بررسی ارتباط شفافیت مالی و اجتناب مالیاتی با توجه به مالکیت نهادی شرکت‌ها ( مطالعه موردی شرکت‌های بورس اوراق بهادار تهران )

نوع مقاله : علمی پژوهشی

نویسندگان

1 دانشیار حسابداری دانشگاه فردوسی مشهد- مشهد ،ایران

2 کارشناس ارشد حسابداری دانشگاه آزاد اسلامی، مشهد، ایران.

3 کارشناس ارشد حسابداری دانشگاه آزاد اسلامی، مشهد، ایران

4 کارشناس ارشد مدیریت بازرگانی دانشگاه آزاد اسلامی، بابل، ایران

چکیده

 
هدف پژوهش ‌حاضر شناسایی ارتباط میان شفافیت گزارشگری مالی و اجتناب مالیاتی در 82  شرکت فعال بورس اوراق بهادار تهران در دوره 1386 تا 1392 است. پرسش اصلی این است که سطح مالکیت نهادی چگونه رابطه شفافیت مالیاتی و اجتناب مالیاتی را تعدیل می­کند؟با استفاده از  الگوی رگرسیون فازی وجود رابطه معکوس  و معنادار بین شفافیت گزارشگری مالی (معیار کیفیت افشاء و شفافیت سود) و اجتناب مالیاتی (معیارهای نرخ مؤثر هزینه مالیات و تفاوت دفتری مالیات)  در این شرکت ها در دوره مورد بررسی  تأیید شده است. شرکت­های با مالکیت نهادی پایین نسبت به شرکت­های با مالکیت نهادی بالا رابطه قوی­تر بین شفافیت گزارشگری مالی و اجتناب مالیاتی را نشان می­دهند. بدین معنا که فعالیت­های برنامه­ریزی مالیاتی، شفافیت گزارشگری مالی شرکت را کاهش می­دهد، در صورتی که تأثیر سطح مالکیت نهادی بر رابطه میان شفافیت گزارشگری مالی و اجتناب مالیاتی برخلاف انتظار و معکوس بوده است.
 

کلیدواژه‌ها


 

بررسی ارتباط شفافیت مالی و اجتناب مالیاتی با توجه به مالکیت نهادی  شرکت‌ها( مطالعه موردی شرکت­های بورس اوراق بهادار تهران )

 

 

محمدرضا عباس زاده[1]

 

تاریخ دریافت: 21/1/1395             تاریخ پذیرش: 24/3/1395

مرتضی فدائی[2]

محسن مفتونیان[3]

مائده بابایی کلاریجانی[4]

 

چکیده

هدف پژوهش ‌حاضر شناسایی ارتباط میان شفافیت گزارشگری مالی و اجتناب مالیاتی در 82  شرکت فعال بورس اوراق بهادار تهران در دوره 1386 تا 1392 است. پرسش اصلی این است که سطح مالکیت نهادی چگونه رابطه شفافیت مالیاتی و اجتناب مالیاتی را تعدیل می­کند؟با استفاده از  الگوی رگرسیون فازی وجود رابطه معکوس  و معنادار بین شفافیت گزارشگری مالی (معیار کیفیت افشاء و شفافیت سود) و اجتناب مالیاتی (معیارهای نرخ مؤثر هزینه مالیات و تفاوت دفتری مالیات)  در این شرکت ها در دوره مورد بررسی  تأیید شده است. شرکت­های با مالکیت نهادی پایین نسبت به شرکت­های با مالکیت نهادی بالا رابطه قوی­تر بین شفافیت گزارشگری مالی و اجتناب مالیاتی را نشان می­دهند. بدین معنا که فعالیت­های برنامه­ریزی مالیاتی، شفافیت گزارشگری مالی شرکت را کاهش می­دهد، در صورتی که تأثیر سطح مالکیت نهادی بر رابطه میان شفافیت گزارشگری مالی و اجتناب مالیاتی برخلاف انتظار و معکوس بوده است.

 

واژه‌های کلیدی: شفافیت گزارشگری مالی، مالکیت نهادی، اجتناب مالیاتی، رگرسیون فازی.

طبقه بندی JEL : M41، H20، C33، C65

1- مقدمه

وجود مالیات بردرآمد، باعث کاهش عایدات واحد تجاری می‌شود. یکی از اقدامات اساسی در جهت حداکثر ساختن ارزش شرکت و ثروت سهامداران استفاده از راهکارهایی است که از طریق آن، مالیات پرداختنی کاهش یابد. در ادبیات مالی تلاش قانونی شرکت­ها به منظور کاهش هزینه مالیات را به نام­هایی از قبیل مدیریت مالیات، اجتناب از پرداخت مالیات و رویه مالیاتی جسورانه می­شناسند (دسایی و دارماپالا[i]،2009). اجتناب مالیاتی به عنوان راهکار کاهش میزان مالیات تعلق گرفته به سود حاصل از عملکرد واحدهای تجاری ، زنجیره­ایی از فعالیت­ها و برنامه­های استراتژیک کاملا قانونی و پیش­رونده در اخذ معافیت مالیاتی است که منجر به وجود آمدن فضای خاکستری در ارائه اطلاعات و گزارش­های مالی و مالیاتی به افراد برون سازمانی می­گردد (هانلون و هیتزمن[ii]،2010)؛ در نتیجه اجتناب از پرداخت مالیات، در حال تبدیل شدن به نگرانی اصلی دولت­هاست.

مقوله شفافیت گزارشگری مالی و اهمیتی که در سال­های اخیر نمود بیشتری پیدا کرده است، بدنبال وقایع ناگوار و بحران­های به وجود آمده در بورس­های جهان و به ویژه سپتامبر سیاه 1997 و سپس حادثه یازدهم سپتامبر 2000، افشای ماجرای ورلدکام[iii]، انرون[iv]، زیراکس[v] و سپس پارمالات[vi] در سطح جهان و سقوط شاخص­های بورس تهران در سال 1383، باعث گردید موضوع شفافیت صورت‌های مالی به عنوان یک پدیده مورد لزوم و ضروری در بازار سهام، اهمیتی بیشتری را به خود اختصاص دهد (عرب مازار و همکاران،1390). اصطلاح شفافیت در گسترده­ترین مفهوم خود به معنای ارائه اطلاعات است. منظور همان انتشار اطلاعات مالی و غیرمالی و اثرگذار یک شرکت در گزارش­های مالی و غیرمالی است (هندریکسن و فن بردا[vii]،1992). اطلاعات شفاف را می­توان به عنوان یکی از ابزارهای ایفای مسئولیت پاسخگویی مدیران دانست. هرقدر توزیع اطلاعات در جوامع بیشتر باشد، امکان تصمیم­گیری آگاهانه و پاسخگویی بخش خصوصی و دولتی در مورد چگونگی تحصیل و مصرف منابع بیشتر و امکان رشد فساد نیز کاهش می­یابد (واناث و کفمن[viii]،1999).  از سوی دیگر، به همان اندازه نیز شرکت­ها در ایفای مسئولیت پاسخگویی خود نسبت به ذینفعان موفق عمل خواهند نمود و در نتیجه، ارائه اطلاعات شفاف موجب محاسبه دقیق و صحیح مالیات حقه دولت خواهد شد (نوبخت،1385). از نظر داموداران[ix] (2002) یکی از مهمترین دلایل کاهش انگیزه شرکت­ها برای افشاء اطلاعات در کنار دلایلی چون کنترل و تقلب، مزایای مالیاتی این واقعیت است که ساختار مالکیت در شرکت­های بورسی تا چه میزان عمده یا پراکنده هستند . به همین دلیل انسجام و عدم انسجام هیئت مدیره که نتیجه ساختار مالکیت است نیز در کنار وجود اطلاعات مالی بهنگام، دقیق و صحیح حایز اهمیت و نزد سرمایه گذاران در بورس مورد توجه است (سینایی و همکاران،1388). در زمان وجود تضاد منافع، فعالیت­های نظارتی خارجی یا بیرونی، به عنوان عنصر کنترلی مهمی قلمداد می­شود. سهامداران نهادی یک گروه از نظارت­کنندگان خارجی به شمار می‌روند. شیلفر و ویشنی[x] (1986) ادعا می­کنند که سرمایه­گذاران نهادی نقش مهمی در فرآیند نظارت و نظام­دهی به فعالیت مدیران ایفا می­کنند. سهامداران نهادی با توجه به برخورداری از دانش و تخصص کافی، دسترسی به شبکه­های ارتباطی مؤثر، اختیار سهام عمده و حق رأی ناشی از آن، مدیران را مجبور می­کنند تا بر عملکرد اقتصادی تمرکز و از رفتارهای مغایر با منافع شرکت اجتناب کنند. افزون بر این سرمایه­گذاران نهادی بخاطر مسئولیت امانتداری که بر عهده دارند، از انگیزه مضاعفی در راستای اطمینان از این که تصمیمات اتخاذ شده منجر به حداکثرسازی ثروت سهامداران می­شود، برخوردار هستند (بوشی[xi]،2001).  در یک ارتباط دو سویه از آن جا که سیستم مالیاتی بهترین راه شفافیت درآمدی است، آمار و تصویر ایجاد شده در یک نظام مالیاتی کارآمد و عادلانه می­تواند خود یک کنترل کننده نرم افزاری و علمی جهت ارتقاء سطح کارآمدی اقتصاد و شفافیت اطلاعات منتشر شده در حوزه­های مختلف اقتصادی هر کشور باشد. از این دیدگاه به نظر می­رسد، سیاست­های مالیاتی مناسب منجر به بهبود شفافیت گزارشگری مالی می­شود و نیز شفافیت مناسب گزارشگری مالی به محاسبه دقیق مالیات، کاهش عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیران و مالکان (قائمی و همکاران،1391) و پاسخگویی و تصمیم­گیری های اقتصادی آگاهانه بیانجامد (همت فر و همکاران،1392).

براین اساس، وجود شفافیت در فعالیت­های واحد اقتصادی، درک سرمایه­گذاران را از فعالیت­های مدیریت افزایش داده و عدم تقارن اطلاعاتی ناشی از اجرای برنامه­های اجتناب مالیاتی را تعدیل و نگرانی مالکان را از هزینه­های پنهان اجتناب مالیاتی تقلیل می­دهد (مک نیکولز و استوبن[xii]،2008)، چرا که ارائه اطلاعات شفاف و اثرگذار از طرف واحدهای اقتصادی، امکان برآورد دقیق و صحیح سود واحد تجاری توسط تحلیل­گران مالی را فراهم و باعث کاهش مدیریت سود توسط افراد درون سازمانی می­شود (آتوود و همکاران[xiii]،2010).

در این پژوهش به دو مسئله پرداخته می‌شود: اولین پرسش کلیدی این است که آیا شفافیت گزارشگری مالی با اجتناب مالیاتی رابطه معناداری دارد. دوم این که آیا سطح مالکیت نهادی بر این رابطه تأثیرگذار است؟ برای این منظور ابتدا مفهوم و مبانی نظری اجتناب مالیاتی و شفافیت گزارشگری مالی مطرح می‌شود. سپس فرضیه های تحقیق ارائه می­گردد. ضمن تشریح نحوه گردآوری و اندازه­گیری متغیرها، فرضیه­های تحقیق بررسی و براساس تجزیه و تحلیل داده­ها، نتایج حاصل از تحقیق بیان و پیشنهادهای لازم ارائه می­گردد.

