所得税性质（精选3篇）
所得税性质 篇1
一、引言
自2003年起,上交所规定上市公司每年要发布年度公司治理报告,主题范围涵盖“利益相关者与公司社会责任”, 之后又相继出台一系列文件,要求央企上市公司将可持续发展纳入企业发展战略规划, 同时发布社会责任报告。除了相关的披露规定,作为政府调节企业行为的重要手段之一,税收也发挥着重要的作用。2008年实施的新企业所得税法, 提出了许多和社会责任相关的税收优惠政策。
二、文献分析及假设提出
(一)企业社会责任概念界定及概念维度
Oliver Sheldon (1924) 在其著作《管理的哲学》中首次提出了企业社会责任的概念,但直到今日,学术界仍没能对其定义达成共识。国内学者刘俊海提出了一个有代表性的观点: 公司社会责任是指公司不能仅仅以最大限度地为股东们盈利为自己存在的唯一目的, 而应当最大限度地增进股东利益之外的所有其他社会利益。谭欣认为, 企业社会责任是企业对现有法律和制度保护力度不够的利益相关方权益的责任。总体而言,企业社会责任概念是与利益相关方密不可分的。
ISO 26000是目前公认度较高的社会责任指南标准, 本文将参照ISO26000对企业社会责任的概念界定,认为企业社会责任是指企业的决策和与产品、服务、公益流程相关的活动对社会、环境产生影响并应负有的责任,可采取的透明的、道德的行为。卡罗尔(Carroll) 认为企业社会责任是一个由底到顶分别由经济责任、法律责任、伦理责任和慈善责任组成的金字塔模型,有的学者将其划分为对社区、顾客、员工、股东以及供应商等的责任( Isabelle& David,2002)。但是截至目前,对CSR的维度尚未形成统 一意见 (Swanson,1995;Wood,1991;Rowley & Berman,2000)。本文将采用润灵环球MCT社会责任报告评级体系(2012_1.2i版)所界定的企业社会责任六维度: 经济绩效、劳工与人权、环境、公平运营、消费者、社区参与及发展。
(二)文献分析与假设提出
伍旭中等对企业社会责任实现机制进行了探讨分析,结果显示,在中央政府监管缺失情况下,企业、社会与政府三方博弈, 政府应将税收优惠和社会责任相联系, 从而达到激励企业履行社会责任的 目的。蒲丹 琳等采用2007-2008年名义税率上升的130家上市公司的数据,研究发现,相较于经济发达地区, 经济落后地区政府倾向于不采用国家提供的促进企业履行社会责任的税收优惠政策。Tinker(1980)认为企业的经 济活动是在一 定的社会、政治和制度框架下展开的,企业社会责任将受这些因素的影响。娄贺统、徐浩平(2009)研究发现税收优惠对于企业研发具有一定的激励效应。目前我国企业社会责任刚刚兴起, 研究缺少实际数据而只停留在理论分析上。以往少量的实证分析, 都是把社会责任划分为对不同利益相关者的分项责任, 按照与利益相关者有关的报表项目占营业收入等的比例来衡量对利益相关者的社会责任大小。基于此,本文提出如下假设:
假设1: 在其他条件不变的情况下,税收激励越大的民营企业,其社会责任表现越好。
黎文靖认为,构建和谐社会、发展企业社会责任是中央政府的重要政策方针, 而其直接控制的中央企业的高管政治寻租能力与动机最强。所以相对来说, 其受税收政策的直接影响要弱一些。另外,在实践中,国有资产监督管理委员会于2007年12月29日发布了《关于印发<关于中央企业履行社会责任的指导意见>的通知》(国资发研究[2008]1号),对央企社会责任履行加以强调。目前研究大多是把企业分为国有企业和非国有企业,而根据已有研究报告分析统计, 地方国企、中央企业和民营企业承担的实际税负存在明显差异,同时,社会上普遍存在的央企吃地方国企, 国企吃民企的现象也说明, 这是三种面临不同政府监管压力的企业,那么,中央企业、地方国企和民营企业的激励效果是否存在明显差异? 本文提出如下假设:
假设2: 在其他条件不变的情况下,相对于民营企业,税收对国有企业的激励效应较低,而且,中央企业的税收激励效应更不明显。
三、研究设计
(一)样本选择及数据来源
