اخبار و اعلانات

 آمار

تعداد نشریات43
تعداد شماره‌ها1,685
تعداد مقالات13,846
تعداد مشاهده مقاله32,776,919
تعداد دریافت فایل اصل مقاله12,960,405
روح الهی, وحید, هاشمی, سید عباس, فرهادی, مریم, شریف دوست, مریم. (1399). حساسیت اقلام تعهدی و اجزای آن نسبت به عدم‌تقارن عملیاتی ناشی از تغییرات فروش. , 12(3), 63-82. doi: 10.22108/far.2020.124906.1672
وحید روح الهی; سید عباس هاشمی; مریم فرهادی; مریم شریف دوست. "حساسیت اقلام تعهدی و اجزای آن نسبت به عدم‌تقارن عملیاتی ناشی از تغییرات فروش". , 12, 3, 1399, 63-82. doi: 10.22108/far.2020.124906.1672
روح الهی, وحید, هاشمی, سید عباس, فرهادی, مریم, شریف دوست, مریم. (1399). 'حساسیت اقلام تعهدی و اجزای آن نسبت به عدم‌تقارن عملیاتی ناشی از تغییرات فروش', , 12(3), pp. 63-82. doi: 10.22108/far.2020.124906.1672
روح الهی, وحید, هاشمی, سید عباس, فرهادی, مریم, شریف دوست, مریم. حساسیت اقلام تعهدی و اجزای آن نسبت به عدم‌تقارن عملیاتی ناشی از تغییرات فروش. , 1399; 12(3): 63-82. doi: 10.22108/far.2020.124906.1672

حساسیت اقلام تعهدی و اجزای آن نسبت به عدم‌تقارن عملیاتی ناشی از تغییرات فروش

نشریه پژوهش های حسابداری مالی
دوره 12، شماره 3 - شماره پیاپی 45، آبان 1399، صفحه 63-82    اصل مقاله (772.48 K)
نوع مقاله: مقاله پژوهشی
شناسه دیجیتال (DOI): 10.22108/far.2020.124906.1672
نویسندگان
وحید روح الهی1؛ سید عباس هاشمی* 2؛ مریم فرهادی3؛ مریم شریف دوست4
1دانشجوی دکتری، گروه حسابداری، واحد مبارکه، دانشگاه آزاد اسلامی، اصفهان، ایران
2دانشیار حسابداری، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران
3استادیار گروه حسابداری، واحد مبارکه، دانشگاه آزاد اسلامی، اصفهان، ایران
4استادیار گروه آمار و ریاضی، واحد خمینی‌شهر، دانشگاه آزاد اسلامی، اصفهان، ایران
چکیده
مدل­های سنتی برآورد اقلام تعهدی اختیاری مانند مدل جونز تعدیل شده رابطه­ای خطی را بین تغییرات فروش و اقلام تعهدی فرض می­کنند. مطالعات اخیر نشان می­دهد که تغییرات فروش بر اقلام تعهدی اثر نامتقارن دارد؛ بدین معنا که کاهش و افزایش اقلام تعهدی و اجزای آن در زمان تغییرات فروش باهم برابر نیست و عدم‌تقارن ایجاد می­شود. هدف این پژوهش بررسی حساسیت اقلام تعهدی و اجزای آن نسبت به عدم­تقارن عملیاتی ناشی از تغییرات فروش است. این پژوهش از نظر هدف کاربردی و از نظر ماهیت توصیفی- همبستگی است. با استفاده از روش نمونه گیری حذفی سیستماتیک نمونه­ای متشکل از 180 شرکت از بین شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال­های 1387 تا 1397 انتخاب شدند. به منظور آزمون فرضیه­ها، از الگوی رگرسیونی چندگانه به روش داده­های ترکیبی استفاده شده است. نتایج آزمون فرضیه­های پژوهش نشان می­دهد حساسیت اجزای اقلام تعهدی در زمان کاهش فروش کمتر از حساسیت این اجزا در زمان افزایش فروش است. حساسیت اقلام تعهدی نیز در زمان کاهش فروش بیشتر از حساسیت این اقلام در زمان افزایش فروش است. به منظور بررسی اعتبار نتایج، اثر محافظه­کاری شرطی بر حساسیت اقلام تعهدی و اجزای آن نسبت به عدم تقارن عملیاتی ناشی از تغییرات فروش مورد آزمون قرار گرفت. یافته­های پژوهش نشان می­دهد که محافظه­کاری شرطی اثری بر حساسیت اقلام تعهدی و اجزای آن نسبت به عدم‌تقارن عملیاتی ناشی از تغییرات فروش ندارد و این عدم‌تقارن ناشی از تصمیمات عملیاتی در زمان تغییرات فروش است.
کلیدواژه‌ها
اقلام تعهدی؛ تغییرات فروش؛ محافظه‌کاری شرطی؛ عدم‌تقارن عملیاتی
اصل مقاله

یکی از اهداف گزارشگری مالی، ارائۀ اطلاعاتی است که برای سرمایه‌گذاران، اعتباردهندگان و دیگر کاربران فعلی و بالقوه در تصمیم‌گیری‌های مربوط به سرمایه‌گذاری و اعتباردهی و سایر تصمیم‌ها سودمند باشد. سودهای جاری و گذشتۀ شرکت از معیارهای مهمی‌اند که گروههای مزبور برای برآورد قدرت سودآوری شرکت، پیش‌بینی سودهای آینده و ریسک مربوط به آن و نیز ارزیابی عملکرد مدیریت استفاده می‌کنند [8]. سود متشکل از اقلام نقدی و تعهدی است و اقلام تعهدی سود تا حدود زیادی در کنترل مدیریت‌اند. مدیریت می‌تواند برای بهتر جلوه دادن عملکرد شرکت و افزایش قابلیت پیش‌بینی سودهای آینده به مدیریت سود اقدام کند؛ بدین منظور از مدیریت سود اقلام تعهدی یا مدیریت سود واقعی استفاده می‌کند [5].

مدیریت سود اقلام تعهدی ازطریق جزء اختیاری اقلام تعهدی انجام می‌شود. برای اندازه‌گیری اقلام تعهدی اختیاری از مدل‌ جونز تعدیل‌شده و مدل‌های مربوطه استفاده می‌شود. فرض اصلی این مدل‌ها این است که اقلام تعهدی تابعی از فعالیت‌های تجاری واقعی شرکت‌ها است و معیار فعالیت تجاری هر شرکت با فروش آن شرکت تعیین می‌شود؛ بنابراین، رابطه‌ای خطی بین تغییرات فروش و اقلام تعهدی فرض می‌شود [13]. بال [15] نشان داد تغییرات فروش دوره جاری و تغییرات مورد انتظار آتی بر اقلام تعهدی، اثر غیرخطی دارند؛ این اثر غیرخطی برآورد اقلام تعهدی اختیاری را با خطا مواجه می‌کند.

کولینز و همکاران [20] بیان کردند تغییرات فروش موجب تغییر در تصمیمات عملیاتی شرکت‌ها مانند تغییرات سیاست‌های اعتباری و موجودی کالا می‌شود و این تصمیمات عملیاتی، اثر نامتقارن غیرخطی بر اقلام تعهدی دارد. بنکر و همکاران [14] در پژوهش خود با بررسی اجزای اقلام تعهدی نشان دادند تصمیمات عملیاتی مرتبط با تغییرات فروش به اثر نامتقارن غیرخطی بر اقلام تعهدی منجر می‌شود و چون در مدل‌های برآورد اقلام تعهدی اختیار لحاظ نمی‌شود، به تورش غیرخطی در برآورد این اقلام منجر می‌شود. آنها نشان دادند این عدم تقارن برای اجزای اقلام تعهدی و درنتیجه، کل اقلام تعهدی از قاعدۀ محافظه‌کاری مطابق بال و شیواکومار [16] متفاوت است و با عدم تقارن عملیاتی سازگار است. مطابق محافظه‌کاری شرطی، اگر کاهش فروش، اخبار بد برای دارایی‌ها منتقل کند، به کاهش ارزش دارایی‌ها منجر می‌شود؛ در حالی‌ که افزایش فروش (یا هرگونه اخبار خوب) به افزایش ارزش بیشتر دارایی‌ها منجر نمی‌شود [16]. همچنین، مطابق محافظه‌کاری شرطی، مانند دارایی‌ها که می‌توانند کاهش ارزش داشته باشند، ارزش بدهی‌های جاری نمی‌تواند افزایش یابد. هزینۀ استهلاک نیز ارتباطی با محافظه‌کاری شرطی ندارد؛ اما مطابق عدم تقارن عملیاتی، کاهش دارایی‌های جاری، بدهی‌های جاری و هزینۀ استهلاک در زمان کاهش فروش، کمتر از افزایش آنها در زمان افزایش فروش است.

با توجه به اینکه در پژوهش‌های ایران برای برآورد اقلام تعهدی از مدل‌هایی استفاده می‌شود که بین تغییرات فروش و اقلام تعهدی رابطه‌ای خطی مفروض است، پژوهش حاضر می‌کوشد با پیش‌بینی نحوۀ تغییر اقلام تعهدی نسبت به تغییرات فروش، افزوده‌هایی برای طراحی مدل‌های اقلام تعهدی داشته باشد. این مطالعه شواهدی ارائه می‌دهد که تغییرات فروش، رابطۀ خطی اقلام تعهدی و تغییر فروش را در مدل استاندارد اقلام تعهدی نقض می‌کند.

 

مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش

بخش عمده‌ای از مطالعات تجربی حسابداری مستلزم برآورد اقلام تعهدی اختیاری و غیراختیاری است. این مطالعات تنها به حوزۀ مدیریت سود محدود نمی‌شود و طیفی از موضوعات کلی مانند کیفیت سود، کیفیت حسابرسی، پیش‌بینی جریان‌های نقدی عملیاتی، پیش‌بینی سود و غیره را شامل می‌شود. مدل‌های اقلام تعهدی، که به‌منظور برآورد اقلام تعهدی اختیاری در این مطالعات به کار گرفته می‌شوند، براساس برخی فرض‌های مبنایی ساخته می‌شوند. در صورت برقرارنشدن هر یک از این فرض‌ها، خطای سیستماتیک در برآورد اقلام تعهدی اختیاری افزایش می‌یابد [9].