 

2- مبانی نظری و پیشینه تحقیق

2-1- اجتناب مالیاتی

مبانی نظری و شواهد تجربی نشان می­دهند شرکت­ها سعی در کاهش و به تعویق انداختن مالیات بر درآمد خود دارند. اجتناب مالیاتی، فرار مالیاتی، مدیریت سود، محافظه­کاری ابزارهایی هستند که شرکت­ها در صورت لزوم بسته به شرایط از آن­ها استفاده می‌کنند. در ادبیات حسابداری، مفهوم اجتناب مالیاتی از دو بعد گسترده و محدود تعریف شده است. در بعد گسترده اجتناب مالیاتی را کاهش مالیات هر دلار از سود قبل از مالیات تعریف شده و در برگیرنده تمامی معاملاتی است که بر بدهی مالیاتی اثر می­گذارند (هانلون و همکاران،2010) . در این روش بین فعالیت­های واقعی با مطلوبیت مالیاتی، فعالیت­های اجتنابی که به منظور کاهش مالیات انجام می­شود و لابی­هایی که برای کسب مزایای مالیاتی انجام می­گیرد، تفاوتی وجود ندارد. در بعد محدود، تمایز مفهومی بین فرار مالیاتی و اجتناب مالیاتی ریشه در قانونی بودن اقدامات مؤدیان دارد. فرار مالیاتی نوعی تخطی از قانون است، زمانی که مؤدی از گزارش درآمد مشمول مالیات مربوط به کار یا سرمایه خود امتناع می­نماید، دست به یک اقدام غیرقانونی می­زند. شایع ترین دلایل فرار مالیاتی عبارتند از 1) عدم گسترش فرهنگ مالیاتی در جامعه، 2) مبادله نکردن کامل اطلاعات و نبودن نظام نظارت و پیگری در اخذ مالیات، 3) تشخیص علی الرأس و ضعف در اجرای آن، 4) فقدان الزامات قانونی یا ضعیف بودن ضمانت­های اجرایی، 5) عدم ظهور نمودهای پرداخت مالیات در جامعه، 6) نشناختن مؤدیان و مستند نبودن میزان درآمدهای آن­ها به خصوص در بخش مالیات مشاغل و 7) وجود معافیت­های وسیع، متنوع و نابرابر؛ در مقابل اجتناب مالیاتی در چارچوب قوانین مالیاتی انجام می­شود. از جمله تفاوت دیگر را می­توان به واکنش و بازتاب افشاء عمل اشاره کرد. در اجتناب مالیاتی فرد دلیلی برای نگرانی بابت کشف احتمالی اقدامات خویش ندارد، ولی در فرار مالیاتی عمل فرد می­تواند وی را در معرض برخورد قانونی از جانب مراجع قانونی قرار دهد. در این پژوهش، تعریف محدود اجتناب مالیاتی مدنظر قرار دارد و اقدامات قانونی صورت پذیرفته سوء استفاده­های رسمی از قانون و مقررات در جهت کاهش تعهدات مالیاتی در زمره فعالیت­های اجتناب مالیاتی تلقی می­شود. بسیاری از پژوهش­ها در پاسخ به این سؤال انجام شده است که چرا بعضی از شرکت­ها بیش از بقیه از پرداخت مالیات اجتناب می­کنند؟

به طور کلی دو دیدگاه پیرامون تحقیقات تجربی در مورد فعالیت­های اجتناب از پرداخت مالیات وجود دارد: دیدگاه نخست این است که مدیران با هدف کاهش تعهدات مالی شرکت و صرفه­جویی وجه نقد، فعالیت­های اجتناب از پرداخت مالیات را انجام می­دهند. بنابراین، از منظر سرمایه­گذاران، اجتناب از پرداخت مالیات افزایش­دهنده ارزش شرکت است و مدیران برای به کار بستن چنین فعالیت­هایی باید تشویق شده و پاداش بگیرند. دیدگاه دوم نیز به نظر می­رسد در مورد شرکت­های با جدایی مالکیت مطرح باشد؛ زیرا افراد حقیقی به خاطر وجود احتمال کشف، جریمه شدن، ریسک­گریزی و یا انگیزه­های درونی مثل وظیفه اجتماعی، کمتر درگیر فرار و اجتناب مالیاتی می­شوند (الینگهام و همکاران[xiv]،1972). در شرکت­ها به طور معمول، سهامداران انتظار دارند که مدیران به دنبال منافع شخصی خود باشند و تا مادامی که منافع اضافی حاصل از کاهش بدهی­های احتمالی بیشتر از هزینه­های اضافی مورد انتظار برای آن­ها باشد، به دنبال کاهش بدهی­های مالیاتی و اجتناب مالیاتی باشند؛ بنابراین، اجتناب مالیاتی می­تواند انعکاسی از نظریه مسئله نمایندگی باشد و ممکن است منجر به تصمیمات مالیاتی شود که منافع شخصی مدیر را دنبال کند؛ از این رو، یکی از چالش­های پیش روی سهامداران و هیأت مدیره، یافتن روش­ها و انگیزه­های کنترلی است تا هزینه­های نمایندگی را به حداقل برسانند (جنسن و مکلین[xv]،1976). دسای و همکاران (2007) معتقدند مدیرانی که به دنبال منافع شخصی خود هستند، ساختار شرکت را پیچیده­تر کرده و معاملاتی را که باعث کاهش مالیات می­شود، انجام و به این شیوه منابع شرکت را در جهت منافع شخصی خود به کار می­گیرند. آن­ها معتقدند که وجود مأموران مالیاتی قوی، باعث افزایش نظارت بر کار مدیران و کاهش سوء استفاده از منابع داخلی شرکت­ها می­شود. همچنین حاکمیت شرکتی ضعیف باعث افزایش در سطح اجتناب مالیاتی می­شود. ترکیب سهامداران شرکت­های مختلف متفاوت است. بخشی از مالکیت شرکت­ها در اختیار سهامداران جزء و اشخاص حقیقی قرار دارد. این گروه برای نظارت بر عملکرد مدیران عمدتا به اطلاعات در دسترس عموم، مانند صورت­های مالی منتشره اتکاء می­کنند. این در حالی است که بخش دیگری از مالکیت شرکت­ها، در اختیار سهامداران حرفه­ایی عمده قرار دارد که بر خلاف گروه سهامداران نوع اول، اطلاعات داخلی با ارزش درباره چشم اندازهای آتی و راهبردهای تجاری شرکت از طریق ارتباط مستقیم با مدیران شرکت در اختیار آنها قرار می­گیرد (نوروش و همکاران،1384). گراهام و توکر[xvi] (2006) معتقدند از منظر مالکیت نهادی، و از منظر نمایندگی که بر ارتباط بین حاکمیت شرکتی و فعالیت­های اجتناب از پرداخت مالیات تأکید می­کند، چنین فعالیت­هایی، منافع نهایی سپر مالیاتی[xvii] بهره را کاهش می­دهد و بر روی تصمیمات مربوط به ساختار سرمایه تأثیرگذار است. بنابراین، انحراف منافع برای مدیران کم هزینه­تر می شود. از سوی دیگر، اگر اجتناب مالیاتی توسط مقامات مالیاتی تشخیص داده شود، شرکت مجبور به پرداخت های اضافی و جریمه می­شود که باعث کاهش جریان­های نقدی ورودی و کاهش ثروت سهامداران می­شود. دیدگاه دیگری که در مورد اجتناب مالیاتی مطرح شد این که علی رغم تفکیک کنترل از مالکیت، پدیده اجتناب مالیاتی می تواند ارزشمند باشد . اگر مالکان بتوانند زمینه­های انگیزشی لازم را در مدیران ایجاد کنند تا آن­ها با برنامه ریزی­های مالیاتی صحیح، تصمیمات اثربخش مالیاتی اتخاذ کنند، ارزش شرکت افزایش و در نتیجه ثروت سهامداران افزایش خواهد یافت (هانلون و همکاران،2010).

 

2-2- شفافیت گزارشگری مالی

برنامه ریزی­های اجتناب از پرداخت مالیات، صرفه ­جویی مالیاتی برای شرکت به ارمغان می‌آورد. با این حال، به‌طور همزمان پیچیدگی مالی و سازمانی شرکت را افزایش می­دهد و به حدی می رسد که نمی‌توان با بخش های خارج از شرکت (مانند سرمایه گذاران، بستانکاران و تحلیلگران) به درستی ارتباط برقرار کرد و بدین صورت مشکلات شفافیت گزارشگری مالی افزایش می­یابد (بالاکریشنان و همکاران[xviii]،2011). شفافیت اطلاعاتی، شاخص عملکرد مدیریت در ارائه اطلاعات ضروری به شکل صحیح، روشن، به موقع و قابل دسترسی است. این شاخص منعکس کننده این است که آیا سرمایه­گذاران تصویری واقعی از آنچه در داخل شرکت روی می­دهد، دارند یا خیر؟ با وجود این که واژه شفافیت در سیستم­های افشای اطلاعات مالی و نیز در استانداردهای حسابداری کاربرد فراوانی دارد، ولی در رابطه با این واژه تعریف مشترکی که همگان در مورد آن اتفاق نظر داشته باشند، وجود ندارد. به عنوان نمونه بوشمن و همکاران[xix] (2001) شفافیت اطلاعات مالی را توان دسترسی گسترده به اطلاعات مربوط و قابل اتکاء در مورد عملکرد مالی، وضعیت مالی، فرصت­های سرمایه­گذاری، نظام راهبری شرکت­ها، ارزش و ریسک شرکت­های سهامی عام تعریف می­نماید. آکسا[xx] (2006) به دنبال تعریف S&P[xxi]، شفافیت را به موقع بودن و کفایت افشای کارکردهای مالی و عملیاتی شرکت می­داند. از نظر براون و همکاران[xxii] (2009) بهترین تعریف شفافیت در حوزه تجاری عبارت از صورت­های مالی با کیفیت است. همچنین نیلسن و همکاران[xxiii] (2009) درباره شفافیت بر این باورند که استفاده­کننده اطلاعات در هر زمانی به همه چیز واقف است و او براساس اطلاعات شفاف می­تواند هر موضوعی را مورد بررسی قرار دهد.

وجود شفافیت از یک سو به سهامداران خرد اطمینان می­دهد که همواره اطلاعات قابل اتکاء و به موقع در خصوص ارزش شرکت را دریافت خواهند کرد و سهامداران عمده و مدیران در پی تضییع حقوق آن­ها نیستند و از سوی دیگر مدیران برای تلاش در جهت افزایش ارزش شرکت، به جای پیگیری منافع کوتاه مدت شخصی ترغیب می­شوند. در نتیجه می­توان از میزان و شدت رسوایی­های مالی به میزان قابل توجهی بکاهد (نوبخت،1385). صورت­های مالی با شفافیت کم مجموعه­ایی از هزینه­ها را بر شرکت تحمیل می­کند که شامل بالا رفتن هزینه تامین سرمایه از طریق سهام و بدهی، تشدید مشکلات حاکمیتی و کاهش بهره­وری سرمایه­گذاری است (بیدل و هیلاری[xxiv]،2006). در تلاش­های اخیر برای اندازه گیری شفافیت از معیارهایی مانند بحران مالی یا هموارسازی سود استفاده شده است (لاندر[xxv]،2008). در هر صورت شفافیت و افشای کامل و صادقانه اطلاعات عاملی کلیدی در کارکرد مطلوب یک بازار کارای سرمایه می­باشند (حساس یگانه و همکاران،1385).

 

3- پیشینه پژوهش

اجتناب مالیاتی یکی از مباحث مهمی است که در زمینه مالیات مطرح است؛ از این رو پژوهشگران زیادی رابطه بین اجتناب مالیاتی و عوامل مختلف را مورد بررسی قرار دادند. تحقیقات قبلی به بررسی رابطه بین اجتناب مالیاتی و مالکیت نهادی پرداختند. خورآنا و موسر[xxvi] (2009) در بررسی رابطه اجتناب مالیاتی با سهامداران نهادی نشان دادند که مالکیت نهادی بر پوشش مالیاتی تأثیر معناداری دارد. در شرکت­هایی با افق سرمایه گذاری کوتاه­مدت، بدلیل این­که می­خواهند در کوتاه­مدت مالیات بیشتری ذخیره شود تا سود و ارزش سهام خود را افزایش دهند، پنهان کاری مالیاتی بیشتر است، اما اگر افق سرمایه­گذاری بلندمدت باشد، شدت رابطه مالکیت نهادی با پوشش مالیاتی تعدیل می­گردد.

جوی[xxvii] (2012) تأثیر مالکیت نهادی بر جسورانه بودن مالیات را بررسی کرد. نتایج پژوهش او نشان داد که شرکت­های با سطح بالاتر مالکیت نهادی دارای افق سرمایه­گذاری کوتاه­مدت، به احتمال بیشتری برنامه­ریزی جسورانه را به کار می­برند همچنین، بررسی بیشتر نتایج نشان داد که بین مالکیت نهادی و نرخ موثر مالیاتی رابطه منفی وجود دارد. پور حیدری و همکاران (1393) در پژوهشی با عنوان بررسی تأثیر اجتناب از پرداخت مالیات بر هزینه سرمایه سهام عادی، با لحاظ فرصت­های رشد و مالکیت نهادی طی بازه زمانی 1380 تا 1389 پرداختند. یافته­های پژوهش نشان داد اجتناب از پرداخت مالیات باعث کاهش هزینه سرمایه می­شود. همچنین فرصت رشد و مالکیت نهادی تأثیر معناداری بر رابطه بین اجتناب از پرداخت مالیات و هزینه سرمایه ندارد.

