深市A股除息日稅收效應分析

孫 凱

(北京信息科技大學 經(jīng)管學院，北京 100192)

一、引 言

稅收政策是否會影響股利政策？這是稅收效應要回答的問題。在相關實證研究中，除息日研究是較有影響的，因為它可以獲得一個較為純凈的結果，最大限度地把稅收因素與其他因素區(qū)別開來。此外，由于沒有假設股票定價模型，從而可以避免定價模型設定中經(jīng)常出現(xiàn)的各種錯誤，但這同時也是它的一個缺點，因為這使得它的理論在形式上顯得太過簡單。

對此相關研究中最為著名的，無疑是Elton和Gruber(1970)。[1]用其作者30年后(Elton、Gruber和Blake 2003[2])不無自負的話說，該文開創(chuàng)了一個行業(yè)。但是，其后陸續(xù)有研究可以說明，Elton和Gruber(1970)的分析框架存在缺陷。從Kalay(1982)[3]起，短期交易假說開始興起，新的分析方法開始出現(xiàn)。可是，迄今為止我國的相關研究，絕大部分都局限于早期的Elton和Gruber(1970)框架。

本文的貢獻主要有兩點：

1.國外早期的理論框架有根本性的缺陷，我國以往的研究對此很少注意。此外，我國的稅收制度等制度與美國相比，有很大差異，這直接導致模型適用性的不同，而我國以前往往直接引用美國的模型，不考慮其適用性。本文考察了我國的稅收制度與股票交易制度，并據(jù)此對理論模型進行了修正，這在我國相關研究中尚屬首次。

2.我國以往考察稅收作用時，往往沒有同時考察短期交易的作用。即使有個別研究進行了短期交易的相關計算，也往往是對稅收效應和短期交易分拆開，各自分析。可是，當初短期交易假說之所以產生，就是為了分辨稅收效應。因此，如果不與稅收效應合并分析，短期交易假說就大大減少了其存在的意義。本文測算了隱含最小交易成本，將短期交易假說與稅收效應進行了合并分析，這在我國也是首次。

二、模型辨析

(一)Elton和Gruber(1970)[1]框架

假定Pcum為除息日前一個交易日(我國稱為登記日)的股票價格，Pex為除息日股票價格，Pc為當初購買股票時的價格，Td為普通收入的稅率(股利收入按普通收入看待)，Tg為資本利得的稅率，D為每股股利。

1.賣出時間的選擇。假定投資者由于股利以外的因素，決定在除息日前后賣出股票。如果他選擇在除息日前一個交易日賣出股票，那么他的稅后收入是：

Pcum-Tg(Pcum-Pc)

如果是在除息日賣出股票，那么他的稅后收入是：

Pex-Tg(Pex-Pc)+D(1-Td)

令上述兩個收入相等，得到均衡條件為：

(Pcum-Pex)/D =(1-Td)/(1-Tg)

(1)

該等式我們不妨稱之為Elton-Gruber等式，簡稱為EG等式。在上式中，左邊是相對于股利的價格下降，稱之為相對價格下降比率。

2.買入。類似地，假定投資者由于股利以外的因素，決定在除息日之前或之后買進股票，可以得到相同的EG方程(在此忽略一個微小的差別，見Kalay(1982)[3])。

3.判斷方法1與2。如果稅收發(fā)揮作用，且Td>Tg>0，那么(1-Td)/(1-Tg)小于1。從EG方程可以看到，這意味著(Pcum-Pex)/D<1。從而得到判斷方法1：

如果(Pcum-Pex)/D<1，則認為存在稅收效應。

進一步，如果存在類群效應，那么高收入(從而高Td)的人們，應該偏好低股利的股票，從而(1-Td)/(1-Tg)較低。根據(jù)EG等式,(Pcum-Pex)/D較低。從而得到判斷方法2：

按股利高低分組，如果高股利組的(Pcum-Pex)/D較大，則認為存在類群效應。

(二)Kalay(1982)[3]改進

如果價格下降與股利的差額較大，就可能發(fā)生套利。美國的短期資本利得要按普通收入納稅，這就意味著Pcum-Pex應該等于D，否則就出現(xiàn)了套利的機會。但是各種研究都證實，美國的相對價格下降比率小于1。對此，短期交易假說的解釋是，這是由于交易成本的存在。假定交易成本為βP，可令P=(Pcum+Pex)/2，

對于先買后賣的情況，稅后收益為：

(1-Td)[D-(Pcum-Pex)-βP]

