رابطه بین شفافیت گزارشگری مالی و نرخ مؤثر مالیاتی

پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی

مقاله 1، دوره 10، شماره 38، شهریور 1397، صفحه 1-30   

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

یحیی حساس یگانه^{* 1}؛ اسحاق بهشور²؛ مسعود شکری کیانی³

¹استاد گروه حسابداری، دانشگاه علامه طباطبایی، تهران، ایران

²مدرس گروه حسابداری، دانشگاه رازی و حسابرس ارشد مالیاتی اداره کل امور مالیاتی استان کرمانشاه، کرمانشاه، ایران

³دانشجوی دکتری گروه مدیریت مالی، واحد کرمانشاه، دانشگاه آزاد اسلامی و حسابرس ارشد مالیاتی اداره کل امور مالیاتی استان کرمانشاه، کرمانشاه، ایران

چکیده

شفافیت، به عنوان ابزاری برای رشد و توسعه جامعه ضروری است. در گزارشگری مالیاتی، ارائه اطلاعات مالی شفاف و قابل مقایسه رکن اساسی تصمیم‌گیری‌های مالیاتی محسوب می‌شود. بر این اساس، هدف پژوهش حاضر شناخت رابطه بین شفافیت گزارشگری مالی و نرخ مؤثر مالیاتی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. در این راستا، از متغیرهای هموارسازی سود، اقلام تعهدی اختیاری، کیفیت افشا و کیفیت حسابرسی برای تبیین شفافیت گزارشگری مالی استفاده شده است. نمونه آماری پژوهش شامل 81 شرکت می‌باشد. برای آزمون فرضیه‌ها از رگرسیون خطی چند متغیره بر اساس روش داده‌های ترکیبی استفاده شده است. یافته‌ها حاکی از این است که هموارسازی سود و اقلام تعهدی اختیاری به عنوان معیاری دستکاری سود، دارای رابطه مثبت و معنادار با نرخ مؤثر مالیاتی است، کیفیت افشا به عنوان معیاری مستقیم از شفافیت گزارشگری مالی، دارای رابطه منفی و معنادار با نرخ مؤثر مالیاتی می‌باشد. همچنین، نتایج پژوهش نشان داد که کیفیت حسابرسی به عنوان معیاری مستقیم از شفافیت گزارشگری مالی، دارای رابطه منفی و معنادار با نرخ مؤثر مالیاتی است
 Transparency is an incumbent tool towards social growth and development. Providing transparent and comparable information is considered to play a substantial role in tax reporting. Accordingly, the objective of this study is to recognize the relationship between transparency in financial reporting and effective tax rate of accepted companies in Tehran Stock Exchange. Therefore, to describe transparency in financial reporting, profit smoothing factors, optional accruals, disclosure quality as well as auditing quality have been utilized. The study’s statistical sample encompasses 81 companies. Multivariable linear regression based on combinational data (data panel technique) has been used to test the hypotheses. Panel results indicate that profit smoothing and optional accruals as criteria to manipulate profit is in positive significance with effective tax rate and as a direct criterion for transparency in financial reporting, disclosure quality on the other hand is in negative significance with effective tax rate. Furthermore, results of the study concluded that auditing quality regarded as a direct criterion for transparency in financial reporting is in negative significance with effective tax rate.

کلیدواژه‌ها

واژه‌های کلیدی: شفافیت گزارشگری مالی؛ نرخ مؤثر مالیاتی؛ کیفیت حسابرسی؛ هموارسازی سود؛ کیفیت افشا

اصل مقاله

رابطه بین شفافیت گزارشگری مالی و نرخ مؤثر مالیاتی

 

 

یحیی حساس یگانه

تاریخ دریافت: 16/01/1397             تاریخ پذیرش: 05/03/1397

[1]

اسحاق بهشور[2]

مسعود شکری کیانی[3]

 

چکیده

شفافیت، به عنوان ابزاری برای رشد و توسعه جامعه ضروری است. در گزارشگری مالیاتی، ارائه اطلاعات مالی شفاف و قابل مقایسه رکن اساسی تصمیم‌گیری‌های مالیاتی محسوب می‌شود. بر این اساس، هدف پژوهش حاضر شناخت رابطه بین شفافیت گزارشگری مالی و نرخ مؤثر مالیاتی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. در این راستا، از متغیرهای هموارسازی سود، اقلام تعهدی اختیاری، کیفیت افشا و کیفیت حسابرسی برای تبیین شفافیت گزارشگری مالی استفاده شده است. نمونه آماری پژوهش شامل 81 شرکت می‌باشد. برای آزمون فرضیه‌ها از رگرسیون خطی چند متغیره بر اساس روش داده‌های ترکیبی استفاده شده است. یافته‌ها حاکی از این است که هموارسازی سود و اقلام تعهدی اختیاری به عنوان معیاری دستکاری سود، دارای رابطه مثبت و معنادار با نرخ مؤثر مالیاتی است، کیفیت افشا به عنوان معیاری مستقیم از شفافیت گزارشگری مالی، دارای رابطه منفی و معنادار با نرخ مؤثر مالیاتی می‌باشد. همچنین، نتایج پژوهش نشان داد که کیفیت حسابرسی به عنوان معیاری مستقیم از شفافیت گزارشگری مالی، دارای رابطه منفی و معنادار با نرخ مؤثر مالیاتی است.

واژه‌های کلیدی: شفافیت گزارشگری مالی، نرخ مؤثر مالیاتی، کیفیت حسابرسی، هموارسازی سود، کیفیت افشا

1- مقدمه

مالیات یکی از موضوعات مهم اقتصادی هر جامعه است. قوانین مالیاتی نیز از جمله قوانین مادر در زمینه‌های اقتصادی و یکی از مهم‌ترین ارکان اعمال سیاست‌های اقتصادی دولت است (سعیدی و کلامی،1387). در گذشته هدف از وضع و اخذ مالیات تأمین مالی دولت‌ها بود، اما به تدریج با آشکار شدن آثار اقدامات مالی دولت، مالیات به عنوان ابزاری برای رشد، ثبات و کاهش نابرابری تلقی گردید. مالیات یکی از عمده متغیرهایی است که دولت با استفاده از آن هم در متغیرهای کلان اقتصادی مانند رشد اقتصادی، تورم و بیکاری و هم در تخصیص منابع و توزیع درآمد اثر مطلوبی می‌گذارد. افزایش سهم مالیات در تأمین مخارج دولت‌ها باعث کاهش آثار نامطلوب اقتصادی جامعه می‌شود (پورزمانی و شمسی، 1388). به همین دلیل موضوع مالیات از دیرباز مورد توجه صاحب‌نظران علم اقتصاد و مالیه عمومی قرار گرفته و قوانین مالیاتی نیز سیر تکاملی خود را طی نموده است.

 حسابداری، به عنوان یک سیستم اطلاعاتی، اطلاعات مورد نیاز استفاده‌کنندگان برای تصمیم‌گیری را فراهم می‌نماید. یکی از گروه‌های استفاده‌کننده از گزارشگری مالی، دولت است که در عمل، با مقاصد مالیاتی و در جهت وضع مالیات شرکت‌ها این اطلاعات را بکار می‌گیرد. در همین راستا، ارائه اطلاعات مالی شفاف و قابل مقایسه رکن اساسی تصمیم‌گیری‌های مالیاتی محسوب می‌شود. در قوانین و مقررات مالیاتی، منبع استخراج اطلاعات مالی دفاتر قانونی و مطلوبیت آن منوط به رعایت استانداردهای حسابداری است. مالیات یکی از عوامل تأثیرگذار بر رویه‌های حسابداری است و گزارش‌های مالی تهیه شده مبنای محاسبه درآمد مشمول مالیات می‌باشد. لیکن، با وجود تدوین ساز و کارهای نظارتی یکسان برای گزارشگری مالی شرکت‌ها، به نظر می‌رسد کیفیت و شفافیت گزارشگری مالی آن‌ها یکسان نیست و این امر بیانگر آن است که احتمالاً عوامل دیگری وجود دارد که باعث ایجاد تفاوت در شفافیت گزارشگری مالی شرکت‌ها و در نهایت نرخ مؤثر مالیاتی می‌شود.

 بنابراین، این پژوهش در صدد آن است که رابطه بین شفافیت گزارشگری مالی و نرخ مؤثر مالیاتی را مورد مطالعه قرار دهد. در ادامه، مسئله پژوهش، که پژوهشگران را به انجام این مطالعه رهنمون کرد، بیان می‌شود، سپس مبانی نظری و پیشینه پژوهش مرور می‌شود؛ اهداف پژوهش و روش انجام پژوهش ارائه می‌شود و در نهایت، بر اساس یافته‌های پژوهش نتیجه‌گیری انجام می‌شود و پیشنهادات مبتنی بر نتایج پژوهش ارائه می‌شود.

 

 

2- بیان مسئله

طبق قانون مالیات‌های مستقیم، اشخاص حقوقی مکلف‌اند اسناد و مدارک مثبته کافی را برای تشخیص سود مشمول مالیات نگهداری کنند این اشخاص، که به موجب قانون مکلف به ثبت فعالیت‌های شغلی خود در دفاتر روزنامه و کل موضوع قانون تجارت می‌باشند، باید دفاتر و اسناد و مدارک مورد نیاز را تهیه و نگهداری کنند. بر این اساس، انتظار بر این است که سود حسابداری محاسبه شده با درآمد مشمول مالیات مطابقت داشته باشد (صفار یزدی، 1389). اما به دلایل متعددی، سود حسابداری ابرازی توسط مؤدی مالیاتی با درآمد مشمول مالیات تشخیص شده توسط سازمان امور مالیاتی مغایرت دارد. این مغایرت ممکن است دوطرفه باشد یعنی با تعدیلات انجام شده گاهی سود مشمول بیش از سود حسابداری و گاهی سود مشمول مالیات کمتر از سود حسابداری باشد. به همین دلیل مؤدیان با حسابداران و کارشناسان امور مالیاتی هم‌عقیده هستند که شفافیت در گزارشگری مالی، احتمالاً برخی از تفاوت‌های سود مشمول مالیات ابرازی و سود مشمول مالیات قطعی را کاهش داده و در نهایت بر نرخ مؤثر مالیاتی تأثیرگذار است. با توجه به موارد ذکر شده، پژوهش حاضر نیز در راستای ارائه نگرشی جدید در حوزه تأثیرپذیری نرخ مؤثر مالیاتی از شفافیت گزارشگری مالی شرکت‌ها، با در نظر گرفتن هموارسازی سود و اقلام تعهدی اختیاری به عنوان معیارهای معکوس و کیفیت افشا و کیفیت حسابرسی به عنوان معیارهای مستقیم شفافیت گزارشگری مالی، به مطالعه رابطه بین شفافیت گزارشگری مالی و نرخ مؤثر مالیاتی می‌پردازد. بنابراین، در این پژوهش به بررسی این موضوع پرداخته می‌شود که آیا شفافیت گزارشگری مالی با نرخ مؤثر مالیاتی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران ارتباط دارد؟

 

3- هدف پژوهش

هدف کلی این پژوهش کشف رابطه بین شفافیت گزارشگری مالی و نرخ مؤثر مالیاتی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است.

