Studiu privind cota efectivă de impozitare a profitului ... · PDF fileVAN a aceluiaşi...

Colecţia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE

WP nr. 2/2014

Studiu privind cota efectivă de impozitare a profitului companiilor din

perspectiva metodologiei Griffith-Devereux

Păunescu Radu

Facultatea de Finanţe, Asigurări, Bănci şi Burse de Valori

Program de masterat Finanţe Corporative Anul I

Academia de Studii Economice din Bucureşti

[email protected]

Coordonatorul lucrării

Prof.univ.dr. Vintilă Georgeta

Abstract

Numeroase voci din lumea economico-financiară îşi pun constant întrebarea: a trecut

sau nu criza din 2007? Indiferent de răspunsul la această întrebare, aceştia trebuie să aibă în

vedere că, prosperitatea din punct de vedere al creşterii economice, al dezvoltării sociale şi al

îmbunătăţirii standardelor de viaţă depinde de anumiţi factori cheie printre care şi

managementul fiscal eficient la nivelul companiilor. În lucrarea de faţă am urmărit aspecte

legate de acest subiect. Punctul central al lucrării este cota efectivă de impozitare a

profitului pe care am analizat-o din perspectiva literaturii de specialitate, dar şi empiric

utilizând trei modele econometrice Data Panel de tipul cross fixed-effects model. Studiile e

mpirice realizate, evidenţiază factorii de influenţă ai EITR (cota efectivă). Pe lângă factorii

constanţi în modele am utilizat şi factori de performanţa (ROE/ROIC) variabili de la un

model la altul. Analiza cuprinde 58 de companii listate la bursa americană, componente

preponderente ale Dow Jones şi NASDAQ pentru perioada 2000-2012. Concluziile estimării

OLS sunt interesante şi uneori contradictorii dar, este de reţinut faptul că se aseamănă foarte

bine cu rezultate oferite de studii anterioare. Astfel, o creştere cu 1 p.p. a dimensiunii

activelor (SIZE) va conduce la o diminuare a cotei efective de impozitare a profitului. Pe de

altă parte, structura stocurilor (STRINVY) şi structura activelor imobilizate (STRAST) vor

genera o creştere a EITR. În finalul lucrării sunt interpretate rezultatele, formulate

concluziile şi trasate direcţiile viitoare ale cercetării, care vizează în principal creşterea

bazei de date luată în considerare în analiza econometrică dar şi structurarea companiilor pe

sectoare de activitate.

Cuvinte- cheie: cota efectivă, impozit pe profit , management fiscal, optimizare fiscală

Clasificare JEL: G30; H21; H25; H26

Clasificare REL: 8K; 9D; 3K

Păunescu Radu

Studiu privind cota efectivă de impozitare a profitului companiilor din perspectiva metodologiei Griffith-Devereux

43

1.Introducere

Începând cu anul 2007 şi declanşarea celebrei crize financiare, toată lumea economică

discută despre recesiune, restrângeri bugetare, şomaj şi dificultăţi economice. Privită din

perspectivă dinamică, activitatea economică nu are o evoluţie constantă, liniară ci una

fluctuantă. Analiza modernă a evoluţiei ciclice a economiei realizată sintetic de Schumpeter în

,,Business Cycles” (1939) susţine lucrările unor economişti precum C.Juglar (1862), J.Kitchin

(1923), N.Kondratiev (1925) despre ciclicitatea economică. Aceştia spuneau că după fiecare

fază de încetinire (recesiune) urmează faza de expansiune sau boom economic. Deşi Philip

Kotler în lucrarea ,,Chaotics” publicată în 2009 consideră că odată cu 2007 am intrat în ,,Noua

Eră A Turbulenţei” în care ciclicitatea a fost înlocuită cu incertitudinea (iar mediul

economico-financiar a devenit ,,chaotic” în viziunea colaboratorului său J.Casoline),

economiştii speră că situaţia se va redresa. Aceştia trebuie să aibă în vedere că prosperitatea

din punct de vedere al creşterii economice, al dezvoltării sociale şi al îmbunătăţirii

standardelor de viaţă depinde de anumiţi factori cheie printre şi managementul fiscal eficient

la nivelul companiilor. În ceea ce priveşte România, pentru combaterea efectelor crizei

financiare, s-a decis adoptarea unui pachet de măsuri fiscale ce vizau în primul rând

consolidarea fiscală, stârnind numeroase controverse legate de această alegere şi reacţii ostile

din partea populaţiei, pusă în faţa creşterii taxelor şi diminuării veniturilor. Statele Uniunii

Europene îşi formează resursele publice utilizând trei tipuri principale de impozite – asupra

consumului, proprietăţii, respectiv veniturilor. Stabilirea combinaţiei optime dintre acestea

este deosebit de importantă întrucât unele tipuri de taxe pot avea un impact negativ asupra

creşterii economice, fiind un obiectiv important pentru multe state în anii ce au urmat crizei

financiare. Kneller (1999) a arătat că taxarea veniturilor are efecte negative asupra creşterii

economice, în timp ce taxarea consumului nu prezintă acest inconvenient. Pentru descrierea

managementului fiscal trebuie pornit de la sensul său de bază ci anume faptul că este un

proces prin care se derulează activitatea unei companii într-un mod eficient şi optim cu

ajutorul bugetului alocat fără să îl depăşească. Deşi este deseori confundat cu managementul

financiar, se referă la gestionarea numerarului unei companii în raport cu instituţiile

guvernamentale interesate de constituirea bugetară. Se realizează ţinând cont de o multitudine

de factori provenind din mediul contabil până la programe software complexe cu rolul de

realizare a obiectivelor propuse în planificarea fiscală şi în funcţie de bugetul disponibil. Lucrarea de faţă se axează doar pe o mică parte a managementului fiscal şi anume cota

efectivă de impozitare a profitului ce poate influenţa numeroase decizii dintr-o întreprindere

prin prisma faptului că rata efectivă de impozitare are un efect considerabil asupra

rentabilităţii unei companii. Impozitul pe profit nu influenţează doar profitul net dar afectează

şi fluxurile de numerar fiind în fond o cheltuiala monetară suportată de trezoreria companiei

(vezi Vintilă, 2006). Cercetarea de faţă propune ca pe viitor aspectele analizate în aceasta, să

fie coloborate cu premisele sistemului „Baza Fiscală Comună Consolidată” - sistem comun

de calculare a bazei fiscale a societăţilor care îşi desfăşoară activitatea în Uniunea Europeană

propus de Comisia Europeană în 16 martie 2011 (vezi Pătroi, 2009: pp. 21-26). Propunerea

reduce semnificativ povara administrativă, costurile de conformare şi incertitudinile juridice

cu care se confruntă în prezent societăţile din UE. Obiectivul bazei fiscale consolidate comune

a societăţilor (CCCTB) este ca societăţile să beneficieze de un sistem de "ghişee unice" pentru

transmiterea declaraţiilor fiscale şi să-şi consolideze toate profiturile şi pierderile înregistrate

în întreaga UE unei singure administraţii. Prin eliminarea obstacolelor fiscale din UE se

permite societăţilor comerciale să devină mai competitive.

Fiscalitatea, prin impozitarea veniturilor companiilor, determină un imbold spre investiţii

diferit în ţările membre ale Uniunii Europene. Cum cotele nominale de impozitare nu sunt un

indicator complet al sarcinii fiscale, analiza completă trebuie să cuprindă nivelul cotei

Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE

WP nr. 2/2014

44

nominale ajustate şi al cotei efective (implicite) de impozitare. Cota nominală ajustată include

impozite suplimentare pe veniturile companiilor. De regulă, aceste impozite suplimentare pot

fi deduse din baza de impunere. Spre exemplu, în Ungaria, în anul 2006, se percepea o

„suprataxă de solidaritate”. Cota efectivă de impozitare măsoară nivelul efectiv al sarcinii

fiscale. Efectul economic final al sarcinii fiscale poate fi adesea transmis de la unii

contribuabili către alţii în cadrul interacţiunii dintre cerere şi ofertă. Companiile majorează

preţurile de vânzare ca răspuns la creşterea impozitului pe venituri. Cota implicită de

impozitare reprezintă raportul procentual dintre veniturile fiscale agregate şi baza de impunere

potenţială. În literatura de specialitate este calculată atât cota de impozitare marginală efectivă

(eng. Effective marginal tax rate –EMTR), cât şi cota efectivă de impozitare medie (eng.

Effective average tax rate –EATR). Metodologia de calcul a fost creată de către Devereux

M.P. în 1999 şi de Griffith R. în anul 2003. Aceştia consideră că deciziile investiţionale sunt

afectate de ambele rate efective menţionate mai sus, dar în mod diferit. În timp ce ratele

efective medii orientează decizia asupra amplasamentului ales pentru o investiţie, nivelul

investiţiei respective este influenţat mai puternic de rata efectivă marginală. Devereux,

Lockwood şi Redoano (2008) au realizat un model care arată că înteprinderile multinaţionale

investesc capital în funcţie de rata efectivă marginală dar că îşi aleg centru activităţiilor în

funcţie de rata statutară de impozitare. Conform acestora companiile sunt interesate de cotele

statutare stabilite de legile ţărilor respective pentru că în funcţie de acestea depinde nivelul

profitului realizat dar sunt interesate, de asemenea, şi de cota efectivă care determină nivelul

de capital deţinut de companie. În articolul său, profesorul Gheorghe Matei (2010) observă că

în ţări precum Cipru sau Estonia nivelul cotei nominale de impozitare a veniturilor

companiilor este redus, dar nivelul efectiv al sarcinii fiscale a companiilor este ridicat, iar în

ţări precum Belgia sau Grecia este o situaţie inversă cu un nivelul efectiv al sarcinii fiscale a

companiilor redus (Elschner, 2009: pp.8). Impactul impozitului asupra nivelului capitalului

investit se realizează prin intermediul costului capitalului. Diferenţa între costul capitalului şi

rata reală a beneficiului după impozitare reprezintă cota de impozitare marginală efectivă.

Firmele vor investi până la punctul în care rezultatul marginal al capitalului este chiar egal cu

costul capitalului. Cota efectivă de impozitare medie reprezintă diferenţa, exprimată sub

formă procentuală, a VAN al unui proiect de investiţii profitabil în absenţa impozitării şi

VAN a aceluiaşi proiect de investiţii în prezenţa impozitării.

2. Aspecte teoretice ale cotei efective de impozitare a profitului în literatura de

specialitate

Aşa cum am arătat în introducere, pe lângă problematica cuprinsă în sistemul ,,Baza

Fiscală Comună Consolidată", companiile sunt interesate de gestionarea obligaţiilor fiscal-

bugetare prin managementul fiscal. Rolul acestuia este de optimizare a costului fiscal prin

restructurarea rezultatului fiscal cu scop final de diminuare a costului, în limitele permise de

legile în vigoare. Conduce la creşterea competitivităţii companiei. Optimizarea costului fiscal

în cadrul întreprinderii poate fi tactică sau strategică. Costul fiscal se reduce efectiv ca urmare

a diminuării bazelor impozabile prin acordarea de către Stat de deduceri fiscale. Costul fiscal

poate fi redus şi prin orientarea întreprinderii către zonele libere sau declarate defavorizate,

pentru care se acordă scutiri de impozite sau diminuări. Un alt factor de reducere a costului

fiscal este responsabilitatea socială care oferă o deducere fiscală mai mare, deci o masură mai

mică a cotei efective de impozitare a profitului. Ca măsură a presiunii fiscale, cota efectivă de

impozitare trebuie analizată alături de cota statutară prevăzută de lege. Sintetizează efectele

cumulative ale facilităţilor fiscale acordate. Propietarii unei companii apreciaza pozitiv

managerii care reduc nivelul cotei efective de impozitare a profitului, recompensându-i în

funcţie de nivelul acestora (Bauman şi Schadewald, 2001).

