◆薛漫天

在華外資工業(yè)企業(yè)高報利潤的影響因素研究*

◆薛漫天

文章依據(jù)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)，推算了在華外資工業(yè)企業(yè)在樣本期各年的真實利潤；并分析了外資企業(yè)高報利潤決策的影響因素。結果表明，獲取銀行信貸支持、利用對外資的稅收優(yōu)惠、經(jīng)理層獲取更高薪酬、抽逃合資（合作）企業(yè)資金等動機是決定外資企業(yè)高報利潤傾向和高報利潤幅度的重要因素，政府規(guī)模、企業(yè)規(guī)模、境內(nèi)外利差水平等因素也有影響。

外資企業(yè)；利潤操縱；有序Probit

一、引言

企業(yè)的真實業(yè)績與報告業(yè)績不一致是普遍存在的現(xiàn)象，而且基本上是企業(yè)主動選擇的結果。高報利潤與低報利潤同樣是企業(yè)及其經(jīng)營者追求利益的手段，以往的研究集中于企業(yè)以低報利潤來避稅和逃稅的行為。盈余管理方面的文獻以上市公司為主要研究對象，概括地說，企業(yè)盈余管理的動機包括資本市場動因、契約（含報酬、債務等契約）動因、監(jiān)管（含應對政府監(jiān)管、應對稅收監(jiān)管）動因等（歐敏潔，2013），不少動因驅(qū)使企業(yè)高報利潤。

外企通常屬于跨國公司的分支機構，高報利潤可能是通過某些會計手段調(diào)增或虛增利潤，也可能體現(xiàn)為境外利潤向境內(nèi)的轉移，雖然依靠現(xiàn)有數(shù)據(jù)尚難以區(qū)分。后一種情況涉及跨國公司利潤轉移方面的大量文獻，這些文獻主要強調(diào)各國所得稅率差異導致的跨國利潤轉移。不過，相關經(jīng)驗研究均需跨國公司在各國子公司的各項數(shù)據(jù)，不易取得。同時，外資企業(yè)高報利潤的原因與內(nèi)資企業(yè)也有部分是類似的，例如獲取銀行信貸等。

本文依據(jù)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的微觀數(shù)據(jù)，推算了在華外資（包括港澳臺資）工業(yè)企業(yè)在樣本期各年的真實利潤；并采用動態(tài)隨機效應有序Probit模型和基于系統(tǒng)GMM方法的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型分析了外資企業(yè)高報利潤決策的影響因素。

二、研究設計

（一）推算真實利潤的方法

從研究方法上說，首先面臨的問題是確定企業(yè)真實利潤與報告利潤間的差距。Cai等（2009）提出了一種思路：利用中國企業(yè)層面的國民收入核算體系與會計體系之間的聯(lián)系推算企業(yè)的真實利潤，再據(jù)以分析競爭等因素對企業(yè)避稅行為的影響。這種方法的優(yōu)點，一是有實踐和制度依據(jù)，二是可以充分利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫等大型數(shù)據(jù)庫的微觀數(shù)據(jù)。本文依據(jù)國家統(tǒng)計局工業(yè)統(tǒng)計司2012年出版的《實用工業(yè)統(tǒng)計工作手冊》的明確指引修改了Cai等（2009）提出的利潤推算公式，得到本文所用的企業(yè)真實利潤數(shù)據(jù)。

（二）外資企業(yè)高報利潤的情況

本文根據(jù)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫計算了各年份內(nèi)資、外資規(guī)模以上企業(yè)高報利潤（計算方法參見下文）的比例，在所有年份外資企業(yè)高報利潤的比例均高于內(nèi)資企業(yè)3至5個百分點。而且，不論內(nèi)外資企業(yè)，歷年高報利潤的比例幾乎都達到或超過了五分之一，這是一個不容忽視、值得研究的現(xiàn)象。

