رابطه بین مدیریت ریسک محافظه‌کاری و جریان وجه نقد عملیاتی

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

1 - دانش‌آموخته کارشناسی ارشد حسابداری، واحد تهران جنوب، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران

2 دانشیار گروه حسابداری، دانشکده حسابداری و مدیریت دانشگاه آزاد اسلامی، واحد اسلامشهر، ، اسلامشهر، ایران

3 کارشناس ارشد حسابداری، عضو باشگاه پژوهشگران جوان و نخبگان، واحد اردبیل، دانشگاه آزاد اسلامی، اردبیل، ایران

چکیده

چکیده
هدف این مقاله بررسی رابطه بین مدیریت ریسک محافظه‌کاری و جریان وجه نقد عملیاتی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد. روش پژوهش از نوع توصیفی – همبستگی است و فرضیه‌های آن با استفاده از مدل‌های رگرسیون و روش داده‌های پانل مورد آزمون قرارگرفته است. نمونه آماری پژوهش شامل 122 شرکت از شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد؛ همچنین برای جمع‌آوری مبانی نظری پژوهشی از روش کتابخانه‌ای با استفاده از کتاب، پایان‌نامه، مقالات فارسی و لاتین استفاده‌شده است و برای جمع‌آوری داده‌های آماری از صورت‌های مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران استفاده‌شده است، نتایج حاصل از تجزیه‌وتحلیل در سطح اطمینان 95% نشان می‌دهد که بین محافظه‌کاری و جریان وجه نقد عملیاتی رابطه معناداری وجود دارد و همچنین بین محافظه‌کاری غیرشرطی جریان وجه نقد عملیاتی رابطه مثبت و معناداری وجود دارد. ولی بین محافظه‌کاری شرطی جریان وجه نقد عملیاتی رابطه معناداری وجود ندارد.
The aim of this paper is to investigate the relationship between conservative risk management and operating cash flow in accepted companies in Tehran Stock Exchange. The research method was descriptive-correlation and hypotheses have been tested by using regression models and panel data methods. 122 companies were involved as the research sample. Library method using book, thesis, and Persian and Latin papers has been used to collect literature. For collecting statistical data the financial statements of accepted companies of Tehran Stock Exchange was used. The results of the analysis at 95% confidence level indicate that there's a significant relationship between conservatism and operating cash flow. There's all so a positive and significant relationship between unconditioned conservatism and operating cash flow. But there's no relationship between operating cash flow and conservatism.

کلیدواژه‌ها


رابطه بین مدیریت ریسک محافظه‌کاری و جریان وجه نقد عملیاتی

 

 

سارا جهانبخش

تاریخ دریافت: 10/04/1396           تاریخ پذیرش: 15/06/1396

[1]

علی اسماعیل‌زاده مقری[2]

رضا اعطایی زاده[3]

 

 

چکیده

هدف این مقاله بررسی رابطه بین مدیریت ریسک محافظه‌کاری و جریان وجه نقد عملیاتی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد. روش پژوهش از نوع توصیفی – همبستگی است و فرضیه‌های آن با استفاده از مدل‌های رگرسیون و روش داده‌های پانل مورد آزمون قرارگرفته است. نمونه آماری پژوهش شامل 122 شرکت از شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد؛ همچنین برای جمع‌آوری مبانی نظری پژوهشی از روش کتابخانه‌ای با استفاده از کتاب، پایان‌نامه، مقالات فارسی و لاتین استفاده‌شده است و برای جمع‌آوری داده‌های آماری از صورت‌های مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران استفاده‌شده است، نتایج حاصل از تجزیه‌وتحلیل در سطح اطمینان 95% نشان می‌دهد که بین محافظه‌کاری و جریان وجه نقد عملیاتی رابطه معناداری وجود دارد و همچنین بین محافظه‌کاری غیرشرطی جریان وجه نقد عملیاتی رابطه مثبت و معناداری وجود دارد. ولی بین محافظه‌کاری شرطی جریان وجه نقد عملیاتی رابطه معناداری وجود ندارد.

واژه‌های کلیدی: محافظه‌کاری، محافظه‌کاری شرطی، محافظه‌کاری غیرشرطی، جریان وجه نقد عملیاتی.

1- مقدمه

رشد روزافزون فعالیت‌های تجاری و بازرگانی واحدهای اقتصادی و حضور فعال آن‌ها در بازار سرمایه ازیک‌طرف و تخصصی شدن اداره شرکت‌ها و افزایش تعداد سهامداران از طرف دیگر، باعث شد که دیگر مالکان قادر به کنترل اداره شرکت‌ها نباشند و همچنین با افزایش تعداد سهامداران شرکت‌ها که هدف آن‌ها از سرمایه‌گذاری، افزایش ثروت خود می‌باشد، مالکان را مجبور به انتخاب مدیران حرفه‌ای و آگاه به مسائل پیچیده اقتصادی و مالی برای اداره شرکت‌ها کرده است که منجر به جدایی مدیریت از مالکیت شده است. با انتخاب مدیران به‌عنوان نماینده مالکان (سهامداران) برای اداره شرکت‌ها، رابطه نمایندگی شکل‌گرفته است. رابطه نمایندگی نوعی قرارداد است که بر طبق آن‌یک یا چند نفر مالک، نماینده یا مدیری را مأمور به اجرای عملیاتی می‌کنند. شکل‌گیری رابطه نمایندگی، همراه با منافع متضادی است که درنتیجه جدایی مالکیت از مدیریت، اهداف متفاوت و عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیران و سهامداران رخ می‌دهد (محسنی ملکی، 1393).

جنسن[i] (1986)، معتقد است مشکل بودن انجام نظارت توسط سهامداران بر رفتار فرصت‌طلبانه مدیران، این امکان را به مدیران می‌دهد که، وجه نقدی را که در درون شرکت ایجادشده، به نفع خودشان و نه در جهت حداکثر سازی ارزش شرکت، خرج کنند. درواقع طبق نظر جنسن، حجم بالای جریان نقد آزاد در یک واحد تجاری، می‌تواند سبب تشدید تضاد و ناهم‌سویی منافع مدیران و سهامداران و به‌تبع آن، افزایش مشکلات نمایندگی بین مدیران و سهامداران گردد. جنسن به‌منظور جلوگیری از این تمایل مدیریت و کنترل رفتار فرصت‌طلبانه مدیریت، بر اهمیت سیستم‌های کنترلی شرکت، تأکید می‌کند. بسیاری از تحقیقات پیشین، حاکی از آن هستند که حسابداری محافظه‌کارانه، بخشی از سیستم‌های کنترلی شرکت‌ها، برای کاهش رفتار فرصت‌طلبانه مدیران و کاهش مشکلات نمایندگی بین مدیران و سهامداران، می‌باشد (مهرانی و آ طاهریان، 1392).

مدیران توان انجام عملیاتی رادارند که می‌تواند آن‌ها را در مدیریت جریان وجه نقد عملیاتی درگیر کند. جریان وجه نقد عملیاتی، وجوهی است که از فعالیت‌های عملیاتی تکراری کسب‌وکار حاصل می‌شود. مدیریت جریان وجوه نقد را به توانایی مدیران در انتخاب فعالیت‌هایی به‌منظور تغییر در گزارشگری مالی به‌منظور گمراه کردن استفاده‌کنندگان خارجی با ایجاد نتایج مثبت به‌منظور دستیابی به قراردادهای پاداش تعریف می‌کنند. یکی از راه‌ها برای کاهش مشکل نمایندگی محافظه‌کاری است. می‌توان از محافظه‌کاری به‌عنوان ساختاری نام برد که اگر به‌درستی عمل شود به حل بسیاری از مسائل نمایندگی عدم تقارن اطلاعاتی منجر خواهد شد که به‌طورکلی از شکاف روزافزون بین مدیران و تأمین‌کنندگان منابع مالی واحدهای تجاری ناشی می‌شود (ملکی، به نقل از درویشی، 1391).

اگر محافظه‌کاری حقیقتاً در کاهش مشکلات نمایندگی بین مدیران و سهامداران، نقش ایفا می‌کند، این انتظار وجود دارد که هر چه همسویی منافع مدیران و سهامداران کمتر باشد، تقاضای بیشتری برای محافظه‌کاری وجود داشته باشد همان‌طور که در بالا توضیح داده شد، طبق نظر جنسن، افزایش حجم جریان نقد آزاد در یک واحد تجاری، می‌تواند سبب تشدید تضاد و ناهم‌سویی منافع مدیران و سهامداران و به‌تبع آن، افزایش مشکلات نمایندگی بین مدیران و سهامداران گردد.

پیش‌بینی ما این است که تقاضا برای محافظه‌کاری ناشی از مشکلات نمایندگی بین مدیران و سهامداران، به‌طور مثبت با میزان جریان نقد آزاد، تغییر می‌کند. همچنین با توجه به پیشینه این موضوع تاکنون به‌طور مستقیم رابطه محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی مستقیماً بر جریان وجه نقد عملیاتی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در کشور ما موردبررسی قرار نگرفته است؛ و با توجه به بررسی‌های به‌عمل‌آمده و با توجه به محدودیت‌های موجود در رابطه با تحقیق فوق این پژوهش جز پژوهش‌های تکمیل‌کننده پژوهش‌های قبلی در ایران می‌باشد و وجود پژوهش در این زمینه به‌شدت احساس می‌گردد؛ بنابراین هدف اصلی تحقیق حاضر، بررسی رابطه بین مدیریت ریسک محافظه‌کاری و جریان وجه نقد عملیاتی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد.

