時(shí)長(zhǎng)洪 張瓊瓊

摘? ?要：近年來(lái)，我國(guó)宏觀稅收政策的不斷發(fā)展為研究上市企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平提供了全新的視角。本文以2007—2019年我國(guó)A股非金融類上市企業(yè)為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了稅收激勵(lì)對(duì)企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的影響及作用路徑。研究發(fā)現(xiàn)，稅收激勵(lì)程度越高，企業(yè)支付的現(xiàn)金股利水平越高。基于作用路徑檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，稅收激勵(lì)能夠緩解企業(yè)面臨的融資約束，使企業(yè)有動(dòng)機(jī)、有能力去提高現(xiàn)金股利的支付水平。進(jìn)一步研究表明，稅收激勵(lì)對(duì)企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的促進(jìn)作用在市場(chǎng)化水平低的地區(qū)以及成長(zhǎng)性低的企業(yè)更為顯著。本文的研究對(duì)于理解稅收激勵(lì)的經(jīng)濟(jì)后果以及企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的影響因素具有重要意義，并為企業(yè)發(fā)放現(xiàn)金股利提供了政策建議。

關(guān)鍵詞：稅收激勵(lì);現(xiàn)金股利;融資約束;市場(chǎng)化水平;成長(zhǎng)性

中圖分類號(hào)：F830.91? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：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(shí)現(xiàn)發(fā)展成果由人民共享最重要最直接的方式。近年來(lái)，國(guó)家高度重視企業(yè)的現(xiàn)金分紅活動(dòng)，陸續(xù)出臺(tái)多項(xiàng)政策措施，從多個(gè)方面鼓勵(lì)、支持企業(yè)進(jìn)行現(xiàn)金分紅。由于企業(yè)的現(xiàn)金分紅不具備強(qiáng)制性，因此，僅僅依靠市場(chǎng)這只“無(wú)形的手”是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的，需要政府實(shí)施相應(yīng)的調(diào)控。稅收激勵(lì)政策是政府進(jìn)行宏觀調(diào)控的重要手段，它可以降低企業(yè)稅負(fù)，增加稅后利潤(rùn)，推動(dòng)企業(yè)持續(xù)健康發(fā)展。那么，稅收激勵(lì)會(huì)影響企業(yè)現(xiàn)金股利的支付水平嗎？基于此，本文以2007—2019年我國(guó)A股非金融類上市企業(yè)為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了稅收激勵(lì)對(duì)企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的影響。

相比于以往的研究，本文的貢獻(xiàn)如下：首先，以往關(guān)于企業(yè)現(xiàn)金股利影響因素的文獻(xiàn)，主要考察了宏觀制度環(huán)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(dòng)性（唐躍軍和謝仍明，2006）[4]、股權(quán)結(jié)構(gòu)（Mancinelli和Ozkan，2006）[5]以及融資約束（全怡等，2016）[6]等對(duì)企業(yè)發(fā)放現(xiàn)金股利的影響，文獻(xiàn)研究稅收激勵(lì)對(duì)企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平影響的文獻(xiàn)較少。本文將稅收激勵(lì)與企業(yè)現(xiàn)金股利的支付水平納入一個(gè)研究框架進(jìn)行分析，深入挖掘二者之間的關(guān)系，拓展了企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的影響因素研究。其次，本文對(duì)稅收激勵(lì)影響企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的作用機(jī)理進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)稅收激勵(lì)可以通過(guò)緩解企業(yè)的融資約束，促使企業(yè)有動(dòng)機(jī)、有能力發(fā)放更多的現(xiàn)金股利。最后，本文繼續(xù)探究了市場(chǎng)化水平、企業(yè)的成長(zhǎng)性在稅收激勵(lì)對(duì)企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平影響中的調(diào)節(jié)作用，使得宏觀稅收激勵(lì)政策與微觀企業(yè)經(jīng)濟(jì)行為的研究更具有說(shuō)服力。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）稅收激勵(lì)與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平

