نویسندگان
1 دانشیار گروه آموزشی حسابداری، واحد تهران شرق، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران
2 باشگاه پژوهشگران جوان و نخبگان، واحد تهران جنوب، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
The aim of this study is investigation into the effect of financial statements comparability on real earnings management in the listed companies on Tehran Stock Exchange. Required data were collected from the financial statements of 80 firms during 1390-1394. To examine the hypotheses, we used multivariate regression with pooled data. Comparability of financial statements is calculated based on Di Franco et al. (2011). Real earnings management is calculated based on developed model by De chow et al (1998) and Chowdhury (2006). The results revealed that there is positive and significant relationship between financial statements comparability and real earnings management criteria (unusual operating cash flow, abnormal production costs and optional extraordinary costs). In other words, with increasing the comparability of financial statements, managers' tendency to real earnings management would be increased to present a desirable of their current performance by manipulating real activities such as overproduction and abnormal increase in sales volume.
کلیدواژه‌ها [English]
قابلیت مقایسه، یکی از ویژگی‌های کیفی منحصر به‌فرد اطلاعات مالی است که مفید‌بودن آن را افزایش می‌دهد [19]. برخلاف مفهوم قابلیت اتکا که تمرکز بر روی پیش‌بینی یا تأییدپذیری اطلاعات مالی است، قابلیت مقایسه این امکان را برای استفاده‌کنندگان فراهم می‌آورد تا شباهت‌ها و تفاوت‌های عملکرد مالی شرکتها را شناسایی کنند؛ بنابراین، ویژگی کیفی اطلاعات مالی (قابلیت مقایسه) در بازار سرمایه و بدهی برای سرمایه‌گذاران و اعتباردهندگان بسیار حایز اهمیت است؛ زیرا تصمیم‌های سرمایه‌گذاری و وام‌دهی بر ارزیابی فرصت‌ها یا پروژه‌های جایگزین مبتنی است و بدون وجود این اطلاعات قابل مقایسه نمی‌توان اقدام به اتخاذ تصمیم بهینه کرد [26]. هدف از مدیریت سود نشان‌دادن کیفیت سود به نحوی است که انتظارات سهامداران و ارائه‌کنندگان برآورده شود [28]. وقتی مدیریت شرکت اقدام به دستکاری سود می‌کند، اقلام تعهدی افزایش و سود بر جریان نقدی نیز فزونی می‌یابد و با افزایش فاصلۀ سود و جریان نقدی از کیفیت سود کاسته می‌شود [30]. بسیاری از پژوهش‌ها تأثیر پذیرش استاندارد حسابداری مشابه (مانند استانداردهای گزارشگری مالی بین‌المللی[1]) را بر قابلیت مقایسۀ تعداد زیادی از شرکتها در کشورهای مختلف بررسی کرده‌اند [8، 27، 15]. پژوهشگران همچنین بهطور گسترده تأثیر قابلیت مقایسۀ حسابداری را بر اقلام مختلف مانند افشای اختیاری مدیریت، گسترش پوشش بیمۀ تحلیلگران و خاصه پیش‌بینی و ساختار پرتفلیوی سرمایه‌گذاران نهادی را بررسی کرده‌اند [21، 24، 16، 17].
سود گزارش‌شده در دورۀ جاری را می‌توان به دو طریق مختلف مدیریت کرد. ابتدا مدیران می‌توانند سود گزارش‌شده را از طریق انتخاب اقلام تعهدی اختیاری در محدودۀ اصول عمومی پذیرفته‌شده حسابداری دستکاری کنند. این مدیریت سود بر مبنای اقلام تعهدی در محدودۀ اصول عمومی پذیرفته‌شده حسابداری معمولاً در انتهای دورۀ مالی رخ می‌دهد [35]. با توجه به تأثیر مستقیم مقادیر اقلام تعهدی حسابداری، مدیریت سود بر مبنای اقلام تعهدی، تأثیر مستقیمی بر جریان‌های نقدی ندارد [2]. دوم، مدیران می‌توانند سودهای گزارش‌شده را از طریق تعدیل فعالیت‌های واقعی دستکاری کنند. به‌ویژه آنها می‌توانند زمان و مقیاس فعالیت‌های واقعی را تغییر دهند، مانند فروش، تولید، سرمایه‌گذاری و تأمین منابع مالی از طریق دورۀ حسابداری به نحوی که سود هدف قابل شناسایی باشد. برای مثال سودهای گزارش‌شده را از طریق تسریع در زمان تولید و طرح و برنامۀ فروش، حذف هزینه‌های اختیاری و به‌تعویق‌انداختن زمان وقوع آنها می‌توان بهطور موقت افزایش داد. پیرو روی چادهاری [31] مدیریت عملیات واقعی فعالیت‌هایی هستند که انحراف از شیوه‌های عادی کسب و کار را با هدف دستکاری سودهای جاری، مدیریت سودهای واقعی در نظر می‌گیرند. برخلاف مدیریت سود بر مبنای اقلام تعهدی، مدیریت سود واقعی، پیامدهای مستقیمی بر جریان‌های نقدی جاری و آتی دارد (همچنین اقلام تعهدی). برای متوسط سرمایه‌گذاران درک این بحث مشکل است و کمتر در معرض نظارت‌های گسترده، رسیدگی حسابرسان، بازرسان و سایر سهامداران برون‌سازمانی قرار می‌گیرد [12]. در چارچوب مفهومی گزارشگری مالی، هیأت استانداردهای حسابداری مالی[2] (2010) و هیأت استانداردهای حسابداری بین‌المللی[3] (2010) بیان کرده‌اند، قابلیت مقایسه، ویژگی کیفی اطلاعات مالی است که استفاده‌کنندگان را در تشخیص و درک تشابهات و تفاوت‌های اقلام موجود قادر می‌سازد. با وجود این، واقعیت است که قابلیت مقایسهۀ حسابداری یکی از مهم‌ترین ویژگی کیفی است، به‌‌رغم تأکید بر اهمیت ویژگی کیفی قابلیت مقایسه به‌وسیلۀ نهادهای سیاست‌گذار، پژوهش‌ها و مطالعه‌های نسبتاً کمی صورت پذیرفته است و شواهد مربوط به آن کم است [32]. یک دلیل این است که مفهومی نسبی یا تطبیقی است، معیاری مطلق یا مستقل مانند سایر ویژگی‌های حسابداری نیست. پژوهش‌های قبلی انجام‌شده در رابطه با قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی بیانگر این است که ویژگی کیفی مربوطه منجر به کاهش هزینه‌های استفاده‌کنندگان صورت‌های مالی برای تحصیل و تحلیل می‌شود و افزایش کیفیت اطلاعات مالی منتشر‌شده را در پی دارد [16، 15، 10، 25، 11]. بهطور نمونه، کیم و همکاران [25] با توجه به نتایج حاصل از پژوهش خود مطرح کردند امکان شناسایی و ارزیابی عملکرد شرکتها برای سرمایه‌گذاران با قابل مقایسه‌بودن صورت‌های مالی تسهیل می‌شود؛ زیرا موقع ارزیابی و مقایسۀ عملکرد یک شرکت با عملکرد سایر شرکتها به محاسبات و تحلیل‌های اندکی نیاز پیدا می‌کنند. یافته‌های حاصل از پژوهش دی‌فرانکو و همکاران [16] نشان می‌دهد قابلیت مقایسه به انتقال اطلاعات در میان شرکت‌های مشابه کمک می‌کند؛ طوریکه سرمایه‌گذاران یافته‌های واضح و مشخص‌تری دربارۀ شباهت‌ها و تفاوت‌های اقتصادی بنگاه‌ها به‌دست می‌آورند.
