بررسی رابطه بین کیفیت سود (پایداری سود)، اندازه اقلام تعهدی و بازده سهام با کیفیت اقلام تعهدی

نویسندگان

1 استاد گروه حسابداری دانشگاه شهید چمران اهواز

2 کارشناس ارشد حسابداری دانشگاه شهید چمران اهواز

چکیده

  در این تحقیق رابطه بین کیفیت سود (پایداری سود) و بازده سهام با کیفیت اقلام تعهدی بررسی شده است. از این رو، تعداد 95 شرکت از بین شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در طی دوره زمانی 1386-1379 بررسی گردیدند. برای ارزیابی پایداری سود از داده­های ترکیبی استفاده شده است. سپس برای آزمون فرضیات، 5 پرتفوی جداگانه بر اساس پایداری سود و بازده سهام ایجاد شد تا رابطه بین کیفیت سود (پایداری سود) و بازده سهام با کیفیت اقلام تعهدی آزمون گردد. معیار اندازه­گیری کیفیت اقلام تعهدی در این تحقیق، اقلام باقیمانده رگرسیون تغییرات سرمایه در گردش بر روی جریان‌های نقدی عملیاتی یک دوره گذشته، دوره جاری و یک دوره آتی است؛ به­طوری که بالا بودن انحراف معیار اقلام باقیمانده نشان­دهنده پایین بودن کیفیت اقلام تعهدی است. نتایج این تحقیق نشان می­دهد که کیفیت سود (پایداری سود) با کیفیت اقلام تعهدی رابطه مستقیم دارد؛ ضمن اینکه با کاهش کیفیت اقلام تعهدی و افزایش اندازه اقلام تعهدی بازده سهام افزایش می­یابد.

کلیدواژه‌ها

عنوان مقاله [English]

The association between stock return, earnings quality and magnitude of accruals with Accruals Quality

نویسندگان [English]

  • M Dastgir 1
  • M Rastegar 2
1 Professor of Accounting in Faculty of Economic and Social Sciences ahvaz University
2 M.A of accounting in Faculty of Economic and Social Sciences ahvaz University.
چکیده [English]

  In this paper association between stock return and earning quality with Quality of Accruals are studied. Our sample is obtained from the Tehran Stock Exchange listed companies. The sample is restricted to ï‌rms with complete data for assets, earnings, cash ï‌‚ow from operations, changes in accounts receivable, and changes in inventory. Hence these restrictions reduce our sample to 95 firms over the period of 1379 - 1386. Our approach to measure accrual quality is the residuals from regressions of changes in working capital on past, present, and future operating cash ï‌‚ows. The standard deviation of these residuals is our measure of accruals quality, where a higher standard deviation signiï‌es lower quality. We document that measure of accrual quality is positively related to earnings persistence (earnings quality) and we show that accrual quality is negatively related to stock return. Also we document that magnitude of accruals is negatively related to earnings persistence (earnings quality) and accrual quality.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Accruals Quality
  • Estimation errors of accruals
  • Stock return
  • earning quality
  • Magnitude of accruals

اصل مقاله

 

سود واحد تجاری یکی از اقلام صورتهای مالی است که از اهمیت خاصی برای کلیه استفاده­کنندگان برخوردار است. در بیانیه شماره1 از مفاهیم حسابداری مالی[1] گفته می­شود که «تأکید گزارش­های مالی بر روی اطلاعاتی است که درباره عملکرد شرکت است که از مجرای محاسبه سود و اجزای تشکیل دهنده آن، ارائه می­گردد». پن کاف و ویرجیل (1970)[33] پژوهشی کتابخانه­ای انجام دادند و نتیجه تحقیق آنها این نوع تقاضا برای محاسبه سود را تأیید کرد. آنها به این نتیجه رسیدند که تحلیل‌گران مالی در این مورد توافق نظر دارند که اعداد متعلق به سود هر سهم و فروش در زمره مهمترین اقلامی هستند که در دسترس همگان قرار می­گیرند و دارای اهمیت زیادی هستند. به دلیل اهمیت سود شرکت برای استفاده­کنندگان صورتهای مالی، مدیریت سعی می­کند مبلغ و نحوه ارائه سود شرکت را دستکاری کند. کلاگ و کلاگ (1991)[32] دو انگیزه اصلی برای دستکاری سود (مدیریت سود) را یکی تشویق سرمایه­گذاران برای خرید سهام شرکت و دیگری افزایش ارزش بازار شرکت عنوان می­کنند.

 یکی از روش­های دستکاری سود شرکت، استفاده از اقلام تعهدی است، زیرا حسابداری تعهدی حق انتخاب قابل توجهی به مدیران در تعیین سود در دوره­های زمانی متفاوت اعطا می­کند. در واقع، مدیران در سیستم حسابداری تعهدی، با گزینه­های متفاوتی در مورد زمان تشخیص درآمدها و هزینه­ها روبه‌رو هستند، از جمله تشخیص سریعتر درآمد از طریق انجام فروش نسیه (تئو و دیگران، 1998)[41]. این گونه عملکردها از سوی مدیران را «مدیریت سود» می­نامند.

اعمال نظر مدیریت در تعیین سود گزارش شده، کیفیت سود را متأثر ساخته، از آن می­کاهد. مدیران از طریق انتخاب سیاست­های خاص حسابداری، برآوردهای حسابداری و مدیریت اقلام تعهدی، سودهای گزارش شده را تعدیل می­کنند. از نظر بارث و دیگران (2005) به کارگیری برآوردها در صورت­های مالی، سود را تحت تأثیر قرار می­دهد و ممکن است منجر به سودی متفاوت با نتیجة عملکرد واقعی شرکت شود. به همین دلیل سود گزارش شده با سود واقعی فاصله گرفته، از عینیت کافی برخوردار نخواهد بود.

در فرآیند اندازه­گیری سود از سیستم حسابداری تعهدی استفاده می­شود که در آن اقلام تعهدی شناخت جریان نقد را طی دوره تعدیل می­کنند تا ارقام تعدیل شده، عملکرد واحد اقتصادی را بهتر اندازه­گیری کنند. اقلام تعهدی مذکور بر مبنای برآوردهایی است که اگر این برآوردها اشتباه باشند، باید در دورها­ی بعدی در اقلام تعهدی آتی و سودهای آتی اصلاح شوند. خطای برآورد و اصلاحات بعدی آن، از مفید واقع شدن اقلام تعهدی (کیفیت اقلام تعهدی) می­کاهد. از نظر دچو و دیچو(2002)[22] کیفیت اقلام تعهدی با افزایش میزان خطای برآورد اقلام تعهدی کاهش می­یابد.

تحقیق بال و براون (1968)[15] نشان داد که وقتی سود حسابداری اعلام می­شود، قیمت سهام واحد تجاری تحت تاثیر قرار گرفته، تغییر می‌کند. این امر بیانگر این است که سود حسابداری دارای محتوای اطلاعاتی است. از آنجایی که در محاسبه سود گزارش شده اقلام تعهدی نقش دارند، انتظار می‌رود که کیفیت سود گزارش شده و کیفیت اقلام تعهدی واکنش بازار را به دنبال داشته باشد. در تحقیق حاضر، واکنش بازار به کیفیت اقلام تعهدی، کیفیت سود و اندازه اقلام تعهدی و همچنین رابطه بین اندازه اقلام تعهدی با کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت سود بررسی می‌گردد.

 

پیشینة پژوهش

مطالعات مرتبط با کیفیت سود

معیارهای متفاوتی برای کیفیت سود وجود دارد. در زیر به تعدادی از مطالعات که از اقلام تعهدی، رابطه سود جاری و آتی، جریان نقد عملیاتی و رابطه بازده و سود برای ارزیابی کیفیت سود استفاده کرده‌اند، اشاره می­شود.

