نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 استادیار حسابداری، دانشکده مدیریت و حسابداری، پردیس فارابی دانشگاه تهران، قم، ایران
2 دانشجوی دکتری حسابداری، دانشکده علوم اداری و اقتصادی، دانشگاه فردوسی، مشهد، ایران
3 دانشجوی کارشناسی ارشد حسابداری، دانشکده علوم اداری و اقتصادی، دانشگاه فردوسی، مشهد، ایران
4 کارشناس ارشد حسابداری، دانشکده مدیریت و حسابداری، پردیس فارابی دانشگاه تهران، قم، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Companies are always looking for ways to pay lower tax, through tax avoidance. By highlighting the similarities and differences of companies, financial statement comparability increases the users' will be able to identify unusual transactions of companies and reduces managers' willingness to tax avoidance. Therefore, the purpose of this study is to investigate the effect of financial statement comparability on tax avoidance and also to examine the moderating role of market competition in this regard. For this purpose, using multiple regression analysis on panel data, the data of 110 companies listed on Tehran Stock Exchange are analyzed during the period 2013- 2018. The results show that the financial statement comparability as a governance mechanism prevents managers' opportunistic behaviors including tax avoidance. The findings also indicate that the negative relationship between comparability and tax avoidance is less severe in firms in highly competitive industries. This result supports the view that competitive pressure can increase managers' incentives for tax avoidance by providing more cash to invest and cope with the competition.
کلیدواژه‌ها [English]
مالیات، بخشی از درآمد یا دارایی افراد، مؤسسات و شرکت‌ها است که در قبال بهره‌برداری از امکانات و منابع یک کشور و در راستای تأمین مخارج عمومی جامعه و اجرای سیاست‌های مالی دولت‌ها اخذ می‌شود. حدود ۹۰ الی ۹۵ درصد از هزینه‌های عمومی برخی از کشورهای توسعه‌یافته از محل درآمدهای مالیاتی تأمین می‌شود؛ اما در کشورهای درحال توسعه به دلیل وجود ساختار تورمی و ناکارایی سیستم مالیاتی، درآمدهای مالیاتی، سهم بسیار اندکی را از تولید ناخالص داخلی به خود اختصاص داده است. در کشور ما نیز به سبب نبود شفافیت و ناکارایی نظام مالیاتی در شناسایی صحیح میزان درآمد شرکت‌ها و افراد، میزان مالیات تشخیصی غالباً بسیار ناچیز است [15]. در این راستا، شناسایی عوامل مؤثر بر امور مالیاتی شرکت‌ها بیش از پیش اهمیت می‌یابد و به بهبود کارایی نظام مالیاتی کشور کمک می‌کند. یکی از موضوعات مهم در حوزۀ مالیات، اجتناب مالیاتی است.
اجتناب مالیاتی نوعی استفاده از خلأهای قانونی در قوانین و مقررات مالیاتی به‌منظور کاهش مبلغ مالیات است که قوانین محدودکننده‌‌ای برای کنترل آن وجود ندارد [5، 16] و از منظر جرم‌شناسی تعقیب‌شدنی نیست [7، 11]. از دیدگاه اجتماعی، اجتناب مالیاتی شرکت‌ها مانع از تأمین مالی پروژه‌هایی می‌شود که برای جامعه ضروری‌اند [33، 51]؛ بنابراین، اجتناب مالیاتی به ضررهای جبران‌ناپذیری برای جامعه منجر می‌شود؛ همین امر سبب شده است اجتناب مالیاتی به یکی از نگرانی‌های اصلی دولت‌ها تبدیل شود [8]. به دنبال آنکه مایدو [54] بر اهمیت نقش کیفیت اطلاعات حسابداری در امور مالیاتی شرکت‌ها تأکید ورزید و کراکر و اسلمرود [33] و دسای و دارماپالا [35] نظریۀ نمایندگی را در پژوهشهای حوزۀ مالیاتی گنجاندند، تأثیر کیفیت اطلاعات حسابداری بر اجتناب مالیاتی بیش از پیش بحث و بررسی شد.
قابلیت مقایسۀ اطلاعات مالی، یکی از ویژگی‌های کیفی اطلاعات مالی است که نهادهای استانداردگذار حسابداری به آن تأکید فراوان داشته‌اند. این قابلیت، موضوعی حیاتی برای توانمندسازی سرمایه‌گذاران، اعتباردهندگان و سایر استفاده‌کنندگان در تصمیمگیریهای آگاهانه محسوب می‌شود [22]. قابلیت مقایسه با بهبود کیفیت اطلاعات مالی و محیط اطلاعاتی، امکان شناسایی شباهت‌ها و تفاوت‌های شرکت‌های مختلف و ارزیابی بهتر عملکرد اقتصادی آنها را برای استفاده‌کنندگان صورتهای مالی، فراهم و تخصیص بهینۀ منابع سرمایه را تسهیل می‌کند [39]. سؤال مطرح‌شده این است که آیا قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی، علاوه‌بر تخصیص بهینۀ منابع در بازار سرمایه، بر تصمیم‌های مدیران شرکت‌ها به‌خصوص در زمینۀ اجتناب مالیاتی تأثیرگذار است یا خیر. در محیط اقتصادی مشابه، درستی یا نادرستی مبادلات اقتصادی بین شرکت‌هایی که قابلیت مقایسۀ بالاتری در یک صنعت دارند، توسط یکدیگر تأیید می‌شود و اجتناب مالیاتی را برای شرکت‌ها دشوار می‌سازد. افزون بر این، اطلاعات حسابداری با قابلیت مقایسۀ بالاتر، با کاهش هزینه‌های کسب اطلاعات، کارایی حاکمیت شرکتی درون‌سازمانی و برون‌سازمانی را بهبود می‌بخشد و هزینۀ اجرای فعالیت‌های اجتناب مالیاتی را برای نیل به منافع شخصی افزایش می‌دهد. به این ترتیب، قابلیت مقایسۀ بیشتر، تمایل مدیران نسبت به اجتناب از پرداخت مالیات را کاهش و ضمن جلوگیری از تحمیل هزینه‌های نمایندگی ناشی از این امر، اجتناب مالیاتی شرکت‌ها را کاهش می‌دهد [51، 58].همچنین، رقابت بازار محصول نیز بر رابطه بین قابلیت مقایسه و اجتناب مالیاتی تأثیر می‌گذارد. یک دیدگاه این است که رقابت بازار محصول به‌عنوان سازوکار حاکمیتی برون‌سازمانی عمل می‌کند و مانع از اجتناب مالیاتی مدیران می‌شود؛ زیرا اجتناب مالیاتی ازجمله فعالیت‌هایی است که به کاهش ارزش شرکت منجر می‌شود [31]. دیدگاه دیگر این است که رقابت بالا در بازار محصول می‌تواند به افزایش فشار بر شرکت منجر شود و این انگیزه را در مدیران ایجاد کند که به‌منظور جلوگیری از خروج جریان‌های نقدی و استفاده از این وجوه برای انجام سرمایه‌گذاری‌های بیشتر به اجتناب مالیاتی مبادرت کنند [29]. از منظر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی نیز رقابت بالاتر در بازار محرکی برای افزایش کیفیت گزارشگری و قابلیت مقایسۀ اطلاعات مالی به‌منظور جذب سرمایه‌گذاران است [51، 52] که درنهایت، به کاهش اجتناب مالیاتی منجر می‌شود [51].
پس از ارائۀ معیار اندازه‌گیری قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی توسط دی‌فرانکو و همکاران [34] و فرانسیس و همکاران [40]، پژوهش در زمینۀ قابلیت مقایسه اطلاعات حسابداری، توجه بسیاری را در سراسر دنیا و نیز ایران برانگیخت. پژوهش‌هایی عوامل مؤثر بر قابلیت مقایسۀ اطلاعات حسابداری مانند پیاده‌سازی استانداردهای بین‌المللی گزارشگری مالی [23، 56، 62] را بررسی کردند. سایر پژوهش‌ها نیز عواقب اقتصادی قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی را از منظر تحلیل‌گران [34]، مدیریت سود [13، 62] و اجتناب مالیاتی در چین [51، 58] مطالعه کردند.