 

2- مبانی نظری و پیشینه پژوهش

خدامی پور و تاج‌الدینی (1393)، در تحقیق خود به بررسی تأثیر محافظه‌کاری حسابداری بر شیوه تأمین مالی شرکت‌ها و گرایش به نگهداری وجه نقد در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1379-1390 به شیوه سری زمانی و به روش رولینگ برای سال‌های 1385-1390 پرداختند؛ که نتایج حاکی از آن است که گرایش به نگهداری وجه نقد با دیدگاه تحریف اطلاعات مطابقت داشته و شرکت‌های با محافظه‌کاری حسابداری بیشتر، به نگهداری وجه نقد بیشتری نیز گرایش دارند. علاوه بر این، همچنین رابطه معناداری بین محافظه‌کاری حسابداری و شیوه‌های تأمین مالی وجود دارد.

احمدی و قصابی (1393)، در تحقیق خود به بررسی تأثیر محافظه‌کاری مشروط بر عملکرد شرکت در بورس اوراق بهادار تهران پرداخته‌اند. در این تحقیق برای اندازه‌گیری عملکرد شرکت از معیار بازده دارایی‌ها استفاده‌شده است. داده‌های تحقیق با استفاده از نمونهٔ آماری شامل 150 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، برای دورهٔ زمانی 1386-1391 به روش تحلیل داده‌های ترکیبی و رگرسیون حداقل مربعات مورد تجزیه‌وتحلیل قرارگرفته‌اند. نتایج آزمون فرضیه‌های این تحقیق نشان داد که محافظه‌کاری مشروط با عملکرد مالی شرکت و بازده غیرعادی رابطه منفی معناداری داشته است؛ یعنی هر چه محافظه‌کاری بیشتر شده، عملکرد مالی شرکت و بازده غیرعادی در کوتاه‌مدت کمتر شده است.

مهرانی و آ طاهریان (1392)، در تحقیق خود به بررسی رابطه بین محافظه‌کاری و جریان نقد آزاد در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی دوره مالی 1383 – 1389 با انتخاب 109 نمونه آماری پرداختند که نتایج این تحقیق بیانگر آن است که رابطه معناداری بین محافظه‌کاری و جریان نقد آزاد وجود دارد.

حاجی‌ها و قائم‌مقامی (1391)، در تحقیق خود به بررسی نقش حسابداری محافظه‌کارانه در کاهش خطر ورشکستگی شرکت (شواهدی از بازار سرمایه ایران بر اساس مدل ورشکستگی زاوگین) در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی دوره زمانی 1379-1388 پرداختند که نتایج پژوهش حاضر نشان داد که وجود رابطه معنادار میان محافظه‌کاری حسابداری و ریسک ورشکستگی تائید می‌شود و عملیات شرکت‌ها شامل اعمال حسابداری محافظه‌کارانه جهت کاهش ورشکستگی است.

فخاری و عرب (1391)، در تحقیق خود به بررسی مطالعه رابطه محافظه‌کاری با انعطاف‌پذیری در مدیریت وجوه نقد در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار را در طی دوره مالی 1384 تا 1387 با انتخاب 84 نمونه آماری موردبررسی قراردادند که یافته‌های این تحقیق نشان می‌دهد که ارتباط معکوسی بین محافظه‌کاری شرکت و انعطاف‌پذیری مالی در مدیریت وجوه نقد دوره و حساسیت تغییرات وجوه نقد به جریان‌های آزاد دوره وجود دارد. این یافته‌ها می‌تواند علاوه بر بیان اهمیت نقش محافظه‌کاری در حوزه حسابداری مالی، به تأثیر آن بر تصمیمات داخلی مدیران اشاره کند و موجب شناخت بیشتر مدیران نسبت به اهمیت و نقش مفهوم محافظه‌کاری و تأثیر آن در انعطاف‌پذیری مالی شود.

بنی مهد و باغبانی (1388)، در تحقیق خود به بررسی اثر محافظه‌کاری حسابداری، مالکیت دولتی، اندازه شرکت و نسبت اهرمی بر زیان دهی شرکت‌ها در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران برای دوره زمانی 7 ساله 1380 تا 1386 پرداختند. آن‌ها برای اندازه‌گیری شاخص محافظه‌کاری از اقلام تعهدی استفاده کردند و به این نتیجه رسیدند میان محافظه‌کاری حسابداری بازیان دهی شرکت‌ها رابطه مستقیم وجود دارد.

رضازاده و آزاد (1387)، در تحقیق خود رابطه بین عدم تقارن اطلاعاتی و محافظه‌کاری در گزارشگری مالی را در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی دوره 1381 تا 1385 موردبررسی قراردادند که نتایج حاصل از این تحقیق نشان می‌دهد که رابطه مثبت و معنی‌دار میان عدم تقارن اطلاعاتی بین سرمایه‌گذاران و سطح محافظه‌کاری اعمال‌شده در صورت‌های مالی است. علاوه بر این، نتایج تحقیق نشان می‌دهد که طبق پیش‌بینی ماه، تغییر عدم تقارن اطلاعاتی بین سرمایه‌گذاران موجب تغییر در سطح محافظه‌کاری می‌شود. نتایج مزبور بیانگر این است که به دنبال افزایش عدم تقارن اطلاعاتی بین سرمایه‌گذاران، تقاضا به اعمال محافظه‌کاری در گزارشگری مالی افزایش می‌یابد و بدین ترتیب، سودمندی محافظه‌کاری به‌عنوان یکی از خصوصیات کیفی صورت‌های مالی مورد تائید قرار می‌گیرد.

بایدلی[ii] (2013)، در تحقیق خود به بررسی نقش مدیریت ریسک محافظه‌کاری برای جریان عملیاتی وجه نقد پرداخت که نتایج این تحقیق نشان می‌دهد محافظه‌کاری غیرشرطی باعث کاهش سیر نزولی جریان وجه عملیاتی می‌شود.

گری و همکاران[iii](2012)، در تحقیق خود به بررسی نقش مدیریت ریسک محافظه‌کاری حسابداری برای جریان وجه نقد عملیاتی پرداختند. نتایج تحقیق حاکی از آن است که هر دو نوع محافظه‌کاری مشروط و نامشروط حسابداری رابطه منفی با خطر کاهش جریان نقدی عملیاتی دارد.

کالن و همکاران[iv](2010)، تحقیقی در رابطه با عدم تقارن اطلاعاتی و حسابداری محافظه‌کاری در طی سال‌های 2000 تا 2007 انجام داد و به این نتیجه رسیده است که حسابداری محافظه‌کارانه وجوه نقد در دسترس را به‌وسیله کاهش جریان خروجی وجه نقد و افزایش جریان ورودی وجه نقد، افزایش می‌دهد. محافظه‌کاری از طریق کاهش هزینه‌های نقدی و جلوگیری از اتلاف وجوه نقد و پایین نگه‌داشتن هزینه‌های نمایندگی، جریان خروجی وجه نقد را کاهش و باعث افزایش وجوه نقد در دسترس می‌شود.

لی[v](2010)، در پژوهش خود با عنوان تأثیر محافظه‌کاری حسابداری بر تصمیمات مالی شرکت‌ها، به بررسی ارتباط بین محافظه‌کاری حسابداری با گرایش به نگهداری وجه نقد و شیوه تأمین مالی پرداخت. نتایج حاکی از آن بود که با افزایش محافظه‌کاری شرکت‌ها وجوه نقد بیشتری نگهداری و از شیوه انتشار سهام جهت تأمین مالی استفاده می‌کنند.

لوییس[vi] (2009)، به تحقیقی درزمینه تأثیر محافظه‌کاری بر جریان وجوه نقد پرداخت و به این نتیجه دست‌یافت که محافظه‌کاری هم در مرحله سلامت مالی و هم در مرحله فشار مالی برافزایش جریان وجوه نقد در دسترس کمک می‌کند. زمانی که جریان وجوه نقد تحت‌فشار نیست گزارش به هنگام تر زیان‌ها که وابسته به اعمال محافظه‌کاری است باعث جلوگیری از افزایش هزینه‌های نمایندگی می‌شود که به‌تبع آن جریان وجوه نقد در دسترس افزایش می‌یابد.

چی و همکاران[vii] (2009)، در تحقیق خود رابطه بین محافظه‌کاری و نظام راهبری را موردبررسی قراردادند. نتایج تحقیق آن‌ها نشان می‌دهد که شرکت‌های با نظام راهبری ضعیف تمایل دارند که بیشتر محافظه‌کار باشند. این نتایج مطابق با این دیدگاه است که محافظه‌کاری می‌تواند به‌عنوان یک مکانیزم مؤثر در نظام راهبری باشد.

بوهید[viii] (2007)، در پژوهشی با عنوان اثر محافظه‌کاری بر روی هزینه‌های استقراض از طریق بدهی، بیان کرد که هزینه بدهی به‌شدت تحت تأثیر محافظه‌کاری مشروط و کمتر تحت تأثیر محافظه‌کاری نامشروط است و شرکت‌هایی که رویه محافظه‌کاری مشروط اتخاذ کرده‌اند، هزینه بدهی به‌مراتب کمتری نسبت به سایر شرکت‌ها دارند.

