Authors
1 Assistant Professor of Accounting, University of Mazandaran, Mazandaran, Iran
2 Master of Accounting, University of Mazandaran, Mazandaran, Iran
Abstract
Keywords
آدم اسمیت در اقتصاد ملل بیان می‌کند که رقابت در بازار محصول ترکیبی از ساز وکار برتر برای تخصیص کارای منابع، و اثر کنترلی بر ایجاد منافع بیشتر و عدم ناکارآمدی مدیریت است. از نظر اقتصاددانان، رقابت در بازار محصول به کارایی بیشتر تولید و کاهش رکود مدیریتی منجر می‌شود؛ برای مثال، آلچین (1950)، استیگلر (1958) و هارت (1983) اشاره کرده‌اند که رقابت در بازار محصول به عنوان یک مکانیزم کنترلی در محدودکردن توانایی مدیریت در اسراف کردن منابع شرکت است ]6[.
همچنین، رقابت در بازار محصول می‌تواند مشکل نمایندگی را کاهش دهد (هارت،1983؛ میرلیز و ویکری، 1995؛ اسمیت، 1997). از نظر آلن و گال (2000) رقابت در بازار محصول نقش اعمال کنترل را ایفا می‌کند. درحقیقت، رقابت به عنوان یک جانشین برای سازوکارهای حاکمیت شرکتی خارجی عمل می‌کند، یا در بعضی موارد مشکل نمایندگی را افزایش می‌دهد (مارین،1993؛ هورن، لانگ و لاندگرن، 1994) ]17[.
اما، در پژوهشهای اخیر برخی از پژوهشگران؛ برای مثال، شیلفر (2004) اشاره کرده که فشار رقابت منجر به رفتار غیراخلاقی در شرکت‌ها به‌وسیله تشویق کردن فعالیت‌هایی، از قبیل: به‌کار گرفتن نیروی کم، رشوه‌خواری و فساد شده است. شدت رقابت به ایجاد شیوه‌های حسابداری تجاوزکارانه، از جمله مدیریت سود در شرکت‌ها منجر می‌گردد. فشار رقابت، مدیران را مجبور به دستکاری سود می‌کند و به تبع آن افزایش قیمت سهام را دربردارد ]15[.
به‌علاوه، فشار رقابت به احتمال زیاد مدیریت سود را افزایش می‌دهد؛ زیرا با افزایش رقابت، مدیران به دستکاری کردن سود روی می‌آورند تا از طریق توانایی قیمت سهام و خوب جلوه دادن میزان سود، سرمایه‌گذاران بالقوه و بالفعل را به سرمایه‌گذاری ترغیب کند. لینک، نتر و شا (2010) اشاره کردند که شرکت‌ها می‌توانند با برداشتن محدودیت‌های مالی و کسب سود از وجوه خارجی به‌وسیله مدیریت سود، هزینه سرمایه‌گذاری را کاهش و ارزش شرکت را افزایش دهند. اگر رقابت در یک صنعت بالا باشد، یک شرکت با هزینه سرمایه پایین می‌تواند قیمت محصول خود را در برابر رقیب خود در آن صنعت بهبود ببخشد ]15[.
در حقیقیت مدیریت سود، به‌عنوان یک ابزار مؤثر برای گمراه کردن عملکرد اقتصادی به‌کارگرفته می‌شود ]19[. دستکاری کردن سود مکرراً به عنوان جلوه‌ای دیگر از تخصیص منافع مدیریت به هزینه سهامداران، زمانی که مدیران اجرایی از مدیریت سود برای منافع شخصی استفاده می‌کنند، گزارش شده است ]17[. مدیریت سود، ترکیبی از ارائه بد مالی است و از این رو، برای سهامداران شرکت و سایر گروه‌های ذی‌نفع مضر است. شرکت‌هایی که دارای مشکل سوء اداره هستند، کیفیت سود گزارش شده‌شان دستخوش تحریف شده است و این برای سهامداران و دیگر گروه‌های ذی‌نفع که برای گرفتن تصمیم به این اطلاعات اعتماد می‌کنند، گمراه کننده است ]15[.
مدیریت سود زمانی رخ می‌دهد که مدیر برای گزارشگری مالی از قضاوت شخصی خود استفاده می‌کند و این کار را با هدف گمراه کردن برخی از سهامداران درباره عملکرد واقعی اقتصادی و یا به منظور تأثیرگذاری بر نتایج قراردادهایی که به ارقام حسابداری گزارش شده بستگی دارند، انجام می‌دهد ]14[.
مدیریت سود از دو طریق انجام می‌گیرد: در روش اول، مدیران، سود را از طریق اقلام تعهدی اختیاری دستکاری می‌نمایند. این شیوه از مدیریت سود، در پایان دوره مالی و پس از این‌که اکثر معاملات واقعی تکمیل شدند، انجام می‌شود. هرچند، مبلغ اقلام تعهدی در این شکل از مدیریت سود تحت تأثیر قرار می‌گیرد؛ اما تأثیر مستقیمی بر جریان‌های نقدی ندارد ]18[. در مدیریت اقلام تعهدی، تلاش می‌شود که عملکرد اقتصادی واقعی مبهم نشان داده شود، اما رویه‌های حسابداری مبتنی بر اصول پذیرفته‌شده حسابداری است ]13[.
جنبه دیگر از مدیریت سود که در این پژوهش مورد توجه قرار گرفته است، دستکاری سود از طریق دستکاری فعالیتهای واقعی است. در این روش، مدیران می‌توانند زمان و میزان فعالیتهای واقعی، مانند: تولید، فروش، سرمایه‌گذاری و فعالیتهای تأمین مالی را تغییر دهند تا به هدف سود مورد نظر دست یابند ]10[. فرصت دستکاری کردن سود، هدف گزارشگری مالی را از طریق بد جلوه دادن عملکرد اقتصادی درست شرکت واژگون می‌کند؛ بنابراین، می‌تواند به‌عنوان مانع در گردش کامل اطلاعات در بازار عمل کند که این به عدم تقارن اطلاعاتی بالا منجر می‌شود. هاروی وراجوپال (2005) نشان دادند مدیران پذیرفتند که هموارسازی سود ناشی از دستکاری کردن فعالیتهای واقعی یا اقلام تعهدی، بر روی قیمت سهام و ریسک اعتبار شرکت تاثیر می‌گذارد ]11[.