نتایج حاصل از بررسی پژوهشهای انجام‌شده نشان می‌دهند تا کنون در کشور ایران پژوهشی در زمینۀ تأثیر ویژگی‌های کیفی اطلاعات مالی، به‌‌ویژه قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی بر اجتناب مالیاتی انجام نشده است؛ بنابراین، ازجمله دستاوردها و نوآوری‌های این پژوهش، جبران خلأ تجربی در رابطه با تأثیر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی بر اجتناب مالیاتی شرکت‌ها در محیط ایران است؛ ازاین‌رو در این پژوهش، با آشکارسازی اینکه قابلیت مقایسۀ اطلاعات حسابداری مالی به‌عنوان یک سازوکار حاکمیتی برون‌سازمانی، سطح اجتناب مالیاتی شرکت‌ها را کاهش می‌دهد، شواهد بسیاری در زمینۀ سودمندی صورتهای مالی در تصمیم‌گیری از منظر اجتناب مالیاتی ارائه می‌شود. همچنین، بررسی نقش تعدیل‌گر رقابت بازار محصول بر رابطه بین قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی و اجتناب مالیاتی از دیگر دستاورد این پژوهش محسوب می‌شود؛ بنابراین، پژوهش حاضر ادبیات مربوط به عوامل مؤثر بر اجتناب مالیاتی شرکت‌ها را گسترش می‌دهد و از دیدگاه نظارت بر افشای اطلاعات، در این پژوهش، استدلال می‌شود بهبود کیفیت اطلاعات حسابداری بر جلوگیری از اجتناب مالیاتی شرکت‌ها تأثیر مثبتی دارد و محیط مالیاتی منصفانه‌‌ای را برای بازار سرمایه فراهم می‌آورد.
در بخش‌های بعدی، مبانی نظری و تدوین فرضیه‌های پژوهش، رو‌ش‌شناسی پژوهش شامل جامعه و نمونه آماری و نحوۀ اندازه‌گیری متغیرها ارائه و پس از آن، یافته‌های پژوهش، تشریح شدهاند و درنهایت، بحث و نتیجه‌گیری شده است و پیشنهادها ارائه شدهاند.
مبانی نظری و تدوین فرضیه‌ها
دسای و دارماپالا [35] یک چارچوب نظری راجع به تصمیم‌گیری در زمینۀ سپرسازی مالیاتی در چارچوب نظریۀ نمایندگی ارائه کردند. آنها معتقدند معاملات پیچیدۀ اجتناب مالیاتی، ابزار، پوشش و بهانه‌هایی برای دستکاری سود، معاملات غیرعادی با اشخاص وابسته و سایر رفتارهای فرصت‌طلبانۀ مدیران فراهم می‌کند و به ایجاد هزینه‌های نمایندگی منجر می‌شود. براساس این چارچوب، اجتناب مالیاتی شرکت‌ها و انحراف مدیریتی مکمل یکدیگرند. افراد درون‌سازمانی در راستای اجتناب از پرداخت مالیات، ساختارها و معاملات سازمانی پیچیده‌‌ای را بنا می‌نهند و منابع شرکت را تحت پوشش این ساختارهای پیچیده و در راستای منافع شخصی خود به کار می‌گیرند [36]. عدم تقارن اطلاعات ناشی از مبادلات پیچیده به مدیران در پنهان‌کردن منافع شخصی خود کمک می‌کند، فرصت‌های بیشتری برای انحراف مدیریتی ایجاد می‌کند و مدیران را به مشارکت بیشتر در فعالیت‌های مرتبط با سپرسازی مالیاتی سوق می‌دهد که آن را اثر بازخورد سپر مالیاتی می‌نامند [35]. آتوود و لولن [21] دریافتند انحراف مدیران و اجتناب مالیاتی در کشورهایی که حمایت از سرمایه‌گذاران در آنها ضعیف است، در صنایعی که نرخ مالیات پایینی دارند و به اصطلاح بهشت مالیاتی محسوب می‌شوند، مکمل یکدیگرند. دسای، دیک و زینگالس [36] نشان دادند سازوکارهای حاکمیت شرکتی اثربخش در شرکت‌ها مانع انحراف مدیریتی و اجتناب مالیاتی می‌شود. از منظر حاکمیت شرکتی بیرونی، تقویت اجرای مالیات، بازدارندۀ انحراف مدیریتی است [36]. مطالعات پیشین نشان داده‌اند گزارشگری مالی مبهم و پیچیدگی اطلاعات مالی شرکت‌ها بر تصمیم‌های مالیاتی تأثیر می‌گذارد. اطلاعات و صورتهای مالی مبهم، پیچیدگی سازمان را افزایش می‌دهد [26] و این امر نیز اجتناب مالیاتی را تسهیل می‌کند [51]. چن و لین [32] در پژوهشی رابطۀ مثبتی بین میزان عدم تقارن اطلاعاتی و اجتناب مالیاتی شرکت‌ها کشف کردند. آنان نشان دادند شناسایی معاملاتی که با هدف اجتناب مالیاتی صورت می‌گیرد، در یک محیط با شفافیت اطلاعاتی بیشتر آسان‌تر است و این امر، مانع از اجتناب مالیاتی شرکت‌ها می‌شود. خورانا و موزر [46] در مطالعه‌‌ای به نقش حاکمیتی سرمایه‌گذاران نهادی در اجتناب مالیاتی پرداختند. آنان استدلال کردند سرمایه‌گذاران نهادی با توجه به ظرفیت پردازش اطلاعات و منابع و مزایای حرفه‌‌ای خود رفتارهای منفعت‌طلبانه مدیران را کاهش می‌دهند که نتیجۀ آن در بهبود شفافیت اطلاعات، کارایی نظارت سهامداران و سرمایه‌گذاران خارجی، متبلور و بدین ترتیب، حضور سهامداران نهادی مانع از اجتناب مالیاتی مدیران خواهد شد. مطالعات فوق نشان می‌دهند کاهش هزینه‌های نمایندگی به کاهش میزان اجتناب مالیاتی شرکت‌ها منجر می‌شود.