本文的数据来源于2012-2013年我国沪深两市1 206家A股上市公司发布的2011-2012年的社会 责任报告、可持续发展报告及环境报告,对其进行如下筛选:(1)剔除银行、保险、证券等金融相关行业上市公司;(2)剔除ST公司、PT公司 ;(3) 剔除财务数据有缺失及存在异常值的公司;(4)剔除中小板和创业板上市公司;(5)剔除利润总额、息税前利润及财务费用中有负数的公司。最终得到有效样本794个。其中,2011年394家,2012年400家。民营企业控股的上市公司有179家, 地方国企控股的上市公司有375家, 中央企业控股的上市公司有240家。相关的财务数据来自国泰安数据服务中心CSMAR数据库, 产权性质数据是手工整理得到, 企业社会责任表现的数据来自于润灵环球责任评级(RKS) 正式发布的《2012-2013年A股上市公司社 会责任报告评 级数据库》对2011-2012年企业社会责任报告评价的得分。
(二)研究变量 (见表 1)
1.因变量。润灵环球评级机构作为中国企业社会责任权威第三方评级机构, 自2011年开始采用CSR四级评价体系来对 企业社会责任 报告评分。该四级评价体系包括了整体性评价M,内容性评价C,技术性评价T及行业性评价i,能较好地衡量企业社会责任表现,因此,本文将用其评分结果来衡量企业的社会责任表现。
2.解释变量。本文采用法定名义税率减去实际税率来衡量企业获得的所得税激励, 为了减少企业大额利息费用支出对企业实际税率的影响,本文中实际税率用所得税费用除以息税前利润来衡量。
3.调节变量。为了检验不同企业产权性质下税收激励对企业社会责任表现 的影响差异, 本文将产 权性质STATE作为调节变量 , 并分为三类 :如果公司的最终控制人是民营企业,取值为0,如果是地方政府,取值为1,如果是中央企业,取值为2。
4.控制变量。本文的控制变量包括: 公司期末总资产的自然对数衡量的公司规模 (Foster,1986);公司期末负 债占总资产的 比例衡量的财 务杠杆; 公司期末权益净利率衡量的获利能力; 润灵环球社会责任评级已考虑了行业差异, 本文仅控制了年份虚拟变量;发布意愿虚拟变量;用分位数法将公司所在地的经济发展水平分为四个等级,0-3分别表示经济发达程度的增加;采用沈洪涛(2012)重污染行业分类方法设置的虚拟变量。
(三)检验模型
根据前面的 文献分析 与研究假设,本文构建的检验模型如下:
四、实证结果及分析
(一)描述性统计与相关性检验
表2是变量描述性统计, 企业社会责任表 现 (CSR)平均值为37.500,最小值为15.120,最大值为82.440,标准差为12.633, 说明公司之间社会责任表现差异较大;所得税激励(ITI)的平均值为0.080,标准差为0.074,说明各公司的所得税激励水平存在明显不同,所得税激励最小值为-0.139,说明有些公司面临政府对其的负所得税激励 ; 资产负债 率 (LEV) 平均值为0.534, 最小值和最大值分别是0.047和0.920,说明不同公司之间的负债率差异较大;而净资产收益率(ROE)平均值为0.122,最小值为-0.094,最大值为0.864,说明公司之间存在很大的盈利能力差异。
(二)回归结果分析
模型的回 归结果如 下页表3所示,第(1)栏为采用民营企业上市公司数据的回归结果,第(2)栏为采用所有沪深A股上市公司数据,并将企业性质作为调节变量的回归结果。第(1)栏的回归结果显示,所得税激励(ITI)的系数为20.842, 并在10%的水平上显著, 说明在控制其他因素对企业社会责任表现影响的情况下, 民营企业越享有所得税激励, 越关注自身的社会责任表现, 公司的管理层在做公司社会责任履行方面的决策时, 会更多受所得税政策的影响。因此,假设1得到验证。在第(2)栏中,产权性质作为调节变量,检验所得税激励对中央企业、地方国企及民营企业控制的上市公司社会责任表现的影响是否存在显著差异。结果表明,所得税激励对企业社会责任表现的影响在10%的水平上显著。其中,STATE×ITI_1的系数为-16.494,但是不显著, 说明所得税激励对地方国企控制的上 市公司社会责 任表现的影 响要小于 对民营企 业的影响 ,但差异不显著 ;STATE×ITI_2的系数为-27.567, 在10%的水平上显著,说明税收激励对地方国企控制的上市公司社会责任表现的影响要显著小于对民营企业的影响。总体来说,企业的国有产权性质会降低所得税激励对企业社会责任表现的影响效应,而且,相比地方国企, 中央企业的社会责任表现决策受所得税政策的影响更低。从而,假设2得到证实。
