深化增值稅改革的市場反應(yīng)及影響因素

曹越 周佳

摘?要：運(yùn)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(wù)院常務(wù)會議）的市場反應(yīng)及其影響因素。結(jié)果表明：盡管中美“貿(mào)易戰(zhàn)”對股市產(chǎn)生了較大的負(fù)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(diǎn)行業(yè)的市場反應(yīng)都顯著為正。從市場反應(yīng)影響因素來看，研發(fā)支出越多、融資約束越強(qiáng)的公司市場反應(yīng)更好。此外，進(jìn)一步細(xì)分公司特征發(fā)現(xiàn)，高稅收敏感度和高產(chǎn)品市場競爭程度的公司市場反應(yīng)更加積極，存在超額雇傭且研發(fā)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(yīng)也更加積極。

關(guān)鍵詞：深化增值稅改革;市場反應(yīng);研發(fā)支出;融資約束

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

一、引?言

在“營改增”的基礎(chǔ)上，為了支持制造業(yè)、小微企業(yè)等實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，持續(xù)為市場主體減負(fù)，李克強(qiáng)總理2018年3月28日主持召開了國務(wù)院常務(wù)會議，作出了“深化增值稅改革”的重大戰(zhàn)略部署。會議決定從2018年5月1日起：一是將制造業(yè)等行業(yè)增值稅稅率從17%降至16%，將交通運(yùn)輸、建筑、基礎(chǔ)電信服務(wù)等行業(yè)及農(nóng)產(chǎn)品等貨物的增值稅稅率從11%降至10%;二是統(tǒng)一增值稅小規(guī)模納稅人標(biāo)準(zhǔn)，將工業(yè)企業(yè)和商業(yè)企業(yè)小規(guī)模納稅人的年銷售額標(biāo)準(zhǔn)分別由50萬元和80萬元上調(diào)至500萬元，并在一定期限內(nèi)允許已登記為一般納稅人的公司轉(zhuǎn)登記為小規(guī)模納稅人，讓更多公司享受按較低征收率計(jì)稅的優(yōu)惠;三是對裝備制造等先進(jìn)制造業(yè)、研發(fā)等現(xiàn)代服務(wù)業(yè)符合條件的公司和電網(wǎng)公司在一定時期內(nèi)未抵扣完的進(jìn)項(xiàng)稅額予以一次性退還。那么，“深化增值稅改革”的市場反應(yīng)如何？產(chǎn)生市場反應(yīng)的影響因素有哪些？這是理論界和實(shí)務(wù)界亟待研究和關(guān)注的重要課題，也是本文選題的重要依據(jù)。

現(xiàn)有針對增值稅改革的文獻(xiàn)主要從宏觀、中觀和微觀三個層次展開：一是宏觀層面，側(cè)重研究增值稅改革的政策效應(yīng)以及對增值稅稅收中性設(shè)計(jì)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，中國的增值稅轉(zhuǎn)型（由生產(chǎn)型轉(zhuǎn)為消費(fèi)型）對GDP的刺激較小但卻可能引起較高的新增失業(yè)率 [1]，其減稅效應(yīng)可以在短期內(nèi)提高總需求、長期內(nèi)改善供給效率 [2-3]。增值稅有效稅率的多檔設(shè)計(jì)將導(dǎo)致效率損失 [4]，但增值稅稅率的降低可以有效促進(jìn)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(xiàn)有研究涉及增值稅轉(zhuǎn)型后對裝備、石化、農(nóng)產(chǎn)品加工、采掘和電力行業(yè)投資水平的影響 [7]，上海現(xiàn)代服務(wù)業(yè)增值稅改革影響的測算及效應(yīng)評估 [8]以及增值稅“擴(kuò)圍”推廣到全國后工業(yè)和服務(wù)業(yè)平均稅負(fù)的變動 [9]。三是微觀層面，主要側(cè)重研究增值稅轉(zhuǎn)型和“營改增”對公司的影響。有研究發(fā)現(xiàn)，東北地區(qū)的增值稅轉(zhuǎn)型試點(diǎn)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(zhuǎn)型可以鼓勵公司創(chuàng)新、加快技術(shù)改造、促進(jìn)固定資產(chǎn)投資以及提高資本勞動比和生產(chǎn)率 [11，12]，同時減少了負(fù)債占比、降低了融資成本和緩解了經(jīng)營風(fēng)險 [13]?！盃I改增”方面主要側(cè)重關(guān)注“營改增”對公司流轉(zhuǎn)稅稅負(fù)、所得稅稅負(fù)、股價波動、公司投資、勞動雇傭、研發(fā)行為和財(cái)務(wù)業(yè)績的影響[14-18]。