بسیاری از مطالعات اخیر نشان دادند که استراتژی­های مؤثر جهت اجتناب از پرداخت مالیات مستلزم محدود کردن جریان روان اطلاعات شرکت به بازار سرمایه و سایر مراجع است. در این زمینه می توان به مطالعه کیم و ژانگ[xxviii] (2011) اشاره کرد که در مطالعه خود با عنوان "اجتناب مالیاتی شرکت و خطر سقوط سهام" به این نتیجه رسیدند در شرکت­هایی که اجتناب مالیاتی داشتند، احتمال سقوط قیمت سهام بالاتر است. یو و همکاران[xxix] (2013) با استفاده از معکوس معیار محافظه کاری طراحی شده توسط خان و واتز[xxx] (2009) به عنوان جانشینی برای گزارشگری مالی متهورانه، به شواهدی دست یافتند که نشان داد بین گزارشگری متهورانه و آگاهی بخشی قیمت سهام رابطه منفی و معنادار وجود دارد.

مرادی و همکاران (1395) در بررسی ارتباط بین گریز مالیاتی و ریسک سقوط آتی قیمت سهام براساس داده های 70 شرکت بورسی ایران طی سال­های 1383 الی 1390، رابطه مثبت گریز مالیاتی با ریسک سقوط قیمت سهام و عدم تأیید رابطه مالکیت نهادی و مدیران غیر موظف بر رابطه بین گریز مالیاتی و ریسک سقوط آتی قیمت سهام را دریافتند.

انگیزه­های مدیریتی از جمله مواردی ست که رابطه آن با اجتناب مالیاتی مورد بررسی قرار گرفت. آرمسترانگ و همکاران[xxxi] (2010) در پژوهش خود به این نتیجه رسیدند بین طرح­های تشویقی مدیران مالیاتی با نرخ مؤثر مالیاتی محاسبه شده براساس استانداردهای حسابداری رابطه منفی و معناداری وجود دارد. همچنین آنان در پژوهشی دیگر در سال 2015 با عنوان "حاکمیت شرکتی، انگیزه های مدیریت و اجتناب مالیاتی" با استفاده از رگرسیون چندمتغیره به وجود رابطه مثبت بین استقلال هیئت مدیره و پیچیدگی­های مالی برای سطوح پایین اجتناب مالیاتی و رابطه منفی برای سطوح بالاتر دست یافتند.

تحقیق  برتشر و همکاران[xxxii] (2013)، در زمینه اجتناب مالیاتی و حاکمیت شرکتی نشان می‌دهد که جدایی مالکیت و کنترل ، برنامه­ریزی مالیاتی شرکت­های خصوصی دارای ساختار مالکیت متفاوت را تحت تأثیر قرار می­دهد . آن­ها دریافتند شرکت­هایی که بیشتر بر مالکیت و کنترل تمرکز دارند، اجتناب مالیاتی کمتری دارند و هزینه­های ضمنی اجتناب مالیاتی و جدایی مالکیت و کنترل، برنامه­ریزی شرکت­های خصوصی را تحت تأثیر قرار می­دهد. مشایخی و همکاران (1394) در پژوهش خود به بررسی برخی از معیارهای مهم راهبری شرکتی شامل درصد مالکیت نهادی، استقلال و اندازه  هیئت مدیره و اجتناب مالیاتی با نمونه 146 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال­های 1381 الی 1391 پرداختند. نتیجه بررسی آنان با استفاده از الگوی پنل نامتوازن نشان دهنده عدم رابطه معنادار بین راهبری شرکت و اجتناب مالیاتی است.

اما تحقیقات داخلی اندکی در زمینه اجتناب مالیاتی و رابطه آن شفافیت گزارشگری مالیاتی شرکت وجود داد؛ در این زمینه می توان به پژوهش رضایی و همکاران (1391) اشاره کرد. آنان رابطه شفافیت در گزارشگری مالی و اجتناب مالیاتی با ارزش شرکت­ها را بررسی و نشان دادند که رابطه­ایی معکوس میان اجتناب مالیاتی و ارزش شرکت در زمانی­که معیار سنجش اجتناب مالیاتی نرخ مؤثر مالیات نقدی بلندمدت (LCETR) باشد وجود دارد . در زمانی­که اجتناب مالیاتی با نرخ مؤثر مالیات نقدی (CETR) یا اختلاف دائمی مالیات (PBTD) سنجیده شود، رابطه معناداری میان ارزش شرکت و اجتناب مالیاتی وجود ندارد؛ همچنین بین اجتناب مالیاتی و شفافیت گزارشگری رابطه معناداری مشاهده نکردند. جهرومی (1391) با بررسی367 شرکت طی بازه زمانی 1387 الی 1389 دریافت رابطه معناداری بین اجتناب مالیاتی و شفافیت شرکت ها وجود ندارد، با این حال وقتی وی این رابطه را به وسیله نرخ مؤثر مالیات نقدی سه ساله مورد آزمون قرار داد دریافت که شرکت­های با شفافیت کمتر، نرخ مؤثر مالیاتی بالاتر و در نتیجه اجتناب مالیاتی کمتری دارند.

چن و همکاران[xxxiii] (2014) در پژوهشی یافتند که اجتناب مالیاتی، هزینه­های نمایندگی را افزایش و ارزش شرکت را کاهش می­دهد. شفافیت گزارشگری مالی با اجتناب مالیاتی شرکت تعامل دارد و تعدیل­کننده رابطه بین اجتناب مالیاتی و ارزش شرکت است. سرمایه­گذاران در چین نسبت به رفتار اجتناب مالیاتی شرکت واکنش منفی نشان می­دهند، اما این واکنش منفی می­تواند با شفافیت اطلاعات کمتر شود.

الیول و همکاران[xxxiv] (2012) به همبستگی منفی  میان شفافیت با فشار مالیاتی به ویژه در شرکت­هایی که کمتر به تأمین مالی خارجی وابسته‌اند رسیدند. گسترش تأمین مالی باعث افزایش اثر مثبت شفافیت بر سرمایه­گذاری و تشویق شفافیت به وسیله شرکت­های وابسته به تأمین مالی می­شود. در نهایت سرمایه­گذاری و دسترسی به تأمین مالی به طور مثبت با شفافیت شرکتی به ویژه در شرکت­هایی که به تأمین مالی خارجی بیشتر وابسته هستند مرتبط و با فشار مالیاتی همبستگی منفی دارد. بالاکریشنان و همکاران (2011) در ارتباط بین معیار توسعه یافته از تهاجم مالیاتی و معیارهای عدم قطعیت اطلاعات، عدم تقارن اطلاعاتی و کیفیت سود نشان می­دهند که برنامه­ریزی مالیاتی، تهاجمی ابهام محیط اطلاعاتی را بالا برده و مدیران برای کاهش این مشکلات حجم افشاء را افزایش می­دهند.

عرب مازار یزدی و همکاران (1390) در پژوهشی با عنوان بررسی تأثیر گزارشگری مالیاتی بر شفافیت گزارشگری مالی با تأکید بر موضوع شفافیت گزارشگری مالی، به بررسی ارتباط آن با گزارشگری مالیاتی پرداختند. نتایج پژوهش آنان بیانگر وجود یک رابطه مثبت بین گزارشگری مالیاتی و شفافیت گزارشگری مالی بوده است، به طوری که در صورت تهیه گزارشگری مالیاتی به ضمیمه گزارشگری مالی، شفافیت گزارشگری مالی تا حدود زیادی تأمین خواهد شد.

4- روش شناسی پژوهش

به منظور حصول اهداف پژوهش، فرضیه های زیر طراحی و مورد آزمون قرار گرفت:

1)   بین شفافیت گزارشگری مالی و اجتناب مالیاتی رابطه معناداری وجود دارد؛

2)   بین شفافیت گزارشگری مالی و اجتناب مالیاتی در شرکت های با مالکیت نهادی زیاد رابطه معناداری وجود دارد؛

3)   بین شفافیت گزارشگری مالی و اجتناب مالیاتی در شرکت های با مالکیت نهادی کم رابطه معناداری وجود دارد.

از آن جا که برای محاسبه شفافیت گزارشگری مالی دو معیار و برای محاسبه اجتناب مالیاتی 3 معیار لحاظ شده است، پژوهش دارای 18 فرضیه فرعی می باشد.

این پژوهش از لحاظ شیوه جمع آوری داده­ها، پژوهشی توصیفی بوده و روش پژوهش از نوع پس رویدادی است .چون می­تواند در فرآیند استفاده از اطلاعات کاربرد داشته باشد، لذا نوع پژوهش کاربردی است. اطلاعات مورد نیاز این پژوهش با استفاده از روش کتابخانه­ایی و از طریق بانک­های اطلاعاتی سازمان بورس و اوراق بهادار تهران و نرم افزار ره­آورد نوین گردآوری شده است.

جامعه آماری این پژوهش، تمام شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی دوره زمانی 1386تا 1392 است، از این جامعه بدون نمونه­گیری، شرکت­های حائز شرایط زیر به عنوان نمونه انتخاب شده است:

1)   تا پایان اسفندماه 1385 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشند.

2)   سال مالی آن­ها منتهی به پایان اسفندماه باشد و در دوره زمانی مورد بررسی تغییری در آن ایجاد نشده باشد.

3)   شرکت­ها طی دوره مورد بررسی، فعالیت مستمر داشته و سهام آن­ها بدون وقفه با اهمیت مورد معامله قرار گرفته باشد.

4)   جز شرکت­های سرمایه­گذاری نباشند.

5)   اطلاعات مالی مورد نیاز برای این پژوهش را در دوره زمانی 1386 تا 1392 به طور کامل ارائه کرده باشند.

در این پژوهش سعی شده حداکثر بازده زمانی ممکن با توجه به محدودیت در بدست آورده داده­های مالیاتی در نظر گرفته شود. برای استخراج مالیات قطعی برای بازه پنج ساله، بازه زمانی بین سال­های 1386-1390 در نظر گرفته شد. در نظر گرفتن بازه زمانی تا سال 1390 بدین دلیل است که مالیات قطعی هر سال، حداقل دو سال بعد اعلام می­شود، لذا مالیات قطعی سال 1390 از صورت­های مالی سال 1392 استخراج شده که این صورت­ها در تیر ماه 1393 ارائه شده است.

 

 

الگو پژوهش

رگرسیون کلاسیک، فرضیاتی را در زمینه توزیع احتمالی خطاها در نظر می­گیرد. اگر چه مدل رگرسیون خطی کلاسیک کاربردهای بسیار دارد، اما برای ساختن مدل در بعضی مواقع با مشکلاتی از جمله تعداد کم یا نامناسب بودن مشاهدات، مشکلات تعریف تابع توزیع مناسب، ابهام در رابطه بین متغیرهای مستقل و وابسته، ابهام در وقوع یا درجه وقوع رویدادها، بیدقتی و خطا مواجه است. برای حل این مسئله می­توان از روش­های دیگر از قبیل رگرسیون استوار و رگرسیون خطی فازی استفاده کرد. در رگرسیون خطی با ضرایب فازی، فرض می­شود که مشاهدات و متغیرها دقیق و ابهام در مدل و ضرایب رگرسیون است (خدایی،1388).

فرض کنید X یک مجموعه مرجع دلخواه باشد. هر زیر مجموعه معمولی A از X توسط یک تابع از x به مجموعه {1و0}، به نام تابع نشانگر، تعریف می­شود که عبارت است از:

(1)                             

 

حال اگر برد تابع نشانگر از مجموعه دو عضوی {1و0} به بازه ]1و0[ توسعه داده شود، یک می­آید که به هر عضو x، عددی را از بازه ]1و0[ نسبت می­دهد و تابع عضویت مجموعه à نامیده می­شود و با نماد (x)õ نشان داده می­شود. در این حالت à تعمیمی از مفهوم مجموعه معمولی است و یک مجموعه فازی از x نامیده می­شود. بدین ترتیب، یک مجموعه فازی، مجموعه­ایی است که درجات عضویت اعضای آن پیوسته از بازه ]1و0[ اختیار می­شود.

رگرسیون فازی در حالت کلی به سه نوع تقسیم می­شود:

الف) رگرسیون فازی در حالتی که روابط بین متغیرها (ضرایب مدل رگرسیونی) فازی فرض شوند؛

ب) رگرسیون فازی در حالتی که مشاهده­ها در متغیر وابسته و متغیرهای مستقل نادقیق و فازی باشند؛

ج) رگرسیون فازی در حالتی که هم روابط بین متغیرها و هم مشاهده­ها فازی در نظر گرفته شوند. در این پژوهش از رگرسیون فازی با ورود و خروج داده­های غیرفازی استفاده خواهیم نمود؛ لذا در ادامه روش تعیین ضرایب و ارزیابی مدل را توضیح خواهیم داد.

