دانلود مقاله در مورد وام مسکن

عنوان مقاله:

جریان های نقدی وام مسکن و اشتغال

Mortgage cash-flows and employment

سال انتشار: 2022

رشته: حسابداری - اقتصاد

گرایش: اقتصاد مالی - حسابداری مالی

دانلود رایگان این مقاله:

دانلود مقاله وام مسکن

مشاهده سایر مقالات جدید:

 

مقالات ISI حسابداری

 

مقالات ISI اقتصاد

 

5. Results
5.1. Summary statistics
The timing of mortgage originations and variation in the choice of interest rate type diffracted the direct effect of monetary policy into a heterogeneous cash-flow shock across mortgagors. Fig. 9 shows the distribution of that cash-flow shock across mortgagors on both fixed and adjustable-rate contracts as of the middle of 2008. The left-hand panel shows that cash-flow shocks for those on fixed-rate mortgages were clustered closer to zero; around a third of these households received no cash-flow shock at all. Nevertheless, because the average length of the fixed period was a little over two years, many fixed-rate households were able to roll onto the SVR at some point and gain some direct benefit of the monetary stimulus before the end of 2010. The mean (median) seven-quarter cash-flow shock for these mortgagors was around £3,700 (£2,200), which was equivalent to around 6.6% (5.6%) of their annual gross income over this period.38

Those on adjustable-rate contracts received a mean (median) cash-flow shock of around £6,300 (£4,200), equivalent to around 10.6% (9.3%) of their gross income. This is an economically significant number; similar to the household saving rate during the Great Moderation. For many, it was close to 30% of annual discretionary income (after subtracting essential food, travel, etc.).39 The spatial distribution of fixed and adjustable-rate mortgagors at different points in time led to heterogeneity in the average cash-flow shock for each neighborhood. Fig. 10 shows the predicted cash-flow shock for each neighborhood when the timing of each mortgaging decision is the sole determinant of the time left on a fixed rate from 2008Q3, described above. This is used to instrument for the actual cash-flow shock in the main regressions.

Table 4 presents the summary statistics associated with the main set of regressions, split by wards above and below the median predicted cash-flow shock. It shows that the main sample consists of over 9000 contiguous neighborhoods, each containing an average of just over 500 mortgages. Around a third of households were on an adjustable-rate contract at origination. The average neighborhood mortgagor cash-flow shock was just under £4,000. The mean neighborhood employed around 490 people in the locally non-tradable sector in 2007, and this constituted around a sixth of overall private-sector employment. The average neighborhood experienced a 1.2% reduction in locally non-tradable employment between 2007 and 2010, though this masks a fair degree of heterogeneity across neighborhoods.

(دقت کنید که این بخش از متن، با استفاده از گوگل ترنسلیت ترجمه شده و توسط مترجمین سایت ای ترجمه، ترجمه نشده است و صرفا جهت آشنایی شما با متن میباشد.)

5. نتایج
5.1. آمار خلاصه
زمان منشأ وام مسکن و تغییر در انتخاب نوع نرخ بهره، اثر مستقیم سیاست پولی را به یک شوک ناهمگن جریان نقدی در سراسر راهن‌دهندگان منحرف کرد. شکل 9 توزیع آن شوک جریان نقدی را در بین راهن‌دهندگان در قراردادهای با نرخ ثابت و قابل تنظیم از اواسط سال 2008 نشان می‌دهد. پانل سمت چپ نشان می‌دهد که شوک‌های جریان نقدی برای آنهایی که وام‌های مسکن با نرخ ثابت دارند، نزدیک‌تر شده است. به صفر؛ حدود یک سوم از این خانوارها هیچ شوک جریان نقدی دریافت نکردند. با این وجود، از آنجایی که میانگین طول دوره ثابت کمی بیش از دو سال بود، بسیاری از خانوارهای با نرخ ثابت توانستند در مقطعی از SVR استفاده کنند و تا قبل از پایان سال 2010 از محرک های پولی بهره مند شوند. متوسط) شوک جریان نقدی هفت‌ربعی برای این راهن‌دهندگان حدود 3700 پوند (2200 پوند) بود که معادل حدود 6.6% (5.6%) از درآمد ناخالص سالانه آنها در این دوره بود.

آنهایی که قراردادهایی با نرخ قابل تنظیم دارند، یک شوک جریان نقدی متوسط ​​(متوسط) در حدود 6300 پوند (4200 پوند) دریافت کردند که معادل حدود 10.6٪ (9.3٪) از درآمد ناخالص آنها بود. این عدد از نظر اقتصادی قابل توجه است. مشابه نرخ پس‌انداز خانوار در دوران اعتدال بزرگ. برای بسیاری، نزدیک به 30 درصد از درآمد اختیاری سالانه (پس از کسر مواد غذایی ضروری، سفر، و غیره) بود. شوک برای هر محله شکل 10 شوک جریان نقدی پیش‌بینی‌شده را برای هر محله نشان می‌دهد، زمانی که زمان هر تصمیم رهن تنها عامل تعیین‌کننده زمان باقی‌مانده بر روی نرخ ثابت از 2008 Q3 است که در بالا توضیح داده شد. این برای ابزار شوک جریان نقدی واقعی در رگرسیون های اصلی استفاده می شود.

دانلود مقاله در مورد مهارت مدیر صندوق

عنوان مقاله:

مهارت مدیر صندوق: فروش بیشتر اهمیت دارد!

Fund manager skill: selling matters more!