این پژوهش از لحاظ هدف از نوع پژوهش‌های کاربردی است و تعمیم نتایج آن در حد امکان به بخش‌ها و صنایع مشابه، موجب استفاده بهینه از نتایج پژوهش و کمک به تصمیم‌گیری‌های مدیران و مسئولین شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران؛ محققان حوزه حسابداری و علوم مالی دانشگاه‌ها و مراکز آموزش عالی کشور؛ و سرمایه‌گذاران، اعتباردهندگان و تحلیل‌گران بازار سرمایه می‌شود که از جمله بهره‌وران و استفاده‌کنندگان بالقوه نتایج پژوهش حاضر هستند. افزون بر این، با توجه به ماهیت موضوع، حسابرسان، مشاوران مالی و مالیاتی و کارشناسان سازمان امور مالیاتی کشور را نیز می‌توان به عنوان سایر استفاده‌کنندگان از نتایج پژوهش حاضر مطرح نمود.

 

4- مبانی نظری و پیشینه پژوهش

4-1- مبانی نظری پژوهش

4-1-1- شفافیت گزارشگری مالی

دستکاری سود به عنوان معیار معکوس شفافیت گزارشگری مالی: محققان متعددی، از جمله هاتن و همکاران (2009) از دستکاری سود به عنوان معیار معکوس شفافیت گزارشگری مالی استفاده نموده‌اند. مدیریت سود از طریق اقلام تعهدی اختیاری نیز یکی از راه‌های دستکاری سود است که از طریق انتخاب روش‌های حسابداری و برآوردهای حسابداری انجام می‌شود. مشکل اصلی این است که نمی‌توان اقلام تعهدی اختیاری را به صورت مستقیم مورد مشاهده قرار داد (ناظمی اردکانی، 1388: 115). تسای و چیو (2009: 7184) نیز بیان می‌کنند که از میان ابزارهای مدیریت سود، اقلام تعهدی حسابداری، به خصوص اقلام تعهدی اختیاری راحت‌تر قابل دستکاری بوده و کشف آن نیز سخت‌تر بوده است. بنابراین، اغلب پژوهش‌های مدیریت سود بر استفاده از اقلام تعهدی حسابداری تمرکز کرده‌اند. در این پژوهش نیز از اقلام تعهدی اختیاری به عنوان معیار دستکاری سود استفاده می‌شود و برای اندازه‌گیری اقلام تعهدی اختیاری نیز از مدل کازنیک استفاده می‌شود. در این مدل فرض بر این است که اقلام تعهدی غیر اختیاری در طول زمان ثابت هستند و سعی شده است که تأثیر شرایط اقتصادی یک واحد تجاری بر اقلام تعهدی غیراختیاری کنترل شود. در مدل کازنیک فرض بر آن است که تغییرات فروش در زمان تخمین مدیریت سود (دوره برآورد) نشأت گرفته از مدیریت سود است.

کیفیت حسابرسی: حسابرسان نقش با اهمیتی در میزان شفافیت اطلاعات افشا شده توسط صاحبکاران خود ایفا می‌کنند (حسن و همکاران، 2008: 9) و به‌طور کلی کیفیت و منافع حاصل از افشای اطلاعات مالی شفاف از طریق حسابرسی مستقل افزایش می‌یابد (لاسام^[i] و لینویل^[ii]، 1998: 175؛ امیراصلانی، 1384: 73 و حساس یگانه و نادی قمی، 1385:34).

 به‌طور کلی اعتقاد برآن است که گزارش‌های سالانه و حساب‌ها نه تنها حسابرسی می‌شود، بلکه محتوای آن نیز تحت تأثیر حسابرسان قرار می‌گیرد کیفیت حسابرسی در رابطه با میزان رعایت استانداردهای حسابرسی مربوطه تعریف می‌شود. پژوهشگران حسابداری ابعادی چندگانه برای کیفیت حسابرسی قائل‌اند و این ابعاد اغلب به تعاریفی که ظاهری متفاوت دارند منجر می‌شود عمومی‌ترین تعریف‌ها از کیفیت حسابرسی عناصر زیر را در بر می‌گیرد:

احتمال وجود اشتباهات عمده در صورت‌های مالی که حسابرس بتواند آن‌ها را کشف و گزارش کند.

احتمال این که حسابرس برای صورت‌های مالی حاوی اشتباهات با اهمیت گزارش مشروط صادر نکند (دی آنجلو^[iii]، 1981).

سنجه‌ای برای توان حسابرس در کاهش اشتباهات و تحریفات جانبدارانه و بهبود کیفیت داده‌های حسابداری (دیویدسون و نئو^[iv]، 1993).

دقت اطلاعاتی که حسابرس درباره آن‌ها گزارش صادر کرده است.

تعاریف مذکور درجات متفاوتی از ابعاد شایستگی و استقلال حسابرسان در انجام حسابرسی (استقلال واقعی) و همچنین چگونگی درک استفاده کنندگان از استقلال آن‌ها را در بر می‌گیرند (علوی طبری و همکاران، 1388).

اگرچه کیفیت درک شده حسابرسی می‌تواند با کیفیت واقعی حسابرسی مرتبط باشد اما لزوماً یکسان نیست. بنابراین، حسن شهرت و مراقبت حرفه ای برای حفظ ویژگی‌های واقعی کیفیت حسابرسی و کیفیت درک شده استفاده می‌شود. به علاوه، باید در نظر داشت که مراقبت حرفه ای حسابرس کیفیت اطلاعات صورت‌های مالی را تحت تأثیر قرار می‌دهد در حالی که حسن شهرت حسابرس چگونگی درک ذی‌نفعان از اطلاعات مذکور را متأثر می‌سازد.

کیفیت افشا: اصطلاحات "کیفیت" افشای اطلاعات حسابداری و "شفافیت" یک سیستم افشا، به‌صورت مشترک و قابل جایگزین استفاده می‌شود و ارائه تعریف دقیق از "شفافیت" و "کیفیت" که بر آن اجماع وجود داشته باشد مشکل است (کوثاری^[v]، 2000:91 و حسن و همکاران^[vi]، 2008:9). در این راستا، تاکنون از سازه‌های متعددی از قبیل مناسب‌بودن^[vii]، جامعیت^[viii]، آگاهی‌دهندگی^[ix] و به‌موقع بودن^[x] به‌عنوان نماینده کیفیت افشا استفاده شده است (والاس و همکاران^[xi]، 1994:43). سینقاوی^[xii] و دسای^[xiii] (1971) معتقدند که کیفیت به ویژگی‌های کامل بودن^[xiv]، صحت یا دقت^[xv] و قابلیت‌اتکا^[xvi] اشاره دارد (ص. 131). بال و همکاران^[xvii] (2000:2) و کوثاری (2001:91) شفافیت را به‌عنوان ترکیبی از ویژگی‌های به‌موقع بودن و محافظه‌کاری^[xviii]، تفسیر می‌کنند. به‌موقع بودن به حدودی که رویدادهای اقتصادی دوره جاری در صورت‌های مالی آن دوره گنجانده می‌شود و محافظه‌کاری نیز به سرعت بیشتری که اخبار بد اقتصادی نسبت به اخبار خوب در گزارش‌های مالی منعکس می‌شود دلالت دارد. بارث^[xix] و شیپر^[xx] (2008) ادعا می‌کنند که شفافیت گزارشگری مالی، حدودی است که گزارش‌های مالی، امور اساسی اقتصادی^[xxi] یک واحد تجاری را به‌گونه‌ای که به‌آسانی برای استفاده‌کنندگان از آن گزارش‌ها قابل‌فهم است، آشکار می‌کند. از دیدگاه حسابداری، امور اقتصادی اساسی یک واحد تجاری شامل منابع واحد تجاری (دارایی‌ها)، ادعاها نسبت به آن منابع (بدهی‌ها و حقوق صاحبان سهام)، تغییر در منابع، ادعاها و جریان‌های نقدی (که به‌ترتیب در ترازنامه، صورت سود و زیان و صورت جریان وجوه نقد منعکس می‌شود)، ریسک‌های شرکت و چگونگی مدیریت آن می‌باشد (ص.176). پانال^[xxii] و شیپر (1999) نیز صورت‌های مالی را با کیفیت تلقی می‌کنند، اگر سه ویژگی شفافیت، افشای کامل^[xxiii] و قابلیت‌مقایسه^[xxiv] را احراز کند. صورت‌های مالی شفاف، صورت‌هایی هستند که رویدادها، مبادلات، قضاوت‌ها و برآوردهای اساسی صورت‌های مالی و کاربردهای آن‌ها را نشان دهد (ص. 262). شفافیت، استفاده‌کنندگان را قادر می‌سازد تا نتایج و کاربردهای تصمیم‌ها، قضاوت‌ها و برآوردهای تهیه‌کنندگان صورت‌های مالی را مشاهده و درک کنند. افشای کامل بر فراهم کردن تمام اطلاعات مورد نیاز برای تصمیم‌گیری و در نتیجه حصول اطمینان مبنی بر این‌که سرمایه‌گذاران گمراه نمی‌شوند، دلالت دارد. در نهایت، قابلیت مقایسه به این معناست که مبادلات و رویدادهای مشابه به گونه‌ای یکسان، حسابداری و گزارشگری می‌شوند (حسن و همکاران، 2008:5).

با توجه به اهمیت کیفیت افشا و مسئولیت مدیران شرکت‌ها در قبال اطلاع‌رسانی، سازمان بورس و اوراق بهادار تهران تصمیم گرفت تا امتیاز و رتبه کلیة شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس را از نظر "کیفیت افشا و اطلاع‌رسانی مناسب" به بازار منعکس کند تا شرکت‌ها نسبت به جایگاه خود واقف شده و در جهت ارتقای آن تلاش نمایند.

طی سال‌های اخیر، رتبه‌بندی شرکت‌ها از نظر اطلاع‌رسانی و کیفیت افشا همواره تهیه و فهرست بیست شرکت برتر به بازار منعکس گردیده است. "شایان ذکر است که امتیاز اطلاع‌رسانی ناشران، بر اساس زمان ارائة اطلاعات مربوط به پیش‌بینی سود هر سهم، صورت‌های مالی میان‌دوره‌ای حسابرسی نشده 3، 6 و 9 ماهه، اظهارنظر حسابرس نسبت به پیش‌بینی سود هر سهم اولیه و 6 ماهه، اظهارنظر حسابرس نسبت به صورت‌های مالی میان‌دوره‌ای 6 ماهه، صورت‌های مالی حسابرسی نشدة پایان سال و تفاوت بین پیش‌بینی‌ها و عملکرد واقعی حسابرسی‌شده، محاسبه شده است. ضمناً در صورت عدم ارائه به‌موقع صورت‌های مالی حسابرسی شده پایان سال و زمان‌بندی پرداخت سود سهام‌داران، امتیاز منفی به ازای هر روز تأخیر در نظر گرفته شده است." (سازمان بورس و اوراق بهادار،1386:1). امتیازهای"کیفیت افشا و اطلاع‌رسانی مناسب" برای کلیه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس، از سال 1382 در سایت بورس اوراق بهادار تهران موجود است.

