تأثیر تعدیلات سنواتی بر هزینه حقوق صاحبان سهام عادی (نرخ بازده مورد انتظار سرمایه‌گذاران)

هزینه سرمایه عبارت است از حداقل نرخ بازدهى که شرکت باید به‌دست آورد تا بازده مورد انتظار سرمایه‌گذاران در شرکت تأمین شود. در صورتی که بازده مورد انتظار از هزینه سرمایه کمتر باشد، ارزش واحد تجاری کاهش خواهد یافت. بنابراین، مدیریت برای حفظ ارزش واحد تجاری باید تلاش کند بازده مورد انتظار را حداقل به سطح هزینه سرمایه برساند. در این میان کلید موفقیت کاهش هزینه سرمایه است. در صورتی که مدیریت موفق شود هزینه سرمایه واحد تجاری را کاهش دهد، بازده مورد انتظار مازاد ناشی از اجرای پروژه‌های سودآوری که برای واحدهای تجاری رقیب با هزینه سرمایه بالاتر مقرون به صرفه نیست، بر ارزش واحد تجاری خواهد افزود. بازده مورد انتظار سهامداران تحت تأثیر ریسک اطلاعات قرار دارد و ریسک اطلاعات به میزان اطلاعات شخصی، اطلاعات عمومی و شفافیت اطلاعات بستگی دارد، به گونه‌ای که هر چه شفافیت اطلاعات ارائه شده کمتر باشد، افزایش صرف ریسک ناشی از شرایط ابهام، بازده مورد انتظار سرمایه‌گذاران بالاتر می‌رود. سهامداران نیز در تعیین نرخ بازده مورد انتظار خود بر صورت‌های مالی شرکت، به ویژه سود گزارش شده تکیه می‌کنند. بنابراین شفافیت سود حسابداری گزارش شده در برآورد هزینه حقوق صاحبان سهام[1] و نرخ بازده مورد انتظار سرمایه‌گذاران مؤثر است.

وجود تعدیلات سنواتی[2] در حساب گردش سود و زیان انباشته، نشان دهنده این است که صورت‌های مالی سال‌های گذشته حاوی اشتباهات مهمی است. لذا این تعدیلات سنواتی حامل پیامی منفی در مورد اعتبار صورت‌های مالی است. این امر موجب ایجاد فضای بی‌اعتمادی در بازار سرمایه، زیان ناشی از تصمیم اشتباه استفاده‌کنندگان صورت‌های مالی و تلاش برای دسترسی به اطلاعات در بیرون از بورس می‌شود. وجود تعدیلات سنواتی نشانه‌ای از دستکاری ارقام صورت‌های مالی است. یعنی شرکت‌ها سود دوره مالی را بیش از واقع نشان می‌دهند و در دوره‌های مالی بعد با استفاده از تعدیلات سنواتی منفی، آثار سودهای دوره (های) قبل را خنثی می‌نمایند. این امر می‌تواند موجب سلب اعتماد بازار سرمایه و در نتیجه افزایش ریسک شرکت گردد. افزایش ریسک نیز سبب افزایش نرخ بازده مورد انتظار سرمایه‌گذاران یا به عبارت دیگر، افزایش هزینه حقوق صاحبان سهام می‌گردد که می‌تواند تأثیر منفی بر ارزش شرکت داشته باشد.

تحقیقات انجام شده در سطح بین‌الملل حاکی از تأثیر مثبت تعدیلات سنواتی بر هزینه حقوق صاحبان سهام و نرخ بازده مورد انتظار سرمایه‌گذاران است. از آنجایی که محیط اقتصادی و اجتماعی ایران متفاوت از سایر کشورها می‌باشد، ممکن است تأثیر متفاوتی داشته باشد. لازم به ذکر که طبق تحقیق گذشته تعدیلات سنواتی در ایران نسبت به سایر کشورها بسیار بیشتر است و با توجه به قابل توجه بودن این گونه تعدیلات ممکن است سرمایه‌گذاران در ایران واکنش چندانی به تعدیلات سنواتی نشان ندهند. از سوی دیگر، برخی از تعدیلات دارای تأثیر مثبت بر سود انباشته است و برخی نیز دارای تأثیر منفی بر سود انباشته است و سبب کاهش سود انباشته می‌شود. واکنش سرمایه‌گذاران نسبت به این دو نوع تعدیلات ممکن است متفاوت باشد. به نظر می‌رسد تعدیلاتی که دارای تأثیرات کاهنده بر سود انباشته است، بار منفی بیشتری بر هزینه حقوق صاحبان سهام و نرخ بازده مورد انتظار سرمایه‌گذاران داشته باشد. با توجه به مطالب گفته شده، این تحقیق در پی پاسخ به این سوال است که آیا تعدیلات سنواتی منجر به افزایش هزینه حقوق صاحبان سهام و نرخ بازده مورد انتظار سرمایه‌گذاران می‌شود؟ همچنین، آیا تأثیر تعدیلات سنواتی منفی و مثبت یکسان است یا تعدیلات سنواتی منفی دارای بار منفی بیشتری است؟

مبانی نظری و فرضیه‌های پژوهش

شرکت‌ها معمولاً باید اثرات اصلاح اشتباه بااهمیت دوره‌های گذشته و یا تغییر رویه‌های حسابداری را در قالب تعدیلات سنواتی گزارش کنند و به دنبال آن صورت‌های مالی مقایسه‌ای را ارائه کنند. تعدیلات سنواتی یعنی اقلام بااهمیت مربوط به سنوات قبل که در تعدیل مانده سود (زیان) انباشته ابتدای دوره منظور می‌گردد و محدود به اقلامی می‌شود که از تغییر در رویه و اصلاح اشتباه ناشی می‌شود که اصلاحات‌ تکرار شونده‌ معمول‌ و تعدیل‌ برآوردهای‌ انجام‌ شده‌ در سنوات‌ قبل‌ را نیز شامل‌ نمی‌شود. وجود تعدیلات سنواتی و متعاقب آن تجدید ارائه صورت‌های مالی بر مربوط بودن و قابلیت اتکای اطلاعات مالی اثر منفی دارد. با این حال، طی سالهای اخیر تعدیلات سنواتی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران رواج زیادی داشته است.

