بررسی تأثیر جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران با تأکید بر نوع صنعت

مقدمه.

در شرکت‌هایی که در یک حالت پایدار نیستند (شرکت‌های با رشد پایین) و مشکلات زمان‌بندی وجه نقد دارند، اقلام تعهدی غیرعادی نقش برجسته‌تری در علامت‌دهی عملکرد شرکت دارند و مدیران دربارۀ اقلام تعهدی حسابداری اختیار دارند. از ویژگی‌های اقلام تعهدی این است که می‌توان آن را شاخصی از انتخاب‌ رویه‌های حسابداری شرکت در نظر گرفت. سیستم حسابداری تعهدی، رویدادهای مالی را در زمان ایجاد و بدون توجه به زمان دریافت یا پرداخت وجه نقد مربوط، شناسایی می‌کند؛ در صورتی‌ که در سیستم حسابداری نقدی، ورود یا خروج وجه نقد ملاک شناسایی است (رحیمیان، تقوی‌فرد و مالکی‌دیزجی، 2017). مدیران قادرند اطلاعات محرمانۀ درون‌سازمانی را با روش‌های مستقیم مانند کنفرانس مطبوعاتی و تبلیغات تلویزیونی، منتشر یا به‌صورت غیرمستقیم با اقلام تعهدی غیرعادی گزارش کنند. آنها بنا به دلایلی مانند ریسک دعاوی حقوقی (اسکینر^[1]، 1997؛ باگینسکی^[2]، هاسل^[3] و کیمبرگ^[4]، 2002) و هزینۀ نمایندگی (برگر^[5] و هان^[6]، 2007)، تمایلی ندارند روش‌های مستقیم را برای انعکاس نگرش خوش‌بینانۀ خود انتخاب کنند؛ بنابراین، انگیزۀ زیادی به استفاده از روش‌های غیرمستقیم مانند گزارش ازطریق اقلام تعهدی غیرعادی دارند (دستگیر و واحدپور، 2017). در ادبیات موضوعی حسابداری از این سازوکار به نظریۀ علامت‌دهی تعبیر شده است. براساس این نظریه، مدیران برای حل مسئلۀ عدم تقارن اطلاعاتی با دستکاری اقلام تعهدی غیرعادی و افزایش محتوای اطلاعاتی سود، دربارۀ چشم‌انداز مثبت شرکت به بازار علامت می‌دهند (لوئیس^[7] و رابینسون^[8]، 2005).

محیط فعالیت شرکت‌ها، محیط در حال رشد و رقابتی است و سبب می‌شود شرکت‌ها برای پیشرفت و توسعۀ فعالیت‌های خود به سرمایه‌گذاری جدید نیاز پیدا کنند. سرمایه‌گذاری جدید به تأمین مالی و وجوه نقد لازم نیاز دارد. (لاری‌دشت‌‎بیاض، صالحی و سخاوت‌پور، 2018). توانایی کافی شرکت‌ها برای ایجاد جریانات نقدی نشان می‌دهد این شرکت‌ها سودآورند و توانایی تأمین وجوه نقد ضروری برای پرداخت نیازهای عملیاتی را دارند. شواهد نشان می‌دهد شرکت‌های دارای جریان نقد عملیاتی مثبت، فرصت‌های بیشتری برای تأمین مالی ازطریق بدهی (تأمین مالی خارج از شرکت) دارند؛ زیرا در زمینۀ امکان بازپرداخت تعهداتشان اطمینان بیشتری دارند (یعقوبی و جهانشاد، 2017). از موضوعات تأکیدشده در مدیریت شرکت‌ها جریان‌های نقدی است که برای بقای واحد اقتصادی بسیار اهمیت دارد؛ درواقع، شرکت‌های دارای جریان وجوه نقد عملیاتی بسیار خوب، کمتر به تأمین مالی خارجی متکی‌اند. وام‌دهندگان نیز به‌راحتی به این شرکت‌ها به‌دلیل نقدینگی خوبشان اعتبار می‌دهند (دستگیر و خدابنده، 2003). در این زمینه چن^[9]، چنگ^[10] و هانگ^[11] (2012) معتقدند سرمایه‌گذاران و فعالان بازار سرمایه با تحلیل اطلاعات مالی شرکت، منابع مختلف تحصیل وجوه نقد را تفکیک و ذخایر نقدی شرکت را براساس این منابع ارزش‌گذاری می‌کنند. در زمینۀ اهمیت وجوه نقد عملیاتی، در چهارچوب نظری حسابداری مالی کشورهای مختلف، به جریان‌های نقدی و اهمیت آن توجه خاصی شده است. این تأکید تا حدی بوده است که در بیشتر کشورها، این مهم از اهداف حسابداری و گزارشگری مالی تعریف‌ شده است. تصمیم‌گیری‌های اقتصادیِ استفاده‌کنندگان از صورت‌های مالی، مستلزم ارزیابی توان واحد تجاری برای ایجاد، زمان و قطعیت وجوه نقد است (حیدرپور، عربی و قناد، 2016).

