ترجمه تخصصی اقلام تعهدی

اکثر مقالات پیشین در مورد رابطه‌ی بین AQ و هزینه‌ی استقراض از آمریکا و اروپا ارائه شده‌اند، در حالی که شواهد در مورد بازارهای نوظهور بسیار محدود هستند. تازه‌ترین پژوهش جالب توجه در اقتصادهای کمتر توسعه‌یافته، پژوهشی است ک توسط اورازالین و آکمتژانو 2019 در مورد تأثیر مدیریت سود و کیفیت حسابرسی بر هزینه‌ی استقراض شرکت‌های پذیرفته شده در بورس در قزاقستان انجام شده است. در این پژوهش محققان از قدر مطلق اقلام تعهدی اختیاری برآورد شده از مدل جونز (1991) و اصلاح شده توسط دچو، اسلوان و سوئینی (1995) و کوتاری، لئون و وازلی (2005) استفاده می‌کنند که کل اقلام تعهدی را با تغییر در درآمد، اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات و بازده دارایی‌ها را به عنوان شاخص کیفیت گزارشگری مالی مربوط می‌داند. نتایج پژوهش نشان می‌دهد که کیفیت کمتر گزارشگری با هزینه‌ی استقراض بیشتر، مرتبط است. با این وجود، این پژوهش به تأثیر اجزای گوناگون AQ بر هزینه‌ی استقراض نمی‌پردازد.

سفارش ترجمه تخصصی

 

همانطور که در بخش 2 تشریح شد، ویتنام یک بازار نوظهور با محیط قانونی نسبتاً ضعیف، معیارهای حسابداری منسوخ و تبعیت ضعیف از مقررات حسابداری و حسابرسی است. تقلب‌های اخیر در گزارشگری مالی توسط شرکت‌های پذیرفته شده در بورس و مغایرت‌های فراوان در صورت‌های مالی حسابرسی شده و حسابرسی نشده، موجب نگرانی‌هایی برای کاربران صورت‌های مالی در مورد کیفیت اطلاعات حسابداری شرکت شده است. در این زمینه، اختیار مدیریت در انتخاب سیاست‌های حسابداری و برآوردهای حسابداری می‌تواند به عنوان افزایش دهنده ی ریسک اطلاعات برای سرمایه‌گذاران و طلبکاران در نظر گرفته شود. بنابراین ما انتظار داریم کیفیت اقلام تعهدی اختیاری، تأثیر قابل توجهی بر قیمت‌گذاری هزینه‌ی استقراض داشته باشد و آن تأثیر حتی از تأثیر اجزای اصلی بیشتر خواهد بود. بنابراین فرضیه‌ی دوم خود را به صورت زیر بیان می‌کنیم:

4: طرح تحقیق

4-1: کیفیت اقلام تعهدی

مطابق پژوهش‌های پیشین (الیوا، هاسلام و ابراهیم 2016، فرانسیس 2005، هوسین و هوسین 2020، کیم و یاسودا 2019؛ وندر باوید 2015؛ ژو، گونگ 2017)، کیفیت اقلام تعهدی براساس مدل ارائه شده توسط دچو و دیچو (2002) و اصلاح شده توسط مک نیکولز (2002)، سنجیده می‌شود. این روش سنجش به این دلیل در پژوهش ما به کار رفته است که آن نشان می‌دهد سودها چگونه با جریان نقدی مرتبط می‌شوند (کارسیا ترول، مارتینز - سولاتو و سنچز بالستا 2014، هوسین و هوسین 2020، وندر باوو (2015)، که آن عاملی مهم است که باید در قرارداد اعتباری در نظر گرفته شود. در مقالات کنونی در مورد رابطه‌ی بین کیفیت گزارشگری مالی و هزینه‌ی استقراض، کیفیت اقلام تعهدی به طور گسترده مورد استفاده قرار می‌گیرد (الیوا 2019، هوسین و هوسین 2020، کیم و یاسودا 2019).

در مدل دچو و دیچو (2002) اقلام تعهدی سرمایه در گردش با توجه به جریان نقدی عملیاتی دوره‌های گذشته، کنونی و آینده محاسبه می شود. این مدل براساس این نظریه است که زمان‌بندی سودآوری شرکت غالباً با زمان‌بندی تحقق جریان نقدی تفاوت دارد. نقش اقلام تعهدی، ایجاد هماهنگی بین زمان‌بندی سودها و جریان نقدی مربوطه است. مقدار مورد انتظار اقلام تعهدی از مدل، اقلام تعهدی را نشان می‌دهد که موجب مطابقت برای تحقق جریان نقدی می‌شود، بنابراین می‌تواند به عنوان شاخصی برای AQ مورد استفاده قرار گیرد، که در آن بخش ناشناخته‌ی بزرگ‌تری با کیفیت ضعیف‌تر اقلام تعهدی مرتبط خواهد بود. مک نیکولز (2002) مدل را توسط افزودن تغییر در فروش، و کل میزان اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات، گسترش داده است. بنابراین AQ طبق معادله‌ی زیر محاسبه می‌شود: (1)

که در آن  TCA_i,tکل اقلام تعهدی کنونی شرکت i در سال t را نشان می‌دهد.