انتظار بر این است که بین قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی و مدیریت سود واقعی ارتباطی مستقیم برقرار باشد [34]. طبق پژوهش‌های پیشین، شرکتها برای دستیابی به اهداف سود مدنظرشان مدیریت سود را از اقلام تعهدی به واقعی تغییر می‌دهند [18، 12، 13]. تاکنون پژوهشی در ایران به بررسی این موضوع نپرداخته است که چطور فعالیت‌های مدیران در راستای استفاده از فرصت‌های موجود برای مدیریت سود متأثر از میزان قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی است. از این‌رو، در این مقاله تأثیر قابلیت مقایسه برای شرکت‌هایی که طبق اصول پذیرفته‌شده حسابداری اقدام به تهیۀ صورت‌های مالی می‌کنند، بر مدیریت سود واقعی مدیران مطالعه و بررسی می‌شود.
مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش
چارچوب نظری گسترده‌ای دربارۀ بررسی تأثیر پذیرش استانداردهای بین‌المللی گزارشگری مالی بر ویژگی‌های کیفیت حسابداری و قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی مطرح است. بارث و همکاران [8] به بررسی ارتباط استانداردهای حسابداری بین‌المللی و افزایش کیفیت حسابداری پرداختند. هدف انعکاس تأثیر مشخصه‌ها‌ی استانداردهای فوق در راستای سیستم گزارشگری مالی، تفسیر آنها، الزامات و دعاوی حقوقی است. یافته‌های پژوهش در گزارشی به این‌صورت مطرح شد که در شرکت‌های متمایل به پذیرش استانداردهای بین‌المللی گزارشگری مالی دستکاری و مدیریت سود کاهش می‌یابد و در نتیجه مقادیر اطلاعات مربوط و به‌هنگام نسبت به شرکت‌های غیرمتمایل به پذیرش استانداردهای بین‌المللی گزارشگری مالی افزایش می‌یابد. داسکه و همکاران [14] به بررسی پیامدهای اقتصادی پذیرش الزامی استانداردهای بین‌المللی گزارشگری مالی پرداختند. آنها تأثیر نقدشوندگی بازار، هزینۀ حقوق صاحبان سهام و کیو توبین در 26 کشور و نمونۀ بزرگی از شرکتها را تجزیه و تحلیل کردند که به‌صورت الزامی به‌کارگیری استانداردهای بین‌المللی گزارشگری مالی را پذیرفته‌اند. نتایج پژوهش نشان داد با پذیرش پیاده‌سازی استانداردهای بین‌المللی گزارشگری مالی به‌وسیلۀ شرکتها، معیارهای نقدشوندگی بازار و کیو توبین افزایش و هزینۀ حقوق صاحبان سهام کاهش می‌یابد. هریس و مولر [22] به بررسی ارزش سودهای بازار و مقادیر ارزش دفتری تحت استانداردهای حسابداری بین‌المللی و اصول عمومی پذیرفته‌شدۀ حسابداری در ایالات متحده پرداختند. یافته‌های حاصل از پژوهش، شواهدی را مبنی بر افزایش سودهای منطبق با اصول عمومی پذیرفته‌شده حسابداری، ارزش دفتری و در نهایت مربوط‌بودن با پذیرش استانداردهای بین‌المللی گزارشگری مالی ارائه کردند. دی فرانکو و همکاران [16] در پژوهشی به بررسی تأثیر قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی بر سطح تحلیل و پیش‌بینی پرداختند. نتایج حاصل از پژوهش نشان می‌دهد بین قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی و سطح تحلیل‌ها و بهبود دقت پیش‌بینی ارتباطی مستقیم و معنادار وجود دارد؛ به‌طوری‌‌که افزایش قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی منتهی به افزایش سطح تحلیل‌ها و بهبود دقت پیش‌بینی می‌شود و از میزان پراکنش پیش‌بینی‌ها می‌کاهد. گونگ و همکاران [21] به بررسی تأثیر قابلیت مقایسه بر افشا پرداختند و به این نتیجه رسیدند که امکان مدیریت سود زمانی افزایش می‌یابد که سودهای پیشبینیشدۀ شرکت در مقایسه با سودهای پیشبینیشدۀ سایر شرکتها کمتر باشد. بارث و همکاران [9] در مطالعه‌ای به بررسی تأثیر به‌کارگیری اختیاری استانداردهای گزارشگری مالی بین‌المللی بر قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی و سودمندی و مفید‌بودن بورس اوراق بهادار در ایالات متحده پرداختند. نتایج حاصل از پژوهش نشان داد بعد از پذیرش اختیاری استانداردهای بین‌المللی گزارشگری مالی شرکت‌هایی که از این استانداردها استفاده می‌کنند، قابلیت مقایسۀ بیشتری با هم داشتند و افزایش قابلیت مقایسه منجر به افزایش اطلاعات در سطح خاص شرکتها، افزایش نقدشوندگی بازار سرمایه و افزایش حجم معاملات سهام شده است. همچنین، یافته‌ها منطبق با نظر کمیسیون بورس و اوراق بهادار ایالات متحده مبتنی بر سودمندی قابلیت مقایسه در بورس اوراق بهادار است. سوهن [34] به بررسی تأثیر قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی بر مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی و مدیریت سود واقعی پرداخت. یافته‌های حاصل از پژوهش بیانگر ارتباطی معکوس و معنادار بین قابلیت مقایسه و مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی و ارتباطی مستقیم و معنادار بین قابلیت مقایسه و مدیریت سود واقعی است. رهنمای رودپشتی و همکاران [5] به بررسی سبک حسابرس و قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی در بازه زمانی 1391 –1380 با استفاده از روش همبستگی و رگرسیون چند‌متغیره و تحلیل رگرسیون در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. یافته‌های حاصل از پژوهش نشان می‌دهد سبک حسابرس بر قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی مؤثر است و برای دستیابی به قابلیت مقایسه، علاوه بر نیاز به وجود استانداردهای حسابداری یکنواخت، حسابرسان نیز دارای نقش با اهمیتی هستند. مهرورز و مرفوع [7] رابطه بین قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی با آگاهی‌بخشی قیمت سهام در خصوص سودهای آتی و همچنین نقش قابلیت قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی در انعکاس اطلاعات سودهای آتی خاص شرکت و اطلاعات سودهای آتی مربوط به صنعت در قیمت سهام دورۀ جاری را مطالعه و بررسی کردند. بر اساس نتایج پژوهش، بین قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی و آگاهی‌بخشی قیمت سهام ارتباطی مثبت وجود ندارد و قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی به انعکاس اطلاعات سودهای آتی مربوط به صنعت و انعکاس اطلاعات سودهای آتی خاص شرکت در قیمت سهام دورۀ جاری کمک نمی‌کند.
