2013年4月西南科技大学学报:哲学社会科学版 第30卷第2期Joumal of Southwest University of Scien优andTechnology Vol. 30 公司所得税债务税盾价值研究彭培鑫(江苏、建筑职业技术学院经济管理学院江苏徐州221116 ) [摘要】在构建税盾价值模型的基础上，通过实证检验了债务税盾对公司价值的影响。实证结果表明:在未去除规模因素前，受非税因素影响使负债不能发挥税盾的正向价值;而去除规模因素后，负债的税盾价值在税改前后都是显著存在的。[关键词]债务税盾:总价值分析法:现金流分析法[中图分类号]F270文献标志码】A【文章编号]1672 -4860 (2013 )02 -0040 -06 The Study on the Value of Corporate Income Tax’ s Debt Shield PENG Pei-xin (School of Economics and Management, Jiangsu Jianzhu Institute, Xuzhou 221116, Jiangsu, China) Abstract: Based on constructing the model of debt shield value, this paper tries to find out the effect of debt shield on corporate value. The result shows that before removing the scale factor, the debt’ s shield value can not fully play its positive effect by non-tax factor, otherwise, after removing scale factor, the debt’ s shield value phiys obvious role on pre and post tax reform. Key words: Debt Shield; Method of Gross Value Analysis; Method of Cash-flow Analysis 公司所得税是指以公司取得的生产经营所得和(Tax Shield)价值就是将扣税额从应税收人中扣除，其他所得为征税对象而征收的一种所得税，对公司产生降低所得税的效应，简单来说，可以产生避免或来讲它是一种非常明显的资金单向流出，因此，公司减少企业税负作用的工具或方法。元不想尽办法以合法的节税方式来减少这方面的支(一)债务税盾出。但是当得知负债可获得税盾效果时，学者们对1958年，Modiglianiand Miller提出了资本结构它产生了高度的兴趣，并根据税制的变革，探寻一下无关论，他们主张公司在一定条件下，公司价值、加税盾的真实价值。自从Modiglianiand Miller(1958 , 权平均资金成本与资本结构无关，其假设在与现实1963 )发表开创性的资本结构无关定理及其补充理环境脱节下引起许多争论。于是Modiglianiand 论以来，众多学者对上述问题进行了大量的理论及Miller (1963) [1]放宽假设条件将公司所得税纳入考实证方面的研究。量后计算出税的利益，主张公司应百分之百的举债经营可获得公司极大化价值。Miller(1977)[2]又将一、税盾价值个人所得税纳入模型后，发现公司所得税会损及股债务融资、外部股权融资和内部留存收益融资东的个人所得税，其研究结论反而支持MM理论一起，构成企业融资的三种主要模式。基于传统财(1958)的主张。务学理论，企业进行债务融资最基本的动机是负债税盾包括债务税盾和非债务税盾。按照MM理融资比权益融资成本更低，它通过提高企业权益资论，债务税盾是指由于债务利息在所得税前支付，从本收益率，进而提高公司价值。进一步来说，税盾而可产生更多净利润的债务的抵税作用。在中国，收稿日期:2012-10 -15 作者简介:彭培鑫(1969-)，男，河南太康人，管理学博士，副教授。研究方向:财务管理理论与方法。