 

4-1- تعیین ضرایب فازی

 

(2)

در رگرسیون با ضرایب فازی و مشاهده­های غیرفازی، هدف آن است که ضرایب ià ،  1,2,...,m=i به گونه­ایی تعیین شود که اولا خروجی فازی برای تمامی مقادیر j=1,2,...,m ، حداقل دارای درجه عضویتی به بزرگی h باشد:

(2)   

 

و ثانیا ابهام یا فازی بودن خروجی مدل در حداقل ممکن باشد.

شرط اول تضمین می­کند که در مدل نهایی، مقدار عضویت  یعنی  امین مقدار مشاهده شده متغیر وابسته در برآورد فازی آن توسط مدل،  (yi)، حداقل به اندازه h باشد. مقدار h توسط کاربر انتخاب می­شود و می­توان آن را به عنوان سطح اعتبار مدل تعبیر کرد. شرط دوم نیز بیان کننده این نکته است که ابهام در مقدار پیش­بینی متغیر وابسته باید حداقل باشد. از آنجا که بر پایه هر مشاهده، یک خروجی از مدل خواهیم داشت، پس باید مجموع ابهام­های خروجی­ها را حداقل کنیم؛ به بیان دیگر باید مقدار زیر حداقل شود:

(3)   

 

خاطر نشان می­شود در پژوهش حاضر، آنالیز حساسیت (Sensitivity Analysis) مدل بر پایه مقدار h و با توجه به مقادیر ابهام کل Z و شاخص اطمینان IC انجام شده است. با توجه به رابطه مذکور محدودیت­های مدل به صورت زیر خواهد بود:

(4)   

 

(5)   

 

با توجه به رابطه فوق مشخص می­شود که برای هر مشاهده دو محدودیت ایجاد می­شود. پس مسأله یافتن ضرایب فازی مدل، معادل با حداقل سازی تابع هدف Z با توجه به m2 محدودیت تولید شده توسط m مشاهده است. بدین ترتیب با یک مسأله برنامه ریزی خطی روبه رو هستیم که به روش­های مختلف از جمله سیمپلکس قابل حل است (محمدی و همکاران،1384).

با توجه به توضیحات فوق و همچنین تعریف عملیاتی متغیرهای وابسته، مستقل و کنترلی تحقیق، مدل اصلی پژوهش به شکل زیر خواهد بود:

TAX AVOIDi,t= β0 + β1 TRANSi,t+ β2 SIZEi,t+ β3 LEVi,t

(6)                                        +β4 ROAi,t+ β5 CINTi,t + β6 INCINTi,t+ εi,t

که در آن:

TAX AVOIDi,t: اجتناب مالیاتی

TRANSi,t: شفافیت گزارشگری مالی

SIZEi,t: اندازه شرکت

LEVi,t: اهرم مالی

ROAi,t: سودآوری

CINTi,t: شدت سرمایه­گذاری در دارایی های ثابت

INCINTi,t: شدت سرمایه­گذاری در موجودی کالا

 

با جایگزین نمودن معیارهای اجتناب مالیاتی (نرخ مؤثر هزینه مالیات، نرخ مؤثر مالیات نقدی پرداختی و تفاوت دفتری مالیات) و معیارهای شفافیت گزارشگری مالی (کیفیت افشاء و شفافیت سود)، مدل­های حاصل (6 مدل)، برای کل شرکت­های نمونه، شرکت­های با مالکیت نهادی کم و زیاد، با استفاده از رگرسیون فازی برازش می­شود.

 

4-2- متغیر وابسته

متغیر وابسته این پژوهش، اجتناب مالیاتی (TAX AVOIDi,t) شرکت هاست. بدین منظور، از سه مقیاس جایگزین برای اندازه گیری اجتناب مالیاتی استفاده می شود که به شرح زیر است:

1)   نرخ مؤثر هزینه مالیات [xxxv](ETRi,t): از تقسیم هزینه مالیات شرکت i در سال t بر درآمد قبل از مالیات شرکت i در سال t به دست می­آید (هانلون و همکاران، 2010).

2)   نرخ مؤثر مالیات نقدی پرداختی (CASH ETRi,t): نسبت مالیات نقدی پرداختی (تأدیه شده) شرکت i در سال t به درآمد قبل از مالیات شرکت i در سال t (چایز و همکاران، 2014).

3)   تفاوت دفتری مالیات [xxxvi](BTDi,t): تفاوت سود حسابداری و سود مشمول مالیات شرکت i در سال t که از طریق تفاوت سود حسابداری (سود قبل از کسر مالیات) و سود مشمول مالیات محاسبه شده است (دسایی و همکاران،2006)؛ همچنین به منظور همگن سازی، این متغیر بر ارزش دفتری کل دارایی­ها تقسیم شد. لازم به ذکر است که سود مشمول مالیات از طریق تقسیم هزینه مالیات شرکت بر نرخ قانونی مالیات که برابر با 5/22 درصد است، به دست آورد.

 

4-3- متغیرمستقل

شفافیت گزارشگری مالی (TRANSi,t)، به عنوان متغیر مستقل پژوهش می­باشد که در این پژوهش برای تعیین آن از دو معیار کیفیت افشاء و شفافیت سود استفاده گردیده است.

1)      کیفیت افشاء (DISC): برای سنجش این متغیر از امتیازهای متعلق به هر شرکت استفاده می­شود، این امتیازها از سوی سازمان بورس اوراق بهادار تهران و از طریق اطلاعیه کیفیت افشاء و اطلاع رسانی مناسب، استخراج شده است. این معیار در پژوهش مهرآذین و همکاران (1390)، گلب و پولزاروین[xxxvii] (2002)، لین و همکاران (2007) نیز به کار رفته است.

2)      شفافیت سود (Eerning Transparency): این معیار به تبعیت از بارث و همکاران[xxxviii] (2013) استفاده و مقدار آن برابر است با ضریب تعیینR2، رگرسیون ناشی از بازده سهام بر سود و تغییر در سودآوری (مدل7).

 

(7)                                   Ri,t = α0 + α1Ei,t/Pi,t-1 + α2∆Ei,t/Pi,t-1 + εi,t

در این مدل متغیرها عبارت است از:

Ri,t: بازده سالانه سهام i در سال t

Ei,t: سود هر سهم قبل از اقلام غیرعادی شرکت i در سال t

∆Ei,t: تغییر در سود هر سهم قبل از اقلام غیرعادی از سال t-1 تا سال t

Pi,t-1: قیمت سهام در پایان سال t-1

 

4-4- متغیرهای کنترل

علاوه بر متغیرهای مستقل، با توجه به مطالعات گذشته سایر عواملی که با اجتناب مالیاتی ارتباط دارند نیز به عنوان متغیر کنترلی وارد مدل شدند.

 (SIZEi,t): بیانگر اندازه شرکت i در سال t می باشد که از طریق لگاریتم طبیعی ارزش بازار سهام به دست می­آید. واتس و زیمرمن (1986) نشان دادند که شرکت­های بزرگتر بیشتر تحت نظارت دولت قرار می­گیرند و بیشتر در معرض مواجه با هزینه­های سیاسی می­باشند؛ در نتیجه انتظار می­رود این شرکت­ها گرایش کمتری به اجتناب مالیاتی داشته باشند. در مقابل فرضیه قدرت سیاسی قرار دارد که توسط سالامون و همکاران[xxxix] (1977)، توسعه یافت. طبق این فرضیه، شرکت­های بزرگتر از قدرت سیاسی و اقتصادی ممتازی نسبت به شرکت­های کوچکتر بهره می­برند.

 (LEVi,t): اهرم مالی شرکت i در سال t می­باشد که از طریق تقسیم مجموع بدهی شرکت به کل دارایی­ها به دست می­آید. در ادبیات مالی از بدهی به عنوان یکی از سپرهای مالیاتی یاد می­شود. استیکنی و مک کی[xl] (1982)، گوپتا و نوبری[xli] (1997)، وو و همکاران[xlii] (2013)، در تحقیقات خود بین اجتناب مالیاتی (نرخ مؤثر مالیاتی) و سطح اهرم مالی رابطه منفی مشاهده نمودند.

(ROAi,t):  بیانگر بازده دارایی شرکت i در سال t می­باشد که از تقسیم سود قبل از کسر مالیات به کل دارایی­ها به دست می­آید. با توجه به این که مالیات بر مبنای درآمد مشمول مالیات محاسبه می­شود، در نتیجه سودآوری می­تواند عاملی مؤثر بر انگیزه اجتناب مالیاتی شرکت­ها باشد. این متغیر به صورت درآمد قبل از کسر مالیات به کل دارایی­ها اندازه­گیری می­شود و نویسندگانی چون گوپتا و همکاران (1997)، اسپونر[xliii] (1986) و وو و همکاران (2013)، بین این متغیر و اجتناب مالیاتی رابطه معنادار یافتند.

 (CINTi,t): نشانگر شدت سرمایه­گذاری در دارایی­های ثابت برای شرکت i در سال t می­باشد که از تقسیم مجموع دارایی­های ثابت به کل دارایی­ها به دست  می­آید. وو و همکاران (2013) استدلال می­کنند که بین نرخ مؤثر مالیاتی و شدت سرمایه­گذاری در دارایی­های ثابت از طریق معافیت مالیاتی حاصل از پرداخت­های بهره و همچنین سرعت استهلاک، رابطه منفی وجود دارد.

 (INCINTi,t): نشانگر شدت سرمایه­گذاری در موجودی کالا برای شرکت i در سال t می­باشد که از تقسیم مجموع موجودی کالا به کل دارایی­ها به دست  می­آید. افزایش در میزان موجودی کالای پایان دوره منجر به افزایش سود و در نهایت افزایش هزینه مالیات خواهد شد که این امر در نهایت منجر به افزایش نرخ مؤثر مالیاتی (اجتناب مالیاتی)، خواهد شد (ریچاردسون و همکاران[xliv]،2007).

میزان مالکیت نهادی (IO): عبارت است از درصد تجمعی سهام شرکت که توسط نهادهای سرمایه­گذاری عمده نگهداری می­شود به کل سهام منتشره و در دست سهامداران شرکت i در سال t(باباجانی و همکاران،1389).  تایلور و ریچاردسون[xlv] (2013) بین مالکیت نهادی و اجتناب مالیاتی در شرکت­های استرالیایی رابطه منفی یافتند. متغیر مالکیت نهادی در این پژوهش، به صورت معیاری برای تفکیک شرکت­های نمونه به دو گروه شرکت­های با مالکیت نهادی زیاد و شرکت­های با مالکیت نهادی کم، به کار می­رود و اثر آن بر رابطه بین شفافیت گزارشگری مالی و اجتناب مالیاتی با برازش مدل، برای هر یک از این دو گروه مورد آزمون قرار می­گیرد.

 

5- یافته های پژوهش

اطلاعات مربوط به آمار توصیفی متغیرهای مورد استفاده این پژوهش در جدول 1، منعکس شده است. میانگین نرخ مؤثر مالیاتی  (ETR) تقریبا 14 درصد بدست آمده؛ این در حالی است که نرخ مالیاتی شرکت­های پذیرفته شده در بورس با اعمال معافیت 10 درصد، 5/22 درصد می­باشد. متوسط اهرم مالی (LEV) شرکت­های مورد بررسی 59 درصد است که مبین ادعای سایر گروه­های تأمین کننده سرمایه به غیر از سهامداران نسبت به دارایی­های شرکت می­باشد. همچنین، میانگین مربوط به متغیر شدت سرمایه گذاری در دارایی ثابت (CINT) و شدت سرمایه گذاری در موجودی کالا (INVINT) حاکی از آن است که دو متغیر مذبور تقریبا یک چهارم از ساختار دارایی­های شرکت را تشکیل می­دهند. در خصوص مالکیت نهادی، شرکت­هایی که کمتر 66 درصد مالکیت نهادی داشتند، به عنوان شرکت­های با مالکیت نهادی کم و شرکت­های با بیش از 92 درصد مالکیت نهادی، شرکت­های با مالکیت نهادی بالا در نظر گرفته شدند که این امر در بررسی فرضیه دوم، سوم تأثیرگذار خواهد بود. از مجموع 410 نمونه سال- شرکت، تعداد 104 شرکت در چارک اول و کمترین، تعداد 108 شرکت در چهارک چهارم و از بیشترین میزان سهامدارن نهایی، برخوردارند. تعداد 200 شرکت نیز در دو چارک میانی قرار گرفتند؛ سپس برای گروه­های اول و چهارم (شرکت­های با مالکیت نهادی کم و شرکت­های با مالکیت نهادی زیاد)، رگرسیون جداگانه محاسبه می­شود.