اگرچه ارائه مجدد صورت‌های مالی، پدیده‌ای جدید نیست اما به دلیل وجود روش‌های حسابداری متهورانه، بی‌نظمی‌های حسابداری یا تقلب در حسابداری، تعداد و مبلغ ارائه مجدد سود شرکت‌ها در طول چند سال گذشته به طور چشم‌گیری افزایش یافته است. بنابراین، توجه بسیاری از سرمایه‌گذاران، تحلیل‌گران و تدوین‌کنندگان مقررات به موضوع تجدید ارائه جلب شده است [27]. از آنجا که سرمایه‌گذاران توازن بین ریسک و بازده را مبنای تصمیم‌گیری خود قرار می‌دهند لذا علاقه‌مند هستند تا بازده مورد انتظار آتی سرمایه‌گذاری خود را به کمک اطلاعات گزارش شده توسط شرکت و سایر شواهد برآورد کنند. هرچه کیفیت اطلاعات ارائه شده بالاتر باشد، از میزان ریسک شرکت کاسته شده و هزینه حقوق صاحبان سهام و نرخ بازده مورد انتظار سرمایه‌گذاران نیز کاهش خواهد یافت و بالعکس.

تحقیقات انجام شده در ایران نشان می‌دهند که مبلغ تعدیلات سنواتی بخش مهمی از صورت سود و زیان و گردش حساب سود را به خود اختصاص داده است [3 و 10]. وجود تعدیلات سنواتی بااهمیت نشانه‌هایی از بازی با ارقام صورت‌های مالی به ویژه بیش‌نمایی یا کم‌نمایی سود را به نمایش می‌گذارد. گرچه این بیش‌نمایی یا کم‌نمایی، در دوره‌های بعد با استفاده از تعدیلات سنواتی جبران می‌شود ولی با توجه به اینکه سود در دوره جاری به نحو منصفانه ارائه نمی‌شود. لذا شاخص‌های تصمیم‌گیری مهمی مانند سود هر سهم و نسبت قیمت به سود، اطلاعات تحریف شده‌ای را ارائه خواهند نمود. در صورتی که تعدیلات سنواتی بااهمیت باشد، به ویژه زمانی که مربوط به اشتباهات دوره‌های قبل است، از قابلیت اتکاء صورتهای مالی می‌کاهد و کیفیت اطلاعات ارائه شده کاهش می‌یابد. کاهش کیفیت اطلاعات نیز منجر به افزایش ریسک شرکت می‌شود. در نتیجه، سهامداران خواهان صرف ریسک بالاتری خواهند بود و به تبع آن نرخ بازده مورد انتظار آنها افزایش می‌یابد که در نهایت منجر به افزایش هزینه حقوق صاحبان سهام و کاهش ارزش شرکت می‌شود.

تعدیلات سنواتی برای بازار، حاوی اطلاعات جدیدی است. از دیدگاه سرمایه‌گذاران، اخبار تعدیلات سنواتی فقط بیانگر مشکلات عملکرد دوره گذشته نیست بلکه نوعی پیش‌بینی مشکلات آتی برای شرکت و مدیریت آن نیز محسوب می‌شود و موجب سلب اطمینان سرمایه‌گذاران نسبت به اعتبار و شایستگی مدیریت و کاهش کیفیت سودهای گزارش شده می‌گردد. در حقیقت تعدیلات سنواتی و متعاقب آن ارائه مجدد صورت‌های مالی به صورت شفاف و صریح، پیام و علائمی درباره قابل اتکا نبودن صورت‌های مالی دوره‌های گذشته و کیفیت پایین آن‌ها ارائه می‌دهد. بنابراین متعاقب ارائه مجدد، انتظارات سرمایه‌گذاران در ارتباط با جریان‌های نقدی آتی و نرخ بازده مورد انتظار آن‌ها تغییر می‌یابد [28].

تجدید ارائه صورت‌های مالی موجب افزایش عدم اطمینان اطلاعات در میان سرمایه‌گذاران می‌شود. لذا سرمایه‌گذاران نرخ بازدهی بیشتری را انتظار دارند که این منجر به افزایش هزینه سرمایه شرکت می‌شود. مطالعات انجام شده در سطح بین‌الملل نشان داده‌اند که تجدید ارائه صورت‌های مالی منجر به کاهش قابل توجهی در ارزش شرکت با برآورد بازده غیرعادی از 4% به 12% در نمونه‌های مورد بررسی شده است [15،24،18]. این کاهش در ارزش بازار به عوامل مختلفی از جمله تجدید نظر در سود مورد انتظار آتی با توجه به نبود سودهای گذشته، تجدید نظر در نرخ رشد مورد انتظار، عدم اطمینان در مورد صداقت و شایستگی مدیریت و شناخت در مورد کیفیت کلی سود، بستگی دارد. همچنین، برخی از این عوامل از طریق کاهش مستقیم در جریان نقدی مورد انتظار، ارزش شرکت را کاهش می‌دهند. کاهش دیگر ارزش شرکت از طریق نرخ تنزیلی که سرمایه‌گذاران برای جریان نقدی مورد انتظار خود در نظر می‌گیرند (از قبیل هزینه سرمایه) امکان‌پذیر است.