总体数据显示,公司规模、负债水平、年度、企业披露意愿及公司是否是高污染行业都会影响到企业社会责任表现的好坏。企业自愿披露及属于高污染行业都会明显增强其社会责任表现。
五、结论与建议
本文从不同产权主体出发, 用我国A股上市公 司2011-2012年发布的社会责任报告的数据进行检验,结果显示,在控制相关变量后,民营企业社会责任表现 受所得税激励 影响明显,相比较之下,中央企业控制的上市公司的社会责任表现最不受所得税激励的影响。
第一, 充分利用所得税优惠政策来激励民营企 业社会责任表 现的提升。由于民营企业社会责任表现与所获得的所得税激励呈显著正相关,国家政策制定者可以考虑对民营企业社会责任表现给予充分的所得税优惠,以引导民营企业的行为方向。增加企业环境保护方面设备应纳税所得额抵免比例, 对社会责任表现好的企业给予一些所得税返还, 进一步降低企业在进入一些可持续能源发展领域的征税比例等。
第二,逐步增强市场化程度。与民营企业相比, 国有企业的社会责任表现受所得税激励影响不明显,并且,中央企业控制的上市公司要比地方国企控制的上市公司受影响更不明显。我国不同产权性质的企业社会责任表现不同, 说明企业社会责任表现更多的是受宏观环境的影响下的一种被动行为,不是长久之计,在长期,只有提供公平竞争的环境, 提高企业的社会责任意识,才能实现经济、社会责任的可持续发展。
第三,增加企业社会责任相关规范。中央企业控制的上市公司的社会责任表现优于地方国企控制的上市公司,二者又都优于民营企业控制的上市公司社会责任表现, 主要是由于国企面临的企业社会责任履行及社会责任报告披露的相关规章通知等的数量要多于民营企业。由于我国企业社会责任发展比较特殊, 企业社会责任报告发展先于责任管理,因此,很多企业不是特别明白自己发布企业社会责任的目的,因此就没有发布的动力,而且,目前对企业社会责任的概念界定比较混乱,国家应及时制定相关规范,引导企业履行社会责任,同时,利用规章制度促使企业发布社会责任报告, 提高企业社会责任表现。
第四,加强媒体监督。除了公众监督,中央企业、地方国企等也面临更大的媒体曝光率,因此,其有一种履行企业社会责任的使命感。对于私营企业,可以通过增加媒体关注的方式来促使其履行社会责任。
注:***、**、* 分别表示在 1%、5%和 10%水平上显著
摘要：本文从不同产权主体出发,对2011-2012年单独发布社会责任报告的1 206家A股上市公司数据加以研究,结果表明,民营企业社会责任表现受税收激励明显,而中央企业社会责任表现受到的税收激励效应较差。因此,国家应充分运用对民营企业的税收激励政策,提高民营上市公司社会责任表现,并推进市场化进程,提高上市公司社会责任意识。
关键词：所得税激励,产权性质,社会责任表现
所得税性质 篇2
盈余管理与所得税成本分别是资本市场和税收征管领域两个重大命题，且两者相互影响。一方面，盈余管理在调节会计收益的同时可能引起应税收益的变动，从而影响所得税成本；另一方面，所得税成本又会反过来影响公司的盈余管理行为，使公司产生了以避税为目标的盈余管理。在我国特殊的制度背景下，公司股权性质对公司盈余管理与所得税成本产生的影响不容忽视。已有研究发现，与非国有控股公司相比，国有控股公司盈余管理的动机较小，且承担的所得税负担更大。因此，在已有盈余管理与所得税成本研究的基础上引入对股权性质差异的考察，将是一项有价值的探讨。
二、文献综述
