收入证明样本
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收入证明样本范文第1篇
国外的个人信用评估系统
完善的个人信用评估系统是信用社会的基石。西方发达国家的个人信贷已非常成熟，这就得益于其已拥有完善的信用评分系统和信用管理系统。大家最熟悉的莫若美国的Fair Isaac推出的FICO评分系统了。
FICO评分系统的优势在于它拥有庞大的客户数据库和久经考验的科学评分系统。每个公民都有自己的信用得分，得分的依据来自社会各部门。信用信息的共享是这种评分系统得以存在和发挥效用的基础，这也是中国目前欠缺和亟需努力改善的方面。
FICO模型依靠五方面的信息评判客户，即客户偿付信用的历史纪录（35%）、客户已拥有的循环信用账户的数目(30%)、客户建立信用记录的时间差长短(15%)、其他非银行信用的使用状况(10%)以及客户在最近一段时间内是否申请了过多的信用账户(10%)。
国内已存在的个人信用评估模型
虽然FICO模型非常完善，在实践中也久经考验，但各国有不同的文化渊源和国情特点，将别国模式照搬到中国，显然是不可行的。然而依照相同的思路，找出在中国国情下与信用水平相关的指标体系，据此衡量个人的信用得分，却不失为一个好的方法。银行在实践中也是依据此原则操作的，只是过去更多凭借信贷员的个人经验和判断。而设立某种模板作为一个地区统一的实施标准，是近两年才出现的。那么中国的银行又把考核指标锁定在哪些项目上呢？（见表一）
该评分表总计100分，可以看到，由于中国目前信用记录缺乏，在FICO中占主导地位的与信用记录相关的因素，在中国的评分系统中多集中在第四部分，仅占20%。相比国外同行，我们更看重客户的客观信息，如婚姻、收入、财产等，更重视其还款能力，而客户的信用纪录，则是他的经济“硬件”还款能力和“软件”还款意愿的综合反映。当然，忽略还款意愿只是中国银行业的无奈之选，因为我国的信用管理体系还很不成熟，金融同业的数据共享刚刚实现，而银行业和其他部门信息共享的系统也还在建设中。
FICO系统中个人的信用得分是在大量信用记录的基础上计算得出的，而国内的评分系统虽详尽，但分值具有一定的主观性，缺乏数据上的支持。
基于数据和计量结果的
个人信用模型研究
本文选取某商业银行截止到2006年底的8万多存量房贷客户数据，选用线形回归模型，试图找出可能影响违约的因素，进而完善信用评分表，在审批新贷款时给予更可信的指导。
综合研究多个因素对贷款质量的影响本模型试图找到几个具有代表性的因素来解释贷款的质量。我们使用国际通行的贷款五级分类来表示贷款质量，设定五级分类中的次级、可疑和损失为违约，而正常和关注均视为贷款状态正常。解释贷款质量的因素很难做到像评分表那样全面，结合数据的可获得性以及与贷款质量的关联性，构造了由教育水平、婚姻状况和收入作为解释变量的三因素模型。需要指出的是，结合银行通行的衡量月供额占收入比重的标准，回归模型中收入的数据由月供额的2倍来替代。而教育水平和婚姻状况也通过一定方法予以量化，其具体设置。（见表二）
可以看出，随着教育水平和家庭稳定性的提高，教育水平和婚姻状况的赋值逐渐加大。
回归结果显示：收入、婚姻状况和教育水平对于贷款质量的解释均很显著。其中，教育水平和婚姻状况与贷款质量成正相关关系，说明学历越高，家庭结构越稳定，贷款的质量越好，违约可能越小。这证实了我们的预期，也符合现行信用评分系统的设置。而收入与贷款质量则呈现负相关关系，就是说，收入越高，贷款的质量越差，违约的概率越高。这有些出乎我们的意料，但由于收入数据是由月供的2倍替代的，所以结果也可以解释为：月供越高的房贷客户，越可能由于种种原因违约，比如收入的突然变动等。而可能性更大的原因是部分房贷客户为了获得高额贷款，捏造出高收入证明，导致贷款质量下降。所以银行审批贷款一定要严格审查收入证明的可信程度，比如对于一些自由职业的客户，对于其收入水平的认定，不能仅仅依据其提供的收入证明，还要实地考察，并结合其帐账簿和纳税情况等综合认定。
针对性地研究婚姻状况对贷款状态的影响回归结果还显示，婚姻的系数相比收入和教育更大，这说明相对于收入和教育，婚姻状况对于贷款质量的影响更为显著一些。这可能和中国数千年的传统有关，中国人家庭观念重，婚姻和子女会让人们趋于安定，从而贷款的违约可能下降。
本文中，有效样本数为86399，违约数为970，所以样本违约率为1.12%。若以婚姻状况不同把样本分为离婚、未婚、丧偶、已婚无子女、已婚有子女和其他6个子样本考察，则各类人群的违约率将呈现巨大差异，具体数据见图一。
图中可以明显看出：只有已婚的两类人群违约率低于样本的平均违约率，已婚无子女客户的违约率是0.97%，比样本平均水平低了0.15个百分点；而已婚有子女客户的违约率更低得惊人，只有0.03%，仅是样本违约率的1/37。所以我们采取设定虚拟变量的方法，进一步考察结婚与否以及有无子女对违约率的影响。
首先验证结婚与否对贷款质量的影响。回归结果显示：结婚与否的确影响人们的还贷行为，已婚者更倾向于按时还款。
我们再验证有无子女对贷款质量的影响。回归结果证实：有无子女对人们还贷行为的影响更为显著，已婚有子女的人是社会责任感最强的人群，所以他们在贷款的偿还上有优于其他各类人群的表现。
建立个人信用评估体系的建议
教育水平和婚姻状况对贷款质量的影响都显著为正，所以随着教育水平的提高和婚姻状况的稳定，信用评分应逐渐增加。而计量中收入的影响显著为负，经分析，可能是由部分客户（尤其是贷款金额较大的客户）收入稳定性差和收入证明不可靠造成，这提醒我们在评分过程中，要认真审查客户收入的稳定性和收入证明的可靠性并同时给出相应评分，以修正收入评分的偏差。
收入证明样本范文第2篇
兹有我乡(镇)(居委会等)×××(父母亲姓名)之子(女)×××(学生姓名),于××年××月考入贵校学习.由于×××原因(每个家庭的具体原因),导致家庭经济困难,希望学校,银行能为其提供国家助学贷款,帮助其顺利完成学业.