در پژوهش‌های حسابداری برای کشف مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی از مدل‌های اقلام تعهدی اختیاری مانند مدل جونز و جونز تعدیل‌شدۀ دچو و همکاران [23] استفاده می‌شود؛ این مدل، مدل اقلام تعهدی استاندارد شناخته می‌شود. برخلاف مدل بازگشت به میانگین هیلی [26] و مدل گام تصادفی دی آنجلو [22] که فاقد متغیرهای تعیین‌کنندۀ اقلام تعهدی‌اند، اقلام تعهدی تابعی از تغییر فروش در دوره جاری‌اند. در این مدل‌ها فرض می‌شود اقلام تعهدی یک متغیر درون‌زا، تغییر فروش یک متغیر برون‌زا و رابطۀ اقلام تعهدی با تغییر فروش، رابطۀ خطی است. مسئلۀ تحقیق حاضر، انجام یک پژوهش دربارۀ این فرض‌ مبنایی است که می‌تواند به نقض در برآورد جزء اختیاری اقلام تعهدی بیانجامد. با توجه به اینکه تصریح صحیح مدل‌های اقلام تعهدی اختیاری نقش با اهمیتی در برآورد جزء اختیاری اقلام تعهدی دارد، پژوهشگران مختلفی مانند بال [15]، کولینز و همکاران [20] و بنکر و همکاران [14] به اصلاح این مدل‌ها پرداختند. یافته‌های پژوهش این محققان نشان می‌دهند تغییرات فروش، اثر غیرخطی بر اقلام تعهدی دارند.

کولینز و همکاران [20] نشان دادند تغییرات فروش موجب تغییر در تصمیمات عملیاتی شرکت‌ها می‌شوند و درنتیجه، بر اقلام تعهدی اثر نامتقارن غیرخطی می‌گذارند. مدل‌های از نوع جونز فرض می‌کنند تغییرات فروش و اقلام تعهدی رابطۀ خطی دارند؛ به همین دلیل، غیرخطی‌بودن تغییرات فروش را در مدل‌های خود مدنظر قرار نمی‌دهند و این مدل‌ها متحمل تورش غیرخطی در برآوردهای اقلام تعهدی اختیاری می‌شوند.

بنکر و همکاران [14] بیان کردند تغییرات فروش، اثر نامتقارن بر تصمیمات عملیاتی مرتبط با اجزای اصلی اقلام تعهدی، یعنی حساب‌های دریافتنی، موجودی کالا، حساب‌های پرداختنی و استهلاک دارند. هنگام کاهش‌یافتن تقاضا احتمال دارد مدیران برای تحریک فروش، اعطای سیاست اعتباری را تسهیل کنند. هنگامی که تقاضا افزایش می‌یابد، بعید است آنها سیاست اعتباری سختگیرانه در پیش گیرند؛ بنابراین، به احتمال زیاد، کاهش حساب‌های دریافتنی در دورۀ کاهش فروش از افزایش حساب‌های دریافتنی در دورۀ افزایش فروش، کمتر است و عدم تقارن عملیاتی در دریافتنی‌های تجاری ایجاد می‌شود.

مدیران سطح موجودی کالا را با توجه به تقاضای آتی مورد انتظار انتخاب می‌کنند [18]. هنگام کاهش‌یافتن تقاضا آنها به احتمال زیاد موجودی‌های مازاد نگهداری می‌کنند؛ زیرا تقاضا ممکن است در آیندۀ نزدیک به حالت قبل برگردد. مدیران نیز در صورت کاهش دایمی تقاضا ممکن است ترجیح دهند برای جلوگیری از زیان بیشتر، به‌تدریج موجودی کالا را کاهش دهند. در مقابل، زمانی که تقاضا افزایش می‌یابد، مدیران برای جلوگیری از خالی‌شدن انبار به افزایش سریع موجودی کالا نیاز دارند. این امر به عدم تقارن در تنظیم موجودی کالای برنامه‌ریزی‌شده منجر می‌شود. همچنین، تغییرات غیرمنتظرۀ تقاضا اثر نامتقارن دارد. تکانۀ منفی تقاضا، موجودی‌های فروش‌نرفته را افزایش می‌دهد؛ در حالی‌ که تکانۀ مثبت تقاضا نمی‌تواند موجودی را به زیر صفر کاهش دهد؛ بنابراین، به احتمال زیاد، کاهش موجودی مواد و کالا در دورۀ کاهش فروش از افزایش موجودی مواد و کالا در دورۀ افزایش فروش، کمتر است و عدم تقارن عملیاتی در موجودی مواد و کالا ایجاد می‌شود [15].

هنگام خریداری مواد و کالا به‌صورت نسیه، پرداختنی‌های تجاری ایجاد می‌شوند. هنگام کاهش‌یافتن فروش، شرکت‌ها به احتمال زیاد، در بحران نقدینگی قرار می‌گیرند؛ بنابراین، مدیران ممکن است پرداخت به عرضه‌کنندگان را به تعویق اندازند تا بحران نقدینگی را کاهش دهند؛ برای مثال، مدیران می‌توانند از تخفیفات نقدی خرید، چشم‌پوشی و برای تمدید پرداخت بدهی خود با عرضه‌کنندگان مذاکره کنند. در مقابل، هنگام افزایش‌یافتن فروش، مدیران بعید است زودتر از موعد به عرضه‌کنندگان وجه نقدی پرداخت کنند؛ بنابراین، به احتمال زیاد، کاهش حساب‌های پرداختنی در دوره کاهش فروش، از افزایش حساب‌های پرداختنی در دوره افزایش فروش، کمتر است و عدم تقارن عملیاتی در پرداختنی‌های تجاری به وجود می‌آید [21].

هنگامی که تقاضا کاهش می‌یابد، مدیران برخی از اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات بدون استفاده را حفظ می‌کنند تا از هزینه‌های تعدیل منابع مانند هزینه‌ها و زیان‌های مربوط به فروش سریع اینگونه دارایی‌ها در دوره جاری و هزینه‌های آتی مورد انتظار برای خرید مجدد آنها بپرهیزند. هنگام افزایش‌یافتن تقاضا مدیران به افزایش کافی اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات نیاز دارند؛ بنابراین، به احتمال زیاد، کاهش هزینۀ استهلاک در دوره کاهش فروش، از افزایش هزینۀ استهلاک در دوره افزایش فروش، کمتر است. متغیر ناخالص اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات در مدل جونز تعدیل‌شده تا حدی این اثر نامتقارن را کنترل می‌کند؛ اما تغییرات تقاضا به احتمال زیاد اثر بیشتری بر تعدیل دارایی‌های با عمر کوتاه‌تر مانند وسایل نقلیه و تجهیزات تولید نسبت به دارایی‌های با عمر بلندتر مانند ساختمان دارند. دارایی‌های با عمر کوتاه‌تر، استهلاک بیشتری در هر ریال از خالص ارزش دفتری دارند؛ بنابراین، تغییرات فروش به احتمال زیاد، اثر نامتقارن بر هزینۀ استهلاک، حتی پس از کنترل خالص اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات دارند [13].

اقلام تعهدی شامل تغییر در دارایی‌های جاری منهای تغییر در بدهی‌های جاری و استهلاک‌اند؛ بنابراین، عدم تقارن برای اقلام تعهدی وابسته به اندازۀ نسبی عدم تقارن اجزای آن است. بنکر و همکاران [14] بیان کردند عدم تقارن برای بدهی‌های جاری، بیشتر از عدم تقارن دارایی‌های جاری است. همان‌طور که بیان شد عدم تقارن بدهی‌های جاری، زمانی به وجود می‌آید که مدیران پرداخت‌های به عرضه‌کنندگان را در دوره کاهش فروش به تأخیر می‌اندازند تا خروجی وجه نقد جاری را کاهش دهند. عدم تقارن دارایی‌های جاری زمانی به‌وجود می‌آید که مدیران در طول دوره کاهش فروش، مواد و کالا خریداری و سیاست‌های اعتباری را تسهیل می‌کنند؛ درنتیجه، وجوه نقد را در دوره جاری مصرف می‌کنند تا جریان‌های ورودی آتی وجه نقد ایجاد کنند. مدیران ترجیح می‌دهند از کاهش زیاد در جریان نقدی عملیاتی جاری اجتناب کنند؛ بنابراین، به احتمال زیاد، در زمان کاهش فروش، سیاست‌های عملیاتی وابسته به عدم تقارن بیشتر را در بدهی‌های جاری انتخاب می‌کنند تا وجه نقد عملیاتی کمتری مصرف کنند. همچنین مدیران، سیاست‌های عملیاتی مربوط به عدم تقارن کمتر را در دارایی‌های جاری انتخاب می‌کنند؛ زیرا موجب کاهش کمتر در وجه نقد عملیاتی جاری می‌شود. چون عدم تقارن در بدهی‌های جاری، با علامت منفی وارد اقلام تعهدی می‌شود (و استهلاک اثر مشابه دارد)، جهت عدم تقارن برای کل اقلام تعهدی برعکس اجزای آن می‌شود؛ یعنی کل اقلام تعهدی، به احتمال زیادتر، به کاهش فروش، حساس‌تر از افزایش فروش است و به عدم تقارن عملیاتی در اقلام تعهدی منجر می‌شود.

