اهمیت کیفیت محیط اطلاعات داخلی در اجتناب مالیاتی

پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی

مقاله 3، دوره 12، شماره 45، فروردین 1399، صفحه 47-80   

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

غلامرضا کرمی^{* 1}؛ امیر فیروزنیا²؛ حمید کلهرنیا³

¹دانشیار گروه حسابداری، دانشگاه تهران، تهران، ایران

²دانشجوی دکتری حسابداری،گروه حسابداری ، واحد بابل، دانشگاه آزاد اسلامی، بابل، ایران.

³دانشجوی دکتری حسابداری،گروه حسابداری ، دانشگاه تهران، تهران، ایران

چکیده

یک محیط اطلاعات داخلی با کیفیت بالا، عدم تقارن اطلاعاتی را کاهش می‌دهد و هماهنگی اطلاعات را بین واحدهای تجاری مختلف بهبود می‌بخشد و در نهایت باعث کارایی برنامه‌ریزی مالیاتی شرکت‌ها خواهد شد. هدف اصلی این مقاله، بررسی اثر کیفیت محیط اطلاعات داخلی بر اجتناب مالیاتی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد. معیارهای مورد استفاده جهت سنجش محیط اطلاعات داخلی، دقت پیش‌بینی مدیریت وعدم تجدید ارائه صورت‌های مالی و معیار اندازه‌گیری اجتناب مالیاتی نرخ مؤثر مالیاتی است. برای آزمون فرضیه‌های تحقیق از مدل رگرسیون خطی چندگانه استفاده گردیده است. نتیجه بررسی 142 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران و 977 مشاهده سال-شرکت حاکی از آن است هنگامی که برای اندازه‌گیری کیفیت محیط اطلاعات داخلی از معیار «دقت پیش‌بینی مدیریت» استفاده شده است، محیط‌های اطلاعاتی داخلی با کیفیت‌تر با اجتناب مالیاتی بالاتری همراه بوده‌اند. در ادامه، هنگامی که از معیار «عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی» استفاده گردید، هیچ رابطه معناداری بین کیفیت محیط اطلاعات داخلی و اجتناب مالیاتی ملاحظه نگردید. یافته‌های پژوهش نشان داد زمانی که برای اندازه‌گیری کیفیت محیط اطلاعات داخلی از معیار «دقت پیش‌بینی مدیریت» استفاده می‌شود، محیط‌های اطلاعاتی داخلی با کیفیت‌تر با ریسک مالیاتی کمتری مواجه بوده‌اند. در ادامه و زمانی که از معیار «عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی» استفاده گردید، هیچ رابطه معناداری بین کیفیت محیط اطلاعات داخلی و ریسک مالیاتی ملاحظه نگردید.

 

کلیدواژه‌ها

واژه‌های کلیدی: کیفیت محیط اطلاعات داخلی؛ اجتناب مالیاتی؛ ریسک مالیاتی؛ دقت پیش‌بینی مدیریت؛ عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی

اصل مقاله

اهمیت کیفیت محیط اطلاعات داخلی در اجتناب مالیاتی

 

 

غلامرضا کرمی

تاریخ دریافت: 08/10/1398   تاریخ پذیرش: 13/12/1398

[1]

امیر فیروزنیا[2]

حمید کلهرنیا[3]

 

 

چکیده

یک محیط اطلاعات داخلی با کیفیت بالا، عدم تقارن اطلاعاتی را کاهش می‌دهد و هماهنگی اطلاعات را بین واحدهای تجاری مختلف بهبود می‌بخشد و در نهایت باعث کارایی برنامه‌ریزی مالیاتی شرکت‌ها خواهد شد. هدف اصلی این مقاله، بررسی اثر کیفیت محیط اطلاعات داخلی بر اجتناب مالیاتی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد. معیارهای مورد استفاده جهت سنجش محیط اطلاعات داخلی، دقت پیش‌بینی مدیریت وعدم تجدید ارائه صورت‌های مالی و معیار اندازه‌گیری اجتناب مالیاتی نرخ مؤثر مالیاتی است. برای آزمون فرضیه‌های تحقیق از مدل رگرسیون خطی چندگانه استفاده گردیده است. نتیجه بررسی 142 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران و 977 مشاهده سال-شرکت حاکی از آن است هنگامی که برای اندازه‌گیری کیفیت محیط اطلاعات داخلی از معیار «دقت پیش‌بینی مدیریت» استفاده شده است، محیط‌های اطلاعاتی داخلی با کیفیت‌تر با اجتناب مالیاتی بالاتری همراه بوده‌اند. در ادامه، هنگامی که از معیار «عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی» استفاده گردید، هیچ رابطه معناداری بین کیفیت محیط اطلاعات داخلی و اجتناب مالیاتی ملاحظه نگردید. یافته‌های پژوهش نشان داد زمانی که برای اندازه‌گیری کیفیت محیط اطلاعات داخلی از معیار «دقت پیش‌بینی مدیریت» استفاده می‌شود، محیط‌های اطلاعاتی داخلی با کیفیت‌تر با ریسک مالیاتی کمتری مواجه بوده‌اند. در ادامه و زمانی که از معیار «عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی» استفاده گردید، هیچ رابطه معناداری بین کیفیت محیط اطلاعات داخلی و ریسک مالیاتی ملاحظه نگردید.

 

واژه‌های کلیدی: کیفیت محیط اطلاعات داخلی، اجتناب مالیاتی، ریسک مالیاتی، دقت پیش‌بینی مدیریت، عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی.

                

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1- مقدمه

مالیات یک بحث راهبردی، زیربنایی و پویاست که نقش اساسی و محوری در تحقق برنامه‌های توسعه ملی هر کشوری مانند کشور ما ایفا می‌کند. امروزه مالیات جدای از نقش اصلی خود یعنی تأمین یخشی از هزینه‌ها، به عنوان یک اهرم تأثیرگذار در اجرای سیاست‌های انبساطی و انقباضی دولت در بودجه‌بندی بخش‌های مختلف کشور مورد توجه است، بنابراین لزوم تحقق درآمدهای مالیاتی برای توسعه همه جانبه کشور بیش از پیش احساس می‌شود. در کشورهای در حال توسعه، به طور معمول 50 درصد و یا بیشتر درآمد بالقوه مالیاتی، وصول نمی‌شود (دالیوال و همکاران^[i]، 2014). در اقتصاد نوظهور ایران نیز، اجتناب مالیاتی می‌تواند یکی از بزرگترین مشکلاتی باشد که سیستم مالیاتی با آن مواجه است.

از جمله موضوعات بسیار مهم که در حال حاضر در اکثر پژوهش‌ها مورد توجه است، بحث اجتناب از پرداخت مالیات^[ii] و عوامل مؤثر بر آن و نتایجی است که از آن حاصل می‌شود. اجتناب از مالیات، در واقع نوعی استفاده از خلأهای قانونی در قوانین مالیاتی در جهت کاهش مالیات است (حسنی و شفیعی، 1389). اجتناب از پرداخت مالیات را استفاده قانونی از نظام مالیاتی برای منافع شخصی، به منظور کاهش میزان مالیات قابل پرداخت به وسیله ابزارهایی که در خود قانون است، تعریف کرده‌اند؛ بنابراین، از آنجایی که اجتناب از پرداخت مالیات، فعالیتی به ظاهر قانونی است به نظر می‌رسد که بیشتر از فرار مالیاتی (که نوعی تخلف قانونی است) در معرض دید باشد و چون اجتناب از پرداخت مالیات در محدوده‌ای معین جهت استفاده از مزایای مالیاتی است و به طور عمده قوانین محدودکننده‌ای در زمینه کنترل اجتناب از پرداخت مالیات وجود ندارد؛ بنابراین، به نظر می‌رسد بسیاری از شرکت‌ها درگیر اجتناب از پرداخت مالیات باشند و به همین دلیل تعیین عوامل تأثیرگذار بر سطح اجتناب مالیاتی در شرکت‌ها دارای اهمیت زیادی است. از عوامل اثرگذار بر سطح اجتناب مالیاتی شرکت می‌توان به کیفیت حسابرس و حسابرسی (خواجوی و کیامهر، 1394)، تخصص حسابرس (خانی و دیگران، 1392)، ویژگی‌های شرکتی (ریگو^[iii]، 2003)، انواع سپرهای مالیاتی بدهی و غیر بدهی (دسای و دراماپالا^[iv]، 2009)، ساختار مالکیت شرکت (لیم^[v]، 2011) و ... اشاره کرد. در کمال تعجب، شواهد کمی وجود دارد که چگونه کیفیت محیط اطلاعات داخلی به عنوان یک ویژگی مهم سیستم اطلاعاتی شرکت، اجتناب مالیاتی شرکت را تحت تأثیر قرار می‌دهد.

در این پژوهش، تأثیر محیط اطلاعات داخلی بر اجتناب مالیاتی با کمک تشریح مکانیزم‌های محیط اطلاعات داخلی بر اجتناب مالیاتی بررسی خواهد شد. اول، پیش‌بینی می‌شود که محیط اطلاعات داخلی در شرکت‌های با پراکندگی عملیات جغرافیایی با اهمیت‌تر است و از این‌رو هماهنگی بالاتر مورد نیاز است. یک محیط اطلاعات داخلی با کیفیت بالا، عدم تقارن اطلاعاتی را کاهش می‌دهد و هماهنگی اطلاعات را بین واحدهای تجاری مختلف بهبود می‌بخشد و در نهایت باعث کارایی برنامه‌ریزی مالیاتی شرکت‌ها خواهد شد (دسای و دراماپالا^[vi]، 2009؛ گالمور و همکاران، 2014؛ جان گالمور و ایوا لابرو^[vii]، 2015). دوم، ما پیش‌بینی و کشف کردیم که عملیات شرکت‌ها در محیط‌های نامطمئن‌تر، منافع کمتری از یک محیط اطلاعات داخلی با کیفیت بالا را نصیب شرکت‌ها خواهد کرد. برای این شرکت‌ها، محیط اطلاعات داخلی با کیفیت می‌تواند به شناسایی فرصت‌های مالیاتی کمک کند و تردیدهای را درباره استراتژی‌های مالیاتی شرکت کاهش دهد و به پیش‌بینی نتایج بالقوه برنامه‌های مالیاتی واحد تجاری کمک زیادی کند.

در نهایت، این پژوهش تأثیر کیفیت محیط اطلاعات داخلی بر ریسک مالیاتی را بررسی خواهد کرد که در این تحقیق از آن به عنوان عدم قطعیت شرکت راجع به بدهی مالیاتی‌اش تعریف یاد شده است. انتظار می‌رود که شرکت‌های با محیط اطلاعات داخلی با کیفیت بالا، قادر باشند تا به منافع اجتناب از پرداخت مالیات مطلوب بدون در نظر گرفتن ریسک بیشتر برسند، زیرا یک محیط اطلاعات داخلی بهتر می‌تواند مستندسازی و برنامه‌ریزی مالیاتی را بهبود تقویت بخشد که به نوبه خود می‌تواند احتمال رد استراتژی‌های مالیاتی را کاهش دهد. شرکت‌های با ریسک مالیاتی پایین‌تر، احتمالاً نوسان کمتری را در نتایج مالیاتی خود تجربه می‌کنند. لذا در این تحقیق از انحراف معیار نرخ مؤثر مالیاتی 5 سال قبل شرکت به عنوان معیاری برای اندازه‌گیری ریسک مالیاتی استفاده خواهد شد (گوانتر و همکاران^[viii]، 2012). نتایج این تحقیق نشان خواهد داد که نوسان نرخ مؤثر مالیاتی به طور قابل توجهی در محیط‌های اطلاعاتی داخلی با کیفیت بالا پایین‌تر خواهد بود. همچنین به نظر می‌رسد که یک محیط اطلاعاتی داخلی با کیفیت بالا، منجر به کاهش ریسک مالیات خواهد شد (جان گالمور و ایوا لابرو^[ix]، 2015).

البته این احتمال می‌رود که برخی خصوصیات ویژگی‌های شرکت‌ها همچون انجام عملیات خارجی، بر محیط‌های اطلاعاتی داخلی با کیفیت و فرصت‌های اجتناب از پرداخت مالیات اثرگذار باشد. علاوه بر این، انتخاب هر دوی محیط اطلاعات داخلی و اجتناب مالیاتی یک موضوع درون‌سازمانی است (دیرنگ و همکاران^[x]، 2010).

