نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 استادیار حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد بین المللی خرمشهر - خلیج فارس، خرمشهر، ایران
2 کارشناس ارشد حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد بین المللی خرمشهر– خلیج فارس، خرمشهر، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Considering the highly competitive environment in companies, if a company cannot supply the required financing, it may encounter some problems in its activities. Companies are generally faced with two concerns on their financing conditions. The first concern is whether they have the required financial resources at a low cost in case of need while the second concern is whether they can repay their debts or not. Political connections are one of the factors which may affect the financing conditions of companies but have been less considered in research literature. For this purpose, the present study aimed at investigating the effect of political connections on financing policies. In this regard, a sample including 150 companies listed on the Tehran Stock Exchange was studied during 1390-1396. The findings obtained from testing the research hypotheses indicated that political connections has a significant positive effect on short-term debt ratio, long-term debt ratio, total debt ratio, and the cost of debt. In addition, the findings revealed that political connections has a significant negative effect on the credit rating of companies.
کلیدواژه‌ها [English]
تأمین مالی یکی از اجزای ضروری عملیات هر شرکت است. بدون دسترسی به منابع تأمین مالی، توان رشد شرکت‌ها در معرض خطر قرار می‌گیرد؛ زیرا در زمان حاضر، محیطی که شرکت‌ها در آن فعالیت می‌کنند، محیط درحال رشد و رقابتی است و اگر در موقع نیاز، شرکتی منابع لازم را از بازار مالی تأمین نکند، مجبور به چشم‌پوشی از فرصت‌های سرمایه‌گذاری مناسب خواهد شد؛ ازاین‌رو اتخاذ سیاست‌های درست تأمین مالی، یکی از جنبه‌های مهم تصمیم‌گیری مدیران به شمار می‌رود [6]. تأمین مالی از طریق بدهی، یکی از راه‌حل‌های مطلوب پیش روی شرکت‌ها است. شرکت‌ها به‌منظور تأمین مالی از طریق بدهی عموماً از دو جنبه نگران وضعیت اعتباری خود هستند: نخست، آیا در زمان نیاز توانایی تأمین منابع مالی از طریق وام بانکی، اعتبارات تجاری یا سایر منابع اعتباری لازم (توانایی دسترسی به بدهی) با هزینة پایین (هزینۀ بدهی) را دارند و دوم، در پرداخت اصل و فرعِ بدهی‌هایشان توانایی لازم را داشته باشند (رتبۀ اعتباری) تا با بحران مالی روبه‌رو نشوند و مبادا تصمیم‌های اعتباری امروز بنگاه، انعطاف‌پذیری مالی فردای شرکت را با خطر مواجه کند [5].
درک عوامل تأثیر‌گذار بر سیاست‌های تأمین مالی اهمیت بسیاری دارد. ارتباطات سیاسی از عواملی است که بر سیاست‌های تأمین مالی شرکت‌ها تأثیر می‌گذارد و این موضوع در ادبیات پژوهشی اخیر، توجه چشمگیری را در سرتاسر جهان به خود معطوف کرده است [24]. اصطلاح ارتباطات سیاسی به‌منظور بیان روابط نزدیک بین دولت و واحدهای تجاری استفاده می‌شود [9]. در جوامعی که بین دولت و واحدهای تجاری ارتباطات نزدیک وجود داشته باشد، از پیوند میان سیاست و کسب‌و‌کار چیزی به وجود می‌آید که «اقتصاد رفاقتی» نامیده می‌شود. در این شرایط، شرکت‌ها از ارتباطات سیاسی با دولت به‌عنوان مزیت رقابتی استفاده می‌کنند و در سایة حمایت سیاسی دولت، عملکرد شرکت را با کانال‌های مختلفی، همچون تسهیل دسترسی به وام‌های بانکی با هزینة کمتر و تأمین مواد اولیه با شرایط آسان‌تر، مقررات آسان و پرداخت مالیات کمتر، بهبود می‌بخشند [25]. حمایت سیاسیون از شرکت‌ها در قالب ارتباطات سیاسی به شرکت‌ها کمک می‌کند تا از این مزیت استفاده کنند، منابع مالی بیشتری به دست آورند و توانایی دسترسی به وام‌های بانک‌های وابسته به دولت و اعتبارات تجاری با هزینة پایین را افزایش دهند [35]. در صورتی که شرکتی ارتباط سیاسی داشته باشد، احتمال کمتری برای مواجه‌شدن با مشکلات تأمین مالی وجود دارد؛ زیرا منابع مالی لازم برای سرمایه‌گذاری را بهتر و راحت‌تر از سایر شرکت‌ها از طریق منابع مالی خارج از شرکت می‌تواند تأمین کند. به عبارت دیگر، مواقعی که شرکت با مشکلات تأمین مالی مواجه می‌شود، به‌علت داشتن ارتباطات سیاسی و تمایل اعتباردهندگان - که مایل‌اند با شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی، همکاری و به‌راحتی کمبود منابع را تأمین کنند - اثر مشکلات تأمین مالی برای شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی کاهش می‌یابد [23]. خواجه و میان [32] نیز از زاویة دیگر، تأثیر ارتباطات سیاسی بر سیاست‌های تأمین مالی را بررسی کردند. آنها استدلال کردند اعتباردهندگان در برابر شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی با حمایت سیاستمداران معمولاً رفتارهای تبعیض‌آمیزی از خود نشان می‌دهند و با ایجاد محیطی انحصاری که این شرکت‌ها را در برابر رقبای خود حفاظت می‌کند، عملیات و فعالیت‌های آنها را تسهیل می‌کنند. این شرکت‌هایِ دارای حمایت سیاسی می‌توانند با اعمال فشار به بانک‌ها وام بگیرند. همچنین، با اعمال فشار بر تأمین‌کنندگان، از مزیت خرید اعتباری استفاده کنند و از این اعتبارات تجاری بهره‌مند شوند؛ ازاین‌رو شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی، ممکن است بدهی بیشتری در ساختار سرمایه داشته باشند. فاشیو و همکاران [26] نیز استدلال کردند در شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی به‌دلیل بدهی‌های زیاد در ساختار سرمایه، ریسک عدم بازپرداخت بدهی‌ها بالاست و رتبۀ اعتباری چنین شرکت‌هایی پایین است [26]؛ اما ممکن است اعتباردهندگان تمایل داشته باشند با شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی همکاری کنند و به این شرکت‌ها وام دهند؛ زیرا اعتباردهندگان معتقدند شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی باوجود پرمخاطره‌بودن و داشتن ریسک بالای اعتباری، هنگام مواجه با مشکلات مالی می‌توانند به‌واسطة حمایت سیاسی، کمک‌های مالی از دولت دریافت کنند؛ ازاین‌رو توانایی بالاتری در بازپرداخت بدهی‌هایشان خواهند داشت [46]؛ بنابراین، انتظار می‌رود ارتباطات سیاسی بر سیاست‌های تأمین مالی شرکت‌ها تأثیر بگذارد.
دولت، اصلی‌ترین حامی اقتصاد هر کشور، همواره نقش قیم را برای واحدهای اقتصادی در هر جامعه دارد؛ ازاین‌رو ارتباطات سیاسی با دولت به‌طور گسترده در اقتصادهای توسعه‌یافته و درحال توسعه وجود دارد و در بسیاری از کشورهای اروپایی، آسیایی و آمریکای لاتین مشاهده شده است. در کشور ایران نیز دولت نقش بزرگی در اقتصاد دارد و وجود ارتباطات سیاسی با دولت در برخی شرکت‌ها مشاهده می‌شود و به دنبال این روابط، همانند سایر کشورها، بر سیاست‌های تأمین مالی و ساختار سرمایة شرکت‌ها تأثیر می‌گذارد [3]. در کشور ایران برخی شرکت‌ها دارای ارتباطات سیاسی‌اند؛ اما تاکنون موضوع تأثیر ارتباطات سیاسی بر جنبه‌های مختلف سیاست‌های تأمین مالی در محیط اقتصادی ایران بررسی نشده است؛ ازاین‌رو خلأ پژوهشی در این خصوص در کشور مشهود است؛ بنابراین، با توجه به اهمیت زیاد بررسی سیاست‌های تأمین مالی در شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی، پژوهش حاضر به دنبال پاسخ به این سؤال است که آیا ارتباطات سیاسی بر سیاست‌های تأمین مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر دارد. با دستیابی به پاسخ این پرسش، سرمایه‌گذاران می‌توانند به‌منظور تصمیم‌گیری بهتر در خصوص سرمایه‌گذاری در شرکت اقدام کنند. مدیران نیز به‌منظور تصمیم‌گیری و دستیابی به ساختار بهینة سرمایه می‌توانند در راستای حداکثر‌کردن ثروت سهام‌داران گام بردارند. در ادامة پژوهش، ابتدا مبانی نظری پشتوانة انجام پژوهش و سپس به‌صورت مختصر، پیشینة پژوهش ارائه می‌شود که شامل مروری بر پژوهش‌های خارجی و داخلی دربارة موضوع پژوهش است. سپس فرضیه‌های پژوهش، مدل آزمون فرضیه‌ها، تعریف عملیاتی متغیرها، روش پژوهش و تجریه و تحلیل آماری و درنهایت، نتایج و پیشنهادهای پژوهش مطرح می‌شوند.
