计量差异范文

计量差异范文（精选7篇）

计量差异 第1篇

(1) 应税收益=调整的所得税费用÷适用的所得税税率

调整的所得税费用=所得税费用+递延所得税资产的变化额-递延所得税负债的变化额

会税差异=会计收益-应税收益

(2) 税率影响会税差异=会计收益适用税率-应税收益

适用税率=预提所得税费用-当期所得税费用

虽然不能找到合并主体各个分部的适用税率, 但在中国部分上市公司的财务报告中披露了“预提所得税费用”以及“当期所得税费用”这两个财务数据。这样, 我们就可以较为精确地推算出合并主体的税率影响会税差异。从而为研究合并主体中的会税差异找到了新的途径。

同时, Hanlon等 (2012) 把会税差异分为暂时性会税差异和非暂时性会税差异。暂时性会税差异一般被估计为企业的递延所得税除以法定税率, 但是这个估计只能体现符合条件的暂时性差异而确认的递延所得税资产或递延所得税负债。因此, 暂时性会税差异的估计是存在偏差的。非暂时性会税差异被估计为在总的会税差异中扣除递延所得税后剩余的部分。它包括了永久性差异, 税收抵免的影响等, 而永久性差异所占比重相对较大。这样, 非暂时性会税差异也非纯粹的永久性差异。为了与税率影响会税差异相对应, 本文将暂时性会税差异乘以适用税率表示为“暂时性会税差异的影响”, 将非暂时性差异会税差异乘以适用税率表示为“非暂时性会税差异的影响”。在财务报告附注中, 递延所得税即暂时性会税差异的影响, 不可抵税支出的所得税影响、子公司的税率差异造成的影响、当期未确认递延所得税资产的可抵扣影响等即为非暂时性会税差异的影响。

税率影响会税差异=暂时性会税差异适用税率+非暂时性会税差异适用税率=暂时性会税差异的影响+非暂时性会税差异的影响

一、会税差异

在以往的文献中, 美国学者如Hanlon (2012) 、Noga等 (2013) 通常使用传统意义上的会税差异来做相关的研究。他们使用美国最高法定税率来估计合并主体的应税收益, 最后使用会计收益减去应税收益来估计出会计差异。类似地, 我国学者如谭青 (2012) , 盖地、孙晓妍 (2012) 等也使用了该方法去估计应税收益, 但他们采用了母公司的样本, 认为这样可以得到一个计算口径相对一致的样本。因为纳税申报是不公开的, 所以外界只能利用财务报告披露的信息去估计公司的应税收益。但是, 在很多情况下, 我们采用这一方法去估算一家上市公司的应税收益可能是不准确的。Plesko (2003) , Hanlon (2003) , Mills和Plesko (2003) 等都曾指出由于税收抵免、税率差异、合并以及结转亏损等, 使得这种估算方法产生了计量误差。而在中国这种特殊的国情下, 税收优惠、税率差异、合并等计量误差在合并主体中更为明显。

首先, 我国税收政策具有多样性。我国存在多级税收法律, 同时为了实现国家制定的各种政治经济目标以及各地方为了突出政绩获取一定的利益, 政府直接或者变相地向一些企业提供了各种类型的税收优惠政策。例如, 在6个经济特区, 171个经济技术开发区, 1个自由贸易区等地, 政府为经营的企业提供了很多的税收优惠政策。结果, 相比名义上的法定税率25%, 享受税收优惠政策的公司实际税率可能为12.5%, 15%, 18%, 甚至可能为0。因此, 我国税收负担的变化以及税收管理缺乏效率, 给了企业从事税收筹划的空间。如果这些税收优惠政策对企业来说是重大的, 并且能在财务报告附注中披露, 当财务报告使用者意识到这个问题时, 他们应当能适当调整其对企业税收规避的估计。然而, 很多时候我国上市公司未能单独披露这些税收优惠政策。如果会计收益与应税收益之间的差异是来源于税收规避, 这种影响可能夸大对企业避税的估计。因此, 税收政策的多样化使会税差异计量产生了诸多误差因素。

其次, 会计与税法之间存在不同的企业合并规则。对于一家拥有众多子公司的集团企业来说, 其收入来自于各地, 而各地子公司的所执行的税率又可能存在不一致, 同时财报中又未能披露子公司所得税信息, 因而我们是无法确定一家集团企业的整体税率。如果母公司税率是单独披露的, 那么它是可以单独用来推算母公司的应税收益, 这就能与来自母公司的会计收益相比较。然而, 市场往往根据公司的整体会税差异做出反应, 不能单单只使用母公司的会税差异。所以, 有限的披露以及合并差异引起的会计收益与应税收益之间的分歧, 往往是难以解读的。

由上述分析可知, 在各个子公司的财务报告中, 它们必须根据各自的应税收益和税率来计算它自己的当期所得税。其结果是, 在一个合并主体中, 其当期所得税是其所控制的所有的子公司当期所得税之和, 而不是简单地由它的税率乘以合并主体总的应税收益, 也就说合并主体应在个别公司纳税申报的基础上申报合并主体所得税。

二、税率影响会税差异

税率影响会税差异, 这一新的计量会税差异的方法, 恰好能避免会税差异计量方法的局限性。我国存在一部分B股以及H股的上市公司, 其财务报告面向境外投资者, 在信息披露方面与国际财务报告准则趋同。国际财务报告准则除了要求上市公司列报当期所得税和递延所得税以外, 还要求上市公司说明所得税费用与会计利润之间的关系, 即所得税费用与会计利润调节表, 而可能影响所得费用和会计利润关系的因素包括诸如重大免税收益及重大不可扣除金额、使用可抵扣亏损的影响、境外经营所在地间税率差异的影响、与以前年度有关的调整、未确认的递延所得税以及税率变动的影响等。对于此类事项的说明, 能使财务报告使用者了解所得税费用与会计利润见的关系是否异常, 以及了解未来可能影响这一关系的重大因素。因此, 我们计算会税差异可以使用预提所得税费用减去当期所得税费用。另外, 由于预提所得税费用包含非暂时性差异的影响, 而递延所得税又可以用来估计暂时性差异的影响, 所以税率影响会税差异又可以表示为暂时性会税差异的影响与非暂时性会税差异的影响之和。这样绕开了在传统方法中需要推算应税收益的这一步, 诸多关于推算应税收益的局限性也就不会降低税率影响会税差异的计量准确性。

税率影响会税差异允许研究者检查那些不影响总的会计收益和应税收益但减少总体税负的税收策略。Shevlin等 (2012) 认为中国某些企业选择到低税率的地区设立公司, 将收益从高税率的子公司转移到低税率的子公司, 集团内公司间的收益转移可以产生明显的节税。但是投资者、税务部门和研究者往往难以量化这种活动的幅度, 因为集团内部的会计收益与应税收益之间的差异是保持不变的。如果考虑到税率对会税差异的影响, 则这种合并主体的总体税负差异就能明显地表现出来。因此, 税率影响会税差异能更有效地反映企业的机会主义行为。

此外, 根据Hanlon等 (2012) 所采用的方法, 我们可以将税率影响会税差异细分为暂时性会税差异的影响和非暂时性会税差异的影响。这种分类方法虽然存在一定的计量误差, 但是这种计量误差不会显著影响总体上的影响趋势。这样的分离可以为后续的研究提供新的路径。

但是, 税率影响会税差异的使用可能会限制实证检验。由于我国资本市场并不发达, 财务信息披露方面还有待完善。很多A股公司只是简单地披露了有关所得税费用的这栏, 并没有披露所得税费用与会计利润调节表。因此, 税率影响会税差异法在理论上是可行的, 但在研究A股上市公司时略有难度, 多数企业没能在其财务报告附注中披露完整的会税差异调整项目及金额, 以致研究会受到相当大的限制。因此, 现行财务报告中有关所得税相关信息报告的披露应当加以改善, 使其更有益于会税差异的研究分析。

三、基于税率影响会税差异的统计分析

为了提供研究税率会税差异一个初步的认识, 本部分用图表统计分析了2008-2013年的税率影响会税差异变动的趋势。在我国股市中存在在中国内地和香港两地上市的公司, 相对于一般的A股公司, 其财务报告的信息披露量更加充分, 并且在2008年企业所得税改革后, 各年份会计信息可比性较强, 故本文以2008-2013年我国A+H股上市公司为初始样本, 同时剔除了所得税费用与会计利润调节表缺失的公司, 如表1所示。本文的数据来源于巨潮资讯网披露的上市公司20082013年年度财务报告。

