نویسندگان
1 استادیار حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تبریز، گروه حسابداری، تبریز، ایران
2 مربی، گروه حسابداری، دانشگاه پیام نور، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
This research examines the effect of corporate governance on conservatism in financial reporting. In this paper, conservatism has been measured by Khan and Watts (2009) model, and shares held by institutional investors, ownership concentration, board of directors' independence and auditor type have been considered as corporate governance mechanisms. The statistic population of this research consists of firms listed in Tehran Stock Exchange (TSE), and 60 firms have been selected as the research sample using the systematic omission method. The analysis of multiple regression models show that institutional investors, ownership concentration and board of directors' independence have no effect on accounting conservatism. However, accounting conservatism is lower in years with the audit organization as auditor. Furthermore, in this research, some control variables' effects have been considered.
کلیدواژه‌ها [English]
نظام راهبری شرکت به مجموعه‌ای از فرآیندها، رسوم، سیاست‌ها، قوانین و نهادهایی گفته می‌شود که به روش یک شرکت از نظر اداره، راهبری و یا کنترل تأثیر گذارد و در نهایت، حقوق کلیه ذی‌نفعان شرکت را در نظر بگیرد. نیاز به این نظام در قالب تئوری نمایندگی بیان می‌شود؛ به این ترتیب که تفکیک مالکیت از مدیریت به مشکل نمایندگی منجر شد و این مسأله، ضرورت کنترل مدیریت شرکت توسط سهامداران را نشان داده و باعث شد هزینه‌های سنگینی در قبال این کنترل ناشی شود. گروه‌های متعددی در راهبری شرکت نفوذ دارند. در این میان، سهامداران به ویژه سهامداران نهادی نقشی مهم ایفا می‌کنند. از دیدگاه نظری، سهامداران نهادی جایگاه توانمندی در راهبری شرکت دارند که می‌توانند بر مدیریت شرکت نفوذ چشم‌گیری داشته و همچنین، منافع گروه سهامداران را همسو کنند [31]. وجود تمرکز در مالکیت شرکت نیز که از کنترل مطلق سهامداران عمده بر اداره امور شرکت ناشی می‌شود، می‌تواند کاهنده مسائل نمایندگی شود؛ زیرا سهامداران عمده به واسطه داشتن اطلاعات کافی، می‌توانند بر عملکرد مدیریت کنترل بهتری داشته باشند [10]. از دیدگاه تئوری نمایندگی، حضور مدیران غیر مؤظف مستقل در هیأت مدیره شرکت‌ها و عملکرد نظارتی آنها به عنوان افرادی مستقل نیز، به کاهش تضاد منافع موجود میان سهامداران و مدیران شرکت در جلسات هیأت مدیره، کمک شایان توجهی می‌کند و هیأت مدیره شرکت با دارا بودن تخصص، استقلال و قدرت قانونی لازم، یک سازوکار بالقوه توانمند راهبری شرکت به حساب می‌آید [15]. در نهایت حسابرسی مستقل نیز اغلب به عنوان راهکاری برای راهبری مطلوب استفاده می‌شود و نقش مهمی در کنترل رفتار مدیریت ایفا می‌کند [26]. بر این اساس، در سال‌های اخیر یکی از زمینه‌های گسترده‌ای که در مجامع علمی به آن توجه فراوان شده است، مسأله نمایندگی و انگیزه مدیران برای انتقال ثروت و ارزش شرکت به نفع خودشان بوده است. در این ارتباط، پژوهش‌هایی در رابطه با نقش محافظه‌کاری حسابداری در کاستن مسائل ناشی از نمایندگی، صورت گرفته است.
در مفاهیم نظری حسابداری، محافظه‌کاری به عنوان عکس‌العملی در قبال عدم اطمینان و به منظور حمایت از حقوق و ادعاهای صاحبان سهام و اعتباردهندگان تعریف شده است، به طوری که برای شناسایی اخبار خوب در صورت‌های مالی نسبت به اخبار بد، سطح بالاتری از قابلیت رسیدگی (تأیید‌پذیری) را الزامی می‌نماید [21].
واتز (2003) محافظه‌کاری را سازوکاری مؤثر در قراردادهای بین شرکت، اعتباردهندگان و سهامداران می‌داند که از اعتباردهندگان و سهامداران در مقابل فرصت‌طلبی‌های مدیریت محافظت می‌کند. وی با مدنظر قرار دادن تئوری نمایندگی، اظهار می‌دارد؛ محافظه‌کاری ابزاری است که می‌تواند کاراتر شدن سازماندهی یک واحد تجاری و قراردادهای منعقده پیرامون آن را به دنبال داشته باشد [33].
به اختصار می‌توان بیان کرد که محافظه‌کاری محدودیتی است که توانایی و تمایل رفتار فرصت‌طلبانه در مدیران را کاهش می‌دهد، و به نوبه خود به کاهش هزینه‌های نمایندگی در مؤسسات و شرکت‌ها منجر می‌گردد. از طرف دیگر، نظام راهبری شرکت نیز با مکانیزم‌های خود می‌تواند از قدرت مدیران در پیگیری منافع شخصی بکاهد و با این کار، ارزش شرکت بین کلیه ذی‌نفعان شرکت به صورت مناسب توزیع شود.
استنباط می‌شود در مواردی که ساختار نظام راهبری شرکت ضعیف است، برای کاهش عدم اطمینان، تقاضا برای محافظه‌کاری افزایش یابد و محافظه‌کاری به عنوان جانشین نظام راهبری شرکت عمل کند [16] و در شرکت‌های با ساختار قوی راهبری شرکت، به علت نظارت بیشتر بر مدیریت از روش‌های محافظه‌کارانه بیشتری در گزارشگری استفاده شود [26]. بنابراین، کیفیت نظام راهبری شرکت تأثیر بسزایی در میزان محافظه‌کاری به کار رفته در صورت‌های مالی دارد. لذا پژوهش حاضر در پی آن است که تأثیر عوامل نظام راهبری بر میزان محافظه‌کاری اِعمال شده شرکت را بررسی کند. در پژوهش حاضر از مالکیت سهامداران نهادی، تمرکز مالکیت، استقلال اعضای هیأت مدیره و نوع حسابرس به عنوان سازوکارهای راهبری شرکت استفاده شده است. در حقیقت، این پژوهش در پی پاسخگویی به این پرسش است که تأثیر سازوکارهای راهبری شرکت بر میزان محافظه‌کاری در گزارشگری مالی چگونه است.
در ادامه مقاله، با ارائه مبانی نظری و پیشینه پژوهش، فرضیه‌های پژوهش تدوین شده و توضیح مبسوطی از نحوه اندازه‌گیری متغیرها داده خواهد شد. سپس مدل پژوهش توضیح داده شده و نتایج و یافته‌های حاصل از اجرای مدل بیان می‌گردد. در خاتمه مقاله نیز به ارائه پیشنهادها و محدودیت‌های پژوهش پرداخته می‌شود.
