تعدیل مدل محافظه‌کاری شرطی با لحاظ‌کردن اثر تئوری چسبندگی هزینه

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشیار حسابداری، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران

2 دانشجوی دکتری حسابداری، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز

3 کارشناس ارشد حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تهران مرکزی، تهران، ایران

چکیده

هدف این پژوهش، تعدیل مدل محافظه‌کاری شرطی با لحاظ‌کردن اثر تئوری چسبندگی هزینه در شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است؛ بنابراین، ‌مدل‏های باسو [14]، خان و واتس [24] و لافوند و ریچادوری [26] بر اساس تأثیر تئوری چسبندگی هزینه تعدیل شده است. بدین‌منظور، دو فرضیه برای بررسی این موضوع تدوین و داده­های مربوط به 105 شرکت عضو بورس اوراق بهادار برای دوره­ زمانی سال‎های 1384 تا 1393 ‌تجزیه و تحلیل شد. الگوی رگرسیون پژوهش با استفاده از روش داده‌های تابلویی با رویکرد اثرات ثابت، بررسی و آزمون شد. نتایج نشان داد کنترل‌نکردن چسبندگی هزینه در مدل محافظه‌کاری سبب تعصب رو به بالا در برآورد محافظه‌کاری شده است. به‌عبارت‌ دیگر، مدل تعدیل‌شده برآورد دقیق‌تری از میزان محافظه‌کاری اندازه‌گیری‌شده ارائه می­دهد. همچنین، نتایج نشان داد‌ برآورد تغییرات محافظه‌کاری در مدل استاندارد، به‌دلیل ‌کنترل‌نکردن تغییرات چسبندگی هزینه در شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تحریف می‌شود.

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

Adjustment of conditional conservatism model with respect to the effects of Theory Cost Stickiness

نویسندگان [English]

  • vali khodadadi 1
  • javad nik kar 2
  • elahe malek khodai 3
1 Associate professor of accounting, Shahid Cahmran University of Ahvaz, Iran
2 Ph.D. Student in Accounting, Shahid Cahmran University of Ahvaz, Iran
3 MSC in Accounting, Islamic Azad University, Tehran Central Unit, Iran
چکیده [English]

The aim of this study was to modify the model of conditional conservatism with regard to the effect of theory costs stickiness in listed companies on the Tehran Stock Exchange. So, in this research,  models of Basu (1997), Khan and Watts (2009) and Lafond and Raychaudhuri (2008 were adjusted based on the impact of Cost stickiness theory. For this purpose, two hypotheses are developed. Required data were collected from a sample of 105 companies listed on the Tehran Stock Exchange during 2006 to 2015. The collected data were analyzed using panel data regression model with fixed effects approach. Results showed that the lack of control on costs stickiness in conservatism models, causes upward bias in estimation of conservatism. In other words, the adjusted model showed a more accurate estimate of a conservative measure. Also, results showed that conservatism estimates of changes in the standard model would be distorted, because of the lack of control on cost stickiness changes in listed companies on the Tehran Stock Exchange

کلیدواژه‌ها [English]

  • Conditional Conservatism
  • Conservatism changes
  • Theory of stickiness cost
  • Asymmetry time to profit and Cost behavioral asymmetry

     مدیران، مسئولان تهیۀ صورت­های مالی، با تسلط کامل بر وضعیت مالی شرکت و با برخورداری از سطح آگاهی بیشتر نسبت به کاربران صورت­های مالی، به طور بالقوه سعی می‏کنند تصویر بنگاه اقتصادی را مطلوب جلوه دهند. نتیجۀ کلی‌ این است که تصویر بنگاه تجاری بهتر از وضعیت واقعی به‌نظر می­رسد و انگیزۀ سرمایه‌گذاری در سرمایه‌گذاران بالقوه افزایش می­­یابد. در چنین شرایطی، مراجع تدوین‌کنندۀ استانداردهای حسابداری، با هدف متعادل‌کردن خوش‏بینی مدیران، حمایت از حقوق ذی­نفعان و ارائۀ منصفانۀ­ صورت­های مالی، کاربرد مفهوم محافظه‌کاری را توصیه می­کنند [5]. واتس [28]، محافظه‌کاری را گرایش حسابداری به الزام درجۀ بالاتری از تأیید‌پذیری برای شناسایی اخبار مثبت در مقایسه با میزان تأیید‌پذیری لازم برای شناسایی اخبار منفی تعریف کرد. همچنین، با توجه به همین مفهوم باسو [14] استدلال می­کند که سودها اخبار منفی را نسبت به اخبار مثبت سریع­تر منعکس می­کنند. او فرض می­کند که اگر بازارها بر خلاف درآمد کارا باشند، اخبار مثبت و منفی با یک سرعت منعکس می­شوند. بر این اساس، او رابطۀ­ قوی­تری بین بازده و سود برای اخبار منفی نسبت به اخبار مثبت به‌دست آورد که‌ عدم تقارن زمانی سود[1] نامگذاری شده است.  

     افزون بر این، شناخت رفتار هزینه، یکی از مباحث مهم حسابداری بهای تمام‌شده و حسابداری مدیریت است. در مدل سنتی، رفتار هزینه­ها متناسب با تغییر محرک هزینه تغییر می‏کند؛ یعنی میزان تغییر در هزینه­ها به‌میزان تغییر در سطح فعالیت بستگی دارد و جهت تغییرات (افزایش و کاهش) در حجم فعالیت، تأثیری روی بزرگی تغییرات در هزینه­ها ندارد؛ اما نتایج پژوهش­های برخی از پژوهشگران [9 و 17] در سال­های اخیر بیانگر این موضوع است که میزان افزایش در هزینه­ها هنگام افزایش در سطح فعالیت، بیشتر از میزان کاهش در هزینه‏ها هنگام کاهش در حجم فعالیت است. چنین رفتاری را «چسبندگی هزینه[2]» می­نامند.

     این پژوهش نشان خواهد داد‌ چسبندگی هزینه ممکن است سبب اشتباه در برآورد محافظه‌کاری شرطی در مدل استاندارد [14] شود. برای کاهش احتمال استنتاج نادرست، این پژوهش مفهوم جدیدی را توسعه می­دهد که‌ محافظه‌کاری جدا از اثر مخدوش‌کنندۀ چسبندگی هزینه است‌. عدم تقارن رفتار هزینه نشان می­دهد‌ به‌صورت میانگین پاسخ سود برای کاهش فروش نسبت به افزایش فروش، بیشتر است. افزون بر این، با توجه به اینکه میان تغییرات فروش و همزمانی بازده سهام ارتباط مثبتی وجود دارد، چسبندگی هزینه منجر به یک رابطۀ نامتقارن میان سود و بازده سهام می‌شود‌ که برای بازده منفی قوی­تر از بازده مثبت است؛ بنابراین، برآورد مدل استاندارد از عدم تقارن زمانی سود به احتمال زیاد زمانی که چسبندگی هزینه وجود دارد، گرایش به سمت بالا دارد. علاوه بر این، به‌دلیل اینکه چسبندگی هزینه به شکل نظام‌مند متغیر است، منجر به تغییرات در تعصب مغرضانه ‌و به احتمال زیاد منجر به تحریف نتایج در مورد میزان تغییرات مقطعی در محافظه‌کاری می­شود [11]؛ بنابراین، این پژوهش

مدل محافظه‌کاری استاندارد (بر اساس مدل­های باسو [14]، خان و واتس [24] و لافوند و ریچادوری [26]) را با استفاده از اثر تعدیل‌کنندۀ چسبندگی هزینه اصلاح می­کند؛ چرا‌که، تفکیک اثرات مخدوش‌کنندۀ چسبندگی هزینه برای اطمینان از استنتاج‏های دقیق در پژوهش­های آینده ‌ضروری است. در نتیجه، تعیین و شناسایی این اثر در تصمیم­های اقتصادی سرمایه گذاران مختلف از جمله سهامداران بالفعل و بالقوۀ شرکت‎ها مؤثر است.

     همچنین، لازم به توضیح است که صفرزاده و بیگ‌پناه [4] و هاشمی و همکاران [6] به بررسی تأثیر چسبندگی هزینه بر محافظه‌کاری شرطی پرداختند. تفاوت پژوهش حاضر با این پژوهش­ها در آن است که آنان فقط به تأثیر چسبندگی هزینه بر مدل باسو پرداخته‌اند و به تغییرات محافظه‌کاری با توجه به تغییرات چسبندگی هزینه، تأثیر چسبندگی هزینه در سال­های قبل (کاهش فروش بلندمدت)، بازده منفی سال قبل (بازده منفی بلندمدت)، تأثیر تئوری نمایندگی (تأثیر مالکیت مدیریت و تمرکز مالکیت) و تأثیر هزینه­های تعدیل با توجه به ویژگی­های خاص شرکت توجه نکرده­اند. علاوه بر این، در این پژوهش بر خلاف پژوهش­های نام‌برده، مدل­های محافظه‌کاری که باسو [14]، خان و واتس [24] و لافوند و ریچادوری [26] ارائه داده‌اند، بر اساس تأثیر تئوری چسبندگی هزینه تعدیل ‌شده و مدل­های جدیدی با توجه به تأثیر تئوری چسبندگی هزینه ارائه شده است. ساختار مقاله‌ در برگیرندۀ پیشینۀ نظری و تجربی پژوهش، تدوین فرضیات و روش‌شناسی پژوهش و در انتها شامل یافته­های پژوهش به‌همراه نتیجه‏گیری و ارائۀ پیشنهادهای پژوهش است.