TCA_i,t=∆CA_i,t-∆Cash_i,t-∆CL_i,t+∆STDEBT_i,t.CFO_i,t-1,CFO_i,t-1,CFO_i,t+1

جریان نقدی عملیاتی به ترتیب در سال t-1 و t+1 را نشان می‌دهد. ∆REV_i,t تغییر در درآمدها بین سال t-1 و t است. PPE_i,t کل میزان اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات در سال t است. ∆CA_i,t تغییر در دارایی‌های جاری بین سال t-1 و سال t است. ∆Cash_i,t تغییر در دارایی نقدی بین سال‌ t-1 و سال t است. ∆STDEBT_i,t تغییر در بدهی‌‌های کنونی بین سالt-1 و سال t است.

همه‌ی متغیرها تقسیم بر میانگین کل دارایی‌ها شده‌اند تا از مشکل ناهمسانی واریانس اجتناب شود. مطابق اکثر پژوهش‌های پیشین (الیوا 2019، فرانسیس 2005، گری 2009، سون کیم 2020)، معادله‌ی (1) را به طور مقطعی برای هر بخش صنعتی GICS چهار رقمی را با استفاده از OLS با حداقل 10 شرکت در سال t برآورد می‌کنیم. مقادیر باقی‌مانده از رگرسیون به اقلام تعهدی اشاره دارند که نه توسط جریان‌های نقدی و نه توسط تغییر در درآمد و دارایی‌های غیرجاری تشریح نمی‌شوند.

در مرحله‌ی بعدی، کیفیت اقلام تعهدی معین  AQ_i,tشرکت - سال، به عنوان انحراف معیار باقی‌مانده‌ها از معادله‌ی 1 شرکت از سال t-4 تا سال t محاسبه شده است. بیشتر بودن انحراف معیار، ضعیف‌تر بودن AQ را نشان می‌دهد (دچو و دیچو 2002). مقیاس انحراف معیار به جای باقی‌مانده مورد استفاده قرار گرفته است. به این ترتیب شرکتی با باقی‌مانده‌های زیاد می‌تواند به علت نااطمینانی کمتر در مورد اقلام تعهدی آن، به عنوان شرکتی با AQ مناسب در نظر گرفته شود (فرانسیس 2005). به منظور تسهیل تفسیر این متغیر، ما انحراف معیارهای محاسبه شده را با 1- ضرب می‌کنیم، بنابراین رقم بالاتری از AQ، AQ بهتری را نشان می‌دهد.

4-2: کیفیت اقلام تعهدی و هزینه‌ی استقراض

این پژوهش پس از برآورد شاخص کیفیت اقلام تعهدی، براساس مدل زیر به بررسی رابطه‌ی بین کیفیت اقلام تعهدی و هزینه‌ی استقراض می‌پردازد:

طبق پژوهش‌های پیشین (فرانسیس 2005، مینیس 2011، وندر بوود 2015)، هزینه‌ی استقراض (COD_i,t) به عنوان هزینه بهره‌ی شرکت i در سال t+1 تقسیم بر میانگین کل بدهی‌ها در سال t+1 محاسبه شده است. این سنجش ما را قادر می‌سازد تا با نمونه‌ی بزرگ‌تری کار کنیم، در حالی که مقیاس‌های دیگر سنجش و هزینه‌ی استقراض مانند نرخ بهره بر وام‌های بانکی در دسترس نیستند. متغیر مستقل کیفیت اقلام تعهدی  AQ_i,tاست که به عنوان انحراف معیار باقی‌مانده‌ها از معادله‌ی 1 برآورد شده است.  SIZE_i,tلگاریتم طبیعی کل دارایی‌ها در پایان سال است.  leverage_i,t نسبت کل بدهی به کل دارایی‌ در پایان سال است.  IntCover_i,tنسبت سود عملیاتی به هزینه ی بهره ی سال است. σ(NI)_i,t انحراف معیار درآمد پیش از مالیات در طی پنج سال گذشته تقسیم بر میانگین کل دارایی‌ها است. ROA_i,t بازده دارایی‌ها است که به عنوان سود خالص پس از مالیات تقسیم بر میانگین کل دارایی‌ها محاسبه شده است. CFperform_i,t عملکرد جریان نقدی است که به عنوان جریان‌های نقدی ناشی از عملیات تقسیم بر کل دارایی‌ها محاسبه شده است. Ind_Dummy متغیرهای ساختگی برای گروه صنعتی را نشان می دهد.