چارچوب نظری و پیشینه پژوهش
دو نوع تعریف در ادبیات حسابداری برای محافظه‌کاری مطرح است: اولی، جانبداری رو به پایین ارزش دفتری سرمایه نسبت به ارزش بازار آن (معیار M/B) و دومی گرایش به سرعت بخشیدن در شناسایی هزینه‌ها و تعویقِ شناخت درآمدهاست [29]، که بر همین اساس، باسو در سال 1997 میلادی معیار عدم تقارن زمانی شناخت سود در مقابل شناخت زیان را معرفی نمود [12].
در ادبیات حسابداری ریشه محافظه‌کاری در گزارشگری مالی به وسیله چهار عامل اقتصادی تبیین می‌شود: 1- تفسیر قراردادی؛ 2- تفسیر دعاوی قضایی؛ 3- تفسیر قانون‌گذاری و 4- تفسیر مالیاتی محافظه‌کاری؛ که به عقیده واتز (2003) بیشترین نیاز برای حسابداری محافظه‌کارانه از نقش قراردادی حسابداری سرچشمه می‌گیرد [33].
از طرف دیگر، شواهد نشان می‌دهد که گزارشگری محافظه‌کارانه در کاهش مسائل نمایندگی مؤثر است [9] و محافظه‌کاری در گزارشگری مالی می‌تواند به عنوان یک معیار جایگزین برای برخی عوامل راهبری شرکت، مؤثر واقع شود. اِعمال محافظه‌کاری در رفتار خوش‌بینانه مدیران، با کاهش مسائل نمایندگی و خنثی‌سازی رفتار جانبدارانه مدیر، پرداخت‌های فرصت‌طلبانه به مدیریت را محدود می‌کند و ارزش افزایش یافته شرکت میان همه گروه‌های طرف قرارداد شرکت تقسیم و رفاه تمام گروه‌های ذی‌نفع افزایش می‌یابد که در این مفهوم، محافظه‌کاری به عنوان یک مکانیزم قراردادی کارآمد محسوب می‌شود [16].
همچنین، استنباط می‌شود که در شرکت‌های با ساختار نظام راهبری شرکتی قوی به علت نظارت بیشتر بر مدیریت، از روش‌های محافظه‌کارانه بیشتری در گزارشگری استفاده شود، درحالی که مدیران در شرکت‌های با ساختار نظام راهبری ضعیف، انگیزه و مشوق‌های لازم برای گزارشگری به طور صحیح را نداشته و بالعکس انگیزه بیشتری برای رفتار فرصت‌طلبانه و جانبدارانه خواهند داشت. بر اساس این دیدگاه، نظارت بهتر توسط مکانیزم‌های نظام راهبری شرکتی، به محافظه‌کاری بیشتر در صورت‌های مالی برای اطمینان از صحت اطلاعات مندرج در صورت‌های مالی و اطمینان از عدم انجام اقدامات یک جانبه مدیریت به نفع خود منجر می‌گردد [25].
میزان محافظه‌کاری اِعمال شده از جانب شرکت‌ها در گزارشگری مالی آنها تحت تأثیر عوامل بسیار متعددی است که در حیطه این پژوهش قرار ندارد. لذا در این پژوهش به بررسی تأثیر عوامل نظام راهبری شرکت بر محافظه‌کاری پرداخته می‌شود. سهامداران نهادی فرصت، منابع و توانایی نظارت، نظم دادن و تأثیر بر مدیران را دارند. نظارت بر شرکت از طریق سهامداران نهادی می‌تواند مدیران را برای توجه بیشتر بر عملکرد شرکت و توجه کمتر به رفتار فرصت‌طلبانه یا خدمت به خود وادار کند [19].
بر اساس فرضیه نقش جایگزینی محافظه‌کاری با برخی مکانیزم‌های راهبری شرکت، می‌توان بیان کرد که در شرکت‌های با میزان مالکیت نهادی بالا به واسطه همسو شدن منافع مدیران و سهامداران و کاهش مشکلات نمایندگی نیاز کمتری به رویه‌های محافظه‌کارانه وجود دارد [16]. البته، در چنین حالت‌هایی تضاد بیشتری بین منافع سهامداران و اعتباردهندگان شرکت ایجاد می‌شود و طبق تبیین قراردادی محافظه‌کاری، برای حفظ حقوق اعتباردهندگان، نیاز به رویه‌های محافظه‌کارانه بیشتری احساس می‌شود [9]. در نهایت، بیکس و دیگران (2004)، احمد و دوئلمن (2007) و تای و کونتیسک (2010) در پژوهش‌های خود به رابطه معنی‌داری بین محافظه‌کاری و مالکیت نهادی نرسیدند [14و 19و 32].
همچنین، افزایش تمرکز مالکیت سهامداران بزرگ، انگیزه کافی برای نظارت بر مدیران را فراهم می‌آورد [30] و شواهد تجربی نیز نشان می‌دهد که دارندگان سهام بیشتر، انگیزه تحمل هزینه‌های ثابتِ جمع‌آوری اطلاعات و دخالت در نظارت مدیریت را دارند [20] و در مقابل مالکیت‌های خرد، انگیزه کمتری برای نظارت بر مدیریت از خود نشان می‌دهند [27].
دارجنیدو و دیگران (2008) در پژوهشی دریافتند که اگر در شرکتی میزان تمرکز مالکیت بالا باشد، ولی آن شرکت در کشوری با قوانین حمایتی قوی از سهامداران خرد باشد، می‌تواند رویه‌های محافظه‌کارانه کمتری را در گزارشگری مالی خود اِعمال کند، ولی در کشورهای با قوانین حمایتی ضعیف از سهامداران خرد، نیاز به گزارشگری محافظه‌کارانه بیشتری احساس می‌شود [18].
اعضای غیر مؤظف هیأت مدیره نیز می‌توانند نقش نظارتی بر عملکرد مدیریت داشته و در بهبود کیفیت گزارشگری مالی مؤثر باشند (با توجه به اینکه در برخی پژوهش‌ها مانند بیکس و دیگران (2004) و بال و شیواکومار (2005) از محافظه‌کاری به عنوان معیار کیفیت در گزارشگری مالی یاد شده است [14 و 11]).
در این میان، استقلال اعضای هیأت مدیره مشخصه مهمی برای ارزیابی اثربخشی هیأت مدیره است. پژوهش‌های گذشته نشان می‌دهد که مدیران مستقل در نظارت بر تهیه گزارش‌های مالی نقش مؤثری دارند. برای مثال، بیکس و دیگران (2004) و احمد و دوئلمن (2007) متوجه شدند که شرکت‌های با سهم بیشتری از مدیران خارجی در ترکیب هیأت مدیره، محافظه‌کارترند [14 و 9].
البته، مونکس و مینوو (1995) در پژوهشی به این نتیجه رسیدند که مدیران غیر اجرایی شرکت به علت آن که منافع خاصی در شرکت ندارند، تمایلی به تلاش مضاعف و مؤثر در راستای منافع ذی‌نفعان شرکت ندارند. لذا آنها پیشنهاد کردند که برای تأثیرگذاری بهتر مدیران غیر اجرایی در مدیریت شرکت‌ها، بخشی از سهام شرکت در اختیار آنها قرار گیرد [28].
