تأثیر محافظه‌کاری مشروط بر قابلیت اتکای اطلاعات و به موقع بودن افشاء

نویسندگان

1 دانشیار گروه حسابداری دانشکده مدیریت دانشگاه تهران

2 دانشجوی کارشناسی ارشد حسابداری دانشگاه تهران

چکیده

  مدیران به منظور دستیابی به مزایای کاهش عدم تقارن اطلاعاتی، سیاست‌های اطلاعاتی گوناگونی را بر می‌گزینند. در راستای نقش اطلاعاتی افشاء و محافظه‌کاری، این پژوهش به بررسی تأثیر محافظه‌کاری مشروط بر کیفیت و به موقع بودن افشاء و قابلیت اتکاء اطلاعات می‌پردازد . به منظور سنجش محافظه‌کاری مشروط از نسبت محافظه‌کاری کالن و همکاران و معیار محافظه‌کاری خان و واتس استفاده گردید. همچنین اندازه‌گیری متغیر کیفیت افشاء، با استفاده از امتیازهای افشای شرکتی منتشره توسط سازمان بورس اوراق بهادار تهران، انجام پذیرفت . به دنبال بررسی فرضیه‌های ارائه شده در این پژوهش، تعداد 142 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1383 لغایت 1389 مورد بررسی قرار گرفته‌اند. بررسی فرضیه اول نشان می‌دهد که بین کیفیت افشاء و محافظه‌کاری مشروط رابطه منفی وجود دارد. به عبارت دیگر محافظه‌کاری مشروط و افزایش کیفیت افشا به عنوان دو سیاست اطلاعاتی جانشین به کار می‌روند. بررسی تأثیر به موقع بودن اطلاعات حسابداری در فرضیه دوم، نشان داد که محافظه‌کاری مشروط رابطه منفی معناداری با به موقع بودن افشاء دارد وکاهش تمایل مدیران به ارائه به موقع اطلاعات را به دنبال دارد . علاوه بر این، نتایج بر گرفته از این پژوهش حاکی از آن است که اعمال محافظه‌کاری مشروط، قابلیت اتکاء اطلاعات افشاء شده توسط شرکت‌ها را کاهش می‌دهد و موجب افزایش نوسان در پیش‌بینی‌ها و تفاوت آن با مقادیر واقعی می‌گردد.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

The Impact of Conditional Conservatism on Reliability and Timeliness of Disclosure

نویسندگان [English]

  • M.R Nikbakht 1
  • F Hajiazimi 2
1 Associate Professor of Accounting, University of Tehran, Iran
2 Master of Accounting, University of Tehran, Iran
چکیده [English]

  In order to access benefits of decreasing information asymmetry, management varys information policy. In the realm of information role of disclosure and conservatism, this study examines the relation between conditional conservatism and disclosure quality in the form of timeliness and reliability of information. To measure the conditional conservatism, CR from Callen and C- score from khan and watts has been used. Also, measuring of disclosure quality has been measured by corporate disclosure scores, published by the Tehran Stock Exchange. To test the hypothesis presented in this study, 142 companies listed in Tehran Stock Exchange during the years 2003 till 2010 have been studied. The first hypothesis indicates that a negative relation between conditional conservative and accounting disclosure quality exists. In the other words, conditional conservatism and disclosure quality are used as two substitutive information policies. Testing the effect of timeliness of accounting information in the second hypothesis, shows that conditional conservatism significantly has a negative relation with the timeliness of disclosure and reduces management’s incentives to disclose information in timely manner. In addition, the results of this study suggest that conditional conservatism reduces the reliability of the disclosed information and increases volatility of predictions and difference of actual and predicted information.

کلیدواژه‌ها [English]

  • disclosure quality
  • timeliness
  • reliability
  • Conditional Conservatism
 

 

محافظه‌کاری در گزارشگری مالی در انتخاب و کاربرد اصول و رویه‌های حسابداری نقشی تاریخی داشته است.  بسیاری از پژوهش‌های پیشین به این نکته اشاره داشته‌اند که گزارشگری مالی به سمت محافظه‌کاری حرکت کرده است و سرعت این حرکت در پاسخ به شرایط اقتصادی و وقوع بحران‌های مالی در نوسان بوده است ]45 .[با این روند بسیاری از پژوهشگران تأثیرات سویه محافظه‌کارانه در گزارشگری و افشاء را مورد توجه قرار داده‌اند.

گرچه در پژوهش‌های پیشین دو نوع محافظه‌کاری مشروط و نامشروط مورد توجه بوده است ]32 [اما به دلیل دیدگاه غالب، مبنی بر مفید نبودن محافظه‌کاری نا مشروط از جهت کارایی قراردادها، تمرکز بسیاری از پژوهش‌ها بر محافظه‌کاری مشروط و اثرات آن بر گزارشگری مالی است ]33[، ]25]. علاوه بر این شرکت‌ها دارای انگیزه‌های علامت‌دهی و تعهدات قراردادی برای ارائه اطلاعات مربوط، قابل اتکا و به موقع در مورد وضعیت جاری و چشم‌انداز آتی خود به بازیگران بازار و سایر استفاده‌کنندگان اطلاعات هستند. به این منظور، شرکت‌ها انواع استراتژی‌های گزارشگری را برای تبادل اثربخش و کارای اطلاعات برمی‌گزینند. محافظه‌کاری که اساساً با توجه به انتخاب رویه‌های حسابداری توسط شرکت‌ها تعریف می‌شود، یکی از این استراتژی‌های گزارشگری شناخته شده است.

مطالعه در مورد سطح افشاء با توجه به محدودیت‌های منافع و هزینه‌های افشاء در زمینه رعایت الزامات گزارشگری، ارزش‌گذاری شرکت و انتظارات بازار درباره عملکرد شرکت، اهمیتی اساسی دارد. علاوه بر این، از آنجا که مدیران، اختیارات زیادی در زمینه نحوه برخورد با رویدادهای تجاری و انتخاب رویه‌های حسابداری دارند، محافظه‌کاری در گزارشگری مالی مکانیزمی حاکمیتی است که مدیران را قادر می‌سازد تا اطلاعات شخصی خود را به سرمایه‌گذاران منتقل نمایند. این پژوهش به دنبال پاسخ به این مسئله است که شرکت‌ها چگونه از محافظه‌کاری و ارائه افشای با کیفیت به عنوان ابزاری برای کاهش عدم تقارن اطلاعاتی استفاده می‌کنند و این که آیا در مورد شرکت‌هایی که افشای با کیفیت را ارائه داده‌اند، سویه محافظه‌کارانه دیده می‌شود؟

چارچوب نظری

باسو ]28[ محافظه‌کاری را تمایل حسابداران در دستیابی به شواهد با درجه تأییدکنندگی بیشتر برای شناخت اخبار خوب به عنوان سود، در برابر شناخت اخبار بد به عنوان زیان، تعریف کرده است. در ادبیات حسابداری دو نوع محافظه‌کاری مطرح شده است: نخست، در محافظه‌کاری مشروط، دستیابی به شواهد با درجه تأیید‌کنندگی بیشتر برای شناخت اخبار خوب به عنوان سود و در مقابل آن محافظه‌کاری نامشروط، شناسایی زودتر زیان‌ها وکم‌نمایی سود و دارایی‌ها بدون توجه به اخبار خوب یا بد تعریف شده است ]25[. گرچه هر دو نوع محافظه‌کاری موجب کم نمایی سود و دارایی‌ها می‌گردد ولی تفاوتی کلیدی بین این دو وجود دارد: محافظه‌کاری مشروط اعمال یک  سویه رو به پایین (منفی) پس از وقوع اخبار نیازمند به تأییدکنندگی بیشتر است، در حالی که محافظه‌کاری نامشروط اعمال سویه رو به پایین، پیش از وقوع اخبار نیازمند به تأییدکنندگی بیشتر است. بنابراین می‌توان گفت، محافظه‌کاری نامشروط اخبار بد احتمالی آتی را پیش‌بینی می‌نماید و مانع از اعمال محافظه‌کاری مشروط می‌گردد ]31[.

مدیریت به منظور استفاده از مزایای کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و ارائه اطلاعات داخلی در زمینه ارزش شرکت، راهبردهای اطلاعاتی گوناگونی را برمی‌گزیند. با توجه به نقش اطلاعاتی حسابداری در انعکاس زیان‌های آتی، مدیران در صورت آگاهی از اطلاعاتی در مورد عایدات آتی شرکت می‌توانند از حسابداری محافظه‌کارانه و یا افشاء به عنوان ابزار علامت‌دهی[1] استفاده کنند. افشای اختیاری در کاهش ریسک سهامداران نقش دارد و در صورت وجود سیستم حسابداری محافظه‌کارانه، مزایای افشای اختیاری از هزینه‌های آن فزونی نمی‌یابد ]32 .[به عبارت دیگر محافظه‌کاری باکاهش عدم تقارن اطلاعاتی بر انتخاب سیاست‌های افشاء توسط مدیریت موثر است. ]46[

این امکان وجود دارد که مدیریت دچار انگیزهای فرصت‌طلبانه گردد تا دارایی‌ها و سود را بیش از مقدار واقعی و در مقابل آن بدهی‌ها و هزینه‌ها را کمتر از مقدار واقعی نشان دهد و در نتیجه پاداش و ثروت خود را بیفزاید و یا وضعیت و چشم‌انداز مالی شرکت را بهتر نمایان سازد. در نتیجه، محافظه‌کاری ابزاری برای جلوگیری از رفتارهای فرصت‌طلبانه مدیریت است ]54[. در طرف مقابل، محافظه‌کاری نامشروط ناشی از فشارهای مالیاتی، قانونی و منافع مدیریت است که امکان دارد ارزش اطلاعات مالی گزارش شده  توسط شرکت را کاهش دهد ]34[.

