نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 استادیار گروه حسابداری، دانشکده مدیریت اقتصاد و حسابداری، دانشگاه هرمزگان، بندرعباس، ایران
2 استادیار گروه اقتصاد، دانشکده مدیریت اقتصاد و حسابداری، دانشگاه هرمزگان، بندرعباس، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
This research study has been conducted to investigate the effect of aggressive tax policies on excess liquidity considering the role of economic and environmental instability in firms listed on the Tehran Stock Exchange. To achieve the research objectives, research hypotheses were tested based on a statistical sample of 167 firms for 10 years from 2012 to 2021 using correlation analysis through the panel data estimation method with Eviews. Research findings show that aggressive tax policies lead to an increase in excess liquidity. Also, economic and environmental instabilities have an intensifying effect on the positive relationship between aggressive tax policies and excess liquidity. In times of instability, firms face problems related to tax decisions. In general, facing more instability leads to the adoption of riskier tax policies, so managers try to keep enough cash to face unforeseen conditions by applying appropriate strategies. Considering the role of tax policies, the results of this study can provide a better understanding of the firm tax performance of firms and the important consequences of aggressive tax policies for managers, investors, and policymakers.
Introduction
In today's global era, economic conditions have caused organizations to experience chaotic and uncertain situations as an open social system, in such a situation, focusing on the concept of uncertainties is very important. All organizations operate within specific physical, technological, cultural, economic, and social conditions called their environment. No organization can continue to exist independently of the environment in which it is located, But the life and survival of an organization is completely related to its environment. As there are so many factors that affect the maintenance of liquidity in companies, this study has been conducted to investigate the effect of aggressive tax policies on excess liquidity about the role of economic and environmental uncertainties in companies listed on the Tehran Stock Exchange.
Methods & Materials
The data of this study is based on figures and real information. To achieve the research objectives, research hypotheses were tested based on a statistical sample of 167 firms for 10 years from 2012 to 2021 using correlation analysis through the panel data estimation method through Eviews. In this study, the long-term (3-year) effective tax rate of the firm and the relevant industry is used as a measure of aggressive tax policies, and to measure it, in the first stage, the effective rate of liquidity tax paid as an indicator of the responsibility of each firm in the field of aggressive tax policies has been used.
Findings
In examining the significance of the research model, according to the results, it is confirmed with a 95% confidence level. The results of the estimated model show that the variable coefficient of aggressive tax policies is positive and significant. It can be said that aggressive tax policies have a positive effect on excess liquidity. Also, the results show that the variables of the interactive effect of economic uncertainty and environmental uncertainty have a significant effect on the relationship between aggressive tax policies and excess liquidity, and this effect is positive. Briefly, we find that the effect of the interactive variables is reinforcing and the second and third hypotheses of the research that economic and environmental uncertainty strengthen the effect of aggressive tax policies on excess liquidity are confirmed. To strengthen the results, the research model has also been estimated using the combined index of economic uncertainty. Due to the comprehensiveness of the composite index, environmental uncertainty is not included in the robustness test, although including environmental uncertainty does not make a difference in the overall results of the research.
The results of the first research hypothesis show that aggressive tax activities can lead to an increase in the excess liquidity of companies. It is worth mentioning that the use of aggressive procedures by companies to avoid paying taxes leads to an increase in the degree of uncertainty regarding future tax payments. Therefore, it can be expected that the increase in uncertainty about the tax situation through the change in the future liquidity flows of companies creates a precautionary incentive to hold liquidity. Uncertainties reduce the return on assets and increase the cost of external financing, thereby aggravating the financial constraints of firms, which in turn increases the incentive to hold liquidity. Also, economic and environmental uncertainties can increase managerial conservatism and force companies to hold more liquidity. Since policy uncertainty is temporary, increased liquidity holdings and tax avoidance can provide firms with flexibility and allow firms to take advantage of future profitable investment opportunities when uncertainty is reduced.
Conclusion & Results
The findings of this study may have important consequences for policymakers and investors. This research provides investors with an additional tool for evaluating potential investments. Accumulation of excess liquidity by firms provides significant signals to investors of aggressive tax policies that may destroy firm value and threaten economic stability. Also, according to the current economic conditions, policymakers and governments may create new executive laws to limit tax avoidance practices and managers' misuse of firm resources, which will be useful in boosting potential production growth and increasing investment. This may have a positive effect on the Iranian economy, but on the other hand, the existence of high uncertainties in the Iranian economy and the insistence of companies in avoiding paying taxes can complicate the situation. The fight against tax avoidance and other forms of corruption in companies will increase the government's tax revenues, which are mainly collected to finance government expenditures and essential public goods and services, thus benefiting the quality of life of citizens, but economic relations have certain complexities. Improving the country's economic conditions and reducing uncertainties can reduce the administrative and psychological costs of government policies in the field of increasing tax revenues.
کلیدواژه‌ها [English]
در عصر جهانی امروز، شرایط اقتصادی باعث شده است سازمان‌ها به‌عنوان نظام اجتماعی باز، موقعیت‌های آشوبناک و نامطمئنی را تجربه کنند؛ در چنین شرایطی، تمرکز بر مفهوم بی‌ثباتی‌ها اهمیت بسزایی دارد (Laguir et al., 2022). همه سازمان‌ها در بطن شرایط فیزیکی، فناورانه، فرهنگی، اقتصادی و اجتماعی خاصی که محیط آنها نامیده می‌شود، فعالیت می‌کنند. هیچ سازمانی نمی‌تواند مستقل از محیطی که در آن قرار دارد، به حیات خود ادامه دهد؛ اما حیات و بقای یک سازمان به‌طور کامل به نوع رابطه آن با محیطی مربوط است که در واقع خود جزئی از آن به‌شمار می‌آیند.
در محیط کسب‌وکار امروز، مهم‌ترین مشخصه بی ثباتی‌ها هستند (Eker & Eker, 2019). بی‌ثباتی‌های اقتصادی در ابعاد مختلف تأثیر شایان توجهی بر نگهداری وجه نقد شرکت‌ها دارند. نخست، هزینه تأمین مالی را افزایش می‌دهند و محدودیت‌های تأمین مالی را بر شرکت‌ها تحمیل می‌کنند که باعث می‌شود شرکت‌ها جریان‌های نقدی خود را افزایش دهند تا تأثیر چنین ریسکی را کاهش دهند. دوم، در صنایع مختلف، تنش‌های تجاری افزایش می‌یابند و اثرات مخربی بر تولید ناخالص داخلی و نرخ اشتغال دارند؛ بنابراین، شرکت‌ها انگیزه بیشتری برای پس‌انداز پول نقد برای جلوگیری از هرگونه مشکل ناشی از بی‌ثباتی‌ها خواهند داشت (Lee & Wang, 2021).
بخش چشمگیری از دارایی شرکت‌ها به‌صورت وجه نقد یا اوراق بهادار قابل معامله، نگهداری می‌شود (Anand et al., 2018; Davis, 2018; Guenther et al., 2020; Chintha and Prasad, 2021). انگیزه حفظ و نگهداری مازاد وجه نقد در چارچوب نظریه‌های دادوستد (مبادله) و نمایندگی توجیه‌پذیر است (سلیمی و خاکزاد کهق، 1398). در بازارهای سرمایه کاملاً کارا، شرکت‌ها به نگهداشت وجه نقد نیازی ندارند؛ زیرا در صورت نیاز قادرند از منابع خارجی تأمین مالی کنند؛ اما با وجود اصطکاک‌های موجود در بازار سرمایه، تأمین مالی خارجی با هزینه‌هایی همراه است (نصیری و یغمائی علیشاه، 1398).
مدیران برای مقابله با شرایط بی‌ثباتی، از گزینه‌های متنوعی استفاده می‌کنند. در شرکت‌ها تخصیص وجوه نقد مربوط با مالیات‌ها با محدودیت‌های مالی نسبی، بی‌ثباتی اقتصادی و وضعیت محیطی مرتبط است. شرکت‌هایی که بیشتر در معرض بی‌ثباتی قرار دارند، به‌صورت معنی‌داری پول نقد بیشتری را برای پیش‌بینی تسویه حساب‌های آتی و سایر هزینه‌های مرتبط نگهداری می‌کنند (Arena and Julio, 2015). عدم اطمینان دربارۀ بازپرداخت‌های آتی نشان می‌دهد شرکت‌ها ممکن است از نقدینگی مرتبط با مالیات با احتیاط بیشتری نسبت به سایر جریان‌های نقدی استفاده کنند (Guenther et al., 2020). مدیران شرکت‌ها به‌طور مرتب به برنامه‌ها و ریسک‌های مربوط به مالیات، هم‌زمان با سایر ریسک‌ها توجه و بازنگری می‌کنند و به شناسایی و مدیریت آنها می‌پردازند (قوت‌مند جزی و همکاران، 1400).