در نهایت، طبق تبیین دعاوی حقوقی محافظه‌کاری، حسابرسان تمایل دارند حسابداری محافظه‌کارانه را بپذیرند، زیرا احتمال دارد به خاطر بیش‌نمایی دارایی‌ها در معرض دعاوی حقوقی قرار بگیرند. در پژوهش‌های صورت گرفته در زمینه ارتباط نوع حسابرسِ شرکت با میزان محافظه‌کاری می‌توان به پژوهش باسو و دیگران (2001) و چانگ و دیگران (2003) اشاره کرد. آنها در پژوهش‌های خود به این نتیجه رسیدند که سود شرکت‌هایی که تحت حسابرسی مؤسسه‌های بزرگ حسابرسی (به ترتیب هشت و شش مؤسسه بزرگ حسابرسی) قرار گرفته‌اند، اخبار بد را زودتر از اخبار خوب منعکس می‌کنند و به عبارت دیگر محافظه‌کارترند [13 و 17].
فرانکیس و وانگ (2008) نیز در یک پژوهش بین‌المللی به نتیجه مشابهی دست یافتند (چهار مؤسسه بزرگ حسابرسی) و علت ارتباط مثبت را به وجود نهادهای حمایتی قوی از سهامداران در کشورهای دارای شرکت‌های حسابرسی بزرگ و با کیفیت اعلام کردند [22].
لارا و دیگران (2009) در پژوهشی با عنوان «محافظه‌کاری حسابداری و نظام راهبری شرکت» در بین 1611 شرکت از شرکت‌های آمریکایی و در سال‌های 1992 تا 2003، از سه مدل باسو (1997)، گیولی و هاین[1] (2000) و بال و شیواکومار (2005) برای سنجش محافظه‌کاری استفاده کردند و به این نتیجه رسیدند که در شرکت‌های با نظام راهبری قوی، محافظه‌کاری بیشتری در سود وجود دارد. در حقیقت، سودِ شرکت‌های با ساختار راهبری قوی، در مقایسه با شرکت‌های با ساختار راهبری ضعیف سریعتر به اخبار بد واکنش نشان می‌دهد [25].
چی و دیگران (2009) در پژوهشی به بررسی تأثیر محافظه‌کاری حسابداری بر نظام راهبری شرکت در بین شرکت‌های بورس تایوان و از سال‌های 1996 تا 2004 پرداختند. آنها از معیار خان و واتز (2009) برای سنجش محافظه‌کاری حسابداری استفاده کردند و به این نتیجه رسیدند که در شرکت‌هایی که بیشتر سهامشان در اختیار سهامداران نهادی بوده، نیاز به حسابداری محافظه‌کارانه کمتر است. همچنین، آنها بیان کردند که محافظه‌کاری حسابداری می‌تواند به عنوان یک معیار جایگزین برای برخی مکانیزم‌های راهبری شرکت در نظر گرفته شود [16].
یونس و دیگران (2010) در پژوهشی به بررسی اثر تمرکز مالکیت بر محافظه‌کاری حسابداری در بین 300 شرکت از شرکت‌های پذیرفته شده بورس مالزی در دوره زمانی بین سال‌های 2001 تا 2007 پرداختند. آنها از مدل‌های اقلام تعهدی گیولی و هاین و عدم تقارن زمانی سود باسو برای محاسبه محافظه‌کاری استفاده کردند. نتایج آنها علی‌رغم پیش‌بینی‌شان، نشان داد که یک رابطه منفی بین تمرکز مالکیت و محافظه‌کاری حسابداری وجود دارد. البته، در شرکت‌هایی که هیأت مدیره آنها از استقلال بیشتری برخوردار است و شرکت‌هایی که حسابرسی آنها بر عهده چهار شرکت حسابرسی بزرگ بوده است، محافظه‌کاری حسابداری بیشتری وجود دارد. در نهایت، نتایج آنها نشان داد که حسابداری محافظه‌کارانه به عنوان یک مکانیسم نظام راهبری شرکت عمل کرده و در کاهش مسائل نمایندگی مؤثر است [34].
کانگ و دیگران (2010) در پژوهشی به بررسی تأثیر ساختار مالکیت بر محافظه‌کاری سود در شرکت‌های پذیرفته شده بورس چین در بین سال‌های 1994 تا 2003 پرداختند. آنها از مدل باسو (1997) و بال و شیواکومار (2005) برای محاسبه محافظه‌کاری استفاده کردند و نشان دادند که در شرکت‌های با مالکیت متمرکز، مسائل نمایندگی و عدم تقارن اطلاعاتی کاهش می‌یابد، بنابراین، نیاز کمتری برای اِعمال رویه‌های محافظه‌کارانه در سود وجود دارد [24].
لیم (2011) در پژوهشی به بررسی ارتباط بین نظام راهبری شرکت و محافظه‌کاری حسابداری پرداخت. وی از سه مدلِ سود- بازده، تغییرات سری زمانی سود و اقلام تعهدی برای سنجش محافظه‌کاری حسابداری استفاده کرد و در یک دوره زمانی بین 1998 تا 2002 میلادی و در بین شرکت‌های استرالیایی به این نتیجه رسید که یک ارتباط مثبت بین میزان مدیران مستقل در هیأت مدیره و محافظه‌کاری حسابداری در یک مدل از سه مدل مورد مطالعه وجود دارد [26].
حساس یگانه و شهریاری (1389) در پژوهشی به بررسی رابطه بین تمرکز مالکیت و محافظه‌کاری در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. آنها برای اندازه‌گیری محافظه‌کاری از مدل گیولی و هاین استفاده کردند و به یک رابطه منفی بین تمرکز مالکیت و محافظه‌کاری رسیدند [3].
کرمی و دیگران (1389) در پژوهشی به بررسی رابطه بین سازوکارهای نظام راهبری شرکت و محافظه‌کاری در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. آنها برای اندازه‌گیری محافظه‌کاری از معیارهای عدم تقارن زمانی سود باسو و اقلام تعهدی بال و شیواکومار استفاده کردند. یافته‌های آنها حاکی از وجود رابطه مثبت بین سهامداران نهادی با محافظه‌کاری و نیز رابطه منفی بین نسبت اعضای غیر مؤظف هیأت مدیره و محافظه‌کاری بود [5].
مهرانی و دیگران (1389) در پژوهشی با عنوان «رابطه نوع مالکیت نهادی و حسابداری محافظه‌کارانه» با طبقه‌بندی سهامداران نهادی به فعال و منفعل، ارتباط انواع مختلف مالکیت نهادی و محافظه‌کاری را با استفاده از مدل‌های باسو (1997) و بال و شیواکومار (2005) بررسی کردند. یافته‌های آنها نشان دهنده یک رابطه مثبت بین مالکیت نهادی و محافظه‌کاری سود بود [8].
مرادزاده فرد و دیگران (1390) در پژوهشی به بررسی ارتباط بین سازوکارهای راهبری شرکتی و محافظه‌کاری حسابداری پرداختند و از مدل گیولی و هاین به عنوان معیار محاسبه محافظه‌کاری استفاده کردند. یافته‌های آنها نشان داد که یک رابطه مثبت بین درصد مالکیت نهادی سهام و درصد اعضای غیر مؤظف هیأت مدیره با محافظه‌کاری در شرکت‌های بورس اوراق بهادار تهران وجود دارد [6].
