نویسندگان
1 استادیار علوم مالی، دانشگاه ارومیه
2 کارشناس ارشد حسابداری، دانشگاه ارومیه
چکیده
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
This paper compares real and accrual (accounting) earnings management and the level of conservatism in successful and unsuccessful firms of Tehran Stock Exchange. In addition to unbalanced Panel data regression analysis, t-tests and two-way analysis of variance are utilized to test the research hypothesis. Using a sample of failed and continuing firms during the period from 1997 to 2009, it is found that prior to failure; failed firms achieve manipulation through both discretionary accruals manipulation and by implementing real operating actions. In addition, companies with low probability of bankruptcy have successfully managed earnings compared to firms with high probability of bankruptcy. Finally, finding indicates the existence of non-conservative approach in both the successful and unsuccessful firms.
کلیدواژه‌ها [English]
در متون تحقیقی مختلف، هزینه‌های اجتماعی و اقتصادی درماندگی مالی بسیار با اهمیت و اساسی عنوان شده است. بستانکاران، اعتباردهندگان، مدیران و کارکنان مهم‌ترین گروه‌هایی هستند که به‌طور چشم‌گیری از درماندگی مالی شرکت‌ها متضرر می‌شوند. بیش‌تر مطالعات پیشین در این زمینه نشان می‌دهند که مدیرانِ شرکت‌های درمانده، اطلاعات مالی و حتی فعالیت‌های واقعی خود را برای مخفی نمودن و یا به تعویق انداختن وضعیت نابسامان مالی، دست‌کاری می‌کنند. سوئنی (1994) دریافت، شرکت‌هایی که به‌طور ناگهانی دچار بحران‌های مالی می‌شوند، در سال‌های قبل از بحران، دست به گزینش‌های مختلف حسابداری برای افزایش سطح درآمدهای خود زده‌اند. دی‌فوند و جیامبالو (1994) نشان دادند، شرکت‌هایی که به دلیل درماندگی، در شرایط نقض قراردادهای بدهی قرار می‌گیرند، رویه‌ها و سیاست‌های حسابداری خود را به‌گونه‌ای انتخاب می‌کنند که اعتماد سرمایه‌گذاران و اعتباردهندگان را افزایش دهند [12، 21]. لارا و همکاران (2009)، مدیریت سود در قالب دست‌کاری اقلام تعهدی اختیاری و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی را برای شرکت‌های موفق و ناموفق بررسی نمودند [21].
از طرفی انتظار می‌رود، مدیریت از طریق اعمال نظر بر اقلام تعهدی غیرعادی و همچنین دست‌کاری فعالیت‌های واقعی، موجب عدم تقارن زمانی در شناسایی زیان‌ها نسبت به سودها یا به‌عبارتی رفتار محافظه‌کارانه در حسابداری شود [21].
با عنایت به این مطالب، سؤال اصلی تحقیق این است که، آیا مدیران شرکت‌های درمانده مالی در سال‌های قبل از درماندگی، مدیریت سود انجام می‌دهند؟ از طرفی آثار و پیامدهای این دست‌کاری بر میزان محافظه‌کاری حسابداری چگونه خواهد بود؟
مبانی نظری
امروزه پیشرفت سریع فناوری و تغییرات محیطی وسیع، شتاب فزاینده‌ای به اقتصاد بخشیده و رقابت روزافزون مؤسسه‌ها، دست‌یابی به سود را محدود و احتمال درماندگی مالی و متعاقباً ورشکستگی شرکت‌ها را افزایش داده است. از این‌رو، توانایی پیش‌بینی آشفتگی‌های مالی شرکت‌ها به‌عنوان موضوع مورد توجه بسیاری از محقیقین حوزه مالی بوده است. لو (1973) در این‌باره اظهار می‌دارد: «یک هشدار به موقع نسبت به احتمال ورشکستگی، هم مدیران و هم سرمایه‌گذاران را قادر به اتخاذ تصمیمات و اقدامات پیشگیرانه می‌کند» اما سؤال اصلی این است که آیا اقدامات پیشگیرانه مدیران، واقعاً در جهت بهبود وضعیت مالی شرکت انجام می‌گیرد و یا این اقدامات در جهت پنهان نگه‌داشتن اوضاع نامساعد مالی و عملکرد نامطلوب شرکت از سهام‌داران، سرمایه‌گذاران و سایر ذی‌نفعان است؟
گرچه برخی تحقیقات در پاسخ به این سؤال، به جواب‌های ضد و نقیضی دست یافته‌اند، با این‌حال، نتایج اکثر آن‌ها نشان می‌دهد که مدیران شرکت‌های درمانده در سال‌های قبل از نابسامانی مالی برای پنهان نگه‌داشتن عملکرد نامساعد مالیِ خود، اقدام به دست‌کاری افزایشی سود می‌کنند. این موضوع در ادبیات حسابداری به مدیریت سود تعبیر می‌شود. برای مثال، لارا و همکاران (2009)، با بررسی 268 شرکت ورشکسته بین سال‌های 2004-1998 دریافتند که مدیران این شرکت‌ها در سال‌های قبل از ورشکستگی، مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی اختیاری و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی انجام می‌دهند. آن‌ها نشان دادند که شرکت‌های ورشکسته‌ای که بر اساس مدل‌های پیش‌بینی ورشکستگی، احتمال ورشکستگی آن‌ها پایین پیش‌بینی می‌شد، نسبت به شرکت‌های با احتمال بالای ورشکستگی، بیش‌تر بر مدیریت سود در چارچوب اصول حسابداری تأکید داشتند و مدیران شرکت‌های با احتمال بالای ورشکستگی بیش‌تر در مدیریت واقعی سود درگیر بودند [21].
با وجود این ، بر اساس یافته برخی دیگر از مطالعات (دی‌آنجلو و همکاران، 1994؛ پلتیر ریوست، 1999؛ صالح و احمد، 2005)، شرکت‌ها در شرایط درماندگی، مبالغ اقلام تعهدی منفی و بالا گزارش می‌کنند. بر اساس این دسته از مطالعات، مدیران این شرکت‌ها به منظور نشان دادن تمایل خود به اقدام در جهت رفع مشکلات و یا کسب امتیازات از اتحادیه‌های کارگری و یا کمک‌های بلاعوض دولت، ترجیح می‌دهند اوضاع وخیم مالی شرکت را منعکس نمایند [21 و 26].
جنسن (2005) در تئوری نمایندگی خود بیان می‌دارد؛ مدیریت برای دست‌یابی به سطح مورد انتظار سود، سه گزینه پیش‌رو دارد: 1) مدیریت واقعی سود (RTM)[1]؛ 2) مدیریت سود در چارچوب اصول حسابداری (مدیریت اقلام تعهدی اختیاری) (AM)[2] و 3) مدیریت سود خارج از چارچوب اصول حسابداری (حسابداری فریب‌آمیز) (Non-GAAP)[3] [13]. دو شکل غالب مدیریت سود که در اکثر تحقیقات داخلی و خارجی مطرح شده است، دست‌کاری فعالیت‌های واقعی و مدیریت اقلام تعهدی اختیاری است. مدیریت اقلام تعهدی اختیاری، به استفاده فرصت‌طلبانه مدیران از انعطاف‌پذیری موجود در اصول پذیرفته شده حسابداری به منظور تغییر سود گزارش شده اطلاق می‌شود، بدون این‌که تغییری در جریان‌های نقدی زیربنایی شرکت صورت گیرد. مدیریت واقعی سود به زمان‌بندی و ساختاربندی فرصت‌طلبانه معاملات عملیاتی، تأمین مالی و سرمایه‌گذاری توسط مدیریت واحد تجاری به منظور تأثیرگذاشتن بر سود گزارش شده در جهتی خاص اطلاق می‌شود که شرکت را متحمل هزینه‌ها و پیامدهای اقتصادی آتی می‌نماید. هر کدام از این دو مورد، دارای هزینه‌ها و محدودیت‌هایی هستند که مدیران را در استفاده از آن‌ها دچار تنگنا می‌کنند [28]. برای مثال، لارا و همکاران (2009) نشان دادند، شرکت‌های درمانده ترجیح می‌دهند از یک رابطه جایگزینی بین دست‌کاری اقلام تعهدی اختیاری و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی، استفاده کنند. بدین ترتیب که، ابتدا اقدام به مدیریت سود در چارچوب اصول حسابداری کرده و چنان‌چه اوضاع مالی، رو به وخامت گذاشت، در دست‌کاری فعالیت‌های واقعی درگیر می‌شوند. این یافته، با هزینه‌ها و محدودیت‌هایی که ژانگ (2007) در مورد هر یک از انواع مدیریت سود، مطرح می‌کند، سازگار است [21 و 28].
