企業盈余管理與所得稅稅負粘性

【摘要】以2009 ～ 2018年A股上市公司為樣本， 考察企業盈余管理行為對所得稅稅負粘性的影響， 結果發現： 長期來看， 企業盈余管理形成的操控性應計利潤在未來發生轉回， 會顯著提升以后期間的所得稅稅負粘性程度， 且企業真實盈余管理行為對所得稅稅負粘性的影響與應計盈余管理具有一致性， 表明我國上市公司的盈余管理行為是增強所得稅稅負粘性的重要微觀動因。進一步研究表明， 經濟下行期經營環境惡化， 業績壓力增大， 企業盈余管理行為更加激進， 導致所得稅稅負粘性增強是企業稅負痛感集中凸顯的重要因素。因此， 國家在實施減稅降費政策的同時還應強化資本市場規范和監管， 以減少上市公司盈余管理行為， 降低企業所得稅稅負粘性， 提升業績下降時企業的財務可持續能力。

【關鍵詞】稅負粘性；盈余管理；稅會差異；所得稅

【中圖分類號】F812.42 " " "【文獻標識碼】A " " "【文章編號】1004-0994（2023）19-0046-10

一、 引言

近年來， 學術界發現企業稅負與企業業績并非完全聯動， 而是表現出向上聯動容易向下聯動難的粘性現象。稅負粘性導致經濟上行期企業稅負相對較輕， 而經濟下行期企業稅負相對較重（程宏偉和楊義東，2019）， 增加企業財務不可持續風險， 不僅不利于企業的逆周期調整（王百強等，2018；干勝道等，2019）， 還削弱減稅降費政策實施過程中企業的實際獲得感（肖建華和謝璐華，2022）， 反作用于地區產業結構升級（胡洪曙和武鍶芪，2020）， 影響國家稅收政策調整的有效性（吳曉娟和程宏偉，2021；干勝道等，2020）。所得稅稅負粘性是所得稅與會計利潤的非線性變動關系， 企業盈余管理需要權衡財務報告成本和稅收成本（Shackelford和Shevlin，2001）， 影響企業稅會差異， 因此研究所得稅稅負粘性不能繞過稅會差異及其背后的企業盈余管理行為。同時， 盈余管理與企業稅收負擔之間的關系是我國資本市場監管與稅收和會計制度關系協同中最為基礎和重要的問題， 然而對于盈余管理是否影響企業實際稅收負擔， 學術界尚存爭議。一類觀點認為， 企業進行盈余管理不得不承擔稅收成本， 從而增加企業實際稅收負擔。Erickson等（2004）對美國27家會計舞弊公司進行實證研究發現， 這些公司雖然高估了33.6億美元的會計盈余， 但同時為之付出了高達3.2億美元的企業所得稅成本， 加重了企業實際稅收負擔。另一類觀點認為， 由于非稅項目存在， 企業進行盈余管理可以避免承擔稅收成本（葉康濤，2006）， 即盈余管理與企業稅收負擔相對獨立。田培源等（2010）的研究發現， 我國上市公司盈余管理的基本目標是虛增盈余， 但大部分虛增盈余的公司并沒有因此承擔額外的稅費。Heltzer等（2012）稱其并沒有發現企業激進的財務報告行為與企業納稅行為激進程度存在顯著關聯， 且沒有證據支撐企業為了進行盈余管理而承擔額外的稅收成本。企業稅負粘性導致業績增減變動時稅收負擔異化， 因此， 從動態視角研究盈余管理與企業所得稅稅負粘性之間的關系有助于進一步認識盈余管理對企業所得稅稅收負擔的真實影響。

秦皓楠等（2018）首次利用數理推導的方式， 從稅會差異和盈余管理視角剖析企業所得稅稅負粘性的形成機理， 但沒有對此進行實證檢驗。胡洪曙和武鍶芪（2020）通過稅收激進程度估測企業盈余管理水平， 發現企業盈余管理行為會降低所得稅稅負粘性。然而， 胡洪曙和武鍶芪（2020）的研究實證處理相對簡單， 尤其在盈余管理行為與企業稅收負擔關系尚存爭議的情況下， 直接用稅收激進程度衡量企業盈余管理程度值得商榷。另外， 鑒于會計分期假設下， 盈余管理行為對企業財務報告結果存在跨期影響， 因此， 胡洪曙和武鍶芪（2020）的研究只檢驗當期盈余管理對企業所得稅稅負粘性的影響同樣有必要進行進一步的拓展。本文用多種方法識別和度量企業盈余管理行為， 并且將盈余管理行為對企業財務報告的跨期影響納入考察范圍， 系統研究企業盈余管理對所得稅稅負粘性的影響， 以進一步識別和探索企業所得稅稅負粘性的微觀動因， 拓展企業盈余管理經濟后果研究。