شرکت‌ها برای کاهش بدهی‌های مالیاتی خود سیاست‌ها و اقدامات مختلفی انجام می‌دهند. برخی از این اقدامات قانونی هستند؛ مانند تقسیم درآمد و به تعویق انداختن مالیات‌ها. برخی دیگر اقدامات غیرقانونی هستند؛ مانند گزارش کمتر درآمد، فروش یا ثروت، گزارش نادرست کسور، معافیت‌ها یا اعتبارات بیش از حد و عدم ارائه اظهارنامه مالیاتی مناسب (Alm, 2014). بر مبنای انگیزه احتیاطی نگهداشت وجه نقد، انتظار می‌رود سیاست‌های تهاجمی مالیاتی ازطریق ایجاد عدم اطمینان در موقعیت‌های آتی شرکت‌ها تصمیم‌های نگهداشت وجه را تحت تأثیر قرار دهد (Magerakis & Habib, 2020).
براساس مطالب بیان‌شده، انتظار می‌رود سیاست‌های تهاجمی مالیاتی موجب افزایش میزان وجه نقد مازاد شرکت‌ها شود؛ بااین‌حال، این موضوع در عمده مطالعات داخلی صورت‌گرفته، نادیده انگاشته می‌شود و یک فضای خالی در ادبیات حسابداری و مالی برای پژوهش وجود دارد که این انگیزه‌ای برای انجام پژوهش حاضر بوده است. به‌علاوه، تقریباً در تمام پژوهش‌های مالی داخلی، بی‌ثباتی محیطی و بی‌ثباتی اقتصادی به‌طور مجزا بررسی شده یا در برخی پژوهش‌ها یکسان انگاشته شده‌اند؛ ولی در پژوهش حاضر، با یک دیدگاه ترکیبی، هر دو متغیر به‌طور هم‌زمان بررسی شده‌اند؛ از این رو، پژوهش حاضر از چند نظر برای سرمایه‌گذاران و سیاست‌گذاران حائز اهمیت است. نخست اینکه این پژوهش یک ابزار جدید را برای ارزیابی سرمایه‌گذاری‌های بالقوه در اختیار سرمایه‌گذاران قرار می‌دهد؛ انباشت نقدینگی اضافی توسط شرکت‌ها، نشانه‌های چشمگیری از سیاست‌های تهاجمی مالیاتی به سرمایه‌گذاران می‌دهد که ممکن است باعث تخریب ارزش شرکت و تهدید ثبات اقتصادی شود. دوم، با توجه به شرایط اقتصادی موجود، سیاست‌گذاران و دولت‌ها ممکن است قوانین اجرایی جدیدی را برای محدودکردن رویه‌های اجتناب از پرداخت مالیات و همچنین، سوء استفاده مدیران از منابع شرکت ایجاد کنند که در تقویت رشد تولید بالقوه و افزایش سرمایه‌گذاری مفید خواهد بود.
نقدینگی، نقدینگی بهینه و نقدینگی اضافی
نقدینگی به توانایی یک شرکت برای پاسخگویی به بدهی‌های جاری خود اشاره دارد و ارتباط نزدیکی با اندازه و ترکیب موقعیت سرمایه در گردش شرکت دارد. نقدینگی تابعی از دارایی‌های جاری و بدهی‌های جاری و ترکیب آنها است. سطح نقدینگی یک شرکت به مقدار دارایی‌هایی که می‌توان به‌سرعت به وجه نقد تبدیل کرد، وضعیت رونق شرکت، میزان تعهداتی که در آینده نزدیک مستلزم بازپرداخت است و توانایی شرکت برای جمع‌آوری پول نقد ازطریق انتشار اوراق بهادار یا قرض گرفتن بستگی دارد (Pagratis et al., 2017).
نگهداری نقدینگی بهینه برای اطمینان از ریسک نقدینگی ضروری است (Hasanović & Latić, 2017). براساس ادبیات مالی، نخستین عنصر ضروری نقدینگی، زمان لازم برای تبدیل یک دارایی به وجه نقد یا پرداخت بدهی جاری است و هرچه سریع‌تر یک دارایی به وجه نقد تبدیل شود، نقدشوندگی بیشتری دارد. عنصر دوم نقدینگی، مقدار است و یک شرکت باید منابع نقدی کافی برای پوشش بدهی‌های مالی خود را داشته باشد. هزینه، سومین عنصر است و دارایی در صورتی نقد می‌شود که بتوان آن را به‌سرعت با هزینه اندک به پول نقد تبدیل کرد. یک بنگاه اقتصادی در صورتی با سطح نقدینگی بهینه تلقی می‌شود که منابع مالی کافی برای پوشش بدهی‌های مالی خود را به‌موقع و با حداقل هزینه داشته باشد (Kontuš & Mihanović, 2019).
اقتصاددانان در توجیه نگهداری وجه نقد اضافی در درون واحد تجاری، دلایل متعددی را ارائه کرده‌اند. مشهورترین نظریه دربارۀ دلایل نگهداری وجه نقد اضافی، نظریه کینز است که انگیزه‌های نگهداری وجه نقد اضافی را به‌صورت انگیزه‌های معاملاتی، احتیاطی و سفته‌بازی تقسیم می‌کند (Endri et al, 2020). برخی نظریه‌های دیگر مانند نظریه نمایندگی، نظریه عدم تقارن اطلاعاتی، نظریه موازنه، نظریه سلسله‌مراتب تأمین مالی و نظریه وجه نقد آزاد نیز به انگیزه نگهداری وجوه نقد اضافی توسط شرکت‌ها می‌پردازند؛ بااین‌حال، مطالعات جدید زیادی وجود دارند که نگهداری نقدینگی اضافی در شرکت‌ها را مرتبط با عدم اطمینان‌ها و ریسک‌ها در اقتصاد می‌دانند؛ برای نمونه، دمیر و ارسان (2017) بیان می‌کنند وقتی عدم اطمینان در کشورها افزایش می‌یابد، شرکت‌ها ترجیح می‌دهند پول نقد بیشتری نگهداری کنند (Demir & Ersan, 2017). برخی از مطالعات نشان می‌دهند عدم قطعیت‌ها هزینه تأمین مالی خارجی را افزایش می‌دهند و شرکت‌ها را به سمت محدودیت‌های مالی سوق می‌دهند (Brogaard & Detzel, 2015). همچنین، لی و وانگ (2021) شواهدی ارائه می‌کنند مبنی بر اینکه شرکت‌هایی که با محدودیت‌های مالی روبه‌رو هستند، پول نقد بیشتری برای مقابله با ریسک ژئوپلیتیک و حفظ سرمایه‌گذاری و عملیات خود نگهداری می‌کنند (Lee & Wang, 2021).
سیاست تهاجمی مالیاتی
اجتناب از پرداخت به‌موقع مالیات ممکن است تأثیر منفی بر جامعه داشته باشد؛ به طوری که فعالیت‌های تهاجمی مالیاتی ممکن است باعث کسر بودجه و تحمیل زیان‌های جبران‌ناپذیر بر جامعه شوند (بارزمان و ستایش، 1400). هزینه‌های مالیاتی باعث خروج وجه نقد و همچنین، کاهش سود هر سهم در شرکت‌ها می‌شود؛ بنابراین، مدیران شرکت‌ها در تلاش‌اند ازطریق مدیریت مالیاتی به‌صورت محافظه‌کارانه هزینه‌های مالیات را کاهش دهند. بدیهی است سهامداران و تحلیل‌گران بازار سرمایه اینگونه عملکرد مدیران را زیر ذره بین قرار می‌دهند (عبدلی و همکاران، 1392).
