نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دانشجوی دکتری گروه حسابداری ، واحد سنندج ، دانشگاه آزاد اسلامی ، سنندج ، ایران
2 استاد گروه حسابداری ، استاد گروه حسابداری ، دانشکده مدیریت ، دانشگاه تهران ، تهران، ایران
3 استادیار گروه حسابداری ، واحد سنندج ، دانشگاه آزاد اسلامی ، سنندج ، ایران
4 استادیار گروه علوم اجتماعی ، واحد سنندج ، دانشگاه آزاد اسلامی ، سنندج ، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Promoting tax culture is a significant challenge in the tax system. In Iran's tax system, based on self-reported tax liability, voluntary tax payment is low because the tax system is inefficient. Thus, it is very important for Iranian policymakers, decision-makers, and managers to gain knowledge about the prevailing tax culture in the society. A progressive tax culture can significantly contribute to Iran's economic development. Therefore, factors affecting the tax culture must be identified and effective measures should be taken into account accordingly. This study is applied, descriptive-correlational study examines the relationship between tax culture and risky tax-avoidance in companies listed on the Tehran Stock Exchange. The research data included the financial data of the listed companies form 2008 to 2017. Regression panel data is applied to test the research hypotheses. The results show that there is a significant and positive relationship between tax culture and lower effective tax rates with prospective tax rate fluctuations and stock price fluctuations. Hence, more attention must be paid to the tax culture in taxation. Additionally, the funds arising from tax avoidance should be utilized in investment to increase the projected cash flow, and as a result, reduce the capital costs.
کلیدواژه‌ها [English]
فرهنگ مالیاتی جایگاه مهمی در سیستم مالیاتی دارد؛ هرچند این عبارت با واژه‌های دیگر مالیاتی ازجمله فرار مالیاتی، توافق مالیاتی و اخلاق مالیاتی رابطه نزدیکی دارد. فرهنگ به‌معنای شیوه زندگی مردم ازجمله عقاید، باورها، ارزش‌ها و رفتارهای آنان در جامعه است؛ بنابراین تمام وقایعی که از رابطه بین مودیان و سیستم مالیاتی ناشی می‌شود، فرهنگ مالیاتی را تشکیل می‌دهد. فرهنگ مالیاتی عامل مهمی برای موفقیت نظام مالیاتی و جهت‌گیری‌های سازمانی است؛ زیرا بر مردم و گروه‌هایی که با این نظام درارتباطند، اثر مستقیم می‌گذارد.
تلاش برای ایجاد فرهنگ مالیاتی پیشرو و قوی در کشور تأثیر مهمی در کاهش هزینه‌ها، افزایش درآمدهای دولت و ایجاد کنترل‌های مؤثر دارد که نتیجه آن افزایش عدالت اجتماعی و رفاه عمومی است؛ زیرا یکی از مهم‌ترین روش‌های تأمین مخارج دولت، جمع‌آوری و وصول انواع مالیات است. امروزه درآمدهای مالیاتی یکی از مهم‌ترین منابع درآمدی در بودجه بیشتر دولت‌ها و یک شاخص اقتصادی در رتبه‌بندی کشورها نیز مطرح می‌شود [29].
در این میان، اجتناب و فرار مالیاتی در کشورها باعث شده است درآمدهای مالیاتی کشورها همواره از آنچه برآورد شده است، کمتر باشد؛ بنابراین اجتناب مالیاتی از موضوعات مهمی است که پژوهشگران به‌خصوص در شرکت‌ها به آن توجه نشان داده‌اند؛ به‌طوری‌که پرداخت مالیات منجر به کاهش سود و وجوه نقد متعلق به شرکت و سهامداران و انتقال این منابع به دولت می‌شود. این موضوع سبب می‌شود شرکت‌ها ازطریق مدیران خود برای کاهش یا پرداخت‌نکردن مالیات و با استفاده از گزارشگری مالیاتی متهورانه از پرداخت مالیات فرار کنند[41]. اگرچه از دیدگاه نظریه‌های سنتی، اجتناب از پرداخت مالیات[1] منجر به افزایش ارزش شرکت ازطریق انتقال ثروت از دولت به سهامداران می‌شود، بااین‌حال در این دیدگاه ویژگی مهم شرکت‌های سهامی، یعنی جدایی مالکیت از مدیریت در نظر گرفته نشده است [21]. باوجوداینکه بیشتر مدیران اجرایی، نرخ پایین و مؤثر مالیاتی را یکی از راهکارهای مالی شرکت می‌دانند [43]، اما نتایج مطالعات اخیر نشان می‌دهد اجتناب از پرداخت مالیات با درجه بالای ریسک شرکت[2] در ارتباط است [40]. بحث اجتناب مالیاتی بیشتر دربارۀ شرکت‌هایی که موضوع جدایی مالکیت از کنترل در آن مطرح است، عنوان می‌شود؛ زیرا افراد حقیقی به‌دلیل وجود احتمال کشف و جریمه‌شدن و ریسک‌گریزی و یا انگیزه‌های درونی، کمتر درگیر اجتناب مالیاتی می‌شوند. ولی در شرکت‌ها به‌طورمعمول، سهام‌دارن انتظار دارند مدیران به‌دنبال منافع شخصی خود باشند و تازمانی‌که منافع اضافی حاصل از کاهش بدهی‌های احتمالی، بیشتر از هزینه‌های اضافی موردانتظار آنها باشد، به‌دنبال کاهش بدهی‌های مالیاتی و افزایش اجتناب مالیاتی هستند [12]. البته این موضوع به نظر می‌رسد در کشور ما به این شکل نیست و شکاف‌های قانونی باعث می‌شود اجتناب مالیاتی به‌شکل گسترده‌ای وجود داشته باشد و نظارت دقیقی بر این موضوع وجود ندارد.
یکی از مباحث مهم متخصصان علم مالیه عمومی و مدیران مالیاتی، رشد و توسعه و بهبود تمکین مالیاتی و فرهنگ مالیاتی در جامعه است؛ زیرا هرچه جامعه فرهنگ مالیاتی غنی‌تری داشته باشد، سازمان امور مالیاتی با موفقیت و سهولت بیشتری مالیات را وصول می‌کند و مودیان مالیاتی نیز با رغبت و احساس مسئولیت بیشتری وظایف قانونی خود را انجام می‌دهند. در نظام مالیاتی کشور ما فرهنگ پرداخت مالیات به‌طورداوطلبانه براساس خوداظهاری پایین است؛ زیرا سیستم مالیاتی کارساز و مؤثر نیست. همچنین اعتماد متقابل هم بین مأموران تشخیص و مؤدیان مالیاتی وجود ندارد. ازاین‌رو شناخت آگاهی نسبت به فرهنگ مالیاتی حاکم بر جامعه برای سیاستگذاران، تصمیم‌گیران و مدیران کشور در کار برنامه‌ریزی اهمیت زیادی دارد [15].
باتوجهبه مطالب گفته‌شده، هدف این مطالعه بررسی رابطه بین فرهنگ مالیاتی و ریسک (اطمینان‌نداشتن از آینده کلی شرکت) در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران با تأکید بر اجتناب مالیاتی (نرخ کم مالیات) است. براین‌اساس، این مطالعه به‌دنبال پاسخگویی به این سؤال است که آیا فرهنگ مالیاتی و اجتناب مالیات تأثیر معنی‌داری بر ریسک در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران دارند؟
این مقاله بدین‌شکل سازماندهی شده است: در بخش دوم، مبانی نظری و پیشینه پژوهش بررسی شده؛ در بخش سوم فرضیات پژوهش بیان شده؛ در بخش چهارم روش پژوهش ارائه گردیده؛ در بخش پنجم بحث و نتایج حاصل از تخمین الگو بیان شده و درنهایت در بخش ششم نتیجه‌گیری و پیشنهادهای راهبردی مطرح شده است.
2- مبانی نظری و پیشینه پژوهش
- مبانی نظری
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 و محافظه‌کاری ابزارهایی هستند که شرکت‌ها درصورت لزوم، بسته به شرایط از آنها استفاده می‌کنند. فرهنگ مالیاتی و اجتناب مالیاتی و ریسک از مباحث مهمی است که در زمینه مالیات مطرح است و در ادامه تشریح آنها آمده است.
فرهنگ مالیاتی: هافستد [44] فرهنگ را برنامه ذهنی - جمعی تعریف می‌کند که منجر به روش‌های الگومندی از تفکر، احساس و عمل می‌شود و یک گروه را از گروه دیگر متمایز می‌سازد. فرهنگ بر شیوۀ پردازش اطلاعات افراد اثر می‌گذارد و ساختارهای ذهنی فردی به‌کاررفته را برای تفسیر مسائل پیش‌آمده در زندگی شکل می‌دهد. آنها نیز درعوض بر تصمیم‌گیری‌ها اثر می‌گذارند[54، 48].
تعریف تایلر در سال 1871 با عنوان تعریف جامعی از فرهنگ معروف است: «فرهنگ، مجموعه پیچیده‌ای است که شامل معارف، معتقدات، هنرها، صنایع، فنون، اخلاق، قوانین، سنن، آداب و رسوم و بالاخره تمام عادات و رفتار و ضوابطی است که فرد به‌عنوان عضو جامعه از جامعه خود فرامی‌گیرد».
فرهنگ به مجموعه‌ای از باورها، اعتقادات، گرایش‌ها، اندیشه‌ها، هنجارها، ارزش‌ها و ... اطلاق می‌شود. این مجموعه در هر جامعه‌ای وجود دارد و درواقع قالب هویتی فرد و جامعه را شکل می‌دهد. این قالب ویژگی خاصی دارد و افرادی را که در یک فضای فرهنگی رشد و نمو نمی‌کنند، به یک شکل درمی‌آورد. در این‌گونه فضاها بسیاری از مردم شیوه تفکر، نوع اعتقادات و میزان باورهایشان به‌هم شبیه و نزدیک است و ما می‌توانیم با شناخت فرهنگ آنها، رفتار آنها را پیش‌بینی کنیم. فرهنگ مالیاتی نیز درواقع نگاهی خاص و نگرشی نشأت‌گرفته از فرهنگ است که به آن به‌مثابه مقوله مالیات نگریسته می‌شود [17]. براین‌اساس فرهنگ مالیاتی عبارت است از مجموعه نگرش‌ها، ارزش‌ها، باورها و دانش‌های مشترک و پذیرفته‌شده یک جامعه که افراد به‌موجب اصل تعاون و تأمین هزینه‌های دولتی سهمی از درآمد خود را برحسب توانایی به دولت پرداخت می‌کنند [16].
بیرگر نر [47] اعتقاد دارد موضوع فرهنگ مالیاتی، رشته‌های اقتصاد، جامعه‌شناسی و تاریخ را دربرمی‌گیرد؛ بنابراین واژه «فرهنگ مالیاتی» به‌ندرت در ادبیات اقتصاد یافت می‌شود. اخیراً توجه به فرهنگ مالیاتی افزایش یافته است. اقدامات اصلاحی ضروری برای نظام‌های مالیاتی اقتصادهای انتقالی تااندازه‌ای به‌دلیل تطابق‌نداشتن فرهنگ مالیاتی آنها منجر به شکست شده است. فرهنگ مالیاتی خاص یک کشور تمام مؤسسات رسمی و غیررسمی مرتبط با سیستم مالیاتی ملی و عملکرد آن و وابستگی‌ها و روابط ایجادشده ازطریق تعاملات مداوم در نظر گرفته می‌شود که از گروه‌ها و عواملی مانند مسئولان مالیاتی، مالیات‌دهندگان، سیاستگذاران، کارشناسان مالیاتی و دانشگاهیان تشکیل شده است.
بیرگر نر همچنین معتقد است سه عنصر مهم و تأثیرگذار بر فرهنگ مالیاتی عبارتند از: الف - وضعیت قوانین و سیستم مالیاتی کشور که هرچه سیستم مالیاتی پیشرفته، نظام‌مند و کارآمدتر شود، در ارتقای فرهنگ مالیاتی مؤثرتر است؛ ب- تأثیر سازمان امور مالیاتی که به سطح تمرکزنداشتن سیاسی و مالی و همچنین به میزان فساد اداری در هر کشور وابسته است؛ ج - میزان همکاری مردم با سازمان مالیاتی و پرداخت داوطلبانه که سطح فرار مالیاتی و اجتناب از پرداخت مالیات در کشورهای گوناگون متفاوت است. البته مشارکت و تمایل به پرداخت مالیات ازطریق ایجاد فضای اعتماد بین مودیان مالیاتی و سازمان امور مالیاتی افزایش داده می‌شود. طرح خوداظهاری یکی از راه‌های افزایش اعتماد بین مودیان و سازمان امور مالیاتی است.