上述文獻(xiàn)為本文的研究奠定了重要基礎(chǔ)，但有關(guān)“增值稅改革”的經(jīng)驗(yàn)文獻(xiàn)有待進(jìn)一步推進(jìn)：一是拓寬研究范圍?，F(xiàn)有關(guān)于增值稅改革的文獻(xiàn)大多是研究稅制變革帶來的影響，例如增值稅轉(zhuǎn)型（從生產(chǎn)型增值稅轉(zhuǎn)向消費(fèi)型增值稅）和逐步擴(kuò)大“營改增”試點(diǎn)范圍的政策效應(yīng)，側(cè)重檢驗(yàn)增加增值稅進(jìn)項(xiàng)稅額抵扣范圍的政策效應(yīng)。鮮有學(xué)者關(guān)注增值稅全面推行后稅制優(yōu)化（降低增值稅稅率、規(guī)范小規(guī)模納稅人標(biāo)準(zhǔn)等）的政策效應(yīng)。二是關(guān)注“深化增值稅改革”的微觀政策效應(yīng)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)側(cè)重關(guān)注增值稅改革對公司生產(chǎn)經(jīng)營活動、投融資決策以及稅負(fù)變化的影響，并未涉及“深化增值稅改革”的市場反應(yīng)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(wù)院常務(wù)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(diǎn)行業(yè)帶來的市場反應(yīng)，即檢驗(yàn)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(rèn)可“深化增值稅改革”可以提升公司價值;從研發(fā)支出和融資約束兩個方面進(jìn)一步細(xì)化分析“深化增值稅改革”引起市場反應(yīng)變化的差異性，并從稅收敏感度、超額雇傭和產(chǎn)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(yīng)的影響因素，即發(fā)掘擁有哪些特質(zhì)的公司，“深化增值稅改革”的市場反應(yīng)更強(qiáng)烈。以期豐富國內(nèi)外增值稅改革市場反應(yīng)的相關(guān)研究，為評價“深化增值稅改革”的政策效應(yīng)提供借鑒。

二、理論分析與研究假設(shè)

稅收政策對公司價值的影響程度體現(xiàn)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(jù)自身特質(zhì)采取變更合同簽訂方式、在地域或產(chǎn)業(yè)上合理布局生產(chǎn)資源和變革業(yè)務(wù)流程等戰(zhàn)略決策來實(shí)現(xiàn)價值最大化目標(biāo)，在很大程度上決定了公司的長遠(yuǎn)發(fā)展。

經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（2018）總結(jié)這次“深化增值稅改革”的特點(diǎn)有：一是改革優(yōu)化了增值稅結(jié)構(gòu)和稅率，統(tǒng)一了小規(guī)模納稅人標(biāo)準(zhǔn)以及擴(kuò)大了留抵退稅范圍，從而提高了增值稅稅制的運(yùn)行效率，體現(xiàn)了稅收公平與中性原則;二是預(yù)期市場主體減稅效果良好，這將提振公司發(fā)展信心，從而撬動中國經(jīng)濟(jì)的內(nèi)在發(fā)展動能，推動中國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，為中國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展奠定基礎(chǔ);三是終端消費(fèi)者共享改革紅利，增值稅稅率下調(diào)會降低產(chǎn)品售價，增加消費(fèi)，進(jìn)而刺激市場需求，擴(kuò)大公司規(guī)模和市場份額，實(shí)現(xiàn)供需兩端雙贏;四是促進(jìn)小微企業(yè)發(fā)展，優(yōu)化營商環(huán)境，助力經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。可見，“深化增值稅改革”可以進(jìn)一步減輕公司稅收負(fù)擔(dān)，推動新動能成長和產(chǎn)業(yè)升級，拉動國內(nèi)市場消費(fèi)需求，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)長遠(yuǎn)健康發(fā)展?？梢灶A(yù)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(yīng)。但是，稅率結(jié)構(gòu)的復(fù)雜性、人工成本的不斷增加和無法抵扣（如服務(wù)業(yè)蓬勃發(fā)展引發(fā)的勞動力投入增加卻沒有對應(yīng)的進(jìn)項(xiàng)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(dǎo)致效率損失 [4]，也會增加公司納稅籌劃難度和組織流程調(diào)整成本。因此，投資者們也可能對“深化增值稅改革”持觀望態(tài)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(fù)擔(dān)，增強(qiáng)公司活力。根據(jù)測算，此次稅率下調(diào)1%，預(yù)計(jì)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(jié)省的現(xiàn)金流和增加的利潤可以用來擴(kuò)大再生產(chǎn)，從而增加公司價值。這種切實(shí)獲得的利益有助于改善公司業(yè)績。

因此，投資者作為理性經(jīng)濟(jì)人會視“深化增值稅改革”為利好消息，資本市場將出現(xiàn)顯著為正的市場反應(yīng)。據(jù)此，提出研究假設(shè)1：

H1?在“深化增值稅改革”政策頒布期間，資本市場會出現(xiàn)顯著正向的市場反應(yīng)，且試點(diǎn)行業(yè)市場反應(yīng)均表現(xiàn)積極。