جریان نقدی معیاری برای اندازه‌گیری عملکرد شرکت‌هاست و وجه نقدی را نشان می‌دهد که شرکت پس از انجام مخارج لازم برای نگهداری یا توسعۀ دارایی در اختیار دارد. مبلغ جریان‌های نقدی عملیاتی، از شاخص‌های اصلی ارزیابی این موضوع است که عملیات واحد تجاری تا چه میزان سبب ایجاد جریان‌های وجه نقد کافی برای بازپرداخت وام‌ها، نگهداشت توان عملیاتی واحد تجاری و پرداخت سود سهام شده و انجام سرمایه‌گذاری‌های جدید را بدون تمسک به منابع مالی خارج از واحد تجاری امکان‌پذیر کرده است (بیات، شعبانی و کلانتری، 2016). مدیران توان انجام عملیاتی را دارند که آنها را در مدیریت جریان وجه نقد عملیاتی درگیر می‌کند. روند ورود و خروج وجه نقد در هر واحد تجاری، بازتاب تصمیم‌گیری‌های مدیریت دربارۀ برنامه‌های کوتاه‌مدت و بلندمدت عملیاتی و طرح‌های سرمایه‌گذاری و تأمین مالی است (انواری‌رستمی، احمدیان و میرزاده، 2015). جریان وجه نقد از منابع مهم و ضروری در هر واحد اقتصادی است و ایجاد توازن بین وجوه نقد در دسترس و نیازهای شرکت مهم‌ترین عامل سلامت اقتصادی هر واحد تجاری است. وجه نقد ازطریق عملیات عادی و سایر منابع تأمین مالی به واحد تجاری وارد و برای اجرای عملیات، پرداخت سود، بازپرداخت بدهی‌ها و گسترش واحد تجاری مصرف می‌شود (دستگیر و خدابنده، 2003).

به‌دلیل اهمیت فراوان جریان‌های نقدی در موفقیت واحدهای تجاری و ضرورت بقای آنها، مدیران در تحلیل‌های جدید مالی از جریان وجه نقد به‌ویژه جریان نقد عملیاتی استفاده می‌کنند (جبار‌زاده‌کنگرلوئی، منفرد و متوسل، 2014). حساسیت جریان نقدی در زمان دسترسی مدیران به وجه نقد، تمایل مدیران برای سرمایه‌گذاری بیش از میزان لازم را نشان می‌دهد؛ بنابراین، جریان وجوه نقد ممکن است حاوی اطلاعاتی در زمینۀ فرصت‌های سرمایه‌گذاری باشد که در دیگر شاخص‌ها منعکس نشده است (اکبری، فتحی، فرخنده و ایاغ، 2017). در حال حاضر تغییر در جریان وجه نقد عملیاتی که منبع و سرچشمۀ وجوه نقد شرکت‌هاست، تأثیر بسزایی بر ساختار دارایی و سرمایه ازجمله وجوه نقد نگهداری‌شدۀ سرمایه‌گذاری دارد (آقایی، جمالی و احمدی، 2011). تغییرات جریان‌های نقدی عملیاتی و بی‌اعتمادی به میزان این تغییرات در آینده، سبب ایجاد تغییر در سرمایه‌گذاری شرکت می‌شود. با وجود سودآوری در شرکت، جریان‌های نقدی عملیاتی مثبت باید باشد تا شرکت بعد از انجام تعهدات مالی و سرمایه‌گذاری‌های موردنیاز خود، دربارۀ میزان سود تقسیمی تصمیم‌گیری کند (قیطاسی، مسجدموسوی و حاجی‌زاده، 2015).

در پژوهش‌های پیشین داخلی، تأثیر عواملی مانند مؤلفه‌های محافظه‌کاری (حسن‌زاده و دیانتی‌دیلمی، 2017)، اظهار نظر حسابرسی (رحیمیان و همکاران، 2017؛ عامری، 2009)، تمرکز مالکیت (رضایی و موسویان، 2011)، پایداری تغییرات غیرعادی مانده نقد (ارجمند، 2011)، ارزش‌گذاری بالای حقوق صاحبان سهام (ودیعی و عظیمی‌فر، 2012) و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی (آقایی، آذر و جوان، 2012) بر اقلام تعهدی غیرعادی یا رابطۀ اقلام تعهدی غیرعادی و جریان‌های نقدی آتی (ثقفی و محمدی، 2012) بررسی‌ شده است. در برخی پژوهش‌های پیشین خارجی، مؤلفه‌های نگرش سرمایه‌گذاران (بیر^[12]، حمدی^[13] و زوایی^[14]، 2018) و عدم‌تقارن اطلاعات (پارک^[15]، هان^[16]، لی^[17] و کیم^[18]، 2018) بر اقلام تعهدی غیرعادی بررسی شده‌ است. در برخی دیگر از پژوهش‌ها رابطۀ اقلام تعهدی غیرعادی با جریان‌های نقدی عملیاتی سال بعد (سابرامانیام^[19]، 1996) و محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی غیرعادی در پیش‌بینی جریان‌های نقدی آتی (العطار^[20]، حسین^[21] و زو^[22]، 2008) بررسی شده است؛ با این ‌حال، به این موضوع توجه نشده است که آیا مؤلفۀ مدنظر (جریان نقد عملیاتی) بر اقلام تعهدی غیرعادی تأثیرگذار است یا خیر. پژوهش حاضر دلایل بالقوۀ اقلام تعهدی غیرعادی را در مطالعات اخیر بررسی می‌کند؛ زیرا شرکت‌های دارای اقلام تعهدی غیرعادی از دیگر شرکت‌ها ریسک بیشتری دارند و پایه و اساس آنها ضعیف است. جریان نقد عملیاتی شاخص مناسب درجۀ برآورد سلامت کلی صورت‌های مالی شرکت است و درنهایت گردش وجوه نقد عملیاتی ذاتاً کمتر مستعد دستکاری مدیران است. به‌علاوه به‌دنبال توضیحی اقتصادی برای اقلام تعهدی غیرعادی ناشی از بازده‌های آتی سهام در پایین‌ترین سطح سبد اقلام تعهدی است؛ درنتیجه، مجموعه‌ای از شرکت‌ها شناسایی می‌‌شود که مانع وجود اقلام تعهدی غیرعادی برای زیان شرکت‌اند؛ با این‌ حال، پژوهش حاضر ضمن تفکیک اجزای اقلام تعهدی، میزان اثرگذاری جریان نقد عملیاتی را با تأکید بر نوع صنعت بر اقلام تعهدی غیرعادی تحلیل تجربی کرده است که نوآوری آن محسوب می‌شود. در ادامه مبانی نظری، پیشینه و فرضیه‌های پژوهش، روش‌شناسی پژوهش (شامل چگونگی انتخاب شرکت‌های مدنظر و الگو‌ها و متغیرهای پژوهش)، یافته‌های پژوهش و در پایان، نتایج و پیشنهادها ارائه ‌شده است.