احمد و همکاران[ix](2002)، در تحقیق خود با عنوان نقش حسابداری محافظه‌کارانه در کاهش تنش بین اعتباردهندگان و سهامداران به این نتیجه رسید که محافظه‌کاری با برآورده کردن خواسته‌های اعتباردهندگان در جهت کمتر ارائه کردن سود و درنتیجه کاستن از میزان سود تقسیمی، کشمکش بین اعتباردهندگان و سهامداران را کاهش می‌دهد. علاوه بر این محافظه‌کاری حسابداری مدیران را مجبور به سرمایه‌گذاری در پروژه‌های با خالص ارزش فعلی مثبت کرده و مانع سرمایه‌گذاری مدیران در پروژه‌های با بازده منفی می‌شود. همچنین رابطه مستقیمی بین درصد سهام متعلق به اعضای هیئت‌مدیره و محافظه‌کاری وجود دارد.

هاو و همکاران[x] (2001)، در تحقیق خود به بررسی محتوای اطلاعاتی جریان‌های نقدی عملیاتی، سود و اقلام تعهدی در بازار سرمایه چین پرداختند و دریافتند محتوای اطلاعاتی سود نسبت به جریان‌های نقدی عملیاتی بیشتر است. همچنین در این مطالعه، محتوای اطلاعاتی افزاینده اقلام تعهدی اختیاری در مقابل اقلام تعهدی غیر اختیاری به تأیید رسید.

مایرز و ماجلوف (1984)، در تحقیق خود به بررسی تأمین مالی و تصمیمات سرمایه‌گذاری پرداخته و به این نتیجه رسیده است که عدم تقارن اطلاعاتی در شرکت‌هایی که ارزش آن‌ها بیشتر بر اساس فرصت‌های رشدشان تعیین می‌شود، بیشتر بوده و به علت این‌که در چنین شرکت‌هایی هزینه سرمایه بالاست، بنابراین انتظار می‌رود وجه نقد بیشتری نگهداری کنند.

 

3- اهمیت و ضرورت موضوع

کمیته فنی سازمان حسابرسی ایران (1386)، بیان می‌کند که تهیه‌کنندگان صورت‌های مالی با ابهاماتی که به‌گونه‌ای اجتناب‌ناپذیر بر بسیاری از رویدادها و شرایط سایه افکنده است، برخورد می‌کنند. نمونه این ابهامات شامل قابلیت وصول مطالبات، عمر مفید احتمالی دارایی‌های ثابت و تعداد و میزان ادعاهای مربوط به ضمانت کالای فروش رفته می‌باشد. چنین مواردی با رعایت احتیاط در صورت‌های مالی و همراه با افشای ماهیت و میزان آن‌ها بررسی می‌شود. «احتیاط عبارت است از کاربرد درجه‌ای از مراقبت که در اعمال قضاوت برای برآوردهای حسابداری در شرایط ابهام موردنیاز است، به‌گونه‌ای که درآمدها یا دارایی‌ها بیشتر از واقع و هزینه‌ها یا بدهی‌ها کمتر از واقع نشان داده نشوند». محافظه‌کاری به‌طور سنتی با ضرب‌المثل «هیچ سودی شناسایی نکنید، اما همه زیان‌ها را شناسایی کنید». بیان‌شده است (یاقوتی، 1393، 28).

محافظه‌کاری در حسابداری تبدیل به ابزاری برای بستن قراردادهای کارا (مانند قراردادهای پاداش مدیریت و بدهی) شده است؛ که به کاهش هزینه نمایندگی، کمک می‌کند (واتس[xi]،2003). محافظه‌کاری هم در مرحله سلامت مالی و هم در مرحله فشار مالی برافزایش جریان وجوه نقد در دسترس کمک می‌کند. زمانی که جریان وجوه نقد تحت‌فشار نیست گزارش به هنگام تر زیان‌ها که وابسته به اعمال محافظه‌کاری است باعث جلوگیری از افزایش هزینه‌های نمایندگی می‌شود که به‌تبع آن جریان وجوه نقد در دسترس افزایش می‌یابد (لوییس[xii]، 2009). محافظه‌کاری حسابداری می‌توانند باعث کاهش مشکلات ناشی از عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیران و مالکان شده و رفتارهای فرصت‌طلبانه مدیران در دست‌کاری جریان وجه نقد عملیاتی شرکت که در راستای افزایش منافع آن‌ها انجام می‌شود را کاهش دهد.

محافظه‌کاری به‌طور بالقوه در کاهش مشکلات نمایندگی مرتبط با تصمیمات سرمایه‌گذاری مدیران مفید است و همچنین محافظه‌کاری به اجرای نظام راهبری شرکت به‌ویژه بررسی رویه‌های سرمایه‌گذاری کمک می‌کند. محافظه‌کاری نشانه‌های به‌موقع تری به مدیران و سهامداران می‌دهد تا خالص ارزش فعلی پروژه‌های موجود را بررسی کنند و به اقدامات اصلاحی بپردازند. از دید بال و شیواکومار چنانچه مدیران بدانند که زیان‌های مورد انتظار بر مبنای به هنگام شناسایی می‌شود، اول به‌احتمال کمی در پروژه‌های با خالص ارزش فعلی منفی سرمایه‌گذاری می‌کنند و در ثانی به‌احتمال‌زیاد، به‌سرعت زیان‌های اقتصادی ناشی از سرمایه‌گذاری‌های ضعیف را محدود می‌کنند. لذا در تحقیق حاضر نیز، سعی شده است تأثیر محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی بر جریان وجه نقد عملیاتی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران موردبررسی قرار گیرد.

 

4- فرضیات پژوهش

محقق پس از تعقل درباره مسئله، پس از بررسی تجارب و مطالعات مقدماتی درباره جواب‌های ممکن به تدوین فرضیه می‌پردازد. فرضیه یک بیان مبتنی بر حدس مبهم و یا یک جواب مستدل است. به‌عبارت‌دیگر فرضیه حدسی است زیرکانه و علمی درباره پیامد پژوهش. لذا در این پژوهش در راستای سؤالات مطرح‌شده در بالا و با توجه به مطالب ذکرشده درنهایت فرضیه زیر قابل‌بیان خواهد بود.

فرضیه اصلی

بین مدیریت ریسک محافظه‌کاری و جریان وجه نقد عملیاتی رابطه معناداری وجود دارد.

فرضیه‌های فرعی

  • فرضیه اول: بین محافظه‌کاری شرطی و جریان وجه نقد عملیاتی رابطه معناداری وجود دارد.
  • فرضیه دوم: بین محافظه‌کاری غیرشرطی و جریان وجه نقد عملیاتی رابطه معناداری وجود دارد.

 

5 - مدل و متغیرهای پژوهش

مدل 1- بین مدیریت ریسک محافظه‌کاری و جریان وجه نقد عملیاتی رابطه معناداری وجود دارد.

(1)

 

 

 جریان وجه نقد عملیاتی؛

 محافظه‌کاری شرطی؛

  محافظه‌کاری غیرشرطی؛

  اندازه شرکت؛

 اهرم مالی؛

 شاخص رشد شرکت؛

 ساختار سررسید بدهی؛

  سایردارایی‌هاینقدی.و

 خطای تصادفی شرکت i در پایان سال t.

 

 

 

 

مدل 2- بین محافظه‌کاری شرطی و جریان وجه نقد عملیاتی رابطه معناداری وجود دارد.

 (2)

 

 

مدل 3-بین محافظه‌کاری غیرشرطی و جریان وجه نقد عملیاتی رابطه معناداری وجود دارد.

(3)

 

 

 

 

مدل 4-محاسبه محافظه‌کاری شرطی: جهت اندازه‌گیری میزان محافظه‌کاری شرطی در هرسال شرکت، از معیار محافظه‌کاری شرطی خان و واتس (2009) استفاده‌شده است. معیار  با استفاده از مدل باسو (1997) به شرح رابطه 4 محاسبه می‌شود:

(4)

 

 

 سود عملیاتی پس از کسر هزینه‌های مالی تقسیم‌بر ارزش بازار سرمایه

 بازده سهام شرکت در پایان سال مالی

 متغیر مجازی اگر  باشد برابر 1 و در غیر این صورت برابر صفر خواهد شد.

 معیار به هنگام بودن اخبار خوب

 معیار به هنگام بودن تفاضلی اخبار بد نسبت به اخبار خوب

(5)

(6)

 

 معیار به‌موقع بودن اخبار خوب

 معیار به‌موقع بودن تفاضلی اخبار خوب نسبت به اخبار بد (محافظه‌کاری)

 لگاریتم طبیعی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت J طی سال مالی t

 شاخص رشد شرکت

 اهرم مالی

با توجه به الگوهای بالا الگوی نهایی محاسبه محافظه شرطی به‌قرار رابطه 7 است:

(7)

 

 

مدل 8- محاسبه محافظه‌کاری غیرشرطی

 (8)         (1-) ×جمع دارایی‌های اول دوره / اقلام تعهدی= شاخص محافظه‌کاری

 

داده‌های موردنیاز پژوهش در آزمون فرضیه‌ها از طریق مراجعه به صورت‌های مالی حسابرسی شده شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران و نیز نرم‌افزار تدبیر پرداز گرداوری شده است؛ و ابزارهای مورداستفاده در گردآوری اطلاعات نیز شامل مشاهده، آزمون‌های آماری، بانک‌های اطلاعاتی، نرم‌افزار وی یوز و نرم‌افزار اکسل می‌باشد؛ و اطلاعات مربوط به مبانی نظری و تئوریک پژوهش نیز به‌صورت کتابخانه‌ای و با استفاده از کتب، مقالات فارسی و لاتین گردآوری‌شده است.

