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递延所得税负债:负债或权益.pdf

递延所得税负债:负债或权益.pdf

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因为递延所第11号公告规定的递延法建立在递延所得税不影响企业现得税负债可以视为企业从政府取得的一项无息贷款,其未来金流的基础上,实际上隐含权益观。此外,美国所得税会计政策的变更历史也在一定程度上可见,若将递延所得税负债视为负债,则企业的财务杠杆反映了对递延所得税负债性质的争议。

尹彩辉月刊·全国优秀经济杂志递延所得税负债:责任还是权益李世新秦长顺元重庆大学经济与工商管理学院重庆400044不公正[摘要]学术界实质上是递延所得税的负债或权益。负债一直存在争议,国外标准制定机构对递延所得税负债的性质的理解尚未得出结论。本文从债务,财务杠杆与股票风险之间的关系入手,讨论了递延所得税负债与股票风险之间的关系,并建立了反映两者之间关系的回归模型。两组模型的测试结果分别反映了变量的影响和相互作用的影响,均表明配资公司,我国上市公司公司的递延所得税负债与股票风险显着正相关。研究结果证实,递延所得税负债的观点与现行会计准则一致。 [关键词]递延所得税负债视图权益视图递延所得税负债通常被视为负债要素。由于递延院第11号公告中规定的递延法律是基于递延所得税不影响企业当期应纳税所得额的事实,因此可以将其视为企业获得的无息贷款。来自政府,其未来现金流量实际上是隐性的。包含权利的概念。相反,FASB在1987年的还款会导致现金从企业中流出,因此被确认为负债。在我国当前的第96号公告中,很明显,递延所得税负债被视为负会计准则,而在FASB发布的公告中,所有递延所得税负债均被视为债务。但是,由于缺乏有关公告可以改善会计信息的证据,因此负债在资产负债表的右侧单独列出。

然而,长期以来,递延所得税的负相关性和收入波动性增加的可能性一直困扰着该公告实施所推动的债务性质。一些学者认为,递延所得税被推迟了三倍。债务没有特定的债权人,并且其实际支付的时间和金额尚不确定。之后,FASB在1992年发布的第109号公告仅对债务进行了修改,因此不宜将其列为负债(Chandra和Ro。,确认递延所得税资产的标准,递延所得税负债仍使用负债)。 1997)。更重要的是,如果公司能够继续获得足够的折扣折扣,那么应该指出的是,FASB颁布了第96号公告和109号旧固定资产,递延所得税额企业负债保持不变或因公告未能消除有关递延所得税负债性质的争议,仍需大量增加而无需实际支付,从而达到了长期节税的目的在学者坚持认为不适当将递延所得税负债视为负债的情况下,递延所得税负债将成为政府的价值转移。 o 公司位股东(罗森菲尔德,1990年); Defliese,1991年; Chandraand Ro。,1997)。似乎更宜将其视为企业的所有者权益(在Lasmanand国内,在财政部于1994年发布的“关于印刷和发行“ Enterprise Weil”一书中,第1978)条)。关于收入的暂行规定税收会计处理”和2006年发布的“企业一、文献审查和政策变更审查会计准则第18号-所得税”,递延税收抵免和外国学者对递延所得税负债性质的大部分研究递延所得税负债和库存税负债在资产负债表上列为负债项目,并发展了与债务清算风险的关系。

但是,到目前为止,没有证据表明相关法规和投资者对递延税的反应可以用来判断递延所得税的性质。例如,Givoly和Hayn(1992)对所得税负债项目的实际观点是一致的。本文的目的是调查并确认由1986年美国税制改革法案引起的递延所得税负债,因此卢卡维茨二、研究设计,为为中国减少和披露股票收入异常而制定和改进所得税会计政策提供了依据,相信其研究已经证实了递延所得税责任的观点。 (1990)等人的研究还表明,理论分析清楚地支持了递延所得税负债和普通股市场风险。现代投资理论认为,投资者与资产之间存在正相关关系。在定价时股票杠杆自动递延,考虑到未来的数量和风险与此相关的现金流量,并要求Chaney和Jete(r1994)发现意外的递延所得税要承担一定的风险补偿。负债的变化将直接导致公司财务杠杆负债与股票年收入成负相关,这与债务的观点明显相关,从而影响股票风险。债务,财务杠杆与股票风险之间的矛盾。另一个例子是Chandra和Ro(.199)7)的研究发现,递延所得税负债之间的关系可以由以下模型表示:与普通股市场风险存在显着的负相关性。他们认为投资者不认为zhu 1 = zhu u [1 +(1-子)D / S]递延所得税负债被视为税收负担,而可能被视为政府的公司,其中:zhu 1表示具有杠杆作用的系统性普通股风险公司; u u表示无永久股东永久性权益转移,从而确认了普通股系统递延所得税负债杠杆的风险公司; sub表示公司所得税税率; D表示权益概念。

公司负债; S代表普通股市场价格。此外,美国所得税会计政策变更的历史在一定程度上也是可见的。如果将递延所得税负债视为负债,则公司的财务杠杆反映了有关递延所得税负债性质的争议。 1967年,APB发行总和股票的风险将会增加;相反,如果将其视为一种权益,则该公司在该国中文核心期刊和财务与会计月刊下半年的Caiyin窑06窑炉援助将增加民政杠杆的风险,并且股票将会减少。因此股票杠杆自动递延,通过检查递延所得税负债的实证结果三、与股票风险之间的关系,可以验证投资者支持递延所得税负债的描述性统计。表1显示了总共1284个样本数据的痕迹的实际响应。接下来,作者将递延所得税负债与总负债分开,并描述统计结果。为了与^ m一致,^ a的统计结果仅是正数,并检验了其与股票风险的关系。值。由于公司的某些季度收入数据不足以估算所需的20种a2辅助模型设计。鉴于大多数公司在原始会计准则下的资产和负债样本数量为784。表中没有递延税项抵免项目。本文选择实施现行会计准则后表1的描述性统计数据中2007年和2008年CCER数据库中列出的所有公司作为样本,并进一步删除以下样本公司数据:所得税负债变量样本数的平均值中位数标准差最小值最大值;企业账面价值为负;市场价值小于或等于零。最后,m12841.131.140.250.2182.837获得满足条件公司 data的a7841.821.132.17017.1041284样本