احتمال آنکه در صورت وضع سیاست‌های حسابداری محافظه‌کارانه، سود کمتر از میزان واقعی گزارش گردد، بسیار بالا است. علاوه بر این، سرمایه‌گذاران، مشروط بر ماهیت آگاهی دهنده سیاست‌های حسابداری محافظه‌کارانه وکاهش عدم اطمینان سرمایه‌گذاران درباره آینده اقتصادی شرکت، سیاست‌های محافظه‌کارانه مدیریت را به عنوان اخبار محرمانه تلقی می‌نمایند ]36[. از آنجا که انتخاب هر یک از این سیاست‌ها هزینه‌هایی (هزینه قراردادی و نمایندگی) بر شرکت تحمیل می‌نماید، در اتخاذ سیاست حسابداری محافظه‌کارانه مزیت علامت‌دهی وجود دارد. در صورتی که هزینه‌های مذکور به اندازه کافی بزرگ باشد، تنها شرکت‌هایی با آینده اقتصادی سودآور، سیاست‌های حسابداری محافظه‌کارانه را انتخاب می‌نمایند. در واقع شرکت‌ها در شرایطی سیاست حسابداری محافظه‌کارانه را وضع می‌کنند که هزینه اعمال این سیاست‌ها کم باشد و پیامی روشن درباره سودآوری آتی شرکت داشته باشد. در مقابل، این امکان وجود دارد که برخی از شرکت‌ها، سیاست‌های حسابداری محافظه‌کارانه را با هزینه‌هایی بالا تشخیص دهند و از طریق افشای داوطلبانه، آینده خود را اطلاع‌رسانی نمایند. علاوه بر این، ممکن است که برآورد زیان‌های محتمل آتی، اقلام تعهدی شناسایی شده در سود را دچار خطای اندازه‌گیری کند و حسابداری اقلام تعهدی و در نتیجه سود متشکل از این اقلام و جریان‌های نقدی، دچار سویه‌ای ذاتی گردد ]48[.

در رویکردی دیگر، محافظه‌کاری مشروط به جهت تقویت کارایی صورت‌های مالی در قراردادها، ابزاری برای افزایش کیفیت اطلاعات حسابداری ذکر شده است ]25[. در این رویکرد انتظار می‌رود، شرکت‌هایی که افشای با کیفیت دارند، اطلاعات معتبرتری درباره زیان‌ها و سایر رویدادهای ناگوار مدیریت ارائه کنند. اطلاعاتی با اعتبار کمتر، امکان دستکاری زیادی دارد و برای استفاده کننده مطلوبیت کمتری دارد. در مقابل، انتظار می رود که شرکت‌های با کیفیت افشای پایین، برای رسیدن به اهداف مدیریت، محافظه‌کاری نا مشروط بالاتری را اعمال کنند ]26[.

شهرت مدیریت، آینده شرکت و سهام شرکت تحت تأثیر صورت‌های مالی منتشر شده و قراردادهایی مبتنی بر اقلام حسابداری  است و شرکت‌ها دارای انگیزه‌های متفاوتی برای محافظه‌کاری مشروط و نامشروط می‌گردند ]46[. در نتیجه، با توجه به انگیزه‌های مدیریت و محدودیت‌های موجود در زمینه مدیریت سود، محافظه‌کاری اثرات متفاوتی بر روی کیفیت گزارشگری دارد. به هرحال، محافظه‌کاری ممکن است تنها ناشی از تلاش شرکت برای بهبود کیفیت اعداد گزارش شده نباشد بلکه ناشی از سایر فاکتورهایی است که بر تصمیم برای گزارش با کیفیت مؤثر است.

از آن جا که افشای اطلاعات حسابداری با قابلیت تأیید بالا، بسیار دشوار است، تنها محافظه‌کاری مشروط می‌تواند کارایی قراردادها را تقویت کنند ]29[. می‌توان گفت محافظه‌کاری مشروط موجب افزایش ارزش ارتباط و سودمندی اطلاعات گزارش شده می‌گردد. بنابراین محافظه‌کاری مشروط برای سهامداران، استقراض کنندگان و سایر ذینفعان درجهت تصمیم‌گیری مطلوب است ]41[. باید به این مسئله توجه داشت که محافظه‌کاری مشروط و نامشروط نمی‌توانند به عنوان جانشین یکدیگر در نظر گرفته شوند ]29[. محافظه‌کاری نامشروط اخبار بد آینده را پیش‌بینی می‌کند و بیشتر در جهت برآورده ساختن اهداف مدیریت قبل از رویدادها مورد استفاده قرار می‌گیرد ]31[.

با وجود مبنای نظری مبنی بر تاثیر محافظه‌کاری بر سیاست‌های افشاء، سایر ویژگی‌های شرکت موجب تغییراتی در سطح گزارشگری شرکت‌ها می‌گردد. شرکت‌های بزرگتر به دلیل اندک بودن هزینه‌های افشاء، سهولت در عرضه اوراق بهادار در بازار سرمایه، دستیابی به منابع تأمین مالی خارجی و اندک بودن اثر مغایر افشاء، به ارائه افشاء تمایل دارند ]51[. علاوه بر این، با توجه به تئوری نمایندگی، شرکت‌هایی که از اهرم بالا در ساختار سرمایه خود بهره می‌گیرند، هزینه‌های قراردادی بالاتری را تحمل می‌نمایند. افزایش افشای اطلاعات، ابزاری به منظور کاهش هزینه‌های قرار دادی بوده، در نتیجه رابطه‌ای مثبت بین کیفیت افشاء و اهرم وجود دارد ]43[. شرکت‌های با عملکرد مطلوب به دنبال متمایز کردن خود از سایر شرکت‌ها هستند. این سخن بدان معنا است که این شرکت‌ها به دنبال علامت‌دهی عملکرد مطلوب خود هستند ]49[. معیارهای گوناگون سودآوری و عملکرد مورد استفاده در مورد رابطه مثبت سودآوری و افشاء، به نتایجی مشابه دست یافته‌اند.

ریسک بر تمایل شرکت و تقاضای سایر سرمایه‌گذاران در جهت افشای اطلاعات مؤثر است. در زمانی که عدم اطمینان در مورد جریان‌های نقدی جاری و آتی شرکت افزایش یابد، عدم تقارن اطلاعاتی میان سرمایه‌گذاران و مدیریت افزایش می‌یابد. شرکت‌های با رشد پایین به دلیل وجود جریان‌های نقد آزاد و نیاز کم به تأمین مالی خارجی، تمایل کمی به افشاء دارند ]35[. گرچه چنین حالتی نشان‌دهنده رابطه مثبت میان این نسبت و افشاء است اما این محتمل است که شرکت‌های با ارزش بازار به ارزش دفتری پایین، به دلیل جلوگیری از ارزش‌گذاری پایین بازار، تمایل به افشای بیشتری داشته باشند. در کنار این، این معیار را کنترلی برای محافظه‌کاری نامشروط می‌دانند ]31[.

پیشینه پژوهش

باگنولی و واتس ]30[، در بررسی نقش علامت‌دهی تصمیمات مدیریت برای انتخاب سیاست‌های حسابداری محافظه‌کارانه در شرایط عدم تقارن اطلاعاتی، به این نتیجه رسیدند که مدیریت در زمان دستیابی به اطلاعاتی محرمانه در زمینه سود‌آوری و وضعیت اقتصادی مطلوب آتی شرکت، در مورد میزان دستیابی به پیش‌بینی‌های سود بسیار محافظه‌کارانه عمل می‌نماید. کانورودریگرز ]34[ در بررسی نقش کیفیت حسابرسی بر محافظه‌کاری، به این نتیجه دست یافت که محافظه‌کاری نامشروط در شرکت‌های با اندازه بزرگتر، اهرم بالاتر، رشد پایین و به طور خاص  در مورد شرکت‌های درگیر با مشکلات مالی و با اعتبار کمتر، وجود دارد. گیگلر و هامر ]40 [ اثر سویه در حسابداری (به عنوان مثال، لیبرال یا محافظه‌کار) بر سیاست افشای داوطلبانه مدیریت را مورد بررسی قرار دادند. مدل آنان هزینه‌ها و منافع مدیریت و سهامداران را از افشای داوطلبانه، تحت هریک از سیستم‌های حسابداری  لیبرال و محافظه‌کار تجزیه و تحلیل می‌نمود. این مدل نشان می‌داد که افشای داوطلبانه، ریسک سهامداران (دیدگاه قراردادی) را کاهش داده و ممکن است در زمانی که حسابداری همراه با سویه آزادانه (متهورانه) است به وجود آیند. با این حال، آنان دریافتند در یک سیستم حسابداری محافظه‌کار، منافع افشای داوطلبانه به موقع از هزینه تولید افشاء تجاوز نمی‌کند. نتایج به دست آمده از این مطالعه نشان می‌داد که حسابداری محافظه‌کارانه و افشای داوطلبانه به عنوان سیاست‌های جانشین، در ارتباط با اطلاعات شخصی مدیریت عمل می‌کنند.

