股利税差异化对企业投资效率的影响研究
2024-04-09王藜瑾吴战篪
王藜瑾 吴战篪
基金项目：国家自然科学基金资助项目“终极控制人特征与公司债务违约：作用机理与预警监控”（72173057）、“终极控制人对家族企业的风险传导：基于社会信任的视角”（72211530057）。
摘要：股利税差异化征收是鼓励个人投资者开展长期价值投资的重要举措。选取我国2016年第三次股利税差异化改革作为准自然实验，采用双重差分方法和高维固定效应模型，考察政策实施以来上市公司投资效率变化情况及其经济机制。研究发现，股利税差异化政策分别通过降低代理成本、减少融资约束提高了过度投资公司、投资不足公司的投资效率。进一步分析表明，在国有企业和非国有企业、支付股利企业和不支付股利企业、机构投资者持股比例高的企业和机构投资者持股比例低的企业中，政策效果存在显著差异。为评价政策长期效果，补充了新证据，为上市公司投资和融资提供了可借鉴的思路。
关键词：股利税差异化；投资效率；代理成本；融资约束
0 引言
相较发达国家的成熟资本市场，我国资本市场仍处于深入发展阶段，具有自身特征。首先，个人投资者比例很高。他们在交易活动中面临的信息不对称问题更严重，容易产生非理性预期，导致非效率投资问题加剧。其次，投机交易行为普遍存在。盲目追求短期利益可能造成市场失去价格发现机制。由于我国资本市场仅对个人投资者的股息红利征税，而对资本利得免税，所以股利税自然而然地成为个人投资者整体税负中的重要环节，股利税的政策变化必然在以个人投资者占主导地位的资本市场具有更为明显的作用。
近年来，我国针对上市公司股息红利征收个人所得税主要历经3次调整。2005年6月，《财政部 国家税务总局关于股息红利个人所得税有关政策的通知》（财税〔2005〕102号）规定，个人投资者从上市公司取得的股息红利所得，暂减按50%计入个人应纳税所得额，即下调实际税率至10%。2012年11月，《财政部 国家税务总局 证监会关于实施上市公司股息红利差别化个人所得税政策有关问题的通知》（财税〔2012〕85号）规定，个人取得上市公司股票，持股期限超过1年的，暂减按25%计入应纳税所得额，标志着股利税差异化政策正式实施。2015年9月，《财政部 国家税务总局 证监会关于上市公司股息红利差别化个人所得税政策有关问题的通知》（财税〔2015〕101号）进一步指出，个人从公开发行和转让市场取得的上市公司股票，持股期限超过1年的，股息红利所得暂免征收个人所得税。可见，在股利税差异化改革过程中，减税力度持续扩大，旨在充分利用税收优惠抑制短期投机，鼓励长期投资，为个人投资者从事价值投资创造有利条件，最终刺激资本市场稳定发展。
投资活动是上市公司维持自身发展的直接手段，投资效率可以在一定程度上体现企业是否具有长期增长的潜力。但现实中，企业往往难以完全避免过度投资或投资不足的问题。部分研究表明，个人投资者股利税减免能够降低股权融资成本，激励企业发放现金股利，扩大投资。也有学者认为，股利税减免政策未对投资产生显著影响。另外，非效率投资与企业内部代理问题和信息不对称引起的外部融资约束密切相关，因此有必要探究实施股利税差异化政策能否通过上述路径改善投资效率。
我国按照个人投资者持股时间长短不同规定了不同的股利税优惠税率，这为考察“个人税负与投资效率”提供了比较独特、纯净的研究环境，便于分离单一政策效应并排除噪声。本文利用2015年第三次股利税差异化改革的准自然实验，借助双重差分方法和高维固定效应模型，考察政策实施前后上市公司投资效率变化情况及其经济机制，对于拓展政策实施效果、丰富投资效率研究成果具有积极意义。
1 文献回顾与研究假设
文献研究表明，股利税改革的政策效果集中在影响上市公司股利支付和资本结构等方面。股利税下调能促进企业迎合税收优惠条件、调整股利支付方式[1]，而能够获得较低股息税率的企业更有可能提高现金股利支付水平[2]。另外，Lin和Flannery[3]、刘行等[4]发现，股利税减免政策颁布以后，個人投资者比例更高的企业，其财务杠杆大幅下降，而且这种现象在企业边际税率较低、融资约束较少的样本中更为明显。