محافظه‌کاری، یکی از مهم‌ترین میثاق‌های محدودکنندۀ حسابداری به‌شمار می‌رود که بر اعمال احتیاط در شناسایی و اندازه‌گیری درآمدها و دارایی‌ها دلالت دارد. بدون تردید محافظه‌کاری جایگاه بسیار مهمی در باورهای حسابداران دارد؛ به گونه‌ای که حتی عده‌ای آن را اصل حسابداری هم می‌نامند. باسو [17] محافظه‌کاری را تمایل حسابداران به الزام درجه بالاتری از تأییدپذیری برای شناسایی اخبار خوشایند (سود) نسبت به شناسایی اخبار ناخوشایند (زیان‌) تفسیر می‌کند و آن را محافظه‌کاری شرطی یا وابسته به اخبار می‌نامد. این نوع از محافظه‌کاری بیشتر بر سود و زیان اثرگذار است. بر اساس این نوع محافظه‌کاری در اثر اخبار ناخوشایند ارزش دفتری دارایی‌ها کاهش پیدا می‌کند؛ در حالی ‌که برای افزایش دارایی‌ها به اخبار خوشایندی با قابلیت تأیید بسیار بیشتر نیاز است؛ برای مثال، شناسایی زیان‌های برآوردی در پیمانکاری و شناسایی‌نشدن سود حتی در صورت محتمل‌بودن ورود منافع اقتصادی به درون واحد تجاری، قاعدۀ اقل بهای تمام‌شده یا خالص ارزش فروش، حذف سرقفلی درنتیجۀ آزمون کاهش ارزش و شناسایی نامتقارن زیان‌های احتمالی در مقابل سودهای احتمالی از این نوع محافظه‌کاری هستند [19].

بال و شیواکومار [16] برای نخستین‌بار نقش اقلام تعهدی را در عدم تقارن زمانی شناسایی سود و زیان‌ بررسی کردند. عدم تقارن زمانی شناسایی سود و زیان بدین معناست که شرکت‌ها به محض دریافت اخبار بد، ارزش دفتری خالص دارایی‌های خود را کاهش می‌دهند؛ این در حالی است که در صورت دریافت اخبار خوب، ارزش دفتری خالص دارایی‌ها را افزایش نخواهند داد. عدم تقارن زمانی شناسایی سود و زیان موجب می‌شود اقلام تعهدی نسبت به جریان‌های نقدی زودتر تحقق پیدا کنند و همین امر نوعی عدم تقارن بین اقلام تعهدی و جریان‌های نقدی به وجود می‌آورد. نقش اقلام تعهدی در شناسایی به موقع سود و زیان در مقایسه با نقش آن در کاهش نوسان، عامل همبستگی بین اقلام تعهدی و جریان‌های نقدی عملیاتی دوره جاری است. علت آن است که بهبود در جریان نقدی دوره جاری یک دارایی، رابطۀ مثبتی با بهبود در جریان نقدی مورد انتظار آتی آن دارد. بال و شیواکومار [16] با تمرکز بر کل اقلام تعهدی بیان کردند مدل جونز تعدیل‌شده به دلیل کنترل‌نشدن محافظه‌کاری شرطی، اشتباه تصریح شده است؛ اما بنکر و همکاران [14] با تمرکز بر اجزای اقلام تعهدی نشان دادند مدل جونز تعدیل‌شده در درجه اول به عدم تقارن عملیاتی ناشی از تغییرات فروش مربوط است نه محافظه‌کاری.

دلیل بنکر و همکاران [14] این است که مطابق محافظه‌کاری شرطی، ارزش دفتری دارایی‌ها باید در طول دوره کاهش فروش، بیشتر کاهش یابد؛ اما مطابق عدم تقارن عملیاتی، کاهش اقلام تعهدی دارایی‌های جاری در زمان کاهش فروش، از افزایش این اقلام در زمان افزایش فروش کمتر است که برخلاف قاعدۀ محافظه‌کاری است. علاوه بر این، در حالی که مطابق محافظه‌کاری، دارایی‌های جاری می‌توانند کاهش ارزش داشته باشند، بدهی‌های جاری نمی‌توانند افزایش ارزش داشته باشند؛ ازاین‌رو، بعید است بدهی‌های جاری، محافظه‌کاری شرطی را نشان دهند. هزینۀ استهلاک، دارایی‌های بلندمدتی را منعکس می‌کند که می‌توانند از محافظه‌کاری تأثیر بگیرند؛ اما محافظه‌کاری برای این دارایی‌ها به شکل کاهش ارزش دارایی آشکار می‌شود که در اقلام خاص قرار می‌گیرد و ازطریق هزینۀ استهلاک جریان نمی‌یابد؛ بنابراین، بعید است عدم تقارن استهلاک، محافظه‌کاری را منعکس کند.

بنکر و همکاران [14] در پژوهش خود نشان دادند مدل‌های خطی برآورد اقلام تعهدی مانند مدل جونز، مدل جونز تعدیل‌شده و مدل کوتاری به دلیل خطی فرض کردن تغییرات فروش دارای تورش غیرخطی (نامتقارن) بوده‌اند و به استنباط‌های اشتباه در پژوهش‌های مدیریت سود منجر می‌شوند. آنها ابتدا دریافتند حساسیت اقلام تعهدی و اجزای آن نسبت به تغییرات فروش، نامتقارن است و این عدم تقارن ناشی از تصمیمات عملیاتی مدیران در زمان تغییرات فروش است و از عدم تقارن ناشی از محافظه‌کاری شرطی بال و شیواکومار متفاوت است. سپس این پژوهشگران از تصریح اسپلاین[1] غیرخطی برای کنترل اثر غیرخطی تغییرات فروش، استفاده و مدل غیرخطی برآورد اقلام تعهدی اختیاری را ایجاد کردند. نتایج این پژوهش نشان دادند مدل غیرخطی ارائه‌شده، تورش غیرخطی را به‌طور چشمگیری کاهش می‌دهد و خطاهای نوع اول را بدون کاهش قدرت آزمون، بهبود می‌بخشد.

کولینز و همکاران [20] در پژوهش خود نشان دادند رابطه بین اقلام تعهدی سه ماهه و رشد فروش گذشته و رشد فروش آینده، غیرخطی است. کنترل‌نشدن اثرات رشد شرکت و عملکرد بر اقلام تعهدی غیراختیاری به افزایش بسیار زیاد در خطای نوع اول در آزمون‌های مدیریت سود منجر می‌شود؛ بنابراین، در مدل ارائه‌شده از این پژوهشگران، متغیرهای سه ماهه بازده دارایی‌ها، رشد فروش و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار ابتدای دوره به مدل جونز تعدیل‌شده اضافه شدند. نتایج آنها نشان دادند این مدل نسبت به سایر مدل‌ها خطای نوع اول کمتر و قدرت آزمون بیشتری دارد.

گارسیا و همکاران [24] تأثیر محافظه‌کاری را بر مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی و مدیریت واقعی سود بررسی کردند. نتایج آنها نشان دادند محافظه‌کاری بیشتر باعث کاهش مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی و افزایش مدیریت واقعی سود می‌شود.

پای [29] در پژوهش خود تأثیر اقلام تعهدی اختیاری را بر محافظه‌کاری بررسی کرد. نتایج این پژوهش حاکی از آن است که محافظه‌کاری شرطی ناشی از اقلام تعهدی، عمدتاً به دلیل اقلام تعهدی اختیاری است. همچنین رابطۀ منفی بین محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی عمدتاً انتساب‌پذیر به اقلام تعهدی اختیاری است. به‌علاوه، یافته‌های این پژوهش مؤید آن است که شرکت‌های دارای اهرم بالاتر، اساساً به سبب وجود اقلام تعهدی اختیاری، محافظه‌کاری بیشتری را نشان می‌دهند.

بال و شیواکومار [16] در پژوهش خود نشان دادند مدل‌های اقلام تعهدی را می‌توان علاوه بر حل مسئله زمان‌بندی و تطابق جریان‌های نقدی سرمایه در گردش، با در نظر گرفتن نقش حسابداری تعهدی در شناسایی به‌موقع سود و زیان‌ بهبود بخشید.

کوتاری و همکاران [28] در پژوهش خود با اضافه‌کردن بازده دارایی‌ها به مدل جونز تعدیل‌شده دریافتند وجود بازده دارایی‌ها در مدل رگرسیون، اقلام تعهدی اختیاری را در مقایسه با مدل جونز و مدل جونز تعدیل‌شده کاهش می‌دهد.

پنمن و ژانگ [30] در پژوهش خود نشان دادند حسابداری محافظه‌کارانه به معنای اتخاذ روش‌های حسابداری است که به‌طور مستمر ارزش خالص دارایی‌ها را کمتر از واقع نشان می‌دهد. مجموع این روش‌ها موجب پایین‌آمدن سود و ایجاد ذخایر پنهان می‌شوند. به نظر آنها هر قدر در ارائۀ سود حسابداری از روش‌های محافظه‌کارانه‌تری استفاده شده باشد، کیفیت سود، پایین خواهد بود.

گیولی و هاین [25] در پژوهش خود از اقلام تعهدی اختیاری برای اندازه‌گیری محافظه‌کاری استفاده کردند. این پژوهشگران با بررسی انباشت این اقلام طی دوره‌های بررسی‌شده و مشاهده اینکه با گذشت زمان اقلام تعهدی اختیاری انباشته، منفی و منفی‌تر شده‌اند، نتیجه گرفتند با گذشت زمان، محافظه‌کاری بیشتر و بیشتر شده است. این بدان معناست که در طول زمان مدیران روش‌هایی را انتخاب کرده‌اند که به حداقل‌شدن سود انباشته منجر شده است.

باسو [17] در پژوهش خود بیان کردند انعکاس محافظه‌کاری ازطریق اقلام تعهدی به تفاوت‌های قابل پیش‌بینی در ویژگی‌های جریان‌های نقدی و اقلام تعهدی منجر می‌شود. همچنین، نتایج پژوهش نشان می‌دهند به‌موقع‌بودن سود بر اثر شناسایی به‌موقع‌تر اخبار بد ازطریق اقلام تعهدی است؛ با این‌حال، اقلام تعهدی، اخبار خوب را به‌موقع‌تر از جریان‌های نقدی شناسایی نمی‌کنند.

دچوو همکاران [23] مدل جونز تعدیل‌شده را ارائه کردند. این مدل شکل گسترش‌یافتۀ مدل جونز است. در مدل جونز فرض می‌شود درآمد فروش به‌تمامی غیر‌اختیاری است. این در حالی است که مدیران می‌توانند با اتخاد سیاست‌های اعتباری، فروش نسیه را افزایش و درنتیجه، سود را افزایش دهند. برای رفع این مشکل، این پژوهشگران با کسرکردن تغییرات در حساب‌های دریافتنی از تغییرات درآمد فروش، مدل تعدیل‌شده‌ۀ جونز را برای اندازه‌گیری مدیریت سود پیشنهاد دادند.