مطابق پژوهش‌های پیشین مانند فرانسیس (2005)، گری (2009) و وندر بوود (2015) ما از رتبه‌یdecile  AQ به جای رقم خام AQ برای کنترل داده‌های پرت و غیرخطی بودن و تسهیل تفسیر تأثیر اقتصادی AQ بر هزینه‌ی استقراض استفاده می‌کنیم. شرکت‌هایی با رتبه‌ی 10decile  بالاترین AQ را دارند و بهترین AQ را نشان می‌دهند، در حالی که شرکت‌هایی با رتبه‌ی 1decile  کمترین AQ را دارند که ضعیف‌ترین AQ را نشان می‌دهد. سپس امتیاز خام AQ برای بررسی استواری مدل به کار می‌رود. یک ضریب منفی برای متغیر AQ نشان می‌دهد شرکت‌هایی با AQ بهتر، از هزینه‌های بهره‌ی کمتری برخوردار می‌شوند.

این پژوهش شامل چند متغیر کنترلی پیشنهاد شده توسط تحقیقات پیشین است که احتمالاً با هزینه‌ی استقراض مرتبط هستند. اندازه ی شرکت (size) در نظر گرفته شده است، زیرا شرکت‌های بزرگ‌تر، مخاطره‌ی مالی کمتری دارند، بنابراین در آنها رابطه‌ای منفی با هزینه‌ی استقراض مورد انتظار است. دوم اینکه، نسبت بدهی به دارایی (leverage) نیز در نظر گرفته شده است، زیرا نسبت بدهی به دارایی بیشتر با مخاطره‌ی مالی بیشتری همراه است. علامت مورد انتظار برای ضریب نسبت بدهی به دارایی مثبت است. با این وجود، برخی از محققان پیشین مانند مینیس (2011)، فرانسیس (2005)، بیتی، رامش و وبر (2002)، وندر بوود (2015) ضریب منفی برای این متغیر مستند ساخته‌اند. یک توجیه ممکن برای آن، این است که شرکت‌هایی که می‌توانند نرخ‌های کمتری را وام بگیرند، تمایل دارند میزان بیشتری وام بگیرند. سوم اینکه پوشش بهره (IntCover)، توانایی یک شرکت برای پرداخت هزینه بهره را نشان می‌دهد، بنابراین یک ضریب منفی برای آن مورد انتظار است. چهارم اینکه انحراف معیار درآمد خالص پیش از مالیات (σ(NI)_i,t) نوسانات سودها را نشان می‌دهد، که باید همبستگی مثبتی با هزینه‌ی استقراض داشته باشد. نهایتاً توانایی دارایی‌های یک شرکت برای کسب سود (ROA) و ایجاد جریان نقدی (CFperform) مخاطره‌ی مالی را کاهش می‌دهند و توانایی پرداخت بدهی‌ها را بهبود می‌بخشند، بنابراین ضریب منفی برای این دو مورد انتظار است. همچنین ما متغیرهای ساختگی صنعتی را برای کنترل تأثیرات صنعتی در نظر گرفتیم. طبق مقالات پیشین، همه‌ی متغیرهای پیوسته در اولین و 99 امین صدک وینزوریده شده‌اند تا تأثیر داده‌های پرت کاهش یابد.

4-3: کیفیت اقلام تعهدی اختیاری و ذاتی و هزینه‌ی استقراض

برای تقسیم کل AQ به اجزای ذاتی و اختیاری، از 5 عامل ذاتی تأثیرگذار بر کیفیت اقلام تعهدی که در مقالات پیشین به کار رفته‌اند استفاده می‌کنیم. AQ ذاتی و اختیاری طبق معادله‌ی زیر برآورد شده‌اند:

که در آن  AQ_i,t کل کیفیت اقلام تعهدی شرکت i در سال t را نشان می‌دهد. Size_i,t لگاریتم طبیعی کل دارایی‌ها در پایان سال است. σ(CFO)_i,t انحراف معیار از جریان‌های نقدی عملیاتی در طی 5 سال گذشته است. σ(Sales)_i,t انحراف معیار درآمدها در طی 5 سال گذشته است. OpCycle_i,t لگاریتم طبیعی چرخه‌ی عملیاتی در سال t است. NegEarn_i,t تعداد سال‌هایی با درآمد منفی گزارش شده پیش از مالیات در طی 5 سال گذشته است. Ind_Dummy متغیرهای ساختگی برای گروه صنعتی را نشان می‌دهد.

پژوهش‌های پیشین (دچو، دیچو 2002، فرانسیس 2005) نشان می‌دهند که 5 متغیر مستقل در معادله‌ی 3، شاخص‌های اقتصادی AQ ذاتی را نشان می‌دهند. مطابق تحقیق گذشته کل AQ که از معادله‌ی (1) برآورد شده است را با توجه به این 5 عامل محاسبه می‌کنیم. طبق گفته‌ی دچو و دیچو (2002)، انتظار می‌رود اندازه‌ی شرکت رابطه‌ی مثبتی با AQ داشته باشد، زیرا عملیات شرکت‌های بزرگ‌تر پایدارتر و بهتر قابل پیش‌بینی هستند، بنابراین AQ بالاتری برای آن‌ها پیش‌بینی می‌شود. علامت مورد انتظار برای انحراف معیار فروش‌ها، جریان‌های نقدی و طول چرخه‌ی عملیات منفی است، زیرا انحراف معیار بیشتر و چرخه عملیات طولانی‌تر، نااطمینانی بیشتری را نشان می‌دهند. همچنین فراوانی[1] سودهای منفی، جریان نقدی پرنوسان و خطاهای بزرگ‌تر در برآورد را نشان می‌دهد، بنابراین یک ضریب منفی برای آن مورد انتظار است. همچنین ما متغیرهای ساختگی صنعتی را در نظر می‌گیریم تا ضریب‌های صنعتی را کنترل کنیم.