فرهنگ مالیاتی عبارت است از بررسی جریان فرهیختگی در عناصر مادی و معنوی پرداخت مالیات شهروندان و دریافت آن ازسوی دولت و هزینه‌کردن[8]. به عبارت دیگر، مجموعه‌ای از طرزتلقی‌ها، بینش‌ها، برداشت‌ها، آرمان‌ها، ارزش‌های اجتماعی، قوانین جاری و میزان آگاهی مردم از مالیات، فرهنگ مالیاتی را می‌سازد [9]. ادوارد تایلور[3] فرهنگ را مجموعه پیچیده‌ای از دانش‌ها، باورها، هنرها، قوانین، اخلاقیات، عادات و هرچه فرد به‌عنوان عضوی از جامعه خویش فرامی‌گیرد، تعریف می‌کند.
مسیحی و محمدنژاد (1394) متغیرهای تأثیرگذار بر فرهنگ مالیاتی را بدین‌ترتیب شناسایی کرده‌اند: الف- عزم و اراده دولت‌مردان؛ ب- ضمانت اجرایی قانون؛ ج- قانونمندی [22].
اجتناب مالیاتی: در بیشتر کشورها بخش عمده‌ای از منابع درآمدی دولت ازطریق مالیات تأمین می‌شود. دراین‌میان اجتناب مالیاتی در کشورها باعث می‌شود درآمدهای مالیاتی کشورها همواره از آنچه که برآورد شده است، کمتر باشد؛ بنابراین ازجمله موضوعات بسیار مهم که درحال‌حاضر در بیشتر پژوهش‌ها به آن توجه شده است، بحث اجتناب مالیاتی، شیوۀ اندازه‌گیری و نتایجی است که از آن حاصل می‌شود [12]. اجتناب از مالیات بیشتر با عنوان کاهش مالیات تعریف می‌شود. این تعریف به‌صورت مفهومی از تعریف دایرنگ و همکاران[38] پیروی می‌کند و همه معاملاتی را که بر بدهی مالیاتی شرکت‌ها تأثیر می‌گذارد، منعکس می‌کند [40]. منظور از اجتناب مالیاتی، تلاش برای کاهش مالیات‌های پرداختی است. درواقع اجتناب از مالیات نوعی استفاده از خلأهای قانونی در قوانین مالیاتی برای کاهش مالیات است [41]. سهامداران ریسک‌گریز انتظار دارند مدیران به نمایندگی از آنها بر حداکثرسازی سود تمرکز کنند که این فراتر از استفاده از فرصت‌های کاهش بدهی مالیاتی است؛ بنابراین اجتناب از مالیات به‌خودی‌خود انعکاسی از مشکلات نمایندگی نیست [23].
اجتناب از پرداخت مالیات، کاهش مالیات آشکار هر ریال از سود قبل از مالیات تعریف شده است. فعالیت‌های اجتناب از پرداخت مالیات به‌طورمتداول به ابزارهای صرفه‌جویی مالیات اطلاق می‌شود که منابع را از دولت به سهامداران انتقال می‌دهد و ارزش بعد از مالیات شرکت را افزایش می‌دهد. پاسترناک و ریکو [49] اجتناب از پرداخت مالیات را استفاده قانونی از نظام مالیاتی برای منافع شخصی، به‌منظورکاهش مقدار مالیات قابل پرداخت با ابزارهایی که در خود قانون است، تعریف کرده‌اند. براساس تعریف اسلمرد [52] نوع مشروع اجتناب از پرداخت مالیات از تفاوت بین قوانین مالیاتی و اصول پذیرفته‌شده حسابداری ناشی می‌شود. مثالی دراین‌باره روش محاسبه هزینه استهلاک است. قانون مالیاتی، شرکت‌ها را ملزم می‌کند با استفاده از روش الزامی‌شده در قانون، دارایی را مستهلک کنند، اما اصول پذیرفته‌شده حسابداری به شرکت‌ها اجازه می‌دهد هزینه استهلاک را به‌گونه‌ای محاسبه کنند که اطلاعات بهتری به استفاده‌کنندگان صورت‌های مالی منتقل شود.
باتوجهبه آنکه یکی از اهداف اصلی مدیران و نمایندگان سهامداران در شرکت، حداکثرکردن ثروت سهامداران است و سهامداران با استفاده از سازوکارهای مختلفی به‌دنبال تحقق این موضوع و نظارت بر مدیران هستند، بنابراین انتظار می‌رود یکی از انگیزه‌های اصلی اجتناب از پرداخت مالیات مدیران، تحقق هدف حداکثرسازی ثروت سهامداران باشد. افزو‌ن‌براین در بسیاری از مواردی که طرح‌های پاداش برای مدیران و گردانندگان شرکت در نظر گرفته می‌شود، بخشی از این طرح‌ها مبتنی بر معیارهای عملکرد شرکت هستند؛ معیارهایی که برخی از آنها به میزان سود شرکت و میزان جریان‌های نقدی آزاد بستگی دارد؛ ازاین‌رو انتظار می‌رود مدیران درراستای تحقق پاداش‌هایی که سهامداران برای آنها در نظر گرفته‌اند، انگیزه زیادی برای اجتناب مالیاتی داشته باشند؛ زیرا اجتناب مالیاتی درنهایت به افزایش سود خالص و کاهش جریان‌های نقدی خروجی ناشی از مالیات منجر می‌شود. این موضوع در پژوهش توس آرمسترانگ و همکاران [30] نیز تأیید شد. آنها به این نتیجه رسیدند که بین طرح‌های تشویقی پاداش مدیران مالیاتی با نرخ مؤثر مالیاتی محاسبه‌شده براساس استانداردهای حسابداری رابطه‌ای منفی و معنادار وجود دارد. برای شرکت‌هایی که راهکارهای برنامه‌ریزی مالیاتی به کار می‌برند، نگرانی‌های اعتباری عامل مهمی است. بانکمن [33] نشان داد وقتی یک شرکت به‌طورجسورانه از پرداخت مالیات اجتناب می‌کند، ممکن است ازنظر شهروندی شرکت فقیر به شمار آید که امکان دارد تأثیر معکوسی بر نتایج بازار تولید داشته باشد. پژوهش‌های قبلی، اثر اعتباری برنامه‌ریزی مالیاتی را برای شرکت‌هایی که متهم به دخالت در سپرهای مالیاتی هستند، آزمودند. هانلون و اسلمرد [42] واکنش بازار را به اخبار مبنی بر دخالت شرکت‌ها در سپرهای مالیاتی بررسی کردند. پژوهش آنها بیانگر واکنش جزئی منفی بازار بود و در بعضی موارد که شرکت قبلاً اجتناب‌کننده از مالیات شناسایی نشده بود، واکنش مثبت بود. همچنین شرکت‌هایی که در صنایع خرده‌فروشی بودند، واکنش منفی شدیدتری به اخبار سپر مالیاتی داشتند.
نگرانی‌های گزارشگری مالی نیز عامل بازدارنده‌ای برای برنامه‌ریزی مالیاتی محسوب می‌شود. انگیزه‌های گزارشگری مالی بیشتر با انگیزه حداقل‌کردن مالیات در تضاد است؛ به‌این‌دلیل‌که کاهش در سود مشمول مالیات، غالباً سود حسابداری کمتری را نتیجه می‌دهد.
حسنی و شفیعی [11] برای سنجش اجتناب از مالیات و به‌طوروسیع‌تر بررسی دیدگاه مالیاتی شرکت، معیارهای مختلفی درنظرگرفته‌اند. نرخ مؤثر مالیاتی ازجمله معیارهای سنجش اجتناب از مالیات است که در این پژوهش از آن استفاده شده است. نرخ مؤثر مالیاتی نرخ واحدی است که براساس آن از فعالیت مشمول مالیات، مالیات دریافت می‌شود و نرخی است که شرکت درنهایت متحمل می‌شود و با نرخ مالیاتی که دولت آن را تعیین کرده متفاوت است؛ زیرا همه درآمدهای کسب‌شده شرکت مشمول مالیات نمی‌شود و یا برخی از هزینه‌های انجام‌شده در شرکت ازنظر مالیاتی جزء هزینه‌های قابل‌قبول نیست. تعیین نرخ مؤثر مالیاتی از مهم‌ترین مباحث در حوزه مالیات است. نرخ مؤثر مالیاتی به‌صورت ابزاری برای هدایت سرمایه استفاده می‌شود و با کاهش یا افزایش آن می‌توان رفتار سرمایه‌گذار را در جهت سیاست‌های کلان دولت هدایت کرد. بحث درباره شیوۀ محاسبه نرخ مؤثر مالیاتی فراوان است. این مباحث ا زآنجا نشأت می‌گیرد که امکان دارد ارقام مختلفی در صورت و مخرج کسر استفاده شود. رقم استفاده‌شده در صورت کسر به‌طورمعمول هزینه مالیات ابرازی بدون هیچ‌گونه تعدیلی است؛ اما در کشورهایی که هزینه مالیات معوق در صورت‌های مالی ظاهر می‌شود، صورت کسر را بابت هزینه مالیات معوق تعدیل می‌کنند. پژوهشگران از رقم‌های مختلفی شامل فروش شرکت، سود عملیاتی، سود خالص قبل از مالیات، جریان نقد عملیاتی و درآمد مشمول مالیات در مخرج کسر استفاده کرده‌اند.
ریسک: تعاریف متعددی از ریسک در منابع مختلف علمی یافته می‌شود که هرکدام از این تعاریف بسته به بعد یا زاویه‌دید خود، تعریف متفاوتی از ریسک را ارائه کرده‌اند. واژه ریسک به احتمال ضرر، درجه احتمال ضرر و میزان احتمال ضرر اشاره دارد؛ بنابراین ریسک هم احتمال خطر و هم احتمال سود و احتمال زیان را دربرمی‌گیرد، درحالی‌که ریسک خالص فقط احتمال زیان را دربرمی‌گیرد و شامل احتمال سود نمی‌شود. ریسک در هر حیطه‌ای قابلیت مطرح‌شدن دارد.عدم اطمینان مالی که سرمایه‌گذار صاحب سهم در یک شرکت خاص با آن روبه‌رو است، ریسک شرکت گفته می‌شود. ریسک شرکت ممکن است ازطریق متنوع‌سازی کاهش پیدا کند [28].
ریسک سقوط قیمت سهام که خمیدگی شرطی توزیع سود شرکت است و عدم تقارن در ویژگی‌های ریسک را دربرمی‌گیرد، برای تصمیمات سرمایه‌گذاری و مدیریت ریسک مهم است؛ چون مدیران دارای اعتماد به نفس زیاد درباره پروژ‌ه‌های سرمایه‌گذاری‌شان بیش‌ازحد مطمئن هستند و بازخوردهای منفی مشاهده‌شده خصوصی را نادیده می‌گیرند یا توجیه می‌کنند. عملکرد ضعیف این پروژه‌ها معمولاً بیشتر است. شرکت‌هایی با مدیران دارای اعتماد به نفس زیاد، ریسک سقوط و جهش قیمت سهام بیشتری دارند؛ بنابراین مدیرانی از فرهنگ‌هایی با فردگرایی زیاد باید اخبار بد بیشتری را به‌دلیل اعتماد به نفس زیاد داشته باشند که اینها نیز ریسک سقوط و جهش قیمت سهام بیشتری را می‌آفرینند [55].
در این پژوهش براساس الگو‌های نظری گذشته رابطه فرهنگ مالیاتی و ریسک شرکت‌ها با تأکید بر اجتناب مالیاتی به‌صورت الگوی رگرسیونی بررسی می‌شود. سهامداران و سرمایه‌گذاران خواهان بیشترین منافع هستند و مدیران نیز هدف حداکثرکردن منافع آتی سهامداران را دنبال می‌کنند؛ ازین‌رو باتوجهبه نتایجی که در این پژوهش به دست خواهد آمد و با درنظرگرفتن تأثیر فرهنگ مالیاتی و اجتناب مالیاتی بر ارزش سهام و ریسک شرکت، سرمایه‌گذاران و سهامداران می‌توانند با فهم دقیقی از این رابطه در تصمیم‌گیری‌های خود بهینه عمل کنند و بازدهی مطلوبی از سرمایه‌گذاری خود به دست آورند. همچنین شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌توانند برای تعیین راهکارهای مالیاتی شرکت از نتایج این پژوهش استفاده کنند. درضمن نتایج این پژوهش درزمینه تجزیه و تحلیل‌های مالی درارتباط‌با فرهنگ مالیاتی و اجتناب مالیاتی و ریسک شرکت‌ها در دانشگاه‌ها و در سایر محیط‌های آموزشی یا کاری، درخور استناد است.
