نقش اقلام تعهدی درسودآوری و سود سهام شرکت‌ها

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

1 استادیار گروه حسابداری، واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران

2 استادیار گروه مدیریت مالی، واحد الکترونیکی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران.

چکیده

در این مقاله، این موضوع که مدیران از اقلام تعهدی جهت انتقال اطلاعات به بازار استفاده می‌نمایند، موردبررسی قرارگرفته و داده‌های مربوط به سودآوری و اعلامیه‌های تقسیم سود به‌عنوان زمینه تحقیقات انتخاب گردید. این زمینه، از هموارسازی فرصت‌طلبانه سود توسط مدیران جلوگیری و درنتیجه موجب افزایش اعتبار می‌گردد. جامعه آماری 160 شرکت پذیرفته‌شده در بورس و اوراق بهادار تهران می‌باشد. تجزیه و تحلیل اطلاعات و آزمون فرضیه‌ها از الگوی رگرسیون چندمتغیره و داده‌های ترکیبی انجام گرفت. مطابق با مبانی نظری، ممکن است مدیران افزایش سود تقسیمی و استفاده از اقلام تعهدی را نشانه‌ای برای سودآوری آتی شرکت به کار می‌برند که یافته‌های براساس این مبانی نظری مورد بررسی قرارگرفت و نتیجه حاصل از فرضیه اول مبنی بر اینکه "واکنش بازار به اعلام افزایش سود سهام، مثبت می‌باشد" که حاکی از وجود ارتباط مستقیم و معنادار بین متغیرها می‌باشد. و همچنین نتایج حاصل از فرضیه سوم مبنی بر اینکه"اقلام تعهدی مثبت شرکت‌ها همبستگی مثبتی با سودآوری آتی شرکت‌ها دارد" تائید شد، در فرضیه دوم یافته‌ها نشان می‌دهد که هیچیک از معیارهای اقلام تعهدی تحت تأثیر افزایش سود تقسیمی شرکت‌ها نبوده‌اند، یافته مذکور در سطح اطمینان 95 درصد رد می‌شود.
 
The present article investigates the subject of usage of accruals by managers for transferring the information to market and the data related to profitability and dividend announcements is chosen as the research context. This context prevents managers from smoothing the dividends, consequently enhances the validity of research conclusion. Statistical population of present study includes 160 companies listed in Tehran Stock Exchange. The data was analyzed using multivariate regression model and the hypotheses are tested using combined data. According to theoretical foundations of the research, managers may use dividend and accruals as a token for future profitability to corporate, that, the findings of the research are based on these theoretical foundations. According to the result of the first hypothesis stating that the reaction of market to increased dividend announcement is positive which was confirmed, morevere to the results of the third hypothesis stating that positive accruals of companies positively correlate with future profitability of companies which was confirmed in this study. The second hypothesis, finding is inconsistent to the claim stated in of research and this hypothesis is rejected on 95% confidence level.
 
Keywords: Accruals, Profitability, Dividend.
 

کلیدواژه‌ها


نقش اقلام تعهدی درسودآوری و سود سهام شرکت‌ها

 

 

 

تاریخ دریافت: 12/01/1398            تاریخ پذیرش: 17/03/1398

غلامرضا فرسادامان الهی[1]

مهدی معدنچی زاج[2]

 

 

 

چکیده

در این مقاله، این موضوع که مدیران از اقلام تعهدی جهت انتقال اطلاعات به بازار استفاده می‌نمایند، موردبررسی قرارگرفته و داده‌های مربوط به سودآوری و اعلامیه‌های تقسیم سود به‌عنوان زمینه تحقیقات انتخاب گردید. این زمینه، از هموارسازی فرصت‌طلبانه سود توسط مدیران جلوگیری و درنتیجه موجب افزایش اعتبار می‌گردد. جامعه آماری 160 شرکت پذیرفته‌شده در بورس و اوراق بهادار تهران می‌باشد. تجزیه و تحلیل اطلاعات و آزمون فرضیه‌ها از الگوی رگرسیون چندمتغیره و داده‌های ترکیبی انجام گرفت. مطابق با مبانی نظری، ممکن است مدیران افزایش سود تقسیمی و استفاده از اقلام تعهدی را نشانه‌ای برای سودآوری آتی شرکت به کار می‌برند که یافته‌های براساس این مبانی نظری مورد بررسی قرارگرفت و نتیجه حاصل از فرضیه اول مبنی بر اینکه "واکنش بازار به اعلام افزایش سود سهام، مثبت می‌باشد" که حاکی از وجود ارتباط مستقیم و معنادار بین متغیرها می‌باشد. و همچنین نتایج حاصل از فرضیه سوم مبنی بر اینکه"اقلام تعهدی مثبت شرکت‌ها همبستگی مثبتی با سودآوری آتی شرکت‌ها دارد" تائید شد، در فرضیه دوم یافته‌ها نشان می‌دهد که هیچیک از معیارهای اقلام تعهدی تحت تأثیر افزایش سود تقسیمی شرکت‌ها نبوده‌اند، یافته مذکور در سطح اطمینان 95 درصد رد می‌شود.

 

واژه‌های کلیدی: اقلام تعهدی، سودآوری، سود سهام.

 

1- مقدمه

می‌توان مدیریت بر سود را از دیدگاه قراردادها و یا از دیدگاه گزارشگری مالی موردتوجه قرارداد. از دیدگاه قراردادها می‌توان مدیریت بر سود را به‌عنوان راهی کم‌هزینه دانست و بدان وسیله شرکت را در برابر پیامدهای اقتصادی ناشی از رویدادهای غیرقابل پیش‌بینی مصون ساخت (اسکات،2003، صفحه 117).

از دیدگاه گزارشگری مالی، مدیر می‌تواند از مجرای مدیریت بر سود بر ارزش بازار سهام شرکت اثر بگذارد. برای مثال، شاید مدیر بخواهد در بازار این نوع استنباط را به وجود آورد که باگذشت زمان از یک‌سو، سود را هموار نماید و از سوی دیگر، بازار می‌تواند شاهد رشد سود خالص باشد. با فرض اینکه بازار اوراق بهادار کار آ است، چنین اقدامی مستلزم این است که از اطلاعات محرمانه (درون‌سازمانی) استفاده کرد. بنابراین، می‌توان مدیریت بر سود را به‌عنوان محملی دانست که مدیر بدان وسیله اطلاعات محرمانه (درون‌سازمانی) را به سرمایه‌گذاران منتقل می‌نماید. هر دو دیدگاه منجر به این نتیجه جذاب و شگفت‌آفرین می‌شوند که وجود مقدار کمی مدیریت بر سود می‌تواند خوب یا پسندیده باشد. به‌هرحال امکان دارد برخی از مدیران از مدیریت بر سود سوءاستفاده نمایند. از دیدگاه قراردادها، امکان دارد آن‌ها از دیدگاه فرصت‌طلبی به مدیریت سود نگاه کنند و به هزینه طرف‌های دیگر قرارداد درصدد کسب منافع خود برآیند. از دیدگاه گزارشگری مالی، امکان دارد مدیر بخش عمده‌ای از دارایی‌ها را از دفاتر خارج کند و یا ترکیب‌های دیگری از سود (مانند سود خالص حاصل از صورت سود و زیان پیش‌بینی‌شده) تأکید نماید. برخی از این اقدامات مؤید این است که مدیر به وجود یک بازار اوراق بهادار اعتقاد ندارد. درنهایت، تمرکز بیش‌ازحد بر مدیریت بر سود موجب می‌شود که میزان قابل‌اتکا بودن گزارش‌های مالی کاهش یابد (همان منبع، صفحه 118).