得到無利區(qū)間(即上式不大于0)：

1-βP/D≤(Pcum-Pex)/D

可類似得到先賣后買的無利區(qū)間，合并后得到整體的無利區(qū)間：

1-βP/D≤(Pcum-Pex)/D≤1+βP/D

(2)

可見，由于存在交易成本，只有當(Pcum-Pex)/D距離1較遠時，才會發(fā)生短期交易。

(三)模型難題

我國以往的相關研究，往往根據(jù)上述判斷方法1與判斷方法2來判斷是否存在稅收效應與類群效應。但是，這樣的判斷幾乎沒有意義。下面，筆者在Kalay(1982)[3]，Lakonishok和Vermaelen(1983，1986)[4,5]等研究基礎上，結合我國的實際，進行模型辨析。

1.難題1：典型性投資者。回顧前面的EG等式，當Td>Tg時，可得到相對價格下降比率小于1。但是對于有些投資者(以美國的公司投資者為代表)，情況恰好相反，他們是Td

這就出現(xiàn)了一個問題：在存在兩種相反稅收待遇的條件下，社會的典型的情況到底是Td>Tg，還是TdTg， 而幾乎沒有這方面的數(shù)據(jù)驗證。

正是鑒于上述難題，Lasfer(1995)[6]提出：由于無法準確判斷資本利得的有效稅率，因此無法區(qū)分稅收效應與短期交易假說。Kalay(1982)[3]認為由于一般來說無法從相對價格下降比率中推測出股東的邊際稅率，因此，除息日的股價表現(xiàn)不一定是稅收效應或類群效應的證據(jù)。

2.難題2：D/P與(Pcum-Pex)/D成正比。Lakonishok、Vermaelen(1983，1986)[4，5]已經(jīng)說明，短期交易也可能出現(xiàn)D/P與(Pcum-Pex)/D成正比。

假定投資者是先買后賣，這樣他的無利區(qū)間是：

1-βP/D≤(Pcum-Pex)/D

當股利收益率D/P越高時，可以認為P/D越小，這時上式左端越接近1，亦即(Pcum-Pex)/D可能越大。這時，僅憑存在這個正比關系，無法區(qū)分到底是類群效應形成的結果，還是短期交易形成的結果。

3.難題3：D/P與(Pcum-Pex)/D不存在正比關系。上一段的分析假定典型的短期交易者是先買后賣者。在這個假定下，如果D/P與(Pcum-Pex)/D不存在正比關系，那么我們可以排除短期交易的影響，認為不存在類群效應。

但是，如果在現(xiàn)實中典型的交易者是先賣后買者，則我們走到與上段類似的處境：難以判斷是否存在類群效應。

4.由于上述難題以及其它一些困難，國外現(xiàn)在已經(jīng)很少僅僅采用傳統(tǒng)的判斷方法1與判斷方法2。而在我國，很多人認為只要計算出這兩個數(shù)據(jù)，就可以得出結論。顯然，這是遠遠不夠的。

三、理論修正

(一)我國稅制相對于美國的特點

1.比例稅。美國的公司所得稅是累進稅，而我國的企業(yè)所得稅是比例稅。美國的個人所得稅是累進稅，而我國的個人所得稅分為10類，股利所得與資本利得這兩類，都是比例稅。

2.沒有股利偏好者。在2008年以前，我國不僅沒有股利偏好者，就連股利中性者也很少，而不是像美國那樣，具有股利偏好者、股利中性者、股利厭惡者3類投資者。我國個人投資者的資本利得一直暫免交納所得稅，而股利所得的名義稅率一直大于0。所以，顯然個人投資者是股利厭惡者。企業(yè)投資者對于兩類所得在稅率上不加區(qū)分，但是由于資本利得可能有延遲納稅的好處，所以企業(yè)投資者應偏向于股利厭惡。社保基金以往對于資本利得和股利所得，都免交所得稅，可以算是股利中性者。對于投資基金購買股票所獲得的收入，情況有些復雜，但基本上屬于股利中性或股利厭惡。

這樣，對于A股上市公司來說，我們就基本上排除了各種現(xiàn)金股利所得稅收待遇優(yōu)于資本利得的情況。在2008年以后，我國的居民企業(yè)如果合乎條件，那么可以免交股利所得稅。但是，這有一個很重要的附加條件，即持有期必須滿1年。

(二)對理論基礎的修正

1.對難題1的解答。如果只考慮稅收因素，那么由于不存在股利偏好者，因此，我國的相對價格下降比率，只可能小于1，而不可能等于或大于1。因此，這個難題在我國可以從制度本身的特點得到解決。

