产权性质、会计—税收差异与盈余稳健性

曹越 陈许 张肖飞

【摘 要】 文章以我国2008—2012年A股上市公司数据为研究样本，在区分国有控股与非国有公司的基础上，实证检验了会计—税收差异与盈余稳健性的关系。研究发现：正会计—税收差异与盈余稳健性负相关，负会计—税收差异与盈余稳健性正相关。对国有控股公司而言，正会计—税收差异显著降低了盈余稳健性，而这一关系在非国有控股公司中并不显著;对非国有控股公司而言，负会计—税收差异增强了盈余稳健性，但这一关系在国有控股公司中并不显著。这一结论表明会计—税收差异与盈余稳健性之间的关系受公司产权性质影响。

【关键词】 产权性质; 会计—税收差异; 盈余稳健性

中图分类号：F230;F275  文献标识码：A  文章编号：1004-5937（2015）02-0030-07

一、引言

近年来，稳健性作为一项会计计价准则、财务报告质量属性和有效的公司治理机制而被学者们广泛讨论。Basu（1997）对稳健性的存在及其发展趋势进行了深入分析，将稳健性定义为会计人员对好消息的确认比对坏消息的确认有更加严格的标准，即稳健性强调未实现的损失在会计盈余中应及时予以确认，而对未实现的收益则直到有充分证据时才在会计盈余中予以确认，目的在于减少不确定和信息不对称环境下管理层机会主义行为。之后，又有很多学者深入研究了影响稳健性的因素，结论表明影响稳健性的根本原因是制度因素，而不是会计准则。Watts（2003）认为，稳健性产生的主要动因是股东诉讼、契约、管制和税收。从税收方面的动因来说，稳健性可以推迟税收的支出时间，从而减少所得税支出的现值。以往大多数研究文献对盈余稳健性的影响因素从契约、股东诉讼以及管制方面进行了深入研究，而较少有文献研究税收对盈余稳健性的影响。因此，有必要针对这一主题展开深入研究。

随着我国会计改革和税制改革的不断推进，会计制度与税收法规经历了“税会合一”、“税会适度分离”和“税会彻底分离”的过程。由于企业会计制度和税收法律制度的目的不同，且在收入和费用的确认、计量方面的标准也不同，由此造成会计收益与应税收益的不一致，从而产生了会计—税收差异。企业所得税法和会计准则存在的制度性差异是会计—税收差异产生的原因之一，另一个原因是管理层的盈余管理和企业税收规避等机会主义行为。因此，会计—税收差异可能会对盈余稳健性产生影响。同时，由于我国制度环境的独特性，不同产权性质的企业会计—税收差异的大小以及盈余稳健性存在异质性，考虑不同产权性质下企业的会计—税收差异与盈余稳健性的关系具有重要的学术价值和现实意义。

本研究的主要贡献在于：（1）扩展已有的关于会计—税收差异的分析框架，将会计—税收差异与盈余稳健性联系起来，并且区分正的会计—税收差异和负的会计—税收差异，分别考察这两类会计—税收差异对盈余稳健性的影响，并且为更好地分析盈余稳健性提供经验证据;（2）不同产权性质的企业所面临的代理成本、经营环境和监管程度不尽相同，从而产生了盈余稳健性需求及会计、税收行为差异，进一步影响会计—税收差异与盈余稳健性的关系，本文从产权性质维度考察了会计—税收差异与盈余稳健性之间的关系。