در این میان، رقابت در بازار محصول، تغییرپذیری سود را افزایش و پایداری میزان سود را کاهش می‌دهد. پراکندگی زیاد سود و میزان سود پایین، عامل بالقوه‌ای در سوءاستفاده کردن هزینه در یک شرکت و سهامداران آن است و می‌تواند مدیریت را ترغیب کند که در مسیر انحراف از ثروت رفتار کند؛ زیرا مدیران درباره سودآوری شرکت شناخت بیشتری دارند. آن‌ها می‌توانند در انحراف از عملکرد اقتصادی شرکت اقدام کنند و زیان حاصل از اجاره اقتصادی را کاهش دهند. بنابراین، مدیریت سود یک ابزار برای منحرف کردن عملکرد اقتصادی شرکت است ]7[.
بنابراین، با توجه به این موضوع که سود یکی از مهم‌ترین عوامل در تصمیم‌گیری‌هاست، آگاهی استفاده‌کنندگان از قابل اتکا بودن سود می‌تواند آن‌ها را در اتخاذ تصمیمات بهتر یاری دهد.
استفاده‌کنندگان از صورت‌های مالی باید آگاهی داشته باشند که در بعضی موارد سود، مدیریت می‌شود و از این رو، سود گزارش شده ممکن است با سود واقعی متفاوت باشد. بنابراین، هدف این پژوهش بررسی رابطه بین رقابت بازار محصول و مدیریت سود از طریق دستکاری کردن فعالیتهای واقعی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بوده، سعی می‌شود به این سؤال پاسخ داده شود که آیا رقابت در بازار محصول بر روی مدیریت سود تأثیری دارد یا خیر. در صورت مثبت بودن پاسخ، نوع رابطه چگونه است؟
پیشینه پژوهش
پیشینه خارجی
چنگ و همکاران (2013) در پژوهش خود رابطه بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود را بررسی کردند. آن‌ها شرکت‌های تولیدی آمریکا در طی دوره مالی 1996 تا 2005 را مبنای پژوهش خود قرار دادند. نتایج پژوهش آن‌ها نشان داد که بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود رابطه مثبت وجود دارد.
همچنین، آن‌ها بیان کردند که بین رقابت در بازار محصول و دقت اطلاعات خصوصی و عمومی نگهداری شده توسط سرمایه‌گذاران و تحلیلگران رابطه مثبت وجود دارد ]11[.
داتا و سینگ (2013)، در مقاله خود با عنوان «قدرت بازار محصول، ساختار صنعت و مدیریت سود شرکت»، رابطه بین رقابت در بازار محصول و میزان درجه مدیریت سود را بررسی کردند. آن‌ها در پژوهش خود فرض کردند که بین قدرت قیمت‌گذاری محصول شرکت‌ها و میزان درجه مدیریت سود و بین میزان رقابت در صنعت و میزان درجه مدیریت سود در صنعت رابطه قوی وجود دارد. نتایج پژوهش آن‌ها آشکار کرد که شرکت‌هایی با قدرت قیمت‌گذاری محصول پایین‌تر برای نشان دادن سود بیشتر از اقلام تعهدی استفاده می‌کنند.
همچنین، نتایج پژوهش آن‌ها نشان داد که بین میزان رقابت در بازار محصول در صنعت و دستکاری کردن سود رابطه مثبت وجود دارد ]12[.
در همین راستا، کارونا و همکاران (2012) به بررسی رابطه بین رقابت در بازار محصول و مدیریت سود در شرکت‌ها پرداختند، آن‌ها در این پژوهش برای ارزیابی رقابت از چند شاخص، از قبیل: اندازه بازار و هزینه جایگزینی استفاده کردند و نشان دادند که بین رقابت و شاخص‌های مدیریت سود (اقلام تعهدی و دستکاری کردن فعالیتهای واقعی) یک رابطه مثبت بسیار قوی وجود دارد؛ به ویژه نتیجه گرفتند که شرکت‌ها در صنایع با رقابت بیشتر دارای کیفیت سود پایین‌تر هستند. همچنین، نشان دادند که بین اندازه صنعت و مدیریت سود رابطه مثبت وجود دارد؛ اما بین اندازه شرکت و مدیریت سود رابطه منفی وجود دارد ]15[.
بگنولی و واتس (2010) در بررسی رابطه بین رقابت و مدیریت سود، دریافتند که رقابت در صنعت، بر تقابل هزینه بر درآمد به‌وسیله مدیریت سود برای شرکت‌هایی که در صنعت فعالیت می‌کنند، اثرگذار است؛ به‌ویژه آن‌ها نشان دادند شرکت‌های سود ده، هزینه‌ها را از میزان واقعی کمتر گزارش می‌کنند، که به تبع آن رقیب باور می‌کند شرکت، مقدار تولید را بیش از واقع گزارش می‌کند. به‌عنوان یک نتیجه، در یک تعادل متقارن، تولید (کارکرد) کل نسبت به زمانی که اطلاعات کامل است، کمتر است و هر دو طرف سود می‌برند ]8[.
مارکاریان و سانتالو (2010) مقاله‌ای را با عنوان «رقابت بازار محصول، اطلاعات و مدیریت سود» انجام دادند و دریافتند که بین رقابت در بازار محصول و مدیریت سود رابطه مثبت وجود دارد ]17[.
