Document Type : Original Article
Authors
1 Associate Professor, Finance, Payame Noor University, Rasht, Iran
2 M.S in Accounting
Abstract
Keywords
در بازارهای کارای سرمایه انتظار میرود کلیۀ اطلاعات موجود، به‌سرعت در قیمت اوراق بهادار منعکس شود. در صورتی که پس از انتشار گزارش‌های مالی قیمت سهام تغییر کند، اطلاعات حسابداری به ارزش سهام مربوط بوده و دارای محتوای اطلاعاتی است. مربوط‌بودن ارزش اطلاعات حسابداری، یکی از معیارهای سودمندی است که برای سنجش سودمندی اطلاعات حسابداری به کار میرود که هدف اولیۀ گزارشگری مالی است. مرتبط‌بودن اطلاعات حسابداری با ارزش سهام، حالت عملیاتی‌شدۀ دو ویژگی مهم و اولیۀ اطلاعات گزارشگری مالی یعنی مربوط‌بودن و قابلیت اتکا اطلاعات حسابداری است؛ زیرا ارقام حسابداری تنها زمانی دارای ارزشی مربوط‌اند که سرمایه‌گذاران، آنها را در ارزیابی‌های خود از شرکت، مربوط بدانند و در قیمت سهام منعکس کنند. براساس نظر بیور و رایان ]9[، ارزش اطلاعات حسابداری در صورتی مربوط است که با ارزش بازار سهام شرکت همبستگی داشته باشد. در چنین محیطی، شناسایی عوامل مؤثر بر افزایش میزان مربوط‌بودن ارزش اطلاعات حسابداری در بازار اهمیت زیادی دارد و می‌تواند با بهبود کیفیت سود گزارش‌شده، به افزایش کارایی بازار و سرعت واکنش آن به اطلاعات منتشرشده منجر شود.
محافظه‌کاری، یکی از اصول محدودکنندۀ حسابداری، بر کیفیت اطلاعات حسابداری و مرتبط‌بودن آن با ارزش سهام اثرگذار است. محافظه‌کاری شرطی که به معنی شناسایی به‌موقع‌تر اخبار بد نسبت به اخبار خوب در رابطه با سود است، ممکن است با محدودکردن آزادی عمل مدیران و ممانعت از رفتارهای فرصت‌طلبانه و خوش‌بینانۀ بیش از حد در گزارش سود، بسیاری از مشکلات نمایندگی و اثرات منفی وجود عدم‌تقارن بین بخش‌های مختلف شرکت را کاهش دهد و درنتیجه، به افزایش قابلیت اتکا اطلاعات حسابداری منجر شود. از دیدگاه نظریۀ نمایندگی که حقوق و مزایای مدیران را به سود گزارش‌شده مرتبط می‌داند، مدیران انگیزه‌های قوی برای پنهان‌کردن اخبار بدی دارند که موجب کم‌شدن سود می‌شوند؛ بنابراین، می‌توان محافظه‌کاری را سازوکاری برای کنترل انگیزه‌های مدیران به‌منظور گزینش بیش از واقع سود تلقی کرد. محافظه‌کاری همچنین می‌تواند با تسهیل دستیابی تأمین مالی خارجی و کاهش هزینه‌های تأمین مالی، موجب بهبود سیاست‌های سرمایه‌گذاری شرکت می‌شود ]10[؛ اما اعمال محافظه‌کاری می‌تواند به غیر واقعی شدن اطلاعات حسابداری منجر شود و درنتیجه مربوط‌بودن آن به تصمیم‌گیری‌های اقتصادی را کاهش دهد ]3[. بر اساس این و با توجه به وجود دیدگاههای متفاوت در این باره، به نظر می‌رسد انجام پژوهشی ضرورت داشته باشد که نقش محافظه‌کاری شرطی را در رابطه با مرتبط‌بودن سود با ارزش بازار سهام و درنهایت کاهش عدم‌تقارن اطلاعاتی بررسی کند.
با توجه به اهمیت موضـوع ارتبـاط محافظه‌کاری و کیفیـت سـود حسابداری، در این پژوهش تلاش شده است اثر محافظه‌کاری مشروط بر کیفیت اطلاعات حسابداری بررسی شود. وجه تمایز پژوهش حاضر با مطالعات پیشین در این است که در این مطالعه به‌منظور سنجش کیفیت اطلاعات، هم‌زمان از دو معیار ضریب واکنش سود و مرتبط‌بودن با ارزش سهام استفاده شده است و هدف، پاسخ به این سؤال است که آیا محافظه‌کاری شرطی می‌تواند بر ضریب واکنش سود و نیز مرتبط‌بودن اطلاعات حسابداری اثرگذار باشد و به بهبود کیفیت اطلاعات حسابداری منجر شود.
در ادامۀ مطالب، مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش، فرضیه‌ها، روش و مدل پژوهش، یافته‌ها شامل آمار توصیفی و استنباطی و نیز نتیجه‌گیری حاصل از پژوهش ارائه شدهاند.
مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش
محافظه‌کاری، در تعریف رایج آن، برخورد متمایز با شناسایی سودها و زیان‌هاست. این برخورد نامتقارن، ناشی از تأییدپذیریِ متفاوت برای شناسایی درآمدها و هزینه‌ها است ]20[ از دیدگاه باسو ]8[ محافظه‌کاری عبارت از التزام به دارابودن درجۀ بالای تأیید برای شناخت اخبار خوب مانند سودآوریدر مقابل اخبار بد مانند زیاندهی است. این تعریف بیان‌کنندۀ محافظه‌کاری مشروط است. در پژوهش‌های اخیر، محافظه‌کاری به دو نوع تقســیم شده است: نوع نخست، محافظه‌کاری پیش‌رویدادی است که محافظه‌کاری مستقل از اخبار و محافظه‌کاری غیرشرطی نیز خوانده شده است. محافظه‌کاری پیش‌رویدادی از به‌کارگیری آن دسته از استانداردهای حسابداری ناشی می‌شود که سود را به گونه‌ای مستقل از اخبار اقتصادی جاری و بدون توجه به نوساناتیکاهش می‌دهد که در قیمت بازار دارایی‌ها اتفاق می افتد. استفاده از روش Lifo در بحث ارزیابی موجودی‌ها، استفاده از روش‌های نزولی در بحث استهلاک یا شیوۀ عمل با مخارج تحقیق و توسعه، مصادیقی از اعمال روش مزبور است. نوع دیگر محافظه‌کاری، محافظه‌کاری پس‌رویدادی است که محافظه‌کاری وابسته به اخبار، محافظه‌کاری مشروط و عدم‌تقارن زمانی سود نیز خوانده شده است. محافظه‌کاری پس‌رویدادی به مفهوم شناسایی به‌موقع‌تر اخبار بد نسبت به اخبار خوب در سود است. باسو برای نخستین‌بار محافظه‌کاری مشروط را به‌منزلۀ جنبه‌ای مهم از محافظه‌کاری مطرح کرد ]18[. اعمال قاعدۀ اقلّ بهای تمام‌شده یا خالص ارزش فروش، حذف سرقفلی درنتیجۀ انجام آزمون کاهش ارزش و شناسایی نامتقارن زیان‌های احتمالی در مقابل سودهای احتمالی از این نوع محافظه‌کاری تلقی می‌شوند.
