深化增值稅改革的市場反應及影響因素

曹越 周佳

摘?要：運用事件研究法和多元回歸法考察 “深化增值稅改革”（2018年3月28日國務院常務會議）的市場反應及其影響因素。結果表明：盡管中美“貿易戰”對股市產生了較大的負面影響，但投資者仍將“深化增值稅改革”視為利好消息，且試點行業的市場反應都顯著為正。從市場反應影響因素來看，研發支出越多、融資約束越強的公司市場反應更好。此外，進一步細分公司特征發現，高稅收敏感度和高產品市場競爭程度的公司市場反應更加積極，存在超額雇傭且研發支出較高以及不存在超額雇傭但融資約束較高的公司市場反應也更加積極。

關鍵詞：深化增值稅改革;市場反應;研發支出;融資約束

中圖分類號：F812.42????文獻標識碼：A????文章編號：1003-7217（2019）05-0075-10

一、引?言

在“營改增”的基礎上，為了支持制造業、小微企業等實體經濟發展，持續為市場主體減負，李克強總理2018年3月28日主持召開了國務院常務會議，作出了“深化增值稅改革”的重大戰略部署。會議決定從2018年5月1日起：一是將制造業等行業增值稅稅率從17%降至16%，將交通運輸、建筑、基礎電信服務等行業及農產品等貨物的增值稅稅率從11%降至10%;二是統一增值稅小規模納稅人標準，將工業企業和商業企業小規模納稅人的年銷售額標準分別由50萬元和80萬元上調至500萬元，并在一定期限內允許已登記為一般納稅人的公司轉登記為小規模納稅人，讓更多公司享受按較低征收率計稅的優惠;三是對裝備制造等先進制造業、研發等現代服務業符合條件的公司和電網公司在一定時期內未抵扣完的進項稅額予以一次性退還。那么，“深化增值稅改革”的市場反應如何？產生市場反應的影響因素有哪些？這是理論界和實務界亟待研究和關注的重要課題，也是本文選題的重要依據。

現有針對增值稅改革的文獻主要從宏觀、中觀和微觀三個層次展開：一是宏觀層面，側重研究增值稅改革的政策效應以及對增值稅稅收中性設計的影響。研究發現，中國的增值稅轉型（由生產型轉為消費型）對GDP的刺激較小但卻可能引起較高的新增失業率 [1]，其減稅效應可以在短期內提高總需求、長期內改善供給效率 [2-3]。增值稅有效稅率的多檔設計將導致效率損失 [4]，但增值稅稅率的降低可以有效促進GDP增長、減小通貨膨脹壓力和提高人民生活水平 [5]。整體而言，我國的稅制改革提高了資本市場的資源配置效率 [6]。二是中觀層面，現有研究涉及增值稅轉型后對裝備、石化、農產品加工、采掘和電力行業投資水平的影響 [7]，上海現代服務業增值稅改革影響的測算及效應評估 [8]以及增值稅“擴圍”推廣到全國后工業和服務業平均稅負的變動 [9]。三是微觀層面，主要側重研究增值稅轉型和“營改增”對公司的影響。有研究發現，東北地區的增值稅轉型試點顯著提高了公司勞動力雇傭水平 [10];推廣到全國后，增值稅轉型可以鼓勵公司創新、加快技術改造、促進固定資產投資以及提高資本勞動比和生產率 [11，12]，同時減少了負債占比、降低了融資成本和緩解了經營風險 [13]。“營改增”方面主要側重關注“營改增”對公司流轉稅稅負、所得稅稅負、股價波動、公司投資、勞動雇傭、研發行為和財務業績的影響[14-18]。

上述文獻為本文的研究奠定了重要基礎，但有關“增值稅改革”的經驗文獻有待進一步推進：一是拓寬研究范圍。現有關于增值稅改革的文獻大多是研究稅制變革帶來的影響，例如增值稅轉型（從生產型增值稅轉向消費型增值稅）和逐步擴大“營改增”試點范圍的政策效應，側重檢驗增加增值稅進項稅額抵扣范圍的政策效應。鮮有學者關注增值稅全面推行后稅制優化（降低增值稅稅率、規范小規模納稅人標準等）的政策效應。二是關注“深化增值稅改革”的微觀政策效應。現有文獻側重關注增值稅改革對公司生產經營活動、投融資決策以及稅負變化的影響，并未涉及“深化增值稅改革”的市場反應及其影響因素。

為此，本文以“深化增值稅改革”（2018年3月28日國務院常務會議決定）為背景，利用事件研究法考察“深化增值稅改革”政策給A股市場及試點行業帶來的市場反應，即檢驗投資者是否看好“深化增值稅改革”這一政策，資本市場是否認可“深化增值稅改革”可以提升公司價值;從研發支出和融資約束兩個方面進一步細化分析“深化增值稅改革”引起市場反應變化的差異性，并從稅收敏感度、超額雇傭和產品市場競爭程度三個維度來探尋“深化增值稅改革”市場反應的影響因素，即發掘擁有哪些特質的公司，“深化增值稅改革”的市場反應更強烈。以期豐富國內外增值稅改革市場反應的相關研究，為評價“深化增值稅改革”的政策效應提供借鑒。