二、文献综述、理论分析与研究假设

（一）文献综述

1.稳健性及其影响因素

稳健性可以是非条件的，也可以是条件的。非条件稳健性，又被称为资产负债表稳健性，其来源于稳健会计方法的选择，主要影响资产负债中净资产低报，如历史成本法、对固定资产的加速折旧等;条件稳健性，又被称为盈余稳健性，即对“好消息”的确认比对“坏消息”的确认要求有更加严格的证据，如计提资产减值准备、存货计价的成本与市价孰低法等。由此可见，Basu（1997）提出的模型实际上体现的是盈余稳健性。国内外学者在稳健性的契约、诉讼和管制动因方面均作了大量研究。在契约需求方面，影响稳健性的一个重要机制是债务契约。稳健性对经理人员的行为会产生一定的约束，从而在一定程度上可以为债权人的利益提供良好的保障。在诉讼对稳健性的影响方面，Beaver（1993）和Watts（2003）认为盈余高估时企业容易被股东诉讼，稳健性可降低诉讼成本的现值。李远鹏和李若山（2007）、曲晓辉和邱月华（2007）、刘斌和徐先知（2010）则讨论了会计准则管制对稳健性的影响。可见，稳健性包括资产负债表稳健性和盈余稳健性两个方面，影响稳健性的因素主要有契约需求、降低诉讼风险和会计准则管制。

2.税收与会计稳健性

国内外关于税收与会计稳健性的关系研究主要集中在两个方面：一是税收负担对会计稳健性的影响;二是会计—税收差异对会计稳健性的影响。税收是影响会计稳健性的重要因素，这是因为盈利公司为了减少所得税支出的现值，会提前确认费用和推迟确认收入，而这种费用和收入确认的非对称性会产生会计稳健性（Watts，2003）。所得税的度量可以用会计和税收联系的程度来替代，从而预测税收对会计稳健性的影响。Shackelford and Shevlin（2001）基于会计和税收的联系得出，税收会影响会计稳健性，并且预测会计和税收关系越紧密，会计稳健性越强。Heltzer（2009）将会计—税收差异划分为正会计—税收差异和负会计—税收差异，并检验了正、负会计—税收差异对会计稳健性的影响，结果表明负会计—税收差异增强了公司的稳健性，而正会计—税收差异对公司的稳健性没有显著影响。Qiang（2007）从Watts提出的产生稳健性的四个需求角度检验了会计稳健性的影响因素，发现会计和税收的联系程度与会计稳健性呈正相关关系。Boyoung and Kooyul（2007）以韩国公司为样本，研究得出：资产负债表稳健性与税收负担呈正相关关系;会计收益和应税收益的联系越紧密，两者的正相关关系越强，但税收对盈余稳健性不产生影响。

国内的文献集中于研究所得税改革对公司盈余管理的影响、税收成本与盈余管理、会计—税收差异与盈余管理，而税收对会计稳健性的影响方面研究较少。黄文（2011）检验了我国上市公司会计稳健性的税收动机，发现会计稳健性受税负影响，税负越高，公司会计稳健性越强。车菲（2012）在对我国2008年所得税改革的研究中检验了所得税改革、会计—税收差异以及会计稳健性的关系，发现会计和税收的联系程度与会计稳健性呈正相关关系，且所得税改革加强了会计—税收差异与会计稳健性的关系。周泽将（2012）应用Basu模型，发现实际税率显著提高了会计稳健性，在地方控制国有企业中，实际税率与会计稳健性无显著相关关系，而在非国有企业和中央控制国有企业中，实际税率越高，会计稳健性越强。

（二）理论分析与研究假设

税收会对资产负债表稳健性产生影响，国外学者通过实证研究得出了比较一致的结论，但税收是否会对盈余稳健性产生影响则存在争议。一些学者的研究表明税收仅仅引起资产负债表稳健性，不产生盈余稳健性（Ball and Shivakumar，2005;Qiang，2007）。而Lara et al.（2009）的研究发现：对于税收负担较大的公司，管理层也会采用盈余稳健性将收益从高边际税率期间向低边际税率期间转移。本文认为，在资产负债表债务法下，递延所得税项目作为税收的重要信息，包含了会计—税收差异以及法定税率变动所引起的未来期间税负变化。递延所得税项目的确认，不仅对资产、负债和所有者权益产生影响，而且对会计利润也产生影响，递延所得税资产的增加表明公司资产的递延或本期确认费用，而递延所得税负债的增加表明公司费用的递延或本期确认收益，从而引起盈余变化，更重要的是能够反映企业对费用比对收益确认更及时的增量程度，这种对收入和费用确认的非对称性就会产生盈余稳健性。