مبانی نظری.

در دنیای واقعی دریافت‌ها و پرداخت‌های نقدی در دوره‌هایی اتفاق می‌افتد که به‌طور معمول با زمان وقوع معاملات و رویدادهای ایجادکنندۀ آنها تفاوت دارد و همین امر سبب می‌شود استفاده از اقلام تعهدی
(فرض تعهدی) برای اندازه‌گیری نتایج عملکرد واحد تجاری بهتر از اندازه‌گیری خالص دریافت‌های نقدی شود؛ اما مسئلۀ مهم این است که اقلام تعهدی برخلاف اقلام نقدی با درجه‌ای از ابهام همراه است و سبب کاهش قابلیت اتکا به آنها می‌شود (شمس‌زاده، سیف و داوودآبادی‌فراهانی، 2016). به‎علاوه اقلام تعهدی آسان‌تر از اقلام نقدی دستخوش تغییر و دستکاری می‌شود؛ ازاین‌رو، مدیریت می‌تواند سبب افزایش زمینۀ اشتباهات در اقلام تعهدی شود؛ با این ‌حال به‌کارگیری اقلام تعهدی در محاسبۀ عایدی حسابداری، بینش کامل‌تری از جریان‌های نقدی آتی فراهم می‌کند؛ زیرا اقلام تعهدی مشکلات و مسائل مربوط به زمان‌بندی و تطابق نادرست را کاهش می‌دهد؛ مشکلاتی که به اندازه‌گیری جریان‌های نقدی در طی بازۀ زمانی کوتاه‌مدت مربوط است (دی‌چاو^[23]، 1994).

برخلاف بورس‌های توسعه‌یافته با ساختار مالکیت گسترده، در بورس اوراق بهادار تهران در بیشتر مواقع ساختار مالکیت در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس، بسیار متمرکز است که چنین محیطی ازنظر فعالیت‌های سهامداران عمده برای مدیریت عایدی‌ها ریسک بسیار بالایی دارد. چنین وضعیتی سبب کاهش کیفیت عایدی‌های حسابداری و درنتیجه، ارتباط ضعیف‌تر آن با بازده سهام در همان زمان می‌شود (شهریاری و سلیم، 2014). افیونگ^[24] و اجابو^[25] (2018) با طرح رابطۀ بین اقلام تعهدی غیرعادی و قیمت سهام به رابطۀ بلندمدت پی برده‌اند و رابطۀ بین اقلام تعهدی غیرعادی و قیمت سهام نشام می‌دهد شرکت‌های دارای قیمت سهام بسیار بالا و بازده بالایی در بازار سهام‌، از اقلام تعهدی غیرعادی برای تأثیرگذاری بر عملکردشان استفاده کرده‌اند.

عایدی‌های حسابداری متشکل از اقلام تعهدی و جریان‌های نقدی، مهم‌ترین اقلام اطلاعاتی ارائه‌شده در صورت‌های مالی تلقی می‌شود (لِو^[26]، 1989) و مبنای اصلی تصمیم‌گیری‌های اقتصادی است. سرمایه‌گذاران همواره به این عایدی‌ها به‌منزلۀ یکی از مهم‌ترین ارقام صورت‌های مالی توجه کرده‌اند؛ اما ویژگی‌های متفاوت اجزای نقدی و تعهدی سود، تفکیک این اجزا را برای تصمیم‌گیری‌های صحیح‌تر ضروری می‌کند. از آنجا که جریان‌های نقدی عملیاتی قابلیت سودآوری آینده را بهتر از اقلام تعهدی پیش‌بینی می‌کند، در صورت انجام‌نشدن این تفکیک، سرمایه‌گذاران شرکت‌های با اقلام تعهدی زیاد را بسیار خوش‌بینانه و شرکت‌های با اقلام تعهدی پایین را بسیار بدبینانه برآورد می‌کنند (اصغری، سروشیار و علی‌احمدی، 2017). مدیران برای رسیدن به سود مدنظر می‌توانند تا پایان سال صبر و از اقلام تعهدی غیرعادی برای مدیریت سود گزارش‌شده استفاده کنند. این راهکار این ریسک را نیز در پی دارد که مقدار سود در نظر گرفته‌شده برای دستکاری از اقلام تعهدی غیرعادی موجود بیشتر است؛ زیرا اختیار دربارۀ اقلام تعهدی ازطریق اصول عمومی پذیرفته‌شدۀ حسابداری محدود شده است و اگر مدیران ازطریق اقلام تعهدی غیرعادی در پایان سال به سود مدنظر خود دست نیابند، با دستکاری فعالیت‌های عملیاتی واقعی در طول سال، این ریسک را کاهش خواهند داد (ایزدی‌نیا، منصورفر و رشیدی‌خزایی، 2015).

اقلام تعهدی به دو جزء اقلام تعهدی غیرعادی و اقلام تعهدی عادی تفکیک می‌شود. اقلام تعهدی غیرعادی اقلامی‌اند که مدیریت توانایی کنترل آنها را دارد یا اقلامی‌اند که مدیریت با کنترل بر آنها، می‌تواند آنها را به تأخیر بیندازد، حذف کند یا ثبت و شناسایی آنها را سرعت ببخشد (مهرانی، ابراهیمی‌کردلر و حلاج، 2011). اقلام تعهدی غیرعادی نقش برجسته‌تری در علامت‌دهی عملکرد شرکت‌هایی را دارد که در یک حالت پایدار نیستند و مشکلات زمان‌بندی وجه نقد دارند. مدیران دربارۀ اقلام تعهدی حسابداری اختیار دارند (رحیمیان و همکاران، 2017). دو^[27] و جیانگ^[28] (2017) قیمت‌گذاری کیفیت اقلام تعهدی را به اقلام تعهدی غیرعادی نسبت دادند و روش‌های جایگزین برای کشف ضریب کیفیت حسابداری پیشنهاد کردند که به همبستگی حساس نیستند و نشان دادند هیچ قیمت پایداری برای کیفیت حسابداری وجود ندارد.