 

 

مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش

مفهوم چسبندگی هزینه و انواع آن

     چسبندگی هزینه بیانگر عدم تقارن اقتصادی[3] در واکنش هزینه به افزایش و کاهش فروش است [9]. همچنین، چسبندگی هزینه تصمیم مدیر به تحمل هزینه‌های منابع استفاده‌نشده در صورت کاهش فروش نیز تعریف می‌شود. شرکت‌های دارای چسبندگی هزینه به دو گروه شرکت‌های کارآمد (با اخبار مثبت) و شرکت‌های ناکارآمد (با اخبار منفی) تقسیم می‌شوند. شرکت‌های دارای چسبندگی کارآمد به آن گروه از شرکت‌ها اطلاق می‌شود‌ که فروش فعلی آنها کاهش یافته است، اما انتظار می‌رود فروش آنها در آینده نزدیک به سطح اولیه بازگردد؛ بنابراین، این شرکت‌ها از این لحاظ کارآمد هستند که تحمل هزینه‌های اضافی (منابع استفاده‌نشده)، با اجتناب از هزینه‌های تعدیل منابع (کاهش و افزایش دوباره)، منافعی برای شرکت در آینده به‌وجود می‌آورد. شرکت‌های دارای چسبندگی ناکارآمد به آن گروه از شرکت‌ها اطلاق می‏شود که فروش فعلی آنها کاهش یافته است، اما انتظار می‌رود فروش آنها دچار کاهش دائمی (بلندمدت) شود؛ بنابراین، شرکت‌های مزبور از این نظر ناکارآمد هستند که تحمل هزینه‌های اضافی (منابع استفاده‌نشده) منافعی در زمان حال و آینده برای شرکت ایجاد نمی‌کنند. در نتیجه، صرف‌نظر از آنکه شرکت با چسبندگی هزینه کارآمد یا ناکارآمد است، چسبندگی هزینه تأثیر منفی بر سود فعلی (سال کاهش سطح فروش) دارد؛ زیرا، کاهش فروش با همان مقدار کاهش در هزینه‌ها جبران نمی‌شود. اما، چسبندگی هزینه در شرکت‌های کارآمد تأثیر مثبتی بر سود آینده (به‌سبب افزایش دوبارۀ سطح فروش به‌عنوان خبر مثبت) و در شرکت‌های ناکارآمد تأثیر منفی بر سود آینده (به‌سبب دائمی‌بودن کاهش فروش به‌عنوان خبر منفی) دارد [22].

 

تأثیر تعدیل‌کنندۀ چسبندگی هزینه­­ بر مدل محافظه‌کاری شرطی استاندارد

     باسو [14] اساس اندازه‌گیری اولیۀ عدم تقارن زمانی را در یک رگرسیون از سود خالص و بازده سهام با دامنۀ جداگانه برای بازده مثبت و منفی پایه‌گذاری کرد. وی در می­یابد‌ دامنۀ ضریب و R2 برای بازده منفی نسبت به بازده مثبت بیشتر است که مطابق با پیش‌بینی­های وی بود. مدل وی به شکل گسترده‌، سند محافظه‌کاری برای اندازه‌گیری میانگین عدم تقارن زمانی و بررسی تئوری­ها در مورد علت و ارتباط محافظه‌کاری و تجزیه و تحلیل تغییرات نظام‌مند در عدم تقارن زمانی استفاده می­شود. افزون بر این، ادبیات هزینۀ حسابداری [9، 29 و 12] منبع دیگری از عدم تقارن رفتار هزینه و سود را شناسایی کردند (چسبندگی هزینه). با توجه به همین مفهوم، به‌طور متوسط، هزینه­ها حساسیت بیشتری برای افزایش فروش نسبت به کاهش فروش به‌دلیل منابع تعدیل‌شده نامتقارن دارند. از آنجا که هزینه­ها تأثیر منفی بر سود دارند، جهت عدم تقارن برای سود معکوس است؛ در نتیجه، سود حساسیت بیشتری برای کاهش فروش نسبت به افزایش فروش دارد [10].

     علاوه بر این، با توجه به اینکه تغییرات فروش و همزمانی بازده سهام رابطۀ مثبتی دارند [15]؛ بنابراین، تغییرات فروش ممکن است یک متغیر حذف‌شده در مدل استاندارد محافظه‌کاری به‌وجود آورد. هنگامی که هزینه‌ها چسبنده است، این متغیر حذف‌شده یک اثر نامتقارن بر سود دارد که برای کاهش فروش نسبت به افزایش فروش قوی­تر است. درنتیجه، به‌دلیل اینکه تغییرات فروش رابطۀ مثبتی با بازده سهام دارد، ارتباط میان سود و بازده سهام باید برای بازده منفی نسبت به بازده مثبت، حتی در صورت نبود محافظه‌کاری، قوی­تر باشد؛ بنابراین، برآود رابطۀ خطی میان سود و بازده سهام در مدل استاندارد نه‌تنها عدم تقارن کمتری را شناسایی می‏‎کند؛ حتی اثر نامتقارن مخدوش‌کنندۀ چسبندگی هزینه را نیز لحاظ می­کند؛ زیرا، هر دو نوع عمل عدم تقارن در جهت مشابه است و چسبندگی هزینه منجر به یک تعصب رو به بالا در میانگین عدم تقارن زمانی در برآورد مدل استاندارد می‌شود [11].

     از سوی دیگر، چسبندگی هزینه تغییراتی نظام‌مندی دارد [29]. ادبیات هزینۀ حسابداری چهار دلیل اصلی این تغییرات را به‌صورت مستند ارائه کردند. اول، اندازۀ هزینه­های تعدیل [9 و 12]؛ دوم، خوش‌بینی و بدبینی مدیران از آینده [9 و 13]؛ سوم، مشکلات نمایندگی [19] و چهارم، مسائل رفتاری [18]. افزون بر این، تغییرات در محافظه‌کاری‌، بر چسبندگی هزینه‌ تأثیر می‌گذارد. همچنین، پژوهشگران دیگر [20، 8 و 16] معتقدند که محافظه‌کاری سبب بهبود کارایی سرمایه‌گذاری از طریق مهار بیش‌سرمایه‌گذاری در رابطه با رفتار ایجاد امپراطوری مدیریتی و کاهش کم سرمایه‌گذاری از طریق اختلافات در بازار سرمایه می­شود. این الگوهای سرمایه‌گذاری‌ بر چسبندگی هزینه تأثیر می‌گذارد. از آنجا که مدل استاندارد محافظه‌کاری، تغییرات در چسبندگی هزینه را کنترل می‌کند، این مدل به احتمال زیاد برای تغییرات در محافظه‌کاری اشتباه می­کند. به‌عبارت دیگر، تعصب در برآورد عدم تقارن زمانی (فرضیۀ اول) تغییر نظام‌مند در برابر مشاهدات ایجاد می­کند؛ زیرا، سبب تفاوت قابل پیش‌بینی در چسبندگی هزینه می­شود. این اثر مخدوش‌کننده سبب تحریف در استنباط دربارۀ میزان تغییرات محافظه‌کاری می­شود.

     بانکر و همکاران [11]‌ معتقدند با توجه به اینکه تغییرات فروش و همزمانی بازده سهام رابطۀ مثبتی دارند،‌ تغییرات فروش ممکن است یک متغیر حذف‌شده در مدل استاندارد محافظه‌کاری به‌وجود آورد. هنگامی‌که هزینه‏ها چسبنده است، این متغیر حذف‌شده اثری نامتقارن بر سود دارد که برای کاهش فروش نسبت به افزایش فروش قوی‌تر است؛ بنابراین، آنها استدلال کردند به‌دلیل اینکه تغییرات فروش رابطۀ مثبتی با بازده سهام دارد، ارتباط میان سود و بازده سهام باید برای بازده منفی نسبت به بازده مثبت، حتی در صورت نبود محافظه‌کاری، قوی‏تر باشد؛ بنابراین، برآورد رابطۀ خطی میان سود و بازده سهام در مدل استاندارد، نه‌تنها عدم تقارن کمتری را شناسایی می‏‎کند، بلکه حتی اثر نامتقارن مخدوش‌کنندۀ چسبندگی هزینه را نیز لحاظ می­کند؛ زیرا، هر دو نوع عمل عدم تقارن در جهت مشابه است و چسبندگی هزینه به یک تعصب رو به بالا در میانگین عدم تقارن زمانی در برآورد مدل استاندارد منجر می‌شود.

     حبیب و مونزارحسن [21]، تأثیر مسئولیت اجتماعی شرکت بر رفتار چسبندگی هزینه را بررسی کردند. نتایج پژوهش آنان نشان داد‌ هزینه­های مربوط به مسئولیت اجتماعی شرکت سبب افزایش عدم تقارن رفتار هزینه در زمان کاهش فروش می­شود؛ بنابراین، آنان رابطۀ مثبت و معنادار میان مسئولیت اجتماعی شرکت و چسبندگی هزینه را تأیید کردند.‌ وارگانگارا و تامارا [27] تأثیر چسبندگی هزینه بر سودآوری آتی شرکت­ها را بررسی کردند. نتایج پژوهش آنان نشان داد در شرکت های اندونزیایی پدیدۀ چسبندگی هزینه وجود دارد. علاوه بر این، نتایج مؤید آن است که چسبندگی هزینه سبب کاهش سودآوری آتی شرکت­ها شده است.

     عبدلحمید و ابولز، [7] تأثیر ساختار هزینه و عدم اطمینان تقاضا بر شدت چسبندگی هزینه را بررسی کردند. نتایج پژوهش آنان نشان داد شرکت­های دارای ساختار هزینۀ ثابت بیشتر به کمتر در صورت کاهش فروش با شدت چسبندگی هزینۀ بیشتری روبه­رو می­شوند. علاوه بر این، آنها بیان کردند هر‌چه عدم اطمینان تقاضا در آینده بیشتر باشد، شدت چسبندگی هزینه در صورت کاهش فروش بیشتر است.

    بانکر و همکاران [12] معتقدند چسبندگی هزینه و محافظه‌کاری شرطی منجر به عدم تقارن مدل تجزیه و تحلیل هزینه، حجم فعالیت و سود استاندارد می‌شود‌ که این عدم تقارن در شرکت‌ها با حجم دارایی و تعداد کارکنان بیشتر، بالاتر و در شرکت‌ها با اندازۀ بزرگ‌تر، کمتر است؛ بنابراین، آنان مدل تجزیه و تحلیل هزینه، حجم فعالیت و سود استاندارد را با ترکیب چسبندگی هزینه و محافظه‌کاری شرطی تعدیل کردند.

     خدادادی و همکاران [2] تأثیر رفتار چسبندگی هزینه و محافظه‌کاری مشروط بر تجزیه و تحلیل هزینه، حجم فعالیت و سود را بررسی کردند. نتایج یافته­های آنان نشان داد که رفتار چسبندگی هزینه بر مدل استاندارد تجزیه و تحلیل هزینه، حجم فعالیت و سود تأثیرگذار است. افزون بر این، نتایج پژوهش نشان داد نادیده‌گرفتن محافظه‌کاری شرطی سبب تشدید تغییرات چسبندگی سود (کاهش سطح سود) می­شود. همچنین، ‌ویژگی­های خاص شرکت­ها بر رفتار چسبندگی هزینه و محافظه‌کاری شرطی مؤثر است و سبب تأثیر معنادار بر تجزیه و تحلیل هزینه، حجم فعالیت و سود می­شود.

