ترجمه مقاله استانداردهای حسابداری

4.2.1 | متغیر های وابسته

در مورد هر شرکت و برای هر سال، ما مشخصات قیمت سهام سالانه را بر اساس داده های قیمت سهام هفتگی، محاسبه می کنیم. به طور دقیق تر، ما SPS سالانه را بر اساس مجذور R رگرسیون مدل بازار بسط یافته را در مورد بازدهی هفتگی (w) هر شرکت i در صنعت k در سال t محاسبه می کنیم.

که

نشان دهنده بازدهی ماهانه شرکت i در صنعت k در هفته w است.

 

: بازدهی وزنی بازار در هفته w کلیه سهام در نمونه ما و

: بازدهی وزنی صنعت k در هفته w است.

به منظور عدم بروز مشکل سهام مبادله شده جزئی، ما از بازده هفتگی استفاده می کنیم. شرکت i از محاسبه بازدهی صنعت جهت جلوگیری از ارتباطات در صنعت که به وسیله چند شرکت محدود مشاهده می شود، مستثنی می شود. علاوه براین، ما تنها SPS را برای یک شرکت در سال t در صورتی محاسبه می کنیم که شرکت به مدت دست کم 26 هفته در طی سال مالی t جهت حذف عضویت، عرضه عمومی یا وقفه های معاملات تجربه شده معامله شده باشد (جین و میرز 2006؛ مورک و همکاران 2000). به منظور بررسی خصوصیات کران دار (بین صفر و یک) و با چولگی بالا، ما از تبدیل لجستیک جهت دریافت متغیر SYNCH استفاده می کنیم که نزدیک به توزیع نرمال است.

مقدار بیشتر SYNCH نشان دهنده قیمت سهام هماهنگ تری است.

4.2.2 | متغیر های مستقل

مدل های مبتنی بر اقلام تعهدی زیادی مانند مدل جونز (1991)، مدل جونز اصلاح شده (دشیو، اسلون و سویینی 1995) و مدل کوتاری، لئون و وسلی (2005) به منظور سنجش EM استفاده می شوند. ما مدیریت درآمد ها (EAR_MAN) را به وسیله مدل ارزش اقلام تعهدی اختیاری کوتاری و همکاران (2005) اندازه گیری می کنیم که به صورت زیر تعریف می شود (2):

TAC_i,t= اقلام تعهدی کل

EBXI_i,t= درآمد ها پیش از آیتم های غیر عادی و عملیات ناپیوسته و

CFO_i,t= جریان نقدینگی حاصل از عملیات پیوسته

TA_i,t-1= ارزش دفتری دارایی کل شرکت i در انتهای سال t-1

ΔREV_i,t= تفاوت درآمد حاصل از فروش شرکت i در سال t و در سال t-1

=تغییر در دریافتی های حساب

= دارایی ناخالص، کارخانجات و تجهیزات شرکت i در انتهای سال t

=عملکرد شرکت به وسیله بازدهی بر روی دارایی در سال t-1 اندازه گیری می شود.

نشان دهنده ضرایب و باقیمانده  نشان دهنده اقلام تعهدی اختیاری است.

در این تحقیق، ما از اقلام تعهدی صنعتی- سالانه جهت اندازه گیری EM استفاده کرده و مشاهدات صنایع را با کمتر از 15 مشاهده در هر گروه صنعتی، حذف می کنیم.

متغیر دوم مستقل ما، TA (TAX_AGRE) است. تحقیقات قبل (دیرنگ، هانلون و میدیو 2008؛ اسلمرود 2004) از نرخ مالیات موثر (ETR) جهت سنجش TA استفاده کردند. چن و همکاران (2010) ETR های کل را به صورت نسبت هزینه مالیات بر درآمد کل به درآمد دفتری پیش از مالیات، محاسبه کردند:

در این تحقیق، ما از نرخ مالیات موثر (ETR) جهت سنجش TA استفاده می کنیم. ETR بیشتر نشان دهنده سطح TA کمتر است.

دو متغیر میانجی در این تحقیق استفاده شده اند: سن CEO و حق تصدی CEO. با توجه به تحقیق هانگ و همکاران (2012)، ما متغیر اول را به وسیله سن CEO بر حسب سال و متغیر دوم را به وسیله تعداد تصدی ها در سال اندازه می گیریم.