本文可能的貢獻有： 第一， 拓展和豐富了企業稅負粘性形成原因和影響因素的研究。已有文獻主要從稅制結構（叢屹和周怡君，2017；程宏偉和吳曉娟，2018）、 國家稅收計劃或稅收征管剛性（劉駿等，2019）等外部視角解釋企業稅負粘性以及稅負痛感變化， 缺乏從企業微觀事實及行為視角的深入探索。本文揭示了企業盈余管理行為是增強企業所得稅稅負粘性的潛在微觀動因， 有效拓展和豐富了這一領域的研究。第二， 將企業稅負粘性納入盈余管理與企業稅負關系研究框架， 對已有盈余管理與企業稅負關系的研究進行了有益補充。已有研究多從靜態視角探索企業盈余管理對稅收負擔的影響， 未考慮企業稅負相對業績的動態變動關系， 本文將盈余管理與企業稅負粘性統合在一個框架下進行研究， 以期厘清企業盈余管理行為對企業稅負與業績產出聯動規律的影響， 為解讀盈余管理與企業稅負關系提供新的視角。第三， 從稅收視角揭示了企業盈余管理行為影響企業價值和發展的新機制， 拓展了企業盈余管理行為的微觀經濟后果研究。本文發現， 企業激進的盈余管理行為會顯著提升以后年度的所得稅稅負粘性程度， 使得未來企業業績下降時， 企業所得稅稅負壓力進一步上升， 不利于企業的逆周期調整。

二、 理論分析和研究假設

（一）盈余管理與當期所得稅稅負粘性

理論上， 以盈利為目的的微觀企業， 在進行盈余管理時傾向于選擇能夠降低甚至避免稅收成本的盈余管理方式， 或者同時進行盈余管理和避稅（蘇宏通，2019；孫雪嬌和蓋地，2016）。實證方面， 學者也發現企業在進行盈余管理的同時避免承擔稅收成本的諸多證據。Frank等（2009）發現， 企業財務報告激進度與稅收規避激進度之間顯著正相關， 說明企業會在進行盈余管理的同時進行避稅， 規避盈余管理的稅收成本。葉康濤（2006）認為上市公司為了擺脫困境， 有動機操縱非應稅項目損益， 以規避盈余管理的所得稅成本， 并利用上市公司經驗證據驗證了這一推斷。

所得稅稅負粘性是指企業會計利潤下降時， 所得稅稅負下降的幅度小于會計利潤同比上升時， 所得稅稅負上升的幅度， 凸顯了企業業績下降時， 所得稅稅負難以隨之下降的粘滯性特點（王百強等，2018；肖建華和謝璐華，2022）。企業業績下降時， 所得稅稅負難以下降導致稅負痛感凸顯是所得稅稅負粘性的主要表現。因此， 為簡化分析， 本文重點分析業績下降時企業盈余管理對所得稅稅負相對會計利潤變動關系的影響。如圖1所示， 在企業所得稅存在粘性的情況下， 若業績下降， 企業更加傾向于選擇向上的盈余管理增加企業會計利潤（Comprix等，2012；Dhaliwal等，2010）， 且可以通過非應稅項目進行盈余管理， 這樣的盈余管理在真實利潤水平基礎上相對減少會計利潤下降幅度， 同時所得稅依舊相對穩定。在所得稅稅負粘性存在即會計利潤下降所得稅稅負難以下降的情況下（圖1左側）， 企業盈余管理使得所得稅稅負下降幅度相對會計利潤下降幅度的比例相對增加， 從而減弱當期所得稅稅負粘性（圖1右側）。因此， "提出第一個基本假設：

H1： 企業進行盈余管理時， 會盡量避免承擔同等的所得稅稅負成本， 從而減弱當期所得稅稅負粘性。

（二）盈余管理與未來所得稅稅負粘性

理論上看， 盈余管理行為并不增加或減少企業在一個足夠長的期間內的實際會計盈余總額， 但會改變企業會計盈余在各個會計期間的具體分布（李增福等， 2011）。因此， 研究盈余管理行為對企業所得稅稅負粘性的影響除了考慮盈余管理行為的當期影響， 還需考慮盈余管理行為對會計盈余的跨期影響。

從財務報告邏輯來看， 通過盈余管理使得當期會計利潤發生改變的同時會伴隨資產、 負債項目的改變， 而資產、 負債項目的改變又會在未來重新反映在利潤表上， 所以應計項目操控在未來往往會發生轉回（李增福等，2011）。對此， 學者普遍發現企業通過應計項目進行盈余管理后， 在未來一段時間會發生業績反轉， 導致業績在短期內滑坡（Shu和Chiang，2014）。Lev和Nissim（2004）研究了企業會計利潤與應稅所得之間的差異及其與企業盈余成長性之間的關系， 發現企業較低的應稅所得與會計利潤比， 表明企業進行了利潤操控， 導致公司未來績效出現較大波動且難以持續， 業績的可持續性和成長性較差。Hanlon（2005）研究了企業時間性稅會差異與盈余持續性之間的關系， 發現稅會差異越大， 應計性質的會計利潤持續性越差， 并指出其中的原因在于以前年度的盈余管理隨著時間性差異的消失而在以后期間轉回， 導致公司未來收益的較大波動， 盈余持續性較弱。我國學者也從各個角度驗證了企業通過應計盈余管理粉飾當期財務報表后， 公司隨后年度的經營業績由于操控性應計利潤的轉回而下滑。比如， 李增福等（2011）發現， 企業融資前應計盈余管理產生的操控性應計利潤在以后期間發生轉回， 導致融資后公司業績短期下滑的現象十分顯著。

根據上述分析， 如圖2所示， 企業盈余管理形成的操控性應計利潤會在未來發生轉回。同時， 根據前文分析， 企業可以通過非應稅項目進行盈余管理， 那么該種方式形成的操控性應計利潤在未來發生轉回時也往往不能進行稅前扣除， 這使得轉回期間的會計利潤進一步下降， 但該部分下降的會計利潤卻不伴隨所得稅的下降（圖2右側）， 導致所得稅下降的粘滯性更加嚴重， 提升以后轉回期間的企業所得稅稅負粘性程度。綜上， 提出第二個基本假設：