تاکنون تحقیقات متعددی درزمینه مدیریت سود انجام‌شده است. در هریک از این تحقیقات با استفاده از یک مدل خاص، شاخص مدیریت سود اندازه‌گیری و عوامل تأثیرگذار بر آن شناسایی گردیده است.

اسکات[i] (2003)، مدیریت سود را به‌صورت زیر تعریف کرده است:

"مدیریت سود عبارت است از انتخاب رویه‌های حسابداری توسط مدیر تا اینکه به‌واسطه این انتخاب، به اهداف خاصی نائل آید."

در تعریف فوق، انتخاب رویه‌های حسابداری یک مفهوم گسترده است که اولاً شامل انتخاب روش‌های حسابداری مانند انتخاب روش استهلاک مستقیم در مقابل روش نزولی و یا انتخاب روش شناخت درآمد و ثانیاً شامل اقلام تعهدی اختیاری است. اقلام تعهدی اختیاری نظیر ذخیره هزینه‌های تعلق‌گرفته و پرداخت‌نشده، ذخیره هزینه‌های تضمین کالا، ذخیره کاهش ارزش موجودی کالا، ذخیره تجدید سازمان و زمان‌بندی برای استهلاک و یا حذف دارائی‌ها می‌باشد، بنابراین، انتخاب روش‌های حسابداری و تغییر در اقلام تعهدی، دو مکانیزم مؤثر برای مدیریت سود می‌شناسد.

 

2- چارچوب نظری و پیشینه مطالعه

وانگ و دبرسنی[ii] (2013)، واکنش سرمایه‌گذاران به اعلام سود را بررسی نمودند. آن‌ها نشان دادند سرمایه‌گذاران به سودهای غیرمنتظره واکنش بیشتری نشان می‌دهند تا سودهای عادی. به عقیده آن‌ها این موضوع مطابق با فرضیه ثبات رفتاری است.

همچنین گول و همکاران (2014)، حمایت از سهامداران را بعنوان یکی از انگیزه‌های بازار سرمایه پیشنهاد می‌کنند. آن‌ها معتقدند که افزایش لحظه‌ای سود یک شرکت باعث کاهش دادن سهامداران آن خواهد شد و در نتیجه کاهش ارزش شرکت را در پی دارد. برای جبران این پدیده مدیران ممکن است که سود شرکت را هموار نموده تا از فرار سهامداران جلوگیری کنند و با این کار از سهامداران حمایت کنند تا ارزش شرکت حفظ شده و یا روند صعودی خود را طی نماید.

رابین و وو (2015)، در پژوهشی با عنوان " رشد شرکت و ارزش گذاری اقلام تعهدی اختیاری "با انتخاب نمونه‌ای شامل 41023 سال- شرکت برای 7988 شرکت و جمع آوری داده‌های مربوطه در طی 23 سال از سال 1987 تا 2009 این موضوع را مورد بررسی قرار دادند که آیا در شرکت‌های با رشد بالا در مقایسه با شرکت‌های با رشد پایین، حساسیت بازده به اقلام تعهدی اختیاری بیشتر است. آنان دریافتند که به طور کلی تفاوت معناداری بین این شرکت‌ها وجود ندارد. نتایج این پژوهش همچنین نشان می‌دهد که در شرکت‌های با رشد بالا در مقایسه با شرکت‌های با رشد پایین، اقلام تعهدی اختیاری مثبت بیشتر ارزش گذاری می‌شوند.

انوموتو و همکاران[iii] (2015)، به بررسی اقلام تعهدی بر اساس مدیریت سود پرداختند. آنان دریافتند که با تقید به نظم و انضباط مدیریت سود کاهش‌یافته که این موضوع به‌نوبه خود موجب حمایت قوی‌تر سرمایه‌گذاران می‌گردد.

هانگ و همکاران[iv](2015)، به این موضوع پرداختند که آیا شرکت‌ها هنگام دریافت هشدارهای مالی، رفتار مدیریت سود خود را تغییر می‌دهند یا خیر؟ آنان دریافتند که شرکت‌ها هنگام دریافت هشدارهای مالی از سوی مقامات ذی‌صلاح، بر رفتارهای مدیریت سود نظارت بیشتری دارند.

لو کین و همکاران[v] (2017)، به بررسی مدیریت سود و قابلیت اتکای صورت‌های مالی پرداختند. آن‌ها در تحقیق‌های خود به این نتیجه رسیدند که مدیریت سود موجب مغشوش شدن صورت‌های مالی می‌گردد.

کریستین و همکاران[vi] (2017)، گزارش نمودند که شرکت‌هایی که سود سهام تقسیم می‌نمایند کمتر از شرکت‌هایی که سود سهام تقسیم نمی‌کنند، اقدام به مدیریت سود می‌نمایند.

شوجی رزی و کریستا لولی[vii](2017)، به بررسی تصمیمات متفاوت مدیران درباره مدیریت سود در شرکت‌های مختلف پرداختند. آنان گزارش نمودند که کنترل مالکیت بطور مثبتی با مدیریت بر سود در ارتباط است. البته حمایت از سهامداران اقلیت تاثیری منفی بر مدیریت بر سود می‌گذارد.

شجوعان لی[viii] و همکاران (2017)، به بررسی حضور مدیرانی خارج از مجموعه شرکت بر مدیریت سود پرداختند. پژوهش آنان حاکی ازآن است که نظارت مدیرانی که خارج از مجموعه شرکت منصوب می‌گردند، موجب می‌گردد تا مدیریت بر سود کاهش یابند.

حصار زاده و همکاران (1394)، به بررسی تأثیر سازوکارهای حاکمیت شرکتی بر مدیریت سود پرداختند. نتایج به‌دست‌آمده توسط آنان نشان می‌دهد: 1. نوع و علامت اقلام تعهدی به‌منزله متغیر تعدیل‌کننده، روابط میان اندازه هیئت‌مدیره، مالکیت نهادی و تمرکز مالکیت و مدیریت سود محسوب می‌شوند و 2. مدل اقلام تعهدی و نوع سیستم حاکمیت شرکتی، موجب تعدیل روابط میان استقلال و اندازهی هیئت‌مدیره و مدیریت سود می‌شوند.

افلاطونی و خزائی (1395)، به بررسی وجود عدم تقارن اطلاعاتی و تضاد منافع بین مدیران و سهامداران پرداختند. در این تحقیق، تأثیر دو مؤلفه کیفیت گزارشگری مالی (کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت افشا) بر درجه ناکارایی سرمایه‌گذاری در نیروی انسانی (بیش سرمایه‌گذاری و کم سرمایه‌گذاری در نیروی انسانی) پرداختند. نتایج تحقیق در کل نشان می‌دهد با افزایش کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت افشا، میزان بیش سرمایه‌گذاری و کم سرمایه‌گذاری در نیروی انسانی کاهش می‌یابد.

کاردان و همکاران (1395)، در تحقیقی تحت عنوان رابطه بین اظهارنظر حسابرس، اقالم تعهدی اختیاری و ریسک مالی از متغیرهای ریسک مالی، اهرم مالی و نوسانات سود در این پژوهش استفاده کردد و برای برآورد اقلام تعهدی اختیاری بر اساس نوع صنعت از مدل تعدیل شده جونز استفاده کردند، در این تحقیق برای آزمون فرضیه‌ها از روش رگرسیون خطی ساده یک متغیره و چند متغیره با به کارگیری اطلاعات 19 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران استفاده شده است. نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌ها حاکی از این است که نوع اظهار نظر حسابرس با اقلام تعهدی اختیاری رابطه مستقیم دارد یعنی اینکه حسابرسی مستقل موجب کاهش استفاده مدیریت از اقلام تعهدی اختیاری می‌شود. اهرم مالی و اظهارنظر حسابرس با اقلام تعهدی اختیاری رابطه معکوس دارد.

