الگوبندی عوامل مؤثر بر محافظه‌کاری در شرکت‌ها

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

1 گروه حسابداری، واحد بین‌المللی کیش، دانشگاه آزاد اسلامی، جزیره کیش، ایران.

2 گروه حسابداری، واحد تهران شرق، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران

3 گروه حسابداری، واحد تهران جنوب، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران

چکیده

هدف این پژوهش تبیین و الگوبندی عوامل مؤثر بر محافظه‌کاری با مطالعه ادبیات و استخراج عوامل مؤثر در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهراناست. برای این پژوهش از صورت‌های مالی 154 شرکت گردآوری شده است. برای آزمون فرضیه‌ها از رگرسیون چندمتغیره باداده‌های تابلویی استفاده شده است. در راستای اهداف پژوهش متغیر محافظه‌کاری با استفاده از معیار گیولی و هاین (2000) استفاده گردید. عوامل مؤثر بر محافظه‌کاری با مراجعه به پژوهش‌های پیشین و استفاده از مبانی نظری شناسایی و انتخاب ‌شدند. یافته‌های حاصل از پژوهش بیان‌گر آن است که معیارهای جریان‌های نقدی آزاد، اهرم مالی، مدیریت سود، هزینه سرمایه، استقلال هیئت‌مدیره، بیش‌اطمینانی مدیریت، پاداش هیئت‌مدیره، اندازه شرکت و کیفیت افشا به ترتیب اولویت از عوامل تأثیرگذار بر معیار محافظه‌کاری حسابداری هستند. به عبارتی ویژگی‌های شرکتی و تفکرات مدیریتی حاکم بر رویه‌های اتخاذ شده در شرکت از تأثیرگذاری بیشتری نسبت به سایر عوامل برخوردار هستند. همچنین نتایج حاصله تأییدی بر مرتبط بودن محافظه‌کاری با تئوری قراردادها است.
The purpose of this research is to explain the conservatism pattern and prioritize the effective factors in companies admitted to the Tehran Stock Exchange. The information necessary for this research was compiled from financial statements of 154 companies. To test the hypotheses, multiple regression has been used with panel data. In line with the research objectives, conservative variables were calculated using Givoly and Hein (2000). Effective factors on conservatism were identified and selected by referring to previous studies and using theoretical foundations. The results of the research show that the criteria of free cash flow, financial leverage, earnings management, cost of capital, board of independence, over confidence management, CEO compensation, size and disclosure quality in the order of priority of factors influencing the criterion accounting conservatism. In other words, corporate characteristics and managerial thinking are more influential than other factors in the practices adopted in the company. The results also confirm that conservatism is related to contract theory.

کلیدواژه‌ها


الگوبندی عوامل مؤثر بر محافظه‌کاری در شرکت‌ها

 

 

محمدحسین اسدی مشیزی

تاریخ دریافت: 18/04/1399            تاریخ پذیرش: 20/06/1399

[1]

زهره حاجیها[2]

سیده‌محبوبه جعفری[3]

 

چکیده

هدف این پژوهش تبیین و الگوبندی عوامل مؤثر بر محافظه‌کاری با مطالعه ادبیات و استخراج عوامل مؤثر در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهراناست. برای این پژوهش از صورت‌های مالی 154 شرکت گردآوری شده است. برای آزمون فرضیه‌ها از رگرسیون چندمتغیره باداده‌های تابلویی استفاده شده است. در راستای اهداف پژوهش متغیر محافظه‌کاری با استفاده از معیار گیولی و هاین (2000) استفاده گردید. عوامل مؤثر بر محافظه‌کاری با مراجعه به پژوهش‌های پیشین و استفاده از مبانی نظری شناسایی و انتخاب ‌شدند. یافته‌های حاصل از پژوهش بیان‌گر آن است که معیارهای جریان‌های نقدی آزاد، اهرم مالی، مدیریت سود، هزینه سرمایه، استقلال هیئت‌مدیره، بیش‌اطمینانی مدیریت، پاداش هیئت‌مدیره، اندازه شرکت و کیفیت افشا به ترتیب اولویت از عوامل تأثیرگذار بر معیار محافظه‌کاری حسابداری هستند. به عبارتی ویژگی‌های شرکتی و تفکرات مدیریتی حاکم بر رویه‌های اتخاذ شده در شرکت از تأثیرگذاری بیشتری نسبت به سایر عوامل برخوردار هستند. همچنین نتایج حاصله تأییدی بر مرتبط بودن محافظه‌کاری با تئوری قراردادها است.

 

واژه‌های کلیدی:استقلال هیئت‌مدیره، بیش‌اطمینانی مدیریت، پاداش هیئت‌مدیره، محافظه‌کاری.

 

1- مقدمه

محافظه‌کاری حسابداری می‌تواند به عنوان رویه‌ها یا گرایش‌هایی تعریف شود که منجر به کاهش تمایل سوگیرانه‌ حسابداری در ارزش خالص دارایی مرتبط با خالص ارزش دارایی اقتصادی می‌شود. این یکی از بنیادی‌ترین مشخصه‌های اطلاعات حسابداری در دهه‌های اخیر است (باسو، 1997؛ واتس، 2003 الف). در حالیکه سؤال کمی درباره‌ وجود محافظه‌کاری وجود دارد، مباحثی میان پژوهش‌گران و تدوین‌کنندگان استاندارد درباره‌ منافع و مخارج محافظه‌کاری برای استفاده‌کنندگان صورت‌های مالی وجود دارد. هیئت استانداردهای حسابداری مالی (2010) محافظه‌کاری را به عنوان یکی از ویژگی‌های کیفی گزارشگری مالی طبق چارچوب مفهومی خود قلمداد نمی‌کند زیرا اعتقاد بر این است محافظه‌کاری سوگیری اطلاعات حسابداری بر مبنای بی‌طرفی است. برخی از پژوهش‌گران محافظه‌کاری را مورد انتقاد قرار داده‌اند و معتقدند که اعداد و ارقام سوگیرانه‌ گزارش شده در صورت‌های مالی حاصل از محافظه‌کاری می‌تواند منجر به اتخاذ تصمیم‌های نامناسب شود (قوآی و وره‌چیا، 2006؛ گیگلر و همکاران، 2009).

در مقابل برخی پژوهش‌گران معتقدند که محافظه‌کاری حسابداری بی‌طرفی را بین طرفین قرارداد افزایش می‌دهد و به عنوان سازوکار کارآمد در قراردادهای فی‌مابین ضروری است (باسو، 1997؛ واتس، 2003 الف). این دیدگاه منجر به این نکته می‌شود که قراردادهایی منعقد شده (مانند بدهی و پاداش مدیران) از نوعی عدم تقارن رنج می‌برد، بنابراین بایستی گزارش‌هایی به موقع که اطلاعات آن‌ها بیشترین تأثیرگذاری بر طرفین قرارداد داشته باشند ارائه شود. بهعنوانمثال،یکتوافق‌نامهبدهی،منافعنامتقارنبرایاعتباردهندهرادارد. در حالی که عملکرد مالی خوبمیزان بازپرداختی برای اعتباردهندگان را افزایش نمی‌دهد، ولی عملکرد مالی ضعیف ریسک ورشکستگی را افزایش و متعاقب آن سود بالقوه‌ اعتباردهنده را کاهش می‌دهد. در نتیجه اعتباردهنده تقاضا می‌کند اعتبارگیرنده اطلاعاتی را که ممکن است عملکرد مالی ضعیف را منعکس می‌کند (مانند اخبار بد) نسبت به اطلاعاتی که ممکن است عملکرد مالی خوب را (مانند اخبار خوب) نشان می‌دهد، کامل‌تر و پرمحتوا‌تر گزارش کند.

مباحث بحث‌برانگیزی از دیدگاه‌های مختلف در رابطه با نقش اطلاعات حسابداری مطرح می‌شود. ازیکمنظر،عملکرداصلیحسابداری،جمع‌آوریاطلاعاتاستکهمی‌تواندبرایارزیابیارزشبازارسهاموتصمیم‌گیری‌هایسرمایه‌گذاریاستفادهشود (دیدگاه ارزیابی). از دیدگاهی دیگر، وظیفه اصلی حسابداری فراهم آوردن اطلاعاتی است که به طرفین قرارداد اجازه می‌دهد کارایی و اثربخشی قرارداد مانند بدهی و پاداش مدیران را ارزیابی کنند (دیدگاه قراردادی). ارزیابیمنافع و مخارجمحافظه‌کاریحسابداریبه‌طورچشمگیریبستگیبهدیدگاهیکفردازاطلاعاتحسابداریدارد (ارزشیابی در مقابل قراردادی)،زیرااطلاعاتیکهازیکدیدگاهمطلوباستممکناستازدیدگاهدیگرارزشکمیداشتهباشد. در ارتباط با مبحث محافظه‌کاری پژوهش‌های متعددی از حیث بررسی ارتباط یا بررسی تأثیر با مباحث مختلف صورت گرفته ولی در این پژوهش با استفاده از تئوری زمینه بنیاد اقدام به مطالعه جامع تئوریکی عوامل مؤثر بر محافظه‌کاری و در نهایتارائه مدل پرداختیم. بعد از ارائه مدل اقدام به اولویت‌بندی عوامل مؤثر بر محافظه‌کاری نیز شد که می‌توان نوآوری پژوهش فوق را با پژوهش‌های پیشین عنوان کرد. با توجه به مباحث مطرح شده می‌توان ارتباط محافظه‌کاری و ذی‌نفعان را در قالب الگوی زیر نمایش داد. هدف این پژوهش الگوبندی عوامل مؤثر بر محافظه‌کاری و تعیین اولویت هر یک از آن‌ها در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهراناست. در ادامه این مقاله ابتدا مبانی نظری مطالعه حاضر و پیشینه آن، تبیین فرضیه‌های پژوهش، روش‌شناسی‌ پژوهش، آمار توصیفی متغیرها و آزمون فرضیه‌ها و در انتهای مقاله نیز بحث و نتیجه‌گیری و پیشنهادهای ناشی از نتایج پژوهش ارائه خواهد شد.

 

 

شکل 1- الگوی ارتباط محافظه‌کاری و ذی‌نفعان.

 راج و تیلیور (2015)

 

2- مبانی نظری پژوهش

محافظه‌کاری راهی است برای مقابله با شک و تردید موجود درباره رویدادهایآتی که در صورت پیروی بیش از حد از آن، نه تنها بر مطلوبیت و مفید بودن اطلاعاتنمی‌افزاید، بلکه راه ایجاد ذخایر پنهان در صورت‌های مالی را برای مدیران و حسابدارانمی‌گشاید‌.گزارش‌های مالی محافظه‌کارانه برای وضعیت حال صاحبان سرمایه واقع‌بینانهنیست و به ایجاد نوعی انحراف در بیان وضعیت فعلی آن‌ها می‌انجامد؛ چرا که این اصلباعث می‌شود ارزش خالص واحد تجاری با ارزش مورد انتظار آتی برابر نباشد؛بنابراین می‌توان گفت که استفاده از اصل محافظه‌کاری به زیرپا گذاشتن اصل بی‌طرفی می‌انجامد. در ذیل تبیین‌های نظری ارائه شده است:

 

جدول 1- تبیین‌های نظری عوامل مؤثر بر محافظه‌کاری

 

عوامل مؤثر

تبیین‌های نظری

ویژگی‌های شرکتی

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری

 

شرکت‌های با نرخ ارزش بازار به ارزش دفتری بالا، فرصت‌های سرمایه‌گذاری بیشتری پیش روی خود دارند. وجود گزینه‌های مختلف رشد با هزینه‌های نمایندگی رابطه‌ای مثبت دارد (اسمیت و واتس، 1992) و محافظه‌کاری ابزاری کارآمد در پاسخ به هزینه‌های نمایندگی است. لذا تقاضای قراردادی بالاتری برای محافظه‌کاری از طرف این شرکت‌ها وجود دارد. همچنین انتظار می‌رود بازده سهام این شرکت‌ها، نوسان بیشتری داشته باشند زیرا سهم بیشتری از ارزش بازار آن‌ها به سبب فرصت‌های سرمایه‌گذاری‌شان است. لذا برای این شرکت‌ها احتمال بیشتری وجود دارد که زیان‌های خیلی بزرگی را تجربه کنند که متعاقباً دادخواهی‌هایی را در پی خواهد داشت. در نتیجه تقاضای حقوقی برای محافظه‌کاری برای شرکت‌های با نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری بالا، بیشتر است (خان و واتس، 2009).