稅收激勵(lì)是國(guó)家通過(guò)減免納稅對(duì)象應(yīng)納稅額，減輕企業(yè)稅負(fù)以支持企業(yè)發(fā)展的一種財(cái)稅政策（柳光強(qiáng)，2016）[7]。上市公司通過(guò)三種渠道獲取資金：留存收益、債務(wù)融資和權(quán)益融資（全怡等，2016）[6]。已有研究發(fā)現(xiàn)，一方面，政府通過(guò)降低稅負(fù)等一系列稅收優(yōu)惠政策減輕了企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)，使得企業(yè)的稅后利潤(rùn)增加，提高了企業(yè)的內(nèi)源融資能力（劉詩(shī)源等，2020）[8]。另一方面，由于稅收激勵(lì)具有一定的信號(hào)傳遞作用，即通過(guò)向銀行和風(fēng)險(xiǎn)投資者傳遞利好信號(hào)，緩解企業(yè)與銀行和風(fēng)險(xiǎn)投資者的信息不對(duì)稱程度，有利于降低外源融資成本，增強(qiáng)企業(yè)的外源籌資能力（水會(huì)莉和韓慶蘭，2016）[9]。因此，稅收激勵(lì)有利于緩解企業(yè)的融資約束。

現(xiàn)金股利是上市企業(yè)回報(bào)投資者的重要手段，也是資本市場(chǎng)健康發(fā)展的內(nèi)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(lì)使得企業(yè)面臨的融資約束降低，增加了企業(yè)可支配的自由現(xiàn)金流，而企業(yè)自由現(xiàn)金流的增加會(huì)影響企業(yè)發(fā)放現(xiàn)金股利。這主要表現(xiàn)在：一方面，從發(fā)放現(xiàn)金股利動(dòng)機(jī)的角度看，企業(yè)發(fā)放現(xiàn)金股利能夠減少管理層手中的自由現(xiàn)金流，從而緩解企業(yè)內(nèi)部的委托代理問(wèn)題（Easterbrook，1984）[12]，降低企業(yè)的代理成本（呂長(zhǎng)江和周縣華，2005）[13]，抑制了大股東對(duì)中小股東的利益侵占（鄒小芃和陳雪潔，2003）[14]。受到稅收激勵(lì)的企業(yè)為降低代理成本、緩解利益沖突，有動(dòng)機(jī)去發(fā)放更多的現(xiàn)金股利。另一方面，從發(fā)放現(xiàn)金股利能力的角度看，現(xiàn)金存量是企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的決定性因素之一，如全怡等（2016）[6]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的自由現(xiàn)金流越高，則現(xiàn)金股利的支付水平也越高?；诖?，本文提出假設(shè)1和假設(shè)2：

H1：稅收激勵(lì)程度越高，企業(yè)支付的現(xiàn)金股利水平越高。

H2： 融資約束在稅收激勵(lì)與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平之間起著中介作用。