Păunescu Radu


45

Utilizatorii situaţiilor financiare sunt interesaţi de rata efectivă de impozitare pentru

că poate avea un efect considerabil asupra rentabilităţii firmei, prin faptul că impozitul pe

profit se scade din rezultatul brut. Pe de altă parte, fluxurilor de numerar sunt afectate de

impozitul pe profit pentru că reprezintă o cheltuială monetară care afectează trezoreria

întreprinderii printr-o ieşire de numerar (Bauman,Schadewald, 2001). Începând cu Modigliani

şi Miller, problematica impozitării companiilor a fost larg dezbătută în mediul economic.

Importante contribuţii asupra studierii acestui aspect au fost aduse şi de Harberger (1966),

Hall şi Jorgenson (1967), Stiglitz (1973), DeAngelo şi Masulis (1980), Poterba (1981), King

(1984), Auerbach (2005. Aceştia au dezvoltat studiile privind impozitarea pornind de la

impozitul pe profit până la impozitul pe dividente şi nu numai, cuprinzând astfel în analiză

impactul fiscalităţii atât la nivelul companiei cât şi la nivelul acţionarilor. Numeroase studii au

tratat legătura dintre cota efectivă şi mărimea firmei susţinând faptul că o companie mare

suportă o cota efectivă mai mare numită cost politic. Lanis (2007) contrazice aceasta teorie. Calcul cotei efective de impozitare urmează două tendinţe principale în literatura de

specialitate. Prima se bazează pe rapoartele financiare ( numită metodologia “micro backward

looking”) ca raport între obligaţiile fiscale şi profitul curent. În acest sens pot fi amintite

studiile lui Buijink, Janssen, Schols (2002) care analizează companii din Uniunea Europeană. Aceştia consideră că diferenţa dintre cota standard şi cota efectivă indică facilităţile fiscale de

care beneficiază companiile. Totodată remarcă diferenţele considerabile între ţările membre

atât din punct de vedere al facilităţilor cât şi al cotei efective. Gaetan Nicodème (2007) aduce

în plus studiului anterior introducerea în analiză a SUA şi Japonia. Utilizând informaţii

financiare neconsolidate pentru a cuprinde mai bine forma de impozitare, concluzionează că

în Europa cotele efective nu sunt mai ridicate ca în SUA şi Japonia începând cu anul 2000.

Studiul mai arată că în Germania, Italia şi Danemarca sunt cele mai ridicate rate de impozitare

efectivă şi că sectorul comerţului este mai impozitat ca cel al energiei şi comunicaţiilor. A

doua tendinţă porneşte de la teoria neoclasică a investiţiilor subliniind legătura dintre rata

efectivă marginală, costul capitalului şi rata efectivă medie de impozitare. Se numeşte “micro

forward-looking methodology”. Dezvoltată de Devereux şi Griffith în 1999, arată povara

fiscală suportată de proiectele de investiţii. Referitor la reducerea poverii fiscale, Sebastian

Lazăr (2010) aminteşte de economiile fiscale generate de remunerarea personalului prin

metode alternative. Acesta consideră că plata angajaţiilor în bonuri de masă sunt atractive

pentru companii pentru că nu presupun plata unor contribuţii sociale reducând astfel cota

efectivă de impozitare. Pornind de la raportul dintre impozit şi profitul brut al exploatării,

autorul arată că deşi sunt subestimate, bonurile de masă au un impact semnificativ asupra

performanţei fiscale a unei companii.

Un nivel ridicat de impozitare efectivă va fi perceput de întreprinderea-contribuabil ca o

formă de agresiune asupra veniturilor pe care le realizează, căutând, pe cale de consecinţă, să

identifice "portiţe de scăpare" (Pătroi, 2009). Pornind de la deductibilităţile fiscale permise de

lege, din dorinţa unei reduceri cât mai mari a impozitului pe profit, pot ajunge sub incidenţa

sancţiunilor contravenţionale şi chiar cele aflate în sfera de cuprindere a abaterilor penale. Djankov şi colectivul (2009) subliniază faptul că o creştere a cotei statutare de impozitare

antrenează după sine o creştere a evaziunii fiscale şi a economiei subterane. Dragoş Pătroi

(2009) consideră că la nivelul impozitului pe profit, metodele de externalizare a bazei

impozabile a profitului se împart în două mari categorii: în afară graniţelor naţionale prin

intermediul preţurilor de transfer, offshoring-urile şi paradisurile fiscale şi în interiorul

graniţelor naţionale prin intermediul microîntreprinderilor. Altfel spus, cotele de impozitare

efectivă a profitului prea mari pot determina unele companii să adere la economia subterană.

Termenul a fost utilizat de Peter Gutmann în 1977. Din punct de vedere fiscal, Pierre Pestiean

(1989) vede munca la negru şi frauda fiscală ca elementele principale ale economiei

subterane. Frauda fiscală reprezintă ansamblul practicilor ilicite, utilizate de către plătitorii de


WP nr. 2/2014

46

impozite, contribuabili, pentru eludarea în totalitate sau în parte a obligaţiilor fiscale de plată.

Cuantumul obligaţiilor sustrase, reprezintă prejudiciul cauzat bugetului statului. Munca la

negru nu poate exista fără fraudă, scopul său principal fiind reducerea unor impozite. Trebuie

facută distincţia între fraudă fiscală şi evitarea fiscală (deduceri fiscale) permisă de lege. O

formă de fraudă fiscală este utilizarea firmelor-fantomă care ulterior nu pot fi identificate

pentru justificarea activităţii ce au desfăşurat-o şi plata obligaţiilor fiscale acumulate. Astfel,

mărfuri care au fost produse sau importate cu preţuri modice, subevaluate, pentru reducerea

nivelului impozitelor dobândesc după trecerea prin firma fantomă, valori mari neimpozabile.

Impozitul pe profit este o ţinta predilectă pentru frauda fiscală prin “umflarea” exagerată a

cheltuielilor deductibile pentru diminuarea profitului impozabil. Munca la negru prin neplata

obligaţiilor de asigurări, se va amplifica în timp, grevând asupra fondurilor publice care, din

considerente sociale, va asigura muncitorilor clandestini asistenţă medicală şi ajutor social

deşi nu au contribuit. Optimizarea fiscală prin intermediul microînteprinderilor presupune

respectarea anumitor condiţii impuse de Codul Civil. Printre acestea se numără obţinerea de

venituri (cu excepţia domeniului bancar, asigurări, casino) care să nu depăşească echivalentul

a 65000 de euro. Nu se admit niciun fel de deduceri fiscale din baza impozabilă, cu excepţia

contravalorii de achiziţie a caselor de marcat. Cum cota de impozitare este de 3% dacă se

îndeplinesc condiţiile necesare, companiile au posibilitatea de a alege între impozitul pe profit

şi impozitul pe venit multe dintre acestea preferând cea de-a doua formă de impozitare. De

exemplu, există posibilitatea utilizării microîntreprinderilor în scopul externalizării

activităţilor firmei-mamă. În situaţia în care o firmă plătitoare de impozit pe veniturile

microîntreprinderilor prestează anumite servicii către firma plătitoare de impozit pe profit,

acestea vor fi deductibile fiscal din profitul impozabil al celei din urmă, reducând astfel cota

efectivă de impozitare a impozitului pe profit. Se aseamănă cu principiul optimizării fiscale

utilizat de holdinguri. Prin holdinguri se evită legal plata impozitului de 16% pe câştigul din

vânzarea acţiunilor. Gabriel Biriş (2012) consideră că prin holdinguri, deşi se pierde impozitul

pe profit, se stimulează creşterea economică prin servicii financiare şi prin dezvoltări

imobiliare. În plus, acesta consideră că legislaţia de tip holding permite păstrarea capitalului

românesc în ţară şi atragerea de capital strain. Pe lângă activităţile ilegale prezentate mai sus

există forme legale de gestionare a impozitului pe profit prin urmărirea reducerii bazei de

impozitare. Printre acestea este agresivitatea fiscală studiată de Frank şi colectivul (2009). Watson (2011) defineşte termenul de agresivitate fiscală drept evitare fiscală cu scopul de a

reduce impozitul datorat, mergând cu strategiile alese, până la limita legii. Acesta a arătat că

între responsabilitatea socială corporativă şi agresivitatea fiscală există o relaţie inversă, în

sensul că activităţile de responsabilitate socială afectează raportările fiscale ale companiei. Utilizând cota efectivă de impozitare ca indicator pentru agresivitatea fiscală şi indicele

responsabilităţii sociale corporative, Vintilă, Armeanu şi colectivul (2012) au realizat un

studiu empiric privind corelaţia dintre acestea. Studiul cuprinde analiza a 37 de companii

listate la BVB. Rezultatele econometrice nu au evidenţiat existenţa unei corelaţii între cele

două elemente analizate o cauza probabilă fiind faptul că în România cele două concepte de

responsabilitate socială şi agresivitate fiscală nu sunt cunoscute şi utilizate de companii decât

în ultimii ani. Prem Sikka (2010) consideră că ar trebui acordată o mai mare importanţă

evitării organizate a impozitului pe profit realizat de companii, în special cele transnaţionale,

pentru că acestea au un impact considerabil asupra societăţii în care acţionează. Astfel spus,

prin diversele strategii de evitare a impozitării, reducerea profitului impozabil este un

beneficiu adus acţionarilor companiei, beneficiu ale cărui costuri sunt suportate de Stat deci

implicit de societate prin consumatorul final-populaţia. Statul, prin veniturile formate din

impozitele pe profit, investeşte în infrastructură, în interesul populaţiei şi în toate elementele

ce ţin de atribuţiile sale. Sikka se concentrează asupra aşa numitei ,,ipocrizii organizate" ce

Păunescu Radu


47

ilustrează diferenţa dintre promisiunile companiilor cu privire la responsabilitatea sociala şi

faptele propriu-zise. Una dintre regulile de aur necesare unei competitivităţi puternice, enunţate de Stéphane

Garelli (2006), presupune o relaţie de echilibru între nivelul salariilor, productivitate şi

fiscalitate. Cota efectivă de impozitare are un rol important în această relaţie influenţând

foarte mult competitivitatea unei companii şi implicit a unei ţări la nivel global. De asemenea,

cota efectivă de impozitare influenţează nivelul investiţiilor străine directe (FDI). Totuşi

Devereux, Keen şi Schiantarelli (1994) au arătat că asimetria sistemelor fiscale nu

influenţează semnificativ deciziile de investiţii ale companiilor. Criza din 2007 a afectat foarte

multe ţări europene provocând dificultăţi fiscale severe sau chiar incapacitatea de plată a

statului în unele cazuri. În raportul privind factorii care influenţeză competitivitatea, realizat

de World Economic Forum pentru anul 2012, în clasamentul celor mai importante

constrângeri pe care mediul de afaceri le are de înfruntat în România, locul 3 (din 15 poziţii

printre care birocraţia, corupţia, inflaţia) îl ocupă nivelul taxelor şi implicit cota efectivă de

impozitare a profitului companiilor. Sebastian Lazăr şi Gheorghe Filip consideră, spre

deosebire de alţi autori, că nu doar cota efectivă este de interes pentru manageri dar şi

impozitele pe clădiri, contribuţiile la asigurări sociale au un rol important asupra presiunii

fiscale şi, prin legătură indirectă, asupra competitivitaţii companiei. În lucrarea ,,Measuring

Corporate Effective Tax Burden In România: A Comprehensive Approach" cei doi autori

încearcă să determine pe baza companiilor listate la BVB, cât din profitul brut ajunge la

bugetul de stat, şi care dintre impozite impune cea mai mare presiune fiscală pentru companie.