سال انتشار: 2022

رشته: حسابداری - مدیریت

گرایش: مدیریت مالی - حسابداری مالی

دانلود رایگان این مقاله:

دانلود مقاله مهارت مدیر صندوق

مشاهده سایر مقالات جدید:

 

مقالات ISI حسابداری

 

مقالات ISI مدیریت

 

Empirical results
This section presents our empirical results. We begin by examining the aggregate characteristic-timing performance of the mutual funds in our sample. Then we decompose this aggregate characteristic-timing performance into its buying and selling components to test the main proposition of this paper. This is that the lack of overall fund manager timing performance documented in the previous literature is masked by distinct buy and sell trading skills. We also investigate whether observed trading performance is due to chance or skill. By segmenting trades depending on trading motivation, we are able to explore the subsequent characteristic-timing performance of valuation-motivated and liquidity-driven trades. Finally, we consider whether different groups of fund managers possess different trading skills and whether there exists a small set of fund managers with both buying and selling skills.

Do fund managers possess distinct buying and selling skills?
Although a large number of studies in the literature find that mutual fund managers do not possess timing ability, there is no convincing evidence that directly explains why mutual fund managers underperform in this domain. These studies typically measure timing ability in aggregate terms and thus overlook the possibility that fund managers might be skilled along certain dimensions but not others. In particular, considering the fundamental asymmetry between buy and sell decisions in terms of trading disciplines found in the investment community, we conjecture that fund managers might exhibit distinct buying and selling abilities, and that any potential positive buying or negative selling skill might be masked by aggregate timing performance documented in the literature.

In Panel A of Table 2 we first report that the average aggregate characteristic-timing performance of our mutual funds (All Funds) from 2003 to 2019 is 33 basis points per year, which is statistically significant at the 1% level. However, in Panel B, average characteristic-timing performance is -6 basis points per year during the Global Financial Crisis. We conclude, on this basis, fund managers possess characteristic-timing ability under normal market conditions.Footnote10

(دقت کنید که این بخش از متن، با استفاده از گوگل ترنسلیت ترجمه شده و توسط مترجمین سایت ای ترجمه، ترجمه نشده است و صرفا جهت آشنایی شما با متن میباشد.)

نتایج تجربی
این بخش نتایج تجربی ما را ارائه می دهد. ما با بررسی عملکرد زمان بندی مشخصه کل صندوق های سرمایه گذاری در نمونه خود شروع می کنیم. سپس این عملکرد زمان‌بندی مشخصه را به اجزای خرید و فروش آن تجزیه می‌کنیم تا گزاره اصلی این مقاله را آزمایش کنیم. این به این دلیل است که فقدان عملکرد کلی زمان‌بندی مدیر صندوق مستند شده در ادبیات قبلی با مهارت‌های معاملاتی خرید و فروش متمایز پوشانده شده است. ما همچنین بررسی می کنیم که آیا عملکرد معاملاتی مشاهده شده به دلیل شانس یا مهارت است. با تقسیم‌بندی معاملات بسته به انگیزه معاملات، می‌توانیم عملکرد زمان‌بندی مشخصه بعدی معاملات با انگیزه ارزش‌گذاری و نقدینگی را بررسی کنیم. در نهایت، ما در نظر می‌گیریم که آیا گروه‌های مختلف مدیران صندوق دارای مهارت‌های معاملاتی متفاوتی هستند و آیا مجموعه کوچکی از مدیران صندوق با مهارت‌های خرید و فروش وجود دارد یا خیر.

آیا مدیران صندوق دارای مهارت های خرید و فروش متمایز هستند؟
اگرچه تعداد زیادی از مطالعات در ادبیات نشان می‌دهند که مدیران صندوق‌های سرمایه‌گذاری مشترک توانایی زمان‌بندی را ندارند، شواهد قانع‌کننده‌ای وجود ندارد که به طور مستقیم توضیح دهد که چرا مدیران صندوق‌های مشترک در این حوزه عملکرد ضعیفی دارند. این مطالعات معمولاً توانایی زمان‌بندی را در مجموع اندازه‌گیری می‌کنند و در نتیجه این احتمال را نادیده می‌گیرند که مدیران صندوق ممکن است در ابعاد خاصی مهارت داشته باشند اما در ابعاد دیگر مهارت نداشته باشند. به طور خاص، با توجه به عدم تقارن اساسی بین تصمیمات خرید و فروش از نظر رشته های معاملاتی موجود در جامعه سرمایه گذاری، ما حدس می زنیم که مدیران صندوق ممکن است توانایی های خرید و فروش متمایزی از خود نشان دهند، و هر گونه مهارت خرید مثبت یا منفی فروش بالقوه ممکن است توسط پنهان شود. عملکرد زمان بندی کل مستند شده در ادبیات.

دانلود مقاله در مورد مالیات

عنوان مقاله:

فرار مالیاتی با وجدان

Tax evasion with a conscience

سال انتشار: 2022

رشته: حسابداری

گرایش: حسابرسی - حسابداری مالی

دانلود رایگان این مقاله:

دانلود مقاله مالیات

مشاهده سایر مقالات جدید:

 

مقالات ISI حسابداری

 

مقالات ISI حسابرسی

 

5 PRIVATE VERSUS PUBLIC RETURNS
With guilt in the picture, novel policy implications may emerge. In this section we consider what happens if one makes tax returns public. We again assume that the tax authority interacts with one single taxpayer, but keep in mind that the results can easily be given a population interpretation.

Lately, scholars have taken interest in the potential effects from publicly disclosing tax-returns from individuals and firms (see, e.g., Bø et al., 2015; Hoopes et al., 2018). Up till now, we treated the neighbor (player 3) as unable to distinguish whether or not the taxpayer chose to evade, unless there is an inspection. In countries where income-tax returns are not public information this is probably a fair assumption. Neighbors then only have the information which is disclosed by the authorities and as long as a certain tax return is not inspected, potential evasion remains a secret. In some countries, however, there is a principle of public access to official records, which also applies to tax returns.24 This allows anyone to get information about incomes declared and taxes paid by anyone else, even if the tax authority does not inspect. Hence, a neighbor who observes someone's fancy car or luxurious lifestyle can check whether they have actually declared this income and if not, they can draw the inference that they are likely living next door to a tax evader.