مبانی نظری
ارتباطات سیاسی
به‌دلیل وجود شواهد بین‌المللی در زمینة وجود ارتباطات سیاسی بین دولت و شرکت‌ها، تعداد زیادی از مطالعات، پدیدة ارتباطات سیاسی در شرکت‌ها را بررسی کرده‌اند [15]. شاخص ارتباطات سیاسی، سه بعد اقتصادی، اجتماعی و فردی دارد. بعد اقتصادی ارتباطات سیاسی عبارت است از درصد مالکیت مستقیم دولت از سهام شرکت‌ها، به‌گونه‌ای که بیش از پنجاه درصد از سهام شرکت متعلق به دولت باشد [21]. بعد اجتماعی ارتباطات سیاسی عبارت است از سرمایه‌گذاری نهادهای وابسته به دولت در ساختار مالکیت شرکت که بیان‌کنندة حمایت نهادی دولت است. به عبارت دیگر، بعد اجتماعی عبارت است از درصد سهام نگهداری‌شدة شرکت‌های دولتی و عمومی از کل سهام سرمایه که این شرکت‌ها شامل شرکت‌های بیمه، مؤسسه‌های مالی، بانک‌ها، شرکت‌های دولتی و دیگر اجزای دولت‌اند [3]. بعد فردی ارتباطات سیاسی نیز عبارت است از شرکت‌هایی که در ساختار مالکیت آنها یکی از سهام‌داران عمدة شرکت (سهام‌داری که بیش از 10 درصد سهام شرکت را در اختیار دارد) از شخصیت‌های سابق یا زمان حاضر در دولت باشد [31]؛ اما در ادبیات پژوهشی اخیر، ارتباطات سیاسی شرکت و دولت، بیشتر در قالب حضور سرمایه‌گذاران عمدة وابسته به دولت در ساختار مالکیت شرکت (بعد فردی ارتباطات سیاسی) بررسی شده است [46]. به‌طور کلی سرمایه‌گذاران در بورس اوراق بهادار به دو دستة سهام‌داران حقیقی و سهام‌داران حقوقی تقسیم می‌شوند. سهام‌داران حقیقی طیف گسترده‌ای از سهام‌داران یک شرکت‌اند که بخشی از این سهام‌داران ممکن است شخصیت‌ها و سیاستمداران وابسته به دولت باشند. یکی از راه‌کارهای پیش روی دولت برای کنترل واحدهای اقتصادی، به دست آوردن سهام شرکت‌ها از طریق مالکیت سهام‌دار عمدة سیاسی (مالکیت بیش از 10 درصد) در ساختار مالکیت شرکت‌هاست [42]. دولت از طریق این ارتباطات، در شرکت‌ها نفوذ می‌کند. همچنین، حضور سرمایه‌گذاران وابسته به دولت می‌تواند بر سیاست‌های مالی شرکت تأثیر داشته باشد. به این منظور، این شرکت‌ها را شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی می‌نامند [28]. شرکت‌ها نیز تمایل زیادی به برقراری روابط با دولت و افشای این روابط در گزارش‌های مالی خود برای استفاده از آن به‌عنوان یک مزیت رقابتی دارند؛ زیرا با حمایت‌های سیاسی از طریق روابط، منافع زیادی نظیر دسترسی راحت‌تر به تأمین مالی خارجی [23]، کاهش هزینۀ بدهی [34]، کاهش مالیات و تعرفه‌ها [25] و بهبود فرصت‌های رشد و کاهش احتمال وقوع ورشکستگی [30] برای شرکت به دنبال دارد [39]؛ بنابراین، در نظام‌های اقتصادی مبتنی بر روابط، ارتباطات سیاسی یک منبع مهم و با ارزش برای شرکت‌ها است [23].
سیاست‌های تأمین مالی
استفاده از منابع مالی باید همراه با برنامه‌ریزی و تدبیر مناسب مدیران صورت گیرد. طبق اصل تطابق در تأمین مالی، مدیران برای پاسخ به نیازهای مالی کوتاه‌مدت از منابع با سررسید کوتاه‌مدت و برای پاسخ به نیازهای مالی بلندمدت از منابع مالی با سررسید بلندمدت استفاده می‌کنند. چنانچه شرکت‌ها در بلندمدت از اصل مزبور پیروی کنند، مخاطرة کمتر و هزینة تأمین مالی پایین‌تری خواهند داشت. اگر شرکت‌ها نیازهای مالی بلندمدت خود را با وام‌های کوتاه‌مدت تأمین کنند، هنگام سررسید وام‌های کوتاه‌مدت مجدداً به دریافت وام نیازمند خواهند بود و این امر، هزینه‌های مبادلة اضافی به بار خواهد آورد. همچنین، با مخاطرة نرخ بهرة بالاتر برای وام‌های جدید روبه‌رو خواهند شد [4]؛ بنابراین، مدیران هنگام تصمیم‌گیری دربارة ساختار بهینة تأمین مالی، باید براساس نیازهای کوتاه‌مدت و بلندمدت شرکت، تصمیم‌گیری به تأمین مالی کنند. همچنین، تعادل بین میزان بازده و ریسک از مؤلفه‌های اساسی تأمین مالی است که مدیران باید سعی کنند هنگام تأمین مالی، هزینه‌های تأمین مالی (هزینۀ بدهی) را به حداقل برسانند [30]. رتبۀ اعتباری شرکت نیز یکی از موارد مهم در زمان تصمیم‌گیری تأمین مالی است و از معیارهای نسبی ارزیابی ریسک اعتباری شرکت است. گری و همکاران [27]، رتبۀ اعتباری را قدرت سودآوری شرکت معرفی کردند که احتمال توانایی بازپرداخت بهره و اصل بدهی را افزایش می‌دهد. رتبۀ اعتباری شرکت از عوامل مهمی است که در هنگام تأمین مالی جدید، بر میزان و هزینه‌های تأمین مالی تأثیر‌گذار است [40].
ارتباطات سیاسی و نسبت بدهی‌ها
بیشتر شرکت‌ها به‌نوعی از بدهی در ساختار سرمایة خود استفاده می‌کنند. در صورت اتخاذ تصمیم‌های صحیح برای استفاده از بدهی در ساختار سرمایه، باعث موفقیت و رشد پایدار شرکت می‌شود؛ ازاین‌رو اتخاذ تصمیم‌های صحیح مرتبط با ساختار بدهی برای تداوم فعالیت شرکت‌ها حیاتی است [29]. با این حال، انتخاب ساختار بدهی ساده نیست و تصمیم‌گیری اشتباه، به هدایت شرکت به بحران و ورشکستگی منجر می‌شود [43]. ساختار زمانی بدهی‌های شرکت، به‌تازگی توجه متخصصان و تحلیل‌گران مالی را جلب کرده است؛ ازاین‌رو رشد و ادامة فعالیت شرکت‌ها به منابع مالی نیازمند است؛ اما تأمین این منابع معمولاً با محدودیت‌هایی نیز روبه‌رو است و مدیران همیشه به‌صورت دلخواه نمی‌توانند از منابع مالی استفاده کنند. ارتباطات سیاسی از عواملی است که بر دسترسی مدیران به بدهی‌های کوتاه‌مدت و بلندمدت تأثیر دارد [41]. ادبیات پژوهشی نشان می‌دهد ارتباطات سیاسی باوجود منافع و زیان‌های احتمالی، می‌تواند به شرکت‌ها در دسترسی آسان‌تر به اعتبارات مالی کمک کند. درواقع، شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی به‌دلیل داشتن روابط با سیاستمداران دولتی، در حمایت آنها قرار می‌گیرند و در مواجه با بحران‌های مالی پیش رو، از این ارتباطات و نیز از اعتبارات مالی بلندمدت یا کوتاه‌مدت به تناسب نیاز استفاده می‌کنند [18]. چانگ و چی [22] معتقدند شرکت‌هایی که ارتباطات سیاسی دارند، محدودیت‌های تأمین مالی را به‌طور چشمگیری کاهش می‌دهند؛ درنتیجه، چنین شرکت‌هایی بدهی بیشتری در ساختار سرمایة خود دارند [22].
طبق تئوری پیام‌دهی (علامت‌دهی)، شرکت‌ها از طریق ارتباطات سیاسی با دولت و افشای این روابط، در تلاش‌اند با افزایش جذابیت‌های سرمایه‌گذاری، توانایی خود را در رقابت برای دستیابی به منابع تأمین مالی با هزینة پایین بهبود دهند [12]. همسان با سیویلایز و همکاران [47] استدلال می‌شود در محیط اقتصادی که تمایل به رانت‌جویی وجود دارد، شرکت‌ها ارتباطات سیاسی را برای فعالیت تجاری خود ضروری می‌دانند و برای رسیدن به آن رقابت می‌کنند. سرمایه‌گذاران، اعتباردهندگان و تأمین‌کنندگان در بازار سرمایة چنین محیط اقتصادی، به‌صورت نظام‌مند، تمایل دارند برای معامله یا به دست آوردن سهام و اوراق قرضة شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی، با همدیگر رقابت کنند. به عبارت دیگر، ارتباطات سیاسی، این پیام را برای سرمایه‌گذاران و اعتباردهندگان دارد که وقتی روابط سیاسی هست، رانت‌های اقتصادی برای شرکت‌های دارای روابط سیاسی وجود خواهد داشت؛ درنتیجه، جذابیت شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی برای تأمین‌کنندگان و اعتباردهندگان بیشتر خواهد بود [11]. نیلا و فیروز [41] نیز در پژوهش خود نشان دادند شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی توانایی بیشتری برای دسترسی به بدهی‌های کوتاه‌مدت و بلندمدت دارند. درواقع، چنین شرکت‌هایی از ارتباطات سیاسی به‌عنوان مزیت رقابتی استفاده می‌کنند و برای تأمین مالی از طریق اعتبارات بانکی در شرایط بهتری نسبت به سایر شرکت‌ها قرار دارند؛ ازاین‌رو شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی، بدهی‌های بیشتری در ساختار سرمایة خود دارد [41].