Beauty、Harris(1999）检验了所有权性质对公司行为所产生的重要影响，并得出非国有企业会进行更激进的纳税筹划的结论。雷光勇（2006）以近200家上市公司成功配股前一年的数据为样本研究发现国有控股公司为达到配股要求而进行的盈余操纵程度较小。高燕（2008）以沪深两所上市公司2004～2006年数据为样本研究，最终控制人为民营身份时，公司操纵盈余的幅度更为明显。但多数学者还是认为国有控股公司的所得税负担更大。吴联生（2009）以A股上市公司1998～2006年数据为样本，研究表明，国有股份占比越高的公司，其承担的实际所得税税率也越高。谢香兵（2010）发现，2008年修订后的企业所得税税法颁布后，预期税率降低的非国有控股公司存在显著的利润推迟行为，而国有控股公司则不明显。彭韶兵、王伟（2011）通过对A股上市公司数据的实证分析发现，私有制上市公司避税较国有上市公司更为强烈。
三、研究设计
1. 研究假设。
假设1：公司在进行盈余管理时，倾向于操纵非应税项目损益，以规避盈余管理的所得税成本。
假设2：股权性质会对公司在盈余管理时的避税行为产生影响，操纵非应税项目损益的避税行为，在非国有控股公司更加明显。
2. 主回归模型。
(1）模型建立。为了检验以上两个假设，我们构建了普通最小二乘法（OLS）回归模型，通过考察操纵性应计利润与操纵性非应税项目损益的关系，以期考察公司是否普遍存在选择操纵非应税项目损益的盈余管理方式，从而尽可能地避免盈余管理行为新增额外的所得税成本的行为。此外，我们还加入股权性质变量及其与操纵性应计利润的交互变量，进一步考察国有控股公司与非国有控股公司在利用非应税项目避税方面是否存在差异。
式（1）中：DBTD为操纵性非应税项目损益，用来衡量公司盈余管理中非应税项目的操纵幅度；DTACC为操纵性应计利润，用来衡量公司的盈余管理幅度；STATE为股权性质虚拟变量，国有控股公司取1，否则取0;DTACC×STATE为操纵性应计利润与股权性质的交互变量。
值得说明的是，依据王克敏等（2009）的研究，本文对股权性质按照公司实际控制人属性进行分类，将实际控制人为国家或者国有法人的公司认定为国有控股公司，而将属于其他情形的公司认定为非国有控股公司。
此外，我们还借鉴国内外学者们的研究，在该模型中加入了资产负债率、审计师性质、第一大股东持股比例、公司规模、所属行业和所属年度作为控制变量。
(2）非应税项目操纵幅度的测算。主回归模型中的因变量为操纵性非应税项目损益，为了得到该变量值，需要首先计算公司总的非应税项目损益（包括正常的非应税项目损益与操纵性非应税项目损益），这可用公司税前会计利润总额减去应纳税所得额而得。税前会计利润总额数据可以直接从上市公司披露的年度财务报告中得到，而大多数公司的应纳税所得额数据并未公诸于众，因此只能通过一定的方法进行估计。
上市公司均采用资产负债表债务法对所得税进行会计处理，因此可通过下式来估计上市公司的应纳税所得额：
对于上式，究竟是采用合并财务报表数据直接算出集团应纳税所得总额，还是采用个别财务报表数据分别计算母子公司的应纳税所得额再求和，存在一定争议。鉴于企业集团并非纳税主体，合并报表也并非个别报表的简单加总，因此采用合并报表推算出来的应纳税所得额可能并无实际意义。然而，多数上市公司并未公布子公司的所得税费用等数据，我们难以推算子公司的应纳税所得额，因此仅计算母公司的应纳税所得额。
叶康涛（2006）对研究样本的数据检验表明，上市公司合并会计盈余与母公司会计盈余之间并不存在重大差异，采用母公司非应税项目损益数据，并不会使研究结果产生严重误差。
基于上述考虑，我们用母公司的税前会计利润总额减去通过式（2）求得的母公司应纳税所得额，从而得到母公司的非应税项目损益：
在求得非应税项目损益的基础上，我们需要将其进一步分解为正常损益与操纵性损益两部分。借鉴Jones模型分离操纵性应计利润的原理，我们采用如下回归模型对母公司非应税项目损益进行拟合，将分行业、分年度回归得到的残差视为母公司的操纵性非应税项目损益。
式（4）中：BTD为非应税项目损益；PERREV为人均主营业务收入额；TOTALREV为主营业务收入总额；IN-TEREST为利息费用；FIX为固定资产；INTANGIBLE为无形资产；AR为应收账款；INVENTORY为存货；HFS为交易性金融资产；AFS为可供出售金融资产；HTM为持有至到期投资；LEI为长期股权投资；RETURN为投资收益；ESTIMATE为预计负债；ADVANCE为预收账款。
