تأثیر محافظه‌کاری شرطی بر سررسید بدهی و رشد ناشی از تأمین مالی خارجی با درنظر‌گرفتن سازوکارهای نظام راهبری شرکتی

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشیار حسابداری، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران

2 استادیار اقتصاد، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران

3 کارشناس ارشد حسابداری، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران

چکیده

جدایی مدیریت از مالکیت، به عدم‌تقارن اطلاعاتی بین مدیران و مالکان شرکت‌ها منجر شده است. از راهکارهای سودمند برای کاهش عدم‌تقارن اطلاعاتی بین مدیران، مالکان و اعتباردهندگان، محافظه‌کاری حسابداری، کوتاه‌تر شدن سررسید بدهی‌ها و استقرار نظام راهبری شرکتی قوی است. هدف پژوهش حاضر، بررسی تأثیر محافظه‌کاری شرطی بر سررسید بدهی و رشد ناشی از تأمین مالی خارجی و همچنین، تأثیر قوت و ضعف نظام راهبری شرکتی بر میزان این تأثیرگذاری‌هاست. در راستای هدف پژوهش، چهار فرضیه تدوین شد. برای آزمون این فرضیه‌ها با استفاده از روش حذف نظام‌مند‌، نمونه‌ای متشکل از 159 شرکت از بین شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1385 تا 1394 انتخاب ‌و از الگوی رگرسیونی چند‌متغیره به روش داده­های ترکیبی استفاده ‌شد. نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های پژوهش نشان می‌دهد ‌محافظه‌کاری شرطی بر سررسید بدهی تأثیر مثبت دارد؛ اما برخلاف انتظار، بر رشد ناشی از تأمین مالی خارجی تأثیر منفی دارد. همچنین، نتایج بیانگر این مطلب است که بین تأثیر محافظه‌کاری شرطی بر سررسید بدهی و رشد ناشی از تأمین مالی خارجی در شرکت‌های با نظام راهبری شرکتی قوی و ضعیف تفاوت معنادار وجود دارد.

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

The Effect of Conditional Accounting Conservatism on the Debt Maturity and Growth through External Financing Considering Corporate Governance Mechanisms

نویسندگان [English]

  • seyedabbas hashemi 1
  • Hadi Amiri 2
  • Ali Hassanzadeh 3
1 Associate Professor of Accounting, University of Isfahan, Isfahan, Iran
2 Assistant Professor of Economy, University of Isfahan, Isfahan, Iran
3 Master of Accounting, University of Isfahan, Isfahan, Iran
چکیده [English]

The separation of management from ownership has led to information asymmetries between managers and owners of companies. Useful solutions for reducing information asymmetry between managers, owners and creditors can note to accounting conservatism, debt maturity shortening, and the establishment of a strong corporate governance. The purpose of this study is to investigate the effect of conditional conservatism on debt maturity and externally financed growth,and also the effect of the strength and weakness of the corporate governance on the amount of these impacts. To achieving the purposes, four hypotheses were developed. In order to test the hypotheses, using the method of systematic elimination, Sample consists of 159 companies listed in Tehran Stock Exchange during the years 2006 to 2015 were selected and linear regression model with the model of panel data were applied. The findings of the research show that conditional conservatism has a positive impact on the debt maturity, but unexpectedly, it has a negative effect on the externally financed growth. The results also indicate that there is a significant difference between the effect of conditional conservatism on debt maturity and the externally financed growth in firms with strong and weak corporate governance.
 

کلیدواژه‌ها [English]

  • : Corporate Governance
  • Conditional Conservatism
  • Firm Growth
  • External Financing

با گسترش شرکت‌های سهامی و جدایی مدیریت از مالکیت، به‌دلیل همسو‌نبودن منافع مدیران با مالکان و اعتباردهندگان، عدم‌تقارن اطلاعاتی میان آنها به‌وجود آمد. برای کاهش عدم‌تقارن اطلاعاتی راهکارهای مختلفی ارائه شده است که ازجملۀ آنها‌، محافظه‌کاری حسابداری، کوتاه‌تر‌شدن سررسید بدهی‌ها و استقرار نظام راهبری شرکتی قوی است. محافظه‌کاری با شناسایی به‌موقع زیان‌ها باعث کاهش عدم‌تقارن اطلاعاتی می‌شود و به مالکان کمک می‌کند‌ بهتر و به‌هنگام‌تر بتوانند در مورد انتخاب یا برکناری مدیران تصمیم‌گیری کنند [16،10]. از طرفی، هنگامی که شرکت از بدهی‌های کوتاه‌مدت برای تأمین مالی استفاده می‌کند، نظارت اعتباردهندگان بر عملکرد مدیران افزایش‌ و بنابراین، عدم‌تقارن اطلاعاتی و هزینه‌های نمایندگی کاهش می‌یابد [33،27،23،21]. تقاضا برای حسابداری محافظه‌کارانه در شرکت‌هایی که از بدهی کوتاه‌مدت برای تأمین مالی استفاده می‌کنند، کمتر از شرکت‌هایی است که از بدهی‌های بلندمدت استفاده می‌کنند [16،33]. از طرفی، استقرار نظام راهبری شرکتی قوی نیز ممکن است به کنترل و نظارت بهتر مالکان بر عملکرد مدیران شرکت منجر شود و عدم‌تقارن اطلاعاتی و هزینه‌های نمایندگی را کاهش دهد [10،18،30].

یکی از معیارهای سنجش عملکرد مدیریت شرکت، رشد فروش شرکت است. این معیار به مالکان برای انتخاب مدیران کارآمد کمک می‌کند. رشد شرکت از دید بازار سرمایه و مدیریت، مقولۀ مهمی است و‌ بر رفتار مدیریتی و گزارشگری مدیران تأثیر می‌گذارد. بنگاهها به‌منظور اجرای طرح‌های سودآور و دستیابی به حداکثر بازدهی در جهت افزایش منافع سهامداران خود، از منابع مالی مختلف بهره می‌گیرند. توانایی بنگاهها در مشخص‌کردن منابع داخلی یا خارجی برای فراهم‌کردن سرمایه از عوامل اصلی رشد و پیشرفت آنها محسوب می‌شود. توانایی یک بنگاه در دسترسی به تأمین مالی خارجی عامل اصلی در توسعه، رشد و بقای آن است [4].

تاکنون پژوهش‌های زیادی در زمینۀ تصمیمات مالی شرکت‌ها و همچنین، عوامل مؤثر بر ساختار سرمایۀ شرکت‌ها انجام‌ شده است. به‌طور سنتی، صرفه‌جویی مالیاتی ناشی از کسر هزینۀ بهره از سود، نخستین مزیت تأمین مالی از طریق اخذ وام و اعتبارات است که‌ الگو‌سازی و ارائه ‌شده است. از دیگر مزایای بدهی برای سرمایه‌گذاران، متعهد‌شدن مدیریت به عملکرد مؤثر و باکفایت به‌دلیل نظارت اعتباردهندگان است که موجب افزایش رشد شرکت می‌شود. همچنین، کوتاه‌تر‌شدن سررسید بدهی، به نظارت بیشتر اعتباردهندگان بر تصمیمات مدیریت و درنتیجه کاهش هزینه‌های نمایندگی منجر می‌شود. یکی دیگر از راهکارهای نظارت بر مدیریت و کاهش هزینه‌های نمایندگی استفاده از حسابداری محافظه‌کارانه است. از طرفی، هرچه سررسید بدهی کوتاه‌تر شود استفاده از محافظه‌کاری در حسابداری که سازوکاری نظارتی است، جایگزین کمتر می‌شود. از جانب دیگر، اعتباردهندگان در برآورد ریسک ‌‌پرداخت‌نکردن، کیفیت نظام راهبری شرکتی موجود در شرکت‌ها را مدنظر قرار می‌دهند؛ بنابراین، کیفیت نظام راهبری شرکتی بر روش‌های تأمین مالی شرکت‌ها تأثیر دارد.

 با توجه به روند روزافزون خصوصی‌سازی شرکت‌ها و پذیرش آنها در بورس اوراق بهادار تهران، سهامداران رد و پراکنده در ساختار مالکیت شرکت‌های ایرانی به‌وجود آمده است و با توجه به فسادهای مالی در سال‌های اخیر لزوم بازگرداندن اعتماد به سرمایه‌گذاران و حفظ حقوق سایر ذی‌نفعان ضروری به‌نظر می‌رسد. با توجه به اینکه پژوهشی تاکنون تأثیر محافظه‌کاری حسابداری بر سررسید بدهی و رشد ناشی از تأمین مالی برون‌سازمانی شرکت و همچنین، تأثیر ضعف و قوت سازوکارهای نظام راهبری شرکتی بر این روابط را در ایران بررسی نکرده است، این پژوهش سعی دارد این خلأ پژوهشی را بپوشاند تا از این طریق بتواند به سرمایه‌گذاران و اعتباردهندگان شرکت‌ها در تصمیم‌گیری کمک کند.

 

مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش

پراکندگی مالکیت که در نتیجۀ ایجاد شرکت‌های سهامی و جدایی مدیریت از مالکیت به‌وجود آمده است، به عدم‌تقارن اطلاعاتی میان مدیران، مالکان و اعتباردهندگان منجر شده است. به‌دلیل کاهش پیامد عدم‌تقارن اطلاعاتی درزمانی که سررسید بدهی کوتاه‌تر است، تقاضا برای حسابداری محافظه‌کارانه به‌عنوان یک وسیلۀ نظارت جایگزین، از جانب اعتباردهندگان کوتاه‌مدت، کمتر از سرمایه‌گذاران و اعتباردهندگان بلندمدت است [33]. باتوجه به اینکه محافظه‌کاری سازوکار نظارتی مؤثری است،‌ می‌تواند به شرکت‌ها در تسهیل جذب منابع برای سرمایه‌گذری در طرح‌های بالقوۀ سودآور کمک کند؛ زیرا بی‌میلی سرمایه‌گذاران در زمینۀ تأمین مالی طرح‌های بالقوه سودآور از طریق سرمایه را کاهش می‌دهد و به شرکت‌ها اجازه می‌دهد در طرح‌های با خالص ارزش فعلی (NPV) مثبت بیشتری سرمایه‌گذاری کنند؛ بنابراین محافظه‌کاری حسابداری، ‌به افزایش رشد ناشی از تأمین مالی خارجی کمک می‌کند. به‌دلیل اینکه به سرمایه‌گذاران بالقوه این اطمینان را می‌دهد که اخبار بد در قیمت سهام منعکس شده است. از طرفی نظام راهبری شرکتی نیز به‌عنوان یک راهکار نظارتی، بر تأثیر محافظه‌کاری بر سررسید بدهی و رشد ناشی از تأمین مالی خارجی مؤثر است [28].