فرضیههای پژوهش
روی‌چادهاری [31] مدل‌های تجربی را گسترش داد که به پژوهشگران اجازه می‌داد سطوح فعالیت‌های عملیاتی واقعی را همانند انعکاس آن در جریان وجوه نقد ناشی از فعالیت‌های عملیاتی، هزینه‌های تولید و هزینه‌های اختیاری تفکیک کنند. نتایج پژوهش وی نشان داد مدیران شرکت در دستکاری فعالیت‌های واقعی برای دستیابی به اهداف سود اقدام می‌کنند. با توجه به پژوهش روی‌چادهاری مطالعات بعدی در ارتباط با مدیریت سود واقعی شواهدی را در پشتیبانی از روی چادهاری فراهم کردند که انتظار بر این است سطح نرمال فعالیت‌های واقعی با تصمیم‌گیری‌های عملیاتی مطلوب همراه است. همچنین پژوهش‌هایی انجام شد در رابطه با اینکه آیا مدیران مدیریت سود واقعی را جایگزین یا مکملی برای مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی برای اتخاذ تصمیم‌های راهبردی تلقی می‌کنند. برای نمونه ژانگ [35] در پژوهشی به بررسی جایگزینی بین مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی و مدیریت سود واقعی پرداخت. یافته‌های حاصل از پژوهش بیان کرد مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی و مدیریت سود واقعی افزایش (یا کاهش) می‌یابد، زمانی‌که هزینۀ مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی افزایش یابد (مثلاً افزایش کیفیت حسابرسی). قابلیت مقایسه یکی از ویژگی‌های گزارشگری مالی است که کمیت و کیفیت اطلاعات در دسترس را برای سرمایه‌گذاران ارتقا می‌دهد و این امکان را برای آنها فراهم می‌کند که عملکرد شرکت فعلی و آتی شرکت را ارزیابی کنند و به اتخاذ تصمیم‌های منطقی بپردازند [16]؛ بنابراین، با افزایش ویژگی قابلیت مقایسۀ اطلاعات حسابداری، توانایی سرمایه‌گذاران برای برآورد سودهای آتی از طریق ارزیابی عملکرد فعلی افزایش می‌یابد [1] و میزان اتکای آنان به عملکرد جاری بیش از پیش می‌شود؛ در این‌حال، مدیران تمایل بیشتری به گزارش مطلوب عملکرد فعلی می‌یابند. یکی از ابزارهای مدیران برای ارائۀ گزارش از وضعیت مطلوب شرکت، دستکاری و مدیریت سود است؛ از این‌رو انتظار می‌رود با افزایش قابلیت مقایسه، مدیریت سود نیز افزایش یابد.
کوهن و همکاران [12] تأثیر قانون ساربینز آکسلی را در انتخاب مدیریت برای شیوۀ مدیریت سود از بین مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی و مدیریت سود واقعی بررسی کردند. آنها به این نتیجه رسیدند که شرکتها بعد از قانون ساربینز آکسلی متمایل به مدیریت سود واقعی هستند. به‌دلیل اینکه تشخیص دستکاری سودی که مدیریت به‌‌طریق مدیریت سود واقعی انجام داده است، برای حسابرسان، بازرسان، ناظران و ذی‌نفعان در مقایسه با مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی سخت‌تر است، پس بهطور خاص مدیریت سود واقعی افزایش می‌یابد [3]. علاوه بر این، هزینه‌های مورد انتظار تعهدات قانونی مرتبط با مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی بهطور معناداری افزایش می‌یابد. بهطور کلی، مدیریت سود واقعی برای مدیران هزینه‌های کمتری را تحمیل می‌کند. با توجه به مباحث مطرح‌شده انتظار بر این است که با افزایش قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی، تمایل مدیران به فعالیت در زمینۀ مدیریت سود واقعی افزایش خواهد یافت. همچنین، بر خلاف مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی، با افزایش قابلیت مقایسه‌پذیری آشکار‌شدن مدیریت سود واقعی کمتر آشکار و شفاف خواهد شد؛ زیرا مدیریت سود واقعی از طریق فعالیت‌های واقعی مانند بهای فروش، شرایط اعتباری، میزان تولیدات و هزینه‌های پژوهش و توسعه نسبت به اقلام تعهدی حسابداری انجام می‌گیرد. همچنین، دستکاری فعالیت‌های واقعی، انحراف از روش‌های عملیات عادی است و یکی از انگیزه‌های مدیران از انجام آن گمراه‌کردن گروه‌های ذی‌نفع است، به‌صورتی‌‌که باور کنند اهداف گزارشگری مالی از طریق فعالیت‌های عادی محقق شده است (طوریکه بهطور مستقیم بر کیفیت حسابداری تأثیر می‌گذارد). با توجه به مبانی نظری مطرح‌شده، فرضیههای پژوهش عبارت‌اند از:
فرضیۀ 1: قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی بر جریان غیرعادی وجوه نقدی ناشی از فعالیت‌های عملیاتی که معیاری از مدیریت سود واقعی است، تأثیر مستقیم دارد.
فرضیۀ 2: قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی بر هزینه‌های غیرعادی تولید که معیاری از مدیریت سود واقعی است، تأثیر مستقیم دارد.
فرضیۀ 3: قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی بر هزینه‌های غیرعادی اختیاری که معیاری از مدیریت سود واقعی است، تأثیر مستقیم دارد.
روش پژوهش
این پژوهش از نظر ماهیت و محتوایی از نوع علّی و از نظر هدف کاربردی است. انجام پژوهش در چارچوب استدلال‌های قیاسی- استقرایی صورت می‌پذیرد؛ بدین معنی که مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش از راه کتابخانه‌ای، مجلات و سایر سایت‌های معتبر در قالب قیاسی، و گردآوری داده‌ها برای تأیید و رد فرضیه‌ها از راه استقرایی انجام می‌شود. به‌دلیل نوع داده‌های مورد مطالعه، مقایسۀ همزمان داده‌های مقطعی و طولی از روش الگوهای داده‌های تابلویی برای برآورد ضرایب و آزمون فرضیه‌ها استفاده شده است.