În opinia acestora, impozitul pe profit este relativ redus prin prin comparaţie cu asigurările

sociale suportate în cea mai mare parte, pe lângă angajat, de companie. Referitor la impozitul

pe profit, un raport al Comisiei Naţionale de Prognoză menţiona efectele pozitive ale politicii

de relaxare fiscală din anul 2005 (vezi Anexe –Tabel 12). Printre acestea se numără reducerea

ratei efective de impozitare prin reducerea decalajului dintre cota statutară şi cea efectivă,

reducerea arieratelor, creşterea cheltuielilor cu investiţiile şi creşterea profiturilor societăţilor.

Practic, introducerea cotei unice, propusă printre alţii şi de Gabriel Biriş, a condus la o

îmbunătăţire a ratelor efective de impozitare observabile în Tabelul 1.

Tabel 1 : Cota efectivă de impozitare a profitului în România 2004-2005

2004 2005

Rata standard 25 16

Rata efectivă 21.2 15.6

Rata realizată 19.8 17.4

Sursa: www.cnp/Cota unică a îmbunătăţit competitivitatea firmelor

Analizând profitabilitatea, pierderile, arieratele şi gradul de îndatorare, se poate afirma că

introducerea cotei unice a îmbunătăţit mediul de afaceri şi a condus la creşterea capacităţii

concurenţiale a firmelor. Biriş (2005) numeşte cota unică de 16% “cota mioritică” pentru că

nu respectă sistemul fiscal propus de laureatul premiului Nobel, Milton Friedmann (1962) în

care cota unică să fie un impozit calculat prin aplicarea unei singure cote de impozitare tuturor

veniturilor ce depăşesc o suma fixă neimpozabilă. De exemplu, menţinerea impozitului pe

dividende după introducerea impozitului de 16% a dus la supraimpozitarea profitului

distribuit acţionarilor, crescând totodată cota efectivă de impunere faţă de perioada când

impozitul pe profit era de 25%. Legat de contribuţiile sociale obligatorii, costul total al

angajatorului şi venitul net al angajatului, sarcina fiscală efectivă este aproape jumătate din

costul fondului de salarii.


WP nr. 2/2014

48

S.Lazăr şi G.Filip au utilizat metodologia micro-backward looking bazată pe studiile

Devereux-Griffith şi au observat o scădere a ratei efective totale de impozitare pentru perioada

2000-2009, excepţie făcând anul 2009 datorită crizei financiare. În schimb o influenţă

semnificativă au avut taxele locale şi contribuţiile pentru asigurări sociale, cota efectivă pentru

impozitul pe profit fiind cea mai redusă. Acest fapt se explică nu doar prin reducerea cotei

statutare de la 25% la cota unică de 16% dar şi pentru că la calculul profitului impozabil toate

celelalte cheltuieli sunt deductibile. Astfel, un nivel al contribuţiilor sociale ridicat scade

implicit impozitul pe profit. Sectorial, contribuţiile sociale mari afectează sectoare cu număr

mare de angajaţi ca industria hotelieră de exemplu.

Un factor de majorare a cotei efective de impozitare o poate reprezenta anularea

pierderilor fiscale, reprezentând un cost fiscal suplimentar pentru contribuabil. Potrivit

practicii internaţionale, se pot distinge două modalităţi de reportare a pierderilor fiscale: reportarea pierderilor în perioadele fiscale viitoare („loss carry-forward”) şi reportarea

pierderilor în perioadele fiscale precedente („loss carry-back”). Reportarea pierderilor în

perioadele precedente este permisă doar în unele state spre deosebire ce primul timp de

reportare. OCDE (2011) a stabilit o corelaţie între creşterea economică şi pierderile fiscale

reportate pe viitor. Acestea sunt într-o permanentă creştere, iar în anii de recesiune au tendinţa

de accelerare. Deşi ar fi de aşteptat ca în perioadele de creştere economică mărimea

pierderilor reportate pe viitor să se diminueze, acestea rămân constante sau pot chiar creşte.

Pierderile fiscale sunt supuse unor restricţii de timp sau restricţii cantitative. OEDC consideră

că eliminarea restricţiilor de timp poate avea beneficii macroeconomice căci prin utilizarea

pierderilor fiscale se menţine continuitatea activităţii companiei având impact pozitiv asupra

deciziei investiţionale. Unele ţări stabilesc limitări cantitative privind deducerea pierderilor

reportate în perioadele viitoare. Prin limitarea deductibilităţii pierderilor fiscale din perioadele

precedente (între 50% şi 80% din venitul impozabil), statele se asigură că în orice perioada

fiscală (în care sunt înregistrate venituri impozabile de către contribuabili) se colectează un

nivel minim de venituri fiscale fiind un fel de taxare minimală. Şi pentru contribuabil este

favorabilă această situaţie, căci astfel pierderile fiscale neutilizate nu sunt anulate iar cota

efectivă de impozitare nu creşte. De exemplu, pentru Republica Moldova un raport al

Comunităţii Statelor Independente (CSI) arată că are cele mai restrictive reguli cu privire la

reportarea în timp a pierderilor (trei ani, similar Albaniei, Tadjikistanului şi

Turkmenistanului), cât şi la limitările cantitative (deducerea a 33% din valoarea pierderilor

fiscale suportate din 2012, precum şi anularea pierderilor neutilizate). Analiştii de la PwC

Moldova consideră că aplicarea în continuare a acestor restricţii va duce la majorarea cotei

efective a impozitului pe profit. În Italia pierderile fiscale pot fi compensate cu maximum

80% din valoarea venitului impozabil, iar această limitare nu se aplică pierderilor fiscale

suportate în primii trei ani de activitate a companiilor. Sunt stimulate investiţiile şi înfiinţarea

de noi afaceri de tipul IMM. În România, pierderea fiscală se recuperează din profiturile

impozabile obţinute în următorii 7 ani consecutivi. Recuperarea pierderilor se va efectua în

ordinea înregistrării acestora (conform Codul fiscal, Art. 26, alin 1, alin 2). Pierderea fiscală

se determina extracontabil, pe baza pierderii contabile influenţate de cheltuielile deductibile şi

nedeductibile prevăzute de Legea nr. 571/2003 privind Codul fiscal, cu modificările şi

completările ulterioare şi se reflectă în declaraţiile de impozite depuse de societate la organele

fiscale teritoriale unde are înregistrat sediul social. Pierderea contabilă este cea înregistrată în

soldul debitor al contului 121 profit şi pierdere, respectiv contul 117, conform prevederilor

Ordinului ministrului finanţelor publice nr. 1088/2004. Pierderea contabilă se acoperă din

profitul exerciţiului financiar încheiat, din profitul contabil reportat, din rezervele constituite

din profitul net, din capital social şi din alte resurse financiare proprii.

Cota efectivă de impozitare a profitului este influenţată şi de structura capitalurilor.

Numeroase lucrări dezbat acest subiect, printre care cele ale lui Modigliani şi Miller.

Păunescu Radu


49

Comparând valoarea unei firme neîndatorate cu valoarea unei firme asemănătoare dar

îndatorată, au concluzionat că pentru o structura optimă a capitalului necesare reducerii

taxelor, companiile ar trebui să folosească un grad de îndatorare de 100% datorită

deductibilităţii cheltuielilor aferente dobânzilor. Într-un fel, îndatorarea duce la creşterea

rentabilităţii financiare prin creşterea performanţelor fiscale şi satisfacerea acţionarilor. În

România, cheltuielile cu dobânzile sunt integral deductibile în cazul în care gradul de

îndatorare a capitalului este mai mic sau egal cu trei (Codul fiscal, art.23). Dacă este peste trei,

sau capitalul propriu are o valoare negativă, cheltuielile cu dobânzile şi cu pierderea netă din

diferenţele de curs valutar sunt nedeductibile. Acestea se reportează în perioada următoare

până la deductibilitatea lor integrală (sunt tratate din punct de vedere fiscal ca fiind cheltuieli

ale perioadei respective urmând să devină subiect al deductibilităţii în acea perioadă). Deşi

Modigliani şi Miller afirmă că firmele vor prefera finanţarea prin datorii pentru a beneficia de

avantajele fiscale obţinute prin deductibilitatea cheltuielilor cu dobânzile, trebuie luat în

considerare că prin creşterea datoriilor, creşte şi riscul de faliment. Cu cât este mai mare

costul asociat falimentului, cu atât este mai nejustificată motivaţia de apelare la datorii.

Creditorii şi furnizorii pot considera un semnal negativ creşterea ratei de îndatorare din

perspectiva riscului de lichiditate. Pentru acţionari, datoriile companiei nu sunt neapărat

văzute ca o scădere a valorii capitalurilor proprii. În contextul maximizării averii acţionarilor,

utilizarea datoriilor pentru interesele companiei este chiar dorită de către acţionari care nu

doresc să îşi aducă aportul din propriul buzunar. Pe de altă parte, deşi băncile nu acordă

credite companiilor îndatorate, dacă indicatorii de performanţă sunt favorabili acestea pot

acorda credite. Astfel spus, dacă o companie îndatorată contractează alte credite, investitorii

pot percepe acest fapt drept un semnal că respectiva companie este foarte performantă şi vor

dori să investească în acţiunile acesteia fapt ce conduce la o creştere a valorii respectivei

companii. Asimetria de informaţii afectează structura capitalurilor. Pentru combaterea acesteia

trebuie luată în considerare analiza costurilor de faliment, de agent şi de semnal (vezi

Leyland, 1977) care va delimita un nou punct de minim al costului capitalului, până la care se

poate vorbi de un avantaj de îndatorare. O îndatorare în creştere va ridica incertitudinea

realizării economiilor fiscale pe seama deducerii dobânzii din profitul impozabil. Teoria

finanţării ierarhice (Pecking Order Theory) a fost susţinută pentru prima dată de Donaldson

(1961). Teoria finanţării ierarhice ţine cont de existenţa taxelor şi a costurilor de tranzacţie

care favorizează reinvestirea profitului şi apelarea la datorii în detrimentul emisiunii de

acţiuni. Conform acestei teorii, acţionarii preferă reinvestirea profitului şi nu încasarea în

numerar a dividendelor în condiţiile în care impozitul pe dividende este mai mare decât

impozitul pe veniturile personale. Deductibilitatea cheltuielilor cu dobânzile în cadrul

profitului net al companiilor şi economiile fiscale conduc la preferinţa spre îndatorare

comparativ cu atragerea de capital prin emisiuni noi de acţiuni. Mihaela Dragotă (2005) în

lucrarea de doctorat a studiat gradul de îndatorare a companiilor de pe BVB pentru perioada

1997-2001 conform metodelor utilizate de Rajan şi Zingales (1995). Concluzia studiului a fost

că înteprinderile româneşti au avut grad destul de mare de îndatorare, dar bazat pe datoriile de

exploatare ci nu pe cele bancare, purtătoare de dobânzi. Nu puteau influenţa prea mult cota

efectivă de impozitare prin deductibilitatea cheltuielilor cu dobânzile. Acest fapt poate fi

corelat cu studiile lui S.Lazăr şi G.Filip legate de cota efectivă de impozitare a profitului care

arată că după perioada 2003 aceasta a început să scadă după implementarea cotei unice de

impozitare. După 2000 sistemul bancar din România s-a aliniat normelor internaţionale şi

companiile au putut să profită de perspectiva boomului economic de credite bancare care au

avut o influenţă asupra reducerii cotei efective de impozitare până în 2009. Green şi Hollifield

(2003) au investigat modul în care amânarea plăţii impozitului pentru câştigurile din vânzarea

activelor fixe reduce rata efectivă de impozitare. Aceştia au descoperit că prin amânarea cât

mai mare a plăţii impozitelor are loc o reducere a cotei efective de impozitare a acestor


WP nr. 2/2014

50

venituri ("capital gains") de până la 60%. Deşi nu ia în considerare anumiţi factori, studiu

susţine în ansamblul efectul benefic al îndatorării prin reducerea cotei efective de impozitare a

profitului datorată deductibilităţii cheltuielilor însă menţionează că dacă se adaugă şi factorul

de risc de faliment îndatorarea nu mai este justificată peste un nivel optim.