از طرفی، مدیران از طریق دست‌کاری اقلام تعهدی اختیاری و فعالیت‌های واقعی می‌توانند بر میزان محافظه‌کاری (عدم تقارن زمانی در شناسایی اخبار خوب نسبت به اخبار بد) مؤثر باشند، درحالی‌که وجه نقد عملیاتی کم‌تر می‌تواند تحت تأثیر مدیریت قرار گیرد. از این‌رو، لارا و همکاران (2009)، با بررسی محافظه‌کاری شرطی بین شرکت‌های موفق و ناموفق نشان دادند، که میزان محافظه‌کاری شرطی به‌عنوان معیاری از قابلیت اطمینان سود، در سال‌های قبل از ورشکستگی شرکت‌های ناموفق کاهش می‌یابد [21].
پیشینه تحقیق
مطالعات قبلی نظیر اسمیت و همکاران (2001)، روزنر (2003)، چاریتو و همکاران (2007) و لارا و همکاران (2009)، همگی بیانگر آن هستند که مدیران شرکت‌های ورشکسته در سال‌های قبل از ورشکستگی، به منظور پنهان نمودن عملکرد نامساعد خود و به تعویق انداختن وضعیت درماندگی، سود خود را دست‌کاری می‌کنند.
لارا و همکاران (2009)، با استفاده از یک نمونه بزرگ از شرکت‌های ورشکسته در انگلستان دریافتند که مدیران این شرکت‌ها از چهار سال قبل از ورشکستگی، مدیریت مثبت سود انجام می‌دهند. همچنین، میزان محافظه‌کاری شرطی به عنوان معیاری از قابلیت اطمینان ارقام حسابداری، به دلیل مدیریت سود در سال‌های قبل از ورشکستگی، کاهش می‌یابد [21].
چاریتو و همکاران (2007)، با استفاده از یک نمونه از شرکت‌های ورشکسته آمریکایی، مدیریت سود را در این شرکت‌ها مورد تحلیل قرار دادند. توجه اصلی این محققین به نقش حسابرسان و دیگر ارگان‌های نظارتی در محدود کردن دست‌کاری سود در سال قبل از ورشکستگی همچنین، ارتباط بین دست‌کاری سود در سال قبل از ورشکستگی و احتمال تداوم فعالیت این‌گونه شرکت‌ها در آینده بوده است [10، 11].
در یک تحقیق مشابه، روزنر (2003) به این نتیجه رسید که مدیران شرکت‌های درمانده مالی در سال‌های قبل از ورشکستگی، به مدیریت افزایشی سود و درست در سال قبل از ورشکستگی به نوعی مدیریت کاهنده سود انجام می‌دهند. وی نشان داد که حسابرسان این شرکت‌ها در سال قبل از ورشکستگی، نوعی ابهام در عدم تداوم فعالیت این دسته از شرکت‌ها را اعلام کرده، و از این‌رو مدیران، دست از مدیریت اقلام تعهدی برداشته و این اقلام به شکل ارقام منفی بزرگ درست در سال قبل از ورشکستگی نمایان شده‌اند؛ نتیجه‌ای که عیناً در یافته‌های لارا و همکاران (2009) نیز دیده می‌شود [24].
اسمیت و همکاران (2001) نیز با بررسی یک نمونه از شرکت‌های ورشکسته در استرالیا، به این نتیجه رسیدند که شرکت‌های درمانده‌ای که هنوز به مرز ورشکستگی نزدیک نشده‌اند، سیاست‌های حسابداری خود را به منظور افزایش سودآوری تغییر می‌دهند؛ اما مدیران این شرکت‌ها درست در سال قبل از ورشکستگی، تغییر سیاست‌های حسابداری خود را متوقف می‌کنند [21].
در بین تحقیقات داخلی در زمینه مدیریت سود و درماندگی مالی، تنها تحقیق مرتبط با این مقاله که محقق به آن دست یافت، پژوهش انجام شده توسط کنگرلوئی و همکاران (1388) است. یافته‌های این پژوهش حاکی از آن است که مدیران واحدهای تجاری در مراحل مختلف نابسامانی مالی، برای بهتر نشان دادن وضعیت مالی و عملکرد شرکت، از طریق ابزارهایی که در اختیار دارند، دست به اقداماتی می‌زنند که به هموارسازی سود منجر می‌گردد [1].
تحقیق حاضر از این جهت که مدیریت سود را از دو جنبه مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی اختیاری و مدیریت واقعی سود، و نیز میزان محافظه‌کاری حسابداری، به‌صورت مقایسه‌ای برای شرکت‌های موفق و ناموفق از حیث تداوم نسبی در فعالیت آن‌ها، بررسی می‌کند با تحقیقات پیشین متفاوت است.
فرضیه‌های تحقیق
با توجه به سؤالات مطرح شده در مقدمه و نیز نتایج پژوهش‌گران در پیشینه تحقیق، فرضیه‌های پژوهشی ذیل به منظور پاسخ‌گویی به این سؤالات، تنظیم می‌گردد:
فرضیه 1: شرکت‌های ناموفق در سال‌های قبل از نابسامانی مالی، مدیریت مثبت سود، مبتنی بر اقلام تعهدی اختیاری انجام می‌دهند.
فرضیه 2: مدیران شرکت‌های ناموفق نسبت به مدیران شرکت‌های موفق در سال‌های قبل از درماندگی، انگیزه بیش‌تری برای مدیریت سودِ مبتنی بر اقلام تعهدی دارند.
فرضیه 3: شرکت‌های با احتمال درماندگی پایین، نسبت به شرکت‌های با احتمال بالای درماندگی، به طور محافظه‌کارانه‌تری مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی انجام می‌دهند.
فرضیه 4: درست در سال قبل از درماندگی، اقلام تعهدی به شکل منفی انباشت می‌گردد.
فرضیه 5: شرکت‌های ناموفق در سال‌های قبل از نابسامانی مالی، اقدام به مدیریت واقعی سود می‌کنند.
فرضیه 6: مدیران شرکت‌های ناموفق نسبت به مدیران شرکت‌های موفق در سال‌های قبل از درماندگی، انگیزه بیش‌تری برای مدیریت واقعی سود دارند.
فرضیه 7: مدیران شرکت‌های ناموفق، در سال‌های قبل از درماندگی، دست‌کاری سودِ مبتنی بر اقلام تعهدی را نسبت به دست‌کاری واقعی سود ترجیح می‌دهند.
فرضیه 8: شرکت‌های ناموفق در سال‌های قبل از درماندگی، نسبت به شرکت‌های موفق، محافظه‌کاری شرطی کم‌تری ارائه می‌کنند.
تبیین متغیرهای تحقیق
مدیریت سود: در متون تحقیقی، تعاریف مختلفی از مدیریت سود آمده است. هیلی و والن (1999)، بیان می‌دارند که مدیریت سود زمانی رخ می‌دهد که مدیران قضاوت خویش را در گزارش‌گری مالی و در نحوه ثبت و گزارش مبادلات به‌صورتی وارد نمایند که در محتوای گزارش‌های مالی تغییری صورت داده و برخی از سهام‌داران را نسبت به عملکرد اقتصادی شرکت گمراه نمایند [19]. در راستای تعریف اخیر رویچودری (2006) بیان می‌دارد، دایره مدیریت سود فراتر از دست‌کاری روش‌های گزارش‌گری است و حتی دست‌کاری فعالیت‌های واقعی را نیز در برمی‌گیرد [25].
مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی اختیاری (مدیریت حسابداری سود): در پژوهش حاضر، مدیریت حسابداری سود به وسیله مدل تعدیل شده عملکردی جونز[4] که برای اولین بار توسط کوتاری و همکاران (2005) معرفی و توسط جونز و همکاران (2008) تأیید شد، اندازه‌گیری می‌شود. در این روش، اقلام تعهدی اختیاری[5] (غیرعادی) توسط بخشی از کل اقلام تعهدی که با فاکتورهای اساسی و خاص هر شرکت توجیه نمی‌شود، برآورد می‌گردد [14].