نتایج تحقیق هری باری و جنکینز (2040) نشان داد که کاهش در سود آتی مورد انتظار و افزایش در هزینه سرمایه هر دو منجر به کاهش معناداری در ارزش شرکت می‌شوند. با توجه به مدل ارزشیابی مورد استفاده درصد افزایش در هزینه سرمایه بلافاصله در ماه بعد از تجدید ارائه به طور متوسط بین 7% و 19% بوده است. آنها همچنین، نشان دادند تجدید ارائه‌هایی که توسط حسابرسان انجام می‌شود موجب افزایش بیشتری در نرخ بازده مورد انتظار سرمایه‌گذاران می‌شود و شرکت‌هایی که به طور متوسط اهرم مالی بزرگتری دارند افزایش بیشتری در هزینه حقوق صاحبانشان رخ می‌دهد [22]. دیچو و همکاران (1996)، آندرسون و یان (2002) و پالمروس و همکاران (2004) گزارش کردند که تجدید ارائه حسابداری منجر به کاهش ارزش شرکت و افزایش پراکندگی پیش‌بینی سود تحلیل‌گران می‌شود [15، 18، 24]. تحلیل‌های ایزیلی و اوهارا (2004) نشان می‌دهد که صحت و کمیت اطلاعات قابل دسترس برای سرمایه‌گذاران می‌تواند تأثیر معکوس بر نرخ بازده مورد انتظار سرمایه‌گذاران و هزینه سرمایه بگذارد [19].

کالن و همکاران (2002) دلایل احتمالی واکنش منفی بازار به تعدیلات سنواتی را ناشی از موارد زیر می‌دانند:

1- تجدید ارائه، اخبار و اطلاعات جدیدی حاکی از کاهش جریان‌های نقدی مورد انتظار آتی، به بازار منتقل می‌کند.

2- نشانه‌ای از سیستم  اطلاعاتی و گزارشگری حسابداری ضعیف و احتمالاً نقطه عطفی در ارتباط با بروز مشکلات مدیریتی شرکت است.

3- علامتی از رفتار فرصت‌طلبانه مدیریت است و مبین آن است که باید سودهای گزارش شده قبلی به دلیل به کارگرفتن روش‌های پذیرفته نشده، برآوردها و اشتباهات عمدی و سهوی اصلاح گردند [9]. ویلسون (2008) کاهش بلندمدت در محتوای اطلاعاتی سود پس از ارائه مجدد را مورد آزمون قرار داد. نتایج حاکی از این بود که سود پس از ارائه مجدد دارای محتوای اطلاعاتی نسبتاً کمتری است. مطالعات داخلی نیز حاکی از واکنش منفی بازار سرمایه به تعدیلات سنواتی است [26]. نتایج پژوهش شریعت پناهی و کاظمی (1389) حاکی از آن بود که تجدید ارائه صورت‌های مالی موجب کاهش محتوای اطلاعاتی سود می‌شود و شرکت‌هایی که عمده‌ترین دلیل تجدید ارائه صورت‌های مالی آنها اصلاح اشتباه ناشی از شناسایی درآمد است، محتوای اطلاعاتی سود آن‌ها کاهش یافته است [9]. ثقفی و همکاران (1390) نشان دادند که متعاقب تجدید ارائه صورت‌های مالی، کاهش بلندمدت در محتوای اطلاعاتی سود رخ داده است [4]. با توجه به مبانی نظری و مطالعات پیشین فرضیه‌های تحقیق به صورت زیر بیان شده است:

فرضیه 1: بین تعدیلات سنواتی و هزینه حقوق صاحبان سهام عادی ارتباط مثبت و معناداری وجود دارد.

 فرضیه 2: تأثیر تعدیلات سنواتی منفی در مقایسه با تعدیلات سنواتی مثبت بر هزینه حقوق صاحبان سهام عادی بیشتراست.

پیشینه تحقیق

مطالعاتی که در سطح بین‌الملل انجام شده است به طور مستقیم تعدیلات سنواتی را مورد بررسی قرار نداده‌اند. این مطالعات بیشتر بر تجدید ارائه صورت‌های مالی تمرکز کرده‌اند. در واقع در این مطالعات از واژه تجدید ارائه به جای واژه تعدیلات سنواتی استفاده شده است. ولی از نظر مفهومی این دو واژه یکی هستند زیرا اگر تعدیلات سنواتی وجود نداشته باشد، مبلغ تجدید ارائه صورت‌های مالی با اطلاعات گزارش شده دوره گذشته شرکت‌ها یکسان است. لذا سرمایه‌گذاران نسبت به این تجدید ارائه واکنشی نشان نمی‌دهند ولی زمانی که تعدیلات سنواتی وجود داشته باشد، سرمایه‌گذاران نسبت به تجدید ارائه عکس‌العمل نشان می‌دهند. مطالعات بیشماری به بررسی ارتباط اطلاعات حسابداری و هزینه سرمایه از قبیل ولکر (1995) ، باتوسان (1997)، هیلای و همکاران (1999) و باتوسان و پالمروس (2002) پرداخته‌اند [25، 16، 21، 17]. تا به امروز، بیشتر این مطالعات ارتباط بین سطح افشای کلی و هزینه سرمایه را بررسی کرده‌اند. آن‌ها نشان دادند که هزینه سرمایه ارتباط منفی با سطح افشای گزارشگری سالانه برای شرکت‌هایی که تحلیل‌گران کمتر آنها را دنبال می‌کنند، وجود دارد.