Literatura de specialitate cuprinde numeroase metode de analiză a cotei efective de

impozitare a profitului. Metodologia forward-looking propusă de Devereux şi Griffith este

metoda standard acceptată. Un alt model de analiză la nivel de companie este European Tax

Analyzer, dezvoltat de ZEW Mannheim şi Universitatea Mannheim. Acestea sunt utilizate de

Comisia Europeană în rapoartele privind impozitul pe profit al companiilor. Djankov şi

colectivul (2010) a propus un alt model, preferat de Banca Mondială şi

PricewaterhouseCoopers. Acest model ia în considerare şi taxele cu asigurările sociale ale

personalului din companii şi formează o imagine de ansamblu a unei cote de impozitare

efective totală. Abordarea lui Devereux şi Griffith (1999, 2003) ia în considerare relizarea

unei investiţii ipotetice de către o companie într-o ţară în care este rezidentă/sau nu. Metoda a

fost iniţiată de Hall şi Jorgensen (1967), King şi Fullerton (1984) şi Comisia Ruding (1992).

Rata marginală efectivă de impozitare (EMTR) este diferenţa dintre costul capitalului (rata

reală a profitului înainte de impozitare, rentabilitatea) şi rata reală a profitului după

impozitare. Se porneşte de la prezumţia că firmele vor investi dacă obţin cel puţin costul

investiţiei. Costul capitalului este rentabilitatea aşteptată de companie pentru a genera acelaşi

profit ca investiţia într-un activ fără risc. Cu cât este mai sever sistemul de impozitare cu atât

creşte costul capitalului şi este mai puţin probabil să se realizeze investiţia. Companiile se vor

îndrepta spre paradisurile fiscale. Cei doi autori propun şi calculul unei cote medii efective de

impozitare (EATR) pentru situaţiile în care companiile au de ales între două locuri

asemănătoare pentru a realiza investiţia. Modelul presupune mai multe condiţii printre care o

rată a inflaţiei de 2%, investiţia să fie făcută în industria producătoare, rentabilitatea

acţionarilor este de 5% etc. De asemenea, prezintă numeroase limitări pentru că presupune un

sistem fiscal constant pe întreaga durată de viaţă a investiţiei şi nu ia în calcul numeroase

detalii specifice diverselor sisteme fiscale cum ar fi de exemplu provizioanele. Din punct de

vedere al eficienţei economice, sistemele fiscale europene ar trebui să fie neutre din

perspectiva alegerii realizări investiţilor. Christina Elschner (2009) de la ZEW consideră că

trebuie analizată nu doar mărimea ratelor efective de impozitare dar şi dispersia acestora

pentru a vedea impactul impozitului pe profit în Piaţa Comună (Internal Market) din Uniunea

Europeană. Aceasta este de părere că doar indicatorii forward-looking ilustrează cel mai bine

influenţa impozitării asupra decizei de investiţii a companiilor. Indicatorii respectivi sunt utili

pentru studiul eficienţei şi competitivităţii companiilor. Werner Vanborren (2009) membru al

Comisiei Europene prezintă în studiul “Corporate Effective Tax Rates In An Enlarged

European Union” presiunea fiscală a regimului impozitului pe profit pentru anul 2007 din

Uniunea Europeană. Raportul arată că pentru EU27, media EATR era 22.3%, dar cu o

dispersie mare între statele membre. Cea mai mică cota medie efectivă de impozitare a

profitului era în Bulgaria (8.8%) şi cea mai mare în Germania (35,5%). Pentru zona euro,

EATR (26.3%) era mai ridicată. Ţările dezvoltate din afara Uniunii Europene au cote efective

mai mari. Canada (36.0%), SUA (36.9%) iar companiile din Japonia sunt pe primul loc ca şi

nivel al cotei efective (41.7%) . Raportul cuprinde şi o corelaţie pozitivă între PIB şi EATR

susţinută de literatura academică printre care Bucovetsky(1991), Wilson(1991),

Haufler/Wooton (1999) şi studiile empirice ale lui Huizinga/Nicodème(2006),

Ghinamo/Panteghini/Revelli (2008). În Figura 1 se observă o dispersie a cotelor efective

pentru Uniunea Europeană.

Păunescu Radu


51

Pentru perioada de după criză, raportul arată că cele doua rate de impozitare a profitului -

statutara şi EATR- sunt corelate aşa cum era de aşteptat. Pentru majoritatea ţărilor, EATR este

sub cota statutară în special datorită deducerilor fiscale acordate de stat, dar există şi excepţii

ca Irlanda în care cota statutară este mai mică. Cele mai reduse EATR, prin comparaţie cu rata

legală, sunt în Belgia, Italia şi Estonia datorită unor regimuri fiscale speciale. Michael

Overesch (2009) în acelaşi raport constată că investiţiile finanţate prin capital sunt taxate mai

mult decât cele prin îndatorare lucru datorat deductibiltăţii cheltuielilor în raport de gradul de

îndatorare. Concluzia raportului arată că există o diferenţă considerabilă între cota efectivă de

impozitare a profitului între statele vechi din UE şi noile ţări membre care au cote mult mai

reduse dar şi o dispersie mai mare a acestora. Pentru perioada analizată se observă un trend

descendent al cotelor efective la nivelul UE dar nu în acelaşi ritm ca scăderea cotei statutare.

Gap-ul dintre statele nou intrate în Uniune şi cele existente s-a triplat în timp datorită

reducerilor nivelului impozitelor după aderare dar dispersia a rămas constantă.

0

5

10

15

20

25

30

35

40Austria

BelgiumBulgaria

Cyprus

Czech Republic

Denmark

Estonia

Finland

France

Germany

Greece

HungaryIreland

ItalyLatviaLithuania

Luxembourg

Malta

Netherlands

Poland

Portugal

Romania

Slovakia

Slovenia

Spain

SwedenUK

Figura 1: Distribuţia cotei statutare şi a cotei efective medii de

impozitare a profitului companiilor în anul 2007

EATR

Cota

statutara

Sursa:calcule proprii, date din ZEW 2008,Project for the EU Commission

14.80

16

051015202530354045

0,005,00

10,0015,0020,0025,0030,0035,0040,0045,00

Sursa:calcule proprii,date ZEW

Figura 2: Evoluţia cotelor de impozitare a profitului în anul 2007

EATR

Cota

statutara


WP nr. 2/2014

52

Sursa:calcule proprii,date din ZEW 2012,http://www.tradingeconomics.com/country list/corporate-tax-rate

Metodologia cercetării econometrice

Modelul ales a fi studiat se bazează pe articolele ştiinţifice care abordează

econometric problematica cotei efective de impozitare, printre care cele ale lui Georgeta

Vintilă (2011) cu Dan Armeanu şi articolul lui Sebastian Lazăr (2011) menţionat pe parcursul

lucrării. Lazăr a verificat corelaţia dintre cota efectivă şi cota statutară cu ROA, pentru

companiile listate la BVB în perioada 2000-2009. Corelaţia a fost una negativă. G.Vintilă a

realizat lucrări în care a utilizat o regresie liniară pentru a arata impactul mărimii companiei,

structurii activelor şi a capitalurilor şi impactul performanţei companiei asupra cotei efective

de impozitare a profitului.

Cota efectivă de impozit pe profit este important de determinat pentru analizarea diferenţei

dintre rezultatul contabil şi rezultatul fiscal al unei întreprinderi. Exprimă cota de impozit

plătită din profitul companiei cumulând efectele facilităţilor fiscale (Md Noor şi colectivul,

2010). Există numeroase modalităţi de calcul al cotei efective de impozitare a profitului. Mai

jos am enumerat câteva propuneri de Gupta, Newberry (1997), Nicodeme(2001),

Plesko(2003), Limberg (1993) :

Cota efectivă = = = = =

= =

În lucrarea de faţă am abordat trei modele econometrice. Toate presupun Data Panel cu

factori care influenţează EITR (cota efectivă de impozitare a profitului ). Analiza cuprinde 58

de companii listate la bursa americană, componente preponderente ale Dow Jones şi

NASDAQ. În modelul econometric le-am notat după inicele bursier. Toate datele şi

raportările financiare (bilanţ, cont de profit şi pierderi, situaţia cash-flow şi ratele de marjă-

ratios key metrics) se bazează pe Platforma Thomson Reuters Eikon pusă la dispoziţia

studenţilor de Academia de Studii Economice. Pentru variabilele independente am ales o serie

de factori întâlniţi în studiile menţionate pe parcursul acestei lucrări. Cota efectivă de

impozitare introdusă în model a fost calculată pe baza situaţiilor financiar-contabile (income

0,00

10,00

20,00

30,00

40,00Austria

BelgiumBulgaria

Cyprus

Czech Republic

Denmark

Estonia

Finland

France

Germany

Greece

HungaryIreland

ItalyLatviaLithuania

Luxembourg

Malta

Netherlands

Poland

Portugal

Romania

Slovakia

Slovenia

Spain

SwedenUK

Figura 3: Dispersia cotelor efective de impozitare a profitului

anul 2011

EATR

Cota statutara

Păunescu Radu


53

statement) dar şi preluată direct de pe platforma Reuters pentru a diferenţia companiile care au

avut pierderi în anumiţi ani şi pentru eliminarea impactului negativ (valori negative sau nule)

asupra EITR. Majoritatea studiilor privind cota efectivă au testat impactul dimensiunii

firmelor asupra cotei efective de impozitare. Deşi rezultatele sunt contradictorii adeseori,

lucrarea de faţă îşi propune să analizeze impactul dimensiunii companiilor analizate şi

prezenţa aşa numitului "cost politic". Un alt factor de influenţă testat econometric este

structura activelor redată sub forma unui raport între activele imobilizate în total active. Acest

element este foarte important din perspectiva investiţiilor în active imobilizante deoarece

investiţiile presupun cheltuieli cu dobânda şi în toate situaţiile amortizarea fiscală care este

deductibilă reducând astfel cota efectivă de impozitare. Este de asemenea important de

urmărit şi ponderea stocurilor în total active căci multe dintre acestea nu suportă facilităţi

fiscale de tipul deducerilor fiscale şi astfel o pondere mare a acestora poate avea un impact de

creştere a cotei efective. Aşa cum am precizat pe parcursul lucrării, gradul de îndatorare

trebuie neapărat introdus în model din motive evidente (deductibilitatea cheltuielilor cu

dobânda). Cum investiţiile se realizează de obicei pe termen lung am introdus ca element în

regresia econometrică şi raportul dintre Datorii financiare pe termen lung şi Active totale. Am

sintetizat impactul performanţei ROA şi ROE asupra cotei de impozitare totale a profitului.