اندازه شرکت

 

انتظار بر این است که شرکت‌های بزرگ‌تر، رشد یافته‌تر بوده و محیط‌های اطلاعاتی غنی‌تری داشته باشند که عدم اطمینان و عدم تقارن اطلاعاتی مرتبط با قابلیت تحقق سودهای آتی را به‌طور کلی کاهش می‌دهد (اسلی و همکاران، 2002). این مقوله تقاضای قراردادی کمتری برای محافظه‌کاری از طرف شرکت‌های بزرگ‌ را نشان می‌دهد. از طرفی انتظار می‌رود که در شرکت‌های بزرگ‌تر، مدیریت توانایی بیشتری در هموارسازی سود داشته باشد که این امر باعث می‌شود ارزش فعلی بدهی مالیاتی در این شرکت‌ها کاهش یافته و لذا تقاضای مالیاتی برای محافظه‌کاری نیز کاهش یابد. همچنین به دلیل وجود هزینه‌های ثابت دادخواهی در این شرکت‌ها، تقاضای حقوقی پایین‌تری برای محافظه‌کاری از طرف شرکت‌های بزرگ‌تر وجود دارد (خان و واتس، 2009).

اهرم مالی

 

شرکت‌های با درجه اهرم مالی بالا، دارای تعارض‌های نمایندگی بین اعتباردهندگان و سهامداران هستند. این مقوله مبین وجود تقاضای قراردادی بالاتری برای محافظه‌کاری از طرف این شرکت‌ها است (واتس و زیمرمن، 1986). همچنین شرکت‌هایی که به لحاظ تأمین منابع مالی و نقدینگی با مشکل مواجه هستند، بیشتر احتمال دارد که تحت پیگرد قانونی قرار بگیرند و از آنجایی که احتمال فشار مالی با اهرم مالی افزایش می‌یابد، نشان‌دهنده تقاضای حقوقی بالاتری برای محافظه‌کاری از طرف این شرکت‌ها است (واتس، 1993).

رشد فروش

 

شرکت‌های کم سابقه فرصت‌های رشد بیشتری نسبت به شرکت‌های با سابقه دارند. عدم تقارن اطلاعاتی بین سهامداران و مدیران به واسطه وجود فرصت‌های رشد افزایش می‌یابد؛ زیرا جریان‌های نقدی آتی نوعاً تأییدپذیر نیستند و این باعث ایجاد هزینه‌های نمایندگی و متعاقباً محافظه‌کاری بیشتر می‌شود (لافوند و واتس، 2008).

ویژگی‌های مدیریتی

پاداش هیئت‌مدیره

 

قراردادهایمزایایجبرانخدماتمبتنیبرسودمدیراننیزموجبتقاضابرایمحافظه‌کاری می‌شود. دراین گونهقراردادها،موقعیتمدیرنسبتبهسهامدارانهمانندموقعیتسهامداراننسبت بهاعتباردهندگاندرقراردادهایاستقراضاست. همانندسهامداران،مدیرتنهاهنگامیدربازده سهیماستکهبازدهویژه‌ایکسبشود؛ازاین رو،ویبهقسمت‌هاییازتوزیعبازدهعلاقه بیشتریدارد. همان‌گونهکهممکناستسهامدارانبرایتوزیعسودبهبیش نماییسودعلاقه‌مند باشند؛مدیرنیزبرایبیش نماییسودبهمنظوردریافتوافزایشمزایایش،درطرحمبتنیبرسود، انگیزه‌هاییدارد. افزونبراین،مدیردارایدورهتصدیمحدودوهمانندسهامداران،مسئولیت محدودمی‌باشد. پسازانفصالمدیرازخدمتدرشرکت،بازیافتاضافهپرداختمزایایجبران خدمات،بسیارمشکلاست. اینامربرایمدیرانانگیزهاستفادهازاطلاعاتنامتقارندرباره جریان‌هاینقدیآتیرابرایبیش نماییسودوانتقالثروتازسهامدارانایجادمی‌کند. محافظه‌کاری تواناییمدیرانرادراستفادهازاطلاعاتبرایبیش نماییسود،ایجادچنینانتقالثروتیو زیان‌هایناشیازاینفرایند،می‌کاهد.

اجتناب مالیاتی

 

سودمشمولمالیاتوروش‌هایمحاسبهآنباسودگزارششدهرابطهداردوبرنحوه محاسبهآنمؤثراست. رابطهبینسودمشمولمالیاتوسودگزارششده،انگیزهمعوق کردنسودودرنتیجهمعوقکردنپرداختمالیاتوکاهشارزشفعلیمالیاترافراهممی‌سازد. به‌طورکلی،اینانگیزهنیزهمانندقراردادهامنجربهکم‌نماییخالص دارایی‌هامی‌شود. رابطهبینسودگزارششدهوسودمشمولمالیات،درتعدادیازشرکت‌هاییکهبهتازگی درجستجویبازیافتاضافهپرداخت‌هایمالیاتیهستند (مانندشرکتورلدکام)،بهروشنیدیده می‌شود. اینموارددرمسیریمخالفباایجادمحافظه‌کاریِناشیازمالیاتدرروش‌های گزارشگری،قراردارند؛ولیبایدتوجهداشتکهدرمواردتقلب،ملاحظاتگزارشگرینسبتبه ملاحظاتمالیاتیپیشیمی‌گیرند.

بیش اطمینانی مدیریت

 

برآوردهای مدیریتی نقش اساسی در بکارگیری حسابداری محافظه‌کارانه بازیمی‌کند. برای مثال، مدیران ارزش خالص بازیافتنی موجودی کالا را در بکارگیری قاعده اقل بهای تمام شده و بازار برای ارزش‌گذاری موجودی کالا برآورد می‌کنند. مدیران بیش‌اطمینان، بازده‌های آینده پروژه‌های شرکت را بیش برآورد می‌کنند؛بنابراین ممکن است احتمال و بزرگی شوک‌های مثبت به جریانات نقدی آینده حاصل از پروژه‌های فعلی را بیش برآورد و شوک‌های منفی در جریانات نقدی را کم برآورد کنند. بیش برآورد بازده‌های آینده با جریانات نقدی پروژه‌ها یا دارایی‌های جاری حداقل دو مفهوم در خصوص تصمیمات مدیران دارد. نخست اینکه احتمالاً مدیران بیش اطمینان شناسایی سود را شتاب بخشیده و شناسایی زیان را به تأخیر می‌اندازند. به علاوه هنگامی که آن‌ها تصمیم به شناسایی زیان می‌گیرند، احتمالاً بزرگی این زیان‌ها را کم برآورد می‌کنند؛بنابراین بیش‌اطمینانی منجر به گزارشگری مالی محافظه‌کارانه کمتری خواهد شد (احمد و دولمان، 2013).

خطای پیشش بینی سود

حسابداری محافظه‌کارانه منجر به کاهش جانب‌داری در سود و خالص دارایی‌های گزارش شده در شرایط رشد سرمایه‌گذاری می‌شود. تحقیقات پیشین نشان داده‌اند که تحلیل‌گران به طور کامل این کاهش جانب‌داری را درک نمی‌کنند که ممکن است تا حدودی خوش‌بینی لحاظ شده در پیش‌بینی سود توسط آن‌ها را تبیین نماید. مدیران تحت این فشار قرار دارند که به سود پیش‌بینی یا حداقل مورد انتظار تحلیل‌گران دست یابند، از این‌رو دارای این انگیزه هستند که اعلامیه‌های سود را منتشر نمایند که ممکن است باعث شود تحلیل‌گران پیش‌بینی خود را با توجه به اثرات حسابداری محافظه‌کارانه تعدیل کنند (لی، 2007).

مدیریت سود

از بعد سازمانی مدیران دارای انگیزه هستند که برای اهداف مالیاتی، عدم پرداخت سود سهام و سایر عوامل، سود را مدیریت کنند. در این میان مدیران از میان رویه‌های ممکن، آن‌هایی را انتخاب می‌کنند که منجر به ارقام سود متفاوت از واقعیت می‌شود (لارا و همکاران، 2005) و بنابراین در طی دوره‌های اخبار بد رابطه معناداری میان سود و بازده (بیش محافظه‌کاری) وجود دارد.

ویژگی‌های بازار

جریان نقدی آزاد

 

نتایج حاصل از برخی پژوهش‌ها حاکی از آن است که گزارشگری محافظه‌کارانه می‌تواند کاهش ارزش مرتبط با نگهداشت وجه نقد زیاد را از طریق تشویق به استفاده کاراتر از وجه نقد کمتر کند (لوئیس و همکاران، 2012) و به سرمایه‌گذاران از طریق تصمیمات سرمایه‌گذاری کاراتر منفعت برسانند (احمد و دولمان، 2011). اگر سهامداران این مزایای محافظه‌کاری را درک کنند، آن‌ها احتمالاً در زمان وجود هزینه‌های نمایندگی ناشی از جریان‌های نقدی آزاد، تقاضای گزارشگری محافظه‌کارانه‌تری را می‌نمایند (هایونگ‌ها، 2011).

هزینه سرمایه

 

در یک حالت تعادلی، مقدار و کیفیت اطلاعات بر قیمت دارایی‌ها تأثیر می‌گذارد و سرمایه‌گذاران بازده بالاتری را برای نگهداری سهام خود در شرایط وجود عدم تقارن اطلاعاتی مطالبه می‌کنند. در زمان وجود عدم تقارن اطلاعاتی، سرمایه‌گذاران غیرمطلع با نگهداری سهام خود را در معرض ریسک بالاتری قرار می‌دهند زیرا آن‌ها توانایی کمتری برای هماهنگ‌سازی سبد سرمایه‌گذاری‌شان با اطلاعات جدید ثبت شده دارند؛بنابراین متقاضی نرخ‌های بالاتر بازده هستند (السی و اهارو، 2004). یکی از راه‌هایی که شرکت بر تعادل نرخ بازده خود اثر می‌گذارد، از طریق تعدیل رویه‌های حسابداری شرکت و به عبارتی محافظه‌کاری است.

کیفیت افشا

به احتمال زیاد شرکت‌های دارای افشای حسابداری با کیفیت پایین به اعمال محافظه‌کاری به منظور پیشبرد اهداف مدیریتی خود دست می‌زنند؛ برای مثال در مواقع زیان‌دهی و کاهش شدید قیمت سهام، مدیران ممکن است تمایل به ثبت کمتر از واقع ارزش دارایی‌ها داشته باشند تا از روش حساب‌شویی اقدام به مدیریت سود کنند و در نتیجه سود دوره‌های آتی را بالا ببرند (جیراپرن و همکاران، 2008). همچنین ممکن است از محافظه‌کاری برای کاهش ریسک دعاوی حقوقی و دستیابی به بهترین شیوه تأمین مالی استفاده شود (کوپنز و پیک، 2005). جایگزینی مدیریت، قرارداد پاداش مدیریت، آینده شرکت و قیمت سهام شرکت به شدت تحت تأثیر صورت‌های مالی ارائه شده و اطلاعات حسابداری مبنای قراردادها است (لافوند واتز، 2008)؛بنابراین شرکت‌ها مشوق‌های مهمی برای اعمال محافظه‌کاری و کاهش مدیریت سود دارند.