第2期彭培鑫公司所得税债务税盾价值研究41 按照会计准则和税法的规定，企业对债权人支付的二、税盾价值模型构建利息可以在所得税前扣除，而股利分配则不可以税前扣除，只能税后分配。由于债务成本(利息)在税本文在MM(l963)理论的基础上，假定负债不会前支付，而股权成本(利润)在税后支付，因此企业引起财务危机成本、没有个人所得税的影响、实行单一如果要向债权人和股东支付相同的回报，两者需要的公司所得税税率。在加人所得税后修正的模型为:产生的利润并不相同。例如，设企业所得税率V= V+γD (1) L u 30%，利率10%，企业为向债权人支付100元利息，其中，V代表公司的市值，等于权益的市值加L由于利息在税前支付，则企业只需产生1∞元税前负债的市值，V代表未举债公司的市值，γ代表每一u利润即可(假设企业完全是贷款投资);但如果要向元负债的赋税利益，D代表负债的市值。MM假设负股东支付1∞元投资回报，则需产生1∞+(1-债是无限期的，更进一步的定义V:u30%) =1 43元的税前利润(假设企业完全为股权V= E(FOI)/p (2) u 投资)，因此"税盾效应"使企业负债融资相比股权E(FOI)代表公司长期平均税后未来营业净利融资更为便宜。由于负债利息税前扣除的存在，企的期望值(目前很多文献中使用"EBITx (I -所得业可以通过改变其负债融资比例，进而改变其净利税率)"公式进行计算)，EBIT是税前息前利润，p代润和公司价值。表E(FOI)的资本化率，它在风险增加时会相应增作用效果相反的一面，企业的负债策略也必须加。在MM模型里，E(FOI)是全部预期未来营业净同时考虑个人所得税的因素。如果作为债权人(比利的总和，因此，它可以获得在预期净利里的成长。如债券持有人)缴纳的个人所得税比权益持有人本文认为，加人负债、个人所得税和非债务税(比如股票持有人)缴纳得更多，那么即使发行债券盾(比如折旧)的非税成本在某种程度上会影响对能够产生公司层面的税收优势，对于个人投资者也V和γ的解释。实务中，负债的财务危机成本通常会u不会有太大的吸引力。降低预期未来的营业获利，根据公式(2)，V会降u(二)非债务税盾低。γ代表因负债而衍生的净税利益，就某些公司来企业的固定资产折旧、无形资产摊销及长期待说，非债务税盾或许会减少γ的价值。摊费用摊销等均可在所得税前列支，它们同债务利把公式(2)代人公式(1)可得到:息一样具有抵税作用，通常把这类虽非负债但同样V= E(FOI)/p +γD (3) L 具有抵税作用的因素称为"非债务税盾"非债务税将公式(3)移项整理后，得到:盾的存在也会影响公司的负债策略。已有研究发E(FOI) = p( V-γD (4) L 现，非债务税盾的相对数额较大的公司将采用相对根据上式推导，本文认为，公式(3)和(4)的方较少的债务。如DeAngelo and Masulis (I 980) [3]提法对验证债务税盾的价值是两种互补的方法。出除?债务税盾利益外，还有折旧、无形资产摊销等首先，我们将公式(3)改写成回归模型去估算非债务税盾(Non-DebtTax Shìeld)的因素。其他如债务税盾的价值，即用总价值分析法来估算债务的K m and Sorensen (1986) ,Mack t-Mason ( 1980) , 税盾价值:Graham ( 1999 )间的实证研究也发现非债务税盾与V=α1+α2E(FOI)/p +α3D + e (5) L 资本结构呈负相关。α3代表净负债税盾的估计值，但是E(FOI)和上述文献中只探讨税盾与资本结构之间的关ρ是无法直接观察出的变量，因此必需使用替代变系，并未指出税盾的真实价值。Greenand Hollifield 量。Fama-French ( 1998) [7]三因子模型(简称FF(2∞3) [5]计算出所得税有利于公司在负债里获得理论)曾尝试验证债务税盾的价值，他们以公司价税的利益，Kemsleyand Ni ssim ( 2002) [6]实证发现当值为因变量，并以利息费用来取代负债，另外以未来公司负债接近40%时债务税盾可增加10%的公司预期营业盈余和资本化率做为控制变量，经过实证，价值。因此，本文以我国A股上市公司为实证研究他们基本上断定，不可能发现足以取代适宜的预期对象，依据MM理论的思路去证明税盾在我国上市未来收益和确定ρ的风险及成长的因素。如果控制公司的真实价值。变量是不适当的，则债务税盾的估计值是一个错误