Levierul şi rata de solvabilitate sunt rate de structură a capitalurilor ce exprimă riscul

întâmpinat de companie. Indicatorul SOLV de exemplu este important pentru că surprinde

riscul pe care o companie îl poate avea dacă face prea multe investiţii în active prin îndatorare

pentru a putea diminua baza de impozitare prin deductibilitatea cheltuielilor cu dobânda.

În Tabelul 2 sunt descrise variabilele independente (atât cele constante în modele cât şi

cele variabile – ROE/ROA/ROIC) utilizate în modelele econometrice din această cercetare

empirică. Datele sunt colectate şi prelucrate după situaţiile financiar-contabile de către autor(1)

şi acoperă perioada 2000-2012.

Tabel 2: Variabile dependente şi independente utilizate în cele trei modele

Variabile Descriere *

Variabila

dependentă EITRit Income Tax(Total) / Net income Before Taxes (EBIT)

Sau au fost preluate integral din Ratios - Key Metrics | calculat de Thomson

Reuters Eikon (2)

Variabile

Independente

Constante în

toate cele 3

modele

SIZEit Ln(Total Assets)

(indicatorul pentru dimensiunea firmei calculat ca logaritm natural aplicat la

suma activelor totale ale companiei conform raportărilor contabile)

STRASTit Property/Plant/Equipment, Total- Net / Total Assets (structura activelor prin raportarea Activelor imobilizate în Total active).

Active Imobilizate = Property/Plant/Equipment, Total - Net =

(Property/Plant/Equipment, Total – Gross) - Accumulated Depreciation, Total

** STRINVYit Total inventory / Total Assets

(structura stocurilor prin raportarea stocurilor în total active )

DEBTit Total Liabilities / Total Assets

( gradul de îndatorare reprezentat de raportul Datorii totale/Active totale)

DEBTFINit Total Long Term Debt / Total Assets

( Datorii financiare/Active totale )

*** GROWTHit [(Total Assets2001 - Total Assets2000)/Total Assets2000]

Modificarea relativă a activelor din ultimul faţă de anul precedent (creşterea

companiei )

*** LEVit Total Debt / Total Equity

(levierul) rată de structură a capitalurilor (rată de îndatorare) ca raport Total

datorii/Capital propriu

SOLVit Total Assets / Total Equity


WP nr. 2/2014

54

( solvabilitatea generală cuantifică riscul de incapacitate de acoperire a

datoriilor din totalitatea activelor de care dispune compania.E reprezentată

prin raportul Total Active/Total Capitaluri Proprii )

Variabile

Independente

Apare doar

în Modelul 1

ROAit Net income/ Total Assets

Rentabilitatea economică, ROA(return on assets) măsoară eficienţa alocării

capitalurilor în active fixe şi active circulante nete. Exprimă capacitatea

tehnico-economică a activului economic investit de a realiza un profit global,

net de impozit(EBIT -Impozit/ ), ce nu cuprinde economia fiscală determinată

de deductibilitatea cheltuielior cu dobânda. Poate fi asociată cu rata internă de

rentabilitate RIR.

Variabile

Independente

Apare doar

în Modelul 2

ROEit Net income/ Total Equity

Rentabilitatea financiară-Rfin, ROE(return of equity) arată performanţa

companiei din perspectiva acţionarilor. Exprimă capacitatea de distribuire a

dividendelor şi de creştere a rezervelor.

Variabile

Independente

Apare doar

în Modelul 3

ROICit EBIT(1- τ ) / Total Equity+Total Long Term Debt (rata de

rentabilitate a activelor nete RONA. De exemplu, atragerea de resurse

împrumutate fără a genera creşterea rezultatelor de exploatare ar genera o

scădere a ROIC. Nu depinde neaparat de gradul de îndatorare deci nu

influenţează direct cota efectivă dar dacă este mai mare decât costul

capitalului (WACC) atunci compania a adus valoare adăugată investitorilor. Sursa * S-a respectat denumirea în engleză a elementelor utilizate în calculul variabilelor aşa

cum este trecută în bilanţul şi contul de profit şi pierderi de pe platforma Thomson

Reuters.

** Toate variabilele utilizate au ca sursă de inspiraţie lucrarea „ Studiul privind factorii

de influenţă asupra cotei efective de impozitare a profitului” ai cărei autoare sunt

Vintilă.G, Cârstea Felicia et al. publicată în colecţia de working-papers ,,ABC-ul lumiii

financiare”, 2013

*** Variabilele marcate cu *** sunt bazate pe variabilele întalnite în lucrarea „Studiu

privind corelaţia politică fiscală–responsabilitate socială corporativă” având drept

autori pe Vintilă G.,Armeanu D.et al., publicată în Economie teoretică şi aplicată

Volumul XIX (2012), No. 4(569), pp. 3-14

Modelele econometrice pentru observarea impactului diferiţilor factori asupra EITR

pentru perioada 2000-2012 aferentă perioadei pre/după criza financiară din 2007 sunt:

1) EITRit = + β1×SIZEit + β2×STRASTit + β3×STRINVYit + β4×DEBTit + β5×DEBTFINit +

β6×GROWTHit + β7×ROAit + β8×LEVit + β9×SOLVit + eit

2) EITRit = + β1×SIZEit + β2×STRASTit + β3×STRINVYit + β4×DEBTit + β5×DEBTFINit +

β6×GROWTHit + β7×ROEit + β8×LEVit + β9×SOLVit + eit 3) EITRit = + β1×SIZEit + β2×STRASTit + β3×STRINVYit + β4×DEBTit + β5×DEBTFINit +

β6×GROWTHit + β7×ROICit + β8×LEVit + β9×SOLVit + eit Unde

i=companiile: Vezi Anexe Tabel 10

t= 2000 – 2012

Rezultate econometrice

Pentru estimarea econometrică a regresiei liniare multiple din cadrul celor 3 Data Panel-

uri, am utilizat programul Eviews 7. Înainte de output-ul efectiv al estimării am urmărit

situaţia indicatoriilor descriptivi afişată de Eviews expusă în Tabelul 3.

Tabel 3: Statistici descriptive

EITR SIZE STRAST STRINVY DEBT DEBTFIN

Mean 0.2863 17.2374 0.2055 0.0689 0.5221 0.1298

Median 0.2825 17.4038 0.1416 0.0533 0.5154 0.1077

Maximum 0.8270 24.4698 0.9277 0.4247 1.6580 0.7063

Minimum 0.0640 10.7472 0.0104 0.0000 0.0371 0.0000

Păunescu Radu


55

Std. Dev. 0.1170 2.1296 0.1756 0.0688 0.2450 0.1261

Skewness 1.0970 0.4981 1.5250 1.7156 0.5932 1.2624

Kurtosis 7.5059 5.4594 4.8937 6.6277 4.0041 4.9724

Jarque-Bera 775.4891 217.3975 397.9460 769.8005 74.5777 316.9191

Probability 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000

Sum 212.1325 12772.8800 152.2897 51.0833 386.8685 96.1840

Sum Sq.

Dev. 10.1340 3355.9620 22.8155 3.5037 44.4364 11.7741

Observations 741 741 741 741 741 741

GROWTH ROA SOLV LEV ROE ROIC

Mean 0.2917 0.1241 2.4356 0.5146 0.1940 0.1226

Median 0.0819 0.1140 2.0269 0.3568 0.1850 0.1140

Maximum 51.6341 0.9960 52.8125 30.0326 3.2010 1.1020

Minimum -0.4554 -0.4870 -244.7058 -154.5141 -2.6220 -0.6270

Std. Dev. 2.4987 0.1067 10.5590 6.4140 0.2661 0.1153

Skewness 17.9294 0.7101 -17.7176 -19.4175 0.4410 0.5096

Kurtosis 339.2777 10.8485 413.2923 468.3863 68.5571 13.2868

Jarque-Bera 3531128.0000 1964.1420 5236260.0000 6733609.0000 132716.4000 3299.1920

Probability 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000

Sum 216.1820 91.9710 1804.7590 381.3463 143.7451 90.8460

Sum Sq.

Dev. 4620.0550 8.4179 82504.9500 30443.1800 52.4119 9.8361

Observations 741 741 741 741 741 741

Sursa:Calcule proprii în Eviews 7

O analiză simplă asupra indicatoriilor din Tabelul 3 arată că în medie pentru companiile

analizate, cota efectivă de impozitare a profitului a fost de 28.63% cu fluctuaţii de la un

maxim de 82.70% pentru compania LG până la un minim de 6% pentru compania Motorola

Solutions Inc. Alte detalii relevante pot fi legate de numărul de observaţii relativ ridicat prin

comparaţie cu alte lucrări de 741 observaţii ce acopera o perioada de 12 ani pentru 58 de

companii. Un alt element de luat în considerare este distribuţia seriilor de date aferente

variabilelor. Niciuna dintre acestea nu este normal distribuită (specific îndeosebi datelor

financiare) o posibilă cauză fiind chiar modul de calcul asemănător rentabilităţilor.

Estimarea OLS presupune că toate observaţiile au aceeaşi varianţă a erorilor şi că erorile

sunt independente (nu sunt autocorelate). Din păcate, în cazul Panel-urilor nu se respectă

aceste reguli. Pentru a elimina impactul elementelor econometrice care afectează deobicei

rezultatele ca heterschedasticitatea, multicoliniaritatea, autocorelarea erorilor am utilizat în

estimare Panel Options / Effect specification / Cross-section: Fixed şi Weights / GLS

Weights : Cross-section weights. Aceste opţiuni au rol de stabilizare a modelului, de reducere

a erorilor standard ci implicit de creştere a nivelului de încredere asociat coeficienţiilor. De

asemenea am utilizat testul Hausman pentru a decide dacă să fie utilizate efecte fixe sau efecte

aleatoare. P-value asociat a fost mai mic de 5% ceea ce indică alegerea efectelor fixe.

Rezultatele obţinute pentru toate cele trei modele sunt sintetizate în Tabelul 4 prin valoarea

coeficienţiilor estimării (Coefficient), a erorii standard (Std.Error) asociate acestora trecută în

paranteze rotunde şi a valorii t-Statistic trecută în paranteze drepte (vezi Anexe Tabele:8-12)

Tabel 4: Rezultate estimare OLS model cu efecte fixe pentru toate cele 3 modele

Variabile/Model 1 2 3

ROA

0.100045 (0.018459)

[ 5.419947] - -

ROE - -0.032329 (0.014085)

[ -2.295275] -

ROIC - - 0.028187


WP nr. 2/2014

56

(0.022852) [ 1.233434]*

SIZE

-0.026242 (0.003253)

[ -8.067940]

-0.027103 (0.003818)

[ -7.098680]

-0.026898 ( 0.003681) [ -7.307099]

STRAST

0.090318 (0.029279) [3.084719]

0.061088 (0.029577)

[ 2.065364]

0.075478 (0.029748) [ 2.537293]

STRINVY

0.228259 (0.061785) [3.694409]

0.229018 (0.063591)

[ 3.601432]

0.227575 (0.063141)

[ 3.604227]

DEBT

-0.054639 (0.025890) [-2.110471]

-0.034811 (0.027291)

[ -1.275536]*

-0.050815 ( 0.027218) [ -1.866928]

DEBTFIN

-0.021912 (0.030851)

[ -0.710249] *

-0.065689 (0.031451)

[ -2.088631]

-0.046266 (0.032655)

[ -1.416805]*

GROWTH

0.001231 (0.002114)

[ 0.582427]*

0.001129 (0.002175)

[ 0.519023]*

0.001230 (0.002151)

[ 0.571748]*

LEV

0.003769 (0.003444)

[ 1.094513]*

0.003691 (0.003541)

[ 1.042623]*

0.004323 (0.003415) [1.265995]

SOLV

-0.002152 ( -0.001851) [-1.162565] *

-0.002084 (0.001970)

[ -1.058239]*

-0.002513 ( 0.001832)

[-1.371803]*

R-squared 69.07% 68.18% 67.89%

Adjusted R-squared 66.10% 65.12% 64.79%

F-statistic 23.19945 22.25576 21.95511

Durbin-Watson 1.644579 1.613956 1.626987

*

Aceste variabile nu sunt semnificativ statistice pentru un prag de

semnificaţie de 95%

Ordinea pe coloană a valorilor este: 1. Coefficient; 2. Std.Error();

3. t-Statistic []

Sursa: calcule proprii Eviews 7

O propietate importantă este legată de dispersie. Cu cât este mai mică, cu atât relevanţa

acelui estimator este mai mare şi încrederea pe care i-o acordăm în inferenţa statistică este mai

mare. Gradul de încredere asociat coeficienţilor este dat de eroarea lor standard (Std. Error ).