برخی با توجه به موضوع مدیریت سود بیان می‌کنند اقلام تعهدی غیرعادی هیچ گونه محتوای اطلاعاتی نشئت‌گرفته از خطای برآورد مدیریت را ندارد؛ اما پژوهش‌های اخیر نشان می‌دهد اقلام تعهدی غیرعادی نیز ممکن است حاوی اخبار مهمی باشد. حتی در صورت نبودن تحریف عمدی سود ازطرف مدیران، اقلام تعهدی بزرگ نیز ممکن است به‌دلیل وجود خطا در برآورد سبب کاهش کیفیت سود شود. این خطای برآورد ازطرف مدیریت سبب ایجاد گروهی از اقلام تعهدی می‌شود که ماهیت عادی ندارند و در اصطلاح اقلام تعهدی غیرعادی نامیده می‌شوند (ثقفی و محمدی، 2012). از آنجا ‌که بازار، اقلام تعهدی غیرعادی را نسبت به اقلام تعهدی عادی بیشتر قیمت‌گذاری می‌کند (ماتیو^[29] و لیم^[30]، 2015)، می‌توان اقلام تعهدی غیرعادیِ دارای پایداری کمتر نسبت به اقلام تعهدی عادی را در بازار سرمایه مربوط تلقی کرد. نتایج پژوهش مشکی‌میاوقی و وثوقی (2017) نشان داد اقلام تعهدی غیرعادی برای شرکت‌های رشدی در مقایسه با سایر شرکت‌ها، نقش مهمی ندارد و اصولاً تأثیرگذار نیست. با ‌وجود این، نتایج نشان می‌دهد حساسیت بازدهی به اقلام تعهدی غیرعادی مثبت در شرکت‌های با رشد بالا در مقایسه با شرکت‌های با درجۀ رشد پایین‌تر، بیشتر است. بر این اساس اقلام تعهدی غیرعادی مثبت، برای انتقال اطلاعات محرمانه به سرمایه‌گذاران به‌ویژه در شرکت‌های رشدی سودمند است.

جرجرزاده و نیکبخت‌نصرآبادی (2017) با بیان تأثیرپذیری بیشتر بازده سهام از دستکاری اقلام تعهدی غیرعادی شرکت‌های رشدی در مقایسه با سایر شرکت‌ها، این موضوع را نیز مطرح کردند که در شرکت‌های رشدی (در قیاس با سایر شرکت‌ها)، تغییرات وجوه نقد عملیاتی تأثیر کمتری بر بازده سهام ‌دارند؛ به این معنی که دستکاری اقلام تعهدی اختیاری با هدف مدیریت سود افزایشی در شرکت‌های رشدی، تأثیر بیشتری بر بازده سهام دارد. افزون بر این، نتایج پژوهش نشان می‌دهد در شرکت‌های رشدی (در قیاس با سایر شرکت‌ها)، تغییرات وجوه نقد عملیاتی تأثیر کمتری بر بازده سهام‌ دارند. زمانی که مدیریت شرکت اقدام به دستکاری سود می‌کند، اقلام تعهدی افزایش می‌یابد و سود بر جریان نقدی نیز فزونی می‌یابد. هرچه فاصلۀ سود و جریان نقدی افزایش یابد، از کیفیت سود کاسته می‌شود؛ به ‌بیان‌ دیگر، با افزایش جریان غیرعادی وجوه نقد عملیاتی، ریسک ورشکستگی افزایش می‌یابد؛ یعنی دستکاری فعالیت‌های واقعی یا اعمال بیشتر مدیریت واقعی سود بر پیش‌بینی ورشکستگی تأثیرگذار است (نمازی، حاجیها و چناری، 2018).

عده‌ای هم‌نظر با اسلون نقش پایداری اقلام تعهدی را عامل ایجاد واکنش ناصحیح سرمایه‌گذاران می‌دانند و برخی عاملِ نقش سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی را دلیل ایجاد این واکنش ذکر می‌کنند (چن‌جیف^[31] و شان^[32]، 2014)؛ البته در کنار این موارد ممکن است مدیران از اقلام تعهدی غیرعادی برای اعلام اخبار محرمانه دربارۀ عملکرد آتی شرکت استفاده و با به‌کارگیری اقلام تعهدی غیرعادی اطلاعات متفاوتی نسبت به اطلاعات موجود در اقلام تعهدی عادی به بازار مخابره ‌کنند (خی^[33]، 2001). در بیشتر پژوهش‌ها فرض بر این بوده است که سود با اقلام تعهدی حسابداری مدیریت می‌شود؛ درواقع، مدیریت این شرکت‌ها هنگام کاهش وجوه نقد حاصل از عملیات که بیان‌‌کنندۀ عملکرد ضعیف واحد تجاری است، برای جبران این موضوع اقدام به افزایش سود ازطریق افزایش اقلام تعهدی غیرعادی می‌کنند (فغانی‌ماکرانی، صالح‌نژاد و امین، 2016). برخی پژوهشگران معتقدند قیمت‌گذاری نادرست اصولاً به اقلام تعهدی غیرعادی و نه به اقلام تعهدی عادی مرتبط است؛ زیرا برای بازار مشاهدۀ اقلام تعهدی غیرعادی از مشاهدۀ اقلام تعهدی عادی مشکل‌تر است (خانی و ابراهیمی، 2013). جون‌کیم^[34]، لی، جونگ‌لی^[35] و سانوو^[36] (2017) در بررسی اینکه آیا صندوق‌های سرمایه‌گذاری دوجانبه از اقلام تعهدی غیرعادی استفاده کرده‌اند یا خیر، به این نتیجه دست یافتند که 10 درصد از صندوق‌های سرمایه‌گذاری دوجانبه با بالاترین میزان در سهام با اقلام تعهدی کم (صندوق‌های سرمایه‌گذاری با راهبرد اقلام تعهدی کم) به میزان جالب‌‌توجهی در معرض سهام با اقلام تعهدی کمتر قرار دارند و صندوق‌های دارای راهبرد اقلام تعهدی کم، ازلحاظ آماری بعد از حسابداری عوامل ریسک و ویژگی‌های دارایی‌های مالی ناچیز است. با توجه به این یافته مشاهده می‌شود برخلاف صندوق‌های سرمایه‌گذاری دوجانبۀ ایالات‌متحده شواهدی وجود ندارد که صندوق‌های کره‌ای از اقلام تعهدی غیرعادی استفاده کرده باشند.