طی بررسی­های میرز و سایرین (2003)[34]، سطوح بالاتر اقلام تعهدی، بویژه اقلام تعهدی غیرعادی، نشان دهنده کیفیت پایین­تر سود است. ریچاردسون و همکاران (2005)[38] رابطه بین قابلیت اتکای اقلام تعهدی و پایداری سود را بررسی نمودند نتایج پژوهش آنها نشان می­دهد که پایین بودن قابلیت اتکای اقلام تعهدی باعث کاهش پایداری سود می­گردد. فرانسیس و سایرین (2003)[27] دریافتند کیفیت سود که به­وسیله بزرگی قدر مطلق اقلام تعهدی غیر­عادی نشان داده می­شود، به صورت منفی با هزینه سرمایه رابطه دارد. در مطالعه آنها معیار دیگری برای اندازه­گیری کیفیت سود، توانایی سود برای توضیح بازده است. بالسام و سایرین (2003)[17] از کیفیت اقلام تعهدی برای بررسی کیفیت سود استفاده می­کنند و به این نتیجه رسیدند که هر چه کیفیت اقلام تعهدی بیشتر باشد کیفیت سود نیز بیشتر خواهد بود که نتایج به­دست آمده توسط آنها با نتایج دچو و دیچو(2002)[22] مطابقت دارد، زیرا آنها نیز طی تحقیقی نشان دادند که با افزایش خطای برآورد اقلام تعهدی (کاهش کیفیت اقلام تعهدی)، پایداری سود (کیفیت سود) کاهش می­یابد. میرز و سایرین (2003)[34]، نشان دادند که سطوح بالاتر اقلام تعهدی، بویژه اقلام تعهدی غیرعادی، نشان دهنده کیفیت پایین تر سود است.

 

تحقیقات مرتبط با رابطه اجزای اقلام تعهدی سود با بازده سهام

اگنوا (2008)[35] در پژوهش خود به بررسی رابطه بین کیفیت اقلام تعهدی با بازده سهام پرداخت و نشان داد که بین کیفیت اقلام تعهدی با بازده آتی سهام ارتباط منفی و معناداری وجود دارد. هیرشلیفر و همکاران (2009)[30] به بررسی رابطه بین اقلام تعهدی و جریان‌های نقدی با اندازه بازده سهام پرداختند. طبق یافته­های آنها ارتباط مثبت زیادی بین اندازه اقلام تعهدی با بازده سهام وجود دارد؛ ضمن اینکه بین اندازه جریان‌های نقدی با بازده سهام ارتباط منفی وجود دارد. یو و لیسانا (2009)[42] در تحقیق خود نشان دادند که شرکت‌های با سطح اقلام تعهدی پایین­تر نسبت به شرکت‌های دارای سطح اقلام تعهدی بالاتر دارای بازده سهام مورد انتظارکمتری هستند. آنها اظهار می‌دارند که این یافته­ها با تحقیقاتی که نشان می­دهد شرکت‌های دارای اقلام تعهدی کمتر ریسک بیشتری دارند، در تناقض است. هولداسن و ورشیا (1988)[31] دریافتند که واکنش قیمت با میزان دقت افشای اطلاعات جدید افزایش می­یابد. بر این مبنا، چنانچه اطلاعات مرتبط با سودهای گزارش شده قبلی (سودهای با کیفیت) اطلاعات دقیقی درباره جریان نقدی آتی شرکت افشا کرده باشد، واکنش بازار به تغییر سود نقدی شرکت‌هائی که کیفیت سود بالایی دارند، کمتر خواهد بود. بنابراین، رابطه بین کیفیت سود و واکنش بازار به افزایش (کاهش ) سود نقدی، منفی (مثبت) پیش­بینی می­شود.

هَند (1990)[29] و اسلوان (1996)[39]، کولینز و هریبار (2000)[31] تیو و ونگ (2002)[40] دسای و همکاران (2004)[23] نشان می­دهند که سرمایه­گذاران به پایداری اجزای نقدی وزن کمتر، و به پایداری اجزای تعهدی (در معادله سود جاری) وزن بیشتری می­دهند و در نتیجه سهام با اقلام تعهد بیشتر، قیمت بالاتری در بازار خواهد داشت. نتیجة تحقیق دوپاک و همکاران (2005)[24] نیز نشان می­دهد که سرمایه­گذاران دیدگاه ثابتی نسبت به سود دارند و تفاوت بین ویژگی­های اجزای تعهدی و نقدی سود را کاملاً تشخیص نمی­دهند. در نتیجه، شرکت‌های با سطوح نسبتا ًبالای اقلام تعهدی، بازده سهام غیر نرمالی را به‌دست می­آورند. چان و همکاران (2006)[18] رابطه اقلام تعهدی را با بازده آتی سهام بررسی کردند و نشان دادند که شرکت‌های با اقلام تعهدی زیاد در دوره­های بعد از گزارشگری اطلاعات مالی، بازده سهام آنها کاهش می­یابد. این یافته نشان می­دهد که سرمایه­گذاران زمانی که به کیفیت پایین سود شرکت پی می­برند، قیمت سهام آن را متناسب با این موضوع تعدیل می­نمایند، اما این واکنش با تأخیر صورت می­گیرد.

 

تحقیقات انجام شده در ایران

بسیاری از محققان برای برآورد کیفیت سود چند معیار را در کنار هم به کار می­برند. برای مثال، کردستانی (1383) رابطه بین کیفیت سود و واکنش بازار به تغییرات سود نقدی و سود غیر منتظره را بررسی می­نماید. وی برای ارزیابی کیفیت سود از سه معیار زیر استفاده می­کند :

  • پایداری سودهای گزارش شده؛
  • رابطه بین جریان نقدی عملیاتی، سود و اجزای سود؛
  • قابلیت پیش­بینی سود.

بر مبنای تعریف اول، وی نشان می­دهد که واکنش بازار به افزایش سود نقدی شرکت‌ها بر خلاف پیش­بینی مثبت است. بر مبنای تعریف دوم، واکنش بازار به کاهش سود نقدی شرکت‌ها مطابق با پیش­بینی مثبت است و بر مبنای تعریف سوم، بازده غیر عادی (انباشته) سهام با افزایش (یا کاهش) سود نقدی و سود غیر منتظره افزایش (یا کاهش) می­یابد . خواجوی و ناظمی (1384)[5] نقش ارقام تعهدی در تشریح و تحلیل کیفیت سود را بررسی کرده­اند. به دلیل قابلیت دستکاری اقلام تعهدی، کیفیت سود تحت تاثیر قرار می­گیرد که انتظار می­رود افزایش اقلام تعهدی باعث کاهش کیفیت سود شود و عکس­العمل بازار را در پی داشته باشد. نتایج مطالعات آنها نشان دهندة این است که بازده شرکت‌های با اقلام تعهدی بالا با یک وقفة زمانی دو ساله، دچار افت زیادی می­شود. این موضوع می­تواند نشانه­ای از فرضیه مدیریت سود و عکس­العمل همراه با تأخیر توسط بازار باشد.

کریمی و صادقی‌(1389)[10] رابطه کیفیت سود با پایداری سود شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران را بررسی نمودند که در تحقیق یاد شده، کیفیت سود بر اساس سرمایه­گذاری در دارایی­های سرمایه­ای و نیروی کار محاسبه گردیده است. نتایج حاصل از تحقیق آنها، وجود رابطه معنادار بین کیفیت سود و پایداری سود را هم در رویکرد گذشته­نگر و هم در رویکرد آینده­نگر نشان می­دهد. آنها در رویکرد گذشته نگر، از نسبت­های مالی و در رویکرد آینده­نگر، از رگرسیون­های سری زمانی برای محاسبه کیفیت سود بر مبنای سرمایه­گذاری استفاده کرده­اند.

قائمی و دیگران (1387)[8] در تحقیقی نشان دادند که بین بازده سهام شرکت‌هایی که اقلام تعهدی آنها به بیشترین و کمترین میزان گزارش می­شود، اختلاف معنا داری وجود دارد.

ایزدی نیا و نظرزاده (1388)[3] به بررسی وجود رابطه بین کیفیت سود (متغیر مستقل) و بازده سهام در سه سطح کیفیت سود زیاد، متوسط و کم با بازده سهام مورد پرداخته­اند. نتایج تحقیق آنها نشان می‌دهد که بین بازده سهام و کیفیت سود در سطوح مختلف زیاد، متوسط و کم رابطه وجود دارد و نتیجه گیری می­کنند که سرمایه­گذاران به کیفیت سود توجه دارند و تغییرات قیمت سهام و به تبع آن بازده سهام تحت تاثیر معیار کیفیت سود قرار می گیرد و ارتباط خطی قابل تایید است.

ثقفی و کردستانی (1383)[4] به بررسی رابطه بین کیفیت سود و واکنش بازار به تغییرات سود نقدی پرداخته­اند. نتایج حاصل از این تحقیق نشان می­دهد که سرمایه­گذاران در بورس اوراق بهادار تهران هنگام واکنش به تغییرات سود نقدی، کیفیت سود شرکت‌ها را در نظر نمی­گیرند.

