نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دانشیار حسابداری، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران
2 دانشجوی دکتری حسابداری، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز
3 کارشناس ارشد حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تهران مرکزی، تهران، ایران
چکیده
کلیدواژهها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
The aim of this study was to modify the model of conditional conservatism with regard to the effect of theory costs stickiness in listed companies on the Tehran Stock Exchange. So, in this research, models of Basu (1997), Khan and Watts (2009) and Lafond and Raychaudhuri (2008 were adjusted based on the impact of Cost stickiness theory. For this purpose, two hypotheses are developed. Required data were collected from a sample of 105 companies listed on the Tehran Stock Exchange during 2006 to 2015. The collected data were analyzed using panel data regression model with fixed effects approach. Results showed that the lack of control on costs stickiness in conservatism models, causes upward bias in estimation of conservatism. In other words, the adjusted model showed a more accurate estimate of a conservative measure. Also, results showed that conservatism estimates of changes in the standard model would be distorted, because of the lack of control on cost stickiness changes in listed companies on the Tehran Stock Exchange
کلیدواژهها [English]
مدیران، مسئولان تهیۀ صورتهای مالی، با تسلط کامل بر وضعیت مالی شرکت و با برخورداری از سطح آگاهی بیشتر نسبت به کاربران صورتهای مالی، به طور بالقوه سعی میکنند تصویر بنگاه اقتصادی را مطلوب جلوه دهند. نتیجۀ کلی این است که تصویر بنگاه تجاری بهتر از وضعیت واقعی بهنظر میرسد و انگیزۀ سرمایهگذاری در سرمایهگذاران بالقوه افزایش مییابد. در چنین شرایطی، مراجع تدوینکنندۀ استانداردهای حسابداری، با هدف متعادلکردن خوشبینی مدیران، حمایت از حقوق ذینفعان و ارائۀ منصفانۀ صورتهای مالی، کاربرد مفهوم محافظهکاری را توصیه میکنند [5]. واتس [28]، محافظهکاری را گرایش حسابداری به الزام درجۀ بالاتری از تأییدپذیری برای شناسایی اخبار مثبت در مقایسه با میزان تأییدپذیری لازم برای شناسایی اخبار منفی تعریف کرد. همچنین، با توجه به همین مفهوم باسو [14] استدلال میکند که سودها اخبار منفی را نسبت به اخبار مثبت سریعتر منعکس میکنند. او فرض میکند که اگر بازارها بر خلاف درآمد کارا باشند، اخبار مثبت و منفی با یک سرعت منعکس میشوند. بر این اساس، او رابطۀ قویتری بین بازده و سود برای اخبار منفی نسبت به اخبار مثبت بهدست آورد که عدم تقارن زمانی سود[1] نامگذاری شده است.
افزون بر این، شناخت رفتار هزینه، یکی از مباحث مهم حسابداری بهای تمامشده و حسابداری مدیریت است. در مدل سنتی، رفتار هزینهها متناسب با تغییر محرک هزینه تغییر میکند؛ یعنی میزان تغییر در هزینهها بهمیزان تغییر در سطح فعالیت بستگی دارد و جهت تغییرات (افزایش و کاهش) در حجم فعالیت، تأثیری روی بزرگی تغییرات در هزینهها ندارد؛ اما نتایج پژوهشهای برخی از پژوهشگران [9 و 17] در سالهای اخیر بیانگر این موضوع است که میزان افزایش در هزینهها هنگام افزایش در سطح فعالیت، بیشتر از میزان کاهش در هزینهها هنگام کاهش در حجم فعالیت است. چنین رفتاری را «چسبندگی هزینه[2]» مینامند.
این پژوهش نشان خواهد داد چسبندگی هزینه ممکن است سبب اشتباه در برآورد محافظهکاری شرطی در مدل استاندارد [14] شود. برای کاهش احتمال استنتاج نادرست، این پژوهش مفهوم جدیدی را توسعه میدهد که محافظهکاری جدا از اثر مخدوشکنندۀ چسبندگی هزینه است. عدم تقارن رفتار هزینه نشان میدهد بهصورت میانگین پاسخ سود برای کاهش فروش نسبت به افزایش فروش، بیشتر است. افزون بر این، با توجه به اینکه میان تغییرات فروش و همزمانی بازده سهام ارتباط مثبتی وجود دارد، چسبندگی هزینه منجر به یک رابطۀ نامتقارن میان سود و بازده سهام میشود که برای بازده منفی قویتر از بازده مثبت است؛ بنابراین، برآورد مدل استاندارد از عدم تقارن زمانی سود به احتمال زیاد زمانی که چسبندگی هزینه وجود دارد، گرایش به سمت بالا دارد. علاوه بر این، بهدلیل اینکه چسبندگی هزینه به شکل نظاممند متغیر است، منجر به تغییرات در تعصب مغرضانه و به احتمال زیاد منجر به تحریف نتایج در مورد میزان تغییرات مقطعی در محافظهکاری میشود [11]؛ بنابراین، این پژوهش
مدل محافظهکاری استاندارد (بر اساس مدلهای باسو [14]، خان و واتس [24] و لافوند و ریچادوری [26]) را با استفاده از اثر تعدیلکنندۀ چسبندگی هزینه اصلاح میکند؛ چراکه، تفکیک اثرات مخدوشکنندۀ چسبندگی هزینه برای اطمینان از استنتاجهای دقیق در پژوهشهای آینده ضروری است. در نتیجه، تعیین و شناسایی این اثر در تصمیمهای اقتصادی سرمایه گذاران مختلف از جمله سهامداران بالفعل و بالقوۀ شرکتها مؤثر است.
همچنین، لازم به توضیح است که صفرزاده و بیگپناه [4] و هاشمی و همکاران [6] به بررسی تأثیر چسبندگی هزینه بر محافظهکاری شرطی پرداختند. تفاوت پژوهش حاضر با این پژوهشها در آن است که آنان فقط به تأثیر چسبندگی هزینه بر مدل باسو پرداختهاند و به تغییرات محافظهکاری با توجه به تغییرات چسبندگی هزینه، تأثیر چسبندگی هزینه در سالهای قبل (کاهش فروش بلندمدت)، بازده منفی سال قبل (بازده منفی بلندمدت)، تأثیر تئوری نمایندگی (تأثیر مالکیت مدیریت و تمرکز مالکیت) و تأثیر هزینههای تعدیل با توجه به ویژگیهای خاص شرکت توجه نکردهاند. علاوه بر این، در این پژوهش بر خلاف پژوهشهای نامبرده، مدلهای محافظهکاری که باسو [14]، خان و واتس [24] و لافوند و ریچادوری [26] ارائه دادهاند، بر اساس تأثیر تئوری چسبندگی هزینه تعدیل شده و مدلهای جدیدی با توجه به تأثیر تئوری چسبندگی هزینه ارائه شده است. ساختار مقاله در برگیرندۀ پیشینۀ نظری و تجربی پژوهش، تدوین فرضیات و روششناسی پژوهش و در انتها شامل یافتههای پژوهش بههمراه نتیجهگیری و ارائۀ پیشنهادهای پژوهش است.
مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش
مفهوم چسبندگی هزینه و انواع آن
چسبندگی هزینه بیانگر عدم تقارن اقتصادی[3] در واکنش هزینه به افزایش و کاهش فروش است [9]. همچنین، چسبندگی هزینه تصمیم مدیر به تحمل هزینههای منابع استفادهنشده در صورت کاهش فروش نیز تعریف میشود. شرکتهای دارای چسبندگی هزینه به دو گروه شرکتهای کارآمد (با اخبار مثبت) و شرکتهای ناکارآمد (با اخبار منفی) تقسیم میشوند. شرکتهای دارای چسبندگی کارآمد به آن گروه از شرکتها اطلاق میشود که فروش فعلی آنها کاهش یافته است، اما انتظار میرود فروش آنها در آینده نزدیک به سطح اولیه بازگردد؛ بنابراین، این شرکتها از این لحاظ کارآمد هستند که تحمل هزینههای اضافی (منابع استفادهنشده)، با اجتناب از هزینههای تعدیل منابع (کاهش و افزایش دوباره)، منافعی برای شرکت در آینده بهوجود میآورد. شرکتهای دارای چسبندگی ناکارآمد به آن گروه از شرکتها اطلاق میشود که فروش فعلی آنها کاهش یافته است، اما انتظار میرود فروش آنها دچار کاهش دائمی (بلندمدت) شود؛ بنابراین، شرکتهای مزبور از این نظر ناکارآمد هستند که تحمل هزینههای اضافی (منابع استفادهنشده) منافعی در زمان حال و آینده برای شرکت ایجاد نمیکنند. در نتیجه، صرفنظر از آنکه شرکت با چسبندگی هزینه کارآمد یا ناکارآمد است، چسبندگی هزینه تأثیر منفی بر سود فعلی (سال کاهش سطح فروش) دارد؛ زیرا، کاهش فروش با همان مقدار کاهش در هزینهها جبران نمیشود. اما، چسبندگی هزینه در شرکتهای کارآمد تأثیر مثبتی بر سود آینده (بهسبب افزایش دوبارۀ سطح فروش بهعنوان خبر مثبت) و در شرکتهای ناکارآمد تأثیر منفی بر سود آینده (بهسبب دائمیبودن کاهش فروش بهعنوان خبر منفی) دارد [22].