（二）稅收激勵(lì)、市場(chǎng)化水平與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平

如上述分析，稅收激勵(lì)可以緩解企業(yè)的融資約束，導(dǎo)致企業(yè)提高現(xiàn)金股利的支付水平。而市場(chǎng)化水平是影響企業(yè)外部融資能力的一個(gè)重要因素。因此，有必要將市場(chǎng)化水平這一外部環(huán)境因素考慮在本次研究中。市場(chǎng)化水平對(duì)企業(yè)外部融資能力的影響主要體現(xiàn)在我國(guó)各地區(qū)的資源稟賦和外部機(jī)制上。一方面，從資源稟賦的角度看，市場(chǎng)化水平高的地區(qū)，企業(yè)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(yè)從外部資本市場(chǎng)獲取所需資金更加容易，這緩解了企業(yè)的融資約束。而在市場(chǎng)化水平低的地區(qū)，由于資源缺乏以及金融發(fā)展水平不高（吳曉暉和葉瑛，2009）[16]，導(dǎo)致企業(yè)很難從市場(chǎng)上獲得融資，從而加大了企業(yè)的融資壓力。另一方面，從外部機(jī)制的角度看，在市場(chǎng)化水平高的地區(qū)，服務(wù)型政府的角色更加顯著，銀行的信貸決策更加體現(xiàn)了市場(chǎng)機(jī)制的作用（方軍雄，2006）[17]，企業(yè)外部監(jiān)督和制約機(jī)制也更加完善，信息傳遞速度更快，這有效緩解了企業(yè)信息不對(duì)稱程度，降低了外部融資成本（Myers和Majluf，1984）[18]。而市場(chǎng)化水平低的地區(qū)，政府對(duì)企業(yè)的干預(yù)較強(qiáng)，各項(xiàng)治理機(jī)制不夠健全，企業(yè)資金的可獲得性較差（Qian和Strahan，2007）[19]。因此，相對(duì)于市場(chǎng)化水平高的地區(qū)，在市場(chǎng)化水平低的地區(qū)，企業(yè)面臨的融資約束程度更高。

由以上分析可知，在市場(chǎng)化水平低的地區(qū)，稅收激勵(lì)緩解了企業(yè)的融資約束，使得企業(yè)可支配的自由現(xiàn)金流增加，企業(yè)現(xiàn)金股利的支付水平更高。在市場(chǎng)化水平高的地區(qū)，企業(yè)面臨的外部融資約束較低，可支配的資金相對(duì)充沛，稅收激勵(lì)對(duì)其現(xiàn)金股利支付能力影響相對(duì)較小?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)3：

H3：相對(duì)于市場(chǎng)化水平高的地區(qū)，在市場(chǎng)化水平低的地區(qū)，稅收激勵(lì)對(duì)企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的促進(jìn)作用更強(qiáng)。

（三）稅收激勵(lì)、成長(zhǎng)性與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平

成長(zhǎng)性反映了企業(yè)的發(fā)展?fàn)顟B(tài)，其高低程度對(duì)企業(yè)的資金需求和配置有重大影響。一般來(lái)說(shuō)，高成長(zhǎng)性的企業(yè)處于快速增長(zhǎng)階段，投資機(jī)會(huì)多，投資支出所需資金較多（Smith和Watts，1992）[20];而低成長(zhǎng)性企業(yè)相對(duì)成熟穩(wěn)定，潛在的投資機(jī)會(huì)較少，經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流相對(duì)穩(wěn)定，企業(yè)資金更加充沛（Fama和French，2001;呂纖和羅琦，2019）[21，22]。因此，對(duì)于成長(zhǎng)性不同的企業(yè)，稅收激勵(lì)緩解了企業(yè)的融資約束，增加了企業(yè)可支配的自由現(xiàn)金流后，其對(duì)資金的需求和配置存在較大差異。相對(duì)于高成長(zhǎng)性企業(yè)，低成長(zhǎng)性企業(yè)投資機(jī)會(huì)少，稅收激勵(lì)緩解了企業(yè)融資約束后，使其可支配自由現(xiàn)金流進(jìn)一步增多，因而低成長(zhǎng)性企業(yè)有動(dòng)機(jī)、有能力去發(fā)放更多的現(xiàn)金股利?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)4：

H4：相對(duì)于成長(zhǎng)性高的企業(yè)，稅收激勵(lì)對(duì)低成長(zhǎng)性企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的促進(jìn)作用更強(qiáng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

由于新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則自2007年起開(kāi)始執(zhí)行，故本文選取2007—2019年我國(guó)A股上市企業(yè)為樣本，并對(duì)樣本做如下處理：（1）剔除ST、*ST上市企業(yè);（2）剔除金融、保險(xiǎn)類上市企業(yè);（3）剔除樣本中財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)。經(jīng)以上處理后，本文最終得到20351個(gè)樣本。本文數(shù)據(jù)主要來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，并對(duì)所有連續(xù)變量在兩端1%和99%處進(jìn)行縮尾處理。

