陆勇 常琼琼
【摘 要】 税收是影响公司价值的重要因素。2012年实行的“营改增”试点使交通运输业和现代服务业税负发生变化，从而引起试点公司及同业竞争对手公司价值发生变化。文章着重探讨“营改增”对同业竞争对手上市公司价值的影响，探讨试点公司竞争对手股票市场“平均异常回报”的影响因素。研究发现，“营改增”将在试点行业引发“竞争效应”；进一步研究发现，现代服务业因“营改增”引发的竞争效应比交通运输业更加显着。研究认为，实行“营改增”能够促进试点行业发展，实现预期的税收改革目标。
【关键词】 营改增； 市场反应； 异常回报； 竞争效应
中图分类号：F230 文献标识码：A 文章编号：1004-5937（2015）18-0072-03
一、引言
2011年10月26日，国务院决定在部分地区和行业开展深化增值税制度改革试点，并逐步将征收营业税的行业改为征收增值税（简称“营改增”）。2012年1月1日起，在上海交通运输业和部分现代服务业开展首批次“营改增”试点。至2012年底，试点扩大至北京、天津、江苏、浙江、安徽、福建、湖北、广东、厦门和深圳10个省市，全年共五个批次。2013年8月1日起交通运输业和部分现代服务业的“营改增”试点在全国范围铺开。“营改增”试点是完善我国税制和深化经济体制改革的必然要求，具体包括税率、计税方式和试点期间过渡性政策安排等内容。
关于“营改增”，可以从宏观与微观、政策动因与政策后果、政府行为与企业行为等多个角度进行学术探讨。经典理论认为，“营改增”会对相关公司的税负产生影响，进而影响其价值。本文具体拟从微观角度（企业角度）研究此次“营改增”的政策后果，重点关注如下问题：同行业竞争对手公司是否作出预期的市场反应？是表现为“传染效应”还是“竞争效应”？“营改增”效应的影响因素是什幺？
二、文献回顾
由于“营改增”是我国税制建设和发展过程中特有的现象，国外罕见同类实证研究成果。国外实证税务研究主要集中在四大领域：财务会计报告所得税费用的信息含量研究，企业避税研究，税收对公司投资、资本结构和公司组织形式选择等决策的影响研究，以及税收与资产定价研究。关于税制改革的股价效应，Downs & Hendershott（1987）研究发现，美国1986年的税制改革（TRA1986）使股价上升了10%～13%，其中由于税率降低带来了3%的股价提升。
国内相关研究文献主要有：关于“营改增”的政策意义，高培勇（2012）认为，“营改增”绝非一般意义上的税制调整或税制改革举措，它预示着一场可能涉及整个财税体制和整个经济社会体制的重大变革的到来。马海涛（2012）对“营改增”试点的地位给予充分肯定，认为“营改增”不仅能为服务业及其他相关行业减轻税负，还能推动第三产业发展。关于“营改增”试点的宏观效应，宋晓亮（2012）研究发现，“营改增”后将带动GDP增长约0.5%，第三产业和生产性服务业增加值占比将分别提高0.3%和0.2%，此外还能拉动居民消费增长，促进社会投资和出口增长。关于税制改革的股价效应，王跃堂等（2009）研究发现：市场能够识别税率变化对公司价值的影响，市场对税率降低的公司给出了正面的反应。万华林等（2012）发现，增值税转型对投资价值有影响，存在投资补贴的正面效应和所得税负面效应，所得税税率越低增值税转型对投资价值的促进作用越大。
一家公司发生的“事件”对其他上市公司股价产生影响的现象称为行业效应（林小驰，2008）。由于同行业公司在产品生产或服务、技术支持、资本结构和管理模式等方面存在高度的相关性，因而同行业里一家公司（简称“事件公司”）事件的发生或者信息（合称为“事件”）的发布会对同行业的其他公司股价产生影响。根据行业里其他公司对“事件”的反应与“事件公司”对“事件”的反应是否一致，将行业效应区分为“传染效应”和“竞争效应”：当同行业其他公司对“事件”的反应与“事件公司”对“事件”的反应相一致时，称之为“传染效应”，反之称为“竞争效应”。
Otchere & Chan（2003）研究澳大利亚联邦银行（CBA）私有化对其自身和同行业竞争对手绩效的影响发现，CBA主要竞争对手对私有化反应为负。林小驰、王立彦（2008）主要通过市场对于中国银行上市过程中关键事件公告（如IPO聆讯、宣布上市）的反应来研究银行上市的行业效应，并从“竞争效应”和“监管效应”角度对上述关键事件的市场反应进行了解释。