(3）盈余管理幅度的测算。主回归模型中的另外一个重要变量是操纵性应计利润。本文选择分行业、分年度横截面回归修正Jones模型估算操纵性应计利润，并将其作为盈余管理幅度的衡量指标。
式（5）中：TACC/ASSET为总体应计利润与总资产之比；l/ASSET为期初资产的倒数；REVARC为（主营业务收入变化额-应收账款变化额）/期初资产；FIX为固定资产/期初资产。
对于模型中的总体应计利润，可以通过现金流方法或通过资产负债表方法计算。对两种方法的检验结果表明，相对于现金流方法而言，通过资产负债表方法计算而得的总体应计利润能更加准确地衡量公司的盈余管理幅度（叶康涛，2006）。为此，我们选择通过资产负债表方法，采用下式来测算总体应计利润：
式（6）中：TACC为公司总体应计利润；△ASSET为公司期末资产减去期初资产的变化额；△CURRENCY为公司期末货币资金减去期初货币资产的变化额；△DEBT为公司期末负债减去期初负债的变化额。
3. 样本选择与数据来源。
为了得到稳健的研究结果，我们选取了较为宽广的时间跨度，以上海和深圳证券市场2001～2010年制造业上市公司为分析样本。所需数据来自万得资讯（WIND）与国泰安经济金融研究数据库（CSMAR），财务报告相关数据均采用上市公司母公司报表数据。我们还对样本数据做了如下处理：(1)删除当期所得税费用或所得税税率数据缺失的公司；(2)删除当期所得税为零或为负的公司；(3)删除当期亏损或税前盈余弥补前期亏损的公司；(4)删除当期变量数据缺失的公司。最后共得到4 978个观测值。我们主要运用SAS、SPSS和EX-CEL等统计软件对数据进行相关处理分析。
四、实证分析
1. 描述性统计。
样本描述性统计情况详见表2。从描述性统计来看，标准化的操纵性非应税项目损益均值为-0.004 1，表明从整体来看操纵后的会计利润仍低于应纳税所得额，这符合税法在费用扣除方面较会计准则更为严格的理论；但是，标准化的操纵性非应税项目损益的最大值达到0.470 6，即操纵后的会计利润大于应纳税所得额，表明上市公司存在利用非应税项目规避所得税的行为。操纵性应计利润均值为0.024 1，表明我国上市公司普遍进行了向上的盈余管理，做高利润。资产负债率的均值为0.400 1，表明我国上市公司总资产中有将近一半来自负债；最大值为0.882 9，最小值仅为0.003 3，表明我国上市公司在财务杠杆的利用方面存在较大差异。第一大股东持股比例的最大值为95.950 0，最小值为8.120 0，表明我国上市公司股权集中程度差异较大。
2. 相关性分析。
表3列示了主要变量的相关矩阵。该相关矩阵显示，操纵性非应税项目损益与操纵性应计利润呈现出高度的正向相关性，且通过了1%置信水平的假设检验，这初步表明公司有可能选择了非应税项目操纵盈余，从而避免盈余管理新增额外的所得税成本。
注：*、**、***分别表示相关系数在10%、5%和1%置信水平上显著，下同。
3. 回归分析。
(1）总体样本回归结果。我们首先利用式（4）、式（5）分别对非应税项目损益与应计利润进行拟合，将回归得到的残差作为操纵性非应税项目损益与操纵性应计利润，代入式（1），得到主回归模型的实证结果（见表4）。
总体样本的回归结果显示，DTACC的回归系数为正，且在1%置信水平上显著，这表明操纵性非应税项目损益与操纵性应计利润同向变动，这证明了本文假设1，即公司倾向于选择非应税项目操纵盈余，从而避免盈余管理新增额外的所得税成本。同时，DTACC的回归系数也说明公司每虚增1元的会计利润，只有大约1.5分能够避免支付所得税，可见公司采用该方法所能成功规避掉的所得税成本十分有限，这也与叶康涛（2006）得出的结论大体一致。但是，股权性质变量、操纵性应计利润与股权性质的交互变量却未通过显著水平检验。这可能是由于公司同时进行了向上盈余管理与向下盈余管理，操纵性应计利润正负相抵造成的干扰。