در این پژوهش ما بر این عقیده خواهیم بود که به منظور فهم نتیجه اجتناب از پرداخت مالیات، ضروری است تا نقش کیفیت «محیط اطلاعات داخلی»^[xi] شرکت را نیز در نظر بگیریم. لذا این پژوهش به بررسی اثر و اهمیت محیط اطلاعات داخلی در اجتناب از پرداخت مالیات خواهد پرداخت. در واقع مسئله اصلی این پژوهش این است که آیا محیط اطلاعاتی داخلی شرکت بر اجتناب از پرداخت مالیاتی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس تهران اثرگذار است یا خیر؟ اگر تأثیرگذار است، این اثر چگونه قابل تفسیر و اندازه‌گیری است.

در ادامه ساختار تحقیق به این شکل است که در بخش بعدی بسط نظری فرضیه‌های پژوهش ذکر خواهد شد. در بخش سوم پیشینه تجربی تحقیق ارائه خواهد شد. در بخش چهارم، روش تحقیق بیان خواهد شد. این بخش شامل مدل و متغیرهای تحقیق و جامعه و نمونه آماری می‌باشد. در بخش پایانی نیز نتایج حاصل از آمار توصیفی و آزمون‌های آماری فرضیه تحقیق و در نهایت نتیجه‌گیری و ارائه پیشنهادها ارائه خواهد شد.

 

2- مبانی نظری و پیشینه پژوهش

 ادبیات حسابداری مدیریت برای مدت طولانی بر این عقیده بوده است که کیفیت محیط اطلاعاتی داخلی، به بهبود فرایند تصمیم‌گیری منجر خواهد شد (هورنگر و همکاران^[xii]، 2012). یک محیط اطلاعاتی با کیفیت بالا فرایند تصمیم‌گیری را با فراهم‌سازی اطلاعات به موقع و قابل اتکا درباره وضعیت مالی شرکت و با رفع موانع بین چرخه‌های حسابداری بهبود خواهد بخشید (برازل و دنگ، 2008). محیط‌های اطلاعات داخلی با کیفیت بالا مواردی همچون؛ فرایند کسب‌وکار (معامله) تجاری استاندارد و متمرکز شده، زمان چرخه گزارشگری کوتاه و اطلاعات هماهنگ و یکپارچه واحد تجاری در موقعیت‌های جغرافیایی مختلف را ارائه می‌دهد. یک شرکت با محیط اطلاعات داخلی با کیفیت بالا، قابلیت دسترسی به موقع به اطلاعات دقیق و صحیح دارد و همچنین شفافیت داخلی افزایش می‌یابد. کسب (پیدا کردن اطلاعات) و یکپارچگی (ارزیابی اثرش) اطلاعات در محیط‌های اطلاعات داخلی با کیفیت‌تر، بیشتر هستند (هودگ و همکاران^[xiii]، 2004).

در حالی که به نظر می‌رسد یک محیط اطلاعات داخلی با کیفیت بالا، تأثیر مثبتی در فرایند تصمیم‌گیری‌های مدیریتی داشته باشد، ولی در این پژوهش تمرکز اولیه بر توانایی محیط اطلاعات داخلی در افزایش کیفیت تصمیمات مرتبط به مالیات خواهد بود. در این تحقیق ما بر این عقیده هستیم که توانایی یک شرکت برای کارایی اجتناب از پرداخت مالیات، به‌وسیله یک محیط اطلاعات داخلی با کیفیت‌تر که کسب و یکپارچه‌سازی (ارزیابی) اطلاعات را آسان‌تر می‌کند، بهبود بخشیده می‌شود. اطلاعات لازم و ضروری برای عملکرد مالیاتی به نوعی در درون شرکت پراکنده است و صرفاً به نظر می‌رسد این اطلاعات در سیستم‌های مطلوب گزارشگری مدیریتی و مالی در دسترس باشند (کرانفورد و همکاران^[xiv]، 2012). مستندسازی و جمع‌آوری اطلاعات از سیستم‌های غیر همسان و متفاوت برای پشتیبانی از مالیات ابرازی شرکت‌ها می‌تواند بسیار وقت‌گیر و پرهزینه باشد. میلس و همکاران^[xv] (1998) عقیده دارند که شرکت‌ها، فرصت برنامه‌ریزی مالیاتی با توجه به اموال، تجهیزات و ماشین‌آلات را در اختیار دارند، ولی هزینه نگهداری و ثبت برای کسب این مزیت مالیاتی معمولاً بالا است.

شرکت‌هایی که محیط‌های اطلاعات داخلی با کیفیت بالا دارند، ممکن است در وضعیت بهتری برای مواجهه کاراتر با فرایند مستندسازی مالیات و شناسایی آسان‌تر معاملات که منافع مالیاتی بالاتری دارند، باشند. از این‌رو، شرکت با محیط اطلاعاتی داخلی با کیفیت‌تر ممکن است قادر به اجتناب مالیاتی بیشتری باشد که این منجر به طرح فرضیه زیر شده است:

فرضیه اول: محیط‌های اطلاعاتی داخلی با کیفیت‌تر با اجتناب مالیاتی بالاتری همراه هستند.

هانلون و هیتزمن (2010) در مورد مشکل تعریف مفهومی اجتناب از پرداخت مالیات و تصور درجه اجتناب مالیاتی در چشم بیننده بحث کرده‌اند. ما بر این عقیده هستیم که اطلاعات در دسترس برای شرکت در طول فرایند برنامه‌ریزی مالیاتی، یک فاکتور مهم برای زمانی است که ارزیابی اجتناب از پرداخت مالیات یک استراتژی مالیاتی برای شرکت است. برای فهم این موضوع دو شرکت را تصور کنید، شرکت A و شرکت B، با یک نرخ مؤثر مالیاتی (ETR) کم یکسان به استثناء اینکه شرکت A یک محیط اطلاعاتی داخلی با کیفیت‌تر دارد در حالی که کیفیت محیط اطلاعاتی داخلی شرکت B پایین است. شرکت A می‌تواند نرخ مؤثر مالیاتی پایین را با اتکا بر کیفیت بالای اطلاعاتی برای حمایت از تصمیم‌گیری‌هایش و مستندسازی‌هایش برای مقامات و ممیزان مالیاتی به دست آورد. از سوی دیگر، شرکت B توانایی متقاعدسازی اسناد مالیاتی‌اش به طور منفی تحت تأثیر کیفیت پایین محیط اطلاعات داخلی‌اش است. این احتمال بالا وجود دارد که انتخاب‌های اجتناب مالیاتی شرکت B به دلیل کیفیت پایین محیط اطلاعات داخلی‌اش مورد قبول مقامات و ممیزان مالیاتی قرار نگیرد و لذا ریسک مالیاتی‌اش بالاتر باشد. از این‌رو ما بر این عقیده هستیم که شرکت B اجتناب از پرداخت مالیاتی بیشتری در مقایسه با شرکت A داشته باشد.

بنابراین، انتظار می‌رود که شرکت‌های با محیط‌های اطلاعاتی داخلی با کیفیت‌تر، اطمینان بالاتری به محیط اطلاعاتی‌شان داشته باشند (چن‌حال^[xvi]، 2008) و همچنین اطلاعات بهتری برای پشتیبانی از تصمیم‌گیری مالیاتی‌شان و توانایی مستندسازی بهتری در مقابل مقامات و ممیزان مالیاتی داشته باشند. تمام این‌ها بر هر دو سطح اجتناب مالیاتی و ریسک مالیاتی که متعاقب این استراتژی‌های اجتناب از پرداخت مالیات ایجاد خواهد شد، تأثیر خواهد گذاشت. علاوه بر این، یک محیط اطلاعاتی داخلی با کیفیت بالا می‌تواند به شرکت‌ها اجازه دهد تا فرصت‌های اجتناب از پرداخت مالیات بلندمدت بیشتری را با تکرار و تقویت این فرصت‌ها به جای اتخاذ ریسک فرصت‌های یک زمانی (فقط بک بار) به دست آورند (میلز و همکاران، 1998). از این‌رو پیش‌بینی می‌شود که شرکت‌های با یک محیط اطلاعاتی داخلی با کیفیت بالا، قدرت دستیابی به یک نرخ مؤثر مالیاتی کمتر را داشته باشند (همان‌طور که در فرضیه یک اشاره شد) در حالی که فرض می‌شود که این نوع شرکت‌ها سطوح پایین‌تری از ریسک مالیاتی را تجربه کنند. استدلال‌های فوق، منجر به طرح فرضیه زیر شد:

فرضیه دوم: محیط‌های اطلاعاتی داخلی با کیفیت‌تر با ریسک مالیاتی کمتری همراه هستند.

ریچاردسون و لانیس^[xvii] (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 که بین چند عامل از ویژگی‌های شرکت شامل اندازه بنگاه، ساختار سرمایه، ترکیب دارایی‌ها (شدت سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت و موجودی کالا) و هزینه تحقیق و توسعه با نرخ مؤثر مالیات رابطه معناداری وجود دارد. همچنین نتایج نشان داد که اگرچه اصلاحیه مالیاتی تأثیری مهم بر برخی از این روابط داشت؛ لیکن روابط مذکور همچنان پا بر جا بود.

دسای و دارماپالا (2009)پس از بررسی رابطه اجتناب از مالیات و ارزش شرکت، به دیدگاه ارزش‌آفرینی برای فعالیت‌های اجتناب از مالیات رسیدند. آن‌ها با تشکیل نمونه‌ای از شرکت‌های بزرگ سهامی عام آمریکایی، اثر اجتناب از مالیات بر منافع سهامداران را مورد بررسی قرار دادند. نتایج نشان داد که میانگین اثر اجتناب از مالیات بر ارزش شرکت تفاوت اساسی با صفر ندارد اما برای شرکت‌هایی که ساختار حاکمیتی قوی (نظیر مالکیت نهادی بالاتر) دارند، رابطه مثبت میان اجتناب از مالیات و ارزش شرکت وجود دارد. یافته آن‌ها دلالت بر این دارد که در محیطی که نظارت و کنترل به طور مؤثر تلاش‌های فرصت‌طلبانه مدیریت را از طریق استفاده از فعالیت‌های اجتناب از مالیات محدود می‌کند، اجتناب از مالیات سود خالص به همراه  دارد.

ویلسون^[xviii] (2009) در مطالعه خود به ارائه مدلی برای پیش‌بینی اجتناب مالیاتی با استفاده از ویژگی‌های خاص شرکت پرداخت. یافته‌های وی نشان داد در شرکت‌هایی که اقدام به اجتناب از پرداخت مالیات می‌کنند، تفاوت بین سود حسابداری و سود مشمول مالیات ابرازی بیشتر می‌باشد و این شرکت‌ها از رویه‌های گزارشگری مالی متهورانه‌تری استفاده می‌کنند. علاوه بر این شرکت‌هایی که اقدام به اجتناب مالیاتی می‌کنند، بازده‌های مثبت و غیر عادی بیشتری را نشان می‌دهند.

وانگ (2010)با اشاره به دو دیدگاه متفاوت ارزش‌آفرینی و تئوری نمایندگی در تأثیر فعالیت‌های اجتناب از مالیات بر ارزش شرکت، با استفاده از چندین معیار اندازه‌گیری اجتناب از مالیات به این نتیجه رسید که از آنجایی که اجتناب از مالیات انتقال ثروت از شرکت به دولت را کاهش می‌دهد، از نظر سهامداران یک رویکرد ارزش‌آفرین است. همچنین او در ادامه کار خود به این نتیجه رسید که در شرکت‌های شفاف، یعنی شرکت‌هایی که در آن مسائل نمایندگی کمتری وجود دارد، سطح اجتناب از مالیات شرکت بالاتر است. این مسئله بیانگر این موضوع است که مدیران اجتناب از مالیات را صرفاً در راستای حداکثر کردن منافع سهامداران انجام می‌دهند. همچنین او به این نتیجه رسید که سهامداران در ازای فعالیت‌های اجتناب از مالیات یک صرف ریسک طلب می‌کنند که این صرف ریسک با شفافیت بیشتر (کاهش شاخص ابهام) کاهش می‌یابد.

کِرانا و موسر (2010)به این موضوع پرداختند که آیا مالکیت نهادی بر اجتناب از مالیات مؤثر است یا خیر. آن‌ها برای اندازه‌گیری اجتناب از مالیات از نرخ مؤثر مالیات نقدی 5 ساله و BTD دائمی سالانه طی سال‌های 1995 الی 2008 استفاده کردند و به این نتیجه رسیدند که شرکت‌هایی با سطح مالکیت نهادی بالاتر عموماً از پرداخت مالیات، بیشتر اجتناب می‌کنند.