 

جدول1- نتایج آماره توصیفی متغیرهای پژوهش

متغیر

تعداد مشاهدات

میانگین

میانه

انحراف معیار

چارک ها

25%

50%

75%

DISK

410

698/126

500/120

572/85

750/50

500/120

250/192

TRANS

410

295/0

218/0

253/0

079/0

218/0

479/0

ETR

410

146/0

159/0

105/0

081/0

159/0

210/0

CASH ETR

410

204/0

122/0

036/1

047/0

122/0

199/0

BTD

410

027/0

013/0

128/0

010/0-

013/0

053/0

ROA

410

136/0

116/0

101/0

064/0

116/0

188/0

LEV

410

590/0

612/0

174/0

473/0

612/0

707/0

SIZE

410

825/5

768/5

573/0

462/5

768/5

150/6

CINT

410

256/0

209/0

178/0

127/0

209/0

349/0

INVINT

410

230/0

219/0

118/0

137/0

219/0

302/0

I-OWNERSHIP

410

264/74

82

596/24

66

82

92

مأخذ: یافته­های پژوهشگر

 

آزمون فرضیه‌های پژوهش

برای برآورد ضرایب رگرسیونی و اظهارنظر در خصوص فرضیه­های پژوهش، از مدل رگرسیون امکانی فازی (ضرایب فازی و ورود و خروج مشاهدات غیر فازی) استفاده گردید؛ البته برای تعیین نقاط مرکزی در هر یک از گروه شرکت­ها، ابتدا با برازش مدل رگرسیونی به روش کمترین مربعات، ضرایب محاسبه می­شود. با توجه به داده­های ترکیبی در مدل­های رگرسیونی، به منظور انتخاب بین داده­های ترکیبی[xlvi] و داده­های تلفیقی[xlvii] از آزمون چاو استفاده شد. بعلاوه آزمون هاردی برای بررسی مانایی متغیرها به کار می­رود. لازم به ذکر است در داده­های پنل برخلاف داده­های سری زمانی، برای آزمون مانایی نمی­توان از آزمون­های دیکی فولر و دیکی فولر تعمیم یافته استفاده کرد؛ بلکه لازم است مانایی جمعی آزمون شود و بدین منظور از آزمون هاردی استفاده شد. نتایج آزمون مانایی متغیرها به شرح جدول 2 می­باشد. نتایج نشان می­دهد فرضیه صفر مبتنی بر ریشه واحد متغیرها یا مانایی آن­ها در سطح 05/0 اطمینان رد می­شود و تمامی متغیرهای بکار رفته در قسمت اول فرضیه اول پژوهش مانا می­باشند و در مدل رگرسیون کاذبی را ایجاد نمی­کند.

جدول 2- نتایج آزمون ریشه واحد با استفاده از آزمون هاردی

متغیرها

آزمون هاردی(Prob)

آماره آزمون

وضعیت مانایی

کیفیت افشاء

00/0

198/19

مانا

اندازه شرکت

00/0

98/12

مانا

اهرم مالی

00/0

75/13

مانا

سودآوری

00/0

88/15

مانا

شدت سرمایه گذاری در دارایی های ثابت

00/0

79/15

مانا

شدت سرمایه گذاری در موجودی کالا

00/0

33/15

مانا

مأخذ: یافته­های پژوهشگر

 

با توجه به آماره و سطح معناداری حاصل از این آزمون که به ترتیب برای مدل 1، (737/1) و (0004/0) و برای مدل 3، (662/1) و (0011/0) می باشد، لذا فرضیه صفر این آزمون مبنی بر استفاده از روش داده­های تابلویی رد و در نتیجه از روش داده­های تلفیقی استفاده می­شود. همچنین سطح معناداری آماره F برای مدل دوم بزرگتر از 05/0 می­باشد، بنابراین فرض صفر قبول و روش داده­های ترکیبی برای مدل دوم انتخاب شد. جدول 3، آماره آزمون و سطح معناداری مربوط به آزمون را نشان می­دهد:

 

جدول 3- نتیجه آزمون چاو (F Limer)

متغیرها

نماد ضریب

TAX AVOIDi,t

MODEL (1)

(ETRi,t)

MODEL (2)

(CASH ETRi,t)

MODEL (3)

(BTDi,t)

آزمون F لیمر

آماره آزمون

(سطح معناداری)

737/1

(0004/0)

104/1

(272/0)

662/1

(0011/0)

نتیجه آزمون

 

انتخاب روش تلفیقی یا پنل

انتخاب روش پولینگ

انتخاب روش تلفیقی یا پنل

مأخذ: یافته­های پژوهشگر

 

روش داده­های تلفیقی، خود دارای دو روش اثرات ثابت و اثرات تصادفی می­باشد که برای تشخیص ثابت یا تصادفی بودن اثرات از آزمون هاسمن[xlviii] استفاده می­شود. فرضیه صفر آزمون فوق مربوط به استفاده از اثرات تصادفی و فرضیه مقابل آن مبتنی بر استفاده از اثرات ثابت می­باشد. با توجه به آماره کای دو و سطح معناداری مربوط به آزمون هاسمن که در جدول 4 ارائه گردید؛ برازش مدل اول بصورت داده­های تلفیقی با استفاده از مدل اثرات ثابت و مدل سوم با استفاده از اثرات تصادفی صورت می­پذیرد.

جدول 4- نتیجه آزمون هاسمن

متغیرها

نماد ضریب

TAX AVOIDi,t

MODEL (1)

(ETRi,t)

MODEL (2)

(CASH ETRi,t)

MODEL (3)

(BTDi,t)

آزمون هاسمن

آماره کای دو

(سطح معناداری)

068/14

(0289/0)

-

-

342/6

(385/0)

نتیجه آزمون

 

انتخاب روش پنل با اثرات ثابت

-

انتخاب روش پنل با اثرات مقطعی

مأخذ: یافته­های پژوهشگر

 

در جدول 5 نتایج حاصل از برازش مدل اول، ارائه شده است.

 

جدول 5- برآورد ضرایب رگرسیونی (کیفیت افشاء به عنوان شفافیت گزارشگری مالی)

متغیرها

نماد ضریب

TAX AVOIDi,t

MODEL (1)

(ETRi,t)

MODEL (2)

(CASH ETRi,t)

MODEL (3)

(BTDi,t)

DISKi,t

کیفیت افشاء

1β

(آمارهt)

سطح معناداری

0144/0-

(533/2-)

0063/0

0006/0

(9910/0)

3223/0

2-10 ×33/7-

(066/2-)

0205/0

SIZEi,t

اندازه شرکت

2β

(آمارهt)

سطح معناداری

0143/0-

(284/0-)

776/0

0736/0

(7633/0)

4457/0

0352/0

(429/3)

0007/0

LEVi,t

اهرم مالی

3β

(آمارهt)

سطح معناداری

033/0

(356/0)

721/0

2451/0

(6015/0)

5478/0

1562/0-

(6006/3-)

0004/0

ROAi,t

سودآوری

4β

(آمارهt)

سطح معناداری

118/0

(971/0)

332/0

6833/0-

(9514/0)

3419/0

3903/0

(104/5)

000/0

CINTi,t

شدت سرمایه گذاری در دارایی های ثابت

5β

(آمارهt)

سطح معناداری

125/0-

(63/1- )

102/0

1671/0-

(5605/0-)

5754/0

0093/0-

(294/0-)

768/0

INVINTi,t

شدت سرمایه گذاری در موجودی کالا

6β

(آمارهt)

سطح معناداری

0208/0-

(333/0-)

738/0

1788/0-

(3925/0-)

6949/0

1298/0-

(675/0-)

0078/0

نتایج  کلی مدل

آماره F

سطح معناداری

ضریب تعیین تعدیل شده

آماره دوربین واتسون

032/25

(0001/0)

0974/0

899/1

292/1

(259/0)

0042/0

955/1

503/3

(001/0)

06/0

481/2

مأخذ: یافته­های پژوهشگر

نتایج الگوی (1) بیانگر آن است که با در نظر گرفتن نرخ مؤثر هزینه مالیات به عنوان متغیر اجتناب مالیاتی، ضریب رگرسیونی شاخص کیفیت افشاء به عنوان متغیر شفافیت گزارشگری مالی 0144/0- می­باشد . با توجه به این­که سطح معناداری برای متغیر مذکور 0063/0  و کمتر از 05/0 است، بنابراین تأثیر کیفیت افشاء بر نرخ مؤثر هزینه مالیات معکوس و معنادار است (05/0>0063/0p-value=). در مدل (2)، با در نظر گرفتن نرخ مؤثر مالیات نقدی پرداختی به عنوان متغیر وابسته، ضریب رگرسیونی کیفیت افشاء 0006/0 و سطح معناداری متناظر 3223/0 و بیشتر از 05/0است؛ لذا تأثیر متغیر کیفیت افشاء بر نرخ مؤثر مالیات نقدی پرداختی معنادار نمی­باشد (05/0<3223/0p-value=). در مدل (3) نیز متغیر تفاوت دفتری مالیات به عنوان نماینده اجتناب مالیاتی در نظر گرفته شده است. در این مدل، ضریب رگرسیونی کیفیت افشاء 0733/0- و سطح معناداری متناظر با آن 0205/0 کمتر از 05/0 است. آماره دوربین-واتسون نیز بین (5/1) و (5/2) می باشد؛ لذا خود همبستگی شدید مرتبه اول بین اجزای باقیمانده مدل وجود ندارد. آماره و سطح معناداری F فیشر نیز نشان می­دهد کل مدل از لحاظ آماری معنادار می­باشند. همچنین ضریب تعیین بیانگر قدرت توضیح دهندگی متغیرهای مستقل می­باشد که در این فرض برای مدل اول، دوم و سوم به ترتیب (0974/0)، (0042/0) و (06/0) است که از لحاظ آماری قابل توجه می باشد. با عنایت به معناداری ضرایب برآورد شده در مدل (1) و مدل (3)، تأثیر متغیر کیفیت افشاء بر نرخ مؤثر هزینه مالیات و تفاوت دفتری مالیات معکوس و معنادار بوده و فرضیه اول پژوهش مبنی بر این­که "بین شفافیت گزارشگری مالی و اجتناب مالیاتی رابطه معناداری وجود دارد" با اطمینان 95/0 برای تأثیر متغیر کیفیت افشاء بر نرخ مؤثر هزینه مالیات و تفاوت دفتری مالیات در پذیرفته می­شود.

با توجه به داده­های سالانه، برای محاسبه شاخص شفافیت سود (E-TRANSi,t) در هر سه مدل رگرسیونی جدول 6، از رگرسیون چند متغیره (برآورد ضرایب به روش کمترین مربعات) استفاده شده است. در جدول زیر متغیر شفافیت سود به عنوان نماینده شفافیت گزارشگری مالی در نظر گرفته شده است. آماره دوربین-واتسون برای مدل اول، دوم و سوم به ترتیب معادل (983/1)، (853/1) و (9/1) می باشد. با توجه به اینکه مقدار آماره فوق بین 5/1 و 5/2 می باشد؛ لذا خود همبستگی شدید مرتبه اول بین اجزای باقیمانده مدل وجود ندارد. آماره و سطح معناداری F فیشر نیز نشان می دهد کل مدل از لحاظ آماری معنادار می باشند. همچنین ضریب تعیین تعدیل شده نیز برای مدل اول، دوم و سوم به ترتیب (082/0)، (0021/0) و (259/0) است که بیانگر توضیح تغییرات متغیر وابسته توسط متغیر مستقل می باشد. نتایج به دست آمده حاکی از آن است که فرضیه اول پژوهش فقط با لحاظ کردن تفاوت دفتری مالیات به عنوان شاخص اجتناب مالیاتی و متغیر شفافیت سود به عنوان شاخص شفافیت گزارشگری مالی پذیرفته می­شود. در حقیقت ضریب رگرسیونی شفافیت سود 2-10×01/7- سطح معناداری متناظر با آن 0223/0 کمتر از 05/0 می­باشد؛ بنابراین با اطمینان 95/0 تأثیر شفافیت گزارشگری مالی بر اجتناب مالیاتی معکوس و معناداری می­باشد.