于是，我们进一步按操纵性应计利润大于0与操纵性应计利润小于0的情况分别进行回归。当DTACC大于0时，DTACC的回归系数也为正，且在10%置信水平上显著，这表明在公司进行向上盈余管理时，具有较强的避税动机；DTACC与DTACC×STATE的回归系数为负，且在5%置信水平上显著，这表明操纵非应税项目以规避向上盈余管理所得税成本的行为，在非国有控股公司更为明显，这证明了本文假设2。当DTACC小于0时，DTACC、DTACC×STATE的回归系数均未通过显著水平检验，表明公司在进行向下盈余管理时，并无明显的避税动机，这与我们的理论预期是一致的。
此外，LIAB的系数在以上三个回归结果中均在1%置信水平上显著为负，表明财务杠杆越大的公司由于面临更严的监管与更强的做高利润动机，避税动机反而不强烈。BIG4也分别在1%与5%置信水平上显著为正，表明“四大”审计可能并不能有效限制公司的避税行为。FIRST的系数为正，且在全部样本和操纵性应计利润小于0的回归中通过了1%的显著性检验，表明股权性质越集中的公司，在盈余管理时具有更强烈的避税动机。SIZE在10%与1%置信水平上显著为正，说明大公司更擅于通过纳税筹划成功规避盈余管理可能产生的所得税成本。在略去汇报的行业与年度变量回归结果中，大部分行业虚拟变量的系数均不显著，表明在制造业中各二级子行业之间的差异并不明显；而在全部样本和操纵性应计利润小于0样本的回归中，2006年的年度虚拟变量都在1%置信水平上显著为正，这表明在新旧准则过渡的最后一年里，上市公司有可能进行了明显的盈余管理行为。
(2）股权性质分类回归结果。通过以上对总体样本的回归，我们发现，非国有控股公司在进行向上盈余管理时，更倾向于选择操纵非应税项目损益，以规避所得税成本。为了进一步验证这一结果，我们分别对国有控股公司和非国有控股公司的向上盈余管理行为进行了考察。
从表5按股权性质分类回归的结果来看，国有控股公司的DTACC的回归系数甚至为负，不过只在10%置信水平上显著。而对于非国有控股公司而言，DTACC的系数为正，且在5%置信水平上显著，表明非国有控股公司向上盈余管理幅度越大，操纵性非应税项目损益也越大，与总体样本的回归结果一致，均证明了本文假设2，即选择非应税项目操纵盈余，以规避盈余管理所得税成本的行为，在非国有控股公司更加明显。
4. 稳健性检验。
为了进一步验证本文所得初步实证结果的可靠性，我们对回归结果显著的操纵性应计利润大于0的情况进行了更细致的多角度的稳健性检验。
(1）运用带截距项的修正Jones模型回归。首先，我们采纳Kothari等（2005）的建议，在运用修正Jones模型估计操纵性应计利润时加入截距项，并按照同样的方法将残差带入主回归模型进行回归。从表6列示的回归结果来看，DTACC的系数在5%置信水平上显著为正，DTACC×STATE的系数在5%置信水平上显著为负，这都与前文回归分析实证结果保持一致，印证了本文的研究假设。
(2）进行Winsorize缩尾处理后回归。为了避免极端值对本文研究可能造成的干扰，我们对连续变量数据在1%置信水平上进行了Winsorize缩尾处理，并重新进行了回归，结果见表7。从进行Winsorize缩尾处理后的回归结果来看，DTACC的系数为正，DTACC×STATE的系数为负，并且都在5%置信水平上显著，这也与初步回归结果一致。
(3）考察企业会计准则（2006）实施后的情况。已有研究表明，我国在会计准则逐步向国际通行准则趋同的过程中，会计—税收差异逐渐扩大，显著地降低了上市公司盈余管理的所得税成本（叶康涛、刘行，2011）。现行会计准则一个重大的变化便是所得税的会计处理。有别于以往不确认暂时性差异对所得税影响的应付税款法，现行会计准则要求企业采用纳税影响法，通过递延所得税资产与负债对会计与税法的暂时性差异进行确认，这直接影响了企业所得税费用的确认和计量。
此外，现行会计准则在诸多交易与事项的确认和计量方面做出了异于旧准则的规定，例如规定长期资产计提的减值准备不能转回等，这些规定变化也会对公司的盈余管理行为产生一定的影响。因此，我们认为，单独对现行会计准则实施后的情况进行考察十分有必要。鉴于回归模型中需要用到上年数据，因此，我们将样本区间选择为2008～2010年。