二、理論分析與研究假設

稅收政策對公司價值的影響程度體現了政策自身的效果 [19]。針對“深化增值稅改革”的新政策，公司能否根據自身特質采取變更合同簽訂方式、在地域或產業上合理布局生產資源和變革業務流程等戰略決策來實現價值最大化目標，在很大程度上決定了公司的長遠發展。

經濟合作與發展組織（2018）總結這次“深化增值稅改革”的特點有：一是改革優化了增值稅結構和稅率，統一了小規模納稅人標準以及擴大了留抵退稅范圍，從而提高了增值稅稅制的運行效率，體現了稅收公平與中性原則;二是預期市場主體減稅效果良好，這將提振公司發展信心，從而撬動中國經濟的內在發展動能，推動中國產業轉型升級，為中國經濟的持續發展奠定基礎;三是終端消費者共享改革紅利，增值稅稅率下調會降低產品售價，增加消費，進而刺激市場需求，擴大公司規模和市場份額，實現供需兩端雙贏;四是促進小微企業發展，優化營商環境，助力經濟高質量發展。可見，“深化增值稅改革”可以進一步減輕公司稅收負擔，推動新動能成長和產業升級，拉動國內市場消費需求，促進經濟長遠健康發展。可以預期，理性的投資者們可以接收到這一訊息，并及時做出積極反應。但是，稅率結構的復雜性、人工成本的不斷增加和無法抵扣（如服務業蓬勃發展引發的勞動力投入增加卻沒有對應的進項稅額可抵扣）也可能會影響投資者對“深化增值稅改革”的評價;同時，增值稅多檔稅率削弱了稅收中性，稅率差異不僅會導致效率損失 [4]，也會增加公司納稅籌劃難度和組織流程調整成本。因此，投資者們也可能對“深化增值稅改革”持觀望態度。 “深化增值稅改革”至少可以向市場參與者傳遞出如下信號：（1）通過最直接的降低稅率的減稅措施，“深化增值稅改革”能夠減輕公司稅收負擔，增強公司活力。根據測算，此次稅率下調1%，預計全年可為市場主體減稅4000億元。（2）“深化增值稅改革”將直接減少增值稅及其附加、增加利潤總額，節省的現金流和增加的利潤可以用來擴大再生產，從而增加公司價值。這種切實獲得的利益有助于改善公司業績。

因此，投資者作為理性經濟人會視“深化增值稅改革”為利好消息，資本市場將出現顯著為正的市場反應。據此，提出研究假設1：

H1?在“深化增值稅改革”政策頒布期間，資本市場會出現顯著正向的市場反應，且試點行業市場反應均表現積極。

影響“深化增值稅改革”市場反應的因素可能有以下兩個方面：

1.深化增值稅改革與研發支出。稅收政策尤其是稅率變化會直接影響公司的研發支出 [19，20]。因此，“深化增值稅改革”通過降低稅率鼓勵公司創新研發，能讓實體經濟公司有更充裕的流動資金投入到研發項目中。但是，公司研發支出的多少決定了改革紅利的大小，這可能決定了市場反應存在差異。具體原因如下：一是研發支出的多少會影響公司非債務稅盾的大小，從而影響公司價值。《公司研究開發費用稅前扣除管理辦法（試行）》（國稅發[2008]116號）規定：“研發費用計入當期損益未形成無形資產的，允許再按其當年研發費用實際發生額的50%直接抵扣當年的應納稅所得額;研發費用形成無形資產的，按照該無形資產成本的150%在稅前攤銷”。因此，研發支出較多的公司，稅盾效應較大，所得稅抵扣額更高，從而公司價值增加更多。二是研發支出多少不同的公司，對于改革紅利的用途也不同。“深化增值稅改革”直接降低公司稅負，為公司留下更多的自用資金用于研發支出。對于研發支出較多的公司而言，公司可以將節省的現金開支用于研發，增加研發成功的可能性，從而獲取投資者和市場的更加積極的評價。對于研發支出較少的公司而言，“深化增值稅改革”節省的現金流可能用于管理層私利，可能用于增加研發投入，也可能用來應付短期盈余報告壓力 [21]，從而難以獲得投資者和市場的確定性評價。Han 和 Manry（2004）[22]利用韓國數據實證發現，研發投入水平對股價有顯著的正向影響。據此，提出研究假設2：