表2列示了按年度排列的我国A+H股上市公司20082013年税率影响会税差异的统计情况。为了能更直观地观察各年度变化的趋势, 将表2中的数据展示在图1中。从图1来看, 2008-2013年, 税率影响会税差异的变化总体走势比较缓和。2008-2010年, 税率影响会税差异呈上升趋势, 但2011年开始有所下降。其中2008年, 税率影响会税差异为负, 应税收益可能超过会计收益, 2009年之后, 税率影响会税差异均为正。相比我国企业会计准则和国际财务报告准则, 我国所得税法具有更稳健的收入费用确认原则。受到2008年金融危机的影响, 企业会计利润大幅下滑, 但是应税收益相对稳定, 这样就造成2008年企业税率影响会税差异为负。这一趋势与谭青 (2012) 是一致的, 她分析了2000-2009年我国A股上市公司会税差异, 只有2008年的会税差异呈现负数, 认为这体现了企业面临2008年金融危机收入下降时利润平滑以及2009年以后对所得税成本的有效控制。

图2将税率影响会税差异细分为暂时性差异的影响与非暂时性差异的影响。从图2中可以看出税率影响会税差异主要是由非暂时性差异的影响所主导。由于税法的刚性, 会计上许多确认的费用 (未确认收入) 在税法中是不能扣除的, 造成了较高比例的永久性差异。暂时性差异的影响在2009年之后负向递增, 可能在一定程度上反映了企业管理者投机性地使用现行会计准则中的自有裁量权进行盈余管理。

四、结论

首先, 传统意义上的会税差异不适合在合并主体中应用。在我国, 由于税收优惠、税率差异、合并以及结转亏损等影响, 使得在推算应税收益时产生了误差。但是本文并没有否定该方法在研究母公司中的应用, 由于我国大部分A股上市公司均有披露母公司的财务信息, 因此我国的学者一般使用该方法来推算母公司的会税差异, 这样使得应税收益的计算口径相一致。

其次, 税率影响会税差异法适合中国的环境, 但是推广应用受到阻碍。税率影响会税差异法在计量会税差异时考虑了税率对其的影响, 从而绕开了会税差异法的局限性, 能够计算出一个准确的金额。但是由于我国资本市场还不完善, 大量的监管工具与信息质量评估工具没有得到充分的应用, 我国上市公司的财务报告信息披露机制有待改进。

最后, 税率影响会税差异法提供了未来研究会税差异的新路径。近年来, 我国财政部一直对企业会计准则进行修订, 因而可以预见, 在未来, 我国上市公司财务报告的信息披露会越来越细致。信息的膨胀, 使得运用税率影响会税差异法的阻碍逐渐减弱, 所以这种方法将可能会是未来一个趋势。当然, 随着政策的改变与知识的更新, 也许未来会产生新的方法来突破当前会税差异计量方法的局限性。

摘要：文章从传统意义上的会税差异入手, 为了解决该方法在研究合并主体时的局限性, 引入了税率影响会税差异这一新方法, 并将其应用于统计分析2008—2013年A+H股上市公司税率影响会税差异变动的趋势。最后提出, 随着我国会计信息披露机制的完善, 税率影响会税差异法提供了未来研究会税差异的新路径。

关键词：会税差异,计量方法,税率影响会税差异

参考文献

[1]Hanlon M.What can we infer about a firm's taxable income from its financial statements?[J].National Tax Journal, 2003:831-863.

[2]Hanlon M, Krishnan G V, Mills L F.Audit fees and book-tax differences[J].Journal of the American Taxation Association.2012, 34 (1) :55-86.

[3]Mills L F, Plesko G A.Bridging the reporting gap:a proposal for more informative reconciling of book and tax income[J].National Tax Journal, 2003:865-893.

[4]Plesko G A.An evaluation of alternative measures of corporate tax rates[J].Journal of Accounting and Economics.2003, 35 (2) :201-226.

计量差异 第2篇

关键词：工资差异,计量分析

一、计量模型和估计方法

本文总体上采用OLS估计法的变量进行回归分析。同时引入了四个虚拟变量, 分别为HLJ (黑龙江) 、JS (江苏) 、HB ( (湖北) 、GZ (贵州) 。作如下一个方程:

在这个公式中, 自变量为江苏、湖北、贵州、规模、行业、城乡;因变量为工资。其中HLJ、JS、HB、GZ代表黑龙江、江苏、湖北、贵州的工资;sca代表企业规模, pro代表职业, citcon代表城乡。此方程重点在于研究这四个地区的工资收入差别, 所以规模、行业、城乡这三个因变量在这里作为三个已知的常数。其中, b0表示规模、行业、城乡一定的情况下, 黑龙江地区的工资, d1表示规模、行业、城乡条件不变的情况下江苏与黑龙江的工资差别, d2表示规模、行业、城乡条件不变的情况下湖北与黑龙江的工资差别, d 3表示规模、行业、城乡条件不变的情况下贵州与黑龙江的工资差别。

二、数据

(见表1)

三、结果展示

(见表2)

我们首先假定一个前提, 即, 零值条件期望假定E (u|HLJ, sca por citcon) =0。通过计算我们得出系数为1132.284元, 黑龙江地区的绝对工资数为1132.284元。方程的残差项u是我们无法求得的, 利用求均值的方法去掉残差项, 得到:

(2) - (1) 得:d1=E (lwage|JS=1, sca por citcon) -E (wage|HLJ=1, sca por citcon)

d1=14.9%, 即, 江苏地区比黑龙江地区的平均工资高14.9%。

(3) - (1) 得:d2=E (lwage|HB=1, sca por citcon) -E (wage|HLJ=1, sca por citcon)

d2=-16.8%, 即, 湖北地区比黑龙江地区的平均工资低16.8%。

(4) - (1) 得:d3=E (lwage|GZ=1, scapor citcon) -E (wage|HLJ=1, sca por citcon)

d2=-8.4%, 即, 贵州地区比黑龙江地区的平均工资低8.4%。

四、结论

由以上计量结果得到, 黑龙江地区的平均工资为1132.2元/月;江苏比黑龙江平均工资高14.9%;湖北比黑龙江平均工资低16.8%;贵州比黑龙江平均工资低8.4%。这几个地区月平均工资由高到低的排名为江苏、黑龙江、贵州、湖北。从时间上讲1978年改革开放, 东部沿海地区做为开放试点比内地和西部先起飞;从地理条件上讲, 江苏省位于中部沿海, 是国内南北运输的中转站;从政策上讲, 作为改革开放的试点地区, 政府优先把优惠政策给予江苏等沿海城市;这都导致以江苏为代表的沿海城市比中部和东北部有更大的市场潜力。黑龙江自建国以来就作为中国重要的工业基地, 雄厚的工业基础加上与俄罗斯、韩国、日本等经贸往来使得这个地区平均工资高于中西部。一般认为, 中部的工资要高于西部, 但是本文给出的计量结果显示西部高于中部, 这其中有计量上的偏误, 同时还因为国家对于西部等省市实行工资补贴, 在这些地区出现了经济相对落后、工资却相对高的局面。

参考文献

[1]、伍德里奇J.M. Wooldridge.计量经济学导论[M].

[2]、董先安.浅析中国地区收入差距[J].经济研究.2004.