هوی و همکاران ]37 [فراوانی پیش‌بینی درآمد مدیریت به عنوان یک پروکسی برای افشای داوطلبانه و تأثیر محافظه‌کاری را بررسی کردند و ارتباطی منفی میان افشای داوطلبانه و محافظه‌کاری حسابداری را نشان دادند. این یافته نشان می‌دهد که گزارش به موقع اخبار بد جایگزین افشای داوطلبانه است. با توجه به موارد ذکر شده، بسیاری از نویسندگان محافظه‌کاری را موجب کاهش نیاز به افشای اخبار بد می‌دانند. این یافته‌ها نشان می‌دهد که محافظه‌کاری عدم تقارن اطلاعاتی را کاهش داده، موجب تغییر استراتژی افشای مدیریت می‌گردد. در مطالعه‌ای دیگر، یاتریدیس ]42[  انگیزه‌های شرکت‌ها را در ارائه افشای با کیفیت بررسی نمود و به این نتیجه دست یافت که شرکت‌های بزرگ، سودآور و با نقدینگی بالا، تمایل به ارائه افشای با کیفیت دارند. علاوه بر این، او نشان داد که این شرکت‌ها نیاز به تأمین مالی دارند و محافظه‌کاری مشروط کمتری را در صورت‌های مالی خود اعمال می‌نمایند. علاوه بر این، سان و ژا ]52[ نقش محافظه‌کاری در سویه پیش‌بینی‌های افشاء شده توسط مدیریت را بررسی کردند. مطالعه آنان نشان داد که در صورت افزایش محافظه‌کاری در سال قبل، پیش‌بینی سود توسط مدیریت درای سویه خوشبینانه بوده، مشکلات ذاتی پیش‌بینی دلیل شکست مدیریت در اعمال کامل محافظه‌کاری در پیش‌بینی‌های افشاء شده است.

در ادبیات محافظه‌کاری، به منظور بررسی فرضیه‌های مرتبط با محافظه‌کاری، دو رویکرد اندازه‌گیری مبتنی بر بازار و مبتنی بر اقلام حسابداری مورد توجه بوده است. در دسته اول اندازه‌گیری بر اساس رابطه بین داده‌های حسابداری و داده‌های بازار بوده و دسته دوم بر اساس رابطه بین اقلام به دست آمده از صورت‌های مالی است. در اندازه‌گیری مبتنی بر بازار، محافظه‌کاری شناخت نامتقارن اطلاعات اقتصادی در اطلاعات حسابداری همراه با شناخت به موقع‌تر اطلاعات اقتصادی منفی نسبت به اطلاعات اقتصادی مثبت است. در مقابل این معیارهای مبتنی بر اقلام حسابداری، از رابطه بین عایدات حسابداری، اقلام تعهدی و جریان‌های نقدی در اندازه‌گیری میزان محافظه‌کاری استفاده می‌کنند.

وانگ ]53 [ میزان اعتبار پنج معیار محافظه‌کاری بسیار مطرح در ادبیات (عدم تقارن عایدات ]28[، عدم تقارن اقلام تعهدی نسبت به جریان‌های نقدی ]26[، معیار ارزش بازار به ارزش دفتری ]31[، ذخایر پنهان ]47[ و اقلام تعهدی منفی پایدار ]38[) را مورد بررسی قرار داد. او نشان داد که درباره روش‌های عملیاتی کردن اندازه‌گیری محافظه‌کاری به عنوان یک چارچوب نظری، توافق نظر وجود ندارد و وجود سویه در اندازه‌گیری محتمل است.

در ایران نیز مطالعاتی در زمینه محافظه‌کاری و افشاء صورت گرفته است. نوروش و حسینی ]22 [در پژوهش خود مبنی بر رابطه کیفیت افشای شرکتی و مدیریت سود، یافتند که بین کیفیت افشای شرکتی و مدیریت سود رابطه منفی معناداری وجود دارد. همچنین یافته‌‌های تحقیق حاکی از وجود رابطه منفی معنادار میان به موقع بودن افشای شرکتی و مدیریت سود است. صمیمی و آقایی ]24[، کیفیت افشاء و مدیریت سود را مطالعه نمودند. نتایج حاصل از آزمون‌های به عمل آمده در این تحقیق نیز در جهت فرضیه وجود رابطه منفی و معنادار بین کیفیت افشاء و مدیریت سود است. در همین راستا، مهرانی و همکاران ]20[ در بررسی اقلام تعهدی غیر منتظره و محافظه‌کاری در شرکت‌های بورسی، نشان دادند که اقلام تعهدی اختیاری حاصل از مدل جونز رابطه مثبت و معناداری با محافظه‌کاری دارد. باتوجه با نتایح این دو پژوهش می‌توان انتظار داشت که اعمال محافظه‌کاری با افزایش سطح اقلام تعهدی اختیاری، کاهش کیفیت افشاء را به دنبال داشته باشد.حجازی و همکاران ]5[ در بررسی اثر مقررات افشای اطلاعات بر کیفیت اطلاعات منتشره توسط شرکت‌های بورسی، یافتندکه پس از مقررات ذکر شده، اعلام سود شرکت‌ها به موقع‌تر صورت گرفته، کیفیت افشاء از لحاظ به موقع بودن بهبود داشته است. کمالیان و همکاران] 15[ به بررسی عوامل مؤثر بر رتبه افشای شرکت‌های بورسی پرداختند. آنان نشان دادندکه عواملی چون کیفیت مؤسسه حسابرسی، بازده دارایی‌ها، نسبت بدهی و موظف و غیر موظف بودن رئیس هیئت مدیره، دارای تأثیر بر این رتبه است. سجادی و همکاران ]12[ ویژگی غیرمالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران را‌ با کیفیت گزارشگری مالی بررسی کردند. نتایج نشان‌ می‌دهد اندازه شرکت، عمر شرکت و نوع صنعت، رابطه مثبت معنادار و ساختار مالکیت رابطه‌ای منفی با کیفیت گزارشگری مالی دارد اما رابطه نوع مؤسسه حسابرسی با کیفیت گزارشگری مالی‌ از لحاظ آماری معنادار نبود. در این راستا، محمدآبادی و همکاران ]17[ نیز نشان دادند که شواهدی در زمینه وجود اثر معکوس متغیرهای مرتبط با ساختار و اثر مستقیم متغیرهای مربوط به عملکرد با افشاء، دیده می‌شود. اعتمادی و یارمحمدی ]2[، عوامل مؤثر برگزارشگری میان دوره‌ای به موقع را مورد مطالعه قرار داده، به این نتیجه رسیدند که تنها میزان معاملات سهام شرکت‌ها در دوره‌های میانی، بر سرعت گزارشگری میان دوره‌ای آن‌ها تأثیر مثبت داشته و هرچه میزان معاملات در یک دوره بیشتر باشد، گزارش‌های آن دوره نیز سریع‌تر در بازار منتشر می‌گردد. کردستانی و رحیمی ]14[ دریافتند، با وجود این که میان سطح کیفیت گزارشگری مالی و مالکیت نهادی رابطه معناداری وجود دارد اما میان این سطح کیفی با هزینه سرمایه و عدم تقارن اطلاعاتی رابطه معناداری دیده نمی‌شود. علاوه بر این، ستایش و همکاران ]11[ در بررسی تأثیر کیفیت  افشاء بر نقدشوندگی و هزینه سرمایه شرکت‌های بورسی، یافتند که تنها میان کیفیت افشاء و هزینه سرمایه جاری و آتی رابطه منفی معناداری وجود. خانی و همکاران ]6[ انگیزه‌های اجباری و اختیاری افشاء را در سطح صورت‌های مالی، آزمون نمودند. نتایج پژوهش، نشان‌دهنده تأثیر متغیرهای افشاء شامل آستانه اهمیت، ضریب حساسیت سود و هزینه مالکانه، بر روی افشاء در سطح صورت‌های مالی است.