تأثیر تعدیلکنندۀ چسبندگی هزینه بر مدل محافظهکاری شرطی استاندارد
باسو [14] اساس اندازهگیری اولیۀ عدم تقارن زمانی را در یک رگرسیون از سود خالص و بازده سهام با دامنۀ جداگانه برای بازده مثبت و منفی پایهگذاری کرد. وی در مییابد دامنۀ ضریب و R2 برای بازده منفی نسبت به بازده مثبت بیشتر است که مطابق با پیشبینیهای وی بود. مدل وی به شکل گسترده، سند محافظهکاری برای اندازهگیری میانگین عدم تقارن زمانی و بررسی تئوریها در مورد علت و ارتباط محافظهکاری و تجزیه و تحلیل تغییرات نظاممند در عدم تقارن زمانی استفاده میشود. افزون بر این، ادبیات هزینۀ حسابداری [9، 29 و 12] منبع دیگری از عدم تقارن رفتار هزینه و سود را شناسایی کردند (چسبندگی هزینه). با توجه به همین مفهوم، بهطور متوسط، هزینهها حساسیت بیشتری برای افزایش فروش نسبت به کاهش فروش بهدلیل منابع تعدیلشده نامتقارن دارند. از آنجا که هزینهها تأثیر منفی بر سود دارند، جهت عدم تقارن برای سود معکوس است؛ در نتیجه، سود حساسیت بیشتری برای کاهش فروش نسبت به افزایش فروش دارد [10].
علاوه بر این، با توجه به اینکه تغییرات فروش و همزمانی بازده سهام رابطۀ مثبتی دارند [15]؛ بنابراین، تغییرات فروش ممکن است یک متغیر حذفشده در مدل استاندارد محافظهکاری بهوجود آورد. هنگامی که هزینهها چسبنده است، این متغیر حذفشده یک اثر نامتقارن بر سود دارد که برای کاهش فروش نسبت به افزایش فروش قویتر است. درنتیجه، بهدلیل اینکه تغییرات فروش رابطۀ مثبتی با بازده سهام دارد، ارتباط میان سود و بازده سهام باید برای بازده منفی نسبت به بازده مثبت، حتی در صورت نبود محافظهکاری، قویتر باشد؛ بنابراین، برآود رابطۀ خطی میان سود و بازده سهام در مدل استاندارد نهتنها عدم تقارن کمتری را شناسایی میکند؛ حتی اثر نامتقارن مخدوشکنندۀ چسبندگی هزینه را نیز لحاظ میکند؛ زیرا، هر دو نوع عمل عدم تقارن در جهت مشابه است و چسبندگی هزینه منجر به یک تعصب رو به بالا در میانگین عدم تقارن زمانی در برآورد مدل استاندارد میشود [11].
از سوی دیگر، چسبندگی هزینه تغییراتی نظاممندی دارد [29]. ادبیات هزینۀ حسابداری چهار دلیل اصلی این تغییرات را بهصورت مستند ارائه کردند. اول، اندازۀ هزینههای تعدیل [9 و 12]؛ دوم، خوشبینی و بدبینی مدیران از آینده [9 و 13]؛ سوم، مشکلات نمایندگی [19] و چهارم، مسائل رفتاری [18]. افزون بر این، تغییرات در محافظهکاری، بر چسبندگی هزینه تأثیر میگذارد. همچنین، پژوهشگران دیگر [20، 8 و 16] معتقدند که محافظهکاری سبب بهبود کارایی سرمایهگذاری از طریق مهار بیشسرمایهگذاری در رابطه با رفتار ایجاد امپراطوری مدیریتی و کاهش کم سرمایهگذاری از طریق اختلافات در بازار سرمایه میشود. این الگوهای سرمایهگذاری بر چسبندگی هزینه تأثیر میگذارد. از آنجا که مدل استاندارد محافظهکاری، تغییرات در چسبندگی هزینه را کنترل میکند، این مدل به احتمال زیاد برای تغییرات در محافظهکاری اشتباه میکند. بهعبارت دیگر، تعصب در برآورد عدم تقارن زمانی (فرضیۀ اول) تغییر نظاممند در برابر مشاهدات ایجاد میکند؛ زیرا، سبب تفاوت قابل پیشبینی در چسبندگی هزینه میشود. این اثر مخدوشکننده سبب تحریف در استنباط دربارۀ میزان تغییرات محافظهکاری میشود.
بانکر و همکاران [11] معتقدند با توجه به اینکه تغییرات فروش و همزمانی بازده سهام رابطۀ مثبتی دارند، تغییرات فروش ممکن است یک متغیر حذفشده در مدل استاندارد محافظهکاری بهوجود آورد. هنگامیکه هزینهها چسبنده است، این متغیر حذفشده اثری نامتقارن بر سود دارد که برای کاهش فروش نسبت به افزایش فروش قویتر است؛ بنابراین، آنها استدلال کردند بهدلیل اینکه تغییرات فروش رابطۀ مثبتی با بازده سهام دارد، ارتباط میان سود و بازده سهام باید برای بازده منفی نسبت به بازده مثبت، حتی در صورت نبود محافظهکاری، قویتر باشد؛ بنابراین، برآورد رابطۀ خطی میان سود و بازده سهام در مدل استاندارد، نهتنها عدم تقارن کمتری را شناسایی میکند، بلکه حتی اثر نامتقارن مخدوشکنندۀ چسبندگی هزینه را نیز لحاظ میکند؛ زیرا، هر دو نوع عمل عدم تقارن در جهت مشابه است و چسبندگی هزینه به یک تعصب رو به بالا در میانگین عدم تقارن زمانی در برآورد مدل استاندارد منجر میشود.
حبیب و مونزارحسن [21]، تأثیر مسئولیت اجتماعی شرکت بر رفتار چسبندگی هزینه را بررسی کردند. نتایج پژوهش آنان نشان داد هزینههای مربوط به مسئولیت اجتماعی شرکت سبب افزایش عدم تقارن رفتار هزینه در زمان کاهش فروش میشود؛ بنابراین، آنان رابطۀ مثبت و معنادار میان مسئولیت اجتماعی شرکت و چسبندگی هزینه را تأیید کردند. وارگانگارا و تامارا [27] تأثیر چسبندگی هزینه بر سودآوری آتی شرکتها را بررسی کردند. نتایج پژوهش آنان نشان داد در شرکت های اندونزیایی پدیدۀ چسبندگی هزینه وجود دارد. علاوه بر این، نتایج مؤید آن است که چسبندگی هزینه سبب کاهش سودآوری آتی شرکتها شده است.
عبدلحمید و ابولز، [7] تأثیر ساختار هزینه و عدم اطمینان تقاضا بر شدت چسبندگی هزینه را بررسی کردند. نتایج پژوهش آنان نشان داد شرکتهای دارای ساختار هزینۀ ثابت بیشتر به کمتر در صورت کاهش فروش با شدت چسبندگی هزینۀ بیشتری روبهرو میشوند. علاوه بر این، آنها بیان کردند هرچه عدم اطمینان تقاضا در آینده بیشتر باشد، شدت چسبندگی هزینه در صورت کاهش فروش بیشتر است.
بانکر و همکاران [12] معتقدند چسبندگی هزینه و محافظهکاری شرطی منجر به عدم تقارن مدل تجزیه و تحلیل هزینه، حجم فعالیت و سود استاندارد میشود که این عدم تقارن در شرکتها با حجم دارایی و تعداد کارکنان بیشتر، بالاتر و در شرکتها با اندازۀ بزرگتر، کمتر است؛ بنابراین، آنان مدل تجزیه و تحلیل هزینه، حجم فعالیت و سود استاندارد را با ترکیب چسبندگی هزینه و محافظهکاری شرطی تعدیل کردند.
خدادادی و همکاران [2] تأثیر رفتار چسبندگی هزینه و محافظهکاری مشروط بر تجزیه و تحلیل هزینه، حجم فعالیت و سود را بررسی کردند. نتایج یافتههای آنان نشان داد که رفتار چسبندگی هزینه بر مدل استاندارد تجزیه و تحلیل هزینه، حجم فعالیت و سود تأثیرگذار است. افزون بر این، نتایج پژوهش نشان داد نادیدهگرفتن محافظهکاری شرطی سبب تشدید تغییرات چسبندگی سود (کاهش سطح سود) میشود. همچنین، ویژگیهای خاص شرکتها بر رفتار چسبندگی هزینه و محافظهکاری شرطی مؤثر است و سبب تأثیر معنادار بر تجزیه و تحلیل هزینه، حجم فعالیت و سود میشود.
سجادی و همکاران [3] تأثیر چسبندگی هزینه بر تقارن زمانی سود را با تأکید بر ارتباط میان چسبندگی هزینه و محافظهکاری شرطی بررسی کردند. آنان معتقدند مدیریت نمیتواند اطلاعات خصوصی خود را بهصورت باورپذیرانه به بازار انتقال دهد. در نتیجه، انتظار میرود عدم تقارن اطلاعات بین مدیریت و سرمایهگذاران افزایش یابد. عدم تقارن بیشتر، انگیزههای مدیریت را برای بزرگنمایی عملکرد مالی افزایش میدهد؛ بنابراین، محافظهکاری شرطی با محدودکردن اختیارات مدیریت برای بزرگنمایی سود (برای مثال، با منع پیشبینی سودهای نامشخص) و کوچکنمایی زیان (برای مثال، با نیاز به شناسایی زیانهای نامشخص) با انگیزههای مزبور مقابله میکند و عدم تقارن اطلاعات را کاهش میدهد. بههمین دلیل، شرکتها با چسبندگی هزینه در معرض محافظهکاری شرطی بیشتری قرار دارند.