 

 

جدول6- برآورد ضرایب رگرسیونی (شفافیت سود به عنوان شفافیت گزارشگری مالی)

متغیرها

 

TAX AVOIDi,t

نماد ضریب

MODEL (1)

(ETRi,t)

MODEL (2)

(CASH ETRi,t)

MODEL (3)

(BTDi,t)

E-TRANSi,t

شفافیت سود

1β

(آمارهt)

سطح معناداری

0123/0

(6204/0)

5353/0

0722/0

( 3525/0)

7246/0

2-10 ×01/7-

(0131/2- )

0223/0

SIZEi,t

اندازه شرکت

2β

(آمارهt)

سطح معناداری

0415/0-

(611/4-)

000/0

1025/0

(1075/1)

2687/0

0111/0

(5091/0)

6109/0

LEVi,t

اهرم مالی

3β

(آمارهt)

سطح معناداری

1816/0

(5277/4)

000/0

2050/0

(4972/0)

6193/0

1597/0-

(632/3-)

000/0

ROAi,t

سودآوری

4β

(آمارهt)

سطح معناداری

1369/0

(9987/1)

0463/0

8775/0-

(2461/1-)

2134/0

3849/0

(9832/4)

000/0

CINTi,t

شدت سرمایه گذاری در دارایی های ثابت

5β

(آمارهt)

سطح معناداری

04666/0

(6030/1)

1097/0

1581/0

(2992/0)

5974/0

0081/0-

(2559/0)

7981/0

INVINTi,t

شدت سرمایه گذاری در موجودی کالا

6β

( آمارهt)

سطح معناداری

0385/0

(8705/0)

3845/0

1415/0-

(4452/0-)

7560/0

1289/0-

(6528/2- )

0083/0

نتایج  کلی مدل

آماره F

سطح معناداری

ضریب تعیین تعدیل شده

آماره دوربین واتسون

09/7

(001/0)

082/0

893/1

147/1

(334/0)

0021/0

853/1

454/21

(0001/0)

259/0

900/1

مأخذ: یافته­های پژوهشگر

 

برای بررسی فرضیه دوم و سوم تحقیق استفاده از داده­های پانلی امکان پذیر نیست؛ لذا در هر دو فرضیه از روش رگرسیون چند متغیره کلاسیک استفاده و پس از محاسبه ضرایب (مقادیر اولیه برای رگرسیون فازی)، با کمک تابع هدف زیر، برآوردهای مورد نیاز برای رگرسیون فازی ارائه می­شود.

 

(8)                         TAX AVOIDi,t= a0S0 + a1S1 + a2S2 + a3S3 + a4S4 + a5S5 + a6S6

با کمک نرم افزار LINGO11.0، رابطه شماره (8) برای هر یک از فرضیه­های پژوهش متناسب با متغیرهای وابسته اجتناب مالیاتی (در سه حالت) و متغیر مستقل شفافیت گزارشگری مالی برازش گردید.

 

(9)

تابع هدف پس از تعیین iα برای شاخص کیفیت افشاء:

 

(9)              DISKi,t= 2*105 S0 + 14966 S1 + 595.84 S2 + 61.54 S3 + 11.93 S4 + 27 S5 + 23 S6

 

تابع هدف پس از تعیین iα برای شاخص شفافیت سود:

OWNERSHIP LOW

MODEL FUZZY

 

S0

S1

S2

S3

S4

S5

S6

ETR_DISK

FUZZY

039693/0

03+E01/0

004438/0

177252/0

226751/0

039147/0

186521/0

Beta

487741/0

00014/0-

06597/0-

069214/0

01725/0-

083478/0

04186/0

ETR_TRAN

FUZZY

033886/0

00363/0

003809/0

18411/0

229216/0

038322/0

185463/0

Beta

25698/1-

000244/0

315202/0

15497/0-

31022/1-

07532/0-

38732/0-

CASHETR_DISK

FUZZY

234302/0

00+E00/0

8054/158

31557/10

00+E00/0

274013/1

461571/5

Beta

126742/0-

06-E59/5-

045027/0

238/0-

371109/0

00366/0-

07861/0-

CASHETR_TRAN

FUZZY

52838/0

00+E00/0

1423/120

370102/8

694382/2

00+E00/0

963355/5

Beta

476229/0

012718/0

07208/0-

103133/0

062021/0

077727/0

026799/0

BTD_DISK

FUZZY

3/44665

002213/0

004887/0

81255/0

208332/5

499534/3

07376/1

Beta

407625/1-

422638/0

30388/0

02467/0-

30731/1-

05202/0

29963/0-

BTD_TRAN

FUZZY

09/60717

336239/0

008953/0

025588/4

14602/0

66322/0

218662/1

Beta

121238/0-

01502/0-

045555/0

24328/0-

369295/0

00798/0-

08134/0-

 

(10)           E-TRANSi,t = 2*105 S0 + 36.44 S1 + 595.84 S2 + 61.54 S3 + 11.93 S4 + 27 S5 + 23 S6

 

توابع هدف شاخص­های کیفیت افشاء و شفافیت سود با توجه به محدودیت­های روابط (4) و (5) که در مجموع 210 محدودیت (تعداد شرکت های با مالکیت پایین (بالا)) است، بهینه می­شود. پس از تشکیل محدودیت­ها و حل معادله خطی توابع (9) و (10) با توجه به مقادیر مختلف h، مقدار 5/0h=با کمترین مقدار خطا (MSE) متناسب با متغیرهای وابسته برای بهینه نمودن توابع محاسبه گردید.

 در مرحله بعد، پس از پیدا کردن مقادیر aiو siها، بایستی مقادیر مرکزی و پراکندگی داده­ها بدست آید. در جدول 7 و 8، ضرایب مرکزی و پهنای فازی برای شرکت های دارای مالکیت  نهادی پایین و بالا ارائه شده است.

 

جدول 7- ضرایب مرکزی و پهنای فازی برای شرکت های دارای مالکیت نهادی پائین

OWNERSHIP LOW

MODEL FUZZY

 

S0

S1

S2

S3

S4

S5

S6

ETR_DISK

FUZZY

039693/0

03+E01/0

004438/0

177252/0

226751/0

039147/0

186521/0

Beta

487741/0

00014/0-

06597/0-

069214/0

01725/0-

083478/0

04186/0

ETR_TRAN

FUZZY

033886/0

00363/0

003809/0

18411/0

229216/0

038322/0

185463/0

Beta

25698/1-

000244/0

315202/0

15497/0-

31022/1-

07532/0-

38732/0-

CASHETR_DISK

FUZZY

234302/0

00+E00/0

8054/158

31557/10

00+E00/0

274013/1

461571/5

Beta

126742/0-

06-E59/5-

045027/0

238/0-

371109/0

00366/0-

07861/0-

CASHETR_TRAN

FUZZY

52838/0

00+E00/0

1423/120

370102/8

694382/2

00+E00/0

963355/5

Beta

476229/0

012718/0

07208/0-

103133/0

062021/0

077727/0

026799/0

BTD_DISK

FUZZY

3/44665

002213/0

004887/0

81255/0

208332/5

499534/3

07376/1

Beta

407625/1-

422638/0

30388/0

02467/0-

30731/1-

05202/0

29963/0-

BTD_TRAN

FUZZY

09/60717

336239/0

008953/0

025588/4

14602/0

66322/0

218662/1

Beta

121238/0-

01502/0-

045555/0

24328/0-

369295/0

00798/0-

08134/0-

مأخذ: یافته­های پژوهشگر

 

در جدول 8 نیز ضرایب و پهنای فازی برای شرکت­های با مالکیت­های نهادی بالا ارائه شده است.

 

جدول 8- ضرایب مرکزی و پهنای فازی برای شرکت­های دارای مالکیت نهادی بالا

OWNERSHIP UP

MODEL FUZZY

 

S0

S1

S2

S3

S4

S5

S6

ETR_DISK

FUZZY

067535/0

000893/0

004161/0

1E-10

072171/0

1E10-

68865/0

Beta

166552/0

00012/0-

04413/0-

230089/0

458755/0

051241/0

190427/0

ETR_TRAN

FUZZY

060209/0

95/29116

1586394

05/49631

2/157404

1E10-

75/59512

Beta

153272/0

016899/0

04511/0-

21587/0

470921/0

05522/0

196274/0

CASHETR_DISK

FUZZY

475295/0

001171/0

000129/0

1E10-

058674/0

777938/0

291328/0

Beta

2807/0-

000637/0

090259/0

44839/0-

85659/0-

276898/0

600606/0

CASHETR_TRAN

FUZZY

200147/1

6683/27

9431/609

81719/14

49563/63

1E10-

55645/24

Beta

29549/0-

015595/0

106849/0

43618/0-

89421/0-

285946/0

604244/0

BTD_DISK

FUZZY

8/109324

29/5E05

1E10-

7/427705

7/821719

1E10-

1/560875

Beta

161977/0

81/1E05

00627/0-

12561/0-

20228/0

03569/0-

25127/0-

BTD_TRAN

FUZZY

9/230571

1E10-

006595/0

852642/0

1E10-

1E10-

575732/0

Beta

161977/0

81/1E05-

00627/0-

12561/0-

20228/0

03569/0-

25127/0-

مأخذ: یافته های پژوهشگر

 

پس از پیدا کردن کرانه­های بالا و پایین برای hهای متفاوت، شاخص اطمینان IC به شکل جدول 9 بدست می­آید. در مدل­های برازش داده شده هر چه میزان این شاخص کوچکتر باشد (البته با در نظر گرفتن ابهام کل) مدل مناسب­تر می­باشد. در شرکت­های دارای مالکیت نهادی پائین، مقدار شاخص اطمینان[xlix] نسبت به مدل­های رگرسیونی مشابه برای شرکت­های دارای مالکیت نهادی بالا کمتر می­باشد؛ البته مقدار ابهام کل نیز برای شرکت­های مذکور کمتر است.

 

جدول 9- خلاصه نتایج رگرسیون فازی

مدل

 

(11)

نوع شرکتها

متغیر وابسته

TAX AVOIDi,t

متغیر مستقل

TRANSi,t

SSE/SST

MSE

IC

ابهام کل

1

شرکت های دارای مالکیت نهادی پائین

نرخ مؤثر هزینه مالیات

کیفیت افشاء

2582/0

0222/0

7417/0

971/8

2

شفافیت سود

1127/0

0132/0

8872/0

2249/12

 

(11)

3

نرخ مؤثر مالیات نقدی پرداختی

کیفیت افشاء

3491/0

0935/0

6508/0

81/9

4

شفافیت سود

0601/0

8239/0

9398/0

3721/143

5

تفاوت دفتری مالیات

کیفیت افشاء

0272/0

9358/0

9727/0

3428/90

6

شفافیت سود

0903/0

9435/0

9096/0

57/100

7

شرکت های دارای مالکیت نهادی بالا

نرخ مؤثر هزینه مالیات

کیفیت افشاء

3871/0

0135/0

6128/0

665/4

8

شفافیت سود

3554/0

0136/0

6118/0

4970/4

9

نرخ مؤثر مالیات نقدی پرداختی

کیفیت افشاء

1276/0

3397/0

8723/0

527/279

10

شفافیت سود

0066/0

1206/0

9934/0

32/498

11

تفاوت دفتری مالیات

کیفیت افشاء

6233/0

9236/0

3766/0

9898/42

12

شفافیت سود

1444/0

9027/0

8555/0

5630/185

مأخذ: یافته­های پژوهشگر

 

یافته­های پژوهش نشان می­دهد که در شرکت­های با مالکیت نهادی بالا، در صورتی که شفافیت سود به عنوان معیار شفافیت گزارشگری مالی و شاخص­های نرخ مؤثر مالیات نقدی پرداختی و تفاوت دفتری مالیات به عنوان معیار اجتناب مالیاتی در نظر گرفته شود، فرضیه دوم با اطمینان 90 درصد پذیرفته می­شود. این موضوع در شرکت­های با مالکیت نهادی پائین، فقط در صورتی که شاخص نرخ مؤثر مالیات نقدی پرداختی به عنوان معیار اجتناب مالیاتی و کیفیت افشاء به عنوان معیار شفافیت در نظر گرفته شود فرضیه سوم تحقیق مبنی بر این که "بین شفافیت گزارشگری مالی و اجتناب مالیاتی در شرکت­های با مالکیت نهادی کم رابطه معناداری وجود دارد" با اطمینان 95 درصد پذیرفته می­شود.