مقادیر پیش‌بینی شده از معادله‌ی 3، جزء ذاتی AQ (InnateAQ) را نشان می‌دهد در حالی که باقی‌مانده‌ها، شاخصی برای جزء اختیاری AQ (DisAQ) هستند. سپس InnateAQ و DisAQ جایگزین کل متغیر AQ در معادله‌ی 2 می‌شوند تا تأثیر دو جزء بر هزینه‌ی استقراض برآورد شود.

طبق پژوهش‌های پیشین (الیوا 2016، فرانسیس 2005، وندر بوود 2015) از رگرسیون خطای معیار سری‌های زمانی فاما و ماکبث (1973) برای برآورد معادله‌های 2 و 3 استفاده می‌کنیم. علاوه بر آن، ما از رگرسیون خطاهای معیار نیووی و وست (1987) برای کاهش تأثیرات ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی و برای آزمایش استواری نتایج گذشته استفاده می‌کنیم.

4-4: انتخاب داده‌ها و نمونه

نمونه‌ی اولیه برای پژوهش شامل 3348 نظارت بر 347 شرکت غیرمالی پذیرفته شده در بازار بورس شهر هوشی مین در طی دوره‌ی 2007 تا 2018 است. ما داده‌ها را از سال 2007 جمع‌آوری کردیم، زیرا در این سال افزایش قابل توجهی در تعداد شرکت‌های عضو بازار بورس هوشی مین صورت گرفت. داده‌های حسابداری شرکت‌ها از پایگاه داده‌های فراهم شد توسط تامسون روترز به دست آمدند. به علت اینکه محاسبه‌ی AQ خواستار جریان‌های نقدی تأخیری و تعجیلی است و مبتنی بر 5 باقی‌مانده‌ی سالانه است، یک شرکت باید حداقل دارای داده‌های کامل 7 سال باشد تا بتواند در نمونه‌ی نهایی قرار گیرد. محاسبه‌ی AQ به این معنی است که به منظور آنکه یک شرکت در نمونه‌ی سال 2012 قرار گیرد باید دارای داده‌های مالی کامل از سال 2007 تا 2013 باشد. از آنجایی که دوره‌ی نمونه‌ی اولیه از سال 2007 تا 2018 است، AQ تنها می‌تواند برای نظارت بر شرکت _ برحسب سال در دوره‌ی 2012 تا 2017 محاسبه شود. علاوه بر آن، AQ تنها برای صنایعی با حداقل 10 شرکت در هر صنعت – برحسب سال محاسبه می‌شود. شرکت‌هایی در صنایعی با کمتر از 10 نظارت در صنعت – برحسب سال از نمونه حذف می‌شوند. این روش‌ گزینش باعث می‌شود اندازه‌ی نمونه تا حد قابل توجهی کاهش یابد و به 1037 نظارت برسد. نهایتاً نظارت‌هایی بدون اطلاعات در مورد هزینه‌ی بهره و داده‌های حسابداری برای محاسبه‌ی 5 عامل ذاتی به عنوان شاخصی برای اصول اقتصادی تأثیرگذار بر AQ (معادله‌ی 3) نیز از نمونه حذف شدند. این مراحل گزینش منجر به نمونه‌ی نهایی شامل 199 شرکت با 889 نظارت بر شرکت – برحسب سال می‌شود. جدول 1 تقسیم‌بندی از نمونه براساس سال و صنعت فراهم می‌سازد. گروه‌های صنعتی براساس کدهای 4 رقمی معیار دسته‌بندی صنعتی سراسری[2]، گروه‌بندی شده‌اند.

5: نتایج و مبحث

5-1: آمارهای توصیفی نمونه

جدول 2، آمارهای توصیفی متغیرهای لحاظ شده در رگرسیون هزینه استقراض را فراهم می‌سازد. میانگین مقدار هزینه استقراض 3/6 درصد است، که کمتر از رقم گزارش شده توسط فرانسیس (2005) در آمریکا، گری (2009) در استرالیا و وندر بوود (2015) در بلژیک است، که به ترتیب 9/9 درصد، 7/8 درصد و 6/9 درصد را گزارش داده‌اند. احتمالاً نرخ بهره‌ی کم در ویتنام موجب این هزینه استقراض کم در طی دوران پژوهش شده است. به ویژه، نرخ بین بانکی یک شبه‌ی ویتنام از 1% تا 5/4% در طی دوران 2013 تا 2017 تغییر کرد (بانک ایالتی ویتنام، 2017)، در حالی که میانگین نرخ سرمایه‌ی یک شبه‌ی فدرال در آمریکا در دوران پژوهش فرانسیس (2005) یعنی از سال 1970-2001، 26/7 درصد بود و در استرالیا در دوران پژوهش گری (2009) یعنی از سال 1998 تا 2005، 1/5 درصد بود (گری 2009). با این وجود، تغییرات هزینه استقراض در نمونه، با انحراف معیار 2/5 درصد و با دهمین و 90 امین صدک‌ها به ترتیب 4/2 درصد و 5/9 درصد قابل توجه است. شکل 1 میانگین دقیق هزینه استقراض را برحسب سال نشان می‌دهد.