تقاضا برای حسابداری محافظه‌کارانه با توجه به ساختار سررسید بدهی،‌ متفاوت است. بر اساس پژوهش‌های پیشین از جمله خورانا و وانگ ]29[ بین محافظه‌کاری حسابداری و بدهی کوتاه‌مدت رابطۀ منفی وجود دارد؛ به‌عبارت‌دیگر، بدهی کوتاه‌مدت بیشتر، موجب استفادۀ کمتر از گزارشگری محافظه‌کارانه می‌شود. یکی از راههای کاهش هزینه‌های نمایندگی، کوتاه‌تر‌کردن سررسید بدهی‌های معوق است [33]. هرچه سررسید بدهی کوتاه‌تر باشد، تناوب تجدید قراردادهای بدهی بیشتر می‌شود و ازاین‌رو، نظارت اعتباردهندگان بر عملکرد مدیر و تصمیمات مرتبط با سرمایه‌گذاری منابع شرکت افزایش می‌یابد؛ بنابراین، هرچه سررسید بدهی کوتاه‌تر باشد، عدم‌تقارن اطلاعاتی میان مدیران و اعتباردهندگان کاهش می‌یابد [12]. محافظه‌کاری حسابداری همچون سازوکاری‌، به کاهش هزینه‌های نمایندگی ناشی از عدم‌تقارن اطلاعاتی و تضاد منافع کمک می‌کند. شناخت سریع زیان، به‌خصوص برای اعتباردهندگان، مفید است؛ زیرا‌ باعث کشف به‌موقع نقض قرارداد می‌شود و به اعتباردهندگان اجازه می‌دهد‌ از تصمیمات اساسی جلوگیری کند که ممکن است کیفیت قرارداد بدهی را خدشه‌دار کند‌. همچنین، تقاضا برای محافظه‌کاری، از بازارهای بدهی سرچشمه می‌گیرد. هرچند، سودمندی محافظه‌کاری حسابداری به‌عنوان‌ سازوکار هشدار سریع، ممکن است در بدهی‌های با سررسید مختلف یکسان نباشد [16].

ادبیات نظریه‌‌های نمایندگی نشان می‌دهد جدایی مالکیت از مدیریت در شرکت‌های سهامی عام، تضاد منافع به‌وجود می‌آورد و موجب ایجاد هزینه‌های نمایندگی می‌شود [22،26]. زمانی که حسابداری محافظه‌کارانه‌تر است، به‌دلیل اینکه حسابداری محافظه‌کارانه اعتباردهندگان را قادر می‌سازد تا بهتر بتوانند از انتقال ثروت به سهامداران ازسوی مدیران‌ جلوگیری کنند، شرکت دسترسی بهتری به سرمایۀ بدهی دارد [14].

یکی دیگر از راهکارهای کاهش هزینه‌های نمایندگی، استقرار نظام راهبری قوی است. بیکس و همکاران [18] از نخستین پژوهشگرانی بودند که به بررسی رابطۀ بین محافظه‌کاری با ویژگی‌های هیئت‌مدیره پرداختند. آنها در پژوهش خود مشاهده کردند‌ شرکت‌های با نسبت بالای مدیران غیرموظف در ترکیب هیئت‌مدیره، با احتمال بیشتری اقدام به شناسایی سریع‌تر اخبار بد نسبت به اخبار خوب (محافظه‌کاری) می‌کنند. لارا و همکاران [30] دریافتند شرکت‌های با نظام راهبری شرکتی قوی از اقلام تعهدی برای آگاه‌سازی به‌موقع سرمایه‌گذارانشان از اخبار بد استفاده می‌کنند. آنها یادآوری کردند نظام راهبری شرکتی قوی نقش مهمی در استفاده از محافظه‌کاری برای هشدار به ذی‌نفعان برای بررسی علل موضوع دارد.

حاجی‌‌پور [4] در پژوهش خود با‌عنوان «تأثیر محافظه‌کاری شرطی و رشد شرکت‌های دارای بدهی با درنظر‌گرفتن زمان سررسید بدهی‌ها» به بررسی تأثیر محافظه‌کاری شرطی بر رشد شرکت‌ ناشی از تأمین مالی از طریق بدهی و سررسید بدهی‌ها پرداخت. نتایج پژوهش وی نشان‌دهندۀ تأثیر مثبت و معنادار محافظه‌کاری شرطی بر سررسید بدهی و رشد ناشی از تأمین مالی از طریق بدهی بلندمدت است. نتایج این پژوهش،‌ نشان‌دهندۀ وجود رابطۀ قوی بین محافظه‌کاری شرطی حسابداری و رشد شرکت از طریق بدهی بلندمدت نسبت به رشد ازطریق بدهی کوتاه‌مدت است.

زلقی و همکاران [6] در پژوهشی با‌عنوان «بررسی تأثیر ویژگی‌های هیئت‌مدیره بر محافظه‌کاری حسابداری در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران» تأثیر ویژگی‌های هیئت‌مدیره بر محافظه‌کاری حسابداری و نقش هیئت‌مدیره در حفظ منافع ذی‌نفعان از طریق محافظه‌کاری حسابداری را ‌بررسی کردند. نتایج پژوهش، حاکی از وجود رابطۀ مستقیم و معنادار بین دوگانگی وظیفه مدیرعامل و رییس هیئت‌مدیره، غیرموظف‌بودن رییس هیئت‌مدیره و در‌صد اعضای غیرموظف هیئت‌مدیره و نبودنِ رابطۀ مستقیم و معنادار بین اندازۀ هیئت‌مدیره، تخصص مالی اعضای هیئت‌مدیره و مدت تصدی مدیرعامل با محافظه‌کاری حسابداری است.

شهبازی و مشایخی [8] در پژوهش خود با‌عنوان «بررسی رابطۀ نسبت بدهی، اندازه و هزینۀ سرمایۀ شرکت با محافظه‌کاری مشروط و غیر‌مشروط» رابطۀ نسبت بدهی را با محافظه‌کاری مشروط و غیرمشروط در بورس اوراق بهادار تهران را بررسی کردند. نتایج پژوهش نشان داد بین نسبت بدهی و محافظه‌کاری در هر دو نوع مشروط و غیرمشروط رابطۀ مثبت و معناداری وجود دارد که مؤید این فرضیه است که قراردادهای بدهی یکی از مهم‌ترین منابع تقاضا برای محافظه‌کاری به‌شمار می‌روند.

حساس‌یگانه و احمدی [5] در پژوهشی با‌عنوان «رابطۀ ساز‌وکارهای حاکمیت شرکتی و محافظه‌کاری» ارتباط بین سازوکارهای «میزان سهام بزرگ‌ترین سهامدار، شخصیت اصلی‌بودن، میزان تمرکز سهام، حضور مدیرعامل در هیئت‌مدیره، مالکیت و نفوذ دولت، رتبۀ کیفیت افشا، میانگین سهام در تملک اعضای هیئت‌مدیره، درصد سهام شناور آزاد شرکت، حضور متخصص مالی غیرموظف در هیئت‌مدیره، نسبت مدیران غیرمؤظف و مرجع حسابرسی» از سازوکارهای نظام راهبری شرکتی را که نقش مهمی در این خصوص ایفا می‌کنند، با محافظه‌کاری حسابداری بررسی کردند. نتایج این پژوهش نشان می‌دهد به غیر از میزان تمرکز سهام شرکت و کیفیت افشا و اطلاع‌رسانی بین سایر سازوکارهای نظام راهبری شرکتی و محافظه‌کاری حسابداری روابط معناداری وجود دارد.

جعفری صمیمی و همکاران [3] در پژوهش خود با‌عنوان «بررسی اثر روش تأمین مالی بر رشد سودآوری بنگاهها در ایران» اثر روش تأمین منابع مالی بر رشد سودآوری بنگاهها و شناسایی عوامل مؤثر بر نیاز به تأمین مالی رشد بنگاهها با استفاده از منابع خارجی را بررسی کردند. نتایج پژوهش بیانگر این است تأمین مالی کوتاه‌مدت اهمیت بیشتری در دستیابی بنگاهها به نرخ‌های رشد بالاتر دارد.

پور‌حیدری و غفارلو [2] در پژوهش خود با‌عنوان «تأمین مالی و تغییرات سطح محافظه‌کاری مشروط حسابداری» اثر تأمین مالی بر روی تغییرات سطح محافظه‌کاری مشروط درگزارشگری مالی را‌ بررسی ‌کردند. نتایج پژوهش نشان داد، شرکت‌هایی که از طریق بدهی های بلندمدت تأمین مالی می‌کنند، نه در دورۀ تأمین مالی و نه در دورۀ قبل از آن سطح محافظه‌کاری مشروط را کاهش نمی‌دهند.

محمد و همکاران [32] در پژوهشی با‌عنوان «محافظه‌کاری حسابداری، حاکمیت شرکتی و ارتباطات سیاسی» تأثیر ارتباطات سیاسی شرکت بر میزان شدت اثر حاکمیت شرکتی بر محافظه‌کاری حسابداری را ‌بررسی کردند. نتایج پژوهش آنها نشان‌‌دهندۀ تأثیر مثبت استقلال هیئت‌مدیره بر سطح محافظه‌کاری شرکت و همچنین، تأثیر منفی ارتباطات سیاسی شرکت بر میزان این تأثیرگذاری است. نتایج همچنین نشان می‌دهد‌ ارتباطات سیاسی شرکت، بر عملکرد آتی آن تأثیر مثبت دارد.