ایمانی برندق وعبدی (1395)، به تعیین تأثیر هموارسازی سود بر ضریب واکنش سودهای آتی با در نظر گرفتن اثر محیط اطلاعاتی پرداختند. یافته‌های آنان حاکی از آن است که هموارسازی سود بر ضریب واکنش سودهای آتی تأثیر منفی و معناداری دارد.

مشایخی و عظیمی (1395)، به بررسی تأثیر توانایی‌های مدیریت، به‌عنوان متغیر تعدیل‌کننده بر رابطهی بین مدیریت سود واقعی و عملکرد آتی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. نتایج تحقیق نشان داد بین مدیریت سود واقعی و عملکرد آتی شرکت رابطهی منفی وجود دارد و توانایی‌های مدیریت این رابطهیمنفی را کاهش نمی‌دهد.

مهربان پور و ندیری (1396)، اثر جایگاه مالی بر کیفیت سود شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران را بررسی نمودند. در این تحقیق از مدل تعدیل شده آلتمن به‌منظور شناسایی جایگاه مالی مشاهدات استفاده می‌شود. همچنین از لحاظ کیفیت سود، چهار ویژگی مبتنی بر اطلاعات حسابداری، شامل کیفیت اقلام تعهدی، پایداری، قابلیت پیش‌بینی و یکنواختی سود مدنظر قرار گرفته است. به‌منظور آزمون فرضیه‌ها و دستیابی به نتایج نیز، از نمونه‌ای شامل 119 شرکت در بازه زمانی سال‌های 1381 تا 1394 و رگرسیون چند متغیره در مجموعه داده‌های ترکیبی استفاده شده است. نتایج تحقیق نشان می‌دهد مشاهداتی که از لحاظ معیارهای مدل تعدیل شده آلتمن در زمره شرکت‌های سالم قرار می‌گیرند، از لحاظ ویژگی کیفیت اقلام تعهدی به‌طور معناداری کیفیت بیشتری نسبت به شرکت‌های ورشکسته دارند، اما در ارتباط با ویژگی‌های پایداری، قابلیت پیش‌بینی و یکنواختی سود تفاوت معناداری مشاهده نشد.

باغومیان و محمدی (1396)، به بررسی تأثیر رکود اقتصادی (رشد منفی تولید ناخالص داخلی) بر مدیریت سود شرکت‌ها پرداختند. در این تحقیق برای سنجش مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی، از مدل تعدیل‌شده جونز استفاده شده است. تحلیل یافته‌های تحقیق با استفاده از رگرسیون چندگانه نشان می‌دهد که میان رکود اقتصادی و مدیریت سود شرکت‌ها، رابطه مستقیم و معناداری وجود دارد. به عبارت دیگر، با افزایش رشد منفی تولید ناخالص داخلی، مدیران شرکت‌ها اقدام به مدیریت سود بیشتری می‌کنند تا با بهتر نشان دادن وضعیت مالی شرکت مانع از ورشکستگی شوند. علاوه بر این، نتایج تحقیق نشان داد که نوسان‌های تولید ناخالص داخلی به‌عنوان یکی از متغیرهای کلان اقتصادی می‌تواند برمدیریت سود تاثیرگذارباشد. به عبارت دیگر علاوه بر انگیزه‌های مدیریت سود مانند پاداش، می‌توان رکود اقتصادی را یکی از عوامل تأثیر گزار بر مدیریت سود دانست.

محمدرضایی و منطقی (1396)، پی بردند که تحریم سیستم بانکی و فروش نفت در سالهای اخیر منجر به تشدید پدیده رکود تورمی در کشور گردیده است. سودآوری شرکت‌های ایرانی نیز تحت تأثیر این پدیده نامساعد اقتصادی قرار گرفته است. کاهش سودآوری شرکت‌ها می‌تواند انگیزه لازم برای مدیران شرکت‌ها جهت مدیریت سود (به ویژه رو به بالا) را ایجاد کند. اما در نبود شواهد علمی و تجربی مناسب، آثار این متغیر کلان اقتصادی بر روی موضوعات حسابداری و گزارشگری مالی مشخص نیست. بنابراین، 780 سال-شرکت (195 شرکت برای چهار سال) مشاهده جمع آوری شده از گزارشات مالی سالیانه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در طی دوره زمانی 1388 تا 1392 مورد آزمون قرار دادند. یافته‌های تحقیق نشان می‌دهد که بین رکود تورمی و مدیریت سود تعهدی و واقعی رابطه مثبت و معنادار وجود دارد. یافته‌های تحقیق آنان، از تفسیر ارائه شده براساس تئوری علامت دهی در مورد اثر بحران اقتصادی بر مدیریت سود پشتیبانی می‌کند.

مهرانی و کامیابی (1396)، به بررسی رابطه توأمان ساز و کارهای راهبری شرکتی و مدیریت سود بر نقدشوندگی سهام شرکت‌های عضو بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. نتایج تحقیق آنان مؤید وجود رابطه مثبت و معنادار بین دو ساز و کار راهبری شرکتی (اندازه‌گیری شده توسط میزان تمرکز داشتن کمیته حسابرسی و میزان استقلال اعضای هیئت‌مدیره) و رابطه منفی و معنادار معیار دیگر راهبری شرکتی (میزان تمرکز مالکیت) با نقدشوندگی سهام است. همچنین نتایج، بیانگر وجود رابطه منفی معنادار بین مدیریت سود با نقدشوندگی است. در نهایت زمانی که در یک الگوی اثر توأمان ساز و کارهای راهبری شرکتی و مدیریت سود بر نقدشوندگی، مورد بررسی قرار گرفت (کنترل اثر ساز و کارهای راهبری شرکتی به‌منظور بررسی بهتر اثر مدیریت سود بر نقدشوندگی)، نتایج بیانگر عدم وجود رابطه معنادار بین مدیریت سود و حجم معاملات است.

 

3- روش شناسی تحقیق

این مقاله ازلحاظ طبقه‌بندی بر مبنای هدف از نوع تحقیق کاربردی است هدف تحقیق کاربردی توسعه دانش کاربردی در یک زمینه خاص می‌باشد همچنین ازلحاظ طبقه‌بندی برحسب روش، از نوع توصیفی است و پس رویدادی است یعنی به دنبال کشف و بررسی روابط بین عوامل و شرایط خاصی که درگذشته روی‌داده، می‌باشد

همچنین مقاله حاضر، در حیطه تحقیقات توصیفی-رگرسیونی قرار می‌گیرد.

شرط لازم برای هر تحقیق، وجود اطلاعات در دسترسی است که در وضعیت کنونی ایران، تنها دادهای مربوط به شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران موجود است اما از بین این شرکت‌ها نیز برخی از آن‌ها به دلیل ساختار متفاوت با توجه به محدودیت‌هایی غربال می‌شوند جامعه آماری این مقاله از سال 1387 تا 1396 به تعداد 160 شرکت با حجم نهایی نمونه 1600 سال-شرکت (160*10) با روش غربالگری از بین شرکت‌های انتخاب می‌شود که همه شرایط زیر را دار باشند:

-       به دلیل اینکه استفاده از داده‌های شرکت‌هایی با دوره مالی متفاوت، تفسیر نتایج حاصل از تحقیق را دچار مشکل می‌کند، فقط شرکت‌هایی موردبررسی قرار گرفتند که پایان سال مالی آن‌ها منتهی به پایان اسفند باشد.