جونز [27] یکی از مدل‌های پایه‌ای پژوهش‌های مربوط به کشف مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی اختیاری را ارائه کرد. فرض اصلی مدل جونز این است که اقلام تعهدی تابعی از فعالیت‌های تجاری واقعی شرکت‌ها است و معیار فعالیت تجاری هر شرکت با فروش آن شرکت تعیین می‌شود. او در مدل خود فرض کرد اقلام تعهدی اختیاری در طول زمان ثابت‌اند و درآمد فروش به‌تمامی غیراختیاری است؛ بنابراین، برای محاسبۀ اقلام تعهدی اختیاری کافی است که از مجموع اقلام تعهدی، اقلام تعهدی غیراختیاری کسر شوند؛ بنابراین، در این مدل، ارتباط مجموع اقلام تعهدی برای یک دوره زمانی مشخص با متغیرهای فروش و اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات برآورد می‌شود.

احمدی و همکاران [1] در پژوهش خود با عنوان «تأثیر مدیریت سود بر رابطۀ میان خطای پیش‌بینی سود و محافظه‌کاری حسابداری» نشان دادند رابطۀ معناداری میان خطای پیش‌بینی سود و محافظه‌کاری حسابداری در مدیریت سود واقعی وجود دارد. همچنین، نتایج این پژوهش رابطۀ معنادار میان خطای پیش‌بینی سود و محافظه‌کاری حسابداری در مدیریت سود تعهدی را تأیید می‌‌کند.

قربانی و همکاران [9] در پژوهشی با عنوان «شواهدی از الگوی تغییر خطی تکه‌ای اقلام تعهدی و ریشه‌های اقتصادی آن» به بررسی تبعیت اقلام تعهدی عادی و اجزای آن از یک مدل خطی تکه‌ای نسبت به تغییر فروش پرداختند. شواهد پژوهش آنها نشان می‌دهد هنگام کاهش‌یافتن فروش، متعاقب افزایش بدهی‌های جاری عملیاتی، رشد اقلام تعهدی منفی سرمایه در گردش سریع‌تر از آهنگ تغییر مورد انتظار آن است.

اسدی و همکاران [2] در پژوهش خود به بررسی تأثیر محافظه‌کاری بر پایداری اقلام تعهدی و اجزای آن پرداختند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که محافظه‌کاری تأثیری منفی بر پایداری کل اقلام تعهدی دارد؛ اما تأثیر معناداری بر پایداری اجزای اقلام تعهدی ندارد.

کامیابی و نورعلی [10] در پژوهشی با عنوان «اثر میانجی محافظه‌کاری حسابداری بر رابطه بین عدم تقارن اطلاعات و مدیریت سود» نشان دادند محافظه‌کاری تأثیر عدم تقارن اطلاعاتی بر مدیریت سود را خنثی می‌کند. به عبارت دیگر، محافظه‌کاری اثر تعدیل‌کنندگی کاملی بر رابطه بین عدم تقارن اطلاعات و مدیریت سود دارد.

اعتمادی و فرج‌زاده [3] در پژوهش خود نشان دادند مدیریت سود، صرف‌نظر از جهت آن باعث افزایش محافظه‌کاری می‌شود. شرکت‌هایی که به مدیریت سود کاهشی اقدام می‌کنند، سود محافطه‌کارانه‌تری را گزارش می‌کنند که نشان‌دهندۀ بیش‌محافظه‌کاری است. علاوه بر این، یافته‌های پژوهش آنها نشان دادند شرکت‌هایی که با اقلام تعهدی مثبت به مدیریت سود افزایشی مبادرت می‌ورزند، محافظه‌کاری کمتری را در گزارشگری خود اعمال می‌کنند.

مهرانی و همکاران [12] به بررسی رابطه بین اقلام تعهدی غیرمنتظره و محافظه‌کاری پرداختند. آنها از دو مدل جونز و جونز تعدیل‌شده برای تفیکیک اقلام تعهدی به دو جزء منتظره و غیرمنتظره استفاده کردند. نتایج نشان می‌دهند اقلام تعهدی منتظره حاصل از مدل جونز تعدیل‌شده، رابطۀ مثبت و معناداری با محافظه‌کاری دارند؛ اما نتیجۀ معناداری دربارۀ تأثیر اقلام تعهدی غیرمنتظره حاصل از مدل جونز تعدیل‌شده بر محافظه‌کاری مشاهده نمی‌شود.

مهرانی و همکاران [11] عدم تقارن زمانی در سود حسابداری و رابطۀ آن با اقلام تعهدی را بررسی کردند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که سود حسابداری نسبت به بازده منفی سهام حساس‌تر از بازده مثبت سهام است؛ بنابراین، سود حسابداری محافظه‌کارانه است و حدود 78 درصد از محافظه‌کاری در سود حسابداری با اقلام تعهدی سود توضیح داده می‌شود.

رضازاده و آزاد [7] به بررسی رابطۀ عدم تقارن اطلاعاتی بین سرمایه‌گذاران و میزان محافظه‌کاری در گزارشگری مالی پرداختند. نتایج پژوهش بیان‌کنندۀ وجود رابطۀ مثبت و معنادار میان عدم تقارن اطلاعاتی بین سرمایه‌گذاران و سطح محافظه‌کاری اعمال‌شده در صورت‌های مالی‌اند. همچنین، نتایج پژوهش نشان می‌دهند تغییر عدم تقارن اطلاعاتی بین سرمایه‌گذاران موجب تغییر در سطح محافظه‌کاری می‌شود.

 

فرضیه‌های پژوهش

با توجه به مبانی نظری و ادبیات موضوع، فرضیه‌های این پژوهش به شرح زیر صورت‌بندی شده‌اند:

فرضیه 1: دریافتنی‌های تجاری به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت کمتری دارد.

فرضیه 2: موجودی مواد و کالا به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت کمتری دارد.

فرضیه 3: پرداختنی‌های تجاری به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت کمتری دارد.

فرضیه 4: هزینۀ استهلاک به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت کمتری دارد.

فرضیه 5: اقلام تعهدی به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت بیشتری دارد.

 

روش پژوهش

با توجه به اینکه نتایج حاصل از این پژوهش در فرایند تصمیم‌گیری استفاده می‌شود، این پژوهش از لحاظ هدف، کاربردی است. همچنین، با توجه به اینکه به دنبال ارزیابی ارتباط بین دو یا چند متغیر است، ازنظر ماهیت توصیفی - همبستگی است. برای جمع‌آوری مبانی نظری و متون موضوع پژوهش از روش کتابخانه‌ای و به‌منظور آزمون فرضیه‌های پژوهش از الگوی رگرسیونی چندگانه با استفاده از داده‌های ترکیبی استفاده شده است. داده‌های مورد نیاز و اطلاعات مالی به روش اسنادکاوی و با مراجعه به‌صورت‌های مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران و بانک اطلاعاتی ره‌آورد نوین، جمع‌آوری شدند و برای جمع‌بندی و انجام محاسبات و تجزیه‌وتحلیل آنها از نرم‌افزاهای اکسل، ایویوز نسخه 10 استفاده شده است.

جامعۀ آماری این پژوهش، کلیۀ شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در دوره‌ی زمانی 1387 الی 1397 است. به روش نمونه‌گیری حذفی سیستماتیک، تعدادی از شرکت‌های جامعۀ مدنظر پژوهش، از بین شرکت‌های مطالعه‌شده حذف شده‌اند. بدین‌منظور کلیۀ شرکت‌های حائز شرایط زیر به‌عنوان نمونه انتخاب شدند:

1. جزء شرکت‌های واسطه‌گری مالی (بانک‌ها، سرمایه‌گذاری‌ها و لیزینگ) نباشد.

2. معاملات سهام شرکت طی دوره پژوهش بیش از سه ماه در بورس اوراق بهادار متوقف نباشد.

3. به‌منظور مقایسه‌پذیر بودن اطلاعات، سال مالی شرکت منتهی به پایان اسفند ماه باشد.

4. در طول قلمرو زمانی پژوهش، تغییر سال مالی نداشته باشند.

5. کلیۀ داده‌های مورد نیاز پژوهش برای شرکت‌های بررسی‌شده موجود باشد.

براساس شرایط و محدودیت‌های گفته‌شده از بین شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در مجموع 180 شرکت انتخاب شدند.

 

اندازه‌گیری متغیرهای پژوهش

متغیرهای به‌کاررفته در این پژوهش سه نوع‌اند: متغیر وابسته، متغیر مستقل و متغیر کنترلی که در ادامه نحوۀ اندازه‌گیری آنها بیان شده است.

 

متغیرهای وابسته

متغیرهای وابسته پژوهش، اقلام تعهدی و اجزای اقلام تعهدی‌اند که با استفاده از رویکرد ترازنامه‌ای به شرح رابطه (1) اندازه‌گیری می‌شوند.