پیشینه پژوهش
بررسی فرهنگ مالیاتی،اجتناب مالیاتی و ریسک شرکت‌ها موضوع موردبحث در سطح جهانی شده که در چند دهه گذشته توجه متخصصان و پژوهشگران را در کشورهای مختلف جهان به خود جلب کرده است.
از بین مطالعات داخلی در این زمینه به مطالعه ایمانی و امیرمستوفیان [3] اشاره می‌شود. آنها در پژوهش خود با عنوان «ارتقای فرهنگ مالیاتی و تأثیر آن بر گسترش چتر مالیاتی و شناسایی مودیان جدید»، عوامل مؤثر بر فرهنگ مالیاتی در گروه‌های مختلف را بررسی کردند. نتایج نشان داد ضمانت اجرایی، دانش مالیات و هنجارهای فرهنگی به‌ترتیب رتبه‌های اول تا سوم را به خود اختصاص می‌دهند. همچنین زیرمعیارهای تفاوت سنی افراد، بهبود اخلاق شاغلان هر حرفه، وجود فقر در جامعه و نبود رفاه کافی، رعایت قوانین، رعایت اخلاق و ارزش، آشنایی اشخاص با جرایم، شاخص نظارت نهاد مردمی بر مصرف مالیات، درک مؤدیان از اعمال تساوی قانون، تکریم کارگزاران، شفاف‌سازی قانون و کارآمد‌کردن آن، بالاترین امتیاز را در اولویت‌بندی زیرمعیارها به خود اختصاص داده‌اند. نتایج بررسی میزان تأثیر عوامل شناسایی‌شده بر توسعه چتر مالیاتی نشان داد هنجارهای فرهنگی، ارزش‌های اجتماعی و میزان فساد مالی و اداری به‌ترتیب بیشترین میزان تأثیر را دارند.
داداش‌زاده و بادآور نهندی [13] تأثیر عناصر فرهنگی بر ریسک سقوط و جهش قیمت سهام را بررسی کردند. نتایج پژوهش نشان می‌دهد فاصله قدرت، فردگرایی و مردگرایی بر ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر ندارد و اجتناب از عدم اطمینان بر ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر منفی می‌گذارد. همچنین عناصر فرهنگی بر ریسک جهش قیمت سهام تأثیری ندارد. ارزش‌های فرهنگی نیز یک عامل ناشناخته بین سهامداران، مدیران و سایر بهره‌وران شرکت‌ها در ارزیابی ریسک سقوط و جهش قیمت سهام مطرح است.
باقری و خواجوی [4] جایگاه قابلیت‌های مدیران را بر رابطه بین اجتناب مالیاتی و ریسک سقوط قمیت سهام شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در میان 142 شرکت و در طی سال‌های 1392 تا 1394 بررسی کردند. نتایج حاصل از پژوهش نشان‌دهنده آن است که بین ویژگی‌های کمیته حسابرسی و کیفیت اطلاعات مالی رابطه مثبت و معنادار وجود دارد. همچنین نتایج پژوهش نشان داد از بین متغیرهای ساختار هیئت مدیران، تنها متغیر اندازه هیئت مدیران نقش تعدیل‌کنندگی بر رابطه بین ویژگی‌های کمیته حسابرسی و کیفیت اقلام تعهد دارد.
هدایتی و حاجی‌ها [27] رابطه بین ابعاد فرهنگی و رفتار (خوشبینی) را با ریسک گزارشگری مالی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در فاصله زمانی 1387 تا 1393 با 109 شرکت به‌عنوان نمونه پژوهش بررسی کردند. نتایج حاصل از تحلیل رگرسیون خطی چندمتغیره مبتنی بر داده‌های پانل با اثرات ثابت نشان داد بین فرهنگ شرکت و رفتار مدیریت با ریسک گزارشگری مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران ارتباط مستقیم و معناداری وجود دارد. همچنین این نتایج بیانگر ارتباط معکوس بعد فرهنگی اجتناب از عدم اطمینان و نیز ارتباط مستقیم بعد فرهنگی فردگرایی با ریسک گزارشگری مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است.
ملانظری و همکاران [24] رابطه فرهنگ سازمانی و تمکین مالیاتی شرکتی را مطالعه کردند. نمونة آماری پژوهش 65 شرکت از شرکت‌های ادارة کل امور مالیاتی مؤدیان بزرگ طی سال‌های 1387 تا 1391 است. نتایج نشان می‌دهد فرهنگ سازمانی بر تمکین مالیاتی شرکتی اثر شایان توجهی دارد و تمکین مالیاتی شرکت‌ها ازطریق اجتناب از عدم اطمینان کم، فردگرایی زیاد، مردگرایی زیاد و فاصلة قدرت کم مشخص می‌شود.
مسیحی و محمدنژاد [22] در مطالعه‌ای عوامل مؤثر بر فرهنگ مالیاتی را از دیدگاه مؤدیان و کارشناسان مالیاتی اداره کل مالیات بر ارزش افزوده شهر تهران بررسی کردند. نتایج نشان می‌دهد یکی از موانع تحقق مالیات بر درآمد، مالیات بر فرهنگ است. براساس نتایج تحقیق حاضر احساس نگرش مثبت به شغل و تناسب محیط شغلی کارگزاران مالیاتی، ضمانت اجرایی و تکریم ارباب رجوع و حفظ و حراست از شأن کارگزاران ازجمله عوامل تأثیرگذار بر فرهنگ مالی هستند.
منصوری و همکاران [25] مطالعۀ تأثیر راهبری شرکتی بر ارتباط اجتناب مالیاتی و خطر سقوط قیمت سهام را بین نمونه 68 شرکت و در بازه زمانی 1388 تا 1392 انجام دادند. نتایج نشان داد تجزیه و تحلیل داده‌ها بیانگر تأثیر مثبت اجتناب مالیاتی مبنی‌بر نرخ مؤثر مالیات نقدی بر خطر سقوط قیمت سهام است و بین نرخ مؤثر مالیات نقدی که شاخصی از اجتناب مالیاتی است با خطر سقوط قیمت سهام رابطه معناداری وجود دارد؛ بدین‌معناکه با افزایش نرخ مؤثر مالیات در بازه طولانی‌مدت، خطر سقوط قیمت سهام افزایش می‌یابد. همچنین نتایج بیانگر این است که راهبری شرکتی بر ارتباط اجتناب مالیاتی شرکتی و ریسک سقوط قیمت سهام اثر معناداری ندارد.
محمدنژاد و همکاران [20] رابطه اجتناب مالیاتی و ریسک شرکت‌ها را در بورس اوراق بهادار تهران در بازه زمانی 1387 تا 1392 بررسی کردند و نشان دادند بین نوسانات نرخ مؤثر مالیات نقدی و نوسانات بازده آتی سهام رابطه معنادار از نوع منفی آن وجود دارد.
مشایخی و همکاران [23] در پژوهش خود برخی از معیارهای مهم راهبری شرکتی را شامل درصد مالکیت نهادی، استقلال و اندازه هیئت مدیران و اجتناب مالیاتی با نمونه 146 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1381 الی 1391 مطالعه کردند. نتیجه بررسی آنان با استفاده از الگوی پنل نامتوازن نشان‌دهنده نبودن رابطه معنادار بین راهبری شرکت و اجتناب مالیاتی است.
مهدی صالحی و همکاران [15] تأثیر عوامل فرهنگ مالیاتی را بین مودیان امور مالیاتی 11 استان کشور مطالعه کردند و 324 نمونه آماری را که شاخص تمکین 93 درصد به بالا داشتند، بررسی کردند. نتایج پژوهش نشان‌دهنده این بود که ازمیان عوامل فرهنگ مالیاتی به‌ترتیب عوامل عدالت و کارکرد سازمان و صداقت و احساس مسئولیت مودیان و تمایل به پرداخت مالیات، بیشترین ضرایب تأثیر را از آن خود کرده‌اند.
پورحیدری و همکاران [6] در پژوهشی بررسی تأثیر اجتناب از پرداخت مالیات را بر هزینه سرمایه سهام عادی با درنظرگرفتن فرصت‌های رشد و مالکیت نهادی، طی بازه زمانی 1380 تا 1389 بررسی کردند. 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.
مهرانی و سیدی [26] تأثیر مالیات بر درآمد و محافظه‌کاری را بر اجتناب مالیاتی بررسی کردند. آنها با بررسی 146 شرکت طی بازده زمانی 1382 تا 1391 دریافتند بین مالیات ابرازی و محافظه‌کاری با اجتناب مالیاتی رابطه منفی و معناداری وجود دارد و اجتناب مالیاتی و محافظه‌کاری ابرازی جایگزین برای کاهش هزینه مالیات است که شرکت‌های ایرانی از آن استفاده می‌کنند. همچنین با افزایش مالیات ابرازی سنوات قبل، انگیزه اجتناب مالیاتی افزایش نمی‌یابد.
جهرومی [10] ارتباط بین سطح اجتناب مالیاتی و شفافیت شرکت‌ها را مطالعه کرد. او با بررسی 367 سال - شرکت طی بازه زمانی 1387 تا 1389 دریافت رابطه معناداری بین اجتناب مالیاتی و شفافیت شرکت‌ها وجود ندارد. پژوهش او تأییدکننده رویکرد ارزش‌آفرینی درخصوص اجتناب مالیاتی شرکت‌ها بود.
پورزمانی و شمسی [7] در پژوهشی دلایل اختلاف درآمد مشمول مالیات ابرازی و تشخیصی را بین شرکت‌های بازرگانی مستقر در اداره کل امور مالیاتی غرب تهران طی سال‌های 1384 و 1385 بررسی کردند. آنها دریافتند تفاوت معناداری بین درآمد مشمول مالیات ابرازی و تشخیصی در شرکت‌های بررسی‌شده وجود دارد و عوامل متعددی بر این اختلاف مؤثر است. این عوامل شامل نبود مدارک و مستندات هزینه‌های ابرازی، برداشت نادرست مودیان از معافیت‌های مقرر در قوانین و مقررات مالیاتی و رعایت‌نکردن حدنصاب‌های تعیین‌شده سازمان امور مالیاتی هستند.
قربانی [18] که تعیین راهکار ترویج و ارتقای فرهنگ مالیاتی را در شهرک‌های تولیدی شهرستان تبریز بررسی کرده است، در پژوهش خود نشان می‌دهد نظام اطلاعاتی مناسب، مدیریت صحیح منابع انسانی، فرایند وصول مالیات و قوانین و رفتار مناسب دولت بر ارتقای فرهنگ مالیاتی تأثیر می‌گذارد.
شیدایی [14] راهکارهای ارتقای فرهنگ مالیاتی را با تأکید بر بخش مشاغل بررسی کرد. نتایج نظرسنجی از 195 نفر از مودیان اداره کل غرب تهران نشان داد بین احساس ضرورت پرداخت مالیات، قوانین مالیاتی، شیوه مصرف مالیات‌ها، مأموران مالیاتی و فرهنگ مالیاتی رابطه وجود دارد.
بهاری [5] تأثیر وسایل ارتباط جمعی را در گرایش مودیان به پرداخت مالیات در استان گیلان بررسی کرد. نتایج نظرسنجی از 400 نفر از مودیان نشان می‌دهد وسایل ارتباط جمعی بر شناخت و میزان آگاهی مودیان و ترغیب مودیان مالیاتی به پرداخت مالیات تأثیر می‌گذارد.
ازمیان مطالعات خارجی به مطالعه وینتر و اووس [35] اشاره می‌شود که در پژوهش خود بررسی کردند فرهنگ مردم جاماییکا تا چه میزان بر پرداخت مالیات بر املاک آنها تأثیرگذار است. در نتایج این پژوهش آمده است باتوجهبه وجود قوانین مالیاتی فعلی در کشور جاماییکا که از زمان استعمار انگلستان برجای مانده است، کارایی این قوانین پایین است و تضادهایی را در جامعه به وجود آورده است و اگر قوانین مالیاتی برحسب فرهنگ مردم بومی جاماییکا باشد، اثربخشی بیشتری را شاهد خواهیم بود.