موضوع مهم در رابطه با محافظه‌کاری، نقشی است که در سودمندی و بهبود کیفیت اطلاعات مالی دارد. بر اساس این، دو دیدگاه متفاوت در رابطه با کارکرد محافظه‌کاری وجود دارد. براساس دیدگاه نخست، محافظه‌کاری نقش اطلاعاتی دارد و به بهبود کیفیت اطلاعات منجر می‌شود. طرفداران این دیدگاه اعتقاد دارند محافظه‌کاری موجب کاهش مدیریت سود، عدم‌تقارن اطلاعاتی و هزینه‌های نمایندگی می‌شود و بنابراین به بهبود فرایند گزارشگری و تصمیم‌گیری کمک می‌کند ]14، 15[؛ اما درمقابل دیدگاه رقیب بیان می‌کند محافظه‌کاری نه‌تنها فاقد محتوای اطلاعاتی است، کیفیت گزارشگری مالی را نیز کاهش می‌دهد و به سوء‌گیری هدفمند و تحریف واقعیت‌های اقتصادی و ارائۀ کمتر از واقع سود منجر می‌شود ]7[.
در مفاهیم نظری گزارشگری ایران، از محافظه‌کاری با تعبیر احتیاط یاد شده است که در عین وجود تفاوت‌های این دو واژه در محتوا و عمل (به‌ویژه در رابطه با نحوۀ برخورد با افزایش یا کاهش ارزش دارایی‌ها)، شاید به دلیل داشتن برخی وجوه مشترک، مفهوم مزبور، یکی از زیر ویژگی‌های کیفی قابلیت اتکای اطلاعات مطرح بوده که به همراه ویژگی مربوط‌بودن اطلاعات، به بهبود سودمندی اطلاعات مالی منجر شده و درنهایت این موضوع بر محتوای اطلاعاتی یا به تعبیری بر مرتبط‌بودن اطلاعات با ارزش بازار سهام تأثیر گذاشته است.
سود در زمرۀ مهم‌ترین اطلاعات حسابداری است که مطالعات وسیعی دربارۀ تأثیر آن بر رفتار قیمت سهام انجام شده است و سودمندی آن از جهات مختلف تأیید شده است. در پژوهش‌های تجربی فراوانی، چگونگی واکنش بازار به انتشار و اعلان سود بررسی شده است؛ اما سؤال این است که چرا بازار به اخبار خوب و بد شرکت‌ها نسبت به برخی شرکت‌های دیگر واکنش بیشتری نشان می‌دهد. درواقع، در رابطه با تعدادی از سودهای غیرمنتظرۀ معین، واکنش بازار برای برخی شرکت‌ها بیشتر است. اسکات ]19[ در توضیح مطلب، دلایل متعددی ازجمله ریسک سیستماتیک، پایداری سود، تداوم روند سوددهی یا زیاندهی، فرصت‌های رشد سرمایه‌گذاری و ساختار سرمایه را مطرح می‌کند. بر اساس این، او اعتقاد دارد شرکت‌هایی دارای ریسک پایین‌تر یا کیفیت سود بالاتر، ضریب واکنش سود بالاتری خواهند داشت. احمد و دولمن ]6[ بیان می‌کنند محافظه‌کاری سبب افزایش رتبۀ اعتباری شرکت می‌شود و ریسک اطلاعاتی مربوط به شرکت را کاهش می‌دهد. به این ترتیب، با کاهش‌یافتن ریسک اطلاعاتی شرکت، سرمایه‌گذاران اعتماد بیشتری به اطلاعات شرکت می‌کنند و در برابر اطلاعات افشاشدۀ آن، ازجمله اعلان سود، واکنش بیشتری نشان می‌دهند؛ بنابراین، در این حالت انتظار میرود سود خالص بتواند بخش چشمگیری از تغییرات قیمت بازار سهام را توضیح دهد (مربوط‌بودن سود با قیمت بازار سهام). به شیوه‌ای مشابه پیش‌بینی می‌شود محافظه‌کاری باعث افزایش ضریب واکنش سود شود. ضریب واکنش سود، بازده غیرمنتظره بازار را در واکنش به اجزای غیرمنتظرۀ سود گزارش‌شده از شرکتی اندازه‌گیری می‌کند که اوراق بهادار را منتشر کرده است.
بالاچاندران و موهانرام ]7[ ارتباط کاهش میزان مربوط‌بودن اطلاعات حسابداری به ارزش سهام را با افزایش سطح محافظه‌کاری در ایالات متحده بررسی کردند و دریافتند محافظه‌کاری در بازه زمانی بررسی‌شده، روند افزایشی داشته است؛ در حالی که مربوط‌بودن اطلاعات حسابداری یا به تعبیری همان محتوای اطلاعاتی متغیرهای حسابداری، روند کاهشی داشته است. با وجود این، آنها نتوانستند شواهد کافی ارائه کنند تا این کاهش و افزایش را به هم مرتبط سازد.
کوزندیس و همکاران ]13[ در بررسی انجام‌شده در کشور یونان مبنی بر تأثیر محافظه‌کاری بر مربوط‌بودن اطلاعات حسابداری با ارزش سهام، به این نتیجه رسیدند که نمی‌توان رابطۀ خطی میان این دو متغیر برقرار کرد؛ یعنی با افزایش سطح محافظه‌کاری میزان مربوط‌بودن اطلاعات حسابداری به ارزش سهام ابتدا افزایش می‌یابد و سپس دچار کاهش می‌شود و بر همین اساس بود که آنها نتوانستند ارتباط معنی‌داری را میان این دو متغیر، مستند کنند و فقط تأکید کردند به‌کارگیری سطح مناسب و معقولی از محافظه‌کاری مفید واقع می‌شود.