همچنین، باشمن و اسمیت [25] استدلال می‌کنند اطلاعات حسابداری مالی با کیفیت بالا به‌عنوان یک آگاه‌کننده و سازوکار حاکمیتی ایفای نقش می‌کند. نقش آگاه‌کنندۀ اطلاعات حسابداری به سرمایه‌گذاران و مدیران کمک می‌کند تا فرصت‌های سرمایه‌گذاری خوب و بد را تشخیص دهند و از این طریق، تخصیص سرمایه را به پروژه‌های دارای ارزش بالاتر تسهیل می‌کند. نقش حاکمیتی اطلاعات حسابداری به کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و نظارت اثربخش بر رفتارهای فرصت‌طلبانه مدیران کمک می‌کند و اطلاعات حسابداری با کیفیت بالا عدم تقارن اطلاعاتی و مشکلات نمایندگی را کاهش می‌دهد و حاکمیت شرکتی را تقویت می‌کند [20]. قابلیت مقایسه به‌عنوان یکی از شاخص‌های مهم کیفیت اطلاعات در حسابداری مالی، امکان شناسایی شباهت‌ها و تفاوت‌های دو مجموعه از پدیده‌های اقتصادی را برای استفاده‌کنندگان فراهم می‌آورد [39]. مقایسۀ اقتصادی معنی‌دار تنها زمانی میسر می‌شود که یک معیار قابلیت مقایسه وجود داشته باشد و شرکت‌های با قابلیت مقایسه بالاتر می‌توانند معیار بهتری برای یکدیگر باشند. این امر انتقال اطلاعات بین شرکت‌ها را بهبود می‌بخشد و سرمایه‌گذاران را قادر می‌سازد شباهت‌ها و تفاوت‌های بین آنها را تمیز دهند. همچنین، افزایش قابلیت مقایسه می‌تواند خطای پیش‌بینی تحلیل‌گران را کاهش دهد و دقت پیش‌بینی آنها را بهبود بخشد [34]، فانگ و همکاران [38] دریافتند بین شرکت‌های مقایسه‌شده، اثر پوششی اطلاعات وجود دارد؛ یعنی در صنایع مشابه، اطلاعات شرکت‌ها مکمل یکدیگرند. افزایش قابلیت مقایسه به بهبود محتوای اطلاعاتی سود شرکت منجر می‌شود و اطلاعات بیشتری را به بازار ارائه می‌دهد. یافته‌های دورنف و مانگن [37] و رمنث [59] نشان می‌دهند اطلاعات حسابداری شرکت بر اطلاعات حسابداری و تصمیم‌های تجاری شرکت‌های همکار تأثیر می‌گذارد و کیفیت اطلاعات حسابداری نیز در شرکت‌های مقایسه‌شده بالاتر است. کیم و همکاران [47] دریافتند قابلیت مقایسۀ بیشتر صورتهای مالی، سرمایه‌گذاران را قادر می‌سازد عملکرد شرکت را به‌راحتی درک و ارزیابی کنند. آنان همچنین نشان دادند قابلیت مقایسۀ اطلاعات مالی، انگیزۀ مدیران را برای پنهان‌سازی اخبار منفی کاهش می‌دهد و بدین ترتیب، ریسک سقوط قیمت سهام نیز کاهش می‌یابد. چن و همکاران [30] استدلال می‌کنند قابلیت مقایسه، نتایج ادغام و تحصیل را بهبود می‌بخشد؛ زیرا به خریداران کمک می‌کند اهداف بالقوه را بهتر شناسایی و با دقت بیشتری ارزیابی کنند. از دیدگاه آنان، قابلیت مقایسه به خریداران کمک می‌کند جریان‌های نقدی و سودهای آتی را بهتر درک و پیش‌بینی کنند، هزینۀ کسب اطلاعات را کاهش دهند و ارزش‌گذاری شرکت هدف را آسان‌تر سازند. نتایج پژوهش آنان نشان می‌دهند قابلیت مقایسه، زمانی مفیدتر است که مخاطب دربارۀ صنعتی که شرکت هدف در آن فعالیت می‌کند، اطلاعات نسبتاً کمی داشته باشد. ژانگ [64] به بررسی پیامدها و مزایای قابلیت مقایسۀ حسابداری برای حسابرسی مستقل ازنظر میزان تلاش حسابرسی و نتایج حسابرسی پرداخته است. او استدلال می‌کند قابلیت مقایسۀ حسابداری بین شرکت‌های همکار در صنایع مشابه، نشان‌دهندۀ شباهت و وابستگی محیط‌های کاری شرکت‌ها و گزارشگری مالی آنها است و به احتمال زیاد هزینه‌های کسب اطلاعات، پردازش و آزمون اطلاعات را کاهش می‌دهد و دردسترس بودن اطلاعات دربارۀ مشتریان مقایسه‌شده باعث بهبود کارایی و دقت حسابرسی می‌شود. نتایج او نشان می‌دهند قابلیت مقایسه با هزینه‌های حسابرسی، تأخیر حسابرس و احتمال اظهارنظر نادرست حسابرس رابطه‌‌ای منفی دارد. سان [62] و کیا و صفری گرایلی [13] به بررسی رابطه بین قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی و مدیریت سود پرداختند. آنان دریافتند با بهبود قابلیت مقایسۀ اطلاعات حسابداری، محیط اطلاعات حسابداری برای سرمایه‌گذاران شفاف‌تر می‌شود و مدیریت سود ازطریق اقلام تعهدی را دشوار و پرهزینه می‌سازد و مدیران، مدیریت سود واقعی را جایگزین مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی می‌کنند. بدین ترتیب، قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی به‌عنوان سازوکار حاکمیتی نیز ایفای نقش می‌کند. از منظر اجتناب مالیاتی، گریزگاههای مالیاتی، بیشتر شامل تجدید ساختار عملیات و فرآیندهای تجاری است و تجدید ساختار نیز به شکل‌گیری مبادلات غیرعادی منجر می‌شود. اطلاعات حسابداری با قابلیت مقایسۀ بالاتر معیاری برای سرمایه‌گذاران برای ارزیابی و فهم عملکرد شرکت فراهم می‌آورد؛ این امر به برجسته‌شدن شباهت‌ها و تفاوت‌های اقتصادی شرکت‌های مختلف منجر می‌شود، توانایی افراد برون‌سازمانی را در شناسایی معاملات غیرعادی افزایش می‌دهد و پنهان‌سازی فعالیت‌های اجتناب مالیاتی را دشوار می‌سازد که درنهایت به کاهش اجتناب مالیاتی شرکت‌ها می‌انجامد. علاوه بر این، هنگامی که سود شرکت اطلاعات بیشتری دربارۀ شرکت‌های رقیب، دردسترس استفاده‌کنندگان قرار دهد، هزینه‌های کسب و پردازش اطلاعات کاهش می‌یابند [24، 34]؛ بنابراین، قابلیت مقایسۀ اطلاعات مالی، هزینۀ نظارت را کاهش می‌دهد، اثربخشی آن را بهبود می‌بخشد، هزینۀ انحراف مدیریتی را افزایش می‌دهد و هزینه‌های نمایندگی ناشی از اجتناب مالیاتی را کاهش می‌دهد. با توجه به مطالب ارائه‌شده، فرضیۀ اول پژوهش به‌صورت زیر تدوین می‌شود:
فرضیۀ اول: قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی تأثیر منفی و معناداری بر اجتناب مالیاتی شرکت‌ها می‌گذارد.
پژوهشهای پیشین نشان می‌دهند رقابت بازار محصول بر تصمیمگیریهای مدیریتی مانند سرمایه‌گذاری، نگهداشت وجه نقد، تأمین مالی، تقسیم سود و گزارشگری مالی تأثیر می‌گذارد [18، 19، 27، 43، 52]. رقابت به‌عنوان سازوکار حاکمیتی برون‌سازمانی، فعالیت‌های مدیریتی مانند اجتناب مالیاتی را کاهش می‌دهد که ممکن است سبب کاهش ارزش شرکت شود [31]. علاوه بر این، رقابت بالاتر می‌تواند کیفیت گزارشگری مالی و قابلیت مقایسۀ اطلاعات مالی را افزایش دهد [51، 52]؛ این امر باعث دشوارشدن پنهان‌سازی فعالیت‌های مرتبط با اجتناب مالیاتی و درنتیجه، کاهش اجتناب مالیاتی می‌شود [51]. این استدلال با یافته‌های کوبیک و همکاران [48] و خدامی‌پور و برزایی [6] که حاکی از رابطۀ منفی بین رقابت و اجتناب مالیاتی است، مطابقت دارد. علاوه بر این، اگر رقابت بازار با قابلیت مقایسۀ بالاتر همراه شود، حتی باعث جلوگیری بیشتر از اجتناب مالیاتی می‌شود. به عبارت دیگر، رقابت بالاتر، رابطه بین قابلیت مقایسه و اجتناب مالیاتی را تقویت می‌کند [51].
دیدگاه دیگر این است که رقابت بازار محصول به‌عنوان یکی از انگیزه‌های اجتناب مالیاتی عمل می‌کند [29]. برخی مطالعات نشان می‌دهند رقابت، فرصت‌طلبی مدیریتی را افزایش می‌دهد [49، 58، 65] و فرصت‌طلبی مدیران به دستکاری آنها در گزارشگری مالی منجر می‌شود [49، 50]. بر اساس این دیدگاه، رقابت متهورانه سبب ایجاد فشار بر شرکت می‌شود و به مدیریت سود متهورانه منجر می‌شود و مدیریت سود متهورانه نیز با اجتناب مالیاتی متهورانه رابطه‌‌ای مثبت دارد [41]. افزون بر این، رقابت متهورانه، این انگیزه را در مدیران ایجاد می‌کند که ازطریق اجتناب مالیاتی، وجوه نقد بیشتری به‌منظور سرمایه‌گذاری و سبقت‌گرفتن از رقبا در اختیار داشته باشند؛ بنابراین، شرکت‌هایی که با رقابت بالاتری در بازار محصول مواجه‌اند، از انگیزۀ بالایی برای اجتناب مالیاتی برخوردارند و با شدت بیشتری به اجتناب مالیاتی مبادرت می‌ورزند [29]. بدین ترتیب، پیش‌بینی می‌شود تأثیر قابلیت مقایسۀ اطلاعات مالی بر اجتناب مالیاتی، هنگامی برجسته‌تر باشد که شرکت انگیزهای مانند رقابت بازار محصول برای این کار دارد. با توجه به مطالب و استدلال‌های بیان‌شده، فرضیه بدون جهت زیر به‌عنوان فرضیۀ دوم پژوهش ارائه می‌شود:
فرضیۀ دوم: رقابت بازار محصول به شکل معناداری رابطه بین قابلیت مقایسۀ اطلاعات مالی و اجتناب مالیاتی را تعدیل می‌کند.