个人投资者的股息红利所得与企业投资的理论分为两种观点。在税收无关论下，股息红利所得对投资规模没有影响。后续的“旧观点”（或称传统观点）认为，边际投资的资金来源于股票发行，股利税的存在增加了股权融资成本，会对投资效率产生负面影响，扭曲投资决策。由于企业要向股东提供税后收益，股利税差异化征收带来的税收优惠，可以减少税前必须实现的投资回报，此时企业可能重新考虑之前未能投资的项目。这一理论在我国资本市场关于股利税差异化政策的研究成果中得到了广泛验证[5]。而与之相对的“新观点”（或称中性观点）认为，企业边际投资的资金来源于留存收益，减免股利税的效果已经被包含在股价之中。Li等[6]、王国俊和王跃堂[7]研究表明，股利税减免政策实施以后，发放高股利的上市公司的股价异质波动率降低，价格反映更完整，分红效应也更积极 。因此，股利税差异化政策不会引起股权融资成本和投资情况变化[8]。两种观点间的争议可能是由不同研究场景及不同前提假设导致的。
结合上述两种理论并考虑代理问题和融资约束的影响，本文分别针对过度投资和投资不足的公司样本提出相应假设。
过度投资公司的自由现金流通常较为充足，但管理者和股东对投资项目的偏好存在差异，很难避免非生产性投资、商业版图扩张等行为，造成投资效率下降。同时，公司股东必须通过监督及薪酬激励等推动管理者执行投资决策。这些控制手段和激励措施将会形成高额代理成本[9]。此时，股利税减免政策能增加股东对净现值大于零的投资项目的税后回报，强化了股东对盈利性项目的偏好及持续性监督的动机。基于此，过度投资公司的投资规模有所减少，投资效率随之提升。特别是在代理成本更高的样本中，投资效率的改善更加显著。据此提出假设1：
H1：股利税差异化政策能够通过降低代理成本的方式提高过度投资公司的投资效率。
对于自由现金流较匮乏的公司，外部融资约束加剧、股权资本成本上升都会造成其投资意愿下降，引发投资不足。相比不受财务限制的公司，这类公司更加希望保留内部资金。Edwardes等[10]研究表明，融资约束程度加深会使企业大量利用税收筹划增加内部现金，而且这种影响在现金短缺的公司中最为明显。Dai 等的研究成果显示，美国通过1997年《纳税人救济法案》（TRA）、2003年《就业和增长税收救济法案》（JGTRRA）两次下调个人股东的股利税以后，资金紧缺公司的股权资本成本下降更多[11]，符合前文所述“传统观点”。可以推测，实施股利税差异化政策给予个人股东税收优惠，使企业发放低于原本数量的现金股利就能满足股东需求，进而使股权融资成本下降。在这种情况下，受到融资约束的公司更容易通过发行股票、债券等方式获取资金，从而增加投资规模，改善投资效率。据此提出假设2：
H2：股利税差异化政策能够通过缓解融资约束的方式提高投资不足公司的投资效率。
2 研究设计
2.1 数据来源与样本选取
2015年9月，《财政部 国家税务总局 证监会关于上市公司股息红利差别化个人所得税政策有关问题的通知》的发布，标志着我国第三次调整了面向个人投资者的股利税差异化政策。已有文献研究表明，投资效率对税收政策做出反应需要较长一段时间 [12]。因此，本文选取2016年作为政策年度。为了对比政策实施前后过度投资公司与投资不足公司投资效率变化情况，使用双重差分方法和高维固定效应模型进行实证检验。
选取2011—2020年我国A股上市公司作为研究样本，财务与公司治理数据遵循以下筛选过程：①剔除金融类上市公司样本；②剔除在2016年政策实施之前上市不满1年的公司样本；③剔除关键数据缺失的公司样本。为控制极端值的影响，所有连续变量按照1%、99%的标准进行缩尾处理，最终得到14 105个有效的“公司—年度”观测值。样本数据全部来自国泰安经济金融数据库（CSMAR），使用的实证分析工具为Excel、Stata。
2.2 变量定义与模型设定
2.2.1 变量定义
（1）被解释变量。与学术界的普遍做法保持一致，用资本支出（包括固定资产、无形资产和其他长期资产）与上年期末总资产的比值衡量投资规模（Inv）。用实际投资与最佳投资的差值衡量投资效率，差值为正表示过度投资，差值为负表示投资不足。为了更清晰地归纳实证分析结果，在回归模型中用“（-1）×实际投资与最佳投资之差的绝对值”表示投资效率（Inveff）。