×××乡(镇)人民政府(公章)或×××居委会等(公章)
××年××月××
贫困证明范文二：
家庭经济困难证明(样本) 兹有我镇(县)××××××(具体地址)村民(居民)×××、×××之子(女)×××在××××××××大学就读。该生家庭××××××××(家庭主要成员状况)，主要从事××××××××(主要收入来源)，家中经济收入×××××××××××××××××××(年家庭收入状况)，经济状况××××(是否困难)，家庭经济能力无法负担该生在校的学习和生活费用。请有关银行和学校给予该生助学资助，扶助该生完成学业。
收入证明样本范文第3篇
1.工作证明我单位xx同志，自xx 年xx月至xx年x月在我单位从事建设工程项目施工管理工作，累计工作年限为x年。且在我单位工作期间，该同志遵纪守法，无违反职业道德得行为,故同意其参加xx年二级建造师考试报名
特此证明。
单位(盖章)
年 月 日
2.工作证明________________：兹证明________是我公司员工，在________部门任________职务。
至今为止，一年以来总收入约为__________元。
特此证明。
本证明仅用于证明我公司员工得工作及在我公司得工资收入，不作为我公司对该员工任何形势得担保文件。
盖章：
日期：______年___月___日
3.收入证明兹证明我公司(xxxx公司)员工xxx在我司工作xx年，任职xx部门xx经理(职位)，每月总收入xxxxx.00元，为税后(或税前)薪金。
xxxx公司
盖章：
日期：______年___月___日
4.工作证明xx学校(单位)：
xx同志，性别x，政治面貌x，身份证号：xxx 。于xx年xx月xx日至xx年xx月xx日在我公司xx部门从事xx工作，工作积极，团结集体，遵纪守法，各方面表现优秀。
我单位对本证明真实性负责。
特此证明.
收入证明样本范文第4篇
一、文献综述与理论模型
Balleta1．(2003)指出，财务报告质量不是由会计准则本身决定，而是由影响管理者和审计人员动机的经济和政治因素最终决定。高质量的会计准则只是高质量会计信息的必要条件，而非充分条件。只有在改革会计准则和制度本身的同时，加强和完善与会计准则配套的法律和执行机制，才能使会计准则的改革真正起到提高上市公司会计信息质量的作用。【1]稳健性意味着及时充分地确认利坏消息但逐步确认利好消息。由于稳健性原则的存在，使得会计盈余确认利坏消息和利好消息时存在严重的不对称性。
Wats(2003)认为对稳健性的理解，一共存在四种动因：公司契约，法律诉讼因素，税收因素，会计管制因素。是由于我国的特殊市场，该四个因素不能为我国会计制度改革中稳健性原则的变化提供解释，有关稳健性的强制性会计制度变迁则是我国会计盈余稳健性存在和变化的直接动因(毛新述，2008)。删刘斌(2010)提出，此次的准则趋同最大的变更在于公允价值的引入使得稳健性原则面临严峻的挑战，由公允价值计量模式引发的一系列具体准则的变革降低了确认“好消息”和“坏消息”的不对称程度，即新会计准则相比于旧会计准则弱化了对稳健性的要求。嗍因此，实施新会计准则后，我国上市公司的会计盈余稳健性水平可能降低。因此，本文提出研究假说：新准则较之于旧准则而言，上市公司的会计盈余稳健性会有所降低。本文依据Baleta1．(2003)的模型，对会计准则变更前后的会计盈余的稳健性和及时陛进行验证。
会计稳健性检验方程如下所示：在模型(1)中，由于股票回报在样本各年度之间波动比较大，使用经过市场年度超额报酬率调整的股票报酬率是为了控制年度差异的影响。在有效资本市场的前提假设下，股票价格能够及时反映包括会计盈余在内的全部公开信息，故可以使用股票年度超额报酬率衡量好消息和坏消息。负的股票报酬率表示经济损失，即坏消息；正的股票报酬率表示经济利得，即好消息。因此，度量了会计盈余与正的股票报酬率之间的相关关系，即会计盈余确认“好消息”的及时性；度量了会计信息确认坏消息比确认好消息的增量及时性；(，)度量了会计盈余对负的股票报酬率之间的关系，即会计盈余确认“坏消息”的及时眭。如果稳健性存在的话，稳健性系数应该显著不等于零。对于及时性的确认，是用混合好消息和坏消息市场变化的回归拟合值(R)来代表。
上述方程(1)设计，因为变量的设计采用了股票收益来作为经济收入的变量，那么这么做是否能够完全的反应所有的市场信息呢?为了进一步说明问题，本文采用会计收入的差分(会计盈余的反转特征)来再次衡量会计盈余与稳健性的关系，即未来盈利的变化与当前的盈利水平存在显著的负相关关系。在模型(2)中，／3：度量了会计盈余的持续性或正向盈余的变化；岛会计盈余的持续性的增量或负向盈余的变化。如果<O，那么说明ANI,则反弹(转回)的越厉害，即会计盈余越稳健；若>0，表明ANI,则反弹(转回)的越小，即会计盈余越不稳健。
二、研究设计
本文以204-2~9年在上海、深圳证券交易所上市的A股公司为研究样本，其样本选择遵循以下程序：(1)由于金融和保险行业的特殊性质故剔除该两类上市公司；(2)剔除了每股收益、股价和股票收益率数据不全的公司；(3)为了避免极端值的影响，剔除了样本中1％和99％分位数以外的公司。最后确定满足条件的样本一共1060个，全部数据来自国泰安数据库(CSMAR)。
三、统计分析
(一)描述性统计
从样本回归的结果来看准则前后会计盈余(NI)的均值小于中位数均呈现左偏，结果说明会计的稳健性对于“好消息”的确认是逐步的，而对“坏消息”的确认却是“及时的”。而报酬率(R)在均值和中位数中却出现了不同的左偏和右偏，说明准则改变前后出现了明显的变化。
(二)回归分析
1．盈余稳健性。从表2全样本回归结果来看，所有的系数都呈现出显著的不为零的状态。在旧准则中为0．0188显著的大于0，证明能够对“好消息”做出迅速的反应；(／3：)为0．1960(0．0188+0．1772)也显著的大于0，证明能够对“坏消息”做出迅速的反应。而在旧准则中同样出现了J92为0．014，显著的大于0，表示能够对“好消息”做出迅速的反应；(芦：，)为0．068(0．014+0．054)也均显著的大于0，表示能够对“坏消息”做出迅速的反应。为了更准确的说明问题，可以从图1所示看出市场对“好坏消息”的确认。无论是新准则还是旧准则，“坏消息”相对于“好消息”都呈现出了及时的确认和反应。而在新准则之后，无论是“好消息”还是“坏消息”的确认都出现了一定程度的降低，证明了本文的假设。从表3中可以看出在旧准则中“好消息”和“坏消息”都呈现出了及时的反应(T值均显著)。在旧准则中亏损样本的／3。(0．1961)大于盈利样本的(O．0188)，新准则中也呈现出了相同的情况，亏损样本的／3(0．0686)大于盈利样本的(0．0144)，表明“坏消息”的确认更显著于好消息的确认。
2盈余稳健性的持久性检验(反转性检验)。从表4可以看到，的系数均显著的不为零(T值均显著)。在旧准则的标准下，为一0．5911，表示正向盈余变化的翻转率为59．11％，而(帕)为0．6785(1．2696—0．5911)，表示负向盈余变化的翻转率为67．85％。结果证明了负向盈余变化比正向盈余变化具有更强的反转性，而正的盈余变化比负的盈余变化具有更强的持久性。在新准则的标准下，为一0．3956，表示正向盈余变化的翻转率为39．56％，而(+I33)为0．4044(1．80—0．3956)，表示负向盈余变化的翻转率为40．44％。结果同样证明了负向盈余变化比正向盈余变化具有稍强的反转性，而正的盈余变化比负的盈余变化具有稍强的持久性，但均弱于旧准则的确认。再次证明了本文假设。