جامعۀ آماری این پژوهش در برگیرندۀ کلیۀ شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است. دوره زمانی پژوهش از سال 1390 تا 1394 در نظر گرفته شده است. همچنین، در این پژوهش نمونه‌ای به حجم 80 شرکت براساس معیارهای زیر از جامعۀ آماری شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران انتخاب شد: الف) با توجه به دوره زمانی دسترسی به اطلاعات (1394-1390)، شرکت قبل از سال 1390 در بورس اوراق بهادار پذیرفته شده باشد و نام آن تا پایان سال 1394 از فهرست شرکت‌های یاد‌شده حذف نشده باشد؛ ب) به‌منظور افزایش توان هم‌سنجی و همسان‌سازی شرایط شرکت‌های انتخابی، سال مالی شرکتها باید به پایان اسفند‌ماه هر سال منتهی شود؛ پ) به‌دلیل شفاف‌نبودن مرزبندی بین فعالیت‌های عملیاتی و تأمین مالی شرکت‌های مالی (شرکت‌های سرمایه‌گذاری و واسطه‌گری مالی و ...)، این شرکتها از نمونه حذف شده‌اند؛ ت) شرکتها نباید توقف فعالیت داشته و دورۀ فعالیت خود را تغییر داده باشند؛ ث) از آنجایی که متغیر مستقل و وابستۀ پژوهش در سطح صنعت تعریف و محاسبه شده است، پس از اعمال شرایط یاد‌شده صنایعی در نظر گرفته شدند که حداقل 6 تا 8 مشاهده در سال داشتند. شرکتها عمدتاً از صنایع فراوردۀ نفتی، فلزات اساسی، خودرو، ماشین‌آلات، صنایع غذایی، مواد دارویی، کاشی و سرامیک، سیمان، محصولات شیمیایی، کانی غیرفلزی انتخاب شوند که بیشترین حضور و فعالیت را دارند.
در این پژوهش مدیریت واقعی سود، متغیر وابسته است. برای به‌دست‌آوردن مدیریت واقعی سود، روش روی چودهاری [31] به‌کار گرفته شد. افزایش مدیریت واقعی سود یکی از نتایج بالقوۀ وضع قوانین بیشتر و سختگیرانه است؛ زیرا وجود نظارت بیشتر و مقررات صریح و محکم، موجب محدود‌شدن مدیریت اقلام تعهدی می‌شود و تمایل به استفاده از مدیریت واقعی سود که احتمال کشف آن کمتر است، افزایش می‌یابد [18]. شناسایی مدیریت واقعی سود و قضاوت و اظهارنظر دربارۀ آن برای اشخاص خارج از واحد تجاری مشکل‌تر نیز است [1]؛ بنابراین، انتظار می‌رود در دورۀ پس از تصویب قانون بازار اوراق بهادار مصوب 1384، مدیران به‌سوی مدیریت واقعی سود گرایش پیدا کرده باشند و از این‌رو مدیریت واقعی سود پس از این قانون افزایش یافته باشد [1]؛ بنابراین، مشابه پژوهش روی چودهاری [31]، در پژوهش حاضر نیز به‌منظور مطالعۀ سطح هموارسازی فعالیت‌های واقعی سه معیار در نظر گرفته و برآورد شد که شامل سطح غیرعادی جریان وجوه نقد ناشی از فعالیت‌های عملیاتی، سطح غیرعادی هزینه‌های اختیاری و سطح غیرعادی هزینه‌های تولید است. در پژوهش‌های صورت‌گرفته بعد از روی چودهاری [31]، لین و همکاران [29] نیز شواهدی در حمایت از اعتبار این معیارها ارائه کرده‌اند. پژوهش حاضر بر سه روش هموارسازی به شرح زیر و تأثیر آنها بر سه متغیر مذکور تمرکز کرده است [4]:
الف- تسریع در زمان‌بندی فروش از طریق اعطای تخفیف بیشتر یا شرایط اعتباری آسان‌تر
چنین تخفیفات و شرایط اعتباری آسانی بهطور موقت، مقادیر فروش را افزایش می‌دهد؛ اما این راه‌کارها به احتمال زیاد دوام چندانی ندارد و شرکت به قیمت‌های قبلی خود باز می‌گردد. با فرض اینکه حاشیۀ فروش مثبت باشد، فروش اضافی منجر به افزایش سود دورۀ جاری خواهد شد؛ اگرچه هم تخفیفات و هم شرایط اعتباری آسان، کاهش در جریان وجوه نقد را در دورۀ جاری در پی خواهد داشت.
ب- کاهش بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفته از طریق افزایش تولید
مدیران می‌توانند تولید را به میزانی بیش از حد نیاز افزایش دهند و از این طریق منجر به افزایش سود شوند. زمانی‌که مدیران تعداد واحدهای بیشتری را تولید می‌کنند، قادرند هزینه‌های سربار ثابت را بر روی تعداد بیشتری از واحدهای تولیدی سرشکن کنند و در نتیجه باعث شوند هزینه‌های ثابت هر واحد کاهش یابد. مادامی‌که کاهش در هزینه‌های ثابت هر واحد به‌وسیلۀ هیچگونه افزایش در هزینۀ نهایی هر واحد خنثی نشود، کل هزینه به ازای هر واحد کاهش می‌یابد. این امر منجر به کاهش بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفته می‌شود و شرکت حاشیۀ عملیاتی بالاتری را گزارش می‌کند. اگرچه شرکت باز هم تولیدات و هزینه‌های نگهداری دیگری را متحمل می‌شود که منجر به افزایش نسبت هزینه‌های تولید سالیانه به فروش و کاهش جریان وجوه نقد ناشی از فعالیت‌های عملیاتی در مقایسه با سطح فروش ارائه‌شده می‌شود.
پ- کاهش در هزینه‌های اختیاری مانند هزینۀ تبلیغات، پژوهش و توسعه و هزینه‌های اداری، عمومی و فروش
کاهش چنین هزینه‌هایی، سود دورۀ جاری را افزایش خواهد داد. همچنین، اگر شرکت عموماً چنین هزینه‌هایی را بهطور نقد پرداخت کند، این روش افزایش جریان وجوه نقد را با ریسک جریان وجوه نقد آتی کمتر نیز در دورۀ جاری در پی دارد. به این معنی که ممکن است بر اثر کاهش این هزینه‌ها، جریان وجوه نقد آتی شرکت نیز دچار کاهش شود.