نوروش و همکاران (1385)[13] در مطالعه­ای کیفیت اقلام تعهدی را با تاکید بر نقش خطای برآورد اقلام تعهدی مطالعه نموده­اند. نتایج به‌دست آمده نشان می­دهد که سطح بالای اقلام تعهدی باعث کاهش کیفیت سود و کیفیت اقلام تعهدی می­شود. بنابراین، اقلام تعهدی بیشتر به معنای کیفیت کمتر و پایداری کمتر سود است.

 

فرضیه­های پژوهش

تحقیق حاضر به دنبال بررسی رابطه بین پایداری سود، اندازه اقلام تعهدی و بازده سهام با کیفیت اقلام تعهدی است. بدین منظور، فرضیه­های زیر تدوین شده است:

1-     بین کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت سود (پایداری سود) رابطه معناداری وجود دار؛

2-     بین کیفیت اقلام تعهدی و اندازه اقلام تعهدی رابطه معناداری وجود دارد؛

3-     بین کیفیت اقلام تعهدی و بازده سهام رابطه معناداری وجود دارد؛

4-     بین اندازه ­اقلام تعهدی و بازده سهام رابطه معناداری وجود دارد.

 

روابط تئوریک بین متغیرها

سیستم حسابداری تعهدی تعدیلات موقتی را در نظر می­گیرد و به کمک آن شناسایی جریان نقدی را جابه­جا می­نماید. برای مثال، فروش اعتباری را با به کارگیری یک حساب تعهدی به نام حساب‌های دریافتنی به عنوان درآمد شناسایی می­کند، در حالی که هنوز جریان نقدی­ای حاصل نشده است. بنابراین، شناسایی جریان نقدی این فروش اعتباری، از زمان وصول وجه نقد به زمان انجام مبادله فروش جا به جا می­شود. این امر یکی از مهمترین فواید اقلام تعهدی است که در اثر به‌کارگیری سیستم حسابداری تعهدی ایجاد می­شود و باعث بهبود ارزیابی عملکرد شرکت می­گردد، اما با به‌کارگیری اقلام تعهدی، جریان نقدی حاصل از یک رویداد مالی با یک برآورد اندازه­گیری می­شود و در صورتی که این برآورد اشتباه باشد، در آینده باید اقلام تعهدی و درآمد شناسایی شده اصلاح شود. این خطاهای برآورد و اصلاحات بعدی که از آنها ناشی می­شود، سودمندی اقلام تعهدی را کاهش می­دهند. بنابراین، هرچقدر اندازه خطاهای برآورد بیشتر باشد، کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت سود کاهش می­یابد؛ ضمن اینکه بزرگتر بودن اندازه اقلام تعهدی، نشان­دهندة برآوردهای بیشتر و احتمال بروز خطاهای برآورد بیشتر است که این موضوع باعث کاهش کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت سود می­شود (دچو و دیچو 2002)[22]. از آنجایی که اندازه اقلام تعهدی کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت سود را تحت تأثیر قرار می­دهد، می­توان انتظار داشت این موضوع واکنش بازار را در پی داشته باشد، که این واکنش به صورت تغییر در بازده سهام آشکار می­گردد.

 

روش تحقیق

در تحقیق حاضر، نمونة آماری از بین آن دسته از شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران که شرایط زیر را دارا بودند، انتخاب شد و بقیه حذف شدند.

  • قبل از سال 1379، در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشد. دلیل استفاده از بازة زمانی بعد از سال 1379 این است که ارائة صورت گردش وجه نقد از سال 1380 طبق استانداردهای حسابداری ایران الزامی گردید، و از آنجا که یکی از متغیرهای اصلی تحقیق حاضر، گردش وجه نقد عملیاتی است، به منظور استفاده از داده­های قابل اتکا، این بازه زمانی استفاده شده است (گردش وجه نقد عملیاتی مربوط به سال 79 از اقلام مقایسه‌ای سال 80 استخراج شده است).
  • به منظور قابلیت مقایسه­ داشتن اقلام، دورة مالی آن شرکت‌ها، منتهی به 29 اسفند ماه باشد.
  • به منظور همسانی رویه مورد استفاده برای محاسبات مربوط به معیار کیفیت اقلام تعهدی، تنها شرکت‌هایی در نمونه­ها وجود دارند که در دورة زمانی مورد بررسی، صورت گردش وجه نقد ارائه شده توسط آنها مطابق با استانداردهای حسابداری ایران پنج بخشی باشد. (شایان ذکر است که تنها تعداد بسیار محدودی از شرکت‌ها مطابق استانداردهای بین­المللی صورت گردش وجه نقد خود را به صورت سه بخشی تهیه کرده­اند).
  • شرکت‌های سرمایه­گذاری و واسطه­گری مالی نباشند.
  • اطلاعات مورد نیاز تحقیق از شرکت‌ها در دسترس باشد.

در این بخش، متغیرهای وابسته و مستقل مورد استفاده در تحقیق، شرح داده می­شود.

 

متغیر وابسته

در پژوهش حاضر، متغیر وابسته، کیفیت اقلام تعهدی سرمایه در گردشِ مربوط به شرکت‌های عضو نمونه آماری است که برای محاسبة کیفیت اقلام تعهدی، سرمایه درگردش از معادلة رگرسیونی معرفی شده توسط دچو و دیچو (از این به بعد DD) استفاده می‌شود که عبارتند از؛

معادلة (1)                                    

 به‌طوری که در مدل فوق، بالا بودن انحراف معیار اقلام باقیمانده نشان­دهندة پایین بودن کیفیت اقلام تعهدی است. متغیر مستقل در مدل مذکور وجه نقد حاصل از فعالیتهای عملیاتی واحد تجاری برای یک دوره گذشته، دوره جاری و یک دورة آتی است که این مقدار از صورت جریان وجه نقد شرکت‌ها به­دست می­آید و متغیر مستقل نیز تغییرات سرمایه در گردش است. دلیل استفاده از اقلام تعهدی سرمایه در گردش این است که اقلام تعهدی سرمایه در گردش و جریان نقد عملیاتی بیشتر قابل بررسی هستند و معمولاً دورة ایجاد و حذف این نوع اقلام تعهدی یک ساله است؛ ضمن اینکه بال و شیوا کومار (2005)[16]، در تحقیق خود نشان دادند که مدل­های اقلام تعهدی سرمایه در گردش نسبت به مدل­های مجموع اقلام تعهدی بهتر هستند. همچنین، بر اساس نتیجة تحقیق اِکر و همکاران (2005)[25] بررسی کیفیت اقلام تعهدی جاری یک ابزار مناسب و جایگزین برای برآورد کیفیت مجموع اقلام تعهدی است.

محققان بسیاری از مدل در مطالعات خود استفاده کرده­اند، ازجمله: اشباگ و لافوند (2003)[15] فرانسیس و همکاران (2005)[26] و اِکر و همکاران (2005)[25] . از نظر اشباگ و لافوند، مدل برای بررسی کیفیت سود در سطح بین­المللی نیز کاربرد دارد، زیرا نیازمند استانداردهای مشابه حسابداری در بین کشورها نیست. چن، شِولین و تانگ (2004)[20] نیز از مدل برای بررسی رابطه بین کیفیت سود و تغییرات بازده استفاده می‌کنند.

 

متغیرهای مستقل تحقیق

در ادامة بحث، شیوة اندازه­گیری و محاسبة هر کدام از متغیرهای مستقل پژوهش تشریح می­گردد.

 

 

l پایداری سود

پایداری سود یکی از معیارهای کیفیت سود است. پایداری سود به معنی تکرار(استمرار) سود جاری است. هر چه پایداری سود بیشتر باشد، فرض می­شود کیفیت سودهای گزارش شده بالاتر است. برای اندازه­گیری پایداری سود، در تحقیق حاضر از معادلة معرفی شده توسط فریمن و همکاران (1982)[28] استفاده شده است که در آن ضریب  یعنی آلفا  در معادلة زیر، نشان دهندة پایداری سود است؛ به این ترتیب که هر چه ضریب به یک نزدیکتر باشد، پایداری سود بیشتر (کیفیت سود بالاتر) است.

