会计―税收差异与盈余管理：来自我国上市公司的证据

1、会计一税收差异与盈余管理：来自我国上市公司的证、引言会计-税收差异”（即会计利润与应纳税所得之间的差异）的成本与收益引起了学者们的广泛关注。关于会计-税收差异对盈余管理的影响，部分学者指出，由于管理层利用盈余管理调增利润时，往往会伴随所得税支付的增加，因此会计-税收差异的扩大有利于弱化管理层进行盈余管理的动机，从而起到降低盈余管理的作用；另一部分学者则将会计-税收差异的扩大为管理层调整非应税损益，调高会计利润的同时而不改变应税损益留下的巨大的可操纵空间，会计-税收差异的扩大会刺激管理层的盈余管理行为。那么，会计-税收差异会对盈余管理产生何种影响？基于我国上市公司2009-2014年的数据，我们

2、实证检验了会计税收差异对盈余管理的影响，结果发现：会计-税收差异与企业管理层的盈余管理正相关，会计-税收差异的扩大会激励管理层的盈余管理行为。本文的主要贡献在于利用我国新所得税法实施后上市公司的数据，探讨了会计-税收差异与上市公司普遍存在的盈余管理行为之间的关系。本文结构安排如下：第二部分为是研究假设；第三部分是研究设计；第四部分给出了模型回归分析的结果及解释；最后部分是简要结论。二、研究假设会计收入和税收收入都是企业业绩的衡量指标。经理人每年都要分别向投资者和税收征管部门提供两种不同的财务报告。投资者提供的财务报告是依据会计准则额标准而编制的，它反映了企业的会计业绩，而向税收征管部门提供的财

3、务报告则是依据所得税法的标准而编制的，它反映了企业的税收业绩。会计-税收差异不仅仅是会计准则和所得税法对企业经营活动的不同处理要求的产物，它也是经理人机会主义行为的后果。由于会计收入和税收收入衡量标准的不同，经理人有动机同时操纵会计利润和税收收入，从而使得会计收入和税收收入的上升和下降基于自身利益的需要。在资本市场上，公司管理层处于融资、契约和管制等目的，往往有意识地进行盈余管理。一方面，会计-税收差异的存在在一定程度上为企业盈余管理提供了便利；另一方面，税收成本的存在会在一定程度上弱化公司管理层的盈余管理行为。基于以上讨论，本文得到了以下待检验的原假设：H1:在其他条件给定的情况下，会计-税

4、收差异与盈余管理之间具有相关关系。研究设计一）模型设计计量模型设计的目的是为了考察会计-税收差异与盈余管理之间的关系，因此被解释变量为盈余管理，解释变量为会计一税收差异。依据研究假设和已有的经验型研究（刘行等，2012；叶康涛，2006）,式（1）是我们采用的检验会计-税收差异与盈余管理的基本回归方程，具体如下：模型的被解释变量EM为以操纵性应计利润（DACC衡量；BTD为会计-税收差异的衡量指标。根据现有的主流相关研究,我们在模型中加入了相关的控制变量。包括企业规模、资产负债率、第一大股东的持股比例、产权性质等。为了控制年度效应，我们在对模型采用时间固定效应模型进行估计。二）指标构建1、会计

5、-税收差异本文沿用主流文献中借助财务报告数据来推导应税所得。会计一税收差异的具体推算过程如下：应纳税所得额;所得税费用+递延所得税资产当期的发生额递延所得税资产当期发生额；应税所得二应纳所得额/适用的所得税税率；会计一税收差异二（利润总额-应税所得）/总资产。其中，利润总额为合并会计报表的合并利润总额，所得税费用为合并会计报表的合并所得税费用。在估计应税所得时，本文选择母公司适用的所得税税率对其进行估计。2、盈余管理以操纵性应计利润作为企业盈余管理水平的衡量为学术界所普遍采用。文章同样以操纵性应计利润作为盈余管理的衡量指标。借鉴刘行等（2012）的研究思路，我们采用Kotharietal.20