صفرزاده و بیگپناه [4] و هاشمی و همکاران [6] به بررسی تأثیر چسبندگی هزینه بر محافظهکاری شرطی پرداختند. نتایج پژوهش آنان نشان داد مدل استاندارد برای برآورد محافظهکاری، متوسط میزان محافظهکاری را بیشتر از واقع برآورد میکند. تفاوت پژوهش حاضر با پژوهشهای نامبرده در آن است که آنان فقط به تأثیر چسبندگی هزینه بر مدل باسو پرداختند و به تغییرات محافظهکاری با توجه به تغییرات چسبندگی هزینه، تأثیرچسبندگی هزینه در سال قبل (کاهش فروش بلندمدت)، بازده منفی سال قبل (بازده منفی بلندمدت)، تأثیر تئوری نمایندگی (تأثیر مالکیت مدیریت و تمرکز مالکیت) و تأثیر هزینههای تعدیل با توجه به ویژگیهای خاص شرکت توجه نکردهاند. علاوه بر این، در این پژوهش مدلهای محافظهکاری که باسو [14]، خان و واتس [24] و لافوند و ریچادوری [26] ارائه کردهاند، بر اساس تأثیر تئوری چسبندگی هزینه تعدیل شده است.
فرضیههای پژوهش
با توجه به مبانی نظری مطرحشده و پژوهشهای پیشین، فرضیههای پژوهش بهصورت زیر تدوین شده است:
فرضیۀ اول: برآورد عدم تقارن زمانی در مدل استاندارد محافظهکاری بهدلیل عدم کنترل چسبندگی هزینه بهطور متوسط دارای یک نوع تعصب رو به بالاست.
فرضیۀ دوم: برآورد تغییرات در محافظهکاری در مدل استاندارد، بهدلیل عدم کنترل تغییرات چسبندگی هزینه تحریف میشود.
روش پژوهش
این پژوهش با توجه به عدم امکان کنترل کلیۀ متغیرهای مربوط، از نوع پژوهشهای تجربی محض نیست، اما با توجه به تجزیه و تحلیل اطلاعات گذشته، این پژوهش از نوع پژوهشهای نیمهتجربی است.همچنین، با توجه به اینکه نتایج بهدستآمده از پژوهش به حل یک مشکل یا موضوع خاص میپردازد، از لحاظ هدف کاربردی و از لحاظ روش نیز از نوع تجزیه و تحلیل همبستگی با رویکرد رگرسیونی است.
جامعۀ آماری پژوهش، کلیۀ شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران در فاصله زمانی سالهای 1384 تا 1393 بوده است. در این پژوهش، برای تعیین نمونه آماری از روش نمونهگیری بهصورت حذف سیستماتیک استفاده شد؛ بدینصورت که در هر مرحله از بین کلیۀ شرکتهای موجود در ابتدای سال 1382، شرکتهایی که شرایط زیر را نداشتند، حذف شدند و شرکتهای باقیمانده برای انجام آزمون انتخاب شدند:
در نهایت، پس از طی مراحل مزبور، تعداد 105 شرکت شامل 1050 سال- شرکت برای انجام آزمون فرضیههای پژوهش انتخاب شدند.
روش گردآوری دادهها
در این پژوهش گردآوری اطلاعات در دو مرحله انجام شده است؛ در مرحلۀ اول برای تدوین مبانی نظری پژوهش از روش کتابخانهای و در مرحلۀ دوم، برای گردآوری دادههای مورد نظر از ماهنامههای بورس و تارنماهای بورس و بانک مرکزی و نرمافزارهای اطلاعات مالی شرکتها استفاده شده است. سپس، برای آمادهسازی اطلاعات از نرمافزار اکسل استفاده شده است، به این ترتیب که پس از استخراج اطلاعات مربوط به متغیرهای مورد بررسی از منابع ذکرشده، این اطلاعات در کاربرگهای ایجادشده در محیط این نرمافزار وارد و سپس، محاسبات لازم برای دستیابی به متغیرهای مورد بررسی انجام شد. در نهایت نیز بهمنظور آزمون فرضیهها از نرمافزار ایویوز (Eviews) نسخۀ 8 استفاده شده است.
تجزیه و تحلیل اطلاعات
برای تجزیه و تحلیل دادهها با استفاده از شاخصهای مرکزی همچون میانگین، میانه و شاخصهای پراکندگی انحراف معیار و برای آزمون فرضیهها از الگوی رگرسیون دادههای ترکیبی استفاده شده است. برای انتخاب از بین روشهای الگوهای رگرسیونی ترکیبی[4] و پانل[5] از آزمون F لیمر استفاده شده است. به این معنی اگر در آزمون F لیمر روش دادههای ترکیبی انتخاب شود، کار تمام است، اما اگر روش دادههای تابلویی انتخاب شد، لازم است تا آزمون هاسمن نیز انجام شود. از آزمون هاسمن برای تعیین استفاده از الگوی اثرات ثابت در مقابل الگوی اثرات تصادفی استفاده میشود [1].
همچنین، قبل از برازش الگو و با توجه به اینکه شرکتهای مورد استفاده در این پژوهش مربوط به صنایع مختلف بودهاند و همچنین، در این پژوهش از روش دادههای ترکیبی استفاده شده است، در نتیجه، امکان وجود ناهمسانی واریانس وجود دارد. برای رفع این مشکل از روش رگرسیون کمترین مربعات تعمیمیافته برای برازش الگو استفاده شد. پس از برازش الگو بهمنظور بررسی نبودِ خودهمبستگی در باقیماندههای الگو از آمارهی دوربین واتسون استفاده شده است.
الگوها و متغیرهای پژوهش
با توجه به مبانی نظری مطرحشده، هدف این پژوهش تعدیل مدل محافظهکاری شرطی با لحاظکردن اثر تئوری چسبندگی هزینه در شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران است. برای تعدیل مدل محافظهکاری شرطی با لحاظکردن اثر چسبندگی هزینه از الگوهای پژوهش بانکر و همکاران [11] به شرح الگوهای (1)، (2) و (3) استفاده شده است:
الگوی (1)
الگوی (2)
الگوی (3)
لازم به توضیح است که الگوی (1) الگوی باسو [14] است که به بررسی محافظهکاری و اندازهگیری عدم تقارن زمانی سود میپردازد. در الگوی (2) چسبندگی هزینه اندازهگیری میشود که برگرفته از الگوی بانکر و چن [10] است و در نهایت الگوی (3) الگوی باسو با توجه به اثر مخدوشکننده چسبندگی هزینه است که با الگوی بانکر و همکاران [11] تعدیل شده است (در حقیقت الگوی (3)، ترکیب دو الگوی (1 و 2) است).
الگوی (4)
افزون بر این، برای آزمون اعتباربخشی برای فرضیۀ اول در الگوی (4)، ارتباط میان کاهش فروش در دورۀ قبل ( ) و درجه عدم تقارن زمانی سود با توجه به تغییرات فروش جاری بررسی شده است. بهعبارت دیگر، الگوی (3)، با افزودن تعامل میان کاهش فروش بلندمدت و بازده منفی بلندمدت تعدیل شده است.
الگوی (5)
الگوی (5) از طریق اضافهشدن دو پروکسی استاندارد برای هزینههای تعدیل از ادبیات چسبندگی هزینه گسترش داده شده است. متغیرهای شدت کارکنان در سال قبل ( ) و شدت داراییها در سال قبل ( ) شاخصهای اصلی در این الگو هستند.
الگوی (6)
الگوی (7)
از سوی دیگر، برای بررسی فرضیۀ دوم پژوهش از الگوهای (6) و (7) استفاده شده است. الگوی (6) همان الگویی است که خان و واتس [24] بهکار بردهاند و در الگوی (7) با افزودن چسبندگی هزینه تعدیل شده است؛ بنابراین، الگوهای (6) و (7) با توجه به تأثیر متغیرهای نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سال قبل، اهرم مالی سال قبل و اندازهۀ شرکت سال قبل، تأثیر تغییرات در چسبندگی هزینه در استنباط دربارۀ میزان تغییرات در محافظهکاری را بررسی کرده است.
الگوی (8)
الگوی (9)
افزون بر این، برای بررسی فرضیۀ دوم پژوهش از الگوهای (8) و (9) نیز استفاده شده است. الگوی (8)، الگویی است که لافوند و ریچادوری [26] برای بررسی محافظهکاری با توجه به سطوح متفاوت مالکیت مدیریت و تمرکز مالکیت ارائه دادهاند. علاوه بر این، چن و همکاران [19] دریافتند چسبندگی هزینه ارتباط مثبت معناداری با مشکلات نمایندگی میان مدیران و مالکان دارد؛ زیرا، مالکیت مدیریت سبب همراستاشدن انگیزۀ مدیران با منافع مالکان میشود و ممکن است با چسبندگی هزینه کمتر مرتبط باشد. در الگوی استاندارد این اثر ممکن است با کاهش در محافظهکاری شرطی اشتباه شود؛ بنابراین، الگوی استاندارد احتمالا ارتباط منفی میان مالکیت مدیریت و محافظهکاری را بیش از مقدار واقعی برآورد میکند. در نتیجه، الگوی (8) (الگوی لافوند و ریچادوری) با پروکسی مالکیت شامل مالکیت مدیریت و تمرکز مالکیت با کنترل چسبندگی هزینه در غالب الگوی (9) تعدیل شده است.
متغیرهای پژوهش
متغیر وابسته
نسبت : برابر با نسبت سود خالص جاری شرکت به ارزش بازار سهام در ابتدای سال مالی [11]
متغیرهای مستقل
در این پژوهش متغیرهای مستقل به این شرح هستند:
: برابر با بازده سالانۀ سهام شرکت است [11].
: یک متغیر موهومی است، بهطوریکه اگر بازده سهام شرکت منفی باشد، عدد یک و در غیر این صورت عدد صفر را میپذیرد [11].
: یک متغیر موهومی است، بهطوریکه اگر فروش نسبت به سال قبل کاهش یافته باشد، عدد یک و در غیر این صورت صفر را میپذیرد [11].