影響“深化增值稅改革”市場反應(yīng)的因素可能有以下兩個方面：

1.深化增值稅改革與研發(fā)支出。稅收政策尤其是稅率變化會直接影響公司的研發(fā)支出 [19，20]。因此，“深化增值稅改革”通過降低稅率鼓勵公司創(chuàng)新研發(fā)，能讓實(shí)體經(jīng)濟(jì)公司有更充裕的流動資金投入到研發(fā)項(xiàng)目中。但是，公司研發(fā)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(yīng)存在差異。具體原因如下：一是研發(fā)支出的多少會影響公司非債務(wù)稅盾的大小，從而影響公司價值?！豆狙芯块_發(fā)費(fèi)用稅前扣除管理辦法（試行）》（國稅發(fā)[2008]116號）規(guī)定：“研發(fā)費(fèi)用計(jì)入當(dāng)期損益未形成無形資產(chǎn)的，允許再按其當(dāng)年研發(fā)費(fèi)用實(shí)際發(fā)生額的50%直接抵扣當(dāng)年的應(yīng)納稅所得額;研發(fā)費(fèi)用形成無形資產(chǎn)的，按照該無形資產(chǎn)成本的150%在稅前攤銷”。因此，研發(fā)支出較多的公司，稅盾效應(yīng)較大，所得稅抵扣額更高，從而公司價值增加更多。二是研發(fā)支出多少不同的公司，對于改革紅利的用途也不同?！吧罨鲋刀惛母铩敝苯咏档凸径愗?fù)，為公司留下更多的自用資金用于研發(fā)支出。對于研發(fā)支出較多的公司而言，公司可以將節(jié)省的現(xiàn)金開支用于研發(fā)，增加研發(fā)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(fā)支出較少的公司而言，“深化增值稅改革”節(jié)省的現(xiàn)金流可能用于管理層私利，可能用于增加研發(fā)投入，也可能用來應(yīng)付短期盈余報(bào)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(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入水平對股價有顯著的正向影響。據(jù)此，提出研究假設(shè)2：

H2?在“深化增值稅改革”政策頒布期間，公司研發(fā)支出多少將導(dǎo)致市場反應(yīng)出現(xiàn)差異，即研發(fā)支出越多的公司其市場反應(yīng)更加積極。

2.深化增值稅改革與融資約束。融資約束的強(qiáng)弱也會影響到公司資本結(jié)構(gòu)以及利益相關(guān)者的決策行為，進(jìn)而作用于公司的經(jīng)營業(yè)績和公司價值。羅宏和陳麗霖（2012） 研究發(fā)現(xiàn)，存在融資約束問題的公司在增值稅轉(zhuǎn)型后，內(nèi)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(chǎn)生積極的市場反應(yīng)。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(dāng)期的可自由支配收入，緩解了公司融資約束，彌補(bǔ)了資金缺口，有利于公司擴(kuò)大生產(chǎn)，增加公司價值;第二，根據(jù)信號傳遞理論，“深化增值稅改革”無論從公司內(nèi)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(rèn)為公司的生產(chǎn)經(jīng)營活動受到政府的認(rèn)可或支持，從而看好公司未來長期發(fā)展?！吧罨鲋刀惛母铩睂θ谫Y約束程度不同的公司也會產(chǎn)生不同程度的影響：（1）“深化增值稅改革”對融資約束較強(qiáng)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(qiáng)公司也往往具有相對較高的資源優(yōu)化配置能力，公司財(cái)務(wù)靈活性會更高。因此，公司很可能將這筆改革紅利用于生產(chǎn)性投資方面，從而通過提升業(yè)績水平來獲得投資者和市場更高的評價 [24]。（2）當(dāng)公司面臨的融資約束較弱時，公司即使沒有現(xiàn)金儲備也可以利用外源融資進(jìn)行投資，“深化增值稅改革”節(jié)省的現(xiàn)金流更可能用于管理層的在職消費(fèi)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(jù)此，提出研究假設(shè)3：

H3?在“深化增值稅改革”政策頒布期間，公司融資約束強(qiáng)弱將導(dǎo)致市場反應(yīng)出現(xiàn)差異，即融資約束越強(qiáng)的公司其市場反應(yīng)更加積極。

三、研究設(shè)計(jì)