（三）經(jīng)驗研究的設計

已有學術文獻中，筆者沒有看到針對外資企業(yè)高報利潤行為的研究，根據(jù)中國外資企業(yè)監(jiān)管人員的經(jīng)驗總結，樣本期內(nèi)外企高報利潤行為的動機包括：騙取銀行貸款以維持和擴大再生產(chǎn)（李冬麗，2012），本文在計量中用信貸約束、投資率、負債占比等變量衡量該動機的影響；利用人民幣升值獲得匯兌收益（安睿，2013）或利用國內(nèi)外利差套利，本文使用利差、人民幣實際有效匯率衡量該動機的影響；匯出更多利潤以盡快收回投資或轉移資產(chǎn)（張成，2006），本文主要通過外資比例、企業(yè)類別變量衡量該動機的影響；企業(yè)負責人追求業(yè)績和收入（李冬麗，2012），本文使用工資衡量其影響；調(diào)整利潤的體現(xiàn)時間、地點以充分利用外資稅收優(yōu)惠政策（孫亞，2007），這些優(yōu)惠通常面向新成立的、位于開發(fā)區(qū)的、利潤再投資的、出口導向型的外資企業(yè)，本文使用企業(yè)年齡、投資率、出口比、開發(fā)區(qū)等變量衡量。

高報的反面是低報，低報的基本動機是避稅乃至逃稅，本文在解釋變量中納入了實際稅率、是否虧損企業(yè)和已有文獻中提到的一些影響企業(yè)低報利潤行為的因素（如政府規(guī)模、市場結構等），但這不是本文分析的重點；解釋變量中還包括了體現(xiàn)企業(yè)特征、企業(yè)所在地特征等方面的控制變量，以及省份、年份等虛擬變量。

外資企業(yè)的高報（低報）利潤決策包含兩個步驟：首先，確定高報、平報還是低報；接著，確定高報（低報）幅度。這兩個決策相似但仍有區(qū)別；其影響因素可能基本相同，但影響的顯著性和大小會有差別。借鑒經(jīng)典文獻中對企業(yè)出口決策問題的研究思路，本文分別采用了動態(tài)隨機效應有序Probit模型和基于系統(tǒng)GMM方法的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型來分析這兩種決策的影響因素。筆者更感興趣的是前者。本文的研究視角、研究方法、研究結論都對已有文獻做出了有益的補充。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

（一）數(shù)據(jù)與變量

本文所用數(shù)據(jù)主要來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，該庫包含了全部國有及主營業(yè)務收入在500萬人民幣以上的非國有企業(yè)的各項財務指標。本文的計量研究依據(jù)企業(yè)登記注冊類型選擇其中的中國港澳臺資企業(yè)和外資企業(yè)為樣本，共40個二位碼工業(yè)行業(yè)，時間從1999年至2007年。由于2008年、2009年的數(shù)據(jù)庫缺少研究所需指標的數(shù)據(jù)，因此最晚只能取到2007年。平衡面板數(shù)據(jù)以法人代碼為主，結合其他信息配對，共包括7241家外資企業(yè)；用于隨機效應有序Probit模型的不平衡面板數(shù)據(jù)包括68886家企業(yè)，用于以高報利潤率為因變量的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的不平衡面板數(shù)據(jù)包括52056家企業(yè)。

根據(jù)《實用工業(yè)統(tǒng)計工作手冊》中《基于成本費用調(diào)查的工業(yè)增加值計算表》及有關說明，將工業(yè)增加值的生產(chǎn)法、收入法的計算公式分列左右兩邊，可得等式：

工業(yè)總產(chǎn)值+應交增值稅-工業(yè)中間投入=固定資產(chǎn)折舊+勞動者報酬+生產(chǎn)稅凈額+營業(yè)盈余

該式提供了從工業(yè)總產(chǎn)值推算作為營業(yè)盈余一部分的營業(yè)利潤的路徑。其中，工業(yè)中間投入包含了制造成本、銷售費用、管理費用、財務費用的主要部分，體現(xiàn)于數(shù)據(jù)庫中“工業(yè)中間投入合計”一項；固定資產(chǎn)折舊體現(xiàn)于“其中：本年折舊”一項；勞動者報酬基本體現(xiàn)于“本年應付工資總額”和“本年應付福利費總額”兩項；生產(chǎn)稅凈額中除了本年應交增值稅部分與等式左邊減去的補貼收入和營業(yè)盈余中包含的補貼收入之外，基本體現(xiàn)于“主營業(yè)務稅金及附加”與管理費用的“其中：稅金”兩項；營業(yè)盈余則相當于營業(yè)利潤加上補貼收入。因此，依據(jù)數(shù)據(jù)庫中可得數(shù)據(jù)，一個盡可能完整地推算真實的營業(yè)利潤的公式為：