 

6- نتیجه­گیری و پیشنهادها

  در گزارش­های مالی مالیات نشانگر سهم دولت از سود شرکت‌ها می­باشد. عمده درآمد مالیاتی دولتها را مالیات اخذ شده از اشخاص حقوقی تشکیل می­دهد. اجتناب مالیاتی به معنای صرفه­جویی مالیاتی ناشی از کاهش مالیاتی پرداختی عمومی است که گاهی اوقات قانونی بودن آن مورد تردید بوده و به مفهوم تعداد معاملات برای به حداقل رساندن بدهی‌های مالیاتی به شمار می­آید. عموما از دید سرمایه‌گذاران، فعالیت اجتناب از پرداخت مالیات یک فعالیت ارزش­زا محسوب می­شود. مدیران بین گزارشگری مالی و برنامه ریزی­های مالیاتی با تضادی روبرو هستند، در حالی که تمایل به گزارش سطح بالای درآمد به سهامداران را دارند، به طور همزمان می­خواهند سطوح پایین­تر درآمد را به مقامات مالیاتی گزارش نمایند. در بسیاری از کشورها از جمله ایران قوانین گزارشگری مالی با قوانین گزارشگری مالیاتی تفاوت دارد و به مدیران اجازه می­دهد تا سطوح متفاوتی از درآمد را به مقامات مالیاتی و سرمایه­گذاران گزارش دهند. هر چند بسیاری از معاملات اقتصادی به طور مشابه در هر دو سیستم ثبت می­شوند. یکی از هزینه­هایی که به طور بالقوه بر روی برنامه ریزی­های مالیاتی سایه افکنده است، تأثیر برنامه ریزی­های مالیاتی بر روی شفافیت گزارشگری مالی شرکت است؛ بنابراین به اندازه­ایی که کیفیت گزارشگری مالی پایین است، عدم تقارن اطلاعاتی و عدم اطمینان اطلاعاتی افزایش می­یابد (فرانک و همکاران[l]،2009). برنامه­ریزی مالیاتی می­تواند فعالیت­های متقلبانه مدیریت را تسهیل و در نتیجه سبب بدتر شدن مشکلات نمایندگی میان شرکت و سهامدارانش شود. هدف اصلی این پژوهش شناسایی وجود ارتباط بین شفافیت گزارشگری مالی و اجتناب از پرداخت مالیات در شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. پرسش این است که آیا سطح مالکیت نهادی این رابطه را تعدیل می­کند.

نتایج حاصل از آزمون فرضیه­های تحقیق نشان داد که فعالیت­های برنامه­ریزی مالیاتی، شفافیت گزارشگری مالی شرکت را کاهش می­دهد. فعالیت­های اجتناب از پرداخت مالیات مستلزم پنهان کردن حقایق و معاملات پیچیده است که بر محیط اطلاعاتی شرکت تأثیری منفی می­گذارد و باعث کاهش شفافیت گزارشگری مالی شرکت  و به تبع آن تغییر نگرش بازار نسبت به اطلاعات منتشر شده و تصمیم­گیری آن می­شود. از این نظر نتیجه حاصل مشابه نتیجه پژوهش عرب مازار یزدی و همکاران (1390)، هانلون و همکاران (2010) و بالاکریشنان و همکاران (2011) می­باشد. از طرفی طبق ادبیات موجود در زمینه ساز و کار راهبری شرکتی، انتظار می­رود که راهبری شرکتی سازمان را در جهت سازمان را در جهت حداکثرسازی منافع سهامداران کنترل و هدایت کند، به همین دلیل در این تحقیق بعد از بررسی مبانی نظری در ارتباط با رابطه اجتناب از مالیات و شفافیت گزارشگری مالی شرکت، اثر شاخص راهبری شرکت نیز در این رابطه بررسی شده است. این شاخص به عنوان متغیر تعدیل کننده وارد مدل شد. به این صورت که براساس این شاخص، نمونه تحقیق به دو گروه تقسیم شدند. با تفکیک شرکت­ها به شرکت­های دارای مالکیت نهادی پائین و بالا، مدل­های رگرسیونی و شاخص اطمینان متناظر با هر یک از مدل­ها حاکی از آن است که سطح مالکیت نهادی بر ارتباط بین اجتناب مالیاتی و شفافیت گزارشگری مالی تأثیرگذار بوده و شرکت­ها با مالکیت نهادی پائین تر مدل­های مناسب­تر و رابطه قوی­تری بین شفافیت گزارشگری مالی و اجتناب مالیاتی را نشان می­دهند؛ بنابراین در صورتی که اجتناب مالیاتی را انعکاسی از نظریه نمایندگی در نظر بگیریم به نظر می رسد، مالکیت نهادی در ایران، به عنوان مکانیسم نظارتی قوی در کاهش هزینه نمایندگی عمل نمی­کند و سرمایه­گذاران این گروه اهداف کوتاه مدت سرمایه گذاری داشته و با پنهان­کاری مالیاتی بیشتر قصد دارند در کوتاه­مدت مالیات بیشتری ذخیره و از این طریق به افزایش ثروت خود در کوتاه­مدت مبادرت ورزند. دیگر نتایج این پژوهش حاکی از آن است:

  • در صورتی که تفاوت دفتری مالیات نماینده اجتناب مالیاتی، شاخص­های کیفیت افشاء و شفافیت سود، نماینده شفافیت باشند؛ شفافیت گزارشگری مالی تأثیر معکوس بر اجتناب مالیاتی خواهد داشت.
  • در صورتی که نرخ مؤثر هزینه مالیات نماینده اجتناب مالیاتی و شاخص کیفیت افشاء نماینده شفافیت باشد، شفافیت گزارشگری مالی تأثیر معکوس بر اجتناب مالیاتی خواهد داشت.
  • در صورتی که نرخ مؤثر مالیات نقدی پرداختی و تفاوت دفتری مالیات نماینده اجتناب مالیاتی و شاخص شفافیت سود نماینده شفافیت باشد، شفافیت گزارشگری مالی در شرکت­های با مالکیت نهادی بالا تأثیر معکوس بر اجتناب مالیاتی خواهد داشت.
  • در صورتی که نرخ مؤثر مالیات نقدی پرداختی نماینده اجتناب مالیاتی و شاخص کیفیت افشاء نماینده شفافیت باشد، شفافیت گزارشگری مالی در شرکت­های با مالکیت نهادی پایین تأثیر معکوس بر اجتناب مالیاتی خواهد داشت.

محدودیت­هایی که در اجرای تحقیق وجود داشته و در تعبیر و تفسیر یافته های تحقیق و قابلیت تعمیم آن باید مورد لحاظ قرار گیرند عبارتند از:

1)    رتبه بندی شرکت­ها از لحاظ کیفیت افشاء و اطلاع رسانی هر ساله چهار بار برای دوره­های سه ماهه منتهی به 31/3، 31/6، 30/9 و همچنین دوره سالانه منتهی به 29/12 توسط سازمان بورس اعلام شده است. در این تحقیق فقط از رتبه شرکت­ها در پایان سال استفاده شده است که می­تواند در کسب شواهد دقیقتر محدودیت ایجاد کند.

2)    شرکت­هایی که برای نمونه آماری انتخاب می­شوند، درآمد مشمول آن­ها باید قطعی شده باشد که اکثر دارای عدم قطعیت درآمد مشمول بودند؛ این امر موجب کاهش حجم نمونه آماری شده است.

3)    در این تحقیق، دیدگاه مالکان نهادی از لحاظ افق زمانی سرمایه­گذاری در نظر گرفته نشده است که می­تواند در نتایج پژوهش اثرگذار باشد.

بر مبنای یافته­های حاصل از پژوهش، پیشنهادهای زیر ارائه می­گردد:

1)    از آن جا که تأثیر سطح مالکیت نهادی بر رابطه بین شفافیت گزارشگری مالی و اجتناب مالیاتی خلاف انتظار به دست آمد، می­توان ادعا نمود که سهامداران نهادی در ایران یا دیدگاه کوتاه­مدت در سرمایه­گذاری داشته و یا این که تخصص لازم را ندارند؛ از این رو می­توان نتیجه گرفت که مالکیت نهادی، از ویژگی­های حاکمیت شرکتی در نظام نامه حاکمیت شرکتی مصوب بورس تهران، باعث بهبود تأثیر شفافیت گزارشگری مالی بر اجتناب مالیاتی در ایران نشده است که این موضوع زنگ هشداری برای سیاست­گذاران سازمان بورس است و به آن­ها پیشنهاد می­گردد تا اثربخشی و کارایی نظام نامه راهبری ایران را مورد بررسی مجدد قرار دهند، چرا که با توجه به نتایج این تحقیق، به نظر می­رسد ویژگی­های بیان شده در این نظام نامه نمی­تواند در بستر خاص فرهنگی و اقتصادی ایران، باعث بهبود تأثیر کیفیت و شفافیت گزارش­های مالی شرکت­ها بر اجتناب مالیاتی آن­ها گردد.

2)    با توجه به نتایج پژوهش مبنی بر تأثیر سطح مالکیت نهادی و شفافیت گزارشگری مالی بر اجتناب مالیاتی شرکت­ها، پیشنهاد می­گردد سازمان بورس، ممیزین مالیاتی و حسابرسان در رسیدگی­های خود به این عوامل توجه لازم را داشته باشند.

3)    همچنین پیشنهاد می­شود نهادهای قانون گذار، قوانینی را تصویب کنند که مدیران شرکت­ها را ملزم کند تا رویه­ها و ارقام مالیاتی خود را به صورت شفاف­تری افشاء کنند. علاوه براین، قوانین مالیاتی که امکان کاهش مالیات یا گریز از مالیات را برای مؤدی فراهم می­سازند شناسایی، بررسی و نسبت به آن­ها تجدید نظر شود.

4)    عواملی متعدد دیگری  بر استراتژی مالیاتی شرکت­ها تأثیرگذار است که بررسی همه این عوامل در یک پژوهش امکان­پذیر نیست؛ از جمله انگیزهای مدیریتی، نفوذ مدیرعامل، ساختار سرمایه و حسابرسان مستقل.

 

 

 

 

 



1- دانشیار حسابداری دانشگاه فردوسی مشهد،  مشهد ،ایران، (نویسنده مسئول و مسئول مکاتبات) Abbas33@um.ac.ir

2- کارشناس ارشد حسابداری دانشگاه آزاد اسلامی، مشهد، ایران. Mortezafadaei91@gmail.com

3- کارشناس ارشد حسابداری دانشگاه آزاد اسلامی، مشهد، ایران.  M.Maftounain@yahoo.com

4- کارشناس ارشد مدیریت بازرگانی دانشگاه آزاد اسلامی، بابل، ایران.  Babaei_Ma@yahoo.com



