燕天

摘 要：借助2015年9月7日頒布的股利所得稅稅率改革這一“準自然實驗”，研究股利發(fā)放率對抑制公司財務(wù)舞弊行為的影響。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，股利發(fā)放率越高的企業(yè)，其財務(wù)舞弊行為受股利所得稅改革抑制作用越大；而且這種抑制作用主要體現(xiàn)在國有企業(yè)當中；在投資者的短視行為更多（高換手率）的公司中這種抑制作用更顯著。結(jié)論揭示了股利所得稅差異化改革對上市公司財務(wù)信息質(zhì)量的積極作用，為利用稅收制度完善資本市場的監(jiān)督作用機制提供了重要啟示。

關(guān)鍵詞：股利所得稅；稅率差異化改革；財務(wù)舞弊；股利分配率；換手率

中圖分類號：F23 文獻標識碼：Adoi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2018.29.045

1 引言

2015年9月7日，財政部、國家稅務(wù)總局、證監(jiān)會聯(lián)合發(fā)布《關(guān)于上市公司股息紅利差別化個人所得稅政策有關(guān)問題的通知》，明確上市公司股息紅利差別化個人所得稅政策等有關(guān)問題。這是我國穩(wěn)定股票市場的重要稅收制度創(chuàng)新，但相關(guān)的實證研究較少。本文利用股利所得稅差異化改革這一“準自然實驗”，通過雙重差分模型（Difference-in-Difference）實證檢驗股利所得稅差異化改革對上市公司財務(wù)舞弊的影響。

本文可能的貢獻主要在于以下三個方面：首先，為資本市場財務(wù)舞弊行為影響因素提供新證據(jù)。已有的文獻資料對上市公司財務(wù)舞弊行為的研究重心在于公司內(nèi)部經(jīng)營情況和管理層代理問題，而本文檢驗了投資者長期持有對上市公司財務(wù)舞弊行為的抑制作用，為資本市場的財務(wù)舞弊的影響因素提供新的證據(jù)。其次，2015年股利所得稅政策改革為我們的研究提供了一個獨特的市場環(huán)境該政策對資本市場的投資者和上市公司等參與者來說是一項外生沖擊，本文通過雙重差分模型，建立股利所得稅政策改革與上市公司財務(wù)舞弊行為的因果關(guān)系模型，控制了以往研究中存在的內(nèi)生性問題。最后，本文的研究具有重要的實踐意義，為檢驗2015年股利所得稅政策改革的實施效果及其經(jīng)濟效用提供經(jīng)驗證據(jù)。論文的研究結(jié)論表明股利所得稅差異化改革對資本市場信息有效性的積極作用，為利用稅收制度完善資本市場的監(jiān)督作用機制提供了重要啟示。

本文后續(xù)部分安排如下：第二部分是文獻綜述、第三部分為理論分析與假設(shè)提出，第四部分為研究設(shè)計，第五部分列示回歸結(jié)果，第六部分得出結(jié)論。

2 理論分析和假說提出

股利所得稅改革可以通過鼓勵投資者長期持有股票和減少管理層舞弊動機這兩方面來有效抑制財務(wù)舞弊。對于投資者來說，根據(jù)“在手之鳥”理論，與留存收益相比，投資者更注重股利收入，公司分配的股利越多，其市場價值也就越大（Gordan，1959）。同時，根據(jù)稅收偏好理論，投資者為了降低應納稅所得額，更有可能傾向于長期持有股票，以獲得更多的股利收入。Oliver Zhen Li、Hang Liu、Chenkai Ni、Kangtao Ye等人的研究表明，2012年股利所得稅稅率政策改革后，投資者在宣告股利發(fā)放日后、實際發(fā)放股利日前為了避免進入一個更高的納稅等級，會減少交易活動，降低股票換手率，從而增加股票持有期限。因此，股利所得稅改革政策出臺之后，投資者更傾向于選擇長期持有股票。對于公司經(jīng)營者來說，一方面，管理者為了短期利益進行財務(wù)舞弊，會損害公司的長期經(jīng)營業(yè)績，影響高管薪酬及聲譽，出于自利傾向與對自己聲譽的保護，管理者會投入更多精力到維持公司良性發(fā)展上，減少財務(wù)舞弊；另一方面，當個人投資者成為公司股票的長期持有者時，會更注重公司的長期良性發(fā)展，加強對管理層經(jīng)營決策的監(jiān)督作用，管理層也失去了為迎合短期投資者而實施財務(wù)舞弊的動機。