（二）變量定義

1. 被解釋變量：現(xiàn)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(yè)本期發(fā)放的現(xiàn)金股利與期末所有者權(quán)益之比衡量企業(yè)的現(xiàn)金股利支付水平。

2. 解釋變量：稅收激勵(lì)（Taxp）?？紤]到目前企業(yè)固定資產(chǎn)投資和權(quán)益性投資的納稅待遇差別主要在利潤(rùn)分配環(huán)節(jié)，因而，本文參考付文林和趙永輝（2014）[23]的研究，僅考慮企業(yè)所得稅的激勵(lì)效應(yīng)。衡量指標(biāo)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(fèi)用與本期利潤(rùn)總額的比值來(lái)衡量企業(yè)的稅收激勵(lì)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(shù)來(lái)反映我國(guó)企業(yè)的融資約束程度，其中，Sa指數(shù)越小，表明企業(yè)的融資約束程度越低。

4.調(diào)節(jié)變量：（1）市場(chǎng)化水平（Mar）。王小魯?shù)染幹频摹吨袊?guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2018）》廣泛應(yīng)用于管理學(xué)的研究中，因此，本文以該報(bào)告中各省份市場(chǎng)化進(jìn)程指數(shù)為基礎(chǔ)，根據(jù)企業(yè)所處省份市場(chǎng)化進(jìn)程指數(shù)是否大于該年度所有省份市場(chǎng)化進(jìn)程指數(shù)的中位數(shù)進(jìn)行分組，大于時(shí)賦值為1，否則賦值為0。由于該數(shù)據(jù)截至2016年度，對(duì)于2017年之后的數(shù)據(jù)，本文借鑒楊興全等（2014）[27]的研究方法予以補(bǔ)充。（2）成長(zhǎng)性（Growth）。借鑒竇歡和陸正飛（2017）[28]的研究方法，本文使用營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率衡量企業(yè)的成長(zhǎng)性，并按照所在行業(yè)、年度的中位數(shù)將樣本企業(yè)分為成長(zhǎng)性高、低兩組，高于中位數(shù)的定義為成長(zhǎng)性高的組，賦值為1，否則定義為成長(zhǎng)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(qiáng)和譚雪（2017）[31]、謝知非（2019）[32]等的研究方法，本文選擇企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率等作為控制變量?？刂谱兞吭敿?xì)計(jì)算方式如表1所示?；貧w過(guò)程中，本文控制了年份和行業(yè)固定效應(yīng)。

（三）模型設(shè)計(jì)

借鑒已有研究，本文設(shè)定模型（1）—（3）進(jìn)行回歸分析。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了本文模型（1）中主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表2可知，企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的最大值為0.163，最小值為0.0021，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0290，最大值與最小值相差較大，說(shuō)明不同上市企業(yè)發(fā)放現(xiàn)金股利的水平差異較大。稅收激勵(lì)的均值為0.0771，說(shuō)明上市企業(yè)所得稅稅收優(yōu)惠力度平均而言達(dá)到了30.84%（7.71%/25%）。市場(chǎng)化水平的均值為0.570，說(shuō)明有57%的上市企業(yè)處于市場(chǎng)化水平比較高的地區(qū)。企業(yè)成長(zhǎng)性的均值為0.546，說(shuō)明有54.6%的樣本企業(yè)屬于高成長(zhǎng)性的企業(yè)。

（二） 相關(guān)性分析

表3列示了本文回歸模型（1）中主要變量相關(guān)性分析的結(jié)果。由表3可知，變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)基本小于0.5，說(shuō)明各變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性。稅收激勵(lì)與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的相關(guān)系數(shù)為0.035，且在1%水平下顯著，說(shuō)明稅收激勵(lì)與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平存在正相關(guān)關(guān)系，這與假設(shè)1的預(yù)期一致，初步檢驗(yàn)了假設(shè)1。