اگرچه برخی پژوهش‌های پیشین از اصطلاح «فرار مالیاتی» برای اجتناب از پرداخت مالیات‌ها توسط شرکت‌ها استفاده می‌کنند، در این پژوهش به پیروی از لاو و میلز (2017) از عبارت «سیاست مالیاتی تهاجمی» استفاده می‌شود؛ زیرا از دیدگاه سرویس خدمات درآمد داخلی ایالات‌متحده (IRS)، فرار به معنای کاهش غیرقانونی مالیات است (Law & Mills, 2017). قوانین مالیاتی شرکت‌ها عموماً مشمول قضاوت اساسی دربارۀ اعمال قوانین پیچیده در حقایق پیچیده‌اند؛ بنابراین، بیشتر تعدیل‌های حسابرسی پیشنهادی توسط مقامات مالیاتی به موضوعاتی مربوط می‌شود که در بهترین حالت توسط مقامات مالیاتی به‌عنوان تهاجمی تلقی می‌شوند، نه صرفاً به‌عنوان فرار با مجازات‌های مرتبط. شرکت‌هایی که روش‌های تهاجمی مالیاتی را در پیش می‌گیرند، برای مقابله با ریسک شناسایی توسط مقامات مالیاتی اقدام به نگهداشت وجه نقد بیشتری (به‌صورت احتیاطی) در سیستم مالی خود می‌کنند (Hanlon et al., 2017; Drake et al., 2019).
تأثیرگذاری سیاست تهاجمی مالیاتی بر نقدینگی اضافی
ادبیات پیشین دو دیدگاه رقیب را دربارۀ سیاست‌های تهاجمی مالیاتی نشان می‌دهد که ممکن است توضیح دهند چرا مدیران نقدینگی اضافی نگهداری می‌کنند. دیدگاه نخست بیان می‌کند سیاست‌های تهاجمی مالیاتی نشان‌دهنده یک فعالیت افزایش‌دهنده ارزش هستند که منجر به انتقال ثروت از دولت به شرکت‌ها می‌شود (Benkraiem et al., 2023). شرکت‌ها با کاهش بدهی‌های مالیاتی خود، پس‌انداز مالیاتی بالاتری را ایجاد می‌کنند که می‌تواند مجدداً سرمایه‌گذاری شود یا به سهامداران برگردانده شود. براساس این دیدگاه، سرمایه‌گذاران ممکن است ارزش بیشتری را به وجه نقد مازاد نگهداری‌شده توسط شرکت‌ها اختصاص دهند.
بااین‌حال، دیدگاه اول یک ویژگی مهم شرکت‌های مدرن را نادیده می‌گیرد: جدایی مالکیت و کنترل. پژوهش‌های پیشین نشان داده‌اند سیاست‌های تهاجمی مالیاتی با مسائل عدم تقارن اطلاعات و هزینه‌های نمایندگی مرتبط‌اند که ممکن است مدیران را به سوء استفاده از منابع شرکت سوق دهد. براساس دیدگاه تئوری نمایندگی، فعالیت‌های اجتناب از مالیات می‌توانند مدیران را از به حداکثر رساندن ارزش سهامداران، در زمانی که مشکلات نمایندگی تشدید می‌شود، منحرف کنند (Wang et al., 2020). این فعالیت‌ها به دو ویژگی مهم نیاز دارند: پیچیدگی و مبهم‌بودن برای جلوگیری از شناسایی آنها توسط مقامات مالیاتی (Chen et al., 2010). مطابق با این استدلال، دیدگاه دوم بیان می‌کند سیاست‌های تهاجمی مالیاتی، شرکت‌ها را ملزم به افزایش پیچیدگی مالی و سازمانی می‌کند که به‌طور چشمگیری شفافیت گزارشگری مالی را مختل می‌کند (Balakrishnan et al., 2019). کشف این عدم شفافیت توسط سرمایه‌گذاران، حسابرسان یا مقامات مالیاتی، منجر به بدبینی، هزینه‌ها و جرائم هنگفت و درنتیجه، خروج وجوه نقد قابل توجه خواهد شد؛ بنابراین، مدیران اینگونه شرکت‌ها سعی می‌کنند نقدینگی اضافی بیشتری نگهداری کنند.
بی‌ثباتی‌ها و نقش تعدیل‌گری در تأثیرگذاری سیاست تهاجمی مالیاتی بر نقدینگی اضافی
در پی بحران‌های مالی جهانی اخیر، نگرانی‌های فزاینده‌ای دربارۀ سیاست‌های نامطمئن وجود دارد که عمدتاً به سیاست‌های اقتصادی و تصمیم‌های مالی مربوط می‌شود (Baker et al., 2016). این امر تا حد زیادی مبتنی بر این باور است که عدم اطمینان دربارۀ مالیات‌ها و همچنین، سیاست‌های مالی، پولی و سایر قوانین نظارتی، به‌طور چشمگیری به رکود مالی در اقتصاد جهانی کمک کرده است. مسائلی مانند افزایش بیکاری و نابرابری درآمد، مهاجرت و نوسانات قیمت نفت، اقتصاد جهانی را پیچیده‌تر کرده است. علاوه بر این، بی‌ثباتی در سیاست‌ها همیشه نقش مهمی در شکل‌دهی به نتایج اقتصادی داشته است. همان‌طور که رشد اقتصادی کند اخیر در بسیاری از کشورهایی که در حال حاضر با بی‌ثباتی سیاست‌ها مواجه‌اند، گواه این امر است (Al-Thaqeb & Algharabali, 2019). ادبیات موجود نشان می‌دهد بی‌ثباتی اقتصادی و محیطی تأثیرات منفی کوتاه‌مدت قوی بر تورم و تولید (Athari et al., 2022)، اشتغال (Caggiano et al., 2017)، سرمایه‌گذاری خارجی (Canh et al., 2020)، توسعه اقتصادی (Scheffel, 2016) و توسعه مالی (Lei et al., 2021) دارد. همچنین، بی‌ثباتی اقتصادی باعث کاهش بازده سهام (Xu et al., 2021)، کاهش ثبات مالی (Phan et al., 2021)، نوسان قیمت سهام (Raza et al., 2023)، کاهش مشارکت سیاسی شرکت‌ها (Lei & Luo, 2023) و منقبض‌کردن عملکرد مالی بانک‌ها (Nguyen, 2021) می‌شود. علاوه بر این، پژوهش‌های پیشین نشان می‌دهند وقتی شرکت‌ها با عدم اطمینان بیشتر مواجه می‌شوند، در تصمیم‌گیری‌های سرمایه‌گذاری محافظه‌کارانه‌تر عمل می‌کنند (Liu & Zhang, 2020)، سطح سرمایه‌گذاری خود را پایین می‌آورند (Ma & Hao, 2022)، دارایی‌های نقدی را افزایش (Benkraiem et al., 2023) و نسبت‌های اهرمی را کاهش می‌دهند (Hou et al., 2022).
زمانی که بی‌ثباتی‌ها در اقتصاد افزایش می‌یابد، رویکردهای کلی اجتناب از مالیات می‌توانند بی‌اثر باشند؛ زیرا ممکن است با سیاست‌های مالیاتی جدید دولت‌ها سازگار نباشند و احتمال بررسی و بازرسی شدن عملکرد شرکت افزایش می‌یابد؛ بنابراین، شرکت‌ها به‌منظور جلوگیری از خطرات، ابتکار عمل خواهند داشت و سیاست‌های تهاجمی جدید به کار می‌گیرند. بدیهی است نداشتن سیاست مناسب برای اجتناب از مالیات، به معنای بار مالیاتی بیشتر برای شرکت است؛ این مسئله یک مکانیسم واکنش شرکت‌ها به بی‌ثباتی است که از متون موجود استنباط می‌شود؛ درنتیجه، بی‌ثباتی‌ها در اقتصاد منجر به کاهش درآمد مالی دولت‌ها می‌شود. در همین حال، دولت‌ها برای جلوگیری از رکود اقتصادی انگیزه بیشتری برای افزایش مخارج خود دارند که فشار مالی را افزایش می‌دهد. به‌منظور کاهش فشار، دولت‌ها تمام تلاش خود را برای افزایش درآمد مالیاتی خواهند کرد که باعث افزایش بار مالیاتی شرکت‌ها می‌شود.
اتخاذ سیاست‌های مالیاتی تهاجمی منجر به افزایش ریسک شرکت می‌شود؛ چون در صورت کشف توسط مقامات مالیاتی، منجر به هزینه‌ها و جرائم هنگفت و درنتیجه، خروج وجوه نقد سنگین خواهد شد؛ بنابراین، مدیران اینگونه شرکت‌ها سعی می‌کنند نقدینگی اضافی بیشتری نگهداری کنند (Hanlon et al., 2017). از دیدگاه انگیزه احتیاطی، از آنجایی که در شرایط بی‌ثباتی اقتصادی و محیطی، ریسک‌های شناخته‌شده ظاهراً برای هر دو طرف (تأمین‌کنندگان و مشتریان) بیشتر است، شرکت‌های ریسک‌گریز به احتمال زیاد پول نقد بیشتری ذخیره می‌کنند (Phan et al., 2021). با توجه به اهمیت و پیچیدگی ارتباط میان بی‌ثباتی‌ها، سیاست‌های مالیاتی و وجوه مازاد نگهداری‌شده توسط شرکت‌ها فرضیه‌های پژوهش توسعه داده شده‌اند.