-       شرکت‌های نمونه طی دوره مورد رسیدگی تغییر سال مالی نداشته باشند.

-       تحقیق برای شرکت‌های غیرمالی انجام می‌شود به دلیل ماهیت خاص فعالیت شرکت‌های سرمایه‌گذاری، بیمه، لیزینگ، بانک شرکت‌های مذکور از نمونه کنار گذاشته‌شده‌اند.

-       شرکت‌ها باید تا پایان اسفندماه سال 1386 در بورس پذیرفته شده باشند.

-       اطلاعات موردنیاز آن‌ها در دسترس باشد.

-       در کلیه این سال‌ها فعال بوده باشند.

 

فرضیه‌های پژوهش

  • اقلام تعهدی مثبت باعث افزایش سودآوری شرکت‌ها می‌گردد.
  • اقلام تعهدی مثبت، باعث افزایش سود سهام شرکت‌ها می‌شود.
  • اقلام تعهدی مثبت شرکت‌ها همبستگی مثبتی با سودآوری و بازده غیرعادی شرکت‌ها دارد.

 

4- تجزیه و تحلیل داده‌ها

4-1- مدل تحقیق

به‌منظور بررسی فرضیه‌های مطرح‌شده از مدل‌های رگرسیونی زیر استفاده می‌شود:

 

4-1-1- محتوای اطلاعاتی بررسی هم‌زمان سود و سود سهام

اگر مدیران از اقلام تعهدی و تغییر در سود سهام جهت ارسال سیگنال به بازار استفاده نمایند، بایستی بازار به‌صورت مثبتی به این سیگنال واکنش دهد گرچه اغلب اعلامیه‌های افزایش سود سهام و تقسیم سود شامل اطلاعات گردش وجوه نقد عملیاتی نیستند و درنتیجه نمی‌توان اقلام تعهدی را محاسبه نمود بنابراین تجزیه‌وتحلیل واکنش بازار به تغییر در سود یا اقلام تعهدی مشکل می‌باشد.

اگر از افزایش اقلام تعهدی و تقسیم سود جهت ارسال سیگنال استفاده نمایند، تغییر در تقسیم سود و اقلام تعهدی بایستی همبستگی مثبتی با بازده غیرعادی داشته باشد برای آزمون محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی و تغییر در تقسیم سود از رگرسیون 1 استفاده می‌شود:

(1)

 

رگرسیون (5a) همبستگی میان اقلام تعهدی و بازده را برازش می‌نماید درصورتی‌که (5b) همبستگی میان اجزا اقلام تعهدی و بازده را برازش می‌نماید

:CAR بازده غیرعادی

ACC= مجموع اقلام تعهدی

 CF: جریان نقدی عملیاتی

DIV: سود تقسیمی

B/M: ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام تقسیم‌بر ارزش بازار حقوق صاحبان سهام

NDA و DA: اقلام تعهدی غیر اختیاری و اختیاری

 

4-1-2- اقلام تعهدی و سودآوری آتی

در مطالعات پیشین آمده است که سودآوری جاری پیش‌بینی مهمی برای سودآوری سال آتی می‌باشند (فیگرو همکاران،1994، صفحه 210)، بنابراین با استفاده از سود عملیاتی به‌عنوان یک عامل برای سودآوری آتی، برای ارزیابی وابستگی میان اقلام تعهدی و سودآوری آتی، شرکت‌ها را بر اساس تغییر در تقسیم سود در نظر گرفته شد و برای هر تغییر (افزایش، عدم افزایش و کاهش سود) در تقسیم سود از رگرسیون 2 برای محاسبه استفاده شده است:

(2)                     

Et+1: سود عملیاتی

CF: جریان وجوه نقد عملیاتی

ACC: مجموع اقلام تعهدی

B/M آ: رزش دفتری به ارزش بازار

نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار جهت کنترل تأثیر رشد سود عملیاتی سال آتی بکار می‌رود (اسمیت و واتز،1992، صفحه 263).

برای آزمون این فرض که "مدیران از اقلام تعهدی اختیاری جهت ارسال سیگنال برای سودآوری آتی استفاده می‌نماید"، مجموع اقلام تعهدی در مدل 3 را به اقلام تعهدی اختیاری و غیر اختیاری مجزا شده است:

(3)

 

E: سودآوری

CF: جریان وجوه نقد عملیاتی

NDA: اقلام تعهدی غیر اختیاری

DA: اقلام تعهدی اختیاری

 

4-2- آمار توصیفی متغیرها

آمار توصیفی مربوط به متغیرهای بکار رفته در مدل آزمون فرضیات در جدول 1 ارائه‌شده است.

 

جدول 1- آمار توصیفی متغیرهای تحقیق

CAR

Et+1

ACC

DA

NDA

DIV

BM

CF

SIZE

نماد متغیر

295574/0-

126161/0

088022/0

087891/0

110429/0

090096/0

826154/0

117276/0

52608/13

میانگین

195328/0-

102261/0

026821/0

000000/0

092314/0

000000/0

480436/0

104689/0

51272/13

میانه

757076/1

625006/0

093215/2

06306/60

676238/0

470000/3

439364/1

813109/0

57516/18

حداکثر

485664/1-

238574/0-

000000/0

000000/0

000000/0

000000/0

000364/0

390254/0-

767754/9

حداقل

480355/0

134508/0

183401/0

557179/1

052969/0

26258/14

827600/0

132761/0

456229/1

انحراف معیار

196001/0-

856518/0

353534/5

49672/37

789892/1

53527/15

628455/6

506560/0

726263/0

چولگی

918255/2

742345/4

02293/47

030/1414

34130/11

4778/295

10234/94

984749/4

131125/4

کشیدگی

1600

1600

1600

1600

1600

1600

1600

1600

1600

تعداد مشاهدات

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

 

 

 4-3- عدمخودهمبستگی باقیمانده‌ها

جهت بررسی فرض عدم وجود خودهمبستگی بین باقیمانده‌های مدل رگرسیونی از آماره دوربین واتسون استفاده می‌شود. دامنه مطلوب این آماره، بین 5/1 تا 5/2 می‌باشد. نتایج این آزمون برای مدل‌های رگرسیونی در جدول 2 ارائه شده است

 

جدول 2- آزمون عدم وجود خودهمبستگی بین باقیمانده‌های مدل رگرسیونی

مدل

آماره دوربین واتسون

نتیجه

مدل آزمون فرضیه اول

208/2

عدم وجود خودهمبستگی

مدل آزمون فرضیه دوم (1)

288/2

عدم وجود خودهمبستگی

مدل آزمون فرضیه دوم (2)

425/2

عدم وجود خودهمبستگی

مدل آزمون فرضیه دوم (3)

273/2

عدم وجود خودهمبستگی

مدل آزمون فرضیه سوم

223/2

عدم وجود خودهمبستگی

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به اینکه آماره دوربین واتسون برای هر 3 مدل رگرسیونی، در دامنه مطلوب قرار دارد، فرض عدم وجود خودهمبستگی بین باقیمانده‌ها، برای مدل برازش شده، ردنمی‌شود.

 

5- نتایج آزمون فرضیه‌ها

5-1- نتایج حاصل آزمون فرضیه اول

فرضیه اول: اقلام تعهدی مثبت باعث افزایش سودآوری شرکت‌ها می‌گردد.