What difference does it make whether neighbors (to whom one may sense guilt) can retrieve information about the income declared and can we determine whether public or private tax returns are preferred from a welfare point of view? The point with public access to tax returns is that people would be more reluctant to evade when their neighbors are able to check up on them. For this to matter, taxpayers need to care about what others think about them. Neither with classical preferences nor under simple guilt is this the case. However, guilt from blame depends on 3's inference about 1's intentions to let 3 down, which depends on 3's information. Hence, the notion of private versus public tax returns is highly relevant, and the rest of the section deals with this case. We mostly focus on the inspection probability since in the mixed-strategy equilibrium the probability of evasion is still determined by (1), unaffected by guilt or the neighbor's information.

(دقت کنید که این بخش از متن، با استفاده از گوگل ترنسلیت ترجمه شده و توسط مترجمین سایت ای ترجمه، ترجمه نشده است و صرفا جهت آشنایی شما با متن میباشد.)

5 بازگشت خصوصی در مقابل عمومی
با احساس گناه در تصویر، پیامدهای سیاست جدیدی ممکن است ظاهر شود. در این بخش ما در نظر می گیریم که اگر اظهارنامه مالیاتی را عمومی کند چه اتفاقی می افتد. ما مجدداً فرض می کنیم که سازمان مالیاتی با یک مالیات دهنده واحد تعامل دارد، اما به خاطر داشته باشید که نتایج را می توان به راحتی یک تفسیر جمعیتی ارائه داد.

اخیراً، محققان به اثرات بالقوه افشای عمومی اظهارنامه‌های مالیاتی افراد و شرکت‌ها علاقه نشان داده‌اند (به‌عنوان مثال، Bo et al., 2015؛ Hoopes et al., 2018 را ببینید). تا به حال، ما با همسایه (بازیکن 3) رفتار می کردیم که نمی تواند تشخیص دهد که مالیات دهندگان فرار را انتخاب کرده یا نه، مگر اینکه بازرسی انجام شود. در کشورهایی که اظهارنامه مالیات بر درآمد اطلاعات عمومی نیست، این احتمالاً یک فرض منصفانه است. در این صورت همسایگان تنها اطلاعاتی را در اختیار دارند که توسط مقامات فاش می شود و تا زمانی که اظهارنامه مالیاتی خاصی بررسی نشود، فرار احتمالی مخفی باقی می ماند. با این حال، در برخی از کشورها، یک اصل دسترسی عمومی به سوابق رسمی وجود دارد که در مورد اظهارنامه های مالیاتی نیز اعمال می شود. این به هر کسی اجازه می دهد تا اطلاعاتی در مورد درآمدهای اعلام شده و مالیات های پرداخت شده توسط هر شخص دیگری دریافت کند، حتی اگر سازمان مالیاتی بازرسی نکند. از این رو، همسایه‌ای که ماشین شیک یا سبک زندگی مجلل شخصی را مشاهده می‌کند، می‌تواند بررسی کند که آیا واقعاً این درآمد را اعلام کرده است یا نه، می‌تواند استنباط کند که احتمالاً در همسایگی یک فرار مالیاتی زندگی می‌کند.

دانلود مقاله در مورد انطباق مالیاتی

عنوان مقاله:

حسابرسی، اثربخشی حسابرسی، و انطباق مالیاتی پس از حسابرسی

Audits, audit effectiveness, and post-audit tax compliance

سال انتشار: 2022

رشته: حسابداری

گرایش: حسابرسی - حسابداری مالی

دانلود رایگان این مقاله:

دانلود مقاله انطباق مالیاتی

مشاهده سایر مقالات جدید:

 

مقالات ISI حسابداری

 

مقالات ISI حسابرسی

 

5. Results
5.1. Descriptive statistics
We observe 9324 compliance decisions from 333 individuals, 4131 of these decisions were randomly audited, and 5193 decisions were not audited. The actual audit probability was 0.44, and the average audit effectiveness was 0.66. Our main dependent variable is the Compliance rate, defined as the share of received income that was reported to the tax agency. The mean compliance rate across all participants and all rounds was 0.54 (SD = 0.41), which indicates substantial underreporting in the aggregate. Panel A of Table B1 in Appendix B presents descriptive statistics in detail.

5.2. General deterrent effects of audits
The purpose of this section is to establish that taxpayers’ reporting behavior responds to an increase of the risk of detection. Moreover, we explore whether changes in the audit probability or the audit effectiveness have heterogenous effects on compliance. To investigate the general deterrent effect of audits, we show the relation between the detection risk and the compliance rate in Fig. 1. Fig. 1 shows a monotonic increase in compliance in the risk of detection, which demonstrates a strong general deterrent effect of tax audits. On average, taxpayers report less than half of their income when the risk of detection is below 20 percent, while they report around three quarters of their income when the risk of detection is close to 50 percent. Overall, reporting decisions are in line with the predictions of the standard models of tax compliance. This strengthens our confidence in the internal validity of our study.

(دقت کنید که این بخش از متن، با استفاده از گوگل ترنسلیت ترجمه شده و توسط مترجمین سایت ای ترجمه، ترجمه نشده است و صرفا جهت آشنایی شما با متن میباشد.)

5. نتایج
5.1. آمار توصیفی
ما 9324 تصمیم انطباق را از 333 فرد مشاهده می کنیم، 4131 مورد از این تصمیمات به طور تصادفی حسابرسی شده و 5193 تصمیم حسابرسی نشده است. احتمال حسابرسی واقعی 0.44 و میانگین اثربخشی حسابرسی 0.66 بود. متغیر وابسته اصلی ما نرخ انطباق است که به عنوان سهم درآمد دریافتی که به سازمان مالیات گزارش شده است تعریف می شود. میانگین میزان انطباق در همه شرکت‌کنندگان و همه دورها 0.54 (انحراف معیار = 0.41) بود که نشان‌دهنده گزارش کمتر از حد قابل توجهی در مجموع است. پانل A جدول B1 در ضمیمه B آمار توصیفی را به تفصیل ارائه می دهد.