ارتباطات سیاسی و هزینۀ بدهی
هزینۀ بدهی، بهرة پرداختی به اعتباردهندگان است که شرکت در ازای جبران ریسک دریافت تسهیلات، به اعتباردهندگان پرداخت می‌کند. هرچه ریسک دریافت اعتبارات بیشتر باشد، به مراتب هزینۀ بدهی افزایش می‌یابد [49]. در خصوص تأثیر ارتباطات سیاسی بر هزینۀ بدهی دو دیدگاه وجود دارد. براساس دیدگاه اول، ارتباطات سیاسی با افزایش هزینۀ بدهی رابطه دارد. براساس این دیدگاه، ارتباطات سیاسی به افزایش رفتارهای فرصت‌طلبانة مدیران و کاهش عملکرد شرکت منجر می شود و همین امر، افزایش ریسک اعتباردهندگان به شرکت را سبب خواهد شد؛ درنتیجه، اعتباردهندگان برای اعطای تسهیلات به شرکت، نرخ بهرة بالاتری را طلب می‌کنند؛ ازاین‌رو هزینۀ بدهی افزایش می‌یابد [15]. در نقطة مقابل، براساس دیدگاه دوم که دیدگاه غالب است، ارتباطات سیاسی با کاهش هزینۀ بدهی رابطه دارد. براساس این دیدگاه، مدیران از ارتباطات سیاسی به‌صورت کارآمد استفاده می‌کنند و عملکرد شرکت بهبود می‌یابد و همین امر، کاهش ریسک اعتباردهندگان به شرکت را سبب خواهد شد؛ درنتیجه، هزینۀ بدهی کاهش خواهد یافت [46]. در همین راستا بوباکری و همکاران [19] معتقدند شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی از منافع بودجة نرم بهره‌مند می‌شوند و حمایت سیاسی دولت، به ایجاد ارزش برای شرکت منجر می‌شود. درواقع، بودجة نرم به جلب حمایت سیاسی و بهره‌مندی از مزایای این حمایت‌ها اشاره دارد. شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی از این بودجة نرم به‌عنوان منبع ارزش استفاده می‌کنند و به‌دلیل برخورداری از شرایط خاص (ارتباطات سیاسی با دولت)، دسترسی راحت‌تر به منابع تأمین مالی با هزینة کمتر نسبت به سایر شرکت‌ها دارند و می‌توانند در زمان مواجه با بحران مالی از اعتبارات و وام‌های بانک‌های وابسته به دولت با هزینة کم استفاده کنند [19]. درواقع، چنین شرکت‌هایی در کنار بهره‌مندی از منابع مالی با هزینة کمتر، چه از طریق بازار پول و چه از طریق بازار سرمایه، ریسک کمتری دارند و در بحران‌های مالی از حمایت‌های مالی دولت برخوردارند. برقراری روابط سیاسی با دولت، بی‌اطمینانی نسبت به اعطای تسهیلات و اعتبارات، ریسک و بازده مورد انتظار اعتباردهندگان و درنتیجه، هزینة تأمین مالی برای شرکت را کاهش می‌دهد [12].
ارتباطات سیاسی و رتبۀ اعتباری شرکت
تأمینمالیازطریقبدهی،به‌علتصرفه‌جوییمالیاتیونرخپایین‌ترآندرمقایسهبابازدهمورد انتظارسهام‌داران،راه‌حلمطلوب‌تریبرایتأمینمالیمحسوبمی‌شود؛اماآنچهبرایاعتباردهندگاندر خصوصاعطایوامواعتباراهمیتدارد،توانپرداختاصلوبهرۀوامواعتباراتپرداختی وام‌گیرنده است [37]. رتبه‌بندی اعتباری مشتریان و پیش‌بینی احتمال پرداخت‌نکردن تسهیلات، یکی از اساسی‌ترین و ضروری‌ترین اصول مدیریت ریسک در بانک‌ها و مؤسسات مالی و اعتباری است. این امر به بانک‌ها امکان می‌دهد به‌صورت کارا دربارة تخصیص بهینة اعتبارات و تسهیلات اعطایی در کمترین زمان ممکن تصمیم‌گیری کنند. هرچه توان شرکت به‌منظور پرداخت اصل و بهرة وام و اعتبارات وام‌گیرنده بیشتر باشد، رتبۀ اعتباری شرکت نیز بالاتر خواهد بود. رتبه‌بندی اعتباری، این احتمال را تعیین می‌کند که گیرندة وام در زمان بازپرداخت تعهدات بتواند به تمام تعهدات خویش عمل کند [13]. رتبۀ اعتباری بالا نشان‌دهندة احتمال زیاد بازپرداخت وام بدون هیچ مشکلی است. رتبۀ اعتباری پایین نیز نشان می‌دهد قرض‌گیرنده در گذشته در بازپرداخت بدهی‌هایش مشکلاتی داشته و احتمال پرداخت‌نکردن تسهیلات بالا است. از آنجا که رتبۀ اعتباری وام‌گیرنده بر نرخ بهرة مطالبه‌شدة وام‌دهنده تأثیر زیادی دارد، وام‌گیرنده برای به دست آوردن بالاترین رتبۀ اعتباری، تمام تلاش خود را می‌کند؛ زیرا رتبه بندی اعتباری تعیین می کند وام گیرند شرایط دریافت وام را دارد یا خیر. رتبه‌بندی اعتباری بر توانایی اشخاص و نهادها برای دریافت وام و همچنین، نرخ بهره و شرایط بازپرداخت تأثیر دارد. ازدیدگاهناشر،رتبۀاعتباری ازاهمیتکاربردیفوق‌العاده‌ایبرخورداراست؛ زیرا رتبۀ اعتباری بر هزینۀ بدهی، ساختار مالی و حتی توانایی شرکت در تداوم فعالیت تأثیر دارد [14]. تاکنون به تأثیر ارتباطات سیاسی بر رتبۀ اعتباری، در ادبیات پژوهشی کمتر توجه شده است؛ بنابراین، برای بررسی تأثیر ارتباطات سیاسی بر رتبۀ اعتباری، منابع پژوهشی گذشته را می‌توان بسط و توسعه داد. شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی با حمایت سیاسیون، توانایی بیشتری برای دریافت کمک‌های دولتی در شرایط نامطلوب دارند و احتمال کمتری وجود دارد که در بازپرداخت بدهی‌ها دچار مشکل شوند. کول و همکاران [23] در پژوهش خود در کشور چین نشان دادند شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی در زمان بحران مالی، به‌دلیل حمایت دولتی، کمتر از سایر شرکت‌ها محدودیت مالی دارند و توانایی بیشتری برای بازپرداخت تعهدات خود دارند. هوستون و همکاران [30] نیز معتقدند شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی در شرایط بحرانی از طریق سوبسید و کمک‌های مالی بهره‌مند می‌شوند و به کمک روابط سیاسی، ریسک پرداخت‌نکردن بدهی‌ها در شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی، کمتر و رتبۀ اعتباری آنها بالاتر است. در نقطة مقابل، نتایج برخی پژوهش‌ها نشان می‌دهند شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی به‌دلیل برخورداری از شرایط خاص (ارتباطات سیاسی با دولت)، دسترسی راحت‌تر به منابع تأمین مالی دارند؛ ازاین‌رو در ساختار سرمایة چنین شرکت‌هایی، بدهی‌های بیشتری وجود دارد و وجود بدهی زیاد در ساختار سرمایه، توانایی بازپرداخت بدهی‌هایشان را محدود می‌کند [33]. بنابراین، انتظار می‌رود شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی، رتبۀ اعتباری پایین‌تری نسبت به سایر شرکت‌ها داشته باشند.
پیشینة پژوهش
لین و همکاران [38] در پژوهشی، تأثیر ارتباطات سیاسی بر نگهداشت وجه نقد شرکت‌ها را بررسی کردند. برای آزمون فرضیه‌ها، از نمونه‌ای متشکل از 1354 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار چین طی دورة زمانی سال‌های 2008 تا 1395 استفاده شد. نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های پژوهش نشان می‌دهند ارتباطات سیاسی بر نگهداشت وجه نقد تأثیر مثبت و معناداری دارد.
سیلوا و همکاران [46] در پژوهشی، تأثیر ارتباطات سیاسی بر هزینة سرمایه و عملکرد شرکت‌ها را بررسی کردند. در این پژوهش از اطلاعات 82 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار برزیل طی سال‌های 1999 تا 2016 استفاده شده است. نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های پژوهش نشان می‌دهد ارتباطات سیاسی بر هزینة سرمایه، تأثیر منفی معنادار و ارتباطات سیاسی بر عملکرد شرکت‌ها تأثیر مثبت معناداری دارد.
مولول و همکاران [39] در پژوهشی، تأثیر ارتباطات سیاسی بر عملکرد و ارزش شرکت را بررسی کردند. در این پژوهش از اطلاعات 78 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تونس طی سال‌های 2010 تا 2014 استفاده شد. نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های پژوهش نشان می‌دهد ارتباطات سیاسی بر عملکرد و ارزش شرکت‌ها تأثیر مثبت و معناداری دارد.
نیلا و فیروز [41] در پژوهشی، تأثیر ارتباطات سیاسی بر دسترسی به بدهی را بررسی کردند. در این پژوهش از اطلاعات 40 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تونس طی سال‌های 2009 تا 2014 استفاده شد. نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های پژوهش نشان می‌دهد ارتباطات سیاسی بر سطح بدهی‌های کوتاه‌مدت و بلندمدت و مجموع بدهی‌های شرکت تأثیر مثبت معناداری دارد.