فرضیه‌های پژوهش
بر اساس پرسشی که قبلاً مطرح شد و با بهره‌گیری از یافته‌های پژوهش‌های مرتبط قبلی فرضیه‌های پژوهش به شرح زیر تدوین شده است:
1- میزان مالکیت سهامداران نهادی بر محافظه‌کاری حسابداری تأثیر دارد.
2- میزان تمرکز مالکیت بر محافظه‌کاری حسابداری تأثیر دارد.
3- میزان استقلال اعضای هیأت مدیره بر محافظه‌کاری حسابداری تأثیر دارد.
4- نوع حسابرسِ شرکت بر محافظه‌کاری حسابداری تأثیر دارد.
جامعه و نمونه آماری
جامعه آماری مورد بررسی در این پژوهش، شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران و دوره مورد بررسی نیز سال‌های 1380 تا 1387 بوده است. در این پژوهش از روش حذف سیستماتیک برای رسیدن به نمونه استفاده گردیده که معیارهای اِعمال شده برای انتخاب نمونه به شرح زیر است:
1- شرکت از ابتدای سال 1380 لغایت 1387 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشد و وقفه معاملاتی بیش از شش ماه نداشته باشد.
2- سال مالی شرکت به 29 اسفند ختم شود و شرکت در دوره مورد مطالعه، سال مالی خود را تغییر نداده باشد.
3- ارزش دفتری سهام شرکت منفی نباشد.
4- جزو بانک‌ها و مؤسسات مالی (شرکت‌های سرمایه‌گذاری، واسطه‌گری مالی، شرکت‌های هلدینگ، بانک‌ها و لیزینگ‌ها) نباشد، زیرا افشاهای مالی و ساختارهای اصول راهبری شرکت در آنها متفاوت است.
5- اطلاعات مورد نیاز برای محاسبه متغیرهای پژوهش در سال‌های مورد بررسی در دسترس باشد.
به این ترتیب و با اِعمال معیارهای فوق 60 شرکت باقی ماندند، که تمامی آنها به عنوان نمونه پژوهش انتخاب شدند.
اندازه‌گیری متغیرها
در پژوهش حاضر، برای بررسی اثر عوامل راهبری شرکت بر محافظه‌کاری؛ در ابتدا میزان محافظه‌کاری هر شرکت در هر دوره مالی با استفاده از مدل خان و واتز (2009) و به روش رگرسیون مقطعی برای سال‌های پژوهش محاسبه می‌شود. مبنای اصلی این مدل برگرفته از معیار عدم تقارن زمانی سود باسو (1997) است. به این دلیل، شرح مختصری از مدل باسو ارائه می‌گردد:
مدل باسو (1997):
تمایل به سرعت بخشیدن در شناسایی زیان‌ها و به تعویق انداختن شناسایی سودها معرف محافظه‌کاری از دیدگاه سود و زیانی است که بر همین اساس، باسو در سال 1997 میلادی معیار عدم تقارن زمانی سود را معرفی نمود.
مدل باسو به صورت زیر است:
مدل شماره 1
در مدل فوق:
Ei,t =سود قبل از اقلام غیر مترقبه شرکت i در سال t
Pi,t-1 =ارزش بازار سرمایه شرکت i در ابتدای سال t
RETi,t = بازده سالانه سهام شرکت i در سال t
بازده سهام در طی یک دوره، در برگیرنده تمامی مزایایی است که به دارنده آن سهم تعلق می‌گیرد. به عبارت دیگر بازده سهام موارد زیر را شامل می‌شود:
تفاوت قیمت سهام در اول و پایان دوره، سود نقدی هرسهم، مزایای ناشی از افزایش سرمایه به صورت حق تقدم خرید سهام و سود سهمی.
Di,t= باسو محافظه‌کاری را رویه کاهش سود و کمتر نمایش دادن سود در پاسخ به اخبار بد و در مقابلِ بیشتر نمایش دادن سود در مقابل اخبار خوب تعریف کرده است. وی از بازده مثبت به جای اخبار خوب و بازده منفی و صفر برای اخبار بد استفاده کرده است. در مدل باسو D یک متغیر مجازی 0 و 1 است که به عنوان شاخصی برای بازده‌های منفی و صفر در نظر گرفته شده است. به عبارت دیگر، اگر 0 RETi,t ≤ باشد، مقدار آن برابر یک و در غیر این صورت، صفر منظور می‌شود.
در رابطه رگرسیونی فوق، β2، همبستگی سود حسابداری را با بازده سهام برای دوره‌های دارای اخبار خوب و β3+β2، همبستگی سود حسابداری را با بازده سهام برای دوره‌های با اخبار بد اندازه‌گیری می‌کند. محافظه‌کاری دال بر این است که همبستگی سود و بازده در دوره‌های با عملکرد ضعیف (بازده منفی سهام) بیشتر از همبستگی سود و بازده در دوره‌های با عملکرد خوب (بازده مثبت سهام) است. در نتیجه β2< β3+β2، یعنی 0 < β3 است. هر چه β3 عدد بزرگتری باشد، واکنش سود نسبت به بازده‌های منفی سریعتر از واکنش سود نسبت به بازده‌های مثبت است [12].
مدل خان و واتز (2009):
خان و واتز در سال 2009 میلادی ضمن تأیید تعریف باسو، به این نتیجه رسیدند که شرکت‌های جوانتر، شرکت‌های با تغییرات نامشخص بازده‌ها و شرکت‌های با چرخه سرمایه‌گذاری بالا، نیاز بیشتری به سیستم گزارشگری محافظه‌کارانه دارند و با انجام تعدیلات در مدل باسو و وارد کردن متغیرهای ویژگی‌های شرکت در مدل قبلی، الگویی برای سنجش محافظه‌کاری ارائه دادند که به [2]C-Score(امتیاز محافظه‌کاری) معروف شد.