（三）主假設(shè)檢驗(yàn)

1.稅收激勵(lì)與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平。為檢驗(yàn)假設(shè)1，我們對(duì)稅收激勵(lì)與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平進(jìn)行了回歸分析，回歸結(jié)果如表4所示。由表4可知，稅收激勵(lì)的回歸系數(shù)為0.0044，且在1%的水平下顯著，說(shuō)明所得稅的激勵(lì)力度越大，企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平也就越高。這可能是因?yàn)槎愂占?lì)緩解了企業(yè)的融資約束，增加了企業(yè)可支配的自由現(xiàn)金流，導(dǎo)致企業(yè)有動(dòng)機(jī)、有能力去提高現(xiàn)金股利的支付水平。假設(shè)1得到了驗(yàn)證。

2. 內(nèi)生性檢驗(yàn)。由于稅收激勵(lì)是國(guó)家宏觀政策，而現(xiàn)金股利是企業(yè)的微觀行為，其對(duì)國(guó)家稅收政策制定的影響較小，故本文反向因果關(guān)系的可能性較小，但仍然可能存在遺漏變量對(duì)實(shí)證結(jié)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(jìn)行回歸，結(jié)果如表5第（1）列所示;同時(shí)，借鑒唐瑋等（2019）[33]的思想，以企業(yè)當(dāng)年末所在省份、行業(yè)稅收激勵(lì)程度的均值（Taxp 1）作為企業(yè)享受稅收激勵(lì)程度的工具變量，并進(jìn)行兩階段回歸，結(jié)果如表5第（2）和（3）列所示。

在第（1）列中，稅收激勵(lì)的系數(shù)為正，且在10%的水平下顯著，說(shuō)明采用滯后一期緩解內(nèi)生性問(wèn)題帶來(lái)的影響后，稅收激勵(lì)對(duì)企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的促進(jìn)作用不變。第（2）和（3）列兩階段回歸結(jié)果中，第一階段回歸結(jié)果顯示稅收激勵(lì)工具變量（Taxp 1）的系數(shù)為正，且在1%的水平下顯著，這與預(yù)期相符，說(shuō)明工具變量選取合理。同時(shí)，本文以第一階段回歸得到的稅收激勵(lì)概率擬合值（Taxp 2）代替企業(yè)享受的稅收激勵(lì)程度，代入上述模型（1）進(jìn)行第二階段的回歸，結(jié)果如第（3）列所示，其系數(shù)在1%水平下顯著為正，說(shuō)明在考慮了遺漏控制變量的內(nèi)生性問(wèn)題后，稅收激勵(lì)與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的關(guān)系不變。

3. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)。（1）替換被解釋變量：現(xiàn)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(xiàn)金股利的度量方式替換為現(xiàn)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(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表6所示。由表6可知，稅收激勵(lì)的回歸系數(shù)為0.0131，且在1%的水平下顯著，說(shuō)明稅收激勵(lì)程度越高，企業(yè)發(fā)放的現(xiàn)金股利水平越高，這進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)1的推論。（2）替換被解釋變量：每股現(xiàn)金股利。本文參考婁芳等（2010）[35]的研究，將現(xiàn)金股利的度量方式替換為每股現(xiàn)金股利，重新代入回歸模型（1），回歸結(jié)果如表7所示。由表7可知，稅收激勵(lì)的回歸系數(shù)為0.0147，且在10%的水平下顯著，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)1，證明了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。（3）改變模型形式：Tobit模型。由于本文樣本中企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的統(tǒng)計(jì)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(lái)檢驗(yàn)稅收激勵(lì)對(duì)企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的影響，相應(yīng)的回歸結(jié)果如表8所示。由表8可知，稅收激勵(lì)的回歸系數(shù)為0.0044，且在1%的水平下顯著，表明企業(yè)的稅收激勵(lì)程度越高，支付的現(xiàn)金股利水平越高。由此可見(jiàn)，在使用了Tobit模型進(jìn)行回歸后，假設(shè)1依然得到驗(yàn)證，說(shuō)明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、影響機(jī)制檢驗(yàn)：融資約束是中介變量嗎？