 جهت آزمون این فرضیه از یک مدل رگرسیونی که در آن خوش‌بینی در سود پیش‌بینی‌شده، به عنوان متغیر وابسته و تابعی از متغیرهای مستقل و کنترلی می‌باشد، استفاده‌شده است. جهت برازش مدل رگرسیونی مذکور، ابتدا از طریق آزمون‌های آماری، مدل رگرسیونی مناسب تشخیص داده می‌شود. بدین منظور از آزمون‌های آزمون چاو و هاسمن استفاده می‌شود. آزمون چاو کمک می‌کند تا بین روش ترکیبی (Pooled) و روش پانل (panel) بهترین روش تخمین را انتخاب نمود و آزمون هاسمن، روش تخمین اثرات ثابت و اثرات تصادفی را با یکدیگر مقایسـه می‌کند. بدین ترتیب، ابتدا مدل رگرسیونی مبتنی بر روش ترکیبی، برازش داده شد و سپس آزمون چاو بر روی رگرسیون برازش شده اجرا گردید.

نتایج آزمون چاو برای مدل فرضیه اول در جدول 3 ارائه‌شده است.

 

جدول 3- نتایج آزمون چاو برای مدل رگرسیونی آزمون فرضیه اول

آماره F

احتمال

نتیجه

582/10

000/0

پانل

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به اینکه سطح معناداری آزمون کمتر از سطح خطا (05/0) می‌باشد، فرض روش ترکیبی (Pooled) رد می‌شود. بر این اساس، استفاده از روش پانل-دیتا جهت برازش مدل رگرسیونی آزمون فرضیه اول، توصیه می‌شود. در مدل‌های مبتنی بر داده‌های پانل، لازم است روش تخمین مبتنی بر تصادفی بودن و یا ثابت بود اثرات، مورد آزمون قرار گیرد و مناسب‌ترین روش، برای برازش مدل، انتخاب شود. در این راستا، ابتدا مدل رگرسیونی، مبتنی بر اثرات تصادفی برازش داده‌شده و سپس، از طریق آزمون هاسمن مناسب بودن روش اعمال‌شده، بررسی می‌شود. فرضیه‌های آماری مربوط به آزمون هاسمن به‌صورت ذیل می‌باشد.

نتایج آزمون هاسمن برای مدل رگرسیونی فرضیه اول، در جدول 4 ارائه‌شده است.

 

جدول 4- نتایج آزمون هاسمن برای مدل رگرسیونی آزمون فرضیه اول

آماره Chi-Sq

احتمال

نتیجه

730/47

000/0

اثرات ثابت

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

یافته‌ها نشان می‌دهد که سطح معناداری آزمون هاسمن کمتر از 05/0 است که حاکی از رد فرض رگرسیون مبتنی بر اثرات تصادفی است. بر این اساس، استفاده از روش اثرات ثابت جهت برازش مدل رگرسیونی آزمون فرضیه اول، توصیه می‌شود. نتایج حاصل از برازش مدل، در جدول 5 آمده است.

نتایج تحلیل آماری در خصوص اعتبار الگوی رگرسیونی در بخش اول جدول 5 آمده است. ضریب تعیین تعدیل شده مدل رگرسیونی 221/0 می‌باشد و حاکی از این‌که این مدل توانسته است 22 درصد از تغییرات بازدهی غیرعادی شرکت‌های جامعه آماری را از طریق متغیرهای مستقل و کنترلی تبیین نماید. همچنین، نتایج نشان می‌دهد که آماره دوربین واتسون بین 5/1 تا 5/2 بوده و بنابراین، بین خطاهای الگوی رگرسیونی خودهمبستگی شدیدی وجود ندارد و عدم وجود خودهمبستگی بین خطاها، به‌عنوان یکی از فرض‌های اساسی رگرسیون در خصوص مدل برازش شده، ردنمی‌شود.

جدول 5- نتایج تجزیه‌وتحلیل آماری برای آزمون فرضیه اول

متغیر

ضریب β

آماره t

احتمال

ضریب ثابت

640725/0-

074147/5-

0000/0

∆DIV

001868/0

116807/2

0354/0

DA

002337/0

289551/0

7622/0

NDA

654412/0

213214/3

0013/0

CF

261330/0

463374/2

0140/0

SIZE

017888/0

148632/2

0319/0

BM

022280/0-

384159/1-

1636/0

ضریب تعیین: 223/0                             ضریب تعیین تعدیل‌شده: 221/0

آماره دوربین واتسون: 218/2                    آماره F: 867/5

سطح معنی‌داری آماره F: 000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج تحلیل واریانس رگرسیون (ANOVA) که بر اساس آماره F در خصوص آن تصمیم‌گیری می‌شود، برای الگوی برازش داده‌شده در آزمون فرضیه اول در دو ستون آخر جدول 6 آمده است.  سطح معنی‌داری آماره F برای مدل کمتر از سطح خطای آزمون (05/0=α) است و درنتیجه رگرسیون برآورد شده به لحاظ آماری معنی‌دار و روابط بین متغیرها، خطی می‌باشد.

ضریب برآورد شده برای متغیر ∆DIVکه ارتباط بین افزایش در سود تقسیمی با بازده غیرعادی را نشان می‌دهد، برابر با 001/0 و با سطح معناداری 034/0 می‌باشد که کمتر از 05/0 (سطح خطای آزمون) است. این یافته حاکی از وجود ارتباط مستقیم و معنادار بین متغیرهای مذکور می‌باشد. به‌عبارت‌دیگر، بازار سرمایه به افزایش سود تقسیمی شرکت‌های جامعه آماری واکنش مثبتی داشته است. یافته مذکور با ادعای مطرح‌شده در فرضیه اول تحقیق، سازگار بوده و این فرضیه در سطح اطمینان 95 درصد ردنمی‌شود.

 

5-2- نتایج حاصل آزمون فرضیه دوم

فرضیه دوم: گزارش مثبت اقلام تعهدی، باعث افزایش سود سهام شرکت هامی شود.

جهت آزمون این فرضیه از سه مدل رگرسیونی متفاوت استفاده است که در مدل 1، اقلام تعهدی کل به عنوان متغیر وابسته و تابعی از متغیرهای مستقل و کنترلی می‌باشد. در مدل 2، اقلام تعهدی غیراختیاری و در مدل 3، اقلام تعهدی اختیاری به عنوان متغیر وابسته می‌باشند. جهت برازش مدل‌های رگرسیونی مذکور، ابتدا از طریق آزمون‌های آماری، مدل رگرسیونی مناسب تشخیص داده می‌شود. بدین منظور از آزمونهای آزمون چاو و هاسمن استفاده می‌شود. آزمون چاو کمک می‌کند تا بین روش ترکیبی (Pooled) و روش پانل (panel) بهترین روش تخمین را انتخاب نمود و آزمون هاسمن، روش تخمین اثرات ثابت و اثرات تصادفی را با یکدیگر مقایسـه می‌کند. بدین ترتیب، ابتدا مدل رگرسیونی مبتنی بر روش ترکیبی، برازش داده شد و سپس آزمون چاو بر روی رگرسیون برازش شده اجرا گردید.

نتایج آزمون چاو برای مدل فرضیه دوم در جدول 6 ارائه شده است.