کانگ و همکاران [28] در پژوهشی با‌عنوان «محافظه‌کاری حسابداری و رشد شرکت ناشی از تأمین مالی خارجی از طریق بدهی؛ نقش سررسید بدهی» تأثیر محافظه‌کاری بر رشد ناشی از تأمین مالی خارجی و سررسید بدهی را ‌بررسی کردند. یافته‌های این پژوهش نشان می‌دهد‌ محافظه‌کاری حسابداری با سررسید بدهی و رشد ناشی از تأمین مالی خارجی از طریق بدهی رابطۀ مثبت و معناداری دارد؛ البته این رابطۀ مثبت با رشد ناشی از بدهی بلندمدت بیشتر از بدهی کوتاه‌مدت مشاهده شد. آنها همچنین، تأثیر سازوکارهای نظام راهبری شرکتی را بر رابطۀ محافظه‌کاری با سررسید بدهی و رشد ناشی از تأمین مالی خارجی از طریق بدهی بررسی کردند و دریافتند روابط مذکور در شرکت‌های با نظام راهبری شرکتی قوی‌تر، بیشتر است.

خورانا و وانگ [29] در پژوهشی با‌عنوان «ساختار سررسید بدهی و محافظه‌کاری حسابداری» به بررسی تأثیر ساختار سررسید بدهی بر محافظه‌کاری پرداختند. یافته‌های پژوهش نشان داد بین بدهی کوتاه‌مدت و محافظه‌کاری رابطۀ منفی و معناداری وجود دارد؛ به‌عبارت‌دیگر، بدهی کوتاه‌مدت بیشتر، موجب استفادۀ کمتر از گزارشگری محافظه‌کارانه می‌شود.

هاو و همکاران [25] در پژوهشی با‌عنوان «تأمین مالی از طریق بدهی و محافظه‌کاری حسابداری در شرکت‌های خصوصی» به بررسی تأثیر تأمین مالی از طریق بدهی عمومی (اوراق قرضه) بر محافظه‌کاری حسابداری و تأثیر عدم‌تقارن اطلاعاتی بر رابطۀ بین تأمین مالی از طریق بدهی عمومی و محافظه‌کاری حسابداری پرداختند. طبق نتایج پژوهش آنها شرکت‌های خصوصی که برای اولین‌بار اوراق قرضه منتشر می‌کنند، افزایش معناداری در محافظه‌کاری حسابداری دارند. نتایج آنها‌ نشان می‌دهد‌ شرکت‌های خصوصی با عدم‌تقارن اطلاعاتی بالا، هنگام انتشار اولیه اوراق قرضه، افزایش بیشتری در محافظه‌کاری حسابداری نسبت به شرکت‌های خصوصی با عدم‌تقارن اطلاعاتی پایین دارند.

بلک و همکاران [19] در پژوهشی با‌عنوان «رابطۀ سطح نظام راهبری شرکتی و ارزش شرکت با شواهد آن در هندوستان» تأثیر سطح قوت نظام راهبری شرکتی را بر ارزش بازار شرکت بررسی کردند. نتایج پژوهش آنها نشان داد بین نظام راهبری شرکتی و ارزش بازار شرکت رابطۀ مثبت و معناداری وجود دارد. این پژوهش همچنین نشان داد رابطۀ مذکور در شرکت‌های دارای سودآوری و فرصت‌های رشد بیشتر، قوی‌تر است.

بیتی و همکاران [17] در پژوهشی با‌عنوان «محافظه‌کاری و بدهی» شروط گنجانده‌شده در قراردادهای بدهی را بررسی کردند. نتایج پژوهش آنها نشان داد هنگامی‌که هزینه‌های نمایندگی بدهی بالاتر است، این شروط قراردادی بیشتر‌ استفاده می‌شوند. با این حال، شواهد ایشان بیانگر این بود که شروط قراردادی، تقاضای اعتباردهندگان برای محافظه‌کاری را به‌تنهایی برآورده نمی‌سازد؛ بنابراین، برای کاهش هزینه‌های نمایندگی ناشی از بدهی نیاز به استفاده از حسابداری محافظه‌کارانه نیز وجود دارد.

ژانگ ]35[ در پژوهشی با‌عنوان «منافع قراردادی محافظه‌کاری حسابداری برای وام‌دهندگان و وام‌گیرندگان» منافع محافظه‌کاری برای وام‌دهندگان و وام‌گیرندگان را طی فرایند قرارداد بدهی ‌بررسی می‌کند. نتایج این پژوهش نشان داد منافع محافظه‌کاری برای وام‌دهندگان کاهش عدم‌تقارن اطلاعاتی و هزینه‌های نمایندگی، و برای وام‌گیرندگان کاهش نرخ بهره (هزینۀ بدهی) است.

با توجه به مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش، یکی از راههای کاهش عدم‌تقارن اطلاعاتی، به‌کارگیری محافظه‌کاری در حسابداری است. از طرفی کوتاه‌تر‌شدن سررسید بدهی‌های شرکت نیز به‌دلیل نظارت بیشتر اعتباردهندگان بر عملکرد شرکت، منجر به کاهش عدم‌تقارن اطلاعاتی می‌شود. رشد شرکت نیز یکی از معیارهای سنجش عملکرد شرکت است. توانایی شرکت در دسترسی به منابع برون‌سازمانی برای تأمین مالی نیز یکی از عوامل رشد شرکت است؛ بنابراین، میزان محافظه‌کاری استفاده‌شده در حسابداری، می‌تواند بر سررسید بدهی و رشد شرکت مؤثر باشد. از طرفی نظام راهبری شرکتی قوی نیز با توجه به کاهش عدم‌تقارن اطلاعاتی و هزینه‌های نمایندگی، می‌تواند بر روابط بین محافظه‌کاری با سررسید بدهی و رشد شرکت تأثیرگذار باشد.

 

فرضیه‌های پژوهش

همان‌طور که در مبانی نظری بیان شد، کوتاه‌تر‌کردن سررسید بدهی، محافظه‌کاری حسابداری و نظام راهبری شرکتی قوی از راهکارهای کاهش عدم‌تقارن اطلاعاتی هستند؛ از طرفی محافظه‌کاری به عنوان‌ سازوکار نظارتی جایگزین بر کوتاه‌تر‌شدن سررسید بدهی تأثیر منفی و بنابراین، بر بلندمدت‌تر‌شدن بدهی‌ها تأثیر مثبت دارد. از دیگر جانب، محافظه‌کاری حسابداری، رشد ناشی از تأمین مالی خارجی افزایش می‌دهد. به این دلیل که سرمایه‌گذاران بالقوه را از انعکاس اخبار بد در قیمت سهام مطمئن می‌کند. همچنین، قوی‌بودن نظام راهبری شرکتی تأثیرگذاری‌های مذکور را بیشتر می‌کند. با توجه به مطالب یادشده‌، فرضیه‌های پژوهش حاضر به شرح ادامه تدوین شده است:

فرضیۀ 1: محافظه‌کاری حسابداری بر سررسید بدهی اثر مثبت و معناداری دارد.

فرضیۀ 2: محافظه‌کاری حسابداری بر رشد ناشی از تأمین مالی خارجی اثر مثبت و معناداری دارد.

فرضیۀ 3: بین تأثیر محافظه‌کاری حسابداری بر سررسید بدهی در شرکت‌های با نظام راهبری شرکتی قوی و ضعیف تفاوت معنادار وجود دارد.

فرضیۀ 4: بین تأثیر محافظه‌کاری حسابداری بر رشد ناشی از تأمین مالی خارجی در شرکت‌های با نظام راهبری شرکتی قوی و ضعیف تفاوت معنادار وجود دارد.

 

روش پژوهش

 با توجه به اینکه نتایج حاصل از این پژوهش در فرایند تصمیم‌گیری استفاده شود، این پژوهش از لحاظ هدف کاربردی است. همچنین، از آنجا‌که به‌دنبال ارزیابی ارتباط بین دو یا چند متغیر است، ازنظر ماهیت توصیفی‌– همبستگی است. برای جمع‌آوری مبانی نظری و متون موضوع پژوهش از روش کتابخانه‌ای و به‌منظور آزمون فرضیه‌های پژوهش از الگو‌های رگرسیونی چندمتغیره با استفاده از داده‌های ترکیبی استفاده شده است. داده‌های مورد نیاز و اطلاعات مالی به روش اسنادکاوی و ازطریق مراجعه به صورت‌های مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران و بانک اطلاعاتی ره‌آورد نوین جمع‌آوری و برای جمع‌بندی و انجام محاسبات و تجزیه و تحلیل آنها از نرم‌افزارهای Excel، Eviews نسخۀ 8 و Stata نسخۀ 12 استفاده شده است.

جامعۀ آماری این پژوهش کلیۀ شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است. از آنجاکه برای محاسبۀ‌ متغیرهای پژوهش از اطلاعات دو‌سال قبل و سه‌سال بعد نیز استفاده شده است، داده‌های مورد نیاز برای دوره زمانی 1385 تا 1394 جمع‌آوری و در نهایت آزمون فرضیه‌ها در قلمرو زمانی سال‌های 1387 تا 1391 انجام شد. روش نمونه‌برداری در این پژوهش مبتنی بر روش حذف نظام‌مند است؛ بدین‌منظور کلیۀ شرکت‌های جامعۀ آماری که دارای شرایط زیر بوده‌اند،‌ نمونه انتخاب شدند:

1- به‌منظور قابل‌مقایسه‌بودن اطلاعات، سال مالی شرکت منتهی به 29 اسفندماه باشد.

2- جزء شرکت‌های واسطه‌گری مالی (بانک‌ها، سرمایه‌گذاری‌ها و لیزینگ) نباشد.

3- کلیۀ داده‌های موردنیاز پژوهش برای شرکت‌های موردبررسی موجود باشد.

4- طی بازه زمانی پژوهش دورۀ مالی خود را تغییر نداده باشند.

با توجه به شرایط و محدودیت‌های گفته‌شده، از بین شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار، درمجموع 159 شرکت انتخاب شدند.

متغیرها و الگو‌های پژوهش

متغیرهای مورداستفاده در این پژوهش بر چهار نوع‌اند: متغیر وابسته، متغیر مستقل، متغیر کنترلی و متغیر تعدیلگر؛ که در ادامه نحوۀ اندازه‌گیری آنها بیان شده است.

 

متغیرهای وابسته

در این پژوهش، دو متغیر سررسید بدهی و رشد ناشی از تأمین مالی خارجی، متغیرهای وابسته انتخاب شده است.