收入证明样本范文第5篇
[关键词] 社会公平感；实验经济学；大学生；纳税遵从；政策建议
doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2014 . 01. 023
[中图分类号] F812.42 [文献标识码] A [文章编号] 1673 - 0194（2014）01- 0034- 02
1 引 言
税收不遵从问题是各国政府面临的一大难题，纳税人的税收不遵从问题日益严重，大学生是今后社会纳税的主力军，社会公平感是影响大学生纳税遵从度的重要心理因素，公平感由3个维度构成：分配公平、程序公平和互动公平[1]。由于大学生尚未成为真实的纳税主体，因此，本研究的纳税公平感主要是指程序公平和分配公平。在分配公平中，大学生比较关注税收与教育投入的公平、税收与就业的公平、收入增长与经济增长、垄断企业的税率、社会保险覆盖面等；在程序公平中，大学生们比较关注执法过程的透明化。
如何才能有效提高大学生的纳税遵从度？笔者在2012年对浙江工商大学500名本科生进行实验调查，实证研究社会公平感对大学生纳税遵从的影响。
2 社会公平感对大学生纳税遵从的影响实证研究
2.1 实验经济学研究方法
经济实验所要做的主要是在可控的实验环境下，针对某一经济现象， 通过控制实验条件，观察实验者的行为，分析实验结果，以检验、比较和完善经济理论并提供政策决策的依据[2]。根据以上实验理论，本文使用实验经济学的方法研究社会公平感对大学生纳税遵从度的影响，通过5个假设条件来模拟不同的社会公平环境，分析大学生纳税遵从度的变化，即将情绪作为现实经济学分析中的一个重要解释变量，弥补了“理性经济人”理论对偏好控制的不足，对照基本信息分析其形成原因，在考虑现实情况的前提下提出相应的税收政策措施与建议。
2.2 研究假设
京、沪、穗等大城市的地方财政对教育科研经费的投入与经济欠发达地区的教育投入差别巨大。因此，本文提出假设1：将部分个人所得税通过公开透明的纳税规划系统以一定的比例划分给籍贯所在地专门用于改善教育环境，大学生的纳税遵从度会上升。
我国税收制度和税收政策未把促进就业作为主要政策目标，税收优惠政策适用面狭窄，使高校毕业生得不到应有的照顾。因此，本文提出假设2：拥有平等的就业或接受职业培训的机会，大学生的纳税遵从度会上升。
我国的基尼系数逐年攀升，已越过贫富差距的警戒线。因此，本文提出假设3：经济增长给低收入人群带来的收入增长大于高收入人群，大学生的纳税遵从度会上升。
社会保险在社会保障体系中居于核心地位，它是社会保障体系的重要组成部分。因此，本文提出假设4：扩大社会保险覆盖面能提高大学生纳税遵从度。
社会上出现的对偷漏税现象惩罚力度不够、事件使得纳税人怀疑税务机关执法的公平性。因此，本文提出假设5：减少司法机关行为，逐步实现执法过程透明化，大学生纳税遵从度会上升。
2.3 实证研究
（1）纳税遵从度及计量。纳税遵从度是指纳税人受主观心理态度的支配所表现出来的对税法的遵从程度。主要体现在纳税人纳税的依法程度与自觉程度以及纳税的及时性与准确性。对测试者做简单培训，然后向500名在校本科生发放问卷调查表填写基本信息进行实验。剔除无效问卷后，样本由469份问卷构成。问卷采取利克特7点量表来衡量被试者的纳税遵从度。7表示纳税人具有最高的纳税遵从，会及时、足额履行纳税义务；而1表示纳税人的纳税遵从度较差，会出现推迟纳税、逃税甚至抗税行为；4则是一种中立状态。在实验环节中，测试者将被告知他所处的社会环境，测试者将按他所处的社会环境用数字1～7来表示他的纳税遵从度。
（2）变量显著性检验。首先是预处理，即通过加权平均的方法将所得的原始数据进行整合，将1～7七个选项值整合为一个加权平均值。其次是单因素方差分析（F检验）。使用t检验是有条件的，其中之一就是要符合方差齐次性，这一点需要通过F检验来验证，因此需要用F检验来考察数据，对于单因素完全随机设计实验资料的方差分析，单因素方差分析数据见表1。再次是配对样本t检验。两独立样本t检验就是根据样本数据对两个配对样本来自两配对总体的均值是否有显著差异进行推断。配对样本是指对同一样本进行两次测试所获得的两组数据，或对两个完全相同的样本在不同条件下进行测试所得的两组数据。成对样本t检验数据见表2。
2.4 实证结果及分析
（1）由表1可知，所有的变量的P值都小于0.01，F值都是显著的，即拒绝原假设，接受备择假设，符合方差齐次性 ，因此可以进行t检验。当P值小于0.01时，即有99%的概率证明假设的正确性，记为***；当P值大于0.01且小于0.05时，即有95%的概率证明假设的正确性，记为**；当P值大于0.05且小于0.1时，即有90%的概率证明假设的正确性，记为*。
（2）根据表2可知，教育机会公平的t统计量的值为1.325，对应的概率P=0.09
同时根据P值可知，对纳税遵从度影响水平的强弱关系为就业机会公平>贫富差距减少>社会保障公平>司法公正>教育机会公平。
2.5 研究结论
大学生是未来社会纳税的主力军，社会公平感是影响大学生纳税遵从度的重要心理因素。本文通过实验经济学的方法，运用t检验验证了教育机会公平、就业机会公平、贫富差距减少、社会保险公平及司法公正均有利于显著提高大学生的纳税遵从度。
家庭月收入的差异对纳税人的影响显著，因此解放发展生产力、切实提高人民的实际收入是保持高纳税遵从度的根本途径；纳税人的实际负税率对其纳税遵从度有非常大的影响，当实际负税率超过纳税人的预期时，纳税人的纳税意愿会大大下降。针对不同收入群体，将实际负税率合理控制在一定水平，对纳税遵从度的保持至关重要；当纳税人实际负税率达到高水平时，财经类专业的大学生比非财经类的纳税遵从度高，可见普及财税知识对纳税遵从有一定作用。
3 政策建议
加大教育落后地区的补偿性财政投入，采用税收分配“属人原则”。以税收为主的财政收入要加大科教文卫方面的投入比例，在教育落后地区采取补偿性投入，不断改善教学条件。并采用税收分配“属人主义”原则，即将纳税人纳税额按一定比例分配到其籍贯所在地的财税系统，通过建立财政专项资金，直接投入当地的科教文卫事业，改善教育环境。
加大对大学生创业项目实行税收优惠政策的力度。对于大学生就业，在鼓励大学生创业的同时，政府要给予大学生创业实质性的支持，可以充分发挥税收调节作用，对大学生创业项目进行税收优惠，采取减免税的措施。再者，政府财政对大学生就业给予技能培训方面的支持。
提高低收入群体收入水平和社会保障程度，加快实现“益贫性增长”。我国应加快实现“益贫性增长”，提高低收入者的收入水平，逐步扩大中等收入者比重，有效调节过高收入，坚决取缔非法收入。加快完善二次分配机制和国家福利制度，让低收入群体的收入水平和社会保障有一个较大程度的提高，从而形成一种拉动内需的长效机制[3]。
扩大社会保险的覆盖面，将个人纳税诚信系数与社会保险挂钩。我国应逐步完善社会保险体系，扩大社会保险的覆盖面，将更多的人纳入全国的社保体系中；将员工社会保险的政府补贴部分与其纳税遵从度紧密衔接，根据个人在过去年度中的纳税诚信度，选取相应的诚信系数，并与社会保险挂钩。
完善税收抽查机制和处罚机制，提高法务人员的专业素质和职业道德水平。加大对纳税不遵从行为的打击力度，提高相应的违法成本；完善税收抽查机制和税收处罚机制，及时掌握纳税人的纳税情况，依法查处偷漏税行为；加强对司法人员的教育培训投入，提高公检法人员的专业素质和职业道德水平；加大法律宣传力度，使纳税人普遍树立纳税光荣意识[4]。
主要参考文献
[1]苏月中，郭驰.纳税遵从行为的实证研究[J].税务研究，2007（6）：50-53.