（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(wù)院常務(wù)會議確定“深化增值稅改革”措施為事件日，用窗口[-t， t]內(nèi)的累計(jì)超額收益率反映“深化增值稅改革”的市場反應(yīng)。然后，從研發(fā)支出和融資約束兩個方面建立多元回歸模型分析累計(jì)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(yàn)股價是否會因?yàn)槭袌錾夏骋皇录陌l(fā)生而波動并產(chǎn)生異常報(bào)酬率，進(jìn)而評價股價的波動與該事件是否相關(guān)。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(yīng)。具體步驟如下：（1）時間窗口的選擇。國內(nèi)外文獻(xiàn)中對于事件日的選擇并沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)。Kothari和 Warner（2007）[26]把事件窗口的研究分為檢驗(yàn)市場有效性或公司業(yè)績的長事件窗口研究和檢驗(yàn)?zāi)骋皇录娣磻?yīng)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(shè)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(jì)期，[-5，+5]為事件期。（2）估計(jì)正常報(bào)酬率。估計(jì)正常收益率有均值模型、市場模型（又稱風(fēng)險調(diào)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(guān)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(xiàn)象遠(yuǎn)高于發(fā)達(dá)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(jīng)驗(yàn)研究表明，在多數(shù)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?yàn)槌耸袌鼋M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(shù)。（3）計(jì)算日平均超額收益率。（4）計(jì)算事件期內(nèi)的累計(jì)超額收益率。

2.多元回歸法?；凇吧罨鲋刀惛母铩钡氖袌龇磻?yīng)，根據(jù)公司特征從研發(fā)支出和融資約束兩個方面建立多元回歸模型分析累計(jì)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(nèi)計(jì)算的上市公司股票的累計(jì)超額收益率，解釋變量是研發(fā)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(chǎn)品市場競爭程度（EI）;控制變量包括公司規(guī)模（Size）、財(cái)務(wù)杠桿（Lev）、盈利能力（Mpg）、成長能力（Growth）、市場風(fēng)險（Beta）、機(jī)構(gòu)投資者（Ins）和行業(yè)（Ind）;ε代表殘差。

（二）變量定義與度量

1.累計(jì)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(jì)期，[-5，+5]為事件期。估計(jì)正常報(bào)酬率時，采用市場模型即：Rit=αi+βiRmt+ε。其中，Rit為估計(jì)期的個股回報(bào)率，Rmt為市場回報(bào)率，此處為滬深300指數(shù)，通過回歸得到每支股票αi和βi，將事件期的市場回報(bào)率代入即可求得股票的期望報(bào)酬率。然后，計(jì)算異常報(bào)酬率ARit：ARit=Rit-it。同時，計(jì)算市場整體的日平均異常報(bào)酬率AAR：AARt=1N∑Ni=1ARit。進(jìn)一步計(jì)算樣本在事件期[-5，+5]之間的累計(jì)超額收益率：CAR_idt=∑t0t=-t0ARit。最后，計(jì)算市場整體的累計(jì)超額收益率CAR：CAR=∑t0t=-t0AARt。

2.研發(fā)支出。借鑒Gentry和Shen（2013）[28]的做法，采用研發(fā)投入與營業(yè)收入之比衡量研發(fā)支出（RD）。然后按中位數(shù)分組，高于中位數(shù)則設(shè)為研發(fā)支出多組;反之，為研發(fā)支出少組。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，用“研發(fā)投入與年初總資產(chǎn)之比”對研發(fā)支出進(jìn)行替換。

3.融資約束。采用Whited和Wu（2006）[29]構(gòu)建的融資約束指數(shù)即WW指數(shù)來衡量公司面臨的融資約束，WW指數(shù)的計(jì)算公式如下：

其中，CFit等于公司i第t年經(jīng)營活動現(xiàn)金流除以總資產(chǎn);DIVPOSit是公司i第t年是否支付現(xiàn)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(fù)債除以總資產(chǎn);LNTAit為公司i第t年總資產(chǎn)的自然對數(shù);ISGit和SGit分別為公司i第t年所在行業(yè)與公司的銷售增長率，其中行業(yè)劃分采用證監(jiān)會2012年行業(yè)代碼進(jìn)行分類。對融資約束（WW）按中位數(shù)分組，高于中位數(shù)則設(shè)為融資約束強(qiáng)組;反之，為融資約束弱組。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，采用黃繼承和姜付秀（2015）[30]構(gòu)建的WW指數(shù)進(jìn)行替換。