H2?在“深化增值稅改革”政策頒布期間，公司研發支出多少將導致市場反應出現差異，即研發支出越多的公司其市場反應更加積極。

2.深化增值稅改革與融資約束。融資約束的強弱也會影響到公司資本結構以及利益相關者的決策行為，進而作用于公司的經營業績和公司價值。羅宏和陳麗霖（2012） 研究發現，存在融資約束問題的公司在增值稅轉型后，內部積累增加，外部融資成本減少，在一定程度上緩解了公司融資約束[23]。因此，可以合理推斷，“深化增值稅改革”能夠緩解公司融資約束問題，并產生積極的市場反應。具體理由如下：第一，“深化增值稅改革”降低稅率，直接增加了公司當期的可自由支配收入，緩解了公司融資約束，彌補了資金缺口，有利于公司擴大生產，增加公司價值;第二，根據信號傳遞理論，“深化增值稅改革”無論從公司內部積累增加還是在宏觀政策層面，都向外部投資者傳遞了正面信號，讓外界認為公司的生產經營活動受到政府的認可或支持，從而看好公司未來長期發展。“深化增值稅改革”對融資約束程度不同的公司也會產生不同程度的影響：（1）“深化增值稅改革”對融資約束較強公司的緩解作用比融資約束程度較弱的公司更加明顯，融資約束較強公司也往往具有相對較高的資源優化配置能力，公司財務靈活性會更高。因此，公司很可能將這筆改革紅利用于生產性投資方面，從而通過提升業績水平來獲得投資者和市場更高的評價 [24]。（2）當公司面臨的融資約束較弱時，公司即使沒有現金儲備也可以利用外源融資進行投資，“深化增值稅改革”節省的現金流更可能用于管理層的在職消費等分配性努力方面。因此，投資者和市場可能難以判斷“深化增值稅改革”對公司價值的影響 [25]。據此，提出研究假設3：

H3?在“深化增值稅改革”政策頒布期間，公司融資約束強弱將導致市場反應出現差異，即融資約束越強的公司其市場反應更加積極。

三、研究設計

（一）研究方法

本文采用事件研究法和多元回歸法，首先以2018年3月28日國務院常務會議確定“深化增值稅改革”措施為事件日，用窗口[-t， t]內的累計超額收益率反映“深化增值稅改革”的市場反應。然后，從研發支出和融資約束兩個方面建立多元回歸模型分析累計超額收益率的影響因素。

1.事件研究法。事件研究法用于檢驗股價是否會因為市場上某一事件的發生而波動并產生異常報酬率，進而評價股價的波動與該事件是否相關。本文通過事件研究法來考察“深化增值稅改革”頒布期間的短期市場反應。具體步驟如下：（1）時間窗口的選擇。國內外文獻中對于事件日的選擇并沒有統一的標準。Kothari和 Warner（2007）[26]把事件窗口的研究分為檢驗市場有效性或公司業績的長事件窗口研究和檢驗某一事件公告反應的短事件窗口的研究。對于短事件窗口研究，事件窗口長度的設定從[-10，+10]前后共21天至[-1，+1]前后共3天不等。綜上，本文以2018年3月28日為事件日，選取[-130， -6]為估計期，[-5，+5]為事件期。（2）估計正常報酬率。估計正常收益率有均值模型、市場模型（又稱風險調整模型）與Fama-French三因子模型。其中，均值模型常用于股價與市場行情相關度較低的情況，但在中國這樣一個新興市場國家，股價波動跟隨大盤同漲同跌的現象遠高于發達市場國家[27]，市場因素對于股票價值影響較大，于是扣除市場因素的均值模型不適用。經驗研究表明，在多數情況下，相對于市場模型而言，采用多因子模型并不能顯著降低超額收益率的方差。因為除了市場組合收益外，新加入的因子對證券收益的解釋能力往往非常有限。因此，采用市場模型。對于市場收益率，采用滬深300指數。（3）計算日平均超額收益率。（4）計算事件期內的累計超額收益率。

2.多元回歸法。基于“深化增值稅改革”的市場反應，根據公司特征從研發支出和融資約束兩個方面建立多元回歸模型分析累計超額收益率（CAR）的影響因素，模型如下：

被解釋變量CAR_id是事件研究法中時間窗口內計算的上市公司股票的累計超額收益率，解釋變量是研發支出（RD）和融資約束（WW）;分組變量包括超額雇傭（Overlab）、稅收敏感度（Ts）和產品市場競爭程度（EI）;控制變量包括公司規模（Size）、財務杠桿（Lev）、盈利能力（Mpg）、成長能力（Growth）、市場風險（Beta）、機構投資者（Ins）和行業（Ind）;ε代表殘差。

（二）變量定義與度量

1.累計超額收益率。按照上文分析，以2018年3月28日為事件日，選取[-130，-6]為估計期，[-5，+5]為事件期。估計正常報酬率時，采用市場模型即：Rit=αi+βiRmt+ε。其中，Rit為估計期的個股回報率，Rmt為市場回報率，此處為滬深300指數，通過回歸得到每支股票αi和βi，將事件期的市場回報率代入即可求得股票的期望報酬率。然后，計算異常報酬率ARit：ARit=Rit-it。同時，計算市場整體的日平均異常報酬率AAR：AARt=1N∑Ni=1ARit。進一步計算樣本在事件期[-5，+5]之間的累計超額收益率：CAR_idt=∑t0t=-t0ARit。最后，計算市場整體的累計超額收益率CAR：CAR=∑t0t=-t0AARt。

2.研發支出。借鑒Gentry和Shen（2013）[28]的做法，采用研發投入與營業收入之比衡量研發支出（RD）。然后按中位數分組，高于中位數則設為研發支出多組;反之，為研發支出少組。在穩健性檢驗中，用“研發投入與年初總資產之比”對研發支出進行替換。