در این راستا، محافظه‌کاری و خصوصاً نوع مشروط آن، مورد توجه برخی از مطالعات بوده است. رضازاده و آزاد ]9[ رابطه میان عدم تقارن اطلاعاتی و محافظه‌کاری را بررسی کردند. یافته‌های آنان حاکی از این است که افزایش تقاضا به اعمال محافظه‌کاری در گزارشگری مالی، به دنبال افزایش عدم تقارن اطلاعاتی میان سرمایه‌گذاران صورت می‌گیرد. تأثیر محافظه‌کاری بر پایداری و توزیع سود توسط مشایخی و همکاران ]18[ بررسی گردید و تنها اثر منفی محافظه‌کاری بر توزیع سود سهام تبیین گشت. در مطالعه دیگر مهرانی و همکاران ]21[ در بررسی رابطه میان قراردادهای بدهی و اندازه شرکت با محافظه‌کاری، یافتند که تنها بین بدهی و محافظه‌کاری رابطه مثبت و معنا داری وجود دارد. اسدی و جلالیان ]1[ نیز رابطه میان ویژگی‌های چون ساختار سرمایه، سهامداران و بزرگی شرکت بر میزان اعمال محافظه‌کاری را مورد مطالعه قرار دادند و نتایج، بیان‌کننده تفاوت در روابط با توجه به معیارهای مختلف محافظه‌کاری است. سدیدی و همکاران ]13[ درجه محافظه‌کاری بر کیفیت سود و نرخ بازده را مورد ارزیابی قرار دادند. نتایج حاکی از آن است که شاخص کیفیت سود معرفی شده بر مبنای شاخص محافظه‌کاری می‌تواند بخشی از تفاوت نرخ بازده دارایی‌های عملیاتی و نرخ بازده سهام جاری با سال بعد را بیان کند. کردستانی و خلیلی ]14[ تأثیر محافظه‌کاری بر محتوای اطلاعاتی تفاضلی جریان‌های نقدی و اقلام تعهدی را اثبات کردند و نشان دادند که این محتوای اطلاعاتی در شرکت‌های با درجه محافظه‌کاری زیاد، بیشتر از شرکت‌هایی با درجه محافظه‌کاری کم است و بین محتوای اطلاعاتی تفاضلی با رتبه محافظه‌کاری شرکت‌ها همبستگی مثبتی وجود دارد. موسوی و همکاران ]19[ به بررسی رابطه و تأثیر محافظه‌کاری بر متغیر قیمت بازار سهم به ارزش دفتری در بورس اوراق بهادار تهران پرداخته شده است. نتایج آماری تحقیق پس از تفکیک اجزاء سود به تعهدی و نقدی، حاکی از عدم وجود رابطه میان این دو متغیر در بورس اوراق بهادار تهران است. محمودآبادی و مهتری ]16[ رابطه بین محافظه‌کاری حسابداری و کارایی سرمایه‌گذاری را مطالعه کردند و یافتند که میان محافظه‌کاری حسابداری و سرمایه‌گذاری آتی، در سطح شرکت‌ها و در سطح 7 گروه از صنایع، ارتباط معناداری وجود دارد.

در زمینه محافظه‌کاری مشروط، پورحیدری و غفارلو ]4[ اثر تأمین مالی بر تغییرات سطح محافظه‌کاری مشروط را مورد مطالعه قرار دادند. بر اساس یافته‌های آنان، شرکت‌هایی که از طریق حقوق صاحبان سهام تأمین مالی می‌کنند، هم در دوره تأمین مالی و هم در دوره قبل از آن، سطح محافظه‌کاری مشروط را کاهش می‌دهند. در مطالعه دیگر، هاشمی و همکاران ]23[ تأثیر محافظه‌کاری شرطی بر هزینه سرمایه سهام عادی را بررسی کردند و اثر محافظه‌کاری مشروط بر کاهش هزینه سرمایه را اثبات نمودند. پورحیدری و غفارلو ]3[، تأثیر ساختارهای رقابتی محصولات بر محافظه‌کاری مشروط را مورد مطالعه قرار دادند و ارتباط منفی میان ساختار رقابتی ومحافظه‌کاری مشروط را نشان دادند. رابطه میان میزان محافظه‌کاری شرطی اعمال شده و احتمال اخبار منفی آینده مورد مطالعه خدامی‌پور و مالکی‌نیا ]7[ قرار گرفت. یافته‌های تحقیق نشان می‌دهد که رابطه منفی و معناداری بین محافظه‌کاری شرطی اعمال شده و احتمال اخبار منفی آینده وجود دارد. همچنین نتایج حاکی از نبود رابطه معنادار بین محافظه‌کاری شرطی و واکنش بازار به اخبار خوب و بد شرکت‌ها است .ستایش و جمالیان‌پور ]11[ وجود محافظه‌کاری در گزارش‌گری مالی شرکت‌ها را بررسی کردند. نتایج حاصل از بررسی تفکیک اختلاف ارزش بازار و ارزش دفتری خالص دارایی‌ها نشان می‌داد که محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی در هر دو سطح پژوهش، اعم از کل شرکت‌ها و صنایع مختلف وجود داشته و روند آن نیز صعودی است.

فرضیه‌های پژوهش

با توجه به چارچوب نظری و پیشینه پژوهش و موارد فوق، فرضیه زیر مطرح می‌گردد:

فرضیه اول: محافظه‌کاری مشروط بر کیفیت افشاء مؤثر است.

فرضیه دوم: محافظه‌کاری مشروط بر به موقع بودن افشاء مؤثر است.

فرضیه سوم: محافظه‌کاری مشروط بر قابلیت اتکای افشاء مؤثر است.

 

روش پژوهش

این پژوهش به لحاظ نوع هدف، پژوهشی کاربردی است که با استفاده از مطالعات کتابخانه‌ای، اطلاعات لازم جمع‌آوری شده، با استفاده از مدل‌های رگرسیونی چند متغیره به آزمون فرضیات پرداخته شده است. علاوه بر این، پژوهش فوق، بر اساس خصوصیات موضوع و مساله تحقیق، در حوزه تحقیقات توصیفی و همبستگی قرار می‌گیرد. به منظور دستیابی به داده‌های مورد نیاز جهت پردازش فرضیه‌های پژوهش، از اطلاعات موجود در نرم افزار شرکت رهاورد نوین استفاده شده است. همچنین بررسی گزارش‌های امتیاز افشای شرکتی با مراجعه به سایت سیستم اطلاع‌رسانی سازمان ناشران (کدال) بورس اوراق بهادار تهران، به دست آمده است. در مرحله بعد، برای جمع‌آوری وطبقه‌بندی داده‌های آماری از نرم افزارExcel  استفاده شده است و برای انجام آزمون‌های آماری مربوطه از نرم افزار EViews نسخه 6، استفاده گردیده است.

متغیرهای پژوهش و مدل آزمون فرضیه‌ها

اندازه‌گیری کیفیت افشاء

با توجه به رویکرد موجود در پژوهش‌های پیشین (نوروش و حسینی ]22[، کمالیان و همکاران] 15[، حجازی و همکاران ]5[، ستایش و همکاران ]10[)، به منظور اندازه‌گیری متغیر کیفیت افشاء و دو معیار قابلیت اتکاء و به‌ موقع بودن به عنوان اجزای سازنده آن، از امتیازهای منتشر شده طی سال‌های 83 تا 89 استفاده گردیده است. این امتیازها در بازه‌های 3، 6، 9 و 12 ماهه، توسط بورس اوراق بهادار تهران منتشر می‌گردد و وضعیت شرکت‌های بورسی از جهت کیفیت افشاء و اطلاع‌رسانی را مورد بررسی قرار می‌دهد. سازمان بورس اوراق بهادار میزان کیفیت افشاء را بر اساس وضعیت اطلاع ‌رسانی شرکت‌های بورسی با توجه به دو معیار قابلیت اتکاء و به‌ موقع بودن ارسال اطلاعات محاسبه می‌نماید. اندازه‌گیری معیار به موقع بودن بر اساس زمان ارسال اطلاعات در مقاطع تعیین‌شده در دستورالعمل افشای اطلاعات و با لحاظ نمودن میزان تأخیر در ارسال اطلاعات و اعمال امتیار منفی به ازای هر روز تأخیر، مورد محاسبه قرار می‌دهد. این اطلاعات شامل پیش‌بینی‌های درآمد هر سهم، صورت‌های مالی میان ‌دوره‌ای حسابرسی ‌نشده، صورت وضعیت پرتفوی، اظهار نظرهای حسابرس نسبت به پیش‌بینی درآمد هر سهم، صورت‌های مالی میان ‌دوره‌ای شش ماهه، صورت‌های مالی حسابرسی‌ نشده و شده در پایان دوره مالی و برنامه ‌زمان‌بندی پرداخت سود سهامداران، توسط شرکت‌ها می‌باشد. معیار  قابلیت اتکای افشاء بر اساس میزان نوسانات و تغییرات در پیش‌بینی‌های ارسالی و همچنین تفاوت‌های میان مبالغ پیش‌بینی شده و عملکرد واقعی حسابرسی شده است. به عبارت دیگر، افزایش تغییرات در پیش‌بینی‌ها و تفاوت در مبالغ پیش‌بینی و واقعی، سبب کاهش در میزان امتیاز قابلت اتکاء می‌گردد. به دلیل تفاوت میان امتیازهای قابلیت اتکاء و به موقع بودن در سطح هر شرکت و در زمان‌های گوناگون، سازمان بورس امتیاز کیفیت افشاء را به صورت میانگین امتیازهای به موقع بودن و قابلیت اتکاء با وزن دو سوم و یک سوم مورد محاسبه قرار می‌دهد ]8[. با وجود معیار نهایی کیفیت افشاء، عواملی چون تغییرهای مستقل هر یک از معیارها، بررسی پایداری روابط و امکان تحلیل نتایج، بررسی تأثیر جداگانه محافظه‌کاری مشروط بر به موقع بودن و قابلیت اتکاء افشاء را ضروری می‌سازد. از جمله دلایل استفاده از معیارهای ذکر شده، استفاده از شاخص‌های عینی (زمان ارائه و تغییرات در پیش‌بینی‌های اطلاعات ارسالی) برای اندازه‌گیری معیارهای به موقع بودن و قابلیت اتکاء، جلوگیری از بروز سویه‌های ناشی از قضاوت‌های ذهنی و تفسیرهای شخصی محقق و امکان تکرار و مقایسه‌پذیری در پژوهش‌های آتی، است.