لافوند و واتس ]14[ در پژوهشی، نقش اطلاعاتی محافظه‌کاری را بررسی کردند. نتایج پژوهش آنان نشان دادند حسابداری محافظه‌کارانه با دو سازوکار بالقوه، عدم‌تقارن اطلاعاتی بین سرمایه‌گذاران را از بین می‌برد. نخست، حسابداری محافظه‌کارانه اطلاعاتی را برای سرمایه‌گذاران، تهیه و ارائه می‌کند که نسبتاً از قطعیت معقول و پذیرفتنی برخوردار است و همچنین، وجود استانداردهایی مبنی بر الزام به تأییدپذیری کمتر برای شناسایی زیان‌ها، می‌تواند موجب اطلاعاتی شود که در حالت عادی، مدیران تمایلی به افشای آن ندارند ]5[.
لارا و همکاران ]15[ نشان دادند محافظه‌کاری باعث کاهش عدم‌تقارن اطلاعاتی و کاهش هزینۀ سرمایۀ شرکت می‌شود. سرمایه‌گذاران به کمک محافظه‌کاری بین پروژه‌های سرمایه‌گذاری خوب و بد تمایز قائل می‌شوند و به تبع آن، مشکلات آتی کاهش می‌یابند. محافظه‌کاری به مدیران اجازه نمی‌دهد در گزارش‌های مالی از عملکرد واقعی شرکت منحرف شوند یا هزینه‌های سنگینی را به دلیل دستکاری سود به شرکت تحمیل کنند.
لای ایمو و تانزانیا ]16[ در بررسی انجام‌شده در بازار سرمایۀ هند مبنی بر اثر محافظه‌کاری شرطی بر کیفیت سود، به این نتیجه رسیدند که محافظه‌کاری فاقد هر گونه اثر بر کیفیت سود است؛ اما بر قیمت بازار سهام تأثیرگذار است.
ماشوکا و ابوهوموس ]17[ در انجام‌شده در بورس اوراق بهادار اردن مبنی بر بررسی اثر محافظه‌کاری بر کیفیت سود، به این نتیجه رسیدند که با افزایش سطوح سرمایه‌گذاری و نسبت مالکیت نهادی، بر میزان محافظه‌کاری افزوده می‌شود و کیفیت سود به همان نسبت کاهش می‌یابد.
ویلم و امانویل ]21[ در مطالعه‌ای با نام «رابطۀ محافظه‌کاری مشروط و کیفیت گزارشگری مالی» اقدام اثر محافظه‌کاری مشروط را بر کیفیت سود مطالعه کردند. نتایج نشان دادند محافطه‌کاری حسابداری با مرتبط‌بودن با ارزش و ضریب واکنش سود رابطۀ معنی‌داری دارد.
بدیعی و همکاران ]1[ در بررسی رابطۀ بین محافظه‌کاری حسابداری و کیفیت سود، رابطۀ آماری معنی‌داری را بین شاخص محافظه‌کاری باسو و کیفیت سود مشاهده نکردند؛ اما نتایج نشان دادند بین شاخص محافظه‌کاری مبتنی بر مدل بال و شیواکومار و کیفیت سود، رابطۀ منفی و معنی‌داری وجود دارد.
رحمانی و همکاران ]2[، رابطة بین محافظ‌کاری و محتوای اطلاعاتی اقلام صورت‌های مالی را بررسی کردند. یافته‌های پژوهش نشان می‌دهند سود خالص شرکت‌ها به‌طور کلی محافظه‌کارانه است و این محافظه‌کاری از محتوای اطلاعاتی سود خالص می‌کاهد. همچنین به‌کارگیری ویژگی محافظه‌کاری در تهیة اطلاعات حسابداری، به کسب بازده بیشتر برای سرمایه‌گذاران منجر نمی‌شود.
صالحی]3[ تأثیر محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی را بر کیفیت سود حسابداری بررسی کرد. در پژوهش مزبور به‌ترتیب از معیارهای عدم‌تقارن زمانی باسو و نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام برای سنجش محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی و از نسبت جریان نقد عملیاتی به سود خالص به‌منظور اندازه‌گیری کیفیت سود استفاده شد. نتایج پژوهش نشان دادند محافظه‌کاری شرطی بر کیفیت سود تأثیر نداشته است؛ در حالی که محافظه‌کاری غیرشرطی دارای رابطۀ مثبت با کیفیت سود است.
کردستانی و ایرانشاهی ]3[ در بررسی اثر محافظه‌کاری بر مربوط‌بودن ارزش سهام، مشاهده کردند میزان مربوط‌بودن اطلاعات حسابداری در شرکت‌های با درجۀ محافظه‌کاری بالا و پایین تفاوت معنی‌دار با هم ندارد؛ اما آنها با انجام آزمون‌های اضافی به این نتیجۀ تعدیل‌شده دست یافتند که شرکت‌های با درجۀ محافظه‌کاری متوسط و بالا، اطلاعات مربوط‌تری را ارائه می‌کنند.
مهدوی و همکاران ]5[ در پژوهشی با نام «بررسی رابطۀ بین محافظه‌کاری حسابداری و ضریب واکنش سود» به این نتیجه رسیدند که ضریب واکنش سود مثبت است و بازار نسبت به سود غیرمنتظره واکنش نشان می‌دهد؛ اما بین محافظه‌کاری و ضریب واکنش سود رابطۀ منفی وجود دارد.
فرضیه‌های پژوهش
همان‌گونه که پیش‌تر اشاره شد در مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش، دربارۀ رابطۀ بین محافظه‌کاری و کیفیت سود و اصولاً اینکه آیا محافظه‌کاری دارای محتوای اطلاعاتی هست یا خیر، نظر واحدی وجود ندارد. عمدتاً این اعتقاد مطرح است که محافظه‌کاری شاید بتواند قابلیت اتکای اطلاعات را بهبود ببخشد؛ اما احتمالاً مربوط‌بودن اطلاعات به تصمیم‌گیری را کاهش خواهد داد. با توجه به اینکه سودمندی اطلاعات و درنتیجه، محتوای اطلاعاتی متغیرهای حسابداری براساس تلفیق هر دو خصیصۀ قابلیت اتکا و مربوط‌بودن، ارزیابی می‌شود؛ بنابراین به‌منظور آزمون اثر محتوای اطلاعاتی متغیرهای حسابداری بر ارزش بازار سهام، از معیارهای ارزیابی کیفیت سود مبتنی بر ارزش بازار استفاده شده است. بر اساس این، فرضیه‌های پژوهش با توجه به دو معیار مرتبط‌بودن با ارزش بازار سهام و ضریب واکنش سود به شرح زیر تدوین شدهاند:
فرضیۀ اول: بین محافظه‌کاری مشروط و کیفیت سود مبتنی بر مرتبط‌بودن با ارزش رابطۀ معناداری وجود دارد.