 

6- جامعه آماری و نمونه‌گیری

در این مطالعه برای اینکه نمونه پژوهش یک نماینده مناسب از جامعه آماری موردنظر باشد، برای انتخاب نمونه از روش غربال‌گری[xiii](حذفی) استفاده‌شده است. برای این منظور معیارهای زیر در نظر گرفته‌شده و درصورتی‌که یک شرکت کلیه معیارها را احراز کرده باشد به‌عنوان یکی از شرکت‌های نمونه انتخاب‌شده است.

1)   قبل از سال 1386 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته باشند.

2)   سال مالی شرکت منتهی به تاریخ پایان اسفندماه هرسال باشد.

3)   شرکت طی دوره موردبررسی تغییر سال مالی نداده باشند.

4)   شرکت‌های تحت بررسی جزء شرکت‌های سرمایه‌گذاری، هلدینگ، واسطه‌گری مالی و بیمه نباشند.

5)   اطلاعات و داده‌های آن‌ها در دسترس باشد.

6)   معاملات سهام شرکت به‌طور مداوم در بورس اوراق بهادار تهران صورت گرفته باشد و توقف معاملاتی بیش از سه ماه در مورد سهام یادشده اتفاق نیفتاده باشد.

 

جدول 1 نشان می‌دهد که بر اساس گزارش سازمان بورس اوراق بهادار تهران تعداد 478 شرکت در بورس اوراق بهادار تهران در 40 صنعت مختلف فعالیت داشتند که با توجه به شرایط و محدودیت‌های فوق، از بین شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران درمجموع 122 شرکت به‌عنوان نمونه آماری پژوهش انتخاب‌شده است.

 

جدول 1- روند انتخاب نمونه آماری پژوهش

محدودیت

تعداد شرکت‌ها

جامعه آماری

478

در دسترس و یا قابل‌اندازه‌گیری نبودن داده‌ها

(240)

وقفه بیشتر از سه ماه در معاملات

(24)

پایان سال مالی غیر از 29 اسفندماه

(43)

تفاوت ماهیت عملیات

(49)

نمونه

122

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

7 - روش‌شناسی پژوهش

تجزیه‌وتحلیل اطلاعات فرآیند چندمرحله‌ای است که از طریق ابزارهای جمع‌آوری در نمونه‌های آماری، فراهم آورده‌اند خلاصه، کدبندی و دسته‌بندی می‌شوند و درنهایت پردازش می‌گردند تا برقراری انواع تحلیل و ارتباط بین داده‌ها به‌منظور آزمون فرضیه‌ها فراهم آید (حافظ نیا، 1385). پس از جمع‌آوری اطلاعات موردنیاز از صورت‌های حسابرسی شده شرکت‌ها طی دوره شش‌ساله 1387-1393 فرضیه‌های موردتحقیق با استفاده از تحلیل همبستگی و رگرسیون موردبررسی قرارگرفته و ابتدا در صفحه گسترده اکسل محاسبات اولیه انجام و داده‌ها برای تجزیه‌وتحلیل آماده می‌شوند. سپس از نرم‌افزار Eviews8 استفاده می‌گردد.

 

 

 

 

8 - نتایج یافته‌های پژوهش

8-1 آمار توصیفی

به‌طورکلی، روش‌هایی را که به‌وسیله آن‌ها می‌توان اطلاعات جمع‌آوری‌شده را پردازش کرده و خلاصه نمود، آمار توصیفی می‌نامند. این نوع آمار صرفاً به توصیف جامعه یا نمونه می‌پردازد و هدف از آن محاسبه پارامترهای جامعه یا نمونه تحقیق است (آذر و مؤمنی، 1389، 8). در بخش آمار توصیفی، تجزیه‌وتحلیل داده‌ها با استفاده از شاخص‌های مرکزی هم چون میانگین و میانه و شاخص‌های پراکندگی انحراف معیار، چولگی[xiv] و کشیدگی[xv] انجام پذیرفته است. دراین‌ارتباط میانگین، اصلی‌ترین شاخص مرکزی بوده و متوسط داده‌ها را نشان می‌دهد، به‌طوری‌که اگر داده‌ها بر روی یک محور به‌صورت منظم ردیف شوند، مقدار میانگین دقیقاً نقطه تعادل یا مرکز ثقل توزیع قرار می‌گیرد. انحراف معیار از پارامترهای پراکندگی بوده و میزان پراکندگی داده‌ها را نشان می‌دهد. چولگی نیز از پارامترهای تعیین انحراف از قرینگی بوده و شاخص تقارن داده‌هاست. درصورتی‌که جامعه از توزیع متقارن برخوردار باشد، ضریب چولگی مساوی صفر، درصورتی‌که جامعه چوله به چپ باشد، ضریب چولگی منفی و درصورتی‌که دارای چوله به راست باشد، ضریب چولگی مثبت خواهد بود. کشیدگی نیز شاخص سنجش پراکندگی جامعه نسبت به توزیع نرمال می‌باشد (مؤمنی و قیومی، 1390). خلاصه وضعیت آمار توصیفی مربوط به متغیرهای مدل پس از غربال‌گری و حذف داده‌های پرت[xvi] به کمک نرم‌افزار 23 SPSS در جدول 2 ارائه‌شده است.

 

جدول 2- آمار توصیفی

 

جریان وجه نقد عملیاتی

محافظه‌کاری شرطی

محافظه‌کاری غیرشرطی

اندازه شرکت

اهرم مالی

فرصت رشد

ساختار سررسید بدهی

سایر دارایی‌های نقدی

تعداد

826

826

826

826

826

826

826

826

میانگین

254253/56

15/476340

-/0215467

13/561968

/0583595

2/041912

/0064355

/0106461

میانه

63015/00

15/480507

-/0138285

13/472270

/0604083

1/765215

/0044382

/0100625

انحراف معیار

857017/757

5/9826063

/03161554

1/1740135

/01761111

1/2360280

/00626564

/01724572

چولگی

7/306

-21/064

-1/596

/0832

-/0370

1/124

1/901

/0197

کشیدگی

61/171

540/352

3/488

1/278

-/0386

1/161

3/766

-/0332

حداقل

-138132

-138/9798

-1/6933

11/1289

/01354

/03138

/00003

-/02932

حداکثر

9961368

21/6387

/4375

17/8026

/09759

6/7315

/03292

/05950

منبع: یافته‌های پژوهشگر

برای مثال مقدار میانگین برای متغیر جریان وجه نقد عملیاتی جریان وجه نقد عملیاتی بعد از حذف داده‌های پرت برابر با 56/254253 می‌باشد که نشان می‌دهد بیشتر داده‌ها حول این نقطه تمرکزیافته‌اند. میانه یکی دیگر از شاخص‌های مرکزی است که وضعیت جامعه را نشان می‌دهد. همان‌طور که در جدول 2 مشاهده می‌شود میانه متغیر جریان وجه نقد عملیاتی برابر با 500/6301 می‌باشد که نشان‌دهنده این است که نیمی از داده‌ها کمتر از این مقدار و نیمی دیگر بیشتر از این مقدار هستند. انحراف معیار یکی از مهم‌ترین پارامترهای پراکندگی است و معیاری است برای میزان پراکندگی مشاهدات از میانگین است. مقدار این پارامتر برای متغیر جریان وجه نقد عملیاتی برابر با 306/7 است. و کشیدگی و چولگی این متغیر به ترتیب برابر با 306/7 و 171/61 می‌باشد.

 

8-2 آزمون نرمال بودن

در این مطالعه به‌منظور تخمین پارامترهای مدل از روش رگرسیون حداقل مربعات معمولی استفاده شده است و این روش بر این فرض استوار است که متغیر وابسته تحقیق دارای توزیع نرمال باشند. توزیع غیر نرمال متغیر وابسته منجر به تخطی از مفروضات رگرسیون برای تخمین پارامترها می‌شود، لذا لازم است نرمال بودن توزیع متغیر وابسته تحقیق مورد آزمون قرار گیرد. در این مطالعه این موضوع از طریق آماره جار کیو – برا[xvii] بررسی می‌شود. اگر سطح اهمیت آماره این آزمون بیشتر از 05/0 باشد، نرمال بودن توزیع متغیر پذیرفته می‌شود.

 

نمودار 1- آزمون جارکیو برا برای متغیر وابسته

منبع: یافته‌های پژوهشگر

ازآنجاکه سطح اهمیت آزمون جارکیو برا برای متغیر جریان وجه نقد عملیاتی کمتر از 5% می‌باشد، لذا متغیر وابسته تحقیق نرمال نمی‌باشد. لذا در این تحقیق جهت نرمال‌سازی از تابع تبدیلات جانسون استفاده کردیم.

 

 

نمودار 2- تبدیلات جانسون برای متغیر جریان وجه نقد عملیاتی

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نمودار 2 نشان می‌دهد که، نتایج حاصل از تبدیلات جانسون متغیرهای وابسته ما نرمال می‌باشند. که نتایج حاصل از آزمون جارکیو برا بعد از فرآیند نرمال‌سازی نیز همین مطلب را تائید می‌کند.

 

 

نمودار 3- آزمون جارکیو برا برای متغیر وابسته بعد از فرایند نرمال سازی

منبع: یافته‌های پژوهشگر

8-3 ضریب همبستگی

ضریب همبستگی ابزاری آماری برای تعیین نوع و درجه رابطه یک متغیر کمی با متغیر کمی دیگر است. در واقع ضریب همبستگی، یکی از معیارهای مورد استفاده در تعیین همبستگی دو متغیر است. ضریب همبستگی شدت رابطه و همچنین نوع رابطه (مستقیم یا معکوس) را نشان می‌دهد. این ضریب بین ۱ تا ۱- است و در عدم وجود رابطه بین دو متغیر، برابر صفر است.