رابطه (1)

TACCi,t= ΔCAi,t – ΔCLi,t – DPi,t

ΔCAi,t: تغییر در دارایی‌های جاری به جز وجه نقد شرکت i در سال t نسبت به سال t-1

ΔCLi,t: تغییر در بدهی‌های جاری (پس از کسر حصه جاری بدهی‌های بلند مدت) شرکت i در سال t نسبت به سال t-1

DPi,t: هزینۀ استهلاک شرکت i در سال t

تغییر در دارایی‌های جاری به جز وجه نقد (ΔCA) براساس رابطه (2) به شرح زیر محاسبه می‌شود:

رابطه (2)

ΔCAi,t = ΔARi,t + ΔINVi,t + ΔOCAi,t

ΔARi,t: تغییر در حساب‌ها و اسناد دریافتنی شرکت i در سال t نسبت به سال t-1

ΔINVi,t: تغییر در موجودی کالا شرکت i در سال t نسبت سال t-1

ΔOCAi,t: تغییر در سایر دارایی‌های جاری شرکت i در سال t نسبت به سال t-1

تغییر در بدهی‌های جاری براساس رابطه (3) به شرح زیر محاسبه می‌شود:

رابطه (3)

ΔCLi,t = ΔAP i,t + ΔTXP i,t + ΔOCL i,t

ΔAPi,t: تغییر در حساب‌های پرداختنی شرکت i در سال t نسبت به سال t-1

ΔTXPi,t: تغییر در مالیات بر درآمد پرداختنی شرکت i در سال t نسبت به سال t-1

ΔOCLi,t: تغییر در سایر بدهی‌های جاری شرکت i در سال t نسبت به سال t-1

 

متغیر مستقل

متغیر مستقل در این پژوهش، تغییرات نقدی فروش است که از تفاوت بین تغییرات فروش و تغییرات دریافتنی‌های تجاری (Δ𝑆𝐴𝐿𝐸𝑆−Δ𝐴𝑅) به‌ دست می‌آید. به‌منظور بررسی عدم تقارن تغییرات فروش، مطابق پژوهش بنکر و همکاران [14]، متغیر مجازی تغییرات فروش (DEC) در تعامل با این متغیر مستقل قرار می‌گیرد. اگر فروش در سال t کاهش یافته باشد، متغیر مجازی تغییرات فروش (DEC) عدد یک و در غیر این‌ صورت، عدد صفر را اختیار می‌کند.

 

متغیرهای کنترلی

متغیرهای کنترلی این پژوهش شامل معکوس کل دارایی‌های دوره قبل (1/ASSETSt-1)، ناخالص اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات (PPE) و جریان‌‌های نقدی عملیاتی (OCF) هستند. همچنین، متغیر مجازی علامت جریان نقدی عملیاتی (DOCF) در تعامل با متغیر جریان‌های نقدی عملیاتی قرار می‌گیرد. اگر جریان‌های نقدی عملیاتی در سال t منفی باشد، عدد 1 و در غیر این‌ صورت، عدد صفر را اختیار می‌کند.

کلیۀ متغیرهای پژوهش با استفاده از دارایی‌های پایان دوره قبل (ASSETSt-1) هم‌مقیاس شده‌اند.

 

الگوی استفاده‌شده برای آزمون فرضیه‌ها

در این مطالعه براساس پژوهش بنکر و همکاران [14] از الگوهای رگرسیون چندگانه با داده‌های ترکیبی استفاده شده است. مدل بنکر و همکاران [14]، مدل بسط داده شدۀ تعدیل‌شدۀ جونز [28] است. بدین‌ منظور برای بررسی عدم تقارن تغییرات فروش، متغیر مجازی تغییرات فروش به مدل تعدیل‌شدۀ جونز اضافه شده است. برای آزمون فرضیه‌های اول تا پنجم، از الگوی رگرسیونی به شرح رابطه (4) استفاده شده است:

رابطه (4)

𝐷𝑒𝑝𝑉𝑎𝑟i,𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1(1/𝐴𝑆𝑆𝐸𝑇i,𝑡−1) + 𝛽2𝑃𝑃𝐸i,𝑡 + 𝛽3(Δ𝑆𝐴𝐿𝐸𝑆i,𝑡−Δ𝐴𝑅i,𝑡) + 𝛽4𝐷𝐸𝐶i,𝑡×(Δ𝑆𝐴𝐿𝐸𝑆𝑡−Δ𝐴𝑅𝑡) + 𝑌𝑒𝑎𝑟 𝐸𝑓𝑓𝑒𝑐𝑡𝑠 + 𝐼𝑛𝑑𝑢𝑠𝑡𝑟𝑦 𝐸𝑓𝑓𝑒𝑐𝑡𝑠 + 𝜀i,𝑡                                 

که در این الگو:

DepVari,t: کل اقلام تعهدی و اجزای اقلام تعهدی شرکت i در سال t

ASSETSi,t-1: کل دارایی‌های شرکت i در سال t-1

PPEi,t: ناخالص اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات شرکت i در سال t

ΔSALESi,t: تغییرات فروش شرکت i در سال t نسبت به سال t-1

ΔARi,t: تغییر در حساب‌ها و اسناد دریافتنی شرکت i در سال t نسبت به سال t-1

DECi,t: متغیر مجازی تغییرات فروش؛ به‌ طوری که برای کاهش فروش عدد یک و در غیر این ‌صورت، برابر عدد صفر است.

Year Effects: متغیر ساختگی سال

Industry Effects: متغیر ساختگی صنعت

در این الگو، ضریب β4 اثر عدم تقارن کاهش فروش را نشان می‌دهد. برای اجزای اقلام تعهدی، پیش‌بینی می‌شود ضریب β4 منفی و معنی‌دار و برای اقلام تعهدی، مثبت و معنی‌دار باشد. همچنین، پیش‌بینی می‌شود ضریب β3 برای اقلام تعهدی و اجزای آن مثبت و معنادار باشد. سپس برای اندازه‌گیری میزان عدم تقارن، دو ضریب β4 و β3 با هم مقایسه خواهند شد. اختلاف بین این دو ضریب نشان‌دهندۀ قدرت عدم تقارن است.

به‌منظور بررسی بیشتر، مبنی بر اینکه عدم تقارن اقلام تعهدی و اجزای آن ناشی از تصمیمات عملیاتی در زمان تغییرات فروش است و ارتباطی با محافظه‌کاری شرطی ندارد، از رابطه (5) استفاده شده است. بدین منظور، متغیر کنترلی محافظه‌کاری شرطی بال و شواکومار [16] یعنی جریان‌های نقدی عملیاتی (OCF) به رابطه‌ (4) اضافه می‌شود:

رابطه (5)

𝐷𝑒𝑝𝑉𝑎𝑟i,𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1(1/𝐴𝑆𝑆𝐸𝑇i,𝑡−1) + 𝛽2𝑃𝑃𝐸i,𝑡 + 𝛽3(Δ𝑆𝐴𝐿𝐸𝑆i,𝑡−Δ𝐴𝑅i,𝑡) + 𝛽4𝐷𝐸𝐶i,𝑡×(Δ𝑆𝐴𝐿𝐸𝑆𝑡−Δ𝐴𝑅𝑡) + 𝛽5OCFi,t + 𝛽5DOCFi,t×OCFi,t + 𝑌𝑒𝑎𝑟 𝐸𝑓𝑓𝑒𝑐𝑡𝑠 +𝐼𝑛𝑑𝑢𝑠𝑡𝑟𝑦 𝐸𝑓𝑓𝑒𝑐𝑡𝑠 + 𝜀i,𝑡

که در این الگو:

OCFi,t: جریان‌های نقدی عملیاتی شرکت i در سال t

DOCFi,t: متغیر مجازی علامت جریان‌های نقدی عملیاتی؛ به‌ طوری که برای جریان‌های نقدی عملیاتی منفی، عدد یک و در غیر این‌ صورت، برابر عدد صفر است.

سایر متغیرها در ذیل رابطه‌ (4) تعریف شده‌اند.

در رابطه (5)، ضریب β4 اثر عدم تقارن کاهش فروش را نشان می‌دهد. برای اجزای اقلام تعهدی، پیش‌بینی می‌شود ضریب β4 منفی و معنی‌دار و برای اقلام تعهدی، مثبت و معنی‌دار باشد. همچنین پیش‌بینی می‌شود ضریب β3 برای اقلام تعهدی و اجزای آن مثبت و معنادار باشد.

 

یافته‌های پژوهش

در این قسمت، ابتدا آمار توصیفی و سپس نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌ها ارائه می‌شوند:

 

آمار توصیفی

پس از جمع‌آوری داده‌ها و محاسبۀ متغیرهای پژوهش، شاخص‌های توصیفی هر متغیر به‌صورت مجزا محاسبه شدند. این شاخص‌ها شامل اطلاعات مربوط به شاخص‌های مرکزی و پراکندگی‌اند که در نگاره (1) نشان داده شده‌‌اند.

 

 

 

 

نگاره 1. آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

متغیر

نماد

میانگین

میانه

انحراف‌معیار

بیشینه

کمینه

تغییرات نقدی فروش

ΔSALES- ΔAR

020/0

013/0

37/0

79/1

05/2-

تغییرات در دریافتنی‌های تجاری

ΔAR

032/0

029/0

14/0

98/0

60/0-

تغییرات در موجودی مواد و کالا

ΔINV

030/0

016/0

093/0

58/0

44/0-

تغییر در دارایی‌های جاری غیرنقدی

ΔCA

094/0

070/0

18/0

30/1

90/0-

تغییرات در پرداختنی‌های تجاری

ΔAP

043/0

022/0

12/0

00/1

46/0-

تغییرات در بدهی‌های جاری

ΔCL

090/0

070/0

19/0

19/1

88/0-

هزینۀ استهلاک

DP

014/0

019/0

023/0

24/0

001/0

اقلام تعهدی

TACC

022/0-

017/0-

17/0

80/0

18/1-

اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات

PPE

30/0

24/0

24/0

87/1

001/0

جریان‌های نقدی عملیاتی

OCF

12/0

104/0

16/0

16/1

77/0-

 

 

 

 

 

 

 

 

میانگین به‌عنوان نقطۀ تعادل و مرکز ثقل یک توزیع آماری، یکی از شاخص‌های مرکزی مناسب برای نشان‌دادن مرکزیت داده‌هاست؛ برای مثال، مقدار میانگین برای متغیر مستقل تغییرات نقدی فروش 020/0 است و بدین معناست که بیشتر داده‌ها حول این مقدار تمرکز یافته‌اند. میانه یک توزیع آماری دیگر از شاخص‌های مرکزی توصیف‌کنندۀ وضعیت نمونه است. با توجه به نگاره (1)، میانۀ متغیر وابستۀ اقلام تعهدی برابر 017/0- است که نشان می‌دهد نیمی از داده‌ها کمتر از این مقدار و نیمی دیگر بیشتر از این مقدارند. انحراف معیار، یکی از مهم‌ترین شاخص‌های پراکندگی است که میزان پراکندگی داده‌ها از میانگین را اندازه‌گیری می‌کند. مقدار این شاخص برای متغیر تغییرات نقدی فروش برابر 37/0 و برای متغیر تغییرات در سایر بدهی‌های جاری برابر 017/0 است که به ترتیب نشان‌دهندۀ بیشترین و کمترین میزان پراکندگی هستند. همچنین، شایان ذکر است به‌منظور اجتناب از تأثیر داده‌های پرت بر نتایج پژوهش، کلیۀ داده‌های پرت متغیرها برای مشاهدات کمتر از صدک اول و بزرگ‌تر از صدک 99 حذف شده‌اند.