3.融資約束。采用Whited和Wu（2006）[29]構建的融資約束指數即WW指數來衡量公司面臨的融資約束，WW指數的計算公式如下：

其中，CFit等于公司i第t年經營活動現金流除以總資產;DIVPOSit是公司i第t年是否支付現金股利的啞變量，若有則取值為1，否則為0;TLTDit等于公司i第t年長期負債除以總資產;LNTAit為公司i第t年總資產的自然對數;ISGit和SGit分別為公司i第t年所在行業與公司的銷售增長率，其中行業劃分采用證監會2012年行業代碼進行分類。對融資約束（WW）按中位數分組，高于中位數則設為融資約束強組;反之，為融資約束弱組。在穩健性檢驗中，采用黃繼承和姜付秀（2015）[30]構建的WW指數進行替換。

其中，TLTDit等于公司i第t年長期負債除以總資產;DIVPOSit是公司i第t年支付的現金股利;SIZEit為公司i第t年總資產的自然對數;CASHit是公司i第t年的現金持有率;ISGit為公司i第t年所在行業銷售增長率;ITLTDit等于公司i第t年所在行業長期負債除以總資產;SOEit是公司i第t年是否為民營公司的啞變量，若公司是民營公司則取值為1，否則為0;SOPit是公司i第t年的兩權分離度，用上市公司實際控制人擁有的控制權比例減去所有權比例來計算。行業劃分采用證監會2012年行業代碼進行分類。

4.稅收敏感度。稅收敏感度是指公司對政府可征稅收和各項稅收優惠政策的反應程度。借鑒周振華（2013）[31]的做法，用整體稅收敏感度來衡量公司稅收敏感度：TS=ΔNP/ΔT。其中，ΔNP為凈利潤變化率，ΔT為實際稅負變化率（此處為整體稅負變化率）。然后按中位數分組，高于中位數TS取1，反之取0。

5.超額雇傭。借鑒曹書軍（2009）[32]的方法，利用Cobb-Douglas生產函數計算公司是否存在超額雇傭：Yit=AitLαitKβitEit。其中i為公司樣本，t為年份，Y表示產出，用主營業務收入度量;K表示資本投入，用固定資產凈值度量;L衡量勞動力水平，用現金流量表中“支付給職工以及為職工支付的現金”一欄表示;E為省份設置虛擬變量。通過對數變換計算出it，最終計算出超額雇用變量即：Overlab=Lit/it。Overlab>1表示存在超額雇傭;反之，則表示不存在超額雇傭。

6.產品市場競爭程度。借鑒張傳財和陳漢文（2017）[33]的做法，采用反映市場集中度的綜合指標熵指數（EI）來度量公司所在行業的產品市場競爭程度：EI=∑nf=1Sflog（1/Sf），其中，Sf為公司f的市場份額（銷售額在同行業銷售額所占的比重），n為上市公司數量。熵指數越大，表示產業集聚水平越低，意味著行業的競爭程度越激烈。

7.其他控制變量。本文控制了上市公司規模（Size）、資產負債率（Lev）、盈利能力（Mpg）、成長能力（Growth）、市場風險（Beta）等變量，并引入行業（Ind）、機構投資者持股比例（Ins）對累計超額收益率影響因素予以控制。具體變量定義如表1所述。

（三）數據來源和樣本選擇

本文初始研究樣本為全部A股共3434家，剔除ST與*ST公司以及窗口期內數據不完整的樣本，并經過篩選，最終獲得1609個有效樣本①。本文涉及的相關財務數據為2016年和2017年年報數據，個股回報率與2016、2017年財務數據來源于CSMAR數據庫;Beta值來源于Wind數據庫;滬深300指數來源于網易（Net Ease）。同時，為了控制異常值的影響，各連續型變量均按1%分位數和99%分位數進行縮尾處理。

四、實證結果與分析

（一）變量描述性統計及相關系數分析

未報告的連續變量的描述性統計結果顯示，累計超額收益率（CAR_id）的均值為0.0516，中位數為0.0429，據此可初步判斷：在“深化增值稅改革”發布期間，事件窗口內上市公司總體的累計超額收益率為正。研發支出（RD）最小值為0.03，最大值為25.44，標準差為4.493，說明各公司之間研發支出差異較大。從標準差看，樣本公司之間的企業規模（Size）和機構投資者持股比例（Ins）有較大差異。

未報告的相關系數分析顯示：各公司累計超額收益率（CAR_id）與研發支出（RD）和融資約束（WW）及除成長能力（Growth）之外的控制變量的相關系數均在1%的置信水平顯著。這在一定程度上說明本文選取的變量具有較好的代表性。此外，上市公司規模（Size）、資產負債率（Lev）、融資約束（WW）三者存在較強的共線性問題，本文采用中心化處理予以控制。