در رابطه با مقدار AQ برآورد شده از معادله‌ی 1، مقدار میانگین و میانه AQ به ترتیب 123/0- و 105/0- هستند. مقادیر AQ منفی است، زیرا ما انحراف معیار باقی‌مانده‌های 5 ساله برآورد شده از مدل را ضربدر 1- کردیم تا تفسیر متغیر آسان شود، به این ترتیب مقدار کمتری از AQ کیفیت کمتر اقلام تعهدی را نشان می‌دهد. قدر مطلق آمارها بیش از آنچه در پژوهش‌های پیشین گزارش شده، است. برای مثال، فرانسیس (2005)، گری (2009) و الیوا (2016) میانگین (میانه) AQ را به ترتیب 0442/0 (0313/0)، 081/0 (064/0) و 084/0 (059/0) گزارش داده‌اند که نشان می‌دهد شرکت‌های ویتنامی در دوره‌ی پژوهش، AQ ضعیف‌تری نسبت به شرکت‌های آمریکا، استرالیا و انگلستان دارند. آن با یافته‌های لئوز، ناندا و ویساکی (2003) مطابقت دارد که نشان می‌دهد AQ معمولاً در کشورهای آنگلوساکسون بهتر است. شرکت‌های نمونه با میانه ROA4/4 درصد سودآور هستند و ساختار مالی سالمی با میانه نسبت بدهی به دارایی 9/27 درصد و میانه پوشش بهره 8/2 درصد دارند.

شکل 2 گزارشی از میانگین هزینه استقراض توسط پنجک‌های AQ فراهم می‌سازد. جدول 3 آزمایش یک متغیره برای هزینه استقراض بین بهترین و بدترین پنجک‌های AQ را ارائه می‌دهد. شکل 2 نشان می‌دهد شرکت‌هایی با AQ ضعیف‌تر (Q1 و Q2) هزینه استقراض بیشتری نسبت به شرکت‌هایی با AQ بهتر (Q3، Q4 و Q5) دارند. در جدول 3، میانگین هزینه استقراض 20 درصد نظارت هایی با بدترین AQ (Q1) 65/6 درصد است، در حالی که میانگین هزینه استقراض 20 درصد شرکت‌هایی با بهترین AQ (کیو 5) 57/5 درصد است. تفاوت بین Q1 و Q5، 08/1 درصد است و آن در سطح 5 درصد معنادار است و بنابراین فرضیه‌ی 1 را تأیید می‌کند. این شواهدی اولیه ای است که نشان می‌دهد شرکت‌هایی با بهترین AQ از بهره‌ی کمتری نسبت به شرکت‌هایی با ضعیف‌ترین AQ برخوردار می‌شوند.  

جدول 4 ماتریس همبستگی بین متغیرهای لحاظ شده در رگرسیون هزینه استقراض را فراهم می‌سازد. هزینه استقراض دارای همبستگی منفی با رتبه‌ی decile AQ در سطح معناداری 10 درصد است. این با این انتظار که هزینه استقراض رابطه‌ای منفی با AQ دارد، مطابقت دارد. همچنین هزینه استقراض همبستگی منفی قابل توجهی با اندازه‌ی شرکت، پوشش بهره و ROA دارد. همه‌ی متغیرها در رگرسیون هزینه استقراض لحاظ شده‌اند، زیرا همبستگی‌ها زیاد نیست (کمتر از 4/0).