مدیریت واقعی سود: در این تحقیق، به تبعیت از رویچودری (2006) برای اندازه‌گیری مدیریت واقعی سود، بر نوع خاصی از دست‌کاری واقعی به نام دست‌کاری فروش تأکید می‌شود. رویچودری (2006)، دست‌کاری فروش را این‌چنین تعریف کرده است: تلاش‌های مدیران در جهت افزایش موقتی سطح فروش در طی سال به وسیله پیشنهاد تخفیفات فروش یا اعطای شرایط اعتباری آسان که باعث کاهش ورود وجه نقد در فروش هر واحد کالا یا خدمت می‌شود. لذا، با استفاده از رابطه (1) برای هر سال- صنعت میزان عادی خالص جریان وجوه نقد (CFO) پیش‌بینی شده و از میزان واقعی آن کسر می‌شود. هر چه عدد به دست آمده که به آن جریانات نقدی غیرعادی (ABCFO) می‌گوییم، کوچک‌تر باشد، نشان از دست‌کاری بیش‌تر سود دارد [27].
رابطه (1)
در رابطه (1)، اندیس‌های j و t به‌ترتیب بیانگر صنعت و سال مورد نظر، CFO خالص جریان وجوه نقد عملیاتی، TA مجموع دارایی‌ها، REV فروش خالص و ∆REV تغییر در فروش خالص می‌باشد.
محافظه‌کاری مبتنی بر اقلام تعهدی: باسو (1997) استفاده از درجات بالاتر قابلیت اتکا برای شناسایی و ثبت سودها و اخبار خوشایند (افزایش ارزش‌ها) و در مقابل، استفاده از درجات پایین‌تر قابلیت اتکا برای شناسایی و ثبت زیان‌ها و اخبار ناخوشایند (کاهش ارزش‌ها) را محافظه‌کاری نامیده است [6]. ولک و همکاران (2004) نیز محافظه‌کاری را شناسایی هر چه کندتر سودها و ارزش‌یابی هر چه کم‌تر دارایی‌ها تعریف می‌کنند. بنابراین، در حسابداریِ محافظه‌کارانه، انتظار می‌رود قسمت عمده‌ای از شناسایی نامتقارن سودها و زیان‌ها[6] یا به عبارتی رفتار محافظه‌کارانه، به وسیله اقلام تعهدی انجام شود. بال و شیواکومار (2005)، عدم تقارن در رابطه بین اقلام تعهدی و جریان‌های نقدی را تبیین می‌کنند. از نظر ایشان، در یک رفتار محافظه‌کارانه، هزینه‌ها به احتمال زیاد در مقایسه با درآمدها سریع‌تر شناسایی می‌شوند؛ درحالی‌که شناسایی درآمدها به احتمال زیاد تا زمان تبدیل آن‌ها به وجه نقد به تعویق می‌افتد. بال و شیواکومار (2005)، با استفاده از رابطه رگرسیونی (2)، بین اقلام تعهدی و جریانات نقدی دریافتند که در صورت وجود زیان‌های عملیاتی، ارتباط اقلام تعهدی و جریانات نقدی قوی‌تر خواهد بود [4]:
رابطه (2)
در رابطه (2)، TACC مجموع اقلام تعهدی بر جمع دارایی‌های ابتدای دوره، CFO جریانات نقدی عملیاتی بر جمع دارایی‌های اول دوره و DC یک متغیر مجازی است که در صورت منفی بودن جریانات نقدی عملیاتی مقدار یک و در غیر این صورت، مقدار صفر می‌گیرد. در این رابطه، هر چه γ3بزرگ‌تر باشد، رفتار نامتقارن در قبال سود و زیان‌های اقتصادی (اخبار خوب و بد) بیش‌تر و در نتیجه، محافظه‌کاری بیش‌تر خواهد بود.
با عنایت به این مطالب، انتظار می‌رود شرکت‌های ناموفق به دلیل پندار مدیریتِ این دسته از شرکت‌ها مبنی بر ناپایداری و زودگذر بودن[7] زیان‌ها، در سال‌های قبل از درماندگی، محافظه‌کاری کم‌تری ارائه نمایند و از این‌رو، پیش‌بینی می‌شود ضریب γ3برای این شرکت‌ها کوچک‌تر از شرکت‌های موفق باشد [21]. نکته قابل تأمل این است که، در مورد حسابداری متهورانه[8]، γ3منفی خواهد شد. اگر مدیران شرکت‌ها مدیریت مثبت سود انجام دهند (چه از طریق اقلام تعهدی و چه از طریق دست‌کاری عملیات واقعی)، این کار باعث افزایش ارتباط منفی بین اقلام تعهدی و جریانات نقدی، حتی در دوره‌های با اخبار ناخوشایند خواهد شد که در نهایت منجر به ایجاد یک علامت منفی برای γ3می‌گردد (حسابداری متهورانه). همچنین انتظار می‌رود، رفتار اقلام تعهدی در سال‌هایی با جریانات نقدی مثبت، در بین شرکت‌های موفق و ناموفق با یکدیگر متفاوت باشد. به‌طور خلاصه، پیش‌بینی می‌شود، ضریب منفی γ2برای شرکت‌های ناموفق به صورت قدرمطلق کوچک‌تر از شرکت‌های موفق باشد [21].
جامعه، نمونه آماری و بازه زمانی تحقیق
جامعه آماری پژوهش حاضر، کلیه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازه زمانی ابتدای سال 1376 تا پایان سال 1388 است. دوره زمانی درماندگی شرکت‌ها از ابتدای سال 1380 تا پایان 1388 تعیین گردید. معیارهای کلی برای انتخاب نمونه بدین شرح است: 1- داده‌های مربوط به شرکت‌های نمونه در تمام دوره زمانی مورد بررسی (1388-1376) در دسترس باشد؛ 2- به منظور قابلیت مقایسه داده‌های هر شرکت، پایان سال مالی تمام اعضای نمونه 29 اسفند بوده و شرکت‌های مورد بررسی در بازه زمانی تحقیق تغییر سال مالی نداده باشند؛ و 3- شرکت عضو نمونه، جزء شرکت‌های سرمایه‌گذاری، واسطه‌گری مالی، بانک‌ها و شرکت‌های لیزینگ نباشد.
نمونه آماری شرکت‌های درمانده (ناموفق) با توجه به معیار ورشکستگی تعیین شده در ماده 141 اصلاحیه قانون تجارت انتخاب شد (زیان انباشته بیش از 50% سرمایه). البته شرکتی در نمونه شرکت‌های ناموفق قرار گرفت که حداقل دو سال متوالی معیار ماده 141 را احراز کرده و ضمناً در سال‌های قبل از درماندگی دارای تداوم فعالیت بوده باشد. در مورد شرکت‌های موفق جهت مقایسه نتایج آن‌ها با شرکت‌های ناموفق، به‌ازای هر شرکت ناموفق شناسایی شده، یک شرکت موفق که دارای معیارهای ذیل باشد، انتخاب گردید: 1) سال مالی شرکت موفق با ناموفق یکی باشد (یعنی، سال مالی شرکت موفق، همان سال مالی است که شرکت ناموفق اولین بار در آن سال درمانده شده است)؛ 2) فعالیت هر دو شرکت در یک صنعت باشد؛ 3) شرکت موفق در تمامی سال‌های مورد بررسی موفق باشد؛ و 4) نسبت سود انباشته به سرمایه شرکت موفق در سال- صنعت مورد نظر، بیش‌ترین مقدار باشد. هدف اصلی از انتخاب این معیار، محدود نمودن شرکت‌های موفق جهت مقایسه با شرکت‌های ناموفق بوده است، به‌طوری‌که از بین شرکت‌های موفق در هر سال- صنعت، کاراترین شرکت انتخاب شود. این معیار بر اساس تحقیق سلیمانی و نیکومرام (1389) با عنوان «ارزیابی توانمندی مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران و ارائه مدل مناسب ارزیابی» انتخاب شده است.
بر این اساس 39 شرکت موفق و 39 شرکت ناموفق با جمعاً 468 مشاهده (از سال درماندگی، t تا پنج سال قبل از درماندگی، t-5) به دست آمد. همچنین، به منظور برآورد رابطه (1)، شرکت‌ها با توجه به بیش‌ترین میزان تشابه در نوع فعالیت و نیز طبقه‌بندی ارائه شده از سوی بورس، در شش صنعت فلزات اساسی، ماشین‌آلات و تجهیزات، محصولات غذایی و آشامیدنی، محصولات کانی، مواد و محصولات شیمیایی و دارویی و صنعت کاشی، لاستیک و محصولات کاغذی، طبقه‌بندی شدند.
طبقه‌بندی مشاهدات
بررسی این‌که آیا مدیریت سود در پنهان نگه‌داشتن عملکرد ضعیف، موفقیت‌آمیز بوده یا خیر، شرکت‌های ناموفق مطابق با پیش‌بینی مدل‌های ورشکستگی، به دو گروه شرکت‌های با احتمال بالای درماندگی (HighP) و با احتمال پایین درماندگی (LowP) تفکیک شد. شرکت‌های درمانده‌ای که پیش‌بینی‌ها علائمی از درماندگی آن‌ها را نشان نمی‌دهند، احتمالاً عملیات دست‌کاری سود آن‌ها در پوشش عملکرد ضعیفشان، موفقیت‌آمیز بوده است [21، 24].