 

4-1-2- نرخ مؤثر مالیاتی

 محققان و پژوهشگران، جهت سنجش اجتناب از مالیات و به طور وسیع‌تر جهت بررسی دیدگاه مالیاتی شرکت، معیارهای مختلفی درنظرگرفته‌اند. نرخ مؤثر مالیاتی از جمله معیارهای سنجش اجتناب از مالیات است که در این پژوهش از آن استفاده شده است. نرخ مؤثر مالیاتی نرخی واحد است که بر اساس آن از فعالیت مشمول مالیات، مالیات اخذ می‌شود و نرخی است که شرکت درنهایت متحمل می‌شود و متفاوت با نرخ مالیات تعیین شده از جانب دولت می‌باشد زیرا کلیه درآمدهای کسب شده توسط شرکت مشمول مالیات نمی‌شود و یا برخی از هزینه‌های انجام شده در شرکت از نقطه نظر مالیاتی جز هزینه‌های قابل قبول نیست. تعیین نرخ مؤثر مالیاتی از مهم‌ترین موارد مورد بحث در حوزه مالیات می‌باشد. نرخ مؤثر مالیاتی می‌تواند به عنوان ابزاری جهت هدایت سرمایه استفاده شود و می‌توان با کاهش یا افزایش آن رفتار سرمایه‌گذار را در جهت سیاست‌های کلان دولت هدایت نمود (حسنی و شفیعی، 1389). بحث درباره نحوه محاسبه نرخ مؤثر مالیاتی فراوان است. این مباحث از آنجا نشأت می‌گیرد که ارقام مختلفی را می‌توان در صورت و مخرج کسر مورد استفاده قرار داد. رقم مورد استفاده در صورت کسر به طور معمول هزینه مالیات ابرازی بدون هیچ‌گونه تعدیلی می‌باشد. اما در کشورهایی که هزینه مالیات معوق در صورت‌های مالی ظاهر می‌شود، صورت کسر را از بابت هزینه مالیات معوق تعدیل می‌نمایند. محققان از رقم‌های مختلفی شامل فروش شرکت، سود عملیاتی، سود خالص قبل از مالیات، جریان نقد عملیاتی و درآمد مشمول مالیات در مخرج کسر استفاده نموده‌اند. گوپتا و نیوبری (1997) معتقدند استفاده از درآمد مشمول مالیات در مخرج موجب می‌شود اثرات معافیت‌های مالیاتی خنثی شود از این رو معیار مناسبی نمی‌باشد. در پژوهش حاضر، مطابق با پورحیدری و سروستانی (1392) و دراشید و ژانگ (2003) از نسبت هزینه مالیات به سود عملیاتی شرکت  در دوره  به عنوان نرخ مؤثر مالیاتی استفاده شده است.

 

4-2- پیشینه پژوهش

4-2-1- پژوهش‌های داخلی

 شمس‌زاده و ذکوری (1387) به شناسایی علل اختلاف بین سود مشمول مالیات ابرازی و سود مشمول مالیات قطعی اشخاص حقوقی پرداختند. نتایج این پژوهش نشان داد که مؤثرترین عامل در حالت مردودی دفاتر، عدم رعایت آیین‌نامه تحریر دفاتر قانونی بوده است. ضمن اینکه مهم‌ترین عامل مردودی دفاتر عدم ثبت یک یا چند فعالیت مالی در دفاتر و تأخیر پلمپ دفاتر قانونی بوده است. همچنین در حالت قبولی دفاتر، عمده‌ترین هزینه غیر قابل قبول مربوط به عدم ارائه یا عدم وجود مستندات در اثبات هزینه بوده است و مغایرت بین استانداردهای حسابداری و قوانین مالیاتی در حالت قبولی دفاتر باعث ایجاد تفاوت معنادار نمی‌شود.

 پورزمانی و شمسی (1388) دلایل اختلاف بین درآمد مشمول مالیات ابرازی شرکت‌های بازرگانی و درآمد مشمول مالیات تشخیصی توسط واحدهای مالیاتی را مورد بررسی قرار دادند. نتایج این پژوهش وجود تفاوت معنادار بین درآمد مشمول مالیات ابرازی شرکت‌های بازرگانی و درآمد مشمول مالیات تشخیصی توسط واحدهای مالیاتی را تأیید کرد.

 صفار یزدی (1389) در پژوهشی به بررسی تحلیلی ارتباط میان تغییرات اقلام صورت‌های مالی و تغییرات مالیات در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداخت. برای این منظور از طریق آزمون همبستگی، ارتباط تغییرات اقلام هریک از صورت‌های مالی و تغییرات مالیات در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران مورد بررسی قرار گرفت. نتیجه این پژوهش حاکی از آن بود که از میان اقلام صورت‌های مالی، هیچ یک توانایی پیش‌بینی مالیات را ندارند. بدین معنی که میان تغییرات اقلام صورت‌های مالی و تغییر مالیات، همبستگی و رابطه معناداری وجود ندارد. محقق مذکور معتقد بود که این عدم ارتباط ناشی از تفاوت‌های چشم‌گیری است که بین استانداردهای حسابداری و قوانین مالیاتی شرکت‌ها وجود دارد و در صورت رفع مغایرت‌های موجود می‌توان انتظار داشت رابطه معناداری میان اقلام صورت‌های مالی و مالیات وجود داشته باشد.

 عرب‌مازار و همکاران (1390) به بررسی و تبیین ارتباط بین شفافیت گزارشگری مالی با گزراشگری مالیاتی در ایران پرداخت. نمونه مورد بررسی آن‌ها شامل پنج گروه اعضای هیأت علمی دانشگاه‌های استان تهران، حسابرسان مستقل (حسابداران رسمی)، کارشناسان مالی بورس اوراق بهادار تهران، ممیزین مالیاتی سازمان امور مالیاتی استان تهران و مدیران مالی به نمایندگی از تهیه‌کنندگان گزارش‌های مالی بود. نتایج حاصل از پژوهش آن‌ها نشان داد که رابطه مثبت و معناداری بین گزارشگری مالیاتی و شفافیت گزارشگری مالی وجود دارد.

 حساس‌یگانه و گل‌محمدی شورکی (1390) به بررسی رابطه بین نرخ مؤثر مالیات و ویژگی‌های شرکت‌ها پرداختند. نمونه مورد بررسی آن‌ها شامل 208 شرکت طی سال‌های 1380 الی 1389 بود. نتایج حاصل از پژوهش آن‌ها نشان داد که در کل شرکت‌های مورد بررسی، نرخ مؤثر مالیات تفاوت معناداری با نرخ قانونی مالیات ندارد. با این وجود، تقریباً هر صنعت دارای نرخ مالیاتی مخصوص به خود است. همچنین، نتایج حاکی از آن است که نرخ مؤثر مالیات دارای رابطه منفی و معناداری با اندازه شرکت و سودآوری و دارای رابطه مثبت و معناداری با با اهرم مالی است. با این وجود، بین نرخ مؤثر مالیات با شدت سرمایه‌گذاری و ساختار مالکیت رابطه معناداری وجود ندارد.

 فروغی و همکاران (1391) به بررسی تأثیر فرار مالیاتی بر ریسک سقوط سهام در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. نمونه مورد بررسی آن‌ها شامل 80 شرکت طی سال‌های 1380 الی 1388 بود. نتایج حاصل، بیانگر این بود که فرار مالیاتی (اختلاف مالیات ابرازی و قطعی شرکت‌ها)، منجر به افزایش ریسک سقوط آتی قیمت سهام می‌شود.

 پورحیدری و سروستانی (1392) به بررسی تأثیر ویژگی‌های شرکت، نوع صنعت و مالکیت نهادی بر اختلاف مالیات ابرازی و قطعی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. نمونه مورد بررسی آن‌ها شامل 64 شرکت طی سال‌های 1381 الی 1387 بود. نتایج حاصل از پژوهش آن‌ها نشان داد که از بین ویژگی‌های شرکت، اندازه، فرصت‌های رشد و سودآوری دارای تأثیر مثبت و معناداری بر اختلاف مالیات ابرازی و قطعی شرکت‌های مورد بررسی است. با این وجود، اهرم مالی و عمر شرکت‌ها تأثیر معناداری بر اختلاف مالیات ابرازی و قطعی ندارد. همچنین، نتایج حاصل از پژوهش آن‌ها نشان داد که اختلاف مالیات ابرازی و قطعی در صنایع مختلف، متفاوت است. افزون‌بر این، یافته‌های پژوهش آن‌ها بیانگر این بود که مالکیت نهادی تأثیر معناداری بر اختلاف مالیات ابرازی و قطعی ندارد.

 خدامی‌پور و همکاران (1392) به بررسی تأثیر نرخ مؤثر مالیاتی بر سیاست تقسیم سود در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. نمونه مورد بررسی آن‌ها شامل 450 مشاهده سال- شرکت طی سال‌های 1380 الی 1389 بود. نتایج حاصل از پژوهش آن‌ها بیانگر این بود که بین نرخ مؤثر مالیاتی و سیاست تقسیم سود رابطه منفی و معناداری وجود دارد.

 

4-2-2- پژوهش‌های خارجی

 ریچاردسون و لانیس (2007) به بررسی و تبیین عوامل مؤثر بر تغییرات نرخ مؤثر مالیات قبل و بعد از اصلاحیه مالیاتی در استرالیا پرداختند. یافته‌های آن‌ها حاکی از آن بود بین اندازه شرکت و نرخ مؤثر مالیاتی رابطه‌ای منفی و معنی‌دار وجود دارد. همچنین بین دیگر ویژگی‌های شرکت شامل ساختار سرمایه، ترکیب دارایی‌ها (شدت سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت و موجودی کالا) و هرینه تحقیق و توسعه با نرخ مؤثر مالیات رابطه‌ای معنادار وجود دارد. افزون بر این، محققان مذکور نشان دادند که اگرچه اصلاحیه مالیاتی تأثیری مهم بر برخی از این روابط داشت لیکن روابط مذکور همچنان پا برجا بود.

 هولمن و همکاران (2008) به بررسی رابطه بین نرخ مؤثر مالیاتی سهامداران درونی و سیاست‌های تقسیم سود پرداختند. نمونه مورد بررسی آن‌ها شامل 110 شرکت طی سال‌های 1991 و 1992 بود. نتایج حاصل از پژوهش آن‌ها بیانگر این بود که بین نرخ مؤثر مالیاتی سهامداران درونی و سود سهام پرداختی رابطه منفی و معناداری وجود دارد.

سوزوکی (2014) به بررسی نرخ‌های مؤثر مالیاتی کشورهای آسیایی پرداخت. نمونه مورد بررسی وی شامل 318 مشاهده از 12 کشور طی سال‌های 1985 الی 2012 بود. نتایج حاصل از پژوهش سوزوکی (2014) نشان داد که کشورهای بزرگ‌تر در مقایسه با کشورهای کوچک‌تر، از نرخ مؤثر مالیاتی بالاتری برخوردارند.

 لین و همکاران (2014) به بررسی رابطه بین بدهی و اجتناب مالیاتی پرداختند. نمونه مورد بررسی آن‌ها شامل 4765 مشاهده از 1500 شرکت طی سال‌های 2006 الی 2011 بود. نتایج حاصل از پژوهش آن‌ها بیانگر این بود که بین نسبت بدهی و اجتناب مالیاتی رابطه منفی و معناداری وجود دارد.

