股票市场指数化对公司避税的影响

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英文标题：
《The effect of stock market indexing on corporate tax avoidance》
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作者：
Alex Young
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最新提交年份：
2015
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英文摘要：
  Membership in the Russell 1000 and 2000 Indices is based on a ranking of market capitalization in May. Each index is separately value weighted such that firms just inside the Russell 2000 are comparable in size to firms just outside (i.e. at the bottom of the Russell 1000) but have much higher index weights. These features allow for the the annual reconstitution of these indices to be used as part of a regression discontinuity design to identify the effect of stock market indexing. Using this design, I investigate whether stock market indexing affects corporate tax avoidance. I find no evidence that firms just inside the Russell 2000 have significantly different effective tax rates than firms just outside.
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中文摘要：
罗素1000和2000指数的成员资格基于5月份的市值排名。每个指数都是单独的价值加权指数，因此，罗素2000指数范围内的公司在规模上与罗素1000指数范围外的公司相当（即位于罗素1000指数的底部），但指数权重要高得多。这些特征允许每年对这些指数进行重组，作为回归不连续设计的一部分，以确定股市指数的影响。利用这个设计，我调查了股票市场指数化是否会影响公司避税。我没有发现任何证据表明，在罗素2000年内的公司的有效税率与在罗素2000年外的公司有显著不同。
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分类信息：

一级分类：Quantitative Finance        数量金融学
二级分类：General Finance        一般财务
分类描述：Development of general quantitative methodologies with applications in finance
通用定量方法的发展及其在金融中的应用
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PDF下载：
--> The_effect_of_stock_market_indexing_on_corporate_tax_avoidance.pdf (80.3 KB)

2022-5-9 03:27:31 上传

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关键词：市场指数 股票市场 股票市 指数化 Quantitative

股票市场指数对公司避税的影响亚历克斯·杨北达科他州立大学2021年11月20日摘要罗素1000和2000指数的成员资格基于5月份的市值排名。每个指数都是单独的价值加权指数，因此Russell 2000的公司在规模上与外部公司（即Russell 1000的底部）相当，但指数权重要高得多。这些特征使这些指数的年度重组成为回归不连续设计的一部分，以确定股市指数的影响。利用这个设计，我调查了股票市场指数化是否会影响公司避税。我没有发现任何证据表明，罗素2000内部的企业与外部企业的有效税率存在显著差异。电子邮件：亚历克斯。幼小的1@ndsu.edu.1引言“文件抽屉”问题指的是研究人员的实践，他们相信期刊不太可能发表这些结果[Mervis，2015]。例如，社会科学中的发表偏倚证据支持了这一观点：拒绝特定无效假设的研究发表的可能性比拒绝无效假设的研究（以下简称“无效结果”）高40个百分点，撰写的可能性高60个百分点[Franco et al.，2014]。这种出版偏见有一定的道理。一个人不接受无效假设；人们无法拒绝无效假设[Hayashi，2000]。此外，正如政治学家加里·金（Gary King）所说，“有很多很多方法可以通过搞砸来产生无效结果”[Mervis，20-15]。有趣的是，我的经验与Franco等人[2014]的结果是一致的：我在2014年5月开始了这个项目，发现了一个无效的结果，没有写任何东西。

但实际上，“文件抽屉”问题是愚蠢的，所以在本文中，我调查了股票市场指数化影响企业避税的假设，但未能拒绝。在此之前，一个可信的假设是，股票市场指数化对公司避税没有影响，因为被动指数化者会随着基础指数构成因素的变化，对其投资组合进行机械调整；因此，无论避税程度如何，他们都持有公司。然而，从某种程度上说，避税可以提高企业价值，而被动指数制定者不是被动所有者，股票市场指数制定可能会增加避税。2实证框架2。1数据罗素1000和2000指数成分的数据来自富时罗素。样本期包括1996年至2012年的年度重组。为了计算企业避税措施，我使用了来自Compustat的数据。2.1.1识别策略如Chang等人[2015]所述，Russell 1000和2000指数重建的过程会在股市指数中产生外生变化。在5月的最后一个交易日，公司按市值重新排名。在2006年之前，最大的1000家公司被分配给了罗素1000，接下来的2000家公司被分配给了罗素2000。然后，富时罗素（FTSE Russell）在6月底根据市值指标发布指数权重，该指标根据公开不可交易股票进行调整。每个指数都单独进行了价值加权，因此，尽管规模相似，但罗素2000指数顶部的公司的指数权重明显高于罗素1000指数底部的公司。因此，5月底的小市值风险对6月底的指数权重有很大的不连续影响。因此，指数重建过程适合于模糊回归不连续性（RD）设计。