اندازه‌گیری محافظه‌کاری در سطح سال شرکت

گیولی و همکاران ]39[ اشاره کرده‌اند که به دلیل اندازه‌گیری جنبه‌ای از محافظه‌کاری توسط هریک از معیارهای مطرح در ادبیات، از چند معیار محافظه استفاده گردد. به این منظور دو معیار  C-scoreو CR به منظور سنجش محافظه‌کاری مشروط در سطح سال شرکت مورد استفاده قرار گرفته است.

خان و واتس ]44[ معیار محافظه‌کاری (C-Score) را بر اساس بسط مدل باسو ]28[ ارائه دادند. مدل مقطعی سالانه آنان به صورت زیر ارائه شد:

مدل (1)

15Xi=خ²1+خ²2Di+Riخ´1+خ´2SIZEi+خ´3MBi+خ´4LEVi+RiDiخ¼1+خ¼2SIZEi+خ¼3MBi+خ¼4LEVi+خ»1DSIZEi+خ»2DiMBi+ خ»3LEVi+خ»4SIZEi+خ»5MBi+خ»6LEVi+ei">  

در این مدل X، سود خالص شرکت i در سال t، R، بازده سهام خالص شرکت i در سالt، SIZE، ارزش بازار شرکت i درسالt، M/B، ارزش بازار به ارزش دفتری شرکت i درسال t،LEV بدهی به ارزش بازار شرکت i در سال t وD متغیر مجازی بوده که در صورت منفی بودن بازده، برابر با 1 و در غیر این صورت برابر صفر است. در این مدل به موقع بودن نامتقارن شناخت اخبار بد، تابعی خطی از ویژگی‌های خاص شرکت‌ها است. در این مدل شناخت محافظه‌کاری مشروط با عبارت C-Score اندازه‌گیری می‌گردد. به عبارت دیگر، C-Score به موقع بودن اخبار بد نسبت به اخبار خوب را نشان داده و معیاری برای محافظه‌کاری مشروط است.

 به منظور محاسبه ضرایب، ابتدا مدل 1 به صورت مقطعی سالانه[2] (مطابق با خان و واتس ]39[) برای هر سال برازش شده و پس از استخراج ضرایب مدل در هر سال، معیار محافظه‌کاری در سطح هر شرکت و تابعی از ویژگی‌های خاص شرکت، محاسبه می‌گردد. از آنجایی که مدل یک به صورت مقطعی برازش می‌گردد، برآوردهای 15خ¼i">  (( 15i"> =1,…,4 در میان شرکت‌ها ثابت و در طی زمان متغیر است.

مدل (2)

15C_score=خ¼1+خ¼2SIZEi+خ¼3MBi+خ¼4LEVi">  

علاوه بر این، کالن و همکاران ]33[ معیار محافظه‌کاری مشروط مبتنی بر بازار را ارائه کردند. نسبت محافظه‌کاری مشروط (CR)، میزانی از شوک‌های اطلاعاتی عایدات است که در عایدات جاری شناسایی گردیده است. انتظار می‌رود این نسبت در صورتی افزایش انعکاس شوک‌های منفی نسبت به شوک‌های مثبت به یک نزدیک شود. این معیار از مدل تجزیه کننده بازده که توسط وولتیناهو ]50[مطرح شده است، بهره می‌گیرد و نشان می‌دهد که شوک به بازده نشأت گرفته از دو منبع است: اولاً شوک‌های سود سهام جاری و آتی و ثانیاً شوک به نرخ تنزیل جاری و آتی.

مدل (3)

15rt-Et-1(rt)=Ne – Nr">  

به منظور دستیابی به اخبار عایدات و عایدات غیرمنتظره جاری مطابق با کالن و همکاران ]33[، یک مدل خود رگرسیونی برداری[3] خطی لگاریتمی تشکیل شده است. علاوه بر این، در راستای پژوهش‌های پیشین فرض بر این است که ماتریس ضرایب مدل خود رگرسیون برداری طی زمان و در بین شرکت‌ها ثابت می‌باشد. این مدل خود رگرسیون برداری شامل سه متغیر لگاریتم بازده سهام (r)، لگاریتم یک به علاوه سود خالص تقسیم بر حقوق صاحبان سهام در ابتدای دوره (roe) و لگاریتم ارزش دفتری به ارزش بازار(bm) است. معادلات ذکر شده به شرح زیر میباشد: 

مدل (4)

15rt=خ±1rt-1 + خ±2 roet-1 + خ± 3bmt-1+ خ·1,t">  (4-1)

15roet=خ²1rt-1+ خ²2roet-1+خ²3bmt-1+خ·2,t"> (4-2)

15bmt=خ´1rt-1 +خ´2roet-1 +خ´3bmt-1+خ·3.t"> (4-3)

در مرحله بعد، با استفاده از ماتریس ضرایب به دست آمده از مدل خود رگرسیونی برداری و تشکیل بردار ضرایب (A)، بردار جزء خطاها (η)، e1و e2(بردارهای یکه ]1،0،0] , [0،1،0[)، ρ (برابر با مقدار ثابت.967/0[4]) و ماتریس واحد I، عبارات زیر به منظور محاسبه اخبار نرخ تنزیل (Nr) و اخبار عایدات (Ne) به دست می‌آید:

مدل (5)

15Nr=e1دپA(I-دپA)-1خ·1">

 مدل (6)

15Ne=e2 (I-دپA)-1خ·2">       

در نهایت با استفاده از جزء خطای معادله دوم به عنوان نماینده عایدات غیر منتظره جاری و اخبار عایدات طبق عبارت 2-4، سطح محافظه‌کاری مشروط از نسبت عایدات غیر منتظره جاری به کل اخبار عایدات حاصل می‌شود. به عبارت دیگر، در صورت وقوع شوک‌های منفی به عایدات، 15CRit">  نشان می‌دهد که چه نسبتی از شوک‌های غیرمنتظره عایدات جاری و آتی در عایدات جاری شناسایی شده است.

مدل (7)

15CRit=خ·2itNeit">

در مرحله بعد به دلیل کاهش خطای موجود در معیارهای محافظه‌کاری، پس از محاسبه دو معیار score-C و CR، مطابق با رویکرد هوی و همکاران ]37[ رتبه هر معیار محافظه‌کاری در سطح شرکت محاسبه شده و میانگین رتبه (ARCC) به عنوان معیار نهایی محافظه‌کاری مشروط برای هرشرکت انتخاب شده است. استفاده از رتبه معیارها از بروز سویه مشاهدات و اختلال مقادیر بزرگ جلوگیری می‌نماید.

پس از اندازه‌گیری معیار محافظه‌کاری مشروط (ARCC)، به منظور بررسی رابطه بین کیفیت افشاء حسابداری و محافظه‌کاری مشروط و سپس جایگزینی با سایر متغیرهای وابسته شامل: به موقع بودن (TIMEL) و قابلیت اتکاء (RELIE)، مدل شماره 8، ارائه شده است. در این مدل متغیر مستقل همراه با برخی متغیرهای مؤثر بر افشاء به عنوان متغیرهای کنترلی، از جمله بازده دارایی‌ها به عنوان معیار عملکرد شرکت، ارزش بازار به ارزش دفتری به عنوان معیار رشد و کنترلی برای محافظه‌کاری نامشروط، اندازه شرکت و اهرم، به شرح زیر استفاده می‌شود:

مدل (8)

15DisQi,t= a1+a2ARCCit+a3ROAi,t">

15+a4MVBVi,t+a5SIZEi,t+a6LEVi,t+ei,t">

15DisQ=23أ—TIMEL+13أ— RELIE">

DisQi,t: کیفیت افشاء حسابداری شرکت i برای سال t است که بر اساس میانگین موزون امتیاز به موقع بودن و قابل اتکا بودن با وزن‌های دو سوم و یک سوم است.

:TIMELi,tبه موقع بودن افشای شرکت  i برای سال t.

:RELIEi,t قابلیت اتکاء افشای شرکت i برای سال t.

ARCCit: معیار محافظه‌کاری مشروط (میانگین رتبه معیار C_SCORE و (CR

ROAi,t: سود و زیان خالص شرکت i برای سال t تقسیم بر دارایی‌های شرکت i در ابتدای سال .t

MVBVi,t: ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت i در سال t تقسیم بر ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام شرکتi  در پایان سال .t

LEVi,t: مجموع بدهی‌ها تقسیم بر مجموع ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکتi  در پایان سال  .t

SIZEi,t: لگاریتم طبیعی مجموع ارزش بازار شرکتi  در پایان سال .t

ei,t: خطای مدل

 

 جامعه و نمونه آماری

 در این پژوهش، جامعه آماری کلیه شرکت‌های پذیرفته در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌ها 83 تا 89 هستند. نمونه مورد بررسی به روش حذفی و با توجه به محدودیت‌های زیر انتخاب گردیده است:

1- تا قبل از سال 1383 در بورس اوراق بهادار پذیرفته شده باشند.