مدل پیش‌بینی ورشکستگی: در این تحقیق، به منظور دست‌یابی به بهترین مدل پیش‌بینی، متناسب با شرایط محیطی کشور و همچنین نمونه آماری، از چهار مدل اصلاحی آلتمن (1983)، اسپرینگیت (1978)، اُلسن (1980) و زاوگرن (1983) که بر اساس پژوهش هُساری و رحمان (2005) تعدیل می‌شوند، استفاده شد. متغیرهای اضافه شده، متناسب با هر مدل که در بیش از 30% مقالات منتشرشده در زمینه پیش‌بینی ورشکستگی مورد استفاده قرار گرفته‌اند، عبارتند از: نسبت سود خالص به جمع دارایی‌ها، نسبت جاری، نسبت کل بدهی‌ها به کل دارایی‌ها، نسبت سرمایه در گردش به جمع دارایی‌ها و نسبت سود قبل از بهره و مالیات به جمع دارایی‌ها [20].
همچنین، به منظور پیش‌بینی درماندگی شرکت‌ها، از میانگین 5 سال قبل از درماندگی متغیرهای تعدیلی موجود در هر مدل استفاده شد.
آزمون‌های آماری
برای بررسی فرضیه‌ها، از آزمون‌های مختلف تی، تحلیل واریانس و تحلیل رگرسیون استفاده شد. داده‌های مورد نظر نیز متناسب با روابط معرفی شده در تحقیق و همچنین فرضیه‌های آماری به صورت مقطعی و پنل انتخاب گردید.
تجزیه و تحلیل داده‌ها و ارائه نتایج
آمار توصیفی: نگاره (1) آمار توصیفی مربوط به کلیه اعضای نمونه را به تفکیک سال درماندگی (t) و چهار سال قبل از آن (t-4 تا t-1) برای دو گروه شرکت‌های موفق و ناموفق نشان می‌دهد. در این نگاره میانگین اقلام تعهدی اختیاری و چند شاخص مالی کلیدی به تفکیک شرکت- سال آورده شده است:
|
نگاره 1. میانگین اقلام تعهدی اختیاری و چند شاخص مالی کلیدی
|
|
|
|||||||||
REVtCFO |
REV |
CFO |
NI |
ABCFO |
DACC |
|
|
||
|
-17/173 |
0/79 |
-0/046 |
-0/075 |
-0/072 |
-0/019 |
L |
F |
t |
|
|
-8/361 |
0/694 |
-0/083 |
-0/132 |
-0/121 |
0/008 |
H |
|||
|
-11/181 |
0/738 |
-0/066 |
-0/106 |
-0/098 |
-0/004 |
LH |
|||
|
312 |
0/936 |
0/003 |
0/147 |
-0/013 |
0/053 |
C |
|
|
|
|
-10/617 |
0/86 |
-0/081 |
0/033 |
-0/107 |
0/094 |
L |
F |
t-1 |
|
|
-18/386 |
0/809 |
-0/044 |
-0/035 |
-0/081 |
0/017 |
H |
|||
|
-13/655 |
0/833 |
-0/061 |
-0/003 |
-0/093 |
0/053 |
LH |
|||
|
102/3 |
1/023 |
0/01 |
0/201 |
-0/016 |
0/091 |
C |
|
||
|
-14/04 |
1/053 |
-0/075 |
0/096 |
-0/116 |
0/113 |
L |
F |
t-2 |
|
|
-17/91 |
1/003 |
-0/056 |
0/038 |
-0/104 |
0/086 |
H |
|||
|
-15/784 |
1/026 |
-0/065 |
0/065 |
-0/11 |
0/098 |
LH |
|||
|
25/878 |
1/061 |
0/041 |
0/198 |
0/007 |
0/059 |
C |
|
||
|
-39/142 |
1/096 |
-0/028 |
0/139 |
-0/078 |
0/097 |
L |
F |
t-3 |
|
|
-71/07 |
0/995 |
-0/014 |
0/06 |
-0/067 |
0/066 |
H |
|||
|
-49/571 |
1/041 |
-0/021 |
0/097 |
-0/072 |
0/08 |
LH |
|||
|
21/803 |
1/112 |
0/051 |
0/185 |
0/019 |
0/031 |
C |
|
||
|
-38/235 |
1/3 |
-0/034 |
0/207 |
-0/107 |
0/144 |
L |
F |
t-4 |
|
|
-987 |
0/987 |
0/001 |
0/068 |
-0/057 |
0/04 |
H |
|||
|
-75/466 |
1/132 |
-0/015 |
0/132 |
-0/08 |
0/088 |
LH |
|||
|
18/847 |
1/112 |
0/059 |
0/192 |
0/017 |
0/033 |
C |
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
DACC: اقلام تعهدی اختیاری؛ ABCFO: جریانات نقدی عملیاتی غیرعادی؛ NI: سود خالص؛ REV: درآمد فروش؛ F: شرکت‌های ناموفق؛ C: شرکت‌های موفق؛ L: شرکت‌های ناموفق با احتمال پایین ورشکستگی (LowP)؛ H: شرکت‌های ناموفق با احتمال بالای ورشکستگی (HighP)؛ و LH: جمع شرکت‌های ناموفق.
بر اساس یافته‌های نگاره (1)، میانگین سود خالص شرکت‌های ناموفق، به‌تدریج که به سال درماندگی نزدیک می‌شویم، کاهش یافته، به‌نحوی که درست در سال قبل از درماندگی مالی به یک رقم منفی رسیده که این رقم در سال درماندگی، به شکل یک رقم منفی بزرگ‌تر ظاهر می‌شود. این کاهش، هم برای شرکت‌های LowP و هم شرکت‌های HighP است. همچنین، در تمامی سال‌ها، مقدار سود خالصِ شرکت‌های موفق از ناموفق و شرکت‌های LowP از شرکت‌های HighP بیش‌تر است.
یافته‌های اولیه بیانگر چند نکته هستند؛ اول این‌که با فرض وجود مدیریت سود در شرکت‌های ناموفق، باز هم سود خالص آن‌ها پایین‌تر از شرکت‌های موفق است، که این امر می‌تواند به دلیل محدودیت آن‌ها در استفاده از اقلام تعهدی اختیاری و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی باشد [28]؛ دوم این‌که با فرض وجود مدیریت سود در شرکت‌های ناموفق، از آن‌جا که با نزدیک شدن به سال t سود خالص کاهش می‌یابد، شاید بتوان نتیجه گرفت که مدیریت سود در سال‌های نزدیک به درماندگی مالی کاهش می‌یابد؛ و سوم این‌که به‌عنوان یک نتیجه اولیه شاید بتوان شرکت‌های LowP را در مدیریت سود به منظور پنهان نگه‌داشتن عملکرد نامساعد مالی، موفق‌تر از شرکت‌های HighP دانست.
همچنین، در تمامی سال‌ها میانگین خالص جریان وجوه نقد عملیاتیِ (CFO) شرکت‌های ناموفق به صورت خروجی و افزاینده و برای شرکت‌های موفق به صورت ورودی و کاهنده است. این رقم برای شرکت‌های LowP در تمامی سال‌ها (به جز سال t)، به صورت خروجی بزرگ‌تر از شرکت‌های HighP است. میانگین درآمد فروش شرکت‌های ناموفق در تمامی سال‌ها کم‌تر از شرکت‌های موفق بوده و برای هر دو گروه، هم‌چنان‌که به سال t نزدیک می‌شویم، این رقم کاهش می‌یابد. همچنین، در تمامی دوره‌ها این رقم برای شرکت‌های LowP بزرگ‌تر از HighP است. باز هم این نتایجِ اولیه بیانگر نکات ظریفی است؛ اول این‌که، درآمدهای عملیاتی نسبتاً معقول برای شرکت‌های ناموفق از یک طرف و جریان‌های نقدی خروجی در تمامی دوره‌ها از طرف دیگر، همگی به نوعی نشان از پنهان‌کاری عملکرد نامساعد این شرکت‌ها از طریق مدیریت سود (چه واقعی و چه حسابداری) دارد؛ و دیگر آن‌که، بیش‌تر بودن سود خالص و درآمد فروش و بالاتر بودن
|
خروجی جریانات نقدی شرکت‌های Lowp از یک طرف و کم‌تر بودن سود خالص و درآمد فروش و پایین‌ترین بودن خروجی جریانات نقدی عملیاتی شرکت‌های HighP از طرف دیگر، باز دلیلی است بر آن که شرکت‌های LowP در دست‌کاری سود چه از طریق عملیات واقعی و چه از طریق اقلام تعهدی، موفق‌تر عمل کرده‌اند.
|
در مورد میانگین اقلام تعهدی اختیاری و جریانات نقدی غیرعادی در آزمون فرضیات بیش‌تر صحبت می‌شود.