خان و واتز (2009) محافظه‌کاری را تابعی از سه ویژگی شرکت دانستند؛ اندازه شرکت، اهرم مالی و نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سرمایه، متغیرهایی بود که این محققان از آنها به عنوان ویژگی‌های شرکت نام بردند. به عقیده خان و واتز، در شرکت‌های بزرگ به سبب وجود محیط‌های اطلاعاتی قوی و کمتر بودن عدم تقارن اطلاعاتی، از لحاظ تبیین قراردادی و مالیاتی محافظه‌کاری، نیاز کمتری به اِعمال رویه‌های محافظه‌کارانه در گزارشگری مالی وجود دارد، ولی از لحاظ تبیین دعاوی حقوقی نیاز بیشتری به محافظه‌کاری در این شرکت‌ها وجود دارد، به طوری که به عقیده واتز و زیمرمن[3] (1978) شرکت‌های بزرگ با هزینه‌های سیاسی بزرگی مواجه هستند و این باعث می‌شود که آنها به سمت گزارشگری محافظه‌کارانه پیش بروند [8]. همچنین، در شرکت‌هایی که میزان اهرم مالی بالایی دارند، به علت وجود هزینه‌های نمایندگی بین اعتباردهندگان و سرمایه‌گذاران و مشکلات بین این دو گروه، نیاز بیشتری به محافظه‌کاری وجود دارد (تبیین قراردادی برای محافظه‌کاری). همچنین، به لحاظ تبیین مالیاتی نیز نیاز بیشتری به محافظه‌کاری احساس می‌شود و سرانجام در شرکت‌هایی که نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سرمایه بیشتری دارند، به سبب اینکه شاید بخش اعظم ارزش سرمایه‌گذاری‌شان مربوط به پروژه‌های با ریسک بالا باشد و در مواقع ورشکستگی، شرکت با دعاوی حقوقی زیادی علیه خود مواجه باشد، لذا طبق تبیین دعاوی حقوقی محافظه‌کاری نیاز بیشتری به رویه‌های محافظه‌کارانه دیده می‌شود [23]. خان و واتز (2009) اظهار داشتند که انعکاس سریعتر اخبار بد نسبت به اخبار خوب در سود که برابر با محافظه‌کاری است، تابعی خطی از ویژگی‌های تغییرات زمانی و خاص شرکت بوده و مدل‌های زیر را ارائه دادند:
مدل شماره 2 :
که در حقیقت، مدل به صورت زیر است:
در مدل بالا:
SIZEi,t = (اندازه شرکت) در پژوهش حاضر با استفاده از لگاریتم طبیعی ارزش بازار سرمایه در پایان دوره مالی محاسبه می‌شود.
M/Bi,t = (نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری) این نسبت با استفاده از ارزش بازار سرمایه تقسیم بر ارزش دفتری سرمایه در پایان دوره مالی محاسبه می‌شود.
LEVi,t = (اهرم مالی شرکت) با استفاده از جمع بدهی‌های جاری و بلندمدت در پایان دوره مالی تقسیم بر ارزش بازار سرمایه اول دوره مالی محاسبه می‌شود.
مدل شماره 2 را با استفاده از رگرسیون مقطعی سالانه برای دوره‌هـای پژوهش برآورد کرده، سپـس مقـادیر برآورد شده ( الی ) از مدل شماره 2، در معادله شماره 1 به کار برده می‌شود تا C-score هر سال مالی شرکت به دست آید.
معادله شماره 1
هر چه قدر C-Score شرکتی بالاتر باشد، میزان محافظه‌کاری شرکت در گزارشگری سال مربوطه بیشتر است [23].
نظام راهبری شرکت:
با توجه به اصول راهبری شرکتی به کار رفته در کشورهای آمریکا، کانادا، استرالیا، و آیین‌نامه اصول راهبری شرکتی سازمان بورس اوراق بهادار تهران، برخی از مهمترین شاخص‌های مربوط به نظام راهبری شرکت شامل مالکیت سهامداران نهادی، تمرکز مالکیت، استقلال اعضای هیأت مدیره و نوع حسابرس است [1] که در این پژوهش به عنوان سازوکارهای نظام راهبری شرکت استفاده شده است:
1- مالکیت سهامداران نهادی: سرمایه‌گذاران بزرگ، نظیر: بانک‌ها، شرکت‌های بیمه و شرکت‌های سرمایه‌گذاری هستند. در پژوهش حاضر طبق تعریف پورحیدری و همتی (1383) مجموع سهام شرکت‌های سرمایه‌گذاری، بنیادها، نهادها و سازمان‌های دولتی به دلیل اینکه از افق دید بلندمدت برخوردارند، به عنوان سهامداران نهادی در نظر گرفته شده‌اند [2].
2- تمرکز مالکیت: کنترل مطلق سهامداران عمده بر اداره امور شرکت را تمرکز مالکیت گویند. در این پژوهش همانند پژوهش صورت گرفته توسط راه چمنی (1385)، مجموع سهام سه سهامدار عمده به عنوان میزان تمرکز مالکیت در نظر گرفته شده‌اند [4].
3- استقلال اعضای هیأت مدیره: در پژوهش حاضر از نسبت مدیران غیر مؤظف هیأت مدیره به کل اعضا برای سنجش میزان استقلال اعضای هیأت مدیره استفاده شده است. عضو غیرمؤظف هیأت مدیره، عضوی است که فاقد مسؤولیت اجرایی در شرکت است.
4- نوع حسابرس: عبارت از دو طبقه کلی سازمان حسابرسی و مؤسسات خصوصی است. در پژوهش حاضر از یک متغیر مجازی دو وجهی صفر و یک برای سنجش نوع حسابرس شرکت استفاده شده است.
مدل پژوهش
در این پژوهش از یک مدل رگرسیونی چند متغیره برای بررسی تأثیر سازوکارهای نظام راهبری شرکت بر میزان محافظه‌کاری استفاده شده است. همچنین، به پیروی از پژوهش خان و واتز، سه متغیر نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سرمایه، اهرم مالی و اندازه شرکت به عنوان متغیرهای کنترلی وارد مدل پژوهش شده است. مدل به صورت زیر است:
مدل شماره 3:
در مدل بالا:
C-Scorei,t = محافظه‌کاری شرکت i در سال t
INSi,t = مالکیت سهامداران نهادی شرکت i در سال t
CENi,t = تمرکز مالکیت شرکت i در سال t
INDi,t = استقلال اعضای هیأت مدیره شرکت i در سال t
AUDi,t = متغیر مجازی صفر و یک، بدین صورت که اگر حسابرس شرکت سازمان حسابرسی باشد، عدد یک و در غیر این صورت صفر منظور می‌گردد.
M/Bi,t = ارزش بازار به ارزش دفتری سرمایه شرکت i در سال t
LEVi,t = اهرم مالی شرکت i در سال t
SIZEi,t = اندازه شرکت i در سال t
یافته‌های پژوهش
آمار توصیفی
در نگاره شماره 1 آماره‌های توصیفی تمامی متغیرهای مدل پژوهش ارائه شده است.