2- به منظور افزایش قابلیت مقایسه، دوره مالی آن‌ها منتهی به 29 اسفند ماه باشد.

3- طی سال‌های مالی مذکور تغییر سال مالی و توقف فعالیت نداشته باشند.

4- با توجه به استفاده از ارزش بازار حقوق صاحبان سهام، سهام شرکت در هر سال حداقل یک بار معامله شده باشد و ارزش دفتری آن منفی نباشد.

5- به دلیل تفاوت موجود در فعالیت‌ها، جزء شرکت‌های واسطه‌گری مالی، هلدینگ و بانک نباشد.

6- اطلاعات مالی آنها برای دوره مورد نظر پژوهش در دسترس باشد.

با استفاده از نمونه‌گیری و اعمال محدودیت‌های فوق، تعداد 142 شرکت طی سال‌های1383 تا 1389 به عنوان نمونه انتخاب شده است.(برای برخی از متغیرها از اطلاعات سال 82 استفاده شده است)

 

تجزیه تحلیل داده‌ها

پس از جمع‌آوری داده‌های مورد نیاز در مرحله اول، دو معیار C_SCORE و  CRبه عنوان سنجش محافظه‌کاری مشروط مورد بررسی قرار گرفت. به منظور محاسبهC_SCORE  ابتدا مدل شماره 1 به صورت مقطعی برای هر سال برازش شده و پس از استخراج ضرایب، با کمک عبارت شماره 2، معیار محافظه‌کاری درسطح هر شرکت محاسبه گردید. در نتیجه، میانگین ضرایب مدل شماره 1 در طی 7 سال به صورت مدل 9 ارائه می‌شود:

m1325 /0=         m2289/0- =      

m3006/0=             m4 361/0 =

مدل (9)

15C-SCORE=0325">

15+-0289Sizei">

15+(0/006)MBi +(0.361)Levi">

علاوه بر این همان‌گونه که پیش از این ذکر شد برای محاسبه معیار محافظه‌کاری مشروط (CR) تخمین ضرایب مدل VAR مورد نیاز است. به منظور تخمین مدل‌های VAR ابتدا باید ایستایی متغیر بررسی گردد و سپس تعداد وقفه‌های بهینه مدل انتخاب شود. در این مدل از یک مدل VAR صرفه‌جو[5] با وقفه یک سال استفاده شده و آزمون ایستایی متغیرها با معیار ریشه واحد تعمیم یافته دیکی فولر[6] مورد بررسی قرارگرفته است. همان‌گونه که در نگاره شماره 2 ارائه شده است، مقادیر این آماره در سطح اطمینان  99% معنی‌دار بوده و در نتیجه

نگاره شماره 1. آمار توصیفی

 

 

متغیر

تعریف عملیاتی

میانگین

میانه

بیشینه

کمینه

انحراف استاندارد

 

AQ

کیفیت افشای حسابداری

8/53

69/55

98

13-

61/23

 

TIMEL

به موقع بودن افشاء

73/53

3/52

5/100

5/19-

37/27

 

RILIE

قابلیت اتکاء افشاء

8/46

23/45

94/99

67/8-

13/25

 

ARCC

میانگین رتبه معیار C_SCORE و CR

77/375

7/383

5/847

1

56/202

 

ROA

بازده دارایی‌ها

13/0

11/0

53/0

32/0-

12/0

 

LEV

اهرم

26/2

83/1

57/61

90/57-

75/4

 

SIZE

اندازه

67/12

54/12

51/17

94/8

49/1

 

RE

بازده سهام

22/0

11/0

34/7

37/1-

58/0

 

ROE

بازده سرمایه

46/0

36/0

84/8

69/2-

64/0

 

BM

ارزش دفتری به بازار

64/0

51/0

19/4

02/0

49/0

                 

لازم به ذکر است پیش از برآورد مدل، در ابتدا مفروضات رگرسیون مورد بررسی قرار گرفته و خطی بودن رابطه از طریق آزمون فیشر (برابر با 11/73 و در سطح اطمینان 99%) بررسی گشته و وجود همبستگی میان خطاها با تأخیر متغیر وابسته رفع گردید است (آماره دوربین واتسون برابر با 29/2). علاوه بر این، به منظور خودداری از ذکر مجدد، فرض نرمال بودن خطاها و عدم خود همبستگی بین متغیرهای پژوهش در کلیه رگرسیون‌های ارائه شده بررسی شد و مشکلی از این بابت مشاهده نگردید.

 

متغیرهای مورد استفاده در مدل VAR ایستا می‌باشند. علاوه بر این، مقادیر آماره‌های t در معادلات خود رگرسیون ‌برداری حکایت از وجود معناداری ضرایب متغیر بازده سهام، بازده سرمایه و ارزش بازار به دفتری با مقادیر تأخیری سایر متغیرهای ارائه شده در سطح اطمینان 99% است. نتایج این آزمون و ضرایب معادلات 1-4، 2-4 و 3-4 در نگاره 2 ارائه گردیده است.

پس از محاسبه دو معیارهای محافظه‌کاری مشروط، میانگین رتبه‌های هر معیار در سطح هر شرکت (ARCC) محاسبه گشته و در مرحله نخست و به منظور بررسی فرضیه اول، مدل شماره 8 با استفاده از داده‌های ترکیبی و همراه با امتیاز کیفیت افشاء به عنوان متغیر مستقل، برازش شده است.

 

 

 

 

 



                                                                                                                                                                                                                                          

نگاره شماره 2. ضرایب مدل خودرگرسیون برداری

Bm

Roe

Ret

 

25/0-*

07/0*

08/0*

Ret-1

[-12/6]

[ 39/3]

[ 25/2]

 آماره t

-12/0*

56/0

26/0*

Roe-1

[-35/2]

[ 75/20]

[ 53/5]

t  آماره

71/0*

-13/0*

06/ 0*

Bm-1

[ 05/34]

[-97/11]

[ 29/3]

t آماره

-89/3*

-82/18*

-62/18*

آماره دیکی فولر

* معناداری در %99

 

همان‌گونه که در نگاره شماره 3 قابل ملاحظه است، نتایج حاصل از برازش رگرسیون ترکیبی نشان می‌دهد که معیار محافظه‌کاری مشروط دارای رابطه منفی(آماره t برابر با 35/6- و معناداری در سطح اطمینان 99%) به شدت 011/0 با کیفیت افشاء است. این ضریب نشان می‌دهد که در صورت ثابت بودن سایر متغیرها، یک واحد تغییر در محافظه‌کاری مشروط باعث تغییر 011/ 0واحدی و در جهت عکس در کیفیت افشاء می‌گردد. به عبارت دیگر، محافظه‌کاری مشروط دارای رابطه جانشینی با کیفیت افشاء حسابداری بوده و در حالتی که شرکت‌ها به اعمال سویه محافظه‌کارانه در صورت‌های مالی می پردازند، تمایل کمتری به ارائه افشای با کیفیت در صورت‌های مالی دارند. علاوه براین، نتایح آزمون t در مورد بازده دارایی نشان‌دهنده اثر مثبت عملکرد(بازده دارایی‌ها) بر افزایش کیفیت افشاء است.

نگارهشماره3. آزمون فرضیه اول

متغیرمستقل

 

ثابت

ARCC

ROA

LEV

MB

SIZE

AR(1)

DISQ

ضرایب:

*46/51

011/0-*

36/28*

01/0-

15/0

82/0

33/0*

:F آماره

آماره t:

43/4

35/6-

5/4

49/1-

84/0

85/0

17/9

011/73*

ضریب تعیین اصلاح شده: 34%

معناداری در %99*

 

آماره دوربین واتسون:

29/2

علاوه بر این، به منظور بررسی فرضیه دوم و سوم و در نتیجه نقش عناصر مؤثر بر کیفیت افشاء، مدل شماره 8 با استفاده از داده‌های ترکیبی و در دو مرحله همراه با میزان قابلیت اتکا و به موقع بودن افشاء به عنوان متغیر مستقل بر ازش گردید. همان‌گونه که در نگاره (4) قابل ملاحظه است، بررسی رابطه بین محافظه‌کاری مشروط به عنوان متغیر وابسته با قابلیت اتکاء و به موقع بودن عنوان متغیرهای مستقل و نتایج آزمون t نشان داد که محافظه‌کاری مشروط به ترتیب دارای تأثیری منفی به شدت 02/0- و 03/0- بر به موقع بودن و قابلیت اتکاء اطلاعات ارائه شده می باشد که در سطح اطمینان 99% معنادار است.