ویژگی‌های حاکمیت شرکت و نظارتی

حاکمیت شرکتی

 

استنباط بر این است که شرکت‌ها با ساختار نظام راهبری شرکتی قوی به دلیل نظارت بیشتر بر مدیریت، از روش‌های محافظه‌کارانه بیشتری در گزارشگری استفاده کرده در حالیکه مدیران شرکت‌ها با ساختار نظام راهبری ضعیف انگیزه و مشوق‌های لازم برای گزارشگری به طور صحیح را نداشته و بالعکس انگیزه بیشتری برای رفتار فرصت‌طلبانه و جانبدارانه خواهند داشت. بر اساس این دیدگاه، نظارت بهتر توسط مکانیزم‌های نظام راهبری شرکتی منجر به محافظه‌کاری بیشتر در صورت‌های مالی برای اطمینان از صحت اطلاعات مندرج در صورت‌های مالی و اطمینان از عدم انجام اقدامات یکجانبه مدیریت به نفع خویش می‌گردد. دیدگاه دیگر در این زمینه بیان می‌کند که به دلیل وجود مسائل نمایندگی تقاضا برای محافظه‌کاری هنگامی‌که ساختار نظام راهبری شرکتی ضعیف می‌باشد از طرف سهامداران و سایر ذینفعان برای کاهش عدم اطمینان و افزایش کیفیت اطلاعات حسابداری افزایش می‌یابد و محافظه‌کاری به عنوان جانشین مکانیزم نظام راهبری شرکتی عمل می‌کند. در این دیدگاه شرکت‌های دارای نظام راهبری قوی به دلیل وجود سایر مکانیزم‌های کنترل مدیریت، تقاضایی برای بکارگیری محافظه‌کاری توسط مدیریت ندارند (ووچان‌چی، 2009).

کیفیت حسابرسی

گروهی دیگر بر این باورند تعاملات طولانی‌مدت حسابرس و صاحبکار منجر به افزایش به‌کارگیری رویه‌های محافظه‌کارانه توسط صاحبکار می‌شود. به اعتقاد این گروه از صاحبنظران، از آنجایی که حسابرسان جدید معمولاً فاقد شناخت کافی درباره‌ی فعالیت‌های تجاری و سیستم‌های کنترل داخلی صاحبکار هستند مجبور می‌شوند بیشتر روی تصمیم‌های مدیران در رابطه با گزارشگری مالی اتکا کنند و در نتیجه احتمال بیشتری وجود دارد که با رویه‌های فرصت‌طلبانه‌ی مدیران موافقت کنند. این امر می‌تواند منجر به کاهش استفاده از رویه‌های محافظه‌کارانه شود؛اما با افزایش دوره‌ی تصدی و به‌دست آوردن شناخت بیشتر، هوشیاری آن‌ها نسبت به کار بیشتر شده و از هرگونه ریسک حسابرسی بالقوه اجتناب می‌کنند؛ مثلاً درخواست استفاده از رویه‌های محافظه‌کارانه‌تری را از مدیریت خواهند داشت. حسابرسان از محافظه‌کاری به‌عنوان یک استراتژی مدیریت ریسک، بهره می‌گیرند. شناسایی سریع‌تر اخبار بد درباره‌ی جریان‌های نقدی آتی نسبت به اخبار خوب (محافظه‌کاری) می‌تواند به‌عنوان اولین ابزار حفاظتی در برابر طرح دعاوی حقوقی بالقوه علیه حسابرسان مطرح شود. سایر استراتژی‌ها مانند افزایش در حق‌الزحمه‌ی حسابرسی به‌منظور جبران افزایش ریسک دعاوی حقوقی یا حتی کناره‌گیری از حسابرسی‌های پر ریسک می‌تواند هزینه‌بر و ناکارا باشد. نتایج پژوهش‌های جنکینز و ولوری (2006‌) موافق با این دیدگاه است.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

 

 

3- پیشینه پژوهش

راچ و تیلور (2014) با بررسی تحقیقات انجام شده در حوزه محافظه‌کاری حسابداری با یافته‌های متفاوتی درباره سودمندی محافظه‌کاری حسابداری در ارتقای کیفیت صورت‌های مالی مواجه شدند. از جمله آن‌که محافظه‌کاری حسابداری از طریق ایجاد ذخایر حسابداری مانند ذخیره مطالبات مشکوک‌الوصول موجب مدیریت سود می‌شود اما از طرف دیگر آن‌ها به این نتیجه رسیدند که محافظه‌کاری موجب کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و بهبود شفافیت افشای اطلاعات صورت‌های مالی می‌شود. نتایج پژوهش آن‌ها نشان می‌دهد که محافظه‌کاری حسابداری می‌تواند به عنوان یک مکانیزم قراردادی کارآمد برای جلوگیری از تضاد منافع میان ذینفعان بکار آید.

ایشیدا (2014) طی مطالعه‌ای به این نتیجه رسید که محافظه‌کاری نامشروط از ارائه بیش از واقع سود حسابداری جلوگیری می‌کند و مانع از افزایش ادعای ذینفعان شرکت نسبت به دارایی‌ها می‌گردد. این موضوع باعث می‌شود تا کیفیت و اعتبار گزارش‌های مالی افزایش یابد و مؤسسات مالی تمایل بیشتری برای اعطای اعتبار به این گروه از شرکت‌ها داشته باشند. با این ‌حال وی معتقد است محافظه‌کاری مشروط که به دلیل انتشار اخبار بد اقتصادی خارج از شرکت رخ می‌دهد موجب افزایش کیفیت گزارشگری شرکت نشده و روی حجم تسهیلات دریافتی شرکت از مؤسسات مالی تأثیری ندارد.

کراوت (2014) به مطالعه و بررسی ارتباط بین محافظه‌کاری حسابداری و تصمیم‌های مدیریتی مربوط به تحصیل پرداخت. مطالعه مزبور در بورس اوراق بهادار ایالات‌متحده برای دوره زمانی 2006 – 1984 انجام شده است. نتایج پژوهش وی حاکی از آن است که بین محافظه‌کاری حسابداری و تحصیل‌های پرمخاطره ارتباطی معکوس وجود دارد. حسابداری با سطح محافظه‌کاری بالاتر نیز انگیزه‌های مدیریت را برای تحصیل‌های پرمخاطره کاهش می‌دهد. همچنین بیان نمود هر چه شرکت دارای قراردادهای بدهی بیشتری باشد ارتباطی منفی بین محافظه‌کاری حسابداری و مخاطره‌پذیری مدیران از منظر تحصیل، قوی‌تر است.

لارا و همکاران (2016) در مطالعه‌ای به بررسی محافظه‌کاری و کارایی سرمایه‌گذاری شرکت‌ها پرداختند و در پی این موضوع بودند که آیا محافظه‌کاری، کارایی سرمایه‌گذاری را بهبود می‌بخشد؟ همچنین آن‌ها پیش‌بینی کردند که محافظه‌کاری می‌تواند تضادهای بدهی سرمایه‌ای را رفع کند و دسترسی شرکت‌ها را به بدهی مالی و محدودیت کمسرمایه‌گذاری آسان نماید. آن‌ها دریافتند که شرکت‌های محافظه‌کارتر سرمایه‌گذاری بیشتری می‌کنند و همچنین بدهی بیشتری را در کم سرمایه‌گذاری منتشر می‌کنند که در شرکت‌های مورد بررسی موجب عدم تقارن اطلاعاتی بیشتر شده است.

 پن (2017) در پژوهش خود با استفاده از مدل خان واتس نشان داد، شرکت‌های دارای محافظه‌کاری حسابداری، بعد از اجرای طرح بسته محرک، وام‌های بیشتری دریافت نکرده‌اند. هم‌چنین شرکت‌های دارای محافظه‌کاری حسابداری، بازده سرمایه‌گذاری بیشتری دارند. به طور کلی یافته‌های این پژوهش نشان داد که تأثیر مثبت محافظه‌کاری حسابداری به محیط‌های نهادی و سیاسی دولت بستگی دارد.

جمز و همکاران (2018) به بررسی اثر مراحل چرخه عمر شرکت بر محافظه‌کاری پرداختند. یافته‌های پژوهش آن‌ها نشان می‌دهد که محافظه‌کاری غیرشرطی در طی مراحل چرخه عمر کاهش می‌یابد اما شواهدی که نشان دهد محافظه‌کاری شرطی بیان شده با مدل باسو با مراحل چرخه عمر مرتبط باشد وجود ندارد. همچنین در دوره ورشکستگی‌های 2000-1999 و دوره بحران مالی جهانی 2008-2007 محافظه‌کاری کاهش یافته است.

ماشوکا و ابوهوموس (2018) در پژوهشی که در بازار سرمایه اردن به بررسی تأثیر محافظه‌کاری بر کیفیت سود پرداختند به این نتیجه رسیدند که با افزایش سطوح سرمایه‌گذاری و نسبت مالکیت نهادی، بر میزان محافظه‌کاری افزوده می‌شود و کیفیت سود به همان میزان کاهش می‌یابد.

ناگار و همکاران (2019) با بررسی اثرات تعاملی محافظه‌کاری، اطلاعات نامتقارن و افشا به این نتیجه رسیدند که محافظه‌کاری نسبت به ارزش شرکت به ایجاد تمایل برای جمع‌آوری اطلاعات خصوصی منجر می‌شود. در همین راستا محافظه‌کاری به تغییر قیمت خرید و فروش سهام منجر می‌شود که در نتیجه آن ارزش سهام کاهش می‌یابد. مدیران به منظور واکنش به نوسان قیمت‌ها اقدام به بهبود افشای داوطلبانه می‌کنند.

انصاری و همکاران (1392) به بررسی تأثیر محافظه‌کاری بر مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی، مدیریت واقعی سود و سطح کلی مدیریت سود در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. دراینپژوهشبرایسنجشمدیریتسودمبتنیبراقلامتعهدیازمدل‌هایجونزتعدیلشده وکوتاری،برایسنجشمدیریتواقعیسودومحافظه‌کاریازپژوهشگارسیاوهمکاراناستفادهشد. در اینپژوهشیکرابطهمعکوسمیانمحافظه‌کاریومدیریتسودمبتنیبراقلامتعهدیویکرابطهمستقیم میانمحافظه‌کاریومدیریتواقعیسودحاصل شد. همچنیندراینپژوهشاثرمحافظه‌کاریبرسطحکلی مدیریتسودنیزموردآزمونقرارگرفتویکرابطه‌یمنفیمیانمحافظه‌کاریوسطحکلیمدیریتسود بدست آمد.

تاری‌وردی و همکاران (1395) به بررسی تأثیر نظام راهبری شرکتی بر محافظه‌کاری حسابداری پرداختند. این مطالعه در بازه زمانی 1393 – 1385 در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران انجام شد. برای آزمون فرضیه‌ها از روش تجزیه‌وتحلیل پانلی استفاده شده است. نتایج حاصل از مطالعه حاکی از آن است که نظام راهبری شرکتی قوی، محافظه‌کاری را افزایش می‌دهد.