مینیک و نوگا^[xix] (2010) در مطالعه‌ای اثرات ویژگی‌های اصول راهبری شرکت‌ها (حاکمیت شرکتی) را بر مدیریت هزینه مالیات (اجتناب‌های مالیاتی) جستجو نمودند. آن‌ها نشان دادند که طرح‌های پاداش به عنوان محرکی برای مدیران جهت سرمایه‌گذاری در طرح‌های بلندمدت و کاهنده مالیات عمل می‌کند. همچنین یافته‌ها نشان داد که مدیریت مالیات سهامداران را منتفع می‌سازد زیرا مالیات عایدات سرمایه‌ای کمتر است و مدیریت مالیات به طور مثبت با افزایش عایدی سهامداران در ارتباط است.

لانیس و ریچاردسون^[xx] (2011) به این نتیجه رسیدند که تعداد اعضای غیرموظف هیئت‌مدیره رابطه‌ای منفی و معنادار با رویه مالیاتی متهورانه دارد؛ به عبارت دیگر، هرچه تعداد اعضای غیرموظف هیئت‌مدیره بیشتر باشد، شرکت کمتر به مدیریت مالیات روی می‌آورد.

آرمسترانگ و همکاران^[xxi] (2012) در تحقیقی به تبیین مشوق‌های مؤثر بر برنامه‌ریزی مالیاتی پرداختند. آن‌ها، از یک مجموعه داده اختصاصی که حاوی اطلاعات مربوط به طرح‌های پاداش به صورت جزیی بود، استفاده نمودند. همچنین از معیارهایی همچون نرخ مؤثر مالیاتی بر مبنای استانداردهای حسابداری، نرخ مؤثر مالیاتی نقدی و اختلاف بین درآمد دفتری و درآمد مشمول مالیات استفاده نمودند. یافته‌های این تحقیق بیانگر آن بود که بین طرح‌های تشویقی پاداش مدیران مالیاتی با نرخ مؤثر مالیاتی محاسبه شده بر اساس استانداردهای حسابداری رابطه‌ای منفی و معنادار وجود دارد، اما بین طرح‌های مذکور با سایر معیارهای استفاده شده ارتباطی ضعیف وجود دارد. محققان در توجیه نتایج حاصله، بر این باور بودند که مدیران فعال در امور مالیاتی شرکت‌ها با مشوق‌هایی سر و کار دارند که در صورت کاهش هزینه مالیات گزارش شده در صورت‌های مالی محقق خواهد شد.

کیم و همکاران (2013) با بررسی یک نمونه بزرگ از شرکت‌ها طی دوره 1995 تا 2010 دریافتند که اجتناب از مالیات شرکت‌ها با ریسک سقوط قیمت سهام در سطح شرکت رابطه مثبت دارد. چنین نتیجه‌ای با این دیدگاه مطابقت دارد که اجتناب از مالیات برای مدیران فرصتی فراهم   می‌کند تا با رفتارهای فرصت‌طلبانه، اخبار بد را پنهان و انباشته کنند. این امر موجب می‌شود قیمت سهام بیش از واقع ارزیابی شده و حباب قیمت ایجاد شود. مهم‌تر اینکه پنهان کردن اطلاعات منفی درباره شرکت، فرصت انجام اقدامات اصلاحی به موقع یا کنار گذاشتن پروژه‌های ضعیف و نامناسب را از سرمایه‌گذاران و هیئت‌مدیره می‌گیرد. زمانی که اخبار بد به اوج خود می‌رسند و همه به یکباره آشکار می‌شوند، قیمت سهام شرکت سقوط می‌کند.

ریچاردسون و همکاران^[xxii] (2014) به بررسی ارتباط بین اجتناب از پرداخت مالیات، سیاست بدهی و اعضای غیرموظف هیئت‌مدیره طی سال‌های 2001 تا 2010 پرداختند. در این مطالعه برای محاسبه اجتناب مالیاتی از نسبت هزینه مالیات به جمع دارایی‌ها و برای سیاست بدهی (ساختار سرمایه) از نسبت اهرم مالی استفاده کردند. نتایج تحقیق آن‌ها نشان می‌دهد که بین هزینه مالیات و سیاست بدهی رابطه منفی و معنادار وجود دارد. همچنین بین درصد اعضای غیر موظف و سیاست بدهی نیز رابطه منفی وجود دارد. سایر یافته‌های این تحقیق نشان می‌دهد که نسبت اعضای غیر موظف، اثر جانشینی بدهی را تقویت می‌کند.

هونگ و همکاران^[xxiii] (2016) به بررسی رابطه بین تمرکز مشتری و اجتناب مالیاتی پرداختند. نتایج پژوهش آن‌ها نشان داد که در شرکت‌های با مشتریان متمرکز بالا، اجتناب مالیاتی بالاتر است. همچنین این شرکت‌ها از ریسک مالیاتی بالاتری برخوردار هستند. نتایج این پژوهش همچنین نشان داد که بین تمرکز مشتری دولتی و اجتناب مالیاتی را منفی وجود دارد.

خدامی‌پور و امینی‌نیا (1392) به بررسی ارتباط بین اجتناب از پرداخت مالیات و هزینه بدهی و تأثیر مالکیت نهادی بر آن طی سال‌های 1380 تا 1389 پرداختند. برای آزمون فرضیه‌های تحقیق از رگرسیون خطی چندگانه بر مبنای داده‌های پانل استفاده شده است. نتایج حاصل از تحقیق نشان داد که رابطه منفی بین اجتناب از پرداخت مالیات و هزینه بدهی وجود دارد. این رابطه منفی نشان می‌دهد که اثر مناسب مالیاتی ناشی از اجتناب از پرداخت مالیات می‌تواند به عنوان بدهی برای شرکت به کار رود، از این‌رو اجتناب از پرداخت مالیات می‌تواند به عنوان جانشین استفاده از بدهی باشد. علاوه بر این نتایج حاکی از این است که سطح مالکیت نهادی بر ارتباط بین اجتناب از پرداخت مالیات و هزینه بدهی تأثیر معناداری ندارد.

طالب نیا و موثق (1390) در تحقیق خود به بررسی عوامل تأثیرگذار بر اختلاف بین سود مشمول مالیات ابرازی و سود مشمول مالیات قطعی شده اشخاص پرداخته‌اند. با استفاده از روش‌های میدانی و استفاده از آزمون دوجمله‌ای، آن‌ها به این نتیجه رسیدند که عواملی چون فرارهای مالیاتی، اختلاف ما بین اصول حسابداری و قوانین مالیاتی، شرایط اقتصادی، حد نصاب‌های مقرر در قوانین مالیاتی و تمکین به پرداخت سایر عوارض قانونی بر اختلاف بین سود مشمول مالیات ابرازی و سود مشمول مالیات قطعی شده اثرگذارند.

پورحیدری و همکاران (1392) به بررسی تأثیر اجتناب از پرداخت مالیات بر شفافیت گزارشگری مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. شاخص‌های مورد استفاده برای محاسبه اجتناب از پرداخت مالیات و شفافیت گزارشگری به ترتیب نرخ مؤثر مالیاتی و کیفیت اقلام تعهدی بود. برای آزمون فرضیه‌های تحقیق از رگرسیون خطی چندگانه و داده‌های ترکیبی استفاده شده است. نتایج تحقیق نشان داد که فعالیت‌های برنامه‌ریزی مالیات، شفافیت گزارشگری مالی را کاهش می‌دهد.

کرباسی یزدی و راسخ (1392) تأثیر اختلاف سود حسابداری و سود مبنای محاسبه مالیات بر روی رشد و پایداری سود را بر روی نمونه‌ای شامل 80 شرکت پذیرفته شده در بورس آزمون کردند. نتایج پژوهش آن‌ها نشان می‌دهد که هر چه اختلاف سود حسابداری و سود مأخذ مالیات بیشتر باشد از میزان رشد سود خالص شرکت‌ها کاسته می‌شود. همچنین با بیشتر شدن اختلاف مذکور، به میزان رشد مالیات در سال‌های آتی افزوده می‌شود.

خدامی پور و همکاران (1392) به ارزیابی اثر نرخ مؤثر مالیاتی بر میزان سود تقسیمی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداخته‌اند. برای تجزیه‌وتحلیل داده‌ها و آزمون فرضیه‌ها از الگوی رگرسیون خطی چند متغیره بر مبنای داده‌های پانل استفاده شده است. در این تحقیق برای سنجش سیاست تقسیم سود شرکت‌ها از نسبت سود تقسیمی به فروش خالص و برای سنجش مدیریت هزینه مالیات از رابطه هزینه مالیات به سود خالص قبل از کسر مالیات استفاده گردیده است. نتایج این تحقیق نشان می‌دهد که یک رابطه منفی و معنادار بین مدیریت هزینه مالیات (نسبت هزینه مالیات به سود خالص قبل از کسر مالیات) و میزان سود تقسیمی وجود دارد؛ به عبارت دیگر، با افزایش نرخ مؤثر مالیاتی (نسبت هزینه مالیات به سود خالص قبل از کسر مالیات)، شرکت‌ها به طور قابل ملاحظه‌ای سود تقسیمی خود را کاهش می‌دهند.

فروغی و محمدزاده (1392) به بررسی رابطه بین اجتناب مالیاتی، ارزش و سطح نگهداشت وجه نقد شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1381 تا 1388 پرداخته‌اند. برای آزمون فرضیه تحقیق از رگرسیون خطی چندگانه استفاده شده است. نتایج تحقیق نشان می‌دهد اجتناب از پرداخت مالیات بر سطح نگهداشت وجه نقد اثر منفی دارد.

مشایخی و علی‌پناه (1393) به بررسی تأثیر راهبری شرکتی بر رابطه بین اجتناب از مالیات و ارزش شرکت پرداخته‌اند. نتایج این پژوهش حاکی از وجود رابطه مثبت یا به بیانی دیگر تأیید تئوری ارزش‌آفرینی در رابطه بین فعالیت‌های اجتناب از مالیات و ارزش شرکت است.  در ادامه بعد از دسته‌بندی کردن سال-شرکت‌های نمونه به گروه راهبری شرکتی خوب و گروه راهبری شرکتی بد، با استفاده از رگرسیون بخشی (قطعه‌ای)، اثر راهبری شرکتی بر رابطه بین اجتناب از مالیات و ارزش شرکت بررسی شد. نتایج نشان می‌دهد که با بهبود کیفیت ساختار راهبری شرکتی، تأثیر مثبت فعالیت‌های  اجتناب از مالیات بر ارزش شرکت بیشتر می‌شود.

خواجوی و کیان مهر (1395) به مدل‌سازی اجتناب مالیاتی با استفاده از اطلاعات حسابداری در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. نتایج پژوهش نشان داد که حاکمیت شرکتی بر اجتناب مالیاتی اثرگذار است، به طوری که با افزایش راهبری شرکتی، اجتناب مالیاتی کاهش می‌یابد. همچنین حاکمیت شرکتی از طریق متغیر میانجی کیفیت گزارشگری مالی بر اجتناب مالیاتی اثرگذار است. نتایج نشان می‌دهد که کیفیت حسابرسی بر اجتناب مالیاتی اثرگذار است.

 

4- روش تحقیق

این تحقیق از نوع تحقیقات شبه تجربی در حوزه تحقیقات اثباتی حسابداری می‌باشد و از حیث هدف، از نوع تحقیقات کاربردی می‌باشد. روش پژوهش حاضر از نوع قیاسی- استقرایی و پس رویداردی (با استفاده از اطلاعات گذشته) و روش آماری آن همبستگی مقطعی می‌باشد. اطلاعات واقعی و حسابرسی شده شرکت‌ها به صورت تلفیقی و به وسیله الگوی رگرسیون چندگانه مورد بررسی قرار گرفته است. اطلاعات مزبور از نرم‌افزار تدبیر پرداز استخراج و با اطلاعات صورت‌های مالی تطبیق یافت و برای آماده‌سازی اطلاعات، از صفحه گسترده اکسل و جهت تجزیه‌وتحلیل اطلاعات از نسخه 9 نرم‌افزار EVIEWS استفاده گردید.

 

4-1- جامعه و نمونه آماری

جامعه آماری مورد نظر در این تحقیق، شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی دوره زمانی 1388 تا 1394، می‌باشند. شرایط زیر برای انتخاب نمونه آماری قرار داده شده و به روش تصادفی و حذفی انتخاب شده است. این شرایط عبارتند از:

1) تاریخ پذیرش آن‌ها در بورس قبل از سال 1388 و تا پایان سال 1394 نیز در فهرست شرکت‌های بورسی باشند.

