_先征后返_公司税负与税收政策的有效性_吴联生
“先征后返”、公司税负
与税收政策的有效性
Ξ
吴联生 李 辰
地方政府与中央政府的目标差异, 可能导致中央政府的政策并不能得到地方政府的有效执行。地方政府自行制定并实施企业所得税“先征后返”的优惠政策, 就是地方政府未能有效执行中央政府税收政策的具体事例。2000年中央政府规定, 从2002年11实施该优惠政策。本文的研究结果表明, 了中央政府税收政策宏观调控作用的发挥, 到了地方政府的执行, , 恢复了中央政 税收政策
, 1970年生, 管理学博士, 北京大学光华管理学院副教授(北京 100871) ; 李辰,1982年生, 美国卡耐基-梅隆大学(Carnegie Mellon University ) 博士研究生(匹兹堡
PA15213) 。
一、引 言
在由计划经济体制向社会主义市场经济体制转轨的过程中, 地方政府的角色发生了重大变化。在计划经济体制下, 地方政府没有独立的经济利益, 一切重大决策均由中央政府做出, 地方政府只是按照中央政府赋予的权力去实现国家整体利益。但在向社会主义市场经济体制转轨的过程中, 中央政府赋予了地方政府一定的相对独立的利益和经济管理的自主权, 特别是放权让利改革和“分灶吃饭”财政体制等项措施相继出台之后, 地方政府独立利益主体的地位日益突出, 使地方政府担当了推动地区经济增长的重任。也就是说, 虽然地方政府没有合法的市场主体地位, 但在相当程度上已经成为事实上的一个经济主体。由于中央政府的目标是实现社会经济福利最大化, 而地方政府的目标是实现本行政区域内的经济增长、社会稳定和充分就业等, 所以两者并不完全一致, 这可能会导致中央政府的政策并不能得到地方政府的有效执行。
税收政策是中央政府进行宏观调控的重要手段。根据1993年12月31日颁布并于1994年1月1日起正式实施的《中华人民共和国企业所得税暂行条例》的规定, 企业所得税实行33%的
比例税率, 小规模企业执行18%和27%两档优惠税率。另外, 我国对经济特区(深圳、珠海、
Ξ 本文系国家自然科学基金项目“公司实际税负与盈余管理”(项目批准号:70572020) 的研究成果。感
谢匿名审稿人提出的建设性建议。文责自负。
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汕头、厦门和海南省) 、沿海开放城市(14个城市) 、沿海经济开放地区(10个省市) 、经济技术开发区(32个城市) 、专为台湾省设立的投资区(4个区) 、上海浦东开发区和保税区(13个城市和地区) 、高新技术开发区(52个区) 、边境开放城市(13个) 及苏州工业园区等等实行税收优惠政策。然而, 一些地方政府为了争夺资本市场上的流动性资金, 展开了税收竞争①, 自行制定并实施了企业所得税“先征后返”优惠政策。所谓企业所得税“先征后返”优惠政策是指, 各地税务部门对企业先按33%的法定税率征收所得税, 然后再由地方财政部门将一定比例(通常返还18%, 企业最终承担的税率为15%) 的所得税额返还给企业。地方政府之所以给这些公司“先征后返”的所得税优惠政策, 是因为这些公司无法像其他公司那样可以获得中央政府认可的优惠税率, 而有了“先征后返”所得税优惠政策, 这些公司的税率大抵可以与其他公司相当。
随后, 国务院国发〔2000〕2号文件颁发了《关于纠正地方自行制定税收先征后返政策的通
②, 通知指出, 地方政府自行制定和实施的“先征后返”企业所得税优惠政策不仅扰乱了税知》
收秩序, 违背了统一税政、集中税权的原则, 而且违背了公共财政的要求, 力, 甚至形成了潜在的财政风险, 因此, 要求自2000年1月日起, “先征后返”所得税优惠政策一律停止执行。〕, 上市公司“12年1月1日起, 以前享受“。这样, 中央政府明1先征后返”所得税优惠政策。
。姚君的研究表明, 取消“先征后返”所得税优惠政策之前, 在我国深沪两市的上市公司中, 有700多家公司涉及“先征后返”
③这表明“先征后返”优惠政策对上市公司的纳税行为已经产生了重大影响, 所得税优惠政策。
但姚君并没有对地方政府实施“先征后返”优惠政策以及中央政府取消该优惠政策给上市公司纳税行为所带来的影响进行深入研究。王延明利用1994年至2000年的186家上市公司的数据研究发现, 法定税率变动对公司税负变动的影响只有50%, 这在一定程度上表明, 中央政府的税收政策并没有得到完全有效的执行, 其重要原因之一就在于地方政府实行的“先征后返”所得
④但是, 王延明也没有具体研究地方政府实行“先征后税优惠政策对中央政府税收政策的影响。
返”所得税优惠政策以及中央政府取消该政策对企业纳税行为产生的影响。
那么, 地方政府实行的企业所得税“先征后返”政策, 是否影响了中央政府税收政策的有效性? 中央政府取消“先征后返”所得税优惠政策的决定, 是否得到了地方政府的有效执行? 中央政府取消“先征后返”所得税优惠政策, 对企业所得税负担到底产生了怎样的影响? 本文拟对其进行系统研究, 从不同的角度来分析我国税收政策的有效性。
本文将北京、天津、河北、山东、江苏、浙江、福建、广东、上海、海南等10个省市的上市公司作为研究样本, 对享受与不享受所得税“先征后返”优惠政策的公司在取消该政策的前后两个年度(2001年和2002年) 的所得税负担进行比较; 而后在控制所得税负担的年度变化以及其他因素影响的基础上, 对地方政府实行“先征后返”所得税优惠政策与中央政府取消该项政策对企业所得税负担的影响进行回归分析, 并根据回归结果分析中国税收政策的有效性。
①②③④
陈晓、肖星、王永胜:《税收竞争及其在我国资本市场中的表现》, 《税务研究》2003年第6期。转引自国务院国发〔2000〕2号文件《关于纠正地方自行制定税收先征后返政策的通知》。姚君:《“先征后返”与上市公司税负研究》, 《税务研究》2003年第2期。王延明:《上市公司所得税率变化的敏感性分析》, 《经济研究》2002年第9期。
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二、假设与检验模型
地方政府自行制定并实施企业所得税“先征后返”优惠政策, 主要目的在于降低没有享受其他税收优惠政策的公司的所得税负担, 提高公司业绩, 为公司上市及再融资提供保障。2002年, 企业所得税归属政策发生了变化, 即2002年以前, 企业所得税由上市公司注册地政府收缴和支配, 不上缴中央政府, 但是自2002年起, 变为由中央和地方平均分享, 地方政府只能保留对该部分财政收入50%的支配权。这一政策的变化增加了地方政府的财政压力, 迫使其难以维持原来的所得税“先征后返”优惠政策。可见, 按照中央政府的规定, 取消地方政府的“先征后返”优惠政策, 将会提高原来享受该优惠政策的公司的税负。据此, 提出假设1。