Raportul de determinare măsoară intensitatea dependenţei liniare a variabilei endogene (Y)

de factorii de regresie (X). Trebuie să fie cât mai apropiat de 1 pentru aprecierea calităţii unui

model. Valoarea sa creşte odată cu numărul de variabile exogene folosite în model. De aceea

trebuie corectat cu numărul gradelor de libertate (Ṝ 2 ajustat). Coeficientul de determinaţie

ajustat poate fi folosit ca factor de decizie privind includerea sau excluderea unei noi variabile

în modelul de regresie multiplă. Dacă Ṝ 2 creşte atunci se păstrează variabila inclusă în model,

analog se exclude. Testul T-Student testează dacă parametrii sunt semnificativ diferiţi de zero

În primul model analizat, Raportul de determinare R2

=69% pentru cazul stabilizat

(Weighted) şi respectiv R2 =31.25% (Unweighted). Pentru siguranţă, Ṝ 2

ajustat =66%.

Modelul poate fi considerat valid deşi valorile nu sunt foarte ridicate. Dar ţinând cont că

există numeroşi factori care pot influenţa cota efectivă de impozitare a profitului, modelul de

faţă poate fi considerat valid. Pe de altă parte teoria econometrică spune că pentru serii anuale

obţinute ca diferenţe de valori absolute anuale sau din alte valori derivate, limita inferioară a

raportului de semnificaţie ce poate fi acceptată este egala cu 60% (vezi T.Andrei, 2008).

Pentru modelul 1, relativ la valorile estimate (Coefficient), eroarea standard pare a fi mai mică

pentru toate cazurile fapt ceea ce susţine un grad mare de încredere ce poate fi asociat

coeficienţilor. DEBT, SIZE, STRAST, STRINVY, ROA şi Interceptul sunt semnificativi

statistic pentru un prag de 5%. Interesant de remarcat este faptul că dintre aceştia, dacă

Păunescu Radu


57

STRINVY ar creşte cu 1 p.p ar aduce o creştere de 0.228 a EITR iar dacă DEBT ar creşte cu

1 p.p ar aduce o scădere de 0.0546. Acest lucru e conform cu realitatea economică pentru că o

creştere a stocurilor ar creştere cota efectivă de impozitare iar o creştere a datoriilor (creştere a

cheltuielilor cu dobânda deductibilă) ar scădea-o.

Testul F verifică dependenţa liniară (Validitatea modelului). Pentru modelul 1,

probabilitatea asociată testului F este nulă deci se poate accepta validitatea modelului pentru

un interval de încredere de 95%.

Consecinţele ignorării autocorelarii sunt similare cu cele ale ignorării

heteroschedasticităţii. Coeficienţii estimaţi prin OLS sunt nedeplasaţi dar nu sunt BLUE şi

prin urmare sunt ineficienţi. Poate fi combătută prin estimarea GLS sau prin procedura

Cochrane-Orcutt. Statistica DW ∈ [0,4]. Dar o valoare aproape sau egala cu 2 evidenţiază

lipsa autocorelării erorilor. DW depinde de numărul de variabile incluse în model. Testul

Decizia se ia conform Graficului 1 din Anexe. Pentru primul model, Durbin-Watson

stat=1.644579 deci în intervalul de indecizie privind autocorelarea. Erorile nu au o distribuţie

normală.

Pentru modelul 2, eroarea standard susţine un grad mare de încredere ce poate fi asociat

coeficienţilor. Raportul de determinare R2

=68.18% pentru cazul stabilizat (Weighted) şi

respectiv R2 =31.55% (Unweighted). Pentru siguranţă, Ṝ 2

ajustat =65.12%. Modelul poate fi

considerat valid deşi valorile nu sunt foarte ridicate. Testul T-Student aduce în plus faţă de

modelul 1, înlocuirea lui DEBT cu DEBTFIN care surprinde mai bine deductibilitatea

cheltuielilor cu dobânda. La fel ca în primul model, STRINVY ar aduce cea mai mare

creştere asupra EITR, iar DEBTFIN ar scădea cota efectivă cu 0.06568, mai mult chiar decât

DEBT, fapt explicabil de altfel. Probabilitatea asociată testului F este nulă deci se poate

accepta validitatea modelului pentru un interval de încredere de 95%. Durbin-Watson stat=

1.629789 deci în intervalul de indecizie privind autocorelarea deşi valoarea redusă tinde spre

autocorelare.

Pentru modelul 3 un grad mare de încredere ce poate fi asociat coeficienţilor. Raportul

de determinare R2

=67.88% pentru cazul stabilizat (Weighted) şi respectiv R2 = 30.70%

(Unweighted). Pentru siguranţă, Ṝ 2 ajustat =64.79%. Modelul poate fi considerat valid deşi

valorile nu sunt foarte ridicate. Testul T-Student: conform p-value asociat acestui test,

variabilele exogene DEBT, SIZE, STRAST, STRINVY sunt semnificative. Faţă de modelele

anterioare ROIC nu este semnificativ. Este explicabil din punct de vedere economic, ţinând

cont că ROIC nu depinde de îndatorare. O altă diferenţă este înlocuirea lui DEBTFIN cu

DEBT. STRINVY ar aduce cea mai mare creştere asupra EITR (0.2275), iar DEBT ar scădea

cota efectivă cu 0.05081. Probabilitatea asociată testului F este nulă deci se poate accepta

validitatea modelului pentru un interval de încredere de 95%. Durbin-Watson stat= 1.629789

deci în intervalul de indecizie privind autocorelarea deşi valoarea redusă tinde spre

autocorelare

Am verificat staţionaritatea seriilor şi această condiţie este îndeplinită de toate seriile

analizate. În Tabelul 5 se poate observa o exemplificare pentru seria EITR.

Tabelul 5: Verificarea staţionarităţii Method Statistic Prob.**

ADF - Fisher Chi-square 260.259 0.0000

ADF - Choi Z-stat -7.44337 0.0000

Sursa: calcule autor

Am încercat estimarea OLS a unei regresii care să cuprindă toate variabilele analizate

(ROE ROA,ROIC) deşi economic acestea se calculează asemănător şi nu pot avea un impact

prea diferit. Vezi Anexe-Tabel 11. Se observă că în acest ultim model raportul de determinare

este mai ridicat 73.18% respectiv 70.51 % pentru raportul de determinare ajustat. Modelul


WP nr. 2/2014

58

este mai bun deci, fapt susţinut de testul F. Dintre cei 3, impactul cel mai mare îl are ROA cu

o creştere a EITR de 0.901932 iar ROE/ROIC au un impact pozitiv (din perspectiva

companiei) de scădere a EITR (mai puternic influenţează ROIC). În acest ultim model doar

SOLV, LEV, GROWTH nu sunt semnificativi pentru un prag de 10%.

În Tabelul 6 se observă o sinteză a celor trei Data Panel-uri analizate în lucrarea de faţă.

Am evidenţiat cu gri variabilele exogene care sunt semnificative din punct de vedere

statististic şi econometric. Cele trei regresii sunt asemănătoare diferenţa constând în utilizarea

celor trei indicatori de performanţă: ROA, ROE, ROIC. I-am introdus în analiza econometrică

pentru că fiecare are o altă abordare asupra companiei dar şi din perspectiva temei analizate în

studiul de faţă.

Tabel 6 : Valorile finale ale coeficienţilor după estimarea celor trei modele

ROA ROE ROIC ± EITR*

SIZE -0.026241652 -0.0271 -0.0269 Minus

STRAST 0.090318476

0.061088

0.075478

Plus

STRINVY

0.228258899

0.229018

0.227575

Plus

DEBT -0.054639272

-0.0348

-0.05081

Minus

DEBTFIN -0.021912003

-0.06569

-0.0463

GROWTH 0.001231393

0.00113

0.00123

LEV 0.003769144

0.00369

0.00432

SOLV -0.00215231

-0.0021

-0.0025

ROA/ROE/ROIC 0.10004511

-0.03233

-0.0269 Ambele

Legenda: DOAR căsuţele boldate cu gri sunt semnificative pentru un prag de

semnificaţie de 95%

. * arată semnul de influenţă al EITR de către variabilele independente.

Sursa: Calcule autor, Eviews 7

Estimările OLS cu ajutorul EVIEWS 7 au următoarele rezultate:

Mărimea companiei (SIZE) influenţează cota efectivă de impozitare a profitului în toate

cazurile de performanţă, dar de menţionat este faptul că influenţa este de reducere a EITR.

Deşi studiile sunt contradictorii privind influenţa mărimii asupra cotei efective de impozitare,

rezultatul obţinut pentru cele trei modele este susţinut de lucrările lui Nicodème (2007).

Acesta consideră că o companie mare are putere politică mai mare şi poate negocia în interes

propriu o reducere a EITR aşa cum a susţinut şi Siegfried (1972). Toate companiile din cele

58 analizate sunt printre cele mai mari sau chiar cele mai mari din SUA astfel că poate fi

explicat rezultatul obţinut de reducere a cotei efective prin prisma dimensiunii activelor.

Puterea politică (cu cât o companie este mai mare cu atât are o cota efectivă de impozitare mai

mică) e susţinută şi de studiile lui Hsieh (2012), Tran (1997), Porcano (1986), Buijink (2008)

şi nu în ultimul rând G. Richardson- R. Lanis (2007).

Păunescu Radu


59

Tabel 7: Corelaţia cu literatura de specialitate

Autori/Variabile SIZE STRAST STRINVY DEBT DEBTFIN ROA ROE LEV

Modele autor ** - + + - * - * + - +

Nicodème (2007) -

Siegfried (1972) -

Hsieh (2012) - - + + +

Tran (1997) -

Porcano (1986) -

Buijink (2008) - /+ - /+ -

Zimmerman

(1983) + Gupta-Newberry

(1997) - /+ - + - +

Holland (1998) - / + Richarson-Lanis

(2007) - - + - + - Vintilă et al

(2012) - - - + + * Nu sunt semnificative pentru un prag de 95%

Influenţa activelor imobilizate (STRAST) este semnificativă în toate cele trei modele

analizate. Acestea duc la o creştere a cotei efective de impozitare cu o variaţie de 0.06-0.09

puncte procentuale în funcţie de model. Acest rezultat contrazice alte lucrări ştiinţifice dar şi

teoria economică. Investiţia în active imobilizate presupune indirect cheltuieli cu dobânda

care sunt deductibile (vezi Stickney şi McGee,1982).