 سالیهو و همکاران (2015) رابطه بین سرمایه‌گذاران خارجی و اجتناب مالیاتی را مورد بررسی قرار دادند؛ نتایج تحقیق آن‌ها حاکی از این است که بین سرمایه‌گذاران خارجی و اجتناب مالیاتی رابطه مثبت و معناداری وجود دارد.

 میکو و کاماردین (2015) تأثیر کیفیت حسابرسی و کمیته حسابرسی را بر میزان دستکاری سود، قبل و بعد از قانون حاکمیت شرکتی نیجریه در سال 2011 را مورد بررسی قرار دادند؛ نتیجه تحقیق آن‌ها نشان داد که کیفیت حسابرسی و کمیته حسابرسی باعث کاهش دستکاری سود شده است.

 

5- روش پژوهش

این پژوهش، یک پژوهش تجربی در حوزه پژوهش‌های اثباتی است که مبتنی بر اطلاعات واقعی صورت‌های مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. این پژوهش از نظر هدف، کاربردی و از نظر ارتباط بین متغیرها، از نوع همبستگی است که در آن از روش رگرسیون چند متغیره استفاده می‌شود.

5-1- فرضیه‌های پژوهش

 با توجه به مبانی نظری و پیشینه پژوهش، در پژوهش حاضر یک فرضیه اصلی و 4 فرضیه فرعی به شرح زیر طراحی و آزمون می‌شود.

• فرضیه اصلی: شفافیت گزارشگری مالی رابطه معناداری با نرخ مؤثر مالیاتی دارد.
• فرضیه فرعی اول: هموارسازی سود رابطه معناداری با نرخ مؤثر مالیاتی دارد.
• فرضیه فرعی دوم: اقلام تعهدی اختیاری رابطه معناداری با نرخ مؤثر مالیاتی دارد.
• فرضیه فرعی سوم: کیفیت افشا رابطه معناداری با نرخ مؤثر مالیاتی دارد.
• فرضیه فرعی چهارم: کیفیت حسابرسی رابطه معناداری با نرخ مؤثر مالیاتی دارد.

5-2- متغیرهای پژوهش و نحوه اندازه‌گیری آن‌ها

 در این پژوهش، با توجه به نوع داده‌ها و روش‌های تجزیه و تحلیل موجود، برای آزمون فرضیه‌ها از مدل کلی رگرسیون داده‌های ترکیبی به شرح معادله 1 استفاده می‌شود:

               (1)       

 

که در آن، : نرخ مؤثر مالیاتی، به عنوان متغیر وابسته مدل، : مقدار ثابت، : ضرایب متغیرهای مستقل، : معیارهای شفافیت گزارشگری مالی شامل هموارسازی سود، اقلام تعهدی اختیاری، کیفیت افشا و کیفیت حسابرسی به عنوان متغیرهای مستقل، : ضرایب کنترلی مدل، : متغیرهای کنترلی مدل شامل بازده دارایی‌ها، اهرم مالی، شدت سرمایه‌گذاری در موجودی کالا، شدت سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت و اندازه شرکت و  جمله اخلال مدل است.

 

5-2-1- متغیر وابسته

 در پژوهش حاضر، نرخ مؤثر مالیاتی به عنوان متغیر وابسته مورد بررسی قرار می‌گیرد و مطابق با پژوهش پورحیدری و سروستانی (1391) و دراشید و ژانگ (2003) از نسبت هزینه مالیات به سود عملیاتی شرکت i در دوره t به عنوان نرخ مؤثر مالیاتی استفاده می‌شود.

(2)

ETRGAAP =

که در رابطه 2:

ETRGAAP: نرخ مؤثر مالیاتی بر اساس استانداردهای حسابداری می‌باشد.

TAX EXPENSE: هزینه مالیات ابرازی شرکت می‌باشد که در صورت سود و زیان نشان داده می‌شود.

OPERATING INCOME: سود عملیاتی شرکت می‌باشد که در صورت سود زیان وجود دارد.

 

5-2-2- متغیرهای مستقل

 در پژوهش حاضر، شفافیت گزارشگری مالی که با استفاده از 4 معیار هموارسازی سود، اقلام تعهدی اختیاری، کیفیت افشا و کیفیت حسابرسی اندازه‌گیری می‌شود، به عنوان متغیر مستقل مورد بررسی قرار می‌گیرد.

دستکاری سود به عنوان معیار معکوس شفافیت گزارشگری مالی: در این پژوهش از شاخص‌های دستکاری سود شامل هموارسازی سود و اقلام تعهدی اختیاری به عنوان معیار معکوس شفافیت گزارشگری مالی استفاده می‌شود. بر این اساس، هموارسازی سود به عنوان معیاری از اقدامات دستکاری سود در نظر گرفته شده و با استفاده از نسبت انحراف معیار سود عملیاتی به انحراف معیار جریان وجوه نقد حاصل از فعالیت‌های عملیاتی محاسبه می‌شود.

مدیریت اقلام تعهدی اختیاری نیز یکی از راه‌های دستکاری سود است که از طریق مدل کازنیک محاسبه می‌شود:

(3)

 + DCFO /A_i-1

 

که در آن:

  : اقلام تعهدی غیراختیاری شرکت  در دوره می‌باشد که با استفاده از دارایی‌های دوره گذشته استاندارد شده است، : درآمد شرکت  در دوره  پس از کسر درآمد در دوره ، : جمع اموال و تجهیزات شرکت  در پایان دوره ، : جمع دارایی‌های شرکت  در پایان  می‌باشد.

DCFO: تغییرات جریان‌های نقدی می‌باشد.

در نهایت، برای محاسبه اقلام تعهدی اختیاری، اقلام تعهدی غیراختیاری از مجموع اقلام تعهدی به شرح معادله 4 کسر می‌شود.

(4)

 

 

که در آن، : اقلام تعهدی اختیاری شرکت  در دوره  و : کل اقلام تعهدی شرکت  در دوره  است که با استفاده از دارایی‌های دوره گذشته استاندارد شده است. لازم به ذکر است که کل اقلام تعهدی عبارت از سودعملیاتی پس از کسر جریان‌های نقدی ناشی از فعالیت‌های عملیاتی است.

کیفیت افشا: در پژوهش حاضر از شاخص کیفیت افشا که همان امتیازهای تعلق گرفته به هر شرکت است که توسط سازمان بورس و اوراق بهادار تهران و از طریق اطلاعیه «رتبه‌بندی شرکت‌ها از نظر کیفیت افشا و اطلاع‌رسانی مناسب» منتشر می‌شود، به عنوان معیاری از شفافیت گزارشگری مالی استفاده می‌شود. امتیاز اطلاع‌رسانی ناشران، بر اساس زمان ارائة اطلاعات مربوط به پیش‌بینی سود هر سهم، صورت‌های مالی میان‌دوره‌ای حسابرسی‌نشده 3، 6 و 9 ماهه، اظهارنظر حسابرس نسبت به پیش‌بینی سود هر سهم اولیه و 6 ماهه، اظهارنظر حسابرس نسبت به صورت‌های مالی میان دوره‌ای 6 ماهه، صورت‌های مالی حسابرسی نشدة پایان دوره و تفاوت بین پیش‌بینی‌ها و عملکرد واقعی حسابرسی‌شده، محاسبه شده است. ضمناً در صورت عدم ارائه به‌موقع صورت‌های مالی حسابرسی شده پایان دوره و زمان‌بندی پرداخت سود سهام‌داران، امتیاز منفی به ازای هر روز تأخیر در نظر گرفته شده است (سازمان بورس و اوراق بهادار،1386:1). امتیاز کیفیت افشای اطلاعات شرکت‌ها حداکثر 100 می‌باشد. با این وجود، کیفیت افشا ممکن است یک عدد منفی باشد، زیرا در صورت عدم ارائه به‌موقع صورت‌های مالی حسابرسی شده پایان دوره و زمان‌بندی پرداخت سود سهام‌داران، امتیاز منفی به ازای هر روز تأخیر در نظر گرفته شده است. مزایا و دلایل استفاده از این معیار سنجش کیفیت افشا به شرح زیر است:

1)      امتیازهای کیفیت افشای شرکت‌ها توسط سازمان بورس و اوراق بهادار تهران و بر اساس شاخص‌های دقیق و عینی از قبیل زمان ارائه اطلاعات مربوط و تفاوت پیش‌بینی‌ها با نتایج واقعی محاسبه شده است. بنابراین، معیار مورد استفاده از عینیت و قابلیت اتکای کافی برخوردار است.

2)      معیار مذکور فقط به کمیت افشا توجه نمی‌کند بلکه به‌موقع بودن و قابلیت اتکای اطلاعات افشا شده را نیز مد نظر قرار می‌دهد.

کیفیت حسابرسی به عنوان معیار مستقیم شفافیت گزارشگری مالی: در پژوهش حاضر، برای اندازه‌گیری کیفیت حسابرسی، نوع اظهار نظر حسابرس در نظر گرفته می‌شود؛ به این صورت که به اظهار نظر مقبول عدد صفر و به اظهار نظر غیر مقبول، عدد یک اختصاص می‌یابد.

 

5-2-3- متغیرهای کنترلی

 متغیرهای کنترلی پژوهش حاضر نیز عبارت از بازده دارایی‌ها، اهرم مالی، شدت سرمایه‌گذاری در موجودی کالا، شدت سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت و اندازه شرکت به شرح زیر است:

بازده دارایی‌ها: بر اساس ادبیات موجود، انتظار بر این است که سودآوری یک شرکت، بر نرخ مؤثر مالیاتی آن اثرگذار باشد؛ چرا که هر چقدر سود یک شرکت افزایش یابد، احتمالاً هزینه مالیات بیشتری خواهد داشت. در پژوهش حاضر، سودآوری شرکت با استفاده از معیار بازده دارایی‌ها اندازه‌گیری می‌شود و این متغیر عبارت از سود قبل از مالیات و هزینه بهره (سود خالص عملیاتی) به مجموع دارایی‌های شرکت است. لازم به ذکر است، از آنجا که هزینه بهره و مالیات به وسیله عواملی غیر از کاربردم‍ؤثر منابع تعیین می‌شوند، برای محاسبه این نسبت از سود خالص عملیاتی استفاده می‌شود.

اهرم مالی: در ادبیات مالی، از اهرم مالی به عنوان یکی از سپرهای مالیاتی یاد می‌شود. اهرم مالی به حد و اندازه‌ای که یک شرکت از طریق وام یا استقراض، تأمین‌مالی نموده است، دلالت دارد. به‌عبارت دیگر، اهرم مالی بیانگر میزان هزینه‌های ثابت مالی از قبیل بهره یا سود ثابت وام‌ها در شرکت است. بر این اساس، انتظار بر این است که شرکت‌هایی که دارای اهرم مالی بالاتری هستند، به واسطه کاهش سود ناشی از هزینه‌های بهره، مالیات کمتری بپردازند.