لینگ و همکاران [36] در پژوهشی، تأثیر ارتباطات سیاسی بر رابطة بین بیش‌سرمایه‌گذاری و عملکرد شرکت‌ها را بررسی کردند. در این پژوهش از اطلاعات شرکت‌های چینی طی دورة زمانی 2003 تا 2008 استفاده شد. نتایج پژوهش نشان می‌دهد بیش‌سرمایه‌گذاری بر عملکرد شرکت‌ها تأثیر منفی معناداری دارد و همچنین، ارتباطات سیاسی بر رابطة بین بیش‌سرمایه‌گذاری و عملکرد شرکت‌ها تأثیر مثبت دارد.
چانگ و چی [22] در پژوهشی، تأثیر ارتباطات سیاسی بر محدودیت تأمین مالی و سرمایه‌گذاری شرکت را بررسی کردند. در این پژوهش از اطلاعات شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تایوان طی سال‌های 1991 تا 2010 استفاده شد. نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های پژووهش نشان داد ارتباطات سیاسی بر سرمایه‌گذاری شرکت‌ها، تأثیر مثبت و بر محدودیت تأمین مالی تأثیر منفی دارد.
براما و همکاران [20] در پژوهشی، مدیریت سود واقعی و مبتنی بر اقلام تعهدی و ارتباطات سیاسی را بررسی کردند. در این پژوهش از اطلاعات شرکت‌های بزرگ در 47 کشور طی سال‌های 1997 تا 2001 استفاده شد. نتایج پژوهش نشان داد ارتباطات سیاسی شرکت‌ها با مدیریت سود واقعی و مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی رابطة مثبت معناداری دارد.
لسوئید [34] در پژوهشی، هزینه و منافع ارتباطات سیاسی را بررسی کرد. در این پژوهش از اطلاعات 92 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تونس طی سال‌های 2006 تا 2010 استفاده شد. نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های پژوهش نشان می‌دهد ارتباطات سیاسی بر اهرم مالی و هزینۀ بدهی شرکت‌ها تأثیر مثبت معناداری دارد.
بوبکری و همکاران [19] در پژوهشی، تأثیر اتباطات سیاسی بر هزینة حقوق صاحبان سرمایه را بررسی کردند. در این پژوهش از اطلاعات 6632 (سال - شرکت) در 25 کشور طی سال‌های 1997 تا 2001 استفاده شد. نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های پژوهش نشان می‌دهند ارتباطات سیاسی بر هزینة حقوق صاحبان سرمایه تأثیر منفی معناداری دارد.
ابراهیمی و همکاران [1] در پژوهشی، تأثیر ارتباطات سیاسی بر هزینه‌های نمایندگی و بحران مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران را بررسی کردند. برای آزمون فرضیه‌ها، از نمونه‌ای شامل 103 شرکت طی دورة زمانی 1388 تا 1395 استفاده شد. نتایج پژوهش نشان می‌دهد ارتباطات سیاسی، تأثیر مثبت معناداری بر هزینه‌های نمایندگی و تأثیر منفی معناداری بر بحران مالی شرکت‌ها دارد.
محسنی [12] در پژوهشی، رابطة بین ارتباطات سیاسی و هزینة حقوق صاحبان سهام در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران را بررسی کرد. نمونة آماری پژوهش متشکل از 114 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های ۱۳۸۷ تا ۱۳۹۳ بود. برای آزمون فرضیه‌ها از روش تحلیل رگرسیون استفاده شد. یافته‌های پژوهش نشان می‌دهد بین ارتباطات سیاسی و هزینة حقوق صاحبان سهام شرکت‌ها رابطة منفی و معناداری وجود دارد.
رهنمای رودپشتی و محسنی [10] در پژوهشی، رابطة ارتباطات سیاسی، سود نقدی و بازده سهام در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1388 تا 1394 را بررسی کردند. یافته‌های پژوهش نشان می‌دهد بین ارتباطات سیاسی و سود نقدی سهام رابطة مثبت و معناداری وجود دارد و همچنین، رابطة مثبت و معناداری بین ارتباطات سیاسی و بازده سهام وجود دارد.
خلیفه‌سلطانی و همکاران [7] در پژوهشی، تأثیر ارتباطات سیاسی بر خطر سقوط قیمت سهام در شرایط عدم تقارن اطلاعاتی را بررسی کردند. برای آزمون فرضیه‌ها، از نمونه‌ای شامل 120 شرکت طی دورة زمانی 1390 تا 1395 استفاده شد. برای اندازه‌گیری خطر سقوط قیمت سهام از دو شاخص ضریب منفی چولگی بازده ماهانة سهام و نوسان رو به بالای بازده ماهانة سهام استفاده شد. نتایج نشان داد ارتباطات سیاسی بر خطر سقوط قیمت سهام تأثیر مثبت دارد و همچنین، تأثیر مثبت ارتباطات سیاسی بر خطر سقوط قیمت سهام در شرکت‌هایی با عدم تقارن اطلاعاتی بالا، شدیدتر است.
ره‌نورد و همکاران [11] در پژوهشی، رابطة بین ارتباطات سیاسی و عملکرد شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران را بررسی کردند. برای آزمون فرضیه‌ها، از نمونه‌ای شامل 103 شرکت طی دورة زمانی 1389 تا 1393 استفاده شد. نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش بیان می‌کند بین ارتباطات سیاسی و نسبت بازده دارایی‌ها رابطة منفی معنی‌داری وجود دارد. همچنین، بین ارتباط سیاسی شرکت‌ها و نسبت بازده حقوق صاحبان سهام رابطة منفی معناداری وجود دارد. درنهایت، نتایج پژوهش نشان می‌دهد بین ارتباطات سیاسی و عملکرد مالی شرکت‌ها رابطة منفی معناداری وجود دارد.
اعتمادی و احمدی گورجی [3] در پژوهشی، تأثیر ارتباط سیاسی بر سرمایه‌گذاری و کاهش محدودیت‌های تأمین مالی در بورس اوراق بهادار تهران را بررسی کردند. فرضیه‌های پژوهش با استفاده از اطلاعات مالی 135 شرکت ایرانی (38 شرکت سیاسی و 97 شرکت غیر‌سیاسی) و مدل رگرسیونی پانل برای دورة زمانی 1382 تا 1390 با نرم‌افزار اویوز آزموده شد. یافته‌های پژوهش بیان می‌کند ارتباط سیاسی بر رفتار سرمایه‌گذاری شرکت‌ها تأثیر دارد و کاهش محدودیت تأمین مالی شرکت‌ها را سبب می‌شود.
داودی نصر و حبیبی [8] در پژوهشی، تأثیر ارتباطات سیاسی بر مدیریت سود واقعی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران را ضمن تأکید بر نقش فرضیة پاداش بررسی کردند. برای آزمون فرضیه‌ها، از نمونه‌ای شامل 96 شرکت طی دورة زمانی 1389 تا 1393 استفاده شد. یافته‌های پژوهش نشان می‌دهد پاداش بر ارتباط بین ارتباطات سیاسی شرکت‌ها و مؤلفه‌های مدیریت سود واقعی تأثیر‌گذار است.
رضایی و افروزی [9] در پژوهشی، رابطة هزینۀ بدهی با حاکمیت شرکتی در شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی را بررسی کردند. برای آزمون فرضیه‌ها، از نمونه‌ای شامل 140 شرکت در 21 صنعت طی دورة زمانی 1381 تا 1392 استفاده شد. یافته‌های پژوهش نشان می‌دهد بین هزینۀ بدهی و ارتباطات سیاسی شرکت‌ها رابطة منفی معناداری وجود دارد. در ضمن، هزینۀ بدهی در شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی، از نقش دوگانة مدیرعامل تأثیر نگرفت؛ درحالی که هزینۀ بدهی در شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی با تأثیر از استقلال اعضای هیئت مدیره به‌صورت منفی و معنادار است.
فرضیه‌های پژوهش
فرضیة یک: ارتباطات سیاسی بر نسبت بدهی‌های کوتاه‌مدت شرکت‌ها تأثیر معناداری دارد.
فرضیة دو: ارتباطات سیاسی بر نسبت بدهی‌های بلندمدت شرکت‌ها تأثیر معناداری دارد.
فرضیة سه: ارتباطات سیاسی بر نسبت مجموع بدهی‌های شرکت‌ها تأثیر معناداری دارد.
فرضیة چهار: ارتباطات سیاسی بر هزینۀ بدهی شرکت‌ها تأثیر معناداری دارد.
فرضیة پنج: ارتباطات سیاسی بر رتبۀ اعتباری شرکت‌ها تأثیر معناداری دارد.
روش‌پژوهش
با توجه به اهدف ذکرشده، این پژوهش ازنظر نوع هدف، کاربردی و ازنظر شیوة انجام، توصیفی است. این پژوهش در پی یافتن رابطة بین متغیرهای پژوهش در یک جامعه است؛ بنابراین، در زمرة پژوهش‌های همبستگی قرار دارد. همچنین، پژوهش حاضر از نوع پس‌رویدادی است؛ یعنی بر مبنای تجزیه و تحلیل اطلاعات گذشته (صورت‌های مالی شرکت‌ها) انجام می‌گیرد. در این پژوهش برای جمع‌آوری اطلاعات مرتبط با مبانی نظری، از روش کتابخانه‌ای استفاده شده است. سپس داده‌های پژوهش با مراجعه به صورت‌های مالی و یادداشت‌های توضیحی شرکت‌ها، انتخاب و با استفاده از پایگاه‌های اطلاع‌رسانی بورس اوراق بهادار تهران، نرم‌افزار ره‌آورد نوین و تارنمای رسمی شرکت‌ها جمع‌آوری شدند.
متغیرهای پژوهش
متغیرهای وابسته
نسبت بدهی‌های کوتاه‌مدت (STD): این متغیر از نسبت مجموع بدهی‌های کوتاه‌مدت شرکت به مجموع دارایی‌های شرکت در سال مدنظر به دست می‌آید.