假设1:取消“先征后返”所得税优惠政策之前, 享受与不享受该政策的公司的所得税负担没有显著差异; 取消“先征后返”所得税优惠政策, 。
地方政府对部分公司实行, 的所得税优惠政策, , 不利地位。地方政府实行“, 改善其竞争的不利地位。, 。据此, 2, 原来享受该项优惠政策的公司的所得税负担。
为了检验假设1, 本文运用所有样本公司取消“先征后返”所得税优惠政策前后两个年度
(2001年和2002年) 的数据, 采用如下模型进行检验。
(1) ETR =β0+β1Year +β2Rt +β3Year 3Rt +βc ConVars +ε1
其中, ETR 是公司的实际税率(effective tax rate ) ①, 用来衡量公司的所得税负担, 其具体
计算方法为:实际税率=(所得税费用-递延所得税费用) /息税前利润②; Year 代表样本数据所属年度, 如果观测值是2002年的数据, 则Year =1, 否则, Year =0; Rt 表示公司在2001年是否享受了“先征后返”所得税优惠政策, 如果享受了, 则Rt =1, 否则, Rt =0; 系数β1表示没有享受“先征后返”所得税优惠政策的公司, 2002年的实际税率相对于2001年的变化, 如果β先征后1显著为正, 则表明2002年公司实际税率显著高于2001年; 系数β2表示2001年享受“返”所得税优惠政策公司的实际税率与不享受该政策的公司的实际税率的差异, 如果β2显著为正, 则表明2001年享受“先征后返”所得税优惠政策的公司的实际税率显著高于不享受该政策的公司的实际税率; 系数β3表示相对于不享受“先征后返”所得税优惠政策的公司来说, 取消
①公司实际税率是已有研究中普遍采用的用以衡量公司所得税负担的指标。T. M. Porcano , Corporate
Tax Rates :Progressive , Proportional , or Regressive. In T he J ournal of the A merican Tax ation A ssociation , vol. 7, no. 2, 1986, pp. 17—31; T. Shevlin , S. Porter , The Corporate Tax Comeback in 1987:Some Further Evidence. In T he J ournal of the A merican Tax ation A ssociation , vol. 14, no. 1, 1992, pp. 58—79; S. Gupta , K. Newberry , Determinants of the Variability in Corporate Effective Tax Rates :Evidence f rom Longitudinal Data. In J ournal of A ccounting and Public Policy , vol. 16, no. 1, 1997, pp. 1—39.
②这是多种公司实际税率的计算方法中的一种, 下文中用这种方法计算的实际税率用ETR 1表示。T.
M. Porcano , Corporate Tax Rates :Progressive , Proportional , or Regressive. In T he J ournal of the A merican Tax ation A ssociation , vol. 7, no. 2, 1986, pp. 17—31.
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“先征后返”所得税优惠政策是否影响了享受“先征后返”所得税优惠政策公司的实际税率, 如果β3显著为正, 则表明剔除公司实际税率在2002年与2001年之间的变化以及取消该政策之前2001年两类公司实际税率的差异, 取消“先征后返”所得税优惠政策显著提高了享受该项优惠
政策的公司的实际税率; β0为截距项; ε1为残差项。
ConVars 表示控制变量, 用来控制其他相关因素对公司实际税率的影响。根据已有研究,
控制变量主要包括公司规模、财务杠杆、资产结构、投资机会、获利能力以及国有股比例。
(1) 公司规模。关于公司规模与实际税率之间的关系, 目前主要有两种不同的观点。一种观点认为大公司受到公众更广泛的关注, 这个“政治成本”将导致其实际税率较高; ①另一种观
②已点认为, 大公司的实际税率较低, 因为它们可以运用更多的资源进行税收筹划与政治游说。
有研究在实际税率与公司规模的关系问题上, 尚未得到比较一致的结论。Zimmerman 1983年的研究、Gupta and Newberry 1997年的研究、Kern and Morris 1992年的研究以及Wilkie and Limberg 1990年的研究都发现, ; ③Porcano 1986年的研究、Holland 1998年的研究以及K im and Limpap 间存在显著的负相关关系; ④而Stickney and Mc Gee 1992年
(2) 财务杠杆。, , 因此, 利息具有
抵税功能, 因而其, 。反过来看, 财务杠, , 这则表明财务杠杆与公司实际税率之间可能存在正相关关系。Stickney and Mc Gee 1982年的研究发现,
①J. L. Zimmerman , Taxes and Firm Size. In J ournal of A ccounting and Economics , vol. 5, no. 1,
1983, pp. 119—149.
②J. J. Siegf ried , T he Relationshi p between Economic S t ructure and the Ef f ect of Political I nf l uence :
Em pi rical Evi dence f rom the Federal Corporation I ncome Tax Prog ram . Ph. D. dissertation , University of Wilconsin , 1972.