 بر اساس ادبیات موجود، یکی از مهم‌ترین مقیاس‌های اهرم، نسبت بدهی است که از تقسیم بدهی‌ها به دارایی‌ها بدست می‌آید (بزرگ‌اصل، 1385). علی‌رغم سودمندی شاخص‌های مبتنی بر بازار برای سنجش اهرم مالی و سودآوری، به‌نظر می‌رسد به‌دلیل وجود وقفه‌های معاملاتی طولانی مدت یا اندک بودن حجم مبادلات سهام بسیاری از شرکت‌های مورد بررسی، کاربرد شاخص‌های مذکور از قابلیت اتکای کافی برخوردار نمی‌باشد. افزون بر این، یافته‌های پژوهش‌های تجربی انجام شده در بورس اوراق بهادار تهران حاکی از نبود کارایی، حتی در سطح ضعیف است (نمازی و شوشتریان، 1374 و نمازی، 1382). بنابراین، به‌نظر می‌رسد متغیرهای مبتنی بر ارزش دفتری از قابلیت اتکای بیشتری برخوردار باشند. بنابراین، در پژوهش حاضر از نسبت کل بدهی به کل دارایی‌ها به عنوان معیار اهرم مالی استفاده می‌شود.

شدت سرمایه‌گذاری در موجودی کالا: موجودی کالا، یکی از اقلام دارایی‌ها است که در برخی از موارد بخش قابل ملاحظه‌ای از منابع یک شرکت را به خود اختصاص می‌دهد؛ در حالی که دارای هزینه استهلاک نمی‌باشد. افزایش در موجودی کالای پایان دوره، احتمالاً منجر به افزایش سود و در نهایت افزایش هزینه مالیات خواهد شد که این امر موجبات افزیش نرخ مؤثر مالیاتی را فراهم می‌کند. بر این اساس، در پژوهش حاضر، از نسبت موجودی مواد و کالا به مجموع دارایی‌های شرکت i در دوره t برای اندازه‌گیری شدت سرمایه‌گذاری در موجودی کالا استفاده می‌شود.

شدت سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت: شرکت‌هایی که بیشتر منابع خود را در دارایی‌های ثابت و استهلاک‌پذیر سرمایه‌گذاری کرده است، با هزینه استهلاک بیشتری روبرو می‌شود. هزینه‌ای که موجب سود کمتر و احتمالاً نرخ مؤثر مالیاتی بالاتری می‌شود. بر این اساس، در پژوهش حاضر، از نسبت مجموع دارایی‌های ثابت به مجموع دارایی‌های شرکت i در دوره t برای اندازه‌گیری شدت سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت استفاده می‌شود.

اندازه شرکت: تأثیرگذاری اندازه شرکت بر نرخ مؤثر مالیاتی از دیدگاه فرضیه هزینه‌های سیاسی و فرضیه قدرت سیاسی قابل بحث می‌باشد. بر اساس فرضیه هزینه‌های سیاسی، شرکت‌های بزرگ با پرداخت منصفانه مالیات، توجه کمتری را به خود جلب می‌کنند. در مقابل، بر اساس فرضیه قدرت سیاسی، شرکت‌های بزرگ‌تر با استفاده از روابط و قدرت سیاسی خود، مالیات کمتری پرداخت می‌کنند (پورحیدری و سروستانی، 1392). برای سنجش اندازه شرکت از معیارهای متفاوتی از قبیل ارزش بازار، فروش و مجموع دارایی‌های شرکت استفاده می‌شود. استفاده از ارزش بازار در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، به‌دلیل وجود شرایط تورمی اقتصاد ایران و نامربوط بودن اقلام دارایی‌ها بر اساس ارزش‌های تاریخی، دارای مزیت است. با این وجود، به‌دلیل وجود وقفه‌های معاملاتی طولانی مدت یا اندک بودن حجم مبادلات انجام شده بر روی سهام بسیاری از شرکت‌های مورد بررسی، کاربرد معیار مذکور از قابلیت اتکای کافی برخوردار نمی‌باشد و در صورت انتخاب این معیار به عنوان شاخص اندازه شرکت، لازم است محدودیت دیگری برای انتخاب نمونه اضافه شود که این موضوع کاهش تعداد اعضای نمونه و در نتیجه کاهش تعمیم‌پذیری پژوهش را در پی خواهد داشت. استفاده از معیار فروش نیز نسبت به معیار مجموع دارایی‌ها مزیت دارد. زیرا رقم فروش نسبت به مجموع دارایی‌ها مربوط‌تر است و معمولاً با افزایش تورم، فروش نیز افزایش می‌یابد ولی مبلغ دارایی‌های قبلاً تحصیل شده، تغییر نمی‌کند. بنابراین، در پژوهش حاضر، از لگاریتم طبیعی فروش شرکت i در دوره t برای سنجش اندازه شرکت استفاده می‌شود.

 

5-3- جامعه آماری و روش انتخاب نمونه

 در پژوهش حاضر، جامعه آماری متشکل از کلیه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران از ابتدای سال 1387 تا 1393 است. بانک اطلاعاتی موجود در سامانه بورس اوراق بهادار کامل و روزآمد است. دسترسی آسان، قابلیت اطمینان به اطلاعات، کامل و روز آمد بودن از دلایل اصلی انتخاب شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار می‌باشد.

 همچنین، در این پژوهش از نمونه‌گیری آماری هدفمند (حذف سیستماتیک) استفاده می‌شود. بر این اساس، شرکت‌های مورد نظر باید دارایی معیارهای زیر باشند.

1)      از آغاز دوره پژوهش یعنی سال 1387 در بورس اوراق بهادار پذیرفته شده باشند.

2)      طی دوره پژوهش (1387 الی 1393)، وقفه معاملاتی بیش از 6 ماه نداشته باشند.

3)      در صنعت بانک‌ها و مؤسسات مالی (شرکت‌های سرمایه‌گذاری، واسطه‌گری‌های مالی، شرکت‌های لیزینگ و هلدینگ‌ها) نباشند.

4)      دوره مالی آن‌ها منتهی به پایان اسفند ماه هر سال باشند.

5)      طی دوره پژوهش با تغییر در دوره مالی مواجه نشده باشند.

6)      اطلاعات آن‌ها کامل و در دسترس باشد.

 

5-4- روش گردآوری داده‌ها

 این پژوهش کاربردی است و طرح آن از نوع نیمه تجربی و پس رویدادی است. بنابراین، با استفاده از اطلاعات گذشته انجام می‌شود. این روش زمانی مورد استفاده قرار می‌گیرد که داده‌ها از محیطی که به گونه ای طبیعی وجود داشته یا از واقعه‌ای که بدون دخالت مستقیم محقق رخ داده، فراهم شود. به بیان دیگر، این روش برای انجام پژوهش‌هایی بکار می‌رود که محقق در جست و جوی علت یا علل روابط معینی است که در گذشته رخ داده و تمام شده است. بنابراین، این نوع طرح پژوهش از روایی بیرونی بالایی برخوردار است (نمازی،1379: 39).

 برای گردآوری اطلاعات نظری پژوهش نیز، از نشریات و کتب و همچنین پایگاه‌های اطلاعاتی در دسترس استفاده می‌شود. همچنین، داده‌های مورد نیاز برای تجزیه و تحلیل، از اطلاعات صورت‌های مالی حسابرسی شده و گزارش هیأت‌مدیره به مجمع عمومی عادی شرکت‌ها استخراج می‌شود. به این منظور، بخش عمده‌ای از اطلاعات از طریق پایگاه‌های اطلاعاتی سازمان بورس اوراق بهادار تهران و پایگاه اطلاعاتی متعلق به مرکز مدیریت پژوهش و مطالعات اسلامی سازمان بورس اوراق بهادار تهران و سایر اطلاعات نیز از نرم افزارهای ره‌آورد نوین و تدبیرپرداز استخراج می‌شود.

 

6- تجزیه و تحلیل داده‌ها و آزمون فرضیه‌ها

6-1- آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

 آمار توصیفی در جدول 1 ارائه شده است. میانگین (انحراف معیار) هموار سازی سود 0945/0(02/8)، اقلام تعهدی اختیاری 0087/0 (61/10-)، کیفیت افشاء 23/31- (59/613)، کیفیت حسابرسی 481/0 (500/0) و نرخ مؤثر مالیاتی 450/0 (74/1) می‌باشد. متغیرها دارای انحراف معیار بزرگ‌تر از میانگین می‌باشند که این نشان می‌دهد متغیرها از پراکندگی بالایی برخوردار هستند. سطح معنی‌داری آزمون جارک براو برای کلیه متغیرها کمتر از 050/0 است که این نشان می‌دهد متغیرها از نظر آزمون جارک براو توزیع نرمالی ندارند؛ که در ادامه با استفاده از اعمال ریاضی نرمال شده‌اند.

جدول 1- آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

متغیرها	میانگین	میانه	بیشترین	کمترین	انحراف معیار	مقدار جارک-براو	سطح معنی‌داری
هموار سازی سود	0954/0	076/0-	71/148	51/75-	02/8	1361883	00/0
اقلام تعهدی اختیاری	0087/0	058/0	43/148-	11/8	61/10-	1305580	00/0
کیفیت افشاء	23/31-	5/6	1290	11271-	59/613	1156124	00/0
کیفیت حسابرسی	481/0	0	1	0	500/0	80	00/0
نرخ مؤثر مالیاتی	450/0	159/0	43/23	0025/0	74/1	232321	00/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

جدول 2 نشان می‌دهد که میانگین (انحراف معیار) بازده دارییها 122/0(136/0)، اهرم مالی 697/0 (418/0)، شدت سرمایه‌گذاری در موجودی کالا 244/0 (126/0)، شدت سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت 262/0 (190/0) و اندازه شرکت 46/13 (3/1) می‌باشد. فقط بازده دارایی‌ها دارای انحراف معیاری بیش از میانگین است. سطح معنی‌داری آزمون جارک براو برای کلیه متغیرها کمتر از 050/0 است که این نشان می‌دهد متغیرها از نظر آزمون جارک براو توزیع نرمالی ندارند؛ که در ادامه با استفاده از اعمال ریاضی نرمال شده‌اند.

 

جدول 2- آمار توصیفی متغیرهای کنترل پژوهش

متغیرها	میانگین	میانه	بیشترین	کمترین	انحراف معیار	مقدار جارک-براو	سطح معنی داری
بازده داریی‌ها	122/0	112/0	639/0	683/0-	136/0	9/266	00/0
اهرم مالی	697/0	669/0	2/6	0657/0	418/0	100074	00/0
شدت سرمایه‌گذاری در موجودی کالا	244/0	241/0	772/0	021/0	126/0	88/87	00/0
شدت سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت	262/0	221/0	870/0	002/0	190/0	03/94	00/0
اندازه شرکت	46/13	42/13	11/18	81/10	3/1	83/41	00/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

6-2- پایایی متغیرهای پژوهش

 نتایج حاصل از آزمون پایایی (ایستایی) متغیرهای پژوهش در جدول 3 ارائه شده است. برای کلیه متغیرهای مورد بررسی، سطح معناداری در آزمون ریشه واحد ایم و پسران، کوچک‌تر از 05/0 است که نشان‌دهنده این است که متغیرها پایا هستند. در نتیجه، شرکت‌های مورد بررسی تغییرات ساختاری نداشته و استفاده از این متغیرها در مدل باعث به وجود آمدن رگرسیون کاذب نمی‌شود.