42 西南科技大学学报:哲学社会科学版第30卷值，并对使用这种方法去估算债务税盾的前景表示的非税信息的控制。在V内的任何误差可能造成估L不乐观。计值的偏差。反之，总价值分析法在V内的随机误差L如果使用公式(5)进行实证分析，至少会有两将不会造成估计值的偏差。现金流分析法也要求对预个基本问题是难以克服的。第一，负债与公司价值期未来获利使用单独的取代，而总价值分析法允许研的关系可能与几个非税的因素有关(例如，究者对于预期获利使用较多潜在的控制变量。E( FOI)、ρ)，包括成长、财务危机、信号传递和规模然后，我们以公式(5)和(6)为线性实证分析模范围。如果负债与E(FOI)或者p在非税的范围内相型。第一个实证以公式(5)为基础，我们的回归估关，我们将尝试对这个相关性进行控制，因此α3将计模型如下:是一个带有偏差的净负债税盾的估计值。第二，在对VL/TA =α1+α2FOIlTA +α3D/TA+e (7) ρ进行控制时，如果使用公司价值为因变量，可杜绝变量中以FOI取代E(FOI)，TA是总资产，在净值市价比的使用(该指标是易变的)，这一关键的此，本文将ρ视为一个常数，因此这里不包含任何有限制是因为净值市价比对风险的一个共同的取代是关资本化率的特别控制。易变的。在此条件下，营业的净值市价比反映的是有在公式(7)里，我们依循FF理论的方法，以总关预期未来营业盈余与当前净值的关系，因此以营资产去除全部公式两边回归变量，其表现是除了截业盈余取代预期成长更为合适。距项外，其余变量去除以总资产。如果所有变量均其次，我们以总价值分析法为参考依据，将公式以总资产去整除，其公式如下:(4)改写成现金流回归模型，去估算债务税盾的价值:VL/TA =α1/TA +α2FOIlTA +α3D/TA + e (8) E(FOI) =α1+α2P( V-βD)+e (6) 使用截距项不除与截距项整除实质上是有明显L β代表负债税盾的估计值。与公式(5)不同的区别的。因为不除截距项，实际上是把公式(5)的变是公式(6)的参数是非线性的。因此它适合的公式量转换成比率的形式。反之，以总资产为权重平除整是使用非线性最小平方法或者是把公式(6)改写成个公式以观察对样本的影响O每种方法皆会导致一线性公式。本文比较支持公式(6)，主要因为此回个潜在且显著的偏差。在公式(7)里自变量和因变归模型可以从负债获得较大的赋税利益，并以较低量是以比率的形式取代，因此偏差发生的程度是的预期营业盈余去证明当前公司的市场价值。FOI/TA对Vu/TA的一个不完全控制，以及Vu/TA与虽然该公式受它自身非线性的设限影响，但公D/TA的相关性。例如，根据融资啄序理论，高价、有式(6)提供两个有利的条件超过公式(5)。第一，公获利的公司会比低价、无获利的公司少使用负债。这式(5)的结果是负债税盾的估计值，有很大误差并一推理会影响公式(7)的使用。导致不一致，假如对E(FOI)在实证(获利)上的取在公式(8)里，偏差发生的程度是FOI对VU一代有任何的衡量误差，其实证结果就会难以令人信个不完全的替代，以及V与D的相关性，这偏差有可u服。反之，公式(6)唯一的结果是偏差的估计值在衡能是同向的，因为D和V两个在规模里是增加的。因u量误差范围时是与负债有关联的。因为将E(FOI)此，公式(7)的结果可能有潜在的更大偏差，公式(8)移到公式左边，并以E(FOI)取代因变量可转移衡可能是偏差受到一定限制的实证分析过程。量的误差，可使回归的残差项获得误差的随机成份。假定总价值分析法有潜在的偏差，也同时考虑另一方面，此处的市场价值(V)是在公式(6)的右L现金流分析法。仍旧把ρ视为一个常数，我们把非线边，因此E(FOI)它可以控制着全部的市场信息，包性公式(6)改写成线性公式:括有关成长前景的信息、财务危机的成本、管理的力FOI/TA =α1/TA +α2pV/TA +α3D/TA+e (9) L量、规模，或者是获利与负债两者之间的关系(包括在公式(9)里以总资产去除截距项及全部的回资本结构的影响因素)。第二，移动VL到公式的右归变量。该公式与公式(8)相比较，除?把FOI和VL边，可提高对p所包含的市场信息的使用，这是克服的角色对调外，其他外在形式上元区别。但一个关键总价值分析法的一个关键的限制。的问题在于，现金流分析法可转变FOI的回归残差尽管公式(6)有优势，但关于预期未来的获利现项里任何随机误差的影响，以及V在公式的右边对L金流分析法，会要求市场效率保证V对所有可获得L有关预期未来盈余可从负债获得任何非税的讯息得