همچنین، تینایکر و زو (2009) در پژوهشی با عنوان رقابت بازار محصول و مدیریت سود، رابطه بین رقابت در بازار محصول و انگیزه مدیریتی در منحرف کردن عملکرد اقتصادی از طریق هموارسازی و دستکاری کردن اقلام تعهدی را بررسی کردند.
آن‌ها نتیجه گرفتند افزایش رقابت در بازار محصول، به تحریک شدن مدیران در مدیریت کردن سود منجر می‌شود. همچنین، نتیجه گرفتند بین حق رأی و مدیریت سود، رابطه مثبت بسیار قوی وجود دارد ]19[.
میرکیوکیتیت و پارک (2009) دریافتند رقابت در بازار محصول هزینه نمایندگی را از طریق تنزل دادن مدیریت سود و افزایش سودمندی اطلاعات سود، کاهش می‌دهد. همچنین، آن‌ها نشان دادند در صنایعی با فشار رقابتی بالاتر، احتمال درگیرشدن مدیران به مدیریت سود کمتر می‌گردد و مدیران به احتمال زیاد درگیر هموارسازی سود از طریق بهتر کردن سودمندی اطلاعات سود درباره جریان وجوه نقد آتی می‌گردند. در مجموع، آن‌ها نتیجه گرفتند رقابت در بازار محصول، یک مکانیزم مؤثر در بهتر گزارش کردن اقلام تعهدی و کاهش دادن عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیران و بازار است ]16[.
بالاکریشنان و کوهن (2008) در بررسی اثر رقابت بر روی گزارشگری اشتباه حسابداری مالی حاصل از مدیریت سود دریافتند رقابت در بازار محصول رابطه‌ای مثبت با مدیریت سود دارد ]9[.
پیشینه داخلی
نظر به این‌که تاکنون در ایران، پژوهشی در خصوص بررسی تأثیر رقابت در بازار محصول بر مدیریت سود شرکت‌ها انجام نگرفته است، در ادامه به پژوهشهای داخلی پرداخته می‌شود که تا حدودی با موضوع پژوهش ارتباط دارند.
عبداله‌خانی و قجاوند (1391) در مقاله خود با عنوان «تأثیر طیف رقابتی بازار بر رابطه بین عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه سرمایه سهام عادی»، دریافتند در سطح رقابتی کامل، معیارهای اندازه‌گیری عدم تقارن اطلاعاتی ارتباط معناداری با هزینه سرمایه ندارند. همچنین، نتیجه گرفتند بازار رقابت ناقص به عنوان یک عامل مؤثر بر رابطه بین عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه سرمایه سهام عادی خواهد بود ]2.[
ستایش و کارگرفرد (1390) نیز به بررسی رابطه بین رقابت در بازار محصول و ساختار سرمایه پرداختند و در این راستا، از سه شاخص Q توبین[1]، هرفیندال ـ هیرشمن[2] و نسبت تمرکز چهار بنگاه برای ارزیابی رقابت استفاده کردند. آن‌ها با بررسی داده‌های مربوط به 86 شرکت در دوره زمانی 1388-1381 دریافتند رقابت در بازار محصول و ساختار سرمایه صنایع مختلف، متفاوت از یکدیگر است. افزون بر این، در حالت استفاده از شاخص‌های رقابت در بازار محصول (Q توبین و هرفیندال ـ هیرشمن)، رابطه مثبت و معناداری بین رقابت در بازار محصول و ساختار سرمایه شرکت‌ها وجود دارد ]3.[
فرضیه‌های پژوهش
فرایند اندازه‌گیری سود و نتیجه آن، نقش مهمی در اداره شرکت‌ها دارد و معمولاً کاربران صورت‌های مالی، اهمیت زیادی برای آن قائلند. نظر به این‌که محاسبه سود بنگاه اقتصادی متأثر از روش‌های برآوردی حسابداری است و تهیه صورت‌های مالی به عهده مدیریت واحد تجاری است، ممکن است بنا به دلایل مختلف، مدیریت به مدیریت سود اقدام نماید ]5.[ به‌طور کلی، مدیریت سود از دو طریق انجام می‌شود: 1- دستکاری در اقلام تعهدی اختیاری؛ 2- دستکاری در فعالیتهای واقعی. مدیران از دستکاری فعالیتهای واقعی برای حصول به سطح مورد انتظار سود برای بعضی تصمیمات خاص، از جمله پیش‌بینی تحلیلگران و یا برآورد روند سودهای قبلی برای پیش‌بینی سودهای آتی استفاده می‌کنند.
دستکاری فعالیتهای واقعی شامل دستکاری جریان نقدی، تولید و هزینه‌های اختیاری است. در این پژوهش، دستکاری جریان نقدی، تولید و هزینه‌های اختیاری به عنوان جریان نقدی غیرعادی، تولید غیرعادی و هزینه‌های اختیاری غیرعادی تعریف شده است.
بر این اساس و به منظور بررسی رابطه بین رقابت در بازار محصول و مدیریت سود شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، یک فرضیه اصلی و سه فرضیه فرعی طراحی و مورد آزمون قرار می‌گیرد:
فرضیه اصلی: بین رقابت در بازار محصول و دستکاری فعالیتهای واقعی رابطه وجود دارد.
فرضیه فرعی 1. بین رقابت در بازار محصول و جریان نقدی غیرعادی رابطه معناداری وجود دارد.
فرضیه فرعی 2. بین رقابت در بازار محصول و تولید غیرعادی رابطه معناداری وجود دارد.
فرضیه فرعی 3. بین رقابت در بازار محصول و هزینه اختیاری غیرعادی رابطه معناداری وجود دارد.
روش پژوهش
این پژوهش از لحاظ طبقه‌بندی پژوهش بر مبنای هدف، از نوع پژوهشهای کاربردی است. از لحاظ طبقه‌بندی پژوهش بر حسب روش، پژوهش توصیفی از نوع همبستگی محسوب می‌شود. اطلاعات مورد نیاز از لوح فشرده شرکت تدبیرپرداز، نرم افزار ره‌آورد نوین و نیز گزارش‌های انتشار یافته سازمان بورس و اوراق بهادار جمع‌آوری شد. همچنین، برای تحلیل داده‌ها از نرم افزار Excel و Eviews استفاده شد.