在股利發(fā)放率較高的公司，投資者從股利所得稅改革政策中獲得的收益更大，從而更愿意長期持有股票，因此改革政策對公司財務(wù)舞弊的抑制作用更顯著。對此，我們做出如下假設(shè)：

H1：對于股利發(fā)放率較高的企業(yè)，股利所得稅改革對上市公司財務(wù)舞弊的抑制作用更大。

基于股利發(fā)放率較高的企業(yè)，股利所得稅改革對上市公司財務(wù)舞弊的抑制作用更大這一假設(shè)，我們繼續(xù)研究代理問題與股利所得稅改革對高股利發(fā)放率企業(yè)財務(wù)舞弊抑制作用的關(guān)系。上市公司代理問題越嚴重，代理成本越高時，公司財務(wù)舞弊的動機越大，舞弊行為越嚴重。因此，我們假設(shè)在國有企業(yè)中這種抑制作用將更顯著：

H2：在股利發(fā)放率較高的企業(yè)中，股利所得稅改革對國有企業(yè)的抑制作用比非國有企業(yè)大。

投資者持股目的的不同導致了持股期長短的不同。在股票換手率較高的公司，股東傾向于短期持有股票，更注重的是買賣股票帶來的資本利得，而非長期持有股票所帶來的股利收入。在換手率較低的公司，股東傾向于長期持有股票，他們本身就更注重長期持有股票所帶來的股利收入。因此，當股利所得稅政策出臺后，在換手率更高的公司，股東受政策激勵而長期持有股票的現(xiàn)象更明顯，公司的舞弊動機減少的程度更大。對此，我們做出如下假設(shè)：

H3：股利所得稅改革對換手率較高的企業(yè)財務(wù)舞弊的抑制作用更大。

3 研究設(shè)計

3.1 研究模型

為了研究政策實施對公司舞弊的抑制作用，我們采用Probit模型進行檢驗：

其中，因變量財務(wù)舞弊（FRAUDt）是指“公司違反《公司法》、《證券法》、證監(jiān)會的有關(guān)規(guī)定、滬深兩市交易所的交易規(guī)則等并受到中國證監(jiān)會、上交所和深交所等監(jiān)管機構(gòu)公開處罰的行為”，包括非法買賣股票、重大遺漏、虛列資產(chǎn)、推遲披露、大股東欠款等。當某一公司某一年度發(fā)生舞弊時，F(xiàn)RAUDt取1，否則為0。股息發(fā)放率（HDIVt）：啞變量按照中位數(shù)分為高股利發(fā)放率和低股利發(fā)放率兩組。政策的時間效應（POLICYt）：啞變量，研究股利所得稅政策的時間效應，若t=2015，POLICYt取0，若t=2016，POLICYt取1。POLICY*HDIVt的回歸系數(shù)β1體現(xiàn)了政策實施對上市公司財務(wù)舞弊的抑制作用。

此外，參考前人的研究，我們控制以下變量：公司規(guī)模（SIZEt）：公司資產(chǎn)的自然對數(shù)，一般認為，公司規(guī)模越大，關(guān)聯(lián)方越多，關(guān)聯(lián)方交易越多，公司經(jīng)營情況復雜，更容易發(fā)生舞弊（Doyle et al，2006）。

盈利狀況（PROFITt）：虛擬變量，當公司經(jīng)營狀況不善時，舞弊風險更大，當公司利潤為正時，PROFIT取1，利潤為負時，PROFITt取0。

第一大股東持股比例（TOP1t）：大量文獻研究表明，世界各國普遍存在大股東“掏空”問題，（La Porta and Silanes，1999），我國目前處于市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌階段，“掏空”問題更加嚴重。財務(wù)舞弊是控股股東進行掏空的重要手段，因此選擇第一大股東持股比例作為控制變量。

財務(wù)杠桿（GEARINGt）：資產(chǎn)負債率。根據(jù)債務(wù)契約假說理論，杠桿率越高，企業(yè)違約風險越大，公司經(jīng)理越有可能進行財務(wù)舞弊。