由于会计对税收的遵从，税收最小化策略往往会导致企业降低账面收益;同时，企业为了使会计—税收差异不至于过大，在降低应税所得的同时，会选择降低账面收益。企业在强烈的避税动机的刺激下会通过稳健性策略推迟应税收益发生的时间，降低税收支出的现值，从而降低税收成本，使自身利益最大化。可见，会计与税收联系程度能在一定程度上反映企业的盈余稳健性水平。另一方面，会计—税收差异是企业进行盈余操纵的手段：向上盈余管理的会计—税收差异蕴含企业夸大利润的信息，即企业可能高估收益，低估费用，从而造成盈余稳健性的降低;而公司向下的利润操纵也会造成对好消息和坏消息确认的非对称性，在这种行为的影响下，对好消息不予确认，而对坏消息却“及时”甚至过早地确认，这样会造成会计盈余稳健性的提高。基于以上分析，本文提出以下假设：

假设1：会计—税收差异与盈余稳健性呈负相关关系。

在进行实证分析时，需要验证正、负会计—税收差异对盈余稳健性的影响，从而引申出两个子假设。本文“正的会计—税收差异”是指企业会计收益大于应纳税所得额，“负的会计—税收差异”则是指企业会计收益小于应纳税所得额。

假设1a：正的会计—税收差异越大，盈余稳健性越弱;

假设1b：负的会计—税收差异越大，盈余稳健性越强。

国有企业改革的不彻底导致国有控股公司面临着一系列治理问题，如政府干预、债务约束和内部人控制等（朱茶芬和李志文，2008），国有控股公司的账面盈利直接关系到地方官员的政绩表现，因此更容易受到政府的干预。为了达到政绩考核目标，地方政府会在资金和投资机会方面为国有控股公司提供便利，当国有控股公司业绩不佳时，地方政府可以通过政府补助（如给予财政拨款、税收返还、无偿划拨非货币性资产等）甚至鼓励企业进行盈余管理和利润操纵以增加会计收益。而政府补助一般为不征税收入，对税收收益（应纳税所得额）没有影响，这就会使得会计—税收差异扩大。另一方面，鉴于委托代理链条过长，相比非国有控股公司，国有控股公司存在较为严重的内部人控制问题，国有控股公司的高管一般拥有行政级别，具有政府官员背景，其考核一般也是以会计收益为依据，为了实现自己的政治仕途，他们具有更强的增加会计收益的盈余管理动机，进而加大会计—税收差异，损害盈余稳健性。而非国有控股公司在进行盈余管理时，面临着证券监管机构更为严厉的监管，由于盈余管理而被查处的概率相对较高，面临的惩罚也更严重，因而其盈余管理动机更弱，会计—税收差异相对较小。上述分析也得到了一些学者经验证据的支持：国有企业对稳健性的需求更低，国有控股上市公司的会计稳健性相比民营控股上市公司来说更显著下降（王毅春和孙林岩，2006）;国有股比例越高，稳健性越低（陈旭东和黄登仕，2007）;在不同的公司性质中，稳健性的需求也不一致，国有企业比非国有企业的会计稳健性低。基于以上分析，本文提出以下假设：

假设2a：国有控股公司中正的会计—税收差异与盈余稳健性的负相关关系大于非国有控股公司;

假设2b：非国有控股公司中负的会计—税收差异与盈余稳健性的正相关关系大于国有控股公司。

三、研究设计

（一）样本数据

由于2007年实行新的企业会计准则，我国上市公司核算所得税采用资产负债表债务法，同时我国在2008年开始执行新的企业所得税税率，为避免税率不同对本文研究结论的影响，本文选取新企业所得税法实施后2008—2012年间所有沪深A股上市公司作为研究样本。

在研究中，本文对样本作了如下处理：（1）剔除被PT、ST的样本观测值;（2）剔除金融保险类上市公司，因为这类行业具有特殊性;（3）剔除数据缺失的上市公司;（4）根据最终控制人性质将样本公司分为国有控股和非国有控股公司;（5）删除应税所得为负的公司，因为这类公司可能存在很强的盈余管理。最终获得有效样本数据7 234个。为消除异常值的影响，在1%和99%分位数上对所有连续性变量进行WINSORIZE缩尾处理。本文所得税税率数据从锐思数据库（RESSET）中获得，其他数据则来源于国泰安数据库，采用STATA12.0统计软件完成数据处理及模型统计检验。