     سجادی و همکاران [3] تأثیر چسبندگی هزینه بر تقارن زمانی سود را با تأکید بر ارتباط میان چسبندگی هزینه و محافظه‌کاری شرطی بررسی کردند. آنان معتقدند مدیریت نمی‏تواند اطلاعات خصوصی خود را به‌صورت باور‌پذیرانه به بازار انتقال دهد. در نتیجه، انتظار می­رود عدم تقارن اطلاعات بین مدیریت و سرمایه‌گذاران افزایش یابد. عدم تقارن بیشتر، انگیزه‏های مدیریت را برای بزرگ­نمایی عملکرد مالی افزایش می­دهد؛ بنابراین، محافظه‌کاری شرطی با محدود‌کردن اختیارات مدیریت برای بزرگ­نمایی سود (برای مثال، با منع پیش‌بینی سودهای نامشخص) و کوچک‌نمایی زیان (برای مثال، با نیاز به شناسایی زیان­های نامشخص) با انگیزه‏های مزبور مقابله می­کند و عدم تقارن اطلاعات را کاهش می­دهد. به‌همین دلیل، شرکت­ها با چسبندگی هزینه در معرض محافظه‌کاری شرطی بیشتری قرار دارند.

     صفرزاده و بیگ‌پناه [4] و هاشمی و همکاران [6] به بررسی تأثیر چسبندگی هزینه بر محافظه‌کاری شرطی پرداختند. نتایج پژوهش آنان نشان داد مدل­ استاندارد برای برآورد محافظه‌کاری، متوسط میزان محافظه‌کاری را بیشتر از واقع برآورد می­کند. تفاوت پژوهش حاضر با پژوهش­های نام‌برده در آن است که آنان فقط به تأثیر چسبندگی هزینه بر مدل باسو پرداختند و به تغییرات محافظه‌کاری با توجه به تغییرات چسبندگی هزینه، تأثیرچسبندگی هزینه در سال قبل (کاهش فروش بلندمدت)، بازده منفی سال قبل (بازده منفی بلندمدت)، تأثیر تئوری نمایندگی (تأثیر مالکیت مدیریت و تمرکز مالکیت) و تأثیر هزینه­های تعدیل با توجه به ویژگی­های خاص شرکت توجه نکرده­اند. علاوه بر این، در این پژوهش مدل­های محافظه‌کاری که باسو [14]، خان و واتس [24] و لافوند و ریچادوری [26] ارائه کرده‌اند، بر اساس تأثیر تئوری چسبندگی هزینه تعدیل شده است.

 

فرضیه‌های پژوهش

    با توجه به مبانی نظری مطرح‌شده و پژوهش­های پیشین، فرضیه‌های پژوهش به‌صورت زیر تدوین شده است:

فرضیۀ اول: برآورد عدم تقارن زمانی در مدل استاندارد محافظه‌کاری به‌دلیل عدم کنترل چسبندگی هزینه به‌طور متوسط دارای یک نوع تعصب رو به بالاست.

فرضیۀ دوم: برآورد تغییرات در محافظه‌کاری در مدل استاندارد، به‌دلیل عدم کنترل تغییرات چسبندگی هزینه تحریف می­شود.

 

روش پژوهش

     این پژوهش با توجه به عدم امکان کنترل کلیۀ متغیرهای مربوط، از نوع پژوهش­های تجربی محض نیست، اما با توجه به تجزیه و تحلیل اطلاعات گذشته، این پژوهش از نوع پژوهش­های نیمه‌تجربی است.همچنین، با توجه به اینکه نتایج به‌دست‌آمده از پژوهش به حل یک مشکل یا موضوع خاص می‌پردازد، از لحاظ هدف کاربردی و از لحاظ روش نیز از نوع تجزیه و تحلیل همبستگی با رویکرد رگرسیونی است.

     جامعۀ آماری پژوهش، کلیۀ شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در فاصله‌ زمانی سال‌های 1384 تا 1393 بوده است. در این پژوهش، برای تعیین نمونه‌ آماری از روش نمونه‌گیری به‌‌صورت حذف سیستماتیک استفاده شد؛ بدین‌صورت که در هر مرحله از بین کلیۀ شرکت‌های موجود در ابتدای سال 1382، شرکت‌هایی که شرایط زیر را نداشتند، حذف شدند و شرکت‌های باقی‌مانده برای انجام آزمون انتخاب شدند:

  1. شرکت‌ها باید در طول دورۀ مورد بررسی تداوم فعالیت داشته باشند.
  2.  نمونۀ آماری شامل شرکت‌های تولیدی و صنعتی باشد.
  3. شرکت‌هایی که سال مالی آنها به انتهای اسفند‌ماه ختم می‌شود‌.

     در نهایت، پس از طی مراحل مزبور، تعداد 105 شرکت شامل 1050 سال- شرکت برای انجام آزمون فرضیه‌های پژوهش انتخاب شدند.

 

روش گردآوری داده‌ها

     در این پژوهش گردآوری اطلاعات در دو مرحله انجام شده­ است؛ در مرحلۀ‌ اول برای تدوین مبانی نظری پژوهش از روش کتابخانه‌ای و در مرحلۀ دوم، برای گردآوری داده‌های مورد نظر از ماهنامه‌های بورس و تارنما‌های بورس و بانک مرکزی و نرم‌افزارهای اطلاعات مالی شرکت‌ها استفاده شده است. سپس، برای آماده‌سازی اطلاعات از نرم‌افزار اکسل استفاده شده است، به این ترتیب که پس از استخراج اطلاعات مربوط به متغیرهای مورد بررسی از منابع ذکر‌شده، این اطلاعات در کاربرگ‌های ایجاد‌شده در محیط این نرم‌افزار وارد و سپس، محاسبات لازم برای دستیابی به متغیرهای مورد بررسی انجام شد. در نهایت نیز به‌منظور آزمون فرضیه‏ها از نرم‌افزار ایویوز (Eviews) نسخۀ 8 استفاده شده است.

 

تجزیه و تحلیل اطلاعات

     برای تجزیه و تحلیل داده‌ها با استفاده از شاخص‌های مرکزی همچون میانگین، میانه و شاخص‌های پراکندگی انحراف معیار و برای آزمون فرضیه‌ها از الگوی رگرسیون داده‌های ترکیبی استفاده شده است. برای انتخاب از بین روش‌های الگوهای رگرسیونی ترکیبی[4] و پانل[5] از آزمون F لیمر استفاده شده است. به این معنی اگر در آزمون F لیمر روش داده‌های ترکیبی انتخاب شود، کار تمام است، اما اگر روش داده‌های تابلویی انتخاب شد، لازم است تا آزمون هاسمن نیز انجام شود. از آزمون هاسمن برای تعیین استفاده از الگوی اثرات ثابت در مقابل الگوی اثرات تصادفی استفاده می‌شود [1].

     همچنین، قبل از برازش الگو و با توجه به اینکه شرکت‌های مورد استفاده در این پژوهش مربوط به صنایع مختلف بوده‌اند و همچنین، در این پژوهش از روش داده‌های ترکیبی استفاده شده است، در نتیجه، امکان وجود ناهمسانی ­واریانس وجود دارد. برای رفع این مشکل از روش رگرسیون کمترین مربعات تعمیم‌یافته برای برازش الگو استفاده شد. ‌پس از برازش الگو به‌منظور بررسی نبودِ خودهمبستگی در باقی‌مانده‌های الگو از آماره‌ی دوربین واتسون استفاده شده است.

الگوها و متغیرهای پژوهش

     با توجه به مبانی نظری مطرح‌شده، هدف این پژوهش تعدیل مدل محافظه‌کاری شرطی با لحاظ‌کردن اثر تئوری چسبندگی هزینه در شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است. برای تعدیل مدل محافظه‌کاری شرطی با لحاظ‌کردن اثر چسبندگی هزینه از الگوهای پژوهش بانکر و همکاران [11] به شرح الگوهای (1)، (2) و (3) استفاده شده است:

الگوی (1)

 

الگوی (2)

 

الگوی (3)

 

  

  لازم به توضیح است که الگوی (1) الگوی باسو [14] است که به بررسی محافظه‌کاری و اندازه‌گیری عدم تقارن زمانی سود می‏پردازد. در الگوی‏ (2) چسبندگی هزینه اندازه‌گیری می‌شود که برگرفته از الگوی بانکر و چن [10] است و در نهایت الگوی (3) الگوی باسو با توجه به اثر مخدوش‌کننده چسبندگی هزینه است که با الگوی بانکر و همکاران [11] تعدیل شده است (در حقیقت الگوی (3)، ترکیب دو الگوی (1 و 2) است).

 

الگوی (4)

 

     افزون بر این، برای آزمون اعتبار‌بخشی برای فرضیۀ اول در الگوی (4)، ارتباط میان کاهش فروش در دورۀ قبل ( ) و درجه عدم تقارن زمانی سود با توجه به تغییرات فروش جاری بررسی شده است. به‌عبارت دیگر، الگوی (3)، با افزودن تعامل میان کاهش فروش بلندمدت و بازده منفی بلندمدت تعدیل شده است.

الگوی (5)

 

     ‌ الگوی (5) از طریق اضافه‌شدن دو پروکسی استاندارد برای هزینه­های تعدیل از ادبیات چسبندگی هزینه گسترش داده شده است. متغیرهای شدت کارکنان در سال قبل ( ) و شدت دارایی­ها در سال قبل ( ) شاخص‌های اصلی در این الگو هستند.

الگوی (6)

 

الگوی (7)

 

   

 از سوی دیگر، برای بررسی فرضیۀ دوم پژوهش از الگوهای (6) و (7) استفاده شده است. الگوی (6) همان الگویی است که خان و واتس [24] به‌کار برده‌اند و در الگوی (7) با افزودن چسبندگی هزینه تعدیل شده است؛  بنابراین، الگوهای (6) و (7) با توجه به تأثیر متغیرهای نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سال قبل، اهرم مالی سال قبل و اندازهۀ شرکت سال قبل، تأثیر تغییرات در چسبندگی هزینه در استنباط دربارۀ میزان تغییرات در محافظه‌کاری را بررسی کرده است.

 

 

الگوی (8)

 

الگوی (9)

 

    

افزون بر این، برای بررسی فرضیۀ دوم پژوهش از الگوهای (8) و (9) نیز استفاده شده است. الگوی (8)، الگویی است که لافوند و ریچادوری [26] برای بررسی محافظه‌کاری با توجه به سطوح متفاوت مالکیت مدیریت و تمرکز مالکیت ارائه داده‌اند. علاوه بر این، چن و همکاران [19] دریافتند چسبندگی هزینه ارتباط مثبت معناداری با مشکلات نمایندگی میان مدیران و مالکان دارد؛ زیرا، مالکیت مدیریت سبب هم‌راستا‌شدن انگیزۀ مدیران با منافع مالکان می‌شود و ممکن است با چسبندگی هزینه کمتر مرتبط باشد. در الگوی استاندارد این اثر ممکن است با کاهش در محافظه‌کاری شرطی اشتباه شود؛ بنابراین، الگوی استاندارد احتمالا ارتباط منفی میان مالکیت مدیریت و محافظه‌کاری را بیش از مقدار واقعی برآورد می­کند. در نتیجه، الگوی (8) (الگوی لافوند و ریچادوری) با پروکسی مالکیت شامل مالکیت مدیریت و تمرکز مالکیت با کنترل چسبندگی هزینه در غالب الگوی (9) تعدیل شده است.