جامعه آماری، روش نمونه‌گیری و حجم نمونه
جامعه آماری این پژوهش به شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران محدود گردید و دوره زمانی انجام این پژوهش از سال1390-1386 به مدت 5 سال است. نمونه‌های جامعه با در نظر گرفتن معیارهای زیر استخراج شده است:
1- اطلاعات مورد نیاز در رابطه با شرکت از سال 1390-1386، در دسترس باشد.
2- پایان سال مالی شرکت‌ها پایان اسفند و طی سال‌های 1390-1386 تغییر نکرده باشد.
3- سهام شرکت‌ها در طول هر یک از سال‌های دوره پژوهش معامله شده باشد.
4- جزو شرکت‌های سرمایه‌گذاری و واسطه‌گری مالی نباشد.
با در نظر گرفتن تمام محدودیت‌های فوق، تعداد 99 شرکت با استفاده از روش نمونه‌گیری تصادفی، انتخاب شدند.
روش‌های مورد نظر برای تجزیه و تحلیل اطلاعات و آزمون فرضیه‌ها
اندازه‌گیری جریان نقدی غیرعادی
یکی از راه‌های پیش روی مدیران به منظور بالا نشان دادن سود، دستکاری فروش واحد تجاری است. آن‌ها می‌توانند از طریق ارائه تخفیف قیمت و یا در نظرگرفتن دوره اعتبار طولانی‌تر برای فروش محصولات خود، شاهد افزایش موقت فروش و به دنبال آن افزایش سود شرکت باشند. در واقع، مدیران با این روش، فروش و در نتیجه سود سال مالی بعد را به دوره جاری منتقل می‌کنند.
شایان ذکر است که مشتریان ممکن است انتظار این تخفیفات قیمت را در دوره‌های آتی نیز داشته باشند. بنابراین، زمانی که در دوره‌های بعد تخفیف قیمت حذف می‌شود و قیمت به میزان قبلی باز می‌گردد، ممکن است موجب کاهش فروش شرکت در آن دوره‌ها گردد و در نتیجه، سودآوری آتی شرکت با خطر مواجه شود ]4.[
لذا، مشابه پژوهشهای رویچودهری (2006)، ژانگ و یو (2008)از مدل زیر برای تخمین جریان نقدی غیرعادی (ABCFO) استفاده گردید؛ به گونه‌ای که باقیمانده این مدل به عنوان معیار جریان نقدی غیرعادی در نظر گرفته شد.
(1)
CFOit / Ait-1 = α0 + α1(1 / Ait-1) + α2(Sit / Ait-1) + α3(ΔSit / Ait-1) + εit
A: کل دارایی‌ها
:CFO جریان نقدی عملیاتی
S: فروش
ΔS: تغییر فروش
اندازه‌گیری تولید غیرعادی
مدیران به منظور بالا نشان دادن سود شرکت خود می‌توانند اقدام به تولید بیش از حد محصولات (تولید اضافی) کنند. چنان‌چه سطح تولید افزایش یابد، هزینه‌های سربار تولید به تعداد محصول بیشتری سرشکن شده و در نتیجه هزینه ثابت هر واحد کالا کاهش می‌یابد. اگر کاهش هزینه ثابت هر واحد تولید شده با افزایش هزینه نهایی در تولید آن تهاتر نشود، هزینه کل هر واحد محصول کم می‌شود. در نتیجه، بهای تمام شده کالای فروش رفته پایین‌تر و حاشیه سود عملیاتی شرکت بهتر نشان داده می‌شود. با این حال، مدیران زمانی تمایل به تولید بیش از حد دارند که کاهش در هزینه‌های تولید بیشتر از هزینه‌های نگهداری موجودی کالا در آن دوره باشد ]4.[
لذا، مشابه پژوهشهای رویچودهری (2006)، ژانگ و یو (2008) از مدل زیر برای تخمین تولید غیرعادی (ABPROD) استفاده شد؛ به گونه‌ای که باقیمانده این مدل به عنوان معیار تولید غیرعادی در نظر گرفته شد.
(2)
PRODit / Ait-1 = α0 + α1 (1 / Ait-1) +α2 (Sit/Ait-1) + α3 (ΔSit / Ait-1) + α4 (ΔSit-1 / Ait-1) + δit
PROD: بهای تمام شده کالای فروش رفته به اضافه تغییر در موجودی‌ها.
اندازه‌گیری هزینه‌های اختیاری غیرعادی
هزینه‌های اداری، عمومی و فروش جزو مخارج اختیاری در نظرگرفته می‌شود؛ زیرا شامل هزینه‌هایی مانند آموزش کارکنان، نگهداری و مسافرت است که انجام آن‌ها در اختیار مدیران است.
مخارج اختیاری مانند پژوهش و توسعه، تبلیغات و مخارج نگهداری، معمولاً در دوره وقوع به هزینه منظور می‌شوند. بنابراین، شرکت‌ها می‌توانند با کاهش مخارج اختیاری، هزینه‌های گزارش شده را کاهش و سود را افزایش دهند.
این عمل به ویژه زمانی رخ می‌دهد که چنین مخارجی موجب کسب درآمد و سود فوری نگردد. اگر مدیران مخارج اختیاری را به منظور کسب اهداف سودآوری کاهش دهند، مجبورند که این مخارج را به صورت غیرعادی در سطح پایین نشان دهند.
مجموع هزینه تبلیغات و اداری، عمومی و فروش به عنوان مخارج اختیاری تعریف می‌شود ]4.[
مشابه پژوهشهای رویچودهری (2006)، ژانگ و یو (2008) از مدل زیر برای تخمین هزینه‌های اختیاری غیرعادی (ABDISEXP) استفاده گردید؛ به گونه‌ای که باقیمانده این مدل به عنوان معیار هزینه‌های اختیاری غیرعادی در نظر گرفته شد.