کوورمن و ونت [46] در مطالعه خود 687 شرکت خانوادگی را در آلمان بررسی کردند و به سه نتیجه مهم رسیدند: اول اینکه شرکت‌های خانوادگی ثبت‌نشده، اجتناب مالیاتی بیشتری نسبت به شرکت‌های غیرخانوادگی دارند. دوم اجتناب مالیات با درصد مالکیت خانواده افزایش می‌یابد و سوم با افزایش تعداد سهامداران شرکت‌های خانوادگی، تمایل برای اجتناب مالیاتی افزایش پیدا می‌کند.
تامسون و واترین [50] در پژوهش خود این موضوع را مطالعه کردند که آیا می‌توان با گذشت زمان بین رفتارهای اجتناب مالیاتی شرکت‌های آمریکایی و شرکت‌های 12 کشور اروپایی اختلافاتی مشاهده کرد. نتایج نشان می‌دهد میانگین نرخ مالیات مؤثر (ETR) شرکت‌های آمریکایی و بنگاه‌های کشورهای بزرگ اروپایی، مانند فرانسه و آلمان مشابه هستند. علاوه‌براین آنها در این پژوهش بررسی کرده‌اند که آیا تغییر در نرخ مالیات قانونی (STR) روند کاهش نزولی شرکت‌های اروپایی را توضیح می‌دهد یا خیر. برخلاف مشاهدات ایالات متحده ، متوجه می‌شویم فاصله بین STR و ETR با گذشت زمان به‌طور قابل‌توجهی برای شرکت‌های اتحادیه اروپا کاهش می‌یابد. این یافته‌ها نشان می‌دهد اجتناب مالیاتی در شرکت‌های اتحادیه اروپا ممکن است به‌طورمتوسط با گذشت زمان کاهش یابد.
گرانتلی تیلور [39] در مطالعه خود روی 517 شرکت چینی در بازه زمانی 2006 تا 2010 این مطلب را جست‌وجو کرد که قوانین سخت‌گیرانه مالیاتی جدید در کشور چین تا چه حد از اجتناب مالیاتی جلوگیری می‌کند. نتایج به‌دست‌آمده نشان از موفقیت این قوانین داشته است که به‌خصوص از اجتناب مالیاتی شرکت‌های بزرگ چینی جلوگیری کرده و نمونه موفقی از اجرای قوانین جدید مالیاتی در دنیا است.
فرانسیس و همکاران [34] رابطه جایگزینی را بین روش‌های اجتناب از مالیات و استفاده از قرض بررسی کردند. آنها از رفع محدودیت‌های بانکی بین ایالتی به‌عنوان شوک‌های بیرونی بر تأمین و قیمت اعتبار استفاده کردند و نشان دادند در ایالاتی که نسبت‌به ایجاد شعبه آزادتر هستند، احتمال بیشتری وجود دارد که شرکت‌ها از هزینه کمتر وام‌ها و دسترسی آسان‌تر به اعتبار برخوردار شوند و درنتیجه کمتر مرتکب اجتناب از مالیات می‌شوند.
فردیناند [45] در مطالعه‌ای با عنوان «رفتار تکمیلی مدیریت ارشد و اجتناب مالیاتی» این موضوع را بررسی کرده است که آیا تفاوت‌های خاص تیم مدیریتی ارشد (که رفتار تکمیلی مدیران ارشد نماینده آن است) با فعالیت‌های اجتناب مالیاتی ارتباط دارد یا خیر. نتایج آنها نشان داد اجتناب مالیاتی از عواملی همچون حقوق مساوی مدیران اجرایی ارشد و تقدس‌گرایی تأثیر می‌پذیرد.
آرمسترانگ و همکاران [37] در پژوهشی با عنوان «حاکمیت شرکتی، تشویق و اجتناب مالیاتی» ارتباط بین سیستم نظارتی و مدیریتی و تشویق و اجتناب مالیاتی شرکت‌ها را بررسی کردند. نتایج آنها نشان داد هیچ رابطه‌ای بین مکانیسم‌های حاکمیت شرکتی و اجتناب مالیاتی وجود ندارد و بین استقلال هیئت مدیران و پیچیدگی‌های مالی برای سطوح پایین از اجتناب مالیاتی رابطه مثبت و برای سطوح بالا از اجتناب مالیاتی رابطه منفی وجود دارد.
والدراما [53] در پژوهشی تعامل بین نظام‌های مالیاتی و فرهنگ‌های مالیاتی در نظم حقوق بین‌المللی برای اخذ مالیاتی را بررسی کرده است. نتایج آنها نشان داد جهانی‌سازی بر پرداخت مالیات، تأثیر مثبت دارد.
آدرین کوباتا و همکاران [32] در مقاله‌ای با عنوان «آیا اجتناب مالیاتی یک مؤسسه به آگاهی‌بخشی درآمدها آسیب می‌زند؟» به این نتیجه رسیدند که محیط کلی اطلاعات یک شرکت نشان می‌دهد قیمت‌گذاری بازار شرکت‌هایی که اجتناب مالیاتی زیادی دارند، درمقابل اطلاعات غیرمنتظره، پاسخ‌دهی کمتری دارد.
مک گایر و همکاران [51] در مطالعه خود تأثیر تخصص ویژه مالیاتی را بر اجتناب مالیاتی بررسی کردند. نتایج آنها نشان داد تخصص مالی مؤسسه حسابرسی بیرونی، تأثیر معناداری در راهبردهای برنامه‌ریزی مالیاتی شرکت‌ها دارد.
ژانگ و همکاران [55] در مطالعه‌ای با عنوان «اجتناب مالیاتی شرکت و خطرسقوط قیمت سهام: تحلیلی در سطح شرکت» شواهدی محکم ارائه کردند که اجتناب مالیاتی به‌طورمثبت با خطر سقوط سود شرکت در آینده ارتباط دارد.
چن و همکاران [36] اجتناب مالیاتی روی هزینه بدهی و تأثیر آن روی فعالیت سهام‌دارن را با استفاده از شرکت‌های کره‌ای بررسی کرده و به ارتباط منفی بین اجتناب مالیاتی و هزینه‌های بدهی پی‌برده است.
آتوود و همکاران [31] رابطه بین اجتناب مالیاتی، پایداری سود و رابطه آن را با جریان‌های نقدی آتی بررسی کردند. نتایج آنها نشان داد اقدام به اجتناب از پرداخت مالیات، کیفیت سود شرکت را کاهش می‌دهد.
دیرنگ و همکاران [38] در پژوهش خود از نرخ مؤثر مالیاتی نقدی بلندمدت برای آزمون میزان اجتناب از مالیات شرکت‌ها طی دوره 10ساله استفاده کردند. نتایج حاصل از پژوهش آنها نشان داد اختلاف مقطعی قابل‌ملاحظه‌ای در اجتناب از پرداخت مالیات شرکت‌ها وجود دارد و تقریباً 25 درصد شرکت‌ها توانایی این را دارند که نرخ مؤثر مالیاتی نقدی را زیر 20 درصد نگه دارند.
به‌طورکلی تمام مطالعات گفته‌شده چه داخل و چه خارج از کشور به اهمیت فرهنگ مالیاتی و اجتناب مالیاتی تأکید دارند و عوامل متعددی را بر ریسک شرکت‌ها با استفاده از الگو‌های رگرسیونی بررسی کرده‌اند. در بین این مطالعات به‌خصوص مطالعات داخلی، ارتباط ریسک شرکت‌ها با فرهنگ مالیاتی و اجتناب مالیات کمتر بررسی شده است؛ بنابراین در این مطالعه سعی شده است تأثیر فرهنگ مالیاتی و اجتناب مالیاتی بر ریسک شرکت‌ها در کنار سایر متغیرهای مستقل و کنترلی بررسی شود. در این پژوهش با استفاده از داده‌های ترکیبی، رابطه فرهنگ مالیاتی و ریسک شرکت‌ها با تأکید بر اجتناب مالیاتی طی یک دوره زمانی1396-1387 در شرکت‌های بورس اوراق بهادار در ایران تبیین و بررسی شده است و همین موضوع باعث می‌شود پژوهش حاضر از سایر پژوهش‌ها متمایز شود.
3-فرضیه‌های پژوهش
فرضیه‌های اصلی
1- فرهنگ مالیاتی تأثیر معنی‌دار بر ریسک در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران دارد.
2- اجتناب مالیاتی تأثیر معنی‌دار بر ریسک در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران دارد.
فرضیه‌های فرعی
1-1- فرهنگ مالیاتی به‌طورمثبتی با نوسانات نرخ مالیاتی در آینده مرتبط است.
1-2- نرخ مالیاتی مؤثر پایین‌تر به‌طورمثبتی با نوسانات نرخ مالیاتی در آینده مرتبط است.
2-1- فرهنگ مالیاتی به‌طورمثبتی با نوسانات قیمت آتی سهام مرتبط است.
2-2- نرخ مالیاتی مؤثر پایین‌تر به‌طورمثبتی با نوسانات قیمت آتی سهام مرتبط است.
در این پژوهش از دو الگوی ذیل با روش داده‌های ترکیبی استفاده شده است. روش داده‌های ترکیبی (تابلویی) روشی برای تلفیق داده‌های مقطعی و سری زمانی است. این نوع داده‌ها به‌منظور مطالعه پویای تغییرات، مناسب هستند. همچنین با استفاده از این داده‌ها الگو‌های رفتاری پیچیده‌تر نیز مطالعه می‌شود. در اینجا منظور از نرخ مالیاتی مؤثر پایین‌تر در مقایسه با نرخ مالیاتی مؤثر شرکت‌های همین پژوهش است. نرخ مؤثر مالیاتی از تقسیم مالیات تشخیصی اداراه مالیات بر سود قبل از مالیات ابرازی به دست می‌آید که شرکت‌ها براساس این نرخ‌ها طبقه‌بندی می‌شوند و نتایج فرضیه‌های پژوهش بر روی داده‌های شرکت، سنجش می‌شود؛ ازاین‌رو الگو‌های رگرسیونی پژوهش به‌صورت زیر است.
الگوی شماره (1)
منبع: گانتر و همکاران [40]
الگوی شماره (2)
منبع: گانتر و همکاران [40]
|
شرح |
نماد متغیر |
عنوان متغیر |
|
انحراف معیار سالانه مالیات بر درآمد |
cash ERT volatility |
متغیرهای وابسته |
|
انحراف معیار بازده سهام ماهانه |
SD- RED |
|
|
فرهنگ مالیاتی |
Tax Culture |
متغیر مستقل |
|
نرخ مؤثر مالیات شرکت (حاصل تقسیم مالیات تشخیصی اداره مالیات بر سود قبل از مالیات ابرازی است). |
TAX |
متغیر تعدیل‌گر |
|
لگاریتم طبیعی ارزش دارایی های شرکت |
SIZE |
متغیرهای کنترلی |
|
سود قبل از مالیات |
PTBI |
|
|
ارزش دفتری کل بدهی به ارزش دفتری کل دارایی |
LEVERAGE |
|
|
انحراف معیار سود قبل از مالیات |
Vol PTBI |
|
|
سهام عادی شرکت |
BTM |
|
|
سود قبل از اقلام غیرمترقبه منهای جریان نقد عملیاتی |
Abnarulate |
|
|
انحراف معیار موارد خاص |
VolSpecialitems |
|
|
انحراف معیار جریان نقدی عملیاتی |
Cash Flow |
|
|
نوسانات انتقال زیان عملیاتی |
Vol CHG NOLCF |
|
|
انتقال زیان عملیاتی |
NOLCF |
|
|
بازده خرید و نگهداری سالانه سهام |
Return |
|
|
لگاریتم طبیعی سهام عادی شرکت |
SHARES- OUT |
|
|
زیان شرکت |
LOSS |
در این پژوهش فرهنگ مالیاتی با پرسشنامه و طیف لیکرت سنجیده شد. فرهنگ مالیاتی که در پرسشنامه اندازه‌گیری می‌شود به 4 زیرشاخه تقسیم می‌شود: 1- قوانین مالیاتی؛ 2- جرایم و بخشودگی؛ 3- آگاهی بخش‌ها؛ 4- عدالت اجتماعی. نتایج داده‌های پرسشنامه‌ای در الگو جای‌گذاری و کمّی‌سازی می‌شود تا نتایج حاصل از این بخش قابل‌مقایسه با سایر داده‌های کمّی موجود در پژوهش باشد. همچنین اثرات در الگو اندازه‌گیری می‌شود و با استفاده از الگوی پنل دیتا تجزیه و تحلیل خواهد شد که در بخش بعدی روش کار تشریح شده است. در این مقاله برای سنجش اعتبار سؤالات پرسشنامه فرهنگ مالیاتی از آزمون آماری آلفای کرونباخ استفاده شده است که نتایج به‌دست‌آمده عدد 875/. را برای ضریب آلفای کرونباخ نمایش می‌دهد و نشان از اعتبار لازم برای پرسشنامه طراحی‌شده دارد.
|
Reliability Statistics |
|
|
Cronbach's Alpha |
N of Items |
|
.875 |
25 |
4- روش پژوهش
این پژوهش ازنظر هدف، کاربردی است و ازآنجاکه پژوهشگر بدون دخالت در شرایط طبیعی متغیرها تنها وضعیت متغیرها در حالت طبیعی خود و رابطه بین متغیرها را با یکدیگر بررسی کرده است، روش توصیفی - همبستگی دارد. همچنین باتوجهبه امکان‌نداشتن کنترل کامل متغیرها و تغییر در مقادیر متغیر مستقل به‌منظور مشاهده اثرات این تغییر در متغیر وابسته، طرح این پژوهش از نوع پژوهش‌های نیمه‌تجربی است.