: برابر با نسبت تغییرات فروش نسبت به سال قبل تقسیم بر ارزش بازار سهام در ابتدای سال مالی [11]
نسبت ارزش دفتری شرکت به ارزش بازار : برابر با با نسبت کل ارزش دفتری شرکت در سال قبل به ارزش بازار شرکت در سال قبل [11]
اهرم مالی : برابر با با نسبت کل بدهیهای سال قبل شرکت به کل داراییهای سال قبل شرکت[11]
اندازۀ شرکت : برابر با لگاریتم طبیعی ارزش بازار کل شرکت در سال قبل [11].
درصد مالکیت : برابر با درصد مالکیت سهام در اختیار مدیریت شرکت (برابر با مالکیت مدیریت) و درصد سهام 5 سهامدار اول شرکت (برابر با تمرکز مالکیت) است که در مدلهای 8 و 9 به صورت جداگانه برای متغیر مالکیت وارد و بهصورت جداگانه تخمین زده میشود [11].
متغیرهای کنترل
متغیر کنترل پژوهش به شرح زیر است:
شدت داراییها : برابر با با نسبت کل داراییهای سال قبل شرکت به کل فروش سال قبل شرکت [11]
شدت کارکنان : برابر با با نسبت تعداد کارکنان سال قبل شرکت به کل فروش سال قبل شرکت [11]
یافتههای پژوهش
آمار توصیفی
همانطور که مشاهده میشود، نتایج آمار توصیفی متغیرهای پژوهش در نگارۀ (1) نشان داده شده است.
نگارۀ 1. آمارههای توصیفی متغیرهای الگو*
|
متغیر |
میانگین |
میانه |
انحراف معیار |
بیشینه |
کمینه |
|
نسبت سود خالص به ارزش بازار سال قبل |
194/0 |
170/0 |
419/0 |
479/2 |
858/1- |
|
بازده سال جاری |
234/0 |
099/0 |
575/0 |
720/2 |
795/0- |
|
تغییرات فروش دورۀ جاری به ارزش بازار سال قبل |
242/0 |
122/0 |
719/0 |
712/2 |
157/2- |
|
بازده سال قبل |
250/0 |
102/0 |
591/0 |
714/2 |
795/0- |
|
تغییرات فروش دورۀ قبل به ارزش بازار سال قبل |
218/0 |
103/0 |
696/0 |
986/2 |
121/2- |
|
شدت داراییهای سال قبل |
681/1 |
305/1 |
342/1 |
887/7 |
247/0 |
|
شدت کارکنان سال قبل |
002/0 |
001/0 |
0036/0 |
028/0 |
0001/0 |
|
نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سال قبل |
688/0 |
547/0 |
629/0 |
186/3 |
812/0- |
|
اهرم مالی سال قبل |
655/0 |
660/0 |
186/0 |
310/1 |
096/0 |
|
اندازۀ شرکت سال قبل |
556/5 |
478/5 |
636/0 |
605/7 |
062/4 |
|
درصد مالکیت مدیریت سال قبل |
673/0 |
701/0 |
195/0 |
995/0 |
01/0 |
|
درصد تمرکز مالکیت سال قبل |
759/0 |
808/0 |
174/0 |
995/0 |
049/0 |
* منبع: یافتههای پژوهش
با توجه به نتایج بهدستآمده از آمارههای توصیفی متغیرهای پژوهش و نزدیک بههم بودن میانگین و میانه در بیشتر متغیرهای پژوهش، میتوان بیان کرد کلیۀ متغیرها از توزیع مناسبی برخوردار هستند. افزون بر این، آمارههای انحراف معیار، ضریب کشیدگی و چولگی نیز بهمنظور بررسی نرمالبودن توزیع دادهها بهکار گرفته میشوند (کلر و واراک، 2003). با بررسی معیارهای مذکور میتوان اظهار داشت دادههای مربوط به متغیرهای مستقل و وابسته از توزیع نرمال برخوردارند؛ زیرا، متغیرها دارای حداقل فاصله از ارزش ارائهشده برای کشیدگی هستند. افزون بر این، درصد مالکیت مدیریت و تمرکز دارای میانگین تقریبی 70 درصد است که نشاندهندۀ سهم بالای هر یک از طبقات مالکیت در شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار است (سهم بالای مسئلۀ نمایندگی که در پژوهشهای دیگر نادیده گرفته شده است). علاوه بر این، متغیر اهرم مالی شرکت دارای میانگین 65 درصدی است که نشاندهندۀ سهم بالای بدهی در ساختار سرمایۀ شرکتهای ایرانی است. همچنین، متغیر بازده سهام شرکت دارای میانگین حدود 24 درصد است که نشاندهندۀ سطح بازده معقولی در دور مورد بررسی و شرکتهای مورد بررسی است. لازم به توضیح است با توجه به اینکه متغیرهای بازده منفی و کاهش فروش موهومی است، در جدول آمار توصیفی لحاظ نشده است.
آزمون همخطی متغیرهای مستقل و بررسی همسانی واریانس
همخطی یعنی وجود رابطۀ شدید بین متغیرهای مستقل که بهوسیلۀ آماره VIF سنجیده میشود. مقادیر زیر 10 برای این آماره نشاندهندۀ نبودن همخطی بین متغیرهای مستقل است. با توجه به نتایج بهدستآمده برای کلیۀ مقادیر بهدستآمده این مقدار برای متغیرهای پژوهش کمتر از حد مجاز است. در نتیجه، هیچگونه همخطی میان متغیرهای پژوهش مشاهده نشده است. در ضمن، برای بررسی همسانی واریانس میان باقیماندههای مدل، از آزمون والد تعدیلشده استفاده شده است. این آزمون در نرمافزار ایویوز قابل انجام نیست و برای انجام آن از نرمافزار استاتا استفاده شده است. نتیجه این آزمون برای مدلهای پژوهش مؤید وجود همسانی واریانس میان باقیماندههای مدل است. همچنین، نرمالبودن توزیع باقیماندههای رگرسیون نیز بررسی شده است که نتایج نرمالبودن این باقیماندهها را تأیید میکند.[6]
تحلیل همبستگی
تجزیه و تحلیل همبستگی، ابزاری آماری است که به وسیله آن میتوان درجهای را اندازه گیری کرد که یک متغیر به متغیر دیگر، از نظر خطی مرتبط است. همبستگی را به طور معمول با تحلیل رگرسیون بکار میبرند. همبستگی معیاری است که برای تعیین میزان پیوند دو متغیر استفاده میشود. لازم به توضیح است با توجه به اینکه متغیرهای بازده منفی و کاهش فروش موهومی است لذا در آزمون همبستگی لحاظ نشده است.
نگارۀ 2. همبستگی متغیرهای پژوهش
|
متغیر |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
11 |
12 |
|
نسبت سود خالص به ارزش بازار سال قبل |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
بازده سال جاری |
271/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
تغییرات فروش دورۀ جاری به ارزش بازار سال قبل |
313/0 |
216/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
بازده سال قبل |
066/0 |
053/0 |
04/0- |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
تغییرات فروش دورۀ قبل به ارزش بازار سال قبل |
269/0 |
097/0 |
045/0 |
071/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
شدت داراییهای سال قبل |
05/0- |
07/0- |
005/0 |
08/0- |
18/0- |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
شدت کارکنان سال قبل |
01/0- |
01/0- |
03/0- |
01/0- |
11/0- |
440/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سال قبل |
449/0 |
111/0 |
183/0 |
10/0- |
310/0 |
154/0 |
023/0 |
1 |
|
|
|
|
|
اهرم مالی سال قبل |
11/0- |
05/0- |
100/0 |
15/0- |
104/0 |
02/0- |
12/0- |
07/0- |
1 |
|
|
|
|
اندازۀ شرکت سال قبل |
015/0 |
07/0- |
11/0- |
132/0 |
03/0- |
145/0 |
13/0- |
21/0- |
18/0- |
1 |
|
|
|
درصد مالکیت مدیریت سال قبل |
06/0- |
008/0 |
07/0- |
03/0- |
09/0- |
13/0- |
07/0- |
07/0- |
064/0 |
06/0- |
1 |
|
|
درصد تمرکز مالکیت سال قبل |
05/0- |
001/0 |
02/0- |
01/0- |
02/0- |
09/0- |
11/0- |
10/0- |
095/0 |
061/0 |
581/0 |
1 |
* منبع: یافتههای پژوهش
با توجه به نگارۀ (2)، همانگونه که مشاهده میشود ضریب همبستگی متغیرهای پژوهش منطقی است که
نشاندهندۀ نبودِ همبستگی، در بین متغیرهای پژوهش است.