وجه نقد ازطریق عملیات عادی و سایر منابع تأمین مالی به واحد انتفاعی وارد می‌شود و برای اجرای عملیات بازپرداخت سود، بازپرداخت بدهی‌ها و گسترش واحد تجاری به مصرف می‌رسد. جریان ورود و خروج وجه نقد در هر واحد انتفاعی بازتاب تصمیم‌گیری مدیریت دربارۀ برنامه‌های کوتاه‌مدت و بلندمدت عملیاتی و طرح‌های سرمایه‌گذاری و تأمین مالی است (کرمی، مرادی، شهیدی و بخشی، 2014). مدیریت، پرهیز از نقض شرط‌های قرارداد بدهی را بر منافع ناشی از گزارش جریان‌های نقد عملیاتی باکیفیت زیاد برتر می‌داند و بیشتر به‌دنبال منافع ناشی از آثار جریان‌های نقدی دستکاری‌شده است (زمانی و انواری‌رستمی، 2017). براساس ویژگی‌های مهم شخصیتی مدیران، آنها احتمال و تأثیر رویدادهای مطلوب را بر جریان‌های نقدی شرکت بیش از واقع تخمین می‌زنند و احتمال تأثیر منفی را کمتر از واقع ارزیابی می‌کنند (ابراهیمی و احمدی‌مقدم، 2016). همان‌ طور که نوبانی^[37] و الیلی^[38] (2017) بیان کردند هیچ ارتباطی بین سطح افشای ریسک عملیاتی و جریان نقدی عملیاتی وجود ندارد و ممکن است شرکت‌های دارای جریان نقد عملیاتی منفی، نسبت به دیگر شرکت‌ها ریسک بیشتری داشته باشند (هون‌کیم^[39] و جان‌کیم^[40]، 2017). علاوه بر آن شرکت‌های دارای جریان نقد عملیاتی منفی، می‌توانند موضوعی را در ادبیات اقلام تعهدی غیرعادی حل کنند و آن نشان‌دادن این است که شرکت‌های دارای جریان نقد عملیاتی منفی، اقلام تعهدی غیرعادی را برای شرکت‌های زیان‌آور از بین می‌برد (دوپوچ^[41]، سیتم‌رجو^[42] و ژو^[43]، 2010).

یک دهه بعد از انتشار مقالۀ اسلون^[44] (1996) دربارۀ قیمت‌گذاری نادرست اقلام تعهدی، در مطالعات حسابداری و امور مالیه، شواهدی دربارۀ بازده کم بازار سهام به‌دلیل این نابهنجاری مطرح شد. وقتی سبد همۀ شرکت‌ها به‌طور مستقل و به ترتیب سطح اقلام تعهدی و جریان نقدی عملیاتی دسته‌بندی می‌شوند، به‌طور نامتناسبی شرکت‌های دارای جریان نقد عملیاتی منفی، در کمترین سبد اقلام تعهدی مشاهده می‌شوند و این تعجب‌آور است؛ زیرا اقلام تعهدی و جریان نقد عملیاتیِ شناخته‌شده‌، همبستگی منفی دارند (دی‌چاو، 1994)؛ بنابراین، با توجه به اهمیت موضوع و انجام‌نشدن پژوهش جامعی که اثر جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی را بررسی کرده باشد، پژوهش حاضر درصدد تعیین تأثیر جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران با تأکید بر نوع صنعت است. با توجه به مسئله پژوهش، فرضیه‌های زیر ارائه ‌می‌شود:

فرضیۀ اصلی: جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر معناداری دارد.

فرضیۀ فرعی اول: جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در صنعت خودرو و قطعات تأثیر معناداری دارد.

فرضیۀ فرعی دوم: جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در صنعت مواد دارویی تأثیر معناداری دارد.

فرضیۀ فرعی سوم: جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در صنعت سیمان، آهک و گچ تأثیر معناداری دارد.

روش پژوهش.

داده‌های موردنیاز برای محاسبۀ متغیرها از بانک‌های اطلاعاتی ره‎‌آورد نوین و آرشیوهای دستی موجود در کتابخانۀ شرکت بورس اوراق بهادار و سایت اینترنتی مدیریت پژوهش، توسعه و مطالعات اسلامی سازمان بورس و اوراق بهادار جمع‌آوری‌ شده است. برای پردازش داده‌ها از نرم‌افزار اکسل و برای اجرای آزمون‌های آماری از نرم‌افزار اس‌پی‌اس‌اس و ایویوز استفاده‌ شده است. جامعۀ آماری را شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بین سال‌های 1390 تا ۱۳۹5 تشکیل می‌دهد که شرایط زیر را داشته باشند:

سهام شرکت‌ها از سال 1390 تا 1395 در بورس اوراق بهادار تهران معامله‌ شده و فعال بوده باشد و وقفۀ معاملاتی نداشته‌ باشند، شرکت‌ها نباید عضو صنایع واسطه‌گری مالی، سرمایه‌گذاری، بانک‌ها و بیمه‌ها باشند، سال مالی آنها به پایان اسفندماه منتهی باشد، سال مالی خود را تغییر نداده باشند، قبل از سال 1390 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته ‌شده باشند و تا انتهای 1395 از بورس اوراق بهادار تهران حذف نشده باشند؛ پس از اعمال این محدودیت‌ها 118 شرکت همۀ شرایط حضور در جامعۀ آماری را داشتند. تمام 118 شرکت برای آزمون فرضیۀ اصلی انتخاب ‌شدند و برای فرضیه‌های فرعی طبق پژوهش نمازی و شیرزاده (2006) از شرکت‌هایی استفاده شد که در صنایع منتخب حضور دارند؛ صنایعی که بیشترین تعداد شرکت‌ها را داشته باشند. برای صنایع خودرو و قطعات 23 شرکت، صنعت دارویی 16 شرکت و صنعت سیمان، گچ و آهک 9 شرکت به دست آمد.

برای آزمون فرضیۀ اصلی و فرضیۀ فرعی اول، دوم و سوم از الگوی (1) استفاده‌شده است:

CFO متغیر مستقل پژوهش جریان نقد عملیاتی است و طبق استاندارد شمارۀ 2 حسابداری ایران، جریان نقد ناشی از فعالیت‌های عملیاتی شامل جریان‌های نقدی ورودی و خروجی ناشی از فعالیت‌های اصلی و مستمر مولد درآمد عملیاتی واحد تجاری و نیز آن دسته از جریان‌های نقدی است که ازنظر ماهیت نمی‌توانند به‌طور مستقیم با سایر طبقات جریان‌های نقدی صورت جریان وجه نقد ارتباط داشته باشند (کرمی و همکاران، 1393). برای استانداردسازی، محاسبات بر جمع دارایی‌ها تقسیم می‌شود.

متغیر وابستۀ پژوهش اقلام تعهدی غیرعادی است. اقلام تعهدی غیرعادی اقلامی‌اند که مدیریت توانایی کنترل بر آنها را دارد و با این کنترل، می‌تواند آنها را به تأخیر اندازد، حذف کند یا ثبت و شناسایی آنها را سرعت بخشد (حیدرپور و توحیدلو، 2013). اقلام تعهدی غیرعادی از هر شرکت نسبت ‌به‌ شرکت دیگر متفاوت است؛ زیرا از رویه‌ها و خط‌مشی‌های انتخابی شرکت تأثیر می‌گیرد و هرچه مدیر شرکت آزادی عمل بیشتری برای به وجود آوردن آنها داشته باشد، احتمال بیشتری وجود دارد که از این اقلام برای تأثیرگذاری بر سود استفاده کند. به‌علاوه اقلام تعهدی غیرعادی را تعدیلات جریان وجه نقد انتخاب‌شده به‌وسیلۀ مدیریت برای تأثیرگذاشتن بر سودهای گزارش‌شده می‌دانند. برای محاسبۀ اقلام تعهدی غیرعادی مشابه پژوهش‌های پیشین از الگوی تعدیل‌شدۀ جونز ارائه‌شده ازطرف دی‌چاو، اسلون^[45] و سوئنی^[46] (1995) استفاده می‌شود. در الگوی جونز تعدیل‌شده ابتدا کل اقلام تعهدی براساس الگوی (2) محاسبه می‌شود(رحیمیان و همکاران، 2017)

در این الگو   سود خالص شرکت i در سال t،  جریان وجوه نقد عملیاتی شرکت i در سال t پس از محاسبۀ کل اقلام تعهدی است. عوامل  برای تعیین اقلام تعهدی عادی، ازطریق الگوی (3) برآورد می‌شوند (رحیمیان و همکاران، 2017).

در این الگو  کل اقلام تعهدی شرکت i در سال t،  تغییر در درآمد فروش شرکت i بین سال t و سال t-1،  تغییر در حساب‌های دریافتنی شرکت i بین سال t و سال t-1،  ناخالص اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات شرکت i در سال t،  کل ارزش دفتری دارایی‌های شرکت i در سال t-1،  اثرات نامشخص عوامل تصادفی، عوامل برآوردشدۀ شرکت i است. پس از محاسبۀ عوامل  طبق فرمول زیر، اقلام تعهدی عادی با استفاده از الگوی جونز تعدیل‌شده در دورۀ آزمون از الگوی (4) به دست می‌آید (رحیمیان و همکاران، 2017).

در این الگو  اقلام تعهدی عادی شرکت i بین سال t،  تغییر در درآمد فروش شرکت i بین سال t و t-1،  تغییر در حساب‌های دریافتنی شرکت i بین سال t و t-1،  ناخالص اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات شرکت i در سال t،  کل ارزش دفتری دارایی‌های شرکت i در سال t-1 است. در مرحلۀ آخر اقلام تعهدی غیرعادی با الگوی (5) محاسبه می‌شود (رحیمیان و همکاران، 2017).

بازده دارایی(ROA) متغیر کنترلی پژوهش است و این نسبت بیان‌کنندۀ کارآیی استفاده از دارایی‌هاست و از تقسیم نسبت سود خالص شرکت به‌کل دارایی‌ها به دست می‌آید.

اهرم مالی(LEV) متغیر کنترلی پژوهش است و از نسبت کل بدهی به‌کل دارایی به‌‌منزلۀ شاخص اهرم مالی استفاده می‌شود.

(Size)، اندازۀ شرکت و معرف حجم و گستردگی فعالیت شرکت و از متغیرهای کنترلی است. هرچه حجم دارایی‌های شرکت بیشتر باشد، اندازۀ شرکت بزرگ‌تر است. برای برآورد اندازۀ شرکت از لگاریتم طبیعی کل دارایی‌ها در پایان سال مالی شرکت استفاده می‌شود.

یافته‌ها.