 

جدول 3- ضریب همبستگی

متغیر

 

جریان

وجه نقد عملیاتی

محافظه کاری شرطی

محافظه کاری غیر شرطی

اندازه شرکت

اهرم مالی

فرصت رشد

ساختار سررسید بدهی

جریان وجه نقد عملیاتی

ضریب همبستگی

0182/1

 

 

 

 

 

 

سطح احتمال

-----

 

 

 

 

 

 

محافظه کاری شرطی

ضریب همبستگی

8716/2

2653/275

 

 

 

 

 

سطح احتمال

0000/0

-----

 

 

 

 

 

محافظه کاری غیر شرطی

ضریب همبستگی

2964/0

3363/2-

1463/0

 

 

 

 

سطح احتمال

0000/0

0000/0

-----

 

 

 

 

اندازه شرکت

ضریب همبستگی

1384/1

1158/213

5981/2-

3036/185

 

 

 

سطح احتمال

0171/0

0000/0

0000/0

-----

 

 

 

اهرم مالی

ضریب همبستگی

1739/0

5326/9

0728/0-

1118/8

3716/0

 

 

سطح احتمال

0000/0

0000/0

0000/0

0000/0

-----

 

 

فرصت رشد

ضریب همبستگی

1952/1

7591/34

1278/0-

1231/29

3917/1

6953/5

 

سطح احتمال

0000/0

0000/0

0001/0

0000/0

0000/0

-----

 

ساختار سررسید بدهی

ضریب همبستگی

0570/0

1433/1

0002/0

9431/0

0468/0

2071/0

0081/0

سطح احتمال

0000/0

0000/0

8611/0

0000/0

0000/0

0000/0

-----

سایر دارایی‌های نقدی

ضریب همبستگی

1730/0

1339/2

0267/0

6430/1

0921/0

4236/0

0167/0

سطح احتمال

0000/0

0000/0

0000/0

0000/0

0000/0

0000/0

0000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

8-4 عدم وجود هم خطی بین جملات توضیحی

هم خطی به معنای وجود رابطه شدید بین متغیرهای مستقل و کنترلی موجود در مدل می‌باشد. در صورت وجود هم خطی، ضرایب برآوردی الگو دارای خطای معیار بالایی خواهد بود و درنتیجه این مسأله باعث می‌شود که تعداد متغیرهای معنی‌دار در معادله کاهش یابد. در این معادله برای بررسی عدم وجود هم خطی از معیار عامل تورم واریانس (VIF) استفاده شد. وقتی‌که شاخص تورم واریانس کمتر از 10 باشد، نشان‌دهنده عدم وجود هم خطی می‌باشد.

 

جدول 4- عامل تورم واریانس

 

مدل اول

مدل دوم

مدل سوم

متغیر

واریانس ضرایب

عامل تورم واریانس

واریانس ضرایب

عامل تورم واریانس

واریانس ضرایب

عامل تورم واریانس

محافظه‌کاری شرطی

07-E23/1

50141/11

07-E54/3

60199/10

-

-

محافظه‌کاری غیرشرطی

000730/0

40795/36

-

-

000708/0

56079/33

اندازه شرکت

05-E02/9

344/5700

000280/0

365/5641

05-E83/8

321/5304

اهرم مالی

047006/0

158/5957

143076/0

117/5790

046852/0

632/5644

فرصت رشد

000610/0

208/1184

001134/0

4465/703

000641/0

453/1183

ساختار سررسید بدهی

077275/0

5045/212

192795/0

3025/169

078330/0

7773/204

سایر دارایی‌های نقدی

085466/0

315/1196

247000/0

044/1104

088253/0

375/1174

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج حاصل از این آزمون نشان می‌دهد. که در هر سه مدل میزان تورم واریانس متغیرهای مستقل و کنترلی در حد مجاز خود قرار نداشته و لذا بین متغیرهای پژوهش مشکل هم خطی وجود دارد. که بایستی به رفع خودهمبستگی اقدام نماییم. به‌منظور رفع خودهمبستگی از تکنیک تأخیر (وقفه) زمانی مرتبه اول (1) AR استفاده می‌شود.

 

جدول 5- عامل تورم واریانس بعد از رفع خودهمبستگی

 

مدل اول

مدل دوم

مدل سوم

متغیر

واریانس ضرایب

عامل تورم واریانس

واریانس ضرایب

عامل تورم واریانس

واریانس ضرایب

عامل تورم واریانس

محافظه‌کاری شرطی

08-E48/2

109134/1

08-E20/6

037895/1

-

-

محافظه‌کاری غیرشرطی

000392/0

279579/1

-

-

000234/0

368225/3

اندازه شرکت

05-E60/8

862461/3

000109/0

904801/3

05-E29/9

572693/3

اهرم مالی

012908/0

967004/1

013374/0

107700/2

011890/0

863691/1

فرصت رشد

05-E89/6

947073/3

05-E87/8

069911/4

05-E73/7

801455/3

ساختار سررسید بدهی

020547/0

033421/2

021590/0

978374/1

021724/0

216769/2

سایر دارایی‌های نقدی

010297/0

695445/1

007566/0

653466/1

007104/0

743908/3

AR(1)

08-E28/9

010524/1

08-E44/4

004548/1

08-E22/6

006532/1

SIGMASQ

12-E09/2

211249/1

12-E24/2

127581/1

12-E24/2

132418/1

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

8-5- بررسی مانایی متغیرهای پژوهش

مانایی متغیرها در سه حالت "در سطح"، "روی تفاضل اول" و" روی تفاضل دوم" می‌تواند بررسی شود. متغیرهایی که احتمال حاصل از آزمون آن‌ها " در سطح" کمتر از 5% می‌باشد فرضیه صفر در مورد آن رد شده و آن متغیر در سطح ماناست درصورتی‌که بیشتر از 5% باشد، نامانا است.

نتایج آزمون مانایی در جدول 6 درج گردیده است. بر اساس آزمون ایم، پسران و شین و واتس، p-value همه متغیرها کمتر از 5% بوده است، همه متغیرهای مستقل، وابسته و کنترلی در دوره پژوهش در سطح پایا[xviii] بوده‌اند پایایی بدین معنی است که میانگین و واریانس متغیرهای پژوهش در طول زمان و کوواریانس متغیرها بین سال‌های مختلف ثابت بوده است. همان‌گونه که در جدول 6 ملاحظه می‌شود همه متغییر ها مانا هستند و نیازی به آزمون هم جمعی[xix] نداریم.

 

جدول 6- آزمون مانایی

متغیر

آماره

احتمال

نتایج

جریان وجه نقد عملیاتی

92228/4-

0000/0

مانا

محافظه‌کاری شرطی

92557/3-

0000/0

مانا

محافظه‌کاری غیرشرطی

70755/4-

0000/0

مانا

اندازه شرکت

87141/5-

0000/0

مانا

اهرم مالی

13161/7-

0000/0

مانا

فرصت رشد

80804/4-

0000/0

مانا

ساختار سررسید بدهی

57624/2-

0050/0

مانا

سایر دارایی‌های نقدی

48301/3-

0002/0

مانا

منبع: یافته‌های پژوهشگر

8-6 - نتایج آزمون مفروضات آماری مدل

8-6-1- انتخاب الگو برای مدل پژوهش

قبل از تخمین مدل‌ها لازم است که روش تخمین (تلفیقی یا تابلویی) مشخص گردد. برای این منظور از آزمون F لیمر استفاده‌شده است. برای مشاهداتی که احتمال آزمون آن‌ها بیشتر از 5% باشد یا به‌عبارتی‌دیگر آماره آزمون آن‌ها کمتر از آماره جدول باشد، از روش تلفیقی استفاده می‌شود و برای مشاهداتی که احتمال آزمون آن‌ها کمتر از 5% است، برای تخمین مدل از روش تابلویی استفاده می‌شود. روش تابلویی خود با استفاده از دو مدل "اثرات تصادفی " و "اثرات ثابت " می‌تواند انجام گیرد. برای تعیین اینکه از کدام مدل استفاده شود از آزمون هاسمن استفاده گردیده است. مشاهداتی که احتمال آزمون آن‌ها کمتر از 5% است از مدل اثرات ثابت و مشاهداتی که احتمال آزمون آن‌ها بیشتر از 5% است از مدل اثرات تصادفی برای تخمین مدل استفاده‌شده است. همان‌طور که در جدول 7 منعکس گردیده، احتمال F لیمرمدل اول کمتر از 5% می‌باشد لذا برای تخمین مدل اول از روش تابلویی استفاده می‌شود. و با توجه به‌احتمال آزمون هاسمن و اینکه احتمال آزمون مدل اول کمتر از 5% می‌باشد از روش اثرات ثابت برای تخمین استفاده‌شده است.

 

جدول 7- نتایج حاصل از آزمون F لیمر و آزمون هاسمن

مدل

آزمون

آماره

احتمال

نتیجه

اول

F لیمر

159595/99

0000/0

روش تابلویی

هاسمن

248725/149

0000/0

اثرات ثابت

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

8-6-2- نتایج آزمون فرضیه اول پژوهش

هدف از آزمون فرضیه اول پژوهش بررسی این موضوع می‌باشد که آیا رابطه معنی‌داری بین مدیریت ریسک محافظه‌کاری و جریان وجه نقد عملیاتی وجود دارد.