（2）解释变量。引入虚拟变量表示2016年股利税差异化政策（Post）的实施时间。 Post在t≥2016时取值为1，否则取值为0。借鉴Li等[2]的做法，使用政策发布前1年的股票年均换手率表示持股時间（HP），构建虚拟变量（Treat）识别处理组、对照组。如果持股时间高于年均换手率样本均值，取值为 1，否则取值为0。另外，分别用管理费用与上年期末总资产的比值、KZ指数作为衡量内部代理成本（Expense）和外部融资约束（KZ）的代理变量。
（3）控制变量。除主要变量外，选择公司财务和公司治理层面的一系列控制变量，包括公司规模（Size）、公司年龄（Age）、投资的标准差（SD_Inv）、现金流量状况（CF）等。
变量及其定义见表1。
2.2.2 模型设定
基于研究假设，借鉴Chay 等的做法[13]，设计如下高维固定效应模型，分别检验股利税差异化政策对公司投资效率的影响
Invi，t（Inveffi，t）＝α＋βTreati×Postt ＋∑γControlsi，t-1 ＋ηi ＋θj，t ＋ξi，t （1）
式中，Treat×Post交乘项为不同年份处理组和对照组样本所反映的政策效果；β为交乘项系数；Controls为全部控制变量；γ为控制变量系数；α为截距项；t为当期数据，t-1为滞后1期数据；ηi为控制公司层面固定效应；θj，t为控制“行业—年度”固定效应；ξi，t为随机误差。在此主要关注系数β，如果β正向显著，表明股利税差异化政策对企业投资效率具有提升作用。
3 实证结果
3.1 描述性统计
变量描述性统计结果见表2。由表2可知，投资规模（Inv）的最大值、最小值差距很大，而且平均值、中位数都比较接近最小值，说明样本期间上市公司整体投资规模较小。投资效率（Inveff）的标准差很小，说明处理后的样本在一定程度上避免了极端值。不同样本公司之间持股时间（HP）存在很大差异，说明以此作为区分处理组、对照组的依据是有效的。
3.2 主效应分析
使用模型（1）进行主效应分析，结果见表3。表3中第2、4、6列为投资规模（Inv）作为被解释变量的回归结果。可以看出，全样本中股利税差异化政策并未对投资规模产生显著影响。然而，过度投资公司样本Treat×Post系数负向显著，表明这类公司投资规模有所下降；投资不足公司样本Treat×Post系数显著为正，表明这类公司投资规模有所上升。这一结果说明不同公司对于股利税差异化政策反应不同。
表3中第3、5、7列为投资效率（Inveff）作为被解释变量的回归结果。可以发现，无论是在全样本中，还是在过度投资和投资不足的子样本中，Treat×Post的系数均显著为正，表明实施股利税差异化政策以来，相比持股时间短的公司，持股时间长的公司的投资效率显著提高。H1、H2得到初步验证。
3.3 平行趋势检验
运用双重差分法评估政策效应的必要前提是处理组、对照组样本在政策发生之前具有相同的发展趋势。本文构建样本期间n年的虚拟变量，并以政策年度的前一年作为基期，反映政策实施前后过度投资公司、投资不足公司投资效率的变化趋势。平行趋势检验结果见表4。表4显示，股利税差异化政策实施之前4年，Treat×Pre交乘项系数均不显著，说明在第三次股利税差异化改革之前，处理组、对照组的投资效率变化趋势一致。同时，Treat和政策实施当年及此后年份虚拟变量总体在1%～10%水平上显著，说明政策实施的确提高了过度投资公司和投资不足公司的投资效率。主效应分析结果满足平行趋势前提，较为稳健。
3.4 机制分析
考察在过度投资公司中，股利税差异化政策对投资效率的影响效果是否会被代理冲突放大，即在代理成本更高的公司中，投资效率是否有更显著提升。使用“管理费用/上年期末总资产”表示代理成本（Expense）。代理成本越高，代理冲突就越严重。将Expense与Treat×Post的交乘项作为解释变量引入模型（1），回归结果见表5。
表5结果表明，样本公司的代理成本（Expense）越高，股利税差异化政策越能显著提升其投资效率，特别是过度投资公司。这证明股利税下调能激励股东减少投资非营利性项目并积极开展监督活动，缓解过度投资。而在投资不足的样本公司中，这种效果并不显著。H1得到了进一步验证。