هری بار و جنکینز (2004) در مطالعه‌ای به بررسی تأثیر تجدید ارائه صورت‌های مالی بر هزینه حقوق صاحبان سهام پرداختند. یافته‌های آن‌ها حاکی از آن بود که به طور متوسط تجدید ارائه صورت‌های مالی منجر به افزایش نرخ بازده مورد انتظار سهامداران و در نتیجه افزایش هزینه حقوق صاحبان سهام می‌شود. آن‌ها همچنین، نشان دادند که تجدید ارائه حسابداری، کیفیت سود شرکت‌ها را کاهش می‌دهد و نرخ بازده مورد انتظار سهامداران را افزایش می‌دهد [22]. پالمروس و همکاران (2004) به بررسی واکنش بازار به اعلان تجدید ارائه‌های حسابداری طی دوره زمانی 1995 الی 1999 پرداختند. یافته‌های آن‌ها نشان داد تجدید ارائه‌هایی که ناشی از تقلب هستند، بر روی حساب‌های بیشتری تأثیر می‌گذارند، درآمد گزارش شده را کاهش می‌دهند و یا منسوب به حسابرسان و مدیران هستند (ولی نه به اندازه تجدید ارائه‌هایی که به وسیله الزامات کمیسیون بورس و اوراق بهادار انجام می‌شود)، بازدهی منفی‌تری دارند [24].

ژیا (2006) در مطالعه‌ای نشان داد قدرت سودآوری ضعیف، کنترل توسط سهامداران دولتی، مالکیت گسترده، درجه اهرم بالا، کوچک بودن اندازه شرکت و جابجایی مدیران، احتمال وقوع ارائه مجدد صورت‌های مالی را تا حد زیادی افزایش می‌دهند. همچنین، وی نشان داد دلیل اصلی ارائه مجدد صورت‌های مالی اصلاح اشتباه ناشی از شناسایی درآمد دوره‌های گذشته است [28].

ویلسون (2008) در پژوهشی کاهش در محتوای اطلاعاتی سود پس از ارائه مجدد را مورد بررسی قرار داد. یافته‌های او حاکی از آن بود که نسبتاً سود پس از ارائه مجدد دارای محتوای اطلاعاتی کمتری است. برای شرکت‌هایی که به دلیل اصلاح اشتباه ناشی از شناسایی درآمد ارائه مجدد نموده‌اند و شرکت‌هایی که کاهش زیاد در قیمت سهام را در تاریخ ارائه مجدد، تجربه  نموده‌اند کاهش در محتوای اطلاعاتی سود، قابل ملاحظه‌تر بوده است. همچنین، نتایج حاکی از آن بود شرکت‌هایی که بلافاصله پس از ارائه مجدد اقدام به تغییر حسابرس و تغییر اعضای هیأت مدیره خود نموده‌اند کاهش در محتوای اطلاعاتی کمتری را متحمل شده‌اند [26].

کراوت و شولین (2010) ارتباط بین تجدید ارائه‌های حسابداری و قیمت‌گذاری خطر اطلاعاتی را برای نمونه‌ای متشکل از 26 شرکت شامل 330 تجدید ارائه برای دوره زمانی 1997 الی 2001 مورد بررسی قرار دادند. آنها از مدل سه عاملی فاما و فرنچ [20] استفاده کردند و افزایش قابل توجهی در بارگیری عوامل^[3] بر عوامل ریسک اطلاعاتی اختیاری برای شرکت‌های تجدید ارائه‌کننده بعد از اعلان تجدید ارائه مشاهده کردند که افزایش در بارگیری عوامل منجر به افزایش در هزینه سرمایه برآورد شده می‌شود [23].

سجادی (1383) در مطالعه‌ای رابطه تعدیلات سنواتی صورت‌های مالی با قیمت سهام، اندازه و عمر 85 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1372 الی 1376 را مورد بررسی قرار داده است. با استفاده از تحلیل رگرسیون یافته‌های او نشان داد که بین تعدیلات سنواتی صورت‌های مالی با قیمت سهام و اندازه شرکت‌ها رابطه معناداری وجود دارد ولی بین تعدیلات سنواتی و عمر شرکت‌ها رابطه معناداری وجود نداشت [7]. سروری مهر (1385) با بررسی ماهیت تعدیلات سنواتی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی دوره زمانی 1380 الی 1384 نشان داده است که رقم تعدیلات سنواتی عمدتاً نتیجه اصلاح اشتباه است. نتایج این تحقیق همچنین بیانگر این است که اشتباهات منتج به تعدیلات سنواتی اغلب نتیجه تعبیر نادرست یا نادیده گرفتن واقعیت‌های موجود در زمان تهیه صورت‌های مالی است. طبق نتایج به دست آمده از این تحقیق، 73% شرکت‌های مورد بررسی تغییر در برآورد را به اشتباه در سرفصل تعدیلات سنواتی منعکس کرده بودند [3].

کردستانی و مجدی (1386) در مطالعه‌ای به بررسی رابطه بین ویژگی‌های کیفی سود و هزینه سرمایه سهام عادی پرداختند. این تحقیق با انتخاب 60 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در دوره زمانی 1372 الی 1383 انجام شده بود. آنان برای اندازه‌گیری هزینه سرمایه سهام عادی از مدل گوردن استفاده کردند. همچنین، از معیارهای پایداری سود، قابلیت پیش‌بینی سود، مربوط بودن سود به ارزش سهام و به موقع بودن سود به عنوان ویژگی‌های کیفی سود استفاده کردند. با استفاده از تحلیل رگرسیون یافته‌های آنان حاکی از آن بود که بین ویژگی‌های کیفی سود و هزینه سرمایه رابطه معکوس و معناداری وجود دارد [11].