5-2: برآورد AQ ذاتی و اختیاری

به منظور تجزیه و تحلیل تأثیر اجزای AQ بر هزینه استقراض، ما AQ ذاتی و اختیاری را از رگرسیون کل AQ طبق 5 عامل ذاتی در معادله‌ی 2 برآورد می‌کنیم. AQ ذاتی مقادیر برازانده شده است و AQ اختیاری باقی‌مانده‌ های رگرسیون است. آمارهای توصیفی AQ ذاتی و اختیاری در جدول 1 گزارش شده‌اند و میانگین ضریب‌های سری‌های زمانی و آمارهای Fama-Macbeth از رگرسیون‌های مقطعی سالانه‌ی معادله‌ی 2 در طی دوره‌ی 2012 تا 2017 در جدول 5 گزارش شده‌اند. همانطور که انتظار می‌رود میانگین مقدار AQ اختیاری گزارش شده در جدول 1، صفر است، زیرا آن باقی‌مانده‌های رگرسیون است. جدول 5 نشان می‌دهد که اندازه‌ی کل دارایی‌ها رابطه‌ی منفی با AQ دارد که یعنی شرکت‌های بزرگ‌تر، AQ ضعیف‌تری دارند. 4 عامل دیگر ضریب منفی دارند که یعنی انحراف معیارهای بیشتر جریان‌های نقدی و فروش، چرخه عملیاتی طولانی‌تر و سودهای منفی بیشتر با AQ ضعیف‌تر مرتبط هستند. به جز در مورد علامت ضریب کل دارایی‌ها، این نتایج با یافته‌ها و انتظارات تحقیقات پیشین در کشورهای دیگر مطابقت دارند (فرانسیس 2005، گری 2009). انحراف معیارهای بیشتر، نوسان بیشتر محیط تجاری را نشان می‌دهد، که منجر به AQ کمتری می‌شود. به نظر می‌رسد انحراف معیار فروش و پس از آن انحراف معیار جریان‌های نقدی بیشترین تأثیر را دارند که نشان می‌دهد بی‌ثباتی علت اصلی AQ کمتر برای شرکت‌های ویتنامی است. توجیهی برای ضریب منفی کل دارایی‌ها این است که شرکت‌های بزرگ‌تر، معاملات تجاری پیچیده‌تر و انتخاب‌های گوناگونی برای سیاست حسابداری دارند که موجب خطاهای بزرگ‌تری نسبت به آنچه مورد انتظار است در برآورد اقلام تعهدی می‌شود.

5-3: نتایج رگرسیون در مورد رابطه‌ی بین کیفیت اقلام تعهدی و هزینه استقراض

جدول 6 نتایج رگرسیون هزینه استقراض طبق رتبه‌ی decile و دیگر متغیرهای کنترلی براساس معادله‌ی 3 را نشان می‌دهد. هزینه استقراض متغیر وابسته است. متغیر وابسته‌ی اصلی بهره، کل AQ و اجزای AQ است. ستون 1 نتایج برای کل AQ را نشان می‌دهد؛ ستون 2، نتایج برای اجزای AQ را نشان می‌دهد. متغیرهای AQ با استفاده از رتبه‌های decile سنجیده شده‌اند، و رتبه‌های بیشتر، AQ بهتری را نشان می‌دهند.

ستون 1 نشان می‌دهد که کل AQ همبستگی منفی با CoD در سطح معناداری 5 درصد دارد. ضریب منفی برای کل AQ به این معنی است که شرکت‌هایی با AQ بهتر، هزینه استقراض کمتری دارند، که این فرضیه 1 را تأیید می‌کند. ضریب کل  AQ -0.0015 نشان می‌دهد که شرکت‌هایی با بهترین AQ (decile 10)، از 35/1 درصد هزینه استقراض کمتری نسبت به شرکت‌هایی با بدترین AQ (decile 1) برخوردار هستند. این نتایج با پژوهش‌های گذشته مانند فرانسیس (2005)، وندر بوود (2015)، الیوا (2019) و هوسین و هوسین (2020) مطابقت دارد.

در ستون 2، AQ ذاتی و اختیاری جایگزین کل AQ شده است تا تأثیر اجزای AQ بر CoD را بررسی کند. نتایج نشان می‌دهد که AQ ذاتی رابطه‌ی مثبت و معناداری با CoD دارد، در حالی که AQ اختیاری رابطه‌ی منفی و معناداری با decile دارد. این نشان می‌دهد که تنها جزء اختیاری AQ تأثیر قابل توجهی بر هزینه استقراض دارد. ضریب AQ اختیاری در ستون 2 نزدیک به ضریب کل AQ -0.0015 در ستون 1 است. این نشان می‌دهد که بیشتر تأثیر کل AQ ناشی از جزء اختیاری AQ است و طلبکاران خواستار هزینه استقراض بیشتری نسبت به شرکت‌هایی با AQ کمتر هستند که از عوامل اختیاری پیروی می کنند. نتایج تأیید می‌کند که AQ اختیاری ریسک اطلاعاتی شرکت‌های ویتنامی را افزایش می‌دهد.

 

 

 

 

 

 

 

 

گزارش نویسنده

ها تی تو لی[3]
مفهومی سازی	نظرات؛ فرمولاسیون یا تکامل تدریجی اهداف نهائی تحقیق.
روش کار	توسعه یا طرح روش کار؛ ایجاد مدل‌ها.
تجزیه و تحلیل رسمی	استفاده از تکنیک‌های آماری، ریاضی، محاسباتی به منظور تجزیه و تحلیل یا ترکیب داده‌های پژوهش.
نوشتن نسخه ی اصلی	آماده‌سازی، ساخت یا ارائه‌ی کار منتشر شده و به ویژه نوشتن نسخه‌ی اولیه.
نوشتن، مرور و ویرایش	آماده‌سازی، ایجاد و یا ارائه کار منتشر شده توسط گروه تحقیقاتی اصلی، به ویژه مرور انتقادی، تفسیر شخصی یا اصلاح شامل مراحل پیش از انتشار و پس از انتشار
اجرای پروژه	مسئولیت مدیریت و هماهنگی برای برنامه‌ریزی فعالیت تحقیق و اجرا
ژوان وین وو
مفهومی سازی	نظرات؛ فرمولاسیون یا تکامل تدریجی اهداف نهائی تحقیق.
نوشتن، مرور و ویرایش	آماده‌سازی، ایجاد و یا ارائه کار منتشر شده توسط گروه تحقیقاتی اصلی، به ویژه مرور انتقادی، تفسیر شخصی یا اصلاح شامل مراحل پیش از انتشار و پس از انتشار
نظارت	مسئولیت نظارت و رهبری برای برنامه‌ریزی فعالیت‌های تحقیق و اجرا، شامل مشاوره برای خارج از تیم اصلی.
اجرای پروژه	مسئولیت مدیریت و هماهنگی برای برنامه‌ریزی فعالیت تحقیق و اجرا
تی توک وو
نوشتن نسخه ی اصلی	آماده‌سازی، ساخت یا ارائه‌ی کار منتشر شده، و به ویژه نوشتن نسخه‌ی اولیه.