[2]葛新权，王国成. 实验经济学引论：原理・方法・应用[M].北京： 社会科学文献出版社，2006：64-65.
收入证明样本范文第6篇
关键词：生存分析法 农业上市公司 财务困境 预警
中图分类号：F275 文献标识码：A 文章编号：1002-5812（2016）03-0038-04
一、引言
在我国，虽然作为第一产业的农业在国内生产总值中所占的份额从1952年的51%下降到2012年的10.1%，但这改变不了我国还是农业大国的现状。政府对农业发展的重视程度也在逐年增加，“十一五”期间中央财政对“三农”的投入约合3万亿元，年均增长比率高达23.6%；2011年的投入更是达到10 408.6亿元。然而，发展现代化农业仅仅依靠财政的扶持是远远不够的，1993年同人华塑的成功上市标志着我国农业企业正式进军资本市场，然而截至2012年12月，在整个证券市场中，农业上市公司的数量、资产规模和发行股票数量所占份额依然低于10%，与农业的重要地位并不相称。同时，我国农业类上市公司频频因严重的财务问题而被证券交易所ST处理。在目前国际金融局势极为不稳定的情况下，我国农业上市公司需要建立一套完善的财务困境预警体系来提高自身抵御外部资本市场波动带来的财务风险的能力。
二、文献综述
目前国内学者对我国农业上市公司财务困境预警主要采用多元判别分析法、条件概率分析法和人工智能预测法。陈远志（2008）基于2003―2005年我国沪深两市农业上市公司的样本数据，比较了单变量预警分析、Z计分模型、Zeta模型、修正的F模型以及分数模型对我国农业板块上市公司的财务预警效果，结果显示，后三者的预测准确率明显较高，且越接近被ST年份预测准确率越高，其中加入行业修正值及现金流量指标的分数模型的预测准确性在各时点均最高。马晓利（2009）采用因子分析和Logistic回归分析相结合的方法，基于2006年我国农业上市公司财务数据构建了包含资产留存收益率、每股收益、总资产增长率、每股经营现金流量、每股净资产、流动比率和销售增长率7个指标的财务预警模型。袁康来（2008）采用Logistic回归分析和多元判别分析法相结合的方式，构建了含有农业收入状况指标的预警模型。郝晓雁（2008）对2003―2005年我国农业上市公司分年度构建Logistic回归模型，结果显示利用被ST前三年的财务数据构建的预测模型效果最好。
以上方法和模型虽然在理论上发展的较为成熟且在实践上也取得了良好的效果，但是这些传统分析方法都不能避免静态时点性的缺陷，无法对企业陷入财务困境的过程进行动态把握，进而影响其对企业财务预警的效果。本研究拟采用生存分析方法将研究对象的生存时间数据纳入模型，更好地满足财务困境预警研究的动态性要求，丰富我国农业上市公司财务困境预警研究领域的理论方法。
三、生存分析方法的相关概念
（一）生存分析的基本涵义。生存分析是研究一个或多个生物，在经过某一特定时间后，会发生某种特定事件的概率。这个特定事件称为“死亡事件”，这个特定时间称为“死亡时间”。简单来说，生存分析就是一种动态研究某现象或因素随时间变化的规律的统计方法。
（二）生存时间的概念。生存时间是指从某种起始事件开始，到某种终点事件截止，研究对象所经历的时间跨度，常用符号t表示，由起点、终点和时间尺度三个要素构成。定义生存时间概念的关键是某种“特定事件”，该“特定事件”可以根据研究目的和专业知识由研究者在设计阶段自行确定。
（三）生存数据分类。实验设计的思路各不相同，不同的研究者进行观测的时间也不同，加上观测对象存在个体差异性，因此生存数据的表现形式会因为研究对象进入或退出观测的时间不同而分成两类：第一类是完全数据，是指起点事件和终点事件都可以被观察到的研究对象，其观测数据完全落于观测起点与终点之间，这类研究对象的时间信息可以被完整记录下来；第二类是截尾数据，是指未知真正生存时间的研究对象，其在观测过程中因为失访、退出或研究时限已到而未能观测到其起点事件或终点事件，这类研究对象的生存时间数据是不完整的。
四、研究设计
（一）模型的设定。本文首先利用非参数方法对我国农业上市公司的生存时间进行研究，找到样本公司被ST处理的时间规律，进而描述样本公司生存状况的特征。由于本文抛弃了配对抽样的方法，将样本一次性全部纳入模型，且生存时间为离散数据，取值范围为[3，18]，所以根据非参数方法大类下各方法的适用条件，最终采用Kaplan-Meier法进行分析。该方法由英国统计学家Kaplan和Meier于1958年提出，该方法利用概率惩罚定理计算生存率，又称乘积限法（Product-LimitMethod，P-L法）。Kaplan-Meier过程适用于小样本或大样本未分组资料的生存率的估计。对总体T的n个个体的生存时间进行观测，得到t1、t2…tn。当ti是寿终数据时，令δi=1；当ti是右截尾数据时，令δi=0。将数据记为（ti，δi）（i=1，2，…，n）。
其次，本文选用适当的财务指标构建Cox比例风险模型，来分析各财务指标与样本公司的生存率的相关关系及程度，并根据SPSS计算出的基准生存函数，结合样本公司的财务数据计算并预测各个样本公司的生存率。Cox比例风险模型是1972年由Cox提出的一种在存在截尾数据时使用的生存分析半参数模型。该模型的基本形式是假设有n个观察对象，第i（i=1，2，3…，n）例个体的生存时间为ti，同时设协变量X=（Xi1，Xi2，…Xip）是影响样本生存时间的p个危险因素。设h（t，x）表示在危险因素x的影响下时刻t的风险率；设h0（t）表示在没有危险因素x的影响下时刻t的风险率。显然h0（t）=h（t，0），并称h0（t）为基础风险函数。
（二）生存时间的界定和研究样本的选择。本文借鉴“大农业”的概念，认为农业不仅包括证监会行业分类的狭义的农业――农林牧渔业，还应当包括把农业资源或农业产品作为经营对象的行业，具体包括制造业中的依托农产品创造价值的农副食品加工业、食品制造业以及木材加工及木、竹、藤、棕、草制品业。据此对农业上市公司进行界定，在证监会分类的40家上市公司的基础上补充了65家，共计105家（其中ST公司18家，非ST公司87家）上市公司作为研究对象。
由于我国的证券交易所一般是根据上市公司前一年和前两年的财务状况来判定其是否应该被实施特别处理，所以如果用上市公司被ST前一年或者前两年的数据来建立模型，就是使用存在异常的财务数据来预测企业的异常财务状态，容易导致模型的预测能力被高估。所以本文需要对样本公司观测终点和被ST前三年的财务数据进行分析，故剔除上市时间不足3年的公司39家，剔除南方食品（000716）、中农资源（600313）这两家上市不足3年即被ST的公司，剔除财务数据缺失的公司0家，得到样本公司共64家。