فرضیه اول: سیاست‌های تهاجمی مالیاتی اثرات مثبت و فزاینده بر نقدینگی اضافی شرکت‌ها دارد.
فرضیه دوم: بی‌ثباتی اقتصادی رابطه بین سیاست‌های تهاجمی مالیاتی و نقدینگی اضافی را تقویت می‌کند.
فرضیه سوم: بی‌ثباتی محیطی رابطه بین سیاست‌های تهاجمی مالیاتی و نقدینگی اضافی را تقویت می‌کند.
پژوهش حاضر نوعی پژوهش همبستگی چندگانه و نیز نوعی پژوهش پس‌رویدادی محسوب می‌شود؛ زیرا نخست، همبستگی بین بیش از دو متغیر را بررسی می‌کند. دوم، از داده‌ها و اطلاعات پس از وقوع رویداد بهره می‌گیرد. جامعه آماری پژوهش شامل کلیه شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است که از ابتدای سال 1391 تا پایان سال 1400 (به مدت 10 سال) در بورس فعال بوده‌اند. در این پژوهش برای اینکه نمونه آماری یک نماینده مناسب از جامعه آماری مدنظر باشد، از روش غربالگری استفاده شده است. برای این منظور، 4 معیار محدودکننده در نظر گرفته شدند و در صورتی که شرکتی کلیه معیارها را احراز کرده باشد، به‌عنوان نمونه پژوهش انتخاب می‌شود و مابقی حذف می‌شوند:
بعد از مدنظر قرار دادن کلیه معیارهای بالا، تعداد 167 شرکت به‌عنوان جامعه غربالگری‌شده باقیمانده است که همه آنها به‌عنوان نمونه انتخاب شده‌اند. در نگاره (1) تعداد شرکت‌های نمونه به تفکیک صنایع ارائه شده است.
نگاره 1: توزیع فراوانی شرکت‌های نمونه بر حسب صنعت
Table 1: Frequency distribution of sample companies according to industry
داده‌های این پژوهش، مبتنی بر ارقام و اطلاعات واقعی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران و صورت‌های مالی شرکت‌ها هستند. اطلاعات و داده‌های مورد نیاز برای انجام پژوهش نیز از پایگاه اطلاع‌رسانی بورس اوراق بهادار تهران و مراجعه به صورت‌های مالی، یادداشت‌ها و گزارش‌های شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تأمین شده‌اند.
در ادامه، براساس پژوهش‌های آمس و همکاران (2015) و هانلون و همکاران (2017)، سعی شده است با بررسی ادبیات پژوهش یک استدلال مناسب در پشت فرضیه‌های مورد آزمایش ارائه شود (Amess et al., 2015; Hanlon et al., 2017). مدل پژوهشی باید نیازهای یک شرکت دارای محدودیت مالی را برای نگهداری وجه نقد برای انگیزه‌های احتیاطی در مقابل تمایل مدیران در به‌کارگیری سیاست‌های مالیاتی برجسته کند و نقش بی‌ثباتی‌ها را نشان دهد.
در این بخش، مدل پژوهش برای بررسی اینکه آیا سیاست‌های تهاجمی مالیاتی یک عامل تعیین‌کننده مهم در نگهداری نقدینگی اضافی است، ارائه می‌شود. براساس پژوهش‌های هانلون و همکاران (2017) و خونگ و همکاران (2020) می‌توان از رگرسیون‌هایی شروع کرد که نسبت وجوه نقد ( ) را به ویژگی‌های شرکت ( ) مرتبط و اثر افزایشی پراکسی‌های سیاست‌های تهاجمی مالیاتی ( ) را بررسی می‌کنند (Khuong et al., 2020; Hanlon et al., 2017)؛ از این رو، مدل رگرسیونی به شکل رابطه (1) در نظر گرفته می‌شود:
|
رابطه(1) |
|
با توجه به پژوهش‌های دریک و همکاران (2019)، دانگ و همکاران (2019) و رگو ویلسون (2012) مدل رگرسیونی در رابطه (2) به شکلی توسعه یافته است که تأثیر سیاست‌های تهاجمی مالیاتی را بر نرخ وجوه نقد شرکت‌ها در شرایط بی‌ثباتی اقتصادی و بی‌ثباتی محیطی تخمین بزند (Drake et al., 2019; Dang et al., 2019; Rego & Wilson, 2012):
|
رابطه(2) |
|
که در آن بیان‌کنندۀ نقدینگی اضافی شرکت، سیاست‌های تهاجمی مالیاتی، معیار سنجش بی‌ثباتی اقتصادی، معیار سنجش بی ثباتی محیطی، لگاریتم طبیعی وجه نقد، تغییرات فروش، اهرم مالی و بازده دارایی است.
متغیر وابسته: نقدینگی اضافی ( )
میزان نقدینگی اضافی مطابق با پژوهش آتیف و همکاران (2022) ازطریق محاسبه باقیمانده‌های مدل رگرسیون مقطعی به شرح رابطه (3) به دست می‌آید (Atif et al., 2022):
|
رابطه(3) |
|
که در آن میزان وجوه نقد شرکت است که از لگاریتم طبیعی حاصل تقسیم وجه نقد و معادل‌های وجه نقد بر کل دارایی‌ها حاصل می‌شود؛ لگاریتم طبیعی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت؛ لگاریتم طبیعی مجموع کل دارایی‌های شرکت؛ بیان‌کنندۀ تقسیم کل بدهی‌های شرکت بر کل دارایی‌ها؛ بیان‌کنندۀ دارایی‌های مشهود است که از تقسیم دارایی‌های ثابت بر کل دارایی‌های شرکت به دست می‌آید؛ بیان‌کنندۀ سود عملیاتی است که ازطریق تقسیم جریان‌های نقد عملیاتی بر کل دارایی‌ها محاسبه می‌شود؛ بیان‌کنندۀ میزان سوددهی شرکت است که از تقسیم سود عملیاتی بر کل دارایی‌های شرکت به دست می‌آید و فرصت‌های رشد شرکت را نشان می‌دهد و از تقسیم ارزش بازار شرکت بر ارزش دفتری آن به دست می‌آید. جمله پسماند رگرسیون است و میزان نقدینگی اضافی شرکت i را در هر سال نشان می‌دهد. مثبت (منفی) نشان می‌دهد شرکت بیشتر (کمتر) از میزان نیازش وجه نقد نگه می‌دارد.
متغیر مستقل: سیاست‌های تهاجمی مالیاتی ( )
در این پژوهش به‌منظور سنجش رویه‌های تهاجمی مالیاتی از نرخ مؤثر مالیاتی در بازه سه ساله برای شرکت‌ها و صنایع استفاده می‌شود. در گام نخست، نرخ مؤثر مالیات پرداخت‌شده محاسبه می‌شود. براساس پژوهش دیرنگ و همکاران (2008)، نرخ مالیات مؤثر نقدی شرکت به‌عنوان نسبت مالیات نقدی پرداختی شرکت به سود قبل از مالیات در یک دوره سه ساله مطاابق رابطه (4) محاسبه می‌شود (Dyreng et al, 2008):
|
رابطه(4) |
|
که در آن نرخ مؤثر مالیات نقدی پرداختی شرکت i در سال t است. برای خنثی‌کردن نوسانات نرخ مؤثر مالیاتی به جای بازه یکساله برآوردها در بازه سه ساله صورت پذیرفته‌اند؛ بدین ترتیب در محاسبه مخرج کسر از مجموع سودهای قبل از کسر مالیات در این سه سال استفاده شده است ( ). نرخ مؤثر مالیات نقدی پرداختی سه سال گذشته با مقیاس مجموع سود قبل از کسر مالیات همین سه سال است که در پژوهش‌های داخلی، معیار اجتناب مالیاتی در نظر گرفته شده است. مالیات نقدی پرداختی برابر است با مجموع مبالغ مالیاتی نقدی پرداختی شرکت i در سال‌های t الی t-2. نحوه محاسبات مطابق رابطه (5) است:
|
رابطه(5) |
|
که در آن شاخص نرخ مؤثر مالیاتی بلندمدت (3 ساله) شرکت i در صنعت j و سال t؛ نرخ مؤثر مالیات نقدی پرداختی شرکت i در سال t و نرخ مؤثر مالیات نقدی پرداختی صنعت j در سال t است که به‌صورت میانگین نرخ مؤثر مالیات نقدی پرداختی شرکت‌های موجود در هر صنعت محاسبه شده است. شاخص به‌دست‌آمده بیان‌کنندۀ تفاوت نرخ مؤثر مالیات نقدی پرداختی شرکت و صنعت است که در حالت ساده، اعداد شاخص، نشان‌دهنده سیاست مالیاتی غیرتهاجمی هستند؛ از این رو، برای تفسیر بهتر ارتباطات بین متغیرها، عبارت پس از محاسبه در منفی یک ضرب می‌شود و متغیر سیاست‌های مالیاتی تهاجمی ( ) به دست می‌آید؛ درنتیجه، هرچه مقدار ریاضی عبارت مذکور بیشتر باشد، میزان استفاده از سیاست‌های تهاجمی مالیاتی بالاتر خواهد بود؛ زیرا شرکت نسبت به میانگین صنعت خود، نرخ مؤثر مالیات نقدی کمتری داشته است.