به‌منظور آزمون این فرضیه از نتایج تخمین مدل اول ارائه‌شده در جدول شماره 8 بهره گرفته‌شده است. مقدار احتمال (سطح معناداری) F برابر صفر بوده و چون این مقدار کمتر از 05/0 است، فرض صفر در سطح اطمینان 95% رد می‌شود، یعنی مدل معنی‌دار است. مقدار آماره دوربین واتسون 32/1 می‌باشد و ازآنجایی‌که در بین (5/1 – 5/2) قرار ندارد، لذا با مشکل خودهمبستگی مواجه هستیم. بنابراین برای تخمین مدل از روش حداقل مربعات استفاده می‌نماییم.

جدول 8- نتایج تخمین مدل اول با استفاده از روش پانلی

 

متغیر

ضریب برآوردی

خطای استاندارد

آماره t

احتمال

C

394816/2-

315288/0

595641/7-

0000/0

محافظه‌کاری شرطی

000782/0-

05-E99/8

690545/8-

0000/0

محافظه‌کاری غیرشرطی

544408/0

038162/0

26579/14

0000/0

اندازه شرکت

136683/0

021642/0

315758/6

0000/0

اهرم مالی

205586/0

201044/0

022593/1

3069/0

شاخص رشد شرکت

125339/0

013290/0

430746/9

0000/0

ساختار سررسید بدهی

075599/1

309033/0

480532/3

0005/0

سایر دارایی‌های مالی

095741/2

209876/0

985610/9

0000/0

ضریب تعیین

999941/0

ضریب تعین تعدیل‌شده

999930/0

دوربین-واتسون

325846/1

آماره F

74/90301

احتمال (آماره F)

0000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

جدول 9- نتایج تخمین مدل اول با استفاده از روش حداقل مربعات

 

متغیر

ضریب برآوردی

خطای استاندارد

آماره t

احتمال

C

588767/2-

138321/0

71560/18-

0000/0

محافظه‌کاری شرطی

000937/0-

000165/0

696373/5-

0000/0

محافظه‌کاری غیرشرطی

608243/0

021209/0

67898/28

0000/0

اندازه شرکت

123795/0

009692/0

77330/12

0000/0

اهرم مالی

805711/0

100702/0

000943/8

0000/0

شاخص رشد شرکت

146526/0

009432/0

53543/15

0000/0

ساختار سررسید بدهی

290951/1

154496/0

355867/8

0000/0

سایر دارایی‌های مالی

822084/1

160042/0

18264/17

0000/0

AR(1)

987468/0

005043/0

7939/195

0000/0

SIGMASQ

05-E10/8

06-E57/1

61719/51

0000/0

ضریب تعیین

999920/0

ضریب تعین تعدیل‌شده

999920/0

دوربین-واتسون

860257/1

آماره F

1139331

احتمال (آماره F)

0000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

به‌منظور آزمون این فرضیه از نتایج تخمین مدل اول ارائه‌شده در جدول شماره 9 بهره گرفته‌شده است. مقدار احتمال (سطح معناداری) F برابر صفر بوده و چون این مقدار کمتر از 05/0 است، فرض صفر در سطح اطمینان 95% رد می‌شود، یعنی مدل معنی‌دار است. مقدار آماره دوربین واتسون 1.860257 می‌باشد و ازآنجایی‌که در بین (5/1 – 5/2) قرار دارد، لذا دارای خودهمبستگی مواجه نیستیم. نتایج مربوط به ضریب تعیین نشان می‌دهد، تقریباً 99% تغییرات متغیر وابسته به‌وسیله متغیرهای مستقل و کنترلی مدل، توضیح داده می‌شوند. در بررسی معنی‌داری ضرایب با توجه نتایج ارائه‌شده در جدول 9، ازآنجایی احتمال آماره t برای ضریب متغیر محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی کوچک‌تر از 05/0 می‌باشد، درنتیجه وجود رابطه معنی‌داری بین مدیریت ریسک محافظه‌کاری و جریان وجه نقد عملیاتی، در سطح اطمینان 95% مورد تأیید قرار می‌گیرد. این امر به این معنی است که بین مدیریت ریسک محافظه‌کاری و جریان وجه نقد عملیاتی رابطه معناداری وجود دارد.

 

8-7- انتخاب الگو برای مدل دوم پژوهش

طبق جدول چهار احتمال F لیمر برای مدل دوم پژوهش نیز کمتر از 5% می‌باشد لذا برای تخمین مدل دوم از روش تابلویی استفاده می‌شود؛ و با توجه به‌احتمال آزمون هاسمن و اینکه احتمال آزمون مدل دوم کمتر از 5% می‌باشد از روش اثرات ثابت برای تخمین استفاده‌شده است.

 

جدول 10- نتایج حاصل از آزمون F لیمر و آزمون هاسمن

مدل

آزمون

آماره

احتمال

نتیجه

دوم

F لیمر

19838/114

0000/0

روش تابلویی

هاسمن

44539/204

0000/0

اثرات ثابت

منبع: یافته‌های پژوهشگر

8-7-1- نتایج آزمون فرضیه دوم پژوهش

هدف از آزمون فرضیه دوم پژوهش بررسی این موضوع می‌باشد که آیا بین محافظه‌کاری شرطی و جریان وجه نقد عملیاتی رابطه معناداری وجود دارد.

به‌منظور آزمون این فرضیه از نتایج تخمین مدل دوم ارائه‌شده در جدول 11 بهره گرفته‌شده است. مقدار احتمال (سطح معناداری) F برابر صفر بوده و چون این مقدار کمتر از 05/0 است، فرض صفر در سطح اطمینان 95% رد می‌شود، یعنی مدل معنی‌دار است. مقدار آماره دوربین واتسون 21/1 می‌باشد که این مقدار، بیانگر وجود خودهمبستگی می‌باشد. بنابراین برای تخمین مدل از روش حداقل مربعات استفاده می‌نماییم.

 

جدول 11- نتایج تخمین مدل دوم با استفاده از روش پانلی

 

متغیر

ضریب برآوردی

خطای استاندارد

آماره t

احتمال

C

733480/4-

306000/0

46887/15-

0000/0

محافظه‌کاری شرطی

000244/0-

05-E28/9

630904/2-

0087/0

اندازه شرکت

250026/0

022872/0

93139/10

0000/0

اهرم مالی

608127/1

199251/0

070871/8

0000/0

شاخص رشد شرکت

073194/0

014518/0

041454/5

0000/0

ساختار سررسید بدهی

200851/0

344144/0

583625/0

5597/0

سایر دارایی‌های مالی

284897/2

237986/0

600956/9

0000/0

ضریب تعیین

999923/0

ضریب تعین تعدیل‌شده

999909/0

دوربین-واتسون

211278/1

آماره F

96/70489

احتمال (آماره F)

0000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

 

 

 

 

جدول 12- نتایج تخمین مدل دوم با استفاده از روش حداقل مربعات

 

متغیر

ضریب برآوردی

خطای استاندارد

آماره t

احتمال

C

813355/3-

358265/0

64395/10-

0000/0

محافظه‌کاری شرطی

000335/0-

000258/0

297552/1-

1948/0

اندازه شرکت

172005/0

010535/0

32688/16

0000/0

اهرم مالی

189350/1

113240/0

50295/10

0000/0

شاخص رشد شرکت

132944/0

009634/0

79953/13

0000/0

ساختار سررسید بدهی

286487/1

146132/0

803569/8

0000/0

سایر دارایی‌های مالی

189008/2

088477/0

74089/24

0000/0

AR(1)

999110/0

002308/0

9689/432

0000/0

SIGMASQ

05-E42/9

06-E61/1

63686/58

0000/0

ضریب تعیین

999907/0

ضریب تعین تعدیل‌شده

999907

دوربین-واتسون

802858/1

آماره F

1103913

احتمال (آماره F)

0000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

به‌منظور آزمون این فرضیه از نتایج تخمین مدل دوم ارائه‌شده در جدول 12 بهره گرفته‌شده است. مقدار احتمال (سطح معناداری) F برابر صفر بوده و چون این مقدار کمتر از 05/0 است، فرض صفر در سطح اطمینان 95% رد می‌شود، یعنی مدل معنی‌دار است. مقدار آماره دوربین واتسون 802858/1 می‌باشد. نتایج مربوط به ضریب تعیین نشان می‌دهد، تقریباً 99% تغییرات متغیر وابسته به‌وسیله متغیرهای مستقل و کنترلی مدل، توضیح داده می‌شوند. در بررسی معنی‌داری ضرایب با توجه نتایج ارائه‌شده در جدول 12 ازآنجایی احتمال آماره t برای ضریب متغیر محافظه‌کاری شرطی بزرگ‌تر از 05/0 می‌باشد، درنتیجه وجود رابطه معنی‌داری بین محافظه‌کار شرطی و جریان وجه نقد عملیاتی، در سطح اطمینان 95 درصد مورد تأیید قرار نمی‌گیرد. این امر به این معنی است که بین مدیریت ریسک محافظه‌کاری و جریان وجه نقد عملیاتی رابطه معناداری وجود ندارد

 

 

8-8- انتخاب الگو برای مدل سوم پژوهش

طبق جدول 13 احتمال F لیمر برای مدل سوم پژوهش نیز کمتر از 5% می‌باشد لذا برای تخمین مدل سوم از روش تابلویی استفاده می‌شود؛ و با توجه به‌احتمال آزمون هاسمن و اینکه احتمال آزمون مدل سوم کمتر از 5% می‌باشد از روش اثرات ثابت برای تخمین استفاده‌شده است.