 

جدول 3-آزمون ریشه واحد

متغیرها	آماره آزمون	معنی‌داری
هموار سازی سود	54/13-	00/0
اقلام تعهدی اختیاری	34/14-	00/0
کیفیت افشاء	00/22-	00/0
نرخ مؤثر مالیاتی	83/21-	00/0
بازده دارییها	44/19-	00/0
اهرم مالی	84/21-	00/0
شدت سرمایه‌گذاری در موجودی کالا	72/20-	00/0
شدت سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت	55/6-	00/0
اندازه شرکت	8/4-	00/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

6-3- آزمون VIF

 هم‌خطی وضعیتی است که نشان می‌دهد یک متغیر مستقل تابعی خطی از سایر متغیرهای مستقل است. اگر هم‌خطی در یک معادله رگرسیون بالا باشد بدین معنی است که بین متغیرهای مستقل همبستگی بالائی وجود دارد و ممکن است با وجود بالا بودن ، مدل دارای اعتبار بالائی نباشد. بنابراین باید مقدار vif متغیرهای مستقل کمتر از 10 باشد. در جدول 4 نتایج این آزمون نشان داده شده است.

جدول 4- آزمون VIF

مقدار vif	متغیرها
47/4	هموار سازی سود
41/4	اقلام تعهدی اختیاری
063/1	کیفیت افشاء
146/1	کیفیت حسابرسی
814/1	بازده دارییها
639/1	اهرم مالی
192/1	شدت سرمایه‌گذاری در موجودی کالا
175/1	شدت سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت
106/1	اندازه شرکت

منبع: یافته‌های پژوهشگر

6-4-آزمون ناهمسانی واریانس

در این پژوهش برای تخمین ناهمسانی واریانس از آزمون آرچ^[xxv] استفاده شده است که نتایج آن در جدول 5 ارائه شده است و با توجه به نتایج مشاهده شده که سطح معنی‌داری آزمون بیش از 5 درصد است، می‌توان بیان داشت که مدل‌های پژوهش برای آزمون فرضیه‌ها دارای ناهمسانی واریانس نبوده و برای انجام و آزمون فرضیه‌ها مناسب بوده‌اند.

 

جدول 5- آزمون ناهمسانی واریانس‌ها

شرح	آماره آزمون	معنی‌داری
فرضیه اول	033/0	855/0
فرضیه دوم	033/0	855/0
فرضیه سوم	032/0	856/0
فرضیه چهارم	036/0	849/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

6-5-آزمون نهایی فرضیه فرعی اول

فرضیه فرعی اول: هموارسازی سود رابطه معناداری با نرخ مؤثر مالیاتی دارد.

 در یک معادله رگرسیون چند متغیره، چنانچه متغیر وابسته تحت تأثیر متغیرهای مستقل و کنترلی قرار نداشته باشد، باید تمامی ضرایب متغیرهای مستقل و کنترلی در معادله، مساوی صفر باشد. از این رو، باید معنادار بودن معادله رگرسیون مورد آزمون قرار گیرد. این کار با استفاده از آماره F انجام می‌شود. همان‌طور که در جدول 6 ملاحظه می‌شود، مقدار آماره F و سطح معناداری مربوط به این آماره، بیانگر این است که فرضیه صفر آماری که همان بی‌معنا بودن کل مدل (صفر بودن تمام ضرایب) است، رد می‌شود و مدل رگرسیون برآورد شده، در کل معنادار است. در این مدل، ضریب تعیین برابر با 49/0 است. یعنی 49 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل و کنترلی قابل توضیح است. همچنین، مقدار آماره دوربین- واتسون مدل که برابر با 99/1 است، در فاصله بین 500/1 و 500/2 قرار دارد و نشان‌دهنده این است که بین خطاهای مدل خود همبستگی وجود ندارد.

همان‌طور که در جدول 6 ملاحظه می‌شود، ضریب مثبت متغیر مستقل مورد بررسی، بیانگر رابطه مثبت شاخص هموارسازی سود با نرخ مؤثر مالیاتی است. سطح معناداری مربوط به آماره t متغیر مستقل نیز بیانگر این است که این تأثیرگذاری از لحاظ آماری معنادار است. بنابراین، فرضیه فرعی اول پژوهش در سطح اطمینان 95 درصد پذیرفته می‌شود.

 

جدول 6- آزمون نهایی فرضیه اول

Y1it=a+β1X1it+ β2CO1it+β3CO2 it+β4CO3 it+β5CO4 it+β6CO5 it + ε
متغیر مستقل	ضرایب	انحراف معیار	آماره آزمون	معنی‌داری
هموارسازی سود	1327/0	0235/0	64/5	00/0
بازده داریی‌ها	053/1-	199/0	28/5-	00/0
اهرم مالی	0472/0-	106/0	444/0-	656/0
شدت سرمایه‌گذاری در موجودی کالا	0998/0-	186/0	535/0-	592/0
شدت سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت	189/0	123/0	52/1	127/0
اندازه شرکت	0182/0-	227/0	080/0-	936/0
C	471/0	768/0	613/0	539/0
ضریب تعیین		497/0	آماره چاو (معناداری)		270/0(1/0)
ضریب تعیین تعدیل شده		421/0	آماره هاسمن (معناداری)		000(000/0)
آزمون فیشر		48/13
سطح معنی‌داری فیشر		00/0
آزمون دوربین واتسون		99/1

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به نتایج بدست آمده از آزمون فرضیه فرعی اول پژوهش، به نظر می‌رسد که با افزایش شاخص هموارسازی سود، نرخ مؤثر مالیاتی به صورت معناداری افزایش می‌یابد. بنابراین، می‌توان چنین نتیجه‌گیری کرد که هموارسازی سود، ارتباط معناداری با نرخ مؤثر مالیاتی دارد.

 

6-6- آزمون نهایی فرضیه دوم

فرضیه فرعی دوم: اقلام تعهدی اختیاری رابطه معناداری با نرخ مؤثر مالیاتی دارد.

 همان‌طور که در جدول 7 ملاحظه می‌شود، مقدار آماره F و سطح معناداری مربوط به این آماره، بیانگر این است که فرضیه صفر آماری که همان بی‌معنا بودن کل مدل (صفر بودن تمام ضرایب) است، رد می‌شود و مدل رگرسیون برآورد شده، در کل معنادار است. در این مدل، ضریب تعیین برابر با 50/0 است. یعنی 50 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل و کنترلی قابل توضیح است. همچنین، مقدار آماره دوربین- واتسون مدل که برابر با 99/1 است، در فاصله بین 500/1 و 500/2 قرار دارد و نشان‌دهنده این است که بین خطاهای مدل، خود همبستگی وجود ندارد.

 

جدول 7- آزمون نهایی فرضیه دوم

Y1it=a+β1X1it+ β2CO1it+β3CO2 it+β4CO3 it+β5CO4 it+β6CO5 it + ε
متغیر مستقل	ضرایب	انحراف معیار	آماره آزمون	معنی‌داری
اقلام تعهدی اختیاری	149/0	0243/0	13/6	00/0
بازده داریی‌ها	056/1-	198/0	32/5-	00/0
اهرم مالی	033/0-	106/0	313/0-	754/0
شدت سرمایه‌گذاری در موجودی کالا	087/0-	185/0	471/0-	637/0
شدت سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت	198/0	123/0	6/1	109/0
اندازه شرکت	0127/0-	226/0	055/0-	955/0
C	443/0	765/0	579/0	562/0
ضریب تعیین		501/0	آماره چاو (معناداری)		269/0(0/1)
ضریب تعیین تعدیل شده		498/0	آماره هاسمن (معناداری)		000(000/0)
آزمون فیشر		88/14
سطح معنی داری فیشر		00/0
آزمون دوربین واتسون		99/1

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

همان‌طور که در جدول 7 ملاحظه می‌شود، ضریب مثبت متغیر مستقل مورد بررسی، بیانگر رابطه مثبت اقلام تعهدی اختیاری با نرخ مؤثر مالیاتی است. سطح معناداری مربوط به آماره t متغیر مستقل نیز بیانگر این است که این رابطه از لحاظ آماری معنادار است. بنابراین، فرضیه فرعی دوم پژوهش در سطح اطمینان 95 درصد پذیرفته می‌شود. ضریب و سطح معناداری آماره t مربوط به متغیرهای کنترلی نیز بیانگر این است که اهرم مالی و شدت سرمایه‌گذاری در موجودی کالا دارای رابطه منفی و معنادار با نرخ مؤثر مالیاتی است.

 با توجه به نتایج بدست آمده از آزمون فرضیه فرعی دوم پژوهش، به نظر می‌رسد که با افزایش اقلام تعهدی اختیاری و در نتیجه کاهش شفافیت گزارشگری مالی، نرخ مؤثر مالیاتی به صورت معناداری افزایش می‌یابد. بنابراین، می‌توان چنین نتیجه‌گیری کرد که افزایش اقلام تعهدی اختیاری، افزایش نرخ مؤثر مالیاتی را به دنبال دارد.

 

6-7- آزمون نهایی فرضیه سوم

فرضیه فرعی سوم: کیفیت افشاء رابطه معناداری با نرخ مؤثر مالیاتی دارد.

 همان‌طور که در جدول 8 ملاحظه می‌شود، مقدار آماره F و سطح معناداری مربوط به این آماره، بیانگر این است که فرضیه صفر آماری که همان بی‌معنا بودن کل مدل (صفر بودن تمام ضرایب) است، رد می‌شود و مدل رگرسیون برآورد شده، در کل معنادار است. در این مدل، ضریب تعیین برابر با 59/0 است. یعنی 59 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل و کنترلی قابل توضیح است. همچنین، مقدار آماره دوربین- واتسون مدل که برابر با 98/1 است، در فاصله بین 500/1 و 500/2 قرار دارد و نشان‌دهنده این است که بین خطاهای مدل خود همبستگی وجود ندارد.

 

جدول 8- آزمون نهایی فرضیه فرعی سوم

Y1it=a+β1X1it+ β2CO1it+β3CO2 it+β4CO3 it+β5CO4 it+β6CO5 it + ε
متغیر مستقل	ضرایب	انحراف معیار	آماره آزمون	معنی‌داری
کیفیت افشاء	0122/0-	004/0	5/3-	011/0
بازده داریی‌ها	054/1-	203/0	18/5-	00/0
اهرم مالی	048/0-	106/0	456/0-	648/0
شدت سرمایه‌گذاری در موجودی کالا	138/0-	185/0	746/0-	455/0
شدت سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت	184/0	124/0	47/1	140/0
اندازه شرکت	0611/0-	227/0	269/0-	787/0
C	622/0	765/0	813/0	416/0
ضریب تعیین		593/0	آماره چاو (معناداری)		270/0(0/1)
ضریب تعیین تعدیل شده		545/0	آماره هاسمن (معناداری)		000(000/0)
آزمون فیشر		16/9
سطح معنی داری فیشر		00/0
آزمون دوربین واتسون		99/1

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

همان‌طور که در جدول 8 ملاحظه می‌شود، ضریب منفی متغیر مستقل مورد بررسی، بیانگر رابطه منفی کیفیت افشا با نرخ مؤثر مالیاتی است. سطح معناداری مربوط به آماره t متغیر مستقل نیز بیانگر این است که این رابطه از لحاظ آماری معنادار است. بنابراین، فرضیه فرعی سوم پژوهش در سطح اطمینان 95 درصد پذیرفته می‌شود.