معادلة(2)                                                  

که در معادلة بالا داریم:

 سود قبل از اقلام تعهدی بلند مدت در سال t است.

l بازده سالانه سهام

بازده سالانه سهام از بانک­های اطلاعاتی موجود استخراج و در تحقیق حاضر استفاده شده است.

l اندازة اقلام تعهدی

یکی از متغیرهای مورد استفاده در این تحقیق اندازة اقلام تعهدی است که به صورت زیر محاسبه می‌گردد:

قدر مطلق تغییرات سرمایة در گردش

محققان دیگری نیز از جمله دچو و دیچو (2002) از قدر مطلق اندازة تغییرات سرمایه در گردش به عنوان معیار اندازه اقلام تعهدی استفاده کرده­اند.

برای قابل مقایسه کردن متغیرهای تحقیق (ارقام مالی شرکت‌های مختلف) می­توان از چند روش استفاده نمود، از جمله 1- لگاریتم­گیری از متغیرها؛ 2- تقسیم متغیرهای هر شرکت نمونه بر تعداد سهام منتشرة آنها؛ 3- تقسیم متغیرهای هر شرکت نمونه بر میانگین کل دارایی‌های آن. از آنجا که اکثر محققان در مطالعات خود در زمینة کیفیت اقلام تعهدی از روش سوم استفاده کرده­اند، (از جمله DD) در این تحقیق نیز از این روش استفاده شده است.

 

آزمون فرضیه­های تحقیق

پیش از آزمون فرضیه­های تحقیق لازم است ابتدا اقلام باقیماندة مدل رگرسیونی (1) برای هر شرکت به دست آید و سپس انحراف معیار اقلام باقیمانده رگرسیون مذکور برای هر شرکت محاسبه گردد، که انحراف معیار به­دست آمده، معیار کیفیت اقلام تعهدی خواهد بود، به این صورت که هر شرکتی که انحراف معیار اقلام باقیمانده آن کمتر باشد، دارای کیفیت اقلام تعهدی بالاتر است وبالعکس.

با استفاده از داده­های موجود، مدل فوق برای دورة زمانی 1386-1379 تخمین زده شده است (سال ابتدا و انتها برای دسترسی به متغیر  و مورد استفاده بوده است) که در نهایت تعداد 95 شرکت برای یک دورة شش ساله در مدل فوق به صورت داده­های ترکیبی برآورد گردید که نتایج حاصل از این برآورد در جدول (2) و جدول(3) خلاصه گردیده است.

همان‌گونه که ذکر شد، به منظور تخمین مدل رگرسیونی (1) از داده‌های ترکیبی (مدل pooled) استفاده شده است. در این روش داده­های سری زمانی و مقطعی با هم ترکیب می­شوند و برای مواردی که نمی­توان مسائل را به صورت سری زمانی یا مقطعی بررسی کرد و یا زمانی که تعداد داده ها کم است، استفاده می‌گردد. داده­های ترکیبی بیشتر به خاطر افزایش تعداد مشاهدات، بالا بردن درجه آزادی، کاهش ناهمسانی واریانس و مطالعه پویای تغییرات، استفاده می‌گردد (افلاطونی، 288:1389)[2]. سه مدل متداول برای تخمین مدل­ها مطرح است که عبارتنداز:

1-          مدل اثرات مشترک؛

2-          مدل اثرات ثابت؛

3-          مدل اثرات تصادفی.

ساده­ترین روش تخمین با داده‌های تلفیقی، مدل اثرات مشترک است که مدل رگرسیون را با استفاده از روش حداقل مربعات معمولی تخمین می‌زند. در مدل اثرات ثابت فرض می‌شود که عرض از مبدأ برای هر یک از مقاطع(شرکت‌ها)، متفاوت است، اما ضرایب شیب میان مقاطع ثابت هستند. در مدل اثرات تصادفی به جای آنکه فرض شود عرض از مبدا ثابت است، فرض می‌شود که عرض از مبدا یک متغیر تصادفی با میانگینی برابر با عرض از مبدا است.

 هنگام استفاده از مدل رگرسیونی باید تعیین شود که از بین داده­های مقطعی یا داده­های ترکیبی کدام یک می‌تواند رابطه بین متغیر مستقل و وابسته را بهتر بیان کند. برای این منظور، از آزمون چاو (آزمون F مقید) استفاده می­شود که در این آزمون فرضیات را به صورت زیر تنظیم می­کنیم:

مدل pooled (روش ترکیبی)

مدل اثرات ثابت

اگر نتایج حاصل از آزمون چاو نشان­دهندة ارجح بودن مدل pooled بود، کار تمام است، ولی اگر مدل اثرات ثابت ارجح بود، باید آن را در مقابل مدل اثرات تصادفی آزمون کنیم تا از میان آن­دو، مدل مناسب برای برآورد معین شود که این کار با آزمون هاسمن صورت می­گیرد[2]. نتایج حاصل از آزمون چاو (آزمون F مقید) در جدول(1) منعکس گردیده و نتایج حاکی از پذیرفته شدن فرضاست. بنابراین، مدل pooled (روش ترکیبی) ارجح است و دیگر به انجام آزمون هاسمن نیاز نیست.

 

جدول(1) نتایج حاصل از آزمون چاو (F مقید)

Pro

Statistic

 

289/0

236/1

Period F

 

جدول(2) نتایج رگرسیون تغییرات سرمایه در گردش بر روی جریان‌های نقدی عملیاتی یک دورة گذشته، دورة جاری و یک دورة آتی

 

       

ضرایب

*15/0

*56/0-

*33/0

*07/0

مقدار برآوردی

63/9

16/26-

14/13

34/9

  

000/0

000/0

000/0

000/0

Pro

*- معنادار در سطح 1%      

جدول(3)

         

55/1

53/0

53/0

(000/0)

72/183

 

 

ضریب  در مدل ، به طور معنی­داری منفی است (56/0- و 16/26- )، زیرا هر چقدر وجه نقد تحقق یافته در دورة جاری بیشتر باشد، اندازة اقلام تعهدی کمتر است، که این موضوع در مورد جریان نقدی دورة گذشته و آتی حالت عکس دارد. این نتایج با مدلی که دچو و دیچو (2002)[22] برای محاسبه اندازه اقلام تعهدی ارائه دادند، سازگار است. این مدل عبارت است از:

معادلة(3)

 

که در معادله بالا داریم:

= اندازه کل اقلام تعهدی در سال t

= خالص جریان‌های نقدی شرکت

اندیس پایین مربوط به دوره­ای است که جریان نقدی دریافت و یا پرداخت می­شود و اندیس بالایی مربوط به دوره­ای است که جریان نقدی­ در سود (زیان) شناسایی می­شود؛ مثلاً:  یعنی جریان نقدی، در دوره بعد از شناسایی مبلغ مربوطه در سود (زیان) تحقق می­یابد (مثل وصول حساب‌های دریافتنی در دورة بعد از تحقق فروش). از معادله (3) می­توان نتیجه گرفت افزایش جریان‌های نقدی که در دورة جاری t تحقق می­یابد، با اقلام تعهدی دوره جاری t رابطه منفی دارد، درحالی که با جریان‌های نقدی یک دوره قبل و بعد رابطه مثبت دارد. در داده­های جدول (2) نیز به این موضوع اشاره شده است.

نتایج به­دست آمده با استفاده از رگرسیون در سطح هر شرکت (استفاده از سری زمانی) در جدول شماره 4، نتایج حاصل از رگرسیون ترکیبی (نتایج فوق) را تأیید می­کند.

 

 

جدول (4) نتایج رگرسیون تغییرات سرمایة در گردش بر روی جریان‌های نقدی عملیاتی یک دوره گذشته، دورة جاری و یک دورة بعد (در سطح شرکت)

 

       

ضرایب

170/0

833/0-

385/0

097/0

مقدار برآوردی

001/0

003/0

001/0

002/0

Pro

 *- معنادار در سطح 1%     

 

 

همان‌طور که داده­های جدول (4) نشان می­دهد، علامت ضرایب مطابق با تئوری و همچنین مطابق با داده­های جدول (2) است. در ادامه این تحقیق به­دلیل کوتاه بودن سری زمانی هر شرکت و اطمینان از صحت نتایج حاصل و برآوردی بدون اریب، از داده­های ترکیبی استفاده شده است.

همبستگی پیرسون بین تغییرات سرمایه در گردش با جریان‌های نقدی دورة جاری ، جریان‌های نقدی دوره گذشته  و جریان‌های نقدی دورة آتی  نیز یافته‌های فوق را تأیید می‌کند (جدول شماره 5).