روش پژوهش
جامعۀ آماری و نمونۀ پژوهش
جامعۀ آماری این پژوهش، تمامی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است. با توجه به اینکه محاسبۀ متغیر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی مستلزم استفاده از اطلاعات سود و بازده شش‌ماهۀ سه دوره قبل است، اطلاعات مورد نیاز طی دوره زمانی 1388-1396 جمع‌آوری و درنهایت، آزمون فرضیه‌های پژوهش در بازه زمانی 1391-1396 صورت گرفته است. نمونۀ پژوهش با روش حذف سیستماتیک از جامعۀ آماری انتخاب شده است؛ به این صورت که نمونۀ انتخابی پژوهش شامل شرکت‌هایی است که مجموعه شرایط زیر را داشته باشند:
1- به دلیل استفاده از سودها و بازده‌های شش‌ماهۀ شرکت‌ها در محاسبۀ قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی، سال مالی شرکت منتهی به پایان اسفند ماه باشد.
2- در دورۀ پژوهش، تغییر سال مالی یا تغییر فعالیت وجود نداشته و از بورس خارج نشده باشد.
3- جزء شرکت‌های سرمایه‌گذاری، هلدینگ‌ها، بانک‌ها و بیمه‌ها نباشد.
4- با توجه به اینکه قابلیت مقایسۀ اطلاعات مالی در سطح صنعت محاسبه می‌شود، علاوه‌بر اعمال موارد یادشده، صنایعی انتخاب می‌شوند که تعداد شرکت‌های آنها طی دوره زمانی پژوهش دست‌کم 7 شرکت باشد.
5- در طی بازه زمانی پژوهش، شرکت سود گزارش کرده باشد.
پس از لحاظ‌کردن محدودیت‌های فوق، تعداد 110 شرکت به‌عنوان نمونۀ آماری پژوهش انتخاب شدند که با حذف شرکت - سال‌های زیان‌ده داده‌های پژوهش از نوع ترکیبی (پنل نامتوازن) و از رگرسیون حداقل مربعات معمولی با کنترل اثرات ثابت سال و صنعت برای اجرا الگو استفاده شده است. در گردآوری داده‌ها از بانک اطلاعاتی ره‌آورد نوین نسخه 3 و بانک اطلاعاتی سازمان بورس اوراق بهادار (کدال) و برای آزمون فرضیه‌ها از برنامه ایویوز نسخه 10 استفاده شده است.
مدل‌های رگرسیونی پژوهش
به‌منظور آزمون فرضیه‌های پژوهش از رابطه‌های (1) و (2) به‌ترتیب برای آزمون فرضیۀ اول و دوم پژوهش استفاده شده است:
|
(1) |
TAit= α0 +β1COMit +β2FCit +β3LEVit +β4MBit ++β5ROAit + β6PPEit +β7SIZEit +INDi +YEARt + εit |
|
(2) |
TAit= α0 +β1COMit +β2CMPit +β3CMP× COMit + β4FCit +β5LEVit +β6MBit +β7ROAit +β8PPEit +β9SIZEit +INDi +YEARt + εit |
متغیرهای الگوهای ذکرشده به تفکیک وابسته، مستقل، تعدیل‌گر و کنترل به شرح زیرند:
متغیر وابسته پژوهش
اجتناب مالیاتی (TAit): به‌منظور محاسبۀ اجتناب مالیاتی باید از شاخصی استفاده شود که بهتر فعالیت‌های اجتناب مالیاتی شرکت‌ها را اندازه‌گیری کند و در این راستا توجه به قوانین و مقررات مالیاتی محیط مدنظر امری ضروری است که معیار تفاوت بین نرخ قانونی و واقعی مالیات برای محاسبۀ اجتناب مالیاتی، از این ویژگی برخوردار است. با توجه به متفاوت‌بودن فعالیت‌های مربوط به اجتناب مالیاتی در شرکت‌ها و صنایع مختلف، این معیار سعی در اندازه‌گیری اجتناب مالیاتی با توجه به شرایط خاص شرکت و صنعت مربوطه دارد؛ بنابراین، به نظر می‌رسد این معیار، شاخص مناسب‌تری برای عملیاتی‌کردن اجتناب مالیاتی در شرکت‌های ایرانی باشد [8]؛ بنابراین، به پیروی از خواجوی و همکاران [8]، دسای و دارماپالا [35]، خورانا و موزر [46] و مجید و یان [51]، در این پژوهش از تفاوت بین نرخ قانونی و واقعی مالیات به‌عنوان شاخص اجتناب مالیاتی استفاده می‌شود. نرخ واقعی مالیات شرکت نشان‌‌دهنده این است که مالیات بر درآمد شرکت، چند درصد سود قبل از کسر مالیات است و از تقسیم مالیات بر درآمد سود قبل از کسر مالیات به دست می‌آید. با توجه به اینکه ممکن است تمام درآمدهای شرکت مشمول مالیات نباشند، این نرخ از فعالیت‌های اجتناب مالیاتی شرکت تأثیر می‌گیرد. همچنین، نرخ قانونی مالیات شرکت با توجه به ماده 6 قانون توسعۀ ابزارها و نهادهای مالی محاسبه می‌شود که در سال 1388 تصویب و در سال 1389 دستورالعمل مربوطه ابلاغ شد. بدین صورت که مالیات شرکت‌ها تا قبل از سال 1388 با نرخ 5/22% (اعمال 10درصد معافیت مالیاتی شرکت‌های بورسی موضوع ماده 143 قانون مالیات‌های مستقیم) و از سال 1389 به بعد چنانچه سهام شناور شرکت دست‌کم 20 درصد باشد با نرخ 20 درصد و در غیر این صورت، با نرخ 5/22 درصد در نظر گرفته می‌شود. افزون بر این، با مستثنی‌کردن شرکت‌های دارای زیان سنواتی تأییدشده، صرفاً شرکت‌هایی بررسی می‌شوند که در شرایط کلی مشمول مالیات‌اند.
متغیر مستقل اصلی پژوهش
قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی (COMit):دی‌فرانکو و همکاران [34] بیان داشتند هنگامی دو شرکت باهم مقایسه می‌شوند که سیستم‌های حسابداری آنها رویدادهای اقتصادی یکسان را به‌صورت مشابه در صورتهای مالی منعکس کنند. برای اندازه‌گیری سیستم حسابداری یک شرکت در هر سال، مطابق با دی‌فرانکو و همکاران [34] چن و همکاران [34] و حبیب و همکاران [42]، رگرسیون سری زمانی به شرح رابطه (3) با استفاده از سود شش‌ماهه 4 سال اخیر متنهی به سال t و بازده سهام شش‌ماهه 4 سال اخیر متنهی به سال t اجرا می‌شود:
|
(3) |
EARNINGSit = αi + βiRETURNit + Ɛit |
که در آن EARNINGS، سود خالص شش‌ماهه و RETURN بازده سهام در شش‌ماهه t است. ضرایب برآوردشده αi و βi سیستم حسابداری شرکت i در نظر گرفته می‌شوند که رویدادهای اقتصادی شرکت را در صورتهای مالی منعکس می‌کنند. در صورتی که شرکت‌های i و j با هم مقایسه شوند، قراردادن بازده شرکت i در سیستم حسابداری شرکت j باید نتایج مشابهی به دست دهد. دربارۀ شرکت j نیز مانند شرکت i و با استفاده از داده‌های شرکت j، ضرایب αj و βj برآورد می‌شوند. به‌منظور اندازه‌گیری میزان شباهت سیستم‌های حسابداری شرکت‌های i و j، دی‌فرانکو و همکاران [34] واکنش حسابداری شرکت i و شرکت j به رویدادهای اقتصادی شرکت i را به شرح رابطه‌های (4) و (5) محاسبه می‌کنند:
|
(4) |
E (EARNINGS)iit= αi+βiRETURNit |
|
(5) |
E (EARNINGS)ijt = αj+βj RETURNit |
که در آن E(EARNINGS)iit سود برآوردی شرکت i، باتوجه به سیستم حسابداری و بازده شرکت i در شش ماهه t است. به‌طور مشابه E(EARNINGS)ijt سود برآوردی شرکت j، با توجه به سیستم حسابداری شرکت j و بازده شرکت i در شش ماهه t است. نمرۀ قابلیت مقایسۀ شرکت i و شرکت j، (COMijt) با ضرب عدد (1-) در میانگین نمره‌های قابلیت مقایسۀ دو به دو شرکت‌ها به شرح رابطه (6) محاسبه می‌شود؛ یعنی قدر مطلق تفاوت بین سودهای پیش‌بینی‌شده با استفاده از بازده شرکت i در سیستم حسابداری شرکت i و شرکت j در 8 دوره شش ماهه گذشته:
|
(6) |
COMijt = |
با توجه به اینکه COMijtدر رابطه (6) عددی منفی است، دی‌فرانکو و همکاران [38] بیان داشتند ارزش بالاتر COMijtیعنی اختلاف کمتر قدر مطلق بالا بیان‌کنندۀ قابلیت مقایسۀ بیشتر صورتهای مالی شرکت‌های i و j است. در این پژوهش، به پیروی از پژوهشهای پیشین [38، 47]، میانگین 4 نمره بالاتر قابلیت مقایسۀ شرکت‌ها در سال t به‌عنوان شاخص اصلی قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی استفاده می‌شود و میانگین تمام نمرات قابلیت مقایسۀ شرکت‌ها به‌عنوان شاخص جایگزین در آزمون‌های اضافه و به‌منظور اعتبارسنجی مجدد رابطه بین قابلیت مقایسۀ اطلاعات مالی و اجتناب مالیاتی استفاده می‌شود.