6、05）业绩配比的修正Jones（1991）模型来估计操纵性应计利润，模型的具体形式如下：3、变量定义我们在表1列示了实证中所有变量具体的含义和计算方法。为了降低横截面因素的影响，我们采用总资产对相关变量进行了标准化处理。三）数据来源本文以2009-2014年沪深两市A股全部上市公司作为初选样本，对各年度样本数据同时执行以下筛选程序：（1）剔除按照证监会行业分类为金融业的上市公司；（2）剔除应税所得为负的样本；（3）基于计算应税所得的需要，删除递延所得税资产、递延所得税负债数据不连续的上市公司；（4）剔除数据不全的上市公司。四、实证检验与分析一）变量的描述性统计我们在表2中列示了变量的描述性统计

7、结果。操纵性应计利润（DACC的平均值为-0.00003,中位数也为负，这说明我国大部分上市公司都在从事向下的盈余管理活动；会计-税收差异的平均值为0.01050,标准差为1.02216,为平均值的97倍左右，45%左右来这说明我国上市公司会计-税收差异非常大；资产负债率（LEV）平均值为0.44975，这说明我国上市公司总资产中有归系数显著为正，这表明会计-税收差异与盈余管理之间存在正相关关源于负债；股权集中度（T0P1平均值为0.36856,这说明我国上市公司第一大股东平均持股比例约为36.88%；产权性质（STATE的平均值为0.39315,这说明我们的样本中有39.315%为国有控股。

8、LNTA为取自然对数后的公司总资产。变量的相关性检验我们在表3列示了变量的Pearson相关系数表，其中括号中为变量Pearson相关的伴随概率。相关系数显示，操纵性应计盈余（DACC与会计-税收差异（BTD的相关系数为0.6074,伴随概率为0.0148,这表明操纵性应计盈余（DACC与会计-税收差异（BTD在5%勺显著性水平下正相关。此外，其他变量的相关系数均在0.5以下，这说明模型没有严重的多重共线性问题。三多元回归估计与解释我们在表4中列示了假设的实证检验结果。表4中Model1给出了无控制变量时的会计-税收差异（BTD对以操纵性应计利润（DACC衡量的盈余管理的回归结果。表4中Mod

9、el1的回归结果显示，会计-税收差异（BTD的回归系数在10%的显著性水平下，显著为正，这表明会计-税收差异与盈余管理之间存在正相关关系，会计-税收差异越大，企业盈余管理程度也越高。从表4中Model1的拟合程度（R2来看，会计一税收差异与截距项对企业盈余管理的解释力为20.07%o表4中Model2给出了加入控制变量后的会计-税收差异BTD对以操纵性应计利润（DACC衡量的盈余管理的回归结果。表4中Model2的回归结果显示，会计-税收差异（BTD回系，会计-税收差异越大，企业盈余管理程度也越高。资产负债率(LEV)回归系数显著为正，这表明资产负债率越高，企业进行盈余管理的动机越强，一般来看

10、，公司负债率越高，面临债权人监督的强度也越大，公司违法债务契约的成本也越高，为了避免违反债务契约，公司倾向于虚增盈余。股权集中度(TOPl回归系数为正但不显著，股权越集中，股东对管理层的监督和控制力也越强，公司经营盈余管理的动机也约强烈。公司规模(LNTA回归系数为正但不显著，公司规模越大，其进行盈余管理的能力也越强，进行盈余管理的倾向也越大。产权性质(STATE回归系数为负但不显著。注：括号中未T值；*、*、*分别表示在1%、5%、10%的显著性水平下显著。五、简要结论会计准则的不断变迁导致会计一税收差异逐步扩大，一方面，会计-税收差异的存在在一定程度上为企业盈余管理提供了便利；另一方面，税收成本的存