(3)
DISEXPit/Ait-1 = α0+ α1b (1/Ait-1)+ α2 (Sit-1/Ait-1) + λi
DISEXP: جمع هزینه‌های پژوهش و توسعه، تبلیغات، اداری، عمومی و فروش.
تفاوت بین ارقام واقعی و سطوح برآوردی مدل‌های فوق به عنوان سطح غیرعادی جریان نقدی، تولید و هزینه‌های اختیاری تلقی گردید.
اندازه‌گیری رقابت در بازار محصول
در این پژوهش، مشابه پژوهش ستایش و کارگرفرد جهرمی (1390)، اعتمادی و منتظری (1392)، پاندی (2004) و پرویت (1994) برای اندازه‌گیری رقابت در بازار محصول از شاخص کیوتوبین استفاده شد. لیندربرگ و روس (1981)، نشان دادند که از دیدگاه نظری و عملی، شاخص کیوتوبین برآوردکننده بهتری برای اندازه‌گیری قدرت رقابتی بازار یا ساختار بازار در بین شاخص‌های محاسبه‌کننده است ]1[.
در بازارهای با رقابت کامل، نسبت Q توبین تمامی شرکت‌ها برابر یک خواهد بود. انتظار می‌رود شرکت‌های دارای نسبت Q توبین بیشتر از یک، از مزیت رقابتی آن‌ها کاسته شود. به عبارت دیگر، هر چه این شاخص بیشتر باشد، رقابت در صنعت کمتر است و برعکس ]3.[
از دیدگاه نظری، نسبت کیوتوبین برابر با نسبت ارزش بازار به ارزش جایگزینی دارایی‌های شرکت است. به‌طور واضح، دست‌یابی به داده‌های مربوط به بهای جایگزینی در کشورهای رو به پیشرفت، آسان نیست. بنابراین، همانند پژوهشهای چانگ و پرویت (1994)، پاندی (2004) و گانی و همکاران (2011)، از ارزش دفتری به جای ارزش جایگزینی استفاده شده که به صورت رابطه (4) محاسبه می‌شود.
(4)
Q توبین =ارزش دفتری کل دارایی‌ها/ (ارزش دفتری کل بدهی‌ها+ ارزش بازار کل سهام
روش آزمون فرضیه‌ها
برای آزمون رابطه بین رقابت در بازار محصول و مدیریت سود از طریق فعالیتهای واقعی از مدل رگرسیون چند متغیره استفاده شد. در این مدل، معیارهای مدیریت سود مبتنی بر فعالیتهای واقعی (جریان نقدی غیرعادی، تولید غیرعادی و هزینه‌های اختیاری غیرعادی) متغیر وابسته و رقابت در بازار محصول به عنوان متغیر مستقل اصلی لحاظ شدند. به لحاظ کنترل اثر عوامل ریسک، براساس مدل فاما ـ فرنچ [3] اندازه شرکت، نسبت ارزش دفتری به بازار و بتا- که همان عوامل ریسک شناخته شده‌اند ـ و همچنین، اصولاً از آنجایی که مدیران شرکت‌های با بدهی بالاتر، انگیزه بیشتری برای مدیریت سود دارند، از متغیر اهرم مالی به‌عنوان یکی دیگر از متغیرهای کنترلی وارد رگرسیون شده‌اند. علاوه بر این، مشابه پژوهش داتا و دیگران (2013)، متغیر رشد شرکت نیز به‌عنوان یک متغیر کنترلی دیگر وارد مدل رگرسیون شده است.
بنابراین، برای آزمون فرضیه اصلی از مدل زیر استفاده کردیم:
(5)
REM jt = α0 + α1 TQ +α2 Beta jt + α3 Size jt + α4 BM jt + α5 LV jt + α6 GROW jt + εjt
REM: معیار مدیریت سود مبتنی بر فعالیتهای واقعی (جریان نقدی غیرعادی، تولید غیرعادی و هزینه‌های اختیاری غیرعادی)
REM = ABCFO + ABPROD +ABDISEXP
TQ: کل دارایی به ارزش دفتری/ (کل بدهی به ارزش دفتری + کل سهام به ارزش بازار)
Beta: کوواریانس بازده سهم شرکت j و پرتفوی بازار تقسیم بر واریانس پرتفوی بازار در زمان t
Size: اندازه شرکت، لگاریتم ارزش بازار شرکت j در سال t
BM: لگاریتم نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار شرکت j در سال t
LEV: اهرم مالی، برابر است با نسبت کل بدهی به کل دارایی شرکت j در سال t
GROW: رشد شرکت، برابر است با نسبت ارزش بازار شرکت به ارزش دفتری دارایی‌های شرکت j در سال t.
همچنین، برای آزمون فرضیه‌های فرعی از مدل‌های زیر استفاده کردیم:
نگاره 1. مدل‌های رگرسیونی فرضیه‌های فرعی مربوط به فرضیه اصلی
|
فرضیه اول: ABCFO jt = α0 + α1 TQ +α2 Beta jt + α3 Size jt + α4 BM jt + α5 LV jt + α6 GROW jt + εjt |
|
فرضیه دوم: ABPROD jt = α0 + α1 TQ +α2 Beta jt + α3 Size jt + α4 BM jt + α5 LV jt + α6 GROW jt + εjt |
|
فرضیه سوم: ABDISEXP jt = α0 + α1 TQ +α2 Beta jt + α3 Size jt + α4 BM jt + α5 LV jt + α6 GROW jt + εjt |
روش آزمون اعتبار مدل‌های پژوهش
همان‌طور که گفته شد، فرضیه‌های پژوهش در قالب روابط رگرسیونی مدل‌بندی شده و لازم است پیش از آزمون این روابط رگرسیون و تحلیل نتایج آن‌ها، مفروضات بنیادی این روابط بررسی شوند:
1- عدم خودهمبستگی: براساس مباحث اقتصادسنجی، وجود خودهمبستگی در پسماندها به تخمین غلطی از خطاهای معیار و در نتیجه استنباط‌های نادرست آماری برای ضرایب معامله منجر می‌گردد. در این پژوهش، برای بررسی وجود خودهمبستگی از آزمون بریوش ـ گادفری استفاده شده است که نتایج این آزمون، بیانگر وجود خودهمبستگی مرتبه اول در پسماندهای معادله تخمین زده شده است. برای رفع این مشکل، از روش AR استفاده شده است.