متغیر تعدیل‌گر پژوهش:
رقابت بازار محصول(CMPit): به‌منظور عملیاتی‌کردن متغیر رقابت بازار محصول، مطابق با پژوهش شارما [61] و نمازی و رضایی [17] از شاخص لرنر تعدیل‌شده استفاده می‌شود. این شاخص، قدرت بازار محصول شرکت، یعنی توانایی شرکت برای تعیین قیمتی بیش از هزینۀ نهایی را در سطح صنعت اندازه‌گیری می‌کند. نحوۀ اندازه‌گیری شاخص لرنر تعدیل‌شده به شرح رابطه (7) است:
|
(7) |
که در آن LALAشاخص لرنر تعدیل‌شده بر مبنای صنعت، LIiشاخص لرنر شرکت i و نسبت فروش شرکت i به فروش صنعت را نشان می‌دهند. شاخص لرنر شرکتi (LIi) نیز به شرح رابطه (8) محاسبه می‌شود:
|
(8) |
LIi= (SALES - COGS – SG & A) / SALES |
که در آن LIi شاخص شرکتi ، SALES فروش شرکت i، COGS بهای‌تمام‌شدۀ کالا (خدمات) فروش‌رفته و SG&A هزینه‌های عمومی، اداری و فروش شرکت را نشان می‌دهند. همچنین، به‌منظور اعتبارسنجی مجدد تأثیر تعدیل‌گر رقابت بر رابطه بین قابلیت مقایسۀ اطلاعات مالی و اجتناب مالیاتی، از شاخص آنتروپی در آزمون‌های حساسیت استفاده می‌شود.
متغیرهای کنترلی پژوهش
با توجه به پژوهشهای پیشین برخی متغیرهای کنترلی که ممکن است بر میزان اجتناب مالیاتی شرکت‌ها اثر داشته باشند مانند محدودیت مالی [16]، اهرم مالی [6، 7، 8، 51، 55، 58]، فرصت‌های رشد [8، 46، 51، 55، 58]، بازده داراییها [51، 55، 58]، ناخالص اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات [8، 46، 51، 58] و اندازۀ شرکت [6، 7، 8، 16، 46، 51، 55، 58] به مدل رگرسیونی پژوهش اضافه شدهاند که در ادامه به توضیح این متغیرها پرداخته می‌شود.
محدودیت مالی (FC): در این پژوهش به‌منظور سنجش محدودیت مالی از مدل کاپلان و زینگیلز (1997) به شرح رابطه (9) استفاده شده که تهرانی و حصارزاده [4] بر اساس شرایط بازار ایران بومی‌سازی کرده‌اند. انتظار می‌رود شرکت‌های با محدودیت‌های مالی، دسترسی کمتری به منابع مالی خارجی داشته باشند و بیشتر به فعالیت‌های اجتناب مالیاتی مبادرت ورزند [16].
|
(9) |
که در آن KZIR محدودیت مالی، C نسبت وجه نقد به کل داراییها، DIV نسبت سود تقسیمی به کل داراییها، Lev نسبت کل بدهی‌ها به کل داراییها و MTB نسبت مجموع ارزش بازار حقوق صاحبان سهام و ارزش دفتری بدهی‌ها به ارزش دفتری داراییها را نشان می‌دهند.
روش استفاده از شاخص فوق بدین‌گونه است که ابتدا مقادیر KZIR محاسبه، سپس مقادیر به‌دست‌آمده به‌صورت صعودی، مرتب و در پنج گروه مساوی دسته‌بندی می‌شوند و سال - شرکت‌های قرارگیرنده در پنجک چهارم و پنجم به‌عنوان شرکت‌های دارای محدودیت مالی در نظر گرفته می‌شوند و به آنها عدد یک و به سایر سال - شرکت‌ها عدد صفر اختصاص داده می‌شود [2، 3، 4، 12].
اهرم مالی (LEV): شاخص اهرم با استفاده از نسبت کل بدهی‌ها به کل داراییها اندازه‌گیری شده است [14، 51، 58]. سطح بالای بدهی به ایجاد مسائل نمایندگی منجر می‌شود [45، 51، 58]؛ بنابراین، بین اهرم و اجتناب مالیاتی رابطۀ مثبت پیش‌بینی می‌شود.
فرصت‌های رشد (MB): فرصت‌های رشد از تقسیم ارزش بازار سهام بر ارزش دفتری آن به دست می‌آید [10، 56، 63] و با توجه به نتایج ضد و نقیض پژوهشهای انجام‌شده [8، 46، 51، 55، 58]، پیش‌بینی مشخصی در رابطه با علامت ضریب آن ارائه نمی‌شود.
بازده داراییها (ROA): بازده داراییها به‌عنوان شاخصی از نیاز شرکت به مدیریت مالیات کنترل شده است؛ زیرا یکی از دلایل مدیریت مالیات از شرکت‌ها بهبود عملکرد است؛ بنابراین، بین بازده داراییها و اجتناب مالیاتی ارتباط مثبت پیش‌بینی می‌شود. این متغیر نیز با تقسیم سود خالص بر مجموع دارایی‌های پایان سال اندازه‌گیری شده است [3].
ناخالص اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات (PPE): هرچه شرکت دارایی‌های ثابت بیشتری داشته باشد، هزینۀ استهلاک بیشتری نیز متحمل می‌شود؛ این امر بر مالیات شرکت تأثیر می‌گذارد. این متغیر ازطریق نسبت ناخالص اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات بر مجموع دارایی‌های پایان دوره اندازه‌گیری شده است [51، 58].
اندازۀ شرکت (SIZE): یافته‌های پژوهشهای پیشین نشان دادند شرکت‌های بزرگ، ماهیت پیچیده‌تری داشته‌اند و هزینۀ اجتناب مالیاتی در این شرکت‌ها کمتر است؛ بنابراین، رابطۀ مثبت بین اندازۀ شرکت و اجتناب مالیاتی پیش‌بینی می‌شود. برای اندازه‌گیری متغیر اندازۀ شرکت از لگاریتم طبیعی مجموع دارایی‌های پایان دوره استفاده شده است[2، 3].
همچنین به‌منظور کنترل اثرات سال‌ها و صنایع، متغیرهای مجازی سال و صنعت نیز به مدل، اضافه و کنترل شدهاند [12، 51، 58].