آزمون فرضیه‌ها: به منظور بررسی فرضیه (1)، از آزمون تی تک‌متغیره[9] استفاده می‌شود. اگر بتوان از نظر آماری ثابت کرد که میانگین اقلام تعهدی اختیاری برای شرکت‌های ناموفق، در سال‌های قبل از درماندگی (از t-4 تا t-2) بزرگ‌تر از صفر است، فرضیه مورد نظر تأیید می‌شود. نگاره (2) در ذیل نتایج حاصله را نشان می‌دهد:
نگاره 2. نتایج آزمون تی تک‌متغیره؛ بررسی متفاوت بودن میانگین اقلام تعهدی اختیاری با عدد ثابت صفر
|
|
Test Value = 0 |
||||||
|
میانگین |
t آماره |
درجه آزادی |
معناداری |
اختلاف میانگین‌ها |
کران‌های بالایی و پایینی فاصله اطمینان 95% اختلاف میانگین‌ها |
||
|
کران پایین |
کران بالا |
||||||
|
DACC |
0/08869 |
4/31 |
116 |
0/00 |
0/08869 |
0/04793 |
0/12945 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
میانگین اقلام تعهدی اختیاری در سال‌های قبل از درماندگی (t-4 تا t-2) برای شرکت‌های ناموفق، حدود 9% است که این مقدار تفاوت معناداری با صفر دارد. لذا برای تحلیل آن باید به کران‌های بالا و پایین توجه نمود (با توجه به تحقیق اسدی و منتی (1390) با عنوان «بررسی تأثیر تغییر مدیریت بر مدیریت سود»). با توجه به مثبت بودن کران‌های بالا و پایین، می‌توان نتیجه گرفت که مدیــران شرکت‌های ناموفق
در سال‌های قبل از درماندگی، مدیریت مثبت سود مبتنی بر اقلام تعهدی اختیاری انجام می‌دهند. بنابراین، فرضیه (1) تأیید می‌شود. برای بررسی فرضیه (2)، از آزمون تی مستقل[10] استفاده می‌کنیم. از این آزمون برای مقایسه میانگین نمرات دو گروه مختلف که در یک آزمون شرکت کرده‌اند، استفاده می‌شود. نگاره (3) نتایج این آزمون را نشان می‌دهد:
|
نگاره 3. نتایج آزمون تی مستقل برای مقایسه میانگین اقلام تعهدی اختیاری شرکت‌های موفق و ناموفق
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||
|
میانگین اقلام تعهدی اختیاری برای شرکت‌های ناموفق (0.088) در سال‌های قبل از درماندگی، تقریباً دو برابر این مبلغ برای شرکت‌های موفق (040/0) می‌باشد. احتمال آماره تی نیز نشان می‌دهد، با اطمینان بیش از 95% میانگین اقلام تعهدی اختیاری دو گروه با یکدیگر متفاوت بـوده و از آن جا که ایـن میـانگین بـرای
|
|
شرکت‌های ناموفق بیش‌تر است، لذا فرضیه (2) نیز تأیید می‌شود. در این خصوص، پیش‌فرض همگونی واریانس‌ها نیز بر اساس آزمون لوین به تأیید رسید. نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های (1) و (2) با یافته‌های لارا و همکاران (2009)، روزنر (2003) و اسمیت و همکاران (2001) سازگار می‌باشد. |
برای بررسی فرضیه (3)، ابتدا لازم است با انتخاب یک مدل مناسب، شرکت‌های ناموفق را به دو گروه شرکت‌های با احتمال بالا (HighP) و پایین (LowP) درماندگی تقسیم کنیم. این کار با استفاده از تحلیل رگرسیون اسمی دو ارزشی موسوم به رگرسیون لجیت و بـا استفـاده از روش پیـش رونـده شـرطـی[11]
صورت گرفت. به منظور تشخیص میزان تناسب مدل از شاخص هوزمر- لمشو[12] استفاده شد. میزان واریانس مشترک متغیر وابسته و متغیرهای مستقل نیز با شاخص ناجل کرک[13] اندازه‌گیری گردید. بر اساس تحلیل‌های انجام یافته مدل زاوگرن بهتر از سایر مدل‌ها تشخیص داده شد.
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
نگاره 4. خلاصه آماره‌های مهم تحلیل لجیت |
|
در ادامه، ابتدا شرکت‌های ناموفق بر حسب میــانگین 5 ساله متغیرهای تعدیل شده مدل پیش‌بینی ورشکستگی زاوگرن، به دو گروه شـرکت‌های بـا احتمال بالا (HighP) و پایین (LowP) درماندگی تقسیم گردید. |
|
انتظار بر آن است که شرکت‌های LowP دارای میانگین اقلام تعهدی اختیاری بزرگ‌تری نسبت به شرکت‌های HighP باشند. یافته‌های حاصله در نگاره (5) آورده شده است: |
|
نگاره 5. نتایج آزمون تی مستقل برای مقایسه میانگین اقلام تعهدی اختیاری شرکت‌های LowP و HighP
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||
اگرچه تعداد مشاهدات مربوط به شرکت‌های LowP (72) اندکی کم‌تر از تعداد مشاهدات شرکت‌های HighP (84) می‌باشد، با این وجود، میانگین اقلام تعهدی اختیاری آن‌ها (11/0) در سال‌های قبل از درماندگی بیش از دو برابر شرکت‌های Highp (052/0) است. بر اساس نتایج آزمون لوین در نگاره (5) آزمون تی- مستقل با فرض ناهمگن بودن واریانس دو گروه گزارش شد. بر این اساس، میانگین اقلام تعهدی اختیاری دو گروه در سطح 10% با یکدیگر اختلاف معنادار داشته و از آن‌جا که میانگین شرکت‌های LowP بزرگ‌تر است، لذا فرضیه (3) نیز با اطمینان 90% تأیید می‌شود. این نتیجه، با آمار توصیفی ارائه شده در نگاره (1) و نیز یافته‌های لارا و همکاران (2009) و روزنر (2003) سازگار است.
برای بررسی فرضیه (4)، انتظار می‌رود که در سال قبل از درماندگی نظر به این که مدیران، بهبودی در وضعیت مالی و شرایط نامساعد شرکت مشاهده نمی‌کنند، دست‌کاری اقلام تعهدی را متوقف کرده، و همین امر باعث شود که پنهان‌کاری آن‌ها در پوشش وضعیت نامطلوب شرکت در سال‌های قبل، به یک‌باره به صورت یک رقم منفی بزرگ در اقلام تعهدی اختیاری نمایان شود. از این رو، پیش‌بینی می‌شود، میانگین اقلام تعهدی اختیاری در سال t-1 منفی شده و اختلاف معناداری با صفر داشته باشد. لازم به ذکر است که منفی بودن میانگین اقلام تعهدی در این سال، به معنای مدیریت منفی سود نیست، بلکه این منفی شدن به علت بازگشت پنهان‌کاری این اقلام در دوره‌های قبل است [21 و 24]. داریم:
|
نگاره 6. آزمون تی تک‌متغیره برای بررسی میانگین اقلام تعهدی اختیاری شرکت‌های ناموفق در سال t-1 با عدد صفر |
||||||
|
|
Test Value = 0 |
|||||
|
t آماره |
درجه آزادی |
معناداری |
اختلاف میانگین‌ها |
کران‌های بالایی و پایینی فاصله اطمینان 95% اختلاف میانگین‌ها |
||
|
کران پایین |
کران بالا |
|||||
|
DACC |
1/738 |
38 |
0/09 |
0/052714 |
-0/00868 |
0/11411 |
برخلاف انتظار، میانگین اقلام تعهدی اختیاری در سال قبل از درماندگی نیز مثبت (05/0) بوده و در سطح 10% خطا نیز اختلاف معنادار با عدد صفر دارد. همچنین، با توجه به کم بودن بیش از اندازه کران پایین و نزدیک بودن میانگین اقلام تعهدی اختیاری به کران بالا، احتمالاً مدیریت مثبت سود، هم‌چنان در سال قبل از درماندگی نیز ادامه دارد.