جامعه آماری این تحقیق همه شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق‌بهادار تهران است و برای تعیین نمونه آماری از روش غربالگری استفاده خواهد شد؛ بدین‌صورت‌که در هر مرحله ازبین شرکت‌های موجود، آنهایی که شرایط زیر را نداشته باشند، غربال و شرکت‌های باقی‌مانده برای انجام آزمون انتخاب می‌شوند:
- شرکت‌ها باید در طول دوره بررسی تداوم فعالیت داشته باشند.
- جزء بانک‌ها و مؤسسات مالی و بیمه‌ای نباشند.
- شرکت‌هایی که سال مالی آنها منتهی به 29 اسفند ماه باشد.
- وقفه معاملاتی بیش از 6 ماه نداشته باشند.
- اطلاعات مالی موردنیاز برای استخراج داده‌های موردنیاز دردسترس باشد.
پس از اعمال محدودیت‌های مذکور به یک نمونه 120تایی از شرکت‌ها رسیدیم.
قلمروی زمانی پژوهش از ابتدای سال 1387 تا پایان سال 1396 است. درباره بازه زمانی پژوهش ذکر این نکته ضروری است که مالیات تشخیصی سال 1396 شرکت‌ها که جزء متغیرهای اصلی این پژوهش هستند، معمولاً تا پایان تابستان سال 1398 ازطریق ادارات امور مالیاتی مشخص می‌شود؛ ازاین‌رو باتوجهبه اطلاعات موجود، داده‌های این مقاله به‌روزترین اطلاعات هستند.
در این پژوهش باتوجهبه ساختار داده‌های استفاده‌شده از الگوی پنل دیتا استفاده شده که در ادامه تشریح شده است. روش داده‌های ترکیبی (تابلویی) روشی برای تلفیق داده‌های مقطعی و سری زمانی است. بالتاجی[4] [1995] مزایای زیادی برای داده‌های پانل برشمرده است؛ ازجمله اینکه داده‌های پانل با اطلاعات بیشتر، تغییرپذیری بیشتر، هم‌خطی کمتر میان متغیرها، درجات آزادی بیشتر و کارایی بیشتر ارائه می‌کنند. این نوع داده‌ها به‌منظور مطالعه پویای تغییرات، مناسب‌تر و بهترند. همچنین با استفاده از این داده‌ها الگو‌های رفتاری پیچیده‌تر نیز مطالعه می‌شود. در الگوهایی که به‌صورت تلفیقی تصریح نشده‌اند، ضرایب الگو باید به‌گونه‌ای تخمین زده شود که جمله اخلال هر دوره زمانی، با متغیر توضیحی همان دوره زمانی غیرهم‌بسته باشد. در ساختار داده‌های مقطعی - سری زمانی، یکی از مسائل مهم مربوط به اثر غیرقابل مشاهده[5] است؛ اثری که ممکن نیست به‌صراحت درباره آن سخن گفت، اما وجود آن را نیز نمی‌شود کتمان کرد. نمی‌شود ادعا کرد جمله اختلال الگو با متغیرهای توضیحی همان دوره زمانی غیرهم‌بسته باشد، اما در چارچوب الگو‌های تلفیقی و به‌شرط برقراری فروضی معین می‌شود به تخمین‌های سازگاری از ضرایب الگو رسید. در الگوی پانل دیتا فرض می‌کنیم مشاهدات مربوط به فرد در طول دوره زمانی است؛ برای مثال متغیری مثل تولید بنگاه ( )، از هر بنگاه به بنگاه دیگر و از یک زمان به زمان دیگر مقادیر متفاوتی می‌پذیرد. برای نشان‌دادن این دو بعد داده از دو اندیسi و t استفاده می‌کنیم:
t = 1 ,…,T = 1 ,…, N , i
در اینجا الگوی تک‌معادله‌ای خطی رگرسیونی داریم که در آن را بر متغیر مستقل رگرس می‌کنیم و در آن یک جمله اخلال تصادفی نیز وجود دارد. باتوجهبه اینکه داده‌ها به‌صورت پانل است، برای فرد iدر زمان t داریم:
|
رابطه (1) |
مؤلفه‌هایی است که باید برآورد شود و بردار سطری است (1×k) متغیرهای توضیحی است و بردار ستونی ضرایب رگرسیون است. در الگوهایی که بررسی می‌کنیم باید بدانیم الگو شامل عرض از مبدأ خواهد بود یا خیر. واضح است که هر دو الگو را می‌توان در نظر گرفت. اگر یک عرض از مبدأ کلی برای رگرسیون در نظر بگیریم، برای تمام iها و tها داریم 1= . بااین‌حال می‌توانیم با نوشتن رابطه (3-2) به شکل زیر این نکته را به‌طور عمومی‌تر در نظر بگیریم.
|
رابطه (2) |
در این الگو جمله ثابت را اضافه کرده‌ایم. بردار در اینجا شامل k-1مقدار متغیرهای برون‌زا است و نیز به‌همین‌شکل شامل k-1 ضریب. روابط
(3-8) و (3-7) عمومی‌ترین تصریح مسئله رگرسیون پانل دیتاست.
در این پژوهش، باتوجهبه نوع داده‌ها و روش‌های تجزیه و تحلیل آماری موجود از روش داده‌های ترکیبی برای برآورد مؤلفه‌های الگو و بررسی آزمون فرضیه‌ها استفاده می‌شود. مرحله نخست فرایند اقتصادسنجی، بررسی مانایی متغیرهاست که در این پژوهش از آزمون لوین- لین‌چو استفاده شد. برای برآورد الگو براساس داده‌های پانل، روش‌های مختلفی همچون روش اثرات ثابت[6] و روش اثرات تصادفی[7] وجود دارد که برحسب مورد کاربرد خواهند داشت.
آزمون چاو
آزمون چاو برای تعیین به‌کارگیری الگوی اثر ثابت درمقابل تلفیق کل داده‌ها[8] انجام می‌شود. فرضیات این آزمون به‌صورت زیر است:
: Pooled Model
: Fixed Effect Model
فرض صفر می‌گوید تمام اثرات ثابت برابر صفر است. این آزمون را می‌شود با آماره انجام داد. این یک آزمون ساده چاو است که با مجموع مجذورات پسماند حالت مقید ( ) از انجام حداقل مربعات معمولی روی الگو تلفیق می‌شود (بدون اثرات ثابت که حالت مقیدی است که قید برابری صفر برای ها را اعمال کنیم) و مجموع مجذورات پسماند حالت غیرمقید ( ) که برآورد [9] با اثرات ثابت انجام گیرد. اگر بزرگ باشد، می‌توان تبدیل درون گروهی را انجام داد و از مجموع مجذورات پسماند به‌عنوان استفاده کرد. در این حالت:
|
رابطه (3) |
|
اگر بزرگ‌تر از مقدار بحرانی با و درجه آزادی باشد، فرض رد می‌شود و اثرات ثابت پذیرفته خواهد شد. رویکرد اثرات ثابت زمانی پذیرفتنی است که تفاوت میان مقاطع را بتوان با جملات عرض از مبدأ توضیح داد، اما در روش داده‌های تلفیقی یا یکپارچه از حالت وجود عرض از مبدأهای مشابه استفاده می‌شود [2].
آزمون هاسمن
برای انتخاب روش اثر ثابت و اثرات تصادفی از آزمون هاسمن استفاده می‌شود که فرض صفر مبنی بر سازگاری روش اثر تصادفی را آزمون می‌کند.به‌منظوراینکه مشخص شود کدام روش (اثرات ثابت و یا اثر تصادفی) برای برآورد مناسب‌تر است، از آزمون هاسمن استفاده می‌شود. فرضیه صفر در آزمون هاسمن بدین‌صورت است:
فرضیه صفر به این معنی است که ارتباطی بین جزء اخلال موردنظر و متغیر توضیحی وجود ندارد و آنها از یکدیگر مستقل هستند؛ درحالی‌که فرضیه مقابل به این معنی است که بین جزء اخلال موردنظر و متغیر توضیحی همبستگی وجود دارد. چون هنگام وجود همبستگی بین جزء اخلال و متغیر توضیحی با مشکل تورش و ناسازگاری مواجه می‌شویم، بنابراین بهتر است درصورت پذیرفته‌شدن (رد ) از روش اثرات ثابت استفاده کنیم. با فرضیه اثرات ثابت و اثرات تصادفی هر دو سازگار هستند، ولی روش اثرات تصادفی ناکارا است؛ یعنی درصورت ردشدن فرضیه ، روش اثر ثابت سازگار و روش اثرات تصادفی ناسازگار است و باید از روش اثرات ثابت استفاده کنیم. برای انجام مراحل مختلف تخمین الگو از نرم‌افزار ایویوز 9 استفاده شده است.
4- نتایج و بحث
آمار توصیفی داده‌های پژوهش
نخستین قدم در هر تحلیل آماری و تجزیه و تحلیل اطلاعات، محاسبه شاخص‌های توصیفی است؛ بنابراین برای ورود به مرحله تجزیه و تحلیل اطلاعات، آماره توصیفی داده‌ها شامل شاخص‌های مرکزی، پراکندگی و انحراف از قرینگی و همچنین آزمون جارگ- برا که توزیع نرمال پسماندها را بررسی می‌کند، محاسبه شد که نتایج در جدول (1) درج شده است.