本文定义生存时间的起点为企业首发上市交易的时间，这样就可以避免左截尾数据带来的影响。由于财务报告有延时性，为了保证数据的完整性，故将观测终点确定为2011年12月31日。本文定义生存分析中的“死亡事件”为上市公司因“财务状况异常”而被证监会施以“特别处理”，本文采用的时间尺度为年。所有样本生存数据来自大智慧，财务数据来自锐思数据库。
五、实证结果及分析
（一）Kaplan-Meier分析。以2011年12月31日为时间观察截点，以上市公司IPO作为起点事件，以上市公司被ST作为死亡事件，依此对上市公司的生存时间进行转换。如果在此期间公司被ST，则生存时间为完全数据；反之，则为截尾数据。对样本公司的生存状态变量的定义如下：“1”=发生ST，“0”=未发生ST。在所选取的样本中，上市公司康达尔（00048）在观测期间内发生了两次ST，对第二次生存过程，本文视其为新样本；新样本起点事件为“摘帽”，即在第一次ST之后，重新恢复正常。所以实证研究过程的最终样本总量为65，其中ST公司17家，非ST公司48家。样本公司具体生存时间如上页表1所示。
利用Kaplan-Meier法对样本公司的生存数据进行分析并估计生存函数和累积风险函数。从图1可以看出，生存曲线分为两阶段，在8年以前，曲线下降幅度较小，而8年之后，曲线下降幅度显著增大，以2年为单位保持较大的下降幅度，直至14年之后不再变动。从图2也可看出，在8年以前，累积风险函数上升较缓，而在8年以后，累积风险函数上升幅度增大，并保持较大的上升幅度到第14年，之后不再变动。因而可以认为，上市8年是上市公司的一个重要时间点，在8年之前，上市公司由于刚上市，财务结构良好、资金充足、管理层的管理水平与企业相适应，因而风险率相对较低，而在上市8年后，由于生产经营可能遇到发展瓶颈、资金流动性不足、管理层对新的市场把握不足等因素，使得上市公司陷入财务困境的风险逐步上升，被ST处理的概率也相应增大。
利用非参数法对我国农业上市公司的生存时间进行估计，可以分析我国农业上市公司陷入财务困境的风险与时间的关系，从总体上把握财务风险随时间的变化规律。其缺点是无法得到影响生存时间的因素及影响的程度，且无法度量个体的财务风险大小，为此，我们需要建立可以分析协变量影响的Cox模型。
（二）Cox预警模型构建。
1.预警指标的选择。本文构建的财务预警指标体系，主要考虑反映公司经营状况的盈利能力、偿债能力、营运能力、成长能力、现金流量能力以及反映农业上市公司农业收入状况六个方面的财务指标，并结合数据情况确定了37个具体指标，如下页表2所示。
2.预警模型系数估计。本文对T-3年的财务数据进行Cox回归分析后，有5个财务指标选入模型。如下页表3所示。将下页表4的Step 5中指标作为协变量，代入公式得到生存分析模型：
入选模型的5个财务指标的相关系数矩阵如表5所示：
回归因子相关系数矩阵显示，入选指标的相关性均不高，所以模型不存在多重共线性的影响。
从以上结果可以看出，最终入选模型的变量为产权比率、营业收入增长率、总资产增长率、投入资本回报率和农业收入占比5个指标。这说明企业的财务风险水平和偿债能力、成长能力、现金流量能力及农业收入占比情况相关。
Cox模型结果中得到的生存函数图与K-M法得出的是一致的，因此所求的基准生存率应该服从对数Logistic分布，其生存函数和风险函数分别为：
在已知分布形式和对应变量数据的情况下，本文采用回归分析对基准生存函数进行拟合，首先对式（7）进行变换，将其转化为线性回归形式：
然后利用SPSS统计软件对模型中的未知参数γ、α进行估计，具体结果见表7。
从结果可以看出，模型中R2=0.971，两个参数也通过了t检验，说明模型拟合度较好，也间接说明基准生存函数服从对数Logistic分布这一判断是正确的。得到的模型具体形式为：
（三）Cox预警模型的检验。
1.比例风险假定检验（PH检验）。比例风险假定检验可以分为统计量检验和图形检验，其中图形检验中常用的检验是Cox-KM生存曲线比较图，它将Cox模型和非参数方法估计的生存曲线对比，若其趋势基本一致，并且没有交叉，则说明符合PH假定。
如图4所示，左边为原始数据K-M分析得到的生存函数图，右边为Cox模型估计所得到的生存函数图，可以看出两张图的形状基本吻合，可以认为模型满足PH假定，即比例风险模型在此是适合的。
2.参数检验。在Cox比例风险模型中，常用χ2来检验模型整体的统计显著性，包括似然比检验、Score检验和Wald检验三种方式。三种方法的检验结果都显示：显著水平均为Sig
3.判别能力检验。检验模型判别能力首先要确定判定临界值，在利用Cox模型进行预测时，对于确定区分财务困境公司和非财务困境公司的临界值的方法一般有两种：一种是假定企业发生财务困境或财务健康的概率各占一半，这样可以得到临界值0.5；另一种是采用样本中正常样本占总样本的比例为分界点。本文采用的方法是后者，得到的最佳判定点生存率为0.738。
本文所建立的Cox模型的预测结果中，一类错误率为22.22%，二类错误率为3.64%，总错误率为6.25%，相应的，模型预测准确率为93.75%。
六、结论
本文运用生存分析法找到能够反映我国农业上市公司随着持续经营时间而变化的实际财务风险情况的财务指标，构建财务困境预警模型并对我国农业上市公司的财务困境进行预测，从理论上证明了生存分析方法在我国农业上市公司财务困境预警研究领域的适用性和优越性。具体结论如下：
1.利用K-M法对样本公司的寿命数据进行分析并估计生存函数和累积生存函数，初步得出了在市场中维持健康经营接近8年或者超过8年的企业，要及时对自身的财务状况和财务风险变化趋势进行分析，以预测出现财务困境的可能性并采取相应的措施，而生存时间超过14年的企业基本可以维持健康的财务状态的结论。
2.用T-3年的财务指标构建Cox比例风险模型，结果表明，与财务困境显著相关的有五个指标，分别是产权比率、营业收入增长率、总资产增长率、投入资本回报率和农业收入占比，我国农业上市公司应该关注这些指标的变化情况。Cox模型的实证结果显示误判率仅为6.25%，证明生存分析方法在我国农业上市公司财务困境预警研究中是适用的。
参考文献：
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[2]马晓利.我国农业上市公司财务危机防范体系研究[D].西北农林科技大学，2009.