سررسید بدهی(LTD): برای اندازه‌گیری این متغیر از نسبت بدهی‌های بلندمدت به کل بدهی‌های شرکت i در پایان سال t به‌عنوان متغیر سررسید بدهی استفاده‌ شده است.

رشد ناشی از تأمین مالی خارجی شرکت (EFG): معیار این پژوهش برای رشد ناشی از تأمین مالی خارجی، همانند پژوهش کانگ و همکاران ]28[، بر اساس الگوی دمیرگوک- کانت و ماکسیموویچ ]21[ است. این الگو، ابتدا حداکثر نرخ رشد فروش یک شرکت را با فرض محدودیت‌های تأمین مالی، صرفاً از طریق منابع داخلی محاسبه می‌کند و آن را نرخ رشد ناشی از تأمین مالی داخلی (IG)[1] می‌نامد. سپس مازاد نرخ رشد فروش شرکت را نسبت به این نرخ رشد (IG) محاسبه می‌کند و آن‌ را با EFG[2] نشان می‌دهد که بیانگر نرخ رشد ناشی از تأمین مالی خارجی است. برای محاسبۀ این نرخ ابتدا «نیاز به تأمین مالی خارجی» (EFN[3]) طبق رابطۀ (1) محاسبه می‌شود:

رابطه (1)

EFNt = gt*At – (1+gt)*Et*bt

 

gt : نرخ رشد شرکت؛ در این پژوهش عبارت است از نرخ رشد فروش (فروش سال t منهای فروش سال t-1‌، تقسیم بر فروش سال t-1 )

 At : جمع دارایی‌ها در سال t

Et : سود خالص پس از کسر مالیات در سال t

bt : نسبتی از سود خالص (پس از کسر مالیات) است که بین سهامداران توزیع نشده و برای سرمایه‌گذاری مجدد در شرکت در دورۀ t نگهداری می‌شود.

جملۀ اول عبارت سمت راست رابطۀ (1) یعنی gt*At بیانگر سرمایه‌گذاری موردنیاز یک شرکت در نرخ رشد g  و جملۀ دوم این عبارت، یعنی (1+gt)*Et*bt بیانگر بخشی از تأمین مالی موردنیاز برای افزایش مجموع دارایی‌هاست که از منابع داخلی به‌دست می‌آید و به‌صورت افزایش در سود انباشتۀ شرکت نشان داده می‌شود؛ بنابراین، نیاز به تأمین مالی خارجی برابر است با آن بخشی از افزایش در دارایی‌ها که به‌واسطۀ تأمین مالی داخلی قابل پوشش نیست.

با توجه به توضیحات مربوط به EFN ، نرخ رشد ناشی از تأمین مالی داخلی (IG) به شرح زیر محاسبه می‌شود:

نرخ رشد ناشی از تأمین مالی داخلی (IG)حداکثر نرخ رشد شرکت است که صرفاً به‌واسطۀ استفاده از منابع داخلی شرکت و استفاده‌نکردن از تأمین مالی خارجی و همچنین، حفظ یک نسبت تقسیم سود ثابت حاصل می‌شود. برای محاسبۀ نرخ رشد ناشی از تأمین مالی داخلی، EFN در رابطۀ (1) برابر صفر قرار داده می‌شود (زیرا فرض می‌شود شرکت نیازی به تأمین مالی خارجی ندارد) و سپس در رابطۀ (1) نرخ رشد شرکت (gt) محاسبه می‌شود؛ بنابراین، با انجام چند عمل جبری، به‌طور خلاصه‌ IG‌ از طریق رابطۀ (2) به شرح زیر محاسبه می‌شود:

رابطۀ (2)

IGt = (ROAt*bt)/(1-ROAt*bt)

که ROAt نرخ بازده دارایی‌های شرکت، یا نسبت سود خالص پس از کسر مالیات به جمع دارایی‌هاست. به‌عبارت‌دیگر، نرخ رشد ناشی از تأمین مالی داخلی، نرخ رشدی است که بدون هیچ‌گونه تأمین مالی خارجی می‌توان به آن دست یافت‌؛ چون درآمد شرکت صرفاً از محل منابع داخلی با چنین نرخی رشد می‌کند. در این حال‌، افزایش موردنیاز در دارایی‌ها دقیقاً برابر است با افزایش در سود انباشته و بنابراین، تأمین مالی خارجی موردنیاز صفر است. IG با بازده دارایی‌های شرکت رابطۀ مستقیم دارد؛ بنابراین، شرکت‌هایی که سودآوری بیشتری دارند می‌توانند نرخ های رشد بالاتری را با بهره‌گیری از منابع داخلی خود تأمین مالی کنند.

در نهایت، میانگین مازاد نرخ رشد ناشی از تأمین مالی داخلی نسبت به نرخ رشد فروش شرکت در طول یک دورۀ سه‌ساله (t+1 تا t+3) محاسبه و با EFG نشان داده می‌شود.

 

متغیر مستقل پژوهش

متغیر مستقل این پژوهش محافظه‌کاری شرطی است که برای اندازه‌گیری آن از الگوی گیولی و هاین [24] استفاده ‌شده است. این الگو که مبتنی بر اقلام تعهدی است به شرح رابطۀ (3) است:

رابطۀ (3)

CONi,t = (-1)*[ NIi,t-j + DEPi,t-j) – CFOi,t-j)]/3

که در این رابطۀCON ، معیار محافظه‌کاری شرطی، NI سود عملیاتی،DEP هزینۀ استهلاک دارایی‌های ثابت و هزینۀ انقضای دارایی‌های نامشهود و CFO، وجه نقد ناشی از فعالیت‌های عملیاتی است. کلیۀ این متغیرها بر میانگین دارایی‌های دوره تقسیم می شوند. گیولی و هاین [24] بیان می‌کنند حسابداری محافظه‌کارانه منجر به اقلام تعهدی همواره منفی می‌شود. به بیان دیگر، با افزایش سطح اقلام تعهدی، محافظه‌کاری کاهش می‌یابد؛ بنابراین، رابطۀ (3)، در عدد (1-) ضرب می‌شود. هر‌چقدر میانگین اقلام تعهدی طی دوره‌های مربوطه منفی‌تر باشد، حسابداری محافظه‌کارانه‌تر خواهد بود. با استفاده از میانگین‌گرفتن طی چند‌دوره اطمینان حاصل می‌شود اثر موقتی اقلام تعهدی بزرگ، کاهش می‌یابد؛ زیرا اقلام تعهدی طی یک یا دو دوره معکوس می‌شود [34]؛ بنابراین، مطابق با پژوهش ریچاردسون و همکاران [34]، لارا و همکاران [30] و احمد و دوئلمن [15] از میانگین سه‌سال قبل این معیار (سال t-2 تا t) در این پژوهش استفاده ‌شده است.

متغیر تعدیلگر

برای آزمون فرضیه‌های سوم تا چهارم، متغیر مجازی سازوکارهای نظام راهبری شرکتی به‌عنوان متغیر تعدیلگر وارد الگوی اول و دوم شده است. به این ترتیب که برای آزمون فرضیۀ سوم که به بررسی تأثیر سازوکارهای نظام راهبری شرکتی بر میزان شدت اثر محافظه‌کاری بر سررسید بدهی می‌پردازد، عبارت GOVit + GOV*CONit به الگوی اول اضافه شده است. همچنین، برای آزمون فرضیه‌های چهارم که به بررسی تأثیر سازوکارهای نظام راهبری شرکتی بر میزان شدت اثر محافظه‌کاری بر رشد ناشی از تأمین مالی خارجی می‌پردازند، عبارت فوق به الگوی دوم اضافه شده است؛ که در آن GOV عبارت است از متغیر مجازی سازوکارهای نظام راهبری شرکتی که نشان‌دهندۀ قوت و ضعف نظام راهبری شرکتی است.

برای اندازه‌گیری متغیر مجازی نظام راهبری شرکتی با توجه به ادبیات موجود و پژوهش های انجام‌شده در خصوص نظام راهبری شرکتی ازجمله پژوهش ‌‌نیکومرام و سالطه ]11[، از شاخص زیر استفاده می‌شود که متغیرهای تشکیل‌دهندۀ این شاخص عبارت‌اند از:

1) تفکیک سمت مدیرعامل از رئیس هیئت‌مدیره: اگر سمت مدیرعامل و رئیس هیئت‌مدیره بر عهدۀ دو نفر باشد ارزش یک و در صورتی که بر عهده یک نفر باشد، ارزش صفر لحاظ می‌شود.

2) نسبت اعضای غیرموظف هیئت‌مدیره: برای شرکت‌هایی که دارای درصد اعضای غیرموظف بالاتری نسبت به میانگین هستند، ارزش یک و برای بقیه ارزش صفر داده می‌شود.

3) میزان سهام در تملک سرمایه‌گذاران نهادی: در این پژوهش، به شرکت‌های دارای سه سهامدار نهادی به غیر از دولت، نهادها و شرکت‌های دولتی و شبه‌دولتی که مجموع درصد آنها بالای 50 % باشد، ارزش یک و برای مابقی ارزش صفر تعلق می‌گیرد.

4) فرعی‌بودن شرکت: این متغیر نشان می‌دهد‌ آیا شرکت موردبررسی در کنترل (تملک بالای 50 درصد سهام) شرکت دیگری است یا خیر. بدین صورت که اگر موردبررسی شرکت فرعی باشد، به آن ارزش یک و در غیر این صورت ارزش صفر داده خواهد شد.

5) میزان نفوذ و مالکیت دولت: بدین معنا که اگر شرکت موردبررسی در کنترل دولت، نهادها و شرکت‌های دولتی و شبه‌دولتی باشد، به آن ارزش یک و در غیر این صورت به آن ارزش صفر داده خواهد شد.

6) درصد سهام شناور آزاد: در این پژوهش، برای شرکت‌هایی که میزان سهام شناور آنها کوچک‌تر از میانگین کل نمونه در یک دورۀ ده‌ساله (از سال 1385 تا 1394) بوده‌اند، ارزش یک و برای بقیه ارزش صفر در نظر گرفته می‌شود.