（二）深化增值稅改革政策的市場反應

1.全樣本及行業分樣本分析。表2、圖1和圖2是“深化增值稅改革”發布期間市場反應的整體走勢，以及按行業分類子樣本在“深化增值稅改革”頒布期間[-5，+5]的累計超額收益率走勢。結合表2和圖1來看，“深化增值稅改革”政策頒布前，累計超額收益率在小幅上升后急劇下降到最低點（DATE=-3日的AAR顯著為負，為-3.55%），隨后再迅速回升并持續走高。DATE=-3日為2018年3月23日，當天凌晨，美國總統特朗普正式簽署了制裁所謂針對中國“經濟侵略行為”的總統備忘錄，說明“貿易戰”造成了股市波動，大多數投資者視其為利空消息。隨后DATE=-2和DATE=-3的累計超額收益率開始呈現出直線式的迅速上升趨勢，并回升至“貿易戰”前的水平，說明投資者對于貿易戰的過度反應得到了調整，且“深化增值稅改革”政策頒布的消息可能已經泄露，部分投資者提前獲悉。事件日后連續三個交易日的平均異常報酬率顯著為正，說明投資者看好“深化增值稅改革”，但是在隨后的兩個交易日AAR顯著為負，說明投資者對先前過高的預期做了一定程度的反向修正。通過圖1呈波折上升趨勢的累計超額收益率曲線可以看出，即使“貿易戰”對股市產生了很大的負面影響，投資者仍將頒布“深化增值稅改革”措施視為對全行業股價的利好消息。頒布日的平均異常報酬率為0.89%（P<0.01），僅為前一個交易日的38.86%，且頒布日后DATE=1的平均異常報酬率也僅為0.25%（P<0.01），在DATE=2才有較大幅度的上升。原因可能是存在信息提前泄露的情況， “深化增值稅改革”的信息在[-3， 0]區間可能已被部分消化，之后投資者對“深化增值稅改革”事件的反應趨于逐步下降。頒布日的的累計超額收益率為2.66%，之后上升到5.39%最高點之后又回落至4.86%，說明“深化增值稅改革”這一消息逐步被市場消化并高度看好。上述結果支持了H1，即在“深化增值稅改革”政策頒布期間資本市場出現了顯著正向的市場反應。

圖2報告了“深化增值稅改革”中最具代表性行業在政策頒布期間的累計超額收益率（CAR）走勢。其中，制造業增值稅稅率從17%降到16%，建筑業、農產品的增值稅稅率從11%降到10%，現代服務業在一定時期內未抵扣完的進項稅額予以一次性退還。可以直觀發現，除農產品行業一直呈平緩上升趨勢外，其余試點行業的累計超額收益率曲線與圖1的全樣本曲線相似。未報告的“分行業窗口期AAR與CAR變動趨勢”結果顯示：現代服務業的市場反應最積極，累計超額收益率從2.35%上升至政策頒布日的5.53%，并持續走高至DATE=4日達到最大值8.07%。制造業和建筑業的市場反應幾乎相同，均從1%左右持續上升至5.2%左右。可見，“深化增值稅改革”在試點行業中均存在積極的市場反應（T值均在5%的置信水平顯著為正），且制造業、建筑業和現代服務業都受到貿易戰的影響，在事件日前第三個交易日，AAR都顯著為負。制造業受影響最大，當日累計超額收益率為-3.09%，其次是現代服務業為-2.79%，最后是建筑業-2.44%。可能的原因是，隨著中國制造業的升級，電子消費產品、機械工程產品等重資產型產品對美出口也大幅增加。在此背景下，貿易戰必然會對中國制造業帶來重大的影響。而服務業、建筑業的國內需求依然強勁，

對貿易戰的市場反應相對較弱。然而農產品行業在貿易戰的影響下，平均異常報酬率不降反升，可能的原因是我國對美國進口的部分農產品、豬肉及制品加收25%的關稅，這對國內農產品上市公司來說反而是一大利好消息。在深化增值稅改革政策頒布日同樣地，隨著時間的推移，“深化增值稅改革”措施頒布的消息逐漸被代表行業消化，在事件日后第四天起，累計超額收益率出現小幅度回落。上述結果進一步支持了H1，即在“深化增值稅改革”政策頒布期間試點行業市場反應均表現積極。

2.研發支出分樣本。從圖3可以看出，在“貿易戰”的影響下，研發支出多、少兩組的累計超額收益率（CAR）不分上下，在“深化增值稅改革”政策頒布后，兩組的累積超額收益率隨時間顯著上升，但研發支出多組的上升幅度明顯大于研發支出少組。具體而言，在窗口期[-5， +5]內的累計超額收益率：研發支出多組為5.23%，而研發支出少組為4.14%。結合表3可知，整體而言，具有研發支出的公司，其窗口期內的市場反應都顯著為正，但研發支出多組公司的市場反應比研發支出少組公司的市場反應更加積極。這一結果也直接驗證了H2，即在“深化增值稅改革”政策頒布期間，公司研發支出的多少將導致市場反應出現差異，即研發支出越多的公司，其市場反應更加積極。