 

متغیرهای پژوهش

متغیر وابسته‌

نسبت : برابر با نسبت سود خالص جاری شرکت به ارزش بازار سهام در ابتدای سال مالی [11]

متغیرهای مستقل

در این پژوهش متغیرهای مستقل به این شرح هستند:

: برابر با بازده سالانۀ سهام شرکت است [11].

: یک متغیر موهومی است، به‌طوری‌که اگر بازده سهام شرکت منفی باشد، عدد یک و در غیر این صورت عدد صفر را می­پذیرد [11].

: یک متغیر موهومی است، به‌طوری‌که اگر فروش نسبت به سال قبل کاهش یافته باشد، عدد یک و در غیر این صورت صفر را می­پذیرد [11].

: برابر با نسبت تغییرات فروش نسبت به سال قبل تقسیم بر ارزش بازار سهام در ابتدای سال مالی [11]

نسبت ارزش دفتری شرکت به ارزش بازار : برابر با با نسبت کل ارزش دفتری شرکت در سال قبل به ارزش بازار شرکت در سال قبل [11]

اهرم مالی : برابر با با نسبت کل بدهی­های سال قبل شرکت به کل دارایی­های سال قبل شرکت[11]

اندازۀ شرکت : برابر با لگاریتم طبیعی ارزش بازار کل شرکت در سال قبل [11].

درصد مالکیت : برابر با درصد مالکیت سهام در اختیار مدیریت‌ ‌شرکت (برابر با مالکیت مدیریت) و درصد سهام 5 سهامدار اول شرکت (برابر با تمرکز مالکیت) است که در مدل­های 8 و 9 به صورت جداگانه برای متغیر مالکیت وارد و به‌‌صورت جداگانه تخمین زده می­شود [11].

 

متغیرهای کنترل

متغیر کنترل پژوهش به شرح زیر است:

شدت دارایی­ها : برابر با با نسبت کل دارایی‌های سال قبل شرکت به کل فروش سال قبل شرکت [11]

شدت کارکنان : برابر با با نسبت تعداد کارکنان سال قبل شرکت به کل فروش سال قبل شرکت [11]

 

یافته­های پژوهش

آمار توصیفی

     همان‌طور که مشاهده می‌شود، نتایج آمار توصیفی متغیرهای پژوهش در نگارۀ‌ (1) نشان داده شده است.

 

نگارۀ‌ 1. آماره­های توصیفی متغیرهای الگو*

متغیر

میانگین

میانه

انحراف معیار

بیشینه

کمینه

نسبت سود خالص به ارزش بازار سال قبل

194/0

170/0

419/0

479/2

858/1-

بازده سال جاری

234/0

099/0

575/0

720/2

795/0-

تغییرات فروش دورۀ جاری به ارزش بازار سال قبل

242/0

122/0

719/0

712/2

157/2-

بازده سال قبل

250/0

102/0

591/0

714/2

795/0-

تغییرات فروش دورۀ قبل به ارزش بازار سال قبل

218/0

103/0

696/0

986/2

121/2-

شدت دارایی­های سال قبل

681/1

305/1

342/1

887/7

247/0

شدت کارکنان سال قبل

002/0

001/0

0036/0

028/0

0001/0

نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سال قبل

688/0

547/0

629/0

186/3

812/0-

اهرم مالی سال قبل

655/0

660/0

186/0

310/1

096/0

اندازۀ شرکت سال قبل

556/5

478/5

636/0

605/7

062/4

درصد مالکیت مدیریت سال قبل

673/0

701/0

195/0

995/0

01/0

درصد تمرکز مالکیت سال قبل

759/0

808/0

174/0

995/0

049/0

          * منبع: یافته‌های پژوهش

    

 

 

با توجه به نتایج به‌دست‌آمده از آماره‌های توصیفی متغیرهای پژوهش و نزدیک به‌هم بودن میانگین و میانه در بیشتر متغیرهای پژوهش، می‌توان بیان کرد کلیۀ متغیرها از توزیع مناسبی برخوردار هستند. افزون بر این، آماره­های انحراف معیار، ضریب کشیدگی و چولگی نیز به‌منظور بررسی نرمال‌بودن توزیع داده­ها به‌کار گرفته می­شوند (کلر و واراک، 2003). با بررسی معیارهای مذکور می­توان اظهار داشت داده­های مربوط به متغیرهای مستقل و وابسته از توزیع نرمال برخوردارند؛ زیرا، متغیرها دارای حداقل فاصله از ارزش ارائه‌شده برای کشیدگی هستند. افزون بر این، درصد مالکیت مدیریت و تمرکز دارای میانگین تقریبی 70 درصد است که نشان‌دهندۀ سهم بالای هر یک از طبقات مالکیت در شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار است (سهم بالای مسئلۀ نمایندگی که در پژوهش­های دیگر نادیده گرفته شده است). علاوه بر این، متغیر اهرم مالی شرکت دارای میانگین 65 درصدی است که نشان‌دهندۀ سهم بالای بدهی در ساختار سرمایۀ شرکت‏های ایرانی است. همچنین، متغیر بازده سهام شرکت دارای میانگین حدود 24 درصد است که نشان‌دهندۀ سطح بازده معقولی در دور‌ مورد بررسی و شرکت­های مورد بررسی است. لازم به توضیح است با توجه به اینکه متغیرهای بازده منفی و کاهش فروش موهومی است، در جدول آمار توصیفی لحاظ نشده است.

 

 

آزمون هم‌خطی متغیرهای مستقل و بررسی همسانی واریانس

     هم‌خطی یعنی وجود رابطۀ شدید بین متغیرهای مستقل که به‌وسیلۀ آماره VIF سنجیده می­شود. مقادیر زیر 10 برای این آماره نشان‌دهندۀ نبودن هم‌خطی بین متغیرهای مستقل است. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده برای کلیۀ مقادیر به‌دست‌آمده این مقدار برای متغیرهای پژوهش کمتر از حد مجاز است. در نتیجه، هیچ‌گونه هم‌خطی میان متغیرهای پژوهش مشاهده نشده است. در ضمن، برای بررسی همسانی واریانس میان باقی‌مانده­های مدل، از آزمون والد تعدیل‌شده استفاده شده است. این آزمون در نرم‌افزار ایویوز قابل انجام نیست و برای انجام آن از نرم‌افزار استاتا استفاده شده است. نتیجه این آزمون برای مدل­های پژوهش مؤید وجود همسانی واریانس میان باقی‌مانده­های مدل است. همچنین، نرمال‌بودن توزیع باقی‌مانده­های رگرسیون نیز بررسی شده است که نتایج نرمال‌بودن این باقی­مانده‌ها را تأیید می‌کند.[6]

تحلیل همبستگی

     تجزیه و تحلیل همبستگی، ابزاری آماری است که به وسیله آن می‌توان درجه‌ای را اندازه گیری کرد که یک متغیر به متغیر دیگر، از نظر خطی مرتبط است. همبستگی را به طور معمول با تحلیل رگرسیون بکار می‌برند. همبستگی معیاری است که برای تعیین میزان پیوند دو متغیر استفاده می‌شود. لازم به توضیح است با توجه به اینکه متغیرهای بازده منفی و کاهش فروش موهومی است لذا در آزمون همبستگی لحاظ نشده است.

 

 

نگارۀ­ 2. همبستگی متغیرهای پژوهش

متغیر

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

نسبت سود خالص به ارزش بازار سال قبل

1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

بازده سال جاری

271/0

1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

تغییرات فروش دورۀ جاری به ارزش بازار سال قبل

313/0

216/0

1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

بازده سال قبل

066/0

053/0

04/0-

1

 

 

 

 

 

 

 

 

تغییرات فروش دورۀ قبل به ارزش بازار سال قبل

269/0

097/0

045/0

071/0

1

 

 

 

 

 

 

 

شدت دارایی­های سال قبل

05/0-

07/0-

005/0

08/0-

18/0-

1

 

 

 

 

 

 

شدت کارکنان سال قبل

01/0-

01/0-

03/0-

01/0-

11/0-

440/0

1

 

 

 

 

 

نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سال قبل

449/0

111/0

183/0

10/0-

310/0

154/0

023/0

1

 

 

 

 

اهرم مالی سال قبل

11/0-

05/0-

100/0

15/0-

104/0

02/0-

12/0-

07/0-

1

 

 

 

اندازۀ شرکت سال قبل

015/0

07/0-

11/0-

132/0

03/0-

145/0

13/0-

21/0-

18/0-

1

 

 

درصد مالکیت مدیریت سال قبل

06/0-

008/0

07/0-

03/0-

09/0-

13/0-

07/0-

07/0-

064/0

06/0-

1

 

درصد تمرکز مالکیت سال قبل

05/0-

001/0

02/0-

01/0-

02/0-

09/0-

11/0-

10/0-

095/0

061/0

581/0

1

 * منبع: یافته‌های پژوهش

   

 

 

 با توجه به نگارۀ (2)، همان‌گونه که مشاهده می­شود ضریب همبستگی متغیرهای پژوهش منطقی است که


نشان‌دهندۀ نبودِ همبستگی، در بین متغیرهای پژوهش است.