 

بنابراین این نتایج فرضیه 2 را تأیید می‌کند. همچنین آن برخلاف شواهد مستند شده در تحقیقات قبلی است. به خصوص، فرانسیس (2005)، الیوا (2019) و هوسین و هوسین (2020) دریافتند که هر دو AQ ذاتی و اختیاری رابطه‌ی منفی قابل توجهی با هزینه استقراض دارند و تأثیر AQ اختیاری از لحاظ برآورد ضریب و معناداری آماری، ضعیف‌تر است. در حالی که گری (2009) مستند ساخته است که تنها AQ ذاتی رابطه‌ی منفی قابل توجهی با هزینه‌ی استقراض دارد، AQ اختیاری هیچ رابطه قابل توجهی با هزینه استقراض ندارد.

تفسیرهای متعددی برای نتایج وجود دارد. ابتدا، تأثیر ناچیز AQ ذاتی می‌تواند ناشی از قدرت کم عوامل ذاتی AQ در معادله‌ی 3، برای توضیح باشد. همانطور که در جدول 5 نشان داده شده است، عوامل ذاتی تنها 20 درصد از تغییرات کل AQ را توضیح می‌دهد، که آن کمتر از مقدار گزارش شده در تحقیقات گذشته توسط فرانسیس (2005) و گری (2009) است که به ترتیب 45 درصد و 31 درصد را گزارش داده‌اند. این یعنی تنها بخش کوچکی از کل AQ، اصول اقتصادی مانند مدل‌های تجاری و محیط عملیاتی را منعکس می‌کند، در حالی که بخش بزر‌‌گ‌تری از کل AQ ناشی از عوامل دیگری مانند اختیار مدیریت برای انتخاب‌های سیاست حسابداری است. به بیانی دیگر، AQ برای شرکت‌های ویتنامی در پژوهش می‌تواند بیشتر تحت تأثیر انتخاب‌های مدیریتی نسبت به اصول اقتصادی باشد. دوم اینکه نتایج نشان می‌دهد طلبکاران اهمیت بیشتری برای AQ منسوب به اختیار مدیریتی نسبت به AQ منسوب به اصول اقتصادی قائل هستند. مغایرت یافته‌ها با تحقیقات گذشته احتمالاً به علت تفاوت‌ها در محیط مدیریتی و اقتصادی ویتنام در مقایسه با دیگر کشورهای توسعه‌یافته است. سطح کمتری از شفافیت و سیستم حسابداری (وو و فان 2019، بانک جهانی 2016) می‌تواند فرصت‌هایی برای مداخله‌ی مدیریت در فرایند گزارشگری مالی ایجاد کنند. این موضوع می‌تواند باعث شود طلبکاران شرکت‌هایی با AQ اختیاری بیشتر را تنبیه کنند.

در رابطه با متغیرهای کنترلی، اندازه‌ی شرکت از لحاظ کل دارایی و نسبت بدهی به دارایی همبستگی منفی با decile در هر دو ستون 1 و 2 دارد، که در آن‌ها به نظر می‌رسد نسبت بدهی به دارایی معنادارترین تأثیر را بر متغیر وابسته دارد. نتایج نشان می‌دهد شرکت‌های بزرگ‌تر می‌توانند با هزینه بهره‌ی کمتری وام دریافت کنند. این نتیجه با یافته‌های به دست آمده از مقالات پیشین مانند مینیس (2011) و فرانسیس (2005) مطابقت دارد. اگرچه ضریب منفی نسبت بدهی به دارایی با انتظار کلی مطابقت ندارد، آن با برخی از تحقیقات گذشته مانند مینیس (2011)، فرانسیس (2005)، گری (2009)، وندر بوود (2015)، بیتی (2002) و بوث (1992) مطابقت دارد. توضیح ارائه شده توسط بیتی (2002) و بوث (1992) این است که شرکت‌هایی که می‌توانند با نرخ بهره‌ی کمتری وام دریافت کنند، به خصوص شرکت ‌های بزرگ معمولاً تمایل دارند وام بیشتری بگیرند. علاوه بر آن، مینیس (2011) یک دلیل اقتصادی احتمالی را ذکر کرده است، اینکه همبستگی منفی قابل توجه بین نسبت بدهی به دارایی و پوشش بهره (-0.281, p<0.01 همانند نمونه‌ی ما) می‌تواند بر برآورد ضریب نسبت بدهی به دارایی نیز تأثیر بگذارد.