مشایخ و نیکبخت (1395) به بررسی تأثیر محافظه‌کاری حسابداری بر حجم تأمین مالی شرکت‌ها پرداختند. در این تحقیق میزان تأثیر محافظه‌کاری مشروط و غیرمشروط در بازه زمانی 1392 – 1384 بررسی شد. همچنین در این تحقیق میزان تأثیر محافظه‌کاری مشروط و غیرمشروط واحدهای تجاری در اخذ تسهیلات مالی مقایسه شده است. برای سنجش محافظه‌کاری مشروط از معیار بیور و رایان استفاده شده است. نتایج تحقیق نشان می‌دهد که با افزایش محافظه‌کاری مشروط و غیرمشروط، حجم تسهیلات دریافتی شرکت‌ها افزایش می‌یابد. به بیان دیگر مؤسسات مالی میل بیشتری به اعطای وام به شرکت‌هایی دارند که درجه بالاتری از محافظه‌کاری را اعمال می‌نمایند.

 زنجیردار و رفیعی (1396) در مطالعه‌ای به بررسی تأثیر ضریب واکنش سود بر روابط اعتماد بیش از حد مدیریت و محافظه‌کاری مشروط پرداختند. نتایج حاصل از این بررسی نشان می‌دهد کهبیناعتمادبیشازحدمدیریتو محافظه‌کاریمشروطدرشرکت‌هایباضریبواکنشسودبالاوپایینارتباطمعناداریبه صورتمستقیموجوددارد. بهطوریکهباافزایشاعتمادبیشازحدمدیریتشرکتبه توانایی‌هایخودمحافظه‌کاریمشروطدرشرکت‌هانیزافزایشویاکاهشمی‌یابدواینموضوع ازنظرتفسیرحسابدارییعنیمیزانضریبواکنشسودتأثیریبرروابطبیناعتمادبیشازحد مدیریتومحافظه‌کاریمشروطندارد.

 خدامی پور و همکاران (1397) تأثیر محافظه‌کاری حسابداری و مالکیت سهام‌داران نهادی بر مدیریت سود با استفاده از قانون بنفورد در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران مورد مطالعه قرار دادند. یافته‌های حاصل از مطالعه نشان داد محافظه‌کاری، مالکیت سهام‌داران نهادی و اثر تعاملی این دو متغیر باعث کاهش مدیریت سود می‌شود. از نتایج پژوهش می‌توان دریافت که ذی‌نفعان شرکت می‌توانند از محافظه‌کاری و مالکیت سهام‌داران نهادی به عنوان دو ابزار کارآمد جهت محدود کردن فرصت‌های مدیریت سود استفاده کنند. ملکی و همکاران (1398) در مطالعه‌ای به بررسی تأثیر چرخه عمر شرکت‌ها بر سطح محافظه‌کاری پرداختند. نتایج حاصل از پژوهش نشان می‌دهد که میزان محافظه‌کاری محاسبه شده با استفاده از مدل خان و واتس (2009)، در مراحل مختلف چرخه عمر شرکت‌ها متفاوت است؛ به طوری که مرحله رشد شرکت در طی چرخه عمر، تأثیر منفی و معنی‌داری بر محافظه‌کاری شرکت‌ها دارد و بین مرحله بلوغ و افول با محافظه‌کاری شرکت‌ها رابطه مثبت و معنی‌داری دارد.

4- فرضیه‌های پژوهش

با توجه به شناسایی جامع کلیه عوامل مؤثر بر محافظه‌کاری فرضیه اصلی و فرضیه‌های فرعی به شرح زیر هستند:

فرضیه اصلی:عوامل شناسایی شده از طریق تبیین‌های نظری بر محافظه‌کاری تأثیر دارند.

فرضیه‌های فرعی:

فرضیه 1) نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری بر معیار محافظه‌کاری تأثیر دارد.

فرضیه 2) اندازه شرکت بر معیار محافظه‌کاری تأثیر دارد.

فرضیه 3) ساختار سرمایه بر معیار محافظه‌کاری تأثیر دارد.

فرضیه 4) فرصت رشد بر معیار محافظه‌کاری تأثیر دارد.

فرضیه 5) پاداش هیئت‌مدیره بر معیار محافظه‌کاری تأثیر دارد.

فرضیه 6) اجتناب مالیاتی بر معیار محافظه‌کاری تأثیر دارد.

فرضیه 7) جریان نقدی آزاد بر معیار محافظه‌کاری تأثیر دارد.

فرضیه 8) بیش‌اطمینانی مدیریت بر معیار محافظه‌کاری تأثیر دارد.

فرضیه 9) هزینه سرمایه بر معیار محافظه‌کاری تأثیر دارد.

فرضیه 10) خطای پیش‌بینی سود بر معیار محافظه‌کاری تأثیر دارد.

فرضیه 11) معیارهای اصول راهبری شرکتی بر معیار محافظه‌کاری تأثیر دارد.

فرضیه 12) کیفیت افشا بر معیار محافظه‌کاری تأثیر دارد.

فرضیه 13) کیفیت حسابرسی بر معیار محافظه‌کاری تأثیر دارد.

فرضیه 14) مدیریت سود بر معیار محافظه‌کاری تأثیر دارد.

 

5- روش‌شناسی پژوهش

5-1- روش پژوهش

این پژوهش از نظر ماهیت و محتوایی از نوع همبستگی و از نظر هدف کاربردی می‌باشد‌. انجام پژوهش در چارچوب استدلال‌هایقیاسی- استقرایی صورت می‌پذیرد‌، بدین معنی که مبانی نظری و پیشینه‌ پژوهش از راه کتابخانه‌ای‌، مجلات‌ و سایر سایت‌های معتبر در قالب قیاسیو گردآوری داده‌ها برای تأیید و رد فرضیه‌ها از راه استقرایی صورت می‌پذیرد‌. هم‌چنین با توجه به این‌که داده‌های استفاده شده در پژوهش حاضر اطلاعات واقعی و تاریخی است، آن را می‌توان از نوع پس‌رویدادی طبقه‌بندی کرد.

 

5-2- روش تحلیل دادهها

به‌دلیل نوع داده‌های مورد مطالعه، مقایسه‌ی هم‌زمان داده‌های مقطعی و طولی از روش الگوهای داده‌های ترکیبی (پانل دیتا) برای برآورد ضرایب و آزمون فرضیه‌ها استفاده شده است. ابتدا برای تعیین روش به‌کارگیری داده‌های ترکیبی و تشخیص همگن یا ناهمگن بودن آن‌ها از آزمون چاو استفاده شده است. در این آزمون فرض صفر مبنی بر همگن بودن داده‌هاست و در صورت تأیید، می‌بایست کلیه‌ی داده‌ها را با یکدیگر ترکیب کرد و به‌وسیله‌ یک رگرسیون کلاسیک تخمین پارامترها را انجام داد، در غیر ‌این‌صورت داده‌ها را به‌صورت داده‌های پانلی در نظر گرفت. در صورتیکه نتایج این آزمون مبنی بر به‌کارگیری داده‌ها به‌صورت داده‌های پانلی شود، می‌بایست برای تخمین مدل پژوهش از یکی از مدل‌های اثرات ثابت یا اثرات تصادفی استفاده شود. برای انتخاب یکی از دو مدل باید آزمون هاسمن اجرا شود. فرض صفر آزمون هاسمن مبنی بر مناسب بودن مدل اثرات تصادفی برای تخمین مدل‌های رگرسیونی داده‌های تابلویی است.

 

5-3- جامعه و نمونه آماری

جامعه آماری این پژوهش در برگیرنده‌ کلیه‌ شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. به دلیل نحوه‌ محاسبه متغیر وابسته، دوره‌ی زمانی پژوهش از سال 1387 تا سال 1396 در نظر گرفته شده است. هم‌چنین در این پژوهش نمونه‌ای به حجم 154 ‌شرکت بر اساس معیارهای زیر از جامعه‌ آماری شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران انتخاب شده است:

الف) با توجه به دوره‌ی زمانی دسترسی به اطلاعات (1396- 1387‌)، شرکت قبل از سال 1387 در بورس اوراق بهادار پذیرفته شده باشد و نام آن تا پایان سال 1396 از فهرست شرکت‌های یاد شده حذف نشده باشد؛

ب) به‌منظور افزایش توان هم‌سنجی و همسان‌سازی شرایط شرکت‌های انتخابی، سال مالی شرکت‌ها باید به پایان اسفند ماه هر سال منتهی شود؛

پ) به‌دلیل شفاف نبودن مرزبندی بین فعالیت‌های عملیاتی و تأمین مالی شرکت‌های مالی (شرکت‌های سرمایه‌گذاری و واسطه‌گری مالی و ...)، این شرکت‌ها از نمونه حذف شده‌اند؛

ت) شرکت‌هایی که اطلاعات آن‌ها برای محاسبه‌ی متغیرهای اولیه‌ی صورت‌های مالی ناقص بوده‌اند از نمونه حذف شده‌اند.

 

 

جدول 2. نمونه مورد مطالعه به تفکیک صنعت

درصد

تعداد شرکت

صنعت

3/3

5

کانه فلزی

5/8

13

محصولات غذایی و آشامیدنی بجز قند و شکر

6/2

4

محصولات چوبی، کاغذ و چاپ

6/2

4

فرآورده نفتی، کک و سوخت هسته‌ای

5/6

10

محصولات شیمیایی

7/11

18

مواد و محصولات دارویی

9/3

6

لاستیک و پلاستیک

11

17

سیمان، آهک و گچ

2/5

8

سایر محصولات کانی غیرفلزی

8/5

9

کاشی و سرامیک

4/10

16

فلزات اساسی

5/4

7

ماشین‌آلات و تجهیزات

2/3

5

ماشین‌آلات و دستگاه‌های برقی

2/18

28

خودرو و ساخت قطعات

6/2

4

رایانه و فنی مهندسی

100

154

مجموع

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

6- متغیرهای پژوهش

متغیر وابسته در پژوهش محافظه‌کاری حسابداری است. برای این منظور از معیار گیولی و هاین استفاده می‌شود. انگیزه انتخاب آن این بوده است که الف) مدل‌های موجود برای اندازه‌گیری محافظه‌کاری از جمله مدل باسو که در برخی از پژوهش‌های داخلی و خارجی به طور گسترده از آن استفاده شده است، در اندازه‌گیری محافظه‌کاری با خطای زیادی مواجه است مثلاً مدل باسو فرض می‌کند که هرگاه بازده سهام منفی باشد این موضوع ناشی از محافظه‌کاری حسابداری است در حالی که در بازار سرمایه ایران، منفی شدن بازده سهام ناشی از اطلاعات غیرحسابداری است تا اطلاعات حسابداری؛ ب) اطلاعات مدل گیولی و هاین مبتنی بر اطلاعات حسابداری است و در آن از شاخص‌های بازار استفاده نمی‌شود؛ بنابراین با توجه به دسترسی اطلاعات صورت‌های مالی، برای اندازه‌گیری محافظه‌کاری نهفته در صورت‌های مالی، این مدل نسبت به سایر مدل‌ها برای بازارهای در حال توسعه مانند بازار سرمایه ایران مناسب است (بنی مهد و همکاران، 1393).

(رابطه 1)

 

 

CSCOREt: درجه محافظه‌کاری؛AFCC: اقلام تعهدی عملیاتی (تفاوت سود خالص و جریان نقدی عملیاتی بعلاوه هزینه استهلاک)؛TA: ارزش دفتری دارایی‌ها

متغیرهای مستقل در این پژوهش به شرح زیر هستند:

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری:از حاصل نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام محاسبه می‌شود (کردستانی و حدادی، 1388).

اندازه‌ شرکت:از لگاریتم طبیعی کل دارایی‌ها حاصل می‌شود (اعتمادی و دهکردی، 1391).

اهرم مالی:از نسبت کل بدهی‌ها به کل دارایی‌ها بدست می‌آید (اسدی و بیات، 1394).

فرصت رشد:از نسبت تفاضل مبلغ فروش سال جاری و سال قبل بر مبلغ فروش سال قبل حاصل می‌شود.