H2： 延長考察期間， 企業盈余管理行為產生的操控性應計利潤會在未來發生轉回， 增強以后轉回期間的所得稅稅負粘性， 即長期來看， 盈余管理行為是增強企業所得稅稅負粘性的潛在動因。

三、 研究設計

（一）樣本選擇

本文選擇2009 ～ 2018年A股上市公司為初始樣本。同時， 對初始樣本做了如下處理： ①剔除樣本期內所得稅稅負為負的公司； ②剔除樣本期內會計利潤總額為負的公司； ③剔除金融保險行業的公司； ④剔除數據存在缺失的公司。最終得到12277個樣本（年度觀測值）。為避免異常值的影響， 對所有連續變量進行上下1%的縮尾處理。

（二）變量定義及說明

1. 所得稅。本文所指的所得稅是企業當期實際承擔和繳納的所得稅， 即當期所得稅的納稅支出。結合我國財務報告制度， 參考王百強等（2018）的做法， 當期所得稅的計算方法如下：

企業當期所得稅（ITAX）=當期所得稅費用-當期遞延所得稅費用。

2. 盈余管理水平。在盈余管理相關研究文獻中， 最廣泛的做法是用修正的瓊斯模型測度企業的操控性應計利潤水平， 從而衡量企業的盈余管理水平。本文采用同樣的方法， 估計企業盈余管理水平， 具體步驟如下：

第一步， 計算企業的總應計利潤（TACC）。Collins和Hribar（2000）認為， TACC采用現金流量表法比采用資產負債表法更加穩健， 因此本文的TACC采用現金流量表法計算得到。具體計算公式如下：

TACC=NET_INCOME-OCF （1）

其中： TACC為企業總應計利潤； NET_INCOME為年度報告的凈利潤； OCF為公司年度經營活動現金凈流量。

第二步， 采用修正的瓊斯模型估計企業非操控性總應計利潤。具體模型如下：

TACC/At-1=β1×（1/At-1）+β2×［（△REV-

△AR）/At-1］+β3×（PPE/At-1）+δ （2）

其中： At-1為上一年末的資產總計； △REV為第t年營業總收入與第t-1年營業總收入之差； △AR為第t年應收賬款凈額與第t-1年應收賬款凈額之差； PPE為第t年的固定資產凈額。通過分行業、 分年度對上述修正的瓊斯模型進行回歸， 得到回歸系數 " " " " " " " " " " " " " " " " " "。將回歸系數 " " " " " " " " " " " " " " " " " "代入方程（3）， 得到企業非操控性應計利潤（NDTAC）。

NDTAC= " " " "×（1/At-1）+ " " " " ×［（△REV-

△AR）/At-1］+ " " " "×（PPE/At-1） （3）

第三步， 計算企業操控性應計利潤， 即盈余管理水平（DTAC）。具體計算公式如下：

DTAC= TACC-NDTAC （4）

DTAC越大， 代表企業操控性應計利潤規模越大， 盈余管理水平越高。需要說明的是， 本文的研究主要關注企業操控性應計利潤的規模大小， 即企業報告盈余的激進程度。操控性應計利潤為0， 為企業報告盈余衡量基準。操控性應計利潤大于0， 表明企業報告的盈余相對激進； 操控性應計利潤小于0， 表明企業報告的盈余相對保守。因此， DTAC的值越大， 表明企業報告盈余越激進， 盈余管理水平越高； DTAC的值越小， 表明企業報告盈余越保守， 盈余管理水平越低。所以， 此處直接用未取絕對值的操控性應計利潤DTAC衡量企業盈余管理水平。

3. 其他控制變量。借鑒劉駿等（2019）的做法， 控制可能影響企業所得稅稅負及其變動的相關變量， 包括產權性質（Soe）、 企業規模（Size）、 財務杠桿（Lev）、 盈利能力（Roa）、 資本密集度（PPE）、 存貨密集度（INVE）、 企業現金持有（Cash）、 企業成立年限（Age）等內部企業特征因素以及地區稅收征管強度（ENF）、 地方財政壓力（SRZC）、 宏觀經濟景氣情況（GDP）等外部環境因素。同時， 由于我國不同地區稅收政策存在差異， 還控制了地區效應（Dist）的影響。具體變量說明見表1。

（三）檢驗策略和模型設計

在企業所得稅稅負粘性基本計量模型的基礎上， "本文借鑒Banker等（2013）的方法， "建立如下的所得稅稅負粘性程度即系數β2的影響因素模型（5）：

β2=λ0+λ1×DTAC+Controls+ν " "（5）

LnRITAX=β0+β1×LnRInco+（λ0+λ1×DTAC+Controls+ν）×D×LnRInco+Year+Ind+Dist+ε （6）

將模型（5）代入企業所得稅稅負粘性基本計量模型中， 得到模型（6）。根據模型定義， 如果交叉變量D×LnRInco×DTAC的系數顯著為正， 則表明當期盈余管理行為具有減弱企業所得稅稅負粘性的效應， H1得以驗證。