其中，TLTDit等于公司i第t年長期負(fù)債除以總資產(chǎn);DIVPOSit是公司i第t年支付的現(xiàn)金股利;SIZEit為公司i第t年總資產(chǎn)的自然對數(shù);CASHit是公司i第t年的現(xiàn)金持有率;ISGit為公司i第t年所在行業(yè)銷售增長率;ITLTDit等于公司i第t年所在行業(yè)長期負(fù)債除以總資產(chǎn);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(quán)分離度，用上市公司實(shí)際控制人擁有的控制權(quán)比例減去所有權(quán)比例來計(jì)算。行業(yè)劃分采用證監(jiān)會2012年行業(yè)代碼進(jìn)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(xiàng)稅收優(yōu)惠政策的反應(yīng)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(shí)際稅負(fù)變化率（此處為整體稅負(fù)變化率）。然后按中位數(shù)分組，高于中位數(shù)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(chǎn)函數(shù)計(jì)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(chǎn)出，用主營業(yè)務(wù)收入度量;K表示資本投入，用固定資產(chǎn)凈值度量;L衡量勞動力水平，用現(xiàn)金流量表中“支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金”一欄表示;E為省份設(shè)置虛擬變量。通過對數(shù)變換計(jì)算出it，最終計(jì)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(chǎn)品市場競爭程度。借鑒張傳財(cái)和陳漢文（2017）[33]的做法，采用反映市場集中度的綜合指標(biāo)熵指數(shù)（EI）來度量公司所在行業(yè)的產(chǎn)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(yè)銷售額所占的比重），n為上市公司數(shù)量。熵指數(shù)越大，表示產(chǎn)業(yè)集聚水平越低，意味著行業(yè)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(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、盈利能力（Mpg）、成長能力（Growth）、市場風(fēng)險（Beta）等變量，并引入行業(yè)（Ind）、機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Ins）對累計(jì)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(shù)據(jù)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(nèi)數(shù)據(jù)不完整的樣本，并經(jīng)過篩選，最終獲得1609個有效樣本①。本文涉及的相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)為2016年和2017年年報(bào)數(shù)據(jù)，個股回報(bào)率與2016、2017年財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫;Beta值來源于Wind數(shù)據(jù)庫;滬深300指數(shù)來源于網(wǎng)易（Net Ease）。同時，為了控制異常值的影響，各連續(xù)型變量均按1%分位數(shù)和99%分位數(shù)進(jìn)行縮尾處理。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）變量描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)系數(shù)分析

未報(bào)告的連續(xù)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，累計(jì)超額收益率（CAR_id）的均值為0.0516，中位數(shù)為0.0429，據(jù)此可初步判斷：在“深化增值稅改革”發(fā)布期間，事件窗口內(nèi)上市公司總體的累計(jì)超額收益率為正。研發(fā)支出（RD）最小值為0.03，最大值為25.44，標(biāo)準(zhǔn)差為4.493，說明各公司之間研發(fā)支出差異較大。從標(biāo)準(zhǔn)差看，樣本公司之間的企業(yè)規(guī)模（Size）和機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Ins）有較大差異。

未報(bào)告的相關(guān)系數(shù)分析顯示：各公司累計(jì)超額收益率（CAR_id）與研發(fā)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(guān)系數(shù)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(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、融資約束（WW）三者存在較強(qiáng)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(yīng)

1.全樣本及行業(yè)分樣本分析。表2、圖1和圖2是“深化增值稅改革”發(fā)布期間市場反應(yīng)的整體走勢，以及按行業(yè)分類子樣本在“深化增值稅改革”頒布期間[-5，+5]的累計(jì)超額收益率走勢。結(jié)合表2和圖1來看，“深化增值稅改革”政策頒布前，累計(jì)超額收益率在小幅上升后急劇下降到最低點(diǎn)（DATE=-3日的AAR顯著為負(fù)，為-3.55%），隨后再迅速回升并持續(xù)走高。DATE=-3日為2018年3月23日，當(dāng)天凌晨，美國總統(tǒng)特朗普正式簽署了制裁所謂針對中國“經(jīng)濟(jì)侵略行為”的總統(tǒng)備忘錄，說明“貿(mào)易戰(zhàn)”造成了股市波動，大多數(shù)投資者視其為利空消息。隨后DATE=-2和DATE=-3的累計(jì)超額收益率開始呈現(xiàn)出直線式的迅速上升趨勢，并回升至“貿(mào)易戰(zhàn)”前的水平，說明投資者對于貿(mào)易戰(zhàn)的過度反應(yīng)得到了調(diào)整，且“深化增值稅改革”政策頒布的消息可能已經(jīng)泄露，部分投資者提前獲悉。事件日后連續(xù)三個交易日的平均異常報(bào)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(fù)，說明投資者對先前過高的預(yù)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(jì)超額收益率曲線可以看出，即使“貿(mào)易戰(zhàn)”對股市產(chǎn)生了很大的負(fù)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(yè)股價的利好消息。頒布日的平均異常報(bào)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(bào)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(qū)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(yīng)趨于逐步下降。頒布日的的累計(jì)超額收益率為2.66%，之后上升到5.39%最高點(diǎn)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(jié)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(xiàn)了顯著正向的市場反應(yīng)。