کردستانی و همکاران (1389) میزان اهمیت تعدیلات سنواتی مندرج در صورت‌های مالی 181 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال های 1381 الی 1386 را مورد بررسی قرار دادند. یافته‌های آنها حاکی از این بود که رقم تعدیلات سنواتی بیش از سطح اهمیت تعیین شده در سطح صورت‌های مالی دوره مالی قبل است [10].

شریعت پناهی و کاظمی (1389) در تحقیقی به بررسی تأثیر ارائه مجدد صورت‌های مالی بر محتوای اطلاعاتی سود با استفاده از داده‌های مالی 185 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی دوره زمانی 1377 الی 1386 پرداختند. با استفاده از رگرسیون خطی چند متغیره، یافته‌های آنها حاکی از آن بود که تجدید ارائه صورت‌های مالی موجب کاهش محتوای اطلاعاتی سود می‌شود و شرکت‌هایی که عمده‌ترین دلیل تجدید ارائه صورت‌های مالی آن‌ها اصلاح اشتباه ناشی از شناسایی درآمد است، محتوای اطلاعاتی سود آنها کاهش یافته است [9].

ثقفی و همکاران (1390) در مطالعه‌ای به بررسی تجربی پیرامون محتوای اطلاعاتی سود متعاقب تجدید ارائه صورت‌های مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران با نمونه متشکل از 185 شرکت و طی دوره زمانی 1378 الی 1387 پرداختند. آنان برای آزمون کاهش بلندمدت محتوای اطلاعاتی سود، ضریب واکنش به سود برای فصل اعلان ارائه مجدد و چهار فصل بعد از آن را اندازه‌گیری و مورد استفاده قرار دادند. یافته‌های آن‌ها نشان داد که متعاقب تجدید ارائه صورت‌های مالی، کاهش بلندمدت در محتوای اطلاعاتی سود رخ داده است [4].

سجادی و قربانی (1390) رابطه بین ویژگی‌های خاص شرکت‌ها و تعدیلات سنواتی آنها برای نمونه‌ای متشکل از 148 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازه زمانی سال‌های 1384 الی 1388 مورد بررسی قرار دادند. با استفاده از تجزیه و تحلیل رگرسیون داده‌های ترکیبی نتایج پژوهش آن‌ها نشان داد که ارتباط مثبت و معناداری بین اندازه شرکت‌ها و رقم تعدیلات سنواتی وجود دارد. همچنین ارتباط مثبت و معناداری بین رقم تعدیلات سنواتی و بازده سهام شرکت‌ها وجود دارد. اما نتایج آنها برای ارتباط بین رقم تعدیلات سنواتی و عمر شرکت‌ها معنادار نبود [8].

نیکبخت و رفیعی (1391) در مطالعه‌ای به تدوین الگوی عوامل مؤثر بر تجدید ارائه صورت‌های مالی در ایران پرداختند. بدین منظور نخست از طریق مصاحبه با 50 نفر از خبرگان، عوامل مؤثر بر تجدید ارائه صورت‌های مالی را شناسایی کردند و سپس با روش رگرسیون لجستیک الگوی مورد نظر را تخمین زدند. در تحقیق آنان، وقوع تجدید ارائه صورت‌های مالی به عنوان متغیر وابسته از طریق نسبت دادن اعداد صفر و یک به وقوع و عدم وقوع آن اندازه‌گیری شده بود. به منظور تخمین الگو، داده‌های مربوط به شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران را طی سالهای 1384 الی 1388 مورد استفاده قرار دادند. یافته‌های آن‌ها نشان داد که سودآوری، اهرم مالی، طوی دوره تصدی مدیریت، تغییر مدیریت، تغییر حسابرس و اندازه مؤسسه حسابرسی بر وقوع تجدید ارائه صورت‌های مالی مؤثر است [13]. انصاری و صفری بیدسکان (1391) تأثیرپذیری هزینه سرمایه از اهرم عملیاتی و مالی را بر روی شرکت‌های بورسی مورد آزمون قرار دادند. یافته‌های آن‌ها بیانگر این بود که رابطه بین هزینه سرمایه با اهرم مالی و عملیاتی از صنعتی به صنعت دیگر متفاوت است. یافته‌های آن‌ها نشان داد که رابطه هزینه سرمایه با ساختار سرمایه تا هنگام رسیدن به نقطه بهینه یک رابطه منفی است؛ به گونه‌ای که با افزایش میزان بدهی، هزینه سرمایه کاهش می‌یابد و پس از گذر از نقطه بهینه (به علت استفاده بیش از حد از میزان بدهی‌ها و احتمال مواجه شدن با خطر ورشکستگی) رابطه هزینه سرمایه با ساختار سرمایه یک رابطه خطی مثبت است [2]. ساعی و همکاران (1392) با بررسی فراوانی و اهمیت تجدید ارائه صورت‌های مالی شرکت‌های بورسی طی سالهای 1380 الی 1387 مشاهده نمودند که بیشترین فراوانی تجدید ارائه مربوط به بدهی‌ها، صنعت خودرو و قطعات و سال 1384 بوده است. نتایج آن‌ها نشان داد که نسبت توزیع فراوانی تجدید ارائه‌ها، در سال‌ها و صنایع مختلف، معنادار می‌باشد. همچنین با بررسی اختلاف میانگین‌ها، نتایج آنها حاکی از آن بود که تفاوت ارقام اولیه و تجدید ارائه شده معنادار می‌باشد [6].