 

نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش                                                    

به‌منظور کارایی بیشتر و انسجام نتایج در برآورد شاخص‌های الگوی رگرسیونی، مواردی چون همسانی واریانس و عدم خودهمبستگی بررسی شده‌اند. برای بررسی ناهمسانی واریانس از آزمون نسبت راست‌نمایی و به‌منظور تشخیص خودهمبستگی از آزمون خودهمبستگی سریالی وولدریج[2] استفاده شده است. سپس با توجه به اینکه کلیۀ الگوهای پژوهش دارای ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی هستند، برای رفع این دو مشکل، الگوهای مربوطه با استفاده از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته (GLS) برآورد شده‌اند. با توجه به اینکه برای کنترل اثر تغییرات سال و صنعت از متغیرهای ساختگی سال و صنعت استفاده شده است، لزومی به انجام آزمون‌های انتخاب نوع داده‌ها (شامل رویکرد تلفیقی، اثرات ثابت و اثرات تصادفی) برای برآورد مدل نیست [3].

 

نتایج آزمون فرضیۀ‌ اول تا پنجم

نتایج آزمون فرضیه‌های اول تا پنجم در نگاره (2) ارائه شده‌اند.

برای بررسی معناداری کلی مدل رگرسیون از آزمون F فیشر استفاده شده است. با توجه به احتمال آماره F بیان می‌شود تمامی الگوها از لحاظ آماری معنادارند.

 فرضیۀ اول بدین صورت بیان شد که دریافتنی‌های تجاری به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت کمتری دارند. ضریب 𝛽4 اثر نامتقارن کاهش فروش را نشان می‌دهد. با توجه به نتایج مندرج در نگاره (2)، ضریب 𝛽3 و 𝛽4 برای دریافتنی‌های تجاری (ΔAR) به‌ترتیب 13/0 و 085/0- است که نشان می‌دهد دریافتنی‌های تجاری به‌ازای هر واحد افزایش فروش 13/0 واحد افزایش اما در زمان کاهش فروش تنها 045/0 (085/0-13/0) واحد کاهش می‌یابد. به عبارت دیگر، کاهش دریافتنی‌های تجاری در زمان کاهش فروش 65 درصد (13/0 ÷ 085/0) ضعیف‌تر از افزایش دریافتنی‌های تجاری در زمان افزایش فروش است. همچنین با توجه به نتایج آزمون والد، فرض برابری 𝛽4= 𝛽3رد می‌شود و تفاوت معنادار بین این ضرایب وجود دارد. با این تفاسیر، می‌توان نتیجه گرفت دریافتنی‌های تجاری به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت کمتری دارند و فرضیۀ اول با 95 درصد اطمینان تأیید می‌شود.

فرضیۀ دوم بدین صورت تدوین شده است که موجودی مواد و کالا به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت کمتری دارد. با توجه به نگاره (2)، ضریب 𝛽3 و 𝛽4 برای موجودی کالا (ΔINV) به‌ترتیب 079/0 و 039/0- است. این بدین معناست که موجودی مواد و کالا به‌ازای هر واحد افزایش فروش، 079/0 واحد افزایش و به‌ازای هر واحد کاهش فروش، 04/0 (039/0-079/0) واحد کاهش می‌یابد که نشان می‌دهد کاهش موجودی کالا در زمان کاهش فروش، 49 درصد ضعیف‌تر از افزایش موجودی‌ کالا در زمان افزایش فروش است. آزمون والد نیز تفاوت معنادار ضرائب 𝛽3 و 𝛽4را تأیید می‌کند؛ بنابراین، عدم تقارن موجودی مواد و کالا در زمان تغییرات فروش وجود دارد و فرضیۀ دوم با 95 درصد اطمینان تأیید می‌شود.

 

 

نگاره 2. نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش

𝐷𝑒𝑝𝑉𝑎ri,𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1(1/𝐴𝑆𝑆𝐸𝑇i,𝑡−1) + 𝛽2𝑃𝑃𝐸i,𝑡 + 𝛽3(Δ𝑆𝐴𝐿𝐸𝑆i,𝑡−Δ𝐴𝑅i,𝑡) + 𝛽4𝐷𝐸𝐶i,𝑡×(Δ𝑆𝐴𝐿𝐸𝑆𝑡−Δ𝐴𝑅𝑡) + 𝑌𝑒𝑎𝑟 𝐸𝑓𝑓𝑒𝑐𝑡𝑠 + 𝐼𝑛𝑑𝑢𝑠𝑡𝑟𝑦 𝐸𝑓𝑓𝑒𝑐𝑡𝑠 + 𝜀i,𝑡

نام فرضیه

متغیر وابسته

متغیرهای مستقل

ضریب تعیین تعدیل‌شده

آماره F

آماره F والد

H0: 𝛽3= 𝛽4

1/𝐴𝑆𝑆𝐸𝑇

𝑃𝑃𝐸

Δ𝑆𝐴𝐿𝐸𝑆−Δ𝐴𝑅

    𝐷𝐸𝐶×(Δ𝑆𝐴𝐿𝐸𝑆𝑡−Δ𝐴𝑅)

اول

ΔAR

001/0

(03/1)

025/0

**(96/1)

13/0

***(82/10)

085/0-

***(66/3-)

12/0

***(86/9)

***(41/39)

دوم

ΔINV

001/0-

(84/0-)

017/0

**(02/2)

079/0

***(43/9)

039/0-

***(37/3-)

14/0

***(29/8)

***(44/27)

سوم

ΔAP

001/0

 (44/1)

005/0

***(31/4)

085/0

***(17/4)

055/0-

***(71/5-)

13/0

***(48/6)

***(71/19)

چهارم

DP

001/0-

***(72/3-)

038/0

***(04/21)

029/0

***(64/7)

022/0-

***(17/6-)

28/0

***(44/10)

***(38/40)

پنجم

TACC

002/0-

 **(17/2-)

11/0-

***(92/6-)

021/0

***(94/2)

056/0

***(59/2)

10/0

***(78/5)

***(15/36)

آزمون سایر اجزای اقلام تعهدی

ΔCA

003/0

 *(81/1)

002/0

**(99/1)

19/0

***(06/4)

11/0-

***(14/4-)

18/0

***(29/5)

***(43/24)

ΔCL

001/0

 (64/0)

037/0

***(80/6)

18/0

***(20/7)

17/0-

***(24/5-)

14/0

***(14/4)

***(59/21)

 

 

 

 

*: معنی‌داری در سطح اطمینان 90 درصد؛ **: در سطح اطمینان 95 درصد؛ ***: در سطح اطمینان 99 درصد        اعداد داخل پرانتز بیان‌کنندۀ آماره t است

 

 

فرضیۀ سوم این پژوهش بدین‌گونه بیان شد که پرداختنی‌های تجاری به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت کمتری دارد. مطابق نگاره (2)، ضریب 𝛽3 و 𝛽4 برای پرداختنی‌های تجاری (ΔAP) به‌ترتیب 085/0 و 055/0- است، یعنی حساب‌های پرداختنی به‌ازای هر واحد افزایش فروش، 085/0 واحد افزایش و به‌ازای هر واحد کاهش فروش، 03/0 (055/0-085/0) واحد کاهش می‌یابد. این بدان معناست که کاهش پرداختنی‌های تجاری در زمان کاهش فروش، 65 درصد ضعیف‌تر از افزایش پرداختنی‌های تجاری در زمان افزایش فروش است؛ ازاین‌رو پرداختنی‌های تجاری به کاهش فروش‌ها نسبت به افزایش فروش حساسیت کمتری دارند و فرضیۀ سوم با 95 درصد اطمینان تأیید می‌شود.

فرضیۀ چهارم پژوهش بدین صورت بیان شد که هزینۀ استهلاک به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت کمتری دارد. به‌منظور آزمون این فرضیه، ضرایب 𝛽3 و 𝛽4 برای هزینۀ استهلاک (DP) با یکدیگر مقایسه می‌شوند. مقایسۀ این ضرایب نشان می‌دهد هزینۀ استهلاک به‌ازای هر واحد افزایش در فروش، 029/0 واحد افزایش و برای هر واحد کاهش فروش، 007/0 (022/0-029/0) واحد کاهش می‌یابد؛ بنابراین، عدم تقارن در هزینۀ استهلاک در زمان تغییرات فروش وجود دارد و فرضیۀ چهارم با 95 درصد اطمینان تأیید می‌شود.

فرضیۀ پنجم بیان می‌دارد اقلام تعهدی به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت بیشتری دارد. مقایسۀ ضرایب 𝛽3 و 𝛽4 مطابق نگاره (1) برای اقلام تعهدی (TACC) نشان می‌دهد اقلام تعهدی به‌ازای هر واحد افزایش در فروش، 021/0 واحد افزایش و به‌ازای هر واحد کاهش در فروش، 097/0 (021/0+056/0) واحد کاهش می‌یابد. به عبارت دیگر، اقلام تعهدی نسبت به کاهش فروش 266 درصد حساس‌تر از افزایش فروش است. چون اقلام تعهدی برابر تغییرات در دارایی‌های جاری منهای تغییر در بدهی‌های جاری و استهلاک است، عدم تقارن در اقلام تعهدی به عدم تقارن اجزای آن وابسته است. با توجه به اینکه ضریب عدم تقارن دارایی‌های جاری (11/0-) کوچک‌تر از جمع عدم تقارن بدهی‌های جاری (17/0-) و عدم تقارن استهلاک (022/0-) است، جهت عدم تقارن برای کل اقلام تعهدی برگشت می‌شود؛ یعنی اقلام تعهدی به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت بیشتری دارد؛ بنابراین، فرضیۀ پنجم با 95 درصد اطمینان تأیید می‌شود.