尽管上述文献较少与税收相关，但是我们可以借鉴其研究方法。本文在整理已有文献的基础上，主要用事件研究法研究相关公司股票的异常回报与行业效应，并运用多元线性回归模型研究影响这些公司平均异常回报的因素。
三、研究假设
现实世界中税收是影响公司价值的重要因素之一。Zeng等（2006）研究税收对公司价值的影响时发现，税负降低预期引起公司价值上升，而税负增加预期引起公司价值下降。Downs & Hendershott（1987）研究发现，美国1986 年的税制改革（TRA1986）使股价上升10%～13%。国内万华林等（2012）研究我国2009年增值税转型发现，增值税转型对投资价值相关性有影响，存在投资补贴的正面效应和所得税负面效应，并且所得税税率越低增值税转型对投资价值相关性的促进作用越大。王跃堂等（2009）研究发现，我国市场能够识别税率变化对公司价值的影响，税率降低公司市场反应为正。
“营改增”是结构性减税，是通过优化税制结构来消除重复课税因素，延伸统一市场公平竞争环境中的抵扣链条，鼓励有潜力、有能力作专业化细分的企业提升核心竞争力，能产生一系列正面效应（贾康，2013）。从2012年初起的“营改增”试点包括税率、计税方式和试点期间过渡性政策安排等内容，对相关公司的税负乃至其价值产生影响。鉴于我国资本市场已经处于由“弱势”有效向“半强势”有效变化过程之中，“营改增”将对同业竞争对手股票市场表现产生影响。在交通运输业和部分现代服务业进行“营改增”试点将向这些行业竞争对手公司传递两种信号：第一，试点公司优先享受好处，意味着“利好”消息，而对其竞争对手而言则意味着“利空”，因此竞争对手上市公司股票市场反应显着为负；第二，对一部分公司进行试点，对全行业公司都意味着利好消息，从而引发“传染效应”，所以竞争对手上市公司股票市场反应显着为正。由此提出本文的第一个研究假设（H1）：
H1：“营改增”对同业竞争对手股票市场回报产生影响。
H1a：“营改增”导致同业竞争对手上市公司股票异常回报显着为正（传染效应）。
H1b：“营改增”导致同业竞争对手上市公司股票异常回报显着为负（竞争效应）。
一般地，多个因素都可能影响到上市公司股票收益，宏观因素如经济周期、利率、税收和产业政策等，微观经济因素如公司业绩、公司成长性、行业和公司资产收购与重组等。根据樊其国（2013）的研究，“营改增”导致交通运输业和有形动产租赁服务业的税负略为上升，研发和技术服务、信息技术服务、物流辅助服务、文化创意服务业和鉴证咨询服务的平均税负稍有下降。所以，与交通运输业公司相比，“营改增”给现代服务业试点公司带来更多的好处，相应地其同业竞争对手公司受到的冲击更大，因而“竞争效应”更显着。综上，提出本文第二个研究假设（H2）：
H2：在其他条件相同的情况下，与交通运输业相比现代服务业因“营改增”引发的竞争效应更加显着。
四、研究设计
（一）数据来源与样本选样
本文所用股票市场数据、个股交易数据和财务数据来自CSMAR数据库，“营改增”试点的信息来自新浪财经及各类媒体的公开报道。
本文涉及的“营改增”试点上市公司共101家，其中交通运输业47家，现代服务业54家。根据中国证监会行业分类标准，这里交通运输业具体包括公路运输业、水上运输业、管道运输业、航空运输业、交通运输辅助业、其他交通运输业和仓储业，这里现代服务业具体包括公共服务设施服务业、邮政服务业、专业科研服务业、餐饮业、旅馆业、租赁服务业和其他社会服务业。2012年共发生五个批次“营改增”试点，按时间先后顺序各批次试点公司数分别是19、16、18、33和15。
（二）研究方法
本文研究需要运用两类模型，分别反映“营改增”引起的同业竞争对手股票市场异常回报及其影响因素。
1.股票市场异常回报模型与变量
Ri t是“营改增”上市公司同业竞争对手投资组合在t日的回报率。Rm，t是市场日的回报率，即考虑现金红利再投资的综合日市场回报率（流通市值加权平均法）。Rm，t用来控制整体股市变动，Rm，t-1和Rm，t+1是为了修正非同时性交易的影响。Di，t是反映“营改增”信息发布的哑变量，在事件窗内取1，在事件窗外取0。
λi表示“营改增”上市公司同业竞争对手投资组合在相应事件窗内的日异常回报，也就是“营改增”公告引起的同业竞争对手上市公司的反应。若该“营改增”公告对同业竞争对手上市公司未来的盈利能力有负向影响，那幺这个系数应当小于0，反之则大于0。