Stocurile (STRINVY) au de asemenea o influenţă puternică asupra EITR prin creşteri

semnificative a cotei efective de impozitare în toate cele trei cazuri analizate (aprox. 0.23

puncte procentuale). Rezultatul este susţinut de cercetările lui Zimmerman (1986).

Gradul de îndatorare (DEBT/DEBTFIN) are un rol important în analiza cotei efective prin

deductibilitatea cheltuielilor cu dobânzile pe care le suportă. Rezultatele obţinute sunt

oarecum contradictorii. Astfel, DEBT este semnificativ doar pentru ROA /ROIC şi are ca

efect reducerea EITR, iar DEBTFIN (care are legătura directă cu dobânzile) este semnificativ

doar pentru modelul 2 cu ROE. Acest lucru poate fi explicat de faptul că dintre cei trei

indicatori de performanţă, doar ROA şi ROE sunt semnificativi. Dintre aceştia, însă doar ROE

are un impact favorabil pentru companie de scădere a cotei efective de impozitare (-0.032

p.p.). Gupta (1997) consideră că o creştere a ROA va conduce la o creştere a EITR şi acest

lucru chiar se întâmplă în modelul 1. ROE are, de altfel, legătura directă cu managementul

eficient şi gestionarea optima a fiscalităţii din cadrul unei companii.

Concluzii

În lucrarea de faţă a fost abordat tema privind nivelul cotei efective utilizând metodologia

Griffith-Devereux dar şi perspectiva sistemului “Baza Fiscală Comună Consolidată”.

Obiectivul bazei fiscale consolidate comune a societăţilor (CCCTB) este ca societăţile să

beneficieze de un sistem de "ghişee unice" pentru transmiterea declaraţiilor fiscale şi să-şi

consolideze toate profiturile şi pierderile înregistrate în întreaga UE unei singure administraţii.

Se doreşte alegerea IFRS pentru că e utilizat la scară internaţională iar studiile arată că poate

creşte atractivitatea ca amplasament pentru investiţii a întregii Uniuni Europene prin

reducerea taxelor.


WP nr. 2/2014

60

Următorul pas al lucrării cuprinde o sinteză a studiilor din literatura ştiinţifică şi sunt

enumeraţi diverşi factori de influenţă ai cotei efective de impozitare a profitului companiilor.

Sunt realizate referinţe legate de optimizarea fiscală legală sau mai puţin legală. Printre

acestea se numără deductibilitatea bonurilor de masa, externalizarea bazei impozabile prin

activităţi ilicite – evaziune fiscală, frauda fiscală, sau prin microînteprinderi. De asemenea

este abordată relaţia dintre competitivitate şi cota efectivă de impozitare dar şi comparaţii între

diverse state. Nu în ultimul rând, este dezbătută problematica gradului de îndatorare şi

impactul asupra fiscalităţii.

Cercetarea empirică presupune trei Data Panel-uri care cuprind diferite variabile de

influenţă a cotei efective de impozitare pentru 58 de companii listate pe bursele americane.

Cele trei modele sunt diferenţiate prin indicatori de performanţă ca ROE, ROA şi ROIC.

Datele financiar-contabile sunt preluate de pe platforma Thomson Reuters.

Rezultatele estimării OLS sunt interesante şi uneori contradictorii dar respectă studiile din

literatura de specialitate. Întocmai ca în studiul lui G. Richardson şi R. Lanis (2007),

rezultatele celor trei modele analizate arată că o creştere cu 1 punct procentual a dimensiunii

activelor (SIZE), şi a îndatorării (DEBT) vor aduce o diminuare a cotei efective de impozitare.

Nu se susţine ideea de cost politic astfel. Pe de altă parte, structura activelor imobilizate

(STRAST) dar şi structura stocurilor (STRINVY) vor aduce o creştere a EITR. Toate aceste

rezultate susţinute de studiile empirice de specialitate, respectă regulile econometrice dar şi

economice evidenţiind impactul economiilor fiscale asupra cotei efective de impozitare. Din

păcate, restul de variabile analizate deşi subliniau un impact corect din perspectivă

economică, nu au putut fi validate econometric. Din punct de vedere al indicatoriilor de

performanţă, ROE este singurul care are rol de reducere a EITR lucru explicabil de faptul că

rentabilitatea economică este legată direct de deciziile manageriale de optimizare fiscală la

nivelul companiei.

Pentru studiile viitoare trebuie crescută baza de date luată în considerare în analiza

econometrică dar şi structurarea companiilor pe sectoare pe diferite state şi chiar introducerea

unei metode de analiză a companiilor care în anumiţi ani au avut o cotă efectivă de impozitare

nulă sau negativă datorită pierderilor contabile.

Note (1)

Eventualele greşeli de prelucrare a datelor pot influenţa întreg parcursul cercetării econometrice şi

necorespondenţa rezultatelor cu realitatea care pot surveni, este asumată de autor. (2)

EITR calculată după formulă era în format nerotunjit. Pentru variabila dependentă din Data Panel

am utilizat EITR gata calculate de Reuters în format rotunjit cu 4 zecimale

Mulţumiri Îi mulţumesc doamnei profesor doctor Georgeta Vintilă pentru că a acceptat să mă coordoneze în

demersul susţinerii acestei lucrări la Sesiunea de Comunicări Ştiinţifice 2014.

Bibliografie

Auerbach,A.J.,” Taxation and Capital Spending”, University of California, Berkeley and

NBER, September 2005

Bauman, C., Schadewald, M. “Impact of foreign operations on reported effective tax rates:

interplay of foreign taxes, US taxes and US GAAP”, Journal of International Accounting,

Auditing & Taxation, 10, 2001, pp. 177-196

Biriş Gabriel, “Despre fiscalitate şi bun simt. Despre fiscalitate şi competitivitate”,ed.

Universul Juridic,2012

Bucovetsky, S. (1991), “Asymmetric Tax Competition“, Journal of Urban Economics 30,167-

181.

Păunescu Radu


61

Buijink, W., Janssen, B., Schols, Y. (2002),” Evidence of the effect of domicile on corporate

average effective tax rates in the European Union”, Journal of International Accounting,

Auditing and Taxation, 11, 115-130.

Buijink W., Janssen B.,„Determinants of the Variability of Corporate Effective Tax Rates

(ETRs):Evidence for the Netherlands”, MARC Working Paper MARC-WP/3/2000-08

Codul fiscal, Art. 26,alin 1,alin.2

Codul fiscal,art.23

Codul fiscal, Titlul IV^1,art.112^1

DeAngelo, H.; Masulis, R.W. (1980),”Optimal Capital Structure under Corporate and

Personal Taxation”,Journal of Financial Economics, 8, 3–29

Devereux, Michael P. and Rachel Griffith (1999),” The Taxation of Discrete Investment

Choices”, Revision, The Institute For Fiscal Studies Working Paper Series No. W98/16.

Devereux, M.P.; Keen, M.; Schiantarelli, F. (1994), Corporation Tax Asymmetries and

Investment: Evidence from U.K.Panel Data. Journal of Public Economics, 53,395-418

Devereux,M.P.,Lockwood,B.,Redoano,M.,”Do Countries Compete over Corporate Tax

Rates?” . Journal of Public Economics,2008, pp. 1210–1235

Djankov, S., Ganser, T., McLiesh, C., Ramalho, R., Shleifer, A.,” The Effect of Corporate

Taxes on Investment and Entrepreneurship”, American Economic Journal

Macroeconomics, 2010.

Djankov, S.; Ganser, T.; McLiesh, C.; Ramalho, R.; Shleifer, A. (2009), The Effect of

Corporate Taxes on Investment and Entrepreneurship. Working Papers, Fourth Draft.

Elschner, C., Vanborren, W., “Corporate Effective Tax Rates in an Enlarged European

Union”,Taxation Papers, 2009, p. 8

Frank, M. M., Lynch, L., Rego, S., “Tax Reporting Aggressiveness and its Relation to

Aggressive Financial Reporting”, Accounting Review, Vol. 84, No. 2, 2009

Garelli Stéphane,“Competitiveness of nations: the fundamentals”, World Competitiveness

Project,2006

Ghinamo, M., P.M. Panteghini, and F. Revelli (2008), “FDI Determination and Corporate

Tax Competition in a Volatile World”, CESifo Working Paper No. 1965.

Gheorghe Matei, Daniela Pîrvu “Premise în implementarea sistemului „Baza Fiscală Comună

Consolidată”, Economie teoretică şi aplicată Volumul XVII (2010), No. 2(543), pp. 77-

86.

Green, Richard C. & Hollifield, Burton, 2003. "The personal-tax advantages of equity,"

Journal of Financial Economics, Elsevier, vol. 67(2), pages 175-216,February.

Gupta, S., Newberry, K., “Determinants of the Variability in Corporate Effective Tax

Rates:Evidence from Longitudinal Data”, Journal of International Accounting and

Public Policy, 16, 1997, pp. 1-34

Hall, Robert, and Dale Jorgenson. 1967. “Tax Policy and Investment Behavior.” The

American Economic Review. 57(3), pp. 391-414.

Harberger,A.C.,1964b.”Taxation, Resource Allocation and Welfare, in The Role of Direct and

Indirect Taxes in the Federal Revenue System”, NBER and the Brookings Institution

eds., Princeton Univ. Press, NJ.

Hsieh Y.C. (2012) ,”New evidence on determinants of corporate effective tax rates”, African

Journal of Bussiness Management ,Vol. 6(3),pag. 1170 – 1180

Holland, K., 1998, Accounting policy choice: the relationship between corporate tax burdens

and company size, Journal of Business Finance & Accounting, 25, 3, pp. 265-288.

Huizinga,H. şi G.Nicodème (2006), “Foreign Ownership and Corporate Income Taxation: An

Empirical Evaluation”, European Economic Review 50, 1223-1244

Juglar.C.”Des Crises commerciales et leur retour periodique en France, en Angleterre, et aux

Etats-Unis”, Paris: Guillaumin, 1862.


WP nr. 2/2014

62

King, Mervyn şi Don Fullerton, “The Taxation of Income from Capital: A Comparative Study

of the United States, the United Kingdom, Sweden, and West Germany.” Chicago:

University of Chicago Press. 1984

Kitchin, Joseph (1923). "Cycles and Trends in Economic Factors". Review of Economics and

Statistics 5 (1): 10–16.:10.2307/1927031. JSTOR 192703

Kondratieff,N. “The Major Economic Cycles”, 1925

Kneller,R.,M.F. Bleaney, N. Gemmell,” Fiscal policy and growth: evidence from OECD

countries”, Journal of Public Economics, Volume 74, , November 1999, Pages 171–190

Lazăr,S.,Filip,G.(2011), “Measuring Corporate Effective Tax Burden In Romania: A

Comprehensive Approach”,Ed.Univ.Alexandru Ioan Cuza,Iaşi

Lazăr Sebastian, “Effective Tax Burden Borne By Companies: A Review And A New

Methodology “,Al. I. Cuza, Iaşi(2011)

Leland H., Pyle D.H., 1977, “Information Asymetries, Financial Structure and Financial

Intermediation”, Journal of Finance, pag. 371 – 387

OECD (2011),” Corporate Loss Utilisation through Aggressive Tax Planning”, OECD

Publishing.