فرضیۀ دوم: بین محافظه‌کاری مشروط و کیفیت سود مبتنی بر ضریب واکنش سود رابطۀ معناداری وجود دارد
روش پژوهش
پژوهش حاضر، از لحاظ ماهیت و روش پژوهش، توصیفی - همبستگی و از لحاظ هدف، کاربردی است. برای آزمون فرضیه‌های پژوهش، از تحلیل رگرسیون با دادههای ترکیبی استفاده شده است. برای جمع‌آوری اطلاعات لازم درخصوص مبانی نظری و پیشینۀ تحقیق از روش کتابخانه‌ای و برای برای جمع‌آوری دادههای مرتبط با متغیرهای پژوهش از گزارش‌های مالی حسابرسی‌شده استفاده شده است. همچنین تجزیه‌وتحلیل داده‌ها و آزمون فرضیه به کمک نرم‌افزار ایویوز انجام شده است. جامعۀ آماری این پژوهش شامل کلیۀ شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازه زمانی 1392 تا 1396 است. از بین اعضای جامعه تعدادی از شرکت‌های دارای شرایط زیر، به روش نمونه‌گیری هدفمند انتخاب شدهاند.
1.به‌منظور مقایسه‌پذیر بودن اطلاعات، پایان دورۀ مالی آنها منتهی به 29 اسفند باشد.
2. شرکت‌ها جزو شرکت‌های واسطه‌گری مالی (بانک‌ها، بیمه‌ها، سرمایه گذاری‌ها و لیزینگ) نباشند. (علت مستثنی‌کردن شرکت‌های مزبور از لیست شرکت‌های نمونه، تفاوت در ساختار سرمایه، اهرم مالی و نوع فعالیت این دسته از شرکت‌ها با سایر شرکت‌های نمونه است. این موضوع به بهبود قابلیت مقایسۀ نتایج و تعمیم‌پذیری آن کمک می‌کند).
3.حقوق صاحبان سهام شرکت‌ها منفی نباشد.
4. اطلاعات مالی شرکت در دورۀ مطالعه‌شده دردسترس باشد و تغییر سال مالی نداشته باشد.
5. معاملات سهام در طی دورۀ پژوهش وقفه معاملاتی بیش از شش ماه نداشته باشد.
درنتیجه با اعمال شرایط یادشده از بین شرکت‌های بورسی، تعداد 236 شرکت در طی دوره 5 ساله پژوهش به‌عنوان نمونه انتخاب شدند.
مدل پژوهش
برای آزمون فرضیۀ اول و دوم پژوهش، به تبعیت از ویلم و امانویل ]21[ به‌ترتیب از مدل‌های زیر استفاده شده است:
(1)
(2)
که در آن:
VR: مرتبط‌بودن با ارزش (متغیر وابسته).
ERC: ضریب واکنش سود (متغیر وابسته).
c-score: محافظه‌کاری مشروط (متغیر مستقل).
Size: اندازۀ شرکت (متغیر کنترلی) – محاسبه‌شده بر حسب لگاریتم طبیعی ارزش بازار سهام.
Lev= اهرم مالی بازار (متغیر کنترلی) – محاسبه‌شده بر حسب نسبت بدهی به ارزش بازار سهام.
εit: خطای باقی‌مانده
براساس مطالعات دالی وال، لی و فارگر (1991) و بیلینگر (1999)، شرکت‌هایی با وام سنگین‌تر و اهرم مالی بالاتر، دارای ضریب واکنش کمترند. همچنین مطالعات نشان می‌دهند هر اندازه سود حسابداری دارای توان آگاهی‌دهندگی قیمت کمتری باشد، ضریب واکنش سود نیز پایین‌تر خواهد بود. برخی پژوهشگران اعتقاد دارند می‌توان اندازۀ شرکت را به‌منزلۀ جایگزین توان آگاهی‌دهندگی قیمت استفاده کرد ]19[.
مرتبط‌بودن با ارزش. برای سـنجش مرتبط‌بودن با ارزش هـر سـهم گـزارش‌شـده از مـدل ارائـه‌شــدۀ اولســن ]12[ موسوم به مدل مبتنی بر قیمت بازار سهام استفاده شده است:
|
(3) |
در رابطۀ یادشده، اثر سود هر سهم (EPS) و ارزش دفتری هر سهم (BVPS) به‌عنوان متغیرهای مستقل بر قیمت بازار سهام (P) بررسی می‌شود. معیار استفاده‌شده برای سنجش مربوط‌بودن، ضریب تعیین تعدیل شده که در این پژوهش محاسبۀ آن با استفاده از رگرسیون غلتان انجام شده است.