درک تأثیر و روابط بین متغیرها با شناخت توصیفی و مقداری از متغیرها بهتر حاصل می‌شود. کل مشاهدات برابر با 708 سال - شرکت است. آمار توصیفی متغیرهای پژوهش شامل میانگین، میانه، انحراف معیار، کوچک‌ترین، بیشترین، چولگی و کشیدگی در جدول (1) ارائه شده است.

جدول (1) شاخص‌های توصیفی متغیرها

با نگاهی به میانگین متغیرهای اقلام تعهدی غیرعادی، جریان نقدی عملیاتی، بازده دارایی، اهرم مالی و اندازۀ شرکت به ترتیب (006/0، 11/0، 10/0، 623/0، 05/14) و میانه به ترتیب (030/0، 10/0، 09/0، 620/0، 91/13) می‌توان دریافت میانگین و میانۀ عمدۀ متغیرها فاصلۀ چندانی با هم ندارند و هرچه مقدار میانگین متغیری به میانۀ آن نزدیک باشد، توزیع آن متغیر به توزیع نرمال نزدیک‌تر است که در توزیع نرمال، میانگین و میانه بر یکدیگر منطبق‌اند. انحراف معیار نیز معیاری برای میزان پراکندگی مشاهدات از میانگین است. مقدار این پارامتر برای متغیرهای ذکرشده به ترتیب برابر با (99/0، 13/0، 14/0، 23/0، 43/1) است.کوچک‌ترین و بیشترین ‌مقدار اقلام تعهدی غیرعادی شرکت‌های نمونه برابر با (28/3-) و (08/3) است که متفاوت‌بودن مقدار اقلام تعهدی غیرعادی را بین شرکت‌های بررسی‌شده نشان می‌دهد. ضریب چولگی معیاری از وجودداشتن یا نداشتن تقارن در تابع توزیع است. برای یک توزیع کاملاً متقارن چولگی صفر و برای یک توزیع نامتقارن به‌سمت راست مقدار چولگی مثبت و برای یک توزیع نامتقارن به‌سمت چپ مقدار چولگی منفی است. متغیرهای اقلام تعهدی غیرعادی، جریان نقد عملیاتی، اهرم مالی و اندازۀ شرکت به ترتیب با (007/0، 41/0، 84/1، 62/0) چولگی به‌سمت راست دارند و متغیر بازده دارایی با (25/0-) چولگی به‌سمت چپ دارد. متغیر اقلام تعهدی غیرعادی با چولگی (007/0) تقریباً متقارن است. بررسی کشیدگی متغیرهای پژوهش نشان می‌دهد متغیر اقلام تعهدی غیرعادی با کشیدگی (85/2) به‌صورت نرمال توزیع ‌شده است و سایر متغیرها از محدودۀ توزیع نرمال بالاتر قرار دارند.

ماهیت داده‌های تابلویی نشان می‌دهد اینگونه داده‌ها در مطالعات بسیاری، مشکل ناهمسانی واریانس داشته‌اند. از آنجا که این مشکل تأثیر مهمی در برآوردها و استنباط‌های آماری بر جای می‌گذارد، لازم است قبل از توجه به هرگونه تخمین، وجود یا نبود ناهمسانی واریانس بررسی شود. برای آزمون ناهمسانی واریانس از آزمون وایت استفاده‌ شده است. سطح معنی‌داری محاسبه‌شده، برای الگوی پژوهش کوچک‌تر از 05/0 و معنی‌دار است؛ یعنی فرضیۀ  مبنی بر همسانی واریانس جملات خطا رد می‌شود و جملات خطا واریانس همسانی ندارند. برای تخمین الگوهای اقتصادی، روش‌های متفاوتی وجود دارد. با لحاظ‌کردن فروض کلاسیک، روش حداقل مربعات معمولی^[47] براساس قضیۀ گاوس - مارکف بهترین تخمین‌زنندۀ خطی بدون تورش است؛ اما در صورت وجود ناهمسانی واریانس، دیگر روش حداقل مربعات معمولی روش مناسبی برای تخمین نیست؛ ازاین‌رو، با وزن‌دادن^[48] رفع شد و الگوی مناسب برای تخمین آزمون فرضیه‌ها روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته^[49] خواهد بود. سطح معناداری آزمون وایت در همۀ الگوها زیر یک درصد است و درنتیجه، مشکل ناهمسانی واریانس وجود دارد.

با توجه به آزمون معیار تورم واریانس، نتایج نشان می‌دهد مقادیر عامل تورم واریانس برای هر یک از متغیرهای توضیحی (جریان نقد عملیاتی، بازده دارایی، اهرم مالی و اندازۀ شرکت) الگوی اصلی به ترتیب برابر با (27/1، 18/2، 87/1، 04/1) و الگوی‌ فرعی اول برابر با (33/1، 88/1، 05/3، 90/1) و الگوی‌ فرعی دوم برابر با (29/2، 89/2، 59/3، 24/1) و الگوی‌ فرعی سوم برابر با (78/2، 17/6، 01/2، 22/3) است که از 10 کمترند؛ بنابراین، مشکل هم‌خطی در الگو‌ها وجود ندارد.

در تعیین نوع آزمون، در الگوهای اصلی و فرعی اول، دوم و سوم با توجه به سطح معنی‌داری آزمون F لیمر که برابر با (00/0) و کمتر از 5 درصد است، داده‌های تابلویی پذیرفته می‌شود. سطح معنی‌داری آزمون هاسمن برای الگوی اصلی و الگوهای فرعی دوم و سوم از 5 درصد کمتر است؛ بنابراین، الگوی اثرات ثابت برای آزمون این الگو‌ها استفاده شده است؛ اما سطح معنی‌داری آزمون هاسمن برای الگوی فرعی اول برابر با (27/0) و از 5 درصد بزرگ‌تر است که الگوی اثرات تصادفی انتخاب می‌شود.