5.2. اثرات بازدارنده عمومی حسابرسی
هدف این بخش این است که مشخص کند رفتار گزارش‌دهی مالیات دهندگان به افزایش خطر شناسایی پاسخ می‌دهد. علاوه بر این، بررسی می‌کنیم که آیا تغییرات در احتمال حسابرسی یا اثربخشی حسابرسی اثرات ناهمگونی بر انطباق دارند یا خیر. برای بررسی اثر بازدارندگی عمومی ممیزی‌ها، ما رابطه بین ریسک شناسایی و نرخ انطباق را در شکل 1 نشان می‌دهیم. شکل 1 افزایش یکنواختی در انطباق در ریسک شناسایی را نشان می‌دهد که یک اثر بازدارنده عمومی قوی مالیات را نشان می‌دهد. ممیزی ها به طور متوسط، مالیات دهندگان کمتر از نیمی از درآمد خود را زمانی که خطر کشف زیر 20 درصد است گزارش می کنند، در حالی که حدود سه چهارم درآمد خود را زمانی که خطر کشف نزدیک به 50 درصد است گزارش می دهند. به طور کلی، تصمیمات گزارش دهی مطابق با پیش بینی های مدل های استاندارد انطباق مالیاتی است. این امر اعتماد ما را به اعتبار درونی مطالعه ما تقویت می کند.

دانلود مقاله در مورد فرار مالیاتی

عنوان مقاله:

دستمزدهای ناعادلانه و فرار مالیاتی

Inequitable wages and tax evasion 

سال انتشار: 2022

رشته: حسابداری

گرایش: حسابداری مدیریت - حسابداری مالی

دانلود رایگان این مقاله:

دانلود مقاله فرار مالیاتی

مشاهده سایر مقالات جدید:

 

مقالات ISI حسابداری

 

مقالات ISI حسابداری مدیریت

 

4. The experiment
The approximately 20-minute long experiment was programmed using oTree (Chen, Schonger, & Wickens, 2016), and was conducted at the lab facilities of Corvinus University of Budapest, Hungary. The experiment unfolded in two stages. In stage one, we established the experimental manipulations by imposing equitable or inequitable wages as remuneration for completing a real-effort task where the realized wage was determined by either a random process or an intentional human choice. In stage two, we elicited the two behaviors of interest: the tax compliance behavior (henceforth, compliance) in an income-reporting task, and subjects’ incentivized beliefs (henceforth, beliefs) about the prevailing mean compliance level among their peers.

Subjects were truthfully informed that their identity was anonymous throughout the whole experiment — not only among experimental subjects but also in the eyes of the experimental staff. There were no exclusion criteria for participation, as long as the subjects were adults (i.e., at least 18 years old). Subjects received a 500 HUF show-up fee, while any additional earnings depended on their luck and choices, of which fact they were truthfully informed. In each experimental session, subjects were pooled into groups of six. An average session included three groups, allowing us to randomize subjects into the different treatments.

4.1. Experimental procedure
To facilitate the comprehension of the experimental procedure, Table 2 summarizes the experimental steps.6

(دقت کنید که این بخش از متن، با استفاده از گوگل ترنسلیت ترجمه شده و توسط مترجمین سایت ای ترجمه، ترجمه نشده است و صرفا جهت آشنایی شما با متن میباشد.)

4. آزمایش
آزمایش طولانی مدت تقریباً 20 دقیقه ای با استفاده از oTree برنامه ریزی شد (چن، شونگر و ویکنز، 2016)، و در امکانات آزمایشگاهی دانشگاه کوروینوس بوداپست، مجارستان انجام شد. آزمایش در دو مرحله آشکار شد. در مرحله اول، دستکاری های تجربی را با تحمیل دستمزدهای عادلانه یا ناعادلانه به عنوان پاداش برای تکمیل یک کار واقعی که در آن دستمزد تحقق یافته توسط یک فرآیند تصادفی یا یک انتخاب عمدی انسانی تعیین می شد، ایجاد کردیم. در مرحله دوم، ما دو رفتار مورد علاقه را برانگیختیم: رفتار مطابقت مالیاتی (از این پس، انطباق) در یک کار گزارش درآمد، و باورهای مشوق آزمودنی‌ها (از این پس، باورها) در مورد سطح انطباق متوسط ​​غالب در بین همتایان خود.

به آزمودنی‌ها به درستی اطلاع داده شد که هویت آنها در کل آزمایش ناشناس است - نه تنها در بین آزمودنی‌های آزمایشی بلکه از نظر کارکنان آزمایش. تا زمانی که آزمودنی ها بزرگسال (یعنی حداقل 18 سال) بودند، معیار خروج برای شرکت وجود نداشت. آزمودنی ها 500 HUF هزینه نمایش دریافت کردند، در حالی که هر گونه درآمد اضافی به شانس و انتخاب آنها بستگی داشت، که آنها به درستی از آن مطلع شدند. در هر جلسه آزمایشی، آزمودنی ها در گروه های شش نفری قرار گرفتند. یک جلسه متوسط ​​شامل سه گروه بود که به ما امکان می داد افراد را به صورت تصادفی در درمان های مختلف قرار دهیم.