營業(yè)利潤=工業(yè)總產(chǎn)值（現(xiàn)價）-工業(yè)中間投入合計-本年折舊-本年應付工資總額-本年應付福利費總額-主營業(yè)務稅金及附加-管理費用中稅金

2004年、2008年、2009年指標不全，無法依據(jù)上式計算。為便于處理，將2003年與2005年設為相鄰年份。利用上式推算出的利潤作為“真實利潤”，而以數(shù)據(jù)庫中“營業(yè)利潤”指標的數(shù)據(jù)作為“報告利潤”，可以定義高報利潤率：

高報利潤率=（報告利潤-真實利潤）/主營業(yè)務收入

因變量為高報利潤傾向和高報利潤率（PRORA，均值為-0.099（不平衡面板數(shù)據(jù)統(tǒng)計結果））。高報利潤傾向依據(jù)高報利潤率小于、等于、大于零分別取值為0、1、2。

各解釋變量說明如下：(1)投資率（INV）：參考徐明東等（2012），定義為（期末固定資產(chǎn)凈值-期初固定資產(chǎn)凈值+當期折舊）/期初資產(chǎn)總計，其中資產(chǎn)、折舊值均調(diào)整為1999年不變價，反映該企業(yè)的固定資產(chǎn)投資。(2)融資條件（FEFFI）：參考Cai等（2009），定義為該企業(yè)當年的財務費用除以資產(chǎn)總計。該文指出，在樣本期中國的企業(yè)主要依靠銀行融資，但信貸是受限的；因此該指標反映了企業(yè)能夠得到多少信貸，而非需要得到多少信貸。(3)負債占比（LIARA）：該企業(yè)當年負債合計除以資產(chǎn)總計。(4)工資（WAGE）：該企業(yè)當年應付工資總額除以資產(chǎn)總計。(5)企業(yè)年齡（AGE）：樣本年份減去企業(yè)成立年份。(6)利差（INDI）：該年中國銀行間拆借利率（CHIBOR）均值減去倫敦銀行間拆借利率（LIBOR）均值。(7)匯率（EXCH）：歷年中國的實際有效匯率指數(shù)，取自IMF數(shù)據(jù)庫。(8)企業(yè)規(guī)模（SIZE）：該企業(yè)當年全部從業(yè)人員年平均人數(shù)取自然對數(shù)。(9)外資比例（FORRA）：該企業(yè)當年中國港澳臺資本與外商資本之和除以實收資本。(10)資本勞動比（KL）：該企業(yè)當年固定資產(chǎn)凈值年平均余額除以全部從業(yè)人員年平均人數(shù)。(11)統(tǒng)計差異（STADIF）：該企業(yè)當年產(chǎn)品銷售收入除以工業(yè)總產(chǎn)值，用來控制會計與統(tǒng)計體系的差別。(12)政府規(guī)模（GOVSIZ）：定義為企業(yè)所在地級市財政支出除以該年國內(nèi)生產(chǎn)總值。(13)人均GDP（GDPPC）：企業(yè)所在各地級市的國內(nèi)生產(chǎn)總值除以該年人口，調(diào)整為1999年不變價。(14)開發(fā)區(qū)（DISTR）：虛擬變量，如果該企業(yè)當年任一地址中包含“開發(fā)區(qū)”三字則為1，否則為0。(15)出口強度（EXRA）：該企業(yè)當年出口交貨值除以工業(yè)銷售產(chǎn)值。(16)實際稅率（RTAX）：該企業(yè)當年應交所得稅除以當年利潤總額，如虧損則為0。(17)存貨占比（STORA）：該企業(yè)當年存貨除以當年資產(chǎn)總計。(18)赫芬達爾指數(shù)（HER）：該企業(yè)當年所在四位碼行業(yè)所有企業(yè)的市場份額（主營業(yè)務收入占比）的平方和。(19)虧損企業(yè)（LOSS）：該企業(yè)當年報告營業(yè)利潤為負則為1，反之為0。虧損企業(yè)操縱利潤的動機可能與盈利企業(yè)的動機有區(qū)別。此外，本文使用了關于企業(yè)類別、省份、年份的虛擬變量，其檢驗結果受篇幅影響沒有全部列出。