در این دو مدل نیز بازده دارایی‌ها به عنوان معیار عملکرد دارای تاثیری مثبت (آماره t به ترتیب برابر با 25/10و5/4 و معناداری درسطح اطمینان 99%) کیفیت افشاء است. قابل ذکر است که در بررسی خطی بودن روابط در هر دو مدل برازش شده توسط آزمون فیشر(به ترتیب 45/25 و75/33 برای قابلیت اتکاء و به موقع بودن به عنوان متغیر وابسته و معناداری در سطح 99%) و شرط عدم همبستگی خطاها پس اعمال وقفه مرتبه اول متغیر وابسته توسط آزمون


نگاره شماره 4. آزمون فرضیه دوم و سوم

متغیر مستقل

 

ثابت

ARCC

ROA

LEV

MB

SIZE

AR (1)

TIMIE

ضرایب:

29/57*

02/0-*

87/57*

02/0

19/0

13/0-

28/0. *

:Fآماره

آماره t:

1/5

61/4-

1/25

1

55/0

14/0-

25/8

45/28*

ضریب تعیین اصلاح شده:16%

* معناداری در 99%

:آماره دوربین واتسون

14/2

متغیر مستقل

 

ثابت

ARCC

ROA

LEV

MB

SIZE

AR(1)

RELIE

ضرایب:

*44/46

03/0-*

81/41*

26/0-

25/0

89/0

33/0*

:Fآماره

آمارهt:

34/4

35/6-

5/4

49/1-

84/0

03/1

17/9

75/33 *

ضریب تعیین اصلاح شده: 19%

* معناداری در 99%

:آماره دوربین واتسون

9/1


دوربین واتسون (به ترتیب 14/2 و 9/1) بررسی گشت. علاوه بر این مدل برازش شده با متغیر کیفیت افشاء به دلیل بالاتر بودن ضریب تعیین اصلاح شده (34%) نسبت به سایر مدل‌های بررسی شده دارای توضیح‌دهندگی مطلوب‌تری است.

 

 نتیجه‌

با توجه به پیامدهای اقتصادی کاهش عدم تقارن اطلاعاتی در بازارهای سرمایه به شکل نحوه انتخاب و ارائه اطلاعات حسابداری، این پژوهش به بررسی تأثیر اعمال محافظه‌کاری مشروط بر کیفیت افشاء حسابداری به شکل رعایت الزامات به موقع بودن و قابلیت اتکاء پرداخته است. نتایج برگرفته از آزمون فرضیه اول وجود رابطه منفی معنی‌دار میان محافظه‌کاری مشروط و کیفیت افشاء را اثبات می‌کند. به عبارت دیگر، اعمال سویه‌های محافظه‌کارانه در صورت‌های مالی،کاهش انگیزه مدیریت در ارائه افشاء را به دنبال دارد. در راستای اشاره به نقش اطلاعاتی محافظه‌کاری مشروط در ادبیات حسابداری، نتایج این پژوهش نشان می‌دهد که محافظه‌کاری مشروط و ارائه افشاء به عنوان دو راهبرد اطلاعاتی جانشین توسط مدیران به کار برده می‌شوند. علاوه بر این آزمون فرضیه دوم مطرح شده در این پژوهش، همسو با نتایج گیگلر و همر ]40[، نشان داد که رابطه منفی معناداری بین محافظه‌کاری مشروط و ارائه اطلاعات به موقع توسط شرکت‌های بورسی وجود دارد. این یافته نشان می‌دهد که وجود سیستم حسابداری محافظه‌کارانه باعث کاهش مزایای ارائه اطلاعات به موقع (به صورت تسهیم ریسک) شده و در نتیجه تمایل مدیران در ارائه به موقع اطلاعات را کاهش می‌دهد. در فرضیه سوم نیز نتایج پژوهش نشان داد که اعمال محافظه‌کاری مشروط باعث کاهش قابلیت اتکا اطلاعات، به صورت ایجاد نوسان و خطا در پیش‌بینی‌های صورت گرفته، می‌گردد. این یافته همسو با نتایج باندیوپادیهای و همکاران ]27[ نشان می‌دهد که محافظه‌کاری مشروط به دلیل عدم اطمینان موجود دربرآورد اقلام تعهدی، به منظور انعکاس سریعتر اخبار بد، سود را دچار خطای اندازه‌گیری کرده و باعث کاهش امتیاز شرکت‌ها از بابت قابلیت اتکاء گشته است.

 محدودیت‌های پژوهش و پیشنهادها

از جمله محددیت‌های این پژوهش می‌توان به:

1- احتیاط در تعمیم‌پذیری یافته‌های ارائه شده به دوره‌های قبل و بعد از سال‌های 83 تا 89.

2- با توجه به در نظر نگرفتن اثر صنعت در این پژوهش، امکان تغییر در نتایج ارائه شده با در نظر گرفتن این اثرات در مدل‌های استفاده شده وجود دارد.

3- نبود سایر مؤسسات امتیازدهی در زمینه انتشار امتیازات افشاء شرکتی به منظور بررسی پایداری روابط.

 به منظور پژوهش های آتی پیشنهاد می‌شود:

1- با توجه به وجود سایر معیارهای سنجش محافظه‌کاری در ادبیات، پایداری روابط در صورت استفاده از سایر معیارهای محافظه‌کاری مبتنی بر بازار و مبتنی بر اقلام حسابداری مورد بررسی قرار گیرد.

2- با عنایت به این که در این پژوهش از امتیاز نهایی افشاء شرکتی ارائه شده توسط سازمان بورس استفاده شده است، پیشنهاد می‌گردد در پژوهش‌های آتی به بررسی این امتیاز در کنار سایر معیارهای منعکس کننده کیفیت افشاء و گزارشگری مالی پرداخته شده تا علاوه بر سنجش اعتبار، نقش اطلاعاتی معیار مذکور مورد توجه قرار گیرد.

1- در پژوهش‌های که به بررسی اثر رویه‌های حسابداری بر هزینه سرمایه و ارزش مربوط بودن این رویه‌ها می‌پردازند، تفاوت در سیاست‌های افشاء و اطلاع‌رسانی شرکت مورد توجه قرار داده شود و کنترل‌هایی از این بابت صورت گیرد.

2- پژوهش‌هایی به منظور بررسی نقش محافظه‌کاری نامشروط در سیاست‌های افشاء مورد بررسی قرار گیرد.

3- گرچه مطالعات گسترده‌ای در مورد محافظه‌کاری انجام گرفته است اما همچنان نیاز به بررسی اعتبار معیارهای دیگر محافظه‌کاری و روابط این معیارها در میان شرکت‌های بورسی احساس می‌شود.

4- نیاز به بررس نقش محافظه‌کاری و افشاء در پیش‌بینی وضعیت مالی آتی شرکت‌ها چون شرایط نقدینگی و درماندگی مالی شرکت‌ها احساس می‌شود.

 



[1]signaling

[2] Annual cross-section

[3] Vector auto regression

 [4]با توجه به مطالعات ولتیاهو ]50[، کالن و همکاران ]33[ و هاشمی و همکاران ]23[

[5] parsimonious

[6] Adjusted Dickey-fuller unit root test

 

1- اسدی، غلامحسین و رامین جلالیان. (1391). «بررسی تأثیر ساختار سرمایه، سهامداران و بزرگی شرکت بر میزان اعمال محافظه‌کاری در شرکت‌ها»، فصلنامه بررسی‌های حسابداری وحسابرسی، ش 1، صص 14-67.

2- اعتمادی، حسین و اکرم یارمحمدی. (1382). «بررسی عوامل مؤثر بر گزارشگری میان دوره‌ای به موقع در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران»، علوم اجتماعی و انسانی دانشگاه شیراز، ش 87، صص 38-99.

3- پورحیدری، امید و عباس غفارلو. (1391). «بررسی ارتباط ساختارهای رقابتی محصولات و محافظه‌کاری مشروط حسابداری»، مجله پژوهش‌های حسابداری مالی، ش 62، صص 2-31.

4- پورحیدری، امید و عباس غفارلو. (1390). «تأمین مالی و تغییرات سطح محافظه‌کاری مشروط حسابداری»، فصلنامه بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، ش 66، صص 15-28.

5- حجازی، رضوان، رحمانی، علی و زهرا مظفری. (1389). «بررسی اثر افشای اطلاعات بر کیفیت اطلاعات منتشره شرکت‌های پذیرفته شده در بورس بوراق بهادار تهران»، فصلنامه بورس اوراق بهادار تهران، ش 3، صص 36-23.

6- خانی، عبدا... و آمنه میرباقری رودباری. (1391). «تأثیر آستانه اهمیت و انگیزه‌های اختیاری مدیران بر افشای اطلاعات شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران»، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، ش 67، صص55-72.

7- خدامی‌پور، احمد و رحیم مالکی‌نیا. (1391). «بررسی رابطه بین میزان محافظه‌کاری شرطی و اخبار منفی آینده در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران»،  فصلنامه دانش حسابداری، ش 10، صص7-27.

8- سازمان بورس اوراق بهادار تهران. (1391). «کیفیت افشاء و اطلاع‌رسانی سایت سازمان بورس (www.codal.ir)

9- رضازاده، جواد و عبداله آزاد. (1387). «رابطه‌ بین عدم تقارن اطلاعاتی و محافظه‌کاری در ‌گزارشگری مالی»،  فصلنامه بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره ۱۵، ش ۱، صص 63-80.