3.融資約束分樣本。圖4刻畫了融資約束強組和融資約束弱組的累計超額收益率（CAR）的波動趨勢。結果顯示，具有融資約束的公司，無論約束強弱都受到了“貿易戰”的影響，在DATE=3時，累計超額收益率達到最低點，隨后在“深化增值稅改革”政策頒布期間，累計超額收益率持續上升，但融資約束強組的上升幅度明顯大于融資約束弱組。表4的結果進一步顯示，融資約束強組公司的市場反應積極性顯著高于融資約束弱組。即就事件期的累計超額收益率而言，融資約束強組（弱組）公司從DATE=-5的0.1%（-0.30%）增長至DATE=5的6.52%（3.04%）。這一結果也直接驗證了H3，說明在“深化增值稅改革”政策頒布期間，公司融資約束強弱將導致市場反應出現差異，即融資約束越強的公司，其市場反映更加積極。

（三）深化增值稅改革市場反應的影響因素

1.研究假設的實證檢驗。表5第（1）列報告了“深化增值稅改革”市場反應影響因素的全樣本回歸結果。結果顯示，公司研發支出與累計超額收益率在1%的置信水平顯著正相關，且公司融資約束與累計超額收益率在5%的置信水平顯著正相關。這與前文相關系數的統計結果一致，表明在進一步控制其他變量的情況下，公司研發支出越多，其累計超額收益率越高;公司融資約束越強，市場反應越積極。上述結果支持了H2、H3，說明研發支出和融資約束是引起“深化增值稅改革”市場反應發生變化的重要因素。

2.進一步分析。為了獲得更深入的經驗證據，本文進一步從稅收敏感度、超額雇傭和產品市場競爭程度三個維度對累計超額收益率進行多元回歸分析。

（1）稅收敏感度。稅制改革會影響公司績效，但其影響程度受制于稅收敏感度的高低。稅收敏感度是衡量公司在受到稅收政策沖擊下，迅速制定或調整自身發展戰略的能力。稅收敏感度不同的公司面對“深化增值稅改革”的反應程度不同：稅收敏感度高的公司較容易受稅收政策影響，能夠及時針對稅收政策改革做出反應，更快更好地制定出適合公司自身的新發展戰略，充分消化吸收減稅紅利，提升公司價值，從而贏得投資者和市場的青睞;對于稅收敏感度低的公司而言，無法在第一時間根據“深化增值稅改革”的政策涵義來調整公司戰略決策、經營活動與業務流程，進而難以獲取該政策帶來的紅利，也就很難獲得投資者和市場的肯定性評價。據此，稅收敏感度高的公司可能具有更高的累計超額收益率。分組回歸結果如表5第（2）（3）列所示。結果顯示：在稅收敏感度高組（Ts=1），公司研發支出和融資約束與累計超額收益率正相關，分別在1%和5%置信水平顯著;在稅收敏感度低組（Ts=0），公司研發支出和融資約束與累計超額收益率正相關但不顯著。說明在“深化增值稅改革”政策頒布期間，與稅收敏感度低的公司相比，稅收敏感度高的公司具有更高的累計超額收益率。

（2）超額雇傭。“深化增值稅改革”不僅可以減輕公司稅收負擔，增強公司活力，還承載著促進就業、穩定經濟發展的重擔。那么，“深化增值稅改革”對存在或不存在人力資源冗余的公司會產生什么影響呢？“深化增值稅改革”帶來的改革紅利可以幫助存在冗員的公司提升現有資源的利用水平、增強短期市場擴張和增加公司價值 [34]。但是，存在冗員的公司其人工成本更高，而人工成本暫未納入增值稅抵扣范圍，沒有增值稅稅盾效應，這反而可能會增加公司增值稅負擔，降低公司價值。另一方面，不存在人力資源冗余的公司可以容納更多的剩余勞動力，從而有助于實現“深化增值稅改革”促進就業的政策目標;但是人力成本增加因為不能進項抵扣也會增加公司增值稅稅負，減損公司價值。因此，尚不明確“深化增值稅改革”對公司冗員與否的影響。是否存在超額雇傭對“深化增值稅改革”市場反應的影響回歸結果見表5第（4）（5）列。結果顯示：存在超額雇傭的公司（Overlab=1），研發支出與累計超額收益率在1%的置信水平顯著正相關，盡管融資約束與累計超額收益率正相關但不顯著;不存在超額雇傭的公司（Overlab=0），融資約束與累計超額收益率在5%的置信水平顯著正相關，盡管研發支出與累計超額收益率正相關但不顯著。上述結果說明，在“深化增值稅改革”政策頒布期間，存在超額雇傭的公司研發支出越高，累計超額收益率越高;不存在超額雇傭的公司融資約束越高，累計超額收益率越高。可能的原因是：一方面，如果公司存在超額雇傭，則無法響應政府積極的就業政策，但可以利用“深化增值稅改革”的契機加大創新研發投入，從而提升公司價值。因此，對于存在超額雇傭且研發支出越高的公司來說，市場反應會更加積極。另一方面，如果公司不存在超額雇傭，則可以通過吸收剩余勞動力響應政府促進就業的政策，從而獲得政府補貼或切實享受“深化增值稅改革”的各項政策，緩解外部融資約束，這可以向外界釋放利好信息，進而獲得投資者的積極評價。因此，不存在超額雇傭但融資約束問題嚴重的公司的累計超額報酬率會更高。