 

جدول 6- نتایج آزمون چاو برای مدل رگرسیونی آزمون فرضیه دوم

مدل

آماره F

احتمال

نتیجه

1

283/9

000/0

پانل

2

111/10

000/0

پانل

3

920/9

000/0

پانل

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به اینکه سطح معناداری آزمون کمتر از سطح خطا (05/0) می‌باشد، فرض روش ترکیبی (Pooled) رد می‌شود. بر این اساس، استفاده از روش پانل-دیتا جهت برازش مدل رگرسیونی آزمون فرضیه دوم، توصیه می‌شود. در مدل‌های مبتنی بر داده‌های پانل، لازم است روش تخمین مبتنی بر تصادفی بودن و یا ثابت بود اثرات، مورد آزمون قرار گیرد و مناسب‌ترین روش، برای برازش مدل، انتخاب شود. در این راستا، ابتدا مدل رگرسیونی، مبتنی بر اثرات تصادفی برازش داده شده و سپس، از طریق آزمون هاسمن مناسب بودن روش اعمال شده، بررسی می‌شود

نتایج آزمون هاسمن برای مدل رگرسیونی فرضیه دوم، در جدول 7 ارائه شده است.

 

جدول 7- نتایج آزمون هاسمن برای مدل رگرسیونی آزمون فرضیه دوم

مدل

آماره Chi-Sq

احتمال

نتیجه

1

771/97

000/0

اثرات ثابت

2

652/126

000/0

اثرات ثابت

3

233/25

000/0

اثرات ثابت

منبع: یافته‌های محقق

 

یافته‌ها نشان می‌دهد که سطح معناداری آزمون هاسمن کمتر از 05/0 است که حاکی از رد فرض رگرسیون مبتنی بر اثرات تصادفی است. بر این اساس، استفاده از روش اثرات ثابت جهت برازش مدل‌های رگرسیونی آزمون فرضیه دوم، توصیه می‌شود. نتایج حاصل از برازش مدل‌ها، در جدول 8 آمده است.

 

جدول 8- نتایج تجزیه و تحلیل آماری برای آزمون فرضیه دوم-مدل 1(متغیر وابسته: اقلام تعهدی کل)

متغیر

ضریب β

آماره t

احتمال

ضریب ثابت

643467/0-

085529/6-

0000/0

∆DIV

/2-321105

081325/0-

9132/0

CF

562634/0-

24460/14-

0000/0

SIZE

058166/0

540152/7

0000/0

BM

002075/0

131276/0

8885/0

ضریب تعیین: 335/0                         ضریب تعیین تعدیل شده: 299/0

آماره دوربین واتسون: 097/2                آماره F: 632/4

سطح معنی داری آماره F: 000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج تحلیل آماری در خصوص اعتبار الگوی رگرسیونی در بخش اول جدول فوق آمده است. ضریب تعیین تعدیل شده مدل رگرسیونی 299/0 می‌باشد و حاکی از این که این مدل توانسته است 29 درصد از تغییرات اقلام تعهدی کل شرکت‌های نمونه آماری را از طریق متغیرهای مستقل و کنترلی تبیین نماید. همچنین، نتایج نشان می‌دهد که آماره دوربین واتسون بین 5/1 تا 5/2 بوده و بنابراین، بین خطاهای الگوی رگرسیونی خود همبستگی شدیدی وجود ندارد و عدم وجود خود همبستگی بین خطاها، بعنوان یکی از فرض‌های اساسی رگرسیون در خصوص مدل برازش شده، پذیرفته می‌شود.

نتایج تحلیل واریانس رگرسیون (ANOVA)، که براساس آماره F درخصوص آن تصمیم گیری می‌شود، برای الگوی برازش داده شده در آزمون فرضیه اول در دو ستون آخر جدول 9 آمده است.

سطح معنی داری آماره F برای مدل کمتر از سطح خطای آزمون (05/0=α) است و درنتیجه فرض معنی دار نبودن رگرسیون رد می‌شود و رگرسیون برآورد شده بلحاظ آماری معنی دار و روابط بین متغیرهای مطالعه، خطی می‌باشد.

جدول 9- نتایج تجزیه و تحلیل آماری برای آزمون فرضیه دوم-مدل 2(متغیر وابسته: اقلام تعهدی غیراختیاری)

متغیر

ضریب β

آماره t

احتمال

ضریب ثابت

163298/0-

370889/4-

0000/0

∆DIV

000176/0-

720380/1-

0689/0

CF

053516/0

089346/4

0000/0

SIZE

018308/0

021705/7

0000/0

BM

001021/0-

159564/0-

8725/0

ضریب تعیین: 401/0                             ضریب تعیین تعدیل شده: 395/0

آماره دوربین واتسون: 241/2                    آماره F: 760/5

سطح معنی داری آماره F: 000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

جدول 10- نتایج تجزیه و تحلیل آماری برای آزمون فرضیه دوم-مدل 3(متغیر وابسته: اقلام تعهدی اختیاری)

متغیر

ضریب β

آماره t

احتمال

ضریب ثابت

316442/0

283804/0

7766/0

∆DIV

000484/0-

158895/0-

8738/0

CF

239028/0-

579749/0-

5622/0

SIZE

017710/0-

/2-216057

/00290

BM

049766/0

844816/0

3984/0

ضریب تعیین: 109/0                               ضریب تعیین تعدیل شده: 101/0

آماره دوربین واتسون: 211/2                      آماره F: 676/2

سطح معنی داری آماره F: 005/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

ضریب برآورد شده برای متغیر ∆DIV در مدل 1، که ارتباط بین افزایش سود تقسیمی با اقلام تعهدی کل را نشان می‌دهد، برابر با 321/2- و با سطح معناداری 935/0 می‌باشد که بالاتر از 05/0 (سطح خطای آزمون) است. این یافته حاکی از عدم ارتباط معنادار بین متغیرهای مذکور می‌باشد. این یافته در مدل‌های 2 و 3 نیز مصداق دارد. به عبارت دیگر، یافته‌ها نشان می‌دهد که هیچ یک از معیارهای اقلام تعهدی تحت تأثیر افزایش سود تقسیمی شرکت‌های نمونه آماری نبوده‌اند. یافته مذکور با ادعای مطرح شده در فرضیه دوم تحقیق، ناسازگار بوده و این فرضیه در سطح اطمینان 95 درصد رد می‌شود.

 

5-3- نتایج حاصل آزمون فرضیه سوم

 فرضیه سوم: اقلام تعهدی مثبت شرکت‌ها همبستگی مثبتی با سودآوری آتی شرکت‌ها دارد.

جهت آزمون این فرضیه از یک مدل رگرسیونی که در آن سود دوره آتی (t+1)، به عنوان متغیر وابسته و تابعی از متغیرهای مستقل و کنترلی می‌باشد، استفاده‌شده است. جهت برازش مدل رگرسیونی مذکور، ابتدا از طریق آزمون‌های آماری، مدل رگرسیونی مناسب تشخیص داده می‌شود. بدین منظور از آزمون‌های آزمون چاو و هاسمن استفاده می‌شود. آزمون چاو کمک می‌کند تا بین روش ترکیبی (Pooled) و روش پانل (panel) بهترین روش تخمین را انتخاب نمود و آزمون هاسمن، روش تخمین اثرات ثابت و اثرات تصادفی را با یکدیگر مقایسـه می‌کند. بدین ترتیب، ابتدا مدل رگرسیونی مبتنی بر روش ترکیبی، برازش داده شد و سپس آزمون چاو بر روی رگرسیون برازش شده اجرا گردید. آزمون چاو برای مدل فرضیه سوم در جدول 11 ارائه‌شده است.