第2期彭培鑫公司所得税债务税盾价值研究43 以控制。例如，V对规模效果的控制可能的偏差来负债(D)及非流通股的价值(PS)。L自公式(8)负债税盾的估计值。关于上市公司的市场价值，普通股的市值是将总价值分析法去除截距项的公式(8)可能估计流通在外的股数乘以会计年度终了最后一个交易日的偏差是V对规模效果的控制，总价值分析法不除L的每股收盘价格;由于中国存在大量的非流通股，而截距项的公式(7)可能估计的偏差是VL未对规模效市价反映的是流通股的价格，本文采用了一个近似果的控制。然而，在现金流分析法使用不除截距项，会的上市公司市场价值的计算方法:引人一个新的偏差来源。实际上，FOI在会计原理里流通股股数×当年收盘价格+负债总额+净资的构成是不完全的，因此它在衡量经济上预期的收人产账面价值x(非流通股股数/总股数)是有误差的。如果FOI在会计衡量的误差是与任何的2.未来营利FOI，=去。1，/3(11 ) 自变量相关，则全部回归的系数通常会产生偏差。当未来营利(FOI)是以当年之后3年的平均已实我们在公式(9)使用去除截距项时，在FOI里会计衡现营业净利润(OI)。在营业盈余上要求未来三年的量的误差应当绝大部份与公司市值和负债净值产生信息是要获得一个成长的趋势，若仅是使用当年的交集。无论如何，使用未平减截距项(等于TA/TA)实营业净利是不能获得这种趋势的，因此与未来各期质上就如同平减物价指数，既以总资产平减最原始的所获得的信息相比较，FOI可获得大部份预期未来公式(MM(1966)) ，不同于其它自变量，总资产可能的财务危机成本。但也限制样本公司不会面临破产，与FOI在会计衡量的误差有关，因为总资产等于过去且更进一步的限制财务危机成本对其的影响。这一全部营业净利和净投资的加总，因此偏差的估计系数点是非常重要的，因为任何预期财务危机成本在衡应会与这些有关联。国内外实证发现使用不除截距量期间会往后延伸，使我们在衡量未来营利(FOI)项会增加债务税盾的估计值，大大超过我们上述模型时会产生误差，以及对γ的估计也会有潜在的偏差，的估计值(存在不合理的因素)，因此本文将聚焦在去除了这范围外，我们对ρ的取代是可获得这些预期除截距项的说明及实证上(比如公式(9))。成本的。当然，尽管有上述的优势，要求未来3年的三、税盾价值存在性的实证研究信息仍然会有偏差的存在。本文所界定的营业净利(OperatingIncome (一)研究样本的选取(01) )变量是以息税前利润(EBIT)和该年的法定本文研究数据主要来自深圳国泰安技术信息有限执行税率t为基础，数值等于息税前利润(EBIT)乘公司的上市公司财务数据库和股票市场交易数据库。于(1-t) ，这与MM理论的定义是一致的。本研究在需要统计利润收益等指标走势时，数据年份越以横断面的回归去估计债务税盾的价值，且t在横多越好。本文样本的选取原则是:(1)上市公司上市年限相对较长，至少能够提供5年的年报数据，即选断面里是一个常数(即某一年的法定执行税率)。3.净营运资产NOA= TA -OL (12) 取2侧年以前上市的公司(即取得样本数据时，样本公司至少己上市5年);(2)剔除金融类企业，因为金净营运资产(NOA)为总资产的账面价值(TA) 融类企业的资本结构有其特殊'性;(3)不考虑研究期扣除营业负债(OL)。移除营业负债的主要目的是本间退市或ST的公司;(4)不考虑同时发行B股的上文只衡量因有息负债而产生的资产，且营业负债不市公司，以确保样本数据的可比'性;(5)力求所选取样会引起直接可扣抵税赋的利息费用，该计算方法是本的所得税率分布情况接近上市公司的总体情况。呼应MM(1963)的主张。按照上述原则，我们在A股上市公司中选取了4.营业负债OL= CL -NDL (13) 377家上市公司。然后，我们将对377家上市公司营业负债(OL)等于流动负债(CL)扣除非营在2∞5-2∞9年间各年的债务税盾情况进行分析，业负债(NDL)。非营业负债为不属营业负债的会计共1885个样本。科目(非营业负债即短期有息负债)，例如短期借(二)变量的定义与衡量款、一?内到期的长期负债及其他流动负债。1.公司价值V= MVS + D + PS (10) L5.负债D= (CL -OL) + LL (14) 公司的市值(V)等于普通股的市值(MVS)加L本文界定的负债(D)的账面价值是将流动负