同時， 王福勝等（2014）認為， 企業應計盈余管理產生的操控性應計利潤會導致企業短期內業績下滑， 說明操控性應計利潤在短期內會發生反轉。廖理和許艷（2005）則通過實證發現， 企業應計盈余管理對企業未來業績存在顯著的負面影響， 且該負面影響在實施盈余管理后的三年左右表現出來。同時， 滯后期間越長， 可能影響回歸結果的噪聲越多。因此， 本文認為操控性應計利潤發生后一到三年是一個比較合適的研究窗口。所以， 為驗證H2， 在模型（6）的基礎上， 引入滯后三期的盈余管理水平均值Mean_L3_DTAC， 得到模型（7）， 以檢驗以前年度盈余管理行為對當期所得稅稅負粘性的影響。

LnRITAX=β0+β1×LnRInco+（λ0+λ1×DTAC+λ2×Mean_L3_DTAC+Controls+ν）×D×LnRInco+Year+

Ind+Dist+ε （7）

如果交叉變量D×LnRInco×Mean_L3_DTAC的系數符號發生反轉， 甚至顯著為負， 則表明企業以前年度的盈余管理行為具有增強當期所得稅稅負粘性的效應， H2得以驗證。

四、 實證分析

（一）描述性統計

表2列報了主要變量的描述性統計結果。可以看到， 變量LnRITAX和LnRInco的均值分別為0.139和0.101， 表明樣本期內企業稅前會計利潤和所得稅稅負總體呈上升趨勢。變量D的均值為0.358， 表明有35.8%的樣本出現了稅前會計利潤下降的情況。變量DTAC均值為0.066， 中位數為0.033， 說明我國企業操控性應計利潤水平大于0， 普遍存在向上的盈余管理行為， 企業報告的盈余相對比較激進。

（二）回歸 分析

1. 盈余管理水平與企業所得稅稅負粘性。

表3第（1）列列示了當期盈余管理水平與企業所得稅稅負粘性關系的檢驗結果?？梢钥吹?， 交乘項D×LnRInco×DTAC的系數為0.105， 在10%的水平上顯著， 表明隨著當期盈余管理水平的提高， 企業當期所得稅稅負粘性減弱， H1得以驗證。表3第（2）列列示了企業滯后三期盈余管理水平均值對當期所得稅稅負粘性影響的檢驗結果?？梢钥吹剑?交乘項D×LnRInco×Mean_L3_DTAC的系數為-0.145， 相比當期盈余管理水平對所得稅稅負粘性的影響， 系數符號發生轉變， 且在5%的水平上顯著， 表明隨著滯后三期盈余管理水平的上升， 企業當期所得稅稅負粘性增強， 即企業以前年度盈余管理行為具有增強當期所得稅稅負粘性的效應， 是增強所得稅稅負粘性的潛在動因， H2得以驗證。

2. 盈余管理影響所得稅稅負粘性的變化過程。上述分析用滯后三期的盈余管理水平均值進行檢驗， 并沒有清晰展示以前年度盈余管理行為對所得稅稅負粘性影響的變化過程。因此， 此處繼續針對滯后一期、 滯后二期、 滯后三期的盈余管理水平對當期所得稅稅負粘性程度的影響進行檢驗， 以便觀察系數符號變化的過程， 檢驗結果如表4所示。結果顯示， 在用滯后二期的盈余管理水平進行檢驗時， 符號開始發生轉變， 此時交乘項D×LnRInco×L_2_DTAC的系數為-0.071， 接近顯著， 表明滯后兩期的盈余管理行為已經開始表現出增強所得稅稅負粘性的效應。當用盈余管理水平滯后三期進行檢驗時， 交乘項D×LnRInco×L_3_DTAC的系數為-0.126， 在1%的水平上顯著， 表明滯后三期的盈余管理水平增強當期所得稅稅負粘性的效應變得十分顯著。表4的結果進一步表明， 企業以前年度盈余管理形成的操控性應計利潤逐步發生轉回， 從而增強企業以后期間的所得稅稅負粘性， 即企業以前年度盈余管理行為是增強所得稅稅負粘性的潛在動因。

3. 穩健性檢驗。

（1）更換關鍵變量。除廣泛使用的修正的瓊斯模型外， 還有很多識別企業盈余管理行為、 估算企業操控性應計利潤水平的方法。本文使用Dechow和Dichev（2002）提出并構建的DD模型， 重新估算操控性應計利潤并衡量企業盈余管理水平。相比前文修正的瓊斯模型， DD模型在估算企業非操控性應計利潤時， 采用模型（8）進行估計， 其他計算步驟與修正的瓊斯模型一致， 不再贅述。

TACC/At-1=β0×（1/At-1）+β1×（CFOt-1/At-1）+

β2×（CFOt/At-1）+β3×（CFOt+1/At-1）+ε （8）

其中： TACC為公司第t年的總應計利潤； At-1為公司第t-1年末資產總額； CFOt-1、 CFOt、 CFOt+1分別為公司在t-1、 t、 t+1年經營活動產生的現金流量凈額。同時， 模型（8）分年度分行業回歸后的殘差ε為企業當期操控性應計利潤水平。用DD模型估算的企業操控性應計利潤水平作為企業盈余管理水平， 代入主檢驗模型再次檢驗， 結果如表5第（1）列和第（2）列所示。可以看到， 回歸結果與主檢驗完全一致， 表明本文的回歸結果比較穩健。