پاداش هیئت‌مدیره: این متغیر از طریق لگاریتم طبیعی مبلغ پاداش مدیریت که در صورت‌های مالی و یادداشت‌های توضیحی آن وجود دارد، اندازه‌گیری می‌شود (بنی مهد و همکاران، 1393).

اجتناب مالیاتی: برای اندازه‌گیری این متغیر از معیار نرخ مؤثر مالیاتی که از نسبت هزینه مالیاتی بر سود قبل از کسر مالیات محاسبه می‌شود، استفاده گردید (صفری و پودینه، 1395).

جریان نقدی آزاد: در این پژوهش از مدل لن و پلسن (1989) برای اندازه‌گیری جریان‌های نقدی آزاد استفاده شده است که از طریق مدل 2 قابل محاسبه است (مهرانی و آطاهریان، 1392):

(رابطه 2)

FCFit = (INCit – TAXit – INTEPit – CSDIVit) / TAit-1

 

FCFit: جریان نقدی آزاد؛ INCit: سود عملیاتی قبل از استهلاک؛ TAXit: مالیات پرداختی؛ INTEPit: هزینه بهره؛ CSDIVit: سود سهامداران عادی پرداختی؛ TAit-1: ارزش دفتری دارایی‌های ابتدای دوره.

بیش اطمینانی مدیریت:با توجه به این‌که شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران باید سود پیش‌بینی شده خود را افشا کنند، در این پژوهش از این معیار برای محاسبه بیش‌اطمینانی مدیریت استفاده شده است. به‌طوری که اگر مدیران، سود پیش‌بینی شده را بیشتر از سود واقعی اعلام کرده باشند، دچار بیش‌اطمینانی هستند. به عبارتی در این حالت عدد 1 و در غیر این صورت عدد صفر قرار می‌دهیم. (دشماخ و همکاران، 2013؛ مشایخ و بهزادپور، 1393).

هزینه سرمایه:هزینه‌ی حقوق صاحبان سهام بر اساس مدل الگوی گوردون محاسبه می‌شود. در این الگو هزینه‌ی حقوق صاحبان سهام (نرخ بازده مورد انتظار سهام‌داران) به شرح رابطه 3 محاسبه می‌شود (گوردون، 1997):

(رابطه 3)

Ke = (D1/P0) + g

 

Ke: نرخ بازده مورد انتظار سهام‌داران؛ D1: سود سهام مورد انتظار سال آتی؛ P0: قیمت سهم در ابتدای سال و g: نرخ رشد مورد انتظار است.

خطای پیش‌بینی سود:به پیروی از فیرت و اسمیت (1992) و گونوپولوس (2004) و نمازی و شمس‌الدینی (1386) به این طریق محاسبه می‌شود: تفاوت سود یا زیان پیش‌بینی شده از سود یا زیان واقعی تقسیم بر قدر مطلق سود یا زیان پیش‌بینی شده؛ البته از آنجا که شرکت‌های زیان‌ده از نمونه‌ی تحقیق حذف شده‌اند زیان در این مورد مصداق ندارد.

راهبری شرکتی: معیارهای حاکمیت شرکتی در این پژوهش متغیرهای مستقل هستند (مرادزاده فرد و همکاران، 1390).

اندازه‌ هیئت‌مدیره: این متغیر از طریق لگاریتم طبیعی تعداد اعضای هیئت‌مدیره محاسبه می‌شود.

دوره تصدی مدیر عامل: از لگاریتم طبیعی تعداد سال‌هایی که یک نفر مدیرعامل شرکت است محاسبه می‌شود.

نسبت اعضای غیرموظف: این متغیر از طریق نسبت تعداد اعضای غیرموظف به کل اعضای هیئت‌مدیره محاسبه می‌شود.

سهامداران نهادی: منظور از سهامداران نهادی، سهامداران حقوقی می‌باشند که واسطه‌ بین افراد و شرکت‌ها بوده و از طرف افراد اقدام به تهیه‌ی پرتفوی سهام می‌نمایند. این متغیر از طریق درصد کل سهام تملک شده توسط سهامداران نهادی به کل سهام سرمایه اندازه‌گیری می‌شود.

کیفیت افشا: شاخص کیفیت در پژوهش فوق، امتیازهای تعلق گرفته به هر شرکت است که توسط سازمان بورس و اوراق بهادار تهران و از طریق اطلاعیه‌ی رتبه‌بندی شرکت‌ها از نظر کیفیت افشا و اطلاع‌رسانی مناسب منتشر می‌شود. امتیاز اطلاع‌رسانی ناشران بر اساس زمان ارائه‌ی اطلاعات مربوط به پیش‌بینی سود هر سهم، صورت‌های مالی میان‌دوره‌ای سه، شش و نه ماهه، اظهار نظر حسابرس نسبت به پیش‌بینی سود اولیه‌ی هر سهم و شش ماهه محاسبه شده است. مزایا و دلایل استفاده از این معیار سنجش کیفیت افشا عبارتند از:

1)  امتیازهای کیفیت افشای شرکت‌ها توسط سازمان بورس و اوراق بهادار تهران و بر اساس شاخص‌های دقیق و عینی مانند زمان ارائه‌ی اطلاعات مربوط و تفاوت پیش‌بینی‌ها با نتایج واقعی محاسبه شده است؛بنابراین معیار مورد استفاده از عینیت و قابلیت اتکای کافی برخوردار است.

2)   بر خلاف بیشتر پژوهش‌های صورت پذیرفته در زمینه‌ی کیفیت افشا در بورس اوراق بهادار تهران، معیار یاد شده فقط به کمیت افشا توجه نمی‌کند و معیارهای به‌موقع بودن و قابلیت اتکای اطلاعات افشا شده را نیز مد نظر قرار می‌دهد (ستایش و همکاران، 1391؛ خدامی‌پور و بزرایی، 1392).

کیفیت حسابرسی:اگر سازمان حسابرسی رسیدگی واحد انتفاعی را عهده‌دار باشد از عدد یک و در غیر این‌صورت از صفر استفاده شد (چناری و حاجیها، 1398).

مدیریت سود: برای این منظور از مدل تعدیل شده جونز استفاده کردیم. مدل به صورت رابطه 4 است:

(رابطه 4)

TACC it = β0 + β1 1/TA it-1 + β2 (ΔREV it – ΔREC it) + β3 PPE it + ɛ it

TACC it = (ΔCA it – ΔCash it) – (ΔCL it – ΔSTD it)

در این مدل:

TACC it: کل اقلام تعهدی؛TA it-1:کل دارایی‌های ابتدای دوره؛ΔREV it: تغییرات کل درآمد فروش سالجاری نسبت به سال قبل؛ΔREC it: تغییرات حساب‌ها و اسناد دریافتنی سال جاری نسبت به سال قبل؛PPE it: جمع دارایی‌های ثابت به صورت ناخالص؛ɛ it: مقادیر خطای مدل؛ΔCA it: تغییرات دارایی‌های جاری؛ΔCash it: تغییرات مانده‌ وجوه نقد؛ΔCL it: تغییرات بدهی‌های جاری؛ΔSTD it: تغییرات حصه جاری بدهی‌های بلندمدت.

با توجه به متغیرهای پژوهش مدل ریاضی پژوهش به شرح رابطه 5 است:

(رابطه 5)

Conservatism it = b0 + b1 Market Value/Book Value it + b2 Size it + b3 Capital Structure it + b4 Sales growth it + b5 CEO Compensation it + b6 Tax avoidance it + b7 Free Cash Flow it + b8CEO Overconfidence it + b9 Cost of Equity it + b10 Management Earnings Forecast Error it + b11 CEO Size it + b12 CEO Tenure it + b13 Ratio of non-performing members it + b14 Institutional Owners it + b15 Disclosure Quality it + b16 Auditing quality it + b17 Earnings Management it + ei

 

7- توصیف متغیرهای پژوهش

در جدول 3 توصیف متغیرهای پژوهش به شرح زیر ارائه می‌شود.

 

 

جدول 3. آمار توصیفی متغیرها

نام متغیر

میانگین

میانه

انحراف معیار

چولگی

محافظه‌کاری

0021/0-

0078/0-

137/0

606/1

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری

098/2

856/1

263/6

497/4-

اندازه شرکت

082/14

837/13

5824/1

8143/0

اهرم مالی

623/0

618/0

247/0

067/3

رشد فروش

194/0

136/0

528/0

338/7

پاداش هیئت‌مدیره

145/5

659/6

21/3

843/0-

اجتناب مالیاتی

110/0

119/0

0913/0

244/0

جریان نقدی آزاد

063/0

051/0

138/0

903/0

بیش‌اطمینانی مدیریت

533/0

1

499/0

134/0-

هزینه سرمایه

315/0

265/0

382/0

526/1

خطای پیش‌بینی سود

531/1

063/0

235/31

0049/21

اندازه‌ هیئت‌مدیره

018/5

5

225/0

467/6

دوره تصدی مدیر عامل

730/3

3

049/3

514/1

نسبت اعضای غیرموظف

665/0

6/0

191/0

421/0-

سهامداران نهادی

617/0

725/0

317/0

817/0-

کیفیت افشا

434/68

000/70

866/21

817/0-

کیفیت حسابرسی

224/0

0

417/0

318/1

مدیریت سود

0046/0

0005/0

154/0

316/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

میانگین محافظه‌کاری محاسبه شده برای شرکت‌های مورد مطالعه بیان‌گر این است که اقدام به محافظه‌کاری از سوی شرکت‌ها کم‌تر است و شرکت‌ها تمایل کم‌تری به گزارشگری محافظه‌کارانه دارند. میانگین اهرم مالی محاسبه شده نشان از تعهدات بالای شرکت‌ها را دارد. میانگین محاسبه شده برای رشد فروش بیان می‌کند که روند رو به رشد در شرکت‌های مورد مطالعه سریع نیست. میانگین محاسبه شده برای کیفیت افشا نشان از امتیاز قابل قبولی برای سنجه‌های افشا از سوی شرکت‌ها را دارد. متوسط تعداد اعضای هیئت‌مدیره پنج نفر و دوره تصدی مدیرعامل در حدود سه سال است. میانگین محاسبه شده برای متغیرهای استقلال اعضای هیئت‌مدیره و مالکان نهادی نشان از نظارت بیشتر بر فعالیت‌های شرکت‌ها است. مقادیر انحراف معیار و چولگی محاسبه شده برای متغیرها نشان از توزیع متقارن داده‌ها و نزدیکی به توزیع نرمال است.

 

8- بررسی مفروضات کلاسیک

قبل از ارائه نتایج یافته‌ها لازم است فروض کلاسیک رگرسیون به شرح زیر بررسی شوند:

الف- آزمون عدم وجود خودهمبستگی: به منظور بررسی استقلال خطاها از یکدیگر از آماره دوربین واتسون استفاده شده است. آماره‌ دوربین‌ – واتسون محاسبه و گزارش شده ذیل جدول 4 به میزان (524/1‌) که بین 5/2-5/1 می‌باشد بیان‌گر عدم وجود خودهمبستگی است و استقلال باقی‌مانده‌های اجزای خطا را نشان می‌دهد.

ب- آزمون هم خطی متغیرهای پژوهش: برای بررسی وجود داشتن یا نداشتن هم خطی میان متغیرهای پژوهش از عامل تورم واریانس استفاده شده است. آماره هم خطی گزارش شده در جدول 4 (کم‌تر از 5) نشان از عدم وجود هم‌خطی در تخمین رگرسیون مدل پژوهش است.

پ- آزمون ناهمسانی واریانس: به منظور بررسی همسانی واریانس‌ها از آزمون بروش پاگان استفاده گردید. با توجه به یافته‌های حاصل از آزمون ثابت بودن واریانس جمله‌ خطا (پسماندها) گزارش شده ذیل جدول 4 که سطح معنی‌داری مربوطهبیشتر از 5% است، فرض صفر مبنی بر ثابت بودن واریانس پسماندها پذیرفته می‌شود.