ضریب واکنش سود. بازده غیرمنتظرۀ سهام را در واکنش به اجزای غیرمنتظرۀ سود گزارش‌شدۀ شرکتی اندازه‌گیری می‌کند که اوراق بهادار را منتشر کرده است ]12[. به عبارت دیگر، ضریب واکنش سود، حساسیت بازار به اعلان سود را به‌وسیلۀ ضریب شیب رگرسیون بین بازده‌های غیرعادی و سودهای غیرمنتظره اندازه‌گیری می‌کند و معیاری برای ارزیابی محتوای اطلاعاتی سود است. در این پژوهش، ضریب واکنش سود براساس تعریف ارائه‌شدۀ کوتاری ]12[ محاسبه شده است:
(4)
ضریب سود غیرعادی با استفاده از تکنیک Roll رگرسیون غلتان برای هر سال شرکت محاسبه شد. هر چه میزان ضریب سود غیرعادی (α2) بیشتر باشد، سود رابطۀ قوی‌تری با ارزش سهام خواهد داشت. در این پژوهش، بازده غیرعادی از تفاوت بازده تاریخی سهام (Rit) و بازده بازار (Rm) محاسبه شده است:
|
(5) |
در رابطۀ یادشده، مبنای محاسبۀ بازده بازار، شاخص کل بوده است. همچنین سود غیرعادی نشان‌دهندۀ تفاضل EPS سال جاری با EPS سال قبل است که بر حسب قیمت بازار هر سهم (MPS) استاندارد شده است ]4[:
(6)
محافظه‌کاری. در این پژوهش برای اندازه‌گیری محافظه‌کاری مشروط (متغیر مستقل پژوهش) از مدل خان و واتس ]11[ استفاده شده است. به‌منظور محاسبۀ محافظه‌کاری، خان و واتس به تکمیل مدلی پرداختند که باسو ]8[ ارائه کرده بود. مدل ارائه‌شدۀ باسو ﺑﻪ این شرح است:
(7)
در مدل (7)، Xit نسبت سود هر سهم به قیمت بازار هر سهم، Ri,t: بازده سالانه سهام شرکت وDi,t: متغیر ساختگی است و برای شرکت‌هایی با بازده منفی، ارزش یک و برای سایر شرکت‌ها صفر است. در رابطۀ رگرسیونی مشاهده‌شده، β2واکنش سود نسبت به بازده‌های مثبت (اخبارخوب) و ( β2 + β3) واکنش سود نسبت به بازده‌های منفی (اخباربد) است. در صورتی که β3>0، باشد، ﻣﺤﺎﻓﻈﻪکاری وجود دارد. باسو β3را معیار عدم‌تقارن زمانی سود نامید و آن را معیار ﻣﺤﺎﻓﻈﻪکاری تلقی کرد. خان و واتس (2009) بر پایۀ مدل باسو ]8[، متغیرﻫﺎی معرف خصوصیات شرکتِ مرتبط با ﻣﺤﺎﻓﻈﻪکاری را برای اندازﻩگیری میزان ﻣﺤﺎﻓﻈﻪکاری به کار بردند. آنها فرض کردند زمان‌بندی اخبار خوب هر سال (G-Score) و زمان‌بندی تفاضلی اخبار بد هر سال (C-Score) توابع خطی از ویژگیﻫﺎی شرکتی یعنی اندازه، نسبت ارزﺵ بازار ﺑﻪ ارزﺵ دفتری و اهرم است. بر اساس این، آنان ضرایب β2 و β3 را بسط دادند و هر کدام را به‌صورت تابع خطی از سه ویژگی یادشده تعریف کردند. معادلات ارائه‌شدۀ خان و واتس ]11[ ﺑﻪ شرح زیرند:
|
(8) |
Gscorei,t = β2 = γ1 + γ2Sizei,t + γ3MBi,t + γ4Levi,t |
|
(9) |
Cscorei,t = β3 = δ1 + δ2Sizei,t + δ3MBi,t + δ4Levi,t |
که در آن، Sizei,t، اندازۀ شرکت (محاسبه‌شده بر حسب لگاریتم طبیعی ارزﺵبازار سهام؛ MBi,t، نسبت ارزﺵبازار به ارزش دفتری حقوق صاحباﻥسهام؛ Levi,t، اهرم مالی بازار (نسبت بدهی ﺑﻪ ارزﺵبازار سهام)؛ C-scorei,t، معیار به‌هنگام بودن تفاضلی اخبار بد نسبت به اخبار خوب (معیار ﻣﺤﺎﻓﻈﻪکاری شرطی سال - شرکت) و G-scorei,t، معیار به‌هنگام بودن اخبار خوب است. اگر رابطه (8) و (9) در مدل (7) جایگذاری شود، رابطه (10) حاصل می‌شود:
|
(10)
|
Xi,t = β0 + β1 Di,t + Ri,t (γ1 + γ2Size + γ3MBi,t + γ4Levi,t) + Di,t * Ri,t (δ1+δ2Size + δ3MBi,t + δ4Levi,t) + (μ1Sizei,t + μ2MBi,t + μ3Levi.t + μ1Di,t * Sizei,t + μ2Di,t * MBi,t + μ3Di,t * Levi,t) + εi,t |
خان و واتس ]11[ بیان کردند افزودن ترکیبی از متغیرﻫﺎی کنترلی (ﺑﻪ شرح پرانتز انتهای معادله) ﺑﻪ معادله باسو ]8[ لازم است. جملات داخل پرانتز حاصل‌ضرب متغیرهای خصوصیت شرکت در متغیر کیفی کنترل‌کننده بازده (D) و نشان‌دهندۀ اثر متقابل بین بازده و خصوصیات شرکت است و ازنظر خان و واتس، افزودن این ترکیب ﺑﻪ معادلۀ باسو سبب می‌شود خصوصیات شرکتی هم جداگانه کنترل شود.
برای اندازﻩگیری ﻣﺤﺎﻓﻈﻪکاری شرطی، لازم است مدل (10) ﺑﻪ شکل مقطعی سالانه تخمین زده و ضرایب سیگما برآورد شود. با توجه به اینکه این ضرایب از رگرسیون مقطعی سالانه تخمین زده می‌شود، بین تمامی شرکتﻫﺎ در طول هر دوره بررسی‌شده یکسان است. ﺑﻪ عبارت دیگر، برای هر سال، مقادیر ثابتی برای δu (u از 1 تا 4) ﺑﻪ دست آمده است که باید برای محاسبۀ اندازۀ ﻣﺤﺎﻓﻈﻪکاری شرطی سال شرکت، در مدل (9) جاگذاری شوند. هر چه قدر مقدار C-Score شرکتی بالاتر باشد، میزان محافظه‌کاری شرکت در گزارشگری سال مربوطه بیشتر است.
یافته‌های پژوهش
آمار توصیفی متغیرهای پژوهش
نگاره (1) آمار توصیفی مربوط به متغیرهای پژوهش را نشان می‌دهد که بیان‌کنندۀ پارامترهای توصیفی برای متغیرهای پژوهش است. در رابطه با نتایچ آمار توصیفی، برخی از نکات مهم درخور بررسی است. میانگین متغیر مرتبط‌بودن با ارزش سهام (VR) در حدود 52 درصد محاسبه شده است و این نشان می‌دهد متغیرهای سود هر سهم و ارزش دفتری هر سهم درمجموع توان تبیین 52 درصد از تغییرات قیمت بازار سهام را داراست. همچنین در رابطه با متغیر مزبور، ضریب اثرگذاری عوامل سود و ارزش دفتری هر سهم در رابطه با 50 درصد شرکت‌های نمونه کمتر از 45 درصد است.