2.對難題3的解答。美國允許賣空，但在我國，雖然在2005年解除賣空禁令，但融券業(yè)務在實踐中受到諸多限制。除非原來就持有該種股票，否則很難在除息日前后進行先賣后買交易。可以說，先賣后買的交易者不是我國的典型交易者。這個難題也可以在我國得到解決。

3.難題2有待進一步分析。對于難題2，從相關的稅收制度與交易制度來看目前還無法解決，需要采取額外的方法。本文采取隱含最小成本的方法。

4.比率取值區(qū)間推論。美國是累進稅制，并存在多種類型的交易者，所以難以判斷相對價格下降比率的取值區(qū)間。而我國是比例稅率，由于不存在股利偏好者，所以可以大致判斷相對價格下降比率的取值區(qū)間(假定只考慮稅收因素)：對于企業(yè)來說，由于股利所得和資本利得的稅率相等，因此其相對價格下降比率應該近似為1；而對于個人，由于資本利得一直免稅，股利所得稅率為20%或更小，因此其相對價格下降比率應為(1-20%)/1=0.8，或略大一點。其他各類投資者的稅收待遇基本在上述兩種情況之間，從稅收效應考慮，其相對價格下降比率應該在0.8～1這個區(qū)間。

四、計算方法與數(shù)據(jù)說明

(一)除息日價格的處理

本文采用由除息日收盤價調整后得到的開盤價。Elton和Gruber(1970)[1]專門解釋了這樣做的理由：開盤時價格容易具有偏差，而到收盤時，價格基本達到均衡。其調整公式為：

調整除息日開盤價=除息日收盤價÷(1+除息日收益率R)

Brown和Warner(1980，1985)[7,8]重點討論了三種計算正常收益率(Ri)的基本方法，成為以后相關計算的基礎：均值調整法(r_mean)、市場調整法(r_day)、市場模型(r_market)。本文使用了這三種方法。

(二)非標準情況的處理

在收益率的計算中，存在各種各樣的非標準情況，如時間序列相關、異方差。對于這些非標準情況，一般都有相應的經(jīng)濟計量學方法加以矯正。但是，這些矯正的效果未必理想，尤其是在短期事件研究中。如Binder(1998)[9]所說，通常這些問題可以簡單地忽略即可，因為在實踐中它們的作用很小。又如Henderson(1990)[10]，相對于各種矯正措施，他總結說對于大多數(shù)應用，簡單的方法效果已經(jīng)很好。 本文采取了國外同類研究常見的做法：忽略可能的時間序列相關、異方差等問題。孫凱(2013)[11]等都是這樣處理的。

(三)數(shù)據(jù)說明

數(shù)據(jù)來自深圳國泰安數(shù)據(jù)公司。本文的股利專指現(xiàn)金股利，不考慮送股與轉增股，這是與國外相關研究一致的。股利采用稅前派息。只計算了深市數(shù)據(jù)。只考慮了A股，而沒有考慮B股，不考慮中小板與創(chuàng)業(yè)板。時間為1997～2008年。我國的現(xiàn)代企業(yè)制度起源于1994年，但在最初幾年，企業(yè)會計制度、股票交易制度等都很不規(guī)范，故本文僅從1997年算起。而自2008年后企業(yè)所得稅制度發(fā)生重大改變，與前面時期的可比性大大降低，故截止于2008年。此外，刪除數(shù)據(jù)不完備的除息，這樣，共有1720次除息。考察除息日前第110個交易日至第11個交易日，共100個交易日，作為估計區(qū)間。在指數(shù)上，選取的是深市A股的考慮現(xiàn)金紅利再投資的日市場回報率，選取等權平均法。本文采取事件法，而不是日歷法。本文數(shù)據(jù)整理與計算所使用的軟件為STATA 10與EXCEL。

五、實證檢驗

(一)對相對價格下降比率的初步檢驗

用上述的均值調整法、市場調整法、市場模型計算調整開盤價，并以此計算相對價格下降比率，結果如表1：

表1 三種方法下的相對價格下降比率

1.從上表看，均值法與市場法的均值基本接近(分別為0.958與0.948)，而模型法的均值則大得多(2.18)。在最小值這個指標上，三種方法較為接近，但在最大值這個指標上，均值法與市場法基本接近(分別為82.7與86.8)，而模型法則要大出幾十倍(2223.3)。從標準差看，前兩者也較為接近(分別是7.63與5.43)，而模型法大得多(53.92)。看來均值法與市場法相對穩(wěn)定，且兩者結果接近，而模型法波動較大。如果采用模型法的數(shù)據(jù)，由于其遠大于1，因此可以認為稅收不起作用(與本文后面所得到的基本結論相同)。此外，由于其波動較大，很不穩(wěn)定，因此下文不再考察。下文僅考察均值法與市場法。