در این پژوهش ابتدا سطوح عادی جریان وجوه نقدی ناشی از فعالیت‌های عملیاتی، هزینه‌های اختیاری و هزینه‌های تولید با استفاده از مدل توسعه‌یافتۀ دچو و همکاران (1998) محاسبه شد، مشابه آنچه در پژوهش روی چودهاری (2006) انجام شده است. در پژوهش فوق، جریان وجوه نقد ناشی از فعالیت‌های عملیاتی، تابعی خطی از فروش و تغییرات آن تعریف می‌شود. برای برآورد این مدل، رگرسیون مقطعی زیر به شرح رابطۀ (1) برای سال– شرکت به‌کار گرفته شد:
CFOit/Ait-1 = K0 + K1(1/Ait-1) + K2(Saleit/Ait-1) + K3(ΔSaleit/Ait-1) + ɛit رابطۀ (1)
جریان غیرعادی وجوه نقد ناشی از فعالیت‌های عملیاتی برابر است با جریان وجوه نقد ناشی از فعالیت‌های عملیاتی منهای سطح عادی جریان وجوه نقد عملیاتی که با استفاده از ضرایب رابطۀ (1) محاسبه می‌شود.
هزینه‌های تولید بهعنوان مجموع بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفته و تغییر در موجودی مواد و کالا طی سال تعریف می‌شود. در این پژوهش بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفته تابعی خطی از فروش همان دوره در نظر گرفته شد.
COGSit/Ait-1 = K0 + K1(1/Ait-1) + K2(Saleit/Ait-1) + ɛit رابطۀ (2)
همچنین، در پژوهش حاضر رشد موجودی مواد و کالا، تابعی خطی از تغییرات همزمان و همچنین، تغییرات با تأخیر فروش به‌شرح رابطۀ (3) در نظر گرفته شد.
ΔINV/Ait-1 = K0 + K1(1/Ait-1) + K2(ΔSaleit/Ait-1) + K2(ΔSaleit-1/Ait-1) + ɛit رابطۀ (3)
با استفاده از رابطههای (2) و (3) سطح عادی هزینه‌های تولید به‌صورت رابطۀ (4) برآورد شد:
Prod Costit/Ait-1 = K0 + K1(1/Ait-1) + K2(Saleit/Ait-1) + K2(ΔSaleit/Ait-1) + K2(ΔSaleit-1/Ait-1) + ɛit رابطۀ (4)
سطح عادی هزینه‌های اختیاری نیز به‌صورت یک تابع خطی از فروش به‌صورت رابطۀ (5) در نظر گرفته شد:
Disc Expit/Ait-1 = K0 + K1(1/Ait-1) + K2(Saleit-1/Ait-1) + K2(ΔSaleit/Ait-1) + K2(ΔSaleit-1/Ait-1) + ɛit رابطۀ (5)
معیار سنجش مدیریت سود واقعی با توجه به اندازۀ نهایی میزان اعمال مدیریت سود واقعی از طریق مقادیر خطای هر یک از مدل‌های یاد‌شده محاسبه می‌شود. مقادیر خطا ممکن است مثبت و یا منفی باشند.
متغیر مستقل در این پژوهش، قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی است. استفاده‌کنندگان صورت‌های مالی باید بتوانند صورت‌های مالی واحد تجاری را طی زمان برای تشخیص روند تغییرات در وضعیت مالی، عملکرد مالی و انعطاف‌پذیری مالی واحد تجاری مقایسه کنند. استفاده‌کنندگان همچنین باید بتوانند صورت‌های مالی واحدهای تجاری مختلف را مقایسه کنند تا وضعیت مالی، عملکرد مالی و انعطاف‌پذیری مالی آنها را نسبت به یکدیگر بسنجند. بدین ترتیب، ضرورت دارد اثرات معاملات و سایر رویدادهای مشابه در داخل واحد تجاری و در طول زمان برای آن واحد تجاری با ثبات رویه اندازه‌گیری و ارائه شود و بین واحدهای تجاری مختلف نیز هماهنگی رویه در باب اندازه‌گیری و ارائۀ موضوع‌های مشابه رعایت شود [6].
دی‌فرانکو و همکاران [16] دو تعریف از قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی ارائه کرده‌اند [5]:
الف- دو شرکت سامانۀ حسابداری قابل مقایسه دارند، چنانچه برای مجموعه‌ای مفروض از رویدادهای اقتصادی، صورت‌های مالی مشابهی تهیه کنند.
ب- شرکت‌هایی با رویدادهای اقتصادی همبسته و حسابداری مشابه برای این رویدادها، صورت‌های مالی همبسته‌ای در طول زمان خواهند داشت.
برای اندازه‌گیری آن از مدل دی‌فرانکو و همکاران [16] استفاده می‌شود. در این مدل، دو شرکت زمانی مشابه در نظر گرفته می‌شوند که برای مجموعه‌ای از رویدادهای اقتصادی یکسان مانند بازده، گزارش مالی مانند سود حسابداری مشابهی ارائه کرده باشند. برای اندازه‌گیری قابلیت مقایسه بین دو شرکت i و j ابتدا برای هر شرکت– سال مدل رگرسیونی به شرح رابطۀ (6) زیر با استفاده از داده‌های سالیانه برای دورۀ چهار‌سالۀ اخیر منتهی به پایان سال t برآورد می‌شود.
Earningsik = αit + βitReturnik + ɛik رابطۀ (6)
که در آن؛ Earningik سود خالص شرکت i در سال k تقسیم بر ارزش بازار سهام شرکت در ابتدای سال و Returnikبازده سهام شرکت i در سال k است.
ضرایب برآورد‌شده از رابطۀ فوق برای هر شرکت– سال، معیاری از عملیات حسابداری آن شرکت است. یعنی αi و βi نشان‌دهندۀ عملیات حسابداری شرکت i و ضرایب αj و βj معرف عملیات حسابداری شرکت j است. شباهت بین عملیات حسابداری دو شرکت، میزان قابلیت مقایسۀ دو شرکت i و j از مفهوم قابلیت مقایسه (ارائۀ گزارش‌های مشابه دربارۀ مجموعه‌ای از رویدادهای مشابه) استفاده می‌شود. از این‌رو، در هر سال از طریق رابطههای زیر سود شرکت i بهطور جداگانه یک‌بار با ضرایب خود شرکت i و یک‌بار با ضرایب شرکت jام با بازده شرکت i (رویداد مشابه) برای دورۀ زمانی مشابه با دورۀ زمانی رابطۀ قبلی پیش‌بینی می‌شود.
E (Earning) iik = αi + βiReturn ik رابطۀ (7)
E (Earning) ijk = αj + βjReturn ik رابطۀ (8)
در این رابطه‌ها E (Earning) iik سود پیش‌بینی‌شده برای شرکت i و سال k با استفاده از ضرایب شرکت i و E(Earning) ijk سود پیش‌بینی‌شده برای شرکت i و سال k با استفاده از ضرایب شرکت j سپس قابلیت مقایسه بین دو شرکت i و j در سال t از طریق فرمول زیر محاسبه می‌شود.