44 西南科技大学学报:哲学社会科学版第30卷债(CL)加长期负债(LL)，但不包括营业负债时会产生误差，因此本文以负债的账面价值来取代( OL)。这样就会将负债界定在可直接扣抵税赋的利它的市值。衡量流通在外的总负债时，负债的市值息费用的有息负债上。因为我们对负债(公司的市与账面价值之间的差异其实是很小的，这与MM所值)的定义是将营业负债移除主要是呼应主张的这类型误差不可能对偏误具有足够且系统性MM(1963)的主张(V= V+γD)。的估计，然而这偏差本质上是存在的，实证结果的解Lu 由于使用负债的市值来衡量公司的市值(飞)释也是相符的。表1描述性统计表均值标准差方差极小值极大值公司价值V1/ 未来营利FOI/TA4.∞16 185.侃9734250. 799 -2. 2081 8785. 1507 净营运资产NOA/ -1. 4171 营业负债 负{责D/TAO. 2320 4. 0021 (三)实证结果分析之间是负相关，这并不令人意外，因为根据融资啄序从描述性统计表1，可以看到每个变量的总体分理论，高负债公司预期的成长会比低负债公司预期布情况。公司的市值为平均总资产账面价值的的成长低，或者是高价值获利的公司可能会比低价θ7倍、净营运资产为平均总资产账面价值的值不获利的公司少使用负债。61. 73%;而扣除营业负债后的有息负债占平均总资实证分析开始以公式(7)做回归估计，先不考产账面值的%、营业负债为平均总资产账面值虑截矩项。这与FF理论使用的方式是一致的，因的毛;未来营利为现有资产规模的4.∞16倍。为利用FF的方法加入了许多潜在且重要的控制变表2相关性分析{未完全整除总资产)量，本文研究的资料在使用FF的方法下必须简化VFOI NOA OL D L 样本规模。尽管与FF存在一些不同，本文所得到V1 L 的实证结果实际上与町的实证结果是相同的，净FOI O. 809 负债税盾平均的估计值(α3)不论是PanelA、B或NOA O. 793 1 者C皆是一负向的估计值且统计上皆是显著的，如。 O. 744 表4所示。D 净负债税盾这一负向的估计值反映出负债表3相关性分析{完全整除总资产}与公司价值是一个负向的非税关系(例如代理成VιFOI NOA OL D 本、破产成本会随负债增加而抑制公司价值的提VL FOI 升)。因此根据融资啄序理论，高负债公司的成长NOA 机会比低负债公司的低，或者是高价值获利的公司OL -O. 047 1.∞o 比低价值不获利的公司少使用负债。如果未来营利D -O. 186 O. 130 O. 130 在衡量未来预期获利与成长没有误差，则这非税的表2和表3提供两个皮尔森(Pearson)关系的因子应可控制，如果未来营利在衡量上有误差，则这分析，表2是未完全整除总资产的相关分析，与公式非税因子的偏差即是负债系数的估计值。(7)是一致的。表3是完全整除总资产的相关分接着以公式(8)做回归估计分析，全部变量去析，与公式(8)、(9)、(10)是一致的。不管完全整除除以总资产。使用这一公式，主要是想要厘清负债与总资产与否，公司市值(飞)与未来营利(FOI)皆呈公司价值两者间在规模上的正相关。实证结果与本现正相关，表示它包含着有关营业价值的重要讯息。文所分析的是一致的:估计的负债(D)系数(α3) 在未完全整除总资产的分析里，所有的变量之间皆值，不论是PanelA、B或者是C对公司价值皆是一呈正相关，这是可以预料的，因为所有的变量皆在公正向的估计值，且统计上皆是显著的，如表5所示。司规模内增加。在完全整除总资产的分析里，负债与未来营利
第2期彭培鑫公司所得税债务税盾价值研究45 表4模型7回归结果2 变量α2 α2 α3 RF值Panel A 税改前样本回归1.α)() 系数 t值 Sig. o.α)() o.仪)()o.α)() Panel B 税改后样本回归系数 甲-1. 351 t值 ∞ -61. 920 Sig. o.仪)()o.α)() ∞ Panel C 全部样本回归系数 1. 351 t值 Sig. o.饥)() o.α)() 表5模型8回归结果2 变量α1 α2 α3 FR值Panel A 税改前样本回归系数 1. 210 t值 概率值o.创)()o.α)() o.α)() Panel B 税改后样本回归系数 21. 170 t值 概率值o.α)() o.α)() o.∞o Panel C 全部样本回归系数 1. 295 3. 148 t值 31. 580 概率值o.仪)()o.α)() 表6模型9回归结果2 变量αl α2 α3 FR值Panel A 税改前样本回归系数 t值 31. 162 概率值o.α)() o.∞o o.∞o Panel B 税改后样本回归系数-1. 537 o. 725 t值 概率值∞ o.∞o ∞ Panel C 全部样本回归系数 t值 概率值o.α)() ∞ o.∞o (下特第58页)