2.上述均值法與市場法，雖然均值在0.95左右，但是其個體的數(shù)值卻分布極為寬廣。

表2 相對價格下降比率的除息次數(shù)分布

由表2可見，在兩種方法里，絕對值超過1的次數(shù)分別為1146次、1113次，占全部1720次除息的比例分別為67%、65%。考慮到有些數(shù)字雖然大于1，但可能大得并不多，有一定的誤差，因此僅考慮絕對值大于2的情況，上述兩種方法也分別有656次、508次，占全部1720次的比例分別為38%、30%。分布如此廣泛，說明其均值不具有代表性。

3.從表2可以看到，兩種方法中相對價格比率大于1的各為843次、890次，占全部除息次數(shù)的比例分別為49%、52%。也就是說，有大約一半的除息，其相對價格下降比率大于1。因此，盡管按均值法和市場法計算的相對價格下降比率，其均值小于1，但其代表性的數(shù)值區(qū)間并不是(0，1)，而是(1，～)。

4.此外，在1720次除息里，按照兩種方法計算的相對價格下降比率小于0的次數(shù)分別為384、388。對于這些除息來說，在從股票里減去股利之后，股票的價格不僅沒有下降，反而上升。這就相當于買了一件衣服，付款之后發(fā)現(xiàn)，錢包里的錢不僅沒減少，反而增加了。其中，有200次左右的比率低于-2。這意味著在支付股利之后，股票價格反而上漲了2倍股利以上。

5.顯然，上述幾個特點是與稅收效應完全違背的。按照稅收效應，各相對價格下降比率應該在略小于1的位置，如同均值法和市場法的均值那樣。

(二)剔除低股利收益率股票

如何解釋上述嚴重背離？初步考慮可能是少數(shù)股利收益率(P/D)極低的股票，其相對價格下降比率數(shù)值畸高或畸低，從而影響了整體平均值。

對此，國外常用的處理方法是將股利收益率極低的股票從樣本中剔除。常見的標準有兩種：按樣本數(shù)量，例如將數(shù)據(jù)分為數(shù)量相等的10組；按股利收益率，國外往往將剔除標準定在1%～1.5%之間。下面根據(jù)股利收益率(這里采用登記日收盤價作為股票價格)，進行三種剔除：剔除股利收益率最低的1/10的股票(172種)；剔除股利收益率為(0,1%)的股票；剔除股利收益率為(0,1.5%)的股票。結果如下：

表3 剔除低股利收益率后的相對價格下降比率

表3共9行，每3行為一組，分別對應上述的3種分組。其中每組的第3行“高比率股票數(shù)量”指的是在該分組條件下，相對價格下降比率的絕對值大于1的股票的數(shù)量，數(shù)字右邊的括號里是這些高比率股票的數(shù)量占該分組的全部股票數(shù)量的比例。

從表3可以看到，在刪除低股利收益率的股票后，高比率股票的數(shù)量確實大幅度下降了。以均值法為例，從原來的1146下降到分組1的1001、分組2的574，分組3的363。但是，與其相伴隨的是中低比率的股票數(shù)量的大幅度降低，這樣，高比率股票占全部股票的比例雖有所下降，但并沒有根本性的改變。還是以均值法為例，上述比例從原來的67%下降到分組3的57%，依然是非常高的比例。

國外在剔除掉股利收益率最低的1/10的股票之后，基本就可以剔除掉股利收益率低于1%的除息，甚至可以剔除掉股利收益率低于1.5%的除息。而從上表可見，深市A股股利收益率低于1%的除息多達1720～969 751，占全部1720次的比例高達44%。而股利收益率低于1.5%的除息次數(shù)更是多達1720～6 351 085，占比為63%。這從一個側面說明深市A股的股利收益率偏低。查閱同期的1年期銀行利率，只有少數(shù)情況為1.98%，其余均在2.25%以上。而在深市A股1720次除息中，股利收益率不低于1.98%的只有389次，不低于2.25%的就更少了。也就是說，對于絕大多數(shù)深市A股股票來說，股利收益率低于同期的銀行存款利率。

(三)稅收效應還是短期交易

至此，是不是到此就可以很有把握地否定稅收效應？不可以，因為還沒有考慮短期交易的作用。假如短期交易占據(jù)主導作用，那么稅收效應的作用就將被減小，甚至被抵消，這意味著前面對于稅收作用的分析無法得到有意義的結論。