نگاره شماره 1: نتایج آمار توصیفی
|
متغیرها |
میانگین
|
میانه
|
انحراف معیار |
ماکزیمم |
مینیمم |
|
C-Score |
1494/0 |
1251/0 |
58966/0 |
87/3 |
89/2- |
|
INS |
4697/0 |
4791/0 |
2028/0 |
99/0 |
30/0 |
|
CEN |
6887/0 |
7047/0 |
19793/0 |
1 |
07/0 |
|
IND |
5969/0 |
60/0 |
18288/0 |
1 |
2/0 |
|
AUD |
4250/0 |
0 |
49486/0 |
1 |
0 |
|
M/B |
3127/4 |
5345/2 |
16465/6 |
06/55 |
15/0 |
|
LEV |
5817/1 |
9646/0 |
85566/1 |
31/19 |
07/0 |
|
SIZE
|
5355/11 |
4855/11 |
65590/0 |
34/13 |
07/10 |
|
تعداد مشاهدات |
480 سال- شرکت |
||||
همان‌طور که در نگاره شماره 1 ملاحظه می‌شود، میانگین و میانه محافظه‌کاری در شرکت‌های نمونه پژوهش به ترتیب 149/0 و 125/0 است. این مقادیر در مقایسه با مقادیر محافظه‌کاری پژوهش خان و واتز (میانگین 093/0، میانه 082/0) بیشتر و در مقایسه با پژوهش چی و دیگران (میانگین 195/0، میانه 166/0) کمتر است، ولی میزان انحراف معیار متغیر محافظه‌کاری در پژوهش حاضر (590/0) بیشتر از هر دو پژوهش خان و واتز (انحراف معیار 210/0) و چی و دیگران (انحراف معیار 482/0) است، که این نشان‌دهنده پراکندگی بالای متغیر محافظه‌کاری در شرکت‌های نمونه پژوهش است. همچنین، حدود 47 درصد از سهامداران شرکت‌های پژوهش، سهامداران نهادی هستند که نشان‌دهنده سهم بالای مالکیت این نوع سهامداران در ساختار مالکیت شرکت‌های بورس تهران است. میانگین متغیر تمرکز مالکیت حدود 70 درصد است که نشان می‌دهد ساختار مالکیت در شرکت‌های بورس تهران بسیار متمرکز است و سهم بالایی از مالکیت سهام شرکت‌ها در اختیار سه سهامدار عمده شرکت است. همچنین، به طور متوسط حدود 60 درصد از اعضای هیأت مدیره شرکت‌ها، اعضای غیر مؤظف هستند. نتایج نگاره شماره 1 نشان می‌دهد که در حدود 42 درصد حسابرسی شرکت‌ها بر عهده حسابرسان سازمان حسابرسی بوده است. در انتهای نگاره نیز آماره‌های توصیفی مربوط به متغیرهای کنترلی ارائه شده است. نکته مشهود در مورد این متغیرها پراکندگی بسیار بالای آنهاست که می‌تواند به علت فعالیت این شرکت‌ها در صنایع مختلف باشد.
ماتریس همبستگی
پس از ارائه آمار توصیفی، به بررسی رابطه بین متغیرهای پژوهش پرداخته شده است.
نگاره شماره 2: همبستگی بین متغیرها
|
متغیرها |
C-Score |
INS |
CEN |
IND |
AUD |
M/B |
LEV |
SIZE |
|
C-Score |
1 |
005/0- |
015/0 |
044/0 |
177/0- |
197/0 |
158/0- |
128/0- |
|
INS |
028/0 |
1 |
605/0 |
069/0- |
184/0 |
140/0 |
090/0 |
070/0 |
|
CEN |
026/0 |
516/0 |
1 |
136/0- |
305/0 |
166/0 |
051/0 |
095/0 |
|
IND |
032/0 |
056/0- |
098/0- |
1 |
064/0- |
225/0 |
290/0- |
238/0 |
|
AUD |
209/0- |
135/0 |
281/0 |
059/0- |
1 |
070/0 |
223/0 |
200/0 |
|
M/B |
023/0 |
066/0 |
106/0 |
166/0 |
057/0 |
1 |
511/0- |
417/0 |
|
LEV |
206/0- |
148/0 |
032/0 |
198/0- |
177/0 |
214/0- |
1 |
285/0- |
|
SIZE |
116/0- |
047/0 |
148/0 |
268/0 |
196/0 |
276/0 |
136/0- |
1 |
|
معنی‌داری در سطح 95 درصد |
معنی‌داری در سطح 99 درصد |
(Prob) |
||||||
نگاره شماره 2 نشان‌دهنده همبستگی پیرسون (سمت راست و پایین نگاره) و همبستگی اسپیرمن (سمت چپ و بالای نگاره) بین متغیرهاست. با توجه به بخش همبستگی پیرسون در نگاره شماره 2، بین مالکیت سهامداران نهادی و اهرم مالی شرکت رابطه مثبت (148/0 =r) وجود دارد و می‌توان بیان کرد که به موازات افزایش مالکیت نهادی در ساختار مالکیت شرکت‌ها از اهرم مالی بیشتری در ساختار سرمایه استفاده شده است. همچنین، بین استقلال اعضای هیأت مدیره و اندازه شرکت نیز رابطه مثبت (268/0 =r) وجود دارد. در حقیقت، با افزایش اندازه شرکت، مدیران غیر مؤظف بیشتری در ترکیب هیأت مدیره شرکت‌ها قرار گرفته‌اند. بیشترین مقدار همبستگی میان دو متغیر مالکیت سهامداران نهادی و تمرکز مالکیت (516/0 =r) وجود دارد که نشان می‌دهد سهامداران عمده شرکت‌ها، از نوع سهامداران نهادی هستند. بین نوع حسابرس با مالکیت نهادی (135/0 =r)، تمرکز مالکیت (281/0 =r)، اهرم مالی (177/0 =r) و اندازه شرکت (196/0 =r) رابطه‌ای مثبت وجود دارد، ولی بین نوع حسابرس با محافظه‌کاری رابطه منفی مشاهده می‌شود (209/0- =r). در بین متغیرهای پژوهش، متغیرهای کنترلی اندازه و اهرم مالی شرکت با تمامی متغیرهای دیگر (به جز متغیر مالکیت سهامداران نهادی با اندازه و متغیر تمرکز مالکیت با اهرم مالی) رابطه معنی‌داری دارند.
آزمون پیش‌فرض‌های مدل رگرسیون خطی
در پژوهش حاضر، آزمون پیش‌فرض‌های استفاده از مدل رگرسیون شامل آزمون نرمال بودن متغیر وابسته، آزمون دوربین- واتسون، آزمون نرمال بودن خطاها و آزمون هم‌خطی بررسی شده است، در حقیقت، استفاده از روش رگرسیون خطی زمانی امکان پذیر است که شرایط زیر وجود داشته باشد:
1- متغیر وابسته دارای توزیع نرمال باشد (آزمون نرمال بودن): برای آزمون نرمال بودن داده‌ها از روش کولموگوروف– اسمیرنوف (K-S) استفاده شده است.
2- بینخطاهایمدلهمبستگیوجودنداشتهباشد (آزمون دوربین - واتسون): این موضوع با استفاده از آزمون دوربین- واتسون صورت می‌پذیرد. چنانچه این آماره در بازه 5/1 تا 5/2 قرار گیرد، فرض صفر که حاکی از عدم همبستگی بین خطاهاست، پذیرفته می‌شود.
3- توزیعخطاهانرمالوبامیانگینصفرباشد (آزمون نرمال بودن خطاها): به منظور بررسی این مسأله باید نمودار توزیع داده‌ها و نمودار نرمال آنها رسم و سپس بین دو نمودار مقایسه انجام شود.
4- بینمتغیرهایمستقلهمبستگیوجودنداشته باشد (آزمون هم‌خطی): در نتایج آزمون هم‌خطی اگر مقدار عامل تورش واریانس (VIF) بین عدد 5 تا 10 باشد، هم‌خطی بین متغیرهای مستقل وجود دارد و اگر مقدار VIF بیشتر از 10 باشد مشکل هم‌خطی در مدل شدید است و بیانگر وجود مشکل اساسی در استفاده از رگرسیون است.
برازش مدل پژوهش
نگاره شماره 3، تأثیر متغیرهای نظام راهبری شرکت بر محافظه‌کاری را نشان می‌دهد.