[i]. Desai & Dharmapal

[ii]. Hanlon & Heitzman

[iii]. World Com

[iv].Enron

[v]. Zirax

[vi]. Parmalat

[vii]. Hendriksen & Van Breda

[viii]. Vishwanath & Kaufmann

[ix]. Damodaran

[x]. Shleifer & Vishny

[xi]. Bushee

[xii]. McNichols & Stubben

[xiii]. Atwood et al

[xiv]. Allingham et al

[xv]. Jensen & Meckling

[xvi]. Graham &Tucker

[xvii]. Tax Sheltering

[xviii]. Balakrishnan

[xix]. Bushman & Smith

[xx]. Aksu

[xxi]. Standard and Poors

[xxii]. Brown et al

[xxiii]. Nielsen et al

[xxiv]. Biddle & Hilary

[xxv]. Lander

[xxvi]. Khuruna & Moser

[xxvii]. Joy

[xxviii]. Kim & Zhang

[xxix] . Yu et al

[xxx]. Khan & Watts

[xxxi]. Armstrong et al

[xxxii]. Badertscher et al

[xxxiii]. Chen et al

[xxxiv]. Ellul et al

[xxxv]. Effective Tax Rate

[xxxvi]. Book-Tax Differences

[xxxvii] .Gelb & paulzarowin

[xxxviii]. Barth et al

[xxxix]. Salamon et al

[xl]. Stickney & McGee

[xli]. Gupta & Newberry

[xlii]. Wu et al

[xliii]. Spooner

[xliv]. Richardson & Lanis

[xlv]. Taylor & Richardson

[xlvi]. Pooling

[xlvii]. Panel

[xlviii]. Hausman

[xlix]. Index of Confidence

[l]. Frank et al

1)     باباجانی، جعفر؛ عبدی، مجید. (1389). رابطه حاکمیت شرکتی و سود مشمول مالیات شرکت ها. پژوهش های تجربی حسابداری مالی، سال دوم، شماره 3، 65-86.
2)     پورحیدری، امید؛ امینی نیا، میثم؛ فدوی، محمد حسن. (1393). بررسی تاثیر اجتناب از پرداخت مالیات بر هزینه سرمایه سهام عادی، با لحاظ فرصت های رشد و مالکیت نهادی.فصل نامه برنامه ریزی و بودجه، سال نوزدهم، شماره3 ، 190-173.
3)     جهرومی، مهتاب. (1391). شفافیت شرکت ها و اجتناب از مالیات. رساله جهت اخذ درجه کارشناسی ارشد حسابداری، دانشکده مدیریت دانشگاه تهران.
4)     حساس یگانه، یحیی؛ باغومیان، رافیک. (1385). نقش هئیت مدیره در حاکمیت شرکتی. ماهنامه حسابدار، سال بیستم، شماره 6، 33-30.
5)     خدایی، ابراهیم. (1388). رگرسیون خطی فازی و کاربردهای آن در پژوهش های علوم اجتماعی. مجله مطالعات اجتماعی ایران، شماره 4، دوره سوم، 98-82.
6)     رضایی، قنادی نژاد. (1391). بررسی رابطه شفافیت در گزارشگری مالی و اجتناب مالیاتی با ارزش شرکت ها. پایان نامه کارشناسی ارشد حسابداری، مرکز آموزش عالی کار، واحد قزوین.
7)     سینایی، حسنعلی؛ داودی، عبدالله. (1388). بررسی رابطه شفافسازی اطلاعات مالی و رفتار سرمایه گذاران در بورس اوراق بهادار تهران. تحقیقات مالی، دوره 11، شماره 27، 43-60.
8)     عرب مازار، علی اکبر؛ طالب نیا، قدرت اله؛ وکیلی فرد، حمیدرضا؛ صمدی لردگانی، محمود. (1390). تبیین ارتباط بین شفافیت گزارشگری مالی با گزارشگری مالیاتی در ایران. تحقیقات حسابداری و حسابرسی، سال سوم، شماره 9، 37-22.
9)     قائمی، محمد حسین؛ علوی، سیدمصطفی. (1391). رابطه بین شفافیت اطلاعات حسابداری و موجودی نقد. حسابداری مدیریت، سال پنجم، شماره 12، 78-67.
10)  محمدی، جهانگرد؛ طاهری، سید محمود. (1384). برازش توابع انتقالی خاک با استفاده ار رگرسیون فازی. علوم و فنون کشاورزی و منابع طبیعی، سال نهم، شماره 2، 60-51.
11)  مرادی، مهدی؛ باقرپور ولاشانی، محمدعلی، رستمی، امین. (1395). ارتباط بین گریز مالیاتی و ریسک سقوط آتی قیمت سهام در شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. دانش سرمایه گذاری، سال پنجم، شماره 17، 127-146.
12)  مشایخی، بیتا؛ سیدی، سید جلال. (1394). راهبری شرکتی و اجتناب مالیاتی. دانش حسابداری، سال ششم، شماره 20، 83-103.
13)  مهرآذین، علیرضا؛ مسیح آبادی، ابوالقاسم؛ دهنوی، محمد علی. (1390). شفافیت اطلاعات مالی و محتوای اطلاعاتی سود. دانش حسابداری، سال دوم، شماره 8، 130-113.
14)  نوبخت، زهرا. (1385). ارزیابی شفافیت اطلاعات شرکت ها در بورس اوراق بهادار تهران. ماهنامه بورس، شماره54 و 55.
15)  نوروش، ایرج؛ ابراهیمی کردلر، علی. (1384). بررسی و تبیین رابطه ترکیب سهامداران با تقارت اصلاعات و سودمندی معیارهای حسابداری عملکرد. بررسی حسابداری و حسابرسی، شماره42، 97-124.
16)  همت فر، محمود؛ مقدسی، منصور. (1392). بررسی کیفیت افشا (قابلیت اتکا و به موقع بودن) بر ارزش سهام شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. بررسی های حسابداری و حسابرسی، سال بیستم، شماره 2، 147-133.
17)   Adhikari, A., Derashid, C. and Zhang, H. (2006). Public Policy, Political Connections, and Effective Tax Rates: Longitudinal Evidence from Malaysia. Journal of Accounting and Public Policy, 25(5), 574–595.
18)   Allingham, Michael G. and A. Sandmo. (1972). Income Tax Evasion: A Theoretical Analysis. Journal of Public Economics, 1(3-4), 323-338.
19)   Aksu, M. (2006). Transparency & Disclosure in the Istanbul Stock Exchange: Did IFRS Adoption and Corporate Governance Principles Make a Difference. Social Responsibility, 4(3), 407–421.
20)   Armstrong, S.C., Blouin, L.J. & Larker, F.D. (2012). The Incentives for Tax Planning. Journal of Accounting and Economics. 53.
21)   Armstrong, Christopher S., Blouin, Jennifer L., Jagolinzer, Alan D., Larcher, David F. (2015). Corporate Governance, Incentives, and Tax Avoidance. Journal of Accounting and Economics, vol 60(1), 1-17.
22)   Atwood, T. M. Drake, L. Myers, and Bushman, R. M., and A. J. Smith. (2010). Book-tax Conformity, Earnings Persistence and the Association between Earnings and Future Cash Flows. Journal of Accounting and Economics 50(1), 111-125.
23)   Badertscher, B. and Katz, S. Rego, S. (2013). The separation of ownership and control and corporate tax avoidance. Journal of Accounting and Economics, 56, 228-250.
24)   Balakrishnan, K., Blouin, J., &Guay, W. (2011). Does Tax Aggressiveness Reduce Financial Reporting Transparency? Available at SSRN 1792783.‏
25)   Barth, M.E., Konchitchki, Y, & W.R. Landsman. (2013). Cost Of Capital and Earnings Transparency. Journal of Accounting and Economics, 55(2-3), 206-224.
26)   Biddle, G. C., G. Hilary. (2006). Accounting Quality and Firm-level Capital Investment. The Accounting Review, vol. 81(5), 963-982.
27)   Brown, S., S. A. Hillegeist And K. Lo. (2009). the Effect of Earnings Surprises on Information Asymmetry. Journal of Accounting and Economics 47(3), 208-225.
28)   Bushee, B. (2001). Do institutional investors prefer near-term earnings over long-run value?. Contemporary Accounting Research, 18(4), 207-246.
29)   Bushman, R., Smith, A. (2001). Financial Accounting Information and Corporate Governance. Journal of Accounting and Economics, 32(1-3), 237-333.
30)   Chan, K. H., Mo, P. L., & Zhou, A. Y. (2013). Government Ownership, Corporate Governance and Tax Aggressiveness: Evidence from China. Accounting & Finance, 53(4), 1029-1051.‏
31)   Chyz, J.A., Ching Leung, W.S., Zhen Li, O. & Meng Rui, O. (2013) Labor Unions and Tax Aggressiveness. Journal of Financial Economics, 108(3), 675-698
32)   Chen, X., Hu, N., Wang, X., & Tang, X. (2014). Tax Avoidance and Firm Value: Evidence from China. Nankai Business Review International, 5(1), 25-42.‏
33)   Damodaran, A; (2002). "Information Transparency and Valuation: Can you value what you cannot see?" Stern School of Business.
34)   Desai,   M.   A., and D Dharmapal.) 2006). a. Corporate Tax Avoidance and High-powered Incentives. Journal of Financial Economics, 79(1), 145-179
35)   Desai, M. A., A. Dyck, and L. Zingales. (2007). Theft and Taxes. Journal of Financial Economics, 84(3), 591-623.
36)   Desai, M.A., Dharmapala, D. (2009). Corporate Tax Avoidance and Firm Value. Review of Economics and Statistics, 91(3), 537–546.
37)   Ellul, A., Jappelli, T., Pagano, M., &Panunzi, F. (2012). Transparency, Tax Pressure and Access to Finance.‏ Review of Finance, 20(1), 37-76.
38)   Frank, M.M., Lynch, L & Rego, S. (2009). Tax Reporting Aggressiveness and its Relation to Aggressive Financial Reporting. The Accounting Review, 84, 467-496.
39)   Gelb, D.S., paulzarowin. (2002). Corporate Disclosure Policy and the Informativeness of Stock Price. Review of Accounting studies, vol 7(1), 33-53.
40)   Graham, J., Tucker, A. (2006). Tax Shelters and Corporate Debt Policy. Journal of Financial Economics, 81(3), 563–594.
41)   Gupta, S., and K. Newberry. (1997). Determinants of the Variability in Corporate Effective Tax Rates: Evidence from Longitudinal Data. Journal of Accounting and Public Policy, 16(1), 1-34.
42)   Hanlon, M., and S. Heitzman. (2010). A Review of Tax Research. Journal of Accounting and Economics, 50(2- 3), 127–178.
43)   Hendriksen, E.S., Van Breda, M.F. (1992). Accouuting Theory. 5thedition, United States of America: IRWIN.Inc.
44)   Heshmati, B. & A. Kandel. (1985). Fuzzy Linear Regression and its Applications to Forecasting in Uncertain Environment. Fuzzy Set and Systems, 15(2), 159-191.
45)   Joy, E. (2012). The Influence of InstitutionalInvestment on Tax Aggressiveness. Ssrn.com.   
46)   Jensen, M., Meckling, W. (1976). Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure. Journal of Financial Economics, 3(4), 305–360.
47)   Khuruna, k, and Moser W. (2009). Institutional Ownership and Tax Aggressiveness. Working Paper. University of Missouri at Columbia. [Online]. www.ssrn.com.
48)   Khan, M., & Watts, R. L. (2009). Estimation and empirical properties of a firm-year measure of accounting conservatism. Journal of Accounting and Economics, 48 (2–3), 132–150.
49)   Kim, J., Li, Y. Zhang, L,. (2011). Corporate Tax Avoidance and Stock Price Crash Risk: Firm Level Analysis. Journal of Financial Economics, 100, 639-662.
50)   Lander, H Gerald. Kathleen A. Auger. (2008). the Need for Transparency in Financial Reporting. Journal of Accounting & Organizational Change, 4(1), 27-46.
51)   Lin, Y, .S. Huang, Y. F. Chang and Tseng, C.H. (2007). The Relationship between Information Transparency and Informativeness of Accounting Earnings. The journal of applied business research, 23(3), 23-32.
52)   McNichols M. and S. Stubben. (2008). Does Earnings Management Affect Firms’ Investment Decisions? The Accounting Review, 83(6), 1571-1603.
53)   Nielsen, Christian. Modsen, Mona Toft. (2009). Discourses Of Transparency In The Intellectual Capital Reporting Debate Moving From Generic Reporting Models To Management Defined Information.  http://www.ssrn.com.
54)   Salamon, Lester M., John J, Siegfried. (1977). Economic Power and Polotical Influence: The Impact of Industry Structure on Public Policy. American Political Sciense Review, 71(3), 1026-43.
55)   Scholes, M & Wolfson, M. (1992). Taxes and Business Strategy: A Planning Approach. New Jersey: Prentice-Hall, Inc.
56)   Shapiro, A. (2005). Fuzzy Regression Model. Peen state University; page8-11.
57)   Spooner, G. M. (1986). Effective Tax Rates from Financial Statements. National Tax Journal, 39(3), 293–306.
58)   Shleifer, A., & Vishny, R.W. (1986). Large Shareholders and Corporate Control. Journal of Political Economy, 95, 461-488.
59)   Stickney, C.P., and McGee, V.E. (1982). Effective Corporate Tax Rates: The Effect of Size, Capital Intensity, leverage and other Factors. Journal of Accounting and Public Policy, 1(2), 125-152.
60)   Tanaka, H., S. Uejima and K, Asai. (1982). Linear Regression Analysis with Fuzzy Model. In IEEE Transactions on Systems, Man, and Cybernet, 12, 903-907.
61)   Taylor, G., & Richardson, G. (2013). The Determinants of Thinly Capitalized Tax Avoidance Structures: Evidence from Australian Firms. Journal of International Accounting, Auditing and Taxation, 22(1), 12-25.‏
62)   Richardson, G., R. Lanis. (2007). Determinants of the variability in corporate effective tax rates and tax reform: Evidence from Australia, Journal of Accounting and Public Policy, 26 (6), 689-704.
63)   Vishwanath T., Kaufmann, D. (1999). Towards Transparency in Finance and Governance. The World Bank, Draft.
64)   Watts, R. and Zimmerman, J. L. (1986). Positive Accounting Theory. United States of America: Prentice-Hall Inc.
65)   Wu, W., Rui, O. M., & Wu, C. (2013). Institutional Environment, Ownership and Firm Taxation. Economics of Transition, 21(1), 17-51.
66)   Yu, Z., L. Li, G. Tian, H. Zhang. (2013). Aggressive reporting, investor protection and stock price informativeness: evidence from Chinese firms. Journal of International Accounting, Auditing and Taxation, 22(2), 71-85
 
یادداشت‌ها