یافته‌های پژوهش
آمار توصیفی
آماره‌های توصیفی داده‌های پژوهش در نگاره (1) ارائه شدهاند (به‌منظور کاهش اثر داده‌های پرت، داده‌ها سطح 1% وینسورایز شدهاند). مطابق با نتایج به‌دست‌آمده، مقدار میانگین اجتناب مالیاتی، تقریباً برابر با 10 درصد است. این مطلب نشان می‌دهد به‌طور متوسط نرخ واقعی مالیات شرکت‌ها 5/12 درصد سود قبل از کسر مالیات است. علاوه بر این، برخی از شرکت‌ها توانسته‌اند به اجتناب مالیاتی مبادرت کنند و باوجود سود‌ده‌بودن و ملزم‌بودن به پرداخت مالیات در شرایط عادی، از پرداخت مالیات اجتناب کرده‌اند. برخی از شرکت‌ها نیز در برخی از سال‌ها مالیات بیشتری، شناسایی و پرداخت و به‌اصطلاح سیاست معکوس اجتناب مالیاتی اتخاذ کرده‌اند [15]. مقدار میانۀ اجتناب مالیاتی برابر با 096/0 است؛ بدین معنا که سطح اجتناب مالیاتی نیمی از شرکت‌ها کمتر از 096/0 و نیمی دیگر از آنها بیشتر از این مقدار بوده است. میانگین و میانۀ شاخص قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی به‌ترتیب 04/0- و 03/0- است. براساس مدل دی‌فرانکو و همکاران [34]، هرچه مقدار این متغیر، بیشتر و به صفر نزدیک‌تر باشد، قابلیت مقایسۀ شرکت با سایر شرکت‌های هم‌صنعت بیشتر است. همچنین، میانگین اهرم مالی 541/0 نشان می‌دهد ساختار سرمایۀ شرکت‌ها بیشتر براساس تأمین مالی ازطریق بدهی بنا نهاده شده است. نسبت ناخالص دارایی‌های ثابت به کل داراییها به‌صورت میانگین برابر با 41/0 و میانگین رقابت بازار محصول در بین شرکت‌های فعال در صنایع یکسان برابر با 12/0 است.همچنین، مطابق بخش ب نگاره (1) 33/0 از سال - شرکت‌های نمونه با محدودیت مالی مواجه بوده‌اند که انتظار می‌رود به دلیل جبران این محدودیت، اقداماتی نظیر اجتناب مالیاتی را اتخاذ کنند.
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
ضرایب همبستگی
نگاره (2) ضرایب همبستگی (پیرسون) بین متغیرهای پژوهش را نشان می‌دهد. نتایج نشان‌دهندۀ رابطۀ منفی و معنادار اجتناب مالیاتی با قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی، محدودیت‌های مالی، نسبت ارزش بازار به دفتری، اهرم مالی و ناخالص دارایی‌های ثابت است. نتایج همچنین حاکی از رابطۀ منفی و معنادار قابلیت مقایسه با محدودیت‌های مالی، رابطۀ مثبت و معنادار قابلیت مقایسه با بازده داراییها، اندازۀ شرکت و رقابت بازار محصول است. همچنین با توجه به اینکه ضرایب همبستگی متغیرهای مستقل از آستانۀ بحرانی 80 درصد تجاوز نکرده است [12]، درنتیجه، هیچ‌گونه هم‌خطی حادی که نتایج پژوهش را مخدوش کند، بین متغیرهای مستقل وجود ندارد. همچنین، آمارۀ عامل تورم واریانس (VIF) ارائه‌شده در قسمت یافته‌های پژوهش، کمتر از مقدار عدد 5 است که نشان‌دهندۀ نبود مشکل هم‌خطی بین متغیرهای مستقل پژوهش است.
نگاره 2. آزمون ضرایب همبستگی بین متغیرهای پژوهش
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
منبع: یافته‌های پژوهش
نتایج آزمون فرضیه‌ها
به‌منظور برآورد مدل‌های رگرسیونی پژوهش از نتایج حاصل از روش حداقل مربعات معمولی استفاده شده است. به پیروی از پترسون [57]، سرلک و همکاران [10] و فرجی و همکاران [12] به‌منظور رفع مشکلاتی نظیر ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی باقیمانده‌های مدل، با کنترل اثرات ثابت سال و صنعت، رگرسیون به روش خطای استاندارد مقاوم برآورد شده است. همچنین با توجه به بالابودن تعداد مشاهدات (575 مشاهده) و قضیۀ حد مرکزی، از انجام آزمون نرمال‌بودن متغیر وابسته و مقادیر خطا چشم‌پوشی شده است [12]. برای شناسایی هم‌خطی احتمالی بین متغیرهای مستقل از معیار عامل تورم واریانس بهره گرفته شده است. نتایج حاصل از برآورد مدل فرضیۀ اول پژوهش درخصوص تأثیر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی بر اجتناب مالیاتی در نگاره (3) ارائه شدهاند. سطح معناداری آماره Fفیشر (000/0) حاکی از معناداری کلی مدل در سطح اطمینان 95% است و ضریب تعیین تعدیل‌شده نشان می‌دهد متغیرهای توضیحی حدود 154/0 از تغییرات متغیر وابسته را تبیین می‌کنند. مقدار آمارۀ دوربین واتسون نیز برابر با 692/1 است که حاکی از نبود خودهمبستگی سریالی بین اجزای اخلال مدل است. ضریب متغیر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی برابر با 278/0- و سطح معناداری آن برابر با 019/0 است. بر اساس این، قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی تأثیر منفی و معناداری در سطح اطمینان 95% بر اجتناب مالیاتی شرکت‌ها دارد وفرضیۀ اول پژوهش رد نمی‌شود. کینگ‌یوآن و لومنگ [58] و مجید و یان [51] تأثیر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی را بر اجتناب مالیاتی در چین بررسی کردند؛ نتیجۀ به‌دست‌آمده با یافته‌های پژوهش کینگ‌یوآن و لومنگ [58] و مجید و یان [51] مطابقت دارد.
نگاره 3. نتایج آزمونفرضیۀ اول
|
متغیر وابسته: اجتناب مالیاتی |
||||||
|
متغیر |
|
ضریب |
انحراف استاندارد |
آماره t |
سطح معناداری |
vif |
|
قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی |
|
278/0- |
118/0 |
356/2- |
019/0* |
41/1 |
|
محدودیت مالی |
|
025/0 |
007/0 |
409/3 |
000/0* |
73/1 |
|
اهرم مالی |
|
005/0- |
025/0 |
198/0- |
843/0 |
44/2 |
|
نسبت ارزش بازار به دفتری |
|
004/0- |
025/0 |
166/2- |
031/0* |
49/1 |
|
بازده داراییها |
|
028/0 |
038/0 |
726/0 |
468/0 |
71/2 |
|
ناخالص دارایی‌های ثابت |
|
014/0- |
012/0 |
158/1- |
247/0 |
91/1 |
|
اندازه |
|
004/0 |
004/0 |
173/1 |
241/0 |
68/1 |
|
مقدار ثابت |
|
103/0 |
058/0 |
773/1 |
077/0 |
--- |
|
اثرات ثابت سال و صنعت |
کنترل شد |
|||||
|
آماره F 798/4 ضریب تعیین تعدیل‌شده 0.154 معناداری آماره F 000/0 آمارۀ دوربین واتسون 1.692 |
|
|||||
|
* معناداری در سطح 95 درصد |
||||||
منبع: یافته‌های پژوهش
نتایج حاصل از برآورد فرضیۀ دوم پژوهش، یعنی نقش تعدیل‌کنندۀ رقابت بازار محصول بر رابطۀ قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی و اجتناب مالیاتی در نگاره (4) ارائه شدهاند. سطح معناداری آماره Fفیشر (0.000) حاکی از معناداری کلی مدل در سطح اطمینان 95% است. ضریب تعیین تعدیل‌شده نشان می‌دهد متغیرهای توضیحی حدود 17/0 از تغییرات متغیر وابسته را تبیین می‌کنند و مقدار آمارۀ دوربین واتسون برابر با 681/1 حکایت از نبود خودهمبستگی سریالی بین اجزای اخلال مدل دارد. مشاهده می‌شود ضریب متغیر تعاملی قابلیت مقایسه × رقابت بازار مثبت (385/0) و دارای سطح معناداری برابر با 001/0 است؛ بنابراین، رقابت بازار محصول رابطۀ منفی قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی و اجتناب مالیاتی را تضعیف می‌کند. نکتۀ شایان ذکر در راستای تفسیر نقش تعدیل‌گری این است که اگر علامت متغیر تعاملی در مدل تعاملی هم‌راستا با متغیر مستقل در مدل رگرسیونی فرضیۀ اصلی پژوهش باشد، متغیر تعدیل‌گر رابطه بین متغیر مستقل و وابسته را تقویت می‌کند؛ در غیر این صورت رابطۀ یادشده را به شکل منفی تعدیل می‌کند. این نتیجه مطابق با این دیدگاه است که رقابت بازار محصول، انگیزۀ مدیران را برای اجتناب مالیاتی افزایش می‌دهد که از این طریق وجوه نقد بیشتری برای سرمایه‌گذاری و پیشی‌گرفتن از رقبا در اختیار دارد.