نگاره شماره 3: برازش مدل
|
متغیر وابسته: محافظه‌کاری |
|
|||||
|
متغیرها |
ضریب () |
آماره t |
سطح معنی‌داری (Prob.) |
عامل تورش واریانس (VIF) |
||
|
مقدار ثابت |
439/1 |
978/2 |
000/0 |
- |
||
|
INS |
008/0 |
101/0 |
919/0 |
346/1 |
||
|
CEN |
095/0 |
152/1 |
250/0 |
581/1 |
||
|
IND |
028/0 |
585/0 |
559/0 |
155/1 |
||
|
AUD |
176/0- |
651/3- |
000/0 |
215/1 |
||
|
M/B |
014/0 |
291/0 |
771/0 |
138/1 |
||
|
LEV |
188/0- |
924/3- |
000/0 |
201/1 |
||
|
SIZE |
132/0- |
720/2- |
007/0 |
233/1 |
||
|
آماره F=048/7 |
ضریب هبستگی چندگانه (R) =308/0 |
|||||
|
سطح معنی‌داری آماره F=000/0 |
ضریب تعیین (R2) =095/0 |
|||||
|
آماره دوربین - واتسون (DW) =684/1 |
ضریب تعیین تعدیل شده (Adj R2) =081/0 |
|||||
با توجه به مقدار آماره F (048/7) و سطح معنی‌داری آن (000/0) در نگاره شماره 3، اعتبار مدل پژوهش تأیید می‌شود. همچنین، بیشترین مقدار برای عامل تورش واریانس (VIF) 581/1 است و نشان می‌دهد که مشکل هم‌خطی در مدل وجود ندارد.
محافظه‌کاری حسابداری به عنوان متغیر وابسته در مدل پژوهش آورده شده، که این متغیر با استفاده از مدل خان و واتز (2009) محاسبه شده است. با توجه به مقدار آماره t و سطح معنی‌داری متغیر سهامداران نهادی (به ترتیب 101/0 و 919/0) ارتباط معنی‌داری بین این متغیر و محافظه‌کاری دیده نمی‌شود، و سهامداران نهادی بر میزان محافظه‌کاری شرکت تأثیرگذار نیستند، بنابراین، فرضیه اول پژوهش رد می‌شود.
نتایج این پژوهش با پژوهش‌های انجام شده توسط چی و دیگران (2009)، کرمی و دیگران (1389) و مهرانی و دیگران (1389) که به رابطه معنی‌دار بین محافظه‌کاری و مالکیت نهادی رسیده‌اند مغایر است، ولی با نتایج پژوهش بیکس و دیگران (2004)، احمد و دوئلمن (2005) و تای و کونتیسک (2010) که به عدم رابطه معنی‌دار بین این دو متغیر دست یافتند، مطابقت دارد.
همچنین، با توجه به مقدار آماره t و سطح معنی‌داری متغیر تمرکز مالکیت (به ترتیب 152/1 و 250/0) ارتباط معنی‌داری بین این متغیر و محافظه‌کاری دیده نمی‌شود و فرضیه دوم پژوهش نیز رد می‌شود. با مروری بر ادبیات پژوهش می‌توان بیان کرد در شرکت‌هایی که تمرکز مالکیت زیادی دارند، نیاز به گزارشگری محافظه‌کارانه بیشتری احساس می‌شود، ولی نتایج مطالعه مذکور این امر را نشان نداد.
نتیجه این پژوهش با پژوهش‌های یونس و دیگران (2010)، کانگ و دیگران (2010) و حساس یگانه و شهریاری (1389) که به رابطه معنی‌دار بین تمرکز مالکیت و محافظه‌کاری رسیده‌اند، مطابقت ندارد.
با توجه به نگاره شماره 3 و مقدار آماره t و سطح معنی‌داری آن برای متغیر استقلال هیأت مدیره (به ترتیب 585/0 و 559/0) می‌توان بیان کرد که فرضیه سوم پژوهش نیز رد می‌شود و ارتباطی بین متغیر استقلال اعضای هیأت مدیره و محافظه‌کاری وجود ندارد. یافته‌های این پژوهش می‌تواند در مطابقت با اظهار نظر مونکس و مینوو (1995) باشد. آنها بیان می‌کنند که مدیران غیر اجرایی شرکت به علت آنکه منافع خاصی در شرکت ندارند، تمایلی به تلاش مضاعف و مؤثر در راستای منافع ذی‌نفعان شرکت ندارند. لذا پیشنهاد کردند که برای تأثیرگذاری بهتر مدیران غیر اجرایی در مدیریت شرکت‌ها، بخشی از سهام شرکت در اختیار آنها قرار گیرد [28].
نتیجه این پژوهش با پژوهش‌های بیکس و دیگران (2004)، احمد و دوئلمن (2007)، لیم (2011) و مرادزاده فرد و دیگران (1390) که به یک رابطه مثبت بین استقلال اعضای هیأت مدیره و محافظه‌کاری رسیده‌اند، مطابقت ندارد.
در نهایت، با توجه به ضریب متغیر نوع حسابرس شرکت (176/0-)، مقدار آماره t (651/3-) و سطح معنی‌داری آن (000/0) بین نوع حسابرس شرکت و محافظه‌کاری ارتباط منفی وجود دارد و فرضیه چهارم پژوهش رد نمی‌شود. در حقیقت، در دوره‌هایی که حسابرسی شرکت بر عهده سازمان حسابرسی بوده، محافظه‌کاری کمتر است و در دوره‌هایی که حسابرسی شرکت بر عهده مؤسسات حسابرسی عضو جامعه حسابداران رسمی بوده، میزان محافظه‌کاری بیشتری در گزارشگری مالی وجود دارد. بررسی پژوهش‌های قبلی نشان می‌دهد سود شرکت‌هایی که تحت حسابرسی مؤسسه‌های بزرگ حسابرسی (مؤسسه‌های حسابرسی با کیفیت‌تر) قرار گرفته است، در واکنش به اخبار بد سریعتر عمل می‌کند و محافظه‌کارتر است. البته، در ایران چنین تفکیکی صورت نگرفته و مؤسسات حسابرسی به دو طبقه کلی سازمان حسابرسی و مؤسسات خصوصی قابل تقسیم بندی است، و در عمل نمی‌توان اظهار نظری دربارة برتری کیفیت حسابرسی در بین حسابرسان سازمان حسابرسی در مقایسه با سایر مؤسسات حسابرسی داشت و بالعکس، و لذا نمی‌توان در مورد مطابقت یا عدم مطابقت نتیجه پژوهش مذکور با نتایج پژوهش‌های صورت گرفته خارجی اظهار نظر دقیقی ارائه کرد. همچنین، نتایج نگاره شماره 3 نشان می‌دهد که بین متغیرهای کنترلی اهرم مالی و اندازه شرکت با محافظه‌کاری ارتباط منفی وجود دارد. در حقیقت، در شرکت‌هایی که میزان بدهی بیشتر و ارزش سهام بالاتری دارند، محافظه‌کاری کمتری وجود دارد.
بحث و نتیجه‌گیری
این پژوهش به بررسی اثر عوامل نظام راهبری بر میزان محافظه‌کاری شرکت در گزارشگری مالی پرداخت. در این مقاله، مالکیت سهامداران نهادی، تمرکز مالکیت، استقلال اعضای هیأت مدیره و نوع حسابرس به عنوان عوامل راهبری شرکت در نظر گرفته و از مدل ارائه شده توسط خان و واتز (2009) برای محاسبه محافظه‌کاری شرکت استفاده شد.