（二）变量度量与研究模型

1.会计—税收差异的度量

由于纳税申报表的保密性，所以本文推导应纳税所得额只能以财务报告数据为基础。而以财务报告数据为基础的研究与以纳税申报数据为基础的研究得出的结论近乎一致，这在一定程度上说明以财务报告数据为基础的估计方法的有效性，国外的研究已经验证了这一观点。在以财务报告数据为基础的估计方法中，当前研究会计—税收差异的主流方法是以当期所得税费用为基础计算应税收益，同时考虑递延所得税费用的变动。资产负债表债务法下，具体会计—税收差异计算过程如下：

会计—税收差异=利润总额-应纳税所得额

应纳税所得额=（所得税费用+递延所得税资产当期发生额-递延所得税负债当期发生额）÷当期所得税税率

在估计应纳税所得额时，本文使用的税率是公司实际适用的所得税税率。所得税费用是指合并利润表中的所得税费用，利润总额是指合并利润总额。利润总额大于应纳税所得额为正会计—税收差异，利润总额小于应纳税所得额为负会计—税收差异。

2.盈余稳健性的度量

对于盈余稳健性的度量方法，Basu的研究最为广泛，后来的学者大多采用他的这种度量方法。他以公司的股票回报率作为消息的替代变量，通过研究会计盈余和股票回报率之间的不对称关系来判断稳健性。本文也基于Basu模型来验证假设。同时，有学者从计量经济学角度对Basu的回归模型提出质疑，认为在Basu模型中，对于好消息和坏消息的区分若简单地采用个股收益率大于或小于0这种方法，会对稳健性的判断造成偏差，尤其当负回报观察量相对少时，用股票收益计量经济收益会带来计量上的偏误（Dietrich et al.，2003）。而在2008—2012年的研究区间内，我国股票市场经历了牛市和熊市的交替，在牛市区间的个股收益率几乎全部大于0，为了反映市场消息的好坏，需要通过市场对个股收益率进行调整，以降低可能的偏差。本文采用市场调整的Basu模型。其中Ret是经A股市场调整后的股票累积年收益率，具体计算见变量定义列表（表1）所示。

EPSi，t/Pi，t-1=α0+α1Dri，t+α2Reti，t+α3Dri，t*Reti，t

根据模型的含义，α2表示会计盈余对好消息的反映;α3表示与好消息相比，坏消息的增量反映;α2+α3表示会计盈余对坏消息确认的及时性;由于稳健主义对会计盈余的计量产生影响，会计盈余就会推迟反映好消息而更及时地反映坏消息，因此α3应显著为正。同时大多数的研究表明，影响盈余稳健性的因素还有财务杠杆（Lev）、公司规模（Size）以及市值账面净值比（Mtb）。一般而言，公司财务杠杆越高，越会引起债权人的关注，债权人的监督力越强，盈余稳健性越强;规模越大的公司面临的政治成本越大，更倾向于采用稳健的会计政策;公司净资产的市场价值一般不受会计方法选择的影响，则净资产市场价值偏离账面价值越大，会计稳健程度越低。故本文将其作为控制变量。

同时，在检验假说时，本文在Basu的基础上，引入了会计—税收差异因素，借鉴Heltzer（2009）以及车菲（2012）等采用的方法，对Basu模型进行了如下扩展：