③J. L. Zimmerman , Taxes and Firm Size. In J ournal of A ccounting and Economics , vol. 5, no. 1,
1983, pp. 119—149; S. Gupta , K. Newberry , Determinants of the Variability in Corporate Effective Tax Rates :Evidence f rom Longitudinal Data. In J ournal of A ccounting and Public Policy , vol. 16, no. 1, 1997, pp. 1—39; B. B. Kern , M. H. Morris , Taxes and Firm Size :The Effect of Tax Legislation during the 1980s. In T he J ournal of the A merican Tax ation A ssociation , vol. 14, no. 1, 1992, pp. 80—96; P. J. Wilkie , S. T. Limberg , The Relationship between Firm Size and Effective Tax Rate :A Reconciliation of Zimmerman (1983) and Porcano (1986) . In T he J ournal of the A merican Tax ation A ssociation , vol. 11, no. 2, 1990, pp. 76—91.
④T. M. Porcano , Corporate Tax Rates :Progressive , Proportional , or Regressive. In T he J ournal of the
A merican Tax ation A ssociation , vol. 7, no. 2, 1986, pp. 17—31; K. Holland , Accounting Policy Choice :The Relationship between Corporate Tax Burden and Company Size. In J ournal of B usiness Finance and A ccounting , vol. 25, no. 3/4, 1998, pp. 265—288; K. A. K im , P. Limpaphayom , Taxes and Firm Size in Pacific 2Basin Emerging Economies. In J ournal of I nternational A ccounting , A uditing and Tax ation , vol. 7, no. 1, 1998, pp. 47—63.
⑤C. P. Stickney , V. E. Mc G ee , Effective Corporate Tax Rates :The Effect of Size , Capital Intensity ,
Leverage and Other Factors. In J ournal of A ccounting and Public Policy , vol. 1, no. 2, 1982, pp. 125—152; T. Shevlin , S. Porter , The Corporate Tax Comeback in 1987:Some Further Evidence. In T he J ournal of the A merican Tax ation A ssociation , vol. 14, no. 1, 1992, pp. 58—79.
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公司的财务杠杆与实际税率负相关; ①Gupta and Newberry 1997年的研究发现, 计算公司实际税率的方法不同, 财务杠杆与公司实际税率之间的关系也会不同, 既可能显著负相关, 也可能不存在显著的相关关系; ②K im and Limpap hayom1998年运用不同的方法计算实际税率, 对不同国家不同阶段的财务杠杆与公司实际税率的关系进行研究, 结果也有所不同; ③Derashid and
④Zhang 2003年的研究则没有发现财务杠杆与实际税率之间存在显著的相关关系。
⑤由于固定资产的加速折旧(3) 资产结构。资产结构包括资本密集度和存货密集度两方面。
可以降低税负, 因此资本密集度与实际税率负相关; 资本密集度高, 往往意味着存货密集度低, 因此, 存货密集度与公司实际税率正相关。Gupta and Newberry1997年的研究发现, 资本密集度和存货密集度与实际税率之间的确分别存在负相关和正相关的关系; ⑥Derashid and Zhang 2003年的研究也发现资本密集度与实际税率之间存在负相关关系, 但没有发现存货密集度与实
⑦际税率之间存在正相关关系。
(4) 投资机会和获利能力。Spooner 1986年综合前人研究成果认为, ⑧Newberry 1997年的研究、K im and Limpap hayom 1998发现, ⑨的关系, , 。
(5) 年的研究认为, 国有股比例越高, 意味着公司
①P. , V. E. Mc G ee , Effective Corporate Tax Rates :The Effect of Size , Capital Intensity ,
Leverage and Other Factors. In J ournal of A ccounting and Public Policy , vol. 1, no. 2,1982,pp. 125—152.
②S. Gupta , K. Newberry , Determinants of the Variability in Corporate Effective Tax Rates :Evidence
f rom Longitudinal Data. In J ournal of A ccounting and Public Policy , vol. 16, no. 1, 1997, pp. 1—39. ③K. A. K im , P. Limpaphayom , Taxes and Firm Size in Pacific 2Basin Emerging Economies. In J ournal of
I nternational A ccounting , A uditing and Tax ation , vol. 7, no. 1, 1998, pp. 47—63.
④C. Derashid , H. Zhang , Effective Tax Rates and the “Industrial Policy ”Hypothesis :Evidence f rom
Malaysia. In J ournal of I nternational A ccounting , A uditing and Tax ation , vol. 12,no. 1,2003,pp. 45—62.
⑤C. P. Stickney ,V. E. Mc G ee , Effective Corporate Tax Rates :The Effect of Size ,Capital Intensity ,Leverage
and Other Factors. In J ournal of A ccounting and Public Policy , vol. 1, no. 2, 1982, pp. 125—152; S. Gupta , K. Newberry , Determinants of the Variability in Corporate Effective Tax Rates :Evidence f rom Longitudinal Data. In J ournal of A ccounting and Public Policy , vol. 16, no. 1, 1997, pp. 1—39. ⑥S. Gupta , K. Newberry , Determinants of the Variability in Corporate Effective Tax Rates :Evidence f rom
Longitudinal Data. In J ournal of A ccounting and Public Policy , vol. 16, no. 1, 1997, pp. 1—39. ⑦C. Derashid , H. Zhang , Effective Tax Rates and the “Industrial Policy ”Hypothesis :Evidence f rom
Malaysia. In J ournal of I nternational A ccounting , A uditing and Tax ation , vol. 12, no. 1, 2003, pp. 45—62.
⑧G. M. Spooner , Effective Tax Rates f rom Financial Statements. In N ational Tax J ournal , vol. 39, no.
3, 1986, pp. 293—306.