2)     اطلاعات مورد نیاز آن‌ها در دسترس باشد و سهام آن‌ها مورد معامله مستمر قرار گرفته باشد.

3) به منظور افزایش قابلیت مقایسه پایان سال مالی آن‌ها منتهی به پایان اسفندماه باشد و در طی دوره مورد بررسی تغییر سال مالی نداده باشند.

جدول 1- طریقه انتخاب نمونه به روش غربالگری جامعه آماری

شرح	تعداد شرکت‌ها
کل شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران	570
حذف شرکت‌هایی که پایان سال مالی آن‌ها 29/12 نیست	(183)
شرکت‌های مالی، واسطه‌گری مالی، بانک‌ها و ...	(128)
شرکت‌هایی که در طول دوره مورد بررسی، تغییر سال مالی داده‌اند	(39)
شرکت‌هایی که برخی اطلاعات مورد نیاز آن جهت انجام این پژوهش در برخی سال‌های اطلاعات آن‌ها در دسترس نبود.	(36)
شرکت‌هایی که در پایان سال مالی سهام آن‌ها مورد معامله قرار نگرفته است (وقفه معاملاتی).	(42)
شرکت‌هایی که بعد از اعمال محدودیت به عنوان نمونه به صورت تصادفی انتخاب شده‌اند.	142

 

با توجه به شرایط ذکر شده، 142 شرکت در دوره زمانی 1388 تا 1394 به عنوان نمونه آماری انتخاب شد. در مجموع پس از حذف داده‌های پرت، تعداد 977 مشاهده (سال- شرکت) مورد آزمون قرار گرفته شده است.

 

4-2- مدل و متغیرهای تحقیق

در آزمون فرضیه اول، به بررسی رابطه بین کیفیت محیط اطلاعات داخلی (IIQ_it) و اجتناب مالیاتی و در آزمون فرضیه دوم، به بررسی رابطه بین کیفیت محیط اطلاعات داخلی و ریسک مالیاتی پرداخته خواهد شد که در این پژوهش برای محاسبه کیفیت محیط اطلاعات داخلی از دو متغیر؛ دقت پیش‌بینی مدیریت (MFA_it) و عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی (NER_it) استفاده خواهد شد. لذا، برای آزمون فرضیه اول از مدل 1 و برای آزمون فرضیه دوم از مدل 2 استفاده خواهد شد:

 (1)

 

 (2)

 

متغیر وابسته

: متغیر اجتناب مالیاتی است که در این پژوهش از نرخ مؤثر مالیاتی به عنوان معیاری برای اجتناب مالیاتی استفاده شده است. نرخ مؤثر مالیاتی در این پژوهش برابر است با نسبت هزینه مالیات به سود خالص قبل از کسر مالیات استفاده شده است.

: متغیر ریسک مالیاتی است که در این پژوهش از انحراف معیار نرخ مؤثر مالیاتی پنج سال قبل شرکت استفاده شده است. در واقع پیش‌بینی می‌شود که شرکت‌هایی که نرخ مؤثر مالیاتی آن‌ها نوسان کمتری دارد، ریسک مالیاتی کمتری دارند.

 

متغیر مستقل

: متغیر کیفیت محیط اطلاعات داخلی است که در این پژوهش از دو متغیر زیر و به طور جداگانه به عنوان معیاری برای محاسبه کیفیت محیط اطلاعات داخلی شرکت استفاده خواهد شد. در واقع، در این پژوهش از دو معیار دقت پیش‌بینی مدیریت و عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی به طور جداگانه در مدل 1 و 2 استفاده شده است:

1. دقت پیش‌بینی مدیریت (MFA_it): یکی از ابزار تعامل مدیران شرکت‌ها با بازار،‌ ارائه اطلاعات در مورد پیش‌بینی سود شرکت است که بدین وسیله شرکت‌ها می‌توانند رفتار بازار را تحت تأثیر قرار دهند. در شرایط حاضر بسیاری از سهامداران فردی حضوری فعال در بورس تهران داشته‌اند و تا حدود زیادی تصمیمات خود را بر مبنای اطلاعات منتشره اتخاذ می‌نمایند. اگر چه انتظار می‌رود مدیران شرکت‌ها پیش‌بینی‌های خود را با نهایت دقت به اطلاع بازار برسانند اما به هر صورت عملکرد مالی واقعی شرکت‌ها در بسیاری موارد با اطلاعات مالی پیش‌بینی شده تفاوت قابل توجهی دارد که این موضوع تحت عنوان دقت پیش‌بینی سود توسط مدیران شرکت‌ها قابل بررسی است.

در بورس اوراق بهادار معمولاً قیمت سهم تابعی از ارزش فعلی سودهای آتی است، حال اگر این سودهای آتی از یک دقت قابل قبولی برخوردار نباشد یعنی بین سود واقعی و سود پیش‌بینی شده تفاوت غیر منتظره‌ای وجود داشته باشد، معاملات انجام شده تا زمان اعلام سود واقعی بهینه نخواهد بود. سود حسابداری مبنای بسیاری از روابط قانونی و قراردادی قرار دارد لذا از این دیدگاه، سود حسابداری آثار رفتاری بالقوه‌ای را در بر دارد، اگرچه شاید از لحاظ قانونی مبانی قابل تفسیری نداشته، نقشی که سود حسابداری در طیف گسترده‌ای از قراردادها ایفا می‌کند، دید روشن‌تری را درباره رفتار مورد انتظار این سود، به دست می‌دهد؛ بنابراین سود حسابداری برای سرمایه‌گذاران از اهمیت ویژه برخوردار بوده و تصمیمات سرمایه‌گذاری را بر مبنای سود شرکت قرار می‌دهند، با توجه به اینکه سود واقعی در پایان سال مشخص می‌شود، سرمایه‌گذاران به پیش‌بینی‌های اعلام شده توسط مدیریت شرکت‌ها در مورد سود اکتفا می‌نمایند (کولس و همکاران^[xxiv]، 2008). باتالا و همکاران[xxv] (1994) معتقد است اهمیت این حوزه اندیشه حسابداری از آن رو است که بستر گسترش بخش مهمی از پژوهش‌های تجزیه حسابداری و امور مالی را فراهم می‌سازد به نظر وی اگر چه مثال‌های فراوانی را برای تأیید می‌توان بر شمرد اما سه موضوع هموارسازی سود، توان پیش‌بینی راهکارهای متفاوت اندازه‌گیری سود و سودهای گزارش شده میان‌دوره‌ای، نمود بیشتری دارند، وانگ[xxvi] (2012) انگیزه پرداختن به رفتار سری زمانی سود حسابداری را در سال‌های اخیر ناشی از گسترش مدل‌های ارزشیابی اوراق بهادار می‌دانند. در این تحقیقات سود پیش‌بینی شده به عنوان جایگزین جریان وجوه نقد آتی تلقی می‌گردند.

به طور کلی، به نظر می‌رسد شرکت‌هایی که در سود هر سهم پیش‌بینی شده توسط مدیران به سود هر سهم واقعی نزدیک‌تر است، از کیفیت محیط اطلاعات داخلی بالاتری برخوردارند زیرا به نظر می‌رسد که اطلاعات برای پیش‌بینی سود هر سهم با کیفیت مطلوبی تهیه گردیده که مدیریت توانسته سود هر سهم را دقیق‌تر برآورد کند، لذا شرکت‌هایی که کیفیت محیط اطلاعات داخلی در آن‌ها بالاتر است، احتمالاً فاصله بین سود هر پیش‌بینی شده واقعی آن‌ها کمتر بوده است (گالمور و لابرو^[xxvii]، 2014).

دقت پیش‌بینی مدیریت برابر است با قدر مطلق سود هر سهم پیش‌بینی شده (EPS پیش‌بینی شده در سال t) منهای سود هر سهم واقعی تقسیم بر قیمت هر سهم در پایان سال. پیش‌بینی می‌شود که هر قدر EPS پیش‌بینی شده توسط مدیریت شرکت به EPS واقعی نزدیکتر باشد، کیفیت محیط اطلاعات داخلی شرکت با کیفیت‌تر بوده است.

2. عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی (NER_it): تجدید ارائه صورت‌های مالی که به دلیل اصلاح اشتباهات با اهمیت سنوات قبل و تغییر اصول و روش‌های پذیرفته شده حسابداری رخ می‌دهد؛ از نگاه سرمایه‌گذاران نه تنها بیانگر مشکلات عملکرد دوره گذشته است، بلکه نوعی پیش‌بینی مشکلات آتی برای شرکت و مدیریت آن نیز محسوب می‌شود و موجب سلب اطمینان سرمایه‌گذاران نسبت به اعتبار و شایستگی مدیریت و تأثیر بر کیفیت سودهای گزارش شده می‌شود. خانلری و سهرابی (1392) به بررسی ماهیت بخشی از دلایل تجدید ارائه صورت‌های مالی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداخته‌اند و عمده تعدیلات سنواتی را ناشی از اصلاح اشتباهات با اهمیت دانسته‌اند. در سال 1387 یکی از بزرگ‌ترین شرکت‌های خودروساز کشور علیرغم سودآوری در سال مالی 1387 تعدیل سنواتی که انجام داد سود قابل تخصیص را کاهش داد و هیچ‌گونه سودی به سهامداران تخصیص نداد. ارزش بازار سهام این شرکت در آن مقطع معادل 10 درصد ارزش بازار بورس تهران بوده است این موضوع موجب سؤالات جدی برای سهامداران شرکت شده بود.

تجدید ارائه در مورد افزایش ریسک اطلاعات شرکت تجدید ارائه‌کننده ناشی از کاهش اعتبار صورت‌های مالی و کیفیت پایین حسابداری؛ هشدار می‌دهد. همچنین تجدید ارائه‌ها ممکن است به سرمایه‌گذاران در مورد وخیم‌تر شدن احتمالی وضعیت اقتصادی شرکت تجدید ارائه‌کننده هشدار دهند. (برگر و همکاران[xxviii]،1997). برازل و دنگ[xxix] (2008)^[xxx] معتقد است که افزایش در تجدید ارائه‌ها به خاطر تلاش زیاد مدیران و هیئت‌مدیره و حسابرسان در بازبینی‌هایی است که سبب بهبود شفافیت و اعتماد سرمایه‌گذاران شده است. برخی تحقیقات رابطه مدیریت سود و تجدید ارائه را در اطراف قانون SOX بررسی کرده‌اند (کوهن و همکاران، 2008). دیرنگ[xxxi] (2010) کاهش در محتوای اطلاعاتی سود را بعد از تجدید ارائه صورت‌های مالی بررسی می‌کند. نتایج نشان می‌دهد که سرمایه‌گذاران معتقدند که سودهای بعد تجدید ارائه به‌طور نسبی محتوای اطلاعاتی کمتری دارند. بعد از اجرایی شدن قانون SOX یکی از پیامدهای عمده آن افزایش در تعداد اطلاعیه‌های تجدید ارائه است. گراهام و توکر[xxxii] (2008) نشان داد که احتمال وقوع تجدید ارائه‌های اختیاری دارای رابطه مثبت با استقلال اعضاء هیئت‌مدیره و کمیته حسابرسی است.

به طور کلی، به نظر می‌رسد شرکت‌هایی که صورت‌های مالی آن‌ها کمتر تجدید ارائه شده است، از کیفیت محیط اطلاعات داخلی بالاتری برخوردارند زیرا به نظر می‌رسد که مهمترین دلیل تجدید ارائه صورت‌های مالی ناقص بودن اطلاعات است، لذا شرکت‌هایی که کیفیت محیط اطلاعات داخلی در آن‌ها بالاتر است، احتمالاً خطای تجدید ارائه در آن‌ها کمتر خواهد بود (گالمور و لابرو، 2015).

برای محاسبه عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی از یک متغیر مجازی استفاده شده است و به این صورت محاسبه می‌شود که اگر صورت‌های مالی شرکت (در اینجا صورت سود و زیان) تجدید ارائه نشده باشند عدد یک و در غیر این صورت (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده باشند) عدد صفر اختیار خواهد کرد. در واقع، شرکت‌هایی که صورت‌های مالی خود را کمتر تجدید ارائه کرده‌اند، محیط اطلاعات داخلی باکیفیت‌تری داشته‌اند.