رابطۀ (9)
به بیانی دیگر، معیار سنجش قابلیت مقایسه به این صورت است که ابتدا برای شرکت i و شرکت j سود تعدیل‌شده از طریق نسبت سود خالص بر ارزش بازار برای چهار سال محاسبه می‌شود. سپس از طریق تخمین رگرسیون مقدار ثابت و ضریب زاویه محاسبه شده و سپس اقدام به محاسبۀ سود پیش‌بینی‌شده می‌شود. در نهایت، سودهای پیش‌بینی‌شده برای شرکت i و شرکت j از هم کسر شده و با توجه به اینکه سال‌های t الی t-3 در نظر گرفته شده است، عدد به‌دست‌آمده تقسیم بر 4 می‌شود و بدین‌ترتیب، معیار قابلیت مقایسه برای دو شرکت مذکور محاسبه می‌شود.
متغیرهای کنترلی پژوهش به پیروی از پژوهش سوهن [34] عبارت‌اند از:
اندازۀ شرکت: از طریق لگاریتم طبیعی کل فروش محاسبه می‌شود.
اهرم مالی: از نسبت کل بدهی‌ها به کل دارایی‌ها محاسبه می‌شود.
نرخ بازده دارایی: از نسبت سود خالص به کل دارایی محاسبه می‌شود.
کیفیت حسابرسی: اگر سازمان حسابرسی، عهده‌دار انجام خدمات حسابرسی باشد، عدد 1 در غیر این‌صورت عدد صفر استفاده می‌شود.
نوع صنعت: در صورتی‌که شرکت در طبقۀ صنایع غذایی، ماشین‌آلات و خودرو، صنایع شیمیایی و معادن فعالیت کند، از عدد یک و در غیر این صورت عدد صفر استفاده می‌کنیم.
یافته‌های پژوهش
آمار توصیفی داده‌های پژوهش از جمله میانگین بهعنوان معیار مرکزی و انحراف معیار، چولگی و کشیدگی بهعنوان معیار پراکندگی در نگارۀ 1 ارائه می‌شود:
نگارۀ 1. توصیف داده‌های پژوهش
|
نام متغیر |
نماد متغیر |
میانگین |
انحراف‌معیار |
واریانس |
چولگی |
کشیدگی |
|
جریان غیرعادی وجوه نقد عملیاتی |
R-CFO |
038373/0 |
17771/0 |
032/0 |
224/0 |
757/1 |
|
هزینه‌های غیرعادی تولید |
R-Prode |
066557/0- |
20557/0 |
042/0 |
319/0 |
474/1 |
|
هزینه‌های غیرعادی اختیاری |
R-Disx |
012351/0- |
036734/0 |
001/0 |
234/1 |
341/1 |
|
قابلیت مقایسه |
Comparability |
230027/0- |
065179/0 |
004/0 |
080/1 |
625/1 |
|
اندازۀ شرکت |
Size |
73332/13 |
43433/1 |
057/2 |
236/0 |
309/0 |
|
اهرم مالی |
Leverage |
565523/0 |
19623/0 |
039/0 |
330/0- |
359/0- |
|
نرخ بازده دارایی |
ROA |
150207/0 |
14094/0 |
020/0 |
450/0 |
074/1 |
|
کیفیت حسابرسی |
Audit Quality |
259259/0 |
4387702/0 |
193/0 |
103/1 |
788/0- |
|
نوع صنعت |
Industry |
543210/0 |
4987455/0 |
249/0 |
174/0- |
979/1- |
منبع: یافته‌های پژوهش
بررسی میزان چولگی و کشیدگی هر یک از متغیرها و مقایسۀ آن با توزیع نرمال نشان می‌دهد کلیۀ متغیرهای پژوهش به‌صورت نرمال توزیع شده‌اند.
آزمون مانایی متغیرهای پژوهش
یافته‌های حاصل از آزمون مانایی متغیرهای پژوهش به شرح زیر است:
نگارۀ 2. یافته‌های حاصل از آزمون مانایی
|
نام آزمون |
نام متغیر |
آماره آزمون |
سطح معناداری |
|
ریشه واحد (دیکی فولر) |
جریان غیرعادی وجوه نقد عملیاتی |
41862/17- |
0000/0 |
|
هزینه‌های غیرعادی تولید |
98492/18- |
0000/0 |
|
|
هزینه‌های غیرعادی اختیاری |
20724/19- |
0000/0 |
|
|
قابلیت مقایسه |
39523/20- |
0000/0 |
|
|
اندازۀ شرکت |
539705/8- |
0000/0 |
|
|
اهرم مالی |
41849/21- |
0000/0 |
|
|
نرخ بازده دارایی |
85516/15- |
0000/0 |
|
|
کیفیت حسابرسی |
62383/18- |
0000/0 |
|
|
نوع صنعت |
191014/6- |
0000/0 |
منبع: یافته‌های پژوهش
با توجه به آماره آزمون و سطح معناداری محاسبه‌شده، یافته‌های حاصل از آزمون پایایی پژوهش بیانگر این است که میانگین و پراکنش متغیرهای پژوهش در گذر زمان ثابت و پایا هستند.
آزمون اف- لیمر
یافته‌های حاصل از آزمون اف– لیمر پژوهش به شرح زیر است:
نگارۀ 3. یافته‌های حاصل از آزمون اف- لیمر
|
فرض صفر |
مدل آزمون |
آماره آزمون |
سطح معناداری |
نتیجۀ آزمون |
|
عرض از مبدأ تمامی مقاطع با هم یکسان است. |
مدل مربوط به فرضیۀ اول |
928315/0 |
6486/0 |
پذیرش فرض صفر (داده‌های ترکیبی) |
|
مدل مربوط به فرضیۀ دوم |
047363/1 |
3830/0 |
پذیرش فرض صفر (داده‌های ترکیبی) |
|
|
مدل مربوط به فرضیۀ سوم |
057227/1 |
3627/0 |
پذیرش فرض صفر (داده‌های ترکیبی) |
منبع: یافته‌های پژوهش
با توجه به آماره آزمون و سطح معناداری محاسبه‌شده مقاطع مورد بررسی همگن و دارای تفاوت‌های فردی نبودند؛ بنابراین، استفاده از روش داده‌های ترکیبی برای مدل فرضیههای پژوهش مناسب است.