نسبت بدهی‌های بلندمدت (LTD): این متغیر از نسبت مجموع بدهی‌های بلندمدت شرکت (به استثنای ذخیرة مزایای پایان خدمت کارکنان) به مجموع دارایی‌های شرکت در سال مدنظر به دست می‌آید.
نسبت مجموع بدهی‌ها (TD): این متغیر از نسبت مجموع بدهی‌های کوتاه‌مدت و بلندمدت شرکت (به استثنای ذخیرة مزایای پایان خدمت کارکنان) به مجموع دارایی‌های شرکت در سال مدنظر به دست می‌آید.
هزینۀ بدهی (COD): این متغیر از نسبت هزینة بهره بر متوسط بدهی‌های بلندمدت و کوتاه‌مدت به دست می‌آید. این متغیر در پژوهش‌های لی و ریچای [37] و احسان و همکاران [15] با همین عنوان به کار رفته است.
رتبۀ اعتباری (CR): در این پژوهش برای اندازه‌گیری رتبۀ اعتباری شرکت، از معیار Z آلتمن استفاده می‌شود. آلتمن و هوتچیکس [17] معتقد بودند از این مدل برای تحلیل ریسک اعتباری بنگاه‌های غیرتولیدی و شرکت‌های فعال در بازار سرمایه نیز می‌توان استفاده کرد. این معیار مشابه پژوهش وظیفه‌دوست و همکاران [14] به شرح رابطة (1) است:
|
رابطة (1)
|
که در آن:
Z: معیار Z آلتمن؛
: سرمایه در گردش به کل دارایی‌ها؛
: سود انباشته به کل دارایی‌ها؛
: درآمد قبل از بهره و مالیات به کل دارایی‌ها؛
: ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام به ارزش دفتری بدهی‌ها و
: فروش به کل دارایی‌ها.
نگارة 1- امتیاز برای رتبۀ اعتباری
|
امتیاز |
امتیاز Z |
وضعیت |
|
7 |
15/8≤ |
منطقة سلامت مالی |
|
6 |
15/8-00/7 |
|
|
5 |
00/7-40/6 |
|
|
4 |
40/6-65/5 |
|
|
3 |
65/5-75/4 |
منطقة تردید |
|
2 |
75/4-75/3 |
|
|
1 |
75/3-75/1 |
منطقة درماندگی مالی |
|
1 |
75/1≥ |
منبع: وظیفه‌دوست و همکاران [14]
مطابق نگارة 1، شرکتی که امتیاز کسب‌شده‌اش براساس معیار Z آلتمن بالاتر باشد، رتبۀ اعتباری بالاتری دارد و ریسک اعتباری‌اش کمتر خواهد بود.
متغیر مستقل
ارتباطات سیاسی (POLC): شرکتی را دارای ارتباطات سیاسی می‌نامند که در آن، حداقل یکی از سهام‌داران عمده (سهام‌داری که بیش از 10 درصد سهام شرکت را در اختیار دارد) از شخصیت‌های سابق یا زمان حاضر در دولت باشد. اگر شرکت دارای ارتباطات سیاسی باشد این متغیر برابر یک و در غیر این صورت برابر صفر خواهد بود. این متغیر در پژوهش حبیب و محمدی [28] احسان و همکاران [15] نیز با همین تعریف به کار رفته است.
متغیرهای کنترلی
در پژوهش حاضر بازده دارایی‌ها، اندازة شرکت و رشد فروش، متغیرهای کنترلی در نظر گرفته شده‌اند؛ زیرا انتظار داریم، همانند پژوهش‌های ریستریپو [44]، اکتو و اونیو [16]، شیبرو و همکاران [48]، سیگیتاس و یو [45] و احمدوند و همکاران [2] این متغیرها بر سیاست‌های تأمین مالی شرکت‌ها تأثیر بگذارند.
بازده دارایی‌ها (ROA): از نسبت سود خالص به مجموع دارایی‌های شرکت در سال مدنظر به دست می‌آید.
اندازة شرکت (SIZE): از لگاریتم مجموع ارزش دارایی‌های شرکت در پایان سال مالی مدنظر به دست می‌آید.
رشد فروش (GROW): از تفاوت مجموع فروش پایان دورة جاری و مجموع فروش پایان دورة مالی گذشته، تقسیم بر مجموع فروش پایان دورة مالی گذشته اندازه‌گیری می‌شود.
الگو‌های پژوهش
برای آزمون فرضیه‌های یک تا پنج پژوهش از مدل‌های رگرسیون چندمتغیرة یک تا پنج استفاده می‌شود.
|
مدل (1) |
|
|
مدل (2) |
|
|
مدل (3) |
|
|
مدل (4) |
|
|
مدل (5) |
که در مدل‌های بالا:
: نسبت بدهی‌های کوتاه‌مدت شرکت i در سال t؛
: نسبت بدهی‌های بلندمدت شرکت i در سال t؛
: نسبت مجموع بدهی‌های شرکت i در سال t؛
: هزینۀ بدهی شرکت i در سال t؛
: رتبۀ اعتباری شرکت i در سال t؛
: ارتباطات سیاسی شرکت i در سال t؛
: بازده دارایی‌های شرکت i در سال t؛
: اندازة شرکت i در سال t و
: رشد فروش شرکت i در سال t.
جامعة آماری و نمونة پژوهش
کلیة شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1390 تا 1396، جامعة آماری پژوهش حاضر را تشکیل می‌دهند. به‌دلیل گستردگی و حجم آماری جامعه و وجود برخی ناهماهنگی‌ها میان اعضای جامعه، شرایط زیر برای انتخاب نمونة آماری قرار داده شد.
با توجه به محدودیت‌های گفته‌شده در بالا، درنهایت از بین جامعة آماری به‌صورت حذف سیستماتیک، 150 شرکت نمونة پژوهش در نظر گرفته شدند.
نگارة 2- انتخاب نمونه پژوهش
|
شرح |
تعداد |
تعداد |
|
تعداد شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تا پایان سال 1396: |
|
700 |
|
تعداد شرکت‌هایی که در قلمرو زمانی سال‌های 1390 تا 1396 فعال نبودند: |
135 |
|
|
تعداد شرکت‌هایی که بعد از سال 1390 در بورس پذیرفته شدند: |
110 |
|
|
تعداد شرکت‌هایی که جزء هلدینگ، سرمایه‌گذاری، واسطه‌گری مالی، بانک، بیمه و لیزینگ بودند: |
62 |
|
|
تعداد شرکت‌هایی که در قلمرو زمانی پژوهش، تغییر سال مالی دادند یا سال مالی آنها منتهی به اسفند نبود: |
77 |
|
|
تعداد شرکت‌هایی که در قلمرو زمانی پژوهش توقف فعالیت داشتند: |
97 |
|
|
تعداد شرکت‌هایی که در قلمرو زمانی پژوهش اطلاعات مالی آنها در دسترس نبود: |
69 |
|
|
جمع شرکت‌های حذف‌شده: |
|
(550) |
|
تعداد شرکت‌های نمونة پژوهش: |
|
150 |
منبع: یافته‌های پژوهش
یافته‌های پژوهش
آمار توصیفی
اطلاعات مربوط به آمار توصیفی متغیرهای کمی پژوهش در نگارة 3 منعکس شده است. اصلی‌ترین شاخص مرکزی، میانگین است. براساس نگارة 3، میانگین نسبت مجموع بدهی‌های شرکت‌های بررسی‌شده طی سال‌های مورد آزمون 47/0 بوده است؛ یعنی به‌صورت میانگین، 47 درصد از ساختار سرمایة شرکت‌ها را بدهی‌ها تشکیل می‌دهند. انحراف معیار نیز نشان می‌دهد به‌طور میانگین، داده‌ها چه مقدار از مقدار متوسط فاصله دارند که هرچه کمتر باشد، نشان‌دهندة توزیع نرمال داده‌های مربوط به آن متغیر است. همان‌طور که مشاهده می‌شود، هزینۀ بدهی و اندازة شرکت، به‌ترتیب کمترین (05/0) و بیشترین (78/0) انحراف معیار را بین متغیرهای پژوهش دارند.
نگارة 3- آمار توصیفی متغیرهای کمی پژوهش
|
شرح |
میانگین |
میانه |
انحراف معیار |
حداکثر |
حداقل |
|
نسبت بدهی‌های کوتاه‌مدت |
13/0 |
14/0 |
12/0 |
71/0 |
09/0 |
|
نسبت بدهی‌های بلندمدت |
36/0 |
38/0 |
15/0 |
74/0 |
17/0 |
|
نسبت مجموع بدهی‌ها |
47/0 |
49/0 |
14/0 |
75/0 |
13/0 |
|
هزینة بدهی |
08/0 |
06/0 |
05/0 |
17/0 |
02/0 |
|
بازده دارایی‌ها |
16/0 |
12/0 |
37/0 |
35/1 |
27/0- |
|
اندازة شرکت |
06/6 |
91/5 |
78/0 |
19/8 |
05/4 |
|
رشد فروش |
15/0 |
11/0 |
17/0 |
86/0 |
08/0- |
منبع: یافته‌های پژوهش
نگارة 4-آمار توصیفی متغیرهای کیفی پژوهش
|
شرح |
ارتباطات سیاسی |
رتبۀ اعتباری |
||
|
تعداد |
درصد |
تعداد |
درصد |
|
|
0 |
756 |
00/72 |
- |
- |
|
1 |
294 |
00/28 |
201 |
15/19 |
|
2 |
- |
- |
126 |
00/12 |
|
3 |
- |
- |
98 |
34/9 |
|
4 |
- |
- |
105 |
00/10 |
|
5 |
- |
- |
137 |
01/13 |
|
6 |
- |
- |
144 |
72/13 |
|
7 |
- |
- |
239 |
78/22 |
|
جمع |
1050 |
100 |
1050 |
100 |
منبع: یافته‌های پژوهش
اطلاعات مربوط به آمار توصیفی متغیرهای کیفی پژوهش، در نگارة 4 منعکس شده است که براساس آن، تعداد 294 شرکت دارای ارتباطات سیاسی و 756 شرکت بدون ارتباطات سیاسی‌اند. همچنین، تعداد 201 شرکت در منطقة درماندگی مالی، 224 شرکت در منطقة تردید و 625 شرکت در منطقة سلامت مالی‌اند.