4.2.3 | متغیر های کنترلی

ما در این مقاله از متغیر حاکمیت شرکتی (BIG4) و متغیر های ویژگی های خاص شرکت به عنوان متغیر های کنترلی استفاده کردیم. کلیه متغیر های کنترلی استفاده شده به صورت پیوسته به عنوان ابزار هایی جهت حل نگرانی های درونی، در نظر گرفته شده اند.

متغیر های حاکمیت شرکتی

 مراجع علمی گذشته بر این باورند که حسابرسی خارجی موجب کاهش عدم تقارن اطلاعات میان مدیران و سهام داران با تایید اعتبار اظهارنامه های مالی می شوند (دوپاچ و سیمونیک 1982). گال، کیم و کیو (2010) انتظار دارند که کیفیت بالای حسابرسی که به وسیله BIG4 اندازه گیری می شود، دارای ارتباط منفی با SPS باشد. در این تحقیق، ما تاثیر اندازه حسابرس را بر SPS بررسی می کنیم. بنابراین، معیار ما در مورد کیفیت حسابرس، متغیر BIG4 است. BIG4 به عنوان یک متغیر دودویی محسوب می شود که در صورتی مساوی یک است که شرکت در یک سال مشخص به عنوان یکی از چهار شرکت بزرگ حسابرسی محسوب شود (دلویت و تاچ، E و Y، KMPG و پرایس واترهوس کوپر) و در غیر این صورت صفر است. ما از تحقیق گال و همکاران (2010) تبعیت کرده و رابطه منفی بین BIG4 و SPS پیش بینی می کنیم.

متغیر های ویژگی های مشخص شرکت

با توجه به مراجع قبل (ان و ژنگ 2013؛ گال و همکاران 2010؛ هاتن و همکاران 2009؛ کن و گانگ 2018) ما از مجموعه ای از متغیر های کنترلی استفاده می کنیم. این متغیر ها شامل اندازه شرکت به صورت لگاریتم طبیعی ارزش بازار شرکت از ارزش دارایی خالص ، نسبت ارزش بازار دارایی خالص به ارزش دفتری دارایی خالص ، نشان دهنده اهرم مالی اندازه گیری شده توسط نسبت ارزش دفتری کلیه بدهی ها به کل دارایی ها،  بازدهی بر دارایی های اندازه گیری شد توسط درآمد پیش از تقسیم آیتم های غیر معمول بر ارزش دفتری دارایی ها،نوسان اندازه گیری شده توسط انحراف استاندارد بازدهی صنعتی هفتگی نسبت به سال مالی، چولگی اندازه گیری شده توسط چولگی بازدهی هفتگی شرکت نسبت به سال مالی و کشیدگی اندازه گیری شده توسط کشیدگی بازدهی هفتگی شرکت نسبت به سال مالی و متغیر های ساختگی برای سال ها و برای بخش صنعتی هستند. مطابق با تحقیق هاتن و همکاران (2009) و ان و ژنگ (2013)، ما انتظار رابطه مثبتی را میان و SPS و رابطه منفی را بین و SPS داریم. علاوه براین، بر اساس تحقیق هاتن و همکاران (2009)، ریسک تغییرات اهرمی بالاتر حاصل از دارایی خالص به بدهکاران داریم که در نتیجه موجب کاهش SPS می شود. علاوه براین، براساس تحقیق ان و ژنگ (2013)، انتظار می رود شرکت های بزرگتر دارای مقدار بالاتری باشند. بنابراین، ما رابطه مثبتی را بین اندازه شرکت و SPS پیش بینی می کنیم. توجه شود که ما از متغیر های پیوسته برای کلیه متغیر های کنترلی به عنوان ابزار هایی جهت اصلاح نگرانی های درونی احتمالی، استفاده می کنیم.

تعاریف متغیر ها و معیار ها در پیوست ارائه شده اند.

4.3| مدل رگرسیون

جهت ارزیابی اثر میانجی سن CEO بر رابطه میان EM و SPS (ارزیابی فرضیه 2.1) و بین TA و SPS (ارزیابی فرضیه 2.2)، ما ترم های تعاملی و را معرفی می کنیم.

