陳亞蕊

(蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué)，蘭州 730030)

“營(yíng)改增”對(duì)交運(yùn)企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響

陳亞蕊

(蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué)，蘭州 730030)

為實(shí)現(xiàn)企業(yè)減稅降負(fù)目的，國(guó)家從2016年5月1日起全面推開“營(yíng)改增”試點(diǎn)工作。為研究在這一政策的實(shí)施下，“營(yíng)改增”將會(huì)如何影響我國(guó)交通運(yùn)輸業(yè)上市公司信息披露質(zhì)量，本文將采取實(shí)證分析方法，選取涉及營(yíng)改增政策的28家在深交所上市的交通運(yùn)輸業(yè)公司，分析2010—2015年以來(lái)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，以信息披露評(píng)級(jí)作為信息披露質(zhì)量的替代變量，建立相關(guān)模型，得出“營(yíng)改增”能夠提高企業(yè)信息披露質(zhì)量的結(jié)論；公司規(guī)模、凈資產(chǎn)收益率均對(duì)企業(yè)信息披露評(píng)級(jí)正向促進(jìn)；資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)信息披露評(píng)級(jí)的相關(guān)性系數(shù)和回歸系數(shù)均為負(fù)，則對(duì)其呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系；而第一大股東持股比例未通過(guò)相關(guān)性假設(shè)檢驗(yàn)，可見對(duì)其影響作用不明顯。

“營(yíng)改增”；上市交運(yùn)企業(yè)；信息披露質(zhì)量

信息披露是企業(yè)全面溝通投資者和社會(huì)公眾的重要途徑，受眾在接受這一信息綜合考量后可以做出投資選擇，故而真實(shí)、及時(shí)、全面的信息披露對(duì)企業(yè)與相關(guān)使用者都至關(guān)重要。那么結(jié)構(gòu)性減稅政策“營(yíng)改增”在我國(guó)全面實(shí)施后對(duì)信息披露質(zhì)量影響如何，本文認(rèn)為由于營(yíng)改增對(duì)稅負(fù)的影響和公司的利潤(rùn)及盈余業(yè)績(jī)有著直接關(guān)系，援引國(guó)內(nèi)外有關(guān)公司的財(cái)務(wù)狀況及盈余業(yè)績(jī)與信息披露質(zhì)量的研究結(jié)論，均存在著正相關(guān)性，基于這一點(diǎn)，所以認(rèn)為營(yíng)改增與信息披露質(zhì)量存在相關(guān)性，且有研究的理論依據(jù)和現(xiàn)實(shí)價(jià)值。

本文將以“營(yíng)改增”試點(diǎn)交運(yùn)業(yè)上市公司信息披露的總體質(zhì)量狀況為考慮，通過(guò)2010—2015年共6年的相關(guān)數(shù)據(jù)分析，以信息披露質(zhì)量為出發(fā)點(diǎn)，來(lái)分析營(yíng)改增對(duì)交運(yùn)業(yè)上市公司信息披露質(zhì)量情況的影響。