 

آمار استنباطی

     هدف این پژوهش، تعدیل الگوی محافظه‌کاری شرطی با لحاظ‌کردن اثر تئوری چسبندگی هزینه در شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است. در همین راستا، با توجه به مبانی نظری مطرح‌شده دو فرضیه تدوین و در ادامه به بررسی و آزمون آنها پرداخته شده است. برای این منظور، ابتدا الگوهایی (1، 2 و 3) آزمون شده است. البته لازم است‌ قبل از برازش الگوهای پژوهش، آزمون چاو‌ و هاسمن به‌ترتیب به‌منظور بررسی

استفاده از روش داده‏های تابلویی با اثرات ثابت در مقابل روش داده‌های تلفیقی و انتخاب از بین الگوی داده­های تابلویی با اثرات ثابت یا داده‌های تابلویی با اثرات تصادفی برای نمونه پژوهش انجام شود.نتایج حاصل از آزمون چاو و هاسمن برای الگوهای (1)، (2)، (3)، (4)، (5)، (6)، (7)، (8) و (9) در نگارۀ (3) نشان داده شده است. نتایج این آزمون به صورت زیر است:

 

 


نگارۀ 3. نتایج آزمون F لیمر و هاسمن برای الگو­های پژوهش

الگوی مورد بررسی

آزمون F لیمر

آزمون هاسمن

روش پذیرفته‌شده

آماره

سطح خطا

آماره

سطح خطا

الگوی (1)

002/3

004/0

306/2

511/0

روش اثرات تصادفی

الگوی (2)

08/4

000/0

085/4

252/0

روش اثرات تصادفی

الگوی (3)

193/4

000/0

222/13

039/0

روش اثرات ثابت

الگوی (4)

822/3

000/0

172/56

000/0

روش اثرات ثابت

الگوی (5)

240/4

000/0

158/94

000/0

روش اثرات ثابت

الگوی (6)

211/2

000/0

479/61

000/0

روش اثرات ثابت

الگوی (7)

563/2

000/0

351/90

000/0

روش اثرات ثابت

الگوی (با مالکیت مدیریت) (8)

313/2

000/0

992/67

000/0

روش اثرات ثابت

الگوی (با تمرکز مالکیت) (8)

276/2

000/0

359/72

000/0

روش اثرات تابت

الگوی (با مالکیت مدیریت) (9)

570/2

000/0

34/120

000/0

روش اثرات تابت

الگوی (با تمرکز مالکیت) (9)

664/2

000/0

81/108

000/0

روش اثرات تابت

       * منبع: یافته‌های پژوهش

    

 

همان‌طور که در نگارۀ­ (3) قابل مشاهده است، نتایج نشان می‌دهد روش داده‏های تابلویی با اثرات ثابت برای الگو­های (3، 4، 5، 6، 7، 8 و 9) و روش داده‏های تابلویی با اثرات تصادفی برای الگوهای (1 و 2) روش ارجح است؛ بنابراین، در ادامه به تخمین الگوهای پژوهش با توجه به روش ارجح پرداخته شد. در نتیجه، برای بررسی فرضیۀ اول پژوهش، نتایج تخمین الگوهای (1، 2 و 3) با روش اثرات ثابت برای الگوی (3) و تصادفی برای الگوهای (1 و 2)، در نگارۀ (4) ارائه شده است.

 

 

نگارۀ 4. نتایج تخمین الگوهای (1، 2 و 3)

نتایج حاصل از تخمین الگوی (1)

متغیر

ضریب متغیر

آماره تی

سطح خطا

عرض از مبداء

183/0

739/5

000/0

موهومی بازده منفی ( )

071/0-

678/1-

093/0

بازده جاری ( )

169/0

396/5

000/0

ضرب موهومی بازده منفی در بازده جاری ( )

012/0

453/2

014/0

ضریب تعیین

181/0

ضریب تعیین تعدیل شده

178/0

آماره­ دوربین- واتسون

861/1

آماره­ F

835/24

احتمال آماره­ F

000/0

نتایج حاصل از تخمین الگوی (2)

متغیر

ضریب متغیر

آماره تی

سطح خطا

عرض از مبداء

155/0

671/5

000/0

موهومی کاهش فروش ( )

005/0-

165/0-

869/0

تغییرات فروش جاری به ارزش بازار سال قبل ( )

172/0

858/6

000/0

( )

006/0

308/2

021/0

ضریب تعیین

213/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

209/0

آماره­ دوربین- واتسون

638/1

آماره­ F

523/35

احتمال آماره­ F

000/0

نتایج حاصل از تخمین الگوی (3)

متغیر

ضریب متغیر

آماره تی

سطح خطا

عرض از مبداء

133/0

159/5

000/0

موهومی بازده منفی ( )

056/0-

366/1-

172/0

بازده جاری ( )

139/0

512/4

000/0

ضرب موهومی بازده منفی در بازده جاری ( )

007/0

359/2

018/0

موهومی کاهش فروش ( )

00001/0

345/0

729/0

تغییرات فروش جاری به ارزش بازار سال قبل ( )

174/0

931/6

000/0

( )

086/0

640/1

101/0

ضریب تعیین

264/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

251/0

آماره­ دوربین- واتسون

740/1

آماره­ F

495/12

احتمال آماره­ F

000/0

            * منبع: یافته‌های پژوهش

   

 

 با توجه به نتایج قابل مشاهده در نگارۀ (4) و با توجه آماره‌ F به‌دست‌آمده برای الگوی­های (1، 2 و 3) که به‌ترتیب برابر (835/24، 523/35 و 495/12) و سطح خطای آنها که برای تمامی آنان برابر (000/0) است، می‌توان ادعا کرد در سطح اطمینان 99 درصد، در مجموع الگوی­های نام‌برده از معناداری بالایی برخوردار هستند. همچنین، با توجه به ضریب تعیین تعدیل‌شده به‌دست‌آمده برای الگوهای (1، 2 و 3) که به‌ترتیب برابر 17، 20 و 25 درصد است، می‌توان بیان کرد که در مجموع متغیرهای مستقل و کنترل پژوهش بیش از 17، 20 و 25 درصد تغییرات متغیر وابسته را توضیح می‌دهند. افزون بر این، با توجه به مقدار آماره‌ دوربین واتسون که برای الگوهای مورد بررسی به ترتیب برابر 861/1، 638/1 و 740/1 است، می‌توان ادعا کرد که خودهمبستگی مرتبۀ اول میان باقی‌مانده‌های الگوهای مورد بررسی وجود ندارد.

مطابق مبانی نظری انتظار بر این بود که در صورتی که ضریب متغیر  در الگوی (1) مثبت و معنادار باشد، نشان­دهنده وجود محافظه‌کاری در شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است‌ که با توجه به نگارۀ­ (4) و ضریب به‌دست‌آمده (012/0) که در سطح اطمینان 95 درصد معنادار است، می­توان ادعا کرد که در این سطح اطمینان محافظه‌کاری در شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران وجود دارد. علاوه بر این، مطابق مبانی نظری انتظار بر این بود که در صورتی که ضریب متغیر  در الگوی (2) مثبت و معنادار باشد، نشان­دهندۀ وجود چسبندگی هزینه در شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است. که با توجه به نگاره‌ (4) و ضریب به‌دست‌آمده (006/0) که در سطح اطمینان 95 درصد معنادار است، می­توان ادعا کرد که در این سطح اطمینان چسبندگی هزینه در شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران وجود دارد. همچنین، مطابق مبانی نظری انتظار بر این بود‌ در صورتی که ضریب متغیر مثبت  در الگوی (3) نسبت به الگوی (1) کمتر باشد، می­توان ادعا کرد که عدم کنترل چسبندگی هزینه در الگوی (1) سبب تعصب رو به بالا در برآورد محافظه‌کاری شده است. با توجه به نگارۀ­ (4) و ضریب به‌دست‌آمده برای الگوهای (1) و (3) که به‌ترتیب برابر (012/0) و (007/0) و در سطح اطمینان 95 درصد معنادار است، می­توان بیان کرد‌ عدم کنترل چسبندگی هزینه در الگوی (1) سبب تعصب رو به بالا در برآورد محافظه‌کاری در شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران شده است. نتایج تخمین الگوی (4) با روش اثرات ثابت، در نگارۀ­ (5) ارائه شده است.

 

 

نگارۀ 5. نتایج تخمین الگوی پژوهش (4)*

متغیر

ضریب متغیر

آماره تی

سطح خطا

عرض از مبداء

138/0

854/3

000/0

موهومی بازده منفی ( )

082/0-

781/1-

075/0

بازده جاری ( )

138/0

800/3

000/0

ضرب موهومی بازده منفی در بازده جاری ( )

336/0

106/2

035/0

موهومی کاهش فروش ( )

025/0

637/0

524/0

تغییرات فروش جاری به ارزش بازار سال قبل ( )

068/0

270/2

023/0

( )

226/0

361/3

000/0

موهومی بازده منفی سال قبل ( )

074/0-

558/1-

119/0

بازده جاری سال قبل ( )

023/0-

838/0-

402/0

ضرب موهومی بازده منفی در بازده جاری سال قبل ( )

134/0

049/1

294/0

موهومی کاهش فروش سال قبل ( )

018/0-

417/0-

676/0

تغییرات فروش جاری به ارزش بازار سال قبل سال قبل ( )

182/0

890/5

000/0

( )

048/0-

753/0-

451/0

 

135/0

811/1

070/0

 

001/0

020/0

984/0

 

337/0

355/1

175/0

 

003/0-

042/0-

966/0

 

227/0

778/3

000/0

 

418/0-

385/3-

000/0

ضریب تعیین

510/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

427/0

آماره­ دوربین- واتسون

716/1

آماره­ F

129/6

احتمال آماره­ F

000/0

         * منبع: یافته‌های پژوهش

   

 

 با توجه به نتایج قابل مشاهده در نگارۀ (5) و با توجه آماره‌ F به‌دست‌آمده (129/6) و سطح خطای آن (000/0)، باید گفت در سطح اطمینان 99 درصد، در مجموع الگوی پژوهش از معناداری بالایی برخوردار است. همچنین، با توجه به ضریب تعیین تعدیل‌شده به‌دست‌آمده برای الگو که برابر 42 درصد است، در‌مجموع متغیرهای مستقل و کنترل پژوهش بیش از 42 درصد تغییرات متغیر وابسته را توضیح می‌دهند. افزون بر این، با توجه به مقدار آماره‌ دوربین واتسون که برابر 716/1 است،‌ خودهمبستگی مرتبه‌ اول میان باقی‌مانده‌های الگو وجود ندارد. مطابق مبانی نظری انتظار بر این است که اگر‌ ضریب متغیر ( ) منفی و معنادار باشد،‌ دلیل ضریب منفی‌ آن‌ است که مدیران، کاهش فروش در دورۀ قبل را مشاهده می‌کنند و برای فروش آتی بدبین می‏شوند (اندرسون و همکاران، [9] و بانکر و بیزالو، [13]). این بدبینی چسبندگی هزینه را کاهش می­دهد؛ زیرا، مدیران این کاهش فروش را به صورت بلند‌مدت درک می­کنند. در مقابل، در‌صورتی محافظه‌کاری برای تغییرات فروش پیش‏بینی می­شود که ضریب متغیر ( ) مثبت و معنادار باشد. یعنی درجه محافظه‌کاری برای تغییرات فروش جاری در صورت کاهش فروش دورۀ قبل، بزرگ‌تر است (‌ یک پروکسی از خبر بد)؛ بنابراین، با توجه به نگارۀ­ (5)، ضریب متغیر ( ) که برابر (418/0-) و در سطح اطمینان 95 درصد معنادار است، تأثیر خطی عددی تغییرات فروش نشان‌دهندۀ چسبندگی هزینه است و با محافظه‌کاری برای تغییرات فروش مطابق نیست. نتایج تخمین الگوی (5) با روش اثرات ثابت، در نگارۀ (6) ارائه شده است.