（3）產品市場競爭程度。產品市場競爭是一個重要的外部因素，不僅對公司生產經營決策和公司治理方面具有重要影響，還會影響公司的股票收益 [35]。“深化增值稅改革”的短期效應是給公司減稅減負，長期效應是促進產業結構優化，構建良好的營商環境。因此，“深化增值稅改革”的市場反應很可能因產品市場競爭程度的不同而有所差異。公司面對新推出的“深化增值稅改革”政策時，必須充分考慮其所面臨的產品市場競爭程度，并結合自身特質來制定出合適的戰略計劃，及時調整適應競爭激烈和變化多端的環境，從而實現公司目標、提升公司價值。公司的產品市場競爭程度越高，其管理層機會主義行為越少，管理層工作更加努力，從而有利于公司業績提高也更容易獲得投資者和市場的積極評價;而產品市場競爭程度較低的公司，往往獲得某種壟斷優勢，為了隱藏利潤或降低社會關注，信息披露的透明度降低，容易產生在職消費等代理成本，投資者和市場難以準確評價對公司未來業績的影響。因此，產品市場競爭較強公司的累計超額收益率也應該更高。產品市場競爭程度對“深化增值稅改革”市場反應的影響回歸結果見表5第（6）（7）列。結果顯示：產品市場競爭程度高組（EI=1）公司的研發支出和融資約束均與累計超額收益率在1%的置信水平顯著正相關;產品市場競爭程度低組（EI=0）公司的研發支出和融資約束均與累計超額收益率之間不存在顯著的統計關系。上述結果表明，在“深化增值稅改革”政策頒布期間，產品市場競爭程度高的公司，其累計超額收益率更高。

（四）穩健性檢驗

本文在穩健性檢驗中將窗口期調整為[-3，+3]，用“研發支出與年初總資產之比”替換研發支出自變量;同時，利用黃繼承和姜付秀（2015）[30]構建的WW指數替換融資約束自變量。最后，將連續型變量分別Winsorize5%和10%。未報告的回歸結果顯示：研發支出（RD）與累計超額收益率（CAR）正相關且在1%置信水平顯著，融資約束（WW）與累計超額收益率（CAR）正相關且在5%置信水平顯著。上述結果分別支持了H2和H3，與前文保持一致。表明本文結果具有較好的穩健性。

五、研究結論及未來研究方向

以上研究顯示：（1）市場認同“深化增值稅改革”能夠提升公司價值，即投資者將試點行業的“深化增值稅改革”措施視為利好消息，產生了顯著為正的累計超額收益率。（2）研發支出和融資約束強度不同的公司，對“深化增值稅改革”的市場反應也有差異：研發支出越多、融資約束越強的公司，其累計超額收益率越高。（3）高稅收敏感度公司能夠及時對“深化增值稅改革”政策做出反應，市場反應要高于低稅收敏感度組。（4）“深化增值稅政策”頒布期間，存在超額雇傭的公司，研發支出越高，累計超額收益率就越高;不存在超額雇傭的公司，融資約束越高，累計超額收益率也越高。（5）產品市場競爭程度高低也會影響“深化增值稅改革”頒布期間公司的累計超額收益率：產品市場競爭程度越高的公司累計超額收益率也越高。上述結論表明，“深化增值稅改革”在資本市場中得到了投資者的認可，不同特質的公司其市場反應也不同。

本文從研發支出和融資約束兩個角度分析了“深化增值稅改革”對公司價值的影響及其作用機制。未來的研究可從公司創新、治理、戰略等維度深入探討“深化增值稅改革”影響公司價值的內在動因。值得注意的是，2018年政府工作報告明確按照“三檔并兩檔”的要求簡化增值稅稅率結構，但考慮到改革的承受力，“深化增值稅改革”的措施并未減少稅率的檔次。當前，美國稅改2.0版強調稅法要保持彈性，以應對全球稅收競爭;同時，我國經濟下行壓力加大。財政部表示，2019年我國將實施更大規模的“減稅降費”措施，繼續深入推進“深化增值稅改革”，減少稅率的檔次。增值稅稅率檔次減少的市場反應以及對經濟效率的提升作用是值得學者關注的重大問題。

注釋：

① ??篩選程序如下：（1）剔除ST和*ST公司共74家;（2）剔除窗口期內回報率數據不完整公司381家;（3）剔除金融保險類上市公司74家;（4）剔除主要財務數據缺失的公司1296家。

參考文獻：

[1]?陳燁，張欣，寇恩惠，等.增值稅轉型對就業負面影響的CGE模擬分析[J].經濟研究，2010，45（9）：29-42.

[2]?申廣軍，陳斌開，楊汝岱.減稅能否提振中國經濟？——基于中國增值稅改革的實證研究[J].經濟研究，2016，51（11）：70-82.

[3]?Zhai F， He J. Supply-side economics in the people's republic of China's regional context：a quantitative investigation of its VAT reform[J]. Asian Economic Papers， 2008， 7（2）：96-121.