علاوه براین، جهت ارزیابی اثر میانجی تصدی CEO بر رابطه بین EM و SPS (ارزیابی فرضیه 3.1) و بین TA و SPS (ارزیابی فرضیه 3.2)، ما ترم های تعاملی و را معرفی می کنیم. این متغیر های تعاملی (متقابل) به صورت یک به یک به مدل اصلی اضافه می شوند.

5| نتایج تجربی

5.1 | تحلیل توصیفی

در این بخش، ما خلاصه ای از شاخص های آماری متغیر های استفاده شده در رگرسیون های خود را بیان می کنیم. شکل 1 نشان دهنده مقدار میانگین، انحراف استاندارد، چارک 0.25، میانه، چارک 0.75، کشیدگی و چولگی متغیر وابسته است.

SPS میانگین سالانه در نمونه ما نسبت به کل دوره از سال 2008 تا 2014، 1.229- است. همان طور که پیشتر مشاهده شد، با کاهش SPS، آگاهی بخشی درآمد ها افزایش می یابد. بنابراین، بر اساس شکل 1، می توان نتیجه گرفت که آگاهی بخشی درآمد های شرکت های آلمانی نسبتا بالا با مقدار میانه SPS مساوی 1.079- در طی کل دوره مشاهده است.

شکل 2 نشان دهنده شاخص های آماری توصیفی از متغیر های وابسته و کنترلی برای کل دوره مشاهداتی (2014-2008) است.

مقدار میانگین اقلام تعهدی اختیاری با استفاده از مدل کوتاری و همکاران (2005) به میزان 0.031- بوده و دارای انحراف استاندارد 0.119 است. میانگین مقدار TA اندازه گیری شده توسط نرخ مالیات موثر، 0.280 است. انحراف استاندارد ETR به میزان 0.169 است.

از نظر ویژگی های شخصی، بیش از نیمی از مدیران اجرایی، 52 سال سن داشته اند. میانگین تصدی CEO 5.53 سال بوده و بیش از نیمی از آنها دارای بیش از 5 سال سابقه تصدی گری بوده اند. همچنین این تحقیق نشان می دهد که %77.4 از شرکت ها در نمونه ما توسط حسابرسان BIG4، حسابرسی می شوند.

علاوه براین، به منظور بررسی وجود مشکل هم خطی بین متغیر های کنترلی و مستقل، ما ضرایب همبستگی پیرسون را محاسبه کردیم. شکل 3 نشان می دهد که ضریب همبستگی از آستانه 0.811 پیشنهادی توسط کندی (1985) فراتر نرفته است. بنابراین، هیچ مسئله هم خطی بین متغیر های ما وجود ندارد.

5.2| تحلیل چند متغیره

پیش از استفاده از داده های پانل در این رگرسیون، ما صحیح بودن رویکرد برآوردی خود را با بررسی نرمال بودن باقی مانده ها، مسائل ناهمگونی و خود همبستگی در مدل اصلی خود، ارزیابی می کنیم. شکل 4 خلاصه ای از آزمون های مورد نیاز را نشان می دهد.

نتایج آزمون ضوابط هاسمن نشان می دهد که مدل اثر تثبیت شده به عنوان یک مدل مطلوب محسوب می شود. علاوه براین، آزمون نرمال بودن باقی مانده از فرضیه نرمال بودن باقی مانده ها پشتیبانی می کند. آزمون وولدریج بر اساس شاخص آماری فیشر، فرضیه تهی بودن عدم وجود همبستگی پیوسته برای مدل ما را می پذیرد . ما از آزمون اصلاح شده والدر بر اساس شاخص های آماری جهت ارزیابی وجود یک مسئله ناهمگونی فردی استفاده می کنیم. در مورد این مدل، ما فرضیه تهی بودن ناهمگونی (واریانس ثابت) را رد کرده و وجود مسئله ناهمگونی را بیان می کنیم.

به منظور غلبه بر مشکلات ناهمگونی، ما مدل رگرسیون پانلی خطی را با خطا های استاندارد اصلاح شده که ضرایب مختلف را در حالت وجود خود همبستگی در پانل ها (AR(1)) و ناهمگونی در پانل ها برای مدل ما را برآورد می کند، اعمال کرده ایم.