روش تحقیق

این تحقیق از لحاظ هدف، کاربردی و از لحاظ ماهیت و روش، توصیفی- علّی است. به منظور تجزیه و تحلیل داده‌ها و آزمون فرضیه‌های تحقیق، از مدل رگرسیون خطی چند متغیره استفاده شده است. به منظور انجام پژوهش، اطلاعات و داده‌های کمی مورد نیاز از صورت‌های مالی حسابرسی شده شرکت‌ها و سایر گزارش‌های مالی آن‌ها و همچنین، نرم‌افزارهای تدبیر و ره آورد نوین استخراج شده است. داده‌ها پس از جمع‌آوری در صفحه گسترده Excel، مرتب و طبقه‌بندی شده و در نهایت با استفاده از نرم‌افزار SPSS مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفته‌اند.

جامعه و نمونه آماری

جامعه آماری این تحقیق، شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران هستند. قلمرو زمانی پژوهش حاضر، بین سال‌های 1384 تا 1389است اما با توجه به برآورد نرخ رشد مورد انتظار شرکت در هر سال با استفاده از میانگین هندسی سود عملیاتی 5 سال گذشته و استفاده از سود تقسیمی سال آتی، در مجموع، داده‌های پژوهش محدوده زمانی سال 1379 تا پایان سال 1390 را در بر می‌گیرند. برای نمونه‌گیری از روش حذف سیستماتیک استفاده شده است و شرکت‌هایی که دارای کلیه شرایط زیر بودند به عنوان نمونه انتخاب شده‌اند:

1- به لحاظ افزایش قابلیت مقایسه، دوره مالی آن‌ها منتهی به پایان اسفند ماه باشد.

2- شرکت قبل از سال 1379، در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشد و تا پایان سال 1390 در بورس فعال باشند.

3- اطلاعات مورد نیاز در رابطه با این گونه شرکت‌ها در دسترس باشد.

4- شرکت‌ها جزء بانک‌ها و مؤسسات مالی (شرکت‌های سرمایه‌گذاری، واسطه‌گری مالی، شرکت‌های هلدینگ و لیزینگ‌ها) نباشند، زیرا افشا‌های مالی و ساختارها در آن‌ها متفاوت است.

5- وقفه معاملاتی بیش از دو ماه بعد از تاریخ مجمع عادی نداشته باشد.

6- شرکت طی دوره قلمرو زمانی، تغییر سال مالی یا تغییر فعالیت نداده باشد.

با اعمال شرایط مذکور از بین شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، تعداد 90 شرکت به عنوان نمونه آماری این پژوهش انتخاب شدند.

متغیرهای پژوهش

متغیر مستقل

متغیر مستقل تحقیق تعدیلات سنواتی است که از صورت سود (زیان) استخراج شده است. این متغیر با استفاده از فروش خالص شرکت همگن شده است.

متغیر وابسته و شیوه محاسبه آن

هزینه حقوق صاحبان سهام عادی به عنوان متغیر وابسته این تحقیق است. مدل مورد استفاده برای محاسبه هزینه حقوق صاحبان سهام عادی در این تحقیق، به پیروی از تحقیق ثقفی و بولو (1388) مدل رشد گوردن است [5]. در این مدل هزینه حقوق صاحبان سهام عادی با استفاده از رابطه (1) محاسبه می‌شود:

در رابطه (1)،  اولین قیمت سهام بعد از تشکیل مجمع عادی حقوق صاحبان سهام است.  سود سهام مورد انتظار سال آتی برای هر سهم است. با توجه به اینکه از اطلاعات گذشته استفاده می‌شود؛ لذا، سود تقسیمی سال بعد شرکت مورد استفاده قرار می‌گیرد.  نرخ رشد مورد انتظار است. برای محاسبه نرخ رشد، در ابتدا رشد سود عملیاتی هر سال نسبت به سال قبل محاسبه شده است. سپس نرخ رشد با استفاده از میانگین هندسی رشد سود عملیاتی طی پنج سال قبل محاسبه شده است.

متغیرهای کنترلی و شیوه محاسبه آن‌ها

اندازه شرکت: اندازه شرکت به عنوان ابزاری برای عدم تقارن اطلاعات در محیط‌های گزارشگری اطلاعاتی مطرح است. به طوری که مدیران شرکت‌های کوچک قادر هستند اطلاعات محرمانه و خصوصی شرکت را به طور موفقیت‌آمیزی در مقایسه با شرکت‌های بزگ‌تر حفظ کنند. بنابراین انتظار می‌رود که نرخ مورد انتظار سهامداران در سرمایه‌گذاری بر شرکت‌های بزرگ در مقایسه با شرکت‌های کوچک بیشتر باشد. در این تحقیق، از لگاریتم طبیعی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت در پایان سال به عنوان شاخص اندازه شرکت، استفاده شده است. زیرا یک معیار کلی است که در بازار به دست آمده است و بر مبنای ارزش‌های جاری است.

اهرم مالی: تغییر در ریسک مالی شرکت باعث می‌شود تا ریسک کلی شرکت نیز دچار نوسان شود. به طورکلی، افزایش در اهرم مالی شرکت منجر به افزایش ریسک شرکت می‌شود. افزایش ریسک شرکت نیز نرخ مورد انتظار سهامداران را بالا می‌برد که در نهایت منجر به افزایش هزینه حقوق صاحبان سهام عادی شرکت می‌شود. بنابراین، انتظار می‌رود که با افزایش اهرم مالی، هزینه حقوق صاحبان سهام عادی نیز افزایش پیدا کند. در این تحقیق، اهرم مالی از تقسیم بدهی‌ها به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام به دست می‌آید.