這里從最小隱含成本的角度進行分析。我國各個時期的印花稅變動很大，較高的時候為0.5%，雙向征收；較低的時候為0.1%，賣方單方向征收。傭金早期為0.35%，到2000年后開始浮動，大致為0.1%左右(大客戶的傭金可能低到0.05%，甚至更低)。此外，還有數(shù)量很小的證券交易監(jiān)管費和證券交易經(jīng)手費(其和為0.02275%)。這樣，實際成本約為交易額的0.15%～1.4%。

按照Kalay(1982)[3]的方法，上面(2)式中的小于等于號取等號，當給定股利收益率與相對價格下降比率，就可計算隱含最小成本β：

將隱含最小成本與實際成本進行比較，如果實際成本大于隱含最小成本，那么相對價格下降比率就落入前面所說的無利區(qū)間，這時，短期交易的作用就很小，可以不予考慮。參照上表的分組，計算如下：

表4 隱含最小成本

從表4可見，除個別情況之外，隱含最小成本一般都小于0.13%，而這個數(shù)值小于如前所述的實際成本。因此，我國圍繞除息日的交易可以認為不是由短期交易所主導的。在排除了短期交易可能帶來的主導影響后，現(xiàn)在可以說，根據(jù)前面的分析，所得課稅對于深市A股在交易日的股價表現(xiàn)不具有重要影響作用。

(四)股利收益率與相對價格下降比率

從以上的分析可以得到推論：股利收益率與相對價格下降比率之間不存在正比關系。下面對這個推論進行實際計算加以驗證。按照股利收益率的高低，將全部樣本分為10組，每組的股利收益率的均值與相對價格下降比率的均值如表5(上下3行分別為由小至大的5組)：

表5 股利收益率與相對價格下降比率

常見的是Spearman秩相關檢驗，由于本文只有10組數(shù)據(jù)，所以選用Kendall檢驗，后者更適用于小樣本。結果如下：

表6 相關性檢驗

雖然相關系數(shù)為正，但是p值很大，因此不能否定原假設：兩者相互獨立。從而可以認為股利收益率與相對價格下降比率之間不是正相關的。這驗證了前面的分析。

六、結 論

本文圍繞除息日的股票相對價格下降比率進行了分析。對于均值法和市場法，盡管其值在0.95左右，符合稅收效應，但是其波動極大，而且大約有一半的數(shù)值在1以上，因此其典型值并不是略小于1。在進行剔除極端值之后，上述特征并沒有改變。這些特征是違背稅收效應的。本文進一步從最小隱含成本的角度對稅收效應和短期交易進行了辨析，通過計算，排除了短期交易占據(jù)主導作用的可能。從而得到本文的基本結論：在圍繞除息日進行的股票交易中，所得課稅不具有重要影響作用。

[1]Edwin Elton, M. Gruber.Marginal Stockholders Tax Rates and the Clientele Effect[J].Review of Economics and Statistics,1970,52(1):68-74.

[2]Edwin Elton,M.Gruber,C.Blake.Marginal Stockholder Tax Effects and Ex-dividend Day Behavior-Thirty Years Later[R].Working Paper,SSRN,March 2003.

[3]Avner Kalay.The Ex-dividend Day Behavior of Stock Prices:A Re-examination of the Clientele Effect[J].Journal of Finance,1982,37(9):1059-1070.

[4]Josef Lakonishok,Theo Vermaelen.Tax Reform and Ex-dividend Day Behavior[J].The Journal of Finance, 1983,38(4):1157-1179.

[5]Josef Lakonishok,Theo Vermaelen.Tax-induced Trading around Ex-dividend Days[J].Journal of Financial Economics,1986,16(2):287-319.

[6]Ameziane Lasfer.Ex-day Behavior:Tax or Short-term Trading Effects[J].The Journal of Finance,1995,50(3):875-897.

[7]Brown, Stephen J., and Jerold B. Warner.Measuring Security Price Performance[J]. Journal of Financial Economics, 1980,8: 205-258.

[8]Brown, Stephen J., and Jerold B. Warner.Using Daily Stock Returns: The Case of Event Studies[J].Journal of Financial Economics, 1985, 14:3-31.

[9]Binder, John J..The Event Study Methodology Since 1969[J]. Review of Quantitative Finance and Accounting, 1998,(11):111-137.

[10]Glenn Henderson. Problems and Solutions in Conducting Event Study[J].The Journal of Risk and Insurance, 1990,57(2): 282-306.

[11]孫凱.所得課稅對公司股利政策的影響——基于滬市A股上市公司的分析[M].北京:經(jīng)濟科學出版社, 2013.