جدول 1. آماره توصیفی داده‌های پژوهش
|
متغیرها |
میانگین |
میانه |
حداکثر |
حداقل |
انحراف معیار |
جارگ برا |
|
|
آماره احتمال |
|||||||
|
انحراف معیار سالانه مالیات بر درآمد |
108261.3 |
119154.5 |
165431.3 |
43536.01 |
34052.61 |
38.19883 |
0.000 |
|
مالیات شرکت |
-39536.19 |
-13685.50 |
0.000000 |
-912264.0 |
93401.23 |
56059.54 |
0.000 |
|
لگاریتم طبیعی ارزش دارایی‌های شرکت |
12.53350 |
13.44620 |
17.86231 |
9.831409 |
1.207590 |
35.43548 |
0.000 |
|
سود قبل از مالیات |
354417.7 |
93205.00 |
14350478 |
-349689.0 |
1141379 |
120195.6 |
0.000 |
|
رزش دفتری کل بدهی به ارزش دفتری کل‌دارایی |
0.587609 |
0.608246 |
1.228054 |
0.039306 |
0.181518 |
10.16458 |
0.000 |
|
انحراف معیار سود قبل از مالیات |
1110513. |
779209.1 |
1865462. |
673485.5 |
443921.4 |
95.88114 |
0.000 |
|
سهام عادی شرکت |
3.92E+08 |
1.00E+08 |
2.60E+10 |
5000000 |
1.58E+09 |
800895.8 |
0.000 |
|
سود قبل از اقلام غیرمترقبه منهای جریان نقد عملیاتی |
63147.90 |
7407.000 |
6679876. |
-3848913 |
528190.3 |
118700.0 |
0.000 |
|
نحراف معیار موارد خاص |
0.003360 |
-0.002201 |
0.534733 |
-0.562889 |
0.146027 |
43.28054 |
0.000 |
|
نحراف معیار جریان نقدی عملیاتی |
1278751. |
1005971. |
2437896 |
845299.1 |
622855.9 |
105.3907 |
0.000 |
|
نوسانات انتقال زیان عملیاتی |
0.003372 |
-0.002201 |
0.534733 |
-0.562889 |
0.146027 |
43.28054 |
0.000 |
|
انتقال زیان عملیاتی |
0.116488 |
0.119338 |
0.624388 |
-0.489780 |
0.147886 |
41.06950 |
0.000 |
|
فرهنگ مالیاتی |
103.5622 |
101.0000 |
125.0000 |
68.00000 |
12.26238 |
28.61512 |
0.000 |
|
فرهنگ مالیاتی*مالیات شرکت |
-4267222 |
-1372544 |
0.000000 |
-1.11E+08 |
10686110 |
65609.28 |
0.000 |
|
بازده خرید و نگهداری سالانه سهام |
0.393768 |
0.173369 |
15.78865 |
-0.864583 |
0.945918 |
338897.6 |
0.000 |
|
لگاریتم طبیعی سهام عادی شرکت |
18.6125 |
18.42068 |
23.97988 |
15.42495 |
1.270570 |
115.0857 |
0.000 |
|
زیان شرکت |
-2234.320 |
0.000000 |
0.000000 |
-399689.0 |
22159.51 |
1413173. |
0.000 |
|
نوسانات قیمت سهام در آینده |
0.114439 |
0.092216 |
3.023670 |
0.000000 |
0.141722 |
3004356. |
0.000 |
مأخذ: یافته‌های پژوهش
|
باتوجهبه احتمال برآوردشده آماره جارک - برا [10] و اینکه سطح خطای محاسبه‌شده تمام متغیرها کوچک‌تر از 0.05 است، نشان‌دهنده توزیع نرمال این متغیرها است.
مانایی به‌منظور تخمین الگو ابتدا لازم است مانایی متغیرهای موردنظر بررسی شود؛ بنابراین آزمون |
|
ریشه واحد یکی از معمول‌ترین آزمون‌هایی است که برای تشخیص مانایی یک فرایند استفاده می‌شود؛ از این‌رو قبل از تخمین الگو، خواص آماری داده‌های پانل به‌لحاظ مانایی یا وجود ریشه واحد لوین - لین‌چو[11] بررسی می‌شوند. نتایج بیانگر آن است که تمام متغیرها در سطح صفر مانا هستند. نتایج حاصل از آزمون ریشه واحد برای متغیرهای الگوها به شرح جدول (2) است. |
جدول 2. آزمون مانایی
|
متغیر |
آزمون |
آماره آزمون |
P-Value |
نتیجه آزمون |
|
انحراف معیار سالانه مالیات بر درآمد |
لوین - لین |
-13.55 |
0.000 |
مانا در سطح صفر |
|
مالیات شرکت |
لوین - لین |
-17.19 |
0.000 |
مانا در سطح صفر |
|
لگاریتم طبیعی ارزش دارایی‌های شرکت |
لوین - لین |
-16.63 |
0.000 |
مانا در سطح صفر |
|
سود قبل از مالیات |
لوین - لین |
-32.85 |
0.000 |
مانا در سطح صفر |
|
رزش دفتری کل بدهی به ارزش دفتری کل دارایی |
لوین - لین |
-13.27 |
0.000 |
مانا در سطح صفر |
|
انحراف معیار سود قبل از مالیات |
لوین - لین |
13.66- |
0.000 |
مانا در سطح صفر |
|
سهام عادی شرکت |
لوین - لین |
-62.71 |
0.000 |
مانا در سطح صفر |
|
سود قبل از اقلام غیرمترقبه منهای جریان نقد عملیاتی |
لوین - لین |
-52.34 |
0.000 |
مانا در سطح صفر |
|
نحراف معیار موارد خاص |
لوین - لین |
-6.83 |
0.000 |
مانا در سطح صفر |
|
نحراف معیار جریان نقدی عملیاتی |
لوین - لین |
-12.22 |
0.000 |
مانا در سطح صفر |
|
نوسانات انتقال زیان عملیاتی |
لوین - لین |
-8.63 |
0.000 |
مانا در سطح صفر |
|
انتقال زیان عملیاتی |
لوین - لین |
-15.51 |
0.000 |
مانا در سطح صفر |
|
فرهنگ مالیاتی |
لوین - لین |
-19.67 |
0.000 |
مانا در سطح صفر |
|
فرهنگ مالیاتی* مالیات شرکت |
لوین - لین |
-17.02 |
0.000 |
مانا در سطح صفر |
|
نوسانات قیمت سهام |
لوین - لین |
-11.50 |
0.000 |
مانا در سطح صفر |
|
زیان شرکت |
لوین - لین |
-10.73 |
0.000 |
مانا در سطح صفر |
|
لگاریتم طبیعی سهام عادی |
لوین - لین |
-17.48 |
0.000 |
مانا در سطح صفر |
|
بازده خرید و نگهداری سالانه سهام |
لوین - لین |
-9.87 |
0.000 |
مانا در سطح صفر |
پیوست رایانه‌ای (خروجی نرم‌افزار) توضیح: مقادیر بحرانی در سطح5% مأخذ: یافته‌های پژوهش
آزمون نرمال‌بودن متغیر وابسته
جدول 3. نتایج آزمون نرمال‌بودن متغیر وابسته پژوهش
|
سطح معنی داری |
مقدار اماره |
تعداد |
نماد |
نام متغیر |
|
0.0000 |
1143678 |
1320 |
cash etr volatility |
انحراف معیار سالانه مالیات بر درآمد |
|
0.0000 |
962434.03 |
1320 |
SD- RED |
نوسانات قیمت سهام |
مأخذ: یافته‌های پژوهش
باتوجهبه این نوع سطح معنی‌داری متغیر وابسته که کمتر از 0.05 است، بنابراین در سطح اطمینان 95% متغیر وابسته دارای توزیع نرمال است.
آزمون همبستگی بین متغیرهای مستقل و کنترلی
مطالعه همبستگی، ابزاری آماری است که به‌وسیله آن درجه‌ای را که یک متغیر به متغیر دیگر از نظر خطی‌بودن مرتبط می‌شود، اندازه‌گیری می‌کنند. علامت مثبت، نشان‌دهنده همبستگی مثبت و علامت منفی نشان همبستگی منفی است. در یک الگوی رگرسیون چنانچه همبستگی بین متغیرهای مستقل و کنونی زیاد باشد، ممکن است به مخدوش‌شدن نتایج منجر شود. منظور از همبستگی بالا نیز همبستگی شدید یعنی بیش از 0.70 است. در جدول (4) نتایج مربوط به همبستگی بین متغیرهای مستقل و کنترلی آورده شده است. نتایج نشان می‌دهد بین متغیرهای مستقل و کنترلی همبستگی بالایی وجود ندارد.
جدول 4. ماتریس همبستگی بین متغیرهای مستقل و کنترلی
مأخذ: یافته‌های پژوهش
آزمون لیمر
ابتدا باید آزمون لیمر را بررسی و بین داده‌های انباشته و داده‌های غیرانباشته (اثرات ثابت یا اثرات تصادفی) انتخاب کنیم. در آن فرضیه H0 یکسان‌بودن عرض از مبدأها (روش ترکیبی) در مقابل فرضیه H1، ناهمسانی عرض از مبدأها (روش پانل) است.اگر F محاسبه‌شده از F جدول با درجه آزادی (n-1) و (nt-n-k) بزرگ‌تر باشد، آنگاه فرضیه صفر رد می‌شود و بنابراین رگرسیون مقید دارای اعتبار نیست و باید عرض از مبدأهای مختلفی را در برآورد لحاظ کرد. نتایج آزمون لیمر برای هر دو الگو در جدول (5) آورده شده است:
جدول 5. خروجی آزمون f لیمر
|
نتیجه الگوها |
Prob |
d.f. |
Statistic |
Test Summary |
|
الگوی(1): تأیید اثر ثابت در برابر داده‌های تلفیقی |
0.000 |
(129,673) |
492.45 |
Cross-section F |
|
0.000 |
119 |
3435.08 |
Cross-section Chi-square |
|
|
الگوی(2): تأیید اثر ثابت در برابر داده‌های تلفیقی |
0.000 |
(129,661) |
1.86 |
Cross-section F |
|
0.000 |
119 |
208.94 |
Cross-section Chi-square |
ماخذ: یافته‌های پژوهش
همان‌طور‌که مشاهده می‌شود، prob کمتر از 05/0 است؛ درنتیجه رگرسیون دارای عرض از مبدأ متفاوت می‌باشد. این نشان‌دهنده تأیید اثر ثابت در برابر روش حداقل مربعات تجمیع شده است؛ یعنی تأیید داده‌های ترکیبی (panel) بر داده‌های تلفیقی (pool) در هر دو الگو است.
آزمون هاسمن
به‌منظور بررسی تفاوت در عرض از مبدأ واحدهای مقطعی از آزمون هاسمن استفاده شده که نتایج این آزمون در جدول (6) آورده شده است:
جدول 6. خروجی آزمون Hausman
|
نتیجه الگوها |
Prob |
Chi-sq d.f |
Chi-Sq. Statistic |
Test Summary |
|
الگوی (1): تایید اثرات ثابت در برابر اثر تصادفی |
0.000 |
12 |
118.35 |
Cross-section random |
|
الگوی (2): تایید اثرات تصادفی در برابر اثرات ثابت |
0.07 |
12 |
11.85 |
Cross-section random |
ماخذ: یافته‌های پژوهش
باتوجهبه نتیجه آزمون هاسمن در اینجا فرض صفر تأیید می‌شود؛ زیرا احتمال آن کمتر از 0.05 است؛ بنابراین الگوی (1) باید با اثرات ثابت تخمین زده شود؛ یعنی تأیید اثرات ثابت دربرابر اثر تصادفی. در الگوی (2) باید با اثرات تصادفی تخمین زده شود؛ یعنی تأیید اثرات تصادفی دربرابر اثرات. بنابراین باتوجهبه نتایج آزمون لیمر و آزمون هاسمن باید برای الگوی (1) الگوی ترکیبی با اثرات ثابت و برای الگوی (2) الگوی ترکیبی با اثرات تصادفی را برای برآورد الگوها تخمین زد.
نتایج حاصل از برآورد الگوی اول ترکیبیبا اثرات ثابت
پس از تبیین الگو و انتخاب بهترین روش، نتایج تخمین الگوی اول، برای شرکت‌های منتخب به شرح جدول زیر است:
جدول 7. خروجی الگوی اول
|
متغیر |
ضریب |
انحراف معیار |
آماره t |
احتمال(prob) |
|
مالیات شرکت |
0.009380 |
0.002427 |
3.634719 |
0.0002 |
|
لگاریتم طبیعی ارزش دارایی‌های شرکت |
-1.340875 |
0.380681 |
-3.518605 |
0.0007 |
|
سود قبل از مالیات |
4.404005 |
1.929824 |
2.526950 |
0.0132 |
|
رزش دفتری کل بدهی به ارزش دفتری کل دارایی |
1.603144 |
0.414970 |
3.327422 |
0.0005 |
|
انحراف معیار سود قبل از مالیات |
0.080890 |
0.005841 |
13.84849 |
0.0000 |
|
سهام عادی شرکت |
2.101008 |
0.636363 |
3.304371 |
0.0009 |
|
سود قبل از اقلام غیرمترقبه منهای جریان نقد عملیاتی |
2.705005 |
0.526315 |
5.131917 |
0.0000 |
|
انحراف معیار موارد خاص |
0.049899 |
0.002066 |
24.15286 |
0.0000 |
|
نحراف معیار جریان نقدی عملیاتی |
0.064891 |
0.007637 |
8.496970 |
0.0000 |
|
نوسانات انتقال زیان عملیاتی |
4.400339 |
2.279792 |
1.913385 |
0.0402 |
|
انتقال زیان عملیاتی |
3.639520 |
2.364358 |
1.953029 |
0.0443 |
|
فرهنگ مالیاتی |
1.985984 |
0.436042 |
4.279439 |
0.0000 |
|
فرهنگ مالیاتی* مالیات شرکت |
7.31005 |
1.478674 |
4.567345 |
0.0000 |
|
C |
99.35180 |
5.235417 |
18.95012 |
0.0000 |
|
0.88 |
|
|
|
|
|
0.81 |
|
|
|
|
|
D.W |
1.97 |
|
|
|
|
F |
2256.10 |
|
|
|
مأخذ: یافته‌های پژوهش
نتایج جدول (7) نشان می‌دهد الگوی برآوردی باتوجهبه آماره ضریب تعیین و دوربین واتسون بیانگر برازش خوب الگو است. همچنین ضرایب به‌دست‌آمده ازلحاظ آماری معنی‌دار است؛ بنابراین نتایج نشان می‌دهد فرضیه اصلی پژوهش، «اجتناب مالیاتی و فرهنگ مالیاتی تأثیری معنی‌دار بر ریسک در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران دارند»، در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تأیید می‌شود. نتایج براساس الگوی (1) نشان می‌دهد:
Tax Culture فرهنگ مالیاتیاست که با انحراف معیار سالانه مالیات بر درآمد رابطه معنادار و مثبت دارد. ضریب کشش به‌دست‌آمده برای متغیر برابر با 1.98 است و این ضریب نشان یک درصد تغییر در فرهنگ مالیاتیمنجربه افزایش به انحراف معیار سالانه مالیات بر درآمد به‌میزان 1.98 درصد خواهد شد. بنابراین براساس نتایج، فرضیه اول فرعی، فرهنگ مالیاتی و نرخ مالیاتی مؤثر پایین‌تر با نوسانات نرخ مالیاتی در آینده مرتبط هستند و ارتباط مثبت و معنی‌داری بین آنها وجود دارد.