一、文獻(xiàn)綜述

甘啟裕[1]通過(guò)測(cè)算認(rèn)為，試點(diǎn)前后交運(yùn)業(yè)繳納的營(yíng)業(yè)稅約為10.67%，而試點(diǎn)后繳納的增值稅稅負(fù)約為營(yíng)業(yè)收入的6.68%，可見稅負(fù)略有下降；孫鋼[2](2011)通過(guò)營(yíng)改增對(duì)各行業(yè)的影響研究發(fā)現(xiàn)，由于交運(yùn)企業(yè)進(jìn)項(xiàng)稅額可抵扣，增值稅納稅額將會(huì)降低；岳樹民、李建清[3](2007)指出，“營(yíng)改增”后從應(yīng)交的3%—5%營(yíng)業(yè)稅稅率，提高到17%的增值稅標(biāo)準(zhǔn)稅率，稅負(fù)呈上升趨勢(shì)；姜明耀[4](2011)通過(guò)具體方法模擬測(cè)算得出，該政策的實(shí)施，不同性質(zhì)的服務(wù)業(yè)行業(yè)的稅負(fù)負(fù)擔(dān)變化不同；胡怡建[5](2011)研究認(rèn)為部分服務(wù)業(yè)稅負(fù)的相對(duì)增加將是該政策實(shí)施后面臨的一大挑戰(zhàn)；冷琳[6]研究認(rèn)為，營(yíng)改增后避免了重復(fù)征稅，稅負(fù)得以下降；王久治[7]認(rèn)為，“營(yíng)改增”后企業(yè)取得的進(jìn)項(xiàng)稅額可以抵扣且成本費(fèi)用有所降低，將對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效產(chǎn)生積極的正面影響。

Singhvi和Desa[8](1971)通過(guò)對(duì)法國(guó)的上市公司進(jìn)行研究得出結(jié)論，管理人員在公司利潤(rùn)率較高的情況下，有著披露詳細(xì)信息的主動(dòng)意愿，而且提供的信息披露質(zhì)量高低和公司的利潤(rùn)率成正相關(guān)性。Lang和Lundholm[9](1993)根據(jù)1985—1989年間FAF對(duì)公司信息披露的評(píng)分結(jié)果，分析相關(guān)企業(yè)自愿性披露信息的因素得知，公司績(jī)效與披露的等級(jí)也存在著正相關(guān)性；Bernard Raffournie[10](1995)在對(duì)瑞士上市公司研究表明，公司利潤(rùn)與自愿性披露程度正相關(guān)，兩者與財(cái)務(wù)信息的披露質(zhì)量也呈現(xiàn)正相關(guān)性。

二、研究假設(shè)和研究方法

(一)研究假設(shè)

“營(yíng)改增”后，在假設(shè)企業(yè)營(yíng)業(yè)額收入不變的情況下，運(yùn)營(yíng)成本將不計(jì)入作為價(jià)外稅的增值稅，企業(yè)的營(yíng)業(yè)收入凈利變化率呈現(xiàn)正數(shù)且隨之提高，企業(yè)均會(huì)享受“營(yíng)改增”稅制改革紅利，擁有較高盈余業(yè)績(jī)的上市公司為實(shí)現(xiàn)公司價(jià)值最大化的目的，則可以通過(guò)進(jìn)行自愿性信息披露和提高信息披露質(zhì)量的途徑，在資本市場(chǎng)上樹立良好形象、吸引更多投資。因此，得出“營(yíng)改增”后交運(yùn)業(yè)上市公司信息披露質(zhì)量會(huì)提高的結(jié)論，進(jìn)行以下假設(shè)：

H：我國(guó)交運(yùn)業(yè)上市公司“營(yíng)改增”政策的實(shí)施與信息披露質(zhì)量存在正相關(guān)性

(二)研究方法

1.樣本選擇及數(shù)據(jù)采集

根據(jù)實(shí)證數(shù)據(jù)相關(guān)要求，剔除部分研究樣本，最終選擇符合論文研究的28家上市公司，總共168個(gè)樣本量，以此來(lái)分析營(yíng)改增與交通運(yùn)輸業(yè)上市公司信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系。

2.模型構(gòu)建及數(shù)據(jù)說(shuō)明

通過(guò)選取富臨運(yùn)業(yè)、海峽股份、南京港等28家

上市企業(yè)2010—2015年信息披露評(píng)級(jí)(IND)的數(shù)據(jù)，劃分了優(yōu)秀、良好、及格與不及格(文中設(shè)定值分別為4、3、2、1)4個(gè)等級(jí)，鑒定完成后對(duì)外披露，建立面板回歸模型，分析營(yíng)改增(YGZ)與企業(yè)信息披露評(píng)級(jí)的相關(guān)系數(shù)，并選取企業(yè)規(guī)模(SIZE)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)、大股東持股比例(TOP1)作為控制變量。根據(jù)選取的解釋變量營(yíng)改增與被解釋變量信息披露評(píng)級(jí)，本文將研究模型設(shè)定為以下面板回歸模型：