 

 

 

جدول (5) همبستگی پیرسون بین متغیرهای معادلة (1)

 

     

 

**106/0

 

*138/0-

 

*210/0

 

  

02/0

003/0

000/0

Pro

 *- معنادار در سطح 1%     

 **- معنادار در سطح5%

 


بررسی پایایی متغیرها

در داده­های سری­زمانی و ترکیبی شرط لازم برای آزمون داده­ها، پایا بودن متغیرهای تحقیق است و از آنجا که مدل رگرسیونی مورد استفاده در این تحقیق، برای محاسبه معیار کیفیت اقلام تعهدی با استفاده از داده­های ترکیبی برآورد شده است، لذا در ابتدا برای اطمینان از صحت نتایج حاصل در مراحل بعد، پایایی متغیرهای رگرسیون با استفاده از آزمون‌های لوین، لین وچو آزمون شد. فرضیة صفر این آزمون‌ها بر مبنای عدم پایایی طراحی شده­است که نتایج آن در جدول شماره (6)، ارائه شده است:

 

 

جدول (6) نتایج آزمون پایایی لوین، لین وچو برای متغیرهای معادلة (1)

 

       

نام متغیر

*47/31-

*73/45-

*28/25-

*28/36-

  

000/0

000/0

000/0

000/0

Pro

*- معنادار در سطح 001/0 

 

 

بر اساس مندرجات جدول مزبور، فرضیة صفر درسطح معناداری 5% رد و فرض مقابل تأیید می­شود. لذا متغیرهای رگرسیون مورد استفاده برای ارزیابی کیفیت اقلام تعهدی دارای پایایی هستند.

 

فرضیات مدل رگرسیون خطی کلاسیک

تحلیل رگرسیون مبتنی بر چند فرض اساسی و ساده است. اگر یک یا چند مورد از این مفروضات برقرار نباشد، تفسیر مربوط به تحلیل رگرسیون نادرست بوده، پیش­بینی­های انجام شده بر اساس آن ضعیف خواهد بود (گجراتی، 1378). مهمترین این مفروضات عبارتند از:

  1. عدم وجود ناهمسانی واریانس بین اقلام باقیمانده رگرسیون؛
  2.  عدم هم­ خطی کامل بین متغیرهای توضیحی؛
  3. عدم خود همبستگی بین اقلام باقیمانده رگرسیون.

روش­ها و آزمون‌های متعددی برای کشف ناهمسانی واریانس ارائه شده است که از آن جمله می­توان به آزمون همسانی عمومی وایت[2] اشاره کرد. مشکل نابرابری واریانس را می­توان از طریق اصلاح متغیرهای مستقل، تغییر شکل تابع، روش GLS و یا تبدیل اطلاعات از بین برد (گجراتی، 1378).

مسألة هم خطی زمانی به وجود می­آید که متغیرهای مستقل از یکدیگر مستقل نباشند. اگر دو یا چند متغیر توضیح دهنده به علت ارتباطشان با یکدیگر یا رابطة آنها با متغیر دیگر تغییر پیدا کند، در این صورت ضریب هر متغیر در مدل رگرسیون ممکن است اثر واقعی این متغیرها را بر متغیر وابسته، نشان ندهد. برای تشخیص وجود همخطی راه‌های مختلفی وجود دارد. واضحترین علامت وجود هم خطی زمانی است که  بسیار بالا باشد، ولی هیچ یک از ضرایب رگرسیون از لحاظ آماری براساس آزمون t معنی­دار نباشد (گجراتی، 1378: 452).

زمانی که بین جملات خطا ارتباط وجود داشته باشد، مشکل خود همبستگی بین جملات خطا پیش می­آید. در صورت وجود خود همبستگی، مشکلات زیر بروز می­نماید:

  • نمی­توان آزمون‌های tوF معمولی را برای معنی­داری مدل­ها به کار گرفت.
  • واریانس ضرایب مدل، اریب­دار است.

برای تشخیص وجود همبستگی می­توان از روش ترسیمی، آزمون دوربین- واتسون[3]و LM[4] استفاده نمود. آزمون دوربین- واتسون از مشهورترین آزمون‌ها برای تشخیص خود همبستگی است. زمانی که آماره دوربین- واتسون در حدود 2 باشد، معرف آن است که خود همبستگی وجود ندارد، ولی مقادیر بسیار بیشتر یا کمتر از 2 بیانگر آن است که جملات خطا به صورت تصادفی اتفاق نمی­افتد و بنابراین، نتایج غیر واقعی است.

با انجام آزمون‌های لازم و اطمینان از برقراری فروض مدل رگرسیون خطی کلاسیک در ادامه آزمون‌های انجام شده برای فرضیات تحقیق ارائه گردیده است.

برای آزمون فرض اول، این تحقیق به دنبال این موضوع است که آیا با بیشتر شدن انحراف معیار خطای برآورد اقلام تعهدی (کاهش کیفیت اقلام تعهدی) پایداری سود (ضریب  در معادلة رگرسیونی ) کاهش می­یابد یا خیر؟ بنابراین، فرض­های آماری مرتبط با این فرضیه به شرح زیر خواهد بود:

بین کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت سود (پایداری سود) رابطه معنادار وجود ندارد

بین کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت سود (پایداری سود) رابطه معنادار وجود دارد

در آزمون فرضیة اول تحقیق، از داده­های جدول(7) استفاده می­شود. در جدول (7) ابتدا شرکت‌های عضو نمونه آماری بر اساس اندازة انحراف معیار اقلام باقیماندة مدل­ رگرسیونی(1) مرتب و سپس شرکت‌های به پنج دسته تقسیم شده­اند. پس از آن، میانگین اندازه انحراف معیار اقلام باقیماندة مدل­ رگرسیونی(1)، میانگین قدر مطلق تغییرات سرمایه در گردش () و میانگین پایداری سود (اندازه ضریب  در معادلة رگرسیونی ) برای هر دسته از شرکت‌ها محاسبه گردیده­اند و بدین ترتیب، داده­های لازم برای مقایسه و بررسی فرضیة اول تحقیق در جدول (7) ارایه شده است.

 

 

جدول (7) دسته­بندی نمونه­ها به ترتیب افزایش اندازه انحراف معیار اقلام باقیمانده (کیفیت اقلام تعهدی)

ضریب تعیین(R2) در مدل پایداری سود

Earning Persistence Regression Adj.R2

پایداری سود

 

  

معیارکیفیت­اقلام تعهدی

 

دسته­بندی نمونه­ها

776/0

885/0

072/0

029/0

1

735/0

735/0

085/0

054/0

2

697/0

439/0

092/0

077/0

3

643/0

569/0

133/0

104/0

4

236/0

477/0

250/0

221/0

5

 

 

هر چند در دستة چهارم شرکت‌های نمونه روند کاهش پایداری سود دچار وقفه می­شود، اما روند کاهش پایداری سود از دستة اول تا پنجم به خوبی مشاهده می‌شود. با توجه به اطلاعات منعکس در جدول­ (7) شواهد کافی برای تأیید فرض  وجود نداشته و رد می­شود، که این موضوع نشان دهندة این مطلب است که هرچه کیفیت اقلام تعهدی کاهش (انحراف معیار اقلام باقیمانده افزایش) یابد، کیفیت سود (پایداری سود) کاهش می­یابد. بنابراین، می­توان نتیجه گرفت که بین کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت سود (پایداری سود) رابطه مثبت وجود دارد.