آمار استنباطی
هدف این پژوهش، تعدیل الگوی محافظهکاری شرطی با لحاظکردن اثر تئوری چسبندگی هزینه در شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران است. در همین راستا، با توجه به مبانی نظری مطرحشده دو فرضیه تدوین و در ادامه به بررسی و آزمون آنها پرداخته شده است. برای این منظور، ابتدا الگوهایی (1، 2 و 3) آزمون شده است. البته لازم است قبل از برازش الگوهای پژوهش، آزمون چاو و هاسمن بهترتیب بهمنظور بررسی
استفاده از روش دادههای تابلویی با اثرات ثابت در مقابل روش دادههای تلفیقی و انتخاب از بین الگوی دادههای تابلویی با اثرات ثابت یا دادههای تابلویی با اثرات تصادفی برای نمونه پژوهش انجام شود.نتایج حاصل از آزمون چاو و هاسمن برای الگوهای (1)، (2)، (3)، (4)، (5)، (6)، (7)، (8) و (9) در نگارۀ (3) نشان داده شده است. نتایج این آزمون به صورت زیر است:
نگارۀ 3. نتایج آزمون F لیمر و هاسمن برای الگوهای پژوهش
|
الگوی مورد بررسی |
آزمون F لیمر |
آزمون هاسمن |
روش پذیرفتهشده |
||
|
آماره |
سطح خطا |
آماره |
سطح خطا |
||
|
الگوی (1) |
002/3 |
004/0 |
306/2 |
511/0 |
روش اثرات تصادفی |
|
الگوی (2) |
08/4 |
000/0 |
085/4 |
252/0 |
روش اثرات تصادفی |
|
الگوی (3) |
193/4 |
000/0 |
222/13 |
039/0 |
روش اثرات ثابت |
|
الگوی (4) |
822/3 |
000/0 |
172/56 |
000/0 |
روش اثرات ثابت |
|
الگوی (5) |
240/4 |
000/0 |
158/94 |
000/0 |
روش اثرات ثابت |
|
الگوی (6) |
211/2 |
000/0 |
479/61 |
000/0 |
روش اثرات ثابت |
|
الگوی (7) |
563/2 |
000/0 |
351/90 |
000/0 |
روش اثرات ثابت |
|
الگوی (با مالکیت مدیریت) (8) |
313/2 |
000/0 |
992/67 |
000/0 |
روش اثرات ثابت |
|
الگوی (با تمرکز مالکیت) (8) |
276/2 |
000/0 |
359/72 |
000/0 |
روش اثرات تابت |
|
الگوی (با مالکیت مدیریت) (9) |
570/2 |
000/0 |
34/120 |
000/0 |
روش اثرات تابت |
|
الگوی (با تمرکز مالکیت) (9) |
664/2 |
000/0 |
81/108 |
000/0 |
روش اثرات تابت |
* منبع: یافتههای پژوهش
همانطور که در نگارۀ (3) قابل مشاهده است، نتایج نشان میدهد روش دادههای تابلویی با اثرات ثابت برای الگوهای (3، 4، 5، 6، 7، 8 و 9) و روش دادههای تابلویی با اثرات تصادفی برای الگوهای (1 و 2) روش ارجح است؛ بنابراین، در ادامه به تخمین الگوهای پژوهش با توجه به روش ارجح پرداخته شد. در نتیجه، برای بررسی فرضیۀ اول پژوهش، نتایج تخمین الگوهای (1، 2 و 3) با روش اثرات ثابت برای الگوی (3) و تصادفی برای الگوهای (1 و 2)، در نگارۀ (4) ارائه شده است.
نگارۀ 4. نتایج تخمین الگوهای (1، 2 و 3)
|
نتایج حاصل از تخمین الگوی (1) |
|||
|
متغیر |
ضریب متغیر |
آماره تی |
سطح خطا |
|
عرض از مبداء |
183/0 |
739/5 |
000/0 |
|
موهومی بازده منفی ( ) |
071/0- |
678/1- |
093/0 |
|
بازده جاری ( ) |
169/0 |
396/5 |
000/0 |
|
ضرب موهومی بازده منفی در بازده جاری ( ) |
012/0 |
453/2 |
014/0 |
|
ضریب تعیین |
181/0 |
||
|
ضریب تعیین تعدیل شده |
178/0 |
||
|
آماره دوربین- واتسون |
861/1 |
||
|
آماره F |
835/24 |
||
|
احتمال آماره F |
000/0 |
||
|
نتایج حاصل از تخمین الگوی (2) |
|||
|
متغیر |
ضریب متغیر |
آماره تی |
سطح خطا |
|
عرض از مبداء |
155/0 |
671/5 |
000/0 |
|
موهومی کاهش فروش ( ) |
005/0- |
165/0- |
869/0 |
|
تغییرات فروش جاری به ارزش بازار سال قبل ( ) |
172/0 |
858/6 |
000/0 |
|
( ) |
006/0 |
308/2 |
021/0 |
|
ضریب تعیین |
213/0 |
||
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
209/0 |
||
|
آماره دوربین- واتسون |
638/1 |
||
|
آماره F |
523/35 |
||
|
احتمال آماره F |
000/0 |
||
|
نتایج حاصل از تخمین الگوی (3) |
|||
|
متغیر |
ضریب متغیر |
آماره تی |
سطح خطا |
|
عرض از مبداء |
133/0 |
159/5 |
000/0 |
|
موهومی بازده منفی ( ) |
056/0- |
366/1- |
172/0 |
|
بازده جاری ( ) |
139/0 |
512/4 |
000/0 |
|
ضرب موهومی بازده منفی در بازده جاری ( ) |
007/0 |
359/2 |
018/0 |
|
موهومی کاهش فروش ( ) |
00001/0 |
345/0 |
729/0 |
|
تغییرات فروش جاری به ارزش بازار سال قبل ( ) |
174/0 |
931/6 |
000/0 |
|
( ) |
086/0 |
640/1 |
101/0 |
|
ضریب تعیین |
264/0 |
||
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
251/0 |
||
|
آماره دوربین- واتسون |
740/1 |
||
|
آماره F |
495/12 |
||
|
احتمال آماره F |
000/0 |
||
* منبع: یافتههای پژوهش
با توجه به نتایج قابل مشاهده در نگارۀ (4) و با توجه آماره F بهدستآمده برای الگویهای (1، 2 و 3) که بهترتیب برابر (835/24، 523/35 و 495/12) و سطح خطای آنها که برای تمامی آنان برابر (000/0) است، میتوان ادعا کرد در سطح اطمینان 99 درصد، در مجموع الگویهای نامبرده از معناداری بالایی برخوردار هستند. همچنین، با توجه به ضریب تعیین تعدیلشده بهدستآمده برای الگوهای (1، 2 و 3) که بهترتیب برابر 17، 20 و 25 درصد است، میتوان بیان کرد که در مجموع متغیرهای مستقل و کنترل پژوهش بیش از 17، 20 و 25 درصد تغییرات متغیر وابسته را توضیح میدهند. افزون بر این، با توجه به مقدار آماره دوربین واتسون که برای الگوهای مورد بررسی به ترتیب برابر 861/1، 638/1 و 740/1 است، میتوان ادعا کرد که خودهمبستگی مرتبۀ اول میان باقیماندههای الگوهای مورد بررسی وجود ندارد.
مطابق مبانی نظری انتظار بر این بود که در صورتی که ضریب متغیر در الگوی (1) مثبت و معنادار باشد، نشاندهنده وجود محافظهکاری در شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران است که با توجه به نگارۀ (4) و ضریب بهدستآمده (012/0) که در سطح اطمینان 95 درصد معنادار است، میتوان ادعا کرد که در این سطح اطمینان محافظهکاری در شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران وجود دارد. علاوه بر این، مطابق مبانی نظری انتظار بر این بود که در صورتی که ضریب متغیر در الگوی (2) مثبت و معنادار باشد، نشاندهندۀ وجود چسبندگی هزینه در شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران است. که با توجه به نگاره (4) و ضریب بهدستآمده (006/0) که در سطح اطمینان 95 درصد معنادار است، میتوان ادعا کرد که در این سطح اطمینان چسبندگی هزینه در شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران وجود دارد. همچنین، مطابق مبانی نظری انتظار بر این بود در صورتی که ضریب متغیر مثبت در الگوی (3) نسبت به الگوی (1) کمتر باشد، میتوان ادعا کرد که عدم کنترل چسبندگی هزینه در الگوی (1) سبب تعصب رو به بالا در برآورد محافظهکاری شده است. با توجه به نگارۀ (4) و ضریب بهدستآمده برای الگوهای (1) و (3) که بهترتیب برابر (012/0) و (007/0) و در سطح اطمینان 95 درصد معنادار است، میتوان بیان کرد عدم کنترل چسبندگی هزینه در الگوی (1) سبب تعصب رو به بالا در برآورد محافظهکاری در شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران شده است. نتایج تخمین الگوی (4) با روش اثرات ثابت، در نگارۀ (5) ارائه شده است.