[4]?陳曉光.增值稅有效稅率差異與效率損失——兼議對“營改增”的啟示[J].中國社會科學，2013（8）：67-84+205-206.

[5]?馮彥杰，婁峰.中國增值稅改革的宏觀經濟效應研究[J].宏觀經濟究，2018（4）：30-39.

[6]?萬華林，朱凱，陳信元.稅制改革與公司投資價值相關性[J].經濟研究，2012，47（3）：65-75.

[7]?許偉，陳斌開.稅收激勵和公司投資——基于2004-2009年增值稅轉型的自然實驗[J].管理世界，2016（5）：9-17.

[8]?何駿.上海增值稅改革對現代服務業的影響測算及效應評估[J].經濟與管理研究，2012（10）：32-40.

[9]?姜明耀.增值稅“擴圍”改革對行業稅負的影響——基于投入產出表的分析[J].中央財經大學學報，2011（2）：11-16.

[10]劉璟，袁誠.增值稅轉型改變了公司的雇傭行為嗎？——對東北增值稅轉型試點的經驗分析[J].經濟科學，2012（1）：103-114.

[11]洪凱.淺析增值稅轉型改革對公司技術創新的影響[J].中國科技論壇，2009（4）：87-91.

[12]聶輝華，方明月，李濤.增值稅轉型對公司行為和績效的影響——以東北地區為例[J].管理世界，2009（5）：17-24.

[13]張霞，畢毅.增值稅改革對公司資本結構的影響研究[J].中央財經大學學報.2013（8）：6-11.

[14]曹越，李晶.“營改增”是否降低了流轉稅稅負——來自中國上市公司的證據[J].財貿經濟，2016（11）：62-76.

[15]曹越，易冰心，胡新玉，等.“營改增”是否降低了所得稅稅負——來自中國上市公司的證據[J].審計與經濟研究，2017，32（1）：90-103.

[16]李嘉明，彭瑾，劉溢，張金若.中國營業稅改征增值稅試點政策實施效果研究[J].重慶大學學報（社會科學版），2015，21（2）：24-31.

[17]袁從帥，劉曄，王治華，等.“營改增”對企業投資、研發及勞動雇傭的影響——基于中國上市公司雙重差分模型的分析[J].中國經濟問題，2015（4）：3-13.

[18]李成，張玉霞.中國“營改增”改革的政策效應：基于雙重差分模型的檢驗[J].財政研究，2015（2）：44-49.

[19]Hanlon M， Heitzman S. A review of tax research[J]. Journal of Accounting and Economics， 2010， 50（2-3）：127-178.

[20]Berger P G. Explicit and implicit tax effects of the R&D tax credit[J]. Journal of Accounting Research， 1993，31（2）：131-171.

[21]Osma B G， Young S. R&D expenditure and earnings targets[J]. European Accounting Review， 2009， 18（1）：7-32.

[22]Han B H， Manry D. The value-relevance of R&D and advertising expenditures：Evidence from Korea[J]. The International Journal of Accounting， 2004， 39（2）：155-173.

[23]羅宏，陳麗霖.增值稅轉型對公司融資約束的影響研究[J].會計研究，2012（12）：43-49.

[24]Gamba A， Triantis A. The value of financial flexibility[J]. The Journal of Finance， 2008， 63（5）：2263-2296.

[25]Livdan D， Sapriza H， Zhang L. Financially constrained stock returns[J]. The Journal of Finance， 2009， 64（4）：1827-1862.

[26]Kothari S P， Warner J B. Econometrics of event studies[J]. Handbook of empirical corporate finance， 2007（1）：3-36.

[27]Morck R， Yeung B， Yu W. The information content of stock markets：why do emerging markets have synchronous stock price movements？ [J]. Journal of Financial Economics， 2000， 58（1）：215-260.

[28]Gentry R J， Shen W. The impacts of performance relative to analyst forecasts and analyst coverage on firm R&D intensity[J]. Strategic Management Journal， 2013， 34（1）：121-130.

[29]Whited T M， Wu G. Financial constraints risk[J]. The Review of Financial Studies， 2006， 19（2）：531-559.

[30]黃繼承，姜付秀.產品市場競爭與資本結構調整速度[J].世界經濟，2015，38（7）：99-119.

[31]周振華.營業稅改增值稅研究[M].上海：格致出版社，2013.

[32]曹書軍，劉星，傅蘊英.勞動雇傭與公司稅負：就業鼓勵抑或預算軟約束[J].中國工業經濟，2009（5）：139-149.

[33]張傳財，陳漢文.產品市場競爭、產權性質與內部控制質量[J].會計研究，2017（5）：67-74.

[34]Mishina Y， Pollock T G， Porac J F. Are more resources always better for growth？ Resource stickiness in market and product expansion[J]. Strategic Management Journal， 2004， 25（12）：1179-1197.

[35]Hou K， Robinson D T. Industry concentration and average stock returns[J]. The Journal of Finance， 2006， 61（4）：1927-1956.

（責任編輯：寧曉青）