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
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
Studiu privind cota efectivă de impozitare a profitului companiilor din perspectiva metodologiei Griffith-Devereux
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
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
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
Studiu privind cota efectivă de impozitare a profitului companiilor din perspectiva metodologiei Griffith-Devereux
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.
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
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
Studiu privind cota efectivă de impozitare a profitului companiilor din perspectiva metodologiei Griffith-Devereux
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
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
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
Studiu privind cota efectivă de impozitare a profitului companiilor din perspectiva metodologiei Griffith-Devereux
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
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
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
Studiu privind cota efectivă de impozitare a profitului companiilor din perspectiva metodologiei Griffith-Devereux
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
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
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
Studiu privind cota efectivă de impozitare a profitului companiilor din perspectiva metodologiei Griffith-Devereux
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
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
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
Studiu privind cota efectivă de impozitare a profitului companiilor din perspectiva metodologiei Griffith-Devereux
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
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
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
Studiu privind cota efectivă de impozitare a profitului companiilor din perspectiva metodologiei Griffith-Devereux
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.
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
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
Studiu privind cota efectivă de impozitare a profitului companiilor din perspectiva metodologiei Griffith-Devereux
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.
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
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
Studiu privind cota efectivă de impozitare a profitului companiilor din perspectiva metodologiei Griffith-Devereux
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
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
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
Studiu privind cota efectivă de impozitare a profitului companiilor din perspectiva metodologiei Griffith-Devereux
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
DEBT -0.034811 0.027291 -1.275536 0.2026 C 0.760935 0.068173 11.16183 0.0000 Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables) Weighted Statistics R-squared 0.681848 Mean dependent var 0.605474
Adjusted R-squared 0.651211 S.D. dependent var 0.799458 S.E. of regression 0.099952 Sum squared resid 6.743516 F-statistic 22.25576 Durbin-Watson stat 1.613956 Prob(F-statistic) 0.000000
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 2/2014
66
Unweighted Statistics R-squared 0.315546 Mean dependent var 0.286279
Sum squared resid 6.936241 Durbin-Watson stat 1.629789
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
DEBT -0.050815 0.027218 -1.866928 0.0623 C 0.751342 0.065962 11.39054 0.0000 Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables) Weighted Statistics R-squared 0.678890 Mean dependent var 0.602493
Adjusted R-squared 0.647968 S.D. dependent var 0.789421 S.E. of regression 0.100029 Sum squared resid 6.753880 F-statistic 21.95511 Durbin-Watson stat 1.626987 Prob(F-statistic) 0.000000
Unweighted Statistics R-squared 0.307086 Mean dependent var 0.286279
Sum squared resid 7.021979 Durbin-Watson stat 1.614087
Grafic 1: Durbin Watson
Sursa: Chris Brooks-Introductory Econometrics for Finance,2008,Cambridge
Păunescu Radu
Studiu privind cota efectivă de impozitare a profitului companiilor din perspectiva metodologiei Griffith-Devereux
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
Adjusted R-squared 0.705178 S.D. dependent var 0.789714 S.E. of regression 0.096304 Sum squared resid 6.241757 F-statistic 27.41777 Durbin-Watson stat 1.658821 Prob(F-statistic) 0.000000