 

 

نگارۀ 6. نتایج تخمین الگوی پژوهش (5)*

متغیر

ضریب متغیر

آماره تی

سطح خطا

عرض از مبداء

185/0

806/13

000/0

موهومی بازده منفی ( )

009/0

601/0

547/0

بازده جاری ( )

138/0

320/8

000/0

ضرب موهومی بازده منفی در بازده جاری ( )

205/0

419/3

000/0

موهومی کاهش فروش ( )

013/0

769/0

442/0

تغییرات فروش جاری به ارزش بازار سال قبل ( )

097/0

986/4

000/0

( )

093/0

848/1

065/0

شدت دارایی­های سال قبل ( )

010/0-

589/1-

112/0

( )

113/0-

215/6-

000/0

( )

116/0-

919/3-

000/0

( )

092/0

998/2

001/0

( )

003/0-

347/0-

728/0

( )

020/0-

426/1-

154/0

( )

199/0

436/4

000/0

شدت کارکنان سال قبل ( )

479/5-

761/1-

078/0

( )

517/0

164/0

869/0

( )

104/0

038/0

969/0

( )

855/0-

251/0-

801/0

( )

651/1

500/0

616/0

( )

135/26

843/2

004/0

 

426/60

797/2

006/0

ضریب تعیین

667/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

609/0

آماره­ دوربین- واتسون

740/1

آماره­ F

573/11

احتمال آماره­ F

000/0

              * منبع: یافته‌های پژوهش

    

 

با توجه به نتایج قابل مشاهده در نگارۀ‌ (6) و با توجه به آماره F به‌دست آمده (573/11) و سطح خطای آن (000/0)، در مجموع الگوی پژوهش در سطح اطمینان 99 درصد از معناداری بالایی برخوردار است. همچنین، با توجه به ضریب تعیین تعدیل‌شده به‌دست‌آمده برای الگو که برابر 60 درصد است، ‌در مجموع متغیرهای مستقل و کنترل پژوهش بیش از 60 درصد تغییرات متغیر وابسته را توضیح می‌دهند. افزون بر این، با توجه به مقدار آماره‌ دوربین واتسون که برابر 740/1 است،‌ خودهمبستگی مرتبه‌ اول میان باقی‌مانده‌های الگو وجود ندارد. مطابق مبانی نظری چسبندگی هزینه برای هر دو متغیر ( )و( ) پیش‌بینی می­کند که هر دو متغیر مثبت و معنادار باشند؛ زیرا، دارایی­ها و کارکنان بیشتر، شدت هزینه­های تعدیل را افزایش می‌دهند و سبب افزایش چسبندگی هزینه می‎شوند. در مقابل، محافظه‌کاری برای تغییرات فروش پیش­بینی می­کند که فقط ضریب ( ) مثبت و معنادار و ضریب ( ) غیر معنادار باشد؛ چرا‌که شدت دارایی­ها سبب افزایش محافظه‌کاری می­شود. این امر به دلیل آن است که شدت دارایی­های بیشتر دارای قابلیت بالقوۀ بیشتر برای کاهش ارزش دارایی­ها برای خبر بد است؛ در‌حالی‌که، شدت کارکنان بعید است تأثیری بر محافظه‌کاری داشته باشد؛ زیرا، چنین سرمایۀ نامشهودی در سرمایۀ انسانی در دارایی‌های ترازنامه شناسایی نمی­شود.‌ با توجه به نگارۀ­ (6)، ضریب متغیر ( ) و ( ) که برابر (199/0) و (426/60) و در سطح اطمینان 95 درصد معنادار است، نتیجه گرفته می‌شود تأثیرات شدت دارایی‏ها و شدت کاکنان مطابق با تئوری چسبندگی هزینه است و با تئوری محافظه‌کاری مطابق نیست. نتایج تخمین الگوهای (6) و (7) با استفاده از روش اثرات ثابت، در نگارۀ (7) ارائه شده است.

 

 

نگار‌ۀ 7. نتایج تخمین الگوهای پژوهش (6) و (7)*

 

نتایج حاصل از تخمین الگوی (7)

نتایج حاصل از تخمین الگوی (6)

متغیر

ضریب متغیر

آماره تی

سطح خطا

ضریب متغیر

آماره تی

سطح خطا

عرض از مبداء

590/0

534/1

125/0

470/0

171/1

241/0

موهومی بازده منفی ( )

167/0

467/0

640/0

750/0

003/2

045/0

بازده جاری ( )

445/0-

603/1-

109/0

181/0-

606/0-

544/0

ضرب موهومی بازده منفی در بازده جاری ( )

917/0

784/8

000/0

065/3

678/2

007/0

نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سال قبل ( )

169/0

289/3

001/0

138/0

945/2

003/0

 

181/0-

006/3-

002/0

247/0-

191/4-

000/0

( )

138/0

862/3

000/0

109/0

841/2

004/0

( )

650/0-

140/7-

000/0

700/0-

360/7-

000/0

اهرم مالی سال قبل ( )

139/0-

976/0-

329/0

083/0-

579/0-

562/0-

( )

044/0-

247/0-

804/0

533/0-

907/2-

003/0

( )

457/0

455/3

000/0

283/0

012/2

044/0

( )

365/0-

585/2-

009/0

525/1-

743/2-

006/0

اندازۀ شرکت سال قبل ( )

077/0-

290/1-

197/0

057/0-

929/0-

353/0

( )

013/0-

243/0-

808/0

057/0-

999/0-

318/0

( )

021/0

507/0

611/0

001/0

031/0

974/0

( )

053/0-

787/0-

421/0

393/0-

210/2-

025/0

موهومی کاهش فروش ( )

399/0-

336/1-

181/0

 

 

 

تغییرات فروش جاری به ارزش بازار سال قبل ( )

410/0-

140/5-

000/0

 

 

 

( )

714/0

575/4

000/0

 

 

 

( )

042/0-

720/0-

471/0

 

 

 

( )

092/0-

878/3-

000/0

 

 

 

( )

120/0

443/2

014/0

 

 

 

( )

171/0

164/1

244/0

 

 

 

( )

395/0-

871/3-

000/0

 

 

 

( )

348/1

284/6

000/0

 

 

 

( )

046/0

014/1

310/0

 

 

 

( )

154/0

052/6

000/0

 

 

 

( )

336/0-

716/6-

000/0

 

 

 

ضریب تعیین

600/0

511/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

526/0

430/0

آماره­ دوربین- واتسون

764/1

832/1

آماره­ F

125/8

327/6

احتمال آماره­ F

000/0

000/0

  * منبع: یافته‌های پژوهش

   

 

 

با توجه به نتایج قابل مشاهده در نگارۀ (7) و با توجه آماره‌ F به‌دست آمده برای الگوهای (6) و (7) که به‌ترتیب برابر (327/6) و (125/8) و سطح خطای آنها که برابر (000/0) است، در مجموع الگوی پژوهش در سطح اطمینان 99 درصد از معناداری بالایی برخوردار است. همچنین، با توجه به ضریب تعیین تعدیل‌شده به‌دست‌آمده برای الگوهای (6) و (7) که به‌ترتیب برابر 43 و 52 درصد است،‌ در


مجموع متغیرهای مستقل و کنترل پژوهش بیش از 43 و 52 درصد تغییرات متغیر وابسته را توضیح می‌دهند. افزون بر این، با توجه به مقدار آماره‌ دوربین- واتسون که به‌ترتیب برابر 832/1 و 764/1 است،‌ خودهمبستگی مرتبه‌ اول میان باقی‌مانده‌های الگو وجود ندارد. در هر یک از الگوی­های مورد بررسی (6 و 7) امتیاز محافظه‌کاری برابر  است (یعنی ضریب عدم تقارن زمانی سود  همه شرایط متقابل مربوطه را شامل می­شود). علاوه بر این الگوی (6) برگرفته از الگوی خان و واتس [24] است که در الگوی (7) بر اساس تأثیر چسبندگی هزینه تعدیل شده است. برای بررسی فرضیۀ دوم پژوهش‌، مطابق پژوهش بانکر و همکاران [11]، لازم است تا همبستگی پیرسون و همبستگی اسپیرمن دو امتیاز محافظه‌کاری در دو الگوهای (6 و 7) بررسی و مقایسه شود. نتایج حاصل از بررسی همبستگی امتیاز محافظه‌کاری برای دو الگوی (6 و 7) در نگارۀ­ (8) ارائه شده است.

 

 

نگارۀ‌ 8. نتایج آزمون همبستگی میان امتیاز محافظه‌کاری دو الگوی (6 و 7)*

 

همبستگی پیرسون

همبستگی اسپیرمن

آزمون همبستگی امتیاز محافظه‌کاری میان الگوهای (6) و (7)

766/0

653/0

               * منبع: یافته‌های پژوهش

    

 

با توجه به نتایج نگارۀ (8)، همبستگی پیرسون میان امتیاز محافظه‌کاری استاندارد و امتیاز محافظه‌کاری تعدیل‌شده 766/0 و برای همبستگی اسپیرمن 653/0 است؛ بنابراین، تغییرات مخدوش‌کننده در چسبندگی هزینه دارای تأثیر قابل توجهی بر‌ بزرگی نسبی و نیز حدود نسبی محافظه‌کاری اندازه‌گیری‌شده شرکت دارد که‌ بر تأیید فرضیۀ دوم پژوهش تأکید می‌کند. نتایج تخمین الگوهای (8) و (9) با روش اثرات ثابت، در نگارۀ­ (9) ارائه شده است.