计量差异 第3篇

关键词：生产性服务业,空间相关性,Moran指数,时空数据模型

长期以来, 古典经济学至后来的新古典经济学、新经济增长理论, 由于空间事物无关联及均质性假定的局限, 以及普遍使用忽视空间效应的普通最小二乘法 (OLS) 进行模型估计, 在实际应用中往往存在模型的设定偏差问题, 导致研究得出的各种结果和推论不够完整, 缺乏应有的解释力。Krugman (1991) 把空间观念引入了经济学, Paelinck (1974) 对传统计量经济模型假设不足进行修正, 提出空间计量经济学的概念和思想。结合新经济地理学和空间计量经济模型, 一批学者在区域经济学的分析中引入空间因素, 运用空间自回归模型、空间滞后模型, 将距离、地理位置等空间因素纳入分析框架, 在继承和发展完善经典统计和计量方法的基础上, 运用空间统计和空间计量经济方法, 将经典统计和计量方法应用于与地理位置及空间交互作用相关的地理空间数据, 通过地理位置与空间联系建立的统计与计量关系, 以统计和计量方法识别和度量空间变动的规律与空间模式的决定因素, 为生产性服务业地区差距研究提供了一个崭新的分析思路。

一、文献回顾与分析框架

(一) 文献回顾

Bhgawati (1984) 认为生产性服务业的快速成长, 因为厂商把其内部所提供的服务活动予以外部化。JohnTshcetetr (1987) 说明美国生产性服务业的快速成长, 是反映美国制造业为了提高国内外市场竞争力、降低其成本, 将原本由内部提供的服务行为转换由外部专业厂商来提供, 进而推进生产服务业的发展。Goe (1996) 认为影响生产性服务业增长的几大要素, 主要是产品和服务生产的转型、大多数产品生命周期的缩短、短期的顾客货物的生产正在取代大批量生产经营方式;同时, 研究与发展、设计和广告、产品和服务的市场和分配方面变得越来越重要。有的学者具体指出生产性服务业成长因素来自生产货物与服务方式的改变, 管制措施与法规的采取, 制造业与生产性服务业互动关系的增加, 生产过程创新的需要等因素。

以上学者主要从企业微观的角度分析生产服务的原因, 还有许多学者从企业宏观角度分析影响生产服务业发展因素, 把生产服务业的增长原因归结为商业复杂性的提高、信息通讯费用的下降及立法环境及工会组织的影响。Coffey、Bai1ly (1991) 探讨了服务业增长和区位之间的关系, 以及弹性生产方式的兴起认为在货物生产和服务业部门中弹性生产方式的兴起促进了生产性服务业的快速发展。薛立敏 (1995) 提出生产性服务业快速成长的原因主要是生产技术专业化与分工日细的结果, 服务在生产过程中扮演统合、协调、控制、计划、评估等功能, 这些功能有些是企业自己本身提供, 有些时候是由专业性的厂商来提供服务, 进而形成生产性服务业成长的动因, 胡霞 (2007) 分别从供给和需求角度分析生产服务业发展原因。

根据Tobler (1970) 的地理学第一定律, 地球上的任何事务都和其它事务有关系, 但是距离近的比距离远的关系更大;各地区间的生产性服务业发展差异必定与它们的地理位置和空间关系有关, 相邻城市的服务业之间应该有较强的相互影响。江苏各地区生产性服务业的空间差异非常明显, 为了从空间统计及计量的角度验证我们的猜测, 本文引入空间统计Moran指数, 检验江苏省13个市之间的生产性服务业在地理空间上是否具有相关性, 使用空间计量经济学的时空数据 (PanelData) 模型, 进行市级生产性服务业影响因素的统计检验和计量分析, 对生产性服务业空间差异的原因进行探究, 旨在揭示不同地区之间生产性服务业的空间差异及其成因。

(二) 分析框架

事实上影响生产性服务业因素是多方面的, 理论上可以归纳进供求框架内, 这些因素分为三类: (1) 需求因素, 主要是那些因自身发展而对生产性服务业形成增长需求的因素, 从而推动生产性服务业的发展, 比如收入水平、城市化程度等; (2) 供给因素, 主要为生产性服务业创造增长条件因素, 比如经济市场化程度、经济开放程度等; (3) 供求因素, 主要指那些自身发展既对生产性服务业形成增长需求的因素, 又为生产性服务业形成增长创造条件, 从而对服务业增长形成拉动和推动双向作用的因素, 比如经济增长水平。本文从供求的角度分析影响生产性服务业发展因素, 考虑数据的可得性, 选择以下因素:经济发展水平、人民生活水平、经济国际化水平、工业化水平、工业发展状况、分工与专业化水平、市场化水平、城市化水平。

二、研究方法与数据样本

(一) 空间自相关分析

检验区域经济增长集聚的空间相关性存在与否, 空间统计学较常使用两个统计量:一者是由Moran (1950) 提出的空间相关指数MoranI;另一为Geary (1954) 所定义之Gearyc在实际的空间相关分析应用研究中, 由于MoranI和Gearyc的作用基本相同, 而MoranI更为常用, 因此以下介绍MoranI的基本计算原理, 并将之应用于江苏区域生产服务业差异与的空间相关性实证研究中。

MoranI定义如下:

其中undefined。

Yi表示第i地区的观测值, n为地区总数, Wij为二进制的邻接空间权值矩阵表示其中的任一元素, 采用邻接标准或距离标准其目的是定义空间对象的相互邻接关系, 便于把地理信息系统 (GIS) 数据库中的有关属性放到所研究的地理空间上来对比。一般相邻标准的Wij为:

undefined

式中, i=1, 2, ..., n;j=1, 2, ..., m;m=2或m≠n。由于将MoranI可看作各地区观测值的乘积和, 其取值范围为[-1, 1]若各地区间为空间正相关, I的数值应当较大;负相关则较小具体到经济增长的空间依赖性问题上, 当经济增长的目标区域数据在空间区位上相似的同时也有相似的属性值时, 空间模式整体上就显示出正的空间相关性;当在空间上邻接的目标区域数据不同寻常地具有不相似的属性值时, 就呈现为负的空间相关性;零空间自相关性出现在当属性值的分布与区位数据的分布相互独立时。根据空间数据的分布, 可以计算正态分布MoranI的期望值。

undefined

undefined

其中undefined。式中wi.和w.i分别为空间权值矩阵中i行和j列之和。用下式可以检验n个区域是否存在空间自相关关系:

undefined

(二) 空间计量经济学模型

经过Moran.sI指数检验后, 若采用的数据存在空间相关性, 可以进一步选择空间计量模型对数据进行计量检验和分析。空间计量经济学模型形式多种多样, 本文中采取空间回归模型来进行分析。空间回归模型有两种主要基本形式:空间滞后模型 (spatiallagmodel, 简称SLM) 和空间误差模型 (spatialerrormodel, 简称SEM) 。其中空间滞后模型主要探讨各变量在某一地区是否有空间溢出效应, 空间误差模型主要用来度量邻近地区因变量的误差冲击, 对本地区观察值的影响程度, 因此该模型中的空间相关作用存在误差项当中。鉴于需要考虑空间效应及其影响程度的目的, 选择SEM作为具体的空间计量模型形式, 模型的一般形式可以表示为:

Y=Xβ+ε (4)

ε=λWε+μ (5)

式中ε是误差项向量, λ表示空间误差参数, 衡量了样本观察值中的空间溢出效应, 即相邻地区的观察值y对本地区观察值y的影响方向和程度, W为前面所提到的空间权重矩阵, μ为满足正态分布的随机误差向量。由于本文采用同时考虑时间和空间效应的面板数据来进行分析, 在具体的实证模型设置过程中需要结合PanelData来构建具体的模型形式。根据Balestra和Nerlove提出的分析面板数据的一般模型, PanelData基本模型为:

yit=αi+xitβ+μitt=1, 2, , N (6)

结合前面所介绍的空间误差模型形式, 根据式 (4) 和 (5) :

μit=λWμit+ε (7)

根据式 (6) 和式 (7) 可以得到基于PanelData的空间误差回归模型:

yit=αi+xitβ+λWμit+ε (8)

在式 (8) 中αi表示非观测效应, 即不随时间而变的特征性影响, λWμit为样本中邻近地区因变量的误差冲击对本地区观察值的影响程度, λ和W意义同前;β为待估参数;xit满足严格的外生性假定, 即E (μit|xi, αi) =0, , 若非观测效应αi与解释变量相关, 即Cov (xi, αi) ≠0, 那么模型就是固定效应模型, 反之, 若非观测效应αI与解释变量不相关, 即Cov (xi, αI) =0, 那么模型就是随机效应模型。

(三) 变量设置及实证模型、数据来源说明

根据上述假设, 采用式 (9) 的基本模型结构, 提出影响生产性服务业发展的因素。表1为上述各变量具体名称、表达符号。根据上述理论假设及变量设置, 基于PanelData引入上述控制变量空间误差回归实证模型如下:

Y=Ct+∑βitXit+λWμit+ε (9)

式中下标i和t分别代表地区和时间, ε代表随机扰动项, Y代表生产性服务业增加值, Xit代表生产性服务业的印象因素。解释变量的说明见表1。

(四) 样本的选取和数据的使用

本文以江苏各个市为考察对象, 并且根据它们所处的地理区域不同划分为三个地区, 分别是苏南地区、苏中地区和苏北地区。其中苏南地区包括苏州、无锡、常州、南京、镇江五市, 苏中地区包括扬州、泰州、南通三市, 苏北包括徐州、连云港、淮安、盐城、宿迁五市。本文样本包括江苏13个地级市从2002-2006年的数据, 原始数据主要来自江苏和各市历年的统计年鉴。根据国家统计局公布的三次产业划分规定 (2003) 中产业划分目录以及研究需要, 本文所指的生产性服务业包括:交通运输、仓储和邮政业;房地产业;租赁和商务服务业;金融服务业;信息传输、计算机服务和软件业;科学研究技术服务和地质勘查业。