 

متغیر کنترلی

: نمایانگر نسبت سود خالص به دارایی‌های شرکت i در سال t و شاخصی برای محاسبه نرخ بازده دارایی‌ها می‌باشد. شرکت‌هایی که سودآوری بالاتری دارند، مطمئناً مالیات بیشتری خواهند پرداخت. لذا شرکت‌های سود ده، انگیزه بالایی برای اجتناب مالیاتی دارند.

: متغیر زیان شرکت است. اگر شرکت مورد بررسی زیان ده باشد این متغیر برابر یک است و در غیر این صورت صفر است. شرکت‌های زیان‌ده از پرداخت مالیات معاف و حتی می‌توانند معافیت مالیات زیان خود را به سال آتی منتقل کنند.

: شاخص اهرم مالی شرکت i در سال t که برابر است با نسبت بدهی‌ها به دارایی‌ها. به نظر می‌رسد یکی از انگیزه‌های اجتناب مالیاتی شرکت‌ها، استفاده از سپر بدهی است. در واقع، شرکت‌ها با افزایش بدهی‌ها و به همراه آن افزایش هزینه بهره، سود مؤسسه را کاهش و مالیات کمتری می‌پردازند.

: متغیر اندازه شرکت که برابر است با لگاریتم طبیعی جمع فروش خالص شرکت i در سال t. به نظر می‌رسد که شرکت‌های بزرگ‌تر به دلیل فروش بالاتر و احتمالاً سوددهی بالاتر، مالیات بیشتری پرداخت خواهند کرد.

: متغیر رشد شرکت و برابر است یا نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام.

: نشان‌دهنده جریان نقد عملیاتی شرکت i در سال t است که با جمع دارایی‌های پایان سال همگن شده است. شرکت‌های که وجوه نقد عملیاتی بالاتری دارند، احتمالاً سود عملیاتی بالاتری داشته و مالیات بالاتری نیز خواهند پرداخت لذا انگیزه بیشتری برای اجتناب مالیاتی دارند.

: انحراف معیار جریان وجوه نقد عملیاتی پنج سال قبل شرکت i در سال t به ارزش بازار دارایی‌ها. شرکت‌هایی که ریسک جریان وجوه نقد عملیاتی بالاتری داشته باشند، احتمالاً با ریسک مالیاتی بیشتری نیز همراه هستند.

: متغیر رشد دارایی‌ها که برابر است جمع دارایی‌ها در سال t منهای جمع دارایی‌ها در سال t-1 تقسیم بر جمع دارایی‌ها در سال t-1.

: برابر است با نسبت موجودی مواد و کالای شرکت i در سال t به جمع دارایی‌ها.

: انحراف معیار فروش خالص پنج سال قبل شرکت i در سال t به ارزش بازار دارایی‌ها.

: نسبت دارایی نامشهود به دارایی‌ها شرکت i در سال t.

: برابر است با نسبت اموال، تجهیزات و ماشین‌آلات به جمع دارایی‌ها شرکت i در سال t.

: برابر است با لگاریتم طبیعی قیمت سهام شرکت i در پایان سال t.

 

5- تجزیه‌وتحلیل داده‌ها

5-1- آمار توصیفی

نتایج آمار توصیفی متغیرهای تحقیق در جدول‌های 2 و 3 آورده شده است که بیانگر پارامترهای توصیفی برای هر متغیر به صورت مجزاست. این پارامترها عمدتاً شامل اطلاعات مربوط به شاخص‌های مرکزی، نظیر مقدار حداقل، حداکثر، میانگین، میانه و همچنین، اطلاعات مربوط به شاخص‌های پراکندگی، نظیر انحراف معیار است. مهم‌ترین شاخص مرکزی میانگین است که نشان‌دهنده نقطه تعادل و مرکز ثقل توزیع است و شاخص مناسبی برای نشان دادن مرکزیت داده‌هاست.

در جدول 2، به دلیل اهمیت متغیر کیفی محیط اطلاعات داخلی، آمار توصیفی آن به طور جداگانه توصیف شده است. میانگین دقت پیش‌بینی مدیریت تقریباً 122/0 و میانه‌ای در حدود 052/0 دارد. مقدار انحراف معیار آن 204/0 بوده، حداقل و حداکثر مقدار آن به ترتیب 0004/0 و 445/1 است. این مؤید این مطلب است که تفاوت سود هر سهم پیش‌بینی شده با سود هر سهم واقعی به طور متوسط حدود 12 درصد قیمت پایانی هر سهم است. همچنین، میانگین عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی نیز تقریباً 218/0، میانه آن 0 و دارای حداقل 0 و حداکثر 1 و انحراف معیار 413/0 است. این نشان می‌دهد که به طور متوسط معادل 22 درصد شرکت‌های مورد بررسی صورت سود و زیان خود را تجدید ارائه نکرده‌اند. همچنین نوسان این متغیر نیز به طور متوسط 413/0 خواهد بود.

 

جدول 2- آمار توصیفی متغیرهای اندازه‌گیری متغیر کیفی محیط اطلاعات داخلی

متغیر	میانگین	میانه	انحراف معیار	کمینه	بیشینه
دقت پیش‌بینی مدیریت (MFA)	122/0	052/0	204/0	0004/0	445/1
عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی (NER)	218/0	0	413/0	0	1

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

میانگین نرخ مؤثر مالیاتی (اجتناب مالیاتی) تقریباً 104/0 میانه 097/0، دارای حداقل مقدار 0 و حداکثر مقدار 863/0 که انحراف معیاری در حدود 095/0 دارد. این نشان می‌دهد که هزینه مالیات حدود 10 درصد از سود خالص هر شرکت را تشکیل می‌دهد. میانگین (انحراف معیار) ریسک مالیاتی تقریباً 050/0 (036/0) است. این نشان می‌دهد که به طور متوسط نوسان نرخ مؤثر مالیاتی شرکت‌های نمونه حدود 5 درصد بوده است.

میانگین جریان وجوه نقد عملیاتی به دارایی‌ها تقریباً 110/0 و میانه‌ای در حدود 096/0 دارد. مقدار انحراف معیار آن 127/0 بوده، حداقل و حداکثر مقدار آن به ترتیب 429/0- و 651/0 است. این مؤید این مطلب است که حدود 10 درصد از ساختار دارایی‌ها از جریان وجوه نقد عملیاتی تشکیل شده است. همچنین، میانگین (انحراف معیار) نرخ بازده دارایی‌ها نیز تقریباً 080/0 (072/0) است. این نشان می‌دهد که به ازای یک ریال سرمایه‌گذاری در دارایی‌های شرکت معادل 08/0 ریال بازدهی کسب شده است. میانگین (انحراف معیار) متغیر دارایی نامشهود به کل دارایی‌ها نیز تقریباً 005/0 (009/0) است. این نشان می‌دهد که به طور متوسط حدود 5 درصد از ساختار دارایی‌های شرکت‌های مورد بررسی از دارایی نامشهود تشکیل شده است.

 

جدول 3- آمار توصیفی متغیرهای تحقیق

متغیر	میانگین	میانه	انحراف معیار	کمینه	بیشینه
نرخ مؤثر مالیاتی (Tax Avoidance)	104/0	097/0	095/0	0	863/0
ریسک مالیاتی (Tax Risk)	050/0	048/0	036/0	0	228/0
دقت پیش‌بینی مدیریت (MFA)	122/0	052/0	204/0	0004/0	445/1
عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی (NER)	218/0	0	413/0	0	1
نرخ بازده دارایی‌ها (ROA)	080/0	072/0	147/0	717/0-	621/0
متغیر زیان شرکت (LOSS)	216/0	0	412/0	0	1
اهرم مالی (LEV)	691/0	661/0	309/0	108/0	060/3
اندازه شرکت (SIZE)	420/27	358/27	375/1	715/22	751/32
رشد شرکت (MTB)	578/1	768/1	985/14	241/277-	509/121
جریان وجوه نقد عملیاتی به دارایی (CFO)	110/0	096/0	127/0	429/0-	651/0
ریسک جریان وجوه نقد عملیاتی (CFV)	077/0	064/0	055/0	006/0	481/0
رشد دارایی‌ها (AG)	158/0	110/0	270/0	942/0-	085/2
موجودی کالا به کل دارایی‌ها (INVENTORY)	240/0	228/0	117/0	0007/0	647/0
ریسک فروش خالص (SV)	169/0	133/0	136/0	014/0	244/1
دارایی نامشهود به کل دارایی‌ها (INTANGIBLES)	005/0	001/0	009/0	0	096/0
اموال، تجهیزات و ماشین‌آلات به کل دارایی‌ها (PPE)	252/0	211/0	174/0	0008/0	871/0
لگاریتم طبیعی قیمت سهام پایان سال (PRICE)	077/8	989/7	930/0	724/5	011/11

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

6-2- آمار استنباطی

برای آزمون فرضیه تحقیق از رگرسیون خطی چندگانه استفاده شده است. به منظور اطمینان از تفسیر روابط رگرسیونی، فرضیه‌های زیر بنایی رگرسیون مورد استفاده در این تحقیق، مورد بررسی قرار گرفت. اولین شرط استفاده از رگرسیون این است که توزیع خطاها باید دارای توزیع نرمال با میانگین صفر باشد. زمانی که اندازه نمونه به میزان کافی بزرگ باشد و سایر فروض کلاسیک نیز برقرار باشند، انحراف از فرض نرمال معمولاً بی‌اهمیت و پیامدهای آن ناچیز است. در شرایط مذکور با توجه به قضیه حد مرکزی می‌توان دریافت که حتی اگر باقیمانده‌ها نرمال نباشند، آماره‌های آزمون به طور مجانبی از توزیع‌های مناسب پیروی می‌کنند، بدون تورش هستند و از کارایی برخوردارند (افلاطونی، 1394).

برای بررسی عدم وجود خود همبستگی متغیرهای مستقل از آماره دوربین – واتسون استفاده شده است. مقدار این آماره بین 0 تا 4 تغییر می‌کند. اگر همبستگی بین مانده‌های متوالی وجود نداشته باشد، مقدار آماره باید نزدیک 2 شود. اگر مقدار آماره نزدیک به صفر شود، نشان‌دهنده همبستگی مثبت بین باقیمانده‌ها و اگر نزدیک به 4 شود، نشان‌دهنده همبستگی منفی بین باقیمانده‌های متوالی است. به طورکلی اگر آماره دوربین-واتسون بین 5/1 و 5/2 قرار گیرد، می‌توان فرض عدم وجود همبستگی بین خطاهای مدل را پذیرفت (افلاطونی و نیکبخت، 1389). البته در فرضیه دوم و در دو حالت مشکل پایین بودن دوربین واتسون مشاهده گردید که با اضافه کردن متغیر AR(1) به مدل پژوهش این مشکل رفع شد.

 برای بررسی هم‌خطی بین متغیرهای مستقل از عامل تورم واریانس^[xxxiii] استفاده شد. هر چه پراکندگی کم باشد اطلاعات مربوط به متغیر کم بوده و مشکلاتی در استفاده از رگرسیون ایجاد می‌شود. عامل تورم واریانس نیز معکوس پراکندگی بوده و هر چقدر افزایش یابد باعث می‌شود واریانس ضرایب رگرسیون افزایش یافته و رگرسیون را برای پیش‌بینی نامناسب می‌سازد. تجربیات عملی حاکی از این است که اگر عامل تورم واریانس (VIF) بزرگ‌تر از عدد 5 باشد، مبین وجود یک اخطار احتمالی است و در صورتی که بزرگتر از 10 باشد، یک اخطار جدی را یادآور می‌شود و حکایت از آن دارد که ضرایب رگرسیونی مربوطه به علت هم‌خطی چندگانه به صورت ضعیفی برآورد شده‌اند. وقتی پراکندگی نزدیک به صفر است، همبستگی چندخطی بالایی وجود دارد و انحراف استاندارد رگرسیون متورم خواهد شد.