دانلود مقاله در مورد تقلب در صورت های مالی

عنوان مقاله:

تنوع جنسیتی و تقلب در صورت های مالی

Gender diversity and financial statement fraud

سال انتشار: 2022

رشته: حسابداری

گرایش: حسابداری مالی - حسابرسی

دانلود رایگان این مقاله:

دانلود مقاله تقلب در صورت های مالی

مشاهده سایر مقالات جدید:

 

مقالات ISI حسابداری

 

مقالات ISI حسابرسی

 

5. Results

5.1. Descriptive statistics Panel A of Table 2 presents the mean descriptive statistics. Panel B presents the standard deviation, minimum, maximum, and median value of the variables. On average, the proportion of female corporate leaders is 16.3%, slightly higher than 14.0% as reported by Cumming et al. (2015), indicating that female participation as business leaders is gradually increasing over time. As shown by Panel B, the median of the female ratio is 14.3%. 51.4% of observations are SOE-controlled firms, implying the state dominance in Chinese listed firms. On average, institutional investors own 23.6% of the shares; the supervisory board has 3.8 directors and holds 4.7 meetings annually. Large accounting firms generally have superior expertise and more resources to perform a high-level audit service, and this study finds 15.3% of the Chinese listed companies hire big four auditors.5 In 19.7% of samples CEOs have a combined CEO duality position and the average CEO ownership is 2.2%.

Panel A of Table 2 also compares the characteristics of fraudulent and non-fraudulent firms. There are 19,904 observations not involved in financial statement fraud and 758 observations having committed financial statement fraud.6 The average proportion of female corporate leaders for the fraud sub-sample is 17% and 16.3% for the non-fraud subsample. In addition, 51.7% of non-fraud firms are SOEs, which is 9.3% higher than those of fraud firms, implying firms with a state-owned background are less likely to be caught for fraudulent activities. Fraudulent firms are smaller, have lower supervisory board size, and higher CEO duality. Fraudulent firms have lower ROA and stock returns, higher stock turnover, and abnormally higher stock return volatility. We also compare fraud against non-fraud firms in gender diverse versus non-gender diverse subgroups in the Appendix 1.

5.2. Regression results

Table 3 presents results for hypotheses 1 and 2. Model 1 shows that the coefficient of Female is significantly negative in the fraud commission model and positive in the fraud detection model. This shows that higher female representation in top leadership positions reduces the likelihood of fraud commission and increases the likelihood of fraud detection. The result supports the view that female corporate leaders are more conservative, ethical, and risk-adverse in accounting tasks. They avoid unethical activities.

(دقت کنید که این بخش از متن، با استفاده از گوگل ترنسلیت ترجمه شده و توسط مترجمین سایت ای ترجمه، ترجمه نشده است و صرفا جهت آشنایی شما با متن میباشد.)

5. نتایج

5.1. آمار توصیفی پانل A جدول 2 میانگین آمار توصیفی را ارائه می کند. پانل B انحراف استاندارد، حداقل، حداکثر و مقدار میانه متغیرها را نشان می دهد. به طور متوسط، نسبت زنان رهبر شرکت ها 16.3 درصد است، که کمی بالاتر از 14.0 درصد است که توسط کامینگ و همکاران گزارش شده است. (2015)، نشان می دهد که مشارکت زنان به عنوان رهبران کسب و کار به تدریج در طول زمان افزایش می یابد. همانطور که توسط پانل B نشان داده شده است، میانه نسبت زنان 14.3٪ است. 51.4٪ از مشاهدات شرکت های تحت کنترل SOE هستند، که حاکی از تسلط دولت در شرکت های فهرست شده چینی است. به طور متوسط، سرمایه گذاران نهادی مالک 23.6 درصد از سهام هستند. هیئت نظارت 3.8 مدیر دارد و سالانه 4.7 جلسه برگزار می کند. شرکت‌های حسابداری بزرگ عموماً دارای تخصص برتر و منابع بیشتری برای انجام خدمات حسابرسی سطح بالا هستند، و این مطالعه نشان می‌دهد که 15.3 درصد از شرکت‌های چینی فهرست شده، چهار حسابرس بزرگ را استخدام می‌کنند.5 در 19.7 درصد از نمونه‌ها، مدیران عامل دارای موقعیت دوگانه مدیرعامل هستند و میانگین مالکیت مدیرعامل 2.2 درصد است.

پانل A جدول 2 نیز ویژگی های شرکت های متقلب و غیر متقلب را با هم مقایسه می کند. 19904 مشاهده وجود دارد که در تقلب در صورت‌های مالی دخیل نیستند و 758 مشاهده که مرتکب تقلب در صورت‌های مالی شده‌اند. علاوه بر این، 51.7 درصد از شرکت‌های غیر کلاهبردار شرکت‌های دولتی هستند که 9.3 درصد بیشتر از شرکت‌های کلاهبردار است، که نشان می‌دهد شرکت‌هایی با پیشینه دولتی کمتر به دلیل فعالیت‌های کلاهبرداری دستگیر می‌شوند. شرکت‌های کلاهبردار کوچک‌تر هستند، اندازه هیئت نظارت کمتر و دوگانگی مدیران اجرایی بالاتری دارند. شرکت های کلاهبردار دارای ROA و بازده سهام کمتر، گردش سهام بالاتر و نوسانات غیرعادی بازده سهام هستند. ما همچنین تقلب در برابر شرکت‌های غیرکلاهبردار را در زیرگروه‌های متنوع جنسیتی با گروه‌های فرعی غیرجنسی در پیوست 1 مقایسه می‌کنیم.

دانلود مقاله در مورد عدم قطعیت سیاست اقتصادی

عنوان مقاله:

آیا عدم قطعیت سیاست اقتصادی برای کیفیت گزارشگری مالی اهمیت دارد؟ شواهد از ایالات متحده

Does economic policy uncertainty matter for financial reporting quality? Evidence from the United States

سال انتشار: 2022

رشته: حسابداری - اقتصاد - مدیریت

گرایش: حسابداری مالی - اقتصاد مالی - مدیریت مالی

دانلود رایگان این مقاله:

دانلود مقاله  عدم قطعیت سیاست اقتصادی

مشاهده سایر مقالات جدید:

 

مقالات ISI حسابداری

 

مقالات ISI اقتصاد

 

4 Empirical fndings

4.1 Simple OLS and OLS with frm fxed‑efects estimations

The results from the simple OLS estimations that we obtain from Eq. (4) are available in Table 4.