三、空间统计分析

(一) 空间相关分析

首先检测13个市的生产性服务业在地理空间上的相关性即空间相互依赖性。表2是利用公式 (1) - (3) 计算的衡量江苏13个地级市生产性服务业发展空间自相关性, 及集聚的人均生产性服务业增加值的Moran指数及其检验值。

表2中MoranI的正态统计量Z值均大于正态分布函数在0.01水平下的临界值 (1.96) , 表明江苏13个地级市之间地之间, 以人均生产性服务业增加值衡量的服务业发展水平在空间分布上具有明显的正自相关关系和空间依赖性。较高人均生产性服务业增加值的城市趋于和较高人均服务业增加值的城市相靠近, 较低人均生产性服务业增加值的城市趋于和较低人均生产性服务业增加值的城市相邻。城市之间的生产性服务业发展存在空间相关性, 即江苏生产性服务业服务业发展存在明显的空间集聚现象。

(二) 影响因素的空间依赖

生产性服务业的发展是受多方面因素影响的, 既然生产性服务业的发展有空间集聚特征, 其影响因素也有可能同样具备这种特征。利用空间自相关系数的计算公式, 对影响生产性服务业发展的多种因素也进行空间计量, 寻找它们的空间规律。

对2006年数据计算结果见表3, MoranI指数的标准正态分布检验结果表示, 总体来看, 大多数因素显示出一定的空间自相关性。江苏生产性服务业发展空间分布特征背后存在一定的特殊经济含义, 不仅生产性服务业区域发展表现出空间依赖和集聚特性, 其背后的影响因素也表现出空间集聚特征。要素集聚、优势条件集聚、产业集聚、社会发展资源集聚与服务业地区差异同时存在, 相互作用和影响。对于落后地区来说, 要想取得服务业发展的进步, 发挥后发优势, 缩小地区的差距, 一定要注意这些影响条件的分布状况, 正确处理它们与生产性服务业发展的相互关系, 有效利用优势条件和主动创造发展优势, 为生产性服务业发展营造良好发展环境。生产性服务业发展水平和影响因素同时存在空间自相关的结论证明, 对生产性服务业地区发展进行研究时, 不能忽视空间因素, 应该在经济模型中引入地理空间变量和纳入空间效应的影响, 而普通的计量模型已不再适用, 空间计量的应用成为必然。

注:***、**、*分别表示通过1%、5%和10%的显著水平检验

(三) 生产性服务业发展成因的空间统计

空间相关分析虽然可以定量证明江苏各市生产性服务业发展的空间相关性, 但对造成区域生产性服务业集聚行为的影响因素和形成原因未能做出定量分析。为此, 以下我们采用时空数据分析法, 以江苏13个市为空间单元进行区域生产性服务业发展成因的空间统计检验和计量分析。由于数据空间相关性的存在, 普通最小二乘法将会带来有偏或者无效的估计结果, 一般采用最大似然估计、工具变量估计、广义最小二乘估计以及广义矩估计等方法来作为空间计量模型的估计方法。同时对于PanleData空间回归模型的估计问题, 广义矩法 (GMM) 作为最大似然估计法的一种替代方法已被更为广泛的验证和应用, 这主要是因为GMM估计不需要对概率密度或似然函数作出假设, 而是一开始就设定一组等式或矩函数, 它们含有模型的变量和参数, 然后根据二次标准函数找出满足这些等式的参数值, 因此GMM估计量是一致的, 对于线型模型, GMM是广义的最小二乘法, 这类似于解决异方差和自相关的工具变量估计法。本文选择GMM估计方法来对所构建的PanleData空间回归实证模型即式 (9) 进行估计, 模型结果见表4。

根据表4计量检验结果, 我们分别得到固定效应和随机效应两组模型估计结果, 从R2值来看, 模型的拟合优度均比较高, 同时根据Wald F检验显示, 在1%的显著性水平下两组模型都不能拒绝没有固定效应的零假设;而BP LM检验拒绝了不同时期的误差项之间不存在相关性的零假设;Hausman检验则拒绝了固定效应模型与随机效应模型之间无差别的零假设, 证明固定影响模型使用起来更为可靠。因此, 我们以固定效应模型的估计结果为依据, 分析各种因素对江苏生产性服务业影响效应, 并讨论不同区域之间的空间溢出效应。从表4可以看出, 在纳入空间因素的前提下, 影响地区生产性服务业发展差异的因素中除市场化水平不显著外, 其它均显著。

人均可支配收入通过影响生产性服务业的需求从而影响服务业发展水平, 空间计量结果证明人均可支配收入提高1元, 人均生产性服务业增加值平均增加0.335元。一般情况下, 许多服务产品的需求收入弹性高于农产品和工业品。随着经济发展和生活水平提高, 人们对于服务业, 特别是对生产性服务业的需求会上升。在其他条件相似的条件下, 随着收入水平增加, 人们会扩大对服务业的消费。

国际化水平对生产性服务业发展影响比较大, 前者每提高1%, 后者将会平均增加29.46元。生产性服务业大多数部门是以国内和地方市场为主要方向, 但是如今在全球服务贸易迅速发展的同时, 服务业的国际间直接投资也在高速增长, 通过贸易和工业生产国际化, 产生了对银行、保险、信息、软件、电脑、运输等生产性服务的需求。经济国际化水平的扩大开放将有利于发达国家先进服务技术向我国的扩散和转移, 促进我国生产性服务业的发展和提高竞争力。一些发达国家和地区的资深生产性服务供应商在专业知识和技巧方面拥有独特的所有权优势, 能够高效率地为其他经济部门提供更高端的技术和服务, 这也正是我国生产性服务业的薄弱环节。实践表明, 在生产性服务业领域, 跨国公司与发展中国家服务企业在产品设计、技术诀窍、管理技巧和服务水平等方面的差距, 要大于在制造业方面的差距。经济的开放将在先进技术和科学管理方面带来积极的传播效应, 促使我国生产性服务业的技术进步加快。

注:***、**分别表示在1%!5%的概率水平下显著。数据来源:作者计算。

工业化水平生产性服务业发展影响比较大, 前者每提高1%, 后者将会平均增加25.89元。工业化和生产性服务业发展是相互依托相互促进的关系。知识密集型的生产性服务业是企业构成产品差异和决定产品增值的基本要素。著名的管理学家迈克尔波特在其价值链分析模型中指出企业的竞争优势来自于整个产业链条上游的研发、设计, 中游的零件制造与组装, 下游的广告、品牌、包装、促销、分销以及售后保证等诸多环节。这每一项活动都影响着企业的相对成本, 为造就企业独特的形象奠定基础, 而维持上游、下游的优势对构筑制造企业的核心竞争力意义重大。而企业管理学中著名的“微笑曲线”, 则更形象地展示了生产性服务对打造制造业竞争优势的贡献。在产品价值链中, 由研发设计到制造加工到销售等各项活动, 其附加价值曲线形成两头高中间低的“微笑曲线”, 左端是上游的材料、零部件、研发、创新等, 基本上属于高科技产业, 其附加价值较高, 右端是下游的品牌、渠道、促销、物流、金融等, 多属于高附加价值的服务业, 中间是需要大量劳动力的加工、组装工序, 其附加价值较低。制造企业只有选择向附加价值较高的两端发展, 才能创造持久的竞争优势。另一方面, 制造业企业活动外置又带动了新兴生产性服务业的发展。随着企业活动外置所发展起来的服务行业多是以计算机相关服务、技术服务等为代表的新兴服务业。

工业发展水平对生产性服务业的影响也是明显的, 前者每增加1元后者将平均增加0.57元。生产服务业是为了满足中间需求, 向农业、工业甚至服务业本身提供中间产品, 其在工业化进程中扮演着越来越重要的角色。而我国现阶段, 工业对服务业的需求最多。虽然与消费服务业有所不同, 生产服务业有很大一部分是向地区外的企业提供的, 但是在现实的提供生产服务过程中, 与易达性相关的因素如交通设施状况、信息基础设, 与接近相关的因素如接近客户、同行和外部信息, 还有决定服务质量和服务效率等等, 它们对服务企业的选址发挥主要作用。所以, 工业发展好的城市, 容易吸引生产服务企业进入, 带来交易成本的节约、可达性增强及业务机会的增多。工业发展程度是生产服务业发展的一个重要影响因子。