為檢驗(yàn)融資約束在稅收激勵(lì)與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平之間的中介效應(yīng)是否顯著，本文將全樣本數(shù)據(jù)代入模型（2）、模型（3）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表9所示。

由表9可知，在第（2）列中，稅收激勵(lì)的系數(shù)為-0.0398，且在1%的水平下顯著;第（3）列中，稅收激勵(lì)的系數(shù)為0.0038，且在1%的水平下顯著，融資約束的系數(shù)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(lì)與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平之間的部分中介效應(yīng)顯著，即稅收激勵(lì)緩解了企業(yè)的融資約束，使得企業(yè)提高了現(xiàn)金股利的支付水平。

六、進(jìn)一步分析：市場(chǎng)化水平、企業(yè)成長(zhǎng)性的調(diào)節(jié)效應(yīng)

（一）稅收激勵(lì)、市場(chǎng)化水平與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平

為檢驗(yàn)市場(chǎng)化水平在稅收激勵(lì)與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平之間的調(diào)節(jié)作用，我們將樣本分為市場(chǎng)化水平高和市場(chǎng)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(jié)果如表10所示。在市場(chǎng)化水平高的組，稅收激勵(lì)的回歸系數(shù)不顯著，而在市場(chǎng)化水平低的組，稅收激勵(lì)的回歸系數(shù)為0.0069，且在1%的水平下顯著，說(shuō)明相對(duì)于市場(chǎng)化水平高的地區(qū)，在市場(chǎng)化水平低的地區(qū)，稅收激勵(lì)對(duì)企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的促進(jìn)作用更強(qiáng)，假設(shè)3得到驗(yàn)證。

（二）稅收激勵(lì)、成長(zhǎng)性與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平

為檢驗(yàn)成長(zhǎng)性在稅收激勵(lì)與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平之間的調(diào)節(jié)作用，我們將樣本分為成長(zhǎng)性高和成長(zhǎng)性低兩組，并將分組后的樣本分別代入模型（1）進(jìn)行回歸，得到的回歸結(jié)果如表11所示。由表11可知，在成長(zhǎng)性高的樣本組，稅收激勵(lì)的系數(shù)不顯著，而在成長(zhǎng)性低的樣本組，稅收激勵(lì)的系數(shù)為0.0061，且在1%的水平下顯著，說(shuō)明相對(duì)于成長(zhǎng)性高的企業(yè)，稅收激勵(lì)對(duì)成長(zhǎng)性低的企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的促進(jìn)作用更強(qiáng)。因此，假設(shè)4得到驗(yàn)證。

七、結(jié)論及建議

本文以2007—2019年A股非金融類上市企業(yè)為樣本，研究了稅收激勵(lì)政策如何影響企業(yè)現(xiàn)金股利的支付水平，以及不同市場(chǎng)化進(jìn)程、企業(yè)成長(zhǎng)性下稅收激勵(lì)對(duì)企業(yè)發(fā)放現(xiàn)金股利的影響是否存在差異。結(jié)果表明：稅收激勵(lì)程度越高，企業(yè)發(fā)放現(xiàn)金股利越多?；跈C(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，稅收激勵(lì)通過(guò)緩解企業(yè)融資約束，使得企業(yè)有動(dòng)機(jī)、有能力發(fā)放更多的現(xiàn)金股利。進(jìn)一步分析可知，稅收激勵(lì)對(duì)企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的促進(jìn)作用在市場(chǎng)化水平低、成長(zhǎng)性低的企業(yè)更顯著。