نگاره 1- آمار توصیفی متغیرهای پژوهش (مدل‌های اصلی و فرعی)
|
متغیر |
نماد |
مینیمم |
میانگین |
میانه |
ماکسیمم |
انحراف معیار |
|
بازده سهام |
R |
298/0- |
262/0 |
181/0 |
894/0 |
345/0 |
|
بازده غیرعادی |
AR |
177/0- |
092/0 |
058/0 |
420/0 |
165/0 |
|
سود هر سهم |
EPS |
180/224- |
409/675 |
012/418 |
100/2336 |
250/801 |
|
سود غیرمنتظره |
UE |
671/0- |
107/0- |
120/0- |
540/0 |
237/0 |
|
محافظه‌کاری |
C_Score |
368/0- |
242/0 |
197/0 |
879/0 |
295/0 |
|
مرتبط‌بودن با ارزش سهام |
VR |
218/0 |
522/0 |
451/0 |
719/0 |
341/0 |
|
ضریب واکنش سود |
ERC |
254/0 |
462/0 |
392/0 |
629/1 |
237/0 |
|
اندازه |
SIZE |
820/8 |
920/13 |
750/13 |
540/16 |
443/1 |
|
اهرم مالی |
LEV |
272/0 |
593/0 |
480/0 |
823/0 |
203/0 |
|
ارزش بازار به ارزش دفتری |
MB |
593/0 |
879/1 |
596/1 |
861/4 |
343/1 |
|
ارزش بازار هر سهم |
P |
1049 |
5850 |
4957 |
15287 |
872 |
|
ارزش دفتری هر سهم |
BVPS |
1124 |
1782 |
2341 |
3262 |
956 |
میانگین ضریب واکنش سود (به‌عنوان دومین معیار استفاده‌شده برای ارزیابی کیفیت سود) معادل 46 درصد است که نشان می‌دهد به‌ازای هر واحد افزایش در سودهای غیرعادی، افزایشی معادل 46 صدم واحد در بازده غیرعادی ایجاد می‌شود.
آزمون‌های مربوط به انتخاب مدل تخمین. برای انتخاب بین دو مدل رگرسیون تلفیقی و مدل اثرات ثابت از آزمون چاو و به‌منظور انتخاب بین دو مدل اثرات تصادفی و مدل اثرات ثابت، از آزمون هاسمن استفاده شده است. نتایج آزمون‌های انجام‌شده (به شرح نگاره 4 و 5)، استفاده از روش دادههای پانلی و اثرات ثابت را برای هر دو مدل تأیید کردند.
بررسی مفروضات کلاسیک. قبل از ارائۀ نتایج یافته‌ها لازم است فروض کلاسیک رگرسیون به شرح زیر بررسی شوند.
آزمون عدم‌وجود خود‌همبستگی. به‌منظور بررسی استقلال خطاها از یکدیگر از آزمون ولدریج استفاده شده است که نتایج مربوط به آن (به شرح نگاره 4 و 5) نشان می‌دهند سطح معنی‌داری بیشتر از 5 درصد بوده است و بر اساس این، فرضیۀ صفر مبنی بر نبود وجود همبستگی تأیید می‌شود.
آزمون هم‌خطی متغیرهای پژوهش. برای بررسی وجودداشتن یا نداشتن هم‌خطی میان متغیرهای توضیحی پژوهش از عامل تورم واریانس استفاده شده است که با توجه به نتایج به‌دست‌آمده (به شرح نگاره 4 و 5) عامل مزبور کمتر از ده بود؛ بنابراین بین متغیرهای توضیحی هم‌خطی شدید وجود ندارد.
آزمون ناهمسانی واریانس. در این پژوهش به‌منظور بررسی همسانی واریانس‌ها در دادههای ترکیبی از آزمون والد تعدیل‌شده استفاده شده است. به دلیل دردسترس نبودن آزمون مزبور در ایویوز، از نرم‌افزار استاتا برای انجام آن استفاده شد. در آزمون مزبور، فرض صفر مبنی بر همسانی واریانس‌ها و فرض مخالف آن ناهمسانی واریانس‌ها در نظر گرفته می‌شود. نتایج مندرج در جداول آزمون فرضیه‌ها (به شرح نگاره4و 5)، با توجه به سطح معنی‌داری کمتر از 5 درصد، نشان از ناهمسانی واریانس دارد که برای رفع آن از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته برآوردی (EGLS) استفاده شده است.
آزمون مانایی متغیرها. به‌منظور اطمینان از نتایج پژوهش و ساختگی‌نبودن روابط موجود در رگرسیون و معنی‌داربودن متغیرها، اقدام به انجام آزمون مانایی و محاسبۀ ریشۀ واحد متغیرهای پژوهش شد (نگاره 2).
نگاره 2- نتایج آزمون ریشۀ واحد متغیرهای مدل اصلی پژوهش
|
آزمون متغیر |
لوین، لین و چو |
|
|
آماره |
احتمال |
|
|
محافظه‌کاری |
815/223- |
000/0 |
|
مرتبط‌بودن |
948/58- |
000/0 |
|
ضریب واکنش |
801/38- |
000/0 |
|
اندازه |
372/20- |
000/0 |
|
اهرم مالی |
200/38- |
000/0 |
وجود متغیرهای غیرمانا در مدل‌های رگرسیونی باعث می‌شود آزمون‌های تی‌استیودنت و فیشر اعتبار لازم را نداشته باشد. به‌منظور بررسی مانایی متغیرها از آزمون لوین، لین، چو استفاده شده است. نتایج آزمون مانایی نشان می‌دهند متغیرهای پژوهش در سطح 5 درصد مانا بوده است و درنتیجه، فرضیۀ صفر مبنی بر ریشۀ واحد داشتن متغیرها پذیرفته نمی‌شود.
به‌منظور آزمون فرضیه‌ها لازم است ابتدا متغیر محافظه‌کاری شرطی (به‌عنوان متغیر مستقل) محاسبه شود. برای اندازﻩگیری محافظهﻛﺎﺭﻯ شرطی، از رگرسیون مقطعی سالانه (مدل 10) استفاده می‌شود تا ضرایب ثابت سیگما (به شرح نگاره 3)
به‌ازای هر سال استخراج شود. سپس ضرایب (δ) ﺑﻪدست‌آمده در معادله (9) جایگذاری می‌شود تا برای هر شرکت در هر سال مقدار (C-Score) یا همان اندازۀ محافظه‌کاری شرطی به دست آید. معیار C-Score بالاتر، بیان‌کنندۀ محافظهﻛﺎﺭﻯ شرطی بیشتر است.
