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0.238 18 000700 模塑科技 0.0467 0.4101 0.0421 0.2006 19 002553 南方轴承 0.0653 0.1543 0.0751 0.1701 20 600104 上汽集团 0.0055 0.271 0.0256 0.2455 21 600653 申华控股 0.0067 0.1835 0.0049 0.1727 22 600303 曙光股份 0.038 0.2601 0.0394 0.0388 23 002472 双环传动 0.0519 0.1761 0.0233 0.1774 24 002213 特尔佳 0.0223 0.1635 0.0497 0.1865 25 000025 特力A 0.0789 0.5488 0.0228 0.3184 26 002283 天润曲轴 0.0229 0.1839 0.0033 0.1074 27 002085 万丰奥威 0.0805 0.0428 0.0377 0.1728 28 002434 万里扬 0.0054 0.1004 0.0199 0.1584 29 000559 万向钱潮 0.0343 0.1713 0.0268 0.1171 30 000581 威孚高科 0.059 0.0841 0.0502 0.1645 31 000338 潍柴动力 0.0508 0.1122 0.0316 0.1262 32 002536 西泵股份 0.0413 0.0799 0.0296 0.107 33 000678 襄阳轴承 0.021 0.0995 0.016 0.1254 34 002355 兴民刚圈 0.0189 0.163 0.0158 0.3422 35 601799 星宇股份 0.0264 0.1931 0.029 0.1795 36 002284 亚太股份 0.0256 0.053 0.0231 0.1881 37 600213 亚星客车 0.038 0.0329 0.0215 0.0301 38 600742 一汽富维 0.01 0.0413 0.0154 0.0306 39 002126 银轮股份 0.0304 0.1406 0.0262 0.1756 40 600066 宇通客车 0.0307 0.1569 0.0402 0.1702 41 000903 云内动力 0.0402 0.0211 0.0271 0.8162 42 000887 中鼎股份 0.0422 0.1506 0.0536 0.2246 43 002013 中航精机 0.0354 0.0445 0.0441 0.2038 44 000957 中通客车 0.0372 0.2404 0.022 0.2992 45 002448 中原内配 0.097 0.1105 0.0384 0.2679 平均税负率 0.0364 0.1636 0.0313 0.1815 根据表1可得出流转税税负图（见图1）与所得税税负图（见图2）。对照表1，从两张图中可以看出：2010、2011年流转税税负最重的分别为凌云股份、南方轴承，税负分别110 为0.0991、0.0751，流转税税负最轻的分别为襄阳轴承、天润曲轴，税负为0.0054、0.0033；2010、2011年所得税税负最重的分别为特力A、云内动力，税负分别为0.5488，0.8162；所得税税税负最轻的分别为云内动力、亚星客车，税负为0.0211，0.0301。 流转税税负变化趋势图00.050.10.150.20.250.314710131619222528313437404346公司编号流转税税负2010流转税税负2011流转税税负 图1 2010-2011年汽车制造业上市公司流转税税负图 115 从图1我们可以明显地看出2010年和2011年的流转税税负的大致趋势变化是相似的，存在个别变化异常的情况，比如：凌云股份由0.0991变为 0.0256，中原内配由0.097变为0.0384。流转税税负变化主要是由于：主营业务收入增速远大于流转税额的增长幅度，导致流转税税负下降很快。总的来说，企业的流转税税负是比较稳定的，没有很大的起伏，情况正常。相对于2010年，2011年来说流转税税负在降低，不仅最高流转税税负由0.0991下120 降为0.0751；而且总平均流转税税负也由0.0364下降为0.0313，这对整个行业来说是一个好现象。 在生产过程中，企业需要安排和控制好各个工序，合理地进行分工协作，即企业技术成熟的工序由自己来做有利，企业还处于起步研究的工序委托别人代为加工生产更为有利，简化企业的生产流程，降低流转税税负。汽车制造企业的规模大，业务复杂，需要各个方面的125 衔接，才能更好地发展。 所得税税负变化趋势图00.20.40.60.814710131619222528313437404346公司编号所得税税负2010企业所得税税负2011企业所得税税负 图2 2010-2011年汽车制造业上市公司所得税税负图 从图2可以看出企业所得税税负的变化相对来说没有存在固定的规律。其中最典型的代表就是云内动力，2010年的税负仅有0.0211，而2011年的税负陡增为0.8162，这主要是130 由于企业2010年的所得税存在延迟缴纳，从而导致2011年的税负很重，延迟纳税对企业是有利的，可以获取资金的时间价值，暂时缓解企业的经济困难。 企业的所得税税负变化幅度很大，主要是因为企业的应税收入很不稳定。由于政府政策导向和市场的原因，企业的利润变化波动很大，税负的变化也很大。企业在某个年度内是亏损的，下一个年度可能存在很大的利润，这样极易引起税务风险，这样会导致企业的一些税135 收优惠政策无法充分享受，企业会承担额外的税收收益损失。不同的执行税率也会影响到税负水平，如安凯客车2010、2011年的企业所得税税负分别为0.0374、0.0529，税负相对都是很低的，主要是由于企业积极创新，被认定为高新技术企业，2009-2011三年享受15%的税收优惠政策，执行税率越低税负自然也越低。 3 汽车制造业税负影响因素的实证分析 140 3.1 汽车制造业流转税税负影响因素的实证分析 3.1.1 模型建立 选取销售收入、销售成本、存货变动率、企业规模、固定资产变动率、净资产收益率这六个变量作为影响流转税的解释变量。