工业企业数量对服务业发展水平有一定的影响作用。生产服务业是以工业为主要市场的, 与易达性相关的因素, 如交通设施状况、信息基础设施与接近相关的因素, 如接近客户!同行和外部信息还是决定服务质量和服务效率的重要影响因素, 它们对服务企业的选址还是发挥主要作用。所以工业发展好的城市, 容易吸引生产服务企业进入, 带来交易成本的节约、可达性增强及业务机会的增多。即只有工业具备一定的规模和发展基础, 才会对生产服务业形成足够的需求, 才能引致生产服务业的发展。

城市化水平对生产性服务业发展影响比较大, 前者每提高1%, 后者将会平均增加30.45元。城市化水平从根本上决定着城市整体发展的层次和质量, 决定城市经济竞争力强弱。城市化的水平越高越能获得人口与产业发展的集聚经济效益, 从而使社会产生对生产和生活服务的高需求, 达到对生产性服务业各个行业形成和发展所需的起点规模。比如, 金融保险、信息服务、房地产等生产性服务业往往在大城市比较发达, 因为只有当人口规模达到一定程度, 才能形成有效的供给。当城市化达到一定的发达程度后, 生产性服务业又对城市化有大的促进作用。与理论的预想有所不同的是, 在当前阶段, 分工与专业化水平对生产性服务业发展的影响还不显著。

如前所述, 衡量了样本观察值中的空间溢出效应。在表4中, 能够较好地通过1%显著水平下的计量检验, 表明中国各市之间存在显著的空间溢出效应, 进一步验证了前面Moran.sI指数结论;且符号为正, 说明本地区的生产服务业会受到相邻地区生产服务业发展的影响。

四、小结

借助空间经济计量模型, 在考虑到空间因素影响的条件下, 本文探讨了江苏生产性服务业空间差异影响因素。全域空间自相关分析表明江苏生产性服务业的空间集聚特点逐渐强化。研究表明不仅江苏生产性服务业区域发展表现出空间依赖和集聚特性, 其背后的影响因素也表现出空间集聚特征。在纳入空间因素的前提下, 显著影响地区生产服务业发展差异的因素有居民生活水平、经济国际化水平、工业化水平、工业发展水平、市场化水平、城市化水平。除此之外, 各市生产性服务业发展还受到相邻市生产性服务业发展状况的影响, 即相邻地区生产性服务业有一定的空间依赖性。

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计量差异 第4篇

企业会计准则规定,企业内部研究开发形成的无形资产,在初始确认时,其成本是开发阶段发生的符合资本化条件的支出总额,除此之外的支出应当费用化,计入当期损益。而税法规定,企业为开发新技术、新产品、新工艺发生的研究开发费用,未形成无形资产计入当期损益的,在按照规定据实扣除的基础上,按照研究开发费用的50%加计扣除;形成无形资产的可按照无形资产成本的150%加计扣除。如该无形资产的确认不是产生于企业合并交易,同时在确认时,既不影响会计利润,也不影响应纳税所得额,则按照所得税准则的规定,不确认暂时性差异。

例1:甲企业当期发生的研究开发支出计2 500万元,其中研究阶段的支出500万元,开发阶段符合资本化条件前发生的支出为500万元,符合资本化条件后的支出为1 500万元。税法规定企业的研究开发支出可按150%加计扣除。假定开发形成的无形资产在当期期末已达到预定用途,尚未计提摊销,甲企业适用的所得税税率为25%。

分析:根据企业会计准则规定,应费用化的金额为1 000万元,无形资产的成本应为1 500万元。根据税法规定,当期可税前抵扣的金额是1 500万元(1 00050%+1 000),形成的无形资产在未来期间可予税前扣除的金额为2 250万元,其计税基础是2 250万元,形成暂时性差异750万元。该差异系初始确认时产生的,确认该差异时,既不影响会计利润,也不影响应纳税所得额,所以按照所得税准则的规定,不确认该暂时性差异对所得税的影响。

二、无形资产后续计量形成的差异

无形资产后续计理形成的差异主要产生于无形资产的摊销和减值

(一)无形资产摊销形成的差异

企业会计准则规定,企业应当于取得无形资产时分析判断其使用寿命。无形资产使用寿命有限的,应当估计该使用寿命的年限或构成使用寿命的产量等类似计量单位数量;无法预见无形资产为企业带来经济利益期限的,应当视为使用寿命不确定的无形资产。对于使用寿命有限的无形资产在其寿命期内按照一定的方法进行摊销,摊销方法必须体现无形资产为企业带来经济利益的实现方式,对于使用寿命不确定的无形资产,不摊销,在每个年度终了对其进行减值测试,若发生减值,计提减值准备税法规定,无形资产按照直线法计算的摊销费用,准予扣除。

由以上规定可以看出,无形资产摊销形成的差异主要包括两种情况:

1. 使用寿命有限的无形资产的摊销。

企业会计准则规定,企业选择的无形资产的摊销方法,应当反映与该无形资产有关的经济利益实现方式,无法可靠确定预期实现方式的,应当采用直线法摊销。税法规定,无形资产的摊销选择直线法。由此可见,当会计上选择的摊销方法不是直线法时,无形资产的账面价值和计税基础会产生差异。

2. 使用寿命不确定的无形资产。

企业会计准则规定,对于使用寿命不确定的无形资产不予摊销,在每个年度终了对其进行减值测试,若发生减值计提减值准备。而税法没有对无形资产区分使用寿命有限的和使用寿命不确定的,对所有的无形资产都进行摊销。所以,这也会产生无形资产的账面价值和计税基础的差异。

例2:某企业于2010年1月1日取得一项无形资产,取得成本为1 500万元,企业无法预计其使用期限,将其作为使用寿命不确定的无形资产。2010年12月31日对该无形资产进行减值测试表明其未发生减值。企业在计税时,对该项无形资产按照10年的期限摊销,摊销金额允许税前扣除。企业适用的所得税税率为25%。

分析:根据企业会计准则,2010年末,该无形资产未发生减值,其账面价值为1 500万元。根据税法规定,该无形资产2010年末的计税基础为1 350万元(1 500-1 500/10)。无形资产的账面价值大于计税基础,产生应纳税暂时性差异150万元,企业应确认37.5万元(15025%)的递延所得税负债。

(二)无形资产减值形成的差异

企业会计准则规定,年度终了,若无形资产存在减值现象,应当计提减值准备,计提的减值准备在以后的会计期间不得转回。而税法不允许无形资产的减值准备在税前扣除。因此无形资产的账面价值和计税基础之间会产生差异。

例3:某企业于2009年1月1日取得一项无形资产,取得成本为1 500万元,企业预计其使用期限为10年,按直线法对其进行摊销。2010年12月31日该无形资产的可收回金额为1 000万元,企业适用的所得税税率为25%。税法规定的该无形资产摊销期和摊销方法与会计准则相同。

分析:根据企业会计准则,2009年末该无形资产发生了减值,企业应对其计提200万元的减值准备,所以2010年末该无形资产的账面价值为1 000万元(1 500-1 500/102-200)。根据税法规定,对无形资产计提的减值不允许税前扣除,所以该无形资产的计税基础为1 200万元(1 500-1 500/102)。无形资产的账面价值小于计税基础,产生了200万元的可抵扣暂时性差异,企业应确认50万元(20025%)的递延所得税资产。

三、产生差异的原因分析

由以上分析可见,企业会计准则和税法在无形资产的处理上存在很大的差异,产生这些差异的原因主要有以下方面:

(一)企业会计准则的处理更体现了谨慎性

从会计准则的会计处理来看,其处理方法更加体现了谨慎性和可靠性原则,对于不确定的交易或事项,不高估资产或收益,更好地保证会计信息的可靠性。如企业自行研发创造的无形资产的初始确认和计量都体现出了这一点。

(二)税法的处理体现了国家的鼓励政策

从有关企业自行研发创造的无形资产的税法规定来看,在税法上是鼓励企业自行研发创造无形资产的,这与国家鼓励企业自主创新的政策相一致。

计量差异 第5篇

一、内部销售存货期末未发生减值

内部销售存货在期末如未发生减值,在编制合并财务报表时,只考虑上述第二类暂时性差异即可。

例:2007年子公司乙向母公司甲销售A商品100 000元,其销售成本为80 000元(不考虑增值税及其他费用),甲公司购进的A商品当期全部未实现对外销售而形成期末存货。甲公司所得税率为25%,乙公司所得税率为15%。2008年乙公司向甲公司销售产品180 000元,销售成本为144 000元。甲公司2008年实现对外销售200 000元,销售成本为150 000元,期末存货为130 000元,A存货价值中包含的未实现内部销售利润为26 000元。2007年末甲公司经测试,商品的可变现净值为9万元。2008年末A商品的可变现净值为11万元。则母公司甲在2007年期末编制报表分录为:

在合并报表中应将相关资产、负债还原为出售方的原成本,即存货在乙公司的账面价值80 000元;计税基础是甲公司取得该商品时的入账成本100 000元。存货账面价值小于计税基础,两者差异为20 000元,为可抵扣暂时性差异,与该暂时性差异相关的递延所得税在甲公司并未确认,为此在合并财务报表中应进行以下处理:

二、内部销售存货期末发生减值

内部销售存货在期末如发生减值,并在个别财务报表中计提了减值准备,则母公司在编制合并财务报表时,需考虑上述二类暂时性差异。一是个别财务报表中计提的存货减值准备小于或等于存货中包含的未实现内部销售利润的,则从整个企业集团的角度看,该内部购买的存货没有发生减值,因此编制合并财务报表时,先全部冲回已在个别报表中计提的减值准备和原已确认的递延所得税资产,再按照合并财务报表中内部购进存货的账面价值与其计税基础的差异计算、确认合并财务报表层次的递延所得税资产。二是个别财务报表中计提的存货减值准备大于存货中包含的未实现内部销售利润的,则从整个企业集团的角度看,该内部购买的存货已发生减值,合并财务报表层次的减值准备为个别财务报表中计提的存货减值准备与存货中包含的未实现内部销售利润之差。因此,在编制合并财务报表时,仅仅按照存货中包含的未实现内部销售利润冲减已在个别报表中计提的减值准备即可。承上例。

1.2007年甲公司个别财务报表。在甲公司个别财务报表中,存货的成本为10万元,可变现净值为9万元,甲公司为此计提了1万元的存货跌价准备,2007年末该项存货的账面价值为9万元。因该项存货的计税基础为10万元,且甲公司未来有足够的应纳税所得额抵扣该项可抵扣暂时性差异,为此,甲公司确认了0.25万元(10 00025%)的递延所得税资产。

2.2007年母公司甲编制合并财务报表时。

第一,抵销甲公司期末存货中包含的未实现销售利润2万元,以及相关的收入、成本。

第二,该项存货在甲公司个别财务报表中计提了1万元的跌价准备,而该项存货中包含的未实现销售利润2万元,所以从整个企业集团的角度看,该内部购买的存货没有发生减值,仅冲回原在个别财务报表中已确认的跌价准备和相关递延所得税资产即可。

第三,抵销处理后,合并财务报表中存货的账面价值为8万元,而计税基础不会因合并报表而改变,仍是10万元,存货的账面价值小于其计税基础2万元,两者之间产生了2万元可抵扣暂时性差异,与该暂时性差异相关的递延所得税在甲公司并未确认,为此在合并财务报表中应对5 000元(20 00025%)加以处理。

3.2008年母公司甲编制合并财务报表时。

第一,将上期期末存货中包含的未实现内部销售利润、本期的内部销售收入、内部销售成本以及期末存货中包含的未实现内部销售利润予以抵销。

第二,抵销上期已在合并财务报表中抵销的原在个别财务报表中确认的跌价准备和递延所得税资产对本期年初未分配利润的影响。

第三,抵销甲公司本期在个别财务报表中已确认的存货跌价准备和相关递延所得税资产。由于经上述抵销后,在合并财务报表中该批存货的账面价值为10.4万元,即为甲公司原有存货的成本,而该批存货的可变现净值为11万元,从企业集团角度看,该批存货并不存在减值损失。因此,应当冲回原在个别财务报表中已确认的跌价准备和递延所得税资产:

第四,抵销上期合并财务报表中确认的所得税费用对本期年初未分配利润的影响。

第五,经上述抵销后,合并财务报表中存货的账面价值为10.4万元,而计税基础不会因合并报表而改变,仍是13万元,存货的账面价值小于其计税基础2.6万元,应当在合并资产负债表中确认2.6万元的暂时性差异及由此产生的递延所得税资产6 500元(26 00025%)。

.如上例。2007年末甲公司经测试,A商品的可变现净值为7万元。

2007年对于甲公司个别财务报表。在甲公司个别财务报表中,存货的成本为10万元,可变现净值为7万元,甲公司为此计提了3万元的存货跌价准备,2007年末该项存货的账面价值为7万元。因该项存货的计税基础为10万元,且甲公司未来有足够的应纳税所得额抵扣该项可抵扣暂时性差异,为此,甲公司确认了0.75万元(30 00025%)的递延所得税资产。

2007年甲公司编制合并财务报表。首先,抵销甲、乙公司内部销售未实现利润2万元,以及相关的收入、成本。其次,经上述抵销后,在合并财务报表中该批存货的账面价值为8万元,即为甲公司原有存货的成本,而该批存货的可变现净值为7万元,从合并财务报表看,该批存货存在减值损失,在合并报表层次A商品的跌价准备应为1万元。(2007年末内部销售存货A在购买方个别财务报表中计提跌价准备额为3万元,A内部销售存货价值中包含的未实现内部销售利润为2万元,从企业集团角度看,该批存货发生减值,应该计提1万元跌价准备)。所以在编制调整分录时仅冲销A商品多计提的资产减值准备即可,即20 000元。

计量差异 第6篇

一、投资性房地产会计准则与所得税法差异分析

1. 会计准则规定

企业通常应当采用成本模式对投资性房地产进行计量，只有存在确凿证据表明投资性房地产的公允价值能够持续可靠取得的，才可以采用公允价值计量模式。企业对于投资性房地产的计量模式一经确定，不得随意变更。已采用公允价值模式计量的投资性房地产，不得从公允价值模式改为成本模式。另外，会计准则对原来自用房产或存货转为采用公允价值模式计量的投资性房地产也做了严格的限制，同时对转换当日的账务处理作了明确规定。采用公允价值模式计量的投资性房地产，平时不计提折旧，也不进行摊销，应当以资产负债表日投资性房地产的公允价值为基础调整其账面价值，公允价值与账面价值之间的差额计入当期损益。新会计准则以成本模式为后续计量的基准模式，以公允价值作为可选模式，这是对公允价值的谨慎使用。

2. 所得税法规定

投资性房地产是新会计准则确认的一项资产，在企业所得税的法规中没有相对应的资产。企业所得税对会计准则中的投资性房地产中已出租的建筑物确认为固定资产，应依据企业所得税固定资产的规定进行相应业务的企业所得税处理。

一直以来，投资性房地产以取得成本或建造成本入账，每年提取折旧，随着我国房地产业的不断发展，投资性房地产的账面净值往往低于公允价值，企业一旦改变计价模式，容易引起当期利润急剧上升，对于这部分利润的所得税纳税义务，税务主管部门还未明确具体的处理方法。按照所得税法规定，企业应该按照历史成本计算折旧以及缴纳所得税，那么企业利润总额中由于投资性房地产公允价值变动原因导致的企业利润的变动部分，应该从应纳税所得额中剔除。实务上，关注“公允价值变动损益”科目。将其中投资性房地产的影响数归集出来，从利润中剔除。同时由于采用公允价值模式企业并不对该固定资产计提折旧，故计算应纳税所得额时应该将该折旧额作为纳税调减项目，从企业利润总额中扣除。

二、非货币性资产交换会计准则与所得税法差异分析

《企业会计准则第7号非货币性资产交换》规定，以公允价值和相关税费之和作为换入资产的入账价值，换入资产的公允价值与换出资产的账面价值的差额可计入当期损益。相关所得税处理如下：在交易发生时，将其分解为按公允价值销售资产和按公允价值购买另一方资产的经济业务进行所得税处理，并按规定计算确认资产转让所得或损失。修改后的非货币交换准则与税法的规定相同，差异消失。