Tax مالیات شرکت است که با انحراف معیار سالانه مالیات بر درآمد رابطه معنادار و مثبت دارد. ضریب کشش به‌دست‌آمده برای متغیر برابر با 0.0093است و این ضریب نشان یک درصد تغییر در مالیات شرکت منجر به افزایش به انحراف معیار سالانه مالیات بر درآمد میزان 0.0093 درصد خواهد شد.
نتایج حاصل از برآورد الگوی دوم ترکیبیبا اثرات تصادفی
پس از تبیین الگو و انتخاب بهترین روش، نتایج تخمین الگوی دوم برای شرکت‌های منتخب به شرح جدول زیر است:
جدول 8. خروجی الگوی دوم
|
متغیر |
ضریب |
انحراف معیار |
آماره z |
احتمال (prob) |
|
زیان شرکت |
9.803308 |
2.670299 |
3.678486 |
0.0000 |
|
لگاریتم طبیعی سهام عادی |
8.363305 |
1.688888 |
4.954234 |
0.0000 |
|
بازده خرید و نگهداری سالانه سهام |
0.019075 |
0.007199 |
2.649532 |
0.0082 |
|
مالیات شرکت |
0.100853 |
0.003399 |
31.43514 |
0.0000 |
|
لگاریتم طبیعی ارزش دارایی‌های شرکت |
4.983307 |
0.863084 |
5.772992 |
0.0000 |
|
سود قبل از مالیات |
-0.012649 |
0.007751 |
-1.631957 |
0.1241 |
|
ارزش دفتری کل بدهی به ارزش دفتری کل دارایی |
-5.800010 |
2.788461 |
-2.089175 |
0.0390 |
|
انحراف معیار سود قبل از مالیات |
0.066249 |
0.022037 |
3.006175 |
0.0027 |
|
سهام عادی شرکت |
1.783008 |
0.895979 |
1.998700 |
0.0491 |
|
سود قبل از اقلام غیرمترقبه منهای جریان نقد عملیاتی |
4.910013 |
1.180288 |
4.168698 |
0.0000 |
|
نحراف معیار موارد خاص |
-5.140109 |
1.992248 |
-2.580483 |
0.0318 |
|
نحراف معیار جریان نقدی عملیاتی |
-6.59E-08 |
2.35E-08 |
-2.802021 |
0.0052 |
|
نوسانات انتقال زیان عملیاتی |
3.00E-08 |
1.68E-08 |
1.788580 |
0.0741 |
|
انتقال زیان عملیاتی |
0.210403 |
0.082250 |
1.949538 |
0.0411 |
|
فرهنگ مالیاتی |
0.174213 |
0.100208 |
1.942110 |
0.0431 |
|
فرهنگ مالیاتی* مالیات شرکت |
0.220172 |
0.048267 |
4.569933 |
0.0000 |
|
Tax* tax Culture
|
-3.653309 |
1.482575 |
-2.643125 |
0.0303 |
|
c |
54.15478 |
22.18592 |
1.998902 |
0.0460 |
|
0.77 |
|
|
|
|
|
0.76 |
|
|
|
|
|
D.W |
1.90 |
|
|
|
|
F |
60.11 |
|
|
|
مأخذ: یافته‌های پژوهش
نتایج جدول (8) نشان می‌دهد الگوی برآوردی باتوجهبه آماره ضریب تعیین و دوربین واتسون بیانگر برازش خوب الگو است. همچنین ضرایب به‌دست‌آمده ازلحاظ آماری معنی‌دار است؛ بنابراین فرضیه اصلی پژوهش، «اجتناب مالیاتی و فرهنگ مالیاتی تأثیری معنی‌دار بر ریسک در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران دارند»، در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تأیید می‌شود. نتایج براساس الگوی (2) نشان می‌دهد:
Tax Culture فرهنگ مالیاتی است که با نوسانات قیمت سهام در آینده رابطه معنادار و مثبت دارد. ضریب کشش به‌دست‌آمده برای متغیر برابر با 0.17 است و این ضریب نشان یک درصد تغییر در فرهنگ مالیاتی منجر به افزایش به نوسانات قیمت سهام در آینده به‌میزان 0.17 درصد خواهد شد؛ پس فرضیه دوم فرعی، مالیات شرکت با نوسانات قیمت سهام در آینده رابطه معنادار و مثبت دارد، تأیید می‌شود.
Tax مالیات شرکت با نوسانات قیمت سهام در آینده رابطه معنادار و مثبت دارد. ضریب کشش به‌دست‌آمده برای متغیر برابر با 0.1 است و این ضریب نشان یک درصد تغییر در مالیات شرکت منجر به افزایش نوسانات قیمت سهام در آینده به‌میزان 0.1 درصد خواهد شد.
نتایج فرضیه‌های فرعی
پس از تبیین الگو و انتخاب بهترین روش، نتایج تخمین الگوی اول برای فرضیه‌های فرعی و شرکت‌های منتخب به شرح جدول زیر است:
جدول 9. خروجی الگوی اول
|
متغیر |
ضریب |
انحراف معیار |
آماره z |
prob |
|
TAX |
0.021171 |
0.006176 |
3.403719 |
0.0002 |
|
SIZE |
-1.112857 |
0.344720 |
-3.228605 |
0.0008 |
|
LEV |
1.325144 |
0.305555 |
4.322422 |
0.0000 |
|
BTBI |
3.203005 |
1.467889 |
2.186950 |
0.0342 |
|
VOLPTBI |
0.036220 |
0.004455 |
8.084849 |
0.0000 |
|
BTM |
2.223061 |
0.613259 |
3.625411 |
0.0000 |
|
ABNARULATE |
2.352144 |
0.526315 |
4.563125 |
0.0000 |
|
VOLSPECIALITEMS |
0.051211 |
0.513100 |
8.923544 |
0.0000 |
|
VOLCASHFLOW |
0.054213 |
0.008647 |
6.254311 |
0.0000 |
|
CHGNOLCF |
3.211139 |
2.279792 |
1.999541 |
0.0502 |
|
NOLCF |
3.231520 |
1.575609 |
2.056444 |
0.0403 |
|
X1 |
0.641984 |
0.153424 |
3.652451 |
0.0000 |
|
X2 |
0.321144 |
0.051364 |
6.234144 |
0.0000 |
|
X3 |
0.041245 |
4.536233 |
3.215444 |
0.0000 |
|
X4 |
0.045124 |
0.008152 |
5.523111 |
0.0000 |
|
C |
12.35411 |
1.204878 |
10.25464 |
0.0000 |
|
0.86 |
|
|
|
|
|
0.81 |
|
|
|
|
|
D.W |
1.95 |
|
|
|
|
F |
1234 |
|
|
|
مأخذ: یافته‌های پژوهش
نتایج جدول (9) نشان می‌دهد الگوی برآوردی باتوجهبه آماره ضریب تعیین و دوربین واتسون بیانگر برازش خوب الگو است. همچنین ضرایب به‌دست‌آمده ازلحاظ آماری معنادار است. نتایج نشان داد بین زیرشاخص‌های فرهنگ مالیاتی (قوانین مالیاتی: x1، جرایم و بخشودگی: x2، آگاهی‌بخش‌ها: x3 و عدالت اجتماعی: x4) و نرخ مالیاتی مؤثر پایین‌تر با نوسانات نرخ مالیاتی در آینده ارتباط معنادار و مثبتی وجود دارد.
نتایج تخمین الگوی دوم
نتایج برای فرضیه‌های فرعی الگوی دوم پس از تبیین الگو و انتخاب بهترین روش برای شرکت‌های منتخب به شرح جدول زیر است:
جدول 10. خروجی الگوی دوم
|
متغیر |
ضریب |
انحراف معیار |
آماره z |
prob |
|
ABNARULATE |
-3.210109 |
1.407894 |
-2.280483 |
0.0328 |
|
BTBI |
6.258111 |
2.866972 |
2.189175 |
0.0310 |
|
BTM |
3.698252 |
1.005730 |
3.498698 |
0.0000 |
|
CHGNOLCF |
0.185233 |
0.100543 |
1.849538 |
0.0449 |
|
LEV |
0.156266 |
0.037037 |
4.016175 |
0.0000 |
|
INSTOWNE |
6.232111 |
1.688888 |
5.222234 |
0.0000 |
|
LOSS |
6.323511 |
1.968847 |
3.212486 |
0.0000 |
|
NOLCF |
0.625111 |
0.318877 |
1.962110 |
0.0453 |
|
RETURN |
0.145621 |
0.046178 |
3.143514 |
0.0000 |
|
SIZE |
-0.032652 |
0.018497 |
-1.731957 |
0.0100 |
|
SHARESOUT |
0.042561 |
0.018103 |
2.323532 |
0.0182 |
|
TAX |
3.625144 |
0.652252 |
5.555552 |
0.0000 |
|
X1 |
0.358622 |
0.079470 |
4.536233 |
0.0000 |
|
X2 |
0.420084 |
0.099290 |
4.232200 |
0.0403 |
|
X3 |
0.406184 |
0.127118 |
3.542411 |
0.0000 |
|
X4 |
0.042667 |
0.019396 |
2.321211 |
0.0000 |
|
VOLCASHFLOW |
3.015612 |
1.525255 |
1.988580 |
0.0431 |
|
VOLPTBI |
1.206555 |
0.627551 |
1.968700 |
0.0490 |
|
VOLSPECIALITEMS |
-4.606321 |
1.189473 |
-3.802021 |
0.000 |
|
C |
30.18915 |
10.75250 |
2.998902 |
0.0060 |
|
0.74 |
|
|
|
|
|
0.72 |
|
|
|
|
|
D.W |
1.98 |
|
|
|
|
F |
90.14 |
|
|
|
مأخذ: یافته‌های پژوهش
جدول (10) نشان می‌دهد الگوی برآوردی باتوجهبه آماره ضریب تعیین و دوربین واتسون بیانگر برازش خوب الگو است. همچنین ضرایب به‌دست‌آمده ازلحاظ آماری معنی‌دار است. نتایج نشان داد بین زیرشاخص‌های فرهنگ مالیاتی (قوانین مالیاتی: x1، جرایم و بخشودگی: x2، آگاهی‌بخش‌ها: x3 و عدالت اجتماعی: x4) و نرخ مالیاتی مؤثر پایین‌تر با نوسانات قیمت آتی در آینده ارتباط معنادار و مثبتی وجود دارد. درمجموع نتایج فرضیه‌های فرعی‌تر نشان می‌دهد زیرشاخص‌های فرهنگی (قوانین مالیاتی، جرایم و بخشودگی، آگاهی‌بخش‌ها و عدالت اجتماعی) و نرخ مالیاتی مؤثر پایین‌تر با نوسانات نرخ مالیاتی در آینده مرتبط هستند. همچنین زیرشاخص‌های فرهنگی (قوانین مالیاتی، جرایم و بخشودگی، آگاهی‌بخش‌ها و عدالت اجتماعی) و نرخ مالیاتی مؤثر پایین‌تر با نوسانات قیمت آتی سهام مرتبط هستند.