（2）內生性應對。本文樣本為面板數據， 考慮固定效應能在一定程度上緩解遺漏變量的內生性問題， 控制住一些不可觀測的相關個體效應， 為保證結果的穩健性， 本文針對主檢驗模型（6）和模型（7）， 提供雙向固定效應回歸以供參考， 回歸結果見表5第（3）列和第（4）列?？梢钥吹?， 回歸結果與主檢驗完全一致， 表明本文的回歸結果比較穩健。

五、 進一步分析和檢驗

（一）機制分析及檢驗

盈余管理是導致稅會差異加大的重要誘因之一（蘆笛，2017）。Lev和Nissim（2004）設計了應稅所得與會計利潤之比來衡量企業稅會差異程度， 以識別企業盈余管理行為。他們發現企業較低的應稅所得與會計利潤比， 表明企業進行了利潤操控， 進而導致公司以后期間的績效出現較大波動且難以持續， 業績的成長性顯得較差。根據前文理論分析， 盈余管理通過影響稅會差異變動， 進而影響所得稅稅負粘性。為驗證前文理論分析邏輯的合理性， 明確盈余管理影響所得稅稅負粘性的具體作用機制， 本文借鑒Lev和Nissim（2004）的做法， 通過應稅所得與會計利潤衡量企業稅會差異， 驗證企業盈余管理行為通過影響企業稅會差異進而影響所得稅稅負粘性的作用機制。具體地， 本文參考溫忠麟等（2004）的做法， 設計以下幾個步驟和程序， 檢驗稅會差異變動在盈余管理水平影響所得稅稅負粘性過程中是否起到中介作用。

第一步： 前文對H1和H2的驗證， 表明企業當期盈余管理會減弱企業所得稅稅負粘性， 但以前年度盈余管理會增強當期企業所得稅稅負粘性。

第二步： 利用模型（9）， 檢驗當期盈余管理是否使得企業當期應稅所得與會計利潤之比下降， 以及以前年度盈余管理行為是否使得企業當期應稅所得與會計利潤之比上升。

第三步： 利用模型（10）， 檢驗應稅所得與會計利潤之比下降是否會減弱當期企業所得稅稅負粘性以及檢驗應稅所得與會計利潤之比上升是否會增強當期企業所得稅稅負粘性。具體檢驗模型如下：

TIN/AIN=β0+β1×DTAC（Mean_L3_DTAC）+

Controls +Year+Ind+Dist （9）

LnRITAX=β0+β1×LnRInco+［λ0+λ1DTAC

（Mean_L3_DTAC）+λ1TIN/AIN+Controls+ν］×D×

LnRInco+Year+Ind+Dist+ε （10）

其中： TIN/AIN代表企業當期應稅所得與會計利潤之比， 其他變量同前。如果第二步和第三步都通過了顯著性檢驗， 則可證明應稅所得與會計利潤之比（TIN/AIN）在企業盈余管理影響所得稅稅負粘性的過程中起到中介作用； 如果有一個回歸結果不顯著， 則繼續進行Sobel檢驗， 如果Sobel檢驗顯著， 則該中介效應依然存在。

表6列報了當期盈余管理水平、 應稅所得與會計利潤之比和企業所得稅稅負粘性關系的檢驗結果。首先， 第（1）列中， 交乘項D×LnRInco×DTAC的系數顯著為正， 表明當期盈余管理顯著減弱當期所得稅稅負粘性。第（2）列中， 變量DTAC的系數為-0.072， 在10%的水平上顯著， 即當期盈余管理使得應稅所得與會計利潤之比降低。第（3）列中， 交乘項D×LnRInco×TIN/AIN的系數為-0.080， 在1%的水平上顯著， 表明應稅所得與會計利潤之比上升會增強當期所得稅稅負粘性。以上結果表明， 當期盈余操控行為通過降低應稅所得與會計利潤之比， 減弱了當期所得稅稅負粘性。表7列示了以前年度盈余管理水平、 應稅所得與會計利潤之比和企業所得稅稅負粘性關系的檢驗結果。第（1）列中， 交乘項D×LnRInco×Mean_L3_DTAC的系數顯著為負， 表明滯后三期盈余管理行為顯著增強當期所得稅稅負粘性。第（2）列中， 變量Mean_

L3_DTAC的系數為0.205， 在1%的水平上顯著， 表明滯后三期的盈余管理顯著提高了當期應稅所得與會計利潤之比， 與本文推斷相符。第（3）列中， 交乘項D×LnRInco×TIN/AIN的系數為-0.077， 在1%的水平上顯著， 表明較高的應稅所得與會計利潤之比會增強所得稅稅負粘性。以上結果表明， 以前年度的盈余管理行為通過提高當期應稅所得與會計利潤之比， 增強當期所得稅稅負粘性。綜上， 可以驗證企業盈余管理通過改變應稅所得與會計利潤之比， 從而影響所得稅稅負粘性。

（二）真實盈余管理與企業所得稅稅負粘性

學者發現， 除了通過應計項目進行盈余操控， 企業還通過真實盈余管理活動進行更為隱秘的盈余管理。朱紅軍等（2016）發現， 真實盈余管理往往會加重企業稅收負擔， 表明真實盈余管理行為同樣對企業稅負產生影響。那么， 在前文驗證應計盈余管理行為影響所得稅稅負粘性的基礎上， 企業真實盈余管理行為對所得稅稅負粘性是否具有相似影響？下文對此進行進一步檢驗。