INDit=a+β1YGZit+β2SIZEit+β3ROEit+β4LEVit+β5TOP1it+εi,j

其中，i表示企業(yè)，t表示年度，α和β分別表示截距項(xiàng)和各變量回歸系數(shù)；εi，j表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。表1為各變量數(shù)據(jù)描述統(tǒng)計(jì)。

表1 各變量描述統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證分析

(一)相關(guān)分析

首先進(jìn)行解釋變量與被解釋變量的相關(guān)性分析，具體分析結(jié)果如表2所示。

表2 相關(guān)分析結(jié)果

注：**、*分別表示1%和5%的顯著性水平。

通過(guò)表2的分析可以得出，營(yíng)改增與信息披露評(píng)級(jí)之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)為0.104，通過(guò)了5%顯著性水平標(biāo)準(zhǔn)的相關(guān)性假設(shè)檢驗(yàn)，說(shuō)明營(yíng)改增能夠有效提高信息披露質(zhì)量。在控制變量中，SIZE、ROE對(duì)信息披露評(píng)級(jí)具有顯著的正相關(guān)性，LEV對(duì)企業(yè)信息披露評(píng)級(jí)具有顯著的負(fù)相關(guān)性，但TOP1沒(méi)有通過(guò)相關(guān)性假設(shè)檢驗(yàn)，說(shuō)明大股東持股比例與企業(yè)信息披露評(píng)級(jí)的相關(guān)性較弱。

(二)回歸分析

通過(guò)Hausman檢驗(yàn)判定模型如表3，可知Hausman檢驗(yàn)卡方統(tǒng)計(jì)量為13.969 564，對(duì)應(yīng)的顯著性概率P值為0.015 8，在5%顯著性水平上拒絕“建立個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型”的原假設(shè)，即接受“建立個(gè)體固定效應(yīng)模型”的備擇假設(shè)，說(shuō)明適用于個(gè)體固定效應(yīng)估計(jì)模型，面板數(shù)據(jù)的個(gè)體固定效應(yīng)回歸結(jié)果如表4所示。

表3 模型Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

由表4個(gè)體固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果可知，模型的判決系數(shù)為0.615 4，調(diào)整后的判決系數(shù)為0.511 1，模型F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為5.897 184，F(xiàn)檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的顯著性概率P值為0，在1%顯著性水平上通過(guò)了F假設(shè)檢驗(yàn)，說(shuō)明模型擬合效果較好。

從模型回歸結(jié)果來(lái)看，由于YGZ與IND的回歸系數(shù)為0.015 8，在1%顯著性水平上通過(guò)了T假設(shè)的顯著性檢驗(yàn)，呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)性，說(shuō)明YGZ對(duì)IND具有顯著的正向促進(jìn)作用?？刂谱兞恐?，SIZE與IND回歸系數(shù)為0.820 3，在10%顯著性水平上通過(guò)了T假設(shè)的顯著性檢驗(yàn)，兩者呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)性，說(shuō)明SIZE對(duì)IND具有正向促進(jìn)作用；ROE與IND回歸系數(shù)為0.820 3，在1%顯著性水平上通過(guò)了T假設(shè)的顯著性檢驗(yàn)，呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明ROE對(duì)IND具有正向促進(jìn)作用；LEV與IND回歸系數(shù)為-0.686 8，在5%顯著性水平上通過(guò)了T假設(shè)的顯著性檢驗(yàn)，呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明LEV對(duì)IND具有顯著的抑制影響作用。

表4 個(gè)體固定效應(yīng)估計(jì)