نسبت ارزش دفتری به بازار: در این تحقیق، برای کنترل اثر مجموعه فرصت‌های سرمایه‌گذاری شرکت بر هزینه حقوق صاحبان سهام عادی، از نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار استفاده شده است. معمولاً این نسبت به عنوان شاخصی برای فرصت رشد شرکت است. تفاوت ارزش دفتری و بازار می‌تواند دلیلی بر وجود دارایی‌های نامشهود در شرکت تلقی شود. این نسبت از تقسیم ارزش دفتری به ارزش بازار هر سهم به دست می‌آید.

روش تجزیه و تحلیل داده‌ها

برای آزمون فرضیه‌های تحقیق از مدل رگرسیون خطی چند متغیره استفاده می‌شود. در این مدل هزینه حقوق صاحبان سهام متغیر وابسته و تعدیلات سنواتی متغیر مستقل می‌باشد. برای آزمون فرضیه اول تحقیق، از کل داده‌های مربوط به تعدیلات سنواتی استفاده شده است. سپس، برای آزمون فرضیه دوم تحقیق، تعدیلات به صورت جدا وارد مدل شده و تأثیر تعدیلات منفی و مثبت مورد بررسی قرار گرفته است. به لحاظ کنترل اثر عوامل ریسک، سه متغیر کنترلی نسبت ارزش دفتری به بازار، اهرم مالی و اندازه شرکت وارد مدل رگرسیون شده‌اند. مدل رگرسیون مورد استفاده در رابطه (2) آورده شده است.

در رابطه (2)،  هزینه حقوق صاحبان سهام،  تعدیلات سنواتی،  لگاریتم طبیعی ارزش بازار شرکت،  اهرم مالی و  نسبت ارزش دفتری به بازار حقوق صاحبان سهام هستند.

یافته‌های تحقیق

نتایج آمار توصیفی

اولین گام در تحلیل آماری، تعیین مشخصات خلاصه شده داده‌ها و محاسبه شاخص‌های توصیفی است. هدف از این تحلیل، شناخت روابط درونی متغیرها و نشان دادن رفتار آزمودنی‌هاست تا مقدمات تحلیل آماری فراهم شده و خصوصیات توصیفی برای تحلیل بیشتر آشکار شود. نگاره (1) نشان دهنده اندازه شاخص‌های آمار توصیفی داده‌های مورد استفاده در تحقیق است. نتایج تحلیل توصیفی داده‌ها حاکی از آن است که میانگین نرخ مورد انتظار سهامداران شرکت‌های مورد بررسی تقریباً 37% است. کمترین و بیشترین نرخ مورد انتظار به ترتیب 13% و 76% با انحراف معیار 15% است. میانگین تعدیلات سنواتی حاکی از آن است که به طور متوسط تقریباً 5/2% فروش خالص شرکت‌های نمونه را رقم تعدیلات سنواتی نشان می‌دهد که رقم قابل ملاحظه‌ای است. میانگین اهرم مالی شرکت‌های نمونه 23/1 با انحراف معیار 024/1 است. این نشان می‌دهد که بخش بدهی‌های شرکت‌های نمونه از حقوق صاحبان سهام آن‌ها بیشتر است. میانگین نسبت ارزش دفتری به بازار 674/0 و انحراف معیار آن معادل 47/0 است. این نسبت نیز حاکی از آن است که در این شرکت‌ها به مراتب ارزش روز بیشتر از ارزش‌های تاریخی بوده است.

نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول تحقیق با استفاده از کل داده‌ها

برای آزمون فرضیه‌های تحقیق از رگرسیون خطی چندگانه استفاده شده است. به منظور اطمینان از تفسیر روابط رگرسیونی، فرضیه‌های زیر بنایی رگرسیون مورد استفاده در این تحقیق، مورد بررسی قرار گرفت. اولین شرط استفاده از رگرسیون این است که توزیع خطاها باید دارای توزیع نرمال با میانگین صفر باشد. بدین منظور مقادیر استاندارد خطاها محاسبه شده و نمودار توزیع داده‌ها و نمودار نرمال آنها رسم شده و سپس مقایسه‌ای بین دو نمودار صورت گرفته است. با مقایسه نمودار توزیع فراوانی خطاها و نمودار توزیع نرمال، مشاهده شد که توزیع خطاها نرمال است. مقادیر مربوط به آماره دوربین واتسون نیز در نگاره‌های (3) و (4) نشان می‌دهد که بین خطاهای مدل همبستگی وجود ندارد. برای بررسی عدم وجود همخطی بین متغیرهای مستقل از آماره‌های عامل تورم واریانس و تولرانس استفاده گردید [12]. به طور تجربی چنانچه عامل تورم واریانس کمتر از پنج باشد و تولرانس نزدیک به عدد یک باشد، بیانگر عدم مشکل جدی از بابت هم خطی می‌باشد و می‌توان رگرسیون را مورد استفاده قرار داد. همان‌طور که در نگاره (2) نشان داده شده است، کلیه عوامل تورم واریانس کمتر از پنج و تولرانس تقریباً نزدیک به یک هستند.