در آزمون فرض دوم، این تحقیق به دنبال این موضوع است که آیا با بزرگتر شدن اندازه اقلام تعهدی کیفیت اقلام تعهدی کاهش می­یابد یا خیر؟ بنابراین، فرض­های آماری مرتبط با این فرضیه به شرح زیر خواهد بود:

بین کیفیت اقلام تعهدی و اندازه اقلام تعهدی رابطه معنادار وجود ندارد

بین کیفیت اقلام تعهدی و اندازه اقلام تعهدی رابطه معنادار وجود دارد

با توجه به اطلاعات منعکس در جدول­ (7) شواهد کافی برای تأیید فرض  وجود نداشته و رد می­شود، که این موضوع نشان دهنده این مطلب است که با بزرگتر شدن اندازه اقلام تعهدی کیفیت اقلام تعهدی کاهش (انحراف معیار اقلام باقیمانده افزایش) می­یابد؛ ضمن اینکه با افزایش اندازه اقلام تعهدی کیفیت سود (پایداری سود) نیز کاهش می‌یابد. بنابراین، می­توان نتیجه گرفت که بین کیفیت اقلام تعهدی و اندازه اقلام تعهدی رابطه منفی وجود دارد

هر چند داده­های جدول (7) اطلاعات لازم برای بررسی و نتیجه­گیری فرضیة دوم را داراست، اما برای اطمینان از نتیجه­گیری­های حاصل از داده­های جدول (7) یک بار دیگر شرکت‌های عضو نمونة آماری این­بار به ترتیب افزایش اندازة قدر مطلق تغییرات سرمایه در گردش  (معیار مورد استفاده برای اندازه اقلام تعهدی) مرتب و سپس شرکت‌ها به پنج دسته تقسیم شده‌اند. پس از آن میانگین قدر مطلق تغییرات سرمایه در گردش ()، میانگین اندازه انحراف معیار اقلام باقیمانده مدل­ رگرسیونی(1) و میانگین پایداری سود (اندازه ضریب  در معادلة رگرسیونی ) برای هر دسته از شرکت‌ها محاسبه گردیده و بدین ترتیب، داده­های لازم برای مقایسه و بررسی فرضیه دوم تحقیق در جدول (8) نیز ارایه شده است.

 

 

جدول (8) دسته­بندی نمونه­ها به ترتیب افزایش اندازه قدرمطلق سرمایه در گردش

 (معیار مورد استفاده برای اندازه اقلام تعهدی)

ضریب تعیین(R2) در مدل پایداری سود

Earning Persistence Regression Adj.R

پایداری سود

 

معیارکیفیت اقلام تعهدی

 

  

دسته­بندی نمونه­ها

685/0

813/0

047/0

049/0

1

458/0

667/0

064/0

078/0

2

204/0

409/0

064/0

104/0

3

266/0

518/0

107/0

137/0

4

108/0

489/0

204/0

263/0

5

 

 

با تفسیر داده­های ارائه شده در جدول (8) به منظور آزمون فرضیه دوم شواهد کافی برای تأیید فرض  وجود نداشته و رد می­شود، که این موضوع نشان دهندة این است که با بزرگتر شدن اندازة اقلام تعهدی، کیفیت اقلام تعهدی کاهش می­یابد. نتایج به‌دست آمده حاصل از تفسیر داده­های جدول (8) تمامی نتایج به‌دست آمده حاصل از تفسیر داده­های جدول (7) را تأیید می­نماید.

در آزمون فرض سوم، این تحقیق به دنبال این موضوع است که آیا با بیشتر شدن انحراف معیار اقلام باقیمانده مدل­ رگرسیونی(1) (کاهش کیفیت اقلام تعهدی) بازده سهام شرکت‌های مورد بررسی به طور معنادار افزایش می­یابد یا خیر؟ بنابراین، فرض­های آماری مرتبط با این فرضیه به شرح زیر خواهد بود:

بین کیفیت اقلام تعهدی و بازده سهام رابطه معنادار وجود ندارد

بین کیفیت اقلام تعهدی و بازده سهام رابطه معنادار وجود دارد

برای آزمون فرضیة سوم، از نتایج حاصل از تجزیه و تحلیل داده­ها که در جدول­ (9) منعکس گردیده، استفاده شده است. در جدول (9) ابتدا شرکت‌های عضو نمونه آماری بر اساس افزایش اندازة انحراف معیار اقلام باقیمانده مدل رگرسیونی(1) مرتب و سپس شرکت‌ها به پنج دسته تقسیم شده­اند. پس از آن میانگین اندازه انحراف معیار اقلام باقیمانده، میانگین قدر مطلق تغییرات سرمایه در گردش ()، میانگین بازده و میانگین پایداری سود (اندازة ضریب  در معادلة رگرسیونی ) برای هر دسته از شرکت‌ها محاسبه گردیده و بدین ترتیب، داده­های لازم برای مقایسه و بررسی فرضیه سوم تحقیق در جدول (9) ارایه شده است.

باتوجه به اطلاعات ارائه شده در جدول (9) مشخص می‌شود که با افزایش انحراف معیار اقلام باقیمانده (کاهش کیفیت اقلام تعهدی) میانگین بازده شرکت‌های هر دسته افزایش می­یابد؛ ضمن اینکه پایداری سود نیز کاهش می‌یابد. با توجه به یافته­های جدول­ (9) شواهد کافی برای تأیید فرض  در فرضیه­های سوم وجود نداشته و رد می­شود، که این موضوع نشان دهندة رابطه معنادار و منفی بین کیفیت اقلام تعهدی و بازده سهام است.

 

 

جدول(9) دسته­بندی نمونه­ها به ترتیب اندازة انحراف معیار اقلام باقیمانده (کیفیت اقلام تعهدی)

ضریب تعیین(R2) در مدل پایداری سود

پایداری سود

بازده سهام

قدر مطلق تغییرات­سرمایه در گردش

معیار کیفیت اقلام تعهدی

دسته­بندی نمونه­ها

707/0

794/0

298/0

070/0

033/0

1

840/0

457/0

283/0

066/0

050/0

2

65/0

572/0

354/0

105/0

071/0

3

613/0

163/0

375/0

119/0

105/0

4

503/0

236/0

398/0

152/0

138/0

5

 

 

در آزمون فرض چهارم، این تحقیق به دنبال این موضوع است که آیا با بزرگتر شدن اندازه اقلام تعهدی، بازده سهام شرکت‌های مورد بررسی به طور معنادار افزایش می­یابد یا خیر؟ بنابراین، فرض­های آماری مرتبط با این فرضیه به شرح زیر خواهد بود: بین اندازه اقلام­ تعهدی و بازده سهام رابطه معنادار وجود ندارد

بین اندازه اقلام­ تعهدی و بازده سهام رابطه معنادار وجود دارد

برای آزمون فرضیة چهارم از نتایج حاصل از تجزیه و تحلیل داده­های منعکس در جدول­ (10) استفاده شده است. در جدول (10) ابتدا شرکت‌های عضو نمونه آماری بر اساس اندازه قدر مطلق تغییرات سرمایه در گردش () مرتب و سپس شرکت‌ها به پنج دسته تقسیم شده‌اند. پس از آن میانگین قدر مطلق تغییرات سرمایه در گردش، میانگین اندازه انحراف معیار اقلام باقیمانده مدل رگرسیونی (1)، میانگین بازده و میانگین پایداری سود (اندازه ضریب  در معادلة رگرسیونی ) برای هر دسته از شرکت‌ها محاسبه گردیده و بدین ترتیب، داده­های لازم برای مقایسه و بررسی فرضیه چهارم تحقیق در جدول (10) ارایه شده است.

 

 

جدول(10) دسته­بندی نمونه­ها به ترتیب افزایش اندازه قدرمطلق سرمایه در گردش

 (معیار مورد استفاده برای اندازه اقلام تعهدی)

ضریب تعیین(R2) در مدل پایداری سود

پایداری سود

بازده سهام

معیار کیفیت اقلام تعهدی

قدر مطلق تغییرات­سرمایه در گردش

دسته­بندی نمونه­ها

474/0

626/0

202/0

042/0

044/0

1

312/0

537/0

313/0

057/0

073/0

2

290/0

503/0

339/0

083/0

103/0

3

098/0

323/0

389/0

088/0

128/0

4

097/0

332/0

389/0

127/0

163/0

5

 

 

باتوجه به اطلاعات ارائه شده در جدول (10) مشخص می­شود که با افزایش اندازه قدرمطلق تغییرات سرمایه در گردش (معیار اندازه اقلام تعهدی) میانگین بازده شرکت‌های هر دسته افزایش می­یابد؛ ضمن اینکه پایداری سود نیز کاهش پیدا می‌کند. همان‌طور که مشخص است، نتایج جدول (10) کاملاً با جدول(9) مطابقت دارد. با توجه به یافته‌های جدول­های (10) شواهد کافی برای تأیید فرض  در فرضیه­ چهارم وجود نداشته و رد می­شود، که این موضوع نشان­دهندة رابطه معنادار مثبت بین اندازه اقلام تعهدی سرمایه در گردش و بازده سهام است. این امر نشان می­دهد از آنجا که مدیریت اختیارات خود را در دستکاری مبلغ سود گزارش شده از طریق اقلام تعهدی محقق می‌کند، به دلیل پدیدة مدیریت سود، بازار گمراه شده، سهام شرکت‌های با اندازه اقلام تعهدی بالا و کیفیت اقلام تعهدی پایین، بازده بیشتری نسبت به شرکت‌های دیگر به دست می­آورند. شایان ذکر است برای آزمون فرضیه‌های سوم و چهارم تعداد شرکت‌های نمونه که برای بررسی استفاده شده‌اند، 45 شرکت بوده است (به دلیل جمع­آوری داده­های قابل اتکای مربوط به بازده سهام شرکت‌ها). با این حال، نتایج به­دست آمده، با نتایج حاصل از تفسیر داده­های جدول (7) و (8) که تعداد نمونه­ها 95 شرکت است، همخوانی دارد. به این ترتیب، فرضیه­های اول و دوم با استفاده از داده­های منعکس در جدول­های (9) و (10) بار دیگر تأیید می­شود (با آنکه ترکیب و تعداد نمونه­ها در آنها متفاوت است).