EPSi，t/Pi，t-1=α0+α1Dri，t+α2Reti，t+α3Dri，t*Reti，t+PBTDi，t

*（β0+β1*Dri，t+β2*Reti，t+β3*Dri，t*Reti，t）+α4Levi，t+α5Sizei，t

+α6Mtbi，t+εi，t                （1）

EPSi，t/Pi，t-1=α0+α1Dri，t+α2Reti，t+α3Dri，t*Reti，t+NBTDi，t

*（θ0+θ1*Dri，t+θ2*Reti，t+θ3*Dri，t*Reti，t）+α4Levi，t+α5Sizei，t

+α6Mtbi，t+εi，t                （2）

上述模型中，PBTD表示正会计—税收差异，NBTD表示负会计—税收差异，PBTD和NBTD均以与Ret、Dr、Ret*Dr的多项交叉形式出现，PBTD（NBTD）*Ret*Dr前的系数则代表正（负）会计—税收差异对盈余稳健性的影响。在模型（1）中若β3显著为正，则表示正的会计—税收差异增强了会计盈余确认坏消息的增量及时性，上市公司的会计盈余稳健性也就越强;若β3不显著或显著为负，表示正的会计—税收差异不能增强或者可能减弱盈余稳健性。根据本文的假设1a，β3应该显著为负。θ3反映负的会计—税收差异对盈余稳健性的影响。根据本文的假设1b，θ3应该显著为正。进一步，为了观察国有控股公司和非国有控股公司中会计—税收差异与盈余稳健性的关系，即对假设2进行检验，将样本公司按产权性质进行分组，分别进行多元回归，从而观察组间的差异性。为了消除异方差的影响，模型进行的是异方差稳健的多元回归。具体的变量定义如表1。

四、实证检验与分析

（一）描述性统计

表2列示了全样本变量的描述性统计。会计稳健性的一个度量指标是盈余的偏度。因为在稳健性会计视角下，会计盈余对损失等坏消息的确认更加及时，而对收益等好消息确认得比较缓慢，所以可能导致会计盈余左偏。从表2可以看出，EPS/P的均值为0.0262，小于中位数0.0286，分布较为均匀，且会计盈余左偏，而股票累计年度报酬率Ret的均值为0.0852，中位数为0.0066，表示为右偏，这表明2008—2012年我国上市公司会计盈余具有稳健性。

表3给出了主要变量的Pearson和Spearman相关系数统计结果，EPS/P与Ret在1%的水平上显著负相关，而与Dr在1%的水平上显著正相关，控制变量Lev、Size和Mtb均与EPS/P在1%的水平上显著，而且各变量之间的相关系数大部分小于0.5，表明变量之间存在多重共线性的可能性比较小。

（二）实证结果及分析

不同方向的会计—税收差异与盈余稳健性的多元回归结果见表4。其中模型（1）检验的是正的会计—税收差异与盈余稳健性的关系，模型（2）检验的是负的会计—税收差异与盈余稳健性的关系。在模型（1）和模型（2）中笔者对全样本进行了检验，又分别对国有控股公司样本（SOE=1）以及非国有控股公司样本（SOE=0）进行了分组统计检验。

从表4可以发现，在全样本回归中，模型（1）结果显示，Dr*Ret系数α3为0.0258，且在1%的置性水平下显著，表示会计盈余稳健，PBTD*Dr*Ret的系数为-0.0973，且在5%的置性水平下显著，表明正的会计—税收差异越大，盈余稳健性越弱。模型（2）的结果显示，NBTD*Dr*Ret的系数θ3为0.0503，且在1%的置性水平下显著，说明负的会计—税收差异越大，盈余稳健性越强，验证了假设1。控制变量中，公司规模（Size）的系数为正且在1%的置信水平下显著，表明与稳健性呈正相关关系，市值账面净值比（Mtb）与盈余稳健性呈显著负相关关系，这与预期一致。但是，公司财务杠杆（Lev）与盈余稳健性显著负相关，与预期不一致，可能的原因是尽管公司财务杠杆越高，债权人的监督力越强，盈余稳健性越强，但同时高财务杠杆的公司为了继续借贷又有提高盈利能力的强烈动机，这会导致增加会计利润的盈余管理行为，降低盈余稳健性。统计结果表明，在抵销增加盈余稳健性的效应后，公司财务杠杆的净效应是显著降低盈余稳健性。