 

آزمون‌های استحکامی

همان‌گونه که در قسمت مبانی نظری بیان شد به نظر بال و شیواکومار، عدم تقارن اقلام تعهدی می‌تواند ناشی از محافظه‌کاری شرطی باشد. به‌منظور بررسی اینکه عدم تقارن اقلام تعهدی و اجزای آن ناشی از تصمیمات عملیاتی در زمان تغییرات فروش است و ارتباطی با محافظه‌کاری شرطی ندارد، از آزمون‌های استحکامی استفاده شده است. نتایج این آزمون‌ها در نگاره (3) ارائه شده‌‌اند.

با توجه به نتایج نگاره (3)، ضریب 𝛽3 و 𝛽4 برای دریافتنی‌های تجاری (ΔAR)، موجودی مواد و کالا (ΔINV)، پرداختنی‌های تجاری (ΔAP)، هزینۀ استهلاک (DP) به‌ترتیب مثبت و معنادار و منفی و معنادار است. با بررسی دقیق می‌توان بیان کرد عدم تقارن در اجزای اقلام تعهدی در زمان تغییرات فروش وجود دارد و کاهش در این اجزا نسبت به کاهش فروش، کمتر از افزایش آنها نسبت به افزایش فروش است. با توجه به این نتایج، پس از کنترل محافظه‌کاری شرطی، دریافتنی‌های تجاری، موجودی مواد و کالا، پرداختنی‌های تجاری و هزینۀ استهلاک به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت کمتری دارد؛ بنابراین، عدم تقارن اجزای اقلام تعهدی ناشی از تصمیمات عملیاتی در زمان تغییرات فروش است و ارتباطی با محافظه‌کاری شرطی ندارد.

همچنین، براساس نتایج آزمون، ضریب 𝛽3 و 𝛽4 برای اقلام تعهدی (TACC) مثبت و معنادار است. بررسی دقیق این ضرایب نشان می‌دهد عدم تقارن در اقلام تعهدی در زمان تغییرات فروش وجود دارد و کاهش اقلام تعهدی نسبت به کاهش فروش، بیشتر از افزایش اقلام تعهدی نسبت به افزایش فروش است. آزمون والد نیز بیان‌کنندۀ اختلاف معنادار بین ضرائب  𝛽3 و 𝛽4 است؛ ازاین‌رو پس از کنترل محافظه‌کاری شرطی، اقلام تعهدی به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت بیشتری دارد؛ بنابراین، عدم تقارن اقلام تعهدی ناشی از تصمیمات عملیاتی در زمان تغییرات فروش است و ارتباطی با محافظه‌کاری شرطی ندارد.

 

 

نگاره 3. نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش با کنترل محافظه‌کاری شرطی

𝐷𝑒𝑝𝑉𝑎𝑟i,𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1(1/𝐴𝑆𝑆𝐸𝑇i,𝑡−1) + 𝛽2𝑃𝑃𝐸i,𝑡 + 𝛽3(Δ𝑆𝐴𝐿𝐸𝑆i,𝑡−Δ𝐴𝑅i,𝑡) + 𝛽4𝐷𝐸𝐶i,𝑡×(Δ𝑆𝐴𝐿𝐸𝑆𝑡−Δ𝐴𝑅𝑡) + 𝛽5OCFi,t + 𝛽5DOCFi,t×OCFi,t + 𝑌𝑒𝑎𝑟 𝐸𝑓𝑓𝑒𝑐𝑡𝑠 +𝐼𝑛𝑑𝑢𝑠𝑡𝑟𝑦 𝐸𝑓𝑓𝑒𝑐𝑡𝑠 + 𝜀i,𝑡

متغیر وابسته

متغیرهای مستقل

ضریب تعیین تعدیل‌شده

آماره F

آماره F والد

H0: 𝛽3= 𝛽4

1/𝐴𝑆𝑆𝐸𝑇

𝑃𝑃𝐸

Δ𝑆𝐴𝐿𝐸𝑆−Δ𝐴𝑅

𝐷𝐸𝐶×
(Δ𝑆𝐴𝐿𝐸𝑆𝑡−Δ𝐴𝑅)

OCF

DOCF×OCF

ΔAR

001/0

(06/1)

003/0

**(12/2)

14/0

***(86/10)

069/0-

***(78/3-)

041/0-

***(21/5-)

034/0

***(21/4)

13/0

***(27/7)

***(52/40)

ΔINV

001/0-

(85/0-)

017/0

**(98/1)

082/0

***(35/9)

025/0-

***(60/2-)

022/0-

***(64/4-)

020/0

***(60/4)

14/0

***(96/7)

***(70/28)

ΔAP

0001/0

 (69/0)

04/0

*(84/3)

076/0

*(87/4)

051/0-

*(09/5-)

055/0

(20/1)

057/0-

*(17/3)

10/0

***(60/5)

***(02/20)

DP

000/0-

***(68/3-)

036/0

***(31/20)

021/0

***(38/6)

017/0-

***(14/5-)

016/0

 ***(12/6)

017/0-

***(97/5-)

29/0

***(17/15)

***(79/41)

TACC

004/0-

 *(19/2-)

10/0-

***(31/6-)

053/0

***(14/3)

051/0

***(53/4)

011/0-

***(40/5-)

009/0

***(35/6)

11/0

***(30/4)

***(07/32)

ΔCA

003/0 (54/1)

033/0

***(88/3)

20/0

***(08/3)

096/0-

***(05/4-)

09/0-

***(79/4-)

061/0

***(40/5)

20/0

***(14/5)

***(80/23)

ΔCL

001/0

 (52/0)

13/0

***(92/6)

17/0

***(88/5)

16/0-

***(55/4-)

065/0

**(31/2)

071/0-

**(08/2-)

15/0

***(54/6)

***(18/19)

 

*: معنی‌داری در سطح اطمینان 90 درصد؛ **: در سطح اطمینان 95 درصد؛ ***: در سطح اطمینان 99 درصد          اعداد داخل پرانتز بیان‌کنندۀ آماره t است.

 

 


 

 

 

 


 

نتیجه‌گیری

تغییرات فروش موجب تغییر در تصمیمات عملیاتی شرکت‌ها می‌شود و این تصمیمات عملیاتی، اثر نامتقارن غیرخطی بر اقلام تعهدی دارد. به عبارت دیگر، حساسیت اقلام تعهدی و اجزای آن نسبت به کاهش و افزایش فروش متفاوت است. در این پژوهش، ابتدا حساسیت اقلام تعهدی و اجزای آن نسبت به تغییرات فروش و سپس اثر محافظه‌کاری بر این حساسیت بررسی شدند. نتایج آزمون فرضیۀ اول تا چهارم نشان دادند کاهش و افزایش اجزای اقلام تعهدی نسبت به تغییرات فروش نامتقارن‌اند. این بدان معناست که کاهش اجزای اقلام تعهدی در زمان کاهش فروش، کمتر از افزایش آن در زمان افزایش فروش است. این عدم تقارن در بدهی‌های جاری بیشتر از دارایی‌های جاری است. عدم تقارن بدهی‌های جاری زمانی به وجود می‌آید که مدیران پرداخت‌های بدهی را در دوره کاهش فروش به تأخیر می‌اندازند تا خروجی وجه نقد جاری را کاهش دهند. عدم تقارن دارایی‌های جاری زمانی به وجود می‌آید که مدیران در طول دوره کاهش فروش در موجودی کالا و دریافتنی‌ها سرمایه‌گذاری می‌کنند تا جریان‌های ورودی آتی وجه نقد ایجاد کنند. نتایج نشان دادند مدیران ترجیح می‌دهند از کاهش زیاد در جریان نقدی عملیاتی اجتناب کنند؛ بنابراین، آنها سیاست‌های عملیاتی وابسته به عدم تقارن زیادتر در بدهی‌های جاری را انتخاب می‌کنند که وجه نقد را در طول دورۀ کاهش فروش نگه دارد و عدم تقارن کوچک‌تر در دارایی‌های جاری را انتخاب می‌کنند که وجه نقد را در طول دوره کاهش فروش مصرف می‌کند. با توجه به اینکه بخش زیادی از اثر عدم تقارن تغییرات فروش بر اقلام تعهدی با بدهی‌ها و هزینۀ استهلاک جریان می‌یابد و به دلیل اینکه اثر نامتقارن این دو جزء بیشتر از دارایی‌های جاری است و با علامت منفی در محاسبۀ اقلام تعهدی به حساب می‌آید، جهت عدم تقارن برای کل اقلام تعهدی برگشت می‌شود؛ درنتیجه، همان‌گونه که در فرضیۀ پنجم نشان داده شد کاهش اقلام تعهدی در زمان کاهش فروش، بیشتر از افزایش آن در زمان افزایش فروش است. نتایج این فرضیه‌ها با پژوهش بنکر و همکاران [14] مطابق‌اند.

محافظه‌کاری شرطی به عدم تقارن زمانی شناسایی سود و زیان اشاره دارد. عدم تقارن زمانی شناسایی سود و زیان بدین معناست که شرکت‌ها به محض دریافت اخبار بد، ارزش دفتری خالص دارایی‌های خود را کاهش می‌دهند و این در حالی است که در صورت دریافت اخبار خوب، ارزش دفتری خالص دارایی‌ها را افزایش نخواهند داد. این عدم تقارن موجب می‌شود اقلام تعهدی نسبت به جریان‌های نقدی، زودتر تحقق پیدا کنند و همین امر نوعی عدم تقارن بین اقلام تعهدی و جریان‌های نقدی به وجود آورد. در آزمون اعتبار نتایج، به بررسی اثر محافظه‌کاری شرطی بر حساسیت اقلام تعهدی و اجزای آن در زمان تغییرات فروش پرداخته شد. نتایج نشان می‌دهند محافظه‌کاری شرطی، اثری بر حساسیت اقلام تعهدی و اجزای آن در زمان تغییرات فروش ندارد؛ درنتیجه، عدم تقارن در اقلام تعهدی و اجزای آن ناشی از تصمیمات عملیاتی در زمان تغییرات فروش است و ارتباطی به ‌محافظه‌کاری شرطی ندارد. نتایج این آزمون‌ها با پژوهش بنکر و همکاران [14] مطابق و با نتایج پژوهش بال و شیواکومار [16] مخالف‌اند.