外部審計師審計意見（AUDITt）：若為標準無保留意見則取值為0，否則為1。審計師出具非標準意見，說明企業(yè)重大錯報風險越大，舞弊風險越大。

此外，我們控制了時間（Year）及行業(yè)（INDU）的固定效應。

3.2 樣本選擇

我們選取了2015、2016年政策發(fā)布前后滬深兩市A股上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)作為初始樣本進行研究。其中，上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR、Wind、RESEET數(shù)據(jù)庫，財務(wù)舞弊數(shù)據(jù)通過證監(jiān)會官網(wǎng)、CSMAR數(shù)據(jù)庫獲得。我們對初始樣本進行了篩選：考慮到金融行業(yè)的特殊性，剔除金融行業(yè)上市公司的觀測；剔除相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的樣本觀測。最終，我們得到了5213個公司觀測值。本研究所采用的統(tǒng)計和回歸分析軟件為 STATA 軟件。

4 實證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計

表1列示了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。Fraud的均值為0.14，說明研究樣本中存在財務(wù)舞弊行為的上市公司觀測占到了全部樣本的14%，這與政策實施前后，選擇了滬深兩市5213家上市公司中的751家存在財務(wù)舞弊行為的現(xiàn)實基本一致。Turnover的平均值為4.10，Hdid的平均值為26.77。

4.2 回歸分析

4.2.1 假設(shè)1回歸結(jié)果

我們對模型（1）進行回歸，回歸結(jié)果如表2所示，β1為負且在99%的水平上顯著，表明H1成立，對于股利發(fā)放率較高的企業(yè)，股利所得稅改革對上市公司財務(wù)舞弊的抑制作用更大。此外，控制變量的回歸結(jié)果顯示，高資產(chǎn)負債率、小規(guī)模公司更可能出現(xiàn)財務(wù)舞弊行為，與描述性統(tǒng)計相符，與以往文獻的發(fā)現(xiàn)也基本一致。

4.2.2 假設(shè)2回歸結(jié)果

我們將樣本分為國企與非國企兩組，分別對模型（1）進行回歸，回歸結(jié)果如表3所示，其中，第一列為國企回歸結(jié)果，第二列為非國企回歸結(jié)果，國企與非國企β1均為負且在99%的水平上顯著，說明股利所得稅政策改革對國企與非國企的財務(wù)舞弊行為均有抑制作用。國企β1的絕對值更大，表明政策實施對國企財務(wù)舞弊行為的抑制作用更顯著，假設(shè)H2成立。

4.3 假設(shè)3回歸結(jié)果

我們依據(jù)上市公司年度換手率的中位數(shù)將其分成兩組，分別對模型（1）進行回歸，結(jié)果如表4所示，第（1）列是高換手率公司的回歸結(jié)果，第（2）列是低換手率公司的回歸結(jié)果，β1均為負且均在95%以上的水平上顯著，說明股利所得稅政策改革對兩組公司的財務(wù)舞弊行為均有抑制作用。高換手率公司的β1絕對值更大，說明該項政策對高換手率公司財務(wù)舞弊抑制作用更明顯，假設(shè)H3成立。

5 結(jié)論

本文實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，第一，股利所得稅差異化改革能夠顯著減少上市公司財務(wù)舞弊發(fā)生，且股利發(fā)放率越高的企業(yè)，其財務(wù)舞弊行為受股利所得稅改革抑制作用越大；第二，這種抑制作用主要體現(xiàn)在國有企業(yè)當中；第三，在投資者的短視行為更多（高換手率）的公司中這種抑制作用更顯著。

本文結(jié)論的實踐意義如下：通過理論與實證分析，本文證實了股利所得稅政策改革能夠引導投資者長期持有股票、減少上市公司舞弊行為，這對于規(guī)范我國資本市場具有重要意義。國家可以通過稅收政策改變資本市場上中小投資者的持有意愿，減少我國股市中的投機行為，促進資本市場健康穩(wěn)定發(fā)展。同時，股利所得稅差異化改革能夠在一定程度上提升上市公司的財務(wù)信息披露質(zhì)量，從而揭示了股利所得稅差異化改革對上市公司財務(wù)信息質(zhì)量的積極作用，為利用稅收制度完善資本市場的監(jiān)督作用機制提供了重要啟示。

參考文獻

[1]曾穎，陸正飛.信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本[J].經(jīng)濟研究，2006，02.

[2]雷光勇，劉慧龍.上市公司會計行為異化：三維治理與監(jiān)管改革[J].會計研究，2006，（07）：9-14+93.

[3]雷光勇，王瑋.分配權(quán)能對應與會計行為異化[J].會計研究，2005，（04）：77-81+96.

[4]劉立國，杜瑩.公司治理與會計信息質(zhì)量關(guān)系的實證研究[J].會計研究，2003，（02）：28-36+65.

[5]馬洪潮.中國股市投機的實證研究[J].金融研究， 2001，（3） ：1，9.