圖2報(bào)告了“深化增值稅改革”中最具代表性行業(yè)在政策頒布期間的累計(jì)超額收益率（CAR）走勢。其中，制造業(yè)增值稅稅率從17%降到16%，建筑業(yè)、農(nóng)產(chǎn)品的增值稅稅率從11%降到10%，現(xiàn)代服務(wù)業(yè)在一定時期內(nèi)未抵扣完的進(jìn)項(xiàng)稅額予以一次性退還?？梢灾庇^發(fā)現(xiàn)，除農(nóng)產(chǎn)品行業(yè)一直呈平緩上升趨勢外，其余試點(diǎn)行業(yè)的累計(jì)超額收益率曲線與圖1的全樣本曲線相似。未報(bào)告的“分行業(yè)窗口期AAR與CAR變動趨勢”結(jié)果顯示：現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的市場反應(yīng)最積極，累計(jì)超額收益率從2.35%上升至政策頒布日的5.53%，并持續(xù)走高至DATE=4日達(dá)到最大值8.07%。制造業(yè)和建筑業(yè)的市場反應(yīng)幾乎相同，均從1%左右持續(xù)上升至5.2%左右?？梢姡吧罨鲋刀惛母铩痹谠圏c(diǎn)行業(yè)中均存在積極的市場反應(yīng)（T值均在5%的置信水平顯著為正），且制造業(yè)、建筑業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)都受到貿(mào)易戰(zhàn)的影響，在事件日前第三個交易日，AAR都顯著為負(fù)。制造業(yè)受影響最大，當(dāng)日累計(jì)超額收益率為-3.09%，其次是現(xiàn)代服務(wù)業(yè)為-2.79%，最后是建筑業(yè)-2.44%?？赡艿脑蚴牵S著中國制造業(yè)的升級，電子消費(fèi)產(chǎn)品、機(jī)械工程產(chǎn)品等重資產(chǎn)型產(chǎn)品對美出口也大幅增加。在此背景下，貿(mào)易戰(zhàn)必然會對中國制造業(yè)帶來重大的影響。而服務(wù)業(yè)、建筑業(yè)的國內(nèi)需求依然強(qiáng)勁，

對貿(mào)易戰(zhàn)的市場反應(yīng)相對較弱。然而農(nóng)產(chǎn)品行業(yè)在貿(mào)易戰(zhàn)的影響下，平均異常報(bào)酬率不降反升，可能的原因是我國對美國進(jìn)口的部分農(nóng)產(chǎn)品、豬肉及制品加收25%的關(guān)稅，這對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)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(yè)消化，在事件日后第四天起，累計(jì)超額收益率出現(xiàn)小幅度回落。上述結(jié)果進(jìn)一步支持了H1，即在“深化增值稅改革”政策頒布期間試點(diǎn)行業(yè)市場反應(yīng)均表現(xiàn)積極。

2.研發(fā)支出分樣本。從圖3可以看出，在“貿(mào)易戰(zhàn)”的影響下，研發(fā)支出多、少兩組的累計(jì)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(fā)支出多組的上升幅度明顯大于研發(fā)支出少組。具體而言，在窗口期[-5， +5]內(nèi)的累計(jì)超額收益率：研發(fā)支出多組為5.23%，而研發(fā)支出少組為4.14%。結(jié)合表3可知，整體而言，具有研發(fā)支出的公司，其窗口期內(nèi)的市場反應(yīng)都顯著為正，但研發(fā)支出多組公司的市場反應(yīng)比研發(fā)支出少組公司的市場反應(yīng)更加積極。這一結(jié)果也直接驗(yàn)證了H2，即在“深化增值稅改革”政策頒布期間，公司研發(fā)支出的多少將導(dǎo)致市場反應(yīng)出現(xiàn)差異，即研發(fā)支出越多的公司，其市場反應(yīng)更加積極。

3.融資約束分樣本。圖4刻畫了融資約束強(qiáng)組和融資約束弱組的累計(jì)超額收益率（CAR）的波動趨勢。結(jié)果顯示，具有融資約束的公司，無論約束強(qiáng)弱都受到了“貿(mào)易戰(zhàn)”的影響，在DATE=3時，累計(jì)超額收益率達(dá)到最低點(diǎn)，隨后在“深化增值稅改革”政策頒布期間，累計(jì)超額收益率持續(xù)上升，但融資約束強(qiáng)組的上升幅度明顯大于融資約束弱組。表4的結(jié)果進(jìn)一步顯示，融資約束強(qiáng)組公司的市場反應(yīng)積極性顯著高于融資約束弱組。即就事件期的累計(jì)超額收益率而言，融資約束強(qiáng)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(jié)果也直接驗(yàn)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(qiáng)弱將導(dǎo)致市場反應(yīng)出現(xiàn)差異，即融資約束越強(qiáng)的公司，其市場反映更加積極。

（三）深化增值稅改革市場反應(yīng)的影響因素

1.研究假設(shè)的實(shí)證檢驗(yàn)。表5第（1）列報(bào)告了“深化增值稅改革”市場反應(yīng)影響因素的全樣本回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，公司研發(fā)支出與累計(jì)超額收益率在1%的置信水平顯著正相關(guān)，且公司融資約束與累計(jì)超額收益率在5%的置信水平顯著正相關(guān)。這與前文相關(guān)系數(shù)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果一致，表明在進(jìn)一步控制其他變量的情況下，公司研發(fā)支出越多，其累計(jì)超額收益率越高;公司融資約束越強(qiáng)，市場反應(yīng)越積極。上述結(jié)果支持了H2、H3，說明研發(fā)支出和融資約束是引起“深化增值稅改革”市場反應(yīng)發(fā)生變化的重要因素。