نگارۀ 5. نتایج تخمین الگوی پژوهش (4)*
|
متغیر |
ضریب متغیر |
آماره تی |
سطح خطا |
|
عرض از مبداء |
138/0 |
854/3 |
000/0 |
|
موهومی بازده منفی ( ) |
082/0- |
781/1- |
075/0 |
|
بازده جاری ( ) |
138/0 |
800/3 |
000/0 |
|
ضرب موهومی بازده منفی در بازده جاری ( ) |
336/0 |
106/2 |
035/0 |
|
موهومی کاهش فروش ( ) |
025/0 |
637/0 |
524/0 |
|
تغییرات فروش جاری به ارزش بازار سال قبل ( ) |
068/0 |
270/2 |
023/0 |
|
( ) |
226/0 |
361/3 |
000/0 |
|
موهومی بازده منفی سال قبل ( ) |
074/0- |
558/1- |
119/0 |
|
بازده جاری سال قبل ( ) |
023/0- |
838/0- |
402/0 |
|
ضرب موهومی بازده منفی در بازده جاری سال قبل ( ) |
134/0 |
049/1 |
294/0 |
|
موهومی کاهش فروش سال قبل ( ) |
018/0- |
417/0- |
676/0 |
|
تغییرات فروش جاری به ارزش بازار سال قبل سال قبل ( ) |
182/0 |
890/5 |
000/0 |
|
( ) |
048/0- |
753/0- |
451/0 |
|
135/0 |
811/1 |
070/0 |
|
|
001/0 |
020/0 |
984/0 |
|
|
337/0 |
355/1 |
175/0 |
|
|
003/0- |
042/0- |
966/0 |
|
|
227/0 |
778/3 |
000/0 |
|
|
418/0- |
385/3- |
000/0 |
|
|
ضریب تعیین |
510/0 |
||
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
427/0 |
||
|
آماره دوربین- واتسون |
716/1 |
||
|
آماره F |
129/6 |
||
|
احتمال آماره F |
000/0 |
||
* منبع: یافتههای پژوهش
با توجه به نتایج قابل مشاهده در نگارۀ (5) و با توجه آماره F بهدستآمده (129/6) و سطح خطای آن (000/0)، باید گفت در سطح اطمینان 99 درصد، در مجموع الگوی پژوهش از معناداری بالایی برخوردار است. همچنین، با توجه به ضریب تعیین تعدیلشده بهدستآمده برای الگو که برابر 42 درصد است، درمجموع متغیرهای مستقل و کنترل پژوهش بیش از 42 درصد تغییرات متغیر وابسته را توضیح میدهند. افزون بر این، با توجه به مقدار آماره دوربین واتسون که برابر 716/1 است، خودهمبستگی مرتبه اول میان باقیماندههای الگو وجود ندارد. مطابق مبانی نظری انتظار بر این است که اگر ضریب متغیر ( ) منفی و معنادار باشد، دلیل ضریب منفی آن است که مدیران، کاهش فروش در دورۀ قبل را مشاهده میکنند و برای فروش آتی بدبین میشوند (اندرسون و همکاران، [9] و بانکر و بیزالو، [13]). این بدبینی چسبندگی هزینه را کاهش میدهد؛ زیرا، مدیران این کاهش فروش را به صورت بلندمدت درک میکنند. در مقابل، درصورتی محافظهکاری برای تغییرات فروش پیشبینی میشود که ضریب متغیر ( ) مثبت و معنادار باشد. یعنی درجه محافظهکاری برای تغییرات فروش جاری در صورت کاهش فروش دورۀ قبل، بزرگتر است ( یک پروکسی از خبر بد)؛ بنابراین، با توجه به نگارۀ (5)، ضریب متغیر ( ) که برابر (418/0-) و در سطح اطمینان 95 درصد معنادار است، تأثیر خطی عددی تغییرات فروش نشاندهندۀ چسبندگی هزینه است و با محافظهکاری برای تغییرات فروش مطابق نیست. نتایج تخمین الگوی (5) با روش اثرات ثابت، در نگارۀ (6) ارائه شده است.
نگارۀ 6. نتایج تخمین الگوی پژوهش (5)*
|
متغیر |
ضریب متغیر |
آماره تی |
سطح خطا |
|
عرض از مبداء |
185/0 |
806/13 |
000/0 |
|
موهومی بازده منفی ( ) |
009/0 |
601/0 |
547/0 |
|
بازده جاری ( ) |
138/0 |
320/8 |
000/0 |
|
ضرب موهومی بازده منفی در بازده جاری ( ) |
205/0 |
419/3 |
000/0 |
|
موهومی کاهش فروش ( ) |
013/0 |
769/0 |
442/0 |
|
تغییرات فروش جاری به ارزش بازار سال قبل ( ) |
097/0 |
986/4 |
000/0 |
|
( ) |
093/0 |
848/1 |
065/0 |
|
شدت داراییهای سال قبل ( ) |
010/0- |
589/1- |
112/0 |
|
( ) |
113/0- |
215/6- |
000/0 |
|
( ) |
116/0- |
919/3- |
000/0 |
|
( ) |
092/0 |
998/2 |
001/0 |
|
( ) |
003/0- |
347/0- |
728/0 |
|
( ) |
020/0- |
426/1- |
154/0 |
|
( ) |
199/0 |
436/4 |
000/0 |
|
شدت کارکنان سال قبل ( ) |
479/5- |
761/1- |
078/0 |
|
( ) |
517/0 |
164/0 |
869/0 |
|
( ) |
104/0 |
038/0 |
969/0 |
|
( ) |
855/0- |
251/0- |
801/0 |
|
( ) |
651/1 |
500/0 |
616/0 |
|
( ) |
135/26 |
843/2 |
004/0 |
|
426/60 |
797/2 |
006/0 |
|
|
ضریب تعیین |
667/0 |
||
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
609/0 |
||
|
آماره دوربین- واتسون |
740/1 |
||
|
آماره F |
573/11 |
||
|
احتمال آماره F |
000/0 |
||
* منبع: یافتههای پژوهش
با توجه به نتایج قابل مشاهده در نگارۀ (6) و با توجه به آماره F بهدست آمده (573/11) و سطح خطای آن (000/0)، در مجموع الگوی پژوهش در سطح اطمینان 99 درصد از معناداری بالایی برخوردار است. همچنین، با توجه به ضریب تعیین تعدیلشده بهدستآمده برای الگو که برابر 60 درصد است، در مجموع متغیرهای مستقل و کنترل پژوهش بیش از 60 درصد تغییرات متغیر وابسته را توضیح میدهند. افزون بر این، با توجه به مقدار آماره دوربین واتسون که برابر 740/1 است، خودهمبستگی مرتبه اول میان باقیماندههای الگو وجود ندارد. مطابق مبانی نظری چسبندگی هزینه برای هر دو متغیر ( )و( ) پیشبینی میکند که هر دو متغیر مثبت و معنادار باشند؛ زیرا، داراییها و کارکنان بیشتر، شدت هزینههای تعدیل را افزایش میدهند و سبب افزایش چسبندگی هزینه میشوند. در مقابل، محافظهکاری برای تغییرات فروش پیشبینی میکند که فقط ضریب ( ) مثبت و معنادار و ضریب ( ) غیر معنادار باشد؛ چراکه شدت داراییها سبب افزایش محافظهکاری میشود. این امر به دلیل آن است که شدت داراییهای بیشتر دارای قابلیت بالقوۀ بیشتر برای کاهش ارزش داراییها برای خبر بد است؛ درحالیکه، شدت کارکنان بعید است تأثیری بر محافظهکاری داشته باشد؛ زیرا، چنین سرمایۀ نامشهودی در سرمایۀ انسانی در داراییهای ترازنامه شناسایی نمیشود. با توجه به نگارۀ (6)، ضریب متغیر ( ) و ( ) که برابر (199/0) و (426/60) و در سطح اطمینان 95 درصد معنادار است، نتیجه گرفته میشود تأثیرات شدت داراییها و شدت کاکنان مطابق با تئوری چسبندگی هزینه است و با تئوری محافظهکاری مطابق نیست. نتایج تخمین الگوهای (6) و (7) با استفاده از روش اثرات ثابت، در نگارۀ (7) ارائه شده است.
نگارۀ 7. نتایج تخمین الگوهای پژوهش (6) و (7)*
|
|
نتایج حاصل از تخمین الگوی (7) |
نتایج حاصل از تخمین الگوی (6) |
||||
|
متغیر |
ضریب متغیر |
آماره تی |
سطح خطا |
ضریب متغیر |
آماره تی |
سطح خطا |
|
عرض از مبداء |
590/0 |
534/1 |
125/0 |
470/0 |
171/1 |
241/0 |
|
موهومی بازده منفی ( ) |
167/0 |
467/0 |
640/0 |
750/0 |
003/2 |
045/0 |
|
بازده جاری ( ) |
445/0- |
603/1- |
109/0 |
181/0- |
606/0- |
544/0 |
|
ضرب موهومی بازده منفی در بازده جاری ( ) |
917/0 |
784/8 |
000/0 |
065/3 |
678/2 |
007/0 |
|
نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سال قبل ( ) |
169/0 |
289/3 |
001/0 |
138/0 |
945/2 |
003/0 |
|
181/0- |
006/3- |
002/0 |
247/0- |
191/4- |
000/0 |
|
|
( ) |
138/0 |
862/3 |
000/0 |
109/0 |
841/2 |
004/0 |
|
( ) |
650/0- |
140/7- |
000/0 |
700/0- |
360/7- |
000/0 |
|
اهرم مالی سال قبل ( ) |
139/0- |
976/0- |
329/0 |
083/0- |
579/0- |
562/0- |
|
( ) |
044/0- |
247/0- |
804/0 |
533/0- |
907/2- |
003/0 |
|
( ) |
457/0 |
455/3 |
000/0 |
283/0 |
012/2 |
044/0 |
|
( ) |
365/0- |
585/2- |
009/0 |
525/1- |
743/2- |
006/0 |
|
اندازۀ شرکت سال قبل ( ) |
077/0- |
290/1- |
197/0 |
057/0- |
929/0- |
353/0 |
|
( ) |
013/0- |
243/0- |
808/0 |
057/0- |
999/0- |
318/0 |
|
( ) |
021/0 |
507/0 |
611/0 |
001/0 |
031/0 |
974/0 |
|
( ) |
053/0- |
787/0- |
421/0 |
393/0- |
210/2- |
025/0 |
|
موهومی کاهش فروش ( ) |
399/0- |
336/1- |
181/0 |
|
|
|
|
تغییرات فروش جاری به ارزش بازار سال قبل ( ) |
410/0- |
140/5- |
000/0 |
|
|
|
|
( ) |
714/0 |
575/4 |
000/0 |
|
|
|
|
( ) |
042/0- |
720/0- |
471/0 |
|
|
|
|
( ) |
092/0- |
878/3- |
000/0 |
|
|
|
|
( ) |
120/0 |
443/2 |
014/0 |
|
|
|
|
( ) |
171/0 |
164/1 |
244/0 |
|
|
|
|
( ) |
395/0- |
871/3- |
000/0 |
|
|
|
|
( ) |
348/1 |
284/6 |
000/0 |
|
|
|
|
( ) |
046/0 |
014/1 |
310/0 |
|
|
|
|
( ) |
154/0 |
052/6 |
000/0 |
|
|
|
|
( ) |
336/0- |
716/6- |
000/0 |
|
|
|
|
ضریب تعیین |
600/0 |
511/0 |
||||
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
526/0 |
430/0 |
||||
|
آماره دوربین- واتسون |
764/1 |
832/1 |
||||
|
آماره F |
125/8 |
327/6 |
||||
|
احتمال آماره F |
000/0 |
000/0 |
||||
* منبع: یافتههای پژوهش
با توجه به نتایج قابل مشاهده در نگارۀ (7) و با توجه آماره F بهدست آمده برای الگوهای (6) و (7) که بهترتیب برابر (327/6) و (125/8) و سطح خطای آنها که برابر (000/0) است، در مجموع الگوی پژوهش در سطح اطمینان 99 درصد از معناداری بالایی برخوردار است. همچنین، با توجه به ضریب تعیین تعدیلشده بهدستآمده برای الگوهای (6) و (7) که بهترتیب برابر 43 و 52 درصد است، در
مجموع متغیرهای مستقل و کنترل پژوهش بیش از 43 و 52 درصد تغییرات متغیر وابسته را توضیح میدهند. افزون بر این، با توجه به مقدار آماره دوربین- واتسون که بهترتیب برابر 832/1 و 764/1 است، خودهمبستگی مرتبه اول میان باقیماندههای الگو وجود ندارد. در هر یک از الگویهای مورد بررسی (6 و 7) امتیاز محافظهکاری برابر است (یعنی ضریب عدم تقارن زمانی سود همه شرایط متقابل مربوطه را شامل میشود). علاوه بر این الگوی (6) برگرفته از الگوی خان و واتس [24] است که در الگوی (7) بر اساس تأثیر چسبندگی هزینه تعدیل شده است. برای بررسی فرضیۀ دوم پژوهش، مطابق پژوهش بانکر و همکاران [11]، لازم است تا همبستگی پیرسون و همبستگی اسپیرمن دو امتیاز محافظهکاری در دو الگوهای (6 و 7) بررسی و مقایسه شود. نتایج حاصل از بررسی همبستگی امتیاز محافظهکاری برای دو الگوی (6 و 7) در نگارۀ (8) ارائه شده است.