جدول (2) خلاصۀ آماره‌های مربوط به الگوی اصلی را با توجه به تأثیر جریان نقد عملیاتی نشان می‌دهد.

جدول (2) نتایج تخمین الگوی اصلی

در بررسی معنی‌دار بودن کل الگو با توجه به اینکه سطح معناداری آمارۀ F از 1 درصد کوچک‌تر است (00/0)، الگو معنی‌دار است و فرضیۀ  آزمون F در سطح اطمینان 99 درصد پذیرفته می‌شود. ضریب تعیین الگو نیز نشان می‌دهد متغیر جریان نقد عملیاتی،
93 درصد متغیر اقلام تعهدی غیرعادی را تبیین می‌‌کند. ضریب تعیین تعدیل‌شده نیز برابر 91 درصد است. علاوه بر این مقدار آمارۀ دوربین واتسون 16/2 است و از آنجا که در بازۀ پذیرفتنی قرار دارد، فرض همبستگی جملات خطا رد می‌شود. در بررسی معنی‌داری ضرایب با توجه به نتایج ارائه‌شده در جدول (2) احتمال آمارۀ t برای ضریب متغیر جریان نقد عملیاتی و بازده دارایی کوچک‌تر از 1 درصد و برای متغیر اهرم مالی و اندازۀ شرکت کوچک‌‎تر از 5 درصد است؛ درنتیجه، وجود رابطۀ معنی‌داری میان جریان نقد عملیاتی و بازده دارایی در سطح اطمینان 99 درصد و اهرم مالی و اندازۀ شرکت در سطح اطمینان 95 درصد با اقلام تعهدی غیرعادی تأیید می‌شود. متغیر‌های کنترلی برخلاف رابطۀ معکوس و معنادار متغیر مستقل (جریان نقد عملیاتی)، رابطۀ مستقیم و معنی‌داری با اقلام تعهدی غیرعادی دارند؛ بنابراین، فرضیۀ  پژوهش رد و فرضیۀ  مبنی بر تأثیر جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی پذیرفته می‌شود.

جدول (3) خلاصۀ آماره‌های مربوط به الگوی فرعی اول را با توجه به تأثیر جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت خودرو و قطعات نشان می‌دهد.

در بررسی معنی‌دار بودن کل الگو با توجه به اینکه سطح معناداری آمارۀ F از 1 درصد کوچک‌تر است (00/0)، الگو معنی‌دار است و فرضیۀ  آزمون F در سطح اطمینان 99 درصد پذیرفته می‌شود. ضریب تعیین الگو نیز نشان می‌دهد متغیر جریان نقد عملیاتی، 73 درصد متغیر اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت خودرو و قطعات را تبیین می‌کند. ضریب تعیین تعدیل‌شده نیز برابر 72 درصد است. علاوه بر این مقدار آمارۀ دوربین واتسون 53/1 است و از آنجا که در بازۀ پذیرفتنی قرار دارد، فرض همبستگی جملات خطا رد می‌شود. در بررسی معنی‌داری ضرایب با توجه به نتایج ارائه‌شده در جدول (3) احتمال آمارۀ t برای ضریب متغیر جریان نقد عملیاتی و بازده دارایی از 1 درصد کوچک‌تر است؛ درنتیجه، وجود رابطۀ معنی‌داری میان جریان نقد عملیاتی و بازده دارایی با اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت خودرو و قطعات در سطح اطمینان 99 درصد تأیید می‌شود. متغیر بازده دارایی با توجه به سطح معنی‌داری کوچک‌تر از 5 درصد، رابطۀ معنی‌داری در سطح اطمینان 95 درصد با اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت خودرو و قطعات دارد؛ اما اهرم مالی رابطۀ معناداری ندارد؛ بنابراین، فرضیۀ  پژوهش رد و فرضیۀ  مبنی بر تأثیر جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت خودرو و قطعات پذیرفته می‌شود.

جدول (3) نتایج تخمین الگوی فرعی اول

جدول (4) خلاصۀ آماره‌های مربوط به الگوی فرعی دوم را با توجه به تأثیر جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت مواد دارویی نشان می‌دهد.

جدول (4) نتایج تخمین الگوی فرعی دوم

در بررسی معنی‌دار بودن کل الگو با توجه به اینکه سطح معناداری آمارۀ F از 1 درصد کوچک‌تر است (00/0)، الگو معنی‌دار است و فرضیۀ  آزمون F در سطح اطمینان 99 درصد پذیرفته می‌شود. ضریب تعیین الگو نیز نشان می‌دهد متغیر جریان نقد عملیاتی،
97 درصد متغیر اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت مواد دارویی را تبیین می‌کند. ضریب تعیین تعدیل‌شده نیز برابر 96 درصد است. علاوه بر این مقدار آمارۀ دوربین واتسون 04/2 است و از انجا که در بازۀ پذیرفتنی قرار دارد، فرض همبستگی جملات خطا رد می‌شود. در بررسی معنی‌داری ضرایب با توجه به نتایج ارائه‌شده در جدول (4) احتمال آمارۀ t برای ضریب متغیر جریان نقد عملیاتی، بازده دارایی، اهرم مالی و اندازۀ شرکت از 1 درصد کوچک‌تر است؛ درنتیجه، وجود رابطۀ معنی‌دار میان جریان نقد عملیاتی، بازده دارایی، اهرم مالی و اندازۀ شرکت با اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت مواد دارویی در سطح اطمینان 99 درصد تأیید می‌شود؛ بنابراین، فرضیۀ  پژوهش رد و فرضیۀ  مبنی بر تأثیر جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت مواد دارویی پذیرفته می‌شود.

جدول (5) خلاصۀ آماره‌های مربوط به الگوی فرعی سوم با توجه به تأثیر جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت سیمان، آهک و گچ را نشان می‌دهد.

جدول (5) نتایج تخمین الگوی فرعی سوم