目前， 學術界對真實盈余管理水平的度量方法比較統一。參考Roychowdhury（2006）的做法， 將真實盈余管理分為銷售操控（提供異常價格折扣或放寬信用條件等）、 生產操控（比如過度生產， 以降低單位產品成本）和費用操控（削減當期酌量性費用）三個部分分別進行度量。其中： 銷售操控會導致當期單位銷售現金流下降， 從而表現為異常低的經營現金流量； 生產操控使得公司生產成本增加， 表現為異常高的生產成本； 費用操控是指企業通過減少研發支出、 員工培訓費等合理必要支出來調增當期盈余， 表現為異常低的當期費用支出。本文借鑒王福勝等（2014）的做法， 首先通過真實盈余管理度量模型進行分行業分年度回歸， 估計出企業正常經營現金流量、 正常生產成本和正常酌量性費用。然后分別用公司當年實際經營現金流量、 實際生產成本和實際酌量性費用減去估計出的正常值， 估算出異常經營現金流量、 異常生產成本和異常酌量性費用， 從而估計企業真實盈余管理水平。具體模型如下：

CFO=β0+β1×（1/At-1）+β2×（S/At-1）+

β3×（△S/At-1）+δ （11）

PROD=β0+β1×（1/At-1）+β2×（S/At-1）+

β3×（△S/At-1）+β4×（△St-1/At-1）+δ （12）

DISEXP=β0+β1×（1/At-1）+β2×（St-1/At-1）+δ （13）

其中： CFO是企業經營活動現金流量； PROD為公司生產成本， 等于企業營業成本與存貨變化之和； DISEXP是公司酌量性費用， 即營業費用與管理費用之和； A是企業資產總額； S是營業收入； △S是當期營業收入相對上期的增加額?？紤]到企業可能同時使用三種真實盈余管理手段， 且三種盈余管理行為還可能存在抵消效應， 借鑒王福勝等（2014）的做法， 構建真實盈余管理水平的綜合指標（REM）， 具體計算如下：

REM=ab_PROD+（-1）×ab_CFO+（-1）×

ab_DISEXP （14）

其中： ab_PROD、 ab_CFO、 ab_DISEXP分別是模型（11）、 模型（12）和模型（13）的殘差； REM代表真實盈余管理水平， 該指標值越大， 意味著公司進行了越多以調增利潤為目標的真實盈余管理活動。

表8列示了估計出的樣本企業真實盈余管理水平（REM）的描述性統計結果。可以看到， 樣本公司總的真實盈余管理水平均值為0.084， 中位數為0.088， 表明我國上市公司普遍存在向上的真實盈余管理行為。同時， ab_PROD的均值為0.061， ab_DISEXP的均值為

-0.045， 表明進行真實盈余管理的企業的確會通過過度生產產生異常高的生產成本， 以及通過削減費用支出產生異常低的酌量性費用。

表9報告了真實盈余管理水平對企業所得稅稅負粘性影響的檢驗結果。第（1）列中， 交乘項D×LnRInco×REM的系數為0.226， 在1%的水平上顯著， 表明隨著當期真實盈余管理水平提高， 企業所得稅稅負粘性減弱， 即當期真實盈余管理行為具有減弱所得稅稅負粘性的效應。第（2）列和第（3）列中， 交乘項D×LnRInco×L_1_REM和D×LnRInco×L_2_REM的系數分別為

-0.197和-0.149， 都在1%的水平上顯著， 表明與應計盈余管理相同， 以前年度的真實盈余管理行為具有增強當期所得稅稅負粘性的效應。第（4）列中， 交乘項D×LnRInco×L_3_REM的系數不再顯著， 表明真實盈余管理增強企業所得稅稅負粘性的效應的作用周期相對應計盈余管理更短。

（三）非經常性交易、 盈余管理與所得稅稅負粘性

已有文獻表明， 企業常通過非經常性交易來進行盈余管理（魏濤等，2007）。同時， 企業非經常性交易產生的非經常性收益是企業稅會差異的重要來源， 比如公允價值變動收益、 投資收益、 營業外收入和支出、 資產減值損失等非經常性收益的組成部分， 基本都涉及稅會差異。那么， 企業高額的非經常性收益是否會伴隨企業更加激進的盈余管理行為？如果是， 那么企業當期非經常性交易是否通過提高操控性應計利潤水平， 從而減弱當期所得稅稅負粘性？同時， 以前年度非經常性交易產生的操控性應計利潤轉回時， 是否又會增強當期所得稅稅負粘性呢？這些問題的驗證有助于進一步全面認識企業盈余管理對所得稅稅負粘性的影響。對此， 本文進行了如下檢驗：

首先， 利用模型（15）檢驗企業非經常性交易是否會顯著提高企業操控性應計利潤水平。接著， 利用模型（16）檢驗企業當期非經常性交易是否會減弱當期所得稅稅負粘性。最后， 利用模型（16）檢驗企業以前年度非經常性交易是否會增強當期所得稅稅負粘性。具體模型如下：

DTAC=β0+β1×FJ+Controls+Year+Ind+

Dist+ε （15）

LnRITAX=β0+β1×LnRInco+（λ0+λ1×FJ+

λ1×L_1 ～ 3_FJ+Controls +ν）×D×LnRInco+Year+

Ind+Dist+ε " " " " （16）

其中： FJ代表企業當期非經常性交易水平； L_1 ～ 3_FJ代表企業以前期間非經常性交易水平。本文借鑒高雷和張杰（2008）的研究， 用企業非經常性收益占總收入的比例來衡量企業非經常性交易水平（FJ）。