این یافته با نتایج تحقیقات خارجی نظیر بارتون و سیمکو (2002)، روزنر (2003) و لارا و همکاران (2009) سازگار نیست. شاید بتوان یکی از دلایل این امر را در این موضوع جستجو کرد که مدیران شرکت‌های ایرانی در سال قبل از درماندگی نیز هم‌چنان بر این باورند که عملکرد شرکت در دوره‌های آتی بهبود پیدا خواهد کرد و لذا هم‌چنان در مخفی نگه‌داشتن اخبار نامساعد از سهام‌داران، سرمایه‌گذاران و اعتباردهندگان، تلاش می‌کنند.
البته یافته‌های اضافی ما نشان داد که میانگین اقلام تعهدی اختیاری، هم‌چنان‌که به سال درماندگی نزدیک می‌شویم،کاهش می‌یابد، اگرچه این کاهش از لحاظ آماری معنادار نیست.
نمودار 1: میانگین اقلام تعهدی اختیاریِ شرکت‌های ناموفق از چهار سال قبل از ورشکستگی
نمودار (1) که میانگین اقلام تعهدی اختیاری را برای دو گروه شرکت‌های ناموفق LowP و HighP از سال t-4 تا t-1 به تصویر کشیده است، به وضوح نشان می‌دهد که اولاً در تمامی این سال‌ها، میانگین اقلام تعهدی برای شرکت‌های LowP بالاتر از شرکت‌های HighP بوده و ثانیاً در تمامی این سال‌ها، این مبالغ مثبت هستند و ثالثاً هم‌چنان که به سال ورشکستگی نزدیک می‌شویم، از میزان این مبالغ کاسته می‌شود.
برای بررسی فرضیه (5)، ابتدا به تبعیت از رویچودری (2006) جریانات نقدی غیرعادی (ABCFO) برای هر سال- صنعت با استفاده از تحلیل رگرسیون محاسبه شد. انتظار بر آن است که میانگین جریانات نقدی غیرعادی در سال‌های قبل از درماندگیِ شرکت‌های ناموفق، کوچک‌تر از صفر و معنادار باشد. چنین نتیجه‌ای، نشان از مدیریت مثبت سود خواهد داشت.
نتایج آزمون تی تک‌متغیره، در نگاره (7) آورده شده است:
|
نگاره 7. نتایج آزمون تی تک‌متغیره، بررسی متفاوت بودن میانگین جریانات نقدی غیرعادی با عدد صفر |
||||||
|
|
Test Value = 0 |
|||||
|
t آماره |
درجه آزادی |
معناداری |
اختلاف میانگین‌ها |
کران‌های بالایی و پایینی فاصله اطمینان 95% اختلاف میانگین‌ها |
||
|
کران پایین |
کران بالا |
|||||
|
ABCFO |
-6/083 |
155 |
0/00 |
-0/08872 |
-0/11753 |
-0/05991 |
یافته‌ها نشان می‌دهند که میانگین جریانات نقدی اختیاری در سال‌های قبل از درماندگی شرکت‌های ناموفق، منفی و معنادار است و با توجه به قرارگیری مقدار میانگین، در محدوده منفی کران‌های بالا و پایین، نشان از مدیریت مثبت سود در این سال‌ها دارد. بنابراین، فرضیه (5) تأیید می‌گردد. این نتیجه، با یافته‌های اولیه حاصل از نگاره (1) و نیز یافته‌های لارا و همکاران (2009) سازگار است.
یافته‌های بیش‌تر با استفاده از تحلیل واریانس دوطرفه، قابل توجه است. بر اساس نمودار (2)، در تمامی سال‌های قبل از درماندگی، جریانات نقدی اختیاری به شکل رقم منفی وجود دارد؛ ضمناً، هر چه به زمان درماندگی نزدیک‌تر می‌شویم، از میزان جریانات نقدی غیرعادی کاسته می‌شود؛ هرچند، این میزان کاهش از نظر آماری معنادار نیست
(P-Value=0.829). مهم‌ترآن‌که بر خلاف آنچه انتظار می‌رفت که شرکت‌های HighP در دست‌کاری سود به شکل واقعی، نسبت به شرکت‌های LowP باانگیزه‌تر باشند، میزان جریانات نقدی غیرعادی شرکت‌های LowP در تمامی سنوات از شرکت‌های HighP به صورت غیر معنی‌دار(P-Value=0.408) کم‌تر است.
نمودار 2: میانگین جریانات نقدی غیرعادیِ شرکت‌های ناموفق ازچهارسال قبل از ورشکستگی
بررسی فرضیه (6) را با استفاده از آزمون مقایسه میانگین‌های مستقل و نیز برآورد مدل رگرسیونی رابطه (3) که اقتباسی از روش ارائه شده توسط رویچودری (2006) است، انجام می‌دهیم [21]:
|
رابطه (3) |
که در آن، SIZE لگاریتم طبیعی مجموع دارایی‌ها، NetIncome سود خالص مقیاس‌بندی شده به وسیله مجموع دارایی‌های ابتدای سال، و FAILING یک متغیر مجازی است که چنان‌چه شرکت ناموفق باشد، مقدار 1 و در غیر این صورت، مقدار صفر می‌گیرد. اگر شرکت‌های ناموفق، فروش‌های خود را با انواع روش‌ها نظیر تخفیفات و شرایط اعتباری آسان افزایش دهند، انتظار می‌رود که سطح جریانات نقدی غیرعادی کم شده، و در نتیجه δ3 منفی و معنادار خواهد شد.
برآورد رابطه (3) با استفاده از نوع خاصی از داده‌های پانل نامتوازن[14] (با تعداد سال‌های یکسان برای تمام مقاطع، اما متفاوت بودن سال‌های هر یک از مقاطع) و با روش حداقل مربعات تعمیم یافته تلفیقی با استفاده از وزن‌دهی مقاطع[15] (با فرض ناهمسانی واریانس بین اجزاء اخلال مقاطع) انجام گردید. آزمون‌های مانایی متغیرهای مدل نشان از نداشتن ریشه واحد متغیرهای کنترلی دارد. آزمون نسبت درست‌نمایی چاو در نگاره (8) انتخاب مدل ترکیبی[16] را ارجح می‌داند و لذا نیازی به برآورد مدل اثرات تصادفی[17] و انجام آزمون هاسمن[18] نیست.
|
نگاره 8. نتایج آزمون چاو |
|||
|
Redundant Fixed Effects Tests |
|||
|
آزمون اثرات |
آماره |
درجه آزادی |
معناداری |
|
Period F |
1/608173 |
375/11- |
0/0942 |
|
Period Chi-square |
17/97674 |
11 |
0/0821 |
|
نگاره 9. نتایج برآورد مدل رگرسیونی رفتار جریانات نقدی غیرعادی در شرکت‌های موفق و ناموفق |
||||||
|
Dependent Variable: ABCFO |
||||||
|
Method: Panel EGLS (Cross-section weights) |
||||||
|
متغیر |
علامت مورد انتظار |
ضریب |
خطای استاندارد |
آماره t |
معناداری |
|
|
SIZE |
- |
0/02887 |
0/00301 |
9/592644 |
0/0000 |
|
|
NI |
? |
0/150283 |
0/037046 |
4/056695 |
0/0001 |
|
|
FAILED |
- |
-0/05935 |
0/010207 |
-5/81429 |
0/0000 |
|
|
C |
-0/37664 |
0/038207 |
-9/85784 |
0/0000 |
||
|
R-squared |
294703/0 |
Durbin-Watson stat |
865238/1 |
|||
|
Adjusted R-squared |
289221/0 |
|
||||
|
F-statistic |
76230/53 |
|
||||
|
Prob(F-statistic) |
0000/0 |
|
||||
همان‌طورکه انتظار می‌رفت، ضریب متغیر FAILED منفی و معنادار شد. نتایج آزمون تی مستقل به عنوان رویکرد دوم در نگاره (10) آورده شده است:
|
نگاره 10. نتایج آزمون تی مستقل برای مقایسه میانگین جریانات نقدی غیرعادی شرکت‌های موفق و ناموفق |
|||||||||
|
|
آزمون لوین برای همگونی واریانس‌ها |
آزمون تی برای تساوی میانگین‌ها |
|||||||
|
آماره F |
معناداری |
میانگین |
t آماره |
درجه آزادی |
معناداری |
کران‌های بالایی و پایینی فاصله اطمینان 95% اختلاف میانگین‌ها |
|||
|
ناموفق |
موفق |
کران پایین |
کران بالا |
||||||
|
ABCFO |
4/241 |
0/04 |
-0/08872 |
0/00648 |
-5/056 |
298/071 |
0/00 |
-0/13226 |
-0/05815 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
میانگین جریانات نقدی غیرعادی در سال‌های قبل از درماندگیِ شرکت‌های ناموفق حدود 9%- است که نشان از مدیریت سود مبتنی بر دست‌کاری فروشِ این شرکت‌ها دارد؛ در حالی که این رقم برای شرکت‌های موفق مثبت و بسیار ناچیز بوده که نشان می‌دهد، مدیران این شرکت‌ها تقریباً مدیریت سود واقعی انجام نمی‌دهند. این فرضیه که دست‌کاری فعالیت‌های واقعی، عملکرد عملیاتی آتی شرکت‌ها را کاهش می‌دهد در تحقیقات مختلفی نظیر مطالعه رویچودری (2006) و یو (2008) اثبات شده است. از این‌رو، مدیران شرکت‌های موفق تا زمانی که مجبور به این کار نشوند، به چنین اقداماتی دست نمی‌زنند. بنابراین، یافته‌های ما با نتایج تحقیقات توماس و ژانگ (2002)، رویچودری (2006)، یو (2008) و لارا و همکاران (2009) سازگار است.