从表8列示的回归结果来看，DTACC系数在10%置信水平上显著为正，DTACC×STATE系数在1%置信水平上显著为负，这也都与初步实证结果保持一致，说明在新准则实施后，本文的研究假设依然成立。
上述稳健性结论表明，本文的结论并没有随回归方法、数据处理和样本期间的变化而发生改变，即本文的结论具有较高的可靠性。
五、研究结论
盈余管理在调增或调减会计收益的同时可能增加或减少应税收益，从而引起所得税成本的变化。由于盈余管理可能产生所得税成本，公司在进行盈余管理时必须考虑所得税成本。本文研究表明，公司盈余管理的幅度越大，操纵性非应税项目损益也会随之增大，也就是说，公司在盈余管理时，倾向于选择非应税项目操纵盈余，以避免盈余管理新增额外的所得税成本。但是，公司采用该种方法所能成功规避的所得税成本十分有限，在公司每虚增的1元会计利润中，只有大约1.5分能够成功避税。
股权性质会对公司盈余管理的避税行为产生影响，尤其是在公司进行向上盈余管理时。相对于非国有控股公司而言，国有控股公司承担着更大的社会责任、面临“利税合一”的状况、以利润总额为考核目标、受到更多的管制且缺乏人格化主体。这些特征导致国有控股公司在向上盈余管理时的避税动机相对较弱。即操纵非应税项目损益的以规避向上盈余管理的所得税成本的行为，在非国有控股公司更加明显。
摘要：本文以沪深两市20012010年制造业上市公司为分析样本,在对全样本回归分析的基础上,按股权性质分类进行了更为细致的研究。结果表明:公司盈余管理幅度越大,操纵性非应税项目损益也随之增大;操纵非应税项目损益以规避向上盈余管理所得税成本的行为,在非国有控股公司更加明显。最后,基于研究结论,我们对资本市场监管部门、投资者、税务部门以及政策制定者提出了相关建议。
关键词：上市公司,制造业,盈余管理,所得税成本,股权性质,非应税项目
参考文献
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[2] .陈晓,戴翠玉.A股亏损公司的盈余管理行为与手段研究.中国会计评论,2010;3
[3] .陈小悦,肖星,过晓艳.配股权与上市公司利润操纵.经济研究,2011;5
所得税性质 篇3
案例:2012年1月1日, 亨通公司采用分期收取货款方式向天瑞公司销售一套大型设备, 合同约定的商品价款为20000万元, 分5年分别在每年年末收取4 000万元。该套设备相关成本为15000万元, 如果购货方在销售当天付款, 仅须支付16 000万元。亨通公司在当日开具增值税专用发票, 同时收取增值税3 400万元。假定亨通公司每年会计利润均为10000万元, 未来每年均有足够的应纳税所得额可抵扣, 不存在其他调整事项。
一、融资性质分期收款销售的会计准则规定及相关会计核算
(一) 融资性质分期收款销售会计处理规定
《企业会计准则第14号———收入》第五条规定:企业须按从购货方已收或者应该收的合同或协议价款来确定销售商品收入的金额, 但是不包括已收或应收的合同或协议价款不公允的情况。合同或协议价款的收取如果采用分期方式, 其实质上如果具有融资性质的, 则相当于销货方向购货方提供的信贷, 则售商品收入的金额为按照应收的合同或协议价款的公允价值 (未来现金流量现值或商品现销价款) 。应收的协议或合同价款与其公允价值之间的差额部分, 应在协议或合同期内采用实际利率进行摊销。
(二) 案例 (亨通公司) 的账务处理
1.2012.1.1销售商品时 (单位:万元)
2. 各收款期期末摊销未实现融资收益
根据下列公式:未来五年收款额的现值=现销方式下应收款金额;财务管理中的P=A* (P/A, i, n) , 可以得出4000* (P/A, i, 5) =16000, 运用内插法, 则可求出实际利率i=7.93% (计算过程略) 。根据计算的实际利率, 亨通公司各期末应确认的未实现融资收益如表1所示 (表中第5年尾数有调整) 。
3. 根据表1的计算结果, 亨通公司各年期末未收款时的账务处理如表2所示.