نگاره 4. نتایج آزمون فرضیۀ دوم
|
متغیر وابسته: اجتناب مالیاتی |
||||||
|
متغیر |
|
ضریب |
انحراف استاندارد |
آماره t |
سطح معناداری |
vif |
|
قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی |
|
432/0- |
124/0 |
473/3- |
000/0* |
75/1 |
|
رقابت بازار |
|
001/0- |
000/0 |
246/0- |
434/0 |
06/1 |
|
قابلیت مقایسه × رقابت بازار |
|
385/0 |
119/0 |
233/3 |
001/0* |
54/1 |
|
محدودیت مالی |
|
025/0 |
007/0 |
468/3 |
000/0* |
73/1 |
|
اهرم مالی |
|
015/0- |
026/0 |
597/0- |
551/0 |
54/2 |
|
نسبت ارزش بازار به دفتری |
|
004/0- |
002/0 |
177/2- |
*030/0 |
49/1 |
|
بازده داراییها |
|
042/0 |
039/0 |
088/1 |
217/0 |
74/2 |
|
ناخالص دارایی‌های ثابت |
|
015/0- |
012/0 |
235/1- |
243/0 |
91/1 |
|
اندازه |
|
003/0 |
004/0 |
878/0 |
380/0 |
75/1 |
|
مقدار ثابت |
|
123/0 |
059/0 |
096/2 |
036/0* |
--- |
|
اثرات سال و صنعت |
کنترل شد |
|
||||
|
آماره F 932/4 ضریب تعیین تعدیل‌شده 170/0 معناداری آماره F 000/0 آمارۀ دوربین واتسون 681/1 |
|
|||||
|
* معناداری در سطح 95 درصد |
||||||
منبع: یافته‌های پژوهش
آزمون‌های حساسیت
معیار جایگزین قابلیت مقایسه
به‌منظور اعتبارسنجی مجدد نتایج، مطابق با دی‌فرانکو و همکاران [34] و حبیب و همکاران [42]، فرضیه‌های پژوهش با استفاده از میانۀ نمرات قابلیت مقایسۀ دوبه‌‌دو شرکت‌ها به‌عنوان شاخص جایگزین قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی آزموده شد؛ نتایج به‌دست‌آمده در نگاره (5) و (6)، یافته‌های پیشین پژوهش را تأیید می‌کنند.
نگاره 5. نتایج آزمون فرضیۀ اول با شاخص جایگزین قابلیت مقایسه
|
متغیر وابسته: اجتناب مالیاتی |
||||||
|
متغیر |
|
ضریب |
انحراف استاندارد |
آماره t |
سطح معناداری |
vif |
|
قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی |
|
235/0- |
093/0 |
527/2- |
012/0* |
56/1 |
|
محدودیت مالی |
|
025/0 |
007/0 |
360/3 |
000/0* |
73/1 |
|
اهرم مالی |
|
007/0- |
025/0 |
287/0- |
774/0 |
45/2 |
|
نسبت ارزش بازار به دفتری |
|
004/0- |
002/0 |
228/2- |
026/0* |
49/1 |
|
بازده داراییها |
|
026/0 |
038/0 |
675/0 |
499/0 |
70/2 |
|
ناخالص دارایی‌های ثابت |
|
015/0- |
012/0 |
239/1- |
216/0 |
91/1 |
|
اندازه |
|
004/0 |
004/0 |
184/1 |
237/0 |
68/1 |
|
مقدار ثابت |
|
104/0 |
058/0 |
799/1 |
072/0 |
--- |
|
اثرات ثابت سال و صنعت |
کنترل شد |
|
||||
|
آماره F 842/4 ضریب تعیین تعدیل‌شده 155/0 معناداری آماره F 000/0 آمارۀ دوربین واتسون 691/1 |
|
|||||
|
* معناداری در سطح 95 درصد |
||||||
منبع: یافته‌های پژوهش
نگاره 6. نتایج آزمون فرضیۀ دوم با شاخص جایگزین قابلیت مقایسه
|
متغیر وابسته: اجتناب مالیاتی |
||||||
|
متغیر |
|
ضریب |
انحراف استاندارد |
آماره t |
سطح معناداری |
vif |
|
قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی |
|
311/0- |
093/0 |
331/3- |
000/0* |
74/1 |
|
رقابت بازار |
|
000/0- |
000/0 |
664/0- |
507/0 |
06/1 |
|
قابلیت مقایسه × رقابت بازار |
|
244/0 |
091/0 |
678/2 |
008/0* |
41/1 |
|
محدودیت مالی |
|
025/0 |
007/0 |
521/3 |
000/0* |
73/1 |
|
اهرم مالی |
|
018/0- |
026/0 |
707/0- |
479/0 |
54/2 |
|
نسبت ارزش بازار به دفتری |
|
004/0- |
002/0 |
173/2- |
030/0* |
48/1 |
|
بازده داراییها |
|
040/0 |
038/0 |
051/1 |
294/0 |
74/2 |
|
ناخالص دارایی‌های ثابت |
|
015/0- |
012/0 |
311/1- |
190/0 |
91/1 |
|
اندازه |
|
003/0 |
004/0 |
891/0 |
373/0 |
75/1 |
|
مقدار ثابت |
|
123/0 |
059/0 |
101/2 |
*036/0 |
--- |
|
اثرات ثابت سال و صنعت |
کنترل شد |
|
||||
|
آماره F 924/4 ضریب تعیین تعدیل‌شده 170/0 معناداری آماره F 000/0 آمارۀ دوربین واتسون 685/1 |
|
|||||
|
* معناداری در سطح 95 درصد |
||||||
منبع: یافته‌های پژوهش
معیار جایگزین رقابت بازار
به پیروی از اسمعیلی‌پور ماسوله [1] و سرلک و میرزایی [9]، رقابت بازار با استفاده از شاخص آنتروپی (E) که با جمع وزنی سهم بازار شرکت‌ها محاسبه می‌شود، جایگزین و فرضیۀ دوم پژوهش، مجدد برآورد می‌شود. براساس شاخص آنتروپی به سهم بازار هر شرکت وزنی برابر با Log (1/s) اختصاص می‌یابد. دامنۀ تغییرات شاخص مزبور بین صفر و Log N است. هرچه مقدار آنتروپی به صفر نزدیک‌تر باشد، بازار متمرکزتر و رقابت، کمتر است و هرچه مقدار آن افزایش یابد و به Log N نزدیک‌تر باشد، بازار غیرمتمرکزتر و درنتیجه، رقابت بالاتر است. نحوۀ محاسبۀ شاخص آنتروپی به شرح رابطه (10) است:
|
(10) |
که در آن E: شاخص آنتروپی، N: تعداد شرکت‌های فعال در صنعت و Si: نسبت فروش شرکت به فروش صنعت است. با توجه به نگاره (7)، نتایج حاصل از برآورد مدل با شاخص آنتروپی نیز نتایج به‌دست‌آمدۀ پیشین را در سطح اطمینان 90% تأیید می‌کند.