We start our analysis with a simple model that includes just the dependent variable (DA) and the main explanatory variable, the economic policy uncertainty measure (lnEPU). This estimation is available in model 1 of Table 4. We observe that the efect of lnEPU on accruals-based earnings management is positive and signifcant at the 1% level. In model 2 of Table  4, we introduce the frm control variables. The efect of lnEPU on earnings management remains positive while it is signifcant at the 1% level. In model 3 of Table 4, we introduce the macroeconomic controls. We observe that the impact of lnEPU on earnings management is still positive and signifcant at the 1% level. The simple OLS estimations available in the frst three models of Table 4 show that economic policy uncertainty positively afects the accruals-based earnings management of frms in the US over the 1999–2015 period. These fndings lend empirical support to hypothesis H1 about the positive relationship between economic policy uncertainty and earnings management. This fnding is consistent with the "lean against the wind view", which holds that in periods of undervaluation, the incentive of frms’ managers to manage earnings upwards to provide investors and analysts with an improved fnancial position of the frm is enhanced. This incentive is further enhanced in periods of undervaluation stemming from economic policy uncertainty. The adjustment costs from the potential changes in the economic policies and regulations (Pindyck 1982; Bloom 2009; Ryan 2012), which usually follow economic policy uncertainty periods, enhance managers’ incentive to show an improved fnancial position. This will signal that the frm has positive prospects in the face of adjustment costs, and thus be able to cope with them. Furthermore, the information asymmetry stemming from economic policy uncertainty (Nagar et al. 2019) renders such earnings manipulation easier to conceal.

Nevertheless, the estimations that we obtain from the simple OLS models could be biased because of unobserved frm heterogeneity issues. Although we have used several frm controls, there could still be unobserved frm characteristics that might afect the earnings management decisions of frms. For example, accruals-based earnings management could relate to a frm’s geographic location or the industry in which a frm operates in. For this reason, we proceed to estimations that include fxed efects at the frm-level. The results from the frm fxed-efects specifcation–i.e. Equation (5) –are available in model 4 of Table 4. These fndings show that economic policy uncertainty continues to have a positive and signifcant association with discretionary accruals at the 1% level. Therefore, the estimations from the frm fxed-efects model lend further support to H1, which posits that economic policy uncertainty induces frm managers to increase reported earnings.

It is important to mention that the models in Table  4 show that, while lnEPU and discretionary accruals display a positive relationship, the VIX index has a negative and signifcant association with the earnings management measure. This fnding shows that fnancial uncertainty, as proxied by the VIX index, displays a negative relationship with earnings management.

(دقت کنید که این بخش از متن، با استفاده از گوگل ترنسلیت ترجمه شده و توسط مترجمین سایت ای ترجمه، ترجمه نشده است و صرفا جهت آشنایی شما با متن میباشد.)

4 یافته های تجربی

4.1 OLS و OLS ساده با تخمین افکت‌های fxed frm

نتایج حاصل از تخمین ساده OLS که از معادله به دست می آوریم. (4) در جدول 4 موجود است.

ما تجزیه و تحلیل خود را با یک مدل ساده شروع می کنیم که فقط شامل متغیر وابسته (DA) و متغیر اصلی توضیحی، معیار عدم قطعیت سیاست اقتصادی (lnEPU) است. این تخمین در مدل 1 جدول 4 موجود است. مشاهده می کنیم که اثر lnEPU بر مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی در سطح 1% مثبت و معنادار است. در مدل 2 جدول 4، متغیرهای کنترل frm را معرفی می کنیم. تأثیر lnEPU بر مدیریت سود مثبت است در حالی که در سطح 1 درصد قابل توجه است. در مدل 3 جدول 4 به معرفی کنترل های کلان اقتصادی می پردازیم. ما مشاهده می کنیم که تأثیر lnEPU بر مدیریت سود هنوز در سطح 1٪ مثبت و قابل توجه است. برآوردهای ساده OLS موجود در سه مدل اول جدول 4 نشان می دهد که عدم قطعیت سیاست اقتصادی به طور مثبت بر مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی بنگاه های اقتصادی در ایالات متحده طی دوره 1999-2015 تأثیر می گذارد. این یافته ها از فرضیه H1 در مورد رابطه مثبت بین عدم قطعیت سیاست اقتصادی و مدیریت سود پشتیبانی تجربی می کند. این یافته با دیدگاه «تکیه در برابر باد» مطابقت دارد، که معتقد است در دوره‌های کاهش ارزش، انگیزه مدیران شرکت‌ها برای مدیریت سود به سمت بالا افزایش می‌یابد تا به سرمایه‌گذاران و تحلیلگران موقعیت مالی بهبودیافته شرکت ارائه شود. این انگیزه در دوره‌های کاهش ارزش ناشی از عدم اطمینان سیاست اقتصادی بیشتر می‌شود. هزینه های تعدیل ناشی از تغییرات بالقوه در سیاست ها و مقررات اقتصادی (پیندیک 1982؛ بلوم 2009؛ رایان 2012)، که معمولاً به دنبال دوره های عدم اطمینان سیاست های اقتصادی است، انگیزه مدیران را برای نشان دادن موقعیت مالی بهبود یافته افزایش می دهد. این نشان می دهد که شرکت در مواجهه با هزینه های تعدیل چشم اندازهای مثبتی دارد و بنابراین می تواند با آنها کنار بیاید. علاوه بر این، عدم تقارن اطلاعاتی ناشی از عدم قطعیت سیاست اقتصادی (ناگار و همکاران 2019) پنهان کردن چنین دستکاری سود را آسان‌تر می‌کند.