در بین دیگر متغیرهای کنترلی، همانطور که انتظار می‌رفت پوشش بهره و ROA ضریب‌های منفی دارند، در حالی که ضریب‌ها برای انحراف معیار درآمد خالص و عملکرد جریان نقدی با آنچه انتظار می‌رفت مطابقت نداشتند. با این وجود، همه‌ی این متغیرهای کنترلی رابطه‌ی معناداری با هزینه‌ی استقراض ندارند.

نتایج کلی در زمینه‌ی توسعه‌ی بازار مالی در ویتنام منطقی هستند. طبق بانک جهانی (2016)، در نتیجه ی حاکمیت شرکتی ضعیف، نقص معیارهای حسابداری، قانون ناکافی برای تبعیت از معیارهای حسابداری و حسابرسی توسط مسئولین و قابلیت محدود تهیه‌کنندگان صورت‌های مالی و حسابرسان، برخلاف بهبود‌های اخیر در چارچوب سازمانی برای گزارشگری مالی شرکت، کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌های ویتنامی هنوز کم است. استانداردهای حسابداری ویتنام در سال 2001 تا 2005 اعلام شده‌اند و در مقایسه با استانداردهای گزارشگری مالی بین‌المللی منسوخ شده‌اند. علاوه بر آن، بین معیار حسابداری و دیگر مقررات حسابداری (بانک جهانی 2016) مغایرت‌هایی وجود دارد. این موقعیت می‌تواند قابل قیاس بودن و شفافیت اطلاعات حسابداری را کاهش دهد، بنابراین ریسک اطلاعات را به عنوان یک عامل معین که باید در قراردادهای استقراض در نظر گرفته شود را افزایش دهد. از آنجایی که اقلام تعهدی براساس برآوردها و قضاوت مدیریت ثبت می‌شوند، آن‌ها می‌توانند برای دستکاری در سودهای گزارش شده مورد استفاده قرار گیرند. بنابراین عجیب نیست که طلبکاران در مورد AQ به خصوص AQ ناشی از اختیار مدیریتی نگران بودند. این محیط اقتصادی و قانون شرح می‌دهد که چرا طلبکاران هنگام تعیین هزینه برای هزینه‌ی بهره، بهای بیشتری برای AQ اختیاری نسبت به AQ ذاتی قائل هستند.

5-4: آزمایش‌های حساسیت

به منظور بررسی استواری نتایج، چند آزمایش حساسیت در رابطه با سنجش AQ و مشخصات مدل برای تأثیر AQ اختیاری انجام می‌دهیم. ابتدا، به منظور بررسی تأثیر AQ و اجزای AQ بر هزینه استقراض، به جای رتبه‌ی decile این متغیرها از مقدار خام AQ برآورد شده از معادله‌ی 1 و مقدار خام AQ ذاتی و AQ اختیاری برآورد شده از معادله‌ی 3 استفاده می‌کنیم. نتایج ارائه شده در جدول 7 با نتایج اصلی گزارش شده در جدول 6 مطابقت دارد. کل AQ و AQ اختیاری همچنان رابطه‌ی منفی معناداری با هزینه استقراض نشان می‌دهند، در حالی که AQ ذاتی رابطه‌ی غیرمعناداری با هزینه استقراض نشان می‌دهد.

دوم اینکه، به منظور آزمایش تأثیر جزء اختیاری AQ بر هزینه استقراض، به جای استفاده از اجزای مجزای AQ اختیاری و ذاتی برآورد شده از معادله‌ی ، 3ما 5 عامل ذاتی را به عنوان متغیر کنترلی در معادله‌ی 2 همراه با رتبه کل AQ لحاظ می‌کنیم. دلیل استفاده از از این مدل، این است که در معادله‌ی 3، حذف احتمالی عوامل ذاتی می‌تواند منجر به بد مشخص‌سازی مدل و موجب افزایش خطای سنجش AQ اختیاری شود. بنابراین پژوهش‌های پیشین مانند فرانسیس (2005) و گری (2009) پیشنهاد می‌دهند 5 عامل ذاتی در معادله‌ی 2، همراه با کل AQ مستقیماً به عنوان متغیرهای کنترلی در معادله‌ی 2 لحاظ شوند. براساس این روش ضریب کل AQ تأثیر بخشی از AQ را نشان می‌دهد که برای تأثیر عوامل ذاتی فزاینده است، که آن به معنی تأثیر ارزش‌گذاری AQ اختیاری است. جدول 8 نتایج آزمایش را نشان می‌دهد. این نتایج نشان می‌دهد AQ اختیاری رابطه‌ی منفی و معناداری با هزینه استقراض دارد که این نشان می‌دهد AQ اختیاری ضعیف‌تر هزینه‌های بهره را کاهش می‌دهد.

 

---

[1] frequency

[2] GICS

[3] Ha Thi Tue Le