 ت- آزمون پایایی متغیرهای پژوهش: آزمون پایایی بر اساس آزمون ریشه‌ واحد برای متغیرهای پژوهش در جدول 4 ارائه گردیده است:

 

جدول 4. آزمون پایایی متغیرهای پژوهش

نام آزمون

نام متغیر

آماره آزمون

سطح معنی‌داری

ریشه واحد

محافظه‌کاری

32664/29-

0000/0

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری

88510/33-

0000/0

اندازه شرکت

618465/9-

0000/0

ساختار سرمایه

02369/16-

0000/0

رشد فروش

87749/40-

0000/0

پاداش هیئت‌مدیره

56621/14-

0000/0

اجتناب مالیاتی

68969/15-

0000/0

جریان نقدی آزاد

18780/24-

0000/0

بیش‌اطمینانی مدیریت

20615/33-

0000/0

هزینه سرمایه

50748/12-

0000/0

خطای پیش‌بینی سود

98521/18-

0000/0

اندازه‌ هیئت‌مدیره

83754/14-

0000/0

دوره تصدی مدیر عامل

85580/15-

0000/0

نسبت اعضای غیرموظف

80597/16-

0000/0

سهامداران نهادی

531628/8-

0000/0

کیفیت افشا

06112/17-

0000/0

کیفیت حسابرسی

56940/12-

0000/0

مدیریت سود

65228/35-

0000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

مطابق یافته‌ حاصل از آزمون پایایی، به‌دلیل این‌که سطح معنی‌داری کمتر از 5% است، می‌توان گفت این متغیرها طی دوره‌ پژوهش در سطح پایا بوده است. پایایی بدین معنی است که میانگین و واریانس (پراکندگی) متغیرهای پژوهش در طول زمان ثابت بوده است.

 

9- آزمون مدل پژوهش

یافته‌های حاصل از آزمون مدل پژوهش به شرح جدول 5 است:

 

جدول 5. نتایج حاصل از آزمون مدل پژوهش

نام متغیر

ضرایب

انحراف استاندارد

آماره تی

سطح معنی‌داری

آماره هم خطی

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری

000874/0

000584/0

494635/1

1352/0

015749/1

اندازه شرکت

006248/0

002309/0

705306/2

0069/0

332953/1

ساختار سرمایه

108594/0

014540/0

468413/7

0000/0

884493/1

رشد فروش

005758/0-

006928/0

831160/0-

4060/0

158436/1

پاداش هیئت‌مدیره

006326/0-

001130/0

600870/5-

0000/0

938032/1

اجتناب مالیاتی

096392/0-

054111/0

781372/1-

0751/0

410631/1

جریان نقدی آزاد

124684/0-

026301/0

740721/4-

0000/0

868002/1

بیش‌اطمینانی مدیریت

022239/0

007317/0

039437/3

0024/0

224322/1

هزینه سرمایه

065314/0-

009422/0

932113/6-

0000/0

356907/2

خطای پیش‌بینی سود

05-E13/1

000117/0

096081/0

9235/0

062761/1

اندازه‌ هیئت‌مدیره

005160/0

021256/0

242763/0

8082/0

047637/1

دوره تصدی مدیر عامل

000409/0-

001590/0

257526/0-

7968/0

099661/1

نسبت اعضای غیرموظف

056889/0-

027147/0

095593/2-

0363/0

069740/1

سهامداران نهادی

000167/0

000351/0

477293/0

6332/0

66552/1

کیفیت افشا

000714/0-

000166/0

288279/4-

0000/0

294649/1

کیفیت حسابرسی

001743/0

015456/0

112789/0

9102/0

89587/1

مدیریت سود

091820/0

024106/0

808969/3

0001/0

290420/1

مقدار ثابت

174978/0-

084980/0

059055/2-

0397/0

-

ضریب تعیین: 169342/0

آماره F:

666301/6

(0000/0)

آماره دوربین واتسون: 524608/1

آماره اف لیمر: 255553/2

(0000/0)

آماره هاسمن: 690947/255

(0000/0)

آماره ناهمسانی واریانس: 779418/1

(1825/0)

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

سطح معنی‌داری برای تک تک متغیرها و هم‌چنین برای کل مدل در سطح اطمینان 95 درصد محاسبه شده است. با توجه به ضریب تعیین‌ مدل برازش شده می‌توان ادعا کرد که 93/16 درصد از تغییرات متغیر وابسته‌ فرضیه‌ پژوهش توسط متغیرهای مستقل و کنترل توضیح داده می‌شود. خودهمبستگی نقض یکی از فرض‌های استاندارد الگوی رگرسیون است و از آماره‌ دوربین- واتسون می‌توان جهت تعیین بود و نبود خودهمبستگی در الگوی رگرسیون استفاده کرد. آماره‌ دوربین‌ – واتسون محاسبه شده (524/1‌) که بین 5/2-5/1 می‌باشد بیان‌گر عدم وجود خودهمبستگی است و استقلال باقی‌مانده‌های اجزای خطا را نشان می‌دهد. همان‌طور که در جدول 7 مشاهده می‌شود سطح معنی‌داری آماره‌ t برای متغیرهای اندازه شرکت، ساختار سرمایه، پاداش هیئت‌مدیره، جریان نقدی آزاد، بیش اطمینانی مدیریت، هزینه سرمایه، نسبت اعضای غیرموظف، کیفیت افشا، مدیریت سود از سطح خطای قابل قبول 5 درصد کمتر است، بنابراین وجود رابطه‌ معنی‌دار بین متغیرهای فوق و محافظه‌کاری تأیید می‌شود. با توجه به سطح معنی‌داری به‌دست آمده از آزمون اف لیمر مقاطع مورد بررسی ناهمگن و دارای تفاوت‌های فردی بوده بنابراین استفاده از روش داده‌های تابلویی برای مدل فرضیه‌‌ پژوهش مناسب است. با توجه به سطح معنی‌داری به‌دست آمده از آزمون هاسمن، تفاوت در ضرایب نظام‌مند است؛بنابراین استفاده از روش اثرات ثابت بر روش تصادفی ارجح است. با توجه به یافته‌های حاصل از آزمون ثابت بودن واریانس جمله‌ی خطا (پسماندها) که سطح معنی‌داری مربوطهبیشتر از 5% است، فرض صفر مبنی بر ثابت بودن واریانس پسماندها پذیرفته می‌شود.

بعد از مشخص شدن عوامل تأثیرگذار معنی‌دار بر محافظه‌کاری، اقدام به مقایسه عوامل مؤثر با توجه به ضرایب می‌کنیم. برای این منظور در مدل از قدر مطلق ضرایب استفاده می‌کنیم. با توجه به ضرایب محاسبه شده در جدول 4 مدل پیشنهادی پژوهش به ترتیب تأثیرگذاری به شرح رابطه 6 است:

(رابطه 6)

Conservatismit = b0 - 0.124684 Free Cash Flowit + 0.108594 Financial Leverageit + 0.091820 Earnings Managementit - 0.065314 Cost of Capitalit - 0.056889 Board Independentit + 0.022239 Over confidence Managementit - 0.006326 CEO Compensationit + 0.006248 Sizeit - 0.000714 Disclosure Qualityit + eit

 

10- بحث و نتیجه‌گیری

واتز و زیمرمن (1986) در تعریف محافظه‌کاری چنین نوشته‌اند: محافظه‌کاری یعنی این‌که حسابدار باید از بین ارزش‌های ممکن بر دارایی‌ها، کم‌ترین و برای بدهی‌ها بیشترین ارزش را گزارش کند. درآمدها باید دیرتر شناسایی شوند نه زودتر و هزینه‌ها باید زودتر شناسایی شوند نه دیرتر. محافظه‌کاری علی‌رغم انتقادهای فراوان بر آن همواره جایگاه خود را در میان سایر اصول حسابداری حفظ نموده و می‌توان از آن به عنوان مکانیسمی نام برد که اگر به درستی اعمال شود، منجر به حل بسیاری از مسائل نمایندگی و عدم تقارن اطلاعاتی خواهد شد که به طور کلی از شکاف روزافزون بین مدیران و تأمین‌کنندگان منابع مالی واحدهای تجاری ناشی می‌شود (کردستانی و لنگرودی، 1387). مدیرعامل به عنوان مسئول تهیه صورت‌های مالی با احاطه کامل بر وضعیت مالی شرکتوبابرخورداریازسطحآگاهیبیشترنسبتبهاستفاده‌کنندگانصورت‌های مالی،بهطوربالقوهسعیدارندکهتصویرواحدتجاریرامطلوبجلوهدادهوانگیزه تزریقسرمایهومنابعمالیازطریقافرادبرون‌سازمانیبهشرکتراافزایشدهند. در چنینشرایطیاصولورویه‌هایحسابداریبهپشتوانهمراجعتدوین‌کننده استانداردهایحسابداری،باهدفمتعادلکردنخوش‌بینیمدیران،حمایتازحقوق ذی‌نفعانوارائهمنصفانهصورت‌هایمالی،مفهوممحافظه‌کاریرابهکارمی‌برند.

به عقیدهباسو،نفوذمحافظه‌کاریبررویه‌هایحسابداریحداقل 200 سالقدمتدارد. استرلینگ محافظه‌کاری را پرنفوذترین اصل ارزشیابی در حسابداری می‌داند (واتز، 2003). برخیاز فوایدمحافظه‌کاریدرگزارشگریمالیرامی‌تواناین‌گونهبیانکرد، محافظه‌کاریاحتمالپاداشاضافیبهمدیرانراازطریقجلوگیریازاظهاربیشاز حددارایی‌هاوسود،کاهشمی‌دهد (همان مأخذ). محافظه‌کارینشانه‌هاییرابرای مدیرانمی‌فرستدکهازطریقآنپروژه‌هایباخالصارزشفعلیمنفیراسریع‌تر شناساییواقداماتمفیدیرابرایمحدودکردنزیان‌هاداشتهباشند (بال و شیواکومار، 2005). محافظه‌کاریبهعنوانیکعاملکاهندهانگیزهمدیریتبرایشرکتدر پروژه‌هایباخالصارزشفعلیمنفیمی‌باشد (بال، 2001؛ واتز، 2003). هدف این پژوهش تبیین الگوی محافظه‌کاری و تعیین اولویت عوامل مؤثر در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. نتایج حاصل از آزمون مدل پژوهش بیان‌گر آن است که با توجه به این که سطح معنی‌داری آماره‌ محاسبه شده برای متغیرهای اندازه شرکت، ساختار سرمایه، پاداش هیئت‌مدیره، جریان نقدی آزاد، بیش اطمینانی مدیریت، هزینه سرمایه، نسبت اعضای غیرموظف، کیفیت افشا، مدیریت سود از سطح خطای قابل قبول 5 درصد کمتر است، بنابراین وجود رابطه‌ معنی‌دار بین متغیرهای فوق و محافظه‌کاری تأیید می‌شود. به عبارتی بین اندازه شرکت و محافظه‌کاری ارتباطی مستقیم و معنی‌دار وجود دارد که مطابق با نتیجه پژوهش احمد و همکاران (2002) فرضیه هزینه سیاسی است؛ با توجه به این‌که در شرکت‌های بزرگ‌تر، مدیریت توانایی بیشتری در هموارسازی سود دارد که این امر باعث می‌شود ارزش فعلی بدهی مالیاتی در این شرکت‌ها کاهش یابد، بنابراین پیشنهاد می‌شود سرمایه‌گذاران در فرآیندهای تصمیم‌گیری در رابطه با سرمایه‌گذاری خود به ابعاد مختلف کیفیت اطلاعات حسابداری از جمله محافظه‌کاری توجه ویژه‌ای داشته باشند.