نگاره 3- ضرایب سیگما (δ) حاصل از تخمین مدل رگرسیونی (10)
|
مقادیر ثابت |
1392 |
1393 |
1394 |
1395 |
1396 |
|
δ1 |
0819/0 |
0196/0- |
0447/0- |
0606/0 |
0127/0- |
|
δ2 |
0283/0- |
0294/0 |
0497/0 |
0168/0 |
0702/0 |
|
δ3 |
0127/0 |
0031/0- |
0375/0 |
0052/0- |
0017/0- |
|
δ4 |
0025/0 |
0765/0 |
0045/0- |
0035/0 |
0039/0- |
برآورد ضرایب مدل‌های اصلی پژوهش
آزمون فرضیۀ اول
فرضیۀ اول پژوهش بیان می‌کند بین محافظه‌کاری مشروط و کیفیت سود مبتنی بر مرتبط‌بودن با ارزش، رابطۀ معنی‌داری وجود دارد.
نتایج آزمون فرضیۀ یادشده و ضرایب برآوردی متغیرهای مدل اول در نگاره (4) ارائه شدهاند. در نگاره مزبور معنی‌داری آمارۀ فیشر، بیان‌کنندۀ معنی‌داری کلی مدل بوده است و مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شده نشان می‌دهد 26 درصد تغییرات متغیر وابسته (مرتبط‌بودن با ارزش) با متغیرهای توضیحی، تبیین شده است. به‌منظور بررسی استقلال خطاها از یکدیگر از آزمون ولدریج استفاده شده است که نتایج مربوط به آن نشان می‌دهند سطح معنی‌داری، بیشتر از 5 درصد بوده است و بر اساس این، فرضیۀ صفر مبنی بر نبود وجود همبستگی تأیید می‌شود. همچنین مقادیر آمارۀ تورم واریانس حاکی از وجودنداشتن مشکل هم‌خطی در بین متغیرهای توضیحی مدل دارد. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ اول نشان می‌دهند ضریب متغیر مستقل محافظه‌کاری منفی بوده است؛ اما فقط در سطح اطمینان 90 درصد معنی‌دار است. بنابراین با سطح خطای حداکثر ده درصد ادعا می‌شود افزایش محافظه‌کاری می‌تواند باعث کاهش کیفیت سود مبتنی بر مرتبط‌بودن با ارزش شود؛ اما با توجه به اینکه حداکثر سطح خطای پذیرفته‌شده در این پژوهش 5 درصد است، فرضیۀ اول تأیید نمی‌شود. با توجه به نتایج مندرج در نگاره (4)، سطح معنی‌داری محاسبه‌شده برای متغیرهای کنترلی اهرم مالی (LEV) و اندازه (Size) کوچک‌تر از 05/0 و ضرایب برآوردشدۀ آن متغیرها به‌ترتیب منفی و مثبت است؛ درنتیجه، ادعا می‌شود افزایش اهرم مالی یا به عبارتی افزایش بدهی‌های شرکت موجب کاهش کیفیت سود مبتنی بر مرتبط‌بودن ارزش و نیز بزرگی و اندازۀ شرکت‌ها باعث بهبود ویژگی مرتبط‌بودن سود می‌شود.
نگاره 4- نتایج آزمون فرضیۀ اول
|
Model 1: |
|||||
|
متغیر |
ضریب برآورد شده |
آماره t |
P-value |
عامل تورم واریانس |
|
|
ضریب ثابت |
C |
098/0 |
910/6 |
000/0 |
000/0 |
|
محافظه‌کاری مشروط |
C_Score |
145/0- |
836/1- |
067/0 |
581/1 |
|
اندازه |
Size |
278/0 |
079/2 |
038/0 |
890/1 |
|
اهرم مالی |
Lev |
052/0- |
216/2- |
027/0 |
673/1 |
|
(احتمال) F آماره |
060/95 (000/0) |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
261/0 |
||
|
آمارۀ ولدریج (معنی‌داری) |
055/1(180/0) |
آمارۀ چاو (معناداری) |
000/0 |
||
|
ناهمسانی واریاتس (احتمال) - آزمون والد |
3/6(000/0)e |
آمارۀ هاسمن (معناداری) |
000/0 |
||
|
منبع: یافته‌های پژوهش |
|||||
در آزمون فرضیۀ دوم
فرضیۀ دوم پژوهش بیان می‌کند بین محافظه‌کاری مشروط و کیفیت سود مبتنی بر ضریب واکنش سود رابطۀ معناداری وجود دارد.
نتایج آزمون فرضیۀ یادشده و ضرایب برآوردی متغیرهای مدل دوم در نگاره (5) ارائه شدهاند. در نگارۀ مزبور سطح معنی‌داری آمارۀ فیشر، بیان‌کنندۀ معنی‌داری کلی مدل بوده است و مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شده نشان می‌دهد 34 درصد تغییرات متغیر وابسته (ضریب واکنش سود) با متغیرهای توضیحی، تبیین شده است.
نتایج حاکی از آن است که ضریب متغیر مستقل محافظه‌کاری منفی بوده و در سطح اطمینان 99 درصد معنی‌دار است. این موضوع نشان می‌دهد اعمال سیاست‌های محافظه‌کارانه به کاهش کیفیت سود مبتنی بر ضریب واکنش سود منجر می‌شود؛ درنتیجه فرضیۀ دوم پژوهش مبنی بر وجود ارتباط معنی‌دار بین محافظه‌کاری مشروط و کیفیت سود مبتنی بر ضریب واکنش سود پذیرفته می‌شود. نتیجۀ یادشده مهر تأییدی است بر این ادعا که محافظه‌کاری به غیرواقعی شدن اطلاعات حسابداری منجر می‌شود و درنتیجه، اعمال آن موجب می‌شود بازار نسبت به سودهای اعلام‌شدۀ شرکت‌هایی تبعیت‌کننده از سیاست‌های محافظه‌کارانه بیشتر، واکنش کمتری نشان دهد.
با توجه به نتایج نشان داده شده، سطح معنی‌داری محاسبه‌شده برای متغیرهای کنترلی اهرم مالی (LEV) و اندازه (Size) همانند مدل قبلی کوچک‌تر از 05/0 و ضرایب برآوردشدۀ متغیر اهرم مالی منفی و ضریب متغیر اندازۀ مثبت است؛ درنتیجه، ادعا می‌شود افزایش بدهی شرکت‌ها موجب کاهش کیفیت سود و بزرگی و اندازۀ شرکت‌ها باعث افزایش کیفیت سود و ضریب واکنش سود می‌شود.