 

پیشنهادهای پژوهش

براساس نتایج پژوهش، پیشنهادهای زیر ارائه می‌شوند:

الف) بر مبنای یافته‌های حاصل از فرضیه‌های پژوهش، تغییرات فروش اثر نامتقارن بر اقلام تعهدی و اجزای آن دارد. با توجه به اینکه در مدل‌های استاندارد اقلام تعهدی (مانند جونز و جونز تعدیل‌شده) رابطه‌ای خطی بین تغییرات فروش و اقلام تعهدی فرض شده است، این مدل‌ها دارای خطای سیستماتیک قابل پیش‌بینی‌اند. این خطای قابل پیش‌بینی احتمالاً بر نتایج برخی از پژوهش‌های مدیریت سود و غیره تأثیر می‌گذارد. به پژوهشگران پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های مدیریت سود و برآورد اقلام تعهدی اختیاری، عدم تقارن تغییرات فروش را مدنظر قرار دهند.

ب) با توجه به نتایج پژوهش، به سرما‌یه‌گذاران و تحلیلگران مالی پیشنهاد می‌شود در ارزیابی اقلام تعهدی که بخش مهمی از سود شرکت را تشکیل می‌دهد، به تصمیمات عملیاتی مرتبط با اجزای اصلی اقلام تعهدی یعنی حساب‌های دریافتنی، موجودی کالا، حساب‌های پرداختنی و استهلاک در زمان تغییرات فروش تمرکز کنند؛ زیرا افزایش یا کاهش این اقلام در زمان افزایش و کاهش فروش یکسان نیست؛ درنتیجه، می‌تواند به تصمیمات متفاوت منجر شود.

همچنین، برای پژوهش‌های آتی پیشنهادهایی به شرح زیر ارائه می‌شوند:

الف) در این پژوهش برای سنجش محافظه‌کاری شرطی از الگوی محافظه‌کاری بال و شیواکومار [16] استفاده شده است. با توجه به وجود معیارهای گوناگون برای اندازه‌گیری محافظه‌کاری شرطی، پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های آتی محافظه‌کاری شرطی با استفاده از سایر معیارهای موجود اندازه‌گیری شود. همچنین، برای محاسبۀ اقلام تعهدی، رویکرد ترازنامه‌ای استفاده شده است؛ بنابراین، پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های آتی از رویکرد سود و زیانی استفاده شود.

ب) الگوهای این پژوهش برای تمام صنایع عضو نمونه آماری به‌صورت یکجا برآورد شده‌اند؛ ازاین‌رو پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های آتی هر یک از الگوهای این پژوهش برای صنایع مختلف به تفکیک برآورد شوند.


[1] Spline

[2] Wooldridge

مراجع
  1. احمدی، یاسر، بنی مهد، بهمن، طالب‌نیا، قدرت‌اله و زهرا پورزمانی. (1399). تأثیر مدیریت سود بر رابطه میان خطای پیش‌بینی سود و محافظه‌کاری حسابداری. نشریۀ علمی حسابداری مدیریت، سال سیزدهم، شماره 45، صص 201-217.
  2. اسدی، غلامحسین، نادری نورعینی، محمدمهدی و منصور سرافراز. (1396). تأثیر محافظه‌کاری بر پایداری اقلام تعهدی. فصلنامۀ حسابداری مالی، سال نهم، شماره 36، صص 32-52.
  3. اعتمادی، حسین و حسن فرج‌زاده دهکردی. (1391). تأثیر مدیریت سود و ساختار سرمایه بر محافظه‌کاری سود. فصلنامۀ تحقیقات حسابداری و حسابرسی، سال چهارم، شماره 13، صص 1-19.
  4. افلاطونی، عباس. (1397). اقتصادسنجی در پژوهش‌های مالی و حسابداری با نرم‌افزار Eviews. چاپ اول، تهران: انتشارات ترمه.
  5. باباجانی، جعغر و آرش تحریری. (1392). اطلاعات بازار درباره عوامل بنیادی و مدیریت سود. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره بیستم، شماره 1، صص 19-34.
  6. دستگیر، محسن و امین ناظمی. (1386). بررسی نظرات استادان دانشگاه‌ها، حسابداران حرفه‌ای و قانون‌گذاران در رابطه با مدیریت سود: مروری بر تحقیقات انجام‌شده در ایران. دانش و پژوهش حسابداری، دوره سوم، شماره 11، صص 35-54.
  7. رضازاده جواد و عبدالله آزاد. (1387). رابطۀ بین عدم تقارن اطلاعاتی و محافظه‌کاری در گزارشگری مالی. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره پانزدهم، شماره 54، صص 63-80.
  8. سجادی، سیدحسین. فرازمند، حسن و صادق بارانی. (1391). تأثیر تداوم فعالیت انتخاب حسابرس بر کیفیت حسابرسی. مجلۀ پیشرفت‌های حسابداری، دوره چهارم، شماره 1، صص 81-109.
  9. قربانی، آرش، ودیعی نوقابی، محمدحسین، عباس‌زاده، محمدرضا و محمود لاری دشت بیاض. (1398). شواهدی از الگوی تغییر خطی تکه‌ای اقلام تعهدی و ریشه‌های اقتصادی آن. پژوهش‌های تجربی حسابداری، سال نهم، شماره 34، صص 123-167
  10. کامیابی، یحیی و مهدیه نورعلی. (1395). بررسی اثر میانجی محافظه‌کاری بر رابطه بین عدم تقارن اطلاعات و مدیریت سود در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، فصلنامۀ حسابداری مالی، سال هشتم، شماره 29، صص 1-26.
  11. مهرانی کاوه، حلاج، محمد و عباس حسنی. (1388). بررسی محافظه‌کاری در سود حسابداری و رابطه آن با اقلام تعهدی در بورس اوراق بهادار تهران. تحقیقات حسابداری، سال اول، شماره 3، صص 88-107.
  12. مهرانی، کاوه، ابراهیمی کردلر، علی و محمد حلاج. (1390). بررسی رابطه بین اقلام تعهدی غیرمنتظره و محافظه‌کاری در حسابداری در بورس اوراق بهادار تهران. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 18، شماره 63، صص 113-128.
    1. Banker, R. D., S. Basu, D. Byzalov, and J. Chen. (2016). The Confounding Effect of Cost Stickiness on Conservatism Estimates. Journal of Accounting and Economics. Vol. 61, Pp. 203–220
    2. Banker, R. D., D. Byzalov., S. Fang, and B. JIN. (2020).Operating Asymmetries and Non-Linear Spline Correctin in Discretionary Accruak Models". Review of Quantitative Finance and Accounting, Vol 54, 803-850.
    3. Ball, R. (2013). Accounting Informs Investors and Earnings Management Is Rife: Two Questionable Beliefs. Accounting Horizons, Vol27, Pp. 847−853.
    4. Ball, R., and L. Shivakumar. (2006). “The Role of Accruals in Asymmetrically Timely Gain and Loss Recognition.” Journal of Accounting Research, Vol.44, Pp. 207−242.
    5. Basu, S. (1997). The Conservatism Principle and the Asymmetric Timeliness of Earnings.” Journal of Accounting and Economics, Vol.24, Pp. 3–37.
    6. Bernard, V., and J. Noel. (1991). Do Inventory Disclosures Predict Sales and Earnings?” Journal of Accounting, Auditing & Finance, Vol.6, Pp. 145−181.
    7. Beaver, W.H., S.G. Ryan, (2005), Conditional and Unconditional Conservatism: Concepts and Modeling. Review of Accounting Studies, Vol. 10: 269-309.
    8. Collins, D. W., R. S. Pungaliya, and A. M. Vijh. (2017). The Effects of Firm Growth and Model Specification Choices on Tests of Earnings Management in Quarterly Settings. The Accounting Review, Vol.92, Pp. 69–100.
    9. Danielson, M. G., and J. A. Scott. (2004). Bank Loan Availability and Trade Credit Demand.” Financial Review, Vol. 39, Pp. 579–600.
    10. Deangelo, L. E. (1986). Accounting Numbers as Market Valuation Substitutes: A Study of Management Buyouts of Public Stockholders. The Accounting Review 61, Pp. 400–420.
    11. Dechow, P. M., R. G. Sloan, and A. P. Sweeney.(1995). “Detecting Earnings Management.” The Accounting Review, Vol. 70, Pp. 193–225.
    12. García,J.M, and G.Beatriz and F.Penalva (2012).Accounting Conservatism and the Limits to Earnings Management. available at: http:// ssrn.com.
    13. Givoly D. Hayn C. (2000). The Changing Time-series Properties of Earnings, Cash Flows and Accruals: Has Financial Reporting Become More Conservative? Journal of Accounting and Economics, Vol. 29, Pp. 287–320.
    14. Healy, P. M. (1985). The Effect of Bonus Schemes on Accounting Decisions. Journal of Accounting and Economics 7, Pp85–107 .
    15. Jones, J. (1991). Earnings Management During Import Relief Investigations.” Journal of Accounting Research, Vol. 29, Pp. 193–228.
    16. Kothari, S. P., A. J. Leone, and C. Wasley. (2005). “Performance Matched Discretionary Accrual Measures.” Journal of Accounting and Economics, Vol. 39, Pp. 163–197.
    17. Pae, Jinhan. (2007), "Unexpected Accruals and Unconditional Accounting Conservatism", available at: http:// ssrn.com.
    18. Penman S. Zhang X. (2002) Accounting Conservatism, the Quality of Earnings and Stock Returns. Accounting Review, Vol. 77, Pp. 237–264.
آمار
تعداد مشاهده مقاله: 1,445
تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 412


سامانه مدیریت نشریات علمی. طراحی و پیاده سازی از سیناوب