 

جدول 11- نتایج آزمون چاو برای مدل رگرسیونی آزمون فرضیه سوم

آماره F

احتمال

نتیجه

211/9

000/0

پانل

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به اینکه سطح معناداری آزمون کمتر از سطح خطا (05/0) می‌باشد، فرض روش ترکیبی (Pooled) رد می‌شود. بر این اساس، استفاده از روش پانل-دیتا جهت برازش مدل رگرسیونی آزمون فرضیه سوم، توصیه می‌شود. در مدل‌های مبتنی بر داده‌های پانل، لازم است روش تخمین مبتنی بر تصادفی بودن و یا ثابت بود اثرات، مورد آزمون قرار گیرد و مناسب‌ترین روش، برای برازش مدل، انتخاب شود. در این راستا، ابتدا مدل رگرسیونی، مبتنی بر اثرات تصادفی برازش داده‌شده و سپس، از طریق آزمون هاسمن مناسب بودن روش اعمال‌شده، بررسی می‌شود.

نتایج آزمون هاسمن برای مدل رگرسیونی فرضیه سوم، در جدول 12 ارائه‌شده است.

یافته‌ها نشان می‌دهد که سطح معناداری آزمون هاسمن کمتر از 05/0 است که حاکی از رد فرض اثرات تصادفی بودن رگرسیون می‌باشد. بر این اساس، استفاده از روش اثرات ثابت جهت برازش مدل رگرسیونی آزمون فرضیه سوم، توصیه می‌شود. نتایج حاصل از برازش مدل، در جدول 13 آمده است.

 

جدول 12- نتایج آزمون هاسمن برای مدل رگرسیونی آزمون فرضیه سوم

آماره Chi-Sq

احتمال

نتیجه

832/268

000/0

اثرات ثابت

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

جدول 13- نتایج تجزیه‌وتحلیل آماری برای آزمون فرضیه سوم

متغیر

ضریب β

آماره t

احتمال

ضریب ثابت

0.364115

6.656788

0.0000

ACC

0.220569

14.89137

0.0000

NDA

0.178971

4.112311

0.0000

DA

0.002198

2.635131

0.0144

CF

0.268613

12.13422

0.0000

SIZE

-0.023615

-5.587411

0.0000

BM

0.004850

1.628126

0.1038

ضریب تعیین: 611/0                           ضریب تعیین تعدیل‌شده: 591/0

آماره دوربین واتسون: 185/2                  آماره F: 101/14

سطح معنی‌داری آماره F: 000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج تحلیل آماری در خصوص اعتبار الگوی رگرسیونی در بخش اول جدول 13 آمده است. ضریب تعیین تعدیل شده مدل رگرسیونی 591/0 می‌باشد و حاکی از این‌که این مدل توانسته است 1/59 درصد از تغییرات سودآوری آتی شرکت‌های جامعه آماری را از طریق متغیرهای مستقل و کنترلی تبیین نماید. همچنین، نتایج نشان می‌دهد که آماره دوربین واتسون بین 5/1 تا 5/2 بوده و بنابراین، بین خطاهای الگوی رگرسیونی خودهمبستگی شدیدی وجود ندارد و عدم وجود خودهمبستگی بین خطاها، به‌عنوان یکی از فرض‌های اساسی رگرسیون در خصوص مدل برازش شده، ردنمی‌شود.

 نتایج تحلیل واریانس رگرسیون (ANOVA) که بر اساس آماره F در خصوص آن تصمیم‌گیری می‌شود، برای الگوی برازش داده‌شده در آزمون فرضیه اول در دو ستون آخر جدول 12 آمده است.

 سطح معنی‌داری آماره F برای مدل کمتر از سطح خطای آزمون (05/0=α) است و درنتیجه فرض معنی دار نبودن رگرسیون رد می‌شود و رگرسیون برآورد شده به لحاظ آماری معنی‌دار و روابط بین متغیرهای تحقیق، خطی می‌باشد.

ضریب برآورد شده برای متغیر ACC که ارتباط بین اقلام تعهدی کل با سودآوری آتی را نشان می‌دهد، برابر با 220/0 و با سطح معناداری 000/0 می‌باشد که کمتر از 05/0 (سطح خطای آزمون) است. این یافته حاکی از وجود ارتباط مستقیم و معنادار بین متغیرهای مذکور می‌باشد. بررسی نتایج مدل آزمون فرضیه سوم نشان می‌دهد که ضرایب متغیرهای اقلام تعهدی اختیاری و غیر اختیاری نیز مثبت و معنادار است. به‌عبارت‌دیگر، بین همه معیارهای اقلام تعهدی با سودآوری شرکت‌ها، همبستگی مثبت وجود داشته است. یافته مذکور با ادعای مطرح‌شده در فرضیه سوم تحقیق، سازگار بوده و این فرضیه در سطح اطمینان 95 درصد ردنمی‌شود.

 

6- بحث و نتیجه گیری

در این مقاله، اقلام تعهدی از دو جنبه اقلام تعهدی اختیاری و اقلام تعهدی غیر اختیاری موردنظر قرارگرفته است. مطابق با مبانی نظری، ممکن است مدیران افزایش سود تقسیمی و استفاده از اقلام تعهدی را به‌عنوان نشانه‌ای برای سودآوری آتی شرکت به کار ببرند. بر این اساس، تحلیل سه فرضیه مطرح شده ارائه بصورت ذیل می‌باشد:

6-1- تحلیل نتایج فرضیه اول: واکنش بازار به اعلام افزایش سود سهام، مثبت می‌باشد.

ضریب برآورد شده برای متغیر∆DIV که ارتباط بین افزایش در سود تقسیمی با بازده غیرعادی را نشان می‌دهد، برابر با 001/0 و با سطح معناداری 034/0 می‌باشد که کمتر از 05/0 (سطح خطای آزمون) است. این یافته حاکی از وجود ارتباط مستقیم و معنادار بین متغیرهای مذکورمی باشد. به‌عبارت‌دیگر، بازار سرمایه به افزایش سود تقسیمی شرکت‌های جامعه آماری واکنش مثبتی داشته است. یافته مذکور با ادعای مطرح‌شده در فرضیه اول، سازگار بوده و این فرضیه در سطح اطمینان 95 درصد ردنمی‌شود. یافته این مقاله با یافته‌های گول و همکاران (2014)، منطبق می‌باشد.

6-2- تحلیل نتایج فرضیه دوم: گزارش مثبت اقلام تعهدی، باعث افزایش سود سهام شرکت‌ها می‌شود.

ضریب برآورد شده برای متغیر ∆DIV در مدل 1، که ارتباط بین افزایش سود تقسیمی با اقلام تعهدی کل را نشان می‌دهد، برابر با 321/2- و با سطح معناداری 935/0 می‌باشد که بالاتر از 05/0 (سطح خطای آزمون) است. این یافته حاکی از عدم ارتباط معنادار بین متغیرهای مذکور می‌باشد. این یافته در مدل‌های 2 و 3 نیز مصداق دارد. به عبارت دیگر، یافته‌ها نشان می‌دهد که هیچیک از معیارهای اقلام تعهدی تحت تأثیر افزایش سود تقسیمی شرکت‌های نمونه آماری نبوده‌اند. یافته مذکور با ادعای مطرح شده در فرضیه دوم، ناسازگار بوده و این فرضیه در سطح اطمینان 95 درصد رد می‌شود. با یافته‌های انوموتو (2015) لئو دنگ و همکاران[ix] (2017)، منطبق نمی‌باشد ودلایل احتمالی را در شرایط جامعه آماری مورد مطالعه می‌باشد.

6-3- تحلیل نتایج فرضیه سوم: اقلام تعهدی مثبت شرکت‌ها همبستگی مثبتی با سودآوری آتی شرکت‌ها دارد.