نگاره 5. نتایج آزمون فرضیۀ دوم
|
Model 2: |
|||||
|
متغیر |
ضریب برآورد شده |
آماره t |
P-value |
عامل تورم واریاس |
|
|
ضریب ثابت |
C |
086/0 |
781/1 |
075/0 |
- |
|
محافظه‌کاری مشروط |
C_Score |
547/0- |
526/5- |
000/0 |
387/1 |
|
اندازه |
Size |
078/0 |
934/2 |
003/0 |
601/1 |
|
اهرم مالی |
Lev |
204/0- |
151/2- |
039/0 |
867/1 |
|
(احتمال) F آمارۀ |
612/145 (000/0) |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
343/0 |
||
|
آمارۀ ولدریج (معنی‌داری) |
964/4 (093/0) |
آمارۀ چاو (معناداری) |
000/0 |
||
|
ناهمسانی واریاتس (احتمال) - آزمون والد |
8/4(000/0)e |
آمارۀ هاسمن (معناداری) |
000/0 |
||
|
منبع: یافته‌های پژوهش |
|||||
نتیجه‌گیری
در این پژوهش اثر محافظه‌کاری مشروط بر کیفیت سود مبتنی بر مرتبط‌بودن با ارزش و ضریب واکنش سود بررسی شدند. به‌منظور محاسبۀ محافظه‌کاری شرطی، روش خان و واتس (2009) به کار گرفته شد. همچنین برای ارزیابی کیفیت سود از دو شاخص مختلف، یعنی مرتبط‌بودن با ارزش سهام و ضریب واکنش سود ]12[ استفاده شد. در رابطه با نقش محافظه‌کاری بر کیفیت سود، دو دیدگاه مطرح است. براساس دیدگاه نخست، محافظه‌کاری نقش اطلاعاتی داشته و به بهبود کیفیت اطلاعات منجر می‌شود. براساس این دیدگاه، محافظه‌کاری موجب کاهش مدیریت سود، عدم‌تقارن اطلاعاتی و هزینه‌های نمایندگی شده است و بنابراین به بهبود فرایند گزارشگری و تصمیم‌گیری کمک می‌کند ]14،15[؛ اما درمقابل، دیدگاه رقیب بیان می‌کند محافظه‌کاری نه‌تنها فاقد محتوای اطلاعاتی است، کیفیت گزارشگری مالی را نیز کاهش می‌دهد و به سوء‌گیری هدفمند و تحریف واقعی‌های اقتصادی و ارائۀ کمتر از واقع سود منجر می‌شود ]7[. در این رابطه، دو فرضیۀ مختلف طرح شد تا اثر محافظه‌کاری شرطی بر مرتبط‌بودن ارزش و ضریب واکنش سود (به‌عنوان دو معیار استفاده‌شده برای ارزیابی کیفیت سود) آزموده شود. نتایج آزمون فرضیه‌ها نشان می‌دهند بین محافطه‌کاری شرطی و مرتبط‌بودن با ارزش بازار رابطۀ منفی وجود دارد؛ اما این رابطه صرفاً در سطح اطمینان 90 درصد معنی‌دار است. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ دوم نیز نشان دادند رابطۀ منفی و معنی‌داری بین محافظه‌کاری شرطی و ضریب واکنش سود در سطح اطمینان 95 درصد وجود دارد. بر اساس این، به نظر می‌رسد نتایج آزمون فرضیه‌ها از این دیدگاه حمایت می‌کنند که محافظه‌کاری باعث کاهش کیفیت گزارشگری مالی و سوء‌گیری هدفمند و تحریف واقعیت‌های اقتصادی می‌شود. این نتیجه مطابق با یافته‌های بالاچاندران و موهانرام ]7[، ماشوکا و ابوهوموس ]17[، رحمانی و همکاران ]2[، بدیعی و همکاران ]1[ و مهدوی و همکاران ]5[ است. همچنین، نتایج مزبور در مغایرت با نتایج پژوهش نتایج کردستانی و ایرانشاهی ]4[، لافوند و واتز، ]14[، لارا و همکاران ]15[ و احمد و دولمن ]6[ است. احمد و دولمن در پژوهش خود به این نتیجه رسیده بودند که اعمال محافظه‌کاری موجب افزایش رتبۀ اعتباری و کاهش ریسک اطلاعاتی می‌شود و اعتماد سرمایه‌گذاران به گزارش‌های مالی بیشتر می‌شود. موضوعی که درنهایت به افزایش ضریب واکنش منجر می‌شد. مطابقت‌نداشتن نتایج پژوهش حاضر با برخی از مطالعات قبلی می‌تواند به‌دلیل تفاوت در نوع معیار استفاده‌شده برای اندازه‌گیری متغیرهای محافظه‌کاری و کیفیت سود یا ناشی از عوامل محیطی باشد. به هر حال آنچه در رابطه با نتایج پژوهش حاضر ادعا می‌شود این است که با همۀ اهمیت محافظه‌کاری در بحث قابلیت اتکا گزارش‌های مالی یا تعدیل رفتار فرصت‌طلبانه مدیران، به دلیل آنکه باعث ارائۀ اطلاعات غیرواقعی می‌شود، از مرتبط‌بودن اطلاعات با ارزش بازار سهام می‌کاهد و موجب می‌شود واکنش بازار نسبت به اطلاعات حسابداری نظیر سودهای غیرعادی، تعدیل شود. با توجه به اینکه در پژوهش حاضر عمدتاً از معیارهای مبتنی بر بازار برای ارزیابی کیفیت سود استفاده شد، پیشنهاد می‌شود از سایر روش‌ها نظیر روش‌های مبتنی بر ویژگی‌های سری زمانی سود، روش‌های مبتنی بر رابطۀ سود، جریان نقدی و اقلام تعهدی و روش‌های مبتنی بر ویژگی‌های کیفی اطلاعات حسابداری نیز در ارزیابی کیفیت سود، استفاده و نتایج حاصله با هم مقایسه شوند. همچنین محافظه‌کاری شرطی را می‌توان با استفاده از مدل‌های دیگری نظیر مدل بال و شیواکومار، مدل دیچف و تانگ یا مدل باسو اندازه‌گیری کرد. به عبارت دیگر، با توجه به وجود تفاوت‌های مشهود، ابزار اندازه‌گیری نیز بر نتایج پژوهش، اثر انکارناپذیری دارد.
)