بررسی پایایی متغیرهای پژوهش
یکی از پیش‌فرض‌های رگرسیون، پایایی متغیرهای پژوهش است. پایایی متغیرهای استفاده‌شده در مدل، به این معناست که میانگین و واریانس متغیرها بین سال‌های مختلف ثابت بوده است؛ درنتیجه، استفاده از این متغیرها در مدل، باعث به وجود آمدن رگرسیون کاذب نخواهد شد. آزمون پایایی با استفاده از آزمون لوین، لین و چو انجام شده است. یافته‌های آزمون پایایی متغیرهای پژوهش در نگارة 5 نشان می‌دهند سطح معناداری تمامی متغیرها کمتر از پنج درصد است و متغیرهای پژوهش پایا هستند.
نگارة 5- پایایی متغیرها با استفاده از آزمون لوین، لین و چو
|
متغیرها |
آماره |
سطح معنادار |
|
نسبت بدهی‌های کوتاه‌مدت |
16/33- |
00/0 |
|
نسبت بدهی‌های بلندمدت |
18/35- |
00/0 |
|
نسبت مجموع بدهی‌ها |
49/30- |
00/0 |
|
هزینۀ بدهی |
61/43- |
00/0 |
|
رتبۀ اعتباری |
45/19- |
00/0 |
|
بازده دارایی‌ها |
68/36- |
00/0 |
|
اندازة شرکت |
37/16- |
00/0 |
|
رشد فروش |
01/23- |
00/0 |
منبع: یافته‌های پژوهش
مقایسة میانگین متغیرهای پژوهش
برای مقایسه میانگین متغیرهای پژوهش در شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی و بدون ارتباطات سیاسی از آزمون تی مقایسه‌ای استفاده شده است. یافته‌های حاصل از آزمون مذکور در نگارة 6 ارائه شده است. براساس نگارة 6، میانگین نسبت بدهی‌های کوتاه‌مدت در شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی 16/0 است و میانگین همین متغیر در شرکت‌های بدون ارتباطات سیاسی 12/0 است. با توجه به اینکه سطح معناداری آمارة تی کمتر از 5 درصد است، می‌توان پذیرفت میانگین این متغیر در شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی و بدون سیاسی متفاوت است و شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی، بدهی‌های کوتاه‌مدت بیشتری در ساختار سرمایة خود دارند. همچنین، با توجه به اینکه سطح معناداری آمارة تی برای متغیرهای پژوهش، به‌جزء بازده دارایی‌ها و رشد فروش، کمتر از 5 درصد است، می‌توان پذیرفت میانگین این متغیرها در شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی و شرکت‌های بدون ارتباطات سیاسی متفاوت است و میانگین متغیرهای نسبت بدهی‌های بلندمدت، نسبت مجموع بدهی‌ها، هزینۀ بدهی و اندازة شرکت در شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی بیشتر از شرکت‌های بدون ارتباطات سیاسی است؛ اما میانگین متغیر رتبۀ اعتباری در شرکت‌های بدون ارتباطات سیاسی، بیشتر از شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی است. همچنین، سطح معناداری برای بازده دارایی‌ها و رشد فروش، بالاتر از 5 درصد است؛ بنابراین، میانگین این متغیرها در شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی و بدون ارتباطات سیاسی تفاوت معناداری ندارند.
نگارة 6- مقایسة میانگین متغیرهای پژوهش
|
شرح |
میانگین دارای ارتباطات سیاسی |
میانگین بدون ارتباطات سیاسی |
آمارة تی |
سطح معنادار |
|
نسبت بدهی‌های کوتاه‌مدت |
16/0 |
12/0 |
78/2 |
00/0 |
|
نسبت بدهی‌های بلندمدت |
39/0 |
34/0 |
83/2 |
00/0 |
|
نسبت مجموع بدهی‌ها |
51/0 |
44/0 |
16/3 |
00/0 |
|
هزینۀ بدهی |
11/0 |
06/0 |
63/2 |
00/0 |
|
رتبۀ اعتباری |
97/3 |
43/4 |
84/3- |
00/0 |
|
بازده دارایی‌ها |
14/0 |
16/0 |
75/1- |
07/0 |
|
اندازة شرکت |
26/6 |
79/5 |
51/2 |
00/0 |
|
رشد فروش |
14/0 |
16/0 |
85/1- |
06/0 |
منبع: یافته‌های پژوهش
آزمون فرضیه‌های پژوهش
پیش از آزمون فرضیه‌های پژوهش به‌منظور انتخاب روش مناسب برای تخمین مدل‌های پژوهش در مقاطع و دوره‌های زمانی مختلف داده‌های ترکیبی، از آزمون اف مقید (چاو) استفاده شده است. مطابق نگارة 7 برای تخمین مدل‌های یک تا پنج پژوهش، با توجه به اینکه سطح خطای آزمون چاو کمتر از 5 درصد است، از داده‌های تلفیقی استفاده می‌شود؛ بنابراین، برای تعیین روش اثرات ثابت یا تصادفی از آزمون هاسمن استفاده شده است. سطح خطای آزمون هاسمن در مدل‌های یک تا چهار پژوهش، کمتر از 5 درصد است؛ ازاین‌رو نوع مدل منتخب اثرات ثابت است. همچنین، سطح خطای آزمون هاسمن در مدل پنج پژوهش، بیشتر از 5 درصد است؛ بنابراین، نوع مدل منتخب اثرات تصادفی است.
با توجه به یافته‌های حاصل از آزمون فرضیه‌های پژوهش در نگارة 7، سطح معناداری برای هریک از متغیرها و برای کل مدل در سطح اطمینان 5 درصد محاسبه شده است. ضریب تعیین، نسبت یا درصد تغییرات کل در متغیر وابسته را اندازه می‌گیرد که با مدل رگرسیون توضیح داده شده است. با توجه به ضریب تعیین تعدیل‌شدة مدل برازش‌شدة فرضیه‌های پژوهش، می‌توان ادعا کرد به‌ترتیب حدود 27، 31، 36، 45 و 41 درصد از تغییرات متغیرهای وابستة مدل‌های یک تا پنج با متغیرهای مستقل و کنترلی هر مدل توضیح داده می‌شوند. خودهمبستگی سریالی نقض یکی از فرض‌های استاندارد مدل رگرسیون است. از آمارة دوربین - واتسون برای تعیین وجود داشتن یا نداشتن خودهمبستگی در الگوی رگرسیون استفاده می‌شود. آمارة دوربین - واتسون محاسبه‌شده برای مدل‌های یک تا پنج، به‌ترتیب 86/1، 74/1، 81/1، 01/2 و 73/1 است و همة مقادیر بین 5/1 تا 5/2 هستند؛ بنابراین، فرض وجود همبستگی بین خطاها رد می‌شود و می‌توان پذیرفت خطاها در مدل‌های پژوهش مستقل بوده‌اند؛ درنتیجه، از مدل‌های رگرسیون می‌توان استفاده کرد. همچنین، سطح معناداری آمارة اف برای تمام مدل‌های پژوهش، کمتر از 5 درصد است؛ ازاین‌رو می‌توان پذیرفت در هریک از مدل‌های پژوهش، دست‌کم یکی از متغیرهای مستقل یا کنترلی، رابطة خطی با متغیر وابسته دارد و یافته‌های مدل‌های پژوهش برای روابط متغیرهای مستقل و کنترلی با متغیر وابسته قابل اتکاست.
با توجه به نگارة 7 به‌ترتیب آمارة تی و سطح معناداری برای متغیر ارتباطات سیاسی در مدل یک 73/2 و 00/0 است. از آنجا که سطح معناداری کمتر از سطح خطای 5 درصد است، می‌توان پذیرفت ارتباطات سیاسی بر نسبت بدهی‌های کوتاه‌مدت تأثیر معناداری دارد و فرضیة یک پذیرفته می‌شود. با توجه به مثبت‌بودن ضریب متغیر، می‌توان پذیرفت ارتباطات سیاسی بر نسبت بدهی‌های کوتاه‌مدت تأثیر مثبت معناداری دارد. در مدل دو نیز آمارة تی و سطح معناداری برای متغیر ارتباطات سیاسی 84/2 و 00/0 است. از آنجا که سطح معناداری، کمتر از سطح خطای 5 درصد است، می‌توان پذیرفت ارتباطات سیاسی بر نسبت بدهی‌های بلندمدت تأثیر معناداری دارد و فرضیة دو پذیرفته می‌شود. با توجه به مثبت‌بودن ضریب متغیر، می‌توان پذیرفت ارتباطات سیاسی بر نسبت بدهی‌های بلندمدت تأثیر مثبت معناداری دارد. همچنین در مدل سه، آمارة تی و سطح معناداری برای متغیر ارتباطات سیاسی 02/3 و 00/0 است. از آنجا که سطح معناداری کمتر از سطح خطای 5 درصد است، می‌توان پذیرفت ارتباطات سیاسی بر نسبت مجموع بدهی‌ها تأثیر معناداری دارد و فرضیة سه پذیرفته می‌شود. با توجه به مثبت‌بودن ضریب متغیر، می‌توان پذیرفت ارتباطات سیاسی بر مجموع بدهی‌ها تأثیر مثبت معناداری دارد. در مدل چهار، آمارة تی و سطح معناداری برای متغیر ارتباطات سیاسی 90/2 و 00/0 است. با توجه به اینکه سطح معناداری، کمتر از سطح خطای 5 درصد است، می‌توان پذیرفت ارتباطات سیاسی بر هزینۀ بدهی تأثیر معناداری دارد و فرضیة چهار پذیرفته می‌شود. با توجه به مثبت‌بودن ضریب متغیر، می‌توان پذیرفت ارتباطات سیاسی بر هزینۀ بدهی تأثیر مثبت معناداری دارد. همچنین در مدل پنج، آمارة تی و سطح معناداری برای متغیر ارتباطات سیاسی 97/2- و 00/0 است. با توجه به اینکه سطح معناداری، کمتر از سطح خطای 5 درصد است، می‌توان پذیرفت ارتباطات سیاسی بر رتبۀ اعتباری شرکت‌ها تأثیر معناداری دارد و فرضیة پنج پذیرفته می‌شود. با توجه به منفی‌بودن ضریب متغیر، می‌توان پذیرفت ارتباطات سیاسی بر رتبۀ اعتباری شرکت‌ها تأثیر منفی معناداری دارد.