2.進(jìn)一步分析。為了獲得更深入的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，本文進(jìn)一步從稅收敏感度、超額雇傭和產(chǎn)品市場競爭程度三個維度對累計(jì)超額收益率進(jìn)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(diào)整自身發(fā)展戰(zhàn)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(yīng)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(yīng)，更快更好地制定出適合公司自身的新發(fā)展戰(zhàn)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(jù)“深化增值稅改革”的政策涵義來調(diào)整公司戰(zhàn)略決策、經(jīng)營活動與業(yè)務(wù)流程，進(jìn)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(jù)此，稅收敏感度高的公司可能具有更高的累計(jì)超額收益率。分組回歸結(jié)果如表5第（2）（3）列所示。結(jié)果顯示：在稅收敏感度高組（Ts=1），公司研發(fā)支出和融資約束與累計(jì)超額收益率正相關(guān)，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(fā)支出和融資約束與累計(jì)超額收益率正相關(guān)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(jì)超額收益率。

（2）超額雇傭?！吧罨鲋刀惛母铩辈粌H可以減輕公司稅收負(fù)擔(dān)，增強(qiáng)公司活力，還承載著促進(jìn)就業(yè)、穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重?fù)?dān)。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(chǎn)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(xiàn)有資源的利用水平、增強(qiáng)短期市場擴(kuò)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(yīng)，這反而可能會增加公司增值稅負(fù)擔(dān)，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(shí)現(xiàn)“深化增值稅改革”促進(jìn)就業(yè)的政策目標(biāo);但是人力成本增加因?yàn)椴荒苓M(jìn)項(xiàng)抵扣也會增加公司增值稅稅負(fù)，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?qū)Α吧罨鲋刀惛母铩笔袌龇磻?yīng)的影響回歸結(jié)果見表5第（4）（5）列。結(jié)果顯示：存在超額雇傭的公司（Overlab=1），研發(fā)支出與累計(jì)超額收益率在1%的置信水平顯著正相關(guān)，盡管融資約束與累計(jì)超額收益率正相關(guān)但不顯著;不存在超額雇傭的公司（Overlab=0），融資約束與累計(jì)超額收益率在5%的置信水平顯著正相關(guān)，盡管研發(fā)支出與累計(jì)超額收益率正相關(guān)但不顯著。上述結(jié)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(fā)支出越高，累計(jì)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(jì)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(yīng)政府積極的就業(yè)政策，但可以利用“深化增值稅改革”的契機(jī)加大創(chuàng)新研發(fā)投入，從而提升公司價值。因此，對于存在超額雇傭且研發(fā)支出越高的公司來說，市場反應(yīng)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(yīng)政府促進(jìn)就業(yè)的政策，從而獲得政府補(bǔ)貼或切實(shí)享受“深化增值稅改革”的各項(xiàng)政策，緩解外部融資約束，這可以向外界釋放利好信息，進(jìn)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(yán)重的公司的累計(jì)超額報(bào)酬率會更高。

（3）產(chǎn)品市場競爭程度。產(chǎn)品市場競爭是一個重要的外部因素，不僅對公司生產(chǎn)經(jīng)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]?！吧罨鲋刀惛母铩钡亩唐谛?yīng)是給公司減稅減負(fù)，長期效應(yīng)是促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，構(gòu)建良好的營商環(huán)境。因此，“深化增值稅改革”的市場反應(yīng)很可能因產(chǎn)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(chǎn)品市場競爭程度，并結(jié)合自身特質(zhì)來制定出合適的戰(zhàn)略計(jì)劃，及時調(diào)整適應(yīng)競爭激烈和變化多端的環(huán)境，從而實(shí)現(xiàn)公司目標(biāo)、提升公司價值。公司的產(chǎn)品市場競爭程度越高，其管理層機(jī)會主義行為越少，管理層工作更加努力，從而有利于公司業(yè)績提高也更容易獲得投資者和市場的積極評價;而產(chǎn)品市場競爭程度較低的公司，往往獲得某種壟斷優(yōu)勢，為了隱藏利潤或降低社會關(guān)注，信息披露的透明度降低，容易產(chǎn)生在職消費(fèi)等代理成本，投資者和市場難以準(zhǔn)確評價對公司未來業(yè)績的影響。因此，產(chǎn)品市場競爭較強(qiáng)公司的累計(jì)超額收益率也應(yīng)該更高。產(chǎn)品市場競爭程度對“深化增值稅改革”市場反應(yīng)的影響回歸結(jié)果見表5第（6）（7）列。結(jié)果顯示：產(chǎn)品市場競爭程度高組（EI=1）公司的研發(fā)支出和融資約束均與累計(jì)超額收益率在1%的置信水平顯著正相關(guān);產(chǎn)品市場競爭程度低組（EI=0）公司的研發(fā)支出和融資約束均與累計(jì)超額收益率之間不存在顯著的統(tǒng)計(jì)關(guān)系。上述結(jié)果表明，在“深化增值稅改革”政策頒布期間，產(chǎn)品市場競爭程度高的公司，其累計(jì)超額收益率更高。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