7) نوع حسابرس: در صورتی که حسابرس شرکت، سازمان حسابرسی و شرکت‌ها و مؤسسات حسابرسی باشد که جزء مؤسسات بزرگ و باکیفیت محسوب شود به آن ارزش یک و اگر به‌وسیلۀ سایر مؤسسات حسابرسی رسیدگی شده باشد، ارزش صفر تعلق خواهد گرفت. در این پژوهش بر اساس نظر خبرگان، مؤسسات مفید راهبر، تدوین و همکاران، آگاهان و همکاران، بیات رایان و رهیافت و همکاران، مؤسسات با کیفیت در نظر گرفته شدند.

با توجه به اینکه به هر یک از متغیر‌های ارائه‌شده‌ ارزش یک یا صفر تعلق می‌گیرد، شاخص بر اساس رابطۀ (4) محاسبه خواهد شد:

رابطۀ (4)

 

در این رابطه، عبارت  بیانگر اقلامی است که امتیاز یک گرفته‌اند و عبارت  بیانگر تعداد کلیۀ اقلامی است که ارزش‌های صفر یا یک در مورد آنها لحاظ شده است؛ بنابراین، مخرج کسر برای کلیۀ نمونه‌ها برابر عدد 7 است. به این ترتیب، در مورد هر شرکت شاخص نظام راهبری شرکتی اندازه‌گیری شده، در دامنۀ صفر تا یک قرار می‌گیرد. در نهایت، متغیر مجازی نظام راهبری شرکتی (GOV) محاسبه و به‌عنوان متغیر تعدیلگر وارد الگو شده است. شرکت‌هایی که شاخص نظام راهبری آنها مساوی یا بیشتر از میانۀ شاخص‌ها باشد، شرکت‌هایی با نظام راهبری قوی طبقه‌بندی می‌شوند و به آنها ارزش یک داده می‌شود. شرکت‌هایی هم که شاخص نظام راهبری آنها کمتر از میانۀ شاخص‌ها باشد، شرکت‌های با نظام راهبری ضعیف طبقه‌بندی می‌شوند و به آنها ارزش صفر داده می‌شود.

متغیرهای کنترلی پژوهش

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام (MTBit): نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام به‌عنوان سنجۀ فرصت‌های سرمایه‌گذاری است. انتظار می‌رود ضریب این متغیر در الگوی (1) منفی باشد؛ زیرا شرکت‌های با فرصت‌های رشد بیشتر، احتمالا از بدهی کوتاه‌مدت بیشتری استفاده می‌کنند [28]. برای محاسبۀ این متغیر، ابتدا ارزش بازار هر سهم شرکت i در پایان سال t در تعداد سهام شرکت ضرب شده و سپس حاصل بر ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام شرکت i در پایان سال t تقسیم می‌شود.

اندازۀ شرکت (SIZEit): شرکت‌های کوچک‌تر به احتمال بیشتری از بدهی‌های کوتاه‌مدت استفاده می‌کنند؛ زیرا نمی‌توانند از مزایای اقتصادی بدهی‌های بلندمدت بهره ببرند؛ بنابراین، انتظار می‌رود ضریب اندازۀ شرکت در الگوی (1)، مثبت باشد [28]. این متغیر از طریق لگاریتم طبیعی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت i در پایان سال t محاسبه می‌شود.

سود غیرعادی (AEit): سود غیرعادی، نمایندۀ کیفیت شرکت است. اگر شرکت‌های با کیفیت بالا کیفیت خود را از طریق انتشار بدهی کوتاه‌مدت نشان دهند، ضریب متغیر سود غیرعادی در الگوی (1) مثبت خواهد بود [28]. براساس پژوهش هاشمی و همکاران [12]، نحوۀ محاسبه این متغیر عبارت است از سود خالص شرکت i در سال t منهای حاصل ضرب نرخ بازده مورد انتظار در ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام شرکت i در پایان سال t-1. براساس پژوهش مذکور برای محاسبۀ نرخ بازده مورد انتظار از الگوی CAPM استفاده ‌شده است. در این پژوهش برای همگن‌سازی داده‌ها، حاصل، بر حقوق صاحبان سهام شرکت i در پایان سال t تقسیم شده است.

لگاریتم طبیعی جمع داراییها (LOG_TAit): شرکت‌های بزرگ‌تر احتمالاً به تأمین مالی خارجی کمتری برای رشد شرکت نیازمندند؛ زیرا محدودیت کمتری برای تأمین مالی دارند؛ بنابراین، انتظار می‌رود شرکت‌های بزرگ‌تر رشد ناشی از تأمین مالی خارجی کمتری داشته باشند و بنابراین، انتظار می‌رود ضریب متغیر لگاریتم طبیعی جمع دارایی‌ها در الگوی (2) منفی باشد [28].

نسبت کیوتوبین (Tobin’s Qit): از نسبت کیوتوبین به‌عنوان نمایندۀ فرصت‌های رشد استفاده می‌شود. به‌طور میانگین انتظار می‌رود شرکت‌های با فرصت‌های رشد بیشتر از تأمین مالی خارجی بیشتری برای تأمین مالی فرصت‌های رشدشان استفاده کنند؛ بنابراین، انتظار می‌رود رابطۀ‌ مثبت بین نسبت کیوتوبین و رشد ناشی از تأمین مالی خارجی وجود داشته باشد [28]. این نسبت از تقسیم حاصل جمع ارزش بازار حقوق صاحبان سهام با ارزش دفتری بدهی‌ها، بر ارزش دفتری دارایی‌های شرکت به دست می‌آید.

نسبت سود تقسیمی به جمع دارایی‌ها (DIV/TAit): شرکت‌هایی که سود تقسیمی پرداخت می‌کنند، احتمالاً وجه نقد موجود بیشتری برای سرمایه‌گذاری دارند؛ بنابراین، به تأمین مالی خارجی کمتری برای رشد شرکت نیازمندند. انتظار می‌رود رابطۀ‌‌ منفی بین پرداخت سود تقسیمی و رشد ناشی از تأمین مالی خارجی وجود داشته باشد [28]. این نسبت از تقسیم سود تقسیمی بر جمع دارایی‌های شرکت i در سال t به‌دست می‌آید.

تغییرات سود خالص به فروش خالص (DNI/NSit): این متغیر از تقسیم تغییرات سود خالص پس از کسر مالیات دورۀ t نسبت به دورۀ t-1، بر فروش خالص شرکت i در سال t به‌دست می‌آید و باتوجه به اینکه یکی از معیارهای تغییرات سودآوری شرکت است، به‌صورت کنترلی وارد شده است [28].

تغییرات فروش خالص به جمع دارایی‌ها (DNS/TAit):این متغیر از تقسیم تغییرات فروش خالص دورۀ t نسبت به دورۀ t-1، بر جمع دارایی‌های شرکت i در سال t به‌دست می‌آید و باتوجه به اینکه یکی از معیارهای تغییرات سودآوری شرکت است، به‌صورت کنترلی وارد شده است [28].

الگو‌های استفاده‌شده برای آزمون فرضیه‌ها

در این پژوهش، بر اساس پژوهش کانگ و همکاران [28] از الگو‌های رگرسیون چند‌متغیره و داده‌های ترکیبی استفاده شده است. به‌منظور آزمون فرضیۀ اول پژوهش از الگوی رگرسیون به شرح رابطۀ (5) استفاده شده است:

رابطۀ (5)

LTD[4]it = a0 + a1CONit + a2MTBit

+ a3SIZEit + a4AEit + eit

برای بررسی تأثیر محافظه کاری شرطی بر سررسید بدهی، ضریب a1 بررسی خواهد شد. چنانچه a1 در سطح اطمینان 95 درصد مثبت و معنادار باشد، فرضیۀ اول رد نمی‌شود.

برای آزمون فرضیۀ دوم پژوهش از الگوی رگرسیون به شرح رابطۀ (6) استفاده شده است:

رابطۀ (6)

 

EFGi = b0 + b1CONit + b2LOG_TAit+ b4Tobin’s Qit + b5DIV/TAit + b6DNI/NSit + b7DNS/TAit + eit

برای بررسی تأثیر محافظه کاری شرطی بر رشد ناشی از تأمین مالی خارجی، ضریب b1 بررسی خواهد شد. چنانچه b1 در سطح اطمینان 95 درصد مثبت و معنادار باشد، فرضیۀ اول رد نمی‌شود.

به‌منظور آزمون فرضیۀ سوم پژوهش از الگوی رگرسیون به شرح رابطۀ (7) استفاده شده است. در این رابطه علاوه بر متغیرهای رابطۀ (7) از متغیر مجازی نظام راهبری شرکتی به‌عنوان متغیر تعدیلگر استفاده‌ شده است:

رابطۀ (7)

LTDit = a0 + a1CONit + a2MTBit + a3SIZEit + a4AEit + a5GOVit + a6GOV*CONit+ eit                    

برای بررسی تأثیر محافظه کاری شرطی بر سررسید بدهی با درنظر گرفتن اثر تعاملی ساز‌و‌کارهای نظام راهبری شرکتی، ضریب a6بررسی خواهد شد. چنانچه a6در سطح اطمینان 95 درصد معنادار باشد، فرضیۀ سوم رد نمی‌شود. همچنین، برای تفسیر اثر تعاملی متغیرهای محافظه‌کاری (CON) و نظام راهبری شرکتی (GOV) بر سررسید بدهی، از رابطۀ‌‌ (8) به شرح زیر استفاده می‌شود:

رابطۀ (8)

 = a1 + a6GOV 

باتوجه به اینکه متغیر GOV یک متغیر مجازی است و به آن فقط ارزش صفر و یک تعلق می‌گیرد؛ بنابراین، اثر تعاملی متغیرهای محافظه‌کاری (CON) و نظام راهبری شرکتی (GOV) بر سررسید بدهی، برای شرکت‌های با نظام راهبری قوی برابر با حاصل جمع ضرایب محافظه‌کاری و نظام راهبری (a1 + a6)و برای شرکت‌های با نظام راهبری ضعیف برابر با ضریب محافظه‌کاری شرطی (a1) است.

به‌منظور آزمون فرضیۀ چهارم پژوهش از الگوی رگرسیون به شرح رابطۀ (9) استفاده شده است. در این رابطه علاوه بر متغیرهای رابطۀ (6) از متغیر مجازی نظام راهبری شرکتی به‌عنوان متغیر تعدیلگر استفاده ‌شده است:

 

رابطۀ(9)

 

EFGi = b0 + b1CONit + b2LOG_TAit+ b4Tobin’s Qit + b5DIV/TAit + b6DNI/NSit + b7DNS/TAit + b8GOVit + b9GOV*CONit + eit                        

 

برای بررسی تأثیر محافظه‌کاری شرطی بر رشد ناشی از تأمین مالی خارجی با درنظر‌گرفتن اثر تعاملی سازوکارهای نظام راهبری شرکتی، ضریب b9 بررسی خواهد شد. چنانچه b9 در سطح اطمینان 95 درصد معنادار باشد، فرضیۀ مربوطه رد نمی‌شود.