 

جدول 13- نتایج حاصل از آزمون F لیمر و آزمون هاسمن

مدل

آزمون

آماره

احتمال

نتیجه

سوم

F لیمر

761690/89

0000/0

روش تابلویی

هاسمن

777143/175

0000/0

اثرات ثابت

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

8-8-1- نتایج آزمون فرضیه سوم پژوهش

هدف از آزمون فرضیه سوم پژوهش بررسی این موضوع می‌باشد که بین محافظه‌کاری غیرشرطی و جریان وجه نقد عملیاتی رابطه معناداری وجود دارد.

به‌منظور آزمون این فرضیه از نتایج تخمین مدل سوم ارائه‌شده در جدول 14 بهره گرفته‌شده است. مقدار احتمال (سطح معناداری) F برابر صفر بوده و چون این مقدار کمتر از 05/0 است، فرض صفر در سطح اطمینان 95% رد می‌شود، یعنی مدل معنی‌دار است. مقدار آماره دوربین واتسون 319565/1 می‌باشد که این مقدار، وجود خودهمبستگی را نشان می‌دهد.

 

جدول 14- نتایج تخمین مدل سوم با استفاده از روش پانلی

 

 

 

متغیر

ضریب برآوردی

خطای استاندارد

آماره t

احتمال

 

 

051035/3-

322085/0

472771/9-

0000/0

 

محافظه‌کاری غیرشرطی

405474/0

036460/0

12113/11

0000/0

 

اندازه شرکت

160709/0

022584/0

115954/7

0000/0

 

اهرم مالی

837629/0

197208/0

247447/4

0000/0

 

شاخص رشد شرکت

114778/0

013925/0

242425/8

0000/0

 

ساختار سررسید بدهی

629577/1

318165/0

121800/5

0000/0

 

سایر دارایی‌های مالی

207235/1

192854/0

259842/6

0000/0

 

ضریب تعیین

999934/0

 

ضریب تعین تعدیل‌شده

999922/0

 

دوربین-واتسون

319565/1

 

آماره F

50/82199

 

احتمال (آماره F)

0000/0

             

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج حاصل از جدول 15 نشان می‌دهد که مقدار احتمال (سطح معناداری) F برابر صفر بوده و چون این مقدار کمتر از 05/0 است، فرض صفر در سطح اطمینان 95% رد می‌شود، یعنی مدل معنی‌دار است. مقدار آماره دوربین واتسون 801367/1 هست که این مقدار، عدم وجود خودهمبستگی را نشان می‌دهد. مربوط به ضریب تعیین نشان می‌دهد، تقریباً 99% تغییرات متغیر وابسته به‌وسیله متغیرهای مستقل و کنترلی مدل، توضیح داده می‌شوند. در بررسی معنی‌داری ضرایب با توجه نتایج ارائه‌شده در جدول 15 ازآنجایی احتمال آماره t برای ضریب متغیر محافظه‌کاری غیرشرطی کوچک‌تر از 05/0 می‌باشد، درنتیجه وجود رابطه معنی‌داری بین محافظه‌کاری غیرشرطی و جریان وجه نقد عملیاتی، در سطح اطمینان 95% مورد تأیید قرار می‌گیرد. این امر به این معنی است که بین محافظه‌کاری غیرشرطی و جریان وجه نقد عملیاتی رابطه معناداری وجود دارد، مثبت بودن ضریب این متغیر (334336/0) نشان از رابطه مستقیم دارد که با توجه به آماره t ضریب محافظه‌کاری غیرشرطی معنی‌دار می‌باشد، یعنی با افزایش میزان محافظه‌کاری غیرشرطی سطح جریان وجه نقد عملیاتی نیز افزایش می‌یابد و برعکس.

 

جدول 15- نتایج تخمین مدل سوم با استفاده از روش حداقل مربعات

 

متغیر

ضریب برآوردی

خطای استاندارد

آماره t

احتمال

C

444352/3-

172179/0

00447/20-

0000/0

محافظه‌کاری غیرشرطی

334336/0

017746/0

84041/18

0000/0

اندازه شرکت

163649/0

009841/0

62851/16

0000/0

اهرم مالی

260810/1

103026/0

23779/12

0000/0

شاخص رشد شرکت

129234/0

009346/0

82766/13

0000/0

ساختار سررسید بدهی

719230/1

145989/0

77648/11

0000/0

سایر دارایی‌های مالی

237515/1

084858/0

58336/14

0000/0

AR(1)

997829/0

003426/0

2426/291

0000/0

SIGMASQ

05-E01/9

06-E55/1

09186/58

0000/0

ضریب تعیین

999912/0

ضریب تعین تعدیل‌شده

999911/0

دوربین-واتسون

801367/1

آماره F

1154422

احتمال (آماره F)

0000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

9 - بحث و نتیجه‌گیری

جریانوجهنقد عملیاتی،وجوهیاستکهازفعالیت‌هایعملیاتیتکراریکسب‌وکارحاصلمی‌شود (هارتمنوهمکاران،2004)، هیلیووالن (1999) مدیریتجریانوجوهنقدرابهتواناییمدیراندرانتخابفعالیت‌هاییبه‌منظورتغییردرگزارشگریمالیبه‌منظور گمراهکردن استفاده‌کنندگانخارجیباایجادنتایجمثبتبه‌منظوردستیابیبهقراردادهایپاداشتعریفمی‌کنند. یکیازراه‌هابرایکاهشمشکل نمایندگیمحافظه‌کاریاست. می‌تواناز محافظه‌کاریبه‌عنوانساختارینامبردکهاگربه‌درستیعملشودبهحلبسیاریازمسائل نمایندگیوعدمتقارناطلاعاتیمنجرخواهدشدکهبه‌طورکلیازشکافروزافزونبینمدیرانوتأمین‌کنندگانمنابعمالیواحدهای تجاریناشیمی‌شود.

نتایج حاصل از فرضیه اول طبق جدول 7 پژوهش نشان می‌دهد که برای تخمین مدل از روش تابلویی و اثرات ثابت استفاده نماییم. ولی ازآنجاکه طبق جدول 8 ضریب دوربین واتسون برابر با 325846/1 می‌باشد، که بیانگر وجود خودهمبستگی در مدل پژوهشی است، بنابراین تخمین مدل با استفاده از روش تابلویی امکان‌پذیر نبوده و برای تخمین مدل از روش حداقل مربعات استفاده‌شده است، که نتایج حاصل از جدول 9 نشان می‌دهد که تقریباً 99% تغییرات متغیر وابسته به‌وسیله متغیرهای مستقل و کنترلی پوشش داده‌شده است، و ازآنجاکه احتمال متغیرهای محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی کوچک‌تر از 05/0 می‌باشد. بنابراین مدل اول تحقیق مورد تائید قرار می‌گیرد. بنابراین می‌توان گفت بین مدیریت ریسک محافظه‌کاری و جریان وجه نقد عملیاتی رابطه معناداری وجود دارد. نتایج فرضیه اول تحقیق با تحقیقات، لی (2010) و فخاری و عرب (1391) مطابقت داشته، ولی با نتایج مهرانی و همکاران (1392) در تضاد است.

نتایج حاصل از فرضیه فرعی اول طبق جدول 10 پژوهش نشان می‌دهد که برای تخمین مدل از روش تابلویی و اثرات ثابت استفاده نماییم. ولی ازآنجاکه طبق جدول 11 ضریب دوربین واتسون برابر با 211278/1 می‌باشد، که بیانگر وجود خودهمبستگی در مدل پژوهشی است، بنابراین تخمین مدل با استفاده از روش تابلویی امکان‌پذیر نبوده و برای تخمین مدل از روش حداقل مربعات استفاده‌شده است، که نتایج حاصل از جدول 12 نشان می‌دهد که تقریباً 99% تغییرات متغیر وابسته به‌وسیله متغیرهای مستقل و کنترلی پوشش داده‌شده است، و ازآنجاکه احتمال متغیرهای محافظه‌کاری شرطی بزرگ‌تر از 0.05 می‌باشد. بنابراین مدل دوم تحقیق مورد تائید قرار نمی‌گیرد. بنابراین نمی‌توان گفت بین محافظه‌کاری شرطی و جریان وجه نقد عملیاتی رابطه معناداری وجود دارد. نتایج فرضیه فرعی اول تحقیق با تحقیقات، گری و همکاران (2012) و هاو و همکاران (2009) و کالن (2010) مغایرت دارد.

نتایج حاصل از فرضیه سوم طبق جدول 13 پژوهش نشان می‌دهد که برای تخمین مدل از روش تابلویی و اثرات ثابت استفاده نماییم. ولی ازآنجاکه طبق جدول 14 ضریب دوربین واتسون برابر با 319565/1 می‌باشد، که بیانگر وجود خودهمبستگی در مدل پژوهشی است، بنابراین تخمین مدل با استفاده از روش تابلویی امکان‌پذیر نبوده و برای تخمین مدل از روش حداقل مربعات استفاده‌شده است، که نتایج حاصل از جدول 15 نشان می‌دهد که تقریباً 99% تغییرات متغیر وابسته به‌وسیله متغیرهای مستقل و کنترلی پوشش داده‌شده است، و از آنجا که احتمال متغیرهای محافظه‌کاری غیرشرطی کمتر از 05/0 می‌باشد. بنابراین مدل سوم تحقیق مورد تائید قرار می‌گیرد. بنابراین نمی‌توان گفت بین محافظه‌کاری شرطی و جریان وجه نقد عملیاتی رابطه معناداری وجود دارد. مثبت بودن ضریب این متغیر (334336/0) نشان از رابطه مستقیم دارد. نتایج فرضیه فرعی دوم تحقیق با تحقیقات، گری و همکاران (2012) و کالن (2010) و کردستانی و خلیلی (1389) مطابقت دارد.