با توجه به نتایج دو آزمونِ تحلیل رگرسیون و مقایسه میانگین‌های دو گروه مستقل، فرضیه (6) تأیید می‌شود.
ژانگ (2007) در بررسی عوامل هزینه روش‌های مختلف مدیریت سود، چهار معیار سطح رقابت، سهم بازار شرکت، سطح سلامت شرکت و هزینه تولید مازاد را به‌عنوان عوامل هزینه دست‌کاری فعالیت‌های واقعی معرفی می‌کند. وی در توضیح سطح سلامت شرکت بیان می‌دارد: برای شرکتی که در حال ورشکستگی است، هزینه نهایی انحراف از استراتژی بهینه تجاری[19] بالاست. در این مورد، بیش‌تر مدیران، مدیریت واقعی سود را کاملاً پرهزینه تلقی کرده و ترجیح می‌دهند که مدیریت سود را در چارچوب اصول حسابداری پیگیری کنند [28].
برای بررسی فرضیه (7)، از آزمون تی وابسته[20] استفاده می‌شود. بدین منظور، از قدرمطلق میانگین‌های اقلام تعهدی و جریانات نقدی غیرعادی استفاده می‌کنیم. نتایج اجرای این آزمون در نگاره (11) آورده شده است:
|
نگاره 11. نتایج آزمون تی وابسته به منظور مقایسه قدرمطلق میانگین اقلام تعهدی و جریانات نقدی غیرعادی |
|||||||
|
Paired Differences |
t آماره |
درجه آزادی |
معناداری |
||||
|
میانگین‌ها |
DACC - ABCFO |
کران‌های بالایی و پایینی فاصله اطمینان 95% اختلاف میانگین‌ها |
|||||
|
ABS(DACC) |
ABS(ABCFO) |
کران پایین |
کران بالا |
||||
|
0/14486 |
0/1533 |
-0/00844 |
-0/02927 |
0/012389 |
-0/801 |
155 |
0/425 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
بر خلاف انتظارات محقق، قدرمطلق میانگین جریانات نقدی غیرعادی به عنوان نماینده مدیریت واقعی سود، بزرگ‌تر از قدرمطلق میانگین اقلام تعهدی اختیاری به عنوان نماینده مدیریت حسابداری سود است. هرچند این اختلافِ ناچیز از لحاظ آماری معنادار نیست ولی همین مقدار کفایت می‌کند که نتیجه بگیریم که مدیران شرکت‌های درمانده در سال‌های قبل از درماندگی، اگر در دست‌کاری فعالیت‌های واقعی نسبت به دست‌کاری ارقام حسابداری باانگیزه‌تر نباشند، بی‌تمایل به این امر نیز نیستند. گرچه این نتیجه با یافته‌های لارا و همکاران (2009) سازگار نیست اما با نتایج تحقیق گراهام و همکاران (2005) سازگار است. ایشان در تحقیق خود نشان می‌دهند، که مدیران دست‌کاری فعالیت‌های واقعی را به منظور دست‌کاری گزارش‌های
حسابداری ترجیح می‌دهند، حتی اگر به عملکرد آتی شرکت آسیب برساند!
برای بررسی و مقایسه محافظه‌کاری شرطی بین شرکت‌های موفق و ناموفق (فرضیه 8) از مدل رگرسیونی معرفی شده توسط بال و شیواکومار (2005)، در سال‌های قبل از درماندگی و با داده‌های پانل نامتوازن استفاده شد. نتایج در نگاره‌های (12) الی (15) آورده شده است:
|
نگاره 12. آزمون چاو برای شرکت‌های ناموفق |
|||
|
Redundant Fixed Effects Tests:Failed |
|||
|
آزمون اثرات |
آماره |
درجه آزادی |
معناداری |
|
Period F |
1/16908 |
-10/142 |
0/3165 |
|
Period Chi-square |
12/34206 |
10 |
0/2628 |
|
نگاره 13. برآورد مدل محافظه‌کاری بال و شیواکومار برای شرکت‌های ناموفق |
|
||||
|
Dependent Variable: TACC: Failed |
|
||||
|
Method: Panel EGLS (Cross-section weights) |
|
||||
|
متغیر |
ضریب |
خطای استاندارد |
آماره t |
معناداری |
|
|
DC |
-0/03718 |
0/01217 |
-3/05528 |
0/0027 |
|
|
CFO |
-0/86108 |
0/063844 |
-13/4872 |
0/0000 |
|
|
DCCFO |
-0/37281 |
0/085236 |
-4/37386 |
0/0000 |
|
|
C |
0/029549 |
0/009226 |
3/202951 |
0/0017 |
|
|
R-squared |
891979/0 |
Durbin-Watson stat |
894486/1 |
|
|
|
Adjusted R-squared |
889847/0 |
|
|||
|
F-statistic |
3780/418 |
|
|||
|
Prob(F-statistic) |
0000/0 |
|
|||
مطابق با نتایج نگاره‌های (12) و (14)، آزمون نسبت درست‌نمایی چاو، مدل ارجح را در هر دو مورد شرکت‌های موفق و ناموفق، مدل ترکیبی می‌داند. لذا نیازی به برآورد مدل اثرات تصادفی و انجام آزمون هاسمن نیست. نتایج نگاره (13) برای شرکت‌های ناموفق تا حدودی با انتظارات ما و نیز یافته‌های لارا و همکاران (2009) مطابقت می‌کند. علامت منفی ضریب DCCFO، اگرچه با پیش‌بینی بال و شیواکومار (2005) مطابقت ندارد، ولی می‌توان گفت حسابداری شرکت‌های ناموفق، یک حسابداری غیرمحافظه‌کارانه است و این یک نتیجه غیرمنتظره است. اما یافته‌های مندرج در نگاره (15) برای شرکت‌های موفق بر خلاف انتظار و ناسازگار با یافته‌های لارا و همکاران (2009) است. مطابق با این یافته‌ها، حسابداری شرکت‌های موفق نیز یک حسابداری غیرمحافظه‌کارانه است.
|
نگاره 14. آزمون چاو برای شرکت‌های موفق |
|||
|
Redundant Fixed Effects Tests: continue |
|||
|
آزمون اثرات |
آماره |
درجه آزادی |
معناداری |
|
Period F |
1/086058 |
-10,142 |
0/3768 |
|
Period Chi-square |
11/49707 |
10 |
0/3201 |
|
نگاره 15. برآورد مدل محافظه‌کاری بال و شیواکومار برای شرکت‌های موفق |
|
||||
|
Dependent Variable: TACC: continue |
|
||||
|
Method: Panel EGLS (Cross-section weights) |
|
||||
|
متغیر |
ضریب |
خطای استاندارد |
آماره t |
معناداری |
|
|
DC |
0/002626 |
0/011684 |
0/224748 |
0/8225 |
|
|
CFO |
-0/66686 |
0/055492 |
-12/0173 |
0/0000 |
|
|
DCCFO |
-0/32729 |
0/089262 |
-3/6666 |
0/0003 |
|
|
C |
0/053271 |
0/007091 |
7/512897 |
0/000 |
|
|
R-squared |
850328/0 |
Durbin-Watson stat |
596937/1 |
|
|
|
Adjusted R-squared |
847374/0 |
|
|||
|
F-statistic |
8519/287 |
|
|||
|
Prob(F-statistic) |
0000/0 |
|
|||
در خصوص این ناسازگاری می‌توان گفت که بر اساس تحقیقات مختلف، محافظه‌کاری نقش اطلاعاتی داشته و می‌تواند در کاهش عدم تقارن اطلاعاتی بین تهیه‌کنندگان صورت‌های مالی و استفاده‌کنندگان از آن نقش‌آفرینی کند. همچنین، محافظه‌کاری سازوکاری مؤثر برای کاهش هزینه نمایندگی است و روشی برای معامله در شرایط نبود اطمینان است که باعث افزایش ارزش شرکت خواهد شد [2].