 

یافته‌های پژوهش

آمار توصیفی

پس از جمع‌آوری داده‌ها و محاسبۀ متغیرهای پژوهش شاخص‌های توصیفی هر متغیر به‌صورت مجزا محاسبه شد. این شاخص‌ها شامل اطلاعات مربوط به شاخص‌های مرکزی و پراکندگی است که در نگارۀ (1) نشان داده می‌شود.

 

نگارۀ 1- آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

متغیر

نماد

میانگین

میانه

بیشینه

کمینه

انحراف‌معیار

سررسید بدهی

LTD

13/0

08/0

73/0

00/0

12/0

محافظه‌کاری شرطی

CON

05/0-

04/0-

49/0

33/0-

09/0

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام

MTB

55/1

49/1

07/87

59/145-

91/6

اندازۀ شرکت

SIZE

74/12

56/12

07/18

25/9

45/1

سود غیر عادی

AE

09/0-

05/0

38/18

83/18-

52/1

رشد ناشی از تأمین مالی خارجی

EFG

09/0-

08/0-

97/0

46/1-

25/0

لگاریتم طبیعی جمع دارایی‌ها

LOG_TA

44/13

30/13

45/18

03/10

34/1

نسبت کیو توبین

Tobin's Q

33/1

18/1

12/6

49/0

56/0

سود تقسیمی به جمع دارایی‌ها

DIV/TA

08/0

05/0

59/0

00/0

10/0

تغییرات سود خالص به فروش خالص

DNI/NS

00/0

01/0

39/4

46/6-

36/0

تغییرات فروش خالص به جمع دارایی‌ها

DNS/TA

10/0

09/0

84/1

72/2-

27/0

 

 

متغیر مجازی نظام راهبری شرکتی از بین 795 مشاهده (159 شرکت طی 5 سال) شامل 540 مورد عدد یک (نظام راهبری قوی) و 255 مورد عدد صفر (نظام راهبری ضعیف) است. همچنین، با توجه به اینکه میانگین و میانۀ اکثر متغیرها نزدیک به هم هستند،‌ تعداد داده‌های پرت در بیشتر متغیرها کم است. همان‌طور که در نگارۀ (1) ملاحظه می‌شود میانگین و میانۀ متغیر مستقل پژوهش (محافظه‌کاری شرطی) به‌ترتیب برابر 05/0- و 04/0- است. همچنین، میانگین و میانۀ متغیر وابستۀ الگوی اول (سررسید بدهی) به‌ترتیب مساوی با 13/0 و 08/0 و

میانگین و میانۀ متغیر وابستۀ الگوی دوم (رشد ناشی از تأمین مالی خارجی) به‌ترتیب 09/0- و 08/0- است.

 

نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش

به‌منظور کارایی بیشتر و انسجام نتایج در برآورد شاخص‌های الگوی رگرسیون مواردی چون همسانی واریانس و عدم‌خودهمبستگی بررسی شده است. برای بررسی ناهمسانی واریانس از آزمون والد تعدیل‌شده و به‌منظور تشخیص وجود خودهمبستگی از آزمون خودهمبستگی سریالی ولدریج استفاده ‌شده است؛ سپس با توجه به اینکه کلیۀ الگو‌های پژوهش دارای ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی هستند، برای رفع این دو مشکل، الگو‌های مربوطه با استفاده از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته (GLS) برآورد شده است. با توجه به استفاده از داده‌های ترکیبی، به‌منظور انتخاب بین روش داده‌های تابلویی و تلفیقی در برآورد الگو، از آزمون F لیمر استفاده شده است. نتایج آزمون مذکور برای کلیۀ الگو‌ها نشان‌دهندۀ تابلویی بودن الگو‌هاست. اگر بر این باور باشیم که گروهها از یک جامعۀ بزرگ نمونه‌گیری شده‌اند، الگوی اثرات ثابت مناسب است. یکی از نتایج مهم این روش آن است که تعداد ضرایب را تقلیل می‌دهد ]7[. هنگامی‌که از جامعه‌ای بزرگ، تعدادی افراد به‌طور تصادفی انتخاب می‌شوند، باید اطمینان حاصل شود ‌الگوی اثر تصادفی خواهد بود؛ اما وقتی تمام افراد جامعه انتخاب می‌شوند، مثلاً کل صنایع یا کل کشورها در یک منطقه، در این‌صورت باید الگوی اثر ثابت انتخاب شود ]1[؛ بنابراین، با توجه به این مطالب ‌‌و با توجه به روش نمونه‌گیری (حذف نظام‌مند) که تصادفی نیست و کلیۀ اعضای واجد شرایط جامعۀ آماری به‌عنوان نمونه انخاب می‌شوند، نیازی به انجام آزمون هاسمن وجود ندارد، برای تعیین اینکه از روش اثرات ثابت یا تصادفی استفاده شود و برای تمامی الگو‌ها از روش داده‌های تابلویی با اثرات ثابت استفاده ‌شده است.

 

نتایج آزمون فرضیۀ اول

فرضیۀ اول به این صورت تدوین شده است که محافظه‌کاری شرطی بر سررسید بدهی تأثیر مثبت دارد. نگارۀ (2) نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ اول را نشان می‌دهد.

 

نگارۀ 2- نتایج آزمون فرضیۀ اول

متغیر وابسته الگو: سررسید بدهی (LTDit)

متغیرهای توضیحی

ضرایب

خطای استاندارد

آماره t

ارزش احتمال

عرض از مبدأ

1571/0

0118/0

3029/13

0000/0

CON

0848/0

0099/0

5362/8

0000/0

SIZE

0002/0-

0004/0

4577/0-

6473/0

MTB

0018/0-

0009/0

0323/2-

0425/0

AE

0019/0-

0010/0

9365/1-

0533/0

آماره F (احتمال)

7657/39 (0000/0)

ضریب تعیین

9107/0

آماره دوربین واتسون

0614/2

ضریب تعیین تعدیل‌شده

8878/0

    منبع: یافته­های پژوهش

 

 

برای بررسی معناداری کل الگو از آزمون F استفاده شد. با توجه به احتمال آماره F محاسبه‌شده که کمتر از 5 درصد است، می­توان ادعا کرد‌ الگوی رگرسیونی برازش‌شده معنادار است. باتوجه به اینکه فرضیۀ آزمون یکطرفه است؛ اما ارزش احتمال
(P-Value) آماره t محاسبه‌شده به‌وسیلۀ نرم‌افزارEviews  برای آزمون دوطرفه است، درصورتی‌که ضریب a1هم‌جهت با فرضیۀ‌‌ پژوهش (مثبت) باشد، ارزش احتمال محاسبه‌شده تقسیم بر دو می‌شود و درصورتی‌که مخالف جهت فرضیۀ‌‌ پژوهش (منفی) باشد، از عدد یک کسر می‌شود. سپس معناداری آن در سطح خطای 5 درصد بررسی می‌شود. بررسی احتمال آماره t و ضریب متغیر محافظه‌کاری شرطی نشان می‏دهد در سطح خطای 5 درصد، تأثیر مثبت و معنا‏داری بر سررسید بدهی دارد؛ بنابراین،‌ فرضیۀ اولدر سطح اطمینان 95 درصد رد نمی‌شود؛ از این‏رو با توجه به نتایج به‌دست آمده‌ هرچه مقدار محافظه‌کاری افزایش یابد، میزان سررسید بدهی نیز افزایش پیدا می‏کند.

 

نتایج آزمون فرضیۀ دوم

فرضیۀ دوم این پژوهش بدین‌صورت بیان شد که محافظه‌کاری شرطی بر رشد فروش ناشی از تأمین مالی خارجی تأثیر مثبت دارد. نگارۀ (3) نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ دوم را نشان می‌دهد.

 

نگارۀ 3- نتایج آزمون فرضیۀ دوم

متغیر وابسته الگو: رشد ناشی از تأمین مالی خارجی

متغیرهای توضیحی

ضرایب

خطای استاندارد

آماره t

ارزش احتمال

عرض از مبدأ

4207/0-

5351/0

7861/0-

4321/0

CON

4361/0-

0341/0

7786/12-

0000/0

LOG_TA

0185/0

0398/0

4656/0

6416/0

Tobin’s Q

0181/0-

0101/0

7864/1-

745/0

DIV/TA

7733/0

1161/0

6608/6

0000/0

DNI/NS

0167/0-

0090/0

8581/1-

0636/0

DNS/TA

1960/0

0220/0

9226/8

0000/0

آماره F (احتمال)

1039/17 (0000/0)

ضریب تعیین

8166/0

آماره دوربین واتسون

8458/1

ضریب تعیین تعدیل‌شده

7689/0

          منبع: یافته­های پژوهش

 

برای بررسی معناداری کل الگو از آزمونF  استفاده شد. با توجه به‌احتمال آماره F محاسبه‌شده که کمتر از 5 درصد است، ‌‌الگوی رگرسیونی برازش‌شده معنادار است. باتوجه به اینکه فرضیۀ آزمون یکطرفه است؛ اما ارزش احتمال (P-Value) آماره t محاسبه‌شده به‌وسیلۀ نرم‌افزارEviews  برای آزمون دوطرفه است، درصورتی‌که ضریب 1هم‌جهت با فرضیۀ‌‌ پژوهش(مثبت) باشد، ارزش احتمال محاسبه‌شده تقسیم بر دو می‌شود و درصورتی‌که مخالف جهت فرضیۀ‌‌ پژوهش(منفی) باشد، از عدد یک کسر می‌شود. سپس معناداری آن در سطح خطای 5 درصد بررسی می‌شود. بررسی احتمال آماره t و ضریب متغیر محافظه‌کاری شرطی نشان می‏دهد در سطح خطای 5 درصد دارای تأثیر مثبت و معنا‏داری بر رشد ناشی از تأمین مالی خارجی نیست؛ بنابراین، فرضیۀ پژوهش در سطح اطمینان 95 درصد رد می‌شود و نمی‌توان نتیجه گرفت که محافظه‌کاری شرطی بر رشد ناشی از تأمین مالی خارجی تأثیر مثبت دارد.