[3]袁康来，吴晓林.奥特曼模型在我国农业上市公司财务危机预警中应用的探讨[J].消费导刊，2008，（2）.
收入证明样本范文第7篇
可是，由于商业利益的存在，统计数据也会表现出倾向性。或者预先设定了倾向性，所以，让我们感到踏实的数字未必反映真实状况，我们依赖的“实证方法”未必就“实”，其过程可能是把一种倾向研究成“事实”或证明成“事实”。
美国著名统计学家达莱尔-哈夫提出，当你面对统计数据时，先要问自己5个问题：谁说的?他是如何知道的?遗漏了什么?是否有人偷换了概念?这个资料有意义么?
我很注意电视、报纸上卖药的广告，“中国有百分之××”的人“缺钙”……这个“百分之××”是多少呢?一般是70％、80％、90％，很奇怪，过去凭票过日子的时候，中国人啥营养成分都不缺，现在怎么什么都缺?如果把广告所警告的疾病、营养不良的百分比都归总一下，这个结果是够吓人的，
问题的根本在于，这个危言耸听的统计是谁做的?当然是厂商做的，那么出现如此荒诞的统计也就不足为怪了。
统计的陷阱在哪里呢?首先是统计本身的不真实性，比如统计样本的选择偏差，或是样本空间过小，导致代表性差。
统计分析让一切假象原形毕露，但遗憾的是，统计未必能够揭示真实，有时候还可能制造假象。
由于调查者的主观意向或者客观失误的影响，统计样本的选择偏差直接影响到纷计的结果，比如，你有一桶豆子，有红色、有白色。那么红色的豆子有多少呢?如果按照统计学的办法，就是抓一把豆子(抽样)，然后算一下红白豆子的比例就能够得到近似的结果，但这个前提是，红白豆子在体积、形状、重量上的无差异化，如果是大豆子和小豆子呢?按照物理学原理，小豆子会在桶的下面，而大豆子在上面，如果你在上面抓一把样本，就是大豆子多；在桶底抓一把样本，就是小豆子多。
样本的空间要足够大，才能保证统计的稳定性和可信度，比如说，抽取10个样本和抽取1000个样本，显然是不一样的，当初美国某大学有一个惊人的统计数据，该校物理系有50％的女生和男教师同居，校方大为震惊，仔细调查，确实如此，该系有两名女生，其中一人与男教师坠入爱河……
统计的另一个陷阱在于统计之后的分析过程，在分析中，统计者是否遗漏了什么?或者忽视了统计所依赖的条件?
我们经常看到这样的分析报告。某产品价格为1000元，目前消费群体是10万，年收入1亿元，如果全国有百分之一的人消费该产品，就会有1300万消费群体，年收入将高达130亿元，带来××亿元的税后利润。
收入证明样本范文第8篇
【关键词】制造业；企业税负差异；影响因素
【中国分类号】F832.51；F406.7
一、引言
随着技术进步和工业模式的转型，服务业的兴起，中国经济发展阶段逐渐步入工业化后期，经济增长正由高速转入中高速的“新常态”。制造业作为我国工业体系重要的一部分，对我国的生产力水平，消费需求的增长起着重要的带动作用，制造业企业的发展和改革也成为了国家重点关注的问题。
影响制造业企业发展状况的一个重要因素就是制造业企业的实际税负。根据我国的税法和对现有研究的归纳和总结，企业纳税主要受到企业自身的盈利能力（影响所得税）和国家的税收政策及制度的影响（税率的调整等），但这两种因素的影响程度孰轻孰重仍然是一个需要研究的问题。本文主要从影响企业实际税负的这两个因素着手，来探究这两个因素对制造业企业实际税负的影响程度，从而为国家优化制造业产业结构和制造业企业自身合理的发展提供参考并对相关领域的研究做出补充。
二、文献综述
研究企业实际税负影响因素的一个首要问题就是企业实际税负衡量指标的界定。根据近几年国内外专家学者对企业实际税负的影响因素研究以及实际税负造成的影响研究来看，基本上认为流转税和所得税是构成企业税收负担的两大主体税种，并以此为前提进行研究，在以下方面基本达成了一致：
（一）企业内部存在的一些条件会导致企业实际税负的变化
李建英（2015）等从企业的内部各个因素入手，选取了企业的地理区域、公司规模、资产负债率、企业的盈利水平等为解释变量对企业实际税负进行回归分析，发现这些因素与企业的实际税负水平是有关系的。尤其是企业的盈利水平和企业实际税负成正相关关系。许景婷等（2009）利用上市公司公开财报的数据分析了行业和地区两个因素对于我国企业所得税税负的影响，考察上市公司实际税率是否与名义税率一致。其研究结果显示出了不同企业所处地区和行业的不同会导致实际税负较大的不同。娄权（2007）利用上市公司的数据做实证研究，其结果表明公司的投资报酬率与公司的实际负显著正相关，资本密集度与实际税负也呈正相关。
（二）我国的宏观政策和制度会导致企业实际税负的变化
董志勇、邓丽（2010）通过对企业实际税负影响因素作定性研究的方法，证明了国家的宏观经济发展水平。政治因素（政府职能范围、支出构成等）和制度因素（税收政策和税收制度）都会影响企业的实际税负。刘骏、刘峰（2014）等从税收竞争的角度，发现了不同企业所有制的差异同样会对企业的实际税负产生影响，他们选取了非国有企业、国有企业、央企以及省级、地方级、市级国企的实际税负值为样本，对其进行了描述性统计，之后将上述企业的不同制度作为虚拟变量，对实际税负进行回归分析，最后证实了政府控制会对企业的实际税负产生影响。
综上所述，近年来的相关研究已经充分地证实了企业自身的条件和国家的政策和制度会影响到企业的实际税负，并且行业的不同同样会影响不同企业的税负水平。但是影响的程度如何，这仍然是一个有待检验的问题。因此，本文从不同制造业行业的企业入手，并延续现有研究的前提，即用流转税和所得税这两大主体税种之和来衡量企业的实际税负，选取制造业企业的盈利水平作为企业自身条件等内部因素的综合性指标，政府税收政策差异作为国家政策等外部因素的综合性指标，将二者纳入同一个回归模型对实际税负进行回归分析，最后通过系数等指标判断这些因素的影响程度。
三、理论分析与研究假设
（一）定义被解释变量
企业税收负担，是指由国家课税而减少的企业资源。它既可以是流经企业的税收支出（如增值税），也可以是最终由企业承担的税收款项（如企业所得税）。企业的税收负担包括实际税收负担和间接税收负担两种，其中，实际税收负担（实际税负）主要指直接会导致经济利益流出企业，会对企业的发展造成实质性影响的税收负担，如企业所得税、印花税、契税、土地增值税等，税收归宿最终为企业，从而对企业效益产生直接损伤。增值税、消费税、关税等流转税，由于最终会转嫁给消费者，从而构成了企业间接税收负担。
基于流转税和所得税构成企业实际税负的前提，本文首先分别定义企业实际所得税税负和企业流转税税负的计算方法。根据实际税负率的定义，从流转税和所得税这两大主体税种出发，可以得出二者的计算方法，即用实际交纳的税费除以计税依据。