5.2.1| اثر عدم شفافیت (EM و TA) بر SPS

شکل 5 نشان دهنده نتایج سه ضابطه مدل اصلی ما است. ستون اول نشان دهنده ضرایب رگرسیون برای مدل بدون متغیر TA (مدل 1-a)، ستون دوم شامل ضرایب رگرسیون برای مدل بدون متغیر EM (مدل 1-b) و ستون سوم شامل ضریب رگرسیون برای مدل ما با هر دو EM و TA به عنوان متغیر های مستقل علاوه بر سن CEO و متغیر های تصدی و کنترلی است (مدل 1-c).

در مورد مشخصات مدل که علاوه بر متغیر های کنترلی شامل ، سن CEO و تصدی CEO هستند (مدل 1-a)، می توان دریافت که دارای تاثیر معنادار مثبت SPS است. ما نتیجه یکسانی را هنگام اجرای کل مدل گزارش کرده ایم (مدل 1:c: مقدار p=0.29، ). بنابراین، این نتایج نشان می دهند که EM اجرا شده در این نمونه ما، SPS را افزایش می دهد که مطابق با فرضیه اول ما است.

نتایج خصوصیات مدل با TA، سن CEO، تصدی CEO و دیگر متغیر های کنترلی (مدل 1-b) نشان می دهد که  تاثیر مثبت معناداری بر SPS دارد، زیرا ETR بیشتر مقدار TA کمتری را نشان می دهد. مدل کامل ما (مدل 1-c) نتایج یکسانی را نشان می دهد (مقدار p= 0.23، ). بنابراین، رویکرد های اجرایی مدیریت مالیات تاثیر مثبتی بر SPS دارد. این نتایج فرضیه دوم ما را تایید می کند.

بنابراین، این نتایج (تاثیر EM و TA بر SPS) مطابق با تحقیق جین و میرز (2006) است که طی آن عدم شفافیت تاثیر مثبتی بر SPS دارد.

علاوه براین، می توان دریافت که سن CEO (مدل 1-c) تاثیر معناداری بر SPS ندارد (مقدار p=0.26، )، با این حال، تصدی CEO تاثیر مثبت معناداری بر SPS (مقدار p= 00، ) دارد. نتایج ما نشان می دهند که با افزایش تصدی CEO، SPS نیز افزایش می یابد.

نتایج متغیر های کنترلی عموما متناظر با تحقیق آن و ژنگ (2013) هستند به طوری که آنها دریافته اند که ، تاثیر مثبتی بر SPS دارند (مقدار p= 000، ، مقدار p=0.005، ).

5.2.2 | اثر میانجی سن CEO و تصدی CEO بر رابطه میان TA و SPS

به منظور بررسی اثر میانجی سن CEO و تصدی، چهار تحلیل رگرسیون مطابق شکل 6 استفاده می شوند. بر این اساس، در ستون اول و دوم ما به معرفی متغیر های تعاملی و می پردازیم که اثر سن CEO را بر رابطه بین EM و SPS و بین TA و SPS نشان می دهند.

در مورد خصوصیات مدل که شامل متغیر تعاملی (مدل 2-a) است، می توان دریافت که ضریب اثر تعاملی بین سن CEO و EM معنادار است (مقدار p=0.728، ). این نتیجه نشان می دهد که سن CEO دارای اثر میانجی بر روی رابطه EM-SPS نیست. با این حال، نتایج خصوصیات مدل دوم (مدل 2-b) نشان دهنده اثر معنادار و منفی متغیر تعاملی بر روی SPS (مقدار p=0.024، 2.25) است. علاوه براین، افزودن عبارت تعاملی موجب معکوس شدن علامت TAX_AGRE (در مقایسه با مدل 1-c در شکل 5) می شود که به صورت مثبت و معنادار است (مقدار p=0.02، ). این نتایج نشان می دهند که سن CEO موجب ضعیف شدن ارتباط بین TA و SPS می شود. بنابراین، سن CEO اثر میانجی منفی بر روی رابطه TA-SPS داشته و فرضیه H2.2 ما تایید می شود.