نگارة 7- یافته‌های حاصل از آزمون فرضیه‌های پژوهش
|
متغیر |
شرح |
مدل 1 |
مدل 2 |
مدل 3 |
مدل 4 |
مدل 5 |
|
عرض از مبدأ |
ضریب |
23/0 |
29/0 |
37/0 |
12/0 |
24/1 |
|
آمارة تی |
91/3 |
01/4 |
72/4 |
21/6 |
55/2 |
|
|
سطح معنادار |
00/0 |
00/0 |
00/0 |
00/0 |
00/0 |
|
|
ارتباطات سیاسی |
ضریب |
08/0 |
09/0 |
12/0 |
04/0 |
02/0- |
|
آمارة تی |
73/2 |
84/2 |
02/3 |
90/2 |
97/2- |
|
|
سطح معنادار |
00/0 |
00/0 |
00/0 |
00/0 |
00/0 |
|
|
بازده دارایی‌ها |
ضریب |
08/0- |
07/0- |
09/0- |
04/0- |
02/0 |
|
آمارة تی |
19/3- |
24/3- |
35/3- |
56/2- |
36/2 |
|
|
سطح معنادار |
00/0 |
00/0 |
00/0 |
00/0 |
01/0 |
|
|
اندازة شرکت |
ضریب |
07/0 |
08/0 |
09/0 |
06/0- |
03/0 |
|
آمارة تی |
84/2 |
92/2 |
05/3 |
09/2- |
91/2 |
|
|
سطح معنادار |
00/0 |
00/0 |
00/0 |
04/0 |
00/0 |
|
|
رشد فروش |
ضریب |
11/0- |
08/0- |
10/0- |
03/0- |
06/0 |
|
آمارة تی |
16/3- |
70/2- |
96/2- |
94/2- |
58/3 |
|
|
سطح معنادار |
00/0 |
00/0 |
00/0 |
00/0 |
00/0 |
|
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
27/0 |
31/0 |
36/0 |
45/0 |
41/0 |
|
|
آمارة اف |
83/7 |
24/8 |
93/8 |
32/15 |
34/17 |
|
|
سطح معناداری |
00/0 |
00/0 |
00/0 |
00/0 |
00/0 |
|
|
دوربین واتسون |
86/1 |
74/1 |
81/1 |
01/2 |
73/1 |
|
|
آمارة آزمون چاو |
73/7 |
64/7 |
80/7 |
94/6 |
34/8 |
|
|
سطح معنادار |
00/0 |
00/0 |
00/0 |
00/0 |
00/0 |
|
|
آمارة آزمون هاسمن |
24/16 |
41/18 |
43/15 |
92/11 |
83/9 |
|
|
سطح معنادار |
00/0 |
00/0 |
00/0 |
02/0 |
08/0 |
|
منبع: یافته‌های پژوهش
همچنین با توجه به نگارة 7، سطح معناداری بازده دارایی‌ها و رشد فروش، کمتر از سطح خطای 5 درصد است؛ بنابراین، می‌توان پذیرفت این متغیرها به‌ترتیب بر نسبت بدهی‌های کوتاه‌مدت، نسبت بدهی‌های بلندمدت، نسبت مجموع بدهی‌ها و هزینۀ بدهی، تأثیر منفی معنادار و بر رتبۀ اعتباری شرکت‌ها تأثیر مثبت معنادار دارند. اندازة شرکت نیز سطح معناداری آن، کمتر از سطح خطای 5 درصد است؛ بنابراین، می‌توان پذیرفت این متغیر بر نسبت بدهی‌های کوتاه‌مدت، نسبت بدهی‌های بلندمدت، نسبت مجموع بدهی‌ها و رتبۀ اعتباری شرکت‌ها تأثیر مثبت معنادار و بر هزینۀ بدهی تأثیر منفی معنادار دارد.
بحث و نتیجه‌گیری
شرکت‌ها تمایل زیادی به برقراری ارتباط با دولت دارند؛ زیرا منافعی نظیر دسترسی آسان به منابع خارجی در زمان تأمین مالی با کمترین هزینه را خواهند داشت؛ ازاین‌رو پژوهش حاضر با هدف بررسی تأثیر ارتباطات سیاسی بر سیاست‌های تأمین مالی انجام شد. نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های یک تا سه پژوهش نشان می‌دهند ارتباطات سیاسی بر نسبت بدهی‌های کوتاه‌مدت، نسبت بدهی‌های بلندمدت و نسبت مجموع بدهی‌ها تأثیر مثبت و معناداری دارد و شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی نسبت به شرکت‌های بدون ارتباطات سیاسی، بدهی‌های بیشتری در ساختار سرمایة خود دارند. این بدان معناست که شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی، با توجه به ارتباطات ایجادشدة شرکت با دولت، از این روابط استفاده می‌کنند و در سایة حمایت دولت نسبت به سایر شرکت‌ها در شرایط بهتری از لحاظ تأمین مالی قرار دارند؛ ازاین‌رو در ساختار سرمایة شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی، نسبت بدهی‌ها بالاتر است. نتایج این فرضیه‌های پژوهش با یافته‌های پژوهش‌های نیلا و فیروز [41] و لسوئید [34] هم‌خوانی دارند. همچنین، یکی از مسائل پیش روی شرکت‌ها در زمان تصمیم‌گیری در خصوص تأمین مالی، کاهش هزینة بدهی است. هزینۀ بدهی نشان‌دهندة بازده مورد توقع وام‌دهندگان است. نتایج حاصل از آزمون فرضیة چهار پژوهش نشان دادند ارتباطات سیاسی بر هزینۀ بدهی شرکت‌ها تأثیر مثبت معناداری دارد و در شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی نسبت به شرکت‌های بدون ارتباطات سیاسی هزینۀ بدهی بالاتر است. نتایج این فرضیة پژوهش با نتایج پژوهش‌های لسوئید [34] هم‌خوانی دارند. برخی پژوهشگران نظیر سیلوا و همکاران [46] معتقدند شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی توانایی تأمین مالی با هزینة پایین‌تری نسبت به سایر شرکت‌ها دارند؛ اما به نظر می‌رسد شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی در بورس اوراق بهادار تهران در این هدف با مشکل مواجه‌اند؛ زیرا با توجه به یافته‌های برخی پژوهش‌ها، شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی به‌دلیل وجود بدهی زیاد در ساختار سرمایه و مسائل مرتبط با گزارشگری مالی، درگیر مسائل تضاد نمایندگی‌اند. ازاین‌رو اعتباردهندگان با توجه به ریسک شرکت، نرخ بهرة بالاتری طلب می‌کنند. همچنین، رتبۀ اعتباری شرکت از موضوعات با اهمیت در زمان تأمین مالی است که اعتباردهندگان به آن توجه دارند. هرچه رتبۀ اعتباری شرکت بالاتر باشد، ریسک اعتباری کمتر خواهد بود. نتایج حاصل از آزمون فرضیة پنج پژوهش نشان دادند ارتباطات سیاسی بر رتبۀ اعتباری شرکت‌ها تأثیر منفی معناداری دارد و شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی نسبت به شرکت‌های بدون ارتباطات سیاسی رتبۀ اعتباری پایین‌تر دارند. به‌طور کلی، با توجه به پایین‌تربودن رتبۀ اعتباری در شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی، ریسک اعتباری آنها بالاتر است. ازاین‌رو اعتبار دهندگان برای تأمین مالی شرکت، نرخ بهرة بالاتری طلب می‌کنند؛ درنتیجه، هزینۀ بدهی در شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی نسبت به سایر شرکت‌ها بالاتر است؛ اما باوجود بالابودن ریسک اعتباری در شرکت‌های دارای ارتباطات سیاسی، این شرکت‌ها در تأمین مالی از طریق بدهی‌های کوتاه‌مدت و بلندمدت نسبت به سایر شرکت‌ها موفق‌ترند.