2- همسانی واریانس‌ها: برای بررسی این موضوع از آزمون وایت در این پژوهش استفاده شده است. در این آزمون، فرضیه صفر مبنی بر عدم وجود ناهمسانی واریانس است. در این صورت که اگر احتمال (Prob) مربوط به آماره F بیشتر از سطح خطا (آلفا) باشد، فرضیه H 0 رد نشده و لذا همسانی واریانس پذیرفته می‌شود. برای فرضیه‌های پژوهش مقادیر Prob برابر با 2210/0، 3558/0، 1150/0 و 1520/0 به‌دست آمد که بیشتر از سطح خطا (5%) است، که گویای عدم ناهمسانی واریانس است.
3- نگاره (2)، میزان همبستگی متغیرهای مورد بررسی با توجه به کل داده‌های سال/ شرکت را نشان می‌دهد. ضرایب همبستگی منعکس شده در این نگاره، بیانگر همبستگی نسبتاً قوی بین جریان نقدی غیرعادی، تولید غیرعادی و هزینه اختیاری غیرعادی با کیوتوبین (شاخص رقابت در بازار محصول) و همچنین، همبستگی نسبتاً قوی بین مدیریت سود مبتنی بر مبنای فعالیتهای واقعی و کیوتوبین است.
نگاره 2. ماتریس ضریب همبستگی پیرسون برای متغیرهای مورد بررسی
|
|
ABCFO |
ABPROD |
ABDISE |
REM |
TQ |
LEV |
SIZE |
BETA |
GROW |
BM |
|
ABCFO |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ABPROD |
685/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ABDISE |
648/0 |
268/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
REM |
958/0 |
780/0 |
746/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
TQ |
145/0- |
287/0- |
005/0 |
072/0- |
1 |
|
|
|
|
|
|
LEV |
017/0 |
222/0 |
037/0 |
078/0 |
337/0- |
1 |
|
|
|
|
|
SIZE |
249/0 |
049/0 |
231/0 |
186/0 |
234/0 |
155/0- |
1 |
|
|
|
|
BETA |
104/0 |
045/0 |
159/0 |
089/0 |
062/0 |
011/0- |
063/0 |
1 |
|
|
|
GROW |
048/0 |
102/0- |
001/0- |
079/0- |
176/0 |
023/0- |
038/0 |
058/0 |
1 |
|
|
BM |
044/0- |
107/0 |
0576/0- |
029/0 |
041/0- |
021/0- |
026/0- |
062/0- |
169/0- |
1 |
آمار توصیفی
آمار توصیفی متغیرهای پژوهش برای شرکت‌های نمونه در نگاره (3) ارائه شده است. در این نگاره، میانگین، انحراف معیار، حداقل و حداکثر ارائه شده است. یافته‌ها نشان داد، میانگین اهرم مالی 64% در شرکت‌های نمونه، بیانگر به‌کارگیری بدهی و اهرمی بودن شرکت‌های مورد بررسی بود. برای اندازه شرکت‌های نمونه، از مقیاس ارزش بازار استفاده شد که به علت بزرگی اعداد از Log طبیعی آن‌ها برای هم مقیاس‌سازی بهره گرفته شد.
نگاره 3. آمار توصیفی
|
متغیر |
میانگین |
حداکثر |
حداقل |
انحراف معیار |
تعداد مشاهده |
|
ABCFO |
9268/0 - |
8243/0 |
7680/4 - |
6470/0 |
495 |
|
ABPROD |
4370/0 - |
1360/1 |
4804/2 - |
4221/0 |
|
|
ABDISEXP |
7862/0 - |
0241/0 - |
5546/2 - |
3970/0 |
|
|
TQ |
3257/1 |
1440/6 |
7288/0 |
6611/0 |
|
|
LEV |
6407/0 |
9953/0 |
1562/0 |
1608/0 |
|
|
SIZE |
5899/5 |
3265/7 |
1011/4 |
6014/0 |
|
|
BM |
1600/0 - |
7188/0 |
1226/1 - |
3338/0 |
|
|
BETA |
4397/0 |
9626/14 |
38/21 - |
5244/1 |
|
|
GROW |
6857/0 |
8310/5 |
0273/0 |
7317/0 |
آزمون فرضیه اول
همان‌گونه که در نگاره (4) مشاهده می‌شود، مقدار P-Value مربوط به آماره F(probe (F-statistic)) که بیانگر معنادار بودن کل رگرسیون است، برابر 0000/0 بوده، گویای آن است که مدل در سطح اطمینان 99% معنادار بوده است. ضریب تعیین R2 تعدیل شده برابر 36/0 و بیانگر این مطلب است که تقریباً 36% از تغییرات متغیر وابسته با متغیرهای مدل قابل تبیین است. از طرفی، نتایج نشان داد که ضریب متغیر رقابت در بازار محصول (TQ) برابر با 921/0 - است. با توجه به آماره T و P-Value این متغیر، در سطح خطای 5% رابطه منفی و معناداری با جریان نقدی غیرعادی داشت. بنابراین، فرضیه اول را در سطح اطمینان 95 % نمی‌توان رد کرد. همچنین، نتایج بیانگر آن بود که از بین متغیرهای کنترلی، رشد شرکت، اندازه شرکت و اهرم مالی با جریان نقدی غیرعادی در سطح خطای 5% رابطه معنادار داشتند.