آزمون فرضیۀ اول
یافته‌های حاصل از آزمون فرضیۀ اول پژوهش به شرح زیر ارائه می‌شود:
نگارۀ 4. یافته‌های حاصل از آزمون فرضیۀ اول پژوهش
|
نام متغیر |
ضرایب |
انحراف‌معیار |
آماره آزمون |
سطح معناداری |
|
R-CFO it = β0 + β1 Comparability it + β2 Size it + β3 Leverage it + β4 ROA it + β5 Audit Quality it + β7 Industry it + ɛit |
||||
|
مقدار ثابت |
031056/0 |
074021/0 |
419560/0 |
6750/0 |
|
قابلیت مقایسه |
275536/0 |
114185/0 |
413069/2 |
0163/0 |
|
اندازۀ شرکت |
006771/0 |
005450/0 |
242258/1 |
2149/0 |
|
اهرم مالی |
135458/0- |
044310/0 |
057085/3- |
0024/0 |
|
نرخ بازده دارایی |
562003/0 |
060802/0 |
243141/9 |
0000/0 |
|
کیفیت حسابرسی |
000797/0- |
016875/0 |
047255/0- |
9623/0 |
|
نوع صنعت |
055025/0- |
014934/0 |
684538/3- |
0003/0 |
|
ضریب تعیین: 325870/0 |
ضریب تعیین تعدیل‌شده: 315707/0 |
آماره آزمون: 06502/32 |
سطح معناداری: 0000/0 |
آماره دوربین– واتسون: 045451/2 |
منبع: یافته‌های پژوهش
سطح معناداری برای تک‌تک متغیرها و همچنین برای کل مدل در سطح اطمینان 95درصد محاسبه شده است. با توجه به ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل برازش‌شده، می‌توان ادعا کرد که 31 درصد از تغییرات متغیر وابسته فرضیۀ اول پژوهش باکمک متغیرهای مستقل و کنترل توضیح داده می‌شود. خودهمبستگی نقض یکی از فرض‌های استاندارد الگوی رگرسیون است و از آماره دوربین- واتسون می‌توان برای تعیین بود و نبود خودهمبستگی در الگوی رگرسیون استفاده کرد. آماره دوربین– واتسون محاسبه‌شده (045/2) که بین 5/2-5/1 است، بیانگر عدم وجود خودهمبستگی است و استقلال باقی‌مانده‌های اجزای خطا را نشان می‌دهد. همان‌طور که در نگارۀ 4 مشاهده می‌شود، سطح معناداری آماره t برای متغیر قابلیت مقایسه از سطح خطای قابل قبول 5 درصد کمتر است؛ بنابراین، وجود رابطۀ مستقیم و معنادار بین قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی و جریان غیرعادی وجوه نقد عملیاتی تأیید می‌شود و فرضیۀ اول پژوهش پذیرفته می‌شود. از بین متغیرهای کنترلی اهرم مالی ارتباط معکوس و معنادار و نرخ بازده دارایی ارتباط مستقیم و معنادار و سایر متغیرهای کنترلی بدونِ ارتباط معناداری هستند. همچنین، نوع صنعت نیز مد نظر گرفته شد.
آزمون فرضیۀ دوم
یافته‌های حاصل از آزمون فرضیۀ دوم پژوهش به شرح زیر ارائه می‌شود:
نگارۀ 5. یافته‌های حاصل از آزمون فرضیۀ دوم پژوهش
|
نام متغیر |
ضرایب |
انحراف‌معیار |
آماره آزمون |
سطح معناداری |
|
R-Prodeit = β0 + β1 Comparability it + β2 Size it + β3 Leverage it + β4 ROA it + β5 Audit Quality it + β7 Industry it + ɛii |
||||
|
مقدار ثابت |
176188/0- |
151542/0 |
162639/1- |
2457/0 |
|
قابلیت مقایسه |
161943/0 |
088275/0 |
329003/3 |
0023/0 |
|
اندازۀ شرکت |
008632/0 |
008746/0 |
986921/0 |
3243/0 |
|
اهرم مالی |
179421/0 |
051310/0 |
496809/3 |
0005/0 |
|
نرخ بازده دارایی |
672146/0- |
070822/0 |
490593/9- |
0000/0 |
|
کیفیت حسابرسی |
014758/0 |
019632/0 |
751726/0 |
4527/0 |
|
نوع صنعت |
001856/0 |
017384/0 |
106740/0 |
9150/0 |
|
ضریب تعیین: 316618/0 |
ضریب تعیین تعدیل‌شده: 306315/0 |
آماره آزمون: 73286/30 |
سطح معناداری: 0000/0 |
آماره دوربین– واتسون: 955204/1 |
منبع: یافته‌های پژوهش
سطح معناداری برای تک‌تک متغیرها و همچنین برای کل مدل در سطح اطمینان 95 درصد محاسبه شده است. با توجه به ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل برازش‌شده می‌توان ادعا کرد که 30 درصد از تغییرات متغیر وابسته فرضیۀ دوم پژوهش باکمک متغیرهای مستقل و کنترل توضیح داده می‌شود. خودهمبستگی نقض یکی از فرض‌های استاندارد الگوی رگرسیون است و از آماره دوربین- واتسون می‌توان برای تعیین بود و نبود خودهمبستگی در الگوی رگرسیون استفاده کرد. آماره دوربین– واتسون محاسبه‌شده (955/1) که بین 5/2-5/1 است، بیانگر عدم وجود خودهمبستگی است و استقلال باقی‌مانده‌های اجزای خطا را نشان می‌دهد. همان‌طور که در نگارۀ 5 مشاهده می‌شود، سطح معناداری آماره t برای متغیر قابلیت مقایسه از سطح خطای قابل قبول 5 درصد کمتر است؛ بنابراین، وجود رابطۀ مستقیم و معنادار بین قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی و هزینه‌های غیرعادی تولید تأیید و فرضیۀ دوم پژوهش پذیرفته می‌شود. از بین متغیرهای کنترلی اهرم مالی ارتباط مستقیم و معنادار و نرخ بازده دارایی ارتباط معکوس و معنادار و سایر متغیرهای کنترلی بدونِ ارتباط معناداری هستند. همچنین، نوع صنعت نیز مد نظر گرفته شد.