نگارۀ 8. نتایج آزمون همبستگی میان امتیاز محافظهکاری دو الگوی (6 و 7)*
|
|
همبستگی پیرسون |
همبستگی اسپیرمن |
|
آزمون همبستگی امتیاز محافظهکاری میان الگوهای (6) و (7) |
766/0 |
653/0 |
* منبع: یافتههای پژوهش
با توجه به نتایج نگارۀ (8)، همبستگی پیرسون میان امتیاز محافظهکاری استاندارد و امتیاز محافظهکاری تعدیلشده 766/0 و برای همبستگی اسپیرمن 653/0 است؛ بنابراین، تغییرات مخدوشکننده در چسبندگی هزینه دارای تأثیر قابل توجهی بر بزرگی نسبی و نیز حدود نسبی محافظهکاری اندازهگیریشده شرکت دارد که بر تأیید فرضیۀ دوم پژوهش تأکید میکند. نتایج تخمین الگوهای (8) و (9) با روش اثرات ثابت، در نگارۀ (9) ارائه شده است.
نگارۀ 9. نتایج تخمین الگوهای پژوهش (8) و (9)*
|
|
نتایج حاصل از تخمین الگوی (8) (مربوط به مالکیت مدیریت) |
نتایج حاصل از تخمین الگوی (8) (مربوط به تمرکز مالکیت) |
||||
|
متغیر |
ضریب متغیر |
آماره تی |
سطح خطا |
ضریب متغیر |
آماره تی |
سطح خطا |
|
عرض از مبداء |
700/0 |
698/1 |
089/0 |
784/0 |
839/1 |
066/0 |
|
موهومی بازده منفی ( ) |
930/0 |
369/2 |
018/0 |
903/0 |
300/2 |
021/0 |
|
بازده جاری ( ) |
026/0- |
088/0- |
929/0 |
035/0- |
114/0- |
908/0 |
|
ضرب موهومی بازده منفی در بازده جاری ( ) |
416/3 |
773/2 |
005/0 |
399/3 |
744/2 |
006/0 |
|
درصد مالکیت سال قبل ( ) |
220/0- |
450/1- |
147/0 |
387/0- |
683/1- |
092/0 |
|
278/0- |
548/1- |
121/0 |
181/0- |
850/0- |
395/0 |
|
|
( ) |
275/0- |
196/2- |
028/0 |
322/0- |
008/2- |
044/0 |
|
( ) |
394/0- |
854/2- |
004/0 |
223/0- |
886/3- |
000/0 |
|
نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سال قبل ( ) |
130/0 |
767/2 |
005/0 |
141/0 |
994/2 |
002/0 |
|
248/0- |
216/4- |
000/0 |
249/0- |
233/4- |
000/0 |
|
|
( ) |
111/0 |
889/2 |
004/0 |
103/0 |
684/2 |
007/0 |
|
( ) |
711/0 |
515/7 |
000/0 |
693/0 |
317/7 |
000/0 |
|
اهرم مالی سال قبل ( ) |
175/0- |
162/1- |
245/0 |
166/0- |
072/1- |
283/0 |
|
( ) |
445/0- |
403/2- |
016/0 |
474/0- |
495/2- |
012/0 |
|
( ) |
422/0 |
725/2 |
006/0 |
468/0 |
785/2 |
005/0 |
|
( ) |
614/1 |
862/2 |
004/0 |
721/1 |
966/2 |
003/0 |
|
اندازۀ شرکت سال قبل ( ) |
060/0- |
984/0- |
325/0 |
051/0- |
830/0- |
406/0 |
|
( ) |
065/0- |
149/1- |
250/0 |
066/0- |
158/1- |
247/0 |
|
( ) |
009/0- |
206/0- |
836/0 |
001/0- |
041/0- |
967/0 |
|
( ) |
297/0- |
816/3- |
000/0 |
299/0- |
866/3- |
000/0 |
|
ضریب تعیین |
520/0 |
518/0 |
||||
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
438/0 |
435/0 |
||||
|
آماره دوربین- واتسون |
854/1 |
869/1 |
||||
|
آماره F |
330/6 |
260/6 |
||||
|
احتمال آماره F |
000/0 |
000/0 |
||||
|
|
نتایج حاصل از تخمین الگوی (9) (مربوط به مالکیت مدیریت) |
نتایج حاصل از تخمین الگوی (9) (مربوط به تمرکز مالکیت) |
||||
|
متغیر |
ضریب متغیر |
آماره تی |
سطح خطا |
ضریب متغیر |
آماره تی |
سطح خطا |
|
عرض از مبداء |
528/0 |
590/5 |
000/0 |
588/0 |
835/5 |
000/0 |
|
موهومی بازده منفی ( ) |
136/0 |
230/1 |
219/0 |
131/0 |
157/1 |
247/0 |
|
بازده جاری ( ) |
065/0 |
853/0- |
393/0 |
098/0- |
156/1- |
248/0 |
|
ضرب موهومی بازده منفی در بازده جاری ( ) |
435/0 |
236/2 |
025/0 |
592/0 |
516/1 |
129/0 |
|
درصد مالکیت سال قبل ( ) |
036/0- |
992/0- |
321/0 |
115/0- |
098/2- |
036/0 |
|
065/0- |
694/1- |
090/0 |
029/0- |
562/0- |
573/0 |
|
|
( ) |
058/0- |
452/1- |
146/0 |
051/0- |
145/2- |
027/0 |
|
( ) |
124/0- |
616/2- |
008/0 |
141/0- |
223/3- |
001/0 |
|
نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سال قبل ( ) |
108/0 |
334/6 |
000/0 |
112/0 |
378/6 |
000/0 |
|
087/0- |
249/3- |
001/0 |
088/0- |
151/3- |
001/0 |
|
|
( ) |
091/0 |
507/4 |
000/0 |
088/0 |
256/4 |
000/0 |
|
( ) |
238/0 |
395/2 |
016/0 |
226/0- |
300/2- |
021/0 |
|
اهرم مالی سال قبل ( ) |
071/0- |
172/2- |
030/0 |
091/0- |
645/2- |
008/0 |
|
( ) |
066/0- |
449/1- |
147/0 |
046/0- |
996/0- |
319/0 |
|
( ) |
156/0 |
256/3 |
001/0 |
193/0 |
944/3 |
000/0 |
|
( ) |
113/0 |
554/0 |
579/0 |
145/0- |
708/0- |
479/0 |
|
اندازۀ شرکت سال قبل ( ) |
064/0- |
446/4- |
000/0 |
062/0- |
179/4- |
000/0 |
|
( ) |
005/0- |
343/0- |
731/0 |
009/0- |
653/0- |
513/0 |
|
( ) |
033/0 |
993/2 |
002/0 |
005/0 |
505/0 |
613/0 |
|
( ) |
036/0 |
774/2 |
006/0 |
043/0- |
827/0- |
408/0 |
|
موهومی کاهش فروش ( ) |
158/0- |
547/1- |
122/0 |
125/0- |
231/1- |
218/0 |
|
تغییرات فروش جاری به ارزش بازار سال قبل ( ) |
163/0- |
049/3- |
002/0 |
160/0- |
163/3- |
001/0 |
|
( ) |
321/0 |
670/2 |
007/0 |
273/0 |
445/2 |
014/0 |
|
( ) |
165/0 |
996/3 |
000/0 |
150/0 |
850/2 |
004/0 |
|
( ) |
065/0- |
115/1- |
265/0 |
104/0- |
705/1- |
088/0 |
|
( ) |
333/0- |
049/2- |
040/0 |
485/0- |
225/3- |
001/0 |
|
( ) |
047/0- |
149/2- |
031/0 |
049/0- |
187/2- |
029/0 |
|
( ) |
067/0- |
254/5- |
000/0 |
060/0- |
774/4- |
000/0 |
|
( ) |
049/0 |
371/1 |
170/0 |
040/0 |
267/1 |
205/0 |
|
( ) |
005/0- |
136/0- |
891/0 |
006/0 |
144/0 |
884/0 |
|
( ) |
198/0- |
008/3- |
002/0 |
210/0- |
480/3- |
000/0 |
|
( ) |
418/0 |
598/2 |
009/0 |
455/0 |
084/3 |
002/0 |
|
( ) |
011/0 |
793/0 |
427/0 |
003/0 |
243/0 |
807/0 |
|
( ) |
092/0 |
054/6 |
000/0 |
098/0 |
122/6 |
000/0 |
|
( ) |
166/0- |
432/4- |
000/0 |
192/0- |
802/4- |
000/0 |
|
ضریب تعیین |
710/0 |
704/0 |
||||
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
653/0 |
645/0 |
||||
|
آماره دوربین- واتسون |
769/1 |
754/1 |
||||
|
آماره F |
476/12 |
092/12 |
||||
|
احتمال آماره F |
000/0 |
000/0 |
||||
* منبع: یافتههای پژوهش