بین اهرم مالی و محافظه‌کاری ارتباطی مستقیم و معنی‌دار وجود دارد که مغایر با پژوهش برادران و بهشتی (1394) و مطابق با فرضیه بدهی است؛ با توجه به این‌که شرکت‌های با درجه اهرم مالی بالا، دارای تعارض‌های نمایندگی بین اعتباردهندگان و سهامداران هستند بنابراین امکان وجود تقاضای قراردادی بالاتری برای محافظه‌کاری از طرف این شرکت‌ها وجود دارد و بنابراین پیشنهاد می‌شود ذی‌نفعان باید موقع اتخاذ تصمیم‌های سرمایه‌گذاری میزان تعهدات و اهرم مالی و تأثیر آن بر میزان محافظه‌کاری اطلاعات ارائه شده توسط واحدهای انتفاعی را مدنظر قرار دهند. بین پاداش هیئت‌مدیره و محافظه‌کاری ارتباطی معکوس و معنی‌دار وجود دارد که مطابق با پژوهش آتاماسا و همکاران (2012) و بنی مهد و همکاران (1393) مطابق و مغایر با فرضیه پاداش مدیریت است؛ با توجه به این‌که محافظه‌کاری تواناییمدیرانرادراستفادهازاطلاعاتبرایبیش‌نماییسود،ایجادچنینانتقالثروتیو زیان‌هایناشیازاینفرآیند،می‌کاهد بنابراین پیشنهاد می‌شود توجه مراجع تدوین‌کننده اسـتانداردهای حسـابداری بـه تـدویناستانداردهای حسابداری محافظه‌کارانه برای کـا‌هشرفتارهای فرصت‌طلبانـه از جملـه پرداخـت پـاداشبیشتر جلب می‌نمایـد. بین جریان نقدی آزاد و محافظه‌کاری ارتباطی معکوس و معنی‌دار وجود دارد که با پژوهش لافوند و روی چادهاری (2008) و مهرانی و آطاهریان (1392) از نظر معنی‌داری مطابق ولی از نظر جهت علامت مغایر و مطابق با فرضیه هزینه‌های نمایندگی ناشی از جریان نقدی آزاد جنسن است؛ اگر سهامداران از مزایای محافظه‌کاری مطلع باشند، آن‌ها احتمالاً در زمان وجود هزینه‌های نمایندگی ناشی از جریان‌های نقدی آزاد، تقاضای گزارشگری محافظه‌کارانه‌تری را می‌نمایند؛ بنابراین پیشنهاد می‌شود ذی‌نفعان جریـاننقد آزاد را به عنوان یکی از عوامل مؤثر بر واکنشسریع‌تر سود به اخبار بد نسبت به اخبار خوب، مـد نظـر قرار دهند.

بین بیش‌اطمینانی مدیریت و محافظه‌کاری ارتباطی مستقیم و معنی‌دار وجود دارد که با نتیجه پژوهش احمد و دوئلمان (2013)، رامشه و ملانظری (1393) از نظر معنی‌داری مطابق ولی از نظر جهت علامت مغایر و هم‌چنین مغایر با تئوری تفسیری قراردادی است؛ مدیران بیش‌اطمینان، بازده‌های آینده پروژه‌های شرکت را بیش برآورد می‌کنند؛بنابراین ممکن است احتمال و بزرگی شوک‌های مثبت به جریانات نقدی آینده حاصل از پروژه‌های فعلی را بیش برآورد و شوک‌های منفی در جریانات نقدی را کم برآورد کنند. لذا به سرمایه‌گذاران توصیه می‌شود در هنگام اتخاذ تصمیم‌های سرمایه‌گذاری خود به رابطه متغیرهای بیش اطمینانی و محافظه‌کاری شرکت توجه نمایند. بین هزینه سرمایه و محافظه‌کاری ارتباطی معکوس و معنی‌دار وجود دارد که با نتیجه پژوهش لارا و همکاران (2007) مطابق و با نتایج کردستانی و حدادی (1388) از نظر معنی‌داری مطابق ولی از نظر جهت علامت مغایر و مطابق با فرضیه ناقرینگی اطلاعاتی است؛ در یک حالت تعادلی، مقدار و کیفیت اطلاعات بر قیمت دارایی‌ها تأثیر می‌گذارد و سرمایه‌گذاران بازده بالاتری را برای نگهداری سهام خود در شرایط وجود عدم تقارن اطلاعاتی مطالبه می‌کنند. مدیران شرکت‌ها می‌توانند با توجه به میزان بازده مورد انتظار سهامداران، درجات مختلفی از محافظه‌کاری در تهیه صورت‌های مالی را به کار گیرند تا برای تأمین مالی هزینه سرمایه کمتری را متحمل شوند. بین نسبت مدیران غیرموظف (استقلال هیئت‌مدیره) و محافظه‌کاری ارتباطی معکوس و معنی‌دار وجود دارد که با نتیجه پژوهش احمد و دوئلمان (2007)، روزلیندا (2009)، مرادزاده و همکاران (1390) از نظر معنی‌داری مطابق ولی از نظر جهت علامت مغایر و مطابق با فرضیه نظارت است؛ بر اساس این دیدگاه، نظارت بهتر توسط مکانیزم‌های نظام راهبری شرکتی منجر به محافظه‌کاری بیشتر در صورت‌های مالی برای اطمینان از صحت اطلاعات مندرج در صورت‌های مالی و اطمینان از عدم انجام اقدامات یکجانبه مدیریت به نفع خویش می‌گردد و بنابراین پیشنهاد می‌شود ذی‌نفعان باید موقع اتخاذ تصمیم‌های سرمایه‌گذاری میزان استقلال هیئت‌مدیره و تأثیر آن بر میزان محافظه‌کاری اطلاعات ارائه شده توسط واحدهای انتفاعی را مدنظر قرار دهند. بین کیفیت افشا و محافظه‌کاری ارتباطی معکوس و معنی‌دار وجود دارد که مطابق با نتیجه پژوهش ایتریدز (2011)، رحیمیان و ابراهیمی (1392) و فرضیه ناقرینگی اطلاعاتی است؛ به احتمال زیاد شرکت‌های دارای افشای حسابداری با کیفیت پایین به اعمال محافظه‌کاری به منظور پیشبرد اهداف مدیریتی خود دست می‌زنند؛ بنابراین پیشنهاد می‌شود سرمایه‌گذاران و تحلیل‌گران به رتبه کیفیت افشا به عنوان معیاری برای سنجش کیفیت اطلاعات (اعمال محافظه‌کاری) توجه کنند و بر این اساس تصمیم‌های خود را اتخاذ کنند زیرا شرکت‌های با رتبه کیفیت افشای بالاتر، ریسک اطلاعاتی آن‌ها پایین‌تر و عدم تقارن اطلاعاتی آن‌ها کمتر است. بین مدیریت سود و محافظه‌کاری ارتباطی مستقیم و معنی‌دار وجود دارد که مطابق با پژوهش لارا و همکاران (2005) و اعتمادی و فرج زاده (1391) و تئوری اثباتی حسابداری است. از بعد سازمانی مدیران دارای انگیزه هستند که برای اهداف مالیاتی، عدم پرداخت سود سهام و سایر عوامل، سود را مدیریت کنند. به منظور بهبود کیفیت اطلاعات حسابداری و افزایش اعتماد سرمایه‌گذاران به گزارش‌های مالی شرکت‌ها، به سازمان بورس اوراق بهادار و سازمان حسابرسی پیشنهاد می‌شود الزامات گزارشگری مالی و افشا به نحوی تدوین گردد که امکان استفاده از ابزارهای گزارشگری مالی برای دست‌کاری ارقام حسابداری، حداقل شود. در این پژوهش برای محافظه‌کاری از معیار گیولی و هاین (2000) استفاده گردید.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 



1-گروه حسابداری، واحد بین‌المللی کیش، دانشگاه آزاد اسلامی، جزیره کیش، ایران.

2-گروه حسابداری، واحد تهران شرق، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران. (نویسنده مسئول)drzhajiha@gmail.com

[3]-گروه حسابداری، واحد تهران جنوب، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران

1)   اسدی، غلامحسین و مرتضی بیات، (1393)، "تأثیر محافظه‌کاری بر پیش‌بینی‌های مدیریت از سود"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 21، شماره 1، صص 38-19.

2)   اعتمادی، حسین، ایرج نوروش، عادل آذر و حسن سراجی، (1389)، "طراحی و تبیین مدل پیش‌بینی محافظه‌کاری حسابداری با تأکید بر ارتباط آن با میانگین موزون هزینه سرمایه در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، تحقیقات حسابداری و حسابرسی، دوره 2، شماره 5، صص 25 – 6.

3)   اعتمادی، حسین و حسن فرج زاده، (1391)، "تأثیر مدیریت سود و ساختار سرمایه بر محافظه‌کاری سود"، تحقیقات حسابداری و حسابرسی، سال 4، شماره 13، صص 127-114.

4)   انصاری، عبدالمهدی، مصطفی دری سده و علی شیرزاد، (1392)، "بررسی تأثیر محافظه‌کاری بر مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی، مدیریت واقعی سود و سطح کلی مدیریت سود در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، حسابداری مدیریت، سال 6، شماره 19، صص 78 – 61.

5)   برادران حسن زاده، رسول و رضا بهشتی نهند، (1394)، "تأثیر ساختار سرمایه بر محافظه‌کاری غیرشرطی و هزینه‌های نمایندگی"، تحقیقات حسابداری و حسابرسی، سال 7، شماره 28، صص 57-41.

6)   بنی‌مهد، بهمن، مهدی مرادزاده فرد و محمدجعفر ولیخانی، (1393)، "محافظه‌کاری حسابداری و پاداش مدیریت"، حسابداری مدیریت، سال 7، شماره 22، صص 34-21.

7)   تاری‌وردی، یداله، احمد امامی و حسین بدیعی، (1395)، "تأثیر نظام راهبری شرکتی بر محافظه‌کاری حسابداری"، مجله اقتصادی، شماره‌های 7 و 8، صص 92 – 79.

8)   چناری، حسن و زهره حاجیها، (1398)، "مطالعه تأثیر نقدشوندگی بر پاداش هیئت‌مدیره با تأکید بر کیفیت حسابرسی"، دانش حسابرسی، دوره 19، شماره 75، صص 202-187.

9)     حریری، نجلا، (1385)، "اصول و روش‌های پژوهش کیفی"، چاپ اول، تهران، دانشگاه آزاد اسلامی.

10) خدامی پور، احمد، حجت حسینی نسب و افشین اشتریان، (1397)، "تأثیر محافظه‌کاری حسابداری و مالکیت سهام‌داران نهادی بر مدیریت سود با استفاده از قانون بنفورد"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، سال دهم، شماره 39، صص 27-1.

11) خدامی‌پور، احمد و یونس بزرایی، (1392)، "بررسی رابطه‌ رقابت بازار محصول با ساختار هیئت‌مدیره و کیفیت افشا"، سال چهارم، شماره‌ی 14، صص 66-51.

12) رحیمیان، نظام‌الدین و مهدی ابراهیمی، (1392)، "رابطه بین کیفیت افشا و محافظه‌کاری در بورس اوراق بهادار تهران"، پژوهش‌های تجربی در حسابداری، سال 2، شماره 8، صص 19-1.

13) زنجیردار، مجید و زهرا رفیعی، (1396)، "تأثیر ضریب واکنش سود بر روابط اعتماد بیش از حد مدیریت و محافظه‌کاری مشروط"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، سال 9، شماره 34، صص 135-113.