آزمون فرضیۀ سوم
یافته‌های حاصل از آزمون فرضیۀ سوم پژوهش به شرح زیر ارائه می‌شود:
نگارۀ 6. یافته‌های حاصل از آزمون فرضیۀ سوم پژوهش
|
نام متغیر |
ضرایب |
انحراف‌معیار |
آماره آزمون |
سطح معناداری |
|
R-Disxit = β0 + β1 Comparability it + β2 Size it + β3 Leverage it + β4 ROA it + β5 Audit Quality it + β7 Industry it + ɛii |
||||
|
مقدار ثابت |
059071/0 |
031274/0 |
888797/1 |
0596/0 |
|
قابلیت مقایسه |
079642/0 |
038855/0 |
049734/2 |
0410/0 |
|
اندازۀ شرکت |
005020/0- |
001805/0 |
781179/2- |
0057/0 |
|
اهرم مالی |
021942/0 |
010589/0 |
072151/2 |
0389/0 |
|
نرخ بازده دارایی |
022606/0- |
014616/0 |
546704/1- |
1227/0 |
|
کیفیت حسابرسی |
003275/0- |
004052/0 |
808404/0- |
4193/0 |
|
نوع صنعت |
003275/0- |
003588/0 |
937477/3 |
0001/0 |
|
ضریب تعیین: 088485/0 |
ضریب تعیین تعدیل‌شده: 074743/0 |
آماره آزمون: 439257/6 |
سطح معناداری: 0000/0 |
آماره دوربین– واتسون: 029512/2 |
منبع: یافته‌های پژوهش
سطح معناداری برای تک‌تک متغیرها و همچنین برای کل مدل در سطح اطمینان 95 درصد محاسبه شده است. با توجه به ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل برازش‌شده می‌توان ادعا کرد که 7 درصد از تغییرات متغیر وابسته فرضیۀ سوم پژوهش باکمک متغیرهای مستقل و کنترل توضیح داده می‌شود. خودهمبستگی نقض یکی از فرض‌های استاندارد الگوی رگرسیون است و از آماره دوربین- واتسون می‌توان برای تعیین بود و نبود خودهمبستگی در الگوی رگرسیون استفاده کرد. آماره دوربین– واتسون محاسبه‌شده (029/2) که بین 5/2-5/1 است، بیانگر عدم وجود خودهمبستگی است و استقلال باقی‌مانده‌های اجزای خطا را نشان می‌دهد. همان‌طور که در نگارۀ 6 مشاهده می‌شود، سطح معناداری آماره t برای متغیر قابلیت مقایسه از سطح خطای قابل قبول 5 درصد کمتر است؛ بنابراین، وجود رابطۀ مستقیم و معنادار بین قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی و هزینه‌های غیرعادی اختیاری تأیید می‌شود و فرضیۀ سوم پژوهش پذیرفته می‌شود. از بین متغیرهای کنترلی اندازۀ شرکت ارتباط معکوس و معنادار و اهرم مالی ارتباط مستقیم و معنادار و سایر متغیرهای کنترلی بدونِ ارتباط معناداری هستند. همچنین، نوع صنعت نیز مد نظر گرفته شد.
نتیجه‌گیری
مدیریت سود یا دستکاری سود، پدیده‌ای بین‌المللی برای گزارشگری مالی شرکتها و یا گزارش اطلاعات مرتبط با سود مطرح می‌شود. دلایل اصلی این امر، مطابقت عملکرد شرکت با انتظارات سهامداران و مطابق با الزام‌های اخذ مجوز مربوطه از قانونگذاران است. از این‌رو، مدیران در زمانی‌که قصد داشته باشند تصویر مطلوب‌تری به ذی‌نفعان ارائه دهند، دست به مدیریت سود می‌زنند. هدف این پژوهش، مطالعۀ تأثیر قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی بر مدیریت سود واقعی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس و اوراق بهادار تهران است. در راستای هدف پژوهش برای محاسبۀ متغیر قابلیت مقایسه از مدل دی‌فرانکو و همکاران (2011) و برای محاسبۀ مدیریت سود واقعی از مدل توسعه‌یافتۀ دچو و همکاران (1998) استفاده شد، مشابه آنچه در پژوهش روی چودهاری (2006) است. یافته‌های حاصل از پژوهش بیانگر این است که قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی بر معیارهای مدیریت سود واقعی (جریان غیرعادی وجوه نقد عملیاتی، هزینه‌های غیرعادی تولید، هزینه‌های غیرعادی اختیاری) تأثیر مستقیم و معناداری دارد که مطابق با یافته‌های پژوهش کوهن و همکاران (2008) و سوهن (2016) است. به‌عبارتی، با افزایش قابلیت مقایسه‌پذیری، بین گزارش‌های مالی شرکتها، امکان انتخاب و تصمیم بهینه برای سرمایه‌گذاران بیشتر فراهم می‌شود؛ بنابراین، مدیران برای اینکه تصویر مطلوب‌تری از عملکرد شرکت خود ارائه دهند، اقدام به مدیریت سود واقعی می‌کنند؛ زیرا مدیریت سود واقعی از طریق فعالیت‌های واقعی مانند بهای فروش، شرایط اعتباری، میزان تولیدات و هزینه‌های پژوهش و توسعه نسبت به اقلام تعهدی حسابداری انجام می‌گیرد و کشف آن دشوارتر از مدیریت سود اقلام تعهدی است. همچنین، دستکاری فعالیت‌های واقعی از طریق تولید بیش از اندازه از یک‌سو منجر به تغییرات غیرعادی در موجودی کالا و از سوی دیگر منجر به ایجاد هزینۀ تولید غیرعادی می‌شود. تولید بیش از اندازه با کاهش هزینۀ ثابت تخصیص‌یافته به محصولات، هزینۀ تولید را کاهش و حاشیۀ سود را افزایش می‌دهد؛ بنابراین، مدیران سعی می‌کنند با مدیریت سود واقعی عملکرد دورۀ جاری را بهتر نشان دهند، چرا‌که با افزایش قابلیت مقایسه عملکرد شرکت بیشتر در معرض تصمیم‌گیری ذی‌نفعان قرار گرفته است. به عبارت بهتر، با توجه به اینکه قابلیت مقایسه، سرمایه‌گذاران، سهامداران و کلیۀ ذی‌نفعان را در راستای تصمیم‌گیری کمک فراوانی می‌کند، وقتی قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی بیشتر می‌شود، میزان استفادۀ گزارش‌های مالی به‌وسیلۀ سرمایه‌گذاران بیشتر می‌شود و آنان بیشتر بر عملکرد جاری شرکت در اتخاذ تصمیمات اقتصادی آتی اتکا می‌کنند؛ از این‌رو، مدیران بیشتر انگیزه می‌یابند که اقدام به مدیریت سود از طریق فعالیت‌های واقعی کنند تا بتوانند عملکرد شرکت را بهتر جلوه دهند و با ارتقای جایگاه شرکت بین سهامداران که منجر به افزایش داد و ستد سهام و نقدشوندگی می‌شود، امکان تخصیص منابع را برای شرکت فراهم سازند. پژوهش حاضر نشان می‌دهد در بین شرکت‌های ایرانی عضو بورس نیز این تأثیرگذاری برقرار است. در راستای یافته‌های حاصل از آزمون فرضیههای پژوهش پیشنهاد می‌شود سود شرکتها از لحاظ مدیریت و دستکاری از ابعاد هموارسازی یا مدیریت واقعی سودها به‌ویژه جریان غیرعادی وجوه نقد عملیاتی نیز تحلیل و بررسی شود. در راستای پژوهش‌های آتی پیشنهاد می‌شود از سود فقط معیاری برای محاسبۀ قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی استفاده نشود و سایر معیارهای عملکرد نیز استفاده شود.
)