 

نتایج آزمون فرضیۀ سوم

فرضیۀ سوم این پژوهش بدین‌صورت تدوین شد که بین تأثیر محافظه‌کاری شرطی بر سررسید بدهی در شرکت‌های با نظام راهبری شرکتی قوی و ضعیف تفاوت معنادار وجود دارد. نگارۀ (4) نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ دوم را نشان می‌دهد.

 

نگارۀ 4. نتایج آزمون فرضیۀ سوم

متغیر وابسته الگو: سررسید بدهی (LTDit)

متغیرهای توضیحی

ضرایب

خطای استاندارد

آماره t

ارزش احتمال

عرض از مبدأ

1522/0

0085/0

9511/17

0000/0

CON

0332/0-

0134/0

4729/2-

0137/0

SIZE

0001/0-

0003/0

3819/0-

7207/0

MTB

0020/0-

0007/0

7667/2-

0058/0

AE

0023/0-

0010/0

1658/2-

0307/0

GOV

0094/0

0029/0

2795/3

0011/0

GOV*CON

1593/0

0237/0

7176/6

0000/0

آماره F (احتمال)

1272/67 (0000/0)

ضریب تعیین

9459/0

آماره دوربین واتسون

0657/2

ضریب تعیین تعدیل‌شده

9318/0

          منبع: یافته­های پژوهش

 

برای بررسی معناداری کل الگو از آزمون F استفاده گردید. با توجه به‌احتمال آماره F محاسبه‌شده که کمتر از 5 درصد می‌باشد ، می­توان ادعا نمود که الگوی رگرسیونی برازش شده معنادار است. بررسی احتمال آماره t حاصل‌ضرب متغیرهای محافظه‌کاری شرطی و نظام راهبری شرکتی (CON*GOV) نشان می‏دهد در سطح خطای 5 درصد دارای تأثیر معنی‏داری بر سررسید بدهی می‏باشد. بنابراین می‏توان بیان کرد فرضیۀ سومدر سطح اطمینان 95 درصد رد نمی‌گردد. از این‏رو با توجه به نتایج بدست آمده می‏توان بیان کرد بین تأثیر محافظه‌کاری حسابداری بر سررسید بدهی در شرکت‌های با نظام راهبری شرکتی قوی و ضعیف تفاوت معنادار وجود دارد.

ضریب محافظه‌کاری (CON) در نگارۀ (4) منفی و در نگارۀ (2) مثبت است. علت این موضوع وارد شدن اثر تعاملی نظام راهبری شرکتی (GOV) در الگوست؛ بنابراین، در الگوی مربوط به فرضیۀ سوم برای به‌دست آوردن اثر محافظه‌کاری بر سررسید بدهی باید از رابطۀ‌ (10) استفاده کرد.

 

GOV1593 /0+ 0332/0- = a1 + a6GOV=

رابطۀ (10)

 

 

همان‌طور که مشاهده می‌شود، رابطۀ‌‌ بین محافظه‌کاری و سررسید بدهی به میزان نظام راهبری شرکتی بستگی دارد. باتوجه به اینکه متغیر GOV یک متغیر مجازی است و به آن فقط ارزش صفر و یک تعلق می‌گیرد؛ بنابراین، اثر تعاملی متغیرهای محافظه‌کاری (CON) و نظام راهبری شرکتی (GOV) بر سررسید بدهی، برای شرکت‌های با نظام راهبری قوی برابر با حاصل جمع ضرایب محافظه کاری و نظام راهبری (1261/0)و برای شرکت‌های با نظام راهبری ضعیف برابر با ضریب محافظه کاری شرطی (0332/0-) است.

 

 

نتایج آزمون فرضیۀ چهارم

فرضیۀ چهارم این پژوهش بدین‌صورت بیان شد که بین تأثیر محافظه‌کاری شرطی بر رشد فروش ناشی از تأمین مالی خارجی در شرکت‌های با نظام راهبری شرکتی قوی و ضعیف تفاوت معنادار وجود دارد. نگارۀ (5) نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ دوم را نشان می‌دهد.

 

 

نگارۀ 5- نتایج آزمون فرضیۀ چهارم

متغیر وابسته الگو: رشد ناشی از تأمین مالی خارجی

متغیرهای توضیحی

ضرایب

خطای استاندارد

آماره t

ارزش احتمال

عرض از مبدأ

5318/0-

4440/0

1978/1-

2314/0

CON

1942/0-

0928/0

0923/2-

0368/0

LOG_TA

0251/0

0327/0

7672/0

4432/0

Tobin’s Q

0124/0-

0076/0

6202/1-

1057/0

DIV/TA

7418/0

0866/0

5649/8

0000/0

DNI/NS

0175/0-

0086/0

0371/2-

0421/0

DNS/TA

2000/0

0183/0

9476/10

0000/0

GOV

0277/0

0071/0

9201/3

0001/0

GOV*CON

3137/0-

0968/0

2404/3-

0013/0

آماره F (احتمال)

4860/18 (0000/0)

ضریب تعیین

8301/0

آماره دوربین واتسون

8304/1

ضریب تعیین تعدیل‌شده

7852/0

       منبع: یافته­های پژوهش

 

 

برای بررسی معناداری کل الگو از آزمونF  استفاده شد. با توجه به احتمال آماره F محاسبه‌شده که کمتر از 5 درصد است، می­توان ادعا کرد الگوی رگرسیونی برازش‌شده معنادار است. بررسی احتمال آماره t حاصل‌ضرب متغیرهای محافظه‌کاری شرطی و نظام راهبری شرکتی (CON*GOV) نشان می‏دهد در سطح خطای 5 درصد تأثیر معنا‏داری بر رشد ناشی از تأمین مالی خارجی دارد؛ بنابراین، می‏توان بیان کرد فرضیۀ سومدر سطح اطمینان 95 درصد رد نمی‌شود؛ از این‏رو با توجه به نتایج به‌دست آمده‌ بین تأثیر محافظه‌کاری حسابداری بر رشد ناشی از تأمین مالی خارجی در شرکت‌های با نظام راهبری شرکتی قوی و ضعیف تفاوت معنادار وجود دارد.

 

نتیجه‌گیری

در این پژوهش تأثیر محافظه کاری شرطی بر سررسید بدهی و رشد ناشی از تأمین مالی خارجی و همچنین، تأثیر قوت و ضعف نظام راهبری شرکتی بر این تأثیرگذاری‌ها بررسی شد. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ اول نشان داد‌ محافظه‌کاری شرطی بر سررسید بدهی تأثیر مثبت دارد. با توجه به مطالب گفته‌شده در سطح اطمینان 95%، فرضیۀ نخست این پژوهش رد نخواهد شد. بر اساس مبانی نظری، محافظه‌کاری حسابداری و کوتاه‌تر‌شدن سررسید بدهی هردو از راهکارهای کاهش عدم‌تقارن اطلاعاتی هستند و بنابراین، بر یکدیگر تأثیر معکوس دارند و محافظه‌کاری با مدت سررسید بدهی رابطۀ‌‌ مثبت دارد. نتایج آزمون این فرضیه، مشابه نتایج پژوهش کانگ و همکاران [28]، خورانا و وانگ [29]، حاجی‌پور [4]، شهبازی و مشایخی [8] و بال و همکاران [16] و مخالف نتایج پژوهش عموآقایی [9] است. همچنین، نتایج آزمون فرضیۀ سوم نشان داد بین تأثیر محافظه‌کاری شرطی بر سررسید بدهی در شرکت‌های با نظام راهبری قوی و ضعیف تفاوت معنادار وجود دارد‌ که مشابه نتایجی است که در پژوهش کانگ و همکاران [28] و حاجی‌پور [4] به‌دست‌ آمده است؛ بنابراین، همانند پژوهش‌های پیشین می‌توان ادعا کرد قوت و ضعف نظام راهبری شرکتی بر تأثیر مثبت محافظه‌کاری شرطی برسررسید بدهی مؤثر است. نتایج آزمون فرضیۀ دوم، برخلاف انتظار و مخالف با مبانی نظری بیانگر این است که محافظه‌کاری شرطی بر رشد ناشی از تأمین مالی خارجی تأثیر منفی دارد؛ یعنی با افزایش سطح محافظه‌کاری شرطی، رشد فروش شرکت کاهش می‌یابد که از تأمین مالی خارجی ناشی شده است. نتایج آزمون این فرضیه، مخالف نتایجی است که در پژوهش کانگ و همکاران [28] و حاجی‌پور [4] به‌دست ‌آمده است. به نظر می‌رسد بالاتر‌بودن نرخ تورم نسبت به نرخ هزینۀ تأمین مالی برون‌سازمانی در سال‌های ‌بررسی‌شده، منجر به این نتیجه شده است. نتایج آزمون فرضیۀ چهارم نشان می‌دهد بین تأثیر محافظه‌کاری شرطی بر رشد ناشی از تأمین مالی خارجی، در شرکت‌های با نظام راهبری قوی و ضعیف تفاوت معنادار وجود دارد. این نتایج نیز مشابه نتایج پژوهش کانگ و همکاران [28] حاجی‌پور [4] است؛ بنابراین، همانند پژوهش‌های گفته‌شده می‌توان ادعا کرد قوت و ضعف نظام راهبری شرکتی بر تأثیرگذاری محافظه‌کاری شرطی بر رشد ناشی از تأمین مالی خارجی، مؤثر است.

پیشنهادهای پژوهش

بر اساس یافته‌های پژوهش، پیشنهادهای زیر ارائه می‌شود:

الف) بر مبنای یافته‌های حاصل از این پژوهش محافظه‌کاری حسابداری بر بلندمدت‌تر‌شدن سررسید بدهی اثر مثبت دارد. ازآنجا‌‌که محافظه‌کاری حسابداری و کوتاه‌تر‌شدن سررسید بدهی هردو از راهکارهای کاهش عدم‌تقارن اطلاعاتی هستند؛ بنابراین، شرکت‌ها می‌توانند برای کاهش عدم‌تقارن اطلاعاتی بین مدیران و مالکان، با کوتاه‌تر‌شدن سررسید بدهی‌ها، محافظه‌کاری در حسابداری را کاهش دهند. همچنین، درصورت افزایش سطح محافظه‌کاری حسابداری، می‌توانند از بدهی‌های بلندمدت بیشتری بهره ببرند.