 

نتیجه­گیری

نتیجه حاصل از آزمون فرضیة اول که به بررسی رابطه بین پایداری سود (یکی از معیارهای کیفیت سود) با کیفیت اقلام تعهدی سود می­پردازد، نشان می­دهد که هر اندازه کیفیت اقلام تعهدی بیشتر باشد، پایداری سود نیز بالاتر است. معیار پایداری سود در آزمون این فرضیه بر اساس معادلة معرفی شده توسط فریمن و سایرین (1982)[28] است که دچو ودیچو نیز در تحقیق خود از همین معیار استفاده کرده­اند. در بسیاری از تحقیق‌ها از پایداری سود به عنوان ابزاری برای ارزیابی کیفیت سود استفاده شده است، مانند مطالعات پنمن (2001)[36] ، رویسن و سایرین (2002)[37] و دچو ودیچو (2002)[22]. نتایج این تحقیق، با نتایج تحقیقاتِ محققانی نظیر بالسام و سایرین (2003)[17] که از کیفیت اقلام تعهدی برای بررسی کیفیت سود استفاده می­کنند و اظهار می­دارند که هرچه کیفیت اقلام تعهدی بیشتر باشد، کیفیت سود نیز بیشتر است، مطابقت دارد.

 همچنین، نتایج آزمون این فرضیه با نتایج حاصل از تحقیق انجام شده توسط دچو و دیچو (2002)[22] مطابقت دارد. آنها نشان دادند که با افزایش خطای برآورد اقلام تعهدی، پایداری سود کاهش می­یابد. به این ترتیب، شرکت‌هایی که کیفیت اقلام تعهدی آنها پایین است، پایداری سود کمتری نیز دارند.

نتیجه حاصل از آزمون فرضیه دوم نشان می­دهد که هرچه کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت سود کمتر باشد، اندازه اقلام تعهدی (قدر مطلق تغییر سرمایه در گردش) بیشتر است. نتایج حاصل از آزمون این فرضیه با تحقیق انجام شده توسط دچو و دیچو (2002)، مطابقت دارد. آنها نشان دادند که شرکت‌های دارای سطوح بالاتر اقلام تعهدی، دارای کیفیت اقلام تعهدی پایین­تری هستند. نتایج حاصل از آزمون این فرضیه، همچنین با تحقیق انجام شده توسط میرز و سایرین (2003)[34]، مطابقت دارد. آنها نشان دادند که سطوح بالاتر اقلام تعهدی، بویژه اقلام تعهدی غیر عادی، نشان دهندة کیفیت پایین تر سود است.

 نتایج حاصل از فرضیه سوم و چهارم که به بررسی رابطة بین بازده سهام با کیفیت اقلام تعهدی و اندازة اقلام تعهدی می­پردازد، نشان می­دهد که هرچقدر کیفیت اقلام تعهدی بیشتر باشد، بازده سهام کاهش می­یابد. نتایج این تحقیق با نتایج تحقیق انجام شده توسط چان و همکاران (2004)[19] مطابقت دارد. آنها در تحقیق خود به این نتیجه می­رسند که میان اقلام تعهدی و بازده آتی سهام رابطه منفی وجود دارد. همچنین نتایج به دست آمده از این تحقیق با نتایج به دست آمده در تحقیقات هند (1990)[29] و اسلوان (1996)[39]، کولینز و هریبار (2000)[21] تیو و ونگ (2002)[40] دسای و همکاران (2004)[23] مطابقت دارد. آنها نشان دادند که سرمایه­گذاران به پایداری اجزای نقدی وزن کمتر و به پایداری اجزای تعهدی (در معادله سود جاری) وزن بیشتری می­دهند و در نتیجه، سهام با اقلام تعهدی بیشتر، قیمت بالاتری در بازار خواهد داشت. نتیجة تحقیق دوپاک و همکاران (2005)[24] نیز نشان می­دهد که سرمایه­گذاران دیدگاه ثابتی نسبت به سود دارند و تفاوت بین ویژگی های اجزای تعهدی و نقدی سود را کاملاً تشخیص نمی­دهند. در نتیجه، شرکت‌های با سطوح نسبتا ًبالای تعهدی، بازده سهام غیر نرمالی را به‌دست می­آورند، که این نتایج با نتایج حاصل از تحقیق حاضر مطابقت دارد.

 

محدودیت­ها و تنگناهای تحقیق

  • دلیل استفاده از یک بازة زمانی کوتاه ( 8 ساله) در این تحقیق این است که ارائة صورت گردش وجه نقد از سال 1380 طبق استانداردهای حسابداری ایران الزامی گردید، و از آنجا که یکی از متغیرهای اصلی تحقیق حاضر، گردش وجه نقد عملیاتی است، به همین دلیل، سال‌های قبل از آن نمی­توانست در بازة زمانی تحقیق قرار گیرد.
  • از آنجایی که تعداد شرکت‌های عضو نمونه آماری کم بود، امکان بررسی مدل­های تحقیق در سطح صنایع مختلف، ممکن نبود.
  • قلمرو زمانی پژوهش حاضر، بازة 1386-1379 بوده است، بنابراین، در تعمیم نتایج به دوره­های زمانی دیگر، باید با احتیاط عمل شود.

پیشنهادها برای تحقیقات آتی

  • یکی از محدودیت­های این تحقیق عدم استفاده از رگرسیون در سطح شرکت (رگرسیون سری زمانی) به دلیل کوتاه بودن سری زمانی هر شرکت بوده است. بنابراین، پیشنهاد می‌شود که در سال‌های آتی با در اختیار داشتن اطلاعات لازم برای انجام تحقیق مشابه در بازة زمانی طولانی­تر، این تحقیق با استفاده از رگرسیون در سطح هر شرکت انجام گردد.
  • در آزمون فرضیه­های این تحقیق، به بررسی رابطة بین میانگین بازده سهام شرکت‌ها با میانگین کیفیت اقلام تعهدی و میانگین اندازه اقلام تعهدی اکتفا شده است. لذا پیشنهاد می­شود که در تحقیقی واکنش آتی بازار در قالب بازدة سالانه سهام نسبت به کیفیت اقلام تعهدی و اندازه اقلام تعهدی دوره جاری، بررسی گردد.

 


[1]- SFAC 1, Par 43.