 با توجه به نتایج بدست آمده از آزمون فرضیه فرعی سوم پژوهش، به نظر می‌رسد که با افزایش کیفیت افشا و در نتیجه افزایش شفافیت گزارشگری مالی، نرخ مؤثر مالیاتی به صورت معناداری کاهش می‌یابد. بنابراین، می‌توان چنین نتیجه‌گیری کرد که، افزایش کیفیت افشا کاهش نرخ مؤثر مالیاتی را به دنبال دارد.

 

6-8- آزمون نهایی فرضیه چهارم

فرضیه چهارم: کیفیت حسابرسی رابطه معناداری با نرخ مؤثر مالیاتی دارد.

 همان‌طور که در جدول 9 ملاحظه می‌شود، مقدار آماره F و سطح معناداری مربوط به این آماره، بیانگر این است که فرضیه صفر آماری که همان بی‌معنا بودن کل مدل (صفر بودن تمام ضرایب) است، رد می‌شود و مدل رگرسیون برآورد شده، در کل معنادار است. در این مدل، ضریب تعیین برابر با 39/0 است. یعنی 39 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل و کنترلی قابل توضیح است. همچنین، مقدار آماره دوربین- واتسون مدل که برابر با 9/1 است، در فاصله بین 500/1 و 500/2 قرار دارد و نشان‌دهنده این است که بین خطاهای مدل خود همبستگی وجود ندارد.

 

جدول 9- آزمون نهایی فرضیه فرعی چهارم

Y1it=a+β1X1it+ β2CO1it+β3CO2 it+β4CO3 it+β5CO4 it+β6CO5 it + ε
متغیر مستقل	ضرایب	انحراف معیار	آماره آزمون	معنی‌داری
کیفیت حسابرسی	119/0-	050/0	38/2-	041/0
بازده دارییها	987/0-	204/0	83/54-	00/0
اهرم مالی	0604/0-	106/0	568/0-	569/0
شدت سرمایه‌گذاری در موجودی کالا	156/0-	185/0	846/0-	397/0
شدت سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت	217/0	124/0	74/1	082/0
اندازه شرکت	062/0-	226/0	276/0-	782/0
C	582/0	761/0	764/0	44/0
ضریب تعیین		399/0	آماره چاو (معناداری)		271/0(1/0)
ضریب تعیین تعدیل شده		372/0	آماره هاسمن (معناداری)		000(000/0)
آزمون فیشر		7/5
سطح معنی داری فیشر		00/0
آزمون دوربین واتسون		97/1

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 همان‌طور که در جدول 9 ملاحظه می‌شود، ضریب منفی متغیر مستقل مورد بررسی، بیانگر رابطه منفی کیفیت حسابرسی با نرخ مؤثر مالیاتی است. سطح معناداری مربوط به آماره t متغیر مستقل نیز بیانگر این است که این رابطه از لحاظ آماری معنادار است. بنابراین، فرضیه فرعی چهارم پژوهش در سطح اطمینان 95 درصد پذیرفته می‌شود.

 با توجه به نتایج بدست آمده از آزمون فرضیه فرعی چهارم پژوهش، به نظر می‌رسد که با افزایش کیفیت حسابرسی و در نتیجه افزایش شفافیت گزارشگری مالی، نرخ مؤثر مالیاتی به صورت معناداری کاهش می‌یابد. بنابراین، می‌توان چنین نتیجه‌گیری کرد که افزایش کیفیت حسابرسی، کاهش نرخ مؤثر مالیاتی را به دنبال دارد.

 

7- بحث و نتیجه‌گیری

 نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های فرعی اول و دوم حاکی از آن است که هموارسازی سود و اقلام تعهدی اختیاری به عنوان معیار دستکاری سود، دارای رابطه معنادار و مثبت با نرخ مؤثر مالیاتی است. یکی از دلائل این امر، می‌تواند این باشد که احتمالاً شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، هموارسازی سود را با استفاده از اقلام تعهدی انجام می‌دهند؛ که این یافته با یافته‌های دیفاند و بارک (1997) مطابقت دارد. در زمینه هموارسازی درآمد مشمول مالیات، شرکت‌ها ممکن است درآمد مشمول مالیات دوره جاری را در ازای مزایای دیگر افزایش دهند و یا اینکه به منظور بهره‌برداری از پیش بینی کاهش نرخ مالیات در آینده، درآمد مشمول مالیات را به آینده انتقال دهند. به عبارت دیگر در صورتی که ارزش فعلی مزایای مالیاتی آتی بیش از هزینه درآمد مشمول مالیات در دوره جاری باشد، شرکت‌ها ممکن است به صورت عقلانی هزینه دوره جاری را به خاطر مزایای آتی هموارکنند و هموارسازی مستلزم به تعویق انداختن درآمد مشمول مالیات به زمان‌های آینده باشد. همچنین شرکت‌ها ممکن است درآمد مشمول مالیات دوره جاری را در ازای مزایای دیگر افزایش دهند که در نهایت افزایش نرخ مؤثر مالیاتی را به دنبال دارد.

 نتایج حاصل از آزمون فرضیه فرعی سوم حاکی از آن است که کیفیت افشا به عنوان معیاری مستقیم از شفافیت گزارشگری مالی، دارای رابطه معنادار و منفی با نرخ مؤثر مالیاتی است. بر این اساس، افزایش کیفیت افشای اطلاعات کاهش هزینه مالیات را برای شرکت‌های مورد بررسی به دنبال دارد.

 نتایج حاصل از آزمون فرضیه فرعی چهارم حاکی از آن است که کیفیت حسابرسی به عنوان معیاری مستقیم از شفافیت گزارشگری مالی، دارای تأثیر معنادار و منفی بر نرخ مؤثر مالیاتی است. بر اساس ادبیات موجود، حسابرس ممکن است به طور همزمان دو نقش متفاوت و مجزا را به عنوان حسابرس و به عنوان مشاوره مالیاتی برای شرکت‌ها ایفا کند. طبق ادبیات حسابرسی، مؤسسات حسابرسی به دنبال آموزش بیشتر کارکنان و افراد حرفه‌ای خود و افزایش سطح تخصص آنان در زمینه‌های مختلف و از جمله مالیات هستند (فرگوسن و همکاران، 2003). در پژوهش‌های گذشته نشان داده شده است که تخصص و دانش حسابرس در زمینه‌های مالیاتی، از عوامل کلیدی مورد توجه شرکت‌های صاحبکار در جهت برنامه‌ریزی مالیاتی است (بونر و همکاران، 1992). گلیسون و میلز (2011) معتقدند از آنجا که هزینه مالیات نیازمند درک عمیق از استانداردهای گزارشگری مالی و قوانین مالیاتی است که راهبردهای مالیاتی شرکت را احاطه کرده است، ارزیابی حسابرس از حساب هزینه مالیات به احتمال زیاد محصول کار مشترک متخصصان مالیاتی و حسابرسی است. کینی و همکاران (2004) نیز در این زمینه معتقدند که تخصص و دانش ایجاد شده ناشی از ارائه خدمات غیرحسابرسی به انجام بهتر حسابرسی صورت‌های مالی کمک می‌کند و بالعکس، که اصطلاحاً به آن انتقال دانش گفته می‌شود. طبق این مفهوم، متخصصان کلی در حسابرسی، توانایی فراهم کردن خدمات برتر و ایجاد تمایز رقابتی بیشتری را دارند زیرا گسترش تخصص در یک زمینه (مثلاً حسابرسی صورت‌های مالی) سایر تخصص‌ها را در حوزه‌های عملیاتی دیگر (مثلاً حسابرسی مالیاتی) تکمیل می‌کند. به احتمال زیاد با ترکیب تخصص کلی حسابرس و تخصص مالیاتی آن با یکدیگر، زمینه مناسبی برای گسترش راهبردهای مالیاتی برای شرکت‌های صاحبکار نسبت به شرکت‌هایی که دارای کارشناسان متخصص نیستند، فرآهم می‌شود و در نهایت، ارائه گزارش‌های مالی شفاف، نرخ مؤثر مالیاتی پایین‌تری را برای این گروه از شرکت‌ها به دنبال دارد (میدو و شاکلفرد 29، 2007).

 با توجه به یافته‌های پژوهش، پیشنهادهای زیر ارائه می‌شود:

با توجه به اهمیت شفافیت گزارشگری مالی در بورس، به سازمان بورس و اوراق بهادار توصیه می‌شود که پاداش و مزایایی برای شرکت‌های با شفافیت گزارشگری مالی بالا و تنبیهاتی برای شرکت‌های با شفافیت گزارشگری مالی پایین در نظر گرفته شود تا شرکت‌ها در جهت ارتقای جایگاه خود از لحاظ شفافیت گزارشگری مالی و اطلاع‌رسانی مناسب گام بر دارند. بدین ترتیب، بورس اوراق بهادار تهران می‌تواند از پیامدهای کیفیت افشای مناسب (از قبیل تخصیص بهینه منابع در اقتصاد و کارایی اطلاعاتی) بهره‌مند شود.

با توجه به تأثیر مثبت و سازنده "دستورالعمل اجرایی افشای اطلاعات شرکت‌های ثبت شده نزد سازمان" در بهبود شفافیت گزارشگری مالی پیشنهاد می‌شود که قوانین، مقررات و دستورالعمل‌های مشابهی مصوب شود. تصویب چنین قوانینی، انگیزه و اطمینان کافی را در سرمایه‌گذاران نسبت به حفظ حقوق آن‌ها ایجاد خواهد کرد که این امر به نوبه خود باعث تشویق سرمایه‌گذاری در بورس خواهد شد.

 

---

1- استاد گروه حسابداری، دانشگاه علامه طباطبایی، تهران، ایران. نویسنده اصلی. [e-mail]

2- مدرس گروه حسابداری، دانشگاه رازی و حسابرس ارشد مالیاتی اداره کل امور مالیاتی استان کرمانشاه، کرمانشاه، ایران ،مسوول مکاتبات. [e-mail]

[3]-  دانشجوی دکتری گروه مدیریت مالی، واحد کرمانشاه، دانشگاه آزاد اسلامی و حسابرس ارشد مالیاتی اداره کل امور مالیاتی استان کرمانشاه، کرمانشاه، ایران.

---

[i] Latham

[ii] Linville

[iii] Deangelo, 1981

[iv] Davidson & Neu, 1993

[v] Kothari

[vi] Hassan et al.

[vii] Adequacy

[viii] Comprehensiveness

[ix] Informativeness

[x] Timeliness

[xi] Wallace et al.

[xii] Singhavi

[xiii] Desai

[xiv] Completeness

[xv] Accuracy

[xvi] Reliability

[xvii] Ball et al.