به طور خلاصه، گرچه یافته‌های فرضیه اخیر انتظارات قابل پیش‌بینی را برای شرکت‌های ناموفق برآورده نمود، لیکن، پیش‌بینی برای شرکت‌های موفق برآورده نگردید و لذا مقایسه محافظه‌کاری بین شرکت‌های موفق و ناموفق بی‌معنا می‌باشد؛ به این ترتیب، فرضیه چهارم تحقیق رد گردید.
نتیجه‌گیری
در یک نظر اجمالی، یافته‌های این تحقیق نشان دادند که شرکت‌های ناموفق در سال‌های قبل از نابسامانی مالی مدیریت مثبت سود مبتنی بر اقلام تعهدی اختیاری و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی انجام می‌دهند. نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های (1) و (2) با یافته‌های لارا و همکاران (2009)، روزنر (2003) و اسمیت و همکاران (2001) سازگار بود. نتایج فرضیه (3) نیز یافته‌های لارا و همکاران (2009) و روزنر (2003) را تأیید می‌کرد.
گرچه در نگاه محققانی نظیر لارا و همکاران (2009)، میانگین اقلام تعهدی اختیاری باید در سال قبل از ورشکستگی، منفی شود و البته این مقدار منفی دالّ بر مدیریت منفی سود در این سال نبوده و اشاره به اثر معکوس اقلام تعهدی سال‌های گذشته دارد؛ با این‌حال، نتایج برخی از تحقیقات مانند لی و ماند (2003) نشان می‌دهند، وقتی شرکتی در یک سال مالی عملکرد بسیار ضعیفی داشته باشد، با مدیریت سود کاهنده، نتایج عملیات را بدتر جلوه می‌دهد تا زیان‌های سال‌های آتی را در سال مالی مورد نظر شناسایی کرده و از این طریق بستر را برای مدیریت سود افزاینده در سال‌های بعد فراهم نماید. به این استراتژی «انتقال اقلام منفی آینده به دوره جاری»[21] می‌گویند. در هر صورت، چه با پذیرش دیدگاه لارا و همکاران (2009) و چه با پذیرش دیدگاه لی و ماند (2003)، نتایج فرضیه (4) ما ناسازگار با هر دو دیدگاه است. منفی و معنادار شدن جریانات نقدی غیرعادی در سال‌های قبل از درماندگی مالیِ شرکت‌های ناموفق، نشان از دست‌کاری سطح فروش این شرکت‌ها رو به سوی بالا داشت که این نتیجه با یافته‌های لارا و همکاران (2009) سازگار بود و لذا فرضیه (5) نیز تأیید گردید. همچنین، با توجه به نتایج دو آزمون تحلیل رگرسیون و مقایسه میانگین‌های دو گروه مستقل، معلوم شد که شرکت‌های ناموفق نسبت به شرکت‌های موفق در دست‌کاری فعالیت‌های واقعی باانگیزه‌تر هستند و این یافته با نتایج تحقیقات توماس و ژانگ (2002)، رویچودری (2006)، یو (2008) و لارا و همکاران (2009) منطبق بود. آزمون فرضیه (7) نیز نشان داد که مدیران شرکت‌های ناموفق، در دست‌کاری فعالیت‌های واقعی نسبت به اقلام تعهدی اختیاری علی‌رغم اثر نامساعد آن بر عملکرد آتی شرکت، حساسیت زیادی نشان نمی‌دهند.
در مورد محافظه‌کاری نیز، نتایج بدست آمده حکایت از وجود یک رویکرد حسابداری متهوّرانه هم برای شرکت‌های موفق و هم شرکت‌های ناموفق داشت؛ با این‌حال، این نتیجه برای شرکت‌های ناموفق دور از انتظار نبود.
پیشنهادهای نظری و کاربردی
با توجه به نتایج حاصله، پیشنهادهای نظری ذیل برای انجام تحقیقات آتی ارائه می‌شود:
1) بررسی کاهش هزینه‌های اختیاری مانند مخارج تحقیق و توسعه، تبلیغات و مخارج نگه‌داری و نیز تولید بیش از اندازه کالا به عنوان دو معیار دیگر دست‌کاری فعالیت‌های واقعی معرفی شده توسط رویچودری (2006)، و نیز مدیریت سود از طریق فروش دارایی‌های بلندمدت معرفی شده توسط گانی (2005) در سال‌های قبل از درماندگی شرکت‌ها. همچنین، به منظور شناسایی سطح عادی هزینه‌های اختیاری و متعاقباً محاسبه میزان غیرعادی آن‌ها، می‌توان به پیروی از اندرسن و همکاران (2003) هزینه‌های عمومی، اداری و فروش را به عنوان نماینده هزینه‌های اختیاری، در نظر گرفت.
2) بررسی آثار و پیامدهای دست‌کاری سود در تسریع و یا کُندی زمان ورشکستگی.
در مورد پیشنهادهای کاربردی، شواهد به‌دست آمده در مطالعه حاضر، می‌تواند برای قانون‌گذاران جهت تدوین و توسعه قوانین حاکمیت شرکتی، به منظور ممانعت از رفتار فرصت‌طلبانه مدیران؛ برای حسابرسان جهت درک بهتر این مطلب که چگونه مدیران برای پوشش عملکرد ضعیف خود در شرایط درماندگی مالی، از رویه‌های گنجانده شده در استانداردهای حسابداری به نفع خود استفاده می‌کنند؛ و سایرین (نظیر تحلیل‌گران، اعتباردهندگان و محققین) در این‌که چگونه از اعداد و ارقام حسابداری به منظور ارزیابی احتمال ورشکستگی، ریسک سهام و ارزش نقدینگی سهام شرکت استفاده نمایند، مفید باشد.
همچنین، ذکر این مطلب ضروری است که ماده 141 اصلاحی قانون تجارت به عنوان معیار شناسایی درماندگی مالی شرکت‌ها، از ضمانت اجرایی مناسبی برخوردار نبوده و در واقع واژه درماندگی مالی شرکت‌ها در ایران به مفهوم واقعی آن که می‌بایست منجر به توقف عملیات شرکت‌های درمانده و از همه مهم‌تر خروج این شرکت‌ها از بازار سرمایه گردد، نیست. بنابراین، به سازمان بورس اوراق بهادار در درجه اول و سایر ارگان‌ها و دستگاه‌های ذیربط هم‌چون سازمان حسابرسی و دیوان محاسبات در درجه دوم، پیشنهاد می‌گردد که با تدوین ساز وکارهای اجرایی مناسب و در صورت لزوم لوایح قانونی مورد نیاز، ضمانت اجرایی مناسبی را برای اجرای ماده 141 اصلاحی قانون تجارت ایجاد نمایند تا شاید بتوان از این طریق کمبودهای موجود در این خصوص را برطرف کرده و مقوله درماندگی شرکت‌ها را به مفهوم واقعی‌اش نزدیک‌تر نمود که قطعاً در این صورت از انگیزه‌های مدیریت سود در نزد مدیران شرکت‌های درمانده مالی، کاسته می‌شود.
همچنین، از آن‌جا که هدف از اعمال حاکمیت شرکتی، اطمینان یافتن از وجود چارچوبی است که توازن مناسبی بین آزادی عمل مدیریت، پاسخ‌گویی و منافع ذی‌نفعان مختلف فراهم آورد، به سازمان بورس اوراق بهادار پیشنهاد می‌شود که در اجرایی شدن هر چه موفق‌تر آیین نامه اصول راهبری شرکتی، گام‌های مؤثرتری بردارد.
[1] Real transactions management
[2] Within-GAAP accruals management
[3] Non-GAAP earnings management
[4] Performance-matching Jones model
[5] Discretionary accruals
[6] Asymmetric recognition of economic gains and losses
[7] Transitory
[8] Aggressive accounting
[9] One Sample t-test
[10] Independent samples T-test
[11] Forward conditional
[12] Hosmer-Lemeshow goodness of fit
[13] Nagelkereke R-square
[14] Unbalanced panel
[15] Cross section weights
[16] Pooled model
[17] Random effect model
[18] Hausman test
[19] Optimal business strategy
[20] Paired samples T-test
[21] Taking a bath
)