为了研究汽车制造业流转税税负与变量之间的相互关系，从上述的45家上市公司中找到36家数据完整的公司，并以这些公司2006半年报表到145 2011年年度报表的12个观测值、共342组数据为样本，在EViews6.0中进行回归，结果如下： ttttICRLnCTICCTR693063.1-756726.0-349864Ln.0035335.2 ttOE645784.0AD493623.0463562.0RFLnATt CTR是实际流转税税负；LnIC是销售收入，取主营业务收入的自然对数；LnCT是150 销售成本，取主营业务成本的自然对数；ICR是存货变动率，取存货变量与期初存货量的比值；LnAT是企业规模，取资产总值的自然对数；FAD为固定资产密度，取期末固定资产总额与期末资产总额之比；ROE是净资产收益率，取净利润占期末资产的比率。 3.1.2 模型的检验与修正 所得出的各自变量的偏回归系数见表2： 155 表2 自变量的偏回归系数表 回归方程中包含的自变量 回归平方和 偏回归平方和 LnIC LnCT ICR LnAT FAD ROE 27.31093 ---- LnCT ICR LnAT FAD ROE 26.41718 0.89375 LnIC ICR LnAT FAD ROE 24.74002 2.57091 LnIC LnCT LnAT FAD ROE 24.79122 2.51971 LnIC LnCT ICR FAD ROE 27.30069 0.01024 LnIC LnCT ICR LnAT ROE 27.23418 0.07675 LnIC LnCT ICR LnAT FAD 25.52591 1.78502 从上表中可以得出 LnAT和FAD对税负的回归贡献最小。单个变量对应变量的解释能力为： LnIC是12.86%， LnCT是17.30%，ICR是11.33%，LnAT是0.0924%，FAD是0.9727%，ROE是13.04%，所以应剔除掉 LnAT与FAD这两个变量，重新回归结果见表3： 160 表3 流转税税负影响因素的回归结果 Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 6.21562 1.819659 3.415816 0.0007 LNIC 0.493834 0.068564 7.202576 0.0000 LNCT -0.621926 0.063693 -9.764362 0.0000 ICR -0.432612 0.140614 -3.076594 0.0022 ROE 0.687721 0.107749 6.38264 0.0000 回归方程为： ttOE687721.0432612.0621926.0-493834.021562.6RICRLnCTLnICCTRttt 从结果中可知，adjusted R-squared=0.3964，说明自变量可以解释应变量39.64%的变动，方程的解释能力较强，并且F检验为70.097，可以判定，在给定显著水平05.0的165 情况下，拒绝原假设，说明回归方程是显著的；D-W值为1.324434，变量存在自相关。解释变量和被解释变量进行单位根检验，变量是平稳的，不存在协整关系。变量间的简单相关系数大于0.5，可能意味着存在多重共线性，但如果相关系数低，说明变量间不存在多重共线性。根据表4，解释变量间相关系数不高，且各自变量都通过t检验，所以不存在多重共线性。 170 表4 自变量间的相关系数矩阵 LNIC LNCT ICR ROE LNIC 1 0.067088 -0.318879 0.202245 LNCT 0.067088 1 0.221826 -0.100505 ICR -0.318879 0.221826 1 -0.127952 ROE 0.202245 -0.100505 -0.127952 1 为了消除模型的自相关，引入)1(AR,建立如下模型 tttLnCTLnICCTR717236.0378118.073179.10tttuROEICR470868.039293.0- 175 1-389065.0ttuu 此时D-W为2.168352，自变量不存在自相关关系，具体回归结果见表5： 表5 调整后的回归结果 Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 10.73179 2.151722 4.987536 0.0000 LNIC 0.378118 0.081202 4.656498 0.0000 LNCT -0.717236 0.076772 -9.342389 0.0000 ICR -0.39293 0.142885 -2.749969 0.0062 ROE 0.470868 0.105268 4.473024 0.0000 AR(1) 0.389065 0.04524 8.600119 0.0000 R-squared 0.475697 Mean dependent var 3.585017 Adjusted R-squared 0.469529 S.D. dependent var 2.911811 S.E. of regression 2.120772 Akaike info criterion 4.35526 Sum squared resid 191.1511 Schwarz criterion 4.411865 Log likelihood -932.5586 Hannan-Quinn criter. 4.37761 F-statistic 77.12013 Durbin-Watson stat 2.168352 Prob(F-statistic) 0.000000 3.1.3 标准化回归方程的建立 180 为了得到各自变量量对因变量的影响程度，所以把自变量标准化，将原始数据减去相应变量的均值，然后再除以该变量的标准差，具体计算式为：jjjjSXXX)-('。标准化回归系数没有单位，可以用来比较各个自变量对因变量的影响程度，标准化回归系数的绝对值愈大说明自变量对因变量的作用愈大。标准化回归方程如下： 1-tt3892.01692.01148.044151.02252.0uROEICRLnCTLnICCTRtttt 185 根据标准化方程，构建税负要素影响程度因子如下： 6,..,1iiii，其中i为标准化方程中自变量的系数 从回归数据，建立的影响程度因子表格如表6所示： 表6 流转税税负因素影响程度表 因素 LnIC LnCT ICR ROE 影响程度因子 0.2369 0.4644 原创学术论文网Tag： |
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