با توجه به تائید فرضیه اصلی تحقیق «بین مدیریت ریسک محافظه‌کاری و جریان وجه نقد عملیاتی رابطه معناداری وجود دارد»، سرمایه‌گذاران، اعتباردهندگان و سایر استفاده‌کنندگان اطلاعات حسابداری برای اتخاذ تصمیم‌های مالی و سرمایه‌گذاری، نیازمند اطلاعات مربوط به جریان‌های نقدی هستند و همچنین محافظه‌کاری با کاهش مشکلات نمایندگی می‌تواند در تصمیمات سرمایه‌گذاری می‌تواند مفید باشد. لذا نتایج فرضیه اصلی تحقیق می‌تواند به شرکت‌ها در جهت تصمیم‌گیری در مورد تأمین مالی و به سرمایه‌گذاران و اعتباردهندگان، در مورد تصمیم‌گیری کمک شایانی نماید. و با توجه به تائید فرضیه فرعی دوم تحقیق «بین محافظه‌کاری غیرشرطی و جریان وجه نقد عملیاتی رابطه معناداری وجود دارد»، نتایج فرضیه فرعی دوم تحقیق می‌تواند به شرکت‌ها در جهت تصمیم‌گیری در مورد تأمین مالی و به سرمایه‌گذاران و اعتباردهندگان، در مورد تصمیم‌گیری کمک شایانی نماید.



1- دانش‌آموخته کارشناسی ارشد حسابداری، واحد تهران جنوب، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران

2- دانشیار گروه حسابداری، دانشکده حسابداری و مدیریت دانشگاه آزاد اسلامی، واحد اسلامشهر، ، اسلامشهر، ایران. نویسنده اصلی و مسئول مکاتبات alies35091@gmail.com

[3]-  کارشناس ارشد حسابداری، عضو باشگاه پژوهشگران جوان و نخبگان، واحد اردبیل، دانشگاه آزاد اسلامی، اردبیل، ایران



  1. Jensen
  2. Biddle,et al
  3. Gary et al
  4. Callen, et al.
  5. Lee, J.
  6. Lounis
  7. Chen, C. and Zhu, S,
  8. Bauwhede, H.W.
  9. Ahmed, et al
  10. Haw, I. M, Qi, D. and Wu, W.
  11. 1.Watts, R.L
  12. Louis, H
  13. Criteria-Filtering Technique
  14. SKEWNESS
  15. KURTOSIS
  16. داده‌های پرت (outliers) مشاهداتی هستند که در فاصله دورتری از سایر داده‌ها قرار گرفته و مقادیر آن‌ها نسبت به مقادیر دیگر در بین مجموعه داده‌ها بزرگ‌تر یا کوچک‌تر است. داده‌های پرت می‌تواند بر تحلیل‌های آماری اثرات نامطلوبی از قبیل افزایش واریانس خطا، کاهش توان آزمون، بر هم زدن توریع نرمال داده‌ها و برآورد اریب پارامترها بگذارد و لازم است محقق پس از شناسایی آن‌ها در جهت حذف آن‌ها تصمیم‌گیری نماید.
    1. JARQUE - BERA
    2. Stationarity
    3. Cointegration test
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 

 

1)   احمدی، محمد رمضان و فاطمه قصابی، (1393)، "بررسی تأثیر محافظه‌کاری مشروط بر عملکرد شرکت پس از عرضه اولیه در بورس اوراق بهادار تهران"، اولین همایش ملی حسابداری، حسابرسی و مدیریت، اصفهان، موسسه آموزش عالی جامی.

2)   بنی مهد، بهمن و تهمینه باغبانی، (1388)، "اثر محافظه‌کاری حسابداری، مالکیت دولتی، اندازه شرکت و نسبت اهرمی بر زیان دهی شرکت‌ها"، فصل‌نامه بررسی‌های حسابداری و حسابرسی شماره 58، صص 53-70.

3)   حاجی‌ها، زهره و مهدی قائم‌مقامی، (1391)، "بررسی نقش حسابداری محافظه‌کارانه در کاهش خطر ورشکستگی شرکت (شواهدی از بازار سرمایه ایران بر اساس مدل ورشکستگی زاوگین)"، فصلنامه علمی پژوهشی حسابداری مدیریت، سال پنجم، شماره سیزدهم، صص 1-15.

4)    حافظ نیا، محمدرضا، (1385)، "مقدمه‌ای بر روش تحقیق در علوم انسانی"، انتشارات سمت، ص 53.

5)   خدامی پور، احمد و دینا تاج‌الدینی، (1393)، "بررسی تأثیر محافظه‌کاری حسابداری بر شیوه تأمین مالی شرکت‌ها و گرایش به نگهداری وجه نقد، مدیریت دارایی و تأمین مالی"، سال دوم، شماره چهارم، شماره پیاپی (4)، صص 102-112.

6)   درویشی، حدیثه، (1391)، "بررسی رابطه بین مانده وجه نقد و هموارسازی سود در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران"، پایان‌نامه برای دریافت درجه کارشناسی ارشد حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی واحد علوم و تحقیقات تهران.

7)   رضازاده، جواد و عبداله آزاد، (1387)، "رابطهٔ بین عدم تقارن اطلاعاتی و محافظه‌کاری در گزارشگری مالی"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 15، شماره 63، صص 54-80.

8)   فخاری، حسین و خدیجه عرب، (1391)، "مطالعه رابطه محافظه‌کاری با انعطاف‌پذیری در مدیریت وجوه نقد"، تحقیقات حسابداری و حسابرسی، شماره شانزدهم، صص 136-151.

9)   محسنی ملکی، بهرام و کلنگاه عسگری رضازاده، (1393)، "بررسی تأثیر محافظه‌کاری بر جریان وجه نقد عملیاتی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران"، سومین همایش ملی سالیانه علوم مدیریت نوین، گرگان، انجمن علمی و حرفه‌ای مدیران و حسابداران گلستان، دانشگاه آزاد اسلامی واحد علی‌آباد کتول.

10) مهرانی، ساسان و علی آ طاهریان، (1392)، "محافظه‌کاری و جریان نقد آزاد، دانش حسابداری و حسابرسی مدیریت"، سال دوم، شماره پنجم، صص 73-83.

11) یاقوتی، وحید، (1393)، "بررسی رابطه بین محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی بر کیفیت افشا در حسابداری در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران"، پایان‌نامه برای دریافت درجه کارشناسی ارشد حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی واحد گرمی، اردبیل.

12)  Ahmed, A. S., Billings, B. K., Morton, R. M. and Stanford-Harris, M., (2002), “The Role of Accounting Conservatism in Mitigating Bondholder–Shareholder Conflicts Over Dividend Policy and in Reducing Debt Costs”, The Accounting Review, Vol. 77, PP.867– 890.

13)  Biddle, Gary C. and Ma, Mary L. and Song, Frank M, (2013), “The Risk Management Role of Accounting Conservatism for Operating Cash Flows”, Available at SSRN Http://Ssrn.Com/Abstract=1695629.

14)  Bauwhede, H.W, (2007), “The Impact of Conservatism on The Cost of Debt: Conditional Versus Unconditional Conservatism”, Working Paper, Vlerick Leuven Gent Management School. Http://WWW.Proquest.Com.

15)  Callen, J. L, Chen, F, Dou, Y. and Xin, B, (2010), “Information Asymmetry and The Debt Contracting Demand for Accounting Conservatism”, Working paper, Rotman School of Business, University of Toronto.

16)  Chen, C. and Zhu, S, (2009), “Does Conservative Accounting Matter for The Cash Dividend Policy?” Working Paper, School of Management, Fudan University.

17)   Http://WWW.Researchgate.Net/Publication/256004368.

18)  Gary, B,and, Frank S, (2012), “Accounting Conservatism and Bankruptcy Risk”, Working Paper University of Hong Kong.

19)  Http://Rmi.nus.Edu.sg/_Files/Events/Paper/Frank%20Song%20Paper30Aug10.Pdf

20)  Haw, I. M, Qi, D. and Wu, W, (2001), “The Nature of Information in Accruals and Cash Flows in an Emerging Capital Market: The Case of China”, International Journal of Accounting, PP.36391-406.

21)  Jensen, M, (1986), “Agency Costs of Free Cash Flow, Corporate Finance, and Takeovers”, The American Economic Review, 76(2), PP.323.

22)  Lee, J, (2010), “The Role of Accounting Conservatism in Firms’ Financial Decisions”, Working Paper, Northwestern University. Https://WWW.kellogg.Northwestern.Edu

23)  Louis, H, Sun, A, Urcan, O, (2009), “Value of Cash Holdings and Accounting Conservatism”,AAA 2010 Financial Accounting and Reporting Section (FARS) Paper. Available at SSRN: Http://Ssrn.Com/Abstract=1415562 or

24)  Http://Dx.Doi.Org/10.2139/Ssrn.1415562.

25)  Watts, R.L, (2003), “Conservatism in Accounting Part II: Evidence and Research Opportunities”, Simon Business School Working Paper No. FR 03-25. Available at SSRN: Http://Ssrn.Com/Abstract=438662.

26)  Watts, R.L, (2003), “Conservatism in Accounting Part I: Explanations and Implications”, Accounting Horizon, Vol.17, PP.207–22.

 

 

 

یادداشت‌ها