本文結(jié)論的意義在于：充分挖掘宏觀稅收激勵(lì)政策對(duì)微觀企業(yè)發(fā)放現(xiàn)金股利的影響及機(jī)制，為宏觀稅收激勵(lì)政策影響微觀企業(yè)行為提供了相應(yīng)的理論證據(jù)。本文具有一定的啟示：一是政府應(yīng)該適時(shí)出臺(tái)相應(yīng)的稅收政策，給予企業(yè)更大的政策支持;二是金融機(jī)構(gòu)應(yīng)該緩解企業(yè)面臨的資金壓力，激發(fā)企業(yè)更多地發(fā)放現(xiàn)金股利;三是相關(guān)部門(mén)應(yīng)該要求企業(yè)結(jié)合市場(chǎng)化水平、企業(yè)成長(zhǎng)性，制定有利于企業(yè)長(zhǎng)期持續(xù)發(fā)展的現(xiàn)金股利分配方案。

參考文獻(xiàn)：

[1]Porta R L，Lopez-De-Silanes F，Shleifer A，Vishny R W. 2000. Agency Problems and Dividend Policies around the World [J].The Journal of Finance，55（1）.

[2]雷光勇，劉慧龍.市場(chǎng)化進(jìn)程、最終控制人性質(zhì)與現(xiàn)金股利行為——來(lái)自中國(guó)A股公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù) [J].管理世界，2007，（7）.

[3]Baker H K，Veit E T，Powell G E. 2001. Factors Influencing Dividend Policy Decisions of NASDAQ Firms [J].Financial Review，38（3）.

[4]唐躍軍，謝仍明.股份流動(dòng)性、股權(quán)制衡機(jī)制與現(xiàn)金股利的隧道效應(yīng)——來(lái)自1999—2003年中國(guó)上市公司的證據(jù) [J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2006，（2）.

[5]Mancinelli L，Ozkan A. 2006. Ownership Structure and Dividend Policy：Evidence from Italian Firms [J].European Journal of Finance，12（3）.

[6]全怡，梁上坤，付宇翔.貨幣政策、融資約束與現(xiàn)金股利 [J].金融研究，2016，（11）.

[7]柳光強(qiáng).稅收優(yōu)惠、財(cái)政補(bǔ)貼政策的激勵(lì)效應(yīng)分析——基于信息不對(duì)稱理論視角的實(shí)證研究 [J].管理世界，2016，（10）.

[8]劉詩(shī)源，林志帆，冷志鵬.稅收激勵(lì)提高企業(yè)創(chuàng)新水平了嗎？——基于企業(yè)生命周期理論的檢驗(yàn) [J].經(jīng)濟(jì)研究，2020，55（6）.

[9]水會(huì)莉，韓慶蘭.融資約束、稅收激勵(lì)與企業(yè)研發(fā)投入——來(lái)自中國(guó)制造業(yè)上市公司的證據(jù) [J].科技管理研究，2016，36（7）.

[10]祝繼高，王春飛.金融危機(jī)對(duì)公司現(xiàn)金股利政策的影響研究——基于股權(quán)結(jié)構(gòu)的視角 [J].會(huì)計(jì)研究，2013，（2）.

[11]程子健，張俊瑞.交叉上市、股權(quán)性質(zhì)與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平政策——基于傾向得分匹配法（PSM）的分析 [J].會(huì)計(jì)研究，2015，（7）.

[12]Easterbrook F H. 1984. Two Agency-Cost Explanation of Dividends [J].American Economic Review，74（4）.

[13]呂長(zhǎng)江，周縣華.公司治理結(jié)構(gòu)與股利分配動(dòng)機(jī)——基于代理成本和利益侵占的分析 [J].南開(kāi)管理評(píng)論，2005，（3）.