[xviii] Conservatism

[xix] Barth

[xx] Schipper

[xxi] Underlying Economics

[xxii] Pownall

[xxiii] Full Disclosure

[xxiv] Comparability

[xxv]Arch

مراجع

1)     امیر اصلانی، حامی، (1384)، "نقش اقتصادی حسابرسی در بازارهای آزاد و بازارهای تحت نظارت". چاپ دوم، تهران: سازمان حسابرسی.

2)     ایزدی نیا، ناصر و امیر رساییان، (1388)، "ساختار سرمایه و مالیات بر درآمد شرکت‌ها در ایران، فصلنامه تخصصی مالیات"، شماره 4، صص 43 -31.

3)     پورحیدری، امید و امیر سروستانی، (1392)، "شناسایی و تبیین عوامل مؤثر بر مدیریت مالیات، مجله دانش حسابداری"، سال چهارم، شماره 12، صص 110-89.

4)     پور زمانی، زهرا و ابوالقاسم شمسی، (1388)، "بررسی دلایل اختلاف بین درآمد مشمول مالیات ابرازی شرکت‌های بازرگانی و درآمد مشمول مالیات تشخیصی توسط واحدهای مالیاتی"، فصلنامه تخصصی مالیات، شماره 5، صص 26- 9.

5)     حساس‌یگانه، یحیی و ولی نادی‌قمی، (1385)، "نقش شفافیت در اثربخشی حاکمیت شرکتی"، حسابدار، سال بیست و یکم، شماره 179، صصص 37-32.

6)      حساس یگانه، یحیی و مجتبی گل محمدی شورکی، (1390)، "رابطه بین نرخ مؤثر مالیات و ویژگی‌های شرکت‌ها"، پژوهشنامه مالیات، شماره 19، صص 264-239.

7)     خدامی پور، احمد، (1392)، "بررسی تأثیر نرخ مؤثر مالیاتی بر سیاست تقسیم سود در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، پژوهشنامه مالیات، شماره 17، صص 1-27.

8)     صفاریزدی، حسن، (1389)، "بررسی تحلیلی ارتباط میان تغییرات اقلام صورت‌های مالی و تغییرات مالیات در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران"، پژوهشنامه مالیات، شماره 9، صص 198-165.

9)     عرب مازار، محمد، قدرت اله طالب نیا، حمیدرضا وکیلی فرد و محمود صمدی، (1390)، "تبیین رابطه بین شفافیت گزارشگری مالی و گزارشگری مالیاتی در ایران"، تحقیقات حسابداری، شماره 9، صص 37-22.

10) سعیدی، پرویز و عبدالحکیم کلامی، (1387)، "تأثیر تغییر قانون مالیات بر درآمد شرکت‌ها بر سرمایه گذاری شرکت‌های تولیدی"، فصلنامه تخصصی مالیات، شماره 3، صص 198-169.

11) شمس زاده، باقر و وجیه الله ذکوری، (1387)، "شناسایی علل اختلاف بین سود مشمول مالیات ابرازی و سود مشمول مالیات قطعی اشخاص حقوقی"، فصلنامه تخصصی مالیات، شماره 2، صص 135- 107.

12) فروغی، داریوش، علی سعیدی، امیر رسائیان و سحر زارع، (1390)، "کیفت سود و سطح نگهداشت وجه نقد در بورس اوراق بهادار تهران"، مجله برنام هریزی و بودجه، شماره 113، صص 57-81.

13) نمازی، محمد و زکیه شوشتریان، (1374)، "بررسی کارایی بورس اوراق بهادار ایران" تحقیقات مالی، شماره 7 و 8، صص 104-82.

14) نمازی، محمد، (1382)، "بررسی عملکرد اقتصادی بازار بورس اوراق بهادار در ایران"، چاپ اول، تهران: انتشارات معاونت اقتصادی وزارت امور اقتصادی و دارایی.

15) نمازی، محمد، (1379)، "پژوهش‌های تجربی در حسابداری: دیدگاه روش‌شناختی"، چاپ اول، شیراز: انتشارات دانشگاه شیراز.

16)   Alsaeed, K, (2005), “The Association between Firm Characteristics and Disclosure”, Journal of American Academy of Business, Vol.7, No. 1, PP. 310-321.

17)   Ayers, B. C., Laplante, S. K. & Schwab, C. (2011), “Does Tax Deferral Enhance Firm Value?”, University of Georgia, Working Paper.

18)   Armstrong, S,C. Blouin, L,J. Larker,F.D, (2012), “The Incentives for Tax Planing”, Journal of Accounting and Economics. Vol. 53, PP. 391-411.

19)   Beatty, A. and D.G. Harris (2004), “The Effects of Taxes, Agency Costs and Information Asymmetry on Earnings Management: A comparison of public and private Firms”, Review of Accounting Studies, Vol. 3, PP. 299-326.

20)   Ball, R.; Kothari, S.P.; and A. Robin, (2000), “The Effect of International Institutional Factors on Properties of Accounting Earning”, Journal of Accounting and Economics, Vol. 29, PP. 1-51.

21)   Baltagi, B. H, (2005), “Econometric Analysis of Panel Data”, Third Edition. Great Britain. John Wiley & Sons Ltd.

22)   Barth, M. E. and K. Schipper, (2008), “Financial Reporting Transparency”, Journal of Accounting, Auditing & Finance, Vol. 23, No. 2, PP. 173-190.

23)   Beretta, S. and S. Bozzolan, (2008), “Quality Versus Quantity: The Case of Forward-Looking Disclosure”, Journal of Accounting, Auditing & Finance, Vol. 23, No. 3, PP. 333-375.

24)   Botosan, C. A, (1997), “Disclosure Level and the Cost of Equity Capital”, The Accounting Review, Vol. 72, No. 3, PP. 323-349.

25)   Chiu, S-Fen and W-Chi Tsai, (2009), “The Linkage between Profit Sharing and Organizational Citizenship Behaviors”, Int. J. of Human Resource Management Vol. 18: PP. 1098–1115.

26)   Craswell, A. T. and S. L. Taylor, (1992), “Discretionary Disclosure of Reserves by Oil and Gas Companies: An Economic Analysis”, Journal of Business Finance & Accouning, Vol. 19, No.2, PP. 295-308.

27)   DeAngelo, L. E, (1981), “Auditor Size and Audit Quality”, Journal of Accounting and Economics, Vol. 3, No. 3, PP. 183-199.

28)   Dewey. John, (1938), “Experience and Education”, New York: Macmillan.

29)   Dyreng, S., M. Hanlon, and E. Maydew, (2008), “Long-run Corporate Tax Avoidance”, The Accounting Review, 83 (1), PP. 61–82.

30)   Derashid, C., H. Zhang, (2003), “Effective Tax Rates and the “Industrial Policy” Hypothesis: Evidence from Malaysia”, Journal of International Accounting, Auditing & Taxation, Vol. 12, No 1, PP. 45-62.

31)   Foster, G, (1986), “Financial Statemrnt Analysis”, New Jersey: Prentice-Hall. Inc.

32)   Francis, J. R. and E. R. Wilson, (1988), “Auditor Changes: A Joint Test of Theories Relating to Agency Cost and Auditor Differentiation”, The Accounting Review, Vol. 63, No. 4, PP. 663-682.

33)   Hassan, M. S.; Saleh, N. M. and M. R. C. Abd Rahman, (2008), “Determinants of Financial Instruments Disclosure Quality mong Listed Firms in Malaysia”, Working Paper, [Online]. www.ssrn.com.

34)   Hanway, K.&Vance, S, (2010), “Accounting Method Changes and Elections to Increase Taxable Income, in what’s New in Tax”, edited by L. KPMG.

35)   Hunton, J. Libby, R and M. Cheri, (2004), “Financial Reporting Transparency and Earnings Management”, Bentley College.

36)   Latham, C.K. and M. Linville, (1998), “A Review of the Literature in Audit Litigation”, Journal of Accounting Literature 17, PP. 175-213.

37)   Lin, Beck, T. C. and MA, Y, (2014), “Why Do Firms Evade Taxes? The Role of Information Sharing and Financial Sector Outreach”, The Journal of Finance, 69, PP. 763–817

38)   Inchausti, B. J, (1997), “The Influence of Company Characteristics and Accounting Regulation on Information Disclosed by Spanish Firms”, European Accounting Review, Vol. 6, No. 1, PP. 45-68.

39)   Gupta, S., and Newberry, K, (1997), “Determinants of the Variability in Corporate Effective Tax Rate: Evidence from Longitudinal Data”, Journal of Accounting and Public Policy, Vol.16, No 1, PP. 1-39.

40)   Kim, K. A., P. Limpaphayom, (1998), “Taxes and Firm Size in Pacific-basin Emerging Economies”, Journal of International Accounting, Auditing and Taxation, Vol. 7, No 1, PP. 47-63.

41)   Khairollahi,F and Behshour, I, (2014), "Study the Relationship between Financial Leverage and Corporate Governance Mechanisms Based on the Approach of Combined Data", Indian Journal Of Scientific Research,12(1), PP. 327-333.

42)   Kothari, S. P, (2000), “The Role of Financial Reporting in Reducing Financial Risks in the Market”, Presented at Building an Infrastructure for Financial Stability Conference (Federal Reserve Bank of Boston), PP. 89-102.

43)   Raffournier, B, (1995), “The Determinants of Voluntary Financial Disclosure by Swiss Listed Companies”, European Accounting Review, Vol. 4, No. 2, PP. 261-280.

44)   Richardson, G., R. Lanis, (2007), “Determinants of the Variability in Corporate Effective Tax Rates and Tax Reform: Evidence from Australia”, Journal of Accounting and Public Policy, Vol. 26, No 6, PP. 689-704.

45)   Pasternak, M. & Rico, C, (2008), “Tax Interpretation, Planning, and Avoidance: Some Linguistic Analysis”, Akron Tax Journal, Vol. 33.

46)   Pownall, G. and K. Schipper, (1999), “Implications of Accounting Research for the SEC’s Consideration of International Accounting Standards for U.S. Securities Offerings”, Accounting Horizons,Vol. 13, No. 3, PP. 259-280.

47)   Scholes, M., M. Wolfson, M. Erickson, E. Maydew and T. Shevlin, (2005), “Taxes and Business Strategy: A Planning Approach”, 3rd edition, Pearson Prentice Hall Publication.

48)   Wallace, R. S. O.; Naser, k.; and A. Mora, (1994), “The Relationship between the Comprehensiveness of Corporate Annual Reports and Firm Characteristics in Spain”, Accounting and Business Research. Vol. 25, Issue. 97, PP. 41-53.

49)   Miko, N. U. and Kamardin, H, (2015), “Impact of Audit Committee and Audit Quality on Preventing Earnings Management in the Pre- and Post- Nigerian Corporate Governance Code 2011”, Procedia - Social and Behavioral Sciences 172, PP. 651 – 657. Available online at www.sciencedirect.com.

50)   Salihu, I. A, Annuar,H. Z. and Obid, S. N. S, (2015), “Foreign Investors’ Interests and Corporate Tax Avoidance: Evidence from an Emerging Economy”, Journal of Contemporary Accounting & Economics 11, PP. 138- 147.

51)   http://www.elsevier.com/locate/JCAE.

 

 

 

یادداشت‌ها