⑨S. Gupta , K. Newberry , Determinants of the Variability in Corporate Effective Tax Rates :Evidence f rom
Longitudinal Data. In J ournal of A ccounting and Public Policy , vol. 16, no. 1, 1997, pp. 1—39; K. A. K im , P. Limpaphayom , Taxes and Firm Size in Pacific 2Basin Emerging Economies. In J ournal of I nternational A ccounting , A uditing and Tax ation , vol. 7, no. 1, 1998, pp. 47—63; C. Derashid , H. Zhang , Effective Tax Rates and the “Industrial Policy ”Hypothesis :Evidence f rom Malaysia. In J ournal of I nternational A ccounting , A uditing and Tax ation , vol. 12, no. 1, 2003, pp. 45—62.
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①不过, Derashid and Zhang 在经验证据方面没有发现的游说能力越强, 其实际税率也就越低。
它们之间存在正相关关系。
综上, 本文所选择的控制变量所包含的具体指标及其定义如表1所示。
表1 本文所选控制变量
变量类型公司规模财务杠杆资本密集度存货密集度获利能力投资机会国有股比例
指 标L nasset
Leverage Cap 2int Inv 2int ROA MktBook G equity
定 义
年末资产总额的自然对数
年末负债总额除以年末总资产
年末固定资产净值除以年末总资产 年末存货净额除以年末总资产 税前利润除以年末总资产
年末股票市场收盘价乘以流通在外普通股股数, 再除以年末所有者权益 国有股股数除以总股数
为了检验假设2, 本文运用所有样本公司取消(2002年) 的数据, 采用如下模型进行检验。
(2) ETR =γ0+γ1Rt +γc ConVars +ε2
其中, Rt 与控制变量(Co ) (1“先征后返”所得税, 如果γ1显著为正, 则表明2002; γ0为截距项; ε2为残差
项。
三、样本选择
中央政府取消上市公司享受“先征后返”所得税优惠政策的时间为2002年1月1日, 为了比较取消该政策的前后年度的企业所得税负担的差异, 本文选取的样本数据的年份为2001年(取消该政策的前一年度) 和2002年(取消该政策的后一年度) 。由于2001年出台的《关于西部大开发若干政策措施的实施意见》也涉及相关的所得税优惠政策, 并在《关于西部大开发税收优惠问题的通知》中规定了所得税优惠的适用范围和具体内容, 为了避免“西部大开发”税收优惠政策的影响, 本文所选取的样本不包括西部地区的上市公司。由于允许中部地区比照西部大开发的优惠政策执行, 所以本文的样本也不包括中部地区的上市公司。此外, 2002年中央政府提出发展东北地区等老工业基地的战略, 所得税优惠政策也是该战略的重要组成部分, 因此东北地区的上市公司也予以剔除。这样, 本文所选取的样本包括北京、天津、河北、山东、江苏、浙江、福建、广东、上海、海南等10个省市的上市公司。
此外, 我们对样本还作了如下处理:(1) 由于上市公司的股票名称发生变化, 往往表明公司已经发生重大变更, 公司不同年度的实际税率的比较也就失去了合理的基础, 因此剔除2001年或2002年股票名称发生变更的公司; (2) 剔除样本期内计算公司实际税率公式分母为负的公司, 因为这部分公司通过公式计算得到的实际税率与正常公司的实际税率含义不同, 不能反映企业经营业绩与企业实际税负的关系; (3) 参照已有研究的处理方法, 实际税率大于1或者小
①C. Derashid , H. Zhang , Effective Tax Rates and the “Industrial Policy ”Hypothesis :Evidence f rom
Malaysia. In J ournal of I nternational A ccounting , A uditing and Tax ation , vol. 12, no. 1, 2003, pp. 45—62.
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于0的公司作为异常值剔除; ①(4) 由于计算递延所得税费用需要2000年的财务数据, 而2001年和2002年的新上市公司没有披露2000年的年报, 因此剔除2001年和2002年新上市的公司;
(5) 由于比较政策变化对同一总体的影响, 样本公司应有两年的完整数据, 因此剔除2001年或2002年退市的公司; (6) 遵从研究惯例, 剔除金融行业的公司, 因为这类公司业务特殊, 适用
的会计准则与其他行业不同。
国外对公司实际税率已经进行了多方面的探讨。Siegf ried 在1974年的研究中定义了公司实际税率并计算了美国1963年的公司实际税率; ②Spooner1986年的研究、Omer , Molloy , and Ziebart 1991年的研究以及Hanlon2003年的研究则探讨了如何运用财务报表数据计算公司实际
③在研究公司实际税率的其他问题中, 也都需要首先着手解决公司实际税率的计算税率的问题。
问题。目前, 已有研究已经形成了五种不同的计算公司实际税率的方法, 它们分别是:(1) 实
际税率=(所得税费用-递延所得税费用) /息税前利润; ④(2) 实际税率=所得税费用/息税前利润; ⑤(3) 实际税率=所得税费用/(税前利润-递延所得税费用/法定税率) ; (4) 实际税率=(所得税费用-递延所得税费用) /(税前利润-; ⑦(5) 实际
⑧税率=(所得税费用-递延所得税费用) /。
⑨算公司实际税率, 。
①, , of the Variability in Corporate Effective Tax Rates :
f In J ournal of A ccounting and Public Policy , vol. 16, no. 1, 1997, 139; K. A. K im , P. Limpaphayom , Taxes and Firm Size in Pacific 2Basin Emerging Economies. In J ournal of I nternational A ccounting , A uditing and Tax ation , vol. 7, no. 1, 1998, pp. 47—63; D. Singh , R. P. Wilder , K. P. Chan , Tax Rates in Small and Large Firms. A mei rcan J ournal of S mall B usiness , vol. 27, no. 2, 1987, pp. 245—259; C. P. Stickney , V. E. Mc G ee , Effective Corporate Tax Rates :The Effect of Size , Capital Intensity , Leverage and Other Factors. In J ournal of A ccounting and Public Policy , vol. 1, no. 2, 1982, pp. 125—152; J. L. Zimmerman , Taxes and Firm Size. In J ournal of A ccounting and Economics , vol. 5, no. 1, 1983, pp. 119—149。
②J. J. Siegf ried , Effective Average U. S. Corporation Income Tax Rates. In N ational Tax J ournal , vol.