متغیرهای تعدیل‌گر:
بی‌ثباتی محیطی ( )
در حال حاضر دو روش اصلی برای اندازه‌گیری بی‌ثباتی محیطی در ادبیات موضوع وجود دارد. نخستین روش، استفاده از شاخص‌های ذهنی است؛ این روش بی ثباتی محیطی را رفتار درک‌شدۀ مدیران ارشد می‌داند که ازطریق پرسشنامه پیمایشی مانند پژوهشتان (2001) به دست می‌آید (Tan, 2001). روش دوم اندازه‌گیری، استفاده از شاخص‌های عینی مانند درآمد فروش، فروش ناویژه و ... مانند پژوهش گوش و اولسن (2009) و دنگ و همکاران (2022) است (Ghosh & Olsen, 2009; Deng et al., 2022). از آنجا که روش پرسشنامه غیردقیق بوده و بیشتر برای پژوهش‌های کوچک استفاده می‌شود، در اینجا برای اندازه‌گیری بی‌ثباتی محیطی از ضریب تغییرات فروش به پیروی از آریفتیارا و همکاران (2017) مطابق رابطه (6) استفاده می‌شود (Arieftiara et al., 2017):
|
رابطه(6) |
|
که در آن ضریب تغییرات فروش، متغیر عدم اطمینان محیطی، میزان فروش و میانگین فروش‌های شرکت طی دوره مورد مطالعه است. به‌طور کلی، انتظار می‌رود هرچه نوسان فروش بیشتر باشد، محیط فعالیت شرکت با عدم اطمینان بیشتری همراه باشد؛ بنابراین، ضریب تغییرات فروش بالاتر نشان‌دهنده بی‌ثباتی محیطی بیشتر است.
بی‌ثباتی اقتصادی ( )
شایان ذکر است در این پژوهش، برای استحکام نتایج از دو معیار برای بی‌ثباتی اقتصادی استفاده شده است. معیار اول فشار بازار ارز و معیار دوم شاخص ترکیبی از مخارج دولت و درآمدهای مالیاتی (به‌عنوان شاخصی از مدیریت بخش مالی دولت)، نقدینگی (به‌عنوان شاخصی از مدیریت بخش پولی دولت) و نرخ ارز غیررسمی (به‌عنوان شاخصی از مدیریت بخش ارزی دولت) است.
در معیار اول مطابق پژوهش آیزنمان و بینیچی (2016) از معیار فشار بازار ارز به‌عنوان شاخصی مناسب در تحلیل نوسانات بازار ارز برای سنجش عدم تعادل اقتصاد و وقوع بحران‌های ارزی و به تصویر کشیدن شرایط بی‌ثباتی اقتصادی استفاده شده است (Aizenman & Binici, 2016). در این راستا از معیار فشار بازار ارز استاندارد به شکل رابطه (7) استفاده می‌شود:
|
رابطه(7) |
|
که در آن فشار بازار ارز، نرخ ارز (نرخ برابری ریال به دلار) و ذخیره ارز خارجی (منهای ذخایر طلا) است. از آنجا که متغیرهای پژوهش به‌صورت سالانه هستند، برای محاسبه نرخ ارز سالانه از شاخص میانگین نرخ ارز سالانه بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران استفاده شد. همچنین، ذخیره ارز خارجی از گزارش ترازنامه و صورت سود زیان بانک مرکزی استخراج شده است. شایان ذکر است شاخص فشار بازار ارز، میزان تغییر نرخ ارز مورد نیاز را برای حذف فشار وارد بر بازار ارز در نبود دخالت بانک مرکزی اندازه‌گیری می‌کند که ممکن است ارزش مثبت یا منفی به خود بگیرد. مطابق نظریه ویمارک (1997) زمانی که میزان تغییرات نرخ ارز کمتر از میزان تغییرات ذخایر ارزی باشد (علامت منفی )، دلیل بر فشار قوی در بازار ارز بوده که معرف کاهش ارزش پول داخلی است. همچنین، زمانی که میزان تغییرات نرخ ارز، بیشتر از میزان تغییرات ذخایر ارزی باشد (علامت مثبت )، به معنی تقویت ارزش پول داخلی است و عدد صفر نشان‌دهنده این است که هیچ‌گونه فشاری در بازار ارز وجود ندارد (Aizenman & Binici, 2016).
در معیار دوم، الگوی خود رگرسیون واریانس شرطی برای ساخت شاخص ترکیبی بی‌ثباتی اقتصادی استفاده شده است. در سال‌های اخیر، الگوهای خود رگرسیون واریانس شرطی ( ) به‌صورت گسترده توسط محققان برای ساختن معیاری از نااطمینانی به کار رفته‌اند. در این پژوهش، به تبعیت از صمصامی و ابراهیم‌نژاد (1398) و مزینانی و محمدیان (1399)، از این روش برای ساخت شاخص ترکیبی بی‌ثباتی اقتصادی استفاده شده است. قبل از تخمین مدل ابتدا باید شرط ناهمسانی واریانس شرطی برای جملات خطای معادله میانگین به روش بررسی شود. آزمون مذکور بررسی می‌کند آیا مربع جملات خطای دوره‌های ماقبل t قادر به بیان مقدار واریانس خطا در دوره t هستند یا خیر. همان‌گونه که در نگاره (2) مشاهده می‌شود معنی‌دار بودن آماره‌های فیشر و کای‌دو نشان می‌دهد جمله خطای معادله میانگین دارای مشکل ناهمسانی واریانس شرطی است؛ بنابراین، پیش‌شرط استفاده از مدل آرچ برقرار است.
نگاره 2: نتایج آزمون اثرات آرچ
Table 2: The results of the Arch effects test
|
شاخص |
F-statistic |
Prob. F |
Obs*R_squared |
Prob. Chi_Square |
|
مخارج دولت |
716/33 |
000/0 |
272/26 |
000/0 |
|
درآمد مالیاتی |
091/19 |
000/0 |
001/15 |
000/0 |
|
نقدینگی |
872/66 |
000/0 |
539/58 |
000/0 |
|
نرخ غیررسمی ارز |
183/16 |
000/0 |
982/14 |
000/0 |
منبع: یافته‌های پژوهش
در مرحله بعد باید تعداد وقفه‌های بهینه برای جملات و تعیین شود. با کمک حداقل میزان معیار آکائیک و شوارتز ـ بیزین برای مخارج دولت، درآمدهای مالیاتی و نقدینگی الگوی و برای نرخ ارز غیررسمی الگوی در نظر گرفته شد. سپس اقدام به استخراج واریانس این مدل‌ها شد.