按最终控制人性质对样本进行分组后得出的回归结果中，模型（1）国有控股样本（SOE=1）的结果显示PBTD*Dr*Ret的系数为-0.0642，且在5%的置性水平下显著，而非国有控股样本（SOE=0）PBTD*Dr*Ret的系数为负，但没有通过显著性检验，即国有控股公司正的会计—税收差异减弱了盈余稳健性，而非国有控股公司尽管也表现出一定的趋势，但是不显著。这可能是因为在因违规而承担的成本方面，国有控股公司由于“父爱效应”使得其承担的成本很小，非国有控股公司则面临着证券监管机构更为严厉的监管，由于盈余管理而被查处的概率相对较高，面临的惩罚也更严重。在模型（2）的结果中，非国有控股样本（SOE=0）NBTD*Dr*Ret的系数为0.0530，且在5%的置性水平下显著，而国有控股样本（SOE=1）的系数为正，但没有通过显著性检验，说明非国有控股公司负的会计—税收差异增强了盈余稳健性，国有控股公司尽管也表现出一定的趋势，但是不显著。因此，可以认为，会计—税收差异对盈余稳健性的影响在国有控股公司和非国有控股公司中存在显著差异，国有控股公司中正的会计—税收差异与盈余稳健性负相关关系大于非国有控股公司，而非国有控股公司中负的会计—税收差异与盈余稳健性的正相关关系要大于国有控股公司，验证了假设2。模型（1）和模型（2）的控制变量回归结果与全样本的统计结果一致。

五、研究结论及启示

我国企业会计准则与国际财务报告准则的持续全面趋同产生的一个经济后果是会计利润与应纳税所得额差异的进一步扩大，而会计—税收差异的扩大又会对我国的经济产生一定的影响，越来越多的学者开始关注这一话题。本文首先在区分正、负会计—税收差异的前提下，检验了会计—税收差异与盈余稳健性的关系，得出了如下结论：正的会计—税收差异与盈余稳健性呈负相关关系，负的会计—税收差异与盈余稳健性呈正相关关系。其次，为了考察不同产权性质的企业会计—税收差异与盈余稳健性之间是否存在显著差异，本文进一步将样本区分为国有控股与非国有控股公司，分别检验了正负会计—税收差异对盈余稳健性的影响，结果显示：对国有控股公司而言，正会计—税收差异显著降低了盈余稳健性，而这一关系在非国有控股公司中却并不显著;对非国有控股公司而言，负会计—税收差异增强了盈余稳健性，但这一关系在国有控股公司中并不显著。

本文的研究结论对我国企业所得税法规与企业会计准则的协作可以提供一些思路。美国“过度”分离的会税关系模式，削弱了税收对会计信息质量的监督和保护作用，弊端也日益显露。相比美国，我国财会人员的素质偏低，这决定了我国会计准则与税收法规关系的处理不能完全照搬美国等发达经济体的做法，而应该结合我国国情，采用“适度分离”模式。同时，我们需要反思企业会计准则与国际财务报告准则持续全面趋同这一战略。我国在会计准则改革过程中大量借鉴国际财务报告准则的理念是为了提高会计信息质量，但也造成了会计利润与应纳税所得额差异的进一步扩大这一经济后果，而本文的研究表明，会计—税收差异的扩大可能会降低盈余稳健性。会计准则国际趋同是大势所趋，但是目前我国社会主义市场经济的发展、上市公司的治理机制以及外部监督机制还不够完善，因此有必要在会计处理中采纳稳健性原则。这需要从两个方面采取措施：一方面，上市公司应进一步完善自身的治理机制，会计处理应遵循谨慎性原则，提高会计信息的可靠性和透明度;另一方面，监管机构要完善与会计准则配套的法律法规和执行机制，加强对上市公司会计准则执行的监督，加大对上市公司操纵盈余的处罚力度。

当然，本文也有局限性。本文计算企业的会计—税收差异是采用合并报表数据，这一计算可能存在误差，但这一计算误差对所有公司都是存在的，本文是基于横截面的实证检验，这一计量误差并不会对本文的结论造成实质性影响。其次，LaFond & Watts（2008）指出，稳健性是一种治理机制，能够在一定程度上遏制上市公司进行盈余管理和利润操纵的行为，进而减少信息不对称问题及其损失，而盈余管理是会计—税收差异扩大的一个影响因素，因此，稳健性可能会遏制会计—税收差异的扩大，这就会产生会计—税收差异与稳健性的内生性问题。限于篇幅，笔者拟在后续研究中考察盈余稳健性作为一种治理机制对会计—税收差异的影响。

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