27, no. 2, 1974, pp. 245—259.
③G. M. Spooner , Effective Tax Rates f rom Financial Statements. In N ational Tax J ournal , vol. 39, no.
3, 1986, pp. 293—306; T. C. Omer , K. H. Molloy , D. A. Ziebart , Measurement of Effective Corporate Tax Rates Using Financial Statement Information. In T he J ournal of the A merican Tax ation A ssociation , vol. 13, no. 1, 1991, pp. 57—72; K. Hollan , Accounting Policy Choice :The Relationship between Corporate Tax Burden and Company Size. In J ournal of B usiness Finance and A ccounting , vol. 25, no. 3/4,1998, pp. 265—288.
④T. M. Porcano , Corporate Tax Rates :Progressive , Proportional , or Regressive. In T he J ournal of the
A merican Tax ation A ssociation , vol. 7, no. 2, 1986, pp. 17—31.
⑤T. M. Porcano , Corporate Tax Rates :Progressive , Proportional , or Regressive. In T he J ournal of the
A merican Tax ation A ssociation , vol. 7, no. 2, 1986, pp. 17—31.
⑥C. P. Stickney ,V. E. Mc G ee , Effective Corporate Tax Rates :The Effect of Size ,Capital Intensity ,Leverage
and Other Factors. In J ournal of A ccounting and Public Policy , vol. 1,no. 2,1982,pp. 125—152.
⑦T. Shevlin , Taxes and Off 2Balance 2Sheet Financing :Research and Development Limited Partnerships. In
T he A ccounting Review , vol. 62, no. 3, 1987, pp. 480—509.
⑧J. L. Zimmerman , Taxes and Firm Size. In J ournal of A ccounting and Economics , vol. 5, no. 1,
1983, pp. 119—149.
⑨征税由税务部门负责, 返税由财政部门负责, 返税在第二年上半年的所得税汇算清缴之后进行, 反映
在第二年公司的财务报表中。这的确会对公司实际税率(ETR ) 的精确性产生一定的影响, 因为在2001
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根据本文所选研究样本的条件以及所使用的公司实际税率的计算方法, 最后得到417家上市公司作为研究样本(表2) , 其中, 2001年享受“先征后返”所得税优惠政策的公司有176家, 占研究样本的4212%。
表2 样本构成
2000年及以前上市且披露了年报的北京、天津、河北、山东、江苏、浙江、福建、广东、
上海、海南等10个省市的非金融类公司减:无法确定是否享受“先征后返”优惠政策的公司小计
减:息税前利润小于0的公司
减:实际税率小于0或大于1的公司入选样本
其中:享受“先征后返”优惠政策的公司 不享受“先征后返”优惠政策的公司
553家
2家
551家
112家22家417家176家241家
四、表3报告了2001年和2002“3可以看出, 无论是全部样本, 还是享受, 2002年公司实际税率的平均值和中位数都高于2001年2002年的公司实际税率相对于2001年来说有所上升。无论是2001年还
是2002年, 不享受所得税“先征后返”优惠政策的公司的实际税率均低于享受该政策的公司。其中, 不享受该政策的公司2001年实际税率平均为12153%, 2002年虽然有所上升, 平均值也仅为14150%, 上升幅度仅为1190%。这说明不享受该政策的公司在很大程度上仍然在享受着其他的所得税优惠政策。不过, 享受该政策的公司2001年的实际税率平均值为14127%, 而2002年上升为19184%, 上升幅度高达5157%, 远远高于不享受该政策的公司实际税率上升的幅度。这可能预示着取消所得税“先征后返”优惠政策, 提高了享受该政策的公司的实际税率。
表4报告了全部样本、不享受和享受“先征后返”所得税优惠政策的样本2002年相对2001年的公司实际税率的增长情况。结果表明, 三组样本2002年与2001年的实际税率之差, 无论是在t 检验下, 还是在符号秩检验下, 它们都在1%水平上显著大于零。这说明无论是全部样本、不享受该政策的样本, 还是享受该政策的样本, 2002年的公司实际税率都显著高于2001年。表5报告了不享受与享受该政策的公司2001年和2002年的实际税率以及这两年实际税率增长幅度
的比较结果。从表5可以发现, 所有的平均值之差和中位数之差都显著地小于零。这说明无论是2001年, 还是2002年, 享受该政策的公司的实际税率显著高于不享受该政策的公司的实际税率; 同时, 享受该政策的公司的实际税率增长幅度显著高于不享受该政策的公司的增长幅度。表4和表5的检验结果与表3的统计结果一致。
年的“所得税”项目中, 包括的是2001年发生的企业所得税费用减去2000年的退税, 因而有些不匹
配。但是, 由于以下两方面的原因, 用ETR 来衡量“先征后返”公司实际税率仍然是可接受的。第一, 由于企业的利润具有持续性, 而在同样的所得税政策下, 公司的所得税费用也具有持续性, 这样, 将上年的退税与本年的利润进行匹配是有理论基础的; 第二, 本文采用研究中通用的方法, 将ETR 大于1或者小于0的样本予以剔除, 这样, 实际上就将上年返还税款与本年利润不匹配程度高的样本进行了剔除, 留下来的样本则属于上年返还税款与本年利润匹配程度不错的、能够予以接受的样本。
・68・
“先征后返”、公司税负与税收政策的有效性
表3 描述统计
ETR 1
Panel A :2001年(1) 全部样本
L nasset
Leverage
Cap 2int
Inv 2int
ROA
MktBook
G equity
平均值中位数
标准差
[***********]
[***********]51
[***********]
[***********]
[***********][***********][***********][***********]23
[***********]-[***********][1**********]0-[***********]304-[1**********]2
[***********][***********][***********][***********][**************]1
[***********][***********][***********][***********][***********]
最小值[***********]7010017最大值[***********]6018612(2) 不享受“先征后返”所得税优惠政策的样本平均值
011253
2112306
014510
[***********][***********]001018612
中位数[***********]7标准差[***********]最小值[***********]7最大值[***********]6(3) 享受“先征后返”所得税优惠政策的样本平均值中位数标准差
[***********]
[***********]62
[***********]
最小值1Panel B (1) 全部样本平均值中位数标准差最小值
[***********]010000
[***********]591910926