[2] . Whites General Heteroscedasticity test

[3] . Durbin-Watson

[4] . Lagrange Multiplier

مراجع

 
  1. آذر، عادل، مومنی، منصور. (1383). آمار و کاربرد آن در مدیریت، تهران: انتشارات سازمان مطالعه و تدوین کتب علوم انسانی، چاپ دهم.
  2. افلاطونی، عباس، نیکبخت، لیلی. (1389). کاربرد اقتصاد سنجی در تحقیقات حسابداری، مدیریت مالی و علوم اقتصادی، تهران: انتشارات ترمه، چاپ اول.
  3. ایزدی نیا، ناصر، نظرزاده، یاسر. (1388). «بررسی ارتباط کیفیت سود و بازده سهام در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران»، مجله توسعه و سرمایه، ش 1 (پیاپی 3).
  4. ثقفی، علی و کردستانی، غلامرضا. (1383). «بررسی و تبیین رابطه بین کیفیت سود و واکنش بازار به تغییرات سود نقدی». بررسی­های حسابداری و حسابرسی، ش 37.
  5. خواجوی، شکرا....، ناظمی، امین. (1384). «نقش ارقام تعهدی در تشریح و تحلیل کیفیت سود»، بررسی­های حسابداری و حسابرسی، 40، 25-40.
  6. خواجوی، شکرا....، ناظمی، امین. (1384). «بررسی رابطه بین کیفیت سود و بازده سهام با تأکید بر نقش ارقام­ تعهدی در بورس اوراق بهادار تهران»، بررسی­های حسابداری و حسابرسی، 40، 37-60.
  7. زراءنژاد، منصور. و انواری، ا.(1384). «کاربرد داده­های ترکیبی در اقتصاد سنجی»، بررسی­های اقتصادی، 2(4)، 21-51.
  8. قائمی، محمدحسین؛ لیوانی، علی جمال؛ ده بزرگی، سجاد. (1387). «کیفیت سود و بازده سهام شرکت‌ها» بررسی­های حسابداری و حسابرسی، ش 52، 88-71.
  9. کرمی، غلامرضا؛ تاجیک، کامران و مرادی، محمدتقی. (1385). «بررسی رابطه بین کیفیت سود و افزایش سرمایه از محل مطالبات سهامداران در شرکت‌های پذیرفته شده در در بورس اوراق بهادار تهران»، بررسی­های حسابداری و حسابرسی، ش44،71-84.
  10. کریمی، فرزاد و صادقی، محسن. (1389). «محاسبه کیفیت سود بر اساس سرمایه­گذاری در دارایی­های سرمایه‌ای و نیروی کار و رابطه آن با پایداری سود در شرکت‌های پذیرفته شده بورس اوراق بهادار تهران» مجله پژوهش های حسابداری مالی، سال دوم، شماره اول، شماره پیاپی (3)، بهار‌1389 : 113-124
  11. مشایخی، بیتا؛ مهرانی، ساسان؛ مهرانی، کاوه. و کرمی، غلامرضا. (1384). «نقش اقلام تعهدی اختیاری در مدیریت سود در شرکت‌های پذیرفته شده در در بورس اوراق بهادار تهران»، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 42، 61-74.
  12. مشایخ، شهناز و اسماعیلی، مریم. (1385). «بررسی رابطه بین کیفیت سود و برخی اصول راهبردی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران»، بررسی­های حسابداری و حسابرسی، 45، 25-44.
  13. نوروش، ایرج؛ ناظمی، امین؛ حیدری، مهدی. (1385). «کیفیت اقلام تعهدی و سود با تأکید بر نقش خطای برآورد اقلام تعهدی»، بررسی­های حسابداری و حسابرسی، 43، 135-160.
 
  1. Ashbaugh, H. & LaFond, R. (2003)" Reporting incentives and the quality of non-U.S firm's Working capital accruals". Working paper, University of Wisconsin. Retrieved March 14, 2006, from http://www.ebsco.com
 
  1. Ball, Ray., Brown Philip. (1968). "An Empirical Evaluation of Accounting Income Numbers". Journal of Accounting Research, Autumn 1968, pp. 159-178.
 
  1. Ball, R., ShivaKumar, L. (2005). "The role of accruals in asymmetrically timely gain and loss recognition". Retrieved March 14, 2006, from http://www.ebsco.com
 
  1. Balsam, S., Krishnan, J., & Yang, J. (2003)." Auditor Industry Specialization and Earning Quality ". Auditing, 22(2), 71-97.
 
  1. Chan, K., L. Chan, N. Jegadeesh, and J. Lakonishok, (2006). "Earnings quality and stock returns", Journal of business, forthcoming.
 
  1. Chan, K., Chan, L., Jegadeesh, N., Lakinishok, J., (2004). "Earnings quality and stock return" Working paper University of Illinois at Urbana- Chapaign - Department of Finance, p.50.
 
  1. Chen, S., Shevlin, T., & Tong, Y. (2004). "What is the information content of dividend changes?" Anew investigation of an old puzzle. Retrieved March 14, 2006, from http.//www.ebsco.com.
 
  1. Collins, D. & Haribar, P. (2000)."Earnings-based and accrual-based market anomalies: one effect or two?" Journal of Accounting and Economics, October, 101-122.
 
  1. Dechow, P. & Dichev, I. (2002). The quality of accruals and earnings: The role of accrual estimation errors". The Accounting Review. 77, 35-59.
 
  1. Desai, H., Rajgopal, S., & Venkatachalam, M. (2004). "Value-glamour and accruals mispricing: one anomaly or two?" The Accounting Review, 79, 355- 385.
 
  1. Dopuch, N., Mashruwala, R., Seethamraju, C., & Zach, T, (2005). "Accrual determinates sales changes and their impact on empirical accrual models". Retrieved March 14, 2006, from http://www.ebsco.com.
 
  1. Ecker, F., Francis, J., Kim, T., Olsson, P., & Schipper, K. (2005). "A returns-based representation of earnings quality". Duke University working paper. Retrieved March 14, 2006, from http://www.ebsco.com.
 
  1. Francis, J., LaFond, R., Olsson, P., & Schipper, K. (2005). "The Market Pricing of Accruals Quality". Retrieved March 14, 2006, from http://www.ebsco.com.
 
  1. Francis, J., LaFond, R., Olsson, P., & Schipper, K. (2003). "Earnings Quality and the Pricing Effects of Earnings Patterns". Working paper, Duke University, University Of Wisconsin and the FASB. Retrieved March 14, 2006, from http://www.ebsco.com.
 
  1. Freeman, R., Ohlson, J., & Penman, S. (1982). "Book rate-of-return and the prediction of earnings changes". Journal of Accounting Research, autumn, 639-653.
 
  1. Hand, J. (1990). "A test of the extended functional fixation hypothesis". The Accounting Review, 65, October, 740-763.
 
  1. Hirshleifer, D., Kewei H. & Siew Hong Teoh (2009)." Accruals, cash flows, and aggregate stock returns". Journal of Financial Economics, Volume 91, Issue 3, March 2009, Pages 389-406
  2. Holthausen, R., and.R.Verrecchia, (1998). "The Effect of Sequential Information Release on the Variance of Price Change in an Intertemporal Multi-Asset Market " Journal of Accounting Research 26, 82-106.
 
  1. Kellog, I. and L.B. Kellog, (1991), "Issues in testing earning management and an instrumental variable approach ". Journal of Accounting Research, Autumn, 353-367
 
  1. Lyn D. Pankoff and Robert L. Virgil. "Some Preliminary Findings from a Laboratory Experiment on the Usefulness of Financial Accountings Information to Security Analists," Journal of Accounting Research, Empirical Research in Accounting: Selected Studies. 1970, P. 22.
 
  1. Myers, J., Myers, L., Omer, T. (2003). "Exploring the term of the auditor-client relationship and the quality of earnings: A case of mandatory auditor rotation?" The Accounting Review, 78(3), 779-799.
 
  1. Ogneva, M. 2008. Accruals quality and expected returns: the importance of controlling for cash flow shocks. Working paper. Stanford University.
 
  1. Penman, S. (2001). "Financial Statement Analysis and Equity Valuation". New York, NY: McGraw Hill.
 
  1. Revsine, L., Collins, D.W. & Johnson, W.B. (2002). "Financial Reporting and Analysis". Upper Saddle River, NJ: Prentice Hall.
 
  1. Richardson S.A., Richard G. Sloan, Mark T. Soliman, İrem Tuna (2005). "Accrual reliability, earnings persistence and stock prices" Journal of Accounting and Economics, Volume 39, Issue 3, September 2005, Pages 437-485
 
  1. Sloan, R. (1996). "Do stock prices fully reflect information in accruals and cash flows about future earnings?" The Accounting Review, 71, 289-315.
 
  1. Teoh, S.H. & Wong, T. (2002). "Why new issue and high-accrual firms underperform: The role of analysts credulity". The Review of Financial Studies". 15, Summer, 869-900.
 
  1. Teoh, S.H., Welch, I. & Wong, T. (1998). "Earnings management and the long run market performance of initial public offering ". The Journal of Finance, L (6), 1935-1974.
 
  1. Xu Zhaohui Randall., Michael J. Lacina (2009) "Explaining the accrual anomaly by market expectations of future returns and earnings". Advances in Accounting, Volume 25, Issue 2, December 2009, Pages 190-199
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
پژوهش های حسابداری مالی

دوره 3، شماره 1
بهار 1390
صفحه 1-20

فایل ها

سابقه مقاله

  • تاریخ دریافت: 25 خرداد 1395
  • تاریخ بازنگری: 18 دی 1396
  • تاریخ پذیرش: 25 خرداد 1395

اشتراک گذاری

ارجاع به این مقاله

آمار