[14]鄒小芃，陳雪潔.控制權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)分離下的公司治理研究 [J].浙江學(xué)刊，2003，（3）.

[15]蔡宏波，宋研霏，馬紅旗.城市商業(yè)銀行設(shè)立與僵尸企業(yè)的形成 [J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2020，（9）.

[16]吳曉暉，葉瑛.市場(chǎng)化進(jìn)程、資源獲取與創(chuàng)業(yè)企業(yè)績(jī)效——來(lái)自中國(guó)工業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù) [J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2009，（5）.

[17]方軍雄.市場(chǎng)化進(jìn)程與資本配置效率的改善 [J].經(jīng)濟(jì)研究，2006，（5）.

[18]Myers S C，Majluf N S. 1984. Corporate Financing and Investment Decisions when Firms have Information that Investors do not have [J].Journal of Financial Economics，13（2）.

[19]Qian J，Strahan P E. 2007. How Laws and Institutions Shape Financial Contracts：The Case of Bank Loans [J].The Journal of Finance，62（6）.

[20]Smith C W，Watts R L. 1992. The Investment Opportunity Set and Corporate Financing，Dividend，and Compensation Policies [J].Journal of financial Economics，32（3）.

[21]Fama E F，F(xiàn)rench K R. 2001. Disappearing Dividends：Changing Firm Characteristics or Lower Propensity to Pay？ [J]Journal of Financial Economics，60（1）.

[22]呂纖，羅琦.現(xiàn)金股利迎合能力的影響因素 [J].管理科學(xué)，2019，32（3）.

[23]付文林，趙永輝.稅收激勵(lì)、現(xiàn)金流與企業(yè)投資結(jié)構(gòu)偏向 [J].經(jīng)濟(jì)研究，2014，49（5）.

[24]程曦，蔡秀云.稅收政策對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的激勵(lì)效應(yīng)——基于異質(zhì)性企業(yè)的實(shí)證分析 [J].中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2017，（6）.

[25]Hadlock C J，Pierce J R. 2010. New Evidence on Measuring Financial Constraints：Moving Beyond the KZ Index [J].Review of Financial Studies，23（5）.

[26]李昊楠.預(yù)繳退稅、融資約束與納稅遵從 [J].財(cái)經(jīng)研究，2020，46（9）.

[27]楊興全，張麗平，吳昊旻.市場(chǎng)化進(jìn)程、管理層權(quán)力與公司現(xiàn)金持有 [J].南開(kāi)管理評(píng)論，2014，17（2）.

[28]竇歡，陸正飛.大股東代理問(wèn)題與上市公司的盈余持續(xù)性 [J].會(huì)計(jì)研究，2017，（5）.

[29] 蔡慶豐，江逸舟.公司地理位置影響其現(xiàn)金股利政策嗎？ [J].財(cái)經(jīng)研究，2013，39（7）.

[30]張路，羅婷，岳衡.超募資金投向、股權(quán)結(jié)構(gòu)與現(xiàn)金股利政策 [J].金融研究，2015，（11）.

[31]杜興強(qiáng)，譚雪.國(guó)際化董事會(huì)、分析師關(guān)注與現(xiàn)金股利分配 [J].金融研究，2017，（8）.

[32]謝知非.雙重迎合與現(xiàn)金股利平穩(wěn)性——基于中國(guó)A股上市公司的實(shí)證研究 [J].會(huì)計(jì)研究，2019，（11）.

[33]唐瑋，夏曉雪，姜付秀.控股股東股權(quán)質(zhì)押與公司融資約束 [J].會(huì)計(jì)研究，2019，（6）.

[34]Chay J B，Suh J. 2009. Payout Policy and Cash-flow Uncertainty [J].Journal of Financial Economics，93（1）.

[35]婁芳，李玉博，原紅旗.新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則對(duì)現(xiàn)金股利和會(huì)計(jì)盈余關(guān)系影響的研究 [J].管理世界，2010，（1）.