四、研究不足

1.首先，研究樣本量不足，部分上市公司的研究結(jié)論對(duì)整體行業(yè)可能不具有代表性。

2.其次，解釋變量?jī)H為“營(yíng)改增”政策是否實(shí)施，沒(méi)有考慮到政策實(shí)施前后稅負(fù)變化、可抵扣進(jìn)項(xiàng)稅額比率、新增固定資產(chǎn)投資比率等因素，可能導(dǎo)致研究結(jié)果不充分。

3.再者，在本文中信息披露質(zhì)量的替代變量選取，僅以深交所的信息披露質(zhì)量考評(píng)結(jié)果作為對(duì)替代變量，不具有普適性。

4.最后，由于國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)“營(yíng)改增”對(duì)信息披露質(zhì)量的影響研究寥寥無(wú)幾，導(dǎo)致本文可直接參考的文獻(xiàn)較少，缺乏足夠的理論支撐。

[1] 甘啟裕.將交通運(yùn)輸業(yè)納入增值稅征收范圍的思考[J].稅務(wù)研究，2011(6)：44-45.

[2] 孫鋼.增值稅“擴(kuò)圍”的方式選擇：基于對(duì)行業(yè)和體制調(diào)整的影響性分析[J].地方財(cái)政研究，2011(2)：56-59.

[3] 岳樹民，李建清.優(yōu)化稅制結(jié)構(gòu)研究[M].北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2007.

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

[5] 胡怡建.我國(guó)增值稅“擴(kuò)圍”改革面臨的八大挑戰(zhàn)[J].涉外稅務(wù)，2011(7)：5-10.

[6] 冷琳.改征增值稅后交通運(yùn)輸企業(yè)會(huì)計(jì)處理及稅負(fù)變化[J].財(cái)會(huì)月刊，2012(4)：78.

[7] 王久治.營(yíng)改增對(duì)交通運(yùn)輸企業(yè)成本管理影響探析[J].現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè)，2014(5)：158-159.

[8] Singhvi，S.and.Desai，H.An empirical analysis of the quality of corporate financial disclosure[J].The Accounting Review，1971(46)：38-129.

[9] Lang，M.，Lundholm，R.Crosse-sectional determinants of analysis ratings of corporate disclosure[J].Journal of Accounting Re-search，1993(31)：246-271.

[10] Bernard Raffournier.The determinants of voluntary financial disclosure by Swisslisted companies[J].The European Accounting Review，1995(4)：261-280.

The impact on the information disclosure quality to listed transportation enterprises by the reform from Business Tax to VAT

CHEN Ya-rui

(LanzhouUniversityofFinanceandEconomics，Lanzhou730030，China)

In order to achieve the purpose of reducing corporate tax cuts，from May 1st，2016，the state onwards to fully open the “BT to VAT” pilot work in China.Under the implementation of this policy，how will the reform from “BT to VAT” affect the information disclosure quality in China’s Transportation Enterprises? This thesis takes the empirical analysis methods，and selects the 28 listed transportation enterprises involved in “BT to VAT” policy on the Shenzhen Stock Exchange as samples to analyze the financial data during 2010—2015.The information disclosure rating is used as an alternative to the quality of information disclosure and to build related mode to found that “BT to VAT” can improve the enterprise information disclosure quality；the scale of the enterprise and the rate of return from net assets will promote the information disclosure quality positively；the debt ratio of assets forms a negative influence for the correlation coefficients and regression coefficients to information disclosure quality to get a negative correlation；however the proportion of the largest shareholder with the shareholding can not pass the correlation hypothesis test，so the influence to it is not obvious.

BT to VAT；listed transportation enterprises；the information disclosure quality

10.3969/j.issn.1009-8976.2017.02.018

2017-01-14

陳亞蕊(1992—)，女(漢)，甘肅臨夏州，碩士研究生 主要研究會(huì)計(jì)理論。

F812.42

A

1009-8976(2017)02-0076-03