برای انتخاب مدل تحلیل داده، داده‌ها می‌توانند به صورت سری زمانی، مقطعی یا ترکیبی باشند. با توجه به اینکه داده‌های این تحقیق از نوع ترکیبی (پنل) می‌باشند، باید مشخص شود که از نوع تابلویی هستند یا تلفیقی؟ بدین منظور از آزمون چاو استفاده می‌شود. برای مشاهداتی که احتمال آزمون آن‌ها بیشتر از 5% باشد یا به عبارتی دیگر آماره آزمون آن‌ها کمتر از آماره جدول باشد، از روش تلفیقی استفاده می‌شود و برای مشاهداتی که احتمال آزمون آن‌ها کمتر از 5% است، برای تخمین مدل از روش تابلویی استفاده خواهد شد. روش تابلویی خود با استفاده از دو مدل "اثرات تصادفی" و "اثرات ثابت" می‌تواند انجام گیرد. برای تعیین اینکه از کدام مدل استفاده شود، از آزمون هاسمن استفاده شده است. مشاهداتی که احتمال آزمون آن‌ها کمتر از 5% است از مدل اثرات ثابت و مشاهداتی که احتمال آزمون آن‌ها بیشتر از 5% است از مدل اثرات تصادفی برای تخمین مدل استفاده می‌شود.

 

جدول 4- نتایج آزمون F لیمر و هاسمن

نتایج آزمون چاو				نتایج آزمون هاسمن
مدل		آماره	سطح معناداری		آماره	سطح معناداری	نتیجه آزمون
مدل (1)- حالت اول	Period F	011/61	000/0	Period Random	763/42	000/0	روش تابلویی-اثرات ثابت
مدل (1)- حالت دوم	Period F	080/74	000/0	Period Random	830/35	001/0	روش تابلویی-اثرات ثابت
مدل (2)-حالت اول	Period F	657/3	000/0	Period Random	770/22	064/0	روش تابلویی-اثرات تصادفی
مدل (2)-حالت دوم	Period F	879/36	000/0	Period Random	911/26	019/0	روش تابلویی-اثرات ثابت

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج این آزمون‌ها در جدول 4 ارائه شده است. همان‌طور که مشاهده می‌شود، با توجه سطح معناداری به دست آمده و همچنین با توجه به سطح معناداری قابل پذیرش که 5 درصد می‌باشد، نتایج حاکی از آن است که برای مدل 1 در هر دو حالت و برای مدل 3 در حالت دوم از روش تابلویی با در نظر گرفتن اثرات ثابت استفاده گردیده است. برای مدل 2 در حالت دوم از روش تابلویی با در نظر گرفتن اثرات تصادفی استفاده شده است.

 

جدول 5- نتایج آزمون آماری فرضیه اول تحقیق در حالت اول

متغیر مستقل: دقت پیش‌بینی مدیریت (MFA)
متغیر	ضریب	انحراف معیار خطا	آماره t	سطح معناداری	VIF
مقدار ثابت	224/0	044/0	025/5	000/0	-
	021/0-	006/0	392/3-	000/0	207/3
	088/0	015/0	547/5	000/0	920/1
	002/0-	002/0	237/1-	216/0	637/1
	003/0-	007/0	390/0-	696/0	047/1
	002/0-	002/0	643/1-	100/0	409/1
	001/0-	008/0	226/0-	821/0	420/1
	025/0	009/0	752/2	006/0	102/1
	010/0-	028/0	354/0-	723/0	203/1
	011/0	004/0	935/2	003/0	248/1
	010/0	015/0	700/0	483/0	387/1
	009/0-	016/0	559/0-	575/0	027/1
	174/0-	176/0	991/0-	322/0	784/1
	019/0-	012/0	575/1-	115/0	645/1
	005/0	002/0	718/2-	006/0	027/1
ضریب تعیین تعدیل شده	934/0		آماره F	997/90
آماره دوربین واتسون	609/1		سطح معناداری	000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

فرضیه اول تحقیق به این صورت مطرح گردیده بود که "محیط‌های اطلاعاتی داخلی با کیفیت‌تر با اجتناب مالیاتی بالاتری همراه هستند". در این پژوهش برای اندازه‌گیری کیفیت محیط اطلاعات داخلی از دو معیار دقت پیش‌بینی مدیریت (MFA) و عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی (NER) استفاده شده است.

در حالت اول (استفاده از معیار دقت پیش‌بینی مدیریت برای اندازه‌گیری کیفیت محیط اطلاعات داخلی) و در جدول 5، ضریب متغیر دقت پیش‌بینی مدیریت ( ) معادل 021/0- و آماره t معادل 392/3- می‌باشد که در سطح (000/0) معنادار می‌باشد و از آنجا که کمتر از خطای پیش‌بینی (1%) است، معناداری متغیر مستقل در سطح اطمینان 99% تأیید می‌شود. این نتیجه نشان می‌دهد که با افزایش دقت پیش‌بینی مدیریت از سود هر سهم (افزایش کیفیت محیط اطلاعات داخلی)، نرخ مؤثر مالیاتی نیز کاهش یافته لذا شرکت اجتناب مالیاتی بیشتری را احتمالاً داشته است. لذا فرضیه اول پژوهش در حالت اول به صورت معکوس تأیید و نتایج آن با پژوهش با تحقیق گالمور و لابرو (2015) نیز مطابقت دارد.

همچنین نتایج متغیر کنترلی جریان وجوه نقد عملیاتی ( ) و رشد دارایی‌ها ( ) و نرخ بازده دارایی‌ها ( ) با اجتناب مالیاتی رابطه مثبت معنادار وجود دارد. همچنین شواهد پژوهش نشان می‌دهد که بین قیمت سهام شرکت ( ) با اجتناب مالیاتی رابطه منفی در سطح اطمینان 99 درصد وجود دارد. در واقع، شرکت‌های که قیمت سهام بالاتری دارند احتمالاً اجتناب مالیاتی بالاتری داشته‌اند. سایر یافته‌های پژوهش هیچ رابطه معناداری بین سایر متغیرهای کنترلی و اجتناب مالیاتی را نشان نمی‌دهد.

 

جدول 6- نتایج آزمون آماری فرضیه اول تحقیق در حالت دوم

متغیر مستقل: عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی (NER)
متغیر	ضریب	انحراف معیار خطا	آماره t	سطح معناداری	VIF
مقدار ثابت	203/0	045/0	517/4	000/0	-
	003/0-	016/0	222/0-	823/0	102/2
	068/0	013/0	928/4	000/0	031/1
	001/0	016/0	065/0	947/0	741/1
	004/0-	005/0	762/0-	446/0	256/1
	003/0-	001/0	813/1-	070/0	346/1
	001/0	007/0	265/0-	790/0	419/2
	023/0	008/0	664/2	007/0	789/1
	021/0-	026/0	815/0-	415/0	034/1
	010/0	003/0	917/2	003/0	556/1
	008/0	014/0	595/0	551/0	602/1
	003/0-	012/0	305/0-	760/0	203/1
	151/0-	178/0	844/0-	398/0	495/1
	011/0-	01/0	997/0-	318/0	222/1
	002/0-	001/0	341/1-	180/0	343/1
ضریب تعیین تعدیل شده	944/0		آماره F	022/110
آماره دوربین واتسون	571/1		سطح معناداری	000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

در حالت دوم (استفاده از معیار عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی برای اندازه‌گیری کیفیت محیط اطلاعات داخلی) و در جدول 6، ضریب متغیر عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی ( ) معادل 003/0- و آماره t معادل 222/0- می‌باشد که با توجه به سطح معناداری (823/0)، هیچ رابطه معناداری بین عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی (کیفیت محیط اطلاعات داخلی) و اجتناب مالیاتی ملاحظه نگردید. در واقع به نظر می‌رسد در بورس اوراق بهادار تهران متغیر عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی، معیار مناسبی برای اندازه‌گیری کیفیت محیط اطلاعات داخلی نیست. شاید بتوان مهمترین دلیل آن را تجدید ارائه بالای صورت‌های مالی در بورس اوراق بهادار تهران دانست. لذا فرضیه اول در حالت دوم رد می‌شود و نتایج آن با پژوهش با تحقیق گالمور و لابرو (2015) نیز مطابقت ندارد.

همچنین نتایج متغیر کنترلی جریان وجوه نقد عملیاتی ( ) و رشد دارایی‌ها ( ) با اجتناب مالیاتی رابطه مثبت معنادار وجود دارد. همچنین شواهد پژوهش نشان می‌دهد که بین اندازه شرکت ( ) با اجتناب مالیاتی رابطه منفی در سطح اطمینان 90 درصد وجود دارد. در واقع، شرکت‌های بزرگتر احتمالاً اجتناب مالیاتی بالاتری داشته‌اند. سایر یافته‌های پژوهش هیچ رابطه معناداری بین سایر متغیرهای کنترلی و اجتناب مالیاتی را نشان نمی‌دهد.

فرضیه دوم تحقیق به این صورت مطرح گردیده بود که "محیط‌های اطلاعاتی داخلی با کیفیت‌تر با ریسک مالیاتی کمتری همراه هستند". در این پژوهش برای اندازه‌گیری کیفیت محیط اطلاعات داخلی از دو معیار دقت پیش‌بینی مدیریت (MFA) و عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی (NER) استفاده شده است.

 

جدول 7- نتایج آزمون آماری فرضیه دوم تحقیق در حالت اول

متغیر مستقل: دقت پیش‌بینی مدیریت (MFA)
متغیر	ضریب	انحراف معیار خطا	آماره t	سطح معناداری	VIF
مقدار ثابت	038/0	052/0	721/0	470/0	-
	008/0-	003/0	167/2-	030/0	753/3
	001/0	010/0	174/0-	861/0	649/1
	001/0-	001/0	702/0-	482/0	337/1
	001/0-	005/0	318/0-	749/0	009/1
	007/0	001/0	395/0	692/0	730/1
	006/0-	004/0	540/1-	123/0	481/1
	007/0-	006/0	129/1-	259/0	887/1
	006/0	029/0	250/2	024/0	506/1
	001/0-	002/0	485/0-	627/0	451/1
	011/0	012/0	959/0	337/0	329/1
	019/0	011/0	709/1	087/0	415/1
	143/0	135/0	057/1	290/0	733/1
	002/0	009/0	221/0	825/0	649/1
	003/0-	001/0	756/1-	079/0	788/1
	771/0	022/0	054/34	000/0	532/1
ضریب تعیین تعدیل شده	624/0		آماره F	672/92
آماره دوربین واتسون	563/1		سطح معناداری	000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

در حالت اول (استفاده از معیار دقت پیش‌بینی مدیریت برای اندازه‌گیری کیفیت محیط اطلاعات داخلی) و در جدول 7، ضریب دقت پیش‌بینی مدیریت ( ) معادل 008/0- و آماره t معادل 167/2- می‌باشد که در سطح (030/0) معنادار می‌باشد و از آنجا که کمتر از خطای پیش‌بینی (5%) است، معناداری متغیر مستقل در سطح اطمینان 95% تأیید می‌شود. این نتیجه نشان می‌دهد که ریسک مالیاتی در محیط‌های اطلاعاتی با کیفیت‌تر، کمتر است؛ زیرا عدم تقارن اطلاعاتی را کاهش می‌دهد و هماهنگی اطلاعات را بین واحدهای تجاری مختلف بهبود می‌بخشد و در نهایت باعث کارایی برنامه‌ریزی مالیاتی شرکت‌ها و کاهش ریسک مالیاتی خواهد شد (دسای و دراماپالا^[xxxiv]، 2009؛ گالمور و همکاران، 2014؛ جان گالمور و ایوا لابرو^[xxxv]، 2015). لذا فرضیه سوم در حالت اول تأیید می‌شود و نتایج آن با پژوهش با تحقیق گالمور و لابرو (2015) نیز مطابقت دارد.

 

 

 

 

جدول 8- نتایج آزمون آماری فرضیه دوم تحقیق در حالت دوم

متغیر مستقل: عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی (NER)
متغیر	ضریب	انحراف معیار خطا	آماره t	سطح معناداری	VIF
مقدار ثابت	097/0	028/0	490/3	005/0	-
	0007/0	0008/0	0009/0	999/0	600/2
	001/0-	005/0	380/0-	703/0	215/1
	0002/0-	0008/0	317/0-	750/0	394/1
	003/0-	003/0	892/0-	372/0	828/1
	0013/0-	001/0	357/1-	175/0	643/1
	004/0-	004/0	036/1-	300/0	003/1
	005/0-	003/0	812/1-	070/0	591/1
	073/0	0166/0	415/4	000/0	092/1
	012/0-	001/0	464/1-	143/0	337/1
	011/0-	006/0	806/1-	071/0	119/1
	003/0	005/0	464/0	518/0	674/1
	103/0	070/0	456/1	145/0	583/1
	002/0	005/0	460/0	645/0	657/1
	001/0-	0007/0	337/1-	019/0	549/1
	505/0	027/0	483/18	000/0	228/1
ضریب تعیین تعدیل شده	926/0		آماره F	386/70
آماره دوربین واتسون	654/1		سطح معناداری	000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

همچنین نتایج متغیر کنترلی ریسک جریان وجوه نقد عملیاتی ( ) و ریسک فروش ( ) با ریسک مالیاتی رابطه مثبت معنادار وجود دارد. همچنین شواهد پژوهش نشان می‌دهد که بین قیمت سهام شرکت ( ) با اجتناب مالیاتی رابطه منفی در سطح اطمینان 90 درصد وجود دارد. در واقع، شرکت‌های که قیمت سهام بالاتری داشته‌اند، احتمالاً ریسک مالیاتی بالاتری داشته‌اند. سایر یافته‌های پژوهش هیچ رابطه معناداری بین سایر متغیرهای کنترلی و ریسک مالیاتی را نشان نمی‌دهد.