با این وجود، تخمین‌هایی که ما از مدل‌های OLS ساده به‌دست می‌آوریم می‌تواند به دلیل مسائل ناهمگونی FRM مشاهده نشده مغرضانه باشد. اگرچه ما از چندین کنترل frm استفاده کرده‌ایم، اما هنوز ممکن است ویژگی‌های FRM مشاهده نشده وجود داشته باشد که ممکن است بر تصمیمات مدیریت سود شرکت‌ها تأثیر بگذارد. برای مثال، مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی می‌تواند به موقعیت جغرافیایی یک شرکت تجاری یا صنعتی که یک شرکت در آن در آن فعالیت می‌کند مربوط باشد. به همین دلیل، ما به تخمین‌هایی که شامل اثرات fxed در سطح frm می‌شود، می‌پردازیم. نتایج حاصل از مشخصات fxed-effects-i.e. معادله (5) - در مدل 4 جدول 4 موجود است. این یافته ها نشان می دهد که عدم قطعیت سیاست اقتصادی همچنان ارتباط مثبت و معناداری با اقلام تعهدی اختیاری در سطح 1% دارد. بنابراین، برآوردها از مدل fxed-effects frm حمایت بیشتری را از H1 ارائه می‌کند که نشان می‌دهد عدم قطعیت سیاست اقتصادی مدیران شرکت‌ها را وادار می‌کند تا سود گزارش‌شده را افزایش دهند.

دانلود مقاله در مورد حق بیمه معاملات

مدیریت سود شرکت های هدف و حق بیمه معاملات: نقش ارتباط با صنعت

Earnings management of target firms and deal premiums: The role of industry relatedness

سال انتشار: 2022

رشته: مدیریت - حسابداری

گرایش: مدیریت کسب و کار - مدیریت مالی - حسابداری مالی - مدیریت کیفیت و بهره وری

دانلود رایگان این مقاله:

دانلود مقاله  حق بیمه معاملات

مشاهده سایر مقالات جدید:

 

مقالات ISI مدیریت

 

مقالات ISI حسابداری

 

4. Results

4.1. Descriptive statistics and correlations Table 2 provides the descriptive statistics of the research variables. We include DApa, RAsales and RAprod for information purposes because, as previously indicated, our EM measures are their quintile ranks. All the continuous variables are winsorized at 1%.

This table shows that the average premium of the deal announcements in the sample is about 36% of market price on the announcement date, with a standard deviation of 38%. DApa (RAprod) has a mean that comes close to zero, − 0.0058 (− 0.0061) and has a standard deviation of 0.0984 (0.2845). The average of RAsales is 0.0084 and its standard deviation is 0.1147. Regarding the target firms’ characteristics, on average sales growth is 7.3%, return on equity is − 1.1%, and the mean MTB and price-to-earnings ratios are 2.5 and 13.2, respectively. An average target in the sample has 0.73 cents in debt per dollar in common equity and its working capital (cash) represents 14% (13%) of total assets. These descriptive statistics well compare to those in previous related studies (e.g., Campa & Hajbaba, 2016; Raman et al., 2013; Skaife & Wangerin, 2013).

In most M&A in Europe, on the one hand, acquirers belong to the same industry as targets (62%), they are tender offers (66%), they are made in cash (57%) and they are from public bidders (62%). On the other hand, deals in Europe are not usually cross-border (26%), are not paid for with just stocks (17%), they do not involve multiple bidders (14%), bidders hardly face hostilities (8%) and, on average, own targets’ low stakes before the deal announcement (6%). These sample characteristics are similar to those considered in recent research into M&A in Europe (e.g., Alcalde & P´erez-Soba, 2016; Humphery-Jenner, 2012; Martynova, Oosting, & Renneboog, 2007; Martynova & Renneboog, 2011; Moschieri & Campa, 2014).

Other controls reveal that the institutional differences between targets and bidders are small, Inst.Diff averages − 0.0010, which is expected as deals are predominantly local. Similarly, the mean of Bidder.Exp, 0.17, suggests that most bidders have not acquired experience in the target industry. Data on the presence of advisors denote that both targets and bidders appeal strongly to them as the mean BS.Advisor (SS.Advisor) value confirms that bidders (targets) use advisory services in 89% (82%) of deals.

(دقت کنید که این بخش از متن، با استفاده از گوگل ترنسلیت ترجمه شده و توسط مترجمین سایت ای ترجمه، ترجمه نشده است و صرفا جهت آشنایی شما با متن میباشد.)

4. نتایج

4.1. آمار توصیفی و همبستگی ها در جدول 2 آمار توصیفی متغیرهای تحقیق ارائه شده است. ما DApa، RAsales و RAprod را برای اهداف اطلاعاتی شامل می‌شویم زیرا، همانطور که قبلاً اشاره شد، معیارهای EM ما رتبه‌های پنجکی آنها هستند. همه متغیرهای پیوسته با 1% winsorized می شوند.

این جدول نشان می دهد که میانگین حق بیمه معاملات در نمونه، حدود 36 درصد قیمت بازار در تاریخ اعلام با انحراف معیار 38 درصد است. DApa (RAprod) میانگینی نزدیک به صفر دارد، 0.0058- (0.0061-) و دارای انحراف استاندارد 0.0984 (0.2845) است. میانگین RAsales 0.0084 و انحراف معیار آن 0.1147 است. با توجه به ویژگی های شرکت های هدف، به طور متوسط ​​رشد فروش 7.3٪، بازده حقوق صاحبان سهام 1.1-٪ است، و میانگین MTB و نسبت قیمت به درآمد به ترتیب 2.5 و 13.2 است. یک هدف متوسط ​​در نمونه دارای 0.73 سنت بدهی به ازای هر دلار در سهام عادی است و سرمایه در گردش آن (نقد) 14٪ (13٪) از کل دارایی ها را نشان می دهد. این آمار توصیفی به خوبی با آمارهای موجود در مطالعات مرتبط قبلی مقایسه می شود (به عنوان مثال، Campa & Hajbaba، 2016؛ Raman و همکاران، 2013؛ Skaife & Wangerin، 2013).