نتایج پژوهش فعلی با نتایج پژوهش هدایتی و حاجی‌ها [27] و کورمن و ونت [24] در بعد فرهنگ مالیاتی مطابقت دارد، ولی نتایج پژوهش‌های داداش‌زاده و بادآورنهندی [13] و ملانظری و همکاران [24] را تأیید نکرده است. همچنین در بعد اجتناب مالیاتی نتایج این پژوهش با نتایج پژوهش‌های منصوری و همکاران [25]، محمدنژاد و همکاران [20]، آدرین و کویاتا [32]، ژانگ و همکاران [55] و آتوود و همکاران [31] مطابقت دارد.
5- جمع‌بندی و پیشنهادات
این پژوهش رابطه بین فرهنگ مالیاتی و ریسک (عدم اطمینان از آینده کلی شرکت) را در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران با تأکید بر اجتناب مالیاتی (نرخ پایین مالیات) بررسی کرده است. برای بررسی فرضیه‌ها از الگوی پنل دیتا مبتنی بر داده‌های ترکیبی استفاده شد و فرضیه‌های پژوهش آزموده شد. نتایج نشان داد بین فرهنگ مالیاتی و نرخ مالیاتی مؤثر پایین‌تر با نوسانات نرخ مالیاتی در آینده و نوسانات قیمت آتی سهام در آینده و به‌طورکلی با ریسک شرکت ارتباط معنادار و مستقیمی وجود دارد. همچنین بین زیرشاخص‌های فرهنگ مالیاتی (قوانین مالیاتی، جرایم و بخشودگی، آگاهی‌بخش‌ها و عدالت اجتماعی) و نرخ مالیاتی مؤثر پایین‌تر با نوسانات نرخ مالیاتی در آینده و نوسانات قیمت آتی سهام ارتباط معنادار و مثبتی وجود دارد. نتایج برآوردها هر دو فرضیه فرعی را تأیید کرد؛ به‌طوری‌که فرهنگ مالیاتی و نرخ مالیاتی مؤثر پایین‌تر نشان‌دهنده درجه پایین‌تری از پایداری نسبت به نرخ‌های مالیاتی بالاتر هستند. همچنین براساس الگوی دوم، نرخ مالیاتی مؤثر پایین‌تر و فرهنگ مالیاتی به‌طورمثبتی با نوسانات قیمت آتی سهام مرتبطند. فرهنگ مالیاتی و نرخ مالیاتی مؤثر پایین‌تر به‌طورمثبتی با ریسک شرکت در آینده مرتبط هستند؛ زیرا نرخ کم مالیات گویای ریسک بیشتری است که سیاست‌های اجتناب ریسک عدم قطعیت درباره نرخ مالیات آینده شرکت را افزایش می‌دهد. دراینجا نرخ پایین مالیات، سطح عدم قطعیت بالاتری دارد؛ زیرا تکیه بیشتر بر اجتناب مالیات حوزه خاکستری یا مشوق‌های مالیات کوتاه‌مدت باعث افزایش عدم قطعیت درباره پرداخت مالیات آتی شرکت می‌شود. عدم قطعیت یا ناشی از این احتمال است که موقعیت مالیات حوزه خاکستری شرکت با مقامات مالیات معکوس می‌گردد یا اینکه مشوق‌های مالیاتی بیشتر در آینده موجود نخواهد بود. ازنظر تجربی، پراکندگی بیشتر گذشته‌نگر خروجی‌ها است یا به‌صورت متوسط عدم قطعیت در اختلاف خروجی‌های آینده‌نگر منعکس شده است؛ بنابراین نرخ مالیات پایین ارتباط خاصی با پرداخت مالیات شرکت دارد. همچنین نرخ کم مالیات با ریسک شرکت مرتبط است؛ به‌طوری‌که سطح سرمایه‌گذاری ریسکی شرکت را نشان می‌دهد یا با افزایش عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیریت و سرمایه‌گذارن ازطریق کاهش شفافیت مالی مرتبط می‌شود. این منجر به گزاره‌ای می‌شود که نرخ کم مالیات باعث افزایش عدم قطعیت راجع به جریانات نقدی آتی می‌گردد. نرخ کم مالیات سرمایه‌گذاری‌های ریسکی شرکت را نشان می‌دهد، به‌شرط‌آنکه مشخصه‌های مالیاتی تراکنش‌های خاص با ریسک پایه تراکنش ارتباط داشته باشند. نرخ کم مالیات به دو دلیل عدم تقارن اطلاعاتی را نشان می‌دهد: اول اقدامات اجتناب از مالیات ممکن است به سطح عدم تقارن اطلاعاتی بیشتر از سطح پایین‌تر افشاگری منجر گردد؛ دوم، پیچیدگی ناشی از راهکارهای اجتناب مالیات پیچیده به کار گرفته شده می‌تواند باعث افزایش عدم تقارن اطلاعاتی شود.
نتایج مذکور با این دیدگاه مطابق است که نرخ مالیات پایین منعکس‌کننده ساختارهای مالیاتی پیچیده است و مدیران شفافیت را کاهش می‌دهند تا از هزینه‌های بالقوه سیاسی ناشی از کشف راهکارهای کاهش مالیات خود جلوگیری کنند. این باعث افزایش خطر شرکت می‌شود؛ زیرا موقعیت‌های مالی پیچیده ممکن است منجر به رفع حسابرسی دقیق مقامات مالیاتی در حوزه‌های مربوط شود و همچنین به عدم اطمینان درباره جریان‌های نقدی مالیات آینده بیانجامد. به‌علاوه درجه پایین‌تر شفافیت، توانایی سهامداران خارجی را برای ارزیابی درست از اقدامات مدیریتی و تصمیمات سرمایه‌گذاری کاهش می‌دهد که به عدم اطمینان بیشتر درباره جریان‌های نقدی آینده شرکت منجر می‌شود؛ بنابراین براساس نتایج حاصل از پژوهش پیشنهاد می‌شود وجوه حاصل از فعالیت‌های اجتناب از پرداخت مالیات در زمینه سرمایه‌گذاری استفاده شود تا موجب افزایش جریان نقدی موردانتظار آینده و درنتیجه کاهش هزینه سرمایه شود. همچنین وجوه حاصل از فعالیت‌های اجتناب از پرداخت مالیات در کار تولید استفاده شود که موجب افزایش جریان نقدی و کاهش هزینه سرمایه می‌شود. درباره ارتباط مستقیم فرهنگ مالیاتی با ریسک شرکت نیز چنین برمی‌آید که مردم با افزایش آگاهی و سواد درباره مالیات و قوانین مالیاتی و مسائل مربوط‌به‌آن، اجتناب مالیاتی بیشتری انجام می‌دهند و با به تأخیر انداختن پرداخت مالیات از روش‌های مختلف، ریسک شرکت را زیاد می‌کنند. همچنین مردم با بهره‌گیری از مشاوران مالیاتی خبره نیز به‌دنبال اجتناب از مالیات هستند. به‌دلیل وجود اقتصاد متورم در کشور ما، پرداخت با تأخیر مالیات به‌نفع شرکت‌ها است؛ به‌طورمثال اگر شرکتی امسال مالیات ابرازی خود را پایین‌تر نشان دهد تا زمان قطعی‌شدن مالیات که درحدود بیش از یک سال از مالیات ابرازی فاصله زمانی دارد، از چرخش پول به‌نفع مقاصد اقتصادی خود بهره می‌برد.
30. Armstrong, S. C., Blouin, L. J. & Larker, F. D. (2012). The Incentives for Tax Planning. Journal of Accounting and Economics, 53.
31. Armstrong ,C., S., Blouin, J., L., Jagolinzer, A., D. & D., Larcker. )2015(. Corporate governance, tax incentives and tax avoidance. Accounting Papers Wharton Faculty Research,vol 8 ,pp 1-42.
32. Atwood, T. J., Drake, M. S. and L. A. Myers. (2010). Book- Tax Conformity. Earnings Persistence and the Association between Earnings and Future Cash Flow. Forthcoming Journal of Accounting and Economics.
33. Bankman, J. (2004). An Academic's View of the Tax Shelter Battle. In: Aaron, H, Slemrod, J. (Eds.), the Crisis in Tax Administration. Brookings Institution, Washington, D. C.
34. Birger, N. (2001). The Role of Tax Culture in the RussisnTransformation process. In: Michael H. Stierle and Thomas Birringer (eds): Economics of Transition: Theory Experiences and EU Enlargement ;. INFER Reseaech Edition Vol . 6.
35. Chen, S., Chen, X., Cheng, Q. and T. Shevlin. (2010). Are Family Firms More Tax Aggressive than Non-Family Firms? Journal of Financial Economics, 95, 41–61.
36. Dyreng, S., Hanlon, M. and E. Maydew. (2008). Long-run corporate tax avoidance. The Accounting Review, 83 (1): 61–82.
37. Ferdinand, A. G. (2015). top management acquisitive behavior and tax avoidance. Faculty of Business and Law, Melbourne Burwood Campus, pp 1-49.
38. Francis, B., Ren, N. & Q., Wu. )2017(. Banking deregulation and corporate tax avoidance,China Journal of Accounting Research, vol 10, pp 87-104.
39. Guenther, A., Matsunaga, R. , M. Williams. )2017(. Is Tax Avoidance Related to Firm Risk? American Accounting Association, Volume 42, No 1, 115-136.
40. Hanlon, M., S. Heitzman. )2010(. A review of tax research. Journal of Accounting and Economics, NO 50, PP 127–178.
41. Hanlon, M. & J. Slemrod. (2009). What Does Tax Aggressiveness Signal? Evidence from Stock Price Reactions to News about Tax Shelter Involvement, Journal of Public Economics, 93.
42. Hasan, I., S. Hoi, Q. Wu, and Zhang. H. (2014). Beauty is in the Eye of the Beholder: The Effect of Corporate Tax Avoidance on the Cost of Bank Loans. Journal of Financial Economics, Vol. 113(1): 109-130.
43. Hofstede, G. (2001). Culture’s consequences: Comparing values, behaviors, institutions, and organizations across nations. Sage Publication Beverly Hills.
44. Kim, J. B., Liandong, Z. & Y., Li. (2011). Corporate Tax Avoidance and Stock Price Crash Risk: Firm-Level Analysis. Journal of Financial Economics, Vol 100, pp 639-662.
45. Kovermann, J. & M. Wendt. (2018). Tax Avoidance in Family Firms: Evidence from Large Private Firms. Journal of Contemporary Accounting & Economics, Vol 15, PP 145-157.
46. Kubata, K., Lietz, G. & C. Watrin. (2013). Does Corporate Tax Avoidance Impair Earnings Informativeness. munster school of business and economics institute of accounting and taxation, vol 12, pp 1-58.
47. McGuire, S. T., Omer, T. C. & D. Wang. (2012). Tax Avoidance: Does Tax-Specific Industry Expertise Make a Difference. American Accounting Association, volume 87, No 3, pp 975-1003.
48. Mosquera,V. I. J. (2010). The Interaction of Tax Systems and Tax Cultures in an International Legal Order for Taxation. Diritto e Pratica Tributaria Internazional, CEDAM, Vol. 5, No. 2, pp 841-867.
49. North, D. C. (1990). Institutions, Institutional Change and Economic Performance. Cambridge University Press. Cambride, UK.
50. Pasternak, M. & C. Rico. (2008). Tax Interpretation, Planning, and Avoidance: Some Linguistic Analysis. Akron Tax Journal.
51. Slemrod, J. (2004). The Economics of Corporate Tax Selfishness. National Tax Journal, 57.
52. Taylor, G. (2018). The Effect of the General Anti-Avoidance Rule on Corporate Tax Avoidance in China. Journal of Contemporary Accounting & Economics, Vol 15, pp 105-117.
53. Thomsen, M. & C. Watrin. (2018). Tax avoidance over time: A comparison of European and U.S. firms.Journal of International Accounting, Auditing and Taxation, Vol 33, PP 40-63.
54. Williamson, O. E. (2000). The New Institutional Economics: Taking Stock, Looking Ahead. Journal of Economic Literature, 38, 595 - 613.
55. Wynter, C. B. & L., Oats. (2018). Don’t worry, we are not after you! Anancy culture and tax enforcement in Jamaica. Critical Perspectives on Accounting, Vol 57, pp 56-69.
)