[***********]010126
[***********]010016
[***********][***********][***********][***********][***********]
[***********]-[***********][1**********]0-[***********][***********]013361
[***********][***********][***********][***********][***********]210264
[***********][***********][***********][***********][***********]
最大值[***********]1018620(2) 不享受“先征后返”所得税优惠政策的样本平均值中位数标准差最小值
[***********]010000
[***********]321910926
[***********]010126
[***********][***********][***********]018620
最大值[***********]1(3) 享受“先征后返”所得税优惠政策的样本平均值[***********]8中位数[***********]0标准差最小值最大值
[***********]
[***********]56
[***********]
表4 “先征后返”所得税优惠政策取消前后公司实际税率的比较
ΔETR 1
(1) 全部样本
(2) 不享受“先征后返”所得税优惠样本(3) 享受“先征后返”所得税优惠样本
平均值之差[***********]
t 检验(t ) [***********]33中位数之差[***********]
符号秩检验(S )
[***********]4333
注:ΔETR 1为2002年公司实际税率(ETR 1,2002) 与2001年公司实际税率(ETR 1,2001) 之差, 即ΔETR 1=ETR 1,2002
-ETR 1,2001; 平均值之差的检验方法是t 检验, 中位数之差的检验方法是符号秩检验; 333表示1%水平上显著。
・69・
中国社会科学 2007年第4期
表5 不同公司的实际税率及其变化的比较
ETR 1
(1) ETR 1,2001(2) ETR 1,2002(3) ΔETR 1
平均值之差
-010174
-010534-010360
t 检验(t ) -11853-4180333-3153333
中位数之差-010134
-010678-010393
秩和检验(Z )
[***********]33
注:平均值之差=不享受“先征后返”所得税优惠政策样本平均值—享受“先征后返”所得税优惠政策样本平均值;
中位数之差=不享受“先征后返”所得税优惠政策样本中位数—享受“先征后返”所得税优惠政策样本中位数; 平均值之差的检验方法是t 检验, 中位数之差的检验方法是秩和检验; 333表示1%水平上显著, 水平上显著。
33表示
5%水平上显著,
3
表示10%
表6 全部样本的相关系数
ETR 1
ETR 1Year Rt Year 3Rt Lnasset Cap 2int Inv 2int ROA Gequity
[***********][***********]0633
Year [***********]0104101029-01015--0333
Rt [***********]
333
Year 3Rt 01236
333
Lnasset [1**********]-[1**********]33
Leverage -0117701038-103001333
Cap 2int 0105101030
Inv 2int 01083-01014
33
ROA 01068-01029-01011-010333
33
MktBook -01124
333
Gequity
01517333-0107433-[***********]1-01047
01605333-0107333-[**************]-0103801-0103501119-21001-0438333
01111333-01163333-01176
333
333
1014
-[***********][1**********]-10171013-1008
010683-0107933-01013
-0108133-[1**********]33-01005-011450037
333
Leverage -0118733301-01153333-011-00019
0-011-01620
333
01-0133301129
333
-01139333-01031
01051
01039-0015
33
01121333-0130MktBook -[1**********]-0029
-0043
注:Pearson 相关系数, 下半部分为Spearman 相关系数;
3
表示1%水平上显著, 表示5%水平上显著,
表示10%水平上显著。
表6报告了所有样本公司所有观测值(包括2001年和2002年) 的主要变量之间的相关系数。结果显示, Year 与ETR 1在1%水平上显著正相关, 表明2002年公司实际税率显著高于2001年公司实际税率; Rt 与ETR 1在1%水平上显著正相关, 表明享受“先征后返”所得税优
惠政策的公司的实际税率显著高于不享受该政策的公司; Year 与Rt 的交叉项与ETR 1显著正相关, 表明享受该政策的公司2002年的实际税率显著高于其2001年的实际税率, 并且高于不享受该政策的公司2001年和2002年的实际税率。其他变量之间没有显著的高度相关关系。表7报告了所有样本公司2002年主要变量之间的相关系数。结果显示, Rt 与ETR 1在1%水平上显著正相关, 表明享受“先征后返”所得税优惠政策的公司2002年的实际税率显著高于不享受该政策的公司的实际税率, 其他变量之间也没有显著的高度相关关系。
表7 2002年样本的相关系数
ETR 1
ETR 1Rt L nasset Cap 2int Inv 2int ROA Gequity
3
Rt 01234333
L nasset 01005-01078
Leverage -01155333-[1**********]333
Cap 2int [***********]333-01219333
Inv 2int 01081-0104601054-01459333
ROA 01076-[**************]33
MktBook -0112133-010833-[***********]011-01028
G equity [***********][1**********]-0100701000-01018
[***********][1**********]35-01019
333333
-010843
[***********]01075
333
Leverage -01154333-01077
01228333-0102301032-0115901039
01302333-01271333
-01248333
01355333-01438333-01312
333333
33333
-01141333-01041
-0114901032-01019
333
333
01169-0115501088
3333333
MktBook -01166-0160201169
0112301027
01016-01013
-01028
33
注:上半部分为Pearson 相关系数, 下半部分为Spearman 相关系数;
表示10%水平上显著。
表示1%水平上显著, 表示5%水平上显著,
・70・
“先征后返”、公司税负与税收政策的有效性
表8 取消地方政府“先征后返”所得税优惠政策的经济后果:ETR 1
模型1(1)
参数
截距
Year
Rt Year 3Rt L nasset Leverage Cap 2int Inv 2int ROA MktBook G equity F 值Adj R 2 注:
333
模型2(1)
t 值[***********]30177-[***********]0180-11320121
010007-[***********]011302-010009-[**************]89
0110-[***********]30199-1130-0114
33
参数
[1**********]7
t 值[1**********]
[***********][1**********]5-[***********]010739-[***********]3301109