نگاره 3: معیار اطلاعاتی آکائیک شوارتز بیزین به‌ازای ترکیب‌های مختلف
Table 3: Akaike-Schwartz Bayesian information criterion for different combinations
|
شاخص |
|
(0و1) |
(1و0) |
(1و1) |
(2و1) |
(1و2) |
(2و2) |
|
مخارج دولت |
آکائیک |
763/26 |
099/26 |
918/26 |
114/26 |
651/26 |
321/26 |
|
شوارتز-بیزین |
891/26 |
291/26 |
995/26 |
635/26 |
870/26 |
673/26 |
|
|
درآمد مالیاتی |
آکائیک |
882/25 |
091/25 |
421/25 |
680/25 |
172/25 |
690/25 |
|
شوارتز-بیزین |
960/25 |
231/25 |
791/25 |
911/25 |
732/25 |
781/25 |
|
|
نقدینگی |
آکائیک |
726/35 |
183/35 |
448/35 |
626/35 |
320/35 |
007/35 |
|
شوارتز-بیزین |
982/35 |
672/35 |
781/35 |
664/35 |
433/35 |
049/35 |
|
|
نرخ غیررسمی ارز |
آکائیک |
409/19 |
119/19 |
248/19 |
362/19 |
104/19 |
196/19 |
|
شوارتز-بیزین |
550/19 |
293/19 |
546/19 |
633/19 |
382/19 |
563/19 |
منبع: یافته‌های پژوهش
قاعدتاً ضریب اهمیت نوسان‌های سیاست‌های دولت برای اطلاعات حسابداری یکسان نخواهد بود؛ بنابراین، نمی‌توان برای ترکیب نوسان‌ها و ایجاد شاخص در این متغیرها وزن یکسانی در نظر گرفت. برای این کار از روش رگرسیون عناصر دورانی استفاده شد؛ بدین صورت که هریک از متغیرهایی که در ساخت شاخص ترکیبی بی‌ثباتی اقتصادی به کار می‌روند، یک‌بار به‌صورت جداگانه وارد مدل می‌شود و ضریب تعیین هر مدل را مشخص می‌کند و سپس با توجه به رابطه (8) وزن مرتبط با هر متغیر در ساخت شاخص ترکیبی بی‌ثباتی محاسبه می‌شود:
|
رابطه(8) |
|
در ادامه، برای اینکه بتوان 4 سری زمانی موجود را ترکیب کرد، واریانس‌های استخراج‌شده در مرحله قبل، با توجه به رابطه (9)، بین 0 و 1 استاندارد می‌شوند که در این صورت، بزرگ‌ترین واریانس عدد 1، کوچک‌ترین واریانس عدد صفر و بقیه داده‌ها بین 0 و 1 قرار می‌گیرند.
|
رابطه(9) |
|
در پایان، برای ساخت شاخص ترکیبی بی‌ثباتی اقتصادی، 4 سری زمانی واریانس‌های همگن‌شده در مرحله قبل، با توجه به اوزان محاسبه‌شده ترکیب شدند. شایان ذکر است متغیرهای حسابداری پژوهش به‌صورت سالانه بوده‌اند؛ اما برای ساخت این شاخص از داده‌های فصلی استفاده شده است که درنهایت، برای تبدیل آن به سالانه، از داده‌های فصلی میانگین گرفته شد.
متغیرهای کنترلی:
لگاریتم طبیعی وجه نقد ( ): از لگاریتم طبیعی وجه نقد و معادل‌های وجه نقد شرکت به دست می‌آید. تغییرات فروش ( ): از تفاضل فروش سال جاری و سال گذشته تقسیم بر فروش سال گذشته به دست می‌آید. اهرم مالی ( ): برابر با نسبت کل بدهی‌ها تقسیم بر کل دارایی‌های شرکت است. بازده دارایی ( ): برابر با سودخالص تقسیم بر کل دارایی‌های شرکت است. درخور ذکر است متغیرهای کنترلی پژوهش برگرفته از پژوهش (Benkraiem et al., 2022) هستند.
یافته‌های توصیفی
به‌منظور شناخت بهتر ماهیت جامعۀ مورد مطالعه و آشنایی بیشتر با متغیرهای پژوهش، ابتدا آمار توصیفی متغیرهای پژوهش در نگاره (4) ارائه شده‌اند. تعداد مشاهدات معتبر و درست برای هر متغیر 10 سال بوده و داده‌های مدنظر 167 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازه زمانی 1391 تا 1400 را در بر گرفته‌اند.
نگاره 4: آمار توصیفی متغیرهای پژوهش
Table 4: Descriptive statistics of research variables
|
متغیر پژوهش |
میانگین |
میانه |
بزرگ‌ترین |
کوچک‌ترین |
انحراف معیار |
|
وجه نقد مازاد |
013/0 |
004/0 |
599/0 |
418/0- |
101/0 |
|
سیاست‌های تهاجمی مالیاتی |
144/0 |
118/0 |
811/1 |
395/0- |
198/0 |
|
بی‌ثباتی اقتصادی 1 |
034/0 |
035/0 |
064/0 |
254/0- |
012/0 |
|
سیاست‌های تهاجمی مالیاتی × بی‌ثباتی اقتصادی 1 |
005/0 |
004/0 |
070/0 |
020/0- |
006/0 |
|
بی‌ثباتی اقتصادی 2 |
521/0 |
438/0 |
990/0 |
001/0 |
192/0 |
|
سیاست‌های تهاجمی مالیاتی × بی‌ثباتی اقتصادی 2 |
075/0 |
055/0 |
895/0 |
001/0- |
025/0 |
|
عدم اطمینان محیطی |
126/0 |
052/0 |
990/0 |
001/0 |
186/0 |
|
سیاست‌های تهاجمی مالیاتی × عدم اطمینان محیطی |
018/0 |
020/0 |
896/0 |
001/0- |
091/0 |
|
رشد فروش |
412/0 |
342/0 |
651/4 |
909/0- |
517/0 |
|
اهرم مالی |
352/0 |
282/0 |
999/0 |
008/0 |
262/0 |
|
بازده دارایی |
178/0 |
154/0 |
673/0 |
188/0- |
146/0 |
منبع: یافته‌های پژوهش
میزان وجه نقد مازاد ازطریق محاسبه باقیمانده‌های مدل رگرسیون مقطعی به دست آمده است. از آنجا که میانگین این متغیر در شرکت‌های نمونه از میانه آن بیشتر است، می‌توان بیان کرد مازاد وجه نقد در شرکت‌های نمونه نسبتاً زیاد است. شرکت‌های نمونه به‌صورت متوسط، رشد فروش 2/41 درصدی داشته‌اند؛ بااین‌حال، تفاوت زیاد در مقدار کمینه و بیشینه رشد فروش می‌تواند توجیه‌کننده عدم اطمینان محیطی زیاد شرکت‌ها باشد. براساس نتایج نگاره (4)، بی‌ثباتی نرخ ارز به‌صورت متوسط، کمتر از 10 درصد از بی‌ثباتی‌های کل اقتصاد را در ایران توضیح می‌دهد؛ از این رو، بی‌ثباتی‌های ناشی از سیاست‌های مالی دولت نقش بزرگ‌تری در اقتصاد دارند.
متغیر بازده دارایی‌ها یک شاخص از چگونگی سودآوری شرکت و وابسته به کل دارایی‌های آن شرکت است. نرخ بازده دارایی‌ها که ازطریق تقسیم سود پس از مالیات به کل دارایی‌های شرکت محاسبه می‌شود، ایده‌ای درباره مدیریت کارآمد در رابطه با استفاده از دارایی‌ها در جهت تولید سود بوده و متوسط نسبت بازده آنها معادل 178/0 است؛ بنابراین، شرکت‌های نمونه به‌طور متوسط به‌ازای هر یک ریال سرمایه‌گذاری در دارایی‌ها، معادل 8/17 درصد سود کسب کرده‌اند و حداقل مقدار منفی در نسبت بازده حاکی از این است شرکت‌هایی در نمونه زیان داشته‌اند. شرکت‌هایی که نسبت بدهی به حقوق صاحبان سهام (اهرم مالی) بالایی دارند، برای تأمین وجوه مورد نیاز به‌منظور پرداخت بهره و اصل بدهی در سررسید، ممکن است درصد بیشتری از سود را در شرکت حفظ کنند یا اینکه بر مبنای قراردادهای بدهی مکلف به عدم توزیع درصدی از سود شده باشند. متوسط اهرم مالی شرکت‌های نمونه معادل 352/0 است؛ بنابراین، شرکت‌های نمونه به‌طور متوسط به‌ازای هر یک ریال حقوق صاحبان سهام، معادل 2/35 درصد بدهی ایجاد کرده‌اند.
آزمون‌های پیش‌فرض برای برازش رگرسیون
در مواردی که از داده‌های ترکیبی استفاده می‌شود، از فروض کلاسیک رگرسیون، فرض نرمال‌بودن توزیع خطاها با میانگین صفر، وجودداشتن یا نداشتن خودهمبستگی، همسان‌بودن واریانس‌ها و نبود هم‌خطی بین متغیرها موضوعیت پیدا می‌کند (خواجوی و همکاران، 1402). از آنجایی که مدل دارای عرض از مبدأ است، فرض صفربودن میانگین خطاها پذیرفته می‌شود. همچنین، با توجه به اینکه تعداد مشاهدات زیاد است، طبق قضیه حد مرکزی و قانون اعداد بزرگ می‌توان نرمال‌بودن توزیع خطاهای مدل را پذیرفت. در بررسی فرض صفربودن کوواریانس بین اجزای خطا در طول زمان یا همان تشخیص خودهمبستگی مرتبه اول از آزمون ولدریچ برای مدل پانل با اثرات ثابت استفاده شده است.