（二）動態(tài)隨機效應有序Probit模型

企業(yè)在上一期對是否高報利潤的選擇很可能會影響當期的選擇，產(chǎn)生狀態(tài)依賴，因此需采用動態(tài)模型對其選擇進行研究。此外，Contoyannis等（2011）指出，在非線性固定效應模型中，由于冗余參數(shù)問題（Incidental Parameters Problem）的存在，如果N大而T短，則極大似然估計的估計量是不一致的，所以相關經(jīng)驗研究均采用隨機效應Probit模型。

這樣，研究高報利潤選擇的動態(tài)隨機效應有序Probit模型的潛在方程可以寫為：

（三）基于系統(tǒng)GMM方法的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型

在以連續(xù)變量高報利潤率為因變量時，由于仍要采用滯后因變量作為解釋變量，需要解決由此帶來的內(nèi)生性問題。本文采用系統(tǒng)GMM方法進行估計。當采用滯后一期的因變量作為解釋變量時，Arellano-Bond殘差序列相關AR(2)檢驗值顯示仍存在二階自相關，因此又增加了滯后兩期的因變量作為解釋變量。計量模型可以表示為：

其中prorait代表企業(yè)i在t期的高報利潤率；xit代表一系列解釋變量，由于高報利潤幅度與高報利潤傾向的影響因素類似，與Probit模型使用的基本相同；εit為誤差項。

四、檢驗結果與分析

（一）動態(tài)隨機效應有序Probit模型

表1 動態(tài)隨機效應有序Probit模型檢驗結果

注：(1)限于篇幅，各均值變量、省份虛擬變量的系數(shù)沒有列出；(2)***、**、*分別表示在0.01、0.05、0.10的顯著性水平上通過了z檢驗；(3)ICC為組內(nèi)相關系數(shù)（Intra-class Correlation Coefficient），等于/(1+)，反映了不可觀測的異質(zhì)性帶來的方差在總方差中占的比重，相關的似然比（LR）檢驗均在0.01的水平上拒絕了原假設，證明這種異質(zhì)性是顯著的，應采用隨機效應模型；(4)EQUAL（t-1）、OVER（t-1）代表滯后一期的高報（低報）利潤傾向，平報、高報時分別為1，否則為0；EQUAL(1)、OVER(1)代表高報（低報）利潤傾向的初始值。

表1列出了動態(tài)隨機效應有序Probit模型的估計結果，包括平衡和不平衡的面板數(shù)據(jù)模型，模型(3)、(6)的估計結果是分析的基準。為便于對比，(1)、(4)列給出了混合數(shù)據(jù)有序Probit模型的估計結果，(2)、(5)列給出了沒有利用Wooldridge（2005）的方法解決初始條件問題的動態(tài)隨機效應Probit模型的估計結果。還應指出，混合數(shù)據(jù)與面板數(shù)據(jù)模型的誤差項的分布不同，因此系數(shù)不可直接比較。

所有模型中t-1期的報告利潤選擇項的系數(shù)（EQUAL（t-1）、OVER（t-1））都是高度顯著的，且后者高于前者，印證了狀態(tài)依賴的存在，應采用動態(tài)模型。(3)、(6)列中因變量初始值（EQUAL(1)、OVER(1)的系數(shù)除(3)列中的前者外，均顯著，且后者高于前者，證明初始條件問題確實存在，運用Wooldridge（2005）的方法是合理的。