企业的所得税，指国家针对企业的利润总额而征收的税种，会直接造成企业经济利益的流出，并且由于其税率较大，所得税对企业形成了明显的实际税收负担。本文运用实际税负率衡量实际税负的大小，即用纳税人在一定时期内的实纳税额占其实际收益的比率来表示。根据实际税负率的定义，所得税税负率计算方法如下：
虽然一些学者认为增值税、消费税等流转税不构成企业的实际税负，但是，由于企业交纳增值税和销售产品的时间点往往不同，根据货币的时间价值理论，当前所持有的一定量货币比未来获得的等量货币具有更高的价值，可能会造成企业实际经济利益的流入或流出，也就构成了企业的实际税负。并且高额的税收支出占款往往容易对企业的现金流造成影响，尤其是倘若税收抵扣出现制度性阻隔，转嫁机制运行不畅，则将显著加重企业负担。此外，由于制造业企业的特殊性质，消费税等会造成一部分企业大量的经济利益流失。因此本文仍然考虑流转税这一主体税种对实际税负的影响。同样，根据实际税负率的定义：
由于小税种（包括印花税、土地增值税、契税、房产税等）造成企业经济利益流出的量相对较少，所以本文认为：
实际税负率=流转税税负率+所得税税负率
（二）定义解释变量
影响企业实际税负的企业内部因素，指的是由于制造企业经营管理、所处行业、生产能力、营销战略等方面的差异，会导致企业盈利水平变化从而导致其利润存在差异的因素。因此，盈利水平这一指标本身涵盖了这些因素的共同影响，所以本文主要以盈利水平作为企业内部因素的标准。企业的盈利水平可以用投资报酬率来衡量。即：投资报酬率=（利润总额+财务费用）/平均资产总额。
影响企业实际税负的企业外部因素，指的是由于企业在国家政策和税收制度方面的差异，会导致其交纳税额存在差异的因素。具体包括诸如低税率、“免抵退”的税收优惠政策造成的差异和由于应税消费品形成消费税，以及国家对高污染企业的整治等对企业加征税的政策造成的差异。
（三）提出假设
为研究国家税收政策差异等外部因素和企业的盈利水平等内部因素对企业实际税负所造成的影响，本文提出如下假设：
H1：享有不同税收政策的制造业企业的实际税负与其所享有的税收优惠呈负相关关系。
由于时代的变化要求制造业企业生产方式的变革，以及对一些从业人数较少的薄弱或基础性制造业的保护，国家针对这些企业制定了一系列的税收优惠和税收减免政策，比如农产品制造业（适用低税率，自产农产品免征增值税）、计算机、通信和其他电子设备制造业（免征，减征企业所得税，研发费用加计扣除，固定资产加速折旧等）、交通运输设备制造业（增值税适用低税率）、废弃资源综合利用业（增值税即征即退100%或50%，减征企业所得税）、出口产品制造业（增值税、消费税实行“免、抵、退”的税收优惠政策）。这类企业在本文统称为税收优惠类企业。
此外，还有一些企业诸如烟草制品业、酒类制造业、高档化妆品、金银首饰制品制造业、汽车制造业、家具制造业、有色金属、黑色金属、造纸业等具有高污染的重工业企业，这类企业由于生产应税消费品，或是由于国家为促进其生产方式的变革，对以上企业进行税收的加成征收。多交纳的税费在很大程度上加重了这些企业的实际税负。本文将这一类企业统称为应税消费品或其他国家限制的制造业。
其余既不享有国家税收优惠（或享有优惠^少），也没有生产应税消费品或受到其他税收加成的企业（或加成征收较少），如纺织业、皮革制造业、通用设备制造业和专用设备制造业等企业，本文将这类企业统称为普通制造业企业。
从实际税负的公式出发，假定各企业的盈利水平相同，即企业的营业收入和税前利润相同，由于流转税税负率、所得税税负率同实际交纳的税费成正相关关系，导致在相同的盈利水平下税收优惠类企业的实际税负率最小，普通制造业企业次之、应税消费品或其他国家限制的制造业实际税负率最大，假设H1以此为依据提出。
H2：不同盈利水平的制造业企业的实际税负与其盈利水平（或投资报酬率）呈负相关关系。
根据一般的会计理论，企业的盈利能力水平越高，能够形成所有者权益的企业留存收益越多，能够偿还负债的能力越强。重工业和高新技术产业的大型制造业企业盈利水平比较高。这些企业在资本市场上偏好股权融资，通过税务筹划降低税负水平。另外制造业中的盈利能力强的高新技术企业，也容易获得税收优惠扶持，其实际税负水平比较低。
此外，根据实际税负的公式，在企业实际交纳税费相同的假定下，流转税税负率、所得税税负率同企业的营业收入和税前利润成负相关关系。
四、研究设计和样本选择
（一）税负衡量指标设计
由于当今流转税和企业所得税实际上构成了企业应纳税额的主要部分，因此流转税和企业所得税的总和除以计税依据可以在一定程度上代表企业的实际税负，因此本文提出一个基于会计报表的企业税负衡量指标：
其中，Taxburden为企业的实际税负，Tax1为企业支付的流转税的净现金流量，金额等于资产负债表科目“营业税金及附加+应交增值税”，Sales为利润表“营业收入”科目，Tax2为企业应交所得税，Benefit为利润表“营业利润”科目。根据定义，税收负担指的是交纳的各项税费占计税经济来源的比重，对于正常经营的企业来说，企业交纳流转税的主要经济来源为营业收入，企业交纳所得税的主要经济来源为营业利润，因此选择营业收入做流转税变量的分母，营业利润为所得税变量的分母。
本文使用的基础数据是由国家统计局维护的《中国工业企业数据库》。本文选取国家统计局2011～2014年度按行业分规模以上工业企业主要经济指标作为研究对象，在此基础上，挑选出了符合制造业定义的工业行业，最后得到规模以上制造业企业的营业税金及附加、应交增值税、应交所得税、营业收入和营业利润的样本每年度各41个。
（二）模型设计
本文由于研究的主要目标是政府的税收政策和企业的盈利水平对不同企业实际税负差异的影响，而政府的税收政策是一个无法量化的变量，因此本文将政府的税收政策设置为虚拟变量，同时，由于政府的税收政策和盈利水平又会直接影响到企业实际交纳的税费，并且交纳的税费和收入或利润的比值构成实际税负，因此只要能够证明政府的税收政策和企业的盈利水平同实际税负之间具有相关关系，就可以检验出政府的税收政策和盈利水平对不同制造业企业的实际税负具有影响。
由于营业收入数据受到企业规模等诸多因素的影响，因此为了准确地衡量企业的盈利水平，本文采用投资报酬率，即（利润总额+财务费用）/平均资产总额，来衡量企业的盈利水平。模型设计如下：
Taxburden=β0+β1D1+β2D2+β3Invest+μ
其中，D1，D2分别为政府的税收优惠政策（如农业制造业减征增值税，加计扣除、加速折旧等，取1，其它取0）和税收加征政策（应税消费品等，取1，其它取0），Invest为投资报酬率，Taxburden为实际税负率，即流转税税负率和所得税税负率之和，μ樗婊干扰项。
（三）分类研究