نتایج حاصل از آزمون خود همبستگی ولدریچ آماره 322/1 را نشان می‌دهند بین باقیمانده‌های مدل پانل با اثرات ثابت مشکل خودهمبستگی مرتبه اول وجود دارد. برای بررسی فرض ناهمسانی واریانس از آزمون والد تعدیل‌شده برای مدل پانل با اثرات ثابت استفاده شده است. نتایج حاصل از آزمون والد تعدیل‌شده برای مدل پانل با اثرات ثابت نشان می‌دهند پسماندهای مدل برازش‌شده دارای سطح معناداری کمتر از 05/0 است؛ بنابراین، مدل پژوهش دارای مشکل ناهمسانی واریانس است. برای رفع مشکل ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی در مدل پانل با اثرات ثابت از از برآوردگر استفاده شده است.
همچنین، به‌منظور بررسی هم‌خطی بین متغیرها از معیار عامل تورم واریانس ( ) استفاده شده است. در این آزمون اگر مقدار آماره محاسبه‌شده برای تمام متغیرهای کنترلی و مستقل از عدد 5 کمتر باشد، بین متغیرها هم‌خطی وجود ندارد. نتایج آزمون هم‌خطی در نگاره (5) نشان می‌دهند مشکل هم‌خطی بین متغیرهای این پژوهش وجود ندارد.
نگاره 5: نتایج آزمون هم‌خطی متغیرهای پژوهش
Table 5: The results of the collinearity test of research variables
|
آزمون هم‌خطی |
متغیرها |
|
|
هم‌خطی |
آماره VIF |
|
|
ندارد |
345/3 |
|
|
ندارد |
545/2 |
|
|
ندارد |
785/3 |
|
|
ندارد |
867/1 |
|
|
ندارد |
405/1 |
|
|
ندارد |
059/1 |
|
|
ندارد |
380/2 |
|
|
ندارد |
325/1 |
|
منبع: یافته‌های پژوهش
نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش
در راستای انتخاب روش مناسب برای برآورد رگرسیون با داده‌های پانل از آزمون‌های F لیمر و هاسمن استفاده شد. سرانجام از رگرسیون چندمتغیره برای بررسی فرضیه‌های پژوهش استفاده شد.
نگاره 6: نتایج آزمون F لیمر و هاسمن
Table 6: The results of the Limer F and Hausman tests
|
نتیجه |
P-Value |
آماره |
آزمون |
متغیر وابسته |
|
تابلویی (پنل) |
000/0 |
825/1 |
F لیمر |
|
|
اثرات ثابت |
000/0 |
572/107 |
هاسمن |
منبع: یافته‌های پژوهش
نتایج حاصل از آزمون F لیمر برای مدل پژوهش، نشان‌دهنده آماره 825/1 و مقدار احتمال 000/0 است. از آنجا که احتمال به‌دست‌آمده برای آماره F کمتر از 05/0 است، برای آزمون الگوی پژوهش، داده‌ها به‌صورت تابلویی استفاده می‌شوند. همچنین، نتایج آزمون هاسمن نشان‌دهنده آماره کای‌دو 572/107 و احتمال 000/0 است. از آنجا که مقدار احتمال آماره هاسمن کمتر از 05/0 است، دلیل کافی برای رد الگوی اثرهای ثابت وجود ندارد و درنتیجه، الگوی پژوهش از اثرات ثابت پیروی می‌کند.
نتایج حاصل از تخمین الگوی پژوهش در نگاره (7) ارائه شده‌اند.
نگاره 7: نتایج آزمون مدل رگرسیونی پژوهش با معیار اول بی‌ثباتی اقتصادی
Table 7: The results of the research regression model test with the first criterion of economic instability
|
|
||||
|
متغیرها |
مدل رگرسیونی |
|||
|
ضرایب |
آماره t |
احتمال |
vif |
|
|
عرض از مبدأ |
039/0- |
471/1- |
141/0 |
--- |
|
|
008/0 |
239/5 |
000/0 |
504/3 |
|
|
419/0 |
093/2 |
036/0 |
301/4 |
|
|
119/0 |
838/4 |
000/0 |
573/2 |
|
|
030/0 |
079/2 |
037/0 |
637/2 |
|
|
133/0 |
973/1 |
048/0 |
943/1 |
|
|
004/0- |
320/2- |
020/0 |
407/1 |
|
|
016/0- |
485/5- |
000/0 |
169/1 |
|
|
007/0 |
343/2 |
019/0 |
772/4 |
|
|
779/0- |
902/39- |
000/0 |
308/1 |
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده (Adj R-squared) |
460/0 |
|||
|
سطح معنی‌دار آماره F |
000/0 |
|||
|
آماره F |
685/57 |
|||
منبع: یافته‌های پژوهش
در بررسی معناداری مدل پژوهش با توجه به نتایج ارائه‌شده در نگاره (6)، احتمال آماره F در سطح معناداری از 05/0 کوچک‌تر است که با اطمینان 95% معناداربودن مدل پژوهش تأیید می‌شود. نتایج الگوی برآوردشده نشان می‌دهند در سطح معنی‌داری 95% سیاست‌های تهاجمی مالیاتی بر نقدینگی اضافی تأثیر مثبت و معناداری دارد و فرضیه اول پژوهش تأیید می‌شود. درخور ذکر است ضریب متغیر سیاست‌های تهاجمی مالیاتی 008/0 به دست آمده که نسبتاً ضریب کوچکی است. در توضیح این مسئله می‌توان بیان داشت براساس نتایج به‌دست‌آمده، سیاست‌های تهاجمی مالیاتی تنها متغیر تأثیرگذار بر نقدینگی اضافی شرکت‌ها نیست و متغیرهای دیگری نیز وجود دارند که بر نگهداری نقدینگی اضافی شرکت‌ها تأثیرگذارند.
همچنین، نتایج نشان می‌دهند متغیرهای اثر تعاملی بی‌ثباتی اقتصادی و بی‌ثباتی محیطی بر رابطه بین سیاست‌های تهاجمی مالیاتی و نقدینگی اضافی تأثیر معناداری دارد و ضریب متغیرهای بی‌ثباتی و اثر تعاملی آنها مثبت است که با توجه به هم‌جهت بودن متغیرهای مذکور، اثر متغیرهای تعاملی تقویت‌کننده است و فرضیه دوم و سوم پژوهش مبنی بر اینکه بی‌ثباتی اقتصادی و محیطی تأثیر سیاست‌های تهاجمی مالیاتی بر نقدینگی اضافی را تقویت می‌کند، تأیید می‌شود.
برای استحکام نتایج، الگوی پژوهش با استفاده از شاخص ترکیبی بی‌ثباتی اقتصادی نیز برآورد شده است. با توجه به جامعیت شاخص ترکیبی در آزمون استحکام، نتایج بی‌ثباتی محیطی منظور نشده‌اند؛ هرچند منظورکردن بی‌ثباتی محیطی نیز تفاوتی در نتایج کلی پژوهش ایجاد نمی‌کند.