考察在投资不足公司中，实施股利税差异化政策是否能够通过降低外部融资约束提升投资效率。使用KZ指数衡量融资约束程度，KZ指数越高，代表公司面临的融资约束越强。将其作为被解释变量引入模型（1），回归结果见表6。
由表6可知，在全样本和投资不足的样本中，Treat×Post系数显著为负，表明股利税差异化可以通过放松融资约束程度，使得企业扩充资金，有能力投资于净现值为正的优质项目，从而改善投资不足现状。但是这一机制对于过度投资公司没有显著作用。H2得到了进一步验证。
3.5 进一步分析
为了检验股利税差异化政策对公司投资效率的提升效果，以及产生这种效果的内在逻辑，基于股权性质、股利支付、机构投资者持股3个视角做进一步分析。
国有企业的投资决策可能并非完全基于投资项目本身或风险偏好，而且国有企业凭借自身信誉通常不会受到过多融资约束，过度投资现象比较突出。非国有企业则缺乏融资优势，投资不足情形更为普遍。按照国有企业（SOE=1）和非国有企业（SOE=0）分组，重新检验模型（1），结果见表7。在国有企业样本中，过度投资公司Treat×Post系数正向显著；在非国有公司样本中，投资不足公司Treat×Post系数正向显著。这表明实施股利税差异化政策对国有企业过度投资的改善效果更加突出，而对非国有公司投资效率的改善集中在减少投资不足方面。
持股时间更长的公司能够获得较低的股利税率，这类公司倾向于提高股息率[2]。支付股利的公司比不支付股利的公司更有可能为了维持股利支付政策而持有较多现金，放弃有价值的投资项目。按照支付股利公司（Pay=1）和不支付股利公司（Pay=0）分组，重新检验模型（1），结果见表8。在支付股利公司样本中，过度投资公司和投资不足公司Treat×Post系数分别在10%、1%水平上显著为正；在不支付股利公司样本中，仅投资不足公司Treat×Post系数在10%水平上显著。这表明股利税差异化政策对支付股利公司的影响效果更为明显。
机构投资者在市场信息流通及参与公司治理方面扮演了关键角色，能够利用专业优势，缓解信息不对称造成的融资约束，并对股东、管理层发挥积极、有效的监督作用。按照机构投资者持股比例分组，比例高于样本均值视为机构投资者持股比例高（Ins=1），否则视为机构投资者持股比例低（Ins=0），再次检验模型（1），结果见表9。机构投资者持股比例高时，只有投资不足公司Treat×Post系数在5%水平上正向显著；机构投资者持股比例低时，过度投资公司和投资不足公司Treat×Post系数分别在10%、1%水平上显著为正。这表明股利税差异化政策效果在缺乏机构投资者参与且投资不足的公司样本中更显著。
4 结语
本文利用2011—2020年我国A股上市公司财务、治理层面的数据，运用双重差分方法和高维固定效应模型，考察第三次股利税差异化政策调整对公司投资效率的影响。研究发现，股利税减免分别通过降低代理成本、缓解融资约束的方式提高了过度投资公司、投资不足公司的投资效率。除此之外，本文从股权性质、股利支付、机构投资者持股的角度分析了政策效果的横截面差异。研究结论有助于全面地展示该项政策在逐步实施、完善过程中所产生的积极作用，补充并延伸了“税收与公司财务”领域的研究成果。
基于上述结论，得到如下启示：第一，个人投资者的税负会对企业投资、融资活动产生重要影响，尤其是在个人投资者比例较高的资本市场。第二，相比過度投资，投资不足的情况更加普遍，投资不足问题应当受到更多关注。除合理放松融资约束外，还需提升资本市场信息效率，鼓励专业机构参与公司治理，确保实体企业更多地投资本行业的优质项目，增加可持续发展潜力。第三，广大个人投资者应尽可能避免盲目投资，理性开展价值投资，为自身获得长期收益和资本市场稳定发展创造良好的环境。
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收稿日期：2023-09-09
作者簡介：
王藜瑾，女，1999年生，硕士研究生在读，主要研究方向：资本市场与公司财务。
吴战篪，男，1975年生，博士研究生，教授，主要研究方向：资本市场与资产定价。