10- ستایش، محمدحسین، کاظم‌نژاد، مصطفی و مهدی ذوالفقاری. (1390). «بررسی تأثیر کیفیت افشاء بر نقدشوندگی و هزینه سرمایه سهام شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران»، مجله پژوهش‌های حسابداری مالی، ش 9، صص 55-74.

11- ستایش، محمدحسین و مظفر جمالیان‌پور. (1389). «بررسی وجود محافظه کاری در گزارشگری مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران»، مجله پیشرفت‌های حسابداری، ش 58، صص85-120.

12- سجادی، سیدحسین، زراءنژاد، منصور و علیرضا جعفری. (1388). «ویژگی‌های غیرمالی مؤثر بر کیفیت گزارشگری مالی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران»، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، ش 57، صص 51-67.

13- سدیدی، مهدی، ثقفی، علی و شاهین احمدی. (1390). «محافظه‌کاری حسابداری و تأثیر کیفیت سود بر بازده دارایی‌ها»،  فصلنامه دانش حسابداری، ش6، صص 11-24.

14- کردستانی، غلامرضا و مهدی خلیلی. (1390). «تأثیر محافظه‌کاری بر محتوای اطلاعاتی تفاضلی جریان‌های نقدی و اقلام تعهدی»، فصلنامه دانش حسابداری، ش 4، صص 53-104.

15- کمالیان، امین‌رضا، نیک‌نفس، علی‌اکبر ، افشاری‌زاده، امید و رضا غلامعلی‌پور. (1389). «تبیین عوامل مؤثر بر رتبه افشای اطلاعات شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران با رویکرد داده کاوی»، فصلنامه بورس اوراق بهادار تهران، ش11، صص 144-125.

16- محمودآبادی، حمید و زینب مهتری. (1390). «رابطه بین محافظه کاری حسابداری و کارایی سرمایه‌گذاری شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران»، مجله پیشرفت های حسابداری، ش 2، صص 113-140.

17- محمدآبادی، مهدی، مشایخی بیتا و محمد مهدی میرزایی عباس‌آباد. (1391). «بررسی تأثیر محافظه‌کاری و ویژگی‌های ساختاری و عملکردی شرکت بر کیفیت افشاء»، تحقیقات حسابداری و حسابرسی، ش 13، صص 1-21.

18- مشایخی، بیتا، محمدآبادی، مهدی و حصارزاده، رضا. (1388). «تأثیر محافظه‌کاری حسابداری بر پایداری و توزیع سود»، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 16، ش 56، صص 107-154.

19- موسوی شیری، محمود، دهقان عصمت‌آبادی، محمدجواد و علیرضا کریمی ریابی. (1390). «رابطه محافظه کاری و نسبت قیمت بازار سهم به ارزش دفتری(P/B)  در بورس اوراق بهادار تهران»، تحقیقات حسابداری و حسابرسی، ش 12، صص 102-126.

20- مهرانی، کاوه، کردلر ابراهیمی، علی و محمدعلی حلاج. (1390). «بررسی رابطه بین اقلام تعهدی غیرمنتظره و محافظه‌کاری در حسابداری در بورس اوراق بهادار تهران»، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 18، ش 63، صص 113-128.

21- مهرانی، کاوه، وافی‌ثانی، جلال و محمد حلاج. (1389). «رابطه قراردادهای بدهی و اندازه‌ شرکت با محافظه‌کاری در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران»،فصلنامه بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره ۱۷، ش ۱، صص 97-112.

22- نوروش، ایرج و سیدعلی حسینی. (1387). «بررسی رابطه بین کیفیت افشاء ( قابلیت اتکاء و به موقع بودن) و مدیریت سود»، فصلنامه بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، ش 55، صص 117-144.

23- هاشمی، سیدعباس، فرهمند، شکوفه و ناصر شامیرزائی جشوقانی. (1390). «تأثیر محافظه‌کاری شرطی بر هزینه سرمایه سهام عادی»،  فصلنامه دانش حسابداری، سال دوم، ش 7، صص 47-67.

24- صمیمی، یاسر و عبداله آقایی. (1384). «رابطه بین مدیریت سود و کیفیت افشاء»، فصلنامه مطالعات مدیریت صنعتی دانشگاه علامه طباطبایی، ش 10، صص 1-24.

25- Ball, R., Robin, A., & Sadka, G (2008).Is financial reporting shaped by equity markets or by debt markets? An international study of timeliness and conservatism.Review of Accounting Studies ,13(2/3), 168−205.

26- Ball, R., & Shivakumar, L (2005). Earnings quality in UK private firms: Comparative loss recognition timeliness. Journal of Accounting and Economics,39 (1), 83−128.

27- Bandyopadhyay, S., C. Chen, A. Huang, and R. Jha) 2010) .Accounting conservatism and the temporal trends in current earnings' ability to predict future cash flows versus future earnings: Evidence on the trade-off between relevance and reliability. Contemporary Accounting Research,27 ,344.

28- Basu, S (1997). The conservatism principle and the asymmetric timeliness of earnings.Journal of Accounting and Economics, 24,3−37.

29- Basu, S (2005). Discussion of ‘Conditional and unconditional conservatism: Concepts and modeling. Review of Accounting Studies, 10 (2/3), 311−321.

30- Bagnoli, M. and S. Watts(2005). Conservative accounting choices. Management Science,51(5), 786801.

31- Beaver, W. and S. Ryan(2000).Biases and lags in book value and their effects on the ability of the book-to-market ratio to predict book return on equity. Journal of Accounting Research, 38 (1),127-148.

32- Beaver, W., & Ryan, S (2005). Conditional and unconditional conservatism: Conceptsand modeling. Review of Accounting Studie. 10(2/3), 269-309.

33- Callen, J., D. Segal, and O. Hope(2010). The pricing of conservative accounting and the measurement of conservatism at the firm-year level. Review of Accounting Studies ,15 (1) (Mar): 145. 

34- Cano-Rodrguez, M(2010). Big auditors, private firms and accounting conservatism: Spanish evidence. European Accounting Review,19(1), 131−159).

35- Core, J. E. (2001), A Review of the Empirical Disclosure Literature: Discussion, Journal of Accounting & Economics, 31(1-3), pp. 441-455

36- Gietzmann, M., & Trombetta, M(2003). Disclosure interactions: Accounting policy choice and voluntary disclosure effects on the cost of raising outside capital. Accounting and Business Research , 33(3), 187-205.

37- Hui, K., S. Matsunaga, and D. Morse(2009). The impact of conservatism on management earnings forecasts. Journal of Accounting &Economics ,47 (3) (Jun),192.

38- Givoly, D., and C. Hayn(2000). The changing time-series properties of earnings, cash flows and accruals: Has financial reporting become more conservative?. Journal of Accounting & Economics,29 (3) (Jun),287.

39- Givoly, D., Hayn, C. and Natarajan, A., )2007(. Measuring Reporting Conservatism.The Accounting Review, 82, 65-106.

40- Gigler, F., and T. Hemmer(2001). Conservatism, optimal disclosure policy, and the timeliness of financial reports. The Accounting Review, 76(4), 471-493.

41- Guay, W., & Verrecchia, R(2007). Conservative disclosure.Working Paper, University of Pennsylvania.

42- -Iatridis, M)2011(.Accounting discloser, accounting quality and conditional and unconditional conservatism. International review of financial analysis,pp.88-102.

43- Jensen, M.C. and Meckling, W.H. (1976), Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure, Journal of Financial Economics, 3(10), pp.

44- Khan, M., and R. Watts( 2009). Estimation and empirical properties of a firm-year measure of accounting conservatism. Journal of Accounting & Economics,48 (2/3) (Dec),132.

45- Lobo, G. J. and Zhou, J.(2006) Did Conservatism in Financial Reporting Increase After the Sarbanes-Oxley Act?Initial Evidence.  Accounting Horizons, 20, 57-73.

46- LaFond, R., and R. Watts(2008). The information role of conservatism. The Accounting Review, 83(2), 447−478.

47- Penman, S., and X. Zhang(2002).Accounting conservatism, the quality of earnings, and stock returns. The Accounting Review,77, 23.

48- Richardson, S. A., R. G. Sloan, M. T. Soliman, and I. Tuna.(2005). Accrual Reliability, Earnings Persistence and Stock Prices. Journal of Accounting and Economics 39 (3): 437-485.

49- Ross, S.A. (1977), The Determination of Financial Structure: the Incentive-signalling Approach', The Bell Journal of Economics, 8(1), pp. 23-4.

50- Vuolteenaho, T(2002).What drives firm-level stock returns. Journal of Finance,57, 233–264.

51- Singhvi, S.S. and Desai, H.B. (1971), An Empirical Analysis of Financial Disclosure, Accounting Review, 46(1), pp. 129-139.

52- Sun ,Y. Xu ,W. (2012),The role of accounting conservatism in management forecast bias ,Journal of Contemporary Accounting & Economics, 8, 64–77.

53- Wang, R., C. Hogartaigh, and T. van Zijl(2009). Measures of accounting conservatism: A construct validity perspective. Journal of Accounting Literature, 28,165.

54- Watts, R(2003) Conservatism in accounting, part I: Explanations and implications. Accounting Horizons, 17, 207−221