表10列示了模型（15）和模型（16）的檢驗結果。第（1）列中， 變量FJ的系數為0.208， 在1%的水平上顯著， 表明企業非經常性交易水平越高， 企業操控性應計利潤水平越高， 驗證了非經常性交易是企業應計盈余管理行為的重要手段。第（2）列列示了非經常性交易對所得稅稅負粘性的影響結果。交乘項D×LnRInco×FJ的系數為0.752， 在1%的水平上顯著， 表明隨著當期非經常性交易水平的上升， 企業所得稅稅負粘性減弱。交乘項D×LnRInco×L_1_FJ的系數符號開始發生轉變， 為-0.154； 交乘項D×LnRInco×L_2_FJ的系數為

-0.483， 且在5%的水平上顯著， 表明滯后二期的非經常性交易顯著增強了當期所得稅稅負粘性； 滯后三期時交乘項D×LnRInco×L_3_FJ的系數不顯著。以上結果表明， 非經常性交易是企業盈余管理的重要手段， 且非經常性交易對所得稅稅負粘性的影響與應計盈余管理具有一致性， 進一步鞏固了本文的研究結論。

六、 研究結論和政策建議

（一）研究結論

本文利用2009 ～ 2018年A股上市公司的經驗數據， 實證檢驗了企業盈余管理行為對所得稅稅負粘性的影響， 并對作用機制以及真實盈余管理和非經常性交易等相關行為對所得稅稅負粘性的影響進行了進一步檢驗。

本文主要研究結論為： ①短期來看， 企業應計盈余管理行為具有減弱當期所得稅稅負粘性的效應， 但長期來看， 企業盈余管理形成的操控性應計利潤在未來會發生轉回， 會增強以后期間的所得稅稅負粘性， 表明從長期來看， 上市公司的盈余管理是增強所得稅稅負粘性的重要微觀動因。②企業盈余管理行為通過改變企業稅會差異程度， 從而影響所得稅稅負粘性。③企業真實盈余管理行為對所得稅稅負粘性的影響與應計盈余管理具有一致性。④企業非經常性交易水平與企業操控性應計利潤水平顯著正相關， 表明企業通過非經常性交易進行應計盈余管理。同時， 企業非經常性交易對所得稅稅負粘性的影響與應計盈余管理同樣具有一致性。本文的結論不僅豐富了企業所得稅稅負粘性微觀動因的研究， 還拓展了企業盈余管理行為的微觀經濟后果研究， 尤其對盈余管理行為與企業稅收負擔關系的相關研究進行了有益補充。

（二）政策建議

第一， 將企業稅負粘性問題納入減稅降費效應評估和政策優化過程。在經濟下行期， 企業業績承壓， 盈余管理更加激進， 導致所得稅稅負粘性增強， 這不僅是經濟下行期企業稅負痛感凸顯的潛在動因， 還影響減稅降費對企業的真實效應。因此， 在經濟下行期， 國家減稅政策需要充分考慮企業稅負粘性問題， 在此基礎上進一步評估稅收政策調整的有效性并優化減稅降費政策。

第二， 深化資本市場改革， 減少企業盈余管理行為。企業盈余管理是一種投機行為， 影響資本市場資源的有效配置。本文研究發現， 企業盈余管理還是增強所得稅稅負粘性的微觀動因， 會加重企業業績下降時的稅收負擔， 不利于企業逆周期調整。因此， 政府應進一步深化資本市場改革， 強化資本市場監管， 減少企業盈余管理行為， 減弱企業所得稅稅負粘性， 促進企業持續健康發展。

【 主 要 參 考 文 獻 】

程宏偉，吳曉娟．稅制結構、股權性質及企業稅負粘性［ J］．中南大學學報（社會科學版），2018（4）：77 ～ 86．

程宏偉，楊義東．稅負粘性：一個詮釋企業稅負痛感的新視角［ J］．商業研究，2019（1）：49 ～ 59．

叢屹，周怡君．當前我國稅制的“稅負剛性”特征、效應及政策建議——基于2013-2016年制造業上市公司數據的實證分析［ J］．南方經濟，2017（6）：53 ～ 63．

馮延超．中國民營企業政治關聯與稅收負擔關系的研究［ J］．管理評論，2012（6）：167 ～ 176．

干勝道，郭芙蓉，楊微．政府稅收征管、地方治理環境與企業稅費粘性［ J］．財會月刊，2020（8）：135 ～ 143．

干勝道，楊微，王虹．產權性質、政治關聯與稅費粘性［ J］．現代財經（天津財經大學學報），2019（2）：43 ～ 56．

高雷，張杰．公司治理、機構投資者與盈余管理［ J］．會計研究，2008（9）：64 ～ 72+96．

胡洪曙，武鍶芪．企業所得稅稅負粘性的成因及其對地方產業結構升級的影響［ J］．財政研究，2020（7）：113 ～ 129．

李增福，鄭友環，連玉君．股權再融資、盈余管理與上市公司業績滑坡——基于應計項目操控與真實活動操控方式下的研究［ J］．中國管理科學，2011（2）：49 ～ 56．