ب) بر اساس نتایج آزمون فرضیه‌های این پژوهش قوت و ضعف نظام راهبری شرکتی بر تأثیرگذاری محافظه‌کاری حسابداری بر سررسید بدهی و رشد ناشی از تأمین مالی خارجی مؤثر است؛ بنابراین، بهتر است شرکت‌ها، با توجه به آیین‌نامۀ نظام راهبری شرکتی و رهنمودهای سازمان بورس و اوراق تهران، نظام راهبری شرکتی خود را هرچه قوی‌تر و کارآمدتر کنند. به این‌صورت می‌توان عدم‌تقارن اطلاعاتی را کاهش و کارایی بازار سرمایه را افزایش داد.

همچنین، برای پژوهش‌های آتی، پیشنهادهایی به شرح زیر ارائه می‌شود:

الف) در این پژوهش برای سنجش محافظه‌کاری شرطی از الگوی محافظه‌کاری گیولی و هاین [24] استفاده ‌شده است. ازآنجا‌‌که معیارهای گوناگونی برای اندازه‌گیری محافظه‌کاری شرطی وجود دارد، پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های آتی، محافظه‌کاری شرطی با استفاده از سایر معیارهای موجود اندازه‌گیری شود.

ب) در این پژوهش برای طبقه‌بندی شرکت‌ها به دو دستۀ دارای نظام راهبری شرکتی قوی و ضعیف از شاخص استفاده‌شده در پژوهش نیکومرام و سالطه [11] استفاده ‌شده است. ازآنجا‌‌که پژوهشگران مختلف، الگو‌های گوناگونی برای اندازه‌گیری سازوکارهای نظام راهبری شرکتی ارائه کرده‌اند، پیشنهاد می‌شود پژوهشگران در مطالعات آتی از این الگو‌ها استفاده و یا تأثیر هریک از سازوکارهای نظام راهبری را به‌طور جداگانه آزمون کنند.

پ) الگو‌های این پژوهش برای تمام صنایع عضو نمونۀ آماری به‌صورت یکجا برآورد شده‌اند. از این رو پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های آتی هر یک از الگو­های این پژوهش برای صنایع مختلف به تفکیک برآورد شود.



[1] - Internal Growth Rate

[2] - External Financing Growth

[3] - External Financing Need

[4] - Long-Term Debt

1- اشراف‌زاده، سید حمیدرضا و نادر مهرگان. (1389).اقتصادسنجی پانل دیتا. چاپ دوم. دانشگاه تهران، دانشکده علوم اجتماعی، مؤسسۀ تحقیقات تعاون.

2- پور‌حیدری، امید و عباس غفارلو. (1390). تأمین مالی و تغییرات سطح محافظه‌کاری مشروط حسابداری. بررسی های حسابداری و حسابرسی، شمارۀ 66، صص 15-28.

3- جعفری صمیمی، احمد؛ خزائی، ایوب و جلال منتظری شورکچالی. (1392). بررسی اثر روش تأمین مالی بر رشد سودآوری بنگاهها در ایران.فصلنامۀ راهبرد اقتصادی،شمارۀ 7، صص 81-106.

4- حاجی‌پور، مرتضی. (1395). تأثیر محافظه‌کاری شرطی و رشد شرکت‌های دارای بدهی با درنظر گرفتن زمان سررسید بدهی‌ها. پایان‌نامۀ کارشناسی ارشد، دانشکده علوم اداری و اقتصادی، دانشگاه فردوسی مشهد.

5- حساس‌یگانه، یحیی و مرتضی احمدی. (1392). رابطۀ ساز‌وکارهای حاکمیت شرکتی و محافظه‌کاری. مطالعات تجربی حسابداری مالی،شمارۀ 38، صص 29-52.

6- زلقی، حسن؛ مهربانی، مهدی و سید علی ملیحی. (1394). بررسی تأثیر ویژگی‌های هیئت‌مدیره بر محافظه‌کاری حسابداری در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. دانش حسابرسی، شمارۀ 58، صص 171- 188.

7- سوری، علی. (1395). اقتصاد‌سنجی همراه با کاربرد Eviews & Stata. جلد دوم. فرهنگ‌شناسی.

8- شهبازی، مجید و بیتا مشایخی. (1393). بررسی رابطۀ نسبت بدهی، اندازه و هزینۀ سرمایه شرکت با محافظه‌کاری مشروط و غیر‌مشروط. مجلۀ دانش حسابداری، شمارۀ 16، صص 33-54.

9- عموآقایی، مرضیه. (1395). تأثیر روش‌های تأمین مالی بر روی محافظه‌کاری شرطی در شرکت‌های بورس اوراق بهادار تهران. پایان‌نامۀ کارشناسی ارشد، دانشکده علوم اجتماعی، دانشگاه بین‌المللی امام خمینی.

10- نخبه فلاح، زهرا. (1392). تأثیر اطمینان بیش از حد مدیریتی بر محافظه‌کاری شرطی و غیر‌شرطی و اثر سازوکارهای حاکمیت شرکتی بر میزان این تأثیرگذاری. پایان‌نامۀ کارشناسی ارشد، دانشکدۀ علوم اداری و اقتصاد، دانشگاه اصفهان.

11- نیکومرام، هاشم و حیدر محمد‌زاده سالطه. (1389). ارائۀ الگویی برای تبیین ارتباط بین حاکمیت شرکتی و کیفیت سود. مجلۀ حسابداری مدیریت، شمارۀ 4، صص 59-80.

12- هاشمی، سید‌عباس؛ صمدی، سعید و ریحانه هادیان. (1393). اثر کیفیت گزارشگری مالی و سررسید بدهی بر کارایی سرمایه‌گذاری. فصلنامۀ مطالعاتتجربیحسابداریمالی،شمارۀ 4، صص 117-143.

13- هاشمی، سید‌عباس؛ صمدی، سعید و افسانه سروش‌یار. (1389). ارزیابی توانمندی اجزای نقدی و تعهدی سود در پیش‌بینی سود غیرعادی و تعیین ارزش شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. پژوهش‌های حسابداری مالی، شمارۀ 3، صص 93-112.

14- Ahmed, A. S., Billings, B., Morton, R., & Stanford-Harris, M. (2002). The role of accounting conservatism in mitigating bondholder- shareholder conflicts over dividend policy and in reducing debt costs. The Accounting Review, Vol. 77, Pp. 867-890.

15- Ahmed, A. S., & Duellman, S. (2013). Managerial overconfidence and accounting conservatism. Journal of Accounting Research, Vol. 51, Pp. 1-30.

16- 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, Vol. 13, Pp. 168-205.

17- Beatty, A., Weber, J., & Yu, J. (2008). Conservatism and debt. Journal of Accounting &Economics, Vol. 45, Pp. 154-174.

18- Beekes, W., Pope, P., Young, S. (2004). The link between earnings timeliness, earnings conservatism and board composition: evidence from the UK. Corporate Governance: An International Review, Vol. 12, Pp. 47–59.

19- Black. B. S., Balasubramanian. N. & Khanna. V. (2010). The relation between firm- level corporate governance and market value: A case study of India. Emerging Markets Review, Vol. 11, Pp. 319-340.

20- Demirguc- Kunt, A., & Maksimovic, V. (1998). Law, finance, and firm growth. Journal of Finance, Vol. 3, Pp. 2107-2137.

21- Diamond, D. (1993). Seniority and maturity of debt contracts. Journal of Financial Economics, Vol. 33, Pp. 341-368.

22- Fama, E. F., & Jensen, M. C. (1983). Separation of ownership and control. Journal of Law &Economics, Vol. 26, Pp. 301-325.

23- Flannery, M. (1986). Asymmetric information and risky debt maturity choice. Journal of Finance, Vol. 41, Pp. 19-37.

24- Givoly, D., & Hayn, C. (2000). The changing time-series properties of earnings, cash flows and accruals: Has financial reporting become more conservative?. Journal of Accounting & Economics, Vol. 29, Pp. 287-320.

25- Haw, I. M., Lee J. J. & Lee, W. J. (2014). Debt Financing and Accounting Conservatism in Private Firms. Contemporary Accounting Research, Vol. 31, Pp. 1220-1259

26- Jensen, M., & Meckling, W. (1976). Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure. Journal of Financial Economics, Vol. 3, Pp. 305-360.

27- Kale, J., & Noe, T. (1990). Dividends, uncertainty, and underwriting costs under asymmetric information. The Journal of Financial Research, Vol. 13, Pp. 265-277.

28- Kang, T., Lobo,G. J. & Wolfe, M. C. (2017). Accounting Conservatism and Firm Growth Financed by External Debt: The Role of Debt Maturity. Journal of Accounting Auditing and Finance, Vol. 32, 2, Pp. 182-208.

29- Khurana, I. K. & Wang, C. J. (2015). Debt Maturity Structure and Accounting Conservatism. Journal of Business Finance & Accounting, Vol. 42, Pp. 167-203.

30- Lara, J. M. G., Osma, B. G., & Penalva, F. (2009). Accounting conservatism and corporate governance. Review of Accounting Studies, Vol. 14, Pp. 161-201.

31- Lara, J. M. G., Osma, B. G., & Penalva, F. (2011). Conditional conservatism and cost of capital. Review of Accounting Studies, Vol. 16, Pp. 247-271.

32- Mohammed. N. F., Ahmed, K. & Ji, X. D. (2017). Accounting Conservatism, Corporate Governance and Political Connections. Asian Review of Accounting, Vol. 25, Pp. 228-318.

33- Myers, S. (1977). Determinants of corporate borrowing. Journal of Financial Economics, Vol. 5, Pp. 147-175.

34- Richardson, S. A., Sloan, R. G., Soliman, M. T., & Tuna, I. (2005). Accrual reliability, earnings persistence and stock prices. Journal of Accounting and Economics, Vol. 39, 437-485.

35- Zhang, J. (2008). The contracting benefits of accounting conservatism to lenders and borrowers. Journal of Accounting & Economics, Vol. 45, Pp. 27-54.