三、债务重组会计准则与所得税法差异分析

1. 以低于债务账面价值的现金清偿债务分析

2. 以非现金资产清偿债务分析

3. 以债务转为资本分析

4. 修改其他债务条件的债务重组

四、企业合并会计准则与所得税法差异分析

1. 企业合并会计准则规定分析

对于同一控制下的企业合并，按照权益结合法进行会计处理，采用的是历史成本计量模式;非同一控制下的企业合并，按照购买法进行会计处理，引入了公允价值计量模式，并首次明确了商誉的概念。作为合并对价而由购买方付出的资产、发生的负债应按公允价值计量，公允价值与其账面价值的差额，计入当期损益。被合并方的各项可辨认资产、负债，也应按公允价值入账。在购买日，购买方的合并成本大于各项可辨认资产、负债的公允价值，确认为商誉。商誉初始确认后，每年应对其进行减值测试。如果出现负商誉的情况，则计入当期损益。对于同一控制下的企业合并，合并的直接费用于发生时计入当期损益;对于非同一控制下的企业合并，合并直接相关费用计入企业合并成本。

购买法与权益结合法的选择会影响到合并后企业的资产结构及利润变化。购买法下，被收购资产以公允价值入账，会使资产总额增加，以后年度摊销额较大，形成的商誉会引起以后年度商誉减值费用增加。因此正常情况下，购买法会使企业总资产增加，以后年度利润降低，净资产收益率也会降低。此外，合并利润表中，权益结合法下所并入的收入、费用等是整个年度的，购买法下从购买日算起，因此合并当年，权益结合法的合并利润高于购买法。上述影响都是以往上市公司偏好权益结合法的原因。对正商誉不作摊销，而作减值测试可能会给企业业绩带来一定影响。以往对合并价差采取逐年平均摊销的方式，对业绩的影响是固定的。而新会计准则中规定，在被并购企业无大幅波动年度，商誉不作减值，这样，上市公司当期利润会较原规定有所提高，但在被并购企业经营运作出现明显不利时，商誉要作减值调整，这可能使上市公司当期利润大幅降低。

2. 所得税差异分析

通常情况下，被合并企业应视为按公允价值转让、处置全部资产，计算资产的转让所得，依法缴纳所得税。被合并企业以前年度的亏损，不得结转到合并企业弥补。合并企业接受被合并企业的有关资产，计税时可以按经评估确认的价值确定成本。所得税法对企业合并也做特别规定，合并企业支付给被合并企业或其股东的收购价款中，除合并企业股权以外的现金、有价证券和其他资产即非股权支付额，不高于所支付的股权票面价值(或支付的股本的账面价值)20%的，经税务机关审核确认，被合并企业不确认全部资产的转让所得或损失，不计算缴纳所得税。

从以上的分析我们看出，会计准则和所得税法采用了两套标准，会计准则是按照合并双方合并前、后是否属于同一方或相同的多方最终控制，企业合并分为同一控制下的企业合并和非同一控制下的企业合并两类，分别采用权益结合法和购买法;而所得税法按照非股权支付额是否高于所支付的股权票面价值20%为界限，分别采用购买法和权益结合法。

五、金融工具会计准则与所得税法差异分析

1.“交易性金融资产”产生损益的所得税差异分析

新会计准则下交易性金融资产公允价值的变动将产生利得或损失，属于对持有资产价值进行的会计估计，不是生产经营产生的利润，我国现行税法不确认这部分损益，企业在年终汇算清缴中作为应纳税暂时性差异或可扣暂时性差异进行纳税调整，在递延税款中进行列示。在进行纳税调整时，该部分公允价值损益的调整方式和投资性房地产公允价值损益的调整方式相同。即在会计期末，将记入“公允价值变动损益”科目中的交易性金融资产的公允价值变动数从企业利润总额中剔除。

2. 金融资产减值准备的所得税差异分析

会计准则针对不同的金融资产采取不同的减值方法，并引入折现现金流的方法。对以公允价值计量的交易类资产，不计提减值准备。对贷款及应收款项、持有至到期投资，按预计未来现金流量与账面价值的差额计提减值准备。计提后如有证据表明其价值己恢复，原确认的减值损失可予以转回，计入当期损益。可供出售的金融资产发生减值时，即使该金融资产没有终止确认，原计入所有者权益的，因公允价值下降而形成的损失，也应予以转出，计入当期损益。其中，属于可供出售的债务工具，在以后发生公允价值回升时，原减值准备可转回，计入当期损益，但如果属于可供出售权益工具投资，其减值准备不得通过损益转回。

在税务处理上，所得税法对除坏账准备以外的其他减值准备不予进行税前扣除，应作为应纳税暂时性差异或可抵扣暂时性差异在递延税款中进行列示。期末计算应纳税所得额时，应关注“资产减值损失”账户。由于对金融资产计提的减值准备在日后价值恢复时可以转回，那么期末转入本年利润以前，“资产减值损失”账户余额有可能在借方，也有可能在贷方。那么，当期纳税调增额=“资产减值损失”借方余额-税法允许扣除的坏账损失。若期末“资产减值损失”账户出现贷方余额，则该余额应用负数表示。如果计算出当期纳税调增额为负数，就表示应该纳税调减额。

3. 金融资产转移的所得税差异分析

会计准则按实质重于形式原则，根据具体情况对金融资产的转移进行了明确规定。金融资产整体转移满足终止确认条件的，应将下列两项金额的差额计入当期损益：账面价值;因转移而收到的对价与原计入所有者权益的公允价值变动累计额之和。金融资产部分转移满足终止确认条件的，应将其整体的账面价值，在终止确认部分和未终止确认部分之间，按各自相对的公允价值进行分摊，并将以上两项金额的差额计入当期损益。对于所转移金融资产，企业仍保留风险和报酬的，应当继续确认所转移金融资产整体，并把收到的对价确认为一项金融负债，如此，可防止金融企业利用转移资产进行利润操纵。实务中适用于上述规定的情形，还可能包括银行对回购债券出售的处理。对于买断式回购，不应视为终止确认(卖出)，因为买断式回购的回购方仍然保留着与债券所有权有关的风险和报酬，在约定的时间内要履行合同购回已卖出的债券，债券所有权没有发生实质性的转移。

综上所述，会计上的公允价值计量模式，导致与所得税法差异的两种影响效果，一是在金融工具、投资性房地产、非共同控制下的企业合并的业务核算的引入，导致了会计准则与所得税法产生新的差异。二是在债务重组和非货币性交易业务恢复使用公允价值计量模式，导致原会计准则与所得税法差异消失。

摘要：新会计准则体系引入的公允价值计量模式(投资性房地产、非货币性资产交换、债务重组、企业合并、金融工具确认和计量),与所得税法之间产生两方面差异,其表现:一是在金融工具、投资性房地产、非共同控制下的企业合并的业务核算的引入,使会计准则与所得税法产生新的差异;二是在债务重组和非货币性交易业务恢复使用公允价值计量模式,使原会计准则与所得税法差异消失。这两方面的差异有待于理论界、学术界和实务工作者进行深入研讨。

关键词：会计准则,所得税法,公允价值

参考文献

[1]财政部.企业会计准则[M].北京:经济科学出版社,2006.

[2]王玲.新会计制度与企业所得税制度差异研究—基于新会计准则角度的新差异探讨[C].大连:东北财经大学,2007.

计量差异 第7篇

一、IFRS9与ASU金融资产分类和计量的差异分析

IFRS9与ASU对金融资产的分类是基本一致的, 即可以分为两类:以摊余成本计量和以公允价值计量, 其中, 以公允价值计量的资产又分为以公允价值计量且其变动计入损益和以公允价值计量且其变动计入其他综合收益。但IFRS9与ASU在以下几个方面存在差异:

1. 分类和计量标准。

在分类标准方面, 两者之间是有一定区别的, IFRS9的标准是管理金融工具商业模式和金融工具的合同现金流特点, ASU的标准是金融工具的特点和对金融工具管理的商业战略。IASB对于以摊余成本计量的商业模式的条件描述与FASB对商业战略条件的描述非常相似, 但是IASB将商业模式条件作为第一标准, 而FASB却将金融工具特征作为第一标准, 只有满足金融工具特点的标准之后, 才考虑商业战略, 并以此为基础进行分类。IASB把商业模式置于分类标准的首位, 是考虑到它是在较高的层面上的估计, 比如在金融资产的组合层面上, 而不是在单个资产的层面上的估计。但是, 商业模式是一个比较宽泛的概念, IFRS9与ASU都没有给出明确的概念, 而是以举例的方式予以说明, 因此对它的判断存在较大的主观性。由此可以看出, FASB将金融工具的特点作为第一标准的方式则相对谨慎一些。