这种模糊性的产生是因为研究者构建的5月份市值排名不能完美地预测指数分配。我感谢Harrison Hong提供的数据。2006年后，罗素实施了“分条”政策，以减少指数之间的换手率。实际的结果是，出现了两种情况：一种是从Russell 1000进入Russell 2000的企业，另一种是从Russell 2000进入Russell 1000的企业。请注意，在任何情况下，使用6月份指数权重估算的排名都是不合适的，因为这会导致罗素2000指数成员国的5月份市值不连续[Chang等人，2015]。2.2研究设计遵循Chang等人[2015]，我通过两阶段最小二乘法（2SLS）估计以下各项来实现模糊回归不连续性设计：R2000i，t=α+ατI，t+αRanki，t+ατI，t×Ranki，t+νI，tETRi，t=β+βR2000i，t+βRanki，t+βR2000i，t×Ranki，t+εI，t（1），其中τI，如果公司i在t年超过罗素2000指数成员资格的阈值，则该指标变量等于1，并且是实际指数分配的工具变量R2000i，t。标准误差根据异方差进行调整，基准宽度为200。ETRi，即现金有效税率（CETR）或GAAP有效税率（GETR），如下[Dyreng等人，2010]：oCETRi，定义为支付的现金税（Compustat TXPD）除以税前非收益性特殊项目（Compustat PI-SPI）。oGETRi定义为总税收支出（Compustat TXT）除以税前非收入特殊项目（PI-SPI）。如果分母为零，则ETR变量设置为缺失。如果ETR变量大于1（小于0），则将其设置为1（0）。3结果表1给出了公式（1）的估算结果。

第1栏显示，超过增加门槛的公司被加入罗素2000的可能性比留在罗素1000的公司高87%。第2列显示，超过删除阈值的公司ar e86。与留在罗素2000的公司相比，罗素2000被删除的可能性高出1%。仪器上的系数τi，t，a r e明显不同于零。在不确定的结果中，我发现测试仪器标志零位的F-统计量可以轻易地通过STAIG er和Stock[1997]的临界值。因此，没有证据表明该仪器很弱。第3列至第6列显示，没有证据表明，罗素2000指数范围内的公司与罗素2000指数范围外的公司（即罗素1000指数的底部）的现金或GAAP ETR存在显著差异。因此，我没有发现任何证据表明股票市场指数化会影响公司避税。4结论在本文中，我研究了股票市场指数化是否会影响公司避税。在模糊回归不连续设计中，使用罗素1000和2000指数的年度重组，我没有发现任何证据表明股票市场指数会影响现金或GAPE有效税率。参考资料。Chang、H.Hong和I.Liskovich。回归不连续性与股票市场指数化的价格效应。《金融研究回顾》，28（1）：212–246，2015年。S.D.迪伦、M.汉隆和E.L.梅德。高管对企业避税的影响。《会计评论》，85（4）：1163-11892010。A.弗兰科、N.马尔霍特拉和G.西蒙诺维茨。社会科学中的出版偏见：打开文件抽屉。《科学》345（6203）：1502-15052014。林林。计量经济学。普林斯顿大学出版社，2000年。梅维斯。为什么空结果很少看到光明的一天。《科学》345（6200）：9922015。D.Staiger和J.H.Stock。工具变量回归与弱工具。

《计量经济学》，65（3）：557-5861997。表1：股票市场指数化对公司避税的影响（1）（2）（3）（4）（5）（6）R2000i，tR2000i，tCETRi，tCETRi，tGETRi，tGETRi，tτi，t0。870***0.861***（0.021）（0.023）τi，t×可秩（加）i，t0。000（0.000）可能排名（加上）i，t0。000***0.000-0.000（0.000）（0.000）（0.000）τi，t×可秩（Del）i，t-0.000**（0.000）可秩（Del）i，t0。（0.0）0.0200.0 0.0 0.0 0.0.0.0 0.0 0.0 0.0 0.0.0 0.0.0 0.0.0 0.0 0.0（0.0255）（0.017）（0.017）（0.017）（0.017）（0.011）（0.015）（0.015）（0.015）可能排名）可能排名（增加）可能排名（增加）我，t×R20002000（增加）可能（增加）我，t×R2000我，t×R2000i，t，t，我，t×R2000i，我，我，t，我，我，我，我，我，t，我，我，t×R2000i，t，t，t，t，t，t，t-0，t，t-0.000，t-0.000，t-0.000，t-0.000，t-0.000（0.000（0.000）0.000（观察结果2255 3027 1817 2635 1817 2635*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01。括号中的标准错误。该表根据以下等式表示模糊RD设计的结果。第1列和第2列中的依赖变量是罗素2000指数中成员的指标。在第3列和第4列（第5列和第6列）中，因变量为现金（GAAP）有效税率标准误差，并根据异质性进行调整。带宽是200。样本期为1996年至2012年。R2000i，t=α+ατi，t+αRanki，t+ατi，t×Ranki，t+νi，tQIXi，q，t=β+βR2000i，t+βRanki，t+βR2000i，t×Ranki，t+εi，t