در مورد ستون 3 و 4، ما متغیر های تعاملی و جهت ارزیابی اثر میانجی تصدی CEO بر روی ارتباط بین EM و SPS و بین TA و SPS معرفی می کنیم. یافته های مدل های 2.c و 2.d نشان می دهند که اثرات تعاملی میان تصدی CEO و EM و بین تصدی CEO و TA غیر معنادار هستند (مقدار p=0.405، و مقدار p=0.416، ). ضرایب غیر معنادار نشان می دهند که تصدی CEO هیچ اثر میانجی بر روی هر دو رابطه EM-SPS و TA-SPS ندارد.

به طور کلی، نتایج تحلیل های تجربی ما نشان می دهند که عدم شفافیت (EM و TA) تاثیر مثبتی بر SPS دارند. علاوه براین، می توان دریافت ک هسن CEO تاثیر مثبت معناداری بر SPS به همراه ندارد؛ با این حال، این عامل موجب تضعیف ارتباط بین TA و SPS می شود. می توان این نتایج را به وسیله نظریه ریشه به منظور حفظ شغل، مدیر تصمیماتی را اتخاذ می کند که منجر به هزینه های زیاد و در نتیجه کاهش ریسک جایگزینی او می شود. سپس مدیر از استراتژی های ریشه یابی برای بهره مندی سهام داران استفاده می کند. بر اساس این نظریه، نتایج ما نشان می دهند که مدیر قدیمی تر به عنوان یک مدیر ریشه دار شناخته می شود که استراتژی های کاهش اثر عدم شفافیت بر روی SPS را اتخاذ می کند.

6| تحلیل اضافی و آزمون های استواری

ما در این بخش به تحلیل نتایج اصلی بخش 5 که از استراتژی جستجو یا با توجه به استواری نتایج هنگام تغییر روش تحقیق به دست آمده اند، می پردازیم. در این بخش، ما از دو آزمون استواری استفاده می کنیم: آزمون اول، در مورد اثر EM است که به وسیله اقلام تعهدی سرمایه کاری اختیاری بر روی SPS اندازه گیری می شود. در آزمون دوم، ما از یک تحلیل زیر گروه جهت ارزیابی اثر میانجی سن CEO بر روی رابطه بین TA و SPS استفاده می کنیم.

6.1| اثر EM اندازه گیری شده به وسیله اقلام تعهدی سرمایه کاری اختیاری بر روی SPS

ما در این بخش، داده های EM را اصلاح کرده و مقدار اقلام تعهدی اختیاری ارائه شده توسط دشو و دیشو (2002) را اصلاح می کنیم:

کلیه متغیر ها به وسیله دارایی های کل در شروع سال t مقیاس بندی شده اند.

که:

: تغییر در سرمایه کاری

: جریان نقدینگی حاصل از عملیات پیوسته سال t-1

=جریان نقدینگی حاصل از عملیات پیوسته سال t

= جریان نقدینگی حاصل از عملیات پیوسته سال t+1

=تفاوت درآمد حاصل از فروش شرکت i در سال t و در سال t-1

=دارایی نا خالص، کارخانجات و تجهیزات شرکت i در انتهای سال t

=اقلام تعهدی سرمایه کاری

می توان رابطه غیر معناداری را میان EM و SPS (مدل 1) (مقدار p=0.55، ) مشاهده کرد. بنابراین، این نتایج نشان می دهند که اقلام تعهدی اختیاری تاثیری بر SPS ندارند.

6.2| تحلیل زیرگروه جهت ارزیابی اثر میانجی سن CEO بر رابطه بین TA و SPS

جهت ارائه نگرش های بیشتر در مورد اثر میانجی سن CEO، نمونه به دوم گروه با استفاده از مقادیر میانه سن CEO به عنوان مقدار جدا شده تقسیم می شود. شکل 8 گزارش نتایج دو مدل رگرسیون را نشان می دهد.

یافته ها نشان می دهند که ضریب TA غیر معنادار و منفی (مقدار p=0.842، ) برای زیر نمونه شرکت ها با سن CEO کم است که از طرف دیگر، این ضریب مثبت و معنادار (مقدار p=0.014، ) برای زیر نمونه شرکت ها با سن CEO بالا می شود. این نتایج نشان می دهند که رابطه بین TA و SPS به وسیله سن CEO به طور میانجی ارائه شده و نتایج ارائه شده در شکل 6، را پشتیبانی می کند.