融資條件（FEFFI）均顯著為負，已獲得信貸越少的企業(yè)越傾向于高報利潤，在利率管制與信貸配給的背景下，說明粉飾業(yè)績以獲得銀行信貸支持是外資企業(yè)選擇高報利潤的重要目的。Cai等（2009）指出，融資條件也可以反映企業(yè)的資本邊際收益率，難以獲得信貸的企業(yè)應具有更高的收益率。據(jù)此分析，資本邊際收益率越高，外資企業(yè)選擇高報利潤的可能性越大，因為此時提高負債率更為有利。負債占比（LIARA）在(6)列中顯著為負，負債率越低越傾向于高報利潤，印證了上述分析，說明取得外部資金、提高負債率的要求會促使外資企業(yè)高報利潤。

投資率（INV）的系數(shù)均顯著為正，說明取得資金投資、擴大再生產(chǎn)的需求是影響外資企業(yè)高報利潤行為的重要因素之一。對外資企業(yè)利潤再投資的稅收優(yōu)惠政策鼓勵了這種做法。工資（WAGE）的系數(shù)均顯著為正，該期的收入越高，為了支持和保持這種較高收入，企業(yè)越傾向于高報利潤，與預期相符。企業(yè)年齡（AGE）的系數(shù)均顯著為負，這很可能主要反映了隨著外資企業(yè)存續(xù)期延長其稅收優(yōu)惠政策逐漸減少的影響，也可能在一定程度上反映了企業(yè)熟悉環(huán)境后更便于逃稅的情況。

利差（INDI）的系數(shù)均不顯著；匯率（EXCH）的系數(shù)在(6)中顯著為正，但在(3)列中不顯著，說明國際金融因素對是否選擇高報利潤的影響有限，不過可能存在投機人民幣升值的動機。

在企業(yè)個體特征方面，企業(yè)規(guī)模（SIZE）的系數(shù)在(3)、(6)列中均顯著為負；外資比例（FORRA）在(3)列中顯著為負；資本勞動比（KL）在(3)列中顯著為正；統(tǒng)計差異（STADIF）在(6)列中顯著為正，說明外資企業(yè)規(guī)模越小、外資比例越低、資本密集度越高、產(chǎn)出向銷售收入的轉化速度越快，可能越傾向于高報利潤。規(guī)模較小與資本密集度較高的企業(yè)可能對資金的要求更為迫切。虧損企業(yè)（LOSS）在(3)、(6)列中都顯著為負，報告虧損的企業(yè)可能是為了避稅而低報利潤，也可能為了保持經(jīng)理收入等原因而少報虧損（高報利潤），檢驗結果說明前一種動機更重要。

實際稅率（RTAX）的系數(shù)在(3)列中顯著為負，符合預期，外資企業(yè)面臨的稅率越高，越不愿意高報利潤。在地區(qū)特征方面，政府規(guī)模（GOVSIZ）的系數(shù)在(3)列中顯著為負，與馬光榮等（2012）的結論相符，政府規(guī)模越大越會促使企業(yè)低報利潤。

人均GDP（GDPPC）、是否位于開發(fā)區(qū)（DISTR）、出口強度（EXRA）、存貨占比（STORA）、赫芬達爾指數(shù)（HER）的系數(shù)在(3)、(6)列中均未通過顯著性檢驗。

各企業(yè)類別中，根據(jù)(6)列，港澳臺資合作企業(yè)（220）、中外合作企業(yè)（320）傾向于高報利潤；港澳臺商投資股份有限公司（240）傾向于低報利潤。與外資比例（FORRA）的檢驗結果結合進行分析，這很可能反映了合資、合作企業(yè)中的外方股東利用高報利潤盡快抽逃資金和資產(chǎn)、損害中方股東利益的行為。

有序Probit模型的系數(shù)估計值可以確定解釋變量對外企高報利潤傾向的影響方向和顯著性，但為了得到影響的大小，需要計算平均偏效應。限于篇幅，其結果沒有列出。

（二）基于系統(tǒng)GMM方法的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型

表2 關于高報利潤率的動態(tài)面板模型檢驗結果

注：(1)限于篇幅，各省份、年份虛擬變量的系數(shù)沒有列出；(2)由于存在共線性，GDPPC變量在各模型中均被省略了；(3)AR(1)、AR(2)、Sargan的 值 分 別 為Arellano-Bond test for AR(1)、Arellano-Bond test for AR(2)、Sargan test的p值。