نتایج پژوهش نشان داد که درصد مالکیت سهامداران نهادی بر میزان محافظه‌کاری شرکت تأثیرگذار نیست. این در حالی است که سهامداران نهادی شرکت‌ها فرصت، منابع و اهرم‌های زیادی برای نظارت بر عملکرد مدیریت و جلوگیری از اِعمال روش‌های متهورانه سود دارند. احتمال دارد سهامداران نهادی به واسطه عدم تضادی که بین منافع خودشان و مدیریت شرکت وجود دارد، رغبتی برای فشار به مدیریت در جهت اِعمال رویه‌های محافظه‌کارانه در گزارشگری مالی شرکت ندارند.
نتیجه فرضیه دوم پژوهش نیز حاکی از عدم ارتباط معنی‌دار بین تمرکز مالکیت و محافظه‌کاری بود. طبق پژوهش‌های انجام شده در ایران، بورس اوراق بهادار تهران فاقد ساختار حقوقی و ظرفیت اجرایی لازم برای حمایت از سهامداران خرد است و از طرفی، بازار سهام ایران دارای ساختار مالکیتی بسیار متمرکز است [7]. لذا با مرور ادبیات پژوهش می‌توان بیان کرد که در شرکت‌های بورس تهران نیاز به گزارشگری محافظه‌کارانه بیشتری احساس می‌شود.
تأثیر میزان استقلال اعضای هیأت مدیره بر محافظه‌کاری نیز در فرضیه سوم پژوهش بررسی شد و نتایج نشان داد که نسبت مدیران غیر مؤظف هیأت مدیره تأثیری بر محافظه‌کاری شرکت ندارد. نتیجه این پژوهش می‌تواند بیانگر این مطلب باشد که وضعیت ترکیب اعضای هیأت مدیره در شرکت‌های نمونه پژوهش عامل مهمی در تعیین میزان محافظه‌کاری شرکت‌ها نیست. در حقیقت، مدیران غیر مؤظف شرکت‌ها تمایل نداشته و یا نتوانسته‌اند مدیریت شرکت را به اِعمال رویه‌های محافظه‌کارانه در گزارشگری مالی ترغیب کنند، شاید هم فاقد دانش و تخصص کافی برای ارزیابی تصمیمات مدیریت هستند.
در فرضیه چهارم پژوهش، تأثیر نوع حسابرس شرکت بر محافظه‌کاری بررسی شد و با طبقه‌بندی ارگان‌های حسابرسی به سازمان و مؤسسات عضو جامعه حسابداران رسمی، مشاهده شد که میزان محافظه‌کاری در دوره‌هایی که حسابرسی شرکت بر عهده حسابرسان عضو جامعه حسابداران رسمی بوده، بیشتر از دوره‌های با حسابرسی سازمان حسابرسی است.
در بین متغیرهای کنترلی نیز، ارتباط منفی بین اهرم مالی و محافظه‌کاری مشاهده شد. طبق مبانی نظری پژوهش در شرکت‌هایی که میزان اهرم مالی بالایی دارند، به سبب وجود هزینه‌های نمایندگی بین اعتباردهندگان و سرمایه‌گذاران و مشکلات بین این دو گروه نیاز بیشتری به محافظه‌کاری وجود دارد، ولی با توجه به این که افزایش اهرم مالی در شرکت‌ها نشان دهنده افزایش بدهی در ساختار سرمایه آنهاست و افزایش بدهی به افزایش هزینه بهره منجر می‌گردد، لذا این افزایش هزینه بهره می‌تواند از علل کاهش سود شرکت باشد و ارتباط منفی بین اهرم مالی و محافظه‌کاری را توجیه کند. نهایتاً در این پژوهش یک ارتباط منفی بین متغیر کنترلی اندازه شرکت و محافظه‌کاری مشاهده گردید. به عبارت دیگر، در شرکت‌هایی که ارزش سهام بالاتری (اندازه بزرگتری) دارند، محافظه‌کاری کمتری وجود دارد. طبق مبانی نظری پژوهش در شرکت‌های بزرگ به سبب وجود محیط‌های اطلاعاتی قوی و کمتر بودن عدم تقارن اطلاعاتی، از لحاظ تبیین قراردادی، نیاز کمتری به اِعمال رویه‌های محافظه‌کارانه در گزارشگری مالی وجود دارد، لذا نتیجه این پژوهش می‌تواند با فرضیه مذکور همسو باشد.
پیشنهادهای حاصل از پژوهش
1- نتایج به دست آمده از پژوهش نشان داد که بین نسبت اعضای غیر مؤظف هیأت مدیره بر کل اعضا (استقلال اعضای هیأت مدیره) و محافظه‌کاری رابطه وجود ندارد، که این امر می‌تواند نشان دهنده عدم آشنایی این اعضا با نقش مهم نظارتی خود بر عملکرد مدیریت و نبود نقش مؤثر آنها در بهبود کیفیت گزارشگری مالی باشد. بنابراین، به مدیران غیر مؤظف شرکت‌ها پیشنهاد می‌شود با وظایف و نقش خود بیشتر آشنا شوند، تا بتوانند نقش مؤثرتری را در امر راهبری شرکت‌ها ایفا کنند.
2- نتایج به دست آمده از متغیرهای پژوهش، حاکی از بالا بودن میزان مالکیت سهامداران نهادی در ساختار مالکیت شرکت‌هاست. همچنین، رابطه منفی بین میزان اهرم مالی و محافظه‌کاری در شرکت‌های بورس تهران مشاهده شد؛ یعنی در شرکت‌های با اهرم مالی بالا میزان محافظه‌کاری کمتر است. لذا به اعتباردهندگان پیشنهاد می‌شود در قراردادهای استقراض مابین خود و شرکت‌های با چنین ساختارهایی (مالکیت نهادی و اهرم مالی بالا)، توجه بیشتری مبذول دارند.
محدودیت‌های مربوط به تعمیم نتایج
1- نوسان‌های شدید قیمت سهام در دوره مورد مطالعه که بر بازده سهام تأثیر می‌گذارد، ممکن است تعمیم نتایج پژوهش را با محدودیت مواجه سازد.
2- مدل‌های استفاده شده برای تشخیص محافظه‌کاری برگرفته از بازارهای سرمایه کشورهای دیگر است که ممکن است به‌کارگیری آنها در بازار سرمایه ایران با توجه به میزان بازده و تفاوت در سطح الزامات افشا، نتایج و الگوهای متفاوتی را طلب نماید و تشخیص محافظه‌کاری و میزان آن دچار تغییرات اساسی گردد.
3- در خصوص استفاده از اهرم مالی، مبنای متغیر مربوطه نسبت بدهی‌ها بر ارزش بازار سرمایه بوده است. لذا با توجه به نوسان‌های شدید بازار سهام طی سال‌های پژوهش، ممکن است استفاده از معیار دیگری به عنوان نسبت اهرم مالی نتایج متفاوتی را ارائه نماید.
)