 

دانلود مقاله در مورد تأمین مالی دولت

عنوان مقاله:

تأثیر اطلاعات حسابداری و کیفیت آن بر تأمین مالی دولت برای سازمان های غیرانتفاعی

The Impact of Accounting Information and Its Quality on Government Funding to Nonprofit Organizations

سال انتشار: 2022

رشته:

حسابداری - مدیریت

گرایش: 

حسابداری مالی - مدیریت کسب و کار - مدیریت مالی - مدیریت دولتی

دانلود رایگان این مقاله:

دانلود مقاله تأمین مالی دولت

مشاهده سایر مقالات جدید:

 

مقالات ISI حسابداری

مقالات ISI مدیریت

 

The nonprofit sector is diverse, and our sample contains observations with extreme minimum and maximum values for many of our variables of interest. This is particularly true when the ratios are calculated. To mitigate the influence of extreme values on our analyses, we winsorize all of our data at the 1st and 99th percentiles. Our descriptive statistics and our analyses use these winsorized values.

Table 3 presents descriptive statistics. NPOs in the Matched First-fund Sample received a mean fund of $175,081 awarded by governments, which is smaller than the mean fund of $287,447 awarded in the Matched Subsequent-fund Sample. The reported mean of Administrative Ratio in the Matched First-fund Sample (13.00 percent) is smaller than that in the Matched Subsequent-fund Sample (15.00 percent). The percentage of NPOs whose administrative ratios exceed the government-suggested threshold is lower in the Matched First-fund Sample than in the Matched Subsequent-fund Sample (29.80 percent vs. 32.49 percent). The accounting quality for NPOs in the Matched First-fund Sample seems poorer than that in the Matched Subsequent-fund Sample, with 7.83 percent of observations in the Matched First-fund Sample reporting unreasonable zero fundraising expenses (i.e., Zero Fundraising) compared to 5.21 percent in the Matched Subsequent-fund Sample. In addition, there is an 11.00 percent likelihood of manipulating financial ratios (i.e., Trussel) in the Matched First-fund Sample as opposed to 9.00 percent in the Matched Subsequent-fund Sample.

The percentage of NPOs that have more than $250,000 in revenues and therefore are recommended for auditing is higher in the Matched Subsequent-fund Sample (37.00 percent) than in the Matched First-fund Sample (34.98 percent). A higher percentage of NPOs in the Matched Subsequent-fund Sample adopt accrual accounting (83.72 percent) and hire full-time employees (62.43 percent) compared to the Matched First-fund Sample (76.77 percent and 51.89 percent, respectively). NPOs that received funding for the first time are two years younger on average than those that received repeated funding(s)—the mean ages for the Matched First-fund Sample and the Matched Subsequent-fund Sample are 4 and 6 years, respectively.

(دقت کنید که این بخش از متن، با استفاده از گوگل ترنسلیت ترجمه شده و توسط مترجمین سایت ای ترجمه، ترجمه نشده است و صرفا جهت آشنایی شما با متن میباشد.)

بخش غیرانتفاعی متنوع است و نمونه ما شامل مشاهداتی با حداقل و حداکثر مقادیر بسیار زیاد برای بسیاری از متغیرهای مورد علاقه ما است. این به ویژه زمانی که نسبت ها محاسبه می شوند صادق است. برای کاهش تأثیر مقادیر شدید بر تجزیه و تحلیل‌های خود، همه داده‌های خود را در صدک‌های 1 و 99 برنده می‌کنیم. آمار توصیفی و تحلیل های ما از این مقادیر winsorized استفاده می کنند.

جدول 3 آمار توصیفی را نشان می دهد. NPOها در نمونه صندوق اول منطبق، میانگین وجوهی معادل 175081 دلار دریافت کردند که از سوی دولت ها اعطا شد، که کمتر از میانگین وجوه 287447 دلاری اعطا شده در نمونه مشابه صندوق بعدی است. میانگین نسبت اداری گزارش شده در نمونه همسان صندوق اول (13.00 درصد) کمتر از نمونه مشابه صندوق بعدی (15.00 درصد) است. درصد NPOهایی که نسبت‌های اداری آنها از آستانه پیشنهادی دولت فراتر می‌رود، در نمونه صندوق اول منطبق‌شده کمتر از نمونه مشابه صندوق‌های بعدی است (29.80 درصد در مقابل 32.49 درصد). کیفیت حسابداری برای NPO ها در نمونه همسان صندوق اول ضعیف تر از نمونه مشابه صندوق های بعدی به نظر می رسد، با 7.83 درصد مشاهدات در نمونه همسان صندوق اول، هزینه های غیرمنطقی جمع آوری وجوه صفر (یعنی صفر جذب سرمایه) را در مقایسه با 5.21 گزارش می کنند. درصد در نمونه مشابه صندوق بعدی. علاوه بر این، 11 درصد احتمال دستکاری نسبت‌های مالی (یعنی Trussel) در نمونه صندوق اول منطبق با 9.00 درصد در نمونه مشابه صندوق بعدی وجود دارد.

دانلود مقاله در مورد توسعه مالی نهادی

عنوان مقاله:

تاثیر مدیریت سود و توسعه مالی نهادی بر انتخاب ساختار سرمایه در بازارهای آمریکای لاتین

Impacts of Earnings Management and Institutional-financial Development on Capital Structure Choice in Latin-American Markets

سال انتشار: 2021

رشته: حسابداری، مدیریت

گرایش: حسابداری مالی، حسابداری مدیریت، مدیریت مالی

دانلود رایگان این مقاله:

دانلود مقاله توسعه مالی نهادی

مشاهده سایر مقالات جدید:

مقالات ISI حسابداری

مقالات ISI مدیریت