نگاره 4. نتایج آزمون فرضیه اول
|
ABCFO jt = α0 + α1 TQ +α2 Beta jt + α3 Size jt + α4 BM jt + α5 LV jt + α6 GROW jt + εjt |
||||
|
متغیر |
ضریب |
آماره t |
P-Value |
سطح معناداری |
|
C |
3303/2 - |
1373/5 - |
0000/0 |
99% |
|
TQ |
9210/0 - |
2130/2 - |
0274/0 |
95% |
|
LEV |
2420/1 |
5425/2 |
0113/0 |
95% |
|
SIZE |
2236/0 |
2047/3 |
0014/0 |
99% |
|
BM |
2607/0 |
6426/1 |
1011/0 |
بی‌معنا |
|
BETA |
0222/0 |
5980/1 |
1107/0 |
بی‌معنا |
|
GROW |
8914/0 |
1264/2 |
0340/0 |
95% |
|
AR (1) |
5705/0 |
1140/15 |
0000/0 |
99% |
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده (R2) |
36/0 |
آماره F |
9369/38 |
|
|
آماره دوربین واتسون |
1180/2 |
احتمال F |
0000/0 |
|
آزمون فرضیه دوم
نتایج آزمون فرضیه دوم در نگاره (5) ارائه شده است. مقدار ضریب تعیین تعدیل شده بیان می‌کند، به‌طور متوسط حدود 25% از تغییرات متغیر وابسته توسط این متغیرها مستقل تبیین می‌شود و آماره F به میزان حدود 98/22، برای مدل نشان از تایید مدل به‌طورکلی در سطح معناداری 99 % دارد. مقدار آماره دوربین واتسون نیز به میزان 9/1، نشان از رفع خودهمبستگی بین باقیماندهها دارد. مطابق ضریب و آماره t متغیر TQ از وجود رابطه منفی بین این متغیر و تولید غیرعادی حکایت دارد. بنابراین، فرضیه دوم پژوهش مبنی بر وجود رابطه معنادار بین رقابت در بازار محصول و تولید غیرعادی را در سطح اطمینان 95 % نمی‌توان رد کرد.
نگاره 5. نتایج آزمون فرضیه دوم
|
ABPROD jt = α0 + α1 TQ +α2 Beta jt + α3 Size jt + α4 BM jt + α5 LV jt + α6 GROW jt + εjt |
||||
|
متغیر |
ضریب |
آماره t |
P-Value |
سطح معناداری |
|
C |
7544/0 - |
7011/2 - |
0072/0 |
99% |
|
TQ |
8709/0 - |
7611/2 - |
0060/0 |
99% |
|
LEV |
2068/1 |
3562/3 |
0009/0 |
99% |
|
SIZE |
0396/0 |
9347/0 |
3490/0 |
بی‌معنا |
|
BM |
1695/0 |
6101/1 |
108/0 |
بی‌معنا |
|
BETA |
0107/0 - |
0203/1 - |
3081/0 |
بی‌معنا |
|
GROW |
7446/0 |
3444/2 |
0195/0 |
95% |
|
AR(1) |
3902/0 |
2995/9 |
0000/0 |
99% |
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده (R2) |
25/0 |
آماره F |
9841/22 |
|
|
آماره دوربین واتسون |
9025/1 |
احتمال F |
0000/0 |
|
آزمون فرضیه سوم
همان‌گونه که در نگاره (6) مشاهده می‌شود، R2 تعدیل شده در این مدل، گویای این است که حدود 58% از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل تبیین می‌شود و آماره F به میزان حدود 61/95، برای مدل نشان از تایید مدل به‌طور کلی در سطح معناداری 99% دارد. مقدار آماره دوربین واتسون نیز به میزان 004/2، نشان از رفع خودهمبستگی بین باقیماندهها دارد. مطابق ضریب و آماره t متغیر TQ، گویای آن است که بین رقابت در بازار محصول و هزینه‌های اختیاری غیرعادی رابطه معناداری وجود ندارد. بنابراین، فرضیه سوم در سطح اطمینان 95 درصد رد شد. همچنین، از بین متغیرهای کنترلی فقط متغیر بتا با هزینه‌های اختیاری غیرعادی رابطه معنادار مثبت داشت.
نگاره 6. نتایج آزمون فرضیه سوم
|
ABDISEXP jt = α0 + α1 TQ +α2 Beta jt + α3 Size jt + α4 BM jt + α5 LV jt + α6 GROW jt + εjt |
||||
|
متغیر |
ضریب |
آماره t |
P-Value |
سطح معناداری |
|
C |
0817/1 - |
3442/4 - |
0000/0 |
99% |
|
TQ |
2214/0 |
1613/1 |
2461/0 |
بی‌معنا |
|
LEV |
1354/0 - |
5915/0 - |
5545/0 |
بی‌معنا |
|
SIZE |
0497/0 |
2885/1 |
1982/0 |
بی‌معنا |
|
BM |
0084/0 |
1046/0 |
9167/0 |
بی‌معنا |
|
BETA |
0244/0 |
8004/3 |
0002/0 |
99% |
|
GROW |
2894/0- |
5070/1 - |
1325/0 |
بی‌معنا |
|
AR(1) |
7498/0 |
6517/24 |
0000/0 |
99% |
|
ضریب تعیین تعدیل شده (R2) |
58/0 |
آماره F |
6148/95 |
|
|
آماره دوربین واتسون |
004/2 |
احتمال F |
0000/0 |
|
آزمون فرضیه اصلی
همان‌گونه که در نگاره (7) مشاهده می‌شود، R2 تعدیل شده در این مدل، گویای این است که حدود 45% از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل تبیین می‌شود و آماره F به میزان حدود 21/56، برای مدل نشان از تأیید مدل به‌طور کلی در سطح معناداری 99% دارد. مقدار آماره دوربین واتسون نیز به میزان 009/2، نشان از رفع خودهمبستگی بین باقیماندهها دارد.