基于财务杠杆,会计价值和市场价值之间的相关性(TA1284107.229.2495.31.9111949.01Beaver,Sm1284143.039.5773.11.8318230.591970;滨田市(1972);鲍曼(Bowman),1979),可以建立以下模型:Sa128449.113.3291.20.078477.30 mi = b0 + b1(Di / Smi)+ b2(DTi / Smi)+ b3zhuai + b4(Di / Smi)DT12840.80.044.40125.90zuai + b5(DTi / Smi)易卓ai + ei(1)模型中每个变量的含义是:mi是i 公司的市场价值; DT / Sm12840.0070.0010.01800.217zhuai是i 公司的账面价值; Di是i 公司负债的账面价值(不包括递延DT / Sa12840.0170.0030.03500.259所得税负债); D / SDTm12840.5940.3600.6910.0027.183i是i 公司的递延所得税负债; Smi是i 公司 股票的市场价格。D/ Sa12841.5111.0942.1140.01735.695考虑到中国股票市场的有效性是相对的y弱,我们还使用股票帐户作为市场价值; A是会计价值; TA为总资产(亿元);面值Sai用来代替上述模型中的股票市场价格Smi配资门户,以下Sm是所有者权益的市场价值(亿元); Sa是所有者权益的帐本模型:价值(亿元); DT为递延所得税负债(亿元)。

其中,m和mi = b0 + b1(Di / Sai)+ b2(DTi / Sai)+ b3 ai + b4(Di / Sai)yizhuai +的平均值分别为1.13和1.82,表明样本公司的平均风险大于市场b5(DTi / Sai)亦卓爱+ ei(2)市场系统风险。所有者权益市场价值的平均价值为143亿元人民币,并且标准偏差为为减少估计中的残差的自相关,我们使用资产总收益773.至1亿元,这表明样本公司的市场规模有很大差异。样本的一阶差异用于计算差异(aBeaver和Manegold,1975),其计算模数公司的递延所得税负债的金额也有很大差异。类型为:鉴于样本统计数据分布广泛且缺乏a的值,我们将xixiq =汤0i +'ai'Xmq + eiq分组为相关数据,首先,根据市场风险对样本公司进行分类值,其中:Yin Xiq是i 公司资产收益率的一阶差,即q季度递减次序,并且去除了具有最大市场风险值的4个样本公司数据。然后是营业收入占总资产的比率相对于上年同期的变化。以每10个样本公司数据为一组,计算该组中每个统计数据的算术平均总资产。季度开始和结束时的算术平均值,收入数据为营业利润加平均值作为最终值。数据参与回归。经过上述处理后,参与回归的数字的所得税和财务费用。根据总共128个组,Yin Xmq是所有公司 Yin Xiq的算术平均值。

值; zhu 0i和zhu ai是回归参数,使用20个季度数据回归来计算每两个辅助项的回归结果。我们使用分组的数据在每个会计年度末分析子模型样本公司。对A和B进行了测试,结果如表2和表3所示:如果市场认为递延所得税负债是负债,则该模型(1),表2A组模型OLS回归结果(n = 128)(2)中的系数b2和b5将显着为正;否则,这意味着市场认为R2F值VIF值递延所得税的D / Sb0b1b2b3调整是一种权益。考虑到有很多独立的模型中的变量,并且可能存在更严重的自相关,我们将模型[1)和[2)分为子模型D1.0160.03410.7260.048 / Sm( (0.0975.572鄢鄢鄢1.11612.33)鄢鄢鄢0.48)(3.69)鄢鄢鄢(0.24 [5)类型A和B。其中,子模型A用于反映每个自变量的个体影响,即,仅估计原始模型中的前四个变量;子模型B用于反映每个独立变量的影响。独立D0.9520.0334.8210.096 / Sa(鄢鄢(0.1548.69鄢鄢鄢0.512)1.37310.8 1)鄢1.007)(4.89)鄢鄢鄢变量。由此,可以获得A和B的两组子回归模型:其中:子模型mp = b0 + b1(Dp / Smp)+ b2(DTp / Smp)+ b3 ap + ep; A:mp = b0 + b1(Dp / Sap)+ b2(DTp / Sap)+ b3 ap + ep。

Mi = b0 + b1(Di / Smi)+ b2(DTi / Smi)+ b3 ai + ei(1A)mi = b0 + b1(Di / Sai)+ b2(DT表3B组方程OLS回归结果( n = 128) i / Sai)+ b3 ai + ei(2A)子模型B:D / Sb0b3b4b5调整R2F值VIF值mi = b0 + b3 ai + b4(Di / Smi)Ai + b5(DTi / Smi)ai + ei(1B)D1.1050.1320.01725.815 / Sm(14.48)鄢鄢鄢(0.615)(0.099)(3.27)鄢鄢鄢0.0744.366鄢鄢鄢1.187鄢鄢1.187愢鄢mi = b0 + b3愢ai + b4(Di / Sai)Yi Zhu ai + b5(DTi / Sai)Yi Zhu ai + eiD1.0900.2440.07512.496 / S(((((([0.147鄢鄢鄢a .8911.009(14.8 1)鄢鄢鄢1.107)0.888)4.63)鄢鄢鄢2B)援助7阴

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