对于以公允价值计量且其变动计入其他综合收益的资产分类标准, IFRS9规定只有不是为了交易持有的对于权益工具的投资, 才能将其公允价值的变化计入其他综合收益。而ASU则认为, 当一项资产满足金融资产的特点后, 只要不是为了交易而持有, 并且商业战略是对现金进行投资, 从而通过获得合同现金流或出卖资产使总回报最大化, 或通过持有或卖出资产管理利率或流动风险, 那么这项资产就应以公允价值计量并且其变动计入其他综合收益。相比较而言, 满足ASU规定的以公允价值计量且其变动计入其他综合收益的金融资产更加宽泛, 这也体现出FASB一贯的对公允价值推崇的态度。对于以摊余成本计量的资产的条件, ASU的规定比IFRS9的相关规定更加严格。相比IFRS9, ASU提出了以摊余成本计量的资产在合同中不能允许提前偿还或结算, 并且在遇到潜在信用危机时, 持有者有能力对合同现金流进行调整, 从而管理信用风险。因此, 在ASU下, 以摊余成本计量的金融资产相对较少。这也体现了FASB在ASU中以公允价值计量为主, 摊余成本计量是例外的主导思想。

2. 嵌入衍生工具。

IFRS9规定, 如果一个混合合同的主合同也是IFRS9范围内的金融资产, 那么企业应以混合合同整体进行分类, 而不用对嵌入衍生工具进行分离。但是, 如果主合同不是IFRS9范围内的金融资产, 那么仍需要判断嵌入衍生工具是否应与主合同分离。而ASU则保留了对嵌入衍生工具的分离计量。分离的衍生工具应以公允价值计量且其变动计入损益, 同时, 企业应以合同特点和企业对合同的商业战略为基础, 对主合同进行分类和计量。

对混合合同中的嵌入衍生工具进行分离, 从而单独计量, 会为报表使用者提供更加相关的会计信息, 但是这样处理, 企业需要分析每一个合同是否是混合合同, 如果是混合合同, 需要判断是否满足嵌入衍生工具分离的条件, 只有满足分离条件才能对主合同和嵌入衍生工具进行分别计量, 由此可以看出它会加大金融工具会计处理的复杂性, 因此IASB规定以混合合同整体进行计量的主要目的就是为了降低复杂性。而FASB的规定虽然关注了会计信息的可靠性和相关性, 却没有达到降低会计处理复杂性的目标。

3. 对权益工具的投资。

IFRS9规定, 所有的对权益工具的投资均必须以公允价值计量。但是, 在初始确认时, 企业可以做出一个不可撤销的选择, 将对于在IFRS9范围内的并且不是为了交易而持有的在权益工具上的投资, 以公允价值计量且其变动计入其他综合收益。除上述情况外, 其他对于权益工具的投资均以公允价值计量且其变动计入损益。ASU则认为, 权益证券应以公允价值计量且其变动计入损益。非上市公司可以对非市场权益投资使用公允价值例外, 即允许非市场权益证券以成本计量, 并减去减值, 加上当价格变化的信息可以观测时公允价值上升的数值。

由此可见, IFRS9和ASU在权益工具的投资方面的差异主要表现在以下两个方面: (1) 公允价值的变动是否应计入其他综合收益。IASB认为, 如果一个公司持有另一公司的股份是为了长期的战略关系, 或者是为了在某一个国家销售商品, 那么对于这样的权益投资将公允价值的变动计入损益并不能显示出企业的运行状况, 因此, 应计入其他综合收益, 并提供广泛披露。而ASU对权益工具投资的公允价值变动均计入损益, 能够将公允价值变动计入其他综合收益的资产必须是满足特定条件的债务工具。 (2) 是否可以运用成本例外。ASU认为, 由于非市场权益投资的公允价值难以可靠计量, 因此可以使用公允价值例外原则, 即对其以摊余成本计量。而IFRS9则取消了这一公允价值例外原则, 它规定所有的权益工具都必须以公允价值计量, 对于一些难以以公允价值计量的投资, IASB会提供更加详细的指南, 从而帮助企业以公允价值计量。

4. 公允价值选择权。

IFRS9规定, 在初始确认时, 企业可以将一项金融资产指定为以公允价值计量且其变动计入损益, 但前提是这样的指定可以消除或明显降低由其他基础确认和计量所产生的不一致性 (或不匹配) 。ASU则规定, 金融资产没有无条件的公允价值选择权。但是, 当企业管理着这些金融资产或金融负债的净风险敞口, 并且当企业以上述条件为基础报告企业管理的信息时, 企业可以对一组金融资产以公允价值计量且其变动计入损益。

另外, 企业只有在初始确认时才能够选择有条件的公允价值选择权, 并且这一选择随后是不可以变更的。

相比较而言, ASU对公允价值选择权的要求更加具体一些。它主要从企业对风险的管理和报告的角度界定公允价值选择权的条件, 但IFRS9则较为笼统地阐述到只要能够消除或降低会计的不匹配性就可使用公允价值选择权, 这样的描述使得会计操作更加具有主观性, 可能会增加企业借此进行盈余管理的空间。

5. 重分类。

IFRS9规定, 当且仅当企业改变了其管理金融资产的商业模式时, 可以对该金融资产进行重分类。ASU则不允许重分类。IASB认为商业模式作为一个重要的标准, 如果发生改变, 应对相应金融资产进行重分类。同时, IASB认为商业模式的改变是不常发生的, 因此重分类也应是不常发生的。但是, 重分类的允许也会产生一些问题, 例如, 一方面, 由于需要规定重分类时的会计处理, 因此不利于达到简化会计准则的目标;另一方面, 会增加企业借此进行盈余管理的几率。

二、IFRS9与ASU金融资产分类和计量差异的原因

1. ASU秉承了FASB一贯的对公允价值推崇的态度, 而IFRS9在这方面的改革仍不够彻底。

虽然IFRS9的本次修改在其原有准则的基础上, 使公允价值得到了更加广泛的应用, 但是相比较ASU, 其对公允价值的运用还是相对保守一些。FASB在ASU中的主导思想是基本上所有的金融工具都以公允价值计量, 其公允价值变动计入损益或其他综合收益, 而以摊余成本计量只是属于在某些情况下的例外。而IASB则没有采用这种例外原则, 而是明确提出金融工具同时采用公允价值和摊余成本两种计量属性。

2. 美国近期对趋同的态度发生变化。

会计准则的国际趋同被普遍认为是目前会计发展的一个趋势, IASB和FASB都在这方面做了许多努力, 但是美国近期对趋同的态度却令人担忧, 2011年5月, 美国证监会发布工作人员立场报告, 建议采用“趋同认可”的策略将国际财务报告准则并入美国会计准则体系, 根据这一策略, 美国将推迟本国会计准则与国际会计准则的趋同时间, 并将保留本国会计准则制定机构及其制定本国会计准则的权力。美国对趋同态度的变化体现在FASB与IASB制定的相关准则存在较大的差异, 而ASU与IFRS9的差异即是其中之一。

3. IFRS9在简化金融工具的会计处理方面的改革力度更

大, ASU对准则的修改相对谨慎, 相关的规定较之IFRS9更加严谨。金融工具复杂的会计处理方法一直备受争议, 因此简化其会计处理成为这次IASB和FASB修改金融工具相关准则的主要目的之一。在金融资产的分类和计量方面, 把资产的分类减少成为两类, 极大地简化了会计处理。而IFRS9对嵌入衍生工具处理方面的修改则更是大刀阔斧, 它取消了分离计量, 以混合合同整体进行计量, ASU则保留了衍生工具的分离计量, 保留分类计量的做法虽然增加了会计处理的复杂性, 但可以提供更加相关的会计信息。另外, FASB将金融工具的特点作为第一标准的方式则也相对谨慎一些。ASU对公允价值选择权的要求更加具体, 并且不允许重分类, 这都减少了企业运用会计政策进行盈余管理的机会。

三、IFRS9与ASU对我国的启示

目前, 我国已经实现了与国际会计准则的趋同, 并承诺将与其持续趋同。但是, 趋同并不意味着完全相同, 诸如背景和发展状况如此相似的欧美国家, 其实施的IFRS9和ASU竟有如此差异, 更何况我国这样的新兴市场。在我国, 信息不对称的情况广泛存在, 关于公允价值的相关信息较难获得, 另外, 公允价值的估值技术和水平也相对落后, 因此我国在金融资产分类和计量相关准则的修改中, 应充分考虑我国的特殊国情, 适当借鉴一些ASU的相关方法。总之, 我国应在与IFRS9持续趋同的原则下, 关注和借鉴ASU的相关内容, 并结合我国实际情况, 制定出符合我国国情的相关会计准则。

参考文献