مطابق ضریب و آماره t متغیر TQ گویای آن است که بین رقابت در بازار محصول و مدیریت سود از طریق دستکاری کردن فعالیتهای واقعی یک رابطه منفی معناداری در سطح اطمینان 95 درصد وجود دارد.
بنابراین، فرضیه اصلی پژوهش را مبنی بر وجود رابطه بین رقابت در بازار محصول و مدیریت سود در سطح اطمینان 95% نمی‌توان رد کرد. همچنین، بین اندازه شرکت، اهرم مالی، رشد شرکت و BM با مدیریت سود رابطه مثبت معنادار وجود دارد.
نگاره 7. نتایج آزمون فرضیه اصلی
|
REM jt = α0 + α1 TQ +α2 Beta jt + α3 Size jt + α4 BM jt + α5 LV jt + α6 GROW jt + εjt |
||||
|
متغیر |
ضریب |
آماره t |
P-Value |
سطح معناداری |
|
C |
0563/4 - |
7453/4 - |
0000/0 |
99% |
|
TQ |
5745/1 - |
1962/2 - |
0285/0 |
95% |
|
LEV |
3418/2 |
7497/2 |
0062/0 |
99% |
|
SIZE |
2952/0 |
2326/2 |
0260/0 |
95% |
|
BM |
4888/0 |
7006/1 |
0897/0 |
90% |
|
BETA |
0345/0 |
4385/1 |
1509/0 |
بی‌معنا |
|
GROW |
3245/1 |
8348/1 |
0672/0 |
90% |
|
AR(1) |
6549/0 |
8960/18 |
0000/0 |
99% |
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده (R2) |
45/0 |
آماره F |
2080/56 |
|
|
آماره دوربین واتسون |
009/2 |
احتمال F |
0000/0 |
|
بحث و نتیجه‌گیری
در نتیجه، تضاد منافع بین مدیران و سرمایه‌گذاران خارجی تقاضا برای گزارشگری مالی افزایش پیدا کرده است. اثر رقابت بر روی مشکل نمایندگی (ولو این‌که یک با ابهام باشد) به برانگیخته شدن و پیش‌بینی برخی ارتباط بین رقابت در بازار محصول و شیوه‌های گزارشگری مالی منجر شده است؛ زیرا مشکل نمایندگی می‌تواند گزارشگری مالی را منحرف کند. این پژوهش رابطه بین رقابت در بازار محصول و آن جنبه از گزارشگری مالی را که ممکن است توسط مدیران از طریق مدیریت سود منحرف گردد، بررسی می‌کند. این پژوهش با هدف بررسی ارتباط بین رقابت در بازار محصول و مدیریت سود انجام گردید و در آن، بررسی شده است که آیا مدیریت سود ناشی از دستکاری کردن فعالیتهای واقعی توسط رقابت در بازار محصول تحت تاثیر قرار می‌گیرد. نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌ها با استفاده از اطلاعات مربوط به 99 شرکت در بورس اوراق بهادار تهران، در طی دوره زمانی 1390-1386 نشان می‌دهد که بین رقابت در بازار محصول و مدیریت سود مبتنی بر فعالیتهای واقعی (به غیر از هزینه‌های اختیاری غیرعادی) رابطه مثبت معنادار وجود دارد. از آنجا که رابطه معکوس بین شاخص کیو توبین با رقابت در بازار محصول برقرار است و به‌عبارت دیگر، هر چه شاخص بزرگ‌تر باشد، میزان رقابت در بازار محصول کمتر است.
بنابراین، نتایج حاصل بیانگر این است که با افزایش رقابت در بازار محصول، مدیریت سود افزایش پیدا می‌کند که این امر به کاهش کیفیت سود منجر می‌شود. نتایج پژوهش حاضر، با یافته‌های پژوهش مارکاریان و سانتالو (2010) و کارونا و دیگران (2012) سازگار و با نتایج پژوهش چنگ و همکاران (2013) ناسازگار است.
پیشنهادها برای پژوهشهای آتی
1- پیشنهاد می‌شود در پژوهشهای آتی رابطه بین رقابت در بازار محصول و مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی اختیاری شرکت‌ها بررسی شود.
2- پیشنهاد می‌شود در پژوهشهای آتی از مدل های دیگر برای محاسبه رقابت در بازار محصول استفاده شود.
3- پیشنهاد می‌شود در پژوهشهای آتی رابطه بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود شرکت‌ها بررسی شود.
محدودیت‌های پژوهش
این پژوهش نیز همانند سایر پژوهش‌ها، با محدودیت‌هایی روبه‌رو بوده است. بنابراین، شایان ذکر است که هزینه‌های اختیاری متشکل از هزینه‌های اداری، عمومی و فروش و نیز هزینه‌های پژوهش و توسعه است با توجه به این‌که، مدیریت سود از طریق هزینه‌های پژوهش و توسعه بسیار متداول است؛ و با در نظر گرفتن این‌که، اطلاعات مربوط به هزینه پژوهش و توسعه از صورت‌های مالی شرکت‌های جامعه آماری به علت سرمایه‌ای تلقی شدن و یا مجزا نبودن از سایر هزینه‌های جاری قابل استخراج نبودند، از هزینه‌های اداری عمومی و فروش به عنوان هزینه اختیاری استفاده شده است.
همچنین، با توجه به محدود بودن جامعه آماری به شرکت‌های تولیدی پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران که سال مالی آن‌ها منتهی به پایان اسفند ماه بوده، تسری نتایج به سایر شرکت‌ها باید با احتیاط بیشتری صورت گیرد. و در پایان، در این پژوهش برای سنجش متغیر رقابت، تنها از معیار ارزش بازار سهام شرکت‌ها استفاده شده است که به تبع آن، برای تعمیم نتایج به کلیت موضوع باید با احتیاط بیشتری عمل کرد.
)