در حالت دوم (استفاده از معیار عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی برای اندازه‌گیری کیفیت محیط اطلاعات داخلی) و در جدول 8، ضریب متغیر عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی ( ) معادل 0007/0- و آماره t معادل 0009/0- می‌باشد که با توجه به سطح معناداری (999/0)، هیچ رابطه معناداری بین عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی (کیفیت محیط اطلاعات داخلی) و ریسک مالیاتی ملاحظه نگردید. در واقع به نظر می‌رسد در بورس اوراق بهادار تهران متغیر عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی، معیار مناسبی برای اندازه‌گیری کیفیت محیط اطلاعات داخلی نیست. شاید بتوان مهمترین دلیل آن را تجدید ارائه بالای صورت‌های مالی در بورس اوراق بهادار تهران دانست. لذا فرضیه دوم در حالت دوم رد می‌شود و نتایج آن با پژوهش با تحقیق گالمور و لابرو (2015) نیز مطابقت ندارد.

همچنین نتایج متغیر کنترلی نوسان جریان وجوه نقد عملیاتی ( ) با ریسک مالیاتی رابطه مثبت معنادار وجود دارد. همچنین شواهد پژوهش نشان می‌دهد که بین جریان وجوه نقد عملیاتی ( )، موجودی کالا ( ) و قیمت سهام ( ) با ریسک مالیاتی رابطه منفی معنادار وجود دارد. سایر یافته‌های پژوهش هیچ رابطه معناداری بین سایر متغیرهای کنترلی و اجتناب مالیاتی را نشان نمی‌دهد.

 

7- بحث و نتیجه‌گیری

از عوامل اثرگذار بر سطح اجتناب مالیاتی شرکت می‌توان به کیفیت حسابرس و حسابرسی (خواجوی و کیامهر، 1394)، تخصص حسابرس (خانی و دیگران، 1392)، ویژگی‌های شرکتی (ریگو^[xxxvi]، 2003)، انواع سپرهای مالیاتی بدهی و غیر بدهی (دسای و دراماپالا^[xxxvii]، 2009)، ساختار مالکیت شرکت (لیم^[xxxviii]، 2011) و ... اشاره کرد. با کمال تعجب، شواهد کمی وجود دارد که چگونه کیفیت محیط اطلاعات داخلی به عنوان یک ویژگی مهم سیستم اطلاعاتی شرکت، اجتناب مالیاتی شرکت را تحت تأثیر قرار می‌دهد. این پژوهش در مقایسه با پژوهش صورت گرفته، تأثیر محیط اطلاعات داخلی بر اجتناب مالیاتی با کمک تشریح مکانیزم‌های محیط اطلاعات داخلی بر اجتناب مالیاتی را بررسی خواهد شد.

اول، به نظر می‌رسد محیط اطلاعات داخلی در شرکت‌های با پراکندگی عملیات جغرافیایی با اهمیت‌تر باشد و از این‌رو هماهنگی بالاتری مورد نیاز است. یک محیط اطلاعات داخلی با کیفیت بالا، عدم تقارن اطلاعاتی را کاهش می‌دهد و هماهنگی اطلاعات را بین واحدهای تجاری مختلف بهبود می‌بخشد و در نهایت باعث کارایی برنامه‌ریزی مالیاتی شرکت‌ها خواهد شد (دسای و دراماپالا^[xxxix]، 2009؛ گالمور و همکاران، 2014؛ جان گالمور و ایوا لابرو^[xl]، 2015). دوم، ما کشف کردیم که عملیات شرکت‌ها در محیط‌های نامطمئن‌تر، منافع کمتری از یک محیط اطلاعات داخلی با کیفیت بالا نصیب شرکت‌ها خواهد کرد. برای این شرکت‌ها، محیط اطلاعات داخلی با کیفیت می‌تواند به شناسایی فرصت‌های مالیاتی کمک کند و تردیدهای را درباره استراتژی‌های مالیاتی شرکت کاهش دهد و به پیش‌بینی نتایج بالقوه برنامه‌های مالیاتی واحد تجاری کمک زیادی کند و در نهایت ریسک مالیاتی را کاهش دهد.

نتایج حاصل از آزمون‌های آماری فرضیه اول نشان می‌دهد که زمانی که برای اندازه‌گیری کیفیت محیط اطلاعات داخلی از معیار «دقت پیش‌بینی مدیریت» استفاده شده است، محیط‌های اطلاعاتی داخلی با کیفیت‌تر با اجتناب مالیاتی بالاتری همراه بوده‌اند. این نتیجه نشان می‌دهد که با افزایش دقت پیش‌بینی مدیریت از سود هر سهم و کاهش فاصله بین سود هر سهم پیش‌بینی شده با واقعی (افزایش کیفیت محیط اطلاعات داخلی)، نرخ مؤثر مالیاتی نیز کاهش یافته است. لذا شرکت اجتناب مالیاتی بیشتری را احتمالاً داشته است. نتایج این پژوهش با تحقیق جان گالمور و ایوا لابرو^[xli] (2015) مطابقت دارد.

در حالت دوم و زمانی که از معیار «عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی» استفاده گردید، هیچ رابطه معناداری بین کیفیت محیط اطلاعات داخلی و اجتناب مالیاتی ملاحظه نگردید. نتایج این فرضیه نشان می‌دهد که؛ تجدید ارائه یا عدم تجدید ارائه به عنوان یک ابزار برای اجتناب مالیاتی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران مطرح نمی‌شود. در واقع به نظر می‌رسد در بورس اوراق بهادار تهران متغیر عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی، معیار مناسبی برای اندازه‌گیری کیفیت محیط اطلاعات داخلی نیست. شاید بتوان مهمترین دلیل آن را تجدید ارائه بالای صورت‌های مالی در بورس اوراق بهادار تهران دانست. نتایج این پژوهش با تحقیق جان گالمور و ایوا لابرو^[xlii] (2015) مطابقت ندارد.همچنین شواهد فرضیه اول نشان داد که در بورس اوراق بهادار تهران معیار اول یعنی «دقت پیش‌بینی مدیریت»، معیار مناسب‌تری برای اندازه‌گیری کیفیت محیط اطلاعات داخلی است.

نتایج فرضیه دوم تحقیق نیز نشان داد که زمانی که برای اندازه‌گیری کیفیت محیط اطلاعات داخلی از معیار «دقت پیش‌بینی مدیریت» استفاده شده است، محیط‌های اطلاعاتی داخلی با کیفیت‌تر با ریسک مالیاتی کمتری مواجه بوده‌اند. نتایج این فرضیه نشان می‌دهد که؛ در شرکت‌هایی که پیش‌بینی مدیریت از سود هر سهم به سود هر سهم واقعی نزدیک است، می‌توان گفت که ریسک مالیاتی پایین‌تری دارند. در واقع، نتایج این فرضیه نشان داد که فاصله بین پیش‌بینی سود هر سهم با سود واقعی اثر معناداری بر ریسک مالیاتی دارد که این نتیجه می‌تواند بالاتر بودن کیفیت محیط اطلاعات داخلی در شرکت‌های مورد بررسی باشد. نتایج این پژوهش با تحقیق جان گالمور و ایوا لابرو^[xliii] (2015) مطابقت دارد. در حالت دوم و زمانی که از معیار «عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی» استفاده گردید، هیچ رابطه معناداری بین کیفیت محیط اطلاعات داخلی و ریسک مالیاتی ملاحظه نگردید. در واقع به نظر می‌رسد در بورس اوراق بهادار تهران متغیر عدم تجدید ارائه صورت‌های مالی، معیار مناسبی برای اندازه‌گیری کیفیت محیط اطلاعات داخلی نیست. شاید بتوان مهمترین دلیل آن را تجدید ارائه بالای صورت‌های مالی در بورس اوراق بهادار تهران دانست. نتایج این پژوهش با تحقیق جان گالمور و ایوا لابرو[xliv] (2015) مطابقت ندارد. پیشنهادات کاربردی تحقیق به شرح زیر است:

1) به سازمان امور مالیاتی و حسابرسان مالیاتی پیشنهاد می‌گردد که در هنگام محاسبه و حسابرسی مالیات، به معیارهای کیفیت محیط اطلاعات داخلی (معیار دقت پیش‌بینی مدیریت) شرکت‌ها توجه ویژه‌ای داشته باشند زیرا نتایج این پژوهش نشان داد که شرکت‌هایی که محیط اطلاعات داخلی با کیفیت‌تری دارند، احتمالاً با اجتناب مالیاتی (قانونی یا غیر قانونی) بالاتری همراه هستند. همچنین به مدیران و مالکان شرکت‌ها پیشنهاد می‌شود که اگر به دنبال کاهش مالیات هستند، کیفیت محیط اطلاعات داخلی شرکت خود را افزایش دهند.

2)     به مدیران و هیئت‌مدیره شرکت‌ها پیشنهاد می‌شود که اگر به دنبال کاهش ریسک مالیاتی خود هستند، کیفت محیط اطلاعات داخلی شرکت خود را بهبود بخشند. در واقع، برای کاهش ریسک مالیاتی، به معیارهای محاسبه کیفیت محیط اطلاعات داخلی از جمله معیار دقت پیش‌بینی مدیریت را در تصمیم‌گیری‌های مالیاتی خود لحاظ کنند.

 

 

 

 

 

 

---

1- دانشیار گروه حسابداری، دانشگاه تهران، تهران، ایران (نویسنده مسئول). [e-mail]

2- دانشجوی دکتری حسابداری،گروه حسابداری ، واحد بابل، دانشگاه آزاد اسلامی، بابل، ایران.

[3]-  دانشجوی دکتری حسابداری،گروه حسابداری ، دانشگاه تهران، تهران، ایران،   [e-mail]

---

[i]. Dhaliwal et al

[ii]. Tax avoidance

[iii]. Rego

[iv]. Desai and Dharmapala

[v]. Lim

[vi]. Desai and Dharmapala

[vii]. John Gallemore and Eva Labro

[viii]. Guenther et al

[ix]. John Gallemore and Eva Labro

[x]. Dyreng and et al

[xi]. Internal information environment

[xii]. Horngren et al

[xiii]. Hodge et al

[xiv]. Cranford et al

[xv]. Mills et al

[xvi]. Chenhall

[xvii]. Richardson & Lanis

[xviii]. Wilson

[xix]. Minnick and Noga

[xx]. Lanis & Richardson

[xxi]. Armstrong and et al

[xxii]. Richardson and et al

[xxiii]. Huang et al

[xxiv]. Coles et al

[xxv]. Bathala et al

[xxvi]. Wang

[xxvii]. Gallemore and Labro

[xxviii]. Berger et al

[xxix]. Brzel and Dang

[xxx]. jeffry j.burks

[xxxi]. Dyreng

[xxxii]. Graham and Tucker

[xxxiii].Variance Inflation Factor

[xxxiv]. Desai and Dharmapala

[xxxv]. John Gallemore and Eva Labro

[xxxvi]. Rego

[xxxvii]. Desai and Dharmapala

[xxxviii]. Lim

[xxxix]. Desai and Dharmapala

[xl]. John Gallemore and Eva Labro

[xli]. John Gallemore and EvaLabro

[xlii]. John Gallemore and EvaLabro

[xliii]. John Gallemore and EvaLabro

[xliv]. John Gallemore and EvaLabro

مراجع

1)  آذر، عادل و منصور مؤمنی، (1380)، "آمار و کاربرد آن در مدیریت"، انتشارات سمت، جلد دوم.

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

3)  پورحیدری، امید، محمد حسین فدوی و میثم امینی نیا، (1392)، "بررسی تأثیر اجتناب از پرداخت مالیات بر شفافیت مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، پژوهش‌های اقتصادی، شمار 52، صص 85-69.