با توجه به نتایج قابل مشاهده در نگارۀ (9) و با توجه آماره F بهدستآمده برای الگوهای (8 و 9) برای مالکیت مدیریت و تمرکز مالکیت که بهترتیب برابر (330/6)، (260/6)، (476/12) و (092/12) و سطح خطای آنها که برابر (000/0) است، در مجموع الگوهای پژوهش در سطح اطمینان 99 درصد از معناداری بالایی برخوردار هستند. همچنین، با توجه به ضریب تعیین تعدیلشده بهدستآمده برای الگوهای (8 و 9) و برای مالکیت مدیریت و تمرکز مالکیت که بهترتیب برابر 43، 43، 65 و 64 درصد است، در مجموع متغیرهای مستقل و کنترل پژوهش بیش از 43، 43، 65 و 64 درصد تغییرات متغیر وابسته را توضیح میدهند. افزون بر این، با توجه به مقدار آماره دوربین واتسون که بهترتیب برابر 854/1، 869/1، 769/1 و 754/1 است، خودهمبستگی مرتبه اول میان باقیماندههای الگو وجود ندارد. مطابق مبانی نظری انتظار بر این بود در الگوی بدون چسبندگی هزینه (الگوی 8)، ارتباط میان مالکیت مدیریت و محافظهکاری (ضریب متغیر ) برای هر دو متغیرهای مالکیت مدیریت و تمرکز مالکیت منفی و معنادار باشد. نتایج نیز نشان داد برای این دو متغیر در برآوردهای (الگوی 8 با متغیر مالکیت مدیریت) و (الگوی 8 با متغیر تمرکز مالکیت) این ضرایب در سطح اطمینان 95 درصد منفی و معنادار (394/0- و 223/0-) است (مطابق پژوهش لافوند و روچادوری، [26]). علاوه بر این، مطابق مبانی نظری انتظار بر این است که ضریب منفی و معناداری میان چسبندگی هزینه و مالکیت مدیریت ( ) وجود داشته باشد نتایج هم نشان داد ضریب این متغیر (333/0-) در سطح اطمینان 95 درصد منفی و معنادار است. افزون بر این، برای بررسی تأیید یا رد فرضیۀ دوم انتظار میرفت ضریب منفی متغیر ( ) برای مالکیت مدیریت و نیز تمرکز مالکیت، الگوی (9) کمتر از الگوی (8) باشد. نتایج نیز نشان داد در الگوی (9) (الگوی تعدیلشده بر حسب چسبندگی هزینه) نسبت به الگوی (8) (الگوی لافوند و ریچادوری) برای متغیر مالکیت مدیریت، ضریب منفی این متغیر 68 درصد [(394/0÷124/0)-1] و برای تمرکز مالکیت نیز ضریب منفی این متغیر 36 درصد [(223/0÷141/0)-1] تقلیل یافته است که بر تأیید فرضیۀ دوم پژوهش تأکید میکند.
نتیجهگیری
هدف این پژوهش، تعدیل مدل محافظهکاری شرطی با لحاظکردن اثر تئوری چسبندگی هزینه در شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران است. بدینمنظور، فرضیههایی برای بررسی این موضوع تدوین و با استفاده از اطلاعات در دسترس به تجزیه و تحلیل آن پرداخته شد. بهطورکلی، این استدلال وجود دارد که هزینهها حساسیت بیشتری برای افزایش فروش نسبت به کاهش فروش بهدلیل منابع تعدیلشده نامتقارن دارند. از آنجا که هزینهها تأثیر منفی بر سود دارند، جهت عدم تقارن برای سود معکوس است و سود، حساسیت بیشتری برای کاهش فروش نسبت به افزایش فروش دارد. علاوه بر این، استدلال میشود با توجه به اینکه تغییرات فروش و همزمانی بازده سهام رابطۀ مثبتی دارند، تغییرات فروش ممکن است یک متغیر حذفشده در مدل استاندارد محافظهکاری بهوجود آورد. هنگامیکه هزینهها چسبنده است، این متغیر حذفشده اثر نامتقارنی بر سود دارد که برای کاهش فروش نسبت به افزایش فروش قویتر است. درنتیجه، بهدلیل اینکه تغییرات فروش رابطۀ مثبتی با بازده سهام دارد، ارتباط میان سود و بازده سهام باید برای بازده منفی نسبت به بازده مثبت، حتی در صورت نبود محافظهکاری، قویتر باشد؛ بنابراین، برآود رابطۀ خطی میان سود و بازده سهام در مدل استاندارد نهتنها عدم تقارن کمتری را شناسایی میکند؛ حتی اثر نامتقارن مخدوشکنندۀ چسبندگی هزینه را نیز لحاظ میکند. دلیل آن است که هر دو نوع عمل عدم تقارن در جهت مشابه است و چسبندگی هزینه به تعصب رو به بالایی در میانگین عدم تقارن زمانی در برآورد مدل استاندارد منجر میشود. همچنین، این استدلال وجود دارد که چسبندگی هزینه تغییرات نظاممندی دارد و مدل استاندارد محافظهکاری تغییرات در چسبندگی هزینه را کنترل نمیکند. این مدل به احتمال زیاد برای تغییرات در محافظهکاری اشتباه میکند. بهعبارت دیگر، تعصب در برآورد عدم تقارن زمانی (فرضیۀ اول) تغییر نظاممند در برابر مشاهدات ایجاد میکند؛ زیرا، سبب تفاوت قابل پیشبینی در چسبندگی هزینه میشود. این اثر مخدوشکننده سبب تحریف در استنباط دربارۀ میزان تغییرات محافظهکاری میشود. با توجه به استدلالهای فوق، نتایج تخمین الگوهای پژوهش نشان داد عدم کنترل چسبندگی هزینه در مدل محافظهکاری سبب تعصب رو به بالا در برآورد محافظهکاری در شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران شده است (مطابق با نتایج پژوهش بانکر و همکاران، [11] و صفرزاده و بیگ پناه، [4]). بهعبارت دیگر، مدل تعدیلشده برآورد دقیقتری از میزان محافظهکاری اندازهگیریشده ارائه میدهد. همچنین، نتایج نشان داد برآورد تغییرات محافظهکاری در مدل استاندارد، بهدلیل عدم کنترل تغییرات چسبندگی هزینه در شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران تحریف میشود (مطابق با نتایج پژوهش بانکر و همکاران، [11]).
پیشنهادهای پژوهش
با توجه به نتایج پژوهش، مدیران شرکتها میتوانند تأثیرات چسبندگی هزینه را شناسایی و کنترل کنند. آنان باید از طریق انعقاد قراردادهای مناسب برای اجارۀ داراییهای عملیاتی و استخدام کارکنان (مانند انعقاد قراردادهای کوتاهمدت) میزان تعدیلات لازم برای کاهش سطح داراییهای عملیاتی خود را در دورههای کاهش تقاضا و سطح فروش، کمتر کنند و شدت چسبندگی هزینهها را کاهش دهند. همچنین، لازم است مدیران شرکتها، چسبندگی هزینه و محافظهکاری شرطی را شناسایی و کنترل کنند و در فرایند تصمیمگیری، برنامهریزی و بودجه بندی فعالیتهای شرکت برای پیشبینی سودهای آتی، ارتباط هزینهها با درآمدها و تأثیر تغییرات فروش بر میزان هزینهها را مدنظر قرار دهند و بدین وسیله تصمیمگیری دقیقتر و بودجۀ جامعتری را ارائه کنند. افزون بر این، به مدیران پیشنهاد میشود در تجزیه و تحلیل میزان محافظهکاری و تغییرات محافظهکاری به ساختار هزینه و تأثیر چسبندگی هزینه توجه کنند و آن را در تحلیلها و ارزیابیهای خود بهکار ببرند. از سوی دیگر، به سرمایهگذاران پیشنهاد میشود در تحلیلهای مالی برای شرکتهایی که انتظار میرود در آینده با کاهش فروش روبهرو شوند، موضوع چسبندگی هزینه و تأثیر آن بر محافظهکاری را برای تجزیه و تحلیل سودهای آتی مدنظر قرار دهند.
از سوی دیگر، با انجام هر پژوهش، راه به سوی مسیر جدیدی باز میشود و ادامۀ راه مستلزم انجام پژوهشهای دیگری است؛ بنابراین، انجام پژوهشهایی به این شرح پیشنهاد میشود:
)