二、融资性质分期收款销售商品所得税法处理规定及调整
依据《企业所得税法》第二十三条相关规定, 以分期收款的方式出售商品的, 按照双方合同约定的收款日期来确认收入的实现。因此, 对于具有融资性质分期收款销售商品所得税法处理规定与企业会计准则存在较大差异 (表3) 。本节将详细阐述上述差异产生的后果及具体调整。
(一) 应纳税所得额的调整分析
企业会计准则所规定的具有融资性质的分期收款销售须按照公允价值来确认收入, 并且要一次性结转所出售商品的成本;而企业所得税法则规定在收款日根据应收金额确认收入, 并分期结转所售商品的成本, 以此与分期确认的收入相配比。这就意味着在各期计算应交所得税时, 应把会计利润调整为应纳税所得额。案例中亨通公司具体调整与计算如表4所示。
(二) 暂时性差异分析
对于具有融资性质的分期收款销售, 由于企业会计准则和所得税法做出了不同的规定, 结果导致长期应收款和存货期末账面价值与计税基础的不同, 因此需确认递延所得税负债 (资产) 。
1. 长期应收款的暂时性差异分析
依据企业会计准则, 融资性质的分期收款销售, 当收入符合确认条件时, 应按应收的协议或合同价款确认长期应收款, 按应收的协议或合同价款的公允价确认收入, 同时将收入与长期应收款之间的差额部分确认为未实现融资收益, 未实现融资收益项目作为长期应收款的抵减项目。所以长期应收款的账面价值为长期应收款账户的借方余额扣减未实现融资收益账户的贷方余额。可是企业所得税法则要求按约定收款日确定收入。长期应收款的计税基础为零。由于长期应收款的计税基础小于账面价值, 所以将产生应纳税的暂时性差异。案例具体分析如表5所示。
2. 存货的暂时性差异分析
企业会计准则要求, 具有融资性质的分期收款销售在销售实现时确认收入, 同时结转所售商品成本。所以, 在各个收款的期末, 销售商品的账面价值为零。而企业所得税法要求, 采用分期收款方式销售商品的成本随收入分次结转。所以, 各个收款期的期末, 所售商品的计税基础为尚未结转的产品成本。因此, 各个收款期末存货的计税基础大于账面价值, 产生可抵扣的暂时性差异。案例具体分析如表6所示。
三、融资性质分期收款销售所得税会计处理
由于会计与企业所得税法对分期收款商品销售在收入确认时间上不一致, 因此企业需要按照会计准则进行所得税会计核算。按照资产负债表债务法, 应将资产负债表中长期应收款和存货的账面价值与其计税基础进行比较, 如果产生的差异, 将确认相关的递延所得税负债或递延所得税资产。案例具体分析如表7所示。
由以上分析可知, 在不考虑其他影响因素的情况下, 经过上述纳税调整, 亨通公司2012-2016年度应确认的会计利润总额和应纳税所得额均为50 000万元, 仅仅是时间不同导致递延所得税负债和递延所得税资产的形成与转回, 这恰恰说明这样的会计处理和纳税调整是符合要求的。
(单位:万元)
参考文献
[1]财政部会计司编写组.企业会计准则讲解2010[M].人民出版社, 2010.
[2]曹明才.分期收款销售商品所得税处理探讨[J].商业会计, 2012 (11) .
[3]赵海鹰.分期收款销售商品所得税核算分析[J].财会通讯.综合, 2011 (05) .