由于本文样本在同一时间受同一“营改增”事件影响，不能直接使用传统事件研究方法，借鉴otchere（2003）与林小驰（2008）的研究方法，并使用zellner's（1962）提出的联立方程回归方法中的近似无相关回归SUR方法。本文估计期是-240到-1日。
2.竞争对手股票市场平均异常回报影响因素模型与变量
本文用模型（2）（同林小驰、王立彦，2008）研究竞争对手股票市场平均异常回报影响因素。模型因变量为“营改增”引起的同业竞争对手组合平均异常回报，自变量In（MVi，t-1）、ROEi，t-1和DEi，t-1分别控制规模、盈利能力和风险对竞争对手组合股票市场平均异常回报影响。其中In（MVi，t-1）为日个股流通市值自然对数，ROEi，t-1为相关公司净资产回报率，DEi，t-1为相关公司负债权益比率。DLoc，i为反映“营改增”试点地区（或称批次）的哑变量，DIndustry，i为反映“营改增”行业的哑变量（现代服务业为1，交通运输业为0）。
五、实证结果
（一）“营改增”竞争效应统计检验
通过似无相关回归分析，本研究发现：在2012年五个批次“营改增”试点中，上海市首批次试点，安徽和江苏第三批次试点，天津、浙江和湖北第五批次试点，事件窗口期（-6，+6）变量系数均在0.05水平上显着为负，详细情况略。该实证检验结果表明，“营改增”试点产生了政策后果，在试点行业引起竞争效应。因为“营改增”使交通运输业和现代服务业试点公司直接受益，同业竞争对手公司由于没有同步试点而利益受损，所以其市场反应显着为负，从而证明本文假设H1b成立。
事件窗口期（-6，+6）第二批次和第四批次“营改增”试点的Di，t系数统计检验不显着，表明这两个地区“营改增”信息发布并没有引起其同业竞争对手股票市场回报发生显着变化。主要原因是：第一，北京市此次“营改增”试点交通运输业与现代服务业公司占比与其他地区不同，其交通运输业公司仅占25%。因为“营改增”给不同行业带来的影响不同（樊其国，2013），所以此次“营改增”试点信息对其行业竞争对手影响也可能不同。第二，尽管广东等地“营改增”涉及交通运输业公司比例与上海等地相近，但是广东等地产业结构和企业规模与其他地区（特别是上海地区）明显不同，这里服务业发达，中小企业数量众多，上市公司对同业竞争对手的影响相对较小。为进一步厘清该问题，笔者在下面的研究中进行多元线性回归分析，研究企业规模、地域分布和行业等因素对同业竞争对手平均异常回报的影响。
（二）平均异常回报影响因素统计检验
为研究上市公司市场反应的影响因素，在模型中加入规模、盈利能力和风险等控制变量。此外，笔者在模型中加入了行业哑变量DIndustry，i（交通运输业取0，现代服务业取1）和“营改增”试点地区变量。通过相关系数分析发现，在（-6，+6）事件窗口期DIndustry，i与ARI，T（平均异常回报）在10%水平显着负相关；控制规模、盈利能力和风险等因素，发现这两个变量在1%水平显着负相关。因此，本文假设H2得到证实。
（三）稳健性检验
为检验本文结论的可靠性，笔者又选择（-5，+5）事件窗口进行实证分析，得到与（-6，+6）事件窗口期一样的结论，再次证明本文假设H1和假设H2均成立。本部分似无相关回归分析结果统计表略。
六、结论
2012年在我国部分省市交通运输业和部分现代服务业实行的“营改增”试点导致上市公司税负发生不同程度的变化，并影响其公司价值。从行业效应角度看，此次“营改增”使试点公司受益，而同行业暂未实施税改公司则不能享受这样的好处，因而对他们而言“营改增”试点消息是个坏消息，其股票市场反应为负，即“营改增”试点在同行业引起“竞争效应”；进一步研究发现，“营改增”试点同业竞争对手公司的平均异常回报主要受公司规模、盈利能力、风险和行业等因素影响，现代服务业因“营改增”引发的竞争效应比交通运输业更加显着。上述结论在（-6，+6）窗口成立，通过稳健性检验发现该结论在（-5，+5）窗口也成立。本文表明，实行“营改增”能够促进试点行业发展，实现预期的税收改革目标。
【主要参考文献】
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