 

 

                                              نگارۀ 9. نتایج تخمین الگوهای پژوهش (8) و (9)*      

 

نتایج حاصل از تخمین الگوی (8) (مربوط به مالکیت مدیریت)

نتایج حاصل از تخمین الگوی (8) (مربوط به تمرکز مالکیت)

متغیر

ضریب متغیر

آماره تی

سطح خطا

ضریب متغیر

آماره تی

سطح خطا

عرض از مبداء

700/0

698/1

089/0

784/0

839/1

066/0

موهومی بازده منفی ( )

930/0

369/2

018/0

903/0

300/2

021/0

بازده جاری ( )

026/0-

088/0-

929/0

035/0-

114/0-

908/0

ضرب موهومی بازده منفی در بازده جاری ( )

416/3

773/2

005/0

399/3

744/2

006/0

درصد مالکیت سال قبل ( )

220/0-

450/1-

147/0

387/0-

683/1-

092/0

 

278/0-

548/1-

121/0

181/0-

850/0-

395/0

( )

275/0-

196/2-

028/0

322/0-

008/2-

044/0

( )

394/0-

854/2-

004/0

223/0-

886/3-

000/0

نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سال قبل ( )

130/0

767/2

005/0

141/0

994/2

002/0

 

248/0-

216/4-

000/0

249/0-

233/4-

000/0

( )

111/0

889/2

004/0

103/0

684/2

007/0

( )

711/0

515/7

000/0

693/0

317/7

000/0

اهرم مالی سال قبل ( )

175/0-

162/1-

245/0

166/0-

072/1-

283/0

( )

445/0-

403/2-

016/0

474/0-

495/2-

012/0

( )

422/0

725/2

006/0

468/0

785/2

005/0

( )

614/1

862/2

004/0

721/1

966/2

003/0

اندازۀ شرکت سال قبل ( )

060/0-

984/0-

325/0

051/0-

830/0-

406/0

( )

065/0-

149/1-

250/0

066/0-

158/1-

247/0

( )

009/0-

206/0-

836/0

001/0-

041/0-

967/0

( )

297/0-

816/3-

000/0

299/0-

866/3-

000/0

ضریب تعیین

520/0

518/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

438/0

435/0

آماره­ دوربین- واتسون

854/1

869/1

آماره­ F

330/6

260/6

احتمال آماره­ F

000/0

000/0

 

نتایج حاصل از تخمین الگوی (9) (مربوط به مالکیت مدیریت)

نتایج حاصل از تخمین الگوی (9) (مربوط به تمرکز مالکیت)

متغیر

ضریب متغیر

آماره تی

سطح خطا

ضریب متغیر

آماره تی

سطح خطا

عرض از مبداء

528/0

590/5

000/0

588/0

835/5

000/0

موهومی بازده منفی ( )

136/0

230/1

219/0

131/0

157/1

247/0

بازده جاری ( )

065/0

853/0-

393/0

098/0-

156/1-

248/0

ضرب موهومی بازده منفی در بازده جاری ( )

435/0

236/2

025/0

592/0

516/1

129/0

درصد مالکیت سال قبل ( )

036/0-

992/0-

321/0

115/0-

098/2-

036/0

 

065/0-

694/1-

090/0

029/0-

562/0-

573/0

( )

058/0-

452/1-

146/0

051/0-

145/2-

027/0

( )

124/0-

616/2-

008/0

141/0-

223/3-

001/0

نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سال قبل ( )

108/0

334/6

000/0

112/0

378/6

000/0

 

087/0-

249/3-

001/0

088/0-

151/3-

001/0

( )

091/0

507/4

000/0

088/0

256/4

000/0

( )

238/0

395/2

016/0

226/0-

300/2-

021/0

اهرم مالی سال قبل ( )

071/0-

172/2-

030/0

091/0-

645/2-

008/0

( )

066/0-

449/1-

147/0

046/0-

996/0-

319/0

( )

156/0

256/3

001/0

193/0

944/3

000/0

( )

113/0

554/0

579/0

145/0-

708/0-

479/0

اندازۀ­ شرکت سال قبل ( )

064/0-

446/4-

000/0

062/0-

179/4-

000/0

( )

005/0-

343/0-

731/0

009/0-

653/0-

513/0

( )

033/0

993/2

002/0

005/0

505/0

613/0

( )

036/0

774/2

006/0

043/0-

827/0-

408/0

موهومی کاهش فروش ( )

158/0-

547/1-

122/0

125/0-

231/1-

218/0

تغییرات فروش جاری به ارزش بازار سال قبل ( )

163/0-

049/3-

002/0

160/0-

163/3-

001/0

( )

321/0

670/2

007/0

273/0

445/2

014/0

( )

165/0

996/3

000/0

150/0

850/2

004/0

( )

065/0-

115/1-

265/0

104/0-

705/1-

088/0

( )

333/0-

049/2-

040/0

485/0-

225/3-

001/0

( )

047/0-

149/2-

031/0

049/0-

187/2-

029/0

( )

067/0-

254/5-

000/0

060/0-

774/4-

000/0

( )

049/0

371/1

170/0

040/0

267/1

205/0

( )

005/0-

136/0-

891/0

006/0

144/0

884/0

( )

198/0-

008/3-

002/0

210/0-

480/3-

000/0

( )

418/0

598/2

009/0

455/0

084/3

002/0

( )

011/0

793/0

427/0

003/0

243/0

807/0

( )

092/0

054/6

000/0

098/0

122/6

000/0

( )

166/0-

432/4-

000/0

192/0-

802/4-

000/0

ضریب تعیین

710/0

704/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

653/0

645/0

آماره­ دوربین- واتسون

769/1

754/1

آماره­ F

476/12

092/12

احتمال آماره­ F

000/0

000/0

* منبع: یافته‌های پژوهش

    

 

با توجه به نتایج قابل مشاهده در نگارۀ‌ (9) و با توجه آماره‌ F به‌دست‌آمده برای الگوهای (8 و 9) برای مالکیت مدیریت و تمرکز مالکیت که به‌ترتیب برابر (330/6)، (260/6)، (476/12) و (092/12) و سطح خطای آنها که برابر (000/0) است،‌ در مجموع الگوهای پژوهش در سطح اطمینان 99 درصد‌ از معناداری بالایی برخوردار هستند. همچنین، با توجه به ضریب تعیین تعدیل‌شده به‌دست‌آمده برای الگوهای (8 و 9) و برای مالکیت مدیریت و تمرکز مالکیت که به‌ترتیب برابر 43، 43، 65 و 64 درصد است، ‌در مجموع متغیرهای مستقل و کنترل پژوهش بیش از 43، 43، 65 و 64 درصد تغییرات متغیر وابسته را توضیح می‌دهند. افزون بر این، با توجه به مقدار آماره‌ دوربین واتسون که به‌ترتیب برابر 854/1، 869/1، 769/1 و 754/1 است،‌ خودهمبستگی مرتبه‌ اول میان باقی‌مانده‌های الگو وجود ندارد. مطابق مبانی نظری انتظار بر این بود در الگوی بدون چسبندگی هزینه (الگوی 8)، ارتباط میان مالکیت مدیریت و محافظه‌کاری (ضریب متغیر ) برای هر دو متغیرهای مالکیت مدیریت و تمرکز مالکیت منفی و معنادار باشد. نتایج نیز نشان داد برای این دو متغیر در برآورد‌های (الگوی 8 با متغیر مالکیت مدیریت) و (الگوی 8 با متغیر تمرکز مالکیت) این ضرایب در سطح اطمینان 95 درصد منفی و معنادار (394/0- و 223/0-) است (مطابق پژوهش لافوند و روچادوری، [26]). علاوه بر این، مطابق مبانی نظری انتظار بر این است که ضریب منفی و معناداری میان چسبندگی هزینه و مالکیت مدیریت ( ) وجود داشته باشد نتایج هم نشان داد‌ ضریب این متغیر (333/0-) در سطح اطمینان 95 درصد منفی و معنادار است. افزون بر این، برای بررسی تأیید یا رد فرضیۀ دوم انتظار می‌رفت ضریب منفی متغیر ( ) برای مالکیت مدیریت و نیز‌ تمرکز مالکیت، الگوی (9) کمتر از الگوی (8) باشد. نتایج نیز نشان داد‌ در الگوی (9) (الگوی تعدیل‌شده بر حسب چسبندگی هزینه) نسبت به الگوی (8) (الگوی لافوند و ریچادوری) برای متغیر مالکیت مدیریت، ضریب منفی این متغیر 68 درصد [(394/0÷124/0)-1] و برای تمرکز مالکیت نیز ضریب منفی این متغیر 36 درصد [(223/0÷141/0)-1] تقلیل یافته است که‌ بر تأیید فرضیۀ دوم پژوهش تأکید می‌کند.

 

نتیجه‌گیری

     هدف این پژوهش، تعدیل مدل محافظه‌کاری شرطی با لحاظ‌کردن اثر تئوری چسبندگی هزینه در شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است. بدین‌منظور، فرضیه­هایی برای بررسی این موضوع تدوین و با استفاده از اطلاعات در دسترس به تجزیه و تحلیل آن‌ پرداخته شد. به‌طور‌کلی، این استدلال وجود دارد که هزینه­ها حساسیت بیشتری برای افزایش فروش نسبت به کاهش فروش به‌دلیل منابع تعدیل‌شده نامتقارن دارند. از آنجا که هزینه­ها تأثیر منفی بر سود دارند، جهت عدم تقارن برای سود معکوس است و سود‌، حساسیت بیشتری برای کاهش فروش نسبت به افزایش فروش دارد. علاوه بر این،‌ استدلال می‌شود با توجه به اینکه تغییرات فروش و همزمانی بازده سهام رابطۀ مثبتی دارند، ‌‌تغییرات فروش ممکن است یک متغیر حذف‌شده در مدل استاندارد محافظه‌کاری به‌وجود آورد. هنگامی‌که هزینه­ها چسبنده است، این متغیر حذف‌شده‌ اثر نامتقارنی بر سود دارد که برای کاهش فروش نسبت به افزایش فروش قوی­تر است. درنتیجه، به‌دلیل اینکه تغییرات فروش رابطۀ مثبتی با بازده سهام دارد، ارتباط میان سود و بازده سهام باید برای بازده منفی نسبت به بازده مثبت، حتی در صورت نبود محافظه‌کاری، قوی­تر باشد؛ بنابراین، برآود رابطۀ خطی میان سود و بازده سهام در مدل استاندارد نه‌تنها عدم تقارن کمتری را شناسایی می‏‎کند؛‌ حتی اثر نامتقارن مخدوش‌کنندۀ چسبندگی هزینه را نیز لحاظ می­کند. دلیل آن است که هر دو نوع عمل عدم تقارن در جهت مشابه است و چسبندگی هزینه ‌به ‌تعصب رو به بالایی در میانگین عدم تقارن زمانی در برآورد مدل استاندارد منجر می‌شود. همچنین، این استدلال وجود دارد که چسبندگی هزینه تغییرات نظام‌مندی دارد و مدل استاندارد محافظه‌کاری ‌‌تغییرات در چسبندگی هزینه را کنترل نمی‌کند. این مدل به احتمال زیاد برای تغییرات در محافظه‌کاری اشتباه می­کند. به‌عبارت دیگر، تعصب در برآورد عدم تقارن زمانی (فرضیۀ اول) تغییر نظام‌مند در برابر مشاهدات ایجاد می‏کند؛ زیرا، سبب تفاوت قابل پیش‌بینی در چسبندگی هزینه می­شود. این اثر مخدوش‌کننده سبب تحریف در استنباط دربارۀ میزان تغییرات محافظه‌کاری می­شود. با توجه به استدلال­های فوق، نتایج تخمین الگو­های پژوهش نشان داد ‌‌عدم کنترل چسبندگی هزینه در مدل محافظه‌کاری سبب تعصب رو به بالا در برآورد محافظه‌کاری در شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران شده است (مطابق با نتایج پژوهش بانکر و همکاران، [11] و صفرزاده و بیگ پناه، [4]). به‌عبارت دیگر، مدل تعدیل‌شده برآورد دقیق­تری از میزان محافظه‌کاری اندازه‌گیری‌شده ارائه می­دهد. همچنین، نتایج نشان داد‌ برآورد تغییرات محافظه‌کاری در مدل استاندارد، به‌دلیل عدم کنترل تغییرات چسبندگی هزینه در شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تحریف می­شود (مطابق با نتایج پژوهش بانکر و همکاران، [11]).