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

五、研究結(jié)論及未來研究方向

以上研究顯示：（1）市場認(rèn)同“深化增值稅改革”能夠提升公司價值，即投資者將試點(diǎn)行業(yè)的“深化增值稅改革”措施視為利好消息，產(chǎn)生了顯著為正的累計(jì)超額收益率。（2）研發(fā)支出和融資約束強(qiáng)度不同的公司，對“深化增值稅改革”的市場反應(yīng)也有差異：研發(fā)支出越多、融資約束越強(qiáng)的公司，其累計(jì)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(yīng)，市場反應(yīng)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(fā)支出越高，累計(jì)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(jì)超額收益率也越高。（5）產(chǎn)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(jì)超額收益率：產(chǎn)品市場競爭程度越高的公司累計(jì)超額收益率也越高。上述結(jié)論表明，“深化增值稅改革”在資本市場中得到了投資者的認(rèn)可，不同特質(zhì)的公司其市場反應(yīng)也不同。

本文從研發(fā)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(jī)制。未來的研究可從公司創(chuàng)新、治理、戰(zhàn)略等維度深入探討“深化增值稅改革”影響公司價值的內(nèi)在動因。值得注意的是，2018年政府工作報(bào)告明確按照“三檔并兩檔”的要求簡化增值稅稅率結(jié)構(gòu)，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(dāng)前，美國稅改2.0版強(qiáng)調(diào)稅法要保持彈性，以應(yīng)對全球稅收競爭;同時，我國經(jīng)濟(jì)下行壓力加大。財(cái)政部表示，2019年我國將實(shí)施更大規(guī)模的“減稅降費(fèi)”措施，繼續(xù)深入推進(jìn)“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(yīng)以及對經(jīng)濟(jì)效率的提升作用是值得學(xué)者關(guān)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(nèi)回報(bào)率數(shù)據(jù)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(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的公司1296家。

參考文獻(xiàn)：

[1]?陳燁，張欣，寇恩惠，等.增值稅轉(zhuǎn)型對就業(yè)負(fù)面影響的CGE模擬分析[J].經(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)？——基于中國增值稅改革的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)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(xué)，2013（8）：67-84+205-206.

[5]?馮彥杰，婁峰.中國增值稅改革的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究[J].宏觀經(jīng)濟(jì)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(guān)性[J].經(jīng)濟(jì)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(zhuǎn)型的自然實(shí)驗(yàn)[J].管理世界，2016（5）：9-17.

[8]?何駿.上海增值稅改革對現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的影響測算及效應(yīng)評估[J].經(jīng)濟(jì)與管理研究，2012（10）：32-40.

[9]?姜明耀.增值稅“擴(kuò)圍”改革對行業(yè)稅負(fù)的影響——基于投入產(chǎn)出表的分析[J].中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2011（2）：11-16.

[10]劉璟，袁誠.增值稅轉(zhuǎn)型改變了公司的雇傭行為嗎？——對東北增值稅轉(zhuǎn)型試點(diǎn)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2012（1）：103-114.

[11]洪凱.淺析增值稅轉(zhuǎn)型改革對公司技術(shù)創(chuàng)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(zhuǎn)型對公司行為和績效的影響——以東北地區(qū)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(jié)構(gòu)的影響研究[J].中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào).2013（8）：6-11.

[14]曹越，李晶.“營改增”是否降低了流轉(zhuǎn)稅稅負(fù)——來自中國上市公司的證據(jù)[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，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(fù)——來自中國上市公司的證據(jù)[J].審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2017，32（1）：90-103.

[16]李嘉明，彭瑾，劉溢，張金若.中國營業(yè)稅改征增值稅試點(diǎn)政策實(shí)施效果研究[J].重慶大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)版），2015，21（2）：24-31.

[17]袁從帥，劉曄，王治華，等.“營改增”對企業(yè)投資、研發(fā)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(jīng)濟(jì)問題，2015（4）：3-13.

[18]李成，張玉霞.中國“營改增”改革的政策效應(yīng)：基于雙重差分模型的檢驗(yàn)[J].財(cái)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(zhuǎn)型對公司融資約束的影響研究[J].會計(jì)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(chǎn)品市場競爭與資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度[J].世界經(jīng)濟(jì)，2015，38（7）：99-119.

[31]周振華.營業(yè)稅改增值稅研究[M].上海：格致出版社，2013.

[32]曹書軍，劉星，傅蘊(yùn)英.勞動雇傭與公司稅負(fù)：就業(yè)鼓勵抑或預(yù)算軟約束[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2009（5）：139-149.

[33]張傳財(cái)，陳漢文.產(chǎn)品市場競爭、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與內(nèi)部控制質(zhì)量[J].會計(jì)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(zé)任編輯：寧曉青）