نگاره 7. نتایج آزمون فرضیۀ دوم با شاخص جایگزین رقابت بازار
|
متغیر وابسته: اجتناب مالیاتی |
|
|||||
|
متغیر |
|
ضریب |
انحراف استاندارد |
آماره t |
سطح معناداری |
vif |
|
قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی |
|
439/0- |
172/0 |
562/2- |
011/0* |
23/2 |
|
رقابت بازار (E) |
|
125/0- |
242/0 |
517/0- |
605/0 |
25/4 |
|
قابلیت مقایسه × رقابت بازار |
|
417/0 |
235/0 |
773/1 |
077/0 |
18/4 |
|
محدودیت مالی |
|
025/0 |
007/0 |
366/3 |
000/0* |
74/1 |
|
اهرم مالی |
|
001/0- |
026/0 |
041/0- |
967/0 |
74/2 |
|
نسبت ارزش بازار به دفتری |
|
004/0- |
002/0 |
127/2- |
034/0* |
49/1 |
|
بازده داراییها |
|
035/0 |
039/0 |
909/0 |
363/0 |
87/2 |
|
ناخالص دارایی‌های ثابت |
|
011/0- |
012/0 |
919/0- |
363/0 |
96/1 |
|
اندازه |
|
011/0 |
007/0 |
474/1 |
141/0 |
82/2 |
|
مقدار ثابت |
|
009/0 |
102/0 |
092/0 |
927/0 |
--- |
|
اثرات ثابت سال و صنعت |
کنترل شد |
|
||||
|
آماره F 648/4 ضریب تعیین تعدیل‌شده 162/0 سطح معناداری آماره F 000/0 آمارۀ دوربین واتسون 689/1 |
|
|||||
|
* معناداری در سطح 95 درصد |
||||||
|
منبع: یافته‌های پژوهش
|
|
|||||
بحث و نتیجه‌گیری
پژوهش حاضر با هدف بررسی تأثیر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی بر اجتناب مالیاتی شرکت‌ها و نیز بررسی نقش تعدیل‌کنندۀ رقابت بازار محصول در رابطۀ مزبور انجام شد. یافته‌های پژوهش نشان دادند قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی، تأثیر منفی و معناداری بر اجتناب مالیاتی شرکت‌ها دارد. اطلاعات حسابداری که قابلیت مقایسۀ بیشتری دارد، اثر پوششی دارد و اطلاعات شرکت‌های فعال در صنایع یکسان، مکمل یکدیگرند. این امر شباهت‌ها و تفاوت‌های اقتصادی شرکت‌های مختلف را برجسته و افراد برون‌سازمانی را قادر می‌سازد معاملات غیرعادی شرکت‌ها را بهتر شناسایی کنند و پنهان‌سازی فعالیت‌های اجتناب مالیاتی، دشوار شود که نتیجۀ آن، در کاهش اجتناب مالیاتی شرکت‌ها متبلور می‌شود. علاوه بر این، اطلاعات حسابداری با قابلیت مقایسۀ بالاتر به علت کاهش هزینه‌های کسب و پردازش اطلاعات [34] کارایی حاکمیت شرکتی درون‌سازمانی و برون‌سازمانی را بهبود می‌بخشد و هزینۀ اجرای فعالیت‌های اجتناب مالیاتی مدیران را به‌منظور دستیابی به منافع شخصی افزایش می‌دهد و به کاهش اجتناب مالیاتی شرکت‌ها منجر می‌شود. نتیجۀ به‌دست‌آمده با یافته‌های زیر همسو است: آرمسترانگ و همکاران [20] که بیان داشتند اطلاعات حسابداری با کیفیت بالا عدم تقارن اطلاعاتی و مشکلات نمایندگی را کاهش می‌دهد و حاکمیت شرکتی را تقویت می‌کند؛ چن و لین [32] که بین میزان عدم تقارن اطلاعاتی و اجتناب مالیاتی شرکت‌ها رابطۀ مثبتی کشف کردند؛ کینگ‌یوآن و لومنگ [58] و مجید و یان [51] که تأثیر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی را بر اجتناب مالیاتی در چین بررسی کردند.
همچنین یافته‌ها نشان دادند اثر بازدارندۀ قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی بر اجتناب مالیاتی در شرکت‌هایی ضعیف‌تر است که با رقابت شدیدتری در بازار مواجه‌اند. این نتیجه مطابق با این دیدگاه است که رقابت به‌عنوان انگیزهای برای اجتناب مالیاتی عمل می‌کند و مدیران تمایل دارند با اجتناب مالیاتی، وجوه نقد بیشتری برای سرمایه‌گذاری و سبقت‌گرفتن از رقبا در اختیار داشته باشند. نتیجهۀ به‌دست‌آمده با یافته‌های مجید و یان [51] مطابقت دارد و با نتایج کینگ‌یوآن و لومنگ [58] که نقش تعدیل‌کنندۀ رقابت را در رابطۀ قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی و اجتناب مالیاتی در چین بررسی کردند، مغایرت دارد.
پژوهش حاضر، ادبیات مربوط به عواقب اقتصادی قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی را غنی ساخته است و با آشکارسازی اینکه قابلیت مقایسۀ اطلاعات حسابداری مالی به‌عنوان یک سازوکار حاکمیتی برون‌سازمانی، سطح اجتناب مالیاتی شرکت‌ها را کاهش می‌دهد، شواهد بیشتری دربارۀ سودمندی صورتهای مالی در تصمیم‌گیری از منظر اجتناب مالیاتی ارائه می‌دهد. همچنین، این پژوهش ادبیات مربوط به عوامل مؤثر بر اجتناب مالیاتی شرکت‌ها را گسترش می‌دهد.
پیشنهادهای کاربردی پژوهش
مزایای بسیار زیاد قابلیت مقایسۀ اطلاعات مالی برای تصمیم‌گیری آگاهانۀ استفاده‌کنندگان، هم از لحاظ نظری و هم تجربی تأکید و تأیید فراوان شده است. یافته‌های پژوهش حاضر نیز مؤید تأثیر منفی این ویژگی کیفی صورتهای مالی بر سطح اجتناب مالیاتی شرکت‌ها بود؛ بنابراین، پیشنهاد می‌شود سازمان حسابرسی به‌عنوان نهاد استانداردگذار حسابداری در ایران در تدوین استانداردهای حسابداری جدید و تجدیدنظر در استانداردهای موجود، ویژگی قابلیت مقایسۀ اطلاعات مالی را بیش از پیش مدنظر قرار دهد. همچنین پیشنهاد می‌شود سازمان بورس اوراق بهادار، شرکت‌ها را از لحاظ قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی، رتبه‌بندی و گزارش آن را در دوره‌های منظم در اختیار استفاده‌کنندگان قرار دهد تا شرکت‌ها نیز بیشتر در راستای افزایش قابلیت مقایسۀ اطلاعات مالی خود تلاش کنند.بدین ترتیب، طیف وسیعی از استفاده‌کنندگان صورتهای مالی نظیر سرمایه‌گذاران، اعتباردهندگان، تحلیل‌گران بازار سرمایه و نیز مأموران تشخیص مالیات می‌توانند از این ویژگی کیفی تعیین‌کنندۀ صورتهای مالی به‌صورت بهینه بهره‌مند شوند.
پیشنهاد برای پژوهشهای آتی
در پژوهش حاضر، تأثیر یکی از این ویژگی‌ها یعنی قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی بر اجتناب مالیاتی شرکت‌ها در این پژوهش بررسی شد. پیشنهاد می‌شود سایر پژوهشگران تأثیر متقابل اجتناب مالیاتی و قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی را با استفاده از رویکرد معادلات هم‌زمان بررسی کنند. این پژوهش از رقابت بازار محصول به‌عنوان متغیر تعدیل‌گر در رابطۀ قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی و اجتناب مالیاتی استفاده شد. پیشنهاد می‌شود دیگر پژوهشگران سایر عوامل تأثیرگذار بر این رابطه، مانند کیفیت افشا، محدودیت‌های مالی، حضور سهامداران نهادی، کیفیت حسابرسی و ... را بررسی کنند. همچنین پیشنهاد می‌شود در پژوهشهای آتی تأثیر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی بر سایر موضوعات حوزۀ مالیات، مانند تهور مالیاتی مطالعه شود. انجام پژوهش حاضر با به‌کارگیری دوره زمانی طولانی‌تر یا اندازه‌گیری قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی با استفاده از مدل‌های متفاوت از مدل دی‌فرانکو و همکاران [34] مانند مدل ارائه‌شدۀ کاسکینو و گاسن [28] از دیگر پیشنهادهای این پژوهش است.
محدودیت‌های پژوهش
با توجه به اینکه قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی در سطح صنعت اندازه‌گیری می‌شود، مهم‌ترین محدودیت در انجام پژوهش حاضر، تعداد محدود شرکت‌های صنایع مختلف فعال در بورس اوراق بهادار تهران است؛ شرکت‌هایی که حائز شرایط قرارگرفتن در نمونۀ پژوهش باشند. نبود داده‌های مورد نیاز برای محاسبۀ متغیرهای پژوهش موجب حذف برخی از شرکت‌ها از نمونۀ آماری پژوهش شد؛ این امر بر قابلیت تعمیم نتایج به جامعۀ آماری تأثیر می‌گذارد.
)