ضریب برآورد شده برای متغیر ACC که ارتباط بین اقلام تعهدی کل با سودآوری آتی را نشان می‌دهد، برابر با 220/0 و با سطح معناداری 000/0 می‌باشد که کمتر از 05/0 (سطح خطای آزمون) است. این یافته حاکی از وجود ارتباط مستقیم و معنادار بین متغیرهای مذکورمی باشد. بررسی نتایج مدل آزمون فرضیه سوم نشان می‌دهد که ضرایب متغیرهای اقلام تعهدی اختیاری و غیر اختیاری نیز مثبت و معنادار است. به‌عبارت‌دیگر، بین همه معیارهای اقلام تعهدی با سودآوری شرکت‌ها، همبستگی مثبت وجود داشته است. یافته مذکور با ادعای مطرح‌شده در فرضیه سوم، سازگار بوده و این فرضیه در سطح اطمینان 95 درصد ردنمی‌شود. یافته این مطالعه با یافته‌های گول و همکاران (2014)، منطبق می‌باشد.

با توجه به نتایج حاصل از این مطالعه می‌توان برای استفاده‌کنندگان مختلف پیشنهادهای کاربردی زیر را بیان داشت:

با توجه به نتیجه حاصل از فرضیه اول مبنی بر اینکه "واکنش بازار به اعلام افزایش سود سهام، مثبت می‌باشد" که مورد تائید قرار گرفت، پیشنهاد می‌گردد که در اعلام افزایش سود سهام شرکت‌ها دقت کافی صورت گیرد تا اطلاعات به نحو صحیح به بازار بورس انتقال پیدا کند.

با توجه به نتایج حاصل از فرضیه سوم مبنی بر اینکه"اقلام تعهدی مثبت شرکت‌ها همبستگی مثبتی با سودآوری آتی شرکت‌ها دارد" که درمطالعه حاضر تائید شد، پیشنهاد می‌گردد که استفاده‌کنندگان از صورت‌های مالی مراقب باشند تا سودآوری شرکت‌ها را بیشتر از آنچه که واقعاً می‌باشد، در صورت‌های مالی نمایش ندهند و در اعلام افزایش سود سهام شرکت‌ها دقت کافی صورت گیرد تا اطلاعات به نحو صحیح به بازار بورس انتقال پیدا کند.

برای محققین آتی پیشنهاد می‌شود جهت غنا و توسعه یافته‌های این مطالعه به بررسی رابطهٔ اقلام تعهدی اختیاری واقلام غیر اختیاری با محافظ کاری حسابداری صورت پذیرد و با نتایج مطالعه حاضر مقایسه گردد.

 



1- استادیار گروه حسابداری، واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران (نویسنده اصلی) g.f166@yahoo.com

2- استادیار گروه مدیریت مالی، واحد الکترونیکی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران.



[i].Scott

[ii].Vang and Debersini

[iii]. Enomoto and et al

[iv]. Huang and et al

[v].Kinloo and et al

[vi].Cristhian Melladi and et al

[vii]Shuji Rosey, Krista Lewellyn

[viii]Shaojuan Lai

[ix].Leo Dang and et al

1)     افلاطونی، عباس و مهدی خزائی، (1395)، "بررسی تأثیر کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت افشا بر ناکارایی سرمایه‌گذاری در نیروی انسانی"، فصلنامه بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، صص 288-269.

2)     ایمانی برندق، محمد و سهراب عبدی، (1395)، "تأثیر هموارسازی سود بر ضریب واکنش سودهای آتی با اثر تعدیل گر محیط‌های مختلف اطلاعاتی"، فصلنامه پژوهش‌های حسابداری و حسابرسی. صص 310-289.

3)     باغومیان، رافیک و حجت محمدی، (1396)، "رکـود اقتصـادی و مدیریـت سـود"، فصلنامه حسابداری مدیریت، صص 42-29.

4)     حصار زاده، رضا و محمدرضا عباس زاده، (1394)، "فراتحلیل حاکمیت شرکتی و مدیریت سود"، فصلنامه پژوهش‌های حسابداری و حسابرسی، صص 84-59.

5)     کاردان، بهزاد، مهدی صالحی و حسین کالته، (1395)، "رابطه بین اظهارنظر حسابرس، اقلام تعهدی اختیاری و ریسک مالی"، فصلنامه علمی پژوهشی پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، صص 111-125.

6)      کامیابی، یحیی و معصومه شهسواری، (1396)، "بررسی تأثیر مدیریت سود تعهدی بر رابطهٔ بین مدیریت واقعی سود و هزینهٔ سرمایه"، فصلنامه پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، صص 38-19.

7)     مشایخی، بیتا و عابد عظیمی، (1395)، "تأثیر توانایی‌های مدیریت بر رابطهی بین مدیریت سود واقعی و عملکرد آتی شرکت"، فصلنامه پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، صص 267-253.

8)     محمدرضائی، فخرالدین و خسرو منطقی، (1396)، "بررسی اثر رکود تورمی بر مدیریت سود واقعی و تعهدی"، فصلنامه حسابداری مدیریت، صص 138-123.

9)     مهربان پور، محمدرضا و محمد ندیری، (1396)، "اثر جایگاه مالی بر کیفیت سود شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، فصلنامه پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، صص 149-127.

10) مهرانی، ساسان و یحیی کامیابی، (1396)، "بررسی تأثیر شاخص‌های کیفیت سود بر قدرت مدل‌های پیش‌بینی درماندگی مالی"، فصلنامه پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، صص 126-103.

11)   Aymen Ajina, Aymen Habib, (2017), “Examining the Relationship between Earning Management and Market liquidity”,Research in International Business and Finance, PP. 526-545.

12)   Cheng, L. and Chang, (2014), “Revisiting the Corroboration Effects of Earnings and Dividend Announcements”, Accounting and Finance 46, PP. 221-241.

13)   Cristhian Mellado-Cid, Surendranath R. Jory, Thanh Ngo, (2017), “Real Earnings Management Activities prior to Bond Issuance”, BRQ BusinessResearch Quarterly, Vol. 20, Issue. 3, PP. 164-177.

14)   Gul F. Jaggi B., (2014), "Auditor Independence: Evidence on the Joint Effets of Auditor Tenure and Non- Audit Fees", Auditing: A Journal of Practice and Theory, Vol.32, Issue. 4, PP.110-122.

15)   Huang, C.H., Liano, K., & Pan, M.S, (2015), “Do stock Splits Signal Future Profitability?”, Review of Quantitative Finance and Accounting 26, PP. 347-367.

16)   Lo،k.Ramos،F, (2017), “Earnings Management and Annual Report Readability”, Journal of Accounting and Economics 63. PP. 1-25.

17)   Robin, A. & wu, q, (2015), "Firm Growth and the Pricing of Discretionary Accruals", Working Paper, New York.

18)   Scott. W.R.t, (2003), “Financial Accounting Theory”, third edition (Canada:Prentice- Hall), PP. 116-118.

19)   Shaojuan Lai, Xingqiang Du, Wei Jian, (2017), “Do Foreign Directors Mitigate Earnings Management?”, The International Journal of Accounting, Vol. 52, Issue. 2, PP. 142-177

20)   Shuji Rosey Bao, Krista B. Lewellyn, (2017), “Ownership Structure and Earnings Management”, International Business Review, Vol. 26, Issue. 5, PP. 828-838.

21)   Wang Tawei and Roger Debreceny, (2013), “How Do Individual Investors React to Earnings Announcements?”, Evidence from Google Insights, www. ssrn. Com

 

 

یادداشت‌ها