表示1%水平上显著,
33
表示5%水平上显著,
3
10表8。模型1(1) 的样本为2(1) 的样本为所有研究样本2002年的观测值, , 被解释变量均为ETR 1。
81(1) 的多元回归结果, Year 的估计系数显著为正, 表明没有享受“先征后返”所得税优惠政策的公司2002年的实际税率应该显著高于其2001年的实际税率。Rt 的估计系数不显著, 表明2001年享受该政策的公司与不享受该政策的公司的实际税率之间没有显著差异。交叉变量Year 3Rt 的估计系数显著为正, 表明在剔除公司实际税率2002年与2001年之间的变化以及取消“先征后返”所得税优惠政策之前2001年两类公司实际税率差异的条件下, 取消“先征后返”所得税优惠政策显著提高了享受该政策的公司的实际税率。根据模型2(1) 的多元回归结果, Rt 的估计系数显著为正, 表明享受该政策的公司2002年的实际税率显著高于不享受该政策的公司的实际税率。
以上结论表明, 2001年在地方政府实行“先征后返”所得税优惠政策的情况下, 享受该优惠政策的公司与不享受该优惠政策的公司的实际税率之间没有显著差异。这说明如果没有这项优惠政策, 享受了该政策的公司的实际税率显著高于不享受该优惠政策但享受其他所得税优惠政策的公司的实际税率, “先征后返”政策使这些公司的实际税率与享受其他所得税优惠政策的公司没有显著差别。这表明, 地方政府实施的“先征后返”所得税优惠政策对中央政府税收政策的宏观调控作用产生了一定程度的干扰。取消地方政府实行的“先征后返”所得税优惠政策, 显著地提高了原来享受该政策的公司的实际税率; 且取消地方政府“先征后返”所得税优惠政策后(2002年) , 原来享受该政策的公司的实际税率显著高于原来不享受该政策的公司的实际税率。也就是说, 取消地方政府的“先征后返”所得税优惠政策, 不仅显著提高了原来享受该政策的公司的实际税率, 并且使其实际税率由与不享受该政策的公司的实际税率没有显著差异, 变为显著高于不享受该政策的公司的实际税率。这表明中央政府取消“先征后返”所得税优惠政策, 不仅在一定程度上得到了地方政府的执行, 并且有效地减弱了地方政府“先征后返”所得税优惠政策所带来的负面影响。
中国社会科学 2007年第4期
五、稳定性检查
公司实际税率的计算方法主要有五种, 以上研究结论均基于第一种计算方法, 即ETR 1=(所得税费用-递延所得税费用) /息税前利润。由于第五种公司实际税率的计算①依据在于经营
活动现金净流量, 而根据中国所得税法律规定, 所得税税负的计算基础并不是现金流量, 而是建立在以权责发生制为基础的利润之上, 只不过纳税所运用的利润与会计利润存在微小的差别, 因此, 本文不采用该方法。下文运用其他三种方法计算公司实际税率, 对上文研究结论的稳定性进行检查。三种计算公司实际税率的方法分别为:ETR 2=所得税费用/息税前利润; ETR 3=所得税费用/(税前利润-递延所得税费用/法定税率) ; ETR 4=(所得税费用-递延所得税费用) /(税前利润-递延所得税费用/法定税率) 。运用同样的样本选择标准, 分别得到满足运用ETR 2、ETR 3和ETR 4来计算公司实际税率所需要的样本, 其样本数分别为421家、410家以及408家, 其规模以及享受与不享受“, 本均没有很大的差别。
表9 取消地方政府“:23和ETR 4
模型1(2) t 截距010Year 2120Rt 011120Y ear 3Rt [1**********]33Lnasset 0100340176Leverage -011242-5143333Cap 2int 0101800184Inv 2int [1**********]33ROA 0108260190MktBook -010005-1126Gequity 0100350127
333F 值1112901109Adj R 2 注:
333
1参数[***********][***********]210933-010036-0162-010367-[***********]975169333-014269-3148333-010009-[**************]8
10175
33333
1)
t [***********][***********]0378210833-010033-0156-010380-[***********]9755141333-014536-3174333-010009-[**************]1
10170
333
2)
参数t 值0114010198
[***********][1**********]7-010009-0100065198
333
模型2(3)
参数t 值[1**********]
010468-010086
333
模型2(4) 参数t 值[1**********]
010458-010076-[***********]
3109333-0181-[**************]33
[***********]93331105-11220103
3109333-[***********]33
-011008-[***********]2643
-014381-214233-014684-2165333-010016-11703-010017-11803-0100485175
333
-0118-0100805179
333
-0130
0110601106
3
[**************]
1%水平上显著, 表示5%水平上显著, 表示10%水平上显著。
表9报告了运用ETR 2、ETR 3和ETR 4计算公司实际税率得到的取消地方政府“先征后返”所得税优惠政策的经济后果。模型1(2) 、模型1(3) 和模型1(4) 的样本为所有研究样本2002年和2001年的观测值; 模型2(2) 、模型2(3) 和模型2(4) 的样本为所有研究样本2002年的观测值。模型1(2) 和模型2(2) 的被解释变量为ETR 2, 模型1(3) 和模型2(3)
的被解释变量均为ETR 3, 模型1(4) 和模型2(4) 的被解释变量均为ETR 4。以上回归均采用普通最小二乘法。
表9的研究结论表明, 无论是运用ETR 2、ETR 3还是ETR 4计算公司实际税率, 模型1(2) 、模型1(3) 以及模型1(4) 中的Year 的估计系数都显著为正, Rt 估计系数均不显著, 交叉变量Year 3Rt 的估计系数都显著为正; 而模型2(2) 、模型2(3) 以及模型2(4) 中Rt 估计系数都显著为正。以上回归结果分别与表8中模型1(1) 和模型2(1) 的结果一致, 表明上文的研究结论均没有发生改变。
①实际税率=(所得税费用-递延所得税费用) /经营活动现金流量。
“先征后返”、公司税负与税收政策的有效性
六、结论与启示
本文基于地方政府自行制定并实施的企业所得税“先征后返”优惠政策, 以及中央政府取消该优惠政策的事例, 运用上市公司的数据, 从企业所得税负担的角度研究了中央政府税收政策的有效性。研究结果表明, 地方政府的“先征后返”所得税优惠政策, 降低了不享受中央政府认可的所得税优惠政策的公司的所得税负担, 从而使它们与享受中央政府所得税优惠政策的公司的所得税负担没有显著差异。这表明地方政府的“先征后返”所得税优惠政策, 影响了中央政府税收政策宏观调控作用的发挥, 损害了中央政府税收政策的有效性; 中央政府取消“先征后返”所得税优惠政策的规定, 显著提高了原来享受该优惠政策的公司的所得税负担, 并最终使它们的所得税负担显著高于享受中央政府认可的所得税优惠政策的公司。这表明中央政府取消“先征后返”优惠政策的规定, 虽然会影响地方政府的利益, 地方政府的执行, 。
以上研究结论, 可以带给我们如下几方面的启示第一, , 客观存在的问题。, , 也会影响全国经济。因而, 恰当处理中央政府与地方政府之, 。
第二, 改变企业所得税归属, 可以改变地方政府的行为。中央政府取消企业所得税“先征后返”优惠政策的规定, 之所以能够在一定程度上得到地方政府的执行, 关键在于中央政府改变了企业所得税的归属政策, 即将原来由地方政府独享变为由中央和地方平均分享。正是这一政策的变化增加了地方政府的财政压力, 使得地方政府不得不遵守中央政府取消“先征后返”所得税优惠政策的规定。可见, 企业所得税归属安排是中央政府引导地方政府行为的重要途径之一。
第三, 企业所得税负担的公平性问题, 是营造公平竞争的企业经营环境过程中必须予以重视的关键性问题之一。中央政府为了配合开放政策的实施, 为了发展区域经济以及鼓励某些产业的发展, 曾经对外商投资企业和外国企业、相关经济区域以及相关行业实行所得税优惠政策。但是, 从没有享受中央政府所得税优惠政策的企业的角度来看, 它们必定会处于不利的竞争地位, 从而给它们的发展带来重大的影响。因此, 中央政府在实行企业所得税优惠政策时, 还需