همچنین، نتایج نشان می‌دهد اندازة شرکت بر نسبت بدهی‌ها و رتبۀ اعتباری شرکت‌ها، تأثیر مثبت معنادار و بر هزینۀ بدهی تأثیر منفی معنادار دارد. براساس مدل موازنة ایستا، شرکت‌های بزرگ‌تر، ظرفیت استقراض بیشتری دارند و سود‌های بیشتری کسب می‌کنند. شرکت‌های بزرگ‌تر، جریان‌های نقدی پایدار‌تری نیز دارند و ثبات وجه نقد باعث کاهش ریسک اعتباری، کاهش هزینۀ بدهی و افزایش رتبۀ اعتباری شرکت می‌شود. این نتایج با یافته‌های پژوهش‌های اکتو و اونیو [16] و شیبرو و همکاران [48] هم‌خوانی دارند. بازده دارایی‌ها و رشد فروش نیز بر نسبت بدهی‌ها و هزینۀ بدهی، تأثیر منفی معنادار و بر رتبۀ اعتباری شرکت‌ها تأثیر مثبت معنادار دارند. افزایش بازده دارایی‌ها و رشد فروش، توان شرکت برای بازپرداخت بدهی‌های شرکت را افزایش می‌دهد؛ درنتیجه، میزان بدهی‌های شرکت کاهش می‌یابد. ازاین‌رو ریسک اعتباری و هزینۀ بدهی، کاهش و رتبۀ اعتباری شرکت افزایش می‌یابد. این نتایج با یافته‌های پژوهش‌های اکتو و اونیو [16] و سیگیتاس و یو [45] هم‌خوانی دارند.
با توجه نتایج پژوهش حاضر، پیشنهادهایی برای استفاده از نتایج، به شرح زیر ارائه می‌شوند:
10. رهنمای رودپشتی، فریدون و عبدالرضا محسنی (1397). ارتباطات سیاسی، سود نقدی و بازده سهام در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، دانش مالی تحلیل اوراق بهادار، شماره 38، 144-129.
11. ره‌نورد، راضیه، محسنی، عبدالرضا و فضل‌الله لک (1396). رابطة بین ارتباطات سیاسی و عملکرد شرکت، https://www.civilica.com/Paper-MEAHBT01-MEAHBT01_252.html
12. محسنی، عبدالرضا (1397). بررسی رابطة بین ارتباطات سیاسی و هزینة سرمایه حقوق صاحبان سهام در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، مهندسی مالی و اوراق بهادار تهران، شماره 34، 291-273.
14. وظیفه‌دوست، حسین، احمدوند، میثم و ساده‌وند محمدجواد (1395). آزمون تأثیر عوامل حاکمیت شرکتی بر رتبة اعتباری در قالب مدل امتیاز بازار نوظهور (مورد مطالعه: بورس اوراق بهادار تهران)، دانش تحلیل اوراق بهادار، شماره 30، 113-95.
15. Ahsan, H., Al‐Hadi, A., Al‐Yahyaee, K., & Eulaiwi, B. (2017). Joint audit, political connections and cost of debt capital. International Journal of Auditing. Vol. 21, No. 3, pp. 249-270.
16. Akoto, R. K., & Awunyo-Vitor, D.(2014) What Determines the Debt Policy of Listed Manufacturing Firms in Ghana. International Business Research, Vol. 7, No. 1, pp.42-48.
17. Altman, E. I., & Hotchkiss, E. (2005). Corporate financial distress and bankruptcy: predict and avoid bankruptcy, analyze and invest in distressed debt (3rd ed.). New York: John Wiley and Sons.
18. Bliss, M., & Gul, F. A. (2012).Political connections and cost of debt: Some Malaysian evidence. Journal of Banking & Finance, Vol. 36, No. 1, pp. 1520–7.
19. Boubakri, N., Guedhami, O., Mishra, D., & Saffar, W. (2012). Political connections and the cost of equity capital. Journal of Corporate Finance, Vol. 18, No. 1, pp. 541–59.
20. Braama G., Monomita, N., Weitzela, U., & Lodh, S. (2015). Accrual-based and real earnings management and political connections. The International Journal of Accounting, Vol. 50, No. 1, pp. 111–141.
21. Choy, H., Gul, F.A., & Yao, J. (2011). Does political economy reduce agency costs? Some evidence from dividend policies around the world. Journal of Empirical Finance, Vol. 18, No. 1, pp. 16-35.
22. Chung, H. S., & Chih, Y. L. (2016). Political connections, financial constraints, and corporate investment. Review of Quantitative Finance and Accounting, Vol. 7, No. 2, pp. 343–368.
23. Cull, R., Li, W., Sun, B. & Xu, L.C. (2015). Government connections and financial constraints: evidence from a large representative sample of Chinese firms. Journal of Corporate Finance, Vol. 32, No. 1, pp. 271-294
24. Ding, S., Jia, C., Wilson, C., & Wu, Z. (2014). Political connections and agency conflicts: the roles of owner and manager political influence on executive compensation. Review of Quantitative Finance and Accounting, Vol. 45 No. 2, pp. 407-434.
25. Faccio, M. (2010). Differences between politically-connected and non-connected firms: a cross country analysis. Financial Management, Vol. 39, No. 3, pp. 905-928.
26. Faccio, M., Masulis, R. W., & McConnell, J. J. (2006). Political connections and corporate bailouts. The Journal of Finance, Vol. 61 No. 6, pp. 2597-2635.
27. Gray, S., Mirkovic, A., & Ragunathan, V. (2006). The determinants of credit ratings: Australian evidence. Australian Journal of Management, Vol. 31, No. 2, pp. 333-354.
28. Habib, A., & Muhammadi, A. H. (2018). Political connections and audit report lag: Indonesian evidence. International Journal of Accounting & Information Management, Vol. 26, No. 1, pp.59-80.
29. Hamdan, A. (2012). The Accounting Conservatism and Earnings Quality in Bahrain Stock Exchange . Journal of gulf and Arabic Peninsula Studies , Vol. 38, No. 14, pp. 152-169.
30. Houston, J. F., Jiang, L., Lin, C., & Ma, Y. (2014). Political connections and the cost of bank loans. Journal of Accounting Research, Vol. 52, No. 1, pp. 193-243.
31. Khan,A, Dessalegn, G, Mihret, M & Muttakin, B. (2016). Corporate political connections, agency costs and audit quality. International Journal of Accounting & Information Management, Vol. 24, No. 4, pp. 357 – 374
32. Khwaja, A., & Mian, A. (2005). Do lenders favour politically-connected firms? Rent provision in an emerging financial market. Quarterly Journal of Economics, Vol. 120, No. 4, pp. 1371-1411.
33. Klock, M. S., Mansi, S. A., & Maxwell, W. F, (2005).Does Corporate Governance Matter to Bondholders?. Journal of Financial and Quantitative Analysis, Vol.40, No.4, pp.693-719.
34. Lassoued, N. (2014). Benefits and costs of political connections: evidence from Tunisia. Int. J. Accounting, Auditing and Performance Evaluation, Vol. 10, No. 3, pp. 299-325.
35. Lee, W., & Wang, L. (2017). Do political connections affect stock price crash risk? Firm-level evidence from China. Review of Quantitative Finance and Accounting, Vol. 48, No. 3, pp. 643-676.
36. Leng, L., Xiaorong, Z., Quanxi, L., Pingping, S., Haijiane, Z. (2016) , Political connections, overinvestments and firm performance: Evidence from Chinese listed real estate firms. Finance Research Letters, Vol. 18, No. 1, pp. 328-333.
37. Li, S. & Richhie, N.(2016). Income smoothing and the cost of debt. China Journal of Accounting Research, Vol. 9, No. 1, pp. 175–190.
38. Lin, T., Chang, H., Yu, Hui, F., & Kao, C. (2019). The impact of political connections and business groups on cash holdings: Evidence from Chinese listed firms. Global Finance Journal, Vol. 40, No. 3, pp. 65-73.
39. Maaloul, A., Chakroun, R., & Yahyaoui, S. (2018). The effect of political connections on companies’ performance and value: Evidence from Tunisian companies after the revolution", Journal of Accounting in Emerging Economies, Vol. 8, No. 2, pp. 185-204.
40. Murcia, F. C. S., Fernando, D. M., Suliani, R., & José, A. B. (2014). The Determinants of Credit Rating: Brazilian Evidence. Retrieved from: http: //www. anpad. org. br/bar.
41. Neila, B., & Fayrouz, B. (2017). Political Connections and Debt Access: The Case of Tunisian. International Journal of Economics and Financial. Vol. 7, No. 3, pp. 180-185.
42. Nelly Sari, R. & Anugerah, R. (2011). The Effect Of Corporate Transparency On Firm Performance: Emperical Evidence From Indonesian Listed Companies. Modern Accounting and Auditing, Vol. 7, No. 8, pp. 773-783.
43. Pomerleano, M. (1999). The East Asia crisis and corporate finances: The untold micro story. Working paper, World Bank Policy Research Working Paper. No. 1990.
44. Restrepo, F. (2013). Credit Ratings and the Cost of Debt: The Sovereign Ceiling Channel, DOI: 10.2139/ssrn.2349185.
45. Sigitas, K., & Yu, F . (2017). The impact of interest rates on firms' financing policies. Journal of Corporate Finance. Vol. 45, No. 1, pp. 262-293.
46. Silva, J., Xavier, W., Gambirage, C., & Camilo, S. (2018). The Influence of Political Connections on the Cost of Capital and the Performance of Companies Listed on B3, BBR. Brazilian Business Review, Vol. 15, No. 4, pp. 317-330.
47. Sivilize, S., Wongchoti, U., & Young, M. (2015). Political Connection and Stock Returns: A Longitudinal Study. The Financial Review. Vol. 50, No. 1, pp. 89–119.
48. Shibru, M., Kedir, H., Mekonnen, Y. (2015). Factors Affecting the Financing Policy of Commercial Banks in Ethiopia. International Journal of Research in Business and Social Science IJRBS. Vol.4 , No.2, pp. 44-53.
49. Sukhahuta,D., Lonkani,R., Tangsomchai,C., & Jomjai Sampet. (2016). Effect of Corporate Governance on Relationship Between CEO Power and Cost of Equity, The Social Sciences, Vol. 11, No. 17, pp. 4272-4284.
)
