）进行回归，回归结果如表9所示。

由表9可知，在第（2）列中，税收激励的系数为-0.0398，且在1%的水平下显著;第（3）列中，税收激励的系数为0.0038，且在1%的水平下显著，融资约束的系数为-0.0021，且在5%的水平下显著。由此可知，融资约束在税收激励与企业现金股利支付水平之间的部分中介效应显著，即税收激励缓解了企业的融资约束，使得企业提高了现金股利的支付水平。

六、进一步分析：市场化水平、企业成长性的调节效应

（一）税收激励、市场化水平与企业现金股利支付水平

为检验市场化水平在税收激励与企业现金股利支付水平之间的调节作用，我们将样本分为市场化水平高和市场化水平低的两组，并将分组后的样本分别代入模型（1），得到的回归结果如表10所示。在市场化水平高的组，税收激励的回归系数不显著，而在市场化水平低的组，税收激励的回归系数为0.0069，且在1%的水平下显著，说明相对于市场化水平高的地区，在市场化水平低的地区，税收激励对企业现金股利支付水平的促进作用更强，假设3得到验证。

（二）税收激励、成长性与企业现金股利支付水平

为检验成长性在税收激励与企业现金股利支付水平之间的调节作用，我们将样本分为成长性高和成长性低两组，并将分组后的样本分别代入模型（1）进行回归，得到的回归结果如表11所示。由表11可知，在成长性高的样本组，税收激励的系数不显著，而在成长性低的样本组，税收激励的系数为0.0061，且在1%的水平下显著，说明相对于成长性高的企业，税收激励对成长性低的企业现金股利支付水平的促进作用更强。因此，假设4得到验证。

七、结论及建议

本文以2007—2019年A股非金融类上市企业为样本，研究了税收激励政策如何影响企业现金股利的支付水平，以及不同市场化进程、企业成长性下税收激励对企业发放现金股利的影响是否存在差异。结果表明：税收激励程度越高，企业发放现金股利越多。基于机制检验发现，税收激励通过缓解企业融资约束，使得企业有动机、有能力发放更多的现金股利。进一步分析可知，税收激励对企业现金股利支付水平的促进作用在市场化水平低、成长性低的企业更显著。

本文结论的意义在于：充分挖掘宏观税收激励政策对微观企业发放现金股利的影响及机制，为宏观税收激励政策影响微观企业行为提供了相应的理论证据。本文具有一定的启示：一是政府应该适时出台相应的税收政策，给予企业更大的政策支持;二是金融机构应该缓解企业面临的资金压力，激发企业更多地发放现金股利;三是相关部门应该要求企业结合市场化水平、企业成长性，制定有利于企业长期持续发展的现金股利分配方案。

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