①要着重考虑如何恰当处理地区经济发展与整体经营环境的公平性之间的关系问题。
〔本文责任编辑:梁 华〕
①目前, 内资企业与外资企业的所得税负担的不公平问题, 已经在2007年3月16日第十届全国人民代
表大会第五次会议通过的《中华人民共和国企业所得税法》中得到解决。根据企业所得税法, 外资企业和内资企业的所得税合并, 两税合并后, 内外资企业的所得税税率统一为25%。
ABSTRACTS
p rocess of t he Soviet Union πs t ransformation into Russia , even t hough it p resent s a real and important issue. Instead of t he conventional typology of state forms , t he form of state in t his article refers to t he struct ure of governance of a state in a particular period , and wit h it t he behavioral characteristics and performance of t he state. Any state form is cyclical and relative in a diachronic context , rat her t han being stable and absolute as is defined in state typologies. Unlike relatively stable state forms , failed , dependent and autonomous states are all characterized by cyclical change. While t he reform guided by G orbachev πs “New Thinking" led to a failed state and Russia under Yelt sin πs “neo 2liberalism" was a dependent state characterized by cronyism and plunder , a classic auto nomous state has taken shape under Putin πs statist “Russian Thinking. " A st udy along t he analytical pat h of “concept s 2actions 2performance" may reveal causal relations in t he formation of each state form , as well as t he inner political logic of t he transformation of a state f rom one form to anot her. The experience of t he Soviet Union πs t ransformation into Russia has left a valuable legacy to t he develop ment of political science t heory and state (4) China πs Overall Gini Coeff icient since R eform Areas
since R eform and Opening 2up g ・45・China πs overall and G rural and urban areas have basically bot h stages characterizing t heir rise are a close fit wit h t of The overall G ini coefficient has been over 0. 4since 1992. The G for urban areas and it s cont ribution ratio have risen fastest and constit ute a major factor affecting t he overall G ini coefficient. The gap between t he rural and urban G ini coefficient and t heir contribution ratio shows co nsiderable fluct uation. (5) T ax R ef unds , the Corporate T ax Burden and the E ffectiveness of T ax Policy
W u L i ans heng an d L i Chen ・61・
Cent ral government policy may not be effectively implemented locally due to t he divergent goals of local and cent ral government s. This paper empirically test s t his hypot hesis wit h regard to a policy giving enterprises favorable t reat ment in relation to tax ref unds t hat had been independently formulated and implemented by local government s. In 2000, t he cent ral government issued a policy to take effect f rom J anuary 1, 2002, forbidding t his practice in relation to listed companies. This st udy shows t hat t he tax ref und of local government s did indeed invalidate t he central government πs effort s at macro 2cont rol t hrough tax policy. Local government s have to a certain extent implemented t he central government πs decision to abolish favorable tax t reat ment. This decision has effectively weakened t he negative effect s of t he local government policy and restored t he effectiveness of t he cent ral government πs tax policy.
(6) The Confluence of Three Historical T rends and the Prospects for Small 2Scale Agriculture in
China Phili p H uang an d Peng Yushen g ・74・Two schools of t hought s seem to be diamet rically opposed each ot her on t he p rivatization of farmland , but t hey share a f undamental consensus :rural unemployment and low income growt h can only be solved t hrough urbanization. In ot her words , agricult ure is a dead 2end sector. Targeting t his current general understanding , we attempt to evaluate t he long 2and mid 2term