نگاره 2. نتایج آماره تولرانس و عامل تورم واریانس

فرضیه اول تحقیق به این صورت مطرح شده بود که بین تعدیلات سنواتی و هزینه حقوق صاحبان سهام عادی ارتباط مثبت و معناداری وجود دارد. نتایج آزمون‌های آماری فرضیه اول تحقیق با استفاده از کل داده‌ها در نگاره (3) آورده شده است. ضریب متغیر تعدیلات سنواتی (PPA) معادل 084/0- و آماره t معادل 064/1- است. که با توجه به سطح معناداری 328/0 می‌توان گفت فرضیه تحقیق تأیید نمی‌شود. به عبارتی دیگر، بین تعدیلات سنواتی و هزینه حقوق صاحبان سهام ارتباط معناداری وجود ندارد. عدم تأیید این فرضیه می‌تواند حاکی از عدم توجه سرمایه‌گذاران به تعدیلات سنواتی باشد. همچنین، با توجه به اینکه 85% صورت‌های مالی شرکت‌ها دارای تعدیلات سنواتی می‌باشد، به نظر می‌رسد که وجود تعدیلات سنواتی برای سرمایه‌گذاران یک امر عادی شده است و به همین دلیل به آن توجه زیادی نمی‌کنند. نتایج این فرضیه با یافته‌های مطالعه هری بار و جنکینز (2004) که نشان دادند به طور متوسط تجدید ارائه صورت‌های مالی منجر به افزایش نرخ بازده مورد انتظار سهامداران و در نتیجه افزایش هزینه حقوق صاحبان سهام می‌شود [22]، مطابقت ندارد.

با توجه به سطح معناداری سایر متغیرهای الگو، می‌توان نتیجه گرفت که در سطح اطمینان 99% متغیر اندازه شرکت تأثیری مثبت و معنادار بر هزینه حقوق صاحبان سهام عادی دارد. این نتیجه، با مطالعه سجادی [7] مطابقت دارد. ولی، بین متغیرهای اهرم مالی و نسبت ارزش دفتری به بازار با هزینه حقوق صاحبان سهام ارتباط معناداری وجود ندارد.

در نگاره (3)، با توجه به مقدار آماره F (213/4) و سطح معناداری مربوط به آن (002/0)، تمامی ضرایب رگرسیون به طور همزمان صفر نیست و همزمان بین تمامی متغیرهای مستقل با متغیر وابسته ارتباط معناداری وجود دارد. لذا، مدل برازش شده در سطح اطمینان 99% معنادار است. با توجه به ضریب تعیین تعدیل شده مدل برازش شده، می‌توان ادعا کرد که حدود 5% از تغییرات هزینه حقوق صاحبان سهام شرکت توسط متغیرهای مدل توضیح داده می‌شود. نزدیک بودن آماره دوربین واتسون (087/2) به عدد 2 نیز حاکی از عدم وجود خودهمبستگی بین متغیرهای مدل است.

نتایج حاصل از آزمون فرضیه دوم تحقیق با استفاده

از تعدیلات سنواتی مثبت و منفی

فرضیه دوم تحقیق به این صورت مطرح شده بود که تأثیر تعدیلات سنواتی منفی در مقایسه با تعدیلات سنواتی مثبت بر هزینه حقوق صاحبان سهام عادی بیشتراست. بدین منظور، تعدیلات سنواتی به دو گروه تعدیلات منفی و تعدیلات مثبت طبقه‌بندی شد و فرضیه دوم تحقیق مورد آزمون قرار گرفت. نتایج آزمون‌های آماری فرضیه دوم تحقیق با استفاده از داده‌های تعدیلات سنواتی مثبت و منفی در نگاره (4) آورده شده است. در نگاره مزبور، با توجه به مقدار آماره‌های F و سطح معناداری مربوط به آن‌ها، مدل برازش شده در هر دو گروه تعدیلات سنواتی مثبت و منفی معنادار است. با توجه به ضریب تعیین تعدیل شده مدل برازش شده در هر دو گروه، می‌توان ادعا کرد که به ترتیب در هر یک از گروه‌های تعدیلات سنواتی مثبت و منفی حدود 9% و 6% از تغییرات هزینه حقوق صاحبان سهام شرکت توسط متغیرهای مدل توضیح داده شده‌اند. نزدیک بودن آماره‌های دوربین واتسون در هر دو گروه به عدد 2 نیز حاکی از عدم وجود خودهمبستگی بین متغیرهای مدل است.

همان‌طورکه در نگاره (4) نشان داده شده است، ضریب متغیر تعدیلات سنواتی (PPA)، با استفاده از داده‌های تعدیلات منفی، معادل 114/0 و آماره t معادل 677/1 است که می‌توان بیان کرد در سطح اطمینان 90% بین تعدیلات سنواتی منفی و هزینه حقوق صاحبان سهام ارتباط مثبت و معناداری وجود دارد. این نتیجه نشان می‌دهد که تعدیلات سنواتی منفی بر نرخ مورد انتظار سهامداران تأثیر می‌گذارد. همچنین، ضریب متغیر تعدیلات سنواتی، با استفاده از داده‌های تعدیلات مثبت، معادل 159/0- و آماره t معادل 723/0- است که می‌توان بیان کرد بین تعدیلات سنواتی مثبت و هزینه حقوق صاحبان سهام ارتباط معناداری وجود ندارد. این نتیجه ممکن است نشان دهنده این باشد که سرمایه‌گذاران به تعدیلات سنواتی مثبت توجه زیادی ندارند.

با توجه به سطح معناداری سایر متغیرهای الگو، می‌توان نتیجه گرفت که در گروه تعدیلات سنواتی منفی در سطح اطمینان 99% متغیر اندازه شرکت تأثیری مثبت و معنادار بر هزینه حقوق صاحبان سهام عادی دارد ولی بین متغیرهای اهرم مالی و نسبت ارزش دفتری به بازار با هزینه حقوق صاحبان سهام ارتباط معناداری وجود ندارد. همچنین، در گروه تعدیلات سنواتی مثبت، متغیر اهرم مالی و نسبت ارزش دفتری به بازار در سطح اطمینان 95% به ترتیب تأثیر معنادار منفی و مثبت بر هزینه حقوق صاحبان سهام دارند اما بین اندازه و هزینه حقوق صاحبان سهام ارتباط مثبتی وجود دارد ولی این رابطه از لحاظ آماری معنادار نیست.