表2列出了以高報利潤率為因變量的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的檢驗結果。模型(7)、(9)采用了滯后一期的因變量作為解釋變量，但AR(2)檢驗值說明殘差仍存在二階自相關。模型(8)、(10)引入了滯后兩期的因變量，其系數(shù)均通過了顯著性檢驗，Wald、Sargan、AR(2)檢驗值均符合要求，說明模型設置是合理的，其檢驗結果是分析的基準。由于系統(tǒng)GMM方法更適合于持續(xù)性很高（Highly Persistent）的樣本，因而利用平衡面板數(shù)據(jù)的模型(8)的結果可能更重要。

(8)、(10)列由于采用了兩期滯后因變量，平衡面板數(shù)據(jù)的樣本容量減少了一期；不平衡面板數(shù)據(jù)中，沒有連續(xù)三期數(shù)據(jù)的企業(yè)樣本被剔除了，樣本容量比Probit模型減少了34%，這可能影響了估計的有效性。不過，計量結果仍說明了外資企業(yè)高報利潤幅度的主要影響因素，與高報利潤傾向的影響因素類似，包括投資率（INV）、融資條件（FEFFI）、工資（WAGE）、企業(yè)年齡（AGE）、統(tǒng)計差異（STADIF）、負債率（LIARA）、資本密集度（KL）、是否虧損（LOSS）等。與對高報利潤傾向的作用不同，實際稅率（RTAX）、企業(yè)規(guī)模（SIZE）、外資比例（FORRA）、政府規(guī)模（GOVSIZ）對于高報利潤幅度沒有產(chǎn)生顯著的影響。

存貨占比（STORA）的系數(shù)在(8)、(10)列中均顯著為負，說明存貨占比越低，外資企業(yè)高報利潤的幅度越高。這可能與業(yè)績較好的企業(yè)更需要擴大經(jīng)營規(guī)模有關。

利差因素對高報利潤幅度有一定影響。(8)、(10)列中利差（INDI）的系數(shù)都顯著為正，利差越高，高報利潤的幅度越大，揭示了套利動機的影響，與高報利潤傾向的影響因素相比，是一個重要的差別。

各企業(yè)類別中，(8)列中外商投資股份有限公司（340）的系數(shù)顯著為負，(10)列中中外合作企業(yè)（320）的系數(shù)顯著為正，與對高報利潤傾向的檢驗結果相符。

五、結語

本文推算了在華外資工業(yè)企業(yè)在樣本期各年的真實利潤；并采用動態(tài)隨機效應有序probit模型和基于系統(tǒng)GMM方法的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型分析了外資企業(yè)高報利潤決策的影響因素。結果表明，獲取銀行信貸支持、利用對外資的稅收優(yōu)惠（包括初始投資、利潤再投資等）、經(jīng)理層獲取更高薪酬、抽逃合資（合作）企業(yè)資金等動機是決定外資企業(yè)高報利潤傾向和高報利潤幅度的重要因素，政府規(guī)模、企業(yè)規(guī)模等因素也有影響；國內(nèi)外利差水平在外資企業(yè)決定高報利潤幅度的決策中起了一定作用。

由于2008年以后工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫指標縮減，無法用本文的方法研究2008年內(nèi)外資企業(yè)所得稅制度并軌帶來的影響；受電腦計算能力限制，目前也無法對內(nèi)資企業(yè)在樣本期的利潤操縱行為進行對比研究。這些均是未來的研究方向。

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（責任編輯：盛楨）

F275.4

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2095-1280(2016)05-0088-08

國家社會科學基金項目“長三角引領長江經(jīng)濟帶構建外向型工業(yè)布局研究”（項目編號：15BJY068）；教育部人文社會科學基金資助項目“外資的區(qū)域轉移、集聚與城鎮(zhèn)化的漸進互動研究”（項目編號：13YJA790147）。

薛漫天，男，東南大學經(jīng)濟管理學院副教授，經(jīng)濟學博士。