4)  جم، محمد، (1379)، "بررسی معافیت زیر بخش‌های کشاورزی در نظام مالیاتی ایران"، تهران، وزارت امور اقتصادی و دارایی، معاونت امور اقتصادی.

5)  حسنی، محسن و سعیده شفیعی، (1389)، "تخمین نرخ مؤثر مالیاتی در پایه‌های مشاغل و اشخاص حقوقی"، پژوهشنامه مالیات، شماره 8، صص 151-125.

6)  خانی، علی، کریم ایمانی و محمد مولایی، (1392)، "بررسی رابطه بین تخصص حسابرس در صنعت و اجتناب مالیاتی، دانش حسابرسی، شماره 51، صص 78-61.

7)  خانلری، محمد و محمد سهرابی، (1392)، "بررسی رابطه بین ویژگی‌های شرکتی و اجتناب مالیاتی"، دانش حسابرسی، شماره 45، صص 69-50.

8)  خدامی‌پور، احمد، رحمت‌اله هوشمند و مصطفی دلدار، (1390)، "بررسی تأثیر نرخ مؤثر مالیاتی بر سیاست تقسیم سود در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، پژوهش‌نامه مالیات، شماره 17، صص 55-31.

9)  خدامی‌پور، احمد و میثم امینی‌نیا، (1390)، "بررسی ارتباط بین اجتناب از پرداخت مالیات و هزینه بدهی و تأثیر مالکیت نهادی بر آن"، پژوهش‌نامه مالیات، شماره 19، صص 551-135.

10)         خواجوی، شکرالله و محمد کیامهر، (1395)، "مدل‌سازی اجتناب مالیاتی با استفاده از اطلاعات حسابداری"، دانش حسابداری، شماره 25، صص 79-100.

11)         خواجوی، شکرالله و محمد کیامهر، (1394)، "بررسی رابطه بین کیفیت حسابرسی و اجتناب مالیاتی"، پژوهش‌نامه مالیات، شماره 20، صص 204-195.

12)         طالب نیا، قدرت الله و رحمان موثق، (1390)، "علل عمده وجود اختلاف ما بین سود ابرازی و سود مشمول مالیات قطعی شده اشخاص حقوقی"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، شماره 11، صص 154-133.

13)         فروغی، داریوش و شکوفه محمدی، (1392)، "بررسی رابطه بین اجتناب مالیاتی و ارزش و سطح نگهداشت وجه نقد شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، پژوهش‌نامه مالیات، شماره 20، صص 122-101.

14)         کرباسی یزدی، حسین و سمن راسخ صالح، (1392)، "رابطه اختلاف میان سود حسابداری و سود مأخذ محاسبه مالیات با رشد و پایداری سود"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، شماره 20، صص 236-203.

15)         کردستانی، غلامرضا و عبدالاحد عباسی، (1393)، "بررسی تأثیر تمرکز مشتری بر عملکرد مالی شرکت"، مدیریت دارایی و تأمین مالی، شماره 3، صص 81-92.

16)         مشایخی، بیتا و صبری علی‌پناه، (1393)، "تأثیر راهبری شرکتی بر رابطه بین اجتناب از مالیات و ارزش شرکت"،  پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی، شماره 25، ص 64-49.

17)    Armstrong, C.S., Guay, W.R., Weber, J.P., (2010). “The Role of Information and Financial Reporting in Corporate Governance and Debt Contracting”, J. Account. Econ, 50, PP.179–234.

18)    Alishah, S. and AliButt, S.; hasan, A., (2009), “Corporate Governance and Earnings Management Empirical Evidence from Pakistani Listed Companies”, Euro journal of scientific research, Vol. 15, PP. 15-35.

19)    Bathala, C.T., Moon, K.P., Rao, R.P., (1994), “Managerial Ownership, Debt Policy, and the Impact of Institutional Holdings: an Agency Perspective”, Financ. Manag, 23 (3), PP. 38–50.

20)   Banerjee, S., Dasgupta, S., Kim, Y., (2008), “Buyer-Supplier Relationships and the Stake- Holder Theory of Capital Structure”, Journal of Finance 63, PP. 2507–2552.

21)    Berger, P.G., Ofek, E., Yermack, D.L., (1997), “Managerial Entrenchment and Capital Structure Decisions”, J. Financ. 52 (4), PP. 1411–1438.

22)    Bankmand, J. (2014), “Did Dividends Increase Immediately After The 2003 Reduction in Tax Rate?”, Working Paper 10301.

23)   Bradley, M., Jarell, G.A., Han Kim, E., (1984), “On the Existence of an Optimal Capital Structure”, J. Financ. 39 (3), PP. 857–878.

24)    Beasley, M., (1996), “An Empirical Analysis of the Relation between the Board of Director Composition and Financial Statement Fraud”, the Accounting Review, No.71, PP. 110-125.

25)   Brzel, J.F., Dang, L., (2008), “The Effect of ERP System Implementations on the Management of Earnings and Earnings Release Dates”, journal of Information Systems 22 (2), PP. 1-21.

26)    Coles, J.L., Daniel, N.D., Naveen, L., (2008), “Boards: Does one Size Fit All?”, J. Financ. Econ. 87, PP. 329–356.

27)    Chung, H. and Hsiang, L., (2007), “Earnings Management and Corporate Governance in Asias Emerging Markets”, Tiwan.

28)   Chen, S., Matsumoto, D., (2006), “Favorable Versus Unfavorable Recommendations: the Impact on Analyst Access to Management-Provided Information”, journal of Accounting Research 44 (4), PP. 657-689.

29)    DeAngelo, H., Masulis, R.W., (1980), “Optimal Capital Structure under Corporate and Personal Taxation”, J. Financ. Econ. 8 (1), PP. 3–29.

30)    Desai, M.A., Dharmapala, D. (2009), “Corporate Tax Avoidance and Firm Value”, Review of Economics and Statistics, 91, PP. 537–546.

31)    Dhaliwal, D., Trezevant, R., Wang, S.W., (2004), “Taxes, Investment-Related Tax Shields and Capital Structure”, J. Am. Tax. Assoc. 14 (1), PP. 1–21.

32)   Dhaliwal, D., Judd, J.S., Serfling, M.A., Shaikh, S.A., (2016), “Customer Concentration Risk and the Cost of Equity Capital”, Journal of Accounting and Economics, 61 (1), PP. 23–48.

33)   Dyreng, S.D., Hanlon, M., Maydew, E.L., (2010), “The Effects of Executives on Corporate Tax Avoidance”, The Accounting Review 85, PP. 1163-1189.

34)   Ernst, Young, (2010), “Global Transfer Pricing Survey: Addressing the Challenges of Globalization”, [Whitepaper].

35)   Gallemore, J., Maydew, E.L., Thornock, J.R., (2014), “The Reputational Costs of Tax Avoidance”, Contemporary Accounting Research, http://dx.doi.org/10.1111/ 1911-3846.12055.

36)   Gallemore. J, Labro, E. (2015), “The Importance of the Internal Information Environment for Tax Avoidance”, Journal of Accountingand Economics 60, PP. 149–167.

37)   Graham, J.R., Tucker, A.L., (2006), “Tax Shelters and Corporate Debt Policy”, J. Financ. Econ. 81, PP. 563–594.

38)    Grossman, S.J and Hart, O. (1982), “Implicit Contract Under Asymmetric Information journal of Economic, vol 67, PP. 217-248.

39)   Graham, J.R., Tucker, A (2006), “Tax Shelters and Corporate Debt Policy”, Journal of Financial Economics, 81, PP. 563– 594.

40)    Gupta, S., and K. Newberry, (1997), “Determinants of the Variability in Corporate Effective Tax Rates: Evidence from Longitudinal Data”, Journal of Accounting and Public Policy, 16, PP. 1-34.

41)   Guenther, D.A., Matsunaga, S.R., Williams, B.M., (2012), “Corporate Tax Aggressiveness and Firm Risk”, Working Paper.

42)   Gosman, M., Kohlbeck, M., (2009), “Effects of Existence of Identity of Major Customers on Supplier Profitability: Is Wal-Mart Different?”, Journal of Management Ac- counting Research 21, PP. 179–201.

43)   Gosman, M., Kelly, T., Olsson, P., Warfield, T., (2004), “The Profitability and Pricing of Major Customers”, Review of Accounting Studies 9 (1), PP. 117–139.

44)    Hanlon, M., and S. Heitzman, (2010), “A Review of Tax Research”, Working Paper. Massachusetts Institute of Technology.

45)   Hertzel, M., Li, Z., Officer, M., Rodgers, K, (2008), “Inter-Firm Linkages and the Wealth Effects of Financial Distress along the Supply Chain”, Journal of Financial Eco- nomics 87, PP. 374–387.

46)   Horngren, C.T., Datar, S.M., Foster, G., Rajan, M., Ittner, C.D., (2012), “Cost Accounting: a Managerial Emphasis”, Review of Accounting Studies 6 (1), PP. 110–139.

47)    Hall, Pearson. Iliev, P., (2010), “The Effect of SOX Section 404: Costs, Earnings Quality, and Stock Prices”, Journal of Finance 65 (3), PP. 1163-1196.

48)   Hodge, F.D., Kennedy, J.J., Mains, L.A., (2004), “Does Search-Facilitating Technology Improve the Transparency of Financial Reporting?”, The Accounting Review 79 (3), PP. 687-703.

49)   Jensen, M.C., (1986), “Agency Costs of Free Cash Flow, Corporate Finance, and Takeovers”, Am. Econ. Rev. 76, PP. 323–329.

50)   Modigliani, F., Miller, M., (1958), “The Cost of Capital, Corporation Finance, and the Theory of Investment”, Am. Econ. Rev. 48, PP. 261–297.

51)    Mackie-Mason, J.K., (1990), “Do Taxes Affect Corporate Financing Decisions?”, J. Financ. 45 (5), PP. 1471–1493.

52)   Mills, L.F., Erickson, M.M., Maydew, E.L., (1998), “Investments in Tax Planning”, Journal of the American Taxation Association 20 (1), PP. 1-20. Mills,

53)    Myers, S, (1984), “The Capital Structure Puzzle”, Journal of Finance, Vol. 39, PP. 575–92.

54)   Noga, T.J., Schnader, A.L., (2013), “Book-Tax Differences as an Indicator of Financial Dis- Tress”, Accounting Horizons 27, PP. 469–489.

55)   Patatoukas, P.N., (2012), “Customer-Base Concentration: Implications for Firm Perfor- Mance and Capital Markets”, The Accounting Review 87, PP. 363–392.

56)   Piercy, N., Lane, N., (2006), “The Underlying Vulnerabilities in Key Account Management Strategies”, European Management Journal 24, PP. 151–162.

57)    Kim B, Jung K, Kim I, (2011), “Internal Funds Allocation and he Ownership Structure: Evidence from Korean Business Groups”, Rev Quant Finance Acc 25, PP. 33–53.

58)   Kalwani, M.U., Narayandas, N., (1995), “Long-term Manufacturer-supplier Relationships: Do They Pay Offfor Supplier Firms?”, Journal of Marketing 59, PP. 1–16.

59)   Ravenscraft, D., (1983), “Structure-profit Relationships at the Line of Business and in- Dustry Level”, Review of Economics and Statistics 65, PP. 22–31.

60)   Raman, K., Shahrur, H., (2008), “Relationship-specific Investments and Earnings Man-agement: Evidence on Corporate Suppliers and Customers”, The Accounting Re- view 83, PP. 1041–1081.

61)    Rego, S. O, (2003), “Tax-avoidance Activities of U.S. Multinational Corporation Contemporary”, Accounting Research 20, PP. 805-833.

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

63)   Titman, S., Wessels, R., (1988), “The Determinants of Capital Structure Choice”, The Jour- nal of Finance 43, PP. 1–19.

64)   Lanis, R.., G. Richardson, (2011), “The Effect of Board of Director Composition on Corporate Tax Aggressiveness”, Journal of Accounting and Public Policy, Vol 30, PP. 50-70. 27.

65)   Lim, Y, (2011), “Tax Avoidance, Cost of Debt and Shareholder Activism: Evidence from Korea”, Journal of Banking & Finance, 35(2), PP. 456-470.

66)   Wang, J., (2012), “Do Firms’ Relationships with Principal Customers/Suppliers Affect Shareholders’ Income?”, Journal of Corporate Finance 18, PP. 860–878

 

یادداشت‌ها