政府的税收优惠和税收减免会直接影响到企业实际交纳的税费，并且在其他条件不变的情况下，不同制造业企业交纳的流转税差异主要受到税收优惠和税收减免的影响，例如农产品企业会受到增值税低税率而应税消费品制造业企业则会多征收消费税。因此，如果可以充分证明模型是显著成立的，可以根据实际交纳的流转税，计算出每一个样本行业的流转税税负率，再将其划分为若干档次，每组取其均值，同收入数据进行比较，从而检验假设H1中提到过的不同类型制造业和享有不同税收政策的制造业实际税负的差异。
同样地，为了证明假设H2，即不同制造业企业是否在盈利水平上对实际税负造成显著的差异，需要先证明模型的显著性，之后计算出所得税税负率，之后根据企业的营业收入将企业划分为若干类，同企业的所得税税负率进行比较，从而检验假设H2中不同盈利水平制造业企业实际税负的差异。
五、实证分析
（一）描述性统计
应税消费品制造业（例如烟草制造业流转税负率高达64.44%）、石油（18.03%）、煤炭（9.12%）、有色金属采选（4.90%）、黑色金属采选（6.28%）、木材加工（3.46%）等高污染制造业的流转税税负率偏高，占其实际税负率的比重也非常大，同时这些制造业行业都是受到国家税收加成征收的一些行业，说明这些受到国家加成征税的制造业行业的实际税负较高。
除应税消费品及高污染制造业外，营业利润和营业收入较高的制造业，例如农副食品制造业及加工业、通信设备、计算机制造业、电气机械及器材制造业等，其流转税税负率和所得税税负率相对较低。
（二）回归分析
以最近的2014年的规模以上工业企业相关数据为例，首先对模型进行OLS回归检验，利用Eviews软件进行回归检验。检验运用了异方差稳健标准误法进行修正，结果如表1所示。
其中，F值为7.837633，大于5%置信水平下的F值4.094045714，说明模型总体的线性关系是显著的，本文的Durbin-Watson值为1.855220，在合理取值范围0-4之间，表明本文的多元线性回归模型不存在一阶序列相关。虽然R值偏低，但是是由于引入的虚拟变量大于解释变量所致，回归模型整体还是显著的。
从回归系数上看，税收优惠政策变量（D1）的回归系数为-0.030193，但t值为-1.423252，未通过10%的显著性检验，表明税收优惠政策会在一定程度上减少企业的实际税负，但是这种线性关系并不显著。因此进一步考察，由于我国的税收优惠政策及退税政策绝大多数适用于出口产品和农产品，同时农产品收到税收优惠的金额相对较小，以及样本数据的局限性，导致税收优惠政策对实际税负的减少作用并没有在本文得到充分的数据支持。
而税收加征政策变量（D2），其回归系数为0.25058，t值为2.65116，其p值为0.0117，说明在5%的显著性水平下税收的加成征收政策（如应税消费品，生产方式转变等）会对企业的税负起到显著的正线性相关作用。结合D1，D2的结论，可以检验政府对不同制造业企业的税收政策会对其实际税负起到显著的影响，假设H1得到了数据的支持。
对于投资报酬率变量（Invest），其回归系数为-2.491298，t值为-1.921121，其p值为0.0624，说明在10%的显著性水平下，投资报酬率和企业的实际税负之间具有较为显著的负线性相关关系。至此，假设H2得到了数据的支持。并且，其回归系数的绝对值要比政府的税收政策的回归系数的绝对值要大，可以说明盈利水平（投资报酬率）会对企业的实际税负造成更大的影响。
同样地，继续对2011～2013年的数据进行多元线性回归，结果如表2。
^^^表示系数在1%的显著性水平下显著，^^表示系数在5%的显著性水平下显著，^表示系数在10%的显著性水平下显著，如没有上标，则说明该系数未通过10%的显著性检验。
可以发现，近些年来造成不同行业企业的实际税负的差异更多地受不同行业平均盈利水平等内部因素差异的影响，并且，我国政府宏观税收政策对行业实际税负差异的作用正在逐年减弱。说明了要解决企业的实际税负的问题，更多地还要从企业所处行业的盈利水平以及企业自身的盈利能力等内部因素做起。
（三）数据分类对比
证明了政府的税收的政策会对不同制造业实际税负差异造成显著的影响之后，由于政府的税收政策实际上很大程度影响了企业应交的税费，所以根据政府应交税费的不同水平，将不同制造业划分为五组，并与其实际税负率的均值进行比较，以2014年的数据为基础，结果如表3所示：
可以直观地看出，实际税费随着每组样本应交税费均值的减少，其实际税负率也在减少（最后一组数据受到极端值的影响导致平均税负率不够准确），更进一步地证明了假设H1。同样地，对于假设H2，同样根据投资报酬率将样本分为5组，与实际税负率进行比较如表4所示：
可以看出，随着每组样本平均投资报酬率的下降，平均的实际税负率成波动上升的趋势，平均投资报酬率越低，企业的实际税负越高，进一步验证了假设H2。
六、研究结论
本文通^对2011～2014年不同制造业收入、利润、应交税费的实证研究，证明了假设H1、H2，具体如下：
政府对不同制造业的不同政策会导致其实际税负的不同，制造业企业的实际税负与其享受税费优惠政策的程度成负相关关系，与其受到政府加成征税的程度成正相关关系。
不同制造业盈利水平的差异会较大程度地影响其实际税负的差异。企业的盈利水平与其实际税负成负相关关系。
企业内部的一些诸如生产能力、经营战略和管理等会影响企业盈利能力的内部条件对企业实际税负的影响程度比国家政策和制度差异等外部因素对实际税负的影响程度大。
值得注意的是，盈利水平较强的制造业行业往往是国家重点扶持的新兴行业或予以保护的行业，往往也会得到更多的国家税收优惠，导致税收的差异化更加明显，因此在实际情况中，企业的实际税负往往会受到这两种以及其他多种因素的共同影响。
本文的研究意义在于：第一，将企业的盈利水平等内部因素和不同制造业企业享受政策和制度差异等外部因素纳入同一个模型，证明了制造业企业实际税负受到企业自身的条件和国家的政策和制度的共同影响，促使企业在考虑缓解实际税负时认识到二者的共同作用。第二，证明了国家税收政策和制度的变化对制造业企业的实际税负存在影响。国家可以通过税收政策的调整来优化制造业行业的产业结构，促进符合时代要求的制造业行业的发展，并在税收与制造业发展之间加以平衡。第三，发现了企业的内部因素更大程度地影响企业的实际税负。虽然企业利润的增加同时也会导致企业应交所得税的增加，但是企业可以通过增加利润来增加留存收益，从而获得更多的可支配资金，同时盈利能力强的企业也更容易获得税收政策的扶持，降低了其实际的所得税税负，从而实现制造业企业的持续稳定发展。
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