نگاره 8: آزمون استحکام نتایج پژوهش با شاخص ترکیبی بی‌ثباتی اقتصادی
Table 8: Testing the strength of research results with the composite index of economic instability
|
|
|||||
|
آماره F لیمر |
821/1 |
سطح معناداری |
000/0 |
||
|
آماره هاسمن |
224/20 |
سطح معناداری |
000/0 |
||
|
متغیرها |
مدل رگرسیونی |
||||
|
ضرایب |
آماره t |
احتمال |
vif |
||
|
عرض از مبدأ |
005/0 |
951/2 |
003/0 |
--- |
|
|
|
061/0 |
230/2 |
026/0 |
982/3 |
|
|
|
005/0 |
557/3 |
000/0 |
321/4 |
|
|
|
006/0 |
328/2 |
020/0 |
012/2 |
|
|
|
034/0 |
885/5 |
000/0 |
873/1 |
|
|
|
040/0- |
170/1- |
241/0 |
221/1 |
|
|
|
002/0 |
125/4 |
000/0 |
983/4 |
|
|
|
039/0- |
769/0- |
44/0 |
382/1 |
|
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده (Adj R-squared) |
362/0 |
||||
|
سطح معنی‌دار آماره F |
000/0 |
||||
|
آماره F |
589/13 |
||||
|
آماره دوربین واتسون |
983/1 |
||||
منبع: یافته‌های پژوهش
نتیجه الگوی برآوردشده برای استحکام نتایج در نگاره (8) نشان می‌دهد ضریب متغیر سیاست‌های تهاجمی مالیاتی برابر 061/0 بوده و سطح معنی‌داری به‌دست‌آمده برای این ضریب 026/0 است و کمتر از سطح خطای 05/0 است. با توجه به مثبت‌بودن ضریب متغیر سیاست‌های تهاجمی مالیاتی با اطمینان 95%، سیاست‌های تهاجمی مالیاتی بر نقدینگی اضافی تأثیر مثبت و معناداری دارد. همچنین، سطح معناداریِ متغیر اثر تعاملی سیاست‌های تهاجمی مالیاتی در بی‌ثباتی اقتصادی برابر با 020/0 است که با توجه به سطح معناداری کمتر از 5%، بی‌ثباتی اقتصادی بر رابطه بین سیاست‌های تهاجمی مالیاتی و نقدینگی اضافی تأثیر معناداری دارد و همچنین، ضریب متغیر مستقل سیاست‌های تهاجمی مالیاتی مثبت و ضریب متغیر اثر تعاملی سیاست‌های تهاجمی مالیاتی در بی‌ثباتی اقتصادی نیز مثبت است که با توجه به هم‌جهت بودن متغیرهای مذکور، اثر متغیر تعاملی تقویت‌کننده است؛ درنتیجه، استحکام نتایج هم دلالت بر تأیید فرضیه‌های مطرح‌شده در پژوهش حاضر دارد.
حفظ سطح مناسب وجه نقد شرکت، یکی از مهم‌ترین تصمیم‌های مالی است که توجه بسیاری را به خود جلب کرده است؛ بااین‌حال، پیش‌بینی‌های نگهداری وجه نقد تحت مدل‌های مختلف گاهی اوقات به دلیل تفاوت در مفروضات نظری ناسازگار است. مطابق ادبیات پژوهش، عوامل زیادی وجود دارد که بر میزان نگهداری وجه نقد شرکت‌ها تأثیر می‌گذارد؛ ازجمله بی‌ثباتی اقتصادی، ویژگی‌های مالی، حاکمیت شرکتی، محدودیت‌های مالی و تصمیم‌های راهبردی. این پژوهش تأثیر سیاست‌های تهاجمی مالیاتی را بر ارزش نقدینگی اضافی در یک نمونه از شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران برای مشاهدات سالانه 167 شرکت از سال 1391 تا 1400 بررسی کرده است. برای این منظور، از معیار نرخ مؤثر مالیاتی بلندمدت استفاده شد. نتایج فرضیه اول پژوهش نشان می‌دهند فعالیت‌های مالیاتی تهاجمی می‌تواند منجر به افزایش نقدینگی اضافی شرکت‌ها شود. این نتیجه به موازات دیدگاه اول مطرح‌شده در ادبیات پژوهش است که بیان می‌کند سیاست‌های تهاجمی مالیاتی نشان‌دهنده یک فعالیت افزایش‌دهنده ارزش است و منجر به انتقال ثروت از دولت به شرکت‌ها می‌شود. نتایج حاصل از این فرضیه با یافته‌های هانلون و همکاران (2017)، خوانگ و همکاران (2019)، پوتی و همکاران (2020) و بلافوس و همکاران (2022) همخوانی و مطابقت دارد (Potì et al., 2020; Blaufus et al., 2022). شایان ذکر است به‌کارگیری رویه‌های تهاجمی باعث افزایش ریسک شرکت در ارتباط با پرداخت‌های آینده مالیات می‌شود؛ بنابراین، پیش‌بینی می‌شود با افزایش عدم اطمینان مرتبط با وضعیت مالیاتی، مدیران انگیزه پیدا کنند تا در نگهداشت وجه نقد محافظه‌کارانه‌تر، عمل کنند و وجه نقد بیشتری نگهداری کنند.
علاوه بر این، اثر تعاملی بی‌ثباتی اقتصادی و محیطی درک بهتری از ارتباط بین سیاست‌های تهاجمی مالیاتی و نقدینگی اضافی ارائه می‌دهد. با اینکه سرمایه‌گذاران مشکلات عدم تقارن اطلاعاتی شرکت‌ها را درک می‌کنند، به دلیل دیدگاه کوتاه‌مدت سرمایه‌گذاران، آنها با احتمال کمتری سوء استفاده مدیران از منابع شرکت را تحریم می‌کنند. نتایج فرضیه دوم و سوم پژوهش نشان می‌دهند بی‌ثباتی اقتصادی و محیطی افزایش نقدینگی اضافی نگهداری‌شده را تحت تأثیر سیاست‌های تهاجمی مالیاتی تقویت می‌کند. نتایج حاصل از این فرضیه‌ها با یافته‌های هوانگ و همکاران (2018)، دانگ و همکاران (2019)، ماگراکیس و حبیب (2022)، لی و لئو (2023) و بنکرایم و همکاران (2023) همخوانی و مطابقت دارد (Huang et al., 2018). بی‌ثباتی‌ها بازده دارایی‌ها را کاهش و هزینه تأمین مالی خارجی را افزایش می‌دهد؛ درنتیجه، محدودیت‌های مالی شرکت‌ها را تشدید می‌کند که این انگیزه نگهداری وجود نقد را افزایش می‌دهد. همچنین، بی‌ثباتی اقتصادی و محیطی می‌تواند محافظه‌کاری مدیریتی را افزایش دهد و شرکت‌ها را وادار به نگهداری وجه نقد بیشتر کند. از آنجایی که بی‌ثباتی سیاست‌ها موقتی است، افزایش نگهداری وجه نقد و اجتناب از پرداخت مالیات می‌تواند برای شرکت‌ها انعطاف‌پذیری ایجاد کند و به شرکت‌ها اجازه دهد از فرصت‌های سرمایه‌گذاری سودآور آتی در زمانی که عدم اطمینان کاهش می‌یابد، بهره‌برداری کنند.
یافته‌های این پژوهش می‌تواند پیامدهای متفاوتی برای مدیران، سیاست‌گذاران و سرمایه‌گذاران داشته باشد. با توجه به اینکه سیاست‌های تهاجمی مالیاتی می‌تواند نقدینگی اضافی شرکت‌ها را افزایش دهد، مدیران می‌توانند با اجتناب از پرداخت مالیات و ذخیره نقدینگی، آنها را در پروژه‌های سودآور سرمایه‌گذاری کنند. سیاست‌گذاران می‌توانند با توجه به بی‌ثباتی‌های موجود و افزایش تمایل مدیران در به‌کارگیری سیاست‌های تهاجمی مالیاتی، با تغییر قوانین مالیاتی دولت و به‌روزرسانی آنها با سیاست‌های تهاجمی شرکت‌ها مقابله کنند. مبارزه با اجتناب مالیاتی و سایر اشکال تخلف یا فساد در شرکت‌ها، درآمدهای مالیاتی دولت را افزایش می‌دهد که عمدتاً برای تأمین مالی مخارج دولت و کالاها و خدمات عمومی ضروری جمع‌آوری می‌شود و درنتیجه، برای کیفیت زندگی شهروندان سودمند خواهد بود. همچنین، سرمایه‌گذاران باید به این نکته توجه کنند که انباشت نقدینگی اضافی توسط شرکت‌ها، نشانه‌های چشمگیری از سیاست‌های تهاجمی مالیاتی شرکت‌ها را مخابره می‌کند که ممکن است باعث تخریب ارزش شرکت و تهدید ثبات اقتصادی آنها شود. در پایان، می‌توان بیان داشت استفاده از نرخ مؤثر مالیاتی بلندمدت برای اندازه‌گیری سیاست‌های تهاجمی مالیاتی، یکی از محدودیت‌های اصلی این پژوهش بوده است؛ زیرا عملیات مشمول مالیات ممکن است تحت تأثیر چندین نرخ مالیات قانونی قرار گیرد. به‌عنوان پیشنهاد برای پژوهش‌های آتی، بررسی تأثیر سیاست‌های تهاجمی مالیاتی بر سایر تصمیم‌های مالی شرکت‌ها مانند سیاست بدهی شرکت و تقسیم سود، در سطوح مختلف حمایت از سرمایه‌گذاران و محیط‌های اقتصادی می‌تواند مفید باشد.
)