廖理，許艷．不同盈余管理手段對于上市公司業績的影響研究［ J］．系統工程理論與實踐，2005（8）：24 ～ 31．

劉駿，薛偉，劉峰．稅負剛性——計劃型稅收征管模式下的中國企業稅負特征［ J］．當代會計評論，2019（1）：1 ～ 22．

蘆笛．稅收-會計差異與企業盈余管理行為的研究［ J］．科研管理，2017（5）：98 ～ 106．

秦皓楠，程宏偉，彭茜．會計-稅收差異與企業稅負粘性［ J］．商業會計，2018（3）：9 ～ 12．

蘇宏通．公司的稅收成本與盈余管理決策［ J］．財經問題研究，2019（4）：94 ～ 102．

孫雪嬌，蓋地．盈余管理與避稅行為：戰略替代抑或戰略互補［ J］．山西財經大學學報，2016（8）：114 ～ 124．

田培源，崔學剛，李欣憶．盈余管理與稅費負擔——基于會計差錯更正數據的分析［ J］．北京工商大學學報（社會科學版），2010（5）：78 ～ 85．

王百強，孫昌玲，伍利娜，姜國華．企業納稅支出粘性研究：基于政府稅收征管的視角［ J］．會計研究，2018（5）：28 ～ 35．

王福勝，吉姍姍，程富．盈余管理對上市公司未來經營業績的影響研究——基于應計盈余管理與真實盈余管理比較視角［ J］．南開管理評論，2014（2）：95 ～ 106．

魏濤，陸正飛，單宏偉．非經常性損益盈余管理的動機、手段和作用研究——來自中國上市公司的經驗證據［ J］．管理世界，2007（1）：113 ～ 121+172．

溫忠麟，張雷，侯杰泰等．中介效應檢驗程序及其應用［ J］．心理學報，2004（5）：614 ～ 620．

吳曉娟，程宏偉．稅收治理、稅會差異向度與企業稅負粘性［ J］．財會月刊，2021（4）：65 ～ 74．

肖建華，謝璐華．“社保入稅”是否增強了企業所得稅的稅負粘性——基于用工成本視角的檢驗［ J］．當代財經，2022（9）：28 ～ 39．

葉康濤．盈余管理與所得稅支付：基于會計利潤與應稅所得之間差異的研究［ J］．中國會計評論，2006（2）：205 ～ 224．

曾亞敏，張俊生．稅收征管能夠發揮公司治理功用嗎？［ J］．管理世界，2009（3）：143 ～ 151+158．

朱紅軍，王迪，李挺．真實盈余管理動機下的研發投資決策后果——基于創新和稅收的分析視角［ J］．南開管理評論，2016（4）：36 ～ 48．

Banker R. D.， Byzalov D.， Chen L.. Employment Protection？ Legislation， "Adjustment Costs and Cross-country Differences in Cost Behavior［ J］．Journal of Accounting and Economics，2013（1）：111 ～ 127．

Collins D. W.， Hribar P.. Earning-based and Accrual-based Market Anomalies： One Effect or Two？［ J］．Journal of Accounting amp; Economics，2000（1）：101 ～ 123．

Comprix J. J.， Mills L. F.， Schmidt A. P.. Bias in Quarterly Estimates of Annual Effective Tax Rates and Earnings Management［ J］．Journal of the American Taxation Association，2012（1）：31 ～ 53．

Dechow P. M.， Dichev I. D.. The Quality of Accruals and Earnings： The Role of Accrual Estimation Errors［ J］．Accounting Review，2002（4）：35 ～ 59．

Dhaliwal D. S.， Gleason C. A.， Mills L. F.. Last-Chance Earnings Management： Using the Tax Expense to Meet Analysts' Forecasts［ J］．Contemporary Accounting Research，2010（2）：431 ～ 459．

Erickson M.， Hanlon M.， Maydew E. L.. How Much Will Firms Pay for Earnings that Do Not Exist？ Evidence of Taxes Paid on Allegedly Fraudulent Earnings［ J］．Accounting Review，2004（2）：387 ～ 408．

Frank M. M.， Lynch L. J.， Rego S. O.. Tax Reporting Aggressiveness and Its Relation to Aggressive Financial Reporting［ J］．Accounting Review，2009（2）：467 ～ 496．

Hanlon M.. The Persistence and Pricing of Earnings，Accruals，and Cash Flows When Firms Have Large Book-Tax Differences［ J］．Journal of the American Taxation Association，2005（1）：137 ～ 166．

Heltzer W.， Mindak M. P.， Shelton S. W.. The Relation Between Aggressive Financial Reporting and Aggressive Tax Reporting： Evidence from Ex-arthur Andersen Clients［ J］．Research in Accounting Regulation，2012（2）：96 ～ 104．

Lev B.， Nissim D.. Taxable Income，Future Earnings，and Equity Values［ J］．Accounting Review，2004（4）：1039 ～ 1074．

Roychowdhury S.. Earnings Management Through Real Activities Manipulation［ J］．Journal of Accounting amp; Economics，2006（3）：335 ～ 370．

Shackelford D. A.， Shevlin T.. Empirical Tax Research in Accounting［ J］．Journal of Accounting amp; Economics，2001（3）：321 ～ 387．

Shu P. G.，Chiang S. J.. Firm Size， Timing， and Earnings Management of Seasoned Equity Offerings［ J］．International Review of Economics amp; Finance，2014（29）：177 ～ 194．