پیشنهادهای پژوهش

     با توجه به نتایج پژوهش، مدیران شرکت­ها می­توانند تأثیرات چسبندگی هزینه را شناسایی و کنترل کنند. آنان باید از طریق انعقاد قراردادهای مناسب برای اجارۀ دارایی­های عملیاتی و استخدام کارکنان (مانند انعقاد قراردادهای کوتاه­مدت) میزان تعدیلات لازم برای کاهش سطح دارایی­های عملیاتی خود را در دوره­های کاهش تقاضا و سطح فروش، ‌‌کمتر کنند و شدت چسبندگی هزینه­ها را کاهش دهند. همچنین، لازم است مدیران شرکت‏ها، چسبندگی هزینه و محافظه‌کاری شرطی را شناسایی و کنترل کنند و در فرایند تصمیم­گیری، برنامه­ریزی و بودجه بندی فعالیت‌های شرکت برای پیش­بینی سودهای آتی، ارتباط هزینه‏ها با درآمدها و تأثیر تغییرات فروش بر میزان هزینه­ها را مد‌نظر قرار دهند و بدین وسیله تصمیم‌گیری دقیق­تر و بودجۀ جامع­تری را ارائه کنند. افزون بر این، به مدیران پیشنهاد می­شود‌ در تجزیه و تحلیل میزان محافظه‌کاری و تغییرات محافظه‌کاری به ساختار هزینه و تأثیر چسبندگی هزینه توجه کنند و آن را در تحلیل­ها و ارزیابی­های خود­ به‌کار ببرند. از سوی دیگر، به سرمایه‌گذاران پیشنهاد می‏شود‌ در تحلیل­های مالی برای شرکت­هایی که انتظار می­رود در آینده با کاهش فروش روبه‌رو شوند، موضوع چسبندگی هزینه و تأثیر آن بر محافظه‌کاری را برای تجزیه و تحلیل سودهای آتی مدنظر قرار دهند.

     از سوی دیگر، با انجام هر پژوهش، راه به سوی مسیر‌ جدیدی باز می­شود و ادامۀ راه مستلزم انجام پژوهش‏های دیگری است؛ بنابراین، انجام پژوهش‌هایی به این شرح‌ پیشنهاد می‏شود:

  • بررسی تأثیر تعدیل‌شوندۀ تئوری چسبندگی هزینه بر برآورد محافظه‌کاری در سطح صنایع مختلف (با توجه به سطح هزینه­های تعدیل و منابع بلااستفادۀ ناشی از کاهش فروش در صنایع متفاوت)
  • بررسی تأثیر چسبندگی هزینه بر دقت پیش­بینی سود‌
  • بررسی مقایسه­ای تأثیر چسبندگی هزینه بر عدم تقارن زمانی سود در صنایع متفاوت (سرمایه­بر و غیر‌سرمایه­بر)‌
  • بررسی و آزمون رفتار چسبندگی هزینۀ شرکت­ها در شرایط متفاوت و متغیر اقتصادی


[1] . Asymmetric Timeliness of Earnings

[2]. Cost Sticky

[3] . economic asymmetry

[4] . Pooled Data

[5] . Panel Data

[6] . لازم به توضیح است که به‌دلیل محدودیت صفحه از آوردن جدول‌ها خودداری شده است.

  1. افلاطونی، عباس. (1392). تجزیه و تحلیل آماری با Eviews در تحقیقات حسابداری و مدیریت مالی. چاپ اول، تهران، انتشارات ترمه.
  2. خدادادی، ولی؛ نیک‌کار، جواد و سعید حاجی‌زاده. (1394). تأثیر رفتار چسبندگی هزینه و محافظه‌کاری مشروط بر تجزیه و تحلیل هزینه، حجم فعالیت و سود، پیشرفتهای حسابداری، دورۀ هفتم، شمارۀ اول، صص 49-76.
  3. سجادی، سید‌حسین، حاجی‌زاده، سعید و جواد نیک‌کار. (1393). تأثیر چسبندگی هزینه بر تقارن زمانی سود با تأکید بر ارتباط میان چسبندگی هزینه و محافظه‌کاری شرطی. مجلۀ دانش حسابداری، سال پنجم، شمارۀ 16، بهار 1393، صص 81-99.
  4. صفرزاده، محمد‌حسین و بهزاد بیگ­پناه. (1393). تأثیر چسبندگی هزینه بر محافظه‌کاری شرطی، پژوهش­های تجربی حسابداری، سال چهارم، شمارۀ 14، زمستان 1393، صص 39-59.
  5. کردستانی، غلامرضا و امیر بیگی لنگرودی، حبیب. (1387). محافظه‌کاری در گزارشگری مالی: بررسی رابطۀ عدم تقارن زمانی سود و MTB به‌عنوان دو معیار ارزیابی محافظه‌کاری. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دورۀ 15، شمارۀ 52، تابستان 1387، صص 89-106.
  6. هاشمی، عباس، امیری، هادی و علی نجاتی. (1393). تأثیر چسبندگی هزینه بر محافظه‌کاری شرطی و عدم تقارن اطلاعاتی، حسابداری مدیریت، سال هفتم، شمارۀ 23، زمستان 1393، صص 43-56.
    1. Abdulhamied, A. A., & Abulezz, M. E. (2014). An empirical investigation of the effect of cost structure and demand uncertainty on SA&G cost stickiness, http:// ssrn.com/abstract= 2311584.
    2. Ahmed, A.S., & Duellman, S., (2011). Evidence on the role of accounting conservatism in monitoring managers’ investment decisions. Accounting and Finance, Vol 51, No. 3, Pp. 609-633
    3. Anderson, M., Banker, R., & Janakiraman, S. (2003). Are Selling, General, and Administrative Costs ‘Sticky’. Journal of Accounting Research 2003; Vol 4, Pp. 47-63.
    4. Banker, R., & Chen, L. (2006). Predicting Earnings Using a Model Based on Cost Variability and Cost Stickiness, The Accounting Review 2006; Vol 81, No. 2, Pp. 285-307.
    5. Banker, R., Basu, S,. Byzalov, D & Chen, J, Y. (2016). The Confounding Effect of Cost Stickiness on Conservatism Estimates, Journal of Accounting and Economics, Vol 61, No.1, Pp. 203-220
    6. Banker, R., Basu, S., Byzalov, D and Chen, J. (2013). Asymmetries in Cost-Volume-Profit Relation: Cost Stickiness and Conditional Conservatism, http://ssrn.com/abstract= 2312179.
    7. Banker, R.D., D. Byzalov, and L. Chen. )2014(. Employment protection legislation, adjustment costs and cross-country differences in cost behavior. Journal of Accounting and Economics, Vol55, No. 1, Pp. 111-127.
    8. Basu, S. (1997). "The conservatism principle and the asymmetric timelines of earnings", Journal of Accounting and Economics, Vol 24: PP 3-37
    9. Benston, G.J., (1967). Published corporate accounting data and stock prices. Journal ofAccounting Research, Vol 5 (Supplement), PP. 22–54.
    10. Bushman, R.M., Piortoski, J.D., & Smith, A.J., (2011). Capital allocation and timely accounting recognition of economic losses. Journal of Business Finance and Accounting Vol38, No. 1, Pp. 1–33.
    11. Calleja, K., Steliaros, M., & Thomas D.C. (2006). "A Note on Cost Stickiness: Some International Comparisons". Management Accounting Research 2006; Vol17, No. 2, Pp. 127- 140.
    12. Chen, C, X., Gores, T., and Nasev, J. (2013). Managerial Overconfidence and Cost Stickiness, http://ssrn.com/ abstract= 2208622.
    13. Chen,C., Lu, h., and Sougiannis, T. (2012). The Agency Problem, Corporate Governance, and the Asymmetrical Behavior of Selling, General, and Administrative Costs. Contemporary Accounting Research, Vol27, No. 1, Pp. 252–282.
    14. Francis, J.R., & Martin, X., (2010). Acquisition profitability and timely loss recognition. Journal ofAccounting and Economics, Vol49, No. 1-2, Pp. 161–178.
    15. Habib, A and Monzur Hasan, M. (2016). Corporate social responsibility and cost stickiness, Business & Society, Article first published online: November 17, 2016.
    16. Homburg, C., and Nasev, J. (2010). How Timely are Earnings when Costs are Sticky? Implications for the Link between Conditional Conservatism and Cost Stickiness, American Accounting Association, Vol. 83, pp. 253-265.
    17. Kama, I., & Weiss, D. (2013). Do Earnings Targets and Managerial Incentives Affect Sticky Costs? Journal of Accounting Research forthcoming, Vol51, No. 1, Pp. 201-224.
    18. Khan, M., & Watts, R.L., (2009). Estimation and empirical properties of a firm-year measure of accounting conservatism. Journal of Accounting and Economics, Vol48, No. 1, Pp. 132–150.
    19. Laffond, R., and Watts, R. L. (2008). "The Information Role of Conservative Financial Statements. The Accounting Review: March 2008, Vol. 83, No. 2, pp. 447-478.
    20. LaFond, R., & Roychowdhury, S. )2008(. Managerial ownership and accounting conservatism. Journal of Accounting Research, Vol46, No. 1, Pp. 101–135.
    21. Warganegara, D, L., & Tamara, D. (2014). The Impacts of Cost Stickiness on the Profitability of Indonesian Firms, International Journal of Social, Behavioral, Educational, Economic and Management Engineering, Vol8, No. 1, Pp. 268-292.
    22. Watts, R.L. (2003). "Conservatism in accounting part II: Evidence and research opportunities". Accounting Horizons, Vol17, No. 4, Pp. 287-301.
    23. Weiss, D. )2010(. Cost behavior and analysts' earnings forecasts. The Accounting Review, Vol85, No. 4, Pp. 1441-1471.