58 西南科技大学学报:哲学社会科学版第30卷[45 J 王树槐.<翻译教学一一从研究到课堂:教师手册>[48 J 肖红翻译作坊"在翻译教学中的运用[1].四川外评介[1].外国语，2∞6(1):74-77.语学院学报，2∞5(1) :139 -142. [46 J 郑冰寒.洞悉翻译过程的辅助工具Translog程序介[ 49J 朱越蜂.素质教育观下的翻译教学反思一一任务型评[JJ.中国科技翻译，2∞6(4):20-24.翻译教学初探[JJ .杭州师范学院学报，2仪间(6):488 [47 J 周维杰.过程教学法在翻译教学中的运用[JJ.四川-490.外语学院学报，2ω2(1):148 -149. ~~~>>~>>~>>.>>.>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>~蜘>>>>>>>>.>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>..>>>>>>>>>>..>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>>(上接第45页)值，力求分解负债与公司营业价值之间的关系。实下面将公式(8)反转移项成公式(9)。将V移证后，本研究发现负债对公司价值是一个正向函数。L到公式右边，作为来自负债的非税信息(例如代理、换言之，负债与公司的价值在规模上为正相关，即实破产成本)的控制，该变量包括规模效果在公式(8)证的结果估计净负债税盾可增加公司的价值是真实的偏差。实证结果与我们预期的是一致的，净负债的，虽然2∞8年所得税进行了改革，但负债的税盾税盾的估计系数值(α3)不论是PanelA、B或者C价值在税改前后都是存在的。皆是正向的估计值，且统计上皆是显著的，具体结果如表6所示。参考文献[1 J Modigliani, F. , M. H. Miller. Corporate Income Taxes 四、结论and the Cost of Capital: A Correction [ J J. American Eco›nomic Review, June 1963 :433 -443. 通过上面的实证分析，我们得到以下结论:[2 J Miller M. H. Debt and Taxes [J J. Joumal of Finance, (一)在未去除规模因素前，净负债税盾的估计May 1977:337 -347. 值不论是税改前、税改后或者全部样本，皆是一负向[盯3DeAn吨g萨，e肘l岛曲0，且H.，R. W. M且 困s叫uJlis归.Optimal Ca叩p阴i时talSt恤ru且的估计值，这负向的估计值反映出负债与公司价值t阳u阻underCorporate and Personal Taxation [ J J. J佣ou且J口mmaτna是一个负向的非税关系(例如代理成本、破产成本of Financial Ec∞onomi必cs，Mar眈ch1980，叭8(l):3-29. 会随负债增加而抑制公司的价值，非税因素导致负[4J Graham, J. R. ,C. W. Smith. Tax Incentives ωHedge 债未发挥税盾的正向价值)0 [JJ. JoumalofFinance, 1999, (54):2241-2262. [5J Green, R. C., B. Hollifield. The Personal-Tax Advan›(二)去除规模因素后，模型8、模型9估计的债tages of Equity [ J J. Joumal of Financial Economics, 务税盾系数平均值不论是税改前、税改后或者全部2∞3(67) :175 -216. 样本，对公司价值皆是一正向的估计值，显示负债与[6 J Kemsley, 0., D. Nissim. Valuation of Debt -Tax 公司价值两者间在规模上是正相关的。Shield[ J J. Joumal of Finance, 2ω2 (57): 2045 -(兰)将VL移到公式的右边，作为对来自负债2073 的非税信息(例如代理、破产成本)的控制。净负债[7J Fama, E. F., K. R. French. Taxes, Financing Deci›税盾平均的估计值不论是税改前、税改后或者全部sions, and Firm Value [ J]. Joumal of Finance, 1998, 样本，皆是一正向的估计值，与我们预期的是一致因3.的。[8J 彭培鑫.所得税税制变革、税盾价值与上市公司融资本研究使用横断面回归去估计债务税盾的价决策研究[DJ.中国矿业大学，2011.