Marin-Ion Radu Cristian,“Studiul factorilor determinanţi ai gradului de îndatorare”,2011

Md Noor, R., Fadzillah, N.S.M., Mastuki, N., “Corporate Tax Planning: A Study On

Corporate Effective Tax Rates of Malaysian Listed Companies”, International Journal

of Trade, Economics and Finance, Vol. 1, No. 2, August, 2010

Milton Friedmann, „Capitalism si Libertate”, University of Chicago Press,1962

Modigliani ,Miller, “Corporation Income Taxes and the Cost of Capital: A Correction”,

American Economic Review, vol. 53 (June 1963)

Myers, Stewart C.; Majluf, Nicholas S. (1984). "Corporate financing and investment

decisions when firms have information that investors do not have". Journal of Financial

Economics 13 (2): 187–221

Nicodème, G. (2007) “ Comparing Effective Corporate Tax Rates, Frontiers in Finance and

Economics”, Volume 4 (2007), Issue 2, 102-131.

Nicodème, G. (2007),”Do Large Companies Have Lower Effective Corporate tax Rates? A

European Survey,CEB Working Paper,07/001

Pătroi Dragoş,”Consideraţii Fiscale Privind Impozitarea Veniturilor Microîntreprinderilor”,

Revista Finanţe Publice Şi Contabilitate (2009). An 20, nr. 3 (mart. 2009), p. 21-26

Peter Gutmann, „The Underground Economy”,1977

Pierre Pestiean – “L’economie souterraine Ed Hachette” - Paris 1989 -pag.10-12

Porcano, T., 1986. “Corporate tax rates: progressive, proportional, or regressive”. The

Journal of the American Tax Association 7 (2), 17–31.

Poterba J.M, M. Feldstein L. Dicks-Mireaux,”The Effective Tax Rate and the Pretax Rate of

Return”, NBER Working Paper No. 740,1981

Plesko, G.A., 2003. “An evaluation of alternative measures of corporate tax rates. “Journal of

Accounting and Economics 35 (2), 201–226.

Rajan şi Zingales,” Financial Dependence and Growth”, NBER Working Paper No.

w5758,1996

Richardson, G., Lanis, R., “Determinants of the variability in corporate effective tax rates and

tax reform: Evidence from Australia”, Journal of Accounting and Public Policy, 26,

2007, pp. 689-704

Siegfried, J.,”The relationship between economic structure and the effect of political

influence:empirical evidence from the federal corporation income tax program”. Ph.D.

dissertation, University of Wisconsin. 1972

Sikka, Prem (2010) “Smoke and mirrors : corporate social responsibility and tax avoidance.”

Accounting forum. 34 (03 April 2013), pp. 153-168 Oxford: Elsevier.

Păunescu Radu


63

Stickney, C., McGee, V., 1982. Effective corporate tax rates: the effect of size, capital

intensity, leverage, and other factors. Journal of Accounting and Public Policy 125–152.

Stiglitz, Joseph E. “Taxation, Corporate Financial Policy,and the Cost of Capital.”Journal of

Public Economics 2 (February 1973): 1–34.

T.Andrei,R. Bourbonnais,”Econometrie”,2008,Ed.economică

Tran, A.V., 1997. The gap between accounting profit and taxable income. Australian Tax

Forum 13 (4), 507–534.

Vintilă Georgeta, „Gestiunea financiară a întreprinderii”, Editura Didactică şi Pedagogică,

Bucureşti, 2006

Vintilă G., Dan Armeanu et al. “Analiza şi evaluarea riscurilor activităţii antreprenoriale în

mediul economic românesc” ,2011, Economie teoretică şi aplicată Volumul XVIII

(2011), No. 5(558), pp. 119-131

Vintilă G., Ș . Armeanu,et al, “ Studiu privind corelaţia politică fiscală – responsabilitate

socială corporativă”,2012 Economie teoretică şi aplicată Volumul XIX (2012), No.

4(569), pp. 3-14

Wilson, J.D. (1991), Tax Competition with Interregional Differences in Factor Endowments,

Regional Science and Urban Economics 21, 423-451.

Watson, L., “Social Influences on Aggressive Accounting: The Impact of Corporate Social

Responsibility on Tax Aggressiveness”, Session: Disclosure and Tax Aggressiveness,

American Accounting Association Annual Meeting, 2011, Denver, Colorado

Zimmerman, J., 1983. “Taxes and firm size”. Journal of Accounting and Economics 5 (2),

119–149.

Anexe

Tabel 10 Companie Indice Nr.Eviews 3M MMM 1

Apple AAPL 2

Abbott Laboratories ABT 3

Adobe ADBE 4

American Express Co AXP 5

Boeing Co BA 6

BlackBerry Ltd BBRY 7

Procter & Gamble Co PG 8

Activision Blizzard Inc ATVI 9

Bayerische Motoren Werke AG BMWG.DE 10

Cisco Systems Inc CSCO 11

The Coca-Cola Co KO 12

ConocoPhillips COP 13

Caterpillar Inc CAT 14

Dell Inc DELL 15

Intel Corp INTC 16

Dupont E I De Nemours & Co DD 17

Electronic Arts Inc EA 18

eBay Inc EBAY 19

Exxon Mobil Corp XOM 20

Danone SA DANO.PA 21

Digital River Inc DRIV 22

Ford Motor Co F 23

General Electric Co GE 24

Henkel AG & Co KGaA HNKG 25

Hewlett-Packard Co HP 26

International Business Machines Corp IBM 27

Unilever NV UNc.AS 28

Toyota Motor Corp 7203.T 29


WP nr. 2/2014

64

Ubisoft Entertainment SA UBIP.PA 30

Yahoo YHOO 31

Johnson & Johnson JNJ 32

L'Oreal SA OREP.PA 33

TESCO Corp TESO 34

Texas Instruments Inc TXSN.OQ 35

Starbucks Corp SBUX 36

Siemens AG SIEGn.DE 37

Wal-Mart Stores Inc WMT 38

Vodafone Group PLC VOD 39

Marvell Technology Group Ltd MRVL 40

Microsoft Corp MSFT 41

McDonald's Corp MCD 42

Nokia Oyj NOK1V.HE 43

PepsiCo Inc PEP 44

Pfizer Inc PFE 45

NVIDIA Corp NVDA 46

Oracle Corp ORKL 47

Chevron Corp CVX 48

Merck & Co Inc MRK.N 49

Reckitt Benckiser Group PLC RB.L 50

Samsung Electronics Co Ltd 005930.KS 51

Walt Disney Co DIS 52

Google Inc GOOG 53

LG Electronics Inc 066570.KS 54

Nestle SA NESN.VX 55

Qualcomm Inc QCOM.OQ 56

Motorola Solutions Inc MSI.N 57

Nike Inc NKE 58

Tabel 8: Model 1-Calcule proprii autor Dependent Variable: EITR Method: Panel EGLS (Cross-section weights) Sample: 2000 2012 Periods included: 13 Cross-sections included: 57 Total panel (balanced) observations: 741 Linear estimation after one-step weighting matrix

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

5,90

5,20 5,20 5,40 6,00

5,50 5,60 6,10 6,30

5,80 5,40

y = 0.0382x + 5.4436

R² = 0.1161

0,00

1,00

2,00

3,00

4,00

5,00

6,00

7,00

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010Sursa (Calcule proprii) :Consiliul fiscal-Evolutii si perspective fiscal-bugetare,Ionut

Dumitru,INSSE,Eurostat

Rata implicitӑ de taxare -impozitul pe profit Tabel 12

Păunescu Radu


65

STRINVY 0.228259 0.061785 3.694409 0.0002 STRAST 0.090318 0.029279 3.084719 0.0021

SOLV -0.002152 0.001851 -1.162565 0.2454 SIZE -0.026242 0.003253 -8.067940 0.0000 ROA 0.100045 0.018459 5.419947 0.0000 LEV 0.003769 0.003444 1.094513 0.2741

GROWTH 0.001231 0.002114 0.582427 0.5605 DEBTFIN -0.021912 0.030851 -0.710249 0.4778

DEBT -0.054639 0.025890 -2.110471 0.0352 C 0.726214 0.058768 12.35730 0.0000 Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables) Weighted Statistics R-squared 0.690787 Mean dependent var 0.607830

Adjusted R-squared 0.661011 S.D. dependent var 0.747758 S.E. of regression 0.099630 Sum squared resid 6.700187 F-statistic 23.19945 Durbin-Watson stat 1.644579 Prob(F-statistic) 0.000000

Unweighted Statistics R-squared 0.312510 Mean dependent var 0.286279

Sum squared resid 6.967007 Durbin-Watson stat 1.616672

Tabel 9 –Model 2 Calcule proprii Dependent Variable: EITR Method: Panel EGLS (Cross-section weights) Sample: 2000 2012 Periods included: 13 Cross-sections included: 57 Total panel (balanced) observations: 741 Linear estimation after one-step weighting matrix

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. STRINVY 0.229018 0.063591 3.601432 0.0003

STRAST 0.061088 0.029577 2.065364 0.0393 SOLV -0.002084 0.001970 -1.058239 0.2903 SIZE -0.027103 0.003818 -7.098680 0.0000 ROE -0.032329 0.014085 -2.295275 0.0220 LEV 0.003691 0.003541 1.042623 0.2975

GROWTH 0.001129 0.002175 0.519023 0.6039 DEBTFIN -0.065689 0.031451 -2.088631 0.0371




WP nr. 2/2014

66



Tabel 13-Model 3 calcule proprii Dependent Variable: EITR Method: Panel EGLS (Cross-section weights) Sample: 2000 2012 Periods included: 13 Cross-sections included: 57 Total panel (balanced) observations: 741 Linear estimation after one-step weighting matrix

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. STRINVY 0.227575 0.063141 3.604227 0.0003

STRAST 0.075478 0.029748 2.537293 0.0114 SOLV -0.002513 0.001832 -1.371803 0.1706 SIZE -0.026898 0.003681 -7.307099 0.0000 ROIC 0.028187 0.022852 1.233434 0.2178 LEV 0.004323 0.003415 1.265995 0.2060

GROWTH 0.001230 0.002151 0.571748 0.5677 DEBTFIN -0.046266 0.032655 -1.416805 0.1570





Grafic 1: Durbin Watson

Sursa: Chris Brooks-Introductory Econometrics for Finance,2008,Cambridge

Păunescu Radu


67

Tabel 11-Model complex. Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

STRINVY 0.153784 0.053923 2.851938 0.0045

STRAST 0.075013 0.024774 3.027864 0.0026 SOLV -0.000727 0.002077 -0.350011 0.7264 SIZE -0.028159 0.002912 -9.669101 0.0000 ROIC -0.697990 0.073495 -9.497157 0.0000 ROA 0.901932 0.073410 12.28630 0.0000

ROE -0.064571 0.020348 -3.173326 0.0016 LEV 0.001927 0.003659 0.526625 0.5986

GROWTH 0.001569 0.002052 0.764582 0.4448 DEBTFIN -0.074276 0.026489 -2.804023 0.0052

DEBT 0.038052 0.023996 1.585741 0.1133 C 0.721897 0.052276 13.80924 0.0000 Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables) Weighted Statistics R-squared 0.731871 Mean dependent var 0.642290


Date post:	01-Feb-2018
Category:	Documents
Upload:	ngohanh
View:	390 times
Download:	6 times

Studiu privind cota efectivă de impozitare a profitului ... · PDF fileVAN a aceluiaşi...

Documents