14) رامشِ، منیژه و مهناز ملانظری، (1393)، "بیش اطمینانی مدیریت و محافظه‌کاری حسابداری"، دانش حسابداری، سال 5، شماره 16، صص 79-55.

15) ستایش، محمد حسین، مصطفی کاظم‌نژاد و مهدی ذوالفقاری، (1390)، "بررسی تأثیر کیفیت افشا بر نقدشوندگی سهام و هزینه‌ سرمایه‌ شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"،پژوهش‌های حسابداری مالی، سال سوم، شماره 3، صص 74-55.

16) صفری گرایلی، مهدی و شیوا پودینه، (1395)، "اجتناب مالیاتی و به موقع بودن اعلان سود: آزمون تجربی از بورس اوراق بهادار تهران"، پژوهشنامه مالیات، شماره 31، صص 118-101.

17) کردستانی، غلامرضا و حبیب امیربیگی لنگرودی، (1387)، "محافظه‌کاری در گزارشگری مالی: بررسی رابطه عدم تقارن زمانی سود و MTB به عنوان دو معیار ارزیابی محافظه‌کاری"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، شماره 52، صص 106 – 89.

18) مشایخ، شهناز و زهرا نیکبخت، (1395)، "تأثیر محافظه‌کاری حسابداری بر حجم تأمین مالی شرکت‌ها"، پژوهش حسابداری، شماره 20، صص 59 – 43.

19) کردستانی، غلامرضا و مجید حدادی، (1388)، "بررسی رابطه بین محافظه‌کاری در حسابداری و هزینه سرمایه"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، دوره 1، شماره 3، صص 50-23.

20) مرادزاده فرد، مهدی، بهمن بنی‌مهد و مهدی دینداری یزدی، (1390)، "بررسی رابطه بین نظام راهبری شرکتی و محافظه‌کاری حسابداری"، حسابداری مدیریت، سال 4، شماره 8، صص 102-89.

21) ملکی، الهام‌السادات، سیدکاظم ابراهیمی و فاطمه جلالی، (1398)، "تأثیر چرخه عمر شرکت‌ها بر سطح محافظه‌کاری"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، سال 11، شماره 44، صص 78-59.

22) مهرانی، ساسان و علی آطاهریان، (1392)، "محافظه‌کاری و جریان نقدی آزاد"، دانش حسابداری و حسابرسی مدیریت، سال دوم، شماره 5، صص 83-73.

23)   Ahmed, A. S., & Duellman, S., (2011), “Evidence on the Role of Accounting Conservatism in Monitoring Managers Investment Decisions”, Accounting & Finance, 51(1), PP. 609–633.

24)   Ahmed, A. and Duellamanm S. (2013), “Managerial Overconfidence and Accounting Conservatism”, Journal of Accounting Research. 51(1), PP. 1-30.

25)   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, 77(4), PP. 867-890.

26)   Ball, R. (2001), “Infrastructure Requirements of an Economically Efficient System of Public Financial Reporting and Disclosure”, Brookings-Wharton Papers on Financial Services, PP. 127-169.

27)   Ball, R., & Shivakumar, L. (2005), “Earnings Quality in UK Private Firms: Comparative Loss Recognition Timeliness”, Journal of Accounting and Economics, 39(1), PP. 83-128.

28)   Basu, S. (1997), “The Conservatism Principle and the Asymmetric Timeliness Earnings”, Journal of Accounting & Economics 24, PP. 3-37.

29)   Coppens, L., Peek, E. (2005), “An Analysis of Earnings Management by European Private Firms”, Journal of International Accounting Auditing and Taxation, 14(1), PP. 1-17.

30)   Donaldson, T. & Preston, L. E. (1995), “Stakeholders Theory of the Corporation: Concepts, Evidence, and Implications”, Academy of Management Review, 20(1), PP. 65–91.

31)   Easley, D., Hvidkjaer, S., O’Hara, M., (2002), “Is Information Risk a Determinant of Asset Returns?”, Journal of Finance 57(5), PP. 2185-2221.

32)   Easley, D. and M. O’Hara, (2004), “Information and the Cost of Capital”, The Journal of Finance, 59(4), PP. 1553-1583.

33)   Financial Accounting Standards Board (FASB). (2010), “Statement of Financial Accounting Concepts”, No. 8, Conceptual Framework for Financial Reporting, Norwalk, CT.

34)   Firth, S., and Smith, A. (1992), “The Accuracy of Profits Forecasts in Initial Public Offerings Prospectuses”, Accounting and Business Research, 22, PP. 239-347.

35)   Freeman, R. E. (1984), “Strategic Management”, A Stakeholder Approach. Pitman, Boston.

36)   Freeman, R.E., Wicks, A.C. & Parmar, B. (2004), “Stakeholder Theory and the Corporate Objective Revisited”, Organization Science, 15(3), PP. 364-369.

37)   Friedman, A.L. & Miles, S. (2006), “Stakeholders” Oxford, UK, Oxford University Press.

38)   Gigler, F., Kanodia, C., Sapra, H., & Venugopalan, R. (2009), “Accounting Conservatism and the Efficiency of Debt Contracts”, Journal of Accounting Research, 47(3), PP. 767-797.

39)   Givoly, D. and 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, 29(3), PP. 287-320.

40)   Gounopoulos, D. (2004), “Accuracy of Management Earnings Forecasts in IPO Prospectuses: Evidence from Athens Stock Exchange”, Working Paper, University of Surrey: United Kingdom.

41)   Guay, W., & Verrecchia, R. (2006), “Discussion of an Economic Framework for Conservative Accounting and Bushman and Piotroski”, Journal of Accounting and Economics, 42(1-2), PP. 149-165.

42)   Hyung Ha, Joo, (2011), “Agency Costs of Free Cash Flow and Conditional Conservatism”, Ph.D. Dissertation in accounting, Oklahoma State University, (presented at the American Accounting Association annual meeting proceedings in Denver in 2011).

43)   Hendriksen, E. S. and McHel F. Van Breda. (1992), “Accounting Theory”. Irwin.

44)   Ishida, S. (2014), “The Effect of Accounting Conservatism on Corporate Financing Activity: Evidence from Japan”, SSRN-id2442316.

45)   Iatridis, G.E (2011), “Accounting Disclosures, Accounting Quality and Conditional and Unconditional Conservatism”, International Review of Financial Analysis, 20, PP. 88-102.

46)   James, C.H., Keejae, P.H., & Sang- Hyun, P. (2018), “Accounting Conservatism: A Life Cycle Perspective”, Advances in Accounting. 40, PP. 76-88.

47)   Jenkins, D. and U. Velury. (2006), “Does Auditor Tenure Impact the Reporting of Conservative Earnings?”, Working paper, University of Delaware.

48)   Jiraporn, P., Miller, G., Yoon, S., & Kim, Y. (2008), “Is Earnings Management Opportunistic or Beneficial? An Agency Theory Perspective”, International Review of Financial Analysis, 17(3), PP. 622−634.

49)   khan, m., Watts, R.L, (2009), “Estimation and Empirical Properties of a Firm-Year Measure of Accounting Conservatism”, Journal of Accounting and Economics 48 (2-3), PP. 132-150.

50)   LaFond, R., & Watts, R. (2008), “The Information Role of Conservatism”, The Accounting Review, 83(2), PP. 447-478.

51)   LaFond, R., & Roychowdhury, S., (2008), “Managerial Ownership and Accounting Conservatism”, Journal of Accounting Research, 46(1), PP. 1-11.

52)   Lara, J.M.G., Osma, B.G., and Penalva, F (2016), “Accounting Conservatism and Firm Investment Efficiency”, Journal of Accounting and Economics, 61(1), PP. 221-238.

53)   Lara, J. M. G., B. G., Osma, and A. Mora. (2005), “The Effect of Earnings Management on the Asymmetric”, Journal of Business Finance & Accounting, 32(3/4), PP. 691-726.

54)   Li, D. (2007), “Auditor Tenure and Accounting Conservatism”, PhD Thesis, Georgia Institute of Technology.

55)   Lobo, G. L., & Zhou, J. (2006), “Did Conservatism in Financial Reporting Increase after the Sarbanes-Oxley Act?”, Initial evidence. Accounting Horizons, 20, PP. 57-74.

56)   Louis, H., Sun, A. X., & Urcan, O, (2012), “Value of Cash Holdings and Accounting Conservatism”, Contemporary Accounting Research, 29(4), PP. 1249-1271.

57)   Mashoka, T. Z and A. Abuhommous. (2018), “The Effect of Conservatism on Earnings Quality”, Jordan Journal of Business Administration, 14(1), PP. 165-175.

58)   Nagar Venky, Jordan Schoenfeld, Laura Wellman. (2019), “The Effect of Economic Policy Uncertainty on Investor Information Asymmetry and Management Disclosures”, Journal of Accounting and Economics, 67(1), PP. 36-57.

59)   Pan, X. (2017), “Accounting Conservatism, Bank Lending and Firm Investment: Evidence from a Quasi- Experiment of China's Stimulus Package”, Pacific- Basin Finance Journal. 44, PP. 64- 79.

60)   Parthasarathy, Kiran. (2010), “Corporate Governance, Conservatism and the Agency Problem”, Pro Ques, Ann Arbor, Ml 4810, PP.6-1346.

61)   Paek W, Chen L, and Sami L. (2007), “Accounting Conservatism, Earnings Persistence and Pricing Multiples on Earnings”, Working Paper. Arizona State University-West Campus, and Lehigh University.

62)   Roberts, R. W. (1992), “Determinants of Corporate Social Responsibility Disclosure: An Application of Stakeholder Theory”, Accounting Organizations and Society, 17(6), PP. 595-612.

63)   Roslinda. (2009), “The Relationship between Corporate Governance and Accounting Conservatism”, University Of New South Wales.

64)   Ruch,G. and G,Taylor. (2014), “Accounting Conservatism and its Effects on Financial Reporting Quality: A Review of the Literature”, https://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=1931732

65)   Ruch, G.W., & Taylor, G. (2015), “Accounting Conservatism: A Review of the Literature”, Journal of Accounting Literature, 34, PP. 17-38.

66)   Scott, B.J. and Xiaotao, L. (2011), “The Allowance for Uncollectible Accounts, Conservatism, and Earnings Management”, Journal of accounting research, 48(3), PP. 565-601.

67)   Shankman, N. A. (1999), “Reframing the Debate between Agency and Stakeholder Theories of the Firm”, Journal of Business Ethics, 19(4), PP. 319-334.

68)   Smith, C., Watts, R.L., (1992), “The Investment Opportunity Set and Corporate Financing, Dividend and Compensation Policies”, Journal of Financial economics 32, PP. 263–292.

69)   Tan L., (2013), “Creditor Control Rights, State of Nature Verification, and Financial Reporting Conservatism”, Journal of Accounting and Economics, 55(1), PP. 1–22.

70)   Watts, R. L., Zimmerman, J. L., (1986), “Positive Accounting Theory”, Prentice Hall, Englewood Cliffs, NJ.

71)   Watts, R. L. (2003a). Conservatism in accounting part I: Explanations and implications. Accounting Horizons, 17(3), PP. 207-221.

72)   Watts, R.L., (1993), “A Proposal for Research on Conservatism”, Working paper, University of Rochester (presented at the American Accounting Association Annual Meeting, San Francisco.

73)   Wuchun, C., Chiawen, Liu, Taychang, Wang (2009), “What Affects Accounting Conservatism: A Corporate Governance Perspective”, Journal of Contemporary Accounting & Economics, 5(1), PP. 47-59.

74)   Zhang, J. (2008), “The Contracting Benefits of Accounting Conservatism to Lenders and Borrowers”, Journal of Accounting and Economics, 45(1), PP. 27-54.